契约执行效率如何影响中国制造业价值链升级？——基于产品升级视角

曹慧平

(安徽财经大学，安徽 蚌埠 233030)

一、引言与文献综述

在全球价值链主导的新型国际分工模式下，为实现资源的全球配置，获取最大利益，产品生产被分割成若干环节，各国按照比较优势从事某个环节的生产。发达国家凭借先进的技术和管理经验、遍布全球的营销网络以及国际经贸规则的制定权主导价值链高端环节，获取高额利润；发展中国家大多依靠廉价劳动力和资源优势在价值链低端从事加工组装等低附加值活动。这种国际分工模式很容易将发展中国家“锁定”在价值链低端，陷入“低端发展陷阱”。中共十九大报告指出，中国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，经济高质量发展需要以高效率高效益生产方式为社会提供高质量产品和服务。全球价值链分工下制造业产品生产的“碎片化”导致生产环节增加，中间品供应商面临的契约不完全问题越来越突出，中间投入品的资产专用性容易使贸易双方形成依赖关系，甚至可能形成双向唯一的配比关系，签约后投资方面临“敲竹杠”风险(Williamson,1985；Essaji et al.，2012)，进而导致中间品供应商预期收益减少，影响其投资决策和投资方向(Acemoglu et al.,2007)。提高契约执行效率能否降低中间品供应商投资风险，实现中间品进口多元化，进而提高出口产品质量，摆脱价值链“低端锁定”困境？这些影响在不同产权、不同行业和不同地区企业之间是否存在异质性？对这些问题的深入剖析有助于正确认识契约不完全问题对价值链升级的负面影响，揭示发展中国家处在全球价值链低端的制度根源，从而可以为政府和企业制定高质量发展政策提供合理化建议。

目前国内外文献大多从功能升级的视角研究制造业全球价值链升级，功能升级主要指提高产品附加值从而向价值链上下游延伸。衡量功能升级的指标主要有出口国内增加值。国内不少研究采用该指标从制造业服务化(刘斌 等，2016)、金融结构(盛斌 等，2019)、外商直接投资(张鹏杨 等,2018)、对外直接投资(郑丹青，2019)以及中间品进口(高小龙 等，2020)等角度研究全球价值链升级的影响因素及作用机制。也有部分文献基于产品升级视角对制造业价值链分工地位进行了研究。产品升级一般指改进老产品，推出新产品，使产品复杂化、单位价值得以提高。Hausmann et al.(2007)提出用出口技术复杂度衡量全球价值链地位，邱斌等(2012)、卢福财等(2019)运用该指标研究了参与全球生产网络、互联网等因素对企业全球价值链升级的影响，唐海燕等(2009)采用出口商品结构相似度指数作为全球价值链产品升级的替代变量，研究了产品分工与发展中国家价值链提升之间的关系。耿晔强等(2019)则从产品升级和功能升级两方面衡量了制造业各行业全球价值链地位，基于行业的出口技术复杂度角度，考察了人力资本结构和研发强度对中国制造业全球价值链地位提升的影响。而以出口产品质量作为产品升级测度指标对制造业全球价值链展开研究的并不多。

影响出口产品质量的因素有很多。李秀芳等(2013)认为采用出口补贴制度可以增加企业研发投入，提高出口产品质量，减轻企业在国际市场上的竞争压力。但张杰等(2015)认为出口补贴容易使企业形成制度依赖，导致企业缺乏质量提升的动力。许家云等(2020)认为，高质量产品的生产需要投入更多的资金用于研发创新等技术活动，加强知识产权保护会维护创新企业合法权益，迫使生产低质量产品的企业退出市场，从而推动高质量产品的生产。Crino et al.(2016)提出政府需要健全金融发展制度，为高质量产品生产提供资金保障，减少企业流动性限制。陈丽丽等(2021)认为，完善信息披露制度能够降低外部投资者的逆向选择风险，缓解企业融资约束，促进企业出口产品质量升级。辛大楞等(2019)认为，建立健全反腐机制，构建良好的政企关系是出口产品质量升级的关键。杨烨等(2021)认为开发区设立通过政策效应、集聚效应和选择效应促进了企业出口产品质量升级。

以上无论是有关全球价值链的研究，还是对出口产品质量影响因素的分析，都忽视了经济中普遍存在的契约不完全现象。黄玖立等(2021)认为，契约不完全会引起签约方的道德风险或机会主义行为，此时投资方面临“敲竹杠”风险，从而会减少专用性资产投资比例。吕朝凤等(2017)认为，提高契约执行效率有助于降低专用性资产投资风险，提高企业预期收益，增加投资，改善投资结构。Nunn(2007)认为，契约执行效率是比较优势的重要来源，契约执行效率高的国家在资产专用性产品上具有出口优势。Castellare(2019)通过研究契约不完全对贸易的影响发现，进口国的不利冲击会导致契约密集型行业的进口出现显著下降。Gani(2018)经过实证研究发现，发展中国家提高契约执行效率有助于贸易增长。Antràs et al.(2003)则用契约执行效率解释了产品生命周期的产生。还有部分研究基于全球价值链分工背景，考察了契约执行对跨国公司生产组织模式的影响。Acemoglu et al.(2009)提出垂直一体化有助于专用性资产投资，并可以减少契约不完全带来的“敲竹杠”问题。Boehm et al.(2018)基于印度制造业工厂的研究发现，契约执行力度决定了企业中间品投入的采购和生产方式，契约执行效率低下的地区，依赖特定关系投入的行业往往更倾向于垂直一体化。徐海波等(2021)以中国制造业企业为样本的研究发现，契约效率的提升有助于企业承接发达国家外包业务。刘文革等(2016)发现提高契约质量对出口国内增加值具有显著的正向影响，有助于“一带一路”沿线国家实现全球价值链升级。

由此可见，提高契约执行效率，降低契约不完全现象对一国产业升级具有重要意义。本文以出口产品质量作为价值链分工地位的衡量指标，从产品升级视角研究契约执行效率与全球价值链升级之间的关系。与已有研究相比，本文可能的边际贡献有：(1)以国内产品制造商和国外中间品供应商进行贸易时签订的不完全契约为基础，构建契约执行效率影响制造业价值链产品升级的理论模型，据此提出中间品进口多元化是契约执行效率影响价值链产品升级的重要渠道，弥补了已有研究对价值链分工中契约不完全问题以及传导路径研究的不足，为实现制造业全球价值链升级提供了新的思路。(2)基于价值链产品升级视角，并以出口产品质量来衡量制造业全球价值链分工地位，进一步完善了制造业全球价值链升级的相关研究。(3)基于中国制造业企业数据的经验分析，运用2000—2013年中国工业企业数据库和中国海关数据库制造业匹配数据对理论命题进行检验，为契约执行效率对制造业企业全球价值链产品升级的影响提供了中国微观证据。

二、理论模型与机制分析

本文在Acemoglu et al.(2007)的理论模型基础上，引入出口产品质量，以价值链分工下国内产品制造商和国外中间品供应商进行贸易时签订的不完全契约为基础，系统考察契约执行效率对制造业全球价值链产品升级影响。

(一)消费者需求

借鉴Kugler et al.(2012)，将进口国代表性消费者效用函数设定为：

(1)

其中：k代表消费者可以购买的某种产品，Ω代表市场上所有不同品种产品的集合，λk表示k产品质量，qk表示消费者对k产品的需求量，β表示商品需求弹性。

假设消费者追求效用最大化，在消费预算内可以求得消费者对产品的总需求为：

(2)

其中：A=E×Pβ/(1-β)，E代表消费者支出水平，P表示进口国价格指数，pk表示k产品的价格。式(2)表明，一国产品质量越高，进口国消费者对该产品需求量越大，其在进口国就会占据越多的市场份额，从而提升了其在全球价值链分工中的地位。

(二)最终产品生产

本文借鉴Acemoglu et al.(2007)的契约与技术选择模型，假设价值链分工模式下，出口国最终品制造商生产某一质量为λ的产品需要从进口国供应商进口λ种中间投入品v(v∈[0,λ]),每一种中间产品对应一种产品质量，中间投入品种类越多，生产的最终产品质量越高。最终品制造商和中间品供应商通过签订契约达成交易。假设中间品供应商所有活动都是专用性资产投资，x(u,v)代表供应商在某一投资活动u(u∈[0,1])中间投入品的投资水平。该活动中，假设有δ(δ∈[0,1])部分的投资x(u,v)c属于完全契约部分，这部分契约具有法律保障，不存在契约成本。δ反映了一国的契约执行效率，δ值越大，契约执行效率越高，交易越接近传统贸易理论的“契约完全”假设。剩余(1-δ)部分的投资x(u,v)n属于不完全契约部分，无法在契约中做出明确规定或无法被第三方机构证实，未来收益分配需要通过讨价还价来决定，可能会导致“敲竹杠”等机会主义行为的发生，因此会产生一定的契约成本并会影响企业投资决策，而契约执行效率越低，不完全契约部分占比越大。

假设制造商企业的生产函数为：

(3)

其中：α表示中间投入品的互补程度,0<α<1。

结合式(2)可知，均衡状态下，企业收益可以表示为：

(4)

(三)中间投入品投资

契约不完全和资产专用性投资会导致事后双边谈判问题，本文参考Acemoglu et al.(2007)的做法，采用夏普利值作为双边谈判博弈的解来确定最终品制造商与中间品供应商之间的事后盈余分配。最终品制造商获得的夏普利剩余为：

sq=τα/(α+β)R

(5)

其中：τ=α/(α+β)，τ代表企业谈判能力。α越大，τ越大，企业谈判能力越强。

中间品供应商获得的夏普利剩余为：

sx=(1-τ)R=β/(α+β)R

(6)

因此，不完全契约下中间品供应商的利润为不可签约部分事后获得的收益(夏普利值)减去不可签约活动的投资成本(1-δ)cxxn，其最优投资可以表示如下：

(7)

其中：cx表示投资活动边际成本，xn(v)代表供应商j投资中契约不完全部分。均衡时，所有供应商的契约不完全部分投资都是相同的，即

xn(v)=xn(-v)=xn

(8)

其中：xn(-v)代表所有其他供应商投资中契约不完全部分。

据此可以求出xn唯一解：

(9)

(四)均衡解

假设最终品制造商追求利润最大化，其最优化问题可以表示为：

(10)

(11)

借鉴侯欣裕等(2020)对成本函数的设定形式，企业生产成本函数表示为：

(12)

将式(12)代入式(11)，取对数并对δ求导得到：

(13)

δ表示契约执行效率，λ代表制造业企业出口产品质量。价值链分工模式下，企业出口产品质量反映了企业在全球价值链中的分工地位。由此，本文提出：

命题1：提高契约执行效率有助于制造业企业实现全球价值链升级。

提高契约执行效率有助于降低契约执行过程中的政策不确定性和信息不对称性，使交易建立在公平、公正的基础之上，减少中间品供应商出口过程中面临的道德风险或机会主义行为，保障其合法权益。降低契约执行成本会激励中间品供应商增加产品的创新投资，从而可以提高中间品进口的种类和质量。在契约执行效率低下的环境里，企业违约风险较高，金融机构会减少放贷比例，导致企业融资成本增加，而改善契约执行环境，提高契约执行效率可以规避违约风险，增加企业获得长期融资的途径(Demirguc-Kunt et al.,2017)，从而实现中间品进口多元化。契约执行效率是未来企业间长期契约选择的主要影响因素，提高契约执行效率有助于促进国内产品生产商和更多的国外中间品供应商建立信任关系并形成持续性的、互惠性的长期合作(Aeberhardt et al.,2014)，这有助于中国企业深度融入全球价值链分工体系。

中间品进口多元化通过投入-产出效应、竞争效应、技术溢出效应可以促进出口产品质量提高，进而实现制造业全球价值链升级。第一， 中间品进口多元化使国内产品生产商选择更优质的中间投入品用于生产，可以直接提高出口产品质量。第二，中间品进口多元化增加了上游企业的竞争，降低了下游企业的垄断程度，缓解了下游企业高昂的生产成本负担，使得下游企业有更多的资金用于产品研发或技术改造。 第三，中间品进口多元化使国内企业有机会接触到国外先进的技术，通过模仿和学习，加快国内产品创新步伐。进口中间品的这种技术溢出效应需要高技能人力资本的匹配才能发挥最大效应，在契约执行效率高的国家这种技术溢出效应表现得更为充分。因此，提高契约执行效率会增加人力资本投资水平，使高技能人力资本投资达到社会最优水平，这提高了企业对进口中间品的消化和吸收能力，更容易实现制造业全球价值链升级。据此，本文提出：

命题2：提高契约执行效率通过中间品进口多元化实现全球价值链升级。

三、模型设定、指标构建与数据说明

(一)计量模型设定

参考黄玖立等(2021)以及李俊青等(2018)的研究，本文基准计量模型设定如下：

ln qualityijkt=α0+α1contractit+α2Xit+φik+φt+εijkt

(14)

其中：i、j、k、t分别代表出口国制造业企业、目的国、产品与时间；被解释变量ln qualityijkt为时间-企业-产品-目的国四维层面的出口产品质量，反映了制造业全球价值链分工地位；解释变量contractit表示出口企业所在省市的契约执行效率；Xit表示所有控制变量，包括企业规模(size)、存续年限(age)、资本劳动比(kl)、企业全要素生产率(tfp)、融资约束(finance)和赫芬达尔指数(hhi)；α0为常数项，φik为企业-产品固定效应，φt为时间固定效应，εijkt为随机误差项。

(二)变量测度及定义

1.被解释变量

本文的被解释变量为出口产品质量(ln qualityijkt)。全球价值链产品升级包含出口产品质量提高或出口技术复杂度提升。Hausmann et al.(2007)采用出口技术复杂度衡量全球价值链分工地位，本文借鉴这一方法，以出口产品质量测度全球价值链分工地位，出口产品质量提高表示企业价值链分工地位获得提升，从而实现全球价值链升级。

目前出口产品质量的测度主要可以概括为三种方法：第一种为Khandelwal(2010)提出的回归残差法，该方法在出口产品质量测度中运用最为普遍。第二种是由Feenstra et al.(2014)提出的表达式计算法，该方法将出口产品质量内生化，从进口国需求层面和出口国供给层面两个角度分析出口产品质量决定因素，根据企业利润最大化求出出口产品质量表达式，然后根据表达式计算得出企业出口产品质量。第三种是单价法，即使用产品单价表示产品质量，但这种方法需要价格变化准确反映质量的变化。在实际交易中，价格除了受质量影响外，还会受到生产率、交易成本等因素的影响，因此价格法具有一定的局限性。

本文采用Khandelwal(2010)提出的回归残差法估算出口产品质量，借鉴前文理论模型中的消费者效用函数：

(15)

为了与Khandelwal(2010)的方法保持一致，令产品替代弹性σ=1/(1-β)，因此消费者效用函数转变为：

(16)

假设消费者预算支出为Ejt，根据消费者效用最大化可以求得消费者对产品k的总需求为：

(17)

qijkt表示进口国(j)市场对出口国制造业企业(i)产品的需求，即产品k的出口量，Pjt表示进口国价格指数，对式(17)取对数：

ln qijkt=(σ-1)ln λijkt-σln pijkt-ln Pjt+ln Ejt

(18)

令εijkt=(σ-1)ln λijkt，表示包含产品质量的残差项。

根据式(18)估计的残差值可以求得出口产品质量：

(19)

最后将出口产品质量λijkt标准化处理：

(20)

由以上推导可以看出，控制了价格和国家等固定效应后，出口国产品质量与其在进口国市场上的需求成正比，出口国产品质量越高，在进口国市场所占份额越高，因此按照残差法计算出的出口产品质量是一个相对概念，可以用来比较一国在全球价值链中的分工地位。

2.解释变量

本文的解释变量为契约执行效率(contractit)。参考李俊青等(2016)，本文选用“中介组织的发育和法律制度环境”衡量中国各地的契约执行效率，该指标来自樊纲等(2011)和王小鲁等(2017)构建的市场化指数，反映了各地企业对当地司法和行政执法机关执法水平和执法效率的评价，能够较准确地反映各地契约执行效率。

3.控制变量

为了明晰契约执行效率与企业价值链产品升级之间更为准确的因果关系，本文还控制了以下企业特征变量和行业特征变量：(1)企业规模(size)，使用从业人员数量来衡量；(2)企业存续年限(age)，以当年时间与企业成立时间之差来表示；(3)资本劳动比(kl)，以固定资产总额与从业人数之比来表示(1)固定资产净值2008年以后缺失，故此处采用固定资产总额计算。；(4)企业全要素生产率(tfp)，采用OP法(Olley et al.，1996)计算得到；(5)融资约束(finance)，以利息支出与固定资产比值来衡量;(6)赫芬达尔指数(hhi)，本文计算的是HS6位码层面的行业市场集中度。此外，本文还控制了企业-产品交互固定效应、时间固定效应并进行了行业聚类。

(三)数据的来源和处理

1.数据的来源

本文出口产品数量和金额数据来自中国海关数据库，各国GDP、CPI以及人均收入来自世界银行数据库，国家间是否有共同边界、是否使用共同官方语言、是否签订贸易协定以及各国间地理距离等来自CEPII的Gravity数据库，这些数据均用来测算企业出口产品质量。契约执行效率指标来自樊纲等(2011)的《中国市场化指数》以及王小鲁等(2017)年的《中国分省份市场化指数报告》。企业特征变量数据来源于中国工业企业数据库，行业市场集中度的测算数据来源于中国海关数据库。样本区间为2000—2013年。

2.数据处理

中国工业企业数据库只包含企业特征信息，而中国海关数据库只包含出口产品相关信息，根据本文研究目的，需要对两个数据库先进行处理后再匹配。处理过程共分三个步骤：(1)海关数据库的处理。借鉴施炳展(2013)的方法，对涉及中间贸易的样本企业(2)企业名称中含有“贸易”“进出口”“商贸”“外经”“经贸”“科贸”“物流”“工贸”的企业即认定为从事中间贸易的企业，删除这些企业，可以避免价格因中间贸易而扭曲。,交易金额小于50美元或交易数量小于1的样本以及企业名称、金额与数量缺失的样本予以删除。(2)工业企业数据库的处理(3)2010年中国工业企业数据库主要指标数据缺失严重，本文将这一年数据删除。。参考Brandt et al.(2012)的方法，对于非制造业样本(4)具体参照中国国家统计局发布的《国民经济行业分类》，行业代码前两位在区间13-43的为制造业。,员工人数小于8的样本,工业总产值、销售产值、资产总计、固定资产、从业人员、实收资本小于等于0或者为缺失值的样本以及总资产小于固定资产、总资产小于流动资产的样本予以删除。(3)数据匹配。借鉴Yu(2015)的研究，将两个数据库进行匹配(5)首先根据年份和企业名称匹配，然后将未匹配样本根据邮政编码与电话号码后七位构成的13位数字代码再次匹配，最后将两次匹配的结果合并，根据时间-企业-产品-国家删除重复值。。

主要变量的描述性统计分析见表1。

表1 主要变量的描述性统计

四、实证结果分析

(一)基准回归

根据计量模型(14)的设定，本文采用普通最小二乘法(OLS)对契约执行效率与制造业全球价值链产品升级之间的关系进行估计，结果见表2。表2列(1)只对核心解释变量契约执行效率进行了估计，列(2)在列(1)的基础上增加了企业规模、存续年限、金融约束、资本劳动比、全要素生产率以及市场集中度等控制变量，列(1)～(2)均控制了企业-产品固定效应。列(3)～(4)在控制企业-产品固定效应的同时又控制了时间效应。由表(2)可以看出，契约执行效率的系数均在1%的水平上显著为正，表明契约执行效率的提高会显著促进制造业全球价值链产品升级。命题1得到验证。

表2 基准回归结果

由表2可以看出，企业规模(size)的系数显著为正，表明企业规模越大越有利于全球价值链产品升级。这可能是因为企业规模越大，经验效应和规模效应越明显，抗风险能力越强，越有利于企业出口产品质量的提升。企业存续年限(age)的系数为负，说明企业存在时间越长，越不利于企业价值链产品升级。这可能是由于企业的改革容易受到传统观念的影响，与新成立企业相比，存在时间长的企业缺少产品创新意识和激情，更多的从事传统产品的生产，更容易被锁定在价值链低端。融资约束(finance)的估计系数为正，说明利息支出越多，企业获得融资越多，资金流动性越强，越有利于提高企业出口产品质量，实现全球价值链产品升级。资本劳动比(kl)系数在1%的水平上显著为正，意味着人均资本的增加有助于进入价值链高端环节，生产高质量产品。企业全要素生产率(tfp)系数为正，说明企业全要素生产率与出口产品质量成正比，这可能是因为全要素生产率提高导致企业成本下降，更有利于企业进行产品创新和技术改造。赫芬达尔指数(hhi)的系数显著为负，说明行业内企业集中度越小，竞争程度越大，从而导致生产低质量产品的企业退出市场，生存下来的往往是勇于创新、竞争力强的企业，因此也更容易实现制造业全球价值链产品升级。

(二)稳健性检验

1.变更出口产品质量测度方法

为检验结果的稳健性，本文借鉴Feenstra et al.(2014)以及余淼杰等(2017)的做法，构建进口国的消费者需求函数和出口国的产品供给函数，并根据企业利润最大化推导出口产品质量的表达式，根据该表达式计算的结果度量制造业全球价值链分工地位。

(21)

表3 稳健性检验

此外，本文还采用了出口产品单价来表示出口产品质量，并以此作为制造业全球价值链分工地位的度量指标，重新对计量模型进行估计，结果如表3列(2)所示。可以看出，契约执行效率的系数也显著为正，说明基准回归结果是稳健的。

2.变更契约执行效率测度指标

本文首先参考李俊青等(2016)的方法，以中国各省份每万人律师数作为契约执行效率的替代指标，对基准模型重新进行估计，结果见表3列(3)、(4)。其次借鉴王永进等(2010)的做法，本文选用契约执行成本衡量契约执行效率，契约执行成本越低，契约执行效率越高。估计结果见表3列(5)、(6)，数据来源于世界银行《2008中国营商环境报告》。由于世界银行对中国各省份的调查只有2007年一年的数据，因此表3列(5)、(6)是采用截面数据回归的结果。

由表3列(3)、(4)可以看出，契约执行效率的系数在1%的水平上显著为正，说明基准回归是稳健的。列(5)、(6)的结果显示，契约执行成本与企业出口产品质量显著负相关，契约执行成本越小，契约执行效率越高，越能促进制造业全球价值链产品升级，与基准回归结果也保持一致，再次验证了本文命题1是成立的。

(三)内生性检验

在模型的基准回归中，制造业全球价值链产品升级与契约执行效率可能存在互为因果关系而导致估计结果的不准确。契约执行效率会影响制造业价值链产品升级，制造业价值链产品升级也可能会对契约执行效率提出更高的要求。为了提高出口产品质量，实现价值链升级，制造业企业可能会将企业迁址到契约执行效率较高的地区。内生性的存在可能会导致估计结果产生偏误。为此，本文借鉴李俊青等(2018)的做法，选取租界(iv1)和教会大学(iv2)作为契约执行效率的工具变量。历史上租界是各国商人云集、中西交汇之地，有过租界的城市其契约执行效率会受到西方经商制度和文化的影响。外国创办的教会大学在规范市场经济秩序、加强知识产权保护、宣传契约精神等方面起了很大作用(吴超鹏 等，2016)，两个工具变量都满足相关性条件。同时，租界的产生和教会大学的创办均发生在建国前且属于城市层面的宏观数据，和当前微观出口产品质量以及制造业价值链产品升级之间不存在关联性，因此也满足工具变量外生性这一条件。

本文采用2SLS对模型进行内生性检验，结果见表4。由第一阶段工具变量的系数值和显著性以及第二阶段的Kleibergen-Paap rk LM和Cragg-Donald Wald F的统计值可以看出，使用租界和外国创办的教会大学作为契约执行效率的工具变量是合理的，不存在“不可识别”和“弱工具变量”的问题。表4估计结果显示，契约执行效率的系数仍然在1%的水平上显著为正，说明考虑内生性问题后，契约执行效率与制造业全球价值链产品升级之间的正向关系依然稳健。

表4 内生性检验

五、机制检验与异质性分析

(一)机制检验

为验证命题2是否成立，本文借鉴Baron et al.(1986)的做法，设定中介效应模型如下：

ln qualityijkt=α1+β1contractit+γ1Xit+φik+φt+εijkt

(22)

kindsijkt=α2+β2contractit+γ2Xit+φik+φt+εijkt

(23)

qua_imijkt=α3+β3contractit+γ3Xit+φik+φt+εijkt

(24)

ln qualityijkt=α4+β4contractit+φ1kindsijkt+γ4Xit+φik+φt+εijkt

(25)

ln qualityijkt=α5+β5contractit+φ2qua_imit+γ5Xit+φik+φt+εijkt

(26)

本文采用中间品进口种类(kinds)和进口质量(qua_im)来衡量中间品进口多元化。中间品进口种类所用数据来源于海关数据库，保留进口数据，将HS编码与BEC编码第四版对应，借鉴马述忠等(2016)的研究，保留BEC编号为111、121、21、22、31、322、42、53的样本，即为进口中间品。进口中间品质量采用回归残差法计算得到。式(22)是基准回归模型，式(23)是中间品进口种类对契约执行效率的回归模型，式(24)是中间品进口质量对契约执行效率的回归模型，式(25)是在基准回归式(22)基础上增加中间品进口种类后的回归模型，式(26)是在基准回归式(22)基础上增加中间品质量后的回归模型。对以上计量模型进行估计，结果如表5所示。

表5 机制检验结果

表5中列(1)～(3)、列(4)～(6)分别表示以中间品进口种类和中间品进口质量作为中介变量的检验结果。以中间品进口种类为例，列(1)是式(22)的估计结果，契约执行效率的估计系数在1%水平上显著为正；列(2)是式(23)的估计结果，契约执行效率的系数显著为正，说明契约执行效率的提高增加了中间品进口种类。列(3)是式(24)的估计结果，可以看出，无论是中间品进口种类的系数还是契约执行效率的系数都显著为正，且契约执行效率的系数值比列(1)对应变量前的系数值小，说明中介效应显著，根据β2φ1/

β1计算得出的中介效应为9.16%，据此可以得出提高契约执行效率通过增加中间品进口种类促进了企业全球价值链产品升级。同理，列(4)～(6)以中间品进口质量作为中介变量的检验结果也表明，契约执行效率的改善通过中间品进口质量提高促进了企业全球价值链升级。因此，中介效应检验结果证明命题2是成立的。

(二)异质性分析

本文从企业产权性质、区域特征、产品契约密集度三个方面对样本进行分组检验，考察契约执行效率提高对制造业全球价值链产品升级的异质性影响。

1.企业产权

中国工业企业数据库按照登记注册类型对企业进行了分类，借鉴杨汝岱(2015)的做法，本文将企业分为三组：国有企业、外资企业和民营企业(6)登记注册类型为110、141、143、151的被统计为国有企业，登记注册类型为200、210、230、240的属于港澳台资企业，300、310、330、340的为外国投资企业，本文将港澳台企业和外国投资企业合并为外资企业。登记注册类型为130股份合作企业、159其他有限责任公司、160股份有限公司三类企业，国有资本金占实收资本比重高于50%的企业为国有企业，将外商和港澳台资本金占实收资本的比重不低于25%的企业定义为外资企业(聂辉华 等，2012)；其余企业均归类到民营企业。，分别进行估计，结果见表6。可以看出，契约执行效率对不同产权类型企业出口产品质量均具有显著的正向影响，但估计系数值有所差别。外资企业样本契约执行效率的系数值最大，民营企业样本对应系数值最小。这可能是因为，外资企业具有先进的技术、丰富的管理经验以及国际市场上广泛的供货渠道，东道国契约执行效率的改善可以降低契约执行成本，保障外资企业的合法权益，有助于外资企业加大研发创新投资力度和进口更多的高质量中间投入品，通过技术溢出或模仿效应，对东道国制造业全球价值链产品升级产生明显的促进作用。契约执行效率的改善有助于国有企业管理者从企业长期利益出发，增加高质量产品的创新投资。民营企业具有较强的适应性和自主性，对制度、市场等的变化反应灵敏，契约执行效率的改善可以改变民营企业长期以来在融资、审批等环节受到的各种歧视性待遇，增加对高质量中间品的进口，但由于民营企业起步晚，发展慢，人力资本弱，缺少对高技术产品的消化和吸收能力，与国有企业、外资企业相比还存在较大差距，所以契约执行效率的改善对民营企业全球价值链产品升级效果可能受这些因素影响而有所减弱。

表6 产权异质性检验结果

2.产品契约密集度

本文按照契约密集度对产品进行分类。契约密集度最早是Nunn(2007)提出的，以差异化商品投入占比来衡量。差异化商品投入比例越高，契约密集度越大。本文按照契约密集度中位数将产品分为两组：差异化产品和同质化产品(7)Nunn(2007)的产品分类采用ISIC2版本，为与本文所用海关数据库一致，本文将ISIC2版本与HS96版本进行匹配。，高于中位数的为差异化产品，低于中位数的由于差异化商品投入占比较少，近似认为是同质化产品。表7报告了产品异质性检验结果。

表7 产品异质性检验结果

由表7可以看出，无论是差异化产品还是同质化产品，契约执行效率的系数均在1%的水平上显著为正，但是差异化产品契约执行效率的系数值要大于同质化产品对应系数值，说明提高契约执行效率更有利于促进差异化产品出口质量的提升。契约执行效率的改善可以提供公平竞争的市场环境，保障投资者利益不被侵犯，激发投资者创新热情，引进更多种类的中间投入品，从而更有利于促进制造业全球价值链产品升级。

3.区域特征

表8是将全样本分为东、中、西部三个区域的分组检验结果，契约执行效率的改善对三个地区企业全球价值链产品升级均具有显著促进作用。通过比较三组样本契约执行效率的系数值可以看出，中西部地区契约执行效率的系数值较大，对制造业全球价值链产品升级效果较明显，东部地区契约执行效率前的系数值最小。这可能是因为改革开放以来，改革试点和政策优惠主要集中在东部地区，东部地区法治较为健全，契约不完全程度相对较低，契约执行效率改善带来的边际效应较小。中西部地区经济发展和制度改革等相对滞后，对契约执行效率的变化更为敏感。契约执行效率的改善更有助于激发中西部地区创新潜能和投资热情，充分发挥生产要素资源优势，从而更快地实现全球价值链产品升级。

表8 区域异质性检验结果

六、结论与政策建议

本文在Acemoglu et al.(2007)研究框架基础上，基于不完全契约视角，构建了契约执行效率与全球价值链产品升级之间关系的理论模型，并分析了二者之间的作用机理。在此基础上，运用2000—2013年中国工业企业数据库、中国海关微观匹配数据以及市场化指数等的匹配数据进行检验并得出结论：契约执行效率的改善会显著促进制造业企业全球价值链产品升级，并且该效应对外资企业、差异化产品、中西部地区的影响更为明显。中介效应检验结果表明，提高契约执行效率通过增加中间品进口种类、提高中间品进口质量促进了制造业全球价值链升级。

本文研究结论为全球价值链分工模式下中国制造业企业全球价值链产品升级政策的制定具有重要启示：(1)继续完善各种司法制度，严厉打击贸易中的违约行为，减少契约摩擦，提高契约执行效率，为中国制造业企业出口产品质量提升和全球价值链产品升级创造良好的外部环境。(2)制造业全球价值链产品升级离不开多元化的中间品投入，很多中间投入品属于资产专用性投资，双方签约后容易产生“锁定”效应和技术溢出效应，因此，国内企业需要加强国际合作，争取和和国外优秀供应商形成长期合作关系。(3)提高契约执行效率对外资企业出口产品质量提升作用最明显，外资企业与国际市场有更为广泛的联系，可以进口种类更多、质量更高的中间投入品，从而形成更多的竞争效应和技术溢出效应，国家应该制定相关政策，鼓励高质量外资进入。(4)提高契约执行效率能够保障差异化产品生产者的利益，促进差异化产品出口质量升级，应该鼓励企业从事更多差异化产品的生产，避免同质产品的低价竞争。同时还要关注中西部地区制造业的发展，加快中西部地区法治化建设，促进中西部地区制造业产品升级，是改善中国区域经济不平衡的重要途径。