產(chǎn)品內(nèi)分工、要素成本與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新：來自中國高技術(shù)企業(yè)的證據(jù)黃先海楊高舉浙江大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院引言文獻(xiàn)回顧模型基本假定兩國均衡實(shí)證檢驗(yàn)計(jì)量模型數(shù)據(jù)結(jié)果討論穩(wěn)健性檢驗(yàn)總結(jié)性評論結(jié)構(gòu)安排引言問題的提出中國已成為世界第一大制造業(yè)生產(chǎn)和出口國，甚至在高技術(shù)產(chǎn)品領(lǐng)域也是如此（OECD

BTD，2011）。中國從巨額的貿(mào)易獲利很少，最典型的是廣受熱捧的蘋果公司產(chǎn)品，Iphone和Ipad在中國大陸生產(chǎn)，但中國只能獲得其中2%的勞動(dòng)力投入和加工費(fèi)(Kraemer,etal.，2011)。尋求產(chǎn)業(yè)鏈和價(jià)值鏈升級已迫在眉睫，但卻要落實(shí)到企業(yè)的創(chuàng)新中才能實(shí)現(xiàn)。引言問題的提出而企業(yè)的創(chuàng)新需要許多條件。有一種看法認(rèn)為，要素成本的上升，將倒逼企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，因?yàn)橐蕾嚨土囊爻杀镜母偁巸?yōu)勢終究要或正在消失。問題在于，這種倒逼型機(jī)制是否真的存在？已有研究尚未給出答案，有待進(jìn)一步探索。典型事實(shí)要素價(jià)格在快速上升，尤其是勞動(dòng)者工資。但企業(yè)的研發(fā)投入和技術(shù)創(chuàng)新也在提升。引言圖1中國工業(yè)企業(yè)相關(guān)價(jià)格指數(shù)：1978-2010注：ARWI為職工平均實(shí)際工資指數(shù)，PPIR為工業(yè)生產(chǎn)者購進(jìn)價(jià)格指數(shù)，PPI為工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)，PDO為利潤總額／工業(yè)總產(chǎn)值(右軸)。價(jià)格指數(shù)均以1990年為基期。資料來源：作者根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫相應(yīng)數(shù)據(jù)整理。引言

圖2中國大中型工業(yè)企業(yè)科技活動(dòng)基本情況統(tǒng)計(jì)：2000-2010注：R&D為R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出(億元，1990不變價(jià)格)，Patents為有效發(fā)明專利數(shù)(百件)，R&D/MBR為R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出／主營業(yè)務(wù)收入(%，右軸)。資料來源：《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒2011》引言對于廣泛參與全球產(chǎn)品內(nèi)分工的中國企業(yè)而言，要素成本和創(chuàng)新是否存在相互關(guān)聯(lián)性？我們在Long,RiezmanandSoubeyran(2005)兩國三部門的產(chǎn)品內(nèi)分工框架中(LRS模型)，引入差異性工資、企業(yè)研發(fā)和有成本的技術(shù)貿(mào)易，分析要素成本上升對技術(shù)創(chuàng)新的倒逼型影響機(jī)制。以中國2005-2007年26630家高技術(shù)企業(yè)的非平衡面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)GMM方法對倒逼型機(jī)制進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。文獻(xiàn)回顧只有少部分有研究注意到要素成本對企業(yè)創(chuàng)新的影響，如曹裕等（2009）、張杰等（2011），但對企業(yè)創(chuàng)新的研究很多，尤其是中小企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，如Subrahmanya(2005),Edwardsetal.(2005),Forsman(2011),Krameretal.(2011),etc.也有一些研究關(guān)注貿(mào)易和企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，如GrossmanandHelpman(1991),Onodera(2008),Esteve-PérezandRodríguez(2009),etc.新新貿(mào)易理論中自我選擇效應(yīng)和出口學(xué)習(xí)效應(yīng)，也可以看做是貿(mào)易和創(chuàng)新之間關(guān)系的體現(xiàn)（Melitz，2003；Falveyetal.，2004；Helpman，etal.，2004；Yeaple，2005）模型假定兩國D(發(fā)達(dá)國家)和

G(發(fā)展中國家)，兩種產(chǎn)品A(農(nóng)產(chǎn)品、計(jì)價(jià)品)和

I(工業(yè)品),以及生產(chǎn)工業(yè)品所需的技術(shù)服務(wù)T，兩種勞動(dòng)力Ls(技術(shù)勞動(dòng)力)和

Lu(非技術(shù)勞動(dòng)力)及其工資Ws

和

Wu。,為單位農(nóng)產(chǎn)品A生產(chǎn)所需的非技術(shù)勞動(dòng)力，是生產(chǎn)所需勞動(dòng)力投入。工業(yè)品I

生產(chǎn)由連續(xù)的零部件

組合而成，的生產(chǎn)需要1單位的非技術(shù)勞動(dòng)力和單位的技術(shù)

T.,是專業(yè)化技術(shù)服務(wù)，使用單位的技術(shù)勞動(dòng)力生產(chǎn)，企業(yè)為了降低生產(chǎn)成本而進(jìn)行的技術(shù)研發(fā)投入為r，研發(fā)的產(chǎn)出函數(shù)為模型在對稱性假設(shè)條件下，零部件的價(jià)格為：其中P是專業(yè)技術(shù)服ti的價(jià)格。兩國均衡設(shè),,,,且技術(shù)T的貿(mào)易存在冰山運(yùn)輸成本，

G國零部件價(jià)格為：這意味著兩國生產(chǎn)的零部件在某一點(diǎn)上價(jià)格相同:可解得：模型即專業(yè)化分工工點(diǎn),G將在非技術(shù)術(shù)勞動(dòng)力密密集型的生生產(chǎn)階段有有比較優(yōu)勢勢，而D國在技術(shù)勞勞動(dòng)力密集集型的生產(chǎn)產(chǎn)階段有有比較優(yōu)勢勢。設(shè)兩國的勞勞動(dòng)者即為為消費(fèi)者，，用反向求求解法可得得到均衡時(shí)時(shí)兩國企業(yè)業(yè)的利潤為為：模型其中R為研發(fā)投入入，通過利利潤最大化化一階，可可得：且有，，即即對于發(fā)展展中國家的的企業(yè)而言言，勞動(dòng)力力成本的上上升，將迫迫使他們進(jìn)進(jìn)行技術(shù)研研發(fā)和創(chuàng)新新。由此，我們們得出以下下命題：在兩國產(chǎn)品品內(nèi)分工的的均衡條件件下，勞動(dòng)力要素素成本的上上升，將迫迫使企業(yè)增增加研發(fā)投投入進(jìn)行技技術(shù)創(chuàng)新，，以降低生生產(chǎn)成本、、維持或提提高分工地地位和利潤潤，亦即要素素成本對企企業(yè)創(chuàng)新的的倒逼型機(jī)機(jī)制成立。實(shí)證檢驗(yàn)計(jì)量模型在模型分析析的基礎(chǔ)上上，我們有有如下兩個(gè)個(gè)計(jì)量模型型:其中R&D是研發(fā)投入入,New新產(chǎn)品,Cost代表要素成成本，Profit為企業(yè)利潤潤，Market市場場競競爭爭結(jié)結(jié)構(gòu)構(gòu),t-1表示示滯滯后后一一期期（（要要素素成成本本和和其其他他變變量量主主要要影影響響下下一一期期的的研研發(fā)發(fā)投投入入和和產(chǎn)產(chǎn)出出））,X是其其他他控控制制變變量量。。設(shè)立立兩兩個(gè)個(gè)計(jì)計(jì)量量模模型型的的原原因因在在于于，，技技術(shù)術(shù)創(chuàng)創(chuàng)新新有有投投入入和和產(chǎn)產(chǎn)出出兩兩個(gè)個(gè)維維度度，，而而且且這這兩兩個(gè)個(gè)維維度度會(huì)會(huì)因因企企業(yè)業(yè)類類型型而而異異。。實(shí)證檢驗(yàn)驗(yàn)變量R&D以研發(fā)投投入與總總產(chǎn)值之之比衡量量New新產(chǎn)品產(chǎn)產(chǎn)值與總總產(chǎn)值之之比衡量量Cost分別用平平均工資資和中間間投入占占增加值值的比例例衡量Profits以主營業(yè)業(yè)務(wù)成本本利潤率率衡量Market以改進(jìn)的的赫芬達(dá)爾爾—赫希曼(MHHI)指數(shù)衡量量，即行行業(yè)中其其余企業(yè)業(yè)的市場場份額的的平方和和，該指指數(shù)越大大，企業(yè)業(yè)面臨的的競爭越越激烈:實(shí)證檢驗(yàn)驗(yàn)其他控制制變量包包括：產(chǎn)品內(nèi)分分工參與與度(IPS)，以出口口占總產(chǎn)產(chǎn)出的比比例衡量量企業(yè)規(guī)模模(Scale)，根據(jù)國國家統(tǒng)計(jì)計(jì)局的標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)，將將從業(yè)人人員數(shù)大大于2000人、銷售售額在3億元以上上，以及及資產(chǎn)總總額大于于4億元的作作為大企企業(yè)，將將其值取取1，其余取取0企業(yè)性質(zhì)質(zhì)(Stateown)，對國有有企業(yè)取取1，其余取取0以及Cost、Profits、Market等變量的的當(dāng)期值值實(shí)證檢驗(yàn)驗(yàn)數(shù)據(jù)采用高技技術(shù)企業(yè)業(yè)層面的的數(shù)據(jù)對對倒逼型型機(jī)制進(jìn)進(jìn)行實(shí)證證檢驗(yàn)根據(jù)Hummlesetal.(2001)對產(chǎn)品內(nèi)內(nèi)分工模模式的研研究，高技術(shù)產(chǎn)產(chǎn)品更可可能采用用產(chǎn)品內(nèi)內(nèi)分工方方式進(jìn)行行國際協(xié)協(xié)作生產(chǎn)產(chǎn)，因?yàn)闃?biāo)標(biāo)準(zhǔn)化程程度高。。中國高技技術(shù)產(chǎn)品品出口的的世界市市場份額額較高，，且出口口傾向和和參與產(chǎn)產(chǎn)品內(nèi)分分工的比比例都很很高（加加工貿(mào)易易）。OECD的數(shù)據(jù)顯顯示，中中國高技技術(shù)產(chǎn)品品出口在在2008年超越美美國居世世界第一一。高技術(shù)產(chǎn)產(chǎn)業(yè)對技技術(shù)研發(fā)發(fā)和創(chuàng)新新的依賴賴程度很很高。高高技術(shù)產(chǎn)產(chǎn)業(yè)自身身的高投投入和高高風(fēng)險(xiǎn)的的特征，，決定了了其發(fā)展展主要依依靠研發(fā)發(fā)和創(chuàng)新新來推動(dòng)動(dòng)。實(shí)證檢驗(yàn)驗(yàn)數(shù)據(jù)采用國家家統(tǒng)計(jì)局局對規(guī)模模以上企企業(yè)的年年度調(diào)查查數(shù)據(jù)根據(jù)國家家統(tǒng)計(jì)局局頒布的的“高技技術(shù)產(chǎn)業(yè)業(yè)統(tǒng)計(jì)資資料整理理公布格格式”中中高技術(shù)術(shù)產(chǎn)業(yè)來來篩選高高技術(shù)企企業(yè)。剔除的樣樣本：重要財(cái)務(wù)務(wù)指標(biāo)有有遺漏、、為零或或?yàn)樨?fù)的的等，以以及研發(fā)發(fā)投入或或新產(chǎn)品品產(chǎn)值記記錄為負(fù)負(fù)或一直直為零的的。最終終得到26630個(gè)企業(yè)的的2005-2007年的非平平衡面板板數(shù)據(jù)。。在STATA12.0中采用動(dòng)動(dòng)態(tài)面板板數(shù)據(jù)的的GMM法進(jìn)行估估計(jì)，包包括總體體數(shù)據(jù)、、分企業(yè)業(yè)類型、、分企業(yè)業(yè)所在地地以及細(xì)細(xì)分行業(yè)業(yè)的估計(jì)計(jì)。實(shí)證檢驗(yàn)驗(yàn)表1高技術(shù)企企業(yè)研發(fā)發(fā)投入和和新產(chǎn)品品產(chǎn)出企業(yè)數(shù)(個(gè))產(chǎn)值占比(%)出口傾向(%)R&D企業(yè)占比(%)平均R&D強(qiáng)度(%)新產(chǎn)品企業(yè)占比(%)新產(chǎn)品產(chǎn)值占比(%)總體5035110057.028.91.920.350.6國企25794.917.750.32.937.750.0集體16272.22.220.87.817.319.8民企2056010.115.227.73.119.947.2外企762742.875.419.51.112.863.1港澳臺(tái)563012.671.516.71.38.857.2合資687321.154.333.81.522.466.5東部3742682.960.528.42.210.162.0中部588612.044.429.20.822.755.4西部70405.142.031.11.520.645.7M1195510.510.534.61.621.729.3AS3921.813.356.41.543.159.4EC2436251.259.123.42.417.463.6CO368330.977.329.01.017.871.7MM99605.628.234.22.725.349.1EmpiricalTest結(jié)果討論論總體來看看，在逐逐步控制制了企業(yè)業(yè)的規(guī)模模、企業(yè)業(yè)類型及及產(chǎn)品內(nèi)內(nèi)分工參參與度，，以及當(dāng)當(dāng)期的利利潤、要要素成本本和市場場競爭等等因素后后，要素素成本的的上升對對高技術(shù)術(shù)企業(yè)創(chuàng)創(chuàng)新投入入(R&D)的彈性顯顯著為負(fù)負(fù)，而兩兩者對創(chuàng)創(chuàng)新產(chǎn)出出(New)的彈性則則顯著為為正。這是一個(gè)個(gè)令人意意外的結(jié)結(jié)果，幾幾乎和前前文理論論模型的的預(yù)期相相悖。然然而仔細(xì)細(xì)分析我我們發(fā)現(xiàn)現(xiàn)，在中中國的外外資及合合資高技技術(shù)企業(yè)業(yè)產(chǎn)值占占了總體體的60%以上，其其研發(fā)投投入強(qiáng)度度遠(yuǎn)低于于內(nèi)資的的國有和和民營企企業(yè)，而而新產(chǎn)品品占比卻卻又異常常高，這這可能是是導(dǎo)致這這一結(jié)果果的原因因所在。。EmpiricalTest表2總體數(shù)據(jù)據(jù)估計(jì)結(jié)結(jié)果VariablesLn(R&D)Ln(New)Ln(R&D)Ln(New)Ln(R&D)Ln(New)Ln(Costt-1)-0.005*(0.001)0.006(0.007)-0.034*(0.00900.139*(0.023)-0.033*(0.008)0.232*(0.083)Ln(Waget-1)-0.004*(0.000)0.010*(0.001)-0.044*(0.009)0.135*(0.025)-0.020**(0.008)0.349**(0.1350Ln(Profitt-1)0.014*(0.000)0.027*(0.001)0.068*(0.021)0.282*(0.039)0.281*(0.071)0.314*(0.093)Ln(Markett-1)0.002*(0.000)0.011*(0.001)0.009*(0.001)0.022**(0.009)-0.002(0.001)0.070*(0.025)Ln(R&Dt-1)0.278*(0.003)0.163*(0.041)0.356*(0.044)Ln(Newt-1)0.621*(0.008)0.599*(0.021)0.779*(0.085)Ln(IPS)-0.329***(0.105)-1.219*(0.227)--1.629(0.480)Scale-0.186(0.140)---Stateown-0.366(0.351)--Obs266302663026630266302663026630實(shí)證檢驗(yàn)驗(yàn)我們進(jìn)而而對不同同類型企企業(yè)的數(shù)數(shù)據(jù)進(jìn)行行分組估估計(jì)，以以分析倒倒逼型機(jī)機(jī)制在不不同類型型企業(yè)中中作用的的差異。。對于外資資企業(yè)而而言，勞勞均工資資(Wage)和中間投投入(Cost)的上升，，都會(huì)對對其創(chuàng)新新投入(R&D)產(chǎn)生負(fù)的的顯著影影響，而而對創(chuàng)新新產(chǎn)出(New)的作用顯顯著為正正。對比表2和表3中的第6和第7列可發(fā)現(xiàn)現(xiàn)，兩組組數(shù)據(jù)的的估計(jì)結(jié)結(jié)果比較較相似，，要素成成本上升升都刺激激企業(yè)增增加新產(chǎn)產(chǎn)品的產(chǎn)產(chǎn)出比例例，但卻卻會(huì)抑制制企業(yè)研研發(fā)投入入強(qiáng)度的的提高，，即要素素成本對對外資企企業(yè)研發(fā)發(fā)投入和和產(chǎn)出的的作用，，與總體體數(shù)據(jù)中中基本一一致，合合資企業(yè)業(yè)中也有有類似的的表現(xiàn)，，但不顯顯著。EmpiricalTest表3分企業(yè)類類型估計(jì)計(jì)結(jié)果Variables國有民營外資合資Ln(R&D)Ln(New)Ln(R&D)Ln(New)Ln(R&D)Ln(New)Ln(R&D)Ln(New)Ln(Costt-1)0.047(0.033)0.006(0.047)0.006*(0.002)0.001(0.011)-0.012*(0.001)0.024***(0.014)-0.114(0.286)0.030(0.022)Ln(Waget-1)0.006***(0.003)0.040*(0.011)0.005*(0.000)0.013**(0.001)-0.003*(0.000)0.003***(0.002)-1.176(1.540)0.009(0.002)Ln(Profitt-1)0.009**(0.004)0.053*(0.010)0.021*(0.001)0.032*(0.003)0.001(0.002)-0.024*(0.004)-0.358(0.460)0.028(0.006)Ln(Markett-1)0.008*(0.002)0.023*(0.007)0.002*(0.000)0.006*(0.001)-0.002*(0.000)0.010*(0.001)-0.200(0.286)0.008(0.001)Ln(R&Dt-1)0.782*(0.047)0.239*(0.005)0.371*(0.009)0.199(0.553)Ln(Newt-1)0.976*(0.075)0.655*(0.014)0.431*(0.022)0.489(0.026)Ln(IPS)-1.375(1.278)----0.999(0.652)-1.279***(0.688)--scale------0.430(1.662)-Obs11851185969496943764376419071907實(shí)證檢驗(yàn)驗(yàn)分企業(yè)所所在地的的估計(jì)結(jié)結(jié)果來看看，東部地區(qū)區(qū)的要素素成本上上升對企企業(yè)創(chuàng)新投入入作用顯著著為負(fù)，，中部地地區(qū)也為為負(fù)但不不顯著，，西部地地區(qū)為正正但顯著著性水平平偏低。。同時(shí)，，除了中中部地區(qū)區(qū)要素成成本對創(chuàng)新產(chǎn)出出的彈性系系數(shù)為負(fù)負(fù)且不顯顯著外，，在東部部和西部部地區(qū)的的數(shù)據(jù)中中則都為為正，且且東部地地區(qū)數(shù)據(jù)據(jù)中顯著著性水平平更高。。原因在于于，在中中國不同同地區(qū)中中企業(yè)類類型的分分布有很很大的差差異：東東部地區(qū)區(qū)非內(nèi)資資企業(yè)產(chǎn)產(chǎn)值占比比達(dá)到了了80%，中部地地區(qū)為68%，西部則則僅為35%。因而東東部地區(qū)區(qū)數(shù)據(jù)組組的估計(jì)計(jì)結(jié)果很很大程度度上代表表了非內(nèi)內(nèi)資企業(yè)業(yè)的表現(xiàn)現(xiàn)，與外外資企業(yè)業(yè)以及總總體數(shù)據(jù)據(jù)的估計(jì)計(jì)結(jié)果相相似。EmpiricalTest表4分企業(yè)所所在地區(qū)區(qū)估計(jì)結(jié)結(jié)果VariablesEastMiddleWestLn(R&D)Ln(New)Ln(R&D)Ln(New)Ln(R&D)Ln(New)Ln(Costt-1)-0.054*(0.012)0.141*(0.051)-0.025(0.026)-0.049(0.033)0.007***(0.004)0.067***(0.039)Ln(Waget-1)-0.016*(0.004)0.311**(0.121)-0.051(0.035)-0.018(0.049)0.015**(0.007)0.018(0.015)Ln(Profitt-1)-0.001(0.003)-0.212*(0.054)0.058*(0.016)0.099*(0.035)-0.037*(0.009)-0.126(0.083)Ln(Markett-1)-0.008*(0.002)0.027**(0.012)-0.023***(0.013)-0.007(0.018)-0.0001(0.001)0.025*(0.007)Ln(R&Dt-1)0.170*(0.021)0.369*(0.087)0.185*(0.029)Ln(Newt-1)0.767*(0.075)0.341*(0.059)0.502*(0.011)Ln(IPS)-0.208*(0.038)-1.259*(0.320)-0.431*(0.146)-0.468***(0.257)--Scale------Stateown----0.063(0.055)-Obs19697196973035303538793879實(shí)證檢驗(yàn)驗(yàn)穩(wěn)健性檢檢驗(yàn)我們進(jìn)而而以高技技術(shù)細(xì)分分行業(yè)數(shù)數(shù)據(jù)組進(jìn)進(jìn)行估計(jì)計(jì)，結(jié)果果也顯示示外資企企業(yè)產(chǎn)值值占比較較高的行行業(yè)中，，倒逼型型機(jī)制不不成立。。相反，，內(nèi)資企企業(yè)產(chǎn)值值占比較較高的行行業(yè)中則則基本為為正，盡盡管顯著著性水平平各異。。此外，將將以上估估計(jì)中所所用數(shù)據(jù)據(jù)區(qū)分出出口企業(yè)業(yè)和非出出口企業(yè)業(yè)樣本分分別進(jìn)行行估計(jì)：：剔除非非出口企企業(yè)樣本本后，在在總體數(shù)數(shù)據(jù)、外外資企業(yè)業(yè)、與外外商合資資企業(yè)、、東部地地區(qū)以及及EC和CO等數(shù)據(jù)組組的估計(jì)計(jì)結(jié)果中中顯著性性增強(qiáng)。。在分別剔剔除R&D、New、Cost、Wage等關(guān)鍵變變量最大大和最小小的5%和10%的樣本，，再根據(jù)據(jù)數(shù)據(jù)分分組分別別進(jìn)行估估計(jì)，結(jié)結(jié)果顯示示與原估估計(jì)結(jié)果果無明顯顯差異。?？偨Y(jié)性評評論在LRS模型基礎(chǔ)礎(chǔ)上，本本文區(qū)分分了不同同勞動(dòng)力力及其工工資的差差異性，，并引入入技術(shù)貿(mào)貿(mào)易成本本和企業(yè)業(yè)的研發(fā)發(fā)行為，，分析發(fā)發(fā)現(xiàn)要素素成本的的上升，，會(huì)迫使使后發(fā)國國家增加加研發(fā)投投入和技技術(shù)創(chuàng)新新以應(yīng)對對國際分分工地位位和利潤潤的下降降?；谥袊鴩呒夹g(shù)術(shù)企業(yè)2005-2007年的實(shí)證證檢驗(yàn)表表明，從從整體來來看，要要素成本本上升并并不具有有顯著的的倒逼企企業(yè)技術(shù)術(shù)創(chuàng)新的的作用，，但不同同類型企企業(yè)的創(chuàng)創(chuàng)新對要要素成本本上升反反應(yīng)具有有差異性性：民營營企業(yè)和和國有企企業(yè)以技技術(shù)創(chuàng)新新應(yīng)對要要素成本本上升，，外資企企業(yè)則通通過從其其母國引引進(jìn)更多多新產(chǎn)品品以保持持競爭力力，即要要素成本本上升是是否具倒倒逼企業(yè)業(yè)技術(shù)創(chuàng)創(chuàng)新的作作用因企企業(yè)類型型而異總結(jié)性評評論值得強(qiáng)調(diào)調(diào)的是，，盡管外外資企業(yè)業(yè)并不是是選擇增增加研發(fā)發(fā)投入(反而減少少)，而是加加快新產(chǎn)產(chǎn)品的引引進(jìn)以應(yīng)應(yīng)對要素素成本的的上