黄新飞,方菲菲,何昊楠

• 1:中山大学国际金融学院
• 2:北京大学光华管理学院

摘要(Abstract)：

本文将出口税和产品质量引入企业创新决策的理论模型中，从理论上分析反倾销制裁对企业研发投入和创新产出的影响。模型结论表明由反倾销制裁引致的出口税上升会降低产品需求和价格，进而“倒逼”企业增加创新投入；拓展分析表明产品质量对创新投入弹性越高的企业，反倾销制裁带来的创新的边际收益越高，企业的创新投入越多。实证上，本文以对华反倾销为例，结合2002—2015年中国上市公司数据和世界银行反倾销数据，采用双重差分法实证检验反倾销制裁对中国企业研发投入和创新产出的影响。本文发现，首先，反倾销制裁对企业创新决策具有“倒逼”作用，且存在一定程度的滞后效应，该结论仅对海外业务收入占比高的企业和中下游企业成立；其次，反倾销制裁在短期内提高企业实用新型专利申请量，长期将使得企业发明专利申请数显著增加；再次，反倾销制裁对民营企业和高新技术行业的企业创新有更大的促进作用，该结果印证了拓展分析的结论；最后，在排除金融危机影响、控制时间趋势、控制产品-年份固定效应和采用倾向得分匹配法、剔除未遭受反倾销制裁样本和反事实检验等稳健性检验和内生性识别后，本文的实证结论依旧成立。本文的结论对企业如何在当前国际形势下稳定发展，进而实现高质量发展具有重要的指导意义。

关键词(KeyWords)： 对华反倾销;制造业企业;研发投入;创新产出

Abstract:

Keywords:

基金项目(Foundation): 国家社会科学基金重大项目“中国IFDI与OFDI互动发展的内在机制与经济学解释”(项目编号:16ZDA042);; 国家自然科学基金应急管理项目“海南自由贸易港建设的重大风险识别与防控机制”(72041030)

作者(Author): 黄新飞,方菲菲,何昊楠

DOI: 10.16513/j.cnki.cje.20221024.005

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• (1)与何欢浪等(2020)和李双杰等(2020)的研究类似,本文同样探讨的是反倾销与企业创新的关系。与何欢浪等(2020)关注中国对外反倾销不同,本文关注的是对华反倾销对企业创新的影响。李双杰等(2020)则使用2000—2007年工业企业数据库,发现对华反倾销可能抑制企业的创新,但是本文的结论与其并不矛盾,李双杰等(2020)所使用的数据区间较短,而外生事件冲击对企业创新的影响可能存在3～5年的滞后性(Aghion et al.,2018),其所使用的数据无法刻画贸易摩擦对企业研发投入和产出的长期影响。本文使用2002—2015年上市公司数据能够有效衡量贸易摩擦对企业创新的滞后影响,短期而言贸易摩擦的确可能导致企业创新的减少,但是长期而言,贸易摩擦反而“倒逼”企业的创新,因此,本文的研究能有效弥补数据缺失可能产生的度量偏误。
• (2)在企业创新的过程中,工艺创新和产品创新是企业所从事的两类主要创新活动。其中,工艺创新指通过运用新的生产技术和操作程序来提高生产效率、降低生产成本(Aghion et al.,2018),产品创新则是对产品功能加以升级或设计出全新产品,以开拓新的市场并创造出超额利润。Rosenkranz et al.(2003)认为当企业处于市场需求不明朗但市场潜力大时,产品创新会居于主导地位。因此本文正文模型假设企业采取产品创新的策略,其目的在于产品质量的提高。
• (3)模型的求解过程见附录,下同。
• (4)若单个企业不会影响价格指数P,则等式第二项为0,即式(5)可简化为pi=[θ/(θ-1)]ci。
• (5)由于本文关心出口税与企业创新决策的关系,本文通过假设企业创新会提高产品质量,同时增加成本,使用隐函数求导法得到反映出口税变化和企业最优创新决策的均衡条件,并通过比较静态分析观察出口税的变化如何影响最优创新决策均衡条件的变化,进而影响企业最优创新决策。与此同时,本文借鉴Aghion et al.(2018)的做法对企业生产函数进行具体定义,并进行相应推导,结论是一致的,具体求解过程备索。
• (6)本文使用上市公司数据而非工业企业数据库的原因是,一方面,工业企业数据库为非平衡面板,大量企业无法连续出现在样本期内,同时反倾销制裁有可能使得出口企业退出市场,而上市公司在各年份间变动较小,能够有效缓解由于样本选择偏误带来的内生性问题;另一方面,与工业企业数据库相比,上市公司面板数据时间跨度较长,有利于评估反倾销制裁对企业创新的长期影响,同时,受工业企业数据质量的影响,大多数研究仅使用2007年之前的工业企业数据进行探讨(Brandt et al.,2012;Lu et al.,2013),无法涵盖对华反倾销更为频繁的时期。因此,选取上市公司数据进行探讨更具时效性和现实意义。
• (7)具体数据处理和匹配过程如下:(1)在世界银行全球反倾销数据库(GAD)数据中保留中国受反倾销调查的数据。(2)提取反倾销数据库中每个反倾销调查涉及的产品HS二位码。以案件编号为TUR-AD-187的反倾销制裁案为例,该案件是土耳其于2009年执行的针对中国的壁挂式分体空调进行反倾销措施的事件,其对应HS二位码为84。(3)将中国上市公司年报中披露的主营业务与HS二位码进行手工匹配。以格力电器(000651)为例,其主营业务之一为空调,而空调对应的HS二位码是84。
• (8)企业创新文献普遍采用了两种方法衡量企业创新,分别是研发投入(R&D)和专利行为(Patent),通常包含专利申请量(周煊等,2012;黎文靖和郑曼妮,2016)和专利申请最终获得授权量(Fang et al.,2014;Cornaggia et al.,2015)这两类指标。考虑到部分专利申请可能最终并不一定能授权,仅用专利申请量可能无法衡量研发投入最终实际转化为创新产出的程度,为了准确衡量企业创新产出,本文结合以专利申请并最终获得授权的专利量作为创新产出的衡量。部分学者还使用了新产品产值占主营业务收入比例作为创新产出的衡量(李文贵和余明桂,2015),但中国上市公司数据并未披露相关指标,因此本文无法使用该指标进行测度。
• (9)Aghion et al.(2005)在回归中加入行业层面的Herfindahl指数及其平方项,他们的研究发现以行业集中度衡量的行业竞争程度与创新存在“倒U型”的关系。因此,本文参考Fang et al.(2014)的做法在回归中加入Herfindahl指数及其平方项,以控制行业集中度的影响。
• (10)考虑到存在地方政府制定针对特定行业的产业政策或补贴政策(宋丽颖和杨潭,2016),除了控制地区-年份固定效应和个体固定效应之外,本文还尝试控制行业固定效应和行业-年份固定效应,并将标准误聚类至行业层面进行稳健性检验,检验结果与本文主要结论一致,回归结果备索。
• (11)受篇幅限制,在异质性检验和稳健性检验部分本文仅展示主要解释变量的回归系数,完整回归结果备索。
• (12)由于本文理论模型部分没有刻画反倾销制裁对不同产业链位置企业创新的影响,因此无法根据产业链网络相关理论更深入地探讨该问题,这也是本文的局限性之一。作者在此感谢审稿专家的建议。
• (13)受篇幅影响,稳健性检验中未展示以未来三年创新投入和创新产出流量为被解释变量的结果,具体结果备索。
• (14)《高技术产业(制造业)分类》定义的高技术产业(制造业)包括医药制造,航空、航天器及设备制造,电子及通信设备制造,计算机及办公设备制造,医疗仪器设备及仪器仪表制造,信息化学品制造等6大类。