第３７卷第１２期
年２０１１１２月财经研究
ＪｏｕｒｎａｌｏｆＦｉｎａｎｃｅａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃｓ Ｖｏｌ．３７Ｎｏ．１２
Ｄｅｃ．２０１１
垂直专业化下中国制造业
竞争力层次传导效应
２，梁运文１，张 帅２
（）复旦大学管理学院，上海２广西大学商学院，广西南宁５１．００４３３；２．３０００４基于竞争力层次传导观，文章对垂直专业化影响中国制造业竞争力层次传导 摘 要：
效应进行了系统实证研究。文章首先从资本和劳动密集二维角度，探讨了垂直专业化对然后通过因素递增多元回归和总体通径分析，探中国制造行业竞争力影响的方向与程度，
讨了中国制造业竞争力“垂直专业化→生产率→贸易竞争力→产业利润率”层次传导效应。研究发现，目前开放条件下垂直专业化对中国制造业竞争力层次传导的影响存在较显著的递减与断裂效应。对此，文章提出了以中国—东盟自由贸易区（为“外延ＣＡＦＴＡ）拓展空间”的突破战略构架。
垂直专业化；竞争力层次传导；递减与断裂效应；突破战略 关键词：
（）Ｆ４１５．１ 文献标识码：Ａ文章编号：１００１９９５２２０１１１２ 中图分类号：－－００９５－１２
一、引 言
作为当今全球产业组织核心特征的垂直专业化对中国制造业竞争力影响
）如何？张小蒂和孙景蔚（的研究表明，垂直专业化对中国资本（技术）密２００６集型产业竞争力的提升产生了良好的静态与动态促进效应，对劳动密集型产业竞争力具有负面影响，但总体动态上垂直专业化有利于中国产业竞争力提）升。胡昭玲（的研究显示，垂直专业化对中国工业竞争力提升产生了积２００７其中对资本（技术）密集型行业的积极影响要大于劳动密集型行业。极影响，
）、）唐铁球（张祎和黄欢（对中国制造业竞争力与垂直专业化关系的２００８２００８））研究结论与胡昭玲（的结论类似。文东伟和冼国明（证实，垂２００７２００９，２０１０直专业化所衍生的海外市场依存度、国内中间投入密集度以及研发密集度显著提升了中国制造业的贸易竞争力。王昆（的研究结论是，中国不同类２０１０）
收稿日期：２０１１－９－２６
；基金项目：国家自然科学基金资助项目（教育部哲学社会科学重大研究课题攻关项目７０８６３００１）
（）１０ＪＺＤ００２２
，作者简介：梁运文（男，广西灵川人，广西大学商学院教授，复旦大学管理学院博士后流动站研１９７５－）
究人员；
，张 帅（男，河南方城人，广西大学商学院研究生。１９８６－）
·９５·
型产业的垂直专业化对产业竞争力的影响不同。
上述有关垂直专业化与中国产业／工业或制造业竞争力关系的研究尽管
得出了许多有意义的结论，但结论不一致，而且仍然存在有待拓展探讨的地）方。首先，陈立敏等（认为，在当今开放的经济全球化时代，产业竞争力２００９——产业环境、——生产率、——贸包括“竞争力来源—竞争力实质—竞争力表现———产业利润率”竞争力结果—四个传导层次，而现有研究往往只关注易份额、
垂直专业化与中国制造业竞争力某一方面指标的关系，如垂直专业化与中国），制造业生产率的关系（孟祺和隋杨，而且主要集中在垂直专业化与中国２０１０张小蒂和孙景蔚，胡昭玲，文东制造业贸易出口竞争力的关系上（２００６；２００７；），伟和冼国明，因而缺乏关于垂直专业化与中国制造业竞争力四个传导２００９作为竞争力结层次实证关系的系统整体性和层次逻辑上的定量结论。其次，
果的中国制造业利润与垂直专业化的实证关系在现有研究文献中基本处于空白，而此方面的研究意义重大，因为利润不仅是产业获取竞争力的最终结果与根本目的，更是国民生活水平和国家经济的基石。第三，现有研究所用数据缺乏一致性，主要体现在由于我国制造业分类体系的前后不一致，作为现有研究中国统计年鉴》和《投入产出表》中制造业划分不一致，而且，现有数据来源的《
研究采用的进出口数据大多来自联合国Ｃ而《中国统计ＯＭＴＲＡＤＥ数据库，中产业分类体系与该数据库中商品分类标准也不一致，因此，需要将这年鉴》
三者不一致进行协调统一。
本文拟从以下两个方面深入研究垂直专业化与我国制造 基于以上考虑，业竞争力的实证关系：一是通过引入产业环境控制变量，从资本密集和劳动密集的二维角度，对垂直专业化影响中国制造业竞争力的定量关系进行结构上的分解与分析，以确定垂直专业化影响的方向与程度。二是基于竞争力层次传导观，通过因素递增多元回归和总体通径分析两个视角，深入探讨垂直专业化影响的内在层次传导效应，即分析中国制造业“垂直专业化→生产率→贸易层次传导的具体定量效应。竞争力→产业利润率”
二、测量指标设计和研究数据构造
一）测量指标设计 （
垂直专业化指数 １．
）利用投入产出表数据，发展了两种垂直专业化测度方ｕｍｍｅｌｓ等（２００１ Ｈ
法：一是测量一国出口价值中所含有的进口中间投入价值份额，二是测量一国出口价值中所含有的被他国家用来生产出口商品的中间投入品价值份额。第而这在实际二种方法需要得到目标出口国对于各个进口国详细的出口资料，
中很难实现，因此第一种方法就成为国内外学者比较认同和普遍使用的垂直专业化程度测量方法。根据该方法，某国产业总体垂直专业化指数ＶＳＳ为：·９６·
ｍ（－１ Ｖ
（）＝ＡＩ－ＡＤ）Ｘ１
ＸＸ
其中，维Ｘ是该国当年总出口额，ＶＳ是当年垂直专业化贸易总额，１×ｎ）μ为（ＳＳ＝ Ｖ
各元素为１的向量，维的进口中间品系数矩阵，Ａｍ是（ｎ×ｎ）ＸＶ表示（ｎ×１））维各产业出口向量，维国内直接消耗系数矩ｎ是产业部门数目。ＡＤ为（ｎ×ｎ
－１
）（阵，维单位矩阵，为里昂惕夫逆矩阵，用来表示产业关联Ｉ是（ｎ×ｎＩ－ＡＤ）
）和循环利用效应。利用（式，将产业ｉ的垂直专业化贸易额Ｖ１Ｓｉ除以对应的出口额Ｘ就可得到产业ｉ的垂直专业化指数ＶＳＳｉ，ｉ。
产业层次竞争力衡量指标 ２．）生产率衡量指标。生产率是竞争力的本质，本文选用《中国统计年鉴》１ （
中全员劳动生产率（作为评价指标，依据在于全员劳动生产率（是生ＰＲ）ＰＲ）产技术水平、经营管理水平、职工技术熟练程度以及劳动积极性的综合体现，可以较全面地评价生产效率，其计算公式是：Ｒ Ｐｉ＝
ＭＡＶｉ
ＮＥｉ
（）２
其中，用该产业总产出和中间投入的差额来衡量；ＭＡＶｉ是产业ｉ的增加值，ＮＥｉ是产业ｉ的平均从业人员。）贸易竞争力衡量指标。国际上常用的贸易竞争力评价指标包括显性２ （
、贸易竞争指数（和国际市场占有率（等。Ｒ比较优势指数（ＲＣＡ）ＴＣ）ＭＳ）ＣＡ指数是一国出口总额中某商品所占份额与世界出口总额中该商品所占份额之比，ＴＣ指标是一国某产业或商品进出口之差与进出口之和的比值，ＭＳ指数是一国某种产业或商品的出口总额与世界该产业或商品的出口总额之比。由于我国是以加工贸易为主，出口一般大于进口，ＴＣ指标不能很好地反映实际故本文采用Ｒ其计算公式是：情况，ＣＡ指标，
／ｃｉｃ
（）ＣＡ３ Ｒｉ＝／ＸｗＴＸｗｉ
其中，ＸＴＸｃｉ表示我国制造业ｉ行业当年出口额，ｃ表示我国当年商品出口总额，ＸｗＴＸｗ表示世界当年商品出口总额。ｉ表示世界制造业ｉ行业当年出口额，）产业利润率衡量指标。用利润来评价产业竞争力主要有两种方法：一３ （
二是计算产业的平均资产利润率。由于第是计算产业内所有企业的总利润，
一种方法在操作上不太可行，本文采用第二种方法，选用《中国统计年鉴》中总资产贡献率（作为评价指标。总资产贡献率能够反映产业全部资产的ＡＣＲ）获利能力，是评价和考核产业盈利能力的核心指标，其计算公式是：ＣＲ Ａｉ＝
ｔＩＥＧＰｉ＋Ｔｉ＋ｉ
ＴＡｉ
（）４
其中，税收总额和利息支出ＧＰＴｔＥｉ、ｉ和Ｉｉ分别代表产业ｉ当年的利润总额、总额，ＴＡｉ代表产业ｉ的平均资产总额。
·９７·
二）研究数据构造 （
数据来源 １．
商品出口总ＣＡ指标中各行业出口数据来自联合国ＣＯＭＴＲＡＤＥ数据库， Ｒ
，额数据来自《国际统计年鉴》中国统计年鉴》和ＰＲ和ＡＣＲ指标原始数据来自《《；中国工业经济统计年鉴》ＶＳＳ指标计算公式中进口中间品系数矩阵Ａｍ和国总产出和进出内直接消耗系数矩阵ＡＤ根据投入产出表中直接消耗系数矩阵、
口数据计算得到。由于１９９７年统计年鉴中工业统计口径发生了调整，ＡＣＲ指标只能计算１所以本文选取了１９９８年以后的，９９８－２００８年的数据。
数据的统一与对接 ２．
统一统计年鉴上制造业细分行业前后分类体系。１９９９－２００２年统 首先，
，其他制造业”计年鉴上制造业有２８个细分行业，２００３年增加“２００４－２００９年，则增加了“工艺品及其他制造业”和“废旧材料回收加工业”为了统一口径，本文采用１新增行业不加以考虑。９９９－２００２年２８个行业的体系，
对接投入产出表与统计年鉴中各行业。投入产出表（中制４２部门） 其次，
造业去掉“工艺品与其他制造业”和“废品废料”后有１本文将统５个细分行业，合并方法如下：计年鉴中制造业的２８个行业合并成投入产出表的１５个行业，以２将制造业的第１－４项合并为“食品制造及烟草加工００２年统计年鉴为例，，，第６－７项合并为“服装皮革羽绒及其制品业”第８－９项合并为“木材加业”
，，工及家具制造业”第１造纸印刷及文教用品制造业”第１０－１２项合并为“４，化学工业”第２金属冶炼及延压加工业，第－１８项合并为“０－２１项合并为“
，通用、专用设备制造业”最后形成了本文研究的１２３－２４项合并为“５个制造业细分行业，并按照顺序用１－１５的数字代码表示。参考经合组织（ＯＥＣＤ）标准分类，根据要素密集度把行业１－６归集到劳动密集型，行业７－１５归集到资本（技术）密集型。
对接统计年鉴中工业分类体系与联合国ＣＯＭＴＲＡＤＥ数据库。本 最后，
）”国际贸易商品标准分类（与我国工业各行业的对应关系进行文参照“ＳＩＴＣ３分类计算，并按照上文所述的方法进行行业合并，最终得到本文研究的我国制造业１５个细分行业的数据。
缺失数据处理 ３．
仅能获得１９９２年、１９９５年、１９９７年、２００２ 由于投入产出表的非连续性，
）年和２把１００７年五个年度的４２部门投入产出表。宗毅君（２００８９９２年、１９９５）年、利用黑田（法外推出１９９７年和２００２年的投入产出表作为基本表，Ｋｕｒｏｄａ相邻年份的直接消耗系数矩阵，进而计算出１９９２－２００５年各行业的ＶＳＳ指并采取类似方法，利用数。本文参考了１９９８－２００５年各行业的ＶＳＳ指数，
工业增２００７年投入产出表计算出２００６－２００８年各行业的ＶＳＳ指数。此外，加值缺失２走向世界的中００４年和２００８年的数据，２００４年的数据本文参考《·９８·
梁运文、张 帅：垂直专业化下中国制造业竞争力层次传导效应
（，国制造业》郭克莎等，２００７）２００８年的以２００７年为基数按照工业总产值的
增长比例计算得到。
三、垂直专业化影响的二维结构分解
一）回归模型设定 （
从资本密集 本文通过引入产业环境控制变量提高回归方程的拟合优度，
和劳动密集的二维分类属性角度，通过回归模型分别分析垂直专业化对中国制造业生产率、贸易竞争指数和利润率的影响方向与程度。本文利用１９９８－构建回归模型如下：２００８年我国１５个制造业的面板数据，
（）ＩＣＳＳＦＩＳＰＬＳＩ５ ＣＭδｉｔ＝０＋１Ｖｉｔ＋２ｉｔ＋３ｉｔ＋４Ｋｉｔ＋５ｉｔ＋ｉｔββββββ
其中，即ＰＣＭＩＣＲ、ＲＣＡ和ＡＣＲ三大指ｉｔ表示中国制造业国际竞争力指标，用来衡量行标；ＶＳＳＦＩｉｔ表示垂直专业化指数；ｉｔ是行业的人均固定资产投资，业的投资水平；用来衡量行业劳ＳＰｉｔ是工程技术人员占全部从业人员的比例，动力的技术水平；用来衡量ＫＬｉｔ是平均固定资产净值和全部从业人员的比值，行业的要素禀赋情况；用来衡量ＳＩｉｔ是行业销售收入和内部企业个数的比值，行业内企业规模，它对市场竞争力有很大的影响；δ０是常数项；ｉｔ是误差项。β由于经验数据分析显示垂直专业化对我国制造业国际竞争力的影响存在较显著的“要素密集度”差异，因此本文把制造业分为劳动密集型和资本（技术）密）集型两类进行检验，即在模型（的基础上引入反映“要素密集度”差异的虚拟５变量，修正后的回归模型如下：
ＩＣＳＳＦＩＳＰＬＳＩＳＳＤ ＣＭδｉｔ＝０＋１Ｖｉｔ＋２ｉｔ＋３ｉｔ＋４Ｋｉｔ＋５ｉｔ＋６Ｖｉｔｉ＋ｉｔβββββββ
（）６其中，当ｉ为劳动密集型行业时取０，当ｉ为Ｄｉ是反映要素密集度的虚拟变量，资本（技术）密集型行业时取１。
二）计量分析结果 （
根据检验结果（相关检验ｖｉｅｗ６．０对模型做了Ｈａｕｓｍａｎ检验， 本文首先用Ｅ
）结果见表１选用固定效应模型，然后通过Ｆ检验选择了个体固定效应模型。为了消除截面的异方差性，本文采用以截面残差方差为权数的广义最小二乘法（）。模型（））。和模型（的计量分析结果见表１ＥＧＬＳ５６
表１ 垂直专业化对中国制造业竞争力影响的计量结果
ＰＲ（Ⅰ）
常数项垂直专业化
（）ＶＳＳ人均固定资产
）投资（ＦＩ
ＲＣＡ（Ⅰ）
ＡＣＲ（Ⅰ）８．９１９
＊＊＊（）７．３００．１６７＊＊＊（）５．１６
ＰＲ（Ⅱ）
ＲＣＡ（Ⅱ）
ＡＣＲ（Ⅱ）８．６４６
＊＊＊（）６．７６０．３４４＊＊＊（）６．６８
－３．３０６２．４４５
＊＊＊＊＊＊（）（）－３．７１１４．４７０．１５７＊＊＊（）６．８６３．１２３＊＊＊（）８．１７
０．０４６
＊＊＊（）９．０９
－３．３０７２．５６８
＊＊＊＊＊＊（）（）－３．８１１２．４５０．１１８＊＊＊（）４．４８２．９１４＊＊＊（）７．６２
－０．０１９
＊＊（）－２．４１
－１．６０７－０．０６１
＊＊＊（）（）－１．１７－３．１３－０．１６４－１．４７
＊＊＊＊＊（））－２．０７－２．９４
·９９·
０１１年第１２期财经研究２
续表１ 垂直专业化对中国制造业竞争力影响的计量结果
ＰＲ（Ⅰ）
工程技术人员
比例（ＳＰ）行业要素禀赋（ＫＬ）企业平均销售
）规模（ＳＩ
ＶＳＳＤＨａｕｓｍａｎ检验ｐ值Ｆ检验ｐ值
２ 修正Ｒ
ＲＣＡ（Ⅰ）－０．０４１
＊＊＊（）－３．２３－０．０１
（）－１．０－０．０１９（）－１．４５
—０．０００４ ０．０００．９７３ ３１０．５３
ＡＣＲ（Ⅰ）０．００１
（）０．１２
ＰＲ（Ⅱ）０．１５７
＊＊（）２．６０
ＲＣＡ（Ⅱ）－０．０３８
＊＊（）－２．５６
ＡＣＲ（Ⅱ）０．０１３
（）０．１６
０．１５２
＊＊（）２．４６０．２０９＊＊＊（）３．６４０．９０９
（）１３．５８＊＊＊
—０．０００２ ０．０００．９６３ ２２６．４２
－０．２０８０．２０
＊＊＊（）（）＊＊＊－２．８４３．５７０．９７３
（）１１．０＊＊＊
—０．００１８ ０．０００．８４４ ４７．７６
０．９２３
（）１４．０７＊＊＊０．０７５（）２．７８＊＊＊
０．００ ０．０００．９６５ ２２５．５３
－０．２２８－０．００２
＊＊＊（））－０．１７－２．８８０．９９５－０．００９
（）（）－０．４９１１．０８＊＊＊０．０７５－０．２２６
＊＊＊（））８．８９－４．７３＊＊＊
０．００ ０．０００．９８１ ４３４．７５
０．０００．０００．８６４５３．１３
Ｆ统计值
垂直专业化在总体上对中国制造业竞争力三层次指标都有正 表１显示，
但在区分劳动密集型和资本（技术）密集型行业后作用却不一致。将表效应，
垂直专业化对中国制造业竞争力各层次的影响作１中相关数据整理计算后，用方向和程度如表２所示。
表２ 垂直专业化影响中国制造业层次竞争力的方向与程度
竞争力层次制造业总体
影响系数作用方向影响系数作用方向
ＶＳＳ→ＰＲ ０．１５７ 正０．１１８正０．１９３ 正
ＶＳＳ→ＲＣＡ ０．０４６ 正－０．０１９ 负０．０５６ 正
ＶＳＳ→ＡＣＲ０．１６７正０．３４４正０．０７８正
劳动密集型
行业
技术）影响系数资本（
密集型行业作用方向
三）计量分析结论 （
垂直专业化对我国制造业全员劳动生产率影响的结构分解 １．
技术）密集型、劳动密集型以及制造业总体的全员劳 垂直专业化对资本（
动生产率影响均为“正向”驱动效应，但对资本（技术）密集型行业的“正向”效。这表明由垂直专业化所引致的技术扩散、应最大（影响系数为０．规模１９３）经济和比较优势等因素，已有效地促进了中国制造业全员劳动生产率的提高，特别是对资本（技术）密集型制造行业的影响更为显著。
垂直专业化对我国制造业贸易竞争力影响的结构分解 ２．
技术）密集型行业贸易竞争力的影响为 垂直专业化对制造业总体和资本（
“正向”驱动效应，但对劳动密集型行业贸易竞争力的影响已出现“负向”驱动）。这表明随着全球制造产业垂直专业化的深入，效应（影响系数为－０．中０１９·１００·
梁运文、张 帅：垂直专业化下中国制造业竞争力层次传导效应
国劳动密集型制造行业和资本（技术）密集型制造行业的贸易竞争力出现了彼消此长的更替或替代演进趋势。
垂直专业化对我国制造业利润竞争力影响的结构分解 ３．
正向”驱动 尽管垂直专业化对中国制造业总体利润竞争力的影响呈现出“
———对劳动密集型行业的“效应，但存在较为严重的“不对称驱动态势”正向”效应达０．而对资本（技术）密集型行业的“正向”驱动效应只有０只３４４，．０７８，、干中学”管理协调成本节有前者的２３％。这表明尽管由垂直专业化引致的“省等因素已经有效地促进了中国制造业总体利润竞争力的提高，但对资本（技术）密集型制造行业的影响不显著。
四、垂直专业化影响的层次传导效应
贸易竞争力和产业利润三层次指标间存在因果相关关系，垂 由于生产率、
直专业化对一个指标的影响可能会引起其他指标的变动。故此，本文拟通过因素递增多元回归和总体通径分析两个视角，深入探讨中国制造业“垂直专业化→生产率→贸易竞争力→产业利润率”层次累积传导机制的定量关系效应及其政策含义。
一）因素递增多元回归层次传导总体效应分析 （
因素递增多元回归模型设定 １．
本文构建因素 考虑到产业竞争力低层次驱动因素是高层次因素的基础，
（）递增多元回归分析模型时采取如下方法：首先用垂直专业化指数（对１ＶＳＳ）（第三层次的生产率竞争力指标（进行回归分析；然后把垂直专业化指ＰＲ）２））和生产率竞争力指标（作为解释变量对第二层次的贸易竞争力数（ＶＳＳＰＲ）（）、指标（进行回归分析；最后把垂直专业化指数（生产率竞争力ＲＣＡ）３ＶＳＳ）指标（和贸易竞争力指标（作为解释变量，对最高层次的产业利润指ＰＲ）ＲＣＡ）标（进行回归分析。根据以上思路，因素递增多元回归模型联立方程组ＡＣＲ））、式所示，其中Ｃ为常数项，和δ如（７ｉ＝１，２，３）ｉ＝１，２，３）ｉ＝１，２）αｉ（ｉ（ｉ（１为β）相关系数，为误差项。ｉ＝１，２，３εｉ（
ＰＲ＝ＣＳＳ＋αε１＋１Ｖ１
ＲＣＡ＝ＣＳＳ＋βＰＲ＋αε ２＋２Ｖ１２ＡＣＲ＝ＣＳＳ＋βＰＲ＋δＣＡ＋αε３＋３Ｖ２１Ｒ３（）７
．ＥＧＬＳ回归计量结果分析 ２
利用１９９８－２００８年我国制造业各项指标的面 本文采用个体固定效应模型，
）板数据，将联立方程组各个方程依次进行Ｅ统计检验结果显示（式ＧＬＳ回归，７中各解释变量具有较强的显著性。具体的计量结果如表３所示，结果显示：）即使在引入了中间层次竞争力因素后，垂直专业化（对中国制造１ＶＳＳ） （
业竞争力三层次指标的影响均具有正向传导效应，其中对生产率竞争力（ＰＲ）
·１０１·
０１１年第１２期财经研究２
，的驱动效应最大（对贸易竞争力（的驱动效应最小（．６７２）ＲＣＡ）αα１＝０２＝）。（）中国制造业“生产率（２ＰＲ）ＲＣＡ）０．０４７→贸易竞争力（→产业利润率（”，间的层次传导呈现出负驱动效应（而“生ＡＣＲ）０．０１８，０．４４９）δ１＝－１＝－β”。产率（间的跨层次传导驱动效应为正（ＰＲ）ＡＣＲ）０．３５４）→产业利润率（２＝β
这说明中国制造业并没有形成“垂直专业化→生产率→贸易竞争力→产业利，间的良性层次传导驱动效应，而是发生了驱动传导机制的“断裂”该“断润率”
裂”位于贸易竞争力环节。
表３ 垂直专业化影响的因素递增多元回归层次传导总体效应
生产率（ＰＲ）
常数项Ｃｉ
）垂直专业化（ＶＳＳ生产率（ＰＲ）贸易竞争力（ＲＣＡ）
２
修正Ｒ
贸易竞争力（ＲＣＡ）
１．９８３
＊＊＊（）３２．８０．０４７＊（）＊＊８．６－０．０１８＊（）＊＊－３．３
—０．９７１ ３４９．７７
产业利润率（ＡＣＲ）
５．６０８
＊＊＊（）１２．００．１６３＊（）＊＊５．２０．３５４＊（）＊＊８．７－０．４４９＊＊（）－２．２０．８３７５０．３９
－２．４３３
＊＊（）＊５．００．６７２＊＊＊（）２３．８
——０．８２７ ５３．３４
Ｆ统计值
二）总体通径层次传导总体效应分析 （
生产率、贸易竞争力和产业利润率四者之间的理论层次 根据垂直专业化、
传导因果关系，本文构建的总体通径模型如图１所示。本文采取分解Ｐｅａｒ－计算出１ｓｏｎ相关系数的通径分析方法，９９８－２００８年我国制造业竞争力各项指标之间的Ｐ用ｚ利用公式ｒｅａｒｓｏｎ相关系数ｒｉｉ表示变量ｉ的标准化形式，ｉｊ，ｊ＝
，见表４）变量ｉ通过变量ｊ作用ｚｚ∑ｉｊ求得各变量之间的直接通径系数（
ｎ
在变量ｋ的间接通径系数则为ｒｐｉｋｊｊ。本文计算出的垂直专业化影响的通径结果显示：层次传导总体效应如表５所示，
）尽管垂直专业化（对中国制造业三层次国际竞争力的总效应均１ＶＳＳ） （为正，但在“垂直专业化（ＶＳＳ）ＰＲ）ＲＣＡ）→生产率（→贸易竞争力（→产业利
”润率（层次传导过程中呈现递减趋势，从总作用系数０垂直专业ＡＣＲ）．４５３（。这表明越高化→生产率）递减至微弱的０垂直专业化→产业利润率）．００８（层次的中国制造业国际竞争力支撑因素受垂直专业化的驱动效应越低，特别是作为国民生活水平和国家经济基石的产业利润率，受益于垂直专业化的驱动效应非常弱。
））尽管垂直专业化（对贸易竞争力（的直接作用系数较高，达２ＶＳＳＲＣＡ） （
到０但通过Ｐ．３４３，Ｒ传导的间接作用系数却是－０．２０５。这表明中国制造业·１０２·
梁运文、张 帅：垂直专业化下中国制造业竞争力层次传导效应
贸易竞争力的提升主要得益于垂直专业化所导致的中间品贸易的扩大，而非产业竞争力各层次之间的良性循环效应。
）垂直专业化对中国制造业利润率竞争力的直接作用为负，达到较严重３ （
的－０制造业利润分配”中的讨．３０３。这表明垂直专业化严重削弱了中国在“价还价力量，垂直专业化国际经济利益主要被发达国家所占有。
））垂直专业化（通过生产率（和贸易竞争力（对产业利润率４ＶＳＳＰＲ）ＲＣＡ） （
传导的间接“弥补”效应严重不对称，其中通过生产率（传导的间接“弥补”效ＰＲ），应达到０占９而通过贸易竞争力（传导的间接“弥补”效应只有．２８２０％，ＲＣＡ），仅占１垂直专业化→生产率→０．０２９０％。这再次说明中国制造业并没有形成“贸易竞争力→产业利润率”间的良性层次传导驱动效应，产业利润率竞争力的提而是主要依靠产业生产率的提升
。升并不是主要依靠市场份额的表现，
图１ 垂直专业化影响的层次传导通径分析模型
表４ Ｐｅａｒｓｏｎ相关系数和直接通径系数
Ｐｅａｒｓｏｎ相关系数直接通径系数
ｒ１０ｐ１０
ｒ２０ｐ２０
ｒ３０ｐ３０
ｒ２１ｐ２１
ｒ３１ｐ３１
ｒ３２－０．０１７４７
ｐ３２
０．４５３４１４．１３７９８９．００７９５６ ０ ００．４５３４１４．３４２５０３ ０
－０．２９５７６．４２３８５７０
－０．３０３３８－０．４５１０５．６２３１３４．２０８６８７０ ０
表５ 垂直专业化影响的通径层次传导总体效应
垂直专业化（ｚｚ０生产率（１）
直接系数间接系数总作用
（０．４５３ｐ１０）
—０．４５３
贸易竞争力（ｚ２）（０．３４３ｐ２０）
通过ＰＲ：ｒ０．２０５ｐ１０２１＝－
０．１３８
产业利润率（ｚ３）（－０．３０３ｐ３０）
通过ＰＲ：ｒ０．２８２ｐ１０３１＝通过ＲＣＡ：ｒ０．０２９ｐ２０３２＝
：合计０．３１１
０．００８
五、研究结论与突破战略设计
一）研究结论 （
目前制约我国制造业竞争力进一 上述垂直专业化影响的实证研究表明，
步提升的根本“症结”在于：一是在既有的“南北型”垂直专业化分工格局下，中国资本（技术）密集型制造业难以摆脱发达国家政府、国际大购买商和跨国生
·１０３·
０１１年第１２期财经研究２
（），产型公司三者联手进行的“三重利润压榨”梁运文，作为我国国民生活２０１０水平和国家经济发展基石的产业利润竞争力难以进一步提升；二是我国劳动，密集型制造业仍囿于“就中国取材”在利用垂直专业化开拓国外自然原材料，资源“飞地空间”减轻中国自然资源生态压力，从而持续提升生产率和贸易竞症结”最终导致了开放条件下目争力的战略进取心严重不足。上述两大根本“
前中国制造业竞争力“垂直专业化→生产率→贸易竞争力→产业利润率”层次传导效应的递减与断裂。
二）突破战略构架设计 （
，）俘获困境”刘志彪（０年后的中国如何突破发展的“２００７ 对于改革开放３
认为有效的战略途径是：首先凭借中国庞大市场的需求效应发展国家价值链（，，简称ＮＶ形成并掌控高端优势；然后以此进入周ＮａｔｉｏｎａｌＶａｌｕｅＣｈａｉｎＣ）
边国家或具有相似特征的发展中国家，进而建立起自己主导的区域价值链（，；简称ＡＶ最后打入发达国家市场，建立起均衡型甚至ＡｒｅａＶａｌｕｅＣｈａｉｎＣ）
。自己主导的全球价值链（ＧＶＣ）本文认为，有效突破当前中国制造业国际竞争力“垂直专业化→ 基于此，
生产率→贸易竞争力→产业利润率”层次传导递减与断裂困境的战略选择是以Ｃ中国—东盟自由贸易区）为中国制造业垂直专业化的“外延拓展ＡＦＴＡ（，空间”为中国资本（技术）密集型制造业构建具有“利润分配”主导权的产业价。中国—东盟值链，为中国劳动密集型制造业构建自然资源投入“飞地空间”自由贸易区（简称Ｃ是迄今为止中国与其他国家经济体建立和建成的ＡＦＴＡ）第一个自由贸易区，并且是目前中国融入区域国际化合作最成功的项目。伴随着Ｃ贸易与投资政策的自由化以及中国—东盟“ＡＦＴＡ建设进程的深化、１０”国范围内的产业组织方式、组织形式和国际分工模式逐渐网络组织化，双＋１
穿透”在Ｃ方企业与产业的边界将“１１国的国界，ＡＦＴＡ地域空间内寻找最优“集聚地点”进行布局，１１国间的分工模式也将从产业间水平分工逐渐向产品内部部件、增值过程、生产环节以及生产要素等垂直专业化复合分工模式发展，简称ＣＡＦＴＡ价值链（Ｃｈｉｎａ－ＡＳＥＡＮ Ｆｒｅｅ Ｔｒａｄｅ Ａｒｅａ Ｖａｌｕｅ Ｃｈａｉｎ，将逐步演进生成。在此背景下，本文认为，ＣＡＦＴＡ－ＶＣ）ＣＡＦＴＡ－ＶＣ可以
说是ＡＶ断裂Ｃ的具体化，ＣＡＦＴＡ－ＶＣ的演进生成将为当前处于层次传导“困境”的中国制造业国际竞争力的进一步提升开辟出一条“ＮＶＣ→ＣＡＦＴＡ－转型发展战略路径。Ｃ”ＶＣ→ＧＶ
参考文献：
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’ＯｎＨｉｅｒａｒｃｈｉｃａｌＣｏｎｄｕｃｔｉｏｎＥｆｆｅｃｔｏｆＣｈｉｎａｓ
ＭａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎＣｏｍｅｔｉｔｉｖｅｎｅｓｓｇｐ
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（ＳｃｈｏｏｌｏＭａｎａｅｍｅｎｔ，Ｆｕｄａｎ ＵｎｉｖｅｒｓｉｔＳｈａｎｈａｉＣｈｉｎａ；１． ２００４３３，ｆ ｇｙ，ｇ
ＳｃｈｏｏｌｏＢｕｓｉｎｅｓｓ，ＧｕａｎｘｉＵｎｉｖｅｒｓｉｔＮａｎｎｉｎＣｈｉｎａ）２． ３０００４，ｆ ｇｙ，ｇ５
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·１０５·
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ａｒｅｓｉｎｉｆｉｃａｎｔｌｄｉｍｉｎｉｓｈｉｎａｎｄｂｒｅａｋｉｎｅｆｆｅｃｔｓｏｆｖｅｒｔｉｃａｌｓｅｃｉａｌｉｚａｔｉｏｎｏｎ ｇｙｇｇｐ
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（责任编辑 周一叶）
櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒（上接第９４页）
ｂｅｔｗｅｅｎ ｔｅｃｈｎｏｌｏｉｃａｌ ｌｅｖｅｌ ｏｆ ｍａｃｈｉｎｅｒｉｍｏｒｔｓ ａｎｄ ｔｏｔａｌ ｆａｃｔｏｒ －ｒｏｄｕｃｔｉｖｉｇｙｐ ｐ
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ｃｒｅａｓｉｎｅａｒ ｂｅａｒ ｗｈｉｌｅ ｔｈｅ ｒｏｏｒｔｉｏｎ ｏｆ ｌｏｗ－ｔｅｃｈ ｍａｃｈｉｎｅｒｉｍｏｒｔｓ ｉｓｇ ｙｙ ｙｐｐｙ ｐ
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，ｉｍｏｒｔ ｍｅｄｉｕｍ－ｔｅｃｈ ｍａｃｈｉｎｅｒｆｏｒ ｌａｃｋ ｏｆ ｆｕｎｄｓｔｅｃｈｎｏｌｏａｎｄ ｈｕ－ｍａｉｎｌ ｐｙ ｇｙ ｙ
，ｗｍａｎ ｃａｉｔａｌｈｉｌｅ ｄｅｖｅｌｏｅｄ ｃｏｕｎｔｒｉｅｓ ｍａｉｎｌｉｍｏｒｔ ｈｉｈ－ｔｅｃｈ ｍａｃｈｉｎｅｒｐｐｙ ｐｇｙ
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ｓｉｌｌｏｖｅｒ ｅｆｆｅｃｔｔｅｃｈｎｏｌｏｉｃａｌｇｐ
（责任编辑 周一叶）
·１０６·
第３７卷第１２期
年２０１１１２月财经研究
ＪｏｕｒｎａｌｏｆＦｉｎａｎｃｅａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃｓ Ｖｏｌ．３７Ｎｏ．１２
Ｄｅｃ．２０１１
垂直专业化下中国制造业
竞争力层次传导效应
２，梁运文１，张 帅２
（）复旦大学管理学院，上海２广西大学商学院，广西南宁５１．００４３３；２．３０００４基于竞争力层次传导观，文章对垂直专业化影响中国制造业竞争力层次传导 摘 要：
效应进行了系统实证研究。文章首先从资本和劳动密集二维角度，探讨了垂直专业化对然后通过因素递增多元回归和总体通径分析，探中国制造行业竞争力影响的方向与程度，
讨了中国制造业竞争力“垂直专业化→生产率→贸易竞争力→产业利润率”层次传导效应。研究发现，目前开放条件下垂直专业化对中国制造业竞争力层次传导的影响存在较显著的递减与断裂效应。对此，文章提出了以中国—东盟自由贸易区（为“外延ＣＡＦＴＡ）拓展空间”的突破战略构架。
垂直专业化；竞争力层次传导；递减与断裂效应；突破战略 关键词：
（）Ｆ４１５．１ 文献标识码：Ａ文章编号：１００１９９５２２０１１１２ 中图分类号：－－００９５－１２
一、引 言
作为当今全球产业组织核心特征的垂直专业化对中国制造业竞争力影响
）如何？张小蒂和孙景蔚（的研究表明，垂直专业化对中国资本（技术）密２００６集型产业竞争力的提升产生了良好的静态与动态促进效应，对劳动密集型产业竞争力具有负面影响，但总体动态上垂直专业化有利于中国产业竞争力提）升。胡昭玲（的研究显示，垂直专业化对中国工业竞争力提升产生了积２００７其中对资本（技术）密集型行业的积极影响要大于劳动密集型行业。极影响，
）、）唐铁球（张祎和黄欢（对中国制造业竞争力与垂直专业化关系的２００８２００８））研究结论与胡昭玲（的结论类似。文东伟和冼国明（证实，垂２００７２００９，２０１０直专业化所衍生的海外市场依存度、国内中间投入密集度以及研发密集度显著提升了中国制造业的贸易竞争力。王昆（的研究结论是，中国不同类２０１０）
收稿日期：２０１１－９－２６
；基金项目：国家自然科学基金资助项目（教育部哲学社会科学重大研究课题攻关项目７０８６３００１）
（）１０ＪＺＤ００２２
，作者简介：梁运文（男，广西灵川人，广西大学商学院教授，复旦大学管理学院博士后流动站研１９７５－）
究人员；
，张 帅（男，河南方城人，广西大学商学院研究生。１９８６－）
·９５·
型产业的垂直专业化对产业竞争力的影响不同。
上述有关垂直专业化与中国产业／工业或制造业竞争力关系的研究尽管
得出了许多有意义的结论，但结论不一致，而且仍然存在有待拓展探讨的地）方。首先，陈立敏等（认为，在当今开放的经济全球化时代，产业竞争力２００９——产业环境、——生产率、——贸包括“竞争力来源—竞争力实质—竞争力表现———产业利润率”竞争力结果—四个传导层次，而现有研究往往只关注易份额、
垂直专业化与中国制造业竞争力某一方面指标的关系，如垂直专业化与中国），制造业生产率的关系（孟祺和隋杨，而且主要集中在垂直专业化与中国２０１０张小蒂和孙景蔚，胡昭玲，文东制造业贸易出口竞争力的关系上（２００６；２００７；），伟和冼国明，因而缺乏关于垂直专业化与中国制造业竞争力四个传导２００９作为竞争力结层次实证关系的系统整体性和层次逻辑上的定量结论。其次，
果的中国制造业利润与垂直专业化的实证关系在现有研究文献中基本处于空白，而此方面的研究意义重大，因为利润不仅是产业获取竞争力的最终结果与根本目的，更是国民生活水平和国家经济的基石。第三，现有研究所用数据缺乏一致性，主要体现在由于我国制造业分类体系的前后不一致，作为现有研究中国统计年鉴》和《投入产出表》中制造业划分不一致，而且，现有数据来源的《
研究采用的进出口数据大多来自联合国Ｃ而《中国统计ＯＭＴＲＡＤＥ数据库，中产业分类体系与该数据库中商品分类标准也不一致，因此，需要将这年鉴》
三者不一致进行协调统一。
本文拟从以下两个方面深入研究垂直专业化与我国制造 基于以上考虑，业竞争力的实证关系：一是通过引入产业环境控制变量，从资本密集和劳动密集的二维角度，对垂直专业化影响中国制造业竞争力的定量关系进行结构上的分解与分析，以确定垂直专业化影响的方向与程度。二是基于竞争力层次传导观，通过因素递增多元回归和总体通径分析两个视角，深入探讨垂直专业化影响的内在层次传导效应，即分析中国制造业“垂直专业化→生产率→贸易层次传导的具体定量效应。竞争力→产业利润率”
二、测量指标设计和研究数据构造
一）测量指标设计 （
垂直专业化指数 １．
）利用投入产出表数据，发展了两种垂直专业化测度方ｕｍｍｅｌｓ等（２００１ Ｈ
法：一是测量一国出口价值中所含有的进口中间投入价值份额，二是测量一国出口价值中所含有的被他国家用来生产出口商品的中间投入品价值份额。第而这在实际二种方法需要得到目标出口国对于各个进口国详细的出口资料，
中很难实现，因此第一种方法就成为国内外学者比较认同和普遍使用的垂直专业化程度测量方法。根据该方法，某国产业总体垂直专业化指数ＶＳＳ为：·９６·
ｍ（－１ Ｖ
（）＝ＡＩ－ＡＤ）Ｘ１
ＸＸ
其中，维Ｘ是该国当年总出口额，ＶＳ是当年垂直专业化贸易总额，１×ｎ）μ为（ＳＳ＝ Ｖ
各元素为１的向量，维的进口中间品系数矩阵，Ａｍ是（ｎ×ｎ）ＸＶ表示（ｎ×１））维各产业出口向量，维国内直接消耗系数矩ｎ是产业部门数目。ＡＤ为（ｎ×ｎ
－１
）（阵，维单位矩阵，为里昂惕夫逆矩阵，用来表示产业关联Ｉ是（ｎ×ｎＩ－ＡＤ）
）和循环利用效应。利用（式，将产业ｉ的垂直专业化贸易额Ｖ１Ｓｉ除以对应的出口额Ｘ就可得到产业ｉ的垂直专业化指数ＶＳＳｉ，ｉ。
产业层次竞争力衡量指标 ２．）生产率衡量指标。生产率是竞争力的本质，本文选用《中国统计年鉴》１ （
中全员劳动生产率（作为评价指标，依据在于全员劳动生产率（是生ＰＲ）ＰＲ）产技术水平、经营管理水平、职工技术熟练程度以及劳动积极性的综合体现，可以较全面地评价生产效率，其计算公式是：Ｒ Ｐｉ＝
ＭＡＶｉ
ＮＥｉ
（）２
其中，用该产业总产出和中间投入的差额来衡量；ＭＡＶｉ是产业ｉ的增加值，ＮＥｉ是产业ｉ的平均从业人员。）贸易竞争力衡量指标。国际上常用的贸易竞争力评价指标包括显性２ （
、贸易竞争指数（和国际市场占有率（等。Ｒ比较优势指数（ＲＣＡ）ＴＣ）ＭＳ）ＣＡ指数是一国出口总额中某商品所占份额与世界出口总额中该商品所占份额之比，ＴＣ指标是一国某产业或商品进出口之差与进出口之和的比值，ＭＳ指数是一国某种产业或商品的出口总额与世界该产业或商品的出口总额之比。由于我国是以加工贸易为主，出口一般大于进口，ＴＣ指标不能很好地反映实际故本文采用Ｒ其计算公式是：情况，ＣＡ指标，
／ｃｉｃ
（）ＣＡ３ Ｒｉ＝／ＸｗＴＸｗｉ
其中，ＸＴＸｃｉ表示我国制造业ｉ行业当年出口额，ｃ表示我国当年商品出口总额，ＸｗＴＸｗ表示世界当年商品出口总额。ｉ表示世界制造业ｉ行业当年出口额，）产业利润率衡量指标。用利润来评价产业竞争力主要有两种方法：一３ （
二是计算产业的平均资产利润率。由于第是计算产业内所有企业的总利润，
一种方法在操作上不太可行，本文采用第二种方法，选用《中国统计年鉴》中总资产贡献率（作为评价指标。总资产贡献率能够反映产业全部资产的ＡＣＲ）获利能力，是评价和考核产业盈利能力的核心指标，其计算公式是：ＣＲ Ａｉ＝
ｔＩＥＧＰｉ＋Ｔｉ＋ｉ
ＴＡｉ
（）４
其中，税收总额和利息支出ＧＰＴｔＥｉ、ｉ和Ｉｉ分别代表产业ｉ当年的利润总额、总额，ＴＡｉ代表产业ｉ的平均资产总额。
·９７·
二）研究数据构造 （
数据来源 １．
商品出口总ＣＡ指标中各行业出口数据来自联合国ＣＯＭＴＲＡＤＥ数据库， Ｒ
，额数据来自《国际统计年鉴》中国统计年鉴》和ＰＲ和ＡＣＲ指标原始数据来自《《；中国工业经济统计年鉴》ＶＳＳ指标计算公式中进口中间品系数矩阵Ａｍ和国总产出和进出内直接消耗系数矩阵ＡＤ根据投入产出表中直接消耗系数矩阵、
口数据计算得到。由于１９９７年统计年鉴中工业统计口径发生了调整，ＡＣＲ指标只能计算１所以本文选取了１９９８年以后的，９９８－２００８年的数据。
数据的统一与对接 ２．
统一统计年鉴上制造业细分行业前后分类体系。１９９９－２００２年统 首先，
，其他制造业”计年鉴上制造业有２８个细分行业，２００３年增加“２００４－２００９年，则增加了“工艺品及其他制造业”和“废旧材料回收加工业”为了统一口径，本文采用１新增行业不加以考虑。９９９－２００２年２８个行业的体系，
对接投入产出表与统计年鉴中各行业。投入产出表（中制４２部门） 其次，
造业去掉“工艺品与其他制造业”和“废品废料”后有１本文将统５个细分行业，合并方法如下：计年鉴中制造业的２８个行业合并成投入产出表的１５个行业，以２将制造业的第１－４项合并为“食品制造及烟草加工００２年统计年鉴为例，，，第６－７项合并为“服装皮革羽绒及其制品业”第８－９项合并为“木材加业”
，，工及家具制造业”第１造纸印刷及文教用品制造业”第１０－１２项合并为“４，化学工业”第２金属冶炼及延压加工业，第－１８项合并为“０－２１项合并为“
，通用、专用设备制造业”最后形成了本文研究的１２３－２４项合并为“５个制造业细分行业，并按照顺序用１－１５的数字代码表示。参考经合组织（ＯＥＣＤ）标准分类，根据要素密集度把行业１－６归集到劳动密集型，行业７－１５归集到资本（技术）密集型。
对接统计年鉴中工业分类体系与联合国ＣＯＭＴＲＡＤＥ数据库。本 最后，
）”国际贸易商品标准分类（与我国工业各行业的对应关系进行文参照“ＳＩＴＣ３分类计算，并按照上文所述的方法进行行业合并，最终得到本文研究的我国制造业１５个细分行业的数据。
缺失数据处理 ３．
仅能获得１９９２年、１９９５年、１９９７年、２００２ 由于投入产出表的非连续性，
）年和２把１００７年五个年度的４２部门投入产出表。宗毅君（２００８９９２年、１９９５）年、利用黑田（法外推出１９９７年和２００２年的投入产出表作为基本表，Ｋｕｒｏｄａ相邻年份的直接消耗系数矩阵，进而计算出１９９２－２００５年各行业的ＶＳＳ指并采取类似方法，利用数。本文参考了１９９８－２００５年各行业的ＶＳＳ指数，
工业增２００７年投入产出表计算出２００６－２００８年各行业的ＶＳＳ指数。此外，加值缺失２走向世界的中００４年和２００８年的数据，２００４年的数据本文参考《·９８·
梁运文、张 帅：垂直专业化下中国制造业竞争力层次传导效应
（，国制造业》郭克莎等，２００７）２００８年的以２００７年为基数按照工业总产值的
增长比例计算得到。
三、垂直专业化影响的二维结构分解
一）回归模型设定 （
从资本密集 本文通过引入产业环境控制变量提高回归方程的拟合优度，
和劳动密集的二维分类属性角度，通过回归模型分别分析垂直专业化对中国制造业生产率、贸易竞争指数和利润率的影响方向与程度。本文利用１９９８－构建回归模型如下：２００８年我国１５个制造业的面板数据，
（）ＩＣＳＳＦＩＳＰＬＳＩ５ ＣＭδｉｔ＝０＋１Ｖｉｔ＋２ｉｔ＋３ｉｔ＋４Ｋｉｔ＋５ｉｔ＋ｉｔββββββ
其中，即ＰＣＭＩＣＲ、ＲＣＡ和ＡＣＲ三大指ｉｔ表示中国制造业国际竞争力指标，用来衡量行标；ＶＳＳＦＩｉｔ表示垂直专业化指数；ｉｔ是行业的人均固定资产投资，业的投资水平；用来衡量行业劳ＳＰｉｔ是工程技术人员占全部从业人员的比例，动力的技术水平；用来衡量ＫＬｉｔ是平均固定资产净值和全部从业人员的比值，行业的要素禀赋情况；用来衡量ＳＩｉｔ是行业销售收入和内部企业个数的比值，行业内企业规模，它对市场竞争力有很大的影响；δ０是常数项；ｉｔ是误差项。β由于经验数据分析显示垂直专业化对我国制造业国际竞争力的影响存在较显著的“要素密集度”差异，因此本文把制造业分为劳动密集型和资本（技术）密）集型两类进行检验，即在模型（的基础上引入反映“要素密集度”差异的虚拟５变量，修正后的回归模型如下：
ＩＣＳＳＦＩＳＰＬＳＩＳＳＤ ＣＭδｉｔ＝０＋１Ｖｉｔ＋２ｉｔ＋３ｉｔ＋４Ｋｉｔ＋５ｉｔ＋６Ｖｉｔｉ＋ｉｔβββββββ
（）６其中，当ｉ为劳动密集型行业时取０，当ｉ为Ｄｉ是反映要素密集度的虚拟变量，资本（技术）密集型行业时取１。
二）计量分析结果 （
根据检验结果（相关检验ｖｉｅｗ６．０对模型做了Ｈａｕｓｍａｎ检验， 本文首先用Ｅ
）结果见表１选用固定效应模型，然后通过Ｆ检验选择了个体固定效应模型。为了消除截面的异方差性，本文采用以截面残差方差为权数的广义最小二乘法（）。模型（））。和模型（的计量分析结果见表１ＥＧＬＳ５６
表１ 垂直专业化对中国制造业竞争力影响的计量结果
ＰＲ（Ⅰ）
常数项垂直专业化
（）ＶＳＳ人均固定资产
）投资（ＦＩ
ＲＣＡ（Ⅰ）
ＡＣＲ（Ⅰ）８．９１９
＊＊＊（）７．３００．１６７＊＊＊（）５．１６
ＰＲ（Ⅱ）
ＲＣＡ（Ⅱ）
ＡＣＲ（Ⅱ）８．６４６
＊＊＊（）６．７６０．３４４＊＊＊（）６．６８
－３．３０６２．４４５
＊＊＊＊＊＊（）（）－３．７１１４．４７０．１５７＊＊＊（）６．８６３．１２３＊＊＊（）８．１７
０．０４６
＊＊＊（）９．０９
－３．３０７２．５６８
＊＊＊＊＊＊（）（）－３．８１１２．４５０．１１８＊＊＊（）４．４８２．９１４＊＊＊（）７．６２
－０．０１９
＊＊（）－２．４１
－１．６０７－０．０６１
＊＊＊（）（）－１．１７－３．１３－０．１６４－１．４７
＊＊＊＊＊（））－２．０７－２．９４
·９９·
０１１年第１２期财经研究２
续表１ 垂直专业化对中国制造业竞争力影响的计量结果
ＰＲ（Ⅰ）
工程技术人员
比例（ＳＰ）行业要素禀赋（ＫＬ）企业平均销售
）规模（ＳＩ
ＶＳＳＤＨａｕｓｍａｎ检验ｐ值Ｆ检验ｐ值
２ 修正Ｒ
ＲＣＡ（Ⅰ）－０．０４１
＊＊＊（）－３．２３－０．０１
（）－１．０－０．０１９（）－１．４５
—０．０００４ ０．０００．９７３ ３１０．５３
ＡＣＲ（Ⅰ）０．００１
（）０．１２
ＰＲ（Ⅱ）０．１５７
＊＊（）２．６０
ＲＣＡ（Ⅱ）－０．０３８
＊＊（）－２．５６
ＡＣＲ（Ⅱ）０．０１３
（）０．１６
０．１５２
＊＊（）２．４６０．２０９＊＊＊（）３．６４０．９０９
（）１３．５８＊＊＊
—０．０００２ ０．０００．９６３ ２２６．４２
－０．２０８０．２０
＊＊＊（）（）＊＊＊－２．８４３．５７０．９７３
（）１１．０＊＊＊
—０．００１８ ０．０００．８４４ ４７．７６
０．９２３
（）１４．０７＊＊＊０．０７５（）２．７８＊＊＊
０．００ ０．０００．９６５ ２２５．５３
－０．２２８－０．００２
＊＊＊（））－０．１７－２．８８０．９９５－０．００９
（）（）－０．４９１１．０８＊＊＊０．０７５－０．２２６
＊＊＊（））８．８９－４．７３＊＊＊
０．００ ０．０００．９８１ ４３４．７５
０．０００．０００．８６４５３．１３
Ｆ统计值
垂直专业化在总体上对中国制造业竞争力三层次指标都有正 表１显示，
但在区分劳动密集型和资本（技术）密集型行业后作用却不一致。将表效应，
垂直专业化对中国制造业竞争力各层次的影响作１中相关数据整理计算后，用方向和程度如表２所示。
表２ 垂直专业化影响中国制造业层次竞争力的方向与程度
竞争力层次制造业总体
影响系数作用方向影响系数作用方向
ＶＳＳ→ＰＲ ０．１５７ 正０．１１８正０．１９３ 正
ＶＳＳ→ＲＣＡ ０．０４６ 正－０．０１９ 负０．０５６ 正
ＶＳＳ→ＡＣＲ０．１６７正０．３４４正０．０７８正
劳动密集型
行业
技术）影响系数资本（
密集型行业作用方向
三）计量分析结论 （
垂直专业化对我国制造业全员劳动生产率影响的结构分解 １．
技术）密集型、劳动密集型以及制造业总体的全员劳 垂直专业化对资本（
动生产率影响均为“正向”驱动效应，但对资本（技术）密集型行业的“正向”效。这表明由垂直专业化所引致的技术扩散、应最大（影响系数为０．规模１９３）经济和比较优势等因素，已有效地促进了中国制造业全员劳动生产率的提高，特别是对资本（技术）密集型制造行业的影响更为显著。
垂直专业化对我国制造业贸易竞争力影响的结构分解 ２．
技术）密集型行业贸易竞争力的影响为 垂直专业化对制造业总体和资本（
“正向”驱动效应，但对劳动密集型行业贸易竞争力的影响已出现“负向”驱动）。这表明随着全球制造产业垂直专业化的深入，效应（影响系数为－０．中０１９·１００·
梁运文、张 帅：垂直专业化下中国制造业竞争力层次传导效应
国劳动密集型制造行业和资本（技术）密集型制造行业的贸易竞争力出现了彼消此长的更替或替代演进趋势。
垂直专业化对我国制造业利润竞争力影响的结构分解 ３．
正向”驱动 尽管垂直专业化对中国制造业总体利润竞争力的影响呈现出“
———对劳动密集型行业的“效应，但存在较为严重的“不对称驱动态势”正向”效应达０．而对资本（技术）密集型行业的“正向”驱动效应只有０只３４４，．０７８，、干中学”管理协调成本节有前者的２３％。这表明尽管由垂直专业化引致的“省等因素已经有效地促进了中国制造业总体利润竞争力的提高，但对资本（技术）密集型制造行业的影响不显著。
四、垂直专业化影响的层次传导效应
贸易竞争力和产业利润三层次指标间存在因果相关关系，垂 由于生产率、
直专业化对一个指标的影响可能会引起其他指标的变动。故此，本文拟通过因素递增多元回归和总体通径分析两个视角，深入探讨中国制造业“垂直专业化→生产率→贸易竞争力→产业利润率”层次累积传导机制的定量关系效应及其政策含义。
一）因素递增多元回归层次传导总体效应分析 （
因素递增多元回归模型设定 １．
本文构建因素 考虑到产业竞争力低层次驱动因素是高层次因素的基础，
（）递增多元回归分析模型时采取如下方法：首先用垂直专业化指数（对１ＶＳＳ）（第三层次的生产率竞争力指标（进行回归分析；然后把垂直专业化指ＰＲ）２））和生产率竞争力指标（作为解释变量对第二层次的贸易竞争力数（ＶＳＳＰＲ）（）、指标（进行回归分析；最后把垂直专业化指数（生产率竞争力ＲＣＡ）３ＶＳＳ）指标（和贸易竞争力指标（作为解释变量，对最高层次的产业利润指ＰＲ）ＲＣＡ）标（进行回归分析。根据以上思路，因素递增多元回归模型联立方程组ＡＣＲ））、式所示，其中Ｃ为常数项，和δ如（７ｉ＝１，２，３）ｉ＝１，２，３）ｉ＝１，２）αｉ（ｉ（ｉ（１为β）相关系数，为误差项。ｉ＝１，２，３εｉ（
ＰＲ＝ＣＳＳ＋αε１＋１Ｖ１
ＲＣＡ＝ＣＳＳ＋βＰＲ＋αε ２＋２Ｖ１２ＡＣＲ＝ＣＳＳ＋βＰＲ＋δＣＡ＋αε３＋３Ｖ２１Ｒ３（）７
．ＥＧＬＳ回归计量结果分析 ２
利用１９９８－２００８年我国制造业各项指标的面 本文采用个体固定效应模型，
）板数据，将联立方程组各个方程依次进行Ｅ统计检验结果显示（式ＧＬＳ回归，７中各解释变量具有较强的显著性。具体的计量结果如表３所示，结果显示：）即使在引入了中间层次竞争力因素后，垂直专业化（对中国制造１ＶＳＳ） （
业竞争力三层次指标的影响均具有正向传导效应，其中对生产率竞争力（ＰＲ）
·１０１·
０１１年第１２期财经研究２
，的驱动效应最大（对贸易竞争力（的驱动效应最小（．６７２）ＲＣＡ）αα１＝０２＝）。（）中国制造业“生产率（２ＰＲ）ＲＣＡ）０．０４７→贸易竞争力（→产业利润率（”，间的层次传导呈现出负驱动效应（而“生ＡＣＲ）０．０１８，０．４４９）δ１＝－１＝－β”。产率（间的跨层次传导驱动效应为正（ＰＲ）ＡＣＲ）０．３５４）→产业利润率（２＝β
这说明中国制造业并没有形成“垂直专业化→生产率→贸易竞争力→产业利，间的良性层次传导驱动效应，而是发生了驱动传导机制的“断裂”该“断润率”
裂”位于贸易竞争力环节。
表３ 垂直专业化影响的因素递增多元回归层次传导总体效应
生产率（ＰＲ）
常数项Ｃｉ
）垂直专业化（ＶＳＳ生产率（ＰＲ）贸易竞争力（ＲＣＡ）
２
修正Ｒ
贸易竞争力（ＲＣＡ）
１．９８３
＊＊＊（）３２．８０．０４７＊（）＊＊８．６－０．０１８＊（）＊＊－３．３
—０．９７１ ３４９．７７
产业利润率（ＡＣＲ）
５．６０８
＊＊＊（）１２．００．１６３＊（）＊＊５．２０．３５４＊（）＊＊８．７－０．４４９＊＊（）－２．２０．８３７５０．３９
－２．４３３
＊＊（）＊５．００．６７２＊＊＊（）２３．８
——０．８２７ ５３．３４
Ｆ统计值
二）总体通径层次传导总体效应分析 （
生产率、贸易竞争力和产业利润率四者之间的理论层次 根据垂直专业化、
传导因果关系，本文构建的总体通径模型如图１所示。本文采取分解Ｐｅａｒ－计算出１ｓｏｎ相关系数的通径分析方法，９９８－２００８年我国制造业竞争力各项指标之间的Ｐ用ｚ利用公式ｒｅａｒｓｏｎ相关系数ｒｉｉ表示变量ｉ的标准化形式，ｉｊ，ｊ＝
，见表４）变量ｉ通过变量ｊ作用ｚｚ∑ｉｊ求得各变量之间的直接通径系数（
ｎ
在变量ｋ的间接通径系数则为ｒｐｉｋｊｊ。本文计算出的垂直专业化影响的通径结果显示：层次传导总体效应如表５所示，
）尽管垂直专业化（对中国制造业三层次国际竞争力的总效应均１ＶＳＳ） （为正，但在“垂直专业化（ＶＳＳ）ＰＲ）ＲＣＡ）→生产率（→贸易竞争力（→产业利
”润率（层次传导过程中呈现递减趋势，从总作用系数０垂直专业ＡＣＲ）．４５３（。这表明越高化→生产率）递减至微弱的０垂直专业化→产业利润率）．００８（层次的中国制造业国际竞争力支撑因素受垂直专业化的驱动效应越低，特别是作为国民生活水平和国家经济基石的产业利润率，受益于垂直专业化的驱动效应非常弱。
））尽管垂直专业化（对贸易竞争力（的直接作用系数较高，达２ＶＳＳＲＣＡ） （
到０但通过Ｐ．３４３，Ｒ传导的间接作用系数却是－０．２０５。这表明中国制造业·１０２·
梁运文、张 帅：垂直专业化下中国制造业竞争力层次传导效应
贸易竞争力的提升主要得益于垂直专业化所导致的中间品贸易的扩大，而非产业竞争力各层次之间的良性循环效应。
）垂直专业化对中国制造业利润率竞争力的直接作用为负，达到较严重３ （
的－０制造业利润分配”中的讨．３０３。这表明垂直专业化严重削弱了中国在“价还价力量，垂直专业化国际经济利益主要被发达国家所占有。
））垂直专业化（通过生产率（和贸易竞争力（对产业利润率４ＶＳＳＰＲ）ＲＣＡ） （
传导的间接“弥补”效应严重不对称，其中通过生产率（传导的间接“弥补”效ＰＲ），应达到０占９而通过贸易竞争力（传导的间接“弥补”效应只有．２８２０％，ＲＣＡ），仅占１垂直专业化→生产率→０．０２９０％。这再次说明中国制造业并没有形成“贸易竞争力→产业利润率”间的良性层次传导驱动效应，产业利润率竞争力的提而是主要依靠产业生产率的提升
。升并不是主要依靠市场份额的表现，
图１ 垂直专业化影响的层次传导通径分析模型
表４ Ｐｅａｒｓｏｎ相关系数和直接通径系数
Ｐｅａｒｓｏｎ相关系数直接通径系数
ｒ１０ｐ１０
ｒ２０ｐ２０
ｒ３０ｐ３０
ｒ２１ｐ２１
ｒ３１ｐ３１
ｒ３２－０．０１７４７
ｐ３２
０．４５３４１４．１３７９８９．００７９５６ ０ ００．４５３４１４．３４２５０３ ０
－０．２９５７６．４２３８５７０
－０．３０３３８－０．４５１０５．６２３１３４．２０８６８７０ ０
表５ 垂直专业化影响的通径层次传导总体效应
垂直专业化（ｚｚ０生产率（１）
直接系数间接系数总作用
（０．４５３ｐ１０）
—０．４５３
贸易竞争力（ｚ２）（０．３４３ｐ２０）
通过ＰＲ：ｒ０．２０５ｐ１０２１＝－
０．１３８
产业利润率（ｚ３）（－０．３０３ｐ３０）
通过ＰＲ：ｒ０．２８２ｐ１０３１＝通过ＲＣＡ：ｒ０．０２９ｐ２０３２＝
：合计０．３１１
０．００８
五、研究结论与突破战略设计
一）研究结论 （
目前制约我国制造业竞争力进一 上述垂直专业化影响的实证研究表明，
步提升的根本“症结”在于：一是在既有的“南北型”垂直专业化分工格局下，中国资本（技术）密集型制造业难以摆脱发达国家政府、国际大购买商和跨国生
·１０３·
０１１年第１２期财经研究２
（），产型公司三者联手进行的“三重利润压榨”梁运文，作为我国国民生活２０１０水平和国家经济发展基石的产业利润竞争力难以进一步提升；二是我国劳动，密集型制造业仍囿于“就中国取材”在利用垂直专业化开拓国外自然原材料，资源“飞地空间”减轻中国自然资源生态压力，从而持续提升生产率和贸易竞症结”最终导致了开放条件下目争力的战略进取心严重不足。上述两大根本“
前中国制造业竞争力“垂直专业化→生产率→贸易竞争力→产业利润率”层次传导效应的递减与断裂。
二）突破战略构架设计 （
，）俘获困境”刘志彪（０年后的中国如何突破发展的“２００７ 对于改革开放３
认为有效的战略途径是：首先凭借中国庞大市场的需求效应发展国家价值链（，，简称ＮＶ形成并掌控高端优势；然后以此进入周ＮａｔｉｏｎａｌＶａｌｕｅＣｈａｉｎＣ）
边国家或具有相似特征的发展中国家，进而建立起自己主导的区域价值链（，；简称ＡＶ最后打入发达国家市场，建立起均衡型甚至ＡｒｅａＶａｌｕｅＣｈａｉｎＣ）
。自己主导的全球价值链（ＧＶＣ）本文认为，有效突破当前中国制造业国际竞争力“垂直专业化→ 基于此，
生产率→贸易竞争力→产业利润率”层次传导递减与断裂困境的战略选择是以Ｃ中国—东盟自由贸易区）为中国制造业垂直专业化的“外延拓展ＡＦＴＡ（，空间”为中国资本（技术）密集型制造业构建具有“利润分配”主导权的产业价。中国—东盟值链，为中国劳动密集型制造业构建自然资源投入“飞地空间”自由贸易区（简称Ｃ是迄今为止中国与其他国家经济体建立和建成的ＡＦＴＡ）第一个自由贸易区，并且是目前中国融入区域国际化合作最成功的项目。伴随着Ｃ贸易与投资政策的自由化以及中国—东盟“ＡＦＴＡ建设进程的深化、１０”国范围内的产业组织方式、组织形式和国际分工模式逐渐网络组织化，双＋１
穿透”在Ｃ方企业与产业的边界将“１１国的国界，ＡＦＴＡ地域空间内寻找最优“集聚地点”进行布局，１１国间的分工模式也将从产业间水平分工逐渐向产品内部部件、增值过程、生产环节以及生产要素等垂直专业化复合分工模式发展，简称ＣＡＦＴＡ价值链（Ｃｈｉｎａ－ＡＳＥＡＮ Ｆｒｅｅ Ｔｒａｄｅ Ａｒｅａ Ｖａｌｕｅ Ｃｈａｉｎ，将逐步演进生成。在此背景下，本文认为，ＣＡＦＴＡ－ＶＣ）ＣＡＦＴＡ－ＶＣ可以
说是ＡＶ断裂Ｃ的具体化，ＣＡＦＴＡ－ＶＣ的演进生成将为当前处于层次传导“困境”的中国制造业国际竞争力的进一步提升开辟出一条“ＮＶＣ→ＣＡＦＴＡ－转型发展战略路径。Ｃ”ＶＣ→ＧＶ
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ＭａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎＣｏｍｅｔｉｔｉｖｅｎｅｓｓｇｐ
ＶｅｒｔｉｃａｌＳｅｃｉａｌｉｚａｔｉｏｎｕｎｄｅｒ ｐ
１２２ＬＩＡＮＧＹｕｎ －ｗｅｎ，ＺＨＡＮＧ Ｓｈｕａｉ ，
（ＳｃｈｏｏｌｏＭａｎａｅｍｅｎｔ，Ｆｕｄａｎ ＵｎｉｖｅｒｓｉｔＳｈａｎｈａｉＣｈｉｎａ；１． ２００４３３，ｆ ｇｙ，ｇ
ＳｃｈｏｏｌｏＢｕｓｉｎｅｓｓ，ＧｕａｎｘｉＵｎｉｖｅｒｓｉｔＮａｎｎｉｎＣｈｉｎａ）２． ３０００４，ｆ ｇｙ，ｇ５
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ｏｆｖｅｒｔｉｃａｌｓｅｃｉａｌｉｚａｔｉｏｎｏｎｔｈｅｈｉｅｒａｒｃｈｉｃａｌｃｏｎｄｕｃｔｉｏｎｅｆｆｅｃｔｏｆＣｈｉｎａ’ｓ ｐ
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，ｏｆｃｏｍｅｔｉｔｉｖｅｎｅｓｓ．Ｆｉｒｓｔｌｉｔｄｉｓｃｕｓｓｅｓｔｈｅｅｆｆｅｃｔｏｆｖｅｒｔｉｃａｌｓｅｃｉａｌｉｚａｔｉｏｎ ｐｙｐ
’ｏｎＣｈｉｎａｓｍａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｃｏｍｅｔｉｔｉｖｅｎｅｓｓｆｒｏｍｔｈｅｃａｉｔａｌａｎｄｌａｂｏｒｉｎｔｅｎ －ｇｐｐ
ｓｉｖｅａｎｌｅｓ．Ｔｈｅｎｔｈｒｏｕｈｆａｃｔｏｒ －ｉｎｃｒｅａｓｉｎｍｕｌｔｉｌｅ ｒｅｒｅｓｓｉｏｎ ａｎｄ ｅｎｅｒａｌｇｇｇｐｇ ｇ
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·１０５·
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ｔｈｒｏｕｈ ｓｔｒａｔｅｉｃ ｆｒａｍｅｗｏｒｋ ｒｅａｒｄｉｎＣｈｉｎａ－ＡＳＥＡＮ Ｆｒｅｅ Ｔｒａｄｅ Ａｒｅａ ａｓｇｇｇｇ
ｔｈｅ ｅｘｔｅｎｄｉｎｓａｃｅ．ｇ ｐ
：ｖ；ｈｅｗｏｒｄｓ Ｋｅｒｔｉｃａｌ ｓｅｃｉａｌｉｚａｔｉｏｎｉｅｒａｒｃｈｉｃａｌ ｃｏｎｄｕｃｔｉｏｎ ｏｆ ｃｏｍｅｔｉ－ｙｐｐ
；ｄ；ｂｔｉｖｅｎｅｓｓｉｍｉｎｉｓｈｉｎａｎｄ ｆｒａｃｔｕｒｉｎｅｆｆｅｃｔｓｒｅａｋｔｈｒｏｕｈ ｓｔｒａｔｅｇ ｇ ｇｇｙ
（责任编辑 周一叶）
櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒櫒（上接第９４页）
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：，ｔｆｒｏｍ ｔｈｅ ａｎｌｅ．Ｔｈｅ ｒｅｓｕｌｔｓ ａｒｅ ａｓ ｆｏｌｌｏｗｓｆｉｒｓｔｌｔｈｅ ｔｅｃｈｎｏｌｏ－ｒｏｄｕｃｔｙｇｙｇ ｐ
’，ｉｃａｌ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ｏｆ Ｃｈｉｎａｓ ｍａｃｈｉｎｅｒｉｍｏｒｔｓ ｉｓ ｃｏｎｓｔａｎｔｌｂｅｉｎｕｒａｄｅｄｙ ｐｙ ｇ ｐｇ
ｒｏｏｒｔｉｏｎａｎｄ ｔｈｅ ｏｆ ｍｅｄｉｕｍ－ｔｅｃｈ ａｎｄ ｈｉｈ－ｔｅｃｈ ｍａｃｈｉｎｅｒｉｍｏｒｔｓ ｉｓ ｉｎ－ｐｐ ｇｙｐ
ｃｒｅａｓｉｎｅａｒ ｂｅａｒ ｗｈｉｌｅ ｔｈｅ ｒｏｏｒｔｉｏｎ ｏｆ ｌｏｗ－ｔｅｃｈ ｍａｃｈｉｎｅｒｉｍｏｒｔｓ ｉｓｇ ｙｙ ｙｐｐｙ ｐ
；ｓ，ｄｄｅｃｌｉｎｉｎｃｏｎｔｉｎｕｏｕｓｌｅｃｏｎｄｌｅｖｅｌｏｉｎｃｏｕｎｔｒｉｅｓ ｉｎｃｌｕｄｉｎＣｈｉｎａ ｇｙｙｐｇｇ
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’ｅｍｂｏｄｉｅｄ ｔｅｃｈｎｏｌｏｉｃａｌ ｓｉｌｌｏｖｅｒ ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ Ｃｈｉｎａｓ ｍａｃｈｉｎｅｒｉｍｏｒｔｓ ｉｓ ｓｉ－ｇｐｙｐｇ
，ｎｉｆｉｃａｎｔｗｈｉｃｈ ｍａｉｎｌｌａｓ ａ ｒｏｌｅ ｉｎ ｎｏｎ－ｎｅｕｔｒａｌ ｔｅｃｈｎｏｌｏｉｃａｌ ｒｏｒｅｓｓ．ｙ ｐｙｇｐｇ
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ｓｉｌｌｏｖｅｒ ｅｆｆｅｃｔｔｅｃｈｎｏｌｏｉｃａｌｇｐ
（责任编辑 周一叶）
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