進口中間品能否提升中國工業(yè)企業(yè)加成率

諸竹君

(浙江大學 經(jīng)濟學院，浙江 杭州 310027)

進口中間品能否提升中國工業(yè)企業(yè)加成率

諸竹君

(浙江大學 經(jīng)濟學院，浙江 杭州 310027)

本文利用中國工業(yè)企業(yè)—海關(guān)匹配數(shù)據(jù)庫，通過倍差法實證研究了中國工業(yè)企業(yè)進口中間品的“加成率效應”，研究結(jié)果表明：總體上，中國企業(yè)進口中間品后加成率顯著下降；從事一般貿(mào)易的企業(yè)進口中間品后獲得了正向“加成率效應”，而從事加工貿(mào)易和混合貿(mào)易的企業(yè)進口中間品都顯著降低了企業(yè)加成率；分所有制類型的研究結(jié)果表明，國有企業(yè)進口中間品后加成率顯著提升，而民營企業(yè)和外資企業(yè)進口中間品后加成率顯著惡化；從不同要素密集度視角出發(fā)，勞動密集型和資本密集型企業(yè)進口中間品后加成率顯著下降，而技術(shù)密集型企業(yè)通過進口中間品可以提升加成率水平。在經(jīng)驗分析的基礎(chǔ)上，文章還通過概念模型探究了貿(mào)易方式對進口中間品企業(yè)加成率影響的作用機制。進一步，本文證實進口中間品通過價格渠道影響了企業(yè)加成率。

加成率；進口中間品；加工貿(mào)易；全球價值鏈；倍差法

一、引言

2014年以來中國經(jīng)濟進入“新常態(tài)”，經(jīng)濟增速的持續(xù)放緩讓社會和學界都在熱議如何實現(xiàn)中國經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型升級。一種學術(shù)觀點認為提升中國企業(yè)的全要素生產(chǎn)率是回答該問題的關(guān)鍵。然而，又是何種路徑能促進這種轉(zhuǎn)變？一種潛在的可能是進口更為先進、數(shù)量更多的中間品。理論上，進口更多種類和更高質(zhì)量的中間品可以通過水平效應和垂直效應促進企業(yè)的生產(chǎn)率水平提高[1][2][3]；實證方面，已有相關(guān)文獻證實進口中間品促進了企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升[4][5]。因此，發(fā)展進口中間品貿(mào)易成為促進企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的重要力量。經(jīng)濟學認為企業(yè)追求“利潤最大化”，所以中間品進口能否提升企業(yè)的盈利水平是決定企業(yè)內(nèi)生選擇進口中間品的重要因素。當大量的研究還在探討進口中間品對企業(yè)生產(chǎn)率的影響時，還鮮有文獻從理論和實證角度對進口中間品后的“加成率效應”進行研究。根據(jù)Melitz和Ottaviano模型的基本結(jié)果，生產(chǎn)率越高的企業(yè)其加成率水平就越高，而上文的論述表明進口中間品能提升企業(yè)的生產(chǎn)率水平，因而自然的結(jié)果是：進口中間品能夠提升企業(yè)加成率[6]。根據(jù)匈牙利企業(yè)微觀數(shù)據(jù)的實證研究表明，進口顯著提升了企業(yè)加成率水平且該效應大于出口對企業(yè)加成率的影響[7]。但是，中國企業(yè)的結(jié)果是否會相同，還沒有文獻給出結(jié)論。

從中國進口貿(mào)易的實際出發(fā)，有較大比例的企業(yè)通過加工貿(mào)易進口中間品。那么一種潛在的可能是：較高的加工貿(mào)易比重，進而較低的全球價值鏈地位可能會制約進口中間品對企業(yè)加成率的促進作用。在中國提出加工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級的背景下，將貿(mào)易方式、進口中間品和企業(yè)加成率納入同一研究框架中是具有理論和實踐價值的。文章接下來的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是文獻回顧，并在此基礎(chǔ)上指出本文可能的創(chuàng)新之處；第三部分介紹本文使用的數(shù)據(jù)和變量，通過DLW法測算企業(yè)加成率并列出相關(guān)特征性事實；第四部分在Kasahara和Rodrigue的模型基礎(chǔ)上[8]，建立進口中間品影響企業(yè)加成率的理論框架并實證檢驗中國企業(yè)進口中間品的“加成率效應”；第五部分分析貿(mào)易方式對中間品進口企業(yè)加成率的影響并深入探究進口企業(yè)內(nèi)生選擇較低全球價值鏈地位的原因；第六部分得出結(jié)論，在此基礎(chǔ)上提出本文的政策含義。

二、文獻回顧

與本文研究主題相關(guān)的文獻主要有以下三類：第一類是對開放條件下加成率動態(tài)化及其與生產(chǎn)率和進出口行為關(guān)系的研究；第二類是關(guān)于進口中間品與企業(yè)生產(chǎn)率關(guān)系的研究；第三類是探討不同貿(mào)易方式出口企業(yè)全球價值鏈地位的研究。

第一類文獻與本文主題直接相關(guān)，主要從貿(mào)易角度出發(fā)探討其對企業(yè)加成率的影響。Melitz和Ottaviano的模型(以下簡稱M-O模型)為這類研究奠定了理論基礎(chǔ)，該模型開創(chuàng)性地將企業(yè)在出口市場的定價進而出口加成率內(nèi)生化。M-O模型表明企業(yè)生產(chǎn)率越高就越容易克服出口所面臨的固定成本，也即出口企業(yè)通常比不出口企業(yè)具有更高的加成率[6]。Kugler和Verhoogen認為出口企業(yè)比國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)更高品質(zhì)的產(chǎn)品，在其他條件相同情況下，出口企業(yè)的加成率就會較高[9]。然而企業(yè)加成率的測度一直困擾學術(shù)界，這一難題被De Loecker和Warzynski提出的生產(chǎn)法(以下簡稱DLW法)解決之后，有關(guān)企業(yè)加成率的實證研究開始興起。De Loecker 和Warzynski利用斯洛文尼亞企業(yè)數(shù)據(jù)庫估算了企業(yè)加成率，并認為競爭政策和貿(mào)易政策都能作用于加成率[10]。Bellone等運用法國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，對M-O模型的結(jié)論進行了計量檢驗，結(jié)果表明出口行為促進了企業(yè)加成率提升[11]。國內(nèi)研究則發(fā)現(xiàn)中國存在低價出口之謎，出口企業(yè)的加成率低于非出口企業(yè)，并認為貿(mào)易政策、國內(nèi)市場分割和出口產(chǎn)品質(zhì)量是造成該謎題的重要原因[12][13][14]。

第二類文獻研究進口中間品對企業(yè)生產(chǎn)率的作用，其理論基礎(chǔ)是從宏觀層面研究中間品的新增長理論[1][2][3]。較早從微觀層面出發(fā)進行研究的是Kasahara和Rodrigue，其實證觀點是進口中間品促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升[8]。還有學者從貿(mào)易自由化的角度出發(fā)，探究企業(yè)生產(chǎn)率增長的源泉，發(fā)現(xiàn)進口中間品使用提供了三分之一的增長動力[5]。而出口關(guān)稅的下降直接促成了中間品進口企業(yè)生產(chǎn)率的顯著提升[15]。國內(nèi)的研究發(fā)現(xiàn)中國企業(yè)存在相似的現(xiàn)象，中間品進口企業(yè)的生產(chǎn)率水平更高，企業(yè)從非進口狀態(tài)轉(zhuǎn)為進口狀態(tài)能促進全要素生產(chǎn)率提高[4]。

第三類文獻關(guān)注的是不同貿(mào)易方式出口企業(yè)的全球價值鏈地位。其中一篇文獻認為中國企業(yè)通過加工貿(mào)易嵌入全球價值鏈，并顯著提升了生產(chǎn)率水平[16]。另有文獻指出加工貿(mào)易是造成中國出口企業(yè)“生產(chǎn)率悖論”以及貿(mào)易增加值低下的重要原因，論證了中國出口企業(yè)位于全球價值鏈低端的現(xiàn)實問題[17][18]。還有文獻從出口企業(yè)動態(tài)層面分析認為，通常加工貿(mào)易企業(yè)的出口增長率較低、產(chǎn)品多樣化程度較低并且長期集中于更少的東道國市場[19]。另外，Manova和Yu通過加工貿(mào)易與一般貿(mào)易的比較刻畫了出口企業(yè)全球價值鏈地位，并指出該地位會影響其盈利能力，而廣泛存在的融資約束導致中國企業(yè)內(nèi)生選擇較低的全球價值鏈地位[20]。

第一類文獻聚焦于出口行為對企業(yè)加成率的影響，存在兩點局限性：一是以靜態(tài)分析為主，并未檢驗開放行為的動態(tài)效應；二是重點關(guān)注出口貿(mào)易，較少涉及對企業(yè)進口行為的深入分析。第二類文獻側(cè)重從生產(chǎn)率層面分析企業(yè)進口中間品的績效，局限性在于企業(yè)追求的是“利潤最大化”，忽視盈利能力評價將會制約對進口中間品效應的進一步認識。第三類文獻在全球價值鏈分析的基礎(chǔ)上深化了對貿(mào)易方式影響異質(zhì)性的探究，不足之處在于以統(tǒng)計測算研究為主，缺乏從經(jīng)濟學原理出發(fā)的理論探討。與上述文獻相比，本文可能的創(chuàng)新之處在于：(1)在Kasahara和Rodrigue模型基礎(chǔ)上[8]，構(gòu)建了一個可以解釋進口中間品對企業(yè)加成率產(chǎn)生影響的理論框架，該框架表明進口中間品會提升企業(yè)加成率的水平；(2)引入貿(mào)易方式，從中間品進口企業(yè)全球價值鏈視角對進口中間品的“加成率效應”進行解釋，并認為融資約束是造成企業(yè)內(nèi)生選擇較低全球價值鏈地位的重要原因，深化了對該效應的理解；(3)在實證分析基礎(chǔ)上，通過概念模型進一步分析了不同貿(mào)易方式下進口中間品異質(zhì)性影響的作用機制，一定程度上彌補了現(xiàn)有理論分析的不足。

三、數(shù)據(jù)、變量與特征性事實

(一)數(shù)據(jù)來源

本文主要的數(shù)據(jù)來源是2000～2007年國家統(tǒng)計局的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。借鑒Brandt等、黃先海等的做法，根據(jù)“通用會計準則”(GAPP)的規(guī)定，刪除了不符合基本邏輯關(guān)系的錯誤記錄[21][14]。本文還對該數(shù)據(jù)庫做了以下三點調(diào)整：第一，統(tǒng)一了2000～2007年4位數(shù)行業(yè)代碼；第二，采用序貫識別法，以法人代碼為基礎(chǔ)識別企業(yè)單位，對每個企業(yè)截面進行重新編碼；第三，本文保留了制造業(yè)樣本(2位碼13～43)，刪除了煙草制造業(yè)數(shù)據(jù)[20]。調(diào)整后數(shù)據(jù)庫中共有418959家企業(yè)的1363030個觀測值。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫雖然提供了企業(yè)層面的出口總額，但是并未提供企業(yè)進口信息以及貿(mào)易方式，因此需匹配海關(guān)數(shù)據(jù)庫。本文采用了中國海關(guān)總署2000～2007年的企業(yè)產(chǎn)品層面數(shù)據(jù)，參考田巍和余淼杰的兩步法進行匹配[22]。本文參考國際上通用的BEC標準產(chǎn)品分類編碼篩選出進口中間品。BEC代碼中區(qū)分了資本貨物、中間貨物和消費品，其中“111”“121”“21”“22”“31”“322”“42”“53”這8類屬于本文需要研究的中間產(chǎn)品。由于海關(guān)數(shù)據(jù)庫使用HS編碼，所以需要將HS編碼與BEC編碼匹配，進而篩選出進口中間品①。另外還刪除進口中間品金額超過中間品投入的企業(yè)數(shù)據(jù)，主要是避免中間投入品間接進口對本文研究產(chǎn)生的影響[17][23][24]。

(二)變量調(diào)整及測算

1.企業(yè)投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)調(diào)整。其主要包括工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值②、從業(yè)人數(shù)、資本存量、工業(yè)中間投入合計等。除從業(yè)人數(shù)(lnlijt)外，其他變量均包含價格因素，故有必要對他們進行平減。具體的調(diào)整方法是：將2000年各省價格指數(shù)作為基準，用工業(yè)品出廠價格指數(shù)對工業(yè)總產(chǎn)值(lnyijt)和工業(yè)增加值(lnvaijt)進行平減，用工業(yè)品購進價格指數(shù)對工業(yè)中間投入合計(lnmijt)進行平減，其中i、j和t分別表示企業(yè)、行業(yè)和年份。資本存量的估計借鑒諸竹君等的做法，用企業(yè)最早出現(xiàn)在工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫年份的固定資產(chǎn)凈值(2000年不變價格)作為初始資本存量，使用各省固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減。采用永續(xù)盤存法，對企業(yè)每年的資本存量(lnkijt)進行估算[25]。

2.企業(yè)加成率估計。本文借鑒De Loecker和Warzynski的做法(下文簡稱DLW法)，采用結(jié)構(gòu)方程模型對中國企業(yè)加成率進行估算[10]。DLW法的基本原理是通過構(gòu)造成本最小化模型，求解企業(yè)的加成率表達式，其優(yōu)點在于：符合經(jīng)濟學基本原理，在數(shù)據(jù)庫缺少價格、產(chǎn)量數(shù)據(jù)的現(xiàn)實情況下，對企業(yè)加成率做出科學、有效地估計。其表達式為：

(1)

其中θX表示企業(yè)某種投入要素的產(chǎn)出彈性，αX表示某種投入要素成本占企業(yè)總產(chǎn)出的比重。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫提供了企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)出的數(shù)據(jù)，本文需要估計的只有投入要素的產(chǎn)出彈性。根據(jù)DLW法，該種投入要素需要是企業(yè)可以充分調(diào)整的，一般可以使用勞動力和中間品投入。但是我國企業(yè)的實際情況是，勞動力還未能實現(xiàn)充分流動，特別是國有企業(yè)，將勞動力視為企業(yè)可以充分調(diào)整的投入要素是不合適的，因此，本文選取中間品投入作為估計企業(yè)產(chǎn)出彈性的投入要素。本文使用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)作為基準模型對企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)進行參數(shù)估計，其優(yōu)點是可以保證參數(shù)估計具有較好的柔性[14]。具體設(shè)定如下：

lnyijt=βllnlijt+βklnkijt+βmlnmijt+βll(lnlijt)2+βkk(lnkijt)2+βmm(lnmijt)2+βlklnlijtlnkijt+ βlmlnlijtlnmijt+βkmlnkijtlnmijt+βlkmlnlijtlnkijtlnmijt+ωijt+εijt

(2)

其中ω表示企業(yè)生產(chǎn)率，ε表示包含不可預期沖擊的誤差項。對式(2)，本文根據(jù)DLW法采用兩步估計的方法：第一步采用生產(chǎn)率的代理變量對模型進行估計，得到被解釋變量的估計值；第二步使用GMM估計對式(2)進行參數(shù)估計③。易知，中間品投入產(chǎn)出彈性估計值的表達式為：

(3)

根據(jù)式(1)和(3)可估計企業(yè)的加成率μijt。

3.企業(yè)生產(chǎn)率估計。本文使用Levinsohn和Petrin(以下簡稱LP法)來估計企業(yè)的生產(chǎn)率，將中間品投入作為企業(yè)生產(chǎn)率的代理變量[26]。

(三)特征性事實

1.不同類型企業(yè)的數(shù)量和中間品進口額統(tǒng)計。由表1可知，2000～2007年以加工貿(mào)易方式的進口中間品金額占整體的56.54%，超過了一半，而以一般貿(mào)易方式的進口中間品金額僅占41.71%，從所占比例來看加工貿(mào)易是中國企業(yè)進口中間品的主要方式。

表1 不同類型企業(yè)的企業(yè)數(shù)和中間品進口額統(tǒng)計(2000～2007年)

企業(yè)類型企業(yè)數(shù)比例(%)進口額(億人民幣)比例(%)總體16320633670.54/一般貿(mào)易4676428.657550.3722.42加工貿(mào)易5997136.756224.5418.49混合貿(mào)易5148931.5519308.05(加工貿(mào)易:12811.46)57.34(38.05)其他49823.05587.581.75

2.不同貿(mào)易方式進口中間品企業(yè)加成率比較。圖1匯報了中國不同貿(mào)易方式進口中間品企業(yè)加成率的核密度圖，從中可知進口中間品企業(yè)的加成率存在顯著差異，在眾數(shù)層面上加成率的排序是：加工貿(mào)易企業(yè)<平均值<混合貿(mào)易企業(yè)<一般貿(mào)易進口中間品企業(yè)。這說明通過不同貿(mào)易方式進口中間品的“加成率效應”可能會有異質(zhì)性。

圖1 不同貿(mào)易方式進口中間品企業(yè)加成率比較

四、計量模型與經(jīng)驗證據(jù)

(一)理論框架

借鑒Kasahara和Rodrigue的理論模型，本文引入一個包含中間品的生產(chǎn)函數(shù)，假定在t時期i企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為[13]：

(4)

(5)

(6)

(7)

(二)計量模型設(shè)定

式(7)中import_inter對企業(yè)加成率μ的影響可能存在反向因果的內(nèi)生性問題，而且本文關(guān)心的主要問題是進口中間品對企業(yè)加成率的影響，因此使用倍差法(DID)能在消除內(nèi)生性的前提下得到進口中間品的“加成率效應”。首先根據(jù)企業(yè)是否進口中間品將樣本分為進口中間品企業(yè)(處理組)和非進口中間品企業(yè)(初步控制組)，在此基礎(chǔ)上通過傾向得分匹配篩選初步控制組中與處理組企業(yè)特性近似的樣本作為實驗控制組[27]⑤。其中傾向得分匹配的協(xié)變量選擇lntfp_lp、export、scale和klratio，根據(jù)文獻梳理，上述變量會影響企業(yè)是否進口中間品的決策。匹配過程是：首先，采用logit回歸估計以下模型：

(8)

(9)

(10)

(11)

根據(jù)倍差法的基本設(shè)定，可以得到如下的計量模型：

(12)

(三)基準回歸結(jié)果

基準回歸結(jié)果匯報在表2前3列，其中第(1)、(2)和(3)列逐步控制了年份、2位碼行業(yè)和省份固定效應。從整體回歸結(jié)果來看，import_inter和time變量的系數(shù)并不顯著且穩(wěn)健性較差。這說明樣本期內(nèi)加成率并沒有在時間和個體層面存在顯著差異。

表2 進口中間品對企業(yè)加成率的影響(基準模型和分貿(mào)易方式)

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平(Two-tailed)?；貧w均控制了企業(yè)、年份固定效應。

第(1)列的結(jié)果顯示，在不考慮其他控制變量的情況下交互項的系數(shù)δ<0，且在1%的顯著性水平上顯著，初步證實中國企業(yè)的進口中間品行為導致加成率下降。第(2)和(3)列進一步控制了相關(guān)固定效應，從控制變量的參數(shù)估計來看基本符合預期。其中l(wèi)ntfp_lp的系數(shù)顯著為正，驗證了Melitz和 Ottaviano關(guān)于生產(chǎn)率越高企業(yè)加成率越高的理論結(jié)果。export的系數(shù)顯著為負，說明樣本期內(nèi)中國出口企業(yè)的加成率水平低于非出口企業(yè)[12][13][14]。scale的系數(shù)顯著為負，說明企業(yè)規(guī)模越大，加成率水平越低。soe系數(shù)不顯著，說明國有資產(chǎn)占比對企業(yè)加成率并無顯著影響。klratio和hhi的系數(shù)顯著為正，說明資本勞動比越高、行業(yè)競爭性越小的企業(yè)加成率水平越高。根據(jù)第(3)列的結(jié)果，中國工業(yè)企業(yè)在進口中間品后加成率平均下降0.0213(0.0835個標準差)，這就說明總體上中國工業(yè)企業(yè)進口中間品后惡化了盈利水平。

(四)不同貿(mào)易方式的回歸結(jié)果

根據(jù)特征性事實可知，企業(yè)進口中間品的“加成率效應”可能會與貿(mào)易方式有關(guān)，因此有必要進一步研究不同貿(mào)易方式下進口中間品對企業(yè)加成率的影響。表2中第(4)列匯報了一般貿(mào)易進口中間品的“加成率效應”，根據(jù)結(jié)果可知在一般貿(mào)易情況下企業(yè)進口中間品后會引致加成率增加約0.0119(0.0467個標準差)，表現(xiàn)出正向的“加成率效應”。而第(5)列的結(jié)果顯示加工貿(mào)易進口中間品后企業(yè)加成率下降約0.0408(0.1601個標準差)，其負向的“加成率效應”大于全樣本平均水平。第(6)列匯報了混合貿(mào)易進口中間品的“加成率效應”，結(jié)果顯示混合貿(mào)易下進口中間品后企業(yè)加成率下降0.0205(0.0804個標準差)，其負向作用略低于全樣本的平均水平。表2后3列的計量結(jié)果表明，進口中間品“加成率效應”存在異質(zhì)性。整體來看，加工貿(mào)易和混合貿(mào)易進口中間品會引致企業(yè)加成率下降，但是一般貿(mào)易企業(yè)的加成率在進口中間品后顯著提升。

(五)分所有制的回歸結(jié)果

表3前3列匯報了分所有制類型的回歸結(jié)果，從第(1)列來看國有企業(yè)進口中間品的“加成率效應”顯著為正，國有企業(yè)進口中間品之后加成率平均增加0.0267(0.1047個標準差)。民營企業(yè)的結(jié)果匯報在第(2)列，從參數(shù)估計值來看，民營企業(yè)在進口中間品后加成率平均下降0.0368(0.1443個標準差)，呈現(xiàn)出大于樣本平均水平的負向效應。第(3)列匯報了外資企業(yè)進口中間品的“加成率效應”，平均意義上進口中間品行為帶來加成率下降0.0161(0.0631個標準差)。計量結(jié)果表明國有企業(yè)的進口中間品具有正向“加成率效應”，這與現(xiàn)有文獻的結(jié)論一致，即國有企業(yè)處于全球價值鏈的較高位置，更多地采用一般貿(mào)易進口中間品，并且擁有更高的國內(nèi)增加值比重，因而在這種條件下國有企業(yè)進口中間品后提升了加成率水平。民營企業(yè)則處于相對較低的全球價值鏈地位，因而負向效應最大。

表3 進口中間品對企業(yè)加成率的影響(分所有制類型和要素密集度)

注： *、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平(Two-tailed)?；貧w均控制了企業(yè)、年份、行業(yè)和省份固定效應。

(六)分要素密集度的回歸結(jié)果

表3后3列匯報了分要素密集度下企業(yè)進口中間品的“加成率效應”。根據(jù)第(4)列的回歸結(jié)果可知，勞動密集型企業(yè)進口中間品會導致加成率下降0.0381(0.1494個標準差)。資本密集型企業(yè)進口中間品后加成率平均下降0.0255(0.1001個標準差)，結(jié)果匯報在第(5)列。第(6)列結(jié)果表明：技術(shù)密集型企業(yè)進口中間品帶來了正向“加成率效應”，正向效應約為0.0027(0.0106個標準差)。分要素密集度的回歸結(jié)果證實：技術(shù)密集型企業(yè)進口中間品后盈利條件顯著改善，勞動密集型和資本密集型企業(yè)的盈利條件則顯著惡化。

五、貿(mào)易方式異質(zhì)性影響的機制分析與穩(wěn)健性檢驗

(一)貿(mào)易方式異質(zhì)性影響的機制分析

本文第四部分的計量結(jié)果表明加工貿(mào)易進口中間品可能是導致全樣本“加成率效應”為負的重要原因。但是，企業(yè)選擇加工貿(mào)易方式是內(nèi)生的，本文更感興趣的是何種原因造成企業(yè)內(nèi)生的選擇加工貿(mào)易而非一般貿(mào)易，這將是解開中國工業(yè)企業(yè)進口中間品“加成率效應”機理的重要一環(huán)。本文認為內(nèi)因是企業(yè)的生產(chǎn)率,Kasahara和Lapham的研究表明，一般貿(mào)易中間品進口企業(yè)需要支付大量的固定成本進入進口市場，且該成本隨進口量遞增，相應只有高效率企業(yè)才能克服這一固定成本通過一般貿(mào)易方式進口中間品[27]。還有一個重要的外因就是融資約束[20]。不同貿(mào)易方式帶來的初始成本和利潤分享不同，因而企業(yè)在觀測自身生產(chǎn)率水平的基礎(chǔ)上，需要根據(jù)自身的融資約束情況來決定何種貿(mào)易方式。下文提出一個簡單的概念模型對這一機制進行刻畫。

1.決策環(huán)境?？紤]一個代表性中間品進口企業(yè)H，假定其面臨的國內(nèi)外市場需求是一定的，不妨標準化為1，其潛在收益為R。H生產(chǎn)需要采用國內(nèi)中間品和進口中間品，其貿(mào)易方式可以是一般貿(mào)易(OT)、進料加工(PI)或來料加工(PA)。加工貿(mào)易進口中間品完全免稅，而且廠商需按照規(guī)定進行復出口。一般貿(mào)易進口廠商需支付關(guān)稅，其自主選擇出口或者內(nèi)銷。國外有一進口商F，其選擇發(fā)包或者直接進口H的商品。假定出口退稅發(fā)生在出口之后，且完全抵消前一期進口關(guān)稅。

2.企業(yè)成本分攤。一個完整的貿(mào)易過程，H和F共需要支付國內(nèi)物料和勞動力成本Cd、進口中間品成本Cf以及國內(nèi)營銷和銷售的固定成本Fx，對于一般貿(mào)易中內(nèi)銷部分，企業(yè)需要支付國內(nèi)經(jīng)營的固定成本Fd。假定企業(yè)H存在3種離散的中間品進口方式，即：一般貿(mào)易、進料加工和來料加工。H和F所需分攤成本及總利潤情況見表4。

表4 不同貿(mào)易方式下H和F成本分攤和總收益情況

其中ω表示一般貿(mào)易中間品進口企業(yè)的內(nèi)銷部分，根據(jù)現(xiàn)有文獻Fx>Fd[28]，即國外經(jīng)營固定成本應大于國內(nèi)部分，易得πOT>πPI=πPA。

3.利潤分享機制?？偫麧櫺枰贖和F之間分享，根據(jù)最簡單的納什討價還價博弈原理，利潤分享比例取決于兩者付出的成本[29]。顯然國內(nèi)企業(yè)H分享的利潤πOTH>πPIH>πPAH，即一般貿(mào)易方式下利潤最高，其次是進料加工，來料加工最低。由此可得以下命題：

命題1：中間品進口企業(yè)所處的全球價值鏈地位為一般貿(mào)易方式最高，加工貿(mào)易相對較低，進料加工方式高于來料加工方式。其盈利情況取決于所處的全球價值鏈位置。

命題2：當L

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.不同加成率、生產(chǎn)率測算方法。不同加成率和生產(chǎn)率的測算方法有可能影響實證結(jié)果，為此本文參考了Ackerberg等的方法(以下簡稱ACF法)計算生產(chǎn)率，該方法可以更好地解決LP法下的共線性問題，并以此為基礎(chǔ)估計了數(shù)量法加成率[30]⑥。從表5前3列的結(jié)果來看，在使用了不同測算方法后進口中間品對企業(yè)加成率的總體效應仍然穩(wěn)健。其中import_time變量的系數(shù)估計結(jié)果均顯著為負，這就說明在不同方法下基準模型的結(jié)果是穩(wěn)健的，即進口中間品后企業(yè)的加成率降低。

表5 進口中間品對企業(yè)加成率的影響(不同測算方法和影響渠道檢驗)

注： *、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平(Two-tailed)?；貧w均控制了企業(yè)、年份固定效應。

2.影響渠道的進一步分析。從理論上來看，進口中間品可以通過成本渠道或者價格渠道影響企業(yè)的加成率水平。根據(jù)文獻回顧，已有相關(guān)文獻從理論和實證上證實了進口中間品對企業(yè)生產(chǎn)率的正向作用[4][5]，即進口中間品可以降低企業(yè)的邊際成本。根據(jù)上文的分析，加工貿(mào)易的低端嵌入行為造成了企業(yè)加成率下降，即相當部分企業(yè)是通過加工貿(mào)易進口中間品的，該種貿(mào)易方式下不利的地位可能會惡化企業(yè)的產(chǎn)品價格，因此在這部分對價格渠道的影響進行檢驗。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫并未匯報企業(yè)的價格數(shù)據(jù)，因此通過海關(guān)數(shù)據(jù)庫中出口企業(yè)的產(chǎn)品價格，進行簡單的處理就可以得到調(diào)整后的產(chǎn)品價格⑦。從表5后3列結(jié)果來看，import_time變量系數(shù)估計結(jié)果顯著為負，這說明企業(yè)進口中間品后，平均意義上引致產(chǎn)品價格下降，進而證實了價格渠道的影響。

六、結(jié)論與政策含義

本文利用中國工業(yè)企業(yè)—海關(guān)匹配數(shù)據(jù)庫，對中國企業(yè)進口中間品后的“加成率效應”進行檢驗，實證結(jié)果顯示：(1)總體上看，中國企業(yè)進口中間品后加成率顯著下降，盈利情況惡化。(2)從貿(mào)易方式視角出發(fā)，企業(yè)從事一般貿(mào)易進口中間品后獲得了正向“加成率效應”，加工貿(mào)易和混合貿(mào)易都顯著降低了企業(yè)加成率。通過加工貿(mào)易低端嵌入全球價值鏈是導致中國企業(yè)進口中間品后加成率顯著下降的重要原因。(3)分所有制類型的經(jīng)驗數(shù)據(jù)表明，國有企業(yè)進口中間品后加成率顯著提升，而民營企業(yè)和外資企業(yè)的加成率水平在進口中間品后顯著惡化。這說明國有企業(yè)在全球價值鏈中的地位是相對較高的，大多通過一般貿(mào)易進口中間品，因而可以獲得正向的“加成率效應”。(4)從不同要素密集度企業(yè)來看，勞動密集型和資本密集型企業(yè)進口中間品后加成率顯著下降，而技術(shù)密集型企業(yè)通過進口中間品可以提升加成率水平。在實證研究基礎(chǔ)上，本文從中間品進口企業(yè)所處全球價值鏈地位視角，通過一個簡單的概念模型，對不同貿(mào)易方式下進口中間品影響企業(yè)加成率的異質(zhì)性效應進行了深入探討，深化了對實證結(jié)果的認識。進一步，本文檢驗了價格渠道的存在性，證實進口中間品通過價格渠道影響了企業(yè)加成率。

經(jīng)驗數(shù)據(jù)表明，企業(yè)在進口中間品后盈利情況顯著惡化，從微觀層面很難找到通過進口中間品實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級的內(nèi)生動力。因此本文的政策含義在于：一是加快實施針對加工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級的政策措施，減少加工貿(mào)易進口中間品對企業(yè)盈利水平的不利影響，削減直至消除有關(guān)加工貿(mào)易的鼓勵政策，提升加工貿(mào)易進口中間品的增加值水平和議價能力。二是改善我國貿(mào)易模式，鼓勵和支持高新技術(shù)企業(yè)的進口中間品貿(mào)易，改變現(xiàn)有勞動力密集型加工貿(mào)易的進口中間品主流。特別是應該鼓勵企業(yè)進口先進的資本品和關(guān)鍵零部件，發(fā)展技術(shù)密集型中間品進口。三是優(yōu)化我國現(xiàn)有的融資環(huán)境，對不同所有制企業(yè)采取“競爭中立”的政策，改善我國進口中間品企業(yè)面臨的融資約束問題。

注釋：

①事實上，有多套HS編碼的版本，包括HS1996和HS2002等，本文的處理方法是將2003～2007年的貿(mào)易數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為HS1996編碼，再與BEC編碼進行匹配。

②工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中沒有2004年企業(yè)的工業(yè)增加值，為此，本文借鑒簡澤和段永瑞的方法進行估算。其計算公式為：增加值=銷售收入+期末存貨+期初存貨-中間投入+增值稅。

③限于文章篇幅，本文并未匯報式(2)回歸的具體結(jié)果。讀者如有需要，可向作者索要。

④這里企業(yè)選擇國內(nèi)中間品和進口中間品的決策是離散的，考慮連續(xù)情況并不影響本文的基本結(jié)論。

⑤本文的基準模型使用最近鄰匹配的方法，匹配采用1∶1的比例。事實上，作者還進行了1∶2和1∶3的匹配，其結(jié)果基本一致，匹配均能通過協(xié)變量的平衡性檢驗，限于篇幅并未匯報，備索。穩(wěn)健性檢驗中還進行了卡尺匹配和核密度匹配。

⑥數(shù)量法測算企業(yè)加成率的具體方法可以參見黃先海等(2016)。需要指出的是，由于數(shù)量法加成率的測算需要觀測企業(yè)的產(chǎn)品數(shù)量，而工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中并未匯報企業(yè)的產(chǎn)品數(shù)量，因此本文測算的數(shù)量法加成率是基于海關(guān)數(shù)據(jù)庫中的出口企業(yè)。

⑦由于存在多產(chǎn)品出口企業(yè)，這里調(diào)整后的產(chǎn)品價格=ln (1+加權(quán)平均價格)。

[1] Romer, P.Endogenous Technological Change[J].Journal of Political Economy, 1990, 98(5):71—102.

[2] Grossman, G., Helpman, E.Quality Ladders in the Theory of Growth[J].Review of Economic Studies, 1991,58(1): 43—61.

[3] Aghion, P., Howitt, P.A Model of Growth through Creative Destruction[J].Econometrica, 1992, 60(2):323—351.

[4] 陳勇兵，仉榮，曹亮.中間品進口會促進企業(yè)生產(chǎn)率增長嗎——基于中國企業(yè)微觀數(shù)據(jù)的分析[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2012，(3)：76—86.

[5] Halpern, L., Koren, M., Szeidl, A.Import Input and Productivity[J].American Economic Review, 2015,105(12): 3660—3703.

[6] Melitz, M.J., Ottaviano, G.Market Size, Trade, and Productivity[J].Review of Economic Studies, 2008, 75(1): 295—316.

[7] Murakozy, B., Hornok, C.Markup and Productivity of Exporters and Importers[Z].Iehas Discussion Papers, 2015.

[8] Kasahara, H., Rodrigue, J.Does the Use of Imported Intermediates Increase Productivity? Plant-level Evidence[J].Journal of Development Economics, 2008, 87(1):106—118.

[9] Kugler, M., Verhoogen, E.Prices, Plant Size, and Product Quality[J].Review of Economic Studies, 2012, 79(1): 307—339.

[10] De Loecker,J., Warzynski,F.Markups and Firm-level Export Status[J].American Economic Review, 2012, 102(6): 2437—2471.

[11] Bellone, F., Musso, P., Nesta, L., Warzynski, F.International Trade and Firm-level Markups When Location and Quality Matter[J].Journal of Economic Geography, 2014, 16(1):67—91.

[12] 盛丹，王永進.中國企業(yè)低價出口之謎——基于企業(yè)加成率的視角[J].管理世界，2012，(5)：8—23.

[13] 劉啟仁，黃建忠.異質(zhì)性出口傾向、學習效應與“低加成率陷阱”[J].經(jīng)濟研究，2015，(12)：143—157.

[14] 黃先海，諸竹君，宋學印.中國出口企業(yè)階段性低加成率陷阱[J].世界經(jīng)濟，2016，(3)：95—117.

[15] Amiti, M., Konings, J.Trade Liberalization, Intermediate Inputs, and Productivity: Evidence from Indonesia[J].American Economic Review, 2007, 97(5):1611—1638.

[16] Yu, M.Processing Trade, Tariff Reductions and Firm Productivity: Evidence from Chinese Firms[J].Economic Journal, 2015,(125):943—988.

[17] 張杰，陳志遠，劉元春.中國出口國內(nèi)附加值的測算與變化機制[J].經(jīng)濟研究，2013，(10)：124—137.

[18] 戴覓，余淼杰，Madhura Maitra.中國出口企業(yè)生產(chǎn)率之謎：加工貿(mào)易的作用[J].經(jīng)濟學(季刊)，2014，(2)：675—698.

[19] Fernandes, A., Tang, H.Scale, Scope, and Trade Dynamics of Export Processing Plants[J].Economics Letters, 2015, (133):68—72.

[20] Manova, K., Yu, Z.How Firms Export: Processing vs.Ordinary Trade with Financial Frictions[J].Journal of International Economics, 2016, 100(1):120—137.

[21] Brandt, L., Van Biesebroeck, J., Zhang, Y.Creative Accounting or Creative Destruction? Firm-level Productivity Growth in Chinese Manufacturing[J].Journal of Development Economics, 2012, 97(2):339—351.

[22] 田巍，余淼杰.企業(yè)出口強度與進口中間品貿(mào)易自由化：來自中國企業(yè)的實證研究[J].管理世界，2013，(1)：28—44.

[23] Koopman, R., Wang, Z., Wei, S.Estimating Domestic Content in Exports When Processing Trade Is Pervasive[J].Journal of Development Economic, 2012, 99(1):178—189.

[24] Kee, H., Tang, H.Domestic Value Added in Exports: Theory and Firm Evidence from China[J].American Economic Review, 2016, 106(6):1402—1436．

[25] 諸竹君，黃先海，宋學印.中國企業(yè)對外直接投資促進了加成率提升嗎[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2016，(6)：77—93.

[26] Levinsohn, J., Petrin, A.Estimating Production Functions Using Inputs to Control for Unobservables[J].Review of Economic Studies, 2003, 70(2):317—341.

[27] Kasahara, H., Lapham, B.Productivity and the Decision to Import and Export: Theory and Evidence[J].Journal of International Economics, 2013, 89(2):297—316.

[28] Melitz, M.J.The Impact of Trade on Intra-industry Reallocations and Aggregate Industry Productivity[J].Econometrica, 2003, 71(6):1695—1725.

[29] Nash, J.F.The Bargaining Problem[J].Econometrica, 1950, 49(3):597—619.

[30] Ackerberg, D.A., Caves, K., Frazer, G.Identification Properties of Recent Production Function Estimators[J].Econometrica, 2015, 83(6):2411—2451.

(責任編輯：易會文)

2016-10-06

浙江省“新苗項目”“全球價值鏈、出口產(chǎn)品質(zhì)量與中國外向型企業(yè)價格加成提升”(2016R401223)；杭州市社會科學規(guī)劃專項課題“產(chǎn)品創(chuàng)新提升了出口企業(yè)加成率嗎”(16XSZX16)

諸竹君(1990— )，男，江蘇淮安人，浙江大學經(jīng)濟學院博士生。

F746.11

A

1003-5230(2017)02-0128-10