中國工業(yè)企業(yè)出口議價能力測度
——基于雙邊隨機前沿分析

王宏波，劉 楊

（天水師范學(xué)院 馬克思主義學(xué)院，商學(xué)院；甘肅 天水 741001）

改革開放以來，中國出口貿(mào)易發(fā)展迅猛，取得顯著成效。出口規(guī)模自2009年以來一直穩(wěn)居世界第一，出口結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，出口產(chǎn)品技術(shù)水平與技術(shù)復(fù)雜度也不斷提升。[1]但是，中國出口產(chǎn)品低價格問題卻一直懸而未解，與中國貿(mào)易大國地位極不相稱。例如，中國是世界第一大稀土出口國，但2010年中國稀土的平均出口價格不到1.5萬美元/噸，而美國的國內(nèi)平均售價約2萬美元/噸（美國地質(zhì)調(diào)查局，USGS）。事實上，中國出口產(chǎn)品平均價格不僅低于美國、德國、日本等發(fā)達國家，且低于印度、巴西等發(fā)展中國家，中國出口產(chǎn)品的低價現(xiàn)象嚴重。[2]而這種低價問題并非由于出口企業(yè)競爭強度及中國自身行業(yè)原因，根本問題在于“出口定價權(quán)”的缺失。[3]出口定價權(quán)是產(chǎn)品國際競爭力的外在表現(xiàn)，不僅與一國對外貿(mào)易利得息息相關(guān)，微觀上更關(guān)系到出口企業(yè)利潤與要素收入的多寡。因而，如何增強中國企業(yè)出口定價能力、提高出口產(chǎn)品在國際市場的價格、增加中國出口貿(mào)易利益是當前亟待解決的問題。

出口定價問題一直是國際經(jīng)濟學(xué)研究的重點話題之一。Krugman最早提出“依市定價（Pricing to Market，PTM）”模型，即國際市場上匯率的變動將導(dǎo)致壟斷廠商實施歧視價格。在此基礎(chǔ)上，不少學(xué)者對匯率變動與出口價格的關(guān)系進行了探討，如Yang通過分析美國103種進口產(chǎn)品和102種出口產(chǎn)品的進出口價格匯率傳遞情況發(fā)現(xiàn)，美國及外國出口廠商均具有PTM行為，但外國廠商會吸收大部分的匯率變動以穩(wěn)定在美國市場的價格，而美國廠商則將大部分的匯率變動傳遞到出口價格上；[4]Ki?kuchi and Summer利用成本加成定價模型對日本出口價格進行了匯率傳遞效應(yīng)的估計，發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)出口商的利潤吸收了匯率變動帶來的風險，而長期來看，匯率變動的傳遞效應(yīng)最終反映在成本和出口價格中；[5]陳學(xué)彬等研究發(fā)現(xiàn)中國出口企業(yè)的PTM程度存在較大差別：勞動密集型產(chǎn)業(yè)的PTM程度較高，而能源、原材料等產(chǎn)業(yè)的PTM程度低或不存在PTM行為；[6]Garcia Solanes and Torrejon Flores研究發(fā)現(xiàn)發(fā)達國家與發(fā)展中國家之間的進口匯率傳遞效應(yīng)存在顯著差異；[7]Garetto利用異質(zhì)企業(yè)的出口定價模型研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)出口匯率傳遞大小與企業(yè)相對于其競爭對手的大小有關(guān)，且匯率波動同時影響商品的出口價格和國內(nèi)銷售價格。[8]其他關(guān)于出口定價的研究中，B.Smith分析了日本等國家進口資源類產(chǎn)品的雙邊議價能力；[9]Dowlatshahi研究發(fā)現(xiàn)交易雙方的國際市場份額、商品稀缺度等因素能夠影響議價能力；[10]Sabien Dobbelaere利用比利時制造業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)議價能力與行業(yè)、勞動力素質(zhì)有關(guān)；[11]Schiff and Maurice利用一般均衡模型探討了國際貿(mào)易中形成利益集團的方式能夠改變議價能力較低的局面；[12]Cristiana Benedetti and Teodora Borota在分析產(chǎn)品質(zhì)量和勞動效率對兩國間貿(mào)易模式與貿(mào)易密集度的形成有何影響時發(fā)現(xiàn)，企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量和成本效率的不同最終導(dǎo)致窮國、富國間不同的進出口價格。[13]

近年來，不少學(xué)者開始關(guān)注中國出口產(chǎn)品價格問題。一方面，部分學(xué)者探討中國產(chǎn)品出口價格影響因素。如齊欣等利用2007中國HS六位碼出口產(chǎn)品的貿(mào)易數(shù)據(jù)實證分析了要素稟賦、金融發(fā)展、法律制度等因素對出口價格的影響。[4]文爭為基于SITC五位碼產(chǎn)品分類，以中國前九大貿(mào)易伙伴為對象，利用1996～2008年中國制造業(yè)中373個行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，研究了中國出口企業(yè)在制定出口價格時的“依市定價”行為。[14]另一方面，部分學(xué)者關(guān)注了中國出口產(chǎn)品的定價問題。Xiaolan Fu通過研究1989～2006年出口到歐盟、日本、美國的中國工業(yè)品價格，發(fā)現(xiàn)中國與中等收入國家具有相似的出口價格競爭，與高收入國家之間在低技術(shù)產(chǎn)品間存在價格競爭。[15]但是，中國出口對高收入國家的影響并不是通過價格競爭而是市場擴張，尤其是中國加入WTO之后。李秀芳利用匹配的工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)與中國出口數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)競爭強度及中國自身行業(yè)特征并非中國出口低價格的原因，根本原因在于“出口定價權(quán)”的缺失。[16]劉海洋等利用1999～2007年中國企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)實證研究了企業(yè)所有制對議價能力的影響，研究發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)和集體企業(yè)討價還價能力較低，繼而又從行業(yè)層面研究了中國出口定價能力。[17-18]Maria Bas and Vanessa Strauss-Kahn利用中國2000～2006年的貿(mào)易數(shù)據(jù)研究了中間投入品貿(mào)易自由化對進口投入品和出口品價格的影響，結(jié)果表明當關(guān)稅降低，中間投入品進口價格和出口品價格均上漲，但這一效應(yīng)僅限于企業(yè)從發(fā)達國家進口中間投入品并把成品出口到高收入國家。[19]陳柳從人民幣匯率視角下探討了中國制造業(yè)產(chǎn)品的出口定價能力。[2]針對中國出口定價權(quán)缺失的研究，雖然已有不少文獻提出中國面臨出口產(chǎn)品定價缺失的問題，但大多停留在定性分析層面上，缺乏對定價權(quán)缺失程度的定量測度或相關(guān)的實證分析。因此，本文嘗試從微觀企業(yè)層面出發(fā)，利用雙邊隨機前沿模型實證檢驗中國出口產(chǎn)品的價格影響因素，并對其議價能力進行定量測度，以對當前中國產(chǎn)品出口低價問題做出客觀分析。

跟本文最直接相關(guān)的研究均利用雙邊隨機模型實證分析了中國產(chǎn)品出口價格影響因素，并發(fā)現(xiàn)中國出口企業(yè)缺乏議價能力。但劉海洋等只使用了2006年海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)，[17]涉及的變量限于企業(yè)所有制、交易數(shù)量、商品種類、運輸方式等，沒有考慮供給層面的企業(yè)特征和需求層面的出口目的國特征；且僅考慮了國有企業(yè)的情況，因而其研究結(jié)論的說服力有限。張欣、孫剛采用是國泰安的工業(yè)行業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，因而實證分析時僅考慮了宏觀層面的變量，如分行業(yè)的工業(yè)品出廠價格指數(shù)、匯率等。[20]據(jù)此，本文在劉海洋等和張欣、孫剛出口定價理論的基礎(chǔ)上，基于雙邊隨機前沿模型，利用匹配后的中國工業(yè)企業(yè)和海關(guān)貿(mào)易的微觀數(shù)據(jù)，在綜合考慮出口企業(yè)特征變量、出口目的國特征變量，以及出口產(chǎn)品質(zhì)量、交易數(shù)量等因素的情況下，實證分析了中國工業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品價格影響因素及其出口議價能力。本文的主要貢獻體現(xiàn)在：通過匹配中國工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，將供給層面的出口企業(yè)信息與出口相關(guān)信息（出口金額、交易數(shù)量、貿(mào)易方式、運輸方式等）對接，并利用海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)中的“出口目的國”變量補充獲得需求層面的出口目的國信息，從而在綜合考慮供給層面的出口企業(yè)特征、需求層面的出口目的國特征，以及出口相關(guān)特征的情況下，利用微觀數(shù)據(jù)深入研究中國工業(yè)企業(yè)的出口議價問題；同時，考慮到數(shù)據(jù)的豐富性和企業(yè)的異質(zhì)性，進一步區(qū)分本土企業(yè)和外資企業(yè)，從而更為細致地分析不同性質(zhì)企業(yè)出口議價能力的差異。

一、出口定價模型

假定在一個典型的出口貿(mào)易市場中，存在眾多的出口產(chǎn)品的出口商和進口商，且均掌握著一定的信息，①出口商對出口產(chǎn)品的生產(chǎn)成本投入、質(zhì)量等存在信息優(yōu)勢，進口商掌握更多本國需求、消費者購買能力等信息。則進出口雙方最終接受的價格（P）可表述為

可知，式（2）由三部分組成：第一部分 μ(x)是由給定出口產(chǎn)品的個體特征決定的基準價格；第二部分η[Pˉ-μ(x)]是出口商在議價過程中最終獲得的價格剩余；第三部分(1-η)[μ(x)-是進口商通過議價最終獲得的實際剩余。式（2）表明，出口商可通過“掠取”進口商預(yù)期剩余的一部分以提高出口產(chǎn)品價格，而進口商也可“掠取”出口商預(yù)期剩余的一部分以使交易價格降低，實際價格P是否高于基準價格主要取決于出口商和進口商實際價格剩余之差即進出口商交易談判議價的凈效應(yīng)。

因此，在本文的模型框架下，出口商的議價能力對實際出口價格的形成具有一個正效應(yīng)，進口商的議價能力具有負效應(yīng)，即議價能力對最終出口價格形成的影響是雙邊的。則可進一步將式（2）簡寫為

式（3）是一個典型的雙邊隨機前沿模型。[22]其中，表示影響出口基準價格的變量，如生產(chǎn)成本、產(chǎn)品質(zhì)量、市場供求等，β為待估計參數(shù)向量；體現(xiàn)為出口商掠取進口商預(yù)期剩余以提高實際出口價格；

體現(xiàn)為進口商通過掠奪出口商預(yù)期剩余以降低實際出口價格；vi表示一般意義上的隨機干擾項。

本文采用極大似然估計方法（Maximum Likeli?hood Estimation，MLE）來同時估計 β參數(shù)向量和進出口商能夠掠取的價格剩余ωi、ui.假定vi服從正態(tài)分布，即議價因素ωi和ui均 服 從 指 數(shù) 分 布 ，①ωi和ui應(yīng)滿足單邊分布的特征，也可假定其服從半正態(tài)分布、伽馬分布等其他類型的單邊分布?？紤]到不同的分布假設(shè)對估計結(jié)果并沒有實質(zhì)性的影響（Kumbhakar&Lovell,2000），本文采用了形式最為簡單的指數(shù)分布。即同時，進一步假定vi、ωi和ui相互獨立，且均獨立于xi?；谏鲜黾俣ǎ赏茖?dǎo)出包含n個觀測值樣本的對數(shù)似然函數(shù)

其中， θ=[β,σv,σu,σw]T， Φ(.)表示標準正態(tài)分布的累積分布函數(shù)，其他參數(shù)設(shè)定為

通過反復(fù)迭代使得式（4）中的對數(shù)似然函數(shù)值最大化，即可得到所有參數(shù)的極大似然估計值。在此基礎(chǔ)上，可推導(dǎo)出ωi和ui的條件分布，并進一步得到進出口商在議價過程中的ωi和ui的條件期望值，即進出口商能夠“掠取”的價格剩余

值得一提的是，參數(shù)σw只出現(xiàn)在bi和di中，σu也只出現(xiàn)在ai和ci中，即σw和σu在式（4）的對數(shù)似然函數(shù)中是分開存在的，因此，式（3）中的三個隨機干擾項σw、σu和σv均是可識別的。通過將隨機干擾項分解為σw、σu和σv三部分，使得在后續(xù)的檢驗過程中，無需事先假定進出口商的議價能力，而是完全由估計結(jié)果決定，這是傳統(tǒng)回歸方法無法實現(xiàn)的。

二、數(shù)據(jù)與指標

（一）數(shù)據(jù)來源

本文采用的數(shù)據(jù)主要來源于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，通過匹配合并可得到出口企業(yè)——出口產(chǎn)品——出口目的國的三維度對應(yīng)關(guān)系，以在綜合考慮供給層面的出口企業(yè)特征、需求層面的出口目的國特征以及出口產(chǎn)品相關(guān)特征的情況下實證分析中國工業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品價格的影響因素及其議價能力。

1.中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫

中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫包含了中國所有國有企業(yè)，以及“規(guī)模以上”的非國有企業(yè)，涉及企業(yè)資產(chǎn)負債表、利潤表與現(xiàn)金流量表中的80多個變量，以及企業(yè)名稱、代碼、規(guī)模、所有制、出口交貨值、就業(yè)人數(shù)等方面的詳細信息。平均而言，這套數(shù)據(jù)涵蓋了2000～2012年大部分制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)信息，企業(yè)生產(chǎn)總值占中國工業(yè)生產(chǎn)總值的95%以上，是目前最為原始、翔實、全面的企業(yè)生產(chǎn)數(shù)據(jù)。

本文的研究主要以2012年的企業(yè)生產(chǎn)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)。2012年的原始數(shù)據(jù)涉及311314家企業(yè)?？紤]到數(shù)據(jù)在統(tǒng)計時可能出現(xiàn)的錯誤，本文刪除了出現(xiàn)以下任何一種情況的觀測值：（1）流動資產(chǎn)大于總資產(chǎn)；（2）固定資產(chǎn)大于總資產(chǎn)；（3）出口額超過工業(yè)銷售總額；（4）工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)、從業(yè)人數(shù)為0或負值；（5）開業(yè)月份大于12或小于1；（6）企業(yè)名稱缺失或企業(yè)代碼重復(fù)。經(jīng)過上述處理，這套數(shù)據(jù)包含的企業(yè)總數(shù)降至25萬家。

2.海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫

海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫報告了來自中國海關(guān)總署的進出口產(chǎn)品交易的月度數(shù)據(jù)，涉及每種貿(mào)易產(chǎn)品的名稱、HS八位碼、貿(mào)易額（美元）、貿(mào)易狀態(tài)（進口/出口）、貿(mào)易數(shù)量、交易單位、單位產(chǎn)品貿(mào)易額等7個貿(mào)易基本變量，出口目的國/進口來源國、中轉(zhuǎn)國（途徑國家/地區(qū)）、貿(mào)易方式（一般貿(mào)易、加工貿(mào)易等）、運輸方式（海運、航運等）、進出口海關(guān)等5個貿(mào)易基本變量，以及企業(yè)名稱、企業(yè)代碼、企業(yè)性質(zhì)（國有、集體、外資等）、地址、電話、郵編、聯(lián)系人姓名等7個進出口企業(yè)基本信息變量。本文以2012年的海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，通過剔除屬于進口的觀測值，以及月度數(shù)據(jù)的合并，得到全年的原始數(shù)據(jù)中共包含14350017筆交易，涉及HS八位碼分類的產(chǎn)品八千余種，出口總額約20489億美元。

3.合并數(shù)據(jù)

盡管這兩套數(shù)據(jù)庫均包含豐富的信息，但各自側(cè)重不同，例如，海關(guān)商品貿(mào)易數(shù)據(jù)庫僅包含企業(yè)名稱、企業(yè)代碼等基礎(chǔ)變量，并沒有提供企業(yè)規(guī)模、人員、銷售、財務(wù)狀況等方面的信息。因此，我們需要將中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與海關(guān)商品貿(mào)易數(shù)據(jù)庫進行匹配，以同時使用兩套數(shù)據(jù)庫中的研究變量。由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與海關(guān)商品貿(mào)易數(shù)據(jù)庫對企業(yè)代碼沒有采用統(tǒng)一的編碼系統(tǒng)，不能進行簡單的對接。本文利用以下兩種方法來實現(xiàn)兩套數(shù)據(jù)庫的合并：首先用企業(yè)名稱對數(shù)據(jù)庫進行匹配；同時按照企業(yè)電話號碼的后七位與所在地郵政編碼進一步合并?？紤]到部分企業(yè)在工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫或海關(guān)商品貿(mào)易數(shù)據(jù)庫中沒有匯報企業(yè)名稱，或其郵編和電話號碼，為保證合并后能夠得到盡可能多的企業(yè)，本文保留了所有通過企業(yè)名稱匹配出來的企業(yè)，或通過郵編與電話號碼匹配出來的企業(yè)。為排除異常值的影響，進一步剔除工業(yè)數(shù)據(jù)庫中出口交貨值為0、海關(guān)數(shù)據(jù)庫中出口數(shù)量為0的觀測值，以及出口目的地為北美洲其他國家、大洋洲其他國家、非洲其他國家、拉丁美洲其他國家等地點不明確的觀測值。①本文實證包含出口目的國特征變量，無法獲取這些地點不明確的相關(guān)變量，考慮這些地區(qū)對應(yīng)的觀測值有限，故剔除。

（二）變量指標的選取

1.被解釋變量

由于一個企業(yè)可能出口多種產(chǎn)品、一種產(chǎn)品也可能有多筆交易，因此本文按照每月度中企業(yè)代碼和出口產(chǎn)品HS八位碼分別加總出口金額和數(shù)量，算得分月份的每個企業(yè)出口某種產(chǎn)品的平均價格，并以該價格的對數(shù)值為被解釋變量lnprice.需要說明的是，下文的回歸分析中，剔除了記錄分月份的同一企業(yè)同一產(chǎn)品多筆交易的觀測值，因此最終用于實證檢驗的樣本數(shù)為3004841個。

2.解釋變量

本文主要從出口企業(yè)特征、出口產(chǎn)品特征、出口目的國特征三個層面分析工業(yè)企業(yè)出口基準價格的決定因素，進而在充分考慮進出口商可能掌握的交易信息的基礎(chǔ)上，估計中國工業(yè)企業(yè)的出口議價能力。具體的變量有：

（1）出口企業(yè)特征變量。

企業(yè)年齡age：用樣本年份2012減去企業(yè)開業(yè)年份得到。

企業(yè)規(guī)模lnsize：中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中企業(yè)被分為“大型、中型、小型”三大類，但這一分類太過籠統(tǒng)，通常的做法是用員工數(shù)量、銷售額等表示，為盡量避免潛在的共線性問題，本文以企業(yè)從業(yè)人數(shù)作為企業(yè)規(guī)模的代理指標，取其對數(shù)值。一方面，企業(yè)規(guī)模越大，越容易實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟，減少中間投入成本，出口價格可能越低；另一方面，規(guī)模越大的企業(yè)，壟斷力越強，也更傾向于制定一個更高的價格。

員工人均工資lnpwage：員工工資是衡量企業(yè)生產(chǎn)成本的指標之一，員工人均工資越高，生產(chǎn)成本越高，本文通過（應(yīng)付工資+應(yīng)付福利）/從業(yè)人數(shù)算得。

企業(yè)全要素生產(chǎn)率tfp_ols：全要素生產(chǎn)率是體現(xiàn)企業(yè)生產(chǎn)率和技術(shù)水平的重要指標，全要素生產(chǎn)率越高，資本勞動比投入相對越大，出口產(chǎn)品價格也越高。本文以工業(yè)總產(chǎn)值衡量產(chǎn)出，以從業(yè)人數(shù)和固定資產(chǎn)分別衡量勞動和資本的投入，并控制企業(yè)所在地區(qū)和企業(yè)性質(zhì)的固定效應(yīng)，利用ols估計法算得2012年工業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

（2）出口相關(guān)變量。

出口產(chǎn)品質(zhì)量lnquality：現(xiàn)有文獻中主要有兩種思路衡量出口產(chǎn)品質(zhì)量，一是產(chǎn)品的出口單位價值，即本文的被解釋變量；另一種是產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度。[23]產(chǎn)品的質(zhì)量往往與生產(chǎn)該產(chǎn)品的技術(shù)含量正相關(guān)，產(chǎn)品的技術(shù)含量越高，其質(zhì)量越好。本文采用工業(yè)增加值除以企業(yè)從業(yè)人數(shù)作為衡量產(chǎn)品質(zhì)量的代理指標。理論上，更高的產(chǎn)品質(zhì)量意味著更多的市場需求，越有利于企業(yè)提高其出口產(chǎn)品價格。

每筆出口交易數(shù)量lnamount：工業(yè)企業(yè)每筆出口交易的數(shù)量對最終成交價格產(chǎn)生很大影響，一般而言，出口數(shù)量越大，進口商的議價能力越強，出口企業(yè)為達到一定銷售量而適當降低售價，實現(xiàn)“薄利多銷”。由于同一企業(yè)同一產(chǎn)品存在多筆交易記錄，因此類似于對出口價格的處理，本文將分月份的每個企業(yè)出口同種產(chǎn)品的數(shù)量加總，并取其對數(shù)值。

（3）出口目的國特征變量。

出口目的國經(jīng)濟規(guī)模lngdp：出口目的國經(jīng)濟規(guī)模越大，對國外產(chǎn)品的需求越多，因而越有利于出口企業(yè)提高產(chǎn)品價格。

出口目的國經(jīng)濟發(fā)展水平lnpgdp：本文以出口目的國人均GDP衡量其經(jīng)濟發(fā)展水平，經(jīng)濟水平越高的國家，越有能力購買來自各國的出口產(chǎn)品，因而不利于出口企業(yè)提高價格。

出口目的國進口依賴度im_gdp：本文以出口目的國的進口額占GDP的比值衡量該國對國外市場的依賴程度，單位GDP中進口額越高，其對進口產(chǎn)品越依賴，越有利于中國出口企業(yè)收取一個更高的價格。

出口目的國與中國的地理距離lndis：根據(jù)新新貿(mào)易理論，如果企業(yè)以價格競爭為主，則地理距離越遠，出口價格越低；如果企業(yè)以非價格競爭為主，則地理距離越遠，出口價格越高。本文以出口目的國首都與中國首都的最短航運距離衡量各國與中國的地理距離。

需要說明的是，出口企業(yè)特征變量與出口相關(guān)變量數(shù)據(jù)均來源于中國工業(yè)數(shù)據(jù)庫與海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫；但海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫中僅有出口目的國國家名稱，沒有出口目的國的特征變量，需要單獨整理并與匹配后的工業(yè)數(shù)據(jù)和海關(guān)數(shù)據(jù)合并。其中，lngdp、lnpgdp、im_gdp數(shù)據(jù)來源于世界銀行的《世界發(fā)展指數(shù)（2014）》；lndis數(shù)據(jù)來源于CE?PII GEO數(shù)據(jù)庫。

表1報告了主要變量的統(tǒng)計性描述。

表1 主要變量的統(tǒng)計性描述

三、實證分析

基于雙邊隨機前沿模型，本文主要從微觀企業(yè)層面對中國工業(yè)企業(yè)的議價能力進行實證研究。因此，本部分將在出口產(chǎn)品基準價格影響因素分析的基礎(chǔ)上，對模型總方差進行分解，以測度進出口商由于議價能力差異而獲得的不同價格剩余。

（一）出口產(chǎn)品基準價格的影響因素

為控制離群值和特殊值對估計結(jié)果可能造成的偏誤，本文先對出口產(chǎn)品平均單位價格在5%和95%的分位點上進行縮尾處理；同時，設(shè)定多個模型進行回歸分析，以保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性（結(jié)果如表2所示）。表2中模型1采用混合OLS估計，并使用穩(wěn)健標準誤；模型2～6均采用基于雙邊隨機前沿模型的MLE估計，其中，模型2加入了企業(yè)年齡、規(guī)模、人均工資、全要素生產(chǎn)率等企業(yè)特征變量，以及出口產(chǎn)品質(zhì)量與出口數(shù)量等出口相關(guān)變量；模型3進一步考慮了出口目的國特征變量；模型4～6依次控制了企業(yè)性質(zhì)固定效應(yīng)、地區(qū)控制效應(yīng)和行業(yè)控制效應(yīng)，由LR(chi2)可知，模型的擬合效果逐漸改善。本文后續(xù)分析主要基于模型6的設(shè)定及估計結(jié)果進行。

估計結(jié)果顯示，企業(yè)規(guī)模、員工平均工資、全要素生產(chǎn)率、出口產(chǎn)品質(zhì)量、出口目的國GDP、出口目的國進口依存度等因素對出口基準價格的形成具有一個正向效應(yīng)，即出口企業(yè)規(guī)模越大，需支付平均工資、全要素生產(chǎn)率、出口產(chǎn)品質(zhì)量越高，以及得知出口目的國經(jīng)濟規(guī)模和進口依存度較高時，更有可能確定一個較高的出口基準價格；而企業(yè)年齡越大、每筆交易數(shù)量越多、出口目的國經(jīng)濟水平越高以及距離中國越遠，則更傾向于確定相對低的出口基準價格。這一結(jié)果與中國出口產(chǎn)品主要以價格競爭為主的事實基本相符。

（二）方差分解：進出口商議價能力測度

雙邊隨機前沿模型將誤差項分為三個部分，通過方差分解，能夠估計得到每部分誤差項對出口價格的影響，即隨機誤差、進出口商議價能力對出口價格波動的作用大小。表3報告了方差分解的結(jié)果。可知，進出口商議價能力對出口價格形成具有重要作用，且進口商議價能力明顯強于出口商議價能力，對出口基準價格產(chǎn)生負向的綜合影響E(w-u)=σw-σu=-0.435，導(dǎo)致最終的實際成交價格低于出口基準價格。這一結(jié)果驗證了中國出口產(chǎn)品低價格的現(xiàn)象。同時，出口基準價格波動無法解釋部分的總方差為1.120，其中，86.10%是由進出口商的議價能力貢獻。而在議價能力對出口基準價格波動的影響中，僅21.03%是由出口商議價能力貢獻，相比而言，進口商議價能力貢獻的部分達到78.77%，具有明顯的議價優(yōu)勢。這表明，在中國產(chǎn)品出口價格形成過程中，中國企業(yè)具有一定的議價能力，但最終實際成交價格的形成主要取決于進口商。

（三）進出口商價格剩余的估計

表2 議價能力模型估計結(jié)果

表3 進出口商議價能力對出口價格波動的影響

表4中的后三列（P25-P75）更為細致地呈現(xiàn)了不同分位點上進出口價格剩余的特征。結(jié)果表明，雖然不同分位數(shù)上進出口商獲得的價格剩余存在一定差異，但出口商在談判議價過程中始終處于劣勢地位。具體看來，在25%分位點上，實際出口價格僅比出口基準價格低了4.74%，這表明部分中國企業(yè)在國際市場上具有較強的議價能力，與進口商的議價能力差別不大；而從75%分位點的統(tǒng)計結(jié)果來看，另有1/4左右的出口企業(yè)的議價能力與進口商議價能力差異明顯，嚴重缺乏出口定價權(quán)，導(dǎo)致實際成交價格約低于出口基準價格的40%.

圖1、圖2更為直觀地呈現(xiàn)了進、出口商價格剩余及其凈剩余的出明顯的向右拖尾的特征，說明只有少數(shù)中國企業(yè)的出口議價能力具有明顯優(yōu)勢；進口商議價能力則較為均衡。圖2的凈剩余分布表明并非所有中國企業(yè)的出口議價能力弱于相應(yīng)進口商的議價能力，仍有小部分企業(yè)能夠利用談判議價優(yōu)勢制定一個比出口基準價格更高的實際成交價格。但不可否認的是，很大比例的中國出口商缺乏出口定價權(quán)，因此被迫接受了一個低于出口基準價格的成交價，從而造成中國出口產(chǎn)品低價格的問題。

圖1 進、出口商價格剩余的頻數(shù)分布

表4 進出口商通過議價獲得的價格剩余（%）

圖2 凈剩余的頻數(shù)分布

（四）不同性質(zhì)企業(yè)的價格剩余

中國對外貿(mào)易主體具有多元化的特性，既有主導(dǎo)關(guān)系著國計民生的重要行業(yè)的國有企業(yè)，也有主導(dǎo)加工貿(mào)易的外商投資企業(yè)，這些不同性質(zhì)企業(yè)的出口議價能力可能存在明顯差異，有必要對此做出區(qū)分。因此，本部分將所有工業(yè)企業(yè)按照注冊類型劃分，并進一步研究了不同性質(zhì)企業(yè)的價格剩余。表5報告了不同性質(zhì)企業(yè)的平均價格剩余情況。對比凈剩余可知，本土企業(yè)的議價能力與外資企業(yè)的議價能力整體上相差不大，可能的原因是中國工業(yè)數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計的本土企業(yè)均是國有企業(yè)或“規(guī)模以上”（總銷售額超過500萬元）的非國有企業(yè)，這些企業(yè)的議價能力高于中國所有出口企業(yè)的整體議價能力，而中國的外資企業(yè)多從事加工貿(mào)易生產(chǎn)，以低價格為主要競爭優(yōu)勢，因而外資企業(yè)的整體議價能力有限，與本土企業(yè)的議價能力相差不大。

具體來看，本土企業(yè)中國有企業(yè)的議價能力最弱，低于私營企業(yè)和其他本土企業(yè)。國有企業(yè)的委托代理關(guān)系較為復(fù)雜，國有企業(yè)的經(jīng)營人員不像私營企業(yè)的經(jīng)營人那樣真正關(guān)心經(jīng)營績效，沒有激勵去爭取最大的議價收益；此外，國有企業(yè)的預(yù)算約束更為寬松，經(jīng)營出現(xiàn)虧損時，往往會有政府給予財政支持，經(jīng)營人員在談判議價時預(yù)期到讓步造成的損失最終是由政府買單而非個人，因而不會據(jù)理力爭，不會盡最大努力提高價格剩余。外資企業(yè)中，其他外資企業(yè)的議價能力整體高于港澳臺外資企業(yè)，這是由于港澳臺企業(yè)以小型投資者為主，且較多從事低附加值的加工貿(mào)易生產(chǎn)，主要以低價格為競爭優(yōu)勢，而其他外資企業(yè)則以大型、中型投資者為主，這些企業(yè)的技術(shù)水平較高，更多的從事高附加值、高技術(shù)含量產(chǎn)品的生產(chǎn)，因而比港澳臺企業(yè)更具議價能力。此外，外商獨資企業(yè)的議價能力普遍高于外商合資合營企業(yè)。

表5 不同性質(zhì)企業(yè)的價格剩余（%）

四、主要結(jié)論

基于雙邊隨機前沿模型，本文將中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)匹配，獲得出口企業(yè)——出口產(chǎn)品——出口目的國三維度對應(yīng)信息，在綜合考慮出口企業(yè)特征、出口目的國特征和出口相關(guān)特征的情況下，利用微觀數(shù)據(jù)實證研究了中國工業(yè)企業(yè)出口價格影響因素及其議價能力。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

從出口價格影響因素來看，企業(yè)規(guī)模、員工平均工資水平、全要素生產(chǎn)率、出口產(chǎn)品質(zhì)量、出口目的國經(jīng)濟規(guī)模及其進口依賴度對中國產(chǎn)品出口價格形成存在顯著的正向作用；而企業(yè)年齡、交易數(shù)量、出口目的國經(jīng)濟水平及其與中國的地理距離對出口基準價格的影響為負；進出口商的談判議價能力對實際出口價格的形成存在重要影響。

從進出口商議價能力來看，中國出口商議價能力整體明顯低于進口商議價能力，出口價格波動中僅20%左右是由出口商議價能力貢獻，進口商議價能力解釋了出口價格波動的80%.表明中國出口產(chǎn)品最終成交價格的形成主要取決于進口商，中國企業(yè)缺少出口議價權(quán)。進出口議價能力的差異，導(dǎo)致中國產(chǎn)品實際出口價格平均低于出口基準價格的17.14%.

從不同性質(zhì)企業(yè)的價格剩余來看，整體上本土企業(yè)的議價能力與外資企業(yè)的議價能力相差不大。具體來看，國有企業(yè)的議價能力最弱，其他外商獨資企業(yè)的議價能力最強，其次是其他外商合資合營企業(yè)和私營企業(yè)?？梢姡瑖衅髽I(yè)作為中國經(jīng)濟的主導(dǎo)者，改善國有企業(yè)的議價能力是提高中國企業(yè)整體議價能力的重要方式之一。