異質(zhì)性企業(yè)、中間品貿(mào)易自由化與出口國內(nèi)附加值

岳 文

(江南大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 無錫 214122)

內(nèi)容提要：本文利用中國企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建一個同時包含企業(yè)異質(zhì)性、進口中間投入和出口國內(nèi)附加值率(DVAR)的理論模型，分析中間投入品貿(mào)易自由化影響企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的作用機理，通過測度企業(yè)層面的中間品投入關(guān)稅和DVAR考察中間品貿(mào)易自由化對中國企業(yè)DVAR的影響。在考慮了相關(guān)的內(nèi)生性問題后，實證結(jié)果表明中間投入品的貿(mào)易自由化有利于中國企業(yè)DVAR的提高，中間品貿(mào)易自由化對不同地區(qū)、不同所有制類型企業(yè)DVAR的影響并不一樣。本文結(jié)論為從企業(yè)出口國內(nèi)附加值角度重新認(rèn)識中間品貿(mào)易自由化提供了新的視角。

為了滿足加入WTO 的需要，中國實施了一系列以消除貿(mào)易壁壘(包括關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘)為目的的進口貿(mào)易自由化改革措施，中國企業(yè)面臨的中間品關(guān)稅稅率從加入WTO前的16.5%下降至2007年的7.5%(毛其淋和許家云，2017)，中國在中間品進口領(lǐng)域的自由化程度取得了較大的進展。當(dāng)前的國際分工形式已經(jīng)發(fā)生了重大變化，一國不再提供全部產(chǎn)品，產(chǎn)品的生產(chǎn)被分割為不同的生產(chǎn)階段與環(huán)節(jié)，各國憑借自身的比較優(yōu)勢參與到特定產(chǎn)品的特定生產(chǎn)環(huán)節(jié)進行專業(yè)化生產(chǎn)。尤其是2008年國際金融危機以來貿(mào)易保護主義抬頭，中國依賴低成本要素嵌入價值鏈低增加值環(huán)節(jié)的弊端進一步凸顯，如何提高中國企業(yè)的出口國內(nèi)附加值成為深化對外開放所面臨的亟待解決的現(xiàn)實問題。貿(mào)易自由化、特別是中間品的貿(mào)易自由化究竟會對中國企業(yè)的出口國內(nèi)附加值產(chǎn)生怎樣的影響，是否會影響中國在全球價值鏈分工地位？對這個問題的深入分析有利于從出口國內(nèi)附加值與全球價值鏈分工角度重新審視中國的貿(mào)易自由化(特別是中間品的貿(mào)易自由化)，進而為更好地推進中國貿(mào)易體制改革提供有益的政策啟示。通過構(gòu)建一個同時包含企業(yè)異質(zhì)性、進口中間投入和出口國內(nèi)附加值率的理論模型，本文對中間品貿(mào)易自由化如何影響中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率(DVAR)展開研究，探討中間投入品貿(mào)易自由化對企業(yè)相關(guān)績效的影響，探究影響企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的相關(guān)因素，分析結(jié)果表明中間投入品的貿(mào)易自由化有利于企業(yè)DVAR的提高。

一、理論分析框架的提出

為了分析簡便，本文在異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易模型框架下建立了一個分析進口中間投入品貿(mào)易自由化影響企業(yè)出口國內(nèi)附加值的理論模型。假定世界由兩個對稱的經(jīng)濟體(簡稱為本國和外國)組成，每個經(jīng)濟體內(nèi)存在中間品生產(chǎn)部門與最終品生產(chǎn)部門兩個部門。從本國的角度來展開分析。

企業(yè)的生產(chǎn)決策。借鑒已有的相關(guān)研究(陳雯和苗雙有，2016)，假設(shè)中間品生產(chǎn)部門使用唯一要素勞動進行中間品生產(chǎn)，其生產(chǎn)的中間品都是同質(zhì)的，同時生產(chǎn)具有規(guī)模報酬不變的性質(zhì)。進一步假定本國和外國所生產(chǎn)的中間品種類不同，中間品的市場結(jié)構(gòu)為完全競爭，本國和外國所生產(chǎn)的中間品價格分別用pd和pm表示。

最終品生產(chǎn)部門使用國內(nèi)中間投入品與國外中間投入品生產(chǎn)具有差異化的最終產(chǎn)品，假定最終產(chǎn)品的生產(chǎn)企業(yè)在中間品市場上(無論是國內(nèi)中間品市場還是國外中間品市場)都是價格接受者，而當(dāng)企業(yè)進口國外中間品時，其面臨的進口關(guān)稅為τm。借鑒彭冬冬和劉景卿(2017)的相關(guān)研究，假定最終品生產(chǎn)部門企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)具有以下形式：

q(φ)=λφD1-αFα

(1)

其中D表示國內(nèi)中間投入品，F(xiàn)表示國外中間投入品，λ=α-α(1-α)α-1表示國外中間投入品的要素密集度，α∈(0,1)，φ代表企業(yè)的生產(chǎn)率。由于最終品生產(chǎn)部門企業(yè)是中間品市場上的價格接受者，基于(1)式考慮最終品生產(chǎn)部門企業(yè)的成本最小化，容易得到生產(chǎn)率為φ的企業(yè)的邊際生產(chǎn)成本為：

(2)

同時也易得到生產(chǎn)率為φ的企業(yè)生產(chǎn)q單位的產(chǎn)量，其在國外中間投入品上的支出為：

(3)

考慮企業(yè)生產(chǎn)的最終品只進行出口①，跟Melitz(2003)一樣，由于每個企業(yè)在進入出口市場時都需要進行相關(guān)的市場調(diào)研(比如了解當(dāng)?shù)氐氖袌霏h(huán)境和消費者偏好等)，因此都需要支付一定的固定成本fx。進一步借鑒彭冬冬和劉景卿(2017)的做法，假設(shè)企業(yè)在向國外消費者銷售產(chǎn)品時，不僅面臨可變貿(mào)易成本γ(冰山成本形式)，同時還面臨分銷成本η。相關(guān)的一些實證研究結(jié)果都表明企業(yè)在銷售相關(guān)產(chǎn)品時確實存在相應(yīng)的分銷成本。比如Burstein等(2003)的研究指出，分銷成本在阿根廷平均零售價格的構(gòu)成中所占的比例高達(dá)60%，而分銷成本在美國平均零售價格的構(gòu)成中所占的比例也達(dá)到了40%。同時Feenstra(1998)也研究發(fā)現(xiàn)運輸成本和分銷成本占了亞洲地區(qū)向美國出口的芭比娃娃零售價格中的90%。依照上述設(shè)定，對于生產(chǎn)率為φ的企業(yè)所生產(chǎn)的最終品，國外消費者實際所面臨的價格水平為：

p(φ)=γp0(φ)+η

(4)

其中，p0(φ)表示企業(yè)的出廠價格。

(5)

基于(5)式，利用一階條件可以得到利潤最大化下企業(yè)最優(yōu)的p0(φ)為：

(6)

參照張杰等(2013)、洪靜等(2017)的研究，根據(jù)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率(DVAR)的定義，簡單的來看，有DVAR=1-M/X,其中M表示企業(yè)的進口中間品投入值，X表示企業(yè)的出口值。進一步結(jié)合(3)式和(6)式，可知對于生產(chǎn)率為φ的企業(yè)，其出口國內(nèi)附加值率為：

(7)

對(7)式進行適當(dāng)化簡可得：

DVAR(φ)=1-

(8)

利用(8)式可知在其他條件不變的情況下，隨著τm的減小，生產(chǎn)率為φ的企業(yè)其出口國內(nèi)附加值率會隨之提高。因此，容易得到：

命題1：在其他條件不變的情況下，中間品的貿(mào)易自由化能夠顯著提升企業(yè)出口的DVAR。

值得注意的是，跟Melitz(2003)等經(jīng)典的異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易模型不一樣，在本文所建立的分析框架下，由于分銷成本的引入，企業(yè)的成本加成率并不是固定不變的。將生產(chǎn)率為φ的企業(yè)的加成率markup(φ)定義為其出廠價格與邊際成本的比例，有p0(φ)=mc(φ)markup(φ)，進一步結(jié)合(2)式和(6)式，容易得到企業(yè)的加成率為：

(9)

從(9)式中容易發(fā)現(xiàn)企業(yè)的加成率會隨著中間品的貿(mào)易自由化(τm的下降)而提高，最新的一些研究發(fā)現(xiàn)中間品貿(mào)易自由化有利于促進企業(yè)加成率的提高(彭冬冬和劉景卿，2017；毛其淋和許家云，2017)。通過引入企業(yè)的加成率，結(jié)合(3)時，生產(chǎn)率為φ的企業(yè)，其出口國內(nèi)附加值率可以表示為：

(10)

在本文所建立的分析框架下，中間品的貿(mào)易自由化通過促進企業(yè)加成率的提高而有利于提升企業(yè)出口的DVAR。

二、研究模型的設(shè)定、變量說明與數(shù)據(jù)來源

首先介紹如何來測度企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率和中間投入品的貿(mào)易自由化這兩個關(guān)鍵變量，然后再設(shè)定相應(yīng)的計量模型來分析中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口DVAR的影響。

(一)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率(DVAR)的測度

關(guān)于DVAR的測算，已有文獻中根據(jù)其使用的數(shù)據(jù)有兩大類方法：第一類方法主要是基于非競爭型投入-產(chǎn)出表(即I-O表)從行業(yè)層面來測算出口的國內(nèi)附加值(率)。該類測算方法最早是由Hummels等(2001)提出，隨后經(jīng)過相關(guān)學(xué)者的不斷發(fā)展完善而被廣泛應(yīng)用(Johnson和Noguera，2012；Wang等，2018)。與此不同，第二類測算方法主要是利用微觀數(shù)據(jù)并結(jié)合產(chǎn)品分類代碼，通過識別和測算中間產(chǎn)品進口在出口總額中的比例來測算企業(yè)層面的DVAR。相比于第一類測算方法只能測度出行業(yè)層面的DVAR，無法考慮行業(yè)內(nèi)部企業(yè)的異質(zhì)性，第二類測算方法在這方面具有明顯的優(yōu)勢，其不僅可以充分考慮到不同企業(yè)的異質(zhì)性，同時通過測度出企業(yè)層面的DVAR，可以進一步為更加深入的探討企業(yè)出口DVAR的影響因素與變化機制奠定基礎(chǔ)。正因為如此，近年來隨著更多微觀數(shù)據(jù)的可獲得，基于企業(yè)數(shù)據(jù)集來測算DVAR的微觀測算方法逐漸被學(xué)者所重視與采用。本文將借鑒張杰等(2013)、Kee和Tang(2016)的研究，測算企業(yè)層面的DVAR。根據(jù)DVAR的定義，有t時期j行業(yè)中的企業(yè)i的DVAR的計算公式為：

(11)

其中k表示不同貿(mào)易方式類型，k=1為加工貿(mào)易，k=2為一般貿(mào)易；Xjitk表示企業(yè)k類貿(mào)易方式的出口額，Mjitk表示k類貿(mào)易方式下中間投入品進口額；αjitk表示k類貿(mào)易方式下，企業(yè)進口中間產(chǎn)品中用于生產(chǎn)出口產(chǎn)品的份額。在已有相關(guān)研究中一般都假設(shè)企業(yè)生產(chǎn)內(nèi)銷產(chǎn)品與出口產(chǎn)品使用同樣的技術(shù)，從而進口中間投入品在內(nèi)銷產(chǎn)品與出口產(chǎn)品之間按比例分配(Johnson和Noguera，2012； Upward等，2013)。因而有αjitk=Xjitk/Yjitk，其中Yjitk表示企業(yè)在k類貿(mào)易方式下的總產(chǎn)值，可以用企業(yè)的總銷售額來測算。

當(dāng)企業(yè)為混合貿(mào)易企業(yè)，同時從事加工貿(mào)易和一般貿(mào)易時，為了得到企業(yè)的DVAR，可以分別計算企業(yè)從事一般貿(mào)易的DVAR和企業(yè)從事加工貿(mào)易的DVAR，然后利用兩種貿(mào)易方式下的出口值對其加權(quán)求和，其計算公式為：

DVARjitk=ωjit1DVARjit1+ωjit2DVARjit2

(12)

其中ωjit1和ωjit2分別表示企業(yè)加工貿(mào)易出口與一般貿(mào)易出口所占企業(yè)總出口的份額。在具體測算中國企業(yè)的DVAR時，本文借鑒張杰等(2013)的類似做法，處理了資本品的進口問題、識別了中間品的間接進口，同時也對貿(mào)易代理商進行了識別。

(二)中間品貿(mào)易自由化的衡量

根據(jù)現(xiàn)有文獻的普遍做法，本文將采用進口中間投入品的關(guān)稅稅率來衡量中間品的貿(mào)易自由化程度。相比于一些相關(guān)研究(彭冬冬和杜運蘇，2016)只是從行業(yè)層面構(gòu)建了衡量中間品貿(mào)易自由化的關(guān)稅指標(biāo)，本文將更進一步，直接從企業(yè)層面構(gòu)建衡量中間投入品貿(mào)易自由化的關(guān)稅指標(biāo)。正如毛其淋和許家云(2017)所言，相比于行業(yè)層面的中間品關(guān)稅指標(biāo)無法考慮到同一行業(yè)內(nèi)部的不同企業(yè)可能會面臨不同水平的中間品關(guān)稅率這一事實，通過構(gòu)建企業(yè)層面的中間品關(guān)稅指標(biāo)則能較好的彌補這一不足，因而具有相對的優(yōu)勢。也正因為如此，近期的一些相關(guān)研究(Xiang等，2017；岳文，2017)在衡量貿(mào)易自由化程度時都直接構(gòu)建了企業(yè)層面的關(guān)稅水平。

具體來看，本文構(gòu)建了如下企業(yè)層面的中間品關(guān)稅，企業(yè)i在時期t所面臨的中間品關(guān)稅水平為：

Input_tariffit=∑kωkiτkt

(13)

其中τkt是進口中間品k在時期t的關(guān)稅值，而ωki表示樣本期內(nèi)進口中間品k的進口總值在企業(yè)i的所有進口中間投入品總值中所占的比例。ωki實際上是一個加權(quán)權(quán)重，衡量了進口中間品k對企業(yè)i的重要程度。注意到ωki是一個固定權(quán)重(不是時變的)，并不會隨時間而變化。之所以采用固定權(quán)重來構(gòu)造企業(yè)所面臨的中間投入品關(guān)稅，主要是為了避免可能存在的內(nèi)生性問題：考慮到企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率與進口中間投入品間可能存在反向因果關(guān)系，當(dāng)企業(yè)的DVAR提高時，企業(yè)對某種中間品的進口可能增加的更快，此時如果是用企業(yè)i每年進口中間品k時的進口總值來構(gòu)造權(quán)重計算企業(yè)所面臨的中間投入品關(guān)稅，那么企業(yè)不同中間品進口增速的差異會使企業(yè)中間投入品關(guān)稅的衡量存在偏差。而通過把企業(yè)每種中間投入品的進口比例固定在其樣本平均數(shù)上，采用固定權(quán)重來計算企業(yè)所面臨的中間投入品關(guān)稅水平則能較好的解決這個問題。

(三)計量模型的設(shè)定

為了考察中間投入品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響，結(jié)合已有的相關(guān)文獻，本文設(shè)定如下回歸模型：

DVARit=βInput_tariffit+δXit+λi+υt+μit

(14)

其中，被解釋變量DVARit為企業(yè)i在時期t的出口國內(nèi)附加值率，企業(yè)的DVAR根據(jù)(11)計算所得；Input_tariffit為企業(yè)i在時期t所面臨的進口中間投入品關(guān)稅水平(根據(jù)(13)式計算所得)，是本文所關(guān)注的核心解釋變量，用以來衡量中間投入品的貿(mào)易自由化程度；Xit表示了其他控制變量集合；υt和λi分別表示年份固定效應(yīng)和企業(yè)固定效應(yīng)，年份固定效應(yīng)可以捕捉到那些因時間變化會對所有企業(yè)出口國內(nèi)附加值率產(chǎn)生影響的不可觀測的相關(guān)因素(如宏觀政策的變化)，而企業(yè)固定效應(yīng)則可以捕捉到那些不隨時間變化但是又會影響到特定企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的不可觀測到的相關(guān)因素；μit表示隨機擾動項。

借鑒已有的相關(guān)文獻，本文主要引入了如下控制變量：

①企業(yè)的生產(chǎn)率(Productivity)?；谥暗睦碚摲治瞿Ｐ?，利用(8)式，容易發(fā)現(xiàn)，隨著企業(yè)生產(chǎn)率的提高，企業(yè)的DVAR也會隨之提高，即企業(yè)的DVAR與企業(yè)的生產(chǎn)率間存在著正相關(guān)關(guān)系。因此為了控制住企業(yè)的生產(chǎn)率對其DVAR的影響，本文在回歸模型中引入Productivity作為控制變量，同時預(yù)期Productivity前面的系數(shù)將為正。本文使用企業(yè)勞動生產(chǎn)率的對數(shù)來衡量Productivity。

②企業(yè)規(guī)模(Size)。企業(yè)規(guī)模作為企業(yè)異質(zhì)性的重要來源，很可能會對企業(yè)的相關(guān)績效產(chǎn)生重要影響。如果不在實證模型中對其加以控制，很可能會影響到最后的回歸結(jié)果。為此，本文在(14)時中引入了企業(yè)規(guī)模這個控制變量。借鑒已有的相關(guān)研究，本文采用企業(yè)從業(yè)人員數(shù)的對數(shù)值來對企業(yè)規(guī)模進行衡量。

③平均工資(Wage)。通常而言，雇傭質(zhì)量較高的勞動力，企業(yè)需要支付的工資水平也會相對較高，為了控制住企業(yè)勞動力質(zhì)量的高低對企業(yè)出口DVAR的影響，本文在(14)式中加入了平均工資這個控制變量。具體來看，本文用企業(yè)的應(yīng)付工資總額與從業(yè)人員數(shù)之比的對數(shù)來衡量企業(yè)的平均工資。

④企業(yè)年齡(Age)。一方面，隨著企業(yè)年齡的增長，企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)會更加成熟、生產(chǎn)規(guī)模會擴大、資金積累也會更加充實、抗風(fēng)險能力會增強等；但另一方面，年齡較大的企業(yè)，其很多硬件設(shè)施往往會由于老化而阻礙企業(yè)的發(fā)展，同時一些老企業(yè)還很可能由于歷史原因存在一些遺留的債務(wù)或人員問題等，這些都很可能會影響到企業(yè)的DVAR。為此，本文在(14)式也加入了企業(yè)年齡這個控制變量。本文用當(dāng)年年份與企業(yè)成立年份之差并取對數(shù)來衡量企業(yè)年齡。

⑤貿(mào)易方式(Processdum)。加工貿(mào)易作為發(fā)展中國家(特別是在中國)一種十分常見的貿(mào)易形式(Yu，2015)，其在我國對外開放初期幫助我國較快融入世界經(jīng)濟發(fā)揮了重要作用。從事加工貿(mào)易的企業(yè)往往從國外進口原材料或中間產(chǎn)品，在本國加工完后再直接予以出口，賺取相應(yīng)的加工費。加工貿(mào)易這種“兩頭在外、大進大出”的特點使得加工貿(mào)易企業(yè)的DVAR要比一般貿(mào)易企業(yè)的DVAR低(洪靜等，2017)。為了控制住不同貿(mào)易方式下企業(yè)DVAR的差異，本文引入了加工貿(mào)易虛擬變量Processdum，當(dāng)企業(yè)為加工貿(mào)易企業(yè)②，Processdum=1；否則，Processdum=0。

(四)數(shù)據(jù)來源說明

本文主要是基于中國企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)來展開相應(yīng)的實證分析，樣本區(qū)間限定在2000-2006年。具體而言，本文使用了三組高度細(xì)化的大型微觀面板數(shù)據(jù)：企業(yè)層面的生產(chǎn)數(shù)據(jù)、HS8位碼產(chǎn)品層面的進口關(guān)稅數(shù)據(jù)以及產(chǎn)品層面的貿(mào)易數(shù)據(jù)。這三組數(shù)據(jù)分別來自中國工業(yè)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)庫、上海WTO事務(wù)中心和海關(guān)進出口數(shù)據(jù)庫。對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)進出口數(shù)據(jù)庫的詳細(xì)說明可參見聶輝華等(2012)、Xiang et al.(2017)的研究。與Yu(2015)、Xiang et al.(2017)、岳文(2017)等文獻的做法類似，本文先對原始工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和原始的海關(guān)數(shù)據(jù)進行了相應(yīng)的篩選與處理，比如對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，本文去除了存在遺漏變量的樣本、剔除了雇員人數(shù)在8人以下的企業(yè)樣本、刪除了一些違背會計常識的企業(yè)樣本等。

為了展開相應(yīng)的實證分析，我們需要對這三組微觀數(shù)據(jù)(即工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)、關(guān)稅數(shù)據(jù)和海關(guān)數(shù)據(jù))進行匹配。本文首先將產(chǎn)品層面的貿(mào)易數(shù)據(jù)和關(guān)稅數(shù)據(jù)進行了合并，因為兩者都是基于HS8位碼水平上的。接著借鑒Yu(2015)的做法，本文采取了兩種方法來對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關(guān)數(shù)據(jù)進行匹配：一是企業(yè)名稱，二是企業(yè)的郵政編碼和電話號碼的最后七位。為了提高匹配的成功率，使得最后的樣本數(shù)據(jù)能夠包括盡量多的企業(yè)，只要企業(yè)可以通過以上任何一種方法成功匹配，就將它納入合并數(shù)據(jù)中。

圖1 不同地區(qū)企業(yè)的平均DVAR 圖2 不同所有制類型企業(yè)的平均DVAR

根據(jù)(11)式和(13)式，本文測算出了企業(yè)的DVAR和企業(yè)層面的中間投入品關(guān)稅。借鑒謝千里等(2008)的做法，本文把中國所有省份分為中部地區(qū)、東北部地區(qū)、東部沿海地區(qū)和西部地區(qū)四個區(qū)域。圖1呈現(xiàn)了樣本期內(nèi)四個區(qū)域內(nèi)企業(yè)平均DVAR的變化趨勢。從中可以看出，東部沿海地區(qū)和東北部地區(qū)企業(yè)的平均DVAR相對較低，而中部地區(qū)和西部地區(qū)企業(yè)的平均DVAR相對較高。初一看，好像有點不太符合現(xiàn)實，其背后的原因可能在于，相對于中部地區(qū)和西部地區(qū)，我國東部沿海地區(qū)和東北部地區(qū)交通更為便利、經(jīng)濟比較發(fā)達(dá)、開放程度也最高，這使得東部地區(qū)和東北部地區(qū)企業(yè)可以相對更為容易獲得進口中間投入品、更多的使用進口中間投入品來進行生產(chǎn)，使得這兩個地區(qū)企業(yè)的平均DVAR相對較低。而從整個樣本期來看，無論是全部企業(yè)的平均DVAR還是各地區(qū)企業(yè)的平均DVAR，都呈現(xiàn)出上升的趨勢，這說明在樣本期內(nèi)，我國企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率獲得了一定程度的提高。

進一步借鑒Ding等(2013)的類似做法，本文按照企業(yè)投資注冊資本所占比重(≥50%)的標(biāo)準(zhǔn)把所有企業(yè)分成了國有企業(yè)、集體企業(yè)、民營企業(yè)和外資企業(yè)這四類不同所有制企業(yè)，圖2呈現(xiàn)了樣本期內(nèi)不同所有制企業(yè)平均DVAR的變化情況。從中可以看出，外資企業(yè)的平均DVAR比較低，而國有企業(yè)、集體企業(yè)與民營企業(yè)的平均DVAR相對較高。這可能跟外資企業(yè)相比于內(nèi)資企業(yè)(比如國有企業(yè)、集體企業(yè)與民營企業(yè))更容易獲得進口中間投入、更愿意使用進口投入品來進行生產(chǎn)有關(guān)。同時也可以看到不同所有制類型企業(yè)的平均DVAR在樣本期內(nèi)并沒有出現(xiàn)較大的波動且都表現(xiàn)出比較穩(wěn)定的上升趨勢。

三、計量結(jié)果的分析與討論

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表1報告了利用中國企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)對(14)式進行估計的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，所有回歸中都加入了企業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。在表1的第1列中，沒有加入任何控制變量，直接用企業(yè)的DVAR對企業(yè)所面臨的中間投入品關(guān)稅進行回歸，結(jié)果顯示中間投入品關(guān)稅前面的系數(shù)顯著為負(fù)，這表明隨著中間投入品關(guān)稅的下降，企業(yè)的DVAR會隨之提高，這跟之前理論分析中命題1的結(jié)論相一致：中間投入品的貿(mào)易自由化有利于企業(yè)DVAR的提高。從第2列到第6列中，依次加入了企業(yè)生產(chǎn)率、企業(yè)規(guī)模、平均工資、企業(yè)年齡、貿(mào)易方式等五個控制變量，發(fā)現(xiàn)回歸結(jié)果跟第1列的結(jié)果類似：中間投入品關(guān)稅前面的系數(shù)都顯著為負(fù)。縱觀表1的回歸結(jié)果，雖然控制變量的加入會改變中間投入品關(guān)稅前面系數(shù)的絕對值大小，但是系數(shù)的符號及顯著性并沒有改變，這在一定程度上表明中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)DVAR的影響并不會隨控制變量的變化而變化。

具體來看第6列回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)中間投入品關(guān)稅前面的系數(shù)為-1.1374且通過了1%的顯著性檢驗，這表明企業(yè)所面臨的中間投入品關(guān)稅稅率每下降0.1，企業(yè)的DVAR就會提高0.11374。對于其他控制變量，從表1中可以看出，企業(yè)生產(chǎn)率前面的系數(shù)一直顯著為正，表明生產(chǎn)率越高的企業(yè)，其DVAR會相應(yīng)越高，這跟之前理論模型顯示的結(jié)論相一致。背后的原因也很好理解，企業(yè)生產(chǎn)率越高，那么使用同樣數(shù)量的中間品投入企業(yè)生產(chǎn)所得總產(chǎn)出會越多，根據(jù)DVAR的定義，在進口中間投入一定的情況下，企業(yè)的總產(chǎn)出越高意味著企業(yè)的DVAR越高。企業(yè)規(guī)模前面的系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)規(guī)模對企業(yè)DVAR的影響顯著為正，即規(guī)模越大的企業(yè)，其DVAR會相對越高。背后的原因可能在于大企業(yè)一般都具有相對較高的壟斷勢力、在市場上擁有較強的話語權(quán)，大企業(yè)往往能夠壓低進口中間投入品的價格，其在出口產(chǎn)品時往往也能在價格談判上處于有利地位(比如大企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量一般比較有保障，其價格可以定的相對較高)。因此，相比于小企業(yè)，大規(guī)模企業(yè)往往具有相對較高的DVAR。平均工資和企業(yè)年齡前面的系數(shù)都不顯著，表明平均工資和企業(yè)年齡對企業(yè)的DVAR并沒有顯著影響。企業(yè)貿(mào)易方式前面的系數(shù)十分顯著，說明不同貿(mào)易方式下的企業(yè)，其DVAR確實存在顯著差異。具體而言，加工貿(mào)易虛擬變量Processdum前面的系數(shù)顯著為負(fù)，表明相比于一般貿(mào)易企業(yè)，加工貿(mào)易企業(yè)的DVAR要相對較低，這跟洪靜等(2017)所得結(jié)論一致。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：圓括號內(nèi)數(shù)值為相對應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平(下同)。

(二)內(nèi)生性分析

對(14)式進行估計時可能會面臨兩個內(nèi)生性問題。第一個可能的內(nèi)生性問題源自企業(yè)層面中間投入品關(guān)稅的構(gòu)建?？紤]到企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率與進口中間投入品間可能存在反向因果關(guān)系，當(dāng)企業(yè)的DVAR提高時，企業(yè)對某種中間品的進口可能增加的更快，企業(yè)不同中間品進口增速的差異會導(dǎo)致用時變權(quán)重(即用企業(yè)當(dāng)年進口某種中間品的進口總值來構(gòu)造權(quán)重)計算出來的企業(yè)中間投入品關(guān)稅可能會與企業(yè)的DVAR存在反向因果關(guān)系，從而導(dǎo)致內(nèi)生性問題。為了避免這個內(nèi)生性問題，本文在構(gòu)建企業(yè)中間投入品關(guān)稅時使用了固定權(quán)重(見(13)式)。

第二個可能的內(nèi)生性問題源自貿(mào)易自由化政策可能是內(nèi)生的：雖然中國進口關(guān)稅的下降受GATT/WTO協(xié)定的管制，政府不能隨意改變，但是在某種程度上進口關(guān)稅的下降仍可能是內(nèi)生的。已有政治經(jīng)濟學(xué)的相關(guān)文獻指出一國特定行業(yè)內(nèi)的企業(yè)為了尋求更好的政策保護，往往希望政府在相關(guān)國際談判中維持較高的關(guān)稅水平，因此相關(guān)利益集團很可能會對政府進行游說(Grossman和Helpman，1994)。從這個角度來看，一國的關(guān)稅水平很可能會受到國內(nèi)利益集團的影響?？紤]到中國于2001年加入WTO，關(guān)稅減免受到WTO的管制，國內(nèi)利益集團對中國2000-2006年(樣本期內(nèi))期間的關(guān)稅下降影響可能并不大(Yu，2015)。同時，由于本文所有回歸中都加入了固定效應(yīng)，如果相關(guān)影響關(guān)稅下降的因素并不隨時間變化，那么這些潛在影響關(guān)稅下降的因素就都會被固定效應(yīng)所吸收，從而不會產(chǎn)生內(nèi)生性問題使得回歸結(jié)果存在偏誤(Goldberg和Pavcnik，2005)。盡管如此，為了分析的完整性，本文仍將使用工具變量回歸法來解決關(guān)稅下降可能存在的內(nèi)生性問題。

一般而言，為關(guān)稅尋找一個很好的IV并不是一件容易的事。衡量關(guān)稅變化常用的工具變量就是用過去的關(guān)稅水平(Goldberg 和Pavcnik，2005；余淼杰，2011)。依照已有相關(guān)文獻的做法(Amiti和Konings，2007；Xiang等，2017)，本文使用最初中國加入WTO之前的關(guān)稅水平(即2000年關(guān)稅水平)作為工具變量，重新估計了(14)式所示的差分模型，相應(yīng)的結(jié)果報告在表2中。從中可以看出，無論是對于一期差分模型還是多期差分模型(見表2的第2到第5列)，中間投入品關(guān)稅前的系數(shù)都顯著為負(fù)，表明隨著中間投入品的關(guān)稅的下降，企業(yè)的DVAR會隨之增加，即中間品貿(mào)易自由化有利于企業(yè)DVAR的提高，這跟表1中的基準(zhǔn)回歸結(jié)果相一致。表2使用IV進行回歸的結(jié)果表明我們并沒有必要擔(dān)心進口關(guān)稅的下降是內(nèi)生的問題。

表2 工具變量回歸結(jié)果

注：n期差分模型表示ΔDVARit=DVARit-DVARit-n，對其他變量也有類似的理解。

(三)跨地區(qū)的比較分析

根據(jù)之前的介紹，本文把中國所有省份劃分為了中部地區(qū)、東北部地區(qū)、東部沿海地區(qū)和西部地區(qū)四個區(qū)域，利用劃分出來的四個區(qū)域內(nèi)的企業(yè)組成的子樣本，我們重新對(14)式進行了估計以考察中間投入品的貿(mào)易自由化對不同地區(qū)內(nèi)企業(yè)DVAR的影響是否存在顯著不同，相應(yīng)的回歸結(jié)果報告在表3中。

表3 分地區(qū)回歸結(jié)果

從表3中可以看出，無論是用東部沿海地區(qū)或東北部地區(qū)的企業(yè)組成子樣本進行回歸，還是用中部地區(qū)或西部地區(qū)的企業(yè)組成的子樣本來進行回歸，中間投入品關(guān)稅前面的系數(shù)都顯著為負(fù)，表明隨著中間投入品關(guān)稅的下降，各區(qū)域內(nèi)企業(yè)的DVAR都將隨之提高，即中間投入品的貿(mào)易自由化有利于各區(qū)域內(nèi)企業(yè)DVAR的提高，這跟之前在表1中所得的基準(zhǔn)回歸結(jié)果相一致。而從具體影響大小來看，中間投入品的貿(mào)易自由化對東北部地區(qū)企業(yè)DVAR的提升作用最大(中間品關(guān)稅前面的系數(shù)為-1.3516)，對東部地區(qū)和西部地區(qū)企業(yè)DVAR的提升作用次之，對中部地區(qū)企業(yè)DVAR的提升作用最小(中間品關(guān)稅前面的系數(shù)為-0.5342)。

對于其他控制變量，企業(yè)生產(chǎn)率前的系數(shù)都顯著為正，表明生產(chǎn)率越高的企業(yè)，其DVAR會相應(yīng)越高；平均工資和企業(yè)年齡前面的系數(shù)都不顯著，這些都跟之前的基準(zhǔn)回歸結(jié)果相一致。不同的是，企業(yè)規(guī)模前面的系數(shù)只在第1列里顯著為正，即企業(yè)規(guī)模只對東部地區(qū)企業(yè)的DVAR存在顯著的正影響，對其他地區(qū)里企業(yè)的DVAR并沒有顯著影響；同時Processdum前面的系數(shù)在第2列里雖為負(fù)，但并不顯著，說明對于東北部地區(qū)而言，加工貿(mào)易企業(yè)和一般貿(mào)易企業(yè)的DVAR并沒有顯著差異；但是在第1列、第3列和第4列中，Processdum前面的系數(shù)都顯著為負(fù)，表明在東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)里，一般貿(mào)易企業(yè)的DVAR要高于加工貿(mào)易企業(yè)的DVAR。

(四)不同所有制類型的比較分析

之前圖2的分析表明不同所有制類型企業(yè)的DVAR并不一樣，在這一部分，本文將來深入考察中間投入品的貿(mào)易自由化對不同所有制類型企業(yè)DVAR的影響是否存在差異。之前本文已按照企業(yè)投資注冊資本所占比重(≥50%)的標(biāo)準(zhǔn)把所有企業(yè)劃分成了四類不同所有制企業(yè)，利用四類不同所有制企業(yè)組成的子樣本，本文重新對(14)式進行了估計，相應(yīng)的回歸結(jié)果見表4。

表4 分所有制類型回歸結(jié)果

從中可以看出，無論是用國有企業(yè)、集體企業(yè)、民營企業(yè)，還是外資企業(yè)組成的子樣本進行回歸，中間投入品關(guān)稅前面的系數(shù)都顯著為負(fù)，表明中間投入品的貿(mào)易自由化有利于各所有制類型企業(yè)DVAR的提高，這跟之前所得的基準(zhǔn)回歸結(jié)果相一致。而從具體影響大小來看，中間投入品的貿(mào)易自由化對外資企業(yè)DVAR的提升作用最大(中間品關(guān)稅前面的系數(shù)為-1.7152)，對民營企業(yè)和集體企業(yè)DVAR的提升作用次之，對國有企業(yè)DVAR的提升作用最小(中間品關(guān)稅前面的系數(shù)為-0.4778)。

縱觀表3和表4的回歸結(jié)果，可知中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)DVAR的影響方向并不會隨著企業(yè)所在區(qū)域的不同、企業(yè)所有制類型的不同而不同(即中間品的貿(mào)易自由化有利于各區(qū)域內(nèi)企業(yè)DVAR以及各所有制類型下企業(yè)DVAR的提高)，這在一定程度上說明之前的基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

四、總結(jié)

從理論和實證兩個層面，本文比較深入的研究了中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響。一方面，基于異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易模型框架，本文建立了一個分析中間投入品貿(mào)易自由化影響企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的理論模型，厘清了中間品貿(mào)易自由化影響企業(yè)DVAR的機制：中間品貿(mào)易自由化通過提高企業(yè)的加成率，有利于企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提高。另一方面，利用中國企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)，通過測度企業(yè)層面的中間品投入關(guān)稅和DVAR，本文還探討了中間品投入關(guān)稅的變化對中國企業(yè)DVAR的影響。在考慮了相關(guān)的內(nèi)生性問題后，實證結(jié)果與理論模型分析的結(jié)論相一致：中間投入品的貿(mào)易自由化確實有利于中國企業(yè)DVAR的提高。進一步跨地區(qū)和分企業(yè)所有制類型的比較分析顯示，中間投入品的貿(mào)易自由化對東北部地區(qū)企業(yè)DVAR的提升作用最大，對中部地區(qū)企業(yè)DVAR的提升作用最??；對外資企業(yè)DVAR的提升作用最大，對國有企業(yè)DVAR的提升作用最小。

本文的研究結(jié)果具有較強的現(xiàn)實意義，由于中間品貿(mào)易自由化有利于中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提高，因此，為了更好地融入到全球價值鏈之中、提高在全球價值鏈中所處的地位，從提高中國企業(yè)出口DVAR的角度來看，中國應(yīng)當(dāng)進一步推進和深化貿(mào)易自由化改革，尤其是應(yīng)該著力推進進口貿(mào)易自由化，通過多層次的FTA談判等方式努力降低貿(mào)易壁壘，盡早實現(xiàn)中間品進口的低關(guān)稅甚至零關(guān)稅。本文無疑從企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的視角進一步豐富了對中國貿(mào)易自由化特別是中間品貿(mào)易自由化的認(rèn)識。

注釋：

① 做出這一假設(shè)只是為了模型簡潔。

② 當(dāng)企業(yè)為同時從事一般貿(mào)易和加工貿(mào)易的混合貿(mào)易企業(yè)時，為簡便考慮，本文也假設(shè)Processdum取值為1。