■劉曉寧 魏子?xùn)|

一、引言

改革開放以來，中國的對外貿(mào)易取得了巨大成就，目前已是世界第二大貿(mào)易國、第一大貨物貿(mào)易國和第一大出口國。毋庸置疑，中國外貿(mào)的迅猛發(fā)展與1978年以來實(shí)行的以市場化為導(dǎo)向的改革開放，特別是20世紀(jì)90年代初以來實(shí)施的以削減關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘為主要內(nèi)容的貿(mào)易自由化改革密不可分。企業(yè)是一國對外貿(mào)易的直接參與者，與直接考察宏觀貿(mào)易特征相比，對出口企業(yè)行為給予關(guān)注顯得更有意義。發(fā)端于2003年的異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論，為在微觀企業(yè)層面開展國際貿(mào)易研究提供了理論基礎(chǔ)，該理論在新貿(mào)易理論有關(guān)“不完全競爭市場結(jié)構(gòu)、規(guī)模經(jīng)濟(jì)”等假設(shè)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步引入企業(yè)異質(zhì)性，從企業(yè)層面研究貿(mào)易的動因和結(jié)果問題，開創(chuàng)了國際貿(mào)易理論發(fā)展的新視角。那么，自2001年加入WTO以來，中國進(jìn)行的大幅度關(guān)稅減讓對制造業(yè)企業(yè)出口決策究竟產(chǎn)生了怎樣的影響、程度有多大呢？本文正是基于這一研究目標(biāo)，以Melitz異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論為理論基礎(chǔ)，實(shí)證分析貿(mào)易自由化帶來的關(guān)稅減讓對微觀企業(yè)出口強(qiáng)度的影響，以期為中國出口貿(mào)易的發(fā)展提供微觀解釋。

目前，國內(nèi)專門研究貿(mào)易自由化以及關(guān)稅減讓對企業(yè)出口決策影響的文獻(xiàn)還相對較少。在已有文獻(xiàn)中，田巍和余森杰專門探討了中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口強(qiáng)度的影響，發(fā)現(xiàn)中間品關(guān)稅的下降顯著提高了企業(yè)的出口強(qiáng)度。毛其淋和盛斌考察了中國貿(mào)易自由化 （包括最終產(chǎn)品關(guān)稅減讓與投入品關(guān)稅減讓）對企業(yè)出口動態(tài)的影響，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化不僅顯著促進(jìn)了企業(yè)的出口參與決策，而且還提高了已有出口企業(yè)的出口強(qiáng)度。本文的不同之處在于，首先，只關(guān)注考察期間內(nèi)持續(xù)經(jīng)營的企業(yè)，不考慮企業(yè)的市場退出問題，因此本文的數(shù)據(jù)為平衡面板數(shù)據(jù)；其次，在總體樣本檢驗(yàn)之后，根據(jù)企業(yè)所有制、資本密集度和貿(mào)易方式的差異進(jìn)行多項(xiàng)分組檢驗(yàn)，以探討企業(yè)特征的不同影響。

二、模型建立與變量說明

（一）計(jì)量模型

在現(xiàn)有理論和實(shí)證研究文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，借鑒毛其淋等的研究，建立一個(gè)分析企業(yè)層面出口強(qiáng)度決定因素的計(jì)量模型：

其中，下標(biāo)i、j和t分別表示企業(yè)、行業(yè)和年份；被解釋變量EXIijt為企業(yè)出口強(qiáng)度；△Tariffjt為關(guān)稅減讓指標(biāo)，表示產(chǎn)品關(guān)稅的變化量；ζ=vj+vt+εijt，vt和vj分別表示行業(yè)和年份特定效應(yīng)，用GB/T2002二分位行業(yè)虛擬變量和年份虛擬變量加以控制，其中行業(yè)特定效應(yīng)包含不同行業(yè)特征因素對企業(yè)出口強(qiáng)度的影響，年份特定效應(yīng)包含諸如人民幣匯率、國際經(jīng)濟(jì)波動等隨時(shí)間變動的宏觀因素的影響；εijt表示隨機(jī)擾動項(xiàng)；控制變量Controls的集合為：

其中，tfpijt表示企業(yè)全要素生產(chǎn)率，scaleijt代表企業(yè)規(guī)模，ageijt代表經(jīng)營時(shí)間，wageijt代表薪酬水平，klrationijt代表資本密集度，subsidyijt表示政府補(bǔ)貼，financeijt表示融資能力，stateij、privateij和foreignij分別表示國有企業(yè)、私營企業(yè)和外資企業(yè)虛擬變量。

（二）變量說明

本文的關(guān)鍵變量為關(guān)稅減讓與企業(yè)出口強(qiáng)度，企業(yè)生產(chǎn)率也是本文關(guān)注的重點(diǎn)。除此以外，為了更好地控制企業(yè)特征，本文還加入了企業(yè)規(guī)模、經(jīng)營時(shí)間等控制變量，表1介紹了各變量的預(yù)期符號及度量方式。同時(shí)，為了消除和減少異方差的影響，大多數(shù)變量都進(jìn)行了取對數(shù)處理。下面重點(diǎn)介紹三個(gè)關(guān)鍵變量的測度。

1．企業(yè)出口強(qiáng)度。企業(yè)的出口強(qiáng)度指標(biāo)，用企業(yè)的出口交貨值與工業(yè)銷售產(chǎn)值的比值來衡量。整體來看，2001—2009年中國制造業(yè)出口企業(yè)的出口強(qiáng)度穩(wěn)中略升，從2001年的34.68%上升到2009年的39.23%（見圖1-a）。從企業(yè)所有制性質(zhì)來看，國有出口企業(yè)的出口強(qiáng)度呈現(xiàn)穩(wěn)中趨降態(tài)勢，從2001年的11.7%降到2009年的7.71%；私營出口企業(yè)與外資出口企業(yè)的出口強(qiáng)度表現(xiàn)出相似的變化軌跡，即先升后降，但總體仍略有上升（見圖1-b）。

圖1 2001—2009年中國制造業(yè)企業(yè)出口強(qiáng)度變化趨勢

2．關(guān)稅減讓。根據(jù)Melitz的異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論及其相關(guān)研究，關(guān)稅減讓會通過競爭效應(yīng)和中間要素獲取效應(yīng)等提高本國企業(yè)的出口強(qiáng)度，因此預(yù)期關(guān)稅減讓對企業(yè)出口強(qiáng)度具有正向影響。產(chǎn)品進(jìn)口關(guān)稅數(shù)據(jù)來自WTO的Tariff Download Facility數(shù)據(jù)庫，選擇其中的最惠國稅率平均從價(jià)稅率。由于關(guān)稅數(shù)據(jù)采用的HS編碼版本不同，2001年之前為HS96版，2002—2006年為HS02版，2007年之后為HS07版，因此需要根據(jù)聯(lián)合國統(tǒng)計(jì)司提供的HS96-HS02以及HS02-HS07轉(zhuǎn)換表將其統(tǒng)一到HS02版本。同時(shí)，由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)樣本是根據(jù)中國官方的國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類（GB）進(jìn)行行業(yè)劃分的，還需要將HS分類轉(zhuǎn)換成GB分類，這中間需要通過國際標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)業(yè)分類（ISIC）進(jìn)行聯(lián)結(jié)。本文將HS02-ISIC （Rev3） 轉(zhuǎn)換表與GB/T2002-ISIC（Rev3）轉(zhuǎn)換表進(jìn)行整合，得到HS02與GB/T2002之間的轉(zhuǎn)換關(guān)系，從而測算得到中國GB四位數(shù)行業(yè)進(jìn)口關(guān)稅數(shù)據(jù)。①考慮到制造業(yè)出口的代表性，本文選取了GB/T2002中二分位代碼為13-42共計(jì)29個(gè)制造業(yè)行業(yè)進(jìn)行分析。②圖2給出了2001—2011年中國制造業(yè)關(guān)稅水平的變化趨勢，可以看出，產(chǎn)品關(guān)稅率總體上呈現(xiàn)不斷下降趨勢，從2001年的14.64%下降至2011年的9.18%，下調(diào)幅度達(dá)到37.3%。此外，圖2還顯示了產(chǎn)品關(guān)稅率的標(biāo)準(zhǔn)差也不斷下降，說明不同行業(yè)、產(chǎn)品之間的關(guān)稅率差異逐步縮小。

圖2 2001—2011年中國制造業(yè)關(guān)稅水平變化趨勢

3．企業(yè)全要素生產(chǎn)率。根據(jù)Melitz模型，只有生產(chǎn)率較高的企業(yè)才能克服出口固定成本進(jìn)入國外市場或擴(kuò)大出口規(guī)模，即企業(yè)生產(chǎn)率對出口強(qiáng)度的影響預(yù)期為正。關(guān)于全要素生產(chǎn)率的測算，常用的方法包括參數(shù)法和非參數(shù)法兩種，參數(shù)方法是指通過測算出生產(chǎn)函數(shù)的具體形式再計(jì)算生產(chǎn)率，比如索洛余值法，其優(yōu)點(diǎn)是能夠識別隨機(jī)因素的影響，缺點(diǎn)是要求樣本容量較大，可能會因模型設(shè)定不準(zhǔn)確導(dǎo)致估偏誤；非參數(shù)方法的估計(jì)過程不需要設(shè)定具體的生產(chǎn)函數(shù)形式，比如數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）方法，其優(yōu)點(diǎn)是對樣本容量要求低，可以避免模型設(shè)定的錯誤，但缺點(diǎn)是無法識別隨機(jī)因素的影響。

根據(jù)《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》樣本量巨大的特點(diǎn)，本文采用Head和Ries的近似全要素生產(chǎn)率（ATFP）方法，其本源是參數(shù)方法中索洛殘值法的衍生，它的優(yōu)點(diǎn)是計(jì)算方便且集合了參數(shù)方法的優(yōu)勢，公式如下：

其中Q為產(chǎn)出，L為勞動投入，K為資本投入，s表示生產(chǎn)函數(shù)中資本的貢獻(xiàn)度。Hall和Jones根據(jù)美國經(jīng)驗(yàn)證據(jù)認(rèn)為s＝1/3，許多文獻(xiàn)也通過檢驗(yàn)證明其基本符合實(shí)際情形，具有統(tǒng)計(jì)上的普遍性，因此本文也采用這一數(shù)值。公式中產(chǎn)出Q用工業(yè)增加值表示，勞動投入L用雇員人數(shù)表示，資本投入K用固定資產(chǎn)凈值年平均余額表示。

三、數(shù)據(jù)來源與處理

本文的樣本數(shù)據(jù)主要來自《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》，該數(shù)據(jù)庫涵蓋了全部國有和主營業(yè)務(wù)收入超過500萬元的非國有企業(yè)。但是，該數(shù)據(jù)庫存在不少問題。一是由于2004年的數(shù)據(jù)直接來自經(jīng)濟(jì)普查數(shù)據(jù)，導(dǎo)致變量類型與其他年份有較大差別；二是2008、2009年數(shù)據(jù)的變量類型與其他年份相比數(shù)量較少，缺少很多本文涉及的變量，特別是2008年數(shù)據(jù)沒有提供企業(yè)的法人代碼。因此，本文的樣本期限為2001—2007年。

根據(jù)研究需要，本文對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：第一，本文只考察制造業(yè)企業(yè)，即GB/T2002行業(yè)代碼開頭兩位為13～42的企業(yè)；其次，由于本文不探討企業(yè)的進(jìn)入退出問題，所以只關(guān)注在樣本期間內(nèi)一直存在的企業(yè)。本文通過企業(yè)法人代碼進(jìn)行匹配，得到2001—2007年持續(xù)經(jīng)營的企業(yè)樣本③。再次，考慮到工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中一些關(guān)鍵性指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)在統(tǒng)計(jì)上存在缺漏值或錯誤記錄，對數(shù)據(jù)進(jìn)行以下篩選：（1）刪除各相關(guān)變量存在缺漏值和極端異常值的樣本；（2）刪除雇員人數(shù)小于10的企業(yè)樣本；（3）刪除出口交貨值、工業(yè)增加值④、固定資產(chǎn)凈值年平均余額、本年應(yīng)付工資和應(yīng)付福利費(fèi)、補(bǔ)貼收入小于0的企業(yè)樣本⑤。（4）刪除1900年之前成立的企業(yè)樣本。最后，得到51554家企業(yè)樣本7年的觀察值。其中，本文將樣本期內(nèi)只要任意一年出口交貨值大于零的企業(yè)都定義為出口企業(yè)，共得到出口企業(yè)樣本26523家。表2報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征。

表1 變量定義明細(xì)

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征

四、估計(jì)結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果

本文使用Stata13.0軟件，分別采用混合回歸、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，表3報(bào)告了回歸結(jié)果。通過固定效應(yīng)模型中的F檢驗(yàn)，可知在混合回歸和固定效應(yīng)模型中應(yīng)選擇后者；通過Hausman檢驗(yàn)，可知在固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型中應(yīng)選擇前者。因此，最終回歸結(jié)果以固定效應(yīng)模型為主要依據(jù)。

從表3可以看出，三種估計(jì)方法中關(guān)稅減讓變量的估計(jì)系數(shù)有正有負(fù)，且均不顯著，表明本國關(guān)稅減讓對企業(yè)出口強(qiáng)度的影響并不顯著?？赡艿慕忉屖牵菏紫?，企業(yè)出口行為具有一定的慣性，在企業(yè)進(jìn)入國際市場以后，決定其出口和內(nèi)銷選擇的關(guān)鍵因素是出口訂單和國內(nèi)銷售渠道，而本國的關(guān)稅水平并不是一個(gè)特別重要的影響因素；其次，根據(jù)相關(guān)理論，本國關(guān)稅水平下降提高企業(yè)出口強(qiáng)度的一個(gè)重要途徑是降低中間投入品的進(jìn)口成本，從而使企業(yè)的整體生產(chǎn)成本降低，提升其出口產(chǎn)品的價(jià)格競爭力，進(jìn)而提高出口強(qiáng)度，但是本文在關(guān)稅水平測算中并沒有專門區(qū)分最終產(chǎn)品關(guān)稅和中間投入品關(guān)稅，從而也就無法區(qū)分這兩種關(guān)稅水平對出口強(qiáng)度的影響；最后，出口強(qiáng)度較高的企業(yè)中有相當(dāng)大部分是加工貿(mào)易企業(yè)，而加工貿(mào)易企業(yè)相比于一般貿(mào)易企業(yè)受本國關(guān)稅水平的影響較小，原因是其進(jìn)口原料和中間投入品享受直接免稅或退稅待遇，因此對本國關(guān)稅水平的下降并不敏感。

控制變量方面。全要素生產(chǎn)率變量始終在1%的水平上顯著為負(fù)，即該變量對出口強(qiáng)度具有穩(wěn)健的負(fù)向影響，這與理論預(yù)期相反，也即出現(xiàn)了“生產(chǎn)率悖論”。究其原因，學(xué)者們大多認(rèn)為這與大量處于價(jià)值鏈低端環(huán)節(jié)的加工貿(mào)易企業(yè)相關(guān)，下文會將企業(yè)按照貿(mào)易方式分組進(jìn)一步進(jìn)行討論。企業(yè)規(guī)模對出口強(qiáng)度的影響不顯著且方向不一致，經(jīng)營時(shí)間、薪酬水平變量的影響不顯著，但具有方向上的影響。資本密集度變量的影響顯著為負(fù)，可能的原因與全要素生產(chǎn)率變量相同。政府補(bǔ)貼對企業(yè)出口強(qiáng)度的影響為負(fù)，表明我國對企業(yè)進(jìn)行的轉(zhuǎn)移支付并沒有起到期望的效果，補(bǔ)貼的效率較低。融資能力對企業(yè)出口決策表現(xiàn)出顯著的正向效應(yīng)，這從側(cè)面表明目前制約我國中小外貿(mào)企業(yè)發(fā)展的一個(gè)重要因素就是融資問題。另外，由于在固定效應(yīng)模型估計(jì)中會刪除不隨時(shí)間變化的變量，所以只能從混合回歸和隨機(jī)效應(yīng)模型回歸中判斷企業(yè)所有制的影響，結(jié)果表明外資企業(yè)具有更高的出口傾向，國有企業(yè)則正好相反。原因在于，與私營企業(yè)相比，國有企業(yè)的行為決策并不完全受利潤最大化驅(qū)動，而外資企業(yè)進(jìn)入中國市場的重要動機(jī)是“要素尋求型”，它們當(dāng)中有相當(dāng)多的企業(yè)主要從事加工貿(mào)易，把中國作為制造、加工與裝配的平臺，然后再將產(chǎn)品出口到第三國。

（二）內(nèi)生性分析及處理

上文的實(shí)證分析是在假定貿(mào)易自由化變量為外生的條件下進(jìn)行的，然而在經(jīng)驗(yàn)研究中，貿(mào)易自由化的內(nèi)生性問題不容忽視。出口部門利益集團(tuán)為了從他國獲取互惠的貿(mào)易自由化待遇，同時(shí)也為了降低進(jìn)口原材料的成本，會游說政府進(jìn)行關(guān)稅減讓，即對關(guān)稅變量產(chǎn)生反向影響。如果這種內(nèi)生性問題確實(shí)存在而不加以解決，那么得到的估計(jì)結(jié)果將會是有偏的。工具變量是處理內(nèi)生性問題的一種有效手段，但是為關(guān)稅尋找一個(gè)合適的工具變量具有一定難度。根據(jù)很多文獻(xiàn)的常用做法，本文使用內(nèi)生變量的一期滯后項(xiàng)作為工具變量，使用IVREG-2SLS、XTIUREG-FE方法進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見表4。

表3 出口強(qiáng)度模型回歸結(jié)果

使用工具變量的前提是存在內(nèi)生解釋變量，為此需要進(jìn)行DWH內(nèi)生性檢驗(yàn)，該檢驗(yàn)的原假設(shè)為解釋變量均為外生，結(jié)果表明大部分在10%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，即確實(shí)存在內(nèi)生解釋變量，使用工具變量法是合適的。然后,來看對工具變量有效性的檢驗(yàn)。利用Cragg-Donald Wald F檢驗(yàn)工具變量與內(nèi)生變量的相關(guān)性，即弱工具變量檢驗(yàn)，結(jié)果顯示C-DWald F統(tǒng)計(jì)量的值均較大，多數(shù)都大于10%水平上的臨界值，拒絕弱工具變量的原假設(shè)，表明工具變量對內(nèi)生變量具有較好的解釋力。由于工具變量和內(nèi)生解釋變量的個(gè)數(shù)相同（恰好識別），所以無法直接檢驗(yàn)工具變量的外生性。再來看解釋變量的系數(shù)，模型的系數(shù)符號與之前相比發(fā)生了一些變化，尤其是關(guān)稅減讓變量，由之前符號不一致變成一致為負(fù)，且該變量的顯著性水平由之前的全部不顯著變?yōu)椴糠诛@著，這一定程度上使理論預(yù)期得到了驗(yàn)證，表明關(guān)稅減讓對企業(yè)出口強(qiáng)度的提升具有一定的正向影響。

（三）分組估計(jì)結(jié)果

關(guān)稅減讓對企業(yè)出口強(qiáng)度的影響是否會因企業(yè)的不同特征而有所不同呢？本文將樣本區(qū)分為本土企業(yè)和外資企業(yè)、勞動密集型與資本密集型、加工貿(mào)易與一般貿(mào)易進(jìn)行分組估計(jì)，結(jié)果如表5。從所有制分組可以看出，關(guān)稅減讓對外資企業(yè)的作用高于本土企業(yè) （盡管系數(shù)不夠顯著），也就是說外資企業(yè)的出口決策對關(guān)稅變化更加敏感。其原因可能有以下兩點(diǎn)：第一，相對于本土企業(yè)而言，外資企業(yè)及其母公司擁有在全球配置資源的能力，具有更為廣闊的原材料與零部件來源，從而使他們能夠根據(jù)關(guān)稅變化靈活調(diào)整中間投入品的進(jìn)口策略，進(jìn)而調(diào)整生產(chǎn)規(guī)模和出口強(qiáng)度；第二，相對于本土企業(yè)，外資企業(yè)普遍具有更高的外向經(jīng)營性⑥，為數(shù)眾多的外資企業(yè)進(jìn)入中國投資從事的是 “兩頭在外”的加工貿(mào)易，目的是利用中國豐裕而相對廉價(jià)的勞動力等生產(chǎn)要素，在關(guān)稅水平變化導(dǎo)致生產(chǎn)成本改變時(shí)，會迅速調(diào)整出口策略。從資本密集度分組可以看出，勞動密集型企業(yè)的出口強(qiáng)度受關(guān)稅減讓的影響更大，也就是說關(guān)稅減讓引致的競爭效應(yīng)和成本節(jié)約效應(yīng)更明顯地作用于勞動密集型出口企業(yè)。由于大多數(shù)勞動密集型企業(yè)屬于成本競爭型，因此其對關(guān)稅減讓更加敏感是符合理論預(yù)期的。從貿(mào)易方式分組可以看出，一般貿(mào)易企業(yè)子樣本中關(guān)稅減讓變量的估計(jì)系數(shù)絕對值遠(yuǎn)大于加工貿(mào)易企業(yè)，這意味著關(guān)稅減讓對一般貿(mào)易企業(yè)出口強(qiáng)度的影響更大。原因在于：首先，加工貿(mào)易企業(yè)主要利用廉價(jià)的國內(nèi)勞動力資源為國外產(chǎn)品“貼牌”生產(chǎn)并用于出口，即只承擔(dān)低技術(shù)含量的組裝、加工環(huán)節(jié)，這樣關(guān)稅減讓引致的競爭效應(yīng)對這類企業(yè)出口的影響也就相對較不明顯，而一般貿(mào)易企業(yè)面臨的競爭更大，會有更多的企業(yè)擴(kuò)大出口規(guī)模；其次，由于加工貿(mào)易企業(yè)在進(jìn)口原料或零件時(shí)只需支付部分關(guān)稅甚至完全免關(guān)稅，導(dǎo)致關(guān)稅減讓對加工貿(mào)易企業(yè)的生產(chǎn)成本幾乎沒有影響，成本節(jié)約效應(yīng)無從體現(xiàn)，而一般貿(mào)易企業(yè)則能夠從關(guān)稅減讓中實(shí)現(xiàn)相對較大幅度的成本節(jié)約，從而進(jìn)一步提高其出口強(qiáng)度。另外，在貿(mào)易方式分組中，生產(chǎn)率變量系數(shù)符號出現(xiàn)了不一致，在剔除掉加工貿(mào)易企業(yè)之后，一般貿(mào)易企業(yè)的生產(chǎn)率與其出口強(qiáng)度表現(xiàn)出正相關(guān)，從而驗(yàn)證了異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論的結(jié)論。

表4 工具變量回歸結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了確保研究結(jié)論的可靠性，本文從以下幾個(gè)方面進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1．本文使用近似全要素生產(chǎn)率（ATFP）來衡量企業(yè)生產(chǎn)率，而且直接根據(jù)已有研究和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)將生產(chǎn)函數(shù)中資本的貢獻(xiàn)度（s）設(shè)定為1/3。為了彌補(bǔ)該設(shè)定可能存在的問題，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中再使用勞動生產(chǎn)率（LTFP）進(jìn)行對照。

表5 分組回歸結(jié)果

2．融資能力變量的衡量指標(biāo)主要有現(xiàn)金持有量、利息支出占銷售收入的比例和負(fù)債率三類，本文之前采用利息支出占工業(yè)銷售產(chǎn)值的比例作為衡量指標(biāo)，這里再以負(fù)債率作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)指標(biāo)，用企業(yè)債務(wù)總額與資產(chǎn)總額的比值來衡量，數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。

3．本文重點(diǎn)研究關(guān)稅減讓對企業(yè)出口強(qiáng)度的影響，但最終目標(biāo)是研究貿(mào)易自由化效應(yīng)。而對于貿(mào)易自由化的測度，除了關(guān)稅壁壘以外，還有一個(gè)重要內(nèi)容是非關(guān)稅壁壘等制度性因素。因此，本文進(jìn)一步采用進(jìn)口滲透率作為貿(mào)易自由化的度量指標(biāo)。

五、結(jié)論

本文運(yùn)用不同估計(jì)方法，使用2001—2007年企業(yè)層面面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析了關(guān)稅減讓對異質(zhì)性企業(yè)出口強(qiáng)度的影響，經(jīng)過內(nèi)生性問題處理和穩(wěn)健性檢驗(yàn)，得出以下主要結(jié)論：第一，關(guān)稅減讓對企業(yè)出口強(qiáng)度具有正向的影響，但顯著性不強(qiáng)；第二，從不同所有制企業(yè)來看，關(guān)稅減讓對外資企業(yè)的作用高于本土企業(yè)，也就是說外資企業(yè)的出口強(qiáng)度對關(guān)稅變化更加敏感；第三，從不同的要素密集度分組來看，關(guān)稅減讓顯著地促進(jìn)了勞動密集型和資本密集型企業(yè)的出口強(qiáng)度，但相比之下勞動密集型企業(yè)受關(guān)稅減讓的影響更大，也就是說關(guān)稅減讓引致的競爭效應(yīng)和成本節(jié)約效應(yīng)更明顯地作用于勞動密集型出口企業(yè)；第四，從不同的貿(mào)易方式分組來看，關(guān)稅減讓引致的競爭效應(yīng)和成本節(jié)約效應(yīng)對加工貿(mào)易企業(yè)的出口強(qiáng)度決策只有微弱的促進(jìn)作用，對一般貿(mào)易企業(yè)出口決策的影響更大。另外，本文的研究還關(guān)注了企業(yè)生產(chǎn)率、規(guī)模、經(jīng)營時(shí)間、薪酬水平、政府補(bǔ)貼以及融資能力等變量對企業(yè)出口強(qiáng)度的影響。

注釋：

①這里有兩個(gè)問題需要說明。首先，2002年之前中國的國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類采用GB/T4754-1994版，需要在上述步驟基礎(chǔ)上進(jìn)一步通過GB/T4754-1994版和GB/T 4754-2002版對照表進(jìn)行轉(zhuǎn)換得到對應(yīng)關(guān)系；其次，由于每個(gè)GB/T2002四位數(shù)行業(yè)對應(yīng)多個(gè)HS六位數(shù)行業(yè)，本文求其平均稅率。

②其中代碼為38的行業(yè)“電氣機(jī)械和器材制造業(yè)”數(shù)據(jù)缺失。

③這種方法存在兩個(gè)方面的缺陷：一是有些企業(yè)可能變更法人代碼，二是有些非國有企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入可能降低到500萬元的門檻值以下，導(dǎo)致數(shù)據(jù)庫不再對其進(jìn)行統(tǒng)計(jì)。但是，考慮到剩余的樣本容量依然很大，本文認(rèn)為這種處理方式是可以接受的。

④工業(yè)增加值指標(biāo)理論上可以為負(fù)，但考慮到在生產(chǎn)率測算中需要取對數(shù)，同樣會導(dǎo)致這些工業(yè)增加值為負(fù)的樣本缺失，所以這里直接刪去。

⑤企業(yè)只要在任何一個(gè)考察年度中滿足上述條件之一即進(jìn)行刪除。

⑥本文樣本數(shù)據(jù)也證實(shí)了這一點(diǎn)，以2007年為例，外資企業(yè)內(nèi)部出口企業(yè)與非出口企業(yè)數(shù)目之比為2.13:1，而本土企業(yè)內(nèi)部該比值為1:3.53。

⑦中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中并未提供企業(yè)是否從事加工貿(mào)易的信息，基于加工貿(mào)易企業(yè)一般會有更高比例的出口這一事實(shí)，借鑒李春頂（2010）的做法，將出口強(qiáng)度較高的企業(yè)認(rèn)定為加工貿(mào)易企業(yè)，本文采用80%作為門檻值進(jìn)行判定。

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［3］毛其淋，盛斌.貿(mào)易自由化、企業(yè)異質(zhì)性與出口動態(tài)——來自中國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的證據(jù)［J］.管理世界，2013，（3）.

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