諸竹君

(浙江大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310027)

進(jìn)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(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)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(shí)證研究了中國工業(yè)企業(yè)進(jìn)口中間品的“加成率效應(yīng)”，研究結(jié)果表明：總體上，中國企業(yè)進(jìn)口中間品后加成率顯著下降；從事一般貿(mào)易的企業(yè)進(jìn)口中間品后獲得了正向“加成率效應(yīng)”，而從事加工貿(mào)易和混合貿(mào)易的企業(yè)進(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)口中間品可以提升加成率水平。在經(jīng)驗(yàn)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(jìn)口中間品企業(yè)加成率影響的作用機(jī)制。進(jìn)一步，本文證實(shí)進(jìn)口中間品通過價格渠道影響了企業(yè)加成率。

加成率；進(jìn)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(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”，經(jīng)濟(jì)增速的持續(xù)放緩讓社會和學(xué)界都在熱議如何實(shí)現(xiàn)中國經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型升級。一種學(xué)術(shù)觀點(diǎn)認(rèn)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(jìn)這種轉(zhuǎn)變？一種潛在的可能是進(jìn)口更為先進(jìn)、數(shù)量更多的中間品。理論上，進(jìn)口更多種類和更高質(zhì)量的中間品可以通過水平效應(yīng)和垂直效應(yīng)促進(jìn)企業(yè)的生產(chǎn)率水平提高[1][2][3]；實(shí)證方面，已有相關(guān)文獻(xiàn)證實(shí)進(jìn)口中間品促進(jìn)了企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升[4][5]。因此，發(fā)展進(jìn)口中間品貿(mào)易成為促進(jìn)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的重要力量。經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為企業(yè)追求“利潤最大化”，所以中間品進(jìn)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(jìn)口中間品的重要因素。當(dāng)大量的研究還在探討進(jìn)口中間品對企業(yè)生產(chǎn)率的影響時，還鮮有文獻(xiàn)從理論和實(shí)證角度對進(jìn)口中間品后的“加成率效應(yīng)”進(jìn)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(jìn)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(jìn)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(shí)證研究表明，進(jìn)口顯著提升了企業(yè)加成率水平且該效應(yīng)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(xiàn)給出結(jié)論。

從中國進(jìn)口貿(mào)易的實(shí)際出發(fā)，有較大比例的企業(yè)通過加工貿(mào)易進(jìn)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(jìn)而較低的全球價值鏈地位可能會制約進(jìn)口中間品對企業(yè)加成率的促進(jìn)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(jìn)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(shí)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(xiàn)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(shí)；第四部分在Kasahara和Rodrigue的模型基礎(chǔ)上[8]，建立進(jìn)口中間品影響企業(yè)加成率的理論框架并實(shí)證檢驗(yàn)中國企業(yè)進(jìn)口中間品的“加成率效應(yīng)”；第五部分分析貿(mào)易方式對中間品進(jìn)口企業(yè)加成率的影響并深入探究進(jìn)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(xiàn)回顧

與本文研究主題相關(guān)的文獻(xiàn)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(jìn)出口行為關(guān)系的研究；第二類是關(guān)于進(jìn)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(xiàn)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(jìn)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(rèn)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(xué)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(shí)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(rèn)為競爭政策和貿(mào)易政策都能作用于加成率[10]。Bellone等運(yùn)用法國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，對M-O模型的結(jié)論進(jìn)行了計(jì)量檢驗(yàn)，結(jié)果表明出口行為促進(jìn)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(rèn)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(xiàn)研究進(jìn)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(jìn)行研究的是Kasahara和Rodrigue，其實(shí)證觀點(diǎn)是進(jìn)口中間品促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升[8]。還有學(xué)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(jìn)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(jìn)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(jìn)口企業(yè)的生產(chǎn)率水平更高，企業(yè)從非進(jìn)口狀態(tài)轉(zhuǎn)為進(jìn)口狀態(tài)能促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提高[4]。

第三類文獻(xiàn)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(xiàn)認(rèn)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(xiàn)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(shí)問題[17][18]。還有文獻(xiàn)從出口企業(yè)動態(tài)層面分析認(rèn)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(dǎo)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(xiàn)聚焦于出口行為對企業(yè)加成率的影響，存在兩點(diǎn)局限性：一是以靜態(tài)分析為主，并未檢驗(yàn)開放行為的動態(tài)效應(yīng)；二是重點(diǎn)關(guān)注出口貿(mào)易，較少涉及對企業(yè)進(jìn)口行為的深入分析。第二類文獻(xiàn)側(cè)重從生產(chǎn)率層面分析企業(yè)進(jìn)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(jìn)口中間品效應(yīng)的進(jìn)一步認(rèn)識。第三類文獻(xiàn)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(jì)測算研究為主，缺乏從經(jīng)濟(jì)學(xué)原理出發(fā)的理論探討。與上述文獻(xiàn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)口企業(yè)全球價值鏈視角對進(jìn)口中間品的“加成率效應(yīng)”進(jìn)行解釋，并認(rèn)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(yīng)的理解；(3)在實(shí)證分析基礎(chǔ)上，通過概念模型進(jìn)一步分析了不同貿(mào)易方式下進(jìn)口中間品異質(zhì)性影響的作用機(jī)制，一定程度上彌補(bǔ)了現(xiàn)有理論分析的不足。

三、數(shù)據(jù)、變量與特征性事實(shí)

(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(jì)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(jì)準(zhǔn)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(diǎn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)行匹配[22]。本文參考國際上通用的BEC標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品分類編碼篩選出進(jìn)口中間品。BEC代碼中區(qū)分了資本貨物、中間貨物和消費(fèi)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(jìn)而篩選出進(jìn)口中間品①。另外還刪除進(jìn)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(jìn)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(jì)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(jìn)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(zhǔn)，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(jìn)行平減，用工業(yè)品購進(jìn)價格指數(shù)對工業(yè)中間投入合計(jì)(lnmijt)進(jìn)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(jì)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(jìn)行平減。采用永續(xù)盤存法，對企業(yè)每年的資本存量(lnkijt)進(jìn)行估算[25]。

2.企業(yè)加成率估計(jì)。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(jìn)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(dá)式，其優(yōu)點(diǎn)在于：符合經(jīng)濟(jì)學(xué)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(shí)情況下，對企業(yè)加成率做出科學(xué)、有效地估計(jì)。其表達(dá)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(jì)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(shí)際情況是，勞動力還未能實(shí)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(jì)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(zhǔn)模型對企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，其優(yōu)點(diǎn)是可以保證參數(shù)估計(jì)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(yù)期沖擊的誤差項(xiàng)。對式(2)，本文根據(jù)DLW法采用兩步估計(jì)的方法：第一步采用生產(chǎn)率的代理變量對模型進(jìn)行估計(jì)，得到被解釋變量的估計(jì)值；第二步使用GMM估計(jì)對式(2)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)③。易知，中間品投入產(chǎn)出彈性估計(jì)值的表達(dá)式為：

(3)

根據(jù)式(1)和(3)可估計(jì)企業(yè)的加成率μijt。

3.企業(yè)生產(chǎn)率估計(jì)。本文使用Levinsohn和Petrin(以下簡稱LP法)來估計(jì)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(shí)

1.不同類型企業(yè)的數(shù)量和中間品進(jìn)口額統(tǒng)計(jì)。由表1可知，2000～2007年以加工貿(mào)易方式的進(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)口額統(tǒng)計(jì)(2000～2007年)

企業(yè)類型企業(yè)數(shù)比例(%)進(jìn)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(jìn)口中間品企業(yè)加成率比較。圖1匯報(bào)了中國不同貿(mào)易方式進(jìn)口中間品企業(yè)加成率的核密度圖，從中可知進(jìn)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(jìn)口中間品企業(yè)。這說明通過不同貿(mào)易方式進(jìn)口中間品的“加成率效應(yīng)”可能會有異質(zhì)性。

圖1 不同貿(mào)易方式進(jìn)口中間品企業(yè)加成率比較

四、計(jì)量模型與經(jīng)驗(yàn)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(jì)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(jìn)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(jìn)口中間品的“加成率效應(yīng)”。首先根據(jù)企業(yè)是否進(jìn)口中間品將樣本分為進(jìn)口中間品企業(yè)(處理組)和非進(jìn)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(shí)驗(yàn)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(xiàn)梳理，上述變量會影響企業(yè)是否進(jìn)口中間品的決策。匹配過程是：首先，采用logit回歸估計(jì)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(jì)量模型：

(12)

(三)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

基準(zhǔn)回歸結(jié)果匯報(bào)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(yīng)。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(jìn)口中間品對企業(yè)加成率的影響(基準(zhǔn)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(yīng)。

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(xiàng)的系數(shù)δ<0，且在1%的顯著性水平上顯著，初步證實(shí)中國企業(yè)的進(jìn)口中間品行為導(dǎo)致加成率下降。第(2)和(3)列進(jìn)一步控制了相關(guān)固定效應(yīng)，從控制變量的參數(shù)估計(jì)來看基本符合預(yù)期。其中l(wèi)ntfp_lp的系數(shù)顯著為正，驗(yàn)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(fù)，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(fù)，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(jìn)口中間品后加成率平均下降0.0213(0.0835個標(biāo)準(zhǔn)差)，這就說明總體上中國工業(yè)企業(yè)進(jìn)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(shí)可知，企業(yè)進(jìn)口中間品的“加成率效應(yīng)”可能會與貿(mào)易方式有關(guān)，因此有必要進(jìn)一步研究不同貿(mào)易方式下進(jìn)口中間品對企業(yè)加成率的影響。表2中第(4)列匯報(bào)了一般貿(mào)易進(jìn)口中間品的“加成率效應(yīng)”，根據(jù)結(jié)果可知在一般貿(mào)易情況下企業(yè)進(jìn)口中間品后會引致加成率增加約0.0119(0.0467個標(biāo)準(zhǔn)差)，表現(xiàn)出正向的“加成率效應(yīng)”。而第(5)列的結(jié)果顯示加工貿(mào)易進(jìn)口中間品后企業(yè)加成率下降約0.0408(0.1601個標(biāo)準(zhǔn)差)，其負(fù)向的“加成率效應(yīng)”大于全樣本平均水平。第(6)列匯報(bào)了混合貿(mào)易進(jìn)口中間品的“加成率效應(yīng)”，結(jié)果顯示混合貿(mào)易下進(jìn)口中間品后企業(yè)加成率下降0.0205(0.0804個標(biāo)準(zhǔn)差)，其負(fù)向作用略低于全樣本的平均水平。表2后3列的計(jì)量結(jié)果表明，進(jìn)口中間品“加成率效應(yīng)”存在異質(zhì)性。整體來看，加工貿(mào)易和混合貿(mào)易進(jìn)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(jìn)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(bào)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(jìn)口中間品的“加成率效應(yīng)”顯著為正，國有企業(yè)進(jìn)口中間品之后加成率平均增加0.0267(0.1047個標(biāo)準(zhǔn)差)。民營企業(yè)的結(jié)果匯報(bào)在第(2)列，從參數(shù)估計(jì)值來看，民營企業(yè)在進(jìn)口中間品后加成率平均下降0.0368(0.1443個標(biāo)準(zhǔn)差)，呈現(xiàn)出大于樣本平均水平的負(fù)向效應(yīng)。第(3)列匯報(bào)了外資企業(yè)進(jìn)口中間品的“加成率效應(yīng)”，平均意義上進(jìn)口中間品行為帶來加成率下降0.0161(0.0631個標(biāo)準(zhǔn)差)。計(jì)量結(jié)果表明國有企業(yè)的進(jìn)口中間品具有正向“加成率效應(yīng)”，這與現(xiàn)有文獻(xiàn)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(jìn)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(jìn)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(fù)向效應(yīng)最大。

表3 進(jìn)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(yīng)。

(六)分要素密集度的回歸結(jié)果

表3后3列匯報(bào)了分要素密集度下企業(yè)進(jìn)口中間品的“加成率效應(yīng)”。根據(jù)第(4)列的回歸結(jié)果可知，勞動密集型企業(yè)進(jìn)口中間品會導(dǎo)致加成率下降0.0381(0.1494個標(biāo)準(zhǔn)差)。資本密集型企業(yè)進(jìn)口中間品后加成率平均下降0.0255(0.1001個標(biāo)準(zhǔn)差)，結(jié)果匯報(bào)在第(5)列。第(6)列結(jié)果表明：技術(shù)密集型企業(yè)進(jìn)口中間品帶來了正向“加成率效應(yīng)”，正向效應(yīng)約為0.0027(0.0106個標(biāo)準(zhǔn)差)。分要素密集度的回歸結(jié)果證實(shí)：技術(shù)密集型企業(yè)進(jìn)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(jī)制分析與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)貿(mào)易方式異質(zhì)性影響的機(jī)制分析

本文第四部分的計(jì)量結(jié)果表明加工貿(mào)易進(jìn)口中間品可能是導(dǎo)致全樣本“加成率效應(yīng)”為負(fù)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(jìn)口中間品“加成率效應(yīng)”機(jī)理的重要一環(huán)。本文認(rèn)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(jìn)口企業(yè)需要支付大量的固定成本進(jìn)入進(jìn)口市場，且該成本隨進(jìn)口量遞增，相應(yīng)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(jìn)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(jī)制進(jìn)行刻畫。

1.決策環(huán)境?？紤]一個代表性中間品進(jìn)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(biāo)準(zhǔn)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(jìn)口中間品，其貿(mào)易方式可以是一般貿(mào)易(OT)、進(jìn)料加工(PI)或來料加工(PA)。加工貿(mào)易進(jìn)口中間品完全免稅，而且廠商需按照規(guī)定進(jìn)行復(fù)出口。一般貿(mào)易進(jìn)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(jìn)口商F，其選擇發(fā)包或者直接進(jìn)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(jìn)口關(guān)稅。

2.企業(yè)成本分?jǐn)?。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(jìn)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(jìn)口方式，即：一般貿(mào)易、進(jìn)料加工和來料加工。H和F所需分?jǐn)偝杀炯翱偫麧櫱闆r見表4。

表4 不同貿(mào)易方式下H和F成本分?jǐn)偤涂偸找媲闆r

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

3.利潤分享機(jī)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(jìn)料加工，來料加工最低。由此可得以下命題：

命題1：中間品進(jìn)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(jìn)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(dāng)L

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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(shí)證結(jié)果，為此本文參考了Ackerberg等的方法(以下簡稱ACF法)計(jì)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(jì)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(jìn)口中間品對企業(yè)加成率的總體效應(yīng)仍然穩(wěn)健。其中import_time變量的系數(shù)估計(jì)結(jié)果均顯著為負(fù)，這就說明在不同方法下基準(zhǔn)模型的結(jié)果是穩(wěn)健的，即進(jìn)口中間品后企業(yè)的加成率降低。

表5 進(jìn)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(yàn))

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(yīng)。

2.影響渠道的進(jìn)一步分析。從理論上來看，進(jìn)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(xiàn)回顧，已有相關(guān)文獻(xiàn)從理論和實(shí)證上證實(shí)了進(jìn)口中間品對企業(yè)生產(chǎn)率的正向作用[4][5]，即進(jìn)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(dāng)部分企業(yè)是通過加工貿(mào)易進(jìn)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(jìn)行檢驗(yàn)。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫并未匯報(bào)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(jìn)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(jì)結(jié)果顯著為負(fù)，這說明企業(yè)進(jìn)口中間品后，平均意義上引致產(chǎn)品價格下降，進(jìn)而證實(shí)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(jìn)口中間品后的“加成率效應(yīng)”進(jìn)行檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果顯示：(1)總體上看，中國企業(yè)進(jìn)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(jìn)口中間品后獲得了正向“加成率效應(yīng)”，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?zhǔn)菍?dǎo)致中國企業(yè)進(jìn)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(yàn)數(shù)據(jù)表明，國有企業(yè)進(jìn)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(jìn)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(jìn)口中間品，因而可以獲得正向的“加成率效應(yīng)”。(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(jìn)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(jìn)口中間品可以提升加成率水平。在實(shí)證研究基礎(chǔ)上，本文從中間品進(jìn)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(jìn)口中間品影響企業(yè)加成率的異質(zhì)性效應(yīng)進(jìn)行了深入探討，深化了對實(shí)證結(jié)果的認(rèn)識。進(jìn)一步，本文檢驗(yàn)了價格渠道的存在性，證實(shí)進(jìn)口中間品通過價格渠道影響了企業(yè)加成率。

經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)表明，企業(yè)在進(jìn)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(jìn)口中間品實(shí)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(shí)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)口中間品主流。特別是應(yīng)該鼓勵企業(yè)進(jìn)口先進(jìn)的資本品和關(guān)鍵零部件，發(fā)展技術(shù)密集型中間品進(jìn)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(jìn)口中間品企業(yè)面臨的融資約束問題。

注釋：

①事實(shí)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(jìn)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(jìn)行估算。其計(jì)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(bào)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(jìn)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(zhǔn)模型使用最近鄰匹配的方法，匹配采用1∶1的比例。事實(shí)上，作者還進(jìn)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(yàn)，限于篇幅并未匯報(bào)，備索。穩(wěn)健性檢驗(yàn)中還進(jìn)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(bào)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)。

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(責(zé)任編輯：易會文)

2016-10-06

浙江省“新苗項(xiàng)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(xué)規(guī)劃專項(xiàng)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(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生。

F746.11

A

1003-5230(2017)02-0128-10