張平南，黃浩溢，金暢

一、引言與文獻綜述

（一）引言

自20世紀90年代初以來，一系列的進口貿(mào)易自由化改革，使得中國更加適應市場經(jīng)濟體制改革以及融入多邊貿(mào)易體制，其中削減關(guān)稅稅率和非關(guān)稅壁壘是主要的改革方向。眾多研究表明，為履行入世承諾而實行的中間品關(guān)稅削減是中國實現(xiàn)出口擴張的重要推動力。中國的中間投入品關(guān)稅由2000年的13.76%下降到2006年的7.56%，下降幅度高達45.1%。進口投入品關(guān)稅降低使得企業(yè)進口的原材料更便宜，最終出口產(chǎn)品的成本下降，大大提高了出口量。

2001年12月中國成功加入WTO之后，中國的出口貿(mào)易快速增長，2002年的貿(mào)易額較上一年增加了12.93%。在加入WTO后的幾年里，出口貿(mào)易增速最高點出現(xiàn)在2004年，2004年貿(mào)易額較上一年增加51.03%。那么，中間品貿(mào)易自由化對中國企業(yè)會產(chǎn)生怎樣的影響呢？一方面，中間品的關(guān)稅降低將會使企業(yè)增加使用國外原材料，進而可能降低企業(yè)出口貿(mào)易的附加值率①彭冬冬，杜運蘇.中間品貿(mào)易自由化與出口貿(mào)易附加值[J].中南財經(jīng)政法大學學報，2016，(06).。另一方面，中國的貿(mào)易管理體制較為特殊，對于加工貿(mào)易企業(yè)進口的外國中間品中國海關(guān)給予免關(guān)稅的政策，而對一般貿(mào)易企業(yè)則征收關(guān)稅，因而中間品貿(mào)易自由化可以使得一般貿(mào)易企業(yè)的成本減少，促使一般貿(mào)易企業(yè)增加其出口參與，也就是說，中間品貿(mào)易自由化有可能增加出口貿(mào)易的附加值率。

除了研究中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口附加值率的影響，本文還探討了最低工資和企業(yè)異質(zhì)性對這一影響的作用。勞動力作為生產(chǎn)要素的一種，一般認為勞動力成本的上升會降低中國勞動力的優(yōu)勢，進而不利于中國企業(yè)出口。自1994年最低工資制度開始實行，我國的最低工資都在逐年上調(diào)?；谶@一背景，本文通過構(gòu)建包含最低工資、貿(mào)易自由化和企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的計量模型，來研究其間的關(guān)系。企業(yè)異質(zhì)性這一理論自從2003年由Melitz提出就受到學術(shù)界的廣泛討論，企業(yè)異質(zhì)性由五個方面決定，分別是生產(chǎn)率、企業(yè)類型、企業(yè)年齡、企業(yè)所有制、企業(yè)所在地區(qū)、貿(mào)易類型。本文的最后就這五個方面分別進行回歸分析，研究它們各自與中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的關(guān)系。

本文接下來的結(jié)構(gòu)安排是：第二部分是核心指標測度和研究假說；第三部分是實證分析框架的構(gòu)建；第四部分是對數(shù)據(jù)的來源及處理步驟進行說明；第五部分是中間品貿(mào)易自由化與企業(yè)出口國內(nèi)附加值的影響機制；第六部分結(jié)論。

（二）文獻綜述

本文參考的文獻主要分為四類：一是研究中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)的影響；二是研究出口國內(nèi)附加值的核算和影響因素；三是最低工資與企業(yè)出口的關(guān)系；四是企業(yè)異質(zhì)性對企業(yè)出口的影響。

在第一類文獻中，因為中間品貿(mào)易自由化主要表現(xiàn)為關(guān)稅減讓，所以我們主要參考的文獻是關(guān)于關(guān)稅減讓與企業(yè)生產(chǎn)率之間的關(guān)系。Schor（2004）通過研究1986-1988年巴西制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，中間品貿(mào)易自由化提高了企業(yè)的生產(chǎn)率。Amiti和Koning（2007）通過研究1991-2001年印尼制造業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)也發(fā)現(xiàn)中間品關(guān)稅率與企業(yè)生產(chǎn)率之間存在負相關(guān)關(guān)系，大致表現(xiàn)為中間品關(guān)稅率每降低10個百分點，企業(yè)的生產(chǎn)率將上升20%。Yu（2015）使用了中國制造業(yè)在2000-2006年間企業(yè)微觀層面數(shù)據(jù)，研究中間品貿(mào)易自由化與最終產(chǎn)品貿(mào)易自由化對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)降低中間品關(guān)稅顯著促進了企業(yè)生產(chǎn)率，但在程度上小于最終產(chǎn)品貿(mào)易自由化。

第二類文獻是關(guān)于如何測算出口附加值。準確地測算一國出口附加值（DVA），能準確反映出一國參與垂直分工的程度，更能核算一國參與國際貿(mào)易過程中真實貿(mào)易利得（Hummls等，2001）。最早關(guān)于貿(mào)易附加值測算的文獻是由Hummes等（2001）提出，該文獻用一國進口中間品占該國出口產(chǎn)品的比來計算出口國內(nèi)附加值，也就是著名的HIY測算方法。但是HIY方法存在一定的缺陷，該方法假定進口中間品在一般貿(mào)易與加工貿(mào)易的出口中的投入比例是相同的，而忽略了加工貿(mào)易的特殊性，因此HIY方法對出口國內(nèi)附加值有高估的影響。Koopman等（2012）在HIY方法基礎(chǔ)上進行了改進，對加工貿(mào)易出口和非加工貿(mào)易出口進行了區(qū)分，但KWW方法在劃分一般貿(mào)易的中間品和最終品上不清楚。Upward等（2012）通過使用中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，按KWW的方法計算企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率（DVAR），他們的研究中雖然區(qū)分了加工貿(mào)易出口和非加工貿(mào)易出口，但對企業(yè)之間存在間接貿(mào)易問題缺乏考慮，也未區(qū)分企業(yè)類型，這就使得Upward等（2012）方法有可能低估加工貿(mào)易出口的國內(nèi)附加值率。

第三類是關(guān)于最低工資與企業(yè)出口的關(guān)系的文獻。自1994年開始，最低工資制度開始在中國實施。2008年，中國的新《勞動法》規(guī)定，用人單位不得支付低于當?shù)刈畹凸べY標準的工資。基于這一背景，本文試圖探尋最低工資與中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值影響的關(guān)系。Hagen（1958）、Bhagwati和Ramaswami（1963）、Magee（1976）等研究得出結(jié)論，若本國進口資本密集型產(chǎn)品，同時出口勞動密集型產(chǎn)品，則最低工資增加將導致勞動密集型產(chǎn)業(yè)的出口增加和資本密集型產(chǎn)業(yè)的進口減少。陳超和姚利民（2007）認為中國的勞動力成本將繼續(xù)保持優(yōu)勢，同時還將進一步擴大。而梁俊偉（2006）認為中國歷來的比較優(yōu)勢，即中國豐富且廉價的勞動力帶來的人口紅利，已開始出現(xiàn)減弱的趨勢，并且導致了貿(mào)易利益的損失。孫楚仁、田國強和章韜（2013）研究發(fā)現(xiàn)通過選擇效應，最低工資會降低企業(yè)的出口概率。

最后一類文獻則介紹了近年來對企業(yè)異質(zhì)性與企業(yè)出口之間關(guān)系的研究。以Melitz（2003）企業(yè)異質(zhì)性貿(mào)易理論為代表的新新貿(mào)易理論，解釋了為什么有的企業(yè)能出口而有的企業(yè)不能出口。該理論認為企業(yè)進入出口市場，除了需要支付交通運輸成本之外，還需要支付一定的固定成本或沉沒成本（Sunk Costs）。異質(zhì)性企業(yè)理論模型證明，只有那些生產(chǎn)率較高的企業(yè)才可能降低沉沒成本進入出口市場，而那些生產(chǎn)率較低的企業(yè)則只能在國內(nèi)生產(chǎn)和銷售，生產(chǎn)率最低的企業(yè)甚至將退出市場。許多基于微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究文獻，基本都證實了生產(chǎn)率異質(zhì)性對企業(yè)的出口決策存在顯著的影響。Bernard和 Jensen（2004）、Bernard等（2007）、Bernard和 Wagner（1998）、Head和Ries（2003）等分別使用美國、德國、日本和法國的制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)率越高的企業(yè)越容易進入出口市場，出口企業(yè)的生產(chǎn)率水平通常都要高于無出口企業(yè)。國內(nèi)也有較多文獻利用企業(yè)層面的數(shù)據(jù)檢驗了生產(chǎn)率對中國企業(yè)出口行為的影響，但得到的研究結(jié)論存在很大的爭議，尚無定論。

二、核心指標測度和研究假說

（一）核心指標測度

1．出口國內(nèi)附加值的測算

前述文獻綜述部分已對出口國內(nèi)附加值的測算方法進行了歸納，本文參考Kee和Tang（2016）使用的方法。

我們首先定義主要變量，公司（i）總收入（PYi）由以下部分構(gòu)成：利潤（πi）、工資（wLi）、資本成本（ r K）、國內(nèi)材料成本（ PDMD）和進口成本材料（ PIMI

iii

）：

一些國內(nèi)材料可能會包含外國成分，而一些進口材料也可能會包含國內(nèi)成分，所以我們分別用和表示國內(nèi)材料中的外國成分和國外材料中的國內(nèi)成分。那么PD可以寫成和材料中的純國內(nèi)成分的總和。同樣， PI可以寫成和材料中純國外成分：

企業(yè)的DVA定義可以類比為一個國家的國內(nèi)生產(chǎn)總值的定義，我們可以將其定義為一個公司產(chǎn)出中的國內(nèi)商品和服務的總價值。也就是說一家公司的DVA是等于該公司的利潤、工資、資本的租金成本及所購買的直接或間接國內(nèi)材料的總和：

（1）加工貿(mào)易企業(yè)的出口國內(nèi)附加值測算

對于一家出口其生產(chǎn)的所有產(chǎn)品和進口中間投入和資本設(shè)備的加工貿(mào)易企業(yè)而言，其出口（ E XPi）等于其收入，而其進口（ I MPi）等于進口材料成本（ PI）和進口資本（)。因此：

方程（2-5）表明，我們可以使用 E MPi、IMPi、、和來計算公司的DVA。根據(jù)KWW（2012）①Koopman，R．，Z． Wang，and S．—J． Wei，2012， “Estimating Domestic Content in Exports When Processing Trade is Pervasive”，Journal of Development Economics，99(1) ，178—189．及Wang、Wei和Zhu（2014）來看，中國的加工貿(mào)易企業(yè)出口的非常接近0。另外，因為在當前的數(shù)據(jù)集中，加工貿(mào)易企業(yè)進口資本與進口材料是分開記錄，并且記錄表明。因此，這里唯一必要的調(diào)整是消除國內(nèi)材料中的國外含量。由DVA又可以得出DVAR，即有：

從（2-6）可以看出，中國國內(nèi)出口額與總出口（DVAR）的比例取決于進口材料在總收入中的份額（ PI/PYi）和/EXPi。

（2）一般貿(mào)易企業(yè)的出口國內(nèi)附加值計算

由于上述DVA與DVAR的核算方法都是對于加工貿(mào)易企業(yè)而言的，與加工貿(mào)易出口商不同的是，非加工貿(mào)易出口商不輸出其所有產(chǎn)出。此外，他們經(jīng)常使用一些進口材料來生產(chǎn)國內(nèi)銷售的商品。公司如何將其進口投入在國內(nèi)銷售和出口的生產(chǎn)之間分配一般是未知的。為了擴展我們的方法，從而能衡量非加工出口商的DVAR，我們需要在企業(yè)層面做出一個假設(shè)：公司對出口生產(chǎn)的投入的分配與銷售總額中出口占的份額成正比，且可以從工業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)推斷。這個假設(shè)相當于假設(shè)DVAR在公司的出口和國內(nèi)銷售之間是相同的。如果企業(yè)為國內(nèi)和出口市場生產(chǎn)同樣的產(chǎn)品，我們的假設(shè)可能是無約束力的。因此，我們選擇下述模型對非加工貿(mào)易企業(yè)的DVA和DVAR進行估算：

上標“0”代表普通出口。我們首先根據(jù)KWW（2012）的估計值獲得估算的國內(nèi)材料的外國成分。然后我們根據(jù)聯(lián)合國經(jīng)濟類別（BEC）資本貨物清單中資本品代碼來確定進口資本品，從而計算出進口資本。

2．中間品貿(mào)易自由化的測度

本文估算中間品的關(guān)稅指標是借鑒毛其淋和許家云（2017）的方法，從而我們用來衡量企業(yè)層面的中間品關(guān)稅指標的公式為：

其中，下標i表示企業(yè)，l表示HS6位碼產(chǎn)品，t表示年份；Ωit表示企業(yè)i在第t年進口的產(chǎn)品集合；itT 表示產(chǎn)品l在第t年的進口關(guān)稅率；iltm 表示企業(yè)i對產(chǎn)品l在第t年的進口額；權(quán)重由iltα即第t年產(chǎn)品l的進口占企業(yè)i中間品總進口的比重來表示，它的取值隨年份而變化。

（二）研究假說

在改革開放初期，中國實行的是“以出口促進抵消進口替代”的貿(mào)易政策，在本質(zhì)上是一種獎出限入的貿(mào)易體制。自從20世紀90年代以來，為了適應市場經(jīng)濟體制改革與融入多邊貿(mào)易體制的需要，中國開始實施以削減關(guān)稅稅率和非關(guān)稅壁壘為主要內(nèi)容的貿(mào)易自由化改革。這一階段，中國的對外貿(mào)易體制也開始逐步地由獎出限入為特征的單向出口貿(mào)易自由化向出口和進口雙向貿(mào)易自由化轉(zhuǎn)變。特別是在2001年12月正式加入WTO之后，中國更是迎來了新一輪的進口貿(mào)易自由化浪潮。而在這當中，中間品貿(mào)易自由化尤其引人注目，一般進口企業(yè)平均中間品關(guān)稅率從入世前的13.76%下降至2006年的7.56%，降幅顯著；而加工進口企業(yè)的關(guān)稅一直為0（見圖 2-1）。

圖2-1 企業(yè)中間品關(guān)稅率的變化趨勢

而加入WTO前后的中國企業(yè)的DVAR值整體上的變化是：從2000年的68.1%增至2006年的79.6%，增加了16.9%。分開考慮一般貿(mào)易企業(yè)和加工貿(mào)易企業(yè)來看有如下變化：一般貿(mào)易企業(yè)的DVAR從2000年的91.8%降至2006年的91.0%，降低了0.87%；而對于加工貿(mào)易企業(yè)來說，DVAR從2000年的44.5%增至2006年的51.9%，增加了16.6%（如圖2-2）。

從圖2-2可看出，中國加入WTO后實現(xiàn)了DVAR的下降，由此說明，加入WTO后中國實行更加開放的貿(mào)易政策可能是推動企業(yè)出口DVAR降低的重要驅(qū)動力。

實際上，中間品貿(mào)易自由化會通過多種渠道影響企業(yè)出口國內(nèi)附加值率。一方面，中間品貿(mào)易自由化使得進口中間品關(guān)稅率下降，從而使得企業(yè)所進口的中間投入品數(shù)量增加，替代大部分國內(nèi)中間品。另一方面，中間品關(guān)稅削減還能導致中間品成本降低，從而降低最終品價格，使得最終出口增加。因此，作為分子的出口附加值降低，作為分母的出口總數(shù)增加，最終使得出口附加值率降低。

圖2-2 企業(yè)出口國內(nèi)附加值的變化趨勢

根據(jù)上述分析，我們得出了如下待驗證的假設(shè)：

假設(shè)1：在其他條件不變的情況下，中間品貿(mào)易自由化會降低企業(yè)國內(nèi)附加值率。

顯而易見，中國加入WTO之后對外經(jīng)貿(mào)制度發(fā)生了深刻的變化，與此同時，隨著中國經(jīng)濟的不斷發(fā)展，用于保障勞動人民基本生活的最低工資標準也在不斷提升。同時由于中國幅員遼闊，各地區(qū)省份所面臨的發(fā)展條件參差不齊，這使得在最低工資標準的制定上會因地區(qū)的不同而出現(xiàn)差異。當我們試圖論證最低工資對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率變化的影響時，中國各省份最低工資標準也就形成了一個天然的對照。工資作為生產(chǎn)要素的一種，它的高低直接影響到企業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)品的成本。一方面，最低工資標準越高意味著地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展越好，在該地區(qū)的企業(yè)的市場競爭力越強，國際化程度越高，企業(yè)進出口業(yè)務更加頻繁，那么企業(yè)受到中間品貿(mào)易自由化影響的可能性越大。另一方面，勞動力成本是國內(nèi)附加值的一個重要組成部分，在貿(mào)易自由化后，工資同樣會影響國內(nèi)附加值率的變動。最低工資標準越高的地區(qū)，其企業(yè)出口產(chǎn)品中的勞動力成本也越高，那么中間品貿(mào)易自由化對其企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率的影響會越大。

由上面的論述我們可以做出如下假設(shè)：

假設(shè)2：最低工資標準強化了中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的抑制作用。

三、實證分析框架的構(gòu)建

（一）中間品貿(mào)易自由化對國內(nèi)附加值率的模型構(gòu)建

為了避免內(nèi)生性問題的干擾，本文未直接采用傳統(tǒng)的OLS方法進行估計，而是采用倍差法進行估計。由于國家對于加工進口企業(yè)的鼓勵政策，中國海關(guān)對加工進口企業(yè)所進口的原材料和中間品長期實行免關(guān)稅政策，而對一般進口企業(yè)中間品征收關(guān)稅，因此，加工貿(mào)易進口企業(yè)由于長期享受免關(guān)稅優(yōu)惠政策，其面臨的進口中間品關(guān)稅率在加入WTO前后也就基本不變，而一般進口企業(yè)在中國加入WTO后的中間品進口關(guān)稅率則出現(xiàn)大幅下降。根據(jù)倍差法的思路，我們可以把中國加入WTO的行為沖擊視為一次自然實驗，把制造業(yè)中從事貿(mào)易的企業(yè)劃分為一般進口企業(yè)和加工進口企業(yè)兩種類型，剔除混合進口貿(mào)易企業(yè)，其中將一般貿(mào)易進口企業(yè)作為處理組，將加工貿(mào)易進口企業(yè)作為對照組，我們構(gòu)造如下倍差法回歸模型：

其中，下標i、k和t分別表示企業(yè)、地區(qū)以及年份。DVARit為i企業(yè)在第t年出口國內(nèi)附加值率。二元虛擬變量Treatment取1時表示一般進口企業(yè)，即處理組；取0時表示加工進口企業(yè)，即對照組。WTO為時間虛擬變量，其中2001之后的年份取值為1，2001年及其之前的年份取值為0。交叉項Treatmenti×WTOt的估計系數(shù)α3刻畫了加入WTO對國內(nèi)出口附加值率的因果影響。如果估計得到α3<0，則意味著中國加入WTO的政策降低了企業(yè)出口國內(nèi)附加值率。X′it為影響企業(yè)出口國內(nèi)附加值的其他因素，具體包括：企業(yè)規(guī)模（size），采用企業(yè)銷售額取對數(shù)來衡量，這里企業(yè)銷售額以2000年為基期的工業(yè)品出廠價格指數(shù)進行平減；企業(yè)年齡（age），為當年年份與企業(yè)開業(yè)年份的差值；資本密集度（klr），用固定資產(chǎn)與從業(yè)人員數(shù)的比值取對數(shù)來表示，其中固定資產(chǎn)使用以2000年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減處理；企業(yè)出口密集度（expint），采用企業(yè)出口額與企業(yè)銷售額的比值表示；我們還加入地區(qū)固定效應Vk。

因為加工貿(mào)易企業(yè)的中間品進口關(guān)稅率在加入WTO前后都為0，但是一般進口企業(yè)的中間品進口關(guān)稅率是一個逐漸減小的非零值，因此為了進行穩(wěn)健性檢驗，我們將兩類企業(yè)的中間品進口關(guān)稅率視為衡量實驗組和對照組的標準，仿效Bas和Strauss-Kahn（2012）的思路，將（3-1）中的時間虛擬變量Treatment替換為企業(yè)中間品關(guān)稅率Tinput，從而得到了進一步拓展的回歸模型：

其中，Tinput表示企業(yè)的中間品關(guān)稅率，Vt表示年份特定效應。在所有系數(shù)中，我們最關(guān)注交叉項的估計系數(shù)β3，如果β3<0且顯著，則表明中間品貿(mào)易自由化降低了企業(yè)出口國內(nèi)附加值率。為了方便起見，接下來我們稱式（3-1）為基準倍差法，式（3-2）為B-S倍差法。

（二）中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響因素

1．中間品貿(mào)易自由化與企業(yè)出口國內(nèi)附加值：地區(qū)最低工資如何影響

在假設(shè)1的基礎(chǔ)上，我們可知中間品貿(mào)易自由化將會對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率產(chǎn)生影響，那么，中間品貿(mào)易自由化是通過什么機制對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率產(chǎn)生影響的呢？1978年開始的改革開放至今，中國經(jīng)濟獲得了長足發(fā)展，人民生活水平不斷提升，但是由于中國地域遼闊，各省份所處地理位置不同，由于各地區(qū)地理因素及政策因素差距巨大，城市發(fā)展程度存在差異，貧富差距盡管有進一步縮小，但是始終存在，因而各地區(qū)的最低工資標準在持續(xù)增長但也因省而異，差距巨大。

從圖3-1（中國最低工資標準趨勢圖）可以看出，從2000年至2006年，無論是從均值的角度還是最值的角度來看，中國的最低工資標準是逐年平穩(wěn)上升的，這意味著我國的經(jīng)濟在穩(wěn)步前行，人民的生活水平在不斷提升。另一方面，可以看出每一年的最低工資標準的地區(qū)最大值和最小值之間都存在著顯著的差距，這也證明了各地區(qū)的發(fā)展程度不一，存在著明顯差距。

從圖3-2（中國各地區(qū)最低工資標準趨勢圖）可以看出，各地區(qū)的最低工資標準的平穩(wěn)上升但是存在顯著差距，具體的，華東（山東、江蘇、安徽、浙江、福建、上海）、華南（廣東、廣西、海南）、華北（北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古）地區(qū)的最低工資標準明顯高于華北（北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古）、華中（河南、湖北、湖南、江西）、西北（寧夏、新疆、青海、陜西、甘肅）、西南（四川、云南、貴州、西藏、重慶）地區(qū)的最低工資標準，可以看出，經(jīng)濟發(fā)展較好的地區(qū)，最低工資標準相應較高，這是因為在華北華南地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展較為成熟，因此工資水平相應會較高。

圖3-1 中國最低工資標準趨勢圖

圖3-2 中國各地區(qū)最低工資標準趨勢圖

華南、華東地區(qū)中像廣州、上海這樣的沿海城市的進出口貿(mào)易已經(jīng)發(fā)展得非常成熟，大部分的經(jīng)濟收支都來源于進出口，那么其受到中間品貿(mào)易自由化的影響理應更大。此類地區(qū)的特點是最低工資標準較高，那么中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的抑制作用是否會因各地區(qū)最低工資的不同而存有差異？也就是說，最低工資標準影響了中間品貿(mào)易自由化對國內(nèi)附加值率的抑制作用嗎？

為了對此進行實證檢驗，我們在基準倍差法模型的基礎(chǔ)上引入各省區(qū)市最低工資（wage）以及三重交叉項（Treatment×WTO×wage），將其擴展為（3-3）式；同理，在B-S倍差法模型的基礎(chǔ)上引入各省區(qū)市最低工資標準（wage）以及三重交叉項（Treatment×Tinput×wage），將其進一步擴展為（3-4）式：

其中，wage表示各省區(qū)市的最低工資，本文的這一數(shù)據(jù)是通過政府網(wǎng)站收集得來。在（3-3）式中，三重交叉項Treatment×WTO×wage是我們最為感興趣的變量，用于考察中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響是否依賴于各省區(qū)市的最低工資。如果α4<0且顯著，說明在最低工資標準越低的地區(qū)，中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率負向影響的促進作用越大。在（3-4）式中，如果三重交叉項 Tinput×WTOt×wage的估計系數(shù)與之前的兩重交叉項同號，亦表明最低工資顯著促進了中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的抑制作用。

2．中間品貿(mào)易自由化與企業(yè)出口國內(nèi)附加值：企業(yè)異質(zhì)性如何影響

根據(jù)異質(zhì)性企業(yè)理論，企業(yè)生產(chǎn)率、企業(yè)年齡、所在地區(qū)、出口貿(mào)易方式等的差異會對中間品貿(mào)易自由化與企業(yè)出口國內(nèi)附加值的關(guān)系產(chǎn)生一定的影響。本文分別從各個方面分析中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值影響的異質(zhì)性。

（1）企業(yè)生產(chǎn)率

生產(chǎn)率是衡量一個企業(yè)使用其資源的效率，較高的生產(chǎn)率使企業(yè)具有較強的市場競爭力，其市場參與程度也就越高，參與國際貿(mào)易的頻率也就越高，那么貿(mào)易市場的動態(tài)對于生產(chǎn)率較高的企業(yè)影響也會較大；其次，進口中間品較多的企業(yè)，因為擁有高質(zhì)量和技術(shù)含量的中間品，生產(chǎn)率較其他企業(yè)也就越高。那是否就意味著生產(chǎn)率較高的企業(yè)，中間品貿(mào)易自由化對其出口國內(nèi)附加值抑制作用越大呢？

為了對此進行實證檢驗，我們在基準倍差法模型的基礎(chǔ)上引入企業(yè)生產(chǎn)率（productivity）以及三重交叉項（Treatment×WTO×productivity），將其擴展為（3-5）式；同理，在B-S倍差法模型的基礎(chǔ)上引入企業(yè)生產(chǎn)率（productivity）以及三重交叉項（Treatment×Tinput× productivity）：

其中，productivity表示企業(yè)生產(chǎn)率。三重交叉項Treatment×WTO×productivity是我們最為感興趣的變量，用于考察中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的作用會受到企業(yè)生產(chǎn)率怎樣的影響。如果δ4<0且顯著，說明在生產(chǎn)率越高的企業(yè)，中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率負向影響的促進作用越大。

（2）企業(yè)年齡

企業(yè)的經(jīng)營時間長短也就是企業(yè)年齡表明了該企業(yè)參與該市場的時間。企業(yè)年齡越大，該企業(yè)市場參與得越久，那么進行國際貿(mào)易使用國外中間品的可能性越大，受到中間品貿(mào)易自由化政策沖擊的影響就越大。那么，是否企業(yè)年齡越大，中間品貿(mào)易自由化對其出口國內(nèi)附加值抑制作用越大呢？

為了對此進行實證檢驗，我們在基準倍差法模型的基礎(chǔ)上引入企業(yè)年齡（age）以及三重交叉項（Tinput*WTO*age），將其擴展為（3-6）式：

其中，age表示各企業(yè)的企業(yè)年齡，在（3-6）式中，我們著重研究三重交叉項Tinput*WTO*age，用于考察中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響是否依賴于企業(yè)年齡。如果η4<0且顯著，說明企業(yè)的年齡越大，中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率負向影響的促進作用越大。

（3）企業(yè)所有制類型

在我國，有多種企業(yè)所有制類型，但是大部分可分為三類：國有企業(yè)、私營企業(yè)、外資企業(yè)。三類企業(yè)的運營方式不同，參與貿(mào)易的程度也不同，中間品貿(mào)易自由化對于不同類型的企業(yè)，影響是否不一樣？我們猜想，對于國有企業(yè)而言，在中間品貿(mào)易自由化前，大多使用國內(nèi)原材料及中間品進行生產(chǎn)，貿(mào)易參與度不高，在中間品貿(mào)易市場開放后，低價格高質(zhì)量的材料開始代替以往的國內(nèi)材料，因此，對于國有企業(yè)而言，中間品貿(mào)易自由化將會降低其企業(yè)的國內(nèi)附加值。對于外資企業(yè)而言，其本身的國際貿(mào)易程度就較高，大多原材料及中間品都來自進口，中間品貿(mào)易自由化后，原材料的進口替代效應增強，企業(yè)出口國內(nèi)附加值也會降低。而對于私營企業(yè)而言，中間品的貿(mào)易自由化對其影響一方面來源于替代原有國內(nèi)原材料，國內(nèi)附加值降低，另一方面，原本進口的原材料及中間品價格減少，國內(nèi)附加值增加，兩方面的作用會不會抵消，從而不會對私營企業(yè)造成影響？

為了探究這個問題，我們根據(jù)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)注冊編號，將企業(yè)分為國有企業(yè)、私營企業(yè)以及外資企業(yè)。其中注冊編號為110、120、141、142、143、149和151的定義為國有企業(yè)，注冊編號為171、172、173、174的定義為私營企業(yè)，注冊編號為310、320、330、340、200、210、220、230、240的定義為外資企業(yè)。將樣本分為國有企業(yè)、私營企業(yè)及外資企業(yè)三個子樣本，并按照（3-1）式進行回歸。

（4）企業(yè)所在地區(qū)

中國經(jīng)濟區(qū)域差距較大，發(fā)展極為不平衡，中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值的影響因為所處地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不同而不同。根據(jù)企業(yè)所在地區(qū)不同，我們將中國按照區(qū)域劃分為東部、中部和西部三個地區(qū)，形成三個子樣本。我們在每一個層面上關(guān)注中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值的影響，將三個子樣本按（3-2）式進行回歸，并對不同地區(qū)的情況進行比較。

（5）企業(yè)貿(mào)易類型

為了考察中間品貿(mào)易自由化對不同貿(mào)易方式企業(yè)出口國內(nèi)附加值的影響，根據(jù)企業(yè)是否參與加工貿(mào)易，可將企業(yè)劃分為純加工貿(mào)易企業(yè)和一般貿(mào)易企業(yè)。由于國家對于加工進口企業(yè)鼓勵政策，中國海關(guān)對加工進口企業(yè)所進口的原材料和中間品長期實行免關(guān)稅政策，而對一般進口企業(yè)中間品征收關(guān)稅，因此，在中國加入WTO前后加工貿(mào)易進口企業(yè)由于長期享受免關(guān)稅優(yōu)惠政策，其面臨的進口中間品關(guān)稅率也就基本不變，而一般進口企業(yè)在中國加入WTO后中間品進口關(guān)稅率則出現(xiàn)大幅下降。因此，加工貿(mào)易企業(yè)的變化代表了原有趨勢，而一般貿(mào)易企業(yè)的變化則是受到政策沖擊后的影響。將總樣本分為兩個子樣本進行回歸。

四、數(shù)據(jù)處理與估計結(jié)果

（一）數(shù)據(jù)處理

本文所使用的樣本數(shù)據(jù)主要有四類：一是中國產(chǎn)品的進口關(guān)稅數(shù)據(jù)；二是中國各省各地區(qū)的最低工資標準數(shù)據(jù)；三是中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫；四是中國海關(guān)進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)庫。樣本數(shù)據(jù)都是從2000年至2006年的數(shù)據(jù)。

首先，產(chǎn)品層面的進口關(guān)稅數(shù)據(jù)來自WTO的Tariff Download Facility數(shù)據(jù)庫，主要用于最終測算企業(yè)層面的中間品進口關(guān)稅指標。其次，本文識別中間品的做法是，利用海關(guān)庫里的HS編碼與BEC編碼進行轉(zhuǎn)化，得到海關(guān)進出口數(shù)據(jù)庫中企業(yè)進口商品HS6位碼對應的BEC編碼。之后再結(jié)合《聯(lián)合國廣義經(jīng)濟分類》（UN Broad Economic Categories），最后將BEC編碼為111、121、21、22、31、322、42、53的進口產(chǎn)品認定為中間品。同時僅保留一般貿(mào)易企業(yè)與加工貿(mào)易企業(yè)的數(shù)據(jù)，將海關(guān)庫中的混合貿(mào)易企業(yè)進行了刪除。除此之外，因為我國對加工進口企業(yè)的中間品長久以來實施免稅政策，因此在處理數(shù)據(jù)時，筆者將加工進口企業(yè)的中間品進口關(guān)稅全部賦值為零。

因為海關(guān)庫與關(guān)稅庫都具體到產(chǎn)品層面，因此先將海關(guān)庫與關(guān)稅庫利用HS6位編碼進行匹配，得到企業(yè)產(chǎn)品層面的海關(guān)與關(guān)稅數(shù)據(jù)，再將企業(yè)所有產(chǎn)品數(shù)據(jù)進行加總，得到企業(yè)層面的包含海關(guān)關(guān)稅的數(shù)據(jù)。

國家統(tǒng)計局公布的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)包含了企業(yè)層面的生產(chǎn)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)對象涵蓋了2000年至2006年全部國有工業(yè)企業(yè)以及規(guī)模以上（主營業(yè)務收入大于500萬元）的非國有企業(yè)，為了分析需要，要得到完整的包括海關(guān)、關(guān)稅以及工業(yè)的數(shù)據(jù)，因此我們對工業(yè)庫與海關(guān)關(guān)稅數(shù)據(jù)進行了如下幾步處理：第一步按中文名稱和年份將工業(yè)庫與企業(yè)層面的海關(guān)關(guān)稅數(shù)據(jù)進行匹配，因為工業(yè)庫與海關(guān)庫并非用同一方法對企業(yè)進行編碼，所以不能用企業(yè)編碼進行匹配，而是用企業(yè)名稱進行匹配，對于企業(yè)名稱無法匹配的企業(yè)，我們進行下一步操作。第二步在原樣本中剔除已經(jīng)匹配成功的樣本，剩余的樣本進一步按照企業(yè)所在地的郵政編碼和企業(yè)電話號碼的最后7位來識別兩套數(shù)據(jù)庫中是否存在相同的企業(yè)。形成包括了企業(yè)層面的中間品進口關(guān)稅、工業(yè)數(shù)據(jù)以及進出口額數(shù)據(jù)。

最后，筆者在各省區(qū)市政府公告中收集到各個省區(qū)市的最低工資標準，并根據(jù)官方地區(qū)編碼對各地區(qū)進行了編碼。在以上數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，用地區(qū)編碼將地區(qū)最低工資標準數(shù)據(jù)合并入總體數(shù)據(jù)中。在進行完數(shù)據(jù)匹配后，共剩下57 683個觀測值，這些觀測值包括了企業(yè)層面的中間品進口關(guān)稅、工業(yè)數(shù)據(jù)、進出口額數(shù)據(jù)以及地區(qū)最低工資標準數(shù)據(jù)。

（二）估計結(jié)果與分析

在本文所建立的模型基礎(chǔ)上，將所收集的數(shù)據(jù)代入進行回歸，得到了以下結(jié)果，并對此結(jié)果進行了分析。

表4-1所報告的是中間品貿(mào)易自由化對于企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的基本估計結(jié)果。表4-1中前三列采用的是（3-1）式的基準倍差法進行的估計，而后三列則是采用（3-2）式的B-S倍差法進行的估計。基準倍差法估計的第（1）列沒有加入企業(yè)層面的其他控制變量和固定效應，以此作為比較基礎(chǔ)；但是為了防止誤差項中包含與交乘項相關(guān)因素而導致估計的不準確，筆者在第（2）列加入了企業(yè)層面的控制變量，從而對其他相關(guān)因素進行了控制；第（3）列在加入控制變量的同時控制了地區(qū)固定效應。我們發(fā)現(xiàn)，對于本文重點關(guān)注的倍差法估計量Treatment×WTO的系數(shù)，它在兩種方法六次回歸中的結(jié)果沒有發(fā)生根本性變化，包括交乘項的系數(shù)符號、大小和顯著性水平，說明本文的回歸結(jié)果沒有較大變動，具有較好的穩(wěn)定性。從表4-1的第（3）列加入控制變量和地區(qū)固定效應后的較全面的回歸結(jié)果可以看到，交乘項Treatment×WTO的系數(shù)符號為負，且在1%水平上顯著，這意味著在控制其他影響因素不變的情況下，與對照組加工進口企業(yè)相比，一般進口企業(yè)的出口附加值率在中國加入WTO之后顯著降低了3.86個單位，即中間品貿(mào)易自由化顯著地減少了企業(yè)出口國內(nèi)附加值率。這一結(jié)果初步支持了研究假設(shè)1。對控制變量的估計結(jié)果進行分析，可以得出：企業(yè)的規(guī)模越大，其出口國內(nèi)附加值率越低，原因可能是當企業(yè)的規(guī)模越大時，其進出口規(guī)模越大，中間品貿(mào)易自由化后，中間品的進口增加，替代原有國內(nèi)中間品，替代效應占支配地位，進而出口國內(nèi)附加值較低；也可以從表中數(shù)據(jù)看出企業(yè)年齡與企業(yè)出口國內(nèi)附加值率呈正相關(guān)關(guān)系，這可能是因為新興企業(yè)更加注重國際市場，進出口更為頻繁，而年齡更大的企業(yè)擁有自己的國內(nèi)中間品供應鏈，出口的國內(nèi)附加值率更高，因此企業(yè)年齡越小，國內(nèi)附加值率越低；而資本密集度越小的企業(yè)具有較高的出口國內(nèi)附加值，這可能是因為這類企業(yè)會更加重視設(shè)備更新和研發(fā)創(chuàng)新，從而有利于降低企業(yè)產(chǎn)品的生產(chǎn)成本；除此之外，虛擬變量enttype系數(shù)顯著為正，意味著當企業(yè)類型為國有企業(yè)時，其出口國內(nèi)附加值率越高，這可能是因為國有企業(yè)的原材料中間品供應大多來自國內(nèi)，因此出口產(chǎn)品的國內(nèi)附加值率會較高。

為了穩(wěn)健起見，表4-1第（4）-（6）列進一步報告了基于B-S倍差法模型的回歸結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量Tinput*WTO的估計系數(shù)均為負且通過1%水平的顯著性檢驗，這表明中間品關(guān)稅的減讓即中間品貿(mào)易自由化顯著降低了企業(yè)出口國內(nèi)附加值率。具體而言，相對于加工進口企業(yè)而言，一般進口企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率在加入WTO之后顯著降低了0.09個單位。這再次支持了研究假設(shè)1，中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率存在抑制作用。此外，后三列各控制變量的系數(shù)符號、大小和顯著性水平與前三列結(jié)果相比大致沒有發(fā)生實質(zhì)性變化，除了企業(yè)年齡與企業(yè)類型，在這種模型下不顯著，說明企業(yè)年齡與企業(yè)類型對國內(nèi)附加值率的影響不穩(wěn)定。

表4-1 基本估計結(jié)果

五、中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響因素

（一）中間品貿(mào)易自由化與企業(yè)出口國內(nèi)附加值率：地區(qū)最低工資如何影響

1．基準回歸

本文在（3-3）（3-4）式的基礎(chǔ)上，對數(shù)據(jù)進行回歸，加入控制變量以及固定效應的方法同表4-1，得出結(jié)果：三重交叉項（Treatment×WTO×wage）的估計系數(shù)為負且通過1%水平的顯著性檢驗，表明最低工資顯著促進了中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的抑制作用，即初步印證了研究假設(shè)2。

表5-1 中間品貿(mào)易自由化、最低工資與企業(yè)出口國內(nèi)附加值① 表5-1處理方法同表4-1，其他控制變量未具體列出。

2．動態(tài)效應檢驗

通過前文的倍差法模型估計得到，最低工資促進了中間品貿(mào)易自由化對國內(nèi)附加值率的抑制作用，但這種影響只是各期的平均意義上的，因此也就難以反映最低工資強化此抑制作用是否存在時滯效應以及最低工資強化此抑制作用是否具有持續(xù)性，這是值得我們考究的問題。為了檢驗最低工資增強中間品貿(mào)易自由化對國內(nèi)附加值率的抑制作用的動態(tài)影響，我們將基準倍差法模型（3-1）式擴展為如下形式：

其中，YRq為年度虛擬變量，其賦值方法為：在第q年YRq取值為1，其他年份取值為0。三重交叉項Treatmentt×WTOt×Wage×YRq的回歸系數(shù)λq衡量了在第q年，最低工資增強中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率抑制作用的動態(tài)影響。動態(tài)效應檢驗結(jié)果見表5-2。通過逐步回歸發(fā)現(xiàn)，三重交叉項Treatment×WTO×Wage×YRq的系數(shù)符號和顯著性均沒有發(fā)生實質(zhì)性變化，都是顯著為負，具有較好的穩(wěn)定性。接下來我們以第（3）列最為完整的回歸結(jié)果為例進行分析。從中可以看出，不同年份的四重交叉項均顯著為負，表明最低工資增強中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率抑制作用在隨后幾年一直持續(xù)，且這一效應逐年提升，直至2005年略微下降，呈現(xiàn)一個倒U型趨勢。

表5-2 動態(tài)效應檢驗結(jié)果① 表5-2中，第（1）列沒有加入企業(yè)層面控制變量和控制其他固定效應，第（2）列加入了企業(yè)層面控制變量但未控制其他固定效應，第（3）列在此基礎(chǔ)上加入了地區(qū)固定效應，其他控制變量結(jié)果與之前回歸一致，因此此處未詳細列出。

3．穩(wěn)健性分析

本文研究得到的一個重要的結(jié)論是，中間品貿(mào)易自由化顯著提高了企業(yè)出口國內(nèi)附加值率。為了保證這一結(jié)果的可靠性和穩(wěn)定性，下面我們將從兩個方面進行穩(wěn)健性檢驗。

（1）同趨勢性假設(shè)檢驗

本文主要采用倍差法來考察最低工資是否增強中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值抑制作用，但該方法的有效性還取決于同趨勢性假設(shè)是否得到滿足。所謂同趨勢性假設(shè)是指，在沒有外來政策干預的情況下，處理組與對照組的結(jié)果變量應沿著相同的軌跡變動。接下來我們對這一假設(shè)進行檢驗，具體的思路是，選取中國加入WTO之前的樣本（即2000-2001年），以2000年作為政策干預的年份并采用（3-1）式的基準倍差法模型重新進行估計。同趨勢性假設(shè)的檢驗結(jié)果報告在表5-3第一列，我們發(fā)現(xiàn)，倍差法估計量Treatment*WTO*Wage的估計系數(shù)并不顯著，這表明在入世沖擊發(fā)生之前，一般進口企業(yè)與加工進口企業(yè)的變動滿足同趨勢性假設(shè)。下面我們以2001-2002年的觀測值為樣本，且將2001年作為實際政策干預的年份，進而采用基準倍差法模型進行估計，結(jié)果報告在表5-3第二列。結(jié)果顯示，倍差法估計量Treatment*WTO*Wage的系數(shù)顯著為負，表明與加工進口企業(yè)相比，一般進口企業(yè)的最低工資增強中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率抑制作用在加入WTO之后確實得到了顯著的增強，反面印證了本文的樣本滿足同趨勢性假設(shè)。

表5-3 同趨勢性檢驗結(jié)果① 表5-3中，其他控制變量結(jié)果與之前回歸一致，因此此處未詳細列出。

（2）兩期倍差法估計

在前文的研究中，我們所構(gòu)建的倍差法模型實際上是屬于多期倍差法，而多期倍差法往往存在序列相關(guān)問題，進而可能會高估倍差法估計量的顯著性水平。為了處理序列相關(guān)問題，這里我們構(gòu)建兩期倍差法模型進行穩(wěn)健性分析。具體的，我們將樣本期劃分為WTO之前階段（2000—2001）和WTO之后階段（2002—2006），在每一階段，對每一家企業(yè)的變量求算術(shù)平均值。

表5-4顯示了兩期倍差法的估計結(jié)果。與多期倍差法的回歸結(jié)果類似，倍差法估計量Treatment*WTO*Wage的系數(shù)顯著為負，再次表明最低工資確實增強了中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率抑制作用。

表5-4 兩期倍差法① 表5-4中，第（1）列沒有加入企業(yè)層面控制變量和控制其他固定效應，第（2）列加入了企業(yè)層面控制變量但未控制其他固定效應，第（3）列在此基礎(chǔ)上加入了地區(qū)固定效應，其他控制變量結(jié)果與之前回歸一致，因此此處未詳細列出。

（二）中間品貿(mào)易自由化與企業(yè)出口國內(nèi)附加值率：企業(yè)異質(zhì)性如何影響

1．企業(yè)生產(chǎn)率

表5-5前三列報告了對（3-5）式的估計，回歸方法同表4-1。結(jié)果顯示。三重交叉項（Treatment*WTO*productivity）的估計系數(shù)為負且通過1%水平的顯著性檢驗，表明企業(yè)生產(chǎn)率顯著促進了中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的抑制作用。

表5-5 加入生產(chǎn)率的基本回歸結(jié)果② 表5-5中，第（1）（4）列沒有加入企業(yè)層面控制變量和控制其他固定效應，第（2）（5）列加入了企業(yè)層面控制變量但未控制其他固定效應，第（3）（6）列在此基礎(chǔ)上加入了地區(qū)固定效應，其他控制變量結(jié)果與之前回歸一致，因此此處未詳細列出。

（續(xù)表）

2．企業(yè)年齡

表5-6的三列報告了對（3-6）式的估計結(jié)果，回歸方法同表4-1。結(jié)果顯示，三重交叉項（Tinput*WTO*age）的估計系數(shù)為負且通過1%水平的顯著性檢驗，表明企業(yè)年齡越大，越能顯著促進中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的抑制作用。

表5-6 加入企業(yè)年齡的基本估計結(jié)果① 表5-6中，第（1）列沒有加入企業(yè)層面控制變量和控制其他固定效應，第（2）列加入了企業(yè)層面控制變量但未控制其他固定效應，第（3）列在此基礎(chǔ)上加入了地區(qū)固定效應，其他控制變量結(jié)果與之前回歸一致，因此此處未詳細列出。

3．企業(yè)所有制

表5-7報告了中間品貿(mào)易自由化對不同所有制類型的企業(yè)的出口附加值率的影響。第一列可以看出，交乘項在1%的水平下顯著為負，也就是說，中間品貿(mào)易自由化使得國有企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率降低；第二列交乘項并不顯著，說明中間品貿(mào)易自由化對私營企業(yè)不存在影響；第三列表明，交乘項在1%的水平下顯著為負，即中間品貿(mào)易自由化使得外資企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率降低，符合我們的猜想。

表5-7 企業(yè)所有制基本估計結(jié)果① 表5-7中，其他控制變量結(jié)果與之前回歸一致，因此此處未詳細列出。并且三次回歸都固定了年份效應。

4．企業(yè)所在地區(qū)

從表5-8可以看出，第一列的交乘項系數(shù)在1%的水平下顯著為負，說明中間品貿(mào)易自由化對東部地區(qū)企業(yè)的出口國內(nèi)附加值存在一個負向影響；2、3列的交乘項系數(shù)不顯著，說明中間品貿(mào)易自由化對中西部地區(qū)的企業(yè)影響不大。因為東部地區(qū)沿海，其企業(yè)的國際貿(mào)易參與度較高，受到中間品貿(mào)易自由化的影響也就越大。

表5-8 地區(qū)分析的基本回歸結(jié)果② 表5-8中，其他控制變量結(jié)果與之前回歸一致，因此此處未詳細列出。并且三次回歸都固定了年份效應。

5．企業(yè)的加工貿(mào)易方式

從表5-9可以看出，加入WTO后，加工貿(mào)易企業(yè)的國內(nèi)附加值率是增加的，說明企業(yè)國內(nèi)附加值率的原有趨勢是增加的，而一般貿(mào)易企業(yè)的國內(nèi)附加值率是降低的，說明受到政策沖擊后，企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率是降低的，再一次印證了假設(shè)1。

表5-9 貿(mào)易方式的基本估計結(jié)果

六、中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響機制

（一）國內(nèi)附加值率影響機制分析

1．基于基準倍差法的分析

前文通過倍差法模型細致地考察了中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響，發(fā)現(xiàn)中間品貿(mào)易自由化顯著降低了企業(yè)出口的國內(nèi)附加值率，那么我們進一步考慮，中間品貿(mào)易自由化是從什么渠道影響企業(yè)附加值率的呢？為了更加深層次地研究中間品貿(mào)易自由化導致企業(yè)出口國內(nèi)附加值率降低的原因，我們對其進行機制檢驗。

國內(nèi)附加值率的含義為出口一單位產(chǎn)品中所包含的國內(nèi)服務與商品總價值，也就是國內(nèi)附加值與企業(yè)總出口額之比，那么中間品貿(mào)易自由化是怎么作用于國內(nèi)附加值與企業(yè)總出口額進而最終影響國內(nèi)附加值率的呢？帶著這個疑問，我們將國內(nèi)附加值率拆分為國內(nèi)附加值與總出口額兩部分，并按照模型（6-1）（6-2）分別進行回歸以考察其影響機制。

表6-1報告了中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)加成率的影響機制檢驗結(jié)果。其中前3列是根據(jù)模型（6-1）對國內(nèi)附加值的回歸結(jié)果，回歸方法同表4-1。同理，后3列是對總出口額的回歸結(jié)果。前3列與后3列的結(jié)果都未發(fā)生實質(zhì)性變化，說明回歸結(jié)果較為穩(wěn)定。重點關(guān)注兩重交叉項Treatment*WTO的系數(shù)，第1列與第4列、第2列與第5列、第3列與第6列的結(jié)果一一對應，取較為完整的第3列與第6列進行分析?？梢钥吹剑尤隬TO后，企業(yè)的國內(nèi)附加值增加38.98%，出口額增加47.23%，盡管企業(yè)出口國內(nèi)附加值有所增長，但是企業(yè)總出口額的增長幅度超過了國內(nèi)附加值的增長幅度，分母增長速度大于分子增長速度導致最終國內(nèi)附加值率的降低。

2．基于B-S倍差法的分析

以上是基于基準倍差法的回歸結(jié)果，為了確?；貧w結(jié)果的準確性，將treatment變量替換為tariff，基于模型（6-3）（6-4）回歸，回歸結(jié)果見表6-2。同樣，取第3列與第6列的結(jié)果進行比較，可以看出加入WTO后，企業(yè)的國內(nèi)附加值增加1.71%，出口額增加1.93%，企業(yè)總出口額的增長幅度超過了國內(nèi)附加值的增長幅度，最終國內(nèi)附加值率降低。這說明，在加入WTO后，盡管企業(yè)的國內(nèi)附加值有增加，但是出口總額增加得更快，國內(nèi)附加值的增加幅度不夠，這與我國將出口作為貿(mào)易重點的氛圍有關(guān)，相比之下，對于國內(nèi)所獲價值的重視程度不夠。

表6-1 對國內(nèi)附加值基準回歸結(jié)果

表6-2 對總出口B-S回歸結(jié)果① 表6-2處理方法同表4-1，其他控制變量結(jié)果與之前回歸一致，因此此處未詳細列出。

（二）國內(nèi)附加值影響機制分析

在前文國內(nèi)附加值率的計算中提到，國內(nèi)附加值主要由利潤、工資、資本、中間品投入四部分構(gòu)成，為了深入研究中間品貿(mào)易自由化是從什么渠道對國內(nèi)附加值進行影響的，本文將國內(nèi)附加值分解為這四個部分，按照模型（6-5）進行回歸，并將Y依次替換為利潤、工資、資本、中間品投入，回歸結(jié)果見表6-3。

表6-3是基于B-S倍差法控制了其他變量與地區(qū)固定效應后的回歸結(jié)果，重點關(guān)注兩重交叉項的系數(shù)，可以看出，在加入WTO后，企業(yè)利潤增加了3.7%，資本減少了2.8%，中間品投入增加了1.7%，而對企業(yè)工資沒有影響。這說明中間品貿(mào)易自由化通過增加企業(yè)利潤與中間品投入、減少資本來增加企業(yè)國內(nèi)附加值。首先，中間品貿(mào)易自由化使得企業(yè)進口中間品增加，中間品投入增加，而進口的原材料與中間品的質(zhì)量普遍比國內(nèi)好，提高了最終產(chǎn)品的市場競爭力，因此增加了企業(yè)利潤。而企業(yè)將大部分資金用于中間品的投入，資本投入有所減少，但是減少幅度沒有利潤的增加幅度大，最終企業(yè)出口附加值增加。

表6-3 國內(nèi)附加值分解B-S回歸結(jié)果

（三）最低工資、中間品貿(mào)易自由化與國內(nèi)附加值率機制分析

前文得出結(jié)論，最低工資會促進中間品貿(mào)易自由化對國內(nèi)附加值率的抑制作用，那么這種促進作用具體是通過什么渠道發(fā)生作用的呢？為了更深入地對其影響機制進行研究，本文將國內(nèi)附加值率分解為國內(nèi)附加值與總出口額進行回歸，通過分析其結(jié)果得出結(jié)論。

表6-4報告了最低工資促進作用的機制檢驗結(jié)果，處理方法同表4-1。取較為完整的第3列與第6列進行分析。前文得出，加入WTO后，企業(yè)的國內(nèi)附加值與出口額同時都增加，第3列與第6列的三項交乘系數(shù)都為正，說明最低工資對國內(nèi)附加值和總出口額的增加都有促進作用，但是第3列的系數(shù)小于第6列，說明最低工資對總出口額的促進作用大于對國內(nèi)附加值的促進作用，分母增長更快。因此，最低工資會促進中間品貿(mào)易自由化對國內(nèi)附加值率的抑制作用，并且，這種促進作用是通過同時促進國內(nèi)附加值與總出口額的增長實現(xiàn)的。

表6-4 最低工資、中間品貿(mào)易自由化與國內(nèi)附加值率機制分析結(jié)果① 表6-4處理方法同6-1，其他控制變量未具體列出。

續(xù)表

七、結(jié)論

本文以2001年中國加入WTO后關(guān)稅大幅下降為研究背景，實證考察了中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響，研究發(fā)現(xiàn)中間品貿(mào)易自由化降低了企業(yè)出口國內(nèi)附加值率，同時我們對這一結(jié)論進行了穩(wěn)健性檢驗，得出結(jié)論是穩(wěn)健的。本文還研究了最低工資與中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響之間的關(guān)系，根據(jù)研究結(jié)果得出，最低工資越高，中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響越大。

對于企業(yè)異質(zhì)性而言，中間品貿(mào)易自由化對不同企業(yè)的國內(nèi)附加值率的影響不同。生產(chǎn)率較高的企業(yè)，中間品貿(mào)易自由化對其出口國內(nèi)附加值率抑制作用越大。企業(yè)年齡越大，中間品貿(mào)易自由化對其出口國內(nèi)附加值率抑制作用也越大。對于國有企業(yè)而言，中間品貿(mào)易自由化會降低其國內(nèi)附加值率；對于外資企業(yè)而言，其本身的國際貿(mào)易程度就較高，大多原材料及中間品都來自進口，中間品貿(mào)易自由化后，原材料的進口替代效應增強，企業(yè)出口國內(nèi)附加值率也會降低。對于私營企業(yè)而言，中間品的貿(mào)易自由化對其影響一方面來源于替代原有國內(nèi)原材料，國內(nèi)附加值率降低，另一方面，原本就來自進口的原材料及中間品價格下降，國內(nèi)附加值率增加，兩方面的作用抵消，從而不會對私營企業(yè)造成影響。對于不同地區(qū)企業(yè)，因為東部地區(qū)沿海，其企業(yè)的國際貿(mào)易參與度較高，受到中間品貿(mào)易自由化的影響也就越大。在加入WTO后，加工貿(mào)易企業(yè)的國內(nèi)附加值率是增加的，說明企業(yè)國內(nèi)附加值率的原有趨勢是增加的，而一般貿(mào)易企業(yè)的國內(nèi)附加值率是降低的，說明受到政策沖擊后，企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率是降低的。根據(jù)以上的結(jié)論，本文給出以下幾點政策建議。

第一，中國在加入WTO以后的出口量與出口額劇增，積極地參與全球分工，這不僅帶動了中國的就業(yè)，也使中國在參與全球貿(mào)易的過程中使生產(chǎn)流程專業(yè)化，達到規(guī)模經(jīng)濟，提高了中國企業(yè)的生產(chǎn)率，并且在參與全球貿(mào)易的過程中獲得技術(shù)外溢帶來的好處。中間品貿(mào)易自由化與中國不斷提升自己的經(jīng)濟實力是相輔相成的，因此，在反貿(mào)易全球化盛行的當今世界，應該繼續(xù)深化中國的貿(mào)易體制改革，積極踐行貿(mào)易全球化，積極與世界其他國家和地區(qū)進行貿(mào)易自由化談判，簽訂自由貿(mào)易協(xié)定以降低企業(yè)的出口成本，從而促進企業(yè)的出口參與。

第二，盡管在加入世界貿(mào)易組織后，我國的進出口量劇增，但是在排除原有趨勢的影響后，我國企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率是呈現(xiàn)一個下降的趨勢，這充分反映了我國在參與國際貿(mào)易的過程中更多的把重心放在量的提升上，而不是出口產(chǎn)品真正給國內(nèi)帶來的價值上。在中國加入世界貿(mào)易組織后，按照世界貿(mào)易組織的一系列政策規(guī)定，我國實施了一系列的舉措，關(guān)稅大幅下降并且限制出口補貼，這一系列的政策帶來貿(mào)易創(chuàng)造效應的同時也帶來了貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應，貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應帶來的價格下降等弊端覆蓋了貿(mào)易創(chuàng)造效應帶來的出口增加的利益，使得我國出口國內(nèi)附加值率降低。這一現(xiàn)象也解釋了我國以較低的價格大量出口導致的反傾銷現(xiàn)象。特別是在如今各國把反傾銷的劍頭對準中國，將中國排除在市場經(jīng)濟國家之外，以第三世界國家的出口價格標準來衡量中國的出口，在反傾銷盛行與我國出口國內(nèi)附加值率降低的背景下，我國可以適當?shù)靥岣叱隹趦r格，設(shè)定利潤相對于成本的最低比例，以減少傾銷質(zhì)疑并且提高國內(nèi)附加值率，以提高利潤的方式增加國內(nèi)價值。對于中國的制造業(yè)企業(yè)而言，出口國內(nèi)附加值率的提升相較于僅擴張企業(yè)的出口規(guī)模更有意義。

第三，中國加入世界貿(mào)易組織后國內(nèi)附加值率的降低一方面是由于中國出口的商品大多是技術(shù)含量較低的產(chǎn)品，同質(zhì)化程度較高，需求價格彈性較高，因此在參與國際貿(mào)易后不能依靠產(chǎn)品的差異化獲取國際市場，而是靠價格競爭占據(jù)市場份額，比如富士康這一類企業(yè)出口的產(chǎn)品大多都是低價且技術(shù)含量不高的商品，這就導致了國內(nèi)附加值的降低。那么，要提高我國出口質(zhì)量，創(chuàng)造更大的國內(nèi)價值，我國應該加大出口商品的技術(shù)含量，依靠差異化和技術(shù)獲取市場。我國應該加大創(chuàng)新力度，鼓勵企業(yè)進行科技創(chuàng)新，比如：加大企業(yè)研發(fā)費用資本化的比例，放寬研發(fā)費用資本化的條件，使得研發(fā)費用成為企業(yè)資產(chǎn)并能減少部分稅負，企業(yè)更愿意將資金用于技術(shù)研發(fā)，提高產(chǎn)品的技術(shù)含量。

第四，前文得出結(jié)論，最低工資促進了中間品貿(mào)易自由化對出口國內(nèi)附加值的抑制作用，也就是說，在最低工資標準越高的地區(qū)，中間品貿(mào)易自由化導致的國內(nèi)附加值率下降的程度越大。一方面，對于一個地區(qū)來說，最低工資標準是可以用來衡量地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展狀況的一個指標，最低工資標準越高，說明該地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展狀況越好，企業(yè)的競爭力越強，從而占有更大的市場份額，獲得更高的利潤，企業(yè)出口國內(nèi)附加值也越高。因此，最低工資標準越高的地區(qū)，中間品貿(mào)易自由化對其企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響越大，也就是說最低工資標準會加強該影響。另一方面，最低工資標準體現(xiàn)的是一個地區(qū)底層勞動力成本，國內(nèi)附加值由國內(nèi)材料成本、勞動力成本、資本成本以及利潤構(gòu)成，勞動力成本高的地區(qū)反而國內(nèi)附加值率越低，這一定程度上說明了國內(nèi)材料成本的降低：放開貿(mào)易后，大量的進口原材料及中間品替代了國內(nèi)的原材料與中間品，吞噬了一部分國內(nèi)附加值。因此，為了提高出口帶來的國內(nèi)價值，我國應當適當限制原材料及中間品的進口，對于國內(nèi)稀缺的原材料不需要進行限制，而對于國內(nèi)富有并且競爭較激烈的原材料及中間品的進口適當加以限制，設(shè)立適度的進口配額，以減緩參與世界貿(mào)易帶來的中間品貿(mào)易自由化的替代效應的沖擊。