彭冬冬 杜運(yùn)蘇

(1．上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際工商管理學(xué)院，上海 200433；2．南京財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，江蘇 南京 210046)

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中間品貿(mào)易自由化與出口貿(mào)易附加值

彭冬冬1杜運(yùn)蘇2

(1．上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際工商管理學(xué)院，上海 200433；2．南京財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，江蘇 南京 210046)

本文將中間品貿(mào)易自由化與貿(mào)易方式選擇納入異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易模型，分析中間品貿(mào)易自由化對(duì)出口貿(mào)易附加值的影響機(jī)制。以中國加入WTO作為一個(gè)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，使用倍差估計(jì)法進(jìn)行驗(yàn)證，結(jié)果顯示：中間品貿(mào)易自由化能夠顯著提升出口貿(mào)易附加值率，從多個(gè)角度進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，該結(jié)論依然成立；盡管中間品貿(mào)易自由化會(huì)降低一般貿(mào)易企業(yè)的出口貿(mào)易附加值率，但它同時(shí)也通過促進(jìn)一般貿(mào)易企業(yè)的出口參與顯著地提高了行業(yè)總體的貿(mào)易附加值率，并且正向效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位。研究結(jié)論表明，貿(mào)易自由化與出口附加值率提高并行不悖，這為提升中國在全球價(jià)值鏈中的地位提供重要啟示。

中間品貿(mào)易自由化；出口貿(mào)易附加值率；全球價(jià)值鏈

一、引言

加入WTO以來，中國的出口貿(mào)易呈現(xiàn)“爆發(fā)式”增長，年均增速高達(dá)19.12%，遠(yuǎn)高于同期GDP的增長速度①。眾多研究表明，為履行入世承諾而實(shí)行的中間品關(guān)稅削減是中國實(shí)現(xiàn)出口擴(kuò)張的重要推動(dòng)力[1][2][3]。中國的中間投入品關(guān)稅由2000年的8.17%下降到2006年的4.73%，下降幅度高達(dá)42.1%②。進(jìn)口投入品關(guān)稅降低，促使企業(yè)進(jìn)口更多的原材料，通過成本效應(yīng)與技術(shù)溢出效應(yīng)，提高企業(yè)的出口參與度與出口密度，造就了中國出口的奇跡。

然而中國出口規(guī)模的擴(kuò)張并不意味著中國真正具有很強(qiáng)的國際競爭力[4][5]。在產(chǎn)品內(nèi)分工的背景下，中國的代工企業(yè)從國外進(jìn)口精密的核心零件，并將其組裝成最終產(chǎn)品，最后出口到世界各地。盡管在貿(mào)易統(tǒng)計(jì)上中國出口大量的高技術(shù)產(chǎn)品，但這并不能反映出較高的國內(nèi)附加值，中國在全球價(jià)值鏈分工中仍然處于較低的位置[6]。既然中間品貿(mào)易自由化能夠擴(kuò)大出口規(guī)模，那么它是否也會(huì)影響出口貿(mào)易的附加值率，進(jìn)而影響中國在全球價(jià)值鏈分工中的地位？從直覺來判斷，中間投入品關(guān)稅降低促使企業(yè)采用更多的國外原材料，降低出口貿(mào)易的附加值率。然而在中國特殊的貿(mào)易管理體制下，海關(guān)對(duì)加工貿(mào)易企業(yè)進(jìn)口的國外中間產(chǎn)品免關(guān)稅，而對(duì)一般貿(mào)易企業(yè)進(jìn)口的國外中間產(chǎn)品征收關(guān)稅，因而中間品貿(mào)易自由化可以降低一般貿(mào)易企業(yè)的成本，促進(jìn)一般貿(mào)易企業(yè)的出口參與和貿(mào)易方式轉(zhuǎn)型[7]，加上一般貿(mào)易企業(yè)具有更高的附加值率[8][9][10]，因此，中間品貿(mào)易自由化有可能提高出口貿(mào)易的附加值率。目前關(guān)于中間品貿(mào)易自由化對(duì)出口貿(mào)易附加值率的影響，國內(nèi)外研究還相當(dāng)少。劉斌等基于1998～2011年中國行業(yè)層面數(shù)據(jù)的研究表明，中間品關(guān)稅減讓通過降低加工貿(mào)易企業(yè)參與全球價(jià)值鏈的成本提高了行業(yè)出口的國外附加值率[11]，意味著中間品關(guān)稅減讓會(huì)降低出口的國內(nèi)附加值率。而Brandt 和 Morrow同樣使用中國的數(shù)據(jù)卻發(fā)現(xiàn)，中間品關(guān)稅減讓可以提高出口的國內(nèi)附加值率[7]。那么中間品貿(mào)易自由化對(duì)出口貿(mào)易附加值率到底有什么樣的實(shí)際影響？影響機(jī)制又是什么？這將是本文的核心工作。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)強(qiáng)調(diào)中間品貿(mào)易自由化的出口擴(kuò)張效應(yīng)不同，本文從出口貿(mào)易附加值率的視角考察中間品貿(mào)易自由化對(duì)出口的影響。本文可能在以下三個(gè)方面拓展了現(xiàn)有研究：一是在理論方面，將中間品貿(mào)易自由化與企業(yè)貿(mào)易方式選擇納入異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易模型中，分析中間品貿(mào)易自由化對(duì)出口貿(mào)易附加值的影響；二是在實(shí)證方面，本文將中國加入WTO作為一個(gè)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，使用倍差估計(jì)法，較好地解決遺漏變量造成的內(nèi)生性問題，更加科學(xué)地識(shí)別中間品貿(mào)易自由化對(duì)出口貿(mào)易附加值率的影響，并且文章從多個(gè)角度對(duì)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以保證回歸結(jié)果的可靠性；三是文章將出口貿(mào)易附加值率的變動(dòng)進(jìn)行分解，檢驗(yàn)了中間品貿(mào)易自由化影響出口貿(mào)易附加值率的微觀機(jī)制。

二、理論分析

本文通過構(gòu)建一個(gè)簡單的局部均衡模型，將中間品貿(mào)易自由化與貿(mào)易方式選擇納入Melitz的分析框架中[12]，考察中間品貿(mào)易自由化對(duì)出口貿(mào)易國內(nèi)附加值率的影響。假設(shè)世界上只有兩個(gè)國家：本國與外國。外國的所有變量均以星號(hào)加以標(biāo)識(shí)。每個(gè)國家都有一個(gè)壟斷競爭的異質(zhì)產(chǎn)品生產(chǎn)部門。

(一)基本框架

1.消費(fèi)者行為的假設(shè)

本文假設(shè)每個(gè)國家消費(fèi)者的偏好均具有替代彈性不變的特征，其效用函數(shù)為：

(1)

其中，ω代表差異化產(chǎn)品，σ>1代表產(chǎn)品間的替代彈性，Ω代表市場上所有差異產(chǎn)品的集合。根據(jù)式(1)，可以得到外國消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品i的需求函數(shù)為:

(2)

2.廠商行為的假設(shè)

市場上有兩類出口企業(yè)：一般貿(mào)易企業(yè)和加工貿(mào)易企業(yè)。假定這兩類企業(yè)使用L與M兩種要素進(jìn)行生產(chǎn)，L表示勞動(dòng)力投入，M代表中間品投入。企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)可以表示為：

Y=χφL1-μMμ

(3)

其中，μ∈(0,1)，χ=μ-μ(1-μ)μ-1，φ代表企業(yè)的生產(chǎn)率水平，中間品投入M的表達(dá)式為：

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

其中，γ∈(0,1)用以刻畫加工貿(mào)易的議價(jià)能力。令πp=0，可得加工貿(mào)易企業(yè)的生產(chǎn)率臨界值為：

(9)

令πp=πo，可得一般貿(mào)易企業(yè)的生產(chǎn)率臨界值為：

(10)

(二)中間品貿(mào)易自由化對(duì)出口貿(mào)易附加值率的影響

借鑒Kee和Tang的方法[10]，可以推導(dǎo)出一般貿(mào)易企業(yè)與加工貿(mào)易企業(yè)的出口附加值率分別為：

(11)

(12)

(13)

(14)

求DVAR關(guān)于τ的偏導(dǎo)數(shù)可得：

(15)

根據(jù)公式(15)，我們可以將中間品貿(mào)易自由化對(duì)總體出口貿(mào)易附加值率的影響劃分為三個(gè)部分：第一，中間品貿(mào)易自由化會(huì)通過提高存續(xù)加工貿(mào)易企業(yè)出口附加值率和降低存續(xù)加工貿(mào)易企業(yè)出口份額對(duì)總體貿(mào)易附加值率產(chǎn)生不確定的影響；第二，中間品貿(mào)易自由化會(huì)通過影響存續(xù)一般貿(mào)易企業(yè)出口附加值率和降低存續(xù)一般貿(mào)易企業(yè)出口份額對(duì)總體貿(mào)易附加值率產(chǎn)生不確定的影響；第三，中間品貿(mào)易自由化會(huì)通過促進(jìn)企業(yè)的出口參與以及企業(yè)貿(mào)易方式轉(zhuǎn)型提升總體貿(mào)易附加值率。至于中間品貿(mào)易自由化對(duì)出口貿(mào)易附加值率的實(shí)際影響以及哪一種機(jī)制影響更為明顯有待于下文的實(shí)證檢驗(yàn)。

三、模型設(shè)定、變量說明與數(shù)據(jù)來源

(一)模型的設(shè)定

為了科學(xué)有效地識(shí)別中間品貿(mào)易自由化是如何影響出口貿(mào)易附加值率的，我們使用倍差估計(jì)法進(jìn)行回歸分析。中國加入WTO后不同行業(yè)進(jìn)行了不同程度的中間投入品關(guān)稅減讓，這為我們研究中間品貿(mào)易自由化對(duì)出口貿(mào)易附加值率的影響提供了一個(gè)理想的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。由圖1可知，中國的中間投入品關(guān)稅由2000年的8.17%下降到2006年的4.73%，特別是在2001年末中國正式加入WTO時(shí)中間投入品關(guān)稅有一個(gè)非常直觀的下降。此外，入世前各行業(yè)的初始關(guān)稅存在較大差異，而入世后基本上下降到統(tǒng)一的水平，因此不同行業(yè)在關(guān)稅減讓程度上存在很大的異質(zhì)性。通過圖2可以發(fā)現(xiàn)，入世前各行業(yè)的初始關(guān)稅大小與加入WTO后的關(guān)稅減讓程度存在顯著的正向關(guān)系，因此我們借鑒Lu 和 Yu的方法將估計(jì)模型設(shè)定如下[20]：

DVARit=α0+α1Tariffi,01×Post+α2Xit+δi+δt+εit

(16)

其中，下標(biāo)i、t分別表示行業(yè)和年份，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)，被解釋變量DVARit表示出口貿(mào)易附加值率，在下文中將詳細(xì)介紹這一變量的計(jì)算方法。Tariffi,01表示每個(gè)行業(yè)在2001年的中間投入品關(guān)稅，在2001年入世前中間投入品關(guān)稅越高在入世后的減讓程度越大(如圖2所示)，因此其能很好地標(biāo)識(shí)連續(xù)的分組，同時(shí)2001年的關(guān)稅水平并不受入世后貿(mào)易的影響，因而與關(guān)稅的變動(dòng)相比具有更好的外生性，在后文的穩(wěn)健性分析中，我們還會(huì)使用各個(gè)行業(yè)2001～2006年中間投入品關(guān)稅的差值衡量中間品貿(mào)易自由化。Post為時(shí)間虛擬變量，在2002年之前取0，在2002年之后(包含2002年)取1，之所以選擇2002年，是因?yàn)槲覈?001年12月加入WTO，在2002年中間投入品關(guān)稅陡降(如圖1所示)。Xit為行業(yè)層面的控制變量，δi表示行業(yè)固定效應(yīng)，δt表示年份固定效應(yīng)。

圖1 2000～2006年制造業(yè)中間投入品關(guān)稅

圖2 不同中間投入品行業(yè)的異質(zhì)性關(guān)稅削減

(二)變量說明

1.出口貿(mào)易附加值率

關(guān)于出口國內(nèi)附加值率的測算，可根據(jù)其使用的數(shù)據(jù)類型分為兩種方法：第一種是基于投入產(chǎn)出表的宏觀數(shù)據(jù)估算方法[8][21]；第二種是基于企業(yè)產(chǎn)出數(shù)據(jù)和進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)的微觀數(shù)據(jù)測度方法[9][10]?？紤]到本文的微觀機(jī)制分析部分需要區(qū)分貿(mào)易方式與企業(yè)進(jìn)入退出，因此本文使用第二種方法計(jì)算行業(yè)層面的出口貿(mào)易附加值率，首先需要計(jì)算出企業(yè)f的出口貿(mào)易附加值率：

(17)

(18)

2.中間投入品關(guān)稅

2001年各行業(yè)中間投入品關(guān)稅的計(jì)算公式為：

(19)

3.其他控制變量

中國加入WTO除了引發(fā)中間投入品關(guān)稅降低外，還可能產(chǎn)生其他效應(yīng)，為此我們加入以下控制變量來排除其他政策效應(yīng)的影響。(1)各行業(yè)歷年最終產(chǎn)品關(guān)稅(Out_Tariff)，中國加入WTO后最終產(chǎn)品關(guān)稅也明顯下降，由2000年的16.98%下降到2006年的9.76%，而最終產(chǎn)品關(guān)稅下降可能通過競爭效應(yīng)影響出口貿(mào)易附加值率；(2)Post與行業(yè)取消進(jìn)口許可與配額的產(chǎn)品數(shù)量的交乘項(xiàng)(License×Post)，中國加入WTO在降低進(jìn)口關(guān)稅的同時(shí)還取消了部分產(chǎn)品的進(jìn)口許可與配額，加入該變量可以捕捉到非關(guān)稅貿(mào)易壁壘取消對(duì)出口附加值率的影響，我們根據(jù)《中國入世議定書》中取消進(jìn)口許可和配額的產(chǎn)品目錄以及行業(yè)與產(chǎn)品的對(duì)應(yīng)關(guān)系計(jì)算出各行業(yè)中取消進(jìn)口許可和配額的產(chǎn)品數(shù)量。(3)Post與2000年各行業(yè)具有出口許可企業(yè)占比的交乘項(xiàng)(Expratio×Post)，在加入WTO以前中國政府對(duì)企業(yè)的出口許可有著嚴(yán)格的限制，加入WTO后，政府逐漸取消了這些限制，加入該變量可以控制出口許可取消對(duì)出口附加值率的影響，本文借鑒Krishna等的方法計(jì)算各行業(yè)出口許可企業(yè)占比[22]。(4)各行業(yè)外資企業(yè)數(shù)(Foreign_Num)，在2002年左右，中國還放松了對(duì)外資進(jìn)入的限制，這個(gè)政策會(huì)和中間品貿(mào)易自由化政策混同在一起，外資進(jìn)入帶來的競爭效應(yīng)和知識(shí)溢出效應(yīng)也可能對(duì)估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生影響。(5)各行業(yè)歷年的市場集中度(HHI)，用企業(yè)的銷售額占行業(yè)總銷售比重的平方和表示，加入該變量可以控制行業(yè)的競爭程度對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響。

(三)數(shù)據(jù)來源和描述性分析

為了研究中間品貿(mào)易自由化對(duì)出口貿(mào)易附加值率的影響，本文主要用到三組微觀數(shù)據(jù)。第一組數(shù)據(jù)為2000～2006年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。第二組數(shù)據(jù)是2000～2006年中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫。為了研究的需要，本文通過四個(gè)步驟對(duì)海關(guān)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行處理：第一，剔除進(jìn)出口貿(mào)易金額小于50美元，進(jìn)出口數(shù)量小于1的樣本；第二，去除貿(mào)易中間商的樣本⑥；第三，將8位產(chǎn)品加總到6位，并且將產(chǎn)品的HS編碼統(tǒng)一轉(zhuǎn)換為HS2007；第四，根據(jù)每月的平均匯率將進(jìn)出口額換算成千元。我們使用企業(yè)的名稱和電話號(hào)碼加郵編序貫識(shí)別這兩個(gè)數(shù)據(jù)庫中的同一家企業(yè)。第三組數(shù)據(jù)為WITS關(guān)稅數(shù)據(jù)庫，我們計(jì)算出每一個(gè)HS6位產(chǎn)品的平均關(guān)稅，并把HS6位產(chǎn)品分類標(biāo)準(zhǔn)統(tǒng)一歸至HS2007。

圖3 不同中間投入品關(guān)稅行業(yè)出口國內(nèi)附加值率的變化

在進(jìn)行嚴(yán)格的回歸分析以前，我們通過圖3直觀地感受中國加入WTO前后出口貿(mào)易附加值率的變化情況。在圖3中，我們簡單地以中位數(shù)為臨界值把行業(yè)分為高中間投入品關(guān)稅和低中間投入品關(guān)稅兩組行業(yè)，縱軸表示兩組行業(yè)各自平均的出口貿(mào)易附加值率。如圖3所示，在2002年以前，這兩組行業(yè)出口貿(mào)易國內(nèi)附加值率的增長趨勢相仿，從側(cè)面說明出口貿(mào)易附加值率的差異并不是由中間品貿(mào)易自由化之外的行業(yè)特征導(dǎo)致的，即滿足同趨勢假定。但是在加入WTO以后，中間投入品關(guān)稅下降較大行業(yè)的出口貿(mào)易附加值率表現(xiàn)出更大幅度的增長，并在2005年高中間投入品關(guān)稅行業(yè)的出口貿(mào)易國內(nèi)附加值率超過低中間投入品關(guān)稅行業(yè)，這在一定程度上表明中間品貿(mào)易自由化會(huì)提升出口的國內(nèi)附加值率。然而作圖分析畢竟沒有考慮到其他控制變量對(duì)結(jié)果的干擾，因此在接下來的部分我們將使用倍差法并結(jié)合多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法進(jìn)行更為細(xì)致的回歸分析。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基本的回歸結(jié)果

表1報(bào)告了對(duì)方程(16)進(jìn)行混合最小二乘估計(jì)的結(jié)果。在模型1中，我們只控制了年份固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)核心解釋變量Tariffi,01×Post的估計(jì)系數(shù)為正，并且在5%的水平下顯著，表明中間品貿(mào)易自由化可以顯著提升我國出口貿(mào)易附加值率。在模型2～6中，本文逐步加入最終產(chǎn)品關(guān)稅下降、進(jìn)口許可取消、出口限制減少、外資進(jìn)入以及行業(yè)集中度的影響。在每一個(gè)模型中，Tariffi,01×Post的解釋力仍然非常顯著，中間品貿(mào)易自由化對(duì)貿(mào)易附加值率的提升效應(yīng)得到進(jìn)一步的印證，那么這一效應(yīng)究竟有多大？以模型6 的結(jié)果為例，在其他條件不變的情況下，加入WTO后中間投入品關(guān)稅每下降1%，出口貿(mào)易的附加值率就提高0.0069。經(jīng)過計(jì)算，在加入WTO前后中國總體的出口貿(mào)易附加值率僅增長0.1018，因此這一效應(yīng)不容忽視。結(jié)合前文的理論分析，產(chǎn)生這一結(jié)果的原因可能是，盡管中間品貿(mào)易自由化可以通過引發(fā)進(jìn)口替代和企業(yè)間資源配置效應(yīng)降低出口貿(mào)易附加值率，但是中間品貿(mào)易自由化通過影響企業(yè)出口參與和貿(mào)易方式轉(zhuǎn)型對(duì)出口貿(mào)易附加值率的提升作用可能更加明顯，以至于超過其負(fù)面影響，當(dāng)然各個(gè)機(jī)制的具體影響還有待于下文的微觀機(jī)制分析。

就其他控制變量來看，Out_Tariff的估計(jì)系數(shù)為正但不顯著，盡管最終產(chǎn)品關(guān)稅下降帶來的競爭效應(yīng)可以促進(jìn)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，進(jìn)而提高出口貿(mào)易附加值率，但目前這一效應(yīng)并不明顯。License×Post的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，表明中間投入品進(jìn)口關(guān)稅降低與進(jìn)口限制的取消對(duì)貿(mào)易附加值率的影響機(jī)制是不同的，進(jìn)口限制的取消會(huì)更多地引發(fā)國外中間投入品對(duì)國內(nèi)中間投入品的替代，進(jìn)而降低國內(nèi)附加值⑦。Expratio×Post的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說明加入WTO后出口門檻降低引發(fā)企業(yè)的出口參與，是我國貿(mào)易國內(nèi)附加值率提升的重要源泉。Foreign_Num的估計(jì)系數(shù)顯著為正，意味著外資進(jìn)入可以有效地提升我國出口的國內(nèi)附加值率，這與張杰等的發(fā)現(xiàn)一致[9]。一方面，外資企業(yè)為了防止其技術(shù)被國內(nèi)企業(yè)竊取，讓零部件生產(chǎn)企業(yè)一起進(jìn)入中國市場進(jìn)行生產(chǎn)；另一方面，具有技術(shù)和成本優(yōu)勢的國外零配件企業(yè)為了占據(jù)中國市場而在中國設(shè)廠生產(chǎn)，這都會(huì)提高中國出口的國內(nèi)附加值率。

表1 中間品貿(mào)易自由化對(duì)出口貿(mào)易國內(nèi)附加值率的影響

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

以上分析結(jié)果顯示，中間品貿(mào)易自由化對(duì)行業(yè)出口貿(mào)易附加值率的提升有著顯著的影響，為了考察這一結(jié)果的可靠性與穩(wěn)定性，我們從四個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

第一，政策的外生性。使用倍差法的一個(gè)重要前提是政策的發(fā)生是外生的，即企業(yè)在入世前不能形成預(yù)期，進(jìn)而調(diào)整貿(mào)易附加值率。為了證明這一點(diǎn)，我們在估計(jì)式(16)中進(jìn)一步控制Tariffi,01×Year2001項(xiàng)，Year2001表示2001年即入世前一年的虛擬變量，如果這一交乘項(xiàng)的系數(shù)顯著不為0則意味著企業(yè)在入世前已經(jīng)形成了貿(mào)易附加值率的調(diào)整預(yù)期。根據(jù)表2模型1可知，Tariffi,01×Year2001項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)并不顯著，表明在入世前不同中間投入品關(guān)稅行業(yè)出口附加值率的增長趨勢不存在顯著差異，企業(yè)在入世前并沒有形成調(diào)整貿(mào)易附加值率的預(yù)期，中國加入WTO這一政策有很強(qiáng)的外生性。并且我們所關(guān)注的Tariffi,01×Post項(xiàng)系數(shù)也顯著為正，估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

第二，更換解釋變量。在上文我們使用Tariffi,01作為分組的連續(xù)變量，這可能會(huì)帶來測量誤差的問題。作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，我們使用各個(gè)行業(yè)2001～2006年中間投入品關(guān)稅的差值代替Tariffi,01。如表2的模型2所示，估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

第三，使用加權(quán)回歸。在上文中我們使用混合最小二乘法進(jìn)行分析，這可能存在兩個(gè)問題：第一，行業(yè)出口貿(mào)易附加值率和中間投入品關(guān)稅與行業(yè)的出口規(guī)模相關(guān)，因此使得估計(jì)存在內(nèi)生性問題；第二，中間投入品關(guān)稅降低對(duì)出口貿(mào)易附加值率的影響可能會(huì)因行業(yè)出口規(guī)模的不同而存在差異。作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，我們以各個(gè)行業(yè)在2001年的出口額占總出口額的比重為權(quán)重進(jìn)行加權(quán)回歸。如表2的模型3所示，估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

第四，兩期倍差估計(jì)。關(guān)于DID估計(jì)方法的一個(gè)擔(dān)憂之處在于做統(tǒng)計(jì)推斷時(shí)如何準(zhǔn)確地計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)誤。在上文中我們采用White穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤以控制潛在的異方差問題，但多期倍差法存在序列相關(guān)性問題，可能夸大了Tariffi,01估計(jì)系數(shù)的顯著性。作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，我們依照Bertrand等的處理方法把總樣本以加入WTO為時(shí)間界限分為兩個(gè)階段[23]：一個(gè)階段為2000～2001年(加入前)，另一個(gè)階段為2002～2006年(加入后)，再進(jìn)行倍差估計(jì)。如表2的模型4所示，估計(jì)結(jié)果依然穩(wěn)健。

表2 中間品貿(mào)易自由化影響出口貿(mào)易國內(nèi)附加值率的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、微觀機(jī)制分析

前文的實(shí)證分析已經(jīng)表明中間品貿(mào)易自由化可以提升出口貿(mào)易附加值率，而在理論分析中我們也已經(jīng)指出，中間品貿(mào)易自由化會(huì)通過影響存續(xù)企業(yè)貿(mào)易附加值率與出口份額、企業(yè)貿(mào)易方式轉(zhuǎn)型以及企業(yè)出口參與來作用于行業(yè)整體的出口貿(mào)易附加值率，那么到底哪一種途徑主導(dǎo)了中間品貿(mào)易自由化對(duì)出口貿(mào)易附加值率的影響？為了回答這一問題，我們首先參考Martin和Mejean的方式將兩年間行業(yè)的出口貿(mào)易附加值率差額分解為[24]：

(20)

其中，Δ表示時(shí)間差分，上劃線“-”代表兩年的平均值；ωfit與Λfit分別代表企業(yè)在整個(gè)行業(yè)中所占的出口份額與出口貿(mào)易附加值率；IOi表示持續(xù)存在的一般貿(mào)易企業(yè)集，IPi表示持續(xù)存在的加工貿(mào)易企業(yè)集，ITi表示兩年間持續(xù)存在的轉(zhuǎn)型貿(mào)易企業(yè)集，NOi與XOi分別表示新進(jìn)入市場和退出市場的一般貿(mào)易企業(yè)集，NPi與XPi分別表示新進(jìn)入市場和退出市場的加工貿(mào)易企業(yè)集。事實(shí)上，現(xiàn)實(shí)中有的企業(yè)同時(shí)進(jìn)行一般貿(mào)易和加工貿(mào)易，對(duì)于這類企業(yè)，我們參考Kee和Tang的做法將其作為一般貿(mào)易企業(yè)[10]。公式(20)中前兩部分表示存續(xù)企業(yè)出口貿(mào)易附加值率與出口份額的變動(dòng)對(duì)行業(yè)出口貿(mào)易附加值率的貢獻(xiàn)，第三部分表示企業(yè)貿(mào)易方式轉(zhuǎn)型對(duì)行業(yè)出口貿(mào)易附加值率的貢獻(xiàn)，第四和第五部分表示企業(yè)出口參與對(duì)行業(yè)出口貿(mào)易附加值率的貢獻(xiàn)。

根據(jù)公式(20)，本文分別計(jì)算加入WTO前(2000～2001年)行業(yè)出口貿(mào)易附加值率的變動(dòng)、加入WTO后(2001～2006年)行業(yè)出口貿(mào)易附加值率的變動(dòng)與各個(gè)分解項(xiàng)，并將其作為被解釋變量，利用公式(16)進(jìn)行估計(jì)⑧，具體的回歸結(jié)果如表3所示。模型1的結(jié)果表明，中間品貿(mào)易自由化通過抑制存續(xù)一般貿(mào)易企業(yè)的出口附加值率降低總體的貿(mào)易附加值率。模型2～5的結(jié)果表明，中間品貿(mào)易自由化通過促進(jìn)一般貿(mào)易企業(yè)的出口參與顯著地提高了總體出口貿(mào)易附加值率。此外中間品貿(mào)易自由化也通過提升存續(xù)加工貿(mào)易企業(yè)出口附加值率、促進(jìn)加工貿(mào)易企業(yè)的進(jìn)入以及引發(fā)存續(xù)企業(yè)的貿(mào)易方式轉(zhuǎn)型對(duì)總體的出口貿(mào)易附加值率產(chǎn)生了微弱的正向影響，但是這三種機(jī)制的影響不顯著?？偟膩碚f，中間品貿(mào)易自由化對(duì)出口貿(mào)易附加值率的正向影響占主導(dǎo)地位，表現(xiàn)為模型1～5中Tariffi,01×Post的估計(jì)系數(shù)之和為正。

表3 中間品貿(mào)易自由化影響出口貿(mào)易國內(nèi)附加值率的微觀機(jī)制分析

六、結(jié)論與政策啟示

本文從理論與實(shí)證兩個(gè)角度分析了中間品貿(mào)易自由化對(duì)出口貿(mào)易附加值率的影響，結(jié)果顯示：中間品貿(mào)易自由化有利于出口貿(mào)易附加值率的提升，從檢驗(yàn)政策的外生性、更換解釋變量、使用加權(quán)回歸以及進(jìn)行兩期倍差估計(jì)四個(gè)角度進(jìn)行穩(wěn)健性分析后，該結(jié)論依然成立。機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，盡管中間品貿(mào)易自由化會(huì)通過抑制一般貿(mào)易企業(yè)的出口貿(mào)易附加值率降低整體出口貿(mào)易附加值率，但是中間品貿(mào)易自由化也通過促進(jìn)一般貿(mào)易企業(yè)的的出口參與顯著地提高了行業(yè)總體的貿(mào)易附加值率，并且后者占據(jù)主導(dǎo)地位。

本文的研究結(jié)論具有以下政策含義：

第一，貿(mào)易自由化與中國在全球價(jià)值鏈中的地位攀升并不相悖，二者相輔相成。我們應(yīng)該繼續(xù)深化以降低關(guān)稅、取消制造業(yè)出口限制為主的貿(mào)易體制改革，積極與世界其他國家進(jìn)行貿(mào)易自由化談判，簽訂自由貿(mào)易協(xié)定，降低企業(yè)的出口成本，促進(jìn)企業(yè)特別是一般貿(mào)易企業(yè)的出口參與。

第二，實(shí)施更為中性和無偏的貿(mào)易政策，逐步放開對(duì)加工貿(mào)易企業(yè)的保護(hù)，倒逼企業(yè)采用一般貿(mào)易方式進(jìn)行出口。加工貿(mào)易企業(yè)為中國對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展做出了巨大貢獻(xiàn)，但是隨著產(chǎn)品內(nèi)分工和價(jià)值鏈分工發(fā)展，加工貿(mào)易企業(yè)亟待轉(zhuǎn)型。鑒于目前中國大部分制造行業(yè)已經(jīng)發(fā)展壯大并具有一定的國際競爭力，如果可以逐步取消加工貿(mào)易企業(yè)進(jìn)口稅收優(yōu)惠政策，中國貿(mào)易政策將更為平衡，有利于我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化以及在全球價(jià)值鏈分工中地位的攀升。

第三，對(duì)于汽車與船舶制造這類嚴(yán)重依賴外部核心零部件的行業(yè)，政府可以適當(dāng)實(shí)施一定的進(jìn)口和外資進(jìn)入的限制。對(duì)于該類行業(yè)而言，進(jìn)口限制的降低和外資進(jìn)入，一方面使得國外零部件及其生產(chǎn)商占領(lǐng)中國市場，不利于本地市場效應(yīng)的發(fā)揮，阻礙中國本土幼稚企業(yè)的成長；另一方面也促使本國廠商直接使用質(zhì)優(yōu)價(jià)廉的國外零部件，降低其進(jìn)行自主研發(fā)創(chuàng)新的動(dòng)力，抑制中國本土企業(yè)國際競爭力的形成。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計(jì)局。

②作者根據(jù)中國的進(jìn)口關(guān)稅數(shù)據(jù)與2002年投入產(chǎn)出表計(jì)算得出，具體計(jì)算方法見本文第三部分。

③企業(yè)總的出口額與一般出口額來自海關(guān)數(shù)據(jù)庫，而非工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。

④企業(yè)的國內(nèi)銷售額是由工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的銷售總額減去出口額所得。

⑤我們將2002年122部門的投入產(chǎn)出表與2007年135部門的投入產(chǎn)出表進(jìn)行匹配得到67個(gè)制造業(yè)行業(yè)，根據(jù)投入產(chǎn)出部門與HS2007的對(duì)應(yīng)表可以得知這67個(gè)行業(yè)與產(chǎn)品的對(duì)應(yīng)關(guān)系，將投入產(chǎn)出部門與國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類進(jìn)行匹配可以得知這67個(gè)行業(yè)與企業(yè)的對(duì)應(yīng)關(guān)系。

⑥借鑒文獻(xiàn)中常用的方法，將企業(yè)名稱中含有“經(jīng)貿(mào)”、“工貿(mào)”、“科貿(mào)”、“貿(mào)易”、“進(jìn)出口”、“外經(jīng)”字眼的企業(yè)定義為貿(mào)易中間商。

⑦在數(shù)據(jù)中，進(jìn)口限制取消較多的行業(yè)是汽車及零部件制造業(yè)、其他專用設(shè)備制造業(yè)、船舶制造業(yè)，并且這些行業(yè)取消進(jìn)口限制的產(chǎn)品也是該行業(yè)的中間投入品。

⑧所有行業(yè)層面的控制變量也以加入WTO為分界點(diǎn)做差分處理。

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(責(zé)任編輯：易會(huì)文)

2016-06-23

國家社會(huì)科學(xué)基金一般項(xiàng)目“TPP重構(gòu)全球價(jià)值鏈下提高中國制造業(yè)分工地位研究”(16BJY069)

彭冬冬(1987-)，男，山東青島人，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)國際工商管理學(xué)院博士生； 杜運(yùn)蘇(1977-)，男，江蘇連云港人，南京財(cái)經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院副教授。

F741.2

1003-5230(2016)06-0092-10