異質性企業、中間品貿易自由化與出口國內附加值

岳 文

(江南大學 商學院，江蘇 無錫 214122)

內容提要：本文利用中國企業層面的微觀數據，通過構建一個同時包含企業異質性、進口中間投入和出口國內附加值率(DVAR)的理論模型，分析中間投入品貿易自由化影響企業出口國內附加值率的作用機理，通過測度企業層面的中間品投入關稅和DVAR考察中間品貿易自由化對中國企業DVAR的影響。在考慮了相關的內生性問題后，實證結果表明中間投入品的貿易自由化有利于中國企業DVAR的提高，中間品貿易自由化對不同地區、不同所有制類型企業DVAR的影響并不一樣。本文結論為從企業出口國內附加值角度重新認識中間品貿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易壁壘(包括關稅和非關稅壁壘)為目的的進口貿易自由化改革措施，中國企業面臨的中間品關稅稅率從加入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域的自由化程度取得了較大的進展。當前的國際分工形式已經發生了重大變化，一國不再提供全部產品，產品的生產被分割為不同的生產階段與環節，各國憑借自身的比較優勢參與到特定產品的特定生產環節進行專業化生產。尤其是2008年國際金融危機以來貿易保護主義抬頭，中國依賴低成本要素嵌入價值鏈低增加值環節的弊端進一步凸顯，如何提高中國企業的出口國內附加值成為深化對外開放所面臨的亟待解決的現實問題。貿易自由化、特別是中間品的貿易自由化究竟會對中國企業的出口國內附加值產生怎樣的影響，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附加值與全球價值鏈分工角度重新審視中國的貿易自由化(特別是中間品的貿易自由化)，進而為更好地推進中國貿易體制改革提供有益的政策啟示。通過構建一個同時包含企業異質性、進口中間投入和出口國內附加值率的理論模型，本文對中間品貿易自由化如何影響中國企業出口國內附加值率(DVAR)展開研究，探討中間投入品貿易自由化對企業相關績效的影響，探究影響企業出口國內附加值率的相關因素，分析結果表明中間投入品的貿易自由化有利于企業DVAR的提高。

一、理論分析框架的提出

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

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

最終品生產部門使用國內中間投入品與國外中間投入品生產具有差異化的最終產品，假定最終產品的生產企業在中間品市場上(無論是國內中間品市場還是國外中間品市場)都是價格接受者，而當企業進口國外中間品時，其面臨的進口關稅為τm。借鑒彭冬冬和劉景卿(2017)的相關研究，假定最終品生產部門企業的生產函數具有以下形式：

q(φ)=λφD1-αFα

(1)

其中D表示國內中間投入品，F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代表企業的生產率。由于最終品生產部門企業是中間品市場上的價格接受者，基于(1)式考慮最終品生產部門企業的成本最小化，容易得到生產率為φ的企業的邊際生產成本為：

(2)

同時也易得到生產率為φ的企業生產q單位的產量，其在國外中間投入品上的支出為：

(3)

考慮企業生產的最終品只進行出口①，跟Melitz(2003)一樣，由于每個企業在進入出口市場時都需要進行相關的市場調研(比如了解當地的市場環境和消費者偏好等)，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，假設企業在向國外消費者銷售產品時，不僅面臨可變貿易成本γ(冰山成本形式)，同時還面臨分銷成本η。相關的一些實證研究結果都表明企業在銷售相關產品時確實存在相應的分銷成本。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成中所占的比例高達60%，而分銷成本在美國平均零售價格的構成中所占的比例也達到了40%。同時Feenstra(1998)也研究發現運輸成本和分銷成本占了亞洲地區向美國出口的芭比娃娃零售價格中的90%。依照上述設定，對于生產率為φ的企業所生產的最終品，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最優的p0(φ)為：

(6)

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

(7)

對(7)式進行適當化簡可得：

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，生產率為φ的企業其出口國內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，中間品的貿易自由化能夠顯著提升企業出口的DVAR。

值得注意的是，跟Melitz(2003)等經典的異質性企業貿易模型不一樣，在本文所建立的分析框架下，由于分銷成本的引入，企業的成本加成率并不是固定不變的。將生產率為φ的企業的加成率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)，進一步結合(2)式和(6)式，容易得到企業的加成率為：

(9)

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

(10)

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

二、研究模型的設定、變量說明與數據來源

首先介紹如何來測度企業的出口國內附加值率和中間投入品的貿易自由化這兩個關鍵變量，然后再設定相應的計量模型來分析中間品貿易自由化對企業出口DVAR的影響。

(一)企業出口國內附加值率(DVAR)的測度

關于DVAR的測算，已有文獻中根據其使用的數據有兩大類方法：第一類方法主要是基于非競爭型投入-產出表(即I-O表)從行業層面來測算出口的國內附加值(率)。該類測算方法最早是由Hummels等(2001)提出，隨后經過相關學者的不斷發展完善而被廣泛應用(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據并結合產品分類代碼，通過識別和測算中間產品進口在出口總額中的比例來測算企業層面的DVAR。相比于第一類測算方法只能測度出行業層面的DVAR，無法考慮行業內部企業的異質性，第二類測算方法在這方面具有明顯的優勢，其不僅可以充分考慮到不同企業的異質性，同時通過測度出企業層面的DVAR，可以進一步為更加深入的探討企業出口DVAR的影響因素與變化機制奠定基礎。正因為如此，近年來隨著更多微觀數據的可獲得，基于企業數據集來測算DVAR的微觀測算方法逐漸被學者所重視與采用。本文將借鑒張杰等(2013)、Kee和Tang(2016)的研究，測算企業層面的DVAR。根據DVAR的定義，有t時期j行業中的企業i的DVAR的計算公式為：

(11)

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

當企業為混合貿易企業，同時從事加工貿易和一般貿易時，為了得到企業的DVAR，可以分別計算企業從事一般貿易的DVAR和企業從事加工貿易的DVAR，然后利用兩種貿易方式下的出口值對其加權求和，其計算公式為：

DVARjitk=ωjit1DVARjit1+ωjit2DVARjit2

(12)

其中ωjit1和ωjit2分別表示企業加工貿易出口與一般貿易出口所占企業總出口的份額。在具體測算中國企業的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，同時也對貿易代理商進行了識別。

(二)中間品貿易自由化的衡量

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

具體來看，本文構建了如下企業層面的中間品關稅，企業i在時期t所面臨的中間品關稅水平為：

Input_tariffit=∑kωkiτkt

(13)

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

(三)計量模型的設定

為了考察中間投入品貿易自由化對企業出口國內附加值率的影響，結合已有的相關文獻，本文設定如下回歸模型：

DVARit=βInput_tariffit+δXit+λi+υt+μit

(14)

其中，被解釋變量DVARit為企業i在時期t的出口國內附加值率，企業的DVAR根據(11)計算所得；Input_tariffit為企業i在時期t所面臨的進口中間投入品關稅水平(根據(13)式計算所得)，是本文所關注的核心解釋變量，用以來衡量中間投入品的貿易自由化程度；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和企業固定效應，年份固定效應可以捕捉到那些因時間變化會對所有企業出口國內附加值率產生影響的不可觀測的相關因素(如宏觀政策的變化)，而企業固定效應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出口國內附加值率的不可觀測到的相關因素；μit表示隨機擾動項。

借鑒已有的相關文獻，本文主要引入了如下控制變量：

①企業的生產率(Productivity)。基于之前的理論分析模型，利用(8)式，容易發現，隨著企業生產率的提高，企業的DVAR也會隨之提高，即企業的DVAR與企業的生產率間存在著正相關關系。因此為了控制住企業的生產率對其DVAR的影響，本文在回歸模型中引入Productivity作為控制變量，同時預期Productivity前面的系數將為正。本文使用企業勞動生產率的對數來衡量Productivity。

②企業規模(Size)。企業規模作為企業異質性的重要來源，很可能會對企業的相關績效產生重要影響。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果。為此，本文在(14)時中引入了企業規模這個控制變量。借鑒已有的相關研究，本文采用企業從業人員數的對數值來對企業規模進行衡量。

③平均工資(Wage)。通常而言，雇傭質量較高的勞動力，企業需要支付的工資水平也會相對較高，為了控制住企業勞動力質量的高低對企業出口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，本文用企業的應付工資總額與從業人員數之比的對數來衡量企業的平均工資。

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

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

(四)數據來源說明

本文主要是基于中國企業層面的微觀數據來展開相應的實證分析，樣本區間限定在2000-2006年。具體而言，本文使用了三組高度細化的大型微觀面板數據：企業層面的生產數據、HS8位碼產品層面的進口關稅數據以及產品層面的貿易數據。這三組數據分別來自中國工業企業調查數據庫、上海WTO事務中心和海關進出口數據庫。對工業企業數據庫和海關進出口數據庫的詳細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，本文先對原始工業企業數據和原始的海關數據進行了相應的篩選與處理，比如對工業企業數據庫，本文去除了存在遺漏變量的樣本、剔除了雇員人數在8人以下的企業樣本、刪除了一些違背會計常識的企業樣本等。

為了展開相應的實證分析，我們需要對這三組微觀數據(即工業企業數據、關稅數據和海關數據)進行匹配。本文首先將產品層面的貿易數據和關稅數據進行了合并，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企業數據和海關數據進行匹配：一是企業名稱，二是企業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，使得最后的樣本數據能夠包括盡量多的企業，只要企業可以通過以上任何一種方法成功匹配，就將它納入合并數據中。

圖1 不同地區企業的平均DVAR 圖2 不同所有制類型企業的平均DVAR

根據(11)式和(13)式，本文測算出了企業的DVAR和企業層面的中間投入品關稅。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、東北部地區、東部沿海地區和西部地區四個區域。圖1呈現了樣本期內四個區域內企業平均DVAR的變化趨勢。從中可以看出，東部沿海地區和東北部地區企業的平均DVAR相對較低，而中部地區和西部地區企業的平均DVAR相對較高。初一看，好像有點不太符合現實，其背后的原因可能在于，相對于中部地區和西部地區，我國東部沿海地區和東北部地區交通更為便利、經濟比較發達、開放程度也最高，這使得東部地區和東北部地區企業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，使得這兩個地區企業的平均DVAR相對較低。而從整個樣本期來看，無論是全部企業的平均DVAR還是各地區企業的平均DVAR，都呈現出上升的趨勢，這說明在樣本期內，我國企業的出口國內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，本文按照企業投資注冊資本所占比重(≥50%)的標準把所有企業分成了國有企業、集體企業、民營企業和外資企業這四類不同所有制企業，圖2呈現了樣本期內不同所有制企業平均DVAR的變化情況。從中可以看出，外資企業的平均DVAR比較低，而國有企業、集體企業與民營企業的平均DVAR相對較高。這可能跟外資企業相比于內資企業(比如國有企業、集體企業與民營企業)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有關。同時也可以看到不同所有制類型企業的平均DVAR在樣本期內并沒有出現較大的波動且都表現出比較穩定的上升趨勢。

三、計量結果的分析與討論

(一)基準回歸結果

表1報告了利用中國企業層面的微觀數據對(14)式進行估計的基準回歸結果，所有回歸中都加入了企業固定效應和年份固定效應。在表1的第1列中，沒有加入任何控制變量，直接用企業的DVAR對企業所面臨的中間投入品關稅進行回歸，結果顯示中間投入品關稅前面的系數顯著為負，這表明隨著中間投入品關稅的下降，企業的DVAR會隨之提高，這跟之前理論分析中命題1的結論相一致：中間投入品的貿易自由化有利于企業DVAR的提高。從第2列到第6列中，依次加入了企業生產率、企業規模、平均工資、企業年齡、貿易方式等五個控制變量，發現回歸結果跟第1列的結果類似：中間投入品關稅前面的系數都顯著為負。縱觀表1的回歸結果，雖然控制變量的加入會改變中間投入品關稅前面系數的絕對值大小，但是系數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易自由化對企業DVAR的影響并不會隨控制變量的變化而變化。

具體來看第6列回歸結果，發現中間投入品關稅前面的系數為-1.1374且通過了1%的顯著性檢驗，這表明企業所面臨的中間投入品關稅稅率每下降0.1，企業的DVAR就會提高0.11374。對于其他控制變量，從表1中可以看出，企業生產率前面的系數一直顯著為正，表明生產率越高的企業，其DVAR會相應越高，這跟之前理論模型顯示的結論相一致。背后的原因也很好理解，企業生產率越高，那么使用同樣數量的中間品投入企業生產所得總產出會越多，根據DVAR的定義，在進口中間投入一定的情況下，企業的總產出越高意味著企業的DVAR越高。企業規模前面的系數顯著為正，表明企業規模對企業DVAR的影響顯著為正，即規模越大的企業，其DVAR會相對越高。背后的原因可能在于大企業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，大企業往往能夠壓低進口中間投入品的價格，其在出口產品時往往也能在價格談判上處于有利地位(比如大企業產品質量一般比較有保障，其價格可以定的相對較高)。因此，相比于小企業，大規模企業往往具有相對較高的DVAR。平均工資和企業年齡前面的系數都不顯著，表明平均工資和企業年齡對企業的DVAR并沒有顯著影響。企業貿易方式前面的系數十分顯著，說明不同貿易方式下的企業，其DVAR確實存在顯著差異。具體而言，加工貿易虛擬變量Processdum前面的系數顯著為負，表明相比于一般貿易企業，加工貿易企業的DVAR要相對較低，這跟洪靜等(2017)所得結論一致。

表1 基準回歸結果

注：圓括號內數值為相對應的標準差，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平(下同)。

(二)內生性分析

對(14)式進行估計時可能會面臨兩個內生性問題。第一個可能的內生性問題源自企業層面中間投入品關稅的構建。考慮到企業的出口國內附加值率與進口中間投入品間可能存在反向因果關系，當企業的DVAR提高時，企業對某種中間品的進口可能增加的更快，企業不同中間品進口增速的差異會導致用時變權重(即用企業當年進口某種中間品的進口總值來構造權重)計算出來的企業中間投入品關稅可能會與企業的DVAR存在反向因果關系，從而導致內生性問題。為了避免這個內生性問題，本文在構建企業中間投入品關稅時使用了固定權重(見(13)式)。

第二個可能的內生性問題源自貿易自由化政策可能是內生的：雖然中國進口關稅的下降受GATT/WTO協定的管制，政府不能隨意改變，但是在某種程度上進口關稅的下降仍可能是內生的。已有政治經濟學的相關文獻指出一國特定行業內的企業為了尋求更好的政策保護，往往希望政府在相關國際談判中維持較高的關稅水平，因此相關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，一國的關稅水平很可能會受到國內利益集團的影響。考慮到中國于2001年加入WTO，關稅減免受到WTO的管制，國內利益集團對中國2000-2006年(樣本期內)期間的關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，如果相關影響關稅下降的因素并不隨時間變化，那么這些潛在影響關稅下降的因素就都會被固定效應所吸收，從而不會產生內生性問題使得回歸結果存在偏誤(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稅下降可能存在的內生性問題。

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

表2 工具變量回歸結果

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)跨地區的比較分析

根據之前的介紹，本文把中國所有省份劃分為了中部地區、東北部地區、東部沿海地區和西部地區四個區域，利用劃分出來的四個區域內的企業組成的子樣本，我們重新對(14)式進行了估計以考察中間投入品的貿易自由化對不同地區內企業DVAR的影響是否存在顯著不同，相應的回歸結果報告在表3中。

表3 分地區回歸結果

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

對于其他控制變量，企業生產率前的系數都顯著為正，表明生產率越高的企業，其DVAR會相應越高；平均工資和企業年齡前面的系數都不顯著，這些都跟之前的基準回歸結果相一致。不同的是，企業規模前面的系數只在第1列里顯著為正，即企業規模只對東部地區企業的DVAR存在顯著的正影響，對其他地區里企業的DVAR并沒有顯著影響；同時Processdum前面的系數在第2列里雖為負，但并不顯著，說明對于東北部地區而言，加工貿易企業和一般貿易企業的DVAR并沒有顯著差異；但是在第1列、第3列和第4列中，Processdum前面的系數都顯著為負，表明在東部地區、中部地區和西部地區里，一般貿易企業的DVAR要高于加工貿易企業的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易自由化對不同所有制類型企業DVAR的影響是否存在差異。之前本文已按照企業投資注冊資本所占比重(≥50%)的標準把所有企業劃分成了四類不同所有制企業，利用四類不同所有制企業組成的子樣本，本文重新對(14)式進行了估計，相應的回歸結果見表4。

表4 分所有制類型回歸結果

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

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

四、總結

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

本文的研究結果具有較強的現實意義，由于中間品貿易自由化有利于中國企業出口國內附加值率的提高，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，從提高中國企業出口DVAR的角度來看，中國應當進一步推進和深化貿易自由化改革，尤其是應該著力推進進口貿易自由化，通過多層次的FTA談判等方式努力降低貿易壁壘，盡早實現中間品進口的低關稅甚至零關稅。本文無疑從企業出口國內附加值率的視角進一步豐富了對中國貿易自由化特別是中間品貿易自由化的認識。

注釋：

① 做出這一假設只是為了模型簡潔。

② 當企業為同時從事一般貿易和加工貿易的混合貿易企業時，為簡便考慮，本文也假設Processdum取值為1。