彭冬冬 杜運蘇

(1．上海財經(jīng)大學 國際工商管理學院，上海 200433；2．南京財經(jīng)大學 國際經(jīng)貿(mào)學院，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杜運蘇2

(1．上海財經(jīng)大學 國際工商管理學院，上海 200433；2．南京財經(jīng)大學 國際經(jīng)貿(mào)學院，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性企業(yè)貿(mào)易模型，分析中間品貿(mào)易自由化對出口貿(mào)易附加值的影響機制。以中國加入WTO作為一個準自然實驗，使用倍差估計法進行驗證，結果顯示：中間品貿(mào)易自由化能夠顯著提升出口貿(mào)易附加值率，從多個角度進行穩(wěn)健性檢驗后，該結論依然成立；盡管中間品貿(mào)易自由化會降低一般貿(mào)易企業(yè)的出口貿(mào)易附加值率，但它同時也通過促進一般貿(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，并且正向效應占據(jù)主導地位。研究結論表明，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19.12%，遠高于同期GDP的增長速度①。眾多研究表明，為履行入世承諾而實行的中間品關稅削減是中國實現(xiàn)出口擴張的重要推動力[1][2][3]。中國的中間投入品關稅由2000年的8.17%下降到2006年的4.73%，下降幅度高達42.1%②。進口投入品關稅降低，促使企業(yè)進口更多的原材料，通過成本效應與技術溢出效應，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)模的擴張并不意味著中國真正具有很強的國際競爭力[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)計上中國出口大量的高技術產(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)易自由化能夠擴大出口規(guī)模，那么它是否也會影響出口貿(mào)易的附加值率，進而影響中國在全球價值鏈分工中的地位？從直覺來判斷，中間投入品關稅降低促使企業(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，海關對加工貿(mào)易企業(yè)進口的國外中間產(chǎn)品免關稅，而對一般貿(mào)易企業(yè)進口的國外中間產(chǎn)品征收關稅，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，促進一般貿(mào)易企業(yè)的出口參與和貿(mào)易方式轉型[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。目前關于中間品貿(mào)易自由化對出口貿(mào)易附加值率的影響，國內(nèi)外研究還相當少。劉斌等基于1998～2011年中國行業(yè)層面數(shù)據(jù)的研究表明，中間品關稅減讓通過降低加工貿(mào)易企業(yè)參與全球價值鏈的成本提高了行業(yè)出口的國外附加值率[11]，意味著中間品關稅減讓會降低出口的國內(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)易自由化對出口貿(mào)易附加值率到底有什么樣的實際影響？影響機制又是什么？這將是本文的核心工作。

與現(xiàn)有文獻強調中間品貿(mào)易自由化的出口擴張效應不同，本文從出口貿(mào)易附加值率的視角考察中間品貿(mào)易自由化對出口的影響。本文可能在以下三個方面拓展了現(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性企業(yè)貿(mào)易模型中，分析中間品貿(mào)易自由化對出口貿(mào)易附加值的影響；二是在實證方面，本文將中國加入WTO作為一個準自然實驗，使用倍差估計法，較好地解決遺漏變量造成的內(nèi)生性問題，更加科學地識別中間品貿(mào)易自由化對出口貿(mào)易附加值率的影響，并且文章從多個角度對模型進行穩(wěn)健性檢驗，以保證回歸結果的可靠性；三是文章將出口貿(mào)易附加值率的變動進行分解，檢驗了中間品貿(mào)易自由化影響出口貿(mào)易附加值率的微觀機制。

二、理論分析

本文通過構建一個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)易自由化對出口貿(mào)易國內(nèi)附加值率的影響。假設世界上只有兩個國家：本國與外國。外國的所有變量均以星號加以標識。每個國家都有一個壟斷競爭的異質產(chǎn)品生產(chǎn)部門。

(一)基本框架

1.消費者行為的假設

本文假設每個國家消費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)，可以得到外國消費者對產(chǎn)品i的需求函數(shù)為:

(2)

2.廠商行為的假設

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兩種要素進行生產(chǎn)，L表示勞動力投入，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的表達式為：

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

其中，γ∈(0,1)用以刻畫加工貿(mào)易的議價能力。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關于τ的偏導數(shù)可得：

(15)

根據(jù)公式(15)，我們可以將中間品貿(mào)易自由化對總體出口貿(mào)易附加值率的影響劃分為三個部分：第一，中間品貿(mào)易自由化會通過提高存續(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)易自由化會通過促進企業(yè)的出口參與以及企業(yè)貿(mào)易方式轉型提升總體貿(mào)易附加值率。至于中間品貿(mào)易自由化對出口貿(mào)易附加值率的實際影響以及哪一種機制影響更為明顯有待于下文的實證檢驗。

三、模型設定、變量說明與數(shù)據(jù)來源

(一)模型的設定

為了科學有效地識別中間品貿(mào)易自由化是如何影響出口貿(mào)易附加值率的，我們使用倍差估計法進行回歸分析。中國加入WTO后不同行業(yè)進行了不同程度的中間投入品關稅減讓，這為我們研究中間品貿(mào)易自由化對出口貿(mào)易附加值率的影響提供了一個理想的準自然實驗。由圖1可知，中國的中間投入品關稅由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時中間投入品關稅有一個非常直觀的下降。此外，入世前各行業(yè)的初始關稅存在較大差異，而入世后基本上下降到統(tǒng)一的水平，因此不同行業(yè)在關稅減讓程度上存在很大的異質性。通過圖2可以發(fā)現(xiàn)，入世前各行業(yè)的初始關稅大小與加入WTO后的關稅減讓程度存在顯著的正向關系，因此我們借鑒Lu 和 Yu的方法將估計模型設定如下[20]：

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

(16)

其中，下標i、t分別表示行業(yè)和年份，εit為隨機誤差項，被解釋變量DVARit表示出口貿(mào)易附加值率，在下文中將詳細介紹這一變量的計算方法。Tariffi,01表示每個行業(yè)在2001年的中間投入品關稅，在2001年入世前中間投入品關稅越高在入世后的減讓程度越大(如圖2所示)，因此其能很好地標識連續(xù)的分組，同時2001年的關稅水平并不受入世后貿(mào)易的影響，因而與關稅的變動相比具有更好的外生性，在后文的穩(wěn)健性分析中，我們還會使用各個行業(yè)2001～2006年中間投入品關稅的差值衡量中間品貿(mào)易自由化。Post為時間虛擬變量，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，是因為我國在2001年12月加入WTO，在2002年中間投入品關稅陡降(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，δt表示年份固定效應。

圖1 2000～2006年制造業(yè)中間投入品關稅

圖2 不同中間投入品行業(yè)的異質性關稅削減

(二)變量說明

1.出口貿(mào)易附加值率

關于出口國內(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)和進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)的微觀數(shù)據(jù)測度方法[9][10]。考慮到本文的微觀機制分析部分需要區(qū)分貿(mào)易方式與企業(yè)進入退出，因此本文使用第二種方法計算行業(yè)層面的出口貿(mào)易附加值率，首先需要計算出企業(yè)f的出口貿(mào)易附加值率：

(17)

(18)

2.中間投入品關稅

2001年各行業(yè)中間投入品關稅的計算公式為：

(19)

3.其他控制變量

中國加入WTO除了引發(fā)中間投入品關稅降低外，還可能產(chǎn)生其他效應，為此我們加入以下控制變量來排除其他政策效應的影響。(1)各行業(yè)歷年最終產(chǎn)品關稅(Out_Tariff)，中國加入WTO后最終產(chǎn)品關稅也明顯下降，由2000年的16.98%下降到2006年的9.76%，而最終產(chǎn)品關稅下降可能通過競爭效應影響出口貿(mào)易附加值率；(2)Post與行業(yè)取消進口許可與配額的產(chǎn)品數(shù)量的交乘項(License×Post)，中國加入WTO在降低進口關稅的同時還取消了部分產(chǎn)品的進口許可與配額，加入該變量可以捕捉到非關稅貿(mào)易壁壘取消對出口附加值率的影響，我們根據(jù)《中國入世議定書》中取消進口許可和配額的產(chǎn)品目錄以及行業(yè)與產(chǎn)品的對應關系計算出各行業(yè)中取消進口許可和配額的產(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(Expratio×Post)，在加入WTO以前中國政府對企業(yè)的出口許可有著嚴格的限制，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出口附加值率的影響，本文借鑒Krishna等的方法計算各行業(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，中國還放松了對外資進入的限制，這個政策會和中間品貿(mào)易自由化政策混同在一起，外資進入帶來的競爭效應和知識溢出效應也可能對估計結果產(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)的競爭程度對估計結果的影響。

(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年中國海關數(shù)據(jù)庫。為了研究的需要，本文通過四個步驟對海關數(shù)據(jù)庫進行處理：第一，剔除進出口貿(mào)易金額小于50美元，進出口數(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)一轉換為HS2007；第四，根據(jù)每月的平均匯率將進出口額換算成千元。我們使用企業(yè)的名稱和電話號碼加郵編序貫識別這兩個數(shù)據(jù)庫中的同一家企業(yè)。第三組數(shù)據(jù)為WITS關稅數(shù)據(jù)庫，我們計算出每一個HS6位產(chǎn)品的平均關稅，并把HS6位產(chǎn)品分類標準統(tǒng)一歸至HS2007。

圖3 不同中間投入品關稅行業(yè)出口國內(nèi)附加值率的變化

在進行嚴格的回歸分析以前，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稅和低中間投入品關稅兩組行業(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)特征導致的，即滿足同趨勢假定。但是在加入WTO以后，中間投入品關稅下降較大行業(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稅行業(yè)，這在一定程度上表明中間品貿(mào)易自由化會提升出口的國內(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結果的干擾，因此在接下來的部分我們將使用倍差法并結合多種穩(wěn)健性檢驗方法進行更為細致的回歸分析。

四、實證結果分析

(一)基本的回歸結果

表1報告了對方程(16)進行混合最小二乘估計的結果。在模型1中，我們只控制了年份固定效應和行業(yè)固定效應，發(fā)現(xiàn)核心解釋變量Tariffi,01×Post的估計系數(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)品關稅下降、進口許可取消、出口限制減少、外資進入以及行業(yè)集中度的影響。在每一個模型中，Tariffi,01×Post的解釋力仍然非常顯著，中間品貿(mào)易自由化對貿(mào)易附加值率的提升效應得到進一步的印證，那么這一效應究竟有多大？以模型6 的結果為例，在其他條件不變的情況下，加入WTO后中間投入品關稅每下降1%，出口貿(mào)易的附加值率就提高0.0069。經(jīng)過計算，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，因此這一效應不容忽視。結合前文的理論分析，產(chǎn)生這一結果的原因可能是，盡管中間品貿(mào)易自由化可以通過引發(fā)進口替代和企業(yè)間資源配置效應降低出口貿(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)易方式轉型對出口貿(mào)易附加值率的提升作用可能更加明顯，以至于超過其負面影響，當然各個機制的具體影響還有待于下文的微觀機制分析。

就其他控制變量來看，Out_Tariff的估計系數(shù)為正但不顯著，盡管最終產(chǎn)品關稅下降帶來的競爭效應可以促進企業(yè)轉型升級，進而提高出口貿(mào)易附加值率，但目前這一效應并不明顯。License×Post的估計系數(shù)顯著為負，表明中間投入品進口關稅降低與進口限制的取消對貿(mào)易附加值率的影響機制是不同的，進口限制的取消會更多地引發(fā)國外中間投入品對國內(nèi)中間投入品的替代，進而降低國內(nèi)附加值⑦。Expratio×Post的估計系數(shù)顯著為負，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的估計系數(shù)顯著為正，意味著外資進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)為了防止其技術被國內(nèi)企業(yè)竊取，讓零部件生產(chǎn)企業(yè)一起進入中國市場進行生產(chǎn)；另一方面，具有技術和成本優(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廠生產(chǎn)，這都會提高中國出口的國內(nèi)附加值率。

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

(二)穩(wěn)健性檢驗

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

第一，政策的外生性。使用倍差法的一個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期，進而調整貿(mào)易附加值率。為了證明這一點，我們在估計式(16)中進一步控制Tariffi,01×Year2001項，Year2001表示2001年即入世前一年的虛擬變量，如果這一交乘項的系數(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)易附加值率的調整預期。根據(jù)表2模型1可知，Tariffi,01×Year2001項的估計系數(shù)并不顯著，表明在入世前不同中間投入品關稅行業(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整貿(mào)易附加值率的預期，中國加入WTO這一政策有很強的外生性。并且我們所關注的Tariffi,01×Post項系數(shù)也顯著為正，估計結果是穩(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，這可能會帶來測量誤差的問題。作為穩(wěn)健性檢驗，我們使用各個行業(yè)2001～2006年中間投入品關稅的差值代替Tariffi,01。如表2的模型2所示，估計結果是穩(wěn)健的。

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

第四，兩期倍差估計。關于DID估計方法的一個擔憂之處在于做統(tǒng)計推斷時如何準確地計算標準誤。在上文中我們采用White穩(wěn)健標準誤以控制潛在的異方差問題，但多期倍差法存在序列相關性問題，可能夸大了Tariffi,01估計系數(shù)的顯著性。作為穩(wěn)健性檢驗，我們依照Bertrand等的處理方法把總樣本以加入WTO為時間界限分為兩個階段[23]：一個階段為2000～2001年(加入前)，另一個階段為2002～2006年(加入后)，再進行倍差估計。如表2的模型4所示，估計結果依然穩(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

五、微觀機制分析

前文的實證分析已經(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了中間品貿(mào)易自由化對出口貿(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)存在的轉型貿(mào)易企業(yè)集，NOi與XOi分別表示新進入市場和退出市場的一般貿(mào)易企業(yè)集，NPi與XPi分別表示新進入市場和退出市場的加工貿(mào)易企業(yè)集。事實上，現(xiàn)實中有的企業(yè)同時進行一般貿(mào)易和加工貿(mào)易，對于這類企業(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對行業(yè)出口貿(mào)易附加值率的貢獻，第三部分表示企業(yè)貿(mào)易方式轉型對行業(yè)出口貿(mào)易附加值率的貢獻，第四和第五部分表示企業(yè)出口參與對行業(yè)出口貿(mào)易附加值率的貢獻。

根據(jù)公式(20)，本文分別計算加入WTO前(2000～2001年)行業(yè)出口貿(mào)易附加值率的變動、加入WTO后(2001～2006年)行業(yè)出口貿(mào)易附加值率的變動與各個分解項，并將其作為被解釋變量，利用公式(16)進行估計⑧，具體的回歸結果如表3所示。模型1的結果表明，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的結果表明，中間品貿(mào)易自由化通過促進一般貿(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、促進加工貿(mào)易企業(yè)的進入以及引發(fā)存續(xù)企業(yè)的貿(mào)易方式轉型對總體的出口貿(mào)易附加值率產(chǎn)生了微弱的正向影響，但是這三種機制的影響不顯著?？偟膩碚f，中間品貿(mào)易自由化對出口貿(mào)易附加值率的正向影響占主導地位，表現(xiàn)為模型1～5中Tariffi,01×Post的估計系數(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)附加值率的微觀機制分析

六、結論與政策啟示

本文從理論與實證兩個角度分析了中間品貿(mào)易自由化對出口貿(mào)易附加值率的影響，結果顯示：中間品貿(mào)易自由化有利于出口貿(mào)易附加值率的提升，從檢驗政策的外生性、更換解釋變量、使用加權回歸以及進行兩期倍差估計四個角度進行穩(wěn)健性分析后，該結論依然成立。機制分析發(fā)現(xiàn)，盡管中間品貿(mào)易自由化會通過抑制一般貿(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)主導地位。

本文的研究結論具有以下政策含義：

第一，貿(mào)易自由化與中國在全球價值鏈中的地位攀升并不相悖，二者相輔相成。我們應該繼續(xù)深化以降低關稅、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，促進企業(yè)特別是一般貿(mào)易企業(yè)的出口參與。

第二，實施更為中性和無偏的貿(mào)易政策，逐步放開對加工貿(mào)易企業(yè)的保護，倒逼企業(yè)采用一般貿(mào)易方式進行出口。加工貿(mào)易企業(yè)為中國對外貿(mào)易的發(fā)展做出了巨大貢獻，但是隨著產(chǎn)品內(nèi)分工和價值鏈分工發(fā)展，加工貿(mào)易企業(yè)亟待轉型。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)易結構的優(yōu)化以及在全球價值鏈分工中地位的攀升。

第三，對于汽車與船舶制造這類嚴重依賴外部核心零部件的行業(yè)，政府可以適當實施一定的進口和外資進入的限制。對于該類行業(yè)而言，進口限制的降低和外資進入，一方面使得國外零部件及其生產(chǎn)商占領中國市場，不利于本地市場效應的發(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優(yōu)價廉的國外零部件，降低其進行自主研發(fā)創(chuàng)新的動力，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)計局。

②作者根據(jù)中國的進口關稅數(shù)據(jù)與2002年投入產(chǎn)出表計算得出，具體計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)出表進行匹配得到67個制造業(yè)行業(yè)，根據(jù)投入產(chǎn)出部門與HS2007的對應表可以得知這67個行業(yè)與產(chǎn)品的對應關系，將投入產(chǎn)出部門與國民經(jīng)濟行業(yè)分類進行匹配可以得知這67個行業(yè)與企業(yè)的對應關系。

⑥借鑒文獻中常用的方法，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)、其他專用設備制造業(yè)、船舶制造業(yè)，并且這些行業(yè)取消進口限制的產(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為分界點做差分處理。

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(責任編輯：易會文)

2016-06-23

國家社會科學基金一般項目“TPP重構全球價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，上海財經(jīng)大學國際工商管理學院博士生； 杜運蘇(1977-)，男，江蘇連云港人，南京財經(jīng)大學國際經(jīng)貿(mào)學院副教授。

F741.2

1003-5230(2016)06-0092-10