樊海潮，張麗娜

（1. 復(fù)旦大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200433；2. 上海財經(jīng)大學(xué) 商學(xué)院，上海 200433）

一、引 言

多產(chǎn)品企業(yè)出口在我國對外出口中扮演著重要角色，近年來一直受到學(xué)者的廣泛關(guān)注（錢學(xué)鋒等，2013）。①錢學(xué)鋒等（2013）的研究表明，2000?2005 年我國多產(chǎn)品出口企業(yè)數(shù)占出口企業(yè)總數(shù)的75%，出口額占比超過95%。另外，我國進(jìn)口產(chǎn)品中70%以上為中間投入品（Fan 等，2018），因此探究我國多產(chǎn)品企業(yè)在中間品貿(mào)易自由化下的反應(yīng)，更符合我國國情，也更具現(xiàn)實意義。特別地，在當(dāng)前逆全球化態(tài)勢愈演愈烈的情況下，研究多產(chǎn)品企業(yè)在面對中間品貿(mào)易自由化沖擊時，如何通過調(diào)整其不同類型產(chǎn)品的成本加成，優(yōu)化企業(yè)內(nèi)資源配置，提高企業(yè)競爭力，對于新時代我國發(fā)展更高層次的開放型經(jīng)濟(jì)，推動形成全面開放的新格局，具有十分重要的意義。②本文主要針對多產(chǎn)品企業(yè)進(jìn)行研究，如無特殊說明，下文中的企業(yè)均指多產(chǎn)品企業(yè)。

本文首先基于Melitz 和Ottaviano（2008）的研究，構(gòu)建了一個成本加成可變的異質(zhì)性企業(yè)模型，從理論探討了在進(jìn)口中間品貿(mào)易自由化條件下，多產(chǎn)品企業(yè)對其核心與非核心產(chǎn)品成本加成的調(diào)整差異。理論分析表明，在多產(chǎn)品企業(yè)中，核心產(chǎn)品具有最高的成本加成，距離核心產(chǎn)品越遠(yuǎn)，成本加成越低；在進(jìn)口中間品關(guān)稅下降后，企業(yè)出口產(chǎn)品的成本加成有所提高，且與核心產(chǎn)品相比，非核心產(chǎn)品成本加成的調(diào)整幅度更大，距離核心產(chǎn)品越遠(yuǎn)，成本加成的調(diào)整幅度越大。這會縮小多產(chǎn)品企業(yè)內(nèi)核心與非核心產(chǎn)品間成本加成的差異，進(jìn)而優(yōu)化企業(yè)內(nèi)資源配置。

在實證分析中，本文基于修改后的De Loecker 等（2016）方法，估計了2000?2006 年我國制造業(yè)企業(yè)在產(chǎn)品層面的成本加成。之后，利用高度細(xì)分的中國工業(yè)企業(yè)和海關(guān)數(shù)據(jù)，檢驗了在貿(mào)易自由化沖擊下，多產(chǎn)品企業(yè)對其核心與非核心產(chǎn)品成本加成的調(diào)整差異。實證分析結(jié)果很好地支持了理論模型的研究結(jié)論。本文還發(fā)現(xiàn)，進(jìn)口中間品貿(mào)易自由化可以通過邊際成本渠道來影響企業(yè)的出口產(chǎn)品成本加成調(diào)整，進(jìn)而優(yōu)化企業(yè)內(nèi)資源配置。本文利用工具變量對可能存在的內(nèi)生性問題做了處理，并進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗，主要包括：使用不同的方式來度量成本加成，采用不同層面的關(guān)稅水平，利用加工貿(mào)易做對照檢驗，考慮匯率沖擊的影響，使用不同的產(chǎn)品排序度量方式，考慮極端值的影響。內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗結(jié)果進(jìn)一步支持了本文的研究結(jié)論。

本文的研究有著比較廣泛且扎實的文獻(xiàn)基礎(chǔ)，同時對現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行了補(bǔ)充。首先，本文的研究從中間品貿(mào)易自由化和成本加成的角度提供了有關(guān)多產(chǎn)品企業(yè)出口績效的理論與實證證據(jù)。當(dāng)前，國內(nèi)學(xué)者的相關(guān)研究大多聚焦于進(jìn)口貿(mào)易自由化對企業(yè)全要素生產(chǎn)率或經(jīng)濟(jì)增長的影響（Lu 等，2012；余淼杰，2010）。盡管有學(xué)者從企業(yè)成本加成的角度進(jìn)行了研究（錢學(xué)鋒等，2015，2016），但是這些研究或忽略了貿(mào)易自由化的影響，或僅考慮了最終產(chǎn)品進(jìn)口關(guān)稅下降對企業(yè)成本加成的影響，鮮有從中間品貿(mào)易自由化的角度關(guān)注多產(chǎn)品企業(yè)在產(chǎn)品層面對成本加成的調(diào)整。①Fan 等（2015a）以及Fan 等（2018）同時從中間品貿(mào)易自由化和多產(chǎn)品企業(yè)成本加成的角度研究了中國多產(chǎn)品企業(yè)在產(chǎn)品層面的成本加成，但并沒有考慮企業(yè)對不同類型（核心與非核心）產(chǎn)品成本加成的調(diào)整差異。祝樹金等（2018）雖然探討了中間品貿(mào)易自由化對多產(chǎn)品出口企業(yè)成本加成的影響，但是主要側(cè)重的是成本加成率，且相對缺乏理論支撐。本文則從成本加成水平入手，構(gòu)建了相應(yīng)的理論模型，研究了多產(chǎn)品企業(yè)在面對貿(mào)易自由化沖擊時，如何通過調(diào)整不同競爭力出口產(chǎn)品的成本加成，優(yōu)化企業(yè)內(nèi)資源配置，提高企業(yè)出口績效。

其次，本文的研究補(bǔ)充了貿(mào)易自由化對企業(yè)市場能力影響的研究。以往文獻(xiàn)大多從發(fā)達(dá)國家出發(fā)（Konings 等，2001；Chen 等，2009），本文則提供了發(fā)展中國家和新興市場的證據(jù)，并重點從多產(chǎn)品企業(yè)的產(chǎn)品排序、成本加成調(diào)整和中間品貿(mào)易自由化等角度入手進(jìn)行了分析。

再次，與本文研究有關(guān)的另一支文獻(xiàn)討論的是貿(mào)易自由化對企業(yè)內(nèi)資源有效配置的影響（De Loecker 等，2016；Arkolakis 等，2019）。De Leocker 等（2016）指出，以往的研究主要集中于分析最終產(chǎn)品貿(mào)易自由化對企業(yè)資源配置的影響，而對中間品貿(mào)易自由化的影響研究相對較少。本文則從中間品貿(mào)易自由化的角度補(bǔ)充和豐富了這方面的研究。

最后，本文的研究也補(bǔ)充了有關(guān)進(jìn)口中間品作用的實證文獻(xiàn)。Amiti 和Konings（2007）以及Halpern 等（2015）等研究發(fā)現(xiàn)，進(jìn)口高質(zhì)量的中間品有助于提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。Bas 和Strauss-Kahn（2015）以及Fan 等（2015a）等研究表明，關(guān)稅下降有助于促使企業(yè)提高其產(chǎn)品質(zhì)量。Goldberg 等（2010）以及Feng 等（2016）等研究顯示，進(jìn)口中間投入品對提高企業(yè)出口績效、擴(kuò)大企業(yè)出口產(chǎn)品范圍等也有較大的作用。與這些文獻(xiàn)不同，本文側(cè)重強(qiáng)調(diào)中間品貿(mào)易自由化對多產(chǎn)品企業(yè)內(nèi)核心與非核心產(chǎn)品成本加成及調(diào)整幅度以及資源配置的影響。

二、理論模型

參照Melitz 和Ottaviano（2008）的研究，本文首先構(gòu)建理論模型來考察中間品貿(mào)易自由化對多產(chǎn)品企業(yè)核心與非核心產(chǎn)品成本加成的調(diào)整差異。

（一）消費。假定一國消費者數(shù)量為L，且每個消費者可提供一單位的勞動力。代表性消費者的效用函數(shù)如下：

（二）生產(chǎn)。假定企業(yè)在生產(chǎn)時滿足壟斷競爭條件，由于本文重點關(guān)注的是多產(chǎn)品企業(yè)，為了反映企業(yè)生產(chǎn)不同產(chǎn)品時的異質(zhì)性，與Chatterjee 等（2013）以及Mayer 等（2014）的設(shè)定類似，我們用參數(shù) φ來刻畫這一異質(zhì)性。

盡管一個多產(chǎn)品企業(yè)可能決定生產(chǎn)不止一種產(chǎn)品，但是每個企業(yè)均有一個能夠代表其“核心競爭力”的產(chǎn)品，該產(chǎn)品便是企業(yè)生產(chǎn)最有效率的產(chǎn)品。假定企業(yè)生產(chǎn)率服從一個已知且常見的分布 G(φ) ，其區(qū)間為 (φmin,∞)。①Melitz 和Ottaviano（2008）、樊海潮和張麗娜（2018）等采用了同樣的設(shè)定。根據(jù)距離企業(yè)核心技術(shù)的遠(yuǎn)近，我們對企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品進(jìn)行排序，用m表示。m=0 代表企業(yè)的核心產(chǎn)品，m值越大，表示距離核心產(chǎn)品越遠(yuǎn)，即企業(yè)生產(chǎn)這類產(chǎn)品的效率相對較低。此時，企業(yè)生產(chǎn)率水平 φ 可表示為 φ=ω?mφ0(ω>1， m ?0)， ωm度量的是企業(yè)所生產(chǎn)產(chǎn)品的核心競爭力的發(fā)散程度。

在生產(chǎn)率水平 φ下，假定企業(yè)生產(chǎn)滿足如下的柯布?道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：

其中，K和L分別表示企業(yè)生產(chǎn)中使用的資本和勞動。X表示生產(chǎn)中使用的一攬子中間投入品，且由一攬子國內(nèi)生產(chǎn)的中間投入品Z和一攬子進(jìn)口的中間投入品M以CES方式加總而成，即兩類中間投入品也各自以CES方式進(jìn)行加總，可分別表示為：和和 mh分別 表 示企業(yè) 使 用的 國 內(nèi)生 產(chǎn) 的 中間 產(chǎn) 品l和進(jìn)口 中 間產(chǎn) 品h的 數(shù)量， ?表示企業(yè)使用的進(jìn)口中間產(chǎn)品種類集合。假定國內(nèi)（進(jìn)口）中間產(chǎn)品間的替代彈性為 θ且滿足 θ>1， 而進(jìn)口中間投入品與國內(nèi)生產(chǎn)的中間投入品之間的替代彈性為?。

給定工資水平w、資本利率r、國內(nèi)生產(chǎn)的中間投入品價格 pl、進(jìn)口中間產(chǎn)品價格 ph和關(guān)稅水平 τh，我們可用來表示生產(chǎn)中使用的資本和勞動投入的復(fù)合價格，用來表示國內(nèi)生產(chǎn)的中間投入品價格指數(shù)，用因此，企業(yè)生產(chǎn)第m種產(chǎn)品的邊際成本為：來表示進(jìn)口中間投入品價格指數(shù)。

其中，①c0表 示與生產(chǎn)率水平 φ0 對應(yīng)的成本，即當(dāng)生產(chǎn)率水平為ω ?mφ0時 ，企業(yè)的邊際成本為ω mc0。

（三）企業(yè)最優(yōu)化行為。對企業(yè)第m種產(chǎn)品的需求為用 cD來表示 企業(yè)生產(chǎn)某種產(chǎn)品獲利的臨界成本，當(dāng)獲利為零時，產(chǎn)品需求 q(cD)為零。均衡條件下產(chǎn)品的價格水平與邊際成本相同，即

根據(jù)式（4），企業(yè)出口產(chǎn)品的成本加成 μ(m,c)可表示為：②這里的成本加成是絕對成本加成，即上文所說的成本加成水平（下文統(tǒng)稱成本加成），計算方法詳見第三部分。

對企業(yè)出口產(chǎn)品的成本加成取對數(shù)，并對m求導(dǎo)可得，這說明在多產(chǎn)品企業(yè)內(nèi)，核心產(chǎn)品的成本加成最高，非核心產(chǎn)品的成本加成相對較低，而且隨著企業(yè)產(chǎn)品排序的逐漸增大（距離核心產(chǎn)品越遠(yuǎn)），其成本加成逐漸降低。

將式（5）對進(jìn)口中間品的關(guān)稅水平 τh求導(dǎo)后可得：

式（6）右側(cè)為負(fù)值，故進(jìn)口中間品貿(mào)易自由化（即進(jìn)口中間品關(guān)稅下降）有助于提高多產(chǎn)品企業(yè)的出口產(chǎn)品成本加成。進(jìn)一步將式（6）對產(chǎn)品排序m求導(dǎo)可得：

式（7）右側(cè)為負(fù)值，而中間品貿(mào)易自由化（中間品關(guān)稅下降）意味著為負(fù)（ ?logτh<0），故有即在中間品貿(mào)易自由化條件下，多產(chǎn)品企業(yè)內(nèi)非核心產(chǎn)品的成本加成調(diào)整幅度相對更大。由此，我們可得如下理論命題：

命題：在多產(chǎn)品企業(yè)內(nèi)，核心產(chǎn)品的成本加成最高，非核心產(chǎn)品的成本加成水平則相對較低。進(jìn)口中間品貿(mào)易自由化會促使企業(yè)提高其出口產(chǎn)品的成本加成，且對非核心產(chǎn)品的調(diào)整幅度相對較大。隨著產(chǎn)品排序的逐漸增大（即距離核心產(chǎn)品越遠(yuǎn)），企業(yè)對其成本加成的調(diào)整幅度也逐漸增大。

那么，進(jìn)口中間品貿(mào)易自由化又如何影響企業(yè)內(nèi)資源配置呢？Lerner（1934）研究指出，在一般均衡環(huán)境中，資源配置效率取決于相對價格而非絕對價格。在不存在其他低效率時，如果所有的價格都融入了相同的成本加成，那么相對價格將正確解釋相對成本，形成資源的最優(yōu)配置。也就是說，不同產(chǎn)品間成本加成的差異程度可用來衡量多產(chǎn)品企業(yè)在不同產(chǎn)品間的資源配置。Epifani 和Gancia（2011）、Peters（2011）以及錢學(xué)鋒等（2015）采用了同樣的方式來衡量企業(yè)（部門）內(nèi)的資源配置效率。這些研究均表明，企業(yè)（部門）間成本加成的離散程度越高，資源在生產(chǎn)商間的配置效率越低。不同的成本加成往往代表著不同的利潤水平，企業(yè)通過調(diào)整不同產(chǎn)品的成本加成，可以影響其定價和需求（出口價格、數(shù)量等），從而影響企業(yè)對不同產(chǎn)品的生產(chǎn)決策與資源配置。根據(jù)本文的理論命題，進(jìn)口中間品關(guān)稅下降后，企業(yè)對非核心產(chǎn)品的成本加成調(diào)整幅度更大。這會縮小核心與非核心產(chǎn)品間的成本加成差異，優(yōu)化企業(yè)在不同產(chǎn)品間的資源配置，提升出口企業(yè)的整體競爭力。

三、數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)介紹

（一）數(shù)據(jù)。本文所用數(shù)據(jù)主要有交易層面的中國海關(guān)數(shù)據(jù)與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)。由于加工貿(mào)易企業(yè)的進(jìn)口產(chǎn)品和出口價格在很大程度上受到委托方的限制，本文的研究主要聚焦于從事一般貿(mào)易的企業(yè)。鑒于2002 年前后我國海關(guān)數(shù)據(jù)所用HS編碼存在不一致，本文根據(jù)United Nation網(wǎng)站上提供的HS96 與HS02 編碼轉(zhuǎn)換碼做了調(diào)整，最終把所有數(shù)據(jù)都整合到HS96 碼層面。考慮到中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)中可能存在企業(yè)誤報現(xiàn)象，根據(jù)Cai 和Liu（2009）的研究以及公認(rèn)的會計原則，本文要求研究樣本需滿足：（1）總資產(chǎn)大于流動資產(chǎn)；（2）總資產(chǎn)大于總固定資產(chǎn)；（3）總資產(chǎn)大于固定資產(chǎn)凈值；（4）企業(yè)ID碼不能缺失且唯一；（5）企業(yè)建立時間不得缺失。

本文采用以下步驟對上述兩個高度細(xì)化的大型面板數(shù)據(jù)集進(jìn)行匹配合并：（1）根據(jù)公司名稱進(jìn)行匹配；（2）根據(jù)電話和郵編進(jìn)行匹配；（3）根據(jù)電話和聯(lián)系人姓名一起進(jìn)行匹配（Fan 等，2015b）。匹配合并后的數(shù)據(jù)樣本的時間跨度為2000?2006 年，其出口總值和進(jìn)口總值分別占海關(guān)數(shù)據(jù)總出口值和總進(jìn)口值的52.4%和42%。①本文的匹配結(jié)果與Fan 等（2015b）、Fan 等（2018）以及樊海潮和郭光遠(yuǎn)（2015）基本一致。

（二）企業(yè)?產(chǎn)品層面的成本加成。與Fan 等（2015a）及Fan 等（2018）一致，本文基于修改后的De Loecker 等（2016）方法來估計企業(yè)?產(chǎn)品層面的成本加成。受篇幅限制，詳細(xì)的估計方法可參見Fan 等（2017）。

在具體求解過程中，De Loecker 等（2016）假定企業(yè)內(nèi)所有產(chǎn)品生產(chǎn)所用的中間投入份額加總為1。但在中國貿(mào)易數(shù)據(jù)中，絕大多數(shù)企業(yè)都不是純出口企業(yè)，它們從事出口業(yè)務(wù)的同時也從事國內(nèi)業(yè)務(wù)，而且難以獲得企業(yè)國內(nèi)銷售額占總收入份額的數(shù)據(jù)。因此，我們不能直接使用De Loecker 等（2016）中的假定。參照Kee 和Tang（2016）的研究，本文假定t時刻任意企業(yè)f生產(chǎn)的不同產(chǎn)品的中間投入份額 ρfht之和等于該企業(yè)的總出口占總銷售收入的比重。②為排除這一修改可能造成的偏誤，我們將樣本限定為樣本期內(nèi)只從事出口的企業(yè)，采用原假定重新估計了成本加成。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，長期來看，這一修改沒有改變原文的基本結(jié)論。受篇幅限制，文中未列示這部分結(jié)果，如有需要可向作者索取。采用數(shù)值計算法（numerical methods）可求解得出多產(chǎn)品企業(yè)的成本加成率：③與De 的Loecker 等（2016）的研究類似，若給定所有產(chǎn)品的中間投入份額在0 與企業(yè)總出口占總銷售額的比重之間（不包括端點），則方程組解的條件是唯一的，且與未知變量的初始值無關(guān)。為排除存在角點解的情況，我們剔除了不超過0.5%的樣本。

（三）中間與最終產(chǎn)品進(jìn)口關(guān)稅。參照Amiti 和Konings（2007）的研究，我們可計算得到中間與最終產(chǎn)品所屬行業(yè)的進(jìn)口關(guān)稅，具體計算方法如下：基于HS8 產(chǎn)品分類代碼與2002 年中國投入產(chǎn)出表行業(yè)代碼的匹配碼，對進(jìn)口關(guān)稅在三分位的投入產(chǎn)出代碼層面取平均，得到行業(yè)k在t時刻的最終產(chǎn)品進(jìn)口關(guān)稅水平表示行業(yè)i在t時刻的中間投入品關(guān)稅，aki為行業(yè)i在生產(chǎn)中來源于行業(yè)k的產(chǎn)品投入成本占總成本的比重，由Amiti 和Konings（2007）可知，即投入品關(guān)稅為產(chǎn)出品關(guān)稅的加權(quán)平均。

四、基準(zhǔn)結(jié)果分析

這部分主要采用以下回歸方程來檢驗上文提出的理論命題：

其中，f、h和t分別表示企業(yè)、HS6 產(chǎn)品編碼和年份。mkpfht表示企業(yè)出口產(chǎn)品的成本加成，PR表示企業(yè)出口產(chǎn)品排序，產(chǎn)品排序越高（數(shù)值越大），距離核心產(chǎn)品越遠(yuǎn)。①由于產(chǎn)品排序變量在取一階差分時被消掉了，式（9）中并不包含PR 的一階差分項。但當(dāng)我們在回歸中加入產(chǎn)品排序變量PR 時，正文結(jié)論仍然成立。duty_init表示CIC四分位層面行業(yè)進(jìn)口中間投入品的關(guān)稅水平。由于最終產(chǎn)品關(guān)稅下降會通過競爭效應(yīng)影響企業(yè)出口產(chǎn)品的成本加成，本文在回歸中也控制了行業(yè)層面的最終產(chǎn)品關(guān)稅水平duty_outit?？勺兂杀炯映傻南嚓P(guān)研究（Melitz 和Ottaviano，2008；Arkolakis 等，2012）表明，企業(yè)生產(chǎn)率越高，成本加成也會越高。也就是說，進(jìn)口中間投入品關(guān)稅下降也可能通過生產(chǎn)率渠道對企業(yè)出口產(chǎn)品的成本加成產(chǎn)生影響。為了排除這一影響因素，我們在回歸中控制了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率TFP。此外，我們還控制了企業(yè)的其他特征，如工資水平、規(guī)模（以雇用的員工數(shù)量來衡量）以及資本?勞動力比等，行業(yè)特征則包括平均工資水平、資本密集率、受高等（大學(xué)）教育員工比例以及行業(yè)集中度等。φf和 φt分別表示企業(yè)與年份固定效應(yīng)。②參照Eckel 等（2015）的研究，在控制了企業(yè)?年份固定效應(yīng)和產(chǎn)品?年份固定效應(yīng)后，正文結(jié)論仍然成立。?表示變量在年份層面取一階差分，所有變量在取差分前均做了對數(shù)化處理，且回歸結(jié)果都在行業(yè)層面做了cluster處理。③若將回歸結(jié)果分別在企業(yè)、行業(yè)?年份與企業(yè)?年份層面做cluster 處理，上述結(jié)果依舊成立。

基準(zhǔn)回歸結(jié)果（見表1 中列（1））顯示，產(chǎn)品排序與進(jìn)口中間品關(guān)稅變化的交乘項系數(shù)顯著為負(fù)，說明進(jìn)口中間品關(guān)稅下降后，距離核心產(chǎn)品越遠(yuǎn)，產(chǎn)品成本加成的調(diào)整幅度越大。換句話說，在中間品貿(mào)易自由化條件下，與核心產(chǎn)品相比，多產(chǎn)品出口企業(yè)傾向于更多地調(diào)整非核心產(chǎn)品的成本加成。結(jié)合上文理論命題與現(xiàn)有相關(guān)研究，在多產(chǎn)品企業(yè)內(nèi)，核心產(chǎn)品的成本加成水平相對較高，進(jìn)口中間品關(guān)稅下降后，所有產(chǎn)品的成本加成水平均有所提高；但與核心產(chǎn)品相比，非核心產(chǎn)品成本加成的調(diào)整幅度更大，而這會縮小核心與非核心產(chǎn)品間成本加成的差異，優(yōu)化企業(yè)在不同產(chǎn)品間的資源配置，從而提升我國出口企業(yè)的競爭力。

De Loecker 等（2016）指出，由于估計企業(yè)?產(chǎn)品層面的成本加成時所用的生產(chǎn)函數(shù)是建立在CIC二分位上的，使用普通OLS回歸可能會影響成本加成的估計精度，從而影響本文的結(jié)論。為此，我們參照De Loecker 等（2016）、Fan 等（2018）等研究，以二分位的CIC行業(yè)層面樣本數(shù)作為權(quán)重進(jìn)行了加權(quán)回歸，結(jié)果見表1 中列（2）。從中可知，在使用加權(quán)回歸后，產(chǎn)品排序與進(jìn)口中間品關(guān)稅變化的交乘項系數(shù)仍顯著為負(fù)。為方便對比，我們在下文中同時匯報了加權(quán)回歸和未加權(quán)回歸的結(jié)果。如無特殊說明，偶數(shù)列為加權(quán)回歸結(jié)果，奇數(shù)列為普通OLS回歸結(jié)果。此外，錢學(xué)鋒等（2015）的研究表明，貿(mào)易自由化對企業(yè)成本加成的影響可能因期限長短而有所差異。為此，我們對關(guān)稅水平做了四階差分，重新對式（10）進(jìn)行了回歸，結(jié)果見表1 中列（3）和列（4）。④二階、三階與五階差分的結(jié)果仍支持正文的研究結(jié)論。不難發(fā)現(xiàn)，交乘項系數(shù)顯著為負(fù)，這與預(yù)期吻合。即無論是從短期還是長期來看，進(jìn)口中間品貿(mào)易自由化后，在多產(chǎn)品企業(yè)內(nèi)，距離核心產(chǎn)品越遠(yuǎn)，成本加成的調(diào)整幅度越大。

表 1 出口產(chǎn)品加成變化與企業(yè)出口產(chǎn)品排序

五、機(jī)制分析與內(nèi)生性檢驗

（一）影響機(jī)制。文章的理論模型表明，貿(mào)易自由化可通過邊際成本渠道對企業(yè)成本加成的調(diào)整產(chǎn)生影響。我們在這部分主要對這一影響機(jī)制進(jìn)行檢驗。我們將基準(zhǔn)回歸中的因變量（出口產(chǎn)品成本加成變化）替換為出口產(chǎn)品邊際成本變化，回歸結(jié)果見表2 中列（1）和列（2）。與基準(zhǔn)回歸結(jié)果（見表1 中列（1）和列（2））恰好相反，產(chǎn)品排序與進(jìn)口中間投入品關(guān)稅變化的交乘項系數(shù)顯著為正。這說明貿(mào)易自由化確實會影響不同產(chǎn)品的邊際成本調(diào)整，進(jìn)而影響企業(yè)對其出口產(chǎn)品成本加成的調(diào)整。進(jìn)一步地，我們在基準(zhǔn)回歸中加入了企業(yè)邊際成本變化，以控制邊際成本渠道的影響。①若基準(zhǔn)回歸中控制企業(yè)邊際成本變化及其與產(chǎn)品排序的交乘項，系數(shù) β1仍顯著為負(fù)，但數(shù)值明顯變小。如果貿(mào)易自由化確實可通過邊際成本渠道影響企業(yè)對其核心與非核心產(chǎn)品成本加成的調(diào)整，那么我們預(yù)期在控制了邊際成本之后，交乘項系數(shù)將顯著變小或不再顯著。表2 中列（3）和列（4）顯示，在控制了邊際成本變化之后，產(chǎn)品排序與進(jìn)口中間品關(guān)稅變化的交乘項系數(shù)依然為負(fù)，但并不顯著。這進(jìn)一步說明邊際成本是重要的影響渠道，而這一結(jié)果也驗證了Mayer等（2014）的研究。

表 2 出口產(chǎn)品加成變化、邊際成本變化與企業(yè)出口產(chǎn)品排序

（二）內(nèi)生性問題。Amiti 和Konings（2007）的研究表明，使用企業(yè)固定效應(yīng)模型來研究關(guān)稅問題存在較大的內(nèi)生性問題。具體來說，對單個企業(yè)而言，行業(yè)層面的關(guān)稅變化可視為外生的，但由于一國關(guān)稅政策的制定本身存在一定程度的內(nèi)生性（例如，某些行業(yè)的尋租行為可能會影響相關(guān)政策的制定），行業(yè)層面的關(guān)稅變化可能不再外生。為此，我們利用工具變量法來緩解這一內(nèi)生因素可能造成的影響。

參照Goldberg 和Pavcnik（2005）的研究，本文使用貿(mào)易自由化前的關(guān)稅水平和滯后一期的關(guān)稅水平這兩個工具變量，采用兩階段最小二乘法重新對式（10）進(jìn)行了回歸，結(jié)果見表3。①本文樣本的時間跨度為2000?2006 年，因此使用1999 年進(jìn)口中間投入品和最終產(chǎn)品關(guān)稅水平作為關(guān)稅變化的工具變量。其中，列（1）和列（2）以1999 年進(jìn)口關(guān)稅水平為工具變量，列（3）和列（4）以滯后一期進(jìn)口關(guān)稅水平為工具變量。同樣地，偶數(shù)列表示加權(quán)回歸的結(jié)果。由表3 可知，在兩種工具變量回歸下，交乘項系數(shù)均顯著為負(fù)。這意味著在使用工具變量緩解了內(nèi)生性問題后，本文研究的基本結(jié)論仍然成立。此外，表3 還匯報了Kleibergen 和Paap（2006）的rk統(tǒng)計量以及Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量和Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計量。第一個統(tǒng)計量主要用來識別工具變量與內(nèi)生變量是否存在相關(guān)性，后兩個統(tǒng)計量則主要用來檢驗選取的工具變量與內(nèi)生變量是否存在弱相關(guān)性，即工具變量是不是弱工具變量。由檢驗結(jié)果可知，三個統(tǒng)計量都拒絕了原假設(shè)，進(jìn)一步說明我們選取的工具變量是有效且合適的。

表 3 出口產(chǎn)品加成變化與企業(yè)出口產(chǎn)品排序（工具變量法）

六、穩(wěn)健性檢驗

（一）使用不同的產(chǎn)品加成度量方式。在基準(zhǔn)回歸中，我們估計生產(chǎn)函數(shù)時使用的是來自國家統(tǒng)計局的企業(yè)層面的實際產(chǎn)出數(shù)據(jù)。由于該數(shù)據(jù)并沒有提供詳細(xì)的企業(yè)層面的價格與產(chǎn)出數(shù)據(jù)，參照Lu 等（2012）以及Fan 等（2018）的研究，本文使用企業(yè)收益額除以所屬行業(yè)的產(chǎn)出價格指數(shù)來獲得其物量生產(chǎn)數(shù)量數(shù)據(jù)。然而，不同企業(yè)生產(chǎn)的同一種產(chǎn)品的價格可能不盡相同，使用行業(yè)層面的價格指數(shù)可能會造成遺漏變量偏誤等問題（De Loecker 和Goldberg，2014）。為了排除這一因素的影響，我們使用2000?2006 年中國制造業(yè)企業(yè)在產(chǎn)品層面的物量生產(chǎn)數(shù)據(jù)，重新對成本加成進(jìn)行了估計。①受篇幅限制，這里略去了有關(guān)物量生產(chǎn)數(shù)據(jù)的具體介紹和相關(guān)估計過程中的注意事項，如有需要可向作者索取。使用該數(shù)據(jù)估計得到的企業(yè)在產(chǎn)品層面的成本加成與上文估計結(jié)果的相關(guān)性高達(dá)79.58%?；貧w結(jié)果見表4 中列（1）和列（2），交乘項系數(shù)仍顯著為負(fù)。同時，在基準(zhǔn)回歸中，為便于計算，我們并沒有在超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)中加入勞動、資本與原材料的三重交乘項。為了排除這一因素可能產(chǎn)生的影響，我們加入了這一交乘項，回歸結(jié)果見表4 中列（3）和列（4）。由表4 結(jié)果可知，使用新的方式來估計成本加成并未改變本文的基本結(jié)論。

表 4 出口產(chǎn)品加成變化與企業(yè)出口產(chǎn)品排序（使用不同的產(chǎn)品加成度量方式）

（二）使用不同的關(guān)稅衡量方式。Fan 等（2015）的研究表明，企業(yè)層面的關(guān)稅可以較好地刻畫關(guān)稅下降所帶來的集約邊際效應(yīng)。為此，我們在使用企業(yè)層面的關(guān)稅數(shù)據(jù)來替代基準(zhǔn)回歸中行業(yè)層面的關(guān)稅數(shù)據(jù)，重新對式（10）進(jìn)行了回歸，結(jié)果見表5 中列（1）和列（2）。企業(yè)層面關(guān)稅的計算方式參見Yu（2015）?？紤]到使用加權(quán)方式計算關(guān)稅水平可能存在一定的內(nèi)生性問題（Fan 等，2015a），我們令權(quán)重計算并使用了非加權(quán)的企業(yè)層面關(guān)稅水平。②Fan 等（2015a）等采用了同樣的處理方式。此外，我們還使用了產(chǎn)品層面的關(guān)稅水平來替代行業(yè)層面的關(guān)稅水平（見表5 中列（3）和列（4））。與基準(zhǔn)回歸（見表1 中列（1）和列（2））結(jié)果一致，表5 中所有交乘項系數(shù)均顯著為負(fù)，且其絕對值相對較小。這主要是因為，某些企業(yè)使用的中間投入品可能是同一行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)進(jìn)口的，這類活動可以被行業(yè)層面的關(guān)稅所捕捉，但很難在企業(yè)和產(chǎn)品層面的進(jìn)口關(guān)稅水平上反映出來。

表 5 出口產(chǎn)品加成變化與企業(yè)出口產(chǎn)品排序（使用不同的關(guān)稅度量方式）

續(xù)表 5 出口產(chǎn)品加成變化與企業(yè)出口產(chǎn)品排序（使用不同的關(guān)稅度量方式）

（三）使用加工貿(mào)易進(jìn)行對照檢驗。Manova 和Yu（2016）的研究表明，與其他國家相比，加工貿(mào)易市場份額占比較高是中國對外貿(mào)易的一個顯著特征。一般而言，加工貿(mào)易主要有來料加工與進(jìn)料加工兩種方式。在這兩種方式下，企業(yè)都會免征進(jìn)口關(guān)稅或享受一定程度的關(guān)稅減免。因此，對從事加工貿(mào)易的企業(yè)來說，進(jìn)口中間投入品關(guān)稅的下降對其出口產(chǎn)品績效的影響較小或幾乎沒有。因此，我們可將加工貿(mào)易企業(yè)作為對照組，檢驗上文結(jié)論的可信性。也就是說，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，在加工貿(mào)易樣本中，交乘項系數(shù)的絕對值應(yīng)顯著較小或不再顯著。①在中國出口企業(yè)中，樣本期內(nèi)存在著同一企業(yè)先（后）從事加工貿(mào)易，后（先）從事一般貿(mào)易的情況。為了剔除企業(yè)在個別年份從事一般貿(mào)易對研究結(jié)果產(chǎn)生的影響，這里將樣本限定為樣本期內(nèi)各年都僅從事加工貿(mào)易的企業(yè)。為便于對比，表6 同時匯報了一般貿(mào)易企業(yè)的回歸結(jié)果（見列（1）和列（2））。從中可以發(fā)現(xiàn)，在使用加工貿(mào)易樣本進(jìn)行回歸后，交乘項系數(shù)依然為負(fù)，但不再顯著。這進(jìn)一步驗證了本文結(jié)論，同時說明與一般貿(mào)易企業(yè)相比，中間品貿(mào)易自由化后，加工貿(mào)易企業(yè)內(nèi)核心與非核心產(chǎn)品間成本加成的調(diào)整差異并不明顯。

表 6 出口產(chǎn)品加成變化與企業(yè)出口產(chǎn)品排序（基于加工貿(mào)易企業(yè)的對照檢驗）

（四）考慮匯率及其他影響因素。②受篇幅限制，這部分結(jié)果未列示，如有需要可向作者索取。錢學(xué)鋒和范冬梅（2015）的研究表明，貿(mào)易政策會對企業(yè)成本加成的調(diào)整產(chǎn)生影響。特別地，Tang 和Zhang（2012）、許家云等（2015）等研究指出，匯率升值或變動對中國出口企業(yè)的進(jìn)退及產(chǎn)品生產(chǎn)具有十分顯著的影響。在樣本期內(nèi)（2005 年），人民幣經(jīng)歷了一次大幅升值，導(dǎo)致其對外幣匯率出現(xiàn)了巨大的波動。這一匯率波動會間接影響企業(yè)對不同國家的出口決策，進(jìn)而可能影響其對核心與非核心產(chǎn)品的成本加成進(jìn)行調(diào)整。為了排除匯率因素所造成的影響，我們剔除2005 年及以后的數(shù)據(jù)，重新進(jìn)行了基準(zhǔn)回歸。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，交乘項系數(shù)仍顯著為負(fù)。也就是說，在考慮匯率波動的影響后，本文的基本研究結(jié)論并未發(fā)生改變。

此外，由核心產(chǎn)品定義可知，企業(yè)核心與非核心產(chǎn)品同產(chǎn)品出口額存在較大關(guān)聯(lián)，兩者的出口額存在較大差異，而同一企業(yè)內(nèi)的多數(shù)非核心產(chǎn)品的出口額基本相差不大。換句話說，出口額相差較小的兩類產(chǎn)品排序卻可能相差較大。為了排除部分非核心產(chǎn)品出口額相近但產(chǎn)品排序相差較大所產(chǎn)生的影響，我們將樣本限定為企業(yè)內(nèi)排在前30 位（或前50 位）的產(chǎn)品。同時，在基準(zhǔn)回歸中，產(chǎn)品排序變量不隨時間變化?？紤]到產(chǎn)品排序與其出口額有關(guān)，而產(chǎn)品出口額隨時間可能會發(fā)生較大的變化，我們將基準(zhǔn)回歸中不隨時間變化的產(chǎn)品排序變量替換為隨時間變化的變量；另外，我們還考慮了長階差分以及控制企業(yè)?年份、產(chǎn)品?年份固定效應(yīng)等情形。在以上所有情形下，交乘項系數(shù)均顯著為負(fù)，上文所得結(jié)論仍成立。最后，在考慮極端值的影響后，上文所得結(jié)論也仍成立。

上述穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明，本文的理論命題與基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有極強(qiáng)的穩(wěn)健性。中間產(chǎn)品關(guān)稅下降后，多產(chǎn)品企業(yè)會通過更多地調(diào)整非核心產(chǎn)品的成本加成，縮小其與核心產(chǎn)品間的成本加成差異，優(yōu)化企業(yè)在不同產(chǎn)品間的資源配置，提升企業(yè)整體競爭力。

七、結(jié)論與政策建議

本文基于Melitz 和Ottaviano（2008）的研究，通過構(gòu)建一個成本加成可變的異質(zhì)性企業(yè)模型，探究了在中間品貿(mào)易自由化條件下，多產(chǎn)品企業(yè)對其核心與非核心產(chǎn)品成本加成的調(diào)整差異。理論分析表明，在多產(chǎn)品企業(yè)中，核心產(chǎn)品的成本加成最高，非核心產(chǎn)品的成本加成則隨產(chǎn)品排序的增大而降低；在中間品貿(mào)易自由化條件下，企業(yè)會提高所有出口產(chǎn)品的成本加成，且對非核心產(chǎn)品的調(diào)整幅度相對較大，距離核心產(chǎn)品越遠(yuǎn)，成本加成的提高幅度越大。之后，本文利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和中國海關(guān)數(shù)據(jù)，估計了企業(yè)在產(chǎn)品層面的成本加成，并構(gòu)建實證模型檢驗了理論命題。此外，本文還發(fā)現(xiàn)進(jìn)口中間品貿(mào)易自由化可通過邊際成本渠道來影響企業(yè)內(nèi)的資源配置及調(diào)整。內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗結(jié)果進(jìn)一步驗證了本文的研究結(jié)論。

本文的研究對新時代背景下進(jìn)一步推進(jìn)我國貿(mào)易自由化進(jìn)程，形成全面開放新格局具有一定的政策啟示。本文建議：（1）要進(jìn)一步推進(jìn)貿(mào)易自由化尤其是中間品貿(mào)易自由化進(jìn)程。本文研究表明，在中間品貿(mào)易自由化條件下，多產(chǎn)品出口企業(yè)會調(diào)整其核心與非核心產(chǎn)品的成本加成，進(jìn)而整合優(yōu)化企業(yè)內(nèi)資源配置。這表明，中間品貿(mào)易自由化有助于加速我國出口企業(yè)內(nèi)的產(chǎn)品組合調(diào)整，促進(jìn)產(chǎn)品優(yōu)勝劣汰。這對于進(jìn)一步提升我國出口企業(yè)的整體競爭力，推動形成全面開放的新格局具有重大意義。正如習(xí)近平總書記在紀(jì)念改革開放四十周年大會上所講的，開放帶來進(jìn)步，封閉必然落后。我國應(yīng)繼續(xù)堅持對外開放的基本國策，進(jìn)一步擴(kuò)大開放，施行更加全面、積極、主動的開放政策。（2）要推動、引導(dǎo)、鼓勵外貿(mào)企業(yè)實施產(chǎn)品多元化戰(zhàn)略。以往的研究表明，貿(mào)易自由化不利于企業(yè)弱勢（非核心）產(chǎn)品（產(chǎn)業(yè)）的發(fā)展；而本文研究發(fā)現(xiàn)，中間品貿(mào)易自由化后，與核心產(chǎn)品相比，我國出口企業(yè)會更大幅度地提高非核心產(chǎn)品的成本加成，縮小其與核心產(chǎn)品間的成本加成差異，從而優(yōu)化企業(yè)內(nèi)資源配置。因此，我們建議在進(jìn)一步推動中間品貿(mào)易自由化的同時，相關(guān)部門應(yīng)推動、鼓勵、引導(dǎo)我國出口企業(yè)實施產(chǎn)品多樣化和多元化戰(zhàn)略，以更好地提升其綜合競爭力，推動新時代背景下的貿(mào)易強(qiáng)國建設(shè)。