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        出口退稅、融資約束與企業(yè)價(jià)格加成

        2020-07-27 16:43:18程華
        關(guān)鍵詞:出口退稅融資約束

        摘要:將出口退稅引入一個(gè)包含研發(fā)融資的M-O模型中,從理論上分析出口退稅通過緩解企業(yè)融資約束促進(jìn)研發(fā)從而可獲得更高的價(jià)格加成。利用2002—2007年的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn),研究表明,出口退稅促進(jìn)了企業(yè)價(jià)格加成,在混合出口企業(yè)中出口退稅的作用效果更明顯,同時(shí)行業(yè)集中度、資本產(chǎn)出比越高的地方出口退稅對(duì)于價(jià)格加成的作用越大。進(jìn)一步機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)企業(yè)的金融約束抑制了出口退稅對(duì)于價(jià)格加成的促進(jìn)作用。

        關(guān)鍵詞:出口退稅;融資約束;價(jià)格加成

        一、引言與文獻(xiàn)評(píng)述

        出口退稅作為一項(xiàng)國(guó)際通用的且受WTO認(rèn)可的貿(mào)易促進(jìn)政策被全世界各個(gè)國(guó)家廣泛使用,出口退稅對(duì)于出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化、增加外匯儲(chǔ)備和拉動(dòng)國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要意義(Chien等,2006;Gourdon等,2014)[1-2],對(duì)全球貿(mào)易發(fā)展也產(chǎn)生了重要的影響(Pierce等,2016)[3]。出口退稅政策開始于1985年,經(jīng)過幾十年的發(fā)展,我國(guó)形成了多層次多結(jié)構(gòu)的差異化退稅政策,并根據(jù)不同時(shí)期的宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)以及不同發(fā)展階段產(chǎn)業(yè)政策需要來不斷調(diào)整和優(yōu)化出口退稅率。我國(guó)近幾十年的出口快速增長(zhǎng)也得益于出口退稅政策的促進(jìn)作用。我國(guó)在1998年亞洲金融危機(jī)、2008年世界經(jīng)濟(jì)金融危機(jī)期間多次上調(diào)出口退稅率來刺激出口,同時(shí)也曾在2004年為緩解中央財(cái)政壓力和2010年為抑制高能耗高污染行業(yè)產(chǎn)品出口而多次下調(diào)和取消出口產(chǎn)品退稅率,2018年我國(guó)為應(yīng)對(duì)國(guó)際市場(chǎng)形勢(shì)的變化再次大幅提高了多個(gè)行業(yè)和產(chǎn)品的出口退稅率。出口退稅額從1985年的18億元人民幣增長(zhǎng)到2018年的近1.6萬億元人民幣。出口退稅政策已經(jīng)成為了我國(guó)出口貿(mào)易政策的一個(gè)重要工具,學(xué)術(shù)界也對(duì)出口退稅政策做了較為詳細(xì)和廣泛的研究。

        目前關(guān)于出口退稅的研究主要包括以下幾個(gè)方面:首先,從促進(jìn)出口增長(zhǎng)的角度研究了出口退稅的政策效果。這些研究大多從宏觀的層面研究出口退稅對(duì)于出口額和出口量的正向促進(jìn)作用,Chao等(2001)[4]研究發(fā)現(xiàn)在1978—1998年的出口退稅政策刺激了中國(guó)出口貿(mào)易,并進(jìn)一步討論了這種影響在不同行業(yè)之間的異質(zhì)性(Chao等,2006)[5]。Chien等(2006)[1]構(gòu)建了一個(gè)古諾數(shù)量競(jìng)爭(zhēng)模型來檢驗(yàn)出口退稅政策對(duì)于出口績(jī)效的影響,并利用1985—2002年中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了中國(guó)出口退稅政策顯著影響了中國(guó)產(chǎn)品出口、最終國(guó)內(nèi)消費(fèi)以及外匯儲(chǔ)備。Chandra等(2013)[6]利用2004—2006企業(yè)層面面板數(shù)據(jù),利用各省的財(cái)政狀況做工具變量解決存在的內(nèi)生性問題,發(fā)現(xiàn)出口總量與平均退稅率存在一個(gè)正的相關(guān)關(guān)系。Gourdon等(2014)[2]利用2003—2012年HS6位的產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)了增值稅退稅變化對(duì)出口量有顯著影響,增值稅每增加1個(gè)百分點(diǎn),出口量將會(huì)上升7個(gè)百分點(diǎn),并且發(fā)現(xiàn)出口產(chǎn)品價(jià)格與出口退稅存在弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系,原因在于出口企業(yè)根據(jù)出口退稅率變化調(diào)整了產(chǎn)品價(jià)格加成,從而抵消了出口退稅變動(dòng)帶來的價(jià)格變化,因此最終價(jià)格變化不明顯。國(guó)內(nèi)學(xué)者在總量層面的研究基礎(chǔ)上進(jìn)一步把退稅的影響拓展到行業(yè)層面,重點(diǎn)關(guān)注了出口退稅政策的行業(yè)影響差異。謝建國(guó)和陳莉莉(2008)[7]用1985—2005年的數(shù)據(jù)實(shí)證驗(yàn)證了出口退稅對(duì)于中國(guó)工業(yè)制成品出口的長(zhǎng)期促進(jìn)作用,而且對(duì)于不同類型的工業(yè)制品出口調(diào)節(jié)程度也各不相同。王孝松等(2010)[8]用倍差法評(píng)估了2009年金融危機(jī)期間出口退稅率上調(diào)對(duì)紡織品貿(mào)易的政策效果,研究結(jié)果表明此次退稅率上調(diào)使得我國(guó)對(duì)美紡織品出口增長(zhǎng)率顯著提高。白重恩等(2011)[9]對(duì)2007年出口退稅率大幅下調(diào)做了政策評(píng)估,結(jié)論表明出口退稅率下調(diào),對(duì)容易引起貿(mào)易摩擦的出口產(chǎn)品有顯著的負(fù)向影響,而對(duì)高污染、高能耗和資源消耗型產(chǎn)品的負(fù)影響不顯著。

        其次,一些文獻(xiàn)則利用出口退稅的一些政策變化作為政策實(shí)驗(yàn),并對(duì)其進(jìn)行評(píng)估。范子英和田彬彬(2014)[10]利用中國(guó)加工貿(mào)易與一般貿(mào)易在出口退稅上的稅收差異,研究了2004年我國(guó)部分產(chǎn)品出口退稅率下調(diào)對(duì)于不同貿(mào)易方式的影響,認(rèn)為這種稅收差異解釋了中國(guó)加工貿(mào)易的發(fā)展。劉怡等(2017)[11]利用2004年我國(guó)出口退稅負(fù)擔(dān)機(jī)制改革作為自然實(shí)驗(yàn),研究了中央和地方分權(quán)制度對(duì)出口的影響。許和連等(2018)[12]利用出口退稅審批權(quán)下放作為政策實(shí)驗(yàn),檢驗(yàn)了簡(jiǎn)政放權(quán)對(duì)于企業(yè)出口績(jī)效的促進(jìn)作用,其影響機(jī)制認(rèn)為出口退稅主要通過緩解企業(yè)資金約束來影響出口。

        最后,出口退稅作為一項(xiàng)貿(mào)易促進(jìn)政策,一些文獻(xiàn)研究了出口退稅的福利影響。Elena(2007)[13]研究了出口退稅的福利影響,認(rèn)為出口退稅率增加對(duì)于出口導(dǎo)向國(guó)家的出口競(jìng)爭(zhēng)力和就業(yè)具有積極的促進(jìn)作用,但卻導(dǎo)致出口產(chǎn)品的低附加值,對(duì)于小國(guó)經(jīng)濟(jì)體而言,出口退稅率上升會(huì)帶來福利的增加。趙書博(2008)[14]從理論上分析了出口退稅的靜態(tài)福利效應(yīng)和動(dòng)態(tài)福利效應(yīng),而且貿(mào)易強(qiáng)國(guó)和貿(mào)易弱國(guó)因?yàn)楦@町惗谕硕惿嫌胁煌倪x擇。謝科進(jìn)和尹冰(2008)[15]以出口退稅率下調(diào)為研究背景,對(duì)我國(guó)退稅政策調(diào)整下的產(chǎn)品局部均衡和國(guó)內(nèi)一般均衡進(jìn)行了經(jīng)濟(jì)學(xué)分析,認(rèn)為應(yīng)根據(jù)產(chǎn)品的價(jià)格彈性來調(diào)整退稅政策。另外一些文獻(xiàn)探討了貿(mào)易政策與成本加成的關(guān)系。盛丹和王永進(jìn)(2012)[16]利用1999—2007年中國(guó)工業(yè)企業(yè)的微觀數(shù)據(jù),從成本加成率的角度考察了我國(guó)出口產(chǎn)品價(jià)格的問題,認(rèn)為我國(guó)長(zhǎng)期的出口退稅以及補(bǔ)貼政策是我國(guó)出口產(chǎn)品成本加成率過低的原因。任曙明和張靜(2013)[17]用1999—2007年中國(guó)裝備制造企業(yè)的數(shù)據(jù)研究了補(bǔ)貼政策對(duì)于成本加成的影響,認(rèn)為補(bǔ)貼政策導(dǎo)致了企業(yè)成本加成的下降。錢學(xué)鋒等(2015)[18]把出口退稅引入M-O模型,從理論上分析了出口退稅對(duì)于企業(yè)成本加成的影響,并利用2000—2006年的微觀數(shù)據(jù)考察了出口退稅對(duì)于企業(yè)出口行為和出口績(jī)效的影響。

        上述文獻(xiàn)對(duì)出口退稅作了詳細(xì)并且廣泛的研究,且為本文的研究提供了基礎(chǔ)。筆者借鑒李宏亮、謝建國(guó)(2018b)[19]的方法,從理論上分析了出口退稅對(duì)價(jià)格加成的影響。筆者認(rèn)為出口退稅通過緩解出口企業(yè)的融資約束促進(jìn)企業(yè)研發(fā)融資投入而獲得更高的價(jià)格加成。與錢學(xué)鋒等(2015)[18]從出口部門與非出口部門的角度來研究出口成本加成不同,筆者從融資約束的角度考察了出口退稅對(duì)價(jià)格加成的影響。資金約束是影響企業(yè)出口的重要因素,資金約束小的企業(yè)可以通過降低出口的可變成本以及財(cái)務(wù)成本促進(jìn)出口增加,也有助于企業(yè)獲得更高的出口價(jià)格(Li等,2009;Minetti等,2011;Manova,2012)[20-22],這是成本調(diào)整效應(yīng)。資金約束緩解也會(huì)使企業(yè)生產(chǎn)更高質(zhì)量的產(chǎn)品,從而提高產(chǎn)品價(jià)格(Bastos等,2010[23];Manova等,2012[24];許和連等,2018[12])。

        筆者首先從融資約束的角度研究了出口退稅對(duì)于出口產(chǎn)品價(jià)格加成的影響,在一定程度上彌補(bǔ)現(xiàn)有關(guān)于出口退稅的研究。其次,利用M-O模型,詳細(xì)討論了出口退稅對(duì)于價(jià)格加成的影響機(jī)制,擴(kuò)展和豐富了關(guān)于企業(yè)價(jià)格加成問題的研究。最后,筆者采用De Loecker等(2012)[25]的方法測(cè)算了企業(yè)價(jià)格加成率,并對(duì)出口退稅對(duì)價(jià)格加成作了詳細(xì)的穩(wěn)健性和異質(zhì)性分析。

        二、理論模型、數(shù)據(jù)及實(shí)證方法

        (一)理論模型

        本文旨在說明出口退稅對(duì)于企業(yè)價(jià)格加成的影響,其背后的機(jī)制是出口退稅改善了企業(yè)融資約束情況,融資約束的改善可以促進(jìn)企業(yè)研發(fā),從而獲得更高的價(jià)格加成。筆者沿用了Melitz等(2008)[26]、李宏亮等(2018b)[19]的方法,通過以研發(fā)和融資約束成本的方式引入出口退稅,并在M-O模型中分析由于出口退稅帶來的邊際融資約束緩解進(jìn)而影響價(jià)格加成的機(jī)制。

        1. 消費(fèi)者行為。模型假定在一個(gè)封閉的經(jīng)濟(jì)中,所有企業(yè)生產(chǎn)兩種產(chǎn)品:同質(zhì)產(chǎn)品(計(jì)價(jià)物)和差異化產(chǎn)品。消費(fèi)者同時(shí)消費(fèi)這兩類產(chǎn)品。假定代表性消費(fèi)者的效用函數(shù)為:

        2. 生產(chǎn)者行為。與M-O情形類似,我們假定本國(guó)僅使用勞動(dòng)這一要素,為簡(jiǎn)便模型將工資標(biāo)準(zhǔn)化為W。且假定生產(chǎn)同質(zhì)產(chǎn)品生產(chǎn)規(guī)模不變,差異化產(chǎn)品生產(chǎn)規(guī)模遞增,代表性廠商需要支付一定的固定成本,且假定廠商生產(chǎn)的邊際成本為ci(W,tfpi),tfpi為企業(yè)i的全要素生產(chǎn)率且滿足上界為tfpm、服從參數(shù)為?諄的帕累托分布。企業(yè)成本函數(shù)為:C(qi)=ciqi,且?鄣ci/?鄣tfpi<0。根據(jù)企業(yè)的利潤(rùn)最大化條件可知,廠商在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)生產(chǎn)和銷售的臨界成本為cd=pdmax,且企業(yè)必須滿足ci≤cd,可得此時(shí)廠商的最優(yōu)價(jià)格為pd(ci)=(cd+ci)/2,最優(yōu)的生產(chǎn)數(shù)量為qd(ci)=Ld(cd-ci)/2?酌,廠商利潤(rùn)為?仔i(ci)=Ld(cd-ci)2/4?酌,因此廠商在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)上可獲得的絕對(duì)價(jià)格加成水平為mkpid(ci)=(cd-ci)/2。

        (二)企業(yè)價(jià)格加成測(cè)算

        本文主要被解釋變量為企業(yè)層面價(jià)格加成,由價(jià)格與邊際成本的比值(P/MC)來表示,其主要用來反映企業(yè)定價(jià)能力和壟斷程度,在很多文獻(xiàn)中得到應(yīng)用(Edmond等,2015;Brandt等,2017)[27-28]。目前學(xué)術(shù)界關(guān)于價(jià)格加成主要有兩篇文獻(xiàn):De Loecker和Warzynski(2012)[25]討論了企業(yè)層面價(jià)格加成的具體計(jì)算方法;De Loecker等(2016)[29]則提出了企業(yè)—產(chǎn)品層面的價(jià)格加成計(jì)算方法。筆者采用De Loecker和Warzynski(2012)[25]的方法,并借鑒Lu 和Yu(2015)[30]的文章,利用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫對(duì)2002—2007年企業(yè)層面價(jià)格加成指標(biāo)進(jìn)行了計(jì)算。假定企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)為Qit=Fit(Lit,Kit,Mit,ωit),其中Lit,Kit,Mit,ωit分別是勞動(dòng)投入、資本投入、中間品投入和全要素生產(chǎn)率。F(·)為連續(xù)函數(shù)且二階可導(dǎo),企業(yè)面臨成本最小化問題為:

        其中,wit,rit,pmit分別為工資率、資本報(bào)酬和投入品價(jià)格。在上述約束條件下,企業(yè)的勞動(dòng)并不能完全自由選擇,而資本選擇也依賴于其他投入品的情況,因此筆者選擇中間品投入作為企業(yè)自由化選擇的要素[30]。上述最優(yōu)化問題的拉格朗日函數(shù)為:

        設(shè)企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)為超對(duì)數(shù)形式:

        (三)典型事實(shí)

        我國(guó)出口退稅政策一方面旨在促進(jìn)出口,另一方面也注重對(duì)產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)性調(diào)整。1986年前后,我國(guó)出口的工業(yè)制成品出口比重首次超過初級(jí)產(chǎn)品,這也意味著我國(guó)主要出口產(chǎn)品從資源密集產(chǎn)品轉(zhuǎn)變成為勞動(dòng)密集型產(chǎn)品。而在1998—2001年,我國(guó)曾多次上調(diào)紡織行業(yè)的出口退稅率。進(jìn)入21世紀(jì)后,我國(guó)出口產(chǎn)品逐步從勞動(dòng)密集型向資本密集型轉(zhuǎn)變,而出口退稅政策也以鼓勵(lì)高附加值、高科技產(chǎn)品出口為導(dǎo)向(裴長(zhǎng)洪等,2008)[31]。圖1給出了2002—2007年我國(guó)行業(yè)平均出口退稅率,可以發(fā)現(xiàn)造紙、石油資源和礦產(chǎn)資源平均退稅率最低,而高端設(shè)備制造業(yè)的出口退稅率最高。在行業(yè)差異化出口退稅率導(dǎo)向下,我國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)不斷升級(jí),高端制造以及高新技術(shù)產(chǎn)品的出口增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率也不斷提升。

        圖2給出了2002—2007年行業(yè)平均價(jià)格加成的對(duì)數(shù)情況,可以發(fā)現(xiàn)石油、紡織等行業(yè)的價(jià)格加成率依然偏低,而高端設(shè)備制造和高新技術(shù)等行業(yè)擁有更高的產(chǎn)品價(jià)格加成率。圖3為2002—2007年行業(yè)平均出口退稅率與行業(yè)平均價(jià)格加成的分布情況,可以看出出口退稅率與行業(yè)價(jià)格加成成正相關(guān)關(guān)系,出口退稅率越高的行業(yè)具有更高的價(jià)格加成。

        三、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

        (一)檢驗(yàn)?zāi)P驮O(shè)定

        筆者主要圍繞出口退稅對(duì)于企業(yè)價(jià)格加成的影響,設(shè)定基本檢驗(yàn)?zāi)P蜑椋?/p>

        其中,被解釋變量lnMarkupfit為i行業(yè)中企業(yè)f在t年價(jià)格加成水平對(duì)數(shù)值,主要解釋變量τi為i行業(yè)的出口退稅率。Xft為主要的控制變量,筆者參照盛丹和王永進(jìn)(2012)[16]、錢學(xué)鋒等(2015)[18]、李宏亮和謝建國(guó)(2018b)[19]的方法,主要包括從工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中可以獲得的企業(yè)層面變量:資本勞動(dòng)比Lnk_l用企業(yè)固定資產(chǎn)年均余額除以年均從業(yè)人數(shù)取對(duì)數(shù)表示;資本產(chǎn)出比Lnk_c用固定資產(chǎn)合計(jì)除以工業(yè)總產(chǎn)值取對(duì)數(shù)表示,反映單位產(chǎn)出所需投入的資本量;Lntfp為全要素生產(chǎn)率的對(duì)數(shù),用Olley和Pakes(1996)[32]的方法計(jì)算得到,反映企業(yè)的生產(chǎn)率水平;Lnwage為人均工資,用當(dāng)年應(yīng)付總工資除以企業(yè)年平均雇傭人數(shù)的對(duì)數(shù)表示,衡量企業(yè)的經(jīng)營(yíng)成本情況;Lnsize表示企業(yè)規(guī)模,用企業(yè)雇傭人數(shù)的對(duì)數(shù)形式表示;Lnage為企業(yè)年齡對(duì)數(shù);Lnexport為出口密集度,用企業(yè)出口交貨值與企業(yè)銷售額比值的對(duì)數(shù)來表示;HHL赫芬達(dá)爾指數(shù)來衡量4位數(shù)行業(yè)市場(chǎng)集中度,HHL=saleij/saleij2,其中sale表示j行業(yè)中i企業(yè)的總銷售額。δf、δt分別為企業(yè)和時(shí)間層面的固定效應(yīng),用以控制不隨企業(yè)個(gè)體變化和時(shí)間變化的不可觀測(cè)變量,εfit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)出口退稅對(duì)于價(jià)格加成的異質(zhì)性影響及其作用機(jī)制,筆者使用以下擴(kuò)展模型進(jìn)行實(shí)證分析研究:

        其中,Γ為異質(zhì)性影響因素,主要包括可能會(huì)影響企業(yè)本身的一些變量以及企業(yè)所面臨的金融健康狀況等。在其他變量與基準(zhǔn)回歸不變情況下,在異質(zhì)性檢驗(yàn)中筆者主要探討出口退稅對(duì)于價(jià)格加成的影響是否受其他因素的影響。

        (二)數(shù)據(jù)說明

        本文的數(shù)據(jù)庫主要來自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和由國(guó)家稅務(wù)總局的出口退稅率文庫。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫全稱為“全部國(guó)有及規(guī)模以上非國(guó)有工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”,年份為1998—2013,由于2008年以后數(shù)據(jù)質(zhì)量較差,而文中的出口退稅率數(shù)據(jù)是從2002年開始,因此綜合兩套數(shù)據(jù),筆者選取了2002—2007年作為主要的研究時(shí)間段。對(duì)于數(shù)據(jù)存在較多的異常值和缺失值問題,筆者參照謝千里等(2008)[33]的做法,對(duì)滿足出現(xiàn)如下情況的觀測(cè)值予以剔除:企業(yè)員工人數(shù)不足8人;對(duì)于反映企業(yè)內(nèi)部指標(biāo)如工業(yè)產(chǎn)值、工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)、平均工資支出為負(fù)值或?yàn)槿笔?剔除不符合邏輯的樣本如固定資產(chǎn)大于總資產(chǎn)、工業(yè)出口交貨值大于工業(yè)產(chǎn)值等情況。對(duì)于數(shù)據(jù)庫中企業(yè)代碼缺失和由于重組兼并引起的企業(yè)識(shí)別問題,筆者參照Brandt等(2012)[34]的方法處理。出口退稅率是通過國(guó)家稅務(wù)總局出口退稅率文庫HS8位產(chǎn)品出口退稅率信息,由于出口退稅率信息存在一份多次調(diào)整情況,導(dǎo)致同一年份同一產(chǎn)品存在不同退稅率,因此筆者把退稅率信息平均到HS6位。而工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中并沒有HS產(chǎn)品信息,因此筆者通過國(guó)標(biāo)行業(yè)和HS6位對(duì)照信息,將出口退稅率匹配到4位數(shù)國(guó)標(biāo)行業(yè)層面。在內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)中筆者先后使用了4位數(shù)國(guó)標(biāo)行業(yè)退稅率的滯后項(xiàng)以及按照出口加權(quán)2位數(shù)國(guó)標(biāo)行業(yè)和2位數(shù)國(guó)標(biāo)行業(yè)—4位數(shù)城市層面出口加權(quán)退稅率。表1給出了樣本各變量的基本描述統(tǒng)計(jì)情況。

        (三)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

        以2002—2007年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中企業(yè)價(jià)格加成的對(duì)數(shù)值作為被解釋變量,基準(zhǔn)回歸結(jié)果主要關(guān)注的解釋變量為國(guó)標(biāo)4位數(shù)行業(yè)的平均出口退稅率。按照基準(zhǔn)回歸設(shè)計(jì)公式(7)的研究方法,筆者得出了基本回歸結(jié)果(見表2)。在表2中,a中僅加入了行業(yè)出口退稅率,在控制企業(yè)和年份固定效應(yīng)、消除不隨企業(yè)和時(shí)間變化的因素影響后,結(jié)果顯示出口退稅率越高的行業(yè)企業(yè)價(jià)格加成越高,說明出口退稅對(duì)于企業(yè)價(jià)格加成有促進(jìn)作用。同樣,在b中加入企業(yè)層面主要包括資本勞動(dòng)比、資本產(chǎn)出比和企業(yè)全要素生產(chǎn)率三個(gè)控制變量;在c中加入另外的反映企業(yè)特性的包括企業(yè)人均工資、規(guī)模和經(jīng)營(yíng)年限控制變量;在d、e、f中分別加入了企業(yè)出口密集度指標(biāo)、企業(yè)所在行業(yè)集中度指標(biāo)(赫芬達(dá)爾指數(shù))和企業(yè)所有制類型。在逐步加入了所有控制變量并同時(shí)控制企業(yè)、年份固定效應(yīng)后,解釋變量的符號(hào)和顯著性并沒有發(fā)生改變,這表明出口退稅對(duì)于企業(yè)價(jià)格加成存在正向的影響。

        在其他控制變量中,企業(yè)資本勞動(dòng)比(k_l)顯著為正,說明企業(yè)人均資本水平高有利于提高企業(yè)成本加成,這與盛丹和王永進(jìn)(2012)[16]、李宏亮和謝建國(guó)(2018a)[35]的研究結(jié)論一致。企業(yè)規(guī)模(size)的估計(jì)系數(shù)顯著為正,即企業(yè)規(guī)模越大,其生產(chǎn)技術(shù)和經(jīng)營(yíng)管理經(jīng)驗(yàn)也更為豐富,且更有可能利用規(guī)模優(yōu)勢(shì)實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)降低生產(chǎn)成本,越有利于提高企業(yè)成本加成,這在劉啟仁和黃建忠(2015)[36]的研究中也得到驗(yàn)證。資本產(chǎn)出比(k_c)和人均工資(wage)反映了企業(yè)成本,符號(hào)顯著為負(fù),對(duì)企業(yè)成本加成有抑制作用。企業(yè)出口密集度(export)的回歸系數(shù)顯著為負(fù),表明企業(yè)出口比重越高,其成本加成越低,這與國(guó)內(nèi)大多數(shù)文獻(xiàn)的研究結(jié)果一致(李宏亮和謝建國(guó),2018b)[19]。行業(yè)市場(chǎng)集中度顯著為正,說明在集中度越高的行業(yè)里,企業(yè)越可以憑借其壟斷勢(shì)力來獲得更多的價(jià)格加成。

        (四)內(nèi)生性處理

        表2的基準(zhǔn)回歸結(jié)果主要關(guān)注4位數(shù)行業(yè)出口退稅率對(duì)于企業(yè)價(jià)格加成的影響。但考慮到國(guó)家在制定出口退稅政策時(shí)候存在偏向性,比如國(guó)家為了鼓勵(lì)高端設(shè)備制造業(yè)出口,因此該行業(yè)獲得了更多的出口退稅政策,而為了抑制高污染、高能耗等“三高”行業(yè)出口,國(guó)家給予了這些行業(yè)一個(gè)更低的出口退稅率。因此,企業(yè)所在行業(yè)本身也會(huì)影響行業(yè)的出口退稅率,也就是說所在行業(yè)企業(yè)的價(jià)格加成程度也會(huì)影響到國(guó)家對(duì)于這個(gè)行業(yè)出口退稅政策的制定。對(duì)于這種反向的影響筆者首先嘗試通過滯后行業(yè)出口退稅率來降低這種影響,因此行業(yè)政策性出口退稅率很難影響到下一年企業(yè)的價(jià)格加成情況;其次筆者還嘗試通過使用2位數(shù)層面行業(yè)加權(quán)出口退稅率以及2位數(shù)行業(yè)—城市層面加權(quán)出口退稅率來減小這種反向的結(jié)果。

        表3給出了滯后出口退稅率的回歸結(jié)果,a1中僅加入了滯后的行業(yè)出口退稅率,在控制企業(yè)和年份固定效應(yīng),消除不隨企業(yè)和時(shí)間變化的因素影響后,結(jié)果與表2類似,顯示滯后出口退稅率越高的行業(yè)中的企業(yè)價(jià)格加成依然越高,說明出口退稅對(duì)于企業(yè)價(jià)格加成有促進(jìn)作用。按照表2的方法,在b1—f1中逐步加入了所有控制變量,并同時(shí)控制企業(yè)、年份固定效應(yīng)后,解釋變量的符號(hào)和顯著性并沒有發(fā)生改變,這表明滯后的出口退稅對(duì)于企業(yè)價(jià)格加成存在一個(gè)正向的影響。表3的結(jié)果在一定程度上緩解了基準(zhǔn)結(jié)果所存在的內(nèi)生性問題,也進(jìn)一步證實(shí)了出口退稅率對(duì)于企業(yè)價(jià)格加成的促進(jìn)作用。

        在控制變量回歸系數(shù)中,企業(yè)資本勞動(dòng)比(k_l)、企業(yè)規(guī)模(size)和行業(yè)集中度(HHL)回歸系數(shù)顯著為正,說明企業(yè)人均資本水平、企業(yè)規(guī)模以及行業(yè)的市場(chǎng)集中度越大越有利于提高企業(yè)成本加成,這與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。資本產(chǎn)出比(k_c)和人均工資(wage)反映了企業(yè)成本,符號(hào)顯著為負(fù),對(duì)企業(yè)成本加成有抑制作用,這與基準(zhǔn)回歸結(jié)果也一致。

        四、穩(wěn)健及異質(zhì)性分析

        前文通過工業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)討論分析了出口退稅率對(duì)于企業(yè)價(jià)格加成的影響,并利用出口退稅的滯后項(xiàng)緩解了基準(zhǔn)回歸中潛在的內(nèi)生性問題。接下來筆者將繼續(xù)分析關(guān)于這一影響的穩(wěn)健性以及其他相關(guān)問題。

        (一)2位數(shù)行業(yè)加權(quán)出口退稅率

        基準(zhǔn)回歸中筆者使用了4位數(shù)行業(yè)的平均出口退稅率,下面使用2位數(shù)行業(yè)出口加權(quán)平均退稅率。這樣一方面可以進(jìn)一步緩解單純使用4位數(shù)行業(yè)退稅率所有存在的內(nèi)生性;另一方面使用出口加權(quán)退稅率使得退稅率信息更加精確。表4給出了回歸結(jié)果,與基準(zhǔn)回歸結(jié)果結(jié)構(gòu)類似,在a2中僅加入了2位數(shù)行業(yè)加權(quán)出口退稅率,在控制企業(yè)和年份的固定效應(yīng),消除不隨企業(yè)和時(shí)間變化的因素影響后,結(jié)果顯示2位數(shù)行業(yè)加權(quán)出口退稅率越高,行業(yè)中的企業(yè)價(jià)格加成越高。結(jié)果說明2位數(shù)行業(yè)加權(quán)出口退稅對(duì)于企業(yè)價(jià)格加成有促進(jìn)作用。在b2-f2中逐步加入了所有控制變量,并同時(shí)控制企業(yè)、年份固定效應(yīng)后,解釋變量的符號(hào)和顯著性并沒有發(fā)生改變,這表明2位數(shù)行業(yè)加權(quán)出口退稅與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相同,對(duì)于企業(yè)價(jià)格加成存在一個(gè)正向的影響,因此可以表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

        在控制變量回歸系數(shù)中,企業(yè)資本勞動(dòng)比(k_l)、企業(yè)規(guī)模(size)和行業(yè)集中度(HHL)的回歸系數(shù)顯著為正,說明企業(yè)人均資本水平、企業(yè)規(guī)模以及行業(yè)的市場(chǎng)集中度越大越有利于提高企業(yè)成本加成,這與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。同樣,資本產(chǎn)出比(k_c)和人均工資(wage)反映了企業(yè)成本,符號(hào)顯著為負(fù),對(duì)企業(yè)成本加成有抑制作用,其結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。企業(yè)出口密集度(export)的回歸系數(shù)顯著為負(fù),表明企業(yè)出口比重越高,其成本加成越低,這也與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相同。

        (二)2位數(shù)行業(yè)—4位數(shù)城市加權(quán)出口退稅率

        緊接著我們分析2位數(shù)行業(yè)—4位數(shù)城市按出口加權(quán)平均退稅率,與使用2位數(shù)行業(yè)加權(quán)出口退稅率類似,2位數(shù)行業(yè)—4位數(shù)城市更為外生。一方面可以進(jìn)一步緩解單純使用4位數(shù)行業(yè)出口退稅率所有存在的內(nèi)生性;另一方面使用出口退稅率在城市層面的信息使得出口退稅率信息更加精確。表5給出了回歸結(jié)果,與基準(zhǔn)回歸結(jié)果以及2位數(shù)行業(yè)回歸結(jié)果結(jié)構(gòu)類似,在a3中僅加入了2位數(shù)行業(yè)—4位數(shù)城市加權(quán)出口退稅率,在消除控制企業(yè)和時(shí)間變化的影響因素后,結(jié)果顯示2位數(shù)行業(yè)—4位數(shù)城市加權(quán)出口退稅率越高的行業(yè)中的企業(yè)價(jià)格加成越高。結(jié)果說明2位數(shù)行業(yè)—4位數(shù)城市加權(quán)出口退稅對(duì)于企業(yè)價(jià)格加也成有促進(jìn)作用。在b3-f3中逐步加入了所有控制變量,并控制企業(yè)、年份固定效應(yīng)后,解釋變量的符號(hào)和顯著性并沒有發(fā)生改變,這表明了2位數(shù)行業(yè)—4位數(shù)城市加權(quán)出口退稅與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相同,對(duì)于企業(yè)價(jià)格加成存在一個(gè)正向的影響,因此可以進(jìn)一步證明基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

        同樣,在控制變量回歸系數(shù)中,企業(yè)資本勞動(dòng)比(k_l)、企業(yè)規(guī)模(size)和行業(yè)集中度(HHL)的回歸系數(shù)顯著為正,說明企業(yè)人均資本水平、企業(yè)規(guī)模以及行業(yè)的市場(chǎng)集中度越大越有利于提高企業(yè)成本加成,這仍與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。同樣,資本產(chǎn)出比(k_c)和人均工資(wage)反映了企業(yè)成本,符號(hào)顯著為負(fù),對(duì)企業(yè)成本加成有抑制作用,其結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。企業(yè)出口密集度(export)的回歸系數(shù)顯著為負(fù),表明企業(yè)出口比重越高,其成本加成越低,這也與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相同。

        (三)純出口企業(yè)與混合出口企業(yè)

        為了進(jìn)一步考慮不同性質(zhì)樣本的影響是否存在差異性,筆者對(duì)純出口企業(yè)和混合出口企業(yè)進(jìn)行區(qū)分。對(duì)于一個(gè)參與出口的企業(yè)而言,一般存在兩種參與模式,即完全從事出口和既從事出口同時(shí)也從事國(guó)內(nèi)銷售,這兩種企業(yè)的性質(zhì)也存在差異。表6給出了純出口企業(yè)與混合出口企業(yè)的樣本回歸結(jié)果,P1、P2、P3為純出口企業(yè)樣本,其中P1控制了企業(yè)層面包括資本勞動(dòng)比、資本產(chǎn)出比和企業(yè)全要素生產(chǎn)率控制變量以及企業(yè)人均工資、規(guī)模和經(jīng)營(yíng)年限控制變量,在P2、P3中我們分別逐步加入了企業(yè)出口密集度和行業(yè)集中度變量,所有回歸均控制企業(yè)、年份固定效應(yīng),結(jié)果顯示東部沿海城市樣本中出口退稅系數(shù)正顯著。同樣,M1、M2、M3為混合出口企業(yè)樣本,控制變量加入方式與純出口企業(yè)樣本一樣,結(jié)果顯示混合出口企業(yè)的出口退稅系數(shù)依然正顯著,而且混合出口企業(yè)的系數(shù)略大于純出口企業(yè),這表明混合出口企業(yè)中出口退稅對(duì)于價(jià)格加成的影響要大于純出口企業(yè)。

        (四)異質(zhì)性分析

        前文對(duì)于基準(zhǔn)結(jié)果的穩(wěn)健性做了相關(guān)的討論,接下來筆者從行業(yè)市場(chǎng)集中度、企業(yè)資本產(chǎn)出比、企業(yè)全要素生產(chǎn)率以及出口密集度這幾個(gè)方面對(duì)這一影響作相關(guān)的異質(zhì)性分析。

        1. 行業(yè)市場(chǎng)集中度。4位數(shù)行業(yè)赫芬達(dá)爾指數(shù)反映了行業(yè)的集中程度,也反映了企業(yè)面臨的競(jìng)爭(zhēng)程度,不同的行業(yè)集中度也會(huì)影響出口退稅率對(duì)于企業(yè)價(jià)格加成的影響。筆者按照公式(8)所設(shè)計(jì)的方法,考察了行業(yè)集中度和出口退稅率的交互項(xiàng)對(duì)于價(jià)格加成的影響。表7給出了回歸結(jié)果,H1、H2筆者沒有加入其他控制變量,其中H1為Pooled OLS回歸,H2中筆者控制了企業(yè)和年份固定效應(yīng),在H3、H4、H5中筆者逐步加入了企業(yè)層面控制變量和出口密集度變量,并同時(shí)控制了企業(yè)和年份固定效應(yīng)。除H2外,其他的交叉項(xiàng)回歸結(jié)果都顯著為正,這意味著在行業(yè)集中度越高的行業(yè)出口退稅率對(duì)于價(jià)格加成的正向作用越明顯。行業(yè)集中度越高的行業(yè),其企業(yè)有更大的壟斷經(jīng)營(yíng)勢(shì)力,因此出口退稅率的提高更有利于其降低成本,從而提高價(jià)格加成率。

        2. 企業(yè)資本產(chǎn)出比。資本產(chǎn)出比反映了企業(yè)的單位產(chǎn)出所需要投入的資本,一般認(rèn)為單位產(chǎn)出資本投入越大的企業(yè),更有可能面臨金融約束,出口退稅對(duì)于緩解這類企業(yè)的作用更大,有可能更能促進(jìn)其成本加成提升。因此筆者考察了資本產(chǎn)出比與出口退稅交互項(xiàng)的影響情況。按照表7的變量加入方法,表8得出了回歸結(jié)果,除K2外,其他的交叉項(xiàng)回歸結(jié)果都顯著為正,這意味著資本產(chǎn)出比越高的企業(yè)其出口退稅率對(duì)于價(jià)格加成的正向作用越明顯。

        五、機(jī)制分析

        筆者進(jìn)一步嘗試從企業(yè)金融成本的角度來探討基準(zhǔn)回歸結(jié)果背后的影響機(jī)制。李宏亮和謝建國(guó)(2018b)[19]利用M-O模型從理論上分析融資約束對(duì)企業(yè)成本加成的影響機(jī)制,認(rèn)為融資約束顯著抑制了企業(yè)成本加成,其機(jī)制認(rèn)為降低邊際成本是融資約束抑制企業(yè)成本加成的可能渠道。Brown等(2009)[37]、張杰等(2012)[38]、康志勇(2013)[39]、張璇等(2017)[40]也有類似的研究。程華和王躍生(2019)[41]研究出口退稅對(duì)于企業(yè)金融健康狀況的影響,利用企業(yè)流動(dòng)性和負(fù)債率衡量的企業(yè)的金融健康狀況,研究結(jié)果表明出口退稅有利于促進(jìn)企業(yè)的金融健康。基于以上的研究,筆者認(rèn)為出口退稅緩解了企業(yè)融資約束,從而提高了企業(yè)的價(jià)格加成。利用公式(8)設(shè)計(jì)方法,筆者分別利用應(yīng)收賬款占比、企業(yè)流動(dòng)性和負(fù)債率作為企業(yè)金融健康狀況的代理變量,研究了企業(yè)金融健康狀況與出口退稅率的交互項(xiàng)影響情況。

        (一)金融約束

        首先筆者參照于紅霞等(2011)[42]等方法,用企業(yè)的應(yīng)收賬款占銷售收入比(lnAR)作為企業(yè)面臨融資約束的代理變量,探討應(yīng)收賬款占比與出口退稅交互項(xiàng)的結(jié)果。表9中給出主要的回歸結(jié)果,F(xiàn)1、F2中沒有加入其他控制變量,其中F1為Pooled OLS回歸,F(xiàn)2中控制了企業(yè)和年份固定效應(yīng),在F3、F4、F5、F6中逐步加入了企業(yè)層面控制變量、出口密集度變量以及行業(yè)集中度變量,并同時(shí)控制了企業(yè)和年份固定效應(yīng)。除F2外,其他的交叉項(xiàng)回歸結(jié)果都在1%置信水平上顯著為負(fù),這表明融資約束抑制了出口退稅對(duì)于價(jià)格加成的促進(jìn)作用,這一結(jié)果與李宏亮和謝建國(guó)(2018b)[19]、程華和王躍生(2019)[41]等的研究結(jié)論保持一致。

        (二)流動(dòng)性約束與負(fù)債率

        參照Manova和Yu(2016)[24]、程華和王躍生(2019)[41]的研究,筆者使用企業(yè)流動(dòng)性約束和負(fù)債率為衡量企業(yè)金融健康狀況的代理變量,其中企業(yè)流動(dòng)性=(流動(dòng)資產(chǎn)-流動(dòng)負(fù)債)/總資產(chǎn),負(fù)債率=流動(dòng)負(fù)債/流動(dòng)資產(chǎn)。同樣按照公式(8)的研究設(shè)計(jì),我們討論了流動(dòng)性、負(fù)債率與出口退稅交互項(xiàng)的結(jié)果。表10結(jié)果顯示,L1、L2、L3考察流動(dòng)性與出口退稅率的交互項(xiàng)結(jié)果,D1、D2、D3考察負(fù)債率與出口退稅率交互項(xiàng)結(jié)果。在控制企業(yè)層面主要包括資本勞動(dòng)比、資本產(chǎn)出比和企業(yè)全要素生產(chǎn)率以及企業(yè)人均工資、規(guī)模和經(jīng)營(yíng)年限控制變量的同時(shí),筆者在L2、D2中加入了出口密集度變量,L3、D3中繼續(xù)控制了行業(yè)集中度變量,并同時(shí)控制了所有回歸的企業(yè)和年份固定效應(yīng)。表10中流動(dòng)性交互項(xiàng)回歸結(jié)果都顯著為負(fù),這表明同樣企業(yè)的流動(dòng)性約束抑制了出口退稅對(duì)于價(jià)格加成的促進(jìn)作用,而負(fù)債率交互項(xiàng)回歸結(jié)果顯著為正,這一結(jié)果與李宏亮和謝建國(guó)(2018b)[19]、程華和王躍生(2019)[41]的研究結(jié)論保持了一致,同時(shí)也進(jìn)一步印證了表9中金融約束變量的回歸結(jié)果。

        六、結(jié)論

        筆者將出口退稅引入M-O模型,并從理論上分析了出口退稅通過緩解出口企業(yè)融資約束,進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)研發(fā)融資而獲得更高的價(jià)格加成的影響機(jī)制。筆者利用2002—2007年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫,對(duì)出口退稅與企業(yè)價(jià)格加成作了詳細(xì)的實(shí)證分析。本文主要的研究結(jié)論如下:第一,在基準(zhǔn)回歸結(jié)果中筆者發(fā)現(xiàn),出口退稅對(duì)于企業(yè)價(jià)格加成具有正向的促進(jìn)作用,另外企業(yè)資本勞動(dòng)比、企業(yè)規(guī)模和行業(yè)市場(chǎng)集中度也對(duì)于價(jià)格加成有促進(jìn)作用。第二,考慮到內(nèi)生性問題的存在,筆者分別通過滯后出口退稅率、使用2位數(shù)行業(yè)退稅率以及加入城市層面退稅率信息來緩解,其實(shí)證結(jié)果依然與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。第三,筆者通過區(qū)分純出口企業(yè)與混合出口企業(yè)樣本來檢驗(yàn)基準(zhǔn)結(jié)果的穩(wěn)健性問題,另外考慮了企業(yè)資本勞動(dòng)比、企業(yè)全要素生產(chǎn)率、行業(yè)市場(chǎng)集中度和出口密度等因素,結(jié)果顯示這些因素對(duì)于基準(zhǔn)回歸結(jié)果存在異質(zhì)性影響。第四,在機(jī)制檢驗(yàn)部分,筆者分別使用應(yīng)收賬款占比、企業(yè)流動(dòng)性和負(fù)債率作為融資約束的代理變量,討論了融資約束對(duì)于基準(zhǔn)結(jié)果的交互影響情況,結(jié)果表明企業(yè)的金融約束抑制了出口退稅對(duì)于價(jià)格加成的促進(jìn)作用。

        本文的主要研究?jī)r(jià)值在于:首先,筆者從融資約束的角度闡明了出口退稅對(duì)于出口企業(yè)價(jià)格加成的影響,進(jìn)一步豐富了關(guān)于出口退稅和價(jià)格加成的研究。其次,筆者利用M-O模型,詳細(xì)討論了出口退稅對(duì)于價(jià)格加成的影響機(jī)制,擴(kuò)展和豐富了關(guān)于企業(yè)價(jià)格加成問題的研究。最后,筆者采用De Loecker和Warzynski(2012)[23]的方法測(cè)算了企業(yè)價(jià)格加成率,并檢驗(yàn)了出口退稅對(duì)價(jià)格加成的穩(wěn)健性和異質(zhì)性。本文的政策含義在于,緩解融資約束是提升企業(yè)市場(chǎng)勢(shì)力和競(jìng)爭(zhēng)的重要途徑,也有利于出口企業(yè)提高價(jià)格加成,而出口退稅政策則通過緩解融資約束來實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)。

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        責(zé)任編輯:武玲玲

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