林正靜

（廣東省社會科學院，廣東 廣州 510635）

一、引言

根據(jù)聯(lián)合國的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，加入WTO以來，中國進口貿(mào)易進入跨越式增長階段，2008年中國進口貿(mào)易總額首次突破10,000億美元，2018年達到21,356.37億美元的歷史新高，大約是2001年的9倍。進口貿(mào)易規(guī)模不僅快速擴張，產(chǎn)品類別也在升級，主要以資本密集型、技術(shù)密集型產(chǎn)品為主，其中，資本品、中間品的進口占比達到90%（魏浩等，2019）。隨著中間品進口貿(mào)易的不斷增長，諸多學者開始研究進口中間品對國家和地區(qū)經(jīng)濟增長及企業(yè)績效的影響。

根據(jù)Hottman等（2016）的研究，企業(yè)異質(zhì)性來源包括生產(chǎn)率、產(chǎn)品質(zhì)量、成本加成和產(chǎn)品范圍（多元化）4個方面。成本加成或加成率是指企業(yè)制定的價格與其邊際成本之間的比值（Krugman，1979；Melitz and Ottaviano，2008）。成本加成既反映了企業(yè)的市場勢力，也可以衡量企業(yè)的利潤率，進而反映企業(yè)的動態(tài)競爭能力。當前大量文獻探討企業(yè)成本加成的核算方法、影響因素以及貿(mào)易與企業(yè)成本加成之間的關(guān)系，鮮有文獻深入產(chǎn)品層面研究或識別進口對企業(yè)成本加成的影響。事實上，不同行業(yè)對中間投入的依賴程度不一樣，有些行業(yè)更側(cè)重勞動和資本，這可能導(dǎo)致中間投入品對成本加成影響的差異。進一步來說，由于不同行業(yè)內(nèi)產(chǎn)品差異化程度不同以及市場集中度不同，導(dǎo)致進口中間品的技術(shù)溢出效應(yīng)不同，因而對企業(yè)成本加成產(chǎn)生不同的影響。據(jù)此，本文利用中國的微觀數(shù)據(jù)，深入產(chǎn)品層面探究進口中間品差異化程度、市場集中度對企業(yè)成本加成的影響，一方面可以客觀評估中國進口中間品戰(zhàn)略的微觀成效，另一方面為政府及企業(yè)的決策提供有益的參考依據(jù)。

二、文獻綜述

與本文有關(guān)的一類文獻是探討國際貿(mào)易對企業(yè)成本加成的影響。Bernard等（2003）研究發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)效率較高的企業(yè)有能力制定更高的成本加成并出口，但并未分析影響企業(yè)成本加成的因素。Melitz和Ottaviano（2008）（下文簡稱“MO模型”）采用擬線性效用函數(shù)內(nèi)生化企業(yè)的成本加成，推導(dǎo)出企業(yè)成本加成等于臨界成本與企業(yè)邊際成本的差額，并進一步得出成本加成與企業(yè)生產(chǎn)率之間是正向關(guān)系、出口企業(yè)的成本加成顯著高于非出口企業(yè)的結(jié)論。Feenstra（2010）采用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)測量貿(mào)易自由化對內(nèi)生可變成本加成的影響及福利效應(yīng)。還有文獻從出口產(chǎn)品質(zhì)量（Kugler and Verhoogen，2012）、要素市場摩擦（Cosar et al，2016）等視角分析出口企業(yè)成本加成顯著高于非出口企業(yè)的原因。以上文獻是關(guān)于貿(mào)易與企業(yè)成本加成之間關(guān)系的理論模型分析，相應(yīng)的經(jīng)驗研究直到De Loecker和Warzynski（2012）提出用生產(chǎn)法測算企業(yè)成本加成之后才逐漸展開，他們發(fā)現(xiàn)，出口企業(yè)的成本加成顯著高于非出口企業(yè)，且企業(yè)成本加成隨其進入出口市場而提高，隨其退出出口市場而降低。Bellone等（2016）得出了與MO模型一致的結(jié)論。Brandt等（2017）對中國的研究表明，進口關(guān)稅下降導(dǎo)致企業(yè)成本加成上升，而出口關(guān)稅下降導(dǎo)致企業(yè)成本加成下降。耿偉和王亥園（2019）將制造業(yè)投入服務(wù)化納入擴展的MO模型，分析了制造業(yè)投入服務(wù)化對出口企業(yè)加成率的影響及其作用機制，研究發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)投入服務(wù)化水平的提高通過促進產(chǎn)品質(zhì)量升級來提升出口企業(yè)加成率。

與本文有關(guān)的另一類文獻是考察進口中間品與成本加成之間的關(guān)系。錢學鋒等（2016）的研究表明，進口競爭對中國制造業(yè)企業(yè)的成本加成有顯著負向影響，但長期將逐漸消失。黃先海等（2016）對中國進口中間品企業(yè)加成率過低的原因進行了解釋和分析。毛其淋和許家云（2017）認為中間品貿(mào)易自由化有利于企業(yè)成本加成提升。彭冬冬等（2017）的研究表明，繼續(xù)實施貿(mào)易自由化對于提升企業(yè)的市場定價能力、重塑中國制造的競爭優(yōu)勢具有重要意義。然而，上述研究較少涉及行業(yè)以及產(chǎn)品間的差異性。

本文可能的貢獻有：既有文獻關(guān)于進口中間品對企業(yè)成本加成影響的結(jié)論并不統(tǒng)一，而本文結(jié)合產(chǎn)品差異化程度的數(shù)據(jù)，探討了進口中間品對產(chǎn)品差異化程度不同的企業(yè)的異質(zhì)性影響，豐富了現(xiàn)有研究；本文基于Koenker等（1978）提出的分位數(shù)回歸方法，首次將企業(yè)初始成本加成的異質(zhì)性納入分析，深入探究進口中間品與企業(yè)成本加成之間的關(guān)系，從而擴展了研究范圍。

三、典型事實與研究假說

（一）典型事實分析

利用下文的測算方法，對2000~2006年企業(yè)的成本加成進行了測算?？紤]到行業(yè)的異質(zhì)性，對29個制造行業(yè)逐個估計。①通過繪制直方圖等方法選擇雙邊截尾方式剔除了位于樣本成本加成前后1%的異常企業(yè)。從表1可以看出，本文與Lu等（2015）以及岳文（2017）的計算結(jié)果比較接近，說明本文的測算結(jié)果比較可信。

表1 2000~2006年中國制造業(yè)二分位行業(yè)的成本加成

1.中國制造業(yè)企業(yè)成本加成的變化趨勢

從行業(yè)層面看，2000~2006年，中國制造業(yè)企業(yè)的成本加成總體上呈現(xiàn)逐年上升的趨勢，由2000年的1.180上升到2006年的1.487，上升幅度為26.02%。

2.產(chǎn)品差異化程度不同的企業(yè)平均成本加成及其差距

根據(jù)Rauch（1999）的產(chǎn)品差異化程度數(shù)據(jù)，將行業(yè)分為產(chǎn)品差異化程度小的行業(yè)（也稱為“同質(zhì)性產(chǎn)品行業(yè)”）和產(chǎn)品差異化程度大的行業(yè)（也稱為“異質(zhì)性產(chǎn)品行業(yè)”）。①產(chǎn)品差異化程度小的行業(yè)是指在交易所或者行業(yè)清單中能看到產(chǎn)品指導(dǎo)價格的行業(yè)，產(chǎn)品差異化程度大的行業(yè)是指產(chǎn)品能夠細化為非常復(fù)雜單元的行業(yè)，它們并沒有一個統(tǒng)一的指導(dǎo)價格。筆者還繪制了產(chǎn)品差異化程度不同的企業(yè)成本加成核密度分布圖。②筆者還制作了產(chǎn)品差異化程度不同的企業(yè)成本加成變化趨勢表，備索。圖1顯示，產(chǎn)品差異化程度大的企業(yè)成本加成分布曲線較靠右，說明產(chǎn)品差異化程度大的企業(yè)成本加成顯著大于產(chǎn)品差異化程度小的企業(yè)。

圖1 產(chǎn)品差異化程度不同的企業(yè)成本加成核密度分布

3.市場集中度不同的企業(yè)平均成本加成及其差距

由于產(chǎn)品差異化程度不同的行業(yè)市場集中度也不同，為了更直觀地觀察行業(yè)市場集中度不同的企業(yè)成本加成的差異，筆者繪制了市場集中度不同的企業(yè)成本加成核密度分布圖。③筆者還制作了市場集中度不同的企業(yè)成本加成變化趨勢表，備索。從圖2明顯看出，市場集中度高的企業(yè)成本加成分布曲線較靠右，說明市場集中度高的企業(yè)成本加成顯著高于市場集中度低的企業(yè)。

圖2 市場集中度不同的企業(yè)成本加成核密度分布

（二）研究假說

自加入WTO以來，中國的貿(mào)易模式由“獎出限入”的出口導(dǎo)向型向“優(yōu)進優(yōu)出”的雙向貿(mào)易模式轉(zhuǎn)變。隨著中國進口貿(mào)易的發(fā)展，進口中間品貿(mào)易值不斷上升，這也在很大程度上影響了企業(yè)的行為和績效。一方面，進口中間品可以通過多種途徑引起企業(yè)的產(chǎn)品價格和邊際成本發(fā)生變化，進而帶來企業(yè)成本加成的變化。已有學者的研究表明，企業(yè)進口的中間品是外國企業(yè)研發(fā)投入、新知識和新技術(shù)的載體，有更高的質(zhì)量水平（Blalock and Veloso，2007；林正靜和左連村，2018）。同時，企業(yè)投入的中間品質(zhì)量越高，生產(chǎn)的最終品質(zhì)量也越高（Kugler and Verhoogen，2012）。由此可見，進口中間品可以提高企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量。根據(jù)毛其淋和許家云（2017）的研究成果，企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量越高，與市場中現(xiàn)存產(chǎn)品的差異化程度就越大，企業(yè)的壟斷勢力就越強，自然就有較高的成本加成定價能力。另一方面，進口中間品還可以通過提高企業(yè)生產(chǎn)率影響企業(yè)生產(chǎn)的邊際成本。已有大量文獻驗證了進口中間投入品種類的增加和質(zhì)量的提升有利于提高企業(yè)的生產(chǎn)效率，如Kasahara和Rodrigue（2008）對智利、Topalova等（2014）對印度、Halpern等（2015）對匈牙利以及Brandt等（2017）對中國的研究都表明進口中間品會顯著提高企業(yè)生產(chǎn)率。而生產(chǎn)率又會影響企業(yè)生產(chǎn)的邊際成本（Bernard et al，2003；Melitz and Ottaviano，2008），即生產(chǎn)率越高的企業(yè)，其邊際成本越低，進而具有越高的成本加成。據(jù)此，本文預(yù)期，進口中間品提高了企業(yè)的成本加成。

通過上述分析可知，進口中間品主要通過產(chǎn)品質(zhì)量升級和生產(chǎn)率提升的渠道影響企業(yè)成本加成。進一步考慮到產(chǎn)品差異化程度的異質(zhì)性，進口中間品對企業(yè)生產(chǎn)率和產(chǎn)品質(zhì)量的影響會有差異。首先，對于產(chǎn)品差異化程度較小的行業(yè)，企業(yè)面臨的競爭較強，企業(yè)是價格的接受者，很難通過改變價格提高成本加成；其次，由于產(chǎn)品差異化程度小的行業(yè)產(chǎn)品相似性極大，使得企業(yè)從進口的同行業(yè)及上下游產(chǎn)品中獲得的技術(shù)外溢較小。相反，對于產(chǎn)品差異化程度較大的行業(yè)，企業(yè)面臨的市場競爭較弱，企業(yè)可以通過維持壟斷地位而獲利；此外，產(chǎn)品差異化程度較大的企業(yè)通過對進口上下游產(chǎn)品技術(shù)外溢的吸收和研發(fā)，不斷提高生產(chǎn)效率和產(chǎn)品質(zhì)量，以提升企業(yè)成本加成。因此，考慮到產(chǎn)品差異化程度不同，差異化程度較大的行業(yè)從技術(shù)外溢中獲益更多，進口中間品對產(chǎn)品差異化程度較大的企業(yè)影響更大。綜上，本文提出以下研究假說。

假說1：在其他條件不變的情況下，進口中間投入品有利于提高企業(yè)成本加成。

假說2：考慮到產(chǎn)品差異化程度，進口中間投入品對產(chǎn)品差異化程度較大的企業(yè)成本加成的提升作用更大。

很明顯，產(chǎn)品差異化程度不同的行業(yè)，市場集中度不同，競爭程度也不同。然而，較高的市場集中度對企業(yè)技術(shù)研發(fā)具有促進作用。對于差異化程度較大的行業(yè)，企業(yè)的市場份額越大即規(guī)模越大，企業(yè)獲取的利潤也就越多，企業(yè)可以投入更多的資金進行研發(fā)和學習，吸納進口中間品的技術(shù)外溢，以提高企業(yè)生產(chǎn)效率和產(chǎn)品質(zhì)量，促進企業(yè)成本加成的提升。因此,高度集中的市場有助于企業(yè)從技術(shù)外溢中獲益更高，從而提出以下研究假說：

假說3：在其他條件不變的情況下，市場集中度強化了進口中間品對產(chǎn)品差異化程度大的企業(yè)成本加成的影響。

四、計量模型、指標測算與數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定

為了檢驗進口中間品對企業(yè)成本加成的影響，即驗證假說1是否成立，采用如下計量模型：

其中，下標i和t分別代表企業(yè)和年份，mkp代表企業(yè)成本加成，其測算過程見下文。input表示進口中間投入品（取對數(shù)），X為影響企業(yè)成本加成的其他因素，參考既有文獻，具體包括：全要素生產(chǎn)率（tfp），采用改進的op方法進行測算（取對數(shù)）；企業(yè)規(guī)模（scale)，用企業(yè)從業(yè)人員總數(shù)（取對數(shù)）代表；出口虛擬變量（exp），如果出口交貨值大于0，exp取值為1，否則為0；國有企業(yè)虛擬變量（SOE）和外資企業(yè)虛擬變量（FOR），如果企業(yè)所有制類型是國有企業(yè)①根據(jù)《中國城市年鑒》（2006），國有企業(yè)包括國有獨資企業(yè)（編號:110）、國有合資企業(yè)（編號:141）、國有和集體所有合資企業(yè)（編號:143）以及國有有限公司（編號:151）。（外資企業(yè)和港澳臺資企業(yè)），SOE（FOR）取值為1，否則為0。ηt、δp和μj分別代表年份、地區(qū)和行業(yè)固定效應(yīng)，εit表示隨機誤差項。各主要變量的描述性統(tǒng)計見表2。

表2 各主要變量的統(tǒng)計性描述

（二）企業(yè)成本加成的測算

企業(yè)成本加成采用De Loecker和Warzynski（2012）的方法測算，其在Hall（1986）的基礎(chǔ)上，通過求解成本最小化問題，推導(dǎo)出企業(yè)成本加成的計算公式。

假設(shè)企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為：

其中，Qit表示企業(yè)的實際產(chǎn)量，Lit、Kit和Mit分別表示勞動力、資本和中間品的投入量。企業(yè)的目標是產(chǎn)量既定下追求成本最小化，故將拉格朗日函數(shù)設(shè)置為：

其中，pitm、ωit和rit分別表示中間投入、勞動力和資本投入的價格。估算成本加成，首先要確定一種可變要素，計算其產(chǎn)出彈性。本文借鑒Lu等（2014）的做法，選擇中間投入作為可變要素測算成本加成。①可變要素一般可以使用勞動力和中間投入，但中國的勞動力要素的自由調(diào)整程度還很低，尤其是在國有企業(yè)中，所以選擇中間投入較合理。對可變要素投入進行一階求導(dǎo)：

其中，λit= ?Lit/?Qit=mcit為企業(yè)產(chǎn)出既定下的邊際成本。式（4）兩邊同乘以Mit/Qit并整理得到：

其中，Pit為最終產(chǎn)品價格，為了實現(xiàn)企業(yè)成本最小化，則要求可變要素投入的產(chǎn)出彈性等于其在成本中所占的份額。故成本加成mkpit=pit/mcit=pit/λit，將其代入式（5）可得成本加成的表達式：

式（7）中，l、k和m分別代表勞動、資本和中間投入的對數(shù)，ωit代表企業(yè)生產(chǎn)率，εit為隨機擾動項。鑒于行業(yè)的異質(zhì)性，本文對制造業(yè)二分位行業(yè)逐個估計生產(chǎn)函數(shù)（7），得到生產(chǎn)函數(shù)系數(shù)矩陣：

然后，參考De Loecker和Warzynski（2012）的兩步估計法，②如果用傳統(tǒng)OLS方法估計生產(chǎn)函數(shù)式（7）將會產(chǎn)生同時性偏差問題（simultaneity bias），本文借鑒De Loecker等（2012）的做法，采用Levinsohn和Petrin（2003）的半?yún)?shù)法對生產(chǎn)函數(shù)進行估計，其主要特點是使用企業(yè)的中間投入變量作為企業(yè)受到生產(chǎn)率沖擊時的調(diào)整變量，限于篇幅，沒有給出Levinsohn和Petrin（2003）半?yún)?shù)法的具體估計步驟。得到可變要素中間投入的產(chǎn)出彈性

最后，得到企業(yè)i在t期的成本加成的測算公式為：

（三）數(shù)據(jù)說明

本文在指標測算和實證分析中使用了3方面微觀數(shù)據(jù)：工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)、海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)和產(chǎn)品差異化程度數(shù)據(jù)。第1個數(shù)據(jù)庫是2000~2006年工業(yè)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，主要參照Brandt 等（2012）的方法處理數(shù)據(jù)，限于篇幅不再贅述。第2個數(shù)據(jù)庫為2000~2006年高度細化的海關(guān)數(shù)據(jù)，根據(jù)Ahn等（2011）的方法，刪除企業(yè)名稱中含有“貿(mào)易”“進出口”和“商貿(mào)”等關(guān)鍵詞的貿(mào)易公司樣本?；贔eng等（2012）的研究，本文使用聯(lián)合國BEC分類方法識別企業(yè)進口的中間品。①BEC代碼為111、121、21、22、31、322、42、53的8類是本文要研究的中間品，通過將BEC代碼和HS6位碼進行對應(yīng)，識別每個企業(yè)從不同來源國進口的中間產(chǎn)品。第3個數(shù)據(jù)庫為Rauch（1999）的產(chǎn)品差異化程度數(shù)據(jù)。基于SITC標準，Rauch（1999）使用保守的方法（con）和自由的方法（lib）將貿(mào)易商品分為3類：同質(zhì)性且在交易所交易的商品（W）、同質(zhì)性且擁有指導(dǎo)價格的商品（R）及異質(zhì)性商品（N）。本文在此基礎(chǔ)上進行修訂，將貿(mào)易商品分為兩類，差異化程度大的產(chǎn)品（N）和差異化程度小的產(chǎn)品（H），其中差異化程度小的產(chǎn)品（H）包括在交易所交易的商品（W）和擁有指導(dǎo)價格的商品（R）。

關(guān)于3套數(shù)據(jù)庫的匹配，本文的做法是：首先，匹配工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關(guān)數(shù)據(jù)。借鑒Yu（2015）以及毛其淋和許家云（2017）的兩步匹配法：第一步根據(jù)企業(yè)的中文名稱和年份進行匹配，第二步按照郵政編碼和電話號碼的后7位進行匹配。其次，再將產(chǎn)品差異化程度數(shù)據(jù)與上述兩套數(shù)據(jù)庫的匹配結(jié)果進行合并。由于3套數(shù)據(jù)的分類標準不同，在合并過程中要將不同的分類標準進行轉(zhuǎn)換，本文使用聯(lián)合國統(tǒng)計局網(wǎng)站上的數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換對應(yīng)表，②https://unstats.un.org/unsd/trade/classifications/correspondence-tables.asp.參考魯曉東（2014）的做法，將HS6位碼的產(chǎn)品層面數(shù)據(jù)與Rauch（1999）的產(chǎn)品差異化程度數(shù)據(jù)合并。

五、實證結(jié)果與分析

（一）多重共線性檢驗

計量模型的設(shè)定要考慮多重共線性問題。首先，對主要變量進行正態(tài)性檢驗，結(jié)果表明基本服從正態(tài)分布。然后，計算各變量的方差膨脹因子VIF，其均值和最大值分別為1.20和1.33，遠小于經(jīng)驗法則要求的最低值10。進一步進行spearman相關(guān)系數(shù)檢驗，③限于篇幅，表格未列出，備索。結(jié)果發(fā)現(xiàn)不存在嚴重的多重共線性問題。

（二）基本估計結(jié)果

表3是方程（1）的基準回歸結(jié)果。模型（1）檢驗了企業(yè)成本加成與進口中間品之間簡單的正相關(guān)關(guān)系，模型（2）加入了企業(yè)生產(chǎn)率、出口虛擬變量等相關(guān)控制變量，模型（3）~模型（5）在模型（2）解釋變量的基礎(chǔ)上，進一步控制時間趨勢、行業(yè)因素以及地區(qū)效應(yīng)的影響，模型（2）~模型（5）的回歸結(jié)果表明進口中間品與企業(yè)成本加成之間的正向關(guān)系十分穩(wěn)健。此外，模型（4）在模型（3）的基礎(chǔ)上增加了行業(yè)固定效應(yīng)的影響，而調(diào)整R2從19.6%增加到69.7%，這說明行業(yè)因素在企業(yè)成本加成的決定中發(fā)揮了重要作用，也為下文從行業(yè)內(nèi)產(chǎn)品差異化程度的視角分析進口中間品對企業(yè)成本加成的影響提供了合理的證據(jù)。最后，為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，模型（6）采用固定效應(yīng)回歸方法進行檢驗，同時控制了年份、行業(yè)、地區(qū)以及企業(yè)固定效應(yīng)，回歸結(jié)果顯示進口中間品與企業(yè)成本加成之間依然是正相關(guān)關(guān)系。關(guān)于其他控制變量，表3的初步回歸結(jié)果表明，企業(yè)生產(chǎn)率的影響顯著為正，出口企業(yè)的加成率水平顯著低于非出口企業(yè)，與現(xiàn)有理論和實證文獻的結(jié)果吻合（Bernard et al，2003；Melitz and Ottaviano，2008；De Loecker and Warzynski，2012；祝樹金等，2015）。

表3 進口中間品對企業(yè)成本加成的影響（基本回歸結(jié)果）

（三）產(chǎn)品差異化程度分析

上文的基準回歸結(jié)果表明進口中間品對企業(yè)成本加成有顯著的正向影響，但是并未考慮企業(yè)進口中間品的差異化程度問題，為了驗證假說2是否成立，設(shè)定如下模型：

其中，虛擬變量Ni表示產(chǎn)品差異化程度，根據(jù)Rauch（1999）的研究，差異化程度小的產(chǎn)品取值為0，否則為1。除了在式（1）中介紹的變量外，在式（11）中還加入了進口中間品與產(chǎn)品差異化程度的交叉項（inputit×Ni），交叉項的估計系數(shù)是本文最為關(guān)注的對象，可以揭示進口中間品對產(chǎn)品差異化程度不同的企業(yè)成本加成影響的異質(zhì)性。如果β2＞0且顯著，則表明進口中間品對產(chǎn)品差異化程度較大的企業(yè)成本加成的提升作用更大。在表4模型（1）中，使用保守方法（con）度量產(chǎn)品差異化程度。根據(jù)回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，進口中間品的系數(shù)為正且顯著，進口中間品與產(chǎn)品差異化程度的交叉項系數(shù)也顯著為正，說明進口中間品對產(chǎn)品差異化程度大的企業(yè)成本加成的促進作用更大。在表4模型（2）的穩(wěn)健性檢驗中，所有解釋變量與模型（1）相同，但是產(chǎn)品差異化程度采用自由方法（lib）度量，估計結(jié)果顯示與模型（1）相差無異，在一定程度上反映了估計結(jié)果的穩(wěn)健性。①本文還選取了高科技和中低科技行業(yè)進行了穩(wěn)健性檢驗，限于篇幅，結(jié)果未列出，備索。

表4 進口中間品不同差異化程度的回歸結(jié)果

（四）內(nèi)生性檢驗

考慮到回歸模型內(nèi)生性問題，模型可能存在計量上的反向因果關(guān)系，影響回歸結(jié)果的有效性。本文使用工具變量減弱內(nèi)生性問題，并參考Feng等（2012）和許家云等（2017）的做法，選擇企業(yè)層面的中間投入品關(guān)稅作為企業(yè)進口中間品的工具變量，②首先，考慮到關(guān)稅水平具有較強的外生性；其次，產(chǎn)品關(guān)稅越高，企業(yè)進口越少，二者具有較強的相關(guān)性；所以，中間投入品關(guān)稅比較適宜作為企業(yè)進口中間品的工具變量。本文使用的產(chǎn)品關(guān)稅數(shù)據(jù)來源于WTO的Tariff Download Facility數(shù)據(jù)庫以及世界銀行的WITS數(shù)據(jù)庫。工具變量指標構(gòu)造如下：

其中，h和Ωit分別代表企業(yè)進口產(chǎn)品和產(chǎn)品集合；τht和vaih,aver分別代表產(chǎn)品h的進口關(guān)稅率和平均進口額。需要特別說明的是，在計算企業(yè)層面的中間投入品關(guān)稅時，需要確定企業(yè)進口中間品的權(quán)重，借鑒Feng等（2012）和許家云等（2017）的方法，采用固定權(quán)重。③使用固定權(quán)重的好處在于可以避免因貿(mào)易權(quán)重和進口中間品關(guān)稅之間的相關(guān)關(guān)系而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，由樣本期內(nèi)產(chǎn)品h的進口企業(yè)i中間品總進口的平均比重來表示，計算公式為：?具體來說，將進口中間品關(guān)稅指數(shù)、進口中間品關(guān)稅指數(shù)與產(chǎn)品差異化程度的交叉項分別作為進口中間品、進口中間品與產(chǎn)品差異化程度的交叉項的工具變量，進行兩階段最小二乘法回歸。結(jié)果如表5所示，模型（1）和模型（2）的產(chǎn)品差異化程度采用保守方法測度，為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，模型（3）使用自由方法。模型（1）的回歸結(jié)果說明，控制內(nèi)生性后，進口中間品與企業(yè)成本加成的正向關(guān)系依然成立。模型（2）加入了企業(yè)生產(chǎn)率、出口虛擬變量等控制變量。綜合來看，模型（1）~模型（3）的回歸結(jié)果揭示，進口中間品有助于企業(yè)成本加成提升，尤其對產(chǎn)品差異化程度大的行業(yè)（即Ni為1的行業(yè)）提升作用更大。

表5 內(nèi)生性分析

關(guān)于工具變量有效性的檢驗，首先，Kleibergen-Paap（2006）的LM統(tǒng) 計 量檢驗結(jié)果均在1%的顯著性水平上拒絕了“工具變量識別不足”的原假設(shè)；①Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計量括號內(nèi)為p值。其次，Kleibergen-Paap（2006）的F統(tǒng)計量也拒絕了“工具變量是弱識別”的原假設(shè)；②Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計量括號內(nèi)為10%顯著性水平下的臨界值。最后，第一階段的回歸結(jié)果顯示所有工具變量的系數(shù)都非常顯著，說明選擇的工具變量比較有效。

（五）市場集中度對進口中間品效應(yīng)的影響

為了更深入探討進口中間品對產(chǎn)品差異化程度大的企業(yè)成本加成的影響，本文引入市場集中度指標，它反映了市場競爭程度。市場集中度越高的行業(yè)，企業(yè)壟斷勢力越強，所以企業(yè)利潤率也越高，研發(fā)能力也越強，從同行業(yè)以及上下游產(chǎn)品中吸收的技術(shù)外溢也越多，從而有更高的生產(chǎn)效率和產(chǎn)品質(zhì)量，進而有更高的成本加成。本文通過引入市場集中度、進口中間品與產(chǎn)品差異化程度的交叉項來驗證假說3，具體設(shè)定的計量模型如下：

其中，hhii表示市場集中度指數(shù)，參考張杰等（2015）的方法，采用4位碼行業(yè)赫芬達爾指數(shù)來衡量。4位碼行業(yè)赫芬達爾指數(shù)的計算公式為：

其中，saleij表示行業(yè)j中企業(yè)i的銷售收入，4位碼行業(yè)規(guī)模為該行業(yè)內(nèi)企業(yè)總銷售收入。選取赫芬達爾指數(shù)的中位數(shù)作為基準，如果赫芬達爾指數(shù)高于其中位數(shù)，說明市場集中度較高，則市場集中度指數(shù)（hhii）取值為1；反之為0?；貧w方程式（13）的解釋變量除了包含方程（12）的全部解釋變量外，還增加了市場集中度指數(shù)（hhii）以及進口中間品、產(chǎn)品差異化程度與市場集中度指數(shù)的交叉項。本部分回歸最關(guān)注的是三重交叉項（inputit×Ni×hhii）的系數(shù)，用于檢驗進口中間品對企業(yè)成本加成的影響是否依賴于市場集中度。如果β5＞0且顯著，則表明市場集中度強化了進口中間品對產(chǎn)品差異化程度大的行業(yè)企業(yè)成本加成的提升作用。根據(jù)表6結(jié)果，模型（1）僅增加了市場集中度指數(shù)（hhii），其系數(shù)顯著為正，說明市場集中度高的企業(yè)通常成本加成也較高，這一點與已有文獻的研究結(jié)果一致（錢學鋒等，2016）。模型（2）中又增加了市場集中度指數(shù)與進口中間品的交叉項，其回歸系數(shù)也為正，說明市場集中度越高，進口中間品對成本加成的促進作用越大。模型（3）中引入市場集中度、進口中間品與產(chǎn)品差異化程度的三重交叉項（inputit×Ni×hhii），其估計系數(shù)依然顯著為正。模型（4）更改產(chǎn)品差異化程度的測度方法，采取自由方法（lib）進一步對模型（3）進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結(jié)果也基本一致。

表6 市場集中度與進口中間品效應(yīng)

上述回歸結(jié)果表明，對于產(chǎn)品差異化程度較大的行業(yè)，提高市場集中度會對企業(yè)產(chǎn)生積極正面的影響。由于該行業(yè)內(nèi)產(chǎn)品差異較大，使得進口的技術(shù)外溢效應(yīng)變強。當該行業(yè)的市場集中度較高時，企業(yè)具有較高的市場份額，比較有能力進行研發(fā)和創(chuàng)新，因此從進口中間品以及上下游產(chǎn)品中獲得的技術(shù)外溢較多，進而企業(yè)成本加成的提升幅度也較大。模型（3）的回歸結(jié)果顯示，市場集中度指數(shù)（inhhii）強化了進口中間品對產(chǎn)品差異化程度大的企業(yè)成本加成的促進作用。①進口中間品的系數(shù)=0.005+0.000137+（0.00144+0.000701）×inhhii。雖然模型（4）的穩(wěn)健性檢驗依然顯著，但回歸系數(shù)值卻很小。這可能是因為：在中國，產(chǎn)品差異化程度大的行業(yè)中的企業(yè)大部分是中小企業(yè)。對于這些行業(yè)來說，進口中間品的技術(shù)外溢能夠?qū)ζ髽I(yè)成本加成產(chǎn)生正向作用，但這些中小企業(yè)的研發(fā)投入相對不足或者轉(zhuǎn)化效率不高，因而進口中間品對企業(yè)成本加成的提升作用沒有最大程度地發(fā)揮出來。

六、擴展檢驗結(jié)果與分析

本文不僅關(guān)注進口中間品對企業(yè)成本加成的平均影響效應(yīng)，也關(guān)注對于初始成本加成不同的企業(yè)，這種影響有何差異。因此，本文將進一步進行分位數(shù)回歸，更深層次揭示進口中間品與企業(yè)成本加成之間的關(guān)系。參考既有文獻的做法，選取0.1、0.3、0.5、0.7和0.9這5個分位點，再一次估計前面的基準回歸方程，回歸結(jié)果如表7所示：首先，分位數(shù)回歸的主要解釋變量系數(shù)的符號和顯著性程度與前文OLS回歸結(jié)果并無明顯差異，這充分驗證了本文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性；其次，通過比較不同分位數(shù)的回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)，分位數(shù)越高，進口中間品的系數(shù)越高，這表明，對于那些初始成本加成較高的企業(yè)，進口中間品對企業(yè)成本加成的提升作用更大。對此可能的解釋是，成本加成較高的企業(yè)具有較強的盈利能力，從而可以投入更多的資金進行研發(fā)和學習，因此從進口中間品中獲益更多。De Loecker等（2016）采用印度的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)也驗證了這一機制，說明本文的研究結(jié)果與現(xiàn)有文獻的研究結(jié)論基本一致。

表7 分位數(shù)回歸

七、結(jié)論與政策啟示

本文基于中國制造業(yè)企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)，深入產(chǎn)品層面考察進口中間品差異化程度以及市場集中度對企業(yè)成本加成的影響，研究結(jié)果表明：進口中間投入品可以顯著提升企業(yè)的成本加成；考慮到產(chǎn)品差異化程度不同，研究發(fā)現(xiàn)進口中間品對產(chǎn)品差異化程度較大的企業(yè)成本加成的提升作用更大；由于較高的市場集中度有助于企業(yè)的研發(fā)和創(chuàng)新，引入市場集中度及其與進口中間品、產(chǎn)品差異化程度的交叉項進行計量回歸，研究表明較高的市場集中度顯著強化了進口中間品對產(chǎn)品差異化程度較大的企業(yè)成本加成的促進作用；雖然本文證實了進口中間品對產(chǎn)品差異化程度較大的企業(yè)成本加成的提升作用顯著為正，但是回歸系數(shù)很小，這反映了中國企業(yè)的研發(fā)投入不足，研發(fā)轉(zhuǎn)化效率仍然很低；進一步的分位數(shù)回歸結(jié)果表明，對于初始成本加成較高的企業(yè)，進口中間品對企業(yè)成本加成的提升作用更大。

本文的政策含義是：（1）繼續(xù)擴大進口中間品不僅可以調(diào)節(jié)中國長期的國際貿(mào)易順差，改善國際貿(mào)易關(guān)系，而且可以提升中國制造業(yè)企業(yè)的成本加成，提高中國企業(yè)的國際競爭力，有利于經(jīng)濟社會的可持續(xù)發(fā)展。（2）應(yīng)進一步鼓勵產(chǎn)品差異化程度較大的行業(yè)提高開放程度，減少貿(mào)易壁壘，增加進口。（3）由于差異化行業(yè)里中小民營企業(yè)的市場集中度低、企業(yè)研發(fā)投入不足，沒有充分吸納進口中間品的技術(shù)外溢效應(yīng)，因此，為了充分發(fā)揮進口中間品對企業(yè)成本加成的促進作用，對于產(chǎn)品差異化程度較大的行業(yè)，應(yīng)適當提高其市場集中度，并且通過培訓或者技術(shù)支持，激勵中小民營企業(yè)進行技術(shù)轉(zhuǎn)化，盡可能多地吸納進口中間品產(chǎn)生的技術(shù)外溢效應(yīng)，增強企業(yè)的研發(fā)能力，提高企業(yè)的成本加成。