最低工資增強了中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率的影響嗎？
——基于中國加入WTO的實證研究

張平南，黃浩溢，金暢

一、引言與文獻綜述

（一）引言

自20世紀90年代初以來，一系列的進口貿易自由化改革，使得中國更加適應市場經濟體制改革以及融入多邊貿易體制，其中削減關稅稅率和非關稅壁壘是主要的改革方向。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出口擴張的重要推動力。中國的中間投入品關稅由2000年的13.76%下降到2006年的7.56%，下降幅度高達45.1%。進口投入品關稅降低使得企業進口的原材料更便宜，最終出口產品的成本下降，大大提高了出口量。

2001年12月中國成功加入WTO之后，中國的出口貿易快速增長，2002年的貿易額較上一年增加了12.93%。在加入WTO后的幾年里，出口貿易增速最高點出現在2004年，2004年貿易額較上一年增加51.03%。那么，中間品貿易自由化對中國企業會產生怎樣的影響呢？一方面，中間品的關稅降低將會使企業增加使用國外原材料，進而可能降低企業出口貿易的附加值率①彭冬冬，杜運蘇.中間品貿易自由化與出口貿易附加值[J].中南財經政法大學學報，2016，(06).。另一方面，中國的貿易管理體制較為特殊，對于加工貿易企業進口的外國中間品中國海關給予免關稅的政策，而對一般貿易企業則征收關稅，因而中間品貿易自由化可以使得一般貿易企業的成本減少，促使一般貿易企業增加其出口參與，也就是說，中間品貿易自由化有可能增加出口貿易的附加值率。

除了研究中間品貿易自由化對企業出口附加值率的影響，本文還探討了最低工資和企業異質性對這一影響的作用。勞動力作為生產要素的一種，一般認為勞動力成本的上升會降低中國勞動力的優勢，進而不利于中國企業出口。自1994年最低工資制度開始實行，我國的最低工資都在逐年上調。基于這一背景，本文通過構建包含最低工資、貿易自由化和企業出口國內附加值率的計量模型，來研究其間的關系。企業異質性這一理論自從2003年由Melitz提出就受到學術界的廣泛討論，企業異質性由五個方面決定，分別是生產率、企業類型、企業年齡、企業所有制、企業所在地區、貿易類型。本文的最后就這五個方面分別進行回歸分析，研究它們各自與中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率的關系。

本文接下來的結構安排是：第二部分是核心指標測度和研究假說；第三部分是實證分析框架的構建；第四部分是對數據的來源及處理步驟進行說明；第五部分是中間品貿易自由化與企業出口國內附加值的影響機制；第六部分結論。

（二）文獻綜述

本文參考的文獻主要分為四類：一是研究中間品貿易自由化對企業的影響；二是研究出口國內附加值的核算和影響因素；三是最低工資與企業出口的關系；四是企業異質性對企業出口的影響。

在第一類文獻中，因為中間品貿易自由化主要表現為關稅減讓，所以我們主要參考的文獻是關于關稅減讓與企業生產率之間的關系。Schor（2004）通過研究1986-1988年巴西制造業企業數據發現，中間品貿易自由化提高了企業的生產率。Amiti和Koning（2007）通過研究1991-2001年印尼制造業企業的數據也發現中間品關稅率與企業生產率之間存在負相關關系，大致表現為中間品關稅率每降低10個百分點，企業的生產率將上升20%。Yu（2015）使用了中國制造業在2000-2006年間企業微觀層面數據，研究中間品貿易自由化與最終產品貿易自由化對企業生產率的影響，發現降低中間品關稅顯著促進了企業生產率，但在程度上小于最終產品貿易自由化。

第二類文獻是關于如何測算出口附加值。準確地測算一國出口附加值（DVA），能準確反映出一國參與垂直分工的程度，更能核算一國參與國際貿易過程中真實貿易利得（Hummls等，2001）。最早關于貿易附加值測算的文獻是由Hummes等（2001）提出，該文獻用一國進口中間品占該國出口產品的比來計算出口國內附加值，也就是著名的HIY測算方法。但是HIY方法存在一定的缺陷，該方法假定進口中間品在一般貿易與加工貿易的出口中的投入比例是相同的，而忽略了加工貿易的特殊性，因此HIY方法對出口國內附加值有高估的影響。Koopman等（2012）在HIY方法基礎上進行了改進，對加工貿易出口和非加工貿易出口進行了區分，但KWW方法在劃分一般貿易的中間品和最終品上不清楚。Upward等（2012）通過使用中國海關貿易數據庫和工業企業數據庫，按KWW的方法計算企業的出口國內附加值率（DVAR），他們的研究中雖然區分了加工貿易出口和非加工貿易出口，但對企業之間存在間接貿易問題缺乏考慮，也未區分企業類型，這就使得Upward等（2012）方法有可能低估加工貿易出口的國內附加值率。

第三類是關于最低工資與企業出口的關系的文獻。自1994年開始，最低工資制度開始在中國實施。2008年，中國的新《勞動法》規定，用人單位不得支付低于當地最低工資標準的工資。基于這一背景，本文試圖探尋最低工資與中間品貿易自由化對企業出口國內附加值影響的關系。Hagen（1958）、Bhagwati和Ramaswami（1963）、Magee（1976）等研究得出結論，若本國進口資本密集型產品，同時出口勞動密集型產品，則最低工資增加將導致勞動密集型產業的出口增加和資本密集型產業的進口減少。陳超和姚利民（2007）認為中國的勞動力成本將繼續保持優勢，同時還將進一步擴大。而梁俊偉（2006）認為中國歷來的比較優勢，即中國豐富且廉價的勞動力帶來的人口紅利，已開始出現減弱的趨勢，并且導致了貿易利益的損失。孫楚仁、田國強和章韜（2013）研究發現通過選擇效應，最低工資會降低企業的出口概率。

最后一類文獻則介紹了近年來對企業異質性與企業出口之間關系的研究。以Melitz（2003）企業異質性貿易理論為代表的新新貿易理論，解釋了為什么有的企業能出口而有的企業不能出口。該理論認為企業進入出口市場，除了需要支付交通運輸成本之外，還需要支付一定的固定成本或沉沒成本（Sunk Costs）。異質性企業理論模型證明，只有那些生產率較高的企業才可能降低沉沒成本進入出口市場，而那些生產率較低的企業則只能在國內生產和銷售，生產率最低的企業甚至將退出市場。許多基于微觀企業數據的經驗研究文獻，基本都證實了生產率異質性對企業的出口決策存在顯著的影響。Bernard和 Jensen（2004）、Bernard等（2007）、Bernard和 Wagner（1998）、Head和Ries（2003）等分別使用美國、德國、日本和法國的制造業企業數據，發現生產率越高的企業越容易進入出口市場，出口企業的生產率水平通常都要高于無出口企業。國內也有較多文獻利用企業層面的數據檢驗了生產率對中國企業出口行為的影響，但得到的研究結論存在很大的爭議，尚無定論。

二、核心指標測度和研究假說

（一）核心指標測度

1．出口國內附加值的測算

前述文獻綜述部分已對出口國內附加值的測算方法進行了歸納，本文參考Kee和Tang（2016）使用的方法。

我們首先定義主要變量，公司（i）總收入（PYi）由以下部分構成：利潤（πi）、工資（wLi）、資本成本（ r K）、國內材料成本（ PDMD）和進口成本材料（ PIMI

iii

）：

一些國內材料可能會包含外國成分，而一些進口材料也可能會包含國內成分，所以我們分別用和表示國內材料中的外國成分和國外材料中的國內成分。那么PD可以寫成和材料中的純國內成分的總和。同樣， PI可以寫成和材料中純國外成分：

企業的DVA定義可以類比為一個國家的國內生產總值的定義，我們可以將其定義為一個公司產出中的國內商品和服務的總價值。也就是說一家公司的DVA是等于該公司的利潤、工資、資本的租金成本及所購買的直接或間接國內材料的總和：

（1）加工貿易企業的出口國內附加值測算

對于一家出口其生產的所有產品和進口中間投入和資本設備的加工貿易企業而言，其出口（ E XPi）等于其收入，而其進口（ I MPi）等于進口材料成本（ PI）和進口資本（)。因此：

方程（2-5）表明，我們可以使用 E MPi、IMPi、、和來計算公司的DVA。根據KWW（2012）①Koopman，R．，Z． Wang，and S．—J． Wei，2012， “Estimating Domestic Content in Exports When Processing Trade is Pervasive”，Journal of Development Economics，99(1) ，178—189．及Wang、Wei和Zhu（2014）來看，中國的加工貿易企業出口的非常接近0。另外，因為在當前的數據集中，加工貿易企業進口資本與進口材料是分開記錄，并且記錄表明。因此，這里唯一必要的調整是消除國內材料中的國外含量。由DVA又可以得出DVAR，即有：

從（2-6）可以看出，中國國內出口額與總出口（DVAR）的比例取決于進口材料在總收入中的份額（ PI/PYi）和/EXPi。

（2）一般貿易企業的出口國內附加值計算

由于上述DVA與DVAR的核算方法都是對于加工貿易企業而言的，與加工貿易出口商不同的是，非加工貿易出口商不輸出其所有產出。此外，他們經常使用一些進口材料來生產國內銷售的商品。公司如何將其進口投入在國內銷售和出口的生產之間分配一般是未知的。為了擴展我們的方法，從而能衡量非加工出口商的DVAR，我們需要在企業層面做出一個假設：公司對出口生產的投入的分配與銷售總額中出口占的份額成正比，且可以從工業調查數據推斷。這個假設相當于假設DVAR在公司的出口和國內銷售之間是相同的。如果企業為國內和出口市場生產同樣的產品，我們的假設可能是無約束力的。因此，我們選擇下述模型對非加工貿易企業的DVA和DVAR進行估算：

上標“0”代表普通出口。我們首先根據KWW（2012）的估計值獲得估算的國內材料的外國成分。然后我們根據聯合國經濟類別（BEC）資本貨物清單中資本品代碼來確定進口資本品，從而計算出進口資本。

2．中間品貿易自由化的測度

本文估算中間品的關稅指標是借鑒毛其淋和許家云（2017）的方法，從而我們用來衡量企業層面的中間品關稅指標的公式為：

其中，下標i表示企業，l表示HS6位碼產品，t表示年份；Ωit表示企業i在第t年進口的產品集合；itT 表示產品l在第t年的進口關稅率；iltm 表示企業i對產品l在第t年的進口額；權重由iltα即第t年產品l的進口占企業i中間品總進口的比重來表示，它的取值隨年份而變化。

（二）研究假說

在改革開放初期，中國實行的是“以出口促進抵消進口替代”的貿易政策，在本質上是一種獎出限入的貿易體制。自從20世紀90年代以來，為了適應市場經濟體制改革與融入多邊貿易體制的需要，中國開始實施以削減關稅稅率和非關稅壁壘為主要內容的貿易自由化改革。這一階段，中國的對外貿易體制也開始逐步地由獎出限入為特征的單向出口貿易自由化向出口和進口雙向貿易自由化轉變。特別是在2001年12月正式加入WTO之后，中國更是迎來了新一輪的進口貿易自由化浪潮。而在這當中，中間品貿易自由化尤其引人注目，一般進口企業平均中間品關稅率從入世前的13.76%下降至2006年的7.56%，降幅顯著；而加工進口企業的關稅一直為0（見圖 2-1）。

圖2-1 企業中間品關稅率的變化趨勢

而加入WTO前后的中國企業的DVAR值整體上的變化是：從2000年的68.1%增至2006年的79.6%，增加了16.9%。分開考慮一般貿易企業和加工貿易企業來看有如下變化：一般貿易企業的DVAR從2000年的91.8%降至2006年的91.0%，降低了0.87%；而對于加工貿易企業來說，DVAR從2000年的44.5%增至2006年的51.9%，增加了16.6%（如圖2-2）。

從圖2-2可看出，中國加入WTO后實現了DVAR的下降，由此說明，加入WTO后中國實行更加開放的貿易政策可能是推動企業出口DVAR降低的重要驅動力。

實際上，中間品貿易自由化會通過多種渠道影響企業出口國內附加值率。一方面，中間品貿易自由化使得進口中間品關稅率下降，從而使得企業所進口的中間投入品數量增加，替代大部分國內中間品。另一方面，中間品關稅削減還能導致中間品成本降低，從而降低最終品價格，使得最終出口增加。因此，作為分子的出口附加值降低，作為分母的出口總數增加，最終使得出口附加值率降低。

圖2-2 企業出口國內附加值的變化趨勢

根據上述分析，我們得出了如下待驗證的假設：

假設1：在其他條件不變的情況下，中間品貿易自由化會降低企業國內附加值率。

顯而易見，中國加入WTO之后對外經貿制度發生了深刻的變化，與此同時，隨著中國經濟的不斷發展，用于保障勞動人民基本生活的最低工資標準也在不斷提升。同時由于中國幅員遼闊，各地區省份所面臨的發展條件參差不齊，這使得在最低工資標準的制定上會因地區的不同而出現差異。當我們試圖論證最低工資對企業出口國內附加值率變化的影響時，中國各省份最低工資標準也就形成了一個天然的對照。工資作為生產要素的一種，它的高低直接影響到企業生產產品的成本。一方面，最低工資標準越高意味著地區經濟發展越好，在該地區的企業的市場競爭力越強，國際化程度越高，企業進出口業務更加頻繁，那么企業受到中間品貿易自由化影響的可能性越大。另一方面，勞動力成本是國內附加值的一個重要組成部分，在貿易自由化后，工資同樣會影響國內附加值率的變動。最低工資標準越高的地區，其企業出口產品中的勞動力成本也越高，那么中間品貿易自由化對其企業的出口國內附加值率的影響會越大。

由上面的論述我們可以做出如下假設：

假設2：最低工資標準強化了中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率的抑制作用。

三、實證分析框架的構建

（一）中間品貿易自由化對國內附加值率的模型構建

為了避免內生性問題的干擾，本文未直接采用傳統的OLS方法進行估計，而是采用倍差法進行估計。由于國家對于加工進口企業的鼓勵政策，中國海關對加工進口企業所進口的原材料和中間品長期實行免關稅政策，而對一般進口企業中間品征收關稅，因此，加工貿易進口企業由于長期享受免關稅優惠政策，其面臨的進口中間品關稅率在加入WTO前后也就基本不變，而一般進口企業在中國加入WTO后的中間品進口關稅率則出現大幅下降。根據倍差法的思路，我們可以把中國加入WTO的行為沖擊視為一次自然實驗，把制造業中從事貿易的企業劃分為一般進口企業和加工進口企業兩種類型，剔除混合進口貿易企業，其中將一般貿易進口企業作為處理組，將加工貿易進口企業作為對照組，我們構造如下倍差法回歸模型：

其中，下標i、k和t分別表示企業、地區以及年份。DVARit為i企業在第t年出口國內附加值率。二元虛擬變量Treatment取1時表示一般進口企業，即處理組；取0時表示加工進口企業，即對照組。WTO為時間虛擬變量，其中2001之后的年份取值為1，2001年及其之前的年份取值為0。交叉項Treatmenti×WTOt的估計系數α3刻畫了加入WTO對國內出口附加值率的因果影響。如果估計得到α3<0，則意味著中國加入WTO的政策降低了企業出口國內附加值率。X′it為影響企業出口國內附加值的其他因素，具體包括：企業規模（size），采用企業銷售額取對數來衡量，這里企業銷售額以2000年為基期的工業品出廠價格指數進行平減；企業年齡（age），為當年年份與企業開業年份的差值；資本密集度（klr），用固定資產與從業人員數的比值取對數來表示，其中固定資產使用以2000年為基期的固定資產投資價格指數進行平減處理；企業出口密集度（expint），采用企業出口額與企業銷售額的比值表示；我們還加入地區固定效應Vk。

因為加工貿易企業的中間品進口關稅率在加入WTO前后都為0，但是一般進口企業的中間品進口關稅率是一個逐漸減小的非零值，因此為了進行穩健性檢驗，我們將兩類企業的中間品進口關稅率視為衡量實驗組和對照組的標準，仿效Bas和Strauss-Kahn（2012）的思路，將（3-1）中的時間虛擬變量Treatment替換為企業中間品關稅率Tinput，從而得到了進一步拓展的回歸模型：

其中，Tinput表示企業的中間品關稅率，Vt表示年份特定效應。在所有系數中，我們最關注交叉項的估計系數β3，如果β3<0且顯著，則表明中間品貿易自由化降低了企業出口國內附加值率。為了方便起見，接下來我們稱式（3-1）為基準倍差法，式（3-2）為B-S倍差法。

（二）中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率的影響因素

1．中間品貿易自由化與企業出口國內附加值：地區最低工資如何影響

在假設1的基礎上，我們可知中間品貿易自由化將會對企業出口國內附加值率產生影響，那么，中間品貿易自由化是通過什么機制對企業出口國內附加值率產生影響的呢？1978年開始的改革開放至今，中國經濟獲得了長足發展，人民生活水平不斷提升，但是由于中國地域遼闊，各省份所處地理位置不同，由于各地區地理因素及政策因素差距巨大，城市發展程度存在差異，貧富差距盡管有進一步縮小，但是始終存在，因而各地區的最低工資標準在持續增長但也因省而異，差距巨大。

從圖3-1（中國最低工資標準趨勢圖）可以看出，從2000年至2006年，無論是從均值的角度還是最值的角度來看，中國的最低工資標準是逐年平穩上升的，這意味著我國的經濟在穩步前行，人民的生活水平在不斷提升。另一方面，可以看出每一年的最低工資標準的地區最大值和最小值之間都存在著顯著的差距，這也證明了各地區的發展程度不一，存在著明顯差距。

從圖3-2（中國各地區最低工資標準趨勢圖）可以看出，各地區的最低工資標準的平穩上升但是存在顯著差距，具體的，華東（山東、江蘇、安徽、浙江、福建、上海）、華南（廣東、廣西、海南）、華北（北京、天津、河北、山西、內蒙古）地區的最低工資標準明顯高于華北（北京、天津、河北、山西、內蒙古）、華中（河南、湖北、湖南、江西）、西北（寧夏、新疆、青海、陜西、甘肅）、西南（四川、云南、貴州、西藏、重慶）地區的最低工資標準，可以看出，經濟發展較好的地區，最低工資標準相應較高，這是因為在華北華南地區經濟發展較為成熟，因此工資水平相應會較高。

圖3-1 中國最低工資標準趨勢圖

圖3-2 中國各地區最低工資標準趨勢圖

華南、華東地區中像廣州、上海這樣的沿海城市的進出口貿易已經發展得非常成熟，大部分的經濟收支都來源于進出口，那么其受到中間品貿易自由化的影響理應更大。此類地區的特點是最低工資標準較高，那么中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率的抑制作用是否會因各地區最低工資的不同而存有差異？也就是說，最低工資標準影響了中間品貿易自由化對國內附加值率的抑制作用嗎？

為了對此進行實證檢驗，我們在基準倍差法模型的基礎上引入各省區市最低工資（wage）以及三重交叉項（Treatment×WTO×wage），將其擴展為（3-3）式；同理，在B-S倍差法模型的基礎上引入各省區市最低工資標準（wage）以及三重交叉項（Treatment×Tinput×wage），將其進一步擴展為（3-4）式：

其中，wage表示各省區市的最低工資，本文的這一數據是通過政府網站收集得來。在（3-3）式中，三重交叉項Treatment×WTO×wage是我們最為感興趣的變量，用于考察中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率的影響是否依賴于各省區市的最低工資。如果α4<0且顯著，說明在最低工資標準越低的地區，中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率負向影響的促進作用越大。在（3-4）式中，如果三重交叉項 Tinput×WTOt×wage的估計系數與之前的兩重交叉項同號，亦表明最低工資顯著促進了中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率的抑制作用。

2．中間品貿易自由化與企業出口國內附加值：企業異質性如何影響

根據異質性企業理論，企業生產率、企業年齡、所在地區、出口貿易方式等的差異會對中間品貿易自由化與企業出口國內附加值的關系產生一定的影響。本文分別從各個方面分析中間品貿易自由化對企業出口國內附加值影響的異質性。

（1）企業生產率

生產率是衡量一個企業使用其資源的效率，較高的生產率使企業具有較強的市場競爭力，其市場參與程度也就越高，參與國際貿易的頻率也就越高，那么貿易市場的動態對于生產率較高的企業影響也會較大；其次，進口中間品較多的企業，因為擁有高質量和技術含量的中間品，生產率較其他企業也就越高。那是否就意味著生產率較高的企業，中間品貿易自由化對其出口國內附加值抑制作用越大呢？

為了對此進行實證檢驗，我們在基準倍差法模型的基礎上引入企業生產率（productivity）以及三重交叉項（Treatment×WTO×productivity），將其擴展為（3-5）式；同理，在B-S倍差法模型的基礎上引入企業生產率（productivity）以及三重交叉項（Treatment×Tinput× productivity）：

其中，productivity表示企業生產率。三重交叉項Treatment×WTO×productivity是我們最為感興趣的變量，用于考察中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率的作用會受到企業生產率怎樣的影響。如果δ4<0且顯著，說明在生產率越高的企業，中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率負向影響的促進作用越大。

（2）企業年齡

企業的經營時間長短也就是企業年齡表明了該企業參與該市場的時間。企業年齡越大，該企業市場參與得越久，那么進行國際貿易使用國外中間品的可能性越大，受到中間品貿易自由化政策沖擊的影響就越大。那么，是否企業年齡越大，中間品貿易自由化對其出口國內附加值抑制作用越大呢？

為了對此進行實證檢驗，我們在基準倍差法模型的基礎上引入企業年齡（age）以及三重交叉項（Tinput*WTO*age），將其擴展為（3-6）式：

其中，age表示各企業的企業年齡，在（3-6）式中，我們著重研究三重交叉項Tinput*WTO*age，用于考察中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率的影響是否依賴于企業年齡。如果η4<0且顯著，說明企業的年齡越大，中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率負向影響的促進作用越大。

（3）企業所有制類型

在我國，有多種企業所有制類型，但是大部分可分為三類：國有企業、私營企業、外資企業。三類企業的運營方式不同，參與貿易的程度也不同，中間品貿易自由化對于不同類型的企業，影響是否不一樣？我們猜想，對于國有企業而言，在中間品貿易自由化前，大多使用國內原材料及中間品進行生產，貿易參與度不高，在中間品貿易市場開放后，低價格高質量的材料開始代替以往的國內材料，因此，對于國有企業而言，中間品貿易自由化將會降低其企業的國內附加值。對于外資企業而言，其本身的國際貿易程度就較高，大多原材料及中間品都來自進口，中間品貿易自由化后，原材料的進口替代效應增強，企業出口國內附加值也會降低。而對于私營企業而言，中間品的貿易自由化對其影響一方面來源于替代原有國內原材料，國內附加值降低，另一方面，原本進口的原材料及中間品價格減少，國內附加值增加，兩方面的作用會不會抵消，從而不會對私營企業造成影響？

為了探究這個問題，我們根據中國工業企業數據庫中的企業注冊編號，將企業分為國有企業、私營企業以及外資企業。其中注冊編號為110、120、141、142、143、149和151的定義為國有企業，注冊編號為171、172、173、174的定義為私營企業，注冊編號為310、320、330、340、200、210、220、230、240的定義為外資企業。將樣本分為國有企業、私營企業及外資企業三個子樣本，并按照（3-1）式進行回歸。

（4）企業所在地區

中國經濟區域差距較大，發展極為不平衡，中間品貿易自由化對企業出口國內附加值的影響因為所處地區經濟發展不同而不同。根據企業所在地區不同，我們將中國按照區域劃分為東部、中部和西部三個地區，形成三個子樣本。我們在每一個層面上關注中間品貿易自由化對企業出口國內附加值的影響，將三個子樣本按（3-2）式進行回歸，并對不同地區的情況進行比較。

（5）企業貿易類型

為了考察中間品貿易自由化對不同貿易方式企業出口國內附加值的影響，根據企業是否參與加工貿易，可將企業劃分為純加工貿易企業和一般貿易企業。由于國家對于加工進口企業鼓勵政策，中國海關對加工進口企業所進口的原材料和中間品長期實行免關稅政策，而對一般進口企業中間品征收關稅，因此，在中國加入WTO前后加工貿易進口企業由于長期享受免關稅優惠政策，其面臨的進口中間品關稅率也就基本不變，而一般進口企業在中國加入WTO后中間品進口關稅率則出現大幅下降。因此，加工貿易企業的變化代表了原有趨勢，而一般貿易企業的變化則是受到政策沖擊后的影響。將總樣本分為兩個子樣本進行回歸。

四、數據處理與估計結果

（一）數據處理

本文所使用的樣本數據主要有四類：一是中國產品的進口關稅數據；二是中國各省各地區的最低工資標準數據；三是中國工業企業數據庫；四是中國海關進出口貿易數據庫。樣本數據都是從2000年至2006年的數據。

首先，產品層面的進口關稅數據來自WTO的Tariff Download Facility數據庫，主要用于最終測算企業層面的中間品進口關稅指標。其次，本文識別中間品的做法是，利用海關庫里的HS編碼與BEC編碼進行轉化，得到海關進出口數據庫中企業進口商品HS6位碼對應的BEC編碼。之后再結合《聯合國廣義經濟分類》（UN Broad Economic Categories），最后將BEC編碼為111、121、21、22、31、322、42、53的進口產品認定為中間品。同時僅保留一般貿易企業與加工貿易企業的數據，將海關庫中的混合貿易企業進行了刪除。除此之外，因為我國對加工進口企業的中間品長久以來實施免稅政策，因此在處理數據時，筆者將加工進口企業的中間品進口關稅全部賦值為零。

因為海關庫與關稅庫都具體到產品層面，因此先將海關庫與關稅庫利用HS6位編碼進行匹配，得到企業產品層面的海關與關稅數據，再將企業所有產品數據進行加總，得到企業層面的包含海關關稅的數據。

國家統計局公布的中國工業企業數據包含了企業層面的生產數據，數據對象涵蓋了2000年至2006年全部國有工業企業以及規模以上（主營業務收入大于500萬元）的非國有企業，為了分析需要，要得到完整的包括海關、關稅以及工業的數據，因此我們對工業庫與海關關稅數據進行了如下幾步處理：第一步按中文名稱和年份將工業庫與企業層面的海關關稅數據進行匹配，因為工業庫與海關庫并非用同一方法對企業進行編碼，所以不能用企業編碼進行匹配，而是用企業名稱進行匹配，對于企業名稱無法匹配的企業，我們進行下一步操作。第二步在原樣本中剔除已經匹配成功的樣本，剩余的樣本進一步按照企業所在地的郵政編碼和企業電話號碼的最后7位來識別兩套數據庫中是否存在相同的企業。形成包括了企業層面的中間品進口關稅、工業數據以及進出口額數據。

最后，筆者在各省區市政府公告中收集到各個省區市的最低工資標準，并根據官方地區編碼對各地區進行了編碼。在以上數據的基礎上，用地區編碼將地區最低工資標準數據合并入總體數據中。在進行完數據匹配后，共剩下57 683個觀測值，這些觀測值包括了企業層面的中間品進口關稅、工業數據、進出口額數據以及地區最低工資標準數據。

（二）估計結果與分析

在本文所建立的模型基礎上，將所收集的數據代入進行回歸，得到了以下結果，并對此結果進行了分析。

表4-1所報告的是中間品貿易自由化對于企業出口國內附加值率的基本估計結果。表4-1中前三列采用的是（3-1）式的基準倍差法進行的估計，而后三列則是采用（3-2）式的B-S倍差法進行的估計。基準倍差法估計的第（1）列沒有加入企業層面的其他控制變量和固定效應，以此作為比較基礎；但是為了防止誤差項中包含與交乘項相關因素而導致估計的不準確，筆者在第（2）列加入了企業層面的控制變量，從而對其他相關因素進行了控制；第（3）列在加入控制變量的同時控制了地區固定效應。我們發現，對于本文重點關注的倍差法估計量Treatment×WTO的系數，它在兩種方法六次回歸中的結果沒有發生根本性變化，包括交乘項的系數符號、大小和顯著性水平，說明本文的回歸結果沒有較大變動，具有較好的穩定性。從表4-1的第（3）列加入控制變量和地區固定效應后的較全面的回歸結果可以看到，交乘項Treatment×WTO的系數符號為負，且在1%水平上顯著，這意味著在控制其他影響因素不變的情況下，與對照組加工進口企業相比，一般進口企業的出口附加值率在中國加入WTO之后顯著降低了3.86個單位，即中間品貿易自由化顯著地減少了企業出口國內附加值率。這一結果初步支持了研究假設1。對控制變量的估計結果進行分析，可以得出：企業的規模越大，其出口國內附加值率越低，原因可能是當企業的規模越大時，其進出口規模越大，中間品貿易自由化后，中間品的進口增加，替代原有國內中間品，替代效應占支配地位，進而出口國內附加值較低；也可以從表中數據看出企業年齡與企業出口國內附加值率呈正相關關系，這可能是因為新興企業更加注重國際市場，進出口更為頻繁，而年齡更大的企業擁有自己的國內中間品供應鏈，出口的國內附加值率更高，因此企業年齡越小，國內附加值率越低；而資本密集度越小的企業具有較高的出口國內附加值，這可能是因為這類企業會更加重視設備更新和研發創新，從而有利于降低企業產品的生產成本；除此之外，虛擬變量enttype系數顯著為正，意味著當企業類型為國有企業時，其出口國內附加值率越高，這可能是因為國有企業的原材料中間品供應大多來自國內，因此出口產品的國內附加值率會較高。

為了穩健起見，表4-1第（4）-（6）列進一步報告了基于B-S倍差法模型的回歸結果。我們發現，核心解釋變量Tinput*WTO的估計系數均為負且通過1%水平的顯著性檢驗，這表明中間品關稅的減讓即中間品貿易自由化顯著降低了企業出口國內附加值率。具體而言，相對于加工進口企業而言，一般進口企業的出口國內附加值率在加入WTO之后顯著降低了0.09個單位。這再次支持了研究假設1，中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率存在抑制作用。此外，后三列各控制變量的系數符號、大小和顯著性水平與前三列結果相比大致沒有發生實質性變化，除了企業年齡與企業類型，在這種模型下不顯著，說明企業年齡與企業類型對國內附加值率的影響不穩定。

表4-1 基本估計結果

五、中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率的影響因素

（一）中間品貿易自由化與企業出口國內附加值率：地區最低工資如何影響

1．基準回歸

本文在（3-3）（3-4）式的基礎上，對數據進行回歸，加入控制變量以及固定效應的方法同表4-1，得出結果：三重交叉項（Treatment×WTO×wage）的估計系數為負且通過1%水平的顯著性檢驗，表明最低工資顯著促進了中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率的抑制作用，即初步印證了研究假設2。

表5-1 中間品貿易自由化、最低工資與企業出口國內附加值① 表5-1處理方法同表4-1，其他控制變量未具體列出。

2．動態效應檢驗

通過前文的倍差法模型估計得到，最低工資促進了中間品貿易自由化對國內附加值率的抑制作用，但這種影響只是各期的平均意義上的，因此也就難以反映最低工資強化此抑制作用是否存在時滯效應以及最低工資強化此抑制作用是否具有持續性，這是值得我們考究的問題。為了檢驗最低工資增強中間品貿易自由化對國內附加值率的抑制作用的動態影響，我們將基準倍差法模型（3-1）式擴展為如下形式：

其中，YRq為年度虛擬變量，其賦值方法為：在第q年YRq取值為1，其他年份取值為0。三重交叉項Treatmentt×WTOt×Wage×YRq的回歸系數λq衡量了在第q年，最低工資增強中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率抑制作用的動態影響。動態效應檢驗結果見表5-2。通過逐步回歸發現，三重交叉項Treatment×WTO×Wage×YRq的系數符號和顯著性均沒有發生實質性變化，都是顯著為負，具有較好的穩定性。接下來我們以第（3）列最為完整的回歸結果為例進行分析。從中可以看出，不同年份的四重交叉項均顯著為負，表明最低工資增強中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率抑制作用在隨后幾年一直持續，且這一效應逐年提升，直至2005年略微下降，呈現一個倒U型趨勢。

表5-2 動態效應檢驗結果① 表5-2中，第（1）列沒有加入企業層面控制變量和控制其他固定效應，第（2）列加入了企業層面控制變量但未控制其他固定效應，第（3）列在此基礎上加入了地區固定效應，其他控制變量結果與之前回歸一致，因此此處未詳細列出。

3．穩健性分析

本文研究得到的一個重要的結論是，中間品貿易自由化顯著提高了企業出口國內附加值率。為了保證這一結果的可靠性和穩定性，下面我們將從兩個方面進行穩健性檢驗。

（1）同趨勢性假設檢驗

本文主要采用倍差法來考察最低工資是否增強中間品貿易自由化對企業出口國內附加值抑制作用，但該方法的有效性還取決于同趨勢性假設是否得到滿足。所謂同趨勢性假設是指，在沒有外來政策干預的情況下，處理組與對照組的結果變量應沿著相同的軌跡變動。接下來我們對這一假設進行檢驗，具體的思路是，選取中國加入WTO之前的樣本（即2000-2001年），以2000年作為政策干預的年份并采用（3-1）式的基準倍差法模型重新進行估計。同趨勢性假設的檢驗結果報告在表5-3第一列，我們發現，倍差法估計量Treatment*WTO*Wage的估計系數并不顯著，這表明在入世沖擊發生之前，一般進口企業與加工進口企業的變動滿足同趨勢性假設。下面我們以2001-2002年的觀測值為樣本，且將2001年作為實際政策干預的年份，進而采用基準倍差法模型進行估計，結果報告在表5-3第二列。結果顯示，倍差法估計量Treatment*WTO*Wage的系數顯著為負，表明與加工進口企業相比，一般進口企業的最低工資增強中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率抑制作用在加入WTO之后確實得到了顯著的增強，反面印證了本文的樣本滿足同趨勢性假設。

表5-3 同趨勢性檢驗結果① 表5-3中，其他控制變量結果與之前回歸一致，因此此處未詳細列出。

（2）兩期倍差法估計

在前文的研究中，我們所構建的倍差法模型實際上是屬于多期倍差法，而多期倍差法往往存在序列相關問題，進而可能會高估倍差法估計量的顯著性水平。為了處理序列相關問題，這里我們構建兩期倍差法模型進行穩健性分析。具體的，我們將樣本期劃分為WTO之前階段（2000—2001）和WTO之后階段（2002—2006），在每一階段，對每一家企業的變量求算術平均值。

表5-4顯示了兩期倍差法的估計結果。與多期倍差法的回歸結果類似，倍差法估計量Treatment*WTO*Wage的系數顯著為負，再次表明最低工資確實增強了中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率抑制作用。

表5-4 兩期倍差法① 表5-4中，第（1）列沒有加入企業層面控制變量和控制其他固定效應，第（2）列加入了企業層面控制變量但未控制其他固定效應，第（3）列在此基礎上加入了地區固定效應，其他控制變量結果與之前回歸一致，因此此處未詳細列出。

（二）中間品貿易自由化與企業出口國內附加值率：企業異質性如何影響

1．企業生產率

表5-5前三列報告了對（3-5）式的估計，回歸方法同表4-1。結果顯示。三重交叉項（Treatment*WTO*productivity）的估計系數為負且通過1%水平的顯著性檢驗，表明企業生產率顯著促進了中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率的抑制作用。

表5-5 加入生產率的基本回歸結果② 表5-5中，第（1）（4）列沒有加入企業層面控制變量和控制其他固定效應，第（2）（5）列加入了企業層面控制變量但未控制其他固定效應，第（3）（6）列在此基礎上加入了地區固定效應，其他控制變量結果與之前回歸一致，因此此處未詳細列出。

（續表）

2．企業年齡

表5-6的三列報告了對（3-6）式的估計結果，回歸方法同表4-1。結果顯示，三重交叉項（Tinput*WTO*age）的估計系數為負且通過1%水平的顯著性檢驗，表明企業年齡越大，越能顯著促進中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率的抑制作用。

表5-6 加入企業年齡的基本估計結果① 表5-6中，第（1）列沒有加入企業層面控制變量和控制其他固定效應，第（2）列加入了企業層面控制變量但未控制其他固定效應，第（3）列在此基礎上加入了地區固定效應，其他控制變量結果與之前回歸一致，因此此處未詳細列出。

3．企業所有制

表5-7報告了中間品貿易自由化對不同所有制類型的企業的出口附加值率的影響。第一列可以看出，交乘項在1%的水平下顯著為負，也就是說，中間品貿易自由化使得國有企業的出口國內附加值率降低；第二列交乘項并不顯著，說明中間品貿易自由化對私營企業不存在影響；第三列表明，交乘項在1%的水平下顯著為負，即中間品貿易自由化使得外資企業的出口國內附加值率降低，符合我們的猜想。

表5-7 企業所有制基本估計結果① 表5-7中，其他控制變量結果與之前回歸一致，因此此處未詳細列出。并且三次回歸都固定了年份效應。

4．企業所在地區

從表5-8可以看出，第一列的交乘項系數在1%的水平下顯著為負，說明中間品貿易自由化對東部地區企業的出口國內附加值存在一個負向影響；2、3列的交乘項系數不顯著，說明中間品貿易自由化對中西部地區的企業影響不大。因為東部地區沿海，其企業的國際貿易參與度較高，受到中間品貿易自由化的影響也就越大。

表5-8 地區分析的基本回歸結果② 表5-8中，其他控制變量結果與之前回歸一致，因此此處未詳細列出。并且三次回歸都固定了年份效應。

5．企業的加工貿易方式

從表5-9可以看出，加入WTO后，加工貿易企業的國內附加值率是增加的，說明企業國內附加值率的原有趨勢是增加的，而一般貿易企業的國內附加值率是降低的，說明受到政策沖擊后，企業的出口國內附加值率是降低的，再一次印證了假設1。

表5-9 貿易方式的基本估計結果

六、中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率的影響機制

（一）國內附加值率影響機制分析

1．基于基準倍差法的分析

前文通過倍差法模型細致地考察了中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率的影響，發現中間品貿易自由化顯著降低了企業出口的國內附加值率，那么我們進一步考慮，中間品貿易自由化是從什么渠道影響企業附加值率的呢？為了更加深層次地研究中間品貿易自由化導致企業出口國內附加值率降低的原因，我們對其進行機制檢驗。

國內附加值率的含義為出口一單位產品中所包含的國內服務與商品總價值，也就是國內附加值與企業總出口額之比，那么中間品貿易自由化是怎么作用于國內附加值與企業總出口額進而最終影響國內附加值率的呢？帶著這個疑問，我們將國內附加值率拆分為國內附加值與總出口額兩部分，并按照模型（6-1）（6-2）分別進行回歸以考察其影響機制。

表6-1報告了中間品貿易自由化對企業加成率的影響機制檢驗結果。其中前3列是根據模型（6-1）對國內附加值的回歸結果，回歸方法同表4-1。同理，后3列是對總出口額的回歸結果。前3列與后3列的結果都未發生實質性變化，說明回歸結果較為穩定。重點關注兩重交叉項Treatment*WTO的系數，第1列與第4列、第2列與第5列、第3列與第6列的結果一一對應，取較為完整的第3列與第6列進行分析。可以看到，加入WTO后，企業的國內附加值增加38.98%，出口額增加47.23%，盡管企業出口國內附加值有所增長，但是企業總出口額的增長幅度超過了國內附加值的增長幅度，分母增長速度大于分子增長速度導致最終國內附加值率的降低。

2．基于B-S倍差法的分析

以上是基于基準倍差法的回歸結果，為了確保回歸結果的準確性，將treatment變量替換為tariff，基于模型（6-3）（6-4）回歸，回歸結果見表6-2。同樣，取第3列與第6列的結果進行比較，可以看出加入WTO后，企業的國內附加值增加1.71%，出口額增加1.93%，企業總出口額的增長幅度超過了國內附加值的增長幅度，最終國內附加值率降低。這說明，在加入WTO后，盡管企業的國內附加值有增加，但是出口總額增加得更快，國內附加值的增加幅度不夠，這與我國將出口作為貿易重點的氛圍有關，相比之下，對于國內所獲價值的重視程度不夠。

表6-1 對國內附加值基準回歸結果

表6-2 對總出口B-S回歸結果① 表6-2處理方法同表4-1，其他控制變量結果與之前回歸一致，因此此處未詳細列出。

（二）國內附加值影響機制分析

在前文國內附加值率的計算中提到，國內附加值主要由利潤、工資、資本、中間品投入四部分構成，為了深入研究中間品貿易自由化是從什么渠道對國內附加值進行影響的，本文將國內附加值分解為這四個部分，按照模型（6-5）進行回歸，并將Y依次替換為利潤、工資、資本、中間品投入，回歸結果見表6-3。

表6-3是基于B-S倍差法控制了其他變量與地區固定效應后的回歸結果，重點關注兩重交叉項的系數，可以看出，在加入WTO后，企業利潤增加了3.7%，資本減少了2.8%，中間品投入增加了1.7%，而對企業工資沒有影響。這說明中間品貿易自由化通過增加企業利潤與中間品投入、減少資本來增加企業國內附加值。首先，中間品貿易自由化使得企業進口中間品增加，中間品投入增加，而進口的原材料與中間品的質量普遍比國內好，提高了最終產品的市場競爭力，因此增加了企業利潤。而企業將大部分資金用于中間品的投入，資本投入有所減少，但是減少幅度沒有利潤的增加幅度大，最終企業出口附加值增加。

表6-3 國內附加值分解B-S回歸結果

（三）最低工資、中間品貿易自由化與國內附加值率機制分析

前文得出結論，最低工資會促進中間品貿易自由化對國內附加值率的抑制作用，那么這種促進作用具體是通過什么渠道發生作用的呢？為了更深入地對其影響機制進行研究，本文將國內附加值率分解為國內附加值與總出口額進行回歸，通過分析其結果得出結論。

表6-4報告了最低工資促進作用的機制檢驗結果，處理方法同表4-1。取較為完整的第3列與第6列進行分析。前文得出，加入WTO后，企業的國內附加值與出口額同時都增加，第3列與第6列的三項交乘系數都為正，說明最低工資對國內附加值和總出口額的增加都有促進作用，但是第3列的系數小于第6列，說明最低工資對總出口額的促進作用大于對國內附加值的促進作用，分母增長更快。因此，最低工資會促進中間品貿易自由化對國內附加值率的抑制作用，并且，這種促進作用是通過同時促進國內附加值與總出口額的增長實現的。

表6-4 最低工資、中間品貿易自由化與國內附加值率機制分析結果① 表6-4處理方法同6-1，其他控制變量未具體列出。

續表

七、結論

本文以2001年中國加入WTO后關稅大幅下降為研究背景，實證考察了中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率的影響，研究發現中間品貿易自由化降低了企業出口國內附加值率，同時我們對這一結論進行了穩健性檢驗，得出結論是穩健的。本文還研究了最低工資與中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率的影響之間的關系，根據研究結果得出，最低工資越高，中間品貿易自由化對企業出口國內附加值率的影響越大。

對于企業異質性而言，中間品貿易自由化對不同企業的國內附加值率的影響不同。生產率較高的企業，中間品貿易自由化對其出口國內附加值率抑制作用越大。企業年齡越大，中間品貿易自由化對其出口國內附加值率抑制作用也越大。對于國有企業而言，中間品貿易自由化會降低其國內附加值率；對于外資企業而言，其本身的國際貿易程度就較高，大多原材料及中間品都來自進口，中間品貿易自由化后，原材料的進口替代效應增強，企業出口國內附加值率也會降低。對于私營企業而言，中間品的貿易自由化對其影響一方面來源于替代原有國內原材料，國內附加值率降低，另一方面，原本就來自進口的原材料及中間品價格下降，國內附加值率增加，兩方面的作用抵消，從而不會對私營企業造成影響。對于不同地區企業，因為東部地區沿海，其企業的國際貿易參與度較高，受到中間品貿易自由化的影響也就越大。在加入WTO后，加工貿易企業的國內附加值率是增加的，說明企業國內附加值率的原有趨勢是增加的，而一般貿易企業的國內附加值率是降低的，說明受到政策沖擊后，企業的出口國內附加值率是降低的。根據以上的結論，本文給出以下幾點政策建議。

第一，中國在加入WTO以后的出口量與出口額劇增，積極地參與全球分工，這不僅帶動了中國的就業，也使中國在參與全球貿易的過程中使生產流程專業化，達到規模經濟，提高了中國企業的生產率，并且在參與全球貿易的過程中獲得技術外溢帶來的好處。中間品貿易自由化與中國不斷提升自己的經濟實力是相輔相成的，因此，在反貿易全球化盛行的當今世界，應該繼續深化中國的貿易體制改革，積極踐行貿易全球化，積極與世界其他國家和地區進行貿易自由化談判，簽訂自由貿易協定以降低企業的出口成本，從而促進企業的出口參與。

第二，盡管在加入世界貿易組織后，我國的進出口量劇增，但是在排除原有趨勢的影響后，我國企業的出口國內附加值率是呈現一個下降的趨勢，這充分反映了我國在參與國際貿易的過程中更多的把重心放在量的提升上，而不是出口產品真正給國內帶來的價值上。在中國加入世界貿易組織后，按照世界貿易組織的一系列政策規定，我國實施了一系列的舉措，關稅大幅下降并且限制出口補貼，這一系列的政策帶來貿易創造效應的同時也帶來了貿易轉移效應，貿易轉移效應帶來的價格下降等弊端覆蓋了貿易創造效應帶來的出口增加的利益，使得我國出口國內附加值率降低。這一現象也解釋了我國以較低的價格大量出口導致的反傾銷現象。特別是在如今各國把反傾銷的劍頭對準中國，將中國排除在市場經濟國家之外，以第三世界國家的出口價格標準來衡量中國的出口，在反傾銷盛行與我國出口國內附加值率降低的背景下，我國可以適當地提高出口價格，設定利潤相對于成本的最低比例，以減少傾銷質疑并且提高國內附加值率，以提高利潤的方式增加國內價值。對于中國的制造業企業而言，出口國內附加值率的提升相較于僅擴張企業的出口規模更有意義。

第三，中國加入世界貿易組織后國內附加值率的降低一方面是由于中國出口的商品大多是技術含量較低的產品，同質化程度較高，需求價格彈性較高，因此在參與國際貿易后不能依靠產品的差異化獲取國際市場，而是靠價格競爭占據市場份額，比如富士康這一類企業出口的產品大多都是低價且技術含量不高的商品，這就導致了國內附加值的降低。那么，要提高我國出口質量，創造更大的國內價值，我國應該加大出口商品的技術含量，依靠差異化和技術獲取市場。我國應該加大創新力度，鼓勵企業進行科技創新，比如：加大企業研發費用資本化的比例，放寬研發費用資本化的條件，使得研發費用成為企業資產并能減少部分稅負，企業更愿意將資金用于技術研發，提高產品的技術含量。

第四，前文得出結論，最低工資促進了中間品貿易自由化對出口國內附加值的抑制作用，也就是說，在最低工資標準越高的地區，中間品貿易自由化導致的國內附加值率下降的程度越大。一方面，對于一個地區來說，最低工資標準是可以用來衡量地區經濟發展狀況的一個指標，最低工資標準越高，說明該地區的經濟發展狀況越好，企業的競爭力越強，從而占有更大的市場份額，獲得更高的利潤，企業出口國內附加值也越高。因此，最低工資標準越高的地區，中間品貿易自由化對其企業出口國內附加值率的影響越大，也就是說最低工資標準會加強該影響。另一方面，最低工資標準體現的是一個地區底層勞動力成本，國內附加值由國內材料成本、勞動力成本、資本成本以及利潤構成，勞動力成本高的地區反而國內附加值率越低，這一定程度上說明了國內材料成本的降低：放開貿易后，大量的進口原材料及中間品替代了國內的原材料與中間品，吞噬了一部分國內附加值。因此，為了提高出口帶來的國內價值，我國應當適當限制原材料及中間品的進口，對于國內稀缺的原材料不需要進行限制，而對于國內富有并且競爭較激烈的原材料及中間品的進口適當加以限制，設立適度的進口配額，以減緩參與世界貿易帶來的中間品貿易自由化的替代效應的沖擊。