進(jìn)口競爭與中國企業(yè)加成率：來自中國制造業(yè)的證據(jù)

黃羽

內(nèi)容摘要：本文選取1999-2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫及WITS數(shù)據(jù)庫ISICRev3分類的4分位進(jìn)口數(shù)據(jù)，使用并拓展了Hall（1988）和Domowitz et al.（1988）的模型框架，考察了進(jìn)口競爭對中國制造業(yè)企業(yè)加成率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，進(jìn)口競爭可以顯著降低國內(nèi)企業(yè)的加成率，當(dāng)進(jìn)口競爭程度在當(dāng)前基礎(chǔ)上增加10%，企業(yè)的加成率將降低3.42%。進(jìn)一步回歸結(jié)果顯示，具有較高出口強(qiáng)度和賦稅強(qiáng)度的企業(yè)對進(jìn)口競爭造成的加成率下降具有較高的緩解作用，但進(jìn)口競爭總體上仍然降低了國內(nèi)企業(yè)的加成率。

關(guān)鍵詞：進(jìn)口競爭 價(jià)格-邊際成本加成 貿(mào)易利得 制造業(yè)

近年來國際經(jīng)濟(jì)的連續(xù)波動使政府和學(xué)者意識到過度依賴出口貿(mào)易的局限性，而怎樣認(rèn)識進(jìn)口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的作用及其為國內(nèi)消費(fèi)者和廠商帶來的貿(mào)易利得將更具現(xiàn)實(shí)意義。

傳統(tǒng)貿(mào)易理論主要將貿(mào)易利得的源泉?dú)w于分工和交換。壟斷競爭模型的發(fā)展讓學(xué)者們發(fā)現(xiàn)了更多的貿(mào)易利得的來源：一是源于進(jìn)口種類的增長，二是源于規(guī)模效應(yīng)導(dǎo)致的效率提升，三是源于進(jìn)口競爭效應(yīng)導(dǎo)致的企業(yè)加成率下降。前兩者已有較多成果（Broda and Weinstein，2006；陳勇兵等，2011；Melitz，2003；Trefler，2004等），而由進(jìn)口競爭導(dǎo)致企業(yè)價(jià)格-邊際成本加成（price-marginal-cost markups，下文將價(jià)格與邊際成本的比率簡稱為加成率）下降這一貿(mào)易利得新來源已在許多國家得到驗(yàn)證（Feenstra and Weinstain，2010），但在中國幾乎仍為空白。而僅有的研究（錢學(xué)鋒，2016）雖然回歸結(jié)果顯著，但因進(jìn)口競爭帶來的加成率降低程度十分有限。本文擬基于Hall（1988）及Domowitz et al.（1988）的思路模型框架對進(jìn)口競爭對中國企業(yè)加成率的影響進(jìn)行檢驗(yàn)，并為該問題的研究提供一個(gè)新的研究思路，而這也是本文的主要貢獻(xiàn)。

模型與數(shù)據(jù)

（一）模型與方法

Hall（1988）就價(jià)格和邊際成本之間的關(guān)系進(jìn)行了具有開創(chuàng)性的討論，Domowitz et al.（1988）進(jìn)一步將原材料引入模型。具體方法為：首先假定形式的生產(chǎn)函數(shù)，在規(guī)模報(bào)酬不變的條件下，通過差分取對數(shù)等步驟可以轉(zhuǎn)換為索羅余值的形式（可參考Abraham et al.，2009等）：

（1）

其中q、k、l、m分別為企業(yè)的產(chǎn)出，資本存量、勞動投入和中間投入，其βit=1-1/μit。當(dāng)市場非完全競爭時(shí)，廠商利潤最大化的一階條件可以導(dǎo)出 （Loecker and Warzynski，2012），其中μit=1/（1-βit）即為企業(yè)的加成率。許多經(jīng)驗(yàn)研究（Konings et al.，2001；盛丹，2013等）通過該式估計(jì)加成率。本文接著借鑒Abraham et al.（2009）、羅長遠(yuǎn)（2015）等方法，在（1）式中引入勞動力變量和中國面臨的進(jìn)口競爭變量（IC）與△q的交互項(xiàng)：

（2）

其中，j 表示行業(yè)。由估計(jì)得到的系數(shù)βit和γit可以計(jì)算出企業(yè)的加成率： 。如果γit顯著為負(fù)，則意味進(jìn)口競爭降低了中國企業(yè)的加成率，且絕對值越大，加成率降幅越大。接著，在（2）式基礎(chǔ)上進(jìn)一步引入了企業(yè)異質(zhì)性變量EH與IC·△q的乘積項(xiàng)來反映不同類型企業(yè)所受影響的大?。?/p>

（3）

相應(yīng)地，。如果γit顯著為負(fù)，意味著來自中國的進(jìn)口削弱了企業(yè)的加成率。進(jìn)一步，如果δit顯著為正（負(fù)），則表示具有EHit特征的企業(yè)，其加成率被削弱的程度要低（高）一些。本文先按（2）和（3）式進(jìn)行回歸，接著采用Roeger（1995）、Konings et al.（2005）等構(gòu)建對偶索羅余值方程的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，通過將原始索羅余值方程和對偶索羅余值方程相減可得：

（4）

Sales為銷售額，wage為工資總額，M為中間投入。此時(shí)原式中的生產(chǎn)率項(xiàng)被消除，可以巧妙地避開生產(chǎn)率對內(nèi)生性的影響。記（4）式左邊為△y，右邊為△x，結(jié)果見表1所示。

（二）數(shù)據(jù)處理與說明

本文使用的原始數(shù)據(jù)主要來源于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫（1999-2007）和世界銀行WITS數(shù)據(jù)庫（1999-2007）的匹配數(shù)據(jù)，按照國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類（GB/T 4754-2002）和ISIC Rev3分類進(jìn)行匹配，接著采用謝千里（2008）的標(biāo)準(zhǔn)剔除程序?qū)颖具M(jìn)行篩選。最后考慮到核心變量進(jìn)口競爭的內(nèi)生性問題，采用其一階滯后變量進(jìn)行回歸。此外Kit、wageit、Mit、Lit、Qit等均來自工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。αLit 和αMit分別為勞動報(bào)酬、中間材料與總銷售額之比， 表示其議價(jià)能力，為索羅余值。

本文將進(jìn)口競爭ICjt定義為二位數(shù)行業(yè)j進(jìn)口額與總產(chǎn)出的比值（），而在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中將其定義為進(jìn)口滲透率IPjt（）。接著本文參考相關(guān)研究選取了以下反映企業(yè)異質(zhì)性的變量：一是市場勢力（MPit），即總銷售與四位數(shù)行業(yè)總產(chǎn)出之比，二是補(bǔ)貼強(qiáng)度（Subsidyit），即政府補(bǔ)貼與企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值之比，三是出口強(qiáng)度（EIit），即出口交貨值與增加值之比，四是稅收強(qiáng)度（Taxit），即總稅收與企業(yè)工業(yè)增加值之比。最后，由于模型中Δq 與Δa 系數(shù)之和恒為1，本文的回歸均采用限制條件下的OLS回歸進(jìn)行估計(jì)，并在所有回歸中加入年份、地區(qū)及行業(yè)的虛擬變量組以控制宏觀經(jīng)濟(jì)波動、地區(qū)特征及行業(yè)特征的影響。

計(jì)量結(jié)果分析

本文對（2）式和（3）式分別進(jìn)行了總體、分企業(yè)所有制、分行業(yè)特征和分地區(qū)的回歸，由于篇幅所限不再展開，但總體結(jié)論一致（讀者可向作者索?。?。表1報(bào)告了本文結(jié)果，模型（1）-（4）為（2）式回歸結(jié)果，模型（5）為（3）式回歸結(jié)果，模型（6）-（7）為（4）式穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，MP、Subsidy、EI和Tax表示各自與IC·△q的乘積。結(jié)果顯示，進(jìn)口競爭IC·△q的系數(shù)在所有模型中顯著為負(fù)，正符合本文預(yù)期，即進(jìn)口競爭顯著降低了中國企業(yè)的加成率。以模型（1）為例，根據(jù)可以計(jì)算出總體層面的價(jià)格-邊際成本加成率為1.17。在此基礎(chǔ)上，當(dāng)進(jìn)口競爭程度在總體樣本平均水平（IC=0.911）的基礎(chǔ)上，向上偏離10%時(shí)，企業(yè)總體加成率將變?yōu)?.13，企業(yè)的加成率降低了3.42%。與現(xiàn)有研究（錢學(xué)鋒，2016等）相比，本文測得加成率降幅十分顯著。其余系數(shù)結(jié)果基本符合預(yù)期：△q、△k和TFP的提升顯著提高了索洛剩余。與現(xiàn)有研究不同的是，勞動力要價(jià)能力（BAR）系數(shù)為負(fù)，可能是由于勞動要素一直是中國制造業(yè)的重要比較優(yōu)勢，勞動力要價(jià)能力提升意味著生產(chǎn)成本的提升，從而影響產(chǎn)出。模型（2）-（4）分所有制的結(jié)果顯示：國有企業(yè)、港澳臺及外資企業(yè)和私營企業(yè)IC系數(shù)均顯著為負(fù)且絕對值依次降低，說明進(jìn)口競爭導(dǎo)致其加成率的降幅依次減少。可能的原因在于，私營企業(yè)本就處于激烈的國內(nèi)市場競爭環(huán)境中，進(jìn)口競爭對其產(chǎn)生的沖擊反而較??；而國有企業(yè)長期受到政府政策性的影響與支持，面臨的國內(nèi)競爭相對較小，因而進(jìn)口競爭對其沖擊較大；而港澳臺及外資企業(yè)則介于兩者之間。其余系數(shù)的回歸結(jié)果均和基準(zhǔn)回歸基本一致。

因篇幅所限，進(jìn)一步回歸僅報(bào)告總體層面結(jié)果（5），可見IC系數(shù)顯著為負(fù)，根據(jù)，算得總體層面的加成率為1.23。若此時(shí)企業(yè)面臨的進(jìn)口競爭程度上升10%，那么加成率降為1.16，降幅5.7%，進(jìn)一步證實(shí)了前文結(jié)論。此外，Mp、EI、Subsidy和Tax的系數(shù)均顯著為正，說明具有這四類特征能夠緩解進(jìn)口競爭的沖擊，減少企業(yè)加成率的下降，只是補(bǔ)貼的顯著性水平較低，仍需進(jìn)一步檢驗(yàn)。

穩(wěn)健性回歸結(jié)果顯示，IC/IP·△q系數(shù)均顯著為負(fù)，由模型（6）可算得加成率為1.120，當(dāng)進(jìn)口競爭程度在此基礎(chǔ)上提升10%時(shí)，加成率將降為1.112，降幅0.71%，再次印證了前文結(jié)論。引入EH變量的回歸結(jié)果顯示，出口與賦稅的增加可以顯著緩解加成率的下降，而市場勢力和補(bǔ)貼的系數(shù)則不顯著，與前文結(jié)論基本一致。然而，這些系數(shù)不顯著也就無法計(jì)算企業(yè)加成率，但并不影響進(jìn)口競爭能夠顯著降低企業(yè)加成率的結(jié)論，因?yàn)镮C/IP·△q的系數(shù)均顯著為負(fù)。綜上，本文的主要結(jié)論是穩(wěn)健的。

結(jié)論與政策建議

本文結(jié)果顯示，進(jìn)口競爭顯著降低了中國企業(yè)的加成率，當(dāng)進(jìn)口競爭在當(dāng)前程度上增加10%時(shí)，國內(nèi)廠商的加成率將會降低3.42%。進(jìn)一步回歸結(jié)果顯示，進(jìn)口競爭在整體上雖降低了國內(nèi)廠商的加成率，但具有較高出口強(qiáng)度和賦稅強(qiáng)度的企業(yè)能顯著緩解加成率的下降。

本文主要的政策含義在于：隨著貿(mào)易自由化的深入，進(jìn)口給國內(nèi)市場帶來的競爭正在源源不斷地帶來貿(mào)易利得。我國可進(jìn)一步推動進(jìn)口貿(mào)易自由化，以改善國內(nèi)廠商市場勢力水平，提高市場效率。此外，進(jìn)口競爭導(dǎo)致的加成率降幅在國有企業(yè)等競爭程度較低的情況下尤為顯著，表明政府仍需大力推進(jìn)國內(nèi)的市場化改革，加強(qiáng)對壟斷性行業(yè)管制，提升市場效率。

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