進(jìn)口關(guān)稅與企業(yè)成本加成

徐保昌+周升起+張然

摘 要 進(jìn)口關(guān)稅如何影響企業(yè)成本加成問題關(guān)系到中國貿(mào)易自由化的推進(jìn)和制造業(yè)強(qiáng)國目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)能否有效兼顧。本文以中國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)為研究樣本，在對(duì)中國制造業(yè)進(jìn)口關(guān)稅和企業(yè)成本加成分別進(jìn)行測算的基礎(chǔ)上，實(shí)證檢驗(yàn)進(jìn)口關(guān)稅對(duì)企業(yè)成本加成的影響。研究結(jié)果顯示：（1）進(jìn)口關(guān)稅提升促進(jìn)了企業(yè)成本加成的提高；（2）相較于國有企業(yè)，進(jìn)口關(guān)稅提升更有助于非國有企業(yè)成本加成的提高。進(jìn)一步采用工具變量法以及進(jìn)口關(guān)稅替代變量方法進(jìn)行的穩(wěn)健性檢驗(yàn)證明研究結(jié)論是穩(wěn)健的。研究表明在降低進(jìn)口關(guān)稅提升貿(mào)易自由化程度的同時(shí)，如何降低進(jìn)口關(guān)稅削減對(duì)制造業(yè)企業(yè)成本加成提升的抑制作用是現(xiàn)階段亟待解決的問題。

關(guān)鍵詞 進(jìn)口關(guān)稅 企業(yè)成本加成 制造業(yè)

一、 引言

進(jìn)口關(guān)稅是各國政府普遍采用的一項(xiàng)產(chǎn)業(yè)政策，隨著中國嵌入全球產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈程度的提升，推進(jìn)中國進(jìn)口關(guān)稅的逐步降低已然成為事實(shí)。作為貿(mào)易自由化提升的基本特征，進(jìn)口關(guān)稅的降低可有效改善本國要素市場的資源配置效率，同時(shí)，進(jìn)口關(guān)稅的降低也可能存在促進(jìn)競爭效應(yīng)，導(dǎo)致本國企業(yè)受到外部企業(yè)沖擊?，F(xiàn)階段是推進(jìn)《中國制造2025》中制造業(yè)強(qiáng)國目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的關(guān)鍵時(shí)期，而企業(yè)成本加成反映了企業(yè)市場勢力（錢學(xué)鋒和范冬梅， 2015； 祝樹金和張鵬輝， 2015），是企業(yè)動(dòng)態(tài)競爭能力的重要標(biāo)志之一（任曙明和張靜， 2013； 毛其淋和許家云， 2016），促進(jìn)企業(yè)成本加成提升是確保制造業(yè)強(qiáng)國目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的有力保障。與此同時(shí)，國有企業(yè)作為政府的寵兒，普遍認(rèn)為其獲取了更多的政府政策扶持，那么，面對(duì)進(jìn)口關(guān)稅這一本土市場所有企業(yè)均可獲得的產(chǎn)業(yè)政策，國有企業(yè)成本加成的反應(yīng)又是否與非國有企業(yè)存在差異呢？無疑，厘清進(jìn)口關(guān)稅對(duì)企業(yè)成本加成的影響可以為貿(mào)易自由化推進(jìn)與中國制造業(yè)強(qiáng)國目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的有效兼顧提供啟示。

現(xiàn)有文獻(xiàn)中有關(guān)進(jìn)口關(guān)稅對(duì)企業(yè)成本加成影響的研究大體可以劃分為以下兩種相互對(duì)立的觀點(diǎn)：一是以Hoekman等（2001）、Tybout（2003）等為代表的多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，進(jìn)口關(guān)稅提升促進(jìn)了企業(yè)成本加成提升；二是以Konings等（2005）為代表的部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，進(jìn)口關(guān)稅提升阻礙了企業(yè)成本加成提升。進(jìn)口關(guān)稅提升促進(jìn)企業(yè)成本加成提高的相關(guān)文獻(xiàn)中，Hoekman等（2001）分析了市場進(jìn)入規(guī)制對(duì)國內(nèi)行業(yè)成本加成的影響，研究發(fā)現(xiàn)，小國情形下，進(jìn)口關(guān)稅降低將導(dǎo)致外部企業(yè)更可能進(jìn)入本國市場進(jìn)行銷售，進(jìn)口關(guān)稅降低帶來的促進(jìn)競爭效應(yīng)對(duì)行業(yè)成本加成構(gòu)成了負(fù)面影響。相類似的，Tybout（2003）在對(duì)完全競爭市場假設(shè)進(jìn)行放松的前提下，以墨西哥、哥倫比亞、智利和摩納哥四個(gè)國家的企業(yè)層面數(shù)據(jù)為樣本的研究表明，進(jìn)口競爭行為抑制了本國企業(yè)成本加成提升。后續(xù)研究中，Boulhol等（2006）以1988-2003年英國制造業(yè)部門為研究樣本進(jìn)行的實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，進(jìn)口來自發(fā)展中國家的產(chǎn)品顯著降低了本地企業(yè)成本加成。接下來，Melitz和Ottaviano（2008）在構(gòu)建一個(gè)異質(zhì)性企業(yè)的壟斷競爭模型基礎(chǔ)上，將企業(yè)成本加成內(nèi)生化，探討了不同貿(mào)易自由化政策的影響，研究發(fā)現(xiàn)，進(jìn)口競爭往往不利于企業(yè)成本加成的提升。

另外，Wu（2009）以13個(gè)OECD國家為研究樣本，研究了產(chǎn)業(yè)自然進(jìn)入壁壘和本國市場進(jìn)入規(guī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)成本加成的影響，研究結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)自然進(jìn)入壁壘和本國市場進(jìn)入規(guī)制強(qiáng)度越高，產(chǎn)業(yè)成本加成率也相應(yīng)越高，并且，高市場進(jìn)入規(guī)制國家中的高產(chǎn)業(yè)自然進(jìn)入壁壘產(chǎn)業(yè)的成本加成也更高。Feenstra和Weinstein（2010）則以1992-2005年美國市場數(shù)據(jù)為研究樣本，實(shí)證研究了全球化對(duì)企業(yè)成本加成的影響，研究結(jié)果顯示，進(jìn)口滲透率的提升顯著降低了美國企業(yè)成本加成，即美國市場上進(jìn)口份額的增加將導(dǎo)致企業(yè)成本加成的降低，這也在一定程度上進(jìn)一步證明貿(mào)易自由化通過促進(jìn)競爭效應(yīng)提升了美國國內(nèi)企業(yè)面臨的競爭，而這一系列影響因素均顯著導(dǎo)致美國企業(yè)成本加成的進(jìn)一步降低。與上述研究思路不同，Chen等（2009）考慮了以進(jìn)口關(guān)稅為代表的貿(mào)易自由化影響的時(shí)間差異，通過以 1989-1999年歐盟制造業(yè)數(shù)據(jù)為研究樣本，他們發(fā)現(xiàn)，短期內(nèi)貿(mào)易自由化降低了企業(yè)的成本加成，而長期內(nèi)貿(mào)易自由化對(duì)企業(yè)成本加成的降低效應(yīng)較為模糊。

進(jìn)口關(guān)稅提升阻礙了企業(yè)成本加成提升的相關(guān)文獻(xiàn)中，Konings等（2005）以1701家保加利亞制造業(yè)企業(yè)和2047家羅馬尼亞制造業(yè)企業(yè)為研究樣本，檢驗(yàn)進(jìn)口滲透率對(duì)企業(yè)成本加成的影響，發(fā)現(xiàn)當(dāng)產(chǎn)品市場集中度較高時(shí)，進(jìn)口滲透阻礙了企業(yè)成本加成的提升，當(dāng)產(chǎn)品市場競爭較為激烈時(shí)，進(jìn)口滲透促進(jìn)了企業(yè)成本加成的提升，顯然，得出這些結(jié)論的依據(jù)更多在于進(jìn)口滲透對(duì)企業(yè)競爭的影響，通過影響企業(yè)競爭倒逼了企業(yè)努力降低成本從而獲得較高的企業(yè)成本加成。

由上述進(jìn)口關(guān)稅對(duì)企業(yè)成本加成的相關(guān)研究可以發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)研究者研究認(rèn)為進(jìn)口關(guān)稅降低更多將導(dǎo)致促進(jìn)競爭效應(yīng)，他們均認(rèn)為，進(jìn)口關(guān)稅的降低加劇了本地市場的競爭強(qiáng)度，導(dǎo)致本地企業(yè)面臨的競爭程度加劇，對(duì)企業(yè)成本加成造成了負(fù)面影響，最終導(dǎo)致企業(yè)在日趨激烈的競爭中被迫降低成本加成率。與上述文獻(xiàn)研究有所不同，以中國制造業(yè)企業(yè)為研究樣本，本文在對(duì)中國制造業(yè)進(jìn)口關(guān)稅和企業(yè)成本加成進(jìn)行測算的基礎(chǔ)上，實(shí)證檢驗(yàn)進(jìn)口關(guān)稅提升對(duì)企業(yè)成本加成的影響，本文研究可以為貿(mào)易自由化推進(jìn)和中國制造業(yè)強(qiáng)國目標(biāo)實(shí)現(xiàn)兩者能否有效兼顧提供一些有益的啟示。

本文余下部分安排如下：第二部分特征性事實(shí)與研究假設(shè)，第三部分為模型設(shè)定、變量設(shè)定與數(shù)據(jù)處理，第四部分為實(shí)證檢驗(yàn)，第五部分為研究結(jié)論。

二、特征性事實(shí)與研究假設(shè)

（一）特征性事實(shí)

本文采用與毛其淋和盛斌（2014）、Lu和Yu（2015）等一致的關(guān)稅測算方法，對(duì)中國制造業(yè)分行業(yè)關(guān)稅水平進(jìn)行了測算。圖1顯示了1999-2005年中國制造業(yè)進(jìn)口關(guān)稅均值的演變趨勢。由圖1容易發(fā)現(xiàn)，中國制造業(yè)進(jìn)口關(guān)稅的均值呈整體下降的趨勢，且樣本期間進(jìn)口關(guān)稅降低幅度呈現(xiàn) “先小后大再小”的整體特征，這一趨勢與現(xiàn)有研究中中國制造業(yè)行業(yè)進(jìn)口關(guān)稅的演變趨勢是相符的。endprint

進(jìn)一步分析樣本期間中國制造業(yè)進(jìn)口關(guān)稅均值的演變路徑，可以發(fā)現(xiàn)，自1999年開始，中國制造業(yè)進(jìn)口關(guān)稅均值呈現(xiàn)一個(gè)持續(xù)降低的總體趨勢，至2005年結(jié)束，中國制造業(yè)進(jìn)口關(guān)稅總體已經(jīng)下降到一個(gè)相對(duì)較低的水平。具體分析其中的變化細(xì)節(jié)容易發(fā)現(xiàn)，1999-2000年中國制造業(yè)進(jìn)口關(guān)稅水平基本保持一個(gè)小幅度降低的趨勢，這一時(shí)期中國制造業(yè)進(jìn)口關(guān)稅水平較為穩(wěn)定。進(jìn)入2001年以后，為與中國加入WTO進(jìn)行的雙邊談判相互配合，這一期間內(nèi)中國制造業(yè)進(jìn)口關(guān)稅下降幅度增大。隨著2001年11月中國正式成為WTO會(huì)員國，為了積極履行中國加入WTO時(shí)所簽訂的減稅承諾并逐步滿足WTO對(duì)成員國進(jìn)口關(guān)稅的相關(guān)要求，2002年中國制造業(yè)進(jìn)口關(guān)稅水平有一個(gè)較大幅度的下降。由圖1可以看到，中國制造業(yè)進(jìn)口關(guān)稅稅率由2001年的約17%降低到2002年的約13%，此后中國制造業(yè)進(jìn)口關(guān)稅穩(wěn)步降低，至2005年已然下降到10%以下，這均表明中國“入世”承諾已然得到較好的履行。

（二）研究假設(shè)

進(jìn)口關(guān)稅對(duì)企業(yè)成本加成的影響可以劃為以下兩個(gè)方面：一方面，進(jìn)口關(guān)稅通過降低促進(jìn)競爭效應(yīng)來促進(jìn)企業(yè)成本加成提升。首先，進(jìn)口關(guān)稅的提升將有助于降低外部企業(yè)進(jìn)入本國市場的比率，有助于緩解本國企業(yè)所面臨的外部競爭壓力，從而促進(jìn)了本國企業(yè)成本加成的提升。容易理解，當(dāng)本國進(jìn)口關(guān)稅提升時(shí)，這將使得原本可能在本國市場銷售的外部企業(yè)因此難以進(jìn)入本國市場進(jìn)行銷售，也因此降低了本國企業(yè)所面臨的市場競爭強(qiáng)度，這一情形下，將不存在因?yàn)榧ち业氖袌龈偁幎档彤a(chǎn)品價(jià)格的必要性，最終企業(yè)成本加成得到提升。其次，進(jìn)口關(guān)稅還可能導(dǎo)致外部企業(yè)進(jìn)入本國市場的成本增加，本國企業(yè)受到的外部企業(yè)的沖擊因此降低，這將有助于促進(jìn)本國企業(yè)成本加成提升。普遍認(rèn)為，進(jìn)口產(chǎn)品關(guān)稅的提升相當(dāng)于政府為本國企業(yè)提供了保護(hù)性貿(mào)易壁壘，隨著進(jìn)口關(guān)稅的提升，外部企業(yè)的產(chǎn)品進(jìn)入本國市場后其單位產(chǎn)品的成本將隨之上升，進(jìn)口產(chǎn)品關(guān)稅提高了進(jìn)入本國市場的外部企業(yè)產(chǎn)品價(jià)格，這將顯著降低本國企業(yè)所面臨的來自外部企業(yè)的競爭強(qiáng)度，在這一情形下，本國企業(yè)將擁有更強(qiáng)的能力來與外部企業(yè)進(jìn)行競爭，本國企業(yè)的市場勢力得以提升，企業(yè)成本加成也因此隨之提高。毋庸置疑，進(jìn)口關(guān)稅提升可以通過降低外部企業(yè)進(jìn)入本國市場的比率和增加外部企業(yè)的進(jìn)入成本兩個(gè)途徑顯著降低本地企業(yè)所面臨的市場競爭強(qiáng)度，這一情形下，本國內(nèi)部企業(yè)將不再被迫降低企業(yè)成本加成來迎接來自外部企業(yè)的激烈競爭，本國企業(yè)將擁有更強(qiáng)的市場勢力，本國企業(yè)成本加成隨之得到提升。

另一方面，進(jìn)口關(guān)稅提升將導(dǎo)致要素資源配置效率降低抑制企業(yè)成本加成提升。無疑，進(jìn)口關(guān)稅提升通過對(duì)資源優(yōu)化配置程度的抑制作用將對(duì)本國企業(yè)成本加成產(chǎn)生負(fù)面影響。大量研究均認(rèn)為，相較于一體化的市場，由進(jìn)口關(guān)稅等貿(mào)易壁壘導(dǎo)致分割的市場內(nèi)資源配置效率更低，當(dāng)進(jìn)口關(guān)稅提升時(shí)，本國市場的資源優(yōu)化配置效率也將因此降低，此時(shí)，本國企業(yè)難以獲取質(zhì)優(yōu)價(jià)廉的非本國生產(chǎn)要素，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)產(chǎn)品成本上升。容易理解，隨著本國進(jìn)口關(guān)稅的提升，本國企業(yè)產(chǎn)品銷售價(jià)格不變的情形下，進(jìn)口關(guān)稅提升將抑制本國市場的資源配置效率提升，提升本國企業(yè)生產(chǎn)成本，對(duì)本國企業(yè)成本加成產(chǎn)生負(fù)面作用。同時(shí)需要注意的是，雖然進(jìn)口關(guān)稅的提升將降低本地資源優(yōu)化配置效率，導(dǎo)致企業(yè)成本加成降低，但是在國內(nèi)市場存在一定市場分割的情形下，這一抑制作用往往較為有限，因而，進(jìn)口關(guān)稅提升的資源優(yōu)化配置效應(yīng)可能并不顯著，當(dāng)這一進(jìn)口關(guān)稅的負(fù)面效應(yīng)與進(jìn)口關(guān)稅提升導(dǎo)致的正面效應(yīng)相比較時(shí)，這一效應(yīng)將很可能將變得更加不顯著。因此，進(jìn)口關(guān)稅的提升將促進(jìn)企業(yè)成本加成的提高。據(jù)此，本文得到以下研究假定：

研究假定1：進(jìn)口關(guān)稅提升促進(jìn)了企業(yè)成本加成的提高。

國有企業(yè)作為政府的寵兒，各級(jí)政府均傾向給予本國國有企業(yè)更多的政策扶持，而進(jìn)口關(guān)稅作為本土市場所有企業(yè)均可獲得的一項(xiàng)產(chǎn)業(yè)政策，其對(duì)國有企業(yè)成本加成的影響可能與其對(duì)非國有企業(yè)成本加成的影響存在一定差異。梳理其中內(nèi)在影響機(jī)理，大體可以劃分為以下兩個(gè)方面：一方面，相較于其他所有制企業(yè)，國有企業(yè)存在更多的效率損失（劉瑞明， 2013），面對(duì)相同的政策扶持，相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)將具有更高的效率，而本文研究假說1已經(jīng)表明，進(jìn)口關(guān)稅提升促進(jìn)了企業(yè)成本加成提高，由此邏輯不難得到，由于國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩種企業(yè)之間企業(yè)效率存在一定的差異，相較于國有企業(yè)，進(jìn)口關(guān)稅更可能促進(jìn)非國有企業(yè)成本加成的提升。另一方面，大量研究均表明國有企業(yè)更容易獲取政府的政策扶持，也就是說，相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)所享受的產(chǎn)業(yè)政策扶持更為豐厚，而依據(jù)邊際效用遞減規(guī)律，隨著企業(yè)所享受的政策福利增多，這些政策為企業(yè)帶來福利效應(yīng)很可能因此而逐步降低。無疑，相較于非國有企業(yè)，進(jìn)口關(guān)稅對(duì)國有企業(yè)的促進(jìn)影響可能更小，同時(shí)，國有企業(yè)也將可能對(duì)進(jìn)口關(guān)稅這一各所有制企業(yè)普遍獲取的產(chǎn)業(yè)政策更加不敏感；相較于非國有企業(yè)，進(jìn)口關(guān)稅提升更有助于非國有企業(yè)成本加成的提高。據(jù)此，本文得到以下研究假定：

研究假定2：相較于國有企業(yè)，進(jìn)口關(guān)稅提升更有助于非國有企業(yè)成本加成的提高。

三、模型設(shè)定、變量設(shè)定與數(shù)據(jù)處理

（一）模型設(shè)定

為檢驗(yàn)進(jìn)口關(guān)稅對(duì)企業(yè)成本加成的影響，本文基本計(jì)量模型設(shè)定如下：

（1）式中i、j、k、t分別表示企業(yè)、地區(qū)、行業(yè)、企業(yè)和年份，markup為企業(yè)成本加成，tariff為進(jìn)口關(guān)稅，controls表示樣本企業(yè)特征以及企業(yè)所處行業(yè)和地區(qū)特征等一系列控制變量的集合，λj、λk、λt分別表示省份、行業(yè)和年份控制變量，μ表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）變量設(shè)定

本文計(jì)量模型中主要變量的含義和設(shè)定方式如下：

企業(yè)成本加成（markup）：企業(yè)成本加成作為本文的因變量其測算結(jié)果極為關(guān)鍵，為了確保研究結(jié)果的可靠性與穩(wěn)定性，通過對(duì)已有測算方法進(jìn)行梳理和對(duì)比分析，本文最終采用了與De Loecker和Warzynski（2012）相一致的生產(chǎn)函數(shù)方法來對(duì)企業(yè)成本加成進(jìn)行測算。這一企業(yè)成本加成測算方法在理論框架與實(shí)踐效果上均十分可靠，并且已經(jīng)獲得了學(xué)術(shù)界的普遍認(rèn)可和廣泛使用。endprint

進(jìn)口關(guān)稅（tariff）：進(jìn)口關(guān)稅指標(biāo)的測算過程中，本文在對(duì)現(xiàn)有進(jìn)口關(guān)稅測算方法進(jìn)行比較的基礎(chǔ)上，采用與毛其淋和盛斌（2014）、Lu和Yu（2015）相一致的關(guān)稅法來對(duì)中國分行業(yè)的進(jìn)口關(guān)稅指標(biāo)進(jìn)行測算。為有效規(guī)避進(jìn)口關(guān)稅指標(biāo)均值加權(quán)處理可能存在的測量偏誤，本文將分別采用貿(mào)易自由化指標(biāo)的四位數(shù)行業(yè)和二位數(shù)行業(yè)層面的進(jìn)口產(chǎn)品關(guān)稅數(shù)據(jù)來對(duì)其進(jìn)行度量。

控制變量集合中主要包括如下變量：企業(yè)生產(chǎn)率（TFP），企業(yè)生產(chǎn)率顯然對(duì)企業(yè)成本加成構(gòu)成影響，全要素生產(chǎn)率的估算方法中，本文采用LP法（Levinsohn和Petrin， 2003）估算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率作為企業(yè)生產(chǎn)率水平的衡量指標(biāo)。企業(yè)規(guī)模（scale），新貿(mào)易理論尤為強(qiáng)調(diào)企業(yè)規(guī)模的作用，參照已有研究的做法，本文采用企業(yè)年度平均員工人數(shù)對(duì)其進(jìn)行衡量（張杰等， 2010）。企業(yè)盈利狀況（profit），企業(yè)盈利反映了企業(yè)當(dāng)前現(xiàn)金流狀況的好壞，其對(duì)企業(yè)成本加成有著良好的反映，本文采用了已有研究的通行做法，使用企業(yè)利潤總額與企業(yè)產(chǎn)品銷售收入的比值來對(duì)其進(jìn)行衡量。企業(yè)工資水平（wage），企業(yè)工資水平反映了企業(yè)在生產(chǎn)過程中所處產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈位置的不同，其一定程度上反映了企業(yè)成本加成的大小，本文采用企業(yè)本年應(yīng)付工資與企業(yè)年平均職工人數(shù)的比值來對(duì)其進(jìn)行衡量。企業(yè)經(jīng)營年限（age），企業(yè)經(jīng)營年限一定程度上影響企業(yè)運(yùn)行情況，因此可能影響企業(yè)成本加成，本文采用本年年度與企業(yè)創(chuàng)立年份之差對(duì)其進(jìn)行衡量。行業(yè)競爭強(qiáng)度（HHI），現(xiàn)有文獻(xiàn)中普遍采用赫芬達(dá)爾指數(shù)來對(duì)其進(jìn)行衡量（魏浩， 2016），企業(yè)所處行業(yè)的競爭強(qiáng)度越高企業(yè)的成本加成越低，本文采用基于四位數(shù)行業(yè)的企業(yè)銷售收入測算的赫芬達(dá)爾指數(shù)來對(duì)其進(jìn)行衡量。地區(qū)市場化（market），地區(qū)市場化反映了企業(yè)所處地區(qū)的特征，本文采用市場化進(jìn)程指標(biāo)作為地區(qū)市場化的替代變量，本文采用了與毛其淋和盛斌（2012）一致的做法對(duì)其進(jìn)行構(gòu)建。此外，本文通過控制企業(yè)年份、地區(qū)以及行業(yè)特征變量來確保實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)論的可靠性。

（三）數(shù)據(jù)處理

本文研究樣本為國家統(tǒng)計(jì)局維護(hù)的1999—2005年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)中所有的制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，考慮到中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)自身存在的樣本匹配混亂、部分樣本缺失等問題，本文采用與Brandt等（2012）相一致的逐年數(shù)據(jù)匹配方法來對(duì)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，具體行業(yè)選取過程中，本文通過篩選最終保留了以《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類與代碼》（＼[GB/T4754—2002＼]）為標(biāo)準(zhǔn)的二位數(shù)行業(yè)代碼中13—41的所有制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，同時(shí)，為有效解決中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)采集過程和整理過程中可能存在的指標(biāo)大小異常、測量誤差明顯以及變量定義模糊等問題（聶輝華等， 2012），本文采用與聶輝華等（2012）、徐保昌等（2016）一致的標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)剔除程序來對(duì)本文所采用樣本中的變量遺漏以及異常值等問題進(jìn)行逐步處理。

表1報(bào)告了經(jīng)驗(yàn)分析中主要解釋變量的相關(guān)系數(shù)矩陣，從表1中可以發(fā)現(xiàn)本文所有主要解釋變量間相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值均小于0.3，這說明主要解釋變量之間不存在相關(guān)系數(shù)過大的情況。

為驗(yàn)證本文模型中是否存在多重共線性問題，接下來，本文通過估計(jì)計(jì)量模型中主要解釋變量的VIF數(shù)值（方差膨脹因子）來驗(yàn)證本文模型設(shè)定是否存在多重共線性問題。進(jìn)一步多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果顯示max{vif1，...vifk}=1.23，這一數(shù)值顯著小于經(jīng)驗(yàn)法則要求的最低數(shù)值10，因此，可以有效排除模型中存在模型多重共線性的可能。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）進(jìn)口關(guān)稅對(duì)企業(yè)成本加成的影響

本文將首先采用中國制造業(yè)行業(yè)的四位數(shù)進(jìn)口關(guān)稅進(jìn)行回歸。為了確保本文研究結(jié)論的可靠性，本文將在基準(zhǔn)回歸分析的過程中分別采用最小二乘法和固定效應(yīng)方法進(jìn)行逐步添加控制變量回歸，以確?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果的可靠。表3具體顯示全樣本逐步添加控制變量的最小二乘法回歸結(jié)果。從表3中回歸結(jié)果容易發(fā)現(xiàn)：進(jìn)口關(guān)稅顯著促進(jìn)了企業(yè)成本加成的提升，表3模型（1）-（8）中進(jìn)口關(guān)稅的回歸系數(shù)均為正，這表明，進(jìn)口關(guān)稅的提升顯著提升了企業(yè)成本加成，這與本文研究假設(shè)1是相一致的。顯然，進(jìn)口關(guān)稅的提升將導(dǎo)致大量外部企業(yè)難以進(jìn)入本國市場，降低了本國企業(yè)所面臨的外部企業(yè)競爭，余淼杰（2011）也發(fā)現(xiàn)最終產(chǎn)品的進(jìn)口關(guān)稅減免強(qiáng)化了企業(yè)間在本土市場的競爭。此外，值得注意的是，回歸分析中可決系數(shù)在逐步添加控制變量中逐漸增大，這也進(jìn)一步證明了本文模型設(shè)定中添加的余下控制變量十分有效。

其余控制變量回歸結(jié)論如下：企業(yè)生產(chǎn)率有助于企業(yè)成本加成的提升，這也與一般預(yù)期一致，企業(yè)生產(chǎn)水平越高企業(yè)的市場勢力與貿(mào)易利得也相應(yīng)越高，隨之企業(yè)成本加成也越高。企業(yè)工資水平與企業(yè)成本加成呈正相關(guān)關(guān)系，可以理解為企業(yè)工資水平越高其越可能處在產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈的上游，企業(yè)成本加成也越高。企業(yè)規(guī)模越大企業(yè)成本加成越高。從規(guī)模經(jīng)濟(jì)的視角不難理解這一現(xiàn)象，企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張帶來的規(guī)模經(jīng)濟(jì)降低了企業(yè)單位產(chǎn)品的生產(chǎn)成本，外部競爭情況一致的情形下，企業(yè)售價(jià)如果保持不變，那么，企業(yè)成本加成將隨之提高。企業(yè)盈利水平與企業(yè)成本加成呈正相關(guān)關(guān)系，這一研究結(jié)果表明，企業(yè)盈利水平越高企業(yè)成本加成也越高。企業(yè)經(jīng)營年限不利于企業(yè)成本加成的提升，中國的實(shí)際情形表明企業(yè)經(jīng)營年限因素勢必將在一定程度上對(duì)企業(yè)的成本加成造成負(fù)面影響。行業(yè)競爭強(qiáng)度的提高不利于企業(yè)成本加成的提升，容易理解，企業(yè)所處行業(yè)競爭強(qiáng)度提升時(shí)，企業(yè)所面臨的競爭環(huán)境將更加惡劣，本地企業(yè)的市場份額也更容易丟失，在短期企業(yè)成本很難大幅降低的前提下，本地企業(yè)的成本加成勢必將被迫降低。地區(qū)市場化不利于企業(yè)成本加成的提升，這表明地區(qū)市場化導(dǎo)致的資源配置效率低下對(duì)企業(yè)成本加成的提升構(gòu)成了負(fù)向的影響。

本文進(jìn)一步采用固定效應(yīng)回歸方法來對(duì)全樣本進(jìn)行逐步添加控制變量回歸，表4顯示了固定效應(yīng)回歸結(jié)果。由表4中的回歸結(jié)果容易發(fā)現(xiàn)：表4模型（1）-（8）中進(jìn)口關(guān)稅的回歸系數(shù)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，這一結(jié)果說明，進(jìn)口關(guān)稅促進(jìn)了企業(yè)成本加成的提升。這與表4中最小二乘法回歸分析結(jié)果是基本一致的，這也進(jìn)一步證明了本文研究假設(shè)1的穩(wěn)健性。表4中其他控制變量回歸系數(shù)符號(hào)與表3基本保持一致，這些變量的影響機(jī)制也并無顯著差異。endprint

其中，值得注意的是，表4模型（1）-（8）中行業(yè)競爭強(qiáng)度的回歸系數(shù)均在10%的顯著性水平上為正，這一結(jié)果表明，在有效控制個(gè)體效應(yīng)的情形下，企業(yè)在本國企業(yè)的內(nèi)部競爭中受到的沖擊并未對(duì)其成本加成造成負(fù)面影響，而這在一定程度上說明，本國企業(yè)內(nèi)部的競爭對(duì)與企業(yè)的發(fā)展還是有一定的促進(jìn)作用，本國企業(yè)的內(nèi)部競爭對(duì)企業(yè)產(chǎn)生有效的激勵(lì)，促進(jìn)企業(yè)努力降低成本，最終提升了其成本加成。

接下來回歸過程中，為有效控制進(jìn)口關(guān)稅與企業(yè)成本加成之間可能存在的互為因果等問題導(dǎo)致的內(nèi)生性對(duì)本文研究結(jié)論造成的影響，本文采用工具變量法在對(duì)可能存在的內(nèi)生性問題進(jìn)行控制。工具變量指標(biāo)的選擇過程中，本文采用各地級(jí)城市企業(yè)進(jìn)口關(guān)稅的均值作為進(jìn)口關(guān)稅的工具變量。表5報(bào)告了本文全樣本的工具變量兩階段最小二乘法（2SLS）回歸結(jié)果。由表5中回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量的P值均為0，Kleibergen-Paap rk Wald F檢驗(yàn)中最小特征統(tǒng)計(jì)值均大于Stock-Yogo檢驗(yàn)的臨界值，這表明本文工具變量的選擇是合理的。

由表5中回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：進(jìn)口關(guān)稅顯著促進(jìn)了企業(yè)成本加成的提升，表5中模型（1）-（8）可以發(fā)現(xiàn)，進(jìn)口關(guān)稅的回歸系數(shù)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，這一結(jié)果表明，本文工具變量的回歸結(jié)果與上述研究中結(jié)論相一致，進(jìn)口關(guān)稅的提升可以顯著提升企業(yè)成本加成，這也進(jìn)一步證明了本文研究假定的穩(wěn)健性。其余控制變量方面。表5中行業(yè)競爭強(qiáng)度的回歸系數(shù)與上述回歸研究存在一定的差異，這在一定程度上說明，國內(nèi)企業(yè)之間的競爭對(duì)企業(yè)成本加成的影響存在一定的不確定性，因此才導(dǎo)致分樣本和逐步添加變量中系數(shù)的差異性。

為進(jìn)一步確保本文研究結(jié)論穩(wěn)健性，同時(shí)，證明不同位數(shù)的進(jìn)口關(guān)稅測算指標(biāo)下進(jìn)口關(guān)稅對(duì)企業(yè)成本加成的影響是穩(wěn)定的，本文接下來采用中國制造業(yè)行業(yè)二位數(shù)的進(jìn)口關(guān)稅數(shù)據(jù)作為進(jìn)口關(guān)稅的替代指標(biāo)進(jìn)行回歸分析?？紤]模型設(shè)定可能對(duì)研究結(jié)論構(gòu)成的影響，本文進(jìn)一步穩(wěn)健性檢驗(yàn)中同樣采用逐步添加控制變量的方法進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。表6中報(bào)告了二位數(shù)進(jìn)口關(guān)稅指標(biāo)的全樣本回歸結(jié)果。

由表6中回歸結(jié)果容易發(fā)現(xiàn)：進(jìn)口關(guān)稅促進(jìn)了企業(yè)成本加成的提升，模型（1）-（8）中二位數(shù)進(jìn)口關(guān)稅的回歸系數(shù)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正。這一結(jié)果表明，中國制造業(yè)行業(yè)進(jìn)口關(guān)稅的提升顯著地促進(jìn)了企業(yè)成本加成提升，這與前文回歸結(jié)果是一致的。顯然，不論是四位數(shù)下的進(jìn)口關(guān)稅指標(biāo)還是二位數(shù)下的進(jìn)口關(guān)稅指標(biāo)，其回歸結(jié)果均表明，進(jìn)口關(guān)稅的提升將有助于保護(hù)本國企業(yè)遠(yuǎn)離競爭有效提升本國企業(yè)成本加成。二位數(shù)進(jìn)口關(guān)稅的回歸結(jié)果進(jìn)一步證明本文研究結(jié)論十分穩(wěn)健，本文研究假設(shè)1的穩(wěn)定性得到再次驗(yàn)證。值得注意的是，行業(yè)競爭程度這一指標(biāo)的回歸系數(shù)并不顯著，進(jìn)一步說明本國內(nèi)部企業(yè)的競爭對(duì)中國制造業(yè)企業(yè)成本加成的影響的確相對(duì)較小，這一影響與外部企業(yè)進(jìn)入帶來的競爭效應(yīng)存在差異。

（二）進(jìn)一步檢驗(yàn)：所有制屬性的影響

為檢驗(yàn)本文研究假設(shè)2是否成立，本文在將樣本企業(yè)劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個(gè)子樣本的基礎(chǔ)上，分別檢驗(yàn)兩個(gè)子樣本中進(jìn)口關(guān)稅對(duì)企業(yè)成本加成影響的差異性。企業(yè)子樣本的具體劃分方面，本文根據(jù)企業(yè)登記注冊(cè)類型將樣本企業(yè)劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個(gè)子樣本（徐保昌和謝建國， 2016）。為確?；貧w結(jié)論的可靠性，接下來，本文將分別采用固定效應(yīng)方法（FE）和工具變量兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行回歸分析。工具變量指標(biāo)的具體選擇過程中，本文與前文相一致同樣采用各地級(jí)城市企業(yè)進(jìn)口關(guān)稅的均值作為進(jìn)口關(guān)稅的工具變量。

表7顯示了國企所有制屬性的影響研究。由表7中回歸結(jié)果容易發(fā)現(xiàn)：相較于國有企業(yè)，進(jìn)口關(guān)稅更有助于非國有企業(yè)成本加成提升，表7中模型（1）國有企業(yè)進(jìn)口關(guān)稅的回歸系數(shù)顯著小于模型（2）非國有企業(yè)進(jìn)口關(guān)稅的回歸系數(shù)，這說明進(jìn)口關(guān)稅更有助于非國有企業(yè)成本加成的提升，本文研究假設(shè)2得到驗(yàn)證。表7模型（3）國有企業(yè)進(jìn)口關(guān)稅的回歸系數(shù)顯著小于模型（4）非國有企業(yè)進(jìn)口關(guān)稅的回歸系數(shù)，在有效處理可能存在內(nèi)生性問題的前提下，相較于國有企業(yè)，進(jìn)口關(guān)稅提升同樣更有助于非國有企業(yè)成本加成的提升，本文研究假設(shè)2的穩(wěn)健性得到進(jìn)一步證明?？刂谱兞糠矫?，表7中回歸結(jié)果與本文已有回歸結(jié)果基本保持一致。

五、研究結(jié)論

進(jìn)口關(guān)稅作為各國政府普遍采用的產(chǎn)業(yè)政策，其如何影響企業(yè)成本加成亟待明確。本文在對(duì)中國制造業(yè)進(jìn)口關(guān)稅和企業(yè)成本加成指標(biāo)分別進(jìn)行精確測算的基礎(chǔ)上，以中國制造業(yè)企業(yè)為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了進(jìn)口關(guān)稅對(duì)企業(yè)成本加成的影響。研究結(jié)果顯示，進(jìn)口關(guān)稅提升有效促進(jìn)了企業(yè)成本加成的提高，考慮企業(yè)所有制的異質(zhì)性的研究表明，相較于國有企業(yè)，進(jìn)口關(guān)稅的提升更有助于非國有企業(yè)成本加成的提高。進(jìn)一步考慮了可能存在的內(nèi)生性問題而進(jìn)行的工具變量回歸以及進(jìn)口關(guān)稅替代變量回歸均表明本文研究結(jié)論是穩(wěn)健的。本文研究為進(jìn)口關(guān)稅逐步降低背景下中國制造業(yè)企業(yè)成本加成的提升所面臨的困境提供了一些有益的啟示。

現(xiàn)階段推進(jìn)《中國制造2025》戰(zhàn)略實(shí)施進(jìn)而實(shí)現(xiàn)制造業(yè)強(qiáng)國目標(biāo)已然成為當(dāng)務(wù)之急，無疑厘清進(jìn)口關(guān)稅如何影響企業(yè)成本加成極為必要。本文研究結(jié)論證明，進(jìn)口關(guān)稅提升有助于企業(yè)成本加成的提高，這也就是說，積極推進(jìn)進(jìn)口關(guān)稅的降低在一定程度上與中國制造業(yè)強(qiáng)國目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)是相背離的。本文研究表明在降低進(jìn)口關(guān)稅促進(jìn)貿(mào)易自由化程度提升的同時(shí)，如何降低進(jìn)口關(guān)稅降低對(duì)企業(yè)成本加成提升的抑制作用是現(xiàn)階段亟待解決的問題。因此，本文具有重要的理論與實(shí)踐意義：第一，細(xì)化進(jìn)口關(guān)稅消減的推進(jìn)步驟，降低進(jìn)口關(guān)稅消減對(duì)制造業(yè)企業(yè)成本加成的沖擊效應(yīng)。進(jìn)口關(guān)稅消減可能導(dǎo)致本土企業(yè)面臨更為激烈的市場競爭，應(yīng)對(duì)這一問題，需要對(duì)國內(nèi)目標(biāo)企業(yè)承受外部沖擊的能力進(jìn)行積極的評(píng)估，進(jìn)而逐步推進(jìn)貿(mào)易自由化程度的提升。第二，實(shí)現(xiàn)制造業(yè)強(qiáng)國目標(biāo)，必須要明確發(fā)揮市場在資源配置過程中的決定性作用，使得本國制造業(yè)企業(yè)在享受獲得進(jìn)口關(guān)稅降低所帶來的資源配置效率提升福利的同時(shí)，不因進(jìn)口關(guān)稅降低可能導(dǎo)致的企業(yè)成本加成降低效應(yīng)而造成對(duì)貿(mào)易自由化的抵制。第三，區(qū)分企業(yè)是否是國有企業(yè)來分別評(píng)估國有企業(yè)和非國有企業(yè)承受外部企業(yè)競爭的能力，在推進(jìn)進(jìn)口關(guān)稅降低的過程中要確保更依賴進(jìn)口關(guān)稅保護(hù)的非國有企業(yè)不因進(jìn)口關(guān)稅削減而遭受過度沖擊，從而在有效降低進(jìn)口關(guān)稅促進(jìn)貿(mào)易自由化程度提升的同時(shí)，降低進(jìn)口關(guān)稅削減對(duì)企業(yè)成本加成提升的抑制作用。endprint

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（責(zé)任編輯：宋沐川）endprint