贸易自由化、最低工资与企业出口国内附加值

张平南 直银苹 董斯静

一、引言

上世纪90年代以来，中国开始实施相关贸易政策，如削减关税、减少非贸易壁垒等以适应市场经济体制改革及国际多边贸易环境，中国对外贸易开始逐步向着自由化的方向发展。自2001年年底加入WTO之后，中国进入贸易自由化新阶段，在此期间中国对进出口关税进行大幅度削减，这在很大程度上降低了企业投入成本，成为中国国内企业对外贸易发展的重要推动力。一方面，随着贸易自由化进程不断推进，中国出口贸易规模呈现出高速增长态势。另一方面，随着全球垂直专业化分工不断深化，衡量一国贸易发展应从规模的视角转向价值创造视角，这对于加工贸易在对外贸易中占据重要地位的中国而言尤为重要。

近年来，一国在国际市场上真实参与程度与其企业实际竞争力的关系成为国内外学者的主要研究方向，国内外许多学者已经开始从出口国内附加值（定义为企业出口贸易额中的国内成分）的角度来重新审视一国在参与国际分工中的利益所得和“贸易再平衡”问题。如果以传统指标来衡量中国贸易现况，则毫无疑问地将夸大出口企业的贡献度（余淼杰，2017）。企业出口国内附加值反映国内企业在国际贸易中的真实参与程度与竞争能力，是衡量一国出口企业在国际贸易中实际参与情况的重要指标。如何提升中国企业出口国内附加值，促使中国出口产品从低附加值、低质量向高附加值、高质量方向转变，成为中国当前经济发展的重点问题。我们想要探讨贸易自由化对企业出口行为有着怎样的影响，而其中的影响机制又是什么，贸易自由化是否能在一定程度上提升企业国际竞争力。

本文分析中国加入WTO之后贸易自由化程度对企业出口国内附加值的影响。我们使用2000年到2006年企业层面微观数据和中国加入WTO的冲击，详细追踪贸易自由化对企业出口国内附加值的贡献机制。研究发现，贸易自由化的影响程度在地区层面存在异质性，贸易自由化程度加深的主要受益者不是最低工资标准较低地区的企业，而是最低工资标准较高地区的企业，其企业出口国内附加值增长幅度最为明显。因此，本文不仅考察贸易自由化对企业出口国内附加值的影响和作用机制，还考察最低工资标准是如何作用于贸易自由化对企业出口国内附加值的影响。

本文主要结构如下：第一部分引言，探讨本文选题背景和意义；第二部分文献综述，在梳理前人研究进展的同时指出已有研究可进一步深化之处；第三部分为模型设定与数据处理，对数据来源、处理方法和模型变量加以说明；第四部分是估计结果与回归分析，分析本文主要计量结果和稳健性检验；第五部分结论及政策启示，对全文进行总结。

二、文献综述

与本文主题相关的文献主要有以下三类：第一类文献研究企业出口国内附加值率的测算问题，以及中国加入WTO以来，企业出口国内附加值率的动态变化特征；第二类文献研究贸易自由化与企业绩效之间的关系；第三类文献主要研究最低工资与经济发展相关的一些问题。

早期，诸多学者给出企业出口国内附加值的测算方法，Koopman，Wang & Wei(2012，2014)认为传统测度方法将会显著高估那些加工贸易盛行国家的企业出口国内附加值。因此，他们利用中国海关 HS-8分位产品贸易信息，将中国投入产出表分解为加工贸易和一般贸易，并分别计算这两种贸易方式下行业的出口国内附加值率。Koopman，Wang & Wei（2012，2014）发现，加入WTO以来，中国企业总体的出口国内附加值率得到明显提升。在此基础上，张杰、陈志远和刘元春(2013)发现外商直接投资是导致外资和加工贸易企业国内附加值率上升的重要因素。Kee &Tang(2016)基于企业层面生产数据和产品层面贸易数据的计算分析，使得企业出口国内附加值率的测算成为可能。Kee和Tang（2016）发现加入WTO以来，中国一般贸易企业的出口国内附加值率在逐步下降，而加工贸易企业的出口国内附加值率得到显著提升。由于贸易自由化降低了中间产品关税，即降低了加工贸易企业投入成本，从而促进加工贸易国内附加值率上升；对于一般贸易而言，由于贸易自由化影响的机制不同，一般贸易的国内附加值率降低。毛其淋和许家云（2017）以中国 2001 年 12 月加入 WTO 作为自然实验，利用倍差法（difference-in-differences，DID）研究中间品贸易自由化对企业加成率的微观效应及其作用机制，进而有效地解决了传统研究中可能面临的内生性问题。他们发现中间品贸易自由化显著提高企业成本加成定价能力，其影响程度在时间趋势上呈现“倒 U形”的动态变化特征，且制度环境越完善的地区，中间品贸易自由化对企业加成率的提升作用越大。

余淼杰（2010）通过使用1998—2002年我国制造业企业层面的面板数据和高度细化的进口数据来考察贸易自由化对制造业企业生产率的影响，结果发现，贸易自由化对企业生产率的提高有显著促进作用。汤毅和尹翔硕（2014）通过研究贸易自由化与全要素生产率之间的关系，发现最终品进口关税减免对企业全要素生产率提升有着显著的“正向效应”，而中间投入品关税减免对企业全要素生产率的提升则有着显著的“负向效应”，综合而言，贸易自由化对企业全要素生产率的提高有着显著促进作用。严冰和张相文（2015）通过分析贸易自由化对中国工业行业总量生产率增长的影响，发现贸易自由化通过淘汰低效企业实现经济资源再配置，并因此推动总体生产率提高。毛其淋（2015）通过考察贸易自由化与异质性企业生产率变动之间的关系，发现贸易自由化对制造业企业生产率进步具有相当的解释力，其中中间品关税减让产生的成本节约以及优质要素获得效应对制造业企业生产率的促进作用比最终品关税减让产生的竞争效应更大。耿伟和廖显春（2017）以市场自由进入为前提条件对中国企业间资源配置进行研究，发现贸易自由化减弱企业生产率的分布离散程度。

和本文相关的还有另一类文献，就是研究最低工资与经济发展的相关文献。Deere，Murphy &Welch（1995）强调最低工资上涨对低收入工人（如青少年、女性和年轻人）就业有负向影响。Cahuc & Michel（1996）的研究则指出最低工资对经济发展不存在显著负向影响，甚至还有边际上的正向作用。刘贯春、陈登科和丰超（2017）指出最低工资标准上调有利于改善资源错配，且该效应在东、中、西三大区域趋于增强。刘贯春和张军（2017）发现最低工资标准提升显著改善企业全要素生产率，且该效应随着企业生产率水平的提高逐渐减弱，即存在非对称特征。余淼杰（2017）讨论最低工资上涨对中国出口企业国内附加值率的影响，指出当要素替代弹性较大时，最低工资上涨促使企业生产成本上升，企业将会用资本、中间品等替代非技术工人，并最终导致其利润率、成本加成和国内附加值率降低。然而，当非技术工人可替代弹性较小时，最低工资上涨则可能使得企业国内附加值率被动提升。

总体来看，相对于传统贸易统计方法，从出口国内附加值视角能更好地反映一国的出口结构与价值加成。目前，国内外诸多学者已开始从出口国内附加值的测算及其变化机制、出口国内附加值与产品技术结构、出口国内附加值与企业生产效率等角度展开一系列有意义的研究。但关于贸易自由化对企业出口国内附加值的影响，以及最低工资是如何作用于贸易自由化对企业出口国内附加值的影响的文献还相对较少。本文利用2000-2006年中国工业企业数据、海关数据库数据、进口关税数据和最低工资数据，研究上述问题。此处需要说明的是，由于不同产品之间价格存在异质性，直接用出口国内附加值进行分析会存在片面性，因此本文使用企业出口国内附加值率来代替企业出口国内附加值进行具体分析。

三、模型设定与数据处理

（一）模型设定

为了研究贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响，本文参考Lu & Yu（2015）中的模型，研究中国加入WTO后，大范围削减关税带来的贸易自由化水平提高对企业出口国内附加值率的影响。由于不同行业间贸易自由化程度存在差异，因此我们采用倍差法进行估计分析。我们以企业加入WTO前所面临的行业层面关税水平来设定处理组与对照组，即将加入WTO之前面临较高行业关税企业作为处理组，同时将加入WTO之前面临较低行业关税企业设为对照组。

（二）数据来源与处理方法

本文研究数据主要有四个来源，分别是2000年到2006年的中国工业企业数据、2000年到2006年的中国海关数据，以及同时期的关税数据和最低工资数据。

本文参考毛其淋和许家云(2017)计算中间品关税指标的方法计算 2001年行业关税指标。根据倍差法，我们以企业加入WTO前所面临的行业关税水平来设定处理组与对照组，将加入WTO之前面临较高行业关税企业设为处理组，同时将加入WTO之前面临较低行业关税企业设为对照组。县级层面最低工资数据通过手动收集，最低工资数据收集步骤如下：首先，在省政府人力资源和社会保障局官网上查找，找到规定最低工资的相应法律法规编号；然后根据相关法律法规编号，通过人力资源和社会保障局官网资料对该原始法律法规内容进行确认，以保证最低工资数据的准确性；接着通过百度搜索中包含的百度文库、豆丁网等文库网站详细调查各省区市最低工资具体数据，并通过在中国知网中搜索当年报纸新闻、学术论文等进行核实；最后再对各省区市最低工资数据进行统计，并以当年最低工资标准颁布实施时间为依据，根据最低工资在一年中实际使用天数计算各地当年加权平均最低工资，最终通过调查数据进行统计制表。

（三）关键变量的测度

1．贸易自由化的测度

本文参照毛其淋和许家云(2017)计算中间品关税指标的方法，经过变形得出贸易自由化指标的计量方法。首先，本文利用丰富的生产与贸易数据信息，构造行业层面关税指标。

2．企业出口国内附加值率的测度

本文借鉴Kee & Tang（2016）度量出口企业的出口国内附加值和出口国内附加值率的方法，计算加工企业出口国内附加值率。

公式（4）中，上标“O”代表一般出口。与加工出口企业类似，非加工出口企业也与其他经济体之间存在交易，但一般出口企业并不出口其所有产品。这里需要增加一个假设：企业的值在出口和国内销售之间是相同的。根据的估计值获得估算的，然后我们根据联合国经济类别（BEC）资本货物清单来确定进口资本，并调整。最后，我们删除进口商数据，对一般出口企业数据进行专门分析。

四、估计结果与分析

（一）基本估计结果

表1显示倍差法估计结果。在进行基准估计过程中我们使用行业固定效应和年固定效应，并运用倍差法对面板数据进行回归分析。首先我们运用2001年行业关税和是否加入WTO的虚拟变量的交叉项来测度贸易自由化程度。2001年年底中国加入 WTO后，关税大幅度下降，因此2001年年底之前行业关税率越高，则意味着贸易自由化程度越大。其中第一列我们仅使用贸易自由化程度作为自变量对企业出口国内附加值率（因变量）进行回归估计，估计结果显示，贸易自由化程度系数为正且通过1%的显著性检验，因此，贸易自由化对企业出口国内附加值率具有显著的正相关效应，这表明加入WTO对之前面临较高行业关税率的企业的出口国内附加值率具有更显著的影响，贸易自由化程度越大，企业出口国内附加值率的变化越大，即加入WTO之前企业所面临的行业关税越高，在2002年以后其出口国内附加值率增加的越多。

表1 基本估计结果

然而，2001年中国加入WTO之前，企业所面临的行业层面关税水平可能并非是随机决定的，因此我们的处理组和控制组可能存在系统上的偏差，这些偏差可能会使贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响有所偏低。本文参考Lu & Yu（2015）对企业加成分布的研究，发现仅以下三个因素对关税的大小有显著的影响，分别是行业内国有企业产出份额工人平均工资和出口强度。Lu & Yu（2015）的回归结果显示中国的关税结构不受企业出口国内附加值率的影响，从而缓解对这种逆向因果关系的担忧。为此，我们在第一列和第二列的基础上加入三个具有统计显著性的决定因素，分别是行业内国有企业产出份额、工人平均工资和出口强度与的交叉项。我们将这些重要的关税决定因素与是否加入WTO的虚拟变量交叉之后对其进行回归，第三列的回归结果显示，这些因素并没有使的回归系数的大小发生明显变化，并通过1%的显著性检验，而工人平均工资与的交叉项和出口强度与的交叉项这两个因素的影响显著为正，行业内国有企业产出份额与的交叉项对企业出口国内附加值率的影响显著为负，这三项在一定程度上分散了贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响。但是在排除这三项的影响后，贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响仍旧在 1%的显著性水平上显著为正，且系数变化不大，这再一次印证了我们的结论：贸易自由化能够显著地提升企业的出口国内附加值率。

（二）影响机制：最低工资

上述基本回归结果表明贸易自由化显著提高企业的出口国内附加值率，但这一分析并未考虑出口企业所在地区的最低工资标准差异，始于1995年的最低工资制度规定中国国内不同地区劳动成本的最低值，在一定程度上迫使国内企业生产成本被动上升。贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响效应是否会因为地区最低工资标准不同而存在差异呢？为了对这个猜想进行实证检验，我们在倍差法估计模型的基础上引入最低工资变量，以及三重交叉项并将其模型扩展为公式（5）的形式：

如果κ显著地大于 0，则说明最低工资与贸易自由化在影响企业出口国内附加值率方面存在互补性，即企业所在地区最低工资标准越高，贸易自由化对企业出口国内附加值率的促进作用就越大。表2为公式（5）的回归结果。

表2 贸易自由化、最低工资与企业出口国内附加值

（三）稳健性检验

1．预期效应

该部分对本文之前使用的估计方法的假设进行稳健性检验，表3显示的是以倍差法估计为基础的假设检验结果。在表3的第一列中，我们加入进入WTO前一年的关税与同年的虚拟变量的交叉项，来检验在2001年年底之前，企业在得知中国即将加入WTO后，其是否会改变之前的企业行为并因此改变企业的出口国内附加值率，因为这种改变可能会使我们无法准确比较处理组和对照组之间的区别，使我们的估计产生误差。我们的估计结果如表 3所示，交叉项的系数显著为正，即预期会加入 WTO 对企业行为有着显著的影响，即加入WTO的预期效应能够显著地提升企业的出口国内附加值率，但同时我们发现排除预期效应的影响后，的估计系数仍旧显著地大于 0，这说明我们结论的稳健性不受预期效应的影响。

2．国有企业改革和放宽外商直接投资限制

在中国加入WTO期间，中国正在进行两项重要政策改革，即国有企业改革和放宽外商直接投资限制。表3第二列中，我们增加行业内国有企业的百分比和行业内外商投资企业的数量两个控制变量以排除这两项政策改革的干扰。从表 3 可知的系数显著为正，且通过1%水平的显著性检验，这说明国有企业改革对企业的出口国内附加值率有着显著的影响，行业内国有企业份额越高，企业的出口国内附加值率越高，即国有企业改革显著地降低企业的出口国内附加值率；而系数为正，但并不显著，这说明外商直接投资对企业的出口国内附加值率并没有显著的影响。在加入这两项控制变量之后，贸易自由化的估计系数没有发生明显变化，且仍旧通过1%水平的显著性检验，这说明国有企业改革和放宽外商直接投资限制并不会改变贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响。

3．出口和中间品关税

加入WTO之后改变的不仅仅只是贸易自由化程度，例如投入品关税和总出口额等其他方面也发生改变。为了排除投入品关税和总出口额的影响，我们在表3第三列中加入和两项控制因素。第三列的估计结果显示，我们在控制这些附加的影响之后，的系数没有发生显著变化，且仍通过 1%水平的显著性检验，这再次验证了我们的结论。此外，我们在表3第四列和第五列的估计中加入安慰剂检验，第四列中我们的假设是中国在加入WTO之前，关税对企业出口国内附加值率没有显著的影响，因此我们根据Topalova（2010）提到的检验在加入 WTO之前的一段时间里关税对企业加成率影响的方法，来检验中国加入WTO前关税对于企业出口国内附加值率的影响。回归结果显示，的系数并不显著地异于0，这说明在加入WTO之前的一段时间内，关税对企业出口国内附加值率确实没有显著影响。我们在表3第五列对加工企业样本进行检验，原因在于中国加入WTO之前对加工贸易企业的进口中间品有相应的关税减免制度，这种关税减免制度可能会削弱贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响，因此使用加工贸易企业样本进行回归时，贸易自由化效应应该是微弱的，然而表3第五列的回归结果仍旧显著为正，且其估计系数比总体样本的估计系数要大，结果与我们的假设不一致，即贸易自由化对加工贸易企业的出口国内附加值率有着更为明显的提升作用。

表3 假设检验

4．最小二乘法

在用其他不同的回归方式对结果进行稳健性分析时，我们采用最小二乘法对结论进行稳健性检验，如表4表示。

表4 最小二乘检验

续表

在表4中，我们用最小二乘法对我们研究的结论进行稳健性检验，并按照表1的变量设置对企业的出口国内附加值率进行回归。表4第一至三列的回归结果均显示：贸易自由化对企业出口国内附加率的影响显著为正，与表1的回归结果一致，再一次验证我们的结论。

5．动态效应检验

前面我们通过倍差法模型估计得到，与低关税行业相比，在加入WTO之前面临较高行业关税的企业的出口国内附加值率得到显著提升，但是这种影响只是平均意义上的，因此难以反映贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响是否存在时滞以及贸易自由化对企业出口国内附加值率的提升作用是否具有持续性特征，这些同样是我们感兴趣的问题。为了检验贸易自由化对企业出口国内附加值率的动态影响，我们将模型扩展为公式（6）的形式：

贸易自由化对企业出口国内附加值率的动态效应检验结果报告在表5。为了稳健起见，依照表1的方式，我们没有在第一列中加入行业层面的控制变量但仍旧控制相应的固定效应，之后在第二列加入三个随时间而变化的行业特征。在第三列中，我们进一步加入可能会影响行业关税制定标准的三个行业特征。通过逐步回归，我们发现，三重交叉项的系数符号和显著性都没有发生实质性变化，具有良好的稳定性。

我们以表5第三列最为完整的回归为例进行分析，从中可以看出，在我们的样本期内，所有年份的系数均显著为正，表明贸易自由化对企业出口国内附加值率的提升作用具有持续性。通过进一步的比较可以发现，在中国加入WTO的第四年，贸易自由化对企业出口国内附加值率的提升作用达到最大。具体而言，企业在2001年所面临的行业关税每提高1%，企业的出口国内附加值率在中国加入WTO的第四年就会提升0.142 8个单位。不过这一正向效应在中国加入WTO的第五年开始下降，也就是说贸易自由化对企业出口国内附加值率的提升作用呈现先上升后下降的“倒U形”变化特征。不过，在本文样本期内，贸易自由化对企业出口国内附加值率的作用都是非负向的。对此，可能的解释是：一方面，加入WTO的冲击发生后，市场上可供选择的产品增多，但是市场对企业的选择效应以及外来商品增多的技术外溢效应可能需要一定时间才会发挥作用，进而影响总体的企业出口国内附加值率水平；另一方面，随着时间的推移尤其是进入 2006年以来，贸易自由化对企业的选择效应已经逐渐趋于均衡水平，同时进口商品的技术外溢效应也更加趋近饱和，因此，此后贸易自由化对企业出口国内附加值率的提升作用趋于下降。

表5 动态效应检验

6．两期倍差法

在前面的研究中，我们所构建的倍差法模型往往会存在序列相关的问题，进而高估其显著性水平，为解决这个问题，我们使用两期倍差法进行稳健性检验。具体来说，将样本期分为加入WTO前与加入WTO后两个阶段，并在任一阶段对各企业的数据计算其平均值，利用平均值进行两阶段回归检验。回归结果如表6所示。我们以第三列最为完整的回归为例进行分析，结果显示，与多期倍差法的回归结果类似的系数仍旧显著为正，这再次表明，贸易自由化有助于促进企业出口国内附加值率的提升。

表6 两期倍差法

（四）异质性影响

1．出口国内附加值率

贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响，可能与企业自身的出口国内附加值率的高低有关，即贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响可能会因企业的出口国内附加值率的不同而存在差异。为此，处理数据时，我们按照企业出口国内附加值率的大小将数据分为两组：一组为较低的企业，一组为较高的企业，然后分别对两组数据进行回归。

对比表7和表8的结果可知，贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响因企业自身出口国内附加值率的异质性而存在差异，对于出口国内附加值率较低的企业而言，贸易自由化对企业的出口国内附加值率的影响较大，且显著为正；而对于出口国内附加值率较高的企业，贸易自由化的影响并不显著。

表7 低出口国内附加值率企业

表8 高出口国内附加值率企业

续表

2．企业生产率

贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响可能与企业自身生产率的大小相关，即贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响可能会因企业生产率的不同而存在差异。为此，处理数据时，我们加入企业自身生产率的影响，以类似最低工资的分析方法对企业生产率进行分析，请见表9。

表9 贸易自由化、企业生产率与企业出口国内附加值率

续表

3．企业年龄

贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响可能与企业年龄的大小相关，即贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响可能会因企业年龄的不同而存在差异。为此，处理数据时，我们加入企业年龄的影响，以类似最低工资的分析方法对企业年龄进行分析，结果如表10所示。结果显示，三重交叉项的系数在 1%的显著性水平上显著地小于 0，也就是说贸易自由化对企业出口国内附加值率的提升作用会随着企业年龄的增加而减弱。对此，可能的解释是：企业的年龄越大，相应地企业自身的技术水平愈加成熟，贸易开放后的技术溢出效应对其自身技术水平的影响越小。因此，贸易自由化对年龄较大的企业的影响较小。

表10 贸易自由化、企业年龄与企业出口国内附加值率

续表

4．企业所有制

贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响程度可能与企业的所有制方式相关，为了验证这个想法，我们将样本按企业的所有制方式进行划分，对外资企业、私营企业与国有企业三个较大的子样本分别进行验证，如表11所示，结果显示。外资企业受贸易自由化的影响最大，且贸易自由化显著地促进外资企业的出口国内附加值率的提升；私营企业的回归结果中，的系数并不显著，贸易自由化并不能够显著地促进私营企业的出口国内附加值率的提升；同时，对于国有企业，的系数也不显著，也即贸易自由化并不能促进国有企业的出口国内附加值率的提升。对此，可能的解释是：加入WTO后，中国相继享有各WTO成员的最惠国待遇。此外，与发达国家相比，中国的劳动力相对廉价，于是有更多的高生产力水平的外国企业相继在中国进行投资，进而贸易自由化促进外资企业出口国内附加值率的提升；加入WTO后，民营企业的出口国内附加值率虽然会由于外资企业进入市场带来的技术外溢因素而增加，但贸易开放后，民营企业的出口国内附加值率也会因为竞争的加剧使其利润被迫下降，而导致企业出口国内附加值率被迫下降。上述两种因素带来的效应相互抵消，使得企业出口国内附加值率显示出不受贸易自由化影响的特点。一般情况下，国有企业在其所在的行业或者市场中都处于垄断地位，贸易自由化发生之后，即便进口商品的价格有所下降，仍难以撼动国有企业的垄断地位，因此，贸易自由化对国有企业的出口国内附加值率的影响是不显著的。

表11 分企业所有制检验

续表

5．企业所在地区

贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响可能与企业所在地区相关，即贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响可能会因企业所在地区的不同而存在差异。为此，我们根据企业所在地的不同将企业分为东部地区、中部地区、西部地区三个子样本分别进行回归，回归结果如表 12所示。仅东部地区的系数显著为正，中部以及西部地区的系数并不显著地异于0，也就是说贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响确实会因为地区的不同而存在差异，贸易自由化对东部地区企业的出口国内附加值率的提升有显著的促进作用，而对中西部地区的影响并不显著。此外，我们也观察到，东部地区的样本数远远高于中、西部地区。对此，可能的解释是，东中西部地区交通条件等的不同使得各个地区的贸易便利化程度大相径庭，进而导致贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响也会有所差异。同时，最低工资水平的差异也是导致这种现象产生的原因之一。

表12 分地区检验

6．企业贸易方式

贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响可能与企业贸易方式相关，即贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响可能因企业贸易方式的不同而存在差异。为此，我们根据企业贸易方式的不同将企业分为加工贸易、混合贸易、一般贸易三个子样本分别进行回归，回归结果如表 13所示。结果显示：仅加工贸易企业的系数显著为正，而一般贸易企业与混合贸易企业的系数并不显著地异于 0，这表明贸易自由化对混合贸易企业与一般贸易企业的影响并不显著，仅对加工贸易企业的出口国内附加值率的提升有显著的促进作用。

表13 分企业贸易方式检验

续表

五、结论及政策启示

本文将2001年中国加入WTO作为一次重要的自然实验，利用倍差法研究贸易自由化对企业出口国内附加值率的微观影响，并强调地区之间对进口关税削减的异质性反应，较好地解决了传统研究中可能面临的内生性问题。在加入WTO之前，中国对不同的产品、贸易方式制定不同的关税水平，因此在加入WTO之后行业关税变化幅度差别极为明显。根据倍差法，我们以企业加入WTO前所面临的行业关税水平来设定处理组与对照组，将加入WTO之前面临较高行业关税企业设为处理组，同时将加入WTO之前面临较低行业关税企业设为对照组，以此来对数据进行处理和分析。

本文利用2000年至2006年中国企业的生产和贸易数据进行倍差法估计，我们发现：贸易自由化显著提高企业出口国内附加值率，并且这一结论在加入其他不同的控制变量之后仍旧稳健。时间趋势上，我们进行动态效应检验，发现贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响不是一成不变的，而是在时间上呈现出“先上升后下降”的“倒 U形”的变化特征，而且，贸易自由化对企业出口国内附加值率的促进作用在2005年达到最大值，之后开始呈现下降趋势。此外，本文还研究贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响程度是否与最低工资相关，我们发现最低工资的设定会从正面影响贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响——最低工资标准越高的地区，贸易自由化对企业出口国内附加值率的影响越大，即最低工资标准对贸易自由化的影响起到强化的作用。

根据本文的研究，改善中国企业出口国内附加值的政策建议主要有以下两点：一是本文的一个主要发现是贸易自由化显著地提高企业的出口国内附加值率，因此，为提升企业的出口国内附加值率、提升本国福利水平，继续推进贸易自由化改革是一项重要的政策措施，如继续深化对外开放、在更多领域推进贸易自由化等，同时积极与世界其他国家和地区，尤其是与中国经济互补程度较大的国家进行贸易自由化谈判，签订自由贸易协定，促进区域贸易自由化进程，使国内企业发挥其技术以及产品优势，从而提升企业加成定价能力，进而达到提升企业出口国内附加值率的目的。二是在深化贸易自由化改革的同时，还应注意完善国内的最低工资制度，进而更好地促进中国企业出口国内附加值率的提升。这一举措对于西部地区尤为重要。众所周知，与中东部地区相比，中国西部地区企业缺乏市场竞争力，此外，西部地区最低工资标准的实施力度较小，甚至有部分地区最低工资标准的调整极为困难，其最低工资标准远低于东部发达地区。因此，在西部地区加强推进最低工资标准制度，并结合贸易自由化进行改革，可以有效提升当地企业在国内与国际市场上的竞争力，进而缩小地区之间贫富差距、提升中国国内的福利水平。