进口中间品能否提升中国工业企业加成率

诸竹君

(浙江大学 经济学院，浙江 杭州 310027)

进口中间品能否提升中国工业企业加成率

诸竹君

(浙江大学 经济学院，浙江 杭州 310027)

本文利用中国工业企业—海关匹配数据库，通过倍差法实证研究了中国工业企业进口中间品的“加成率效应”，研究结果表明：总体上，中国企业进口中间品后加成率显著下降；从事一般贸易的企业进口中间品后获得了正向“加成率效应”，而从事加工贸易和混合贸易的企业进口中间品都显著降低了企业加成率；分所有制类型的研究结果表明，国有企业进口中间品后加成率显著提升，而民营企业和外资企业进口中间品后加成率显著恶化；从不同要素密集度视角出发，劳动密集型和资本密集型企业进口中间品后加成率显著下降，而技术密集型企业通过进口中间品可以提升加成率水平。在经验分析的基础上，文章还通过概念模型探究了贸易方式对进口中间品企业加成率影响的作用机制。进一步，本文证实进口中间品通过价格渠道影响了企业加成率。

加成率；进口中间品；加工贸易；全球价值链；倍差法

一、引言

2014年以来中国经济进入“新常态”，经济增速的持续放缓让社会和学界都在热议如何实现中国经济的转型升级。一种学术观点认为提升中国企业的全要素生产率是回答该问题的关键。然而，又是何种路径能促进这种转变？一种潜在的可能是进口更为先进、数量更多的中间品。理论上，进口更多种类和更高质量的中间品可以通过水平效应和垂直效应促进企业的生产率水平提高[1][2][3]；实证方面，已有相关文献证实进口中间品促进了企业全要素生产率提升[4][5]。因此，发展进口中间品贸易成为促进企业转型升级的重要力量。经济学认为企业追求“利润最大化”，所以中间品进口能否提升企业的盈利水平是决定企业内生选择进口中间品的重要因素。当大量的研究还在探讨进口中间品对企业生产率的影响时，还鲜有文献从理论和实证角度对进口中间品后的“加成率效应”进行研究。根据Melitz和Ottaviano模型的基本结果，生产率越高的企业其加成率水平就越高，而上文的论述表明进口中间品能提升企业的生产率水平，因而自然的结果是：进口中间品能够提升企业加成率[6]。根据匈牙利企业微观数据的实证研究表明，进口显著提升了企业加成率水平且该效应大于出口对企业加成率的影响[7]。但是，中国企业的结果是否会相同，还没有文献给出结论。

从中国进口贸易的实际出发，有较大比例的企业通过加工贸易进口中间品。那么一种潜在的可能是：较高的加工贸易比重，进而较低的全球价值链地位可能会制约进口中间品对企业加成率的促进作用。在中国提出加工贸易转型升级的背景下，将贸易方式、进口中间品和企业加成率纳入同一研究框架中是具有理论和实践价值的。文章接下来的结构安排如下：第二部分是文献回顾，并在此基础上指出本文可能的创新之处；第三部分介绍本文使用的数据和变量，通过DLW法测算企业加成率并列出相关特征性事实；第四部分在Kasahara和Rodrigue的模型基础上[8]，建立进口中间品影响企业加成率的理论框架并实证检验中国企业进口中间品的“加成率效应”；第五部分分析贸易方式对中间品进口企业加成率的影响并深入探究进口企业内生选择较低全球价值链地位的原因；第六部分得出结论，在此基础上提出本文的政策含义。

二、文献回顾

与本文研究主题相关的文献主要有以下三类：第一类是对开放条件下加成率动态化及其与生产率和进出口行为关系的研究；第二类是关于进口中间品与企业生产率关系的研究；第三类是探讨不同贸易方式出口企业全球价值链地位的研究。

第一类文献与本文主题直接相关，主要从贸易角度出发探讨其对企业加成率的影响。Melitz和Ottaviano的模型(以下简称M-O模型)为这类研究奠定了理论基础，该模型开创性地将企业在出口市场的定价进而出口加成率内生化。M-O模型表明企业生产率越高就越容易克服出口所面临的固定成本，也即出口企业通常比不出口企业具有更高的加成率[6]。Kugler和Verhoogen认为出口企业比国内企业生产更高品质的产品，在其他条件相同情况下，出口企业的加成率就会较高[9]。然而企业加成率的测度一直困扰学术界，这一难题被De Loecker和Warzynski提出的生产法(以下简称DLW法)解决之后，有关企业加成率的实证研究开始兴起。De Loecker 和Warzynski利用斯洛文尼亚企业数据库估算了企业加成率，并认为竞争政策和贸易政策都能作用于加成率[10]。Bellone等运用法国工业企业数据，对M-O模型的结论进行了计量检验，结果表明出口行为促进了企业加成率提升[11]。国内研究则发现中国存在低价出口之谜，出口企业的加成率低于非出口企业，并认为贸易政策、国内市场分割和出口产品质量是造成该谜题的重要原因[12][13][14]。

第二类文献研究进口中间品对企业生产率的作用，其理论基础是从宏观层面研究中间品的新增长理论[1][2][3]。较早从微观层面出发进行研究的是Kasahara和Rodrigue，其实证观点是进口中间品促进企业全要素生产率提升[8]。还有学者从贸易自由化的角度出发，探究企业生产率增长的源泉，发现进口中间品使用提供了三分之一的增长动力[5]。而出口关税的下降直接促成了中间品进口企业生产率的显著提升[15]。国内的研究发现中国企业存在相似的现象，中间品进口企业的生产率水平更高，企业从非进口状态转为进口状态能促进全要素生产率提高[4]。

第三类文献关注的是不同贸易方式出口企业的全球价值链地位。其中一篇文献认为中国企业通过加工贸易嵌入全球价值链，并显著提升了生产率水平[16]。另有文献指出加工贸易是造成中国出口企业“生产率悖论”以及贸易增加值低下的重要原因，论证了中国出口企业位于全球价值链低端的现实问题[17][18]。还有文献从出口企业动态层面分析认为，通常加工贸易企业的出口增长率较低、产品多样化程度较低并且长期集中于更少的东道国市场[19]。另外，Manova和Yu通过加工贸易与一般贸易的比较刻画了出口企业全球价值链地位，并指出该地位会影响其盈利能力，而广泛存在的融资约束导致中国企业内生选择较低的全球价值链地位[20]。

第一类文献聚焦于出口行为对企业加成率的影响，存在两点局限性：一是以静态分析为主，并未检验开放行为的动态效应；二是重点关注出口贸易，较少涉及对企业进口行为的深入分析。第二类文献侧重从生产率层面分析企业进口中间品的绩效，局限性在于企业追求的是“利润最大化”，忽视盈利能力评价将会制约对进口中间品效应的进一步认识。第三类文献在全球价值链分析的基础上深化了对贸易方式影响异质性的探究，不足之处在于以统计测算研究为主，缺乏从经济学原理出发的理论探讨。与上述文献相比，本文可能的创新之处在于：(1)在Kasahara和Rodrigue模型基础上[8]，构建了一个可以解释进口中间品对企业加成率产生影响的理论框架，该框架表明进口中间品会提升企业加成率的水平；(2)引入贸易方式，从中间品进口企业全球价值链视角对进口中间品的“加成率效应”进行解释，并认为融资约束是造成企业内生选择较低全球价值链地位的重要原因，深化了对该效应的理解；(3)在实证分析基础上，通过概念模型进一步分析了不同贸易方式下进口中间品异质性影响的作用机制，一定程度上弥补了现有理论分析的不足。

三、数据、变量与特征性事实

(一)数据来源

本文主要的数据来源是2000～2007年国家统计局的工业企业数据库。借鉴Brandt等、黄先海等的做法，根据“通用会计准则”(GAPP)的规定，删除了不符合基本逻辑关系的错误记录[21][14]。本文还对该数据库做了以下三点调整：第一，统一了2000～2007年4位数行业代码；第二，采用序贯识别法，以法人代码为基础识别企业单位，对每个企业截面进行重新编码；第三，本文保留了制造业样本(2位码13～43)，删除了烟草制造业数据[20]。调整后数据库中共有418959家企业的1363030个观测值。工业企业数据库虽然提供了企业层面的出口总额，但是并未提供企业进口信息以及贸易方式，因此需匹配海关数据库。本文采用了中国海关总署2000～2007年的企业产品层面数据，参考田巍和余淼杰的两步法进行匹配[22]。本文参考国际上通用的BEC标准产品分类编码筛选出进口中间品。BEC代码中区分了资本货物、中间货物和消费品，其中“111”“121”“21”“22”“31”“322”“42”“53”这8类属于本文需要研究的中间产品。由于海关数据库使用HS编码，所以需要将HS编码与BEC编码匹配，进而筛选出进口中间品①。另外还删除进口中间品金额超过中间品投入的企业数据，主要是避免中间投入品间接进口对本文研究产生的影响[17][23][24]。

(二)变量调整及测算

1.企业投入产出数据调整。其主要包括工业总产值、工业增加值②、从业人数、资本存量、工业中间投入合计等。除从业人数(lnlijt)外，其他变量均包含价格因素，故有必要对他们进行平减。具体的调整方法是：将2000年各省价格指数作为基准，用工业品出厂价格指数对工业总产值(lnyijt)和工业增加值(lnvaijt)进行平减，用工业品购进价格指数对工业中间投入合计(lnmijt)进行平减，其中i、j和t分别表示企业、行业和年份。资本存量的估计借鉴诸竹君等的做法，用企业最早出现在工业企业数据库年份的固定资产净值(2000年不变价格)作为初始资本存量，使用各省固定资产投资价格指数进行平减。采用永续盘存法，对企业每年的资本存量(lnkijt)进行估算[25]。

2.企业加成率估计。本文借鉴De Loecker和Warzynski的做法(下文简称DLW法)，采用结构方程模型对中国企业加成率进行估算[10]。DLW法的基本原理是通过构造成本最小化模型，求解企业的加成率表达式，其优点在于：符合经济学基本原理，在数据库缺少价格、产量数据的现实情况下，对企业加成率做出科学、有效地估计。其表达式为：

(1)

其中θX表示企业某种投入要素的产出弹性，αX表示某种投入要素成本占企业总产出的比重。工业企业数据库提供了企业工业总产出的数据，本文需要估计的只有投入要素的产出弹性。根据DLW法，该种投入要素需要是企业可以充分调整的，一般可以使用劳动力和中间品投入。但是我国企业的实际情况是，劳动力还未能实现充分流动，特别是国有企业，将劳动力视为企业可以充分调整的投入要素是不合适的，因此，本文选取中间品投入作为估计企业产出弹性的投入要素。本文使用超越对数生产函数作为基准模型对企业生产函数进行参数估计，其优点是可以保证参数估计具有较好的柔性[14]。具体设定如下：

lnyijt=βllnlijt+βklnkijt+βmlnmijt+βll(lnlijt)2+βkk(lnkijt)2+βmm(lnmijt)2+βlklnlijtlnkijt+ βlmlnlijtlnmijt+βkmlnkijtlnmijt+βlkmlnlijtlnkijtlnmijt+ωijt+εijt

(2)

其中ω表示企业生产率，ε表示包含不可预期冲击的误差项。对式(2)，本文根据DLW法采用两步估计的方法：第一步采用生产率的代理变量对模型进行估计，得到被解释变量的估计值；第二步使用GMM估计对式(2)进行参数估计③。易知，中间品投入产出弹性估计值的表达式为：

(3)

根据式(1)和(3)可估计企业的加成率μijt。

3.企业生产率估计。本文使用Levinsohn和Petrin(以下简称LP法)来估计企业的生产率，将中间品投入作为企业生产率的代理变量[26]。

(三)特征性事实

1.不同类型企业的数量和中间品进口额统计。由表1可知，2000～2007年以加工贸易方式的进口中间品金额占整体的56.54%，超过了一半，而以一般贸易方式的进口中间品金额仅占41.71%，从所占比例来看加工贸易是中国企业进口中间品的主要方式。

表1 不同类型企业的企业数和中间品进口额统计(2000～2007年)

企业类型企业数比例(%)进口额(亿人民币)比例(%)总体16320633670.54/一般贸易4676428.657550.3722.42加工贸易5997136.756224.5418.49混合贸易5148931.5519308.05(加工贸易:12811.46)57.34(38.05)其他49823.05587.581.75

2.不同贸易方式进口中间品企业加成率比较。图1汇报了中国不同贸易方式进口中间品企业加成率的核密度图，从中可知进口中间品企业的加成率存在显著差异，在众数层面上加成率的排序是：加工贸易企业<平均值<混合贸易企业<一般贸易进口中间品企业。这说明通过不同贸易方式进口中间品的“加成率效应”可能会有异质性。

图1 不同贸易方式进口中间品企业加成率比较

四、计量模型与经验证据

(一)理论框架

借鉴Kasahara和Rodrigue的理论模型，本文引入一个包含中间品的生产函数，假定在t时期i企业的生产函数为[13]：

(4)

(5)

(6)

(7)

(二)计量模型设定

式(7)中import_inter对企业加成率μ的影响可能存在反向因果的内生性问题，而且本文关心的主要问题是进口中间品对企业加成率的影响，因此使用倍差法(DID)能在消除内生性的前提下得到进口中间品的“加成率效应”。首先根据企业是否进口中间品将样本分为进口中间品企业(处理组)和非进口中间品企业(初步控制组)，在此基础上通过倾向得分匹配筛选初步控制组中与处理组企业特性近似的样本作为实验控制组[27]⑤。其中倾向得分匹配的协变量选择lntfp_lp、export、scale和klratio，根据文献梳理，上述变量会影响企业是否进口中间品的决策。匹配过程是：首先，采用logit回归估计以下模型：

(8)

(9)

(10)

(11)

根据倍差法的基本设定，可以得到如下的计量模型：

(12)

(三)基准回归结果

基准回归结果汇报在表2前3列，其中第(1)、(2)和(3)列逐步控制了年份、2位码行业和省份固定效应。从整体回归结果来看，import_inter和time变量的系数并不显著且稳健性较差。这说明样本期内加成率并没有在时间和个体层面存在显著差异。

表2 进口中间品对企业加成率的影响(基准模型和分贸易方式)

注：*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平(Two-tailed)。回归均控制了企业、年份固定效应。

第(1)列的结果显示，在不考虑其他控制变量的情况下交互项的系数δ<0，且在1%的显著性水平上显著，初步证实中国企业的进口中间品行为导致加成率下降。第(2)和(3)列进一步控制了相关固定效应，从控制变量的参数估计来看基本符合预期。其中lntfp_lp的系数显著为正，验证了Melitz和 Ottaviano关于生产率越高企业加成率越高的理论结果。export的系数显著为负，说明样本期内中国出口企业的加成率水平低于非出口企业[12][13][14]。scale的系数显著为负，说明企业规模越大，加成率水平越低。soe系数不显著，说明国有资产占比对企业加成率并无显著影响。klratio和hhi的系数显著为正，说明资本劳动比越高、行业竞争性越小的企业加成率水平越高。根据第(3)列的结果，中国工业企业在进口中间品后加成率平均下降0.0213(0.0835个标准差)，这就说明总体上中国工业企业进口中间品后恶化了盈利水平。

(四)不同贸易方式的回归结果

根据特征性事实可知，企业进口中间品的“加成率效应”可能会与贸易方式有关，因此有必要进一步研究不同贸易方式下进口中间品对企业加成率的影响。表2中第(4)列汇报了一般贸易进口中间品的“加成率效应”，根据结果可知在一般贸易情况下企业进口中间品后会引致加成率增加约0.0119(0.0467个标准差)，表现出正向的“加成率效应”。而第(5)列的结果显示加工贸易进口中间品后企业加成率下降约0.0408(0.1601个标准差)，其负向的“加成率效应”大于全样本平均水平。第(6)列汇报了混合贸易进口中间品的“加成率效应”，结果显示混合贸易下进口中间品后企业加成率下降0.0205(0.0804个标准差)，其负向作用略低于全样本的平均水平。表2后3列的计量结果表明，进口中间品“加成率效应”存在异质性。整体来看，加工贸易和混合贸易进口中间品会引致企业加成率下降，但是一般贸易企业的加成率在进口中间品后显著提升。

(五)分所有制的回归结果

表3前3列汇报了分所有制类型的回归结果，从第(1)列来看国有企业进口中间品的“加成率效应”显著为正，国有企业进口中间品之后加成率平均增加0.0267(0.1047个标准差)。民营企业的结果汇报在第(2)列，从参数估计值来看，民营企业在进口中间品后加成率平均下降0.0368(0.1443个标准差)，呈现出大于样本平均水平的负向效应。第(3)列汇报了外资企业进口中间品的“加成率效应”，平均意义上进口中间品行为带来加成率下降0.0161(0.0631个标准差)。计量结果表明国有企业的进口中间品具有正向“加成率效应”，这与现有文献的结论一致，即国有企业处于全球价值链的较高位置，更多地采用一般贸易进口中间品，并且拥有更高的国内增加值比重，因而在这种条件下国有企业进口中间品后提升了加成率水平。民营企业则处于相对较低的全球价值链地位，因而负向效应最大。

表3 进口中间品对企业加成率的影响(分所有制类型和要素密集度)

注： *、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平(Two-tailed)。回归均控制了企业、年份、行业和省份固定效应。

(六)分要素密集度的回归结果

表3后3列汇报了分要素密集度下企业进口中间品的“加成率效应”。根据第(4)列的回归结果可知，劳动密集型企业进口中间品会导致加成率下降0.0381(0.1494个标准差)。资本密集型企业进口中间品后加成率平均下降0.0255(0.1001个标准差)，结果汇报在第(5)列。第(6)列结果表明：技术密集型企业进口中间品带来了正向“加成率效应”，正向效应约为0.0027(0.0106个标准差)。分要素密集度的回归结果证实：技术密集型企业进口中间品后盈利条件显著改善，劳动密集型和资本密集型企业的盈利条件则显著恶化。

五、贸易方式异质性影响的机制分析与稳健性检验

(一)贸易方式异质性影响的机制分析

本文第四部分的计量结果表明加工贸易进口中间品可能是导致全样本“加成率效应”为负的重要原因。但是，企业选择加工贸易方式是内生的，本文更感兴趣的是何种原因造成企业内生的选择加工贸易而非一般贸易，这将是解开中国工业企业进口中间品“加成率效应”机理的重要一环。本文认为内因是企业的生产率,Kasahara和Lapham的研究表明，一般贸易中间品进口企业需要支付大量的固定成本进入进口市场，且该成本随进口量递增，相应只有高效率企业才能克服这一固定成本通过一般贸易方式进口中间品[27]。还有一个重要的外因就是融资约束[20]。不同贸易方式带来的初始成本和利润分享不同，因而企业在观测自身生产率水平的基础上，需要根据自身的融资约束情况来决定何种贸易方式。下文提出一个简单的概念模型对这一机制进行刻画。

1.决策环境。考虑一个代表性中间品进口企业H，假定其面临的国内外市场需求是一定的，不妨标准化为1，其潜在收益为R。H生产需要采用国内中间品和进口中间品，其贸易方式可以是一般贸易(OT)、进料加工(PI)或来料加工(PA)。加工贸易进口中间品完全免税，而且厂商需按照规定进行复出口。一般贸易进口厂商需支付关税，其自主选择出口或者内销。国外有一进口商F，其选择发包或者直接进口H的商品。假定出口退税发生在出口之后，且完全抵消前一期进口关税。

2.企业成本分摊。一个完整的贸易过程，H和F共需要支付国内物料和劳动力成本Cd、进口中间品成本Cf以及国内营销和销售的固定成本Fx，对于一般贸易中内销部分，企业需要支付国内经营的固定成本Fd。假定企业H存在3种离散的中间品进口方式，即：一般贸易、进料加工和来料加工。H和F所需分摊成本及总利润情况见表4。

表4 不同贸易方式下H和F成本分摊和总收益情况

其中ω表示一般贸易中间品进口企业的内销部分，根据现有文献Fx>Fd[28]，即国外经营固定成本应大于国内部分，易得πOT>πPI=πPA。

3.利润分享机制。总利润需要在H和F之间分享，根据最简单的纳什讨价还价博弈原理，利润分享比例取决于两者付出的成本[29]。显然国内企业H分享的利润πOTH>πPIH>πPAH，即一般贸易方式下利润最高，其次是进料加工，来料加工最低。由此可得以下命题：

命题1：中间品进口企业所处的全球价值链地位为一般贸易方式最高，加工贸易相对较低，进料加工方式高于来料加工方式。其盈利情况取决于所处的全球价值链位置。

命题2：当L

(二)稳健性检验

1.不同加成率、生产率测算方法。不同加成率和生产率的测算方法有可能影响实证结果，为此本文参考了Ackerberg等的方法(以下简称ACF法)计算生产率，该方法可以更好地解决LP法下的共线性问题，并以此为基础估计了数量法加成率[30]⑥。从表5前3列的结果来看，在使用了不同测算方法后进口中间品对企业加成率的总体效应仍然稳健。其中import_time变量的系数估计结果均显著为负，这就说明在不同方法下基准模型的结果是稳健的，即进口中间品后企业的加成率降低。

表5 进口中间品对企业加成率的影响(不同测算方法和影响渠道检验)

注： *、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平(Two-tailed)。回归均控制了企业、年份固定效应。

2.影响渠道的进一步分析。从理论上来看，进口中间品可以通过成本渠道或者价格渠道影响企业的加成率水平。根据文献回顾，已有相关文献从理论和实证上证实了进口中间品对企业生产率的正向作用[4][5]，即进口中间品可以降低企业的边际成本。根据上文的分析，加工贸易的低端嵌入行为造成了企业加成率下降，即相当部分企业是通过加工贸易进口中间品的，该种贸易方式下不利的地位可能会恶化企业的产品价格，因此在这部分对价格渠道的影响进行检验。工业企业数据库并未汇报企业的价格数据，因此通过海关数据库中出口企业的产品价格，进行简单的处理就可以得到调整后的产品价格⑦。从表5后3列结果来看，import_time变量系数估计结果显著为负，这说明企业进口中间品后，平均意义上引致产品价格下降，进而证实了价格渠道的影响。

六、结论与政策含义

本文利用中国工业企业—海关匹配数据库，对中国企业进口中间品后的“加成率效应”进行检验，实证结果显示：(1)总体上看，中国企业进口中间品后加成率显著下降，盈利情况恶化。(2)从贸易方式视角出发，企业从事一般贸易进口中间品后获得了正向“加成率效应”，加工贸易和混合贸易都显著降低了企业加成率。通过加工贸易低端嵌入全球价值链是导致中国企业进口中间品后加成率显著下降的重要原因。(3)分所有制类型的经验数据表明，国有企业进口中间品后加成率显著提升，而民营企业和外资企业的加成率水平在进口中间品后显著恶化。这说明国有企业在全球价值链中的地位是相对较高的，大多通过一般贸易进口中间品，因而可以获得正向的“加成率效应”。(4)从不同要素密集度企业来看，劳动密集型和资本密集型企业进口中间品后加成率显著下降，而技术密集型企业通过进口中间品可以提升加成率水平。在实证研究基础上，本文从中间品进口企业所处全球价值链地位视角，通过一个简单的概念模型，对不同贸易方式下进口中间品影响企业加成率的异质性效应进行了深入探讨，深化了对实证结果的认识。进一步，本文检验了价格渠道的存在性，证实进口中间品通过价格渠道影响了企业加成率。

经验数据表明，企业在进口中间品后盈利情况显著恶化，从微观层面很难找到通过进口中间品实现转型升级的内生动力。因此本文的政策含义在于：一是加快实施针对加工贸易转型升级的政策措施，减少加工贸易进口中间品对企业盈利水平的不利影响，削减直至消除有关加工贸易的鼓励政策，提升加工贸易进口中间品的增加值水平和议价能力。二是改善我国贸易模式，鼓励和支持高新技术企业的进口中间品贸易，改变现有劳动力密集型加工贸易的进口中间品主流。特别是应该鼓励企业进口先进的资本品和关键零部件，发展技术密集型中间品进口。三是优化我国现有的融资环境，对不同所有制企业采取“竞争中立”的政策，改善我国进口中间品企业面临的融资约束问题。

注释：

①事实上，有多套HS编码的版本，包括HS1996和HS2002等，本文的处理方法是将2003～2007年的贸易数据转换为HS1996编码，再与BEC编码进行匹配。

②工业企业数据库中没有2004年企业的工业增加值，为此，本文借鉴简泽和段永瑞的方法进行估算。其计算公式为：增加值=销售收入+期末存货+期初存货-中间投入+增值税。

③限于文章篇幅，本文并未汇报式(2)回归的具体结果。读者如有需要，可向作者索要。

④这里企业选择国内中间品和进口中间品的决策是离散的，考虑连续情况并不影响本文的基本结论。

⑤本文的基准模型使用最近邻匹配的方法，匹配采用1∶1的比例。事实上，作者还进行了1∶2和1∶3的匹配，其结果基本一致，匹配均能通过协变量的平衡性检验，限于篇幅并未汇报，备索。稳健性检验中还进行了卡尺匹配和核密度匹配。

⑥数量法测算企业加成率的具体方法可以参见黄先海等(2016)。需要指出的是，由于数量法加成率的测算需要观测企业的产品数量，而工业企业数据库中并未汇报企业的产品数量，因此本文测算的数量法加成率是基于海关数据库中的出口企业。

⑦由于存在多产品出口企业，这里调整后的产品价格=ln (1+加权平均价格)。

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(责任编辑：易会文)

2016-10-06

浙江省“新苗项目”“全球价值链、出口产品质量与中国外向型企业价格加成提升”(2016R401223)；杭州市社会科学规划专项课题“产品创新提升了出口企业加成率吗”(16XSZX16)

诸竹君(1990— )，男，江苏淮安人，浙江大学经济学院博士生。

F746.11

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1003-5230(2017)02-0128-10