企业加成度量了企业的贸易利得与市场势力,是国际贸易的研究热点。近年来,随着新新贸易理论的发展和我国产业结构面临转型升级的现实问题,如何提高出口企业成本加成具有重要的理论意义与现实意义,亟需思考。本文从上游视角和微观企业层面出发,利用2001~2007年中国工业企业和海关数据匹配样本进行实证分析,研究发现:第一:上游垄断显著提高了我国出口企业成本加成;第二:由于企业的所有制形式和出口状态的不同,上游垄断造成的影响具有差异性;第三:产品质量是上游垄断影响出口企业加成的中间作用机制。最后,笔者提出了有关政策建议。 The markup measures the enterprise’s trade gains and market power, and is a research hotspot in international trade. With the development of the new international trade theory and because the industry is in urgent need of export structure upgrading and transformation in recent years, im-proving firm’s markup has important theoretical value as well as practical significance. From the upstream perspective and the micro-enterprise level, this article collates and matches the two micro databases of the China Industrial Enterprises Database and the Customs Database from 2001 to 2007 year. The study found that: First, upstream monopoly has significantly promoted the markup. Second, the impact of upstream monopoly on the bonus of downstream export enterprises will be different due to the different ownership forms and export heterogeneity of enterprises. Third, upstream monopoly mainly increases the markup of export enterprises in China through the mechanism of product quality. Finally, the author puts forward relevant policy suggestions.
闵炳中
重庆大学,公共管理学院,重庆
收稿日期:2020年4月21日;录用日期:2020年5月12日;发布日期:2020年5月19日
企业加成度量了企业的贸易利得与市场势力,是国际贸易的研究热点。近年来,随着新新贸易理论的发展和我国产业结构面临转型升级的现实问题,如何提高出口企业成本加成具有重要的理论意义与现实意义,亟需思考。本文从上游视角和微观企业层面出发,利用2001~2007年中国工业企业和海关数据匹配样本进行实证分析,研究发现:第一:上游垄断显著提高了我国出口企业成本加成;第二:由于企业的所有制形式和出口状态的不同,上游垄断造成的影响具有差异性;第三:产品质量是上游垄断影响出口企业加成的中间作用机制。最后,笔者提出了有关政策建议。
关键词 :上游垄断,出口企业加成,产品质量
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随着经济全球化发展和国际分工的深入,我国对外开放水平不断提高,海关进出口贸易额实现了高速增长。其中,我国海关进出口贸易总额由1978年的355亿元提高到了2019年的31.54万亿元;出口总额由168亿元提高至17.23万亿元;进口总额由187亿元提高至14.31万亿元。自加入WTO以来,我国对外贸易更是实现了跨越性发展,出口规模迅速增加。但是却面临着大而不强、附加值和利润率低和核心技术受制于人等尴尬局面,国内企业在出口中往往处于价值链底端。施炳展(2013) [
其次,近年来我国社会发展步入新常态,GDP由高速增长转变为中高速增长,进出口贸易规模的增长速度也随之减慢。随着国际贸易的发展,关于进出口贸易的研究热点逐渐转向国际分工与全球价值链。关于我国对外贸易的转型问题,经济学家们达成了一致性的观点,即认为我国国际贸易模式和产业结构发展亟需实现转型升级。近两年来,伴随着中美贸易摩擦的冲击,我国过去实现经济增长的“三驾马车”—投资、消费、出口均受到冲击,国内经济下行压力加大。现实复杂严峻的经济环境对我国发展提出了新的考验,如何在经济下行压力下冲破阻碍,提升国内出口企业加成显得尤为重要。
然而,现有文献鲜有从微观企业角度和上游行业出发,研究上游垄断对我国出口企业加成方面的重要影响。因此,本文试图以上游垄断为视角,结合国际贸易理论探讨上游行业垄断对下游出口企业的加成率的影响,以期通过提高企业成本加成,促进产业结构转型升级,有助于为提升我国出口竞争力以及政府部门制定相关政策提供理论依据,具有重要的政策意义和现实意义。
首先,上游垄断是指厂商面临的要素供应商处于垄断地位,即厂商只能从作为垄断者的要素供应商处购买要素。现有关于上游垄断的研究多集中于以下两类:一方面,政府补贴、行政进入壁垒和垄断定价权等造成的垄断。民营企业主导了我国下游行业的充分竞争,而国有企业主导了上游行业垄断,这在一定程度扭曲了市场资源要素的分配,限制了技术进步,制约了下游企业的长期发展(王永进和刘灿雷,2016) [
其次,企业成本加成是指在产品定价和销售的过程中,企业通过在单位产品成本的基础上增加一定比例的利润作为加成,进而形成该产品的最终价格,也就是产品价格与边际成本之间的差额部分。钱学锋和范冬梅(2015) [
最后,本文试图探讨上游垄断与企业加成之间的影响关系和中间机制。首先,王永进和施炳展(2014) [
基于前文分析,本文提出两个待检验的研究假说:
假说1:若其他情况不变,上游垄断会促进我国下游出口企业成本加成提高。
假说2:上游垄断通过产品质量升级的中间作用机制促进下游出口企业成本加成提高。
首先,数据处理。本文研究所采用的样本数据主要来源于中国工业企业数据库和海关数据库。笔者对工业企业数据与海关贸易数据进行了匹配,具体的数据处理方法及步骤大致如下:参考Brandt等(2012) [
其次,上游垄断的度量。本文主要根据上游行业的赫芬达尔—赫希曼指数HHI和行业间的投入产出关系来构造上游垄断指标(王永进、施炳展,2014) [
其中,i表示产出行业,j表示投入行业, Θ i 代表投入行业的集合, φ i j t 代表中间投入权重,用t年行业i使用行业j的中间投入占全部中间投入的比例表示。
H H I j t = ∑ f ∈ Ω j ( s f j t s j t ) 2 (2)
其中 Ω j 为行业j中企业的集合, s f j t 和 s j t 为t年行业j中企业f的销售额和行业总销售额。
再次,企业加成的度量。本文主要参考盛丹等(2012) [
其中, v a i t 表示企业工业增加值; w a i t 表示企业当年所付工资总额,实际计算中为应付工资和福利费用总额; i n p u t i t 表示净中间投入要素成本。
本文旨在研究上游垄断对出口企业加成的影响,使用2001~2007年中国工业企业数据和海关数据库的合并样本,采用面板数据固定效应模型进行计量分析,将回归模型设定如下:
I n m a r k u p f i t = α 0 + α 1 ⋅ u p m o n o p i t + α 2 ⋅ X f i t + δ f + δ t + ε f i t (4)
其中,下标f、i、t分别代表企业、行业、年份。 I n m a r k u p f i t 为出口企业加成指标,是本文的被解释变量; u p m o n o p i t 为上游垄断指标,是本文的核心解释变量; X f i t 为控制变量集;此外, δ f 表示企业固定效应, δ t 表示年份固定效应, α 0 代表常数项, ε f i t 代表随机误差项。
本文的主要变量包括因变量企业加成和自变量上游垄断度,具体计算方法参照前文,此处不再赘述。其次,相关控制变量主要包括:全要素生产率( I n t f p ),采用“LP”法计算;资本密集度( I n k l ),为企业固定资产净值和就业人员总数的比值取对数;工资水平( I n w a g e ),为企业工资总额和就业人员总数的比值取对数;出口密度( e x p i n t ),为企业出口交货值和销售总收入的比值;企业规模( I n s i z e ),为企业就业人员数取对数;企业年龄(
变量 | 观测值 | 平均值 | 标准差 | 中位数 | 1%分位数 | 99%分位数 |
---|---|---|---|---|---|---|
upmpnop | 249 599 | 0.0054 | 0.0027 | 0.0051 | 0.0007 | 0.0167 |
markup | 249 492 | 1.2418 | 0.2498 | 1.1935 | 0.7130 | 2.9034 |
Intfp | 243 625 | 6.7735 | 1.0779 | 6.7079 | 4.1568 | 9.7025 |
kl | 249 599 | 93.6235 | 237.58 | 39.560 | 1.3647 | 863.96 |
wage | 249 599 | 9.5200 | 0.5952 | 9.4860 | 8.1250 | 11.228 |
---|---|---|---|---|---|---|
expint | 210 048 | 0.5017 | 0.4647 | 0.4745 | 0.0000 | 1.2511 |
size | 249 599 | 5.2842 | 1.1379 | 5.2204 | 2.8904 | 8.2950 |
age | 249 475 | 9.6993 | 14.024 | 8.0000 | 1.0000 | 50.000 |
debt | 249 599 | 0.5599 | 0.2943 | 0.5660 | 0.0212 | 1.2584 |
表1. 相关变量的描述性统计分析
在进行基准回归之前,笔者进行了Pearson相关性分析,其相关系数均小于0.3,表明变量间不存在严重的多重共线性问题。其次,笔者进行了Hausman检验,结果表明拒绝采用随机效应的假设,接受采用固定效应的假设。限于篇幅,具体结果不在文中列出,仅作阐述分析。
因此,本文运用面板数据控制企业和年份固定效应进行回归分析,基准回归结果如表2所示。在第(1)列中,我们可以发现上游垄断指标前的系数在1%的显著性水平下显著为正。在第(2)-(9)列中,我们依次加入企业层面的控制变量,表明在不断控制各影响因素之后,上游垄断对我国出口企业加成的影响依然显著为正,符号和显著性虽略有波动,但总体保持稳健,符合假说1预期。
此外,观察各个控制变量可以发现:第一,生产率、资本密集度、出口密度和企业规模指标的回归系数显著为正。反映了生产率更高的企业在实际中可能会获得更高的企业加成;资本越密集的企业,而非劳动密集企业,可能会获得更高的企业加成;企业出口密度反映的是企业出口的强度与意愿,表明出口密度越高的企业可能获得更高的加成;企业规模越大,可能技术更为先进,在面临市场风险时更稳健,获得更高的加成。第二,企业工资水平和负债水平系数显著为负。其中,负债水平过高可能会导致企业面临更大的风险,反而使企业加成降低;工资水平的负向影响,可能是由于工资的提高直接导致了企业利润率下降,使得企业加成减少。
变量 | (1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) |
---|---|---|---|---|---|---|---|---|
upmpnop | 1.012*** (2.68) | 2.219*** (6.00) | 2.192*** (5.94) | 2.289*** (6.25) | 2.199*** (5.67) | 2.000*** (5.16) | 1.993*** (5.14) | 2.013*** (5.21) |
Intfp | 0.095*** (70.78) | 0.096*** (71.32) | 0.107*** (78.22) | 0.090*** (63.91) | 0.089*** (63.12) | 0.089*** (63.16) | 0.090*** (63.62) | |
Inkl | 0.000*** (6.39) | 0.000*** (7.75) | 0.000*** (6.60) | 0.000*** (5.96) | 0.000*** (5.99) | 0.000*** (6.00) | ||
Inwage | −0.069*** (−49.84) | −0.063*** (−43.97) | −0.066*** (−45.20) | −0.066*** (−45.16) | −0.066*** (−45.12) | |||
expint | 0.020*** (8.53) | 0.021*** (8.79) | 0.021*** (8.75) | 0.021*** (8.90) | ||||
Insize | 0.015*** (10.28) | 0.015*** (10.24) | 0.015*** (9.99) | |||||
age | 0.000 (0.36) | 0.000 (0.37) |
debt | −0.043*** (−10.36) | |||||||
---|---|---|---|---|---|---|---|---|
常数项 | 0.193*** (68.06) | −0.550*** (−50.62) | −0.561*** (−51.24) | −0.017 (−1.18) | 0.051*** (3.37) | 0.163*** (8.72) | 0.162*** (8.68) | 0.182*** (9.72) |
企业固定效应 | yes | yes | yes | yes | yes | yes | yes | yes |
年份固定效应 | yes | yes | yes | yes | yes | yes | yes | yes |
N | 249,492 | 249,414 | 249,414 | 249,414 | 209,938 | 209,938 | 209,817 | 209,817 |
R2 | 0.051 | 0.110 | 0.111 | 0.136 | 0.128 | 0.129 | 0.129 | 0.132 |
表2. 上游垄断对我国出口企业加成影响的基准回归结果
注:***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平,括号内为纠正了异方差后的t值。
随着新新贸易理论与企业异质性模型的发展,学者们对国际贸易的研究视角逐渐从产业间贸易转移到了产业内微观企业层面,探讨不同异质性的企业的行为选择。因此,本文基于企业异质性的假设,研究上游垄断对我国出口企业加成影响时,不同企业的异质性会对其造成的不同影响,主要包括企业不同的所有制形式(国有企业、外资企业和民营企业)和出口异质性(异质化企业和同质化企业、出口单一市场企业和出口多样市场企业)。所以,在接下来的分析中,我们将全部样本分组进行回归分析,系统深入的研究上游垄断对异质性企业出口加成的不同影响,借此更好地厘清上游垄断对出口企业加成的影响和作用机制。
首先,本文将全部样本分为国有企业、民营企业、外资企业三种类型的出口企业进行分组回归。回归结果如表3第(2)-(4)列所示,表明:第一:对于外资企业而言,上游垄断对其出口企业加成的正向影响的系数大小的绝对值要大于国有企业和民营企业。造成这一回归结果的可能原因是,外资企业本身技术更先进,生产率和产品质量更高,使企业加成更高。第二:上游垄断对国有企业的影响不显著,但是对于民营企业有显著影响,导致这一回归结果可能是因为国有企业由于体制机制关系,在生产中缺乏弹性,所以上游垄断并未对国有企业产品的质量起到升级作用。
变量 | (1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) |
---|---|---|---|---|---|---|---|---|
全部样本 | 国有企业 | 外资企业 | 民营企业 | 异质化 | 同质化 | 单一市场 | 多样市场 | |
upmpnop | 2.013*** (5.21) | 1.247 (0.57) | 3.229*** (3.71) | 1.353*** (3.03) | 2.432*** (5.22) | 0.771 (0.79) | 1.659 (1.32) | 1.752*** (3.84) |
控制变量 | yes | yes | yes | yes | yes | yes | yes | yes |
企业固定效应 | yes | yes | yes | yes | yes | yes | yes | yes |
年份固定效应 | yes | yes | yes | yes | yes | yes | yes | yes |
N | 209,817 | 6839 | 51,252 | 151,726 | 159,370 | 27,404 | 40,747 | 148,969 |
R2 | 0.132 | 0.155 | 0.144 | 0.136 | 0.136 | 0.102 | 0.143 | 0.129 |
表3. 异质性分析
注:***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平,括号内为纠正了异方差后的t值。
其次,本文根据企业出口产品的差异化程度,将出口企业分为同质化企业和异质化企业;再根据出口企业出口目的地是否唯一,将出口企业面临的出口市场区分为出口单一市场和出口多样市场。回归结果如表3第(5)-(8)列所示,表明:第一,上游垄断对同质化企业造成的影响不具有显著性,异质化企业的回归系数具有显著性,说明产品差异化越大,技术含量更高,出口企业定价能力和加成越强。第二,上游垄断对出口单一市场企业造成的影响不具有显著性,出口多样市场企业的回归系数具有显著性。可能是因为出口单一市场的企业议价能力较弱,企业加成自然就更低,而多样化市场企业可以将产品出口到不同的市场,可能表明其产品质量更高,技术更先进,加之其面对不同的市场而非单一市场,面对出口国市场的议价能力更强,所以获得了更高的企业加成。
为进一步理清上游垄断对出口企业加成影响的中间渠道,产品质量的作用机制,本文根据类似文献的通常做法,设定中介效应模型如下:
I n q u a l i t y f i t = β 0 + β 1 ⋅ u p m o n o p i t + γ ⋅ X f i t + δ f + δ t + ε f i t (5)
I n m a r k u p f i t = λ 0 + λ 1 ⋅ u p m o n o p i t + λ 2 I n q u a l i t y f i t + γ ⋅ X f i t + δ f + δ t + ε f i t (6)
其中,产品质量的衡量为出口产品价格与产品数量的比值,即单位产品价值量。其余模型设定和变量与前文类似,不再赘述。式(5)是研究上游垄断和产品质量之间的关系,解释变量为上游垄断,被解释变量为产品质量。式(6)在基准回归的基础上加入产品质量作为解释变量,同时考察上游垄断和产品质量对企业加成的影响。
中介效应的回归结果如表4所示:其中,第(1)列为基准回归,与前文一致。第(2)列是被解释变量为产品质量,解释变量为上游垄断,上游垄断系数在置信水平1%下显著为正,表示上游垄断促进了产品质量升级,与预期相符。正如王永进、施炳展(2014) [
变量 | (1) | (2) | (3) |
---|---|---|---|
Inmarkup | Inquality | Inmarkup | |
upmpnop | 2.013*** (5.21) | 8.363*** (4.58) | 0.369** (1.98) |
Inquality | 0.022*** (42.02) | ||
控制变量 | yes | yes | yes |
企业固定效应 | yes | yes | yes |
年份固定效应 | yes | yes | yes |
N | 209,817 | 209,817 | 209,817 |
R2 | 0.132 | 0.301 | 0.142 |
表4. 中介效应
注:***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平,括号内为纠正了异方差后的t值。
笔者总结全文研究结论如下:第一,上游垄断显著促进了我国出口企业加成的提升,生产率、资本密集度、出口密度和企业规模对企业加成提高有积极影响,而企业工资水平和负债水平对企业加成提高起到了消极影响。第二,上游垄断对下游出口企业加成的影响会由于企业不同的所有制形式和出口异质性而存在一定的差异。对于国有企业,上游垄断对其的影响并不显著,对于外资企业和民营企业,上游垄断对其均有正向影响,但对外资企业的影响大于民营企业;上游垄断对异质化企业和出口多样市场企业有显著正向影响,但对同质化企业和出口单一市场企业的影响并不显著。第三,上游垄断显著提高出口企业加成的关键作用机制是产品质量升级,上游垄断促进了产品质量升级,而产品质量升级又进一步使企业加成得到提高。
因此,我国现在正面临贸易摩擦、经济下行、疫情危机等诸多挑战,如何坚持改革开放,完成全面建成小康社会的任务和实现“两个一百年”的奋斗目标,基于现实背景和研究结论,笔者提出以下政策建议:一是虽然短期中上游垄断提高了企业加成,但是长期来看,仍然要坚持打破上游垄断格局,特别是国有企业等造成的垄断,要坚持深化国有企业改革。二是稳步推进供给侧结构改革和坚持创新驱动发展战略,促进产业结构转型升级,实现我国进出口贸易由“粗放型”增长转变为高质量和可持续的增长。三是推进贸易自由化改革,完善双边和多边贸易体系,坚持“一带一路”倡议,不断提高对外开放水平,与更多的国家拓展双边、多边贸易。
闵炳中. 上游垄断与我国出口企业加成Upstream Monopoly and the Markup of Chinese Export Firms[J]. 可持续发展, 2020, 10(03): 330-337. https://doi.org/10.12677/SD.2020.103041