企业出口强度与进口中间品贸易自由化：来自中国企业的实证研究，本文主要内容关键词为：中国企业论文,强度论文,实证研究论文,贸易论文,企业论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
自新世纪加入WTO以来，中国进一步地大力推进贸易自由化，我国关税水平显著下降。据海关统计，我国简单平均关税总水平由2001年的15.3%下降至2005年的10%，至2010年的9.8%，其中，工业品平均税率由2002年的11.7%下降到2005年9.5%，到2010年8.9%，目前我国关税水平在发展中国家最低，且低于欧盟水平。
尤其是，我国大幅降低了能源、资源、原材料等初级产品的进口关税，并有选择地降低了部分关键零部件等中间品以及重要机电设备等制成品的进口关税。我国进口能源、资源类产品税率一般不超过5%，其中原油、煤炭、铁矿石等重点大宗商品均已实行了零关税。经过十几年的调整，目前我国工业品中初级产品、中间品和制成品平均税率分别约为5.9%、6.7%和10.6%，与1996年三类产品9.7%、16%和26.2%的税率相比，不仅税率大幅降低，而且结构明显改善。除此之外，我国每年还都通过暂定税率的形式，重点降低重要能源资源性产品、生产资料、基础工业原材料、先进技术装备和关键零部件的进口税率，有效促进了相关商品进口和上、下游产业发展。位于产业链上游的能源、原材料等初级产品进口持续快速增长，所占比重不断提高。根据海关贸易数据统计，2011年上半年，我国进口初级产品2827亿美元，同比增长39%，高于27.6%的进口总体增幅，占进口总额的34%，比重同比提高了2.9个百分点，同时我国自2008年起对企业研发重大技术装备进口的关键零部件及原材料免征关税和进口环节增值税。
这些对中间品和原材料的进口关税减免的政策无疑对我国企业的生产和出口产生了重要的影响。据商务部的统计，中国自2001年加入WTO后的10年中，对外贸易出现了爆炸性的增长。从2001年中国货物进出口总额不到6000亿美元，增长到今天货物进出口的总额已经超过了3万亿美元，10年增长了5倍以上。在贸易的推动下，中国的国民经济也出现了高速增长。据统计，2001年，中国的国内生产总值（GDP）约为10万亿元，加入WTO10年后，中国的国民生产总值高达40万亿元，其增长率达到了4倍。
当贸易自由化已经成为一国发展战略的重要组成部分时，中间投入品的贸易成本下降又将如何影响企业的行为？中间投入品的贸易自由化不仅会造成中间品生产部门的竞争加剧，更广泛地，对使用这些中间品的生产企业而言，其生产成本因此下降，从而促进了企业的生产与销售，2000年之后，企业的出口和内销都经历了飞速的增长，出口也已经成为拉动中国经济的重要马车。那么，中间品的贸易自由化对出口和内销的影响哪个更显著呢？中间品关税的下降会激励企业更多的扩大国外市场还是国内市场？是否会对经济的结构有所改变？
目前研究最终品的贸易自由化对企业行为影响的文献已有很多，但是其中甚少研究涉猎企业出口与内销的比重问题，而研究中间投入品的贸易自由化对企业出口内销决策的文章至今还是空白。因此，本文力图弥补这个研究的空白：中间品投入的贸易自由化如何影响企业的出口与内销决策？
具体地，本文将考察中间品关税的下降如何影响企业的出口强度。出口强度，定义为企业的出口占总销售的比例，它是反映企业出口与内销决策的重要指标。出口强度越高，说明企业越偏向于出口，越低则越偏向于内销。本文合并了两大微观数据库：中国五百万以上制造业工业企业数据库和最细化的产品层面海关数据库，构造了企业层面的中间品关税的度量指标，从而解决每个企业都使用多种中间品的问题。通过研究，我们发现中间品贸易成本的下降会促使企业提高出口强度。也就是说，当企业可以更便宜的进口中间投入品时，企业更多地扩大了出口而非内销。
这是通过两条途径实现的，首先当中间品进口关税下降时，企业可以进口更多种类的中间投入品，成本下降利润增加，因而更多企业可以克服出口的门槛；第二，当企业可以使用更多进口中间品时，生产出口品的部门因为可以更有效率地使用进口投入品而得到扩张，如此出口相对于内销的比重也得以增加。为此我们在经典的Melitz（2003）企业异质性模型的基础上构建一个简单的理论模型，并以此作为支持对这一假说进行了深入细致的计量实证检验。
我们同时着眼中间品贸易成本的下降对企业进入和退出出口市场的影响。我们将企业分成三类，新出口企业、退出出口的企业和持续出口的企业。对每种类型，我们都从集约边际（intensive margin）和广延边际（extensive margin）两个角度研究了投入品贸易成本的下降对企业出口强度的影响。我们发现，中间品关税的下降不仅提高了企业进入出口市场的概率（广延边际），出口产品的种类，同时也提高了企业出口的强度（集约边际），但是对于企业退出出口的概率并没有显著的作用。这个结论支持了我们的观点：中间品关税的下降通过降低出口门槛和扩张出口部门两个途径提高了企业的出口内销比例。
此外，在我们考察的2000～2006年，中国企业也享受到了外国关税下降带来的好处，企业可以出口到更多的国家，提高了出口渗透率；另外一方面进口关税的下降也造成更多外国商品涌入中国市场，加剧了国内市场的竞争，这也将影响到中国企业在出口和内销中的选择。因此我们在回归中同时控制了这两方面因素。
值得强调的是，加工贸易是中国外贸的一个重要特点：企业从国外进口原材料或者中间品，经过组装加工，再将最终品出口到国外。中国的加工贸易从20世纪90年代后期得到了飞速发展，已经超过了传统出口贸易，成为中国主要的出口类型，加工贸易主要由来料加工和进料加工组成，其中进料加工占据了大部分。
基于此，在本文中，我们将中间投入品的贸易成本度量到企业层面——这也是本文对当前国际贸易研究的一个主要贡献。一个进口企业既可以进行普通贸易也可以进行加工贸易，在指标构建中，我们同时包括了普通贸易缴纳的关税和加工进口支付的利息。由于企业进行加工贸易可以享受税收的减免，因此快速增长的加工贸易可能在降低企业的投入品进口成本的同时，提高了企业的出口强度。因此对于同时进行普通进口和加工进口的混合型企业，其中间品进口成本的下降可能来自进口产品关税的下降，也有可能是因为企业自主提高了加工贸易的比重。在本文中，我们区分了这两种情况，并且针对每种情况估计了其对出口强度的影响，证明了这两种不同类型的成本下降都存在，并且都显著影响着企业的出口强度。
为了控制上述加工贸易带来的内生性影响，我们在文中用3种度量方式处理加工贸易的作用。我们首先采用企业是否进行加工贸易的哑变量度量加工贸易，但是企业的加工贸易决策实际是内生决定的：生产率越低的企业以及外资企业更多地倾向于进行加工贸易，因此我们再采用Heckman（1979）两步法将企业参与加工贸易的决策内生化，并估计出企业进行加工贸易的概率，最后我们再用企业进行加工贸易的程度，即加工进口占总进口的比重来强调企业不同程度的加工贸易对出口强度的影响。
我们还考察了中间品进口关税的下降对转型企业的影响。所谓转型企业，即以前只专业化进行普通贸易或加工贸易，而现在转型到两种贸易都进行的企业，以及以前两种贸易兼做而现在专业化到一种类型的转型企业。实证分析表明，投入品贸易成本的下降对与那些从只做普通贸易转型到两种都做的企业有显著影响，而对其他的转型企业没有明显影响。
在回归分析中，我们也非常谨慎地处理了各种内生性问题。除了上述加工贸易的内生性，这里还存在另外3种可能的内生性，首先，出口强度定义为出口占总销售的比，在贸易自由化中销售额小的企业会因为竞争加剧处于更加不利的位置，因此当地政府有可能会对这些企业采取保护措施。针对这种可能的反向因果问题我们构造了工具变量处理。
第二种可能的内生性来自企业出口对中间品进口的反向因果，因为企业的出口与投入品的进口紧密相关，出口多的企业更需要进口更多投入品，从而改变了企业中间品关税指标。最后一种可能来自于企业的中间品关税的度量指标本身。如果一个企业原本需要进口的某种投入品被征收了非常高的关税，企业则反而不会进口该种产品，那么这种产品的高关税也不会反映在企业面临的投入品贸易成本中，这就造成了低估。要处理上面这两种内生性问题，我们仿照Topalova和Khandelwal（2011）以及Amiti和Davis（2011）的方法，用企业在样本第一年的进口额代替每年的进口额从而构造出固定权重的企业中间品关税。在仔细处理了内生性问题以后，我们仍然得到了稳健的结论，企业中间投入品贸易成本的下降的确提高了企业的出口销售比。
最后，我们进行了3组重要的稳健性检验，首先对进口中间品进行不同的门阀回归，结果依然稳健。之后我们再进行分位数回归，根据出口强度的不同，投入品贸易成本的下降对出口强度的影响也不同。我们估计了在4个分位数上的系数，并拟合了在每个出口强度值上的系数图，结论与之前的回归一致。最后我们在企业中间品关税的指标中包含了进口中间品相对于所有中间投入品的权重，用这个新指标重新回归结果与之前一致。
我们的研究也丰富了国际贸易中关于出口强度和贸易自由化的研究。首先是关于出口强度的研究。在世界大部分国家中，企业的出口行为都存在一个普遍的现象，就是企业只出口总产出中的一小部分。很多研究都发现并试图解释这一点，如Bernard和Jensen（1995）,Tybout（2000）,Bernard等（2004），以及Eaton等（2011）。在大国中通常被认为是本国市场效应造成的（Bernard et al.，2004），而在像哥伦比亚这样的小国中，这种现象被归结为较低的出口产品质量（Brooks，2006）。Bonaccorsi（1992）用意大利的数据发现企业的出口强度与其规模呈正比。Gorg等（2004）用英国数据研究溢出效应是否会影响企业的出口倾向。然而，中国作为第二大经济体，还鲜少有文章研究中国企业的情况。Lu（2011）以及Lu等（2010）用中国数据发现中国的出口强度分布呈现U型，这与Melitz（2003）中的经典结论相违背。除此以外，我们很少了解导致企业出口强度在不同年份和企业间差异的原因。
另外一支文献是研究贸易自由化，Amiti和Konings（2007）用印尼的数据研究发现企业从中间进口品关税下降获得的好处至少是从最终品关税下降的两倍。Topalova和Khandelwal（2011）发现这种差距在印度有可能会扩大到十倍。Yu（2011）用最终品和中间品关税的下降对企业生产率的促进作用随企业做加工贸易的比重增加而减少，这主要是因为加工贸易享受零关税的缘故。
尽管上述的这两个研究领域都非常重要，并受到各国学者关注，然而迄今为止，还没有文章研究贸易自由化对企业出口强度的影响，尤其是重点关注企业的中间投入品进口成本的下降对企业出口与销售的决策。而这一点对我国企业尤其重要，特别是2001年加入世贸组织以后，企业面对世界市场的放开，其出口与内销的关系受到了怎样的影响，企业又应如何处理二者的平衡，都是非常关键的问题。本文将在这一方面填补理论上与政策上的空白。
文章的安排如下，第二部分为理论框架，第三部分是数据描述，第四部分介绍文章中关键变量的度量和实证方法，第五部分汇报回归结果和稳健性分析，第六部分小结。
二、理论框架
本节旨在建立一个理论模型指导之后的实证回归，为此，我们从以下几个方面拓展了Melitz（2003）的模型，我们在生产函数中引入两种投入品：劳动力和中间品，并仿照Halpern等（2010）考虑中间投入品的进口行为。假设一个同时销售到国内和国外市场的企业有如下的生产函数：
相对于内销品而言，我们假设用于生产出口品的进口中间品有更优的质量，即
，这是因为出口企业或工厂往往有更好的外国资源网络，因此他们比生产内销品的企业或工厂可以得到更好的进口中间投入品。实际上，这个理论假设能够很好地被中国贸易数据支持。仿照Hallak（2006），我们用单位价值作为进口品质量的代理变量，表1中的第一列显示了加工进口的中间品比用于普通进口的中间品有更高的质量。根据定义，加工进口的中间品仅用于生产出口品，而相反的，普通进口的中间品既可以用于生产出口品也可以用于生产内销品。因此，加工进口的中间品具有更高的单位价值就说明：用于生产出口品的进口中间品比用于生产内销品的进口中间品具有更高的质量。即使我们根据广义经济分类（broader economic categories，BEC）将中间品细分为零部件和半成品，这个现象依旧成立。
同Melitz（2003）一样，其中f是固定成本。
为了研究中间品贸易成本对企业出口强度的影响，我们考虑一个生产率为φ的企业同时销售到本国市场和外国市场。在垄断竞争的环境下，均衡价格使得企业边际收益等于边际成本。类似Melitz（2003），给定一个效用具有常数需求弹性σ的代表性消费者，企业生产内销品的价格即为：
其中ρ=（σ-1）/σ。同时企业卖到国外市场的产品价格为：
其中v是外国对进口品征收的关税。因此我们可以得到企业内销的收入函数：
其中
是本国的总支出，P是总价格指数。类似的，企业的出口收入为：
其中n是贸易国家的个数，v是产品卖到国外的额外边际成本（比如进口关税）。简单起见，我们假设外国市场都是对称的。因此对所有国家，v和该国的总支出Ef也都是相同的。
命题1：企业中间品贸易成本的下降会提高企业的总利润，即dπ/dτ＜0。
证明略。如有需要可向作者索取。
至此，企业的出口强度ζ可以很轻松的从式（4）和（5）得到，为了更加直观，我们推到出口强度的倒数。
从上式，我们可以得到如下用于实证检验的结论：
证明略。如有需要可向作者索取。
其经济含义如下，如数据所示，用于出口的进口中间品具有较高质量。而用于出口的最终品由于销售单价较高，相对于用于内销的最终品，它们会有更高的利润。贸易自由化保证了企业可使用更多的中间投入品。这样，随着关税的减免，企业外销就会比内销增长得更快。换言之，我们会看到企业出口强度的上升。
当然，理论模型的这个推论能否成立，得通过更多的计量实证进行验证。下面我们转向计量部分。
三、数据
为考察贸易自由化对企业出口强度的影响，本文使用如下三套大型面板数据：关税数据、企业层面的生产数据以及产品层面的海关贸易数据。
其中关税数据可以直接从WTO获得，中国的关税数据是在HS6位码层面从2000～2006年的，由于海关数据是HS8位码的，所以我们将关税数据合并到了海关数据中。因为本文的研究兴趣是考察企业面临的平均的中间品贸易自由化对出口强度的影响，而不是某种具体产品的关税变化的影响，因此本文用企业面临的所有的关税的加权平均值度量贸易自由化。
（一）企业层面的生产数据
本文使用的企业生产数据来自中国统计局的制造业企业年度调查，包括了2000～2006年每年约230000个制造业企业的生产信息。这套数据包括了完整的3张会计报表（损益表，资产负债表，现金流量表），共100多个会计变量。平均而言，这套数据每年涵盖的企业生产总值占中国总工业生产总值约95%，实际上《中国统计年鉴》中的加总的工业数据就是从这套数据加总而来的。数据包括了两大类企业，所有国有企业，以及年销售额在500万元以上的非国有企业。企业数目从2000年的162885家增长至2006年的301961家。
然而，这套原始数据仍然十分粗糙，包括了很多不合格的企业，这主要由于企业在汇报时的误报造成的①。我们仿照Cai-Liu（2009）和Feenstra-Li-Yu（2011），根据“通用会计准则”（GAPP）中的规定，将出现如下任何一种情况的企业删除掉：第一，流动资产大于总资产；第二，总固定资产大于总资产；第三，固定资产净值大于总资产；第四，企业的编码缺失；第五，无效的成立时间（比如开业月份大于12或小于1）。最后，数据中包括的总企业数目降至438165个，约1/3的企业在筛选中被剔除掉了。
（二）产品层面的贸易数据
这套贸易数据来自中国海关总署，包括了2000～2006年产品层面交易的月度数据。每个产品都是在HS8位码上，产品数量从2000年1月的78种增加到2006年12月的230种，每年平均的观察值数目由2000年的1000万增加到2006年的1600万，最终这7年的观察值总数约为118333831个，在第二列中显示了在此期间，大约有286819家企业参与了国际贸易。
对每种产品，数据包括了三类信息，第一，5个关于贸易的基本变量，包括了贸易额（由美元度量），贸易状态（进口/出口），贸易的产品数目，交易单位，每单位产品贸易额（贸易额除以产品数目）。第二，6个关于贸易模式和方式的变量，包括出口或进口的对象国家或地区，路线（是否途径第三国或地区），贸易类型（加工贸易或一般贸易），贸易模式（海运，卡车，航空或邮政），进出的海关。第三，最重要的是数据包括了7个关于企业的基本信息，特别的，数据汇报了企业的名称，海关编码，所在城市，电话，邮编，CEO的姓名，企业所有制（外资/私有/国有）。
（三）合并数据
尽管这两套数据信息丰富，但是将它们合并到一起却并非易事。两套数据虽然都包括了企业编码，但是两套编制系统却完全不同，没有任何共同特征。比如，在海关数据中企业的编码是10位的，但是在企业数据中却是9位的。
为克服这个难题，我们采用Yu和Tian（2012）介绍的方法，采用两种方式合并这两套数据，首先我们根据企业的姓名和年份匹配，也就是说，如果两个企业在同一年在两套数据中都有相同的名字，那么这两个企业应该是同一个企业，这样如果使用原始的工业企业数据，我们可以匹配83679家企业。如果使用筛选过后的企业数据，则可以匹配69623家企业。
然后我们用使用了另外一种匹配技术，我们通过企业的邮政编码和最后7位的电话号码进行匹配，因为在每一个邮政地区中，企业的电话号码都是不同的。尽管这个方法很直观，但是仍然存在很多细微的实际操作的困难（比如在企业数据中电话是包括分机号的，但是在海关数据中却没有），因此我们采用了电话后7位作为企业认证的近似。
企业在每套数据中都有可能有名称或电话或邮编的缺失，为了保证我们的匹配可以尽可能包括更多的企业，我们同时使用这两种匹配方法，只要企业可以通过任何一种方法成功匹配，我们就将它纳入合并数据中。如此，用原始工业企业数据成功匹配的企业数上升到90558个。与其他类似的文献比较，我们的匹配数目与他们大抵一样甚至更好。最后我们用筛选后的严格的企业数据匹配，得到76823家企业。值得指出的是，合并的成功率相对比较高，合并后的数据库中企业的总出口额占了规模以上的数据库的出口额一半以上，与其他相关研究如Ge等（2011）的匹配成功率相当。
四、度量和实证
（一）企业中间投入品关税（FIT）
一个企业可以生产多种产品，因此一种产品的关税对不同企业的出口销售比影响是不同的，所以，构建一个度量每个企业面临的关税的指标就非常重要了。如前所述，我国有两种进口方式，即加工进口和普通进口。原则上讲，加工进口是免关税的，但是不同的加工进口方式也有不同的政策。特别是来料加工是完全免征关税的，而与此相对的进料加工，则是“先征后退”：要对进口的原料先征收进口关税，而后当企业出口最终产品时再全额退还，因此进行进料加工的企业对现金流有着更大的需求，并且企业需要支付这期间的关税产生的利息。因此我们建立如下的企业层面的中间品关税指标（FIT）。
（二）企业外部关税
为了度量企业出口目的国的关税下降，我们构建了一个企业层面的外部关税指（
）。
同样的，我们控制了行业层面的我国最终产品的进口关税，最终品进口关税的下降提高了进口部门的竞争。要控制进口竞争的影响，最佳的办法是通过每种商品的内销额构建一个平均最终品的关税指标。但是我们的数据中没有每种产品内销额的信息，一个近似的办法是假设每种产品占所有产品总内销的比重和出口的比重是一样的（Yu，2011）。但是这个假设在本文中不可行，因为我们所要考察的即企业的出口占总销售的比例，因此我们使用行业层面的最终品关税作为控制变量。
（三）计量设定
为研究中间投入品关税的下降对企业出口强度的影响，我们考虑如下的回归方程：
五、实证结果
（一）基准回归
虽然合并后的样本总出口额占规模以上企业总出口的一半以上，但仍然有一部分企业因各种非技术因素（如名称不同或电话邮编缺失）无法匹配，所以我们的合并毕竟有一定的磨损率，因此自然会问这样的磨损率是否会影响回归的结果，因此我们首先进行的是全样本数据和合并样本的回归结果比较。表2的第1列中报告的是用全部企业样本的回归结果。因为没有与产品层面的贸易数据合并，企业样本中不包括产品的信息，也就无法度量企业层面的中间品关税。因此我们在基准回归中去掉了企业的中间品关税，只保留了行业层面的最终产品关税，在两位行业代码上度量，我们主要观察最终品关税对出口强度的影响。第2列中包括了更多的控制变量比如国有企业指标和外资企业的指标，并且得到了与第1列一致的结论。第3列中去掉了出口强度的极端值（即0和1）重复第2列的回归。
作为两套数据的对比，表2中后面几列用合并后的数据重复了第1到3列的回归，可见行业最终品关税的影响在合并样本中的作用和全样本中的是一致的，有相同的方向和统计显著性，这显示了我们合并的数据在回归结果上是可以代表全体样本的结果的。
在表2中的所有回归中，企业的所有结构始终非常重要。外资企业对出口强度有正向显著的作用，而控制了时间和企业的固定效应之后国有企业的系数变成负向显著，说明国有企业将更大比重的产品销售到国内。
在开始实证分析之前，有必要检查一下出口强度在全样本和合并后的样本中的分布是否一致。如果不一致，那么回归结果必将遭到质疑。如图1A所示，企业的出口强度在全样本中的分布为U形，而在图1B中，出口强度在合并后的样本中仍然遵循类似形状的分布。在出口强度的极值点（即0和1）上两幅图的分布有所差别，但这是因为在全样本中72%的企业不出口，而与贸易数据合并后只有17%的企业不出口，这是因为只有或者进口或者出口的企业才出现在贸易数据中。因此从分布的角度而言，合并后的数据仍然是全数据的很好的样本代表。最后，如Ahn等（2011）建议的，贸易公司与其他企业i相比在生产率和销售上都会有所不同，比如间接出口商会把他们全部的商品销售到海外。因此我们把间接出口和进口商从我们的样本中剔除出去。
为了研究企业中间投入品关税下降的影响，我们首先在图2（见下页）中直观展示了加总到行业以后出口销售比和中间品关税的关系，图中显示出明显的负向关系。当然这可能是其他因素导致的，如前所述，最终品的进口关税，还有国外对我国出口企业征收的进口关税的下降都会影响企业的出口强度。因此在回归中我们控制了行业的最终品关税和企业面临的外部关税（即前面构造的FET指标），同时我们也控制了企业的所有制结构（国有企业和外资企业）和贸易类型（普通贸易还是加工贸易），回归的结果汇报在表3中。
首先我们要考察的是企业中间品关税的下降的总体影响，因此在第一列中我们没有加入任何交叉项。在控制了企业固定效应和年份固定效应之后，可见企业的中间品关税下降导致了更高的出口强度，尽管行业的最终品进口关税和企业外部关税都没有显著的影响。在如回归方程中所示，加入了加工贸易哑变量和最终品进口关税，以及和企业外部关税的交差项之后，无论是影响的方向还是统计显著性都没有改变。
但是因为样本中存在大量非出口国内企业，占17%，以及大量纯出口企业占到12%，这些企业可能会影响回归的结果。同时有一些企业自己不进行生产而是为其他企业代理进出口（Ahn et al.，2011），这些企业的出口强度也是1。因此在第3到第5列中我们去掉了这些出口强度为0或者1的企业。这样处理之后回归结果与之前一致，企业中间投入品关税的下降显著提高了出口强度。
（二）影响渠道
很自然的我们会考虑为什么中间品的关税下降会导致企业的出口强度提高。中间品关税的下降促使企业进口更多种类的中间投入品，但更多的中间投入品是否会导致企业出口强度的上升呢？
为了检验这个假设，我们将进口品数目放入到回归中，结果显示在表4中，第一列里我们只加入了进口品种类，可以看到进口品种类越多，企业中间投入品关税越低，企业的出口强度越高，第二列中我们加入进口品种类和各项关税的交叉项，其系数仍然显著，且进口品种类越多的企业中间品关税下降对出口强度的促进作用越大，这说明中间进口品关税的下降的确通过企业进口品种类影响着企业的出口强度③。这说明企业中间品关税下降对出口强度的影响的确是通过进口品种类起作用的。
此外，一个很重要的可能性是中间品对于生产率的贡献。中间品关税的下降使企业中间进口品上升，而这有可能会促进企业的生产率，生产率的提升又有可能会影响企业的出口强度。我们现在通过实证回归来检验这个渠道。首先，在表4的第（3）列中，参考余淼杰（2010），我们计算出用Olley-Pakes（1996）法估算的企业全要素生产率，并把它作为因变量对企业进口中间品进行双向固定效应回归。在控制了大量的其他相关变量后，我们发现：进口中间品变量显著为正，企业进口中间品的增加的确会提升企业的生产率。
那么，企业的生产率的提升会不会也增加企业的出口强度呢？表4列（4）依然以企业出口强度为因变量，但新加入企业生产率与进口中间品的交互项。可以发现：生产率变量为负的显著，同时企业生产率与进口中间品的交互项也是负的显著。这表明，生产率越高，企业出口强度越低，内销比重越高。同时，进口品种类越多的企业生产率变化对出口强度的影响也越大。乍一看，生产率越高企业出口强度越低的发现，似乎与我们的经济直觉不同。但事实上，已早有学者有这个相同发现（李春顶，2010；Dai et al.，2012）。一个主要原因是因为加工贸易的存在。大量的加工贸易企业生产率较低，但因加工贸易的特性，它们的出口强度又很高。为验证这个假说，我们在列（5）中去掉了所有做加工贸易的企业，结果发现生产率对出口强度的影响不再显著。不过，现在因变量还是出口强度，更为直接地，在第（6）列中我们直接地用企业出口对数作因变量，可以发现在剔除了加工贸易后，生产率越高的企业出口的越多。
我们已经发现中间品关税的下降会通过进口中间品的增加来提高企业的出口强度。而之所以进口中间品的增加会提高企业的出口强度，则可能是通过下面3个机制。
首先，中间品关税的下降降低了企业的生产成本，因而提高了企业的利润，这样减少了企业在进入出口市场时面临的信贷约束等限制（Feenstra et al.，2011），也就是降低了企业进入出口市场的门槛。
对于那些已经有在国外销售的企业，中间品关税的下降导致出口强度上升有两方面的机制：一方面，如我们的模型所刻画的，由于生产出口品的企业比生产内销品的企业有更好的外国网络和信息，因此可以更有效地接触国外中间品市场，也就可以获得质量更高的进口投入品，中间进口品关税的下降使得生产出口品的部门优势扩大，生产出口品相对生产内销品利润增加，因此企业提高出口的比重。
另一方面，即使我们不考虑中间进口品比国内进口品的较高质量，而允许企业对于国内外生产同一种产品的生产函数相同（质量相同），只要用于生产出口品所用的进口中间品比国内中间品数量较多，中间品关税的下降同样会导致出口强度上升。这是因为中间品关税的下降会使企业出口部门受益更多，从而出口相对于内销增长得更快。
在上面的3个机制中，如果第一个机制存在，我们应该可以看到中间投入品关税的下降将导致更多的企业进入出口市场。而如果第二、三个途径存在，即生产出口品需要的进口投入品质量更优或数量更多，因此当进口品关税下降时，用它们生产出口品更能增加企业的利润，因此相对而言，企业会扩大出口品的种类，以及每种产品的出口额度，从而提高了出口的比重。所以如果这条影响途径存在，我们应该看到企业中间进口品关税的下降提高了企业的出口品种类。基于这个逻辑，我们在下面的回归中考察了企业中间品关税的下降对不同类型企业的出口强度的集约边际（intensive margin）和广延边际（extensive margin）的影响。
在表5（见下页）中，我们将企业分成了3组，之前没有出口本期刚刚开始出口的企业，即“新出口企业”；之前出口本期继续出口的企业，称为“持续出口企业”；还有上期出口但是这期不再出口的企业，叫做“退出出口的企业”，当然还有“始终不出口的企业”。在第1列中，我们利用新出口企业和始终不出口的企业的数据考察了中间品关税的下降对企业进入出口市场的动机的影响，结果显示中间品关税下降，企业有更大的动机参与到出口行为中，也就是说，会有更多的出口企业进入出口市场。第2列中，我们对新出口企业的样本进行回归，发现对这些新出口企业而言，企业中间品关税下降越厉害的企业，其出口强度越大，因此可见企业中间品关税的下降不仅在广延边际也在集约边际上提高了出口内销的比例。在第3、4列中，类似在第1、2列中的，我们考察了企业中间品关税的下降对企业退出出口市场的动机的影响，以及对退出企业的出口强度的影响。结果显示企业的中间品关税下降不是导致企业退出出口市场的重要原因，对退出的企业的出口销售比的影响也微弱。而在最后两列中，我们对持续出口企业进行分析，考察其中间品关税下降对出口产品的种类和出口强度的影响。在最后1列中，由于企业出口产品的种类是个整数，因此标准的固定效用OLS回归不再适用，而应该采用负二项式（negative binomial）回归（Cameron and Trivedi，2005）。结果发现，中间品关税的下降，促进了持续出口企业出口更多的产品种类，并且提高了这些企业的出口销售比。
这一组的回归告诉我们两个结论。首先是企业中间品关税的下降促进更多企业进入出口市场，增加了出口企业的数目。结合上面一段的分析，这个结论提示我们中间品关税下降提高出口强度的第一条途径是成立的。即中间品关税下降增加了进口品种类，降低了出口成本，增加了企业利润，克服了企业进入出口市场壁垒，从而带动更多企业开始出口。第二个计量结论是中间品关税的下降同时增加了企业出口产品的种类。同样结合上面的分析，这个结论告诉我们中间品关税下降提高出口强度的第二条途径也是存在的。即中间品关税下降促进了使用更优质进口投入品的出口品生产部门扩大生产，因此出口内销的比例提高。
那么，出口部门是否比非出口部门使用更多的进口中间品呢？为验证这点，我们首先计算出各企业的进口中间品比率，即进口中间品比上所有中间品。如果我们的假设是对的，我们将会看到出口企业会比非出口企业的进口中间品比率更高。而且，纯出口企业比非纯出口企业的进口中间品比率也会更高。表6首先给出各组的均值。可以发现：出口企业会比非出口企业（纯出口企业比非纯出口企业）的进口中间品比率更高。接着，我们分别对每个出口企业根据销售值、生产率、企业规模找出在非出口企业的最近匹配企业（nearest-neighbor matching），然后再比较其进口中间品比率。从表中可见，不管是用对处理项的平均处理额（ATT）还是对控制项的平均处理额（ATC）两种方法，出口企业会比非出口企业的进口中间品比率高约0.7个百分点。纯出口企业比非纯出口企业更是高出约2.3个百分点。
需要指出的是，对于纯加工出口企业而言，它们的生产率相对较低，利润也较薄，而根据它们企业的特性，又会是自然利用更多的进口中间品。因此，有必要知道把纯加工贸易企业剔除的话，是否也能得到出口部门是否比非出口部门使用更多的进口中间品的结论。所以，我们在第二组中把纯加工贸易企业剔除，我们同样发现出口企业会比非出口企业（纯出口企业比非纯出口企业）的进口中间品比率更高。
（三）内生性
1.企业中间品关税下降的两个来源
在前面的回归中，我们得到了基本结论：企业中间品关税下降提高了企业的出口销售比。并且我们证明了两条可能的影响途径。但是在前面的分析中还存在一些内生性问题需要处理。首先我们需要认识到企业中间品关税下降的两种不同来源。
一种类型的企业中间品关税下降是普通的中间进口品产品关税的下降（即FIT度量式中的τ下降），这正是本文研究的关注点。但是还存在另一种的企业中间品关税下降：企业自主选择多进行加工贸易造成企业中间品关税的度量下降。具体来说，回忆企业中间品关税（FIT）的度量式，企业面临的中间品关税由两部分组成，一部分是普通进口，另一部分是加工贸易进口的利息，而这一部分远小于普通贸易的关税，因此即使τ没有任何改变，当企业自主选择更多地增加加工贸易进口时，一方面会拉动FIT值的下降，另一方面会带来出口销售比的增加，因此二者呈现出显著的负向的共变关系。由于中国加工贸易企业比重很大，这种由于企业自主选择加工贸易造成的FIT下降同时出口销售比上升的现象是可能存在的。因此要分析中间品关税的下降对出口销售比的因果影响，我们必须控制住这一类型的中间品关税下降带来的干扰。
首先我们要检验这两种类型的企业中间品关税下降是否都存在，是否都对企业的出口强度有影响。为此，我们必须将这两种类型的中间品关税下降区分开来。我们考察三类企业，（1）纯普通贸易企业，即那些只进行普通进口中间品的企业；（2）纯加工贸易企业，即只加工进口中间品的企业；（3）混合贸易企业，即两种类型的进口都进行的企业。在前两类企业中，不存在调整加工贸易比重的问题，其所有的企业中间品关税下降都来自于产品关税下降自身的原因。因此我们将利用这两类企业研究纯粹的产品关税下降的影响。但是在混合贸易企业中，两种企业中间品关税下降的来源都可能存在，为了剔除产品关税τ下降的原因，只关注于加工贸易比重调整带来的企业中间品关税的改变，我们将混合贸易企业的企业中间品关税（FIT）中的产品关税τ固定在2000年，而不是像之前的用当期的关税。这样做就可以控制产品关税τ的改变带来的FIT的改变，因此所有的企业中间品关税的下降都来自于加工贸易的调整。
在表7（见下页）的第1、2列中我们分别对所有纯普通贸易企业和纯加工贸易企业进行回归，在控制了各种固定效应之后可见中间品关税的下降显著提高了企业出口强度。这说明产品关税τ的下降对企业出口内销比的确存在拉动作用。在第3列中我们对所有混合贸易企业回归，其中我们用的企业中间品关税是用2000年的τ替换了当期的τ的，结果显示在控制了当期的产品关税变化之后，企业中间品下降全部来自于加工贸易的调整，而这种调整的确同时带来了企业中间品关税下降，和企业出口强度的上升。
进而在后面3列中，我们分别考察了企业中间品关税下降对不同的转型企业的影响。我们考察了从上一期做纯普通贸易转型到混合贸易的企业，从纯加工贸易转型到混合贸易的企业，以及从混合贸易转型到非混合贸易的企业。结果显示对从纯普通贸易转型到混合贸易的企业而言，FIT的下降对出口强度提升的作用显著，而对另外两种企业而言则不显著。这进一步说明对混合企业而言，自主选择提高加工贸易是造成FIT和出口强度显著的反向关系的重要原因。通过这一组回归分析，我们证明了企业中间品关税（FIT）的下降的确存在两种不同的来源，并且这两种类型的下降都在发挥着作用。这说明我们必须在计量分析中控制住企业自主调整加工贸易的行为，才能准确地评估中间品关税τ的下降对企业出口销售比的真实作用。因此我们在下面一部分的分析中，将企业进行加工贸易的行为内生化，从而控制了企业自主增加加工贸易比重带来的共变。
2.加工贸易的内生性
在之前的所有回归中，加工贸易的指标都是0或者1的哑变量，在下面的回归中，我们将把加工贸易内生化，因为加工贸易在很大程度上决定于企业的各项综合因素，因而相对于企业的出口与内销行为而言，很难说是完全外生的。因此我们用Heckman两步法将加工贸易内生化，纳入到原先的回归方程中。第一步，给定上一期的企业生产率等特征下，我们用Probit回归估计出预期企业进行加工贸易的概率，并计算出逆向米勒比率（inverse Mill's ratio），第二步，我们用估计出来的加工贸易概率替换原先的加工贸易哑变量，并将逆向米勒比率加入控制变量中。Heckman两步法要求在第一步回归中至少在第一步回归中显著但在第二步回归中不显著的变量，这里我们用的是企业的年龄。第一阶段回归的结果列在表8中，企业是否进行加工贸易很大程度上决定于企业生产率、企业属性和企业年龄。我们发现企业年龄越大、出口的概率越高。它在统计上是高度显著的。
表9的第一、二列中，我们用估计的加工贸易概率代替加工贸易哑变量，用全体样本进行基准回归，企业中间品关税下降对出口销售比有显著提升作用，而加工贸易企业显著的相对于非加工贸易有更高的出口销售比。企业生产率越高的企业出口强度越低，这个结论与许多学者用中国企业数据的研究一致（Lu，2011；Dai et al.，2012）。在第三列中，我们去掉了出口强度为0或者1的极端值样本，中间品关税下降的影响不变。
但是采用估计的加工贸易概率也不是完美的，它不能反映当期的真实加工贸易的比重。为此我们在第四、五列回归中用当期加工进口占总进口的比重代替加工贸易哑变量，重复上面的回归。类似的，第四列中是全体样本的回归，第五列中是去掉极端出口强度值企业。这组回归的结果与用加工贸易哑变量和估计概率的结果一致，即企业中间品关税的下降显著提高了出口销售比。
3.企业中间品关税（FIT）的内生性
在上面的小节中我们控制了回归式中加工贸易指标的内生性问题，但是这并没有完全解决在本部分第1小节中我们分析的问题，即FIT指标中企业调整加工贸易比重带来的FIT的内生性。更进一步，FIT指标中的内生性问题还不仅限于此，下面我们讨论另外两种内生性问题。
首先，中间品关税τ的下降会影响企业进口该项中间品的比例，极端一点而言，如果一种中间品是生产某种最终品的关键投入，但是该项中间品的关税非常非常高，企业有可能不进口该项中间品而转而寻求其替代品，这样FIT的指标中就不含有该进口投入品的关税，FIT因此显然被低估了。其次，当外国市场需求改变导致企业多生产某种最终品时，企业就会相应多进口生产该种产品所需的进口中间品，因此FIT中该种中间品的比重就增加了，这就造成了反向因果问题。
为了解决这两种内生性问题，以及在本部分第1节中提到的企业调整加工贸易比重带来的内生性问题，仿照Topalova和Khandelwal（2011），我们在下面的回归中采用固定权重的FIT指标代替原始FIT。具体而言，就是将FIT指标中每种中间品关税的权重由当期的进口比重替换为2000年的进口比重，如下面的式子显示。这样做一方面固定了每项中间品的关税τ的权重，解决了权重受到上面内生因素影响的问题。
用固定权重的FIT指标回归的结果显示在表10中。在第一列中我们使用全体样本，并且控制了加工贸易比重及其与各项关税的交叉项，在第2列中我们控制了企业生产率，在第3列中我们控制了企业规模，最后1列中我们同时控制了生产率和企业规模。结果显示当控制了企业生产率之后，企业的中间品关税下降仍然显著提高了企业的出口销售比，同时加工贸易比重越高的企业出口强度越大。这个结论都与前面一致。
4.其他内生性
最后我们考虑其他可能存在的内生性问题，一种可能存在的情况是，当一个企业或者行业的产出比较低时，他们可能会向政府寻求保护或者优惠政策，其中就包括游说政府降低中间投入品的进口关税，以降低其生产成本，增加利润（Grossman and Helpman，1994）。虽然这种情况在中国不多，但是为了严谨，我们仍然控制了这种内生性。具体而言，我们在FIT指标的式子中，将当期产品关税τ替换为1996年的产品关税，以此新构造的固定关税FIT作为原始FIT的工具变量。同样的，这样做一方面控制了中间产品关税τ受到当期企业产出影响的内生问题，另一方面仍然可以保证与当期的关税的紧密相关性，因此可以作为比较好的工具变量。
回归结果显示在表11中。在第一列中我们使用加工贸易的哑变量度量加工贸易，第二列中使用内生化以后的加工贸易概率度量，第三和第四列中使用加工贸易比重度量，并在第四列中去掉了出口强度的极端值。结果显示在每一列的回归中，企业中间品关税的下降都显著地提高了出口强度，这一结论与前面一致。在表格的下面我们附上了第一阶段回归的结果以及各项检测，回归显示，工具变量与FIT显著正相关，并且检验拒绝了弱检定的假设，进一步说明我们选用的工具变量有效。
（四）更多稳健性检验
1.其他非线性设定形式
在前面的所有回归中我们使用的都是线性设定形式。但在实际生活中中间品关税的减免可能会对企业出口强度存在着非线性的影响。比如说，贸易自由化的影响可能会存在着一定的门限效应。为此，表12选取了企业中间品关税阀值分别取50%和75%的情况。在第1列中我们汇报了企业中间品关税阀值大于50%的样本，第2列则汇报了企业中间品关税阀值小于50%的样本。第3列中汇报了企业中间品关税阀值小于75%的样本，第4列则汇报了企业中间品关税阀值大于75%的样本。结果显示，采用不同的企业中间品关税阀值回归于我们之前的结论是基本一致的。
2.分位数回归
很多学者已经证明中国企业的出口强度的分布呈现U形，图3显示我们在控制了固定效应之后的残差项仍然具有U形分布，这也是为什么之前的回归中固定效应非常重要的原因。由于残差项的分布不是常规的正态分布，为谨慎起见，我们在下面采取分位数回归作为稳健性检验。
分位数回归是处理残差项分布非正态尤其是非对称的有效手段。其原理是利用最小化加权残差项绝对值，以此避免OLS回归产生的偏误（Koener，1978）。其目标方程如下：
其中q是分位数值。我们首先选取25%、50%、75%这3个分位数点进行估计，结果显示在表13中，第1列是OLS回归，作为对照，第2列至第4列是分位数回归，在每个分位数点，企业中间品关税下降都会显著提高出口销售比，这与之前的结论一致。
下面我们数值拟合了在每个分位数点的回归系数，并将这些系数拟合成连续的图。
在图4中显示的各个主要变量的系数在出口强度的不同分位数点上的值，其中第一个图是横截项的数值，第二幅图是行业最终品关税的系数，第三幅图是企业中间品关税的系数，最后一幅是企业外部关税的系数。我们主要看第三幅图，可见在任何分位数点的出口强度上，企业中间品关税对出口强度的影响都是负向的，也就是说企业中间品关税的下降始终会提高企业的出口销售比。第二点可见，当企业的出口强度位于中间值时，也就是说企业既进行出口，又进行内销的时候，中间品关税的下降对出口强度的影响最大，而当企业只进行内销或只进行出口时，企业中间品关税的下降作用则不明显。这一结论很符合直觉，首先，当企业不出口或者只出口很少产品时，企业的外国销售渠道和产品研发薄弱，此时中间品关税的下降并不是促进企业出口的最主要因素，而出口的固定成本以及外需的变动才更重要。第二，当企业只出口很少进行内销时，这说明企业在国内市场的销售网络以及产品研发等很薄弱，企业主要进行的是加工贸易而非普通贸易，因此已经享受了零关税进口的优惠政策，中间品关税的下降对于主要进行加工贸易的企业激励显然很小。因此，只有对同时进行出口和内销的企业，相对于内销而言，企业中间品关税的下降对企业的出口促进最大。
3.企业中间品贸易自由化的其他衡量指标
在我们之前使用的FIT的度量中，每种中间品关税的权重是其进口占全部中间品进口的比重。但如果企业大量使用本国中间品而非进口中间品，那该产品的相关权重就难以得以准确地衡量了。为避免这种情况，我们在最后的回归中使用另一种FIT的度量，我们将原先的度量式中的权重变成该中间品的进口占全部中间品消费的比重。如下式所示，改进的FIT的度量与原来的FIT具有如下关系：
其中括号内是原先的FIT指标，括号外的分子项是全部进口的中间品，分母是全部消费的中间品。用新构造的FIT指标进行回归，结果显示在表14中。我们用加工贸易比重度量加工贸易，并控制了生产率，企业规模等不同因素，当我们去掉出口强度为0或者1的极端值时，结果显示利用新构造的FIT指标度量企业中间品关税，其下降仍然显著地提高了企业的出口强度，因此考虑从国内购买的中间品并不会影响本文的结论。这进一步证明了，企业中间品关税的下降对企业的出口销售比的提高不仅显著，而且对不同的计量方法和不同的度量方法都非常稳健。
六、结论
本文研究了进口中间品的贸易自由化对企业出口强度的影响。研究发现，当企业面临更低的中间品关税时，相对于内销，企业会更大的扩展出口，也就是企业的出口销售比会增加。为了得到这个结论，我们构建了针对每个企业的中间品关税指标，这个指标不仅考虑了普通贸易，更将加工贸易纳入其中。我们使用了产品层面的贸易数据和企业层面的生产数据，并进行了严格的筛选、合并和检验，以确保合并的数据具有较强的代表性。同时大量深入细致的实证分析也确保了我们研究结果的可靠和准确。
本文的研究结果在一定程度上填补了关于贸易自由化与出口销售比研究的空白，使用我国大规模的微观数据给出了关于出口强度的一些研究结果。除此之外，本文还具有一定的政策指导意义，文章的结论揭示了中间产品的贸易自由化可以进一步扩大企业出口占总销售的比重，在如今全球需求疲软出口不景气的世界经济背景下，可以通过降低企业面临的中间品关税以及其他投入成本促进企业出口。
我们十分感谢Robert Feenstra、Gordon Hanson、Chang-Tai Hsieh、Brad Jensen、Samuel Kortum、Robert Staiger、James Tybout、林毅夫、姚洋、邱东晓、陈强、李志远、陈伟智，以及第14届CCER-NBER会议、北京大学新结构国际会议、第二届国际贸易研究协会（CTRG）会议、第三届IEFS会议和浙江大学、南开大学、上海外贸学院学术讲座的参会者对本文的建议和帮助。当然文责自负。余淼杰为本文通讯作者。
注释：
①比如，有一些家庭企业没有正式的会计人员，因此在汇报的时候将1000元人民币的数据单位当作了1元的单位。
②改变这个实际利率的大小并不影响我们的主要回归结果。
③注意到，去掉了出口强度为0和1的极端值，重复前两列的回归。我们依然得到和列（1）～（2）一致的结论。为节省篇幅，这里略去不报。