中国出口贸易增加值的微观核算及影响因素研究_郑丹青

《国际贸易问题》2014年第8期经贸论坛

中国出口贸易增加值

的微观核算及影响因素研究

郑丹青于津平

摘要：依据投入产出表是目前研究贸易增加值的主要方法，本文则从企业生产增加值出发，寻求企业生产增加值和出口贸易增加值之间的内在联系，并利用1999-2007年企业层面数据对中国出口贸易增加值率及其影响因素进行测算和分析。研究发现中国出口贸易增加值率总体上处于上升趋势，其中劳动密集型的民营企业是出口贸易增加值率上升的主要推动力。进一步的影响机制分析发现：FDI流入、研发投入、品牌营销、全要素生产率是提升企业出口贸易增加值率的重要因素；持续扩大的出口规模并没有带来贸易增加值率的相应增长，反而抑制了中国出口贸易增加值率的增加；而政府补贴确实能对企业出口增加值率产生正向影响，使企业获得更大的增加值收益。

关键词：贸易增加值；企业生产增加值；增加值率

DOI:10.13510/j.cnki.jit.2014.08.001

一、引言

全球价值链是当今世界经济发展的主要特征，越来越多的国家成为生产体系中的一个环节，国际专业化分工深入到更为细致的工序层面。占全球贸易总量2/3以上的中间品贸易的迅速发展使得以跨越国界为核算基准的传统总量贸易核算方法产生了诸多“重复计算”部分。因此，国内外学者也开始运用能更好衡量世界贸易运行的增加值贸易①统计方法来对世界各国贸易失衡现象重新进行思考和测算。自改革开放以来以较快经济增长速度而引起全球侧目的中国在享受积极参与国际分工的好处的同时，也带来了“中国威胁论”的兴起。中国到底在当今国际贸易格局中分到了多大利益，正如Koopman 等（2010）所说，“准确测度出口来源国的价值链能更好理解一国在全球价值链中的地位”。因此，还原中国在国际贸易中的实际国内增加值，有助于理清中国在全球失衡中的责任以及揭示中国的真实收益。但由于企

[基金项目]江苏省高校哲学社会科学研究重大项目（2011ZDXM005）、教育部人文社会科学重点研究基地重大项目（2009JJD790022）、国家社科基金项目（12BJL080）和河南大学校内基金（2011YBRW003）

郑丹青：南京大学商学院210093，河南大学经济学院电子信箱：[email protected]；于津平：南京大学商学院。

①2011年6月6日，WTO和日本IDE-JETRO联合发布会“TradePatterns and Global Value Chains in East Asia”。

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经贸论坛《国际贸易问题》2014年第8期业异质性的广泛存在（Melitz，2003），利用行业层面投入产出表测算出口贸易增加值的方法难免会忽视企业之间的差异，并由此产生一定的偏差。而从企业层面直接测算出口贸易增加值不仅可以减少测算误差，还可以揭示企业在出口贸易增加值形成上的异质性，从而为研究这一异质性的微观形成机制提供分析依据。本文就是基于这种思路出发，对我国出口贸易增加值进行微观层面研究，希望能对当前关于中国出口贸易增加值的研究做出一些补充。

二、文献综述

贸易增加值研究最初始于Feenstra （1998）对中美贸易逆差的研究。而之后的发展则主要是基于Hummels 等（2001）提出的垂直专业化（Vertical specializa-tion，VS）。但Hummels 等的方法②是建立在生产国内最终使用产品和出口产品的进口投入比例一样，且所使用进口中间品中不包含国内增值部分的强假设之上，因此这种方法并不能有效区分不同贸易方式下的VS 份额。之后Lau （2007）、Dean等（2008）、Daudin等（2011）、Koopman等（2008，2010，2012）考虑到HIY 方法的不足，对标准投入产出表进行改进以强调区分加工贸易和一般贸易的重要性，并利用扩展的投入产出表计算出口中包含的国内和国外增值。而对一国出口进行的最详尽的分解则是Koopman等在2012年提出的分解方法，他在Johnson和Noguera（2012）对一国出口贸易增加值分析基础上把一国出口主要分为三大部分，即出口贸易增加值、国外增加值和中间产品出口中国内增加值回国部分，之后利用构造的2004年的国家间投入产出表，对各国出口的构成进行了测算。对贸易增加值的研究主要是基于单一国家的投入产出表或构造国家间的国际投入产出表进行的产业层面的研究，因此难免会忽略企业的微观特征。所以Upward 等（2013）第一次用中国海关贸易数据和中国工业企业数据库进行匹配，并运用改进的HIY 方法对2003-2006年中国制造业行业出口的国内增加值进行了测度。之后Zhang 等（2013）利用中国海关数据对中国2008年制造业出口中的国外增加值和国内增加值进行测算。

无论是基于产业层面的中观研究还是基于企业层面的微观研究，虽能较为有效核算一国贸易增加值，但鉴于投入产出表编制周期长，以及研究数据的不连续性，而且会忽略企业的微观特征，因此考虑能否用其他方法来核算一国出口贸易增加值成为一个值得研究的课题。基于此国内学者周琢和陈钧浩（2013）参考工业增加值的统计方法，在生产要素国别属性层面对外资企业生产过程中形成的贸易增加值进行了分析。但周琢等并未对工业增加值和贸易增加值之间的内在联系进行分析，也未对以工业增加值来核算贸易增加值方法的严谨性进行论证。此后高敏雪和葛金梅（2013）初次从企业增加值出发，寻找企业生产增加值和贸易增加值之间的联系，并基于工业统计年报和2004年及2008年中国经济普查年鉴对中国规模以上全出口型工业企业的出口贸易增加值进行了初步测算。张杰等（2013）利用中国工业企业数据库和海关数据库对中国2000-2006年出口国内增加值及其变化机制进行了研究。已有从微观层面的研究确实对测度出口贸易增加值提供了视角和方法，也得出

②Hummelset al.在2001年所提出的方法被简称为HIY 方法，以下文中均以HIY 表示。

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《国际贸易问题》2014年第8期经贸论坛了比较合理的结论，但也存在一些缺陷。第一，运用企业生产增加值对贸易增加值进行测算是建立在非常严格的假设之下的，如产出全部用于出口，并且中间消耗全部来自进口；其次，在测算过程中并未具体区分每个企业或行业的中间投入中进口成分的比例，而是以特定比例进行扣除。

本文可能存在的贡献是：首先，以微观数据为基础在充分考虑企业异质性的基础上研究了中国出口贸易增加值率的变化趋势和影响因素，弥补了利用投入产出表研究贸易增加值的不足；其次，分析了所有出口企业的贸易增加值，而非针对全出口型企业，把利用工业增加值来测算出口贸易增加值的方法更加一般化；再次，具体区分企业中间投入中的进口成分比例并予以扣除，而非按照固定比例扣除。

三、出口贸易增加值的微观核算机制

本文利用Koopman 等在2012年对一国总出口进行的最详尽的分解方式③，借鉴高敏雪和葛金梅（2013）以企业生产增加值来核算出口贸易增加值的思路，来寻找企业生产增加值和出口贸易增加值之间的联系。

所谓企业生产增加值是指在国民经济核算中企业生产过程中新增加的价值。根据国家统计局有关规定，按生产法计算为生产总额减去中间投入，反映了企业生产过程中产出超过中间投入的价值，即：

V i =Y i -IN i （1）其中，V i 为企业生产增加值④，Y i 为企业生产总额，IN i 为企业总中间投入。企业生产总额是一定时期内企业生产的货物和服务的价值总和，中间投入是在一定时期内企业生产过程中所消耗的货物和服务的价值。根据中间投入的来源，可能是国内提供的中间投入品，也可能是国外进口的中间投入品。所以上式可以进一步写为：

V i =Y i -D i -M i （2）其中，D i 指企业中间投入中由国内提供的部分，M i 指国外进口的中间投入。企业生产增加值可能出口到国外，也可能被本国吸收，本文关注的是企业出口到国外并被吸收的增加值，而这就和企业出口贸易增加值联系了起来。因为在一定程度上，出口贸易增加值是企业生产增加值在国际贸易领域的延伸（高敏雪和葛金梅，2013）。

出口贸易增加值是指一国对外贸易出口总值中的国内增加值部分，出口贸易增加值率（Value-added trade ratio，VTR）是出口贸易增加值占出口总值的比重（John-son和Noguera，2012）。根据Koopman 等（2012）的分解方法，一国总出口等于出口贸易增加值、国外增加值和中间品出口中国内增值部分回国价值之和。因此得出：

VT =X -VS -VSD （3）其中，VT 为出口贸易增加值，X 是出口总额，VS 为出口总额中包含的国外增加值，VSD 指国内增加值作为中间品出口后返回本国的部分。

③是Robert Koopman ，Zhi wang. ，Shang-Jin Wei 在2012年的文章“Tracing Value-added and Dou-ble Counting in Gross Exports ”所提出的方法。

④按照国民经济核算，总产出应等于企业生产增加值、中间投入和应交增值税之和。为公式简洁起见，本文公式中并未出现应交增值税，而在实际计算中把应交增值税记入了企业生产增加值。

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经贸论坛《国际贸易问题》2014年第8期

出口贸易增加值是国家层面或产业层面的概念，而企业生产增加值是微观层面的概念，但两者反映的都是净值。若考虑一国或某产业所有进行出口的企业，这些企业的生产增加值中所包含的出口贸易增加值之和也就构成了该国或该产业的出口贸易增加值（Kee 和Tang，2012）。因此，可以通过计算每个企业生产增加值中所包含的出口贸易增加值来核算整个产业或国家的出口贸易增加值。由上述（1）-

（3）式，得：

X X VT i =i ´Y i -VS i -VSD i =i ´(V i +IN i ) -VS i -VSD i （4）Y i Y i

X i 其中，为企业出口占比，X i 为企业出口总额，VS i 为企业出口总额中包含的i

国外增加值，VSD i 指企业出口中包含的国内增加值作为中间品出口后返回本国的部分。

企业中间投入可能来自国内企业提供的中间消耗，也可能来自国外进口的中间消耗，因此（4）式可以继续写为：

X X VT i =i ´V i +i ´(D i +M i ) -VS i -VSD i （5）Y i Y i

根据Koopman 等（2012）的分解方法，企业出口中所包含的国外提供的中间投入就是出口中所包含的国外成分。而国内提供的中间投入中既包含国内提供的直接中间投入，也包含国内提供的间接中间投入⑤，而所谓间接中间投入就等于中间产品中国内增加值成分回国价值。因此（5）式可以进一步写成：

X VT i =i ´(V i +DD i ) （6）Y i

其中，V i 为企业生产增加值，DD i 是指企业中间投入中国内直接提供部分。企业出口量的增加必然会带来出口贸易增加值的增加，但出口贸易增加值率却不一定会增加。因此，考察企业出口贸易增加值率变化能更准确地反映企业贸易增加值的动态变化。根据（6）式，可以得出企业出口贸易增加值率VTR i 为：

VT VTR i =i =´(V i +DD i ) （7）X i Y i

其中中间投入中的国内直接提供中间投入比例的计算，借鉴平新乔等（2006）的方法，即国内提供的直接中间投入是该企业生产过程中国内投入的直接消耗系数乘以企业的总中间投入得到。由于每个企业中间投入中进口品的比例无法得到，但在满足同样进口品的投入比例是一样的以及中间品中进口和国内生产的比例等于最终产品中进口与国内生产的比例的假设下，可得每个行业进口品的中间投入比例是相同的，所以只需要计算列向量{λj }m ´1，右乘直接消耗系数矩阵A ，就可以得到中

间产品的进口投入系数矩阵A M 。根据投入产出技术，A D +A M =A ，就可以得到国内直接投入系数矩阵A D 。其中行业j 中间品中进口品比例λj 等于行业的进口/（行业总

⑤我们所指的直接中间投入和间接中间投入和投入产出技术中的概念不同，这里的直接中间投入指由国内提供的直接用于企业生产的中间消耗品，而间接中间投入是指从国外进口的中间投入产品中所包含的国内成分。

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《国际贸易问题》2014年第8期经贸论坛产出+进口—出口）⑥。根据投入产出技术中的同质性假定⑦，通过加总，可以把企业层面的出口贸易增加值汇总到产业层面和国家层面，进而分析产业以及国家层面出口贸易增加值率的变化。

四、影响中国出口贸易增加值率的实证分析

1.模型设定

本文借鉴Upward 等（2013）及张杰等（2013）的做法，基于以企业生产增加值测算出口贸易增加值的思路，在已有研究基础上，构建如下计量模型：

VTR it =β1ATFP it +β2EX it +β3FDI it +β4hhi it +β5rd it +β6subsidy it +β7adv it +β8age it

+β9size it +β10capital it +αi +εit

其中，下标i 和t 分别代表企业和年度。被解释变量VTR 是企业出口贸易增加值率，即企业出口贸易增加值占其出口总额的比率。其中企业出口贸易增加值是通过上述核算方法计算得到。

所涉及的解释变量如下：（1）全要素生产率（Total Factor Productivity，TFP），是指扣除要素贡献后的生产率水平，通常是指制度变革或技术进步等非生产要素投入引起的贡献。全要素生产率高低直接决定了企业中间投入的使用效率，进而影响企业增加值率的高低。本文借鉴李春顶（2010）的近似全要素生产率（Approxi-mate TFP，简作ATFP ）方法，是参数方法中“索洛残值法”的衍生，具体公式为：ATFP =ln Q /L -s ln K /L 。其中Q 为企业产出，K为资本投入，L为劳动投入，s表示资本贡献度，引用源于Hall 和Jones （1999）文献的通用做法，设定s=1/3。其中企业产出用工业增加值代替，资本投入用固定资产年平均净值表示，劳动投入为企业的年平均就业人数。（2）企业出口规模（EX ）。入世之后中国出口规模持续增长，成为世界第一大出口国，但企业出口规模的扩大是否带来贸易增加值率的相应增长。张杰等（2013）指出出口扩大抑制了企业增加值率，因此本文以企业出口总额的对数表示企业出口规模进入模型，分析企业出口规模对出口贸易增加值率的真正影响。（3）外商直接投资（FDI ）。根据Kee 和Tang （2012）的研究，FDI流入是影响中国出口贸易增加值变化的主要原因。由于工业企业数据库中没有企业层面的FDI 流入数据，本文使用中国工业经济统计年鉴中的FDI 行业数据来替代，以行业FDI 占行业工业销售产值的比例进入模型。（4）产业集中度。产业集中度是衡量行业竞争程度的常用指标，该指数的数值越大，表明企业规模分布的不均匀程度越高。本文用四分位行业的赫芬达尔指数（hhi ）来度量，其中企业的规模我们用企业的总销售产值来表示，行业的规模用四分位的所有企业的销售产值之和来表示。

（5）企业研发能力（rd ），反映企业创新能力对出口贸易增加值率的作用。本文用

⑥本文利用1997年、2002年和2007年的投入产出表，计算出行业的中间品进口投入比例，进而得出中间品国内投入比例。之后分别用1997年、2002年和2007年的投入产出表计算得到的中间品的国内投入比例来分别计算1999-2000年、2001-2004年及2005-2007年的的国内中间投入。

⑦所谓同质性假定是假设每个部门只生产单一产品，并具有单一投入结构。来源于陈锡康，杨翠红等，《投入产出结构》，科学出版社，2011年。

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经贸论坛《国际贸易问题》2014年第8期企业研发投入占企业销售额的比例来代表其研发能力。（6）补贴收入（subsidy ），反映国家优惠政策对企业出口贸易增加值率的影响效应。本文用企业补贴收入占企业销售额的比例来表示。（7）品牌营销投入（adv ），用企业广告投入占企业销售额的比重来衡量，企业品牌营销可为企业产品建立良好的信誉和营销渠道。最后，我们考虑企业规模（size ）大小、企业年龄（age ）及企业资本密集度（capital ）等可能在某种程度上影响企业出口贸易增加值率，因此我们用企业固定资产净值的对数来度量企业规模，用企业成立时间和观察期的时间差作为企业年龄，用企业人均所占用的固定资产总额来衡量企业资本密集度。

2.资料来源及处理

本文资料来源于中国工业企业数据库

1999-2007年的数据。利用该数据库研究企业

出口贸易增加值更为可靠和稳健，首先样本时

间跨度长，可以在一个更长跨期内考虑其动态

变化，弥补运用投入产出表分析贸易增加值时

观察年份较少的问题。其次，经过筛选和剔

除，仍然有较大的样本容量，能很好地降低近

似偏误，提高估计效率。本文参考谢千里

（2008）、张杰（2009）及汤二子（2011）等的

处理方法，首先删除变量明显统计有误的样

本，如一些不可能为负的变量却取值为负，如

工业总产值、主营业务收入、固定资产总值以

及工业增加值等；其次删除企业员工人数低于8表1变量的统计性描述变量名均值标准差最小值最大值0.0020.9999VTR 0.31690.1412ATFP EX FDI hhi rd 2.6529.50410.931-3.51307.97351.634.663413.44830.13790.06220.03370.32750.00870.02230.00020.00180.0105000110.90481.23320.402263subsidy 0.00150.0102adv age size 0.00050.003510.155311.1468.68691.76724.574713.379capital 87.094356.02350.001118628.4资料来源：根据中国工业企业数据库计算得出，下同。

人的样本，以及非正常营业的企业样本；第

三，删除销售额的增长率大于100%或者小于0的企业样本。并使用winsorization方法（1%）对样本极端值进行处理。本文主要考虑出口贸易增加值，因此剔除出口交货值为0的样本。由于2004年数据中主要变量，如工业增加值、出口、中间投入等数据缺失，本文删除2004年数据。经过数据处理，具体的样本变量统计性描述见表1。

3.中国出口贸易增加值率的描述分析

根据以上用企业生产增加值测算出口贸易增加值的方法，首先测算了1999-2007年所有出口企业的年出口贸易增加值率，从总体上把握中国出口贸易增加值率的变化趋势。图1企业整体VTR 显示，中国出口贸易增加值率整体上处于上升趋势，从1999年28.19%上升至2007年的28.8%，但2001年后却出现微弱的下降趋势。入世以来我国出口大规模增加，但出口的大幅增加似乎并未带来增加值的相应增加。且在我国不同所有制形式并存的经济特征下，企业所有制身份是造成企业增加值率差异的重要原因（张杰，2013）。从图1不同所有制类型⑧企业出口贸易增加值率的变

⑧本文借鉴Guariglia 等（2011）和张杰等（2013）对企业所有制的分类方法，以企业注册投资资本占总投资的比重（≥50%）来区分国有企业（state ）、民营企业（private ）、外资企业（foreign ）。其中民营企业包括集体企业和私人企业，外资企业包括港澳台企业和外企企业。

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《国际贸易问题》2014年第8期经贸论坛化趋势来看，民营企业和国有企业的出口贸易增加值率一直高于外资企业。国有企业的出口贸易增加值率有较明显的下降趋势，而民营企业自入世以后则呈现出上升趋势。初步分析说明，我国出口贸易增加值率主要来源于内资企业，外资企业作用有限，数量占比最大且出口贸易增加值率最高的民营企业，在推动中国制造业出口贸易增加值率的作用不容小觑。

为考察不同行业特征下企业出口贸易增加值率的差异，本文参照Lall （2000）关于行业密集度的分类方法，将制造业28个行业⑨按照要素密集度分为劳动密集型、资本密集型和技术密集型。并对上述三大类行业2000年、2003年和2007年的出口贸易增

加值率进行

比较发现，

劳动密集型

和资本密集

型行业的出

口贸易增加

值率较高，

而技术密集

型行业出口

贸易增加值图11999-2007年不同类型企业出口贸易增加值率变化趋势率则相对较资料来源：根据工业企业数据库数据绘制，图2

同。

低。且劳动

密集型行业的出口贸

易增加值率从2000年

的29.3%上升至

30.77%，资本密集型

和技术密集型行业的

出口贸易增加值率都

有不同程度的下降。

利用企业生产增

加值对出口贸易增加

值进行测算的方法可

行性如何，能否作为

主流利用投入产出表

核算增加值方法的一

种补充，为此对近年

来国内外对中国出口

旧材料回收加工业。技术密集型劳动密集型资本密集型图2不同要素密集度行业出口贸易增加值率比较⑨为保证测算结果的可靠性，只考虑企业数目大于800的行业，因此删除了烟草制品业和废弃资源及废

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经贸论坛《国际贸易问题》2014年第8期贸易增加值率的测算结果进行了比较。结果表明本文的测算结果和目前主要文献中关于中国企业出口贸易增加值率的估算比较接近。如Lawrence 等（2010）对2002年中国出口贸易增加值率的测算结果为28.7%，Koopman等（2012）的测算结果为25.7%，本文的测算结果为28.71%。目前利用投入产出表对贸易增加值进行测算的文献主要集中在2002年、2007年，且本文也是利用投入产出系数计算的中间投入中的国内直接投入成分，因此测算结果的相近性也表明以企业生产增加值计算出口贸易增加值的可行性。

4.回归结果分析

基于上述模型及初

步分析，本文对影响出

口贸易增加值率的主要

因素做了进一步研究。

（1）整体回归及分

所有制类型分组回归结

果分析

本文对上述计量模

型分别进行普通最小二

乘法、固定效应和随机

效应回归，结果显示无

论采用何种方法解释变

量的显著水平均未发生

改变，说明解释变量和出

口贸易增加值率之间显著

相关。且豪斯曼（Haus-

man Test ）检验显著拒绝表2全样本及不同所有制类型企业分组回归结果（3）（4）（1）（2）民营外资全样本国有0.102***0.137***0.119***0.116***ATFP （209.69）（105.45）（215.85）（290.37）*********-0.0382-0.0235-0.0318-0.0497***EX （-98.36）（-35.07）（-99.80）（-124.46）*********FDI 0.3780.6840.3400.228***（44.31）（36.01）（40.84）（21.53）hhi 0.0933***0.197***0.126***-0.00545（-0.27）（6.30）（7.13）（7.44）rd 0.320***0.519***0.304***0.319***（7.97）（8.69）（8.72）（7.02）subsidy 0.308***0.368***0.383***0.201***（8.27）（9.59）（11.77）（5.47）*****adv 0.3120.1730.2490.412***（0.91）（3.53）（3.19）（4.89）****age 0.000169*-0.000108-0.000293-0.00136***（2.48）（-2.16）（-6.15）（-12.66）*********size 0.02780.02940.02580.0376***（56.41）（20.74）（61.64）（72.31）*********capital -0.0000126-0.0000258-0.0000936-0.00000770***（-1.49）（-9.75）（-30.36）（-10.67）*********_cons0.0585-0.1090.07620.0879***（11.51）（-7.32）（17.40）（15.60）r 20.3620.3520.2990.43326344.43***Hausman 值[**************]86N 385576变量

注：括号中的数字为t 值，上标***、**和*分别表示1%、5%和

10%的显著水平。了原假设，可以判定一

些不随时间效应变化的

非观测因素和模型中的解释变量相关，因此采用固定效应模型进行估计。考虑可能存在的遗漏变量、异方差，截面相关等影响，本文对以上计量模型进行了Robust、组间相关（cluster ）等稳健性检验。结果显示模型中所有核心解释变量的系数符号、系数大小及显著性均未发生根本性改变，这足以说明回归结果的稳健性。

表3中全样本回归结果显示：首先，全要素生产率、FDI流入、产业集中度、研发、品牌营销、补贴收入及企业规模对出口贸易增加值率的影响均显著为正。其中，FDI流入影响作用最大，说明FDI流入是促使中国出口贸易加值率增加的重要因素。FDI流入提升了本土企业提供中间品的能力，故而提高了企业出口贸易增加值率（Kee和Tang，2012）。位于微笑曲线两端的研发、营销对产品增值具有很强的正向促进作用，全要素生产率通过产品生产工序效率提升对提升产品增值。作为政府及学术界关注焦点的政府补贴对企业出口贸易增加值率显著为正，说明政府补贴确实对出口企业的增加值-10-

《国际贸易问题》2014年第8期经贸论坛率产生正向促进影响。其次，出口规模、企业年龄和资本密集度对企业出口贸易增加值率的影响却是显著为负。其中出口规模对企业出口贸易增加值率的抑制作用最为显著。进口品关税大幅降低使得企业使用更多进口中间品成为可能，而企业使用更多进口中间品的行为反而抑制出口贸

易增加值率的提高。

企业年龄越长在全球

范围内配置资源的

能力越强，反而可能

减少国内中间品的投

入。而资本密集度的

提高则会降低其他

要素的中间投入。

对处于转型期

的中国，不同所有制

类型企业获得要素的

能力是有差异的，国

有企业可能比其他企

业更有优势，从而强

化其增加值率的提升

（张杰等，2013）。表

3结果表明，FDI流

入、产业集中度及研表3变量不同贸易方式和要素密集度回归结果（2）（3）（4）（5）加工贸易劳动密集型资本密集型技术密集型0.184***0.120***0.117***0.124***（341.28）（297.28）（124.23）（208.19）-0.162***-0.0438***-0.0246***-0.0341***（-232.89）（-137.33）（-40.03）（-83.01）*******0.02310.3000.6510.538***（2.32）（31.03）（35.59）（54.87）******-0.03350.08080.1820.0956***（3.77）（5.53）（5.40）（-1.36）******0.3170.4990.303***0.0265（6.22）（8.47）（9.85）（0.35）*********0.2210.6300.416***0.184（5.98）（8.45）（8.79）（11.09）***-0.03260.1050.5400.524***（6.08）（4.44）（-0.29）（1.26）*****-0.0000631-0.00002220.000748-0.000132（9.66）（-2.69）（-0.74）（-0.34）*********0.07720.03190.02250.0320***（158.92）（83.59）（21.86）（51.42）*********-0.000292-0.00000896-0.0000162-0.0000811***（-61.14）（-13.19）（-7.55）（-25.40）*********0.8610.123-0.135-0.0641***（142.36）（29.61）（-11.17）（-9.63）0.5850.3590.3900.[***********]70107416（1）一般贸易ATFP 0.115***（212.05）EX -0.0208***（-67.55）0.592***FDI （63.52）0.111***hhi （7.38）0.321***rd （10.52）0.449***subsidy （13.51）0.449***adv （6.57）-0.0000166**age （-3.00）0.0242***size （41.60）capital -0.0000361***（-20.59）-0.126***_cons（-20.32）20.350r N 151825

注：同表2。

发对国有企业出口

贸易增加值率影响明显大于民营企业和外资企业。原因可能和中国改革开放过程中的引资政策导向及FDI流入的边际效率相关。其次，全要素生产率、出口规模、品牌营销及企业规模对外资企业的影响要明显大于对国有企业和民营企业的影响。外资企业具有的优势及其在全球价值链架构中的作用决定了较高的生产率和出口规模的较大抑制作用。再次，补贴对民营企业出口贸易增加值率的影响最为显著，每增加1%的补贴投入，可使企业出口贸易增加值率提升38.3%，说明对民营企业进行补贴更为有效。

（2）不同贸易方式和行业要素密集度回归结果

中国高比重的加工贸易方式以及加工贸易方式的高中间进口投入比例（Kee 和Tang，2012），使区分贸易方式研究出口贸易增加值率更能反映中国贸易结构特点。鉴于工业企业数据库中无法直接区分企业贸易方式，本文在李春顶（2010）及田薇（2013）等学者研究的基础上，结合加工贸易方式特点，把全出口型企业⑩作

为加工贸易方式企业，出口强度 小于0.5的企业作为一般贸易方式企业，来间接推

⑩借鉴Upward （2013）的做法，把出口强度>=95%的视为全出口型企业。

企业越偏向于出口。 借鉴田薇（2013）关于出口强度的定义，即企业当年出口占同期总销售的比重，出口强度越高，说明

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经贸论坛《国际贸易问题》2014年第8期测不同贸易方式下影响出口贸易增加值率的差异。行业出口贸易增加值率反映了行业参与贸易的程度（Johnson 和Noguera，2012），而不同行业密集度的出口贸易增加值率也会有所不同，因此本文也对样本按要素密集度进行分组回归。

表4结果表明，不同贸易方式和要素密集度下企业出口贸易增加值率的影响因素有较大差异。一般贸易方式下各解释变量对企业出口贸易增加值率均产生显著影响，而加工贸易方式下研发及品牌营销并不能有效影响企业出口贸易增加值率。补贴对一般贸易和加工贸易均有显著促进作用，但对一般贸易企业的促进作用更为明显。加大研发、品牌营销投入及利用FDI 是提升一般贸易企业出口贸易增加值率的重要途径，全要素生产率的提高对加工贸易企业出口贸易增加值率的提升更为明显，但出口规模对加工贸易企业出口贸易增加值率的抑制作用则更强。而从要素密集度来看，FDI流入、补贴、品牌营销、研发及产业集中度对资本密集型企业出口贸易增加值率的正向促进作用最大，其次是对技术密集型和劳动密集型。但鉴于较大的比例和较高的出口贸易增加值率，劳动密集型企业是促进中国出口贸易增加值率提升的重要来源。

五、结论

本文从企业生产增加值出发，基于企业生产增加值和出口贸易增加值之间的内在联系，并利用1999-2007年企业层面数据对中国出口贸易增加值率及其影响因素进行测算和分析。结果发现中国出口贸易增加值率总体处于微弱上升趋势，从1999年28.19%上升至2007年的28.8%。其中，劳动密集型企业的出口贸易增加值率显著高于资本密集型企业和技术密集型企业，民营企业的出口贸易增加值率显著高于外资企业，且劳动密集型企业和民营企业的出口贸易增加值率都处于上升趋势。从推动中国出口贸易增加值率的来源看：一方面是民营企业；另一方面是劳动密集型企业。其中劳动密集型的民营企业是提升出口贸易增加值率的首要动力来源。进一步的实证研究发现：FDI流入是促进中国出口贸易增加值率提升的最重要因素，占据“微笑曲线”两端且具有价值创造功能的研发和品牌营销是企业出口价值增值的主体部分，全要素生产率也是有效促进企业出口贸易增加值率的因素；持续扩大的出口规模并没有带来贸易增加值率的相应增长，反而抑制了中国出口贸易增加值率的增加；而政府补贴确实能对企业出口增加值率产生正向影响，使企业获得更大的增加值收益。

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（责任编辑于友伟）

Measurement of Value Added in China’s Export Based

on Firm-level Data and Its Influencing Factors

ZHENG Dan-qing YU Jin-ping

Abstract :The Input-Output table is the main approach to measure the value added in trade. This paper, proceeding from value added in enterprises ’produc-tion, tries to sketch the inherent correlation between value added in enterprises ’production and value added in trade, and then measures and analyzes the val-ue-added rate of China ’s export and its influencing factors based on firm-level data during 1999-2007. The estimated results show that:the value-added rate of China ’s export has increased on the whole and the primary drive of the increase is attributed to the private enterprises engaged in labor-intensive industries. Fur-ther analysis on the mechanism shows that FDI entry, R&D,brand marketing and productivity are important factors that lead to the rise of VTR in China ’s ex-port; while the expansion of export volume restrains the VTR increase. It is also found that the government subsidy has significantly positive influences on VTR.

Keywords :Value added in trade; Value added in enterprises ’production; Val-ue-added trade rate (VTR)

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