中国企业低价出口之谜.docx
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中国企业低价出口之谜
中国企业低价出口之谜
——基于企业加成率的视角
盛丹/王永进
2012-10-2309:
56:
59 来源：
《管理世界》（京）2012年5期
【英文标题】Under-pricingExportPuzzleofChineseEnterprises:
BasedontheCorporateBonusRatePerspective
【作者简介】盛丹，南开大学国际经济研究所，跨国公司研究中心（天津300071）；王永进，厦门大学经济学院国际贸易系（厦门361005）。
【内容提要】中国企业出口的一个奇怪现象是：
出口产品价格远低于国内价格。
这是传统的国际贸易理论所无法解释的，也是学术界关注的重要问题。
本文基于1999-2007年中国工业企业的微观数据，从成本加成率的视角对这一现象进行了考察，并在此基础上，分析和检验中国出口价格过低的形成原因。
实证结果显示：
我国出口企业加成率低于非出口企业的现象普遍存在于在不同地区、不同行业和不同所有制企业中。
并且，长期的出口退税、补贴政策，以及出口企业行业内部的过度竞争是导致中国出口企业加成率过低的重要原因，从而解释了我国企业的低价出口之谜。
【关键词】低价出口之谜/加成率/出口退税/过度竞争
一、引言
改革开放以来，中国出口贸易的迅速发展，对增加就业和促进国民经济增长发挥了重要作用。
然而，我国在从出口贸易获得丰厚利得的同时，也出现了一系列的问题。
其中，较为突出的就是出口产品价格过低。
出口产品价格低于国内价格，一方面降低了国内消费者的购买能力和福利水平，另一方面也成为我国出口商品频频遭遇反倾销诉讼的重要诱因①。
此外，出口价格过低还压低了出口企业的利润和劳动者的工资，限制了内需的增长。
为此，这一问题得到了国内外媒体、政府官员和专家学者的广泛关注，成为亟待研究和解决的重要问题。
然而，就这一问题进行严谨学术分析的文献并不多。
那么，中国出口产品价格过低这一现象是否具有普遍性？
如果是，其背后的原因是什么？
本文旨在对上述问题进行考察。
根据《人民日报》对北京和纽约两大城市物价水平的对比，虽然对于家政、交通和房租等非贸易品而言，北京的物价低于纽约的物价。
但是对于贸易品而言，中国国内的产品价格却普遍高于同类产品在国外的售价②，这显然与目前我国所处的经济发展阶段相违背。
更令人感到惊奇的是，这些产品很多都是在“中国制造”的，即其生产成本是相同的。
因此，中国企业出口产品价格过低的现象并不能由中国的低劳动力成本进行解释。
在生产成本相同的条件下，产品价格的差异实际上反映了企业在国内外销售的成本加成率的不同。
因此，我国出口产品价格低于国内产品，说明我国企业出口产品的加成率要低于其在国内销售的加成率。
然而，这一现象不仅不符合现有理论的预测结果，而且也与已有经验研究的结果相左。
Melitz和Ottaviano（2008）基于异质性厂商的垄断竞争模型的分析表明，企业的加成率是边际成本与进入行业临界边际成本之差的函数。
企业生产率越高，就可能收取更高的加成率。
同时，根据新新贸易理论，生产率越高的企业越容易克服固定成本进行出口，因此，出口企业的加成率就往往高于非出口企业。
Kugler和Verhoogen（2008）则从产品品质的角度对这一问题进行考察，他们认为出口商往往生产高品质的产品，在其他因素相同的情况下，出口商品的加成率就会较高。
Cosar等（2009）构建的一般均衡贸易模型也表明，随着出口机会的出现和消失，厂商需要相应对其生产能力进行调整，而要素市场的摩擦使其无法自由调整。
为此，出口厂商的加成率较高。
在理论分析的基础上，部分国外学者对加成率与企业出口状态之间的关系进行了经验研究，研究结果也与理论预测的结果相一致。
Bellone等（2010）运用法国工业企业数据，对Melitz和Ottaviano（2008）的结论进行了实证检验。
他们发现出口企业的加成率确实高于非出口企业，而且企业的加成率与生产率呈正向关系。
他们根据新新贸易理论，从运输成本和出口固定成本的视角对这一结论进行解释。
Loecker和Warzynski（2010）检验了加成率和企业出口行为之间的关系，发现平均而言，出口厂商收取的加成率较高，并且厂商的加成率会随着企业进入出口市场而提高，随着企业退出出口市场而降低。
综上所述，中国出口产品价格过低的现象不仅与国外经验研究的发现相反，而且也对已有理论提出了挑战。
因此，首先需要我们解决的问题是，中国企业出口产品的加成率是否真的低于内销产品？
如果是，导致这一现象发生的原因又是什么？
毫无疑问，对第一个问题的回答是解决第二个问题的基础。
鉴于此，本文将运用1999-2007年中国工业企业数据，对中国出口企业和非出口企业的加成率进行系统的分析和比较，并在此基础上进一步考察这种差距形成的原因。
与已有研究相比，本文研究的主要贡献如下：
第一，从研究视角来看，本文首次从加成率的角度，对我国企业出口价格过低这一现象进行测算和解释。
虽然，这一问题已经得到众多学者的关注，也有部分国内学者从生产成本、税赋、国内信用体系和流通成本等角度对其进行了讨论。
宾建成（2003）指出国内企业自身缺乏核心竞争力、企业生产能力过剩导致的供求失衡、市场体系不健全、企业及政府之间复杂的利益关系等是出口低价的原因。
卢洪雨（2004）从虚假的出口申报、虚假的外销发票和虚假的成本角度对我国产品出口低价进行解释。
丁梅生、柏帆（2007）则认为除上述原因之外，我国出口产业过度集中，出口企业技术水平低而形成的激烈竞争是我国出口低价格的又一原因。
此外，梁静波（2007）认为国内内需不足、欠账赊账问题严重、企业缺乏核心技术和品牌，以及出口产品中低附加值的劳动密集型和资源密集型产品比重大等是我国出口低价竞争的根源。
但是，上述文献多集中于出口低价问题的原因解释，并且多是进行描述性分析。
鲜有文献对该现象的普遍性进行严谨的实证检验，更没有从企业加成率的角度对出口低价进行阐释。
本文的研究弥补了前期研究的不足，为考察出口低价问题提供了新的视角，具有重要的理论意义和现实价值。
第二，在研究方法上，本文运用Heckman（1979）两阶段模型处理了样本的选择性偏差，从而为我国出口企业加成率较低的现象提供了有力的经验证据。
在此基础上，为了准确测算出口与非出口企业的加成率差距，并有效揭示这一现象形成的原因，本文进一步运用倾向得分匹配方法对出口企业与非出口企业进行配对，保证实证回归结果的有效性。
第三，在结论上，我们发现，出口企业的加成率要普遍低于非出口企业，这一结论与国外学者的研究并不相同。
本文的研究不仅丰富了加成率与出口企业行为的相关文献，而且加深了对我国企业定价行为的认识，对于提高我国出口企业的市场竞争力，以及减少反倾销诉讼提供了重要的政策参考。
本文余下部分安排如下：
第二部分构建计量模型考察出口企业加成率是否低于非出口企业；第三部分在第二部分分析基础上，运用计量模型进一步地检验我国出口企业加成率低于非出口企业的原因，解释我国企业低价出口之谜；最后一部分是结论和政策建议。
二、我国出口与非出口企业加成率差距的检验
在本部分，我们首先借鉴已有文献，计算了我国1999-2007年出口与非出口企业的加成率，并对加成率总体的出口特征进行了统计描述，比较了在地区分布、行业分布和企业所有制上的差异。
在统计分析的基础上，我们使用Heckman（1979）两阶段选择模型，考察了出口企业与非出口企业是否存在加成率的差异，并探究了这种差异是否会因其所在地区，所处行业，以及所有制的差异而有所不同。
（一）企业加成率的计算及统计性描述
企业加成率的计算主要有两种方法：
一种是采用生产函数，利用产出、价格和要素投入来计算企业的加成率。
Hall（1986）最早采用行业层面的数据，对加成率进行了估算。
他利用索罗余值的性质，推导了不完全竞争市场条件下行业成本加成率的计算方法。
在其研究基础上，Domowitz等（1988）拓展了Hall的框架，在计算过程中加入了中间产品消费，并将这一方法利用于四分位行业加成率的计算，从而使加成率的计算更为微观③。
后期学者也大多在上述学者的基础上进行扩展，并将其运用于企业加成率的计算；另一种是采用会计方法，运用企业的增加值、工资支出和中间投入成本计算加成率。
Domowitz等（1986）就采用这种方法计算了加成率，讨论了经济周期和行业加成率之间的关系。
依据本文样本的指标特征和前期学者的研究，本文拟采用第二种方法对企业加成率进行计算。
主要的原因在于：
首先，Martin（2002）的经验研究表明会计方法较生产函数方法可能会提供更多有用的信息。
并且Siotis（2003）采用上述两种方法计算了西班牙行业的加成率，通过比较发现会计方法能够更好地体现行业之间的差异，是一个较好的估计方法。
其次，本文样本的时间年限较短，采用会计方法计算加成率，使我们的结果不会受经济周期和外部冲击的影响④。
最后，本文样本来自于《中国工业企业数据库》，统计指标多为会计指标，没有对企业产品价格的统计，使我们无法采用生产函数方法计算加成率。
为此，本文将采用会计方法对加成率进行计算。
依据Domowitz等（1986）的方法，企业产品价格与边际成本的关系式为：
其中，表示企业i在时间t的价格一成本加成率（p/c），p为企业的产品价格，c为边际成本。
va表示企业工业增加值，pr为企业当年所付的工资总额，ncm为净中间投入要素成本。
依据该方法，我们计算1999-2007年我国工业企业的加成率。
根据企业处于不同的出口状态，我们报告了不同状态下，企业主要指标的统计性特征，如下表1所示。
从表1可以看出，我国出口企业与非出口企业的加成率存在明显差异。
虽然企业处于出口不同状态时，与非出口企业的差距程度不同，但从总体上看，出口企业的平均加成率均小于非出口企业。
其中，差距最大的是完全出口企业与完全不出口企业，平均差距为0.1156，一直出口企业与从不出口次之，出口进入企业与出口退出最小。
此外，其他统计指标除劳动资本比kl出口企业小于非出口企业外，其余各项：
企业的年平均雇用人数employment、增加值va、销售总额total_sale和当年所付的工资总额pr，均是出口企业大于非出口企业。
为此，从统计上看，无论企业处于何种出口状况，我国出口企业的加成率均低于非出口企业。
其次，我们根据企业所处省份的不同，计算了各个省份出口企业与非出口企业的平均加成率，其省份分布趋势如图1所示。
从图1可以看出，除西部的陕西、甘肃、宁夏、青海等部分省份之外，我国大部分省份的出口企业加成率均低于非出口企业。
这说明出口企业与非出口企业加成率的这种差距不仅存在于总体样本，在各个省份也是普遍存在的。
再次，我们根据企业所处二分位行业的不同，计算了各个二分位行业出口企业与非出口企业的平均加成率，计算结果如表2所示。
从表2可以看出，除部分资源密集型行业（如：
煤炭开采和洗选业、有色金属矿采选业、其他采矿业、黑色金属冶炼及压延加工业）以及垄断性行业之外（如：
烟草制品业、水的生产和供应业），大部分行业出口企业的加成率均低于非出口企业，并且主要集中在资源密集型行业（如：
石油和天然气开采业、黑色金属矿采选业、电力、热力的生产和供应业、燃气生产和供应业）和劳动密集型行业（如：
皮革、毛皮、羽毛（绒）及其制品、工艺品及其他制造业、印刷业和记录媒介的复制、文教体育用品制造、家具制造业等）。
此外，根据企业所有制性质的不同，我们计算了不同所有制的出口企业和非出口企业的平均加成率，结果如下表3所示。
从表3所示，不同所有制的出口企业加成率均低于非出口企业，二者存在明显差距。
从差距程度来看，出口企业与非出口企业差距最大的是港澳台企业，其次是外资企业，私有企业的差距较低，国有企业的差距是最小的。
根据上述的统计性分析，我们初步发现出口企业加成率低于非出口企业，并且无论是企业处于不同的出口状态，还是在各个省份、各个行业，以及不同所有制的企业这种现象都较为普遍。
为此，在下一部分我们将进一步运用计量模型，更为精确地分析和考察出口企业与非出口企业加成率的差距。
（二）检验出口与非出口企业加成率差距的存在
在统计分析的基础上，本部分将运用我国1999-2007年中国工业企业的微观数据，采用Heckman两阶段模型，进一步验证出口与非出口企业加成率的差距是否存在，并考察这种差距的地区、行业以及所有制特征。
1.计量模型的构建
本部分实证检验主要是考察出口企业与非出口企业加成率的差距是否存在。
如果直接用OLS方法将出口虚拟变量expdum对加成率mkp进行回归，可能存在一定的“自我选择偏差”，因为并不是所有企业都进行出口，只有当企业是否进行出口是随机时，这种做法才不会造成偏差。
为此，本文采用Heckman（1979）两阶段选择模型，对样本选择偏差进行处理。
Heckman（1979）的模型方法分为两个阶段：
第一个阶段是probit的出口选择模型，即首先考察企业是否选择出口。
第二阶段为修正的企业加成率回归模型。
具体模型为：
2.变量的度量及样本描述
我们根据已有文献，主要选取了企业的出口虚拟变量的滞后一期L.expdum、全要素生产率tfp、企业的年平均雇用人数employment、当年所付的工资总额滞后一期L.pr，以及企业的负债率finc等变量。
其中tfp是采用了Levinsohn和Petrin（2003）的半参数方法来估计企业全要素生产率。
企业的负债率finc用企业负债合计占资产合计的比值进行测度。
运用probit模型，我们回归得到了第一阶段的λ。
影响企业加成率的因素主要选取了：
企业的全要素生产率tfp、工人的平均工资pwage、中间要素投入比率input_t、资本产出比kq、二分位行业的竞争程度compt、四分位行业的赫芬达尔指数hhi4和四分位行业市场规模变量sale_hangye4。
其中，工人的平均工资pwage为企业年应付工资总额与平均就业人数之比，input_t为中间要素投入与工业总产值之比，资本产出比kq为总固定资产与工业总产值之比。
二分位行业的竞争程度compt为二分位行业中企业数目，四分位行业的赫芬达尔指数，具体计算公式如下：
本文的样本来自于1999-2007年中国全部国有及规模以上工业企业数据库。
该数据包括了全部工业制造业在内的40个GB/T（国民经济行业分类）二分位的工业行业，并且行业划分细分至四分位。
该数据库连续统计了各企业的行业类别、省地县码、法人代码、登记注册类型等基本信息，以及销售额、工业销售产值、工业总产值、固定资产、资产合计、出口交货值、实收资本、从业人员年平均人数、负债合计、固定资产净值年平均余额、应付工资总额等其他财务指标。
2004年中国工业企业数据库没有对“出口交货值”该项指标进行统计，我们无法获得2004年企业的出口数据，同时，该项数据是我们实证的一个重要变量，为此，我们将2004年从本文的样本期内剔除。
根据谢千里等（2008）标准的剔除程序，我们将样本进行了如下的筛选：
（1）剔除就业人数和固定资产净值缺失或者为0的企业，并剔除平均就业人数少于8的企业。
（2）增加值与销售额的比率应大于0小于1，将不满足该条件的企业删除。
（3）计算了增加值与就业人数的比值va/l、增加值与固定资产净值的比值va/k，以及l/va、k/va，将偏离均值4个标准差之外的企业删除。
（4）我们根据mkp的计算结果，将位于前后1%分位的异常值剔除。
此外，由于西藏的数据缺失严重，我们将该省份从样本中剔除，最终包括了中国30个省份近27万的观测值。
具体各年出口企业、非出口企业的数量以及企业总数见表4所示。
3.初步回归结果
我们运用1999-2007中国工业企业微观数据，采用Heckman两阶段模型，对出口企业与非出口企业加成率的差距是否存在进行了实证检验。
依据公式
（2）的定义，本文首先对Heckman第一阶段模型进行回归，得到逆米尔斯比λ，限于篇幅原因，我们没有报告第一阶段的回归结果。
根据得到的λ，我们采用普通最小二乘法，对Heckman第二阶段模型进行回归。
为了考察实证结果的稳健性，我们采用依次加入控制变量的方法。
同时，为进一步验证回归结果的稳健性，在回归组合（5）中，我们更换了expdum的度量指标，采用企业完全出口的虚拟变量oexp，即企业完全出口为1，完全内销为0，来进行稳健性分析。
此外，为了便于回归变量系数的比较，我们将回归系数进行了标准化，报告的是各个变量的标准化系数。
具体回归结果如表5所示。
从表5的回归结果，我们可以看出回归组合
（1）中出口状态变量expdum的回归系数是负的，而且在1%的统计水平上显著。
根据Loecker和Warzynski（2010）⑤，这说明从平均意义上出口企业与非出口企业加成率的差距确实存在，而且出口企业明显低于非出口企业。
在加入其他控制变量之后（回归组合
（2）～（4）），expdum项回归系数依然为负，而且在统计上是显著的，这说明这一结论是稳健的，不受其他控制变量的影响。
此外，回归组合（5）中oexp的回归系数为负，而且在统计上是显著的，这进一步表明本文的结果较为稳健。
并且无论oexp的回归系数，还是显著性均大于expdum，这说明在剔除了既出口又内销的企业之后，完全出口企业与非出口企业加成率的差距更为明显。
本文的这一结论与前期学者的研究结论并不一致。
Bernard等（2003）及Melitz和Ottaviano（2008）在新新贸易理论的框架下讨论了企业的出口状态和加成率之间的关系。
他们指出，更有效率的生产商具有较强的竞争能力，从而可能收取较低的价格，并在出口市场上击败竞争对手。
相对于竞争对手而言，这部分生产商具有成本优势，他们可以收取较高的加成率。
Loecker和Warzynski（2010）运用斯洛文尼亚的企业数据，验证这一机制，发现出口企业的加成率要明显高于非出口企业。
可能的原因在于，我国出口企业的行为与新新贸易理论预期并不一致，即并不是生产率越高的企业，才越可能进行出口。
李春顶（2010）的研究表明我国出口企业存在明显的“生产率悖论”，即内销企业的生产率要明显高于出口企业，并且企业出口与生产率呈负相关关系。
出口企业的“生产率悖论”使Bernard等（2003）及Melitz和Ottvaiano（2008）所提出的机制并不能适用于我国的出口企业。
那么，我国出口企业生产率偏低是什么原因导致的，我们将在本文的第三部分进行进一步的讨论和检验。
其他控制变量。
企业的全要素生产率tfp的回归系数为正，并且在统计上是显著的，这说明生产率的提高有利于企业收取较高的加成率，这与之前文献的结论是相一致的的。
各项要素成本，工人的平均工资pwage、中间要素投入比率input_t，以及资本产出比kq的回归系数均为负，而且在统计上显著的，说明各类成本与加成率呈负相关关系，这与加成率的定义相一致。
二分位行业的竞争程度compt和四分位行业市场规模变量sale_hangye4的回归系数均为正，而且在统计上是显著的，四分位行业的赫芬达尔指数hhi4的回归系数并不确定，而且在统计上不显著。
此外，λ各项系数不为零，并且均在1%的统计水平上显著，说明选择性偏差问题确实存在，我们选择Heckman模型进行回归是必要的。
4.分地区的回归结果
为进一步分析出口企业与非出口企业加成率差异的特点，我们将样本按照企业所属地理区域的不同，将样本分为东、中、西3个样本进行了回归分析，回归结果如表6所示。
从表6的回归结果，我们可以看出，出口状态expdum对各个地区的影响虽然均为负，但是在回归系数和显著性上存在着明显的差异。
首先，从回归系数上看，expdum对东部地区的影响最大，回归系数为0.039，对中部地区次之，西部的影响是最小的。
从显著性来看，expdum对东部地区影响最为显著，达到了1%的显著水平，对中部地区较为明显，显著性在10%的统计水平上，而对西部地区的影响最不明显，未通过10%的显著性检验。
这说明，在东部地区，我国出口与非出口企业加成率差距最大，而且这种现象更为普遍；在中部地区存在一定的差距，现象较为普遍；在西部地区的差距不大，并且并不明显。
5.分所有制的回归结果
为考察出口企业与非出口企业加成率差异的所有制特征，我们将样本按照企业注册的所有制类型，区分为国有企业、私营企业、港澳台企业和外资企业。
具体回归结果如表7所示。
从表7的回归结果可知，expdum对各种类型所有制企业的影响均为负，而且在统计上是显著的，这说明从总体上看，各种所有制类型的出口企业加成率均低于非出口企业，即加成率的差距是普遍存在的，这在一定程度上验证了本文的基本结论。
但是，在影响程度上却存在着所有制的差异，从回归系数看，港澳台企业出口与非出口的加成率差距最大，回归系数为-0.072，外资企业的差距次之，系数为-0.038，接近港澳台企业的50%；私营企业较小，系数为-0.032，而国有企业的差距最小，系数仅为-0.013。
6.分行业要素密集度及贸易类型的回归
为考察不同行业特征下，出口企业与非出口企业的差距是否存在，我们将行业按照要素密集度的差异，分为劳动密集型和资本密集型。
本文参照王德文等（2004）的方法，将行业分为劳动密集型行业和资本密集型行业。
其中，资本密集型产业包括19个行业、劳动密集型产业包括12个行业，处于两者之间有4个行业。
为探讨不同贸易类型下，这种差异是否存在，我们还区分了一般贸易和加工贸易进行了实证检验。
由于本文的样本并没有对贸易类型进行统计，而根据《中国统计年鉴》各期，我国广东省的出口加工贸易占其总贸易量的50%以上，而浙江省的一般贸易量占期总贸易量的50%以上，为此，我们在这里分别用广东省和浙江省的回归结果近似的替代加工贸易和一般贸易的回归。
具体结果如表8所示。
表8的结果显示，出口状态expdum在行业不同要素密集的样本下的结果均为负，而且在统计上是显著的。
这说明无论在劳动密集型行业还是在资本密集型行业，平均而言，出口企业的加成率均低于非出口企业，这种差距是普遍存在的。
但是就差距程度而言，劳动密集型行业的回归系数要明显大于资本密集型行业，这说明在劳动密集型行业，出口企业与非出口企业的加成率差距较大。
从贸易类型看，出口决策项expdum的系数均显著为负，这说明无论从事加工贸易还是一般贸易，出口企业的加成率均低于非出口企业。
而从影响程度上来看，从事加工贸易的出口企业与非出口企业相比，加成率要更低一些，这与目前我国出口的实际情况是相符的。
三、出口与非出口企业加成率差距形成原因的经验分析
上一节的实证结果表明，在控制了样本选择偏差之后，出口企业的加成率要低于非出口企业，并且这种差异无论是在年度的分布，还是行业的分布上都是普遍存在的。
那么，我国出口企业与非出口企业加成率的差距受哪些因素的影响，是什么因素导致了这种差异，本部分将就这一问题进行进一步的分析和检验。
（一）出口与非出口企业加成率差距的形成原因
作为处于经济转型期的出口大国，我国无论在对外经济政策的调整还是在行业发展战略上都处于摸索阶段，与市场经济较为发达、产业结构较为完善的发达国家相比，仍存在着明显的不同。
为此，我国在对外贸易政策和产业结构的独特特征，可能是导致出口企业加成率迥异表现的重要原因。
具体而言，首先，从对外贸易政策上，1998年以来，我国对出口退税率进行了一系列调整，出口退税率明显提高。
在1998年之前，我国出口产品的综合退税率仅为8.29%。
1998年1月～1999年12月，我国分3轮提高
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