中国出口国内附加值与企业工资增长——来自“一带一路”的证据

蒋艳萍 王保双

1 引 言

当前，随着全球范围内新一轮科技革命的加速演进和现代物流体系的不断完善，全球产业链分工的专业化程度进一步提高，传统的货物贸易逐渐向“任务贸易”转变，成为最主要的贸易方式之一（陈继勇等，2016［1］）。传统贸易理论难以解释生产方式和贸易方式的新发展趋势，特别是在贸易统计口径方面，仅从传统的贸易规模角度来分析一国参与全球产业分工的价值创造与实际利得，可能会导致理论测度结果与实际情况相差甚远。新世纪以来，以企业内生边界理论（Antras，2003［2］）和企业异质性理论（Melitz，2003［3］）为代表的新新贸易理论的诞生和不断发展，为从企业微观层面解释不完全竞争、一体化、企业外包等行为提供了坚实的理论基础。

近年来，在新新贸易理论分析框架下，国内外大批学者对全球生产组织行为的新趋势进行了系统研究，并成为国际贸易领域的研究热点。例如，关于国际贸易对企业生产率的影响，大批学者从不同角度对二者之间的相互关系进行了实证检验并提出了不同解释（Bernard & Jensen,1997［4］；李春顶，2009［5］）；关于国际贸易对国内技术含量演变路径的影响，齐俊妍等（2015）［6］从技术升级和贸易转型的双重视角，利用中国出口企业样本数据对国内附加值含量的演变路径进行了分解，并对其制约因素进行了实证探讨；关于国际贸易对企业生存概率的影响，于娇等（2015）［7］采用Logit、Cloglog等模型从中国微观企业层面对企业生存概率与出口行为之间的相互关系进行了识别，并肯定了出口贸易对企业生产的作用。然而，现有研究大都是从贸易规模而不是实际价值创造的角度来研究企业的生产组织行为，可能会在一定程度上高估或低估真实的贸易效应。尤其是对于加工贸易占比较高的中国来说，按规模进行贸易统计将会夸大中国在国际贸易中的实际利得和总量失衡（陈继勇等，2016）［1］。鉴于此，部分学者开始从价值链分工的角度对进出口产品的价值来源进行纵向分解，为我们进一步深入研究国际贸易失衡、贸易的利益分成以及微观企业的生产组织行为等问题提供了一个全新视角。

值得注意的是，对于出口产品的全球价值链嵌入分析而言，能否对出口国内附加值（domestic value added，简称DVA）进行有效地分解与测度至关重要。在现有关于出口国内附加值的研究中，具有开创意义的是Hummels等（2001）［8］提出的垂直专业化测算方法（HIY）,其基本思路是利用非竞争的I-O表，从行业中观层面在出口总额中识别出中间产品进口的占比。在此基础上，国内外相关学者沿用并进一步发展和完善了 HIY 测算方法（如黄先海等，2007［9］；Timmer等，2012［10］；Koopman 等，2008［11］、2011［12］、2012［13］）。Upward等（2013）［14］进一步将该方法延伸至微观企业层面，并运用大数据处理程序对《中国海关进出口贸易数据库》和《中国工业企业数据库》（以下简称CCTS和CIFD）进行匹配，并系统测算了样本期间内（2003～2006年）中国出口企业的垂直专业化程度。但总体而言，关于全球价值链嵌入的相关研究起步较晚，特别是从企业异质性层面对出口国内附加值的测算及其产出和分配效应的研究还较为匮乏，从该角度进一步深化和拓展现有相关研究，无疑对中国出口企业的行为决策具有较大的理论参考和现实指导意义。

此外，从现有文献的研究对象和区位分布看，关于出口价值链的测算与实证检验主要局限于宏观国家层面和中观省级与产业层面，而从企业微观层面对区域一体化的价值链嵌入研究还比较匮乏。特别是在“逆全球化+疫情全球大流行+地缘政治摩擦不断”的背景下，广大发展中国家参与全球产业链分工面临前所未有的挑战，全球范围内现有经贸规则面临较大的不确定性，如何在当前的大变局中加快构建与自身经济发展水平相适应的全球话语体系至关重要。在统筹国际和国内两个大局的基础上，以习近平总书记为代表的党中央创造性地提出“一带一路”倡议，为广大沿线国家共同构建“政治互信、经济融合、文化包容”的命运共同体提供了中国智慧与中国方案。对中国出口企业而言，深度融入“一带一路”建设发展，有助于增强本国制造业企业的“外溢”效应，进一步加快我国优势产能输出和提升我国在全球价值链分工中的地位与作用。然而，现有研究鲜有从全球价值链嵌入的角度对此进行定量与实证分析。鉴于此，本文利用中国出口到“一带一路”市场的微观企业数据，系统测算中国出口产品的国内附加值，并对其与企业工资水平之间的相互关系进行实证检验。

2 关于出口国内附加值的测度

近年来，国内外众多学者对DVA的测度方法不断进行探索和完善，大部分文献均采用非竞争型的I-O表（投入-产出表），从行业中观层面对出口的垂直专业化程度进行度量；部分学者则利用微观出口企业数据，从出口产品中识别出进口中间品所占的比重，其中，以Hummels等（2001）［8］提出的HIY方法最具代表性，其保留了企业异质性特征，为进一步的经验分析和实证探讨提供了微观支撑。

关于出口企业的垂直专业化程度的测算，本文借鉴Hummels等人提出的HIY测度方法，测算公式为：

其中，VSHIY表示出口产品中的国外附加值部分，EX为出口总额，Y为总产出，IMintermediates为中间产品进口的价值。一般而言，出口产品和内销产品均包含中间产品进口投入（即国外附加值部分）和国内附加值部分，其中国内附加值部分包含资本、劳动力等要素投入和国内中间产品。我们假定对于出口产品和内销产品而言，进口中间品在单位产品中所占的比例相同，则有：

当然，如果中间产品在出口产品中所占的比例高于内销产品，将会导致DVA被高估；反之则相反。此外，该测算方法还会因贸易方式的不同而使得测度结果有偏。鉴于此，后续学者对HIY测算方法进行了修改和完善，从国内销售产出、贸易方式等角度对标准的I-O表进行分解（Koopman等，2008［11］；Chen等，2004［15］），以此来消除这些因素对测度结果的影响。

Upward等（2013）［14］利用中国进出口贸易的企业微观数据，将贸易方式分为加工贸易和一般贸易两大类，并对企业的进出口行为作如下假设：通过一般贸易方式进口的中间产品等比例用于出口和内销，通过加工贸易方式进口的中间产品则全部用于出口。则有：

式（3）中，上角标O和P分别表示一般贸易和加工贸易两种贸易方式，Y-EXP表示一般贸易出口（即总产出与加工贸易出口的差额），MO为中间产品进口。若不考虑贸易方式，上式可变为：

那么，

式（3）将不同贸易方式纳入了测度模型，但其隐含的假设前提是全部进口产品均作为中间品投入。事实上，一般贸易进口不仅可以作为中间产品投入，也会作为最终产品在国内市场进行销售。因此，Upward等（2013）［14］通过转换BEC编码和HS海关编码对一般贸易进口中用于中间投入的产品进行了识别，基于此，则有：

上式中，IMMO代表作为中间品投入的一般贸易进口，剔除了资本品（K）和消费品（C）的影响，在一定程度上也放宽了式（3）的基本假设，即一般贸易进口的产品可同时作为出口产品和内销产品进行销售，使得DVA的测算更加符合现实情况，为DVA的微观测度提供了新思路。

然而，考虑到贸易代理商问题，即一些没有进出口经营权许可或面临资金困难的企业需借助贸易代理商的支持才能进行对外贸易，张杰等（2013）［16］参考Ahn等（2011）［17］的做法对中间商进行识别①以“经贸”“贸易”“科贸”“进出口”等为关键词在企业名称中进行检索。，并对于特定产品k，假定贸易代理商在总进口中的占比为αk，且其他企业通过贸易代理商进口该产品的比例与之相同，则有：

其中，式（7）为企业实际的一般贸易进口中中间品的投入，式（8）为企业实际的加工贸易进口额，则企业DVA可表示为：

然而，上述式（2）、（3）、（6）和（9）的测度方法，均默认出口国外附加值部分来源于进口和贸易代理商的间接进口部分，但对于进口设备折旧和国内中间品投入中可能包含的国外附加值部分没有予以考虑（Koopman等，2012［13］；唐东波，2012［18］），从而导致DVA被高估。因此，本文在计算DVA时考虑将其扣除，即：

其中，ValueD代表国内中间产品投入，K代表进口资本品投入，η代表资本折旧率，γ代表国外附加值在国内中间产品投入中的占比。根据单豪杰（2008）［19］的测算结果，中国制造业的η为10.96%；Koopman等（2012）［13］的研究结果则显示γ的值在5%～10%之间。

3 实证分析框架

本文样本数据来源于CIFD和CCTS，并按如下步骤进行匹配和处理。首先，根据进口来源地和出口目的地从CCTS中筛选出中国对“一带一路”沿线国家的进出口月度数据，并加总得到年度数据；其次，将上述结果按企业名称、年份、企业电话号码和邮编与DIFD进行匹配；最后，为使实证结果更稳健，剔除核心指标数据严重缺失及存在明显异常值的样本数据，最终选取2000-2006年中国对“一带一路”沿线国家的进出口微观企业数据进行实证检验。

近年来，部分学者尝试运用扩展Kee和Tang（2016）模型、渐进式DID方法等考察最低工资（耿伟和杨晓亮，2019［20］）、贸易转型升级政策（胡浩然和李坤望，2019［21］）、金融开放（铁瑛和何欢浪，2020［22］）、服务业开放（邵朝对等，2020［23］）与出口国内附加值之间的关系，在现有研究的基础上，我们构建如下实证模型来考察出口国内附加值（DVA）对企业工资水平（salary）及工资增长率（salaryrate）的影响机制：

式（11）考察了中国企业出口国内附加值对企业工资水平的影响。其中，i为企业识别变量，t为年份；salary为企业工资水平，用年应付工资除以从业人数得到；dva为企业出口国内附加值，其测算方法在第二部分已说明；firm为企业异质性特征变量，主要包括企业生产率（lp）①由于企业生产率的测算须借助工业增加值，但原始数据库中2004年的数据缺失，对此我们进行如下处理：工业增加值=工业总产值+应交增值税-工业中间投入。、企业规模（scale）、资本密集度（capital）和企业年龄（age）；企业生产率用人均工业增加值表示（即工业总产值与从业人数之比）；企业规模则借鉴陈继勇等（2014）［24］的做法，用企业的从业人数表示；企业年龄则等于年份减去开业年。同时，由于很多经济变量在应对外部冲击时表现出一定的时滞性，特别是员工的工资通常以往年的工资作为参考，因此，本文加入被解释变量的滞后一期wageit-1来控制工资决定机制的前向关联。

式（12）考察了中国出口企业工资增长的动态决定机制。其中，salaryrate为企业工资增长率。对于式（11）中的动态面板数据模型，我们采用DIF-GMM和SYS-GMM回归方法进行估计；对于式（12）中的非平衡面板数据模型，为确保实证分析结果的稳健性，我们同时报告了多种回归方法的实证分析结果。

4 回归结果与分析

4.1 基准回归结果

由于模型中引入了被解释变量的滞后期后，直接采用固定效应模型（FE）估计将会导致动态面板偏差，即误差的差分项与被解释变量的差分项是相关的，从而导致估计结果的偏差。同时，出口国内附加值与企业工资水平之间可能存在内生性问题，故本文采用广义矩估计（GMM）方法进行实证检验。为稳健起见，表1中同时报告了一阶差分广义矩估计（DIF-GMM）和系统广义矩估计（SYS-GMM）的回归结果。

表1 基准回归结果

根据表1中的回归结果，在回归模型中加入了企业异质性特征变量的情况下（见第（2）和（4）列），DIF-GMM和SYS-GMM估计模型均能通过Arellano-Bond检验，即在p=1%的前提下，扰动项存在一阶自相关，但不存在二阶自相关。而且根据第（1）和（3）列的结果，DIF-GMM和SYS-GMM估计模型均不能通过Arellano-Bond检验，表明企业异质性因素是影响中国出口企业工资水平的重要因素，若遗漏了这些变量将会降低回归结果的有效性。

实证结果显示，中国出口国内附加值对企业工资水平具有显著的促进作用，基于DIF-GMM和SYSGMM估计模型，企业工资水平对出口国内附加值的弹性分别为1.39%和1.45%。根据边际生产力理论，在完全竞争市场中，劳动的边际收益产品应与其边际成本（即劳动的报酬）相等。那么，对于出口企业而言，出口国内附加值作为劳动边际收益产品的主要形式，它对企业工资水平自然具有正向促进作用。且变量ln(salary)的滞后一期在经济和统计意义上均对企业工资水平具有重要决定作用，这表明对于中国的出口企业而言，企业工资水平的确具有较强的惯性。此外，企业异质性因素会对工资水平产生重要影响。具体而言，企业生产率ln(lp)和资本密集度ln(capital)变量对企业工资水平具有显著的正向促进作用，就DIF-GMM估计模型来说，其系数值分别为0.092和0.196，且该系数值在1%的显著性水平下统计显著。而企业年龄ln(age)的系数值无论在任意估计模型中均不显著，表明企业存续期限的长短对企业工资水平的影响不显著。然而，企业规模ln(scale)的回归结果显著为负，表明对于中国制造业出口企业而言，企业工资水平与企业规模呈负相关，其可能的原因在于样本企业全部为大中型制造业企业，出于规模不经济以及由于企业规模过大导致工会“讨价还价”能力下降等抑制了员工的工资增长。

4.2 分区域回归结果

由于“一带一路”沿线国家的经济发展、要素禀赋、市场体制等不尽相同，为了进一步深入研究不同区位选择与区域合作战略背景下出口国内附加值对企业工资水平的影响，我们按区位分布将沿线65国划分为6大区域①本文按照区位分布特征，将沿线65个样本国家细分为6大经济走廊，受篇幅限制，这里不一一列举，可向作者索取。，并分别对其进行实证检验，结果见表2。

表2 分区域回归结果

限于篇幅，表2中仅报告了DIF-GMM模型的回归结果②鉴于系统广义矩估计模型（SYS-GMM）和一阶差分广义矩估计模型（DIF-GMM）的实证结果基本一致，这里不专门列出SYS-GMM模型的回归结果，可向作者索取。。结果显示，除了企业年龄ln(age)外，其他变量均在p=1%的情况下统计显著。此外，Arellano-Bond检验结果表明，基于6个分样本的实证结果均在p=1%的情况下拒绝了“H0：扰动项不存在一阶自相关”，但不能拒绝“H0：扰动项不存在二阶自相关”。且Sargan Test检验结果表明，在p=5%的情况下，均不能拒绝“H0：所有工具变量都是有效的”。因此，本文的实证检验方法和估计结果是比较令人信服的。

基于中国对东盟10国进出口贸易的分样本回归结果（表2第（1）列）表明，出口国内附加值对企业工资具有显著的正向促进作用，但其系数值（企业工资水平对出口国内附加值的弹性）在6个地区中是最小的，也低于全样本的平均水平（1.39%～1.45%）。与东盟地区相反，出口国内附加值对企业工资水平的促进作用在独联体地区最显著，其系数值为2.25%，远高于全样本的平均水平。对于西亚和南亚而言，企业工资水平对出口国内附加值的弹性非常接近，分别为1.51%和1.52%，且都高于“一带一路”地区的整体水平。相比之下，中东亚6国和中东欧16国的出口国内附加值对企业工资水平的影响则小得多，其系数值均为1.38%。值得注意的是，与第一部分的实证结果一样，企业当期工资水平与前期工资水平存在显著的关联性。从企业异质性的角度来看，企业工资水平与企业生产率和资本密集度正相关，而与企业规模负相关，企业年龄对工资水平的影响则不显著。

5 拓展性分析

5.1 关于企业所有制类型的比较分析

所有制特征对于企业的生产和分配行为具有重要影响，特别是对于中国而言，国有企业在国民经济中占据重要地位，且对于不同所有制类型的企业而言，生产资料组合方式和收入分配机制存在较大差异。陈继勇等（2014）［24］的研究结果显示，外资企业与内资企业相比平均拥有25.6%的工资溢价，且出口贸易的工资溢出效应在外资企业表现更为突出，从而进一步拉大了内外资企业之间的工资差距。因此，为进一步研究出口国内附加值对不同所有制类型企业工资水平的影响，本文按实收资本占比将样本企业划分为4种类型：国有企业、私有企业、外资企业以及港澳台资企业①相比企业登记注册的所有制类型而言，按照企业实收资本占比来区分企业所有制类型更为可信（Guariglia等；2011）［25］），本文参考聂辉华等（2012）［26］、余淼杰（2010）［27］、吕越等（2015）［28］的做法，按实收资本占比（≥50%）的原则将样本企业重新划分为国有企业、私有企业、外资企业以及港澳台资企业。，并分别对其进行实证分析。

SYS-GMM模型和DIF-GMM的实证结果基本一致，因此表3仅报告了四种所有制类型企业的DIFGMM回归结果。在p=1%的情况下，该回归结果中大部分变量的回归结果均通过了显著性检验，与前述实证分析结果一样，(1) - (4)列中的回归结果也均通过了Arellano-Bond检验，这里不再赘述。

表3 关于企业所有制类型的比较分析

回归结果显示，私企、港澳台、外资等非公企业与国有企业相比，在工资决定方面存在较大差异：出口国内附加值对私有企业的工资水平具有显著的正向促进作用，其回归系数为1.87%，为这四类所有制企业中最高的，其次为外资企业和港澳台资企业，而出口国内附加值对国有企业工资水平的影响不显著。同时，私有企业的工资水平与滞后期工资水平正相关，企业生产率和资本密集度对其工资水平具有显著的正向促进作用，企业规模与企业工资水平呈负相关，而企业年龄对工资水平的影响不显著。港澳台企业和外资企业的回归结果比较接近，出口国内附加值对企业工资水平具有显著的正向促进作用，其弹性系数均为1.19%，略低于“一带一路”沿线国家的平均水平，滞后期工资水平对当期的工资水平会产生显著影响，同时企业生产率和资本密集度也有利于刺激企业工资水平上升，企业规模则阻碍了工资增长，而企业年龄与工资水平之间的关系不明显。对于国有企业而言，滞后期工资水平、企业规模和企业年龄对工资水平的影响不显著，企业生产率和资本密集度则有利于促进企业工资增长。

5.2 关于工资增长的动态分析

我们利用中国与“一带一路”沿线国家进出口贸易的全样本数据，并分别基于混合OLS、FE和RE模型，进一步检验了出口国内附加值和企业异质性因素对企业工资增长率的影响。

首先，我们基于混合OLS模型考察了出口国内附加值和企业异质性因素对工资增长率的影响。表4中第（1）列的回归模型中，解释变量仅为出口国内附加值，回归结果显示如果忽略企业异质性因素对工资增长率的影响，出口国内附加值的系数符号将会不显著。第（2）列结果同时考察了出口国内附加值和企业异质性变量对工资增长率的影响，结果显示出口国内附加值和企业生产率能有效促进工资增长率的上升，而资本密集度、企业规模和企业年龄则对工资增长率的上升形成了阻碍。其次，对于面板数据而言，RE和FE成为最常用和最重要的回归方法。表4中第(3) - (4)列分别报告了FE和RE模型的回归结果，虽然豪斯曼检验结果显示FE模型的回归结果更加合适，但在不考虑企业异质性的情况下，两个模型的实证结果均显示出口国内附加值与企业工资增长率之间的关系不明显。加入企业异质性控制变量后的回归结果报告于表4的第(5)- (6)列。同样地，豪斯曼检验依然支持固定效应模型（FE）的估计结果，回归结果显示出口国内附加值的系数符号为正，表明出口国内附加值的提升有助于提高企业工资增长率。而从企业异质性的角度来看，企业生产率和资本密集度对工资增长率具有显著的正向促进作用，企业规模和企业年龄与工资增长率负相关。

表4 关于工资增长的动态分析

6 主要结论与政策启示

“一带一路”倡议作为深化国际产能合作和推动区域经济一体化发展的重要载体，为本土企业拓展对外贸易空间和加大对外直接投资提供了重要机遇。然而，对于加工贸易占比较高的中国而言，如果仅从贸易规模的角度来考察各国参与国际贸易的利益所得无疑对中国极为不利。本文利用中国对“一带一路”沿线国家进出口的微观企业数据，系统测算了中国企业的出口国内附加值水平，并对其与企业工资水平之间的关系进行了实证检验。本文的主要结论有：第一，出口国内附加值对企业工资水平具有显著的正向促进作用，基于全样本的实证结果显示其弹性系数约为1.39%～1.45%。第二，出口国内附加值对企业工资水平的正向促进作用存在显著的区位差异特征，表现最为明显的为独联体地区，其次为西亚和南亚地区，中东亚和中东欧地区的弹性系数与总体水平较为接近，而东盟地区企业工资水平对出口国内附加值的弹性远低于其他地区。第三，关于企业所有制类型的比较分析显示，相对于国有出口企业而言，私有、港澳台、外资等非公出口企业的工资水平更容易受出口国内附加值的影响，即非公企业的收入分配效应对企业的实际价值创造更加敏感。第四，关于工资增长的动态分析表明，出口国内附加值、企业生产率和资本密集度对工资增长率具有显著的正向促进作用，而企业规模和企业年龄与工资增长率呈负相关。

本文在一定程度上丰富了产出与分配之间关系的研究，并创造性地从出口国内附加值的角度考察了“一带一路”倡议背景下中国出口贸易的工资效应。这对于重塑中国在全球产业链分工中的地位、进一步优化对外开放战略以及微观企业主体在参与“一带一路”建设中的贸易选择行为具有重要的参考意义。首先，实证结果表明区位特征对中国的出口贸易及其工资效应影响较大，并且“一带一路”地域范围极广，各国（地区）的异质性特征在一定程度上会对预期的政策效果产生一定影响，为此政府部门在制定具体的战略规划之前应加大对“一带一路”地区的实地调研，搭建准确、高效的信息共享平台，并充分利用各地区的比较优势实现优势互补、要素互通和产业合作。其次，基于不同所有制类型的实证分析结果表明，出口的工资溢出效应主要来自非公企业，而出口国内附加值对公有制企业工资水平的影响不显著。因此，在推进国有企业改革过程中，应更大限度地借助市场化手段探寻工资激励机制，建立起“以实际价值创造论绩效”的绩效考评机制。再次，对于出口导向型企业而言，出口产品的国内附加值水平对员工的福利水平具有直接影响。因此，改变以往单一的基础加工、代工生产等附加值含量较低的生产方式，最大限度地增强研发设计和技术创新在出口产品价值中所占的比重，是增强产品核心竞争力和提升企业平均福利水平的有效途径。