張營(yíng)營(yíng)，白東北，高 煜,2

(1.西北大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 西安 710127；2．西北大學(xué) 中國(guó)西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究中心，陜西 西安 710127)

一、引 言

自2001年加入世界貿(mào)易組織以來，中國(guó)與各國(guó)之間的貿(mào)易往來越來越密切，出口貿(mào)易額實(shí)現(xiàn)了年均10%以上的高速增長(zhǎng)，現(xiàn)已成為全球貿(mào)易第一大國(guó)。然而，值得深思的是，對(duì)于擁有最大市場(chǎng)規(guī)模以及完整分工體系的中國(guó)貿(mào)易，總量越大是否意味著貿(mào)易利得越大？蘋果手機(jī)(iPhone)的案例明確回答了這一問題，iPhone的生產(chǎn)為中國(guó)創(chuàng)造出口總價(jià)值達(dá)19億美元，但中國(guó)零部件生產(chǎn)及最后組裝環(huán)節(jié)的所得收益僅占總價(jià)值的3.84%左右(Xing和Detert，2010)[1]，顯然，中國(guó)出口貿(mào)易存在“低附加值”和“只賺數(shù)字不賺錢”的現(xiàn)實(shí)問題。大量研究也表明，一個(gè)國(guó)家(地區(qū))的出口競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)已不再取決于出口的規(guī)模和總量，而是依賴于其在全球價(jià)值鏈中的位置以及俘獲產(chǎn)品附加價(jià)值的能力(Koopman等，2012；盛斌等，2015)[2-3]。因此，在全球價(jià)值鏈分工背景下，不斷提升中國(guó)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率(DVAR)無疑具有十分重要的意義。

出口DVAR由于可以準(zhǔn)確衡量一個(gè)國(guó)家(或地區(qū))國(guó)際貿(mào)易的利得大小和發(fā)展?fàn)顩r，并能充分反映其在全球價(jià)值鏈的參與程度(呂越等,2017)[4]，已逐漸成為國(guó)際貿(mào)易領(lǐng)域研究的熱點(diǎn)?，F(xiàn)有出口DVAR的文獻(xiàn)中，學(xué)者們從指標(biāo)測(cè)度和影響因素兩個(gè)方面進(jìn)行了諸多探索。就出口DVAR的測(cè)度而言，Wang等(2013)[5]、Koopman等(2014)[6]基于投入產(chǎn)出模型對(duì)國(guó)家或行業(yè)層面的出口DVAR進(jìn)行了測(cè)算，而Upward等(2013)[7]、張杰等(2013)[8]則在區(qū)分一般貿(mào)易和加工貿(mào)易的基礎(chǔ)上測(cè)算了微觀企業(yè)的出口DVAR。在影響因素的研究中，學(xué)者們普遍認(rèn)為外資進(jìn)入程度(Kee和Tang，2016)[9]、人民幣匯率變動(dòng)(余淼杰和崔曉敏，2018)[10]、進(jìn)口中間品質(zhì)量(諸竹君等，2018)[11]以及服務(wù)業(yè)開放(姜悅和黃繁華，2018)[12]等因素是推動(dòng)中國(guó)企業(yè)出口DVAR變化的主要原因。應(yīng)該說，當(dāng)前學(xué)術(shù)界對(duì)開放經(jīng)濟(jì)下中國(guó)企業(yè)出口DVAR提升問題的研究不斷增多，然而卻鮮有文獻(xiàn)基于貿(mào)易便利化視角對(duì)其展開深入探討。

事實(shí)上，進(jìn)入后關(guān)稅時(shí)代，貿(mào)易自由化程度已達(dá)到較高水平，而技術(shù)壁壘、監(jiān)管保護(hù)以及繁瑣復(fù)雜的通關(guān)程序已然是制約國(guó)際貿(mào)易進(jìn)一步發(fā)展的重要因素(Baldwin等,2000)[13]。為此，貿(mào)易便利化的推進(jìn)引起了學(xué)者們的高度關(guān)注。Wilson等(2003)[14]采用世界經(jīng)濟(jì)論壇的貿(mào)易便利化數(shù)據(jù)，運(yùn)用引力模型證實(shí)了貿(mào)易便利化對(duì)出口貿(mào)易的積極影響。在此基礎(chǔ)上，Abe和Wilson(2008)[15]采用一般均衡模型，也同樣得出貿(mào)易便利化能夠促進(jìn)一國(guó)(地區(qū))貿(mào)易增長(zhǎng)的研究結(jié)論。此外，基于貿(mào)易便利化的基礎(chǔ)設(shè)施視角來看，Portugal-Perez等(2012)[16]指出交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善對(duì)欠發(fā)達(dá)國(guó)家出口貿(mào)易的促進(jìn)作用更大，而現(xiàn)代信息技術(shù)的發(fā)展則對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家的出口貿(mào)易作用更為明顯。陳勇兵等(2012)[17]、劉斌和王乃嘉(2016)[18]研究認(rèn)為基礎(chǔ)設(shè)施有助于降低貿(mào)易成本，加速貨物的交換和流動(dòng)，從而促進(jìn)中國(guó)出口貿(mào)易的增長(zhǎng)。不難看出，貿(mào)易便利化對(duì)出口貿(mào)易的影響已被許多學(xué)者證實(shí)，但目前關(guān)于貿(mào)易便利化影響企業(yè)出口DVAR的文獻(xiàn)卻極為匱乏。

為更好地理解貿(mào)易便利化作用于企業(yè)出口DVAR的理論機(jī)制與實(shí)際效應(yīng)，本文在理論分析的基礎(chǔ)上，運(yùn)用中國(guó)工業(yè)企業(yè)-海關(guān)匹配數(shù)據(jù)，構(gòu)建企業(yè)出口DVAR的測(cè)算指標(biāo)，實(shí)證檢驗(yàn)了貿(mào)易便利化對(duì)企業(yè)出口DVAR的影響效應(yīng)及機(jī)制。與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文的邊際貢獻(xiàn)可能在于：一是從理論和實(shí)證兩個(gè)層面系統(tǒng)探究貿(mào)易便利化如何影響中國(guó)企業(yè)出口DVAR，這既豐富了企業(yè)出口DVAR的研究視角，又拓展了貿(mào)易便利化理論的研究領(lǐng)域，是對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的有益補(bǔ)充；二是比較分析貿(mào)易便利化對(duì)不同地區(qū)、不同行業(yè)、不同類別企業(yè)出口DVAR影響的差異性，為政府通過進(jìn)一步的貿(mào)易便利化改革以更有效地提升企業(yè)出口DVAR提供針對(duì)性的政策建議；三是采用遞歸模型檢驗(yàn)貿(mào)易便利化如何通過成本加成效應(yīng)、相對(duì)價(jià)格效應(yīng)等傳導(dǎo)機(jī)制影響中國(guó)企業(yè)出口DVAR，從而加深對(duì)貿(mào)易便利化影響企業(yè)出口DVAR內(nèi)在規(guī)律的認(rèn)識(shí)和理解。

二、貿(mào)易便利化影響企業(yè)出口DVAR的理論機(jī)制探討

改革開放以來，中國(guó)政府不斷推進(jìn)貿(mào)易便利化改革。尤其是，自2001年“入世”后，各地區(qū)貿(mào)易便利化迎來了新一輪的發(fā)展浪潮。本部分將在已有文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上，構(gòu)建貿(mào)易便利化影響企業(yè)出口DVAR的理論框架。首先，我們依據(jù)Kee和Tang(2016)[9]的做法，假設(shè)國(guó)內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為一個(gè)規(guī)模不變的C-D生產(chǎn)函數(shù)，滿足如下表達(dá)：

(1)

(2)

(3)

企業(yè)根據(jù)利潤(rùn)最大化或成本最小化原則進(jìn)行生產(chǎn)，據(jù)此得到以下關(guān)系式：

(4)

(5)

(6)

(7)

對(duì)(7)式進(jìn)行求解，可以推導(dǎo)出進(jìn)口中間品成本占原材料總成本的比重表達(dá)式：

(8)

(9)

(10)

(11)

基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：貿(mào)易便利化通過“成本加成效應(yīng)”對(duì)企業(yè)出口DVAR產(chǎn)生正向影響。

假設(shè)2：貿(mào)易便利化通過“相對(duì)價(jià)格效應(yīng)”對(duì)企業(yè)出口DVAR產(chǎn)生負(fù)向影響。

假設(shè)3-a：如果“成本加成效應(yīng)”效應(yīng)占主導(dǎo)，那么貿(mào)易便利化的推進(jìn)會(huì)提高企業(yè)出口DVAR。

假設(shè)3-b：如果“相對(duì)價(jià)格效應(yīng)”效應(yīng)占主導(dǎo)，那么貿(mào)易便利化的推進(jìn)會(huì)降低企業(yè)出口DVAR。

三、計(jì)量模型設(shè)定、變量與數(shù)據(jù)說明

(一) 計(jì)量模型設(shè)定

本文借鑒李勝旗和毛其淋(2017)[22]關(guān)于制造業(yè)上游壟斷與企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率關(guān)系的實(shí)證模型，構(gòu)建如下基準(zhǔn)回歸模型用以考察貿(mào)易便利化對(duì)企業(yè)出口DVAR的影響：

DVARijkt=a0+a1facilikt+βXijkt+ψj+φk+μt+εijkt

(12)

其中，DVARijkt衡量t年份k地區(qū)j行業(yè)的i企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率，facilikt表示t年份k地區(qū)的貿(mào)易便利化指數(shù)為核心解釋變量。ψj、φk、μt分別表示行業(yè)、地區(qū)、和年份的固定效應(yīng)，εijkt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。Xijkt為其他影響企業(yè)出口DVAR的控制變量，可表達(dá)為以下形式：

Xijkt=β1tfpijkt+β2ageijkt+β3scaleijkt+β4klratioijkt+β5subsidyijkt

(13)

上式控制變量包括企業(yè)生產(chǎn)率(tfp)、企業(yè)年齡(age)、企業(yè)規(guī)模(scale)、企業(yè)資本密集度(klratio)、政府補(bǔ)貼(subsidy)。

(二) 變量選取

1.被解釋變量。出口國(guó)內(nèi)附加值率(DVAR),參照Upward等(2013)[7]、張杰等(2013)[8]的做法，使用如下表達(dá)式來測(cè)算企業(yè)層面的出口DVAR：

(14)

2.核心解釋變量。貿(mào)易便利化(facili)，依據(jù)Wilson等(2005)[23]的處理方法，將各地區(qū)貿(mào)易便利化發(fā)展涉及的領(lǐng)域劃分為口岸效率、法制環(huán)境、電子商務(wù)應(yīng)用、交通基礎(chǔ)設(shè)施等四個(gè)方面。然后，參照李波和楊先明(2018)[24]的研究，以各地區(qū)口岸進(jìn)出口商品總值與地區(qū)進(jìn)出口總值的比值度量口岸效率；使用《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)》(樊綱等，2011)[25]中的“市場(chǎng)中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境”指數(shù)作為法制環(huán)境的代理度量；電子商務(wù)應(yīng)用采用宋周鶯和劉衛(wèi)東(2013)[26]信息化發(fā)展指數(shù)代理；借鑒劉秉鐮和劉玉海(2010)[27]的做法，交通基礎(chǔ)設(shè)施的測(cè)算公式表示為：(公路里程數(shù)+鐵路里程數(shù)+內(nèi)河航道里程數(shù))/國(guó)土面積。最后，通過標(biāo)準(zhǔn)化處理并經(jīng)主成分分析法，構(gòu)建貿(mào)易便利化綜合指數(shù)。

3.控制變量。參照呂越等(2018)[28]的做法，本文相關(guān)控制變量設(shè)定如下：(1)企業(yè)生產(chǎn)率(tfp)，采用OP方法計(jì)算的微觀企業(yè)全要素生產(chǎn)率來表征企業(yè)生產(chǎn)率水平。(2)企業(yè)年齡(age)，用所在年份減去企業(yè)開業(yè)年份差值加1的對(duì)數(shù)值表示。(3)企業(yè)規(guī)模(scale)，以企業(yè)從業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)的對(duì)數(shù)表示。(4)企業(yè)資本密集度(klratio)，使用當(dāng)年企業(yè)固定資產(chǎn)凈值和企業(yè)平均員工數(shù)之比的對(duì)數(shù)值衡量。(5)政府補(bǔ)貼(subsidy)，用當(dāng)年政府對(duì)企業(yè)補(bǔ)貼與企業(yè)銷售總額的比值來測(cè)算。

(三) 數(shù)據(jù)來源

為了考察貿(mào)易便利化對(duì)企業(yè)出口DVAR的影響，本文主要使用以下數(shù)據(jù)：

(1)2000-2006年中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)。對(duì)中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行如下初步處理：(1)剔除非營(yíng)業(yè)狀態(tài)的企業(yè)；(2)剔除與本文相關(guān)的研究中變量值(企業(yè)總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈值、銷售額、工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值)為負(fù)、缺失的觀測(cè)值；(3)對(duì)樣本進(jìn)行縮尾1%的Winsorize處理；(4)剔除企業(yè)年平均從業(yè)人員數(shù)少于8人的觀測(cè)值；(5)剔除利潤(rùn)率低于0.1%或者高于99%的企業(yè)。

(2)2000-2006年的中國(guó)產(chǎn)品層面海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來自中國(guó)海關(guān)總署，并進(jìn)行如下處理：(1)將月度的海關(guān)數(shù)據(jù)合并為年度數(shù)據(jù)；(2)由于中國(guó)企業(yè)在樣本期內(nèi)大多存在依靠中間商進(jìn)出口的現(xiàn)象，故而需要對(duì)貿(mào)易代理商進(jìn)行識(shí)別，參照已有文獻(xiàn)，將企業(yè)名稱中包含“經(jīng)貿(mào)”“貿(mào)易”“外經(jīng)”“進(jìn)出口”等字樣的企業(yè)界定為貿(mào)易中間商，對(duì)企業(yè)的實(shí)際進(jìn)口中間品數(shù)量進(jìn)行了調(diào)整；(3)對(duì)聯(lián)合國(guó)BEC產(chǎn)品分類和中國(guó)海關(guān)數(shù)據(jù)HS-6分類產(chǎn)品編碼進(jìn)行匹配，(1)分別使用BEC-HS編碼1996、BEC-HS編碼2002進(jìn)行匹配。識(shí)別出進(jìn)口品中所包含的中間品、資本品和消費(fèi)品；(4)中國(guó)企業(yè)使用國(guó)內(nèi)中間投入含有5%-10%的國(guó)外成分(Koopman等,2012)[2]，根據(jù)以往研究本文假定國(guó)內(nèi)原材料含有5%的國(guó)外成分；(2)需要說明的是，下文分析中，我們還嘗試將國(guó)內(nèi)原材料含有的國(guó)外成分設(shè)定為10%來重新測(cè)算企業(yè)出口DVAR，以檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。(5)對(duì)樣本進(jìn)行縮尾1%的Winsorize處理。

此外，在對(duì)兩類數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行合并時(shí)，本文借鑒Yu(2015)[29]的方法：第一步，將相同年份的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關(guān)數(shù)據(jù)依照企業(yè)名稱進(jìn)行匹配；第二步，將未匹配成功的企業(yè)依照電話號(hào)碼后7位與郵政編碼進(jìn)行匹配；第三步，將兩次匹配的結(jié)果進(jìn)行合并。最后，中國(guó)省級(jí)數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2001-2007年)。

四、計(jì)量結(jié)果與分析

(一) 基準(zhǔn)回歸分析

表1 貿(mào)易便利綜合指數(shù)對(duì)企業(yè)出口DVAR影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示顯著性概率為P<0.1、P<0.05、P<0.01；括號(hào)內(nèi)為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤

表1、表2分別匯報(bào)了基于公式(12)回歸的貿(mào)易便利化綜合指數(shù)、貿(mào)易便利化分領(lǐng)域指標(biāo)對(duì)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率(DVAR)影響的初步估計(jì)結(jié)果。在表1的回歸結(jié)果中，模型1僅考察了貿(mào)易便利化的影響，模型2控制了年份固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)，模型3在模型1的基礎(chǔ)上加入了各個(gè)控制變量，模型4則同時(shí)控制了年份固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)以及相關(guān)控制變量。從模型1-模型4可以發(fā)現(xiàn)，雖然貿(mào)易便利化變量(facili)的系數(shù)估計(jì)值有所變化，但估計(jì)值的符號(hào)和顯著性水平并未發(fā)生改變。接下來，我們以模型4的回歸結(jié)果為基礎(chǔ)進(jìn)行具體分析。模型4的結(jié)果顯示，貿(mào)易便利化對(duì)企業(yè)出口DVAR的影響系數(shù)為0.567，且在1%統(tǒng)計(jì)水平顯著，表明在控制了相關(guān)因素的影響后，貿(mào)易便利化的推進(jìn)能有效促進(jìn)企業(yè)出口DVAR的提升。因此，上述檢驗(yàn)結(jié)果較好地支持了前文假設(shè)3-a的成立,即貿(mào)易便利化所帶來的成本加成效應(yīng)占主導(dǎo)地位，超過了相對(duì)價(jià)格效應(yīng)。

在控制變量方面，表1模型4中企業(yè)生產(chǎn)率(tfp)的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這表明生產(chǎn)率水平越高的企業(yè)，越有可能從出口貿(mào)易中獲取更多的附加值。企業(yè)年齡(age)對(duì)出口DVAR的影響系數(shù)為正，且在統(tǒng)計(jì)上顯著，意味著隨企業(yè)存續(xù)年限的增加，企業(yè)的管理水平及生產(chǎn)技術(shù)逐步提升，從而強(qiáng)化了其在出口市場(chǎng)中的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。企業(yè)規(guī)模(scale)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這可能由于企業(yè)規(guī)模越大越有利于發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)，從而可以通過一定的國(guó)內(nèi)中間產(chǎn)品投入，生產(chǎn)出更多的出口產(chǎn)品。資本密集度(klratio)對(duì)企業(yè)出口DVAR的影響有抑制作用，這可能源于資本密集度較高的企業(yè)往往處于全球價(jià)值鏈的中低端環(huán)節(jié)，其出口的DVAR也較低。政府補(bǔ)貼(subsidy)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，可能的原因是，政府補(bǔ)貼有助于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新能力的提升，進(jìn)而促進(jìn)了企業(yè)出口DVAR的上升。

表2 貿(mào)易便利各領(lǐng)域?qū)ζ髽I(yè)出口DVAR影響的回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示顯著性概率為P<0.1、P<0.05、P<0.01；括號(hào)內(nèi)為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤

表2模型5-模型8報(bào)告了基于貿(mào)易便利化四個(gè)分領(lǐng)域指標(biāo)影響企業(yè)出口DVAR的估計(jì)結(jié)果。從模型5-模型8的回歸結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)，在加入一系列控制變量后，貿(mào)易便利化四個(gè)分領(lǐng)域指標(biāo)對(duì)企業(yè)出口DVAR的影響系數(shù)均為正，系數(shù)估計(jì)數(shù)值依次為0.115、0.379、0.513、0.265，且至少在1%的水平下顯著?；貧w結(jié)果充分表明，貿(mào)易便利化在口岸效率、法制環(huán)境、電子商務(wù)應(yīng)用、交通基礎(chǔ)設(shè)施4個(gè)方面的改善均能顯著促進(jìn)企業(yè)出口DVAR的提高，這與上文基于貿(mào)易便利化綜合指數(shù)的回歸結(jié)果相似，進(jìn)一步證實(shí)了貿(mào)易便利化對(duì)企業(yè)出口DVAR的促進(jìn)作用。

(二) 異質(zhì)性影響分析

1.地區(qū)異質(zhì)性分析。由于中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)非均衡發(fā)展戰(zhàn)略的長(zhǎng)期存在，致使中西部地區(qū)與東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r存在較大不同，而且區(qū)域間的貿(mào)易便利化水平也具有明顯差異。那么，貿(mào)易便利化對(duì)中國(guó)企業(yè)出口DVAR的影響效應(yīng)是否也存在區(qū)域上的差異性？為了回答這一問題，本文試圖對(duì)東、中、西部地區(qū)的企業(yè)樣本分別進(jìn)行計(jì)量回歸分析，比較貿(mào)易便利化對(duì)三個(gè)地區(qū)企業(yè)出口DVAR的影響程度，具體回歸結(jié)果如表3所示。從表3模型9-模型11可以看出，雖然貿(mào)易便利化的推進(jìn)對(duì)東、中、西部地區(qū)企業(yè)出口DVAR的提升均表現(xiàn)出積極的促進(jìn)作用，但影響程度卻呈現(xiàn)出較大的差異性。相比較而言，貿(mào)易便利化對(duì)東部地區(qū)企業(yè)的促進(jìn)作用明顯強(qiáng)于中西部地區(qū)。對(duì)此可能的解釋在于，東部地區(qū)要素市場(chǎng)配置效率較高，市場(chǎng)相對(duì)開放，擁有便捷的交通網(wǎng)絡(luò)以及優(yōu)質(zhì)的人力資本，生產(chǎn)要素的規(guī)模效應(yīng)促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)與企業(yè)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，從而加速了貿(mào)易便利化對(duì)企業(yè)出口DVAR的影響。而中西部地區(qū)由于貿(mào)易便利化基礎(chǔ)較差、經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)閉塞，因而從貿(mào)易便利化進(jìn)程中獲取的邊際效益相對(duì)有限。

2.行業(yè)異質(zhì)性分析。考慮到不同行業(yè)企業(yè)技術(shù)密集度的差異性，也會(huì)影響貿(mào)易便利化與企業(yè)出口DVAR的關(guān)系，本文依據(jù)傅元海等(2014)[30]的做法，按技術(shù)水平將樣本劃分為高技術(shù)行業(yè)、中技術(shù)行業(yè)和低技術(shù)行業(yè)三大類型。通過表3模型12-模型14的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易便利化對(duì)不同技術(shù)密集度企業(yè)出口DVAR均產(chǎn)生了顯著的正向影響，從回歸系數(shù)上看，貿(mào)易便利化對(duì)高技術(shù)行業(yè)企業(yè)出口DVAR的正向影響最大，中技術(shù)行業(yè)企業(yè)次之，低技術(shù)行業(yè)企業(yè)最小。這可能是由于，高技術(shù)行業(yè)的產(chǎn)品價(jià)值鏈較長(zhǎng)、國(guó)內(nèi)附加值較高，而貿(mào)易便利化的推進(jìn)能夠有效減少其出口的交易成本、降低出口貿(mào)易過程中的不確定性，以促使其企業(yè)參與出口，并從出口貿(mào)易中獲取更多的附加值。同時(shí)，由于高技術(shù)行業(yè)企業(yè)擁有較高的知識(shí)和技術(shù)投入特征，對(duì)高、尖、新技術(shù)的吸收能力較強(qiáng)，因此，貿(mào)易便利化所引致的“技術(shù)外溢”效應(yīng)，將更有助其研發(fā)創(chuàng)新能力的提高，從而推動(dòng)具有創(chuàng)新性和技術(shù)先進(jìn)性的新產(chǎn)品發(fā)展，促進(jìn)企業(yè)出口DVAR的大幅提升。與之相對(duì)應(yīng)的是，中、低技術(shù)行業(yè)的產(chǎn)品價(jià)值鏈較短、國(guó)內(nèi)附加值較低，對(duì)貿(mào)易便利化引致的“技術(shù)外溢”不夠敏感，在短時(shí)間內(nèi)對(duì)其技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生的影響相對(duì)有限，因而貿(mào)易便利化對(duì)其企業(yè)出口DVAR的正向影響也較小。

3.企業(yè)所有制異質(zhì)性分析。已有文獻(xiàn)研究表明，中國(guó)特色的體制設(shè)置使得企業(yè)所有制結(jié)構(gòu)成為影響企業(yè)出口DVAR的重要因素(呂越等，2018)[28]。為此，本文將區(qū)分外資企業(yè)、國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)，對(duì)貿(mào)易便利化影響企業(yè)出口DVAR的所有制差異進(jìn)行探討。在識(shí)別不同所有制類型企業(yè)時(shí)，我們借鑒聶輝華等(2012)[31]的做法，以外商的實(shí)收資本比例是否超過25%、國(guó)有的實(shí)收資本比例是否超過50%作為劃分企業(yè)所有制類型的方法。表3模型15-模型17匯報(bào)了相應(yīng)的回歸結(jié)果，從總體上來看，無論是用外資企業(yè)，還是用國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)組成的子樣本進(jìn)行回歸，貿(mào)易便利化的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明貿(mào)易便利化程度的提升有利于外資企業(yè)、國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)出口DVAR的增加，與前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。而從具體影響效果來看，貿(mào)易便利化對(duì)外資企業(yè)出口DVAR的提升作用最大(貿(mào)易便利化的系數(shù)為0.716)。這可能源于，中國(guó)的各級(jí)政府長(zhǎng)期給予外資企業(yè)在稅收、行政審批等方面的“超國(guó)民”待遇，使外資企業(yè)在國(guó)內(nèi)一直享有比本土企業(yè)更加自由、便利的貿(mào)易制度環(huán)境，從而推動(dòng)貿(mào)易便利化對(duì)外資企業(yè)出口DVAR產(chǎn)生更大的促進(jìn)作用。

注：*、**、***分別表示顯著性概率為P<0.1、P<0.05、P<0.01；括號(hào)內(nèi)為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤

(三) 穩(wěn)健性分析

前文分析中，在逐步加入控制變量、控制多維固定效應(yīng)以及分樣本回歸后，實(shí)證結(jié)果均顯示，貿(mào)易便利化對(duì)企業(yè)出口DVAR的提升產(chǎn)生了積極的促進(jìn)作用，這表明本文研究結(jié)論具有良好的穩(wěn)健性。不過，為了確保實(shí)證結(jié)果的有效性和可信性，本文還從以下兩個(gè)方面進(jìn)行了穩(wěn)健性分析：

1.測(cè)量誤差的穩(wěn)健性。為進(jìn)一步檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文通過改變貿(mào)易便利化以及企業(yè)出口DVAR的測(cè)算方法進(jìn)行驗(yàn)證。首先，參照李波和楊先明(2018)[24]的研究，使用權(quán)重加權(quán)方法重新測(cè)算貿(mào)易便利化綜合指數(shù)并進(jìn)行計(jì)量回歸，其中，口岸效應(yīng)、法制環(huán)境、電子商務(wù)應(yīng)用、交通基礎(chǔ)設(shè)施的權(quán)重分別賦值為0.5、0.25、0.15和0.1。表4模型18報(bào)告了該方法測(cè)算的貿(mào)易便利化的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，貿(mào)易便利化程度越高，制造業(yè)企業(yè)出口DVAR越大，且核心解釋變量的顯著性與基準(zhǔn)回歸沒有差異，從而驗(yàn)證了本文研究假說的穩(wěn)健性。其次，前文基準(zhǔn)模型回歸中，對(duì)被解釋變量企業(yè)出口DVAR的測(cè)算時(shí)，我們假定國(guó)內(nèi)原材料含有5%的國(guó)外產(chǎn)品成分。而Koopman等(2012)[2]的研究顯示中國(guó)加工貿(mào)易企業(yè)所使用的國(guó)內(nèi)原材料中會(huì)含有5%～10%的國(guó)外成分。為了檢驗(yàn)實(shí)證回歸結(jié)果是否會(huì)因這一假定的改變而變化，我們將企業(yè)使用國(guó)內(nèi)原材料中含有國(guó)外產(chǎn)品的比重設(shè)定為10%，對(duì)企業(yè)出口DVAR進(jìn)行重新計(jì)算，表4模型19匯報(bào)了相應(yīng)的計(jì)量回歸結(jié)果。不難看出，貿(mào)易便利化的推進(jìn)顯著促進(jìn)了企業(yè)出口DVAR的提升。這說明，本文研究結(jié)論并未隨變量測(cè)算方式的不同而改變。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：*、**、***分別表示顯著性概率為P<0.1、P<0.05、P<0.01；括號(hào)內(nèi)為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤

2.內(nèi)生性問題分析。本文參照劉斌等(2018)[32]的做法，選擇地區(qū)降雨強(qiáng)度倒數(shù)與平原面積占比的交互項(xiàng)作為貿(mào)易便利化的工具變量，以考察潛在內(nèi)生性問題帶來的影響。一方面，各地區(qū)降雨量屬于自然條件變量，地形狀況則是地理變量，與企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率不具有直接相關(guān)性，滿足外生性要求；另一方面，較差的自然地理?xiàng)l件，使得地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的成本相對(duì)較高，從而導(dǎo)致地區(qū)貿(mào)易便利化的硬件建設(shè)相對(duì)滯后。而降雨強(qiáng)度高的地區(qū)，路面濕滑明顯會(huì)降低貨物運(yùn)輸效率，增加運(yùn)輸成本。此外，雨天也給貨物安檢帶來諸多不便，增加貨物倒箱、移箱的負(fù)擔(dān)，從而延長(zhǎng)進(jìn)出口貨物的報(bào)關(guān)清關(guān)時(shí)間，對(duì)推進(jìn)地區(qū)貿(mào)易便利化水平產(chǎn)生不利影響。因此，在降雨越頻繁，山地越多的地區(qū)，貿(mào)易就會(huì)越不便利，即地區(qū)降雨強(qiáng)度、平原面積與地區(qū)貿(mào)易便利化程度具有直接的相關(guān)性。

表4模型20匯報(bào)了以地區(qū)降雨強(qiáng)度倒數(shù)與平原面積占比的交互項(xiàng)作為貿(mào)易便利化為工具變量的2SLS回歸結(jié)果，工具變量F值大于10，拒絕了弱工具變量的原假設(shè)，說明本文所選工具變量是有效的。同時(shí)，在加入相關(guān)控制因素后，回歸結(jié)果表明，貿(mào)易便利化對(duì)企業(yè)出口DVAR的影響依然顯著為正，這表明考慮內(nèi)生性問題后的回歸結(jié)果仍然具有很好的穩(wěn)健性。

五、影響渠道檢驗(yàn)

雖然前文實(shí)證結(jié)果已驗(yàn)證，貿(mào)易便利化對(duì)提高企業(yè)出口DVAR具有積極的促進(jìn)作用，但并沒有對(duì)此問題的內(nèi)在識(shí)別渠道進(jìn)行深入的研究。鑒于此，本部分將通過中介效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)，試圖提供進(jìn)一步的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，以期打開貿(mào)易便利化影響企業(yè)出口DVAR的“黑箱”。依據(jù)前文理論機(jī)制的分析，本文發(fā)現(xiàn)貿(mào)易便利化會(huì)通過成本加成和相對(duì)價(jià)格兩個(gè)渠道來影響企業(yè)出口DVAR，為了識(shí)別上述機(jī)制是否成立，這里借鑒中介效應(yīng)的檢驗(yàn)方法(Hayes，2009；高翔等，2018)[33-34]，構(gòu)建以下遞歸回歸模型進(jìn)行檢驗(yàn)：

DVARijkt=a0+a1facilikt+βXijkt+ψj+φk+μt+εijkt

(15)

Markupijkt=b0+b1facilikt+βXijkt+ψj+φk+μt+εijkt

(16)

Inter-importijkt=c0+c1facilikt+βXijkt+ψj+φk+μt+εijkt

(17)

DVARijkt=d0+d1facilikt+d2Markupijkt+d3Inter-importijkt+βXijkt+ψj+φk+μt+εijkt

(18)

表5 影響渠道的檢驗(yàn)結(jié)果

注：*、**、***分別表示顯著性概率為P<0.1、P<0.05、P<0.01；括號(hào)內(nèi)為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤

表5模型21-模型26匯報(bào)了貿(mào)易便利化對(duì)企業(yè)出口DVAR的影響渠道檢驗(yàn)結(jié)果。其中，模型21與表1模型4的估計(jì)結(jié)果相同，是對(duì)基準(zhǔn)模型的回歸分析。模型22報(bào)告了以企業(yè)成本加成(Markup)為因變量的回歸結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易便利化的估計(jì)系數(shù)在1%水平上為正顯著，說明貿(mào)易便利化的推進(jìn)提升了企業(yè)的成本加成率。這可能是因?yàn)?，一方面，貿(mào)易便利化會(huì)提升企業(yè)的生產(chǎn)率水平，在其他條件不變的情況下，企業(yè)的邊際生產(chǎn)成本會(huì)下降，進(jìn)而提高了企業(yè)的成本加成率；另一方面，貿(mào)易便利化會(huì)通過“干中學(xué)”與“技術(shù)外溢”效應(yīng)，促進(jìn)國(guó)內(nèi)企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)，提高企業(yè)產(chǎn)品價(jià)格，最終促進(jìn)企業(yè)成本加成率的提升。模型23的估計(jì)結(jié)果顯示，貿(mào)易便利化對(duì)相對(duì)價(jià)格(Inter_import)的估計(jì)系數(shù)為-0.075，且在1%水平上顯著，這表明在控制了其他因素的影響后，貿(mào)易便利化明顯降低了中國(guó)企業(yè)國(guó)內(nèi)外中間品的相對(duì)價(jià)格。對(duì)其可能的解釋是，貿(mào)易便利化的推進(jìn)通過降低企業(yè)進(jìn)口中間品的價(jià)格及增加企業(yè)進(jìn)口中間品的種類，導(dǎo)致進(jìn)口中間品與國(guó)內(nèi)中間品相對(duì)價(jià)格的下降。

模型24和模型25匯報(bào)了被解釋變量對(duì)核心解釋變量和中介變量回歸的結(jié)果，不難看出，在分別加入中介變量成本加成(Markup)和相對(duì)價(jià)格(Inter_import)之后，核心解釋變量facili的系數(shù)估計(jì)值分別出現(xiàn)了下降和上升，同時(shí)，中介變量Markup和Inter_import的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，初步證實(shí)了正向“成本加成效應(yīng)”和負(fù)向“相對(duì)價(jià)格效應(yīng)”的存在，即證明了假設(shè)1和假設(shè)2是正確的。為進(jìn)一步檢驗(yàn)貿(mào)易便利化是否會(huì)通過“成本加成效應(yīng)”和“相對(duì)價(jià)格效應(yīng)”對(duì)企業(yè)出口DVAR產(chǎn)生影響，我們參照Hayes(2009)[33]的研究方法對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)。計(jì)算發(fā)現(xiàn)兩個(gè)中介變量所對(duì)應(yīng)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Z值依次為38.32、19.35均大于臨界值1.96，即Sobel檢驗(yàn)的Z統(tǒng)計(jì)量通過了統(tǒng)計(jì)性檢驗(yàn)，因此，可以認(rèn)定成本加成和相對(duì)價(jià)格是貿(mào)易便利化影響企業(yè)出口DVAR的兩個(gè)渠道。

模型26將兩個(gè)中介變量同時(shí)納入基準(zhǔn)模型進(jìn)行估計(jì)后發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易便利化的系數(shù)估計(jì)值依然顯著為正，且比基準(zhǔn)模型21的系數(shù)明顯減小，表明總體上貿(mào)易便利化會(huì)通過提升成本加成和降低相對(duì)價(jià)格兩個(gè)渠道對(duì)企業(yè)出口DVAR產(chǎn)生正向的凈效應(yīng)。此外，我們還借鑒溫忠麟等(2004)[35]的做法，通過計(jì)算中介效應(yīng)在總效應(yīng)中的比重，對(duì)“成本加成效應(yīng)”和“相對(duì)價(jià)格效應(yīng)”的相對(duì)大小進(jìn)行對(duì)比分析。根據(jù)模型26計(jì)算得到“成本加成效應(yīng)”的效應(yīng)值為0.56，“相對(duì)價(jià)格效應(yīng)”的效應(yīng)值為-0.04，兩種中介效應(yīng)無論是作用方向還是相對(duì)大小，都進(jìn)一步支持了前文的研究結(jié)論：一方面，貿(mào)易便利化通過企業(yè)成本加成渠道提高了企業(yè)出口DVAR，即“成本加成效應(yīng)”；另一方面，貿(mào)易便利化通過相對(duì)價(jià)格渠道降低了企業(yè)出口DVAR，即“相對(duì)價(jià)格效應(yīng)”，且“成本加成效應(yīng)”要遠(yuǎn)大于“相對(duì)價(jià)格效應(yīng)”。整體而言，貿(mào)易便利化對(duì)企業(yè)出口DVAR的凈效應(yīng)為正。

六、結(jié)論和啟示

本文首先在Kee和Tang(2016)[9]研究模型的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了貿(mào)易便利化影響企業(yè)出口DVAR的理論框架，然后，采用2000-2006年中國(guó)制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了貿(mào)易便利化對(duì)企業(yè)出口DVAR的影響，以及影響的機(jī)制與效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn):(1)無論是貿(mào)易便利化采用綜合指數(shù)，還是各分領(lǐng)域指標(biāo)，推進(jìn)貿(mào)易便利化都會(huì)顯著促進(jìn)企業(yè)出口DVAR的提升。同時(shí)，我們還從使用工具變量、替換貿(mào)易便利化綜合指數(shù)測(cè)算方法、替換企業(yè)出口DVAR測(cè)算方法等方面進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性測(cè)試，發(fā)現(xiàn)本文基本結(jié)論保持不變。(2)異質(zhì)性分析結(jié)果顯示，貿(mào)易便利化對(duì)東部地區(qū)企業(yè)出口DVAR的促進(jìn)作用最大，對(duì)中部地區(qū)企業(yè)的影響次之，而對(duì)西部地區(qū)企業(yè)并沒有顯著的影響；貿(mào)易便利化對(duì)高技術(shù)行業(yè)企業(yè)出口DVAR的促進(jìn)作用明顯大于中、低技術(shù)行業(yè)；相比于國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)，貿(mào)易便利化的推進(jìn)更有助于外資企業(yè)出口DVAR的提升。(3)進(jìn)一步的機(jī)制檢驗(yàn)表明，貿(mào)易便利化通過負(fù)向的“相對(duì)價(jià)格效應(yīng)”與正向的“成本加成效應(yīng)”對(duì)企業(yè)出口DVAR產(chǎn)生影響，且“成本加成效應(yīng)”要遠(yuǎn)大于“相對(duì)價(jià)格效應(yīng)”。

理論和實(shí)證的分析結(jié)果對(duì)全球價(jià)值鏈分工背景下，中國(guó)制造業(yè)企業(yè)突破“低端鎖定”的困境以及地區(qū)加快貿(mào)易便利化水平的推進(jìn)具有一定的啟示意義。一方面，政府應(yīng)當(dāng)重視貿(mào)易便利化對(duì)提升企業(yè)出口DVAR水平的正外部性，不斷推進(jìn)各領(lǐng)域貿(mào)易便利化環(huán)境的建設(shè)，尤其要增加對(duì)交通、通信等硬件設(shè)施的投資，提高海關(guān)通關(guān)效率、深化商事制度改革，這無疑將是“后關(guān)稅時(shí)代”提升中國(guó)企業(yè)附加值創(chuàng)造能力、增強(qiáng)中國(guó)企業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)鍵所在。另一方面，未來外貿(mào)政策應(yīng)逐步實(shí)現(xiàn)由“獎(jiǎng)出限入”向“優(yōu)進(jìn)優(yōu)出”的轉(zhuǎn)變，并通過貿(mào)易便利化環(huán)境的建設(shè)，積極引導(dǎo)國(guó)內(nèi)企業(yè)來進(jìn)口更多高質(zhì)量、低成本和多樣化的國(guó)外中間要素，不斷提升企業(yè)生產(chǎn)效率和研發(fā)創(chuàng)新能力，以此推動(dòng)具有創(chuàng)新理念的新技術(shù)、新工藝、新產(chǎn)品的發(fā)展，實(shí)現(xiàn)企業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力和全球價(jià)值鏈地位的不斷攀升。

進(jìn)一步地，在完善貿(mào)易便利化環(huán)境的進(jìn)程中，還要有重點(diǎn)、有針對(duì)性地對(duì)關(guān)鍵地區(qū)、關(guān)鍵行業(yè)、關(guān)鍵企業(yè)進(jìn)行調(diào)整和改革。從本文結(jié)論來看，貿(mào)易便利化對(duì)中西部、中低技術(shù)行業(yè)和本土資企業(yè)出口DVAR的促進(jìn)作用明顯小于東部、高技術(shù)行業(yè)和外資企業(yè)。因此，中西部地區(qū)要加快推進(jìn)貿(mào)易便利化建設(shè)的步伐，為制造業(yè)價(jià)值鏈的攀升奠定良好基礎(chǔ)，同時(shí)也要不斷提升政府運(yùn)行效率，促使貿(mào)易便利化正向外部性的有效發(fā)揮。此外，鑒于高技術(shù)行業(yè)企業(yè)從貿(mào)易便利化進(jìn)程中的獲益更大，建議發(fā)達(dá)地區(qū)可以利用其貿(mào)易便利化水平較高的優(yōu)勢(shì)，著力發(fā)展高端裝備、信息技術(shù)等高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)，進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級(jí)，以實(shí)現(xiàn)出口盈利能力的持續(xù)增長(zhǎng)。對(duì)于不同所有制企業(yè)而言，在鞏固貿(mào)易便利化對(duì)外資企業(yè)出口DVAR促進(jìn)作用的同時(shí)，要集中攻破影響本土企業(yè)附加值提升的關(guān)鍵瓶頸，從而強(qiáng)化貿(mào)易便利化的總體作用效果。