吳 翟 王文曉

一、引言

2007年《中華人民共和國物權(quán)法》(以下簡稱《物權(quán)法》)的實施，為推動中國企業(yè)全球價值鏈升級提供了制度保障。該版《物權(quán)法》對原《擔保法》所規(guī)范的擔保物權(quán)制度進行了重新界定，通過對原有擔保物權(quán)制度的改革，為企業(yè)債務(wù)融資提供了更為多元的融資渠道，有效緩解了企業(yè)的融資約束問題。而融資約束是決定企業(yè)全球價值鏈分工位置的關(guān)鍵因素。受融資約束限制，中國制造業(yè)企業(yè)在嵌入全球價值鏈時，大多只能選擇嵌入前期墊付資金較低的下游位置，通過加工貿(mào)易等方式參與國際分工，導(dǎo)致中國制造業(yè)大而不強、“低端鎖定”等問題越發(fā)突出。因此，如果擔保物權(quán)制度改革能夠緩解企業(yè)融資約束問題，則能有效促進中國企業(yè)從全球價值鏈下游位置向中高端攀升，助力中國企業(yè)實現(xiàn)全球價值鏈升級。

已有研究對“擔保物權(quán)制度改革與融資約束”的關(guān)系進行了分析，發(fā)現(xiàn)擔保物權(quán)改革對緩解融資約束具有顯著正向影響，但未對“擔保物權(quán)制度改革如何影響中國企業(yè)全球價值鏈分工位置”以及融資約束在其間的作用進行深入的探討?；诖?，本文將當前經(jīng)濟轉(zhuǎn)型改革中的兩個關(guān)鍵問題：法律制度改革和全球價值鏈升級結(jié)合起來，實證檢驗以《物權(quán)法》實施為特征的擔保物權(quán)制度改革如何影響企業(yè)在全球價值鏈分工位置的變動，并從緩解融資約束的視角，探討其內(nèi)在影響機理，為從法律制度改革角度推動中國全球價值鏈位置升級探尋一條可行路徑。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

近年來，國內(nèi)外學(xué)者對于“如何提升企業(yè)全球價值鏈分工位置”這一議題進行了許多有益探索，普遍認為融資約束是制約企業(yè)全球價值鏈分工位置提升的重要影響因素之一。其中，Bas和Strauss-Kahn(2015)[1]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的融資能力影響其出口決策，是決定其全球價值鏈分工位置的關(guān)鍵因素(馬述忠等，2017[2]；呂越等，2018[3])。企業(yè)參與全球價值鏈分工需克服出口與進口的雙重固定沉沒成本(Melitz，2003[4]；Baldwin等，2015[5])，面臨融資約束較小的企業(yè)更容易嵌入全球價值鏈分工網(wǎng)絡(luò)(Manova和Yu，2016[6])。Manova(2013)[7]、Feenstra等(2014)[8]進一步指出，融資支持是保障全球商品與服務(wù)順利交換的重要前提，融資能力較弱的企業(yè)其技術(shù)升級決策往往缺乏資金支持，對外投資通常不足(Topalova和Khandelwal；2011[9])，只能選擇嵌入前期墊付資金較低的全球價值鏈下游生產(chǎn)位置(Edmond等，2015[10])。而緩解企業(yè)融資約束能夠有效改善企業(yè)成本加成錯配問題，提高技術(shù)投資能力與國際競爭力，使得企業(yè)從全球分工中獲利成為可能(Varela，2018[11])。呂越等(2020)[12]利用中國的數(shù)據(jù)進一步研究發(fā)現(xiàn)，中國目前的金融體系及相關(guān)法律制度發(fā)展尚不完善，大量企業(yè)融資渠道較為局限，只能選擇以嵌入加工貿(mào)易為主的全球價值鏈中下游位置，面臨缺乏核心技術(shù)、產(chǎn)業(yè)大而不強等“低端鎖定”難題。因此，有效緩解融資約束已成為當前推動中國企業(yè)全球價值鏈分工位置提升的關(guān)鍵所在(鄧可斌和曾海艦，2014[13]；呂越等，2015[14]；呂越等，2020[12])。

法律制度的完善是提升企業(yè)融資能力的重要保障(La Porta等，1998[15]；繆因知，2015[16])。相對完備的法律保障能夠?qū)栀J契約雙方當事人的權(quán)責進行有效規(guī)范，從而提升企業(yè)債務(wù)融資能力，進而為企業(yè)全球價值鏈分工位置的提升提供有力融資保障(Djankov等，2007[17])。現(xiàn)有研究成果指出，中國于2007年出臺的《物權(quán)法》，對原有物權(quán)擔保法律制度進行改革，有效提升了企業(yè)債務(wù)融資能力，緩解了融資約束問題(祁懷錦和萬瀅霖，2018[18])。中國擔保物權(quán)制度的規(guī)定最早可追溯至1995年《擔保法》頒布。盡管《擔保法》對于抵押權(quán)、質(zhì)權(quán)與留置權(quán)等具體概念進行了詳細闡釋，但彼時尚未確立基本物權(quán)制度，銀行貸款等債權(quán)擔保往往集中于不動產(chǎn)等固定資產(chǎn)抵押。在《擔保法》的約束下，固定資產(chǎn)比率較低的企業(yè)，抵押能力往往較為匱乏，債務(wù)融資受到極大限制。針對原《擔保法》制度設(shè)計的不足，《物權(quán)法》就擔保物權(quán)等多種具體物權(quán)的詳細歸屬問題進行了規(guī)范，并對基于擔保物權(quán)變動所引發(fā)的民事關(guān)系問題進行了具體界定(王利明，2008[19])。相比于《擔保法》，《物權(quán)法》較為系統(tǒng)地完善了原有擔保物權(quán)制度，對擔保物權(quán)制度進行全面改革，大大緩解了企業(yè)的融資約束難題：一方面擴寬了可用于債務(wù)融資擔保的資產(chǎn)類型，將應(yīng)收款項、合同權(quán)利、商譽等賦予擔保物權(quán)，提升了企業(yè)基于物權(quán)抵押、質(zhì)押的債務(wù)融資能力(Gregory和Tenev，2001[20])；另一方面簡化了擔保物權(quán)的設(shè)定與實現(xiàn)方式，削減了物權(quán)抵押、質(zhì)押的債務(wù)融資成本(Meghana等，2010[21])，為企業(yè)運用債務(wù)工具解決融資問題提供了多元選擇。總的來看，中國以《物權(quán)法》的實施為標志的擔保物權(quán)制度改革為企業(yè)債務(wù)融資提供了更為多元的融資渠道(錢雪松等，2019[22]；江偉和姚文韜，2016[23]；祁懷錦和萬瀅霖，2018[18])，緩解了企業(yè)的融資約束，在一定程度上能夠影響企業(yè)的全球價值鏈分工位置。

學(xué)者們已對以《物權(quán)法》實施為標志的擔保物權(quán)制度改革如何影響企業(yè)融資約束狀況進行了有益的探討，但尚未對擔保物權(quán)制度改革具體如何影響企業(yè)全球價值鏈的分工位置及其機理進行深入探討。擔保物權(quán)制度改革強化了基于擔保物權(quán)的債務(wù)融資雙方當事人的權(quán)益保護，能夠顯著改善企業(yè)的債務(wù)融資環(huán)境(Steijvers和Voordeckers，2009[24]；江偉，2010[25])?！段餀?quán)法》實施后，企業(yè)的技術(shù)升級與對外投資決策能夠及時通過債務(wù)融資獲得資金支持(Haselmann等，2010[26]；Campello和Larrain，2016[27])，企業(yè)的投資效率有效提升(錢雪松和方勝，2021[28])，創(chuàng)新活動普遍增加(錢雪松等，2021[29])?，F(xiàn)有研究成果進一步指出，這一擔保物權(quán)制度改革對異質(zhì)性企業(yè)融資約束的緩解效應(yīng)存在差異(Gregory和Tenev，2001[20]；Meghana等，2010[21]；錢雪松等，2019[22])。較位于全球價值鏈上游的企業(yè)而言，下游企業(yè)生產(chǎn)率更低，固定資產(chǎn)比重更小，所面臨融資約束更嚴重(Chor等，2021[30])。對于因面臨較強融資約束而處于全球價值鏈中下游位置的部分低固定資產(chǎn)比率企業(yè)而言，擔保物權(quán)制度改革能夠有效激勵其通過債務(wù)工具進行外源融資(Qian和Strahan，2007[31]；McLean等，2012[32]；王靖宇和張宏亮，2020[33])，有效提升企業(yè)債務(wù)融資水平，從而為全球價值鏈分工位置攀升提供有力融資保障?；诖?，本文提出如下兩個假設(shè)。

H1：以《物權(quán)法》實施為標志的擔保物權(quán)制度改革能夠顯著提升企業(yè)全球價值鏈分工位置。

H2：擔保物權(quán)制度改革通過緩解企業(yè)融資約束，促進企業(yè)全球價值鏈分工位置提升。

三、研究設(shè)計

(一)識別策略與計量模型設(shè)定

本文基于2007年中國《物權(quán)法》實施這一準自然實驗，以擔保物權(quán)制度改革為研究對象，構(gòu)建雙重差分模型，對擔保物權(quán)制度改革能否促進企業(yè)全球價值鏈分工位置提升進行實證檢驗?；跍首匀粚嶒灅?gòu)建的雙重差分模型，能夠準確識別政策實施對于實驗組與控制組的作用差異，進而有效緩解可能存在的內(nèi)生性等問題，因此被廣泛應(yīng)用于法律政策研究領(lǐng)域(王彥超和蔣亞含，2020[34]；錢雪松和方勝，2017[35]；錢雪松等2021[29])。本文參考錢雪松和方勝(2017)[35]、Aretz等(2020)[36]的做法，從擔保物權(quán)制度改革對于不同企業(yè)融資約束影響的異質(zhì)性入手，根據(jù)企業(yè)固定資產(chǎn)比率的高低構(gòu)造實驗組與控制組，就擔保物權(quán)制度改革對于企業(yè)全球價值鏈分工位置的影響進行實證研究。

擔保物權(quán)制度改革對不同資本結(jié)構(gòu)的企業(yè)存在異質(zhì)性影響是本文構(gòu)建準自然實驗框架的前提?，F(xiàn)有研究成果顯示，擔保物權(quán)制度改革對于企業(yè)融資約束,尤其是債務(wù)融資約束的緩解，存在顯著的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)異質(zhì)性(Berkowitz等，2015[37]；錢雪松和方勝，2017[35]；祁懷錦和萬瀅霖，2018[18])。具體而言，改革前，企業(yè)擔保物權(quán)往往僅限于房屋及其地上定著物、機器、車輛等固定資產(chǎn)；而擔保物權(quán)制度改革后，企業(yè)的無形資產(chǎn)、流動資產(chǎn)乃至將來取得之資產(chǎn)等非固定資產(chǎn)均可成為擔保標的(謝在全，2019[38])。因此，以《物權(quán)法》實施為標志的擔保物權(quán)制度改革使得企業(yè)原有的擔保方式得到擴展(劉萍，2009[39])，使得企業(yè)能夠?qū)⑸套u、基于合同權(quán)利或未來收款權(quán)利的應(yīng)收款項等非固定資產(chǎn)作為擔保物，設(shè)定浮動擔保(李定毅，2009[40])。對于低固定資產(chǎn)比率的企業(yè)而言，擔保物權(quán)制度改革有效緩解了其融資約束。在改革前，由于應(yīng)收款項、商譽(Goodwill)等非固定資產(chǎn)無法進行抵押，低固定資產(chǎn)比率企業(yè)面臨較大融資約束；而改革后，這些企業(yè)能夠通過為流動性擔保標的(諸如應(yīng)收款項)設(shè)置浮動擔保獲得資金支持，融資約束得到顯著緩解。然而，這一擔保物權(quán)制度改革對高固定資產(chǎn)比率的企業(yè)的影響卻十分有限。這是因為高固定資產(chǎn)比率企業(yè)持有大量存在實物形態(tài)的固定資產(chǎn)，抵押、質(zhì)押能力一直較強，所受融資約束本就不大，加之可作為浮動擔保的非固定資產(chǎn)占比較低，受擔保物權(quán)制度改革的影響整體較小。因此，以《物權(quán)法》實施為標志的擔保物權(quán)制度改革極大拓展了低固定資產(chǎn)比率企業(yè)的融資渠道與融資能力，緩解了其融資約束，卻對高固定資產(chǎn)比率企業(yè)的融資約束緩解有限。

基于此，本文通過測度2005—2006年度(擔保物權(quán)制度改革前)企業(yè)平均固定資產(chǎn)比率，并據(jù)此將樣本由高至低排序，令固定資產(chǎn)比率最高的1/3企業(yè)為控制組，最低的1/3企業(yè)為實驗組；并利用2005—2013年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與海關(guān)數(shù)據(jù)(1)考慮到企業(yè)融資約束與全球價值鏈分工位置之間可能存在內(nèi)生性，本文以擔保物權(quán)制度改革前兩年(2005—2006)的平均固定資產(chǎn)比率對企業(yè)進行分組，并選取2005年后的樣本進行分析；同時由于數(shù)據(jù)的可得性限制，本文選取2005—2013年的中國制造業(yè)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)展開研究。，構(gòu)建雙重差分模型，實證檢驗擔保物權(quán)制度改革對企業(yè)全球價值鏈分工位置的影響及其作用機理。具體實證模型如下所示：

GVCi,t=β0+β1Lowi×Aftert+β2Controli,t+λi+λt

+λind+λcity+εi,t

(1)

模型(1)中，GVCi,t表示企業(yè)的出口全球價值鏈分工位置，為本文被解釋變量。Lowi為分組變量：固定資產(chǎn)比率最低的1/3實驗組企業(yè)，Lowi取值為1；最高的1/3對照組企業(yè)，Lowi取值為0。Aftert為擔保物權(quán)制度改革的虛擬變量，2007年為擔保物權(quán)制度改革發(fā)生年，其當年及以后取值為1，否則為0。Lowi×Aftert為分組變量Lowi與擔保物權(quán)制度改革虛擬變量Aftert的交互項，用于檢驗以《物權(quán)法》實施為標志的擔保物權(quán)制度改革對于企業(yè)全球價值鏈分工位置的影響。Controli,t代表對一系列企業(yè)特征變量進行控制，λi、λt、λind、λcity分別表示對企業(yè)、年份、行業(yè)、城市固定效應(yīng)進行控制。εi,t為殘差項。同時，本文在企業(yè)層面聚類，以處理潛在的異方差問題。若回歸結(jié)果中交互項Lowi×Aftert系數(shù)顯著為正，即本文假設(shè)1得到驗證，說明擔保物權(quán)制度改革能夠顯著提升企業(yè)全球價值鏈分工位置。

此外，為確保實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文分別通過重新構(gòu)造實驗組與控制組、采用傾向匹配得分重新為實驗組匹配控制組、構(gòu)建平衡面板、時間趨勢檢驗與安慰劑檢驗等方式，進行穩(wěn)健性檢驗。

(二)主要變量測度

1.企業(yè)出口全球價值鏈分工位置的測度。

企業(yè)全球價值鏈分工位置為本文核心被解釋變量。參考Chor等(2021)[30]和Antràs等(2012)[41]的方法，本文對2005—2013年中國企業(yè)的出口全球價值鏈分工位置(加權(quán)上游度指數(shù))進行測度，并以此衡量企業(yè)全球價值鏈分工位置。具體地，本文首先借鑒Antràs等(2012)[41]的研究，利用世界投入產(chǎn)出表，計算企業(yè)的出口產(chǎn)品與其最終產(chǎn)品的距離，以此衡量產(chǎn)品的出口全球價值鏈分工位置(產(chǎn)品層面的上游度)。一般而言，距最終品生產(chǎn)階段間隔(距離)越遠的產(chǎn)品，在全球價值鏈中的分工位置越高，通常越接近全球價值鏈分工的上游位置。進一步，本文借鑒Chor等(2021)[30]的研究，結(jié)合中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)數(shù)據(jù)庫，識別企業(yè)的具體出口產(chǎn)品種類；并以產(chǎn)品出口額占企業(yè)總出口量的比例為權(quán)重，結(jié)合不同出口產(chǎn)品的全球價值鏈分工位置(產(chǎn)品層面的上游度)，在企業(yè)層面進行加權(quán)，得到企業(yè)出口全球價值鏈分工位置(加權(quán)上游度)指數(shù)。最后，本文對企業(yè)出口全球價值鏈分工位置指數(shù)進行對數(shù)處理，以衡量企業(yè)的全球價值鏈分工位置(GVCi,t)。該指數(shù)越大，表明企業(yè)在全球價值鏈分工位置越高，越處于相對上游位置。

2.其他變量說明。

參考現(xiàn)有研究成果，本文對企業(yè)和行業(yè)層面的一系列特征變量進行控制，緩解實證研究“擔保物權(quán)制度改革能否提升企業(yè)全球價值鏈分工位置”時可能存在的遺漏變量問題。首先，我們對企業(yè)的資本勞動比(Capitallaborratio)進行了控制。企業(yè)的資本勞動比(Capitallaborratio)反映了企業(yè)的資本與勞動的相對比例，衡量了企業(yè)的要素稟賦結(jié)構(gòu)，是決定企業(yè)全球價值鏈嵌入位置的重要指標。然后，我們通過資本投入規(guī)模(Capital)控制企業(yè)規(guī)模，根據(jù)員工人數(shù)(Employ)控制企業(yè)人力資本存量。最后，考慮到企業(yè)自身的生產(chǎn)率、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、利潤率及資本結(jié)構(gòu)對企業(yè)全球價值鏈分工位置的影響，我們分別對企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入(Revenue)、資產(chǎn)負債率(Lev)、企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)年齡(Age)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)、是否為外商投資企業(yè)(FIE)、貿(mào)易方式(Processing)等特征變量進行控制。具體的變量定義如表1所示。

表1 變量定義表

(三)數(shù)據(jù)來源與處理

本文利用2005—2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)，實證檢驗擔保物權(quán)制度改革對于企業(yè)全球價值鏈分工位置的影響。其中，對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)的處理方式如下：首先，本文根據(jù)Brandt等(2012)[42]的方法，剔除了中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)中存在的異常觀測值，并對2005—2013年中國工業(yè)企業(yè)進行唯一編碼。其次，本文選取2005—2013年“企業(yè)—產(chǎn)品”維度的海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)，參考Ahn等(2011)[43]的研究，剔除從事進出口貿(mào)易代理企業(yè)的觀測值、剔除貿(mào)易方式等重要變量缺漏的觀測值，并根據(jù)“大類經(jīng)濟類別分類(BEC 4.0)”劃定企業(yè)進口產(chǎn)品類別，同時對企業(yè)進口中間品與出口產(chǎn)品的貿(mào)易類型進行準確判別。然后，本文依照Antràs等(2012)[41]、Chor等(2021)[30]的研究，利用2005—2013年世界投入產(chǎn)出表(WIOT)和海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)，以產(chǎn)品出口值占企業(yè)總出口值的份額為權(quán)重對產(chǎn)品上游度指數(shù)進行加權(quán)，測度企業(yè)維度的全球價值鏈分工位置。最后，借鑒田巍和余淼杰(2013)[44]、余淼杰和張睿(2017)[45]的研究，本文通過前步驟所設(shè)定的工業(yè)企業(yè)唯一編碼，將工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與海關(guān)數(shù)據(jù)進行匹配，由此得到了2005—2013年關(guān)于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)的非平衡面板合并數(shù)據(jù)。

此外，為保證實證結(jié)果的可靠性，本文進一步對上述數(shù)據(jù)樣本進行了如下處理：首先，為保證樣本企業(yè)在擔保物權(quán)制度改革前后一直存續(xù)，本文對成立時間晚于2007年或者于2007年之前注銷的企業(yè)進行剔除；其次，為避免數(shù)據(jù)的缺失值對回歸結(jié)果造成影響，本文對諸如總資產(chǎn)、主營業(yè)務(wù)收入、資本投入、員工人數(shù)等關(guān)鍵變量缺失的企業(yè)樣本進行剔除，同時剔除了員工人數(shù)少于8人的樣本數(shù)據(jù)；接著，為保證數(shù)據(jù)的準確性，本文剔除了諸如“如成立時間小于0”等存在明顯數(shù)據(jù)錯誤的企業(yè)樣本；最后，為消除極端值可能造成的影響，本文對關(guān)鍵的連續(xù)變量進行了前后1%的縮尾處理。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2對企業(yè)全球價值鏈分工位置(GVC)等主要變量進行了描述性統(tǒng)計。研究結(jié)果顯示，2005—2013年共95 446個年度企業(yè)樣本觀測值。其中，全球價值鏈分工位置(GVC)的樣本均值為1.10，最小值為0.62，最大值為1.57，表明中國企業(yè)全球價值鏈分工位置差距較大，部分企業(yè)仍處于全球價值鏈分工的相對下游位置。資本勞動比(Capitallaborratio)的樣本均值為5.32，最小值為1.02，最大值為10.77，表明企業(yè)的要素稟賦結(jié)構(gòu)存在較大差異。總的來看，各變量描述性統(tǒng)計均符合工業(yè)企業(yè)基本特征。此外，本文對可能存在的多重共線性問題進行了檢驗(2)限于篇幅，多重共線性檢驗結(jié)果正文沒有匯報，實證結(jié)果備索。，各變量VIF值均小于5，表明各變量間不存在顯著多重共線性問題。

表2 描述性統(tǒng)計

(二)平行趨勢檢驗

同時，采用雙重差分模型對“擔保物權(quán)制度改革能否促進企業(yè)全球價值鏈分工位置提升”進行實證檢驗，要求擔保物權(quán)制度改革這一政策沖擊嚴格外生，滿足平行趨勢假定，即實驗組企業(yè)如未受到擔保物權(quán)制度改革的影響，其全球價值鏈分工位置的時間趨勢應(yīng)與對照組企業(yè)保持一致。如圖1所示，擔保物權(quán)制度改革前(t=0期前)，系數(shù)的置信區(qū)間均不顯著異于0，實驗組和控制組企業(yè)的全球價值鏈分工位置基本保持平行趨勢；而改革后(t=0期后)，變量系數(shù)開始顯著為正，實驗組較對照組的全球價值鏈分工位置明顯提升。圖1平行趨勢檢驗結(jié)果表明：《物權(quán)法》頒布前，擔保物權(quán)制度改革尚未施行，實驗組企業(yè)和對照組企業(yè)的全球價值鏈位置不存在明顯差異；而以《物權(quán)法》實施為標志的擔保物權(quán)制度改革發(fā)生后，實驗組企業(yè)全球價值鏈位置較對照組企業(yè)存在顯著提升，滿足平行趨勢假定。

圖1 平行趨勢檢驗

(三)基準回歸結(jié)果

接著，本文根據(jù)模型(1)正式對“擔保物權(quán)制度改革能否促進企業(yè)全球價值鏈分工位置提升”進行回歸分析。表3報告了本文基準回歸結(jié)果。其中，列(1)報告了擔保物權(quán)制度改革對企業(yè)全球價值鏈位置影響的初步回歸結(jié)果，并控制了企業(yè)固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)與城市固定效應(yīng)。結(jié)果顯示，交互項Lowi×Aftert系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明擔保物權(quán)制度改革能夠有效提升企業(yè)全球價值鏈分工位置。列(2)在列(1)的基礎(chǔ)上進一步對相關(guān)企業(yè)特征變量加以控制，而交互項Lowi×Aftert系數(shù)依然顯著為正，擔保物權(quán)制度改革對于企業(yè)全球價值鏈位置的提升效應(yīng)仍然存在。以上基準回歸結(jié)果顯著支持了本文假設(shè)1，說明擔保物權(quán)制度改革顯著促進了中國企業(yè)全球價值鏈分工位置提升。

表3 基準回歸分析

(四)穩(wěn)健性檢驗

為保證上述“擔保物權(quán)制度改革能夠有效提升企業(yè)全球價值鏈分工位置”這一實證結(jié)論的可靠性，本文分別通過重新構(gòu)造實驗組與控制組、運用傾向匹配得分法為實驗組重新匹配控制組、構(gòu)建平衡面板、時間趨勢檢驗與安慰劑檢驗等方式，進一步對基準回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。

1.重新構(gòu)造實驗組與控制組。

參考錢雪松和方勝(2017)[35]的研究，本文通過重新構(gòu)造實驗組與控制組進行穩(wěn)健性檢驗。具體地，本文設(shè)計了兩種實驗組與控制組的構(gòu)造方式。一是將企業(yè)根據(jù)固定資產(chǎn)比率由高至低分為3組，令固定資產(chǎn)比率處在中部1/3的企業(yè)為實驗組，仍保持固定資產(chǎn)比率最高的1/3企業(yè)為控制組，構(gòu)造分組變量Low1i；并將Low1i與虛擬變量Aftert交乘，構(gòu)造擔保物權(quán)制度改革政策效應(yīng)交互項Low1i×Aftert。二是將企業(yè)根據(jù)固定資產(chǎn)比率中位數(shù)分為兩組，令低于固定資產(chǎn)比率中位數(shù)的企業(yè)為實驗組，否則為控制組，構(gòu)造分組變量Low2i；并將Low2i與虛擬變量Aftert交乘，再次構(gòu)造擔保物權(quán)制度改革政策效應(yīng)交互項Low2i×Aftert。本文通過上述兩種實驗組與控制組的構(gòu)造方式進行穩(wěn)健性分析，再次檢驗擔保物權(quán)制度改革對企業(yè)全球價值鏈分工位置的影響，以排除由于實驗組和對照組構(gòu)建方式差異對回歸結(jié)果可能產(chǎn)生的干擾。

表4列(1)結(jié)果顯示，Low1i×Aftert系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明根據(jù)第一種方式重新構(gòu)造實驗組和對照組后，物權(quán)擔保改革提高企業(yè)全球價值鏈位置的效應(yīng)依然顯著存在。在列(2)中，Low2i×Aftert系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正，表明根據(jù)第二種方式重新構(gòu)造實驗組和對照組后，擔保物權(quán)制度改革對于提升企業(yè)全球價值鏈分工位置的正向作用仍然顯著。該穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示，重新構(gòu)造實驗組與控制組后，擔保物權(quán)制度改革能夠有效提升企業(yè)全球價值鏈分工位置的結(jié)論仍然成立，上述重新構(gòu)造實驗組與控制組的穩(wěn)健性檢驗沒有改變本文基準回歸結(jié)論。

2.傾向匹配得分檢驗。

為緩解在擔保物權(quán)制度改革發(fā)生前實驗組與控制組自身存在的異質(zhì)性差異對實證結(jié)果可能產(chǎn)生的干擾(3)本文通過企業(yè)固定資產(chǎn)比率異質(zhì)性構(gòu)造實驗組與控制組建立雙重差分模型，實驗組與控制組在擔保物權(quán)制度改革發(fā)生前可能自身存在一定程度異質(zhì)性，從而對本文基準回歸結(jié)論的穩(wěn)健性產(chǎn)生干擾。，本文通過傾向得分匹配法(PSM)為實驗組精準匹配控制組進行穩(wěn)健性檢驗。具體地，本文通過最近鄰匹配法(NNM)這一常用的傾向得分匹配工具，為實驗組與對照組進行傾向得分匹配。表4列(3)匯報了該穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果，交互項Lowi×Aftert系數(shù)在5%水平上顯著為正。這一穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明：對數(shù)據(jù)進行傾向得分匹配處理后，擔保物權(quán)制度改革對于企業(yè)全球價值鏈分工位置的提升效應(yīng)仍然存在?；趦A向得分匹配法的穩(wěn)健性檢驗沒有改變本文基準回歸結(jié)果。

表4 穩(wěn)健性檢驗Ⅰ

3.構(gòu)建平衡面板。

由于擔保物權(quán)制度改革前后企業(yè)存在“進入”或“退出”樣本的情況(4)這里的“進入”或“退出”樣本，指樣本企業(yè)在本文研究窗口期內(nèi)成立或注銷，因而導(dǎo)致樣本數(shù)據(jù)表現(xiàn)出非平衡面板的特征。，可能對本文基準回歸結(jié)果產(chǎn)生干擾。為緩解企業(yè)“進入”或“退出”樣本對估計結(jié)果可能產(chǎn)生的影響，本文通過構(gòu)建平衡面板數(shù)據(jù)以進行穩(wěn)健性檢驗。表5列(1)匯報了平衡面板穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果，交互項Lowi×Aftert系數(shù)在1%的水平上顯著為正，再次表明擔保物權(quán)制度改革能夠顯著提升企業(yè)全球價值鏈分工位置。

4.調(diào)整時間窗口。

2008年金融危機爆發(fā)后，政府實施的“四萬億”緊急刺激政策對企業(yè)融資約束的緩解可能影響本文基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。為緩解該政策可能產(chǎn)生的干擾，本文把時間窗口縮短至2007年，將金融危機爆發(fā)后的企業(yè)-年度樣本剔除，以進行穩(wěn)健性檢驗。剔除金融危機與“四萬億”政策影響的穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果如表5列(2)所示，時間窗口調(diào)整后，交互項系數(shù)Lowi×Aftert仍在5%的水平上顯著為正，說明控制金融危機與“四萬億”政策后，擔保物權(quán)制度改革仍能促進企業(yè)全球價值鏈分工位置提升。

表5 穩(wěn)健性檢驗Ⅱ

5.安慰劑檢驗。

本文在模型(1)中根據(jù)企業(yè)固定資產(chǎn)比率高低構(gòu)建分組變量，并未對實驗組與對照組本身的異質(zhì)性進行探討。企業(yè)全球價值鏈位置的差異可能內(nèi)生于其固定資產(chǎn)比重的差異，而非由擔保物權(quán)制度改革引起。為消除由于實驗組和對照組自身異質(zhì)性引起的系統(tǒng)性估計偏誤，本文通過1 000次隨機構(gòu)造實驗組與控制組的回歸分析，進行“反事實”安慰劑檢驗。圖2報告了這一“反事實”安慰劑檢驗的實證結(jié)果。如圖2所示，該檢驗所產(chǎn)生的1 000個交互項Lowi×Aftert的系數(shù)，T檢驗統(tǒng)計量均集中于0附近，近似呈正態(tài)分布。該安慰劑檢驗結(jié)果表明，隨機構(gòu)造實驗組與控制組并未對本文基準回歸結(jié)果產(chǎn)生顯著影響，即擔保物權(quán)制度改革對于企業(yè)全球價值鏈分工位置的正向影響基本不存在隨機性偏誤。

圖2 安慰劑檢驗

五、影響機理分析與異質(zhì)性檢驗

(一)擔保物權(quán)制度改革、融資約束與企業(yè)全球價值鏈分工位置提升

擔保物權(quán)制度改革能夠有效緩解企業(yè)融資約束問題(錢雪松和方勝，2017[35])，而融資約束的變動，正是影響企業(yè)全球價值鏈分工位置的關(guān)鍵因素(5)為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文同時檢驗了緩解融資約束對于企業(yè)全球價值鏈升級的顯著正向作用，限于篇幅正文沒有報告，回歸結(jié)果備索。(馬述忠等，2017[2]；呂越等，2018[3])。理論上，擔保物權(quán)制度改革能夠通過緩解企業(yè)約束，促進企業(yè)全球價值鏈分工位置的提升。但是，由于融資約束和企業(yè)全球價值鏈分工位置存在嚴重內(nèi)生性，其相互影響機理很難進行因果識別。因此，本文參考Liu和Yi(2015)[46]、Wu等(2021)[47]的研究，以《物權(quán)法》的實施作為融資約束的工具變量，構(gòu)建2SLS模型，對假設(shè)2進行實證檢驗，探究擔保物權(quán)制度改革是否通過緩解融資約束推動企業(yè)全球價值鏈分工位置的提升。

SAi,t=β0+β1Lowi×Aftert+β2Controli,t+λi

+λt+λind+λcity+εi,t

(2)

GVCi,t=β0+β1SAi,t+β2Controli,t+λi+λt

+λind+λcity+εi,t

(3)

首先，如模型(2)所示，本文采用SA指數(shù)(6)Hadlock和Pierce(2010)[48]首次以SA指數(shù)衡量企業(yè)融資約束，隨即被廣泛運用。其計算公式為：-0.737×(資產(chǎn)規(guī)模)+0.043×(資產(chǎn)規(guī)模)2-0.040×(年齡)。該指數(shù)越大，則企業(yè)面融資約束越為嚴重。對企業(yè)融資約束水平進行替代衡量(Hadlock和Pierce，2010[48])，進而檢驗擔保物權(quán)制度改革對于企業(yè)融資約束的影響?；貧w結(jié)果如表6列(1)所示，交互項Lowi×Aftert系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明相較于控制組企業(yè)而言，擔保物權(quán)制度改革能夠顯著緩解實驗組企業(yè)融資約束。同時，如模型(3)所示，本文參考Liu和Yi(2015)[46]的研究構(gòu)建2SLS模型，實證檢驗擔保物權(quán)制度改革是否通過緩解企業(yè)融資約束進而提升企業(yè)全球價值鏈分工位置。具體地，本文使用《物權(quán)法》的實施作為工具變量以識別企業(yè)融資約束變動對全球價值鏈分工位置的影響。2SLS回歸結(jié)果如表6列(2)所示，SA(IV:Lowi×Aftert)系數(shù)在5%的水平上顯著為負，說明擔保物權(quán)制度改革能夠通過緩解低固定資產(chǎn)比率企業(yè)融資約束，有效推動其全球價值鏈分工位置提升，本文的假設(shè)2得到支持。

表6 影響機理分析

(二)基于債務(wù)融資視角的進一步分析

Berkowitz等(2015)[37]研究指出，《物權(quán)法》實施后，擔保物權(quán)制度改革能夠為債權(quán)人提供有效保護，從而提高企業(yè)外源融資的可獲得性，減少對于內(nèi)源融資的依賴。同時依據(jù)“優(yōu)序融資理論”，企業(yè)進行外源融資往往遵循先債務(wù)融資、后股權(quán)融資的順序。因此，本文進一步從債務(wù)融資的視角，探究擔保物權(quán)制度改革所導(dǎo)致的企業(yè)債務(wù)融資能力變化對于全球價值鏈分工位置的影響。

1.總體債務(wù)融資能力。

本文從企業(yè)總體債務(wù)融資能力的視角，對擔保物權(quán)制度改革能否通過改善企業(yè)債務(wù)融資，促進全球價值鏈分工位置提升進行檢驗。參考錢雪松和方勝(2017)[35]的研究，本文以負債總額的自然對數(shù)(TotalDebt)對于企業(yè)總體債務(wù)融資能力進行替代衡量。如表7列(1)所示，本文對擔保物權(quán)制度改革能否改善企業(yè)總體債務(wù)融資能力進行檢驗?；貧w結(jié)果顯示交互項Lowi×Aftert系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明擔保物權(quán)制度改革能夠有效提升企業(yè)總體負債水平，改善企業(yè)總體債務(wù)融資能力。同時，本文構(gòu)建2SLS模型，檢驗擔保物權(quán)制度改革能否通過改善企業(yè)總體債務(wù)融資能力推動全球價值鏈分工位置提升?；貧w結(jié)果如表7列(2)所示。Total-Debt(IV:Lowi×Aftert)第二階段回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明擔保物權(quán)制度改革對于企業(yè)的總體債務(wù)融資能力的提升是推動全球價值鏈分工位置提升的關(guān)鍵因素。

2.負債期限結(jié)構(gòu)。

本文分別從長期負債與短期負債的視角對企業(yè)債務(wù)融資展開討論，探究擔保物權(quán)制度改革能否通過改善企業(yè)負債期限結(jié)構(gòu)，提升全球價值鏈分工位置。根據(jù)財務(wù)理論，相對于短期負債而言，長期負債的籌資風(fēng)險低、還款壓力??；企業(yè)面臨融資約束越大，其負債期限越短(李勝坤和齊寅峰，2007[49])。參考錢雪松和方勝(2017)[35]、祁懷錦和萬瀅霖(2018)[18]的研究，本文分別以長期負債與流動負債的自然對數(shù)對于企業(yè)長、短期債務(wù)水平進行替代衡量。

如表7列(3)與列(4)所示，本文分別就擔保物權(quán)制度改革對于企業(yè)長、短期債務(wù)融資水平的影響進行分析?；貧w結(jié)果顯示，列(3)短期負債的交互項Lowi×Aftert回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，而列(4)的長期負債的交互項Lowi×Aftert回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正。該回歸結(jié)果表明：擔保物權(quán)制度改革能夠改善企業(yè)負債期限結(jié)構(gòu)，減少短期融資，增加長期融資，緩解融資約束問題。

同時，本文構(gòu)建2SLS模型，檢驗擔保物權(quán)制度改革能否通過改善企業(yè)負債期限結(jié)構(gòu)提升全球價值鏈分工位置。回歸結(jié)果如表7列(5)與列(6)所示。列(5)短期債務(wù)融資水平變動Cur-Debt(IV:Lowi×Aftert)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負；而列(6)長期債務(wù)融資水平變動Long-Debt(IV：Lowi×Aftert)的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正。這一回歸結(jié)果表明：擔保物權(quán)制度改革所導(dǎo)致的企業(yè)負債期限結(jié)構(gòu)的改善(更多地使用長期負債)能夠有效推動全球價值鏈分工位置提升。

表7 基于債務(wù)融資視角的進一步分析

3.商業(yè)信用融資約束。

本文從間接融資的視角，考察擔保物權(quán)制度改革能否通過提高企業(yè)商業(yè)信用融資能力，促進全球價值鏈分工位置提升。商業(yè)信用即企業(yè)與上下游企業(yè)因延期付款或預(yù)收貨款所形成的借貸關(guān)系(張新民，2012[50])?，F(xiàn)有研究成果顯示，企業(yè)所獲得的價值鏈上下游企業(yè)提供的商業(yè)信用能夠有效促進企業(yè)出口(張杰等，2012[51]；馬述忠和張洪勝，2017[52]；劉晴等，2017[53])，優(yōu)化全球價值鏈分工(沈鴻，向訓(xùn)勇；2020[54]；程文先和錢學(xué)鋒，2021[55])。參考張杰等(2012)[51]、劉晴等(2017)[53]的研究，本文以凈應(yīng)付賬款(應(yīng)付賬款減應(yīng)收賬款)與資產(chǎn)總額的比值(Credit)對企業(yè)的商業(yè)信用融資約束進行替代衡量。凈應(yīng)付賬款與資產(chǎn)總額比值(Credit)愈高，則企業(yè)所面臨商業(yè)信用融資約束愈小。

如表7列(7)所示，本文就擔保物權(quán)制度改革對于企業(yè)商業(yè)信用融資約束的影響進行分析?；貧w結(jié)果顯示交互項Lowi×Aftert系數(shù)在1%的水平上顯著為正。該回歸結(jié)果表明，相較于控制組企業(yè)，擔保物權(quán)制度改革能夠有效緩解實驗組企業(yè)面臨的商業(yè)信用融資約束。接著，本文通過構(gòu)建2SLS模型，對擔保物權(quán)制度改革能否通過提高企業(yè)商業(yè)信用融資能力以推動全球價值鏈分工位置提升進行檢驗?；貧w結(jié)果如表7列(8)所示。商業(yè)信用融資約束Credit(IV:Lowi×Aftert)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這一結(jié)果印證了江偉和姚文韜(2016[23])關(guān)于“擔保物權(quán)制度改革與供應(yīng)鏈金融”的研究結(jié)論，說明由擔保物權(quán)制度改革所引致的企業(yè)商業(yè)信用融資約束的緩解，能夠有效提升全球價值鏈分工位置。

(三)企業(yè)異質(zhì)性分析

上述研究結(jié)果表明，擔保物權(quán)制度改革能夠助力企業(yè)全球價值鏈分工位置提升。但由于企業(yè)自身稟賦的不同，上述結(jié)論對于異質(zhì)性企業(yè)可能存在政策效果差異。因此，本文從貿(mào)易方式、企業(yè)規(guī)模、資本類型、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的視角，就擔保物權(quán)制度改革提升企業(yè)全球價值鏈分工位置進行異質(zhì)性分析，以明確這一改革對于異質(zhì)性企業(yè)全球價值鏈分工位置的影響，從而為企業(yè)全球價值鏈升級提供路徑指引。

1.貿(mào)易方式異質(zhì)性。

依據(jù)企業(yè)參與貿(mào)易方式的差異，我們將樣本分為一般貿(mào)易企業(yè)與加工貿(mào)易企業(yè)。表8列(1)與列(2)分別報告了擔保物權(quán)制度改革提升企業(yè)全球價值鏈分工位置對于一般貿(mào)易企業(yè)與加工貿(mào)易企業(yè)的政策效果差異。如表8所示，列(1)一般貿(mào)易企業(yè)樣本的交互項系數(shù)在1%的水平上顯著為正，而列(2)加工貿(mào)易企業(yè)樣本的交互項系數(shù)在10%的水平上未表現(xiàn)顯著。該回歸結(jié)果表明，擔保物權(quán)制度改革對于全球價值鏈分工位置的提升作用主要表現(xiàn)在一般貿(mào)易企業(yè)而非加工貿(mào)易企業(yè)?？赡艿脑蛟谟冢合噍^于加工貿(mào)易企業(yè)，一般貿(mào)易企業(yè)通常需自行開拓進口渠道并購置相關(guān)原材料，因而前期固定成本投入更高(黃先海等，2016[56])，往往面臨更為嚴重的融資約束(毛其淋和趙柯雨，2022[57])。

2.企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性。

依據(jù)企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模差異，我們將樣本分為大企業(yè)與中小企業(yè)。表8列(3)與列(4)分別報告了擔保物權(quán)制度改革提升企業(yè)全球價值鏈分工位置對于大企業(yè)與中小企業(yè)的政策效果差異。如表8所示，列(3)大企業(yè)樣本的交互項Lowi×Aftert回歸系數(shù)在10%的水平上未表現(xiàn)顯著，而列(4)中小企業(yè)樣本的交互項Lowi×Aftert回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正。該回歸結(jié)果表明，擔保物權(quán)制度改革對于全球價值鏈分工位置的提升作用主要表現(xiàn)在中小規(guī)模企業(yè)而非大規(guī)模企業(yè)?？赡艿脑蛟谟冢合噍^于中小企業(yè)，《物權(quán)法》實施前大規(guī)模企業(yè)受到的融資約束限制往往更小，因而擔保物權(quán)制度改革對該類企業(yè)融資約束的緩解較為有限。本文關(guān)于企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性的研究，能夠為進一步拓寬中小企業(yè)融資渠道，緩解中小企業(yè)融資難問題，精準扶持中小企業(yè)提升全球價值鏈分工位置提供政策參考。

3.資本類型異質(zhì)性。

依據(jù)企業(yè)資本類型的差異，我們將樣本分為外資企業(yè)與內(nèi)資企業(yè)。表8列(5)與列(6)分別報告了擔保物權(quán)制度改革提升企業(yè)全球價值鏈分工位置對于外資企業(yè)與內(nèi)資企業(yè)的政策效果差異。如表8所示，列(5)外資企業(yè)樣本的交互項Lowi×Aftert回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正,列(6)內(nèi)資企業(yè)樣本的交互項Lowi×Aftert回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為正。該回歸結(jié)果表明，無論對于外資企業(yè)還是內(nèi)資企業(yè)，擔保物權(quán)制度改革對于全球價值鏈分工位置的提升都表現(xiàn)出顯著效果。由于存在“技術(shù)輸入”的正外部性，外資企業(yè)全球價值鏈分工位置的提升可能更為顯著，這一發(fā)現(xiàn)與肖宇等(2019)[58]的研究一致。

4.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)異質(zhì)性。

依據(jù)企業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異，我們將樣本分為資本密集企業(yè)與勞動密集企業(yè)。表8列(7)與列(8)分別報告了擔保物權(quán)制度改革提升企業(yè)全球價值鏈分工位置對于資本密集企業(yè)與勞動密集企業(yè)的政策效果差異。如表8所示，列(7)的資本密集企業(yè)樣本的交互項Lowi×Aftert回歸系數(shù)在10%的水平上未表現(xiàn)顯著，而列(8)勞動密集企業(yè)樣本交互項Lowi×Aftert回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正。該回歸結(jié)果表明，擔保物權(quán)制度改革對于全球價值鏈分工位置的提升作用主要表現(xiàn)在勞動密集企業(yè)而非資本密集企業(yè)?？赡艿脑蛟谟冢合噍^于勞動密集企業(yè)，擔保物權(quán)制度改革前資本密集企業(yè)已然嵌入全球價值鏈的較高位置，因而擔保物權(quán)制度改革的政策效果不甚顯著。

表8 異質(zhì)性企業(yè)分析

七、研究結(jié)論與展望

(一)研究結(jié)論

本文基于中國《物權(quán)法》實施這一準自然實驗，以擔保物權(quán)制度改革為研究對象，構(gòu)建雙重差分模型，實證研究擔保物權(quán)制度改革對于企業(yè)全球價值鏈分工位置的影響及其機理，得到以下主要研究結(jié)論。

第一，中國企業(yè)在全球價值鏈中分工位置的提升需要相關(guān)法律制度的配套和完善。我們的研究結(jié)果證實，以《物權(quán)法》實施為標志的擔保物權(quán)改革對于提升國內(nèi)企業(yè)全球價值鏈分工位置具有顯著正向作用。當前，中國正處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展、深化改革的關(guān)鍵階段。促進中國企業(yè)邁向全球價值鏈中高端，不僅需要經(jīng)濟改革和轉(zhuǎn)型，也需要相關(guān)法律制度的完善和支撐。本文基于擔保物權(quán)制度改革的視角，強調(diào)了法律制度改革對企業(yè)全球價值鏈的正向影響，為更好地推動法律制度改革，完善全球價值鏈企業(yè)的制度保障和監(jiān)管機制，進而推動中國企業(yè)在全球價值鏈分工位置的提升提供了實證支持。

第二，融資約束是制約中國企業(yè)向全球價值鏈中上游提升的關(guān)鍵因素。我們的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，擔保物權(quán)制度改革可以有效緩解企業(yè)融資約束，進而促進中國企業(yè)向全球價值鏈中上游提升。進一步研究指出，擔保物權(quán)制度改革改善融資約束的渠道非常多元，具體包括提升企業(yè)債務(wù)融資能力，調(diào)整企業(yè)負債期限結(jié)構(gòu)和改善企業(yè)商業(yè)信用融資能力。這些渠道有效改善了企業(yè)融資約束困境，促進了中國企業(yè)在全球價值鏈中向更上游的環(huán)節(jié)提升。

第三，對于不同類型的市場主體，法律制度改革對其全球價值鏈分工位置的影響存在差異。筆者通過實證發(fā)現(xiàn)：擔保物權(quán)改革提升全球價值鏈分工位置的效果，對于不同類型的企業(yè)往往不同。擔保物權(quán)制度改革對企業(yè)全球價值鏈分工位置的提升效應(yīng)，在受融資約束更強的企業(yè)(如一般貿(mào)易企業(yè)、外資企業(yè)和小型企業(yè))與處于全球價值鏈相對下游位置的企業(yè)(如勞動密集型企業(yè))更為顯著。因此，同一法律制度改革對于不同類型市場主體的影響是不同的，這為進一步明確法律改革的目標主體，因地制宜地進行差異化法律制度改革，進而全面提升企業(yè)全球價值鏈分工位置提供了理論和實證依據(jù)。

(二)管理啟示

我們從本研究及其結(jié)論中得到如下管理啟示。

第一，構(gòu)建更加完善的法律制度，為中國企業(yè)嵌入全球價值鏈中高端提供制度保障。隨著全球價值鏈分工格局的深入調(diào)整，商品和要素在全球范圍內(nèi)重新配置，中國企業(yè)在全球價值鏈中面臨新的機遇和挑戰(zhàn)。相較于非出口企業(yè)，參與全球價值鏈的企業(yè)更加注重法律制度的保障，強調(diào)法律制度對貿(mào)易投資便利化、優(yōu)化營商環(huán)境、加強知識產(chǎn)權(quán)保護等經(jīng)貿(mào)規(guī)則的保護。然而，隨著全球價值鏈分工的調(diào)整，一些傳統(tǒng)的法律制度和規(guī)則框架越來越不適應(yīng)當前國際國內(nèi)形勢的變化，亟待進行變革。因此，中國需更好地完善現(xiàn)有法律制度對參與全球價值鏈企業(yè)的保障機理，推動建立更加公平、合理、透明、開放的法治環(huán)境和國際經(jīng)貿(mào)規(guī)則體系，從而為中國企業(yè)抓住全球價值鏈重塑的重要機遇、向全球價值鏈中高端邁進提供良好的制度保障。

第二，進一步改善企業(yè)融資約束，多管齊下化解企業(yè)融資難問題。企業(yè)融資約束問題是阻礙中國企業(yè)向全球價值鏈中高端提升的關(guān)鍵因素。從全球價值鏈分工位置來看，處于全球價值鏈上游的“研發(fā)型”企業(yè)相較于下游企業(yè)，技術(shù)升級和研發(fā)所需的固定投資更多，參與全球價值鏈的沉沒成本也更高，因而融資需求往往更大。當前中國金融體系仍不完善，企業(yè)的融資方式仍以抵押、質(zhì)押為主。而“研發(fā)型”企業(yè)以無形資產(chǎn)為主的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)特征，使其面臨風(fēng)險溢價高、抵押品不足的融資約束障礙。“融資難、融資貴”的難題已成為制約中國“研發(fā)型”企業(yè)嵌入全球價值鏈的關(guān)鍵影響因素。本文研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：擔保物權(quán)制度改革可以通過提升債務(wù)融資能力、調(diào)整負債期限結(jié)構(gòu)和改善商業(yè)信用融資能力等多元渠道，緩解企業(yè)融資約束問題。因此，各級行政主體應(yīng)當充分考慮不同類型企業(yè)的融資環(huán)境差異，通過實施“多元化”融資策略，進一步拓展企業(yè)融資渠道，特別是關(guān)注商業(yè)信用融資等非正式融資渠道，從而多渠道優(yōu)化企業(yè)融資環(huán)境，助力中國企業(yè)向全球價值鏈中上游位置提升。

第三，推動多層次的法律制度改革，構(gòu)建更加開放、透明、精準的法律保障體系。由于企業(yè)自身稟賦的不同，同一法律對于異質(zhì)性企業(yè)往往存在政策效果差異。例如，擔保物權(quán)制度改革對于融資能力較差的中小型企業(yè)更為有效，而對于資本密集的大型企業(yè)和高度依賴中間品進口的加工貿(mào)易企業(yè)影響不大。因此，對于不同類型的市場主體，有關(guān)部門應(yīng)根據(jù)不同市場主體的自身發(fā)展水平，有梯度、有目標地進行精準機制設(shè)計，明確對于不同類型市場主體的實施細則，因地制宜地完善相關(guān)法律制度，給予針對性的法律制度保障，從而全方位地提升企業(yè)全球價值鏈分工位置。

(三)局限與展望

本文基于中國《物權(quán)法》實施這一準自然實驗，揭示了擔保物權(quán)制度改革對于企業(yè)全球價值鏈分工位置的影響及其機理，后續(xù)需要進一步學(xué)術(shù)探討的課題至少有以下兩大主要方面。其一，繼續(xù)深入探討擔保物權(quán)制度改革對于企業(yè)貿(mào)易利益的影響。本文探究了擔保物權(quán)制度改革對于企業(yè)全球價值鏈分工位置的影響，而這一改革能否促使企業(yè)獲得更多的貿(mào)易利益仍有待于深入研究。未來的研究可繼續(xù)探討擔保物權(quán)制度改革對于企業(yè)貿(mào)易利益的影響及其作用機理。其二，繼續(xù)深入探討其他法律制度改革對企業(yè)全球價值鏈分工位置的影響。本文基于2007年中國《物權(quán)法》實施這一準自然實驗，從緩解融資約束的角度，論述了擔保物權(quán)制度改革對企業(yè)全球價值鏈分工位置的影響及內(nèi)在機理。隨著中國市場經(jīng)濟法制建設(shè)的逐步深入，《公司法》《合同法》《稅法》《反不正當競爭法》等法律制度亦隨之不斷完善，從而為中國企業(yè)嵌入國際分工營造了更為良好的法治環(huán)境。這些法律制度的完善能否對企業(yè)全球價值鏈分工位置產(chǎn)生影響？其內(nèi)在的作用機理是什么？未來的研究可以進一步探索不同法律制度改革對企業(yè)全球價值鏈分工位置的影響及作用機理。