胡浩然 施炳展 宋顏群

一、引言

產(chǎn)業(yè)跨區(qū)域轉(zhuǎn)移是調(diào)節(jié)生產(chǎn)要素空間布局和促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的重要途徑。根據(jù)產(chǎn)品生命周期理論(product life cycle)，產(chǎn)品要經(jīng)歷形成、成長、成熟和衰退4 個階段。在不同國家或地區(qū)，相同產(chǎn)品的生命周期所處的階段存在差異，實際上表現(xiàn)為該產(chǎn)品在不同國家或地區(qū)的技術(shù)水平差距。生產(chǎn)相同產(chǎn)品的技術(shù)水平差距意味著不同國家或地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的差異，即形成了產(chǎn)業(yè)發(fā)展梯度(Lu 和Tao，2009)，從而決定了國際貿(mào)易和國際投資的方向，發(fā)達國家或地區(qū)相對落后的產(chǎn)業(yè)傾向于往落后國家或地區(qū)轉(zhuǎn)移。由于勞動力、土地和資源等生產(chǎn)要素的低成本比較優(yōu)勢，中國東部地區(qū)在改革開放以后承接了大量以加工貿(mào)易為主的勞動密集型產(chǎn)業(yè)，這些產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移大幅度縮小了中國與發(fā)達國家的經(jīng)濟發(fā)展水平差距。但是，隨著中國人口紅利的逐步消失，東部地區(qū)勞動力成本不斷上升，以及資源開采、能源消耗、環(huán)境治理等硬性約束增大，東部地區(qū)承接的加工貿(mào)易等勞動密集型產(chǎn)業(yè)被迫面臨轉(zhuǎn)變。這類企業(yè)要么主動轉(zhuǎn)型升級以適應(yīng)經(jīng)濟向高質(zhì)量模式轉(zhuǎn)變的發(fā)展要求，要么關(guān)停國內(nèi)的工廠或者轉(zhuǎn)移到人口紅利較大的印度、東南亞等國家和地區(qū)。除此之外，次優(yōu)選擇是推動加工貿(mào)易等勞動密集型產(chǎn)業(yè)的跨區(qū)域轉(zhuǎn)移，這些產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到我國經(jīng)濟相對落后地區(qū)可以有效帶動承接地區(qū)經(jīng)濟增長，進而縮減區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展水平差距。

隨著我國中西部和東北等相對落后地區(qū)交通等基礎(chǔ)設(shè)施的完善，以及在勞動力、資源等方面相比東部地區(qū)逐步具備比較優(yōu)勢，中西部等欠發(fā)達地區(qū)已經(jīng)逐步具備了承接?xùn)|部地區(qū)轉(zhuǎn)移產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?jié)摿?，加工貿(mào)易跨區(qū)域轉(zhuǎn)移成為大勢所趨(房慧玲，2010)?，F(xiàn)有研究認為，加工貿(mào)易跨區(qū)域轉(zhuǎn)移在促進相對落后地區(qū)經(jīng)濟增長中發(fā)揮了積極作用(胡小娟和劉紅英，2009)，有助于促進加工貿(mào)易承接地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、提升產(chǎn)品競爭力、出口創(chuàng)匯和解決就業(yè)等(林娟等，2012)。鑒于此，我國政府在力求推動加工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級的同時①2003 年11 月，黨的第十六屆三中全會上提出《中共中央關(guān)于完善社會主義市場經(jīng)濟體制若干問題的決定》，倡導(dǎo)促進加工貿(mào)易的轉(zhuǎn)型升級。，高度重視產(chǎn)業(yè)跨區(qū)域的結(jié)構(gòu)性調(diào)整。黨的十七大重點強調(diào)“促進加工貿(mào)易的轉(zhuǎn)型升級” 和“推動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展”，國務(wù)院積極推動加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。

我國的產(chǎn)業(yè)跨區(qū)域轉(zhuǎn)移符合經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律，同時與國家政策導(dǎo)向密切相關(guān)(謝呈陽等，2014)。2007 年以來商務(wù)部等部門聯(lián)合劃定了加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移承接地區(qū)城市名單，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策正式落地。但是，市場中企業(yè)視利潤最大化為其主要目標(biāo)，也是企業(yè)經(jīng)營績效的基礎(chǔ)和核心(劉燦雷等，2018)。加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)能否在承接地區(qū)集聚，是以承接地區(qū)企業(yè)能否實現(xiàn)利潤最大化為基準(zhǔn)。②基于微觀經(jīng)濟學(xué)理論(microeconomic theory)，本文認為企業(yè)利潤最大化至少包含三層含義: 一是在優(yōu)惠政策的激勵下獲得超出其他地區(qū)完全競爭狀態(tài)的超額利潤，二是長期內(nèi)獲得本地趨于完全競爭市場的正常利潤或者經(jīng)濟學(xué)意義的零利潤；三是產(chǎn)業(yè)政策在長期內(nèi)沒有扭曲市場的資源配置和降低企業(yè)的利潤率。伴隨著承接地區(qū)銀行貸款支持和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等優(yōu)惠措施的落地，當(dāng)?shù)丶庸べQ(mào)易企業(yè)的生產(chǎn)成本將下降，企業(yè)盈利水平趨于提升(李宏亮和謝建國，2018)。但是，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策的優(yōu)惠措施也將促進承接地區(qū)企業(yè)的市場進入行為。市場進入可能同時帶來集聚效應(yīng)和競爭效應(yīng)(趙瑞麗等，2019)，并且對承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)利潤率起到正反兩方面作用，可能導(dǎo)致企業(yè)利潤率在長期內(nèi)趨于下降。

因此，本文有待研究的問題至少包括如下三個方面: 第一，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策能否提升承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)的利潤率? 第二，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策的優(yōu)惠措施是否為加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策提升企業(yè)利潤率的作用機制? 第三，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策影響企業(yè)利潤率的邊際效應(yīng)如何變化，集聚效應(yīng)和競爭效應(yīng)在其中起到了怎樣的作用? 對于上述問題的研究，不僅有助于考察加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)平均利潤率的影響，而且有助于剖析加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策影響企業(yè)利潤率的邊際效應(yīng)和作用機制。鑒于產(chǎn)業(yè)跨區(qū)域轉(zhuǎn)移對“外” 可以減小加工貿(mào)易等勞動密集型企業(yè)的外逃，進而有利于緩解出口下滑的壓力，對“內(nèi)” 可以促進國內(nèi)落后地區(qū)的經(jīng)濟增長。因此，本文可以為新時期中國政府合理調(diào)整貿(mào)易政策和促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展提供決策依據(jù)，具有一定的理論價值和現(xiàn)實意義。

本文以商務(wù)部等部門聯(lián)合實施的加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策為例，主要研究該政策對承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)利潤率的平均影響和長期影響。與已有研究相比，本文有如下幾點發(fā)現(xiàn)和可能的邊際貢獻: 第一，本文從加工貿(mào)易跨區(qū)域轉(zhuǎn)移角度研究了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對承接地區(qū)企業(yè)利潤率的影響，在平均效應(yīng)上具有顯著的正向影響，同時證明存在先上升后下降的“∩” 形特征邊際影響，豐富和拓展了現(xiàn)有研究視角。第二，從集聚效應(yīng)和競爭效應(yīng)角度分析和論證了“∩” 形特征產(chǎn)生的原因。已有文獻大多關(guān)注到國內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移可以帶來產(chǎn)業(yè)集聚(孫曉華等，2018)，本文發(fā)現(xiàn)集聚效應(yīng)可能是短期影響，而競爭效應(yīng)以及其長期影響可以使得市場中的超額利潤回歸正常水平。第三，在實證策略上，本文結(jié)合基于加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策的外生案例進行研究。已有文獻一般以產(chǎn)業(yè)份額變動這一事件來衡量產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，以轉(zhuǎn)移前后產(chǎn)業(yè)份額的相對變化量來度量產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移程度 (Zhao 和Yin，2011)，但指標(biāo)構(gòu)建方法并不能完全剔除內(nèi)生性的影響。本文在已有研究基礎(chǔ)上，通過準(zhǔn)自然實驗策略評估加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策的經(jīng)濟效應(yīng)，盡可能地減弱了內(nèi)生性干擾。

二、制度背景與典型事實

(一) 制度背景

2007 年中華人民共和國商務(wù)部和國家開發(fā)銀行首次發(fā)布了《關(guān)于支持中西部地區(qū)承接加工貿(mào)易梯度轉(zhuǎn)移工作的意見》，并且公布了第一批次的加工貿(mào)易承接地區(qū)城市名單，包括南昌、贛州等9 個城市。①請見: “商務(wù)部、國家開發(fā)銀行關(guān)于支持中西部地區(qū)承接加工貿(mào)易梯度轉(zhuǎn)移工作的意見”，商務(wù)部網(wǎng)站，2007 年11 月22 日，http://www.mofcom.gov.cn/article/fgsjk/200711/20071102655732.shtml。此后，2008 年商務(wù)部等部門發(fā)布了加工貿(mào)易承接地區(qū)第二批次城市名單，2010 年發(fā)布了加工貿(mào)易承接地區(qū)第三批次城市名單。至此，加工貿(mào)易承接地區(qū)名單中的城市達到44 個，其中西部地區(qū)28 個，中部地區(qū)13 個，東部地區(qū)僅3個。由此可見，政策的目標(biāo)是引導(dǎo)東部地區(qū)加工貿(mào)易等勞動密集型產(chǎn)業(yè)到中西部地區(qū)發(fā)展，提高中西部地區(qū)加工貿(mào)易方式出口額占全國加工貿(mào)易出口總額的比重。主要措施包括: 第一，承接地區(qū)可以獲得總規(guī)模達到300 億元人民幣的銀行貸款。國家開發(fā)銀行根據(jù)建設(shè)項目和借款人需求協(xié)助提供中長期和技術(shù)援助貸款，對于重點企業(yè)和項目可以提供10%以內(nèi)利率下浮的優(yōu)惠貸款條件。同時，國家開發(fā)銀行需要積極參與借款主體的債券承銷，提供財務(wù)顧問服務(wù)。第二，承接地區(qū)需要加強交通等基礎(chǔ)設(shè)施及功能配套設(shè)施的建設(shè)，包括園區(qū)的道路、電水氣熱、環(huán)境治理等基礎(chǔ)設(shè)施硬件項目，以及軟件平臺、孵化園、倉儲物流等功能性配套設(shè)施項目。

(二) 典型事實

1.加工貿(mào)易潛在轉(zhuǎn)出地區(qū)的識別

改革開放初期，東部沿海地區(qū)由于區(qū)位鄰近海港、便于運輸?shù)缺容^優(yōu)勢，承接了大量的國際加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移，成為發(fā)展加工貿(mào)易較早的地區(qū)。本文首先將東部地區(qū)省份作為潛在的加工貿(mào)易轉(zhuǎn)出地區(qū)，包括處于改革開放前沿的大連、青島、寧波、廈門和深圳5個計劃單列市。其次，各省經(jīng)濟發(fā)展水平和發(fā)展階段不同，目前我國政府在積極引導(dǎo)東部發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟增長模式率先由粗放型模式向高質(zhì)量發(fā)展模式轉(zhuǎn)變。經(jīng)濟相對發(fā)達的部分東部地區(qū)省份具有優(yōu)先淘汰落后產(chǎn)能的傾向，而部分經(jīng)濟發(fā)展水平一般的東部地區(qū)具有承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的需要。因此，本文將2000—2006 年以前經(jīng)濟發(fā)展水平(人均GDP)處于中位數(shù)以上的北京、天津、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東等8 個東部地區(qū)省份(直轄市) 以及計劃單列市大連作為潛在的加工貿(mào)易轉(zhuǎn)出地區(qū)。最后，在上述8 個東部發(fā)達省份(直轄市) 中同樣存在經(jīng)濟發(fā)展水平一般且面臨承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的城市，例如福建龍巖出現(xiàn)在第三批次的加工貿(mào)易承接地區(qū)城市名單中。本文按照城市加工貿(mào)易出口額占全國加工貿(mào)易總出口額的比重進行區(qū)分，計算出各市在2000—2006 年的平均比重。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，全部城市平均比重為0.03%，8 個東部發(fā)達省份(直轄市) 和大連的平均比重為0.84%，其他地區(qū)平均比重為0.02%。本文以0.03%作為區(qū)分，將8 個東部發(fā)達省份(直轄市) 和大連高于0.03%的城市作為潛在的加工貿(mào)易轉(zhuǎn)出地區(qū)①因篇幅所限，本文省略了加工貿(mào)易潛在轉(zhuǎn)出地區(qū)的城市名單，感興趣的讀者可以向作者索取。，此部分城市數(shù)量大約占69.5%，而其他地區(qū)高于0.03%的城市比重大約僅為16.7%，區(qū)分度較高。因此，全部樣本可以被分為潛在轉(zhuǎn)出地區(qū)、三批次的承接地區(qū)、除承接地區(qū)以外的其他地區(qū)五個部分。

本文進一步求出上述五個部分歷年加工貿(mào)易方式出口額占全國加工貿(mào)易總出口額的比重，然后繪制圖1 中的左圖。左圖左側(cè)縱坐標(biāo)軸對應(yīng)潛在轉(zhuǎn)出地區(qū)、其他地區(qū)和第二批承接地區(qū)，右側(cè)縱坐標(biāo)軸對應(yīng)第一批和第三批承接地區(qū)。左圖顯示，潛在轉(zhuǎn)出地區(qū)出口比重在2007 年以后逐步下降，其他地區(qū)出口比重整體趨勢變化不大，三批次承接地區(qū)的出口比重分別在政策實施后出現(xiàn)大幅度提升。考慮到潛在轉(zhuǎn)出地區(qū)與承接地區(qū)出口比重的變化方向正好相反，為了排除對后文實證結(jié)果的干擾，本文剔除潛在轉(zhuǎn)出地區(qū)的樣本。

2.不同地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)利潤率變化

企業(yè)以利潤最大化為主要目標(biāo)，加工貿(mào)易承接地區(qū)需要保證企業(yè)至少獲取完全競爭市場的正常利潤或者優(yōu)惠政策下的超額利潤，才能順利推行加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策。本文分別計算出三批次承接地區(qū)和其他地區(qū)企業(yè)的平均利潤率，繪制圖1 中的右圖。右圖顯示，2000—2013 年其他地區(qū)企業(yè)平均利潤率的變化趨勢變動不大。在2000—2006 年，三批次承接地區(qū)企業(yè)平均利潤率的變化趨勢基本一致。在2007—2013 年，承接地區(qū)企業(yè)平均利潤率在政策實施后的增長變化趨勢顯著大于其他地區(qū)，但與其他地區(qū)的差值呈現(xiàn)先增大后減小的變化趨勢。右圖結(jié)果表明，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策可能顯著提高了承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)的平均利潤率，但是呈現(xiàn)先提升后下降的“∩” 形特征。

圖1 基礎(chǔ)事實描述

三、研究假說

(一) 加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對企業(yè)利潤率的平均影響

新古典經(jīng)濟學(xué)認為，企業(yè)利潤最大化是其生產(chǎn)經(jīng)營的主要目標(biāo)(劉燦雷等，2018)。企業(yè)能否獲得超額利潤或者完全競爭市場的零利潤，是其在市場能否持續(xù)生存的基礎(chǔ)。同時，從頂層設(shè)計角度看，產(chǎn)業(yè)政策能否持續(xù)推進需要考慮受規(guī)制企業(yè)盈利狀況等的績效變化。因此，我國的產(chǎn)業(yè)政策一般會實施一系列的優(yōu)惠措施，這些措施是影響企業(yè)利潤來源的非市場化因素(張杰等，2011)。對于承接地區(qū)來講，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策要求當(dāng)?shù)靥峁┿y行貸款支持和完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等措施，這些“政策租” 有助于當(dāng)?shù)丶庸べQ(mào)易相關(guān)產(chǎn)業(yè)的集聚(趙瑞麗等，2019)。同時，優(yōu)惠措施在短期內(nèi)可以降低當(dāng)?shù)丶庸べQ(mào)易企業(yè)的融資成本，使其獲取超出正常水平的利潤。但是，優(yōu)惠措施也會促進市場競爭，企業(yè)為了“政策租” 而進入市場，長期內(nèi)市場競爭終將取代非市場化政策因素的影響，市場利潤率重新接近于完全競爭市場情況下的水平?？傮w上看，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策在初期帶來了正向超額利潤，市場進入加劇市場競爭，并迫使市場利潤率趨于下降，直至市場利潤率接近于0，市場進入才會恢復(fù)正常水平。因此，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策發(fā)揮效力的同時，承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)的利潤率將在短期內(nèi)大于0，在長期內(nèi)趨近于完全競爭市場的零利潤。綜上，本文提出假說1。

假說1: 加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策將促進承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)平均利潤率的提升。

加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對承接地區(qū)企業(yè)利潤率的提升作用與其優(yōu)惠措施密切相關(guān)。一方面，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策給予銀行優(yōu)惠貸款等措施有效緩解了承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)的融資約束程度，進而變相降低了企業(yè)參與出口的總成本(David 和Richard，2010)。隨著企業(yè)融資約束的下降，融資成本隨之下降，導(dǎo)致生產(chǎn)產(chǎn)品的邊際產(chǎn)出相對于邊際成本提升，最終有助于提高企業(yè)的盈利水平(李宏亮和謝建國，2018)。另一方面，承接地區(qū)需要加強交通等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。新地理經(jīng)濟學(xué)認為，發(fā)達的基礎(chǔ)設(shè)施能夠降低運輸成本，提升企業(yè)盈利水平，促進相關(guān)企業(yè)向某一地區(qū)集聚，進而促進當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展(王永進和盛丹，2013)。基于此，本文提出推論1。

推論1: 導(dǎo)致假說1 成立的原因在于加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策提供的銀行貸款支持和完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的優(yōu)惠措施。

(二) 加工貿(mào)易企業(yè)利潤率呈現(xiàn)“∩” 形的理論基礎(chǔ)

相較于內(nèi)銷企業(yè)，出口企業(yè)面臨更高的生產(chǎn)成本，既包括國際市場的信息搜集和維護貿(mào)易伙伴的成本，也包括國際運輸費用、資金墊付與周轉(zhuǎn)等成本和風(fēng)險，以及為了維持產(chǎn)品競爭力而投入到國際銷售網(wǎng)絡(luò)和研發(fā)創(chuàng)新的成本(David 和Richard，2010)。高昂的生產(chǎn)成本限制了企業(yè)的出口決策和貿(mào)易方式的選擇(Nagaraj，2014)。隨著加工貿(mào)易承接地區(qū)給予的貸款支持和完善基礎(chǔ)設(shè)施，企業(yè)的融資成本和生產(chǎn)成本將趨于下降，變相降低了企業(yè)參與出口的成本約束，此時承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)的市場進入將增強(Nagaraj，2014)。伴隨著市場進入，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策同時帶來了作用方向相反的集聚效應(yīng)和競爭效應(yīng)(趙瑞麗等，2019)。這也是導(dǎo)致圖1 中右圖顯示的承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)利潤率在政策實施后呈現(xiàn)先上升后下降“∩” 形變化的可能原因。基于此，本文提出假說2。

假說2: 加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策可以激勵承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)的市場進入。

現(xiàn)有研究表明，產(chǎn)業(yè)政策通常有助于勞動、資本、知識和技術(shù)等方面生產(chǎn)要素的集聚(孫曉華等，2018)。同理，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策的優(yōu)惠措施可以促進加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)的本地化，最終促進承接地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚。一般認為，產(chǎn)業(yè)集聚是具有一定關(guān)聯(lián)的企業(yè)在空間范圍內(nèi)集聚的經(jīng)濟現(xiàn)象，產(chǎn)業(yè)集聚的作用基于勞動力蓄水池(labor pool)、中間投入共享(input share) 和知識溢出(knowledge spillover) (Marshall，1961)。產(chǎn)業(yè)集聚通常可以帶來正向的經(jīng)濟外部性，主要體現(xiàn)為促進承接地區(qū)企業(yè)間的資源互補和良性競爭、降低交易成本和風(fēng)險以及促進上下游產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)鏈的深度結(jié)合 (Rosenthal 和Strange，2004)，進而改善市場的資源配置效率和提升企業(yè)利潤(Hu 等，2015)。因此，本文提出推論2。

推論2: 集聚效應(yīng)可能是加工貿(mào)易企業(yè)利潤率呈現(xiàn)“∩” 形前半段變化的助推原因。

同時，市場進入可以增強承接地區(qū)企業(yè)間的競爭(黃健柏等，2006；謝呈陽等，2014)。在有限時期內(nèi)，適度的市場競爭可以提高市場活力，進而改善企業(yè)的經(jīng)營績效(Nickell，1996)。但也有研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移帶來的競爭效應(yīng)最終會導(dǎo)致要素資源的空間錯配，以及經(jīng)濟效率損失(謝呈陽等，2014)。一般認為，市場競爭會促使市場份額均勻化分布，市場競爭程度與企業(yè)利潤率呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系(Lee，2008)?；谖⒂^經(jīng)濟學(xué)理論，在完全競爭市場的前提下，當(dāng)市場存在超出一般利潤的超額利潤時，會引起新的廠商進入市場，直到市場不存在超額利潤為止(Martin，1993)。Schwalbach 等(1989)認為，市場進入會促使市場結(jié)構(gòu)變化，并且導(dǎo)致市場利潤收斂到新的均衡點以及市場中企業(yè)利潤率的快速趨同。此外，企業(yè)可能為了獲得“政策租” 而進入市場，從而不能帶來一般意義上的產(chǎn)業(yè)集聚。隨著優(yōu)惠政策在短期內(nèi)的激勵作用逐步被市場在長期內(nèi)的主導(dǎo)作用取代，集聚效應(yīng)對企業(yè)利潤率的正向作用將逐步減弱(趙瑞麗等，2019)，而競爭效應(yīng)對企業(yè)利潤率的抑制作用將逐步凸顯出來。在長期內(nèi)，競爭效應(yīng)將使得存在超額利潤的市場重新趨于完全競爭狀態(tài)，此時承接地區(qū)與非承接地區(qū)企業(yè)利潤率的變化將重新歸于市場調(diào)節(jié)，不同地區(qū)企業(yè)利潤率的變化趨勢將逐步趨同。因此，本文提出推論3。

推論3: 競爭效應(yīng)可能是加工貿(mào)易企業(yè)利潤率呈現(xiàn)“∩” 形后半段變化的助推原因。

四、研究設(shè)計

(一) 計量模型

為了驗證加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)利潤率的因果效應(yīng)，本文使用多期雙重差分法(DID) 進行研究(Beck 等，2010)，設(shè)定如下基準(zhǔn)計量模型:

其中，c表示地級市，j表示企業(yè)，t表示年份。被解釋變量Profitrate為企業(yè)利潤率，代表企業(yè)的盈利水平，使用現(xiàn)有研究較為常用的銷售利潤率指標(biāo)(劉燦雷等，2018)，即企業(yè)總利潤占銷售收入的比值來度量。解釋變量TREAT×Post表示加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策的效力，X為控制變量集。aj、at分別為企業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，χjct為隨機誤差項。為了排除不同企業(yè)發(fā)展趨勢不同的干擾，本文借鑒Liu 和Qiu (2016) 及Lu 等(2017)的研究思路，將企業(yè)特征因素的線性時間趨勢項(aj×T) 作為控制變量加入計量模型中進行控制。企業(yè)的時間趨勢(aj×T) 用每個企業(yè)的虛擬變量(aj) 與時間趨勢項(T)的交互項衡量，T表示年份的順序，比如將2000 年設(shè)置為1，則2013 年T為14。

TREAT為政策虛擬變量，本文將商務(wù)部等部門聯(lián)合認定的加工貿(mào)易梯度轉(zhuǎn)移重點承接地區(qū)城市的加工貿(mào)易企業(yè)作為實驗組樣本并設(shè)置為1，其他城市的加工貿(mào)易企業(yè)作為對照組樣本并設(shè)置為0。Postt為政策的時間虛擬變量，商務(wù)部在2007 年11 月、2008 年4月和2010 年11 月分別認定了三批次的加工貿(mào)易梯度轉(zhuǎn)移重點承接城市，本文借鑒Lu 等(2017) 的做法，將政策發(fā)生當(dāng)年的Post數(shù)值設(shè)置為(12-n)/12，n為對應(yīng)的月份。將第一批次城市的樣本在2007 年設(shè)定為1/12，2008 年及以后設(shè)置為1，2007 年之前設(shè)置為0；第二批次城市在2008 年設(shè)置為2/3，2009 年及以后設(shè)置為1，2008 年之前設(shè)置為0，第三批城市在2010 年設(shè)置為1/12，2011 年及以后設(shè)置為1，2010 年之前設(shè)置為0。本文關(guān)注的是交叉項TREAT×Post的估計系數(shù)b1，b1刻畫了承接地區(qū)與其他潛在承接地區(qū)中企業(yè)利潤率在加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策實施前后的平均差異，如果b1＞0 且通過顯著性檢驗，則表明加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策在平均效應(yīng)上顯著提高了承接地區(qū)企業(yè)的利潤率。

(二) 變量說明①因篇幅所限，本文省略了變量描述性統(tǒng)計結(jié)果，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟科學(xué)》 官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴展” 欄目下載。

本文構(gòu)建可能影響企業(yè)利潤率的控制變量集合(X): 第一，企業(yè)年齡(age)，用企業(yè)存續(xù)年限的對數(shù)值衡量。第二，企業(yè)規(guī)模(scale)，用企業(yè)總資產(chǎn)取自然對數(shù)衡量，并且折算為2000 年價格。第三，資本密集度(lnkl)，用固定資產(chǎn)凈值與從業(yè)人數(shù)的比值取自然對數(shù)值衡量，固定資產(chǎn)凈值折算到2000 年價格。第四，本文研究對象為加工貿(mào)易方式出口企業(yè)，由于海關(guān)數(shù)據(jù)庫中較為缺乏刻畫出口企業(yè)的特征變量，本文需要構(gòu)造出企業(yè)出口的技術(shù)密集度變量。Lall (2000) 將海關(guān)產(chǎn)品按照技術(shù)含量具體分為高技術(shù)密集型、中技術(shù)密集型、低技術(shù)密集型、資源密集型和初級產(chǎn)品等五個種類。我們按照上述分組分別賦值為0.9、0.7、0.5、0.3 和0.1，按照企業(yè)每種產(chǎn)品的出口比重加權(quán)平均計算出企業(yè)層面的技術(shù)密集度，然后按照五分位數(shù)進行重新分組。本文將處于4/5 分位數(shù)以上的企業(yè)重新定義為高技術(shù)密集度企業(yè)并設(shè)置為1，其他企業(yè)設(shè)置為0，設(shè)置高技術(shù)企業(yè)虛擬變量(hightech)；同時，設(shè)置中技術(shù)企業(yè)虛擬變量(midtech)，將處于3/5 分位數(shù)到4/5 分位數(shù)之間的企業(yè)定義為中技術(shù)密集度企業(yè)，并且設(shè)置為1，其他企業(yè)設(shè)置為0。第五，本文根據(jù)企業(yè)實收資本的構(gòu)成來區(qū)分所有制形式，如果企業(yè)的外資和港澳臺資本占總實收資本的比重最大則將其定義為外資企業(yè)，國有和集體資本占比最大則將其定義為國有企業(yè)，其他為民營企業(yè)。我們設(shè)置外資企業(yè)虛擬變量(foe)，將外資企業(yè)設(shè)置為1，其他企業(yè)設(shè)置為0；設(shè)置國有企業(yè)虛擬變量(soe)，將國有企業(yè)設(shè)置為1，其他企業(yè)設(shè)置為0。第六，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(indust)，用城市第二、第三產(chǎn)業(yè)的工業(yè)產(chǎn)值之和占地區(qū)總產(chǎn)值的比重來衡量。第七，城市發(fā)展水平(lnpgdp)，用城市生產(chǎn)總值(GDP) 除以常住總?cè)丝诤笕∽匀粚?shù)表示，并且折算為2000 年價格。第八，投資水平(invest)，用城市固定資產(chǎn)投資額除以生產(chǎn)總值的比重來衡量。第九，城市交通便利度(traffic)，使用城市鐵路、公路、水運等客運人次除以城市總?cè)丝趤砗饬俊?/p>

(三) 數(shù)據(jù)說明

本文主要使用2000—2013 年中國海關(guān)企業(yè)數(shù)據(jù)庫、工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和《中國城市統(tǒng)計年鑒》。由于出口代理商與其他出口企業(yè)在出口動機、生產(chǎn)行為等方面存在顯著差異，本文將出口代理商企業(yè)進行了剔除處理。本文研究對象主要是加工貿(mào)易企業(yè)，在保留加工貿(mào)易企業(yè)的基礎(chǔ)上，借鑒Liu 和Qiu (2016) 的思路，將混合貿(mào)易企業(yè)中一般貿(mào)易方式出口占企業(yè)總出口額比例低于0.25 的企業(yè)歸類到樣本中。本文對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進行了預(yù)處理，刪除了企業(yè)職工人數(shù)小于8 人，總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)，實收資本等于或小于0，工業(yè)產(chǎn)出值、銷售收入、總資產(chǎn)等關(guān)鍵變量缺失或者為負等不符合會計準(zhǔn)則的樣本。同時，本文使用企業(yè)名稱、郵編和電話號碼等信息對中國海關(guān)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進行了匹配。根據(jù)國家在2002 年頒布的《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》 對中國工業(yè)行業(yè)分類(CIC) 4 位碼進行了調(diào)整統(tǒng)一。城市層面的控制變量數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

五、實證檢驗

(一) 基準(zhǔn)回歸

表1 報告了加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)利潤率影響的檢驗結(jié)果。計量模型控制了企業(yè)固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)和企業(yè)的時間趨勢，以及在城市層面對回歸標(biāo)準(zhǔn)誤進行了聚類調(diào)整。從第(1) — (5) 列逐步加入了企業(yè)和城市層面的控制變量①控制變量的回歸結(jié)果請見《經(jīng)濟科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴展” 中表A2。，回歸結(jié)果表明，交叉項TREAT×Post的估計系數(shù)顯著為正。這些結(jié)果綜合表明，相較于其他地區(qū)，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策在平均效應(yīng)上顯著提高了承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)的平均利潤率，假說1 成立。TREAT×Post的估計系數(shù)值平均為0.046，經(jīng)計算承接地區(qū)企業(yè)平均利潤率為0.057，0.046 除以0.057 約等于0.807。這說明在平均影響上，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策在提升企業(yè)利潤率中大約起到了80.7%的積極作用。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(二) 動態(tài)檢驗

雙重差分法估計是否有效取決于是否滿足平行趨勢性假設(shè)，即在政策實施之前實驗組和對照組企業(yè)的利潤率沿著相同的趨勢變化。本文在公式1 的基礎(chǔ)上，將時間虛擬變量(Postt) 替換為各年份的虛擬變量(Yeart)，并且與政策虛擬變量(TREATc) 相乘，然后再進行估計，如公式(2) 所示。本文將2006 年設(shè)置為基準(zhǔn)年份，同時為了直觀起見，我們繪制了新交叉項TREAT×Year的估計系數(shù)。②請見《經(jīng)濟科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴展” 中圖A1 左圖。結(jié)果顯示，2000—2007 年的邊際效應(yīng)線較為平坦且沒有通過顯著性檢驗，2008 年以后邊際效應(yīng)線出現(xiàn)明顯上升且逐步通過顯著性檢驗，但2011—2013 年邊際效應(yīng)線逐步下降且顯著性下降。總體而言，上述檢驗結(jié)果較好地支持了本文使用的雙重差分法滿足平行趨勢的假設(shè)。

(三) 穩(wěn)健性檢驗①預(yù)期效應(yīng)檢驗結(jié)果和安慰劑檢驗結(jié)果請見《經(jīng)濟科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴展” 中表A3。

(1) 政策的預(yù)期效應(yīng)。加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移戰(zhàn)略是在國家“加工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級” 和“促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展” 戰(zhàn)略的大背景之下提出的，潛在的加工貿(mào)易承接地區(qū)的企業(yè)會對該政策形成一定的預(yù)期，進而可能對加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策的實施效果造成影響。為了確?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果的有效性，我們首先檢驗承接地區(qū)企業(yè)是否存在預(yù)期效應(yīng)。具體的做法是，分別設(shè)置加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策前的年份虛擬變量(Yeart)，例如2004 年的年份虛擬變量，將該年設(shè)置為1，其他年份設(shè)置為0，并標(biāo)記為Year_2004；然后將TREAT變量與各年的Year變量形成新交叉項并將其加入公式(1) 中進行估計。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，2000—2006 年新交叉項TREAT×Year的估計系數(shù)并不顯著，說明承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)在加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策實施前并沒有形成顯著的盈利調(diào)整預(yù)期。

(2) 安慰劑檢驗。在證明滿足平行趨勢假設(shè)基礎(chǔ)上，本文需要對加工貿(mào)易政策實施前的實驗組和對照組進行反事實的安慰劑檢驗。具體而言，我們選用加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策實施之前的樣本(2000—2006 年)，分別假設(shè)加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策發(fā)生在2005 年、2004年、2003 年、2002 年和2001 年，然后重新進行回歸分析。如果虛擬的加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策調(diào)整年份對企業(yè)利潤率的影響不顯著，則基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果是可信的。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，各年對應(yīng)新交叉項TREAT×Year的估計系數(shù)不顯著，因此本文通過了反事實的安慰劑檢驗。

(3) 系統(tǒng)選擇性偏差。使用雙重差分法的基礎(chǔ)條件是準(zhǔn)確識別實驗組和對照組，作為穩(wěn)健性檢驗，本文以隨機抽樣的方式檢驗承接地區(qū)城市和其他地區(qū)城市的識別并非隨機選擇。首先，隨機抓取三個城市樣本組，分別對應(yīng)三批次承接地區(qū)城市名單中城市數(shù)量的9、22、13 個，共44 個城市作為實驗組，其他城市作為對照組，設(shè)置新的政策虛擬變量(TREAT)。其次，分別對隨機抓取的每組城市設(shè)置新的時間虛擬變量(Post)。最后，將新的政策虛擬變量(TREAT) 與新的時間虛擬變量(Post) 放入公式(1) 中重新進行檢驗。如果本文準(zhǔn)自然實驗的城市分組變量的設(shè)置存在系統(tǒng)性偏差，則隨機抽樣實驗中TREAT×Post估計系數(shù)的方向和顯著性與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相近，反之，本文初始設(shè)置的識別框架是有效的。TREAT×Post估計系數(shù)t值的300 次隨機抽樣分布。結(jié)果顯示②隨機抽樣實驗結(jié)果請見《經(jīng)濟科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴展” 中圖A1 右圖。，同表1 第(5) 列t值(2.310) 相比，300 次隨機抽樣的t值分布基本以0 為中心，且?guī)缀跞吭谔摼€的左側(cè)，僅2 次出現(xiàn)在右側(cè)。這說明隨機抽樣回歸結(jié)果與表1 第(5) 列的結(jié)果存在顯著差異，本文的準(zhǔn)自然實驗不存在系統(tǒng)性偏差。

(4) 更換衡量企業(yè)盈利狀況的指標(biāo)。資產(chǎn)收益率(roa) 是衡量企業(yè)盈利能力的重要指標(biāo)，資產(chǎn)收益率用企業(yè)凈利潤除以總資產(chǎn)表示，檢驗結(jié)果如表2 第(1) 列所示。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，交叉項的估計系數(shù)顯著為正，說明加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策顯著提高了企業(yè)的資產(chǎn)收益率。

(5) 更換貿(mào)易方式和城市的保留標(biāo)準(zhǔn)。前文將混合貿(mào)易企業(yè)中一般貿(mào)易方式出口占企業(yè)總出口額比例低于0.25 的企業(yè)歸類到樣本中，我們將標(biāo)準(zhǔn)提升到0.4 以保留更多的混合貿(mào)易企業(yè)，檢驗結(jié)果如表2 第(2) 列所示。可以發(fā)現(xiàn)，交叉項的估計系數(shù)顯著為正，說明調(diào)整混合貿(mào)易企業(yè)的保留樣本不會對本文實證結(jié)果造成實質(zhì)干擾。

同時，前文剔除了東部發(fā)達省市加工貿(mào)易出口額占全國加工貿(mào)易總出口額的比重大于0.03%的城市，在此基礎(chǔ)上本文將標(biāo)準(zhǔn)提升到0.05%以保留更多的東部發(fā)達地區(qū)樣本，檢驗結(jié)果如表2 第(3) 列所示。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，交叉項的估計系數(shù)顯著為正，說明調(diào)整東部發(fā)達省市的保留樣本的檢驗結(jié)果與前文一致。

(6) 使用上市公司數(shù)據(jù)。相較于工業(yè)企業(yè)，上市公司的基本信息、財務(wù)信息及附注更為全面，可以更好地識別企業(yè)是否存在跨地區(qū)經(jīng)營。但是，我國企業(yè)進入股市的門檻一般較高，上市公司的數(shù)據(jù)量要遠小于工業(yè)企業(yè)。盡管如此，本文使用上市公司數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗，并且剔除跨地區(qū)經(jīng)營的樣本，數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。首先，我們用上市公司和工業(yè)企業(yè)兩套數(shù)據(jù)庫的企業(yè)名稱進行匹配，并且保留匹配成功的樣本。其次，根據(jù)在上市公司財務(wù)信息附注中的子公司情況表尋找子公司所在的地址。最后，對比母公司與子公司的地址，將不處于相同城市的樣本剔除，然后基于公式(1) 重新檢驗。檢驗結(jié)果報告如表2 第(4) 列所示，交叉項的估計系數(shù)依然顯著為正，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。這說明在使用上市公司數(shù)據(jù)并排除跨地區(qū)經(jīng)營情況下，本文結(jié)論未發(fā)生改變。

(7) 使用一般貿(mào)易企業(yè)樣本。由于加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策的對象為加工貿(mào)易企業(yè)，相對而言，即使存在政策的溢出效應(yīng)，一般貿(mào)易企業(yè)受到加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策的影響應(yīng)該更小或者不受影響。本文使用一般貿(mào)易企業(yè)樣本進行反向穩(wěn)健性檢驗，回歸結(jié)果如表2 第(5) 列所示。結(jié)果顯示，交叉項的估計系數(shù)為正且沒有通過顯著性檢驗，與前文基準(zhǔn)結(jié)果差異較大。因此，反向證明了加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策主要顯著提升承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)的利潤率。

(8) 保留相鄰城市樣本。雙重差分法要求實驗組和對照組城市具有一定相似性，以進行“雙胞胎” 自然實驗?？紤]到相鄰的城市在經(jīng)濟發(fā)展水平、區(qū)位優(yōu)勢、人文環(huán)境等方面具有相似性，本文分別找出與每個加工貿(mào)易承接城市地理位置相鄰的城市，將承接城市設(shè)置為實驗組，將地理相鄰的城市設(shè)置為對照組，然后重新進行檢驗，回歸結(jié)果如表2 第(6) 列所示?？梢钥闯?，交叉項的估計系數(shù)顯著為正，與前文估計結(jié)果一致。

(9) 使用傾向得分匹配法。雙重差分法要求實驗組和對照組的樣本是隨機分布的，本文在計量模型中加入了城市層面的控制變量以控制城市分組的選擇效應(yīng)，但是依然可能存在樣本選擇性偏差。為解決這一問題，本文采用傾向得分匹配法(PSM) 對實驗組城市和對照組樣本進行1 ∶1 配對，并利用匹配后樣本對公式(1) 重新進行參數(shù)估計，回歸結(jié)果如表2 第(7) 列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，TREAT×Post的估計系數(shù)顯著為正，充分說明樣本選擇性偏差沒有影響本文研究結(jié)論。

表2 穩(wěn)健性檢驗

(四) 異質(zhì)性檢驗①異質(zhì)性檢驗結(jié)果請見《經(jīng)濟科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴展” 中表A4。

(1) 行業(yè)屬性差異。塑料、紡織、服裝、輕工等勞動密集型行業(yè)是加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策在中西部地區(qū)重點鼓勵的承接行業(yè)，勞動密集型行業(yè)受到政策的影響可能更大。本文進一步將樣本分為勞動密集型行業(yè)(LII) 和非勞動密集型行業(yè)(NLII) 兩個樣本組。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，交叉項的估計系數(shù)在勞動密集型行業(yè)樣本中顯著為正，在非勞動密集型行業(yè)樣本中沒有通過顯著性檢驗?；貧w結(jié)果表明，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策主要提高了勞動密集型行業(yè)樣本組中加工貿(mào)易企業(yè)的利潤率，這與優(yōu)先引導(dǎo)勞動密集行業(yè)轉(zhuǎn)移的政策導(dǎo)向相符合。

(2) 區(qū)域差異。我國各個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平存在差異，東部地區(qū)由于交通更為便利、距離沿海的港口更近、人口比較密集等原因率先發(fā)展起來。因此，中西部等相對落后地區(qū)成為加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策的重點實施地區(qū)。鑒于區(qū)域差異性，本文將東部地區(qū)作為一組，中西部地區(qū)作為另一組。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，交叉項的估計系數(shù)在東部地區(qū)樣本中顯著為正，在中西部地區(qū)樣本中沒有通過顯著性檢驗。這說明加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策顯著提高了中西部地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)的利潤率，這與加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策重點扶持相對落后地區(qū)的導(dǎo)向一致。

(3) 所有制形式差異。加工貿(mào)易企業(yè)中半數(shù)以上是民營企業(yè)，國有企業(yè)普遍面臨中央和地方政府的“隱性擔(dān)保”。并且，國有企業(yè)抵押品豐富且信貸記錄完善，相較于民營企業(yè)更容易獲得銀行信貸。外資企業(yè)可以從國際合作商獲取外部融資，外部融資能力較強。比較來看，民營企業(yè)可用于抵押貸款的資產(chǎn)較少，普遍面臨融資約束問題。鑒于承接地區(qū)給加工貿(mào)易企業(yè)提供銀行貸款支持的優(yōu)惠措施，民營企業(yè)受到銀行貸款支持的邊際效用可能更大。因此，本文根據(jù)企業(yè)的所有制形式將全樣本劃分民營企業(yè)、國有企業(yè)和外資企業(yè)三個樣本組。結(jié)果顯示，TREAT×Post的估計系數(shù)在民營企業(yè)樣本中顯著為正，在國有企業(yè)和外資企業(yè)樣本中沒有通過顯著性檢驗。因此，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策主要提高了民營企業(yè)的利潤率，對國有企業(yè)和外資企業(yè)的影響不大。

六、作用機制檢驗

(一) 企業(yè)平均利潤率提升的機制檢驗

1.銀行貸款支持的作用

加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策的一個重要措施是銀行貸款支持措施，如果企業(yè)通過銀行獲得更多的貸款，可以減小企業(yè)所面臨的外源融資約束程度。Li 和Yu (2009) 認為，企業(yè)面臨的外源融資成本越低，越容易從外部進行借貸，利息支出隨之增多。同時，考慮到企業(yè)借貸能力還受到企業(yè)自身規(guī)模因素的制約，為了剔除企業(yè)規(guī)模不同導(dǎo)致外部融資能力的差異，本文借鑒毛其淋(2020) 的做法，使用企業(yè)利息支出除以固定資產(chǎn)的利息支出比(fincons) 衡量企業(yè)的融資約束程度，該數(shù)值越大則說明企業(yè)外源融資約束特別是信貸約束越小。對全部樣本的檢驗結(jié)果如表3 第(1) 列所示，交叉項的估計系數(shù)為正但不顯著，說明加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策緩解全部企業(yè)融資約束程度的作用并不明顯。但需要思考的是承接地區(qū)企業(yè)本身獲取外源融資能力的異質(zhì)性，對于本身融資約束程度較高的企業(yè)，其可獲取的融資來源本身較少，在獲取銀行貸款后可以有效緩解融資約束對企業(yè)生產(chǎn)和出口的抑制作用。因此，本文需要首先識別哪些企業(yè)是真正的高(低) 融資約束企業(yè)。

目前大多數(shù)衡量企業(yè)融資約束程度的指標(biāo)依賴于具有內(nèi)生性的財務(wù)變量，而非直接與融資約束產(chǎn)生關(guān)聯(lián)，以致研究結(jié)論可能存在偏誤。為了避免偏誤，Hadlock 和Pierce(2010) 僅使用企業(yè)規(guī)模(Size) 和企業(yè)年齡(Age) 兩個隨時間變化不大且具有很強外生性的變量構(gòu)建SA 指數(shù)，SA ＝-0.737×Size+0.043×Size2-0.040×Age。其中，企業(yè)規(guī)模(Size) 用企業(yè)總資產(chǎn)取自然對數(shù)衡量，企業(yè)年齡(Age) 用實際存在年限衡量。SA 指數(shù)為負值，數(shù)值越小則融資約束越低。本文首先按照每年實驗組和對照組企業(yè)融資約束程度(SA) 的中位數(shù)進行分組，分為低融資約束企業(yè)(LFC) 和高融資約束企業(yè)(HFC)兩組。

本文首先分組檢驗加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對利息支出比的影響，回歸結(jié)果如表3 第(2)列、第(3) 列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，交叉項的估計系數(shù)僅在第(3) 列顯著為正，表明加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策主要提升了高融資約束企業(yè)的利息支出比，進而緩解了其融資約束程度。進一步地，本文分組檢驗加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對企業(yè)利潤率的影響，檢驗結(jié)果如表3 第(4) 列、第(5) 列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，交叉項的估計系數(shù)在表3 第(5) 列顯著為正，在第(4) 列沒有通過顯著性檢驗，說明加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策顯著提高了高融資約束企業(yè)的利潤率。可以推斷，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策降低了高融資約束企業(yè)的融資約束程度，并且有助于提升高融資約束企業(yè)的利潤率，這一結(jié)果與推論1 一致。

2.完善基礎(chǔ)設(shè)施的作用

加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策的另一個重要措施是承接地區(qū)試點城市政府需要完善當(dāng)?shù)氐幕A(chǔ)設(shè)施及功能配套設(shè)施。發(fā)達的基礎(chǔ)設(shè)施可以降低企業(yè)的運輸成本，吸引相關(guān)企業(yè)在當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)集聚。由于距離海港較遠，交通成本是制約中西等偏遠地區(qū)發(fā)展加工貿(mào)易的重要因素。具有代表性的基礎(chǔ)設(shè)施是交通基礎(chǔ)設(shè)施，交通基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)達程度可以改變地區(qū)的社會經(jīng)濟發(fā)展?jié)摿蛥^(qū)位優(yōu)勢。借鑒孫曉華等(2018) 的做法，本文使用城市的鐵路、公路和內(nèi)河航道總里程除以地區(qū)面積構(gòu)建路網(wǎng)密度指標(biāo)(Rnd)，數(shù)值越大則代表交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展程度越高。本文首先使用城市層面面板數(shù)據(jù)檢驗加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對城市路網(wǎng)密度的影響，在計量模型中控制城市固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)和城市的時間趨勢，檢驗結(jié)果如表3 第(6) 列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，交叉項的估計系數(shù)顯著為正，說明加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策顯著提高了承接地區(qū)試點城市的路網(wǎng)密度，完善了當(dāng)?shù)氐慕煌ɑA(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平。

進一步地，本文需要比較基礎(chǔ)設(shè)施水平差異對加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策經(jīng)濟效應(yīng)的異質(zhì)性影響。我們按照承接地區(qū)與其他地區(qū)試點城市路網(wǎng)密度(Rnd) 數(shù)值的中位數(shù)進行分組，具體劃分為低路網(wǎng)密度和高路網(wǎng)密度兩個樣本組，分組檢驗結(jié)果如表3 第(7) 列、第(8) 列所示?？梢娊徊骓椀墓烙嬒禂?shù)為正，但僅在第(8) 列通過顯著性檢驗，且第(8) 列系數(shù)值(0.055) 遠大于第(7) 列(0.020)，說明加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對高基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展程度的承接地區(qū)企業(yè)利潤率的提升幅度更高更明顯。同時，綜合第(6) 列的結(jié)果可以推斷，隨著加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策不斷推進承接地區(qū)的交通等基礎(chǔ)設(shè)施的完善，地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展程度越高，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對該地區(qū)企業(yè)利潤率的提升作用越強，推論1成立。

表3 銀行貸款支持和完善基礎(chǔ)設(shè)施對企業(yè)利潤率的影響

(二) 加工貿(mào)易政策對企業(yè)利潤率的邊際影響

1.“∩” 形變化趨勢

本文進一步檢驗加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)利潤率的邊際影響。借鑒李樹和陳剛(2013) 的方法，本文設(shè)置如下計量模型，如公式(3) 所示。

在公式(1) 中，交叉項TREAT×Post捕捉了加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策在實施后相較于實施前對企業(yè)利潤率的平均影響。在公式(3) 中，三重交叉項TREAT×Post×Year將上述影響在時期層面進行了分解，表示加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策分別在2007—2013 年的各年份相較于政策實施前影響企業(yè)利潤率的邊際效應(yīng)。例如，在第t年，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對企業(yè)利潤率的邊際影響是λt，我們需要觀察λt的變化趨勢?；诠?3) 的回歸結(jié)果如表4 所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，TREAT×Post×Year的估計系數(shù)在2007 年沒有通過顯著性檢驗，說明加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對企業(yè)利潤率的影響存在一定的時滯。TREAT×Post×Year的估計系數(shù)在2008—2011 年顯著為正，但在2012—2013 年沒有通過顯著性檢驗，說明加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對企業(yè)利潤率的長期正向影響不能持續(xù)。我們繪制了λt的數(shù)值觀察加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對企業(yè)利潤率的邊際影響。①請見《經(jīng)濟科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴展” 中圖A2 (a)。結(jié)果顯示，λt的數(shù)值呈現(xiàn)先上升后下降的“∩” 形變化趨勢，說明加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)利潤率不能帶來長期的提升作用，其邊際影響呈現(xiàn)“∩” 形特征。

表4 加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對企業(yè)利潤率的邊際影響

2.市場進入

從理論分析部分可知，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策的優(yōu)惠措施可以降低企業(yè)生產(chǎn)成本，進而促進承接地區(qū)出口企業(yè)(或內(nèi)銷企業(yè)) 積極在(或進入) 出口市場參與加工貿(mào)易業(yè)務(wù)。本文首先觀察加工貿(mào)易企業(yè)的市場進入行為，分別計算出承接地區(qū)和其他地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)進入出口市場的概率，并且繪制數(shù)值。①請見《經(jīng)濟科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴展” 中圖A2 (b)。結(jié)果顯示，承接地區(qū)與其他地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)的市場進入概率在2006 年以前的變化趨勢差異不大。在2007 年以后，承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)的市場進入概率相比其他地區(qū)出現(xiàn)明顯提升，初步說明加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策促進了承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)的市場進入。但是，2011 年以后承接地區(qū)與其他地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)的市場進入概率的差異性逐步縮小，說明承接地區(qū)的市場進入并非持續(xù)存在，這一過程可能伴隨著加工貿(mào)易企業(yè)利潤率的變化。

從相對動態(tài)角度看，承接地區(qū)企業(yè)進入市場從事加工貿(mào)易的概率將大幅度提升。本文將當(dāng)年新進入市場的加工貿(mào)易企業(yè)設(shè)置為1，其他企業(yè)設(shè)置為0，定義企業(yè)的市場進入概率(enter)。本文分別結(jié)合海關(guān)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫研究出口企業(yè)的市場進入行為和工業(yè)企業(yè)的市場進入行為；采用控制城市固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)的Probit 模型進行檢驗，并且對回歸標(biāo)準(zhǔn)誤在城市層面進行聚類調(diào)整，回歸結(jié)果如表5第(1) 列、第(2) 列所示?？梢钥闯觯徊骓椀墓烙嬒禂?shù)顯著為正，說明加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策顯著提高了企業(yè)進入出口市場從事加工貿(mào)易的概率，同時提升了內(nèi)銷企業(yè)從事加工貿(mào)易的出口傾向。為了作穩(wěn)健性對照，本文進一步研究一般貿(mào)易企業(yè)的市場進入行為，將當(dāng)年新進入的一般貿(mào)易企業(yè)設(shè)置為1，其他企業(yè)設(shè)置為0，檢驗結(jié)果分別如表5 第(3)列、第(4) 列所示，可以發(fā)現(xiàn)，交叉項的估計系數(shù)在第(3) 列沒有通過顯著性檢驗，在第(4) 列顯著為負。因此，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對企業(yè)進入出口市場從事一般貿(mào)易的概率影響不大，同時由于內(nèi)銷企業(yè)從事加工貿(mào)易方式出口的傾向提升，從事一般貿(mào)易方式的出口傾向反而受到擠出。

從相對靜態(tài)角度看，承接地區(qū)的加工貿(mào)易企業(yè)數(shù)量將大幅度增加。本文計算出城市—行業(yè)層面的加工貿(mào)易企業(yè)數(shù)量，并且將其對數(shù)化處理，檢驗結(jié)果如表5 第(5) 列所示。可以看出，交叉項的估計系數(shù)顯著為正，說明加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策顯著增加了承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)的數(shù)量。第(5) 列控制了城市—行業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，回歸標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到城市層面。因此，不管是從相對動態(tài)還是相對靜態(tài)角度看，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策都顯著增強了承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)的市場進入行為，假說2 成立。

表5 加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對市場進入的影響

3.集聚效應(yīng)

如前文分析，市場進入行為增強有利于促進承接地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚，集聚效應(yīng)的正向經(jīng)濟外部性可能在加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策提升企業(yè)利潤率中起到促進作用。本文首先檢驗集聚效應(yīng)的作用，借鑒王永進和盛丹(2013) 的做法，我們測算出試點城市的產(chǎn)業(yè)集聚程度(agg)，數(shù)值越大則表示產(chǎn)業(yè)集聚程度越高。①產(chǎn)業(yè)集聚程度(agg) 的計算過程請見《經(jīng)濟科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴展”。本文用城市層面面板數(shù)據(jù)檢驗加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對試點城市產(chǎn)業(yè)集聚的影響，并且控制了城市固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)和城市的時間趨勢，結(jié)果如表6 第(1) 列所示。交叉項的估計系數(shù)顯著為正，說明加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策提高了試點城市的產(chǎn)業(yè)集聚程度。本文進一步對承接地區(qū)和其他地區(qū)的城市產(chǎn)業(yè)集聚程度(agg) 指標(biāo)進行中位數(shù)分組，將樣本劃分為低產(chǎn)業(yè)集聚程度和高產(chǎn)業(yè)集聚程度兩個樣本組，分組檢驗結(jié)果如表6 第(2)—(3)列所示。交叉項的估計系數(shù)在第(3)列顯著為正，在第(2) 列不顯著，說明地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚程度越高，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策提高企業(yè)利潤率的作用越大?？梢酝茢?，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策會提高承接地區(qū)試點城市的產(chǎn)業(yè)集聚程度，有助于進一步提高加工貿(mào)易企業(yè)的利潤率。

此外，一些學(xué)者將產(chǎn)業(yè)集聚指標(biāo)測算到企業(yè)層面。本文借鑒Rosenthal 和Strange(2004) 的方法采用區(qū)位熵測算企業(yè)集聚水平，該方法能夠較好反映要素在區(qū)域的分布，具體如公式(4) 所示。

agg_td為集聚水平，在計算時需要剔除企業(yè)自身的就業(yè)人數(shù)。本文將區(qū)位熵測算到地級市—3 位數(shù)行業(yè)層面，并且將其對數(shù)化處理，檢驗如表6 第(4) 列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，交叉項的估計系數(shù)顯著為正，說明加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策顯著提高了承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)的集聚水平。同時，本文對企業(yè)集聚水平(agg_td) 按照中位數(shù)進行分組，具體分為低集聚水平和高集聚水平兩組。分組檢驗結(jié)果顯示，交叉項的估計系數(shù)在第(6) 列顯著為正，在第(5) 列沒有通過顯著性檢驗，說明企業(yè)集聚水平越高，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策提高企業(yè)利潤率的作用越大，這與使用城市產(chǎn)業(yè)集聚程度(agg) 指標(biāo)的檢驗結(jié)果一致。

表6 加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策的集聚效應(yīng)

如前文理論分析部分推斷，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策的優(yōu)惠措施在短期內(nèi)會吸引大量企業(yè)進入市場，進而帶來集聚效應(yīng)。但是，“政策租” 帶來的集聚效應(yīng)可能并不能持續(xù)存在，進而導(dǎo)致對企業(yè)利潤率的正向助推作用在長期內(nèi)不能持續(xù)。本文基于公式(5) 檢驗加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對承接地區(qū)城市產(chǎn)業(yè)集聚程度的邊際影響，檢驗結(jié)果如表7 所示。

表7 加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對試點城市產(chǎn)業(yè)集聚程度的邊際影響

可以發(fā)現(xiàn)，TREAT×Post×Year的估計系數(shù)僅在2008—2010 年顯著為正，說明加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策主要在政策實施前期促進了試點城市的產(chǎn)業(yè)集聚程度。為了觀察加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對試點城市產(chǎn)業(yè)集聚程度的邊際影響，我們繪制了λi的數(shù)值。①請見《經(jīng)濟科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴展” 中圖A2 (c)。結(jié)果顯示，λi的數(shù)值同樣呈現(xiàn)先上升后下降的“∩” 形變化趨勢，表明加工貿(mào)易梯度轉(zhuǎn)移政策對承接地區(qū)城市產(chǎn)業(yè)集聚的邊際影響與對企業(yè)利潤率的邊際影響基本一致?？梢酝茢?，集聚效應(yīng)是加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策在政策實施前期提高承接地區(qū)企業(yè)利潤率的重要助推因素。綜合以上分析可以判斷，推論2 得以證明。

4.競爭效應(yīng)

與此同時，市場進入也會促進承接地區(qū)的市場競爭，競爭效應(yīng)最終使得承接地區(qū)市場在政策實施初期的超額利潤重新回歸到正常利潤水平。進一步地，本文檢驗加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策帶來的競爭效應(yīng)。本文使用赫芬達爾-赫希曼指數(shù)(HHI 指數(shù)) 衡量市場集中度，HHI 指數(shù)越小則市場的競爭程度越大。HHI 指數(shù)用行業(yè)中各企業(yè)的總資產(chǎn)占行業(yè)總資產(chǎn)百分比的平方和表示，表示行業(yè)i中企業(yè)j的總資產(chǎn)比重，并且測算到城市—2 位數(shù)行業(yè)層面，同時剔除城市—行業(yè)層面企業(yè)數(shù)量少于3 的樣本?；貧w結(jié)果如表8 第(1) 列所示，計量模型控制了城市—行業(yè)固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)和城市—行業(yè)層面的時間趨勢，在城市層面對回歸標(biāo)準(zhǔn)誤進行調(diào)整。行業(yè)層面的控制變量由企業(yè)層面控制變量求均值得出，并且計算到城市—行業(yè)層面?？梢园l(fā)現(xiàn)，交叉項的估計系數(shù)顯著為負，說明加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策顯著提高了承接地區(qū)城市—行業(yè)層面的市場競爭程度。

本文按照每年實驗組和對照組HHI 指數(shù)的中位數(shù)進行分組，具體分為高競爭程度和低競爭程度兩組，分組檢驗加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對企業(yè)利潤率的影響，如表8 第(2) 列、第(3) 列所示。可以發(fā)現(xiàn)，交叉項的估計系數(shù)在第(3) 列顯著為正，在第(2) 列沒有通過顯著性檢驗。回歸結(jié)果表明，市場競爭程度越低，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對企業(yè)利潤率的提升作用越強。從而可以推斷，在加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策影響下，隨著市場競爭程度的進一步增強，市場的超額利潤最終會重新回歸正常利潤水平。

進一步地，本文構(gòu)建市場集中度(CR) 指數(shù)反向衡量市場競爭程度，具體用城市—行業(yè)層面前兩大企業(yè)資產(chǎn)份額之和衡量。同樣，本文將該指標(biāo)計算到城市—2 位數(shù)行業(yè)層面，同時剔除城市—行業(yè)層面企業(yè)數(shù)量少于3 的樣本。我們在計量模型控制了城市—行業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，在城市層面對回歸標(biāo)準(zhǔn)誤進行調(diào)整，檢驗結(jié)果如表8 第(4) 列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，交叉項的估計系數(shù)顯著為負，與第(1) 列的結(jié)果一致。本文進一步對CR進行中位數(shù)分組，檢驗結(jié)果如表8 第(5) 列、第(6) 列所示?？梢钥闯?，交叉項的估計系數(shù)為正，但僅在第(6) 列通過顯著性檢驗，說明加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策主要提升低競爭程度市場中企業(yè)的利潤率，這一檢驗結(jié)果與使用HHI 指數(shù)的檢驗結(jié)果一致。

表8 加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策的競爭效應(yīng)

根據(jù)前文理論分析推斷，長期存在的競爭效應(yīng)會使得承接地區(qū)在政策實施初期存在的超額利潤重新回歸正常利潤。本文基于公式(6) 檢驗加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對承接地區(qū)城市市場競爭程度的邊際影響，估計結(jié)果如表9 所示。

表9 加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對試點城市產(chǎn)業(yè)集聚程度的邊際影響

可以發(fā)現(xiàn)，TREAT×Post×Year的估計系數(shù)在2007—2013 年全部顯著為負數(shù)，說明在考察期內(nèi)加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策帶來的競爭效應(yīng)持續(xù)存在。為了觀察加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對承接地區(qū)市場競爭程度的邊際影響，我們繪制了λt的數(shù)值。①請見《經(jīng)濟科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴展” 中圖A2 (d)。結(jié)果顯示，λt在0 值以下呈現(xiàn)波動向下的變化趨勢，表明承接地區(qū)的市場競爭程度整體上逐年增大?？梢酝茢啵S著加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策在政策實施初期集聚效應(yīng)的逐步消失，競爭效應(yīng)逐步成為主導(dǎo)，長期內(nèi)競爭效應(yīng)對企業(yè)利潤率的負向作用將抵消甚至超過集聚效應(yīng)帶來的正向作用。因此，競爭效應(yīng)是加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策在長期內(nèi)逐步抑制承接地區(qū)企業(yè)利潤率提升的重要助推因素，從而驗證了推論3。

綜合而言，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對承接地區(qū)企業(yè)利潤率的邊際影響既存在正向作用，主要體現(xiàn)為集聚效應(yīng)帶來的正向經(jīng)濟外部性，也存在看似負面的競爭效應(yīng)，上述作用共同導(dǎo)致了“∩” 形特征。在加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策實施的初期，集聚效應(yīng)的正向作用大于競爭效應(yīng)的負向作用，導(dǎo)致了“∩” 形特征的前半段。但是，集聚效應(yīng)持續(xù)期非常短暫，隨著集聚效應(yīng)逐步消失，長期的競爭效應(yīng)逐步占據(jù)上風(fēng)，最終導(dǎo)致了“∩” 形特征的后半段。

七、結(jié)論與政策含義

為深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和調(diào)整生產(chǎn)要素在區(qū)域間的優(yōu)化配置，我國于2007 年以后實施了加工貿(mào)易跨區(qū)域轉(zhuǎn)移戰(zhàn)略。本文以商務(wù)部等部門聯(lián)合發(fā)布加工貿(mào)易承接地區(qū)城市名單作為研究案例，采用多期雙重差分法系統(tǒng)研究了加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對加工貿(mào)易企業(yè)利潤率的影響和作用機制。本文主要發(fā)現(xiàn)，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策顯著提高了承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)的利潤率，但其提升作用呈現(xiàn)先上升后下降的“∩” 形特征。異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策主要提高了勞動密集型行業(yè)、中西部地區(qū)和民營企業(yè)樣本組中加工貿(mào)易企業(yè)的利潤率。作用機制檢驗發(fā)現(xiàn): 一方面，銀行貸款支持帶來的融資約束下降，以及地方完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，是加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策提升承接地區(qū)企業(yè)平均利潤率的作用機制。另一方面，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策顯著促進了承接地區(qū)加工貿(mào)易企業(yè)的市場進入，市場進入同時帶來了對企業(yè)利潤率呈現(xiàn)正反兩方面作用的集聚效應(yīng)和競爭效應(yīng)。集聚效應(yīng)的正向經(jīng)濟外部性是導(dǎo)致企業(yè)利潤率呈現(xiàn)“∩” 形特征前半段的助推因素，競爭效應(yīng)對企業(yè)利潤率的負向作用是導(dǎo)致“∩” 形特征后半段的助推因素。

本文提出如下政策建議: 第一，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移符合國內(nèi)國際雙循環(huán)新發(fā)展格局的要求，并且對我國經(jīng)濟相對落后的中西部地區(qū)產(chǎn)生了良好的經(jīng)濟效應(yīng)。鑒于加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策的積極作用，我國政府應(yīng)當(dāng)積極擴大加工貿(mào)易承接地區(qū)的城市范圍以及轉(zhuǎn)移產(chǎn)業(yè)的門類。第二，當(dāng)前我國的中小微型企業(yè)和民營企業(yè)依然面臨融資難問題，在產(chǎn)業(yè)政策實施過程中配套銀行貸款支持和降低貸款利率等優(yōu)惠措施可以有效降低企業(yè)的融資約束程度，進而有助于產(chǎn)業(yè)政策目標(biāo)的實現(xiàn)。因此，對于加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策的修訂以及其他產(chǎn)業(yè)政策的制定，應(yīng)該著重考慮企業(yè)融資難問題，給予中小微型企業(yè)和民營企業(yè)更多的融資扶持，幫助企業(yè)順利轉(zhuǎn)型。第三，經(jīng)濟落后地區(qū)政府應(yīng)當(dāng)積極配合區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展政策和區(qū)域振興政策，完善當(dāng)?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施，引導(dǎo)企業(yè)入駐本地工業(yè)園區(qū)。促進相關(guān)產(chǎn)業(yè)的集群發(fā)展，推動產(chǎn)業(yè)上下游和企業(yè)間的協(xié)同發(fā)展，充分發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚帶來的低成本優(yōu)勢和知識溢出效應(yīng)等正向經(jīng)濟外部性。第四，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策對企業(yè)利潤率的正向作用屬于短期行為，與“政策租” 密切相關(guān)。長期內(nèi)市場調(diào)節(jié)的主導(dǎo)作用將重新回歸，地方政府需要將短期的政策激勵與長期的市場調(diào)節(jié)進行有效結(jié)合。在本文中，市場競爭并不意味著國內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的“低端鎖定”，反而可以將產(chǎn)業(yè)政策的觸發(fā)因素與市場經(jīng)濟的長效機制進行有機結(jié)合。因此，經(jīng)濟相對落后地區(qū)的地方政府需要破除地區(qū)間和行業(yè)間的市場分割，積極筑巢引鳳和不斷吸納人才回流，推動要素的自由流動和充分競爭。