出口需求變動、創新活動對中國出口企業國際市場勢力的影響研究

呂昭河 徐雙麗 張鳳云

摘 要：文章將創新函數引入一般均衡方程，構建加成率、生產成本、市場規模、競爭參數、創新投資為一體的模型，由此得出出口需求變動、創新活動沖擊企業加成率的理論命題。而后，基于中國工業企業數據庫、中國海關數據庫、聯合國商品貿易數據庫的匹配數據對理論命題進行實證檢驗。得到的研究結論是：出口需求變動導致的競爭增加對企業加成率的提高存在負向效應，而企業的高生產效率和創新活動在較大程度上能弱化這一負向沖擊，但初始生產率較低企業的創新活動并不能有效削弱競爭帶來的負向沖擊，初始生產率較高的企業能否通過創新活動最終完全削弱競爭的負效應則具有不確定性;從要素密集度、地區、貿易方式的比較分析發現，技術密集型和資本密集型企業，以及東部地區企業和一般貿易類型的企業，其各自的加成率受需求變動的負向影響較小，受創新活動的正向影響較大。

關鍵詞：出口需求變動;創新;國際市場勢力;企業加成率

文章編號：2095-5960（2019）06-0001-15中圖分類號：F740;文獻標識碼：A

一、引言

中國正值經濟轉型升級時期，如何提高企業轉型升級能力和國際市場競爭力是國家戰略的要點。黨的十九大報告指出：要推動形成全面開放新格局，加快培育國際經濟合作和競爭新優勢。而中國企業特別是出口企業的低加成率，是中國企業國際市場勢力較弱的重要原因。因此，解決中國出口企業加成率低下的問題，是中國企業發展中應對新國際競爭格局的可行路徑，亦可助力中國經濟的轉型升級。

“加成率”（markup）是指企業產品或服務價格與其成本的比率或差值（Krugman，1979[1];Melitz和Ottaviano，2008[2]），也叫價格加成，表征企業產品或服務定價超過其成本的幅度，由于其既能通過邊際成本反映企業的生產率水平，又能通過產品價格反映企業產品質量的水平，通常用其作為衡量企業市場定價能力及市場勢力的關鍵指標。對于出口企業，其加成率的高低決定了一國企業在國際貿易中競爭力和所獲福利的大?。≒eter，2013[3];De Loecker & Goldberg，2014[4];Edmond et al.，2015[5]），也即決定了一國企業的國際市場勢力。

根據新貿易理論（Melitz，2003）[6]，生產率越高的企業越能克服較高的出口固定成本進入出口市場中，而生產率越高的企業通常具有更高的加成定價能力（Melitz & Ottaviano，2008）[2]，因此，較之非出口企業，出口企業通常具有較高的生產率水平，也普遍具有更高的加成率。但在中國的出口導向型經濟戰略下，為應對內需不足、外需旺盛的現實，不少低生產率企業涌入出口市場，中國出口產品長期以來存在著低質量、低價格、低利潤的“三低”問題，致使中國存在有悖于國際貿易理論的出口企業的加成率低于非出口企業的“低價出口之謎”。不少經驗研究也證實了中國確實存在出口低加成率的現象（李卓，趙軍，2015[7];祝樹金，張鵬輝，2015[8];錢學鋒，范冬梅，2015[9];黃先海等，2016[10]）。已有研究亦表明，中國企業低價出口之謎的主要原因在于受出口退稅、補貼等政策以及出口企業行業內部過度競爭等因素的影響（盛丹，王永進，2012[11];祝樹金，張鵬輝，2015[8]）。低加成率壓低了出口企業利潤，既不利于企業的轉型升級，更有礙中國出口企業國際市場勢力的提升，自然也不利于中國經濟的轉型升級?，F實是，中國繼續走出口退稅、補貼的出口導向的傳統道路，還是另辟蹊徑提高國際市場勢力，并非僅僅是微觀企業的生存選擇，更是事關國家戰略的重大決策。由此，如何通過提高加成率進而提升中國出口企業的國際市場勢力，值得深入研究。

二、文獻綜述

與本文相關的一類文獻是企業加成率從外生不變到內生可變的理論演進過程。早期的新貿易理論模型提出壟斷競爭或和不變替代彈性（CES）偏好的假設，企業加成率是外生不變的（Krugman，1980[12];Eaton和Kortiun，2002[13];Melitz，2003[6]），但這與企業加成率動態變化的事實不符，缺乏對現實的解釋力。隨后的研究放松了企業加成率外生不變的假定，通過設定需求函數和市場結構構建異質性企業貿易模型，進一步研究內生可變的企業加成率（Bernard et al，2003[14];Melitz和Ottaviano，2008[2];Edmond et al.，2012[15]）。尤其，Melitz和Ottaviano（2008）[2]通過引入產品水平差異化的擬線性需求函數，開創性地分析內生化出口企業的加成率，推導出企業的可變加成率為臨界成本與企業自身邊際成本之差的函數（簡稱M-O模型），并得出結論：市場規模增大和貿易自由化帶來的競爭會影響異質性企業的生產與出口決策，降低企業的加成率?？勺兗映陕实漠a生大多源于行業內或行業間的產品替代彈性（Atkeson和Burstein，2008）[16]，即消費者偏好的差異，而當消費者具有一致偏好時，可變加成率可能源于競爭模型的差異（Bernard et al，2003[14];Epifani和Gancia，2011[17]）。理論上，市場競爭程度會負向影響企業加成率，而市場競爭程度又受差異化競爭模型中市場規模、企業數目、行業集中度、企業進出市場的自由度以及等因素的影響?？傊瑑壬勺兗映陕室环矫媸窃从谄髽I的異質性，另一方面是市場不完全競爭的結果，企業所面臨的內外部環境變化以及其導致的差異化市場結構均會影響企業的加成率（錢學鋒，范冬梅，2015）[9]。不少經驗研究也證明市場競爭程度的加劇會負向影響企業的加成率（Konings et al，2005[18];Tybout，2001[19]）。但也有經驗研究結果與傳統貿易理論預期不符，如Altomonte和Barattieri（2007）[20]研究發現：由于企業在更激烈的競爭下會竭力改變產品組合，以降低產品間的替代彈性，從而提高企業的加成定價，即開放程度越高的行業反而有更高的加成率。

另一類文獻研究了出口、創新對企業加成率的影響。繼M-O模型提出后，有關出口對企業加成率影響的研究不斷增多。研究出口對企業價格加成影響的主旨在于：企業選擇出口進入出口市場如何影響其加成率？對于這一問題的研究，既可對比同一企業不同出口行為下其加成率變化的差異（祝樹金，張鵬輝，2015）[8];也可以直接以出口企業為研究對象，在給定出口企業相關特征的情形下考察出口市場環境變化對企業加成率的影響。目前，大多研究直接用企業出口行為（也即企業是否出口）對企業的加成率進行回歸（黃先海等，2018[21];黃先海等，2016[10];祝樹金，張鵬輝，2015[8]），但是這種簡單的回歸容易產生選擇性偏誤。例如，當企業的出口非嚴格外生時，有如企業的生產率這樣的不可觀測因素，既會影響企業的出口決策（Melitz，2018）[22]，又會影響企業的加成率。此外，按照現代貿易和增長理論，企業進入出口市場會影響其創新水平（Grossman & Helpman，1991[23];Acemoglu，2009[24]）。在不完全競爭市場下，企業的創新投資可獲取壟斷租金（Aghion和Howitt，1992[25];Klette和Griliches，2000[26]），不斷創新是一個企業增加市場份額和增強市場競爭能力最基本的手段（Serti和Tomasi，2008[27];劉啓仁，黃建忠，2016[28]），也是出口影響企業加成率的重要渠道（黃先海等，2018）[21]。不少研究將創新因素納入企業的異質性模型中進行分析，例如Lin和Tang（2013）[29]將創新因素嵌入到Melitz（2003）[6]生產率的企業異質性模型中，研究發現由于出口會引致創新，中國出口企業的研發強度顯著高于非出口企業;Aghion等（2017[30];2018[31]）通過長期均衡分析，發現市場規模的擴張與市場競爭之間是相互關聯的，出口目的地的市場規模擴大會引起出口企業的增加，從而增加市場競爭，位于技術前沿的企業的創新投入隨著競爭的增加而增加，遠離技術前沿的企業的創新投入則可能隨著競爭的增加而減少。綜合而言，已有研究忽略了創新投資和市場規模之間的關系，也因此忽略了市場規模的擴大會通過競爭的傳導機制影響企業的創新投資，進一步影響產出。

從創新的角度，出口對企業加成率的影響主要通過市場規模效應（market size effect）和競爭效應（competition effect）兩個渠道實現。第一，市場規模效應。由于一個企業的創新產出（新產品）通常更能滿足消費者的偏好，在新產品被模仿出來之前該企業的產品具有消費者偏好的優勢，會提高企業的創新租金，增加企業的市場份額，并隨著出口市場規模的擴大，這一優勢會進一步提高創新企業的市場份額;市場份額的增加降低了其產品的需求彈性，創新企業也因此可以索要更高的加成率。第二，競爭效應。隨著出口需求的增加，外部市場環境競爭的增加，更多企業進入出口市場以滿足出口需求的增加;出口企業競相降價，一方面迫使企業降低產品定價，另一方面抬高要素價格，企業的創新動力也會因此逐步減弱，總體上壓低了企業的加成率水平（Belone等，2016）[32]。但是，現有相關文獻沒有考慮競爭的條件下，企業會通過研發投資降低生產成本，獲得產品優勢，從而使企業更具有競爭力和盈利能力。產品優勢體現為產品加成率的提高，研發投資一方面是降低生產成本，提高企業的盈利能力;另一方面是開發新產品，企業通過新產品的市場壟斷獲得定價權，從而具有市場勢力。

較之已有研究，本文的主要貢獻在于：（1）本文結合Aghion等（2018）[31]的理論模型，將創新函數引入一般均衡方程，構建關于生產成本、市場規模、市場競爭、創新投資為一體的模型，考慮了在競爭的條件下，市場規模的擴大會通過競爭的傳導機制影響異質性企業創新投資的集約邊際變化，進而影響加成率的變化。由此探索出口需求變動、創新活動影響企業加成率的理論邏輯，并提供來自中國的經驗證據，證實出口需求變動、創新與企業加成率的關系。（2）本文基于出口目的地需求變化分析其對出口企業加成率的影響。與已有研究大多采用企業的出口行為分析其加成率變化不同，本文采用出口需求變動定量刻畫企業在出口中受到的來自目的地市場需求變化的競爭，避免了采用出口行為可能導致的選擇性偏差問題。（3）考慮到出口的規模效應和競爭效應對加成率不同的影響，本文以出口企業為研究對象，在控制規模效應的基礎上進一步從創新的角度分析出口的競爭效應，有助于打開“競爭效應”的黑箱，探究出口影響企業加成率的微觀機制，也有助于通過弱化競爭效應，有的放矢地通過提高企業加成率進一步提升中國出口企業的國際市場勢力。總之，本研究是現有文獻的補充和擴展，為揭示出口對企業行為選擇影響的微觀機制提供了新的理論解釋和經驗上的證據，研究結論有助于中國出口企業更具國際市場勢力地“走出去”。

為此，文章結構安排為：第三部分為理論模型的構建，第四部分為變量選取與數據說明，第五部分為經驗結果與分析，第六部分為結論與啟示。

三、理論模型

本部分借鑒M-O模型，利用擬線性效用函數，將企業的可變加成率內生化，通過參數化的模型分析出口市場規模擴大帶來的競爭條件下，消費者效用最大化、企業利潤最大化下企業的創新行為選擇，將創新投資引入到一般均衡模型中，以此論證出口需求變動、創新對企業加成率的影響。

由于消費者對生產自不同產地產品的偏好是無差異的，中國出口企業和出口地本地生產企業的產出、收益和利潤具有相同的表達式。為了簡化討論，我們假設所有企業都可以使用相同的創新技術，也即所有的企業可以做出相似的創新決策。

（一）消費者效用最大化

由最大化一階條件可求出單個消費者的反需求函數為：

（二）企業利潤最大化下的創新行為選擇

假定一個企業的性質由其基準成本確定，由于創新投資使得企業單位產品的邊際成本c低于其基準成本，因此，假設企業的邊際成本可用式（4）表示：

由此可得：對于一個企業，只要其邊際生產成本低于α/λ，企業會選擇繼續進行生產;企業利潤是關于基準成本、內生的競爭參數λ的減函數。關于創新投資N的增函數，下文中，我們將內生的競爭參數λ解釋為出口目的地市場競爭強度，解釋為企業初始生產率，N解釋為企業的創新投資產出。

當利潤滿足上述關于研發投資的一階、二階條件時，企業利潤最大化問題的解存在。一階條件的經濟含義為：當研發投資的邊際收益小于研發投資的邊際成本時，企業停止創新投資的投入。二階條件的經濟含義為：研發投資的邊際收益是遞減的，也即企業只會進行適當創新投資，并非無限制地進行創新投資。

由此可得均衡條件下，企業的創新投資為：

由于當創新的邊際收益大于其邊際成本時，企業才有動機進行創新，根據一階條件式（9），令，可得企業創新的門檻為：

當企業的基準成本小于等于企業創新門檻時，企業才有創新激勵。結合表達式（12）和（13），當min≤≤I時，企業有動機進行創新行為的選擇，本文后續均是基于該條件展開的討論。

結合式（3）和式（6）可以得到產品的加成定價為：

將式（10）分別對競爭參數、最優研發投資、企業基準成本求導可得：

分別根據式（15）、（16）、（17），可得到以下命題：

命題1：給定企業初始生產和創新投資水平不變條件下，出口需求變動導致的競爭對企業加成率的提高存在負向效應。

命題2：在特定的出口需求變動下，給定企業的創新投資水平不變，初始生產率越高的企業加成率越高。

命題3：在特定出口需求變動下，給定企業初始生產率水平不變，企業創新投資活動對加成率的提高存在正向效應。

由于研發投資N為企業基準成本和競爭參數λ的函數，雖然總體上，在特定出口需求沖擊和特定生產率水平上企業創新是有助于提升企業加成率，但這只是一個平均結果。假定在出口需求沖擊下，低生產率企業創新投入隨出口需求沖擊增大而減少，即存在dN/dλ<0，而高生產率企業的創新投入隨出口需求沖擊增加而增加，即存在dN/dλ>0。是否不同類型的企業（比如不同初始生產率的企業）創新投資對企業加成率的影響均為正呢？

由此可得出以下命題：

命題4：在出口需求變動下，初始生產率較低企業通過創新來提升加成率的正效應不足以完全削弱競爭對加成率的負向沖擊，即對于初始生產率較低的企業，出口需求變動對加成率總是存在負向效應，但對于初始生產率較高的企業，其創新活動能否完全削弱競爭對加成率的負向效應則具有不確定性。

四、變量選取與數據說明

（一）企業層面出口需求變動的測算

由于來自出口市場的出口需求變動既外生于企業的決策，又可以捕捉到影響企業出口的國外市場波動，同時又對企業總出口的響應有很好的解釋力，本文參照Mayer等（2016）[33]和Aghion等（2018）[31]的做法分別從產品層面和行業層面構建中國出口企業所面臨的外生的出口需求沖擊。

產品層面的出口需求變動?？紤]中國出口企業在i初始t0時刻出口產品s到目的地j，用Ojst表示在t（t>t0）時刻國家j從除中國以外其他國家進口產品s的總進口額，Ojst反映出了時刻t出口市場（s，j）①?①（s，j）表示產品出口到目的地j的出口市場。規模的大小?？紤]到目的地國家j來自世界各國（除中國以外）的產品s隨后的變化將會是一個企業所面對出口需求變化的一個很好的近似，采用企業i所在出口市場（s，j）在t0時刻的相對重要性對不同目的地j和不同產品s的Ojst進行加權。為了確保出口需求沖擊與企業總產出成比例變化，此處采用企業初始出口密度（企業出口交貨值與銷售收入的比值）對出口需求變量進行加權②?②當一個企業出口密度為零時，其對目的地國家的出口占其總出口量的比值接近于零，這一企業受到來自目的地國家的出口需求沖擊是最小的。。

用Xijst0表示企業i在t0時刻出口到市場（s，j）的出口量，其中t0表示企業第一次觀測到有出口的年份。在t時刻企業i產品層面的出口需求變動為：

行業層面的出口需求變動。此處，采用另一種衡量出口需求變動的測度方法，也即通過加總不同產品的數據從行業層面進行測度。在t時刻企業i行業層面的出口需求變動：

其中，OjIt=ΣsIOjst用于衡量在產業I中目的地國家j的總進口額（除中國以外），XijIt0=ΣsIXijSt0表示在初始時刻特定行業和特定目的地企業層面的出口。DOIit雖不能反映出詳細產品層面上企業間的差異，但能捕捉到在構建出口需求沖擊中相關產品潛在的溢出效應（與產品相關密切相關的出口需求增加可能引致一個企業對這些相關產品進行創新）。

（二）企業層面加成率的估計

對于企業層面加成率的測算，為了避免不可觀測的生產率以及價格競爭類型對加成率的影響，本文參考Loecker和Warzynski（2012）[34]的方法，基于結構方程模型的收入法來估計企業加成率，具體估計式為：

其中，markupit為企業i在時刻t的加成率①?①后續文中提到的下標i表示企業i，下標t表示t在時刻。，θMit為企業某種可變投入要素M的產出彈性，αMit為可變投入要素M的支出占總銷售額的比重。根據式（21），企業加成率的估計進一步轉化為對企業某種投入要素產出彈性的估計，以及對該要素投入支出與銷售額占比進行測算的問題，由于投入要素支出占比可基于企業層面數據進行計算，因此，估計企業加成率的關鍵在于投入要素產出彈性的估計，而這又進一步轉化為企業生產函數估計的問題。為了避免生產函數估計中存在的內生性和共線性問題，文中參照Levinsohn和Petrin（2003）[35]以及Ackerberg et al（2015）[36]的思想，在引入中間投入要素（也即中間品）的基礎上使用ACF兩步法對企業的產出彈性進行估計。

對于生產函數的設定，考慮到靈活性和適用性問題，本文采用Christensen等（1973）[37]所提出的超越對數（Translog）生產函數的形式②?②由于傳統的科布-道格拉斯生產函數不同企業要素產出彈性是相同的，加成率的變化僅來自企業層面的要素投入份額的變化，而采用超越對數生產函數時，加成率的變化不僅來自企業層面中間產品投入份額的變化，還來自企業各要素投入量的變化，更符合現實情況。：

其中，資本存量（K）的估計借鑒簡澤（2014）[38]、祝樹金和張鵬輝（2015）[8]的做法，通過永續盤存法進行估算。企業初期的基本存量參考Olley和Pakes（1996）[39]的做法，采用每個企業首先出現在數據庫的年份所對應的固定資產原值按照各地區固定資產投資價格指數平減成2001年的實際值，作為企業的初始資本存量，將相鄰兩年的固定資產原值的差值按各地區固定資產投資價格指數平減成2001年的實際值，作為企業的實際投資額;同時，把企業名義折舊按地區固定資產價格指數折算成2001年的實際值，作為企業的折舊額，由此用初始資本存量和實際投資額之和減去實際折舊額即可計算出各個企業在每個年份的實際資本存量。

其中，Kit和Kit-1表示企業i在第t期及其前一期的資本存量，Iit為企業i在第t期的實際投資額，Dit為對應的資本折舊。

此處，基于中間投入要素估計生產函數的產出彈性（Levinsohn & Petrin2003）[35]，并假定企業的中間投入量的需求受資本投入量、企業生產率以及其他企業特征等的影響，即：

由此，可采用廣義矩（GMM）方法估計出生產函數的參數向量β，進一步可得出企業中間投入要素M的產出彈性估計表達式為：

對于中間投入要素支出與總銷售額占比的計算，由于現實中只可以觀測到產出it，無法直接正確計算中間投入Mit的支出份額，為了剔除可能的觀測誤差和隨機沖擊，參照De Loecker和Warzynski（2012）[34]的做法，采用ACF第一步得出的殘差對總銷售收入進行調整，得到調整后的中間投入要素份額為：

（三）企業創新的測度

本文使用中國工業企業數據庫中的“新產品產值”來測度企業的創新行為。之所以采用新產品產值對企業創新進行測度，一方面是由于工業企業數據庫中“研發費用”指標缺失2002和2003年的數據，研究時序不完整，而表征創新產出的“新產品產值”數據較為完整;另一方面是由于新產品產值既直接反映出了企業創新投入的市場結果（Sengupta，1998）[40]，又體現出了企業創新的效率和科技轉化能力（Iyer等，2006）[41]，避免了創新投入轉化為產出的時滯和無效研發投入問題，貼近本文的研究內容。在中國工業企業數據庫中，新產品被定義為企業生產過程中首次采用新技術、新設計或較之前有重大改進的產品，可以在一定程度上反映出企業創新的程度，文中采用新產品產值分析企業創新對企業加成率的影響。為了進一步分析企業創新行為對其加成率的影響，此處采用新產品產值的啞變量進行回歸，當企業有新產品產值時取1，無新產品產值時INNit取0。

（四）其他變量

由于企業的加成率與企業自身特征密切相關，除上述變量以外，本文的計量模型還包括下述變量。（1）企業的初始生產率（df）：由于企業的基準成本通常決定了企業的性質，而企業加成率的存在一部分源于企業的異質性，對于一個出口企業，其首次出口年份的總銷售收入在一定程度上反映出企業的性質，因此采用企業出口年份的總銷售收入的十分位數（1-10）表示企業初始生產率的大小。（2）資本集中度（ln_kl）：由于資本集中度較高的行業通常也意味著較高的進入門檻和抗風險能力，競爭也相對較小，企業也因此可能伴隨著高加成率，我們采用資本與從業人數比值取對數的形式進行衡量。（3）企業規模（ln_scale）：由于企業規模的大小在一定程度上也體現了企業的議價能力和成本控制能力，進一步也會影響企業的加成率，我們通過對企業銷售額（scale）取對數衡量企業的規模。（4）企業的年齡（ln_age）：由于新進入出口市場的企業通常具有更高的加成率，我們根據企業建立的時間推算企業的年齡，并對其取對數。（5）企業勞動力成本（ln_pwage）：由于企業用工費用是企業成本的一部分，隨著勞動力成本的不斷上升，其對企業加成率的影響也更為突出，可通過企業工資支出和企業從業員工人數的比值取對數形式來衡量企業的勞動力成本。（6）企業所有制類型（ownshilp）：由于不同所有制的企業在政策支持獲得、關鍵要素獲取、投資目的等方面存在的差異會進一步影響企業的加成率，文中采用企業是否是外資企業的啞變量考察企業所有制類型對加成率的影響。（7）中間品使用比例（myr）：用企業中間投入與工業總產值的比重進行衡量。（8）工資占產出的比值（wyr）：用企業工資支出占工業總產值的比重進行衡量。

（五）數據說明

本文相關變量數據來源于中國工業企業數據庫、中國海關數據庫、聯合國商品貿易統計數據庫的匹配合并數據。考慮樣本代表性及數據可得性等問題，選取時間跨度為2001—2006年的樣本①?①選取這一時間跨度的樣本，原因在于該樣本具有很強的代表性，一方面改革開放相關的改革措施為中國國際貿易提供了良好的制度環境，中國在2001年加入WTO，出口企業數量和出口總額實現了迅猛增長;另一方開放的經濟環境引發大量企業進入出口市場，帶來了企業生產率的提高。此外，選取這一時間跨度也是考慮到數據可獲得性問題，因為研究變量新產品產值數據在2001年前不可獲得（黃先海、金澤成等，2018）。。其中數據匹配借鑒楊汝岱和李艷（2013）[42]的匹配思路、數據處理借鑒Brandt等（2012）[43]的做法，最終共得到64449個觀測值。

五、經驗結果與分析

（一）計量模型的設定

為了驗證本文所提出的理論命題，本部分主要是研究在出口沖擊下創新對中國企業加成率的影響。根據許明和李逸飛（2018）[44]、劉啟仁和黃建忠（2016）[23]、Lu和Yu（2015）[45]等的研究，基準計量模型設定為：

其中，markupit表示企業i第t年加成率的對數;Dit表示企業i同年在出口市場中受到的來自出口需求增加的沖擊（產品市場的沖擊DOsit或行業的沖擊DOIit）;ln_NPit表示企業i在第t年的創新活動，用企業新產品產值的對數進行衡量;Xit表示其他的控制變量;δi用于控制企業的個體固定效應;λt用于控制時間固定效應;εit為隨機誤差項。為了控制出口需求沖擊的非直接競爭效應，本文增加了出口需求沖擊和企業初始生產率的交互項，為了引入創新的影響，使用了出口需求沖擊、企業初始生產率、創新的交互項。

出口需求沖擊變量的系數α0衡量了出口需求沖擊對加成率的影響，我們預計該系數顯著為負，也即出口需求變動的沖擊下，競爭的增加顯著降低了企業的加成率;出口沖擊與初始生產率交互項的系數α1衡量了企業性質對競爭引致的企業加成率變化的影響，我們預計該系數顯著為正;出口沖擊、初始生產率、創新的三項交互項的系數α2衡量了特定出口沖擊及特定初始生產率下企業創新活動對加成率的影響。進一步考慮企業創新行為對加成率的影響，計量模型設定為：

其中，INN表示企業i在第t年的創新行為。

（二）全樣本的回歸結果

根據式（32），采用所有樣本企業進行回歸分析，表1匯報了基準模型的回歸結果。為了避免遺漏變量帶來的內生性問題和控制不同個體特征、時間趨勢、行業特征可能帶來的影響，表1中（1）-（8）列在核心變量D、D*df、D*df*ln_NP基礎上引入其他控制變量，同時控制了個體和時間，不論考慮產品層級還是行業層面的出口需求變動，D、D*df、D*df*ln_NP的估計結果均較為穩健。以（6）、（8）兩列為依據，核心變量D系數顯著為負，驗證了命題1，即在出口需求變動的沖擊下，競爭的增加顯著降低了企業的加成率;D*df系數顯著為正，驗證了命題2，即特定競爭條件下，初始生產率的增加顯著提高了企業的加成率，這也說明了企業性質影響加成率的重要性;D*df*ln_NP系數顯著為正，驗證了命題3，即在給定競爭和企業性質的條件下，企業的創新活動顯著提高了企業加成率。根據（6）、（8）核心變量的系數大小，產品層級和行業層面出口需求變動對加成率的整體影響分別為：-0.319+0.0172df+0.000417df*ln_NP和-0.299+0.063df+0.000486df*ln_NP，從df[1，10]和ln_NP[0，17.48]可知，出口需求變動對加成率的整體影響很大程度上取決于企業的性質以及企業的創新活動，可以明確的是初始生產率處于低位企業（也即遠離技術前沿的企業）的創新活動對競爭負向效應的弱化作用低于初始生產率處于高位企業（也即靠近技術前沿的企業），遠離技術前沿的企業創新雖然可以弱化伴隨出口需求變動下競爭帶來的負向效應，但不足以完全削弱這種負向效應;盡管靠近技術前沿的企業其創新活動能在很大程度上弱化競爭的負向效應，但對于能否完全削弱出口需求變動帶來的負向效應則具有不確定性，如此，也進一步驗證了命題4。對于控制變量對加成率的影響，基本符合預期。ln_kl變量系數顯著為負，說明出口企業資本集中度越高，企業加成率越低，這是由于資本集中度越高的企業其沉沒成本也越高;中間品使用比例和企業加成率與企業勞動力成本負相關，這與加成率定義一致;wyr變量系數顯著為正，說明企業對員工的激勵正向影響企業的加成率;顯著為負，說明規模越大的企業其加成率越低，即企業規模越大的企業在投入大量的沉沒成本之后，有能力也有激勵阻止潛在進入者，為了保持和鞏固其市場地位，企業傾向于采取掠奪性定價策略。ln_age和ownship變量不顯著，說明企業年齡和企業所有制對出口企業加成率無顯著影響。

在上述基準模型回歸的基礎上引入企業的創新行為，進一步檢驗出口企業在特定企業性質和競爭下企業創新行為對加成率的作用。表（2）第（1）-（8）檢驗了企業創新行為對加成率的影響，回歸結果與表1類似。結果顯示對于特定初始生產率的企業，在特定出口需求變動的競爭條件下，有創新行為的企業加成率顯著高于無創新行為的企業，這進一步驗證了出口企業創新行為選擇的重要性。表（2）的回歸結果也再一次驗證了我們的理論命題。從表（1）和表（2）可知不論是來自產品層面的出口需求變動還是行業層面的需求變動對加成率的影響具有一致性，因此后續的分析僅考慮產品層級出口需求變動的情形。

（三）分要素密集度的回歸結果

由于不同產業要素使用的密集程度不同，分屬不同行業的企業對出口需求變動和創新活動的敏感度也會存在差異，進而也會影響企業的加成率。本文參照張其仔和李蕾（2017）[46]對要素密集型產業劃分的聚類結果將行業分為勞動密集型、資本密集型和技術密集型三類①?①勞動密集型行業：農副食品加工業：食品制造業、酒、飲料和精制茶制造業;紡織業：紡織服裝、服飾業、皮革、毛皮、羽毛及其制品和制鞋業;木材加工和木、竹、藤、棕、草制品業;造紙及紙制品業;家具制造業;文教、工美、體育和娛樂用品制造業;印刷和記錄媒介復制業;塑料制品業;橡膠制品業;非金屬礦物制品業;金屬制品業。資本密集型行業：煙草制品業;石油加工、煉焦及核燃料加工業;化學原料和化學制品制造業;化學纖維制造業;黑色金屬冶煉及壓延加工業;有色金屬冶煉及壓延加工業。技術密集型行業： 醫藥制造業;通用設備制造業;專用設備制造業;交通運輸設備制造業;電氣機械和器材制造業;儀器儀表制造業;計算機、通信和其他電子設備制造業。。表3匯報了分要素密集度的回歸結果。結果顯示，D和D*df的系數在資本密集型的子樣本中不顯著，D*df*ln_NP的系數在不同要素密集度的子樣本中均不顯著，但總體上上述關鍵變量的系數方向與基準模型回歸結果是一致的，這也說明了基準回歸模型的可靠性。由表3可知，（3）列中D、D*df、D*df*ln_NP三項的系數明顯大于（1）和（2）列，由此可以看出，技術密集型企業創新活動對企業加成率的正向沖擊大于其他兩類企業，且這種效應在10%顯著性水平上是顯著的，綜合考慮D、D*df、D*df*ln_NP三項系數，且考慮到通常只有高生產率企業能進入到技術密集型的行業中，盡管技術密集型企業樣本下的D系數較大，但考慮到技術密集型企業的性質和創新活動，總體上，受出口需求變動的沖擊，勞動密集型企業最大，資本密集型企業次之，技術密集型企業最小。對此可能的解釋是，勞動密集型企業通過“低質、低價”獲取國際市場份額，國際市場勢力較弱，其受出口需求變動的影響最大;資本密集型企業更多地依賴于資金設備方面的投入，未充分利用中國豐富的廉價勞動力，其受到出口需求的沖擊居中;盡管技術密集型企業在樣本所處時期的技術水平尚低，更多是依靠引進國外先進設備和進行技術模仿，自主創新能力較弱，但當時進入到技術密集型行業的企業生產率都相對較高，其受出口需求變動的沖擊相對較小。

（四）分地區的回歸結果

根據企業所在省份劃分為東部、中部、西部三個地區，分地區的回歸結果報告于表4中?？傮w上，關鍵變量符號與基準回歸一致，這說明，出口需求變動對加成率負向效應在中國的東、中、西三個地區普遍存在。由表（4）中模型（1）-（3）可知，在其他變量不變的條件下，中部和西部地區企業受出口需求變動的負向沖擊要明顯大于東部地區。中國企業從東部到西部，平均生產率、出口參與度依次遞減，與出口港口的距離依次遞增。大部分的出口企業位于東部。西部和中部地區的出口企業，由于平均生產率和出口參與度較低，且與出口港口距離較遠，受出口需求變化的沖擊也較大;東部地區平均生產率和出口參與度相對較高，與出口港口距離較近，受出口需求變化的沖擊也較小。也由此，僅有東部地區的回歸結果與基準模型回歸結果一致，創新活動對加成率的正向效應也僅在東部地區才顯著，這也說明，只有生產率和出口參與度較高的東部出口企業才會從企業的創新活動中獲得正向效應，也有益于弱化競爭的負向效應，提高企業的加成率，出口需求變動對其的沖擊也明顯低于中西部地區的企業。

（五）分貿易類型的回歸結果

由于不同貿易類型的企業，加成率受出口需求變動和創新活動的沖擊也可能不同，因此，有必要對不同貿易類型的企業進行分類回歸。根據出口企業的貿易類型將總樣本劃分為一般貿易和加工貿易，樣本數據中一般貿易企業數量占比為76%，加工貿易企業數量占比為24%，這表明中國出口企業主要以一般貿易類型為主，但中高出口密集度的企業通常集中在少數的加工貿易企業。兩類子樣本的估計結果匯報于表5，由第（1）、（2）兩列可知，一般貿易的出口企業受到的出口需求沖擊要小于加工貿易的出口企業。對于對加成率的影響，盡管創新活動對不同貿易類型企業加成率均存在顯著正效應，但加工貿易企業的顯著性水平較一般貿易企業低。對此可能的解釋是，加工貿易通常由國外一方提供原材料，加工貿易負責組裝加工之后需全部復出口，較之一般貿易企業其加成率更易受到出口需求變動的沖擊;此外，隨著貿易自由化、便利化程度的上升，盡管鼓勵出口的出口退稅、補貼、關稅等政策在一定程度上提高了企業的加成率，但這些政策在加工貿易企業和一般貿易企業間存在很大的差異，加工貿易行業難以“過濾”低效、低生產率的企業的進入，因此，加工貿易企業創新活動對加成率的正向沖擊沒有一般貿易企業顯著。

（六）穩健性檢驗

為了使經驗結果更加穩健，本文采用兩種種方式進行穩健性檢驗。一是采用企業的初始主營業務成本的十分位數（cf）衡量企業的初始生產率，采用新產品占比（npr）也即企業新產品產值占銷售額的比重衡量企業的創新活動，目的是避免單一變量測量誤差導致的內生性問題。二是采用IV-GMM估計基準模型。由于樣本數據中東部地區的出口企業占到80%以上，且分地區的回歸估計結果，東部地區與基準回歸具有一致性，此處穩健性以東部地區的子樣本數據為基礎。本文關注的關鍵變量企業出口需求變動可能存在內生性問題，為了避免由于內生性問題導致的OLS估計結果產生偏差，我們進一步換用IV-GMM進行估計，我們將視為內生變量，其他控制變量視為外生變量，并使用D的一階段滯后項以及其與df的交乘項和其與df和ln_NP交乘項作為工具變量。從表6的穩健性檢驗結果可以看出，不管采用企業的初始銷售額和新產品產值還是企業初始主營業務成本和新產品占比進行估計，抑或換IV-GMM進行估計，基準模型中D、D*df、d*df*ln_NP的估計系數均顯著。由此可見，換變量和換方法后的估計結果依然支持理論部分提出的四個命題，保證了本文經驗結果的穩健性，進一步證實了出口需求變動、創新活動對出口企業加成率存在的沖擊效應，這也進一步驗證了出口需求變動、創新活動對中國出口企業國際市場勢力的影響。

（七）進一步討論

考慮到中國為了吸引外商投資、引進先進技術、促進國內技術進步推行了“以市場換技術”的策略，生產新產品的企業的相應技術可能并非來自自行的研發，而是企業用市場換取技術的結果。為消除這一因素的影響，本文根據出口企業的企業性質將總樣本劃分為中外合資企業和其他企業①?①這一劃分的依據是中國“以市場換技術”是通過“中外合資經營”的方式實現的（夏梁，2015）[47]，其他企業包括企業性質為：個體工商戶、中外合作企業、國有企業、外商獨資企業、私營企業、集體企業、其他在內的企業。進行分類回歸，結果報告于表7中。D*df*ln_NP的系數在中外合資的子樣本中不顯著，但在其他企業的子樣本中是顯著的。這說明，在中國的出口企業中，中外合資企業整體上并未真正實現“以市場換技術”的初衷①?①這與“以市場換技術”的現實是相吻合的，因為存在“以市場換技術”的失敗教訓（例如我國的汽車產業就是“以市場換技術”的失敗案例）;此外，這與已有研究結果具有一致性，原毅軍等（2010）[48]據裝備制造業1997—2006年數據進行實證，結果表明“市場換技術”政策的實施效果并不理想。，進而也未能實現加成率的進一步提升。而在刨除可能存在“以市場換技術”的中外合資企業后，其他企業組成的子樣本回歸結果與基準回歸結果具有一致性，這再一次證明我們的經驗結果具有穩健性。

六、結論與啟示

本文基于Aghion（2018）的理論模型，在一般均衡方程中引入創新函數，構建關于生產成本、市場規模、競爭、創新投資一體的理論模型，考察出口需求變動、創新活動對企業加成率的影響的微觀機制。從理論上提出了關于出口需求變動、創新活動與企業加成率的關系的四個理論命題。基于此，利用中國工業企業數據庫、中國海關數據庫、聯合國商品貿易統計數據庫的匹配數據，對四個理論命題進行經驗驗證。經驗結果表明：出口需求變動導致的競爭增加對企業加成率的提高確實存在負向效應，但企業生產效率和創新活動在一定程度上能弱化這一競爭的負向效應;可以確定的是，對于低生產率企業，盡管其創新活動能在一定程度上提升企業的加成率，但這不足以完全削弱競爭帶來的負向沖擊，而對于高生產率企業，其是否能通過創新活動最終完全削弱競爭的負效應則具有不確定性。這是由于中國的創新更多的是依靠引進國外先進設備和技術模仿的低端創新，低層次創新活動提升加成率削弱競爭負效應的能力不如高層次的創新活動。這進一步證實了本文的理論預期。隨后，本文進一步根據要素密集度類型、地區、貿易類型對樣本企業進行分類回歸。研究結果發現，相較而言，生產率較高且出口參與度高的東部企業、技術密集型企業、進行一般貿易的企業從創新活動中獲得的正向沖擊效應較大，最終受出口需求變動的負向沖擊影響較小。穩健性檢驗和進一步討論結果也說明了經驗結果的穩健性。

本文研究的結論對旨在提高中國出口企業的國際市場勢力以及國際話語權的國家政策和企業決策具有參考價值。加成率是出口企業國際市場勢力的具體體現，中國出口企業加成率的持續提升意味著中國在國際貿易中將形成越來越強的國際市場勢力，能從中獲取更多的超額利潤及資源，增進自身在國際貿易中的福利。因此如何提高企業的加成率，是中國出口企業更具國際市場勢力和國際競爭力的關鍵。由于中國出口企業較之發達國家出口企業而言，通常處于產業鏈的“低端環節”，自主創新能力不強，參與國際市場貿易的方式單一，缺乏國際市場定價權，因此必須以提升加成率為核心目標培育中國出口企業，增強其國際市場勢力。

本文研究結果對企業和政策制定者有如下啟示：從企業層面，不論是出口企業還是非出口企業均應著力提高自身的生產率，增進企業的創新活動，由此擴展企業的市場范圍，這既有益于提高現有出口企業的生產率，也有助于培育出更多的、依賴于高生產效率的新生出口企業，基于中國出口企業國際市場競爭力顯著提升條件下，增加中國出口企業的規模，擴大中國企業在國際競爭市場的份額，增進中國在國際貿易中的福利。出口企業需要轉變出口貿易方式，提高出口產品質量，優化出口商品結構，加快企業向技術密集型行業、資本密集型行業、高端產業轉型升級的步伐。從政策制定者的層面，應從長期戰略高度充分認識到，鼓勵企業出口的出口退稅、補貼等政策，雖在一定程度上提高了企業的加成率，但不能有效“過濾”掉低效率的出口企業，致使其極大地拉低中國出口企業的國際競爭勢力，這是中國陷于“低加成率陷阱”的重要原因，因此，國家應盡快地從傳統的出口導向型的簡單化政策中解脫出來。在經濟轉型升級時期，政府一方面應鼓勵出口和非出口企業提高自身的生產率，此外還應特別鼓勵高生產率、高技術、高附加值企業進入到出口市場，并加大對這些企業的培育和扶植力度，激勵其進行更多的創新活動。政府著力培育本土的一般貿易企業，提高這類企業的出口密集度，形成基于創新和高生產率而能在國際市場競爭中得以勝出的中國出口企業發展態勢。

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