產業協同集聚與制造業企業出口國內附加值率

白東北 張營營

(1.安徽財經大學 經濟學院, 安徽 蚌埠 233030； 2.西北大學 經濟管理學院, 陜西 西安 710127)

一、問題提出

當今，經濟發達的國家或地區均實現了制造業和生產性服務業的“雙輪驅動”，產業協同集聚成為經濟發展過程中的必然趨勢，并由此衍生出諸多新產品、新業態以及新服務，從而促進技術進步。目前，傳統產業對中國經濟增長貢獻急劇下降，而新產業貢獻尚未達到一定規模，這一新舊動能轉換的空檔導致中國經濟進入調整期。在此階段呈現出三個方面特征：“經濟增長速度由高速增長轉向中高速增長，經濟結構不斷優化升級，發展動力從要素驅動、投資驅動轉向創新驅動”(1)2014年11月9日，習近平主席在APEC工商領導人峰會開幕式主旨演講中指出了“新常態”經濟的三個特征。。三大特征中，經濟結構優化有效激發了創新活力，使得經濟在效率提高和質量提升的基礎上保持中高速增長，這對適應和引領經濟新常態具有重要的現實意義。而產業協同集聚則是優化產業結構布局，促進產業結構轉型的重要手段。

事實上，產業協同集聚是普遍存在的，沒有一個地區是完全專業化的(只有單一產業)或完全多樣化的(擁有所有產業)。由于資源稟賦方面的比較優勢，地區產業集聚是介于專業化產業集聚與多樣化產業集聚之間的中性結構，因此產業協同集聚是經濟發展的普遍規律。然而現有研究中，鮮有學者關注產業協同集聚與出口貿易之間的關系。自2001年加入世界貿易組織以來，中國與世界各國(地區)之間的貿易往來越來越密切，出口貿易額實現了年均10%以上的高速增長，現已成為全球貿易第一大國。值得深思的是，對于擁有最大規模市場、最為完整分工體系的中國，貿易總量越大是否意味著貿易利得越大？蘋果手機(iPhone)的案例明確回答了這一問題，iPhone的生產為中國創造的出口總價值達19億美元，但中國零部件生產及組裝環節的所得收益僅占總價值的3.84%左右(Xing et al.,2010)。顯然，中國出口貿易存在“低附加值”和“只賺數字不賺錢”的現實問題。為此，本文將從產業協同集聚角度探尋影響企業出口國內附加值率的積極因子，從而為推進中國向價值鏈中高端躍進提供新思路。

當前，垂直分工開始由產品間分工轉向產品內分工，各個國家(地區)開始專注于產品價值鏈的某個環節，而不再是關注某種產品(張杰 等,2013)。鑒于此，傳統的貿易總量統計已經不能反映一國真實的貿易發展水平和貿易利得(Ide-jetro,2011)。世界貿易組織研究報告指出，附加值貿易(Trade in Value-added)能夠更加準確衡量一國的貿易特征及其在全球貿易中的真實水平。而出口國內附加值率(Domestic Value Added Ratio，以下簡稱DVAR)可以更加準確衡量單位出口貿易中的一國國際貿易利得大小、發展狀況，并度量一國全球價值鏈參與度(王玉燕 等,2014；呂越 等,2015；魏浩 等,2015)，因此，出口國內附加值率(DVAR)逐漸成為國際貿易領域研究熱點?；诓煌乃惴ê蛿祿F有文獻測算DVAR大體分為兩類：其一，基于投入-產出模型的國家或行業層面附加值測算(Hummels et al.,2001；Koopman et al.,2014；Wang et al.,2013)；其二，在區分一般貿易和加工貿易的基礎上，測算微觀企業出口國內附加值率(唐東波，2012；Upward et al. ,2013)。而Kee et al.(2016)和呂越等(2015)在Upward et al.(2013)模型基礎上分析了貿易中間代理商、原材料的進口成分對中國企業出口國內附加值率的影響。在此基礎上，部分學者從對外開放的角度研究了影響出口DVAR的原因：張杰等(2013)和毛其淋等(2018)發現,FDI通過前、后向關聯渠道推動中國企業出口DVAR的提升，而且對于非發達國家和新興國家的出口有利于中國出口DVAR提升；Kee(2015)和程文先等(2017)研究發現，中間品進口關稅降低和引入外資增加國內中間品的種類這兩個渠道，使得中國企業用國內中間品替代國外中間品，從而促進了中國企業出口DVAR的提升；余淼杰等(2018)重點研究了加工貿易方式下人民幣貶值對出口DVAR的影響，發現人民幣貶值會通過降低本國商品與外國商品相對價格或者提高本國企業相對生產效率兩個途徑影響企業出口DVAR。中國企業是否參與中國-東盟自由貿易區(CAFTA)亦對企業出口DVAR的變化趨勢有顯著的影響，參與CAFTA使中國企業DVAR比不參與CAFTA的中國企業有較明顯的提升(洪靜 等,2017)。還有學者從融資約束(呂越 等，2017；邵昱琛，2017)、對外直接投資(劉海云 等，2016)以及制造業投入服務化(許和連 等，2017)等視角研究影響企業出口國內附加值率的因素。不難發現，除少數文獻從中國產業結構內部視角分析企業出口國內附加值率的決定因素(李勝旗 等，2017；盛斌 等，2018)，大部分文獻都忽略了國家內部產業協同集聚因素可能產生的作用。

產業集聚不僅是單一產業在地理空間的不斷集中，還伴隨著相關產業和支援性產業的協同集聚，只有如此才能提高產業集聚內部勞動力蓄水池的投入水平，以此緩解內部競爭，產生合作效應(Ellison et al.,1997；Duranton et al.,2005；Duranton et al.,2008；Ellison et al.,2010)。產業協同集聚就是由“單輪驅動”向“雙輪驅動”轉化，從而形成產業融合發展的空間平臺；同時，還會通過產業間外部規模經濟與集聚產業之間的協同效應，不斷強化“集體效率”和“外部經濟”。為此，本文從產業協同集聚理論基礎、產業協同集聚效用機制以及產業協同集聚的測評三個方面對產業協同集聚進行總結。而產業協同集聚主要以制造業和生產性服務業為研究對象，Krugman(1991)發現，美國大量的制造業集聚并不囿于傳統的高新技術產業。由于產業關聯、勞動力可得性、知識溢出以及金融外部性和技術外部性(Scitovsky,1954)均對制造業集聚有顯著的影響，且其作用程度存在區域異質性(Rosenthal et al.,2001)。產業協同集聚通過結合產業關聯效應與市場潛能，從而對地區收入產生重要影響(陳建軍 等，2016)。生產性服務業與制造業協同集聚的溢出效應對微觀企業生產率有顯著提升效果(宣燁 等，2017)。產業協同的集聚外部性與貿易開放對霧霾污染存在明顯的改善作用(蔡海亞 等，2018)。關于產業協同集聚的測度指標選取和構建，具體包括以下幾種：Ellison et al.(1997、2010)構建的E-G指數、Duranton et al.(2005、2008)構建的D-O指數、Stephen et al.(2016)構建的Colocalization指數、陳國亮等(2012)和陳建軍等(2016)構建的γ指數和Θ指數等?，F今只有少數文獻關注產業協同集聚對微觀企業的影響，鮮有文獻關注產業協同集聚對企業出口國內附加值率的影響。

基于此，本文先通過中國工業企業數據庫與海關貿易數據庫的合并數據衡量出企業出口國內附加值率，之后系統研究了國內產業協同集聚對制造業企業出口國內附加值率的影響及其作用機制?？赡茇暙I在于：(1)與部分文獻著重從對外開放視角研究企業出口國內附加值率影響因素不同，也與部分文獻從市場結構維度討論企業出口國內附加值率影響因素迥異，本文系統考察了產業協同集聚過程中生產性服務業集聚和制造業集聚的融合發展對中國制造業企業出口國內附加值率的影響；(2)從產業協同集聚視角來看，既有研究微觀企業影響的文獻并不多見，而研究企業出口國內附加值率文獻更是鳳毛麟角，本文采用歷史數據的工具變量方法，借鑒合成工具變量尋找準則，試圖解決產業協同集聚與企業DVAR二者之間的內生性問題；(3)本文利用了中介效應模型考察產業協同集聚如何影響制造業企業出口國內附加值率。

二、機制分析與研究假說

隨著經濟全球化和國際分工的日益深入發展，生產性服務業與制造業的協同互動已經成為世界經濟發展的重要趨勢，也是中國高端制造業向價值鏈高端邁進的必由之路。接下來將借助模型來分析產業協同集聚影響企業出口國內附加值率的機制。借鑒Kee et al.(2016)的做法，將企業f的生產函數設定為：

(1)

(2)

(3)

企業根據利潤最大化或成本最小化原則進行生產，據此得到以下關系式：

(4)

(5)

本文采用與Kee et al.(2016)類似的方式，將進口產品占企業總收入的比重表示為：

(6)

(7)

針對式(7)求解，可以推導出進口中間品成本占原材料總成本的比重，具體表達式為：

(8)

(9)

綜上，本文提出兩個研究假設：

研究假設1：在其他條件不變的情況下，產業協同集聚促進制造業企業出口國內附加值率提高。

研究假設2：產業協同集聚通過成本加成和研發創新兩個渠道影響制造業企業出口國內附加值率。

三、計量模型設定與數據描述

1.計量模型構建

本文關注的核心問題在于：產業協同集聚是否促進了制造業企業出口國內附加值率提高，以及通過何種渠道對其產生影響。根據已有研究文獻做法，結合前文研究假設，構建如下基本計量模型：

DVARfjit=β0+β1ln Coaggloit+β2Xfjit+ψj+φi+μt+εfjit

(10)

其中，DVARfjit衡量t年份i地區j行業的f企業出口國內附加值率；Coaggloit表示t年份i地區的產業協同集聚指數，此為核心解釋變量；ψj、φi、μt分別表示行業、地區、年份的固定效應；εfjit為隨機誤差項；Xfjit為其他影響企業出口國內附加值率的控制變量。Xfjit可表示為以下形式：

Xfjit=β1ln pro+β2ln Emplyfjit+β3ln Capitalfjit+β4ln importWeightedAveragedDutyfjit+β5ln Agefjit

(11)

式(11)的控制變量包括企業生產率(pro)、企業規模(Emply)、企業資本密集度(Capital)、中國企業進口加權平均關稅(ImportWeightedAveragedDuty)和企業年齡(Age)。

2.變量與數據說明

(1)被解釋變量：出口國內附加值率(DVAR)。關于企業出口國內附加值率的測算方法，本文借鑒Upward et al.(2013)、張杰等(2013)的做法，利用中國工業企業數據庫和中國海關貿易數據庫相關數據測算企業層面的出口DVAR，具體測算公式為：

(12)

(2)核心解釋變量。本部分的數據來源于中國統計年鑒和中國工業企業數據庫，生產性服務業的指標測算數據來源于各省份的統計年鑒和中國統計年鑒，制造業產業集聚采用EG指數來衡量，具體的計算公式如下所示：

(13)

式(13)中，下標r和i分別表示地區和行業；xr表示地區r就業人數Er占全國的總就業人數(E=∑rEr)比值，即xr=(Er|E)，其實質是全國的就業人員的地區分布。

Gi是Krugman(1991)以及Audretsch et al.(1996)構建的產業空間基尼系數，其指標具體計算公式如下所示：

(14)

Hi為行業i的赫芬達爾指數，反映行業i的競爭程度，其具體的計算公式如下所示：

(15)

生產性服務業與制造業的協同集聚(Coagglo)，本文采用區位熵衡量生產性服務業集聚(Psagglo),借鑒宣燁等(2017)關于生產性服務業的界定，將“信息運輸、計算機服務和軟件業”“交通倉儲郵政業”“金融業”“租賃與商務服務業”“科學研究、技術服務和地質勘探業”等行業數據進行匯總，最終合并為生產性服務業數據。目前，產業協同集聚測度方法并未統一，本文借鑒楊仁發(2013)的做法，通過產業集聚的相對差異表示產業之間的協同集聚，計算公式如下所示：

(16)

式(16)中，Coagglo表示生產性服務業與制造業的協同集聚指數，其值越大，表示i地區的兩產業協同集聚程度越高。

3.數據處理

為了考察產業協同集聚對企業出口國內附加值率的影響，本文主要對數據進行如下處理：

(1)1999—2006年中國規模以上工業企業數據，該數據來源于國家統計局的中國工業企業數據庫。對中國規模以上工業企業數據處理辦法是：一是剔除非營業狀態的企業；二是剔除與本文相關的研究中變量值(企業總資產、固定資產凈值、銷售額、工業總產值、工業增加值)為負、缺失的觀測值；三是對樣本進行縮尾1%的Winsorize處理；四是剔除企業年平均從業人員數少于8人的觀測值；五是剔除利潤率低于0.1%或者高于99%的企業。接下來，根據一般公認會計準則(GAAP)，本文還進一步刪除了以下企業觀測值：流動資產超過總資產的企業；固定資產高于總資產的企業；固定資產凈值高于總資產的企業；成立時間無效的企業；累計折舊小于本年折舊的企業。

(2)2000—2006年的中國產品層面海關貿易數據，該數據來自于中國海關總署。對中國海關貿易數據進行了如下處理：一是將月度的海關數據合并為年度的海關數據；二是由于中國企業樣本期內多存在依靠中間商進出口的現象，故而需要對貿易代理商進行識別，我們借鑒前人的方法，將海關貿易數據庫企業名稱中包含 “經貿”“科貿”“進出口”“外經”“貿易” 等字樣的企業界定為貿易中間商，對企業的實際進口中間品數量進行了調整(Ahn et al.,2011)；三是對聯合國BEC產品分類和中國海關數據HS-6分類產品編碼進行匹配(3)分別使用BEC-HS編碼1996、BEC-HS編碼2002進行匹配。，識別出進口品中所包含的中間品、資本品和消費品；四是中國企業使用國內中間投入含有5%～10%的國外成分(Koopman et al.,2012)，根據以往研究，本文假定國內原材料含有5%的國外成分(4)本文將國內原材料含有10%以及含有國外成分進行穩健性檢驗。；五是貿易代理商的存在，使企業存在過度進口的現象，本文剔除過度進口的觀測值(5)過度進口企業定義為企業實際中間品進口大于中間投入總和。；六是對樣本進行縮尾1%的Winsorize處理。

根據本文研究主題，我們將處理后的中國工業企業數據與中國產品層面海關貿易數據進行合并，在此借鑒了Yu(2015)的方法：第一步，將相同年份的工業企業數據和海關數據依照企業名稱進行匹配；第二步，將未匹配成功的企業依照電話號碼后7位與郵政編碼進行匹配；第三步，將兩次匹配的結果進行合并。本文還使用了以下數據：1996—2006年中國進口關稅數據，進口關稅數據來自WTO 的Tariff Download Facility數據庫；中國各省級數據來源于2001—2007年《中國統計年鑒》；BEC和HS海關編碼轉換表來源于聯合國網站(6)數據來源：http://unstats.un.org/unsd/cr/registry/regdnld.asp?Lg=1。。

4.產業協同集聚未采用城市數據的進一步說明

由于產業協同集聚具有外部性和溢出性兩個方面特征，省份的產業協同集聚對內部城市的影響具有溢出性，而對于臨近省份的影響則具有外部性。同時，產業協同集聚的溢出效應并不局限于市級或縣區級范圍，而是具有對本省份的溢出效應。為此，本文采用省級層面數據測算產業協同集聚指標。由于某些城市的產業協同集聚程度較小，會損失一定的微觀企業樣本，例如廣東省揭陽市、海南省三亞市以及遼寧省鐵嶺市等市的2003年的產業協同集聚程度較小，其生產性服務業從業人數小于10萬人，借鑒宣燁(2012)的辦法，刪除這些數據，因此，本文在測算產業協同集聚指標時采用省級樣本。

四、基本估計結果

本文將對基準回歸模型結果進行分析，對可能存在的內生性問題、測量誤差等問題進行穩健性檢驗，以驗證產業協同集聚對企業出口國內附加值率影響的研究假說。

1.基準回歸結果

本文的被解釋變量企業出口國內附加值率為受限變量，取值范圍在0到1之間，因此本文采用雙限制Tobit估計模型進行估計，具體的回歸結果見表1。

表1 基準回歸結果

注：括號中的值為系數的t值或z統計量；***、**、*分別表示1%、5%、10%水平上顯著；文中所有實證結果均控制了行業、地區和年份固定效應。下表同。

表1列(1)控制了時間、行業和地區固定效應，模型未包括控制變量，為了檢驗模型估計的穩健性結果，逐次將控制變量納入列(1)基準回歸模型?；诹?1)基準回歸模型結果可以發現，產業協同集聚對企業出口國內附加值率產生了顯著正效應影響，且在1%顯著性水平上通過了檢驗，支持了本文提出的研究假說1。表1列(2)在基準回歸模型中納入企業生產率控制變量，回歸結果得到如下結論：企業生產率的提高顯著提升企業出口國內附加值率。由于生產率高的企業更可能參與出口(范劍勇 等，2013)，同時企業生產率和中間產品質量存在正相關關系，生產率高的企業提供的中間產品質量越高，就越能提升國內中間產品替代國外中間產品可能性；生產率高的企業生產的最終品差異化程度越大就越具有市場定價競爭力，從而增加了成本加成率，進而促進了企業出口國內附加值率提升。在表1列(3)模型加入企業生產規模，結果發現：企業規模對企業出口國內附加值率具有顯著負向影響，且在1%水平上顯著。事實上，規模較大的企業，大部分為國有企業，而技術創新絕大部分產生在民營中小型企業，因而規模較大的企業出口國內附加值率相應地較低。在列(4)模型納入了資本密集度，回歸結果說明資本密集度越高的企業，其出口國內附加值率越低。這可能是因為：樣本期內中國的比較優勢為勞動密集型產業，資本密集度較高，勞動參與度較低，從而偏離比較優勢，導致出口產品缺乏競爭力，產品定價能力較弱，出口DVAR較低。表1列(5)模型加入了企業所面臨的加權平均進口關稅，回歸結果顯示，加權平均進口關稅與出口DVAR的估計系數在1%的水平上顯著為正。這可能由于進口關稅較高，使得企業所使用的國內中間品相對于進口中間品相對價格也相應較低，從而對國內企業進口中間品產生擠出效應，導致企業增加對國內中間品的使用，因而，進口關稅的增加促進了企業出口DVAR的上升。在列(6)模型加入了企業年齡，結果發現，企業年齡對企業出口國內附加值率在1%顯著水平上為正向影響。企業成立時間越長，企業出口DVAR越大，說明企業生存時間越長，越有利于知識溢出效應的擴大，從而促進企業成本加成率的提高，進而影響企業出口DVAR。總體而言，在依次加入控制變量后，產業協同集聚保持著對企業出口國內附加值率顯著正向影響，且系數波動幅度較小，說明基準回歸結果具有較好的穩健性。

除此之外，由于Tobit模型的估計系數并不能反映其邊際效益，為此需要進一步檢驗產業協同集聚的邊際效應。以表1列(6)為例，產業協同集聚每提高1個百分點，會促進企業出口國內附加值率提升0.52%，說明產業協同集聚對企業出口國內附加值率的影響存在經濟顯著性。推動制造業和生產性服務業融合發展，創新生產性服務業模式，形成兩大產業的協同發展，這是“新常態”經濟結構調整的主要任務。產業協同集聚顯著提升了企業出口國內附加值率，對于目前中美貿易戰也有重要啟示意義：不論外部貿易環境如何變化，優化自身的經濟結構才是走向貿易強國的必由之路。

2.穩健性檢驗

(1)測量誤差性檢驗。在基準回歸模型中，本文假定國內中間產品含有國外中間產品的成分為5%。Koopman et al.(2012)研究指出，中國加工貿易企業使用國內原材料所占的國外產品份額在5%到10%之間。為了進一步檢驗估計結果的穩健性，本文假定企業使用國內原材料含有10%的國外成分，由此可以計算企業出口DVAR，以此進行測量誤差的穩健性檢驗。同時，本文還利用中國統計年鑒數據，采用區位熵測量方法重新測度各省份的制造業產業集聚指數，以對產業協同集聚指數進行穩健性檢驗。對于產業協同集聚測量誤差的進一步穩健性檢驗，本文借鑒江曼琦等(2014)的辦法，對Ellison et al.(1997)的產業協同集聚計算公式進行簡化，具體如下所示：

(17)

(18)

式(17)中：wi、wj為權重指標，用單個產業從業人員占總就業人員的比重進行衡量；Hi、Hj、Hij分別代表產業形成的地理集中度，用赫芬達爾指數進行度量，具體測算公式如式(18)所示；Sk表示為某產業第k個地區的從業人員占該產業整個區域從業人員比重；n表示地區個數；計算出來的產業協同集聚指數rij值越大，說明產業協同集聚的程度越高。

表2列(1)是基于區位熵方法重新測度產業協同集聚指數結果。結果表明，產業協同集聚顯著促進企業出口國內附加值率提高，且通過1%顯著性水平檢驗。表2列(2)使用Elllison et al.(1997)產業協同集聚的簡化方法，以衡量產業協同集聚指數。結果表明，產業協同集聚在1%顯著水平上對企業出口國內附加值率有正向影響。在列(3)—(5)使用國內中間品含有10%國外成分的企業出口DVAR進行重新測算。結果發現，產業協同集聚對企業出口DVAR均具有正向影響，且通過顯著性水平檢驗，進一步說明產業協同集聚對企業出口國內附加值的影響具有穩健性。

表2 測量誤差性問題穩健性檢驗

(2)內生性問題。本文主要考察產業協同集聚對企業出口國內附加值率的影響，由于因變量(企業DVAR)的維度是微觀企業，而核心解釋變量是地區層面的產業協同集聚，因此由逆向因果關系而引致的內生性問題可能性較小。不過出于穩健性考量，這里放松了對產業協同集聚的外生假定，而采用歷史的工具變量方法解決此內生性問題。具體以1978年改革開放起始年份作為中位數分界點，以此選擇前后共七年的數據，并與本文研究的2000—2006年數據進行年份匹配，即2003年的工具變量選擇用1978年的數據指標，2000年的工具變量選擇用1975年的數據指標，2006年的工具變量選擇用1981年的數據指標。改革開放作為政策沖擊變量，1978年以后年份設置為1，1978年以前設置為0。改革開放后，生產要素迅速向東部地區集聚，從而形成了非內生發展的產業協同集聚現象，由此說明各省份的開放度與產業協同集聚存在相關性，因此產業協同集聚的工具變量通過歷史數據進行代理，采用改革開放政策與地區開放度交互項作為處理內生性問題的方式。歷史數據的對外開放度與改革開放政策乘積項對當前的微觀企業出口不存在影響，滿足了工具變量的外生性需求。對外開放度用各個省份當年的進出口總量與實際GDP總量的比值衡量，GDP以1952年作為基期進行處理，具體回歸結果見表3列(1)和列(2)，列(1)為工具變量的第一階段回歸結果，列(2)為第二階段回歸結果。根據識別不足檢驗和弱識別檢驗結果，說明本文選取的工具變量具有可行性。結果發現，產業協同集聚有利于提高企業出口國內附加值率，且通過1%顯著性水平檢驗。同時，本文還使用產業協同集聚的滯后一期作為工具變量，再次進行內生性問題檢驗，回歸結果見表3列(3)和(4)，其中列(3)為第一階段回歸結果，列(4)為第二階段回歸結果，回歸結果表明，產業協同集聚顯著促進了企業出口國內附加值率提高。此外，本文對所有變量滯后一期進行內生問題檢驗，結果見表3列(5)，由此可以發現，產業協同集聚仍然顯著提升了企業出口國內附加值率，本文核心結論在處理內生性問題之后依然成立。

表3 內生性問題檢驗

(3)其他穩健性分析。進一步，本文還做了其他的穩健性檢驗，具體結果見表4。

表4 其他穩健性分析

本文還使用了OLS方法估計產業協同集聚與企業出口國內附加值率的關系，具體見表4列(1)。同時，由于中國省份內的不同城市發展差異較大，產業協同集聚對企業出口國內附加值率的影響是否會因城市不同而產生差異呢？我們通過城市郵政編碼控制城市固定效應進行穩健性檢驗，具體結果如表4列(2)。考慮到行業的異質性，表4列(3)進一步控制了行業固定效應，所有模型控制了企業固定效應，由估計結果可以發現，產業協同集聚會促進企業出口國內附加值率，且通過顯著性水平檢驗。此外，本文的核心解釋變量是省級層面的產業協同集聚指標，有可能會受到省級層面隨時間變動因素的影響，因此，本文在實證模型中納入了省級GDP(ln GDP)和外資引入(ln FDI)，具體估計結果見表4列(4)。同時，在列(5)控制了地區時間趨勢，所有結果均顯示，產業協同集聚顯著促進企業出口國內附加值率提高，且通過顯著性水平檢驗，表明本文的核心結論具有內在的一致性。

3.渠道檢驗

即使前文已經驗證了本文的主要研究結論，即：產業協同集聚促進了出口企業國內附加值率提高。但并沒有對內在識別渠道進行深入的研究，接下來將進一步討論產業協同集聚通過什么機制影響出口企業國內附加值率。為驗證本文研究假說2，本文從企業成本加成率和研發創新兩個渠道構建中介效應模型進行檢驗。與既有文獻類似，本文構建如式(19)—(22)的中介效應檢驗模型：

Markupfjit=β0+β2ln Coaggloit+γXfjit+ψj+φi+μt+εfjit

(19)

DVARfjit=β0+β1ln Coaggloit+ωMarkupfjit+γXfjit+ψj+φi+μt+εfjit

(20)

Innfjit=β0+β3ln Coaggloit+γXfjit+ψj+φi+μt+εfjit

(21)

DVARfjit=β0+β4ln Coaggloit+τInnfjit+γXfjit+ψj+φi+μt+εfjit

(22)

表5 影響渠道檢驗結果

表5匯報了產業協同集聚對制造業企業出口國內附加值率的影響渠道檢驗結果。其中，表5列(1)對應式(19)的回歸結果，結果發現：產業協同集聚估計系數顯著為正，且通過1%顯著水平性檢驗。說明產業協同集聚明顯提升了制造業企業成本加成率。產業協同集聚的分工協同、制度協同、創新協同以及資本協同效應(高峰 等，2008)擴大了本國中間品生產種類范圍，提升了產品質量，進而促使制造業企業邊際成本下降，在其他條件恒定情況下，這會提升企業的成本加成率。列(2)是式(20)的檢驗結果，結果表明，產業協同集聚與成本加成率都顯著促進企業出口國內附加值率提升，且在1%顯著水平上，表明成本加成率提高。具體表現在：在一定資源約束條件下，有助于提高企業生產總值額度，增加企業利潤，進而促進了企業出口國內附加值率提升。進一步分析可知，產業協同集聚通過提升成本加成率促進制造業企業出口國內附加值率提高，驗證了研究假說2。表5列(3)是式(21)的回歸結果，結果可以發現，產業協同集聚的估計系數顯著為正，表明在控制其他變量之后，產業協同集聚促進了制造業企業研發創新。產業協同集聚的創新協同效應有利于產業內部企業的技術進步。尤其對于制造業而言，作為中間產品投入制造業重要內容，生產性服務業的產出促使兩種產業互補型知識外溢。列(4)是式(22)的檢驗結果，研究發現，企業研發創新的回歸系數顯著為正，這表明研發創新有助于提高制造業企業出口國內附加值率。這可能因為，企業的研發創新使得國內中間產品的供給種類擴大以及質量提升，提高了國內中間產品對國外中間產品的替代程度，進而提升了企業出口國內附加值率。產業協同集聚會通過促進企業研發創新方式提升制造業企業出口國內附加值率，這就驗證了研究假說2。此外，本文在基準回歸模型中加入中介變量進行回歸，具體結果見表5列(5)，產業協同集聚估計系數以及顯著性水平數值與基準回歸結果相比都有所下降，這充分說明成本加成率與企業研發創新是產業協同集聚提升制造業企業出口國內附加值率兩個可能的影響渠道，研究假說2再次得到驗證。

五、擴展分析

本部分將進行多維度(所有制屬性、貿易方式、區域以及能源消耗強度)的異質性討論，同時在考慮市場環境影響情況下進行擴展分析，對產業協同集聚促進企業出口國內附加值率提升的研究假說再次檢驗。

1.地區、能源消耗強度、貿易方式和所有制異質性下的討論

(1)區域異質性下的產業協同集聚與制造業企業出口國內附加值率。由于不同地區自然稟賦、基礎設施、要素配置效率以及經濟發展水平會存在差異，導致產業協同集聚對企業出口國內附加值率的影響存在不同。本文將樣本分為東部地區、中部地區以及西部地區三大區域，分別對產業協同集聚影響企業出口國內附加值展開討論，實證結果見于表6列(1)—(3)。產業協同集聚對東部地區省份影響最大，且在1%顯著水平上通過檢驗，而對西部地區的出口附加值影響并不顯著。出現這種情況是因為：東部地區要素市場配置效率較高，市場相對開放，擁有較為便捷的交通網絡以及優質的人力資本，生產要素的規模效應促進了企業生產率提升與創新活動積極性提高，從而加強了產業協同集聚對企業出口國內附加價值率的影響；而西部地區資本要素稟賦較弱，創新資本稀缺，加之人力資本流失嚴重，基礎設施落后以及經濟發展相對閉塞，因而產業協同集聚對出口附加值影響并不顯著。

表6 分區域和能源消耗強度行業異質性的樣本回歸

(2)能耗異質性下的產業協同集聚與制造業企業出口國內附加值率。本文借鑒周五七(2016)的做法，按行業能源消耗強度高低將行業劃分為高能源強度行業、中能源強度行業和低能源強度行業三組，產業協同集聚影響企業出口國內附加值率的具體情況見于表6列(4)—(6)。實證結果發現，產業協同集聚對不同能耗強度行業類型企業出口國內附加值率均產生顯著正向影響，對高耗能行業企業出口國內附加值率的影響要強于中能耗和低能耗行業類型企業。產業協同集聚促進技術結構更新換代，技術效率對高能耗行業能源作用程度最強(周五七，2016)，因此高能耗行業企業在產業協同集聚過程中的生產率進步空間較大，生產效率的提升促進了企業出口國內附加值率提高。從高能耗行業內部來看，產業協同集聚促進國內中間產品技術復雜度提升，促使國內中間產品替代了國外中間產品，進而提高了企業出口國內附加值率。

(3)所有制異質性下的產業協同集聚與制造業企業出口國內附加值率。不同類型所有制企業面臨產業協同集聚時，其影響出口國內附加值程度并不相同。這是因為：外商企業的技術源于企業母國，與中國的產業協同集聚并不同步，尤其當其技術水平超越東道國水平之時，兩者差異更大；由于地方政府長期給予外資企業超國民待遇(張杰 等，2013)，因此生產性服務業的發展為外資企業創造出口國內附加值率提供了良好的條件；同時，國有企業融資和補貼方面享受國家的政策優待(林毅夫 等，2005)，其集聚水平并非市場內生主導形成的，因而產業協同集聚對國有企業出口國內附加值率影響微乎其微?；谝陨戏治?，接下來對產業協同集聚影響不同所有制企業出口國內附加值率分別進行考察。借鑒聶輝華等(2012)對企業所有制劃分的處理方法，具體實證結果見于表7列(1)—(3)。研究發現，產業協同集聚對國有企業出口國內附加值率影響并不顯著，對外資企業出口國內附加值影響大于民營企業，說明產業協同集聚對中國引進優質外資、提升外資質量具有重要影響。同時，產業協同集聚對民營企業出口國內附加值率影響雖小，但通過1%顯著性水平檢驗，表明產業協同集聚對民營企業提升出口競爭力有不容忽視的影響。

表7 分所有制和貿易方式的樣本回歸

(4)貿易方式異質性下的產業協同集聚與制造業企業出口國內附加值率。中國以廉價的勞動力作為比較優勢，形成了加工貿易出口模式，促進了貿易增長。然而，與一般貿易方式不同，加工貿易主要利用充裕的勞動力進行組裝加工，對國內中間產品的依賴程度較低，因此加工貿易產生的國內附加值率較小?；旌腺Q易的企業同時進行加工貿易和一般貿易，具有進口替代貿易與出口導向貿易結合的雙向特征。生產性服務業與制造業的結構優化，有利于混合貿易的發展。為檢驗不同貿易方式下研究結論的可靠性，可以根據貿易方式將企業分為三類：一般貿易企業、加工貿易企業、混合貿易企業。具體回歸結果見表7列(4)—(6)。結果表明，產業協同集聚對混合貿易企業出口國內附加值率的正向作用要遠遠大于加工貿易企業與一般貿易企業。

2.考慮市場環境影響下的擴展分析

上文已經細致地分析產業協同集聚對制造業企業出口國內附加值率的影響，驗證了本文提出的研究假說。接下來將討論不同市場環境下產業協同集聚對企業出口國內附加值率的異質性影響。區域的市場環境決定了企業參與價值鏈分工程度(呂越 等，2018)，本文選取區域的法制環境、電子商務應用兩個因素作為市場環境的代理變量，具體使用《中國市場化指數》(樊綱 等，2011)中的“市場中介組織的發育和法律制度環境”指數作為法制環境的代理度量(law)，電子商務應用則采用宋周鶯等(2013)信息化發展指數代理(net)。具體采用如下公式進行檢驗：

DVARfjit=β0+β1ln Coaggloit×ln lawit+β2ln Coaggloit+β3ln lawit+β4Xfjit+ψj+φi+μt+εfjit

(23)

DVARfjit=β0+β1ln Coaggloit×ln netit+β2ln Coaggloit+β3ln netit+β4Xfjit+ψj+φi+μt+εfjit

(24)

基于表8的實證結果可知，列(1)考察了法制環境的影響，結果表明，產業協同集聚與法制環境的交互項對企業出口國內附加值率的影響系數顯著為正，且通過1%顯著水平性檢驗，說明法制環境強化了產業協同集聚對企業出口國內附加值率的影響。產業協同集聚會激發企業的創新活動開展，而法制的完善則保護了企業的專利所有權，提升了企業生產產品的技術復雜度，提高了國內中間產品替代國外中間產品程度，從而提升了企業出口國內附加值率。列(2)考察了電子商務應用的影響，結果表明，產業協同集聚與電子商務的交互項對企業出口國內附加值率產生顯著正向影響，且通過了顯著性水平檢驗，充分說明電子商務能夠增強產業協同集聚對企業出口國內附加值率的影響。電子商務的應用，縮短了生產者和消費者之間的距離，定制化生產滿足了消費者效用，提高了生產者市場定價話語權，鑒于此，企業的成本加成率提高促進了企業出口國內附加值率提升。為此，電子商務越發達，產業協同集聚對企業出口國內附加值率的正向作用越強。

表8 市場環境的影響

六、結論與啟示

本文采用微觀企業數據，驗證了地區產業協同集聚與制造業企業出口DVAR之間關系，具體辦法是：通過Tobit計量方法對產業協同集聚與企業出口國內附加值率進行計量檢驗，同時采用Margins方法對產業協同集聚與企業DVAR進行邊際效應檢驗。

本文基于全球價值鏈分工模式的視角，考察產業協同集聚對中國制造業企業出口國內附加值率的影響，得出的研究結論如下：(1)產業協同集聚顯著提升制造業企業出口國內附加值率。(2)產業協同集聚提升制造業企業出口國內附加值率的主要渠道為企業的成本加成率和企業的研發創新等。(3)從區域異質性視角來看，產業協同集聚對東部地區的制造業企業出口國內附加值率影響程度最大，而對西部地區制造業企業影響并不顯著?；谀芎漠愘|性維度來看，產業協同集聚對高能耗類型企業的出口國內附加值率作用程度大于中能耗和低能耗類型企業。從企業所有制視角看來，產業協同集聚對民營企業和外資企業的出口國內附加值率有顯著正向影響，對外資企業的影響程度最大，而對國有企業出口國內附加值率影響并不顯著。從貿易方式異質性來看，產業協同集聚對不同貿易類型的企業出口國內附加值均有顯著正向影響，對混合貿易類型企業的出口國內附加值率的影響程度最大。(4)本文以地區法制環境和電子商務應用衡量區域的市場環境，結果表明，法制環境越完善的地區，產業協同集聚對制造業企業出口附加值率的正向作用越大，地區電子商務應用也強化了產業協同集聚對制造業企業出口國內附加值率的正向作用。

要實現國際貿易高質量的發展，增加國際貿易利得，提升一國國際貿易的競爭力，已經不能簡單使用擴大貿易規模、增大貿易總量這種方式，更為可持續、可行的方式是通過提升企業出口DVAR來實現。要推動經濟從外延式增長過渡到創新驅動的內涵式增長，生產性服務業和制造業的協同融合發展可能是最適合的路徑。產業協同集聚可以減緩產業間的資源錯配程度，優化產業結構與資源配置。只有提高兩大產業協同集聚的程度，充分利用生產性服務業價值鏈兩端的粘合作用，才能促進制造業向創新驅動發展，以此提升制造業企業的附加值率，實現中國由貿易大國向貿易強國的邁進。具體對我們的啟示是：

(1)與一些發達國家和新興國家相比，中國企業出口DVAR還存在著較大空間。產業協同集聚作為提升企業出口DVAR行之有效的方式，政府部門應充分重視。政府部門應該積極引導生產性服務業在空間有序集聚，結合本地區資源稟賦比較優勢，促使制造業和生產性服務業“雙輪”協同集聚，充分發揮生產型服務業集聚的知識溢出效應，引導制造業產業合理布局，避免產能過剩出現。與此同時，要培育和打造制造業服務化、生產性服務業實體化的產業協同發展的新模式，促進產業協同集聚的規模經濟和集聚經濟的發展，提升制造業企業出口國內附加值，改變中國貿易過程中低附加值困境，實現中國制造向中國創造的轉變。

(2)加大人才引進力度，強化研發創新力度，充分發揮生產性服務業知識溢出效應，提升中國貿易攀登價值鏈中高端的能力。生產性服務業的層級分工對于高人力資本要素需求極為嚴格，而如何形成產業協同集聚生產性服務業的集聚效應和溢出效應是首要任務，其中高素質人才是產業協同集聚的關鍵。要依托科技人才創新，助力產業協同集聚形成，這不僅可以提升本地區制造業企業出口國內附加值率，還可以對臨近地區具有涓滴效應。政府部門應該搭建產業協同集聚對接的信息服務平臺，減少信息不對稱造成的交易成本提高。盡量消除產業之間空間距離的隔閡，讓生產性服務業對制造業效率的提升作用凸顯，進而顯著促進企業出口國內附加值率，提升中國貿易競爭力。

(3)營造良好的市場競爭環境，充分發揮產業協同集聚對制造業企業出口國內附加值率影響的正向效應。地方政府應當從立法與執法兩方面入手，加強知識產權保護，營造良好的市場競爭環境，促進地區產業協同集聚。同時，地方政府應該抓住互聯網快速發展的歷史潮流，積極通過互聯網平臺發揮產業協同集聚的溢出效應，通過生產模式的定制化生產，擴大企業發展的利潤空間，提升企業出口國內附加值率。