擔保物權制度改革對企業全球價值鏈分工位置影響機理研究
——來自中國《物權法》準自然實驗的經驗證據

吳 翟 王文曉

一、引言

2007年《中華人民共和國物權法》(以下簡稱《物權法》)的實施，為推動中國企業全球價值鏈升級提供了制度保障。該版《物權法》對原《擔保法》所規范的擔保物權制度進行了重新界定，通過對原有擔保物權制度的改革，為企業債務融資提供了更為多元的融資渠道，有效緩解了企業的融資約束問題。而融資約束是決定企業全球價值鏈分工位置的關鍵因素。受融資約束限制，中國制造業企業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，通過加工貿易等方式參與國際分工，導致中國制造業大而不強、“低端鎖定”等問題越發突出。因此，如果擔保物權制度改革能夠緩解企業融資約束問題，則能有效促進中國企業從全球價值鏈下游位置向中高端攀升，助力中國企業實現全球價值鏈升級。

已有研究對“擔保物權制度改革與融資約束”的關系進行了分析，發現擔保物權改革對緩解融資約束具有顯著正向影響，但未對“擔保物權制度改革如何影響中國企業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。基于此，本文將當前經濟轉型改革中的兩個關鍵問題：法律制度改革和全球價值鏈升級結合起來，實證檢驗以《物權法》實施為特征的擔保物權制度改革如何影響企業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

近年來，國內外學者對于“如何提升企業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]研究發現，企業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鍵因素(馬述忠等，2017[2]；呂越等，2018[3])。企業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更容易嵌入全球價值鏈分工網絡(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順利交換的重要前提，融資能力較弱的企業其技術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位置(Edmond等，2015[10])。而緩解企業融資約束能夠有效改善企業成本加成錯配問題，提高技術投資能力與國際競爭力，使得企業從全球分工中獲利成為可能(Varela，2018[11])。呂越等(2020)[12]利用中國的數據進一步研究發現，中國目前的金融體系及相關法律制度發展尚不完善，大量企業融資渠道較為局限，只能選擇以嵌入加工貿易為主的全球價值鏈中下游位置，面臨缺乏核心技術、產業大而不強等“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全球價值鏈分工位置提升的關鍵所在(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對借貸契約雙方當事人的權責進行有效規范，從而提升企業債務融資能力，進而為企業全球價值鏈分工位置的提升提供有力融資保障(Djankov等，2007[17])。現有研究成果指出，中國于2007年出臺的《物權法》，對原有物權擔保法律制度進行改革，有效提升了企業債務融資能力，緩解了融資約束問題(祁懷錦和萬瀅霖，2018[18])。中國擔保物權制度的規定最早可追溯至1995年《擔保法》頒布。盡管《擔保法》對于抵押權、質權與留置權等具體概念進行了詳細闡釋，但彼時尚未確立基本物權制度，銀行貸款等債權擔保往往集中于不動產等固定資產抵押。在《擔保法》的約束下，固定資產比率較低的企業，抵押能力往往較為匱乏，債務融資受到極大限制。針對原《擔保法》制度設計的不足，《物權法》就擔保物權等多種具體物權的詳細歸屬問題進行了規范，并對基于擔保物權變動所引發的民事關系問題進行了具體界定(王利明，2008[19])。相比于《擔保法》，《物權法》較為系統地完善了原有擔保物權制度，對擔保物權制度進行全面改革，大大緩解了企業的融資約束難題：一方面擴寬了可用于債務融資擔保的資產類型，將應收款項、合同權利、商譽等賦予擔保物權，提升了企業基于物權抵押、質押的債務融資能力(Gregory和Tenev，2001[20])；另一方面簡化了擔保物權的設定與實現方式，削減了物權抵押、質押的債務融資成本(Meghana等，2010[21])，為企業運用債務工具解決融資問題提供了多元選擇。總的來看，中國以《物權法》的實施為標志的擔保物權制度改革為企業債務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])，緩解了企業的融資約束，在一定程度上能夠影響企業的全球價值鏈分工位置。

學者們已對以《物權法》實施為標志的擔保物權制度改革如何影響企業融資約束狀況進行了有益的探討，但尚未對擔保物權制度改革具體如何影響企業全球價值鏈的分工位置及其機理進行深入探討。擔保物權制度改革強化了基于擔保物權的債務融資雙方當事人的權益保護，能夠顯著改善企業的債務融資環境(Steijvers和Voordeckers，2009[24]；江偉，2010[25])。《物權法》實施后，企業的技術升級與對外投資決策能夠及時通過債務融資獲得資金支持(Haselmann等，2010[26]；Campello和Larrain，2016[27])，企業的投資效率有效提升(錢雪松和方勝，2021[28])，創新活動普遍增加(錢雪松等，2021[29])。現有研究成果進一步指出，這一擔保物權制度改革對異質性企業融資約束的緩解效應存在差異(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而言，下游企業生產率更低，固定資產比重更小，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比率企業而言，擔保物權制度改革能夠有效激勵其通過債務工具進行外源融資(Qian和Strahan，2007[31]；McLean等，2012[32]；王靖宇和張宏亮，2020[33])，有效提升企業債務融資水平，從而為全球價值鏈分工位置攀升提供有力融資保障。基于此，本文提出如下兩個假設。

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

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

三、研究設計

(一)識別策略與計量模型設定

本文基于2007年中國《物權法》實施這一準自然實驗，以擔保物權制度改革為研究對象，構建雙重差分模型，對擔保物權制度改革能否促進企業全球價值鏈分工位置提升進行實證檢驗。基于準自然實驗構建的雙重差分模型，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生性等問題，因此被廣泛應用于法律政策研究領域(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，從擔保物權制度改革對于不同企業融資約束影響的異質性入手，根據企業固定資產比率的高低構造實驗組與控制組，就擔保物權制度改革對于企業全球價值鏈分工位置的影響進行實證研究。

擔保物權制度改革對不同資本結構的企業存在異質性影響是本文構建準自然實驗框架的前提。現有研究成果顯示，擔保物權制度改革對于企業融資約束,尤其是債務融資約束的緩解，存在顯著的資產結構異質性(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，企業擔保物權往往僅限于房屋及其地上定著物、機器、車輛等固定資產；而擔保物權制度改革后，企業的無形資產、流動資產乃至將來取得之資產等非固定資產均可成為擔保標的(謝在全，2019[38])。因此，以《物權法》實施為標志的擔保物權制度改革使得企業原有的擔保方式得到擴展(劉萍，2009[39])，使得企業能夠將商譽、基于合同權利或未來收款權利的應收款項等非固定資產作為擔保物，設定浮動擔保(李定毅，2009[40])。對于低固定資產比率的企業而言，擔保物權制度改革有效緩解了其融資約束。在改革前，由于應收款項、商譽(Goodwill)等非固定資產無法進行抵押，低固定資產比率企業面臨較大融資約束；而改革后，這些企業能夠通過為流動性擔保標的(諸如應收款項)設置浮動擔保獲得資金支持，融資約束得到顯著緩解。然而，這一擔保物權制度改革對高固定資產比率的企業的影響卻十分有限。這是因為高固定資產比率企業持有大量存在實物形態的固定資產，抵押、質押能力一直較強，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占比較低，受擔保物權制度改革的影響整體較小。因此，以《物權法》實施為標志的擔保物權制度改革極大拓展了低固定資產比率企業的融資渠道與融資能力，緩解了其融資約束，卻對高固定資產比率企業的融資約束緩解有限。

基于此，本文通過測度2005—2006年度(擔保物權制度改革前)企業平均固定資產比率，并據此將樣本由高至低排序，令固定資產比率最高的1/3企業為控制組，最低的1/3企業為實驗組；并利用2005—2013年工業企業數據與海關數據(1)考慮到企業融資約束與全球價值鏈分工位置之間可能存在內生性，本文以擔保物權制度改革前兩年(2005—2006)的平均固定資產比率對企業進行分組，并選取2005年后的樣本進行分析；同時由于數據的可得性限制，本文選取2005—2013年的中國制造業工業企業數據展開研究。，構建雙重差分模型，實證檢驗擔保物權制度改革對企業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：固定資產比率最低的1/3實驗組企業，Lowi取值為1；最高的1/3對照組企業，Lowi取值為0。Aftert為擔保物權制度改革的虛擬變量，2007年為擔保物權制度改革發生年，其當年及以后取值為1，否則為0。Lowi×Aftert為分組變量Lowi與擔保物權制度改革虛擬變量Aftert的交互項，用于檢驗以《物權法》實施為標志的擔保物權制度改革對于企業全球價值鏈分工位置的影響。Controli,t代表對一系列企業特征變量進行控制，λi、λt、λind、λcity分別表示對企業、年份、行業、城市固定效應進行控制。εi,t為殘差項。同時，本文在企業層面聚類，以處理潛在的異方差問題。若回歸結果中交互項Lowi×Aftert系數顯著為正，即本文假設1得到驗證，說明擔保物權制度改革能夠顯著提升企業全球價值鏈分工位置。

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

(二)主要變量測度

1.企業出口全球價值鏈分工位置的測度。

企業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年中國企業的出口全球價值鏈分工位置(加權上游度指數)進行測度，并以此衡量企業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，利用世界投入產出表，計算企業的出口產品與其最終產品的距離，以此衡量產品的出口全球價值鏈分工位置(產品層面的上游度)。一般而言，距最終品生產階段間隔(距離)越遠的產品，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，結合中國工業企業數據庫和海關數據庫，識別企業的具體出口產品種類；并以產品出口額占企業總出口量的比例為權重，結合不同出口產品的全球價值鏈分工位置(產品層面的上游度)，在企業層面進行加權，得到企業出口全球價值鏈分工位置(加權上游度)指數。最后，本文對企業出口全球價值鏈分工位置指數進行對數處理，以衡量企業的全球價值鏈分工位置(GVCi,t)。該指數越大，表明企業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。

參考現有研究成果，本文對企業和行業層面的一系列特征變量進行控制，緩解實證研究“擔保物權制度改革能否提升企業全球價值鏈分工位置”時可能存在的遺漏變量問題。首先，我們對企業的資本勞動比(Capitallaborratio)進行了控制。企業的資本勞動比(Capitallaborratio)反映了企業的資本與勞動的相對比例，衡量了企業的要素稟賦結構，是決定企業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模(Capital)控制企業規模，根據員工人數(Employ)控制企業人力資本存量。最后，考慮到企業自身的生產率、產權性質、利潤率及資本結構對企業全球價值鏈分工位置的影響，我們分別對企業的主營業務收入(Revenue)、資產負債率(Lev)、企業規模(Size)、企業年齡(Age)、產權性質(SOE)、是否為外商投資企業(FIE)、貿易方式(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)數據來源與處理

本文利用2005—2013年中國工業企業數據與海關貿易數據，實證檢驗擔保物權制度改革對于企業全球價值鏈分工位置的影響。其中，對中國工業企業數據與海關貿易數據的處理方式如下：首先，本文根據Brandt等(2012)[42]的方法，剔除了中國工業企業數據中存在的異常觀測值，并對2005—2013年中國工業企業進行唯一編碼。其次，本文選取2005—2013年“企業—產品”維度的海關貿易數據，參考Ahn等(2011)[43]的研究，剔除從事進出口貿易代理企業的觀測值、剔除貿易方式等重要變量缺漏的觀測值，并根據“大類經濟類別分類(BEC 4.0)”劃定企業進口產品類別，同時對企業進口中間品與出口產品的貿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年世界投入產出表(WIOT)和海關貿易數據，以產品出口值占企業總出口值的份額為權重對產品上游度指數進行加權，測度企業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定的工業企業唯一編碼，將工業企業數據與海關數據進行匹配，由此得到了2005—2013年關于中國工業企業數據與海關貿易數據的非平衡面板合并數據。

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

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

表2對企業全球價值鏈分工位置(GVC)等主要變量進行了描述性統計。研究結果顯示，2005—2013年共95 446個年度企業樣本觀測值。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，表明中國企業全球價值鏈分工位置差距較大，部分企業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，表明企業的要素稟賦結構存在較大差異。總的來看，各變量描述性統計均符合工業企業基本特征。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，多重共線性檢驗結果正文沒有匯報，實證結果備索。，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 描述性統計

(二)平行趨勢檢驗

同時，采用雙重差分模型對“擔保物權制度改革能否促進企業全球價值鏈分工位置提升”進行實證檢驗，要求擔保物權制度改革這一政策沖擊嚴格外生，滿足平行趨勢假定，即實驗組企業如未受到擔保物權制度改革的影響，其全球價值鏈分工位置的時間趨勢應與對照組企業保持一致。如圖1所示，擔保物權制度改革前(t=0期前)，系數的置信區間均不顯著異于0，實驗組和控制組企業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平行趨勢檢驗結果表明：《物權法》頒布前，擔保物權制度改革尚未施行，實驗組企業和對照組企業的全球價值鏈位置不存在明顯差異；而以《物權法》實施為標志的擔保物權制度改革發生后，實驗組企業全球價值鏈位置較對照組企業存在顯著提升，滿足平行趨勢假定。

圖1 平行趨勢檢驗

(三)基準回歸結果

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

表3 基準回歸分析

(四)穩健性檢驗

為保證上述“擔保物權制度改革能夠有效提升企業全球價值鏈分工位置”這一實證結論的可靠性，本文分別通過重新構造實驗組與控制組、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果進行穩健性檢驗。

1.重新構造實驗組與控制組。

參考錢雪松和方勝(2017)[35]的研究，本文通過重新構造實驗組與控制組進行穩健性檢驗。具體地，本文設計了兩種實驗組與控制組的構造方式。一是將企業根據固定資產比率由高至低分為3組，令固定資產比率處在中部1/3的企業為實驗組，仍保持固定資產比率最高的1/3企業為控制組，構造分組變量Low1i；并將Low1i與虛擬變量Aftert交乘，構造擔保物權制度改革政策效應交互項Low1i×Aftert。二是將企業根據固定資產比率中位數分為兩組，令低于固定資產比率中位數的企業為實驗組，否則為控制組，構造分組變量Low2i；并將Low2i與虛擬變量Aftert交乘，再次構造擔保物權制度改革政策效應交互項Low2i×Aftert。本文通過上述兩種實驗組與控制組的構造方式進行穩健性分析，再次檢驗擔保物權制度改革對企業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建方式差異對回歸結果可能產生的干擾。

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

2.傾向匹配得分檢驗。

為緩解在擔保物權制度改革發生前實驗組與控制組自身存在的異質性差異對實證結果可能產生的干擾(3)本文通過企業固定資產比率異質性構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制度改革發生前可能自身存在一定程度異質性，從而對本文基準回歸結論的穩健性產生干擾。，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)匯報了該穩健性檢驗回歸結果，交互項Lowi×Aftert系數在5%水平上顯著為正。這一穩健性檢驗結果表明：對數據進行傾向得分匹配處理后，擔保物權制度改革對于企業全球價值鏈分工位置的提升效應仍然存在。基于傾向得分匹配法的穩健性檢驗沒有改變本文基準回歸結果。

表4 穩健性檢驗Ⅰ

3.構建平衡面板。

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

4.調整時間窗口。

2008年金融危機爆發后，政府實施的“四萬億”緊急刺激政策對企業融資約束的緩解可能影響本文基準回歸結果的穩健性。為緩解該政策可能產生的干擾，本文把時間窗口縮短至2007年，將金融危機爆發后的企業-年度樣本剔除，以進行穩健性檢驗。剔除金融危機與“四萬億”政策影響的穩健性檢驗回歸結果如表5列(2)所示，時間窗口調整后，交互項系數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，擔保物權制度改革仍能促進企業全球價值鏈分工位置提升。

表5 穩健性檢驗Ⅱ

5.安慰劑檢驗。

本文在模型(1)中根據企業固定資產比率高低構建分組變量，并未對實驗組與對照組本身的異質性進行探討。企業全球價值鏈位置的差異可能內生于其固定資產比重的差異，而非由擔保物權制度改革引起。為消除由于實驗組和對照組自身異質性引起的系統性估計偏誤，本文通過1 000次隨機構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果。如圖2所示，該檢驗所產生的1 000個交互項Lowi×Aftert的系數，T檢驗統計量均集中于0附近，近似呈正態分布。該安慰劑檢驗結果表明，隨機構造實驗組與控制組并未對本文基準回歸結果產生顯著影響，即擔保物權制度改革對于企業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性檢驗

(一)擔保物權制度改革、融資約束與企業全球價值鏈分工位置提升

擔保物權制度改革能夠有效緩解企業融資約束問題(錢雪松和方勝，2017[35])，而融資約束的變動，正是影響企業全球價值鏈分工位置的關鍵因素(5)為保證回歸結果的穩健性，本文同時檢驗了緩解融資約束對于企業全球價值鏈升級的顯著正向作用，限于篇幅正文沒有報告，回歸結果備索。(馬述忠等，2017[2]；呂越等，2018[3])。理論上，擔保物權制度改革能夠通過緩解企業約束，促進企業全球價值鏈分工位置的提升。但是，由于融資約束和企業全球價值鏈分工位置存在嚴重內生性，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《物權法》的實施作為融資約束的工具變量，構建2SLS模型，對假設2進行實證檢驗，探究擔保物權制度改革是否通過緩解融資約束推動企業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(6)Hadlock和Pierce(2010)[48]首次以SA指數衡量企業融資約束，隨即被廣泛運用。其計算公式為：-0.737×(資產規模)+0.043×(資產規模)2-0.040×(年齡)。該指數越大，則企業面融資約束越為嚴重。對企業融資約束水平進行替代衡量(Hadlock和Pierce，2010[48])，進而檢驗擔保物權制度改革對于企業融資約束的影響。回歸結果如表6列(1)所示，交互項Lowi×Aftert系數在1%的水平上顯著為負，說明相較于控制組企業而言，擔保物權制度改革能夠顯著緩解實驗組企業融資約束。同時，如模型(3)所示，本文參考Liu和Yi(2015)[46]的研究構建2SLS模型，實證檢驗擔保物權制度改革是否通過緩解企業融資約束進而提升企業全球價值鏈分工位置。具體地，本文使用《物權法》的實施作為工具變量以識別企業融資約束變動對全球價值鏈分工位置的影響。2SLS回歸結果如表6列(2)所示，SA(IV:Lowi×Aftert)系數在5%的水平上顯著為負，說明擔保物權制度改革能夠通過緩解低固定資產比率企業融資約束，有效推動其全球價值鏈分工位置提升，本文的假設2得到支持。

表6 影響機理分析

(二)基于債務融資視角的進一步分析

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

1.總體債務融資能力。

本文從企業總體債務融資能力的視角，對擔保物權制度改革能否通過改善企業債務融資，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(TotalDebt)對于企業總體債務融資能力進行替代衡量。如表7列(1)所示，本文對擔保物權制度改革能否改善企業總體債務融資能力進行檢驗。回歸結果顯示交互項Lowi×Aftert系數在1%的水平上顯著為正，說明擔保物權制度改革能夠有效提升企業總體負債水平，改善企業總體債務融資能力。同時，本文構建2SLS模型，檢驗擔保物權制度改革能否通過改善企業總體債務融資能力推動全球價值鏈分工位置提升。回歸結果如表7列(2)所示。Total-Debt(IV:Lowi×Aftert)第二階段回歸系數在1%的水平上顯著為正，說明擔保物權制度改革對于企業的總體債務融資能力的提升是推動全球價值鏈分工位置提升的關鍵因素。

2.負債期限結構。

本文分別從長期負債與短期負債的視角對企業債務融資展開討論，探究擔保物權制度改革能否通過改善企業負債期限結構，提升全球價值鏈分工位置。根據財務理論，相對于短期負債而言，長期負債的籌資風險低、還款壓力小；企業面臨融資約束越大，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對于企業長、短期債務水平進行替代衡量。

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

同時，本文構建2SLS模型，檢驗擔保物權制度改革能否通過改善企業負債期限結構提升全球價值鏈分工位置。回歸結果如表7列(5)與列(6)所示。列(5)短期債務融資水平變動Cur-Debt(IV:Lowi×Aftert)的回歸系數在1%的水平上顯著為負；而列(6)長期債務融資水平變動Long-Debt(IV：Lowi×Aftert)的回歸系數在5%的水平上顯著為正。這一回歸結果表明：擔保物權制度改革所導致的企業負債期限結構的改善(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 基于債務融資視角的進一步分析

3.商業信用融資約束。

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

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

上述研究結果表明，擔保物權制度改革能夠助力企業全球價值鏈分工位置提升。但由于企業自身稟賦的不同，上述結論對于異質性企業可能存在政策效果差異。因此，本文從貿易方式、企業規模、資本類型、產業結構的視角，就擔保物權制度改革提升企業全球價值鏈分工位置進行異質性分析，以明確這一改革對于異質性企業全球價值鏈分工位置的影響，從而為企業全球價值鏈升級提供路徑指引。

1.貿易方式異質性。

依據企業參與貿易方式的差異，我們將樣本分為一般貿易企業與加工貿易企業。表8列(1)與列(2)分別報告了擔保物權制度改革提升企業全球價值鏈分工位置對于一般貿易企業與加工貿易企業的政策效果差異。如表8所示，列(1)一般貿易企業樣本的交互項系數在1%的水平上顯著為正，而列(2)加工貿易企業樣本的交互項系數在10%的水平上未表現顯著。該回歸結果表明，擔保物權制度改革對于全球價值鏈分工位置的提升作用主要表現在一般貿易企業而非加工貿易企業。可能的原因在于：相較于加工貿易企業，一般貿易企業通常需自行開拓進口渠道并購置相關原材料，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.企業規模異質性。

依據企業資產規模差異，我們將樣本分為大企業與中小企業。表8列(3)與列(4)分別報告了擔保物權制度改革提升企業全球價值鏈分工位置對于大企業與中小企業的政策效果差異。如表8所示，列(3)大企業樣本的交互項Lowi×Aftert回歸系數在10%的水平上未表現顯著，而列(4)中小企業樣本的交互項Lowi×Aftert回歸系數在1%的水平上顯著為正。該回歸結果表明，擔保物權制度改革對于全球價值鏈分工位置的提升作用主要表現在中小規模企業而非大規模企業。可能的原因在于：相較于中小企業，《物權法》實施前大規模企業受到的融資約束限制往往更小，因而擔保物權制度改革對該類企業融資約束的緩解較為有限。本文關于企業規模異質性的研究，能夠為進一步拓寬中小企業融資渠道，緩解中小企業融資難問題，精準扶持中小企業提升全球價值鏈分工位置提供政策參考。

3.資本類型異質性。

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

4.產業結構異質性。

依據企業產業結構的差異，我們將樣本分為資本密集企業與勞動密集企業。表8列(7)與列(8)分別報告了擔保物權制度改革提升企業全球價值鏈分工位置對于資本密集企業與勞動密集企業的政策效果差異。如表8所示，列(7)的資本密集企業樣本的交互項Lowi×Aftert回歸系數在10%的水平上未表現顯著，而列(8)勞動密集企業樣本交互項Lowi×Aftert回歸系數在1%的水平上顯著為正。該回歸結果表明，擔保物權制度改革對于全球價值鏈分工位置的提升作用主要表現在勞動密集企業而非資本密集企業。可能的原因在于：相較于勞動密集企業，擔保物權制度改革前資本密集企業已然嵌入全球價值鏈的較高位置，因而擔保物權制度改革的政策效果不甚顯著。

表8 異質性企業分析

七、研究結論與展望

(一)研究結論

本文基于中國《物權法》實施這一準自然實驗，以擔保物權制度改革為研究對象，構建雙重差分模型，實證研究擔保物權制度改革對于企業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論。

第一，中國企業在全球價值鏈中分工位置的提升需要相關法律制度的配套和完善。我們的研究結果證實，以《物權法》實施為標志的擔保物權改革對于提升國內企業全球價值鏈分工位置具有顯著正向作用。當前，中國正處于經濟轉型發展、深化改革的關鍵階段。促進中國企業邁向全球價值鏈中高端，不僅需要經濟改革和轉型，也需要相關法律制度的完善和支撐。本文基于擔保物權制度改革的視角，強調了法律制度改革對企業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的制度保障和監管機制，進而推動中國企業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向全球價值鏈中上游提升的關鍵因素。我們的研究結果發現，擔保物權制度改革可以有效緩解企業融資約束，進而促進中國企業向全球價值鏈中上游提升。進一步研究指出，擔保物權制度改革改善融資約束的渠道非常多元，具體包括提升企業債務融資能力，調整企業負債期限結構和改善企業商業信用融資能力。這些渠道有效改善了企業融資約束困境，促進了中國企業在全球價值鏈中向更上游的環節提升。

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。筆者通過實證發現：擔保物權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往往不同。擔保物權制度改革對企業全球價值鏈分工位置的提升效應，在受融資約束更強的企業(如一般貿易企業、外資企業和小型企業)與處于全球價值鏈相對下游位置的企業(如勞動密集型企業)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，進而全面提升企業全球價值鏈分工位置提供了理論和實證依據。

(二)管理啟示

我們從本研究及其結論中得到如下管理啟示。

第一，構建更加完善的法律制度，為中國企業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整，商品和要素在全球范圍內重新配置，中國企業在全球價值鏈中面臨新的機遇和挑戰。相較于非出口企業，參與全球價值鏈的企業更加注重法律制度的保障，強調法律制度對貿易投資便利化、優化營商環境、加強知識產權保護等經貿規則的保護。然而，隨著全球價值鏈分工的調整，一些傳統的法律制度和規則框架越來越不適應當前國際國內形勢的變化，亟待進行變革。因此，中國需更好地完善現有法律制度對參與全球價值鏈企業的保障機理，推動建立更加公平、合理、透明、開放的法治環境和國際經貿規則體系，從而為中國企業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，進一步改善企業融資約束，多管齊下化解企業融資難問題。企業融資約束問題是阻礙中國企業向全球價值鏈中高端提升的關鍵因素。從全球價值鏈分工位置來看，處于全球價值鏈上游的“研發型”企業相較于下游企業，技術升級和研發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，企業的融資方式仍以抵押、質押為主。而“研發型”企業以無形資產為主的資產結構特征，使其面臨風險溢價高、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“研發型”企業嵌入全球價值鏈的關鍵影響因素。本文研究結果發現：擔保物權制度改革可以通過提升債務融資能力、調整負債期限結構和改善商業信用融資能力等多元渠道，緩解企業融資約束問題。因此，各級行政主體應當充分考慮不同類型企業的融資環境差異，通過實施“多元化”融資策略，進一步拓展企業融資渠道，特別是關注商業信用融資等非正式融資渠道，從而多渠道優化企業融資環境，助力中國企業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，構建更加開放、透明、精準的法律保障體系。由于企業自身稟賦的不同，同一法律對于異質性企業往往存在政策效果差異。例如，擔保物權制度改革對于融資能力較差的中小型企業更為有效，而對于資本密集的大型企業和高度依賴中間品進口的加工貿易企業影響不大。因此，對于不同類型的市場主體，有關部門應根據不同市場主體的自身發展水平，有梯度、有目標地進行精準機制設計，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全球價值鏈分工位置。

(三)局限與展望

本文基于中國《物權法》實施這一準自然實驗，揭示了擔保物權制度改革對于企業全球價值鏈分工位置的影響及其機理，后續需要進一步學術探討的課題至少有以下兩大主要方面。其一，繼續深入探討擔保物權制度改革對于企業貿易利益的影響。本文探究了擔保物權制度改革對于企業全球價值鏈分工位置的影響，而這一改革能否促使企業獲得更多的貿易利益仍有待于深入研究。未來的研究可繼續探討擔保物權制度改革對于企業貿易利益的影響及其作用機理。其二，繼續深入探討其他法律制度改革對企業全球價值鏈分工位置的影響。本文基于2007年中國《物權法》實施這一準自然實驗，從緩解融資約束的角度，論述了擔保物權制度改革對企業全球價值鏈分工位置的影響及內在機理。隨著中國市場經濟法制建設的逐步深入，《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，從而為中國企業嵌入國際分工營造了更為良好的法治環境。這些法律制度的完善能否對企業全球價值鏈分工位置產生影響？其內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全球價值鏈分工位置的影響及作用機理。