國內(nèi)市場分割與出口國內(nèi)附加值率
——兼論貿(mào)易開放度和貿(mào)易政策不確定性的調(diào)節(jié)效應

張 澤 義 周 玉 琴

(重慶師范大學 經(jīng)濟與管理學院，重慶 401331)

一、引言

20世紀80年代以來，全球價值鏈主導下的國際分工模式發(fā)生了實質(zhì)性變化，即產(chǎn)品間分工向產(chǎn)品內(nèi)分工轉(zhuǎn)變。與傳統(tǒng)國際分工不同，現(xiàn)代國際分工更加注重和強調(diào)價值鏈邊界，其范圍不僅僅局限于產(chǎn)品的生產(chǎn)或制造環(huán)節(jié)，而且包含一系列的產(chǎn)品增值環(huán)節(jié)(設計、研發(fā)、制造、組裝、銷售等)。各個國家不再關(guān)注于某種產(chǎn)品，而是產(chǎn)品價值鏈的某個環(huán)節(jié)，價值鏈擴散到全球范圍，在其進行空間分割，產(chǎn)品不再由一國單獨完成，而是由多國協(xié)作生產(chǎn)。1978年改革開放以來，我國憑借勞動力資源優(yōu)勢，參與到由跨國公司和國際大買家推動的全球化生產(chǎn)和貿(mào)易體系中，并快速成為“世界工廠”。但是我國出口的快速增長備受批評(Gereffi and Lee，2012)[1]，認為我國利用勞動力優(yōu)勢，擠占了其他國家的出口能力(Koopman et al.，2012)[2]。我國成為遭受反傾銷調(diào)查最多的國家和反補貼調(diào)查最多的國家。但實際上，我國依然處于全球價值鏈的低端，成為發(fā)達國家的國際大買家和跨國公司控制下的低附加值產(chǎn)品和中間產(chǎn)品的生產(chǎn)基地(劉維林，2021)[3]。根據(jù)出口數(shù)據(jù)顯示，我國從出口一臺蘋果手機獲得的實際價值僅為其價格的1.8%左右(Kraemer et al.，2011)[4]。黨的十九大報告將“促進我國產(chǎn)業(yè)邁向全球價值鏈中高端”作為重要目標之一，如何嵌入全球價值鏈高端環(huán)節(jié)，便成為亟待解決的問題(洪俊杰和商輝，2019)[5]。并且隨著全球金融危機、中美貿(mào)易摩擦和新冠肺炎疫情等國際因素導致逆全球化盛行，從而使得全球價值鏈經(jīng)歷不斷深化和重塑，為我國國際分工地位的提升帶來了機遇(湯鐸鐸等，2020)[6]。那么是什么因素造成了我國較低的出口國內(nèi)附加值，分析其原因?qū)τ谡_認識我國在國際分工中的地位顯得尤為重要，可為我們在百年未有之大變局中實現(xiàn)價值鏈攀升提供思路。

就此領(lǐng)域，學界已從多個方面探討和實證檢驗了出口國內(nèi)附加值率的影響因素。Upward et al.(2013)[7]運用中國企業(yè)數(shù)據(jù)研究表明，影響我國出口國內(nèi)附加值率的因素包括貿(mào)易方式、企業(yè)的所有制類型以及要素密集度。Johnson and Noguera(2014)[8]運用跨國家的面板數(shù)據(jù)，研究認為貿(mào)易成本是影響出口附加值的主要原因。Kee and Tang(2016)[9]測算了我國出口國內(nèi)附加值，并分析了匯率水平、生產(chǎn)國內(nèi)中間投入品的企業(yè)關(guān)稅和外商直接投資對出口國內(nèi)附加值的影響。張杰等(2013)[10]實證研究表明，外商直接投資是推動我國出口國內(nèi)附加值率提升的重要原因之一，尤其是加工貿(mào)易和外資企業(yè)，另外對發(fā)展中國家和新興國家的出口也是重要的促進因素。樊秀峰和程文先(2015)[11]的研究也支持了這一結(jié)論。而唐宜紅和張鵬楊(2017)[12]的研究卻得出了不同的結(jié)論，發(fā)現(xiàn)從全球價值鏈的嵌入機制看，外商直接投資對出口國內(nèi)附加值的影響并不顯著，這是因為外商直接投資對出口中本行業(yè)和其他行業(yè)的國內(nèi)附加值存在相反的影響。李勝旗和毛其淋(2017)[13]研究了上游壟斷對下游企業(yè)出口國內(nèi)附加值的影響，研究發(fā)現(xiàn)，上游壟斷會明顯降低下游企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率，特別是一般貿(mào)易和本土企業(yè)。許和連等(2017)[14]分析了制造業(yè)投入服務化對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響及其機制，發(fā)現(xiàn)我國制造業(yè)投入服務化與企業(yè)出口國內(nèi)附加值率之間是U型關(guān)系，其關(guān)系會因貿(mào)易類型、技術(shù)水平、地區(qū)、所有制類型和中間要素投入的不同而呈現(xiàn)差異。邵朝對等(2020)[15]研究認為，服務業(yè)對外資的開放會顯著地提升我國的出口國內(nèi)附加值率。還有一些學者分別從貿(mào)易自由化(彭冬冬和杜運蘇，2016)[16]、融資約束(邵昱琛等，2017)[17]、國家政策(劉玉海等，2020)[18]等其他方面探討了其影響因素。從現(xiàn)有文獻看，大多數(shù)文獻都是從外資、貿(mào)易、企業(yè)自身的角度進行考察，很少有文獻從國內(nèi)市場體制方面分析我國出口國內(nèi)附加值率低的原因。

一個值得關(guān)注的現(xiàn)象是，雖然我國逐步從計劃經(jīng)濟轉(zhuǎn)變?yōu)槭袌鼋?jīng)濟，區(qū)域間要素流動性加強，地區(qū)間合作不斷增加，但是地區(qū)間的壁壘沒有因市場經(jīng)濟改革而逐漸消失，地方保護主義現(xiàn)象較為嚴重，與國際貿(mào)易壁壘相比，國內(nèi)市場分割現(xiàn)象更為嚴重(Young，2000)[19]。市場分割對國際貿(mào)易影響的研究也得到了一些學者的關(guān)注(朱希偉等，2005；[20]張杰等，2010；[21]張艷等，2014；[22]劉信恒，2020[23])。然而很少有學者從市場分割角度去解釋我國處于全球低端價值鏈上的原因。事實上，我國企業(yè)低端價值鏈“鎖定”有其深刻的市場體制成因。在經(jīng)濟全球化背景下，基于要素稟賦的傳統(tǒng)比較優(yōu)勢被市場一體化及其規(guī)模收益遞增效應所取代，成為決定一個國家在全球價值鏈中的地位的重要因素(Krugman，1991)[24]。國內(nèi)市場分割使得企業(yè)不能充分有效利用國內(nèi)市場需求(朱希偉等，2005)[20]，而以壟斷競爭和規(guī)模報酬遞增為基礎(chǔ)的新經(jīng)濟地理學理論認為，正是由于區(qū)域之間的需求關(guān)聯(lián)效應，企業(yè)得以同時利用本地市場和外圍市場，發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟效應，提高其生產(chǎn)效率，并通過出口貿(mào)易獲利。因而，市場分割導致地區(qū)間需求關(guān)聯(lián)效應無法發(fā)揮，成為阻礙企業(yè)出口附加值提升的重要原因。并且，市場分割會使企業(yè)傾向于進入國際市場來替代國內(nèi)市場(張杰等，2010)[21]，在對外開放新格局的背景下，外資企業(yè)的大量引進加劇了這一趨勢，進入國際市場的部分企業(yè)會因核心競爭力較低，被牢牢壓制在價值鏈低端。因此，基于市場分割探討企業(yè)出口附加值及其影響機理，對破解低端價值鏈“鎖定”并實現(xiàn)價值鏈攀升具有較強的理論和現(xiàn)實意義。

與已有文獻相比，本文可能的邊際貢獻在于：(1)將市場分割引入企業(yè)生產(chǎn)決策過程，構(gòu)建模型研究國內(nèi)市場分割對本地企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響。(2)本文嘗試從微觀企業(yè)的角度探究其影響，對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關(guān)進出口數(shù)據(jù)的影響及其作用機制進行實證檢驗，使得研究更具可靠的數(shù)據(jù)支持。(3)利用中介效應模型考察市場分割降低企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響機制，從而更加深入地認識市場分割與企業(yè)出口國內(nèi)附加值的關(guān)系。(4)進一步分別從對外開放和貿(mào)易政策兩個角度，檢驗和分析貿(mào)易開放程度和貿(mào)易政策不確定性在國內(nèi)市場分割和出口國內(nèi)附加值率關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應，為當前我國國內(nèi)國際雙循環(huán)新發(fā)展格局下如何加快推進制造業(yè)強國速度提供有益的經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論模型和研究假說

本文將市場分割引入到Melitz(2003)[25]的分析框架，構(gòu)建一個局部均衡模型，考察市場分割對出口國內(nèi)附加值率的影響。

假定企業(yè)在完全競爭市場條件下生產(chǎn)單一同質(zhì)產(chǎn)品，且企業(yè)使用中間產(chǎn)品，連同勞動力和資本進行生產(chǎn)。其生產(chǎn)函數(shù)采用擴展的D-S形式：

Y=ALαKβMγα,β,γ>0,α+β+γ=1

(1)

其中，Y表示企業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)量，A>0表示生產(chǎn)技術(shù)參數(shù)。L表示投入勞動力總量，K表示投入資本數(shù)量，M表示投入的中間產(chǎn)品數(shù)量。在這里本文將中間產(chǎn)品M分為兩部分，一是從國內(nèi)其他區(qū)域購買的中間投入品Md，二是從國外進口的中間投入品Mf，并將其定義為：

(2)

其中δ表示國內(nèi)和國外中間投入品的替代彈性(δ>1)。假定中間投入品的運輸遵循冰山運輸成本，pvf是進口中間產(chǎn)品v的出廠價，τf是國家間單位中間產(chǎn)品的運輸成本，則從國外進口中間投入品v的到岸價格為eτfpvf。本文考慮國內(nèi)市場存在市場分割的情形，故在此假定從國內(nèi)其他區(qū)域購買中間投入品也存在冰山運輸成本，因此，同理pud是國內(nèi)中間產(chǎn)品u的出廠價，τd是國內(nèi)區(qū)域間單位中間產(chǎn)品的運輸成本，代表了國內(nèi)市場的分割程度，其值越大，說明國內(nèi)市場的分割程度越嚴重。故企業(yè)從國內(nèi)其他區(qū)域購買中間投入品u的到岸價格為eτdpud。根據(jù)(2)式可得到中間投入產(chǎn)品的價格PM，即：

(3)

假設勞動力的價格即工資為w，資本的價格為r，則企業(yè)的成本函數(shù)可表示為：

C=wL+rK+PMM

(4)

企業(yè)的目標是在約束條件即ALαKβMγ≥Y下，使得要素投入的成本最小化。依次對L、K、M求偏導，并令其等于0，根據(jù)一階條件，整理得到：

(5)

將(5)式帶入(4)可得到企業(yè)的成本函數(shù)，即

(6)

根據(jù)(5)式和(6)式，可得到

(7)

企業(yè)中間投入品最優(yōu)決策可轉(zhuǎn)化為如下的成本最小化問題：

(8)

對(8)式求解，可得到：

(9)

根據(jù)出口國內(nèi)附加值率的定義，并結(jié)合(7)(9)式，可將其表示為：

(10)

(11)

(11)式對τd求偏導，整理得到：

(12)

假說1：國內(nèi)市場分割程度的上升會阻礙出口的國內(nèi)附加值率的提高。

本文接下來將進一步考察市場分割對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的作用機制。本文認為市場分割主要通過成本和技術(shù)創(chuàng)新兩個渠道影響企業(yè)出口國內(nèi)附加值率。

1.成本效應。國內(nèi)市場分割會導致省份間不合理的資源要素配置，阻礙非本地市場的生產(chǎn)要素流入本地市場，國內(nèi)省份間貿(mào)易成本上升，企業(yè)從國內(nèi)其他地區(qū)購買的中間投入產(chǎn)品的價格會上升，增加了本地企業(yè)的生產(chǎn)成本。企業(yè)成本的大幅度上升導致企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的降低(許和連等，2017)[14]。同時這也會引起進口中間品與國內(nèi)中間品相對價格的下降，根據(jù)(11)式可知?DVAR/?(eτfPf/eτdPd)>0，企業(yè)出口國內(nèi)附加值率會因此降低。另外從國內(nèi)購買中間投入產(chǎn)品的成本上升，企業(yè)會相應地從國外進口更多的中間產(chǎn)品，這同樣會降低企業(yè)出口國內(nèi)附加值率。因此市場分割會通過影響企業(yè)成本來降低出口國內(nèi)附加值率。

2.技術(shù)創(chuàng)新效應。國內(nèi)的市場分割現(xiàn)象會帶來嚴重的地方保護主義，形成以鄰為壑的“諸侯經(jīng)濟”局面，從而阻礙企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新的動力。地方保護主義通過改變企業(yè)創(chuàng)新收益函數(shù)和扭曲企業(yè)的創(chuàng)新行為，降低企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的預期收益，從而減少企業(yè)創(chuàng)新活動的投入，削弱企業(yè)的創(chuàng)新動力。市場需求是刺激創(chuàng)新活動的動力來源之一(Young，1993)[26]，市場分割限制了地區(qū)間產(chǎn)品流動，影響本國市場需求空間的規(guī)模和結(jié)構(gòu)，從而阻礙了企業(yè)的由本土市場需求所引致的創(chuàng)新能力的發(fā)揮。在開放經(jīng)濟的條件下，雖然企業(yè)可以通過國際貿(mào)易來開拓國外市場需求，以此緩解國內(nèi)市場分割導致的國內(nèi)市場需求改變對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的不利影響。但是從我國的實際情況來看，我國企業(yè)憑借勞動力和自然資源等低級要素稟賦優(yōu)勢，以代工的方式進入國際的低端需求空間，切入到由發(fā)達國家控制的全球價值鏈的低端環(huán)節(jié)。同時，發(fā)達國家通過技術(shù)標準、專利等方式將我國企業(yè)“俘獲”和“鎖定”在低端價值鏈上，并不會給我國本土企業(yè)的創(chuàng)新活動創(chuàng)造需求刺激空間。這是導致我國企業(yè)創(chuàng)新能力的“集體缺失”的根本原因之一。企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的減少和創(chuàng)新能力的下降，會導致國內(nèi)市場所提供的中間投入品的減少，從而會降低企業(yè)出口國內(nèi)附加值率。另外，國內(nèi)市場中間投入品供應的減少會降低進口中間品與國內(nèi)中間品的相對價格，這也會降低出口國內(nèi)附加值率。因此市場分割通過技術(shù)創(chuàng)新渠道降低企業(yè)出口國內(nèi)附加值率。基于此，本文提出如下假說：

假說2：國內(nèi)市場分割通過提高企業(yè)成本和抑制研發(fā)創(chuàng)新降低企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率。

三、計量模型設定與數(shù)據(jù)說明

(一)計量模型建立

基于以上理論分析，本文建立如下的基本計量模型：

DVARijkt=β0+β1SEGit+β2Xijkt+λi+λj+λt+εijkt

(13)

其中，i代表省份，j代表行業(yè)，k代表企業(yè)，t代表年份，DVARijkt代表i省份j行業(yè)k企業(yè)t年的出口國內(nèi)附加值率，SEGit代表i省份t年的市場分割指數(shù)，Xit為影響出口國內(nèi)附加值率的一系列控制變量的集合，λi、λj、λt分別表示省份、行業(yè)和年份的控制因素，εijkt表示隨機誤差項。

(二)數(shù)據(jù)說明及來源

1.出口國內(nèi)附加值率(DVAR)。出口國內(nèi)附加值率的測算主要有兩種方法，一是運用投入產(chǎn)出表的方法(Hummel et al.，2001；[27]Koopman et al.，2012；[2]Johnson and Noguera，2012；[28]唐宜紅和張鵬楊，2017[12])；二是基于微觀數(shù)據(jù)的測算方法(Upward et al.，2013；[7]張杰等，2013[10]；邵朝對等，2020[15])。由于第一種方法是基于行業(yè)層面的測算，與本文的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)不符，本文借鑒Upward et al.(2013)[7]、張杰等(2013)[10]的方法。首先是區(qū)分貿(mào)易方式，將樣本按照貿(mào)易方式分為一般貿(mào)易、加工貿(mào)易和混合貿(mào)易。然后，識別進口中間投入品，根據(jù)BEC的產(chǎn)品分類，進口產(chǎn)品可分為中間投入品、消費品和資本品，加工貿(mào)易和一般貿(mào)易企業(yè)的進口產(chǎn)品的用途有所不同。比如加工貿(mào)易企業(yè)的進口產(chǎn)品均作為中間投入品，而一般貿(mào)易企業(yè)的進口產(chǎn)品除了作為中間投入品外，還可以作為資本品或消費品。因此需要識別一般貿(mào)易企業(yè)進口的中間投入品。最后，考慮貿(mào)易代理商問題。將企業(yè)中包含“進出口”“經(jīng)貿(mào)”“貿(mào)易”“科貿(mào)”“外經(jīng)”等的企業(yè)認為是中間貿(mào)易商。出口國內(nèi)附加值率的計算公式如下：

(14)

(15)

DVAR3=w1DVAR1+w2DVAR2

(16)

3.控制變量。企業(yè)的一些自身特征也會對出口國內(nèi)附加值率產(chǎn)生影響，結(jié)合相關(guān)理論和已有文獻的研究，在基本回歸模型中加入以下控制變量：①企業(yè)規(guī)模(size)，用企業(yè)從業(yè)人數(shù)來衡量，并取對數(shù)進入回歸方程。②企業(yè)年齡(age)，用當年年份減去企業(yè)成立年份來表示。③企業(yè)的固定資產(chǎn)規(guī)模(asset)，用企業(yè)固定資產(chǎn)總額來衡量，并以對數(shù)形式進入估計方程。④市場集中度(HHI)，用赫芬達爾-赫希曼指數(shù)來表示，計算公式為HHIjt=∑k∈Φj(skt/Sjt)2，其中skt表示k企業(yè)t年的銷售額，Sjt表示j行業(yè)t年的總銷售額，計算過程中行業(yè)采用兩分位。該數(shù)值越小，說明國內(nèi)市場競爭程度越高。⑤要素密集度(KL)，用資本與勞動之比來衡量，資本用企業(yè)固定資產(chǎn)凈值余額來表示，并用2000年固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減，勞動用企業(yè)從業(yè)人員數(shù)來表示，將兩者的比值取對數(shù)進入估計方程。⑥平均工資(wage)，將企業(yè)應付工資總額除以企業(yè)從業(yè)人員數(shù)得到平均工資，并將其對數(shù)化。

本文所使用的企業(yè)微觀數(shù)據(jù)主要來源于2000—2014年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關(guān)進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，選取的研究對象為制造業(yè)企業(yè)。根據(jù)研究目的，需要將兩個數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)進行合并，在合并前先剔除其中的異常值和缺失值，比如總固定資產(chǎn)或流動資產(chǎn)大于總資產(chǎn)的企業(yè)、企業(yè)編碼缺失等；然后根據(jù)Upward et al.(2013)[7]、戴覓等(2014)[38]的方法，從兩個方面對數(shù)據(jù)進行合并整理，一是以企業(yè)名稱和企業(yè)年份作為識別條件對兩個數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)進行匹配，二是采用企業(yè)郵政編碼和電話號碼后七位，進一步對數(shù)據(jù)進行匹配合并。

四、實證結(jié)果分析及其討論

(一)基準回歸結(jié)果

通過F檢驗、Hausman檢驗進行面板數(shù)據(jù)模型選擇，F(xiàn)檢驗結(jié)果顯示均應拒絕混合回歸模型；根據(jù)Hausman檢驗，固定效應模型均優(yōu)于隨機效應模型。在基準回歸中，通過逐步添加解釋變量的方法來觀測實證結(jié)果的穩(wěn)健性。回歸結(jié)果如表1所示。表1中模型1僅考慮了市場分割變量，其系數(shù)為負，并通過1%的顯著性水平檢驗，說明市場分割阻礙了企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提高；模型2—模型7，在此基礎(chǔ)上逐步加入控制變量，雖然市場分割變量的估計系數(shù)的絕對值出現(xiàn)小幅波動，呈下降趨勢，但其系數(shù)仍為負且在1%水平上顯著，說明在控制了其他影響因素后，市場分割對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率仍產(chǎn)生了顯著的不利影響。因此上述實證結(jié)果較好地驗證了本文理論模型所得出的結(jié)論。

對于控制變量而言，表1結(jié)果顯示，企業(yè)規(guī)模的系數(shù)為正且顯著，說明大企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率相對高，可能因為大企業(yè)較高的話語權(quán)，使得進口的中間投入品價格相對較低，同時其出口產(chǎn)品也具有相對的優(yōu)勢。企業(yè)年齡的系數(shù)顯著地為正，表明企業(yè)成立時間越長，其出口國內(nèi)附加值率會相對較高。企業(yè)固定資產(chǎn)規(guī)模的系數(shù)大于0且顯著，說明企業(yè)固定資產(chǎn)規(guī)模的增加有利于提升其出口國內(nèi)附加值率。市場集中度的系數(shù)為負且通過顯著檢驗，說明市場壟斷不利于出口國內(nèi)附加值率的提升。要素密集度的系數(shù)為正且顯著，表明企業(yè)要素密集度越高，其出口國內(nèi)附加值率越高。平均工資的系數(shù)不顯著，說明平均工資對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率并沒有產(chǎn)生顯著影響。

表1 全樣本基準回歸結(jié)果

(二)不同貿(mào)易類型和行業(yè)類型的比較分析

本文根據(jù)企業(yè)貿(mào)易類型的不同，將研究樣本中的企業(yè)分為一般貿(mào)易企業(yè)、加工貿(mào)易企業(yè)和混合貿(mào)易企業(yè)，考察國內(nèi)市場分割對不同貿(mào)易類型企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響。其回歸結(jié)果見表2模型8—10。從具體的回歸結(jié)果可知，市場分割對一般貿(mào)易企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的負面影響最大，對混合貿(mào)易的影響次之，對加工貿(mào)易企業(yè)的不利影響最小。這可能與不同貿(mào)易類型企業(yè)的投入產(chǎn)品結(jié)構(gòu)有關(guān)，我國加工貿(mào)易依托于廉價的勞動力和資源優(yōu)勢得到了迅速發(fā)展，市場分割對其的影響就會相對較小。而一般貿(mào)易企業(yè)生產(chǎn)所需的中間投入品大部分是從國內(nèi)市場購買，受國內(nèi)市場分割的影響便較大。

企業(yè)在要素密集度方面的差異決定了其在參與全球經(jīng)濟活動中所處的地位不同，市場分割對其產(chǎn)生的影響也會有所不同。因此本文將研究樣本分為勞動密集型企業(yè)、資本密集型企業(yè)和技術(shù)密集型企業(yè)，分析不同要素密集度的企業(yè)受市場分割影響的差異性。相應的估計結(jié)果見表2模型11—13。從結(jié)果可知，市場分割對資本和技術(shù)密集型企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的不利影響較大，對勞動密集型企業(yè)的影響相對較小。勞動密集型企業(yè)通常是從國外進口中間產(chǎn)品，與當?shù)氐牧畠r勞動力資源相結(jié)合，進行加工組裝等，與資本和技術(shù)密集型企業(yè)相比，從國內(nèi)其他區(qū)域購買中間投入品的需求并不太大，因此市場分割對其的影響就會相對較小。

表2 分不同貿(mào)易類型和行業(yè)類型的回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.市場分割的另一種度量

如前所述，在測算市場分割時，將其范圍擴展到整個國內(nèi)市場。為了與本文上述測算結(jié)果形成修正和參照，本文采用陸銘和陳釗(2009)[36]方法，即國內(nèi)市場分割的測算僅考慮相鄰省市的情形，從而對結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表3模型14所示。只考慮鄰近省份價格波動的情況下，市場分割的系數(shù)仍為負且顯著，說明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。與本文使用的市場分割指標相比，其系數(shù)的絕對值相對較小，表明僅考慮相鄰省份的市場分割對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響存在一定的低估。

2.企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的延續(xù)性

考慮到企業(yè)出口國內(nèi)附加值率可能具有的延續(xù)性特征(張杰等，2013)[10]，為了捕捉這一“慣性”特征，分析其余未考慮的因素，在基本模型(13)式的基礎(chǔ)上引入出口國內(nèi)附加值率的滯后一期項DVARijk,t-1。本文采用GMM估計法對擴展的動態(tài)面板模型進行估計，并分別采用差分GMM和系統(tǒng)GMM兩種方法，將DVARijk,t-1、SEGit視為內(nèi)生變量，并其兩階及更高階的滯后項作為工具變量，其估計結(jié)果見表3模型15和16。相關(guān)統(tǒng)計檢驗表明：擾動項自相關(guān)檢驗顯示，隨機誤差項的差分存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，故模型的隨機誤差項沒有序列相關(guān)；過度識別的Sargan檢驗顯示，應接受“所有工具變量均有效”的原假設，說明選擇的工具變量是有效的。從動態(tài)面板的估計結(jié)果看，市場分割系數(shù)的符號并未發(fā)生變化且顯著，其他控制變量的系數(shù)符號與基準模型的結(jié)果完全一致。因此，本文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性較好。

3.內(nèi)生性處理

由于被解釋變量出口國內(nèi)附加值率的維度是企業(yè)層面，而核心解釋變量市場分割是省份層面，因此被解釋變量與核心解釋變量之間逆向因果導致的聯(lián)立內(nèi)生性問題的可能性較小。但是一些不可觀測因素可能會影響市場分割和出口國內(nèi)附加值率，在實際建模分析中又無法將全部影響因素引入模型，那么遺漏變量便被納入到誤差項中，如果遺漏變量與其他自變量相關(guān)，就會產(chǎn)生因遺漏變量引起的內(nèi)生性問題。雖然本文在上述基準回歸模型中控制了非觀測的省份、行業(yè)和年份固定效應，能在一定程度上緩解遺漏變量導致的內(nèi)生性問題。不過為了保證實證結(jié)果的穩(wěn)健可信，本文使用工具變量法克服潛在的內(nèi)生性問題，考慮到可能存在的異方差問題，本文使用廣義矩估計(GMM)進行回歸。工具變量的選擇借鑒連玉君等(2008)的方法，本文使用市場分割的滯后一期作為工具變量。回歸結(jié)果見表3模型17。結(jié)果顯示，Kleibergen-Paap rk LM檢驗的P值為0，即拒絕工具變量識別不足的原假設。Kleibergen-Paap rk Wald F檢驗的統(tǒng)計量大于10%顯著性水平下的臨界值，即拒絕工具變量弱識別的原假設。檢驗結(jié)果說明工具變量的選擇是有效的。根據(jù)模型17可知，市場分割的系數(shù)顯著為負，即市場分割會降低企業(yè)出口國內(nèi)附加值率，這一結(jié)論與表1是一致的，本文的實證結(jié)果得到進一步驗證。

表3 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

(四)機制檢驗

為檢驗上述兩個影響渠道，本文將構(gòu)建中介效應模型來揭示和驗證其可能的機制途徑，選取企業(yè)成本和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力作為中介變量，建立如下的中介效應模型的遞歸方程：

DVARijkt=β0+β1SEGit+β2Xijkt+λi+λj+λt+εijkt

(17)

Eijkt=α0+α1SEGit+α2Xijkt+λi+λj+λt+εijkt

(18)

DVARijkt=θ0+θ1SEGit+θ2Eijkt+θ3Xijkt+λi+λj+λt+εijkt

(19)

Eijkt表示中介變量，即分別是企業(yè)成本(COST)和技術(shù)創(chuàng)新能力(INNO)。其余符號的含義與前文相同。企業(yè)成本(COST)的衡量，借鑒劉斌和王乃嘉(2016)[39]的方法，采用企業(yè)管理費用、財務費用、主營業(yè)務成本、銷售費用、主營業(yè)務應付工資總額和主營業(yè)務應付福利費的總和來衡量，并取自然對數(shù)進入估計方程。技術(shù)創(chuàng)新能力(INNO)用企業(yè)新產(chǎn)品銷售額與企業(yè)總銷售額的比重來度量。檢驗結(jié)果見表4。

表4 中介效應估計結(jié)果

表4中模型18是對(17)式的估計結(jié)果，與表1中模型7的結(jié)果相同。模型19是以企業(yè)成本為因變量的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，市場分割變量的系數(shù)為正且顯著，說明市場分割明顯增加了企業(yè)成本。模型20在基準模型中加入中介變量企業(yè)成本的回歸結(jié)果，顯示企業(yè)成本的系數(shù)為負且顯著，說明企業(yè)成本越高，企業(yè)出口國內(nèi)附加值率越低。因此市場分割通過提高企業(yè)成本而降低企業(yè)出口國內(nèi)附加值率。模型21是以企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新為被解釋變量的回歸結(jié)果，市場分割的系數(shù)顯著小于0，說明市場分割會顯著阻礙企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。模型22在基準模型中加入中介變量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的回歸結(jié)果，結(jié)果表明企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新有利于提高企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率。因此市場分割通過抑制企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)而降低了企業(yè)出口國內(nèi)附加值率。與基準模型18相比，分別加入中介變量的模型20和22，市場分割系數(shù)的絕對值均出現(xiàn)了不同程度的下降，同時加入企業(yè)成本和技術(shù)創(chuàng)新兩個中介變量后，其系數(shù)的絕對值進一步下降，這說明企業(yè)成本的上升和技術(shù)創(chuàng)新能力的弱化是市場分割降低企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的可能渠道。

五、貿(mào)易開放度和貿(mào)易政策不確定性的調(diào)節(jié)效應

企業(yè)所在省份的地區(qū)貿(mào)易開放程度存在明顯差異，不過，加入WTO以后為我國企業(yè)提供了一個較為穩(wěn)定的貿(mào)易環(huán)境。但是黨的十九屆六中全會明確提出，世界正經(jīng)歷百年未有之大變局，國際貿(mào)易環(huán)境日益復雜和波動，不確定性因素明顯增加。如2008年金融危機、英國脫歐、中美貿(mào)易摩擦、新冠肺炎疫情等，這在一定程度上無疑給我國企業(yè)帶來了貿(mào)易政策的不確定性。那么國內(nèi)市場分割對出口國內(nèi)附加值率的影響是否會因為貿(mào)易開放程度的不同而存在差異，是否會隨著貿(mào)易政策不確定性的變化而變化？因此將地區(qū)貿(mào)易開放程度、貿(mào)易不確定性與國內(nèi)市場分割的交叉項引入到基準模型(13)中，得到以下的計量模型：

其估計結(jié)果如表5模型24和26所示。估計結(jié)果顯示，貿(mào)易開放度和市場分割的交叉項的系數(shù)為負，且在1%的顯著性水平下顯著，說明貿(mào)易開放度高的地區(qū)，國內(nèi)市場分割對企業(yè)出口國內(nèi)附件值率的不利影響越小。其原因可能是對外開放程度的上升，使得企業(yè)的競爭壓力增加，從而激勵企業(yè)的研發(fā)和創(chuàng)新活動，提高企業(yè)的生產(chǎn)率和優(yōu)化生產(chǎn)經(jīng)營環(huán)節(jié)，這有助于擴大企業(yè)的生產(chǎn)范圍，增加國內(nèi)中間投入品的種類，國內(nèi)中間投入品的相對價格會因其供給總量和種類的增加而下降，有利于提高出口國內(nèi)附加值(毛其淋和許家云，2019)[42]，從而減小國內(nèi)市場分割對出口國內(nèi)附加值的不利影響。

貿(mào)易政策不確定性和國內(nèi)市場分割的交叉項的系數(shù)大于0且顯著，表明貿(mào)易政策不確定性降低會弱化國內(nèi)市場分割對出口國內(nèi)附加值率的負向影響。這主要是因為，貿(mào)易政策不確定性的降低，會帶來競爭效應、技術(shù)創(chuàng)新效應和溢出效應(佟家棟和李勝旗，2015)[43]，這都將提升出口國內(nèi)附加值，降低市場分割的負向作用。

表5 貿(mào)易開放程度和貿(mào)易不確定性調(diào)節(jié)效應的估計結(jié)果

六、結(jié)論及啟示

本文在Melitz(2003)模型的基礎(chǔ)上，將市場分割引入企業(yè)生產(chǎn)決策過程，研究國內(nèi)市場分割對本地企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響。在此基礎(chǔ)上采用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關(guān)進出口數(shù)據(jù)，對其影響效應進行了實證檢驗，并就不同貿(mào)易類型和行業(yè)類型情形下的影響作了比較分析。之后進一步利用中介效應模型揭示其背后可能的影響渠道和機制。得出以下結(jié)論：(1)國內(nèi)市場分割顯著地阻礙了企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提高，與理論模型得出的結(jié)論相一致，這一結(jié)論在采用修正的市場分割指標、考慮企業(yè)出口國內(nèi)附加值率延續(xù)性，以及克服內(nèi)生性問題后仍然成立。(2)從企業(yè)不同貿(mào)易類型來看，市場分割對一般貿(mào)易企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的負面影響比混合貿(mào)易和加工貿(mào)易要大，這可能與不同貿(mào)易類型企業(yè)的投入產(chǎn)品結(jié)構(gòu)有關(guān)；從要素密集度方面的差異性來看，與資本和技術(shù)密集型企業(yè)相比，市場分割對勞動密集型企業(yè)的影響相對較小。(3)市場分割通過提高企業(yè)成本和抑制研發(fā)創(chuàng)新這兩個渠道降低了企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率。(4)對外開放程度的提高和貿(mào)易政策不確定性的下降，都會降低市場分割對出口國內(nèi)附加值率的不利影響。

盡管市場分割在一定程度上可能符合地方經(jīng)濟發(fā)展和地方政府官員的利益，但是在我國積極參與國際分工和融入全球價值鏈的背景下，國內(nèi)市場分割會降低企業(yè)出口國內(nèi)附加值率，嚴重損害我國企業(yè)的國際競爭力，不利于全球價值鏈地位的攀升。因此最重要的是打破市場分割：第一，統(tǒng)一、開放市場的建立需要地方政府和中央政府的通力合作。從觀念上轉(zhuǎn)變地方政府狹隘的地方保護主義，削弱“諸侯經(jīng)濟”帶來的凈收益，破除行政壁壘，從而減少地方政府進行地域分割的行為。轉(zhuǎn)變地方政府的行政職能，減少政府干預，發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，從制度上強化其建立開放市場的經(jīng)濟管理職能。中央政府需要在市場立法方面下大工夫，以立法的形式約束地方政府的行為，加強統(tǒng)一的市場監(jiān)管，健全統(tǒng)一市場監(jiān)管規(guī)制，強化統(tǒng)一市場監(jiān)管執(zhí)法，提升統(tǒng)一市場監(jiān)管能力，遏制地方分割市場的行為。第二，加快建立統(tǒng)一的要素市場，要素自由流動是統(tǒng)一大市場建立的重要保障，引導土地、勞動力、資本、技術(shù)、數(shù)據(jù)等各類要素合理協(xié)同向優(yōu)質(zhì)高效領(lǐng)域流動。第三，實行統(tǒng)一的市場準入制度，對各類型企業(yè)實行統(tǒng)一、公平的有序競爭制度，規(guī)范不當市場競爭，清理各類地方保護主義和優(yōu)惠政策，強化建立統(tǒng)一市場的制度基礎(chǔ)。第四，對于不同貿(mào)易類型和行業(yè)類型的企業(yè)要采取針對性的措施。比如，重點關(guān)注一般貿(mào)易企業(yè)、資本和技術(shù)密集型企業(yè)在國際分工中的困境，采用與加工貿(mào)易、勞動密集型企業(yè)不同的差異性政策，消除國內(nèi)市場分割對其的相對較大影響。第五，要堅定不移全面擴大開放，構(gòu)建更開放的國內(nèi)國際雙循環(huán)，同時積極為企業(yè)創(chuàng)造一個穩(wěn)定且長期的貿(mào)易環(huán)境，通過擴容升級雙邊經(jīng)貿(mào)合作和加快推進“一帶一路”倡議等來降低企業(yè)面臨的不確定性因素，為邁向全球價值鏈的中高端創(chuàng)造良好的環(huán)境條件。