加工貿易轉移如何影響承接地區企業利潤率?
——基于時期差異視角

胡浩然 施炳展 宋顏群

一、引言

產業跨區域轉移是調節生產要素空間布局和促進區域協調發展的重要途徑。根據產品生命周期理論(product life cycle)，產品要經歷形成、成長、成熟和衰退4 個階段。在不同國家或地區，相同產品的生命周期所處的階段存在差異，實際上表現為該產品在不同國家或地區的技術水平差距。生產相同產品的技術水平差距意味著不同國家或地區產業發展水平的差異，即形成了產業發展梯度(Lu 和Tao，2009)，從而決定了國際貿易和國際投資的方向，發達國家或地區相對落后的產業傾向于往落后國家或地區轉移。由于勞動力、土地和資源等生產要素的低成本比較優勢，中國東部地區在改革開放以后承接了大量以加工貿易為主的勞動密集型產業，這些產業轉移大幅度縮小了中國與發達國家的經濟發展水平差距。但是，隨著中國人口紅利的逐步消失，東部地區勞動力成本不斷上升，以及資源開采、能源消耗、環境治理等硬性約束增大，東部地區承接的加工貿易等勞動密集型產業被迫面臨轉變。這類企業要么主動轉型升級以適應經濟向高質量模式轉變的發展要求，要么關停國內的工廠或者轉移到人口紅利較大的印度、東南亞等國家和地區。除此之外，次優選擇是推動加工貿易等勞動密集型產業的跨區域轉移，這些產業轉移到我國經濟相對落后地區可以有效帶動承接地區經濟增長，進而縮減區域間經濟發展水平差距。

隨著我國中西部和東北等相對落后地區交通等基礎設施的完善，以及在勞動力、資源等方面相比東部地區逐步具備比較優勢，中西部等欠發達地區已經逐步具備了承接東部地區轉移產業的發展潛力，加工貿易跨區域轉移成為大勢所趨(房慧玲，2010)。現有研究認為，加工貿易跨區域轉移在促進相對落后地區經濟增長中發揮了積極作用(胡小娟和劉紅英，2009)，有助于促進加工貿易承接地區產業結構升級、提升產品競爭力、出口創匯和解決就業等(林娟等，2012)。鑒于此，我國政府在力求推動加工貿易轉型升級的同時①2003 年11 月，黨的第十六屆三中全會上提出《中共中央關于完善社會主義市場經濟體制若干問題的決定》，倡導促進加工貿易的轉型升級。，高度重視產業跨區域的結構性調整。黨的十七大重點強調“促進加工貿易的轉型升級” 和“推動區域協調發展”，國務院積極推動加工貿易轉移的供給側結構性改革。

我國的產業跨區域轉移符合經濟發展規律，同時與國家政策導向密切相關(謝呈陽等，2014)。2007 年以來商務部等部門聯合劃定了加工貿易轉移承接地區城市名單，加工貿易轉移政策正式落地。但是，市場中企業視利潤最大化為其主要目標，也是企業經營績效的基礎和核心(劉燦雷等，2018)。加工貿易產業能否在承接地區集聚，是以承接地區企業能否實現利潤最大化為基準。②基于微觀經濟學理論(microeconomic theory)，本文認為企業利潤最大化至少包含三層含義: 一是在優惠政策的激勵下獲得超出其他地區完全競爭狀態的超額利潤，二是長期內獲得本地趨于完全競爭市場的正常利潤或者經濟學意義的零利潤；三是產業政策在長期內沒有扭曲市場的資源配置和降低企業的利潤率。伴隨著承接地區銀行貸款支持和基礎設施建設等優惠措施的落地，當地加工貿易企業的生產成本將下降，企業盈利水平趨于提升(李宏亮和謝建國，2018)。但是，加工貿易轉移政策的優惠措施也將促進承接地區企業的市場進入行為。市場進入可能同時帶來集聚效應和競爭效應(趙瑞麗等，2019)，并且對承接地區加工貿易企業利潤率起到正反兩方面作用，可能導致企業利潤率在長期內趨于下降。

因此，本文有待研究的問題至少包括如下三個方面: 第一，加工貿易轉移政策能否提升承接地區加工貿易企業的利潤率? 第二，加工貿易轉移政策的優惠措施是否為加工貿易轉移政策提升企業利潤率的作用機制? 第三，加工貿易轉移政策影響企業利潤率的邊際效應如何變化，集聚效應和競爭效應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易轉移政策對承接地區加工貿易企業平均利潤率的影響，而且有助于剖析加工貿易轉移政策影響企業利潤率的邊際效應和作用機制。鑒于產業跨區域轉移對“外” 可以減小加工貿易等勞動密集型企業的外逃，進而有利于緩解出口下滑的壓力，對“內” 可以促進國內落后地區的經濟增長。因此，本文可以為新時期中國政府合理調整貿易政策和促進區域協調發展提供決策依據，具有一定的理論價值和現實意義。

本文以商務部等部門聯合實施的加工貿易轉移政策為例，主要研究該政策對承接地區加工貿易企業利潤率的平均影響和長期影響。與已有研究相比，本文有如下幾點發現和可能的邊際貢獻: 第一，本文從加工貿易跨區域轉移角度研究了產業轉移對承接地區企業利潤率的影響，在平均效應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，豐富和拓展了現有研究視角。第二，從集聚效應和競爭效應角度分析和論證了“∩” 形特征產生的原因。已有文獻大多關注到國內產業轉移可以帶來產業集聚(孫曉華等，2018)，本文發現集聚效應可能是短期影響，而競爭效應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，本文結合基于加工貿易轉移政策的外生案例進行研究。已有文獻一般以產業份額變動這一事件來衡量產業轉移，以轉移前后產業份額的相對變化量來度量產業轉移程度 (Zhao 和Yin，2011)，但指標構建方法并不能完全剔除內生性的影響。本文在已有研究基礎上，通過準自然實驗策略評估加工貿易轉移政策的經濟效應，盡可能地減弱了內生性干擾。

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部和國家開發銀行首次發布了《關于支持中西部地區承接加工貿易梯度轉移工作的意見》，并且公布了第一批次的加工貿易承接地區城市名單，包括南昌、贛州等9 個城市。①請見: “商務部、國家開發銀行關于支持中西部地區承接加工貿易梯度轉移工作的意見”，商務部網站，2007 年11 月22 日，http://www.mofcom.gov.cn/article/fgsjk/200711/20071102655732.shtml。此后，2008 年商務部等部門發布了加工貿易承接地區第二批次城市名單，2010 年發布了加工貿易承接地區第三批次城市名單。至此，加工貿易承接地區名單中的城市達到44 個，其中西部地區28 個，中部地區13 個，東部地區僅3個。由此可見，政策的目標是引導東部地區加工貿易等勞動密集型產業到中西部地區發展，提高中西部地區加工貿易方式出口額占全國加工貿易出口總額的比重。主要措施包括: 第一，承接地區可以獲得總規模達到300 億元人民幣的銀行貸款。國家開發銀行根據建設項目和借款人需求協助提供中長期和技術援助貸款，對于重點企業和項目可以提供10%以內利率下浮的優惠貸款條件。同時，國家開發銀行需要積極參與借款主體的債券承銷，提供財務顧問服務。第二，承接地區需要加強交通等基礎設施及功能配套設施的建設，包括園區的道路、電水氣熱、環境治理等基礎設施硬件項目，以及軟件平臺、孵化園、倉儲物流等功能性配套設施項目。

(二) 典型事實

1.加工貿易潛在轉出地區的識別

改革開放初期，東部沿海地區由于區位鄰近海港、便于運輸等比較優勢，承接了大量的國際加工貿易轉移，成為發展加工貿易較早的地區。本文首先將東部地區省份作為潛在的加工貿易轉出地區，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，各省經濟發展水平和發展階段不同，目前我國政府在積極引導東部發達地區的經濟增長模式率先由粗放型模式向高質量發展模式轉變。經濟相對發達的部分東部地區省份具有優先淘汰落后產能的傾向，而部分經濟發展水平一般的東部地區具有承接產業轉移的需要。因此，本文將2000—2006 年以前經濟發展水平(人均GDP)處于中位數以上的北京、天津、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東等8 個東部地區省份(直轄市) 以及計劃單列市大連作為潛在的加工貿易轉出地區。最后，在上述8 個東部發達省份(直轄市) 中同樣存在經濟發展水平一般且面臨承接產業轉移的城市，例如福建龍巖出現在第三批次的加工貿易承接地區城市名單中。本文按照城市加工貿易出口額占全國加工貿易總出口額的比重進行區分，計算出各市在2000—2006 年的平均比重。統計數據顯示，全部城市平均比重為0.03%，8 個東部發達省份(直轄市) 和大連的平均比重為0.84%，其他地區平均比重為0.02%。本文以0.03%作為區分，將8 個東部發達省份(直轄市) 和大連高于0.03%的城市作為潛在的加工貿易轉出地區①因篇幅所限，本文省略了加工貿易潛在轉出地區的城市名單，感興趣的讀者可以向作者索取。，此部分城市數量大約占69.5%，而其他地區高于0.03%的城市比重大約僅為16.7%，區分度較高。因此，全部樣本可以被分為潛在轉出地區、三批次的承接地區、除承接地區以外的其他地區五個部分。

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

2.不同地區加工貿易企業利潤率變化

企業以利潤最大化為主要目標，加工貿易承接地區需要保證企業至少獲取完全競爭市場的正常利潤或者優惠政策下的超額利潤，才能順利推行加工貿易轉移政策。本文分別計算出三批次承接地區和其他地區企業的平均利潤率，繪制圖1 中的右圖。右圖顯示，2000—2013 年其他地區企業平均利潤率的變化趨勢變動不大。在2000—2006 年，三批次承接地區企業平均利潤率的變化趨勢基本一致。在2007—2013 年，承接地區企業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，但與其他地區的差值呈現先增大后減小的變化趨勢。右圖結果表明，加工貿易轉移政策可能顯著提高了承接地區加工貿易企業的平均利潤率，但是呈現先提升后下降的“∩” 形特征。

圖1 基礎事實描述

三、研究假說

(一) 加工貿易轉移政策對企業利潤率的平均影響

新古典經濟學認為，企業利潤最大化是其生產經營的主要目標(劉燦雷等，2018)。企業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生存的基礎。同時，從頂層設計角度看，產業政策能否持續推進需要考慮受規制企業盈利狀況等的績效變化。因此，我國的產業政策一般會實施一系列的優惠措施，這些措施是影響企業利潤來源的非市場化因素(張杰等，2011)。對于承接地區來講，加工貿易轉移政策要求當地提供銀行貸款支持和完善基礎設施建設等措施，這些“政策租” 有助于當地加工貿易相關產業的集聚(趙瑞麗等，2019)。同時，優惠措施在短期內可以降低當地加工貿易企業的融資成本，使其獲取超出正常水平的利潤。但是，優惠措施也會促進市場競爭，企業為了“政策租” 而進入市場，長期內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。總體上看，加工貿易轉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，市場進入才會恢復正常水平。因此，加工貿易轉移政策發揮效力的同時，承接地區加工貿易企業的利潤率將在短期內大于0，在長期內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: 加工貿易轉移政策將促進承接地區加工貿易企業平均利潤率的提升。

加工貿易轉移政策對承接地區企業利潤率的提升作用與其優惠措施密切相關。一方面，加工貿易轉移政策給予銀行優惠貸款等措施有效緩解了承接地區加工貿易企業的融資約束程度，進而變相降低了企業參與出口的總成本(David 和Richard，2010)。隨著企業融資約束的下降，融資成本隨之下降，導致生產產品的邊際產出相對于邊際成本提升，最終有助于提高企業的盈利水平(李宏亮和謝建國，2018)。另一方面，承接地區需要加強交通等基礎設施建設。新地理經濟學認為，發達的基礎設施能夠降低運輸成本，提升企業盈利水平，促進相關企業向某一地區集聚，進而促進當地經濟發展(王永進和盛丹，2013)。基于此，本文提出推論1。

推論1: 導致假說1 成立的原因在于加工貿易轉移政策提供的銀行貸款支持和完善基礎設施建設的優惠措施。

(二) 加工貿易企業利潤率呈現“∩” 形的理論基礎

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

假說2: 加工貿易轉移政策可以激勵承接地區加工貿易企業的市場進入。

現有研究表明，產業政策通常有助于勞動、資本、知識和技術等方面生產要素的集聚(孫曉華等，2018)。同理，加工貿易轉移政策的優惠措施可以促進加工貿易產業生產網絡的本地化，最終促進承接地區的產業集聚。一般認為，產業集聚是具有一定關聯的企業在空間范圍內集聚的經濟現象，產業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)。產業集聚通常可以帶來正向的經濟外部性，主要體現為促進承接地區企業間的資源互補和良性競爭、降低交易成本和風險以及促進上下游產業生產鏈的深度結合 (Rosenthal 和Strange，2004)，進而改善市場的資源配置效率和提升企業利潤(Hu 等，2015)。因此，本文提出推論2。

推論2: 集聚效應可能是加工貿易企業利潤率呈現“∩” 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企業間的競爭(黃健柏等，2006；謝呈陽等，2014)。在有限時期內，適度的市場競爭可以提高市場活力，進而改善企業的經營績效(Nickell，1996)。但也有研究發現，產業轉移帶來的競爭效應最終會導致要素資源的空間錯配，以及經濟效率損失(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利潤率呈現負相關關系(Lee，2008)。基于微觀經濟學理論，在完全競爭市場的前提下，當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構變化，并且導致市場利潤收斂到新的均衡點以及市場中企業利潤率的快速趨同。此外，企業可能為了獲得“政策租” 而進入市場，從而不能帶來一般意義上的產業集聚。隨著優惠政策在短期內的激勵作用逐步被市場在長期內的主導作用取代，集聚效應對企業利潤率的正向作用將逐步減弱(趙瑞麗等，2019)，而競爭效應對企業利潤率的抑制作用將逐步凸顯出來。在長期內，競爭效應將使得存在超額利潤的市場重新趨于完全競爭狀態，此時承接地區與非承接地區企業利潤率的變化將重新歸于市場調節，不同地區企業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: 競爭效應可能是加工貿易企業利潤率呈現“∩” 形后半段變化的助推原因。

四、研究設計

(一) 計量模型

為了驗證加工貿易轉移政策對承接地區加工貿易企業利潤率的因果效應，本文使用多期雙重差分法(DID) 進行研究(Beck 等，2010)，設定如下基準計量模型:

其中，c表示地級市，j表示企業，t表示年份。被解釋變量Profitrate為企業利潤率，代表企業的盈利水平，使用現有研究較為常用的銷售利潤率指標(劉燦雷等，2018)，即企業總利潤占銷售收入的比值來度量。解釋變量TREAT×Post表示加工貿易轉移政策的效力，X為控制變量集。aj、at分別為企業固定效應和年份固定效應，χjct為隨機誤差項。為了排除不同企業發展趨勢不同的干擾，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。企業的時間趨勢(aj×T) 用每個企業的虛擬變量(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 年設置為1，則2013 年T為14。

TREAT為政策虛擬變量，本文將商務部等部門聯合認定的加工貿易梯度轉移重點承接地區城市的加工貿易企業作為實驗組樣本并設置為1，其他城市的加工貿易企業作為對照組樣本并設置為0。Postt為政策的時間虛擬變量，商務部在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易梯度轉移重點承接城市，本文借鑒Lu 等(2017) 的做法，將政策發生當年的Post數值設置為(12-n)/12，n為對應的月份。將第一批次城市的樣本在2007 年設定為1/12，2008 年及以后設置為1，2007 年之前設置為0；第二批次城市在2008 年設置為2/3，2009 年及以后設置為1，2008 年之前設置為0，第三批城市在2010 年設置為1/12，2011 年及以后設置為1，2010 年之前設置為0。本文關注的是交叉項TREAT×Post的估計系數b1，b1刻畫了承接地區與其他潛在承接地區中企業利潤率在加工貿易轉移政策實施前后的平均差異，如果b1＞0 且通過顯著性檢驗，則表明加工貿易轉移政策在平均效應上顯著提高了承接地區企業的利潤率。

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

本文構建可能影響企業利潤率的控制變量集合(X): 第一，企業年齡(age)，用企業存續年限的對數值衡量。第二，企業規模(scale)，用企業總資產取自然對數衡量，并且折算為2000 年價格。第三，資本密集度(lnkl)，用固定資產凈值與從業人數的比值取自然對數值衡量，固定資產凈值折算到2000 年價格。第四，本文研究對象為加工貿易方式出口企業，由于海關數據庫中較為缺乏刻畫出口企業的特征變量，本文需要構造出企業出口的技術密集度變量。Lall (2000) 將海關產品按照技術含量具體分為高技術密集型、中技術密集型、低技術密集型、資源密集型和初級產品等五個種類。我們按照上述分組分別賦值為0.9、0.7、0.5、0.3 和0.1，按照企業每種產品的出口比重加權平均計算出企業層面的技術密集度，然后按照五分位數進行重新分組。本文將處于4/5 分位數以上的企業重新定義為高技術密集度企業并設置為1，其他企業設置為0，設置高技術企業虛擬變量(hightech)；同時，設置中技術企業虛擬變量(midtech)，將處于3/5 分位數到4/5 分位數之間的企業定義為中技術密集度企業，并且設置為1，其他企業設置為0。第五，本文根據企業實收資本的構成來區分所有制形式，如果企業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，國有和集體資本占比最大則將其定義為國有企業，其他為民營企業。我們設置外資企業虛擬變量(foe)，將外資企業設置為1，其他企業設置為0；設置國有企業虛擬變量(soe)，將國有企業設置為1，其他企業設置為0。第六，產業結構(indust)，用城市第二、第三產業的工業產值之和占地區總產值的比重來衡量。第七，城市發展水平(lnpgdp)，用城市生產總值(GDP) 除以常住總人口后取自然對數表示，并且折算為2000 年價格。第八，投資水平(invest)，用城市固定資產投資額除以生產總值的比重來衡量。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人口來衡量。

(三) 數據說明

本文主要使用2000—2013 年中國海關企業數據庫、工業企業數據庫和《中國城市統計年鑒》。由于出口代理商與其他出口企業在出口動機、生產行為等方面存在顯著差異，本文將出口代理商企業進行了剔除處理。本文研究對象主要是加工貿易企業，在保留加工貿易企業的基礎上，借鑒Liu 和Qiu (2016) 的思路，將混合貿易企業中一般貿易方式出口占企業總出口額比例低于0.25 的企業歸類到樣本中。本文對工業企業數據進行了預處理，刪除了企業職工人數小于8 人，總資產小于固定資產，實收資本等于或小于0，工業產出值、銷售收入、總資產等關鍵變量缺失或者為負等不符合會計準則的樣本。同時，本文使用企業名稱、郵編和電話號碼等信息對中國海關企業數據庫和工業企業數據庫進行了匹配。根據國家在2002 年頒布的《國民經濟行業分類》 對中國工業行業分類(CIC) 4 位碼進行了調整統一。城市層面的控制變量數據來源于《中國城市統計年鑒》。

五、實證檢驗

(一) 基準回歸

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

表1 基準回歸結果

(二) 動態檢驗

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，即在政策實施之前實驗組和對照組企業的利潤率沿著相同的趨勢變化。本文在公式1 的基礎上，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 年設置為基準年份，同時為了直觀起見，我們繪制了新交叉項TREAT×Year的估計系數。②請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展” 中圖A1 左圖。結果顯示，2000—2007 年的邊際效應線較為平坦且沒有通過顯著性檢驗，2008 年以后邊際效應線出現明顯上升且逐步通過顯著性檢驗，但2011—2013 年邊際效應線逐步下降且顯著性下降。總體而言，上述檢驗結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。

(三) 穩健性檢驗①預期效應檢驗結果和安慰劑檢驗結果請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展” 中表A3。

(1) 政策的預期效應。加工貿易轉移戰略是在國家“加工貿易轉型升級” 和“促進區域協調發展” 戰略的大背景之下提出的，潛在的加工貿易承接地區的企業會對該政策形成一定的預期，進而可能對加工貿易轉移政策的實施效果造成影響。為了確保基準回歸結果的有效性，我們首先檢驗承接地區企業是否存在預期效應。具體的做法是，分別設置加工貿易轉移政策前的年份虛擬變量(Yeart)，例如2004 年的年份虛擬變量，將該年設置為1，其他年份設置為0，并標記為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。結果發現，2000—2006 年新交叉項TREAT×Year的估計系數并不顯著，說明承接地區加工貿易企業在加工貿易轉移政策實施前并沒有形成顯著的盈利調整預期。

(2) 安慰劑檢驗。在證明滿足平行趨勢假設基礎上，本文需要對加工貿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，我們選用加工貿易轉移政策實施之前的樣本(2000—2006 年)，分別假設加工貿易轉移政策發生在2005 年、2004年、2003 年、2002 年和2001 年，然后重新進行回歸分析。如果虛擬的加工貿易轉移政策調整年份對企業利潤率的影響不顯著，則基準模型的回歸結果是可信的。結果發現，各年對應新交叉項TREAT×Year的估計系數不顯著，因此本文通過了反事實的安慰劑檢驗。

(3) 系統選擇性偏差。使用雙重差分法的基礎條件是準確識別實驗組和對照組，作為穩健性檢驗，本文以隨機抽樣的方式檢驗承接地區城市和其他地區城市的識別并非隨機選擇。首先，隨機抓取三個城市樣本組，分別對應三批次承接地區城市名單中城市數量的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。如果本文準自然實驗的城市分組變量的設置存在系統性偏差，則隨機抽樣實驗中TREAT×Post估計系數的方向和顯著性與基準回歸結果相近，反之，本文初始設置的識別框架是有效的。TREAT×Post估計系數t值的300 次隨機抽樣分布。結果顯示②隨機抽樣實驗結果請見《經濟科學》 官網“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，且幾乎全部在虛線的左側，僅2 次出現在右側。這說明隨機抽樣回歸結果與表1 第(5) 列的結果存在顯著差異，本文的準自然實驗不存在系統性偏差。

(4) 更換衡量企業盈利狀況的指標。資產收益率(roa) 是衡量企業盈利能力的重要指標，資產收益率用企業凈利潤除以總資產表示，檢驗結果如表2 第(1) 列所示。結果發現，交叉項的估計系數顯著為正，說明加工貿易轉移政策顯著提高了企業的資產收益率。

(5) 更換貿易方式和城市的保留標準。前文將混合貿易企業中一般貿易方式出口占企業總出口額比例低于0.25 的企業歸類到樣本中，我們將標準提升到0.4 以保留更多的混合貿易企業，檢驗結果如表2 第(2) 列所示。可以發現，交叉項的估計系數顯著為正，說明調整混合貿易企業的保留樣本不會對本文實證結果造成實質干擾。

同時，前文剔除了東部發達省市加工貿易出口額占全國加工貿易總出口額的比重大于0.03%的城市，在此基礎上本文將標準提升到0.05%以保留更多的東部發達地區樣本，檢驗結果如表2 第(3) 列所示。結果發現，交叉項的估計系數顯著為正，說明調整東部發達省市的保留樣本的檢驗結果與前文一致。

(6) 使用上市公司數據。相較于工業企業，上市公司的基本信息、財務信息及附注更為全面，可以更好地識別企業是否存在跨地區經營。但是，我國企業進入股市的門檻一般較高，上市公司的數據量要遠小于工業企業。盡管如此，本文使用上市公司數據進行穩健性檢驗，并且剔除跨地區經營的樣本，數據來源于國泰安數據庫。首先，我們用上市公司和工業企業兩套數據庫的企業名稱進行匹配，并且保留匹配成功的樣本。其次，根據在上市公司財務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。檢驗結果報告如表2 第(4) 列所示，交叉項的估計系數依然顯著為正，與基準回歸結果一致。這說明在使用上市公司數據并排除跨地區經營情況下，本文結論未發生改變。

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

(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。考慮到相鄰的城市在經濟發展水平、區位優勢、人文環境等方面具有相似性，本文分別找出與每個加工貿易承接城市地理位置相鄰的城市，將承接城市設置為實驗組，將地理相鄰的城市設置為對照組，然后重新進行檢驗，回歸結果如表2 第(6) 列所示。可以看出，交叉項的估計系數顯著為正，與前文估計結果一致。

(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，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) 重新進行參數估計，回歸結果如表2 第(7) 列所示。可以發現，TREAT×Post的估計系數顯著為正，充分說明樣本選擇性偏差沒有影響本文研究結論。

表2 穩健性檢驗

(四) 異質性檢驗①異質性檢驗結果請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展” 中表A4。

(1) 行業屬性差異。塑料、紡織、服裝、輕工等勞動密集型行業是加工貿易轉移政策在中西部地區重點鼓勵的承接行業，勞動密集型行業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(LII) 和非勞動密集型行業(NLII) 兩個樣本組。結果發現，交叉項的估計系數在勞動密集型行業樣本中顯著為正，在非勞動密集型行業樣本中沒有通過顯著性檢驗。回歸結果表明，加工貿易轉移政策主要提高了勞動密集型行業樣本組中加工貿易企業的利潤率，這與優先引導勞動密集行業轉移的政策導向相符合。

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

(3) 所有制形式差異。加工貿易企業中半數以上是民營企業，國有企業普遍面臨中央和地方政府的“隱性擔保”。并且，國有企業抵押品豐富且信貸記錄完善，相較于民營企業更容易獲得銀行信貸。外資企業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，民營企業可用于抵押貸款的資產較少，普遍面臨融資約束問題。鑒于承接地區給加工貿易企業提供銀行貸款支持的優惠措施，民營企業受到銀行貸款支持的邊際效用可能更大。因此，本文根據企業的所有制形式將全樣本劃分民營企業、國有企業和外資企業三個樣本組。結果顯示，TREAT×Post的估計系數在民營企業樣本中顯著為正，在國有企業和外資企業樣本中沒有通過顯著性檢驗。因此，加工貿易轉移政策主要提高了民營企業的利潤率，對國有企業和外資企業的影響不大。

六、作用機制檢驗

(一) 企業平均利潤率提升的機制檢驗

1.銀行貸款支持的作用

加工貿易轉移政策的一個重要措施是銀行貸款支持措施，如果企業通過銀行獲得更多的貸款，可以減小企業所面臨的外源融資約束程度。Li 和Yu (2009) 認為，企業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，考慮到企業借貸能力還受到企業自身規模因素的制約，為了剔除企業規模不同導致外部融資能力的差異，本文借鑒毛其淋(2020) 的做法，使用企業利息支出除以固定資產的利息支出比(fincons) 衡量企業的融資約束程度，該數值越大則說明企業外源融資約束特別是信貸約束越小。對全部樣本的檢驗結果如表3 第(1) 列所示，交叉項的估計系數為正但不顯著，說明加工貿易轉移政策緩解全部企業融資約束程度的作用并不明顯。但需要思考的是承接地區企業本身獲取外源融資能力的異質性，對于本身融資約束程度較高的企業，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生產和出口的抑制作用。因此，本文需要首先識別哪些企業是真正的高(低) 融資約束企業。

目前大多數衡量企業融資約束程度的指標依賴于具有內生性的財務變量，而非直接與融資約束產生關聯，以致研究結論可能存在偏誤。為了避免偏誤，Hadlock 和Pierce(2010) 僅使用企業規模(Size) 和企業年齡(Age) 兩個隨時間變化不大且具有很強外生性的變量構建SA 指數，SA ＝-0.737×Size+0.043×Size2-0.040×Age。其中，企業規模(Size) 用企業總資產取自然對數衡量，企業年齡(Age) 用實際存在年限衡量。SA 指數為負值，數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融資約束程度(SA) 的中位數進行分組，分為低融資約束企業(LFC) 和高融資約束企業(HFC)兩組。

本文首先分組檢驗加工貿易轉移政策對利息支出比的影響，回歸結果如表3 第(2)列、第(3) 列所示。可以發現，交叉項的估計系數僅在第(3) 列顯著為正，表明加工貿易轉移政策主要提升了高融資約束企業的利息支出比，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易轉移政策對企業利潤率的影響，檢驗結果如表3 第(4) 列、第(5) 列所示。可以發現，交叉項的估計系數在表3 第(5) 列顯著為正，在第(4) 列沒有通過顯著性檢驗，說明加工貿易轉移政策顯著提高了高融資約束企業的利潤率。可以推斷，加工貿易轉移政策降低了高融資約束企業的融資約束程度，并且有助于提升高融資約束企業的利潤率，這一結果與推論1 一致。

2.完善基礎設施的作用

加工貿易轉移政策的另一個重要措施是承接地區試點城市政府需要完善當地的基礎設施及功能配套設施。發達的基礎設施可以降低企業的運輸成本，吸引相關企業在當地產業集聚。由于距離海港較遠，交通成本是制約中西等偏遠地區發展加工貿易的重要因素。具有代表性的基礎設施是交通基礎設施，交通基礎設施的發達程度可以改變地區的社會經濟發展潛力和區位優勢。借鑒孫曉華等(2018) 的做法，本文使用城市的鐵路、公路和內河航道總里程除以地區面積構建路網密度指標(Rnd)，數值越大則代表交通基礎設施發展程度越高。本文首先使用城市層面面板數據檢驗加工貿易轉移政策對城市路網密度的影響，在計量模型中控制城市固定效應、年份固定效應和城市的時間趨勢，檢驗結果如表3 第(6) 列所示。可以發現，交叉項的估計系數顯著為正，說明加工貿易轉移政策顯著提高了承接地區試點城市的路網密度，完善了當地的交通基礎設施建設水平。

進一步地，本文需要比較基礎設施水平差異對加工貿易轉移政策經濟效應的異質性影響。我們按照承接地區與其他地區試點城市路網密度(Rnd) 數值的中位數進行分組，具體劃分為低路網密度和高路網密度兩個樣本組，分組檢驗結果如表3 第(7) 列、第(8) 列所示。可見交叉項的估計系數為正，但僅在第(8) 列通過顯著性檢驗，且第(8) 列系數值(0.055) 遠大于第(7) 列(0.020)，說明加工貿易轉移政策對高基礎設施發展程度的承接地區企業利潤率的提升幅度更高更明顯。同時，綜合第(6) 列的結果可以推斷，隨著加工貿易轉移政策不斷推進承接地區的交通等基礎設施的完善，地區基礎設施發展程度越高，加工貿易轉移政策對該地區企業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設施對企業利潤率的影響

(二) 加工貿易政策對企業利潤率的邊際影響

1.“∩” 形變化趨勢

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

在公式(1) 中，交叉項TREAT×Post捕捉了加工貿易轉移政策在實施后相較于實施前對企業利潤率的平均影響。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，表示加工貿易轉移政策分別在2007—2013 年的各年份相較于政策實施前影響企業利潤率的邊際效應。例如，在第t年，加工貿易轉移政策對企業利潤率的邊際影響是λt，我們需要觀察λt的變化趨勢。基于公式(3) 的回歸結果如表4 所示。可以發現，TREAT×Post×Year的估計系數在2007 年沒有通過顯著性檢驗，說明加工貿易轉移政策對企業利潤率的影響存在一定的時滯。TREAT×Post×Year的估計系數在2008—2011 年顯著為正，但在2012—2013 年沒有通過顯著性檢驗，說明加工貿易轉移政策對企業利潤率的長期正向影響不能持續。我們繪制了λt的數值觀察加工貿易轉移政策對企業利潤率的邊際影響。①請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展” 中圖A2 (a)。結果顯示，λt的數值呈現先上升后下降的“∩” 形變化趨勢，說明加工貿易轉移政策對承接地區加工貿易企業利潤率不能帶來長期的提升作用，其邊際影響呈現“∩” 形特征。

表4 加工貿易轉移政策對企業利潤率的邊際影響

2.市場進入

從理論分析部分可知，加工貿易轉移政策的優惠措施可以降低企業生產成本，進而促進承接地區出口企業(或內銷企業) 積極在(或進入) 出口市場參與加工貿易業務。本文首先觀察加工貿易企業的市場進入行為，分別計算出承接地區和其他地區加工貿易企業進入出口市場的概率，并且繪制數值。①請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展” 中圖A2 (b)。結果顯示，承接地區與其他地區加工貿易企業的市場進入概率在2006 年以前的變化趨勢差異不大。在2007 年以后，承接地區加工貿易企業的市場進入概率相比其他地區出現明顯提升，初步說明加工貿易轉移政策促進了承接地區加工貿易企業的市場進入。但是，2011 年以后承接地區與其他地區加工貿易企業的市場進入概率的差異性逐步縮小，說明承接地區的市場進入并非持續存在，這一過程可能伴隨著加工貿易企業利潤率的變化。

從相對動態角度看，承接地區企業進入市場從事加工貿易的概率將大幅度提升。本文將當年新進入市場的加工貿易企業設置為1，其他企業設置為0，定義企業的市場進入概率(enter)。本文分別結合海關企業數據庫和工業企業數據庫研究出口企業的市場進入行為和工業企業的市場進入行為；采用控制城市固定效應、行業固定效應和年份固定效應的Probit 模型進行檢驗，并且對回歸標準誤在城市層面進行聚類調整，回歸結果如表5第(1) 列、第(2) 列所示。可以看出，交叉項的估計系數顯著為正，說明加工貿易轉移政策顯著提高了企業進入出口市場從事加工貿易的概率，同時提升了內銷企業從事加工貿易的出口傾向。為了作穩健性對照，本文進一步研究一般貿易企業的市場進入行為，將當年新進入的一般貿易企業設置為1，其他企業設置為0，檢驗結果分別如表5 第(3)列、第(4) 列所示，可以發現，交叉項的估計系數在第(3) 列沒有通過顯著性檢驗，在第(4) 列顯著為負。因此，加工貿易轉移政策對企業進入出口市場從事一般貿易的概率影響不大，同時由于內銷企業從事加工貿易方式出口的傾向提升，從事一般貿易方式的出口傾向反而受到擠出。

從相對靜態角度看，承接地區的加工貿易企業數量將大幅度增加。本文計算出城市—行業層面的加工貿易企業數量，并且將其對數化處理，檢驗結果如表5 第(5) 列所示。可以看出，交叉項的估計系數顯著為正，說明加工貿易轉移政策顯著增加了承接地區加工貿易企業的數量。第(5) 列控制了城市—行業固定效應和年份固定效應，回歸標準誤聚類到城市層面。因此，不管是從相對動態還是相對靜態角度看，加工貿易轉移政策都顯著增強了承接地區加工貿易企業的市場進入行為，假說2 成立。

表5 加工貿易轉移政策對市場進入的影響

3.集聚效應

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

此外，一些學者將產業集聚指標測算到企業層面。本文借鑒Rosenthal 和Strange(2004) 的方法采用區位熵測算企業集聚水平，該方法能夠較好反映要素在區域的分布，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自身的就業人數。本文將區位熵測算到地級市—3 位數行業層面，并且將其對數化處理，檢驗如表6 第(4) 列所示。可以發現，交叉項的估計系數顯著為正，說明加工貿易轉移政策顯著提高了承接地區加工貿易企業的集聚水平。同時，本文對企業集聚水平(agg_td) 按照中位數進行分組，具體分為低集聚水平和高集聚水平兩組。分組檢驗結果顯示，交叉項的估計系數在第(6) 列顯著為正，在第(5) 列沒有通過顯著性檢驗，說明企業集聚水平越高，加工貿易轉移政策提高企業利潤率的作用越大，這與使用城市產業集聚程度(agg) 指標的檢驗結果一致。

表6 加工貿易轉移政策的集聚效應

如前文理論分析部分推斷，加工貿易轉移政策的優惠措施在短期內會吸引大量企業進入市場，進而帶來集聚效應。但是，“政策租” 帶來的集聚效應可能并不能持續存在，進而導致對企業利潤率的正向助推作用在長期內不能持續。本文基于公式(5) 檢驗加工貿易轉移政策對承接地區城市產業集聚程度的邊際影響，檢驗結果如表7 所示。

表7 加工貿易轉移政策對試點城市產業集聚程度的邊際影響

可以發現，TREAT×Post×Year的估計系數僅在2008—2010 年顯著為正，說明加工貿易轉移政策主要在政策實施前期促進了試點城市的產業集聚程度。為了觀察加工貿易轉移政策對試點城市產業集聚程度的邊際影響，我們繪制了λi的數值。①請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展” 中圖A2 (c)。結果顯示，λi的數值同樣呈現先上升后下降的“∩” 形變化趨勢，表明加工貿易梯度轉移政策對承接地區城市產業集聚的邊際影響與對企業利潤率的邊際影響基本一致。可以推斷，集聚效應是加工貿易轉移政策在政策實施前期提高承接地區企業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

與此同時，市場進入也會促進承接地區的市場競爭，競爭效應最終使得承接地區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，本文檢驗加工貿易轉移政策帶來的競爭效應。本文使用赫芬達爾-赫希曼指數(HHI 指數) 衡量市場集中度，HHI 指數越小則市場的競爭程度越大。HHI 指數用行業中各企業的總資產占行業總資產百分比的平方和表示，表示行業i中企業j的總資產比重，并且測算到城市—2 位數行業層面，同時剔除城市—行業層面企業數量少于3 的樣本。回歸結果如表8 第(1) 列所示，計量模型控制了城市—行業固定效應、年份固定效應和城市—行業層面的時間趨勢，在城市層面對回歸標準誤進行調整。行業層面的控制變量由企業層面控制變量求均值得出，并且計算到城市—行業層面。可以發現，交叉項的估計系數顯著為負，說明加工貿易轉移政策顯著提高了承接地區城市—行業層面的市場競爭程度。

本文按照每年實驗組和對照組HHI 指數的中位數進行分組，具體分為高競爭程度和低競爭程度兩組，分組檢驗加工貿易轉移政策對企業利潤率的影響，如表8 第(2) 列、第(3) 列所示。可以發現，交叉項的估計系數在第(3) 列顯著為正，在第(2) 列沒有通過顯著性檢驗。回歸結果表明，市場競爭程度越低，加工貿易轉移政策對企業利潤率的提升作用越強。從而可以推斷，在加工貿易轉移政策影響下，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，本文構建市場集中度(CR) 指數反向衡量市場競爭程度，具體用城市—行業層面前兩大企業資產份額之和衡量。同樣，本文將該指標計算到城市—2 位數行業層面，同時剔除城市—行業層面企業數量少于3 的樣本。我們在計量模型控制了城市—行業固定效應和年份固定效應，在城市層面對回歸標準誤進行調整，檢驗結果如表8 第(4) 列所示。可以發現，交叉項的估計系數顯著為負，與第(1) 列的結果一致。本文進一步對CR進行中位數分組，檢驗結果如表8 第(5) 列、第(6) 列所示。可以看出，交叉項的估計系數為正，但僅在第(6) 列通過顯著性檢驗，說明加工貿易轉移政策主要提升低競爭程度市場中企業的利潤率，這一檢驗結果與使用HHI 指數的檢驗結果一致。

表8 加工貿易轉移政策的競爭效應

根據前文理論分析推斷，長期存在的競爭效應會使得承接地區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) 檢驗加工貿易轉移政策對承接地區城市市場競爭程度的邊際影響，估計結果如表9 所示。

表9 加工貿易轉移政策對試點城市產業集聚程度的邊際影響

可以發現，TREAT×Post×Year的估計系數在2007—2013 年全部顯著為負數，說明在考察期內加工貿易轉移政策帶來的競爭效應持續存在。為了觀察加工貿易轉移政策對承接地區市場競爭程度的邊際影響，我們繪制了λt的數值。①請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展” 中圖A2 (d)。結果顯示，λt在0 值以下呈現波動向下的變化趨勢，表明承接地區的市場競爭程度整體上逐年增大。可以推斷，隨著加工貿易轉移政策在政策實施初期集聚效應的逐步消失，競爭效應逐步成為主導，長期內競爭效應對企業利潤率的負向作用將抵消甚至超過集聚效應帶來的正向作用。因此，競爭效應是加工貿易轉移政策在長期內逐步抑制承接地區企業利潤率提升的重要助推因素，從而驗證了推論3。

綜合而言，加工貿易轉移政策對承接地區企業利潤率的邊際影響既存在正向作用，主要體現為集聚效應帶來的正向經濟外部性，也存在看似負面的競爭效應，上述作用共同導致了“∩” 形特征。在加工貿易轉移政策實施的初期，集聚效應的正向作用大于競爭效應的負向作用，導致了“∩” 形特征的前半段。但是，集聚效應持續期非常短暫，隨著集聚效應逐步消失，長期的競爭效應逐步占據上風，最終導致了“∩” 形特征的后半段。

七、結論與政策含義

為深化供給側結構性改革和調整生產要素在區域間的優化配置，我國于2007 年以后實施了加工貿易跨區域轉移戰略。本文以商務部等部門聯合發布加工貿易承接地區城市名單作為研究案例，采用多期雙重差分法系統研究了加工貿易轉移政策對加工貿易企業利潤率的影響和作用機制。本文主要發現，加工貿易轉移政策顯著提高了承接地區加工貿易企業的利潤率，但其提升作用呈現先上升后下降的“∩” 形特征。異質性檢驗發現，加工貿易轉移政策主要提高了勞動密集型行業、中西部地區和民營企業樣本組中加工貿易企業的利潤率。作用機制檢驗發現: 一方面，銀行貸款支持帶來的融資約束下降，以及地方完善基礎設施建設，是加工貿易轉移政策提升承接地區企業平均利潤率的作用機制。另一方面，加工貿易轉移政策顯著促進了承接地區加工貿易企業的市場進入，市場進入同時帶來了對企業利潤率呈現正反兩方面作用的集聚效應和競爭效應。集聚效應的正向經濟外部性是導致企業利潤率呈現“∩” 形特征前半段的助推因素，競爭效應對企業利潤率的負向作用是導致“∩” 形特征后半段的助推因素。

本文提出如下政策建議: 第一，加工貿易轉移符合國內國際雙循環新發展格局的要求，并且對我國經濟相對落后的中西部地區產生了良好的經濟效應。鑒于加工貿易轉移政策的積極作用，我國政府應當積極擴大加工貿易承接地區的城市范圍以及轉移產業的門類。第二，當前我國的中小微型企業和民營企業依然面臨融資難問題，在產業政策實施過程中配套銀行貸款支持和降低貸款利率等優惠措施可以有效降低企業的融資約束程度，進而有助于產業政策目標的實現。因此，對于加工貿易轉移政策的修訂以及其他產業政策的制定，應該著重考慮企業融資難問題，給予中小微型企業和民營企業更多的融資扶持，幫助企業順利轉型。第三，經濟落后地區政府應當積極配合區域協調發展政策和區域振興政策，完善當地基礎設施，引導企業入駐本地工業園區。促進相關產業的集群發展，推動產業上下游和企業間的協同發展，充分發揮產業集聚帶來的低成本優勢和知識溢出效應等正向經濟外部性。第四，加工貿易轉移政策對企業利潤率的正向作用屬于短期行為，與“政策租” 密切相關。長期內市場調節的主導作用將重新回歸，地方政府需要將短期的政策激勵與長期的市場調節進行有效結合。在本文中，市場競爭并不意味著國內產業轉移的“低端鎖定”，反而可以將產業政策的觸發因素與市場經濟的長效機制進行有機結合。因此，經濟相對落后地區的地方政府需要破除地區間和行業間的市場分割，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。