進口競爭、創新與企業出口價值攀升

馮禎禎 苗翠芬 崔 凡 鄧興華

1（對外經濟貿易大學國際經濟貿易學院，北京 100029）

2（中國社會科學院亞太與全球戰略研究院，北京 100010）

3（西南財經大學國際商學院，成都 611130）

二十屆中央財經委員會第一次會議強調，要深度參與全球分工與合作，在開放中推進現代化產業體系建設。在全球一體化背景下，產品生產模式逐漸由單國獨立生產轉變為多國合作生產，中國憑借勞動力優勢迅速成為由發達國家主導的全球價值鏈體系的重要組成部分，進出口規模不斷增長。但正如Maurer 和Degain （2012）［1］所提到的，中國以增加值核算的貿易順差比以貿易額核算的貿易順差低25%～40%。傳統的進出口規模已經很難準確衡量一國在國際貿易中的真實利得，而出口附加值獲取能力的強弱日益成為判斷國際競爭力高低的新標準［2］。制造業企業作為全球價值鏈參與的主體，向高端化、高附加值環節延伸已成為其新的戰略努力方向。

中國加入WTO 以來，進口關稅大幅削減，對外開放的大門逐漸敞開。主動擴大進口已成為中國長期堅持的一項重大戰略：習近平主席在博鰲亞洲論壇開幕式曾提出主動擴大進口等4 項重大開放舉措，指出要進一步降低進口關稅；中國國際進口博覽會是全世界首個以進口為主題的博覽會；“一帶一路” 建設不斷向縱深發展，同時中國已與世界其他國家和地區簽署了多個自貿協定，并積極推動國內自貿區（港）建設。主動擴大進口豐富和補充了國內產品市場，同時也勢必會對國內企業造成一定的競爭沖擊。那么，進口競爭會對本土制造業企業出口價值的攀升帶來何種影響？其影響機制是什么？ 厘清這一問題有利于從更嚴謹的學術角度闡述企業應如何主動應對進口競爭，從而提升自身競爭力與市場地位。

與本文密切相關的一支文獻是貿易與投資開放對企業出口價值的影響效應研究。邵朝對等（2020）［5］發現服務業開放有利于企業出口價值提升；呂越和尉亞寧（2020）［6］指出貿易網絡促進了企業出口價值提高。閆志俊和于津平（2023）［7］則探討了中間品貿易自由化帶來的技術溢出對出口價值的推動作用。還有研究認為外資進入也是企業出口價值提升的一個重要推動因素［4，8］。但遺憾的是，鮮有文獻從關稅削減引致的進口競爭角度考察進口貿易開放對企業出口價值的影響。

與本文相關的另一支文獻是進口競爭對本土企業的影響效應研究。現有文獻可大致分為兩類：一類文獻認為，進口競爭會抑制創新動機，產生“熊彼特效應”，帶來不利影響。Autor 等（2020）［9］認為來自中國的進口競爭造成了美國企業創新、就業以及利潤的下降。Liu 等（2021）［10］發現進口競爭不利于1998～2005 年間的企業專利數量增長。魏浩和連慧君（2020）［11］也指出，這一時期進口競爭通過抑制企業的研發強度而不利于出口產品質量提高。但另一類文獻認為，當進口競爭來臨時，企業不進則退，會由于“逃離競爭效應” 而主動創新，產生正向影響。Perla 等（2021）［12］認為進口競爭通過降低采用新技術的機會成本提高了企業技術改進動機。Bloom 等（2016）［13］發現來自中國的進口競爭有利于歐盟企業的科技進步。Bombardini 等（2017）［14］認為2000 ～2007 年間進口競爭促進了中國生產率較高的企業的創新。祝樹金等（2019）［15］指出進口競爭提高了異質性產品的出口加成率。此外，已有研究還從生產率［16］、創新質量［17］、新產品引入［18］等方面發現了進口競爭對本土企業的正向影響。綜合上述分析，針對不同的國家、不同的研究對象與研究時期，進口競爭對本土企業的影響既有可能是負向的“熊彼特效應”，也有可能是正面的“逃離競爭效應”。

Shu 和Steinwender （2019）［19］認為，本土企業應對進口競爭的關鍵在于是否能通過創新打造自身的競爭優勢。自加入WTO 以來，中國深度融入全球價值鏈，出口價值不斷攀升，而中國企業創新能力迅速提升的時間點正好也與加入WTO 的時間相契合［20］。那么，中國企業在應對進口競爭時是否通過創新打造出競爭優勢，走出一條出口價值攀升之路？ 本文把進口競爭、企業創新和出口價值統一納入分析框架，構建理論模型，并以中國加入WTO 作為一項準自然實驗，運用雙重差分法實證分析關稅削減帶來的進口競爭對中國制造業企業出口價值的影響，并試圖探究創新是否為內在影響機制。

本文從理論和實證兩方面探討了進口競爭對中國制造業企業出口價值的影響，以往文獻多關注貿易、投資開放與企業出口價值的關系，鮮有文獻以貿易開放引致的進口競爭為視角進行探究，本文研究是對這支文獻的重要補充。現有文獻對于進口競爭的影響研究也并未達成共識。本文以中國入世作為外生政策沖擊，構建雙重差分模型探究關稅削減帶來的進口競爭對企業出口價值的影響，可以為進口競爭的效應研究提供更多中國故事。進口競爭顯著推動企業出口價值攀升這一研究結論的得出可以為當前中國主動擴大進口、在開放中形成更高價值的產業鏈等政策提供學術支撐，并且本文發現創新是進口競爭推動企業出口價值攀升的內在機制，這為企業如何主動應對進口競爭從而提高出口價值提供了解決之道。

1 理論分析

根據Melitz（2003）［21］以及Kee 和Tang（2016）［4］的研究，本文在異質性企業框架下刻畫進口競爭與企業出口價值的關系，并分析其內在機制。

1.1 需求方面

消費者的效用來源于對本國產品和進口產品的消費，本文用D表示本國產品，以F表示進口產品，一個代表性消費者的效用函數滿足如下CES函數形式：

其中ε表示本國產品與進口產品之間的替代彈性。基于式（1），可以得到本國產品和進口產品的總需求為：

PD與PF分別代表本國產品和進口產品價格，本國價格指數為P＝［（PD）1－ε＋（PF）1－ε］1／1－ε，E表示本國總支出。本文主要研究本國企業對進口競爭的應對情況，因此本文假設基于本國產品的效用函數滿足：

在式（3） 中，Ω表示本國產品集合，qi為產品i的消費量，δi代表產品i的質量水平，σ為本國產品之間的替代彈性。本國產品價格指數PD＝令加總商品Q≡UD，得到產品i的需求函數為：

1.2 生產方面

廠商投入勞動（L）與復合中間品（M）進行生產，生產函數設定為柯布－道格拉斯形式，滿足式（5）：

在（5） 式中，φi表示企業生產率。復合中間品（M）包括本國中間品（MD）和進口中間品（MF）：

其中θ表示本國中間品和進口中間品之間的替代彈性。參考沈國兵和袁征宇（2020）［22］的研究，h（I）表示本國中間品的貢獻函數，I表示創新水平，創新水平越高，國內中間品對生產的貢獻越大，即h′（I）＞0。企業通過兩階段求解過程最小化其成本。

（1） 在給定目標產量、要素價格和質量水平的情況下，企業求解成本最小化問題：

在式（7） 中，w和PM分別代表勞動與復合中間品的價格，I（δ）表示創新成本，在質量水平為δ的情況下，創新成本設定為I（δ）＝δn，n＞1。f和fe分別表示生產固定成本和出口固定成本。總可變成本函數滿足：

那么邊際成本ci＝（1／φi）（w／α）α［PM／（1－α）］1－α。壟斷競爭條件下的產品定價pi＝（σ／σ－1）ci。

（2） 基于Halpern 等（2015）［23］的思路，給定中間品的最優使用量，企業根據成本最小化原則決定本國中間品與進口中間品的最優配置：

1.3 企業出口價值

不失一般性，假設h（I）＝I。企業出口價值DVAR表示為：

一般來說，創新會提高企業生產的產品范圍［24］，從而增加本國中間品種類（VMD），即?VMD／?I＞0。而本國中間品種類則通過本國中間品的相對價格（PMD／PMF）對企業出口價值產生影響，即本國中間品的相對價格隨本國中間品種類的增加而下降［25］，即?（PMD／PMF）／?VMD＜0。因此容易得到本國中間品的相對價格是創新的減函數，滿足：?（PMD／PMF）／?I＝?（PMD／PMF）／?VMD·?VMD／?I＜0。使用式（10） 對創新求偏導，可以得到：

由此，創新有利于企業出口價值攀升。原因在于，當創新導致本國中間品的相對價格下降時，企業出于成本最小化的考量會增加對本國中間品的使用［26］，從而增加本土價值創造；同時，創新往往帶來技術與產品的變革與升級，使企業得以向附加值獲取能力較高的中高技術環節轉變，提高出口價值。

本文進一步討論，關稅（τ）削減引致的進口競爭如何影響創新，以IC表示進口競爭，關稅下降帶來進口競爭效應增強，即?IC／?τ＜0。根據前文文獻回顧，進口競爭對創新的影響可能存在兩種相反的效應。“熊彼特效應” 認為進口競爭降低了創新的期望利潤，減少了創新動機。但黎文靖和鄭曼妮（2018）［27］指出，“熊彼特效應” 不適用于中國，熊彼特觀點認為在市場競爭過程中發展起來的壟斷企業獨占創新利潤，更具創新動機，但中國的產業政策往往更傾向于國有企業或大型企業，導致中國一些壟斷企業并不是在市場競爭中發展壯大的［28］。而基于“逃離競爭效應”的觀點，進口競爭減少了企業通過創新升級技術的機會成本，并且若成為技術領先者，其利潤將高于其他追隨者［29］，從而達到“逃離競爭” 的目的。因此在競爭加劇的情況下，企業只有積極創新，才能保持市場份額與地位，提高競爭力［30］，即進口競爭有利于企業創新，?I／?IC＞0。

據此，可以得到：

基于上述分析，本文提出以下理論假說：

假說1：進口競爭有利于企業出口價值攀升。

假說2：進口競爭通過促進企業創新推動了其出口價值攀升。

2 研究設計

2.1 計量模型

本文以2001 年底中國加入WTO 作為一項準自然實驗，構建雙重差分模型考察關稅削減引致的進口競爭對中國制造業企業出口價值攀升的影響。

在該模型中，下標i、j、t分別表示企業、行業和年份。被解釋變量DVARijt為企業i在t年的出口價值。核心解釋變量為Tariffj2001×Post02t，Ta?riffj2001表示2001 年行業j的關稅稅率，Post02t用以識別政策沖擊時間，2002 年及以后年份取值為1，其他年份取值為0。Xijt和Zjt分別代表企業層面和行業層面的控制變量。δt和ηj分別表示年份和行業固定效應。εijt表示隨機擾動項。

企業層面的控制變量Xijt包括企業規模、企業年齡、資本密集度、加工貿易企業虛擬變量、國有企業虛擬變量。此外，為得到核心解釋變量系數β的無偏估計，除了控制年份、行業固定效應與企業特征因素，還應加入一系列控制變量以盡量緩解Tariffj2001×Post02 可能存在的內生性問題。（1） 加入WTO 前的關稅稅率可能并不是隨機決定的，參考Lu 和Yu （2015）［31］的研究，本文加入2001 年各行業國有企業產出份額、行業平均工資以及行業出口密集度與Post02 的交互項；（2）同時期施行的國有企業改革和外資管制放松政策可能也會對不同組別的企業出口價值產生影響，本文分別加入2001 年各行業國有企業數量占比、各行業外資企業數量占比與Post02 的交互項，對上述政策進行控制；（3） 針對中國入世時間點的內生性問題，中國經歷了長達15 年的入世談判，2001 年年中仍有很多未妥善解決的遺留問題，企業很難預期到中國加入WTO 的準確時間節點，盡管如此，本文在后文的穩健性討論中仍然對預期效應進行檢驗。

2.2 變量說明

（1） 被解釋變量：企業出口價值，即企業出口國內附加值率（DVAR）。參考呂越等（2017）［32］的研究，企業出口國內附加值率的測算公式為：

其中，DVAR表示企業出口國內附加值率；MAP表示加工貿易實際進口中間投入，MAO表示一般貿易實際進口中間投入，MT表示企業的中間投入總額；XO表示一般貿易出口額，D表示國內銷售額。

（2） 核心解釋變量：Tariff2001×Post02。其中Tariff2001表示中國國民經濟行業分類（China Indus?trial Classification，CIC）4 位碼行業下的2001 年平均進口關稅稅率。2001 年關稅更高的行業在中國加入WTO 后經歷了更大幅度的關稅削減，因而相較于2001 年低關稅行業來說，2001 年高關稅行業面臨著更多的進口沖擊［33］，更有可能在激烈的進口競爭下做出改變［34］。Post02 為表示政策沖擊時間的虛擬變量，2002 年及以后年份取值為1，其他年份取值為0。系數β衡量了2001 年關稅較高的行業（實驗組）與關稅較低的行業（對照組）在入世前后企業出口價值變化的平均差異。若β＞0，高關稅行業中企業的出口價值相比低關稅行業中企業的出口價值有所提高，即進口競爭推動了企業出口價值攀升；反之，則表示進口競爭降低了企業出口價值。

（3） 其他控制變量：企業層面的控制變量包括企業規模（Size），使用企業總資產的對數值表示；企業年齡（Age），用當年年份減去企業開業年份加1 后取對數衡量；資本密集度（Kintensity），以企業總資產與從業人數的比值取對數來代表；加工貿易企業虛擬變量（Processing），若企業為加工貿易企業，則取值為1，否則取值為0；國有企業虛擬變量（Soe），若企業是國有企業，則取值為1，否則取值為0。行業層面的控制變量包括2001年各行業國有企業產出份額（Share＿soeoutput2001）、平均工資（Averagewage2001）、出口密集度（Export?intensity2001）與Post02 的交互項，以及2001 年各行業國有企業數量占比（Share＿soenumber2001）、外資企業數量占比（Share＿foreignnumber2001）與Post02的交互項。

2.3 數據來源與處理

本文數據主要來源于2000 ～2015 年中國工業企業數據庫和中國海關數據庫。對于工企和海關數據的合并，本文根據聶輝華等（2012）［35］的研究，剔除工企數據中關鍵變量缺失、不符合會計準則以及從業人數少于8 人的樣本，然后參照Upward 等（2013）［36］的研究，依次使用企業名稱以及郵編和電話號碼與海關數據進行匹配。中國進口關稅稅率來源于World Integrated Trade Solu?tion（WITS）數據庫，根據Brandt 等（2017）［33］提供的HS 與CIC 匹配表，本文把HS 6 位碼下的進口關稅稅率調整至CIC 4 位碼層面，從而與企業數據進行匹配。需要說明的是，由于目前工企和海關的匹配數據僅更新到2015 年，本文將基于OECD 投入產出數據（OECD－ICIO）和亞洲開發銀行投入產出數據（ADB－MRIO）計算行業出口價值，提供2000～2021 年進口競爭對出口價值影響的進一步分析，結果匯報于穩健性檢驗。

3 實證分析

3.1 基準回歸

表1 報告了基準回歸結果。列（1） 只控制年份與行業固定效應，列（2） 和列（3） 依次加入企業和行業層面的控制變量，核心解釋變量的系數始終顯著為正。這表明，相較2001 年的低關稅行業來說，高關稅行業的企業出口價值在2002 年后提高更為明顯。前文提到，高關稅行業在中國入世后經歷了程度更高的競爭沖擊，因此進口競爭顯著推動了企業出口價值攀升，假說1 得以驗證。

表1 基準回歸結果

3.2 識別條件檢驗

（1） 平行趨勢檢驗

在雙重差分模型中，實驗組與對照組應在政策發生前保持平行趨勢。本文設置如下模型進行平行趨勢檢驗：

其中Yeart是年份虛擬變量，μijt為隨機擾動項。在回歸分析中，本文以2000 年為基期，因此模型中不包含Tariffj2001與Year2000的交乘項。圖1展示了模型（15） 中各年系數的變化情況。進口競爭沖擊前估計系數均不顯著，而進口競爭沖擊發生后，各年份的系數基本表現為正向顯著，證明平行趨勢檢驗通過，并且進口競爭能夠在一個較長的時期內持續推動企業出口價值攀升。

圖1 平行趨勢檢驗

（2） 安慰劑檢驗

考慮到進口競爭對企業出口價值的推動作用可能歸功于某些不可觀測因素，本文進行安慰劑檢驗。具體的，把2001 年關稅稅率隨機分配給各行業，并隨機選取樣本期內的某個年份作為入世年份，生成作為核心解釋變量進行雙重差分估計，重復300 次并對估計系數進行統計。圖2 為300 次隨機處理后的估計系數核密度分布，可以看出其大致服從于正態分布，系數均值近似為0 且不顯著，基準回歸的估計系數位于分布圖的邊沿，由此證明非觀測因素幾乎不會影響估計結果。

圖2 安慰劑檢驗

3.3 穩健性檢驗

（1） 預期效應檢驗

以中國入世作為準自然實驗的一個前提是企業無法基于對該政策沖擊的預期而提前調整出口價值。本文在基準回歸模型的基礎上加入Tariffj2001×Post01t進行預期效應檢驗，其中虛擬變量Post01t在2001 年及以后年份取值為1，其余年份取值為0。由于實際政策沖擊時間為2002 年，Tariffj2001×Post01t的估計系數應表現為不顯著。從表2 列（1）可以看出，Tariffj2001×Post01t的估計系數不顯著，而Tariffj2001×Post02t的系數仍顯著為正，證明不存在預期效應。

表2 穩健性檢驗結果

（2） 變更計量模型

考慮到被解釋變量企業出口價值的取值為0～1 之間，本文改用雙受限Tobit 模型進行估計。列（2） 的結果顯示，進口競爭對企業出口價值攀升的影響依然顯著為正。

（3） 考慮中間品關稅

中國加入WTO 后企業面臨的中間品關稅也在下降［37］，可能也會對企業出口價值造成影響。為避免遺漏變量問題，本文在列（3） 的回歸中對中間品關稅加以控制，即加入2001 年中間品關稅與政策沖擊時間虛擬變量的交互項Tariff＿input2001×Post02，核心解釋變量的估計系數仍顯著為正。

（4） 變更核心解釋變量的測度形式

在列（4） 中，本文把高于2001 年關稅稅率中位數的行業定義為高關稅行業組，低于該中位稅率的行業定義為低關稅行業組，以Treatj×Post02t替代核心解釋變量重新回歸，其中Treatj為虛擬變量，高關稅行業組取值為1，低關稅行業組取值為0，高關稅行業組在加入WTO 后面臨更為激烈的進口競爭。可以看出，高關稅行業組中企業的出口價值相對于低關稅行業組顯著提升，本文結論依然穩健成立。

（5） 考慮企業的多樣化生產

現實中企業存在跨多個行業的多元化生產現象，參考Liu 等（2021）［10］的研究，本文在更寬松的3 位碼CIC 行業層面計算關稅變動并重新回歸，列（5） 結果顯示，估計系數仍然顯著為正。

（6） 控制企業固定效應

在列（6） 中，本文采用更為嚴格的固定效應控制，即在控制年份、行業固定效應的基礎上，同時加入企業固定效應。結果顯示，盡管系數大小呈現出小幅的波動，但進口競爭對企業出口價值的影響依然顯著為正。

（7） 更新樣本期

為了進一步探討進口競爭在更長時期內對出口價值的影響，參考Koopman 等（2010）［38］的研究，本文基于OECD 和ADB 投入產出數據計算了中國制造業行業層面的出口價值，其中OECD 提供了2000～2018 年中國行業間的附加值信息，ADB則可以補充2019～2021 年出口價值測度的所需數據。本文把表征進口競爭的關稅稅率與行業出口價值依照行業名稱進行匹配，依然以中國入世作為沖擊并使用雙重差分法進行實證檢驗，結果列于列（7）。可以看出，在2000 ～2021 年間，進口競爭對出口價值攀升的影響顯著為正，這一結果進一步表明進口競爭對出口價值攀升的促進效應是較為長遠的。

3.4 機制檢驗

根據前文的理論分析，進口競爭通過促進企業創新推動了其出口價值攀升，本文進一步構建中介效應模型進行實證檢驗［39］：

在上式中，Innovationijt代表企業創新，ψijt和φijt為隨機擾動項，其他變量含義同前。本文采用兩種指標來衡量企業創新情況：（1） 企業專利申請數量加1 取對數（Lnpatent）；（2） 企業新產品產值與總產值的比例（Newproduct）。文獻多使用專利申請數量衡量企業的創新研發水平，新產品產值占總產值的比例側重于衡量應用創新后的產業化績效［40］。表3 列（1）、（2） 報告了以專利數量作為中介變量的檢驗結果，列（3）、（4） 報告了以新產品產值比例作為中介變量的檢驗結果。可以看到，無論是專利數量還是新產品產值比例，進口競爭均呈現出顯著的正向影響，且創新對企業出口價值攀升的促進作用也是顯著的。由此說明進口競爭不僅提高了企業的創新研發水平，還推動了創新成果的轉化，使企業能夠在激烈的進口競爭中實現出口價值攀升，本文的假說2 得以驗證。

表3 中介效應檢驗結果

3.5 異質性分析

為深入探究進口競爭推動企業出口價值攀升的實現路徑，本文基于企業所有權、企業所在地區以及市場集中度進行異質性分析，具體結果匯報于表4。

（1） 基于企業所有權

企業所有權類型不同，其面臨的經營環境可能截然不同，導致進口競爭對不同類型企業出口價值的影響存在差異。基于企業所有權的分樣本回歸結果列于表4 列（1）～（3），可以看出，進口競爭顯著推動了民營企業和外資企業的出口價值攀升，但對國有企業的出口價值具有顯著的抑制作用。這可能因為，在面對進口競爭時，主動創新是非國有企業提高利潤、保持市場地位的首要方法；但對于國有企業來說，其普遍存在“大而不強”、機制僵化等問題，在創新領域處于劣勢［41］；另外，創新只是國有企業獲取利潤的方式之一，當競爭加劇時，國有企業還可通過尋租行為獲得政策傾斜，并且創新投入存在無法轉化為創新產出的風險，通過尋租獲利顯然更為容易［42］。因此相較于非國有企業，進口競爭無法發揮對國有企業出口價值的推動作用，反而有一定的不利影響。不可否認的是，國有企業在中國經濟發展中發揮了重要的作用，但同時也存在很多突出問題，政府應建立起各類型企業公平競爭的平臺，規范國企競爭行為。

（2） 基于企業所在地區

不同地區經濟發展水平不一，其所面臨的進口競爭水平和應對競爭沖擊的能力可能存在一定的差別。本文把總樣本分為東部、中部和西部地區，分樣本回歸結果列于表4 列（4）～（6）。結果顯示進口競爭顯著推動了東部和中部地區企業的出口價值攀升，而對西部地區的推動作用不明顯。原因可能是，西部地區交通相對閉塞，貿易發展相對滯后，受到的進口競爭沖擊較小；而中、東部地區人力資源和基礎設施等條件更為優越，產業集聚程度更高，創新水平更強，因此能夠更好的發揮進口競爭對企業出口價值的推動作用。

（3） 基于市場集中度

為探究原有的市場競爭環境是否會導致企業在面臨進口競爭時產生不同的反應，本文使用赫芬達爾－赫希曼指數，即市場集中度指數來測度行業市場競爭狀況，并以該指數的平均值為標準將總樣本分為低市場集中度行業組和高市場集中度行業組，低市場集中度行業內競爭程度較高而高市場集中度行業內競爭程度較低。表4 列（7）、（8） 結果顯示，低市場集中度組的估計系數顯著為正而高市場集中度組的估計系數顯著為負。這表明，若企業本就生存在一個激烈的競爭環境中，關稅削減引致的進口競爭將進一步推動其出口價值攀升；而若企業所在的市場競爭環境較為溫和，則可能無法適應激烈的進口競爭，導致出口價值有所下降。Lemaitre 和Stenier （1988）［43］也指出，長期處于激烈競爭環境中的企業對外來競爭的適應性更強，也更有動機和能力進行創新。

4 結論與政策啟示

本文以企業出口國內附加值來衡量其出口價值，把進口競爭、創新和出口價值統一納入分析框架，構建理論模型分析進口競爭對企業出口價值的影響及內在機制。基于模型假說，本文以中國入世為一項準自然實驗，運用雙重差分法實證分析了進口競爭對中國制造業企業出口價值的影響，并試圖探究創新是否為內在影響機制。本文研究發現：（1） 進口競爭顯著推動了中國制造業企業的出口價值攀升，且經過一系列檢驗后該結論依然成立；（2） 進口競爭通過提高企業創新產出水平、推動創新成果轉化從而促進了出口價值攀升；（3） 進口競爭對非國有企業、中、東部地區企業以及低市場集中度行業中企業的出口價值攀升起到了顯著的推動作用，但卻顯著抑制了國有企業和高市場集中度行業中企業的出口價值，對西部地區企業出口價值無顯著影響。

在單邊主義和保護主義甚囂塵上的背景下，中國選擇主動擴大進口，與世界共享發展機遇，成為緩解貿易摩擦的潤滑劑和推動全球經濟增長的新引擎。面對擴大進口帶來的外部競爭，如何化競爭為動力，走出一條出口價值攀升之路？ 基于研究結論，本文從政府和企業兩個角度提出政策建議。

政府層面：（1） 要堅持主動擴大進口政策，通過積極推動新的自貿協定的簽署、以國內自貿區（港）建設為契機對接CPTPP 等高標準國際經貿規則等措施，進一步降低關稅和制度性交易成本，推動更高水平開放；（2） 要打造全生命周期式的創新支持和保障環境，不僅要有針對性的健全創新研發和成果轉化的補助和獎勵機制以及強化創新人才和基礎設施建設，還要加強對知識產權的保護力度，從多方面為中國企業的創新發展保駕護航；（3） 要堅持“競爭中立” 原則，通過完善反壟斷制度、規范政府補貼行為、穩步推進混合所有制改革等措施，打造各類型企業公平競爭的營商環境。

企業層面：（1） 要變被動適應為主動競爭，加大研發投入力度，積極引進創新型人才，聯合高校院所和上下游企業共同打造各類研發平臺；（2） 要抓住高水平開放機會，積極學習進口產品中蘊含的先進技術和經驗，增強消化吸收后再創新能力；（3） 要提高創新成果轉化能力，以市場需求為導向，以技術革新和產品創新為依托，切實提高國際競爭力，實現出口價值攀升。