上游行政管制與中國企業(yè)出口行為—基于垂直生產(chǎn)供應鏈的視角

劉燦雷，王永進

（1. 對外經(jīng)濟貿易大學 國際經(jīng)濟研究院，北京 100029；2. 南開大學 經(jīng)濟學院，天津 300071）

一、引 言

改革開放以來，特別是中國“入世”之后，中國出口規(guī)模迅速增加，目前已躍居世界首位。在出口規(guī)模迅速擴張的同時，中國企業(yè)出口的產(chǎn)業(yè)分布發(fā)生了明顯變化，主要由中下游行業(yè)主導整體的出口規(guī)模擴張，而在上游行業(yè)則缺乏明顯的出口競爭優(yōu)勢。與此同時，隨著市場化改革的不斷推進，中國整體的市場結構發(fā)生了明顯變化，呈現(xiàn)出“上游行業(yè)行政壟斷，下游行業(yè)市場競爭”的非對稱市場結構。考慮到行業(yè)間投入產(chǎn)出關聯(lián)的重要性（Acemoglu等，2015），中國目前的市場結構激發(fā)了本文的研究動機，即隨著中下游行業(yè)的市場競爭加劇，維持上游行業(yè)的行政管制是否阻礙了中國制造業(yè)企業(yè)出口？顯然，在當前全球經(jīng)濟復蘇乏力、貿易保護勢力不斷抬頭以及國內產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的關鍵時期，對于該問題的研究分析事關產(chǎn)業(yè)結構未來的改革方向以及出口貿易的經(jīng)濟增長效應，是當前亟需研究的重要內容。

關于投入產(chǎn)出關聯(lián)與企業(yè)出口的相關研究，已有文獻主要從中間品貿易（Bas，2012；Chevassus-Lozza 等，2013；Feng 等，2016）、服務業(yè)管制（Bas，2014）、產(chǎn)業(yè)政策（Blonigen，2016）方面就企業(yè)出口績效進行了實證檢驗。具體而言，Bas（2012）采用阿根廷企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中間投入品貿易自由化帶來的投入品價格下降、質量提升與產(chǎn)品種類增加，對企業(yè)的出口市場進入具有積極的促進作用。Chevassus-Lozza等（2013）基于法國農(nóng)業(yè)食品企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中間品貿易自由化促進了下游高效率企業(yè)的出口規(guī)模擴張，但抑制了低效率企業(yè)的出口規(guī)模以及內銷企業(yè)的出口市場進入。對于中國制造業(yè)企業(yè)而言，F(xiàn)eng等（2016）驗證了中間投入品貿易的積極效應，即大規(guī)模的中間投入品進口不僅擴大了中國制造業(yè)企業(yè)的出口規(guī)模，同樣擴大了企業(yè)出口產(chǎn)品范圍。在服務業(yè)管制方面，Bas（2014）從印度服務業(yè)改革方面，研究發(fā)現(xiàn)放開上游服務業(yè)管制對下游制造業(yè)企業(yè)的出口市場進入和出口規(guī)模擴張具有積極的促進作用。在產(chǎn)業(yè)政策方面，Blonigen（2016）基于鋼鐵行業(yè)的產(chǎn)業(yè)政策進行了實證檢驗，研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策帶來的市場保護對下游行業(yè)的出口競爭力產(chǎn)生了顯著的負面影響。

近年來，隨著市場化經(jīng)濟體制改革的不斷推進，中國目前“上游行業(yè)行政壟斷，下游行業(yè)市場競爭”的非對稱市場結構引起了國內學者的廣泛關注。劉瑞明和石磊（2011）通過構建垂直生產(chǎn)關聯(lián)的理論模型，研究發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)壟斷上游行業(yè)不僅抑制了民營企業(yè)的市場進入，還導致上游中間投入品較高的生產(chǎn)成本，通過垂直生產(chǎn)關聯(lián)影響到下游行業(yè)的產(chǎn)品價格，進而抑制了民營企業(yè)成長，降低了整體的社會福利。Li等（2015）通過構建垂直結構的一般均衡模型得出相似的研究結論。此后，王永進和施炳展（2014）、王永進和劉燦雷（2016）、李勝旗和毛其淋（2017）、呂云龍和呂越（2017）分別基于企業(yè)產(chǎn)品質量、生產(chǎn)效率、出口附加值和比較優(yōu)勢方面，實證研究發(fā)現(xiàn)，由政府保護形成的上游壟斷不利于企業(yè)的產(chǎn)品質量、生產(chǎn)效率、出口附加值以及比較優(yōu)勢的提升。但在識別驗證方面，上述文獻存在兩方面不足：一是關于上游行政壟斷的指標測算存在明顯偏誤，未能準確界定上游行政管制行業(yè)，且忽視了行業(yè)間投入產(chǎn)出關聯(lián)的間接影響；二是并未刻畫長期以來上游行政管制程度的演變態(tài)勢，直接得出上游行業(yè)行政管制的負面結論是有失偏頗的。

綜合以上文獻可知，在投入產(chǎn)出關聯(lián)與企業(yè)出口績效方面，已有文獻忽視了中國經(jīng)濟發(fā)展中上游行業(yè)行政管制對制造業(yè)企業(yè)出口行為的影響。而國內關于上游行政管制的相關文獻在識別檢驗方面往往存在明顯的測量偏誤，且并未系統(tǒng)考察其對制造業(yè)企業(yè)出口行為的影響。鑒于此，在已有文獻研究的基礎上，本文首先從垂直生產(chǎn)供應鏈視角界定了上游行政管制行業(yè)，根據(jù)行業(yè)間投入產(chǎn)出關系測算上游行政管制程度并統(tǒng)計刻畫了其演變態(tài)勢，據(jù)此考察了其對中國制造業(yè)企業(yè)的出口市場進入和出口規(guī)模的影響效應。

本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面：第一，本文利用1998?2013年的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，首次從企業(yè)出口市場進入和出口規(guī)模擴張方面，考察了上游行政管制對中國制造業(yè)企業(yè)出口行為的影響。而國內關于上游行政管制的相關文獻并未系統(tǒng)考察其對制造業(yè)企業(yè)出口行為的影響。第二，本文基于Antràs等（2012）提出的行業(yè)“上游度”指標，利用1998?2013年的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，首次基于垂直生產(chǎn)供應鏈角度界定了上游行業(yè)的行政管制范圍，且在指標構建時考慮了行業(yè)間投入產(chǎn)出關聯(lián)的間接影響，克服了已有研究中的測量偏誤問題。第三，本文統(tǒng)計刻畫了上游行政管制程度的演變態(tài)勢，據(jù)此闡述國內上游行政管制對企業(yè)出口行為的影響更具有現(xiàn)實含義，而已有文獻僅僅得出負面的影響結論是有失偏頗的。具體而言，上游行政管制程度在1998?2007年顯著下降，對于中國制造業(yè)企業(yè)的出口市場進入和出口規(guī)模擴張產(chǎn)生了積極的促進作用；但在2007?2013年間，上游行政管制程度發(fā)生扭轉并逐年強化，明顯抑制了中國制造業(yè)企業(yè)出口。

二、理論分析、典型事實與指標測算

（一）理論分析

由于行業(yè)間存在緊密的投入產(chǎn)出關聯(lián)，上游行業(yè)產(chǎn)品往往作為中下游行業(yè)的中間投入品，因此，上游行業(yè)的行政管制主要通過中間投入品對中下游企業(yè)的市場經(jīng)營活動產(chǎn)生作用。通過梳理相關的研究文獻可知，上游行業(yè)的行政管制主要通過中間投入品的產(chǎn)品價格、產(chǎn)品質量和產(chǎn)品種類方面影響中下游企業(yè)的出口行為。具體而言：第一，在中間投入品的產(chǎn)品價格方面，減少上游行業(yè)的行政管制有利于增強市場競爭機制以降低上游產(chǎn)品的市場價格，進而降低中下游企業(yè)的生產(chǎn)成本以增強出口競爭力（Bas，2012，2014）。在壟斷競爭的市場條件下，市場競爭加劇會降低在位企業(yè)的產(chǎn)品壟斷勢力，進而降低產(chǎn)品價格，而維持上游行業(yè)的行政管制則抑制了上游市場競爭機制，變相增加了在位企業(yè)的市場壟斷勢力和產(chǎn)品定價（劉瑞明和石磊，2011；Li等，2015）。第二，在中間投入品的產(chǎn)品質量方面，降低上游行業(yè)的行政管制有利于提升上游產(chǎn)品的產(chǎn)品質量，進而增強中下游企業(yè)的出口競爭力（Aghion等，2005；Amiti和 Khandelwal，2013；王永進和施炳展，2014）。Amiti和Khandelwal（2013）研究指出，市場競爭加劇將會導致明顯的產(chǎn)品質量升級效應?？紤]到上下游行業(yè)間的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)，王永進和施炳展（2014）已經(jīng)證實，由政府保護形成的上游壟斷不利于中國企業(yè)的產(chǎn)品質量升級。第三，在中間投入品的產(chǎn)品種類方面，減少上游行業(yè)的行政管制有利于提升上游產(chǎn)品的產(chǎn)品種類，進而增強中下游企業(yè)的出口競爭力（Aghion等，2005；Goldberg等，2010）。正如Aghion等（2005）研究指出，市場競爭加劇會促進企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新以逃離產(chǎn)品市場競爭，而研發(fā)創(chuàng)新既會提升產(chǎn)品質量，也會創(chuàng)造新的產(chǎn)品。對此，Goldberg等（2010）進一步指出，擴大中間投入品的產(chǎn)品種類有利于提升企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品范圍。

（二）上游行業(yè)行政管制的典型事實與行業(yè)界定

伴隨著中國市場化改革的不斷推進，中國整體的市場結構發(fā)生了明顯變化，目前呈現(xiàn)出“上游行業(yè)行政壟斷，下游行業(yè)市場競爭”的非對稱市場結構（劉瑞明和石磊，2011；Li等，2015；王永進和劉燦雷，2016）。為進一步準確界定上游行業(yè)的行政管制現(xiàn)象，本文統(tǒng)計了2007年和2013年國有企業(yè)在上游細分行業(yè)的資產(chǎn)份額，如圖1所示。

圖 1 國企資產(chǎn)份額在上游行業(yè)內的分布① 根據(jù)Antràs等（2012）提出的投入產(chǎn)出分析法，測算每個行業(yè)在垂直生產(chǎn)供應鏈中的相對位置（即行業(yè)上游度），將工業(yè)制造業(yè)（共80個行業(yè)）中排名后27位的行業(yè)劃分為下游行業(yè)，排名中間的27個行業(yè)劃分為中游行業(yè)，排名前26位的行業(yè)劃分為上游行業(yè)。具體的測算方法介紹，請參見Antràs等（2012）。根據(jù)2002年的中國投入產(chǎn)出表，上游行業(yè)共包含26個行業(yè)，其中含有“廢品廢料”和“其他工業(yè)”的兩個行業(yè)，由于難以準確同微觀數(shù)據(jù)匹配，因此本文將這兩類行業(yè)進行了刪除。圖1內的實線為0.5的份額比重，虛線為0.4的份額比重。

具體而言，國有企業(yè)并非完全主導上游每一個行業(yè)，大部分行業(yè)中國有資產(chǎn)份額均低于40%。因此，關于上游行業(yè)的行政管制問題并非涉及上游每一個生產(chǎn)行業(yè)，而主要體現(xiàn)在部分上游行業(yè)中?？紤]到長期以來國企資產(chǎn)份額持續(xù)下降的演變態(tài)勢，本文將上游行業(yè)中國有資產(chǎn)份額在2007年和2013年均高于40%的行業(yè)界定為上游行政管制行業(yè)。①感謝審稿人的寶貴建議，如果將上游行業(yè)中國有資產(chǎn)份額在2007年和2013年均高于50%的行業(yè)界定為上游行政管制行業(yè)，本文基準模型的回歸結果仍保持一致。限于篇幅未列出（備索）。具體如下：煤炭開采和洗選業(yè)、石油和天然氣開采業(yè)、黑色金屬礦采選業(yè)、有色金屬礦采選業(yè)、石油及核燃料加工業(yè)、煉鐵業(yè)、煉鋼業(yè)、有色金屬冶煉業(yè)、電力熱力的生產(chǎn)和供應業(yè)。

（三）上游行政管制程度的指標測算與演變態(tài)勢

關于上游行政管制的指標測算，已有文獻主要基于行業(yè)本身的市場競爭結構，以及行業(yè)間的直接投入產(chǎn)出關聯(lián)測算所得。例如，國內學者王永進和施炳展（2014）、李勝旗和毛其淋（2017）關于中國上游行業(yè)行政壟斷的測算指標為：

其中，i行業(yè)屬于投入行業(yè)，j行業(yè)屬于產(chǎn)出行業(yè)；為行業(yè)維度的赫芬達爾指數(shù)，用以衡量行業(yè)內的市場壟斷程度；為行業(yè)j的總投入中i行業(yè)的直接投入比重。具體而言，行業(yè)維度的赫芬達爾指數(shù)的測算公式如下：

其中，i表示行業(yè)加總，f表示企業(yè)為企業(yè)的銷售額為行業(yè)i的總銷售額。這一指標較好地衡量了市場結構的壟斷程度，如果行業(yè)的赫芬達爾指數(shù)越高則表明該行業(yè)的市場壟斷程度越高。由圖1可知，上游行業(yè)的行政管制并非涉及每個行業(yè)，只是煤炭開采和洗選業(yè)等9個上游行業(yè)存在明顯的行政管制。由此可知，采用式（1）測算中國的上游管制現(xiàn)象并不準確，畢竟上游行業(yè)中并非每個行業(yè)均處于市場管制狀態(tài)。因此，本文首先測算了上游行政管制行業(yè)的赫芬達爾指數(shù)，然后再測算上游行政管制程度，具體的測算公式如下所示：

其中，i行業(yè)屬于上游行政管制行業(yè)，j行業(yè)屬于其他工業(yè)制造業(yè)行業(yè)；為行業(yè)維度的赫芬達爾指數(shù)，用以衡量上游行政管制行業(yè)內的市場壟斷程度；為行業(yè)j的總投入中i行業(yè)的投入比重；越大說明j行業(yè)面臨的上游行政管制程度越強。其中，關于行業(yè)間的投入產(chǎn)出系數(shù)，國內學者王永進和施炳展（2014）、李勝旗和毛其淋（2017）等人只利用了行業(yè)間的直接投入系數(shù)，忽視了行業(yè)間的間接投入關系，畢竟間接投入關系同樣具有十分重要的影響作用（Acemoglu等，2015）。例如，i行業(yè)產(chǎn)品既可以直接作為j行業(yè)生產(chǎn)的投入要素，也可以通過參與其他行業(yè)產(chǎn)品生產(chǎn)而作為j行業(yè)生產(chǎn)的間接投入要素。具體展示如下：

接下來，利用中國1998?2013年的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，本文統(tǒng)計刻畫了上游行政管制程度的演變態(tài)勢，以及上游行政管制行業(yè)和其他工業(yè)制造業(yè)本身的市場壟斷程度，如圖2所示。

圖 2 上游行政管制程度與行業(yè)本身壟斷程度的演變態(tài)勢

由圖2可知，上游行政管制程度在1998?2007年處于下降態(tài)勢，而在2007?2013年發(fā)生扭轉，呈現(xiàn)出明顯的強化態(tài)勢。出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因可由行業(yè)本身的壟斷程度所解釋：第一，相較于其他工業(yè)制造業(yè)行業(yè)而言，上游行政管制行業(yè)本身的壟斷程度在1998?2007年有了明顯下降，從而導致其他行業(yè)面臨的上游行政管制程度得到下降；第二，在2007?2013年，上游行政管制行業(yè)本身的壟斷程度開始呈現(xiàn)出不斷強化的態(tài)勢，同其他行業(yè)壟斷程度之間的差距開始擴大，從而導致其他行業(yè)面臨的上游行政管制程度發(fā)生扭轉并明顯強化。①結合該時期的經(jīng)濟背景和相關的經(jīng)濟政策可知，2008年金融危機之后，為應對國際金融危機的負面沖擊，政府出臺了“四萬億”的投資計劃和“十大產(chǎn)業(yè)振興計劃”。正如Li等（2015）研究指出，在這一系列的投資刺激政策下，大量信貸資源主要流向了國有企業(yè)，促進了國有企業(yè)的投資擴張，進而強化了上游國有企業(yè)的市場壟斷勢力。

三、計量模型與數(shù)據(jù)來源

（一）計量模型

基于行業(yè)間的投入產(chǎn)出關聯(lián)可知，上游行政管制行業(yè)往往向其他工業(yè)制造業(yè)提供中間投入品。維持上游行業(yè)的行政管制通過影響其他工業(yè)制造業(yè)的中間投入品的產(chǎn)品價格和產(chǎn)品數(shù)量，進而影響企業(yè)的生產(chǎn)成本和出口績效（Bas，2014）。近年來，中國上游行政管制程度在2007年之前均處于明顯的下降態(tài)勢，但卻在2007年之后發(fā)生扭轉并不斷強化。為實證檢驗中國上游行政管制程度對企業(yè)出口行為的影響關系，本文參考Bas和Causa（2013）、Bas（2014）、王永進和施炳展（2014）的做法，構建如下計量模型：

其中，下標f、i和t分別表示企業(yè)、行業(yè)和年份；被解釋變量為企業(yè)出口狀態(tài)，如果是出口企業(yè)，則，反之則為企業(yè)出口規(guī)模；核心解釋變量為4分位行業(yè)（CIC4國民經(jīng)濟行業(yè)分類標準）層面變量；為行業(yè)本身的壟斷程度；為企業(yè)固定效應，用以控制難以觀測的企業(yè)個體特征；為年份固定效應，用以控制難以觀測的宏觀經(jīng)濟沖擊；為隨機擾動項。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文采用的企業(yè)數(shù)據(jù)來自1998?2013年的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫提供了全部的國有企業(yè)以及年銷售額在500萬元（2011年之后為2 000萬）以上的非國有企業(yè)，給出了企業(yè)層面的詳細信息，包含企業(yè)的地理位置、所屬行業(yè)、成立年份、總產(chǎn)值、總銷售額、固定資產(chǎn)、員工人數(shù)等變量。①考慮到部分年份的數(shù)據(jù)質量問題，本文同Bai等（2016）的做法相一致，在統(tǒng)計描述和實證檢驗中并未采用2008?2010年數(shù)據(jù)。在使用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫之前，本文參考Cai和Liu（2009）、Brandt等（2012）、Feenstra等（2014）以及Hsieh和Song（2015）的做法，構建新的面板數(shù)據(jù)，估算企業(yè)實際資本存量，對企業(yè)異常值進行篩選，界定企業(yè)所有制特征。在此基礎上，按照新的行業(yè)分類代碼對企業(yè)數(shù)據(jù)進行了標準化統(tǒng)一，采用2004年的經(jīng)濟普查數(shù)據(jù)填補該年份工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的缺失值。此外，相關投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)主要來自中國2002年122個行業(yè)的投入產(chǎn)出表。

四、識別策略與回歸結果

（一）基準回歸

由計量模型式（5）可知，本文的核心解釋變量為上游行政管制程度，而被解釋變量為企業(yè)出口市場進入和出口規(guī)模。根據(jù)Hering和Poncet（2010）的研究主張可知，這一模型設定可以較好地控制回歸中可能存在的內生性問題。原因在于：第一，行業(yè)層面的核心解釋變量）可以影響到企業(yè)的市場行為），而單個企業(yè)的市場行為）很難反過來決定行業(yè)層面的變量），從而有效緩解了雙向因果關系可能導致的內生性問題。第二，行業(yè)層面變量與企業(yè)層面的遺漏變量）往往存在較低的相關性，有效緩解了遺漏解釋變量可能導致的內生性問題。鑒于此，本文主要采用普通最小二乘法（OLS），實證考察上游行政管制程度對企業(yè)出口行為的影響。出于穩(wěn)健性考慮，本文依次加入行業(yè)本身的壟斷程度和企業(yè)層面控制變量，具體的回歸結果參見表1。

表 1 基準回歸結果

根據(jù)表1的回歸結果，我們發(fā)現(xiàn)upsregul的估計系數(shù)均顯著為負，且對于不同的控制變量設定均是穩(wěn)健的。這一結果表明，上游行政管制程度增強對企業(yè)的出口市場進入和出口規(guī)模擴張均會產(chǎn)生明顯的負面效應。結合圖2中上游行政管制程度的演變態(tài)勢可知，在1998?2007年間，上游行政管制程度的下降對中國制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)生了積極的促進作用，然而2007年以后，上游行政管制程度的逐漸強化則明顯抑制了中國制造業(yè)企業(yè)出口。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1. 其他干擾因素的再檢驗

根據(jù)前文分析可知，行業(yè)內市場競爭同樣是影響企業(yè)出口行為的重要決定因素。值得注意的是，伴隨著市場化轉型和國企改革的不斷推進，中國大部分行業(yè)的國企份額明顯下降，且在“入世”之后，中國的對外開放程度不斷提升，關稅水平逐年下降，外資企業(yè)的市場進入管制進一步放開。因此，考慮到樣本時期內其他影響因素的干擾作用，本文進一步加入行業(yè)內的國企份額、最終品關稅水平和外資份額，用以控制該時期國企改革、貿易自由化和外資管制放開對企業(yè)出口行為的影響。①同Lu和Yu（2015）相一致，本文的最終品關稅數(shù)據(jù)來自WTO網(wǎng)站，行業(yè)層面的最終品關稅以簡單平均方式測算所得。根據(jù)表2的回歸結果，我們發(fā)現(xiàn)upsregul的估計系數(shù)仍然顯著為負，同基準回歸結果相一致。這一結果表明，控制了該時期行業(yè)內的國企改革和對外開放等其他影響因素之后，本文的研究結論仍然是穩(wěn)健的。

表 2 其他干擾因素的回歸結果

2. 中下游行業(yè)的市場管制問題

隨著市場化改革的不斷推進，到2013年，國有企業(yè)在中下游行業(yè)的資產(chǎn)份額已不足30%。然而，進一步的統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)，部分中下游行業(yè)的國企份額仍高達40%以上，存在明顯的行政管制。②這些行業(yè)為：煙草制品業(yè)（99.05%）、肥料制造業(yè)（53.10%）、鋼壓延加工業(yè)（53.75%）、鍋爐及原動機制造業(yè)（48.41%）、鐵路運輸設備制造業(yè)（70.79%）、汽車制造業(yè)（71.54%）、燃氣生產(chǎn)和供應業(yè)（53.75% ）、水的生產(chǎn)和供應業(yè)（82.01%）。由于這些行業(yè)同其他行業(yè)相比存在明顯的行政管制，因此，上游行政管制程度對企業(yè)出口行為的影響可能會受到中下游管制行業(yè)的干擾。為了穩(wěn)健起見，本文將中下游行業(yè)中2013年國企份額仍高達40%以上的行業(yè)予以刪除，再次進行實證檢驗。根據(jù)表3的回歸結果可知，upsregul的估計系數(shù)仍然顯著為負，同基準回歸結果相一致，驗證了本文研究結論的穩(wěn)健性。

表 3 刪除中下游管制行業(yè)的回歸結果

3. 內生性問題的再檢驗

根據(jù)Hering和Poncet（2010）的研究主張可知，本文的模型設定可以較好地控制回歸中可能存在的內生性問題。然而，上游行政管制的政治訴求仍可能會影響本文的估計結果。相比較而言，那些大量使用上游行政管制行業(yè)產(chǎn)品的中下游行業(yè)，對于上游行政管制行業(yè)的市場放開理應具有更強的政治訴求。對此，Bourlès等（2013）研究指出，這一內生的政治訴求可能會導致有偏的估計系數(shù)，但卻低估了上游行政管制程度對企業(yè)出口行為的影響效應。因此，考慮到市場管制中政治訴求因素的干擾，本文的估計結果可以被認為是上游行政管制程度對企業(yè)出口行為影響的最低效應。①Beverelli等（2017）關于服務業(yè)管制的工具變量結果驗證了這一主張，基準回歸（OLS）中的內生性問題往往低估了市場管制在行業(yè)間的影響效應。此外，Bas和Causa（2013）研究指出，考慮到市場管制可能對行業(yè)間的投入產(chǎn)出關聯(lián)產(chǎn)生影響，這將導致核心解釋變量測算存在內生性。因此，為了控制投入產(chǎn)出關聯(lián)可能導致的內生性問題，本文借鑒Bas和Causa（2013）的研究設計，采用美國2002年133行業(yè)的投入產(chǎn)出表，利用其投入產(chǎn)出關聯(lián)測算出本文的核心解釋變量（上游行政管制程度），再次進行實證檢驗。由表4的回歸結果可知，控制了行業(yè)間投入產(chǎn)出關聯(lián)可能導致的內生性問題之后，本文的研究結論仍然成立。

表 4 內生性問題再檢驗的回歸結果

4. 直接效應與間接效應的再檢驗

根據(jù)Acemoglu等（2015）的研究可知，行業(yè)間的投入產(chǎn)出關聯(lián)既存在直接影響效應，又存在明顯的間接影響效應。例如，i行業(yè)產(chǎn)品既可以直接作為j行業(yè)生產(chǎn)的投入要素，也可以通過參與其他產(chǎn)品生產(chǎn)作為j行業(yè)生產(chǎn)的間接投入要素。接下來，本文分別基于直接投入關聯(lián)和間接投入關聯(lián)測算上游行政管制程度，據(jù)此再次進行實證檢驗。根據(jù)表5的回歸結果可知，上游行政管制程度對企業(yè)出口行為的影響，既會通過行業(yè)間的直接投入關聯(lián)產(chǎn)生影響，也通過行業(yè)間的間接投入關聯(lián)產(chǎn)生作用。

表 5 直接效應與間接效應再檢驗的回歸結果

5. 其他穩(wěn)健性檢驗

第一，考慮到測算指標的穩(wěn)健性，本文采用行業(yè)內前4和前10位企業(yè)的市場份額衡量市場壟斷程度，基于此測算的上游行政管制程度進行了穩(wěn)健性檢驗。第二，考慮到回歸樣本中大量企業(yè)的出口零值問題，本文將出口額始終為0的企業(yè)予以刪除后進行了實證檢驗，并基于Tobit和Heckman兩階段方法進行了穩(wěn)健性檢驗。第三，由于數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑在2011年發(fā)生變化，由銷售額500萬元提升為2 000萬元，為此，本文將數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑統(tǒng)一為2 000萬元，再次進行實證檢驗。上述穩(wěn)健性檢驗，再次驗證了本文的研究結論（限于篇幅，未能列出詳細結果，如需要可向作者索?。?/p>

（三）異質性檢驗

1. 企業(yè)所有制的異質性

從所有制方面來看企業(yè)的出口行為可知，國有企業(yè)的出口比重往往低于民營企業(yè)和外資企業(yè)，且大部分外資及港澳臺出口企業(yè)從事加工貿易，其生產(chǎn)的原材料和中間投入品主要來自國外市場（戴覓和余淼杰，2014；Dai等，2016）。由此可知，既然上游行政管制程度的增強明顯抑制了企業(yè)出口，那么其理應對出口比重較高且密集使用國內上游產(chǎn)品的民營企業(yè)作用更強。因此，考慮到國有、民營和外資及港澳臺企業(yè)之間的明顯差異，本文基于企業(yè)所有制的角度考察了上游行政管制程度對企業(yè)出口行為的異質性。根據(jù)表6的回歸結果可知，upsregul的估計系數(shù)在國有企業(yè)和外資及港澳臺企業(yè)中均未通過統(tǒng)計顯著性檢驗，但在民營企業(yè)的回歸結果中顯著為負。這一結果表明，上游行政管制程度的增強對企業(yè)出口行為的負面影響主要體現(xiàn)在民營企業(yè)中，對國有企業(yè)和外資及港澳臺企業(yè)的作用有限。

表 6 企業(yè)所有制的異質性

2. 貿易模式的異質性

基于行業(yè)間的投入產(chǎn)出關聯(lián)可知，上游行政管制行業(yè)往往作為其他工業(yè)制造業(yè)的中間投入。維持上游行業(yè)的行政管制通過影響其他工業(yè)制造業(yè)的中間投入品的產(chǎn)品價格和產(chǎn)品數(shù)量，進而影響企業(yè)的生產(chǎn)成本和出口行為。根據(jù)企業(yè)貿易方式可知，一般貿易企業(yè)需要負責企業(yè)出口產(chǎn)品的原材料采購、生產(chǎn)加工和出口市場銷售等多個環(huán)節(jié)，而加工貿易只需要對出口產(chǎn)品的部分環(huán)節(jié)負責，如生產(chǎn)加工環(huán)節(jié)（Dai等，2016）。因此，相較于一般貿易企業(yè)而言，加工貿易企業(yè)對上游行政管制行業(yè)的生產(chǎn)依存度較低，且加工貿易比重越高，則對上游行政管制行業(yè)的生產(chǎn)依存度越低。為此，本文進一步考察上游行政管制程度對不同貿易模式企業(yè)的異質性影響。具體而言，本文將出口比重低于50%的企業(yè)劃分為一般貿易企業(yè)，大于50%的企業(yè)劃分為加工貿易企業(yè)，并進一步考察出口比重高于75%和95%的企業(yè)。具體的回歸結果參見表7。

表 7 企業(yè)貿易模式的異質性

根據(jù)表7的回歸結果可知，upsregul的估計系數(shù)在列（1）與列（2）中均顯著為負，但在出口比重75%和95%以上的回歸結果中并未通過統(tǒng)計顯著性檢驗。此外，從估計系數(shù)大小來看，upsregul的估計系數(shù)在出口比重低于50%的回歸樣本中遠大于出口比重高于50%的回歸結果。這一結果表明，從企業(yè)貿易模式來看，上游行政管制程度的增強對一般貿易企業(yè)的出口具有明顯的抑制作用，但對加工貿易企業(yè)的作用有限，且隨著加工貿易比重的提升而逐漸弱化。

3. 市場競爭程度的異質性

企業(yè)的出口行為一方面受到上游行政管制程度的影響，另一方面也取決于行業(yè)本身的市場競爭程度。那么，上游行政管制程度對企業(yè)出口行為的影響，是否會因行業(yè)本身的市場競爭程度不同而存在影響差異？畢竟，考慮到行業(yè)間的投入關系，行業(yè)本身的市場競爭程度越高，則在上游行政管制行業(yè)的投入品市場中議價能力往往越低，從而受到上游行政管制程度的影響越大（劉瑞明和石磊，2011；Bourles等，2013）。為此，本文基于行業(yè)本身的赫芬達爾指數(shù)，將低于中位數(shù)的行業(yè)劃分為高競爭行業(yè)，將高于中位數(shù)的行業(yè)劃分為低競爭行業(yè)，在此基礎上進行異質性檢驗。具體的回歸結果參見表8。

表 8 市場競爭程度的異質性

根據(jù)表8的回歸結果可知，upsregul的估計系數(shù)在高競爭行業(yè)中顯著為負，而在低競爭行業(yè)并未通過統(tǒng)計顯著性檢驗。這一結果表明上游行政管制程度的增強對企業(yè)出口行為的負面效應主要集中在中下游高競爭行業(yè)中，而對低競爭行業(yè)的作用有限。

4. 地區(qū)間的異質性

從區(qū)域間發(fā)展差異來看，長期以來中國整體的出口規(guī)模主要由東部沿海地區(qū)推動，中西部地區(qū)出口規(guī)模較?。ㄈ~寧華等，2015）。近年來，伴隨著交通基礎設施的發(fā)展，以及東部地區(qū)的生產(chǎn)成本上升，出口作為拉動地區(qū)企業(yè)經(jīng)濟增長的重要引擎，推動了區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)轉移，進一步釋放中西部地區(qū)的出口增長潛力。在此背景下，本文進一步考察上游行政管制程度對企業(yè)出口在東中西部企業(yè)中的影響差異。具體的回歸結果參見表9。

表 9 地區(qū)間的異質性

根據(jù)表9的回歸結果，我們發(fā)現(xiàn)upsregul的估計系數(shù)在東部地區(qū)顯著為負，而在中部地區(qū)的企業(yè)出口規(guī)模方面顯著為負，而西部地區(qū)的結果并未通過統(tǒng)計顯著性檢驗。由此可知，上游行政管制程度對東部地區(qū)的企業(yè)出口存在顯著的負面影響，但對中西部地區(qū)作用有限。這一結果表明，合理有序地推動地區(qū)間的產(chǎn)業(yè)分工轉移，繼續(xù)引導大量出口企業(yè)在中西部地區(qū)建廠生產(chǎn)，既有利于推動中西部地區(qū)發(fā)展以降低區(qū)域間發(fā)展差異，又有利于規(guī)避上游行政管制程度的負面影響，從而繼續(xù)發(fā)揮企業(yè)出口的經(jīng)濟增長效應。

五、結論與啟示

伴隨著中國出口規(guī)模的迅速擴張，中國企業(yè)出口的產(chǎn)業(yè)分布發(fā)生了明顯變化，主要由中下游行業(yè)主導，而上游行業(yè)則缺乏明顯的出口競爭優(yōu)勢。與此同時，中國整體的市場結構也發(fā)生了明顯變化，呈現(xiàn)出“上游行業(yè)行政壟斷，下游行業(yè)市場競爭”的非對稱市場結構?？紤]到當前的經(jīng)濟發(fā)展背景，以及行業(yè)間投入產(chǎn)出關聯(lián)的重要性，本文利用大量微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，基于垂直生產(chǎn)供應鏈的視角，實證考察了上游行政管制對中國制造業(yè)企業(yè)出口行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)：首先，以國有企業(yè)為載體的上游行政管制并非涉及每個行業(yè)，主要是指煤炭開采和洗選業(yè)、石油和天然氣開采業(yè)以及電力熱力的生產(chǎn)和供應業(yè)等資本密集型行業(yè)；其次，隨著中國市場化改革的不斷推進和深化，上游行政管制程度在1998?2007年顯著下降，但在2007?2013年間發(fā)生扭轉并逐年強化；最后，2007年以來上游行政管制程度的增強明顯抑制了中國制造業(yè)企業(yè)出口，且這一負面影響主要體現(xiàn)在民營企業(yè)、一般貿易企業(yè)、高競爭行業(yè)以及東部沿海地區(qū)中。

基于上述研究結論，本文提出如下政策建議：第一，降低上游管制行業(yè)的市場進入門檻，通過引入更多潛在的進入企業(yè)以增強上游行政管制行業(yè)的市場競爭。伴隨著中下游行業(yè)的市場競爭加劇以及出口規(guī)模擴張，繼續(xù)維持上游行業(yè)的行政管制明顯抑制了中國制造業(yè)企業(yè)出口。在當前全球經(jīng)濟增長復蘇乏力和貿易保護勢力逐漸抬頭的背景下，增強上游行政管制行業(yè)的市場競爭程度對于進一步釋放企業(yè)出口的經(jīng)濟增長潛力具有重要的政策含義。第二，提高資本要素的配置效率，基于產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃和企業(yè)生產(chǎn)效率進行優(yōu)化配置，降低對非國有企業(yè)的借貸歧視，防止積極的財政政策強化上游行政管制行業(yè)的壟斷程度。在2008年金融危機之后，為應對國際金融危機的負面沖擊，政府出臺了“四萬億”的投資計劃和“十大產(chǎn)業(yè)振興計劃”，在這一系列的投資政策刺激下，大量信貸資源主要流向了國有企業(yè)，促進了上游國有企業(yè)的投資擴張，進而強化了上游國有企業(yè)的市場壟斷勢力。第三，構建上游管制行業(yè)的創(chuàng)新激勵機制，提升上游中間投入品的技術含量和產(chǎn)品質量，為提升中國產(chǎn)品的國際競爭力奠定基礎。中國自2001年“入世”之后，加工貿易逐年盛行，早已成為世界制造業(yè)第一大國，但距離制造業(yè)強國仍有較大距離，一個很重要的原因是在一般貿易的核心生產(chǎn)環(huán)節(jié)仍缺乏明顯的國際競爭優(yōu)勢。由此可知，增強上游行政管制行業(yè)的創(chuàng)新能力和產(chǎn)品質量對于提升一般貿易企業(yè)出口以及實現(xiàn)出口貿易的轉型升級具有積極的促進作用。第四，加大中西部地區(qū)的基礎設施建設，降低區(qū)域間的流通成本，憑借中西部地區(qū)的成本優(yōu)勢，繼續(xù)發(fā)揮出口貿易的增長效應。由于目前中西部地區(qū)面臨著巨大的區(qū)域間發(fā)展差異，降低區(qū)域間流通成本，合理有序地推動地區(qū)間的產(chǎn)業(yè)分工轉移，繼續(xù)引導大量出口企業(yè)在中西部地區(qū)建廠生產(chǎn)，既有利于釋放中西部地區(qū)的成本優(yōu)勢以推動當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展，又有利于繼續(xù)發(fā)揮出口貿易的經(jīng)濟增長效應。