國(guó)企改制能否提升出口國(guó)內(nèi)附加值？
——基于中間品視角的分析

宋 林 高 強(qiáng) 史貝貝

(1.西安交通大學(xué)，陜西 西安 710061；2.西北大學(xué)，陜西 西安 710127)

一、引言及文獻(xiàn)綜述

過(guò)去幾十年，中國(guó)國(guó)企改革持續(xù)不斷推進(jìn)，取得了巨大成效，產(chǎn)生了廣泛影響。與此同時(shí)，借助自身比較優(yōu)勢(shì)不斷發(fā)展，中國(guó)一躍成為全球貨物貿(mào)易第一大國(guó)，但從單位出口中獲取的經(jīng)濟(jì)利益卻低于發(fā)達(dá)國(guó)家甚至部分發(fā)展中國(guó)家。2020年6月，中央全面深化改革委員會(huì)第十四次會(huì)議審議通過(guò)的《國(guó)有企業(yè)改革三年行動(dòng)方案(2020—2022年)》拉開(kāi)了新一輪國(guó)企改革的序幕。隨著全面深化改革的推進(jìn)，更加細(xì)致、全面地討論國(guó)企改制對(duì)出口績(jī)效的影響已顯得尤為迫切。國(guó)企改制改變了企業(yè)內(nèi)部治理狀況和企業(yè)所在地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，那么國(guó)企改制究竟會(huì)對(duì)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值產(chǎn)生何種影響？這種影響是否存在異質(zhì)性？國(guó)企改制又會(huì)通過(guò)何種渠道影響出口國(guó)內(nèi)附加值？以上問(wèn)題的研究，不僅關(guān)系到國(guó)企改革的績(jī)效評(píng)估，而且關(guān)系到進(jìn)一步推進(jìn)中國(guó)出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展和發(fā)揮“國(guó)際循環(huán)”對(duì)“國(guó)內(nèi)循環(huán)”的引領(lǐng)促進(jìn)作用。

國(guó)企改革作為中央全面深化改革的重要一環(huán)，已有學(xué)者對(duì)其進(jìn)行了大量研究?，F(xiàn)有文獻(xiàn)主要從企業(yè)生產(chǎn)率(許召元 等，2015；陳林，2018)、現(xiàn)金持有(楊興全 等，2018)、內(nèi)部融資約束(陳林 等，2014)和創(chuàng)新(朱磊 等，2019)等視角討論了國(guó)企改革的績(jī)效。較少文獻(xiàn)研究了國(guó)企改革對(duì)出口績(jī)效的影響：王海成等(2019)利用中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)，研究了國(guó)企改制對(duì)企業(yè)出口績(jī)效的影響，發(fā)現(xiàn)企業(yè)資本勞動(dòng)密集度和企業(yè)生產(chǎn)率是國(guó)企改制提升出口產(chǎn)品質(zhì)量的兩個(gè)重要途徑。以上文獻(xiàn)主要從企業(yè)出口規(guī)模和出口產(chǎn)品質(zhì)量?jī)煞矫婵疾靽?guó)企改制對(duì)出口績(jī)效的影響。但國(guó)企改制出口績(jī)效考察的另一個(gè)重要方面——出口國(guó)內(nèi)附加值(domestic value-added，DVA)，目前卻鮮有研究，這為本文留下了進(jìn)一步研究的空間。

2019年12月，《中共中央、國(guó)務(wù)院關(guān)于推進(jìn)貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的指導(dǎo)意見(jiàn)》中指出：“大力發(fā)展高質(zhì)量、高技術(shù)、高附加值產(chǎn)品貿(mào)易，不斷提高勞動(dòng)密集型產(chǎn)品檔次和附加值……穩(wěn)步提高出口附加值?！弊鳛楹饬砍隹诳?jī)效的重要方面，出口DVA的相關(guān)研究大多從企業(yè)外部因素如人民幣匯率(余淼杰 等，2018)、制造業(yè)上游壟斷(李勝旗 等，2017)、FDI(唐宜紅 等，2017)、企業(yè)貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)(呂越 等，2020)，企業(yè)內(nèi)部因素如工資(耿偉 等，2019)和企業(yè)內(nèi)部融資約束(邵昱琛 等，2017)等進(jìn)行展開(kāi)，但尚未有文獻(xiàn)從國(guó)企改制視角出發(fā)，研究出口DVA所受影響，且已有文獻(xiàn)在影響機(jī)制的研究過(guò)程中缺乏對(duì)企業(yè)中間品使用決策的充分分析。

與以往研究相比，本文可能的貢獻(xiàn)如下：第一，在研究主題上，利用較大樣本數(shù)據(jù)從企業(yè)出口DVA視角探討了國(guó)企改制對(duì)改制企業(yè)出口績(jī)效所產(chǎn)生的影響，拓展了國(guó)企改革影響出口績(jī)效的相關(guān)研究。第二，企業(yè)出口DVA的關(guān)鍵因素之一在于企業(yè)中間品使用決策過(guò)程中，本文著重分析國(guó)企改制影響改制企業(yè)中間品使用決策所產(chǎn)生的中間品替代效應(yīng)和中間品質(zhì)量效應(yīng)，拓展了國(guó)企改制影響出口DVA的理論機(jī)制。第三，本文對(duì)國(guó)企改制影響出口DVA的異質(zhì)性進(jìn)行了分析，并且進(jìn)一步分析了國(guó)家注冊(cè)資本金不退出時(shí)國(guó)企改制影響出口DVA的效應(yīng)，一定程度上為國(guó)企混合所有制改革影響出口DVA提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、理論分析與假設(shè)提出

在生產(chǎn)全球化的今天，大約有2/3的國(guó)際貿(mào)易為中間品貿(mào)易(Johnson et al.，2017)。根據(jù)企業(yè)使用中間品的來(lái)源地可將中間品分為兩類，一種是國(guó)內(nèi)中間品，另一種是進(jìn)口中間品。國(guó)內(nèi)中間品使用份額的增加會(huì)提升企業(yè)出口DVA；同樣，高質(zhì)量中間品的使用也會(huì)使企業(yè)提高其加成率，進(jìn)而提升出口DVA。多年來(lái)，通過(guò)融入國(guó)際貿(mào)易分工體系，中國(guó)成為當(dāng)之無(wú)愧的制造業(yè)大國(guó)，國(guó)內(nèi)中間品供給(生產(chǎn))在產(chǎn)品數(shù)量和產(chǎn)品質(zhì)量上都有了極大提升，很多產(chǎn)品已經(jīng)具備較高的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，這為中國(guó)企業(yè)使用國(guó)內(nèi)中間品提供了更大的選擇空間。

國(guó)企改制會(huì)使改制企業(yè)內(nèi)部注冊(cè)資本金結(jié)構(gòu)發(fā)生重大變化，直接表現(xiàn)為企業(yè)的所有制性質(zhì)或股權(quán)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)：一方面國(guó)企改制直接作用于改制企業(yè)內(nèi)部治理狀況，另一方面國(guó)企改制會(huì)作用于改制企業(yè)所在地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這些影響都會(huì)作用于改制企業(yè)中間品使用決策，產(chǎn)生中間品替代效應(yīng)和中間品質(zhì)量效應(yīng)，最終對(duì)改制企業(yè)出口DVA產(chǎn)生重要影響。本文以企業(yè)中間品使用決策為切入視角，著重分析國(guó)企改制是如何影響出口DVA。

(一)國(guó)企改制影響企業(yè)出口DVA的機(jī)制：中間品替代效應(yīng)

國(guó)企改制會(huì)提升改制企業(yè)的生產(chǎn)率(許召元 等，2015；陳林，2018)，進(jìn)而影響改制企業(yè)中間品使用決策，產(chǎn)生中間品替代效應(yīng)，最終提升改制企業(yè)出口DVA。首先，相同中間品采購(gòu)策略下，較高生產(chǎn)率企業(yè)會(huì)更多地使用國(guó)內(nèi)中間品，因此改制會(huì)提升企業(yè)國(guó)內(nèi)中間品使用份額(邱斌 等，2020)；其次，較高的生產(chǎn)率代表企業(yè)在國(guó)內(nèi)具有較大的市場(chǎng)影響力和更加豐富、及時(shí)的市場(chǎng)信息，這為改制企業(yè)國(guó)內(nèi)中間品采購(gòu)帶來(lái)了較強(qiáng)的議價(jià)能力，改制企業(yè)能以更低價(jià)格采購(gòu)國(guó)內(nèi)中間品，從而更加傾向于增加國(guó)內(nèi)中間品使用份額；最后，有文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)，高生產(chǎn)率企業(yè)更容易進(jìn)入進(jìn)口市場(chǎng)，更傾向于進(jìn)口中間投入品，其所進(jìn)口的中間投入品種類也更多(錢(qián)學(xué)鋒 等，2017)。國(guó)企改制能夠完善企業(yè)治理機(jī)制，改進(jìn)內(nèi)控機(jī)制，強(qiáng)化預(yù)算約束，導(dǎo)致改制企業(yè)不能負(fù)擔(dān)中間品進(jìn)口過(guò)程中額外的國(guó)外采購(gòu)固定成本，這就使得改制所帶來(lái)的生產(chǎn)率提升不能顯著增加改制企業(yè)進(jìn)口中間品使用份額。因此，本文認(rèn)為，國(guó)企改制通過(guò)提高改制企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生了中間品替代效應(yīng)，使改制企業(yè)國(guó)內(nèi)中間品使用份額提升，進(jìn)而對(duì)改制企業(yè)出口DVA產(chǎn)生促進(jìn)效應(yīng)。

國(guó)企改制同樣會(huì)作用于改制企業(yè)所在地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，進(jìn)而改變改制企業(yè)中間品使用決策，產(chǎn)生中間品替代效應(yīng)，提升出口DVA。國(guó)企改制提升了改制企業(yè)的生產(chǎn)率，使原來(lái)在出口臨界生產(chǎn)率以下的企業(yè)能夠通過(guò)出口獲利(Melitz，2003)，改制企業(yè)面臨的出口需求增加引致其中間品需求增加，進(jìn)而導(dǎo)致地區(qū)中間品供給企業(yè)數(shù)量增加；同時(shí)，國(guó)企改制會(huì)減少國(guó)企對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的拖累(劉瑞明 等，2010；許召元 等，2015)，改善地區(qū)企業(yè)生存環(huán)境，提升地區(qū)企業(yè)的未來(lái)盈利預(yù)期，進(jìn)而促使該地區(qū)中間品供給企業(yè)數(shù)量增加。國(guó)內(nèi)中間品供給企業(yè)數(shù)量增加會(huì)產(chǎn)生兩方面的影響：一方面，國(guó)內(nèi)中間品供給企業(yè)數(shù)量增加促使地區(qū)國(guó)內(nèi)中間品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)加劇，導(dǎo)致國(guó)內(nèi)中間品相對(duì)進(jìn)口中間品價(jià)格下降，改制企業(yè)為最小化生產(chǎn)成本，在生產(chǎn)中相對(duì)更多地采用國(guó)內(nèi)中間品以替換進(jìn)口中間品，產(chǎn)生中間品替代效應(yīng)，從而提升出口DVA；另一方面，地區(qū)國(guó)內(nèi)中間品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)加劇，國(guó)內(nèi)中間品供給企業(yè)可能會(huì)放棄所生產(chǎn)的非核心中間品種類以保證在核心中間品上的投入，提升核心中間品質(zhì)量，以增強(qiáng)企業(yè)生存能力，進(jìn)而提升國(guó)內(nèi)中間品質(zhì)量(黎歡 等，2014)，對(duì)進(jìn)口中間品的替代效應(yīng)進(jìn)一步增強(qiáng)。因而，改制企業(yè)在生產(chǎn)中增加國(guó)內(nèi)中間品使用份額，會(huì)產(chǎn)生中間品替代效應(yīng)，從而提升企業(yè)出口DVA。

(二)國(guó)企改制影響出口DVA的機(jī)制：中間品質(zhì)量效應(yīng)

國(guó)企改制提升了改制企業(yè)生產(chǎn)率，產(chǎn)生中間品質(zhì)量效應(yīng)，最終提升企業(yè)出口DVA。生產(chǎn)率的提升包含了企業(yè)技術(shù)進(jìn)步，增加了企業(yè)的知識(shí)儲(chǔ)備，企業(yè)吸收、內(nèi)化新知識(shí)的能力得到提升(Cohen et al.，1989；Dai et al.，2013)，企業(yè)利用更高質(zhì)量中間品的能力也隨之增強(qiáng)。為了使產(chǎn)品在出口市場(chǎng)上獲得更強(qiáng)的競(jìng)爭(zhēng)力和更多利潤(rùn)，企業(yè)傾向于使用更高質(zhì)量中間品替代原有中間品，產(chǎn)生中間品質(zhì)量效應(yīng)，最終產(chǎn)品質(zhì)量受到所投入中間品質(zhì)量的正向影響(Kugler et al.，2012)，改制企業(yè)依此為更高質(zhì)量的最終產(chǎn)品制定更高的價(jià)格，故企業(yè)能獲得更高的加成率(De et al.，2016；Fan et al.，2018)，從而提升企業(yè)出口DVA(Kee et al.，2016)。

綜上，本文提出：

假設(shè)

1

：

國(guó)企改制可以提升改制企業(yè)出口DVA。

假設(shè)

2

：

國(guó)企改制通過(guò)中間品替代效應(yīng)和中間品質(zhì)量效應(yīng)對(duì)改制企業(yè)出口DVA產(chǎn)生影響。

三、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)處理

(一)模型構(gòu)建

本文將國(guó)企改制的實(shí)施作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)進(jìn)行實(shí)證分析，由于國(guó)企進(jìn)行改制的年份不盡相同，標(biāo)準(zhǔn)雙重差分(DID)難以進(jìn)行有效分析，借鑒Beck et al.(2010)，采用漸進(jìn)(多期)DID方法，研究國(guó)企改制對(duì)其出口DVA的真實(shí)影響。借鑒Bai et al.(2009)，僅保留樣本期內(nèi)第一次出現(xiàn)且其最大實(shí)收資本金的類型為國(guó)家資本金的企業(yè)，將樣本期內(nèi)最大實(shí)收資本金的類型發(fā)生改變的企業(yè)設(shè)定為“實(shí)驗(yàn)組”，即國(guó)企進(jìn)行了改制，其余國(guó)企設(shè)為“控制組”，以此檢驗(yàn)國(guó)企改制對(duì)出口DVA帶來(lái)的“凈效應(yīng)”。據(jù)此，構(gòu)建如下基準(zhǔn)計(jì)量模型：

DVA=α+α×Reform+α×Z+μ+μ+ε

(1)

其中，被解釋變量DVA表示企業(yè)f在t期的出口DVA，企業(yè)出口DVA越大，代表企業(yè)的出口貿(mào)易真實(shí)利得越高；核心解釋變量為Reform，表示國(guó)企f在t期是否進(jìn)行了改制，若進(jìn)行了改制，則在改制當(dāng)年及改制以后Reform=1，否則為0；α表示改制企業(yè)出口DVA受到改制影響的大小，α絕對(duì)值越大說(shuō)明出口DVA受到企業(yè)改制的影響越大；μ表示年份固定效應(yīng)，μ表示企業(yè)固定效應(yīng)，ε表示誤差項(xiàng)。

考慮到其他因素也會(huì)影響企業(yè)出口DVA和國(guó)企改制，故此處分別選取以下變量作為控制變量Z，具體如下：

(1)企業(yè)年齡(lnAge)，采用樣本當(dāng)年時(shí)間減去企業(yè)成立時(shí)間的差值加1取對(duì)數(shù)來(lái)表示。

(2)企業(yè)資本密集度(ln CapitalDensity)，用企業(yè)總固定資產(chǎn)除以企業(yè)從業(yè)人數(shù)之比的對(duì)數(shù)值衡量。

(4)人均工資(ln WageperCapita)，用企業(yè)應(yīng)付工資除以企業(yè)年末從業(yè)人數(shù)加1的對(duì)數(shù)值衡量。

(5)企業(yè)銷(xiāo)售收入(ln Sales)，用企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的對(duì)數(shù)值衡量。

(6)企業(yè)工業(yè)增加值(ln Y_add)，用工業(yè)增加值的對(duì)數(shù)值衡量。

地區(qū)和企業(yè)市場(chǎng)勢(shì)力控制變量：

(7)四分位行業(yè)的赫芬達(dá)爾指數(shù)(HHIndex4)，用當(dāng)年企業(yè)銷(xiāo)售收入占四分位行業(yè)總銷(xiāo)售收入比值平方再加1的對(duì)數(shù)值表示。

(8)中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)(MarketIndex)，采用樊綱等(2011)的數(shù)據(jù)。

(二)指標(biāo)測(cè)算

1.企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值

借鑒Upward et al.(2013)、Kee et al.(2016)，計(jì)算出口DVA，具體模型為：

(2)

2.國(guó)企改制

國(guó)企改制具有多樣性和復(fù)雜性，產(chǎn)權(quán)指標(biāo)能包含各種不同形式的改制，是反映國(guó)企改制成效的合理方式(劉小玄 等，2005)。國(guó)企是否及何時(shí)進(jìn)行改制是根據(jù)中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)中實(shí)收資本金、國(guó)家資本金、集體資本金、個(gè)人資本金、港澳臺(tái)資本金、外商資本金等變量的歷年變動(dòng)情況進(jìn)行測(cè)算的(Hsieh et al.，2015)。與上個(gè)時(shí)期國(guó)企最大實(shí)收資本金的類型相比，若當(dāng)期國(guó)企最大實(shí)收資本金的類型發(fā)生變化，則認(rèn)為國(guó)企在當(dāng)期進(jìn)行了改制，并將國(guó)企改制當(dāng)期及以后的年份都定義為進(jìn)行了改制的狀態(tài)，這些國(guó)企樣本被識(shí)別為“實(shí)驗(yàn)組”，未進(jìn)行改制的國(guó)企為“控制組”。2000—2008年，樣本中國(guó)企共有32702家，樣本期內(nèi)發(fā)生改制的有13248家企業(yè)(“實(shí)驗(yàn)組”)，占樣本中國(guó)企總量的40.51%。

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

本文使用數(shù)據(jù)主要有：

(1)2000—2008年中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)。有關(guān)國(guó)企改制主題的研究一般都使用A股上市企業(yè)數(shù)據(jù)和中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，由于企業(yè)上市本身就是根據(jù)企業(yè)規(guī)模、盈利狀況等指標(biāo)初步選擇的一個(gè)過(guò)程(陳林 等，2019)，因此，選用上市企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究存在較大選擇性偏誤，本文選擇中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)對(duì)該問(wèn)題進(jìn)行研究，以緩解選擇性偏誤。

首先，對(duì)該數(shù)據(jù)初步處理：保留與本文相關(guān)研究中變量值(企業(yè)總資產(chǎn)、企業(yè)總固定資產(chǎn)、主營(yíng)業(yè)務(wù)收入、工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值)為正的觀測(cè)值；保留在營(yíng)業(yè)狀態(tài)的企業(yè)；對(duì)于2001年、2004年中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中工業(yè)增加值指標(biāo)缺失的觀測(cè)值，本文借鑒劉小玄等(2008)的方法進(jìn)行測(cè)算補(bǔ)充；對(duì)于2008年中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中中間投入指標(biāo)缺失，本文采用馬紅旗等(2018)的方法進(jìn)行測(cè)算補(bǔ)充；剔除實(shí)收資本不大于0的樣本。

其次，保留符合會(huì)計(jì)準(zhǔn)則(GAAP)的觀測(cè)值：總資產(chǎn)高于總流動(dòng)資產(chǎn)的企業(yè)；總資產(chǎn)高于流動(dòng)資產(chǎn)年平均余額的企業(yè)；總資產(chǎn)高于總固定資產(chǎn)的企業(yè)；總資產(chǎn)高于固定資產(chǎn)凈值年平均余額的企業(yè)；本年折舊小于累計(jì)折舊的企業(yè)。

最后，進(jìn)一步處理：保留在樣本期內(nèi)第一次出現(xiàn)且所有制為國(guó)有的企業(yè)；對(duì)企業(yè)層面連續(xù)控制變量進(jìn)行首尾1%的縮尾處理；剔除樣本期內(nèi)同一企業(yè)出現(xiàn)次數(shù)小于3的樣本。

(2)中國(guó)海關(guān)總署2000—2008年中國(guó)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)。對(duì)該數(shù)據(jù)處理如下：將月度海關(guān)數(shù)據(jù)縱向合并為年度海關(guān)數(shù)據(jù)；依靠貿(mào)易代理商進(jìn)出口的現(xiàn)象在樣本期內(nèi)大量存在，因此識(shí)別貿(mào)易代理商尤為必要，將數(shù)據(jù)中的企業(yè)名稱中包含“經(jīng)貿(mào)”“科貿(mào)”“進(jìn)出口”等字樣的企業(yè)界定為貿(mào)易代理商(Ahn et al.，2011)；剔除識(shí)別為貿(mào)易代理商的企業(yè)。

(3)根據(jù)研究需要，借鑒Yu(2015)的方法，本文合并中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和中國(guó)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)。第一步，將中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和中國(guó)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)依照兩套數(shù)據(jù)中年份和企業(yè)名稱兩共有變量進(jìn)行合并匹配；第二步，依照年份和電話號(hào)碼后7位與郵政編碼兩共有變量對(duì)未匹配樣本進(jìn)行合并匹配。相關(guān)平減指數(shù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；美元兌人民幣年均匯率來(lái)自中國(guó)人民銀行；BEC和HS海關(guān)編碼轉(zhuǎn)換表，來(lái)源于聯(lián)合國(guó)網(wǎng)站。

本文變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為了研究國(guó)企改制對(duì)出口DVA的影響，本文對(duì)模型(1)進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如表2所示。列(1)僅考慮解釋變量，即國(guó)企改制(Reform)，發(fā)現(xiàn)國(guó)企改制的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這初步表明國(guó)企改制對(duì)出口DVA有顯著提升作用；列(2)在列(1)基礎(chǔ)上增加了企業(yè)層面的控制變量，雖然解釋變量的估計(jì)系數(shù)減小，但國(guó)企改制依舊顯著提升了其出口DVA；列(3)進(jìn)一步控制了企業(yè)市場(chǎng)勢(shì)力的特征，列(4)加入了年份與行業(yè)交互的固定效應(yīng)，估計(jì)系數(shù)依舊顯著為正且變化較小。以上回歸結(jié)果表明國(guó)企改制對(duì)其出口DVA有著顯著的促進(jìn)作用。因此，上述實(shí)證結(jié)果初步驗(yàn)證了本文的核心假設(shè)，即國(guó)企改制能夠顯著提升企業(yè)出口DVA。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢(shì)和動(dòng)態(tài)效應(yīng)

平行趨勢(shì)是指在政策實(shí)施以前，“實(shí)驗(yàn)組”與“控制組”有著相同的變化趨勢(shì)，或者“實(shí)驗(yàn)組”與“控制組”之間的變化趨勢(shì)沒(méi)有顯著差異。普通的雙重差分法要求在政策實(shí)施前“實(shí)驗(yàn)組”與“控制組”的變化趨勢(shì)沒(méi)有顯著差異，這可以通過(guò)畫(huà)圖或在回歸中引入是否為實(shí)驗(yàn)組虛擬變量與時(shí)間虛擬變量的交互項(xiàng)來(lái)判斷“實(shí)驗(yàn)組”與“控制組”在政策實(shí)施前是否滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。但多期雙重差分法中的政策實(shí)施在不同時(shí)間點(diǎn)，因此多期雙重差分的平行趨勢(shì)檢驗(yàn)需要采用事件研究法，本文的平行趨勢(shì)檢驗(yàn)采用Beck et al.(2010)的方法，計(jì)量模型設(shè)定如下：

(3)

圖1 多期雙重差分的平行趨勢(shì)及動(dòng)態(tài)性檢驗(yàn)

2.樣本匹配

企業(yè)生產(chǎn)率、行業(yè)等是影響國(guó)企是否進(jìn)行改制的重要因素(方明月 等，2019)，這種異質(zhì)性是廣泛存在的(Melitz，2003)，企業(yè)間的這些差異可能導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏誤，影響估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性。因此本文采用近鄰匹配的方法對(duì)參與改制的國(guó)企和未參與改制的國(guó)企進(jìn)行匹配，降低“實(shí)驗(yàn)組”與“控制組”之間的差異，然后利用匹配到的樣本進(jìn)行雙重差分估計(jì)。估計(jì)結(jié)果如表3列(1)、(2)所示，具體的協(xié)變量是在原有控制變量的基礎(chǔ)上加入了企業(yè)所在行業(yè)。從表3可以發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是否加入控制變量,回歸結(jié)果均顯著為正。這說(shuō)明在盡可能消除了選擇性偏誤后，國(guó)企改制依然對(duì)出口DVA產(chǎn)生了正向顯著促進(jìn)作用，本文實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)Ⅰ

3.剔除包含法人資本的企業(yè)

由于無(wú)法得知中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)中的法人注冊(cè)資本金的所有制屬性，因此國(guó)企在進(jìn)行改制時(shí)可能出現(xiàn)引入法人注冊(cè)資本金而企業(yè)所有制性質(zhì)未發(fā)生實(shí)質(zhì)改變的情況，因此本文剔除包含法人資本的企業(yè)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果如表3列(3)、(4)所示。可以發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是否加入控制變量，在剔除注冊(cè)資本中包含法人注冊(cè)資本金的國(guó)企樣本后，國(guó)企改制的出口DVA促進(jìn)效應(yīng)依舊顯著為正，本文的實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健。

4.替換被解釋變量

Koopman et al.(2012)認(rèn)為中國(guó)企業(yè)使用國(guó)內(nèi)廠商生產(chǎn)的中間品含有5%～10%的國(guó)外成分，前文假定國(guó)內(nèi)廠商生產(chǎn)的中間品中含有5%的國(guó)外成分，現(xiàn)在假定國(guó)內(nèi)廠商生產(chǎn)中間品含有10%的國(guó)外成分，重新進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表4列(1)、(2)所示。可以發(fā)現(xiàn)，國(guó)企改制對(duì)其出口DVA仍然有著顯著促進(jìn)作用。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)Ⅱ

5.替換估計(jì)方法

由于被解釋變量是受限變量，本文再采用Tobit方法進(jìn)行重新估計(jì)，結(jié)果如表4列(3)、(4)所示，國(guó)企改制依舊對(duì)出口DVA產(chǎn)生了顯著正向影響，實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健。

五、機(jī)制檢驗(yàn)

前文驗(yàn)證了國(guó)企改制顯著提升了企業(yè)出口DVA，但是并沒(méi)有對(duì)其中的理論機(jī)制進(jìn)行進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。因此，借鑒溫忠麟等(2014)的方法，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)國(guó)企改制影響出口DVA的機(jī)制。國(guó)企改制影響出口DVA是一個(gè)非常復(fù)雜的過(guò)程，為使研究更加深入，本文集中分析國(guó)企改制影響改制企業(yè)中間品使用決策這一機(jī)制，即國(guó)企改制通過(guò)中間品替代效應(yīng)和中間品質(zhì)量效應(yīng)作用于其出口DVA。為此，構(gòu)建如下計(jì)量模型：

MV=α+β×Reform+φ×Z+μ+μ+ε

(4)

ExportDVA=α+β×MV+φ×Z+μ+μ+ε

(5)

ExportDVA=α+β×MV+β×Reform+φ×Z+μ+μ+ε

(6)

模型(4)～(6)中，MV為與中間品相關(guān)的中介變量(i=f,r)，當(dāng)i=f時(shí)，MV為企業(yè)層面中介變量；當(dāng)i=r時(shí)，MV為地區(qū)層面中介變量。采用不同的中介變量，對(duì)模型(4)～(6)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5和表6所示。

表5匯報(bào)了國(guó)企改制通過(guò)中間品替代效應(yīng)影響出口DVA的實(shí)證結(jié)果。列(1)的被解釋變量為改制企業(yè)國(guó)內(nèi)中間品使用數(shù)量(lnDomesitcInter)，用企業(yè)總中間品投入減去企業(yè)進(jìn)口中間品投入再取對(duì)數(shù)來(lái)表示；根據(jù)列(1)可以發(fā)現(xiàn)國(guó)企改制對(duì)其國(guó)內(nèi)中間品使用數(shù)量的影響為正，但不顯著。列(4)、(7)的結(jié)果表明，國(guó)內(nèi)中間品使用數(shù)量對(duì)出口DVA有著顯著正向影響，該結(jié)果與預(yù)期一致，即較多的國(guó)內(nèi)中間品使用數(shù)量意味著較高的出口DVA。列(2)的被解釋變量為企業(yè)國(guó)內(nèi)中間品使用份額(DomesitcRatio)，用企業(yè)國(guó)內(nèi)中間品使用數(shù)量與企業(yè)總中間品數(shù)量的比值表示；從列(2)可以發(fā)現(xiàn)，國(guó)企改制對(duì)改制企業(yè)國(guó)內(nèi)中間品使用份額有著顯著提升作用，這說(shuō)明國(guó)企改制產(chǎn)生了中間品替代效應(yīng)。列(5)、(8)的結(jié)果表明，企業(yè)國(guó)內(nèi)中間品使用份額是國(guó)企改制影響出口DVA的顯著渠道。列(3)的被解釋變量為改制企業(yè)所在地區(qū)國(guó)內(nèi)中間品供給企業(yè)數(shù)量(DomesitcNum)，采用改制企業(yè)所在地級(jí)市一般貿(mào)易出口中間品企業(yè)數(shù)量來(lái)表示。根據(jù)列(3)的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)國(guó)企改制顯著增加了改制企業(yè)所在地級(jí)市國(guó)內(nèi)中間品供給企業(yè)數(shù)量。這是因?yàn)椋阂环矫?，改制?dǎo)致生產(chǎn)率提升進(jìn)而引致改制企業(yè)對(duì)中間品需求增加；另一方面，國(guó)企改制減輕了對(duì)應(yīng)地區(qū)的預(yù)算軟約束，釋放了改制企業(yè)所在地區(qū)的市場(chǎng)活力，兩者共同導(dǎo)致地區(qū)國(guó)內(nèi)中間品供給企業(yè)數(shù)量提升。這與理論分析部分結(jié)果一致。列(6)、(9)的結(jié)果顯示，改制企業(yè)所在地級(jí)市國(guó)內(nèi)中間品供給企業(yè)數(shù)量的增加能夠顯著提升改制企業(yè)出口DVA，這是因?yàn)榈貐^(qū)中間品供給企業(yè)數(shù)量的增加改變了原有市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)了地區(qū)國(guó)內(nèi)中間品供給企業(yè)間的競(jìng)爭(zhēng)，使得國(guó)內(nèi)中間品相對(duì)價(jià)格下降，企業(yè)為使生產(chǎn)成本最小化更多采用國(guó)內(nèi)中間品，產(chǎn)生中間品替代效應(yīng)，企業(yè)出口DVA上升；競(jìng)爭(zhēng)的加劇也促使企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新，從而提升國(guó)內(nèi)中間品質(zhì)量，進(jìn)而產(chǎn)生國(guó)內(nèi)中間品對(duì)國(guó)外中間品的替代，產(chǎn)生中間品替代效應(yīng)，促使出口DVA提升。

表5 影響機(jī)制檢驗(yàn)-中間品替代效應(yīng)

表6匯報(bào)了國(guó)企改制通過(guò)中間品質(zhì)量效應(yīng)影響出口DVA的實(shí)證結(jié)果。列(1)的被解釋變量為改制企業(yè)所在地區(qū)國(guó)內(nèi)中間品供給種類數(shù)(DomesticVariety)，采用改制企業(yè)所在地級(jí)市一般貿(mào)易企業(yè)出口中間品種類數(shù)表示(楊燁 等，2020)。列(1)的回歸結(jié)果表明國(guó)企改制減少了改制企業(yè)所在地區(qū)國(guó)內(nèi)中間品供給種類，列(4)、(7)顯示改制企業(yè)所在地區(qū)國(guó)內(nèi)中間品供給種類的減少顯著提升了出口DVA。原因在于改制企業(yè)所在地區(qū)國(guó)內(nèi)中間品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)加劇，企業(yè)可能會(huì)放棄所生產(chǎn)的非核心中間品種類以保證其在核心中間品種類上的投入以提升中間品質(zhì)量和競(jìng)爭(zhēng)力，增強(qiáng)企業(yè)生存能力，最終表現(xiàn)為中間品種類數(shù)減少而核心中間品質(zhì)量提升；而地區(qū)中間品供給種類數(shù)對(duì)出口DVA有負(fù)向影響，這可能是由于樣本期內(nèi)改制企業(yè)所在地區(qū)國(guó)內(nèi)中間品質(zhì)量提升，導(dǎo)致改制企業(yè)所生產(chǎn)最終品質(zhì)量得到提升，進(jìn)而改制企業(yè)出口DVA提高。列(2)中被解釋變量為改制企業(yè)所在地區(qū)國(guó)內(nèi)中間品質(zhì)量，用改制企業(yè)所在地級(jí)市中一般貿(mào)易出口中間品質(zhì)量的加權(quán)平均值來(lái)表示，產(chǎn)品質(zhì)量的測(cè)算借鑒施炳展等(2015)的做法。從列(2)的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)國(guó)企改制顯著提升了改制企業(yè)所在地區(qū)國(guó)內(nèi)中間品質(zhì)量。王海成等(2019)也有類似結(jié)論。這也從側(cè)面驗(yàn)證了前文的結(jié)論：國(guó)企改制使改制企業(yè)所在地區(qū)國(guó)內(nèi)中間品供給種類數(shù)減少但能提升地區(qū)國(guó)內(nèi)中間品質(zhì)量。列(5)、(8)的回歸結(jié)果顯示地區(qū)國(guó)內(nèi)中間品質(zhì)量可以顯著促進(jìn)出口DVA提升。以上結(jié)果說(shuō)明國(guó)企改制可以通過(guò)國(guó)內(nèi)中間品質(zhì)量效應(yīng)提升出口DVA。這與本文的理論分析一致：生產(chǎn)率提升使得企業(yè)技術(shù)進(jìn)步，企業(yè)對(duì)高質(zhì)量中間品的使用需求上升，而較高質(zhì)量的國(guó)內(nèi)中間品投入能帶來(lái)最終品質(zhì)量的提升，該產(chǎn)品與國(guó)際市場(chǎng)中其他產(chǎn)品間的差異擴(kuò)大，企業(yè)可以制定更高價(jià)格，進(jìn)而提升出口DVA。列(3)的被解釋變量為改制企業(yè)所在地區(qū)進(jìn)口中間品質(zhì)量，用改制企業(yè)所在地級(jí)市中加工貿(mào)易進(jìn)口中間品質(zhì)量的加權(quán)平均值來(lái)表示。從列(3)的回歸結(jié)果可知國(guó)企改制顯著提升了改制企業(yè)所在地區(qū)進(jìn)口中間品質(zhì)量，這是因?yàn)楦闹扑鶐?lái)的生產(chǎn)率提升使得企業(yè)利用高質(zhì)量中間品的能力和需求上升。列(6)、(9)的實(shí)證結(jié)果同樣表明進(jìn)口中間品質(zhì)量效應(yīng)也是提升出口DVA的重要途徑。至此，假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表6 影響機(jī)制檢驗(yàn)-中間品質(zhì)量效應(yīng)

六、進(jìn)一步分析

(一)企業(yè)注冊(cè)資本金多樣性在國(guó)企改制中的調(diào)節(jié)效應(yīng)

國(guó)企改制引入了數(shù)量較大的非國(guó)有資本金，但非國(guó)有資本金又包含了私人資本金、外商資本金、集體資本金等多個(gè)種類。那么引入非國(guó)有資本金種類的多寡是否會(huì)影響國(guó)企改制的成效呢？在接下來(lái)的分析中，本文借鑒楊興全等(2018)的方法，分析注冊(cè)資本多樣性(CapitalDiversity)對(duì)國(guó)企改制影響出口DVA的調(diào)節(jié)作用。首先，本文分析注冊(cè)資本多樣性對(duì)企業(yè)出口DVA的影響，注冊(cè)資本多樣性采用企業(yè)注冊(cè)資本金類型的種類來(lái)表示。結(jié)果見(jiàn)表7列(1)、(2)所示。

表7 注冊(cè)資本多樣性的影響

表7的回歸結(jié)果顯示，無(wú)論是否加入控制變量，注冊(cè)資本多樣性對(duì)企業(yè)出口DVA都有顯著促進(jìn)作用，這說(shuō)明改制企業(yè)注冊(cè)資本金的類型越多樣化，出口DVA越高。原因在于企業(yè)注冊(cè)資本類型越多元化，越有利于改善國(guó)企委托代理問(wèn)題和優(yōu)化國(guó)企資源配置(朱磊 等，2019)，從而提升企業(yè)出口DVA。進(jìn)一步的，本文通過(guò)引入國(guó)企改制和注冊(cè)資本多樣性的交互項(xiàng)(Reform_Diversity)來(lái)分析注冊(cè)資本多樣性對(duì)國(guó)企改制影響出口DVA的調(diào)節(jié)作用。如表7中列(3)、(4)的回歸結(jié)果所示，無(wú)論是否加入控制變量，交互項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，這說(shuō)明國(guó)企在改制過(guò)程當(dāng)中，引入的注冊(cè)資本金類型越多，國(guó)企改制對(duì)改制企業(yè)出口DVA的促進(jìn)作用越大。

(二)改制企業(yè)所在行業(yè)與世界前沿技術(shù)距離對(duì)國(guó)企改制影響出口DVA調(diào)節(jié)效應(yīng)

國(guó)際貿(mào)易中本國(guó)出口產(chǎn)品是在世界市場(chǎng)中與他國(guó)出口產(chǎn)品進(jìn)行競(jìng)爭(zhēng)并定價(jià)的。一般而言，若中國(guó)出口行業(yè)技術(shù)水平與世界前沿技術(shù)水平差距越大，則該行業(yè)后發(fā)優(yōu)勢(shì)就越明顯，國(guó)企改制所釋放的后發(fā)優(yōu)勢(shì)就越大，對(duì)出口DVA的促進(jìn)作用可能就越大，因此改制企業(yè)所在行業(yè)與國(guó)際市場(chǎng)相對(duì)技術(shù)水平差距可能會(huì)對(duì)國(guó)企改制影響出口DVA產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)。為進(jìn)一步明晰該問(wèn)題，本文借鑒Aghion et al.(2001)對(duì)技術(shù)距離的測(cè)算方法，將美國(guó)行業(yè)的技術(shù)水平看作世界前沿技術(shù)水平，利用美國(guó)行業(yè)與中國(guó)行業(yè)的生產(chǎn)率差異作為不同行業(yè)技術(shù)距離的代理變量，并生成行業(yè)技術(shù)距離的中位數(shù)，行業(yè)技術(shù)距離小于該中位數(shù)定義為非落后行業(yè)(Lag=0)樣本，技術(shù)距離大于該中位數(shù)則定義為落后行業(yè)(Lag=1)樣本。兩類樣本的回歸結(jié)果如表8所示。列(1)為非落后行業(yè)企業(yè)樣本，可以發(fā)現(xiàn)國(guó)企改制對(duì)出口DVA的促進(jìn)作用并不明顯；列(2)為落后行業(yè)企業(yè)樣本，可以看到國(guó)企改制對(duì)出口DVA產(chǎn)生了顯著促進(jìn)作用。進(jìn)一步，列(3)、(4)引入了改制企業(yè)所在行業(yè)與世界前沿技術(shù)距離(TechGap_world_std)和國(guó)企改制的交互項(xiàng)(Reform_TechGap_world)，可以發(fā)現(xiàn)無(wú)論是否加入控制變量，交互項(xiàng)系數(shù)均顯著為正。這說(shuō)明改制企業(yè)所在行業(yè)與世界前沿技術(shù)距離對(duì)國(guó)企改制影響出口DVA有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)：改制企業(yè)所在行業(yè)與世界前沿技術(shù)距離越大，國(guó)企改制所釋放的出口DVA促進(jìn)作用就越強(qiáng)。原因在于非落后行業(yè)改制企業(yè)原本的生產(chǎn)率相對(duì)較高或技術(shù)水平相對(duì)較強(qiáng)，企業(yè)在改制前的治理狀況相對(duì)較好，這就導(dǎo)致國(guó)企改制所產(chǎn)生的促進(jìn)作用相對(duì)較小，國(guó)企改制對(duì)出口DVA的促進(jìn)作用也相對(duì)不顯著；改制企業(yè)所在行業(yè)與世界前沿技術(shù)水平差距越大，國(guó)企改制就越能提高企業(yè)生產(chǎn)率、釋放地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?jié)摿Γ瑢?duì)出口DVA的促進(jìn)作用越顯著，此時(shí)的國(guó)企改制所釋放的改革紅利也就越大。

表8 改制企業(yè)所在行業(yè)與世界技術(shù)距離的影響

(三)國(guó)企隸屬關(guān)系異質(zhì)性

國(guó)企不同于其他類型的企業(yè)，有著一定的政治屬性和政治層級(jí)，存在著不同層級(jí)的隸屬關(guān)系，隸屬關(guān)系的差異可能使得國(guó)企改制對(duì)出口DVA的影響存在差異。因此本文引入企業(yè)隸屬關(guān)系變量(Affiliation)，若國(guó)企為省級(jí)以上企業(yè)，則Affiliation=1，否則Affiliation=0。回歸結(jié)果如表9列(1)～(3)所示。由列(1)、(2)可以發(fā)現(xiàn)省級(jí)以上國(guó)企改制對(duì)出口DVA的影響產(chǎn)生了顯著促進(jìn)作用，而省級(jí)以下的國(guó)企改制對(duì)出口DVA并未產(chǎn)生顯著影響；列(3)引入了國(guó)企改制和企業(yè)隸屬關(guān)系的交互項(xiàng)(Reform_Affiliation)，可以發(fā)現(xiàn)交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，這說(shuō)明省級(jí)以上國(guó)企和省級(jí)以下國(guó)企的改制存在著顯著差異，國(guó)企的行政層級(jí)越高，國(guó)企改制對(duì)出口DVA的促進(jìn)作用就越強(qiáng)。原因在于級(jí)別越高的企業(yè)規(guī)模越大，其中間品采購(gòu)的議價(jià)能力就越強(qiáng)，這也放大了生產(chǎn)率提升帶來(lái)的中間品替代效應(yīng)，因此其對(duì)出口DVA的促進(jìn)作用也越強(qiáng)。

表9 國(guó)企隸屬關(guān)系和改制形式對(duì)國(guó)企改制影響出口DVA的調(diào)節(jié)作用

(四)國(guó)家注冊(cè)資本金是否退出

國(guó)企改制對(duì)應(yīng)的是企業(yè)最大注冊(cè)資本金類型的變化，這種變化導(dǎo)致了企業(yè)所有制屬性和所有制結(jié)構(gòu)發(fā)生重大改變。但國(guó)企改制過(guò)程中存在兩種情況，一種是國(guó)家資本金退出原企業(yè)的經(jīng)營(yíng)和管理，另一種為國(guó)家資本金未完全退出，依舊參與企業(yè)的經(jīng)營(yíng)和管理，這兩種不同情況是否會(huì)導(dǎo)致國(guó)企改制影響出口DVA存在差異？Matsumura(1998)研究發(fā)現(xiàn)特定條件下企業(yè)改革過(guò)程中完全的國(guó)有化和完全的私有化都不是社會(huì)福利最優(yōu)的，但是胡一帆等(2006)利用世界銀行對(duì)中國(guó)的調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)民營(yíng)化較為徹底的原國(guó)企有更好的企業(yè)績(jī)效，因此本文進(jìn)一步研究國(guó)企改制過(guò)程中國(guó)家資本金不退出的情況。為了分析這種可能存在的差異，本文剔除了不包含國(guó)有資本金的企業(yè)樣本，回歸結(jié)果如表9列(4)、(5)所示。由回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，相較于基準(zhǔn)回歸結(jié)果，國(guó)企改制過(guò)程中國(guó)家資本金不退出時(shí)，國(guó)企改制對(duì)出口DVA的正向促進(jìn)作用更大且更顯著。這也說(shuō)明國(guó)企改制過(guò)程中，國(guó)家資本金與非國(guó)家資本金并存才能使國(guó)企改制達(dá)到更好的效果，更能促進(jìn)企業(yè)出口DVA的提升；與完全非國(guó)有化的國(guó)企改制相比，國(guó)企混合所有制改革(即國(guó)家資本金不退出企業(yè)管理和經(jīng)營(yíng))是國(guó)企改革的更優(yōu)路徑。

七、結(jié)論及政策建議

(一)結(jié)論

利用中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和中國(guó)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)，從理論和實(shí)證兩個(gè)層面分析了國(guó)企改制對(duì)出口DVA的影響，本文結(jié)論如下：

首先，國(guó)企改制可以顯著提升企業(yè)出口DVA。再次，國(guó)企改制通過(guò)中間品替代效應(yīng)和中間品質(zhì)量效應(yīng)提升了其出口DVA；企業(yè)注冊(cè)資本多樣性和與世界前沿技術(shù)距離對(duì)國(guó)企改制影響出口DVA產(chǎn)生了顯著的調(diào)節(jié)作用，國(guó)企改制過(guò)程中注冊(cè)資本多樣性越高，國(guó)企改制對(duì)出口DVA的促進(jìn)作用就越強(qiáng)；與世界前沿技術(shù)差距越大，則國(guó)企改制對(duì)出口DVA的促進(jìn)作用越大；在企業(yè)不同隸屬關(guān)系上，相對(duì)于省級(jí)以下國(guó)企，省級(jí)以上國(guó)企改制對(duì)出口DVA的促進(jìn)作用更大。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，若國(guó)企改制過(guò)程中國(guó)家資本金不退出原企業(yè)，則國(guó)企改制對(duì)出口DVA的促進(jìn)作用更大，這從側(cè)面說(shuō)明了國(guó)家資本和非國(guó)家資本在企業(yè)內(nèi)共存有助于取得更好的國(guó)企改制效果，一定程度上也為國(guó)企的混合所有制改革提供了支持。

(二)政策建議

本文的政策啟示是：國(guó)企改制提升了企業(yè)出口DVA，這為改善國(guó)企的出口績(jī)效提供了理論和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，國(guó)企改制是提升企業(yè)出口績(jī)效、推進(jìn)國(guó)際貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的重要方式。首先，鼓勵(lì)企業(yè)采購(gòu)高質(zhì)量中間品，從而改善企業(yè)出口績(jī)效；其次，在進(jìn)行國(guó)企改制時(shí)，應(yīng)該重點(diǎn)關(guān)注國(guó)企改制過(guò)程中的資本多樣性，更高水平的資本多樣性有助于國(guó)企更高的改革績(jī)效；再次，國(guó)企改制應(yīng)當(dāng)重點(diǎn)關(guān)注那些相對(duì)生產(chǎn)率水平較為落后行業(yè)的企業(yè)，這些國(guó)企改制能更大程度地釋放改革紅利；最后，在國(guó)企改制過(guò)程中，條件允許的情況下國(guó)家資本金應(yīng)當(dāng)不退出原企業(yè)，使得國(guó)企改制能夠更大幅度地提升出口績(jī)效。