進(jìn)口競爭、創(chuàng)新與企業(yè)出口價(jià)值攀升

馮禎禎 苗翠芬 崔 凡 鄧興華

1（對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，北京 100029）

2（中國社會(huì)科學(xué)院亞太與全球戰(zhàn)略研究院，北京 100010）

3（西南財(cái)經(jīng)大學(xué)國際商學(xué)院，成都 611130）

二十屆中央財(cái)經(jīng)委員會(huì)第一次會(huì)議強(qiáng)調(diào)，要深度參與全球分工與合作，在開放中推進(jìn)現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系建設(shè)。在全球一體化背景下，產(chǎn)品生產(chǎn)模式逐漸由單國獨(dú)立生產(chǎn)轉(zhuǎn)變?yōu)槎鄧献魃a(chǎn)，中國憑借勞動(dòng)力優(yōu)勢(shì)迅速成為由發(fā)達(dá)國家主導(dǎo)的全球價(jià)值鏈體系的重要組成部分，進(jìn)出口規(guī)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(mào)易順差比以貿(mào)易額核算的貿(mào)易順差低25%～40%。傳統(tǒng)的進(jìn)出口規(guī)模已經(jīng)很難準(zhǔn)確衡量一國在國際貿(mào)易中的真實(shí)利得，而出口附加值獲取能力的強(qiáng)弱日益成為判斷國際競爭力高低的新標(biāo)準(zhǔn)［2］。制造業(yè)企業(yè)作為全球價(jià)值鏈參與的主體，向高端化、高附加值環(huán)節(jié)延伸已成為其新的戰(zhàn)略努力方向。

中國加入WTO 以來，進(jìn)口關(guān)稅大幅削減，對(duì)外開放的大門逐漸敞開。主動(dòng)擴(kuò)大進(jìn)口已成為中國長期堅(jiān)持的一項(xiàng)重大戰(zhàn)略：習(xí)近平主席在博鰲亞洲論壇開幕式曾提出主動(dòng)擴(kuò)大進(jìn)口等4 項(xiàng)重大開放舉措，指出要進(jìn)一步降低進(jìn)口關(guān)稅；中國國際進(jìn)口博覽會(huì)是全世界首個(gè)以進(jìn)口為主題的博覽會(huì)；“一帶一路” 建設(shè)不斷向縱深發(fā)展，同時(shí)中國已與世界其他國家和地區(qū)簽署了多個(gè)自貿(mào)協(xié)定，并積極推動(dòng)國內(nèi)自貿(mào)區(qū)（港）建設(shè)。主動(dòng)擴(kuò)大進(jìn)口豐富和補(bǔ)充了國內(nèi)產(chǎn)品市場，同時(shí)也勢(shì)必會(huì)對(duì)國內(nèi)企業(yè)造成一定的競爭沖擊。那么，進(jìn)口競爭會(huì)對(duì)本土制造業(yè)企業(yè)出口價(jià)值的攀升帶來何種影響？其影響機(jī)制是什么？ 厘清這一問題有利于從更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶W(xué)術(shù)角度闡述企業(yè)應(yīng)如何主動(dòng)應(yīng)對(duì)進(jìn)口競爭，從而提升自身競爭力與市場地位。

與本文密切相關(guān)的一支文獻(xiàn)是貿(mào)易與投資開放對(duì)企業(yè)出口價(jià)值的影響效應(yīng)研究。邵朝對(duì)等（2020）［5］發(fā)現(xiàn)服務(wù)業(yè)開放有利于企業(yè)出口價(jià)值提升；呂越和尉亞寧（2020）［6］指出貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)促進(jìn)了企業(yè)出口價(jià)值提高。閆志俊和于津平（2023）［7］則探討了中間品貿(mào)易自由化帶來的技術(shù)溢出對(duì)出口價(jià)值的推動(dòng)作用。還有研究認(rèn)為外資進(jìn)入也是企業(yè)出口價(jià)值提升的一個(gè)重要推動(dòng)因素［4，8］。但遺憾的是，鮮有文獻(xiàn)從關(guān)稅削減引致的進(jìn)口競爭角度考察進(jìn)口貿(mào)易開放對(duì)企業(yè)出口價(jià)值的影響。

與本文相關(guān)的另一支文獻(xiàn)是進(jìn)口競爭對(duì)本土企業(yè)的影響效應(yīng)研究?，F(xiàn)有文獻(xiàn)可大致分為兩類：一類文獻(xiàn)認(rèn)為，進(jìn)口競爭會(huì)抑制創(chuàng)新動(dòng)機(jī)，產(chǎn)生“熊彼特效應(yīng)”，帶來不利影響。Autor 等（2020）［9］認(rèn)為來自中國的進(jìn)口競爭造成了美國企業(yè)創(chuàng)新、就業(yè)以及利潤的下降。Liu 等（2021）［10］發(fā)現(xiàn)進(jìn)口競爭不利于1998～2005 年間的企業(yè)專利數(shù)量增長。魏浩和連慧君（2020）［11］也指出，這一時(shí)期進(jìn)口競爭通過抑制企業(yè)的研發(fā)強(qiáng)度而不利于出口產(chǎn)品質(zhì)量提高。但另一類文獻(xiàn)認(rèn)為，當(dāng)進(jìn)口競爭來臨時(shí)，企業(yè)不進(jìn)則退，會(huì)由于“逃離競爭效應(yīng)” 而主動(dòng)創(chuàng)新，產(chǎn)生正向影響。Perla 等（2021）［12］認(rèn)為進(jìn)口競爭通過降低采用新技術(shù)的機(jī)會(huì)成本提高了企業(yè)技術(shù)改進(jìn)動(dòng)機(jī)。Bloom 等（2016）［13］發(fā)現(xiàn)來自中國的進(jìn)口競爭有利于歐盟企業(yè)的科技進(jìn)步。Bombardini 等（2017）［14］認(rèn)為2000 ～2007 年間進(jìn)口競爭促進(jìn)了中國生產(chǎn)率較高的企業(yè)的創(chuàng)新。祝樹金等（2019）［15］指出進(jìn)口競爭提高了異質(zhì)性產(chǎn)品的出口加成率。此外，已有研究還從生產(chǎn)率［16］、創(chuàng)新質(zhì)量［17］、新產(chǎn)品引入［18］等方面發(fā)現(xiàn)了進(jìn)口競爭對(duì)本土企業(yè)的正向影響。綜合上述分析，針對(duì)不同的國家、不同的研究對(duì)象與研究時(shí)期，進(jìn)口競爭對(duì)本土企業(yè)的影響既有可能是負(fù)向的“熊彼特效應(yīng)”，也有可能是正面的“逃離競爭效應(yīng)”。

Shu 和Steinwender （2019）［19］認(rèn)為，本土企業(yè)應(yīng)對(duì)進(jìn)口競爭的關(guān)鍵在于是否能通過創(chuàng)新打造自身的競爭優(yōu)勢(shì)。自加入WTO 以來，中國深度融入全球價(jià)值鏈，出口價(jià)值不斷攀升，而中國企業(yè)創(chuàng)新能力迅速提升的時(shí)間點(diǎn)正好也與加入WTO 的時(shí)間相契合［20］。那么，中國企業(yè)在應(yīng)對(duì)進(jìn)口競爭時(shí)是否通過創(chuàng)新打造出競爭優(yōu)勢(shì)，走出一條出口價(jià)值攀升之路？ 本文把進(jìn)口競爭、企業(yè)創(chuàng)新和出口價(jià)值統(tǒng)一納入分析框架，構(gòu)建理論模型，并以中國加入WTO 作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用雙重差分法實(shí)證分析關(guān)稅削減帶來的進(jìn)口競爭對(duì)中國制造業(yè)企業(yè)出口價(jià)值的影響，并試圖探究創(chuàng)新是否為內(nèi)在影響機(jī)制。

本文從理論和實(shí)證兩方面探討了進(jìn)口競爭對(duì)中國制造業(yè)企業(yè)出口價(jià)值的影響，以往文獻(xiàn)多關(guān)注貿(mào)易、投資開放與企業(yè)出口價(jià)值的關(guān)系，鮮有文獻(xiàn)以貿(mào)易開放引致的進(jìn)口競爭為視角進(jìn)行探究，本文研究是對(duì)這支文獻(xiàn)的重要補(bǔ)充?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)于進(jìn)口競爭的影響研究也并未達(dá)成共識(shí)。本文以中國入世作為外生政策沖擊，構(gòu)建雙重差分模型探究關(guān)稅削減帶來的進(jìn)口競爭對(duì)企業(yè)出口價(jià)值的影響，可以為進(jìn)口競爭的效應(yīng)研究提供更多中國故事。進(jìn)口競爭顯著推動(dòng)企業(yè)出口價(jià)值攀升這一研究結(jié)論的得出可以為當(dāng)前中國主動(dòng)擴(kuò)大進(jìn)口、在開放中形成更高價(jià)值的產(chǎn)業(yè)鏈等政策提供學(xué)術(shù)支撐，并且本文發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新是進(jìn)口競爭推動(dòng)企業(yè)出口價(jià)值攀升的內(nèi)在機(jī)制，這為企業(yè)如何主動(dòng)應(yīng)對(duì)進(jìn)口競爭從而提高出口價(jià)值提供了解決之道。

1 理論分析

根據(jù)Melitz（2003）［21］以及Kee 和Tang（2016）［4］的研究，本文在異質(zhì)性企業(yè)框架下刻畫進(jìn)口競爭與企業(yè)出口價(jià)值的關(guān)系，并分析其內(nèi)在機(jī)制。

1.1 需求方面

消費(fèi)者的效用來源于對(duì)本國產(chǎn)品和進(jìn)口產(chǎn)品的消費(fèi)，本文用D表示本國產(chǎn)品，以F表示進(jìn)口產(chǎn)品，一個(gè)代表性消費(fèi)者的效用函數(shù)滿足如下CES函數(shù)形式：

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

PD與PF分別代表本國產(chǎn)品和進(jìn)口產(chǎn)品價(jià)格，本國價(jià)格指數(shù)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(yè)對(duì)進(jìn)口競爭的應(yīng)對(duì)情況，因此本文假設(shè)基于本國產(chǎn)品的效用函數(shù)滿足：

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

1.2 生產(chǎn)方面

廠商投入勞動(dòng)（L）與復(fù)合中間品（M）進(jìn)行生產(chǎn)，生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為柯布－道格拉斯形式，滿足式（5）：

在（5） 式中，φi表示企業(yè)生產(chǎn)率。復(fù)合中間品（M）包括本國中間品（MD）和進(jìn)口中間品（MF）：

其中θ表示本國中間品和進(jìn)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(xiàn)函數(shù)，I表示創(chuàng)新水平，創(chuàng)新水平越高，國內(nèi)中間品對(duì)生產(chǎn)的貢獻(xiàn)越大，即h′（I）＞0。企業(yè)通過兩階段求解過程最小化其成本。

（1） 在給定目標(biāo)產(chǎn)量、要素價(jià)格和質(zhì)量水平的情況下，企業(yè)求解成本最小化問題：

在式（7） 中，w和PM分別代表勞動(dòng)與復(fù)合中間品的價(jià)格，I（δ）表示創(chuàng)新成本，在質(zhì)量水平為δ的情況下，創(chuàng)新成本設(shè)定為I（δ）＝δn，n＞1。f和fe分別表示生產(chǎn)固定成本和出口固定成本。總可變成本函數(shù)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(chǎn)品定價(jià)pi＝（σ／σ－1）ci。

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

1.3 企業(yè)出口價(jià)值

不失一般性，假設(shè)h（I）＝I。企業(yè)出口價(jià)值DVAR表示為：

一般來說，創(chuàng)新會(huì)提高企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)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(duì)價(jià)格（PMD／PMF）對(duì)企業(yè)出口價(jià)值產(chǎn)生影響，即本國中間品的相對(duì)價(jià)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(duì)價(jià)格是創(chuàng)新的減函數(shù)，滿足：?（PMD／PMF）／?I＝?（PMD／PMF）／?VMD·?VMD／?I＜0。使用式（10） 對(duì)創(chuàng)新求偏導(dǎo)，可以得到：

由此，創(chuàng)新有利于企業(yè)出口價(jià)值攀升。原因在于，當(dāng)創(chuàng)新導(dǎo)致本國中間品的相對(duì)價(jià)格下降時(shí)，企業(yè)出于成本最小化的考量會(huì)增加對(duì)本國中間品的使用［26］，從而增加本土價(jià)值創(chuàng)造；同時(shí)，創(chuàng)新往往帶來技術(shù)與產(chǎn)品的變革與升級(jí)，使企業(yè)得以向附加值獲取能力較高的中高技術(shù)環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)變，提高出口價(jià)值。

本文進(jìn)一步討論，關(guān)稅（τ）削減引致的進(jìn)口競爭如何影響創(chuàng)新，以IC表示進(jìn)口競爭，關(guān)稅下降帶來進(jìn)口競爭效應(yīng)增強(qiáng)，即?IC／?τ＜0。根據(jù)前文文獻(xiàn)回顧，進(jìn)口競爭對(duì)創(chuàng)新的影響可能存在兩種相反的效應(yīng)。“熊彼特效應(yīng)” 認(rèn)為進(jìn)口競爭降低了創(chuàng)新的期望利潤，減少了創(chuàng)新動(dòng)機(jī)。但黎文靖和鄭曼妮（2018）［27］指出，“熊彼特效應(yīng)” 不適用于中國，熊彼特觀點(diǎn)認(rèn)為在市場競爭過程中發(fā)展起來的壟斷企業(yè)獨(dú)占創(chuàng)新利潤，更具創(chuàng)新動(dòng)機(jī)，但中國的產(chǎn)業(yè)政策往往更傾向于國有企業(yè)或大型企業(yè)，導(dǎo)致中國一些壟斷企業(yè)并不是在市場競爭中發(fā)展壯大的［28］。而基于“逃離競爭效應(yīng)”的觀點(diǎn)，進(jìn)口競爭減少了企業(yè)通過創(chuàng)新升級(jí)技術(shù)的機(jī)會(huì)成本，并且若成為技術(shù)領(lǐng)先者，其利潤將高于其他追隨者［29］，從而達(dá)到“逃離競爭” 的目的。因此在競爭加劇的情況下，企業(yè)只有積極創(chuàng)新，才能保持市場份額與地位，提高競爭力［30］，即進(jìn)口競爭有利于企業(yè)創(chuàng)新，?I／?IC＞0。

據(jù)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(jìn)口競爭有利于企業(yè)出口價(jià)值攀升。

假說2：進(jìn)口競爭通過促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新推動(dòng)了其出口價(jià)值攀升。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 計(jì)量模型

本文以2001 年底中國加入WTO 作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，構(gòu)建雙重差分模型考察關(guān)稅削減引致的進(jìn)口競爭對(duì)中國制造業(yè)企業(yè)出口價(jià)值攀升的影響。

在該模型中，下標(biāo)i、j、t分別表示企業(yè)、行業(yè)和年份。被解釋變量DVARijt為企業(yè)i在t年的出口價(jià)值。核心解釋變量為Tariffj2001×Post02t，Ta?riffj2001表示2001 年行業(yè)j的關(guān)稅稅率，Post02t用以識(shí)別政策沖擊時(shí)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(yè)層面和行業(yè)層面的控制變量。δt和ηj分別表示年份和行業(yè)固定效應(yīng)。εijt表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

企業(yè)層面的控制變量Xijt包括企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、資本密集度、加工貿(mào)易企業(yè)虛擬變量、國有企業(yè)虛擬變量。此外，為得到核心解釋變量系數(shù)β的無偏估計(jì)，除了控制年份、行業(yè)固定效應(yīng)與企業(yè)特征因素，還應(yīng)加入一系列控制變量以盡量緩解Tariffj2001×Post02 可能存在的內(nèi)生性問題。（1） 加入WTO 前的關(guān)稅稅率可能并不是隨機(jī)決定的，參考Lu 和Yu （2015）［31］的研究，本文加入2001 年各行業(yè)國有企業(yè)產(chǎn)出份額、行業(yè)平均工資以及行業(yè)出口密集度與Post02 的交互項(xiàng)；（2）同時(shí)期施行的國有企業(yè)改革和外資管制放松政策可能也會(huì)對(duì)不同組別的企業(yè)出口價(jià)值產(chǎn)生影響，本文分別加入2001 年各行業(yè)國有企業(yè)數(shù)量占比、各行業(yè)外資企業(yè)數(shù)量占比與Post02 的交互項(xiàng)，對(duì)上述政策進(jìn)行控制；（3） 針對(duì)中國入世時(shí)間點(diǎn)的內(nèi)生性問題，中國經(jīng)歷了長達(dá)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(yè)很難預(yù)期到中國加入WTO 的準(zhǔn)確時(shí)間節(jié)點(diǎn)，盡管如此，本文在后文的穩(wěn)健性討論中仍然對(duì)預(yù)期效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。

2.2 變量說明

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

其中，DVAR表示企業(yè)出口國內(nèi)附加值率；MAP表示加工貿(mào)易實(shí)際進(jìn)口中間投入，MAO表示一般貿(mào)易實(shí)際進(jìn)口中間投入，MT表示企業(yè)的中間投入總額；XO表示一般貿(mào)易出口額，D表示國內(nèi)銷售額。

（2） 核心解釋變量：Tariff2001×Post02。其中Tariff2001表示中國國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類（China Indus?trial Classification，CIC）4 位碼行業(yè)下的2001 年平均進(jìn)口關(guān)稅稅率。2001 年關(guān)稅更高的行業(yè)在中國加入WTO 后經(jīng)歷了更大幅度的關(guān)稅削減，因而相較于2001 年低關(guān)稅行業(yè)來說，2001 年高關(guān)稅行業(yè)面臨著更多的進(jìn)口沖擊［33］，更有可能在激烈的進(jìn)口競爭下做出改變［34］。Post02 為表示政策沖擊時(shí)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(shù)β衡量了2001 年關(guān)稅較高的行業(yè)（實(shí)驗(yàn)組）與關(guān)稅較低的行業(yè)（對(duì)照組）在入世前后企業(yè)出口價(jià)值變化的平均差異。若β＞0，高關(guān)稅行業(yè)中企業(yè)的出口價(jià)值相比低關(guān)稅行業(yè)中企業(yè)的出口價(jià)值有所提高，即進(jìn)口競爭推動(dòng)了企業(yè)出口價(jià)值攀升；反之，則表示進(jìn)口競爭降低了企業(yè)出口價(jià)值。

（3） 其他控制變量：企業(yè)層面的控制變量包括企業(yè)規(guī)模（Size），使用企業(yè)總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)值表示；企業(yè)年齡（Age），用當(dāng)年年份減去企業(yè)開業(yè)年份加1 后取對(duì)數(shù)衡量；資本密集度（Kintensity），以企業(yè)總資產(chǎn)與從業(yè)人數(shù)的比值取對(duì)數(shù)來代表；加工貿(mào)易企業(yè)虛擬變量（Processing），若企業(yè)為加工貿(mào)易企業(yè)，則取值為1，否則取值為0；國有企業(yè)虛擬變量（Soe），若企業(yè)是國有企業(yè)，則取值為1，否則取值為0。行業(yè)層面的控制變量包括2001年各行業(yè)國有企業(yè)產(chǎn)出份額（Share＿soeoutput2001）、平均工資（Averagewage2001）、出口密集度（Export?intensity2001）與Post02 的交互項(xiàng)，以及2001 年各行業(yè)國有企業(yè)數(shù)量占比（Share＿soenumber2001）、外資企業(yè)數(shù)量占比（Share＿foreignnumber2001）與Post02的交互項(xiàng)。

2.3 數(shù)據(jù)來源與處理

本文數(shù)據(jù)主要來源于2000 ～2015 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫。對(duì)于工企和海關(guān)數(shù)據(jù)的合并，本文根據(jù)聶輝華等（2012）［35］的研究，剔除工企數(shù)據(jù)中關(guān)鍵變量缺失、不符合會(huì)計(jì)準(zhǔn)則以及從業(yè)人數(shù)少于8 人的樣本，然后參照Upward 等（2013）［36］的研究，依次使用企業(yè)名稱以及郵編和電話號(hào)碼與海關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配。中國進(jìn)口關(guān)稅稅率來源于World Integrated Trade Solu?tion（WITS）數(shù)據(jù)庫，根據(jù)Brandt 等（2017）［33］提供的HS 與CIC 匹配表，本文把HS 6 位碼下的進(jìn)口關(guān)稅稅率調(diào)整至CIC 4 位碼層面，從而與企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配。需要說明的是，由于目前工企和海關(guān)的匹配數(shù)據(jù)僅更新到2015 年，本文將基于OECD 投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)（OECD－ICIO）和亞洲開發(fā)銀行投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)（ADB－MRIO）計(jì)算行業(yè)出口價(jià)值，提供2000～2021 年進(jìn)口競爭對(duì)出口價(jià)值影響的進(jìn)一步分析，結(jié)果匯報(bào)于穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3 實(shí)證分析

3.1 基準(zhǔn)回歸

表1 報(bào)告了基準(zhǔn)回歸結(jié)果。列（1） 只控制年份與行業(yè)固定效應(yīng)，列（2） 和列（3） 依次加入企業(yè)和行業(yè)層面的控制變量，核心解釋變量的系數(shù)始終顯著為正。這表明，相較2001 年的低關(guān)稅行業(yè)來說，高關(guān)稅行業(yè)的企業(yè)出口價(jià)值在2002 年后提高更為明顯。前文提到，高關(guān)稅行業(yè)在中國入世后經(jīng)歷了程度更高的競爭沖擊，因此進(jìn)口競爭顯著推動(dòng)了企業(yè)出口價(jià)值攀升，假說1 得以驗(yàn)證。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

3.2 識(shí)別條件檢驗(yàn)

（1） 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

在雙重差分模型中，實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組應(yīng)在政策發(fā)生前保持平行趨勢(shì)。本文設(shè)置如下模型進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)：

其中Yeart是年份虛擬變量，μijt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。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(xiàng)。圖1展示了模型（15） 中各年系數(shù)的變化情況。進(jìn)口競爭沖擊前估計(jì)系數(shù)均不顯著，而進(jìn)口競爭沖擊發(fā)生后，各年份的系數(shù)基本表現(xiàn)為正向顯著，證明平行趨勢(shì)檢驗(yàn)通過，并且進(jìn)口競爭能夠在一個(gè)較長的時(shí)期內(nèi)持續(xù)推動(dòng)企業(yè)出口價(jià)值攀升。

圖1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

（2） 安慰劑檢驗(yàn)

考慮到進(jìn)口競爭對(duì)企業(yè)出口價(jià)值的推動(dòng)作用可能歸功于某些不可觀測因素，本文進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。具體的，把2001 年關(guān)稅稅率隨機(jī)分配給各行業(yè)，并隨機(jī)選取樣本期內(nèi)的某個(gè)年份作為入世年份，生成作為核心解釋變量進(jìn)行雙重差分估計(jì)，重復(fù)300 次并對(duì)估計(jì)系數(shù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)。圖2 為300 次隨機(jī)處理后的估計(jì)系數(shù)核密度分布，可以看出其大致服從于正態(tài)分布，系數(shù)均值近似為0 且不顯著，基準(zhǔn)回歸的估計(jì)系數(shù)位于分布圖的邊沿，由此證明非觀測因素幾乎不會(huì)影響估計(jì)結(jié)果。

圖2 安慰劑檢驗(yàn)

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（1） 預(yù)期效應(yīng)檢驗(yàn)

以中國入世作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的一個(gè)前提是企業(yè)無法基于對(duì)該政策沖擊的預(yù)期而提前調(diào)整出口價(jià)值。本文在基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上加入Tariffj2001×Post01t進(jìn)行預(yù)期效應(yīng)檢驗(yàn)，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(shí)際政策沖擊時(shí)間為2002 年，Tariffj2001×Post01t的估計(jì)系數(shù)應(yīng)表現(xiàn)為不顯著。從表2 列（1）可以看出，Tariffj2001×Post01t的估計(jì)系數(shù)不顯著，而Tariffj2001×Post02t的系數(shù)仍顯著為正，證明不存在預(yù)期效應(yīng)。

表2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

（2） 變更計(jì)量模型

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

（3） 考慮中間品關(guān)稅

中國加入WTO 后企業(yè)面臨的中間品關(guān)稅也在下降［37］，可能也會(huì)對(duì)企業(yè)出口價(jià)值造成影響。為避免遺漏變量問題，本文在列（3） 的回歸中對(duì)中間品關(guān)稅加以控制，即加入2001 年中間品關(guān)稅與政策沖擊時(shí)間虛擬變量的交互項(xiàng)Tariff＿input2001×Post02，核心解釋變量的估計(jì)系數(shù)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(guān)稅稅率中位數(shù)的行業(yè)定義為高關(guān)稅行業(yè)組，低于該中位稅率的行業(yè)定義為低關(guān)稅行業(yè)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(guān)稅行業(yè)組取值為1，低關(guān)稅行業(yè)組取值為0，高關(guān)稅行業(yè)組在加入WTO 后面臨更為激烈的進(jìn)口競爭?？梢钥闯?，高關(guān)稅行業(yè)組中企業(yè)的出口價(jià)值相對(duì)于低關(guān)稅行業(yè)組顯著提升，本文結(jié)論依然穩(wěn)健成立。

（5） 考慮企業(yè)的多樣化生產(chǎn)

現(xiàn)實(shí)中企業(yè)存在跨多個(gè)行業(yè)的多元化生產(chǎn)現(xiàn)象，參考Liu 等（2021）［10］的研究，本文在更寬松的3 位碼CIC 行業(yè)層面計(jì)算關(guān)稅變動(dòng)并重新回歸，列（5） 結(jié)果顯示，估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正。

（6） 控制企業(yè)固定效應(yīng)

在列（6） 中，本文采用更為嚴(yán)格的固定效應(yīng)控制，即在控制年份、行業(yè)固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上，同時(shí)加入企業(yè)固定效應(yīng)。結(jié)果顯示，盡管系數(shù)大小呈現(xiàn)出小幅的波動(dòng)，但進(jìn)口競爭對(duì)企業(yè)出口價(jià)值的影響依然顯著為正。

（7） 更新樣本期

為了進(jìn)一步探討進(jìn)口競爭在更長時(shí)期內(nèi)對(duì)出口價(jià)值的影響，參考Koopman 等（2010）［38］的研究，本文基于OECD 和ADB 投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)計(jì)算了中國制造業(yè)行業(yè)層面的出口價(jià)值，其中OECD 提供了2000～2018 年中國行業(yè)間的附加值信息，ADB則可以補(bǔ)充2019～2021 年出口價(jià)值測度的所需數(shù)據(jù)。本文把表征進(jìn)口競爭的關(guān)稅稅率與行業(yè)出口價(jià)值依照行業(yè)名稱進(jìn)行匹配，依然以中國入世作為沖擊并使用雙重差分法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果列于列（7）?？梢钥闯?，在2000 ～2021 年間，進(jìn)口競爭對(duì)出口價(jià)值攀升的影響顯著為正，這一結(jié)果進(jìn)一步表明進(jìn)口競爭對(duì)出口價(jià)值攀升的促進(jìn)效應(yīng)是較為長遠(yuǎn)的。

3.4 機(jī)制檢驗(yàn)

根據(jù)前文的理論分析，進(jìn)口競爭通過促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新推動(dòng)了其出口價(jià)值攀升，本文進(jìn)一步構(gòu)建中介效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)［39］：

在上式中，Innovationijt代表企業(yè)創(chuàng)新，ψijt和φijt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，其他變量含義同前。本文采用兩種指標(biāo)來衡量企業(yè)創(chuàng)新情況：（1） 企業(yè)專利申請(qǐng)數(shù)量加1 取對(duì)數(shù)（Lnpatent）；（2） 企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值與總產(chǎn)值的比例（Newproduct）。文獻(xiàn)多使用專利申請(qǐng)數(shù)量衡量企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)水平，新產(chǎn)品產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比例側(cè)重于衡量應(yīng)用創(chuàng)新后的產(chǎn)業(yè)化績效［40］。表3 列（1）、（2） 報(bào)告了以專利數(shù)量作為中介變量的檢驗(yàn)結(jié)果，列（3）、（4） 報(bào)告了以新產(chǎn)品產(chǎn)值比例作為中介變量的檢驗(yàn)結(jié)果?？梢钥吹剑瑹o論是專利數(shù)量還是新產(chǎn)品產(chǎn)值比例，進(jìn)口競爭均呈現(xiàn)出顯著的正向影響，且創(chuàng)新對(duì)企業(yè)出口價(jià)值攀升的促進(jìn)作用也是顯著的。由此說明進(jìn)口競爭不僅提高了企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)水平，還推動(dòng)了創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化，使企業(yè)能夠在激烈的進(jìn)口競爭中實(shí)現(xiàn)出口價(jià)值攀升，本文的假說2 得以驗(yàn)證。

表3 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

3.5 異質(zhì)性分析

為深入探究進(jìn)口競爭推動(dòng)企業(yè)出口價(jià)值攀升的實(shí)現(xiàn)路徑，本文基于企業(yè)所有權(quán)、企業(yè)所在地區(qū)以及市場集中度進(jìn)行異質(zhì)性分析，具體結(jié)果匯報(bào)于表4。

（1） 基于企業(yè)所有權(quán)

企業(yè)所有權(quán)類型不同，其面臨的經(jīng)營環(huán)境可能截然不同，導(dǎo)致進(jìn)口競爭對(duì)不同類型企業(yè)出口價(jià)值的影響存在差異?；谄髽I(yè)所有權(quán)的分樣本回歸結(jié)果列于表4 列（1）～（3），可以看出，進(jìn)口競爭顯著推動(dòng)了民營企業(yè)和外資企業(yè)的出口價(jià)值攀升，但對(duì)國有企業(yè)的出口價(jià)值具有顯著的抑制作用。這可能因?yàn)?，在面?duì)進(jìn)口競爭時(shí)，主動(dòng)創(chuàng)新是非國有企業(yè)提高利潤、保持市場地位的首要方法；但對(duì)于國有企業(yè)來說，其普遍存在“大而不強(qiáng)”、機(jī)制僵化等問題，在創(chuàng)新領(lǐng)域處于劣勢(shì)［41］；另外，創(chuàng)新只是國有企業(yè)獲取利潤的方式之一，當(dāng)競爭加劇時(shí)，國有企業(yè)還可通過尋租行為獲得政策傾斜，并且創(chuàng)新投入存在無法轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新產(chǎn)出的風(fēng)險(xiǎn)，通過尋租獲利顯然更為容易［42］。因此相較于非國有企業(yè)，進(jìn)口競爭無法發(fā)揮對(duì)國有企業(yè)出口價(jià)值的推動(dòng)作用，反而有一定的不利影響。不可否認(rèn)的是，國有企業(yè)在中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮了重要的作用，但同時(shí)也存在很多突出問題，政府應(yīng)建立起各類型企業(yè)公平競爭的平臺(tái)，規(guī)范國企競爭行為。

（2） 基于企業(yè)所在地區(qū)

不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不一，其所面臨的進(jìn)口競爭水平和應(yīng)對(duì)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(qū)，分樣本回歸結(jié)果列于表4 列（4）～（6）。結(jié)果顯示進(jìn)口競爭顯著推動(dòng)了東部和中部地區(qū)企業(yè)的出口價(jià)值攀升，而對(duì)西部地區(qū)的推動(dòng)作用不明顯。原因可能是，西部地區(qū)交通相對(duì)閉塞，貿(mào)易發(fā)展相對(duì)滯后，受到的進(jìn)口競爭沖擊較??；而中、東部地區(qū)人力資源和基礎(chǔ)設(shè)施等條件更為優(yōu)越，產(chǎn)業(yè)集聚程度更高，創(chuàng)新水平更強(qiáng)，因此能夠更好的發(fā)揮進(jìn)口競爭對(duì)企業(yè)出口價(jià)值的推動(dòng)作用。

（3） 基于市場集中度

為探究原有的市場競爭環(huán)境是否會(huì)導(dǎo)致企業(yè)在面臨進(jìn)口競爭時(shí)產(chǎn)生不同的反應(yīng)，本文使用赫芬達(dá)爾－赫希曼指數(shù)，即市場集中度指數(shù)來測度行業(yè)市場競爭狀況，并以該指數(shù)的平均值為標(biāo)準(zhǔn)將總樣本分為低市場集中度行業(yè)組和高市場集中度行業(yè)組，低市場集中度行業(yè)內(nèi)競爭程度較高而高市場集中度行業(yè)內(nèi)競爭程度較低。表4 列（7）、（8） 結(jié)果顯示，低市場集中度組的估計(jì)系數(shù)顯著為正而高市場集中度組的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)。這表明，若企業(yè)本就生存在一個(gè)激烈的競爭環(huán)境中，關(guān)稅削減引致的進(jìn)口競爭將進(jìn)一步推動(dòng)其出口價(jià)值攀升；而若企業(yè)所在的市場競爭環(huán)境較為溫和，則可能無法適應(yīng)激烈的進(jìn)口競爭，導(dǎo)致出口價(jià)值有所下降。Lemaitre 和Stenier （1988）［43］也指出，長期處于激烈競爭環(huán)境中的企業(yè)對(duì)外來競爭的適應(yīng)性更強(qiáng)，也更有動(dòng)機(jī)和能力進(jìn)行創(chuàng)新。

4 結(jié)論與政策啟示

本文以企業(yè)出口國內(nèi)附加值來衡量其出口價(jià)值，把進(jìn)口競爭、創(chuàng)新和出口價(jià)值統(tǒng)一納入分析框架，構(gòu)建理論模型分析進(jìn)口競爭對(duì)企業(yè)出口價(jià)值的影響及內(nèi)在機(jī)制?；谀Ｐ图僬f，本文以中國入世為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用雙重差分法實(shí)證分析了進(jìn)口競爭對(duì)中國制造業(yè)企業(yè)出口價(jià)值的影響，并試圖探究創(chuàng)新是否為內(nèi)在影響機(jī)制。本文研究發(fā)現(xiàn)：（1） 進(jìn)口競爭顯著推動(dòng)了中國制造業(yè)企業(yè)的出口價(jià)值攀升，且經(jīng)過一系列檢驗(yàn)后該結(jié)論依然成立；（2） 進(jìn)口競爭通過提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平、推動(dòng)創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化從而促進(jìn)了出口價(jià)值攀升；（3） 進(jìn)口競爭對(duì)非國有企業(yè)、中、東部地區(qū)企業(yè)以及低市場集中度行業(yè)中企業(yè)的出口價(jià)值攀升起到了顯著的推動(dòng)作用，但卻顯著抑制了國有企業(yè)和高市場集中度行業(yè)中企業(yè)的出口價(jià)值，對(duì)西部地區(qū)企業(yè)出口價(jià)值無顯著影響。

在單邊主義和保護(hù)主義甚囂塵上的背景下，中國選擇主動(dòng)擴(kuò)大進(jìn)口，與世界共享發(fā)展機(jī)遇，成為緩解貿(mào)易摩擦的潤滑劑和推動(dòng)全球經(jīng)濟(jì)增長的新引擎。面對(duì)擴(kuò)大進(jìn)口帶來的外部競爭，如何化競爭為動(dòng)力，走出一條出口價(jià)值攀升之路？ 基于研究結(jié)論，本文從政府和企業(yè)兩個(gè)角度提出政策建議。

政府層面：（1） 要堅(jiān)持主動(dòng)擴(kuò)大進(jìn)口政策，通過積極推動(dòng)新的自貿(mào)協(xié)定的簽署、以國內(nèi)自貿(mào)區(qū)（港）建設(shè)為契機(jī)對(duì)接CPTPP 等高標(biāo)準(zhǔn)國際經(jīng)貿(mào)規(guī)則等措施，進(jìn)一步降低關(guān)稅和制度性交易成本，推動(dòng)更高水平開放；（2） 要打造全生命周期式的創(chuàng)新支持和保障環(huán)境，不僅要有針對(duì)性的健全創(chuàng)新研發(fā)和成果轉(zhuǎn)化的補(bǔ)助和獎(jiǎng)勵(lì)機(jī)制以及強(qiáng)化創(chuàng)新人才和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，還要加強(qiáng)對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)力度，從多方面為中國企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展保駕護(hù)航；（3） 要堅(jiān)持“競爭中立” 原則，通過完善反壟斷制度、規(guī)范政府補(bǔ)貼行為、穩(wěn)步推進(jìn)混合所有制改革等措施，打造各類型企業(yè)公平競爭的營商環(huán)境。

企業(yè)層面：（1） 要變被動(dòng)適應(yīng)為主動(dòng)競爭，加大研發(fā)投入力度，積極引進(jìn)創(chuàng)新型人才，聯(lián)合高校院所和上下游企業(yè)共同打造各類研發(fā)平臺(tái)；（2） 要抓住高水平開放機(jī)會(huì)，積極學(xué)習(xí)進(jìn)口產(chǎn)品中蘊(yùn)含的先進(jìn)技術(shù)和經(jīng)驗(yàn)，增強(qiáng)消化吸收后再創(chuàng)新能力；（3） 要提高創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化能力，以市場需求為導(dǎo)向，以技術(shù)革新和產(chǎn)品創(chuàng)新為依托，切實(shí)提高國際競爭力，實(shí)現(xiàn)出口價(jià)值攀升。