白東北 張營(yíng)營(yíng)

(1.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院, 安徽 蚌埠 233030； 2.西北大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院, 陜西 西安 710127)

一、問(wèn)題提出

當(dāng)今，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的國(guó)家或地區(qū)均實(shí)現(xiàn)了制造業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的“雙輪驅(qū)動(dòng)”，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中的必然趨勢(shì)，并由此衍生出諸多新產(chǎn)品、新業(yè)態(tài)以及新服務(wù)，從而促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步。目前，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)急劇下降，而新產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)尚未達(dá)到一定規(guī)模，這一新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)換的空檔導(dǎo)致中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入調(diào)整期。在此階段呈現(xiàn)出三個(gè)方面特征：“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度由高速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向中高速增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級(jí)，發(fā)展動(dòng)力從要素驅(qū)動(dòng)、投資驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)”(1)2014年11月9日，習(xí)近平主席在APEC工商領(lǐng)導(dǎo)人峰會(huì)開(kāi)幕式主旨演講中指出了“新常態(tài)”經(jīng)濟(jì)的三個(gè)特征。。三大特征中，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化有效激發(fā)了創(chuàng)新活力，使得經(jīng)濟(jì)在效率提高和質(zhì)量提升的基礎(chǔ)上保持中高速增長(zhǎng)，這對(duì)適應(yīng)和引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。而產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚則是優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)布局，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的重要手段。

事實(shí)上，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚是普遍存在的，沒(méi)有一個(gè)地區(qū)是完全專(zhuān)業(yè)化的(只有單一產(chǎn)業(yè))或完全多樣化的(擁有所有產(chǎn)業(yè))。由于資源稟賦方面的比較優(yōu)勢(shì)，地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚是介于專(zhuān)業(yè)化產(chǎn)業(yè)集聚與多樣化產(chǎn)業(yè)集聚之間的中性結(jié)構(gòu)，因此產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的普遍規(guī)律。然而現(xiàn)有研究中，鮮有學(xué)者關(guān)注產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與出口貿(mào)易之間的關(guān)系。自2001年加入世界貿(mào)易組織以來(lái)，中國(guó)與世界各國(guó)(地區(qū))之間的貿(mào)易往來(lái)越來(lái)越密切，出口貿(mào)易額實(shí)現(xiàn)了年均10%以上的高速增長(zhǎng)，現(xiàn)已成為全球貿(mào)易第一大國(guó)。值得深思的是，對(duì)于擁有最大規(guī)模市場(chǎng)、最為完整分工體系的中國(guó)，貿(mào)易總量越大是否意味著貿(mào)易利得越大？蘋(píng)果手機(jī)(iPhone)的案例明確回答了這一問(wèn)題，iPhone的生產(chǎn)為中國(guó)創(chuàng)造的出口總價(jià)值達(dá)19億美元，但中國(guó)零部件生產(chǎn)及組裝環(huán)節(jié)的所得收益僅占總價(jià)值的3.84%左右(Xing et al.,2010)。顯然，中國(guó)出口貿(mào)易存在“低附加值”和“只賺數(shù)字不賺錢(qián)”的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。為此，本文將從產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚角度探尋影響企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的積極因子，從而為推進(jìn)中國(guó)向價(jià)值鏈中高端躍進(jìn)提供新思路。

當(dāng)前，垂直分工開(kāi)始由產(chǎn)品間分工轉(zhuǎn)向產(chǎn)品內(nèi)分工，各個(gè)國(guó)家(地區(qū))開(kāi)始專(zhuān)注于產(chǎn)品價(jià)值鏈的某個(gè)環(huán)節(jié)，而不再是關(guān)注某種產(chǎn)品(張杰 等,2013)。鑒于此，傳統(tǒng)的貿(mào)易總量統(tǒng)計(jì)已經(jīng)不能反映一國(guó)真實(shí)的貿(mào)易發(fā)展水平和貿(mào)易利得(Ide-jetro,2011)。世界貿(mào)易組織研究報(bào)告指出，附加值貿(mào)易(Trade in Value-added)能夠更加準(zhǔn)確衡量一國(guó)的貿(mào)易特征及其在全球貿(mào)易中的真實(shí)水平。而出口國(guó)內(nèi)附加值率(Domestic Value Added Ratio，以下簡(jiǎn)稱(chēng)DVAR)可以更加準(zhǔn)確衡量單位出口貿(mào)易中的一國(guó)國(guó)際貿(mào)易利得大小、發(fā)展?fàn)顩r，并度量一國(guó)全球價(jià)值鏈參與度(王玉燕 等,2014；呂越 等,2015；魏浩 等,2015)，因此，出口國(guó)內(nèi)附加值率(DVAR)逐漸成為國(guó)際貿(mào)易領(lǐng)域研究熱點(diǎn)?；诓煌乃惴ê蛿?shù)據(jù)，現(xiàn)有文獻(xiàn)測(cè)算DVAR大體分為兩類(lèi)：其一，基于投入-產(chǎn)出模型的國(guó)家或行業(yè)層面附加值測(cè)算(Hummels et al.,2001；Koopman et al.,2014；Wang et al.,2013)；其二，在區(qū)分一般貿(mào)易和加工貿(mào)易的基礎(chǔ)上，測(cè)算微觀企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率(唐東波，2012；Upward et al. ,2013)。而Kee et al.(2016)和呂越等(2015)在Upward et al.(2013)模型基礎(chǔ)上分析了貿(mào)易中間代理商、原材料的進(jìn)口成分對(duì)中國(guó)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響。在此基礎(chǔ)上，部分學(xué)者從對(duì)外開(kāi)放的角度研究了影響出口DVAR的原因：張杰等(2013)和毛其淋等(2018)發(fā)現(xiàn),FDI通過(guò)前、后向關(guān)聯(lián)渠道推動(dòng)中國(guó)企業(yè)出口DVAR的提升，而且對(duì)于非發(fā)達(dá)國(guó)家和新興國(guó)家的出口有利于中國(guó)出口DVAR提升；Kee(2015)和程文先等(2017)研究發(fā)現(xiàn)，中間品進(jìn)口關(guān)稅降低和引入外資增加國(guó)內(nèi)中間品的種類(lèi)這兩個(gè)渠道，使得中國(guó)企業(yè)用國(guó)內(nèi)中間品替代國(guó)外中間品，從而促進(jìn)了中國(guó)企業(yè)出口DVAR的提升；余淼杰等(2018)重點(diǎn)研究了加工貿(mào)易方式下人民幣貶值對(duì)出口DVAR的影響，發(fā)現(xiàn)人民幣貶值會(huì)通過(guò)降低本國(guó)商品與外國(guó)商品相對(duì)價(jià)格或者提高本國(guó)企業(yè)相對(duì)生產(chǎn)效率兩個(gè)途徑影響企業(yè)出口DVAR。中國(guó)企業(yè)是否參與中國(guó)-東盟自由貿(mào)易區(qū)(CAFTA)亦對(duì)企業(yè)出口DVAR的變化趨勢(shì)有顯著的影響，參與CAFTA使中國(guó)企業(yè)DVAR比不參與CAFTA的中國(guó)企業(yè)有較明顯的提升(洪靜 等,2017)。還有學(xué)者從融資約束(呂越 等，2017；邵昱琛，2017)、對(duì)外直接投資(劉海云 等，2016)以及制造業(yè)投入服務(wù)化(許和連 等，2017)等視角研究影響企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的因素。不難發(fā)現(xiàn)，除少數(shù)文獻(xiàn)從中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)內(nèi)部視角分析企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的決定因素(李勝旗 等，2017；盛斌 等，2018)，大部分文獻(xiàn)都忽略了國(guó)家內(nèi)部產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚因素可能產(chǎn)生的作用。

產(chǎn)業(yè)集聚不僅是單一產(chǎn)業(yè)在地理空間的不斷集中，還伴隨著相關(guān)產(chǎn)業(yè)和支援性產(chǎn)業(yè)的協(xié)同集聚，只有如此才能提高產(chǎn)業(yè)集聚內(nèi)部勞動(dòng)力蓄水池的投入水平，以此緩解內(nèi)部競(jìng)爭(zhēng)，產(chǎn)生合作效應(yīng)(Ellison et al.,1997；Duranton et al.,2005；Duranton et al.,2008；Ellison et al.,2010)。產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚就是由“單輪驅(qū)動(dòng)”向“雙輪驅(qū)動(dòng)”轉(zhuǎn)化，從而形成產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的空間平臺(tái)；同時(shí)，還會(huì)通過(guò)產(chǎn)業(yè)間外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)與集聚產(chǎn)業(yè)之間的協(xié)同效應(yīng)，不斷強(qiáng)化“集體效率”和“外部經(jīng)濟(jì)”。為此，本文從產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚理論基礎(chǔ)、產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚效用機(jī)制以及產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的測(cè)評(píng)三個(gè)方面對(duì)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚進(jìn)行總結(jié)。而產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚主要以制造業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)為研究對(duì)象，Krugman(1991)發(fā)現(xiàn)，美國(guó)大量的制造業(yè)集聚并不囿于傳統(tǒng)的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)。由于產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)、勞動(dòng)力可得性、知識(shí)溢出以及金融外部性和技術(shù)外部性(Scitovsky,1954)均對(duì)制造業(yè)集聚有顯著的影響，且其作用程度存在區(qū)域異質(zhì)性(Rosenthal et al.,2001)。產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚通過(guò)結(jié)合產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)與市場(chǎng)潛能，從而對(duì)地區(qū)收入產(chǎn)生重要影響(陳建軍 等，2016)。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的溢出效應(yīng)對(duì)微觀企業(yè)生產(chǎn)率有顯著提升效果(宣燁 等，2017)。產(chǎn)業(yè)協(xié)同的集聚外部性與貿(mào)易開(kāi)放對(duì)霧霾污染存在明顯的改善作用(蔡海亞 等，2018)。關(guān)于產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的測(cè)度指標(biāo)選取和構(gòu)建，具體包括以下幾種：Ellison et al.(1997、2010)構(gòu)建的E-G指數(shù)、Duranton et al.(2005、2008)構(gòu)建的D-O指數(shù)、Stephen et al.(2016)構(gòu)建的Colocalization指數(shù)、陳國(guó)亮等(2012)和陳建軍等(2016)構(gòu)建的γ指數(shù)和Θ指數(shù)等?，F(xiàn)今只有少數(shù)文獻(xiàn)關(guān)注產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)微觀企業(yè)的影響，鮮有文獻(xiàn)關(guān)注產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響。

基于此，本文先通過(guò)中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)與海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)的合并數(shù)據(jù)衡量出企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率，之后系統(tǒng)研究了國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響及其作用機(jī)制?？赡茇暙I(xiàn)在于：(1)與部分文獻(xiàn)著重從對(duì)外開(kāi)放視角研究企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率影響因素不同，也與部分文獻(xiàn)從市場(chǎng)結(jié)構(gòu)維度討論企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率影響因素迥異，本文系統(tǒng)考察了產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚過(guò)程中生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚和制造業(yè)集聚的融合發(fā)展對(duì)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響；(2)從產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚視角來(lái)看，既有研究微觀企業(yè)影響的文獻(xiàn)并不多見(jiàn)，而研究企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率文獻(xiàn)更是鳳毛麟角，本文采用歷史數(shù)據(jù)的工具變量方法，借鑒合成工具變量尋找準(zhǔn)則，試圖解決產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與企業(yè)DVAR二者之間的內(nèi)生性問(wèn)題；(3)本文利用了中介效應(yīng)模型考察產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚如何影響制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率。

二、機(jī)制分析與研究假說(shuō)

隨著經(jīng)濟(jì)全球化和國(guó)際分工的日益深入發(fā)展，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同互動(dòng)已經(jīng)成為世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要趨勢(shì)，也是中國(guó)高端制造業(yè)向價(jià)值鏈高端邁進(jìn)的必由之路。接下來(lái)將借助模型來(lái)分析產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚影響企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的機(jī)制。借鑒Kee et al.(2016)的做法，將企業(yè)f的生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為：

(1)

(2)

(3)

企業(yè)根據(jù)利潤(rùn)最大化或成本最小化原則進(jìn)行生產(chǎn)，據(jù)此得到以下關(guān)系式：

(4)

(5)

本文采用與Kee et al.(2016)類(lèi)似的方式，將進(jìn)口產(chǎn)品占企業(yè)總收入的比重表示為：

(6)

(7)

針對(duì)式(7)求解，可以推導(dǎo)出進(jìn)口中間品成本占原材料總成本的比重，具體表達(dá)式為：

(8)

(9)

綜上，本文提出兩個(gè)研究假設(shè)：

研究假設(shè)1：在其他條件不變的情況下，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率提高。

研究假設(shè)2：產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚通過(guò)成本加成和研發(fā)創(chuàng)新兩個(gè)渠道影響制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率。

三、計(jì)量模型設(shè)定與數(shù)據(jù)描述

1.計(jì)量模型構(gòu)建

本文關(guān)注的核心問(wèn)題在于：產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚是否促進(jìn)了制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率提高，以及通過(guò)何種渠道對(duì)其產(chǎn)生影響。根據(jù)已有研究文獻(xiàn)做法，結(jié)合前文研究假設(shè)，構(gòu)建如下基本計(jì)量模型：

DVARfjit=β0+β1ln Coaggloit+β2Xfjit+ψj+φi+μt+εfjit

(10)

其中，DVARfjit衡量t年份i地區(qū)j行業(yè)的f企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率；Coaggloit表示t年份i地區(qū)的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)，此為核心解釋變量；ψj、φi、μt分別表示行業(yè)、地區(qū)、年份的固定效應(yīng)；εfjit為隨機(jī)誤差項(xiàng)；Xfjit為其他影響企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的控制變量。Xfjit可表示為以下形式：

Xfjit=β1ln pro+β2ln Emplyfjit+β3ln Capitalfjit+β4ln importWeightedAveragedDutyfjit+β5ln Agefjit

(11)

式(11)的控制變量包括企業(yè)生產(chǎn)率(pro)、企業(yè)規(guī)模(Emply)、企業(yè)資本密集度(Capital)、中國(guó)企業(yè)進(jìn)口加權(quán)平均關(guān)稅(ImportWeightedAveragedDuty)和企業(yè)年齡(Age)。

2.變量與數(shù)據(jù)說(shuō)明

(1)被解釋變量：出口國(guó)內(nèi)附加值率(DVAR)。關(guān)于企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的測(cè)算方法，本文借鑒Upward et al.(2013)、張杰等(2013)的做法，利用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)相關(guān)數(shù)據(jù)測(cè)算企業(yè)層面的出口DVAR，具體測(cè)算公式為：

(12)

(2)核心解釋變量。本部分的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒和中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的指標(biāo)測(cè)算數(shù)據(jù)來(lái)源于各省份的統(tǒng)計(jì)年鑒和中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚采用EG指數(shù)來(lái)衡量，具體的計(jì)算公式如下所示：

(13)

式(13)中，下標(biāo)r和i分別表示地區(qū)和行業(yè)；xr表示地區(qū)r就業(yè)人數(shù)Er占全國(guó)的總就業(yè)人數(shù)(E=∑rEr)比值，即xr=(Er|E)，其實(shí)質(zhì)是全國(guó)的就業(yè)人員的地區(qū)分布。

Gi是Krugman(1991)以及Audretsch et al.(1996)構(gòu)建的產(chǎn)業(yè)空間基尼系數(shù)，其指標(biāo)具體計(jì)算公式如下所示：

(14)

Hi為行業(yè)i的赫芬達(dá)爾指數(shù)，反映行業(yè)i的競(jìng)爭(zhēng)程度，其具體的計(jì)算公式如下所示：

(15)

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚(Coagglo)，本文采用區(qū)位熵衡量生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚(Psagglo),借鑒宣燁等(2017)關(guān)于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的界定，將“信息運(yùn)輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)”“交通倉(cāng)儲(chǔ)郵政業(yè)”“金融業(yè)”“租賃與商務(wù)服務(wù)業(yè)”“科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘探業(yè)”等行業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行匯總，最終合并為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)數(shù)據(jù)。目前，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚測(cè)度方法并未統(tǒng)一，本文借鑒楊仁發(fā)(2013)的做法，通過(guò)產(chǎn)業(yè)集聚的相對(duì)差異表示產(chǎn)業(yè)之間的協(xié)同集聚，計(jì)算公式如下所示：

(16)

式(16)中，Coagglo表示生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)同集聚指數(shù)，其值越大，表示i地區(qū)的兩產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚程度越高。

3.數(shù)據(jù)處理

為了考察產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響，本文主要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：

(1)1999—2006年中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)。對(duì)中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)處理辦法是：一是剔除非營(yíng)業(yè)狀態(tài)的企業(yè)；二是剔除與本文相關(guān)的研究中變量值(企業(yè)總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈值、銷(xiāo)售額、工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值)為負(fù)、缺失的觀測(cè)值；三是對(duì)樣本進(jìn)行縮尾1%的Winsorize處理；四是剔除企業(yè)年平均從業(yè)人員數(shù)少于8人的觀測(cè)值；五是剔除利潤(rùn)率低于0.1%或者高于99%的企業(yè)。接下來(lái)，根據(jù)一般公認(rèn)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則(GAAP)，本文還進(jìn)一步刪除了以下企業(yè)觀測(cè)值：流動(dòng)資產(chǎn)超過(guò)總資產(chǎn)的企業(yè)；固定資產(chǎn)高于總資產(chǎn)的企業(yè)；固定資產(chǎn)凈值高于總資產(chǎn)的企業(yè)；成立時(shí)間無(wú)效的企業(yè)；累計(jì)折舊小于本年折舊的企業(yè)。

(2)2000—2006年的中國(guó)產(chǎn)品層面海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)來(lái)自于中國(guó)海關(guān)總署。對(duì)中國(guó)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：一是將月度的海關(guān)數(shù)據(jù)合并為年度的海關(guān)數(shù)據(jù)；二是由于中國(guó)企業(yè)樣本期內(nèi)多存在依靠中間商進(jìn)出口的現(xiàn)象，故而需要對(duì)貿(mào)易代理商進(jìn)行識(shí)別，我們借鑒前人的方法，將海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)企業(yè)名稱(chēng)中包含 “經(jīng)貿(mào)”“科貿(mào)”“進(jìn)出口”“外經(jīng)”“貿(mào)易” 等字樣的企業(yè)界定為貿(mào)易中間商，對(duì)企業(yè)的實(shí)際進(jìn)口中間品數(shù)量進(jìn)行了調(diào)整(Ahn et al.,2011)；三是對(duì)聯(lián)合國(guó)BEC產(chǎn)品分類(lèi)和中國(guó)海關(guān)數(shù)據(jù)HS-6分類(lèi)產(chǎn)品編碼進(jìn)行匹配(3)分別使用BEC-HS編碼1996、BEC-HS編碼2002進(jìn)行匹配。，識(shí)別出進(jìn)口品中所包含的中間品、資本品和消費(fèi)品；四是中國(guó)企業(yè)使用國(guó)內(nèi)中間投入含有5%～10%的國(guó)外成分(Koopman et al.,2012)，根據(jù)以往研究，本文假定國(guó)內(nèi)原材料含有5%的國(guó)外成分(4)本文將國(guó)內(nèi)原材料含有10%以及含有國(guó)外成分進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。；五是貿(mào)易代理商的存在，使企業(yè)存在過(guò)度進(jìn)口的現(xiàn)象，本文剔除過(guò)度進(jìn)口的觀測(cè)值(5)過(guò)度進(jìn)口企業(yè)定義為企業(yè)實(shí)際中間品進(jìn)口大于中間投入總和。；六是對(duì)樣本進(jìn)行縮尾1%的Winsorize處理。

根據(jù)本文研究主題，我們將處理后的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與中國(guó)產(chǎn)品層面海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行合并，在此借鑒了Yu(2015)的方法：第一步，將相同年份的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關(guān)數(shù)據(jù)依照企業(yè)名稱(chēng)進(jìn)行匹配；第二步，將未匹配成功的企業(yè)依照電話號(hào)碼后7位與郵政編碼進(jìn)行匹配；第三步，將兩次匹配的結(jié)果進(jìn)行合并。本文還使用了以下數(shù)據(jù)：1996—2006年中國(guó)進(jìn)口關(guān)稅數(shù)據(jù)，進(jìn)口關(guān)稅數(shù)據(jù)來(lái)自WTO 的Tariff Download Facility數(shù)據(jù)庫(kù)；中國(guó)各省級(jí)數(shù)據(jù)來(lái)源于2001—2007年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；BEC和HS海關(guān)編碼轉(zhuǎn)換表來(lái)源于聯(lián)合國(guó)網(wǎng)站(6)數(shù)據(jù)來(lái)源：http://unstats.un.org/unsd/cr/registry/regdnld.asp?Lg=1。。

4.產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚未采用城市數(shù)據(jù)的進(jìn)一步說(shuō)明

由于產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚具有外部性和溢出性兩個(gè)方面特征，省份的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)內(nèi)部城市的影響具有溢出性，而對(duì)于臨近省份的影響則具有外部性。同時(shí)，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的溢出效應(yīng)并不局限于市級(jí)或縣區(qū)級(jí)范圍，而是具有對(duì)本省份的溢出效應(yīng)。為此，本文采用省級(jí)層面數(shù)據(jù)測(cè)算產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚指標(biāo)。由于某些城市的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚程度較小，會(huì)損失一定的微觀企業(yè)樣本，例如廣東省揭陽(yáng)市、海南省三亞市以及遼寧省鐵嶺市等市的2003年的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚程度較小，其生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)從業(yè)人數(shù)小于10萬(wàn)人，借鑒宣燁(2012)的辦法，刪除這些數(shù)據(jù)，因此，本文在測(cè)算產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚指標(biāo)時(shí)采用省級(jí)樣本。

四、基本估計(jì)結(jié)果

本文將對(duì)基準(zhǔn)回歸模型結(jié)果進(jìn)行分析，對(duì)可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題、測(cè)量誤差等問(wèn)題進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以驗(yàn)證產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率影響的研究假說(shuō)。

1.基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文的被解釋變量企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率為受限變量，取值范圍在0到1之間，因此本文采用雙限制Tobit估計(jì)模型進(jìn)行估計(jì)，具體的回歸結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：括號(hào)中的值為系數(shù)的t值或z統(tǒng)計(jì)量；***、**、*分別表示1%、5%、10%水平上顯著；文中所有實(shí)證結(jié)果均控制了行業(yè)、地區(qū)和年份固定效應(yīng)。下表同。

表1列(1)控制了時(shí)間、行業(yè)和地區(qū)固定效應(yīng)，模型未包括控制變量，為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ凸烙?jì)的穩(wěn)健性結(jié)果，逐次將控制變量納入列(1)基準(zhǔn)回歸模型?；诹?1)基準(zhǔn)回歸模型結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率產(chǎn)生了顯著正效應(yīng)影響，且在1%顯著性水平上通過(guò)了檢驗(yàn)，支持了本文提出的研究假說(shuō)1。表1列(2)在基準(zhǔn)回歸模型中納入企業(yè)生產(chǎn)率控制變量，回歸結(jié)果得到如下結(jié)論：企業(yè)生產(chǎn)率的提高顯著提升企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率。由于生產(chǎn)率高的企業(yè)更可能參與出口(范劍勇 等，2013)，同時(shí)企業(yè)生產(chǎn)率和中間產(chǎn)品質(zhì)量存在正相關(guān)關(guān)系，生產(chǎn)率高的企業(yè)提供的中間產(chǎn)品質(zhì)量越高，就越能提升國(guó)內(nèi)中間產(chǎn)品替代國(guó)外中間產(chǎn)品可能性；生產(chǎn)率高的企業(yè)生產(chǎn)的最終品差異化程度越大就越具有市場(chǎng)定價(jià)競(jìng)爭(zhēng)力，從而增加了成本加成率，進(jìn)而促進(jìn)了企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率提升。在表1列(3)模型加入企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：企業(yè)規(guī)模對(duì)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率具有顯著負(fù)向影響，且在1%水平上顯著。事實(shí)上，規(guī)模較大的企業(yè)，大部分為國(guó)有企業(yè)，而技術(shù)創(chuàng)新絕大部分產(chǎn)生在民營(yíng)中小型企業(yè)，因而規(guī)模較大的企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率相應(yīng)地較低。在列(4)模型納入了資本密集度，回歸結(jié)果說(shuō)明資本密集度越高的企業(yè)，其出口國(guó)內(nèi)附加值率越低。這可能是因?yàn)椋簶颖酒趦?nèi)中國(guó)的比較優(yōu)勢(shì)為勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，資本密集度較高，勞動(dòng)參與度較低，從而偏離比較優(yōu)勢(shì)，導(dǎo)致出口產(chǎn)品缺乏競(jìng)爭(zhēng)力，產(chǎn)品定價(jià)能力較弱，出口DVAR較低。表1列(5)模型加入了企業(yè)所面臨的加權(quán)平均進(jìn)口關(guān)稅，回歸結(jié)果顯示，加權(quán)平均進(jìn)口關(guān)稅與出口DVAR的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為正。這可能由于進(jìn)口關(guān)稅較高，使得企業(yè)所使用的國(guó)內(nèi)中間品相對(duì)于進(jìn)口中間品相對(duì)價(jià)格也相應(yīng)較低，從而對(duì)國(guó)內(nèi)企業(yè)進(jìn)口中間品產(chǎn)生擠出效應(yīng)，導(dǎo)致企業(yè)增加對(duì)國(guó)內(nèi)中間品的使用，因而，進(jìn)口關(guān)稅的增加促進(jìn)了企業(yè)出口DVAR的上升。在列(6)模型加入了企業(yè)年齡，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，企業(yè)年齡對(duì)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率在1%顯著水平上為正向影響。企業(yè)成立時(shí)間越長(zhǎng)，企業(yè)出口DVAR越大，說(shuō)明企業(yè)生存時(shí)間越長(zhǎng)，越有利于知識(shí)溢出效應(yīng)的擴(kuò)大，從而促進(jìn)企業(yè)成本加成率的提高，進(jìn)而影響企業(yè)出口DVAR?？傮w而言，在依次加入控制變量后，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚保持著對(duì)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率顯著正向影響，且系數(shù)波動(dòng)幅度較小，說(shuō)明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

除此之外，由于Tobit模型的估計(jì)系數(shù)并不能反映其邊際效益，為此需要進(jìn)一步檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的邊際效應(yīng)。以表1列(6)為例，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚每提高1個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)促進(jìn)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率提升0.52%，說(shuō)明產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響存在經(jīng)濟(jì)顯著性。推動(dòng)制造業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)融合發(fā)展，創(chuàng)新生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)模式，形成兩大產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展，這是“新常態(tài)”經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的主要任務(wù)。產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚顯著提升了企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率，對(duì)于目前中美貿(mào)易戰(zhàn)也有重要啟示意義：不論外部貿(mào)易環(huán)境如何變化，優(yōu)化自身的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)才是走向貿(mào)易強(qiáng)國(guó)的必由之路。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1)測(cè)量誤差性檢驗(yàn)。在基準(zhǔn)回歸模型中，本文假定國(guó)內(nèi)中間產(chǎn)品含有國(guó)外中間產(chǎn)品的成分為5%。Koopman et al.(2012)研究指出，中國(guó)加工貿(mào)易企業(yè)使用國(guó)內(nèi)原材料所占的國(guó)外產(chǎn)品份額在5%到10%之間。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文假定企業(yè)使用國(guó)內(nèi)原材料含有10%的國(guó)外成分，由此可以計(jì)算企業(yè)出口DVAR，以此進(jìn)行測(cè)量誤差的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。同時(shí)，本文還利用中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，采用區(qū)位熵測(cè)量方法重新測(cè)度各省份的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)，以對(duì)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。對(duì)于產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚測(cè)量誤差的進(jìn)一步穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文借鑒江曼琦等(2014)的辦法，對(duì)Ellison et al.(1997)的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚計(jì)算公式進(jìn)行簡(jiǎn)化，具體如下所示：

(17)

(18)

式(17)中：wi、wj為權(quán)重指標(biāo)，用單個(gè)產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占總就業(yè)人員的比重進(jìn)行衡量；Hi、Hj、Hij分別代表產(chǎn)業(yè)形成的地理集中度，用赫芬達(dá)爾指數(shù)進(jìn)行度量，具體測(cè)算公式如式(18)所示；Sk表示為某產(chǎn)業(yè)第k個(gè)地區(qū)的從業(yè)人員占該產(chǎn)業(yè)整個(gè)區(qū)域從業(yè)人員比重；n表示地區(qū)個(gè)數(shù)；計(jì)算出來(lái)的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)rij值越大，說(shuō)明產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的程度越高。

表2列(1)是基于區(qū)位熵方法重新測(cè)度產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)結(jié)果。結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚顯著促進(jìn)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率提高，且通過(guò)1%顯著性水平檢驗(yàn)。表2列(2)使用Elllison et al.(1997)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的簡(jiǎn)化方法，以衡量產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚指數(shù)。結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚在1%顯著水平上對(duì)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率有正向影響。在列(3)—(5)使用國(guó)內(nèi)中間品含有10%國(guó)外成分的企業(yè)出口DVAR進(jìn)行重新測(cè)算。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)企業(yè)出口DVAR均具有正向影響，且通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，進(jìn)一步說(shuō)明產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值的影響具有穩(wěn)健性。

表2 測(cè)量誤差性問(wèn)題穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(2)內(nèi)生性問(wèn)題。本文主要考察產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響，由于因變量(企業(yè)DVAR)的維度是微觀企業(yè)，而核心解釋變量是地區(qū)層面的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚，因此由逆向因果關(guān)系而引致的內(nèi)生性問(wèn)題可能性較小。不過(guò)出于穩(wěn)健性考量，這里放松了對(duì)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的外生假定，而采用歷史的工具變量方法解決此內(nèi)生性問(wèn)題。具體以1978年改革開(kāi)放起始年份作為中位數(shù)分界點(diǎn)，以此選擇前后共七年的數(shù)據(jù)，并與本文研究的2000—2006年數(shù)據(jù)進(jìn)行年份匹配，即2003年的工具變量選擇用1978年的數(shù)據(jù)指標(biāo)，2000年的工具變量選擇用1975年的數(shù)據(jù)指標(biāo)，2006年的工具變量選擇用1981年的數(shù)據(jù)指標(biāo)。改革開(kāi)放作為政策沖擊變量，1978年以后年份設(shè)置為1，1978年以前設(shè)置為0。改革開(kāi)放后，生產(chǎn)要素迅速向東部地區(qū)集聚，從而形成了非內(nèi)生發(fā)展的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚現(xiàn)象，由此說(shuō)明各省份的開(kāi)放度與產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚存在相關(guān)性，因此產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的工具變量通過(guò)歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行代理，采用改革開(kāi)放政策與地區(qū)開(kāi)放度交互項(xiàng)作為處理內(nèi)生性問(wèn)題的方式。歷史數(shù)據(jù)的對(duì)外開(kāi)放度與改革開(kāi)放政策乘積項(xiàng)對(duì)當(dāng)前的微觀企業(yè)出口不存在影響，滿足了工具變量的外生性需求。對(duì)外開(kāi)放度用各個(gè)省份當(dāng)年的進(jìn)出口總量與實(shí)際GDP總量的比值衡量，GDP以1952年作為基期進(jìn)行處理，具體回歸結(jié)果見(jiàn)表3列(1)和列(2)，列(1)為工具變量的第一階段回歸結(jié)果，列(2)為第二階段回歸結(jié)果。根據(jù)識(shí)別不足檢驗(yàn)和弱識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果，說(shuō)明本文選取的工具變量具有可行性。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚有利于提高企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率，且通過(guò)1%顯著性水平檢驗(yàn)。同時(shí)，本文還使用產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的滯后一期作為工具變量，再次進(jìn)行內(nèi)生性問(wèn)題檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見(jiàn)表3列(3)和(4)，其中列(3)為第一階段回歸結(jié)果，列(4)為第二階段回歸結(jié)果，回歸結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚顯著促進(jìn)了企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率提高。此外，本文對(duì)所有變量滯后一期進(jìn)行內(nèi)生問(wèn)題檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表3列(5)，由此可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚仍然顯著提升了企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率，本文核心結(jié)論在處理內(nèi)生性問(wèn)題之后依然成立。

表3 內(nèi)生性問(wèn)題檢驗(yàn)

(3)其他穩(wěn)健性分析。進(jìn)一步，本文還做了其他的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，具體結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 其他穩(wěn)健性分析

本文還使用了OLS方法估計(jì)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的關(guān)系，具體見(jiàn)表4列(1)。同時(shí)，由于中國(guó)省份內(nèi)的不同城市發(fā)展差異較大，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響是否會(huì)因城市不同而產(chǎn)生差異呢？我們通過(guò)城市郵政編碼控制城市固定效應(yīng)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，具體結(jié)果如表4列(2)。考慮到行業(yè)的異質(zhì)性，表4列(3)進(jìn)一步控制了行業(yè)固定效應(yīng)，所有模型控制了企業(yè)固定效應(yīng)，由估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚會(huì)促進(jìn)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率，且通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)。此外，本文的核心解釋變量是省級(jí)層面的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚指標(biāo)，有可能會(huì)受到省級(jí)層面隨時(shí)間變動(dòng)因素的影響，因此，本文在實(shí)證模型中納入了省級(jí)GDP(ln GDP)和外資引入(ln FDI)，具體估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4列(4)。同時(shí)，在列(5)控制了地區(qū)時(shí)間趨勢(shì)，所有結(jié)果均顯示，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚顯著促進(jìn)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率提高，且通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，表明本文的核心結(jié)論具有內(nèi)在的一致性。

3.渠道檢驗(yàn)

即使前文已經(jīng)驗(yàn)證了本文的主要研究結(jié)論，即：產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚促進(jìn)了出口企業(yè)國(guó)內(nèi)附加值率提高。但并沒(méi)有對(duì)內(nèi)在識(shí)別渠道進(jìn)行深入的研究，接下來(lái)將進(jìn)一步討論產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚通過(guò)什么機(jī)制影響出口企業(yè)國(guó)內(nèi)附加值率。為驗(yàn)證本文研究假說(shuō)2，本文從企業(yè)成本加成率和研發(fā)創(chuàng)新兩個(gè)渠道構(gòu)建中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。與既有文獻(xiàn)類(lèi)似，本文構(gòu)建如式(19)—(22)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

Markupfjit=β0+β2ln Coaggloit+γXfjit+ψj+φi+μt+εfjit

(19)

DVARfjit=β0+β1ln Coaggloit+ωMarkupfjit+γXfjit+ψj+φi+μt+εfjit

(20)

Innfjit=β0+β3ln Coaggloit+γXfjit+ψj+φi+μt+εfjit

(21)

DVARfjit=β0+β4ln Coaggloit+τInnfjit+γXfjit+ψj+φi+μt+εfjit

(22)

表5 影響渠道檢驗(yàn)結(jié)果

表5匯報(bào)了產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響渠道檢驗(yàn)結(jié)果。其中，表5列(1)對(duì)應(yīng)式(19)的回歸結(jié)果，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚估計(jì)系數(shù)顯著為正，且通過(guò)1%顯著水平性檢驗(yàn)。說(shuō)明產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚明顯提升了制造業(yè)企業(yè)成本加成率。產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的分工協(xié)同、制度協(xié)同、創(chuàng)新協(xié)同以及資本協(xié)同效應(yīng)(高峰 等，2008)擴(kuò)大了本國(guó)中間品生產(chǎn)種類(lèi)范圍，提升了產(chǎn)品質(zhì)量，進(jìn)而促使制造業(yè)企業(yè)邊際成本下降，在其他條件恒定情況下，這會(huì)提升企業(yè)的成本加成率。列(2)是式(20)的檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與成本加成率都顯著促進(jìn)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率提升，且在1%顯著水平上，表明成本加成率提高。具體表現(xiàn)在：在一定資源約束條件下，有助于提高企業(yè)生產(chǎn)總值額度，增加企業(yè)利潤(rùn)，進(jìn)而促進(jìn)了企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率提升。進(jìn)一步分析可知，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚通過(guò)提升成本加成率促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率提高，驗(yàn)證了研究假說(shuō)2。表5列(3)是式(21)的回歸結(jié)果，結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明在控制其他變量之后，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚促進(jìn)了制造業(yè)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新。產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的創(chuàng)新協(xié)同效應(yīng)有利于產(chǎn)業(yè)內(nèi)部企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。尤其對(duì)于制造業(yè)而言，作為中間產(chǎn)品投入制造業(yè)重要內(nèi)容，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的產(chǎn)出促使兩種產(chǎn)業(yè)互補(bǔ)型知識(shí)外溢。列(4)是式(22)的檢驗(yàn)結(jié)果，研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的回歸系數(shù)顯著為正，這表明研發(fā)創(chuàng)新有助于提高制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率。這可能因?yàn)?，企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新使得國(guó)內(nèi)中間產(chǎn)品的供給種類(lèi)擴(kuò)大以及質(zhì)量提升，提高了國(guó)內(nèi)中間產(chǎn)品對(duì)國(guó)外中間產(chǎn)品的替代程度，進(jìn)而提升了企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率。產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚會(huì)通過(guò)促進(jìn)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新方式提升制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率，這就驗(yàn)證了研究假說(shuō)2。此外，本文在基準(zhǔn)回歸模型中加入中介變量進(jìn)行回歸，具體結(jié)果見(jiàn)表5列(5)，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚估計(jì)系數(shù)以及顯著性水平數(shù)值與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比都有所下降，這充分說(shuō)明成本加成率與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新是產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚提升制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率兩個(gè)可能的影響渠道，研究假說(shuō)2再次得到驗(yàn)證。

五、擴(kuò)展分析

本部分將進(jìn)行多維度(所有制屬性、貿(mào)易方式、區(qū)域以及能源消耗強(qiáng)度)的異質(zhì)性討論，同時(shí)在考慮市場(chǎng)環(huán)境影響情況下進(jìn)行擴(kuò)展分析，對(duì)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚促進(jìn)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率提升的研究假說(shuō)再次檢驗(yàn)。

1.地區(qū)、能源消耗強(qiáng)度、貿(mào)易方式和所有制異質(zhì)性下的討論

(1)區(qū)域異質(zhì)性下的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率。由于不同地區(qū)自然稟賦、基礎(chǔ)設(shè)施、要素配置效率以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會(huì)存在差異，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響存在不同。本文將樣本分為東部地區(qū)、中部地區(qū)以及西部地區(qū)三大區(qū)域，分別對(duì)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚影響企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值展開(kāi)討論，實(shí)證結(jié)果見(jiàn)于表6列(1)—(3)。產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)東部地區(qū)省份影響最大，且在1%顯著水平上通過(guò)檢驗(yàn)，而對(duì)西部地區(qū)的出口附加值影響并不顯著。出現(xiàn)這種情況是因?yàn)椋簴|部地區(qū)要素市場(chǎng)配置效率較高，市場(chǎng)相對(duì)開(kāi)放，擁有較為便捷的交通網(wǎng)絡(luò)以及優(yōu)質(zhì)的人力資本，生產(chǎn)要素的規(guī)模效應(yīng)促進(jìn)了企業(yè)生產(chǎn)率提升與創(chuàng)新活動(dòng)積極性提高，從而加強(qiáng)了產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加價(jià)值率的影響；而西部地區(qū)資本要素稟賦較弱，創(chuàng)新資本稀缺，加之人力資本流失嚴(yán)重，基礎(chǔ)設(shè)施落后以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)閉塞，因而產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)出口附加值影響并不顯著。

表6 分區(qū)域和能源消耗強(qiáng)度行業(yè)異質(zhì)性的樣本回歸

(2)能耗異質(zhì)性下的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率。本文借鑒周五七(2016)的做法，按行業(yè)能源消耗強(qiáng)度高低將行業(yè)劃分為高能源強(qiáng)度行業(yè)、中能源強(qiáng)度行業(yè)和低能源強(qiáng)度行業(yè)三組，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚影響企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的具體情況見(jiàn)于表6列(4)—(6)。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)不同能耗強(qiáng)度行業(yè)類(lèi)型企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率均產(chǎn)生顯著正向影響，對(duì)高耗能行業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響要強(qiáng)于中能耗和低能耗行業(yè)類(lèi)型企業(yè)。產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚促進(jìn)技術(shù)結(jié)構(gòu)更新?lián)Q代，技術(shù)效率對(duì)高能耗行業(yè)能源作用程度最強(qiáng)(周五七，2016)，因此高能耗行業(yè)企業(yè)在產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚過(guò)程中的生產(chǎn)率進(jìn)步空間較大，生產(chǎn)效率的提升促進(jìn)了企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率提高。從高能耗行業(yè)內(nèi)部來(lái)看，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚促進(jìn)國(guó)內(nèi)中間產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度提升，促使國(guó)內(nèi)中間產(chǎn)品替代了國(guó)外中間產(chǎn)品，進(jìn)而提高了企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率。

(3)所有制異質(zhì)性下的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率。不同類(lèi)型所有制企業(yè)面臨產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚時(shí)，其影響出口國(guó)內(nèi)附加值程度并不相同。這是因?yàn)椋和馍唐髽I(yè)的技術(shù)源于企業(yè)母國(guó)，與中國(guó)的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚并不同步，尤其當(dāng)其技術(shù)水平超越東道國(guó)水平之時(shí)，兩者差異更大；由于地方政府長(zhǎng)期給予外資企業(yè)超國(guó)民待遇(張杰 等，2013)，因此生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展為外資企業(yè)創(chuàng)造出口國(guó)內(nèi)附加值率提供了良好的條件；同時(shí)，國(guó)有企業(yè)融資和補(bǔ)貼方面享受?chē)?guó)家的政策優(yōu)待(林毅夫 等，2005)，其集聚水平并非市場(chǎng)內(nèi)生主導(dǎo)形成的，因而產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)國(guó)有企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率影響微乎其微?；谝陨戏治?，接下來(lái)對(duì)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚影響不同所有制企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率分別進(jìn)行考察。借鑒聶輝華等(2012)對(duì)企業(yè)所有制劃分的處理方法，具體實(shí)證結(jié)果見(jiàn)于表7列(1)—(3)。研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)國(guó)有企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率影響并不顯著，對(duì)外資企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值影響大于民營(yíng)企業(yè)，說(shuō)明產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)中國(guó)引進(jìn)優(yōu)質(zhì)外資、提升外資質(zhì)量具有重要影響。同時(shí)，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)民營(yíng)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率影響雖小，但通過(guò)1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)民營(yíng)企業(yè)提升出口競(jìng)爭(zhēng)力有不容忽視的影響。

表7 分所有制和貿(mào)易方式的樣本回歸

(4)貿(mào)易方式異質(zhì)性下的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率。中國(guó)以廉價(jià)的勞動(dòng)力作為比較優(yōu)勢(shì)，形成了加工貿(mào)易出口模式，促進(jìn)了貿(mào)易增長(zhǎng)。然而，與一般貿(mào)易方式不同，加工貿(mào)易主要利用充裕的勞動(dòng)力進(jìn)行組裝加工，對(duì)國(guó)內(nèi)中間產(chǎn)品的依賴程度較低，因此加工貿(mào)易產(chǎn)生的國(guó)內(nèi)附加值率較小。混合貿(mào)易的企業(yè)同時(shí)進(jìn)行加工貿(mào)易和一般貿(mào)易，具有進(jìn)口替代貿(mào)易與出口導(dǎo)向貿(mào)易結(jié)合的雙向特征。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的結(jié)構(gòu)優(yōu)化，有利于混合貿(mào)易的發(fā)展。為檢驗(yàn)不同貿(mào)易方式下研究結(jié)論的可靠性，可以根據(jù)貿(mào)易方式將企業(yè)分為三類(lèi)：一般貿(mào)易企業(yè)、加工貿(mào)易企業(yè)、混合貿(mào)易企業(yè)。具體回歸結(jié)果見(jiàn)表7列(4)—(6)。結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)混合貿(mào)易企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的正向作用要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于加工貿(mào)易企業(yè)與一般貿(mào)易企業(yè)。

2.考慮市場(chǎng)環(huán)境影響下的擴(kuò)展分析

上文已經(jīng)細(xì)致地分析產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響，驗(yàn)證了本文提出的研究假說(shuō)。接下來(lái)將討論不同市場(chǎng)環(huán)境下產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的異質(zhì)性影響。區(qū)域的市場(chǎng)環(huán)境決定了企業(yè)參與價(jià)值鏈分工程度(呂越 等，2018)，本文選取區(qū)域的法制環(huán)境、電子商務(wù)應(yīng)用兩個(gè)因素作為市場(chǎng)環(huán)境的代理變量，具體使用《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)》(樊綱 等，2011)中的“市場(chǎng)中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境”指數(shù)作為法制環(huán)境的代理度量(law)，電子商務(wù)應(yīng)用則采用宋周鶯等(2013)信息化發(fā)展指數(shù)代理(net)。具體采用如下公式進(jìn)行檢驗(yàn)：

DVARfjit=β0+β1ln Coaggloit×ln lawit+β2ln Coaggloit+β3ln lawit+β4Xfjit+ψj+φi+μt+εfjit

(23)

DVARfjit=β0+β1ln Coaggloit×ln netit+β2ln Coaggloit+β3ln netit+β4Xfjit+ψj+φi+μt+εfjit

(24)

基于表8的實(shí)證結(jié)果可知，列(1)考察了法制環(huán)境的影響，結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與法制環(huán)境的交互項(xiàng)對(duì)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響系數(shù)顯著為正，且通過(guò)1%顯著水平性檢驗(yàn)，說(shuō)明法制環(huán)境強(qiáng)化了產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響。產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚會(huì)激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)開(kāi)展，而法制的完善則保護(hù)了企業(yè)的專(zhuān)利所有權(quán)，提升了企業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度，提高了國(guó)內(nèi)中間產(chǎn)品替代國(guó)外中間產(chǎn)品程度，從而提升了企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率。列(2)考察了電子商務(wù)應(yīng)用的影響，結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與電子商務(wù)的交互項(xiàng)對(duì)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率產(chǎn)生顯著正向影響，且通過(guò)了顯著性水平檢驗(yàn)，充分說(shuō)明電子商務(wù)能夠增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響。電子商務(wù)的應(yīng)用，縮短了生產(chǎn)者和消費(fèi)者之間的距離，定制化生產(chǎn)滿足了消費(fèi)者效用，提高了生產(chǎn)者市場(chǎng)定價(jià)話語(yǔ)權(quán)，鑒于此，企業(yè)的成本加成率提高促進(jìn)了企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率提升。為此，電子商務(wù)越發(fā)達(dá)，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的正向作用越強(qiáng)。

表8 市場(chǎng)環(huán)境的影響

六、結(jié)論與啟示

本文采用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，驗(yàn)證了地區(qū)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與制造業(yè)企業(yè)出口DVAR之間關(guān)系，具體辦法是：通過(guò)Tobit計(jì)量方法對(duì)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)，同時(shí)采用Margins方法對(duì)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與企業(yè)DVAR進(jìn)行邊際效應(yīng)檢驗(yàn)。

本文基于全球價(jià)值鏈分工模式的視角，考察產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響，得出的研究結(jié)論如下：(1)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚顯著提升制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率。(2)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚提升制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的主要渠道為企業(yè)的成本加成率和企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新等。(3)從區(qū)域異質(zhì)性視角來(lái)看，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)東部地區(qū)的制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率影響程度最大，而對(duì)西部地區(qū)制造業(yè)企業(yè)影響并不顯著。基于能耗異質(zhì)性維度來(lái)看，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)高能耗類(lèi)型企業(yè)的出口國(guó)內(nèi)附加值率作用程度大于中能耗和低能耗類(lèi)型企業(yè)。從企業(yè)所有制視角看來(lái)，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)的出口國(guó)內(nèi)附加值率有顯著正向影響，對(duì)外資企業(yè)的影響程度最大，而對(duì)國(guó)有企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率影響并不顯著。從貿(mào)易方式異質(zhì)性來(lái)看，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)不同貿(mào)易類(lèi)型的企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值均有顯著正向影響，對(duì)混合貿(mào)易類(lèi)型企業(yè)的出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響程度最大。(4)本文以地區(qū)法制環(huán)境和電子商務(wù)應(yīng)用衡量區(qū)域的市場(chǎng)環(huán)境，結(jié)果表明，法制環(huán)境越完善的地區(qū)，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)制造業(yè)企業(yè)出口附加值率的正向作用越大，地區(qū)電子商務(wù)應(yīng)用也強(qiáng)化了產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率的正向作用。

要實(shí)現(xiàn)國(guó)際貿(mào)易高質(zhì)量的發(fā)展，增加國(guó)際貿(mào)易利得，提升一國(guó)國(guó)際貿(mào)易的競(jìng)爭(zhēng)力，已經(jīng)不能簡(jiǎn)單使用擴(kuò)大貿(mào)易規(guī)模、增大貿(mào)易總量這種方式，更為可持續(xù)、可行的方式是通過(guò)提升企業(yè)出口DVAR來(lái)實(shí)現(xiàn)。要推動(dòng)經(jīng)濟(jì)從外延式增長(zhǎng)過(guò)渡到創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的內(nèi)涵式增長(zhǎng)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的協(xié)同融合發(fā)展可能是最適合的路徑。產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚可以減緩產(chǎn)業(yè)間的資源錯(cuò)配程度，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與資源配置。只有提高兩大產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的程度，充分利用生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)價(jià)值鏈兩端的粘合作用，才能促進(jìn)制造業(yè)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展，以此提升制造業(yè)企業(yè)的附加值率，實(shí)現(xiàn)中國(guó)由貿(mào)易大國(guó)向貿(mào)易強(qiáng)國(guó)的邁進(jìn)。具體對(duì)我們的啟示是：

(1)與一些發(fā)達(dá)國(guó)家和新興國(guó)家相比，中國(guó)企業(yè)出口DVAR還存在著較大空間。產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚作為提升企業(yè)出口DVAR行之有效的方式，政府部門(mén)應(yīng)充分重視。政府部門(mén)應(yīng)該積極引導(dǎo)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在空間有序集聚，結(jié)合本地區(qū)資源稟賦比較優(yōu)勢(shì)，促使制造業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)“雙輪”協(xié)同集聚，充分發(fā)揮生產(chǎn)型服務(wù)業(yè)集聚的知識(shí)溢出效應(yīng)，引導(dǎo)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)合理布局，避免產(chǎn)能過(guò)剩出現(xiàn)。與此同時(shí)，要培育和打造制造業(yè)服務(wù)化、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)實(shí)體化的產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的新模式，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的規(guī)模經(jīng)濟(jì)和集聚經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，提升制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值，改變中國(guó)貿(mào)易過(guò)程中低附加值困境，實(shí)現(xiàn)中國(guó)制造向中國(guó)創(chuàng)造的轉(zhuǎn)變。

(2)加大人才引進(jìn)力度，強(qiáng)化研發(fā)創(chuàng)新力度，充分發(fā)揮生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)知識(shí)溢出效應(yīng)，提升中國(guó)貿(mào)易攀登價(jià)值鏈中高端的能力。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的層級(jí)分工對(duì)于高人力資本要素需求極為嚴(yán)格，而如何形成產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的集聚效應(yīng)和溢出效應(yīng)是首要任務(wù)，其中高素質(zhì)人才是產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的關(guān)鍵。要依托科技人才創(chuàng)新，助力產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚形成，這不僅可以提升本地區(qū)制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率，還可以對(duì)臨近地區(qū)具有涓滴效應(yīng)。政府部門(mén)應(yīng)該搭建產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)接的信息服務(wù)平臺(tái)，減少信息不對(duì)稱(chēng)造成的交易成本提高。盡量消除產(chǎn)業(yè)之間空間距離的隔閡，讓生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)制造業(yè)效率的提升作用凸顯，進(jìn)而顯著促進(jìn)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率，提升中國(guó)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力。

(3)營(yíng)造良好的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，充分發(fā)揮產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率影響的正向效應(yīng)。地方政府應(yīng)當(dāng)從立法與執(zhí)法兩方面入手，加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)，營(yíng)造良好的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚。同時(shí)，地方政府應(yīng)該抓住互聯(lián)網(wǎng)快速發(fā)展的歷史潮流，積極通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)發(fā)揮產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的溢出效應(yīng)，通過(guò)生產(chǎn)模式的定制化生產(chǎn)，擴(kuò)大企業(yè)發(fā)展的利潤(rùn)空間，提升企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率。