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(lèi)，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(lèi)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?lài)?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(lèi)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(lèi)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(lèi)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(lèi)型相比，若當(dāng)期國(guó)企最大實(shí)收資本金的類(lèi)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(chēng)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(chēng)兩共有變量進(jìn)行合并匹配；第二步，依照年份和電話(huà)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(mǎn)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?？梢园l(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?？梢园l(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)椋阂环矫妫闹茖?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(lèi)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(lèi)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(lèi)，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(lèi)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(lèi)以保證其在核心中間品種類(lèi)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(lèi)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(lèi)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(lèi)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(lèi)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(lèi)。那么引入非國(guó)有資本金種類(lèi)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(lèi)型的種類(lèi)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(lèi)型越多樣化，出口DVA越高。原因在于企業(yè)注冊(cè)資本類(lèi)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(lèi)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(lèi)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?，?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(lèi)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(lèi)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。