王明益 石金明 徐斯瑋

(1.山東財(cái)經(jīng)大學(xué)國(guó)際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014；2.山東師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250358)

一、引言

近年來(lái)，伴隨著中美貿(mào)易摩擦、英國(guó)“脫歐”及美國(guó)宣布退出“跨太平洋伙伴關(guān)系協(xié)定”(TPP)等一系列重大事件的發(fā)生，“逆全球化”趨勢(shì)和貿(mào)易保護(hù)主義傾向日趨明顯。各國(guó)為保護(hù)自身的利益，不斷調(diào)整對(duì)外貿(mào)易政策，貿(mào)易往來(lái)迅速減少。在此背景下，世界各國(guó)通過(guò)不斷調(diào)整本國(guó)對(duì)外貿(mào)易政策來(lái)營(yíng)造符合自身經(jīng)濟(jì)利益和發(fā)展訴求的貿(mào)易環(huán)境，從而使得全球貿(mào)易政策不確定性在不斷加劇。同時(shí)，當(dāng)前全球正處于政治經(jīng)濟(jì)格局的再平衡時(shí)期，以美國(guó)為首的發(fā)達(dá)國(guó)家試圖通過(guò)主導(dǎo)新貿(mào)易規(guī)則與新標(biāo)準(zhǔn)的制定以滿足自身利益，以高標(biāo)準(zhǔn)、高覆蓋為特點(diǎn)，貿(mào)易協(xié)定的議題從傳統(tǒng)邊界問(wèn)題深入到邊界后新領(lǐng)域，如規(guī)則一致、競(jìng)爭(zhēng)中立、國(guó)有企業(yè)、勞工與環(huán)境等，而不斷變化的貿(mào)易規(guī)則在極大擴(kuò)充貿(mào)易政策不確定性來(lái)源的同時(shí)，也為我國(guó)眾多企業(yè)對(duì)外貿(mào)易的開展帶來(lái)了嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。黨的十九大報(bào)告指出，我國(guó)經(jīng)濟(jì)已由高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段。作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的重要組成部分，對(duì)外貿(mào)易能否實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，會(huì)在很大程度上影響著我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量與效益。在這樣的大背景下，如何有效提升我國(guó)出口企業(yè)的全要素生產(chǎn)率是當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展時(shí)期亟須解決的重要現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。那么，貿(mào)易政策不確定性對(duì)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率是否存在顯著的沖擊？其影響渠道又是如何？我國(guó)應(yīng)如何規(guī)避貿(mào)易政策不確定性對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的沖擊？鑒于此，本文嘗試把貿(mào)易政策不確定性與中國(guó)制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率結(jié)合起來(lái)，通過(guò)深入考察貿(mào)易政策不確定性對(duì)我國(guó)制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制和作用渠道，旨在對(duì)貿(mào)易政策不確定性背景下中國(guó)外貿(mào)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升提供決策依據(jù)。

本文嘗試以中國(guó)“入世”及中美建立永久正常貿(mào)易關(guān)系(PNTR)作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，通過(guò)構(gòu)建倍差法(DID)計(jì)量模型，運(yùn)用2000-2015年的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)的合并數(shù)據(jù)，系統(tǒng)評(píng)估了貿(mào)易政策不確定性下降對(duì)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。本文的主要貢獻(xiàn)包括：第一，選題視角層面，本文以中國(guó)“入世”作為重要的政策時(shí)間節(jié)點(diǎn)構(gòu)造準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，從貿(mào)易政策不確定性的視角考察了我國(guó)制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的制約因素，豐富了關(guān)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率決定因素的相關(guān)研究。第二，影響機(jī)制層面。本文分別從企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新、中間品進(jìn)口、出口產(chǎn)品質(zhì)量等渠道考察了貿(mào)易政策不確定性下降對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)制，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易政策不確定性的下降會(huì)通過(guò)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新增強(qiáng)、中間品進(jìn)口種類增多及進(jìn)口中間品質(zhì)量提升、出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)等渠道刺激企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。

二、相關(guān)文獻(xiàn)述評(píng)

與本文直接相關(guān)的一類文獻(xiàn)是關(guān)于貿(mào)易政策不確定性經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的相關(guān)研究。有較多的文獻(xiàn)考察了貿(mào)易政策不確定性下降對(duì)一國(guó)出口的影響。如Handley 和Lim?o(2015)[1]將貿(mào)易政策不確定性因素納入異質(zhì)企業(yè)模型和進(jìn)入退出模型，指出如果政策不確定狀態(tài)下的成本臨界值低于確定狀態(tài)下的臨界值，出口市場(chǎng)上的企業(yè)進(jìn)入會(huì)減少。錢學(xué)鋒和龔聯(lián)梅(2017)[2]研究發(fā)現(xiàn)，“入世”后貿(mào)易政策不確定性的大幅下降顯著促進(jìn)了中國(guó)出口規(guī)模的擴(kuò)大。也有部分學(xué)者進(jìn)行了更細(xì)化的研究，如Feng等(2017)[3]基于中國(guó)產(chǎn)品層面的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易政策不確定性的下降不但能夠使得低質(zhì)高價(jià)的產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)退出市場(chǎng)，還能夠使得高質(zhì)低價(jià)的產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)順利進(jìn)入市場(chǎng)，從而優(yōu)化了企業(yè)市場(chǎng)進(jìn)入退出秩序。周定根等(2019)[4]發(fā)現(xiàn)貿(mào)易政策不確定性的下降顯著增強(qiáng)了我國(guó)企業(yè)出口持續(xù)時(shí)間，并且使得企業(yè)出口產(chǎn)品組合向核心產(chǎn)品集中。謝杰等(2021)[5]則考察了貿(mào)易政策不確定性對(duì)出口企業(yè)加成率的影響，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易政策不確定性的下降刺激了中國(guó)出口企業(yè)加成率的提升，出口產(chǎn)品質(zhì)量和中間品進(jìn)口是兩個(gè)重要的作用渠道。還有部分學(xué)者考察了貿(mào)易政策不確定性對(duì)進(jìn)口的影響，如毛其淋(2020)[6]考察了中國(guó)貿(mào)易政策不確定性下降對(duì)本國(guó)進(jìn)口的影響，同樣得出了貿(mào)易政策不確定性的下降會(huì)刺激企業(yè)增加進(jìn)口的結(jié)論。此外，還有一些文獻(xiàn)考察了貿(mào)易政策不確定性下降對(duì)企業(yè)儲(chǔ)蓄率(毛其淋、許家云，2018)[7]、研發(fā)創(chuàng)新(佟家棟、李勝旗，2015)[8]、企業(yè)生存(郭晶、周玲麗，2019)[9]、就業(yè)率與社會(huì)福利(李勝旗、毛其淋，2018)[10]等的影響。

與本文密切相關(guān)的另一類文獻(xiàn)是關(guān)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響因素的相關(guān)研究。其中，有大量的文獻(xiàn)考察了進(jìn)口中間品對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，大都得出了中間品進(jìn)口會(huì)促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升這一結(jié)論(Amiti 和 Konings, 2007)[11]。另有部分文獻(xiàn)考察了資源誤置對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，并且均得出了資源誤置會(huì)抑制全要素生產(chǎn)率的結(jié)論(Brandt等, 2012)[12]。還有部分學(xué)者考察了補(bǔ)貼的生產(chǎn)率效應(yīng)，大都發(fā)現(xiàn)補(bǔ)貼會(huì)降低資源配置效率，從而抑制企業(yè)生產(chǎn)率提升(徐保昌、謝建國(guó)，2015)[13]。此外，還有學(xué)者嘗試從僵尸企業(yè)(李旭超等，2021)[14]、外資開放(汪朝陽(yáng)，2021)[15]、匯率變動(dòng)(李平、韓彩霞，2021)[16]等視角考察了全要素生產(chǎn)率的決定因素。

三、研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)說(shuō)明

(一)計(jì)量模型設(shè)計(jì)與研究方法

考慮到2001年底中國(guó)“入世”后已經(jīng)獲得美國(guó)的永久正常貿(mào)易關(guān)系(PNTR)，這意味著“入世”后我國(guó)對(duì)外貿(mào)易面臨的貿(mào)易政策不確定性會(huì)明顯下降。此外，非正常貿(mào)易關(guān)稅(或二類關(guān)稅)與最惠國(guó)關(guān)稅(或一類關(guān)稅)進(jìn)而初始tpu指數(shù)早在1930年的斯穆特·霍利法案就已經(jīng)設(shè)定，具有很強(qiáng)的外生性(毛其淋、許家云，2018)[7]。上述兩點(diǎn)為本文考察貿(mào)易政策不確定性對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響提供了一個(gè)很理想的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)?；诖耍疚氖褂帽恫罘?DID)評(píng)估貿(mào)易政策不確定性對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。本文設(shè)計(jì)如下倍差法計(jì)量模型。

lnTFPfit=αf+βtpui01×PostWTO02t+X'fitδ+γt+εfit

(1)

其中，f、i、t分別表示企業(yè)、行業(yè)及年份。tpui01為每個(gè)CIC4位碼行業(yè)在2001年的貿(mào)易政策不確定性指數(shù)，旨在刻畫中國(guó)加入WTO之前行業(yè)i面臨的貿(mào)易政策不確定性程度。PostWTO02t為時(shí)間虛擬變量，將2002年及其之后的年份取值為1，2002年之前的年份取值為0。tpui01×PostWTO02t是本文實(shí)證研究重點(diǎn)考察的變量，其估計(jì)系數(shù)β衡量了貿(mào)易政策不確定性程度存在差異的各行業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率在中國(guó)“入世”前后的平均差異，如果β>0，則表明貿(mào)易政策不確定性下降提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

(二)變量構(gòu)造

1.貿(mào)易政策不確定性指數(shù)(tpui01)

2.全要素生產(chǎn)率(lntfp_lp)

關(guān)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率，本文在基準(zhǔn)回歸時(shí)使用LP方法(Levinsohn 和 Petrin,2003)[18]進(jìn)行測(cè)度。需要指出的是，LP方法雖然解決了索洛殘差法測(cè)度生產(chǎn)率所不能解決的內(nèi)生性問(wèn)題和樣本選擇性偏誤，但OP和LP方法均存在“函數(shù)相關(guān)性問(wèn)題”，即勞動(dòng)力是其他變量的確定函數(shù)，因此無(wú)法估計(jì)出勞動(dòng)投入系數(shù)，并且還存在多重共線性問(wèn)題。鑒于此，在后文的穩(wěn)健性分析時(shí)，本文使用ACF方法(Ackerberg等, 2015)[19]進(jìn)行替代。

圖1描繪了貿(mào)易政策不確定性存在差異的行業(yè)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)趨勢(shì)。可以發(fā)現(xiàn)，在“入世”前，兩類行業(yè)的全要素生產(chǎn)率呈平行變化趨勢(shì)，但在“入世”后，處理組企業(yè)全要素生產(chǎn)率上升幅度明顯要快于控制組企業(yè)。這意味著，在中國(guó)“入世”后，貿(mào)易政策不確定性下降幅度較大的行業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升更快，從而比較直觀地表明了貿(mào)易政策不確定性下降與企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升成反向變動(dòng)關(guān)系。

圖1 tpu不同行業(yè)的全要素生產(chǎn)率(LP方法)變動(dòng)趨勢(shì)差異

3.控制變量

企業(yè)年齡(age)采用企業(yè)當(dāng)期年份與注冊(cè)年份之差，并加1取對(duì)數(shù)表示。資本勞動(dòng)比(lnkl)用企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額與從業(yè)人員年平均人數(shù)比值的對(duì)數(shù)值表示。企業(yè)所有制(owner)，非國(guó)有企業(yè)賦值為1，國(guó)有企業(yè)賦值為0。政府補(bǔ)貼(subsidy)，企業(yè)享受政府補(bǔ)貼賦值為1，否則賦值為0。企業(yè)規(guī)模(scale)采用企業(yè)從業(yè)人數(shù)的對(duì)數(shù)值表示。企業(yè)融資約束(finance)采用利息支出與固定資產(chǎn)的比值來(lái)衡量。資產(chǎn)負(fù)債率(pas)用企業(yè)負(fù)債總額與其總資產(chǎn)的比值來(lái)表示。地區(qū)經(jīng)濟(jì)開放度(open)采取各地區(qū)各年份的出口額與地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值的比值進(jìn)行衡量。地區(qū)金融開放度(final)采取各年份各地區(qū)的金融貸款余額與地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值的比值進(jìn)行衡量。

此外，為了控制樣本期內(nèi)國(guó)有企業(yè)改革、外資放松管制等因素對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，借鑒毛其淋(2020)[6]的方法，構(gòu)造了國(guó)有企業(yè)改革指標(biāo)(soereform)和外資管制指標(biāo)(fdicontrol)。其中，國(guó)有企業(yè)改革指標(biāo)采用行業(yè)非國(guó)有資本占總資本的比值衡量，比值越大，表明行業(yè)非國(guó)有成分占比越高；外資管制指標(biāo)采用行業(yè)層面外資企業(yè)數(shù)量的對(duì)數(shù)值衡量，取值越大表明對(duì)外資的管制越寬松。在測(cè)算貿(mào)易自由化指標(biāo)時(shí)，首先基于世界貿(mào)易組織的Tariff Download Facility數(shù)據(jù)庫(kù)和WITS關(guān)稅數(shù)據(jù)庫(kù)得到我國(guó)產(chǎn)品層面的最惠國(guó)關(guān)稅數(shù)據(jù)，借鑒毛其淋(2020)[6]的方法測(cè)算國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)4位碼的最終品貿(mào)易自由化指數(shù)，再根據(jù)投入產(chǎn)出表測(cè)算行業(yè)層面中間品貿(mào)易自由化指數(shù)。

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源與說(shuō)明

本文實(shí)證分析所用數(shù)據(jù)主要有三大來(lái)源：第一套數(shù)據(jù)是2000-2015年的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，考慮到該數(shù)據(jù)庫(kù)存在較多的數(shù)據(jù)異常值和較為嚴(yán)重的指標(biāo)缺失問(wèn)題，因此需要進(jìn)行必要的處理：刪除企業(yè)職工總?cè)藬?shù)少于8人的企業(yè)；刪除固定資產(chǎn)凈值、銷售額、補(bǔ)貼、出口額、總資產(chǎn)、總產(chǎn)出、工業(yè)增加值、應(yīng)發(fā)工資與應(yīng)發(fā)福利中任何一項(xiàng)存在缺失值或者為負(fù)值的企業(yè)樣本；刪除企業(yè)成立年份小于1949年和成立年份為缺失值的企業(yè)樣本；刪除出口銷售額大于銷售額、資產(chǎn)總額小于固定資產(chǎn)總額、工業(yè)增加值大于工業(yè)總產(chǎn)值及工業(yè)中間投入大于工業(yè)總產(chǎn)值的數(shù)據(jù)樣本。第二套數(shù)據(jù)是美國(guó)從中國(guó)的進(jìn)口關(guān)稅數(shù)據(jù)，相關(guān)數(shù)據(jù)均來(lái)自Feenstra等(2002)[20]。第三套數(shù)據(jù)是中國(guó)海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫(kù)，首先刪除海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)中企業(yè)名稱中包含進(jìn)出口、經(jīng)貿(mào)、科貿(mào)、貿(mào)易、外經(jīng)等貿(mào)易中間商的數(shù)據(jù)，然后篩選出口企業(yè)，并與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行匹配，獲取2000-2015年的出口企業(yè)面板數(shù)據(jù)。其他變量構(gòu)造所采用的數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)金融統(tǒng)計(jì)年鑒》《投入產(chǎn)出表》、企業(yè)專利數(shù)據(jù)庫(kù)、WTO的TDF數(shù)據(jù)庫(kù)與WITS關(guān)稅數(shù)據(jù)庫(kù)、Baker測(cè)算的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)(1)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指標(biāo)是由斯坦福大學(xué)與芝加哥大學(xué)的Baker、Bloom、Davis等編制的反映世界各經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)和政策不確定性的指標(biāo)，其官網(wǎng)為http://www.policyuncertainty.com.、CEPII數(shù)據(jù)庫(kù)、世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)等。

四、回歸結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2列(1)只控制了企業(yè)、年份、行業(yè)、地區(qū)層面的固定效應(yīng)，tpu1×PostWTO02的系數(shù)顯著為正，表明貿(mào)易政策不確定性下降提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。列(2)-(4)是在列(1)的基礎(chǔ)上，依次納入部分控制變量之后的回歸結(jié)果。其中，列(2)納入企業(yè)層面其他控制變量，列(3)在列(2)基礎(chǔ)上納入了地區(qū)層面的控制變量，列(4)在列(3)基礎(chǔ)上控制了政策改革等控制變量。本文發(fā)現(xiàn)，不管是否納入控制變量以及納入不同維度的控制變量，交互項(xiàng)系數(shù)均顯著為正值，這表明貿(mào)易政策不確定性下降會(huì)顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。企業(yè)規(guī)模、資本勞動(dòng)比、補(bǔ)貼、融資約束、地區(qū)金融開放度和地區(qū)開放度系數(shù)均顯著為正，表明企業(yè)規(guī)模的增大，人均資本量的提高，補(bǔ)貼的增加，融資約束越寬松，開放度越高，均能夠提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。企業(yè)年齡與資產(chǎn)負(fù)債比系數(shù)均顯著為負(fù)，表明兩者均不利于出口企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。企業(yè)所有制系數(shù)為正值但不顯著，其原因可能在于低效率的國(guó)有企業(yè)不易退出市場(chǎng)有關(guān)。此外，國(guó)有企業(yè)改革與外資管制系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明國(guó)有企業(yè)改革及外資管制越寬松，可以顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.重新測(cè)算貿(mào)易政策不確定性

本文還分別基于1998年、1999年、2000年以及產(chǎn)品出口額加權(quán)的美國(guó)對(duì)于來(lái)自中國(guó)的進(jìn)口產(chǎn)品關(guān)稅構(gòu)造貿(mào)易政策不確定性指數(shù)，表3列(1)匯報(bào)了依據(jù)2000年美國(guó)對(duì)中國(guó)的二類產(chǎn)品關(guān)稅與最惠國(guó)產(chǎn)品關(guān)稅構(gòu)造貿(mào)易政策不確定性指數(shù)對(duì)應(yīng)的回歸結(jié)果，交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正值，證明了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.使用ACF方法測(cè)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率

考慮到使用LP方法測(cè)度企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在函數(shù)相關(guān)性問(wèn)題和多重共線性問(wèn)題，本文此處使用ACF方法重新測(cè)度企業(yè)全要素生產(chǎn)率用以克服上述問(wèn)題并重新進(jìn)行了回歸，回歸結(jié)果見表3列(2)，發(fā)現(xiàn)上述交互項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，再次驗(yàn)證上述結(jié)論。

3.使用兩期倍差法

為了盡可能消除多期倍差法的序列相關(guān)問(wèn)題，此處構(gòu)造兩期倍差法模型重新進(jìn)行估計(jì)。以中國(guó)“入世”作為時(shí)間節(jié)點(diǎn)，把大樣本劃分為兩個(gè)階段：第一階段為2000-2001年，第二階段為2002-2015年，然后在每一階段對(duì)各變量取時(shí)間均值，再構(gòu)造倍差法模型進(jìn)行回歸，表3列(6)的交互項(xiàng)系數(shù)仍顯著為正，再次驗(yàn)證了本文的基本結(jié)論。

4.控制行業(yè)時(shí)間趨勢(shì)

前文的實(shí)證分析并沒有考慮不可觀測(cè)的行業(yè)因素隨時(shí)間變化因素的影響。據(jù)此，本文通過(guò)構(gòu)造行業(yè)固定效應(yīng)與年份固定效應(yīng)的交互項(xiàng)對(duì)這個(gè)問(wèn)題加以控制。根據(jù)表3列(7)的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)在控制行業(yè)時(shí)間趨勢(shì)因素之后，上述交互項(xiàng)系數(shù)仍顯著為正值，說(shuō)明不可觀測(cè)的行業(yè)特征隨時(shí)間變化因素并未對(duì)本文主要研究結(jié)論產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響。

5.補(bǔ)充可能的遺漏變量

本文采用幾何平均法將Baker等人提供的月度經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)數(shù)據(jù)加總到年度層面數(shù)據(jù)?；貧w結(jié)果表明，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)(epuc)和國(guó)外經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)(epuf)的系數(shù)均顯著為負(fù)值(2)本文同時(shí)使用算數(shù)平均法進(jìn)行測(cè)算，回歸得到的國(guó)內(nèi)與國(guó)外經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)的系數(shù)分別為-0.4204與-0.0088，并在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，兩種測(cè)算方法回歸結(jié)果一致。，表明國(guó)內(nèi)、外經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度的上升均會(huì)抑制我國(guó)出口企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，回歸結(jié)果見表3列(8)。

6.考慮樣本選擇偏差問(wèn)題

本文實(shí)證分析只考察了貿(mào)易政策不確定性對(duì)出口企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，并沒有考慮不出口企業(yè)這部分樣本，從而存在樣本選擇問(wèn)題。本文通過(guò)Heckman兩步法解決此問(wèn)題，Heckman兩步法第一個(gè)階段回歸結(jié)果如表3列(9)所示，表明貿(mào)易政策不確定性的下降顯著提升了企業(yè)進(jìn)口的概率，第二個(gè)階段的被解釋變量為企業(yè)全要素生產(chǎn)率(lntfp_lp)，交互項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正且大于基準(zhǔn)回歸的交互項(xiàng)的系數(shù)，表明在解決了樣本選擇偏誤的問(wèn)題以后，貿(mào)易政策不確定性的下降可以更加有效地促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。

(三)安慰劑檢驗(yàn)

1.虛擬政策實(shí)施時(shí)間

為了確保上述DID估計(jì)結(jié)果的可靠性，此處首先考慮使用“入世”之前的數(shù)據(jù)進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，表3列(5)報(bào)告了安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果。本文發(fā)現(xiàn)，在“入世”之前貿(mào)易政策不確定性指數(shù)系數(shù)不顯著，這表明在中國(guó)“入世”之前，貿(mào)易政策不確定性的變動(dòng)并沒有對(duì)我國(guó)制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著性影響，從而印證了本文使用DID方法是可靠的。

2.構(gòu)造虛擬處理組

借鑒Li 等(2016)[21]的做法，從樣本中隨機(jī)抽取50%的行業(yè)當(dāng)作處理組，剩下的50%行業(yè)視為控制組，然后構(gòu)造安慰劑檢驗(yàn)的交互項(xiàng)。為了增強(qiáng)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文重復(fù)上述過(guò)程500次進(jìn)行回歸，根據(jù)圖2發(fā)現(xiàn)，交互項(xiàng)系數(shù)均非常接近于0，且大多p值均大于0.2，表明企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高是貿(mào)易政策不確定性下降而不是遺漏的其他因素導(dǎo)致的。

圖2 隨機(jī)抽樣安慰劑檢驗(yàn)

(四)內(nèi)生性檢驗(yàn)

本文分別選取GDP加權(quán)地理距離、美國(guó)各年份對(duì)中國(guó)的優(yōu)惠關(guān)稅、出口產(chǎn)品價(jià)格當(dāng)作貿(mào)易政策不確定性的工具變量，進(jìn)行了2SLS的兩階段回歸。表4中，列(1)(3)(5)為2SLS的第一階段回歸結(jié)果，列(2)(4)(6)為2SLS的第二階段回歸結(jié)果。本文在實(shí)證結(jié)果中匯報(bào)了第一階段的F統(tǒng)計(jì)量，從結(jié)果看出F統(tǒng)計(jì)量都比較大，并且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著大于0，克服了本文篩選的變量是弱工具變量的問(wèn)題。本文以第一階段回歸后被解釋變量的擬合值進(jìn)行第二階段回歸，并對(duì)工具變量進(jìn)行相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，即Anderson LM統(tǒng)計(jì)量在1%的統(tǒng)計(jì)水平上拒絕了工具變量識(shí)別不足的原假設(shè)；Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量均大于10%的Stock-Yogo弱識(shí)別臨界值(16.38)，拒絕了弱工具變量原假設(shè)。

表4 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

(五)異質(zhì)性檢驗(yàn)

1.基于地區(qū)差異的檢驗(yàn)

本文把大樣本分為東部、中部、西部及東北地區(qū)四部分，分別對(duì)每個(gè)地區(qū)進(jìn)行了回歸。表5可以發(fā)現(xiàn)，我國(guó)東部和中部地區(qū)的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，而西部和東北地區(qū)系數(shù)并不顯著。這個(gè)估計(jì)結(jié)果意味著，貿(mào)易政策不確定性對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響確實(shí)存在顯著的地區(qū)差異。對(duì)于這個(gè)估計(jì)結(jié)果，本文認(rèn)為可能的原因是：西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)落后，國(guó)家對(duì)該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)保護(hù)力度較大，導(dǎo)致該地區(qū)的行業(yè)進(jìn)口關(guān)稅在“入世”前后并沒有發(fā)生太明顯的變化，即“入世”后該地區(qū)的貿(mào)易政策不確定性并沒有發(fā)生明顯的下降，因此它并不能有效刺激到該地區(qū)制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的變化；東北地區(qū)近年來(lái)經(jīng)濟(jì)一直沒有轉(zhuǎn)型成功，大多企業(yè)活力不足，這可能導(dǎo)致本地區(qū)企業(yè)對(duì)貿(mào)易政策不確定性的變動(dòng)并不敏感；東部和中部地區(qū)的很多行業(yè)在“入世”后經(jīng)歷了較大幅度的關(guān)稅下降，這會(huì)通過(guò)中間品進(jìn)口種類的增加及進(jìn)口中間品質(zhì)量的提升等渠道促進(jìn)本地區(qū)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升(3)后文的機(jī)制分析部分將對(duì)此作用機(jī)制進(jìn)行考察。。

表5 基于地區(qū)差異的回歸結(jié)果

2.基于企業(yè)貿(mào)易狀態(tài)的檢驗(yàn)

構(gòu)造企業(yè)進(jìn)口狀態(tài)虛擬變量(exportdum)(4)如果企業(yè)既出口又進(jìn)口，exportdum=1；如果企業(yè)只出口不進(jìn)口，則exportdum=0。經(jīng)本文測(cè)算發(fā)現(xiàn)，既出口又進(jìn)口企業(yè)占樣本總量的49.49 %，只出口不進(jìn)口企業(yè)占比為50.51 %。，然后與tpu1_year2002形成三重交互項(xiàng)，如果三重交互項(xiàng)符號(hào)顯著為正，表明貿(mào)易政策不確定性下降對(duì)進(jìn)口企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升程度大于它對(duì)出口企業(yè)的影響。表6列(1)報(bào)告了交互項(xiàng)的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，tpu1×PostWTO02×exportdum顯著為正值。這個(gè)估計(jì)結(jié)果表明，貿(mào)易政策不確定性下降對(duì)既出口又進(jìn)口企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升明顯大于它對(duì)只出口企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

3.基于貿(mào)易方式差異的檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證貿(mào)易政策不確定性對(duì)采取不同貿(mào)易方式的企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響差異，本文首先把我國(guó)制造業(yè)企業(yè)劃分為純一般貿(mào)易企業(yè)、純加工貿(mào)易企業(yè)和混合貿(mào)易企業(yè)三種，然后分別考察了采取不同貿(mào)易方式的企業(yè)在面臨貿(mào)易政策不確定性下降時(shí)的生產(chǎn)率變化差異，回歸結(jié)果報(bào)告見表6列(2)-(4)?？梢园l(fā)現(xiàn)，采用一般貿(mào)易和混合貿(mào)易方式的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正值，但采用加工貿(mào)易方式的交互項(xiàng)系數(shù)雖為正值但并不顯著。這個(gè)回歸結(jié)果意味著，貿(mào)易政策不確定性對(duì)采取一般貿(mào)易和混合貿(mào)易方式的企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響比較顯著，而它對(duì)采取加工貿(mào)易方式的企業(yè)全要素生產(chǎn)率并不存在顯著性影響。

表6 基于出口狀態(tài)與貿(mào)易方式的回歸結(jié)果

4.基于所有制差異的檢驗(yàn)

為了考察貿(mào)易政策不確定性對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響是否存在企業(yè)所有制的差異，本文分別按照企業(yè)注冊(cè)類型(分為國(guó)有企業(yè)、私營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)三種)和實(shí)收資本占比(分為國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)兩種)進(jìn)行了分樣本檢驗(yàn)，回歸結(jié)果報(bào)告見表7。按注冊(cè)類型劃分的回歸結(jié)果中，私營(yíng)和外資企業(yè)的交互項(xiàng)回歸系數(shù)均顯著為正，而國(guó)有企業(yè)的交互項(xiàng)系數(shù)不顯著。這表明，貿(mào)易政策不確定性的下降會(huì)顯著刺激我國(guó)非國(guó)有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，但它不會(huì)顯著影響我國(guó)國(guó)有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。按企業(yè)實(shí)收資本劃分的回歸結(jié)果表明，非國(guó)有企業(yè)的交互項(xiàng)回歸系數(shù)顯著為正，而國(guó)有企業(yè)的交互項(xiàng)系數(shù)不顯著，與上述結(jié)論一致。

表7 基于所有制差異的回歸結(jié)果

5.基于企業(yè)規(guī)模差異的檢驗(yàn)

本文分別基于企業(yè)從業(yè)人員與固定資產(chǎn)的中位數(shù)分別對(duì)企業(yè)規(guī)模進(jìn)行分組，表8報(bào)告了分別基于從業(yè)人員與固定資產(chǎn)分組的回歸結(jié)果。本文發(fā)現(xiàn)，按照企業(yè)從業(yè)人員劃分的兩類企業(yè)的交互項(xiàng)系數(shù)均顯著為正。為了便于比較企業(yè)規(guī)模因素的調(diào)節(jié)作用，本文通過(guò)構(gòu)造企業(yè)類型虛擬變量(5)若企業(yè)類型為大型企業(yè)，其取值為1，否則其取值為0。與上述交互項(xiàng)的三重交互項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)三重交互項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正，表明相較于小型企業(yè)而言，貿(mào)易政策不確定性的下降對(duì)大型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升效果更大。此外，按照資產(chǎn)劃分企業(yè)規(guī)模對(duì)應(yīng)的回歸結(jié)果表明，貿(mào)易政策不確定性下降僅能顯著促進(jìn)資產(chǎn)規(guī)模較大企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，與按就業(yè)人員劃分對(duì)應(yīng)的回歸結(jié)果基本一致。

表8 基于企業(yè)規(guī)模差異的回歸結(jié)果

五、機(jī)制考察：基于中介效應(yīng)模型的檢驗(yàn)

本文嘗試從制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新、企業(yè)中間品進(jìn)口、出口產(chǎn)品質(zhì)量這三個(gè)渠道考察貿(mào)易政策不確定性對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制，構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型。

(2)

其中，中介變量channelfit分別用企業(yè)創(chuàng)新、中間品進(jìn)口和出口產(chǎn)品質(zhì)量來(lái)表示，其他變量符號(hào)與上文一致。

(一)研發(fā)創(chuàng)新效應(yīng)

隨著貿(mào)易政策不確定性的下降，企業(yè)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)降低，融資約束減少，企業(yè)會(huì)將更多的資金投資于內(nèi)部研發(fā)創(chuàng)新的領(lǐng)域，從而有助于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率(李敬子、劉月，2019)[22]。同時(shí)，貿(mào)易政策不確定性下降減少出口市場(chǎng)信息甄別難的問(wèn)題，企業(yè)能夠準(zhǔn)確預(yù)測(cè)出口市場(chǎng)的需求，提高企業(yè)創(chuàng)新決策效率，通過(guò)“自選擇效應(yīng)”效應(yīng)增加高生產(chǎn)率企業(yè)出口參與概率，并通過(guò)專利申請(qǐng)數(shù)的變化影響企業(yè)未來(lái)期望增加值，進(jìn)一步促進(jìn)出口企業(yè)生產(chǎn)率水平的提升(王永進(jìn)、劉卉，2021)[23]。

基于中介效應(yīng)模型的實(shí)證考察表明，當(dāng)把企業(yè)創(chuàng)新(6)企業(yè)創(chuàng)新采取企業(yè)專利申請(qǐng)數(shù)加1再取對(duì)數(shù)進(jìn)行衡量。(lninnov)作為被解釋變量時(shí)，貿(mào)易政策不確定性的雙重交互項(xiàng)系數(shù)正向顯著，見表9列(1)，這表明“入世”后貿(mào)易政策不確定性的下降顯著加強(qiáng)我國(guó)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新。企業(yè)創(chuàng)新(lninnov)的回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，見表9列(2)，說(shuō)明存在部分中介效應(yīng)。進(jìn)一步，本文分別選取了企業(yè)發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)、企業(yè)實(shí)用新型專利申請(qǐng)數(shù)及企業(yè)外觀設(shè)計(jì)專利申請(qǐng)數(shù)作為企業(yè)創(chuàng)新的代理變量進(jìn)行中介效應(yīng)回歸，回歸結(jié)果表明，企業(yè)發(fā)明創(chuàng)新、企業(yè)實(shí)用新型創(chuàng)新通過(guò)了逐步回歸系數(shù)，而外觀設(shè)計(jì)創(chuàng)新并沒有通過(guò)相應(yīng)的檢驗(yàn)。這表明發(fā)明專利與實(shí)用新型是貿(mào)易政策不確定性下降刺激企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的主要?jiǎng)?chuàng)新中介渠道，而外觀設(shè)計(jì)并不是中介渠道。

表9 創(chuàng)新中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

(二)企業(yè)中間品進(jìn)口效應(yīng)

貿(mào)易政策不確定性下降，企業(yè)進(jìn)口中間品集約邊際和擴(kuò)展邊際上升，通過(guò)學(xué)習(xí)效應(yīng)、水平效應(yīng)、價(jià)格效應(yīng)提升企業(yè)生產(chǎn)率。隨著貿(mào)易政策不確定性下降，一方面，國(guó)內(nèi)中間品生產(chǎn)商面臨進(jìn)口中間品競(jìng)爭(zhēng)壓力，對(duì)進(jìn)口中間品模仿學(xué)習(xí)，改進(jìn)技術(shù)水平，提升技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)，促進(jìn)國(guó)內(nèi)中間品生產(chǎn)商生產(chǎn)率水平的提升；另一方面，出口企業(yè)可以通過(guò)模仿和吸收中間品中蘊(yùn)含的先進(jìn)技術(shù)，提高自身的全要素生產(chǎn)率。隨著貿(mào)易政策不確定性下降，企業(yè)進(jìn)口中間品種類和數(shù)量增多，由于進(jìn)口中間投入品所包含的技術(shù)和知識(shí)不可完全替代，這使得進(jìn)口中間投入種類越多，技術(shù)溢出效應(yīng)就會(huì)越充分，從而促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。此外，隨著貿(mào)易政策不確定性下降，在產(chǎn)品質(zhì)量相同的情況下，企業(yè)會(huì)選擇價(jià)格優(yōu)勢(shì)的進(jìn)口中間品，節(jié)約企業(yè)生產(chǎn)成本，將更多的資金投資于研發(fā)創(chuàng)新，促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率水平的提升。

表10列(1)的雙重交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明貿(mào)易政策不確定性的下降帶動(dòng)了中間品進(jìn)口種類的顯著增加；表10列(2)進(jìn)口中間品種類的系數(shù)顯著為正，驗(yàn)證了中間品種類增加會(huì)提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率這一結(jié)論，并通過(guò)了相應(yīng)的Sobel檢驗(yàn)。這個(gè)回歸結(jié)果意味著中間品進(jìn)口種類的增加是貿(mào)易政策不確定性下降促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的一個(gè)重要渠道。

表10 企業(yè)中間品進(jìn)口效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

進(jìn)口中間品質(zhì)量借鑒Khandelwal(2010)[24]的模型進(jìn)行測(cè)度。表10列(3)的交叉項(xiàng)估計(jì)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明貿(mào)易政策不確定性的下降會(huì)刺激企業(yè)進(jìn)口更多的高質(zhì)量中間投入品。表10列(4)進(jìn)口中間品質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)顯著為正，驗(yàn)證了進(jìn)口中間品質(zhì)量提升能夠顯著促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率這一結(jié)論。這兩列的回歸結(jié)果意味著中間品進(jìn)口質(zhì)量的提升是貿(mào)易政策不確定性下降促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的又一個(gè)重要渠道。

(三)出口產(chǎn)品質(zhì)量效應(yīng)

貿(mào)易政策不確定性下降導(dǎo)致企業(yè)參與出口市場(chǎng)概率增加，出口競(jìng)爭(zhēng)程度進(jìn)一步加劇，企業(yè)想在長(zhǎng)期內(nèi)保持出口競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，只有提升其出口產(chǎn)品質(zhì)量才能獲得長(zhǎng)期的出口利潤(rùn)彌補(bǔ)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新與進(jìn)口高質(zhì)量中間品的成本，有助于出口企業(yè)生產(chǎn)率水平提升(樊海潮、郭光遠(yuǎn)，2015)[25]。關(guān)于出口產(chǎn)品質(zhì)量(quality)，借鑒Khandelwal等(2013)[26]的思路測(cè)算。

表11列(1)的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正值，這表明貿(mào)易政策不確定性的下降顯著促進(jìn)了我國(guó)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的增加，這個(gè)結(jié)論與毛其淋(2020)[6]一致。表11列(2)的企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量系數(shù)為正值且通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，這表明企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的增強(qiáng)能夠顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。表11列(1)和列(2)回歸結(jié)果表明企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)是貿(mào)易政策不確定性下降刺激企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的一個(gè)重要渠道。本文還分別依據(jù)出口產(chǎn)品在其他市場(chǎng)上的平均價(jià)格與企業(yè)所在城市到港口城市的最近距離當(dāng)作出口產(chǎn)品價(jià)格的工具變量重新測(cè)算出口產(chǎn)品質(zhì)量，回歸結(jié)果見表11列(3)-(6)，發(fā)現(xiàn)回歸結(jié)果并未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，再次驗(yàn)證上述結(jié)論。

表11 出口產(chǎn)品質(zhì)量中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

六、研究結(jié)論與政策啟示

伴隨著近年來(lái)貿(mào)易政策不確定性的不斷加強(qiáng)，我國(guó)外貿(mào)企業(yè)面臨更為不確定的貿(mào)易環(huán)境。本文以中國(guó)“入世”為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用當(dāng)前最新的微觀層面數(shù)據(jù)系統(tǒng)考察了貿(mào)易政策不確定性對(duì)我國(guó)制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。本文的實(shí)證研究表明：總體來(lái)看，貿(mào)易政策不確定性的下降會(huì)顯著提升我國(guó)制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，且這種影響具有動(dòng)態(tài)特征；在更換被解釋變量及核心解釋變量測(cè)度方法等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)之后，上述結(jié)論依然成立；貿(mào)易政策不確定性對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的上述影響會(huì)受到企業(yè)區(qū)域、貿(mào)易方式、所有制、進(jìn)出口狀態(tài)及企業(yè)規(guī)模等因素的制約，即只有在我國(guó)東部及中部地區(qū)、非國(guó)有及規(guī)模以上的非加工貿(mào)易企業(yè)，上述結(jié)論才成立；機(jī)制考察結(jié)果表明，貿(mào)易政策不確定性的下降會(huì)通過(guò)研發(fā)創(chuàng)新效應(yīng)、中間品進(jìn)口效應(yīng)、出口質(zhì)量效應(yīng)三個(gè)主要的渠道刺激企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升?；诒疚牡难芯拷Y(jié)論，得到如下政策啟示。

(一)積極尋求并加強(qiáng)全球多邊及雙邊區(qū)域性貿(mào)易經(jīng)濟(jì)合作

當(dāng)前中美貿(mào)易摩擦、新冠疫情、貿(mào)易保護(hù)主義等問(wèn)題依然嚴(yán)峻，企業(yè)外部營(yíng)商環(huán)境貿(mào)易不確定性在逐漸增大，中國(guó)通過(guò)積極參加貿(mào)易談判，如“區(qū)域全面經(jīng)濟(jì)伙伴關(guān)系(RCEP)”等貿(mào)易協(xié)定，加強(qiáng)貿(mào)易伙伴國(guó)的信息共享，減少貿(mào)易成本，降低貿(mào)易政策不確定性發(fā)生的概率，為企業(yè)層面全要素生產(chǎn)率提升提供穩(wěn)定的貿(mào)易政策環(huán)境。

(二)形成以國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)優(yōu)化區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新格局

在通過(guò)降低貿(mào)易政策不確定性從而減輕對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的沖擊時(shí)，需要基于當(dāng)前和今后的貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略，適度結(jié)合企業(yè)類型、規(guī)模、投資區(qū)位、貿(mào)易方式及出口狀態(tài)等因素綜合實(shí)施，通過(guò)擴(kuò)大內(nèi)需政策實(shí)現(xiàn)市場(chǎng)多元化發(fā)展，引導(dǎo)不同類型出口企業(yè)平穩(wěn)過(guò)渡，降低不同類型的出口企業(yè)的出口風(fēng)險(xiǎn)，并根據(jù)企業(yè)自身異質(zhì)性制定差異化的政策措施，加強(qiáng)貿(mào)易政策不確定性下降對(duì)不同區(qū)域或不同類型企業(yè)的正向促進(jìn)作用。

(三)推動(dòng)企業(yè)進(jìn)口優(yōu)化機(jī)制進(jìn)行創(chuàng)新改革

企業(yè)應(yīng)樹立“質(zhì)量?jī)?yōu)勢(shì)”的發(fā)展理念，在參與出口貿(mào)易的過(guò)程中，加大中間品進(jìn)口的種類并注重提升中間品進(jìn)口質(zhì)量，通過(guò)進(jìn)口高質(zhì)量的中間投入品，學(xué)習(xí)國(guó)外先進(jìn)的技術(shù)并促進(jìn)其研發(fā)創(chuàng)新水平提升，優(yōu)化中間品的供給體系，實(shí)現(xiàn)中間品內(nèi)向化發(fā)展，緩解供應(yīng)鏈問(wèn)題，從而提升其出口產(chǎn)品質(zhì)量，增加其出口產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力，并通過(guò)產(chǎn)品加成率提升增加企業(yè)獲利空間，消除出口企業(yè)的融資約束，通過(guò)貿(mào)易政策不確定性下降對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用渠道而強(qiáng)化其促進(jìn)效應(yīng)。