黃 丹

（中南林業(yè)科技大學 商學院，湖南 長沙 410004）

黨的二十大報告指出，加快建設現(xiàn)代化經(jīng)濟體系，著力提高全要素生產(chǎn)率，著力提升產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈韌性和安全水平。供應鏈管理是供給側結構性改革的核心，也是保障產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈穩(wěn)定發(fā)展的關鍵，提升企業(yè)供應鏈效率有助于改善企業(yè)財務狀況、優(yōu)化企業(yè)核心業(yè)務流程和提高生產(chǎn)效率，進而推動供給側結構性改革和現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系建設[1]。黨的十八大以來，我國全面拓展對外開放的廣度和深度，通過大幅度放寬市場準入、持續(xù)降低進口關稅、增加特色優(yōu)勢產(chǎn)品進口、常態(tài)化地舉辦中國國際進口博覽會、提升貿易便利化水平以及培育一批進口貿易促進創(chuàng)新示范區(qū)等一系列政策措施積極主動擴大出口，外貿發(fā)展取得了歷史性的成就。但隨著國際貿易保護主義抬頭以及中美經(jīng)貿摩擦等不確定性風險沖擊，全球產(chǎn)業(yè)鏈和供應鏈競爭愈發(fā)激烈，國內供需關系的結構性失衡問題也進一步加劇，導致企業(yè)供給側的服務質量、產(chǎn)品性能及產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈管理明顯落后于需求側[2]。面對日益開放復雜的市場環(huán)境，采取加快推進貿易自由化進程、充分做好供應鏈管理工作和提高企業(yè)供應鏈效率等措施，是我國應對外生風險沖擊的重要途徑。一方面，貿易自由化進程的推進可以擴大進口規(guī)模，降低企業(yè)的采購成本，提高企業(yè)進口不確定性，降低企業(yè)供應鏈斷供的風險，從而提升企業(yè)供應鏈效率。另一方面，貿易自由化為國內企業(yè)帶來了高質量進口中間品以及國外先進技術和經(jīng)驗，有助于企業(yè)全要素生產(chǎn)率和競爭力的提升，從而影響微觀企業(yè)的行為選擇?；诖?，本研究重點研究貿易自由化對中國制造業(yè)進口企業(yè)供應鏈效率的影響，闡述貿易自由化驅動企業(yè)供應鏈效率提升的內在機制，旨在為提升企業(yè)供應鏈效率、實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈現(xiàn)代化發(fā)展提供一定政策啟示。

一、文獻綜述

目前，學術界關于貿易自由化與企業(yè)供應鏈效率提升的研究相對較少，既有文獻主要圍繞貿易自由化對企業(yè)經(jīng)濟績效的影響以及企業(yè)供應鏈效率的影響因素兩個方面開展研究。關于貿易自由化對企業(yè)經(jīng)濟績效的影響，部分學者圍繞貿易自由化與企業(yè)全要素生產(chǎn)率[3]、成本加成[4]、企業(yè)創(chuàng)新[5-6]、企業(yè)出口績效[7-8]等方面展開研究。此外，部分學者還以中國加入WTO 作為一次準自然實驗，利用雙重差分法考查了貿易自由化對企業(yè)全要素生產(chǎn)率[9]、成本加成[10]、就業(yè)與工資水平[11]以及企業(yè)創(chuàng)新的實施效果[12]。

對企業(yè)供應鏈效率的影響因素方面主要從微觀企業(yè)供應鏈視角和宏觀經(jīng)濟角度進行了經(jīng)驗研究。從微觀企業(yè)供應鏈視角來看，學術界主要討論了采購提前期和原材料交付頻率[13]、銷售不確定性[14]、需求不確定性[15]以及供應商和客戶群集中度[16-17]對企業(yè)庫存的影響。從宏觀經(jīng)濟角度來看，部分學者研究發(fā)現(xiàn)交通基礎設施建設[18]、高鐵開通[19]、互聯(lián)網(wǎng)使用[20]、經(jīng)濟政策不確定性[21]以及貿易政策不確定性[22]等會顯著降低企業(yè)存貨持有水平。其中，張任之[23]研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字技術顯著縮短了企業(yè)存貨周轉期，促進了供應鏈效率提升。張亮亮等[24]認為高鐵開通不僅導致了更低的存貨持有量，也使得企業(yè)的存貨周轉期不斷縮短，企業(yè)的存貨管理效率得以顯著提升。而段文奇等的研究發(fā)現(xiàn)貿易便利化水平的改善顯著降低了中國出口企業(yè)庫存水平，提高了供應鏈效率[3]。另一部分學者則表明外資自由化政策[25]以及氣候變化[26]等因素可以推動企業(yè)提高其存貨持有水平以維持日常生產(chǎn)經(jīng)營。

綜上，既有研究圍繞貿易自由化與企業(yè)經(jīng)濟績效展開了深入討論，其中不乏關于貿易政策實施的因果效應研究。但鮮有文獻從企業(yè)非產(chǎn)成品存貨視角考察貿易自由化對企業(yè)供應鏈效率的影響。由此，本研究可能的邊際貢獻在于：第一，基于企業(yè)非產(chǎn)成品存貨視角考察了貿易自由化對企業(yè)供應鏈效率的影響，豐富了貿易自由化與企業(yè)經(jīng)濟績效領域的相關研究。第二，構建了貿易自由化影響企業(yè)供應鏈效率的理論分析框架，從供應鏈整合效應、市場競爭效應和技術創(chuàng)新效應三個渠道剖析了內在機制。第三，從總樣本和分樣本角度分別驗證了貿易自由化影響企業(yè)供應鏈效率的作用機制，梳理了貿易自由化與企業(yè)供應鏈效率之間的內在關系。

二、理論模型與研究假說

（一）理論模型設定

在外部市場環(huán)境不變的情況下，企業(yè)庫存水平的增加會給企業(yè)帶來較高的倉儲成本、轉運成本和其他各種管理成本，導致企業(yè)的資金占用成本上升，影響資金的時間價值和機會受益。而持有一定數(shù)量的安全庫存，既可以降低企業(yè)在日常生產(chǎn)中原材料供應不足的風險，也可以避免因存貨不足而頻繁訂貨造成交通運輸成本增加的問題[2]。適度降低庫存水平，是企業(yè)供應鏈效率提升的主要標志。為深入理解貿易自由化與企業(yè)供應鏈效率的內在關系，本研究借鑒借鑒經(jīng)濟訂貨量模型（EOQ）來分析關稅削減影響企業(yè)庫存的內在機制。

企業(yè)總庫存I由日常存貨和安全存貨兩部分構成。其中，日常存貨是指企業(yè)在未來一定時期內預計使用的存貨，用Q來表示；假設企業(yè)庫存符合均勻分布，日常平均存貨可用Q/2 來表示。安全存貨指企業(yè)為防止由于提前期需求和提前期不確定性帶來的存貨短缺而額外持有的存貨，用S表示。因此，企業(yè)總庫存持有水平可表示為：

企業(yè)總庫存成本主要包括訂單成本、采購成本、庫存持有成本及庫存短缺成本四個部分：

1）訂單成本。指企業(yè)在生成和處理訂單過程中產(chǎn)生的成本，由訂貨次數(shù)、單位訂貨成本決定，用Co表示。具體計算公式如下：

式（2）中：R為企業(yè)總存貨需求，Q為日常存貨量，A為單位訂貨成本。

2）采購成本。指企業(yè)在購買貨物過程中產(chǎn)生的貨物成本及運輸費用等，用Cp表示。具體計算公式如下：

式（3）中：P為單位購買成本。

3）庫存持有成本。指企業(yè)增加庫存而帶來的倉儲成本、轉運成本、占用資金以及其他各種管理費用等成本，由日常存貨及安全存貨決定，用Ch表示。具體計算公式如下：

式（4）中：W為單位日常庫存與安全庫存的持有成本。

4）庫存短缺成本。指由于庫存短缺而導致的銷售損失，與庫存短缺額密切相關，用Cs表示。具體計算公式如下：

式（5）中：F表示預期的短缺庫存值，B為單位庫存短缺成本。由此，企業(yè)總的庫存成本為上述四部分成本之和，即：

由于庫存水平過高或者過低，均會給企業(yè)帶來損失。因此，企業(yè)要想達到最優(yōu)庫存就必須保證企業(yè)在連續(xù)生產(chǎn)的前提下使庫存成本降到最低。根據(jù)式（6），求解總庫存成本Ci關于日常存貨量Q的一階導數(shù)可得：

進行簡單變換即可得到企業(yè)總庫存成本最小的最優(yōu)訂貨量Q*：

假定貿易自由化主要對安全庫存S產(chǎn)生影響，那么安全庫存可以表示為：

式（9）～（10）中：β ＞0，表示企業(yè)對提前期需求不確定性的容忍度；D為提前期需求；L為提前期時長；σ(D)和σ[L(T)]分別表示提前期需求和提前期時長的標準差；為提前期需求均值。T表示企業(yè)面臨的進口關稅稅率，T值越大說明企業(yè)面臨的進口關稅越高。

綜上，企業(yè)總存貨量可表示為：

將式（11）對進口關稅稅率T求一階偏導，可以得到企業(yè)面臨的進口關稅水平與企業(yè)存貨之間的關系：

式（11）～（12）中：β＞0，σ[D,L(T)]-1/2＞0。和均滿足大于0，其原因在于進口關稅越高導致企業(yè)提前期越長、提前期不確定性越大。因此，，說明企業(yè)存貨水平與企業(yè)面臨的進口關稅正相關，若企業(yè)面臨的進口關稅越高，企業(yè)持有的存貨水平越大。也就是說，貿易自由化進程的推進將降低企業(yè)存貨水平，有利于企業(yè)供應鏈效率提升。

由此，提出假說1：貿易自由化降低了企業(yè)存貨水平，提升了供應鏈效率。

（二）研究假說

通過梳理現(xiàn)有文獻并結合理論分析框架發(fā)現(xiàn)，貿易自由化會通過供應鏈整合效應、市場競爭效應和技術創(chuàng)新效應降低企業(yè)存貨水平。

企業(yè)供應鏈整合水平的提高，意味著該企業(yè)與處于供應鏈上的其他合作伙伴之間可以共享關鍵的加工信息。企業(yè)的供應鏈整合水平越高，便越容易對市場需求、交貨時間和提高庫存周轉率做出更靈活的反應，企業(yè)也可以降低其存貨水平，釋放部分占用資金[20]。而貿易自由化進程的深入可能會改變企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營決策，通過貿易安排規(guī)避或適應新的關稅制度，從而導致全球供應鏈出現(xiàn)一系列連鎖反應。一方面，中間品和最終品關稅的大幅削減迫使更多企業(yè)重返供應鏈，這不僅增加了企業(yè)之間的分工與合作，也提升了企業(yè)供應鏈的整合水平，提升企業(yè)的供應鏈績效。另一方面，貿易自由化進程的推進可以降低中間商及產(chǎn)品物流成本，從而變相地降低跨境交易雙方的交易成本，促進了企業(yè)間的分工與合作，也提高了企業(yè)的供應鏈整合水平?？梢姡Q易自由化進程推進可通過提高企業(yè)供應鏈整合水平而降低企業(yè)存貨水平。

企業(yè)存貨持有量的高低還取決于企業(yè)面臨的市場競爭程度。中間品和最終品關稅削減吸引了更多的企業(yè)從國外進口中間品和資本品，導致國內企業(yè)所面臨的市場競爭日益激烈。激烈的市場競爭環(huán)境將改變企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營決策行為，由于經(jīng)營風險和不確定性增大，部分企業(yè)將采取相對保守的經(jīng)營策略，減少企業(yè)存貨水平，增加現(xiàn)金持有量[27]。隨著市場競爭程度不斷增強，企業(yè)出于成本最小化的考慮將減少其存貨水平，釋放更多的流動資金用于企業(yè)研發(fā)、設備更新、人才引進乃至投資等，其根本目的在于增強企業(yè)自身競爭力以實現(xiàn)“逃避競爭”的目的。此外，貿易自由化進程的推進也使得企業(yè)獲取國外資源和要素的機會增加，示范效應和模仿效應的存在導致國外先進的技術和經(jīng)驗很容易被國內企業(yè)掌握，降低了這些企業(yè)進入某些行業(yè)的壁壘?？梢?，貿易自由化進程的推進可通過加劇市場競爭程度而降低企業(yè)庫存水平。

貿易自由化可帶來國外先進技術和經(jīng)驗，通過示范效應、模仿效應、技術溢出效應等提高企業(yè)的創(chuàng)新能力[6]。創(chuàng)新能力的提升，將進一步改變企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營決策，調整企業(yè)的庫存水平，促進了企業(yè)生產(chǎn)技術的升級，提高了企業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)品的質量，這給企業(yè)帶來了更大的市場需求和銷售規(guī)模。而市場需求和銷售規(guī)模的擴大，進一步增加了消費者對企業(yè)的信任，從而帶動了企業(yè)其他產(chǎn)品和服務的銷售，最終降低了企業(yè)的整體庫存水平。另一方面，企業(yè)創(chuàng)新能力的提升還可以通過降低企業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)品的流動時間、提高生產(chǎn)的規(guī)范性以及降低安全庫存來降低企業(yè)的庫存水平[20]。由此可見，貿易自由化進程的推進可以通過提高企業(yè)創(chuàng)新能力而降低企業(yè)庫存水平。

由此，提出假說2：貿易自由化通過供應鏈整合效應、市場競爭效應以及技術創(chuàng)新效應三個渠道降低了企業(yè)庫存水平，促進企業(yè)供應鏈效率提升。

三、研究設計與數(shù)據(jù)說明

（一）計量模型設定

為考察貿易自由化對企業(yè)供應鏈效率的影響，構建基準回歸模型如下：

式（13）中：Iit為企業(yè)i在第t年的非產(chǎn)成品存貨水平，數(shù)值越大表示企業(yè)供應鏈效率越低，數(shù)值越小表示企業(yè)供應鏈效率越高；FITit和FOTjt分別表示第t年i企業(yè)的中間品關稅和j行業(yè)的最終品關稅；Xit表示一系列影響企業(yè)供應鏈效率的控制變量集合，包括企業(yè)年齡、中間投入、從業(yè)人數(shù)、固定資產(chǎn)凈值、產(chǎn)品銷售收入、政府補貼、融資約束以及長期投資等。α1和α2表示企業(yè)中間品關稅和最終品關稅對企業(yè)供應鏈效率的影響程度，系數(shù)為正表明企業(yè)中間品關稅和行業(yè)最終品關稅削減會降低企業(yè)非產(chǎn)品庫存，提高企業(yè)供應鏈效率。μi、λj和ηt分別表示企業(yè)、行業(yè)和年份固定效應，εit為誤差項。

（二）變量選取

1.被解釋變量

企業(yè)供應鏈效率Iit。非產(chǎn)成品庫存通過儲備原材料和在制品擴大存貨投資，體現(xiàn)的是企業(yè)生產(chǎn)決策的變化。非產(chǎn)成品庫存降低，意味著企業(yè)的庫存成本和資金占用成本下降，擴大了資金的時間價值和機會受益，是企業(yè)供應鏈效率提升的主要標志。借鑒Shirley 等[28]、Li 等[29]以及段文奇等[2]的做法，采用非產(chǎn)成品庫存作為企業(yè)供應鏈效率的衡量指標，即存貨減去產(chǎn)成品存貨，并以1998 年為基期的各地區(qū)消費價格指數(shù)進行平減再取對數(shù)值。

2.核心解釋變量

企業(yè)中間品關稅FITit和行業(yè)最終品關稅FOTjt。降低關稅和非關稅壁壘是貿易自由化改革的主要內容，但由于非關稅壁壘不易量化，因而學術界通常利用關稅削減來衡量貿易自由化。既有文獻大多利用行業(yè)中間品關稅來進行企業(yè)層面的相關研究，忽略了關稅對不同企業(yè)的異質性影響。借鑒Yu[30]的做法，以初始年份企業(yè)進口不同產(chǎn)品的份額為權重來構建企業(yè)層面的中間品關稅。具體計算公式如下：

最終品關稅反映的是最終品關稅變動引致的來自國外廠商的競爭程度，最理想的做法是使用國內產(chǎn)品層面的銷售額來度量競爭效應，但該數(shù)據(jù)難以獲得。此外，根據(jù)企業(yè)層面的進口產(chǎn)品數(shù)據(jù)并無法判斷企業(yè)進口的產(chǎn)品是否為最終產(chǎn)品，因而現(xiàn)有計算企業(yè)層面最終品關稅的方法均存在一定問題。借鑒Brandt 等[31]的做法，構建行業(yè)層面的最終品關稅如下：

3.其他控制變量

1）企業(yè)年齡（Ageit），當年年份減去企業(yè)開業(yè)年份并加1；2）從業(yè)人數(shù)（Empit），采用企業(yè)從業(yè)人數(shù)的對數(shù)值來表示；3）中間投入（Inputit），采用1998 年為基期的各地區(qū)原材料、燃料和動力購進價格指數(shù)對企業(yè)當年中間投入進行平減后的對數(shù)值來表示，反映企業(yè)對原材料和在制品的需求情況；4）固定資產(chǎn)凈值（Fixit），采用企業(yè)當年的固定資產(chǎn)年平均凈值余額來表示，用于反映企業(yè)持有非產(chǎn)成品存貨資金占用的機會成本，并以1998 年為基期的各地區(qū)固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減，取對數(shù)值；5）產(chǎn)品銷售收入（Saleit），采用1998 年為基期的各地區(qū)消費價格指數(shù)對企業(yè)當年銷售收入進行平減后的對數(shù)值來表示，反映企業(yè)的經(jīng)營狀況；6）政府補貼（Subit），采用政府生產(chǎn)性補貼占企業(yè)產(chǎn)品銷售收入的比值來表示；7）融資約束（Finit），采用企業(yè)利息支出占企業(yè)固定資產(chǎn)凈值的比值來表示，反映企業(yè)面臨的資金約束；8）長期投資（Investit）采用1998 年為基期的各地區(qū)消費價格指數(shù)對企業(yè)當年的長期投資進行平減后的對數(shù)值來表示，反映企業(yè)持有非產(chǎn)成品存貨資金占用的長期機會成本。

（三）數(shù)據(jù)來源與處理

本研究主要涉及以下三套微觀數(shù)據(jù)庫。企業(yè)層面的生產(chǎn)數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，貿易數(shù)據(jù)來自中國海關進出口數(shù)據(jù)庫，產(chǎn)品層面的進口關稅數(shù)據(jù)來自WTO 的Tariff Download Facility 數(shù)據(jù)庫與世界銀行的WITS 數(shù)據(jù)庫。

首先，根據(jù)聯(lián)合國統(tǒng)計司提供的HS 不同版本之間的轉換表，將產(chǎn)品層面的進口關稅數(shù)據(jù)統(tǒng)一至HS 2002 版本6 位碼①2000—2001 年的產(chǎn)品進口關稅使用HS 1996 版本，2006—2007 年使用HS 2002 版本，利用聯(lián)合國統(tǒng)計局網(wǎng)站提供的不同版本的HS6 位碼分類轉換表將所有產(chǎn)品統(tǒng)一為HS2002 版本。；進一步根據(jù)Brandt 等[32]提供的HS6 位碼產(chǎn)品與國民經(jīng)濟行業(yè)轉換表，計算得到行業(yè)層面的最終品關稅。其次，將中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與海關進口數(shù)據(jù)庫進行匹配。借鑒Feenstra 等[33]的做法先采用企業(yè)單位名稱進行匹配，對未匹配的企業(yè)樣本采用郵政編碼和電話號碼后七位組成的字符串進行二次匹配。然后，借鑒Upward 等[34]和Yu[30]的做法刪減異常值。此外，還借鑒Ahn 等[35]的做法剔除了專門從事進出口業(yè)務的貿易中間商，即刪除海關貿易數(shù)據(jù)庫中企業(yè)名稱包含“進出口”“經(jīng)貿”“貿易”“科貿”“外經(jīng)”等字樣的企業(yè)?？紤]到中國在2002 年頒布了新的《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》，2003 年以前使用的是GB/T4754-1994 分類標準，2003 年至2007 年使用GB/T4754-2002 分類標準，借鑒Brandt 等[32]的做法對中國工業(yè)行業(yè)分類（CIC）四位碼進行重新調整，保留424 個制造業(yè)數(shù)據(jù)。最后，將HS2002 版本6 位碼進口關稅數(shù)據(jù)與企業(yè)進口產(chǎn)品數(shù)據(jù)進行匹配，得到中國制造業(yè)企業(yè)層面的進口中間品關稅。

為消除樣本中異常值的影響，對所有連續(xù)變量在1%和99%分位上進行縮尾處理。由此，本研究的研究對象確定為中國制造業(yè)進口企業(yè)，時間跨度為2000 ～2007 年，共62 476 個企業(yè)，184 323 個觀測值。主要變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果

表2 報告了企業(yè)中間品關稅和行業(yè)最終品關稅對企業(yè)非產(chǎn)成品存貨的基本估計結果，并將標準誤在企業(yè)層面進行聚類。第（1）～（3）列為不納入任何控制變量，逐步控制時間、企業(yè)、行業(yè)固定效應的估計結果。結果顯示，在不納入任何控制變量時，企業(yè)中間品關稅與企業(yè)非產(chǎn)成品存貨呈顯著正相關關系；行業(yè)最終品關稅與企業(yè)非產(chǎn)成品存貨則呈顯著負相關關系。在逐步控制時間、企業(yè)、行業(yè)固定效應以后，企業(yè)中間品關稅的回歸系數(shù)依然顯著為正，而行業(yè)最終品關稅的回歸系數(shù)符號發(fā)生了明顯變化，模型的擬合優(yōu)度不斷提高。這說明企業(yè)和行業(yè)層面仍有許多未被觀測到的影響因素，若不控制企業(yè)和行業(yè)固定效應則會造成估計偏誤。第（4）～（6）列為納入一系列企業(yè)層面的控制變量，并逐步控制時間、企業(yè)和行業(yè)固定效應的估計結果。結果顯示，在控制其他影響企業(yè)非產(chǎn)成品存貨的因素之后，企業(yè)中間品關稅的回歸系數(shù)較之前出現(xiàn)明顯增強，并通過了1%的顯著性水平檢驗。而行業(yè)最終品關稅的回歸系數(shù)較之前出現(xiàn)明顯減小，在控制時間和企業(yè)固定效應以后行業(yè)最終品關稅的回歸系數(shù)符號由負轉正，但并未通過顯著性水平檢驗；進一步控制行業(yè)固定效應以后，行業(yè)最終品關稅在1%水平上顯著。由此可見，隨著貿易自由化進程的不斷推進，即企業(yè)中間品關稅與行業(yè)最終品關稅不斷削減，企業(yè)將會減少持有非產(chǎn)成品存貨，從而提升企業(yè)的供應鏈效率，驗證了假說1。就其他控制變量而言，除政府生產(chǎn)性補貼在10%水平下顯著以外，其余控制變量均通過了1%的顯著性檢驗，所有控制變量均表明會增加企業(yè)的非產(chǎn)成品存貨，結果符合經(jīng)濟學直覺。另外，考慮到貿易自由化對企業(yè)非產(chǎn)成品存貨的影響可能具有時滯性，第（7）列給出了在控制時間、企業(yè)和行業(yè)固定效應之后，企業(yè)中間品關稅和行業(yè)最終品關稅滯后一期的估計結果。結果顯示，中間品關稅的回歸系數(shù)依然顯著為正，再次證實了中間品貿易自由化對企業(yè)供應鏈效率具有提升作用；而行業(yè)最終品關稅則并未通過顯著性檢驗。

表2 基準回歸估計結果?

（二）內生性問題

盡管利用初始年份的中間投入品份額構建企業(yè)中間品關稅在一定程度上緩解了內生性問題對基準回歸結果的影響，但進口中間品關稅與企業(yè)非產(chǎn)成品存貨之間仍然可能存在相互影響。為保證研究結果的可靠性和穩(wěn)健性，進一步構建以下兩個工具變量緩解可能存在的內生性問題，表3 報告了兩階段最小二乘法的估計結果。

表3 內生性檢驗?

首先，采用滯后一期的企業(yè)進口中間品關稅作為工具變量，然后進行兩階段最小二乘（2SLS）估計。根據(jù)表3 第（1）列的估計結果顯示，第一階段回歸的F 統(tǒng)計量為24.24，大于10，說明不存在弱工具變量問題；第（2）列的估計結果表明，企業(yè)中間品關稅的回歸系數(shù)在考慮內生性問題之后依然顯著為正。Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計量在1%的水平上顯著，拒絕了“工具變量識別不足”的原假設；Kleibergen-Paap Wald rk F 統(tǒng)計量大于Stock-Yogo 弱工具變量識別檢驗在10%水平上的臨界值，也拒絕了“工具變量是弱識別”的原假設；Anderson-Rubin Wald 檢驗以及Stock-Wright LM S 統(tǒng)計量都在1%水平上顯著，拒絕了“內生回歸系數(shù)之和等于零”的原假設，說明工具變量與內生變量之間具有較強的相關性。

其次，采用滯后一期的企業(yè)中間品關稅最大值作為工具變量進行兩階段最小二乘（2SLS）估計。表3 第（3）列的估計結果表明，第一階段回歸的F 統(tǒng)計量遠大于10；第（4）列的第二階段回歸結果表明，在控制內生性問題以后，企業(yè)中間品關稅的回歸系數(shù)與符號與基準回歸結果一致，依然顯著為正。從弱工具變量與不可識別檢驗結果來看，Kleibergen-Paap rk LM 檢驗、Kleibergen-Paap Wald rk F 檢驗、Anderson-Rubin Wald 檢驗以及Stock-Wright LM 檢驗結果均表明選取企業(yè)進口中間品關稅最大值作為工具變量具有其合理性。綜上，在處理內生性問題之后，貿易自由化提升企業(yè)供應鏈效率的結論依然顯著成立，說明本研究的研究結論是穩(wěn)健可靠的。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為確保估計結果的穩(wěn)定性和可靠性，從以下方面進行穩(wěn)健性檢驗：替換被解釋變量、縮短企業(yè)樣本、控制同時期其他經(jīng)濟政策影響等，表4 報告了穩(wěn)健性檢驗結果。

表4 穩(wěn)健性檢驗?

1.替換被解釋變量

供應鏈效率的高低不僅由供應鏈上的存貨資金占用成本決定，還由時間維度上的企業(yè)存貨周轉期決定。存貨周轉時間越短，其轉化為現(xiàn)金的速度越快，企業(yè)供應鏈效率就越高[23]。為與前文保持一致，采用企業(yè)非產(chǎn)成品存貨周轉期作為被解釋變量，采用365/（營業(yè)成本/非產(chǎn)成品存貨）的自然對數(shù)值來表示，估計結果見表4 第（1）列?？梢园l(fā)現(xiàn)，企業(yè)中間品關稅和行業(yè)最終品關稅的回歸系數(shù)依然顯著為正，證明貿易自由化有助于提升企業(yè)的供應鏈效率?？紤]到貿易自由化也可能有助于改善企業(yè)非產(chǎn)成品存貨結構，采用企業(yè)非產(chǎn)成品存貨占總資產(chǎn)比重作為被解釋變量，對模型再次進行回歸。表4 第（2）列報告了用企業(yè)非產(chǎn)成品存貨占總資產(chǎn)比重為被解釋變量的回歸結果，結果顯示，企業(yè)中間品關稅降低了企業(yè)非產(chǎn)成品存貨結構占比，這也再次證明了本研究的估計結果具有良好的穩(wěn)健性。

2.縮短企業(yè)樣本

考慮到貿易自由化進程的推進會給國內企業(yè)帶來競爭效應，導致企業(yè)出現(xiàn)進入、退出行為，為盡量避免這類現(xiàn)象對企業(yè)非產(chǎn)成品存貨變動的影響，采用以下兩種方式縮短企業(yè)樣本，重新進行回歸估計。一是剔除存活年份小于3 年的企業(yè)樣本；二是構造平衡面板，保留樣本期內連續(xù)經(jīng)營的企業(yè)樣本，估計結果分別見表4 第（3）和（4）列。結果顯示，不論是剔除存活年份小于3 年的企業(yè)，還是保留樣本期內連續(xù)經(jīng)營的企業(yè)，企業(yè)中間品關稅和行業(yè)最終品關稅的回歸系數(shù)依然顯著為正，再次證明貿易自由化提升企業(yè)供應鏈效率的結論具有良好的穩(wěn)健性。

3.控制同時期其他經(jīng)濟政策的影響

考慮到中國加入WTO 同時期其他經(jīng)濟政策沖擊也可能對企業(yè)非產(chǎn)成品存貨造成影響，進一步控制這些政策因素并重新進行估計。在樣本期內，中國主要發(fā)生了以下三項重要的政策變動：國有企業(yè)改制、外資政策改革以及人民幣匯率制度改革。在回歸過程中依次控制行業(yè)國有企業(yè)數(shù)量占比、行業(yè)中外資企業(yè)占比以及剔除2005 年及其之后年份的樣本。表4 第（5）～（7）列報告了控制同時期其他經(jīng)濟政策影響的估計結果，企業(yè)中間品關稅和行業(yè)最終品關稅的回歸系數(shù)依然顯著為正，證明本研究估計結果穩(wěn)健。

四、進一步擴展：渠道檢驗及異質性分析

（一）貿易自由化影響企業(yè)供應鏈效率的渠道檢驗

上述經(jīng)驗研究表明，貿易自由化能夠顯著降低企業(yè)非產(chǎn)成品存貨水平，助力企業(yè)供應鏈效率提升。結合前文理論分析可知，貿易自由化可能通過供應鏈整合效應、市場競爭效應以及技術創(chuàng)新效應對企業(yè)非產(chǎn)成品存貨產(chǎn)生影響。基于此，進一步驗證上述三個渠道在貿易自由化影響企業(yè)非產(chǎn)成品存貨過程中發(fā)揮的作用，厘清貿易自由化驅動企業(yè)供應鏈效率提升的內在機制。構建回歸方程如下：

式（16）～（18）中，Supit為企業(yè)i在第t年的供應鏈整合水平，借鑒何小綱等[20]的做法，采用中間品投入占工業(yè)總產(chǎn)值的比重衡量，數(shù)值越大表示企業(yè)供應鏈端的分工與合作越密切，供應鏈整合水平越高，反之則說明企業(yè)供應鏈整合水平越弱。Marit為企業(yè)i在第t年的市場競爭程度，借鑒錢學鋒等[36]的做法，采用行業(yè)進口滲透率（行業(yè)進口總額占行業(yè)總產(chǎn)值比重）來衡量，數(shù)值越大表明企業(yè)面臨的市場競爭較為激烈；反之，則表明企業(yè)面臨的市場競爭越弱。Innoit為企業(yè)i在第t年的創(chuàng)新能力，采用企業(yè)發(fā)明專利申請量的對數(shù)值來衡量；其余變量解釋與前文一致。

1.供應鏈整合效應

表5 第（1）列報告了以供應鏈整合水平為被解釋變量的回歸結果。結果顯示，中間品關稅對企業(yè)供應鏈整合水平的影響在1%的水平上顯著為負，表明企業(yè)中間品關稅削減可以顯著提高企業(yè)供應鏈端的分工與合作水平。為進一步驗證供應鏈整合效應的穩(wěn)健性，進行了分樣本渠道檢驗，考察貿易自由化對高進口成本和低進口成本企業(yè)供應鏈整合以及企業(yè)非產(chǎn)成品存貨水平的影響，估計結果見表5 第（4）～（7）列①借鑒段文奇等（2023）的做法計算企業(yè)的進口成本：進口成本=（進口額/工業(yè)總產(chǎn)值）×（管理費用+財務費用+產(chǎn)品銷售成本+產(chǎn)品銷售費用+主營業(yè)務應付工資總額+主營業(yè)務應付福利費總額）。。其中，第（4）、（6）列為高進口成本企業(yè)估計結果，第（5）、（7）列為低進口成本企業(yè)估計結果。

表5 影響機制檢驗結果?

由第（4）、（5）列估計結果可知，中間品關稅削減會顯著降低企業(yè)的非產(chǎn)成品存貨水平，這一降低作用對進口成本原本較高的企業(yè)更加明顯。其原因在于，中間品貿易自由化可以有效擴大進口規(guī)模、降低企業(yè)的進口成本，倘若企業(yè)的進口成本原本就較高，那么中間品關稅削減勢必會釋放更多流動資金以供該類企業(yè)投資使用。因此，貿易自由化對高進口成本企業(yè)非產(chǎn)成品存貨的負向抑制作用更加顯著。由第（6）、（7）列估計結果可知，中間品關稅對進口成本較高企業(yè)供應鏈整合水平的影響均在1%的水平上顯著為負，說明中間品關稅削減提高了進口成本較高企業(yè)的供應鏈整合水平，從而降低了這類企業(yè)的非產(chǎn)成品存貨水平。而對于進口成本較低的企業(yè)，中間品關稅對其供應鏈整合水平的影響同樣顯著為負，但這類企業(yè)非產(chǎn)成品存貨的下降程度低于進口成本較高的企業(yè)。以上結果表明，供應鏈整合效應是貿易自由化影響企業(yè)非產(chǎn)成品存貨的一個有效渠道，中間品關稅削減可以顯著提高企業(yè)的供應鏈整合水平，而且對高進口成本企業(yè)的提升效應更加明顯。

2.市場競爭效應

表5 第（2）列報告了以市場競爭程度為被解釋變量的回歸結果。結果顯示，中間品關稅對行業(yè)進口滲透率的影響在1%的水平上顯著為負，說明企業(yè)中間品關稅削減會導致國內市場出現(xiàn)激烈的市場競爭，從而降低企業(yè)的非產(chǎn)成品存貨水平，提升企業(yè)的供應鏈效率。當不同進口成本企業(yè)面臨大量國外中間品的沖擊時，國內市場競爭環(huán)境會呈現(xiàn)出不同的反映。第（8）、（9）列報告了貿易自由化影響行業(yè)進口滲透率的分樣本估計結果。結果顯示，中間品關稅的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，對于進口成本較高的企業(yè)，中間品關稅削減進一步加劇了行業(yè)的市場競爭程度，迫使處于這些行業(yè)的企業(yè)不斷減少其非產(chǎn)成品存貨，從而使得該類企業(yè)的供應鏈效率得以有效提升。而對于進口成本較低的企業(yè)，中間品關稅對行業(yè)市場競爭程度的影響雖然同樣為負，但這類企業(yè)非產(chǎn)成品存貨的下降程度低于進口成本較高的企業(yè)。以上結果表明，市場競爭效應也是貿易自由化影響企業(yè)非產(chǎn)成品存貨的一個重要渠道，中間品關稅削減加劇了市場競爭，而且對高進口成本企業(yè)的提升效應更加明顯。

3.技術創(chuàng)新效應

表5 第（3）列報告了以發(fā)明專利申請量為被解釋變量的回歸結果。結果顯示，中間品關稅對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響在1%的水平上顯著為負，說明企業(yè)中間品關稅削減會提高企業(yè)的創(chuàng)新能力。而企業(yè)創(chuàng)新能力的提高，顯著降低了企業(yè)的非產(chǎn)成品存貨水平，提升了企業(yè)的供應鏈效率。當不同進口成本企業(yè)面臨大量國外中間品的沖擊時，企業(yè)的創(chuàng)新能力也會呈現(xiàn)出不同的反映。第（10）、（11）列報告了貿易自由化影響企業(yè)創(chuàng)新能力的分樣本估計結果。結果顯示，中間品關稅的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，對于進口成本較高的企業(yè)，中間品關稅削減進一步提高了企業(yè)的創(chuàng)新能力，從而減少了該類企業(yè)的非產(chǎn)成品存貨，使得進口成本較高企業(yè)的供應鏈效率得以有效提升。對于進口成本較低的企業(yè)，中間品關稅對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響雖然同樣為負，但這類企業(yè)非產(chǎn)成品存貨的下降程度低于進口成本較高的企業(yè)。以上結果表明，技術創(chuàng)新效應也是貿易自由化影響企業(yè)非產(chǎn)成品存貨的一個重要渠道，中間品關稅削減提高了企業(yè)的創(chuàng)新能力，而且對高進口成本企業(yè)的提升效應更加明顯。

（二）貿易自由化對不同類型企業(yè)供應鏈效率的異質性分析

考慮到貿易自由化對企業(yè)非產(chǎn)成品存貨的影響可能因企業(yè)所有制類型、地理位置以及是否出口而呈現(xiàn)出異質性，進一步考察貿易自由化對不同類型企業(yè)的差異性影響。表6 報告了詳細的異質性分析結果。

表6 異質性檢驗結果?

1.所有制類型

關于企業(yè)所有制類型的劃分主要有兩種方法：一是直接利用企業(yè)登記注冊資本類型劃分；二是按照企業(yè)注冊投資資本所占比重進行劃分。Guariglia 等[37]認為后一種方法較前者更為準確可靠，因此按照企業(yè)注冊投資資本所占比重（≥50%）將企業(yè)劃為國有企業(yè)、私營企業(yè)和外資企業(yè)三類，分別考察貿易自由化對上述三類企業(yè)非產(chǎn)成品存貨的差異性影響。表6 第（1）～（3）列報告了不同企業(yè)所有制類型的估計結果?？梢园l(fā)現(xiàn)，貿易自由化顯著降低了外資企業(yè)的非產(chǎn)成品存貨水平，有助于企業(yè)供應鏈效率的提升，而對國有企業(yè)和私營企業(yè)的非產(chǎn)成品存貨并無顯著影響。其原因在于，外資企業(yè)進口規(guī)模較其他類型企業(yè)大，且享有國有企業(yè)和私營企業(yè)所不具有的優(yōu)惠待遇，因此外資企業(yè)受中間品和最終品關稅削減的負向抑制作用也更大。

2.不同地區(qū)

表6 第（4）～（6）列報告了貿易自由化對東部、中部和西部地區(qū)企業(yè)非產(chǎn)成品存貨的異質性估計結果。可以發(fā)現(xiàn)，貿易自由化僅對東部地區(qū)企業(yè)的非產(chǎn)成品存貨具有顯著的負向抑制作用，有利于東部地區(qū)企業(yè)供應鏈效率的提升；而中、西部地區(qū)企業(yè)的非產(chǎn)成品存貨受貿易自由化的影響則并不顯著。其原因在于，貿易自由化提高了企業(yè)獲取國外資源和要素的機會，東部地區(qū)企業(yè)憑借其地理位置優(yōu)勢和便利的交通基礎設施可以適當降低企業(yè)非產(chǎn)成品存貨以釋放更多流動資金。而中、西部地區(qū)由于其開放程度和交通便利程度較低，企業(yè)通常需要負擔高昂的交通運輸成本，降低非產(chǎn)成品存貨水平意味著中、西部地區(qū)的企業(yè)需要增加訂貨次數(shù)，這可能會帶來一定的生產(chǎn)經(jīng)營風險。

3.是否出口

表6 第（7）～（8）列報告了貿易自由化對出口企業(yè)和不出口企業(yè)非產(chǎn)成品存貨影響的估計結果?？梢园l(fā)現(xiàn)，貿易自由化顯著降低了出口企業(yè)的非產(chǎn)成品存貨水平；而非出口企業(yè)的非產(chǎn)成品存貨雖然同樣受到貿易自由化的負向抑制作用，但僅在10%水平上顯著，且這一抑制作用明顯弱于出口企業(yè)，這也說明貿易自由化更有助于出口企業(yè)供應鏈效率的提升。這可能是因為出口企業(yè)較不出口企業(yè)的開放程度更高，進口規(guī)模更大，中間品關稅和最終品關稅削減對出口企業(yè)的非產(chǎn)成品存貨的負向抑制作用也更大。

六、結論和政策啟示

中國自2001 年底加入WTO 以來，以關稅和非關稅壁壘為主要內容的貿易自由化改革不斷推進，不僅對中國制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營決策產(chǎn)生了重要影響，還對于企業(yè)降本增效、供應鏈效率提升以及產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈現(xiàn)代化發(fā)展具有重要意義。本研究利用2000—2007 年中國制造業(yè)進口企業(yè)數(shù)據(jù)，考察貿易自由化對企業(yè)供應鏈效率的影響及內在機制。研究發(fā)現(xiàn)，貿易自由化顯著降低了企業(yè)非產(chǎn)成品存貨水平，有效助力企業(yè)供應鏈效率提升，該結論在考慮內生性問題和一系列穩(wěn)健性檢驗之后依然成立。渠道檢驗結果發(fā)現(xiàn)，供應鏈整合效應、市場競爭效應以及技術創(chuàng)新效應是貿易自由化提升企業(yè)供應鏈效率的重要渠道。貿易自由化可以通過提高企業(yè)供應鏈整合水平、行業(yè)市場競爭程度以及企業(yè)創(chuàng)新能力來降低企業(yè)的非產(chǎn)成品存貨水平，繼而提升企業(yè)的供應鏈效率。對于進口成本較高的企業(yè)，上述三大渠道在貿易自由化影響供應鏈效率過程中發(fā)揮的提升效果更加顯著。異質性分析表明，貿易自由化對企業(yè)供應鏈效率的提升作用主要體現(xiàn)在外資企業(yè)、東部地區(qū)企業(yè)以及出口企業(yè)。

上述研究結論對于提升企業(yè)供應鏈效率，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈現(xiàn)代化水平不斷攀升，實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展具有重要的政策啟示。首先，貿易自由化尤其是中間品貿易自由化顯著降低了企業(yè)非產(chǎn)成品存貨水平，提升了企業(yè)供應鏈效率，因而政府部門應繼續(xù)推進和深化貿易自由化改革。一方面，充分利用好進口關稅這一政策工具，進一步降低進口中間品關稅稅率，提高高質量產(chǎn)品進口份額，不斷優(yōu)化進口產(chǎn)品結構，促進國內產(chǎn)業(yè)結構的調整和優(yōu)化升級。另一方面，依托中國八大自由貿易試驗區(qū)積極推動貿易自由化改革，為促進產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈的穩(wěn)定與現(xiàn)代化發(fā)展創(chuàng)造良好的制度環(huán)境和營商環(huán)境。其次，不斷提高企業(yè)的供應鏈整合水平、加大行業(yè)市場競爭程度以及提高企業(yè)的創(chuàng)新能力，充分發(fā)揮貿易自由化推動企業(yè)供應鏈效率提升的內在機制作用。一方面，要主動擴大進口，降低企業(yè)的進口成本、外部交易成本、內部管控成本、物流成本等，以便提升企業(yè)的供應鏈整合水平。另一方面，貿易自由化進程的推進不僅吸引了更多企業(yè)加入進口市場，由此引致的示范效應、模仿效應以及技術溢出效應使得國內市場競爭日趨激烈；而且也使得企業(yè)有機會接觸到國外先進技術和知識，從而提高了企業(yè)的創(chuàng)新能力。為更好地降本增效“去庫存”，企業(yè)應不斷增加研發(fā)投入，提高模仿和吸收國外先進技術的能力和水平，增強企業(yè)自身的核心競爭力。最后，根據(jù)企業(yè)和地區(qū)的異質性，政府部門要注重制定有針對性、差異化的貿易自由化改革措施，以便有效提升不同類型企業(yè)的供應鏈效率。對于國有企業(yè)、私營企業(yè)和純內銷企業(yè)，應給予一定的政策傾斜與資金扶持，通過制定更加公平有效的貿易政策來縮小不同類型企業(yè)供應鏈效率提升的差距。對于中西部地區(qū)企業(yè)，應逐步建立自由貿易試驗區(qū)，努力建設良好的制度環(huán)境和營商環(huán)境，推動國內貿易格局向地區(qū)平衡發(fā)展的方向轉變。