國內市場一體化與企業出口附加值提升
——對構建雙循環新發展格局的啟示

劉 婕 姚 博

一、前言

加快構建以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局，是以習近平同志為核心的黨中央根據我國發展階段、環境、條件變化，特別是基于我國比較優勢變化，審時度勢作出的重大決策。構建新發展格局是事關全局的系統性、深層次變革，是立足當前、著眼長遠的戰略謀劃，我們要從全局和戰略的高度準確把握加快構建新發展格局的戰略構想。構建新發展格局，必須要把握擴大內需這個戰略基點，把實施擴大內需戰略同深化供給側結構性改革有機結合起來，利用好大國經濟縱深廣闊的優勢，使規模經濟和集聚經濟效應充分發揮，釋放巨大而持久的動力，牢牢把握保持我國經濟增長的“基本盤”，不斷增強人民群眾獲得感幸福感安全感，推動全球經濟穩步復蘇和增長。本文以雙循環新發展格局的視野為研究契入點，采用全國地級市層面多類商品的歷史消費價格數據，構造了衡量國內大循環體系的城市-商品-時間3個維度的國內市場一體化指標，并基于理論模型，分析了由國內市場一體化影響企業出口附加值提升所表征的國內國際雙循環相互促進的作用機制，以及對它們之間的關系進行較為系統的探討。

加入世貿組織以來，在經濟全球化深入發展的外部環境下，我國企業憑借廉價勞動力優勢積極參與跨國公司主導的全球價值鏈分工，在制造業很多領域一直扮演著全球生產大國基地的重要角色，但是長期依靠這種人口紅利要素嵌入全球價值鏈生產的“兩頭在外”、“世界工廠”發展模式也使得我國企業的出口附加值受跨國公司的控制和擠壓，導致國際分工地位始終在低端位置徘徊(黎峰，2019)。例如，為蘋果手機做代工的國內加工企業，其創造的產品增加值占整個蘋果手機產值的比重不到4%。當前隨著我國經濟進入高質量發展階段，以往借助勞動力投入數量獲得加工貿易總量增長的模式亟需轉變。近年來，學界的大量研究開始采用出口附加值來衡量一國在全球貿易中的收益和價值鏈分工地位(張杰等，2013)，那么如何提升企業出口附加值就成為實現一國經濟結構轉型和國際競爭力提高的關鍵問題。

在中國不斷融入全球一體化的過程中，隨著國際市場環境的不斷變化，如何構造強大的國內商品市場也在迅速啟動，所以中國企業既處于風云變幻的國際價值鏈生產體系當中，還需要緊密跟蹤國內市場需求的變化。如何暢通國內大循環，切實解決供給側結構性改革過程中國內市場的體制機制問題，對于穩定我國企業參與國際生產分工和提升出口附加值至關重要。從理論上看，國內商品市場主要是滿足了企業進行生產、交易、協調的重要組織形式，它可以通過鏈接企業的各個生產單元網絡降低區域間交易成本的不確定性，加速生產要素的流動，獲得企業之間的技術共享，促進企業投入產出效率提升，對企業的出口附加值產生外部溢出。對于企業來說，國內大循環不夠暢通導致區域間貿易成本上升，不利于企業加成率的提高，主要是因為國內市場循環不暢造成了國內中間品貿易受阻，企業不能以最低成本在市場上選擇可以外包的生產環節，導致無法集中自身優勢增強核心生產能力，生產效率達不到最優，最終出口附加值受到影響。2020年黨的十九屆五中全會和中共中央政治局工作會議多次提出，要加快構建國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局。那么，深刻理解和準確把握加快構建新發展格局的核心要義和豐富內涵是十分有必要的，我國作為典型的大國經濟，具備一個突出優勢就是內部可循環，構建新發展格局，必須堅持國內國際雙循環相互促進，國際市場是國內市場的延伸，更好的統籌國內國際兩個大局，充分發揮全國大市場的規模優勢，努力暢通國內市場大循環體系，不斷增強自主發展能力和對外開放水平。構建新發展格局，必須堅持以國內大循環為主體，推動形成宏大順暢的國內經濟循環，這是從全國層面發展大循環的戰略安排，其也蘊含了應該建設具有規模龐大、結構合理、暢通融合、拉動力強勁等特征的強大國內統一市場的發展主動權意義。因此，從交易成本出發，研究國內市場一體化對企業出口附加值的影響，對于增強企業應對國際市場環境不確定性的影響，具有重要的理論指導意義。

本文研究的關注點，首先涉及的領域是關于影響企業出口附加值提升的研究文獻。近年來隨著全球價值鏈討論的興起，使得測算一國貿易地位的分析越來越多地傾向于使用出口附加值變量，有很多文獻研究了出口附加值的測度問題(Koopman et al., 2014；樊秀峰、程文先，2015)，也有不少文獻研究出口附加值的驅動和決定因素問題，如FDI、中間品貿易、貿易自由化等(Dean et al., 2011；Koopman et al., 2012；蘇丹妮等，2018；高翔等，2018；毛其淋、許家云，2019；夏秋，2020)。可以看出，大多數都是從對外開放的角度研究對國內企業出口附加值的影響，較少有從國內市場與國際市場相結合的視角研究出口附加值提升問題，尤其是把建立強大國內市場和暢通國內大循環作為切入點進行的研究更是鮮見，因此本文通過研究國內市場一體化對于暢通國內大循環進而提升企業出口附加值的影響，就可以很好地彌補這方面文獻的不足。

其次，是關于國內市場一體化領域的文獻研究。市場分割會導致市場交易成本的上升，從而使得企業很難把低效率的生產環節從生產鏈條中剝離出去，所以促進國內市場一體化和降低地區間市場分割有助于提升企業的生產效率。對于國內市場一體化的測算研究有一些類似文獻，諸如像市場整合、地方市場保護的提法(吳意云、朱希偉，2012；付強，2017；李曉萍、陳侃，2018；鄭方輝、劉曉婕，2020)，這類研究主要是從商品價格指數、居民消費價格、固定資產投資價格、在職職工工資指數角度來探討市場一體化或整合、地方保護的變化趨勢與對比情況。國內外不少學者也有從不同視角研究決定市場一體化程度的影響因素，如從市場規模、競爭程度、交易成本、專業化生產服務等方面(白重恩等，2004；Alfaro et al., 2016; Li and Lu, 2009; 唐東波，2013；王曉東、張昊，2012；宋宗宏，2020)。

通過文獻梳理發現，目前還沒有文獻從國內市場一體化角度研究企業出口附加值的問題。與其他國家相比，20世紀80年代以來中國的市場經濟體制改革和對外開放政策使得企業的生存環境發生了很大變化，尤其是不同區域城市的國內市場一體化加速給企業出口附加值提升帶來了顯著的差別影響，中國的價格市場化機制改革，也為探討國內市場一體化促進企業出口附加值提升提供了充分的研究條件。為此，本文首次將地區間交易成本表征的國內市場一體化與衡量企業國際生產分工地位的出口附加值置于統一的分析框架當中，利用2002-2010年國家發展和改革委員會的價格信息數據庫、工業企業數據庫和海關進出口數據庫對國內市場一體化與企業出口附加值之間的關系進行深入探討。

不過在實際研究中，如何準確度量國內市場一體化是該類研究過去的分歧焦點，從同類研究文獻來看，以往研究主要是使用商品價格指數，黃新飛等(2014)就是使用的商品價格指數法，但是價格指數法只是反映某地區該商品的年度信息和年度變化，而不能夠體現地區之間的差異，所以無法刻畫城市之間的國內市場一體化程度。Broda and Weinstein(2008)也曾指出價格指數法會導致加總樣本的偏誤，價格差異的影響會被高估。由此以來，相對價格法是目前文獻中測算國內市場一體化的一個新的方向熱點，本文決定也采用相對價格這種方法，主要就是用城市中某商品零售價格與全國城市該商品平均價格之間做對數差分后得到相對價格，這樣就可以克服商品在不同城市的價格差異過于顯著導致測算出的國內市場一體化程度太大問題。相對價格的標準差如果隨著時間越來越小，就說明該城市的國內市場一體化在加強，所以相對價格的標準差就可以更好地衡量地區的國內市場一體化程度。通過結合國家發改委的價格信息數據庫，得到大量微觀商品的價格數據，并依據商品的性質，劃分為工業投入品、工業原材料、農副產品、日常消費品幾大類部門，從而可以詳細測算不同部門的國內市場一體化程度。此外，微觀數據中包含了城市、商品和時間3個維度的信息，因此與工業企業數據庫和海關進出口數據庫中的企業數據進行合并匹配，繼而可以分析各個地區的國內市場一體化程度對微觀企業的出口附加值影響。

接下來全文的結構安排是：第二部分為理論模型；第三部分是實證模型、變量和數據；第四部分為經驗驗證分析，包括基準估計、工具變量估計、穩健性檢驗；第五部分是基于商品部門的分類討論；第六部分為作用機制檢驗；第七部分是結論啟示。

二、理論模型

本文借鑒Kee and Tang(2016)對企業出口附加值決定因素分析的框架，構建國內市場一體化促進企業出口附加值提升的作用機制。這里在Kee and Tang(2016)的基礎上，通過引入Rodriguez-Lopez(2011)超越對數支出函數的需求偏好假定，得到消費者對產品的需求表示為：

(1)

(2)

(3)

αk+αl+αm=1,γ>1

(4)

其中，φi為企業的生產率，γ為中間品之間的替代彈性。用r,w,pD,pI分別表示資本、勞動力、國內中間品、國外中間品的價格，由(3)式得到總的中間品價格pm是關于pD和pI的CES函數，表示如下：

(5)

根據企業的要素價格和產出，企業應該選擇最優的資本、勞動力、中間品投入數量，基于成本最小化原則，得到企業的邊際成本為：

(6)

那么，當投入的中間品總量在一定情況下，企業會選擇國內中間品和國外中間品的最優配置數量，繼而得到國內中間品和國外中間品的關系如下式所示：

(7)

由需求(1)式和邊際成本(6)式，根據利潤最大化原則得到企業的加成率為：

(8)

piyi=μimciyi=μici

(9)

(10)

依據Kee and Tang(2016)的定義，企業的出口附加值VAi可以由總出口中扣除進口中間品后剩下的部分占總出口的比重來表示：

(11)

其中，expi為企業i的總出口額，impi為企業i的中間品進口額。綜合(7)式和(10)式，得出企業的出口附加值為：

(12)

由上式可知，企業出口附加值VAi依賴于企業的加成率μi和國內與國外中間品相對價格pD/pI，并分別對它們一階求導，得出：

(13)

(14)

由上面(13)(14)兩式可以認為，企業出口附加值VAi取決于國內中間品相對價格pD/pI下降和企業的加成率μi提升，即國內中間品相對價格的下降，企業加成率的提高，都可能會增加企業的投入產出效率，也提升了其出口附加值水平。在前面的理論框架之下，本文著重討論國內市場一體化對企業出口附加值的影響，并且是基于怎樣導致國內中間品相對價格下降和企業加成率提高的作用機制促使出口附加值提升。國內市場一體化其實反映的是不同地區企業交易成本的下降，也即地區間的市場分割程度將會越來越小。同時，地區的國內市場一體化發展恰恰是抑制了政府管制，打破了區域貿易壁壘，降低了外部交易費用，削減了國內中間品相對價格，促進了企業對國內中間品的投入，擴大了企業的產出規模，增加了企業的加成率，促使企業走出國門，帶動出口附加值提升。

三、實證模型、變量和數據

本文主要考察國內市場一體化對企業出口附加值的影響，因此構建如下實證模型：

(15)

對于國內市場一體化程度的測算，結合最新的主流研究方法(張昊，2020)，本文采用相對價格法來衡量國內市場一體化程度intg，計算方法如下：

(16)

關于出口附加值的測算，在Upward et al.(2013)和Kee and Tang(2016)的基礎上，本文構造考慮間接進口和返回增加值的出口附加值水平，也就是說企業出口的國內附加值中包含了中間品間接進口的成分，這部分應該剔除。另外，企業使用的進口中間品中包含有本國的增加值，這部分返還的國內增加值應該計入。但是這兩部分的直接數據無法得到，借鑒Wang et al.(2013)做法，采用世界投入產出表對出口附加值的分解方法，測算中國行業層面的中間品間接進口比例和返回增加值比例，并近似替代到企業層面，從而解決了企業的出口附加值中剔除間接進口和添加返回增加值的因素(1)具體計算辦法可參見Wang et al.(2013)附錄G1-G20。。最終企業出口附加值計算辦法為：

(17)

本文采用相對價格法測算了230個城市的國內市場一體化程度，并且根據商品的種類對市場部門進行區分，包括工業品、農副產品、日常消費品，由于商品種類繁雜，工業品就有100多種，農副產品和日常消費品也都有50多種，因此，為了保證數據一致性，在計算商品市場的相對價格變化時，需要對商品的種類和樣本量進行篩選，例如：工業原材料包含鋁、銅、鉛、甲醇、硫酸等，只保留某城市某年度種類大于30、樣本量大于100的商品價格測算該類部門的國內市場一體化程度。工業投入品包含膠合板、水泥、玻璃、合成橡膠等，只保留某城市某年度種類大于25、樣本量大于100的商品價格測算該類部門的國內市場一體化程度。農副產品包含小麥、大豆、豬肉、芹菜、蘋果等，只保留某城市某年度種類大于20、樣本量大于50的商品價格測算該類部門的國內市場一體化程度。日常消費品包含冰箱、洗發液、羊毛衫、香煙等，只保留某城市某年度種類大于15、樣本量大于50的商品價格測算該類部門的國內市場一體化程度。這樣就可以排除商品種類不統一的小樣本，保證每個城市每年度選取的樣本商品大類、樣本量大體一致。

一般來說，工業品的生產過程可能會受到地方政府的影響，所以地方政府對本地區的工業品管控程度要比日常消費品和農副產品大，因而工業品的價格波動低于日常消費品和農副產品。此外，由于地方政府更傾向于保護本地的高稅收工業行業，尤其是對于不完全競爭市場的工業投入品來說地方市場保護格外突出。與保護程度較低的工業原材料相比，工業投入品的價格波動會小一些。農副產品和日常消費品部門并不受制造業生產對中間產品采購差異的影響，所以這兩類部門價格波動反映的國內市場一體化程度受到的不可控因素干擾較小。當然農副產品和日常消費品部門的定價策略不一樣，日常消費品部門具有更大的價格歧視和利潤空間。

數據來源說明。本文采集的商品價格數據主要來自國家發改委價格監測中心發布的中國價格信息網平臺，該平臺涵蓋了農產品、食品、房地產、醫藥、金屬、能源、汽車、其他綜合共8類商品的價格，每種商品條目均包含有產品等級、品名、價格和城市等詳細信息，通過從中選取2002-2010年各類商品價格變化數據，并依據商品的屬性將其他所有商品劃分為幾個大類，包括工業原材料、工業投入品、農副產品、日常消費品。這4類市場部門的劃分基本包含了數據庫中的大部分種類，并且對企業出口附加值影響也有很好的說明代表性。在數據的處理過程中，為了保證商品價格信息數據在時間上具有可比性，將原始價格數據轉化為月度數據，經過一系列處理，得到的是包括了230個城市152種商品價格信息的非平衡面板數據。

本文涉及到企業的生產經營和貿易數據，這些數據需要從工業企業數據庫進行整理，在計算企業出口附加值、識別企業是否有中間品進口和對企業貿易方式進行歸類時，部分數據資料取自海關進出口數據庫。在對海關進出口數據與工業企業數據合并時，采用企業名稱、企業電話號碼后7位和所在地城市郵編這些信息進行企業識別和匹配補充。關于工業企業數據庫和海關進出口數據庫合并后的數據與各類商品部門的價格信息數據進行匹配，本文主要采用行業上的信息匹配，例如根據工業企業的名稱、生產經營范圍，對應其所屬國民經濟的CIC4位碼行業，并把這些行業與商品部門的4大類工業原材料、工業投入品、農副產品、日常消費品市場進行歸類。本文整理的微觀工業企業數據主要是1998-2010年，但考慮到2001年加入WTO以后帶來的出口貿易影響，本文最終選取的樣本考察期為2002-2010年。

四、經驗驗證分析

(一)基準估計和工具變量估計

本文根據前面方程式(15)對國內市場一體化和企業出口附加值之間的關系進行檢驗，OLS估計結果如表1所示，固定效應包括企業、行業、地區和年份，從而用以吸收企業層面、行業層面、地區層面以及隨時間變化其他沖擊對估計結果的干擾。估計結果(1)列中沒有加入其他企業和城市的控制變量，國內市場一體化程度每提升1個百分點，導致企業出口附加值上升0.04%。估計結果(2)列中引入企業特征如規模、企業年齡、政府補貼以及城市特征如產業集聚、服務產業結構變量，從結果來看，國內市場一體化每提升1個百分點，導致企業出口附加值上升0.06%，表明結果(1)列中沒有加入控制變量的估計容易低估國內市場一體化提升對企業出口附加值的影響效果。另外，企業規模和政府補貼對出口附加值的影響系數分別為0.08和2.12，均通過顯著性檢驗，而企業年齡對出口附加值的影響并不明顯，城市服務產業結構和產業集聚對出口附加值的影響均為正向作用，并且產業集聚的影響效果要大一些。此外，本文還對各個變量的中位數值進行了基準OLS估計(3)受篇幅所限，該部分的估計結果省略，讀者如有需要，可以向作者索取。，結果發現國內市場一體化對企業出口附加值的影響系數為-0.05，標準誤值為0.01，該比較的含義是當兩個地區的其它變量影響因素都相同時，若一個地區的國內市場一體化程度比另一個地區高1個百分點，那么前一個地區的企業出口附加值將比后一個地區高出0.05%。

內生性問題會導致OLS估計出現嚴重偏倚，盡管模型中控制了企業、行業、地區、年份層面固定效應以克服國內市場一體化影響出口附加值的企業、行業、地區、年份特征解釋因素，但仍然存在一些不可觀測的因素，也就是說遺漏變量可能會導致內生性問題，從而使得國內市場一體化與模型估計的殘差相關并引起內生性問題。本文選擇地區到最近港口城市的道路距離(port)作為工具變量進行IV估計，適合的工具變量選取需要滿足兩個條件，外生性和高度相關性。這里選取其作為工具變量的依據在于企業所在地區到最近港口城市的道路距離是一個固定值，企業出口附加值不會隨地理距離這個固定值而變化，所以該變量具有嚴格的外生性。同時，該距離越近，就有可能降低企業的運輸交易成本，繼而提升該地區的國內市場一體化程度，因此它又與核心自變量具有高度的相關性。關于地區到最近港口城市的道路距離參照Zheng and Kahn(2013)的處理采用Arc-GIS軟件基于經緯度進行篩選。

兩階段最小二乘法(IV-2SLS)的估計結果如表1中IV估計所示，可以看出，在第一階段估計結果(3)列中，地區到最近港口城市道路距離對國內市場一體化程度的影響系數為0.02，表明地區到最近港口城市的道路距離越短，該地區的國內市場一體化程度越突出。在第二階段估計結果(4)列中，地區到最近港口城市道路距離對企業出口附加值的影響系數為-0.22，表明地區到最近港口城市道路距離對企業出口附加值產生的影響符合經濟學邏輯，并且沒有改變國內市場一體化促進企業出口附加值提升的基本結論，這從IV-intg的估計系數顯著為負的結果中再次得到了驗證。

表1 國內市場一體化影響企業出口附加值提升的估計結果

(二)穩健性檢驗

1.DID估計和平行趨勢檢驗

本文以企業變更城市為標準來構造準自然實驗采用DID和PSM-DID穩健性估計進一步控制內生性問題。具體做法是，不同城市面臨的國內市場一體化程度是不一樣的，一個城市的國內市場一體化對于不在該城市的企業來說是外生的，當一個企業轉入該城市時，那么企業面臨的國內市場一體化程度外生條件即發生了變化，所以設定變更城市的企業為處理組，沒有發生城市變更的企業為對照組，從而可以識別企業所屬城市的國內市場一體化程度發生變化所帶來的出口附加值影響效應。由于多次變更可能會對估計造成干擾，所以本文只考慮變更一次城市的樣本，該類觀測值約為21605個，占總樣本個數的26%。采用如下DID估計方程：

(18)

表2 變更城市的DID估計與平行趨勢檢驗

2.安慰劑檢驗

從以上分析中可以看出，國內市場一體化有助于促進企業出口附加值提升，即使企業變更了城市，面臨的國內市場一體化外部條件發生了變化，新的國內市場一體化變量仍然會促進企業出口附加值提升。但是，上述回歸可能存在一個潛在問題，國內市場一體化對企業出口附加值影響也許是全國性的市場經濟發展或改革開放促進的結果，而不僅僅是各個地區的國內市場一體化帶來的差異，這就使得可能高估了國內市場一體化對企業出口附加值的提升影響。為了檢驗這一假設，本文將中間品進口產值占企業總產值比重超過50%的企業定義為進口依賴型企業，選擇國內市場一體化對進口依賴型企業的出口附加值進行安慰劑檢驗，如果安慰劑樣本的企業出口附加值沒有同樣的反應，則說明國內市場一體化并不會對進口依賴型企業的出口附加值提升產生明顯影響。回歸結果發現，無論是基本估計中intg估計系數(系數為-0.04，標準誤值為0.05)還是DID估計中intgi×postit估計系數(系數為-0.17，標準誤值為0.20)均不顯著，也就是說證偽檢驗可以排除全樣本中的企業出口附加值變化是受全國性的市場經濟發展或改革開放推動的結果，也即國內市場一體化對企業出口附加值的提升影響主要源于國內市場大循環這個機制自身環境的作用。

3.反事實檢驗

前面的內生性檢驗中隱含了企業出口附加值水平高的地區，它的國內市場一體化程度相對也會高一些，因此運用雙重差分法可能會對其促進企業出口附加值提升效果產生偏差。為了解決這一問題，通過假想的處理組來進行反事實檢驗，具體賦值方法是，根據當年企業變更城市的實際情況，生成新的國內市場一體化虛擬變量。例如，在2005年共有892個企業變更了城市，那么對前一年這些企業所在地區的國內市場一體化程度變量賦值為1，其它地區的國內市場一體化程度變量賦值為0，其余年份的賦值方法類似。假想的處理組中包含了該地區的國內市場一體化信息，在假想的樣本處理下，如果國內市場一體化能夠顯著提升企業的出口附加值，則說明前文分析的國內市場一體化帶來的企業出口附加值提升效應是來源于系統性因素，企業出口附加值提升就不能歸因于國內市場一體化帶來的結果，反之則說明國內市場一體化確實促進了企業出口附加值提升，也就驗證了本文的基本邏輯。從假想的樣本回歸結果顯示，國內市場一體化對企業出口附加值影響的估計系數不顯著(系數為0.11，標準誤值為0.31)，這進一步說明選擇企業變更城市的DID估計結果是穩健的。

4.市場化程度差異的檢驗處理

國內市場一體化對企業出口附加值的影響作用或許還受各地區的市場化程度影響。現實中，國內市場一體化程度低的地區可能與該地區的市場化水平低有重要關系，本文借鑒張杰等(2011)的做法，基于樊綱等(2010)編制的產品市場的市場化指數(i_pro)和要素市場的市場化指數(i_fac)來衡量各地區的市場化發展進程狀況，然后利用市場化指數來檢驗國內市場一體化對企業出口附加值影響的異質性。回歸結果如表3所示，可以看出，地區的市場化程度有助于促進企業出口附加值提升，伴隨著產品市場與要素市場的市場化程度提高，國內市場一體化對企業出口附加值的提升效應會進一步加強，也就是說，更高的市場化程度能夠與更高效的國內市場一體化水平一起促進企業出口附加值提升。

表3 市場化程度差異的檢驗分析

五、基于商品部門的分類討論

本文采用區分產品類別的各部門國內市場一體化程度來進行估計，如表4中第Ⅰ部分估計結果所示，國內市場一體化程度的估計系數均顯著為負值，工業投入品、工業原材料、農副產品、日常消費品部門的國內市場一體化程度估計系數分別為-0.82、-0.70、-0.02、-0.07，這表明地區間各部門的國內市場一體化程度增強可以促進企業出口附加值提升。具體來看，工業品的估計系數絕對值要高于日常消費品和農副產品的估計系數絕對值，這是因為企業生產更依賴于工業品，工業品含有地區的技術效率以及資源要素稟賦特征，而這些因素對企業出口附加值的影響要顯著大于日常消費品和農副產品。工業投入品的國內市場一體化程度增強對企業出口附加值的促進影響要大于工業原材料，這說明企業出口附加值的提升對工業投入品的需求較大，所以工業投入品的國內交易通道是否暢通至關重要。農副產品的商品同質性較高，用其價格波動狀況更能夠反映地區間的國內市場一體化程度高低，日常消費品的利潤空間更高，其國內市場一體化程度的增強更能夠帶來出口附加值的上升，從回歸結果中也證實了這一猜想。

然后需要考慮企業的中間品進口問題，因為如果企業在生產過程中利用的材料均為國外進口，那么國內地區的市場一體化程度變化就可能不會影響其出口附加值提升，所以回歸估計的結論就需要排除進口中間品企業樣本和進口中間品產品樣本的干擾。數據整理中本文引入虛擬變量dom，對有中間品進口的企業記為0，無中間品進口的企業記為1，對此的估計結果如表4中第Ⅱ部分顯示，交互項intg×dom的估計系數均顯著為負，并且交互項系數絕對值與表4中第Ⅰ部分的國內市場一體化程度系數絕對值相比變大，說明對于完全依靠國內市場購買中間品的企業來說，各類部門的國內市場一體化程度增強對其出口附加值提升更明顯。同時，需要重新計算排除從國外進口中間品產品樣本后企業面臨的國內市場一體化對出口附加值的影響，對此的估計結果如表4中第Ш部分所示，結果表明國內市場一體化程度的增強促進企業出口附加值提升影響的結論依然穩健。

表4 不同商品部門的檢驗

接下來，主要從營商環境和貿易方式的角度來檢驗這些企業特征所造成的基本分析結論差異性。

首先，本文考慮采用世界銀行針對中國企業營商環境開展“China-Enterprise Survey 2012”項目的問卷調查和現場訪談數據，該調查項目涉及全國主要大中城市的2700家民營企業和178家國有企業數據，這些企業廣泛分布在30個制造業和服務業當中。由于營商環境的內涵較為復雜，體現在行政審批、市場準入、執法檢查等方面，因此，借鑒夏后學等(2019)的研究，以企業高管是否存在辦理營業執照、生產許可證和處理行政管理方面的經營障礙作為營商環境的替代變量，如果一個地區的所有問卷回答中沒有這方面障礙的概率超過3/4，則意味著該地區的營商環境良好，企業經營障礙較少，反之，如果一個地區的所有問卷回答中存在這方面障礙的概率超過1/4，表明該地區的營商環境較差，企業經營障礙較多。表5中第Ⅰ部分和第Ⅱ部分分別為對于企業經營障礙較多地區和經營障礙較少地區來說，各部門的國內市場一體化對企業出口附加值影響差異的估計。結果表明，經營障礙較少地區的各部門國內市場一體化系數均通過顯著性檢驗，而經營障礙較多地區的各部門國內市場一體化系數則沒有通過顯著性檢驗，這表明各部門國內市場一體化對經營障礙較少地區的企業出口附加值提升影響較為突出，對此本文認為經營障礙較少地區的國內市場一體化程度增強對企業出口附加值提升產生的外溢效應更強，同時企業對這種外溢效應的吸收也更為有利。這就再次說明優良的營商環境有助于地區的國內市場一體化促進企業出口附加值提升。

表5 不同經營障礙地區

其次，依據海關進出口數據庫中企業貿易方式的不同，本文將樣本劃分為混合貿易企業、加工貿易企業、一般貿易企業。對國內市場一體化影響不同貿易方式的企業出口附加值估計結果如表6所示，3類企業在不同部門的國內市場一體化程度對出口附加值影響系數均為負值，但加工貿易企業系數不顯著，通過對比混合貿易企業和一般貿易企業的國內市場一體化系數，可以發現各部門的國內市場一體化程度增強對一般貿易企業的出口附加值提升作用更為突出。這意味著加工貿易企業受限于自身的技術水平，通過各部門的國內市場一體化程度增強帶來的外部性較弱，并且加工貿易企業多數為兩頭在外，對全球經濟形勢變化更為敏感，而對國內市場一體化增強的反應不夠靈敏，因此本地各類部門的國內市場一體化程度變化對這類企業的傳導作用較弱。一般貿易企業往往包含技術水平較高，各類部門的國內市場一體化程度的增強會對其經營決策產生明顯影響，這類企業的出口附加值也更容易通過各部門的國內市場一體化程度增強獲得提升。

表6 不同貿易方式

六、作用機制的進一步分析

從外部性來看，地區的國內市場一體化程度增強，對于企業來說，意味著相當于降低企業采購的國內中間品價格成本。此外，地區的國內市場一體化有助于擴大企業之間的知識共享和選擇中間品的種類多樣性增加，促進企業的規模經濟和加成率上升，最終導致出口附加值提高。因此，本文接下來考慮，國內市場一體化通過影響國內中間品相對價格和企業加成率的作用機制來促進企業出口附加值提升。

關于國內中間品相對價格(pD/pI)指標的衡量，由于目前沒有該指標的直接數據，故借鑒Kee and Tang(2016)的做法，使用國內中間品種類type作為其代理變量，根據前文第二部分的理論模型分析，國內市場一體化導致國內中間品種類的增加，這也意味著國內中間品相對價格的下降。由于國內中間品相對價格越高，越不利于企業出口附加值提升，所以國內中間品種類type與出口附加值正相關。本文采用上游行業非加工貿易企業的HS6位碼產品種類來代替，因為該種類個數是企業利用國內中間品種類的子集，測算該種類時，使用不同地區上游行業投入產出的完全消耗系數作為上游行業非加工貿易企業的HS6位碼產品種類的權重系數。計算公式如下：

(19)

借鑒De Loecker and Warzynski(2012)、Levinsohn and Petrin(2003)的分析方法，本文依據如下表達式計算企業加成率：

(20)

作用機制檢驗的估計結果如表7所示，從國內中間品相對價格的作用機制來看，國內市場一體化對國內中間品相對價格的影響系數為0.07，并且國內中間品相對價格對企業出口附加值的影響系數為-1.06，表明國內市場一體化程度增強導致企業采購的國內中間品相對價格降低，企業的國內中間品相對價格降低有利于企業出口附加值提升。國內市場一體化與中間品相對價格的交互項對企業出口附加值的影響系數為0.82，估計系數與表1中國內市場一體化系數絕對值相比有所增大，表明國內市場一體化程度增強導致企業采購的國內中間品相對價格也在下降，而國內中間品相對價格的下降促進了國內市場一體化對企業出口附加值提升的影響作用。從加成率的作用機制來看，國內市場一體化對加成率的影響系數為-1.20，并且加成率對企業出口附加值的影響系數為2.11，說明地區的國內市場一體化增強提升了企業的加成率，企業的加成率提升有助于促進出口附加值上升。國內市場一體化與加成率的交互項對企業出口附加值的影響系數為-1.31，估計系數絕對值與表1相比明顯增大，說明由于企業加成率的作用，使得國內市場一體化的增強對出口附加值的提升影響有所加大。

表7 作用機制檢驗

七、結論啟示

2020年以來，面對日益錯綜復雜的國內外環境，習近平總書記在多個場合反復強調，要加快構建國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局，這就要求我們要堅持底線思維謀發展，通過建立強大的國內循環體系和穩固的基本盤，形成對全球要素資源的吸引力，增強在國際競爭中的核心競爭力，提升在全球資源配置中的強大推動力，化解國際外部環境不確定性上升帶來的風險。構建新發展格局，必須立足國內大循環，充分發揮我國超大規模市場和產業體系完備的競爭優勢，破除各類妨礙生產要素市場化配置和商品服務跨區域流動的體制機制障礙，打通制約生產、分配、流通、消費循環的堵點，為暢通國內國際雙循環提供有力支撐。本文的分析也可以看出不同部門和地區的國內市場一體化改革對促進我國企業轉型升級和出口附加值提升尤為關鍵，未來一個時期，我國國內市場主導的經濟循環特征將會更加明顯，經濟增長的內需潛力也會不斷釋放。

通過將地區的國內市場一體化指標與微觀企業數據進行結合，本文實證分析表明地區的國內市場一體化程度增強促進了企業出口附加值提升，即使考慮內生性問題和穩健性問題，研究得出的結論依然成立。工業品的國內市場一體化程度增強對企業出口附加值提升效果比日常消費品和農副產品部門更為明顯，國內市場一體化對經營障礙較少地區的企業出口附加值提升效果更為突出，地區的國內市場一體化增強對一般貿易企業的出口附加值提升影響要高于其它企業。國內市場一體化主要是通過降低企業采購的國內中間品相對價格和提高企業加成率的作用機制帶來企業出口附加值提升。

本研究具有以下政策啟示：第一，地區的國內市場一體化增強尤其是工業投入品部門的市場一體化發展，對企業出口附加值提升具有積極改善效果。因此，推動國內市場改革，最大限度的促使區域的國內市場一體化程度增強，形成暢通的國內經濟大循環，為提高企業出口附加值創造優良環境。第二，不同部門的國內市場一體化發展程度對企業出口附加值提升效果不同，如何實現降低商品市場在不同區域之間的相對價格波動，促進區域之間的國內市場一體化發展穩定，構建暢通的國內大循環，才是提升企業出口附加值的重要因素。第三，國內中間品相對價格和企業加成率是影響國內市場一體化促進企業出口附加值提升的重要傳導渠道。故在增強地區的國內市場一體化程度的同時，也應該重視改善企業自身面臨的國內中間品采購相對價格和產品加成率要素，從而可以從市場交易成本和企業經營成本兩個角度一同推動企業出口附加值提升。