國企改制能否提升出口國內附加值？
——基于中間品視角的分析

宋 林 高 強 史貝貝

(1.西安交通大學，陜西 西安 710061；2.西北大學，陜西 西安 710127)

一、引言及文獻綜述

過去幾十年，中國國企改革持續不斷推進，取得了巨大成效，產生了廣泛影響。與此同時，借助自身比較優勢不斷發展，中國一躍成為全球貨物貿易第一大國，但從單位出口中獲取的經濟利益卻低于發達國家甚至部分發展中國家。2020年6月，中央全面深化改革委員會第十四次會議審議通過的《國有企業改革三年行動方案(2020—2022年)》拉開了新一輪國企改革的序幕。隨著全面深化改革的推進，更加細致、全面地討論國企改制對出口績效的影響已顯得尤為迫切。國企改制改變了企業內部治理狀況和企業所在地區經濟發展，那么國企改制究竟會對企業出口國內附加值產生何種影響？這種影響是否存在異質性？國企改制又會通過何種渠道影響出口國內附加值？以上問題的研究，不僅關系到國企改革的績效評估，而且關系到進一步推進中國出口貿易高質量發展和發揮“國際循環”對“國內循環”的引領促進作用。

國企改革作為中央全面深化改革的重要一環，已有學者對其進行了大量研究。現有文獻主要從企業生產率(許召元 等，2015；陳林，2018)、現金持有(楊興全 等，2018)、內部融資約束(陳林 等，2014)和創新(朱磊 等，2019)等視角討論了國企改革的績效。較少文獻研究了國企改革對出口績效的影響：王海成等(2019)利用中國規模以上工業企業數據和海關貿易數據，研究了國企改制對企業出口績效的影響，發現企業資本勞動密集度和企業生產率是國企改制提升出口產品質量的兩個重要途徑。以上文獻主要從企業出口規模和出口產品質量兩方面考察國企改制對出口績效的影響。但國企改制出口績效考察的另一個重要方面——出口國內附加值(domestic value-added，DVA)，目前卻鮮有研究，這為本文留下了進一步研究的空間。

2019年12月，《中共中央、國務院關于推進貿易高質量發展的指導意見》中指出：“大力發展高質量、高技術、高附加值產品貿易，不斷提高勞動密集型產品檔次和附加值……穩步提高出口附加值。”作為衡量出口績效的重要方面，出口DVA的相關研究大多從企業外部因素如人民幣匯率(余淼杰 等，2018)、制造業上游壟斷(李勝旗 等，2017)、FDI(唐宜紅 等，2017)、企業貿易網絡(呂越 等，2020)，企業內部因素如工資(耿偉 等，2019)和企業內部融資約束(邵昱琛 等，2017)等進行展開，但尚未有文獻從國企改制視角出發，研究出口DVA所受影響，且已有文獻在影響機制的研究過程中缺乏對企業中間品使用決策的充分分析。

與以往研究相比，本文可能的貢獻如下：第一，在研究主題上，利用較大樣本數據從企業出口DVA視角探討了國企改制對改制企業出口績效所產生的影響，拓展了國企改革影響出口績效的相關研究。第二，企業出口DVA的關鍵因素之一在于企業中間品使用決策過程中，本文著重分析國企改制影響改制企業中間品使用決策所產生的中間品替代效應和中間品質量效應，拓展了國企改制影響出口DVA的理論機制。第三，本文對國企改制影響出口DVA的異質性進行了分析，并且進一步分析了國家注冊資本金不退出時國企改制影響出口DVA的效應，一定程度上為國企混合所有制改革影響出口DVA提供了經驗證據。

二、理論分析與假設提出

在生產全球化的今天，大約有2/3的國際貿易為中間品貿易(Johnson et al.，2017)。根據企業使用中間品的來源地可將中間品分為兩類，一種是國內中間品，另一種是進口中間品。國內中間品使用份額的增加會提升企業出口DVA；同樣，高質量中間品的使用也會使企業提高其加成率，進而提升出口DVA。多年來，通過融入國際貿易分工體系，中國成為當之無愧的制造業大國，國內中間品供給(生產)在產品數量和產品質量上都有了極大提升，很多產品已經具備較高的國際競爭力，這為中國企業使用國內中間品提供了更大的選擇空間。

國企改制會使改制企業內部注冊資本金結構發生重大變化，直接表現為企業的所有制性質或股權結構的變動：一方面國企改制直接作用于改制企業內部治理狀況，另一方面國企改制會作用于改制企業所在地區經濟發展，這些影響都會作用于改制企業中間品使用決策，產生中間品替代效應和中間品質量效應，最終對改制企業出口DVA產生重要影響。本文以企業中間品使用決策為切入視角，著重分析國企改制是如何影響出口DVA。

(一)國企改制影響企業出口DVA的機制：中間品替代效應

國企改制會提升改制企業的生產率(許召元 等，2015；陳林，2018)，進而影響改制企業中間品使用決策，產生中間品替代效應，最終提升改制企業出口DVA。首先，相同中間品采購策略下，較高生產率企業會更多地使用國內中間品，因此改制會提升企業國內中間品使用份額(邱斌 等，2020)；其次，較高的生產率代表企業在國內具有較大的市場影響力和更加豐富、及時的市場信息，這為改制企業國內中間品采購帶來了較強的議價能力，改制企業能以更低價格采購國內中間品，從而更加傾向于增加國內中間品使用份額；最后，有文獻研究發現，高生產率企業更容易進入進口市場，更傾向于進口中間投入品，其所進口的中間投入品種類也更多(錢學鋒 等，2017)。國企改制能夠完善企業治理機制，改進內控機制，強化預算約束，導致改制企業不能負擔中間品進口過程中額外的國外采購固定成本，這就使得改制所帶來的生產率提升不能顯著增加改制企業進口中間品使用份額。因此，本文認為，國企改制通過提高改制企業生產率產生了中間品替代效應，使改制企業國內中間品使用份額提升，進而對改制企業出口DVA產生促進效應。

國企改制同樣會作用于改制企業所在地區經濟發展，進而改變改制企業中間品使用決策，產生中間品替代效應，提升出口DVA。國企改制提升了改制企業的生產率，使原來在出口臨界生產率以下的企業能夠通過出口獲利(Melitz，2003)，改制企業面臨的出口需求增加引致其中間品需求增加，進而導致地區中間品供給企業數量增加；同時，國企改制會減少國企對地區經濟的拖累(劉瑞明 等，2010；許召元 等，2015)，改善地區企業生存環境，提升地區企業的未來盈利預期，進而促使該地區中間品供給企業數量增加。國內中間品供給企業數量增加會產生兩方面的影響：一方面，國內中間品供給企業數量增加促使地區國內中間品市場競爭加劇，導致國內中間品相對進口中間品價格下降，改制企業為最小化生產成本，在生產中相對更多地采用國內中間品以替換進口中間品，產生中間品替代效應，從而提升出口DVA；另一方面，地區國內中間品市場競爭加劇，國內中間品供給企業可能會放棄所生產的非核心中間品種類以保證在核心中間品上的投入，提升核心中間品質量，以增強企業生存能力，進而提升國內中間品質量(黎歡 等，2014)，對進口中間品的替代效應進一步增強。因而，改制企業在生產中增加國內中間品使用份額，會產生中間品替代效應，從而提升企業出口DVA。

(二)國企改制影響出口DVA的機制：中間品質量效應

國企改制提升了改制企業生產率，產生中間品質量效應，最終提升企業出口DVA。生產率的提升包含了企業技術進步，增加了企業的知識儲備，企業吸收、內化新知識的能力得到提升(Cohen et al.，1989；Dai et al.，2013)，企業利用更高質量中間品的能力也隨之增強。為了使產品在出口市場上獲得更強的競爭力和更多利潤，企業傾向于使用更高質量中間品替代原有中間品，產生中間品質量效應，最終產品質量受到所投入中間品質量的正向影響(Kugler et al.，2012)，改制企業依此為更高質量的最終產品制定更高的價格，故企業能獲得更高的加成率(De et al.，2016；Fan et al.，2018)，從而提升企業出口DVA(Kee et al.，2016)。

綜上，本文提出：

假設

：

假設

：

三、計量模型與數據處理

(一)模型構建

本文將國企改制的實施作為準自然實驗進行實證分析，由于國企進行改制的年份不盡相同，標準雙重差分(DID)難以進行有效分析，借鑒Beck et al.(2010)，采用漸進(多期)DID方法，研究國企改制對其出口DVA的真實影響。借鑒Bai et al.(2009)，僅保留樣本期內第一次出現且其最大實收資本金的類型為國家資本金的企業，將樣本期內最大實收資本金的類型發生改變的企業設定為“實驗組”，即國企進行了改制，其余國企設為“控制組”，以此檢驗國企改制對出口DVA帶來的“凈效應”。據此，構建如下基準計量模型：

DVA=α+α×Reform+α×Z+μ+μ+ε

(1)

其中，被解釋變量DVA表示企業f在t期的出口DVA，企業出口DVA越大，代表企業的出口貿易真實利得越高；核心解釋變量為Reform，表示國企f在t期是否進行了改制，若進行了改制，則在改制當年及改制以后Reform=1，否則為0；α表示改制企業出口DVA受到改制影響的大小，α絕對值越大說明出口DVA受到企業改制的影響越大；μ表示年份固定效應，μ表示企業固定效應，ε表示誤差項。

考慮到其他因素也會影響企業出口DVA和國企改制，故此處分別選取以下變量作為控制變量Z，具體如下：

(1)企業年齡(lnAge)，采用樣本當年時間減去企業成立時間的差值加1取對數來表示。

(2)企業資本密集度(ln CapitalDensity)，用企業總固定資產除以企業從業人數之比的對數值衡量。

(4)人均工資(ln WageperCapita)，用企業應付工資除以企業年末從業人數加1的對數值衡量。

(5)企業銷售收入(ln Sales)，用企業主營業務收入的對數值衡量。

(6)企業工業增加值(ln Y_add)，用工業增加值的對數值衡量。

地區和企業市場勢力控制變量：

(7)四分位行業的赫芬達爾指數(HHIndex4)，用當年企業銷售收入占四分位行業總銷售收入比值平方再加1的對數值表示。

(8)中國市場化指數(MarketIndex)，采用樊綱等(2011)的數據。

(二)指標測算

1.企業出口國內附加值

借鑒Upward et al.(2013)、Kee et al.(2016)，計算出口DVA，具體模型為：

(2)

2.國企改制

國企改制具有多樣性和復雜性，產權指標能包含各種不同形式的改制，是反映國企改制成效的合理方式(劉小玄 等，2005)。國企是否及何時進行改制是根據中國規模以上工業企業數據中實收資本金、國家資本金、集體資本金、個人資本金、港澳臺資本金、外商資本金等變量的歷年變動情況進行測算的(Hsieh et al.，2015)。與上個時期國企最大實收資本金的類型相比，若當期國企最大實收資本金的類型發生變化，則認為國企在當期進行了改制，并將國企改制當期及以后的年份都定義為進行了改制的狀態，這些國企樣本被識別為“實驗組”，未進行改制的國企為“控制組”。2000—2008年，樣本中國企共有32702家，樣本期內發生改制的有13248家企業(“實驗組”)，占樣本中國企總量的40.51%。

(三)數據來源及處理

本文使用數據主要有：

(1)2000—2008年中國規模以上工業企業數據。有關國企改制主題的研究一般都使用A股上市企業數據和中國規模以上工業企業數據，由于企業上市本身就是根據企業規模、盈利狀況等指標初步選擇的一個過程(陳林 等，2019)，因此，選用上市企業數據進行研究存在較大選擇性偏誤，本文選擇中國規模以上工業企業數據對該問題進行研究，以緩解選擇性偏誤。

首先，對該數據初步處理：保留與本文相關研究中變量值(企業總資產、企業總固定資產、主營業務收入、工業總產值、工業增加值)為正的觀測值；保留在營業狀態的企業；對于2001年、2004年中國規模以上工業企業數據庫中工業增加值指標缺失的觀測值，本文借鑒劉小玄等(2008)的方法進行測算補充；對于2008年中國規模以上工業企業數據庫中中間投入指標缺失，本文采用馬紅旗等(2018)的方法進行測算補充；剔除實收資本不大于0的樣本。

其次，保留符合會計準則(GAAP)的觀測值：總資產高于總流動資產的企業；總資產高于流動資產年平均余額的企業；總資產高于總固定資產的企業；總資產高于固定資產凈值年平均余額的企業；本年折舊小于累計折舊的企業。

最后，進一步處理：保留在樣本期內第一次出現且所有制為國有的企業；對企業層面連續控制變量進行首尾1%的縮尾處理；剔除樣本期內同一企業出現次數小于3的樣本。

(2)中國海關總署2000—2008年中國海關貿易數據。對該數據處理如下：將月度海關數據縱向合并為年度海關數據；依靠貿易代理商進出口的現象在樣本期內大量存在，因此識別貿易代理商尤為必要，將數據中的企業名稱中包含“經貿”“科貿”“進出口”等字樣的企業界定為貿易代理商(Ahn et al.，2011)；剔除識別為貿易代理商的企業。

(3)根據研究需要，借鑒Yu(2015)的方法，本文合并中國規模以上工業企業數據和中國海關貿易數據。第一步，將中國規模以上工業企業數據和中國海關貿易數據依照兩套數據中年份和企業名稱兩共有變量進行合并匹配；第二步，依照年份和電話號碼后7位與郵政編碼兩共有變量對未匹配樣本進行合并匹配。相關平減指數來源于《中國統計年鑒》；美元兌人民幣年均匯率來自中國人民銀行；BEC和HS海關編碼轉換表，來源于聯合國網站。

本文變量的描述性統計如表1所示。

表1 變量的描述性統計

四、實證結果分析

(一)基準回歸結果

為了研究國企改制對出口DVA的影響，本文對模型(1)進行估計，回歸結果如表2所示。列(1)僅考慮解釋變量，即國企改制(Reform)，發現國企改制的估計系數顯著為正，這初步表明國企改制對出口DVA有顯著提升作用；列(2)在列(1)基礎上增加了企業層面的控制變量，雖然解釋變量的估計系數減小，但國企改制依舊顯著提升了其出口DVA；列(3)進一步控制了企業市場勢力的特征，列(4)加入了年份與行業交互的固定效應，估計系數依舊顯著為正且變化較小。以上回歸結果表明國企改制對其出口DVA有著顯著的促進作用。因此，上述實證結果初步驗證了本文的核心假設，即國企改制能夠顯著提升企業出口DVA。

表2 基準回歸結果

(二)穩健性檢驗

1.平行趨勢和動態效應

平行趨勢是指在政策實施以前，“實驗組”與“控制組”有著相同的變化趨勢，或者“實驗組”與“控制組”之間的變化趨勢沒有顯著差異。普通的雙重差分法要求在政策實施前“實驗組”與“控制組”的變化趨勢沒有顯著差異，這可以通過畫圖或在回歸中引入是否為實驗組虛擬變量與時間虛擬變量的交互項來判斷“實驗組”與“控制組”在政策實施前是否滿足平行趨勢假設。但多期雙重差分法中的政策實施在不同時間點，因此多期雙重差分的平行趨勢檢驗需要采用事件研究法，本文的平行趨勢檢驗采用Beck et al.(2010)的方法，計量模型設定如下：

(3)

圖1 多期雙重差分的平行趨勢及動態性檢驗

2.樣本匹配

企業生產率、行業等是影響國企是否進行改制的重要因素(方明月 等，2019)，這種異質性是廣泛存在的(Melitz，2003)，企業間的這些差異可能導致估計結果出現偏誤，影響估計結果的準確性。因此本文采用近鄰匹配的方法對參與改制的國企和未參與改制的國企進行匹配，降低“實驗組”與“控制組”之間的差異，然后利用匹配到的樣本進行雙重差分估計。估計結果如表3列(1)、(2)所示，具體的協變量是在原有控制變量的基礎上加入了企業所在行業。從表3可以發現，無論是否加入控制變量,回歸結果均顯著為正。這說明在盡可能消除了選擇性偏誤后，國企改制依然對出口DVA產生了正向顯著促進作用，本文實證結果是穩健的。

表3 穩健性檢驗Ⅰ

3.剔除包含法人資本的企業

由于無法得知中國規模以上工業企業數據中的法人注冊資本金的所有制屬性，因此國企在進行改制時可能出現引入法人注冊資本金而企業所有制性質未發生實質改變的情況，因此本文剔除包含法人資本的企業進行穩健性檢驗。回歸結果如表3列(3)、(4)所示。可以發現，無論是否加入控制變量，在剔除注冊資本中包含法人注冊資本金的國企樣本后，國企改制的出口DVA促進效應依舊顯著為正，本文的實證結果穩健。

4.替換被解釋變量

Koopman et al.(2012)認為中國企業使用國內廠商生產的中間品含有5%～10%的國外成分，前文假定國內廠商生產的中間品中含有5%的國外成分，現在假定國內廠商生產中間品含有10%的國外成分，重新進行穩健性檢驗，結果如表4列(1)、(2)所示。可以發現，國企改制對其出口DVA仍然有著顯著促進作用。

表4 穩健性檢驗Ⅱ

5.替換估計方法

由于被解釋變量是受限變量，本文再采用Tobit方法進行重新估計，結果如表4列(3)、(4)所示，國企改制依舊對出口DVA產生了顯著正向影響，實證結果穩健。

五、機制檢驗

前文驗證了國企改制顯著提升了企業出口DVA，但是并沒有對其中的理論機制進行進一步的實證檢驗。因此，借鑒溫忠麟等(2014)的方法，本文進一步檢驗國企改制影響出口DVA的機制。國企改制影響出口DVA是一個非常復雜的過程，為使研究更加深入，本文集中分析國企改制影響改制企業中間品使用決策這一機制，即國企改制通過中間品替代效應和中間品質量效應作用于其出口DVA。為此，構建如下計量模型：

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為與中間品相關的中介變量(i=f,r)，當i=f時，MV為企業層面中介變量；當i=r時，MV為地區層面中介變量。采用不同的中介變量，對模型(4)～(6)進行回歸，結果如表5和表6所示。

表5匯報了國企改制通過中間品替代效應影響出口DVA的實證結果。列(1)的被解釋變量為改制企業國內中間品使用數量(lnDomesitcInter)，用企業總中間品投入減去企業進口中間品投入再取對數來表示；根據列(1)可以發現國企改制對其國內中間品使用數量的影響為正，但不顯著。列(4)、(7)的結果表明，國內中間品使用數量對出口DVA有著顯著正向影響，該結果與預期一致，即較多的國內中間品使用數量意味著較高的出口DVA。列(2)的被解釋變量為企業國內中間品使用份額(DomesitcRatio)，用企業國內中間品使用數量與企業總中間品數量的比值表示；從列(2)可以發現，國企改制對改制企業國內中間品使用份額有著顯著提升作用，這說明國企改制產生了中間品替代效應。列(5)、(8)的結果表明，企業國內中間品使用份額是國企改制影響出口DVA的顯著渠道。列(3)的被解釋變量為改制企業所在地區國內中間品供給企業數量(DomesitcNum)，采用改制企業所在地級市一般貿易出口中間品企業數量來表示。根據列(3)的回歸結果可以發現國企改制顯著增加了改制企業所在地級市國內中間品供給企業數量。這是因為：一方面，改制導致生產率提升進而引致改制企業對中間品需求增加；另一方面，國企改制減輕了對應地區的預算軟約束，釋放了改制企業所在地區的市場活力，兩者共同導致地區國內中間品供給企業數量提升。這與理論分析部分結果一致。列(6)、(9)的結果顯示，改制企業所在地級市國內中間品供給企業數量的增加能夠顯著提升改制企業出口DVA，這是因為地區中間品供給企業數量的增加改變了原有市場結構，促進了地區國內中間品供給企業間的競爭，使得國內中間品相對價格下降，企業為使生產成本最小化更多采用國內中間品，產生中間品替代效應，企業出口DVA上升；競爭的加劇也促使企業進行創新，從而提升國內中間品質量，進而產生國內中間品對國外中間品的替代，產生中間品替代效應，促使出口DVA提升。

表5 影響機制檢驗-中間品替代效應

表6匯報了國企改制通過中間品質量效應影響出口DVA的實證結果。列(1)的被解釋變量為改制企業所在地區國內中間品供給種類數(DomesticVariety)，采用改制企業所在地級市一般貿易企業出口中間品種類數表示(楊燁 等，2020)。列(1)的回歸結果表明國企改制減少了改制企業所在地區國內中間品供給種類，列(4)、(7)顯示改制企業所在地區國內中間品供給種類的減少顯著提升了出口DVA。原因在于改制企業所在地區國內中間品市場競爭加劇，企業可能會放棄所生產的非核心中間品種類以保證其在核心中間品種類上的投入以提升中間品質量和競爭力，增強企業生存能力，最終表現為中間品種類數減少而核心中間品質量提升；而地區中間品供給種類數對出口DVA有負向影響，這可能是由于樣本期內改制企業所在地區國內中間品質量提升，導致改制企業所生產最終品質量得到提升，進而改制企業出口DVA提高。列(2)中被解釋變量為改制企業所在地區國內中間品質量，用改制企業所在地級市中一般貿易出口中間品質量的加權平均值來表示，產品質量的測算借鑒施炳展等(2015)的做法。從列(2)的回歸結果可以發現國企改制顯著提升了改制企業所在地區國內中間品質量。王海成等(2019)也有類似結論。這也從側面驗證了前文的結論：國企改制使改制企業所在地區國內中間品供給種類數減少但能提升地區國內中間品質量。列(5)、(8)的回歸結果顯示地區國內中間品質量可以顯著促進出口DVA提升。以上結果說明國企改制可以通過國內中間品質量效應提升出口DVA。這與本文的理論分析一致：生產率提升使得企業技術進步，企業對高質量中間品的使用需求上升，而較高質量的國內中間品投入能帶來最終品質量的提升，該產品與國際市場中其他產品間的差異擴大，企業可以制定更高價格，進而提升出口DVA。列(3)的被解釋變量為改制企業所在地區進口中間品質量，用改制企業所在地級市中加工貿易進口中間品質量的加權平均值來表示。從列(3)的回歸結果可知國企改制顯著提升了改制企業所在地區進口中間品質量，這是因為改制所帶來的生產率提升使得企業利用高質量中間品的能力和需求上升。列(6)、(9)的實證結果同樣表明進口中間品質量效應也是提升出口DVA的重要途徑。至此，假設2得到驗證。

表6 影響機制檢驗-中間品質量效應

六、進一步分析

(一)企業注冊資本金多樣性在國企改制中的調節效應

國企改制引入了數量較大的非國有資本金，但非國有資本金又包含了私人資本金、外商資本金、集體資本金等多個種類。那么引入非國有資本金種類的多寡是否會影響國企改制的成效呢？在接下來的分析中，本文借鑒楊興全等(2018)的方法，分析注冊資本多樣性(CapitalDiversity)對國企改制影響出口DVA的調節作用。首先，本文分析注冊資本多樣性對企業出口DVA的影響，注冊資本多樣性采用企業注冊資本金類型的種類來表示。結果見表7列(1)、(2)所示。

表7 注冊資本多樣性的影響

表7的回歸結果顯示，無論是否加入控制變量，注冊資本多樣性對企業出口DVA都有顯著促進作用，這說明改制企業注冊資本金的類型越多樣化，出口DVA越高。原因在于企業注冊資本類型越多元化，越有利于改善國企委托代理問題和優化國企資源配置(朱磊 等，2019)，從而提升企業出口DVA。進一步的，本文通過引入國企改制和注冊資本多樣性的交互項(Reform_Diversity)來分析注冊資本多樣性對國企改制影響出口DVA的調節作用。如表7中列(3)、(4)的回歸結果所示，無論是否加入控制變量，交互項系數均顯著為正，這說明國企在改制過程當中，引入的注冊資本金類型越多，國企改制對改制企業出口DVA的促進作用越大。

(二)改制企業所在行業與世界前沿技術距離對國企改制影響出口DVA調節效應

國際貿易中本國出口產品是在世界市場中與他國出口產品進行競爭并定價的。一般而言，若中國出口行業技術水平與世界前沿技術水平差距越大，則該行業后發優勢就越明顯，國企改制所釋放的后發優勢就越大，對出口DVA的促進作用可能就越大，因此改制企業所在行業與國際市場相對技術水平差距可能會對國企改制影響出口DVA產生調節效應。為進一步明晰該問題，本文借鑒Aghion et al.(2001)對技術距離的測算方法，將美國行業的技術水平看作世界前沿技術水平，利用美國行業與中國行業的生產率差異作為不同行業技術距離的代理變量，并生成行業技術距離的中位數，行業技術距離小于該中位數定義為非落后行業(Lag=0)樣本，技術距離大于該中位數則定義為落后行業(Lag=1)樣本。兩類樣本的回歸結果如表8所示。列(1)為非落后行業企業樣本，可以發現國企改制對出口DVA的促進作用并不明顯；列(2)為落后行業企業樣本，可以看到國企改制對出口DVA產生了顯著促進作用。進一步，列(3)、(4)引入了改制企業所在行業與世界前沿技術距離(TechGap_world_std)和國企改制的交互項(Reform_TechGap_world)，可以發現無論是否加入控制變量，交互項系數均顯著為正。這說明改制企業所在行業與世界前沿技術距離對國企改制影響出口DVA有顯著的調節效應：改制企業所在行業與世界前沿技術距離越大，國企改制所釋放的出口DVA促進作用就越強。原因在于非落后行業改制企業原本的生產率相對較高或技術水平相對較強，企業在改制前的治理狀況相對較好，這就導致國企改制所產生的促進作用相對較小，國企改制對出口DVA的促進作用也相對不顯著；改制企業所在行業與世界前沿技術水平差距越大，國企改制就越能提高企業生產率、釋放地區經濟發展潛力，對出口DVA的促進作用越顯著，此時的國企改制所釋放的改革紅利也就越大。

表8 改制企業所在行業與世界技術距離的影響

(三)國企隸屬關系異質性

國企不同于其他類型的企業，有著一定的政治屬性和政治層級，存在著不同層級的隸屬關系，隸屬關系的差異可能使得國企改制對出口DVA的影響存在差異。因此本文引入企業隸屬關系變量(Affiliation)，若國企為省級以上企業，則Affiliation=1，否則Affiliation=0。回歸結果如表9列(1)～(3)所示。由列(1)、(2)可以發現省級以上國企改制對出口DVA的影響產生了顯著促進作用，而省級以下的國企改制對出口DVA并未產生顯著影響；列(3)引入了國企改制和企業隸屬關系的交互項(Reform_Affiliation)，可以發現交互項系數顯著為正，這說明省級以上國企和省級以下國企的改制存在著顯著差異，國企的行政層級越高，國企改制對出口DVA的促進作用就越強。原因在于級別越高的企業規模越大，其中間品采購的議價能力就越強，這也放大了生產率提升帶來的中間品替代效應，因此其對出口DVA的促進作用也越強。

表9 國企隸屬關系和改制形式對國企改制影響出口DVA的調節作用

(四)國家注冊資本金是否退出

國企改制對應的是企業最大注冊資本金類型的變化，這種變化導致了企業所有制屬性和所有制結構發生重大改變。但國企改制過程中存在兩種情況，一種是國家資本金退出原企業的經營和管理，另一種為國家資本金未完全退出，依舊參與企業的經營和管理，這兩種不同情況是否會導致國企改制影響出口DVA存在差異？Matsumura(1998)研究發現特定條件下企業改革過程中完全的國有化和完全的私有化都不是社會福利最優的，但是胡一帆等(2006)利用世界銀行對中國的調查數據研究發現民營化較為徹底的原國企有更好的企業績效，因此本文進一步研究國企改制過程中國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有資本金的企業樣本，回歸結果如表9列(4)、(5)所示。由回歸結果可以發現，相較于基準回歸結果，國企改制過程中國家資本金不退出時，國企改制對出口DVA的正向促進作用更大且更顯著。這也說明國企改制過程中，國家資本金與非國家資本金并存才能使國企改制達到更好的效果，更能促進企業出口DVA的提升；與完全非國有化的國企改制相比，國企混合所有制改革(即國家資本金不退出企業管理和經營)是國企改革的更優路徑。

七、結論及政策建議

(一)結論

利用中國規模以上工業企業數據和中國海關貿易數據，從理論和實證兩個層面分析了國企改制對出口DVA的影響，本文結論如下：

首先，國企改制可以顯著提升企業出口DVA。再次，國企改制通過中間品替代效應和中間品質量效應提升了其出口DVA；企業注冊資本多樣性和與世界前沿技術距離對國企改制影響出口DVA產生了顯著的調節作用，國企改制過程中注冊資本多樣性越高，國企改制對出口DVA的促進作用就越強；與世界前沿技術差距越大，則國企改制對出口DVA的促進作用越大；在企業不同隸屬關系上，相對于省級以下國企，省級以上國企改制對出口DVA的促進作用更大。進一步分析發現，若國企改制過程中國家資本金不退出原企業，則國企改制對出口DVA的促進作用更大，這從側面說明了國家資本和非國家資本在企業內共存有助于取得更好的國企改制效果，一定程度上也為國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：國企改制提升了企業出口DVA，這為改善國企的出口績效提供了理論和經驗證據，國企改制是提升企業出口績效、推進國際貿易高質量發展的重要方式。首先，鼓勵企業采購高質量中間品，從而改善企業出口績效；其次，在進行國企改制時，應該重點關注國企改制過程中的資本多樣性，更高水平的資本多樣性有助于國企更高的改革績效；再次，國企改制應當重點關注那些相對生產率水平較為落后行業的企業，這些國企改制能更大程度地釋放改革紅利；最后，在國企改制過程中，條件允許的情況下國家資本金應當不退出原企業，使得國企改制能夠更大幅度地提升出口績效。