孫少勤 胡鳳萍

(南京信息工程大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 210044)

一、引言

全球價(jià)值鏈已成為當(dāng)代國(guó)際生產(chǎn)體系最顯著的特征[1]。伴隨著對(duì)外開(kāi)放政策的深入擴(kuò)大和對(duì)外貿(mào)易的蓬勃發(fā)展，中國(guó)企業(yè)已由過(guò)去只關(guān)注國(guó)內(nèi)資源和市場(chǎng)轉(zhuǎn)換到放眼于全球價(jià)值鏈生產(chǎn)并逐步融入其中。然而融入全球價(jià)值鏈的同時(shí)也意味著機(jī)遇和挑戰(zhàn)：機(jī)遇是企業(yè)通過(guò)參與全球分工可以?xún)?yōu)化資源配置，分享價(jià)值鏈上的增值；挑戰(zhàn)是企業(yè)將面臨更復(fù)雜的國(guó)際經(jīng)濟(jì)和政治環(huán)境，風(fēng)險(xiǎn)和不確定性隨之上升。中國(guó)進(jìn)入經(jīng)濟(jì)增速持續(xù)放緩的新常態(tài)以來(lái)，如何快速提升我國(guó)企業(yè)價(jià)值鏈分工地位以促使中國(guó)企業(yè)真正成為參與全球價(jià)值鏈的受益者是來(lái)自當(dāng)今現(xiàn)實(shí)的重要研究課題。

經(jīng)濟(jì)全球化是基于全球價(jià)值鏈新型分工體系的發(fā)展基礎(chǔ)[2]，然而近年來(lái)貿(mào)易保護(hù)主義、貿(mào)易摩擦常態(tài)化等導(dǎo)致的貿(mào)易政策不確定性的上升正在改變我國(guó)制造業(yè)發(fā)展的國(guó)際環(huán)境，給制造業(yè)企業(yè)參與全球價(jià)值鏈分工帶來(lái)了新的挑戰(zhàn)。特別是新冠疫情對(duì)全球經(jīng)濟(jì)的沖擊進(jìn)一步加劇了發(fā)達(dá)國(guó)家產(chǎn)業(yè)回遷和價(jià)值鏈“國(guó)內(nèi)化”的趨勢(shì)，加速了現(xiàn)有國(guó)際分工體系的重塑[3-4]。本文試圖結(jié)合貿(mào)易和企業(yè)微觀層面數(shù)據(jù)，研究貿(mào)易政策不確定性的變化對(duì)企業(yè)全球價(jià)值鏈分工地位的影響效應(yīng)和作用機(jī)理。探討這些問(wèn)題對(duì)于構(gòu)建國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)的新發(fā)展格局、促進(jìn)我國(guó)制造業(yè)企業(yè)全球價(jià)值鏈地位攀升和逐步形成以中國(guó)企業(yè)為主導(dǎo)的產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

本文將中國(guó)加入世界貿(mào)易組織(WTO)作為貿(mào)易政策不確定性的意外改變，采用準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的雙重差分(DID)模型研究其如何影響中國(guó)制造業(yè)企業(yè)層面全球價(jià)值鏈分工地位及其內(nèi)在的作用機(jī)制。具體而言，使用加入WTO前相應(yīng)年份的美國(guó)進(jìn)口關(guān)稅表中非正常貿(mào)易關(guān)稅(稅率上限)與最惠國(guó)關(guān)稅(實(shí)際稅率)的差額數(shù)據(jù)來(lái)構(gòu)造行業(yè)層面的關(guān)稅差額，作為貿(mào)易政策不確定性(TPU)指數(shù)。加入WTO前中國(guó)不同行業(yè)的TPU指數(shù)具有很大的差異性，并且在加入WTO之后，先前TPU指數(shù)較高的行業(yè)會(huì)經(jīng)歷更大幅度的TPU下降，因此本文將TPU下降幅度較小行業(yè)的企業(yè)作為對(duì)照組，將TPU下降幅度較大行業(yè)的企業(yè)作為處理組，通過(guò)比較中國(guó)加入WTO前后(作為政策處理效應(yīng))兩組企業(yè)全球價(jià)值鏈分工地位指數(shù)(GVC)變化的情況，來(lái)識(shí)別貿(mào)易政策不確定性下降對(duì)我國(guó)制造業(yè)企業(yè)全球價(jià)值鏈分工地位的影響效應(yīng)。另外，結(jié)合進(jìn)出口產(chǎn)品質(zhì)量的分析進(jìn)一步解釋了貿(mào)易政策不確定性下降提升企業(yè)全球價(jià)值鏈地位的內(nèi)在作用機(jī)制，揭示了企業(yè)價(jià)值鏈地位提升的內(nèi)因和外因。

二、文獻(xiàn)綜述

與本文緊密相關(guān)的一類(lèi)文獻(xiàn)主題是研究貿(mào)易政策不確定性測(cè)度及其變動(dòng)的宏觀和微觀經(jīng)濟(jì)影響[5]。一些學(xué)者基于不同的貿(mào)易政策不確定性的測(cè)度方法分別研究了澳大利亞、葡萄牙、中國(guó)、美國(guó)等國(guó)總體貿(mào)易水平受到貿(mào)易政策不確定性的影響程度。Handley研究認(rèn)為，對(duì)WTO成員國(guó)來(lái)說(shuō)，WTO約定的關(guān)稅上限與實(shí)際關(guān)稅之間的差距是貿(mào)易政策不確定性的主要來(lái)源，而加入WTO往往意味著可能的關(guān)稅上限改變，這區(qū)別于實(shí)際關(guān)稅水平的變動(dòng)[6]。之后的一些研究都遵循著同樣的邏輯，Handley和Limao研究貿(mào)易政策波動(dòng)對(duì)葡萄牙企業(yè)投資和出口決策的影響時(shí)將加入歐洲共同體帶來(lái)的關(guān)稅政策波動(dòng)的可能性作為不確定性[7]。Handley和Limao對(duì)中美貿(mào)易的研究采用當(dāng)時(shí)美國(guó)每年重新投票決議的對(duì)中國(guó)最惠國(guó)貿(mào)易待遇(實(shí)際關(guān)稅)與歷史上的Smooth-Hawley關(guān)稅(關(guān)稅上限)之差來(lái)測(cè)算貿(mào)易政策不確定性[8]。Handley等假設(shè)中國(guó)與美國(guó)相互對(duì)等適用貿(mào)易政策，也就是說(shuō)中國(guó)在失去最惠國(guó)待遇時(shí)將對(duì)美國(guó)進(jìn)口產(chǎn)品關(guān)稅稅率提高到基于歷史數(shù)據(jù)的某一可能的關(guān)稅上限，取其與現(xiàn)行稅率之差來(lái)度量美國(guó)企業(yè)所面對(duì)的貿(mào)易政策不確定性[9]。

對(duì)貿(mào)易政策不確定性宏觀影響的研究主要包括對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、就業(yè)等經(jīng)濟(jì)變量影響的評(píng)估。Carballo等考察了貿(mào)易政策不確定性與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，認(rèn)為貿(mào)易政策(作為經(jīng)濟(jì)政策的一部分)不確定性對(duì)國(guó)際貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有負(fù)向影響；而簽訂貿(mào)易協(xié)定可以降低貿(mào)易政策不確定性，其影響效果是正向的[10]。Pierce和Schott通過(guò)研究貿(mào)易政策不確定性波動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)的影響，認(rèn)為中美貿(mào)易政策不確定性的下降是導(dǎo)致2001年美國(guó)制造業(yè)就業(yè)水平急劇下降的重要原因[11]。

貿(mào)易政策不確定性對(duì)微觀變量影響的相關(guān)研究是較新的研究趨勢(shì)。Handley等研究認(rèn)為：關(guān)稅不確定程度的降低是解釋加入WTO之后中國(guó)企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)提升的一個(gè)重要因素[9]。Shepotylo和Stuckatz將烏克蘭面臨的與歐盟或與俄羅斯締結(jié)自由貿(mào)易協(xié)定的選擇作為貿(mào)易政策不確定性，研究其對(duì)企業(yè)外商投資和中間品決策的影響，他們的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)上述國(guó)家與歐盟之間貿(mào)易政策不確定性的下降會(huì)促進(jìn)企業(yè)接受來(lái)自歐盟的投資并更多地進(jìn)口來(lái)自歐盟的中間品[12]。Schott等認(rèn)為貿(mào)易政策不確定性變化會(huì)改變企業(yè)選擇的供應(yīng)鏈模式和相應(yīng)的采購(gòu)成本，并由此影響企業(yè)的福利水平[13]。毛其淋和許家云研究指出，貿(mào)易政策不確定性變動(dòng)導(dǎo)致企業(yè)融資環(huán)境、企業(yè)行為改變并由此影響企業(yè)的儲(chǔ)蓄率[14]。孫林和周科選的研究指出區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降會(huì)明顯促進(jìn)中國(guó)出口企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的提升，并且這一影響在不同類(lèi)型的企業(yè)之間具有異質(zhì)性特征[15]。陳虹和徐陽(yáng)的研究指出貿(mào)易政策不確定性的下降通過(guò)增加產(chǎn)品范圍和提升企業(yè)的出口附加值增加了企業(yè)就業(yè)人數(shù)[16]。李敬子和劉月基于Huang和Luk計(jì)算的中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定指數(shù)研究了貿(mào)易政策不確定性變化如何通過(guò)影響企業(yè)的融資環(huán)境和出口行為等影響中國(guó)企業(yè)的研發(fā)投資支出，他們發(fā)現(xiàn)貿(mào)易政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投資具有正向促進(jìn)作用[17-18]。毛其淋研究了貿(mào)易政策不確定性如何影響中國(guó)企業(yè)的進(jìn)口[19]，指出貿(mào)易政策不確定性降低會(huì)優(yōu)化企業(yè)的進(jìn)口行為和增加進(jìn)口，并由此推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新和整體業(yè)績(jī)提升?；谝陨衔墨I(xiàn)分析可以發(fā)現(xiàn)，盡管已有較多關(guān)于貿(mào)易政策不確定性變化可能導(dǎo)致的宏微觀影響的研究，但對(duì)貿(mào)易政策不確定性變動(dòng)是否以及如何影響我國(guó)微觀企業(yè)層面全球價(jià)值鏈分工地位的研究尚不多見(jiàn)。

與本文相關(guān)的另一類(lèi)文獻(xiàn)是涉及企業(yè)全球價(jià)值鏈分工地位測(cè)度及其影響因素的研究?，F(xiàn)有研究主要基于三類(lèi)不同的價(jià)值鏈分工地位的測(cè)度方法，考查其影響因素和提升路徑。首先是基于投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)得到的全球價(jià)值鏈地位指數(shù)和基于微觀企業(yè)數(shù)據(jù)得到的國(guó)內(nèi)附加值率的研究[20-22]。然后是基于不同層面全球價(jià)值鏈位置指數(shù)的測(cè)度，主要包括宏觀國(guó)家和中觀行業(yè)層面的“生產(chǎn)階段數(shù)”、“平均傳遞步長(zhǎng)”、“上游度”以及“下游度”等指標(biāo)[23-26]。最后是出口技術(shù)復(fù)雜度的計(jì)算，其核心思想是用產(chǎn)品出口目的國(guó)的人均GDP作為權(quán)重刻畫(huà)國(guó)家或者企業(yè)層面出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度，學(xué)者們?cè)诖嘶A(chǔ)上從不同層面對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的測(cè)算和升級(jí)機(jī)制展開(kāi)了一系列研究[27-29]。另外一些學(xué)者的研究則基于對(duì)微觀企業(yè)層面全球價(jià)值鏈分工地位的測(cè)度。唐宜紅和張鵬楊結(jié)合WIOD中的中國(guó)投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，研究了中國(guó)企業(yè)參與全球競(jìng)爭(zhēng)的進(jìn)、出口生產(chǎn)鏈位置，并分析了企業(yè)效率等等內(nèi)外部因素對(duì)我國(guó)企業(yè)全球價(jià)值鏈地位的影響[30]。蘇丹妮等在研究企業(yè)全球價(jià)值鏈競(jìng)爭(zhēng)結(jié)果與企業(yè)所在地產(chǎn)業(yè)集聚水平時(shí)創(chuàng)新地提出測(cè)度微觀企業(yè)全球價(jià)值鏈上下游環(huán)節(jié)參與度的方法，并借鑒Koopman等構(gòu)造產(chǎn)業(yè)全球價(jià)值鏈地位指數(shù)的思路構(gòu)造了企業(yè)層面的全球價(jià)值鏈分工地位指標(biāo)[31-32]。鄭丹青也使用了相同的方法計(jì)算企業(yè)全球價(jià)值鏈分工地位，研究對(duì)外直接投資與企業(yè)全球價(jià)值鏈分工地位的關(guān)系[33-34]。

對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，盡管已有研究較多關(guān)注貿(mào)易政策不確定性變動(dòng)對(duì)一系列宏微觀變量的影響，但貿(mào)易政策不確定性變動(dòng)是否以及如何影響微觀層面全球價(jià)值鏈分工地位，目前尚未引起足夠關(guān)注。本文采用DID模型來(lái)對(duì)貿(mào)易政策不確定性與企業(yè)層面的全球價(jià)值鏈分工地位之間的相關(guān)性進(jìn)行實(shí)證分析，可以對(duì)二者之間的因果關(guān)系得出較為可靠的結(jié)論。本文的研究結(jié)果有助于準(zhǔn)確分析中國(guó)制造業(yè)企業(yè)全球價(jià)值鏈攀升的內(nèi)外驅(qū)動(dòng)因素。本文首先從貿(mào)易政策不確定性變動(dòng)的角度深入探討決定企業(yè)全球價(jià)值鏈分工地位的外部因素，結(jié)合多個(gè)維度分析貿(mào)易政策不確定性對(duì)企業(yè)全球價(jià)值鏈分工地位的異質(zhì)性影響；然后從進(jìn)口中間品質(zhì)量和出口產(chǎn)品質(zhì)量角度檢驗(yàn)貿(mào)易政策不確定性影響企業(yè)全球價(jià)值鏈分工地位的內(nèi)在影響機(jī)制，深入探究外部貿(mào)易政策不確定性變化如何作用于企業(yè)內(nèi)部?jī)r(jià)值鏈競(jìng)爭(zhēng)行為行為進(jìn)而影響企業(yè)的全球價(jià)值鏈地位。

三、模型構(gòu)建、變量說(shuō)明與數(shù)據(jù)描述

(一)模型構(gòu)建

為了便于準(zhǔn)確評(píng)估貿(mào)易政策不確定性變化對(duì)我國(guó)制造業(yè)企業(yè)全球價(jià)值鏈地位的政策影響效應(yīng)，本文將中國(guó)加入WTO作為政策干預(yù)的時(shí)點(diǎn)，采用DID模型進(jìn)行實(shí)證研究。由于這一外生沖擊改變了中國(guó)進(jìn)出口企業(yè)所面臨的可能的關(guān)稅上限，也改變了某些行業(yè)的實(shí)際關(guān)稅水平，因此本文將二者結(jié)合來(lái)識(shí)別企業(yè)面臨的TPU指數(shù)如何變化，采用中國(guó)加入WTO前的TPU指數(shù)來(lái)構(gòu)造連續(xù)處理組，將TPU指數(shù)較低的行業(yè)作為對(duì)照組，TPU指數(shù)較高的行業(yè)作為處理組。通過(guò)比較處理組與對(duì)照組的企業(yè)在政策沖擊前后的GVC變化情況，便可準(zhǔn)確評(píng)估TPU對(duì)企業(yè)層面GVC水平的影響效應(yīng)。具體地，將DID的基準(zhǔn)模型設(shè)定如下:

GVCfit=λi+α·TPU01×Post02t+θ·Xfit+δt+εit

(1)

其中，f表示行業(yè)，i表示企業(yè)，t表示年份。因變量GVCfit為企業(yè)層面的全球價(jià)值鏈分工地位，具體采用i企業(yè)在t期的GVC指數(shù)來(lái)衡量。TPU01為在中國(guó)加入WTO之前2001年行業(yè)層面的貿(mào)易政策不確定性指數(shù)，用各行業(yè)對(duì)應(yīng)產(chǎn)品層面的關(guān)稅上限與實(shí)際關(guān)稅稅率之差額加總來(lái)表示。Post02t為政策實(shí)施虛擬變量，在中國(guó)加入WTO之后年份(t≥2002)此變量設(shè)定為1，在其他年份則為0。交叉項(xiàng)TPU01×Post02t的回歸結(jié)果是實(shí)證分析的核心，因?yàn)樗从沉嗽谡邲_擊前后TPU水平不同的行業(yè)中企業(yè)GVC水平變化的平均差異。如果這一目標(biāo)估計(jì)值為正，則表示政策干預(yù)的結(jié)果是正向的。在本文中，α>0意味著貿(mào)易政策不確定性下降有利于提升企業(yè)的GVC水平。

(二)變量說(shuō)明

1.企業(yè)層面全球價(jià)值鏈分工地位GVC。本文首先區(qū)分行業(yè)、年份和貿(mào)易類(lèi)型來(lái)構(gòu)建企業(yè)層面全球價(jià)值鏈分工地位指數(shù)[32]:

GVCijyk=ln(1+UPijyk)-ln(1+DOWNijyk),k=o,p,m

(2)

式(2)中，UPijyk和DOWNijyk分別為某一年份的企業(yè)全球價(jià)值鏈上游參與度指數(shù)及下游參與度指數(shù)。下標(biāo)i、j、y、k分別表示企業(yè)、企業(yè)所在行業(yè)、年份、企業(yè)貿(mào)易方式，其中貿(mào)易方式分別為一般貿(mào)易(o)、加工貿(mào)易(p)、混合貿(mào)易(m)。企業(yè)全球價(jià)值鏈的下游參與度指數(shù)由企業(yè)用于生產(chǎn)出口的進(jìn)口中間品中包含的國(guó)外增加值占其總出口的比例來(lái)表示；上游參與度由企業(yè)中間品出口中的間接增加值出口份額來(lái)表示。本文參考蘇丹妮等[31]及鄭丹青[33-34]的方法計(jì)算企業(yè)全球價(jià)值鏈下游參與度和上游參與度，具體計(jì)算公式如下：

(3)

(4)

其中，wp和wo分別為企業(yè)實(shí)際的加工貿(mào)易出口額和一般貿(mào)易出口額占該企業(yè)總出口額的比例；iimpijyp和iimpijyo分別為企業(yè)加工貿(mào)易方式的中間品進(jìn)口額和一般貿(mào)易方式的中間品進(jìn)口額；iexpijyp和iexpijyo分別為企業(yè)加工貿(mào)易方式的中間品出口額和一般貿(mào)易方式的中間品出口額；expijyp和expijyo分別為企業(yè)加工貿(mào)易方式的總出口額和一般貿(mào)易方式的總出口額；depijyp和depijyo分別為企業(yè)以加工貿(mào)易方式和一般貿(mào)易方式進(jìn)口資本品的年度應(yīng)計(jì)提折舊額；saleijy為企業(yè)年度總銷(xiāo)售額。以上涉及的進(jìn)出口貿(mào)易額均為經(jīng)過(guò)貿(mào)易代理商調(diào)整后的貿(mào)易額(借鑒Ahn等[35]的方法將企業(yè)名稱(chēng)中含有“貿(mào)易”“外貿(mào)”“對(duì)外”“科貿(mào)”“經(jīng)貿(mào)”“外經(jīng)”“進(jìn)出口”等字樣的企業(yè)辨別出來(lái)作為貿(mào)易中間商，并對(duì)涉及的相應(yīng)貿(mào)易額進(jìn)行調(diào)整)，數(shù)據(jù)均來(lái)自中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關(guān)數(shù)據(jù)合并后的企業(yè)層面數(shù)據(jù)。λj為企業(yè)所在行業(yè)出口中的間接進(jìn)口部分所占比例減去國(guó)內(nèi)增加值折返所占比例，γj為企業(yè)所在行業(yè)間接出口增加值占總出口的百分比減去折返回本國(guó)的間接出口增加值占總出口的百分比。這兩類(lèi)數(shù)據(jù)均使用基于WIOD2016投入產(chǎn)出表的行業(yè)層面的計(jì)算結(jié)果作為對(duì)企業(yè)的間接進(jìn)口和間接出口重復(fù)計(jì)算部分的調(diào)整。

2.產(chǎn)業(yè)層面貿(mào)易政策不確定性指數(shù)TPU。其測(cè)算方法為：首先，本文借鑒Feenstra等[36]的方法，計(jì)算產(chǎn)品層面貿(mào)易政策不確定性指數(shù)，公式為T(mén)PUproduct=Tcol2-h-TMFN-h，公式中Tcol2-h和TMFN-h分別表示2001年HS六位數(shù)編碼的產(chǎn)品h的非正常貿(mào)易關(guān)系關(guān)稅率(Column2關(guān)稅)與最惠國(guó)關(guān)稅稅率(MFN關(guān)稅)；再將計(jì)算得到的HS六位碼產(chǎn)品層面的TPUproduct與中國(guó)工業(yè)行業(yè)分類(lèi)(CIC)四位碼行業(yè)層面進(jìn)行對(duì)應(yīng)并進(jìn)行加總得到TPU01。除了基準(zhǔn)回歸部分，本文在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中也使用2000年數(shù)據(jù)來(lái)計(jì)算產(chǎn)業(yè)層面TPU00作為對(duì)TPU01的替代，計(jì)算方法與前述相同。

3.其他變量包括：企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、資本密集度、勞動(dòng)生產(chǎn)率、出口密集度、資產(chǎn)負(fù)債率、利息率及企業(yè)所在地、政府補(bǔ)貼、貿(mào)易方式等虛擬變量。相關(guān)變量的具體計(jì)算方法為：(1)企業(yè)規(guī)模，采用企業(yè)從業(yè)人員人數(shù)取自然對(duì)數(shù)來(lái)表示；(2)企業(yè)年齡，采用數(shù)據(jù)所在年份和企業(yè)成立年份作差并取自然對(duì)數(shù)表示；(3)資本密集度，用企業(yè)固定資產(chǎn)除以該企業(yè)年均就業(yè)人數(shù)并取自然對(duì)數(shù)表示；(4)出口密集度，以企業(yè)出口額除以銷(xiāo)售額表示；(5)勞動(dòng)生產(chǎn)率，以企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值與從業(yè)人數(shù)之比并取自然對(duì)數(shù)表示；(6)資產(chǎn)負(fù)債率，以企業(yè)總負(fù)債與企業(yè)總資產(chǎn)的比值表示；(7)利息率，以企業(yè)總利息支出與企業(yè)總負(fù)債的比值表示。

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

本文用于實(shí)證分析的數(shù)據(jù)主要來(lái)源如下：一是2000—2013年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，二是2000—2013年中國(guó)海關(guān)總署的產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)，三是WIOD2016全球投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù),這三個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)主要用于計(jì)算企業(yè)層面GVC和其他控制變量,四是2000—2013年美國(guó)對(duì)中國(guó)產(chǎn)品進(jìn)口征收的關(guān)稅稅率數(shù)據(jù)，主要使用其中包含的最惠國(guó)關(guān)稅稅率和非正常貿(mào)易關(guān)系關(guān)稅稅率，用于計(jì)算行業(yè)層面TPU指數(shù)。

具體數(shù)據(jù)處理過(guò)程如下：第一步，將中國(guó)海關(guān)數(shù)據(jù)在年份-企業(yè)層面匯總后與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行合并，合并過(guò)程參考Yu的方法[37]，使用年份和企業(yè)名稱(chēng)進(jìn)行一輪匹配，使用年份、企業(yè)郵編和電話號(hào)碼后7位進(jìn)行二輪匹配，然后對(duì)上述兩輪匹配結(jié)果取并集，并對(duì)異常值、重復(fù)值、缺失值等進(jìn)行數(shù)據(jù)清洗。第二步，將上述合并數(shù)據(jù)與WIOD行業(yè)層面的數(shù)據(jù)匹配，匹配成功后即可計(jì)算出企業(yè)層面的全球價(jià)值鏈地位及其他控制變量，依據(jù)國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類(lèi)與代碼(GB/T 4754-2017)篩選出制造業(yè)部分的數(shù)據(jù)。第三步，將第二步得到的數(shù)據(jù)與CIC行業(yè)層面的TPU數(shù)據(jù)匹配，得到最終用于DID模型分析的樣本數(shù)據(jù)。本文最終得到的樣本數(shù)據(jù)時(shí)間跨度為2000—2013年。

(四)數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)

表1展示了本文最終用于實(shí)證分析的主要變量及數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)。GVC為根據(jù)前述(2)式計(jì)算的企業(yè)層面全球價(jià)值鏈分工地位。TPU為CIC四位碼行業(yè)層面的貿(mào)易政策不確定性指數(shù)，表中展示的是用作基準(zhǔn)回歸的2001年行業(yè)層面TPU水平。企業(yè)規(guī)模(size)、企業(yè)年齡(age)、資本密集度(cap-density)、勞動(dòng)生產(chǎn)率(labor-efficiency)、出口密集度(exp-density)、資產(chǎn)負(fù)債率(leverage)為依照前述控制變量的計(jì)算方法得到的各變量的數(shù)據(jù)集合。本文變量的計(jì)算多數(shù)涉及對(duì)數(shù)運(yùn)算，由此產(chǎn)生的缺失值也是樣本整體的一部分，所以表1顯示的不同變量的觀測(cè)值可能略有差異。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸

表2展示了貿(mào)易政策不確定性變化對(duì)企業(yè)全球價(jià)值鏈分工地位影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。本文關(guān)注的核心變量即TPU01×Post02交叉項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果展示在第一行。第(1)列為僅控制企業(yè)和年份固定效應(yīng)不包含其他控制變量的回歸結(jié)果，交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，初步顯示貿(mào)易政策不確定性的下降明顯提升了企業(yè)全球價(jià)值鏈分工地位。第(2)列和第(5)列為將企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率和出口密度作為控制變量的回歸結(jié)果，區(qū)別在于前者僅控制企業(yè)層面的固定效應(yīng)并加入了政策實(shí)施時(shí)間變量Post02，后者是同時(shí)控制企業(yè)和年份固定效應(yīng)的結(jié)果。第(3)列和第(6)列是在上一步驟的基礎(chǔ)上增加資本密集度這一控制變量，也分別是僅控制企業(yè)固定效應(yīng)并加入Post02及同時(shí)控制企業(yè)-年份固定效應(yīng)的結(jié)果?？紤]到企業(yè)的財(cái)務(wù)政策可能也會(huì)影響企業(yè)參與國(guó)際貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)的行為，第(4)列和第(7)列進(jìn)一步增加企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率這一控制變量，仍分別是僅控制企業(yè)固定效應(yīng)并列入Post02和同時(shí)控制企業(yè)-年份固定效應(yīng)的結(jié)果。第(2)至第(4)列和第(5)至第(7)列增減控制變量前后主要變量的回歸結(jié)果并未大幅度改變，表示基準(zhǔn)模型的設(shè)定是比較合理和穩(wěn)健的。第(5)至第(7)列相較第(2)至第(4)列交叉項(xiàng)系數(shù)的估計(jì)系數(shù)變小且顯著性略有下降，這意味著政策實(shí)施后貿(mào)易政策不確定性下降導(dǎo)致的企業(yè)全球價(jià)值鏈地位上升可能具有短期性和一過(guò)性的特征。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

DID模型的基準(zhǔn)回歸結(jié)果顯示，外部貿(mào)易政策不確定性下降會(huì)顯著提升企業(yè)全球價(jià)值鏈分工地位，與本文設(shè)定模型的假設(shè)是一致的?？赡艿脑蛟谟冢阂环矫尜Q(mào)易政策不確定性下降意味著更為寬松的國(guó)際投資及貿(mào)易環(huán)境，因而企業(yè)會(huì)面臨更低的外部交易成本；另一方面是貿(mào)易政策不確定性(屬于環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)的一種)的變化會(huì)影響企業(yè)的財(cái)務(wù)、投資、生產(chǎn)、銷(xiāo)售等一系列行為，企業(yè)在外部風(fēng)險(xiǎn)降低時(shí)傾向于借助外界環(huán)境的優(yōu)勢(shì)，采取擴(kuò)張性的財(cái)務(wù)和投資決策來(lái)加速發(fā)展。已有的研究表明貿(mào)易政策不確定性的下降確實(shí)會(huì)促使企業(yè)減少儲(chǔ)蓄[14]、增加進(jìn)口[19]、加速創(chuàng)新[38]，也間接證實(shí)了上述解釋。另外，Post02的系數(shù)顯著為負(fù)的情況下交叉項(xiàng)依然顯著為正，這更加佐證了貿(mào)易政策不確定性下降的影響是顯著且穩(wěn)健的。

基于控制變量的回歸結(jié)果來(lái)分析如下：首先企業(yè)規(guī)模的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)張也往往伴隨著企業(yè)GVC的提升；企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率與GVC顯著正相關(guān)，因?yàn)槠髽I(yè)生產(chǎn)率越高越能在國(guó)際貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)中處于優(yōu)勢(shì)地位，進(jìn)而有更高的GVC水平；出口密集度越高GVC水平越高，表示參與國(guó)際貿(mào)易的程度更高則更能適應(yīng)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)而處于有利地位；企業(yè)年齡與GVC正相關(guān)，這可能是由于企業(yè)存在的時(shí)間越長(zhǎng)更能適應(yīng)外部環(huán)境，人員培訓(xùn)等內(nèi)部組織因素更容易感知并適應(yīng)新的復(fù)雜的國(guó)際環(huán)境(邱斌等研究證實(shí)了人力資本積累對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響效應(yīng)[39])；資本密集度越低反而GVC更高，說(shuō)明固定投資占用大量資金的發(fā)展方式不利于企業(yè)參與全球價(jià)值鏈競(jìng)爭(zhēng)；資產(chǎn)負(fù)債率與GVC負(fù)相關(guān)，表示穩(wěn)健的財(cái)務(wù)政策更有利于企業(yè)提升GVC地位，這可能是因?yàn)槊鎸?duì)更加復(fù)雜的國(guó)際貿(mào)易環(huán)境，企業(yè)降低內(nèi)部風(fēng)險(xiǎn)才能更好的應(yīng)對(duì)外部風(fēng)險(xiǎn)。

(二)DID設(shè)定的有效性檢驗(yàn)

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)及動(dòng)態(tài)效應(yīng)

前述DID模型的基準(zhǔn)回歸結(jié)果有效的前提是要求處理組與對(duì)照組在政策沖擊之前必須具有相同的發(fā)展趨勢(shì)。如果不滿足這一條件，那么交叉項(xiàng)系數(shù)α就不完全是真實(shí)的政策效應(yīng)，其中還包含了處理組和對(duì)照組本身差異的影響。本文將政策實(shí)施前的2000年作為缺省比較組來(lái)檢驗(yàn)處理組與對(duì)照組企業(yè)GVC變化在加入WTO之前是否滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。表3的第(1)列顯示了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)的結(jié)果，可以看出在中國(guó)加入WTO之前年份的交叉項(xiàng)系數(shù)不顯著，也就是說(shuō)，在中國(guó)加入WTO之前貿(mào)易政策不確定性變化對(duì)處理組和對(duì)照組的影響趨勢(shì)是基本一致的，因此平行趨勢(shì)假設(shè)是滿足的。

從動(dòng)態(tài)效應(yīng)來(lái)看，2002年之后連續(xù)五年的交差項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，2007年之后的交叉項(xiàng)系數(shù)則不顯著(為簡(jiǎn)潔起見(jiàn)，表中未展示2007年及以后結(jié)果)。也就是說(shuō)，在中國(guó)加入WTO之后，TPU下降對(duì)企業(yè)GVC的提升效應(yīng)是短期顯著的，而在長(zhǎng)期這一提升效應(yīng)逐漸消退或被其他因素沖散。這進(jìn)一步證實(shí)了前文對(duì)于TPU影響效應(yīng)可能具有短期性和一過(guò)性的猜測(cè)。

2.安慰劑檢驗(yàn)

在基準(zhǔn)回歸中，基本假設(shè)是政策沖擊伴隨的TPU的變化導(dǎo)致了企業(yè)GVC的變化；而加入WTO之前，TPU的變化很小因此企業(yè)GVC的變化“也應(yīng)該”很小。因此接下來(lái)使用2002年之前的數(shù)據(jù)進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，表3的第(2)列為估計(jì)結(jié)果，變量TPU的估計(jì)系數(shù)為負(fù)但并不顯著。這一結(jié)果表明中國(guó)加入WTO前TPU與企業(yè)GVC水平確實(shí)無(wú)明顯的影響，證明本文所使用的DID模型回歸估計(jì)結(jié)果是可靠的。

3.預(yù)期效應(yīng)

本文繼續(xù)檢驗(yàn)政策干預(yù)的隨機(jī)性，也就是檢驗(yàn)企業(yè)GVC變化是否存在預(yù)期效應(yīng)。構(gòu)造政策沖擊前一年(2001年)的時(shí)間虛擬變量Year2001，并將TPU01×Year2001加入到基準(zhǔn)回歸模型中。表3的第(3)列報(bào)告了這一檢驗(yàn)結(jié)果，TPU01×Year2001回歸系數(shù)并不顯著，這表示政策沖擊前企業(yè)并沒(méi)有預(yù)先調(diào)整其參與全球價(jià)值鏈競(jìng)爭(zhēng)的行為，說(shuō)明將中國(guó)加入WTO作為外生的政策沖擊來(lái)評(píng)估TPU變化的政策效應(yīng)是合理的。

4.兩期DID估計(jì)

本文的基準(zhǔn)回歸模型是多期DID模型，多期DID估計(jì)可能存在序列相關(guān)性的問(wèn)題而導(dǎo)致結(jié)果不準(zhǔn)確，因此本文進(jìn)一步采用兩期DID模型來(lái)估計(jì)貿(mào)易政策不確定性下降帶來(lái)的GVC變化效應(yīng)并比較二者的基本結(jié)果是否一致。表3的第(4)列匯報(bào)了這一結(jié)果，交叉項(xiàng)系數(shù)顯著為正，進(jìn)一步證實(shí)了DID基準(zhǔn)回歸的結(jié)論：貿(mào)易政策不確定下降顯著促進(jìn)了企業(yè)GVC水平的提升。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文從三個(gè)維度進(jìn)行了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)(結(jié)果見(jiàn)表4)。首先，本文采用截取部分時(shí)間跨度的樣本來(lái)重復(fù)進(jìn)行DID回歸，隨機(jī)刪除加入WTO之后的一部分年份(例如2007、2008年)的數(shù)據(jù)并采用同樣的方式估計(jì)變量系數(shù)，這一結(jié)果顯示在表4第(1)列(本文也嘗試截取其他年份樣本，盡管交叉項(xiàng)系數(shù)的大小及穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤略有不同，但基準(zhǔn)回歸的基本結(jié)論是不變的)。然后，本文分別對(duì)被解釋變量和核心解釋變量選取了替代的度量方式進(jìn)行重復(fù)回歸。其中GVC水平的替代變量為企業(yè)在全球價(jià)值鏈中的上游參與度UPijyk，這一結(jié)果匯報(bào)在表4第(2)列；另將2000年的TPU指數(shù)作為對(duì)基準(zhǔn)回歸中2001年TPU指數(shù)的替代[19]，其計(jì)算方法與2001年TPU指數(shù)的方法一致，結(jié)果展示在表4第(3)列。最后，本文參考Liu和Qiu[40]的方法將產(chǎn)業(yè)層面的線性時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)(βjt)作為新的控制變量加入，結(jié)果匯報(bào)在表4第(4)列。以上四種穩(wěn)健性檢驗(yàn)的方法均獨(dú)立進(jìn)行，各列的估計(jì)結(jié)果均證實(shí)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表3 DID的有效性檢驗(yàn)

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(四)異質(zhì)性分析

本文首先依據(jù)企業(yè)所在省份，按東部、中部和西部地區(qū)來(lái)的企業(yè)分組來(lái)進(jìn)行異質(zhì)性分析，結(jié)果匯報(bào)在表5。結(jié)果顯示，貿(mào)易政策不確定性下降對(duì)東部地區(qū)企業(yè)的影響效應(yīng)更明顯，GVC水平提升幅度更大更顯著。這可能是因?yàn)闁|部地區(qū)的企業(yè)享有國(guó)內(nèi)政策、融資以及生產(chǎn)和投資方式等方面的優(yōu)勢(shì)，能夠更大程度地從外部貿(mào)易政策不確定性下降中獲得更多優(yōu)勢(shì)，接下來(lái)的異質(zhì)性分析也進(jìn)一步佐證了這一結(jié)果。

表5 異質(zhì)性分析1

接下來(lái)本文從外部融資約束的角度進(jìn)行異質(zhì)性分析，表6匯報(bào)了這一結(jié)果。具體地，本文首先取利息率的中位數(shù)來(lái)對(duì)企業(yè)進(jìn)行分組回歸，然后再根據(jù)政府補(bǔ)貼虛擬變量取0和1來(lái)進(jìn)行分組回歸。理論上來(lái)說(shuō)，有政府補(bǔ)貼和利息率較低意味著企業(yè)面臨的外部融資約束較寬松，融資成本較低，因此面對(duì)外部利好時(shí)更能迅速采取擴(kuò)張性的生產(chǎn)和投資策略，也意味著其相對(duì)的更能從貿(mào)易政策不確定性下降的外部?jī)?yōu)勢(shì)中獲利。從結(jié)果來(lái)看，面對(duì)加入WTO的沖擊時(shí)這類(lèi)企業(yè)的GVC水平提升的幅度更高，這與前面的理論解釋是一致的。

表6 異質(zhì)性分析2

最后本文根據(jù)企業(yè)貿(mào)易方式的不同，將樣本總體分為出口企業(yè)及非出口企業(yè)，并區(qū)分加工貿(mào)易、一般貿(mào)易與混合貿(mào)易企業(yè)進(jìn)行分析，這一結(jié)果匯報(bào)在表7中。出口企業(yè)直接面對(duì)國(guó)際市場(chǎng)，對(duì)TPU的變動(dòng)更敏感，理論來(lái)講其GVC水平提升的幅度應(yīng)該更大；實(shí)證分析顯示出口企業(yè)的交叉項(xiàng)系數(shù)估計(jì)結(jié)果與前述分析一致。另外，由結(jié)果發(fā)現(xiàn)，與單純加工貿(mào)易企業(yè)和一般貿(mào)易企業(yè)相比較，混合貿(mào)易企業(yè)回歸系數(shù)更大、結(jié)果更顯著。產(chǎn)生這一異質(zhì)性的原因可能是：混合貿(mào)易企業(yè)的經(jīng)營(yíng)范圍更廣，經(jīng)營(yíng)方式更靈活，因此面對(duì)TPU的下降其GVC水平提升的幅度更大更顯著。

表7 異質(zhì)性分析3

五、進(jìn)一步研究：貿(mào)易政策不確定性、產(chǎn)品質(zhì)量與企業(yè)全球價(jià)值鏈地位

前述研究表明，貿(mào)易政策不確定性下降確實(shí)顯著提升了企業(yè)的價(jià)值鏈地位，并且對(duì)于不同類(lèi)型的企業(yè)表現(xiàn)出異質(zhì)性影響。由于產(chǎn)品質(zhì)量(也受到TPU變化的影響[41])與決定企業(yè)GVC的出口國(guó)內(nèi)附加值率密切相關(guān)[42-43]，本文接下來(lái)從產(chǎn)品質(zhì)量角度考察貿(mào)易政策不確定性如何影響企業(yè)的GVC水平，又為何在不同類(lèi)型的企業(yè)間表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性特征。產(chǎn)品質(zhì)量的測(cè)算方法參考Khandelwal等[44]和施炳展和曾祥菲[45]的測(cè)算方法，首先計(jì)算HS六位碼層面產(chǎn)品質(zhì)量，然后以單筆交易額為權(quán)重將其加總到企業(yè)層面。

在這一部分，我們首先貿(mào)易政策不確定性如何影響產(chǎn)品質(zhì)量。我們建立了估計(jì)式(5)來(lái)進(jìn)行分析，并將產(chǎn)品質(zhì)量從兩個(gè)維度加以區(qū)分，這一結(jié)果匯報(bào)在表6-1中。在式(5)中，除因變量Qualfit表示產(chǎn)品質(zhì)量外，等式右邊所有變量及其表示都與式(1)相同；TPU01×Post02t系數(shù)α的回歸結(jié)果表示政策沖擊前后TPU變化對(duì)企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生的影響效應(yīng)。

Qualfit=λf+α·TPU01×Post02t+θ·Xfit+δt+εit

(5)

表8結(jié)果顯示，進(jìn)口中間品質(zhì)量、出口產(chǎn)品質(zhì)量(不管是否剔除資本品)都隨貿(mào)易政策不確定性下降而顯著降低。這一結(jié)果與蘇理梅等[39]的研究結(jié)論是一致的，原因可能在于：在貿(mào)易政策不確定性下降后的一段時(shí)間內(nèi)，一些原來(lái)不具備出口能力的提供低質(zhì)量產(chǎn)品的企業(yè)進(jìn)入市場(chǎng)，同時(shí)現(xiàn)有的存續(xù)企業(yè)為迎合外部利好而擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模的同時(shí)難以保證產(chǎn)品質(zhì)量，因此總體的企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量將會(huì)降低；而產(chǎn)品質(zhì)量降低又進(jìn)一步倒逼企業(yè)壓縮生產(chǎn)成本，導(dǎo)致進(jìn)口中間品質(zhì)量降低。

表8 TPU與分類(lèi)型產(chǎn)品質(zhì)量

接下來(lái)我們將上述產(chǎn)品質(zhì)量加入到基準(zhǔn)回歸中，進(jìn)一步探索貿(mào)易政策不確定性對(duì)企業(yè)GVC水平的影響機(jī)制，回歸方程式如式(6)所示。為考察貿(mào)易政策不確定性下降通過(guò)產(chǎn)品質(zhì)量對(duì)企業(yè)GVC水平的間接影響程度，回歸不僅包含了政策實(shí)施虛擬變量Post02t、分組虛擬變量TPU01以及政策實(shí)施效應(yīng)TPU01×Post02t，還同時(shí)包含了產(chǎn)品質(zhì)量。這一回歸結(jié)果匯報(bào)在表9中。

GVCfit=λf+α·TPU01×Post02t+β·Qualfit+θ·Xfit+δt+εit

(6)

表2與表8、表9的回歸結(jié)果共同顯示了不同維度的產(chǎn)品質(zhì)量如何傳遞貿(mào)易政策不確定性下降的政策效應(yīng)。首先，表9第(1)列TPU01×Post02t系數(shù)顯著為正，同時(shí)進(jìn)口中間品質(zhì)量Qualfit系數(shù)顯著為正而表8第(1)列TPU01×Post02t系數(shù)顯著為負(fù)，表明TPU下降導(dǎo)致的進(jìn)口中間品質(zhì)量下降會(huì)部分遮掩TPU下降對(duì)企業(yè)GVC水平的提升效果，間接效應(yīng)與直接效應(yīng)的絕對(duì)值之比為0.2371。接下來(lái)由于表8中第(2)列全部進(jìn)口產(chǎn)品質(zhì)量的TPU01×Post02t系數(shù)估計(jì)結(jié)果不顯著，故先采用Bootstrap法檢驗(yàn)直接(Z=6.15，P=0.000)和間接效應(yīng)(Z=0.75，P=0.456)是否顯著，這意味著當(dāng)考慮全部進(jìn)口產(chǎn)品質(zhì)量時(shí)，TPU下降導(dǎo)致進(jìn)口產(chǎn)品質(zhì)量下降的間接效應(yīng)不顯著并且TPU下降對(duì)企業(yè)GVC水平的直接提升效果較顯著。最后，表9第3至第4列TPU01×Post02t系數(shù)顯著為正，同時(shí)出口中間品質(zhì)量和全部出口產(chǎn)品質(zhì)量Qualfit系數(shù)顯著為負(fù)而表8第3至第4列TPU01×Post02t系數(shù)顯著為負(fù)，這表示TPU下降通過(guò)降低出口中間品質(zhì)量和全部出口產(chǎn)品質(zhì)量的方式間接提升了企業(yè)的GVC水平，這一中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例分別為24.13%和8.85%。

表9 TPU、產(chǎn)品質(zhì)量與企業(yè)GVC

上述結(jié)果表明，企業(yè)面對(duì)TPU下降而擴(kuò)大生產(chǎn)忽視產(chǎn)品質(zhì)量的行為在短期內(nèi)通過(guò)產(chǎn)品質(zhì)量下降而獲利，促進(jìn)了企業(yè)GVC水平的提升；但產(chǎn)品質(zhì)量下降會(huì)使企業(yè)在國(guó)際市場(chǎng)上失去價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力而不得不壓縮成本，又通過(guò)進(jìn)口中間品質(zhì)量下降而部分抵消了企業(yè)獲利，從長(zhǎng)期來(lái)看肯定不利于企業(yè)發(fā)展和GVC水平的提升。因此，外部環(huán)境利好能否帶來(lái)企業(yè)整體競(jìng)爭(zhēng)力的提升，短期來(lái)看主要取決于企業(yè)能否迎合環(huán)境變化而迅速擴(kuò)張，長(zhǎng)期來(lái)看則更依賴(lài)于企業(yè)的優(yōu)質(zhì)生產(chǎn)和定價(jià)策略，在提升產(chǎn)品質(zhì)量同時(shí)采取高質(zhì)量進(jìn)口的成本策略。

這部分研究結(jié)果為前文異質(zhì)性分析的結(jié)論提供了進(jìn)一步的證據(jù)。面對(duì)加入WTO這一政策利好，能夠迅速做出反應(yīng)的企業(yè)從中得到的好處更大。比如，利息成本較低、有政府補(bǔ)貼等有更好資金支持的企業(yè)，長(zhǎng)期出口因而適應(yīng)國(guó)際市場(chǎng)的企業(yè)，既從事一般貿(mào)易又從事加工貿(mào)易的企業(yè)，以及固定資金占用較少的企業(yè)，這類(lèi)企業(yè)由于能夠迅速改變投入、生產(chǎn)或銷(xiāo)售而從政策利好中獲益，其GVC水平提升較顯著；相反的，不能迅速以自身優(yōu)勢(shì)來(lái)迎合市場(chǎng)潮流的企業(yè)，其GVC水平的提升效應(yīng)不顯著。

六、結(jié)論與政策建議

本文基于2000—2013年中國(guó)制造業(yè)企業(yè)層面的數(shù)據(jù)來(lái)構(gòu)造相關(guān)變量，采用DID模型研究了中國(guó)加入WTO前后貿(mào)易政策不確定性變化對(duì)企業(yè)層面全球價(jià)值鏈分工地位的影響效應(yīng)，并結(jié)合產(chǎn)品質(zhì)量的實(shí)證分析深入研究了這一影響的作用機(jī)制?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果顯示，貿(mào)易政策不確定性變化對(duì)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)全球價(jià)值鏈分工地位有明顯的負(fù)向影響，貿(mào)易政策不確定性下降顯著提升了企業(yè)的全球價(jià)值鏈地位。異質(zhì)性分析結(jié)果表明：從企業(yè)所在經(jīng)濟(jì)區(qū)域角度來(lái)看，東部地區(qū)的企業(yè)相較于中西部地區(qū)的企業(yè)，貿(mào)易政策不確定性下降對(duì)企業(yè)全球價(jià)值鏈地位的提升效果更顯著；從融資約束角度來(lái)看，外部融資約束較松、融資成本較低的企業(yè)，貿(mào)易政策不確定性下降對(duì)企業(yè)價(jià)值鏈地位的提升效應(yīng)越顯著；從貿(mào)易方式來(lái)看，出口企業(yè)相較于非出口企業(yè)，混合貿(mào)易企業(yè)相較于加工貿(mào)易企業(yè)和一般貿(mào)易企業(yè)，在貿(mào)易政策不確定性下降時(shí)企業(yè)價(jià)值鏈地位的提升幅度更大更顯著。

進(jìn)一步的機(jī)制分析解釋了上述結(jié)果產(chǎn)生的內(nèi)在原因。首先，從整體而言，加入WTO是一個(gè)外部政策利好變化，它意味著貿(mào)易政策不確定性的下降，并由此帶來(lái)外部交易及信息等成本的降低，因此整體的企業(yè)全球價(jià)值鏈地位得到了明顯的提升。其次，貿(mào)易政策不確定性下降對(duì)不同類(lèi)型企業(yè)的異質(zhì)性影響表明，那些迅速以自身優(yōu)勢(shì)迎合外部風(fēng)險(xiǎn)降低或迅速借助外部政策利好來(lái)改變自身劣勢(shì)的企業(yè)更能從貿(mào)易政策不確定性下降中獲利，其價(jià)值鏈地位提升幅度更大更顯著。最后，貿(mào)易政策不確定性作為外部因素其影響具有短期性和一過(guò)性，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，在提高進(jìn)口中間品質(zhì)量和提升企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的同時(shí)提升在國(guó)際市場(chǎng)上的議價(jià)能力，是我國(guó)制造業(yè)企業(yè)全球價(jià)值鏈地位提升的內(nèi)在動(dòng)力。