国内市场分割与出口国内附加值率——兼论贸易开放度和贸易政策不确定性的调节效应

张 泽 义 周 玉 琴

(重庆师范大学 经济与管理学院，重庆 401331)

一、引言

20世纪80年代以来，全球价值链主导下的国际分工模式发生了实质性变化，即产品间分工向产品内分工转变。与传统国际分工不同，现代国际分工更加注重和强调价值链边界，其范围不仅仅局限于产品的生产或制造环节，而且包含一系列的产品增值环节(设计、研发、制造、组装、销售等)。各个国家不再关注于某种产品，而是产品价值链的某个环节，价值链扩散到全球范围，在其进行空间分割，产品不再由一国单独完成，而是由多国协作生产。1978年改革开放以来，我国凭借劳动力资源优势，参与到由跨国公司和国际大买家推动的全球化生产和贸易体系中，并快速成为“世界工厂”。但是我国出口的快速增长备受批评(Gereffi and Lee，2012)[1]，认为我国利用劳动力优势，挤占了其他国家的出口能力(Koopman et al.，2012)[2]。我国成为遭受反倾销调查最多的国家和反补贴调查最多的国家。但实际上，我国依然处于全球价值链的低端，成为发达国家的国际大买家和跨国公司控制下的低附加值产品和中间产品的生产基地(刘维林，2021)[3]。根据出口数据显示，我国从出口一台苹果手机获得的实际价值仅为其价格的1.8%左右(Kraemer et al.，2011)[4]。党的十九大报告将“促进我国产业迈向全球价值链中高端”作为重要目标之一，如何嵌入全球价值链高端环节，便成为亟待解决的问题(洪俊杰和商辉，2019)[5]。并且随着全球金融危机、中美贸易摩擦和新冠肺炎疫情等国际因素导致逆全球化盛行，从而使得全球价值链经历不断深化和重塑，为我国国际分工地位的提升带来了机遇(汤铎铎等，2020)[6]。那么是什么因素造成了我国较低的出口国内附加值，分析其原因对于正确认识我国在国际分工中的地位显得尤为重要，可为我们在百年未有之大变局中实现价值链攀升提供思路。

就此领域，学界已从多个方面探讨和实证检验了出口国内附加值率的影响因素。Upward et al.(2013)[7]运用中国企业数据研究表明，影响我国出口国内附加值率的因素包括贸易方式、企业的所有制类型以及要素密集度。Johnson and Noguera(2014)[8]运用跨国家的面板数据，研究认为贸易成本是影响出口附加值的主要原因。Kee and Tang(2016)[9]测算了我国出口国内附加值，并分析了汇率水平、生产国内中间投入品的企业关税和外商直接投资对出口国内附加值的影响。张杰等(2013)[10]实证研究表明，外商直接投资是推动我国出口国内附加值率提升的重要原因之一，尤其是加工贸易和外资企业，另外对发展中国家和新兴国家的出口也是重要的促进因素。樊秀峰和程文先(2015)[11]的研究也支持了这一结论。而唐宜红和张鹏杨(2017)[12]的研究却得出了不同的结论，发现从全球价值链的嵌入机制看，外商直接投资对出口国内附加值的影响并不显著，这是因为外商直接投资对出口中本行业和其他行业的国内附加值存在相反的影响。李胜旗和毛其淋(2017)[13]研究了上游垄断对下游企业出口国内附加值的影响，研究发现，上游垄断会明显降低下游企业的出口国内附加值率，特别是一般贸易和本土企业。许和连等(2017)[14]分析了制造业投入服务化对企业出口国内附加值率的影响及其机制，发现我国制造业投入服务化与企业出口国内附加值率之间是U型关系，其关系会因贸易类型、技术水平、地区、所有制类型和中间要素投入的不同而呈现差异。邵朝对等(2020)[15]研究认为，服务业对外资的开放会显著地提升我国的出口国内附加值率。还有一些学者分别从贸易自由化(彭冬冬和杜运苏，2016)[16]、融资约束(邵昱琛等，2017)[17]、国家政策(刘玉海等，2020)[18]等其他方面探讨了其影响因素。从现有文献看，大多数文献都是从外资、贸易、企业自身的角度进行考察，很少有文献从国内市场体制方面分析我国出口国内附加值率低的原因。

一个值得关注的现象是，虽然我国逐步从计划经济转变为市场经济，区域间要素流动性加强，地区间合作不断增加，但是地区间的壁垒没有因市场经济改革而逐渐消失，地方保护主义现象较为严重，与国际贸易壁垒相比，国内市场分割现象更为严重(Young，2000)[19]。市场分割对国际贸易影响的研究也得到了一些学者的关注(朱希伟等，2005；[20]张杰等，2010；[21]张艳等，2014；[22]刘信恒，2020[23])。然而很少有学者从市场分割角度去解释我国处于全球低端价值链上的原因。事实上，我国企业低端价值链“锁定”有其深刻的市场体制成因。在经济全球化背景下，基于要素禀赋的传统比较优势被市场一体化及其规模收益递增效应所取代，成为决定一个国家在全球价值链中的地位的重要因素(Krugman，1991)[24]。国内市场分割使得企业不能充分有效利用国内市场需求(朱希伟等，2005)[20]，而以垄断竞争和规模报酬递增为基础的新经济地理学理论认为，正是由于区域之间的需求关联效应，企业得以同时利用本地市场和外围市场，发挥规模经济效应，提高其生产效率，并通过出口贸易获利。因而，市场分割导致地区间需求关联效应无法发挥，成为阻碍企业出口附加值提升的重要原因。并且，市场分割会使企业倾向于进入国际市场来替代国内市场(张杰等，2010)[21]，在对外开放新格局的背景下，外资企业的大量引进加剧了这一趋势，进入国际市场的部分企业会因核心竞争力较低，被牢牢压制在价值链低端。因此，基于市场分割探讨企业出口附加值及其影响机理，对破解低端价值链“锁定”并实现价值链攀升具有较强的理论和现实意义。

与已有文献相比，本文可能的边际贡献在于：(1)将市场分割引入企业生产决策过程，构建模型研究国内市场分割对本地企业出口国内附加值率的影响。(2)本文尝试从微观企业的角度探究其影响，对中国工业企业数据和海关进出口数据的影响及其作用机制进行实证检验，使得研究更具可靠的数据支持。(3)利用中介效应模型考察市场分割降低企业出口国内附加值率的影响机制，从而更加深入地认识市场分割与企业出口国内附加值的关系。(4)进一步分别从对外开放和贸易政策两个角度，检验和分析贸易开放程度和贸易政策不确定性在国内市场分割和出口国内附加值率关系中的调节效应，为当前我国国内国际双循环新发展格局下如何加快推进制造业强国速度提供有益的经验证据。

二、理论模型和研究假说

本文将市场分割引入到Melitz(2003)[25]的分析框架，构建一个局部均衡模型，考察市场分割对出口国内附加值率的影响。

假定企业在完全竞争市场条件下生产单一同质产品，且企业使用中间产品，连同劳动力和资本进行生产。其生产函数采用扩展的D-S形式：

Y=ALαKβMγα,β,γ>0,α+β+γ=1

(1)

其中，Y表示企业生产产量，A>0表示生产技术参数。L表示投入劳动力总量，K表示投入资本数量，M表示投入的中间产品数量。在这里本文将中间产品M分为两部分，一是从国内其他区域购买的中间投入品Md，二是从国外进口的中间投入品Mf，并将其定义为：

(2)

其中δ表示国内和国外中间投入品的替代弹性(δ>1)。假定中间投入品的运输遵循冰山运输成本，pvf是进口中间产品v的出厂价，τf是国家间单位中间产品的运输成本，则从国外进口中间投入品v的到岸价格为eτfpvf。本文考虑国内市场存在市场分割的情形，故在此假定从国内其他区域购买中间投入品也存在冰山运输成本，因此，同理pud是国内中间产品u的出厂价，τd是国内区域间单位中间产品的运输成本，代表了国内市场的分割程度，其值越大，说明国内市场的分割程度越严重。故企业从国内其他区域购买中间投入品u的到岸价格为eτdpud。根据(2)式可得到中间投入产品的价格PM，即：

(3)

假设劳动力的价格即工资为w，资本的价格为r，则企业的成本函数可表示为：

C=wL+rK+PMM

(4)

企业的目标是在约束条件即ALαKβMγ≥Y下，使得要素投入的成本最小化。依次对L、K、M求偏导，并令其等于0，根据一阶条件，整理得到：

(5)

将(5)式带入(4)可得到企业的成本函数，即

(6)

根据(5)式和(6)式，可得到

(7)

企业中间投入品最优决策可转化为如下的成本最小化问题：

(8)

对(8)式求解，可得到：

(9)

根据出口国内附加值率的定义，并结合(7)(9)式，可将其表示为：

(10)

(11)

(11)式对τd求偏导，整理得到：

(12)

假说1：国内市场分割程度的上升会阻碍出口的国内附加值率的提高。

本文接下来将进一步考察市场分割对企业出口国内附加值率的作用机制。本文认为市场分割主要通过成本和技术创新两个渠道影响企业出口国内附加值率。

1.成本效应。国内市场分割会导致省份间不合理的资源要素配置，阻碍非本地市场的生产要素流入本地市场，国内省份间贸易成本上升，企业从国内其他地区购买的中间投入产品的价格会上升，增加了本地企业的生产成本。企业成本的大幅度上升导致企业出口国内附加值率的降低(许和连等，2017)[14]。同时这也会引起进口中间品与国内中间品相对价格的下降，根据(11)式可知∂DVAR/∂(eτfPf/eτdPd)>0，企业出口国内附加值率会因此降低。另外从国内购买中间投入产品的成本上升，企业会相应地从国外进口更多的中间产品，这同样会降低企业出口国内附加值率。因此市场分割会通过影响企业成本来降低出口国内附加值率。

2.技术创新效应。国内的市场分割现象会带来严重的地方保护主义，形成以邻为壑的“诸侯经济”局面，从而阻碍企业进行研发创新的动力。地方保护主义通过改变企业创新收益函数和扭曲企业的创新行为，降低企业技术创新的预期收益，从而减少企业创新活动的投入，削弱企业的创新动力。市场需求是刺激创新活动的动力来源之一(Young，1993)[26]，市场分割限制了地区间产品流动，影响本国市场需求空间的规模和结构，从而阻碍了企业的由本土市场需求所引致的创新能力的发挥。在开放经济的条件下，虽然企业可以通过国际贸易来开拓国外市场需求，以此缓解国内市场分割导致的国内市场需求改变对企业研发创新的不利影响。但是从我国的实际情况来看，我国企业凭借劳动力和自然资源等低级要素禀赋优势，以代工的方式进入国际的低端需求空间，切入到由发达国家控制的全球价值链的低端环节。同时，发达国家通过技术标准、专利等方式将我国企业“俘获”和“锁定”在低端价值链上，并不会给我国本土企业的创新活动创造需求刺激空间。这是导致我国企业创新能力的“集体缺失”的根本原因之一。企业创新研发投入的减少和创新能力的下降，会导致国内市场所提供的中间投入品的减少，从而会降低企业出口国内附加值率。另外，国内市场中间投入品供应的减少会降低进口中间品与国内中间品的相对价格，这也会降低出口国内附加值率。因此市场分割通过技术创新渠道降低企业出口国内附加值率。基于此，本文提出如下假说：

假说2：国内市场分割通过提高企业成本和抑制研发创新降低企业的出口国内附加值率。

三、计量模型设定与数据说明

(一)计量模型建立

基于以上理论分析，本文建立如下的基本计量模型：

DVARijkt=β0+β1SEGit+β2Xijkt+λi+λj+λt+εijkt

(13)

其中，i代表省份，j代表行业，k代表企业，t代表年份，DVARijkt代表i省份j行业k企业t年的出口国内附加值率，SEGit代表i省份t年的市场分割指数，Xit为影响出口国内附加值率的一系列控制变量的集合，λi、λj、λt分别表示省份、行业和年份的控制因素，εijkt表示随机误差项。

(二)数据说明及来源

1.出口国内附加值率(DVAR)。出口国内附加值率的测算主要有两种方法，一是运用投入产出表的方法(Hummel et al.，2001；[27]Koopman et al.，2012；[2]Johnson and Noguera，2012；[28]唐宜红和张鹏杨，2017[12])；二是基于微观数据的测算方法(Upward et al.，2013；[7]张杰等，2013[10]；邵朝对等，2020[15])。由于第一种方法是基于行业层面的测算，与本文的微观企业数据不符，本文借鉴Upward et al.(2013)[7]、张杰等(2013)[10]的方法。首先是区分贸易方式，将样本按照贸易方式分为一般贸易、加工贸易和混合贸易。然后，识别进口中间投入品，根据BEC的产品分类，进口产品可分为中间投入品、消费品和资本品，加工贸易和一般贸易企业的进口产品的用途有所不同。比如加工贸易企业的进口产品均作为中间投入品，而一般贸易企业的进口产品除了作为中间投入品外，还可以作为资本品或消费品。因此需要识别一般贸易企业进口的中间投入品。最后，考虑贸易代理商问题。将企业中包含“进出口”“经贸”“贸易”“科贸”“外经”等的企业认为是中间贸易商。出口国内附加值率的计算公式如下：

(14)

(15)

DVAR3=w1DVAR1+w2DVAR2

(16)

3.控制变量。企业的一些自身特征也会对出口国内附加值率产生影响，结合相关理论和已有文献的研究，在基本回归模型中加入以下控制变量：①企业规模(size)，用企业从业人数来衡量，并取对数进入回归方程。②企业年龄(age)，用当年年份减去企业成立年份来表示。③企业的固定资产规模(asset)，用企业固定资产总额来衡量，并以对数形式进入估计方程。④市场集中度(HHI)，用赫芬达尔-赫希曼指数来表示，计算公式为HHIjt=∑k∈Φj(skt/Sjt)2，其中skt表示k企业t年的销售额，Sjt表示j行业t年的总销售额，计算过程中行业采用两分位。该数值越小，说明国内市场竞争程度越高。⑤要素密集度(KL)，用资本与劳动之比来衡量，资本用企业固定资产净值余额来表示，并用2000年固定资产投资价格指数进行平减，劳动用企业从业人员数来表示，将两者的比值取对数进入估计方程。⑥平均工资(wage)，将企业应付工资总额除以企业从业人员数得到平均工资，并将其对数化。

本文所使用的企业微观数据主要来源于2000—2014年中国工业企业数据库和中国海关进出口贸易数据库，选取的研究对象为制造业企业。根据研究目的，需要将两个数据库的数据进行合并，在合并前先剔除其中的异常值和缺失值，比如总固定资产或流动资产大于总资产的企业、企业编码缺失等；然后根据Upward et al.(2013)[7]、戴觅等(2014)[38]的方法，从两个方面对数据进行合并整理，一是以企业名称和企业年份作为识别条件对两个数据库的数据进行匹配，二是采用企业邮政编码和电话号码后七位，进一步对数据进行匹配合并。

四、实证结果分析及其讨论

(一)基准回归结果

通过F检验、Hausman检验进行面板数据模型选择，F检验结果显示均应拒绝混合回归模型；根据Hausman检验，固定效应模型均优于随机效应模型。在基准回归中，通过逐步添加解释变量的方法来观测实证结果的稳健性。回归结果如表1所示。表1中模型1仅考虑了市场分割变量，其系数为负，并通过1%的显著性水平检验，说明市场分割阻碍了企业出口国内附加值率的提高；模型2—模型7，在此基础上逐步加入控制变量，虽然市场分割变量的估计系数的绝对值出现小幅波动，呈下降趋势，但其系数仍为负且在1%水平上显著，说明在控制了其他影响因素后，市场分割对企业出口国内附加值率仍产生了显著的不利影响。因此上述实证结果较好地验证了本文理论模型所得出的结论。

对于控制变量而言，表1结果显示，企业规模的系数为正且显著，说明大企业的出口国内附加值率相对高，可能因为大企业较高的话语权，使得进口的中间投入品价格相对较低，同时其出口产品也具有相对的优势。企业年龄的系数显著地为正，表明企业成立时间越长，其出口国内附加值率会相对较高。企业固定资产规模的系数大于0且显著，说明企业固定资产规模的增加有利于提升其出口国内附加值率。市场集中度的系数为负且通过显著检验，说明市场垄断不利于出口国内附加值率的提升。要素密集度的系数为正且显著，表明企业要素密集度越高，其出口国内附加值率越高。平均工资的系数不显著，说明平均工资对企业出口国内附加值率并没有产生显著影响。

表1 全样本基准回归结果

(二)不同贸易类型和行业类型的比较分析

本文根据企业贸易类型的不同，将研究样本中的企业分为一般贸易企业、加工贸易企业和混合贸易企业，考察国内市场分割对不同贸易类型企业出口国内附加值率的影响。其回归结果见表2模型8—10。从具体的回归结果可知，市场分割对一般贸易企业出口国内附加值率的负面影响最大，对混合贸易的影响次之，对加工贸易企业的不利影响最小。这可能与不同贸易类型企业的投入产品结构有关，我国加工贸易依托于廉价的劳动力和资源优势得到了迅速发展，市场分割对其的影响就会相对较小。而一般贸易企业生产所需的中间投入品大部分是从国内市场购买，受国内市场分割的影响便较大。

企业在要素密集度方面的差异决定了其在参与全球经济活动中所处的地位不同，市场分割对其产生的影响也会有所不同。因此本文将研究样本分为劳动密集型企业、资本密集型企业和技术密集型企业，分析不同要素密集度的企业受市场分割影响的差异性。相应的估计结果见表2模型11—13。从结果可知，市场分割对资本和技术密集型企业出口国内附加值率的不利影响较大，对劳动密集型企业的影响相对较小。劳动密集型企业通常是从国外进口中间产品，与当地的廉价劳动力资源相结合，进行加工组装等，与资本和技术密集型企业相比，从国内其他区域购买中间投入品的需求并不太大，因此市场分割对其的影响就会相对较小。

表2 分不同贸易类型和行业类型的回归结果

(三)稳健性检验

1.市场分割的另一种度量

如前所述，在测算市场分割时，将其范围扩展到整个国内市场。为了与本文上述测算结果形成修正和参照，本文采用陆铭和陈钊(2009)[36]方法，即国内市场分割的测算仅考虑相邻省市的情形，从而对结果进行稳健性检验，结果如表3模型14所示。只考虑邻近省份价格波动的情况下，市场分割的系数仍为负且显著，说明回归结果是稳健的。与本文使用的市场分割指标相比，其系数的绝对值相对较小，表明仅考虑相邻省份的市场分割对企业出口国内附加值率的影响存在一定的低估。

2.企业出口国内附加值率的延续性

考虑到企业出口国内附加值率可能具有的延续性特征(张杰等，2013)[10]，为了捕捉这一“惯性”特征，分析其余未考虑的因素，在基本模型(13)式的基础上引入出口国内附加值率的滞后一期项DVARijk,t-1。本文采用GMM估计法对扩展的动态面板模型进行估计，并分别采用差分GMM和系统GMM两种方法，将DVARijk,t-1、SEGit视为内生变量，并其两阶及更高阶的滞后项作为工具变量，其估计结果见表3模型15和16。相关统计检验表明：扰动项自相关检验显示，随机误差项的差分存在一阶自相关，但不存在二阶自相关，故模型的随机误差项没有序列相关；过度识别的Sargan检验显示，应接受“所有工具变量均有效”的原假设，说明选择的工具变量是有效的。从动态面板的估计结果看，市场分割系数的符号并未发生变化且显著，其他控制变量的系数符号与基准模型的结果完全一致。因此，本文回归结果的稳健性较好。

3.内生性处理

由于被解释变量出口国内附加值率的维度是企业层面，而核心解释变量市场分割是省份层面，因此被解释变量与核心解释变量之间逆向因果导致的联立内生性问题的可能性较小。但是一些不可观测因素可能会影响市场分割和出口国内附加值率，在实际建模分析中又无法将全部影响因素引入模型，那么遗漏变量便被纳入到误差项中，如果遗漏变量与其他自变量相关，就会产生因遗漏变量引起的内生性问题。虽然本文在上述基准回归模型中控制了非观测的省份、行业和年份固定效应，能在一定程度上缓解遗漏变量导致的内生性问题。不过为了保证实证结果的稳健可信，本文使用工具变量法克服潜在的内生性问题，考虑到可能存在的异方差问题，本文使用广义矩估计(GMM)进行回归。工具变量的选择借鉴连玉君等(2008)的方法，本文使用市场分割的滞后一期作为工具变量。回归结果见表3模型17。结果显示，Kleibergen-Paap rk LM检验的P值为0，即拒绝工具变量识别不足的原假设。Kleibergen-Paap rk Wald F检验的统计量大于10%显著性水平下的临界值，即拒绝工具变量弱识别的原假设。检验结果说明工具变量的选择是有效的。根据模型17可知，市场分割的系数显著为负，即市场分割会降低企业出口国内附加值率，这一结论与表1是一致的，本文的实证结果得到进一步验证。

表3 稳健性检验回归结果

(四)机制检验

为检验上述两个影响渠道，本文将构建中介效应模型来揭示和验证其可能的机制途径，选取企业成本和企业技术创新能力作为中介变量，建立如下的中介效应模型的递归方程：

DVARijkt=β0+β1SEGit+β2Xijkt+λi+λj+λt+εijkt

(17)

Eijkt=α0+α1SEGit+α2Xijkt+λi+λj+λt+εijkt

(18)

DVARijkt=θ0+θ1SEGit+θ2Eijkt+θ3Xijkt+λi+λj+λt+εijkt

(19)

Eijkt表示中介变量，即分别是企业成本(COST)和技术创新能力(INNO)。其余符号的含义与前文相同。企业成本(COST)的衡量，借鉴刘斌和王乃嘉(2016)[39]的方法，采用企业管理费用、财务费用、主营业务成本、销售费用、主营业务应付工资总额和主营业务应付福利费的总和来衡量，并取自然对数进入估计方程。技术创新能力(INNO)用企业新产品销售额与企业总销售额的比重来度量。检验结果见表4。

表4 中介效应估计结果

表4中模型18是对(17)式的估计结果，与表1中模型7的结果相同。模型19是以企业成本为因变量的回归结果，结果显示，市场分割变量的系数为正且显著，说明市场分割明显增加了企业成本。模型20在基准模型中加入中介变量企业成本的回归结果，显示企业成本的系数为负且显著，说明企业成本越高，企业出口国内附加值率越低。因此市场分割通过提高企业成本而降低企业出口国内附加值率。模型21是以企业技术创新为被解释变量的回归结果，市场分割的系数显著小于0，说明市场分割会显著阻碍企业的技术创新。模型22在基准模型中加入中介变量企业技术创新的回归结果，结果表明企业的技术创新有利于提高企业的出口国内附加值率。因此市场分割通过抑制企业的创新研发而降低了企业出口国内附加值率。与基准模型18相比，分别加入中介变量的模型20和22，市场分割系数的绝对值均出现了不同程度的下降，同时加入企业成本和技术创新两个中介变量后，其系数的绝对值进一步下降，这说明企业成本的上升和技术创新能力的弱化是市场分割降低企业出口国内附加值率的可能渠道。

五、贸易开放度和贸易政策不确定性的调节效应

企业所在省份的地区贸易开放程度存在明显差异，不过，加入WTO以后为我国企业提供了一个较为稳定的贸易环境。但是党的十九届六中全会明确提出，世界正经历百年未有之大变局，国际贸易环境日益复杂和波动，不确定性因素明显增加。如2008年金融危机、英国脱欧、中美贸易摩擦、新冠肺炎疫情等，这在一定程度上无疑给我国企业带来了贸易政策的不确定性。那么国内市场分割对出口国内附加值率的影响是否会因为贸易开放程度的不同而存在差异，是否会随着贸易政策不确定性的变化而变化？因此将地区贸易开放程度、贸易不确定性与国内市场分割的交叉项引入到基准模型(13)中，得到以下的计量模型：

其估计结果如表5模型24和26所示。估计结果显示，贸易开放度和市场分割的交叉项的系数为负，且在1%的显著性水平下显著，说明贸易开放度高的地区，国内市场分割对企业出口国内附件值率的不利影响越小。其原因可能是对外开放程度的上升，使得企业的竞争压力增加，从而激励企业的研发和创新活动，提高企业的生产率和优化生产经营环节，这有助于扩大企业的生产范围，增加国内中间投入品的种类，国内中间投入品的相对价格会因其供给总量和种类的增加而下降，有利于提高出口国内附加值(毛其淋和许家云，2019)[42]，从而减小国内市场分割对出口国内附加值的不利影响。

贸易政策不确定性和国内市场分割的交叉项的系数大于0且显著，表明贸易政策不确定性降低会弱化国内市场分割对出口国内附加值率的负向影响。这主要是因为，贸易政策不确定性的降低，会带来竞争效应、技术创新效应和溢出效应(佟家栋和李胜旗，2015)[43]，这都将提升出口国内附加值，降低市场分割的负向作用。

表5 贸易开放程度和贸易不确定性调节效应的估计结果

六、结论及启示

本文在Melitz(2003)模型的基础上，将市场分割引入企业生产决策过程，研究国内市场分割对本地企业出口国内附加值率的影响。在此基础上采用中国工业企业数据和海关进出口数据，对其影响效应进行了实证检验，并就不同贸易类型和行业类型情形下的影响作了比较分析。之后进一步利用中介效应模型揭示其背后可能的影响渠道和机制。得出以下结论：(1)国内市场分割显著地阻碍了企业出口国内附加值率的提高，与理论模型得出的结论相一致，这一结论在采用修正的市场分割指标、考虑企业出口国内附加值率延续性，以及克服内生性问题后仍然成立。(2)从企业不同贸易类型来看，市场分割对一般贸易企业出口国内附加值率的负面影响比混合贸易和加工贸易要大，这可能与不同贸易类型企业的投入产品结构有关；从要素密集度方面的差异性来看，与资本和技术密集型企业相比，市场分割对劳动密集型企业的影响相对较小。(3)市场分割通过提高企业成本和抑制研发创新这两个渠道降低了企业的出口国内附加值率。(4)对外开放程度的提高和贸易政策不确定性的下降，都会降低市场分割对出口国内附加值率的不利影响。

尽管市场分割在一定程度上可能符合地方经济发展和地方政府官员的利益，但是在我国积极参与国际分工和融入全球价值链的背景下，国内市场分割会降低企业出口国内附加值率，严重损害我国企业的国际竞争力，不利于全球价值链地位的攀升。因此最重要的是打破市场分割：第一，统一、开放市场的建立需要地方政府和中央政府的通力合作。从观念上转变地方政府狭隘的地方保护主义，削弱“诸侯经济”带来的净收益，破除行政壁垒，从而减少地方政府进行地域分割的行为。转变地方政府的行政职能，减少政府干预，发挥市场在资源配置中的决定性作用，从制度上强化其建立开放市场的经济管理职能。中央政府需要在市场立法方面下大工夫，以立法的形式约束地方政府的行为，加强统一的市场监管，健全统一市场监管规制，强化统一市场监管执法，提升统一市场监管能力，遏制地方分割市场的行为。第二，加快建立统一的要素市场，要素自由流动是统一大市场建立的重要保障，引导土地、劳动力、资本、技术、数据等各类要素合理协同向优质高效领域流动。第三，实行统一的市场准入制度，对各类型企业实行统一、公平的有序竞争制度，规范不当市场竞争，清理各类地方保护主义和优惠政策，强化建立统一市场的制度基础。第四，对于不同贸易类型和行业类型的企业要采取针对性的措施。比如，重点关注一般贸易企业、资本和技术密集型企业在国际分工中的困境，采用与加工贸易、劳动密集型企业不同的差异性政策，消除国内市场分割对其的相对较大影响。第五，要坚定不移全面扩大开放，构建更开放的国内国际双循环，同时积极为企业创造一个稳定且长期的贸易环境，通过扩容升级双边经贸合作和加快推进“一带一路”倡议等来降低企业面临的不确定性因素，为迈向全球价值链的中高端创造良好的环境条件。