中间品贸易自由化如何影响中国企业出口波动？

彭书舟 张 胄

(中南财经政法大学，湖北 武汉 430073)

一、引言及文献综述

出口波动与一国经济发展有着非常密切的联系。当出口额增加(减少)时，出口企业会增加(减少)消费、投资和银行存款，并且通过乘数-加速数作用，将这些效应成倍转移到国内经济的其他部分。一旦这种增加与减少的交替变换表现得过于迅猛时，其形成的不良反应会给国家发展计划的平稳实施带来困扰(Macbean，1966；Massell，1970)。正因如此，保持出口稳定增长，一直是各国决策层追求的重要目标(1)以中国为例，政府工作报告已连续多年提出“稳外贸”的发展要求。比如2016年提出“努力稳定对外贸易”；2017年提出“促进外贸回稳向好”；2018年提出“巩固外贸稳中向好势头”；2019年提出“六稳”政策，“稳外贸”是其中之一；2020年提出“推进更高水平对外开放，稳住外贸外资基本盘”。。然而，平抑出口波动并非易事。由于会额外受到国际竞争、汇率变动以及消费者需求差异等因素的冲击，企业出口销售比国内销售往往具有更高的不稳定性(Vannoorenberghe，2012)。例如2007—2009年，中国制造业企业出口额的增长率分别为13.83%、11.2%和-28.92%，对应的内销增长率分别为16.42%、10.31%和14.28%(戴觅 等，2015)，二者均方差相差7.72倍。面对当前更加复杂的国际经贸环境，如何平抑企业出口波动，维持企业出口的稳定性，是一个值得深入研究的课题。

平抑出口波动需要先理解经济(或贸易)波动的形成根源。目前关于经济(或贸易)波动根源的观点可分为两类：一是来自需求冲击的后向传播(Di Giovanni et al.，2014；Herskovic et al.，2020)。Di Giovanni et al.(2014)基于法国微观数据研究发现，企业在每个目的地市场所面临的需求端冲击可以解释总销售波动率的68%。二是来自生产冲击的前向传播(Atalay，2017；Carvalho et al.，2021)，此观点从投入产出关联的角度出发，认为中间生产要素有序流动的中断是企业经济行为产生波动的重要原因。近年来，由于金融危机后遗症以及经贸环境不确定性激增等因素的影响，如何有效平抑企业出口波动引起了国内外学者们的广泛关注。然而，现有文献偏重于分析需求冲击的化解之道，比如出口产品或市场的多元化策略(Vannoorenberghe et al.，2016；Esposito，2022)，少有文献关注如何预防生产冲击对企业出口波动的影响。Caselli et al.(2020)指出，当不同国家之间冲击的相关性较低时，由贸易开放引致的要素供给市场多元化效应有助于稀释国内特定要素冲击诱发的负面影响，从而促使整个国家经济运行更加平稳。

本文将研究视角“下沉”至微观层面，从预防生产冲击和化解需求冲击的双重视角对中间品贸易自由化如何影响本国企业出口波动展开分析。理论上，中间品贸易自由化对本国企业出口波动的影响可能有以下两方面：第一，中间品贸易自由化有助于丰富和扩展本国企业获取中间品的来源渠道和种类数量，从而形成Caselli et al.(2020)提出的要素供给市场多元化效应。当国内中间品市场受到负面冲击影响时，中间品贸易自由化使得本国企业可以在国际市场上采购相似的中间投入品，以维持正常的生产和出口，最终在中间投入侧起到预防生产冲击的作用。第二，进口贸易是促进国际研发资本扩散的重要通道(Coe et al.，1995)。中间品贸易自由化促使国外高质量或高技术含量的中间品流入国内市场，由此引致的技术溢出机制可以激励国内企业增加产品种类数量(Goldberg et al.，2010)，提升产品质量水平(Bas et al.，2015)，从而通过“风险分散效应”和“竞争逃离效应”帮助企业强化抵御市场需求冲击的能力。由此可见，无论在生产冲击的预防端还是在需求冲击的化解端，中间品贸易自由化与企业出口波动之间均可能存在某种联系。

目前关于中间品贸易自由化影响企业出口行为与绩效的研究成果还是比较丰富的，考察对象包括出口的集约边际与扩展边际(田巍 等，2013；毛其淋 等，2013)、出口产品加成率(Fan et al.，2018；祝树金 等，2018)以及出口产品质量(Bas et al.，2015)等。然而，尚未有文献考察中间品贸易自由化对企业出口波动的影响，这为本文的研究提供了空间。与以往文献相比，本文的边际贡献可能有三点：第一，在研究视角上，利用2000—2011年企业-出口市场层面的微观数据探讨了中间品贸易自由化对企业出口波动的影响效应，扩展了对企业出口波动变化背后政策类影响因素的认识，填补了现有文献在中间品贸易自由化风险防范和化解方面的研究缺口。第二，在影响机制挖掘上，从产品种类多元化、产品质量提升以及投入波动稳定三个角度，梳理并检验中间品贸易自由化影响企业出口波动的具体路径。第三，从企业所有制形式、行业技术特征以及出口市场发展水平等多个维度研究了中间品贸易自由化对企业出口波动的异质性影响。总之，本文的研究内容有助于进一步厘清中间品贸易自由化影响企业出口行为的内在机理，为中国在更高水平开放型经济新体制的建设进程中制定“稳外贸”的政策措施提供有益的经验参考。

二、理论机制分析

(一)产品种类多元化机制

中间品贸易自由化使国内企业有机会获取价格更便宜、种类更丰富的中间投入品，而进口产品蕴含的生产性知识具有非竞争性的特点，企业可以对其进行学习和模仿，并且尝试自主研发新产品，从而提升自身拥有的产品种类数量。Goldberg et al.(2010)以印度贸易自由化改革为背景进行研究，发现因贸易成本降低诱发的中间品进口规模扩张促使印度制造业企业生产的产品种类数量更加丰富。冯笑等(2019)以中国加入WTO为外生冲击，发现中间品进口关税降低显著提升了中国企业拥有的产品种类范围，并且这一效应主要来源于中间品进口价格指数的下降。由此可知，中间品贸易自由化可能有助于增加国内企业生产或出口的产品种类(2)尽管Goldberg et al.(2010)、冯笑等(2019)研究的是中间品关税壁垒变动对企业生产的产品种类的影响，但出口属于总产出的一部分，当企业生产的产品种类增加时，其出口的产品种类自然也可能随之增加。。

理论上，企业出口产品种类越丰富则越有助于减弱出口波动。现代资产组合理论(Markowitz，1952)认为，单个项目可能容易遭受到特定因素的影响，但是与其他项目组合在一起就能降低总体风险。因此，企业出口产品种类多元化可以有效分散来自单一产品需求侧的风险冲击，从而导致企业出口波动变得更加平滑。Daruich et al.(2019)利用1998—2010年国家层面的出口贸易数据发现，行业水平上的出口专业化具有极度的不稳定性。深入到微观层面，Vannoorenberghe et al.(2016)基于中国企业数据的研究发现，产品种类多元化的确可以平抑企业的出口波动(3)Vannoorenberghe et al.(2016)研究发现市场多元化与产品多元化均有助于平抑企业出口波动(尤其是对大规模企业而言)，然而，市场多元化发挥的作用效果相对而言会更加稳健。。因此，本文认为，产品种类多元化可能是中间品贸易自由化对企业出口波动产生影响的一个潜在渠道。

(二)产品质量提升机制

产品质量是当前国际市场竞争的核心要素，对于企业出口绩效有着极为重要的影响(Baldwin et al.，2011)。中间品贸易自由化使发展中国家的企业有机会接触国外高质量(或高技术含量)的中间投入品，并且在技术溢出与质量传递机制的作用下，迅速推动着国内企业生产与出口产品的质量水平提升。Bas et al.(2015)基于中国海关数据研究发现，中间品贸易自由化会促进国内企业进口更高质量的中间投入品，进而利用进口的高质量投入品来提升出口产品的质量与价格。Fan et al.(2015)针对中国贸易自由化的研究也得出了类似的结论。由此可见，中间品贸易自由化将有助于促进本国企业出口产品质量升级。

相对于低质量产品，高质量产品更可能通过“竞争逃离效应”帮助企业平抑出口波动。高质量产品具有丰富的产品性能(包括耐用性、安全性以及售后服务等)，有利于进口国消费者福利的改善和消费需求的满足(张永亮 等，2018)。在其他因素相同的情况下，企业出口产品质量越高，越容易受到目的国消费者的青睐(尤其是高收入消费者)(4)消费者对产品质量的偏好程度会随着收入的上升而上升(Linder，1961；Hallak，2006)。，继而凭借良好的质量声誉和市场口碑在激烈的国际竞争中赢取较高的市场份额(Crozet et al.，2012；Manova et al.，2012)，而拥有高市场份额的企业可以借助丰富的客户需求网络来强化其应对外部冲击的风险防范能力，从而降低企业销售波动(Herskovic et al.，2020)。李小平等(2018)考察了金融危机期间企业出口产品质量与出口波动的关系，发现出口质量提升可以借助为多样化消费群体提供服务的途径减弱企业出口波动。这直接佐证了产品质量能够抵御外需冲击的观点。因此，本文认为，中间品贸易自由化还可能通过产品质量提升机制作用于企业出口波动。

(三)投入波动稳定机制

在现代生产体系中，一个行业生产所需的投入要素往往是其上游部门的经济产出，由于这种投入产出关联性的存在，上游行业受到的特定冲击会攀附在产业链上通过“涟漪效应”传递至下游行业，导致下游行业乃至国家总体层面的产出波动水平发生明显变化(Acemoglu et al.，2012；Olabisi，2020)。因此，从生产冲击的前向传播途径看，要想稳定宏观总体或微观个体的经济生产波动，尽可能地稀释上游行业冲击对企业生产投入环节带来的负面影响不失为一条可行路径。

Caselli et al.(2020)基于扩展的Eaton-Kortum模型研究发现，贸易开放会使一国要素供给变得更加多元化，减轻了该国内部特定的要素供给冲击对经济波动的影响。受此启发，本文认为，当国内中间品供给部门遭受特定因素的负面冲击时，中间品贸易自由化使本国企业不再受困于国内的中间品市场，而是有机会从广阔的国际市场上购买相同类型或是具有相似功能的替代型中间品，这在很大程度上稀释了国内上游行业特定冲击带来的危害，促使企业的生产投入环节更加稳定。彭书舟等(2020)使用中国制造业企业数据的研究发现，由中间品贸易自由化引致的要素供给市场多元化效应显著减弱了企业的中间投入波动，并据此“熨平”了企业的产出波动。需要说明的是，尽管上述文献探讨的是产出波动，但对于制造业而言，出口属于总产出的一部分，当企业生产活动表现得越稳定时，其出口活动自然也就得到了可靠保障。因此，从预防生产冲击的角度看，中间品贸易自由化能够通过要素市场供给多元化效应稳定企业的中间投入波动，从而为企业出口的稳定运行提供重要保障。

综合上述分析，本文提出待检验的研究假说：在其他条件不变情况下，由于产品种类多元化、产品质量提升以及投入波动稳定等机制效果发挥的重要作用，中间品贸易自由化有助于平抑本国企业的出口波动。

三、计量模型、指标构建及数据说明

(一)模型的设定

为了考察中间品贸易自由化对企业出口波动的影响效应，借鉴Brandt et al.(2017)的研究思路，本文将实证模型设定为：

lnVolict=β0+β1InTariffi,t-1+γXt+δic+δt+ωict

(1)

其中：下标i、c、j、t分别表示企业、出口市场、行业以及年份；lnVolict表示i企业t年出口至市场c的波动率的对数；InTariffi,t-1表示企业所属的j行业在t-1年的中间品贸易自由化水平；Xt表示控制变量集；δic为企业-市场层面的固定效应，以控制不随时间变化的不可观测的个体因素；δt为年份固定效应，以控制随时间变化的宏观因素；ωict为随机扰动项；β0为常数项，β1为核心解释变量的系数，γ为控制变量的系数。

(二)核心指标的构建

1.出口波动率的测度

借鉴彭书舟等(2020)的研究思路，利用对销售增长率进行线性回归的方法构建企业-市场-年份维度下的出口波动率指标，估计模型如下：

(2)

需要说明的是，之所以按照一般贸易和加工贸易这两种贸易类型分别计算出口波动率，是因为加工贸易在中国享有关税豁免的政策优惠(Yu，2015)，而一般贸易则受到关税约束的影响。通过对比中间品贸易自由化对不同贸易类型的企业出口波动差异化的影响，有助于本文得到更加严谨的结论。

图1绘制了考察期内不同贸易类型下企业-市场出口波动率均值的变动情况。可以看出：第一，企业加工贸易出口波动率均值(约0.743)始终低于企业一般贸易出口波动率均值(0.932)；第二，自加入WTO以来，中国一般贸易出口波动率均值水平呈现下降态势，从2001年1.016下降至2011年0.817；第三，加工贸易出口波动率均值在样本期内始终在0.743上下变化，未呈现明显的上升或下降趋势性特征，与一般贸易出口波动的变化特征形成鲜明的对比，初步表明将加工贸易作对比检验样本具有一定的合理性。

图1 2000—2011年中国制造业企业-市场维度的出口波动率均值水平的变动情况

2.中间品贸易自由化的度量

本文借鉴Brandt et al.(2017)的研究思路，选用三位码行业中间品关税量化中国的中间品贸易自由化水平(6)本文旨在考察企业对中间品贸易自由化这一政策导向的调整，因此使用行业层面的贸易自由化指标可能比企业层面的贸易自由化指标更具相关性。。从WITS数据库中获取2000—2011年中国进口产品(HS6位码)的实际有效关税，综合使用HS编码与国民经济制造业三位码行业对应表，以及国民经济制造业三位码行业代码与中国投入产出表部门代码之间的对应关系，求得各部门的简单平均关税，再以要素投入份额为权重测算出各行业中间品关税，计算模型为：

(3)

模型(3)中，OutTariffkt为k部门t年平均关税；wjk为要素投入权重，表示中国2002年122部门投入产出表和2007年135部门投入产出表的j部门消耗的投入要素总额中来自k部门的比重均值。在得到各个部门的中间品关税后，继续利用国民经济行业代码与中国投入产出表部门代码对应关系，即可得到中国2000—2011年制造业三位码行业层面的中间品关税InTariffjt。图2显示，2000—2011年中国制造业行业中间品进口关税呈现持续下降的态势，并于2009年之后近乎处于稳定状态。

图2 1997—2011年中国制造业行业中间品进口关税的变动情况

3.控制变量的选取

本文选取的控制变量有：(1)行业最终品关税(OutTariff)，选用行业层面的简单平均关税度量。(2)企业劳动生产率(lnLP)，选用实际工业总产值除以就业人数的比值取对数度量。(3)企业年龄(lnAge)，选用当年年份与企业开业年份之差加1取对数度量。(4)企业融资约束(Finance)，选用企业利息支出与总资产之比加1取对数度量。(5)企业规模(lnSize)，选用企业年末就业人数的对数度量。(6)利润水平(Profit)，选用企业营业利润与销售额的比值度量。(7)国有企业(State)，若该年内为国有企业，State赋值为1，反之为0。(8)外资企业(Foreign)，若该年内为外资企业，Foreign赋值为1，反之为0。(9)出口市场经济发展水平(lnPergdp)，选用人均实际GDP的对数度量。(10)双边实际汇率(lnReer)，参考余淼杰等(2017a)的方法计算人民币与他国货币在各个年份内的实际汇率指数。(11)出口市场的关税壁垒(Dest_Tariff)，选用目的国全部产品的最惠国简单平均关税度量。

(三)数据来源

本文所用2000—2011年企业层面的生产数据来自《中国工业企业数据库》，借鉴Brandt et al.(2012)提供的跨期匹配思路，对该套数据进行面板构建、价格平减、资本存量计算等处理。2000—2011年企业-市场层面的出口数据来自《中国海关贸易统计数据库》。借鉴田巍等(2013)的做法，将《中国海关贸易统计数据库》与《中国工业企业数据库》合并。此外，HS六位码产品层面的中国进口关税数据来自世界综合贸易解决方案(WITS)数据库。出口市场的人均GDP数据与关税壁垒数据来自世界银行的WDI数据库。人民币对各国货币名义汇率数据以及各国消费者价格指数来自国际货币基金组织(IMF)统计数据库。

本文变量的描述性统计结果如表1所示。

表1 变量的描述性统计结果

四、实证检验结果及分析

(一)基准检验结果与分析

表2报告了中国情境下的中间品贸易自由化影响企业出口波动的基准检验结果。其中，列(1)～(6)是基于一般贸易样本的检验结果。列(1)显示，在未添加控制变量和固定效应的模型下，中间品关税(InTariff_lag)的系数符号为正且在1%水平上显著，表明中间品关税越低则企业出口波动越低。列(2)～(6)表明，在逐步控制企业-市场固定效应、年份固定效应、最终品关税、劳动生产率、企业年龄、融资约束、规模、利润率、国有和外资企业虚拟变量、出口市场人均生产总值、实际有效汇率以及出口市场关税壁垒后，中间品关税的系数依然为正且均在10%水平上显著。以列(6)为例，中间品关税每下降一个单位的绝对变化量，企业出口波动将平均减少0.4672%。列(7)报告了基于加工贸易样本的检验结果，从中可以看出，中间品关税的系数为负且不显著，表明中国的加工贸易由于享有关税豁免的特殊政策，受到中间品关税变化的影响并不明显。综合列(6)和列(7)可以得出，降低中间品关税壁垒，推进中间品贸易自由化进程，的确有助于“熨平”本国企业的出口波动。这与本文的理论预期一致。

表2 基准检验结果

(续表2)

(二)内生性问题的讨论与处理

前述研究结论成立的一个前提条件是中间品关税率不具有内生性问题。事实上，中国加入WTO以来的关税变动是由计划经济向市场经济转轨的宏观背景使然，与各部门(行业)利益关联较小(Branstetter et al.，2006)。Brandt et al.(2017)计量发现，市场垄断、资本劳动比和就业规模等指标对行业关税变动没有造成显著影响，因此在研究过程中没有处理关税内生性的问题。就目前看，中国入世以来产品关税下调存在内生性问题的可能性较低。当然，稳健起见，本文不排除企业为了维持出口的稳定性，主动去游说政府削减进口关税以获取更优质、更充足的中间投入品这一可能性的存在。为缓解此担忧，进一步使用面板工具变量法估计。本文选用中国加入WTO时承诺的约束性关税指标作为实际关税工具变量，原因有二：一是中国关税减让承诺表中公布的约束性关税是由WTO的缔约方谈判制定的，且在入世前已经对外公布，与中国入世之后内部因素(比如中间投入品市场是否稳定)关联性较低，具有一定的排他性；二是中国为履行入世承诺，必须参考关税减让承诺表中公布的约束性关税来制定未来实际使用关税，因而约束关税与实际关税之间存在较强联系。

本文分别构造出行业中间品约束性关税和最终品约束性关税，将其作为实际中间品关税和最终品关税的工具变量。面板工具变量法的检验结果汇报于表3，可以看出：对于一般贸易样本，中间品关税(InTariff_lag)的系数依然在5%水平上显著为正；对于加工贸易，中间品关税(InTariff_lag)的系数仍旧不显著。这与基准检验所得的结论并无太大差异，证明即使在考虑潜在的内生性问题后，中间品贸易自由化对企业出口波动的平抑效应也是存在的。

表3 面板工具变量检验结果

在工具变量有效性的识别方面：对于一般贸易样本，Kleibergen et al.(2006)的LM统计量为30805.01且在1%水平上显著,拒绝了工具变量不可识别的原假设，Wald rk F统计量为210000，远大于10%水平上的临界值7.03，拒绝了工具变量是弱识别的原假设；对于加工贸易样本，Kleibergen et al.(2006)的LM统计量为25540.15且在1%显著性水平上,拒绝了工具变量不可识别的原假设，Wald rk F统计量为200000，远大于10%水平上的临界值7.03，拒绝了工具变量是弱识别的原假设。

(三)稳健性检验

为了保证研究结论的真实性，本文进一步从以下六个方面展开稳健性测试，结果见表4。

表4 稳健性检验结果

第一，采用完全消耗系数构造行业中间品关税，将其作为自变量进行回归。第二，控制中国贸易政策的不确定性。基于Davis et al.(2019)构建的中国月度贸易政策不确定性指数(7)关于贸易政策不确定性指数的构建信息及被引用情况，详见：https://www.policyuncertainty.com/china_monthly.html。，使用算术平均值将中国月度贸易政策不确定性指数转化成年度贸易政策不确定性指数，然后作为控制变量加入模型进行回归。第三，排除金融危机的影响。提取2000—2008年数据集作为研究样本进行稳健性估计。第四，考虑行业变化因素的影响。为了捕捉企业所在行业的特殊因素(比如出口政策或行业技术水平)在不同年份的变化对出口波动的特殊干扰，在模型中纳入行业-年份交叉虚拟变量，然后对样本重新估计。第五，采用企业层面的中间品关税。本文借鉴Yu(2015)的方法构造企业层面的中间品关税，将其作为自变量进行回归。第六，考虑企业进入与退出。部分企业的出口行为是非连续的，这可能也与企业的出口波动表现有关。为了将非连续型出口企业纳入分析样本，借鉴Sundaram(2019)的研究思路，对不同贸易类型下中国企业-市场层面没有出口记录的数据进行逐年补齐，使其在时间上保持连续，然后重新进行估计。表4各列展示的结果显示，中间品贸易自由化依然有助于降低一般贸易企业出口波动，而对加工贸易企业出口波动几乎没有显著影响(列(11)除外)，与前述基准检验结果一致。

五、作用机制检验及分析

本文研究发现中间品贸易自由化显著平抑了中国企业出口波动。在该结论的背后，令人更感兴趣的是：中间品贸易自由化通过影响哪些关键变量来改变企业出口波动？依据理论分析，本文尝试从产品种类多元化、产品质量提升以及投入波动稳定三个方面进行考察。

(一)机制检验的思路与关键指标构建

本文采用“递归”思路检验中间品贸易自由化影响企业出口波动的机制路径：第一步，考察中间品贸易自由化对机制变量的影响表现，机制变量包括企业-市场层面的产品种类多元化、产品质量以及投入波动率指标。第二步，考察机制变量对企业出口波动的影响表现。接下来，将详细介绍机制变量的构建方法：

第一，产品种类多元化指数。该指标的主流度量方法目前有两种：一是直接采用产品种类个数度量；二是使用赫芬达尔指数度量，计算模型为：

(4)

模型(4)中，πict为i企业t年出口至c国的产品种类集合；Exportipct为i企业t年出口至c国的产品p的金额。赫芬达尔指数的取值区间为[0,1]，数值越低意味着出口产品种类多元化水平越低。稳健起见，本文同时选用产品种类的对数(lnNum)和赫芬达尔指数(Herfindahl)度量企业-市场层面的产品种类多元化水平。

第二，产品质量指数。Feenstra et al.(2014)从供给与需求两方面入手，将企业出口产品质量决策内生化，从而提供了一种合理推测出口产品质量的分析框架。借鉴余淼杰等(2017b)的做法，将产品质量计算模型设定为：

(5)

模型(5)中，αpc、θp、σp为每个国家在SITC第二版四位码产品层面上的结构性参数，利用HS与SITC转换表即可得到每个HS六位码产品-市场层面的各项参数值；uvipct为出口产品单位价值；wageit为i企业t年的劳动力投入成本，选用本年应付工资总额与年均就业人数比值度量；(8)Feenstra et al.(2014)在理论模型中假设企业在生产过程中只需要劳动力这一种投入品。φit为企业的生产率水平，选用Ackerberg et al.(2015)提出的方法测算企业全要素生产率。通过式(5)得到企业-产品-市场维度出口产品质量指数后，借鉴余淼杰等(2017b)的做法进行标准化处理，然后以产品出口金额为权重，加权平均为各年份内企业-市场层面的出口产品质量指数(Quality)。

第三，投入波动率指数。囿于无法获取中国企业-市场层面详细的中间投入数据，退而求其次，选用企业层面的中间投入波动指标替代(9)从2008年开始中国工业企业数据库缺失中间投入数据，因此投入波动稳定机制采用2000—2007年区间段样本予以检验。。与出口波动率的计算方法相同，采用对实际增长率进行线性回归并估计残差的方法构造个体的逐年投入波动率，估计模型为：

(6)

(二)机制检验结果与分析

(1)中间品贸易自由化对机制变量的影响表现。表5列(1)、(2)结果显示，中间品关税(InTariff_lag)系数显著为正，表明中间品贸易自由化会减少企业出口产品种类(lnNum)和赫芬达尔指数(Herfindahl)，这与理论预期明显不符。对此结果，本文尝试从以下两个方面进行解释：一是从成本角度看，企业边际生产成本会随着产品种类的扩大而增加(Nocke et al.，2014)，且进入出口市场还会面临一定的额外成本，在成本门槛的约束下，企业有可能不敢贸然扩展出口产品的种类。二是从资源优化配置角度看，贸易自由化带来的“能力门槛效应”促使企业倾向于将资源集中在高品质产品的生产与出口，并放弃一些低品质产品的生产与出口，导致出口产品范围缩减(Bernard et al.，2011；易靖韬 等，2018)。在上述因素的综合作用下，中间品贸易自由化未能显著促进中国企业出口产品种类的增加。表5列(3)显示，中间品关税(InTariff_lag)系数显著为负，与理论预期一致，说明中间品贸易自由化有助于促进中国企业出口产品质量升级。表5列(4)显示，中间品关税(InTariff_lag)系数在1%水平上显著为正，表明中间品贸易自由化有助于稳定企业的投入波动，与本文的理论预期一致(10)考虑到中间品贸易自由化与机制变量之间的因果关系可能受到内生性问题的干扰，本文进一步使用工具变量两阶段最小二乘法进行稳健性估计，其结果与表5展现的结果一致。限于篇幅，结果从略，留存备索。。

表5 机制检验结果(一般贸易)

(2)机制变量对企业出口波动的影响表现。表5列(5)、(6)显示，产品种类(lnNum)与赫芬达尔指数(Herfindahl)系数显著为负，表明产品种类越多越有助于降低企业出口波动率。表5列(7)结果显示，产品质量(Quality)系数显著为负，表明产品质量的提升有助于降低企业出口波动率。表5列(8)结果显示，投入波动(lnVolinput)系数显著为正，表明企业投入波动率越低则企业出口波动率越低。综合表5可以发现：产品种类多元化、产品质量提升、投入波动减弱均有助于平抑企业出口波动；但是，中间品贸易自由化仅能够促进企业产品质量升级，稳定企业投入波动，对产品种类多元化的影响则呈现出与理论预期不符的作用效果。由此可知，产品质量提升和投入波动减弱是中间品贸易自由化平抑中国企业出口波动的两个关键变量。

六、异质性影响检验及分析

(一)分企业所有制形式的异质性影响

在中国情境中，因为所有制形式的不同，企业享有的政策扶持力度和面临的市场环境也有所差异，所有制形式是影响企业生产行为与绩效的关键因素。为考察中间品贸易自由化对不同所有制形式的企业出口波动的差异化影响，本文依据企业当年的“登记类型”和“实际注册资本”将样本划分为国有、民营、非本土企业三类子样本，然后进行分样本回归。表6列(1)～(3)结果显示，中间品贸易自由化对民营企业出口波动的影响程度最大，对非本土企业出口波动的影响系数为正却不显著，对国有企业出口波动的影响系数为负且不显著。可能的原因在于：在中国市场体制下，激烈的市场竞争使民营企业对多元化、高质量、低价格中间投入品的需求程度强于其他类型的企业，而中间品贸易自由化带来的贸易福利正好弥补了此类企业在生产投入方面的缺口，快速提升了企业的生产能力，增强了企业在出口市场上面对外部风险和不确定性因素冲击时的应变能力。相比于其他类型企业，国有企业在社会资源获取方面更具优势(杨汝岱，2015)，缺乏提升市场竞争力的积极性，因此中间品贸易自由化带来的积极影响会有所淡化。

(二)分行业技术特征异质性影响

企业所属行业的技术特征也是影响其出口表现的重要因素之一。本文参考江静等(2007)的思路，将所有制造业行业按照生产要素的密集程度区分为技术密集型、资本密集型和劳动密集型三种类型，并在此基础上将劳动和资本密集型行业合并为非技术密集型行业，以考察中间品贸易自由化对不同行业技术特征的企业出口波动的差异化影响。从表6列(4)、(5)可以看出，中间品关税降低对技术密集型企业出口波动的平抑作用最大，对非技术密集型企业的影响次之。这可能是因为技术密集型企业作为一国科技实力的代表，在生产活动中对高技术和高质量中间品的需求更强。中间品贸易自由化不仅带来了国外高质量的中间品，还通过国际技术溢出渠道加快了此类厂商生产技术的转型升级速度，使技术密集型企业在出口市场上的竞争力得到进一步提升。与之不同的是，非技术密集型企业的生产活动可能与劳动力或资本品等要素的关联度更大，对高质量、多种类的中间投入品的依赖度较小，并且长期以来，中国在劳动与资本密集型制造业领域具有明显的竞争优势(戴翔，2015)，遭受市场竞争冲击的影响相对较小，因此，中间品贸易自由化对此类企业出口波动的影响较弱。

(三)分出口市场经济发展水平的异质性影响

外部市场需求冲击是导致企业出口行为产生波动的重要来源。不同国家的消费者由于收入水平不同，其需求偏好存在明显差异，这可能导致中间品贸易自由化对企业出口波动的影响产生分化。依据出口市场人均收入水平，本文将样本划分为出口至OECD国家组和其他国家组，分样本进行回归。表6列(6)、(7)结果显示，当出口市场为人均收入水平较高的OECD国家时，中间品关税降低对企业出口波动的平抑作用更为明显；而当出口市场为人均收入水平较低的非OECD国家时，中间品关税降低没有对企业出口波动产生显著影响。可能的解释为：中间品贸易自由化催化了本国企业出口产品质量升级(Bas et al.，2015)，使国际市场上的消费者可以购买到本国企业生产的高质量产品。由于高收入国家的消费者注重商品的消费品质、体验和享受，在现实中会更加青睐购买高质量的产品(Linder，1961；Hallak，2006)，当产品质量特征与高收入国家消费者需求偏好相契合时，企业就可以凭借质量优势扩大在高收入国家市场上的销售份额，建立起忠诚的客户需求网络，进而通过丰富且多元化的客户群组降低海外销售波动(Kramarz et al.，2020)。因此，当出口市场为高收入国家时，中间品贸易自由化对企业出口波动的平抑作用更为明显。

表6 异质性影响检验结果(一般贸易)

七、结论、启示及未来研究方向

利用2000—2011年中国微观数据，本文考察了中间品贸易自由化对企业出口波动的影响效应，得出以下结论：第一，中间品贸易自由化能够有效平抑企业的出口波动；第二，产品质量提升、投入波动稳定是中间品贸易自由化平抑企业出口波动的两个重要途径；第三，对于民营企业、技术密集型行业企业、出口市场为高收入水平国家的企业而言，中间品贸易自由化对企业出口波动的平抑作用更为强烈。

上述研究结论为中国在更高水平开放型经济新体制的建设阶段，制定实现“稳外贸、保增长、防风险”等目标的政策措施提供了有益的新思路，其启示意义有如下几点：

第一，中间品贸易自由化能够通过要素市场多元化效应降低企业的投入波动，进而为企业出口的稳定提供保障。这从多元化开放布局和生产投入冲击的视角为“保供应链”稳定问题提供了一个有力的证据支撑。因此，中国应当继续秉承“要素流动型”开放理念，打通制约国外要素自由流入国内市场的贸易壁垒，促进国内中间品和国外中间品的互补融合，依靠多元化的要素供给通道，稀释由本国要素市场局部风险带来的负面影响，最终从生产投入侧为中国企业出口行为的稳定运行“保驾护航”。

第二，中间品贸易自由化通过国际技术溢出途径加快了本国产品质量的升级速度，而产品质量升级对企业出口波动又有着显著的平抑作用。因此，在中国经济由高速增长转向高质量增长的当下，应当鼓励本国企业充分利用中间品贸易自由化带来的制度红利，积极吸收并转化国外高质量(或高技术含量)产品蕴含的生产性知识，努力发扬“工匠精神”，提升自身品牌建设，从而凭借产品质量优势化解市场需求冲击和竞争冲击诱发的不利影响，为中国对外贸易的稳定发展提供持续的动力支持。

第三，决策者或企业还需根据所有制形式、行业特征以及出口市场经济发展状况，有区别、有针对性地吸收中间品贸易自由化平抑出口波动的积极作用。在所有制方面，民营企业对国家税收、投资、就业等方面具有重要贡献，是中国经济发展的中坚力量，因此需重视中间品贸易自由化对民营企业出口行为的风险防范作用，为该类企业构建便利化、功能突出的中间品采购服务平台；在行业技术特征方面，应当重视技术密集型行业对高质量、高技术中间品的需求，在自主可控的范围内，可以先引进国外要素以弥补国内高端要素供给能力的不足，同时借助全球化机遇紧抓国内要素市场发展，逐步降低对国外要素的依赖性；在出口市场方面，为迎合高收入国家消费者的需求偏好，企业可凭借“借他山之石，逐己身之玉”策略，利用国外生产要素加强自身品牌建设，实施以质取胜战略，提升抵御发达国家市场需求冲击的能力。

本文从预防国内特定生产冲击角度初步探讨了国外中间品进入国内市场的贸易自由化对企业投入波动的影响，这是一次有益尝试。然而，相比于国外中间品市场，国内中间品市场在企业生产要素采购方面无疑扮演着更加重要的角色。在倡导以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局背景下，打消国内不同地区之间的流通壁垒(尤其是要素流通壁垒)，可否凭借国内大市场优势为本国企业构筑起丰富且多元化的中间品供应平台，继而为中国企业生产及出口行为的平稳运行提供有力保障？此外，中间品贸易自由化与国内要素流通壁垒降低之间是否存在一定程度的互动机制？这些都是在未来的研究中需要继续思考和完善的地方。