国内市场规模扩大提升了出口国内附加值率吗?——来自中国城市的经验证据

李 宏,董梓梅

(天津财经大学 经济学院,天津 300222)

一、引言

在经济全球化背景下,国际分工逐渐由产业间分工转变到产业内分工再到产品内分工,形成了产品生产的全球价值链(Global Value Chain,GVC)(余海燕、沈桂龙,2020)[1]。各国根据其各自比较优势的不同负责价值链的不同生产环节,中间产品通过增加值累积的方式在不同国家间进行流转直至被生产成为最终品,这使得本国出口产品中包含了较多的国外增加值。近年来,学者们认为使用出口国内附加值率(Domestic Value Added Rate,DVAR)而非贸易总量更能衡量一国在价值链分工中的真实贸易利得和国际分工地位。中国在过去主要依托于人口红利带来的要素低成本优势参与全球价值链,表面上看是价值链参与程度很高的“世界工厂”,实际上中国长期位于全球价值链的低端环节,以致于“中国制造”被贴上了“低附加值”和“低端制造”的标签(吕越等,2018)[2]。在此背景下,探讨如何提升出口产品中的国内附加值率便成为中国实现全球价值链地位攀升,促进各产业高质量发展的内在要求。

在传统低要素成本优势逐渐失去竞争力的情况下,中国逐渐受到占据技术优势的价值链高端国家和生产成本更低的价值链低端国家的双重挤压,而需求侧国内大市场优势逐渐成为推动产业内和产品内国际分工的重要力量。作为世界第二大经济体、第一大工业国和第一大货物贸易国,中国拥有巨大的国内需求市场规模。2019年中央经济工作会议指出,我们有“超大规模的市场优势和内需潜力”,并且提出要“释放国内市场需求潜力”。2020年5月14日,中共中央政治局常委会也提出要充分发挥中国超大规模市场优势,5月23日,习近平总书记强调要“培育新形势下我国参与国际合作和竞争的新优势”。那么国内大市场规模优势是否有利于提升出口的国内附加值率?国内市场规模通过怎样的机制对出口国内附加值率产生影响?对于上述问题的回答,不仅有利于加深对出口国内附加值率影响因素的了解和把握,而且也可为中国如何将目前国内市场规模潜力转化成现实优势,发挥对贸易利得的提升作用并培育参与国际竞争的新优势提供参考。

二、文献综述

使出口产品从低增加值环节向高增加值环节转变以提升中国出口的国内附加值率,是增强中国国际贸易竞争力的内在要求。国内外学者对出口国内附加值率已经进行了比较丰富的研究,主要集中在指标计算和影响因素分析。关于如何度量出口国内附加值率,相关研究主要从宏观和微观两个层面展开。在宏观层面,Hummels等(2001)[3]将一国出口分解为垂直专业化(Vertical Specialization,VS)出口和其他出口(相当于将出口分解为包含在出口中的国外增值和国内增值),由此基于投入产出表通过计算VS进而得到一国出口的国内附加值;进一步地,Koopman等(2012)[4]将一国出口分解为出口国外附加值(foreign value added,FV)和出口国内附加值(domestic value added,DV),在考虑了加工贸易和一般贸易的区别后改进投入-产出系数矩阵计算得到FV和DV(王直等,2015)[5];在此基础上扩展了对WIOD的分解,提出对多个层面总贸易流量的分解法。在微观层面,Upward等(2013)[6]最早提出了企业层面出口DVAR的测算方法,通过对中国工业企业数据库和海关数据库的匹配计算发现中国企业的平均出口国内附加值率在2003—2006年间由53%上升至60%;张杰等(2013)[7]进一步考虑了贸易代理商、中间投入品的间接进口等问题,优化了对中国企业出口国内附加值率的测算。此外,也有研究从行业层面计算出口国内附加值率(唐东波,2012)[8]。关于出口国内附加值率的影响因素,既有研究已经从不同视角进行了丰富的探讨,如产业集聚(邵朝对、苏丹妮,2019)[9]、外资进入(毛其淋、许家云,2018)[10]、市场分割(吕越等,2018)[2]、贸易自由化(毛其淋、许家云,2019)[11]、城市低碳治理(李宏、董梓梅,2022)[12]等。

另一类与本文相关的研究是关于需求侧市场规模。关于市场规模的衡量方法,现有研究多利用市场背离度和市场潜力作为市场规模的代理变量。戴翔等(2017)[13]采用消费与出口的市场背离度(DI)衡量了中国13个制造行业的本土市场规模,易先忠等(2017)[14]测算了51个国家出口与内需的结构背离度来作为国内市场规模的代理变量;Harris(1954)[15]最早利用市场潜力指标计算了美国各地的本土市场规模,韩峰、阳立高(2014)[16]利用市场潜力指标计算了中国各城市国内和国外的市场需求。此外,还有学者用行业销售产值减去出口交货值(邱斌、尹威,2010)[17]、各行业产值减净出口余额(冯伟等,2014)[18]来衡量行业市场规模。现有研究已关注到市场规模在全球价值链分工生产中的作用,大都认为国内市场规模与创新要素集聚之间存在显著的因果关系(刘和东,2013)[19],对企业自主创新有引致功能,所以市场规模的扩大能显著提升产业的全要素生产率(陈丰龙、徐康宁,2012)[20],有利于产业创新和产业升级(冯伟、李嘉佳,2018)[21],因而是诱发全球价值链中高端环节向国内梯度转移的重要引力因素(戴翔等,2017)[13]。以上学者的研究基本一致肯定了市场规模在全球价值链中的正向作用,但是对于国内市场规模与出口国内附加值率的关系还鲜有研究。

本文利用2000—2013年中国地级及以上城市面板数据,通过对城市出口国内附加值率和国内市场规模进行测度,实证考察地区层面国内大市场规模优势对出口国内附加值率的影响及其传导机制。与既有研究相比,本文的边际贡献可能体现在:(1)从全球价值链分工视角探索国内大市场规模这一重要因素对城市出口国内附加值率的影响,并考察这种影响效应在城市特征上的差异性。现有关于出口国内附加值率的影响研究中对国内市场规模这一重要因素的探讨不充分,本文的研究有助于厘清国内大市场这一内循环因素与出口国内附加值率这一外循环因素之间的内在机理,这在当前加快构建“双循环”新发展格局的大背景下具有较强的现实意义。(2)发现了国内市场规模扩大通过创新促进效应、人力资本升级效应和出口贸易方式转型效应提升出口国内附加值率的新机制,并进一步立足于当前中国发展实践,将环境和政府因素纳入市场规模对出口附加值影响的研究框架中,发现环境污染和政府干预程度的加大会阻碍国内市场规模对出口国内附加值率正向作用的发挥,这为中国如何通过国内大市场来提升出口国内附加值率提供了更具有针对性的理论依据。

三、理论机制与研究假设

国内市场规模扩大可能会通过创新促进效应影响出口国内附加值率。首先,国内市场规模扩大会带来“创新租”(Philippe等,2021)[22],产品需求的增加使得均摊至每单位产品上的研发成本降低,创新活动获利空间的增大能有效刺激各地研发创新行为。其次,Melitz(2005)[23]研究发现更大规模的市场导致了更为激烈的市场竞争,国内市场规模扩大意味着市场对产品需求的增加和可获利润的增大,更多厂商被吸引进入市场导致了竞争的加剧,参与生产的企业为了生存不得不增加研发投入以迎合市场对产品的高标准、差异化需求,从而通过倒逼机制促进创新水平的提高。Krugman(1980)[24]提出,消费者偏好的不同会导致商品生产更多集中在需求市场更大的地区,大量不同企业的集聚会增加企业生产管理人员互相交流和学习借鉴的机会,有效促进了先进技术和管理经验的传播和溢出(Gordon和Chong,1998)[25]。另一方面,出口贸易创新不足会限制出口国内附加值率的提升(赵晓男等,2019)[26]。一个地区的创新水平提高意味着该地区掌握更多技术优势,从而在市场上获得更多主导权和话语权,降低市场对其产品的需求弹性,提高了自身的价值增值能力和定价能力(魏悦羚、张洪胜,2019)[27]。在市场规模足够大时,技术创新方面的微小进步都能带来贸易利得和市场份额的大幅上升,在利润提升和出口增加的双重作用下,该地区的出口国内附加值率随之得到提升。基于此,提出假设H1:

H1:国内市场规模的扩大会通过促进创新水平的提高来提升出口国内附加值率。

国内市场规模扩大可能会通过人力资本升级效应影响出口国内附加值率。“本地市场效应”(home market effect)是经济活动空间集聚的重要因素(Head和Mayer,2004)[28],投入产出关联效应的存在使得集聚产业能有效带动上下游相关产业的发展,并带动高级人力资本、先进生产技术等要素在大规模市场地区的集聚。伴随国内市场规模扩大而来的市场竞争加剧,会导致生产效率低、附加值率低、技术较落后的企业因缺乏足够竞争力而逐渐被市场所淘汰,被淘汰企业的生产要素会向更高效率、更高技术的产品生产过程转移(Bloom等,2016)[29],更高水平的人力资本往往会被更大规模的市场所吸引。同时,市场规模扩大意味着对差异化和个性化产品需求的增加,有助于生产分工专业化程度的加深,而社会分工越精细,对高级生产要素的需求也会随之变得更大(盛科荣等,2020)[30],大市场优势带动城市产业结构由传统“人口红利”型产业向技术知识密集型产业转型的过程中会催生出对劳动力素质和生产管理技术的更高要求。因此,国内市场规模的扩大会带动本地区人力资本水平的提升。而人力资本作为生产过程中的关键要素,其升级能加强投入要素的协同作用,推动相应主体向全球价值链高端位置攀升,有效增强产品出口的国际竞争力并提高整个地区层面的出口国内附加值率。所以,国内市场规模的扩大能带动城市人力资本水平升级,进而促进出口国内附加值率的提高。基于此,提出假设H2:

H2:国内市场规模的扩大会通过促进人力资本水平升级来提升出口国内附加值率。

国内市场规模扩大可能会通过出口贸易转型效应影响出口国内附加值率。在进入国际市场初期,资金、技术、管理经验等要素的匮乏导致中国的自主生产能力不足,为了扩大对外开放、融入国际市场以促进经济增长,很多地区选择走“捷径”型全球价值链嵌入路径,即通过大量进行加工贸易参与到国际生产体系中(蔡宏波、韩金镕,2022)[31]。国内市场规模的扩大意味着国内市场对产品需求的增加以及获利空间的增大,生产厂商的逐利性使得需求侧变动会有效带动供给侧变动,国内市场规模扩大产生的需求引导效应会激发企业生产市场所需产品的积极性,从而增强中国的自主研发生产及出口供应能力,改善多以加工贸易参与全球价值链而易被发达国家“卡脖子”的被动局面。特别是在“外需疲软、内需强劲”的背景下,降低对国际市场的依赖以增强抵御外部风险的能力成为中国外贸的发展重点,国家持续引导外贸增长方式的转变和出口贸易的转型升级。国内大市场优势会带动国内上下游关联产业发展,在此过程中逐步形成稳定的资金来源、可靠的原材料供给以及成熟的配套设施,这为中国自主产品研发和品牌创建以推动“中国制造”向“中国创造”的转变提供了强大支撑(张明志、陈榕景,2020)[32];同时,国内大市场与国际市场的“双循环”互动所形成的高效国际销售渠道进一步助力“中国创造”以一般贸易方式进入国际市场,从而促进了出口贸易方式转型升级。而加工贸易是通过对进口原材料或中间品进行简单加工组装后再出口的一种贸易方式,其本身就是利用“人口红利”依附于全球价值链的一个低附加值环节(李宏、董梓梅,2022)[12],“两头在外”的特征意味着以加工贸易为主的出口增长方式是粗放的,国内附加值提升的空间十分有限。一个地区加工贸易出口比重越高,往往证明该地区的国际竞争能力和贸易获利能力越差,出口中所包含的本土附加值越低,而一般贸易出口比重的提高代表地区自主生产能力和出口贸易获利能力的提升。所以,国内市场规模的扩大能带动城市逐步实现从低出口附加值率的加工贸易向高出口附加值率的一般贸易转换,进而提升了出口国内附加值率。基于此,提出假设H3:

H3:国内市场规模的扩大会通过促进出口贸易方式转型来提升出口国内附加值率。

需求侧市场规模的扩大能有效带动供给侧生产规模的扩张,环境污染问题往往伴随着产品生产过程,企业增加产出时需要更多的要素投入并排放更多的污染,在“碳达峰”和“碳中和”的背景下探讨环境污染在国内市场规模对出口附加值率影响中的调节作用是有必要的。首先,环境污染加剧会使国内市场规模扩大产生的资源优化配置效应减弱甚至加深资源错配程度,严重的空气污染会使劳动力福利补贴支出增加,而补贴与资源错配之间存在明显的正向关系(韩超等,2017)[33],并且空气质量的恶化也会提高人们的移民倾向(Chen 等,2018)[34],特别是拥有更多工作选择权及替代条件的高素质劳动力,他们在进行工作及生活环境选择时对于污染更敏感(李卫兵、张凯霞,2019)[35]。同时,环境污染会提高产品生产的附加成本,减弱甚至抵消市场规模扩大引起的产品生产成本的降低,现实中已有企业通过支付空气污染“福利津贴”、购置空气净化设备等方式防止人才流失。并且环境成本的上升还可能会挤占创新资金的支出(孟浩、张美莎,2021)[36],不利于新产品的研发和生产率的提升(Koichiro和Zhang,2020)[37]。因此相较于环境状况较好的地区,环境污染严重的地区更会阻碍国内市场规模对出口附加值率的促进作用。基于此,提出假设H4:

H4:环境污染的加剧会抑制国内市场规模扩大对出口国内附加值率的正向促进作用。

在考察国内市场规模对出口国内附加值率的作用时,政府的宏观调控作用也不容忽视,地方政府的行政干预会在国内市场规模对出口国内附加值率的影响中发挥重要的调节作用。首先,政府的过度干预会限制地区市场化水平(Jia等,2021)[38],不利于企业充分捕捉到价格信号机制所反映的地区发展中真正的市场潜力与机会。其次,政府为调控当地经济发展而实施的产业政策和保护政策可能会导致企业盲目投资和盲目集中布局,加剧要素投入错配,阻碍国内市场规模驱使下的产业集聚,难以有效发挥集聚效应(韩峰、王业强,2017)[39]。并且政府过度干预还会削弱企业自主创新研发动力,从而阻碍地区科技创新水平的提高,已有研究发现,政府干预会给企业带来过度管制、官僚主义等负面影响(Patanakul和Pinto,2014)[40],通过多种直接和间接机制在一定程度上阻碍了创新要素利用效率和创新绩效的提升(康淑娟、安立仁,2020)[41]。所以,在政府干预程度较高或干预不当的地区,国内市场规模对出口国内附加值率的正向促进作用可能会相对减弱。基于此,提出假设H5:

H5:政府的过度干预会抑制国内市场规模扩大对出口国内附加值率的正向促进作用。

四、模型设定、变量测度与数据说明

(一)模型设定

本文采用如下计量模型研究各城市国内市场规模对出口国内附加值率的影响:

dvarit=α0+α1mpit+λXit+γi+εt+μit

(1)

其中,i、t分别表示城市和年份。被解释变量dvarit表示i城市t年的出口国内附加值率,mpit为核心解释变量,是i城市t年的市场潜力指数,用来表示各城市的国内市场规模,α1是核心解释变量的系数。γi表示城市固定效应,εt表示年份固定效应,μit表示残差项。Xit为城市层面控制变量合集,λ是控制变量的系数向量。

(二)变量解释

1.被解释变量

本文的被解释变量为城市层面的出口国内附加值率(dvar)。该指标是指城市总出口中包含的来自国内的增加值占城市总出口的比重,能反映一个城市的出口贸易获益能力及其在全球价值链中的地位。借鉴吕越等(2018)[2]对企业出口国内附加值率的测算方法,以“城市出口国内附加值率=1-城市出口国外附加值/城市总出口”的思路构建城市出口国内附加值率的测度公式:

(2)

2.核心解释变量

与吕大国等(2019)[42]、李宏兵等(2019)[43]的方法一致,本文采用能反映国内各城市间需求联系的市场潜力(MarketPotential)指数作为国内市场规模的代理变量,Harris(1954)[15]最早利用该指标计算了美国各地的市场潜力,他指出:“某地区的市场潜力为该地区的所有可进入市场与其到该地区距离之比的总和”。该指标利用空间加权平均法测度了包含城市间市场关联效应的需求侧国内市场规模,具体表示如下:

(3)

3.控制变量

Xit为城市层面控制变量合集,包括:(1)基础设施建设(infra),用地区互联网用户数来衡量。(2)工资水平(wage),用地区职工的平均工资来表示。(3)中高科技产业比重(inst),用中高科技产业工业总产值与地区生产总值的比重来表示,其中,中高科技产业工业总产值是利用中国工业企业数据库识别产品代码为中高科技产业的企业,再按地区对识别出的企业的工业总产值加总得到。(4)金融深度(fin),用年末贷款总额与地区生产总值的比重来表示。

变量描述性统计如表1所示。

表1 变量描述性统计

(三)数据来源与说明

基于数据可得性,本文利用2000—2013年中国地级及以上城市面板数据实证分析各地需求侧国内市场规模对出口国内附加值率的影响。其中城市出口国内附加值率数据通过中国工业企业数据库和中国海关贸易数据库匹配后计算,中高科技产业比重指标利用中国工业企业数据库测算,出口贸易方式转型指标利用海关数据库测算,城市GDP、人力资本水平、基础设施建设、工资水平、金融深度、政府干预、消费品零售总额等数据来自《中国城市统计年鉴》,表征环境污染程度的pm2.5浓度数据来自达尔豪斯大学大气成分分析组,衡量创新水平的专利授权量数据来自CNRDS中国研究数据服务平台。

五、实证检验及结果分析

(一)基准回归结果

表2为国内市场规模对出口国内附加值率的影响。为控制城市层面不随时间变化而变化的因素以及时间层面不随城市变化而变化的因素,每列均控制了城市和年份固定效应,并且考虑到同一城市不同时点上观测值的相关性,所有模型均在城市层面对标准误进行聚类调整。表2中(1)列模型仅考虑核心解释变量国内市场规模(mp)对出口国内附加值率的影响,(2)列至(5)列逐步加入各城市层面控制变量,结果显示核心解释变量的估计系数至少在5%的水平下显著为正,表明国内市场规模对出口国内附加值率有显著的正向影响,国内市场规模的扩大有助于提升城市出口国内附加值率。

表2 基准回归检验

表2(续)

从其他控制变量来看,基础设施建设(infra)对出口国内附加值率的影响显著为正。基础设施建设的完善是出口竞争力提升的基础条件。平均工资水平(wage)对出口国内附加值率的影响显著为负。可能是因为工资上升虽然提高了劳动要素所得,但同时也增加了生产成本,压缩了企业利润,降低了价格加成率,会在一定程度上阻碍产品的国际竞争优势和出口国内附加值率的提升。中高科技产业比重(inst)对出口国内附加值率的影响显著为正。中高科技产品产值占比的上升意味着一个地区产品生产的科技含量和技术水平得到提升,有利于提升产品出口的国际竞争优势,并且能在国际贸易中获取更多附加值。金融深度(fin)对出口国内附加值率的影响不显著。

(二)稳健性检验

本文主要从极端值、指标变换和内生性三方面进行模型的稳健性检验。表3中(1)列是被解释变量经过截尾处理后利用新样本进行回归的结果,即将出口国内附加值率前后5%的离群值剔除后重新进行基准回归检验。同时,为避免被解释变量计算偏误对结果的干扰,本文将被解释变量替换为通过将企业出口国内附加值率按城市取均值后得到的出口国内附加值率(dvar2),(2)列为回归结果。(3)列是将核心解释变量国内市场规模替换为用城市消费品零售额(mp2)来衡量的回归结果。以上回归中,国内市场规模对出口国内附加值率的回归系数皆显著为正,说明基准回归结果稳健。

表3 稳健性检验

表3(续)

除了变量测算误差,遗漏变量和双向因果也会导致内生性问题的产生,从而导致回归结果有偏和不一致,而工具变量法是解决内生性问题的有效方法。工具变量的选取要满足两个条件,即外生性和相关性,具体到本文,工具变量应该只通过影响国内市场规模这一条途径来间接影响出口国内附加值率,而与模型中未控制的因素没有直接相关性。本文选取历史变量和核心解释变量的滞后一期作为工具变量来解决可能存在的内生性问题,历史变量选取1996年地区生产总值,滞后的生产总值与该地市场需求和产业发展基础相关,进而与国内市场规模有密切联系,但长时期滞后的历史变量不会对当期的出口国内附加值率产生直接影响(韩峰等,2021)[44];而国内市场规模的滞后一期与其当期项密切相关,但由于前期变量取值一定,不会对当期误差项产生影响,因此两个工具变量的选取符合外生性和相关性条件。表4中(1)列至(4)列是利用两阶段最小二乘法(2SLS)进行回归的结果,其中(1)列、(2)列分别是以历史变量1996年生产总值(2)引入模型时,实际上是将该变量与相应年份的交乘项作为工具变量。作为工具变量的第一和第二阶段结果,(3)列、(4)列分别是以国内市场规模的滞后一期作为工具变量的第一和第二阶段结果。两阶段最小二乘回归中,Kleibergen-Paap rk Wald F统计量均大于10,拒绝了工具变量弱识别的原假设,说明本文两个工具变量选取有效,(2)列、(4)列第二阶段回归结果显示核心解释变量的回归系数显著为正,说明利用工具变量克服内生性问题后,国内市场规模仍然对出口国内附加值率有显著的正向促进作用。

表4 内生性检验

表4(续)

此外,采用差分GMM方法检验模型内生性问题,结果如表4中(5)列所示。Arellano-Bond检验表明,AR(1)的P值为0.008,AR(2)的P值为0.732,这表明残差项的差分存在一阶自相关,但不存在二阶自相关,所以可以接受“残差项无自相关”的零假设,因此模型使用差分GMM是合适的。由于回归中所用工具变量数量(此检验中为55个)大于内生变量数量,故需进行过度识别检验,Hansen统计量为60.48,P值为0.107,没有拒绝“不存在过度识别问题”的原假设,通过过度识别检验。以上内生性检验中核心解释变量的系数仍然显著为正,说明考虑内生性问题后,本文的实证结果依然具有较强的稳健性。

(三)影响机制检验

1.创新水平提升效应

为验证国内市场规模扩大是否能通过促进城市科技创新水平提高,进而促进出口国内附加值率提升,引入创新水平指标对该机制进行检验。已有研究普遍认为专利授权数量能真正反映地区的创新能力,本文选取包含了发明专利、实用新型专利和外观设计专利的专利授权总量来衡量一个地区的创新水平。表5中(1)列是以创新水平为被解释变量进行回归的结果,(2)列是将创新水平加入基准模型回归的结果,可以看出,国内市场规模的扩大对创新水平有显著的正向促进作用,创新水平的提高和国内市场规模的扩大都能显著促进出口国内附加值率的提高,说明国内市场规模的扩大会通过促进创新水平的提高来提升出口国内附加值率,验证了假设H1。

表5 影响机制检验

表5(续)

2.人力资本升级效应

为验证国内市场规模扩大是否能通过促进人力资本水平提升,进而促进出口附加值率提升,引入人力资本水平指标对该机制进行检验。本文以每万人在校大学生数即高等学校在校学生数与城市总人口的比重来度量城市人力资本水平,这是现有数据条件下反映城市人力资本状况的常用指标(廖唐勇,2023)[45]。表5中(3)列是以人力资本水平为被解释变量进行回归的结果,(4)列是将人力资本水平加入基准模型回归的结果,可以看出,城市国内市场规模的扩大对人力资本有显著的正向促进作用,人力资本水平的提升和国内市场规模的扩大都能显著促进出口国内附加值率的提高,说明国内市场规模的扩大会通过促进人力资本升级来提升出口国内附加值率,验证了假设H2。

3.出口贸易方式转型效应

为验证国内市场规模扩大是否能通过促进出口贸易方式转型,进而促进出口附加值率提升,引入城市加工贸易与一般贸易出口额之比对该机制进行检验。对中国海关贸易数据库中每年每一笔出口交易记录进行所属贸易方式和所属城市的识别,分别按一般贸易方式和加工贸易方式将出口金额按城市进行加总后得到加工贸易与一般贸易出口额之比,相比于一般贸易或者加工贸易的出口绝对额,该指标能更清楚地反映二者的相对关系和贸易方式结构的变化。表5中(5)列是以城市加工贸易与一般贸易出口额之比为被解释变量的回归结果,(6)列是将该指标加入基准模型回归的结果,可以看出,国内市场规模的扩大会降低城市加工贸易与一般贸易出口额之比,即促进城市从低出口附加值率的加工贸易向高出口附加值率的一般贸易转换,(6)列中加工贸易与一般贸易出口额之比的系数显著为负,市场规模的系数显著为正。所以,国内市场规模的扩大能通过促进城市出口贸易方式转型来提升出口国内附加值率,验证了假设H3。

(四)异质性检验

为了观测不同类型城市的国内市场规模是否对出口国内附加值率产生不同的效应,对各城市进行分样本处理,表6中(1)列、(2)列、(3)列是将各城市按照人口规模分为大、中、小城市(3)根据2014年11月21日国务院颁布的《关于调整城市规模划分标准的通知》,将全样本按市辖区常住人口划分为大城市(人口100万以上)、中等城市(人口50万至100万)和小城市(人口50万以下)三类。的回归结果,对于大型城市来说,国内市场规模对出口国内附加值率的影响显著为正,但是对于中小城市来说结果并不显著。一般来说,大城市人口更集中,通常也是各省份政治、经济、文化中心城市,国内市场规模扩大带来的资源优化配置、规模经济效应等在大城市能更快、更大程度地实现,使得国内市场规模对出口国内附加值率的促进作用在大城市体现得更明显。(4)列、(5)列是将各城市分为港口和非港口城市的回归结果,可以看出,对于港口城市来说,国内市场规模的系数显著为正,而非港口城市回归中国内市场规模的系数并不显著,说明港口城市国内市场规模的扩大有助于提升地区的出口国内附加值率。港口城市的地理位置优势及交通便利条件使其能更好地利用国内市场规模扩大带来的机遇,更容易进入到国外高收入市场,并且国内市场规模的扩大可以提高港口城市中物流仓储运输等专业化服务水平从而进一步降低产品附加成本,更大程度地促进出口国内附加值率的提升。按照是否处于城市群(4)包括长三角城市群、粤港澳大湾区、京津冀城市群、辽中南城市群、山东半岛城市群、长江中游城市群、中原城市群、北部湾城市群、成渝城市群、关中平原城市群、哈长城市群、海峡西岸城市群、呼包鄂榆城市群、兰西城市群。将各城市进行划分,(6)列、(7)列的回归结果显示,对于城市群中的城市而言,国内市场规模能显著促进出口国内附加值率的提升,而非城市群的结果不显著。城市群是城市在空间上聚集的表现,城市集聚会促进经济长期增长并抵消静态福利损失,有效降低企业间和城市间的交易、协调和研发等成本,在统一大市场构建中更快地疏通经济堵点、破除交易壁垒、打破市场分割,且城市群中城市间与企业间的交流互动更频繁,国内市场规模扩大所释放的外溢效应更强,更有利于形成真正的统一大市场,进而促进出口国内附加值率的提升。

表6 分样本检验

(五)进一步分析

进一步分析地区环境污染和政府干预在国内市场规模对出口国内附加值率影响中的调节作用,分别以pm2.5浓度和地方财政预算内收入占地区生产总值的比重作为环境污染程度(pm)和政府干预程度(igov)的代理变量(陆铭、欧海军,2011)[46]。在基准模型中分别加入调节变量以及调节变量与核心解释变量国内市场规模的交乘项:

dvarit=β0+β1mpit+β2(mpit×pmit)+β3pmit+β4(mpit×igovit)+β5igovit+λXit+γi+εt+μit

(4)

其中,pmit表示i城市t年的环境污染程度,igovit表示i城市t年的政府干预程度。交乘项(mpit×pmit)和(mpit×igovit)是主要关注的变量,如果交乘项系数显著为负,说明调节变量的增大会阻碍国内市场规模对出口国内附加值率的促进作用,即负向调节,反之则正向调节。

表7中(1)列是将环境污染pmit及其与国内市场规模的交乘项(mpit×pmit)加入到模型中进行回归的结果,国内市场规模和环境污染程度的交乘项对出口国内附加值率的影响在1%的水平上显著为负,这说明相较于环境状况较好的地区,环境污染严重的地区更不利于国内市场规模对出口国内附加值率促进作用的发挥。所以,在当前“碳达峰”和“碳中和”的大背景下,实施环境规制以改善环境污染能在一定程度上扫除阻碍经济发展的障碍。(2)列是将政府干预igovit及其与国内市场规模的交乘项(mpit×igovit)加入到模型中进行回归的结果,国内市场规模和政府干预的交乘项对出口国内附加值率的影响在1%的水平上显著为负,说明在地方政府干预程度较高的地区,国内市场规模对出口国内附加值率的正向促进作用会相对减弱。这也印证了十八届三中全会提出的“处理好政府和市场的关系,使市场在资源配置中发挥决定性作用和更好发挥政府作用”的政策含义。(3)列是同时考虑环境污染与政府干预调节作用的回归结果,交乘项(mpit×pmit)和(mpit×igovit)的回归系数都显著为负,进一步说明环境的恶化和政府过度干预都会阻碍国内市场规模对出口国内附加值率的促进作用,验证了假设H4和H5。

表7 调节效应检验

表7(续)

六、结论与启示

本文利用中国地级及以上城市面板数据实证研究国内市场规模优势对出口国内附加值率的影响及其传导机制,主要结论如下:第一,城市国内市场规模的扩大显著提升了出口国内附加值率,且该结论通过了一系列稳健性和内生性检验;第二,传导机制检验表明,国内市场规模的扩大会通过创新促进效应、人力资本升级效应和出口贸易方式转型效应提高出口国内附加值率;第三,分样本检验显示,对于大型城市、港口城市和处在城市群中的城市来说,国内市场规模对出口国内附加值率的影响显著为正,但是对于中小型城市、非港口城市和非城市群中城市来说该影响不显著;第四,进一步分析结果显示,环境污染越严重越会阻碍国内市场规模对出口国内附加值率的正向作用,政府干预程度的加大也会减弱国内市场规模对出口国内附加值率的正向促进作用。

根据上述结论,得到如下启示:第一,城市国内市场规模扩大有利于提升其产品出口的国内附加值率,从而实现其在全球生产网络中的贸易利得增加和国际地位提升,所以各地应该充分释放国内市场潜力,如通过消除市场分割、打破国内交易壁垒、促进商品要素畅通流动、推动贸易自由化等方式壮大国内市场,培育新形势下参与国际合作和竞争的新优势,以强有力的“内循环”为“外循环”建立风险抵御屏障。第二,大城市要根据不同市场消费者的需求特征制定相应的发展战略,通过释放内需潜力实现市场优势到竞争新优势的转变,为出口国内附加值率的提升提供内生动力;中小城市还应注重加强与国内其他地区的联系与合作,增强本地市场与临近市场的互联互通,依托国内市场规模优势助推出口国内附加值率的提升。同时,应注重城市群的发展,加快全国统一大市场的建设,使国内市场规模更大程度地发挥现实优势。第三,应处理好市场和政府的关系,注重发挥市场在资源配置中的决定性作用,政府应就市场发展状况制定针对性政策,避免对市场的盲目和过度干预。同时,在大力发展实体经济的同时要注重对环境的保护,避免发展经济以牺牲环境为代价,各地应完善空气质量监控体系,因企业特征及环境现状而异,有针对性地制定并执行环保政策,并鼓励当地企业进行绿色技术创新,为国内市场规模优势的发挥创造良好条件。