国企改制能否提升出口国内附加值？——基于中间品视角的分析

宋 林 高 强 史贝贝

(1.西安交通大学，陕西 西安 710061；2.西北大学，陕西 西安 710127)

一、引言及文献综述

过去几十年，中国国企改革持续不断推进，取得了巨大成效，产生了广泛影响。与此同时，借助自身比较优势不断发展，中国一跃成为全球货物贸易第一大国，但从单位出口中获取的经济利益却低于发达国家甚至部分发展中国家。2020年6月，中央全面深化改革委员会第十四次会议审议通过的《国有企业改革三年行动方案(2020—2022年)》拉开了新一轮国企改革的序幕。随着全面深化改革的推进，更加细致、全面地讨论国企改制对出口绩效的影响已显得尤为迫切。国企改制改变了企业内部治理状况和企业所在地区经济发展，那么国企改制究竟会对企业出口国内附加值产生何种影响？这种影响是否存在异质性？国企改制又会通过何种渠道影响出口国内附加值？以上问题的研究，不仅关系到国企改革的绩效评估，而且关系到进一步推进中国出口贸易高质量发展和发挥“国际循环”对“国内循环”的引领促进作用。

国企改革作为中央全面深化改革的重要一环，已有学者对其进行了大量研究。现有文献主要从企业生产率(许召元 等，2015；陈林，2018)、现金持有(杨兴全 等，2018)、内部融资约束(陈林 等，2014)和创新(朱磊 等，2019)等视角讨论了国企改革的绩效。较少文献研究了国企改革对出口绩效的影响：王海成等(2019)利用中国规模以上工业企业数据和海关贸易数据，研究了国企改制对企业出口绩效的影响，发现企业资本劳动密集度和企业生产率是国企改制提升出口产品质量的两个重要途径。以上文献主要从企业出口规模和出口产品质量两方面考察国企改制对出口绩效的影响。但国企改制出口绩效考察的另一个重要方面——出口国内附加值(domestic value-added，DVA)，目前却鲜有研究，这为本文留下了进一步研究的空间。

2019年12月，《中共中央、国务院关于推进贸易高质量发展的指导意见》中指出：“大力发展高质量、高技术、高附加值产品贸易，不断提高劳动密集型产品档次和附加值……稳步提高出口附加值。”作为衡量出口绩效的重要方面，出口DVA的相关研究大多从企业外部因素如人民币汇率(余淼杰 等，2018)、制造业上游垄断(李胜旗 等，2017)、FDI(唐宜红 等，2017)、企业贸易网络(吕越 等，2020)，企业内部因素如工资(耿伟 等，2019)和企业内部融资约束(邵昱琛 等，2017)等进行展开，但尚未有文献从国企改制视角出发，研究出口DVA所受影响，且已有文献在影响机制的研究过程中缺乏对企业中间品使用决策的充分分析。

与以往研究相比，本文可能的贡献如下：第一，在研究主题上，利用较大样本数据从企业出口DVA视角探讨了国企改制对改制企业出口绩效所产生的影响，拓展了国企改革影响出口绩效的相关研究。第二，企业出口DVA的关键因素之一在于企业中间品使用决策过程中，本文着重分析国企改制影响改制企业中间品使用决策所产生的中间品替代效应和中间品质量效应，拓展了国企改制影响出口DVA的理论机制。第三，本文对国企改制影响出口DVA的异质性进行了分析，并且进一步分析了国家注册资本金不退出时国企改制影响出口DVA的效应，一定程度上为国企混合所有制改革影响出口DVA提供了经验证据。

二、理论分析与假设提出

在生产全球化的今天，大约有2/3的国际贸易为中间品贸易(Johnson et al.，2017)。根据企业使用中间品的来源地可将中间品分为两类，一种是国内中间品，另一种是进口中间品。国内中间品使用份额的增加会提升企业出口DVA；同样，高质量中间品的使用也会使企业提高其加成率，进而提升出口DVA。多年来，通过融入国际贸易分工体系，中国成为当之无愧的制造业大国，国内中间品供给(生产)在产品数量和产品质量上都有了极大提升，很多产品已经具备较高的国际竞争力，这为中国企业使用国内中间品提供了更大的选择空间。

国企改制会使改制企业内部注册资本金结构发生重大变化，直接表现为企业的所有制性质或股权结构的变动：一方面国企改制直接作用于改制企业内部治理状况，另一方面国企改制会作用于改制企业所在地区经济发展，这些影响都会作用于改制企业中间品使用决策，产生中间品替代效应和中间品质量效应，最终对改制企业出口DVA产生重要影响。本文以企业中间品使用决策为切入视角，着重分析国企改制是如何影响出口DVA。

(一)国企改制影响企业出口DVA的机制：中间品替代效应

国企改制会提升改制企业的生产率(许召元 等，2015；陈林，2018)，进而影响改制企业中间品使用决策，产生中间品替代效应，最终提升改制企业出口DVA。首先，相同中间品采购策略下，较高生产率企业会更多地使用国内中间品，因此改制会提升企业国内中间品使用份额(邱斌 等，2020)；其次，较高的生产率代表企业在国内具有较大的市场影响力和更加丰富、及时的市场信息，这为改制企业国内中间品采购带来了较强的议价能力，改制企业能以更低价格采购国内中间品，从而更加倾向于增加国内中间品使用份额；最后，有文献研究发现，高生产率企业更容易进入进口市场，更倾向于进口中间投入品，其所进口的中间投入品种类也更多(钱学锋 等，2017)。国企改制能够完善企业治理机制，改进内控机制，强化预算约束，导致改制企业不能负担中间品进口过程中额外的国外采购固定成本，这就使得改制所带来的生产率提升不能显著增加改制企业进口中间品使用份额。因此，本文认为，国企改制通过提高改制企业生产率产生了中间品替代效应，使改制企业国内中间品使用份额提升，进而对改制企业出口DVA产生促进效应。

国企改制同样会作用于改制企业所在地区经济发展，进而改变改制企业中间品使用决策，产生中间品替代效应，提升出口DVA。国企改制提升了改制企业的生产率，使原来在出口临界生产率以下的企业能够通过出口获利(Melitz，2003)，改制企业面临的出口需求增加引致其中间品需求增加，进而导致地区中间品供给企业数量增加；同时，国企改制会减少国企对地区经济的拖累(刘瑞明 等，2010；许召元 等，2015)，改善地区企业生存环境，提升地区企业的未来盈利预期，进而促使该地区中间品供给企业数量增加。国内中间品供给企业数量增加会产生两方面的影响：一方面，国内中间品供给企业数量增加促使地区国内中间品市场竞争加剧，导致国内中间品相对进口中间品价格下降，改制企业为最小化生产成本，在生产中相对更多地采用国内中间品以替换进口中间品，产生中间品替代效应，从而提升出口DVA；另一方面，地区国内中间品市场竞争加剧，国内中间品供给企业可能会放弃所生产的非核心中间品种类以保证在核心中间品上的投入，提升核心中间品质量，以增强企业生存能力，进而提升国内中间品质量(黎欢 等，2014)，对进口中间品的替代效应进一步增强。因而，改制企业在生产中增加国内中间品使用份额，会产生中间品替代效应，从而提升企业出口DVA。

(二)国企改制影响出口DVA的机制：中间品质量效应

国企改制提升了改制企业生产率，产生中间品质量效应，最终提升企业出口DVA。生产率的提升包含了企业技术进步，增加了企业的知识储备，企业吸收、内化新知识的能力得到提升(Cohen et al.，1989；Dai et al.，2013)，企业利用更高质量中间品的能力也随之增强。为了使产品在出口市场上获得更强的竞争力和更多利润，企业倾向于使用更高质量中间品替代原有中间品，产生中间品质量效应，最终产品质量受到所投入中间品质量的正向影响(Kugler et al.，2012)，改制企业依此为更高质量的最终产品制定更高的价格，故企业能获得更高的加成率(De et al.，2016；Fan et al.，2018)，从而提升企业出口DVA(Kee et al.，2016)。

综上，本文提出：

假设

1

：

国企改制可以提升改制企业出口DVA。

假设

2

：

国企改制通过中间品替代效应和中间品质量效应对改制企业出口DVA产生影响。

三、计量模型与数据处理

(一)模型构建

本文将国企改制的实施作为准自然实验进行实证分析，由于国企进行改制的年份不尽相同，标准双重差分(DID)难以进行有效分析，借鉴Beck et al.(2010)，采用渐进(多期)DID方法，研究国企改制对其出口DVA的真实影响。借鉴Bai et al.(2009)，仅保留样本期内第一次出现且其最大实收资本金的类型为国家资本金的企业，将样本期内最大实收资本金的类型发生改变的企业设定为“实验组”，即国企进行了改制，其余国企设为“控制组”，以此检验国企改制对出口DVA带来的“净效应”。据此，构建如下基准计量模型：

DVA=α+α×Reform+α×Z+μ+μ+ε

(1)

其中，被解释变量DVA表示企业f在t期的出口DVA，企业出口DVA越大，代表企业的出口贸易真实利得越高；核心解释变量为Reform，表示国企f在t期是否进行了改制，若进行了改制，则在改制当年及改制以后Reform=1，否则为0；α表示改制企业出口DVA受到改制影响的大小，α绝对值越大说明出口DVA受到企业改制的影响越大；μ表示年份固定效应，μ表示企业固定效应，ε表示误差项。

考虑到其他因素也会影响企业出口DVA和国企改制，故此处分别选取以下变量作为控制变量Z，具体如下：

(1)企业年龄(lnAge)，采用样本当年时间减去企业成立时间的差值加1取对数来表示。

(2)企业资本密集度(ln CapitalDensity)，用企业总固定资产除以企业从业人数之比的对数值衡量。

(4)人均工资(ln WageperCapita)，用企业应付工资除以企业年末从业人数加1的对数值衡量。

(5)企业销售收入(ln Sales)，用企业主营业务收入的对数值衡量。

(6)企业工业增加值(ln Y_add)，用工业增加值的对数值衡量。

地区和企业市场势力控制变量：

(7)四分位行业的赫芬达尔指数(HHIndex4)，用当年企业销售收入占四分位行业总销售收入比值平方再加1的对数值表示。

(8)中国市场化指数(MarketIndex)，采用樊纲等(2011)的数据。

(二)指标测算

1.企业出口国内附加值

借鉴Upward et al.(2013)、Kee et al.(2016)，计算出口DVA，具体模型为：

(2)

2.国企改制

国企改制具有多样性和复杂性，产权指标能包含各种不同形式的改制，是反映国企改制成效的合理方式(刘小玄 等，2005)。国企是否及何时进行改制是根据中国规模以上工业企业数据中实收资本金、国家资本金、集体资本金、个人资本金、港澳台资本金、外商资本金等变量的历年变动情况进行测算的(Hsieh et al.，2015)。与上个时期国企最大实收资本金的类型相比，若当期国企最大实收资本金的类型发生变化，则认为国企在当期进行了改制，并将国企改制当期及以后的年份都定义为进行了改制的状态，这些国企样本被识别为“实验组”，未进行改制的国企为“控制组”。2000—2008年，样本中国企共有32702家，样本期内发生改制的有13248家企业(“实验组”)，占样本中国企总量的40.51%。

(三)数据来源及处理

本文使用数据主要有：

(1)2000—2008年中国规模以上工业企业数据。有关国企改制主题的研究一般都使用A股上市企业数据和中国规模以上工业企业数据，由于企业上市本身就是根据企业规模、盈利状况等指标初步选择的一个过程(陈林 等，2019)，因此，选用上市企业数据进行研究存在较大选择性偏误，本文选择中国规模以上工业企业数据对该问题进行研究，以缓解选择性偏误。

首先，对该数据初步处理：保留与本文相关研究中变量值(企业总资产、企业总固定资产、主营业务收入、工业总产值、工业增加值)为正的观测值；保留在营业状态的企业；对于2001年、2004年中国规模以上工业企业数据库中工业增加值指标缺失的观测值，本文借鉴刘小玄等(2008)的方法进行测算补充；对于2008年中国规模以上工业企业数据库中中间投入指标缺失，本文采用马红旗等(2018)的方法进行测算补充；剔除实收资本不大于0的样本。

其次，保留符合会计准则(GAAP)的观测值：总资产高于总流动资产的企业；总资产高于流动资产年平均余额的企业；总资产高于总固定资产的企业；总资产高于固定资产净值年平均余额的企业；本年折旧小于累计折旧的企业。

最后，进一步处理：保留在样本期内第一次出现且所有制为国有的企业；对企业层面连续控制变量进行首尾1%的缩尾处理；剔除样本期内同一企业出现次数小于3的样本。

(2)中国海关总署2000—2008年中国海关贸易数据。对该数据处理如下：将月度海关数据纵向合并为年度海关数据；依靠贸易代理商进出口的现象在样本期内大量存在，因此识别贸易代理商尤为必要，将数据中的企业名称中包含“经贸”“科贸”“进出口”等字样的企业界定为贸易代理商(Ahn et al.，2011)；剔除识别为贸易代理商的企业。

(3)根据研究需要，借鉴Yu(2015)的方法，本文合并中国规模以上工业企业数据和中国海关贸易数据。第一步，将中国规模以上工业企业数据和中国海关贸易数据依照两套数据中年份和企业名称两共有变量进行合并匹配；第二步，依照年份和电话号码后7位与邮政编码两共有变量对未匹配样本进行合并匹配。相关平减指数来源于《中国统计年鉴》；美元兑人民币年均汇率来自中国人民银行；BEC和HS海关编码转换表，来源于联合国网站。

本文变量的描述性统计如表1所示。

表1 变量的描述性统计

四、实证结果分析

(一)基准回归结果

为了研究国企改制对出口DVA的影响，本文对模型(1)进行估计，回归结果如表2所示。列(1)仅考虑解释变量，即国企改制(Reform)，发现国企改制的估计系数显著为正，这初步表明国企改制对出口DVA有显著提升作用；列(2)在列(1)基础上增加了企业层面的控制变量，虽然解释变量的估计系数减小，但国企改制依旧显著提升了其出口DVA；列(3)进一步控制了企业市场势力的特征，列(4)加入了年份与行业交互的固定效应，估计系数依旧显著为正且变化较小。以上回归结果表明国企改制对其出口DVA有着显著的促进作用。因此，上述实证结果初步验证了本文的核心假设，即国企改制能够显著提升企业出口DVA。

表2 基准回归结果

(二)稳健性检验

1.平行趋势和动态效应

平行趋势是指在政策实施以前，“实验组”与“控制组”有着相同的变化趋势，或者“实验组”与“控制组”之间的变化趋势没有显著差异。普通的双重差分法要求在政策实施前“实验组”与“控制组”的变化趋势没有显著差异，这可以通过画图或在回归中引入是否为实验组虚拟变量与时间虚拟变量的交互项来判断“实验组”与“控制组”在政策实施前是否满足平行趋势假设。但多期双重差分法中的政策实施在不同时间点，因此多期双重差分的平行趋势检验需要采用事件研究法，本文的平行趋势检验采用Beck et al.(2010)的方法，计量模型设定如下：

(3)

图1 多期双重差分的平行趋势及动态性检验

2.样本匹配

企业生产率、行业等是影响国企是否进行改制的重要因素(方明月 等，2019)，这种异质性是广泛存在的(Melitz，2003)，企业间的这些差异可能导致估计结果出现偏误，影响估计结果的准确性。因此本文采用近邻匹配的方法对参与改制的国企和未参与改制的国企进行匹配，降低“实验组”与“控制组”之间的差异，然后利用匹配到的样本进行双重差分估计。估计结果如表3列(1)、(2)所示，具体的协变量是在原有控制变量的基础上加入了企业所在行业。从表3可以发现，无论是否加入控制变量,回归结果均显著为正。这说明在尽可能消除了选择性偏误后，国企改制依然对出口DVA产生了正向显著促进作用，本文实证结果是稳健的。

表3 稳健性检验Ⅰ

3.剔除包含法人资本的企业

由于无法得知中国规模以上工业企业数据中的法人注册资本金的所有制属性，因此国企在进行改制时可能出现引入法人注册资本金而企业所有制性质未发生实质改变的情况，因此本文剔除包含法人资本的企业进行稳健性检验。回归结果如表3列(3)、(4)所示。可以发现，无论是否加入控制变量，在剔除注册资本中包含法人注册资本金的国企样本后，国企改制的出口DVA促进效应依旧显著为正，本文的实证结果稳健。

4.替换被解释变量

Koopman et al.(2012)认为中国企业使用国内厂商生产的中间品含有5%～10%的国外成分，前文假定国内厂商生产的中间品中含有5%的国外成分，现在假定国内厂商生产中间品含有10%的国外成分，重新进行稳健性检验，结果如表4列(1)、(2)所示。可以发现，国企改制对其出口DVA仍然有着显著促进作用。

表4 稳健性检验Ⅱ

5.替换估计方法

由于被解释变量是受限变量，本文再采用Tobit方法进行重新估计，结果如表4列(3)、(4)所示，国企改制依旧对出口DVA产生了显著正向影响，实证结果稳健。

五、机制检验

前文验证了国企改制显著提升了企业出口DVA，但是并没有对其中的理论机制进行进一步的实证检验。因此，借鉴温忠麟等(2014)的方法，本文进一步检验国企改制影响出口DVA的机制。国企改制影响出口DVA是一个非常复杂的过程，为使研究更加深入，本文集中分析国企改制影响改制企业中间品使用决策这一机制，即国企改制通过中间品替代效应和中间品质量效应作用于其出口DVA。为此，构建如下计量模型：

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为与中间品相关的中介变量(i=f,r)，当i=f时，MV为企业层面中介变量；当i=r时，MV为地区层面中介变量。采用不同的中介变量，对模型(4)～(6)进行回归，结果如表5和表6所示。

表5汇报了国企改制通过中间品替代效应影响出口DVA的实证结果。列(1)的被解释变量为改制企业国内中间品使用数量(lnDomesitcInter)，用企业总中间品投入减去企业进口中间品投入再取对数来表示；根据列(1)可以发现国企改制对其国内中间品使用数量的影响为正，但不显著。列(4)、(7)的结果表明，国内中间品使用数量对出口DVA有着显著正向影响，该结果与预期一致，即较多的国内中间品使用数量意味着较高的出口DVA。列(2)的被解释变量为企业国内中间品使用份额(DomesitcRatio)，用企业国内中间品使用数量与企业总中间品数量的比值表示；从列(2)可以发现，国企改制对改制企业国内中间品使用份额有着显著提升作用，这说明国企改制产生了中间品替代效应。列(5)、(8)的结果表明，企业国内中间品使用份额是国企改制影响出口DVA的显著渠道。列(3)的被解释变量为改制企业所在地区国内中间品供给企业数量(DomesitcNum)，采用改制企业所在地级市一般贸易出口中间品企业数量来表示。根据列(3)的回归结果可以发现国企改制显著增加了改制企业所在地级市国内中间品供给企业数量。这是因为：一方面，改制导致生产率提升进而引致改制企业对中间品需求增加；另一方面，国企改制减轻了对应地区的预算软约束，释放了改制企业所在地区的市场活力，两者共同导致地区国内中间品供给企业数量提升。这与理论分析部分结果一致。列(6)、(9)的结果显示，改制企业所在地级市国内中间品供给企业数量的增加能够显著提升改制企业出口DVA，这是因为地区中间品供给企业数量的增加改变了原有市场结构，促进了地区国内中间品供给企业间的竞争，使得国内中间品相对价格下降，企业为使生产成本最小化更多采用国内中间品，产生中间品替代效应，企业出口DVA上升；竞争的加剧也促使企业进行创新，从而提升国内中间品质量，进而产生国内中间品对国外中间品的替代，产生中间品替代效应，促使出口DVA提升。

表5 影响机制检验-中间品替代效应

表6汇报了国企改制通过中间品质量效应影响出口DVA的实证结果。列(1)的被解释变量为改制企业所在地区国内中间品供给种类数(DomesticVariety)，采用改制企业所在地级市一般贸易企业出口中间品种类数表示(杨烨 等，2020)。列(1)的回归结果表明国企改制减少了改制企业所在地区国内中间品供给种类，列(4)、(7)显示改制企业所在地区国内中间品供给种类的减少显著提升了出口DVA。原因在于改制企业所在地区国内中间品市场竞争加剧，企业可能会放弃所生产的非核心中间品种类以保证其在核心中间品种类上的投入以提升中间品质量和竞争力，增强企业生存能力，最终表现为中间品种类数减少而核心中间品质量提升；而地区中间品供给种类数对出口DVA有负向影响，这可能是由于样本期内改制企业所在地区国内中间品质量提升，导致改制企业所生产最终品质量得到提升，进而改制企业出口DVA提高。列(2)中被解释变量为改制企业所在地区国内中间品质量，用改制企业所在地级市中一般贸易出口中间品质量的加权平均值来表示，产品质量的测算借鉴施炳展等(2015)的做法。从列(2)的回归结果可以发现国企改制显著提升了改制企业所在地区国内中间品质量。王海成等(2019)也有类似结论。这也从侧面验证了前文的结论：国企改制使改制企业所在地区国内中间品供给种类数减少但能提升地区国内中间品质量。列(5)、(8)的回归结果显示地区国内中间品质量可以显著促进出口DVA提升。以上结果说明国企改制可以通过国内中间品质量效应提升出口DVA。这与本文的理论分析一致：生产率提升使得企业技术进步，企业对高质量中间品的使用需求上升，而较高质量的国内中间品投入能带来最终品质量的提升，该产品与国际市场中其他产品间的差异扩大，企业可以制定更高价格，进而提升出口DVA。列(3)的被解释变量为改制企业所在地区进口中间品质量，用改制企业所在地级市中加工贸易进口中间品质量的加权平均值来表示。从列(3)的回归结果可知国企改制显著提升了改制企业所在地区进口中间品质量，这是因为改制所带来的生产率提升使得企业利用高质量中间品的能力和需求上升。列(6)、(9)的实证结果同样表明进口中间品质量效应也是提升出口DVA的重要途径。至此，假设2得到验证。

表6 影响机制检验-中间品质量效应

六、进一步分析

(一)企业注册资本金多样性在国企改制中的调节效应

国企改制引入了数量较大的非国有资本金，但非国有资本金又包含了私人资本金、外商资本金、集体资本金等多个种类。那么引入非国有资本金种类的多寡是否会影响国企改制的成效呢？在接下来的分析中，本文借鉴杨兴全等(2018)的方法，分析注册资本多样性(CapitalDiversity)对国企改制影响出口DVA的调节作用。首先，本文分析注册资本多样性对企业出口DVA的影响，注册资本多样性采用企业注册资本金类型的种类来表示。结果见表7列(1)、(2)所示。

表7 注册资本多样性的影响

表7的回归结果显示，无论是否加入控制变量，注册资本多样性对企业出口DVA都有显著促进作用，这说明改制企业注册资本金的类型越多样化，出口DVA越高。原因在于企业注册资本类型越多元化，越有利于改善国企委托代理问题和优化国企资源配置(朱磊 等，2019)，从而提升企业出口DVA。进一步的，本文通过引入国企改制和注册资本多样性的交互项(Reform_Diversity)来分析注册资本多样性对国企改制影响出口DVA的调节作用。如表7中列(3)、(4)的回归结果所示，无论是否加入控制变量，交互项系数均显著为正，这说明国企在改制过程当中，引入的注册资本金类型越多，国企改制对改制企业出口DVA的促进作用越大。

(二)改制企业所在行业与世界前沿技术距离对国企改制影响出口DVA调节效应

国际贸易中本国出口产品是在世界市场中与他国出口产品进行竞争并定价的。一般而言，若中国出口行业技术水平与世界前沿技术水平差距越大，则该行业后发优势就越明显，国企改制所释放的后发优势就越大，对出口DVA的促进作用可能就越大，因此改制企业所在行业与国际市场相对技术水平差距可能会对国企改制影响出口DVA产生调节效应。为进一步明晰该问题，本文借鉴Aghion et al.(2001)对技术距离的测算方法，将美国行业的技术水平看作世界前沿技术水平，利用美国行业与中国行业的生产率差异作为不同行业技术距离的代理变量，并生成行业技术距离的中位数，行业技术距离小于该中位数定义为非落后行业(Lag=0)样本，技术距离大于该中位数则定义为落后行业(Lag=1)样本。两类样本的回归结果如表8所示。列(1)为非落后行业企业样本，可以发现国企改制对出口DVA的促进作用并不明显；列(2)为落后行业企业样本，可以看到国企改制对出口DVA产生了显著促进作用。进一步，列(3)、(4)引入了改制企业所在行业与世界前沿技术距离(TechGap_world_std)和国企改制的交互项(Reform_TechGap_world)，可以发现无论是否加入控制变量，交互项系数均显著为正。这说明改制企业所在行业与世界前沿技术距离对国企改制影响出口DVA有显著的调节效应：改制企业所在行业与世界前沿技术距离越大，国企改制所释放的出口DVA促进作用就越强。原因在于非落后行业改制企业原本的生产率相对较高或技术水平相对较强，企业在改制前的治理状况相对较好，这就导致国企改制所产生的促进作用相对较小，国企改制对出口DVA的促进作用也相对不显著；改制企业所在行业与世界前沿技术水平差距越大，国企改制就越能提高企业生产率、释放地区经济发展潜力，对出口DVA的促进作用越显著，此时的国企改制所释放的改革红利也就越大。

表8 改制企业所在行业与世界技术距离的影响

(三)国企隶属关系异质性

国企不同于其他类型的企业，有着一定的政治属性和政治层级，存在着不同层级的隶属关系，隶属关系的差异可能使得国企改制对出口DVA的影响存在差异。因此本文引入企业隶属关系变量(Affiliation)，若国企为省级以上企业，则Affiliation=1，否则Affiliation=0。回归结果如表9列(1)～(3)所示。由列(1)、(2)可以发现省级以上国企改制对出口DVA的影响产生了显著促进作用，而省级以下的国企改制对出口DVA并未产生显著影响；列(3)引入了国企改制和企业隶属关系的交互项(Reform_Affiliation)，可以发现交互项系数显著为正，这说明省级以上国企和省级以下国企的改制存在着显著差异，国企的行政层级越高，国企改制对出口DVA的促进作用就越强。原因在于级别越高的企业规模越大，其中间品采购的议价能力就越强，这也放大了生产率提升带来的中间品替代效应，因此其对出口DVA的促进作用也越强。

表9 国企隶属关系和改制形式对国企改制影响出口DVA的调节作用

(四)国家注册资本金是否退出

国企改制对应的是企业最大注册资本金类型的变化，这种变化导致了企业所有制属性和所有制结构发生重大改变。但国企改制过程中存在两种情况，一种是国家资本金退出原企业的经营和管理，另一种为国家资本金未完全退出，依旧参与企业的经营和管理，这两种不同情况是否会导致国企改制影响出口DVA存在差异？Matsumura(1998)研究发现特定条件下企业改革过程中完全的国有化和完全的私有化都不是社会福利最优的，但是胡一帆等(2006)利用世界银行对中国的调查数据研究发现民营化较为彻底的原国企有更好的企业绩效，因此本文进一步研究国企改制过程中国家资本金不退出的情况。为了分析这种可能存在的差异，本文剔除了不包含国有资本金的企业样本，回归结果如表9列(4)、(5)所示。由回归结果可以发现，相较于基准回归结果，国企改制过程中国家资本金不退出时，国企改制对出口DVA的正向促进作用更大且更显著。这也说明国企改制过程中，国家资本金与非国家资本金并存才能使国企改制达到更好的效果，更能促进企业出口DVA的提升；与完全非国有化的国企改制相比，国企混合所有制改革(即国家资本金不退出企业管理和经营)是国企改革的更优路径。

七、结论及政策建议

(一)结论

利用中国规模以上工业企业数据和中国海关贸易数据，从理论和实证两个层面分析了国企改制对出口DVA的影响，本文结论如下：

首先，国企改制可以显著提升企业出口DVA。再次，国企改制通过中间品替代效应和中间品质量效应提升了其出口DVA；企业注册资本多样性和与世界前沿技术距离对国企改制影响出口DVA产生了显著的调节作用，国企改制过程中注册资本多样性越高，国企改制对出口DVA的促进作用就越强；与世界前沿技术差距越大，则国企改制对出口DVA的促进作用越大；在企业不同隶属关系上，相对于省级以下国企，省级以上国企改制对出口DVA的促进作用更大。进一步分析发现，若国企改制过程中国家资本金不退出原企业，则国企改制对出口DVA的促进作用更大，这从侧面说明了国家资本和非国家资本在企业内共存有助于取得更好的国企改制效果，一定程度上也为国企的混合所有制改革提供了支持。

(二)政策建议

本文的政策启示是：国企改制提升了企业出口DVA，这为改善国企的出口绩效提供了理论和经验证据，国企改制是提升企业出口绩效、推进国际贸易高质量发展的重要方式。首先，鼓励企业采购高质量中间品，从而改善企业出口绩效；其次，在进行国企改制时，应该重点关注国企改制过程中的资本多样性，更高水平的资本多样性有助于国企更高的改革绩效；再次，国企改制应当重点关注那些相对生产率水平较为落后行业的企业，这些国企改制能更大程度地释放改革红利；最后，在国企改制过程中，条件允许的情况下国家资本金应当不退出原企业，使得国企改制能够更大幅度地提升出口绩效。