貿(mào)易便利化能否提升中國企業(yè)產(chǎn)能利用率
——來自“一帶一路”沿線國家的證據(jù)

張 晴，于津平

(1.南京大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院,江蘇 南京 210093；2.滁州學(xué)院 經(jīng)濟與管理學(xué)院,安徽 滁州 239000)

一、 引 言

企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升是推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的必然要求(范林凱等，2019)[1]，也是抓“六穩(wěn)”、促“六保”亟待解決的一個關(guān)鍵難題。近年來，政府制定了多項專門措施，但企業(yè)產(chǎn)能利用不足問題尚未解決。[注]按照國際通行標(biāo)準(zhǔn)，我國2018、2019年工業(yè)產(chǎn)能利用率為76.5%、76.6%，呈現(xiàn)產(chǎn)能過剩水平。數(shù)據(jù)來自《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。受全球疫情沖擊，世界經(jīng)濟低迷，逆全球化暗潮涌動，國內(nèi)經(jīng)濟下行壓力不斷加大致使國內(nèi)外需求端疲弱，企業(yè)提升產(chǎn)能利用率困難重重。當(dāng)前形勢下，學(xué)界與政府反思了政府干預(yù)對企業(yè)產(chǎn)能利用率提升的有效性，并著眼于企業(yè)的經(jīng)營環(huán)境探尋產(chǎn)能利用率的提升路徑(劉軍和付建棟，2019)[2]。由此，企業(yè)面臨的貿(mào)易環(huán)境受到廣泛關(guān)注。2020年6月，習(xí)近平主席向“一帶一路”國際合作高級別視頻會議發(fā)表書面致辭，提出高質(zhì)量共建“一帶一路”，將其打造成為促進經(jīng)濟社會恢復(fù)的復(fù)蘇之路、釋放發(fā)展?jié)摿Φ脑鲩L之路。高質(zhì)量共建“一帶一路”，重點在于推進高水平的貿(mào)易便利化。為企業(yè)打造簡化、協(xié)調(diào)、透明的貿(mào)易環(huán)境，一方面可降低貿(mào)易門檻，拓寬市場空間(Beverelli等，2015)[3]；另一方面可壓縮中間品進口成本，企業(yè)采用更多種類、更高品質(zhì)中間品以彌補生產(chǎn)短板，增加產(chǎn)品深度、廣度(張先鋒等，2019)[4]，有助于產(chǎn)能利用率的提升。那么，“一帶一路”沿線國家(簡稱為沿線國家)貿(mào)易便利化改進能否為企業(yè)產(chǎn)能利用率提升帶來新的契機？通過何種渠道帶來何種影響？其內(nèi)在運行作用機制如何？目前鮮有文獻就此進行專文研究。本文以企業(yè)為研究樣本，運用歷史數(shù)據(jù)檢驗沿線國家貿(mào)易便利化對產(chǎn)能利用率的微觀效應(yīng)及作用機制，為設(shè)計貿(mào)易政策以提升產(chǎn)能利用率提供有益的決策參考。

梳理文獻發(fā)現(xiàn)，學(xué)者多關(guān)注企業(yè)面臨的“經(jīng)營環(huán)境”所導(dǎo)致的低產(chǎn)能利用率選擇，且重點包括兩個方面：一是市場環(huán)境方面，如徐朝陽和周念利(2015)[5]認(rèn)為面對不確定性的市場需求，高效率企業(yè)審慎投產(chǎn)，為低效率企業(yè)留下大量市場空間導(dǎo)致低產(chǎn)能利用率現(xiàn)象。Murphy(2017)[6]提出需求不足導(dǎo)致產(chǎn)能閑置，主張通過擴大需求以提升產(chǎn)能利用率。二是體制環(huán)境方面，林毅夫等(2010)[7]、余東華和呂逸楠(2015)[8]、徐業(yè)坤和馬光源(2019)[9]認(rèn)為地方政府的不當(dāng)干預(yù)、政策性補貼等導(dǎo)致了企業(yè)投資的“潮涌現(xiàn)象”及低產(chǎn)能利用率困境，主張通過轉(zhuǎn)變地方政府激勵機制、避免政府過度干預(yù)與企業(yè)盲目投資等方式予以解決。個別學(xué)者拓寬到國際視角，如楊光和孫浦陽(2017)[10]認(rèn)為外資進入自由化豐富了國內(nèi)中間品市場，有利于企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升。張同斌和劉俸奇(2018)[11]采用國家層面數(shù)據(jù)驗證了貿(mào)易開放對產(chǎn)能利用率的正向效應(yīng)。已有研究開始思考外部環(huán)境對產(chǎn)能利用率的影響，卻忽略了“后關(guān)稅時代”國際經(jīng)貿(mào)合作的重點方面——貿(mào)易便利化環(huán)境。將貿(mào)易便利化納入既有研究框架，恰是對產(chǎn)能利用率理論機理的全面思考與進一步解釋。

有關(guān)貿(mào)易便利化的效應(yīng)研究主要基于宏觀層面，驗證其對貿(mào)易、經(jīng)濟增長的帶動作用(劉斌等，2018)[12]。隨著微觀數(shù)據(jù)的可得性增強，部分學(xué)者開始考察貿(mào)易便利化對企業(yè)績效的影響。如Hornok和Koren(2015)[13]驗證了通關(guān)時間等對企業(yè)單次出口額的正向影響及對出口頻率的負向影響。汪戎和李波(2015)[14]發(fā)現(xiàn)過于復(fù)雜的貿(mào)易壁壘制約了企業(yè)出口品種多樣化。唐宜紅和顧麗華(2019)[15]檢驗發(fā)現(xiàn)沿線國家貿(mào)易便利化有助于企業(yè)出口種類的增加。貿(mào)易便利化的集約、擴展邊際效應(yīng)研究，為其作用于產(chǎn)能利用率提供了間接證據(jù)，但總體來說研究視角較為局限，把握貿(mào)易便利化對產(chǎn)能利用率的作用機理尚需更為豐富的研究。

本文可能的貢獻在于以下幾點：第一，貿(mào)易便利化研究視角。立足沿線國家貿(mào)易便利化進程，充分考慮國內(nèi)外經(jīng)濟形勢與中國經(jīng)濟問題的復(fù)雜性，為企業(yè)提升產(chǎn)能利用率提供新路徑與新思路，所得結(jié)論具有更強的適用性。第二，明晰內(nèi)在作用機理。本文基于貿(mào)易便利化的出口擴張效應(yīng)、進口中間品替代效應(yīng)、生產(chǎn)率改進效應(yīng)，系統(tǒng)構(gòu)建其對產(chǎn)能利用率的作用渠道和分析框架，是對已有研究的拓寬和深化。第三，企業(yè)層面經(jīng)驗證據(jù)支持理論觀點。本文采用成本函數(shù)法測算我國企業(yè)產(chǎn)能利用率，考察沿線國家貿(mào)易便利化對企業(yè)產(chǎn)能利用率的異質(zhì)性效應(yīng)；采用中介效應(yīng)模型，考察貿(mào)易便利化對產(chǎn)能利用率的作用渠道，為理論研究提供了微觀證據(jù)。

二、 理論分析與研究假設(shè)

本文參照Bas和Strauss-Kahn(2014)[16]的思路，構(gòu)建貿(mào)易便利化影響企業(yè)產(chǎn)能利用率的理論框架。

(一) 企業(yè)生產(chǎn)與要素價格指數(shù)

開放經(jīng)濟下，構(gòu)建壟斷競爭市場中企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)為：

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(二) 生產(chǎn)成本

開放條件下企業(yè)生產(chǎn)成本共包含兩個部分：一是可變成本，表現(xiàn)為全要素生產(chǎn)率T、勞動力價格w及資本使用成本的函數(shù)。資本使用成本不僅與資本租金價格r正相關(guān)，亦與企業(yè)所具備的產(chǎn)能利用程度(u)有關(guān)，表現(xiàn)為資本存量的利用程度越高，其維護成本越高。故參照Altig等(2011)[17]的研究，設(shè)定資本使用價格為ra(u)=rρu2(ρ>0)，其中，a(u)表示特定產(chǎn)能利用率下的資本維護成本。此時，可變成本可表示為：

(6)

(三) 利潤最大化選擇

(7)

(8)

H1：貿(mào)易便利化有利于提升企業(yè)的產(chǎn)能利用率。

(9)

式(9)表明，貿(mào)易條件改善降低了出口參與門檻，更多企業(yè)選擇出口以滿足國際市場需求，有助于拓展海外市場，更易獲得出口擴張效應(yīng)以提升企業(yè)產(chǎn)能利用率(Beverelli等，2015)[3]。

(10)

(11)

H2：貿(mào)易便利化可通過出口擴張效應(yīng)、中間品進口替代效應(yīng)、生產(chǎn)率改進效應(yīng)來影響企業(yè)產(chǎn)能利用率。

三、 模型構(gòu)建、核心指標(biāo)測算與數(shù)據(jù)說明

(一) 模型構(gòu)建

為驗證貿(mào)易便利化對企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響，設(shè)計模型如下：

CUijt=a0+a1TFjt+γXijt+μi+μj+μt+εijt

(12)

(二) 核心指標(biāo)測算

1.產(chǎn)能利用率的測算。本文采用成本函數(shù)法測算企業(yè)產(chǎn)能利用率(CU)，即基于成本函數(shù)理論，探尋長期、短期平均成本曲線切點處的產(chǎn)出以確定產(chǎn)能產(chǎn)出，并以實際產(chǎn)出與產(chǎn)能產(chǎn)出的比值衡量企業(yè)產(chǎn)能利用程度。借鑒馬紅旗等(2018)[25]，具體步驟如下：

第一步，設(shè)定可變成本函數(shù)并估計參數(shù)。可變成本VC采用的超越對數(shù)成本函數(shù)形式：

lnVC=α0+αYlnY+αKlnK+αLlnPL+αMlnPM+αTlnT+1/2αYY(lnY)2+1/2αKK(lnK)2+

1/2αLL(lnPL)2+1/2αMM(lnPM)2+1/2αTT(lnT)2+lnY(αYKlnK+αYLlnPL+αYMlnPM+

αYTlnT)+lnK(αKLlnPL+αKMlnPM+αKTlnT)+lnPL(αLMlnPM+αLTlnT)+αMTlnPMlnT

(13)

其中，勞動力L、中間品M、資本存量K的價格為PL、PM[注]此處的PM為考慮國內(nèi)、進口中間品的價格及兩者之間替代彈性后的中間品價格指數(shù)。、PK，產(chǎn)出、技術(shù)要素分別表示為Y、T。為確保線性齊次的參數(shù)條件，設(shè)置約束條件如下：

(14)

由shepard引理可推得可變要素需求份額SL、SM為：

(15)

(16)

由于式(13)～(16)間存在“跨方程的預(yù)算約束”問題，本文分二位數(shù)行業(yè)開展SUR似不相關(guān)回歸，估計可變成本函數(shù)各參數(shù)值。

(17)

2.貿(mào)易便利化水平測算。為刻畫沿線國家貿(mào)易便利化對本國各行業(yè)的影響，本文參考劉斌等(2018)[12]的方法，構(gòu)建貿(mào)易便利化指標(biāo)(TF)。[注]考慮數(shù)據(jù)的可能性，“一帶一路”沿線國家樣本包括：中國、巴林、孟加拉國、文萊、柬埔寨、塞浦路斯、印度、印度尼西亞、伊朗、以色列、約旦、科威特、馬來西亞、蒙古、尼泊爾、阿曼、巴基斯坦、菲律賓、卡塔爾、沙特阿拉伯、新加坡、斯里蘭卡、敘利亞、泰國、土耳其、阿拉伯聯(lián)合酋長國、越南、埃及、黑山共和國、希臘、阿爾巴尼亞、保加利亞、匈牙利、波蘭、羅馬尼亞、愛沙尼亞、拉脫維亞、立陶宛、格魯吉亞、亞美尼亞、阿塞拜疆、哈薩克斯坦、吉爾吉斯共和國、俄羅斯、塔吉克斯坦、烏克蘭、斯洛文尼亞、克羅地亞、捷克、斯洛伐克共和國、前馬其頓、波黑。計算公式為：

(18)

其中，VTjmt表示中國j行業(yè)與m國的貿(mào)易額，F(xiàn)acilitationmt表示中國與其它“一帶一路”沿線國家m的貿(mào)易便利化平均水平。由式(18)可知，TFjt為j行業(yè)所面臨的各個國家貿(mào)易便利化的加權(quán)平均值，權(quán)重是該行業(yè)與各個國家的貿(mào)易份額。根據(jù)世貿(mào)組織的《貿(mào)易便利化協(xié)定》與Perez和Wilson(2012)[26]界定的廣義內(nèi)涵，構(gòu)建貿(mào)易便利化指標(biāo)體系(見表1)，采用主成分分析法測算Facilitation。

表1 貿(mào)易便利化的指標(biāo)構(gòu)成

(三) 數(shù)據(jù)說明

本文主要使用三套數(shù)據(jù)。第一套數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。相較于國泰安數(shù)據(jù)庫，中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)更新較慢，時間跨度為1998～2013年。但考慮到國泰安數(shù)據(jù)庫僅包括上市公司樣本，易導(dǎo)致樣本選擇偏差問題，且難以獲取企業(yè)關(guān)鍵特征指標(biāo)，故本文選擇中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。針對統(tǒng)計口徑差異導(dǎo)致的指標(biāo)缺失，參照余淼杰等(2018)[24]方法，采用“就業(yè)人員平均工資* 從業(yè)人數(shù)”“工業(yè)總產(chǎn)出*銷售成本/銷售收入-工資支付-折舊額”代替缺失的應(yīng)付薪酬、中間品投入值。剔除固定資產(chǎn)原值等關(guān)鍵指標(biāo)缺失、違反會計準(zhǔn)則的樣本，各名義指標(biāo)采用以2006年為基期的價格指數(shù)予以平減。第二套數(shù)據(jù)來自世界經(jīng)濟論壇公布的《全球競爭力報告》。數(shù)據(jù)時間段為2006～2015年的競爭力子指標(biāo)得分，對其作標(biāo)準(zhǔn)化處理得到貿(mào)易便利化二級指標(biāo)。因此，本文樣本的時間跨度為2006～2013年。第三套數(shù)據(jù)來自中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫。首先分離出中國與“一帶一路”沿線各國的貿(mào)易數(shù)據(jù)；其次，將協(xié)調(diào)HS編碼歸類轉(zhuǎn)化為國民經(jīng)濟行業(yè)分類，據(jù)此測算二位數(shù)行業(yè)貿(mào)易依存狀況。

四、 實證結(jié)果分析

(一) 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2報告了基準(zhǔn)回歸結(jié)果。第1列為僅考慮核心解釋變量的個體固定效應(yīng)回歸。結(jié)果表明，TF估計系數(shù)顯著為正，初步驗證了假設(shè)1。第2列為加入控制變量的個體固定效應(yīng)回歸，第3、4列為進一步控制了行業(yè)、地區(qū)固定效應(yīng)回歸?？梢园l(fā)現(xiàn)，核心解釋變量的系數(shù)符號及顯著性具有較好穩(wěn)定性。從第4列的完整結(jié)果可知，在其他條件不變情況下，沿線國家貿(mào)易便利化程度每提升1個百分點，可使得我國企業(yè)產(chǎn)能利用率提升0.22個百分點，進一步驗證了假設(shè)1。其他控制變量的回歸結(jié)果與預(yù)期基本符合。市場需求對CU具有顯著的正向作用，固定資本的回歸系數(shù)顯著為負，表明固定資本具有較強的專用性，市場疲軟時資本大量閑置，容易導(dǎo)致產(chǎn)能利用率下降。就業(yè)彈性和中間投入要素比的回歸系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)隨著市場狀況調(diào)整可變投入要素的能力越強，產(chǎn)能的控制力越強。企業(yè)規(guī)模對CU具有正向影響，規(guī)模越小的企業(yè)，越易閑置產(chǎn)能。政府補貼的回歸系數(shù)顯著為負，該結(jié)論與余東華和呂逸楠(2015)[8]結(jié)論相符合。企業(yè)年齡的回歸系數(shù)顯著為正，表明其對CU的正向效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位。金融支持的回歸系數(shù)顯著為負，幫助企業(yè)獲取金融資源仍是地方政府影響微觀實體的主要手段，不利于CU的提升。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(二) 擴展分析

1.區(qū)分貿(mào)易便利化分類指標(biāo)。分別估計貿(mào)易便利化的4個子指標(biāo)對CU的影響，具體見表3。結(jié)果可知，四個子指標(biāo)的估計系數(shù)均在1%的置信水平上顯著為正。比較各子指標(biāo)，口岸及物流效率對CU的提升效果最大，其次分別為規(guī)制環(huán)境、金融及電子商務(wù)、海關(guān)及邊境管理。

表3 區(qū)分貿(mào)易便利化分類指標(biāo)的回歸結(jié)果

2.區(qū)分進口中間品依賴程度。根據(jù)各行業(yè)對“一帶一路”中間品進口比重，劃分樣本為高、低依賴度行業(yè)的子樣本，分別回歸結(jié)果見表4第1-2列。可知，進口中間品低依賴度行業(yè)子樣本下TF估計系數(shù)較小且不顯著，表明從沿線國家貿(mào)易便利化對進口中間品高依賴度行業(yè)的產(chǎn)能利用率提升效果更大，側(cè)面印證了中間品進口替代效應(yīng)是貿(mào)易便利化提升CU的作用渠道。

3.區(qū)分企業(yè)所在區(qū)域。改革開放以來，各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展與制度環(huán)境存在較大差異。貿(mào)易便利化對CU的影響是否存在地區(qū)差異？根據(jù)企業(yè)所在地區(qū)劃分樣本為沿海地區(qū)(東部11個省份)與內(nèi)陸地區(qū)(中部、西部、東北地區(qū)23個省份)，回歸結(jié)果見表4第3-4列。可知，TF的估計系數(shù)均顯著為正，對比來說，TF對內(nèi)陸地區(qū)企業(yè)CU提升作用更大。沿線各國貿(mào)易便利化為內(nèi)陸地區(qū)企業(yè)打通“亞歐非”的貿(mào)易通道，有利于內(nèi)陸企業(yè)積極對接國際市場以提升CU。

表4 區(qū)分進口中間品依賴程度、所在區(qū)域差異的回歸結(jié)果

表5 區(qū)分企業(yè)出口決策的回歸結(jié)果

4.區(qū)分企業(yè)出口決策的差異。根據(jù)企業(yè)是否存在出口行為，分別回歸結(jié)果見表5第1-2列。結(jié)果顯示，對比出口企業(yè)，沿線國家貿(mào)易便利化對非出口企業(yè)CU的提升更加明顯。可能的原因為：貿(mào)易便利化一方面可減少貿(mào)易成本，降低出口市場的門檻；另一方面，有益于高質(zhì)量、多種類的中間品進口，兩個方面均有利于降低產(chǎn)能閑置率。然而，半數(shù)以上出口企業(yè)是“為出口而進口原材料、零部件”的加工貿(mào)易型企業(yè)，被余淼杰等(2018)[24]認(rèn)定為低技術(shù)含量活動，而非出口企業(yè)是以高技術(shù)含量的資本品為主要進口種類，擁有更高的生產(chǎn)率。故非出口企業(yè)從貿(mào)易便利化中獲益更大。

(三) 穩(wěn)健性檢驗

1.貿(mào)易便利化的內(nèi)生性問題。本文的核心解釋變量為行業(yè)層面數(shù)據(jù)，被解釋變量為企業(yè)層面數(shù)據(jù)，一般情況下微觀變量對宏觀變量的逆向因果關(guān)系可能性較低。但基于研究的完整性與結(jié)果的穩(wěn)健性考慮，本文參考Acemoglu等(2001)[27]的方法，選取人口死亡率倒數(shù)值作為貿(mào)易便利化的工具變量。原因在于：一方面，貿(mào)易便利化包含制度層面內(nèi)涵，人口死亡率的倒數(shù)反映制度環(huán)境的優(yōu)劣并具有路徑依賴特征，故歷史人口死亡率的倒數(shù)對TF產(chǎn)生影響，符合相關(guān)性要求；另一方面，歷史人口死亡率的倒數(shù)，與影響CU其它擾動項不具有直接相關(guān)關(guān)系，符合外生性要求。工具變量采用各國1960～1967年人口死亡率倒數(shù)表示，數(shù)據(jù)來自世界銀行“Doing Business”數(shù)據(jù)庫，且為可得的最早數(shù)據(jù)。兩階段最小二乘法估計(2SLS)結(jié)果見表6第1列，可知在解決了內(nèi)生性影響后，假設(shè)1結(jié)論依然成立。工具變量的有效性檢驗，Kleibergen-PaaprkLMstatistic在1%的顯著水平下拒絕識別不足的原假設(shè)，Kleibergen-PaaprkWaldFstatistic在較高水平上拒絕弱工具變量的原假設(shè)。

2.替代變量回歸。第一，被解釋變量的更換。一是采用“峰值法”，即將“峰年”最高產(chǎn)值作為產(chǎn)能產(chǎn)出測得的CU。二是采用“生產(chǎn)函數(shù)法”?；谛鹿诺湓鲩L理論，參考余東華和呂逸楠(2015)[8]，運用計量方法推演出生產(chǎn)函數(shù)邊界，以確定生產(chǎn)要素充分利用時的“技術(shù)產(chǎn)能”，在此基礎(chǔ)上測算的CU。第二，核心解釋變量的更換。一是根據(jù)Perez和Wilson(2012)[26]對狹義貿(mào)易便利的界定，采用“口岸及物流效率”“海關(guān)及邊境管理”指標(biāo)，計算狹義層面的貿(mào)易便利化指數(shù)。二是參照劉斌等(2018)[12]的做法，即突出貿(mào)易便利化的成本控制核心目標(biāo)，以貿(mào)易成本的倒數(shù)衡量貿(mào)易便利化程度，數(shù)據(jù)可得于世界銀行“Doing Business”數(shù)據(jù)庫。各替代變量回歸結(jié)果見表6第2-5列，可知核心解釋變量的系數(shù)符號及顯著性均未發(fā)生實質(zhì)性變化，再次驗證了假設(shè)1。

表6 穩(wěn)健性檢驗

五、 貿(mào)易便利化影響產(chǎn)能利用率的機制檢驗

按照前文理論分析，本文通過中介效應(yīng)模型，基于出口擴張效應(yīng)、中間品進口替代效應(yīng)、生產(chǎn)率改進效應(yīng)開展貿(mào)易便利化提升產(chǎn)能利用率的機制檢驗。

(一) 出口擴張效應(yīng)的渠道檢驗

(19)

CUijt=a0+a1TFjt+a2EDjt+a3EAjt+γXijt+μi+μj+μt+εijt

(20)

表7第1-2是(19)式的估計結(jié)果，可以看出TF的系數(shù)均顯著為正，表明沿線國家貿(mào)易便利化顯著擴大了出口需求。第3列同時加入貿(mào)易便利化與出口擴張效應(yīng)的2個中介變量，與基準(zhǔn)模型結(jié)果相比TF系數(shù)下降明顯(下降了73%)，表明沿線國家貿(mào)易便利化為國內(nèi)企業(yè)開放更大的國際市場空間，有助于企業(yè)借助出口擴張效應(yīng)提升產(chǎn)能利用率。

(二) 中間品進口替代效應(yīng)的渠道檢驗

(21)

CUijt=a0+a1TFjt+a2IVjt+a3IQjt+γXijt+μi+μj+μt+εijt

(22)

表7第4-5列是對(21)式的估計結(jié)果，可知TF系數(shù)均顯著為正，意味著貿(mào)易便利化顯著增加了中間品進口種類與質(zhì)量。第6列同時加入貿(mào)易便利化與中間品進口替代效應(yīng)的2個中介變量(IV、IQ)，與基準(zhǔn)模型估計結(jié)果相比TF系數(shù)下降明顯(下降了23%)，說明沿線國家貿(mào)易便利化帶來了種類更多、質(zhì)量更高的中間品，有助于企業(yè)彌補生產(chǎn)短板，增加出口產(chǎn)品種類、提升其品質(zhì)及CU。

表7 作用渠道檢驗

(三) 生產(chǎn)率改進效應(yīng)的渠道檢驗

為驗證生產(chǎn)率改進效率，設(shè)置模型見(23)(24)式，其中選用LP法的全要素生產(chǎn)率TFP為中介變量。

TFPijt=d0+d1TFjt+γXijt+μi+μj+μt+εijt

(23)

CUijt=a0+a1TFjt+a2TFPijt+γXijt+μi+μj+μt+εijt

(24)

表7第7列是(23)式的回歸結(jié)果，顯示TF的系數(shù)顯著為正，表明TF顯著提升了TFP，該結(jié)論與李波和楊先明(2018)[18]的結(jié)論一致。第8列為同時加入貿(mào)易便利化與生產(chǎn)率中介因素回歸結(jié)果。TF的系數(shù)估計值較基準(zhǔn)模型存在明顯降幅(下降了27%)，表明生產(chǎn)率提升效應(yīng)的確是貿(mào)易便利化提升企業(yè)CU的一個途徑。此外，對比三個作用渠道，可知現(xiàn)階段沿線國家貿(mào)易便利化通過出口擴張效應(yīng)對企業(yè)CU的提升作用大于中間品替代效應(yīng)與生產(chǎn)率改進效應(yīng)。

六、 結(jié)論與啟示

本文采用2006～2013年中國制造業(yè)企業(yè)層面數(shù)據(jù)，檢驗了沿線國家貿(mào)易便利化對我國企業(yè)產(chǎn)能利用率的微觀影響及作用機制，結(jié)論如下：(1)沿線國家貿(mào)易便利化顯著提升了我國企業(yè)產(chǎn)能利用率，該結(jié)論在處理了內(nèi)生性問題、多種替代變量檢驗后依然穩(wěn)健。(2)從貿(mào)易便利化類別來看，沿線國家口岸及物流效率對企業(yè)產(chǎn)能利用率的效應(yīng)最大，其次為規(guī)制環(huán)境、金融及電子商務(wù)、海關(guān)及邊境管理。(3)進一步考察企業(yè)對進口中間品依賴度、所在區(qū)域及出口決策的差異化影響，發(fā)現(xiàn)進口中間品高依賴度企業(yè)、內(nèi)陸地區(qū)企業(yè)及非出口企業(yè)從沿線國家貿(mào)易便利化獲益更大。(4)中介效應(yīng)模型檢驗表明，沿線國家貿(mào)易便利化產(chǎn)生的出口擴張效應(yīng)、中間品進口替代效應(yīng)、生產(chǎn)率改進效應(yīng)是提升企業(yè)產(chǎn)能利用率的重要渠道。

研究結(jié)論包含以下政策內(nèi)涵：第一，沿線國家貿(mào)易便利化進程為我國企業(yè)提升產(chǎn)能利用率提供了新路徑。緩解產(chǎn)能利用不足不僅包括擴大市場需求，降低產(chǎn)能閑置率，更重要的是培養(yǎng)優(yōu)質(zhì)產(chǎn)能，實現(xiàn)供需匹配。而沿線國家貿(mào)易便利化進程，既有益于降低國際市場進入門檻，又有益于培育優(yōu)質(zhì)產(chǎn)能以更好滿足市場需求，幫助企業(yè)提升產(chǎn)能利用率。第二，政府應(yīng)積極倡導(dǎo)與推動沿線國家貿(mào)易便利化進程，深化口岸與物流效率、規(guī)制環(huán)境、基礎(chǔ)設(shè)施、海關(guān)通關(guān)的現(xiàn)代化、標(biāo)準(zhǔn)化、規(guī)范化改革，充分釋放便利化對企業(yè)產(chǎn)能利用率的溢出效應(yīng)。第三，助推“一帶一路”建設(shè)與西部開發(fā)、中部崛起的戰(zhàn)略融合，降低先進機械設(shè)備、高技術(shù)密集度中間品進口的關(guān)稅等貿(mào)易成本，助力中西部地區(qū)企業(yè)、非出口企業(yè)、進口中間品高依賴度企業(yè)的產(chǎn)能升級與產(chǎn)能利用率提升。第四，企業(yè)應(yīng)以“一帶一路”倡議為契機，充分利用廣闊的海外市場與優(yōu)質(zhì)、多種類的進口中間品，提升自身生產(chǎn)率并逐步實現(xiàn)產(chǎn)能升級。