高铁开通如何影响企业出口国内附加值率

(山东财经大学国际经贸学院，山东济南 250014)

一、引言

在全球价值链分工日益深化进程中，单纯依靠出口规模显然已无法准确判断一国(地区)的国际竞争优势和贸易利得，更为重要的是看其在出口贸易中俘获附加值的能力和潜力。自2001 年入世以来，中国年均出口增长率为15.05%，但制造业出口国内附加值率(Domestic Value Added Ratio，DVAR)在2000—2013 年间历年均值基本维持在55%～75%区间，年均增长率仅为2.06%。在世界局势和中国发展阶段进入双调整的新时期，立足国内市场、培育内生比较优势和提高企业出口附加值俘获能力以助力中国攀升到全球价值链高端，已成为中国建设新型开放经济的重要命题。

自2008 年中国开通第一条高速铁路(简称高铁)以来，截至2018 年底，中国已在61.31%以上地级城市累计开通营运高铁里程达2.9 万公里，初步形成“八纵八横”的高铁网络格局。许多研究证实高铁开通可以通过降低贸易成本扩大地区出口规模[1-2]，但这些研究并没有论证高铁开通能否提高母国出口附加值俘获能力。进一步讲，高铁开通是否有助于提高企业出口国内附加值率呢? 具体作用机制如何? 这种促进效应在不同地区和不同企业之间有何差异?

为解决以上问题，本文首先从高铁开通影响企业生产效率和出口产品结构两方面理论分析高铁开通对企业出口附加值率的作用机制并提出研究假说，然后基于2000—2013 年中国工业企业数据库、海关贸易数据库和267 个地级市市辖区数据，构建双重差分模型(Difference in Difference，DID)研究城市开通高铁对当地企业出口国内附加值率的影响，并从城市等级、企业经营等维度探讨高铁开通对企业出口国内附加值率影响的异质性问题。本文的边际贡献在于:第一，当前学界对影响中国企业出口国内附加值率的因素分析多集中在经济领域，而较少涉及当地基础设施完善对企业出口国内附加值率的影响。本文从地区交通基础设施完善视角证实了高铁开通对企业出口国内附加值率促进效应的存在，而且这种促进效应在不同地区、不同城市和不同企业类型之间存在差异。第二，在明确高铁开通对企业DVAR具有正向效应基础上，进一步证实城市开通高铁可以通过提升企业生产效率和优化出口产品结构两方面提高企业出口国内附加值率。本文在理论上从高铁开通的附加值出口效应角度丰富了交通基础设施的贸易效应内涵，在实践上可以为不同等级城市从提升企业出口附加值俘获能力视角制定不同的高铁开通配套政策提供决策依据。

二、文献综述

与本文密切相关的文献集中在交通基础设施的贸易促进效应领域。一部分学者从降低贸易成本角度探讨国内交通基础设施的贸易促进效应问题，研究结论多认为国内交通基础设施完善可以降低运输成本，提高运输效率，扩大对外出口规模[3-4]，也有学者专门论证了港口[5]、高速公路[6]以及铁路[7]等细分运输方式对贸易存在促进效应。随着中国高铁建设迅速推进，高铁开通的贸易效应正逐步受到学者关注，如唐宜红等[2]证实高铁开通可以通过降低固定贸易成本促进企业出口；孙浦阳等[8]发现高铁开通可以通过强化关税下降的价格效应进而提高进口商品的种类和数量。一部分学者探讨了交通基础设施对出口结构和出口质量的影响，如郑荷芬等[9]从要素结构优化角度发现基础设施投入和贸易结构改善之间具有正向关系；马淑琴等[10]发现交通、能源和信息三类基础设施改善对地区出口产品质量均具有正向影响，而且信息基础设施的出口质量促进效应更为突出；祝树金和李思敏[11]进一步证实高铁开通可以通过创新驱动和成本驱动两条路径提高企业出口质量。还有一部分学者探究了跨境交通运输网络对贸易的影响，如Shepherd 和Wilson[12]认为欧洲陆路连通可以有效促进沿线各国贸易增长，而且这种贸易收益优于关税削减或贸易便利化的影响；许娇等[13]探究了“一带一路”倡议下交通基础设施互联互通对丝路沿线国家贸易的影响，发现丝路沿线国家交通互联互通可以显著降低贸易成本进而促进各国之间贸易增长。

本研究拟在中国高铁建设迅速推进背景下探究城市开通高铁对当地企业出口国内附加值率的影响。准确测算出口附加值率是本研究关键，前期研究多基于投入产出表从宏观角度对出口附加值率进行度量，如Hummels 等[14]从前项关联视角提出垂直专业化率(VS)概念用来测度一国在国际分工中的附加值俘获能力；Koopman 等[15]进一步将贸易类型区分为加工贸易和其他贸易，对二者设定不同投入产出系数计算DVAR；Koopman 等[16]按照增加值来源地对双边贸易流进行分解，在考虑增加值回流和重复计算的基础上提高了对一国增加值贸易的核算精度；孔庆峰和赵佳佳[17]在此基础上测度了中欧增加值贸易规模。随着研究深入和微观企业出口数据可得，Upward 等[18]基于改进的垂直专业化率测算了中国微观企业层面的DVAR，认为中国加工贸易企业的国内附加值率低于其他贸易类型。但张杰等[19]进一步指出，由于中国资本品进口比例较大，在扣除进口资本品折旧基础上可以对DVAR更为精确测度。Kee 和Tang[20]创新性地使用宏观层面的投入产出数据估算了企业DVAR中的国内材料的国外附加值部分，同时考虑宏微观因素成为测度企业出口国内附加率的重要方向。

三、理论机制

在宏观层面，一国(地区)出口附加值创造能力主要来自产业结构优化和全球价值链分工地位提升[21]。产业结构优化促使一国从低附加值产业向高附加值产业转移，而价值链分工地位升级则意味着一国从低附加值环节向高附加值环节攀升，进而提高附加值创造能力。而对企业而言，宏观层面的产业升级对应着企业出口产品结构优化，而提高企业国际价值链分工地位的根本路径在于实现自身技术进步。

第一，高铁开通会影响当地企业生产效率。当前，中国不同地区之间在文化、地理和制度方面的差异导致国内市场存在地区分割，这种分割不仅制约企业获取规模经济，而且会倒逼企业倾向以代工或贴牌的方式转向国际市场。而本土高铁网络的建立和完善，一方面，可以增强不同地区的企业和政府官员之间的交流和联系，推动建设统一市场，破除制度性贸易壁垒；另一方面，可以压缩时空距离、促进产品运输和信息传递，增进合作路径依赖，降低摩擦性贸易壁垒[22]。高铁网络通过降低贸易壁垒和交易成本促进国内市场一体化，有助于企业通过发挥规模效应、干中学效应和竞争效应实现技术进步，提高企业出口技术含量和出口竞争力。高铁开通有助于推动技术、信息、人才等高端要素以及劳动、资本等传统要素跨区域流动和再分配，这一方面降低了要素所有者的等待成本和错配成本，另一方面提高了要素市场对要素需求者的供给效率和供给质量，从而降低要素匹配成本，提高要素配置效率和产出效率。

第二，高铁开通会影响当地企业出口产品结构。不同产品所蕴含的国内附加值比例不同构成了企业出口产品结构升级的基础，当企业生产和出口国内附加值高的产品时，通过优化出口产品结构可以有效提高出口国内附加值率。高铁开通可以通过以下两条路径优化出口产品结构:一方面，高铁开通能够进一步释放要素流动约束并降低流通成本，有助于促进生产要素和中间投入品向附加值更高的产业和生产环节集聚，从而促进高附加值产品生产；另一方面，高铁开通会促使企业通过行业间技术交流和自身创新实现生产技术进步，有助于企业提高供给产品的技术高度，而且企业在后期可以凭借市场势力获得和维持高附加值产品长期出口能力[23]。

基于以上分析，本文提出假说1:高铁开通可以通过提高企业生产效率和优化出口产品结构促进企业出口国内附加值率，并且高铁开通对企业出口国内附加值率的影响在这两种机制上具有差异。

第三，高铁开通对企业出口国内附加值率的影响具有区域差异。高铁开通会引起市场需求和要素供给的波动，但这种影响存在区域差异特征。就不同地理区域而言，由于东部地区经济发展基础好，要素需求旺盛，会吸引大量资本、劳动力和人才流入，因此，高铁开通对东部地区企业出口附加值率的促进效应比非东部地区的促进效应更优；对不同等级城市而言，(新)一线和二线城市由于具有更多的就业机会和发展空间，对生产要素尤其是创新要素的虹吸能力比一般地级市更强[24]。因此，一线和二线城市开通高铁可以通过发挥要素虹吸效应和集聚效应更为显著地促进当地企业出口国内附加值率，一般城市开通高铁可能会成为要素的“被虹吸者”，从而降低当地企业出口附加值俘获能力。基于以上分析，本文提出假说2:高铁开通对企业出口国内附加值率的影响具有区域异质性，东部地区和一二线城市开通高铁对企业DVAR促进效应比非东部地区和一般城市开通高铁的促进效应更为显著。

第四，高铁开通对不同行业和不同经营状况企业出口国内附加值率的影响存在差异。就行业间差异而言，虽然高铁开通总体上扩张了要素配置边界并改进了分配效率，但由于不同要素具有自身特殊特征而对高铁开通的敏感程度和依赖程度具有明显差异。高铁作为客运专线首先会促进人的流动，考虑到以人才为代表的差异性创新资源配置优化所带来的生产促进效应优于相对无差异的自然劳动力资源配置调整带来的生产促进效应，因此，高铁开通对技术密集型产业企业的DVAR促进效应比劳动密集型产业企业的DVAR促进效应更优。而资本大规模流动不仅和流动成本有关，而且和预期收益密切相关，为减少投资失误和沉没成本，资本的流动决策较为审慎，因此，高铁开通可以通过促进信息交流提升资本配置效率，但由于信息交流方式多样，资本对通过高铁路径优化配置效率的依赖程度相对较低。就行业内不同经营状况企业而言，如果企业经营正常且具有竞争力，高铁开通对企业而言是外部约束的释放，企业可以通过市场一体化和资源再配置效应实现技术进步和产品结构优化，继而提高企业出口国内附加值率；如果企业为依靠外部“输血”的僵尸企业，高铁开通可能会促使生产要素从经营不善、效率低下的该类企业流出，从而不利于僵尸企业转型和出口国内附加值率提升。基于以上分析，本文提出假说3:高铁开通对不同行业和不同经营状况企业出口国内附加值率的影响存在差异，对技术密集型和劳动密集型产业内企业的DVAR促进效应优于资本密集型产业，对正常经营企业DVAR促进效应优于僵尸企业。

四、模型设定和数据

(一)双重差分模型设定

为构造准自然实验，本文将开通高铁城市的企业归为处理组，将未开通高铁城市的企业归为控制组，并设置两个二元虚拟变量HSR和POST:HSR表示该城市是否开通高铁，如果开通则HSR取值为1，否则取值为0；POST为时间虚拟变量，该城市第一次开通高铁的时间及以后年份取值为1，其他年份取值为0。基于“反事实”思想，高铁开通对企业出口国内附加值率的影响见公式(1):

其中，E(Δ1) 表示该城市高铁开通前后当地企业DVAR变化，用来度量政策效应；E(Δ0) 为模拟的假定已经开通高铁的城市没有开通高铁在实际开通高铁时间前后的当地企业DVAR变化，用来测度时间趋势效应。鉴于城市开通高铁时间不一致的事实，本文构建多期双重差分模型检验高铁开通对企业DVAR的影响，具体回归模型设计见公式(2):

其中，下标i、c和t分别表示企业、城市和年份；被解释变量DVARict为城市c的企业i在t时期的出口国内附加值率；HSRic × POSTict交乘项系数β1的方向和大小代表了企业i所在城市c开通高铁对企业i出口国内附加值率的作用方向和大小；μc和νi分别为城市固定效应和企业固定效应，用来控制不随时间变化的城市特征和企业特征因素，λt为时间固定效应，εict为随机扰动项。CONTROL为城市和企业层面的系列控制变量，具体包括:第一，地区经济发展水平。本文从城市发展规模和产业结构两方面控制，使用城市总产出对数lnGDPct和人均产出对数lnPGDPct衡量经济规模，使用第二、三产业产出占比STRUC度量产业结构。第二，地区经济发展动能。本文从科技、投资、消费和开放度四个层面进行控制，使用政府用于科学和教育领域的财政支出比重SCI度量科技水平，使用社会固定资产投资lnINVST度量城市年度投资规模，使用社会零售总额lnCUST度量消费水平，用规模以上外资企业产出占规模以上企业总产出比重FOREIGN度量城市开放度。第三，企业发展水平。本文从企业规模、企业存续时间和企业员工福利水平三个角度测度企业发展水平，用企业年度总产出的对数衡量企业规模SIZE，用当年年份与企业设立年份差额表示企业年龄AGE，用企业工资性支出和福利支出总额同就业人数比值的对数衡量员工收入lnWAGE。第四，企业发展环境。具体包括行业竞争环境和是否获得政府支持两个维度，本文使用基于销售收入计算的j行业(CIC 四位编码)赫芬达尔指数HHIij衡量企业竞争环境，用是否获得政府补贴SUBSIDE表示企业是否获得政策支持。

(二)企业出口国内附加值率计算

企业出口国内附加值本质上是企业使用纯国内生产材料实现的价值增值部分，即出口价值中扣除进口价值和为了实现出口而计提的资本折旧后所剩余的价值。相应地，企业出口附加值率是指纯国内生产材料实现的价值增值占实际出口值比率。本文借鉴张杰等[19]、张鹏杨和唐宜红[25]的思路，分四步计算企业出口国内附加值率:

第三，计算企业用来生产出口品的资本品折旧。我们认为无论是进口资本品①进口资本品的BEC 代码为“41”和“521”。还是国产资本品都存在折旧，企业年度出口产品所需要的折旧价值为:，为企业年度计提折旧。

第四，计算企业出口国内附加值DVAijt和出口附加值率DVARijt。首先，假定企业使用的国内材料中包含的国外材料附加值比率为②本文将国内材料中含有的国外附加值比重设定为5%。，则企业出口国内附加值计算公式可以表示为:表示企业使用的国内材料中包含的国外材料附加值部分。将各部分计算公式代入并同时除以总出口值，得到单一贸易方式企业出口国内附加值率DVARijt，见公式(3):

但是，如果企业为混合贸易企业，则其出口国内附加值(率)见公式(4):

其中，DVA(R)ijt表示混合贸易企业的出口国内附加值(率)，分别表示混合企业的一般贸易部分和加工贸易部分的出口国内附加值(率)；γo和γp分别表示一般贸易出口和加工贸易出口占企业实际出口值的比重。本文基于CIC 两位编码将制造企业按照不同要素密集度细分为劳动密集型、资本密集型和技术密集型三类。2000—2013 年间，我国不同行业的企业出口国内附加值率走势如图1 所示。

图1 2000—2013 年中国不同行业企业出口国内附加值率走势

(三)数据来源与处理

考虑到观测年份高铁站点主要集中在地级市市辖区内，因此本文采用地级市市辖区数据进行实证分析。核心变量统计性特征与意义如表1 所示。城市高铁开通和站点信息数据来自CNRDS 数据库，并基于百度地图对各站点具体地理信息进行手工比对。各地级市市辖区产出水平、产业结构、科教财政支出、固定资产投资、社会零售总额等控制变量数据来自中经网数据库。企业生产和贸易数据由2000—2013 年中国工业企业数据库和中国海关贸易数据库合并得到，首先对原始工企数据进行异常值处理，采用2003 年和2005 年变量均值对2004 年工企数据重要变量缺失值进行补缺，处理后得到3 482 581 个观测值，占原始数据约54.43%；然后，使用企业名称和年份、邮政编码和电话号码后七位两种匹配方法对工企数据和海关数据进行匹配，匹配后共得到272 281 个观测值，其中在市辖区内的企业观测值有193 207 个，占匹配后总数的70.96%。本文对所有非类别、非比例变量做对数转换，并在1%和99%水平进行缩尾处理。

表1 核心变量基本统计特征

五、实证分析

(一)基本回归结果

本文分别采用面板固定效应模型和混合估计模型实证分析城市开通高铁对企业DVAR影响，回归结果见表2。第(1)列回归结果表明差分项HSR×POST的系数显著为正，初步证实城市开通高铁可以提高当地企业出口国内附加值率；第(2)列HSR × POST回归系数在1%统计水平显著为正；第(3)列差分项系数依然显著为正，表明在加入企业和城市层面控制变量后，城市开通高铁确实可以有效促进企业出口国内附加值率。鉴于样本数据具有典型短面板特征，本文进一步采用混合估计模型进行回归，回归结果如第(4)～(6)列所示，结果进一步证实了城市开通高铁对企业DVAR促进效应的存在。

表2 高铁开通对企业DVAR 影响的基本回归结果

在控制变量方面，企业年龄、企业规模和员工工资的增加对企业出口附加值率具有正向促进效应，说明随着企业存续时间延长、企业规模扩大和企业人力资本积累，企业研发能力和技术积累都大幅度提高，企业具有较强的出口竞争优势。赫芬达尔指数HHIjt的系数具有负向特征，表明行业垄断导致市场竞争缺失会在一定程度上抑制企业出口国内附加值率提升。城市产业规模扩大和科教财政支出增加以及产业结构优化，会提升当地企业出口国内附加值俘获能力，但城市发展过多依靠外资会降低当地企业出口国内附加值率。

(二)稳健性检验

1.检验平行趋势假设

本文采用事件分析法检验控制组和处理组是否满足平行趋势假设，即在公式(2)基础上，加入高铁开通前3 年和开通后4 年的虚拟变量，由此得到公式(5):

其中，POSTict-m表示企业i所在城市c开通高铁的第t -m期前项，用来检验高铁开通是否存在预期效应；POSTict+n表示企业i所在城市c开通高铁的第t+n期后项，用来识别高铁开通后对企业DVAR的影响。高铁开通对企业DVAR影响的事件分析结果如图2 所示。可以发现，高铁开通前对企业DVAR的影响不显著，而开通后对企业DVAR具有显著正向影响，因此，高铁开通不存在预期效应，平行趋势假设成立。

图2 基于事件分析法的平行趋势检验结果

2.基于城市地理特征构建工具变量

虽然高铁开通设站属于国家层面的政策决策，而且初步分析表明高铁开通总体上会促进企业出口附加值率，但我们不可否认的是，也许正是因为该地级市企业出口附加值俘获能力整体偏高导致该地具有高铁开通需求，进而提高了该地区高铁开通概率。因此，有必要进一步考虑城市开通高铁和当地企业出口附加值率之间可能存在的内生性问题。参考吉赟和杨青[23]的研究，我们以平均海拔高度ALT和地理坡度SLOPE两个变量衡量城市地理特征，城市平均海拔越高、地理坡度越陡，越不利于高铁建设，而且地理特征变量作为外生变量并不会受到企业DVAR的影响。为此，我们首先构建回归方程式(6)，将企业所在城市是否开通高铁对地级市地理特征做回归，估算出城市开通高铁概率prob(HSR × POST) 。随后基于回归方程式(7)，考察企业所在城市开通高铁概率对企业DVAR的影响。回归结果分别见表3 第(1)列和第(2)列，结果表明，坡度和海拔的增加会降低城市开通高铁的概率，但这并不影响城市开通高铁概率对企业DVAR促进效应的存在。

3.采用倾向得分匹配分析

基于倾向得分匹配方法重新构建控制组进行回归分析，可以有效控制高铁开通城市内企业和非高铁开通城市内企业其他差异对企业出口附加值的影响。首先，采用Logit 模型估计倾向得分，模型因变量为企业所在城市是否开通高铁，开通取值为1，否则取值为0，自变量为用于匹配的控制变量，具体包括企业规模、企业年龄、企业人均收入、企业资产负债率、资产回报率。然后，根据预测的倾向得分进行1∶2 最近邻匹配，进而得到与处理组样本相似的控制组样本。最后，基于重新得到的样本进行DID 分析，结果如表3 第(3)列所示，可以发现城市开通高铁对企业DVAR的促进效应依然显著为正。

表3 稳健性检验回归结果

4.安慰剂检验

使用非置换检验的方法进行安慰剂检验可以从两方面检验参数回归中可能存在的问题:一是可以检验使用双重差分进行经验分析的正确性，二是验证回归结果是否为偶然所得。我们基于表3 第(3)列进行模拟回归，相应的差分项回归系数分布如图3 所示。具体地，我们从193 207 个观测值中随机抽取和HSR ×POST取值为1 样本个数等同数量的观测值作为虚拟处理组，其他样本作为对照组(即假定其HSR ×POST取值为0)，以此为基础进行回归分析。

图3 模拟回归差分项系数频率分布

将这一过程重复1 000 次，获得1 000 个HSR × POST回归系数，作为差分项的虚拟替代系数。如果高铁开通确实可以促进企业DVAR提高，那么计量模型(公式2)差分项系数应该位于置换检验中系数分布的低尾位置。同正态分布(实线曲线)相比，安慰剂检验中差分项系数概率分布(虚线)近似以0 为中心的正态分布，图中右侧垂线位置表示基本回归模型(3)式的HSR × POST回归系数，可以发现高铁开通确实可以提高企业出口附加值率。

(三)异质性分析

1.不同地区不同等级城市开通高铁的效应异质性

不同地区和不同等级城市的经济发展水平和对生产要素吸引能力存在较大差异，因此，有必要考察不同地区和不同等级城市开通高铁对企业DVAR的影响。考虑到我国传统意义上的一线城市较少且均分布在东部地区，我们将新一线城市纳入一线城市样本中，将城市具体划分为一线城市、二线城市和其他城市进行回归分析，相应的回归结果如表4 所示。

表4 不同地区不同等级城市开通高铁的效应异质性

其中，第(1)～(3)列为东部地区不同等级城市开通高铁对企业DVAR的影响，第(4)～(6)列为非东部地区不同等级城市开通高铁对企业DVAR的影响。通过对比可以发现:东部地区一线和二线城市开通高铁对企业出口国内附加值率具有显著促进效应，而且二线城市开通高铁对企业DVAR的促进效应表现最优；非东部地区一线城市开通高铁对企业出口国内附加值率具有正向促进效应，而二线及以下城市开通高铁对企业DVAR具有一定负向影响。可能的原因在于，高铁开通降低了资源流动成本，提高了资源流动效率，加剧了中西部地区资源尤其是中西部中小城市资源向大城市流动。

2.高铁开通对不同行业和不同企业DVAR 影响异质性

采用修正后的FN-CHK 方法识别僵尸企业，将连续2 年被识别为僵尸企业的企业认定为僵尸企业，最终识别出约12.3%比例的僵尸企业。高铁开通对不同行业和不同企业DVAR的影响如表5 所示。

表5 高铁开通对不同行业不同企业影响异质性

通过对比可以发现:其一，高铁开通促进了资源从僵尸企业向正常企业流动，有利于提升行业资源配置效率并促进行业参与主体新陈代谢，进而提高了正常企业出口国内附加值率。其二，高铁开通对技术密集型行业的正常企业DVAR的促进效应最优，对劳动密集型行业的正常企业DVAR促进效应次之，对资本密集型行业正常企业的促进效应最低，说明高铁开通首先会促进以人为载体的生产要素的流动，而高铁开通提升资本要素配置效率的机制更多是通过促进行业信息交流而间接实现，由此可能导致高铁开通对技术密集型和劳动密集型行业企业出口国内附加值率的促进效应优于对资本密集型行业企业DVAR的促进效应。

(四)机制检验

根据理论分析，高铁开通可以通过提高企业生产效率和优化企业出口产品结构两条传导机制作用于企业出口国内附加值率。设Mit表示中介变量，具体包括企业全要素生产率TFPit和企业出口产品结构lnEXSTRit。考虑到中国工企数据库在2007 年之后许多重要变量取值缺失，本文借鉴许和连和王海成[26]的方法，基于公式TFP=ln(Y/L)-sln(K/L) 近似估算企业全要素生产率，其中Y表示企业总产出，L为企业员工人数，K为净固定资产规模，s为资本要素贡献度(取值为1/3)。基于公式计算企业出口产品结构，其中priceikt表示企业i在t时期出口的k产品价格，valueikt为企业i在t时期出口的k产品价值，EXit为企业i在t时期实际出口值。本文将中介效应检验模型设计如下:

作用机制检验结果如表6 所示。其中，表6 第(1)列为公式(9)的估计结果，回归结果同基本回归一致。第(2)和(4)列为基于公式(8)估计的高铁开通分别对中介变量TFPit和lnEXSTRit的回归结果，可以发现城市开通高铁对企业生产率和出口产品结构的影响至少在1%水平显著为正，表明高铁开通确实可以促进企业生产率提高和出口产品结构优化。第(3)和(5)列为将中介变量TFPit和lnEXSTRit分别同HSR ×POST一起纳入回归方程(10)式的估计结果，可以发现第(3)列中HSR ×POST回归系数从基础回归分析中的1.266 9 下降为0.890 1 且在1%统计水平显著，第(5)列中的交乘项回归系数从1.266 9 降为1.069 5 且显著，表明高铁开通通过生产率促进机制和出口产品结构优化机制促进了企业出口国内附加值率提升。此外，通过对比第(3)列和第(5)列解释变量和中介变量的回归系数，可以发现企业生产率进步对DVAR的促进效应优于出口产品结构优化对DVAR的促进效应，这可能是由于企业生产率提高和出口产品结构优化的技术来源不同，企业既可以依靠自主创新也可以通过扩大高端中间品进口的方式优化出口产品结构，而企业提升全要素生产率的主要路径在于实现内生技术进步，因此，生产率进步机制对企业DVAR的促进效应更为显著。

表6 机制检验回归结果

续表6

六、结论与建议

(一)研究结论

在中国高铁建设迅速推进和攀升全球价值链高端受阻背景下，本文基于城市开通高铁数据和企业生产及贸易数据分析了地区开通高铁对企业出口国内附加值率的促进效应问题。在理论部分探讨了城市开通高铁对当地企业出口附加值影响的作用机制，在实证部分主要通过构建双重差分模型估计了高铁开通对企业DVAR的影响。基本研究结论如下:

第一，城市开通高铁总体上可以通过企业生产率进步机制和出口产品结构优化机制提高企业出口国内附加值率，且企业生产率进步对DVAR的促进效应优于出口产品结构优化对DVAR的促进效应。

第二，不同地区不同等级城市开通高铁对企业出口国内附加值影响具有差异，东部地区的一线和二线城市开通高铁对企业出口附加值的促进效应最优，中西部地区三线及以下城市开通高铁对企业DVAR具有一定的负向效应。

第三，高铁开通对不同要素密集度产业内企业的促进效应具有差异，对技术密集型产业内企业的促进效应优于劳动密集型产业和资本密集产业企业的促进效应；高铁开通对正常经营企业出口国内附加值率具有促进效应，但对僵尸企业DVAR影响不显著。

(二)政策建议

第一，认识到城市开通高铁是提升企业出口国内附加值率的有效手段。尤其在当前国际市场不确定性增加的调整期，积极完善国内高铁网络，推动国内要素市场和产品市场一体化，可以有效通过提高企业生产效率和优化出口结构增强企业出口附加值俘获能力，为培育一批有国际竞争力的中国跨国公司提供国内环境支撑。

第二，不同等级城市对高铁开通应该制定不同的配合政策。东部地区在推进高铁建设时可以率先组建连接不同等级城市的高铁网络并提高运输密度，通过发挥市场规模效应和要素再分配效应提高企业出口国内附加值率；非东部地区尤其是中西部地区的中小城市，在接入高铁网络时要注重推出吸引要素流入的配套政策，防止陷入“被虹吸”处境，以保障不同地区和不同等级城市协调发展。

第三，政府支持政策和行业发展相协调。高铁开通可以显著促进技术密集行业企业和各行业正常经营企业出口国内附加值率，因此，政府政策应该适当引导资源向高技术行业流动，逐步减少对僵尸企业“输血”，充分发挥高铁对行业间和行业内要素的再分配效应，以促进行业主体新陈代谢，提升行业整体创新能力和出口附加值俘获能力。