美国对华出口管制与中国企业全球价值链升级.docx

第40卷第5期2023年9月Vol. 40 No. 5Sep. 2023经济经纬EConOmiCSUrVey美国对华出口管制与中国企业全球价值链升级程凯L金缀桥2(L重庆社会科学院(重庆市人民政府发展研究中心产业经济研究所，重庆400020;2.华东理工大学商学院/欧洲研究所，上海200237)88888888888888888888888888888888888888888888888888摘要:在理论阐释对华出口管制影响中国企业全球价值链升级机制的基础上，以美国高技术中间品为例，利用中国微观企业数据检验了美国对华出口管制对中国企业全球价值链升级的影响及作用机制.研究发现:美国对华出口管制会抑制中国企业全球价值链升级，该结果通过一系列稳健性检验后依旧成立.机制检验发现，美国对华出口管制主要通过降低中国企业成本加成率与提高国内外中间品相对价格来影响全球价值链升级.扩展分析发现，相较于一般贸易企业，美国对华出口管制对加工贸易企业全球价值链升级的抑制作用更大；相较于高技术创新企业，美国对华出口管制对低技术创新企业全球价值链升级的抑制作用更大.另外，企业获得的政府补贴会削弱美国对华出口管制对其全球价值链升级的抑制作用.因此，中国应该不断扩展经贸合作范围，加深与其他进口来源替代国的经贸联系，从而削弱美国对华脱钩的不利影响。关键词：美国对华出口管制；企业全球价值链；成本加成率；中间品相对价格基金项目：国家社会科学基金西部项目(22XJYon);重庆市社会科学规划“中特理论”重点项目(2023ZTZDl1);上海市哲学社会科学规划课题(2019BJBol4);重庆社会科学院引进人才项目(2021D0603);重庆社会科学院创造高品质生活青年学术创新团队研究项目(2022D0312)作者简介:程凯(1992-),男，重庆人,博士，副研究员，主要从事产业经济与国际贸易研究;金缀桥(1983)，女，浙江嘉兴人，博士，研究员，主要从事国际贸易研究。金缀桥为本文通信作者.中图分类号:F740文献标识码:A文章编号:1006-1096(2023)05-0061-12收稿日期:2022-02-1988888888888888888888888888888888888888888888888888引言在经济全球化时代，越来越多的产品生产因国际分工而形成全球价值链(GVC),中国凭借丰富的要素资源禀赋不断融入其中。但同时，"低技术""低质廉价""低附加值""价值链低端"也限制了中国制造的转型升级.推动中国制造业转型升级，改变低技术、低质量、低附加值的出口现状迫在眉睫。党的十九大报告明确提出，促进我国产业迈向全球价值链中高端，培育若干世界级先进制造业集群。然而，中国科技基础底子薄、起步晚，同发达国家相比差距仍较大，尚未掌握一些高技术产品的关键环节和核心技术,较为依赖海外先进技术及其产品的进口，通过引进吸收再创新实现增加值提升，这导致中国企业全球价值链升级容易受到发达国家的制约。现实中，西方发达国家基于自身垄断利益，会经常采用出口管制政策限制中国经贸发展，尤其是对高技术产品的出口限制更是管制政策的重要内容，这会导致中国企业获得海外高技术产品和先进技术的概率大幅降低o以中美两国为例，美国作为世界上最大的发达国家，是中国重要的贸易伙伴国，但为了维持自身霸权地位，遏制竞争对手发展，其以国家安全为由对中国持续动用出口管制政策，限制高技术产品和战略性技术产品的对华出口。比如：2007年开始,美国先后将航空发动机、高性能计算机、激光器等纳入军事用途出口许可证商品范围;特朗普政府上台后，这一做法更为明显,美方泛化国家安全概念，随意出台制裁措施,2018年8月1日美国将中国航天科技工业股份有限公司第二院在内的44家实体企业或附属机构纳入出口管理条例实体清单。于阳等（2006）认为美国实施的出口管制政策虽然可以在一定程度上抑制被管制国的经贸发展，但却不能完全达到政策的预期效果，当现行的出口管制政策较松时，加强出口管制确实有利于扩大美国的技术领先优势，但当现行的出口管制政策较紧时，加强出口管制反而会削弱美国的技术领先优势。纪顺洪等（2017）进一步指出，在出口管制政策严格和宽松条件下，企业会做出不同的应对方式，即出口管制政策严格时，企业会侧重自力更生；出口管制政策宽松时，企业会侧重依赖外部技术进口。姜辉（2018）将美国出口管制作为外部变量，研究发现美国通过限制对华高技术产品的溢出，使得双方高科技产品贸易大幅削减，此时中国因无法获得美国高技术产品而需要转向自主研发，虽然属于被动研发，但确实提升了中国的自主研发水平。就本文研究所及，现有文献普遍忽略了对华出口管制对中国企业全球价值链升级的可能影响，缺乏直接将两者结合起来开展的研究。但从直观上看，出口管制既然能够影响被管制国企业研发（杨策等，2022）,那么可能也会对被管制国企业全球价值链升级产生影响O与此同时，在当前中美关系复杂形势下，高技术中间品作为美国高技术产品的重要组成部分会直接受到美国对华出口管制政策的限制。因此，本文利用中国微观企业数据，将对华出口管制和中国企业全球价值链纳入统一的分析框架，以美国高技术中间品为例探讨美国对华出口管制对中国企业全球价值链升级的影响，从而为中国在全球价值链背景下提高企业出口竞争力提供有益的启示本文的边际贡献为：第一，研究视角上，从对华出口管制的角度出发，揭示其对企业全球价值链地位的影响，拓展了现有文献关于企业全球价值链地位影响因素的研究°第二，研究结论上，本文的研究结论具有丰富政策内涵，不仅给出了美国对华出口管制会抑制企业全球价值链升级的结论，而且为政府和企业如何应对出口管制冲击提供了可参考的对策建议一、文献综述近年来，企业全球价值链升级正在成为国际经济学、产业经济学等众多学科高度关注的问题之一。Up-Ward等（2013）通过合并中国工业企业数据和海关进出口贸易数据库,测算了企业层面出口国内附加值,研究发现,企业出口国内增加值与企业性质、贸易方式、企业规模等相关。随后，Chor等（2014）采用中国的海关数据、工业企业数据和中国投入产出表，测算了中国企业在全球价值链中的上游度，从而考察了企业的异质性因素与企业全球价值链位置的关系。该方法被学者们所普遍采用，例如Kee等（2016）等。此外，关于企业全球价值链地位的影响因素，现有研究主要考察了进口中间品（程凯等，2020）、最低工资（胡昭玲等，2021）、数字技术（高敬峰等,2020;周升起等,2021）、信息通信技术（刘德学等,2021）、生产性服务贸易自由化（朱廷瑁等,2020）、制造业投入服务化（张体俊等,2021）以及机器人应用（泰建红等,2021）等，尚未有文献直接将对华出口管制与企业全球价值链升级结合起来研究，因此接下来我们重点讨论对华出口管制对中国经贸发展的直接影响以及对企业全球价值链升级的间接影响相关文献。在对华出口管制对中国经贸发展的直接影响方面，有学者认为出口管制强度与企业面临的外贸风险存在正向关系，即美国出口管制会加大中国企业在海外经营的风险（姜辉,2020;丁文喻等,2022）。类似的，经蕊等（2020）也指出，美国加强对华新兴技术和基础技术的出口管制，可能会造成生产链上中国企业的直接经济损失,使得产业链运转受限、产业升级受阻,给中国产业发展带来显著的消极影响。朱启荣等（2020）研究发现，随着美国不断加强对华技术出口管制，中美两国经济遭受的负面影响会不断加大，但是若中国企业采用"增强自主创新能力"与"加强国际经济技术合作"相结合的方式来应对美国技术出口管制，中国不但能够获得更多的宏观经济效益，还可以降低出口所遭受的负面影响。在对华出口管制对企业全球价值链升级的间接影响方面，已有研究主要分为两个层面：一是"成本加成率”层面。理论上任何引起产品价格或边际成本变动的因素均能导致企业成本加成率变化（孙辉煌等,2010）出口企业不仅在生产过程中面临大量资金需求，而且在贸易活动中也面临着开拓国际市场、建立国际营销网络等所需的贸易成本，因此企业成本加成率越高，越有利于提高其出口增值能力（李宏亮等,2021）,从而促进全球价值链升级。然而，对华出口管制也会通过增加企业获得国外高技术中间品或零部件的难度，提高企业边际成本，降低成本加成率，进而压缩生产经营利润空间，不利于企业攀升全球价值链高端环节。因而，对华出口管制可以通过成本加成率途径影响企业全球价值链升级。二是"国内外中间品相对价格”层面。对华出口管制限制了海外先进技术及高技术中间品进入中国市场，提高了进口中间品与国内中间品的价格之比，迫使企业为了降低成本而选择以国内中间品来替代昂贵的进口中间品，从而间接提高了企业全球价值链地位。类似的，余典范等(2022)研究发现美国对华实施出口管制会从根源上限制中国企业产品进口和技术引进，阻碍中国企业的创新发展;Bustos(2011)指出，对华出口管制强度降低,减少了企业进口高技术中间品的成本，进而增加了企业的营业利润。综合上述文献发现：首先，影响企业全球价值链升级的因素较多，但目前尚未有学者研究对华出口管制对企业全球价值链升级的直接影响；其次，考察对华出口管制对中国经贸发展影响的文献较多，但尚未得到一致的结论；最后,对华出口管制对企业全球价值链升级的影响主要通过成本加成率和国内外中间品相对价格两条途径实现。基于此，本文将从成本加成率和国内外中间品相对价格两条途径出发，研究美国对华出口管制对中国企业全球价值链升级的影响。本文一方面探讨了影响企业全球价值链升级的新因素，为后续关于全球价值链的研究提供了新视角，另一方面为中国制定应对发达国家出口管制政策提供了一定的决策参考。二、理论模型本文参考Kee等(2016)的理论模型,构建分析对华出口管制与出口国国内增加值关系的理论框架。首先,假定企业生产函数如下：kImYi=AKrl；m(1)其中X是企业i的总产出，&和Or分别是资本、劳动和中间品所占的份额A是全要素生产率。Lr1分别是企业投入的资本和劳动，。是数值大于1的替代弹性系数，而MfI是企业i的中间品投入品，主要由国内(M；)、国外进口(M1)两部分中间品组成。企业i对中间投入品的需求如(2)式所示：V三(2)在此基础上,我们设定进口中间品价格为P01,国内部分中间品价格为Pd,进口国外部分中间品价格为P,则进口中间品价格函数为：1PE=(pd)】。+(P)卜。(3)假设资本、劳动和中间品的价格分别是r、w和Pm,则企业i的成本函数为：对(4)式求Y1的偏导可以得到企业的边际成本,如(5)式所示。同时参考Kee等(2016)企业出口国外增加值的表示方法，如(6)式所示：(8)(10)"W"KkWa.1p,r:(6)式中,是企业加成率，通过(2)式我们可以根据成本最小化原则构建出拉格朗日函数,如(7)式所示：1.=P,Mi+PdMJ-Mj-(Mf)OI(MI)盹椅(7)分别对(7)式中MLM心和人求一阶偏导,并令这些偏导都为零,得到(8)一(10)式:。1o1o1。=P+(Mil)o(Md)°+(M1i)°1=08'i一*i三P<U(W4)V；>v)0j7=M+(M?)0+(M!)ool=0通过解(8)-(10)式就可以得出使用的中间品投入品中进口的比例，如(11)式:(H)>"V.l*（P7X）i又因出口国内外的增加值率总和为1。由王直等（2015）的研究可知GVG=In（I+DVARJ-In（1+FVAR1）,从而进一步可得出以下公式（12）:(12)GVCtln(2-j-由（12）式可知，企业全球价值链地位与企业成本加成率,、进口中间品与国内中间品价格之比P,Pd相关o其内在原理是，在企业产品价格一定时，企业加成率越高，则说明企业可以以较低的生产成本获得较高的利润，进而更有能力提高其全球价值链地位O进口中间品价格与国内中间品价格的比值越大，则会促使企业选择国内中间品来替代进口中间品，最终提高企业全球价值链地位（李宏亮等，2021）。沿着上述思路，本文接下来主要从企业成本加成率和国内外中间品相对价格两条途径，分析美国对华出口管制对中国企业全球价值链升级的影响。需要特别说明的是，本文的国内外中间品相对价格均指进口中间品与国内中间品的价格之比。首先，从成本加成率的途径看，任何引起产品价格或边际成本变动的因素均能导致企业成本加成率发生变化（孙辉煌等,2010）0出口企业不仅在生产过程中面临大量资金需求，而且在贸易活动中也面临着开拓国际市场、建立国际营销网络等所需的贸易成本，因此企业成本加成率越高，越有利于提高其出口增值能力（李宏亮等,2021）,从而促进企业全球价值链升级o然而，美国对华出口管制会通过增加企业获得国外高技术中间品或零部件的难度，提高企业边际成本，降低其成本加成率，进而缩小其生产经营利润空间，不利于企业攀升全球价值链高端环节。因而，美国对华出口管制可以通过成本加成率途径影响企业全球价值链升级O其次，从国内外中间品相对价格的途径看，提高进口中间品与国内中间品的价格之比可以迫使企业选择利用国内中间品来替代昂贵的国外中间品，进而使得企业在国际贸易中获得更高的分工地位和贸易利得。美国对华出口管制增加了国外中间品进入中国市场的难度，直接提高了进口中间品与国内中间品的价格之比（余典范等，2022）,因此企业为了降低成本会选择利用国内中间品替代昂贵的国外中间品，最终提高其全球价值链地位。例如，Bustos（2011）指出，对华出口管制强度降低，减少了企业进口高技术中间品的成本，进而增加了企业的营业利润。综上所述，本文认为：美国对华出口管制会通过降低中国企业成本加成率，从而抑制全球价值链升级；会通过提高国内外中间品相对价格（即进口中间品与国内中间品的价格之比），从而促进全球价值链升级。三、研究设计（一）数据来源与处理本文的数据来源有：（D中国工业企业数据库，用以计算企业层面的控制变量；（2）中国海关进出口贸易数据库，将其与中国工业企业数据库匹配用以计算企业全球价值链地位；（3）国家知识产权局披露的中国企业专利数据库，将其与中国工业企业数据库匹配用以计算企业技术创新水平；（4）国泰君安CSMAR上市公司数据库，将其与海关进出口贸易数据匹配用以构建企业被管制强度的指标。考虑到中国工业企业数据库可获得的最新年度为2013年，而美国商务部IBS的实体清单是从2010开始披露的，因此本文研究样本的时间跨度为20102013年。数据处理:第一步,采用Brandt等（2012）的方法,利用序贯识别法重新识别中国工业企业数据库的面板,在此基础上依据"通用会计准则"与Brandt等（2012）的研究,剔除一系列信息缺失、不符合经济理论的样本；第二步，将海关进出口贸易数据库按照企业名称-产品名称-贸易方式-企业性质-国家加总到年度层面，同时参考施炳展等（2014）的方法剔除一些信息缺失、不合理的样本，并将其拆分为海关出口贸易数据库和海关进口贸易数据库；第三步，将处理后的中国工业企业数据库、海关进口贸易数据库和海关出口贸易数据库，按照Yu（2015）的方法合并到一起，从而计算出企业全球价值链地位，同时仅保留其中进口来源国为美国的样本；第四步，将中国企业专利数据库按照企业名称和年度匹配到中国工业企业数据库、海关出口贸易数据库与海关进口贸易数据库的合并数据库中；第五步，采用余典范等（2022）的做法，删除上市公司数据库中金融、保险企业等样本，并按照证券代码及年度将上市公司余下样本进行跨表合并；第六步,将处理后的上市公司数据库与海关进出口贸易数据库按照企业名称和年度匹配到一起，经过系列识别（详见下文），得到企业是否被管制的虚拟变量，在此基础上仅保留年度、企业名称和对华出口管制变量；第七步,按照企业名称和年度，将对华出口管制变量（即企业被管制与否的虚拟变量）匹配到中国工业企业数据库、海关出口贸易数据库、海关进口贸易数据库和中国企业专利数据库的合并数据中，最后得到由中国工业企业数据库、海关进出口贸易数据库、中国企业专利数据库与上市公司数据库组成的非平衡面板数据。（二）计量模型与变量选取根据研究目的，我们将模型设定为：InGVGkLpb+1ATPkt÷n×÷i÷t+ikt（13）其中，i表示企业，k是行业,t表示年度。InGVClkt是企业i的全球价值链地位;ATPkt为在t年美国对行业k的出口管制强度。X是一系列控制变量，本文综合沈国兵等（2020）、程凯等（2020）以及李宏兵等（2022）的研究,将控制变量确定为全要素生产率（IntfPikt）、企业规模（InSiZ）、企业存续年限（Inagel）、企业出口行为（export）。M,是企业固定效应是时间固定效应Ekt为随机扰动项。（三）指标设定1.企业全球价值链地位本文参考Kee等（2016）的做法,构建如下指标测算企业GVCikt分工地位：X'.V>W+0.05（J其中，M、X、D分别是进口额、出口额和国内销售额。m是BEC分类下的进口中间品。p和。代表加工贸易方式和一般贸易方式,A表示考虑了中间贸易商的比例。Mt是企业中间品投入总额，本文参考盛斌等（2021）的做法,设定企业国内中间投入中有5%的国外增加值。公式（14）反映的是,如果企业国内增加值占总出口的比重越大，则其全球价值链地位越高。在此基础上，本文绘制了二分位行业大类层面中国企业全球价值链地位的平均值，如图1所示，图中的行业分类代码与国民经济行业分类（2017）的制造业行业一一对应.由图1可知中国企业全球价值链地位的行业差异较大，其中最低的是19（皮革、毛皮、羽毛及其制品和制鞋业），最高的是27（医药制造业）。2 .美国对华出口管制强度本文参考余典范等（2022）的方法，以虚拟变量形式构建美国对华出口管制的指标o因无法识别企业是否已被移出到出口管制清单外，及其被移出的具体时间，故认为企业一旦被列入实体清单，样本期内企业便永久性存在于实体清单中，从而在设置出口变量时将企业被出口管制的当年及以后年度设定为1,其他年度为0o具体识别企业是否被列入清单的步骤如下：首先，筛选、辨识中国企业信息，通过与搜索引擎和某企业信息查询平台数据库中的数据构建中英文企业名称转换关系，进而获取企业被列入实体清单的年度信息等O其次，依据企业名称信息和被管制年度信息，实现被列入管制清单的实体和海关进出口贸易数据库匹配,进而获取实体在被管制当年从美国进口或中转的产品信息，并加总到年度层面0再次，匹配筛选2010-2013年上市公司在海关进出口贸易数据库中从美国进口或中转的产品信息.囿于有的集团企业有众多下属公司，当集团公司被列入实体清单时，并不意味着其所有下属公司均会被管制这一事实，本文依据步骤二所得产品信息,进一步识别出2010-2013年度从美国进口或中转对应产品的上市企业。最后，将上市公司与海关进出口贸易数据库的匹配数据中，通过步骤二和步骤三识别成功的样本设定为1,未识别成功的样本设定为。,并仅保留年度、企业名称和对华出口管制的虚拟变量三个变量.在此基础上，按照企业名称和年度,将企业被管制与否的虚拟变量匹配到中国工业企业数据库、中国企业专利数据库、海关进口贸易数据库和海关出口贸易数据库的合并数据中，从而得到含有对华出口管制变量的研究样本。3 .控制变量（D企业劳动生产率O劳动生产率越高的企业往往具有越低的边际生产成本，这有助于企业获得更高的利润，促使企业通过加大研发投入来提高全球价值链地位o本文以企业总产出与全部从业人员的比值表示。（2）企业规模。根据新贸易理论,企业成本优势的获取一定程度上依赖于企业规模，即企业规模与获取规模经济的能力成正比，因此企业整体获得利润的能力越强，企业在国际分工贸易中的附加值越大，其全球价值链地位越高。本文以企业固定资产净值年平均余额作为该变量的替代指标。（3）企业存续年限。该指标用当年年份与企业开业年份之差表示。企业存续年限的高低可能从两方面影响企业的全球价值链地位：一方面企业存续年限越长，则企业员工技能经验越丰富，从而有利于企业全球价值链升级；另一方面企业存续年限越长，其在发展过程中越可能存在惰性，以致不能够灵活使用组织变革来快速适应环境变化，从而导致其在生产技术方面难以做出有效调整和升级，不利于企业全球价值链升级。（4）企业出口行为。出口烫易有助于提升企业绩效，帮助企业从海外市场获取先进的技术、管理经验等，最终提高其全球价值链地位。因此,本文选其作为控制变量，具体以虚拟变量形式表示，将企业出口交货值大于零的样本设定为1,将企业出口交货值等于零的样本设定为Oo表1所示为变量定义、说明与预期符号,表2所示为变量的描述性统计。表1变量定义、说明与预期符号变IR名称表示符号变量说明预期符号企业全球价值糙地位GVC反映企业所处全球价值链的位置美国对华出口管制ATP反映美国对华出口管制水平-劳动生产率tfp企业总产出与全部从业人员的比值+企业规模size企业固定资产净值年平均余额+企业存续年限age当年年份与企业开业年份之差不确定企业出口行为export有出口行为为1,反之则为0÷国内外中间品相对价格BP进口中间品价格与国内中间品价格之比+企业成本加成率mkp企业产品价格与边际成本之比+表2变量的描述性统计变量名观测值均值标准差最小值最大值GVC80710285070.48012.18814.0860ATP807100.67040.47010.00L00tfp678823616.714016685.620030.2038360000.1000size680752000504.006600687.0010123.005.48e+07age8071020.104911.89020.0000100.00export807100.98870.10580.00LO(XX)BP1519214.187370.17309.SSe-06780.1506mkp807100.80100.16220.23440.9722四、模型结果分析与讨论（一）基准回归结果表3汇报了本文的基准回归结果。考虑到各个变量之间可能存在的多重共线性问题，本文选择将核心变量和控制变量分别依次引入回归模型。其中，列（1）是仅引入核心解释变量美国对华出口管制的回归结果，美国对华出口管制变量估计系数显著为负.说明美国对华出口管制会抑制中国企业全球价值链升级；列（2）-列（5）是依次引入控制变量的回归结果，从中可知美国对华出口管制的回归系数显著性水平和符号均未发生较大变化，仍然显著为负.反映出在控制众多因素之后，美国对华出口管制依旧显著抑制了中国企业全球价值链升级。上述结果意味着.美国对华出口管制对中国企业的发展形成了负面影响。因此，为了有效破解美国对华出口管制政策的负面效应,中国应该持续扩大对外开放，不断增加经贸“朋友圈”，深化与其他进口来源替代国的经贸联系。表3基准回归结果变量(1)(2)(3)(4)(5)ATP-0.0873-0.0815-0.0973='-0.0956-0.0955"，(-101.34)(-87.12)(-98.67)(-97.82)(-98.42)-0.0246-0.025Oi-0,Q202-00204(-49.09)(-50.58)(-39.97)(-40.49)0.02170.01710.0172(45.15)(34.71)(35.23)0.0409,00.0419o,(36.14)(37.36)-0.1267*export(-32.28)1.1000*m*1.2455E0.97060.8802”.1.0021(1236.17)(352.05)(138.33)(119.16)(121.52)企业固定效应是是是是是年份固定效应是是是是是观测值8071067882678826788267882R20.73360.74540.75280.75750.7612注括号内为回归系数的t值.*、*和*分别表示居、5$和10%的显著性水平:下表同。（二）稳健性检验1 .替换回归样本和回归方法根据基准回归结果,美国对华出口管制会抑制中国企业全球价值链升级，但为了增加本文回归结果的可靠性，我们补充一系列稳健性检验。一方面，鉴于不同的研究样本可能会得到不同的研究结果，本文进一步增加不同样本下的稳健性检验，即根据企业所有制异质性将研究样本区分为国有企业和非国有企业两组样本分别进行检验。另一方面,由于在基准回归中本文仅采用普通最小二乘法估计，而考虑到使用单一的传统估计方法可能会导致估计偏误，我们选择分别利用聚类标准误估计和极大似然估计（MLE）进行重新估计。表4为稳健性检验结果。表4稳健性检验结果变量替换回归样本替换回归方法（1）国有企业（2）非国有企业（3）聚类标准误估计(4)MLE估计ATP-0.0351-0,0959-0.0955-0.1267*(-46.84)(-72.28)(-3.59)(-103.01)常数项0.66570.91141.00211.0085,(77.71)(76.53)(4.29)(136.17)控制变量是是是是企业固定效应是是是是年份固定效应是是是是观测值29775381076788267265R20.86860.72280.7612Llikelihood39320.733分组系数差异性检验P值0.000表4列（1）和列（2）分组回归中核心变量的差异性检验p值为O.OOOO,这说明列（1）和列（2）的分组回归是有效的，在此基础上可以得出，替换回归样本后，美国对华出口管制依旧显著抑制了中国企业全球价值链升级。由列（3）和列可知,替换回归方法后，本文的基准回归结果依旧是稳健的。2 .内生性检验鉴于基准回归中可能会存在内生性问题，比如指标测量误差、遗漏变量或互为因果等，因此,有必要进行内生性处理.Angrist等（2009）指出好的工具变量不仅需要满足与内生性变量的相关性,还应该满足外生性条件.工具变量的具体设计：本文选择美国对华出口管制的滞后一期和滞后二期为工具变量，原因是对华出口管制的滞后值属于历史数据，不会对中国企业的当前行为产生影响，同时对华出口管制属于一种长期推行的政策，因此对华出口管制的滞后一期和滞后二期与当前对华出口管制强度有着明显的直接联系.当然,本文也进行了一系列检验,如排他性检验、相关性检验等，检验结果均为通过,这证明本文选取的工具变量是合理的。表5为内生性检验结果，其中列（1）是以美国对华出口管制的滞后一期为工具变量的两阶段最小二乘法检验结果，结果表明美国对华出口管制依旧会抑制中国企业全球价值链升级；列（2）是以美国对华出口管制的滞后二期为工具变量的两阶段最小二乘法检验结果，核心解释变量的显著性和方向并无太大改变；列（3）是同时以美国对华出口管制的滞后一期和对华出口管制的滞后二期为工具变量的两阶段最小二乘法检验结果,核心变量的显著性和方向并无改变.因此,综合考虑内生性后本文的基准回归结果仍旧稳健。表5内生性检验的结果变量(1)(2)(3)ATP-0.114140-0.1131w-0.1135"(-53.63)(-53.07)(-57.67)常数项0.9932B0.9941-0.9936w(102.17)(101.66)(102.24)控制变显是是是企业固定效应是是是年份固定效应是是是Kleibergen-PaaprkLM统计量0.000.00000.00Kleibergen-PaaprkWaldF统计量31913.7031575.6027163.89HansenJ0.6362观测值675826728367283R20.22530.22540.2255注:Kleibergen-PaaprkLM统计量和HansenJ统计量报告的为统计量的相伴概率。（三）机制检验理论上，出口企业在生产经营过程中面临大量资金需求，因此企业成本加成率越高，越有利于提高其出口增值能力（李宏亮等，2021）,从而促进企业全球价值链升级。然而,对华出口管制会通过增加企业获得国外高技术中间品或零部件的难度，提高企业边际成本，降低其成本加成率，进而缩小其生产经营利润空间，不利于企业攀升全球价值链高端环节，即成本加成率渠道。此外,对华出口管制对海外先进技术及高技术中间品的限制，还会提高进口中间品与国内中间品的价格之比，迫使中国企业为了降低成本而选择利用国内中间品替代进口中间品，进而促进其全球价值链升级，即国内外中间品相对价格渠道o综上，我们选择将企业成本加成率和国内外中间品相对价格设定为机制变量。考虑到机制检验逐步法中，第二步将被解释变量同时与中介变量、核心自变量、控制变量进行回归,可能会导致估计结果存在偏误（AngriStetal,2009）;而本文所选择的两个中介变量（企业成本加成率和国内外中间品相对价格）在直观和逻辑上对企业全球价值链地位均有着明显的正向影响.因此本文参考江艇（2022）的研究,利用改进的机制检验模型对两条途径进行检验，即"两步法"。第一步,将被解释变量对核心解释变量和控制变量进行回归；第二步,将机制变量对核心解释变量和控制变量进行回归O具体模型如下：InGVCikt=b÷1ATP.÷11×÷i+A+5（15）Inrnkpllct=b+1ATPkt+nX+i+t+,kt（16）InBRld=隹+1ATPkt+nX+i+t+ikt（17）其中JnmkP依是企业成本加成率,本文采用DeLoeCker等（2012）提出的生产函数估计法测算企业成本加成率,具体公式为：mkplt=p；（aj）是中间投入与企业销售收入之比，p是中间投入产出弹性（利用超越对数生产函数估计得到）。InBplkt是国内外中间品相对价格（即进口中间品价格与国内中间品价格的比值），考虑到海关进出口贸易数据库披露了产品进出口价格，因此本文参考程凯（2022）的做法，将中国工业企业数据库、海关出口贸易数据库与海关进口贸易数据库匹配到一起，并根据广义经济分类定义的中间品从海关进出口贸易数据库中筛选出中间品样本，从而同时获得企业进口中间品价格与出口国内中间品价格，据此测度企业进口中间品价格与出口国内中间品价格之比，将其作为国内外中间品相对价格的衡量指标。此外.模型（15）和（16）检验的是企业成本加成率机制，而模型（15）和（17）检验的是国内外中间品相对价格机制。表6为机制检验结果。首先，由列（1）的结果可知，美国对华出口管制会抑制企业全球价值链升级；由列（2）的结果可知，美国对华出口管制强度越大，则企业成本加成率越小；由列（3）的检验结果可知，美国对华出口管制会提高国内外中间品相对价格。综合列（1）和列（2）的结果，以及企业加成率对其全球价值链的直观提升作用,可以得出美国对华出口管制会通过降低企业成本加成率来抑制其全球价值链升级。综合列（1）和列（3）的结果，以及国内外中间品相对价格对企业全球价值链地位的直观促进作用，可以得出，美国对华出口管制会通过提高国内外中间品相对价格来促进中国企业全球价值链升级。表6机制检验结果变量InGVC(1)Inmkp(2)Infip(3)ATP-0.0955,*,-0.0692-0.8167o(-98.42)(-22.72)(11.38)常数项1.0021,w-0.5568o7.2046*(121.52)(-21.50)(10.86)控制变量是是是企业固定效应是是是年份固定效应是是是观测值678826788215192R20.76120.20040.6629（四）扩展性分析1.区分贸易方式考虑到贸易方式的异质性可能会对基准回归结果产生影响，本文将研究样本进一步分为一般贸易和加工贸易两类，以分组回归的方式进行贸易方式的异质性检验。海关进出口贸易数据库提供了企业贸易方式的信息，我们将来料加工装配贸易和进料加工贸易归为加工贸易企业样本，将一般贸易归为一般贸易企业样本。表7中列（1）是加工留易分组，列（2）是一般贸易分组。其中，分组系数差异性检验P值为0.000,说明分组回归系数具有显著差异性。比较列（1）和列（2）的回归结果可知，美国对华出口管制对加工贸易企业全球价值链升级的抑制作用大于对一般贸易企业的作用。可能的原因是：与一般贸易企业相比，加工贸易企业大多从事加工装配活动，其对海外市场的依赖远大于一般贸易企业,美国对华出口管制强度提高对该类企业生产经营造成的负向冲击更大。3 .区分技术创新水平已有研究表明，美国对华出口管制限制了中国企业获得海外先进技术及高技术中间品的能力,提高了企业通过模仿进行再创新的难度，短期内阻碍了企业技术创新，但长期来看，难以获取海外先进技术或产品，也会迫使企业为了维持自身经营状态而选择加强技术创新，最终提高企业技术创新能力（余典范等，2022）。因此，企业技术创新可能会影响美国对华出口管制对中国企业全球价值链升级的作用效果。基于此，本文将研究样本分为高技术创新水平和低技术创新水平两组样本，将所有企业技术创新水平的中位数作为分位值，设定大于分位值的企业为高技术创新企业，设定小于分位值的企业为低技术创新企业。其中，以中国企业专利数据库中的企业专利授权总数来衡量其技术创新水平。表7中列（3）是高技术创新分组.列（4）是低技术创新分组，两个分组的分组系数差异性检验P值为0.000,说明分组回归系数具有显著差异性。比较列（3）和列（4）的回归结果可知，与高技术创新企业相比，美国对华出口管制对低技术创新企业全球价值链升级的抑制作用更大。这是因为企业自身技术创新能力越强，其越容易实现生产经营的“自力更生”（曲丽娜等，2021）,因此美国对华出口管制政策的制约效应会越小。4 .区分政府补贴现实中,政府时常会通过补贴的形式帮助企业在海外市场获得竞争优势，但该方式是否有利于中国企业应对美国出口管制政策还尚未可知。为此,我们在计量模型中增