一、引　言

目前中国经济已经进入高质量发展阶段，而经济的高质量发展离不开制造业的转型升级。自中国改革开放尤其是加入WTO以来，中国企业凭借低要素成本优势积极嵌入以发达国家跨国公司为主导的全球价值链分工体系，进口与出口贸易规模均得到迅速扩张。然而在全球价值链分工背景下，大量的中间品和原材料进口使得本国制造业出口产品中内含了较多的国外价值部分，因而单纯的贸易规模指标并不足以衡量一国制造业参与国际贸易的真实利得，更无法研判一国制造业参与全球价值链的分工地位和分工层次。近年来，使用出口国内附加值率（DVAR）衡量一国制造业的真实贸易利得和国际分工地位已被广泛认可（张杰等，2013；Kee和Tang，2016）。多数研究指出，中国制造业在全球价值链中的分工地位与分工层次依然偏低，难以在对外贸易中获取较高附加值，仍处于全球价值链的低附加值环节（许家云和徐莹莹，2019）。在这种情形下，探讨如何提升制造业出口产品中的国内附加值份额便成为中国促进制造业价值链升级，进而实现制造业高质量发展的题中之意。

在传统意义上，一国处于全球价值链中的何种生产环节和阶段，往往是由该国的要素禀赋优势决定的（金莹和戴翔，2019）；然而，在低要素流动成本与经济全球化的背景下，要素禀赋等传统比较优势在国际分工中的作用日益下降，而市场一体化和市场规模扩大所带来的规模收益递增成为推动产业内和产品内国际分工的重要力量（Krugman，1980）。作为世界上人口最多、经济总量最大的发展中国家，中国拥有巨大的内部市场需求潜力。伴随着中国区域市场的不断整合以及区域间市场一体化水平的不断提升，中国在国际贸易中的国内大市场优势势必会得到进一步凸显。党的十九大报告提出了“促进中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”的要求。党的十九届四中全会强调，要“建设更高水平开放性经济新体制，实施更大范围、更宽领域、更深层次的全面开放”。2019年中央经济工作会议也首次指出，“我们有超大规模的市场优势和内需潜力”，并且提出要“推动对外贸易稳中提质，引导企业开拓多元化出口市场”“释放国内市场需求潜力”。这彰显了中国政府通过进一步释放国内市场需求潜力、利用国内大市场优势促进中国制造业向全球价值链中高端攀升的决心。因此，基于国内大市场优势探讨制造业从出口中获取产品附加值的能力及其作用机制或许能够成为破解制造业价值链“低端锁定”，以及推进制造业价值链向高附加值环节攀升的重要切入点。

由于传统的集聚经济理论无法解释要素供给之外的空间优势来源，因此自20世纪90年代以来，人们开始逐步运用新经济地理理论研究企业选址以及地区制造业发展问题。新经济地理理论(Krugman，1991)认为，规模报酬递增以及运输成本的存在使得企业更倾向于布局在市场潜力较大的地区。不同地区之间的需求关联效应使制造业企业同时受益于本地市场和外围市场，并在生产中获得规模经济收益，从而提升企业生产率和出口产品的贸易收益。可见，市场需求外部性是提升制造业企业出口附加值和贸易收益的重要动力来源。因此，从新经济地理理论的视角来研究和识别国内市场潜力对企业出口DVAR的内在作用机制，对于切实发挥国内大市场优势、推动制造业价值链升级，进而促进中国由制造大国向制造强国转变具有重要的理论和现实意义。

目前，国内外文献主要从制造业服务化（许和连等，2017）、市场分割（吕越等，2018）、外商直接投资（Kee和Tang，2016；毛其淋和许家云，2018）、国家内部行业结构（李胜旗和毛其淋，2017）、要素市场变化（高翔等，2018）、贸易自由化（Kee和Tang，2016；毛其淋和许家云，2019）、政府补贴及其政策效应（许家云和徐莹莹，2019）以及产业集聚（邵朝对和苏丹妮，2019）等方面来阐述如何提升企业出口DVAR，促进制造业价值链向高附加值环节攀升，但尚未有文献注意到中国出口贸易迅速增长过程中的国内大市场优势对企业出口DVAR的影响。此外，一个地区面临的市场潜力包含着国际市场潜力与国内市场潜力两部分（赵增耀和夏斌，2012），这两种不同的市场潜力可能对企业的生产经营和出口活动具有不同的作用路径。本文将在系统识别国内市场潜力对企业出口DVAR作用机制的基础上，进一步引入国际市场潜力作为对照变量，通过分析国内与国际市场潜力对企业出口DVAR的相对影响效果及其交互作用机制来分析国内大市场优势在驱动企业出口DVAR提升中的重要作用。研究发现：与国际市场潜力相比，国内市场潜力扩张更能够通过增加企业可获得的国内中间品种类、提升企业国内中间品效率、降低企业边际成本等机制提升企业出口DVAR；此外，国内市场潜力与国际市场潜力在企业的出口DVAR提升过程中具有明显的协同效应，但地方政府的过度干预却弱化了国内大市场优势的充分发挥。

与现有文献相比，本文的贡献主要体现在以下几个方面：（1）本文基于Krugman（1992）、Halpern等（2015）以及Kee和Tang（2016）的综合框架，从国内与国际市场需求两方面综合探讨了国内市场潜力与国际市场潜力对企业出口DVAR的影响机制，为各地区培育和发掘市场潜力优势，进而推动制造业向价值链高附加值环节攀升提供了新的理论支撑；（2）目前研究企业出口DVAR的文献大多基于2007年之前的微观企业数据进行测算，本文则尝试使用较为合理的会计核算方法和国民经济核算方法系统补齐了2008—2010年中国工业企业数据库中缺失的工业增加值、工业中间投入、企业应付工资总额等指标，并综合使用中国工业企业数据和中国海关进出口产品数据测算企业出口DVAR份额，为市场潜力的附加值提升效应提供了更为微观的经验证据；（3）本文根据新经济地理理论，构建和测度国内与国际市场潜力指标，并实证检验了企业的国内中间品效率、企业可获得的国内中间品种类和企业边际成本在市场潜力影响企业出口DVAR提升过程中所发挥的中介作用；（4）本文不仅进一步探讨了两种类型市场潜力之间的交互作用机制，而且将政府干预作用纳入考察范围，探究了政府干预下国内与国际市场潜力对企业出口DVAR的作用机制和影响效果。

二、机制分析与研究假设

（一）理论框架设定

假设经济体中有R个城市，每个城市中最终商品市场为垄断竞争市场，要素市场为完全竞争市场。借鉴Halpern等（2015）对于生产函数的设置方法，假定企业j的生产需要投入劳动力（l）、资本（k）和中间品（M）三类要素。因此，城市o代表性企业j的生产函数可设定为：

其中，A_jo为希克斯中性的企业全要素生产率；α、β和γ分别表示劳动力、资本和中间投入的产出弹性，且α+β+γ=1。我们根据Halpern等（2015）的研究，也假定劳动力（l）和资本（k）是预先确定的，并通过确定均衡状态下中间品的数量组合来实现利润最大化或成本最小化。中间品数量M_jo由国内中间品数量（

）和国外中间品数量（ ）组合而成，也即：

其中，φ_jo为国内中间品的效率参数，且φ_jo>0；由于国外中间品效率参数取决于国外厂商的技术水平，可视为外生给定，因此本文不失一般性地将国外进口中间品效率参数设定为1；θ为中间品的替代弹性，且θ>1。根据Kee和Tang（2016）的假定，国内中间品数量（

）和国外中间品数量（ ）可看作不同种类国内中间品和国外中间品的CES组合，即 ，，其中I^D和I^F分别为企业j可获得的国内和进口中间品数量；λ为任意两种中间品之间的替代弹性，且λ>1。若国内中间品和国外中间品价格分别为 和 ，则复合中间品M_jo的有效价格可通过求解与式（2）相关的成本最小化问题得到，也即：

相应地，国内中间品和国外进口中间品价格则可表示为

，，其中 和 分别表示每种国内中间品i和国外进口中间品i的价格。可见，国内中间品价格和国外进口中间品价格均会随中间品数量的增加而减少，中间品价格是中间品数量的递减函数，即 ，。

若w为企业支付给工人的工资，r为资本价格（即利率），则企业在给定目标产量和要素价格情况下，通过选择劳动力、资本和中间投入的不同组合来实现成本最小化。均衡时，企业的边际成本为：

在Kee和Tang（2016）的研究中，企业的出口DVAR取决于国外进口中间品成本在总产出中的比重，也即：

其中，DVAR_jo表示城市o中企业j的出口DVAR；P_jo为企业j的最终产品价格，ϕ_jo为经典回归中的误差项。若C_jo表示企业j生产Q单位最终产品的总成本，则国外进口中间品成本占总产出的份额可表示为：

其中，

为中间品成本在总成本中的份额，由生产函数式(1)可知，。在给定劳动力和资本的情况下，企业进一步通过选择国内中间品和国外进口中间品的不同组合来实现成本最小化，进而得到 。式（6）可进一步转换为：

借鉴新经济地理文献（Krugman，1991；Redding和Venables，2004）的论述，企业生产的最终产品在非完全竞争市场中交易，且最终产品既可在本地消费，也可输出，其运输需付出“冰山成本”t_ov，且t_ov>1，其中o和v分别代表不同城市；消费者具有CES效用函数，在收入约束下对本地和外地生产的可替代消费品进行最优分配以获得最大效用；消费者的最优化选择决定了城市v对城市o中企业j生产的制造业产品的需求量是收入（E_v）和产品价格（P_jo）的函数。对所有市场（包含国际市场）进行加总，得到消费者对城市o制造业企业j的总需求为：

其中，P_jo为城市o制造业企业j产品在本市的价格，σ（σ>1）为任意两种最终产品之间的替代弹性，G_v（

）是城市v的价格指数，N_g为城市g制造业产品的种类数；代表市场潜力，是城市o企业j受到的其他市场需求的影响，记为MP_jo。将式（8）变形得到城市o中企业j的最终商品价格为 。

由于企业在垄断竞争的最终产品市场中交易产品，且市场规模扩大有助于企业生产实现规模经济效应，因此企业j的每种最终产品生产均需一定的固定投入f_jo。根据Krugman（1992）的研究，企业成本函数可表示为

，其中c_jo为企业边际成本。我们由此可得到企业利润最大化的一阶条件为：

其中，

为均衡状态下企业j的商品价格。根据均衡状态下企业的自由进出条件（ ），可得到均衡状态下企业的产量 。因此，企业j的出口DVAR决定函数可写为：

式（10）显示，企业的出口DVAR除了与企业自身的边际成本有关之外，还受到企业面临的市场潜力、国内中间品效率以及国外进口中间品与国内中间品相对价格的影响。由式（10）可以看出，企业边际成本c_j越小，其出口DVAR便越大；国内中间品种类越多，国内中间品价格就越低（相对价格

越高），则企业的出口DVAR就越高；国内中间品效率越高，则企业的出口DVAR也越高。由于国外进口中间品价格由国际市场决定，因此可看作外生给定。这意味着市场潜力除了可以直接对企业DVAR产生作用（通过MP渠道）之外，还可以通过影响国内中间品价格（ 渠道）和效率（ 渠道）对企业的出口DVAR产生影响。

（二）市场潜力对企业出口DVAR的作用机制

由理论分析可知，企业边际成本、国内中间品种类以及国内中间品效率是影响企业的出口DVAR的重要决定因素。接下来，本文将进一步分析市场潜力如何通过影响这些决定因素进而作用于企业出口DVAR的影响机制。

1. 国内市场潜力与企业出口DVAR

国内市场潜力反映了各地区对于国内市场的邻近性以及不同地区市场间的关联效应。首先，市场潜力扩大可通过降低企业边际成本提升企业出口DVAR。新经济地理理论认为，厂商的规模经济主要来源于厂商与大型市场的邻近程度（Krugman，1980），市场潜力扩张带来的规模经济效应能够降低企业运输成本和生产经营成本，从而产生递增收益，并且这种递增收益也会进一步体现在企业的出口贸易产品中（Krugman，1991；Venables，1996），有助于企业国际贸易利益的获取，从而提升企业出口DVAR。其次，市场潜力扩大可以通过提升国内中间品数量和种类而提高企业出口DVAR。制造业产品不仅用于最终消费，还可作为中间品为其他制造厂商服务。一地区的产业发展在很大程度上由市场需求规模决定，大规模市场优势有助于企业深化分工，提升产品和中间品的多样化水平。而社会分工越精细、中间品种类越丰富，靠近大型市场的企业便越易于获取多样化的中间品；企业对于多样化中间产品的偏好促使其不断集聚于大型市场及其关联城市，从而进一步扩大了本地区市场规模（Venables，1996；范红忠，2007），并通过这种循环累积过程强化企业的规模经济优势，不断提升本地区制造业中间品种类和数量，降低国内中间品相对国际中间品的价格。可见，邻近大型市场的企业在利用规模经济效应降低产品运输成本和生产成本的同时，还可以通过投入产出关联效应为其他厂商提供品种多样、价格低廉的中间产品（韩峰和阳立高，2014），从而有利于更多企业使用国内中间品，提升企业出口DVAR。最后，国内市场需求潜力扩大可通过国内中间品效率的渠道提升企业出口DVAR。中间品效率提升与技术进步和科技研发密切相关。企业所面临的国内市场需求潜力越大，摊销至每单位产品上的创新研发成本就越低，通过从事创新活动赢得的利润空间也就越大，从而有助于降低技术创新风险，提高技术创新效率（范红忠，2007），进而提升国内中间品效率。因此，市场需求的扩大可提升企业研发的收益回报补偿空间，激励企业从事创新活并提升中间品利用效率，而国内中间品效率的提升则有助于提高企业出口DVAR。基于以上分析，本文提出如下研究假设：

假设1：国内市场潜力扩张带来的国内大市场优势能够降低企业成本，提升国内中间品效率，增加国内中间品种类，进而有利于企业出口DVAR的提升。

2. 国际市场潜力与企业出口DVAR

国际市场潜力表示某一地区对于国际市场的可达性或受到国际市场的影响程度，这种影响既可以来自国际市场需求方，也可以来自供给方。首先，国际市场潜力可对企业出口DVAR的提升产生促进作用。一方面，国际市场潜力反映了该地区企业对于国际市场的邻近性，因此厂商越是邻近国际市场，其在生产中就越易于获得规模经济效益。这不仅强化了大量新产品的出口需求，而且为本土企业提供了学习契机，推进了厂商深化分工、新产品开发和产品种类增加，从而提高了劳动生产率和国内中间品效率（Krugman，1991；Halpern等，2015），进而促进企业出口DVAR的提升。另一方面，国际市场潜力扩大有助于国内中间品市场更好地对接更成熟、竞争更激烈的国际中间品市场，倒逼国内中间品厂商在与国际中间品市场的对接过程中生产出品种更多、价格更低的国内中间品。企业在为国际市场提供多样化产品的同时，也可提升国内中间品种类（韩峰和阳立高，2014），从而降低企业面临的国内中间品价格，促进企业出口DVAR的提升。其次，国际市场潜力也可通过两个方面对企业出口DVAR产生抑制作用。一方面，在国际市场潜力较大的情况下，本土企业或产业可以利用国际市场对国内市场进行替代（赵增耀和夏斌，2012）。新经济地理理论认为，靠近大型市场有助于下游厂商获得数量众多、种类齐全的中间品。国际市场潜力扩大使企业更接近国际中间品市场，更方便从国际市场获取种类更为齐全、价格更低的中间品，提升了国内中间品的相对价格，从而使企业倾向于用国际中间品替代国内中间品，降低企业对国内中间品的使用量，降低企业出口DVAR。另一方面，与国际中间品市场的距离越近，企业可能面临着越多的中间品进口选择。而多样化的中间品进口则可能会降低企业从国际市场进口中间品所需支付的信息搜集和合同签订等成本（邓国营等，2018），从而挤出了企业对于国内中间品的使用，不利于企业出口DVAR的提升。基于此，本文提出如下研究假设：

假设2：国际市场潜力可对企业出口DVAR产生正反两方面的作用，而最终影响效果则取决于这两方面作用力的相对大小。若提升作用大于抑制作用，则国际市场潜力扩大有助于提升企业出口DVAR；反之亦然。

3. 国内市场潜力和国际市场潜力对企业出口DVAR的交互影响

国内市场潜力和国际市场潜力除了各自对企业出口国内附加值会产生影响之外，两者还可能具有交互影响效应。在经济全球化背景下，国内市场一体化水平和整合程度也会受对外开放水平的影响（皮建才和殷军，2012）。在财政最大化和增长竞争压力下，地方政府为保护本地企业不受国内其他地区的市场竞争冲击，往往对外地企业和商品设置较高的区域壁垒，导致较为严重的地方保护主义和市场分割（陈敏等，2007）。严重的国内市场分割限制了企业能够接触到的国内市场规模，致使企业无法依托庞大的国内市场需求来实现自身的比较优势和规模经济。伴随着我国对外开放水平的不断提高，关税壁垒的下降使得企业的国际市场出口成本明显低于国内跨地区销售成本，企业更有意愿主动参与国际分工，从而以国际市场替代国内市场，以国际市场为参照来获得规模经济优势（贺灿飞和马妍，2014）。在这种情况下，国际市场对国内市场的替代效应将使企业更多地依靠进口中间品进行出口品生产，从而降低企业出口DVAR。然而，伴随着对外开放进程的深入推进，长期依靠进口中间品的生产模式将会使本土企业锁定于全球价值链低端环节，降低企业的出口获利能力和应对外部风险能力（卢福财和罗瑞荣，2010）。对此，许多学者指出，通过设置国内市场壁垒而选择出口市场的发展战略并非企业的最优选择，这是因为比起不顾国内比较优势而在激烈国际市场中竞争，通过降低地方保护程度，推进对内开放，促进国内市场一体化和国内市场整合，将给企业发展带来更多收益（柯善咨和郭素梅，2010）。对内开放所带来的国内市场竞争与合作，使得国内各地区能够同时利用国内国际两个市场、两种资源，进一步优化经济结构，提升技术效率，从而获得更大的规模经济优势（韩峰和阳立高，2014）。近年来，地方政府对国内市场的干预程度在不断下降，中国国内市场一体化程度不断加深，趋于整合，国内市场潜力与国际市场潜力在影响企业出口行为过程中的互补效应越发明显。一方面，国际市场进一步开放不仅带来激烈的市场竞争，从而倒逼国内中间品厂商在与国际中间品市场的对接过程中生产出品种更多、价格更低的国内中间品，而且强化了大量新产品的进口需求，增强了技术扩散效应（Halpern等，2015；许和连等，2017），有利于提升产品差异化程度，降低产品需求弹性，进而提升企业出口DVAR（魏悦羚和张洪胜，2019）。马丹等（2019）考察了国内市场对国外市场的承接和转移对企业出口DVAR的影响，认为技术进步驱动下中间产品配置向国内市场转移带来了出口附加值率的提升。因此，对外开放进程的深入推进有助于强化国内大市场优势，完善国内中间品市场并促使企业更多使用国内中间品进行生产和出口，进而提升企业出口DVAR和企业贸易竞争力。另一方面，国内市场潜力扩张也可通过规模经济效应弱化国际市场潜力对企业出口DVAR的负向影响。国内大市场产生的规模经济优势能够促使企业参照国内市场来实现比较优势和规模收益，从而深化分工与提高技术效率，增加国内中间品种类与提升国内中间品效率。而国内中间品效率和中间品种类的增加，不仅可为本土企业提供所需中间品，而且还能够扩大中间品出口，从而提升企业全球价值链分工地位，更好地融入国际市场。基于此，本文提出如下研究假设：

假设3：国内市场潜力与国际市场潜力在影响企业出口DVAR的变化过程中既可能存在互补性也可能存在替代性，整体效应主要取决于地方政府对国内市场的干预程度。伴随着国内市场一体化水平的不断提升，国内市场整合将为中国制造业融入全球价值链提供更大的本土市场需求规模，从而有助于实现国内市场潜力与国际市场潜力的相互促进与联动。

三、计量模型、变量测算与数据说明

（一）计量模型设定

在全球价值链分工背景下，制造业企业出口中的国内附加值份额已成为判断企业参与国际贸易真实利得以及制造业企业发展方式转型升级水平的重要标准。本文使用企业和城市匹配的数据对国内与国际市场潜力影响企业出口DVAR的机制进行实证检验。根据理论机制分析，市场潜力影响企业出口DVAR的计量模型可设定为：

其中，DVAR_jt表示企业j在t年的出口国内附加值率；DMP_ot与FMP_ot分别表示城市o在t年的国内与国际市场潜力；x为企业层面控制变量，β为相应企业变量的参数估计；X为城市层面控制变量，γ为相应城市变量的参数估计；m和v分别为企业控制变量和城市控制变量的个数；u_j、u_o和u_t分别为企业、城市和年份固定效应。

（二）变量测度

1. 企业出口DVAR。Kee和Tang（2016）指出，其构建的微观企业层面DVAR的分析框架可用于评估新兴市场国家“向价值链高端攀升”或提升企业出口国内附加值政策的有效性。本文借鉴张杰等（2013）、Kee和Tang（2016）以及毛其淋和许家云（2018）的思路，利用中国海关贸易数据库和中国工业企业数据库来测算微观企业出口DVAR，测算公式如下：

其中，P、O和M分别代表加工贸易、一般贸易和混合贸易；κ_O和κ_P分别代表混合贸易企业中一般贸易部分和加工贸易部分的出口占企业总出口的比重；

代表调整后的加工贸易企业的实际中间品进口额；代表调整后的一般贸易企业的实际中间品进口额；^①代表国内中间品中的国外价值成分；PQ和EXP分别代表企业总收入和出口。该指标越大，代表全球分工背景下，该企业越倾向于使用国内中间品进行生产，其从出口中获得的产品附加值就越高，出口竞争力就越大。在测算企业出口DVAR过程中，本文借鉴张杰等（2013）以及毛其淋和许家云（2018）的研究，充分考虑进口中间品、贸易代理商以及国内中间投入的间接进口问题。

2. 市场潜力。国内市场潜力DMP反映了城市可能获得的空间市场规模或其对国内市场的可达性。该变量的参数估计便反映了各城市拥有的国内市场优势。国内市场潜力的计算公式如下：

其中，I_v表示城市对各种产品的消费支出，以市辖区社会消费品零售总额来表示，V表示城市数目；d_ov表示城市间距离；d_oo表示城市自身距离，即

，S为城市市辖区建成区面积。本文借鉴韩峰和柯善咨（2012）的研究，将距离衰减参数δ设为1。

随着中国制造业融入全球价值链分工体系步伐的加快，国际市场潜力在影响中国制造业生产和出口过程中发挥着越来越重要的作用，该指标可以很好地度量城市接近国际市场的程度。国际市场潜力FMP可表示为：

其中，Y_oF为中国重要海路与陆路贸易伙伴的国内生产总值；

为城市j到最近海路或陆路港口的距离；为距离城市j最近的对外口岸与贸易伙伴首都的距离；T_F为贸易伙伴对中国出口施加的平均有效关税。有关该指标的详细测度和说明请参考韩峰和王业强（2017）。

3. 相关控制变量。企业层面的控制变量主要包括：①企业规模（lnsize），使用企业职工人数（取自然对数）来衡量。②资本密集度（lncap），以企业固定资产净值除以企业年平均员工数来表示。③融资约束水平（lnrzys），以企业负债总额与固定资产净值的比值来表示。城市层面的控制变量主要包括：①劳动力数量（L），以市辖区第二产业城镇单位从业人员数（万人）来近似表示。②资本存量（K，万元），用市辖区每年固定资产投资和公式

计算。其中，是国内资本存量；ρ是年折旧率，设为10%；I_t是固定资产投资；是各城市的累积资本价格指数。③人力资本水平（lnedu），以中学及以上学历学生数占总人口比重（%）来表示。

（三）数据来源及处理

本文数据主要来自2003—2010年中国工业企业数据库、中国海关数据库以及2004—2011年《中国城市统计年鉴》。我们将企业层面数据和城市层面面板数据进行匹配，得到2003—2010年10多万个企业的非均衡面板数据。城市样本为2003—2010年除巢湖以外的283个地级城市。

企业出口DVAR的原始数据来自中国工业企业数据库和中国海关进出口数据库。具体而言，企业层面所需要的生产数据来源于中国工业企业数据库，由于该数据库存在数据缺失和数据异常等信息，因此本文参照Cai和Liu（2009）的做法对原始数据进行了清理。此外，本文还借鉴Brandt等（2012）的方法，对中国工业企业数据进行跨年份匹配，以构建企业面板数据。中国海关数据库提供了企业层面的贸易数据，计算各贸易类型企业的实际进出口总额所需的各项原始数据均来自该数据库。本文参考田巍和余淼杰（2013）的做法对接以上两个数据库，并利用Kee和Tang（2016）的方法处理了企业过度进口和过度出口的问题。

四、实证分析

（一）基准回归结果

根据计量模型检验结果，本文同时控制了年份、城市和企业固定效应，并采用面板固定效应模型对计量模型进行估计，并将标准误聚类到企业层面。估计结果见表1。

表1中的列（1）和列（2）分别报告了仅控制固定效应以及不加入任何控制变量时国内市场潜力（lnDMP）与国际市场潜力（lnFMP）对企业出口DVAR的影响；列（3）为同时控制了国内与国际市场潜力时的估计结果；列（4）和列（5）报告了分别加入城市层面和企业层面控制变量后的结果；列（6）则报告了同时加入城市层面与企业层面指标之后的结果。以上估计结果均显示，国内市场潜力对企业出口DVAR的提升具有显著的促进作用，而国际市场潜力却对企业出口DVAR产生了明显的抑制作用。这说明中国制造业在促进出口价值攀升中拥有明显的国内市场优势，国内大市场显著提升了制造业出口竞争力和贸易利得。

（二）稳健性检验

本文从指标变换、极端值和内生性三个方面考虑模型估计结果的稳健性问题。在考虑指标变换层面，本文根据Kee和Tang（2016）的方法，通过测算一般贸易企业与加工贸易企业的出口DVAR进行稳健性检验。在考虑极端值方面，本文分别对企业出口DVAR双边缩尾与双边截尾2.5%，然后进行回归分析。在考虑内生性问题方面，本文分别使用滞后变量法、工具变量法和两阶段最小二乘法（2SLS）对模型进行估计。工具变量选择方面，本文主要采用核心解释变量的滞后一期、历史变量（1984年各地级市市辖区建成区面积）以及地理变量（地级市平均地表坡度和平均地表海拔）三类工具变量解决计量模型中可能存在的内生性问题。^②以上稳健性检验结果显示，国内市场潜力与国际市场潜力的参数估计结果与基准回归结果基本一致，说明本文基准回归结果具有较强的稳健性。^③

五、机制检验

为了更深入地解释国内市场潜力与国际市场潜力影响企业出口DVAR的作用机制，本文进一步在原计量模型的基础上引入中间品效率、国内中间品种类以及企业边际成本三个方面的中介变量，并借鉴温忠麟和叶宝娟（2014）提出的中介效应检验方法进行机制检验。企业国内中间品效率（φ）以企业层面工业增加值与国内中间品投入额的比值来表示，其中企业国内中间品投入额以中国工业企业数据库中企业的工业中间投入与海关贸易数据库中企业的进口中间品的差额来衡量。企业可获得的国内中间品种类数（I^D）则根据Kee和Tang（2016）的研究，以企业所在城市制造业三位码行业的上游行业中一般贸易企业和混合贸易企业的一般贸易部分的HS6位码出口产品种类数之和来表示，即

。其中，K为城市o中企业j的上游产业数；r_kj为企业j所在行业单位产出消耗的行业k的投入量，以完全消耗系数表示；n为城市o的中间投入行业k中一般贸易企业和混合贸易企业的一般贸易部分的HS6位码出口产品种类数，由于一般贸易企业生产的产品既可以用于出口也可以用于内销（作为国内中间品），因而内销商品种类可近似等于出口商品种类数。企业边际成本（cost）用企业总可变成本与企业工业总产值之比来衡量，企业总可变成本则借鉴刘斌和王乃嘉（2016）的方法，利用企业管理费用、销售费用、财务费用、主营业务成本、主营业务应付福利总额及主营业务应付工资总额之和来表示。本文采用会计核算方法和国民经济核算方法对中国工业企业数据库中的工业增加值和中间投入数据进行测算和补齐。首先，根据收入法来测算和补齐缺失年份企业的工业增加值数据，公式为：工业增加值=本年应付工资总额+增值税+所得税+营业税+利润总额+本年折旧。^④其次，以公式“工业中间投入=工业总产值+增值税-工业增加值”对缺失年份的工业中间投入进行近似补齐。各类价值数据按照各地区工业品出厂价格指数折算成1998年的实际值。中介效应检验结果如表2所示。

表2的中介效应检验结果显示，当中介变量为企业中间品效率与企业可获得的中间品种类时，列（1）与列（3）中国内市场潜力系数、国际市场潜力系数以及列（2）与列（4）中各中介变量系数均显著，且系数乘积

与 同号，说明企业中间品效率与企业可获得的中间品种类在国内市场潜力与国际市场潜力影响企业出口DVAR的过程中均发挥着部分中介效应的作用。在进一步将中介变量更换为企业边际成本的情况下，列（5）中国内市场潜力系数与国际市场潜力系数均显著，但列（6）中企业边际成本系数未通过显著性检验，因此需要进一步使用Boostrap法进行中介效应检验。检验结果在1%水平上拒绝了 的原假设，直接效应与间接效应95%的置信区间均不包含0，^⑤从而证明了国内与国际市场潜力通过影响企业边际成本而影响企业出口DVAR的间接效应。列（6）中的国际市场潜力系数依然显著为负，这也证实了企业边际成本在国际市场潜力降低企业出口DVAR过程中发挥了部分中介效应的作用。与此同时，列（6）中的国内市场潜力系数不再显著，意味着企业边际成本在国内市场潜力提高企业出口DVAR过程中几乎起到了完全中介效应的作用。以上结果充分验证了国内市场潜力与国际市场潜力通过企业国内中间品效率、国内中间品种类与企业边际成本渠道影响企业出口DVAR的作用机制。

六、进一步分析

（一）国内市场潜力与国际市场潜力的交互作用分析

在制造业企业融入全球价值链过程中，国内市场和国际市场并非孤立存在，两者不仅共同对制造业企业的生产出口行为产生影响，而且在制造业企业参与国际分工、提升贸易竞争力过程中还可能会相互影响，存在交互作用机制，并通过这种交互效应对企业出口DVAR产生作用。本文进一步在基准回归模型的基础上对国内市场潜力与国际市场潜力的交互效应进行估计。表3中的列（1）显示，国内市场潜力与国际市场潜力交互项的参数估计显著为正，说明国内市场潜力和国际市场潜力对企业出口DVAR的影响具有明显的互补性和协同效应，两者相互影响、相互强化，推动企业出口DVAR的显著提升。两者在企业出口DVAR提升过程中的相互促进与联动效应也意味着对外开放与国内区际对内开放密不可分，只有国内市场与国际市场实现有效对接和深度融合，才有助于发挥两者在企业对外贸易竞争力提升中的协同效应。

（二）政府干预下的国内市场潜力与国际市场潜力作用分析

在增长竞争和财政最大化激励下，制造业出口DVAR提升过程中国内大市场优势是否能够得到充分发挥，还与地方政府的作用密切相关。地方政府的过度干预可能会深刻改变国内和国际市场潜力影响企业出口DVAR的作用机制和表现形式。为了深入探究政府干预下国内与国际市场潜力对企业出口DVAR的作用机制，本文进一步引入了政府干预与国内市场潜力和国际市场潜力的交互项。本文从增长竞争和财政压力两个方面来度量地方政府对企业发展的干预程度。一般而言，区际增长竞争程度越高，地方财政压力越大，则地方政府为了获得更多财政收入以及在区际竞争中获得增长优势，就越倾向于对当地企业的生产经营行为实施干预。本文使用每个城市年初的经济增长目标与该城市所在省份增长目标的比值（Targ）来衡量城市间地方政府的增长竞争。城市间的增长竞争程度越高，则市级地方政府就更倾向于在期初设定比省级政府更高的增长目标以获得更大的政治增长优势；而地方政府期初设定的增长目标越高，就越有动机通过干预当地企业发展来达到既定的经济增长目标。我们通过手工搜集2003—2010年各城市政府工作报告以获得各地的经济增长目标数据；除此之外，我们还通过查找各城市“五年发展规划”以及采用插值法、增长趋势法等方式来补齐缺失年份的数据。中国各省级单位经济增长目标数据来自中山大学岭南学院产业与区域经济研究中心的特色数据库。财政压力数据（Czyl）则根据唐云锋和马春华（2017）的方法，使用城市市辖区预算内收支缺口与预算内财政收入的比值来表示。表3中的列（2）与列（3）分别报告了引入增长竞争和财政压力后的估计结果。结果显示，增长竞争、财政压力与国内市场潜力的交互项系数均显著为负，意味着增长竞争和财政压力驱使下的地方政府过度干预明显抑制了国内市场潜力对企业出口DVAR提升的促进作用。增长竞争、财政压力与国际市场潜力的交互项系数也都显著为负，说明地方政府基于区际增长竞争和财政最大化而对经济发展的过度干预在弱化国内大市场优势的同时，也强化了国际市场潜力扩大对企业出口DVAR的抑制作用。这可能是因为增长竞争和财政压力使得地方政府在地区间设置了较高的贸易壁垒，阻碍了区际市场一体化和市场整合；企业在无法利用国内市场实现自身规模经济收益情况下，往往会利用国际市场来替代国内市场，使用种类更多样、价格相对更低的进口中间品进行出口品生产，从而降低出口DVAR。可见，地方政府过度干预不仅使国内大市场优势会受到明显制约，而且使国内市场和国际市场在企业出口DVAR变化中更多地体现为替代效应。只有降低地方政府对国内外市场的过度干预，推进国内市场整合，才有助于国际市场与国内市场的融合和联动，充分发挥企业出口价值攀升中国内市场和国际市场的协同效应。

七、结论与政策建议

中国经济正处于转型升级和高质量发展的关键时期，如何通过释放市场需求红利将国内经济规模优势转变为制造业出口竞争优势成为政府和学界重点关注的热点问题。本文通过构建理论模型，着重刻画了中国所拥有的大市场优势对企业出口DVAR的作用机制。研究表明，国内市场潜力和国际市场潜力在对企业出口DVAR的提升产生直接影响的同时，还可以通过影响企业生产成本、国内中间品种类和国内中间品效率等渠道间接作用于企业出口DVAR。基于理论框架，本文进一步利用中国283个地级及以上城市的面板数据、中国工业企业数据和中国海关数据对市场潜力影响企业出口DVAR的作用机制进行了实证分析。结果显示：（1）总体而言，与国际市场潜力相比，国内市场潜力更有助于提升中国制造业企业出口DVAR，且该结论在进一步考虑极端值、内生性问题之后依然显著成立。（2）从市场潜力对企业出口DVAR的中间机制检验结果来看，国内中间品效率、国内中间品的种类与企业边际成本在市场潜力影响企业出口DVAR的过程中发挥着显著的中间机制作用。（3）考虑内外市场潜力交互效应及政府干预作用的分析结果发现，国内市场潜力与国际市场潜力在中国制造业融入全球价值链的过程中具有明显的互补性和协同效应，且两者的相互促进与联动效应进一步提升了企业出口DVAR；地方政府的过度干预弱化了国内市场潜力对企业出口DVAR的提升作用，且地方政府的过度干预还强化了国际市场潜力对企业出口DVAR的负向影响。

上述研究结论，不仅有助于深化和拓展学界对中国制造业攀升全球价值链影响因素的认识，而且对于充分利用国内大市场优势，同时协调国内与国际两个市场、两种资源以改变中国制造业低端嵌入的现状具有较强的政策启示。具体如下：（1）总体而言，国内市场潜力显著提升了制造业企业出口中的国内附加值份额，有利于制造业企业真实贸易利得的获取。因此，如何将国内庞大的经济总量转化为需求侧的规模经济优势是当前的重点。扫清诸如各种地方保护主义和市场分割之类的“路障”为国内统一大市场的形成开辟道路，通过潜在市场规模效应向真实市场的转化培育制造业出口竞争的新优势。（2）由于当前阶段的国际市场开放并没有显著提升中国制造业的国际分工层次与分工地位，也映射出了中国制造业全球价值链融入规模与融入质量之间的不匹配关系，因此应通过转变制造业融入全球价值链的方式和提升制造业融入全球价值链的效率，扭转通过大量进口国际中间品融入国际市场的倾向，通过统筹利用国内与国际的资源以助推制造业价值链升级。（3）由于地方政府干预的过度弱化了国内大市场优势的发挥，因此应进一步发挥市场在资源配置中的决定性作用，降低政府对国内市场的过度干预，使国内中间品市场在市场机制的效率驱动下不断得到完善。政府应协助市场更好地释放国内需求红利，促使企业根据市场需求的综合变化来合理配置要素和资源，充分利用国内大市场优势迈向全球价值链中高端，实现国内市场与国际市场的融合发展和联动发展。

① 实际中间品进口额可以根据Ahn等（2011）的方法对贸易代理商问题处理之后得到。

② 引入模型时，实际上是将该变量与相应年份的交互项作为工具变量。下文使用地理变量作为工具变量的引入方法与此相同。

③ 由于篇幅所限，详细的稳健性检验结果未能列出，感兴趣的读者可向作者索取。

④ 缺失的“本年折旧”以“固定资产合计×10%”近似表示，企业固定资产折旧率设定为10%。

⑤ 这是随机抽样样本为1000时的Bootstrap检验结果。我们还进行了随机抽样为5000时的Bootstrap检验，结果依然稳健。