一、前言

加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局，是以习近平同志为核心的党中央根据我国发展阶段、环境、条件变化，特别是基于我国比较优势变化，审时度势作出的重大决策。构建新发展格局是事关全局的系统性、深层次变革，是立足当前、着眼长远的战略谋划，我们要从全局和战略的高度准确把握加快构建新发展格局的战略构想。构建新发展格局，必须要把握扩大内需这个战略基点，把实施扩大内需战略同深化供给侧结构性改革有机结合起来，利用好大国经济纵深广阔的优势，使规模经济和集聚经济效应充分发挥，释放巨大而持久的动力，牢牢把握保持我国经济增长的“基本盘”，不断增强人民群众获得感幸福感安全感，推动全球经济稳步复苏和增长。本文以双循环新发展格局的视野为研究契入点，采用全国地级市层面多类商品的历史消费价格数据，构造了衡量国内大循环体系的城市-商品-时间3个维度的国内市场一体化指标，并基于理论模型，分析了由国内市场一体化影响企业出口附加值提升所表征的国内国际双循环相互促进的作用机制，以及对它们之间的关系进行较为系统的探讨。

加入世贸组织以来，在经济全球化深入发展的外部环境下，我国企业凭借廉价劳动力优势积极参与跨国公司主导的全球价值链分工，在制造业很多领域一直扮演着全球生产大国基地的重要角色，但是长期依靠这种人口红利要素嵌入全球价值链生产的“两头在外”、“世界工厂”发展模式也使得我国企业的出口附加值受跨国公司的控制和挤压，导致国际分工地位始终在低端位置徘徊(黎峰，2019)。例如，为苹果手机做代工的国内加工企业，其创造的产品增加值占整个苹果手机产值的比重不到4%。当前随着我国经济进入高质量发展阶段，以往借助劳动力投入数量获得加工贸易总量增长的模式亟需转变。近年来，学界的大量研究开始采用出口附加值来衡量一国在全球贸易中的收益和价值链分工地位(张杰等，2013)，那么如何提升企业出口附加值就成为实现一国经济结构转型和国际竞争力提高的关键问题。

在中国不断融入全球一体化的过程中，随着国际市场环境的不断变化，如何构造强大的国内商品市场也在迅速启动，所以中国企业既处于风云变幻的国际价值链生产体系当中，还需要紧密跟踪国内市场需求的变化。如何畅通国内大循环，切实解决供给侧结构性改革过程中国内市场的体制机制问题，对于稳定我国企业参与国际生产分工和提升出口附加值至关重要。从理论上看，国内商品市场主要是满足了企业进行生产、交易、协调的重要组织形式，它可以通过链接企业的各个生产单元网络降低区域间交易成本的不确定性，加速生产要素的流动，获得企业之间的技术共享，促进企业投入产出效率提升，对企业的出口附加值产生外部溢出。对于企业来说，国内大循环不够畅通导致区域间贸易成本上升，不利于企业加成率的提高，主要是因为国内市场循环不畅造成了国内中间品贸易受阻，企业不能以最低成本在市场上选择可以外包的生产环节，导致无法集中自身优势增强核心生产能力，生产效率达不到最优，最终出口附加值受到影响。2020年党的十九届五中全会和中共中央政治局工作会议多次提出，要加快构建国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局。那么，深刻理解和准确把握加快构建新发展格局的核心要义和丰富内涵是十分有必要的，我国作为典型的大国经济，具备一个突出优势就是内部可循环，构建新发展格局，必须坚持国内国际双循环相互促进，国际市场是国内市场的延伸，更好的统筹国内国际两个大局，充分发挥全国大市场的规模优势，努力畅通国内市场大循环体系，不断增强自主发展能力和对外开放水平。构建新发展格局，必须坚持以国内大循环为主体，推动形成宏大顺畅的国内经济循环，这是从全国层面发展大循环的战略安排，其也蕴含了应该建设具有规模庞大、结构合理、畅通融合、拉动力强劲等特征的强大国内统一市场的发展主动权意义。因此，从交易成本出发，研究国内市场一体化对企业出口附加值的影响，对于增强企业应对国际市场环境不确定性的影响，具有重要的理论指导意义。

本文研究的关注点，首先涉及的领域是关于影响企业出口附加值提升的研究文献。近年来随着全球价值链讨论的兴起，使得测算一国贸易地位的分析越来越多地倾向于使用出口附加值变量，有很多文献研究了出口附加值的测度问题(Koopman et al., 2014；樊秀峰、程文先，2015)，也有不少文献研究出口附加值的驱动和决定因素问题，如FDI、中间品贸易、贸易自由化等(Dean et al., 2011；Koopman et al., 2012；苏丹妮等，2018；高翔等，2018；毛其淋、许家云，2019；夏秋，2020)。可以看出，大多数都是从对外开放的角度研究对国内企业出口附加值的影响，较少有从国内市场与国际市场相结合的视角研究出口附加值提升问题，尤其是把建立强大国内市场和畅通国内大循环作为切入点进行的研究更是鲜见，因此本文通过研究国内市场一体化对于畅通国内大循环进而提升企业出口附加值的影响，就可以很好地弥补这方面文献的不足。

其次，是关于国内市场一体化领域的文献研究。市场分割会导致市场交易成本的上升，从而使得企业很难把低效率的生产环节从生产链条中剥离出去，所以促进国内市场一体化和降低地区间市场分割有助于提升企业的生产效率。对于国内市场一体化的测算研究有一些类似文献，诸如像市场整合、地方市场保护的提法(吴意云、朱希伟，2012；付强，2017；李晓萍、陈侃，2018；郑方辉、刘晓婕，2020)，这类研究主要是从商品价格指数、居民消费价格、固定资产投资价格、在职职工工资指数角度来探讨市场一体化或整合、地方保护的变化趋势与对比情况。国内外不少学者也有从不同视角研究决定市场一体化程度的影响因素，如从市场规模、竞争程度、交易成本、专业化生产服务等方面(白重恩等，2004；Alfaro et al., 2016; Li and Lu, 2009; 唐东波，2013；王晓东、张昊，2012；宋宗宏，2020)。

通过文献梳理发现，目前还没有文献从国内市场一体化角度研究企业出口附加值的问题。与其他国家相比，20世纪80年代以来中国的市场经济体制改革和对外开放政策使得企业的生存环境发生了很大变化，尤其是不同区域城市的国内市场一体化加速给企业出口附加值提升带来了显著的差别影响，中国的价格市场化机制改革，也为探讨国内市场一体化促进企业出口附加值提升提供了充分的研究条件。为此，本文首次将地区间交易成本表征的国内市场一体化与衡量企业国际生产分工地位的出口附加值置于统一的分析框架当中，利用2002-2010年国家发展和改革委员会的价格信息数据库、工业企业数据库和海关进出口数据库对国内市场一体化与企业出口附加值之间的关系进行深入探讨。

不过在实际研究中，如何准确度量国内市场一体化是该类研究过去的分歧焦点，从同类研究文献来看，以往研究主要是使用商品价格指数，黄新飞等(2014)就是使用的商品价格指数法，但是价格指数法只是反映某地区该商品的年度信息和年度变化，而不能够体现地区之间的差异，所以无法刻画城市之间的国内市场一体化程度。Broda and Weinstein(2008)也曾指出价格指数法会导致加总样本的偏误，价格差异的影响会被高估。由此以来，相对价格法是目前文献中测算国内市场一体化的一个新的方向热点，本文决定也采用相对价格这种方法，主要就是用城市中某商品零售价格与全国城市该商品平均价格之间做对数差分后得到相对价格，这样就可以克服商品在不同城市的价格差异过于显著导致测算出的国内市场一体化程度太大问题。相对价格的标准差如果随着时间越来越小，就说明该城市的国内市场一体化在加强，所以相对价格的标准差就可以更好地衡量地区的国内市场一体化程度。通过结合国家发改委的价格信息数据库，得到大量微观商品的价格数据，并依据商品的性质，划分为工业投入品、工业原材料、农副产品、日常消费品几大类部门，从而可以详细测算不同部门的国内市场一体化程度。此外，微观数据中包含了城市、商品和时间3个维度的信息，因此与工业企业数据库和海关进出口数据库中的企业数据进行合并匹配，继而可以分析各个地区的国内市场一体化程度对微观企业的出口附加值影响。

接下来全文的结构安排是：第二部分为理论模型；第三部分是实证模型、变量和数据；第四部分为经验验证分析，包括基准估计、工具变量估计、稳健性检验；第五部分是基于商品部门的分类讨论；第六部分为作用机制检验；第七部分是结论启示。

二、理论模型

本文借鉴Kee and Tang(2016)对企业出口附加值决定因素分析的框架，构建国内市场一体化促进企业出口附加值提升的作用机制。这里在Kee and Tang(2016)的基础上，通过引入Rodriguez-Lopez(2011)超越对数支出函数的需求偏好假定，得到消费者对产品的需求表示为：

$ q_{i}=\theta\left(\ln \frac{\bar{p}}{p_{i}}\right) \frac{I}{p_{i}} $

(1)

在上式中，$\bar{p}=\exp \left[\frac{1}{\theta \times N}+\frac{1}{N} \int_{j \in \Omega} \ln p_{j} d_{j}\right]$表示消费者可以支付的最高价格，I表示消费者的总支出。假设企业使用资本k、劳动力l、国内中间品m^D、国外中间品m^I共4种生产要素，采用柯布道格拉斯生产函数表示如下：

$ y_{i}=\varphi_{i} k_{i}^{\alpha_{k}} l_{i}^{\alpha_{l}} m_{i}^{\alpha_{m}} $

(2)

$ m_{i}=\left(m_{i}^{D \frac{\gamma-1}{\gamma}}+m_{i}^{I \frac{\gamma-1}{\gamma}}\right)^{\frac{\gamma}{\gamma-1}} $

(3)

$ \alpha_{k}+\alpha_{l}+\alpha_{m}=1, \gamma>1 $

(4)

其中，φ_i为企业的生产率，γ为中间品之间的替代弹性。用r, w, p^D, p^I分别表示资本、劳动力、国内中间品、国外中间品的价格，由(3)式得到总的中间品价格p^m是关于p^D和p^I的CES函数，表示如下：

$ p^{m}=\left(p^{D^{1-\gamma}}+p^{I^{1-\gamma}}\right)^{\frac{1}{1-\gamma}} $

(5)

根据企业的要素价格和产出，企业应该选择最优的资本、劳动力、中间品投入数量，基于成本最小化原则，得到企业的边际成本为：

$ m c_{i}=\frac{1}{\varphi_{i}}\left(\frac{r}{\alpha_{k}}\right)^{\alpha_{k}}\left(\frac{w}{\alpha_{l}}\right)^{\alpha_{l}}\left(\frac{p}{\alpha_{m}}\right)^{\alpha_{m}} $

(6)

那么，当投入的中间品总量在一定情况下，企业会选择国内中间品和国外中间品的最优配置数量，继而得到国内中间品和国外中间品的关系如下式所示：

$ \frac{p^{I} m_{i}^{I}}{p^{m} m_{i}}=\frac{1}{1+\left(p^{D} / p^{I}\right)^{1-\gamma}} $

(7)

由需求(1)式和边际成本(6)式，根据利润最大化原则得到企业的加成率为：

$ \mu_{i}=\Phi\left(\frac{\bar{p}}{m c_{i}} e\right)-1 $

(8)

这里，e为自然对数，Φ(·)为lambert函数，并且满足关系$\frac{\partial \Phi(x)}{\partial x}>0, \frac{\partial^{2} \Phi(x)}{\partial x^{2}} < 0$。企业按照边际成本的加成率进行定价，则企业的总收益和中间品占总收益的比值分别为：

$ p_{i} y_{i}=\mu_{i} m c_{i} y_{i}=\mu_{i} c_{i} $

(9)

$ \frac{p^{I} m_{i}^{I}}{p_{i} y_{i}}=\frac{p^{I} m_{i}^{I}}{\mu_{i} c_{i}}=\frac{1}{\mu_{i}} \frac{p^{m} m_{i}}{c_{i}} \frac{p^{I} m_{i}^{I}}{p^{m} m_{i}}=\frac{\alpha_{m}}{\mu_{i}} \frac{p^{I} m_{i}^{I}}{p^{m} m_{i}} $

(10)

依据Kee and Tang(2016)的定义，企业的出口附加值VA_i可以由总出口中扣除进口中间品后剩下的部分占总出口的比重来表示：

$ V A_{i}=\frac{\exp _{i}-i m p_{i}}{\exp _{i}}=1-\frac{p^{I} m_{i}^{I}}{p_{i} y_{i}} $

(11)

其中，exp_i为企业i的总出口额，imp_i为企业i的中间品进口额。综合(7)式和(10)式，得出企业的出口附加值为：

$ V A_{i}=1-\frac{\alpha_{m}}{\mu_{i}} \frac{1}{1+\left(p^{D} / p^{I}\right)^{1-\gamma}} $

(12)

由上式可知，企业出口附加值VA_i依赖于企业的加成率μ_i和国内与国外中间品相对价格p^D/p^I，并分别对它们一阶求导，得出：

$ \frac{\partial V A_{i}}{\partial \mu_{i}}=\frac{\alpha_{m}}{\mu_{i}^{2}} \frac{1}{1+\left(p^{I} / p^{D}\right)^{\gamma-1}}>0 $

(13)

$ \frac{\partial V A_{i}}{\partial\left(p^{D} / p^{I}\right)}=(1-\gamma) \frac{\alpha_{m}}{\mu_{i}} \frac{\left(p^{D} / p^{I}\right)^{-\gamma}}{\left[1+\left(p^{D} / p^{I}\right)\right]^{2}}<0 $

(14)

由上面(13)(14)两式可以认为，企业出口附加值VA_i取决于国内中间品相对价格p^D/p^I下降和企业的加成率μ_i提升，即国内中间品相对价格的下降，企业加成率的提高，都可能会增加企业的投入产出效率，也提升了其出口附加值水平。在前面的理论框架之下，本文着重讨论国内市场一体化对企业出口附加值的影响，并且是基于怎样导致国内中间品相对价格下降和企业加成率提高的作用机制促使出口附加值提升。国内市场一体化其实反映的是不同地区企业交易成本的下降，也即地区间的市场分割程度将会越来越小。同时，地区的国内市场一体化发展恰恰是抑制了政府管制，打破了区域贸易壁垒，降低了外部交易费用，削减了国内中间品相对价格，促进了企业对国内中间品的投入，扩大了企业的产出规模，增加了企业的加成率，促使企业走出国门，带动出口附加值提升。

三、实证模型、变量和数据

本文主要考察国内市场一体化对企业出口附加值的影响，因此构建如下实证模型：

$ \ln V A_{c j t}=\alpha_{0}+\alpha_{1} \operatorname{int} g_{c j t}+\vec{X}+u_{c}+v_{j}+\delta_{t}+\varepsilon_{c j t} $

(15)

其中，intg_cjt为城市c在t年的国内市场一体化程度，VA_cjt为城市c行业j在t年的企业出口附加值，并对其取对数，$\overrightarrow X $为企业、行业、城市的其它控制变量，u_c为城市固定效应，v_j为行业固定效应，δ_t为年份固定效应，ε_cjt为随机误差项。根据本文的研究逻辑，国内市场一体化采用地区间的交易成本来衡量，也即交易成本的下降意味着国内市场一体化的增强有利于促进企业出口附加值提升，因此，预期α₁为负值，表明交易成本越低，国内市场一体化对企业出口附加值提升效果越高。

对于国内市场一体化程度的测算，结合最新的主流研究方法(张昊，2020)，本文采用相对价格法来衡量国内市场一体化程度intg，计算方法如下：

$ \varDelta Q_{g c t}=\ln p_{g c t}-\ln \overline{p_{g t}} $

(16)

其中，p_gct为城市c商品g在t年的价格水平，$\overline {{p_{gt}}} $为商品g在t年的全国价格平均水平，将价格取对数后再差分即为相对价格波动ΔQ_gct，ΔQ_gct反映的是一个城市某种商品g的价格波动相对于全国其他城市来说的偏离程度。令$\operatorname{int}g_{c j t}=\sum\limits_{g \in j} \frac{s_{c j t}}{s_{c t}} \Delta Q_{g c t}$，这里，s_cjt和s_ct分别为城市中某类部门的销售额和城市所有部门销售额，所以城市中某类部门的国内市场一体化程度intg_cjt相当于是对ΔQ_gct指代的部门中所有商品价格标准差进行加权平均，其中加权系数为该类部门的销售额占城市所有部门销售额的比重。因此，如果ΔQ_gct逐渐变小，说明城市之间的交易成本在下降，地区的国内市场一体化程度intg_cjt在缩小，所以ΔQ_gct指代的价格标准差也可以间接衡量地区之间的国内市场一体化程度intg_cjt。同时，本文又把市场划分为工业投入品、工业原材料、农副产品、日常消费品几个部门，在此基础上分别计算各类部门的国内市场一体化程度。

关于出口附加值的测算，在Upward et al.(2013)和Kee and Tang(2016)的基础上，本文构造考虑间接进口和返回增加值的出口附加值水平，也就是说企业出口的国内附加值中包含了中间品间接进口的成分，这部分应该剔除。另外，企业使用的进口中间品中包含有本国的增加值，这部分返还的国内增加值应该计入。但是这两部分的直接数据无法得到，借鉴Wang et al.(2013)做法，采用世界投入产出表对出口附加值的分解方法，测算中国行业层面的中间品间接进口比例和返回增加值比例，并近似替代到企业层面，从而解决了企业的出口附加值中剔除间接进口和添加返回增加值的因素^①。最终企业出口附加值计算办法为：

$ V A_{i j t}=1-\frac{i m_{i j t}+\left(\lambda_{j}^{1}-\lambda_{j}^{2}\right) \times e x_{i j t}}{e x_{i j t}} $

(17)

① 具体计算办法可参见Wang et al.(2013)附录G1-G20。

这里，im_ijt为基于BEC标准认定的中间品分类并经过剔除中间品贸易代理商后行业j企业i在t年的中间品进口额，ex_ijt为行业j企业i在t年的出口额，λ_j¹和λ_j²分别为企业所在行业的间接进口比例和返还增加值比例。不同部门的企业出口附加值采取对部门内企业出口附加值的加权平均进行测算。

其他变量说明。企业规模(size)：采用企业固定资产年平均余额的对数值表示。企业年龄(age)：采用当年年份减去企业创始年份再加1的对数值来表示。政府补贴(sub)：采用政府补贴与企业销售额的比值表示。城市产业集聚(agg)：采用区位熵来表示，计算公式为：agg_cjt= $\frac{\left(e_{c j t}-e_{c i j t}\right) / e_{c t}}{e_{j t} / e_{t}}$，其中，e_cijt为城市c行业j企业i在t年的就业人数，e_cjt为城市c行业j在t年的就业人数，e_ct为城市c在t年的就业人数，e_jt为全国行业j在t年的就业人数，e_t为全国所有行业在t年的就业人数，这里借鉴了范剑勇等(2014)的做法，剔除了企业自身的就业人数。城市产业细化到CIC4位码行业，这里计算的是4位码的城市产业集聚水平。城市服务产业结构(serv)：采用各个城市的服务业产值占城市生产总值比重的对数来表示各个城市的发展潜力。有关城市层面的就业人数和服务业产值数据来自城市统计年鉴，企业规模和政府补贴数据来自工业企业数据库。从上述变量的描述统计结果来看^②，企业出口附加值的取值在0.21-0.98之间，均值为0.64，中位数为0.47，企业的总体样本个数为82863，地区的国内市场一体化取值在0.26-0.43之间，均值为0.31，中位数为0.35，地区的总体样本数有3155个。

② 由于篇幅所限，所有变量的描述统计结果省略，读者如有需要，可以向作者索取。

本文采用相对价格法测算了230个城市的国内市场一体化程度，并且根据商品的种类对市场部门进行区分，包括工业品、农副产品、日常消费品，由于商品种类繁杂，工业品就有100多种，农副产品和日常消费品也都有50多种，因此，为了保证数据一致性，在计算商品市场的相对价格变化时，需要对商品的种类和样本量进行筛选，例如：工业原材料包含铝、铜、铅、甲醇、硫酸等，只保留某城市某年度种类大于30、样本量大于100的商品价格测算该类部门的国内市场一体化程度。工业投入品包含胶合板、水泥、玻璃、合成橡胶等，只保留某城市某年度种类大于25、样本量大于100的商品价格测算该类部门的国内市场一体化程度。农副产品包含小麦、大豆、猪肉、芹菜、苹果等，只保留某城市某年度种类大于20、样本量大于50的商品价格测算该类部门的国内市场一体化程度。日常消费品包含冰箱、洗发液、羊毛衫、香烟等，只保留某城市某年度种类大于15、样本量大于50的商品价格测算该类部门的国内市场一体化程度。这样就可以排除商品种类不统一的小样本，保证每个城市每年度选取的样本商品大类、样本量大体一致。

一般来说，工业品的生产过程可能会受到地方政府的影响，所以地方政府对本地区的工业品管控程度要比日常消费品和农副产品大，因而工业品的价格波动低于日常消费品和农副产品。此外，由于地方政府更倾向于保护本地的高税收工业行业，尤其是对于不完全竞争市场的工业投入品来说地方市场保护格外突出。与保护程度较低的工业原材料相比，工业投入品的价格波动会小一些。农副产品和日常消费品部门并不受制造业生产对中间产品采购差异的影响，所以这两类部门价格波动反映的国内市场一体化程度受到的不可控因素干扰较小。当然农副产品和日常消费品部门的定价策略不一样，日常消费品部门具有更大的价格歧视和利润空间。

数据来源说明。本文采集的商品价格数据主要来自国家发改委价格监测中心发布的中国价格信息网平台，该平台涵盖了农产品、食品、房地产、医药、金属、能源、汽车、其他综合共8类商品的价格，每种商品条目均包含有产品等级、品名、价格和城市等详细信息，通过从中选取2002-2010年各类商品价格变化数据，并依据商品的属性将其他所有商品划分为几个大类，包括工业原材料、工业投入品、农副产品、日常消费品。这4类市场部门的划分基本包含了数据库中的大部分种类，并且对企业出口附加值影响也有很好的说明代表性。在数据的处理过程中，为了保证商品价格信息数据在时间上具有可比性，将原始价格数据转化为月度数据，经过一系列处理，得到的是包括了230个城市152种商品价格信息的非平衡面板数据。

本文涉及到企业的生产经营和贸易数据，这些数据需要从工业企业数据库进行整理，在计算企业出口附加值、识别企业是否有中间品进口和对企业贸易方式进行归类时，部分数据资料取自海关进出口数据库。在对海关进出口数据与工业企业数据合并时，采用企业名称、企业电话号码后7位和所在地城市邮编这些信息进行企业识别和匹配补充。关于工业企业数据库和海关进出口数据库合并后的数据与各类商品部门的价格信息数据进行匹配，本文主要采用行业上的信息匹配，例如根据工业企业的名称、生产经营范围，对应其所属国民经济的CIC4位码行业，并把这些行业与商品部门的4大类工业原材料、工业投入品、农副产品、日常消费品市场进行归类。本文整理的微观工业企业数据主要是1998-2010年，但考虑到2001年加入WTO以后带来的出口贸易影响，本文最终选取的样本考察期为2002-2010年。

四、经验验证分析 (一) 基准估计和工具变量估计

本文根据前面方程式(15)对国内市场一体化和企业出口附加值之间的关系进行检验，OLS估计结果如表 1所示，固定效应包括企业、行业、地区和年份，从而用以吸收企业层面、行业层面、地区层面以及随时间变化其他冲击对估计结果的干扰。估计结果(1)列中没有加入其他企业和城市的控制变量，国内市场一体化程度每提升1个百分点，导致企业出口附加值上升0.04%。估计结果(2)列中引入企业特征如规模、企业年龄、政府补贴以及城市特征如产业集聚、服务产业结构变量，从结果来看，国内市场一体化每提升1个百分点，导致企业出口附加值上升0.06%，表明结果(1)列中没有加入控制变量的估计容易低估国内市场一体化提升对企业出口附加值的影响效果。另外，企业规模和政府补贴对出口附加值的影响系数分别为0.08和2.12，均通过显著性检验，而企业年龄对出口附加值的影响并不明显，城市服务产业结构和产业集聚对出口附加值的影响均为正向作用，并且产业集聚的影响效果要大一些。此外，本文还对各个变量的中位数值进行了基准OLS估计^①，结果发现国内市场一体化对企业出口附加值的影响系数为-0.05，标准误值为0.01，该比较的含义是当两个地区的其它变量影响因素都相同时，若一个地区的国内市场一体化程度比另一个地区高1个百分点，那么前一个地区的企业出口附加值将比后一个地区高出0.05%。

① 受篇幅所限，该部分的估计结果省略，读者如有需要，可以向作者索取。

内生性问题会导致OLS估计出现严重偏倚，尽管模型中控制了企业、行业、地区、年份层面固定效应以克服国内市场一体化影响出口附加值的企业、行业、地区、年份特征解释因素，但仍然存在一些不可观测的因素，也就是说遗漏变量可能会导致内生性问题，从而使得国内市场一体化与模型估计的残差相关并引起内生性问题。本文选择地区到最近港口城市的道路距离(port)作为工具变量进行Ⅳ估计，适合的工具变量选取需要满足两个条件，外生性和高度相关性。这里选取其作为工具变量的依据在于企业所在地区到最近港口城市的道路距离是一个固定值，企业出口附加值不会随地理距离这个固定值而变化，所以该变量具有严格的外生性。同时，该距离越近，就有可能降低企业的运输交易成本，继而提升该地区的国内市场一体化程度，因此它又与核心自变量具有高度的相关性。关于地区到最近港口城市的道路距离参照Zheng and Kahn(2013)的处理采用Arc-GIS软件基于经纬度进行筛选。

两阶段最小二乘法(Ⅳ-2SLS)的估计结果如表 1中Ⅳ估计所示，可以看出，在第一阶段估计结果(3)列中，地区到最近港口城市道路距离对国内市场一体化程度的影响系数为0.02，表明地区到最近港口城市的道路距离越短，该地区的国内市场一体化程度越突出。在第二阶段估计结果(4)列中，地区到最近港口城市道路距离对企业出口附加值的影响系数为-0.22，表明地区到最近港口城市道路距离对企业出口附加值产生的影响符合经济学逻辑，并且没有改变国内市场一体化促进企业出口附加值提升的基本结论，这从Ⅳ-intg的估计系数显著为负的结果中再次得到了验证。

(二) 稳健性检验 1. DID估计和平行趋势检验

本文以企业变更城市为标准来构造准自然实验采用DID和PSM-DID稳健性估计进一步控制内生性问题。具体做法是，不同城市面临的国内市场一体化程度是不一样的，一个城市的国内市场一体化对于不在该城市的企业来说是外生的，当一个企业转入该城市时，那么企业面临的国内市场一体化程度外生条件即发生了变化，所以设定变更城市的企业为处理组，没有发生城市变更的企业为对照组，从而可以识别企业所属城市的国内市场一体化程度发生变化所带来的出口附加值影响效应。由于多次变更可能会对估计造成干扰，所以本文只考虑变更一次城市的样本，该类观测值约为21605个，占总样本个数的26%。采用如下DID估计方程：

$ \ln V A_{i t}=\beta_{1} { trea }\ t_{i} \times {pos}\ t_{i t}+\beta_{2} { int }\ g_{i} \times {pos}\ t_{i t}+\vec{X}+\varepsilon_{i t} $

(18)

其中，treat为企业变更一次城市的处理组虚拟变量，变更后取值为1，未变更取值为0, post为变更后的年份虚拟变量，变更后取值为1，未变更取值为0, 交叉项treat_i×post_it为传统倍差法估计变量，说明了在国内市场一体化程度不变的情况下，企业变更城市带来的出口附加值影响效应，交叉项intg_i×post_it为与对照组相比，处理组由于国内市场一体化程度发生变化所带来的出口附加值影响效应，$\overrightarrow X $为一系列控制变量，ε_it为随机误差项。为了保证DID估计的共同平行趋势假定条件，加入变更前3年的虚拟变量分别为pre(-3)、pre(-2)、pre(-1)，以及变更后3年的虚拟变量分别为pre(+1)、pre(+2)、pre(+3)，估计结果如表 2所示，第(1)列表明变更城市以后，国内市场一体化程度的增强促进了出口附加值提升，在第(2)列中，变更前3年的3个虚拟变量pre(-3)、pre(-2)、pre(-1)的系数均不显著，说明了在变更前，处理组和对照组的企业出口附加值变化趋势一致，变更后3年的3个虚拟变量pre(+1)、pre(+2)、pre(+3)的估计系数均较为显著，说明变更后的处理组与对照组的企业出口附加值出现了差异，同时，intg_i×post_it估计系数仍然显著为负。为了提高处理组和对照组的匹配度，以便防止企业以变更城市为由进行自身特征驱动导致出口附加值提升继而干扰DID估计结果，这里采用倾向得分匹配法的最近邻匹配。具体地，选择几个企业个体特征变量对企业是否变更城市进行Logit估计，然后以最近邻匹配法进行打分，找到与处理组最为接近的对照组，匹配后，处理组与对照组变量的均值之间不能有明显差异。使用匹配后的13152个样本重新进行DID估计，表 2中估计结果表明，交叉项intg_i×post_it估计系数为-0.15，通过显著性检验，进一步证实国内市场一体化程度的增强促进了企业出口附加值提升。

2. 安慰剂检验

从以上分析中可以看出，国内市场一体化有助于促进企业出口附加值提升，即使企业变更了城市，面临的国内市场一体化外部条件发生了变化，新的国内市场一体化变量仍然会促进企业出口附加值提升。但是，上述回归可能存在一个潜在问题，国内市场一体化对企业出口附加值影响也许是全国性的市场经济发展或改革开放促进的结果，而不仅仅是各个地区的国内市场一体化带来的差异，这就使得可能高估了国内市场一体化对企业出口附加值的提升影响。为了检验这一假设，本文将中间品进口产值占企业总产值比重超过50%的企业定义为进口依赖型企业，选择国内市场一体化对进口依赖型企业的出口附加值进行安慰剂检验，如果安慰剂样本的企业出口附加值没有同样的反应，则说明国内市场一体化并不会对进口依赖型企业的出口附加值提升产生明显影响。回归结果发现，无论是基本估计中intg估计系数(系数为-0.04，标准误值为0.05)还是DID估计中intg_i×post_it估计系数(系数为-0.17，标准误值为0.20)均不显著，也就是说证伪检验可以排除全样本中的企业出口附加值变化是受全国性的市场经济发展或改革开放推动的结果，也即国内市场一体化对企业出口附加值的提升影响主要源于国内市场大循环这个机制自身环境的作用。

3. 反事实检验

前面的内生性检验中隐含了企业出口附加值水平高的地区，它的国内市场一体化程度相对也会高一些，因此运用双重差分法可能会对其促进企业出口附加值提升效果产生偏差。为了解决这一问题，通过假想的处理组来进行反事实检验，具体赋值方法是，根据当年企业变更城市的实际情况，生成新的国内市场一体化虚拟变量。例如，在2005年共有892个企业变更了城市，那么对前一年这些企业所在地区的国内市场一体化程度变量赋值为1，其它地区的国内市场一体化程度变量赋值为0，其余年份的赋值方法类似。假想的处理组中包含了该地区的国内市场一体化信息，在假想的样本处理下，如果国内市场一体化能够显著提升企业的出口附加值，则说明前文分析的国内市场一体化带来的企业出口附加值提升效应是来源于系统性因素，企业出口附加值提升就不能归因于国内市场一体化带来的结果，反之则说明国内市场一体化确实促进了企业出口附加值提升，也就验证了本文的基本逻辑。从假想的样本回归结果显示，国内市场一体化对企业出口附加值影响的估计系数不显著(系数为0.11，标准误值为0.31)，这进一步说明选择企业变更城市的DID估计结果是稳健的。

4. 市场化程度差异的检验处理

国内市场一体化对企业出口附加值的影响作用或许还受各地区的市场化程度影响。现实中，国内市场一体化程度低的地区可能与该地区的市场化水平低有重要关系，本文借鉴张杰等(2011)的做法，基于樊纲等(2010)编制的产品市场的市场化指数(i_pro)和要素市场的市场化指数(i_fac)来衡量各地区的市场化发展进程状况，然后利用市场化指数来检验国内市场一体化对企业出口附加值影响的异质性。回归结果如表 3所示，可以看出，地区的市场化程度有助于促进企业出口附加值提升，伴随着产品市场与要素市场的市场化程度提高，国内市场一体化对企业出口附加值的提升效应会进一步加强，也就是说，更高的市场化程度能够与更高效的国内市场一体化水平一起促进企业出口附加值提升。

五、基于商品部门的分类讨论

本文采用区分产品类别的各部门国内市场一体化程度来进行估计，如表 4中第Ⅰ部分估计结果所示，国内市场一体化程度的估计系数均显著为负值，工业投入品、工业原材料、农副产品、日常消费品部门的国内市场一体化程度估计系数分别为-0.82、-0.70、-0.02、-0.07，这表明地区间各部门的国内市场一体化程度增强可以促进企业出口附加值提升。具体来看，工业品的估计系数绝对值要高于日常消费品和农副产品的估计系数绝对值，这是因为企业生产更依赖于工业品，工业品含有地区的技术效率以及资源要素禀赋特征，而这些因素对企业出口附加值的影响要显著大于日常消费品和农副产品。工业投入品的国内市场一体化程度增强对企业出口附加值的促进影响要大于工业原材料，这说明企业出口附加值的提升对工业投入品的需求较大，所以工业投入品的国内交易通道是否畅通至关重要。农副产品的商品同质性较高，用其价格波动状况更能够反映地区间的国内市场一体化程度高低，日常消费品的利润空间更高，其国内市场一体化程度的增强更能够带来出口附加值的上升，从回归结果中也证实了这一猜想。

然后需要考虑企业的中间品进口问题，因为如果企业在生产过程中利用的材料均为国外进口，那么国内地区的市场一体化程度变化就可能不会影响其出口附加值提升，所以回归估计的结论就需要排除进口中间品企业样本和进口中间品产品样本的干扰。数据整理中本文引入虚拟变量dom，对有中间品进口的企业记为0，无中间品进口的企业记为1，对此的估计结果如表 4中第Ⅱ部分显示，交互项intg×dom的估计系数均显著为负，并且交互项系数绝对值与表 4中第Ⅰ部分的国内市场一体化程度系数绝对值相比变大，说明对于完全依靠国内市场购买中间品的企业来说，各类部门的国内市场一体化程度增强对其出口附加值提升更明显。同时，需要重新计算排除从国外进口中间品产品样本后企业面临的国内市场一体化对出口附加值的影响，对此的估计结果如表 4中第Ш部分所示，结果表明国内市场一体化程度的增强促进企业出口附加值提升影响的结论依然稳健。

接下来，主要从营商环境和贸易方式的角度来检验这些企业特征所造成的基本分析结论差异性。

首先，本文考虑采用世界银行针对中国企业营商环境开展“China-Enterprise Survey 2012”项目的问卷调查和现场访谈数据，该调查项目涉及全国主要大中城市的2700家民营企业和178家国有企业数据，这些企业广泛分布在30个制造业和服务业当中。由于营商环境的内涵较为复杂，体现在行政审批、市场准入、执法检查等方面，因此，借鉴夏后学等(2019)的研究，以企业高管是否存在办理营业执照、生产许可证和处理行政管理方面的经营障碍作为营商环境的替代变量，如果一个地区的所有问卷回答中没有这方面障碍的概率超过3/4，则意味着该地区的营商环境良好，企业经营障碍较少，反之，如果一个地区的所有问卷回答中存在这方面障碍的概率超过1/4，表明该地区的营商环境较差，企业经营障碍较多。表 5中第Ⅰ部分和第Ⅱ部分分别为对于企业经营障碍较多地区和经营障碍较少地区来说，各部门的国内市场一体化对企业出口附加值影响差异的估计。结果表明，经营障碍较少地区的各部门国内市场一体化系数均通过显著性检验，而经营障碍较多地区的各部门国内市场一体化系数则没有通过显著性检验，这表明各部门国内市场一体化对经营障碍较少地区的企业出口附加值提升影响较为突出，对此本文认为经营障碍较少地区的国内市场一体化程度增强对企业出口附加值提升产生的外溢效应更强，同时企业对这种外溢效应的吸收也更为有利。这就再次说明优良的营商环境有助于地区的国内市场一体化促进企业出口附加值提升。

其次，依据海关进出口数据库中企业贸易方式的不同，本文将样本划分为混合贸易企业、加工贸易企业、一般贸易企业。对国内市场一体化影响不同贸易方式的企业出口附加值估计结果如表 6所示，3类企业在不同部门的国内市场一体化程度对出口附加值影响系数均为负值，但加工贸易企业系数不显著，通过对比混合贸易企业和一般贸易企业的国内市场一体化系数，可以发现各部门的国内市场一体化程度增强对一般贸易企业的出口附加值提升作用更为突出。这意味着加工贸易企业受限于自身的技术水平，通过各部门的国内市场一体化程度增强带来的外部性较弱，并且加工贸易企业多数为两头在外，对全球经济形势变化更为敏感，而对国内市场一体化增强的反应不够灵敏，因此本地各类部门的国内市场一体化程度变化对这类企业的传导作用较弱。一般贸易企业往往包含技术水平较高，各类部门的国内市场一体化程度的增强会对其经营决策产生明显影响，这类企业的出口附加值也更容易通过各部门的国内市场一体化程度增强获得提升。

六、作用机制的进一步分析

从外部性来看，地区的国内市场一体化程度增强，对于企业来说，意味着相当于降低企业采购的国内中间品价格成本。此外，地区的国内市场一体化有助于扩大企业之间的知识共享和选择中间品的种类多样性增加，促进企业的规模经济和加成率上升，最终导致出口附加值提高。因此，本文接下来考虑，国内市场一体化通过影响国内中间品相对价格和企业加成率的作用机制来促进企业出口附加值提升。

关于国内中间品相对价格(p^D/p^I)指标的衡量，由于目前没有该指标的直接数据，故借鉴Kee and Tang(2016)的做法，使用国内中间品种类type作为其代理变量，根据前文第二部分的理论模型分析，国内市场一体化导致国内中间品种类的增加，这也意味着国内中间品相对价格的下降。由于国内中间品相对价格越高，越不利于企业出口附加值提升，所以国内中间品种类type与出口附加值正相关。本文采用上游行业非加工贸易企业的HS6位码产品种类来代替，因为该种类个数是企业利用国内中间品种类的子集，测算该种类时，使用不同地区上游行业投入产出的完全消耗系数作为上游行业非加工贸易企业的HS6位码产品种类的权重系数。计算公式如下：

$ \left(p^{D} / p^{I}\right)_{i j c t}=\sum\limits_{c}\left[\left(\sum\limits_{G_{j}} \kappa_{g i t} / \ln t y p e_{g c t}\right) \times D_{c}^{-\chi}\right] $

(19)

其中，κ_gjt为在t年行业j使用的中间投入产业g的完全消耗系数，表示两个产业之间的关联度，type_gct为t年城市c中间投入产业g非加工贸易企业的HS6位码产品种类个数，D_c^－χ为两个地区之间的距离，χ为距离衰减参数，通常取值为1。

借鉴De Loecker and Warzynski(2012)、Levinsohn and Petrin(2003)的分析方法，本文依据如下表达式计算企业加成率：

$ \mu_{i}=\theta_{i t}^{X^{n}}\left(\kappa_{i t}^{X^{n}}\right)^{-1} $

(20)

这里，Xⁿ为可变投入要素，θ_it^Xn为可变投入要素的产出弹性，可采用半参数方法对生产函数进行估计得到，κ_it^Xn为可变要素的支出份额。计算国内中间品相对价格和加成率的相关数据来自投入产出表和工业企业数据库，地区之间的距离采用Arc-GIS软件基于经纬度进行测算。

作用机制检验的估计结果如表 7所示，从国内中间品相对价格的作用机制来看，国内市场一体化对国内中间品相对价格的影响系数为0.07，并且国内中间品相对价格对企业出口附加值的影响系数为-1.06，表明国内市场一体化程度增强导致企业采购的国内中间品相对价格降低，企业的国内中间品相对价格降低有利于企业出口附加值提升。国内市场一体化与中间品相对价格的交互项对企业出口附加值的影响系数为0.82，估计系数与表 1中国内市场一体化系数绝对值相比有所增大，表明国内市场一体化程度增强导致企业采购的国内中间品相对价格也在下降，而国内中间品相对价格的下降促进了国内市场一体化对企业出口附加值提升的影响作用。从加成率的作用机制来看，国内市场一体化对加成率的影响系数为-1.20，并且加成率对企业出口附加值的影响系数为2.11，说明地区的国内市场一体化增强提升了企业的加成率，企业的加成率提升有助于促进出口附加值上升。国内市场一体化与加成率的交互项对企业出口附加值的影响系数为-1.31，估计系数绝对值与表 1相比明显增大，说明由于企业加成率的作用，使得国内市场一体化的增强对出口附加值的提升影响有所加大。

七、结论启示

2020年以来，面对日益错综复杂的国内外环境，习近平总书记在多个场合反复强调，要加快构建国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局，这就要求我们要坚持底线思维谋发展，通过建立强大的国内循环体系和稳固的基本盘，形成对全球要素资源的吸引力，增强在国际竞争中的核心竞争力，提升在全球资源配置中的强大推动力，化解国际外部环境不确定性上升带来的风险。构建新发展格局，必须立足国内大循环，充分发挥我国超大规模市场和产业体系完备的竞争优势，破除各类妨碍生产要素市场化配置和商品服务跨区域流动的体制机制障碍，打通制约生产、分配、流通、消费循环的堵点，为畅通国内国际双循环提供有力支撑。本文的分析也可以看出不同部门和地区的国内市场一体化改革对促进我国企业转型升级和出口附加值提升尤为关键，未来一个时期，我国国内市场主导的经济循环特征将会更加明显，经济增长的内需潜力也会不断释放。

通过将地区的国内市场一体化指标与微观企业数据进行结合，本文实证分析表明地区的国内市场一体化程度增强促进了企业出口附加值提升，即使考虑内生性问题和稳健性问题，研究得出的结论依然成立。工业品的国内市场一体化程度增强对企业出口附加值提升效果比日常消费品和农副产品部门更为明显，国内市场一体化对经营障碍较少地区的企业出口附加值提升效果更为突出，地区的国内市场一体化增强对一般贸易企业的出口附加值提升影响要高于其它企业。国内市场一体化主要是通过降低企业采购的国内中间品相对价格和提高企业加成率的作用机制带来企业出口附加值提升。

本研究具有以下政策启示：第一，地区的国内市场一体化增强尤其是工业投入品部门的市场一体化发展，对企业出口附加值提升具有积极改善效果。因此，推动国内市场改革，最大限度的促使区域的国内市场一体化程度增强，形成畅通的国内经济大循环，为提高企业出口附加值创造优良环境。第二，不同部门的国内市场一体化发展程度对企业出口附加值提升效果不同，如何实现降低商品市场在不同区域之间的相对价格波动，促进区域之间的国内市场一体化发展稳定，构建畅通的国内大循环，才是提升企业出口附加值的重要因素。第三，国内中间品相对价格和企业加成率是影响国内市场一体化促进企业出口附加值提升的重要传导渠道。故在增强地区的国内市场一体化程度的同时，也应该重视改善企业自身面临的国内中间品采购相对价格和产品加成率要素，从而可以从市场交易成本和企业经营成本两个角度一同推动企业出口附加值提升。