進口自由化、網絡位置與加成率
——基于上下游行業關聯視角

任曙明，劉珊珊，郭 彤

(大連理工大學 經濟管理學院，大連 116024)

一、引言

擴大進口是擴大開放、推動形成全面開放新格局的重要措施，有利于提升企業市場競爭力，企業可以從發達國家進口中間品，吸取先進的生產技術，最終提高績效水平。加入WTO后中國也在努力推動進口自由化。據世界銀行統計，中國加權平均關稅稅率從加入WTO前1998年的15.50%下降到2016年的3.54%，下降幅度高達77.16%[注]①數據來源：https://wits.worldbank.org/countrysnapshot/en/CHN。，因此，本文提出了一個重要問題，即進口自由化是否提升了企業的加成率。問題關鍵的原因在于：一方面，加成率度量了企業的市場競爭力，在當前經濟轉型階段，培育一批具有競爭力的企業正是經濟高質量發展的重要體現[1]；另一方面，進口自由化涉及多個重點領域，而隨著西方貿易保護主義的升溫，尤其是中美貿易摩擦的加劇，部分行業與企業有可能受到不利的外部沖擊，因此，深入思考是否繼續以及如何推行進口自由化具有一定的現實意義。

與本文相關的研究可分為以下幾類。一類是進口自由化如何影響企業利潤率、創新與生產率等[2-4]；另一類是有關加成率影響因素的研究，包括國家的財稅補貼[1]、行業的競爭程度[5]、企業的出口[6]等三個層面的多種因素。除此之外，也有學者直接研究了進口自由化對加成率的影響。其中，Noria認為進口自由化降低了長期開放行業內企業加成率，而對新開放的行業沒有影響[7]；黃先海等將企業按貿易形式區分，得出加工貿易與混合貿易企業在進口自由化后加成率會下降，但一般貿易企業加成率會提升[8]；毛其淋與許家云的研究顯示進口貿易自由化顯著提升了企業的加成率，但其程度隨時間呈現“倒U形”的動態變化特征[9]。

與這些研究不同的是，本文從行業關聯視角切入，關注了上游進口自由化對下游企業加成率的影響。由于行業間分工的深化，某個行業的發展會直接受到上游關聯行業的影響：通過上游進口自由化，下游行業能夠獲得更為豐富和成熟的中間品供給，從而有利于企業加成率的提升。本文研究發現，一方面，上游進口自由化顯著提升了下游企業加成率；另一方面，這種提升效果受到網絡位置的影響，即若下游行業網絡位置越優越，企業加成率提升幅度越大。本文在以下三個方面拓展了相關研究。

首先，在研究視角上，本文從上下游行業關聯入手，從中間品采購成本與產品質量兩個方面闡述了上游進口自由化對下游企業加成率的作用機制，并且進一步探討了下游行業網絡位置對這種作用的影響，豐富了進口自由化與加成率領域的研究。

其次，在指標選取上，本文參照孫浦陽等的方法，將行業間投入產出系數與進口滲透率相結合，構建了體現上游進口自由化程度的綜合化指標[10]。此外，本文選取網絡中心度、網絡異質性與網絡強度三個指標對網絡位置進行刻畫，更為全面地體現了行業間網絡位置的差異，擴展了現有研究對網絡位置的認識。

最后，在研究結論上，本文發現，通過上游進口自由化，下游企業能夠獲得顯著的加成率提升：當上游加權滲透率提升1個單位時，下游企業平均加成率水平提升0.015個單位。并且，網絡位置具有顯著正向作用：網絡位置優越的下游行業中，企業受上游進口自由化影響程度越深，加成率水平提升幅度越大。因此，政府需要進一步采取政策措施推動進口自由化改革，同時對不同網絡位置的行業進行差異化管理，充分發揮進口自由化、網絡位置在促進企業加成率提升上的作用。這些結論不僅豐富了對進口自由化經濟效應的理解，還為政策調整和改進提供了參考。

二、理論機制

(一)上游進口自由化與加成率

進口自由化是指進口產品與服務的各種貿易壁壘的削減，包括關稅壁壘、非關稅壁壘(貿易權限制、審批檢驗制度、進口配額等)。隨著進口自由化程度加深，進口產品市場份額擴大，上游行業市場環境發生變動，進而波及與其關聯的下游行業。而加成率被定義為產品價格對邊際成本的偏離，因此任何影響企業邊際成本與產品定價的因素都會導致企業加成率的改變[1]。具體而言，上游進口自由化將會降低中間品采購成本、提升中間品質量，從而使下游企業能夠降低邊際成本，提高產品定價，提升加成率。

一方面，上游進口自由化降低了中間品采購成本。以各項關稅壁壘與非關稅壁壘削減為特征的上游進口自由化使進口中間品大量涌入，加劇了上游企業的競爭壓力，壓縮了同類產品的定價空間[2]。在此背景下，上游市場供過于求，中間品價格降低，使得下游企業能夠付出更少的采購成本獲得足夠數量的中間品來滿足生產需求。而作為邊際成本的重要組成部分，中間品采購成本的節約直接帶來了下游企業邊際成本的降低，從而提高加成率。

另一方面，上游進口自由化改善了中間品質量。其一，上游進口貿易限制的放開提高了中間品供給的種類多樣性與質量水平，擴大了下游企業對中間品的選擇范圍，從而使下游企業能夠選擇更高質量的中間品投入生產[11]。其二，上游進口自由化使上游企業遭受了更大的生存壓力，迫使其進行技術研發以維持生存，從而為下游企業提供了更高質量的中間品[3]。Kugler和Verhoogen的研究證明，高質量的中間品能夠顯著提升企業最終品質量[12]。由于產品質量越高代表其與同類產品的差異越大，需求彈性越低，因此下游企業可以制定較高的產品出售價格，從而提高加成率。

據此，本文提出假說1：上游進口自由化能夠提升下游企業加成率。

(二) 網絡位置的作用

上游進口自由化能夠提升企業加成率，但其提升效果會受到網絡位置的影響，這里的網絡位置針對的是下游行業。某一行業的網絡位置指該行業嵌入上下游關聯網絡的具體方位。通常，上下游間存在緊密經濟關聯，直接體現為上游行業為下游制造業行業提供了豐富的中間產品。然而，對某具體行業來說，生產活動所需的中間產品往往來自于多個上游行業，由此構成了復雜而多樣化的上下游關聯網絡，且該網絡具有典型的社會網絡特征。根據社會網絡理論，本文從網絡中心度、網絡異質性與網絡聯系強度三個維度刻畫了行業的網絡位置，并闡述網絡位置對加成率提升效果的影響。

首先，若某行業的網絡中心度越高，企業加成率提升效果越強。網絡中心度是考察行業在網絡中重要程度的關鍵變量[13]。較高的網絡中心度表示該行業處于網絡中心位置，與更多上游行業建立了關聯，充當著網絡中重要的交換樞紐。因此，該行業中企業擁有更多獲取中間產品的渠道，對某個具體上游渠道的依賴程度較低，議價能力較強，從而能夠最大程度地降低中間品采購成本，實現加成率更高幅度的提升。

其次，若某行業具有較高的網絡異質性，企業加成率提升效果越強。網絡異質性常被用來描述網絡中結構洞的分布，側面反映了某一行業中間品來源的集中程度[14]。若某行業具有較高的網絡異質性，則代表該行業占據了結構洞位置，能夠橋接較多無直接關聯的上游行業，并與之建立非冗余關聯，中間品來源途徑較廣。因此，該行業企業可以獲取多種類、差異化的中間品，從而篩選出更多高質量中間品用于改善產品質量，提升加成率。

最后，當某行業網絡聯系強度較高時，企業加成率提升效果越強。網絡聯系強度是對上下游間關聯緊密程度、互惠程度、頻率程度等特征的綜合考量[14]。某一行業網絡聯系強度較高，表示該行業與上游間中間品往來頻繁，互惠互利，彼此之間依賴程度較高。因此，在上游進口自由化進程中，該行業中企業更容易與上游企業展開合作，簡化中間品交易流程，快速及時地獲取高質量中間品投入生產，從而可以迅速增加市場份額，帶來加成率的顯著增長。

綜上所述，本文提出假說2：網絡位置會正向影響上游進口自由化對加成率的提升效果。

三、數據來源與指標測算

(一) 數據來源與處理

本文數據來源為中國工業企業數據庫、中國投入產出表和聯合國商品貿易統計數據庫UNCD(United Nations Comtrade Database)。其中，工業企業數據庫包括全部國有工業企業和年主營業務收入500萬元及以上的非國有工業企業，涵蓋產出增加值、資本投入、從業人數等多項統計指標，為測算企業加成率提供了數據基礎。投入產出表反映了各個經濟部門之間的中間品投入產出聯系，以此為基礎，本文利用社會網絡法對制造業上下游關聯網絡進行量化，用來描述網絡位置。由聯合國商品貿易統計數據庫中得到的制造業進口數據，為衡量進口自由化程度提供了依據。

按照以下步驟，本文對工業企業數據庫、投入產出表和UNCD在行業層面進行匹配與調整：首先，考慮到行業特殊性和數據可獲得性，在2002年122部門投入產出表中刪除了煙草和數據缺失的行業，篩選出64個制造業細分行業作為研究樣本；其次，以投入產出表中五位行業代碼為基準，將工業企業數據庫中制造企業的四位行業代碼和UNCD中進口產品的四位行業代碼分別與之進行匹配，得到了64個制造業細分行業的企業數據與進口數據；最后，考慮到UNCD中進口金額以美元為單位，本文用當年的匯率進行了調整，統一了數據單位。

本文還對可能存在的錯漏值、異常值等進行了如下處理：(1)2004年無增加值數據，采用間接計算方法獲得，即工業增加值=工業總產值-工業中間投入+本年應交增值稅；(2)刪除明顯不符合邏輯關系的觀測值，如工業總產值、固定資產凈值、中間投入為負等；(3)剔除就業人數缺失或少于8人的樣本；(4)刪除連續經營不足3年的樣本；(5)以1999年為基期，對樣本工業總產值、中間投入、增加值等關鍵數據進行價格平減。最終，本文整理出1999年至2007年230 928家制造企業的非平衡面板數據，共計962 637個樣本點。

(二) 關鍵指標的估計

1.上游進口自由化的測算

本文從上下游視角出發，研究上游進口自由化對下游企業加成率的影響，因此首先需要對上游進口自由化程度進行測算。一方面，參考余淼杰的研究，采用進口滲透率，即進口額占產出的比例來衡量進口自由化程度[4]。這是因為，進口滲透率考察了關稅壁壘和非關稅壁壘的變動情況，相較于關稅和其他指標，對進口自由化程度的度量更加全面。另一方面，與下游行業關聯的上游行業并不唯一，因此需要構建一個綜合性指標來反映上游進口自由化程度。借鑒孫浦陽等的研究，本文以行業間投入產出系數作為權重，將各個上游行業的進口滲透率進行加權，進而衡量上游進口自由化程度，具體公式如下[10]：

(1)

其中，impijt代表t年行業i的上游行業j的進口滲透率，數值越大代表j行業進口自由化程度越高；Wij為行業間投入產出系數，即j行業提供的中間品在行業i的全部中間投入品中所占比重。

2.加成率的測算

在對上游進口自由化程度進行度量后，本文借鑒De Loecker、Warzynski和任曙明、張靜的做法，測算了制造企業的加成率[15，1]。假設企業有相同的技術參數為?？怂怪行?，生產函數如下式所示：

(2)

接下來，參考De Loecker和Warzynski定義加成率為[15]：

(3)

其中，λit為給定產出水平下的邊際成本，Pit代表可變要素的價格。

依據式(3)建立成本最小化的拉格朗日函數，求解可得：

(4)

(5)

(6)

要素價格、技術、收入等因素都會影響到生產要素需求，從而導致產出水平的差異。但式(6)并未包含這些因素的影響，只反映了生產要素投入因素。企業i在時間t的加成率估算式為：

(7)

3.網絡位置的測算

本文研究的另一問題是網絡位置的作用?，F有研究對網絡位置的描述采用網絡中心度與網絡異質性兩個指標，但是，對網絡位置的刻畫還應分析節點在此位置的網絡聯系強度[14]。這是因為，網絡聯系強度反映了節點在當前位置上與周圍節點建立聯系的能力。網絡聯系強度越高，該節點越有機會與更多的節點建立更為緊密的聯系，從而獲取更多資源與信息，其位置越優越。因此，本文選用網絡中心度、網絡異質性與網絡聯系強度三個指標來衡量網絡位置。

以2002年122部門投入產出表為基礎，依據社會網絡法，上下游關聯網絡G可以用如下有序四元組表示：

G=(V，E，F)

(8)

其中，V=(v1，v2，…，vn)為節點集，Vi代表上下游關聯網絡中的各制造業細分行業。E=(eij)為邊集，其元素eij連接節點i與節點j的邊，表示上下游行業間的中間品投入產出關系，且E集合中的每條邊eij都有V集合中一對節點(vi，vj)與之對應。F=(f1，f2，…，fn)為數量集合，元素是上下游行業間流通的中間品數量。

特別地，本文構建了加權上下游關聯網絡來研究網絡位置。在無加權的上下游關聯網絡中，如果上游j行業對下游i行業的生產提供大于零的中間投入，則eij=1，否則eij=0。而加權網絡矩陣的元素eij，采用行業間的投入產出系數，即wij來表示。

(1)網絡中心度

借鑒錢錫紅等的方法，本文采用程度中心度、中介中心度和特征向量中心度三個指標分別測度各節點在上下游關聯網絡中的中心度[13]。

程度中心度衡量節點在網絡中直接連接的節點數量，其計算方法為：

(9)

其中GDi為行業i連接到其他行業的個數，n為行業總數。

中介中心度衡量節點在社會網絡中的“控制能力”。若其他節點間的連接路徑都要經過某一個節點，那么該節點在網絡中擁有控制其他節點間連接的能力。其計算方法為：

(10)

其中，j≠k≠i且y

特征向量中心度基于網絡總體結構，衡量了節點是否最接近核心。其計算方法為：

(11)

其中bij是鄰接矩陣，若行業i與行業j有連接，則bij=1，否則為0。λ是矩陣B的最大特征值，Ej為行業j中心度的特征值。

(2)網絡異質性

參考馬述忠等的研究，通過刻畫行業i中間品來源路徑的權重分布描述網絡異質性，計算公式如下[14]：

(12)

對于行業i的若干連接路徑Si，如果權重相差不大，路徑分布比較均勻，則Disparityi接近于0。如果一條或極少數幾條路徑的權重占據較大比例，則Disparityi的值接近于1。因此，該指標越大，說明該行業的網絡異質性越小。

(3)網絡聯系強度

本文采用點強度的方法對網絡聯系強度進行估算，既考慮與節點連接的近鄰節點的數量，又考慮該節點與近鄰節點之間的權重。其計算方法如下[14]：

(13)

其中wij為行業間投入產出系數。

除了加成率(Markup)、上游進口自由化(Imf)和網絡位置(中心度Cen、異質性Dis、聯系強度Str)等主要變量，本文還引入了行業和企業層面的控制變量。具體來說，行業層面的控制變量包括：(1)行業競爭(HHI)：用赫芬達爾指數進行測算；(2)行業固定效應：設置行業虛擬變量。企業層面的控制變量包括：(1)企業全要素生產率(TFP)：借鑒盛來運等的研究，采用生產函數的索洛余值法(LP模型)，衡量企業的生產效率[17]；(2)企業規模(Size)：用職工人數對數值度量；(3)企業年齡(Age)：用企業成立年限的對數測算；(4)企業所有制：將企業所有制分為國有、外資與其他三種，設立國有(Soe)與外資(Fie)兩個虛擬變量，其中外資包含港澳臺企業和外商企業；(5)政府補貼：根據工業企業數據庫中的補貼收入設立虛擬變量Subsidy，當企業獲得政府補貼時Subsidy=1，否則為0；(6)企業出口：根據企業出口數據設立虛擬變量Ex，當企業有出口數據時，Ex=1，反之為0；(7)地區特征：根據企業所在省份設置虛擬變量。除此之外，我們還加入了年份虛擬變量，對時間效應進行了控制。要說明的是，為了保證回歸結果的可靠性，本文在所有回歸模型中都加入了以上控制變量。

(三) 描述性統計

表1列出了主要變量的均值與標準差。制造業樣本總量96余萬個，加成率平均水平為1.310，上游加權進口滲透率均值為0.210。表中還列出了行業網絡位置指標的統計特征，如特征中心度Cen1均值為0.105，程度中心度Cen2均值為1.391，中介中心度Cen3均值為0.313，網絡異質性Dis均值為0.567，網絡聯系強度Str均值0.700。

表1 主要變量的描述性統計表

四、計量模型設定與實證分析

(一) 上游進口自由化對加成率的影響

首先驗證上游進口自由化對企業加成率的影響，模型設置如下：

Markupkit=β0+β1Imfit+β2TFPkit+β3HHIit+

β4Xkit+vk+vi+εkit

(14)

其中，Imfit為i行業t年上游加權進口滲透率，Markupkit與TFPkit分別代表i行業中k企業t年的加成率和全要素生產率，HHIit為i行業t年的赫芬達爾指數，X為企業層面的其他控制變量，包含企業規模、年齡、補貼、出口、企業所有制等。vk與vi分別代表企業所處地區特征和行業固定效應，εkit是隨機擾動項。本文樣本數據類型為非平衡的面板數據，通過進行F檢驗與Hausman檢驗，采用固定效應模型對式(14)進行回歸，結果見表2。

從表2可以看出，在控制了企業規模、年齡、所有制等一系列因素后，加成率與上游加權進口滲透率呈現顯著正相關關系。第(1)列中，上游加權進口滲透率的回歸系數為0.044，在1%水平下顯著。在此基礎上，為了排除內生性的干擾，第(2)列中加入了滯后一期的加成率變量進行回歸，結果顯示模型的解釋度增加，上游加權進口滲透率系數為0.015，且依然在1%水平下顯著，說明回歸模型具有穩健性。從控制變量的回歸結果可以看出：具有高生產率與獲取補貼的企業加成率水平較高，其回歸系數十分顯著；企業規模、企業年齡與加成率有顯著負相關關系；相對于其他所有制形式的企業來說，國有企業、外資企業具有更低的加成率水平。而行業競爭與企業出口的回歸系數沒有通過1%水平的顯著性檢驗。假說1得以驗證，即上游實施進口自由化，能夠顯著提高下游企業的加成率水平，當上游加權滲透率提升1個單位時，下游企業平均加成率水平提升0.015個單位。

表2 上游進口自由化對加成率的回歸結果表

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，回歸系數下方為t值。

(二)網絡位置的作用

按照社會網絡法，本文依據2002年中國122部門投入產出表數據，通過UCINET軟件量化了制造業細分行業間的上下游關聯網絡，如圖1所示?？梢钥闯?，合成材料制造業(26042)、日用化學產品制造業(26044)、文化用品制造業(24034)等處于網絡的中心位置，與其他細分行業聯系緊密；而農藥制造業(26040)、煉焦業(25037)、水產品加工業(13018)等處于網絡的邊緣位置，與其他細分行業聯系較少。

圖1 上下游關聯網絡圖

注：數據來源于Http：∥data.stats.gov.cn/ifnormal.htm。

在量化上下游關聯網絡并構建指標描述網絡位置后，本文重點研究了網絡位置的作用：上游實施進口自由化促進了下游企業加成率水平提升，那么，處于網絡不同位置的下游行業中，企業的加成率提升幅度是否存在差異？在式(14)的基礎上，引入網絡位置以及網絡位置與上游加權進口滲透率的交互項，得到如下模型：

Markupkit=β0+β1Imfit+β2Networkit+

β3Networkit×Imfit+β4TFPkit+

β5HHIit+β6Xkit+vk+vi+εkit

(15)

其中，Networkit為i行業t年的網絡位置，由Cenit(i行業t年的特征向量中心度)、Disit(i行業t年的網絡異質性)、Strit(i行業t年的網絡強度)三個指標衡量，其他指標與式(14)中意義相同。類似地，在進行F檢驗與Hausman檢驗后，對式(15)采用固定效應模型回歸，并加入加成率的滯后一期變量控制內生性，回歸結果如表3所示。

在表(3)中，第(1)列回歸結果顯示，網絡中心度Cenit、上游加權進口滲透率Imfit以及其交叉項Cenit×Imfit的系數均在1%的顯著性水平下顯著。網絡中心度的系數顯著為正，說明中心度較高的行業中企業的平均加成率水平較高，具體來說，網絡中心度每提高一個單位，該行業中企業平均加成率水平提升0.066個單位；上游加權進口滲透率的系數顯著為正，這與上文中實證結果一致，上游進口自由化的實施促進了下游企業加成率水平的提高；交叉項系數顯著為正，證明了網絡中心度越高的行業中企業越能從上游進口自由化中獲益，其加成率水平提升幅度越明顯。第(2)列中，加入加成率滯后項進行回歸得到的結果與第(1)列基本一致，各變量的回歸系數差異較小，說明該模型的穩健性較好。

表3 網絡位置的作用表

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，回歸系數下方為t值。

第(3)列、第(4)列和第(5)列、第(6)列分別給出了用網絡異質性和網絡強度衡量網絡位置時模型的回歸結果。要說明的是，由于指標Disit數值越高，代表網絡異質性越低，因此Disit與交叉項Disit×Imfit的回歸符號均為負數。類似對網絡中心度的分析，網絡異質性Disit、網絡強度Strit及其交叉項Disit×Imfit、Strit×Imfit的回歸系數均通過了1%水平下的顯著性檢驗，進一步驗證了網絡位置的作用。除企業出口與行業競爭外，其他控制變量都在1%的顯著性水平下顯著。至此，假說2得以驗證。隨著上游進口自由化程度的提高，下游企業加成率的提升幅度受到所在行業網絡位置的正向影響。

(三)穩健性檢驗

本文采用固定效應模型，驗證了上游進口自由化、網絡位置對下游企業加成率的影響，但這一結果可能受到內生性問題的干擾。一方面，本文采用進口滲透率，即企業采購的進口產品占行業產值的比重來衡量進口自由化，但企業的加成率水平直接決定了其是否有能力進行采購；另一方面，一些不可觀測的宏觀因素可能會同時影響進口滲透率與企業加成率。為了避免雙向因果和遺漏變量所帶來的內生性問題，本文采用更換計量方法與測量指標兩種方法進行了穩健性檢驗。

一方面，本文利用雙重差分傾向得分匹配(PSM-DID)方法重新進行了估計。首先，以中國2001年加入WTO這一外生事件為契機，設置啞變量A02表示加入WTO前后的進口自由化程度變化，在2002年之前取值為0，在2002年之后(包含2002年)取值為1。其次，以特征向量中心度中位數0.088為基準，將樣本分為兩組，設置啞變量C進行區分：小于中位數的一組為控制組，賦值C=0；大于中位數的一組為處理組，賦值C=1。最后，構建如下模型：

Markupkit=β0+β1A02+β2C+β3A02×C+

β4TFPkit+β5HHIit+β6Xkit+vk+vi+εkit

(16)

其中，交互項A02×C的回歸系數β3即為雙重差分估計量，描述了控制其他因素后，上游進口自由化、網絡位置對加成率的綜合作用。

雙重差分的優點在于同時控制了分組效應與時間效應，使用此種方法最重要的前提是控制組與處理組必須滿足共同趨勢假說，即如果不實施進口自由化政策，網絡中心度不同的制造業行業中企業加成率增長趨勢在時間維度上不存在系統性差異。在本文中，這一前提并不成立?；谶@種考慮，本文將傾向得分匹配與雙重差分結合，以使DID滿足共同趨勢。根據全要素生產率、企業規模、企業年齡、企業出口、政府補貼等變量，將控制組與處理組企業進行匹配，使得兩組樣本中企業的可觀測變量盡可能相似。這樣，控制組與處理組在實施進口自由化前的組間差異得到了控制，具有可比性。一般來說，變量匹配后標準偏差的絕對值越小，匹配效果越好。本文各變量匹配后的標準偏差都在10%以下且多數變量不顯著，說明匹配過程較為合理。在此基礎上，利用式(16)進行回歸，可得到匹配后的差分估計量，即平均處理效應。

表4給出了匹配樣本的雙重差分結果?？梢钥闯?，匹配后加成率的平均處理效應為0.061，即上游進口自由化程度提高1單位時，相比于邊緣行業中企業來說，靠近網絡中心的行業中企業平均加成率水平多提升了0.061個單位。此外，在2002年以前(Base Line)，處理組的加成率平均高出控制組0.011；2002年以后(Follow up)，處理組的加成率上升0.088，控制組加成率上升0.027，處理組比控制組加成率平均水平高0.072，說明上游進口自由化、網絡中心度均顯著提高了企業加成率。這與上文模型回歸的結果相符合，說明本文的實證分析較為穩健。這里得到的結果包含了上游進口自由化對上游企業加成率的影響，但由于這種影響已被多次驗證為負向，采用雙重差分傾向得分方法的估算結果在一定程度上低估了上游進口自由化和網絡位置對下游企業加成率的影響[15]。

另一方面，本文還采用了多種方法測算關鍵變量與控制變量，如：使用程度中心度進行回歸；使用價格平減后總資產的對數值衡量企業規模；將出口虛擬變量和補貼虛擬變量替換為常規變量，即用數據庫中出口數據、補貼數據與總資產的比值作為衡量指標等。但由于篇幅所限，其結果沒有在文中列出。在利用雙重差分傾向得分匹配以及改變部分控制變量的測算方法后，本文核心解釋變量和控制變量的回歸系數及顯著性均未發生較大改變，足以證明本文實證研究過程及結果的穩健性。

表4 PSM-DID法實證結果表

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

五、結論與建議

本文從行業關聯視角出發，探究了上游進口自由化、網絡位置對下游企業加成率的影響。研究發現：其一，上游進口自由化促進了下游企業加成率的提高，實證結果表明，上游加權進口滲透率增加1單位，下游企業平均加成率水平上升0.015單位；其二，網絡位置對上游進口自由化與下游企業加成率的關系具有正向影響，即隨著上游進口自由化程度的提高，具有較高網絡中心度、網絡異質性或網絡聯系強度的下游行業中，企業加成率水平提升幅度越大。

基于以上研究，本文提出以下政策建議：第一，深化進口自由化改革。上游進口自由化顯著促進了下游企業加成率的提升，保持進口貿易政策的穩定性與連續性，逐步擴大開放行業范圍，削減各種進口貿易壁壘(如降低中間品進口關稅)，推進進口貿易便利化建設(如自由貿易區與自由貿易港)，實現更深層次、更高質量的開放。第二，完善產業政策配套體系。上游進口自由化使上游制造企業面臨更為嚴峻的競爭形勢，注重協調產業政策與貿易政策，以進口自由化改革為契機，營造更為公平的外部環境，加快引進、吸收和轉化先進制造技術以淘汰落后產能、優化產業結構，提升制造企業市場競爭力。第三，研究實施差異化的行業措施。網絡位置具有正向作用，針對網絡中不同位置的下游行業，應采取差異化的管理措施。對于位置優越的下游行業，政府應適當放權，提高服務水平，塑造行業內良性競爭環境，進一步激發企業市場主體活力；而對于網絡位置相對劣勢的下游行業來說，政府應加強引導，協助搭建上下游間溝通互動平臺，完善信息傳達機制，提高要素流通速度，從而助力企業在進口自由化背景下實現更好的發展。