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user: 4. 实证分析 4.1. 描述性分析 本文的主要变量包括因变量企业加成和自变量上游垄断度，具体计算方法参照前文，此处不再赘述。其次，相关控制变量主要包括：全要素生产率( I n t f p )，采用“LP”法计算；资本密集度( I n k l )，为企业固定资产净值和就业人员总数的比值取对数；工资水平( I n w a g e )，为企业工资总额和就业人员总数的比值取对数；出口密度( e x p i n t )，为企业出口交货值和销售总收入的比值；企业规模( I n s i z e )，为企业就业人员数取对数；企业年龄( )，为样本所在年减去企业成立年加1；负债水平( d e b t )，为总负债和总资产比值。表1报告了本文主要变量的描述性统计结果，通过观测值、平均值、标准差、中位数、1%和99%中位数等指标反映了变量的基本特征，具体如下： Table 1 Descriptive statistical analysis of related variable 变量 观测值 平均值 标准差 中位数 1%分位数 99%分位数 upmpnop 249 599 0.0054 0.0027 0.0051 0.0007 0.0167 markup 249 492 1.2418 0.2498 1.1935 0.7130 2.9034 Intfp 243 625 6.7735 1.0779 6.7079 4.1568 9.7025 kl 249 599 93.6235 237.58 39.560 1.3647 863.96 wage 249 599 9.5200 0.5952 9.4860 8.1250 11.228 expint 210 048 0.5017 0.4647 0.4745 0.0000 1.2511 size 249 599 5.2842 1.1379 5.2204 2.8904 8.2950 age 249 475 9.6993 14.024 8.0000 1.0000 50.000 debt 249 599 0.5599 0.2943 0.5660 0.0212 1.2584 表1. 相关变量的描述性统计分析 4.2. 基准回归 在进行基准回归之前，笔者进行了Pearson相关性分析，其相关系数均小于0.3，表明变量间不存在严重的多重共线性问题。其次，笔者进行了Hausman检验，结果表明拒绝采用随机效应的假设，接受采用固定效应的假设。限于篇幅，具体结果不在文中列出，仅作阐述分析。 因此，本文运用面板数据控制企业和年份固定效应进行回归分析，基准回归结果如表2所示。在第(1)列中，我们可以发现上游垄断指标前的系数在1%的显著性水平下显著为正。在第(2)-(9)列中，我们依次加入企业层面的控制变量，表明在不断控制各影响因素之后，上游垄断对我国出口企业加成的影响依然显著为正，符号和显著性虽略有波动，但总体保持稳健，符合假说1预期。 此外，观察各个控制变量可以发现：第一，生产率、资本密集度、出口密度和企业规模指标的回归系数显著为正。反映了生产率更高的企业在实际中可能会获得更高的企业加成；资本越密集的企业，而非劳动密集企业，可能会获得更高的企业加成；企业出口密度反映的是企业出口的强度与意愿，表明出口密度越高的企业可能获得更高的加成；企业规模越大，可能技术更为先进，在面临市场风险时更稳健，获得更高的加成。第二，企业工资水平和负债水平系数显著为负。其中，负债水平过高可能会导致企业面临更大的风险，反而使企业加成降低；工资水平的负向影响，可能是由于工资的提高直接导致了企业利润率下降，使得企业加成减少。 Table 2 The outcome of the effect of upstream monopoly on markup of Chinese export firm 变量 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) upmpnop 1.012 *** (2.68) 2.219 *** (6.00) 2.192 *** (5.94) 2.289 *** (6.25) 2.199 *** (5.67) 2.000 *** (5.16) 1.993 *** (5.14) 2.013 *** (5.21) Intfp 0.095 *** (70.78) 0.096 *** (71.32) 0.107 *** (78.22) 0.090 *** (63.91) 0.089 *** (63.12) 0.089 *** (63.16) 0.090 *** (63.62) Inkl 0.000 *** (6.39) 0.000 *** (7.75) 0.000 *** (6.60) 0.000 *** (5.96) 0.000 *** (5.99) 0.000 *** (6.00) Inwage −0.069 *** (−49.84) −0.063 *** (−43.97) −0.066 *** (−45.20) −0.066 *** (−45.16) −0.066 *** (−45.12) expint 0.020 *** (8.53) 0.021 *** (8.79) 0.021 *** (8.75) 0.021 *** (8.90) Insize 0.015 *** (10.28) 0.015 *** (10.24) 0.015 *** (9.99) age 0.000 (0.36) 0.000 (0.37) debt −0.043 *** (−10.36) 常数项 0.193 *** (68.06) −0.550 *** (−50.62) −0.561 *** (−51.24) −0.017 (−1.18) 0.051 *** (3.37) 0.163 *** (8.72) 0.162 *** (8.68) 0.182 *** (9.72) 企业固定效应 yes yes yes yes yes yes yes yes 年份固定效应 yes yes yes yes yes yes yes yes N 249，492 249，414 249，414 249，414 209，938 209，938 209，817 209，817 R 2 0.051 0.110 0.111 0.136 0.128 0.129 0.129 0.132 表2. 上游垄断对我国出口企业加成影响的基准回归结果 注： *** 、 ** 、 * 分别表示1%、5%、10%的显著性水平，括号内为纠正了异方差后的t值。 4.3. 异质性分析 随着新新贸易理论与企业异质性模型的发展，学者们对国际贸易的研究视角逐渐从产业间贸易转移到了产业内微观企业层面，探讨不同异质性的企业的行为选择。因此，本文基于企业异质性的假设，研究上游垄断对我国出口企业加成影响时，不同企业的异质性会对其造成的不同影响，主要包括企业不同的所有制形式(国有企业、外资企业和民营企业)和出口异质性(异质化企业和同质化企业、出口单一市场企业和出口多样市场企业)。所以，在接下来的分析中，我们将全部样本分组进行回归分析，系统深入的研究上游垄断对异质性企业出口加成的不同影响，借此更好地厘清上游垄断对出口企业加成的影响和作用机制。 首先，本文将全部样本分为国有企业、民营企业、外资企业三种类型的出口企业进行分组回归。回归结果如表3第(2)-(4)列所示，表明：第一：对于外资企业而言，上游垄断对其出口企业加成的正向影响的系数大小的绝对值要大于国有企业和民营企业。造成这一回归结果的可能原因是，外资企业本身技术更先进，生产率和产品质量更高，使企业加成更高。第二：上游垄断对国有企业的影响不显著，但是对于民营企业有显著影响，导致这一回归结果可能是因为国有企业由于体制机制关系，在生产中缺乏弹性，所以上游垄断并未对国有企业产品的质量起到升级作用。 Table 3 Heterogeneity analysi 变量 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) 全部样本 国有企业 外资企业 民营企业 异质化 同质化 单一市场 多样市场 upmpnop 2.013 *** (5.21) 1.247 (0.57) 3.229 *** (3.71) 1.353 *** (3.03) 2.432 *** (5.22) 0.771 (0.79) 1.659 (1.32) 1.752 *** (3.84) 控制变量 yes yes yes yes yes yes yes yes 企业固定效应 yes yes yes yes yes yes yes yes 年份固定效应 yes yes yes yes yes yes yes yes N 209，817 6839 51，252 151，726 159，370 27，404 40，747 148，969 R 2 0.132 0.155 0.144 0.136 0.136 0.102 0.143 0.129 表3. 异质性分析 注： *** 、 ** 、 * 分别表示1%、5%、10%的显著性水平，括号内为纠正了异方差后的t值。 其次，本文根据企业出口产品的差异化程度，将出口企业分为同质化企业和异质化企业；再根据出口企业出口目的地是否唯一，将出口企业面临的出口市场区分为出口单一市场和出口多样市场。回归结果如表3第(5)-(8)列所示，表明：第一，上游垄断对同质化企业造成的影响不具有显著性，异质化企业的回归系数具有显著性，说明产品差异化越大，技术含量更高，出口企业定价能力和加成越强。第二，上游垄断对出口单一市场企业造成的影响不具有显著性，出口多样市场企业的回归系数具有显著性。可能是因为出口单一市场的企业议价能力较弱，企业加成自然就更低，而多样化市场企业可以将产品出口到不同的市场，可能表明其产品质量更高，技术更先进，加之其面对不同的市场而非单一市场，面对出口国市场的议价能力更强，所以获得了更高的企业加成。 4.4. 中介效应模型检验 为进一步理清上游垄断对出口企业加成影响的中间渠道，产品质量的作用机制，本文根据类似文献的通常做法，设定中介效应模型如下： I n q u a l i t y f i t = β 0 + β 1 ⋅ u p m o n o p i t + γ ⋅ X f i t + δ f + δ t + ε f i t (5) I n m a r k u p f i t = λ 0 + λ 1 ⋅ u p m o n o p i t + λ 2 I n q u a l i t y f i t + γ ⋅ X f i t + δ f + δ t + ε f i t (6) 其中，产品质量的衡量为出口产品价格与产品数量的比值，即单位产品价值量。其余模型设定和变量与前文类似，不再赘述。式(5)是研究上游垄断和产品质量之间的关系，解释变量为上游垄断，被解释变量为产品质量。式(6)在基准回归的基础上加入产品质量作为解释变量，同时考察上游垄断和产品质量对企业加成的影响。 中介效应的回归结果如表4所示：其中，第(1)列为基准回归，与前文一致。第(2)列是被解释变量为产品质量，解释变量为上游垄断，上游垄断系数在置信水平1%下显著为正，表示上游垄断促进了产品质量升级，与预期相符。正如王永进、施炳展(2014) [ 3 ] 研究中提到的结论一样，上游垄断促进了产品质量升级，因为虽然国有企业的行政垄断可能会使产品质量降低，但自由竞争导致的垄断将会导致产品质量显著提高。第(3)列是加入产品质量与上游垄断一起作为解释变量，产品质量的回归系数显著为正，即产品质量升级会显著提高出口企业加成。同时上游垄断系数仍然显著为正，并且其回归系数的绝对值与基准回归相比变小，说明产品质量的确是上游垄断对企业加成造成的中间机制，符合假说2预期。 Table 4 Mediation effec 变量 (1) (2) (3) Inmarkup Inquality Inmarkup upmpnop 2.013 *** (5.21) 8.363 *** (4.58) 0.369 ** (1.98) Inquality 0.022 *** (42.02) 控制变量 yes yes yes 企业固定效应 yes yes yes 年份固定效应 yes yes yes N 209，817 209，817 209，817 R 2 0.132 0.301 0.142 表4. 中介效应 注： *** 、 ** 、 * 分别表示1%、5%、10%的显著性水平，括号内为纠正了异方差后的t值。