全球价值链嵌入与企业出口韧性.pdf

2023年第8期全球价值链嵌入与企业出口韧性蒋含明李婷*摘要：危机期间，由于价值链传导中“长鞭效应”的存在，价值链嵌入程度越深的企业将面临越大的出口冲击。那么这是否意味着在面临外部冲击时需要通过退出价值链或缩短供应链以降低“长鞭效应”的危机传导呢？企业又该如何降低“长鞭效应”对出口的冲击，提升出口韧性呢？有鉴于此，文章首先建构了一个能够反映外需冲击下全球价值链嵌入对企业出口韧性产生影响的多产品异质性企业模型。接着，通过出口企业风险抵抗能力这一指标的构建来对抵御期及恢复期的不同出口韧性加以区别刻画，并以2008年全球金融危机为背景，运用20082013年工业企业、海关以及UIBE GVC Index数据库，来对价值链嵌入影响制造企业出口韧性的作用方向及机制加以检验。基准结果表明：由于价值链分工下“长鞭效应”的发挥，随着制造企业嵌入价值链的加深，企业的出口韧性会随之降低。调节效应的检验结果则进一步表明，价值链长度的缩短以及出口产品多样化水平的提升能够从不同程度显著缓解价值链嵌入加深对企业出口韧性产生的负面影响。此外，内生性检验和企业异质性检验的回归结果对于基本结论同样给出了证据支撑。关键词：价值链嵌入出口韧性产品多样化价值链长度DOI：10.19592/ki.scje.401365JEL分类号：D81，F10，O14中图分类号：F721文献标识码：A文章编号：1000-6249（2023）08-035-17一、引言与文献自改革开放以来，作为“三驾马车”之一的国际贸易在我国经济社会发展中占据重要地位，党中央领导始终坚持稳步推进对外经济开放。坚持对外开放，与世界各国友好贸易，不仅能促进我国经济的高质量发展，也能促进我国制造业结构的转型升级。然而随着新冠疫情的爆发，外部需求下降冲击了全球经济，导致经济下滑、消费萎缩、失业人数剧增。与此同时，全球的不确定性也持续加强、企业面临的出口风险不断递增，导致国际间贸易往来急剧减少。在此背景下，如何继续坚持对外开放，保障出口的稳定，已成为当前的重要问题。2021年12月开展的中央经济工作会议中，明确表示22年的经济工作总基调是“稳字当头、稳中求进”。同时2022年1月11日国务院印发的 关于做好跨周期调节进一步稳外贸的意见 中也指出，当前我国外贸面临着不稳定性与不平衡性，要以习近平新*蒋含明，江西财经大学国贸学院，E-mail：，通讯地址：江西省南昌市青山湖区江西财经大学蛟桥园北区，邮编：330000；李婷（通讯作者），江西财经大学国贸学院，E-mail:。作者文责自负。基金项目：本文受国家自然科学基金面上项目“数字赋能中国制造业全球价值链攀升：理论机制、演化路径和对策研究”（72273057）、国家自然科学基金地区项目“要素价格扭曲与中国出口制造业转型升级：理论机制与实证检验”（72064016）、国家自然科学基金地区项目“契约不完全视角下制造业全球价值链利益分配的微观机制：理论模型、中国经验与政策研究”（72163009）资助。35全球价值链嵌入与企业出口韧性时代中国特色社会主义思想为指导，保持经济在合理区间运行，扩大对外开放，扶持中小微外贸企业，促进外贸的平稳发展。“出口韧性”作为实现出口稳定增长的关键要素之一成为了关注热点。“韧性”在学术界被定义为当某一区域或企业在增长过程中受到外部冲击后，能够依靠自身抵御危机带来的不利影响，同时还能够进行自我恢复的能力（Martin，2012）。基于此，出口韧性可定义为危机冲击下企业的出口稳定以及其反弹和恢复能力，包含风险抵御能力与出口恢复能力（刘慧、綦建红，2021）。在历次金融危机与突发公共卫生事件中我国经济均表现出极强的韧性（王素素等，2022），为了应对疫情带来的外部需求变化，如何提升出口韧性也成为我们广泛关注的问题。许多学者基于不同层面提出市场相关多样化程度(王文宇等，2021）、出口多元化策略等（刘慧、綦建红，2021）都有助于提升出口韧性。值得注意的是，在全球价值链革命不断深化的当下，生产组织模式也不断全球化，各国从研发、加工制造到销售共同分工与合作，享受了国际分工带来福利，同时这也不可避免地会导致经济危机沿价值链向各国进行传染与传播。在危机冲击下，价值链嵌入对出口韧性又会带来怎样的影响呢？姜帅帅、刘慧（2021）从价值链嵌入视角出发，提出全球价值链嵌入会降低企业面对危机冲击时的风险抵御能力。Giovanni and Levchenko（2010）认为全球垂直一体化分工是影响危机下出口变动的主要原因，因为全球价值链下的“长鞭效应”会导致危机冲击对贸易萎缩产生放大效应，进而对全球贸易产生冲击。具体而言，“长鞭效应”是指价值链最末端产品的需求波动会通过价值链的传递而被放大，导致生产商面临着更大幅度的需求变动。Bems et al.（2010）基于中间品贸易的前向关联和后向关联，利用实证分析方法验证了外部冲击会通过价值链对贸易流量产生放大效应，即全球价值链存在“长鞭效应”。也就是说，伴随我国价值链嵌入程度的提升，价值链中的“长鞭效应”会导致危机带来的外部需求下降幅度更大，从而削弱企业的出口韧性（吕越等，2020；姜帅帅、刘慧，2021）。那么这是否意味着在面临外部冲击时我们需要通过退出价值链或缩短供应链以降低“长鞭效应”的危机传导呢？为了应对“长鞭效应”的危机传导，又能够采取哪些措施来化解与防范呢？这些都是值得关注的。针对上述相关议题，现有文献围绕两个方面展开。一方面，随着各国在全球分工中的不断深入，国家间的联系与经济联动也日渐紧密，价值链嵌入程度的提升加大了企业的出口风险。唐宜红等（2018）通过行业层面双边出口的增加值分解数据，从增加值贸易视角提出全球价值链嵌入会促进全球经济周期联动，即当一国受到供需冲击时，冲击会随着价值链传向各国且表现比较一致。在全球供应链中，任何一个生产环节的中断都会带来一整条供应链的断裂，在疫情期间面临的各种外生供需冲击以及交通的中断，这些外部因素都会提升供应链的“断链风险”，从而造成出口企业难以正常运行（Baldwin and Freeman，2021）。倪红福（2020）通过构建基于里昂惕夫和高斯逆矩阵的累积关税成本率的统一测算框架，也提出随着中国在全球价值链的深入，价值链生产长度的不断延长，关税放大效应也会随之上升，导致贸易成本与最终产品的价格上涨，从而影响企业的出口。另一方面，随着价值链的嵌入，一个国家的出口在产品、市场或供应商等事项上的选择也更具多样化。当一国的出口过度集中时，其面对外部需求冲击时就更具脆弱性，由此，对于出口企业而言，产品出口种类的增多以及出口市场的多元化，反而有利于将出口风险在横纵向进行分散从而提升企业抵御风险的能力（鲁晓东、李林峰，2018）。综上所述，现阶段学者们对于价值链嵌入带来的机遇与风险都提出了各种不同的观点，为本文362023年第8期的研究提供了理论基础，但仍存在一些局限。（1）现有文献大多关注价值链嵌入与出口波动的关系，对于价值链嵌入与企业出口韧性的研究文献并不多见，仅姜帅帅、刘慧（2021）基于企业微观数据研究了价值链嵌入对出口韧性的削弱作用及传导机制，但对于该如何缓解这一不利影响仍缺乏具体解释。（2）关于出口韧性测度大致可以分为两类，第一类是从出口额变动的角度进行刻画，采用危机前后的出口额（出口额增长率）之差来衡量金融危机时期的出口韧性（贺灿飞、陈韬，2019；姜帅帅、刘慧，2021）。第二类是以危机期间的实际变化与反事实变化之差来衡量韧性（徐圆、张林玲，2019）。但前者仅以危机冲击当年的出口数据作为外部冲击下出口额变动的比较基准，忽略了危机前企业存在的潜在出口额变动趋势，同时这种统一的测度方法与“出口韧性”的内涵即风险抵御能力与出口恢复能力存在一定的偏差；后者虽进行了分期测度，但基于静态凡登定律对反事实变化的测算仍采用危机期间的数据，无法有效剔除金融危机带来的影响。基于上述分析，本文根据20002013年的贸易出口趋势将金融危机时期进一步分为抵御期与恢复期分别进行刻画；计算抵御期与恢复期前企业出口额的变动趋势，再以抵御期间和恢复期间的出口增长率与其原来的变动趋势之差来衡量出口韧性。同时，在多产品异质性企业理论基础上融入价值链中的“长鞭效应”，运用该模型检验价值链嵌入对出口韧性的削弱作用，并通过调节效应探讨如何改善嵌入对韧性的削弱作用。本文的研究意义如下。（1）理论意义，一方面丰富了全球价值链嵌入及其相关效应的理论基础，基于制造业的微观数据检验金融危机期间价值链传导的“长鞭效应”；通过调节效应表明，出口产品的多样化与价值链生产长度的缩短可以改善价值链嵌入对出口韧性的不利影响。另一方面，在韧性的测量上，本文将出口韧性进一步分为风险抵御期与出口恢复期，并将企业在抵御与恢复期之前存在的出口额变动趋势纳入计算中。相比较之下，该做法不仅与“出口韧性”的内涵更加贴合，还能在一定程度上去除企业出口额的潜在变动趋势对结果偏误造成的不利影响。（2）现实意义，随着新型冠疫情的蔓延以及我国价值链嵌入程度的不断深入，我国制造企业的出口将面临新的局面与风险。本文基于微观企业视角，考察了全球价值链嵌入对我国制造企业出口韧性的作用结果，并依据具体效应提出对应的政策建议，为后疫情时代布局我国制造业发展及提升其出口韧性的路径探索提供理论和经验参考。二、理论模型本文参照Melitz（2003）和Giovanni et al.（2014）的方法，基于异质性企业理论，先将海外看成一个统一的市场，融入价值链分工下的“长鞭效应”，构建外需冲击下全球价值链嵌入程度影响企业出口韧性的多产品异质性企业模型，假定海外消费者服从CES效用函数，即Ut=i=1nw1itq 1it 1（1）其中，n表示海外市场可获得的产品集合，wit表示海外市场对产品i的需求冲击参数，为产品间的替代弹性且 1，q表示海外市场对产品i的消费数量，根据Melitz（2003）可计算出式（1）对应的消费数量为37全球价值链嵌入与企业出口韧性qit=witQp()itP1 it（2）其中，Q表示预算约束，P表示海外市场价格指数。在异质性企业框架下，国内各企业的生产率不同，但造成生产率不同的只来自于劳动力的差异，即假设只存在劳动力一种生产要素，不存在技术等其他要素，所以出口成本表示为C=qitititit（3）其中，为企业出口的冰山成本即运输成本，为企业生产一单位产品需要对应的劳动力，为投入一单位劳动力时消耗的成本。此时，企业的利润为=pitqit C=witQp()itP1 itpit witQp()itP1 itititit（4）在企业利润最大化的条件下，企业出口的市场均衡价格为pit=1ititit（5）将式（5）带入式（2）可得出消费数量为qit=witQ()1ititit P1 it（6）此时企业的出口额为EXit=pitqit=()1ititit witQ()1ititit P1 it=witQP1 it()1ititit1 （7）对式（7）进行求导，得EXitwit=QP1 it()1ititit1 0（8）上式表示企业的出口额与外部需求呈正比，当需求上升时，企业的出口额也随着上升。根据Giovanni and Levchenko（2010）、吕越等（2020）的研究，在金融危机的外部冲击下，由于价值链分工下“长鞭效应”的存在，外部冲击对最终品需求的减少会通过价值链传递且传递过程存在放大效应，即随着价值链嵌入程度越深，其受到的外部需求冲击也会更大，两者的关系式为witgvcit0（姜帅帅、刘慧，2021）。综合两者关系，同时为分析方便，我们假定wit=vgvcit，借鉴张兴龙（2019）的方法，假设v为价值链嵌入带来的需求放大系数（v 0），将其带入式（7）可得EXit=vgvcitQP1 it()1ititit1 （9）对价值链嵌入程度求导可得382023年第8期EXitgvcit=vQP1 it()1ititit1 0（10）式（10）表明在面临外部需求冲击时，价值链嵌入程度越深的企业接受到的信息扭曲程度越大，受到的需求变动冲击也越大，导致企业出口额的下降幅度也越大。基于此，提出假说一：全球价值链嵌入程度越高的企业，在面临外部冲击时受到的需求变动也越大，导致企业的出口下降幅度变大，企业的出口韧性也表现得更差。接着，式（8）中Pit为海外市场价格指数，其表达式为Pit=()i nwitp1 it11 （11）其中，n表示海外市场可获得的产品种类。参考 Juvenal and Monteiro（2013）、佟家栋、洪倩霖（2018）的模型设定，该模型认为外部需求冲击都因国家而异，因此假设冲击在各个国家之间具有相同且独立的分布。由于本文假定海外为统一市场，所以本文假定冲击和价格在各个产品之间具有相同且独立的分布，即wit服从-w分布，pit服从-p分布且均非负，所以表达式可以写为Pit=()nwitp1 it11 （12）结合式（10）、（12）可得到EXitgvcit=Qngvcitp1 it()1ititit1 0（13）此时考虑个体的创新能力，借鉴蒋玉洁、曹景林（2020）的方法，设定n为海外市场可获得的产品种类，为创新能力，rd为研发投入，则n=rd，表明产品种类与创新能力呈正相关。而价值链嵌入不仅可以从出口方面倒逼企业提升创新能力，还可以从进口方面通过高质量中间品的进口提升企业的创新能力（王玉燕等，2014）。结合上述创新能力与产品种类的关系，假定价值链嵌入与产品种类的关系式为gvc=n ard(a 0)。将价值链嵌入与产品种类的关系带入式（13），并对n进行二阶求导可得2EXitgvcitn=2n3ardQwitp1 it()1ititit1 0），此时的出口额为39全球价值链嵌入与企业出口韧性EXit=vgvcitQ()PLit1 ()1ititit1 （15）在引入价值链生产长度时，其中也会包含价值链嵌入的相关信息，所以也需要考虑两者的关系。吕延方、崔兴华（2020）在构建全球价值链系统中指出，全球价值链嵌入情况包括价值链的总生产长度且两者为正向关系，价值链生产长度越长，价值链嵌入情况越深。为分析方便，假设二者关系为gvcit=bPLit(b 0)，gvcitPLit 0，在考虑两者关系的基础上，对价值链嵌入进行二阶求导可得2EXitgvcit2=()1 vQgvc2 it()b()1ititit1 0（16）结合价值链长度与价值链嵌入的关系，根据链式求导法则可得2EXitgvcitPLit=2EXitgvcit2gvcitPLit 0（17）式（17）表明企业在受到外部冲击后，随着价值链中生产长度的延长，会进一步加强价值链嵌入对企业出口韧性的削弱性作用。基于此，提出假说三：在外部冲击下，随着价值链生产长度的延长，价值链中环节数量的增加，贸易成本和“断链”风险也会急剧上升，使得嵌入价值链中的企业面临的出口不确定性因素也随之增加，并最终加深全球价值链嵌入对制造企业出口韧性的削弱作用。三、变量选取与数据说明（一）变量选取1.被解释变量-出口韧性（rescit）结合韧性的定义，企业抵御危机和从危机中恢复的能力，以及贺灿飞、陈韬（2019）的方法，以出口增长率偏离度来衡量韧性，即当期出口增长率较上一阶段出口变动趋势之差。图1可以看出我国贸易出口额大致分为三个阶段，20002008年为逐年上升阶段，20082009年为大幅下降阶段，20092013 年为缓慢回升阶段，由此参考贺灿飞等（2019）将 20082009 年定义为抵御风险期，20102013年为恢复期。同时，以金融危机前的七年出口增长率的平均值为危机前的变化趋势；以20082009年的出口增长率平均值为恢复期前的变化趋势。对于抵抗风险的能力，应理解为在企业受到危机冲击后出口大幅下降时期，企业出口增长率相较于危机前出口趋势变动的大小，据此，本文以抵御期的增长率与抵御期前的变化趋势之差来衡量企业抵御危机的能力。对于从危机中恢复的能力，应理解为在经历大幅下降后企业出口开始逐步恢复时期，企业出口增长率相较于下降时期出口趋势变动的大小，据此，本文以20102013年的增长率与恢复期前的变化趋势之差来衡量企业从危机中恢复的能力。值得注意的是，上述的韧性刻画虽进行分阶段测算，但其指标的含义是一致的，皆为在危机冲击下与企业原来增长趋势的偏离度。该指标既包含正值也包含负值，负值越大表明出口额下降幅度越小，正值越大表明出口增长幅度越大，402023年第8期所以两个阶段的指标在纵向比较中对于韧性的定义是一致的，即指标越大，企业的出口韧性越强。基于上述分析，参照陈安平（2022）文章中的稳健性检验方法，不区分阶段，以金融危机20082013年间的出口增长率偏离度作为企业出口韧性的综合指标进行模型检验。此外，考虑到出口韧性是对在遭受外需冲击后出口额大幅下降的背景下的抵御与恢复能力的考察，同时，我国的贸易趋势也表明在危机期间会出现出口大幅下降的区间，所以对于20082013年间每年增长率皆大于0的企业，即出口持续增长的企业定义为异常值，进行剔除。图120002013年中国贸易出口额2.核心解释变量-全球价值链嵌入程度（GVCcit）全球价值链嵌入程度（GVCcit）：该指标借鉴吕越、邓利静（2020）的方法来衡量企业价值链嵌入程度，数值在01之间，数值越大表明该行业在价值链中嵌入程度越深，受“长鞭效应”的影响越大。3.控制变量。（1）企业融资约束（fcct），参照张璇等（2019）的方法，采用SA指数并取其绝对值来衡量，|SA=|0.043ln size2 0.04age 0.737ln size，该值越小即表明面临的约束越小。若企业面临的融资约束越小，那么企业在面临危机时可以通过融资等方式进行自我调整，降低外需冲击带来的出口波动，企业的出口韧性也会表现得更好。（2）企业产出（ln putct），采用企业工业总产值的对数衡量。产出越大的企业表明企业在发展过程中一直保持较高水平的生产，具备的工业基础较好，那么从危机中恢复的弹性也会越大，韧性也会越好。（3）企业规模（ln sizect），采用企业的资产规模对数衡量。根据以往的经验来看，规模越大的企业在战略选择方面更具有主动性，管理者能够动态地为市场机会或企业需求分配资源，所以规模越大的企业，其具备的风险抵御能力与自我调节恢复能力也会越强。（4）企业存续时间（ln agect），以企业成立年份与今年年份之差的对数来衡量。一般随着企业存续时间延长，企业的竞争优势明显，管理者对项目以及生产具备丰富的经验，且企业的存续时间越长，即企业应对危机的经验以及能力越强，那么在危机来临时，可以更快地调整企业出口并制定后续的恢复政策，出口韧性也会表现得更好。（5）企业利润水平（profitct），参考彭书舟、张胄（2022）的做法，采用企业营业利润与销售额之比来衡量。企业利润水平越高可以在一定程度上说明企业在市场中具备相应的竞争力，而越具竞争力的企业在危机下往往具备更高的抵御风险能力与恢复能力，韧性越强。同时，为了剔除异常值对结果的影响，本文在1%水平上对连续变量进行缩尾处理。41全球价值链嵌入与企业出口韧性表1描述性统计变量resGVCln ageln sizeln putprofitfc含义企业出口韧性全球价值链嵌入程度企业存续时间企业规模企业产出企业利润水平企业融资约束样本量7764776477607764646864647760均值-0.2790.2372.81411.77512.0430.0342.748标准差1.9930.2300.2771.3751.3350.0790.440最小值-19.65901.7929.0939.788-0.2661.003最大值4.6420.9984.02515.86916.0770.2983.258（二）数据说明本文实证部分数据主要来自以下数据库。（1）中国工业企业数据库与中国海关数据库的匹配数据。选取金融危机期间20082013年制造行业的样本数据，从而获得涵盖企业特征和企业出口额的数据。（2）UIBE GVC Index数据库，利用该数据库中获取各行业的全球价值链生产长度。（3）UNComtrade数据库，利用该数据库中出口产品的海关编码进行匹配，进而得到各行业的出口产品多样化程度。（4）世界投入产出数据库(WIOD)，计算各行业制造业投入服务化指标。（5）WTO关税数据库，利用该数据库计算各行业平均进口税率。本文选取制造业C5C22的数据，对于工企、海关和WIOD的代码合并参考蔡礼辉等（2020）的做法，以WOID代码作为划分依据，对应代码如下：表2WIOD中制造业细分行业代码及名称WIOD代码C5C6C7C8C9C10C11C12C13C14C15C16C17C18C19C20C21C22ISIC.4代码C10C12C13C15C16C17C18C19C20C21C22C23C24C25C26C27C28C29C30C31_C32ISIC.4行业名称食品、饮料和烟草制品的制造纺织品、服装、皮革和相关产品的制造木材、木材制品及软木制品的制造(家具除外）、草编制品及编织材料物品的制造纸和纸制品的制造记录媒介物的印制及复制焦炭和精炼石油产品的制造化学品及化学制品的制造基本医药产品和医药制剂的制造橡胶和塑料制品的制造其他非金属矿物制品的制造基本金属的制造金属制品的制造，但机械设备除外计算机、电子产品和光学产品的制造电力设备的制造未另分类的机械和设备的制造汽车、挂车和半挂车的制造其他运输设备的制造家具的制造、其他制造业422023年第8期四、计量模型与实证结果（一）计量模型设定本文采用面板固定效应检验全球价值链嵌入与企业出口韧性的关系，构建基准模型：rescit=0+1GVCcit+2Controlct+c+t+cit（18）式（18）中，下标c为企业，i为制造业的子行业，t为时期。rescit代表i行业c企业在t时期的出口韧性；GVCcit为i行业c企业在t时期的价值链嵌入程度；Controlct为控制变量，c与t分别代表企业与时间固定效应。（二）基准回归结果表3列（1）为仅加入核心解释变量和个体固定的结果，式（2）（4）在此基础上分别加入时间固定、控制变量。回归结果显示价值链嵌入的系数皆显著为负，即表明企业嵌入全球价值链程度越深，企业在外部冲击下的出口下降幅度会越大，出口韧性也表现得更差，这与假说一的结论一致。表3基准回归GVCln ageprofitln putfcln size_cons时间固定个体固定调整后R2样本数（1）-1.187*（-4.076）0.001（0.020）否是0.1817764（2）-0.533*（-1.761）-0.153*（-2.049）是是0.2547764（3）-0.655*（-1.917）2.756*（12.295）0.093（0.170）0.223*（2.973）-3.416*（-4.684）-0.793*（-4.015）8.047*（1.964）否是0.2476462（4）-0.687*（-1.976）0.942*（3.685）0.467（0.861）0.034（0.459）-2.945*（-4.170）-0.709*（-3.725）13.133*（3.327）是是0.2716462注：括号中的t统计量，*p 0.1,*p 0.05,*p 0.01。（三）稳健性检验1.引入行业层面控制变量：制造业服务化、行业平均进口关税和行业规模（1）随着制造业服务化的提出，制造企业越来越认识到服务化在制造业转型升级过程中的重要性，制造业服务化已经成为一种世界性趋势。它会通过技术创新、规模经济、差异化竞争等机制推动全球价值链的嵌入（杜新建，2019；窦大鹏、匡增杰，2022），而价值链嵌入程度越高会加深对企业出口韧性的削弱作用。所以本文加入制造业服务化（serit）作为行业控制变量，并以完全消耗系数来指代。43全球价值链嵌入与企业出口韧性（2）在危机与外部需求变动的冲击下，企业的首要表现就是出口额的急剧下降，随着危机的传导，各国经济经历动荡与不稳定，所以在危机期间，关税成为重要的贸易保护手段。通过保护关税或设置关税壁垒等手段，一方面促进本国对外贸易增长，另一方面保护本国产业的利益。在2008年国际金融危机后全球平均关税有效保护率出现上升（宋旭光、张丽霞，2019），所以本文加入行业平均进口关税（TCit）作为行业控制变量。具体做法为：先通过WTO获得HS6位编码的关税税率，再利用HS6位码与细分行业进行匹配，最后通过简单平均得到行业的平均进口关税（刘啟仁、黄建忠，2016；唐宜红、张鹏杨，2020）。（3）规模越大的行业往往资金实力越强，在面临危机时抵御风险能力越强，韧性也会表现得越好，所以本文加入行业规模（ln scaleit）作为行业控制变量。该指标是借鉴许明、卿陶（2022）的方法，采用各细分行业工业总产值的对数衡量行业规模，指标数据来源于WIOD Socio Economic Accounts。2.控制政策效应考虑到国家或政府的政策会影响微观企业的出口变动，例如出口退税、出口补贴以及出口信贷等政策可以改善企业出口从而增强企业抵御风险的能力，且各种政策可能在省级层面进行统一，同时政策是会随时间而调整的，所以参考蔡宏波等（2021）和邱楚芝、赵锦瑜（2022）的方法，加入时间与省份的交互固定项。3.缩短时间窗口2013年我国提出“一带一路”倡议，该倡议给我国外贸带来了新的局面，也对企业的出口产生了新的影响，为了排除该政策带来的影响，本文参考孙传旺等（2019）的方式，截取20082012年的子样本进行回归。从表4可以看出，核心解释变量显著为负的结果始终没有发生变化，这也同时说明假说一所提出的结论是稳健的。表4稳健性结果GVCserTCln scale_cons控制变量时间固定个体固定政策控制调整后R2样本数（1）-0.691*（-1.987）-2.011*（-1.813）14.301*（3.586）是是是否0.2716462（2）-0.693*（-1.991）-3.484*（-2.559）0.045（1.201）0.462*（2.824）6.946（1.532）是是是否0.2726462（3）-0.855*（-2.418）-2.549*（-1.905）0.044（1.302）0.387*（2.590）5.269（1.236）是是是是0.2956457（4）-0.958*（-2.302）-3.793*（-2.274）0.062*（2.027）0.669*（4.112）1.378（0.267）是是是是0.3525165注：括号中的t统计量，*p 0.1,*p 0.05,*p 0.01。442023年第8期（四）内生性检验本文探究的关系是价值链嵌入对企业出口韧性的削弱作用，但这两者可能存在逆向因果关系。为了克服模型的内生性问题，本文借鉴吕越、邓利静（2020）的方式，构建同行业其他企业价值链嵌入程度的均值作为工具变量。一方面，由于行业内企业的相似性，企业与同行业其他企业的价值链嵌入水平具有密切关联，满足工具变量的相关性假定；另一方面，个体微观企业的价值链嵌入程度又不会影响同行业其他企业情况，满足工具变量的外生性假定。表5为加入工具变量的两阶段结果，其中列（1）（2）为基准模型的内生性检验结果，列（3）（4）在前两列的基础上加入了行业控制变量。其中，第一阶段结果显示工具变量的系数均显著正相关，说明选取的工具变量与全球价值链嵌入程度是存在显著相关性的；根据以往的检验规则，若第一阶段的回归结果中F统计量大于10，我们就可以认为不存在弱工具变量问题，本文回归结果中F统计显著大于常规临界值10，因此该工具变量对内生变量具有较强的解释力。第二阶段结果显示核心解释变量依旧显著为负，不难看出，内生性问题得以解决后，结果依然保持了相当的稳健性。同时，Kleibergen-Paap rk LM统计量的p值均为0，表明显著拒绝不可识别检验。上述各项检验均表明选用的工具变量是有效的。表5内生性检验GVC_indsGVCserTCln scale_cons控制变量样本数识别不足检验弱识别检验第1阶段0.584*（18.901）0.125（0.720）是6462357.230（0.000）第2阶段-1.779*（-3.006）-3.657*（-1.804）是6462328.509（0.000）第1阶段0.581*（18.478）-0.037*（-4.406）-0.001（-1.143）-0.006（-1.474）0.207（1.148）是6462341.435（0.000）第2阶段-1.964*（-3.208）-0.169*（-1.899）-0.006（-0.609）0.120*（3.892）-5.121*（-2.424）是6462309.801（0.000）注：括号中的t统计量，*p 0.1,*p 0.05,*p 0.01。五、进一步的讨论（一）机制检验1.出口多样化当面对外部需求的冲击时，全球价值链嵌入会削弱企业的出口韧性，但当海外市场可获得的出45全球价值链嵌入与企业出口韧性口种类增加时，外部需求冲击带来的不利影响也随之被减弱。为了检验假说二，本文采用调节效应进行验证。参照涂远芬（2018）的方法，采用加总法来衡量出口产品种类的多样性。首先，由于在商品贸易过程中，HS的6位数编码是细分程度最高的标准，且本文数据时间跨度在20082013年间，所以本文采用HS2007版本6位数海关编码。其次，由于美国在上述期间一直是我国的最大出口国，所以选择20082013年间我国对美国出口HS2007版本6位数海关编码的所有产品。最后，由于本文的样本数据是对应制造行业，所以将所有出口产品的海关编码与制造业的出口产品种类进行匹配，从而获得制造业细分行业的出口产品种类，以行业出口的种类衡量出口多样化程度，数值越大即表示多样化程度越高。基于此，用diversityit表示各行业各期的出口多样化程度，同时加入企业与时间固定以及价值链嵌入与出口多样化的交乘项，通过该模型来验证假说二。rescit=0+1GVCcit+2diverit+3GVCcit*diverit+4Controlct+c+t+cit（19）2.价值链生产长度在外部冲击下，随着价值链生产长度的延长，关税的放大作用使得企业的贸易成本与最终产品价格上升，同时随着生产长度的延长，生产环节越多，也越将提升出口企业的“断链”风险，从而进一步削弱企业的出口韧性。本文构建价值链生产长度（PLit）与全球价值链嵌入的交乘项来验证假说三。与此同时，价值链生产长度又分为前向与后向生产链长度，前向表明增加值被计入生产总值的次数，次数越多即离上游越近，后向表明中间投入的环节，环节越多说明离下游越近。但无论是前向还是后向，随着生产长度的延长，贸易成本与“断链”风险都会增加，所以本文以前向与后向之和来刻画价值链生产长度（PLit）这一指标。由此在基准模型基础上加入价值链生产长度及与价值链嵌入程度的交互项。rescit=0+1GVCcit+2PLit+3GVCcit*PLit+4Controlct+c+t+cit（20）为进一步验证上述调节效应的准确性，借鉴蒋晟、贺灿飞（2022）使用的方法，加入上文部分所述的工具变量对机制检验结果进行验证。表6机制检验回归结果GVCdiversitydive*GVCPLPL*GVC控制变量时间固定个体固定-10.530*（-3.126）-0.005*（-3.910）0.016*（2.795）是是是-12.133*（-3.484）-0.005*（-3.993）0.019*（3.087）是是是-10.344*（-1.936）0.571*（2.549）-3.573*（-3.055）是是是-12.419*（-2.163）0.677*（3.007）-3.532*（-2.896）是是是（1）（2）（3）（4）462023年第8期政策控制样本数识别不足检验弱识别检验否646253.924（0.000）41.804（0.000）是645753.600（0.000）40.984（0.000）否646213.885（0.000）11.251（0.001）是645713.029（0.000）10.515（0.001）（1）（2）（3）（4）注：括号中的t统计量，*p 0.1,*p 0.05,*p 0.01。表6为上述机制的回归结果，其中列（1）（2）是对式（19）进行回归，列（3）（4）对式（20）进行回归。列（1）与（3）为加入核心解释变量、交互项、控制变量的结果，列（2）与（4）在前列基础上加入政策控制效应。回归结果显示核心解释变量的系数都是显著为负，验证了假说一的结论。同时，出口多样化与全球价值链嵌入程度的交乘项也都显著为正、价值链生产长度与全球价值链嵌入程度的交乘项显著为负，即表明出口产品多样化可以有效缓解价值链嵌入对企业出口韧性的不利影响，而价值生产长度越长会越发深化价值链嵌入的不利影响，验证了假说二与假说三的结论。此外，在识别不足检验中，Kleibergen-Paap rk LM统计量的p值均为0，即表明显著拒绝不可识别检验；同时，根据以往的检验规则，如果第一阶段的回归结果中F统计量大于10，我们就可以认为不存在弱工具变量问题，本文回归结果中F统计显著大于常规的临界值10，因此该工具变量对内生变量具有较强的解释力。（二）企业异质性检验考虑到企业异质性特征有可能使价值链嵌入对企业出口韧性的影响发生改变，为此以企业规模和所有权类型进行分组检验，探讨价值链嵌入程度对不同企业的异质性影响。在企业规模的异质性方面，本文参考姜帅帅、刘慧（2021）的方法，按照企业资产规模对数的均值进行分类，将其分为大规模和小规模企业。回归结果显示大规模企业的核心解释变量显著为负，而小规模企业系数却不显著。这说明价值链嵌入会削弱大规模企业的出口韧性，这是因为相较于小规模企业而言，大规模企业的经济实力较强、出口程度更高，其价值链嵌入程度较高，因而价值链嵌入对该类企业的影响更加明显，所以当面临外部冲击时，其出口韧性受到的削弱作用更加显著。在企业所有制的异质性方面，本文对国有企业与非国有企业分别进行分组回归，可以看到非国有企业系数显著为负，而国有企业系数并不显著，即说明价值链嵌入会削弱非国有企业的出口韧性，但对国有企业作用不明显。这是因为相较于非国有企业而言，国有企业的发展与策略更多的是地方政府甚至是上级政府共同影响的结果，所以价值链嵌入带来的作用有限导致结果并不显著。表7企业规模与所有权异质性回归结果GVC_cons-0.309（-0.694）20.707*（2.022）-1.498*（-2.326）-18.868（-1.175）-2.008（-0.933）40.520（0.885）-0.716*（-2.008）2.959（0.684）（1）小规模企业（2）大规模企业（3）国有企业（4）非国有企业（续表）47全球价值链嵌入与企业出口韧性控制变量时间固定个体固定政策控制调整后R2样本数是是是是0.2913456是是是是0.3392838是是是是0.524307是是是是0.2916123（1）小规模企业（2）大规模企业（3）国有企业（4）非国有企业注：括号中的t统计量，*p 0.1,*p 0.05,*p 0.01。（三）地区异质性检验从地区来看，中国地域辽阔，区域经济呈现出明显的多元特征，尤其是东、中、西部地区存在着明显的经济发展水平差距，这会导致企业嵌入价值链对其出口韧性产生不同影响。因此，本文根据全国人大六届四次会议提出的划分标准，选取北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、辽宁、山东、广东、福建以及海南十一个省（直辖市）作为东部地区，其余省份（直辖市）作为中西部地区，在此基础上进行分地区回归。通过分样本回归发现价值链嵌入对出口韧性的削弱作用存在异质性。列（1）与（3）为基准模型的区域异质性结果，列（2）与（4）在前列基础上加入了行业控制变量、政策控制以及缩短时间窗口。回归结果显示，在东部地区，企业嵌入价值链显著削弱了该类企业的出口韧性，而中西部地区的企业并未出现这种明显的抑制效果。直观来看，东部地区港口城市较多，交通便利，