沈国兵 沈彬朝 ｜ 营商环境与企业中间品进口多元化：来自中国的证据
摘 要
<<
在中间品贸易模型中引入制度性摩擦，文章从理论上揭示出营商环境对企业中间品进口多元化的影响，并使用匹配的微观企业数据进行研究发现：（1）改善营商环境能显著地促进中国企业中间品进口多元化，表现为进口来源地多元化和相对进口份额的分散化。（2）改善营商环境对高技术行业企业、非国有企业、出口企业等中间品进口多元化的促进作用要分别比低技术行业企业、国有企业、非出口企业更强。（3）改善营商环境通过提高企业社会信用水平、改善融资约束条件和扩大企业生产规模，促进了企业中间品进口多元化。（4）无论是改善省份知识产权保护，还是改善对生产者合法权益保护，都对企业中间品进口多元化产生显著的促进作用。据此，构建一流的营商环境，加强知识产权保护，营造良好的社会信用机制，优化企业融资约束，有利于提高企业分散进口供应链风险的能力。
作者简介
<<
沈国兵，复旦大学世界经济研究所研究员、经济学院教授；沈彬朝，复旦大学经济学院博士生
本文载于《社会科学》2022年第10期
目 次
一、理论模型
二、模型构建及变量数据说明
三、经验结果分析
引 言
自加入世界贸易组织（WTO）以来，中国与全球生产体系的融合促进了对外贸易和整体经济跨越式发展。作为“世界工厂”的中国制造业，伴随着国内外市场扩大，其生产规模也不断扩大。这其中，中间品进口成为中国企业参与国际分工、融入全球产业链供应链的重要组成部分。根据联合国商品贸易数据库（UN Comtrade）统计，2020年中国进口中间品达1.57万亿美元，占当年中国商品总进口的75.87%，占当年全球中间品进口的16.25%。庞大的中间品进口为国内国际双循环畅通运行提供了要素支持，但国际贸易摩擦加剧叠加新冠肺炎疫情全球蔓延给世界产业链供应链带来的破坏和撕裂，导致中国进口供应链风险上升。宏观层面上，中间品进口多元化可以通过外交、贸易协定等途径实现。但微观层面上，实现与更多海外供应商建立合约联系的主体是本土的生产企业，它们需要面对更加复杂的合约问题。若在合约不完备情况下拓展进口来源地，很可能导致企业难以应对海外供应商的套牢（hold-up）问题，导致出现海外供应商违约、本土企业利益受损的情形。在这些情况下，本土企业便没有足够动机去主动扩展其海外供应商关系。这类问题的根源是营商制度不完备导致的交易成本问题，交易成本的存在导致一些本可以发生的本土企业与海外供应商的交换关系无法建立。
据此，营商环境成为影响中国企业拓展中间品进口多元化的一个重要因素，因为中国企业在拓展海外供应商关系时需要依靠本土营商环境对其合约利益进行保护。随着高质量发展成为新发展格局下中国经济发展的目标，中国已愈发重视营商环境建设问题。2021年3月，《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》提出“构建一流营商环境”“健全知识产权保护运用体制”“促进进口来源多元化”。那么，改善营商环境能否推动中国企业中间品进口多元化呢？
就现有文献来看，与本文相关的研究主要有三支：
第一，有关中间品进口多元化研究。企业中间品进口多元化包括中间品进口来源地多元化和中间品进口种类多样化。一方面，由于单个海外供应商的生产存在不确定性，为了稳定总成本，避免总利润波动，进口方会同时与多个出口方建立贸易关系。另一方面，从更多海外来源地购买更多种类的中间品，可以帮助企业获得成本更低的中间品投入组合，提高企业生产效率。其他动机还包括进口企业对高质量中间品的搜寻、规避进口企业自身的风险。此外，文献探究了中间品进口多元化产生的影响。进口多元化有效缓解了2020年新冠肺炎疫情对供应链的负向冲击。企业进口中间品的来源地多元化、产品种类多元化均能促进企业的出口绩效。
第二，有关营商环境对国际贸易影响研究。营商环境（通常体现为合约履行水平）是影响经济长期增长的基础性因素，自然会对国际贸易产生影响。国家间公民较低的相对信任程度会导致双边贸易显著下降。营商制度不完善对国际贸易的抑制作用与关税相当，且制度因素导致贸易在高收入、资本丰富的国家之间变得更加活跃。基于此，通过不完全合约将营商制度因素引入贸易模型，可以揭示出制度摩擦产生部门间比较优势，进而影响国家福利。不过，尚未有文献关注营商环境对企业中间品进口多元化的影响。本文拟探究营商环境与企业中间品进口多元化之间联系，将制度摩擦视为一种贸易成本引入企业理论框架，对这方面研究做出了补充。
第三，有关营商环境的供应商合约理论研究。基于对东欧国家企业问卷的实证发现，由于营商制度不完善，企业不得不通过重复合约博弈来避免供应商违约，因而即使有其他出价更优惠的潜在供应商存在，企业也不愿建立新的供应关系；而企业对法庭执法效率的主观评价提高，可以激励其拓展新的供应商。企业和供应商之间主观的沟通成本、合约关系的沉没成本等降低，可以显著增加供应商的数量。相比之下，本文：一是拓展至跨国的供应关系，在国际贸易情景下探究营商制度性交易摩擦对供应商多元化的影响；二是构建了分析企业供应商决策的理论模型，揭示出营商环境产生影响的微观机制；三是使用中国工业企业面板数据，从多个维度测算出营商环境和中间品进口多元化指标，使得实证分析更加稳健。
与现有文献相比，本文边际贡献在于：第一，揭示出营商环境与企业中间品进口多元化之间的理论机制。基于企业中间品进口模型，本文引入的制度性交易成本，揭示出改善营商环境可以带来更大的合约保障，激励企业与更多海外供应商建立联系，促进企业中间品进口多元化。第二，与文献着重于企业出口多元化不同，本文着眼于企业中间品进口多元化的拓展，率先考察了制度性交易摩擦与合约问题对中国企业拓展中间品进口多元化的影响。第三，使用中国工业企业和海关数据库相匹配的数据，测算出中间品进口多元化和营商环境指标，实证回归发现：（1）改善营商环境对中国企业中间品进口多元化有着显著的促进作用，并且在使用工具变量排除内生性问题后这一结论依然成立。（2）改善营商环境对中间品进口多元化的作用在企业间存在较大差异，并且通过提升社会信用、放松融资约束和扩大生产规模等渠道促进了企业中间品进口多元化。第四，已有文献强调企业多供应商策略对全球供应链安全的重要性，但如何通过具体政策实现这一目标仍有待解决，本文揭示出企业拓展海外供应商关系的关键所在：改善营商环境来保障企业合约利益，提升企业拓展更多的海外供应商，进而促进中间品进口多元化的同时增强了供应链韧性。这为中国加快建设高标准市场体系、构建一流营商环境和推进进口供应链多元化韧性等提供了理论支撑。
一、理论模型
基于企业中间品进口模型，本文引入制度性交易成本，认为营商环境优化通过强化跨境贸易的法律保障，从而激励企业与更多海外供应商建立联系，促进企业中间品进口多元化。
（一）消费者
假设一个多国模型，国家用 j 表示。经济中存在三类主体：消费者、最终品生产商和中间品生产商。每个国家内存在一个典型的代表性消费者，其效用Uj 为不变替代弹性（CES）形式：
其中，ω 代表某一类异质性最终产品，Ωj 是在j 国销售的最终品的集合，qj (ω) 为j 国内最终品 ω 的总消费量，σ ＞ 1 表示替代弹性。消费者为价格接受者，求解代表性消费者的最优化问题，可得最终品的需求函数为：
其中，pj(ω) 为最终品 ω 的价格，Ej 为j 国消费者的总支出
表示消费价格指数。
（二）最终品生产商
沿用文献中的假定：最终品仅在本土生产而不参与国际贸易，而中间品可通过本土生产或从国际进口获得。这里，我们聚焦于一国（以下称“本国”）内的最终品生产商。每个企业生产一种异质性的最终品 ω，在生产前，企业从一个随机分布G(φ) 中获得一个生产率 φ 。每一类最终品 ω 的生产要素为一系列中间品v ，v∈(0, 1)。最终品生产商的生产函数为CES形式：
其中，x(v) 为企业使用中间品v 的数量，ρ＞1表示中间品之间的替代弹性。为了简化，这里省略了最终品企业下标。假定存在一组等可能的随机状态 χ∈(0, 1)，并将v∈(0, 1)视作为一组阿罗证券形式的中间品供应合约，即持有一单位v 带来的随机收益
则最优化替代弹性为ρ 的CES效用类同于最优化相对风险规避系数（CRRA）为
的CRRA的期望效用。也即
和
产生的中间品需求曲线是一致的。由此，式（3）体现了中国企业进口中间品时进行多元化的两类动机：多样化要素组合和分散风险。
令 z(v) 表示最终品企业购买中间品付出的价格，则最终品企业的边际成本c 可用中间品的CES价格指数表示为：
（三）中间品生产商
对于一家本国生产率为 φ 的最终品企业，它需要的每一类中间品v 可以来自本国或外国，且不同国家生产的同种中间品v 是完全竞争的。假设国家j（包括本国）存在一个代表性的中间品生产商，其生产中间品v 的边际成本为aj(v)wj ，其中wj 为工资水平，aj(v) 为生产一单位v 所需的劳动。不同国家生产同一种中间品v 的成本存在差异，而同一个国家生产不同种中间品v 的成本也存在差异。为了刻画这种生产率特征，假定对于国家j，其生产中间品v 的生产率
服从Fréchet分布：
其中，Tj ＞0体现了j国生产中间品的绝对优势。Tj 越大，则j 国生产每一类中间品的生产率就越高。a 为生产中间品投入的劳动，a＞0。θ ＞1体现了同一国家生产不同中间品v 的生产率离散水平。θ 越小，则离散程度越大，因而不同国家间产生比较优势的空间就越大。
（四）营商环境与交易成本
位于本国的最终品企业，若从j 国购买中间品，需要付出fj 单位的固定成本。此外，企业从j 国购买中间品的每一笔交易需要损失
比率的中间品作为交易成本。贸易成本 λj 的表达式为：
其中，τj 是文献中的冰山贸易成本。若j 为本国，τj =1；若j 为外国，则τj ＞1。r 是最终品生产商收到的所有中间品中，符合生产要求的中间品所占的比重，有0＜r ＜1。由于最终品的生产需要多种中间品共同组合，因而只有可兼容（compatible）的产品才可用于实际生产，不兼容的产品对最终品企业而言没有价值。
最终品企业所在地的营商环境对司法力度起着关键作用。令 0 ＜δ ＜1，δ 表示最终品企业收到符合要求的中间品概率。若中间品不符合生产要求，则最终品企业可向法庭申诉，其胜诉概率为
这里
无论输赢，最终品生产商都需要付出中间品价值中 ψ 比率的时间成本，0＜ψ＜1。据此，最终品生产商收到的中间品中符合要求的比率 r 可表示为：
在这里，我们以 r 代表制度指数，r 数值越高意味着企业收到的中间品越合规，其制度性交易成本越低。最终品企业寻求法律保护的前提是
即寻求司法保护的期望收益大于司法成本。假定营商环境越高，司法提供保护的成功概率越大，有
同时，作为对中间品厂商违约的威慑，最终品企业收到符合要求的中间品概率随着司法力度提升而增加，有
图 1 展示了上述营商环境与企业中间品进口合约的具体流程。
据此，制度指数r 和贸易成本λj 可表示为营商环境H 的函数：r (H) 和λj(H) ，进而得到：
依据式（8）、式（9），营商环境H 的质量水平越高，则企业购买中间品的贸易成本将越小。值得一提的是，本文模型中的“法庭”不只代表司法机构，还可以代表其他对企业行为起到实际约束作用的社会营商环境，如信誉等。
（五）企业进口决策
首先，在第二阶段，给定进口来源地集合J ，本国最终品企业可以从其中的国家j∈J 购买中间品v 的价格为zj (v) ：
将式（10）代入式（5），可得zj (v)的分布为：
由于不同国家生产的同种中间品是完全竞争的，因而本国最终品企业只从价格最低的进口来源地购买中间品，最终品企业实际购买中间品v 的价格 z(v) 为
最终品企业的边际成本c 是关于z(v) 的 CES 价格指数的期望：
其中
Γ( · )表示gamma的函数。则企业生产决策可以通过利润最大化 π 来进行：
对p 求解最优化 π 的一阶条件，得到：
将式（14）代入式（13），给定企业在第二阶段来源地集合J，可获得的最大利润 π(J ) 为：
其次，在第一阶段，企业在预期到第二阶段的行为后选择最优的中间品来源地集合J 。对于任意一个k∈J ，通过式（15）可定义该来源地对总利润的边际影响
由式（16）可知，我们可将J 中的每个来源地按照MRk 由大到小排序，给中间品来源地k 编号：MR1＞ MR2 ＞…＞MRN 。N 国即为J 中对总利润边际贡献最小的国家。由于本国中间品享有更低的交易成本，我们假设本国为k =1，即所有最终品企业都至少使用一部分本国的中间品。
最后，考虑N ≥ 2 的情形，则最终品企业的中间品进口来源地数目为N－1，并且在最优条件下，最后一个进口来源地对总利润的边际贡献MRN 应为 0：
（六）营商环境对中间品进口多元化的影响
假定在初始均衡条件下，企业受到一个外生营商环境变化的冲击，将式（17）对营商环境求偏导，可得原本的最后一个中间品进口来源地的边际收益MRN发生的变化为：
设 定σ－θ－1＞ 0， 有
由于
有
据此，得出：
这表明改善营商环境能够提升企业的司法保护水平并降低制度性摩擦成本，从而增加了最后一个中间品进口来源地N的边际收益，使得 MRN ＞0。
由于营商环境H变化后公式（17）不再成立，此时最终品企业便有动机去寻找下一个边际收益更小的中间品进口来源地，从而使得中间品进口来源地多元化。同时，从式（18）可类推出，对于任意k∈J ，给定 σ－θ－1＞ 0，则有
图 2 展示了改善营商环境对每个中间品来源地边际收益 的影响，营商环境优化后中间品进口来源地数目从N－1增加至N'－1。据此，得到以下假说：
本文假说：改善营商环境会增加企业中间品进口来源地多元化。
二、模型构建及变量数据说明
（一）计量模型构建
根据上述理论假说，为了检验营商环境优化对企业中间品进口多元化的影响，我们构建出如下
计量模型：
其中，i 表示企业，ξ 表示省份，t 表示年份。DIViξt 为第t 年省份ξ 企业i 的中间品进口多元化水平；BEξt 表示省级层面的营商环境质量水平；Xiξt 为影响企业中间品进口多元化的控制变量向量，包括企业中间品进口规模、企业年龄、企业劳动力规模、企业资本密集度和企业出口哑变量。β 是控制变量向量系数，ηi 和ηt 分别表示企业固定效应和时间固定效应，εiξt 为随机误差项。
（二）变量说明与测度
1. 企业中间品进口多元化。我们采用多个维度来测算。第一，与理论模型相一致，我们使用企业 2000—2009 年当年进口中间品来源国数目DIV1it 衡量中间品进口来源地多元化水平。第二，除了进口来源国数目扩展之外，从不同来源地相对进口份额的分散化也可体现进口多元化水平。使用 1 减去企业从不同来源地进口中间品的赫芬达尔指数来测度：
其中j 为来源国，Jit 是第t 年企业i 进口中间品的来源国集合，Xijt 是第t 年企业i 从j 国中间品进口额，Xit 为第t 年企业i 的中间品进口额。第三，企业不只可以在来源地层面进行进口多元化，还可以在产品层面进行多样化配置。据此，使用企业当年进口中间品的“来源国-产品”组合数目DIV 3it ，以及
作为企业中间品进口多元化的另外两种测度。其中，v 表示 HS 六分位中间产品，Vijt 是第t 年企业i 从 j 国家进口的中间品种类集合，Xijvt 是第t 年企业i 从 j 国进口中间品v 的进口额。上述指标越大，均表示中国企业中间品进口多元化水平越高。
2. 营商环境（Business Environment）。从三个角度对企业所在地区的营商环境进行测度。第一，沿用樊纲等编制的 2000—2009 年中国各省份市场化指数作为营商环境的基准度量，记为BEξt 。该指标涵盖了政府与市场的关系、非国有经济发展、产品市场发育程度、要素市场发育程度、市场中介组织发育和法律营商环境等方面，是关于营商环境相对全面的测度。第二，知识产权保护力度，是体现一个地区营商制度发展水平的核心因素之一。据此，本文沿使用各省省委机关报纸当年刊登的有关知识产权保护的文章数目占当年文章总数的百分比来测算知识产权保护水平，作为营商环境质量的另一种测度，记为
第三，模型中营商环境质量影响司法机关对最终品厂商的法律保护，使得厂商和供应商之间合约履行水平上升。针对这一点，本文还使用“对生产者合法权益的保护”指标作为营商环境质量的第三种测度，记为
由于BEξt 是相对更加全面的指标，本文以此为基准测度，将另两类指标作为稳健性检验。
3. 其他控制变量。在回归中控制其他可能影响企业中间品进口多元化水平的控制变量：（1）企业中间品进口规模lnIMit 。中间品进口来源地和进口产品种类拓展还可能来自进口规模扩大。本文以企业中间品进口额取自然对数来控制规模因素。（2）企业年龄lnAGEit ，用所在年份减去企业成立年份后取自然对数表示。（3）企业劳动力规模lnEMPit ，用企业当年的员工数取自然对数表示。（4）企业资本密集度lnKLit ，用企业固定资产与员工数之比后取自然对数表示。（5）企业出口哑变量EXDit 。除了使用进口多元化分散风险之外，企业还可能通过同时参与进、出口的对冲效应来减小风险。
（三）数据来源和处理
本文主要使用 2000—2009 年中国工业企业数据库和海关数据库相匹配的数据。根据 BEC 产品分类和 UNSD 的 HS-BEC 产品匹配表，筛选出企业中间品进口数据，中间品定义为 BEC 代码 111、121、21、22、31、322、42 和 53 等八大类产品。由于加工贸易的中间品进口合约通常缺乏灵活性，本文更关注一般贸易下企业灵活选择中间品进口结构的行为，因而仅保留其中的一般贸易样本。计算上述指标后得到 2000—2009 年企业面板数据。为避免异常值影响，我们对所有企业层面的变量在1% 和 99% 分位上进行缩尾处理。表 1 报告了上述变量的描述性统计，2000—2009 年样本内中国工业企业进口中间品的平均来源地数目为 4.651 个，平均来源地-产品组合数目为 21.421 个。
三、经验结果分析
（一）基准回归结果
根据理论假说和计量模型式（19），我们使用四种测算的企业中间品进口多元化指标和以市场化指数测算的营商环境指标进行基准回归。表 2 为基准回归的结果：表 2 的结果表明，改善营商环境对四种测算的企业中间品进口多元化水平的影响都在 1% 统计 水 平 下 显 著 为 正，说 明 改 善 营 商 环 境 不 仅 可 以 促 进 企 业 拓 展 中 间 品 进 口 来 源 地 范 围（DIV1 和DIV3），实现中间品进口广度多元化，而且有利于促进企业中间品相对进口份额的分散化（DIV2 和DIV4），即提升企业中间品进口结构分散化，实现了企业中间品进口深度多元化。据此，基准回归结果支撑了本文的理论假说。这意味着积极营造和优化营商环境，有利于提升中国企业中间品进口多元化水平，进而在稳外贸的基础上推动国际国内双循环发展。
（二）异质性分析
1.区分企业所在行业技术异质性。中间品技术复杂度越高，则其客观价值就越难以在合约里认定，中间品进口商就可能更依赖外部营商环境来保障合约的履行。据此，高技术行业的企业中间品进口多元化可能对营商环境的变化更加敏感。为了检验这一推论，我们根据国家统计局《高技术产业统计分类目录（2002）》分类，将样本中四分位行业划分为高技术和低技术行业，使用哑变量HT表示高技术行业。在基准回归中，以低技术行业为基准组，加入与营商环境交互项来考察企业所在行业技术异质性效应。表3中A栏的回归结果表明，对基准组低技术行业企业而言，改善营商环境对四种测算的企业中间品进口多元化水平都产生显著的促进作用。对高技术行业企业，交互项BE×HT关于企业中间品进口来源地范围（DIV1和DIV3）的影响系数统计上显著为正，而对企业中间品相对进口份额分散化（DIV2和DIV4）的影响系数不显著。这说明改善营商环境对高技术行业企业中间品进口广度多元化的促进作用比低技术行业企业更强，而对高技术和低技术行业企业中间品进口深度多元化的促进效应并无差异。
2.区分企业所有制：国有和非国有企业。一方面，国有企业在经营上更可能受到政府的隐性担保，对中间品进口的风险可能不太敏感，因而从事中间品进口多元化的激励不强。另一方面，在地方司法保护的背景下，国有企业相对于民营企业在司法上受到的保护程度更大，因而当营商环境优化时，国有企业可能对司法环境的改善并不敏感。基于此，我们将样本划分为国有和非国有企业，使用哑变量SOE表示国有企业，表3中B栏的回归结果显示，对于基准组非国有企业，改善营商环境BE对四种测算的企业中间品进口多元化的影响系数在统计上都显著为正；而对于国有企业，交互项BE×SOE对DIV1的影响系数统计上显著为负，说明改善营商环境对企业中间品进口来源地数目的促进作用对非国有企业要比国有企业更大。不过，该交互项对其他三种测算的企业中间品进口多元化的影响系数在统计上并不显著。
3.区分出口企业和非出口企业。更大的生产规模可能导致对中间品进口多元化的更多需求。据此，本文将样本企业区分为出口企业和非出口企业进行回归分析，使用哑变量EXD表示出口企业。在表3中C栏，我们加入营商环境与出口企业哑变量EXD的交互项，以非出口企业为基准组，回归结果显示，改善营商环境对出口企业中间品进口多元化的促进作用要明显大于其对非出口企业的影响。
4.区分东部省份和中西部省份。一方面，东部地区相比中西部地区在市场化制度、法制健全水平等方面发展更为完善，外部营商环境对企业贸易多样化经营的促进作用可能更为明显。另一方面，东部沿海地区拥有更高的贸易便利化水平，由此企业较容易与更多海外供应商建立联系，从而便于推进进口多元化。基于上述分析，我们将样本企业划分为东部和中西部省份企业，使用哑变量MW 表示中西部省份，在回归中加入营商环境与中西部省份哑变量 MW 的交互项进行分析。如表3中D栏的回归结果显示，对于基准组东部省份企业而言，改善营商环境对四种测算的企业中间品进口多元化的影响系数在统计上都显著为正，说明改善营商环境促进了东部省份企业中间品进口多元化。而对于中西部省份企业，其交互项的系数对 DIV1 显著为负，对 DIV3 和 DIV4 显著为正，而对DIV2 影响不显著，这表明改善营商环境对中西部省份企业中间品进口多元化的影响效应是复杂的，既可能产生不利影响，也可能产生促进作用。
（三）内生性问题分析
本文使用工具变量方法对潜在的内生性问题加以解决，提出了两个关于营商环境的工具变量。
第一，沿用文献的做法，我们使用1919年各省的基督教教会中学数量CHRξ 作为营商环境质量的第一个工具变量，从相关性来看，近代的基督教教会可能促进了尊重知识和保护产权等思想在中国的早期传播，这种影响以长期地区文化的形式对当下的区域营商环境产生影响。从外生性来看，早期基督教传播对营商环境以外的因素较为外生，难以在长约百年的时间跨度上对其他影响企业中间品进口多元化的变量产生显著影响。在回归中，由于CHRξ 是一个不随时间变化的工具变量，若使用面板固定效应则会导致多重共线性问题，因而使用一阶差分进行回归分析。
第二，我们使用各省当年日照时数的自然对数lnSUNξt 作为营商环境的第二个工具变量。从相关性来看，长期暴露在紫外线辐射较多（即阳光充沛）地区的人群会表现出更大程度的集体主义特征，而阳光较少地区的人群文化表现出更加倾向个人主义的特征。在本文的语境下，需要外部环境对企业的私有产权加以保护，因而lnSUNξt 下降，意味着更加倾向个人主义的环境，产生有利于企业利益的营商环境。从外生性来看，日照是关于其他经济活动相对外生的自然因素。据此，使用各省当年日照时数的自然对数作为营商环境的第二个工具变量lnSUNξt ，数据来自国家气象科学数据共享服务平台。
这样，我们分别使用上述两个工具变量进行2SLS回归，表4报告了相应的回归结果：
根据表4，A栏列（1）第一阶段回归显示，20世纪早期的基督教传播对21世纪省级层面的营商环境具有统计上显著的正向影响，表明此工具变量满足相关性假定，并且弱工具变量的Wald F检验也证实了这一点。列（2）至列（5）第二阶段回归表明，在排除内生性问题后，改善营商环境对四种测算的企业中间品进口多元化的影响系数都显著为正，这进一步证实了本文的理论假说，即改善营商环境会提高企业中间品进口多元化水平。
B栏列（1）第一阶段回归中，工具变量对营商环境的影响系数统计上显著为负，弱工具变量的Wald F检验证实满足相关性假定。据此，各省当年日照时数lnSUNξt下降，意味着更加倾向个人主义的环境，更有可能产生有利于企业自身利益的营商环境。列（2）至列（5）第二阶段回归表明，营商环境对四种测算的企业中间品进口多元化的影响系数均显著为正，表明改善营商环境显著提升了企业中间品进口多元化水平。因此，处理了内生性问题后，进一步证实了本文基准回归的结果是稳健的。
（四）机制分析
为了探究营商环境质量通过哪些途径对企业的中间品进口多元化水平产生影响，我们拟对可能的渠道进行检验。基于基准的计量模型，我们将机制检验的计量模型设为：
其中，CHANiξt 表示可能的机制变量，BEξt 、DIViξt ，以及控制变量的含义类同于计量模型式（19）中的描述。若式（20）和式（21）中的系数b1×μ2统计上显著，则表明省级层面的营商环境优化对该中介机制变量存在显著影响，且这种影响会通过这条机制进一步传递到企业中间品进口多元化之上。b 和 μ 是控制变量向量系数，ηi 和ηt 分别表示企业固定效应和时间固定效应，εiξt 和∈iξt 为随机误差项。
1.社会信用渠道。从理论模型来看，改善营商环境有助于降低海外供应商的违约情形，保障本土企业的合约利益。在存在信息不对称的现实经济中，社会信用是促进合约履行的关键机制。据此，我们将社会信用作为营商环境促进企业中间品进口多元化的一条可能渠道进行检验。在社会信用的测度上，中国企业家调查系统（CESS）于2000年进行的全国调查问卷数据是文献中常用的指标。问卷询问了企业家“您认为为哪五个地区的企业比较守信用（按顺序排列）”，据此计算出加权后的各省企业守信度指标
这一指标在样本（2000—2009年面板数据）中可用于度量各省份初始社会信用水平，但是若仅将其本身加入回归
会与企业固定效应产生多重共线性而无法识别。为此，使用省份初始社会信用水平与企业商业信用的交互项
作为企业面临的社会信用水平度量。本文以企业应收账款对总资产的比值表示TradeCreditit 。据此，本文使用TRUSTiξt 作为中介变量来揭示营商环境通过社会信用渠道对企业中间品进口多元化的影响。表5展示了以TRUSTiξt 为中介渠道对式（20）和式（21）的回归结果：
根据表5，列（1）表明，改善营商环境可以提升企业面临的社会信用水平，尤其是企业间的商业信用水平。列（2）至列（5）反映出营商环境和社会信用渠道对四种测算的企业中间品进口多元化的影响，不仅营商环境产生的直接效应都统计上显著为正，而且营商环境通过社会信用渠道对企业中间品进口的来源地数目DIV1、来源地分散化程度DIV2和来源地-产品组合数目DIV3都产生显著的正向效应，除了对来源地-产品组合分散化程度DIV4的影响为负之外。综合效应来看，改善营商环境通过提升企业的社会信用水平，显著地促进了我国企业中间品进口多元化水平。据此，良好的社会信用机制有助于企业化解多元化进口来源地时带来的中间品质量波动、制度性交易成本上升等顾虑，进而提高企业进口中间品多元化的激励。
2.融资约束渠道。良好的金融环境可以提升企业从金融机构获取外部融资的能力，进而以跨境供应链金融、贸易融资或其他融资形式来增强企业同更多海外供应商建立联系并从中进口中间品的能力。本文使用企业利息支出与固定资产之比作为企业外部融资约束的代理变量，记为FINit 。该变量数值越大，表示企业面临的融资约束程度越松。据此，我们使用FINit 作为中介变量来揭示营商环境通过融资约束渠道对企业中间品进口多元化的影响。具体回归结果如表6所示：
根据表6，列（1）显示营商环境对企业融资约束的影响系数统计上显著为正，表明外部营商环境优化可以给企业带来更加宽松的融资约束松动，能够使企业从金融机构获取更多的融资。列（2）至列（5）展示了营商环境和融资约束渠道对四种测算的企业中间品进口多元化的影响，不仅营商环境产生的直接效应统计上都显著为正，而且除了融资约束对中间品进口来源地数目DIV1影响不显著之外，其对其他三类多元化指标如来源地分散化程度DIV2、来源地-产品组合数目DIV3和来源地-产品组合分散化程度DIV4的影响系数都统计上显著为正。据此，改善营商环境可以通过宽松企业的融资约束条件，进而促进企业的中间品进口多元化水平。
3.生产规模渠道。更旺盛的市场需求引致企业生产规模扩大，进而增加中间品进口需求。由于单一的海外供应商造成产能约束限制，出于满足国内产能需求和降低成本考虑，企业有动机进行中间品进口多元化。我们使用企业销售额的自然对数来衡量企业生产规模SCALEit ，并以其作为中介变量来揭示营商环境通过生产规模渠道对企业中间品进口多元化的影响。表7展示了以SCALEit 为中介渠道对式（20）和式（21）进行回归的结果：
依据表7，列（1）回归系数表明，改善营商环境会使得企业生产规模出现显著的增长。列（2）至列（5）展示了营商环境和生产规模渠道对四种测算的企业中间品进口多元化的影响，不仅营商环境产生了统计上显著为正的直接效应，而且营商环境通过生产规模渠道对企业中间品进口的来源地数目DIV1、来源地分散化程度DIV2和来源地-产品组合数目DIV3都产生显著的正向效应。这表明为了应对生产规模上升，企业需要拓展中间品进口以满足产能需求。据此，改善营商环境通过提升企业生产规模，进而促进我国企业中间品进口多元化水平提高。
（五）稳健性检验
为了更具针对性，我们再选取整体营商环境的两个重要的亚指标来进行稳健性检验。一是省份知识产权保护水平
作为一个地区营商制度质量的核心因素，可以反映营商环境的发展质量。二是对生产者合法权益保护水平
反映企业从海外供应商购买中间品时，其合约权益受到的保护水平。表8报告了使用这两个指标所做的稳健性检验的回归结果：
在表8中，A栏是使用省份知识产权保护水平
度量营商环境所做的稳健性检验结果，B栏是使用对生产者合法权益保护水平
度量营商环境所做的稳健性检验结果。回归结果显示，无论是改善营商环境-省份知识产权保护水平，还是改善营商环境-对生产者合法权益保护水平，都会对四种测算的企业中间品进口多元化产生显著的促进作用，这进一步证实了本文基准回归的结果是稳健的。据此，积极构建国际一流的营商环境，加强知识产权保护制度，维护好企业的合法权益，从而有助于提升中国企业中间品进口多元化水平。
结 语
经过40多年的改革开放，我国已深度融入国际分工的各个环节，成为全球产业链供应链重要的搭桥者。但是，当前国际贸易保护主义叠加新冠肺炎疫情的双重冲击，使得全球产业链供应链不畅。为此，保持供应链韧性，推进中间品进口来源多元化成为重要的选择。本文拓展了企业中间品进口模型，探究了营商环境对中国企业中间品进口多元化的影响。研究发现，一是改善营商环境不仅可以促进企业拓展中间品进口来源地范围，实现中间品进口广度多元化，而且有助于促进企业中间品相对进口份额的分散化，实现中间品进口深度多元化。二是改善营商环境对高技术行业企业、非国有企业、出口企业等中间品进口多元化的促进作用要分别比低技术行业企业、国有企业、非出口企业更强。三是机制检验和稳健性分析证实，改善营商环境可通过提高企业社会信用水平、宽松企业融资约束条件和扩大企业生产规模等渠道，进而显著促进我国企业的中间品进口多元化水平提高。无论是改善营商环境-省份知识产权保护水平，还是改善营商环境-对生产者合法权益保护水平，都对企业中间品进口多元化产生显著的促进作用。
基于上述研究结论，本文提出如下政策建议：
第一，积极营造和优化营商环境，丰富贸易援助和救济等政策工具，提升企业中间品进口多元化。中国是中间品进口大国，中间品的进口韧性和安全对中国整体供应链的稳定畅通具有重要意义。新发展格局下为应对贸易摩擦、新冠疫情反复、地缘政治冲突等一系列因素诱发的供应链中断风险，我国需要针对性增强企业中间品进口韧性和多元化。现实中，企业拓展中间品进口供应商多元化的痛点之一是合约的不完善问题，供应商数目的增加将伴随着上游违约风险的增加。在营商环境建设滞后、合约质量得不到保证的情况下，企业缺少进行供应链多元化的动机，更愿意与单一供应商通过重塑博弈来强化合约履行。据此，构建国际一流的营商环境，通过建立快速仲裁机制、宽松融资约束、增加法律援助等贸易工具，保障企业合约履行，可以提升企业扩大供应商来源激励，进而拓展中间品进口多元化。
第二，推动制度型开放，构建国际一流的营商环境，引导企业加强合规管理，促进企业中间品进口多元化来提高分散供应链风险的能力。国内外产品、技术规则的衔接是影响中间品进口合约不完全性的重要因素。现实中，规则落差、知识产权保护不完善等因素是导致企业与中间品供应商之间难以达成有效合约的障碍之一。新发展格局下直面规则和规制等不一致问题，我国需要加强知识产权保护，培育引领中国制度走出去的技术落差和创新落差，主动引领制定国际经贸规则的制度型开放。
第三，除了营造良好的社会信用机制、提升企业履行合约之外，需要大力优化企业融资约束，保障金融供应链顺畅，进而提高企业中间品进口多元化的融资能力。本文研究发现企业融资约束是营商环境影响中间品进口多元化的重要渠道。为此，创新供应链金融工具为中小企业从海外供应商进口提供融资支持，推进人民币跨境支付体系建设，以畅达的金融供应链促进企业中间品进口多元化水平。
往
期
推
荐
殷德生 吴虹仪 魏 伟 ｜ 中美贸易摩擦对双方制造业全球价值链地位的影响
张芳芳 ｜ 地方经济增长目标与企业金融化——异质性特征与政府激励结构破解
卢昂荻 张 江 易 昕 ｜ 制造业出口市场多元化与产品质量升级：移动互联网牌照发放的准自然实验
王常伟 刘 望 顾海英 ｜ 创新盘活城郊闲置宅基地：农民意愿与影响因素
孙德超 李 扬｜ 新型举国体制支撑农业农村现代化的逻辑进路与实现路径