胡浩然 施炳展 宋颜群

一、引言

产业跨区域转移是调节生产要素空间布局和促进区域协调发展的重要途径。根据产品生命周期理论(product life cycle)，产品要经历形成、成长、成熟和衰退4 个阶段。在不同国家或地区，相同产品的生命周期所处的阶段存在差异，实际上表现为该产品在不同国家或地区的技术水平差距。生产相同产品的技术水平差距意味着不同国家或地区产业发展水平的差异，即形成了产业发展梯度(Lu 和Tao，2009)，从而决定了国际贸易和国际投资的方向，发达国家或地区相对落后的产业倾向于往落后国家或地区转移。由于劳动力、土地和资源等生产要素的低成本比较优势，中国东部地区在改革开放以后承接了大量以加工贸易为主的劳动密集型产业，这些产业转移大幅度缩小了中国与发达国家的经济发展水平差距。但是，随着中国人口红利的逐步消失，东部地区劳动力成本不断上升，以及资源开采、能源消耗、环境治理等硬性约束增大，东部地区承接的加工贸易等劳动密集型产业被迫面临转变。这类企业要么主动转型升级以适应经济向高质量模式转变的发展要求，要么关停国内的工厂或者转移到人口红利较大的印度、东南亚等国家和地区。除此之外，次优选择是推动加工贸易等劳动密集型产业的跨区域转移，这些产业转移到我国经济相对落后地区可以有效带动承接地区经济增长，进而缩减区域间经济发展水平差距。

随着我国中西部和东北等相对落后地区交通等基础设施的完善，以及在劳动力、资源等方面相比东部地区逐步具备比较优势，中西部等欠发达地区已经逐步具备了承接东部地区转移产业的发展潜力，加工贸易跨区域转移成为大势所趋(房慧玲，2010)。现有研究认为，加工贸易跨区域转移在促进相对落后地区经济增长中发挥了积极作用(胡小娟和刘红英，2009)，有助于促进加工贸易承接地区产业结构升级、提升产品竞争力、出口创汇和解决就业等(林娟等，2012)。鉴于此，我国政府在力求推动加工贸易转型升级的同时①2003 年11 月，党的第十六届三中全会上提出《中共中央关于完善社会主义市场经济体制若干问题的决定》，倡导促进加工贸易的转型升级。，高度重视产业跨区域的结构性调整。党的十七大重点强调“促进加工贸易的转型升级” 和“推动区域协调发展”，国务院积极推动加工贸易转移的供给侧结构性改革。

我国的产业跨区域转移符合经济发展规律，同时与国家政策导向密切相关(谢呈阳等，2014)。2007 年以来商务部等部门联合划定了加工贸易转移承接地区城市名单，加工贸易转移政策正式落地。但是，市场中企业视利润最大化为其主要目标，也是企业经营绩效的基础和核心(刘灿雷等，2018)。加工贸易产业能否在承接地区集聚，是以承接地区企业能否实现利润最大化为基准。②基于微观经济学理论(microeconomic theory)，本文认为企业利润最大化至少包含三层含义: 一是在优惠政策的激励下获得超出其他地区完全竞争状态的超额利润，二是长期内获得本地趋于完全竞争市场的正常利润或者经济学意义的零利润；三是产业政策在长期内没有扭曲市场的资源配置和降低企业的利润率。伴随着承接地区银行贷款支持和基础设施建设等优惠措施的落地，当地加工贸易企业的生产成本将下降，企业盈利水平趋于提升(李宏亮和谢建国，2018)。但是，加工贸易转移政策的优惠措施也将促进承接地区企业的市场进入行为。市场进入可能同时带来集聚效应和竞争效应(赵瑞丽等，2019)，并且对承接地区加工贸易企业利润率起到正反两方面作用，可能导致企业利润率在长期内趋于下降。

因此，本文有待研究的问题至少包括如下三个方面: 第一，加工贸易转移政策能否提升承接地区加工贸易企业的利润率? 第二，加工贸易转移政策的优惠措施是否为加工贸易转移政策提升企业利润率的作用机制? 第三，加工贸易转移政策影响企业利润率的边际效应如何变化，集聚效应和竞争效应在其中起到了怎样的作用? 对于上述问题的研究，不仅有助于考察加工贸易转移政策对承接地区加工贸易企业平均利润率的影响，而且有助于剖析加工贸易转移政策影响企业利润率的边际效应和作用机制。鉴于产业跨区域转移对“外” 可以减小加工贸易等劳动密集型企业的外逃，进而有利于缓解出口下滑的压力，对“内” 可以促进国内落后地区的经济增长。因此，本文可以为新时期中国政府合理调整贸易政策和促进区域协调发展提供决策依据，具有一定的理论价值和现实意义。

本文以商务部等部门联合实施的加工贸易转移政策为例，主要研究该政策对承接地区加工贸易企业利润率的平均影响和长期影响。与已有研究相比，本文有如下几点发现和可能的边际贡献: 第一，本文从加工贸易跨区域转移角度研究了产业转移对承接地区企业利润率的影响，在平均效应上具有显著的正向影响，同时证明存在先上升后下降的“∩” 形特征边际影响，丰富和拓展了现有研究视角。第二，从集聚效应和竞争效应角度分析和论证了“∩” 形特征产生的原因。已有文献大多关注到国内产业转移可以带来产业集聚(孙晓华等，2018)，本文发现集聚效应可能是短期影响，而竞争效应以及其长期影响可以使得市场中的超额利润回归正常水平。第三，在实证策略上，本文结合基于加工贸易转移政策的外生案例进行研究。已有文献一般以产业份额变动这一事件来衡量产业转移，以转移前后产业份额的相对变化量来度量产业转移程度 (Zhao 和Yin，2011)，但指标构建方法并不能完全剔除内生性的影响。本文在已有研究基础上，通过准自然实验策略评估加工贸易转移政策的经济效应，尽可能地减弱了内生性干扰。

二、制度背景与典型事实

(一) 制度背景

2007 年中华人民共和国商务部和国家开发银行首次发布了《关于支持中西部地区承接加工贸易梯度转移工作的意见》，并且公布了第一批次的加工贸易承接地区城市名单，包括南昌、赣州等9 个城市。①请见: “商务部、国家开发银行关于支持中西部地区承接加工贸易梯度转移工作的意见”，商务部网站，2007 年11 月22 日，http://www.mofcom.gov.cn/article/fgsjk/200711/20071102655732.shtml。此后，2008 年商务部等部门发布了加工贸易承接地区第二批次城市名单，2010 年发布了加工贸易承接地区第三批次城市名单。至此，加工贸易承接地区名单中的城市达到44 个，其中西部地区28 个，中部地区13 个，东部地区仅3个。由此可见，政策的目标是引导东部地区加工贸易等劳动密集型产业到中西部地区发展，提高中西部地区加工贸易方式出口额占全国加工贸易出口总额的比重。主要措施包括: 第一，承接地区可以获得总规模达到300 亿元人民币的银行贷款。国家开发银行根据建设项目和借款人需求协助提供中长期和技术援助贷款，对于重点企业和项目可以提供10%以内利率下浮的优惠贷款条件。同时，国家开发银行需要积极参与借款主体的债券承销，提供财务顾问服务。第二，承接地区需要加强交通等基础设施及功能配套设施的建设，包括园区的道路、电水气热、环境治理等基础设施硬件项目，以及软件平台、孵化园、仓储物流等功能性配套设施项目。

(二) 典型事实

1.加工贸易潜在转出地区的识别

改革开放初期，东部沿海地区由于区位邻近海港、便于运输等比较优势，承接了大量的国际加工贸易转移，成为发展加工贸易较早的地区。本文首先将东部地区省份作为潜在的加工贸易转出地区，包括处于改革开放前沿的大连、青岛、宁波、厦门和深圳5个计划单列市。其次，各省经济发展水平和发展阶段不同，目前我国政府在积极引导东部发达地区的经济增长模式率先由粗放型模式向高质量发展模式转变。经济相对发达的部分东部地区省份具有优先淘汰落后产能的倾向，而部分经济发展水平一般的东部地区具有承接产业转移的需要。因此，本文将2000—2006 年以前经济发展水平(人均GDP)处于中位数以上的北京、天津、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东等8 个东部地区省份(直辖市) 以及计划单列市大连作为潜在的加工贸易转出地区。最后，在上述8 个东部发达省份(直辖市) 中同样存在经济发展水平一般且面临承接产业转移的城市，例如福建龙岩出现在第三批次的加工贸易承接地区城市名单中。本文按照城市加工贸易出口额占全国加工贸易总出口额的比重进行区分，计算出各市在2000—2006 年的平均比重。统计数据显示，全部城市平均比重为0.03%，8 个东部发达省份(直辖市) 和大连的平均比重为0.84%，其他地区平均比重为0.02%。本文以0.03%作为区分，将8 个东部发达省份(直辖市) 和大连高于0.03%的城市作为潜在的加工贸易转出地区①因篇幅所限，本文省略了加工贸易潜在转出地区的城市名单，感兴趣的读者可以向作者索取。，此部分城市数量大约占69.5%，而其他地区高于0.03%的城市比重大约仅为16.7%，区分度较高。因此，全部样本可以被分为潜在转出地区、三批次的承接地区、除承接地区以外的其他地区五个部分。

本文进一步求出上述五个部分历年加工贸易方式出口额占全国加工贸易总出口额的比重，然后绘制图1 中的左图。左图左侧纵坐标轴对应潜在转出地区、其他地区和第二批承接地区，右侧纵坐标轴对应第一批和第三批承接地区。左图显示，潜在转出地区出口比重在2007 年以后逐步下降，其他地区出口比重整体趋势变化不大，三批次承接地区的出口比重分别在政策实施后出现大幅度提升。考虑到潜在转出地区与承接地区出口比重的变化方向正好相反，为了排除对后文实证结果的干扰，本文剔除潜在转出地区的样本。

2.不同地区加工贸易企业利润率变化

企业以利润最大化为主要目标，加工贸易承接地区需要保证企业至少获取完全竞争市场的正常利润或者优惠政策下的超额利润，才能顺利推行加工贸易转移政策。本文分别计算出三批次承接地区和其他地区企业的平均利润率，绘制图1 中的右图。右图显示，2000—2013 年其他地区企业平均利润率的变化趋势变动不大。在2000—2006 年，三批次承接地区企业平均利润率的变化趋势基本一致。在2007—2013 年，承接地区企业平均利润率在政策实施后的增长变化趋势显著大于其他地区，但与其他地区的差值呈现先增大后减小的变化趋势。右图结果表明，加工贸易转移政策可能显著提高了承接地区加工贸易企业的平均利润率，但是呈现先提升后下降的“∩” 形特征。

图1 基础事实描述

三、研究假说

(一) 加工贸易转移政策对企业利润率的平均影响

新古典经济学认为，企业利润最大化是其生产经营的主要目标(刘灿雷等，2018)。企业能否获得超额利润或者完全竞争市场的零利润，是其在市场能否持续生存的基础。同时，从顶层设计角度看，产业政策能否持续推进需要考虑受规制企业盈利状况等的绩效变化。因此，我国的产业政策一般会实施一系列的优惠措施，这些措施是影响企业利润来源的非市场化因素(张杰等，2011)。对于承接地区来讲，加工贸易转移政策要求当地提供银行贷款支持和完善基础设施建设等措施，这些“政策租” 有助于当地加工贸易相关产业的集聚(赵瑞丽等，2019)。同时，优惠措施在短期内可以降低当地加工贸易企业的融资成本，使其获取超出正常水平的利润。但是，优惠措施也会促进市场竞争，企业为了“政策租” 而进入市场，长期内市场竞争终将取代非市场化政策因素的影响，市场利润率重新接近于完全竞争市场情况下的水平。总体上看，加工贸易转移政策在初期带来了正向超额利润，市场进入加剧市场竞争，并迫使市场利润率趋于下降，直至市场利润率接近于0，市场进入才会恢复正常水平。因此，加工贸易转移政策发挥效力的同时，承接地区加工贸易企业的利润率将在短期内大于0，在长期内趋近于完全竞争市场的零利润。综上，本文提出假说1。

假说1: 加工贸易转移政策将促进承接地区加工贸易企业平均利润率的提升。

加工贸易转移政策对承接地区企业利润率的提升作用与其优惠措施密切相关。一方面，加工贸易转移政策给予银行优惠贷款等措施有效缓解了承接地区加工贸易企业的融资约束程度，进而变相降低了企业参与出口的总成本(David 和Richard，2010)。随着企业融资约束的下降，融资成本随之下降，导致生产产品的边际产出相对于边际成本提升，最终有助于提高企业的盈利水平(李宏亮和谢建国，2018)。另一方面，承接地区需要加强交通等基础设施建设。新地理经济学认为，发达的基础设施能够降低运输成本，提升企业盈利水平，促进相关企业向某一地区集聚，进而促进当地经济发展(王永进和盛丹，2013)。基于此，本文提出推论1。

推论1: 导致假说1 成立的原因在于加工贸易转移政策提供的银行贷款支持和完善基础设施建设的优惠措施。

(二) 加工贸易企业利润率呈现“∩” 形的理论基础

相较于内销企业，出口企业面临更高的生产成本，既包括国际市场的信息搜集和维护贸易伙伴的成本，也包括国际运输费用、资金垫付与周转等成本和风险，以及为了维持产品竞争力而投入到国际销售网络和研发创新的成本(David 和Richard，2010)。高昂的生产成本限制了企业的出口决策和贸易方式的选择(Nagaraj，2014)。随着加工贸易承接地区给予的贷款支持和完善基础设施，企业的融资成本和生产成本将趋于下降，变相降低了企业参与出口的成本约束，此时承接地区加工贸易企业的市场进入将增强(Nagaraj，2014)。伴随着市场进入，加工贸易转移政策同时带来了作用方向相反的集聚效应和竞争效应(赵瑞丽等，2019)。这也是导致图1 中右图显示的承接地区加工贸易企业利润率在政策实施后呈现先上升后下降“∩” 形变化的可能原因。基于此，本文提出假说2。

假说2: 加工贸易转移政策可以激励承接地区加工贸易企业的市场进入。

现有研究表明，产业政策通常有助于劳动、资本、知识和技术等方面生产要素的集聚(孙晓华等，2018)。同理，加工贸易转移政策的优惠措施可以促进加工贸易产业生产网络的本地化，最终促进承接地区的产业集聚。一般认为，产业集聚是具有一定关联的企业在空间范围内集聚的经济现象，产业集聚的作用基于劳动力蓄水池(labor pool)、中间投入共享(input share) 和知识溢出(knowledge spillover) (Marshall，1961)。产业集聚通常可以带来正向的经济外部性，主要体现为促进承接地区企业间的资源互补和良性竞争、降低交易成本和风险以及促进上下游产业生产链的深度结合 (Rosenthal 和Strange，2004)，进而改善市场的资源配置效率和提升企业利润(Hu 等，2015)。因此，本文提出推论2。

推论2: 集聚效应可能是加工贸易企业利润率呈现“∩” 形前半段变化的助推原因。

同时，市场进入可以增强承接地区企业间的竞争(黄健柏等，2006；谢呈阳等，2014)。在有限时期内，适度的市场竞争可以提高市场活力，进而改善企业的经营绩效(Nickell，1996)。但也有研究发现，产业转移带来的竞争效应最终会导致要素资源的空间错配，以及经济效率损失(谢呈阳等，2014)。一般认为，市场竞争会促使市场份额均匀化分布，市场竞争程度与企业利润率呈现负相关关系(Lee，2008)。基于微观经济学理论，在完全竞争市场的前提下，当市场存在超出一般利润的超额利润时，会引起新的厂商进入市场，直到市场不存在超额利润为止(Martin，1993)。Schwalbach 等(1989)认为，市场进入会促使市场结构变化，并且导致市场利润收敛到新的均衡点以及市场中企业利润率的快速趋同。此外，企业可能为了获得“政策租” 而进入市场，从而不能带来一般意义上的产业集聚。随着优惠政策在短期内的激励作用逐步被市场在长期内的主导作用取代，集聚效应对企业利润率的正向作用将逐步减弱(赵瑞丽等，2019)，而竞争效应对企业利润率的抑制作用将逐步凸显出来。在长期内，竞争效应将使得存在超额利润的市场重新趋于完全竞争状态，此时承接地区与非承接地区企业利润率的变化将重新归于市场调节，不同地区企业利润率的变化趋势将逐步趋同。因此，本文提出推论3。

推论3: 竞争效应可能是加工贸易企业利润率呈现“∩” 形后半段变化的助推原因。

四、研究设计

(一) 计量模型

为了验证加工贸易转移政策对承接地区加工贸易企业利润率的因果效应，本文使用多期双重差分法(DID) 进行研究(Beck 等，2010)，设定如下基准计量模型:

其中，c表示地级市，j表示企业，t表示年份。被解释变量Profitrate为企业利润率，代表企业的盈利水平，使用现有研究较为常用的销售利润率指标(刘灿雷等，2018)，即企业总利润占销售收入的比值来度量。解释变量TREAT×Post表示加工贸易转移政策的效力，X为控制变量集。aj、at分别为企业固定效应和年份固定效应，χjct为随机误差项。为了排除不同企业发展趋势不同的干扰，本文借鉴Liu 和Qiu (2016) 及Lu 等(2017)的研究思路，将企业特征因素的线性时间趋势项(aj×T) 作为控制变量加入计量模型中进行控制。企业的时间趋势(aj×T) 用每个企业的虚拟变量(aj) 与时间趋势项(T)的交互项衡量，T表示年份的顺序，比如将2000 年设置为1，则2013 年T为14。

TREAT为政策虚拟变量，本文将商务部等部门联合认定的加工贸易梯度转移重点承接地区城市的加工贸易企业作为实验组样本并设置为1，其他城市的加工贸易企业作为对照组样本并设置为0。Postt为政策的时间虚拟变量，商务部在2007 年11 月、2008 年4月和2010 年11 月分别认定了三批次的加工贸易梯度转移重点承接城市，本文借鉴Lu 等(2017) 的做法，将政策发生当年的Post数值设置为(12-n)/12，n为对应的月份。将第一批次城市的样本在2007 年设定为1/12，2008 年及以后设置为1，2007 年之前设置为0；第二批次城市在2008 年设置为2/3，2009 年及以后设置为1，2008 年之前设置为0，第三批城市在2010 年设置为1/12，2011 年及以后设置为1，2010 年之前设置为0。本文关注的是交叉项TREAT×Post的估计系数b1，b1刻画了承接地区与其他潜在承接地区中企业利润率在加工贸易转移政策实施前后的平均差异，如果b1＞0 且通过显著性检验，则表明加工贸易转移政策在平均效应上显著提高了承接地区企业的利润率。

(二) 变量说明①因篇幅所限，本文省略了变量描述性统计结果，感兴趣的读者可在《经济科学》 官网论文页面“附录与扩展” 栏目下载。

本文构建可能影响企业利润率的控制变量集合(X): 第一，企业年龄(age)，用企业存续年限的对数值衡量。第二，企业规模(scale)，用企业总资产取自然对数衡量，并且折算为2000 年价格。第三，资本密集度(lnkl)，用固定资产净值与从业人数的比值取自然对数值衡量，固定资产净值折算到2000 年价格。第四，本文研究对象为加工贸易方式出口企业，由于海关数据库中较为缺乏刻画出口企业的特征变量，本文需要构造出企业出口的技术密集度变量。Lall (2000) 将海关产品按照技术含量具体分为高技术密集型、中技术密集型、低技术密集型、资源密集型和初级产品等五个种类。我们按照上述分组分别赋值为0.9、0.7、0.5、0.3 和0.1，按照企业每种产品的出口比重加权平均计算出企业层面的技术密集度，然后按照五分位数进行重新分组。本文将处于4/5 分位数以上的企业重新定义为高技术密集度企业并设置为1，其他企业设置为0，设置高技术企业虚拟变量(hightech)；同时，设置中技术企业虚拟变量(midtech)，将处于3/5 分位数到4/5 分位数之间的企业定义为中技术密集度企业，并且设置为1，其他企业设置为0。第五，本文根据企业实收资本的构成来区分所有制形式，如果企业的外资和港澳台资本占总实收资本的比重最大则将其定义为外资企业，国有和集体资本占比最大则将其定义为国有企业，其他为民营企业。我们设置外资企业虚拟变量(foe)，将外资企业设置为1，其他企业设置为0；设置国有企业虚拟变量(soe)，将国有企业设置为1，其他企业设置为0。第六，产业结构(indust)，用城市第二、第三产业的工业产值之和占地区总产值的比重来衡量。第七，城市发展水平(lnpgdp)，用城市生产总值(GDP) 除以常住总人口后取自然对数表示，并且折算为2000 年价格。第八，投资水平(invest)，用城市固定资产投资额除以生产总值的比重来衡量。第九，城市交通便利度(traffic)，使用城市铁路、公路、水运等客运人次除以城市总人口来衡量。

(三) 数据说明

本文主要使用2000—2013 年中国海关企业数据库、工业企业数据库和《中国城市统计年鉴》。由于出口代理商与其他出口企业在出口动机、生产行为等方面存在显著差异，本文将出口代理商企业进行了剔除处理。本文研究对象主要是加工贸易企业，在保留加工贸易企业的基础上，借鉴Liu 和Qiu (2016) 的思路，将混合贸易企业中一般贸易方式出口占企业总出口额比例低于0.25 的企业归类到样本中。本文对工业企业数据进行了预处理，删除了企业职工人数小于8 人，总资产小于固定资产，实收资本等于或小于0，工业产出值、销售收入、总资产等关键变量缺失或者为负等不符合会计准则的样本。同时，本文使用企业名称、邮编和电话号码等信息对中国海关企业数据库和工业企业数据库进行了匹配。根据国家在2002 年颁布的《国民经济行业分类》 对中国工业行业分类(CIC) 4 位码进行了调整统一。城市层面的控制变量数据来源于《中国城市统计年鉴》。

五、实证检验

(一) 基准回归

表1 报告了加工贸易转移政策对承接地区加工贸易企业利润率影响的检验结果。计量模型控制了企业固定效应、年份固定效应和企业的时间趋势，以及在城市层面对回归标准误进行了聚类调整。从第(1) — (5) 列逐步加入了企业和城市层面的控制变量①控制变量的回归结果请见《经济科学》 官网“附录与扩展” 中表A2。，回归结果表明，交叉项TREAT×Post的估计系数显著为正。这些结果综合表明，相较于其他地区，加工贸易转移政策在平均效应上显著提高了承接地区加工贸易企业的平均利润率，假说1 成立。TREAT×Post的估计系数值平均为0.046，经计算承接地区企业平均利润率为0.057，0.046 除以0.057 约等于0.807。这说明在平均影响上，加工贸易转移政策在提升企业利润率中大约起到了80.7%的积极作用。

表1 基准回归结果

(二) 动态检验

双重差分法估计是否有效取决于是否满足平行趋势性假设，即在政策实施之前实验组和对照组企业的利润率沿着相同的趋势变化。本文在公式1 的基础上，将时间虚拟变量(Postt) 替换为各年份的虚拟变量(Yeart)，并且与政策虚拟变量(TREATc) 相乘，然后再进行估计，如公式(2) 所示。本文将2006 年设置为基准年份，同时为了直观起见，我们绘制了新交叉项TREAT×Year的估计系数。②请见《经济科学》 官网“附录与扩展” 中图A1 左图。结果显示，2000—2007 年的边际效应线较为平坦且没有通过显著性检验，2008 年以后边际效应线出现明显上升且逐步通过显著性检验，但2011—2013 年边际效应线逐步下降且显著性下降。总体而言，上述检验结果较好地支持了本文使用的双重差分法满足平行趋势的假设。

(三) 稳健性检验①预期效应检验结果和安慰剂检验结果请见《经济科学》 官网“附录与扩展” 中表A3。

(1) 政策的预期效应。加工贸易转移战略是在国家“加工贸易转型升级” 和“促进区域协调发展” 战略的大背景之下提出的，潜在的加工贸易承接地区的企业会对该政策形成一定的预期，进而可能对加工贸易转移政策的实施效果造成影响。为了确保基准回归结果的有效性，我们首先检验承接地区企业是否存在预期效应。具体的做法是，分别设置加工贸易转移政策前的年份虚拟变量(Yeart)，例如2004 年的年份虚拟变量，将该年设置为1，其他年份设置为0，并标记为Year_2004；然后将TREAT变量与各年的Year变量形成新交叉项并将其加入公式(1) 中进行估计。结果发现，2000—2006 年新交叉项TREAT×Year的估计系数并不显著，说明承接地区加工贸易企业在加工贸易转移政策实施前并没有形成显著的盈利调整预期。

(2) 安慰剂检验。在证明满足平行趋势假设基础上，本文需要对加工贸易政策实施前的实验组和对照组进行反事实的安慰剂检验。具体而言，我们选用加工贸易转移政策实施之前的样本(2000—2006 年)，分别假设加工贸易转移政策发生在2005 年、2004年、2003 年、2002 年和2001 年，然后重新进行回归分析。如果虚拟的加工贸易转移政策调整年份对企业利润率的影响不显著，则基准模型的回归结果是可信的。结果发现，各年对应新交叉项TREAT×Year的估计系数不显著，因此本文通过了反事实的安慰剂检验。

(3) 系统选择性偏差。使用双重差分法的基础条件是准确识别实验组和对照组，作为稳健性检验，本文以随机抽样的方式检验承接地区城市和其他地区城市的识别并非随机选择。首先，随机抓取三个城市样本组，分别对应三批次承接地区城市名单中城市数量的9、22、13 个，共44 个城市作为实验组，其他城市作为对照组，设置新的政策虚拟变量(TREAT)。其次，分别对随机抓取的每组城市设置新的时间虚拟变量(Post)。最后，将新的政策虚拟变量(TREAT) 与新的时间虚拟变量(Post) 放入公式(1) 中重新进行检验。如果本文准自然实验的城市分组变量的设置存在系统性偏差，则随机抽样实验中TREAT×Post估计系数的方向和显著性与基准回归结果相近，反之，本文初始设置的识别框架是有效的。TREAT×Post估计系数t值的300 次随机抽样分布。结果显示②随机抽样实验结果请见《经济科学》 官网“附录与扩展” 中图A1 右图。，同表1 第(5) 列t值(2.310) 相比，300 次随机抽样的t值分布基本以0 为中心，且几乎全部在虚线的左侧，仅2 次出现在右侧。这说明随机抽样回归结果与表1 第(5) 列的结果存在显著差异，本文的准自然实验不存在系统性偏差。

(4) 更换衡量企业盈利状况的指标。资产收益率(roa) 是衡量企业盈利能力的重要指标，资产收益率用企业净利润除以总资产表示，检验结果如表2 第(1) 列所示。结果发现，交叉项的估计系数显著为正，说明加工贸易转移政策显著提高了企业的资产收益率。

(5) 更换贸易方式和城市的保留标准。前文将混合贸易企业中一般贸易方式出口占企业总出口额比例低于0.25 的企业归类到样本中，我们将标准提升到0.4 以保留更多的混合贸易企业，检验结果如表2 第(2) 列所示。可以发现，交叉项的估计系数显著为正，说明调整混合贸易企业的保留样本不会对本文实证结果造成实质干扰。

同时，前文剔除了东部发达省市加工贸易出口额占全国加工贸易总出口额的比重大于0.03%的城市，在此基础上本文将标准提升到0.05%以保留更多的东部发达地区样本，检验结果如表2 第(3) 列所示。结果发现，交叉项的估计系数显著为正，说明调整东部发达省市的保留样本的检验结果与前文一致。

(6) 使用上市公司数据。相较于工业企业，上市公司的基本信息、财务信息及附注更为全面，可以更好地识别企业是否存在跨地区经营。但是，我国企业进入股市的门槛一般较高，上市公司的数据量要远小于工业企业。尽管如此，本文使用上市公司数据进行稳健性检验，并且剔除跨地区经营的样本，数据来源于国泰安数据库。首先，我们用上市公司和工业企业两套数据库的企业名称进行匹配，并且保留匹配成功的样本。其次，根据在上市公司财务信息附注中的子公司情况表寻找子公司所在的地址。最后，对比母公司与子公司的地址，将不处于相同城市的样本剔除，然后基于公式(1) 重新检验。检验结果报告如表2 第(4) 列所示，交叉项的估计系数依然显著为正，与基准回归结果一致。这说明在使用上市公司数据并排除跨地区经营情况下，本文结论未发生改变。

(7) 使用一般贸易企业样本。由于加工贸易转移政策的对象为加工贸易企业，相对而言，即使存在政策的溢出效应，一般贸易企业受到加工贸易转移政策的影响应该更小或者不受影响。本文使用一般贸易企业样本进行反向稳健性检验，回归结果如表2 第(5) 列所示。结果显示，交叉项的估计系数为正且没有通过显著性检验，与前文基准结果差异较大。因此，反向证明了加工贸易转移政策主要显著提升承接地区加工贸易企业的利润率。

(8) 保留相邻城市样本。双重差分法要求实验组和对照组城市具有一定相似性，以进行“双胞胎” 自然实验。考虑到相邻的城市在经济发展水平、区位优势、人文环境等方面具有相似性，本文分别找出与每个加工贸易承接城市地理位置相邻的城市，将承接城市设置为实验组，将地理相邻的城市设置为对照组，然后重新进行检验，回归结果如表2 第(6) 列所示。可以看出，交叉项的估计系数显著为正，与前文估计结果一致。

(9) 使用倾向得分匹配法。双重差分法要求实验组和对照组的样本是随机分布的，本文在计量模型中加入了城市层面的控制变量以控制城市分组的选择效应，但是依然可能存在样本选择性偏差。为解决这一问题，本文采用倾向得分匹配法(PSM) 对实验组城市和对照组样本进行1 ∶1 配对，并利用匹配后样本对公式(1) 重新进行参数估计，回归结果如表2 第(7) 列所示。可以发现，TREAT×Post的估计系数显著为正，充分说明样本选择性偏差没有影响本文研究结论。

表2 稳健性检验

(四) 异质性检验①异质性检验结果请见《经济科学》 官网“附录与扩展” 中表A4。

(1) 行业属性差异。塑料、纺织、服装、轻工等劳动密集型行业是加工贸易转移政策在中西部地区重点鼓励的承接行业，劳动密集型行业受到政策的影响可能更大。本文进一步将样本分为劳动密集型行业(LII) 和非劳动密集型行业(NLII) 两个样本组。结果发现，交叉项的估计系数在劳动密集型行业样本中显著为正，在非劳动密集型行业样本中没有通过显著性检验。回归结果表明，加工贸易转移政策主要提高了劳动密集型行业样本组中加工贸易企业的利润率，这与优先引导劳动密集行业转移的政策导向相符合。

(2) 区域差异。我国各个地区的经济发展水平存在差异，东部地区由于交通更为便利、距离沿海的港口更近、人口比较密集等原因率先发展起来。因此，中西部等相对落后地区成为加工贸易转移政策的重点实施地区。鉴于区域差异性，本文将东部地区作为一组，中西部地区作为另一组。结果发现，交叉项的估计系数在东部地区样本中显著为正，在中西部地区样本中没有通过显著性检验。这说明加工贸易转移政策显著提高了中西部地区加工贸易企业的利润率，这与加工贸易转移政策重点扶持相对落后地区的导向一致。

(3) 所有制形式差异。加工贸易企业中半数以上是民营企业，国有企业普遍面临中央和地方政府的“隐性担保”。并且，国有企业抵押品丰富且信贷记录完善，相较于民营企业更容易获得银行信贷。外资企业可以从国际合作商获取外部融资，外部融资能力较强。比较来看，民营企业可用于抵押贷款的资产较少，普遍面临融资约束问题。鉴于承接地区给加工贸易企业提供银行贷款支持的优惠措施，民营企业受到银行贷款支持的边际效用可能更大。因此，本文根据企业的所有制形式将全样本划分民营企业、国有企业和外资企业三个样本组。结果显示，TREAT×Post的估计系数在民营企业样本中显著为正，在国有企业和外资企业样本中没有通过显著性检验。因此，加工贸易转移政策主要提高了民营企业的利润率，对国有企业和外资企业的影响不大。

六、作用机制检验

(一) 企业平均利润率提升的机制检验

1.银行贷款支持的作用

加工贸易转移政策的一个重要措施是银行贷款支持措施，如果企业通过银行获得更多的贷款，可以减小企业所面临的外源融资约束程度。Li 和Yu (2009) 认为，企业面临的外源融资成本越低，越容易从外部进行借贷，利息支出随之增多。同时，考虑到企业借贷能力还受到企业自身规模因素的制约，为了剔除企业规模不同导致外部融资能力的差异，本文借鉴毛其淋(2020) 的做法，使用企业利息支出除以固定资产的利息支出比(fincons) 衡量企业的融资约束程度，该数值越大则说明企业外源融资约束特别是信贷约束越小。对全部样本的检验结果如表3 第(1) 列所示，交叉项的估计系数为正但不显著，说明加工贸易转移政策缓解全部企业融资约束程度的作用并不明显。但需要思考的是承接地区企业本身获取外源融资能力的异质性，对于本身融资约束程度较高的企业，其可获取的融资来源本身较少，在获取银行贷款后可以有效缓解融资约束对企业生产和出口的抑制作用。因此，本文需要首先识别哪些企业是真正的高(低) 融资约束企业。

目前大多数衡量企业融资约束程度的指标依赖于具有内生性的财务变量，而非直接与融资约束产生关联，以致研究结论可能存在偏误。为了避免偏误，Hadlock 和Pierce(2010) 仅使用企业规模(Size) 和企业年龄(Age) 两个随时间变化不大且具有很强外生性的变量构建SA 指数，SA ＝-0.737×Size+0.043×Size2-0.040×Age。其中，企业规模(Size) 用企业总资产取自然对数衡量，企业年龄(Age) 用实际存在年限衡量。SA 指数为负值，数值越小则融资约束越低。本文首先按照每年实验组和对照组企业融资约束程度(SA) 的中位数进行分组，分为低融资约束企业(LFC) 和高融资约束企业(HFC)两组。

本文首先分组检验加工贸易转移政策对利息支出比的影响，回归结果如表3 第(2)列、第(3) 列所示。可以发现，交叉项的估计系数仅在第(3) 列显著为正，表明加工贸易转移政策主要提升了高融资约束企业的利息支出比，进而缓解了其融资约束程度。进一步地，本文分组检验加工贸易转移政策对企业利润率的影响，检验结果如表3 第(4) 列、第(5) 列所示。可以发现，交叉项的估计系数在表3 第(5) 列显著为正，在第(4) 列没有通过显著性检验，说明加工贸易转移政策显著提高了高融资约束企业的利润率。可以推断，加工贸易转移政策降低了高融资约束企业的融资约束程度，并且有助于提升高融资约束企业的利润率，这一结果与推论1 一致。

2.完善基础设施的作用

加工贸易转移政策的另一个重要措施是承接地区试点城市政府需要完善当地的基础设施及功能配套设施。发达的基础设施可以降低企业的运输成本，吸引相关企业在当地产业集聚。由于距离海港较远，交通成本是制约中西等偏远地区发展加工贸易的重要因素。具有代表性的基础设施是交通基础设施，交通基础设施的发达程度可以改变地区的社会经济发展潜力和区位优势。借鉴孙晓华等(2018) 的做法，本文使用城市的铁路、公路和内河航道总里程除以地区面积构建路网密度指标(Rnd)，数值越大则代表交通基础设施发展程度越高。本文首先使用城市层面面板数据检验加工贸易转移政策对城市路网密度的影响，在计量模型中控制城市固定效应、年份固定效应和城市的时间趋势，检验结果如表3 第(6) 列所示。可以发现，交叉项的估计系数显著为正，说明加工贸易转移政策显著提高了承接地区试点城市的路网密度，完善了当地的交通基础设施建设水平。

进一步地，本文需要比较基础设施水平差异对加工贸易转移政策经济效应的异质性影响。我们按照承接地区与其他地区试点城市路网密度(Rnd) 数值的中位数进行分组，具体划分为低路网密度和高路网密度两个样本组，分组检验结果如表3 第(7) 列、第(8) 列所示。可见交叉项的估计系数为正，但仅在第(8) 列通过显著性检验，且第(8) 列系数值(0.055) 远大于第(7) 列(0.020)，说明加工贸易转移政策对高基础设施发展程度的承接地区企业利润率的提升幅度更高更明显。同时，综合第(6) 列的结果可以推断，随着加工贸易转移政策不断推进承接地区的交通等基础设施的完善，地区基础设施发展程度越高，加工贸易转移政策对该地区企业利润率的提升作用越强，推论1成立。

表3 银行贷款支持和完善基础设施对企业利润率的影响

(二) 加工贸易政策对企业利润率的边际影响

1.“∩” 形变化趋势

本文进一步检验加工贸易转移政策对承接地区加工贸易企业利润率的边际影响。借鉴李树和陈刚(2013) 的方法，本文设置如下计量模型，如公式(3) 所示。

在公式(1) 中，交叉项TREAT×Post捕捉了加工贸易转移政策在实施后相较于实施前对企业利润率的平均影响。在公式(3) 中，三重交叉项TREAT×Post×Year将上述影响在时期层面进行了分解，表示加工贸易转移政策分别在2007—2013 年的各年份相较于政策实施前影响企业利润率的边际效应。例如，在第t年，加工贸易转移政策对企业利润率的边际影响是λt，我们需要观察λt的变化趋势。基于公式(3) 的回归结果如表4 所示。可以发现，TREAT×Post×Year的估计系数在2007 年没有通过显著性检验，说明加工贸易转移政策对企业利润率的影响存在一定的时滞。TREAT×Post×Year的估计系数在2008—2011 年显著为正，但在2012—2013 年没有通过显著性检验，说明加工贸易转移政策对企业利润率的长期正向影响不能持续。我们绘制了λt的数值观察加工贸易转移政策对企业利润率的边际影响。①请见《经济科学》 官网“附录与扩展” 中图A2 (a)。结果显示，λt的数值呈现先上升后下降的“∩” 形变化趋势，说明加工贸易转移政策对承接地区加工贸易企业利润率不能带来长期的提升作用，其边际影响呈现“∩” 形特征。

表4 加工贸易转移政策对企业利润率的边际影响

2.市场进入

从理论分析部分可知，加工贸易转移政策的优惠措施可以降低企业生产成本，进而促进承接地区出口企业(或内销企业) 积极在(或进入) 出口市场参与加工贸易业务。本文首先观察加工贸易企业的市场进入行为，分别计算出承接地区和其他地区加工贸易企业进入出口市场的概率，并且绘制数值。①请见《经济科学》 官网“附录与扩展” 中图A2 (b)。结果显示，承接地区与其他地区加工贸易企业的市场进入概率在2006 年以前的变化趋势差异不大。在2007 年以后，承接地区加工贸易企业的市场进入概率相比其他地区出现明显提升，初步说明加工贸易转移政策促进了承接地区加工贸易企业的市场进入。但是，2011 年以后承接地区与其他地区加工贸易企业的市场进入概率的差异性逐步缩小，说明承接地区的市场进入并非持续存在，这一过程可能伴随着加工贸易企业利润率的变化。

从相对动态角度看，承接地区企业进入市场从事加工贸易的概率将大幅度提升。本文将当年新进入市场的加工贸易企业设置为1，其他企业设置为0，定义企业的市场进入概率(enter)。本文分别结合海关企业数据库和工业企业数据库研究出口企业的市场进入行为和工业企业的市场进入行为；采用控制城市固定效应、行业固定效应和年份固定效应的Probit 模型进行检验，并且对回归标准误在城市层面进行聚类调整，回归结果如表5第(1) 列、第(2) 列所示。可以看出，交叉项的估计系数显著为正，说明加工贸易转移政策显著提高了企业进入出口市场从事加工贸易的概率，同时提升了内销企业从事加工贸易的出口倾向。为了作稳健性对照，本文进一步研究一般贸易企业的市场进入行为，将当年新进入的一般贸易企业设置为1，其他企业设置为0，检验结果分别如表5 第(3)列、第(4) 列所示，可以发现，交叉项的估计系数在第(3) 列没有通过显著性检验，在第(4) 列显著为负。因此，加工贸易转移政策对企业进入出口市场从事一般贸易的概率影响不大，同时由于内销企业从事加工贸易方式出口的倾向提升，从事一般贸易方式的出口倾向反而受到挤出。

从相对静态角度看，承接地区的加工贸易企业数量将大幅度增加。本文计算出城市—行业层面的加工贸易企业数量，并且将其对数化处理，检验结果如表5 第(5) 列所示。可以看出，交叉项的估计系数显著为正，说明加工贸易转移政策显著增加了承接地区加工贸易企业的数量。第(5) 列控制了城市—行业固定效应和年份固定效应，回归标准误聚类到城市层面。因此，不管是从相对动态还是相对静态角度看，加工贸易转移政策都显著增强了承接地区加工贸易企业的市场进入行为，假说2 成立。

表5 加工贸易转移政策对市场进入的影响

3.集聚效应

如前文分析，市场进入行为增强有利于促进承接地区的产业集聚，集聚效应的正向经济外部性可能在加工贸易转移政策提升企业利润率中起到促进作用。本文首先检验集聚效应的作用，借鉴王永进和盛丹(2013) 的做法，我们测算出试点城市的产业集聚程度(agg)，数值越大则表示产业集聚程度越高。①产业集聚程度(agg) 的计算过程请见《经济科学》 官网“附录与扩展”。本文用城市层面面板数据检验加工贸易转移政策对试点城市产业集聚的影响，并且控制了城市固定效应、年份固定效应和城市的时间趋势，结果如表6 第(1) 列所示。交叉项的估计系数显著为正，说明加工贸易转移政策提高了试点城市的产业集聚程度。本文进一步对承接地区和其他地区的城市产业集聚程度(agg) 指标进行中位数分组，将样本划分为低产业集聚程度和高产业集聚程度两个样本组，分组检验结果如表6 第(2)—(3)列所示。交叉项的估计系数在第(3)列显著为正，在第(2) 列不显著，说明地区产业集聚程度越高，加工贸易转移政策提高企业利润率的作用越大。可以推断，加工贸易转移政策会提高承接地区试点城市的产业集聚程度，有助于进一步提高加工贸易企业的利润率。

此外，一些学者将产业集聚指标测算到企业层面。本文借鉴Rosenthal 和Strange(2004) 的方法采用区位熵测算企业集聚水平，该方法能够较好反映要素在区域的分布，具体如公式(4) 所示。

agg_td为集聚水平，在计算时需要剔除企业自身的就业人数。本文将区位熵测算到地级市—3 位数行业层面，并且将其对数化处理，检验如表6 第(4) 列所示。可以发现，交叉项的估计系数显著为正，说明加工贸易转移政策显著提高了承接地区加工贸易企业的集聚水平。同时，本文对企业集聚水平(agg_td) 按照中位数进行分组，具体分为低集聚水平和高集聚水平两组。分组检验结果显示，交叉项的估计系数在第(6) 列显著为正，在第(5) 列没有通过显著性检验，说明企业集聚水平越高，加工贸易转移政策提高企业利润率的作用越大，这与使用城市产业集聚程度(agg) 指标的检验结果一致。

表6 加工贸易转移政策的集聚效应

如前文理论分析部分推断，加工贸易转移政策的优惠措施在短期内会吸引大量企业进入市场，进而带来集聚效应。但是，“政策租” 带来的集聚效应可能并不能持续存在，进而导致对企业利润率的正向助推作用在长期内不能持续。本文基于公式(5) 检验加工贸易转移政策对承接地区城市产业集聚程度的边际影响，检验结果如表7 所示。

表7 加工贸易转移政策对试点城市产业集聚程度的边际影响

可以发现，TREAT×Post×Year的估计系数仅在2008—2010 年显著为正，说明加工贸易转移政策主要在政策实施前期促进了试点城市的产业集聚程度。为了观察加工贸易转移政策对试点城市产业集聚程度的边际影响，我们绘制了λi的数值。①请见《经济科学》 官网“附录与扩展” 中图A2 (c)。结果显示，λi的数值同样呈现先上升后下降的“∩” 形变化趋势，表明加工贸易梯度转移政策对承接地区城市产业集聚的边际影响与对企业利润率的边际影响基本一致。可以推断，集聚效应是加工贸易转移政策在政策实施前期提高承接地区企业利润率的重要助推因素。综合以上分析可以判断，推论2 得以证明。

4.竞争效应

与此同时，市场进入也会促进承接地区的市场竞争，竞争效应最终使得承接地区市场在政策实施初期的超额利润重新回归到正常利润水平。进一步地，本文检验加工贸易转移政策带来的竞争效应。本文使用赫芬达尔-赫希曼指数(HHI 指数) 衡量市场集中度，HHI 指数越小则市场的竞争程度越大。HHI 指数用行业中各企业的总资产占行业总资产百分比的平方和表示，表示行业i中企业j的总资产比重，并且测算到城市—2 位数行业层面，同时剔除城市—行业层面企业数量少于3 的样本。回归结果如表8 第(1) 列所示，计量模型控制了城市—行业固定效应、年份固定效应和城市—行业层面的时间趋势，在城市层面对回归标准误进行调整。行业层面的控制变量由企业层面控制变量求均值得出，并且计算到城市—行业层面。可以发现，交叉项的估计系数显著为负，说明加工贸易转移政策显著提高了承接地区城市—行业层面的市场竞争程度。

本文按照每年实验组和对照组HHI 指数的中位数进行分组，具体分为高竞争程度和低竞争程度两组，分组检验加工贸易转移政策对企业利润率的影响，如表8 第(2) 列、第(3) 列所示。可以发现，交叉项的估计系数在第(3) 列显著为正，在第(2) 列没有通过显著性检验。回归结果表明，市场竞争程度越低，加工贸易转移政策对企业利润率的提升作用越强。从而可以推断，在加工贸易转移政策影响下，随着市场竞争程度的进一步增强，市场的超额利润最终会重新回归正常利润水平。

进一步地，本文构建市场集中度(CR) 指数反向衡量市场竞争程度，具体用城市—行业层面前两大企业资产份额之和衡量。同样，本文将该指标计算到城市—2 位数行业层面，同时剔除城市—行业层面企业数量少于3 的样本。我们在计量模型控制了城市—行业固定效应和年份固定效应，在城市层面对回归标准误进行调整，检验结果如表8 第(4) 列所示。可以发现，交叉项的估计系数显著为负，与第(1) 列的结果一致。本文进一步对CR进行中位数分组，检验结果如表8 第(5) 列、第(6) 列所示。可以看出，交叉项的估计系数为正，但仅在第(6) 列通过显著性检验，说明加工贸易转移政策主要提升低竞争程度市场中企业的利润率，这一检验结果与使用HHI 指数的检验结果一致。

表8 加工贸易转移政策的竞争效应

根据前文理论分析推断，长期存在的竞争效应会使得承接地区在政策实施初期存在的超额利润重新回归正常利润。本文基于公式(6) 检验加工贸易转移政策对承接地区城市市场竞争程度的边际影响，估计结果如表9 所示。

表9 加工贸易转移政策对试点城市产业集聚程度的边际影响

可以发现，TREAT×Post×Year的估计系数在2007—2013 年全部显著为负数，说明在考察期内加工贸易转移政策带来的竞争效应持续存在。为了观察加工贸易转移政策对承接地区市场竞争程度的边际影响，我们绘制了λt的数值。①请见《经济科学》 官网“附录与扩展” 中图A2 (d)。结果显示，λt在0 值以下呈现波动向下的变化趋势，表明承接地区的市场竞争程度整体上逐年增大。可以推断，随着加工贸易转移政策在政策实施初期集聚效应的逐步消失，竞争效应逐步成为主导，长期内竞争效应对企业利润率的负向作用将抵消甚至超过集聚效应带来的正向作用。因此，竞争效应是加工贸易转移政策在长期内逐步抑制承接地区企业利润率提升的重要助推因素，从而验证了推论3。

综合而言，加工贸易转移政策对承接地区企业利润率的边际影响既存在正向作用，主要体现为集聚效应带来的正向经济外部性，也存在看似负面的竞争效应，上述作用共同导致了“∩” 形特征。在加工贸易转移政策实施的初期，集聚效应的正向作用大于竞争效应的负向作用，导致了“∩” 形特征的前半段。但是，集聚效应持续期非常短暂，随着集聚效应逐步消失，长期的竞争效应逐步占据上风，最终导致了“∩” 形特征的后半段。

七、结论与政策含义

为深化供给侧结构性改革和调整生产要素在区域间的优化配置，我国于2007 年以后实施了加工贸易跨区域转移战略。本文以商务部等部门联合发布加工贸易承接地区城市名单作为研究案例，采用多期双重差分法系统研究了加工贸易转移政策对加工贸易企业利润率的影响和作用机制。本文主要发现，加工贸易转移政策显著提高了承接地区加工贸易企业的利润率，但其提升作用呈现先上升后下降的“∩” 形特征。异质性检验发现，加工贸易转移政策主要提高了劳动密集型行业、中西部地区和民营企业样本组中加工贸易企业的利润率。作用机制检验发现: 一方面，银行贷款支持带来的融资约束下降，以及地方完善基础设施建设，是加工贸易转移政策提升承接地区企业平均利润率的作用机制。另一方面，加工贸易转移政策显著促进了承接地区加工贸易企业的市场进入，市场进入同时带来了对企业利润率呈现正反两方面作用的集聚效应和竞争效应。集聚效应的正向经济外部性是导致企业利润率呈现“∩” 形特征前半段的助推因素，竞争效应对企业利润率的负向作用是导致“∩” 形特征后半段的助推因素。

本文提出如下政策建议: 第一，加工贸易转移符合国内国际双循环新发展格局的要求，并且对我国经济相对落后的中西部地区产生了良好的经济效应。鉴于加工贸易转移政策的积极作用，我国政府应当积极扩大加工贸易承接地区的城市范围以及转移产业的门类。第二，当前我国的中小微型企业和民营企业依然面临融资难问题，在产业政策实施过程中配套银行贷款支持和降低贷款利率等优惠措施可以有效降低企业的融资约束程度，进而有助于产业政策目标的实现。因此，对于加工贸易转移政策的修订以及其他产业政策的制定，应该着重考虑企业融资难问题，给予中小微型企业和民营企业更多的融资扶持，帮助企业顺利转型。第三，经济落后地区政府应当积极配合区域协调发展政策和区域振兴政策，完善当地基础设施，引导企业入驻本地工业园区。促进相关产业的集群发展，推动产业上下游和企业间的协同发展，充分发挥产业集聚带来的低成本优势和知识溢出效应等正向经济外部性。第四，加工贸易转移政策对企业利润率的正向作用属于短期行为，与“政策租” 密切相关。长期内市场调节的主导作用将重新回归，地方政府需要将短期的政策激励与长期的市场调节进行有效结合。在本文中，市场竞争并不意味着国内产业转移的“低端锁定”，反而可以将产业政策的触发因素与市场经济的长效机制进行有机结合。因此，经济相对落后地区的地方政府需要破除地区间和行业间的市场分割，积极筑巢引凤和不断吸纳人才回流，推动要素的自由流动和充分竞争。