【前沿文献】航运能力对企业出口的影响——基于三峡大坝蓄水通航的准自然实验

降低国内运输成本是大国降低贸易成本、促进国际贸易的重要手段。毋庸置疑，作为一个地域辽阔的国家，中国的国内运输成本是企业对外贸易成本的重要组成部分之一（黄玖立和徐旻鸿，2012），尤其对中西部地区而言，内贸成本高于外贸成本（李自若等，2022）。为此，本文借助长江三峡蓄水通航为准自然实验，实证研究内河航运成本降低对企业出口二元边际的影响。具体而言，本文借鉴Coşar and Demir（2016）研究思路，将国内运输成本拆分为公路运输、铁路运输和水路运输三部分，以将国内其他运输方式对企业出口的影响进行分离。然后，以2003年长江三峡蓄水通航为准自然实验，使用2000年至2013年匹配的中国海关数据库和工业企业数据库，将具有通航功能的长江三级水系流经县内的企业作为处理组。为了具有可比性，将流经县临近的300公里县内企业作为控制组，构建双重差分模型进行因果识别。双重差分模型结果显示内河航运能力提升只会影响企业出口的深度边际（提高15.60%），而对企业出口的广延边际并没有显著影响。进一步借鉴Abadie and Dermisi（2008）和李松林等（2023）的思路，通过使用长江三峡蓄水水位高度构建双重差分模型进行检验。同时，通过使用倾向得分匹配-双重差分法、剔除部分省份企业进行稳健性分析，实证结果依然成立。异质性分析结果发现，其主要影响大型企业和长江中上游企业的出口，而对长江下游企业出口并没有显著影响。为了验证出口提升效应是由三峡蓄水通航降低水运成本导致的，首先，基于2002年投入产出表计算行业对水运依赖程度，构建三重差分模型进行检验。结果显示，长江航运能力提升对水运依赖程度更高的企业出口的促进作用更大。其次，将中国海关数据库中企业出口运输方式作为被解释变量，验证发现，三峡蓄水通航后，水运成本降低，处理组企业通过水运方式出口的概率大幅度增加，进而促进了企业的出口。

本文的创新主要体现在以下三个方面。首先，在研究视角上，鲜有文献探讨内河航运能力提升对企业出口行为的影响。本文从长江航运成本下降这一视角出发，探讨了国内水运成本降低对企业出口二元边际的影响，为相关领域的研究提供了一个新的视角。其次，在识别策略上，以长江三峡蓄水通航为准自然实验，并借助长江三峡大坝蓄水水位高度，构建双重差分模型揭示水运成本降低与企业出口之间的因果关系。最后，虽然已有文献研究了长江三峡对长江经济带和区域发展的重要作用，但立足航运视角，聚焦于三峡大坝这一基础设施修建带来的长江航运成本下降，分析长江三峡修建的贸易效应，对评估长江三峡的经济效应具有重要意义。

（一）三峡大坝建设与长江航运能力

长江横跨中国东中西部三级台阶，是连接西南、华中、华东三大经济区的交通运输大动脉。近年来已经成为全球内河运输最为繁忙、运量最大的“黄金水道”。但在三峡大坝蓄水之前，长江部分自然航道条件存在“窄、弯、浅、险”的特点，重庆至宜昌的川江航段水流湍急，险滩密布，航行条件极为复杂，航道通行能力较低，同时，大量泥沙堆积恶化了长江下游的航运条件。三峡大坝位于湖北省宜昌市内，地处长江干流西陵峡河段。作为世界上最大的水利枢纽建筑之一，三峡大坝目前已全面发挥其防洪、发电、航运、水资源利用等综合效益。2003年6月，三峡大坝蓄水至135米，大坝上游570—650公里的航道条件大幅改善，水深增加使得航道险滩、险段逐渐消失，江面拓宽增大了实现双向航行的可能性。长江中下游枯水期航运条件通过调节下泄流量、增加航深等方式也有了较大改善。同时，三峡大坝修建改善了下游泥沙沉积情况，有效稳定了长江水位，长江航运能力大幅提升。图1柱状图部分展示了三峡船闸自2003年通航以来过闸货运量的变化情况，其货运量呈现高速增长的态势，2004年的过闸货运量仅为3431万吨，但于2011年就首次突破亿吨大关。2021年三峡船闸货运量超过1.46亿吨，创下历史新高，是三峡大坝蓄水前该河段最大年货运量的8倍多。图1折线图部分展示了2000—2021年长江干线港口货物吞吐量和长江干线货运量的变化趋势。2005年，长江干线货运量达到7.95亿吨，是2000年货运量的1.95倍，超越了美国密西西比河和欧洲莱茵河，成为世界上航运运量最大的内河河流。2021年，长江干线港口完成货物吞吐量超35亿吨，是2000年的15倍多，稳居世界内河首位。

（二）数据来源与指标选取

本文数据库主要有三个来源。第一，2000—2013年企业数据来源于中国工业企业数据库，该数据库包含了中国年销售额在500万元以上（2011年起为2000万元以上）各类企业的特征信息。第二，中国企业贸易的数据来源于中国海关数据库，海关数据库提供了中国各类企业详细的进出口贸易信息。第三，为了控制企业所在县市省的宏观特征，例如外贸依存度、人均生产总值等指标主要来源于2000年至2013年国家统计局数据以及各省份、城市统计年鉴。基于这些数据，我们构建了如下指标。

1.被解释变量

企业出口额。企业出口最主要体现在出口额度上，依据Chaney（2008）和Liu et al.（2023）的方法，使用企业年度出口额作为企业出口深度边际的指标。

企业出口产品种类。企业出口的产品种类是企业出口广延边际的核心含义（Bernard et al.，2010）。借鉴陈紫若和刘林青（2022）的做法，使用企业基于HS六分位代码分类的产品种类数，度量企业出口的广延边际。

2.核心解释变量

本研究主要目的是使用双重差分方法识别国内航运能力提升导致水运成本降低对企业出口的影响。本文以政策虚拟变量和年份虚拟变量的交乘项作为核心解释变量。政策虚拟变量当企业在长江三级水系流经的县取值为1，其余取值为0。时间虚拟变量在2003年长江三峡蓄水通航以前取值为0，2003年以后取值为1。

3.控制变量

控制变量主要是两个层面，一是企业层面的控制变量，主要包含：（1）企业规模。企业规模越大，可能会拥有更为充足的资金、更为先进的技术、更为丰富的人力资源，从而在出口方面具备更大的优势。采用企业总资产的对数值表示企业规模。（2）企业年龄。企业存续年限越久，积累的经验越丰富，对市场变化的敏锐度越高，对企业出口会产生一定的影响。（3）企业劳动生产率。由于企业层面生产率数据缺失严重，使用企业人均工业总产值计算劳动生产率。（4）企业盈利能力。借鉴许家云等（2017）的方法，使用企业净利润与销售额之比测算企业当年盈利能力。

二是宏观层面的控制变量，包括:（1）城市人均生产总值对数值。人均生产总值反映了城市的经济发展水平和程度。（2）城市人口规模。使用城市年末常住人口数的对数值进行衡量。（3）外贸依存度，即贸易开放程度。为了排除企业出口增加是由于整体贸易开放导致的，所以将贸易开放程度作为重要控制变量。（4）铁路里程和公路里程。企业出口不仅仅受到水运的影响，还会受到公路和铁路等运输能力提升的影响。因此，将省份公路和铁路运输能力进行了控制。

（三）模型设定

为了将水路运输与其他运输方式分离，本文借鉴Coşar and Demir（2016）的研究思路，将国内运输成本拆分为公路运输、铁路运输和水路运输三部分。为了构建实证模型，将县域（c）内企业（i）在特定年份（t）的出口额和出口产品种类设定为引力模型形式:

因此，本文基于长江三峡大坝修建提升长江航运能力，进而降低企业出口水运成本为准自然实验，识别水运成本降低对企业出口二元边际的影响。值得注意的是，借助长江三峡大坝修建识别国内贸易成本对企业出口二元边际的影响具有一定优势，主要体现在其可以更好地解决反向因果关系。主要原因在于，贸易也会反向影响国内公路铁路的建设和布局（Lorz，2020），基础设施的空间分布会受到贸易利益的塑造（Felbermayr and Tarasov，2022）。国家会倾向于向获得国际贸易利益更多的地区进行基础设施投资，而长江三峡大坝的修建是国家一次性重大投资建设而成，其后续年份并不会受到企业贸易的影响。

具体而言，将具有通航功能的长江三级水系流经县内的企业作为处理组。为了具有可比性，将流经县临近的300公里县内企业作为控制组，构建双重差分模型进行因果识别。

（一）平行趋势检验和预期效应检验

为了检验双重差分模型的适用性，在使用DID模型估计三峡大坝蓄水通航对企业出口的影响之前，进行平行趋势检验。验证2003年三峡大坝蓄水之前处理组和控制组企业的出口额和出口产品多样性是否存在显著差异、是否具有相同的变化趋势。因此，借鉴陈海山和汪阳（2022）的思路，构建了如下平行趋势检验模型:

其中， 表示， 表示年份虚拟变量，当时间为t=k 时取值为1，否则取值为0。和分别表示企业层面和宏观层面的控制变量;  和分别表示企业固定效应和行业时间交互固定效应、为误差项;其余变量和参数与方程（3）中相同。将每一年视为一期，为了避免多重共线性问题，本文以2003年前一期，即2002年作为模型的基准组。图2展示了平行趋势检验的结果，图中pre表示2003年之前，post表示2003年之后，数字为期数，current为2003年当期。可以观察到2003年之前处理组和控制组企业出口额未呈现显著差异，即两组企业在2003年三峡大坝蓄水通航之前具有相同的变化趋势。为了进一步验证在2003年三峡大坝蓄水之前是否存在预期效应，本文参考Lu et al.（2017）的方法，对三峡大坝蓄水进行了预期效应检验。结果显示，三峡大坝蓄水之前，处理组企业对其没有明显的预期效应。

（二）主要回归结果

2003年三峡大坝蓄水至135米对企业出口二元边际的影响结果，如表1所示。表1是三峡大坝蓄水对企业深度边际影响的主要回归结果。 

表1第（1）列展示了不考虑任何随时间和个体变化的控制变量，长江三峡修建对企业出口额影响的估计系数为0.1940，在1%的水平上显著，说明三峡大坝蓄水对企业出口额产生了显著的积极影响。为了减少内生性问题带来的估计误差，在表1第（2）列进一步固定了行业时间交互效应，在第（3）列中加入了企业规模、企业年龄和企业劳动生产率的控制变量，在第（4）列中又加入了企业盈利能力和出口依赖程度、人均GDP对数、人口规模等宏观层面的控制变量，在第（5）列中进一步控制了铁路、公路里程数，在第（6）列删除了工业企业数据库中存在一定质疑的2010年数据。表1第（1）列至第（6）列均控制了企业固定效应，以控制企业层面不随时间变化的不可观测的特征因素对企业出口产生的影响。第（2）列至第（6）列均控制了行业时间交互固定效应，以控制行业层面的冲击。

在加入了企业和宏观层面的控制变量，并且控制了固定效应之后，表1第（5）列的回归系数仍显著为正，这一结果表明2003年三峡大坝蓄水对于企业出口额有显著的正向影响，三峡大坝这一基础设施建设显著改善了企业出口情况。

（三）稳健性检验

为了提升实证分析的可信度，下文通过使用长江三峡蓄水高度构建双重差分模型，并利用倾向得分匹配-双重差分方法、剔除部分省份样本做稳健性检验。

1.借助长江三峡蓄水水位构建双重差分模型

三峡工程的整体建设分为三个时期，分别以不同的蓄水水位高度作为标志。三峡大坝的坝底水位为66米，2003年三峡大坝蓄水至135米水位、2006年蓄水到156米水位，2010年蓄水到175米水位。随着三峡大坝蓄水的水位升高，长江的航道条件及航运能力会进一步提升，使得长江整体航运成本下降。因为，三峡蓄水水位对长江三峡连接上游和中游，稳定下游通航水位具有重要意义。因此，借鉴Abadie and Dermisi（2008）和李松林等（2023）的思路，引入三峡大坝蓄水高度构建新的双重差分模型。使用不同年份的蓄水高度与县域虚拟变量的交乘项× 作为新的核心解释变量进行回归，如公式（5）所示:

2.倾向得分匹配-双重差分方法

因为选取的控制组为长江沿线县域企业，可能会存在样本选择偏差问题。进一步使用倾向得分匹配-双重差分法（PSM-DID）对基准回归结果进行稳健性检验，在处理了潜在样本选择偏差后的估计结果依然具有稳健性（具体见原文附录）。

3.剔除部分省份样本

为了验证结果是否是由于部分省份纳入样本所导致的，通过剔除部分省份的样本进行稳健性检验。首先，由于西藏自治区、青海省和云南省的出口企业样本较少，故尝试剔除这三个省份的企业样本再次进行基准回归，以验证结果的稳健性（具体见原文附录）。

4.安慰剂检验

三峡大坝蓄水对企业出口的影响，可能是由于这些不可观测或不可控制的因素所引起的。为了验证这种假设，对三峡大坝蓄水通航时间进行安慰剂检验。安慰剂检验结果（见原文附录）显示，不可观测到的因素几乎不会对本文估计结果产生影响，验证了实证结果的稳健性。

（四）异质性分析

1.长江中上游和下游省份企业

长江三峡修建对内陆和沿海省份企业的影响可能存在异质性。对长江中上游企业而言，其本质属于内陆省份的企业。长江三峡的修建，极大地改善了地区的水运条件，使得内陆地区增加出口量，提升上游省份和中游省份通向海洋运输。而对于上海市、江苏省、浙江省、安徽省等下游地区，海运航行条件本身较好，三峡大坝修建的影响可能不大，回归结果见附录Ⅵ表Ⅵ1。第（1）—（2）列展示对长江下游地区企业出口影响的回归结果，结果均为正值，这说明三峡的蓄水通航对其是正向影响，但统计上并不显著。第（3）—（4）列展示了对中上游地区企业出口影响的回归结果，第（3）列回归系数为0.2372，其在10%的置信水平上显著;第（4）列为删除了2010年数据的回归结果，其影响大小和显著性水平基本不发生变化。由此说明长江三峡的蓄水通航主要促进了位于长江中上游地区企业的出口。

2.国有企业和非国有企业

不同性质的企业在管理制度、技术水平、研发投入和创新能力等方面可能存在较大差异，进而造成企业出口特征的异质性，航运能力的提升也会对不同性质的企业出口产生不同的影响。附录Ⅵ表Ⅵ2汇报了长江三峡大坝蓄水通航对国有企业和非国有企业出口深度边际的影响。第（1）—（3）列是对国有企业出口深度边际的影响结果，第（4）—（6）表示对非国有企业的影响结果。可以发现，三峡大坝蓄水对非国有企业的深度边际具有显著的正向影响， 而对国有企业的出口没有显著的影响。进一步，我们进行了组间差异性检验，发现三峡大坝蓄水通航对国有企业和非国有企业的影响并没有显著差异性（P值为0.260）。水运成本变化，不会因为企业的属性而产生异质性影响。回归中三峡大坝对国有和非国有企业影响的显著性水平差异，可能是由于子样本数量大小导致的显著性差异。

3.大型企业与小型企业

不同规模类型的企业出口受到水运成本降低变化的影响可能是不同的。按照企业主营业务产品销售收入，将大于中位数的企业视为大型企业，其余视作小型企业。如附录Ⅵ表Ⅵ3所示，第（1）—（3）列和第（4）—（6）列分别展示了三峡大坝蓄水通航对小型企业和大型企业出口的回归结果。回归结果均加入了企业和宏观层面的控制变量，并且控制了企业固定效应和行业时间交互固定效应。对于大型企业而言，三峡大坝蓄水通航对其深度边际具有明显提升作用。而对于小型企业而言，三峡大坝蓄水通航对其没有显著影响。究其原因，相较于小型企业而言，大型企业更容易实现规模经济，其生产和管理成本相对较低，效率较高（孙晓华和王昀，2014），并且大企业拥有更强的调整能力，所以大型企业可以更快地调整其出口策略，受水运成本降低的影响更大。

（五）机制分析

1.对水运运输成本依赖较高企业的影响检验

2.增加水运方式出口概率的机制验证

表4第（1）列不加入任何控制变量，第（2）—（4）列依次加入企业层面的控制变量和宏观层面的控制变量，第（5）列进一步删除了2010年的数据，其结果均为正值，且均在可信的置信水平上显著。结果显示，长江三峡大坝修建通航会提高企业通过水运方式出口的概率，其含义是长江三峡修建提升了长江航运能力，企业更倾向于利用成本更低的水路运输方式出口，进而提升企业的出口规模。

优质的基础设施是企业出口比较优势的重要来源，基础设施建设可以降低企业出口的国内贸易成本，尤其对幅员辽阔、内陆深远的中国而言。本文研究得出长江三峡水利工程建设通过提升长江航运能力，降低企业贸易成本，进而促进企业的出口。基于实证发现，我们得到以下两点政策含义。第一，充分重视国内水运成本的重要作用。贸易成本的降低，不仅通过公路、铁路和航空运输实现，同时应充分发挥长江内河航运功能。内河航运成本的降低能有效链接内贸和外贸，其有利于构建国内国际双循环相互促进的新发展格局。第二，充分发挥长江航运在长江经济带高质量发展中的重要功能。长江三峡水利工程的建设，通过连接上游的重庆、四川，提升长江下游航运能力，更加凸显长江在中西部内河运输的地位。政府应充分以长江黄金水道为依托，推动上中下游地区协调发展，构建横贯东西、沿江沿海全面开放的长江经济带。

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