加工贸易向中西部地区梯度转移，是优化区域开放布局的重要内容。过去二十多年间，我国加工贸易出口持续由东部向中西部转移，一般贸易的区域分布却没有发生同样明显的变化。已有研究表明，交通基础设施能够通过降低贸易成本促进企业出口，并对不同地区产生差异化影响（盛丹等，2011；王永进和黄青，2017；Fan et al.，2023）。关于加工贸易的研究则讨论了融资约束、中间品投入关税等因素对贸易方式选择的影响（Manova and Yu，2016；Brandt and Morrow，2017），对加工贸易与一般贸易地区分布差异的解释仍较少。本文将国内交通运输成本、企业区位选择和贸易方式选择纳入同一分析框架，强调加工贸易“大进大出”的生产组织特征。内陆企业需要通过沿海港口出口产品，也需要经由港口获得进口中间品。港口连通改善因此同时影响产品运出去的成本和中间品运进来的成本，而加工贸易较高的进口中间品依赖度，使其对后一种成本变化更为敏感。本文以2000—2015年为实证分析期，综合交通网络、海关交易和工业企业等资料，构建城市港口通达成本指标，检验交通基础设施如何改变两类贸易方式的区域布局，并量化其对中西部承接加工贸易的解释程度。
文章摘要：
2000—2024年间，我国加工贸易持续由东部向中西部转移，而一般贸易转移不明显。本文从交通基础设施视角解释这一差异。理论模型表明，西部与东部港口连通性提升降低了西部的出口和中间品进口成本，增强了西部从事“大进大出”的加工贸易的比较优势。城市层面的实证结果显示，港口通达成本下降显著提升了中西部在我国加工贸易中的占比，而对一般贸易影响不显著。该效应在进口中间品依赖度较高的行业更为明显，验证了中间品进口成本下降是促进加工贸易梯度转移的重要机制。
文章涉及数据：
中国海关进出口交易明细数据
中国工业企业数据
文章核心发现
（1）加工贸易持续向中西部转移，一般贸易没有出现同样明显的区域调整。2000—2024年，东部地区在全国加工贸易出口中的占比由92%降至73.3%；中部地区由1.3%升至8.2%，提高6.9个百分点；西部地区由1.7%升至16.3%，提高14.6个百分点。与之对应，东部地区在全国一般贸易出口中的占比由79.4%小幅升至81.8%，中部和西部分别由7.5%、7.1%变为9.7%、6.5%。本文以不同城市和地区在全国同一贸易方式出口中的占比变化衡量梯度转移，并进一步从运输成本和进口中间品使用差异解释这种区域分布变化。
（2）港口连通改善通过整体出口优势和贸易方式相对优势两条路径，推动加工贸易向内陆转移。本文在理论模型中设定，西部企业通过东部港口参与进出口，企业根据生产成本和贸易成本选择生产地区与贸易方式。西部到港口的运输成本下降，一方面降低产品出口成本与中间品进口成本，提高西部相对于东部的整体出口成本优势；另一方面，由于加工贸易对进口中间品的使用偏好更高，且进口中间品享受免税政策，中间品运入成本下降会增强西部从事加工贸易相对于一般贸易的优势。两种作用共同提高西部加工贸易出口占比。对于一般贸易，整体出口优势改善与其相对加工贸易优势减弱同时发生，理论上的地区份额变化方向因而取决于两种作用的共同结果。
（3）交通基础设施改善缩小了中西部与东部在港口通达方面的差距。2000—2015年，全样本城市到港口的平均运输时间由11.56小时降至8.91小时。东部地区由4.77小时降至3.69小时，减少约1.1小时；中部地区由10.91小时降至8.43小时，减少约2.5小时；西部地区由19.76小时降至14.84小时，减少约4.9小时。西部运输时间的降幅明显大于东部，中西部相对于东部的港口连通性得到提升。本文构建的港口通达成本也呈现出离海岸线较远地区下降幅度较大的特点。
（4）港口通达成本下降显著提高城市在全国加工贸易出口中的份额。控制城市固定效应和年份固定效应后，港口通达成本对加工贸易出口占比的估计系数为−0.075，在1%水平上显著；进一步加入国产中间品市场可达性、劳动生产率、最低工资、机场条件和外需冲击等变量后，系数为−0.060，在5%水平上显著。结合中西部港口通达成本降幅较大的事实，这一结果支持交通基础设施改善促进加工贸易向中西部转移的判断。一般贸易在未加入其他控制变量时的系数为−0.015，未通过显著性检验；加入控制变量后为0.031，仅在10%水平上显著，且在后续检验中多数不显著。综合各项结果，本文发现交通基础设施建设对一般贸易地区分布没有产生明显影响，两类贸易方式对港口通达成本变化的响应存在差异。
（5）港口通达成本变化能够解释中西部加工贸易出口占比增幅的约27%。本文将基准估计系数与各城市2000—2015年港口通达成本的变化相结合，预测城市加工贸易出口份额的变化，再汇总到区域层面。测算显示，港口通达成本变化对应的中西部加工贸易出口占比上升约3.34个百分点，同期实际增幅为12.22个百分点，解释程度约为27%。对东部地区，模型预测的占比下降约2.45个百分点，实际下降10.01个百分点。
（6）进口中间品依赖程度越高，港口连通改善带来的加工贸易转移效应越明显。本文匹配海关和工业企业资料发现，完全从事加工贸易的企业，其进口中间品占中间品总投入的比例约为35%，一般贸易企业约为10%；控制行业差异后，加工贸易企业的进口中间品依赖度仍高出23个百分点。在城市—行业层面的回归中，港口通达成本与行业进口中间品依赖度的交互项系数为−0.308，在1%水平上显著。进一步加入行业劳动力密集度与港口通达成本的交互项后，进口依赖度交互项仍为−0.279，同样在1%水平上显著；劳动力密集度交互项为−0.128，也在1%水平上显著。交通条件改善对劳动密集型行业的加工贸易转移作用更明显，同时，对进口中间品依赖较高行业的促进作用持续存在。相关证据支持中间品进口成本下降是加工贸易梯度转移的重要机制。
核心变量度量及内生性检验
1. 核心变量构造
（1）城市出口占比（S）。本文先将企业出口额汇总至城市—年份—贸易方式层面，再以城市当年某种贸易方式的出口额，除以当年全国同一贸易方式的出口总额。加工贸易与一般贸易分别计算，指标增大表示该城市在相应贸易方式全国出口布局中的份额提高。城市识别以海关企业编码的前四位为依据，对因行政区划变动等原因无法直接匹配的少量记录，利用企业地址或企业名称中的地区信息补充识别。为保持跨年统计口径可比，基准分析统一使用“一般贸易”和“加工贸易及其他”两类，因此基准加工贸易指标包含其他贸易方式；在能够单独识别加工贸易的年份，本文另用严格的加工贸易口径进行检验。
（2）港口通达成本（PAC）。先测算城市至各港口的双边运输成本，再按期初贸易联系汇总为城市指标。参考Baum-Snow et al.（2020），双边成本计算为“1＋0.008×最短运输时间的0.8次方”，最短运输时间以小时计。时间成本转换参考Hummels and Schaur（2013）的研究及Baum-Snow et al.（2020）的设定，运输时间指数则参考刘冲等（2020），反映运输时间增加所带来的贸易成本增量逐渐减小。随后以城市2000年通过某港口的贸易额占该城市贸易总额的比重为权重，对各港口的双边成本加权求和。权重固定在期初，使指标主要反映交通运输条件的变化。基准分析使用公路最短运输时间，回归时对PAC取对数。参考Fan et al.（2023）和Ma and Tang（2024），选取17个港口对应城市；经这些城市进行进出口贸易额占2000年全国总贸易额的90%以上。
（3）进口中间品依赖度。本文分别构造企业层面的描述指标和行业层面的机制指标。企业指标以中间品进口总额除以中间品总投入，用于比较完全从事加工贸易和完全从事一般贸易的企业。行业指标ImpIntShare在四位国标行业层面构造：匹配2000—2007年海关与工业企业数据，逐年计算该行业加工贸易中间品进口总额占工业企业数据中该行业中间品总投入的比例，再对各年比例取简单平均。该指标刻画行业生产对进口中间品的依赖程度，并与城市港口通达成本的自然对数相乘，用于检验进口依赖较高的行业是否对运输成本下降作出更强响应。
（4）行业劳动力密集度（LaborInt）。参考何小钢等（2023），本文使用样本期初2000年的工业企业数据，在四位国标行业层面汇总从业人数和总资产，以行业从业人数除以行业总资产构造指标，其中总资产以十万元为单位。将其与港口通达成本的自然对数相乘并纳入机制回归，可以同时考察劳动密集程度与进口中间品依赖程度对应的转移差异，检验进口成本渠道在控制行业劳动投入特征后是否仍然成立。
（5）国产中间品市场可达性（IMA）。参考Baum-Snow et al.（2020）的市场可达性算法，本文将其他城市的制造业企业数量作为国产中间品供给能力的度量，再按城市之间的贸易成本加权求和。具体而言，对每个其他城市的制造业企业数量，乘以两地双边贸易成本的−8.22次方，再加总得到本城市的IMA。贸易弹性8.22取自Eaton and Kortum（2002），双边贸易成本沿用最短公路运输时间转换方法。该指标同时考虑潜在供给城市的企业数量与运输阻力，回归中取自然对数，用于控制交通基础设施通过国产中间品供给条件影响出口区位的作用。
（6）劳动生产率、劳动力成本与航空运输条件。本文以城市人均工业产值的自然对数lnIOPC控制企业平均劳动生产率，以城市最低工资的自然对数lnMW控制劳动力成本。城市最低工资由辖区内县级最低工资按各县总人口加权计算，所需人口和工资信息来自国泰安，部分缺失工资利用Hau et al.（2020）搜集的资料补充。航空运输条件则以城市是否拥有机场的虚拟变量AirDum衡量。
（7）城市外需冲击（FDS）。参考Berman et al.（2015）、戴觅和茅锐（2015）及Aghion et al.（2024），本文以城市2000年的出口产品结构作为固定权重，衡量国际需求变化。先计算每种HS两位码产品在该城市期初总出口中的占比，再将这一占比乘以当年全球对该产品的进口总额扣除中国出口后的数值，最后在产品层面求和。产品权重来自海关数据，国际进口额来自BACI全球双边贸易数据库。指标在基准回归中取自然对数，用于控制不同城市因出口产品结构不同而受到的外需冲击。
2. 识别策略、内生性与稳健性检验
（1）城市双向固定效应模型。本文以城市—年份为观察单位，分别对加工贸易与一般贸易估计出口占比和港口通达成本之间的关系。被解释变量为城市在全国相应贸易方式出口中的份额，核心解释变量为lnPAC，纳入上述五类城市控制变量。城市固定效应吸收不随时间变化的城市特征，年份固定效应控制全国性的宏观经济与政策变化。未加入其他控制变量时，两类贸易方式各使用4,352条城市—年份观察；加入控制变量后，各使用4,162条观察。识别利用了样本期内不同城市港口通达成本变化的差异，并结合各区域实际成本变化，判断加工贸易向中西部转移的方向。
（2）基于沿线其他城市通达变化构造工具变量。城市到港口的最短运输路线可能途经其他城市，沿线地区交通条件的变化会影响出发城市的港口通达成本。本文利用这一交通网络联系，为城市港口通达成本构造工具变量。第一步，在城市—港口层面的双边贸易成本回归中，剔除出发城市—年份固定效应，取回归残差，以提取沿线其他城市通达条件变化的影响。第二步，按出发城市期初通过不同港口的贸易份额，对这些残差进行加权平均，得到城市层面的工具变量。识别思路是，沿线其他城市的变化既影响出发城市的港口通达性，又与出发城市自身经济状况和政策无关。两阶段最小二乘估计显示，港口通达成本下降仍显著提高城市加工贸易出口占比，对一般贸易占比的影响不显著，支持本文的主要结论。
（3）替换加工贸易出口指标。不同年份海关数据对贸易方式的分类存在差异，本文在基准分析中采用统一的“加工贸易及其他”口径。进一步利用能够单独识别加工贸易的年份，采用单独的加工贸易进出口记录构造对应出口占比，检验结果是否受到其他贸易方式的影响。替换后结论保持一致，说明纳入其他贸易方式未改变港口通达成本下降促进加工贸易梯度转移的结果。
（4）以货运铁路重新测算港口通达成本。基准分析以公路最短运输时间衡量城市与港口之间的运输阻力。本文进一步依据货运铁路最短运输时间重新计算双边贸易成本，并构建相应的城市港口通达成本指标，检验结果对交通方式测度的稳定性。铁路测度下的结果与基准结论一致，支持交通运输条件改善对加工贸易区域分布的影响。
（5）调整期初港口贸易权重。基准港口通达成本使用2000年城市通过各港口的贸易额份额作为固定权重。本文进一步使用2000—2002年三年的城市—港口贸易额重新计算权重，使权重反映多年的初始贸易联系。重新加权后，主要结果没有明显变化，表明港口通达成本与加工贸易梯度转移的关系对权重年份的选择保持稳定。
（6）控制其他政策与运输条件冲击。本文进一步考虑长江内河航运、中欧班列以及地区层面其他政策的影响，将这些可能同时影响运输联系与贸易布局的因素纳入检验。相关结果与基准估计保持一致，说明在考虑其他物流通道和区域政策变化后，港口通达成本下降促进加工贸易梯度转移的结论仍然成立。
（7）采用长差分模型。进一步使用长差分模型，考察较长时期内港口通达成本变化与地区出口份额调整之间的关系。长差分回归与基准结果一致，从时间尺度支持交通基础设施改善推动加工贸易区域转移的结论。
（8）进口中间品依赖度的交互项检验。本文将分析扩展到城市—行业—年份层面，对每个行业分别计算城市在全国该行业加工贸易出口中的份额，并加入lnPAC与行业进口中间品依赖度的交互项。模型控制城市—行业固定效应和行业—年份固定效应，分别吸收城市与行业组合的固定特征及行业在各年份受到的共同冲击，并保留国产中间品市场可达性、人均工业产值、最低工资和机场条件四项城市控制变量。行业—年份固定效应用于控制行业层面的外需变化，标准误在城市—年份层面聚类。进口依赖度交互项显著为负，表明依赖度较高行业的加工贸易份额对港口成本下降响应更强；进一步控制劳动力密集度交互项后，结论保持成立。
（9）区域转移贡献测算。本文先计算每个城市2015年与2000年lnPAC之差，再减去所有城市这一变化的均值，得到相对于平均变化的城市成本变动。随后将其乘以加入控制变量后的加工贸易回归系数−0.060，形成城市出口份额变化的预测值，并分别加总到中西部和东部地区。中西部预测增幅3.34个百分点与实际增幅12.22个百分点的比较，得到约27%的解释程度。
3. 数据来源与处理
交通资料来自Ma and Tang（2024）构建的中国交通网络面板数据库。该资料覆盖1994-2017年，以约500米的像素精度记录公路、客运铁路和货运铁路网络，并根据路线建设年份、等级、地形及相应设计速度标准刻画运输质量的时空变化。本文据此计算2000-2015年城市之间的公路和货运铁路最短运输时间，再结合城市到港口的贸易联系构造通达成本。
贸易资料来自中国海关数据库，实证分析使用2000—2015年企业—产品层面的进出口交易信息，包括企业编码与地址、产品编码、商品价值、贸易方式、所有制以及途经海关等。2000—2006年资料区分18类贸易方式，2007—2013年分为“一般贸易”和“加工贸易及其他”，2014—2015年则单列一般贸易、加工贸易和其他贸易方式。本文将各年口径统一后，按照企业所在地汇总城市出口额；2000—2024年的资料用于展示较长时期的区域贸易分布变化。
工业企业资料主要用于计算进口中间品依赖度和行业劳动力密集度。本文采用2000—2007年中国工业企业数据，覆盖国有企业及年销售额在500万元以上的非国有企业，提供行业、地理位置、总产值、从业人数和中间品总投入等信息。通过与海关企业记录匹配，本文将进口交易与生产投入联系起来，并在企业及四位国标行业层面构造相应指标。
区域经济资料来自国泰安、《中国城市统计年鉴》以及Hau et al.（2020）搜集的县级最低工资资料。本文结合县级人口计算城市最低工资，并利用制造业企业数量和城市间运输成本衡量国产中间品市场可达性。外需冲击所需的国际进口信息来自CEPII发布的BACI全球双边贸易数据库，与城市期初出口产品结构相结合，形成城市层面的需求控制指标。
CnOpenData相关数据如下：
CnOpenData 中国海关进出口交易明细数据：
CnOpenData中国海关进出口交易明细数据覆盖2000—2016年，分别整理进口与出口交易记录，包含经营单位名称、代码和地址、企业性质、商品名称与代码、交易金额、数量、生产地或消费地、起运地或目的地、海关口岸、贸易方式及运输方式等信息，可用于研究企业进出口行为、贸易结构与贸易伙伴分布。
CnOpenData 中国工业企业数据：
CnOpenData中国工业企业数据覆盖1998—2014年，年度样本量为16万—41万，记录规模以上工业企业的基本属性、生产经营和财务信息。主要字段包括组织机构代码、单位名称、行业代码、地址、工业总产值、出口交货值、从业人数、固定资产、负债和利润等，可支持企业经营动态、产业发展与区域经济差异研究。
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