許家云，徐瑩瑩

（1. 南開大學(xué) APEC 研究院，天津 300071；2. 南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071）

一、引 言

改革開放以來，在出口導(dǎo)向的貿(mào)易戰(zhàn)略背景下，我國鼓勵(lì)企業(yè)采用國外核心技術(shù)設(shè)備以提升出口產(chǎn)品品質(zhì)，從而使產(chǎn)品滿足國際出口市場(chǎng)的要求。在上述政策的引導(dǎo)下，中國中間產(chǎn)品進(jìn)口的規(guī)模不斷擴(kuò)大，中間產(chǎn)品進(jìn)口占全部進(jìn)口的比重由1995年的67.6%上升到2013年的78.6%，并且中間品采購不斷向全球供應(yīng)鏈的上游延伸。在中間品進(jìn)口的帶動(dòng)下，中國的出口貿(mào)易規(guī)模得到迅速擴(kuò)張，貨物出口貿(mào)易額年均增長超過20%，并在2009年超越德國成為世界第一大貨物貿(mào)易出口國。伴隨著中間品進(jìn)口規(guī)模的擴(kuò)大，中國制造業(yè)企業(yè)迅速融入全球生產(chǎn)分工體系，成為“世界制造工廠”。龐大的出口貿(mào)易體量反映了我國制造業(yè)的巨大生產(chǎn)規(guī)模和制造業(yè)企業(yè)的迅速成長，但是在全球價(jià)值鏈分工中，中國通過進(jìn)口大量的原材料和中間品獲得的出口增長中內(nèi)含了大量的國外價(jià)值，貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)張已經(jīng)不能反映中國出口貿(mào)易的利得和出口競(jìng)爭(zhēng)力的強(qiáng)弱。當(dāng)前形勢(shì)下，出口國內(nèi)附加值成為我們準(zhǔn)確理解企業(yè)在全球價(jià)值鏈中分工地位和出口競(jìng)爭(zhēng)力的新標(biāo)準(zhǔn)（Koopman 等，2012；盛斌和陳帥，2015；蔣庚華和陳海英，2018）。

當(dāng)前，關(guān)于出口國內(nèi)附加值的相關(guān)研究已經(jīng)從測(cè)算方法的改進(jìn)（Koopman等，2012；Dean等，2011；Upward等，2013；Kee和Tang，2016），逐步發(fā)展為對(duì)其影響因素的量化考察。已有大量學(xué)者分別從外商直接投資（張杰等，2013；張鵬楊和唐宜紅，2018）、要素市場(chǎng)扭曲（高翔等，2018）、匯率變動(dòng)（張文磊和陳琪，2010；余淼杰和崔曉敏，2018）、服務(wù)業(yè)開放（馬弘和李小帆，2018）以及國家內(nèi)部的行業(yè)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)（李勝旗和毛其淋，2017）等視角全面考察了出口國內(nèi)附加值的影響因素，但是卻少有文獻(xiàn)關(guān)注政府補(bǔ)貼在出口國內(nèi)附加值中的作用。

據(jù)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，2013年獲得政府補(bǔ)貼的企業(yè)數(shù)是1998年的5.3倍，而2013年工業(yè)企業(yè)獲得補(bǔ)貼的額度是1998年的5.5倍，政府補(bǔ)貼在引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力升級(jí)中發(fā)揮了舉足輕重的作用。目前，我國正處于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)和全球競(jìng)爭(zhēng)激烈的重要?dú)v史時(shí)刻，面對(duì)新形勢(shì)，如何發(fā)揮政府補(bǔ)貼在提高中國制造業(yè)企業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力中的作用成為需要我們研究的重要課題。近年來，我國制造業(yè)在全球價(jià)值鏈中的地位有所攀升，中國制造業(yè)企業(yè)出口國內(nèi)附加值在2000?2006年期間的上升幅度超過10%（Kee和Tang，2013；呂越等，2018）。那么，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)的出口DVAR到底產(chǎn)生了怎樣的影響?其背后的作用機(jī)制如何?

本文致力于考察政府補(bǔ)貼對(duì)中國制造業(yè)企業(yè)出口DVAR的微觀影響及其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼有利于提高企業(yè)的出口DVAR，與沒有獲得補(bǔ)貼的企業(yè)相比，獲得補(bǔ)貼的企業(yè)出口DVAR增長了20%，并且創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)在其中發(fā)揮了重要作用；政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口DVAR的影響因企業(yè)貿(mào)易方式和所有制的不同而存在顯著差異；此外，在政府補(bǔ)貼作用于行業(yè)出口DVAR的過程中，資源再配置效應(yīng)發(fā)揮了重要作用。

在已有研究的基礎(chǔ)上，本文可能的拓展主要體現(xiàn)為：其一，本文從貿(mào)易方式和企業(yè)類型的角度進(jìn)行分類研究，有助于我們進(jìn)一步了解政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口DVAR的差異性影響。其二，通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型深入檢驗(yàn)了政府補(bǔ)貼通過創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)對(duì)企業(yè)出口DVAR的影響，這有利于增強(qiáng)我們關(guān)于政府補(bǔ)貼政策影響企業(yè)出口DVAR作用機(jī)理的認(rèn)識(shí)。其三，通過對(duì)行業(yè)出口DVAR進(jìn)行動(dòng)態(tài)分解，我們從中觀行業(yè)層面考察了行業(yè)出口DVAR的貢獻(xiàn)來源及資源再配置效應(yīng)在其中的作用，進(jìn)而為我國在全球價(jià)值鏈背景下提高企業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力提供了有益的啟示。

二、理論分析與研究假說

本文的研究是建立在一系列研究的基礎(chǔ)之上的。第一類文獻(xiàn)是關(guān)于出口國內(nèi)附加值的相關(guān)研究，第二類文獻(xiàn)主要考察政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口或競(jìng)爭(zhēng)力的影響。在已有文獻(xiàn)中，盡管已有不少學(xué)者圍繞政府補(bǔ)貼與企業(yè)出口之間的關(guān)系進(jìn)行了系統(tǒng)分析，但仍然少有文獻(xiàn)從企業(yè)出口DVAR的角度來考察政府補(bǔ)貼的作用效果。蔡承彬（2018）較早將政府補(bǔ)貼引入企業(yè)出口國內(nèi)附加值的分析框架，發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼有利于提高企業(yè)的出口國內(nèi)附加值；但是，該文獻(xiàn)并沒有考察政府補(bǔ)貼影響企業(yè)出口DVAR的具體作用機(jī)制，同時(shí)也沒有考慮樣本選擇偏誤可能對(duì)估計(jì)結(jié)果的干擾。

通過對(duì)已有文獻(xiàn)的梳理和總結(jié)，我們將政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口DVAR的影響機(jī)制概括為創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)。企業(yè)只有在資金充裕的條件下才可能進(jìn)行高風(fēng)險(xiǎn)的創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)，而政府補(bǔ)貼是企業(yè)利潤的構(gòu)成部分，可以為企業(yè)的創(chuàng)新項(xiàng)目提供充足的資金。至于針對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的專項(xiàng)補(bǔ)貼，更是可以緩解企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新的成本壓力，降低企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，從而提高創(chuàng)新收益，進(jìn)一步激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)活動(dòng)。此外，政府補(bǔ)貼通過增加企業(yè)利潤的方式使得企業(yè)的內(nèi)源融資約束得以緩解，而內(nèi)源融資約束的降低可以促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新（Czarnitzki和 Binz，2008；Brown 等，2012；張杰等，2012）。進(jìn)一步地，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)的增加有利于提升企業(yè)的生產(chǎn)效率，這一方面有助于擴(kuò)大企業(yè)的總產(chǎn)出（杜傳忠和郭樹龍，2012；盛斌和毛其淋，2015），另一方面則有利于降低企業(yè)對(duì)中間投入要素的使用（Bernard 等，2003；Melitz 和 Ottaviano，2008；毛其淋和許家云，2015），從而進(jìn)口中間品投入隨之下降。進(jìn)一步結(jié)合企業(yè)出口DVAR的構(gòu)造式可得，①即企業(yè)出口DVAR與企業(yè)的中間品進(jìn)口額呈反比，與企業(yè)總產(chǎn)出呈正比。感謝審稿人的建議。在其他條件不變的情況下，政府補(bǔ)貼有利于提高企業(yè)出口DVAR?；谝陨戏治觯覀兛梢蕴岢鲆韵卵芯考僭O(shè)：

假設(shè)1：政府補(bǔ)貼通過創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)可能會(huì)提高企業(yè)的出口DVAR。

當(dāng)然，政府補(bǔ)貼對(duì)不同特征企業(yè)出口DVAR的影響可能存在顯著差異。中國對(duì)外貿(mào)易的一個(gè)典型特征是加工貿(mào)易所占的比例很高（Manova和Zhang，2009；錢學(xué)鋒等，2013），而加工貿(mào)易企業(yè)大多從事簡單的加工組裝和貼牌生產(chǎn)，效率和創(chuàng)新密集度相對(duì)較低（戴覓等，2014），因此在一定程度上限制了政府補(bǔ)貼通過創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)對(duì)其出口DVAR的提升作用。由此可知，企業(yè)從事的加工貿(mào)易占比越低，其出口國內(nèi)附加值率受到政府補(bǔ)貼創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)的影響也就越大。

就不同所有制企業(yè)而言，與其他企業(yè)相比，民營企業(yè)的資本相對(duì)更具流動(dòng)性，管理體系更具靈活性和創(chuàng)新性，但是其發(fā)展卻往往面臨著較大的資源、資金等方面的約束，長期受到資源匱乏和融資難問題的困擾（Chen等，2012），而政府補(bǔ)貼可以極大地緩解民營企業(yè)的融資約束，激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新的積極性和動(dòng)機(jī)，較好地改善企業(yè)的生產(chǎn)效率，使得企業(yè)可以用較少的進(jìn)口中間品生產(chǎn)出更多的出口最終品，并最終提高企業(yè)的出口DVAR。與之相比，國有企業(yè)承擔(dān)了較多的政策性負(fù)擔(dān)和社會(huì)職責(zé)（林毅夫等，1997），政府補(bǔ)貼的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)較為有限。對(duì)于外資企業(yè)而言，由于外資企業(yè)大多在中國從事加工貿(mào)易生產(chǎn)活動(dòng)，而加工貿(mào)易企業(yè)大多從事簡單的加工組裝和貼牌生產(chǎn)；同時(shí)，外資企業(yè)出于核心技術(shù)壟斷和技術(shù)保護(hù)的考慮，往往將技術(shù)含量低和創(chuàng)新密集度低的生產(chǎn)環(huán)節(jié)設(shè)在中國，導(dǎo)致政府補(bǔ)貼對(duì)外資企業(yè)的研發(fā)激勵(lì)效應(yīng)較為微弱，這在一定程度上限制了政府補(bǔ)貼通過創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)提升外資企業(yè)的出口DVAR。據(jù)此，我們得到研究假設(shè)2：

假設(shè)2：政府補(bǔ)貼對(duì)加工貿(mào)易企業(yè)出口DVAR的積極影響可能小于其他貿(mào)易方式；政府補(bǔ)貼對(duì)民營企業(yè)出口DVAR的積極影響可能大于其他所有制類型。

此外，值得注意的是，從微觀基礎(chǔ)來看，行業(yè)總體出口DVAR的變動(dòng)是由存續(xù)企業(yè)內(nèi)部出口DVAR的變動(dòng)、存續(xù)企業(yè)市場(chǎng)份額的變動(dòng)以及企業(yè)在出口市場(chǎng)上的進(jìn)入和退出行為構(gòu)成的，而存續(xù)企業(yè)市場(chǎng)份額的變動(dòng)以及企業(yè)在出口市場(chǎng)上的進(jìn)入和退出行為引致的出口DVAR變動(dòng)體現(xiàn)為資源配置效應(yīng)。張杰和鄭文平（2015）研究了中國政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口集約邊際和擴(kuò)展邊際的影響效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼對(duì)出口集約邊際的作用有限，但是與出口擴(kuò)展邊際呈倒U形關(guān)系，即政府補(bǔ)貼對(duì)存續(xù)企業(yè)市場(chǎng)份額變動(dòng)的影響較為顯著。許家云和毛其淋（2016）圍繞政府補(bǔ)貼與企業(yè)市場(chǎng)存活之間的關(guān)系進(jìn)行了全面考察，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼有利于延長企業(yè)的經(jīng)營持續(xù)時(shí)間，對(duì)企業(yè)的市場(chǎng)進(jìn)入有重要影響。而存續(xù)企業(yè)市場(chǎng)份額的變動(dòng)和企業(yè)在市場(chǎng)上的生存狀況都是企業(yè)出口DVAR變動(dòng)中資源配置效應(yīng)的重要組成部分。據(jù)此，我們提出研究假設(shè)3：

假設(shè)3：在政府補(bǔ)貼作用于行業(yè)出口DVAR的過程中，資源再配置效應(yīng)可能發(fā)揮了重要作用。

三、模型構(gòu)建與指標(biāo)說明

（一）模型構(gòu)建

本文嘗試就政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口DVAR的影響進(jìn)行實(shí)證分析。但是在現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)生活中，政府補(bǔ)貼和企業(yè)出口DVAR還可能同時(shí)受到諸如企業(yè)生產(chǎn)率水平、企業(yè)利潤率等因素的影響，從而產(chǎn)生樣本選擇的內(nèi)生性，造成估計(jì)偏誤（邵敏和包群，2011）。基于此，我們借鑒經(jīng)典文獻(xiàn)的做法，使用傾向得分匹配方法得到本文的分析樣本，②我們選取企業(yè)生產(chǎn)率（lp）、企業(yè)規(guī)模（size）、企業(yè)利潤率（profit）、企業(yè)年齡（age）、外資企業(yè)虛擬變量（foreign）、行業(yè)赫芬達(dá)爾指數(shù)（HHI）、企業(yè)出口密集度（exp）、國有企業(yè)虛擬變量（state）以及企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新指標(biāo)（inno）等變量的滯后一期作為匹配變量，同時(shí)我們還將企業(yè)出口DVAR的滯后一期值納入匹配變量集合。然后構(gòu)建倍差法模型進(jìn)行計(jì)量分析。相應(yīng)的實(shí)證估計(jì)方程式為：

同時(shí)，為了控制遺漏變量對(duì)估計(jì)結(jié)果的干擾，本文在式（1）中引入了控制變量集合，包括企業(yè)生產(chǎn)率（lp）、企業(yè)規(guī)模（size）、企業(yè)年齡（age）、外資企業(yè)虛擬變量（foreign）以及行業(yè)赫芬達(dá)爾指數(shù)（HHI）。此外和分 別為企業(yè)和年份固定效應(yīng)。本文將最終用于估計(jì)的倍差法模型設(shè)定為：

（二）指標(biāo)測(cè)度

1. 企業(yè)出口DVAR的測(cè)算。本文基于Upward等（2013）、張杰等（2013）以及Kee和Tang（2013）的方法測(cè)算企業(yè)層面的出口DVAR，測(cè)算公式表示如下：

在上式中，純一般貿(mào)易企業(yè)用ord表示，純加工貿(mào)易企業(yè)用pro表示，混合型貿(mào)易企業(yè)用mix來表示；①其中，純一般貿(mào)易企業(yè)為加工出口份額為0的企業(yè)，純加工貿(mào)易企業(yè)為加工出口份額等于1的企業(yè)，混合貿(mào)易企業(yè)為加工出口份額介于0與1之間的企業(yè)。和分別表示混合貿(mào)易企業(yè)以一般貿(mào)易和加工貿(mào)易方式進(jìn)行出口的比例；表示一般貿(mào)易企業(yè)的實(shí)際中間品進(jìn)口額；表示加工貿(mào)易企業(yè)的實(shí)際中間品進(jìn)口額；②這里是指借鑒張杰等（2013）的修正方法對(duì)貿(mào)易中間商問題進(jìn)行處理之后得到的實(shí)際中間品進(jìn)口額。表示企業(yè)使用的國內(nèi)原材料中含有的國外產(chǎn)品元素，中國加工貿(mào)易企業(yè)使用的國內(nèi)原材料中含有的國外產(chǎn)品份額一般在5%?10%之間（Koopman等，2012）。因此，在測(cè)算過程中，我們通過將國內(nèi)原材料中含有的國外產(chǎn)品份額設(shè)定為5%，以剔除國內(nèi)原材料中含有的這部分國外產(chǎn)品元素，從而提高企業(yè)出口DVAR測(cè)算的準(zhǔn)確度；為企業(yè)產(chǎn)出，具體用企業(yè)總產(chǎn)值來衡量。

2. 其他控制變量。這些變量主要包括：企業(yè)生產(chǎn)率（lp），我們使用工業(yè)總產(chǎn)值與企業(yè)就業(yè)人數(shù)的比值來衡量；企業(yè)規(guī)模（size），用PPI指數(shù)平減后的企業(yè)銷售額的對(duì)數(shù)形式來衡量；企業(yè)年齡（age），用企業(yè)開業(yè)年份與當(dāng)年年份差的絕對(duì)值來表示；外資企業(yè)虛擬變量（foreign），如果企業(yè)是外資企業(yè)，則賦值為1，否則賦值為0；行業(yè)赫芬達(dá)爾指數(shù)（HHI），用來衡量市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)情況（HHI的大小與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度呈反比，該值越小，表明市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越高），衡量方式為：其中和分別表示企業(yè)i的銷售額和行業(yè)j的總體銷售額，兩者的比值表示企業(yè)i在行業(yè)j中的市場(chǎng)份額。

（三）數(shù)據(jù)說明

本文的實(shí)證分析主要是基于以下兩個(gè)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行的：其一，由中國國家統(tǒng)計(jì)局提供的企業(yè)生產(chǎn)數(shù)據(jù)，也就是通常我們所稱的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫；其二，來自中國海關(guān)總署的產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)?？紤]到兩個(gè)數(shù)據(jù)庫的編碼系統(tǒng)不同，我們借鑒Yu（2015）的方法對(duì)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫進(jìn)行合并。由于本文分析問題的需要，我們僅選取制造業(yè)行業(yè)進(jìn)行考察，即對(duì)電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)數(shù)據(jù)以及采礦業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行了刪除。我們參考Brandt等（2012）的方法對(duì)行業(yè)代碼進(jìn)行了調(diào)整，同時(shí)刪除了貿(mào)易中間商樣本。此外，與Amiti等（2012）以及Yu（2015）的方法類似，我們還對(duì)一些異常樣本進(jìn)行了處理。

通過對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，我們發(fā)現(xiàn)：中國加工貿(mào)易企業(yè)的出口DVAR顯著低于一般貿(mào)易企業(yè)，但在2000?2008年間呈現(xiàn)出明顯的上升趨勢(shì)；相比之下，混合貿(mào)易企業(yè)的出口DVAR逐年下降，而一般貿(mào)易企業(yè)的出口DVAR則處于波動(dòng)狀態(tài)。受到2008年國際金融危機(jī)的沖擊，三種貿(mào)易方式企業(yè)的出口DVAR均在2009年出現(xiàn)顯著下降，2010年達(dá)到一個(gè)低點(diǎn)，之后緩慢回升。若按照企業(yè)所有制進(jìn)行分類，外資企業(yè)的出口DVAR最低，國有企業(yè)次之，民營企業(yè)的出口DVAR略高于國有企業(yè)。這主要是由于在本文樣本中，超過52%的外資企業(yè)都致力于不同程度的加工貿(mào)易出口，而國有企業(yè)和私營企業(yè)則極少從事加工貿(mào)易活動(dòng)，因此，外資企業(yè)具有較低的出口國內(nèi)附加值率，且在2003?2008年間呈現(xiàn)逐年增長的趨勢(shì)。不過，由于受到金融危機(jī)的影響，外資企業(yè)的出口DVAR在2009年出現(xiàn)顯著下降，2010年達(dá)到一個(gè)低點(diǎn)，之后緩慢回升；與外資企業(yè)和民營企業(yè)相比，國有企業(yè)的出口DVAR受到金融危機(jī)的影響并不明顯。

四、基本估計(jì)結(jié)果

（一）傾向得分匹配

為了確保本文傾向得分匹配結(jié)果的準(zhǔn)確性和可靠性，匹配變量需要滿足匹配平衡性條件，即表1匯報(bào)了2000年處理組與對(duì)照組企業(yè)匹配變量的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果。觀察表1后不難發(fā)現(xiàn)，本文選擇的匹配變量在匹配后其t統(tǒng)計(jì)量的相伴概率均大于10%。此外，表1中的結(jié)果表明，各匹配變量匹配后的標(biāo)準(zhǔn)偏差絕對(duì)值幾乎都小于5%，按照Rosenbaum和Rubin（1985）20%的標(biāo)準(zhǔn)值，我們可以認(rèn)為本文的匹配效果較好。

表1 匹配變量的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表 1 匹配變量的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

基于基準(zhǔn)模型得到的政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口DVAR影響的估計(jì)結(jié)果匯報(bào)在表2中。估計(jì)結(jié)果表明，交叉項(xiàng)Subsidy×T的估計(jì)系數(shù)均為正值，且都在1%水平上顯著，說明與非補(bǔ)貼企業(yè)相比，獲得政府補(bǔ)貼的企業(yè)實(shí)現(xiàn)了出口DVAR更大幅度的提高，即政府補(bǔ)貼有利于提高企業(yè)的出口DVAR。對(duì)上述結(jié)果的可能解釋是：政府補(bǔ)貼尤其是針對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的專項(xiàng)補(bǔ)貼，為企業(yè)創(chuàng)新提供了資金支持，緩解了企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新的成本壓力，降低了企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，從而提高了創(chuàng)新收益，進(jìn)一步激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)。而企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的增加，有利于提升企業(yè)的生產(chǎn)效率，使得企業(yè)可以用較少的進(jìn)口中間品生產(chǎn)出更多的出口最終品，降低了企業(yè)出口中所包含的國外增加值，從而提高了企業(yè)出口DVAR。

表2 基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果

進(jìn)一步地，在估計(jì)系數(shù)的基礎(chǔ)上，我們計(jì)算了政府補(bǔ)貼對(duì)獲得補(bǔ)貼企業(yè)的出口DVAR增長的貢獻(xiàn)度。具體而言，我們使用Subsidy×T對(duì)應(yīng)的估計(jì)系數(shù)除以獲得補(bǔ)貼企業(yè)的出口DVAR在2013年與2000年間的平均差額來計(jì)算，發(fā)現(xiàn)與沒有獲得補(bǔ)貼的企業(yè)相比，獲得補(bǔ)貼企業(yè)的出口DVAR增長了20%。此外，控制變量的結(jié)果表明，企業(yè)生產(chǎn)率水平越高、企業(yè)規(guī)模越大、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越大，則其出口DVAR越高。

在上述分析的基礎(chǔ)上，我們還進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)，包括：采用Heckman（Heckman，1979）兩步法進(jìn)行估計(jì)；使用工具變量法進(jìn)行估計(jì)；同趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn)；假定生產(chǎn)所需的國內(nèi)原材料中含有的國外元素占比為10%，之后重新計(jì)算企業(yè)出口DVAR進(jìn)行估計(jì)；運(yùn)用泊松虛擬極大似然法（PPML）和Tobit方法進(jìn)行回歸。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果均表明，本文核心解釋變量的估計(jì)結(jié)果并沒有發(fā)生實(shí)質(zhì)性的變化，即政府補(bǔ)貼顯著提高了企業(yè)的出口DVAR，說明本文的估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)健。限于篇幅，這里沒有匯報(bào)相應(yīng)的穩(wěn)健性估計(jì)結(jié)果（備索）。

（三）異質(zhì)性分析

1. 區(qū)分貿(mào)易方式的異質(zhì)性分析。中國的出口貿(mào)易存在典型的加工貿(mào)易特征，在2000?2013年期間，加工貿(mào)易出口的占比為39.5%。這里，我們更感興趣的問題是政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口DVAR的影響是否因貿(mào)易方式不同而存在差異。基于此，我們根據(jù)貿(mào)易方式，將企業(yè)劃分為純加工貿(mào)易、純一般貿(mào)易和混合貿(mào)易三種類型，并利用式（2）進(jìn)行分樣本估計(jì)，具體估計(jì)結(jié)果匯報(bào)在表3中的列（1）?列（3）。結(jié)果顯示，在這三類子樣本中，政府補(bǔ)貼的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明政府補(bǔ)貼對(duì)這三種類型企業(yè)出口DVAR的提高均有促進(jìn)作用；進(jìn)一步比較后發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼對(duì)純一般貿(mào)易企業(yè)出口DVAR的影響大于混合型貿(mào)易企業(yè)和純加工貿(mào)易企業(yè)，其中，對(duì)純加工貿(mào)易企業(yè)出口DVAR的影響最小。這驗(yàn)證了前文的研究假設(shè)2的前半部分。

表3 區(qū)分不同貿(mào)易方式和不同所有制的估計(jì)結(jié)果

2. 區(qū)分企業(yè)所有制的異質(zhì)性分析。根據(jù)企業(yè)所有制類型的差異，我們將樣本劃分為國有企業(yè)、外資企業(yè)和民營企業(yè)三種類型的子樣本，其中外資企業(yè)包括外商獨(dú)資、中外合資和中外合作企業(yè)等企業(yè)類型。表3的后三列報(bào)告了相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果，從中可以看出，政府補(bǔ)貼顯著促進(jìn)了民營企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率的提升，但是并沒有對(duì)國有企業(yè)和外資企業(yè)的出口DVAR產(chǎn)生明顯作用，估計(jì)系數(shù)并不顯著。這驗(yàn)證了前文的研究假設(shè)2的后半部分。

五、政府補(bǔ)貼如何影響了企業(yè)出口DVAR：影響渠道

本文研究發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼有利于企業(yè)出口DVAR的提升，并且對(duì)不同貿(mào)易方式和不同所有制企業(yè)存在顯著差異。那么，政府補(bǔ)貼究竟如何影響了企業(yè)的出口DVAR，其具體的作用機(jī)制是怎樣的?為了回答上述問題，我們將基于中介效應(yīng)模型進(jìn)行詳細(xì)的計(jì)量檢驗(yàn)。結(jié)合中介效應(yīng)模型的思路，我們構(gòu)建以下三個(gè)回歸方程：

其中，下標(biāo)i和t分別表示企業(yè)和年份；與前文類似，表示企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新，用企業(yè)新產(chǎn)品銷售額占總銷售額的占比衡量（張杰和鄭文平，2017）。

表4報(bào)告了政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)的出口DVAR的影響渠道檢驗(yàn)結(jié)果。其中，式（4）與式（2）相同，表4中的列（1）是對(duì)式（2）也即基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果，因此它與表2中列（4）的回歸結(jié)果相同；表4中的列（2）是對(duì)模型式（5）進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果。進(jìn)一步地，表4中的列（3）報(bào)告了加入中介變量inno之后的估計(jì)結(jié)果。

表4 影響渠道檢驗(yàn)結(jié)果

表4中列（1）的結(jié)果表明，政府補(bǔ)貼顯著提高了企業(yè)的出口DVAR。列（2）是針對(duì)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的回歸，結(jié)果顯示，Subsidy×T顯著為正，表明與理論相一致，政府補(bǔ)貼的確能夠激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新；表4中的列（3）在列（1）的基礎(chǔ)上引入了研發(fā)創(chuàng)新指標(biāo)，觀察估計(jì)結(jié)果后不難發(fā)現(xiàn)，inno的估計(jì)系數(shù)顯著為正，也就是說，創(chuàng)新激勵(lì)是政府補(bǔ)貼提升企業(yè)出口DVAR的重要途徑。這證實(shí)了本文的研究假設(shè)1。

進(jìn)一步地，我們對(duì)列（1）和列（3）中Subsidy×T的估計(jì)系數(shù)進(jìn)行了對(duì)比，不難發(fā)現(xiàn)，Subsidy×T的估計(jì)系數(shù)絕對(duì)值在加入研發(fā)創(chuàng)新中介變量之后顯著降低，并且估計(jì)系數(shù)的顯著性水平明顯下降，因此，我們可以初步斷定創(chuàng)新激勵(lì)的中介效應(yīng)是存在的，即政府補(bǔ)貼通過創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)作用于企業(yè)的出口DVAR。

接下來，我們還使用Sobel（1987）的方法以及Freedman等（1992）的方法對(duì)中介效應(yīng)的存在性進(jìn)行嚴(yán)格的計(jì)量檢驗(yàn)，結(jié)果均表明創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)是政府補(bǔ)貼影響企業(yè)的出口DVAR的渠道變量，從而驗(yàn)證了創(chuàng)新激勵(lì)的中介效應(yīng)的存在性。

六、進(jìn)一步研究：政府補(bǔ)貼與行業(yè)出口DVAR變動(dòng)

接下來，我們進(jìn)一步將分析的視角由微觀企業(yè)提升到中觀行業(yè)層面，借鑒Griliches和Regev（1995）的方法，在對(duì)行業(yè)出口DVAR進(jìn)行動(dòng)態(tài)分解的基礎(chǔ)上，考察政府補(bǔ)貼對(duì)行業(yè)出口DVAR的影響以及資源再配置效應(yīng)在其中所發(fā)揮的作用，從而可以為我們深入理解政府補(bǔ)貼與行業(yè)出口DVAR之間的關(guān)系提供微觀基礎(chǔ)。

（一）行業(yè)出口DVAR的動(dòng)態(tài)分解

我們首先按照以下式子計(jì)算行業(yè)總體的出口DVAR：

其中，下標(biāo)i、j和t分別代表企業(yè)、3位碼行業(yè)和年份；表示行業(yè)j所包含的企業(yè)集合；表示企業(yè)i在行業(yè)j中的出口份額占比。由此可知，行業(yè)層面的出口DVAR相鄰兩期的差額為：

其中，C、EN和EX分別為持續(xù)出口、新進(jìn)入和退出出口市場(chǎng)的企業(yè)。然后，參考Griliches和Regev（1995）研究所用的分解思路，構(gòu)建以下恒等式：

其中，下標(biāo)i、j和t分別代表企業(yè)、3位碼行業(yè)和年份；上劃線代表變量相鄰兩期的均值：上式右側(cè)第1項(xiàng)是“企業(yè)內(nèi)效應(yīng)”，是指在市場(chǎng)份額固定的前提下，由存活企業(yè)在相鄰兩期DVAR的水平變動(dòng)所引致的行業(yè)總體出口DVAR變動(dòng)，表示為acrossfirmeffect這一項(xiàng)表示“企業(yè)間效應(yīng)”，是指由持續(xù)存在的企業(yè)市場(chǎng)份額變動(dòng)所引致的行業(yè)出口DVAR的變動(dòng)，用來表示；entryeffect和exiteffect分別為“進(jìn)入效應(yīng)”和“退出效應(yīng)”，分別表示由進(jìn)入企業(yè)和退出企業(yè)引致的行業(yè)總體出口DVAR的變動(dòng)，合稱作“進(jìn)入退出效應(yīng)”，即狹義層面的資源再配置效應(yīng)，為企業(yè)更替所引致的行業(yè)出口DVAR的變動(dòng)，表示為“企業(yè)間效應(yīng)”與“進(jìn)入退出效應(yīng)”的總和為廣義層面的資源再配置效應(yīng)，將其表示為

表5為基于樣本數(shù)據(jù)得到的行業(yè)總體出口DVAR變動(dòng)的分解結(jié)果。由列（1）可知，2000?2013年間行業(yè)總體出口DVAR的年均增幅是0.0198。對(duì)各項(xiàng)效應(yīng)的考察可知，退出效應(yīng)的增幅是0.0228，其對(duì)行業(yè)總體出口DVAR的貢獻(xiàn)度最高，達(dá)115.59%，也就是說，退出出口市場(chǎng)的企業(yè)具有較低的出口DVAR和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，從而其退出行為可以提升行業(yè)總體的出口DVAR；企業(yè)內(nèi)效應(yīng)的作用僅次于退出效應(yīng)，其增長幅度為0.0097，其對(duì)行業(yè)總體出口DVAR增長的貢獻(xiàn)度為49.11%，即在市場(chǎng)份額不變的前提下，持續(xù)出口企業(yè)對(duì)行業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的提升貢獻(xiàn)了較大的力量；企業(yè)間效應(yīng)的年平均增長幅度為0.0026，為行業(yè)總體出口DVAR的增長貢獻(xiàn)了13.16%，說明出口DVAR或競(jìng)爭(zhēng)力較強(qiáng)的企業(yè)通過獲得更多的市場(chǎng)份額也實(shí)現(xiàn)了競(jìng)爭(zhēng)力的提升；與上述三種效應(yīng)相反，表5的結(jié)果還表明，進(jìn)入效應(yīng)在樣本期內(nèi)出現(xiàn)了下降，并且其對(duì)行業(yè)出口DVAR的貢獻(xiàn)為負(fù)值，也就是說，新進(jìn)入企業(yè)的出口DVAR水平普遍較低，進(jìn)而使行業(yè)總體的出口競(jìng)爭(zhēng)力降低。表5中列（6）的結(jié)果表明，進(jìn)入退出效應(yīng)總體上實(shí)現(xiàn)了0.00745的增長，并且在行業(yè)出口DVAR增長中的貢獻(xiàn)度達(dá)到37.72%。在此基礎(chǔ)上，通過加總進(jìn)入退出效應(yīng)與企業(yè)間效應(yīng)，我們得到廣義的資源再配置效應(yīng)為0.01，其對(duì)樣本期內(nèi)行業(yè)出口DVAR的增長貢獻(xiàn)了50.89%，超過了企業(yè)內(nèi)效應(yīng)的作用。綜合上述數(shù)據(jù)，我們認(rèn)為資源再配置效應(yīng)是行業(yè)出口DVAR增長中的重要力量。

表5 行業(yè)出口DVAR變動(dòng)的分解結(jié)果

（二）政府補(bǔ)貼對(duì)行業(yè)出口DVAR變動(dòng)的影響

在上述分析的基礎(chǔ)上，我們進(jìn)一步通過計(jì)量檢驗(yàn)為政府補(bǔ)貼影響行業(yè)出口DVAR變動(dòng)提供來自各個(gè)分解項(xiàng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。具體實(shí)證模型設(shè)定如下：

其中，下標(biāo)j表示3位碼行業(yè)，t表示年份為因變量，在不同的回歸模型中分別用來表示表示j行業(yè)獲得的政府補(bǔ)貼總額（對(duì)數(shù)形式）；為行業(yè)固定效應(yīng)，用于控制不隨時(shí)間變化的行業(yè)特征因素；為時(shí)間固定效應(yīng)，用于控制對(duì)行業(yè)而言共同的宏觀經(jīng)濟(jì)因素對(duì)行業(yè)出口DVAR的影響；此外，我們還控制了行業(yè)赫芬達(dá)爾指數(shù)

對(duì)式（10）的實(shí)證估計(jì)結(jié)果匯報(bào)在表6中。列（1）?列（5）分別匯報(bào)了以行業(yè)總體出口DVAR、企業(yè)內(nèi)效應(yīng)、企業(yè)間效應(yīng)、進(jìn)入退出效應(yīng)以及資源再配置效應(yīng)為被解釋變量的估計(jì)結(jié)果。具體來看，在列（1）中，政府補(bǔ)貼的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這表明與前文基于微觀數(shù)據(jù)的結(jié)果對(duì)應(yīng)，政府補(bǔ)貼顯著促進(jìn)了行業(yè)出口DVAR的提升。與列（1）的估計(jì)結(jié)果類似，政府補(bǔ)貼在列（2）中的回歸系數(shù)依然為正，并且通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)，也就是說，在市場(chǎng)份額不變的情況下，政府補(bǔ)貼顯著促進(jìn)了持續(xù)出口企業(yè)的出口DVAR的提升，這進(jìn)一步為前文實(shí)證結(jié)果提供了來自中觀行業(yè)層面的實(shí)證依據(jù)。在企業(yè)間效應(yīng)的估計(jì)模型（表6中的列（3））中，倍差法變量的估計(jì)系數(shù)并不顯著，說明企業(yè)市場(chǎng)份額變動(dòng)并沒有引致行業(yè)出口DVAR的明顯變動(dòng)，企業(yè)間效應(yīng)的作用較為有限。根據(jù)列（4）的回歸結(jié)果可知，企業(yè)進(jìn)入退出效應(yīng)顯著為正，表明政府補(bǔ)貼通過加速企業(yè)在出口市場(chǎng)上的進(jìn)入和退出顯著促進(jìn)了行業(yè)總體出口DVAR的提升。根據(jù)表5的分解結(jié)果可知，這種積極作用主要來源于政府補(bǔ)貼加速了企業(yè)在出口市場(chǎng)上的優(yōu)勝劣汰，通過淘汰出口DVAR較低的企業(yè)，為出口DVAR較高的企業(yè)創(chuàng)造了更多的市場(chǎng)空間，從而實(shí)現(xiàn)了行業(yè)出口DVAR的提升。表6的最后一列的結(jié)果顯示，資源再配置效應(yīng)顯著為正，表明政府補(bǔ)貼通過影響行業(yè)內(nèi)的資源再配置明顯提升了總體的出口DVAR水平。通過比較列（1）與列（5）中政府補(bǔ)貼變量的估計(jì)系數(shù)，我們認(rèn)為資源再配置效應(yīng)在政府補(bǔ)貼提高行業(yè)出口DVAR中發(fā)揮了重要的作用，這證實(shí)了研究假設(shè)3。

表6 政府補(bǔ)貼與行業(yè)出口DVAR變動(dòng)

七、結(jié)論與啟示

本文在全球分工生產(chǎn)的背景下，基于出口國內(nèi)附加值的視角，深入研究了政府補(bǔ)貼對(duì)制造業(yè)企業(yè)的全球價(jià)值鏈升級(jí)的微觀影響及其作用渠道。研究發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼顯著提高了企業(yè)的出口DVAR，與沒有獲得補(bǔ)貼的企業(yè)相比，獲得補(bǔ)貼企業(yè)的出口DVAR增長了20%，并且上述結(jié)論在處理樣本選擇偏差、政府補(bǔ)貼的內(nèi)生性等問題之后依然穩(wěn)健。異質(zhì)性分析表明，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口DVAR的影響因企業(yè)貿(mào)易方式和所有制的不同而存在顯著差異：貿(mào)易方式方面，政府補(bǔ)貼影響最為顯著的是純一般貿(mào)易企業(yè)；所有制方面，政府補(bǔ)貼顯著促進(jìn)了民營企業(yè)的出口DVAR的提升，但是對(duì)國有企業(yè)和外資企業(yè)的出口DVAR的影響并不顯著。進(jìn)一步地，我們使用中介效應(yīng)模型發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新激勵(lì)是政府補(bǔ)貼影響企業(yè)出口DVAR的主要渠道。最后，本文對(duì)行業(yè)出口DVAR的分解表明，企業(yè)內(nèi)效應(yīng)和資源再配置效應(yīng)的貢獻(xiàn)度分別為49%和51%。在此基礎(chǔ)上，我們進(jìn)一步基于行業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼有利于行業(yè)總體出口DVAR的提升，且資源再配置效應(yīng)在其中的作用顯著。

本文從研究視角和方法上豐富和拓展了政府補(bǔ)貼與企業(yè)出口DVAR方面的研究文獻(xiàn)，一方面為深入理解中國企業(yè)融入價(jià)值鏈問題提供了新的思路，另一方面也為事后客觀評(píng)估中國政府補(bǔ)貼的經(jīng)濟(jì)效果提供了微觀證據(jù)。更為重要的是，本文的研究結(jié)論具有明晰的政策含義。

首先，本文的研究表明，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口DVAR有顯著的提升作用，即基于當(dāng)下價(jià)值鏈分工全球化的體系，政府補(bǔ)貼是企業(yè)提升出口競(jìng)爭(zhēng)力水平的有效政策手段。企業(yè)應(yīng)當(dāng)充分、合理地利用政府補(bǔ)貼資金，必須重視技術(shù)創(chuàng)新，加大研發(fā)投入，重視自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)，開發(fā)和培育核心技術(shù)，以此推進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)逐步由價(jià)值鏈低端向價(jià)值鏈中高端的升級(jí)，并實(shí)現(xiàn)出口附加值的提高。其次，我們的研究還發(fā)現(xiàn)，就加工貿(mào)易企業(yè)而言，政府補(bǔ)貼的積極影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于一般貿(mào)易企業(yè)，因此，鼓勵(lì)國內(nèi)一般貿(mào)易企業(yè)進(jìn)口高質(zhì)低價(jià)且多樣化的中間品可以有效整合全球資本、技術(shù)等高級(jí)要素資源，通過技術(shù)溢出效應(yīng)培育并完善國內(nèi)中間品市場(chǎng)，進(jìn)而提升加工貿(mào)易企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率，這對(duì)于實(shí)現(xiàn)我國加工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級(jí)具有重要的意義。再次，就企業(yè)性質(zhì)的研究表明，政府補(bǔ)貼對(duì)民營企業(yè)的作用最為明顯，因此應(yīng)該合理增加對(duì)民營企業(yè)的政府補(bǔ)貼力度，為企業(yè)發(fā)展創(chuàng)造公平的市場(chǎng)環(huán)境，充分發(fā)揮政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的積極效應(yīng)。最后，政府應(yīng)充分認(rèn)識(shí)到產(chǎn)業(yè)扶持政策對(duì)于中國企業(yè)在全球價(jià)值鏈中的地位攀升具有積極的促進(jìn)作用，應(yīng)該致力于制定合理的企業(yè)補(bǔ)貼政策，以充分發(fā)揮政府這只“看得見的手”的積極作用：一方面，要把企業(yè)出口國內(nèi)附加值作為企業(yè)是否能夠獲得補(bǔ)貼的參考依據(jù)，并要結(jié)合上一輪獲得補(bǔ)貼后的經(jīng)濟(jì)績效進(jìn)行綜合考慮；另一方面，要定期對(duì)企業(yè)在獲得補(bǔ)貼之后的經(jīng)濟(jì)績效（包括企業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新水平、企業(yè)的中間品進(jìn)口質(zhì)量以及企業(yè)的出口國內(nèi)附加值和價(jià)值鏈嵌入水平等）進(jìn)行量化評(píng)估，并根據(jù)評(píng)估結(jié)果決定下一期補(bǔ)貼的力度和方向。