李嘉媚，張 磊

（上海工程技術(shù)大學 管理學院，上海 201620）

2001 年我國加入WTO 后，開始全面承接歐美發(fā)達國家向外轉(zhuǎn)移的制造業(yè)，通過融入全球產(chǎn)業(yè)鏈推動中國經(jīng)濟快速發(fā)展，顯著提高了中國出口技術(shù)復雜度（Rodrik，2006）[1]，呈現(xiàn)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的攀升幅度超越經(jīng)濟發(fā)展水平的現(xiàn)象，出口技術(shù)結(jié)構(gòu)甚至出現(xiàn)同發(fā)達國家相似的特征（Schott，2008）[2]。但是學術(shù)界尤其是國內(nèi)學術(shù)界對這一現(xiàn)象仍然持有較為謹慎的態(tài)度，認為中國出口技術(shù)復雜度的提升很大程度上是通過進口大量的發(fā)達國家高技術(shù)含量的中間品實現(xiàn)（姚洋和張曄，2008；陳曉華等，2011）[3-4]，此外，外商直接投資也顯著改善了中國出口技術(shù)結(jié)構(gòu)。如果剔除這些外部促進因素，中國出口技術(shù)復雜度的真實提升幅度并未達到統(tǒng)計上的水平，以至于有研究更加尖銳地指出中國出口技術(shù)復雜度的提升處于“瘸腿”型深化陷阱（陳曉華等，2022）[5]，使中國長期處于全球產(chǎn)業(yè)鏈的尾隨者以及貿(mào)易摩擦中被動者的不利地位。事實上，在產(chǎn)品生命周期特定階段利用自身要素稟賦優(yōu)勢參與國際競爭通常是后發(fā)國家融入全球產(chǎn)業(yè)鏈的必然選擇，但是后發(fā)國家如果不能通過自身資本與技術(shù)的積累實現(xiàn)比較優(yōu)勢的升級，就會被固定在低端生產(chǎn)環(huán)節(jié)，即“低端鎖定”。因此，“外部拉動”有余，而“內(nèi)源推動”不足是制約中國出口技術(shù)結(jié)構(gòu)升級的主要原因。

從現(xiàn)實情況來看，當前中國對外貿(mào)易的發(fā)展面臨著全球經(jīng)濟緩慢復蘇和歐美國家對中國的產(chǎn)業(yè)脫鉤威脅上升，促進中國出口技術(shù)復雜度提升的“外部拉動”效應在減弱；與此同時，黨的二十大報告指出，“加快實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，加快實現(xiàn)高水平科技自立自強”。隨著黨的二十大戰(zhàn)略規(guī)劃的部署與推進，加強“內(nèi)源推動”的戰(zhàn)略意義在上升，發(fā)揮“內(nèi)源推動”在提升中國出口技術(shù)復雜度中的作用將成為新形勢下中國優(yōu)化外貿(mào)結(jié)構(gòu)、推動外貿(mào)健康持續(xù)高質(zhì)量增長，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級、突破后發(fā)國家“低端鎖定”陷阱的關(guān)鍵。在這一過程中，政府財政將發(fā)揮基礎的調(diào)控作用，通常在政府主導的市場經(jīng)濟國家中，政府導向和財政扶助政策是一國推進技術(shù)創(chuàng)新必須考慮的重要因素。本文通過研究政府財政行為對中國出口技術(shù)復雜度的影響及相關(guān)機制，為實現(xiàn)我國對外貿(mào)易的高質(zhì)量發(fā)展提供政策建議。

一、文獻回顧

與本文研究相關(guān)的文獻主要有兩類：第一類是關(guān)于出口技術(shù)復雜度的研究，出口技術(shù)復雜度一直是學術(shù)界研究的熱點問題，研究主要分為三個方向：第一是出口技術(shù)復雜度的測度，主要包括Rodrik（2006）[1]、Schott（2008）[2]、姚洋和張曄（2008）[3]以及陳曉華等（2011、2021）[4-5]；第二是出口技術(shù)復雜度的影響因素研究，Xu 和Lu（2009）[6]、王永進等（2010）[7]、祝樹金和陳雯（2010）[8]、齊俊妍等（2011）[9]、盛斌和毛其淋（2017）[10]、戴魁早（2018）[11]研究了人力資本、加工貿(mào)易、外商直接投資、制度特征、金融發(fā)展水平、基礎設施、研發(fā)創(chuàng)新等因素對出口技術(shù)復雜度的影響；第三是出口技術(shù)復雜度的演進機理研究，Lall 等（2006）[12]、郭晶和楊艷（2010）[13]、黃先海等（2010）[14]、Weldemicael（2014）[15]、Thorbecke 和Pai（2015）[16]等研究表明，出口技術(shù)復雜度的演進主要受經(jīng)濟增長、收入水平、技術(shù)水平以及研發(fā)投入增長的驅(qū)動。其中，對我國出口技術(shù)復雜度的演進機理研究中，郭晶和楊艷（2010）[13]發(fā)現(xiàn)，我國高技術(shù)制造業(yè)出口復雜度的提升主要來自于經(jīng)濟增長，而不是技術(shù)創(chuàng)新，黃先海等（2010）[14]也認為中國出口技術(shù)復雜度提升屬于經(jīng)濟增長推動型。第二類是關(guān)于政府行為與技術(shù)創(chuàng)新的研究，政府行為對技術(shù)創(chuàng)新的推動包括通過稅收優(yōu)惠等間接補貼形式鼓勵企業(yè)技術(shù)研發(fā)、財政直接投資研發(fā)項目實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新以及通過財政補貼和轉(zhuǎn)移支付激勵企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。例如，戴晨和劉怡（2008）[17]認為，稅收優(yōu)惠減免對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投資具有顯著推進作用。而政府技術(shù)創(chuàng)新補貼對企業(yè)私人研發(fā)投資既可能具有擠入互補效應（Diamond，1999；陳玲和楊文輝，2016；Czarnitzki等，2011；張杰等，2015）[18-21]，也可能具有擠出替代效應（Acemoglu 等，2018）[22]。

總體而言，國內(nèi)外學者對相關(guān)領域的研究成果非常豐富，但本文認為仍然有進一步擴展的空間。首先，政府行為與出口技術(shù)復雜度結(jié)合的交叉研究還較少，在政府主導的市場經(jīng)濟國家中，政府的行為對經(jīng)濟參數(shù)的形成發(fā)揮了重要的基礎性作用，交叉研究有利于我們了解影響出口技術(shù)復雜度的市場因素之外的政府行為效果，為中國財政制度的完善提供經(jīng)驗證據(jù)；其次雖然研發(fā)創(chuàng)新是決定企業(yè)出口技術(shù)復雜度變動的重要因素（盛斌和毛其淋，2017）[10]，但大量的研究仍然認為推動中國出口復雜度提升的主要動因來自經(jīng)濟增長及與經(jīng)濟增長相關(guān)的收入水平、外商直接投資、加工貿(mào)易等相關(guān)因素，而非內(nèi)生的技術(shù)創(chuàng)新。然而，隨著中國經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)階段，一個合乎邏輯的推論是，因經(jīng)濟增長帶來的出口復雜度提升效應必將隨著經(jīng)濟增長趨緩而減弱；同時隨著全球知識產(chǎn)權(quán)保護力度不斷加強以及來自外部的貿(mào)易摩擦加劇，中國面臨的技術(shù)模仿便利環(huán)境逐漸消失，尋求技術(shù)自主創(chuàng)新成為主要途徑（苗文龍等，2019）[23]。這意味著，未來推動中國出口復雜度發(fā)展的動因可能會發(fā)生根本性變化，在這一轉(zhuǎn)變過程中，政府行為具有極其重要的意義，政府運用補貼政策，鼓勵企業(yè)增加創(chuàng)新研發(fā)投入是各國常見做法。中國解決技術(shù)創(chuàng)新必然借助于財政政策的助推，即政府通過稅收優(yōu)惠、直接投資研發(fā)項目以及財政補貼和轉(zhuǎn)移支付激勵企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新?？疾煺袨閷Τ隹诩夹g(shù)復雜度的相關(guān)影響機制，不僅有助于改善出口結(jié)構(gòu)、推進中國出口貿(mào)易可持續(xù)高質(zhì)量發(fā)展，也為突破所謂“低端鎖定”陷阱提供新的思路。

二、理論分析與假設

傳統(tǒng)上政府對企業(yè)研發(fā)給予財政補貼的依據(jù)來自市場失靈理論，即在市場條件下企業(yè)為生產(chǎn)技術(shù)或信息產(chǎn)品的資源投入會低于社會最佳水平（Arrow，1972）[24]，市場無法實現(xiàn)資源的有效配置。而政府往往利用包括政府科研機構(gòu)直接進行研發(fā)、對從事研發(fā)活動的主體提供稅收優(yōu)惠或向企業(yè)提供研發(fā)資助等手段矯正“市場失靈”。但國內(nèi)外學者對政府資助企業(yè)創(chuàng)新的財政行為效果則存在著較大的爭議，認為財政補貼對企業(yè)私人研發(fā)投資可能存在擠入或擠出效應。擠入互補效應觀點認為政府技術(shù)研發(fā)補貼會降低企業(yè)私人研發(fā)的成本及風險，從而激勵企業(yè)增加私人研發(fā)投資水平，對企業(yè)開展創(chuàng)新活動具有重要的導向和推動作用，因此，政府研發(fā)補貼的擠入效應可以提高社會整體的研發(fā)投資規(guī)模。假定研發(fā)投資規(guī)模同技術(shù)創(chuàng)新水平正相關(guān)，那么政府研發(fā)補貼會促進企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，提高企業(yè)的產(chǎn)品技術(shù)含量。若我們將受補貼企業(yè)分為生產(chǎn)出口產(chǎn)品企業(yè)與生產(chǎn)非出口產(chǎn)品企業(yè)，當受補貼企業(yè)屬于生產(chǎn)出口產(chǎn)品企業(yè)時，政府研發(fā)補貼的擠入效應將直接提高企業(yè)及整體產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)復雜度；屬于生產(chǎn)非出口產(chǎn)品企業(yè)時，在產(chǎn)業(yè)鏈的聯(lián)動效應推動下，其也會間接促進其他外向型出口企業(yè)產(chǎn)品復雜度的提升，從而提高整體產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)復雜度。

擠出替代效應的觀點則相反，政府的研發(fā)補貼一定程度上替代了企業(yè)私人研發(fā)投資，企業(yè)會將原本用于研發(fā)的資金用于其他領域，導致私人投資被擠出，反而降低了企業(yè)的研發(fā)投入。此外，也有研究認為，在政府補貼過程中可能存在的“尋租”等問題產(chǎn)生政府研發(fā)補貼的擠出效應，一定程度上削弱了政府研發(fā)補貼的效果，不利于行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，阻礙了出口技術(shù)復雜度的提高。由此，我們提出本文的第一個和第二個假設：

假設1：政府研發(fā)補貼對出口技術(shù)復雜度呈現(xiàn)非線性影響，影響方向取決于擠入或擠出的綜合效應。

假設2：政府研發(fā)補貼通過技術(shù)創(chuàng)新渠道影響出口技術(shù)復雜度。

此外，對于不同所有權(quán)性質(zhì)企業(yè)創(chuàng)新表現(xiàn)的研究觀點并不一致，有研究支持國有企業(yè)比民營企業(yè)更有創(chuàng)新意愿（聶輝華等，2008；宋硯秋等，2021）[25-26]，同時也有研究認為民營企業(yè)創(chuàng)新能力更強（何玉潤等，2015；徐曉萍等，2017）[27-28]。以上研究從不同角度發(fā)現(xiàn)不同所有權(quán)性質(zhì)企業(yè)創(chuàng)新表現(xiàn)存在顯著的差異。就政府的研發(fā)補貼而言，由于國有企業(yè)與民營企業(yè)在政企關(guān)系、外部融資的便利性以及財政補貼的激勵性上存在較大的差異，從而不同所有制性質(zhì)的企業(yè)在吸收政府補貼的主動性及效率存在差異。國有企業(yè)在政企關(guān)系上的特殊地位使其獲得財政補貼門檻較低，且具有約束更少的外部融資便利。相較而言，民營企業(yè)在外部融資方面不具有優(yōu)勢，在吸收政府研發(fā)補貼上具有更強的主動性。同時在面臨市場競爭時，民營企業(yè)會更加激進地開展創(chuàng)新活動，而國有企業(yè)則相對保守（徐曉萍等，2017）[29]，民營企業(yè)比國有企業(yè)更有意愿進行持續(xù)高水平的研發(fā)投入。不同性質(zhì)的企業(yè)吸收財政補貼過程中創(chuàng)新主動性與效率的差異會對出口技術(shù)復雜度產(chǎn)生異質(zhì)性影響。由此，我們提出本文的第三個假設：

假設3：政府研發(fā)補貼對出口技術(shù)復雜度的影響在選擇不同類型的補貼對象時存在異質(zhì)性。

三、研究設計

（一）模型設定

需要說明的是，由于數(shù)據(jù)的可得性以及量化問題，我們在檢驗中不考慮稅收優(yōu)惠這種間接補貼的影響。為了驗證假設1 和假設2，本文運用2007—2018 年30 個省份面板數(shù)據(jù)，對政府研發(fā)補貼與出口技術(shù)復雜度的關(guān)系進行實證分析，相應的模型設定如下：

式（1）中，t為年份，p為省份，μp為省際固定效應，λt為時間固定效應，εpt為誤差項，ESIpt為p省在t年的出口復雜度，F(xiàn)Spt為p省在t年政府研發(fā)補貼，另外我們設置了控制變量的集合Ctrlpt以控制住其他變量對出口技術(shù)復雜度的影響。為避免模型變量間異方差問題并體現(xiàn)其中的彈性關(guān)系，在構(gòu)建模型時，對絕對量變量取自然對數(shù)處理。在式（1）中，系數(shù)α1的顯著性以及符號的變化是我們重點關(guān)注的對象。

然而，通過進一步的理論分析可知，本文認為政府研發(fā)補貼對出口技術(shù)復雜度影響效應存在非線性關(guān)系的可能，并考慮在模型中引入政府研發(fā)補貼的平方項來檢驗兩者的關(guān)系，因此包含政府研發(fā)補貼的二次項的計量模型如下：

（二）變量選取與說明

1.被解釋變量。出口技術(shù)復雜度（ESI）。產(chǎn)品出口復雜度所用的數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（UN Comtrade 數(shù)據(jù)庫）和世界銀行數(shù)據(jù)庫。參考Hausmann 等（2007）[29]的測算方法，使用出口產(chǎn)品收入水平反映出口產(chǎn)品的技術(shù)復雜度（PRODY）。利用2007—2018 年聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中各個國家或地區(qū)的HS 六位碼產(chǎn)品的具體貿(mào)易往來數(shù)據(jù)，以國家或地區(qū)在出口產(chǎn)品方面的顯性比較優(yōu)勢和實際人均GDP 為基礎，將數(shù)據(jù)統(tǒng)一匯總到產(chǎn)品層面計算各種產(chǎn)品出口技術(shù)復雜度。具體測算步驟如公式（3）所示。

式（3）中，下標j與i分別為HS六位碼產(chǎn)品與出口國，Xij表示國家i產(chǎn)品j的出口額，Xi表示i國出口總額，GDPi表示i國實際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值。其中，用來衡量國家i在產(chǎn)品j出口方面的顯性比較優(yōu)勢。

省級出口技術(shù)復雜度的測算在式（3）得出的產(chǎn)品出口技術(shù)復雜度基礎上，根據(jù)HS 六位碼產(chǎn)品出口省份對產(chǎn)品出口份額再加權(quán)得到省級層面出口技術(shù)復雜度，進而獲取2007—2018 年31 個省份出口技術(shù)復雜度的面板數(shù)據(jù)，因西藏數(shù)據(jù)缺失嚴重，本文予以剔除，最終得到12 年30 省面板數(shù)據(jù)。產(chǎn)品出口額加總至省級層面具體做法如式（4）所示。其中，下標p代表各個省份，ESIp為省級出口技術(shù)復雜度，Xpj為p省份j產(chǎn)品的出口額，∑pXpj代表了p省的出口總額。

2.省級層面核心解釋變量。政府研發(fā)補貼（FS）：以各省市政府研究與試驗發(fā)展（R&D）經(jīng)費支出來衡量。數(shù)據(jù)來源于歷年《中國科技統(tǒng)計年鑒》。創(chuàng)新變量（Innov）：本文最終采用各地每年專利申請受理數(shù)作為地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平評價指標，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

3.省級層面控制變量。省級層面控制變量（Ctrl）包括其他影響出口技術(shù)復雜度的變量。根據(jù)現(xiàn)有研究，人力資本、FDI、地區(qū)開放程度、金融發(fā)展水平、基礎設施等對出口技術(shù)復雜度產(chǎn)生顯著影響，因此，我們在模型中將以上影響因素作為其他控制變量。

人力資本（HR）：人力資本越充裕，則在生產(chǎn)高技術(shù)高復雜度產(chǎn)品方面具有明顯的比較優(yōu)勢，人力資本同出口技術(shù)復雜度往往成正比，本文以各省份的人均受教育年限來衡量。外商直接投資（FDI）：外商直接投資的技術(shù)外溢效應有利于投資吸收地的技術(shù)模仿與吸收，提高當?shù)氐闹R存量并刺激技術(shù)創(chuàng)新（郭晶和楊艷，2010）[13]，推動出口技術(shù)復雜度的提升。本文以各省份外商直接投資流入量來衡量。數(shù)據(jù)來源于Wind 數(shù)據(jù)庫、各省市統(tǒng)計年鑒、各省市統(tǒng)計局官網(wǎng)及各省市統(tǒng)計公報。基礎設施水平（INF）：基礎設施水平的提高通過增加貿(mào)易的“深度”及“廣度”有利于出口技術(shù)復雜度的提升（王永進等，2010）[30]，本文以各省份全社會固定資產(chǎn)投資占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值衡量，數(shù)據(jù)來源于EPS和中經(jīng)數(shù)據(jù)庫。地區(qū)開放程度（ROP）：以各省份進出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量。地區(qū)開放程度通過學習效應、競爭效應和技術(shù)外溢能顯著提升出口技術(shù)復雜度，因此有必要將地區(qū)開放程度加入控制變量（楊晶晶等，2013）[31]。各省份的進出口總額和地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)均來自中國統(tǒng)計年鑒。金融發(fā)展水平（FIR）：金融發(fā)展水平越高，在生產(chǎn)技術(shù)復雜度高的產(chǎn)品上也就越具有比較優(yōu)勢，則出口復雜度越高（雷日輝和張亞斌，2013）[32]。具體用各省市的存貸款余額的總額與GDP 的比例來衡量。數(shù)據(jù)來源于Wind 數(shù)據(jù)庫。自然資源稟賦（Plant）：本文使用人均耕地面積省級數(shù)據(jù)衡量自然資源稟賦。數(shù)據(jù)來自各省統(tǒng)計年鑒。

四、實證分析

（一）基準回歸分析

表1 列示了政府研發(fā)補貼對出口技術(shù)復雜度實際影響效應的回歸結(jié)果。其中表1 列（1）和列（2）分別呈現(xiàn)的是增加控制變量前后的政府研發(fā)補貼一次項對出口技術(shù)復雜度雙向固定檢驗結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，政府研發(fā)補貼的回歸結(jié)果均未通過顯著性檢驗，這說明政府研發(fā)補貼對出口技術(shù)復雜度的影響不是單純的線性關(guān)系。然而列（3）和列（4）檢驗結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，在模型中加入政府研發(fā)補貼二次型后，一次性系數(shù)顯著都為正，二次項系數(shù)顯著都為負，政府研發(fā)補貼與出口技術(shù)復雜度均呈現(xiàn)出倒“U”型特征，拐點12.2 和12.30，正好處于政府研發(fā)補貼的取值范圍之內(nèi)，則說明財政研發(fā)補貼對出口技術(shù)復雜度確實存在先增后減非線性關(guān)系。在拐點的左側(cè)，政府研發(fā)補貼對出口技術(shù)復雜度呈現(xiàn)出顯著的擠入促進效應，在跨過拐點之后，政府研發(fā)補貼對出口技術(shù)復雜度則表現(xiàn)為顯著的擠出效應，政府研發(fā)補貼對出口技術(shù)復雜度的影響存在一個最優(yōu)的狀態(tài)。這初步驗證了假設1，即政府研發(fā)補貼對出口技術(shù)復雜度的影響最終取決于兩種效應的綜合影響。此外，外商直接投資（FDI）、人力資本（HR）、基礎設施水平（INF）以及地區(qū)開放程度（ROP）等變量的回歸系數(shù)顯著為正，顯示對出口技術(shù)復雜度的正向影響。值得注意的是，自然資源稟賦的回歸系數(shù)顯著為負，表明自然資源稟賦與出口技術(shù)復雜度負相關(guān)，可能的原因在于，以開發(fā)和利用自然資源主導下的粗放式經(jīng)濟發(fā)展模式具有強化“低端鎖定”的作用，不利于出口技術(shù)復雜度的提高。另外通過列（4）繪出的解釋變量與被解釋變量非線性擬合圖（見圖1）和邊際效應圖（見圖2）來看，拐點和趨勢具有一致性，均由正到負，這表明財政研發(fā)補貼與出口技術(shù)復雜度確實存在著倒“U”型關(guān)系。

圖1 非線性擬合圖

圖2 邊際效應圖

表1 基準回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.系統(tǒng)GMM 估計。內(nèi)生性是本文需要考慮的問題。首先，由于政府研發(fā)補貼對出口技術(shù)復雜度的影響是一個長期動態(tài)的過程，當期的出口技術(shù)復雜度有可能會對下期政府補貼產(chǎn)生影響，從而產(chǎn)生雙向因果關(guān)系；其次，一些不可觀測因素以及遺漏變量問題可能會影響出口技術(shù)復雜度，從而導致模型存在內(nèi)生性。因此，本文構(gòu)建了動態(tài)面板模型進行穩(wěn)健性檢驗。

我們將所有解釋變量的一階滯后作為工具變量，采用系統(tǒng)GMM 兩步法對動態(tài)面板模型進行估計。系統(tǒng)GMM 估計方法相比差分GMM 可以有效緩解后者易受弱工具變量影響，具有更好的有限樣本性質(zhì)。表2 列（11）為動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果。從表2 中可以得知，模型全部通過了干擾性序列相關(guān)檢驗和工具變量有效性檢驗。在序列自相關(guān)檢驗中，AR（1）檢驗對應的p值都小于0.05，AR（2）檢驗對應的p值不顯著，這表明模型隨機誤差項存在一階序列自相關(guān)，而不存在二階序列自相關(guān)，同時Hansen 檢驗的p值遠高于0.1，無法拒絕“所有工具變量都是有效的”原假設，即所選取的工具變量有效，模型設定合理。從檢驗結(jié)果來看，被解釋變量的一階滯后項L.ESI 均在1%顯著性水平下為正，證明上期的出口技術(shù)復雜度水平確實會對下期的出口技術(shù)復雜度產(chǎn)生正向影響，核心解釋變量政府研發(fā)補貼一次項系數(shù)顯著為負，二次項系數(shù)顯著為正，這與前文所做的檢驗結(jié)果一致，表明政府研發(fā)補貼總體上對區(qū)域出口技術(shù)復雜度產(chǎn)生了先擠入后擠出的綜合效應。

表2 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

2.替換核心解釋變量。政府科技活動經(jīng)費規(guī)模一定程度上反映了政府研發(fā)補貼水平，我們選取政府科技活動經(jīng)費替換原變量進行驗證。表2 列（12）反映了檢驗結(jié)果，政府科技活動經(jīng)費對出口技術(shù)復雜度的影響仍然呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系。

3.離群值和異常值處理。在回歸中往往會受到離群值和異常值的影響，而這些離群值和異常值的差異則會弱化核心解釋變量與被解釋變量之間的關(guān)系，產(chǎn)生估計偏誤。為此在考慮樣本異常值情況下，將核心變量進行前后1%水平的縮尾處理后進行再估計。表2 列（13）反映了檢驗結(jié)果，本文的核心結(jié)論依然成立，并沒有受到異常值的影響。

4.增添控制變量?？紤]到遺漏變量會導致基準模型回歸結(jié)果產(chǎn)生偏誤和預測不準等問題，為了更加準確衡量政府研發(fā)補貼對出口技術(shù)復雜度的影響，本文選取了政府分權(quán)和加工貿(mào)易水平作為控制變量加入模型中去，以觀測核心解釋變量財政研發(fā)補貼的顯著性變化情況。回歸結(jié)果如表2 列（14）所示，政府補貼對出口技術(shù)復雜度影響的估計系數(shù)在加入新控制變量以后符號與顯著性保持不變，研究結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

五、影響機制分析

進一步從技術(shù)創(chuàng)新的角度來探討政府研發(fā)補貼對出口技術(shù)復雜度的影響機制，從而對假設2 進行驗證。由于解釋變量政府研發(fā)補貼與中介變量技術(shù)創(chuàng)新水平可能也存在著非線性的關(guān)系，因此在設定模型時同樣加入平方項，相應的計量模型如式（5）所示。檢驗政府研發(fā)補貼影響出口技術(shù)復雜度的間接效應模型如式（6）所示。

考慮到傳統(tǒng)的三步逐步檢驗法無法確切地揭示其中非線性關(guān)系，本文借鑒Hayes 和Preacher（2010）[33]提出的解釋變量通過中介變量對被解釋變量產(chǎn)生的瞬間間接效應方法進行檢驗，該方法需要額外采用SPSS 宏文件MEDCURVE 來進行檢驗，首先設置樣本較低、適中和較高三個水平，并在每個水平值上測算出相應的瞬間間接效應值，進一步通過修正的bootstrap 重新抽樣1 000 次，得出每個水平下的置信區(qū)間。若在低置信區(qū)間和高置信區(qū)間之間不包括0，那么就說明存在瞬間間接效應，反之則不存在。

將自變量通過中介變量對因變量產(chǎn)生的間接效應記為π，則π為中介變量對自變量偏導數(shù)與因變量對中介變量偏導數(shù)的乘積：

表3 列（15）、列（16）顯示的是政府研發(fā)補貼與出口技術(shù)復雜度的中介效應，從匯報的結(jié)果可知，政府研發(fā)補貼與技術(shù)創(chuàng)新具有非線性影響，同時技術(shù)創(chuàng)新與出口技術(shù)復雜度也具有非線性關(guān)系，這表明模型設定沒有偏誤。從表4 中可知，政府研發(fā)補貼在取值為較低（11.701）、適中（12.905）和較高（14.110）三種水平時，借助技術(shù)創(chuàng)新影響出口技術(shù)復雜度的瞬間間接效應在95%置信區(qū)間均不包含0，說明瞬間間接效應顯著，技術(shù)創(chuàng)新在政府研發(fā)補貼與出口技術(shù)復雜度之間存在非線性的中介傳導效應。此外，瞬間中介效應π為正值，表明政府研發(fā)補貼通過技術(shù)創(chuàng)新水平的提高能有效提升出口技術(shù)復雜度。

表3 中介效應機制檢驗

表4 政府研發(fā)補貼通過技術(shù)創(chuàng)新影響出口技術(shù)復雜度的瞬間間接效應

六、企業(yè)異質(zhì)性分析

為驗證假設3，我們使用多期雙重差分模型從企業(yè)層面分析財政研發(fā)補貼對出口技術(shù)復雜度的影響，用于評估的雙重差分模型設定為式（8）：

式（8）中，t為年份，c為企業(yè)個體，ESIct為企業(yè)c在t年的出口技術(shù)復雜度，用企業(yè)出口技術(shù)復雜度的對數(shù)表示。μc為企業(yè)個體固定效應，λt為時間固定效應，εct為誤差項，另外將標準誤聚類到企業(yè)個體層面；核心解釋變量treat為二元虛擬變量，即當企業(yè)受到政府研發(fā)補貼時取值為1，否則取值為0；政策虛擬變量post={0，1}，其中post=0 表示企業(yè)在受到研發(fā)補貼前的時期，post=1 表示企業(yè)受到研發(fā)補貼后的時期，兩者交叉項的系數(shù)反映企業(yè)獲得政府研發(fā)補貼對出口技術(shù)復雜度的影響效應。

式（9）中，ESIc表示企業(yè)c的出口技術(shù)復雜度，Xcj表示的是企業(yè)c在產(chǎn)品j的出口額，∑cXcj為企業(yè)的總出口額?？紤]到企業(yè)政府研發(fā)補貼的數(shù)據(jù)可得性，一般為上市公司財報披露數(shù)據(jù)，本文將計算得出的企業(yè)出口技術(shù)復雜度再次與A 股上市公司數(shù)據(jù)進行匹配，最終得出上市公司企業(yè)出口技術(shù)復雜度的數(shù)據(jù)。

企業(yè)層面控制變量選取如下：（1）企業(yè)規(guī)模（Size），用年總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量；（2）企業(yè)年齡（Firmage），使用企業(yè)當年年份減去企業(yè)成立年份，再加1 取對數(shù)來表示；（3）融資約束（Credit），參考Whited 和Wu（2006）等的研究方法，使用WW 指數(shù)衡量①WW 指數(shù)=-0.091CF-0.062DivPos+0.021Lev-0.044Size+0.102ISG-0.035SG，其中CF 為現(xiàn)金流與總資產(chǎn)的比值，DivPos 為現(xiàn)金股利支付啞變量；Lev 為長期負債與資產(chǎn)的比率；Size 為總資產(chǎn)的自然對數(shù)，ISG 為行業(yè)平均銷售增長率；SG 為銷售收入增長率。；（4）企業(yè)總資產(chǎn)凈利潤率（ROA），以企業(yè)凈利潤率與總資產(chǎn)平均余額的比值衡量；（5）出口目的地多樣性（Al），以企業(yè)出口國家的個數(shù)衡量。本文按照《上市公司行業(yè)分類指引》的標準選取了2007—2013 年的A 股上市公司的樣本，上述控制變量數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫與Wind 數(shù)據(jù)庫。

（一）基本回歸

政府研發(fā)補貼對不同性質(zhì)企業(yè)出口技術(shù)復雜度差異化的影響如表5 所示。列（17）～列（19）匯報了國有企業(yè)的回歸結(jié)果，總體顯示政府研發(fā)補貼對出口技術(shù)復雜度影響在國有企業(yè)層面并不顯著且不穩(wěn)定。這說明，政府研發(fā)補貼可能并不是影響國有企業(yè)出口技術(shù)復雜度變動的主要原因，這與我們的理論估計一致。

表5 企業(yè)異質(zhì)性檢驗

表5 列（20）～列（22）為民營企業(yè)政府研發(fā)補貼對出口技術(shù)復雜度的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示在未加入任何固定效應時，核心解釋變量系數(shù)在1%水平下顯著為正，隨著時間固定效應和個體固定效應的加入，政府研發(fā)補貼的估計系數(shù)正負性沒有變化并且仍在10%的水平下顯著，這一結(jié)果符合預期并且驗證了假設3，表明在其他條件一定的情況下，實驗組的出口技術(shù)復雜度提升效應要高于控制組，即在民營企業(yè)中接受政府研發(fā)補貼有利于出口技術(shù)復雜度的提升。

總體來看，政府研發(fā)補貼對民營企業(yè)出口技術(shù)復雜度影響相比于國有企業(yè)更顯著且穩(wěn)定。本文認為，其原因在于國有企業(yè)擁有比民營企業(yè)更高的融資便利性，因此國有企業(yè)吸收政府研發(fā)補貼主動性有限，導致接受補貼后的創(chuàng)新效率存在不確定性，難以保證對出口技術(shù)復雜度的提升存在顯著效應。相比于國有企業(yè)，民營企業(yè)由于在外部融資和政企關(guān)系等方面都處于弱勢地位，在吸收政府研發(fā)補貼上具有較強的主動性，且受到財政補貼的嚴格約束，創(chuàng)新效率更高，對出口技術(shù)復雜度的提高有正向促進效應。

（二）平行趨勢檢驗

本文使用Jacobson 等（1993）[34]提出的事件研究法來驗證民營企業(yè)實驗組和對照組的平行趨勢，即在政策實施前，受到政府研發(fā)補貼的民營企業(yè)和未受到研發(fā)補貼的民營企業(yè)的變化趨勢應該是一致的。考慮到政策實施前3 年和后5 年的數(shù)據(jù)較少，本文將政策實施前的3 年和后5 年的數(shù)據(jù)統(tǒng)一匯總到第3 期和第5 期。由圖3 的平行趨勢檢驗可知，政府研發(fā)補貼在政策實施前各期的系數(shù)均不顯著，表明實驗組和控制組在政策實施前并無差異，即研究樣本通過了平行趨勢檢驗。

圖3 平行趨勢檢驗

（三）安慰劑檢驗

為進一步檢驗政府研發(fā)補貼而非其他因素對民營企業(yè)出口技術(shù)復雜度產(chǎn)生的影響，本文借鑒Cai等（2016）[32]的做法，通過隨機抽取處理組并為處理組隨機生成政策時間方式來進行本次的安慰劑檢驗，由于處理組和政策時間都是隨機生成，因此政府研發(fā)補貼對民營企業(yè)出口技術(shù)復雜度應該不會產(chǎn)生顯著影響。通過將上述隨機抽取過程重復1 000次，得到1 000 個回歸系數(shù)以及相應p值，并將結(jié)果繪制成相應的核密度估計系數(shù)圖和p值散點圖。圖4 中實線曲線代表了回歸系數(shù)曲線，黑色散點代表了每次回歸系數(shù)的p值，位于0.135 位置的豎直虛線則為政府研發(fā)補貼對民營企業(yè)出口技術(shù)復雜度的真實系數(shù)值，水平虛線為顯著性水平0.1。從圖4可以發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)估計系數(shù)都位于-0.15～0.1 之間，偏離了真實的估計系數(shù)0.135，并且隨機化后的多數(shù)系數(shù)的p值都處于0.1 線以上，表明進行安慰劑檢驗的系數(shù)至少在10%水平下不顯著。從安慰劑檢驗可以得出政府研發(fā)補貼對民營企業(yè)出口技術(shù)復雜度的影響不由其他遺漏變量所推動，基準回歸結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

圖4 安慰劑檢驗

七、結(jié)論與政策含義

提升出口技術(shù)復雜度是實現(xiàn)中國對外貿(mào)易健康可持續(xù)高質(zhì)量發(fā)展及建設貿(mào)易強國的關(guān)鍵。隨著中國經(jīng)濟進入一個新的歷史發(fā)展時期，在面對國內(nèi)國際多重壓力、經(jīng)濟增長趨緩以及知識產(chǎn)權(quán)保護力度不斷加強的宏觀背景下，需要重視內(nèi)生技術(shù)創(chuàng)新能力對出口技術(shù)復雜度的影響，在這一過程中，政府包括補貼在內(nèi)的財政扶助政策對激勵技術(shù)創(chuàng)新具有積極的作用。本文在相關(guān)研究的基礎上，分析了財政補貼對出口技術(shù)復雜度的影響，并選取2007—2018 年30 個省份的面板數(shù)據(jù)以及2007—2013 年企業(yè)的面板數(shù)據(jù)進行實證研究。研究的結(jié)論表明：一是政府研發(fā)補貼與出口技術(shù)復雜度之間呈現(xiàn)非線性倒“U”型關(guān)系，即理論上存在一個最優(yōu)的政府研發(fā)補貼水平。政府研發(fā)補貼對出口技術(shù)復雜度產(chǎn)生促進作用，當超過最優(yōu)水平之后，政府研發(fā)補貼不利于出口技術(shù)復雜度的提高。二是政府研發(fā)補貼通過影響技術(shù)創(chuàng)新進而影響出口技術(shù)復雜度，技術(shù)創(chuàng)新在其中發(fā)揮了非線性的中介傳導效應（瞬間間接效應）。三是相對于國有企業(yè)，政府研發(fā)補貼對民營企業(yè)的激勵效應更加顯著，對提升我國出口技術(shù)復雜度的作用更明顯。本文的政策含義如下：

第一，在全球經(jīng)濟增長緩慢、貿(mào)易戰(zhàn)負面影響持續(xù)沖擊背景下，中國經(jīng)濟發(fā)展內(nèi)外部環(huán)境的變化已成客觀事實，這一客觀事實必然會影響各種經(jīng)濟參數(shù)的形成機制。本文的研究認為，政府研發(fā)補貼在促進我國出口技術(shù)復雜度提升的過程中將會產(chǎn)生越來越重要的基礎作用。因此，需要持續(xù)完善我國財政體制，以服務于我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的升級調(diào)整以及產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，進一步優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，適當提高政府創(chuàng)新支出的比例，鼓勵企業(yè)創(chuàng)新。

第二，各級政府需要加強對研發(fā)補貼的支出管理，設立合理的政府研發(fā)補貼區(qū)間，提高政府研發(fā)補貼的利用率水平，既要避免補貼不足導致出口技術(shù)復雜度提升難以達到的最優(yōu)水平，同時又要防止“過猶不及”，造成財政資金的浪費。

第三，對不同類型的補貼企業(yè)進行分類管理。正如習近平總書記在中央全面深化改革委員會第二十四次會議上強調(diào)，“要推動國有企業(yè)完善創(chuàng)新體系、增強創(chuàng)新能力、激發(fā)創(chuàng)新活力”。首先必須規(guī)范對國有企業(yè)的融資管理及項目審批，形成對國有企業(yè)創(chuàng)新引導及激勵的倒逼機制，提升國有企業(yè)創(chuàng)新效率，發(fā)揮國有企業(yè)在我國技術(shù)創(chuàng)新及推動出口技術(shù)復雜度提高過程中的主導作用。其次，提高對民營企業(yè)的財政扶持力度的同時加強對民營企業(yè)財政補貼使用的監(jiān)管與考核，對企業(yè)“研發(fā)補貼”專項賬戶實施嚴格監(jiān)管，重點考核受研發(fā)補助企業(yè)的研發(fā)成果質(zhì)量。要用民營企業(yè)的“活水”激勵創(chuàng)新，促進我國出口技術(shù)復雜度的提高，又要保證“活而不亂”“穩(wěn)中有升”，實現(xiàn)我國經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的平穩(wěn)轉(zhuǎn)型、對外貿(mào)易的健康高質(zhì)量可持續(xù)發(fā)展。