劉輝煌 劉曉函

摘?要：選取2002年到2015年14年間中國(guó)30個(gè)省（直轄市、自治區(qū)）數(shù)據(jù)，采用系統(tǒng)GMM模型，考量中國(guó)地方政府補(bǔ)貼對(duì)中國(guó)地方貿(mào)易出口量的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：地方政府補(bǔ)貼對(duì)地區(qū)貿(mào)易出口的影響主要是通過市場(chǎng)分割實(shí)現(xiàn)，但FDI會(huì)弱化地方政府補(bǔ)貼對(duì)地區(qū)貿(mào)易出口的正向效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：地方政府補(bǔ)貼;市場(chǎng)分割;FDI;地區(qū)貿(mào)易出口

中圖分類號(hào)：F740文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1003-7217（2019）02-0118-08

一、引?言

在中國(guó)特殊的財(cái)政分權(quán)體制下，GDP成為官員績(jī)效考核制度的重要指標(biāo)，發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)會(huì)給官員帶來政治晉升和經(jīng)濟(jì)激勵(lì)[1]。為獲得政治晉升，地方官員為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)，進(jìn)行政治錦標(biāo)賽[2]?？梢哉f，改革開放幾十年來，地方官員在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中扮演著極其重要的角色，中國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)質(zhì)上是地方競(jìng)爭(zhēng)經(jīng)濟(jì)。在這場(chǎng)GDP錦標(biāo)賽中，作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三駕馬車之一的出口，成為地方政府競(jìng)爭(zhēng)的主要方面。為促進(jìn)出口，各省地方政府選擇補(bǔ)貼本地企業(yè)，鼓勵(lì)本地企業(yè)出口，這已經(jīng)成為中國(guó)特有的市場(chǎng)現(xiàn)象。中國(guó)地區(qū)間出口競(jìng)爭(zhēng)是地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)的重要表現(xiàn)，地方政府補(bǔ)貼是影響地區(qū)出口貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)的重要因素。

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從地方政府通過生產(chǎn)性補(bǔ)貼降低出口企業(yè)成本的角度來研究地方政府補(bǔ)貼對(duì)地區(qū)出口的影響，認(rèn)為地方政府補(bǔ)貼能夠促進(jìn)地區(qū)出口。周康（2015）基于傾向匹配方法（PSM），發(fā)現(xiàn)政府生產(chǎn)性補(bǔ)貼通過廣度邊際改變了微觀企業(yè)的貿(mào)易流量走勢(shì)[3];徐建軍（2014）分析了政府生產(chǎn)補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口的影響，認(rèn)為政府生產(chǎn)補(bǔ)貼有助于我國(guó)企業(yè)出口。但總體上，其促進(jìn)作用與人均受補(bǔ)貼強(qiáng)度呈現(xiàn)反向關(guān)系[4];蘇振東（2012）基于相同視角，認(rèn)為生產(chǎn)性補(bǔ)貼既是促使?jié)撛诔隹谄髽I(yè)做出出口決策、也是促使在位出口企業(yè)提升出口密集度的原因[5];但是，地方政府補(bǔ)貼在促進(jìn)出口的同時(shí)也可能會(huì)帶來副作用。康志勇（2014）、施炳展（2013）認(rèn)為政府補(bǔ)貼確實(shí)提升了中國(guó)企業(yè)出口總量和數(shù)量，但是更多地促進(jìn)了企業(yè)選擇出口從而導(dǎo)致低價(jià)競(jìng)爭(zhēng)，給中國(guó)企業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的轉(zhuǎn)型升級(jí)造成了障礙效應(yīng)[6，7];周世民（2014）認(rèn)為生產(chǎn)補(bǔ)貼雖具有一定的出口激勵(lì)作用但差異化特征明顯，補(bǔ)貼的出口激勵(lì)程度幾乎呈現(xiàn)與補(bǔ)貼分配特征完全相反的結(jié)果，存在典型的資源錯(cuò)置問題[8];而且，政府生產(chǎn)性補(bǔ)貼對(duì)不同企業(yè)的出口激勵(lì)效應(yīng)具有異質(zhì)性。Girma等（2009b）通過對(duì)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)研究，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性政府補(bǔ)貼對(duì)潛在出口企業(yè)出口可能性的促進(jìn)作用遠(yuǎn)小于對(duì)在位出口企業(yè)出口的促進(jìn)作用[9];也有部分學(xué)者認(rèn)為政府補(bǔ)貼并未對(duì)出口產(chǎn)生促進(jìn)作用。張杰（2015）認(rèn)為政府補(bǔ)貼并未對(duì)企業(yè)出口的集約邊際有顯著作用，說明政府干預(yù)未對(duì)企業(yè)低端出口能力產(chǎn)生顯著影響[10];楊連星（2015）發(fā)現(xiàn)作為“看得見的手”的政府補(bǔ)貼并未對(duì)出口決策產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，也并未緩解企業(yè)融資約束對(duì)出口產(chǎn)生的抑制效應(yīng)[11]。

現(xiàn)有文獻(xiàn)深入系統(tǒng)地研究了地方政府顯性生產(chǎn)性補(bǔ)貼的地區(qū)出口效應(yīng)。但實(shí)際上，地方政府基于出口促進(jìn)效應(yīng)的補(bǔ)貼政策還可能產(chǎn)生另一種效應(yīng)，即地方政府通過對(duì)地方國(guó)有企業(yè)進(jìn)行隱形補(bǔ)貼，通過各種行政性壁壘阻止外地企業(yè)進(jìn)入，形成市場(chǎng)分割，導(dǎo)致地區(qū)貿(mào)易壁壘，地區(qū)貿(mào)易壁壘可能會(huì)限制國(guó)內(nèi)市場(chǎng)容量，逼迫國(guó)內(nèi)企業(yè)選擇國(guó)外市場(chǎng)從而擴(kuò)大出口[12]。地方政府補(bǔ)貼會(huì)形成市場(chǎng)分割效應(yīng)嗎？在地方政府補(bǔ)貼形成市場(chǎng)分割效應(yīng)的情況下，地方政府補(bǔ)貼對(duì)地區(qū)貿(mào)易出口會(huì)產(chǎn)生什么影響？地方政府大量引入FDI背景下，又會(huì)對(duì)地方政府補(bǔ)貼的出口效應(yīng)產(chǎn)生什么影響？本文試圖采用系統(tǒng)GMM模型，選取2002年到2015年14年間中國(guó)30個(gè)?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）的數(shù)據(jù)來進(jìn)行實(shí)證研究。

二、數(shù)據(jù)來源與變量描述性統(tǒng)計(jì)

本文選取全國(guó) 30個(gè)?。ㄖ陛犑小⒆灾螀^(qū)） 2002 年至 2015年共14 年的面板數(shù)據(jù)作為樣本。中國(guó)于2001年加入世界貿(mào)易組織，正式開始參與廣泛的國(guó)際貿(mào)易。本文主要研究地方政府補(bǔ)貼對(duì)地區(qū)貿(mào)易出口影響，因此選取2001年以后的數(shù)據(jù)，更能反映出地方政府補(bǔ)貼是否帶有促進(jìn)出口貿(mào)易的目的。由于西藏自治區(qū)許多變量數(shù)據(jù)都有缺失，所以這里將其全部刪去，只分析中國(guó)30 個(gè)省（直轄市、自治區(qū)）的數(shù)據(jù)。FDI來自中國(guó)城市數(shù)據(jù)庫(kù);國(guó)有企業(yè)職工人數(shù)、總職工人數(shù)、平均工資、就業(yè)人員中大學(xué)本科生占比數(shù)據(jù)來自中國(guó)勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù);GDP、進(jìn)口、進(jìn)出口數(shù)據(jù)、全社會(huì)固定資產(chǎn)總額以及用于計(jì)算消費(fèi)品市場(chǎng)分割的消費(fèi)品價(jià)格指數(shù)來自中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù);人口自然增長(zhǎng)率、匯率來自中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù);專利申請(qǐng)受理數(shù)來自中國(guó)科技數(shù)據(jù)庫(kù);對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)來自對(duì)外經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

在計(jì)算開放程度時(shí)，進(jìn)出口總額原始數(shù)據(jù)單位為萬美元， 為分析方便，統(tǒng)一計(jì)算單位，利用自 EPS 數(shù)據(jù)平臺(tái)的 2002 年至 2015 年的美元兌人民幣年度平均匯率，將其單位換算為億元人民幣。而且，由于政府補(bǔ)貼程度是用國(guó)有企業(yè)職工數(shù)比全部職工數(shù)，數(shù)值必然小于1，為使回歸系數(shù)不至于過大，將出口數(shù)據(jù)的單位由萬美元換算為億美元。目前測(cè)量中國(guó)各地區(qū)之間市場(chǎng)分割程度的方法主要有五種，分別為價(jià)格法、產(chǎn)出結(jié)構(gòu)法、經(jīng)濟(jì)周期法、貿(mào)易流量分析法、技術(shù)效率法。我們主要采取趙奇?zhèn)?、熊性美?009）的價(jià)格法來計(jì)算市場(chǎng)分割指數(shù)，市場(chǎng)分割指數(shù)越小，市場(chǎng)分隔程度越低。價(jià)格法用價(jià)格信息來衡量市場(chǎng)分割程度，當(dāng)要素或商品能夠自由流動(dòng)時(shí)，各地區(qū)的產(chǎn)品價(jià)格會(huì)趨同。各地區(qū)的產(chǎn)品價(jià)格差異越小，意味著市場(chǎng)分割程度越低[13]。我們運(yùn)用價(jià)格法計(jì)算我國(guó)30個(gè)省的消費(fèi)品市場(chǎng)分割指數(shù)，選取八類具有代表性的消費(fèi)品價(jià)格指數(shù)，計(jì)算它們的相對(duì)價(jià)格方差加以衡量市場(chǎng)分割程度。這八類消費(fèi)品價(jià)格指數(shù)分別為：家庭設(shè)備用品及服務(wù)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、交通和通信居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、居住居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、食品居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、煙酒及用品居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、衣著居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、醫(yī)療保健和個(gè)人用品居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、娛樂教育文化用品居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。由于篇幅所限，具體計(jì)算過程不再一一列出，具體可參見趙奇?zhèn)ァ⑿苄悦赖奈恼?。方差越小，說明價(jià)格差異越小，該地區(qū)市場(chǎng)分割程度越低。

變量的統(tǒng)計(jì)描述見表1。具體操作時(shí)采用STATA 進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。由表可以看出，fdi數(shù)據(jù)最大值和最小值之間差距很大，這是因?yàn)椴煌貐^(qū)發(fā)展不平衡，吸引外資能力不同，工業(yè)化發(fā)展也有很大差距，所以變量的最值之間會(huì)出現(xiàn)較大差異，這是符合中國(guó)目前的發(fā)展現(xiàn)狀的。從fdi的標(biāo)準(zhǔn)差非常大也可以看出，我國(guó)fdi分布離散程度很大。除此之外，開放程度open、市場(chǎng)分割指數(shù)var出現(xiàn)零值，其實(shí)并不是真的為零，而是數(shù)值太小。由此，所有變量均值均接近實(shí)際情況，由統(tǒng)計(jì)表可以看出無異常值出現(xiàn)。

三、地方政府補(bǔ)貼與市場(chǎng)分割

為研究地方政府補(bǔ)貼與市場(chǎng)分割之間的關(guān)系，我們對(duì)市場(chǎng)分割與地方政府補(bǔ)貼之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

（一）模型設(shè)定

使用數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù)，有許多在個(gè)體之間有差別但不隨時(shí)間變化的因素和在個(gè)體之間無差異卻會(huì)隨時(shí)間變化的因素，所以考慮使用固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型。固定效應(yīng)模型雖然可以解決部分內(nèi)生性問題，但是無法同時(shí)控制在時(shí)間層面和個(gè)體層面上都有變化的因素?？紤]到隨機(jī)效應(yīng)模型的關(guān)鍵性假定過強(qiáng)等原因，實(shí)證中很少使用。而且，無論是固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，均無法消除潛在的“遺漏個(gè)體與時(shí)間層面都有變化的變量”這一內(nèi)生性問題。

同時(shí)，許多經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象之間具有相關(guān)性即序列相關(guān);并且具有持續(xù)性，變量之間存在自回歸問題。比如，當(dāng)前地方政府補(bǔ)貼程度可能會(huì)影響以后若干期地方政府補(bǔ)貼程度。而且，當(dāng)前地方政府補(bǔ)貼程度對(duì)市場(chǎng)分割的促進(jìn)作用也可能不會(huì)當(dāng)期立即顯現(xiàn)?？紤]到因變量的滯后性，因變量可能存在累計(jì)因果。這些都說明上述模型變量可能存在內(nèi)生性問題，普通靜態(tài)計(jì)量模型無法得到一個(gè)無偏有效的估計(jì)量。于是我們考慮加入因變量的一階滯后項(xiàng)，將靜態(tài)模型變?yōu)閯?dòng)態(tài)模型，使用廣義矩估計(jì)GMM分析方法，以解決這一問題。計(jì)量模型如下所示：

選取ofdi、open、agdp與tech為控制變量。對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)市場(chǎng)分割有影響;對(duì)外開放程度open會(huì)引發(fā)地區(qū)出口競(jìng)爭(zhēng)，可能會(huì)加重地區(qū)市場(chǎng)分割;agdp體現(xiàn)地區(qū)發(fā)展水平，地區(qū)越發(fā)達(dá)，市場(chǎng)分割程度可能越低;技術(shù)水平tech也會(huì)因技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)市場(chǎng)分割產(chǎn)生影響。

（二）實(shí)證分析

我們找到解決內(nèi)生性問題要用到的工具變量，并且進(jìn)行了過度識(shí)別的檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果為Prob > chi2?= 0.2343>0.1，通過了過度性識(shí)別檢驗(yàn)，工具變量的數(shù)量選取合適。

為獲得更穩(wěn)健的結(jié)論，依次加入控制變量，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。地方政府補(bǔ)貼系數(shù)顯著為正，且隨著控制變量的增加，波動(dòng)漸次趨于平穩(wěn)。這表明地方政府補(bǔ)貼對(duì)市場(chǎng)分割的正向影響是存在且穩(wěn)健的，地方政府補(bǔ)貼確實(shí)會(huì)強(qiáng)化地區(qū)市場(chǎng)分割。而fdi的系數(shù)為負(fù)，這說明fdi會(huì)優(yōu)化市場(chǎng)分割。

四、地方政府補(bǔ)貼與地區(qū)出口

（一）模型設(shè)定

基本計(jì)量模型如下：

govz為地方全部職工中地方國(guó)有企業(yè)職工占比（劉瑞明，2012），fdi為當(dāng)年實(shí)際使用外資額，govzit×fdiit表示交互項(xiàng)，下文中為分析方便，用ex代替交互項(xiàng);αi為個(gè)體固定效應(yīng)，πt為時(shí)間固定效應(yīng)，uit為誤差項(xiàng)，x為其他一系列控制變量。若交互項(xiàng)為正，則說明govz與fdi兩者的出口效應(yīng)相互加強(qiáng);若交互項(xiàng)為負(fù)，則說明fdi與govz的出口促進(jìn)作用相互減弱。我們按照劉瑞明的方法，選取地方全部職工中地方國(guó)有企業(yè)職工占比來表示政府補(bǔ)貼程度，一方面是因?yàn)閲?guó)有企業(yè)職工就業(yè)是政府補(bǔ)貼的重要目的，另一方面一個(gè)地區(qū)的國(guó)企占比越大，政府需要補(bǔ)貼的強(qiáng)度也就越大。所以，相對(duì)于其他度量指標(biāo)，國(guó)有職工占比更能體現(xiàn)地方政府隱形補(bǔ)貼程度。

主要解釋變量有g(shù)ovz、fdi，我們首先關(guān)注它們系數(shù)的符號(hào)，大小以及統(tǒng)計(jì)顯著性。同時(shí)，考慮到上面提到的fdi對(duì)govz的抑制或者促進(jìn)作用，我們?cè)谀Ｐ椭屑尤雊ovz與fdi的交互項(xiàng)ex，并關(guān)注其系數(shù)的方向和統(tǒng)計(jì)顯著性。x為根據(jù)國(guó)際貿(mào)易理論以及相關(guān)文獻(xiàn)加入的一系列控制變量，具體選取如下：

1.人均地區(qū)產(chǎn)出水平agdp。相比較于地區(qū)總產(chǎn)出水平，人均gdp更能體現(xiàn)出地區(qū)實(shí)際發(fā)展水平。地區(qū)實(shí)際發(fā)展水平越高，生產(chǎn)出來的產(chǎn)品在國(guó)際市場(chǎng)也就越有競(jìng)爭(zhēng)力。于是我們?cè)谀Ｐ椭幸肴司貐^(qū)產(chǎn)出水平，考慮到人均gdp可能與出口呈現(xiàn)出先增后減或先減后增的U型或倒U型關(guān)系，所以加入agdp的二次項(xiàng)sgdp。

2.勞動(dòng)力成本w。國(guó)際貿(mào)易理論認(rèn)為一國(guó)會(huì)傾向于出口其資源密集型產(chǎn)品，中國(guó)是勞動(dòng)密集型國(guó)家，中國(guó)企業(yè)的出口優(yōu)勢(shì)就在于廉價(jià)勞動(dòng)力。選取人均工資指標(biāo)能體現(xiàn)我國(guó)勞動(dòng)力成本。勞動(dòng)力成本越低，越有利于出口。

3.資本密集度res。貿(mào)易理論認(rèn)為一國(guó)貿(mào)易的比較優(yōu)勢(shì)取決于勞動(dòng)和資本的相對(duì)密集程度，即出口除了會(huì)受勞動(dòng)力成本影響外，還會(huì)受到資本密集度的影響。所以本文選取人均固定資產(chǎn)凈值作為衡量資本密集度的指標(biāo)，來控制住資本因素對(duì)出口的影響。

4.技術(shù)水平tech。技術(shù)進(jìn)步與勞動(dòng)成本和資本密集度一樣，是影響出口的重要因素。作為高科技強(qiáng)國(guó)，技術(shù)出口一直是美國(guó)出口貿(mào)易中的一項(xiàng)重要組成部分，可見技術(shù)水平高低會(huì)影響到出口水平，于是本文選取專利申請(qǐng)受理數(shù)作為衡量技術(shù)水平的指標(biāo)放入模型，以降低遺漏變量偏誤。

5.開放程度open。一國(guó)出口量與其開放程度密切相關(guān)，實(shí)行閉關(guān)鎖國(guó)政策的國(guó)家出口量自然不會(huì)高。而中國(guó)出口貿(mào)易的持續(xù)增長(zhǎng)也是源于改革開放的基本國(guó)策。一般而言，一國(guó)開放程度越高，出口量也相應(yīng)的會(huì)越大。我們用地區(qū)進(jìn)出口總量/地區(qū)總gdp來體現(xiàn)一個(gè)地區(qū)的貿(mào)易開放程度。

6.人力資源sch。一個(gè)地區(qū)的人力資源越好，說明該地區(qū)勞動(dòng)力質(zhì)量越高，生產(chǎn)效率也就越高，生產(chǎn)出來的產(chǎn)品質(zhì)量也就越好。相對(duì)于國(guó)內(nèi)消費(fèi)者，國(guó)外消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量要求更為嚴(yán)苛，因此，只有擁有高質(zhì)量人力資本的地區(qū)出口的產(chǎn)品才更有可能滿足外國(guó)消費(fèi)者的要求，促進(jìn)地區(qū)出口。我們用就業(yè)人員中大學(xué)生占比來表示人力資源。

7.人口自然增長(zhǎng)率。高人口增長(zhǎng)率意味著更多的勞動(dòng)力的出現(xiàn)，使地區(qū)能夠持續(xù)享受“人口紅利”，延緩“劉易斯拐點(diǎn)”的過早到來，擁有大量廉價(jià)勞動(dòng)力，以保持住出口成本優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)地區(qū)出口。

（二）實(shí)證分析

1.系統(tǒng)GMM回歸。

考慮到出口的滯后性特征可能導(dǎo)致累計(jì)因果問題以及固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)無法消除的潛在遺漏變量問題等內(nèi)生性問題，我們?cè)谀Ｐ椭屑尤氤隹诹康囊浑A滯后項(xiàng)，采用系統(tǒng)GMM模型以更好解決內(nèi)生性問題。新模型設(shè)定如下所示：

式中exportit-1即為因變量的一階滯后項(xiàng)，其余變量含義與（2）式相同。我們找到解決內(nèi)生性問題必須要用到的工具變量，并且進(jìn)行了過度識(shí)別的檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果為Prob > chi2=0.6330>0.1，通過了過度識(shí)別檢驗(yàn)，工具變量的數(shù)量選取合適。

如表3所示，無論采取何種回歸模型，主要解釋變量govz、fdi以及他們的交互項(xiàng)ex皆通過了顯著性檢驗(yàn)，由此可見，我們的結(jié)果具有穩(wěn)健性。

在GMM模型中，govz的系數(shù)為正且通過1%的顯著性檢驗(yàn)，說明govz確實(shí)對(duì)中國(guó)地區(qū)出口量有推動(dòng)作用。govz系數(shù)為1066，這表明：在中國(guó)特殊的財(cái)政分權(quán)體制下，地方政府對(duì)地方國(guó)有企業(yè)的補(bǔ)貼會(huì)對(duì)地方出口產(chǎn)生巨大激勵(lì)作用。從這個(gè)方面來看，此前中國(guó)出口保持強(qiáng)勁勢(shì)頭的很大一部分原因是由于國(guó)內(nèi)地方政府補(bǔ)貼地方國(guó)企，形成市場(chǎng)分割。由于地區(qū)市場(chǎng)分割的存在，導(dǎo)致地區(qū)貿(mào)易壁壘，限制國(guó)內(nèi)市場(chǎng)容量。企業(yè)無法在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)獲得規(guī)模效應(yīng)，于是選擇出口商品，進(jìn)入國(guó)外市場(chǎng)，造成出口持續(xù)擴(kuò)張[14-17]。由此可見，地方政府補(bǔ)貼對(duì)出口的促進(jìn)作用是一種被動(dòng)的、壓迫式的出口。

地方政府給國(guó)企隱形補(bǔ)貼雖然不能直接帶來財(cái)政收入，但是卻有著巨大的潛在利益。首先，地方政府補(bǔ)貼會(huì)使本應(yīng)被市場(chǎng)淘汰的低效率國(guó)企繼續(xù)存活下去。國(guó)企為維持產(chǎn)能大量雇傭工人，保證該省就業(yè)率，減輕地方政府就業(yè)壓力，穩(wěn)定社會(huì)。其次，通過補(bǔ)貼可分割市場(chǎng)，在省際間筑起貿(mào)易壁壘，維持本地國(guó)企壟斷地位，獲得壟斷利潤(rùn)。壟斷企業(yè)的利潤(rùn)是非?？捎^的，反過來又能增加地方政府財(cái)政收入和地區(qū)GDP。GDP是當(dāng)前官員績(jī)效考核制度的重要指標(biāo)，對(duì)官員的晉升起著決定性作用。綜合這兩個(gè)方面的原因，地方政府不管是出于自身仕途考慮，還是出于社會(huì)穩(wěn)定考慮，都會(huì)選擇補(bǔ)貼本地國(guó)企，在全國(guó)范圍內(nèi)造成市場(chǎng)分割。

另一個(gè)主要解釋變量fdi的系數(shù)為正，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。它意味著fdi每增加一萬美元，出口量增加3.79萬美元。fdi對(duì)出口的影響顯著且為正，主要有三個(gè)方面的原因：其一，投入到跨國(guó)公司中的fdi具有技術(shù)外溢效應(yīng)。fdi能夠帶來外國(guó)先進(jìn)技術(shù)以及管理經(jīng)驗(yàn)，地方企業(yè)可以通過效仿提升自己的生產(chǎn)效率和管理效率，節(jié)省成本，形成比較優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)地區(qū)出口;其二，中國(guó)自改革開放以來一直在積極招商引資，對(duì)跨國(guó)企業(yè)采取許多優(yōu)惠政策，所以跨國(guó)企業(yè)很容易進(jìn)入中國(guó)市場(chǎng)?？鐕?guó)企業(yè)的進(jìn)入會(huì)打破國(guó)內(nèi)各地由于地方政府補(bǔ)貼造成的地方國(guó)企的壟斷現(xiàn)象，引入外部競(jìng)爭(zhēng)，促使地方國(guó)企銳意改革，創(chuàng)新生產(chǎn)技術(shù)，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，增加在國(guó)際市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)地方國(guó)企出口;其三，跨國(guó)公司想在中國(guó)同其他本地企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)，人力資源是其必不可少的一項(xiàng)競(jìng)爭(zhēng)要素?？鐕?guó)公司為讓中國(guó)工人達(dá)到和本國(guó)一樣的水準(zhǔn)，必須對(duì)工人進(jìn)行培訓(xùn)。經(jīng)過培訓(xùn)后專業(yè)素質(zhì)得到提升的工人，日后再經(jīng)過人員流動(dòng)回到本地企業(yè)，有助于地方企業(yè)提升技術(shù)水平以及生產(chǎn)效率。與地方政府補(bǔ)貼不同，fdi對(duì)出口的促進(jìn)作用是主動(dòng)的，可持續(xù)的出口。

在我們的計(jì)量結(jié)果中，govz與fdi系數(shù)符號(hào)皆為正，即他們對(duì)出口都有正向激勵(lì)作用。但是β3符號(hào)為負(fù)，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，這說明fdi減弱了地方政府補(bǔ)貼對(duì)出口的正向作用。這是因?yàn)?，政府補(bǔ)貼影響出口的機(jī)制就在于地方政府補(bǔ)貼可以通過制造貿(mào)易壁壘、分割市場(chǎng)迫使本土企業(yè)不得不轉(zhuǎn)向國(guó)外市場(chǎng)以獲得規(guī)模經(jīng)濟(jì)。但是，fdi的流入?yún)s能打破這種機(jī)制運(yùn)行，從而減弱地方政府補(bǔ)貼對(duì)出口的促進(jìn)作用。原因就在于各省為促進(jìn)出口，積極引進(jìn)外資，爭(zhēng)相出臺(tái)優(yōu)惠政策，fdi在我國(guó)長(zhǎng)期以來享受超國(guó)民待遇。這使得fdi很少會(huì)受到地方政府行政性手段影響，因此，不難理解為何fdi會(huì)使政府補(bǔ)貼對(duì)出口的促進(jìn)作用減弱。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為獲得更穩(wěn)健的結(jié)論，我們接下來采用逐步回歸的方法看govz、fdi以及ex的估計(jì)系數(shù)是否漸漸趨于平穩(wěn)。在模型（1）中我們只加入幾個(gè)解釋變量govz、fdi、ex、open、w。govz、fdi的估計(jì)系數(shù)為正且皆通過1%的顯著性檢驗(yàn)，ex估計(jì)系數(shù)為負(fù)并且也通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。在模型（2）到模型（5）中依次加入agdp、sgdp 、res、tech、sch、g等控制變量，觀察主解釋變量govz、fdi、ex的系數(shù)變化以及他們的顯著性變化。

如表4所示，基于GMM的各個(gè)模型的回歸結(jié)果來看，主要發(fā)現(xiàn)如下：隨著控制變量越加越多，主解釋變量govz的估計(jì)系數(shù)的統(tǒng)計(jì)顯著性水平穩(wěn)定不變，數(shù)值有波動(dòng)，但波動(dòng)幅度越來越小，漸漸趨于穩(wěn)定。這說明govz與中國(guó)省際出口量之間確實(shí)存在著一種穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系，而fdi與中國(guó)省際出口量之間也存在著這種穩(wěn)定的顯著的正相關(guān)關(guān)系。兩者的交互項(xiàng)ex的系數(shù)一直顯著為負(fù)，且數(shù)值越來越平穩(wěn)，這也就意味著fdi會(huì)減弱govz對(duì)出口的促進(jìn)作用，這一結(jié)論是穩(wěn)健且顯著的。

（四）異質(zhì)性分析

按照中國(guó)統(tǒng)計(jì)局對(duì)地區(qū)的劃分方法，將全國(guó)劃分為中部地區(qū)、西部地區(qū)以及東部地區(qū)。由于進(jìn)行地區(qū)分析樣本量太少，不適合用GMM模型，所以我們對(duì)這三大地區(qū)分別進(jìn)行固定效應(yīng)回歸，回歸結(jié)果如表5所示（其中，模型一、二、三分別對(duì)應(yīng)東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)）。從表中可以看出，在東部和西部，政府補(bǔ)貼與出口量之間皆存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。但是在中部，這種影響并不顯著。由于中部地區(qū)無明顯的地理優(yōu)勢(shì)，既不像東部地區(qū)那樣屬于沿海城市，也不像西部地區(qū)與其他國(guó)家搭界，具有天然的出口優(yōu)勢(shì)。中部地區(qū)的企業(yè)要出口到其他

國(guó)家遠(yuǎn)不如于東西部地區(qū)便利，只有在政府補(bǔ)貼指數(shù)足夠高，進(jìn)入國(guó)內(nèi)市場(chǎng)難度足夠大時(shí)，才會(huì)選擇出口。也即，中部地區(qū)的企業(yè)對(duì)政府補(bǔ)貼指數(shù)沒有東西部敏感，政府補(bǔ)貼指數(shù)對(duì)出口貿(mào)易的帶動(dòng)程度自然不如其他地區(qū)。

這三個(gè)地區(qū)的fdi的系數(shù)皆通過了顯著性檢驗(yàn)且符號(hào)均為正，這表明fdi對(duì)貿(mào)易的帶動(dòng)作用在全國(guó)范圍內(nèi)都是存在的。只是在西部地區(qū)不如在中部、東部顯著，這是很好理解的。相較于東部和中部，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后，吸引外資有限，外資的技術(shù)溢出效應(yīng)不如東部和中部，其出口帶動(dòng)效應(yīng)自然不如其他地區(qū)顯著。如圖1所示，雖然總體而言各地區(qū)fdi都呈現(xiàn)出上升趨勢(shì)，但是西部地區(qū)的fdi遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于中東部地區(qū)，且上升趨勢(shì)緩慢。較少數(shù)量的外資對(duì)貿(mào)易的帶動(dòng)作用毋庸置疑是有限的，這與計(jì)量結(jié)果也是吻合的。

govz和fdi的交互項(xiàng)ex的系數(shù)也都通過了顯著性檢驗(yàn)且符號(hào)皆為負(fù)，這表明：fdi抑制govz對(duì)出口貿(mào)易的正向影響在全國(guó)范圍內(nèi)都存在。西部地區(qū)的這種抑制作用不如中部以及東部顯著，這與西部地區(qū)的高地方政府補(bǔ)貼率與低fdi引進(jìn)率是有關(guān)系的。在這種情況下， fdi流入少，其能打破的地區(qū)間貿(mào)易壁壘，加入的競(jìng)爭(zhēng)有限，省際貿(mào)易增加有限，fdi對(duì)govz的抑制效應(yīng)必然不如其他地區(qū)。

五、結(jié)?論

目前，出口仍然是中國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要拉動(dòng)因素，維持適度的地方政府補(bǔ)貼在一定時(shí)期內(nèi)仍然有必要和積極作用。但是由于地方政府補(bǔ)貼造成市場(chǎng)分割，這種出口促進(jìn)作用是以犧牲國(guó)內(nèi)貿(mào)易為代價(jià)的，是一種被動(dòng)的，逼迫式的出口增長(zhǎng)。從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看，其危害是巨大的。首先，長(zhǎng)期給國(guó)有企業(yè)補(bǔ)貼，人為制造貿(mào)易壁壘，使產(chǎn)品無法進(jìn)入其他市場(chǎng)，嚴(yán)重?fù)p害國(guó)內(nèi)省際間的貿(mào)易，以犧牲國(guó)內(nèi)貿(mào)易來推動(dòng)出口發(fā)展。我國(guó)貿(mào)易過于依賴國(guó)外市場(chǎng)，忽視國(guó)內(nèi)市場(chǎng)，這并不利于貿(mào)易的健康發(fā)展。過于依賴國(guó)外需求有很大的不確定性，在國(guó)際貿(mào)易形勢(shì)尚可的時(shí)候，我國(guó)出口還能保持強(qiáng)勁增長(zhǎng);但是在貿(mào)易保護(hù)主義盛行的今天，只依靠國(guó)外市場(chǎng)已然行不通了。其次，長(zhǎng)期給國(guó)有企業(yè)隱形補(bǔ)貼，維持國(guó)企壟斷地位，國(guó)企沒有動(dòng)力去創(chuàng)新生產(chǎn)技術(shù)，提高生產(chǎn)效率。長(zhǎng)期保持低效率生產(chǎn)無疑會(huì)浪費(fèi)大量物質(zhì)資源以及人力資源，對(duì)地方可持續(xù)發(fā)展造成不利的影響。

在當(dāng)前國(guó)際貿(mào)易保護(hù)主義抬頭和國(guó)際貿(mào)易摩擦不斷加劇背景下，加快轉(zhuǎn)換經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)能，強(qiáng)化內(nèi)需對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用成為中國(guó)的必然選擇，需要加快消除國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割，弱化地方政府補(bǔ)貼。地方政府補(bǔ)貼下降，地區(qū)出口相應(yīng)會(huì)有所下滑，為維持地方出口穩(wěn)定增長(zhǎng)，我們應(yīng)繼續(xù)積極引進(jìn)外資，充分發(fā)揮FDI對(duì)出口貿(mào)易的推動(dòng)作用。

參考文獻(xiàn)：

[1]聶輝華，李金波.政企合謀與經(jīng)濟(jì)發(fā)展[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2007（1）：75-90.

[2]周黎安.晉升博弈中政府官員的激勵(lì)與合作——兼論我國(guó)地方保護(hù)主義和重復(fù)建設(shè)問題長(zhǎng)期存在的原因[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004（6）：33-40.

[3]周康.政府補(bǔ)貼、貿(mào)易邊際與出口企業(yè)的核心能力——基于傾向值匹配估計(jì)的經(jīng)驗(yàn)研究[J].國(guó)際貿(mào)易問題，2015（10）：48-58.

[4]徐建軍，汪浩瀚.生產(chǎn)補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口的促進(jìn)作用——基于劑量反應(yīng)函數(shù)的實(shí)證分析[J].國(guó)際貿(mào)易問題，2014（4）：3-13.

[5]蘇振東，洪玉娟，劉璐瑤.政府生產(chǎn)性補(bǔ)貼是否促進(jìn)了中國(guó)企業(yè)出口？——基于制造業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)的微觀計(jì)量分析[J].管理世界，2012（5）：24-42+187.

[6]康志勇.政府補(bǔ)貼與中國(guó)本土企業(yè)出口行為研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2014（12）：22-27+32+84.

[7]施炳展，逯建，王有鑫.補(bǔ)貼對(duì)中國(guó)企業(yè)出口模式的影響：數(shù)量還是價(jià)格？[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2013，12（4）：1413-1442.

[8]周世民，盛月，陳勇兵.生產(chǎn)補(bǔ)貼、出口激勵(lì)與資源錯(cuò)置：微觀證據(jù)[J].世界經(jīng)濟(jì)，2014，37（12）：47-66.

[9]Ginna S，Gong Y，Gōrg H， Yu Z. Can production subsidies explain china's export performance？ evidence ?from firm-level data[J].Scandinavian Journal of Economics， 2009，111（4）：863-891.

[10]張杰，翟福昕，周曉艷.政府補(bǔ)貼、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與出口產(chǎn)品質(zhì)量[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2015，32（4）：71-87.

[11]楊連星，張杰，金群.金融發(fā)展、融資約束與企業(yè)出口的三元邊際[J].國(guó)際貿(mào)易問題，2015（4）：95-105.

[12]劉瑞明.國(guó)有企業(yè)、隱性補(bǔ)貼與市場(chǎng)分割：理論與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].管理世界，2012（4）：21-32.

[13]趙奇?zhèn)?，熊性?中國(guó)三大市場(chǎng)分割程度的比較分析：時(shí)間走勢(shì)與區(qū)域差異[J].世界經(jīng)濟(jì)，2009（6）：41-53.

[14]張杰，張培麗，黃泰巖.市場(chǎng)分割推動(dòng)了中國(guó)企業(yè)出口嗎？[J].經(jīng)濟(jì)研究，2010，45（8）：29-41.

[15]楊晶晶，胡佳剛，周定根.中間品貿(mào)易自由化如何影響企業(yè)研發(fā)投入：來自我國(guó)微觀企業(yè)層面的證據(jù)[J].湖南大學(xué)學(xué)報(bào)（社科版），2018（4）：71-78.

[16]趙玉奇，柯善咨.市場(chǎng)分割、出口企業(yè)的生產(chǎn)率準(zhǔn)入門檻與“中國(guó)制造”[J].世界經(jīng)濟(jì)，2016，39（9）：74-98.

[17]朱希偉，金祥榮，羅德明.國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割與中國(guó)的出口貿(mào)易擴(kuò)張[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005（12）：68-76.

（責(zé)任編輯：鐘?瑤）