岳 文

(江南大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 無錫 214122)

一、引言及文獻(xiàn)回顧

當(dāng)前國際分工形式發(fā)生了巨大變化，已經(jīng)發(fā)展到全球價(jià)值鏈分工階段。在全球價(jià)值鏈分工下，由于產(chǎn)品的增值環(huán)節(jié)往往被精細(xì)切割，生產(chǎn)鏈條遍布全球各地，傳統(tǒng)的總量貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)已經(jīng)不能反映一國在對(duì)外開放過程中真實(shí)的貿(mào)易利得(Koopman et al.，2012)。與之相對(duì)應(yīng)的是使用附加值貿(mào)易統(tǒng)計(jì)測算法，這一方法建立在各國要素稟賦優(yōu)勢基礎(chǔ)之上。實(shí)際上，出口國內(nèi)附加值正逐漸成為評(píng)價(jià)全球價(jià)值鏈分工下一個(gè)國家真實(shí)貿(mào)易利得的重要指標(biāo)(樊秀峰 等，2015)。長期以來，中國憑借低成本的勞動(dòng)力優(yōu)勢參與到發(fā)達(dá)國家主導(dǎo)的全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)體系中，并成為全球價(jià)值鏈參與程度最高的國家之一(呂越 等，2017)。與此同時(shí)，中國企業(yè)創(chuàng)造的出口國內(nèi)附加值率(DVAR)也在穩(wěn)步上升。根據(jù)Kee et al.(2016)的測算，中國企業(yè)的國內(nèi)附加值率由2000年的65%上升到2007年的70%。由此，一個(gè)現(xiàn)實(shí)的問題擺在我們面前，究竟是什么因素推動(dòng)了中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提升？

雖然相關(guān)研究從要素市場扭曲(高翔 等，2018)、國內(nèi)市場分割(呂越 等，2018)、FDI(張鵬楊 等，2018；毛其淋 等，2018)、進(jìn)口產(chǎn)品質(zhì)量(諸竹君 等，2018)、制造業(yè)投入服務(wù)化(許和連 等，2017)、貿(mào)易壁壘(王孝松 等，2017)、勞動(dòng)力成本上升(鐵瑛 等，2018)等角度對(duì)此問題進(jìn)行了探討，但是并沒有充分考慮到政府相關(guān)政策的作用。改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展與政府的作用密不可分。中國較為獨(dú)特的行政體制結(jié)構(gòu)以及地方政府對(duì)GDP的競相追逐，導(dǎo)致各級(jí)地方政府對(duì)微觀企業(yè)大量補(bǔ)貼(周黎安 等，2009)。特別是1994年實(shí)行分稅制以來，中國地方政府獲得了明確的地方收益(地方稅)，在“政治錦標(biāo)賽”(周黎安，2007)的相對(duì)績效考核之下，各地方政府通過補(bǔ)貼方式刺激企業(yè)從事出口貿(mào)易，以此激發(fā)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的活力。根據(jù)對(duì)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)的估算，中國企業(yè)獲得的補(bǔ)貼總額從2000年的315億元提高到2006年的825億元，補(bǔ)貼企業(yè)占總企業(yè)的比例為12%(施炳展 等，2013)，而1998—2007年中國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)受政府補(bǔ)貼的次數(shù)為17.2萬次(如企業(yè)受補(bǔ)貼，每年記為1次)，補(bǔ)貼總額高達(dá)2278 億元(苑德宇 等，2018)。那么，政策補(bǔ)貼是不是推動(dòng)中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率提升的一個(gè)重要因素呢？

為此，本文基于2000—2007年中國企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)，通過測算中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率，比較深入地探討政府補(bǔ)貼對(duì)中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響及其作用機(jī)制。顯然，深入分析政府補(bǔ)貼對(duì)中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響，不僅有利于擴(kuò)展對(duì)政府補(bǔ)貼微觀效果的認(rèn)識(shí)維度，還有助于政府制定合適的補(bǔ)貼政策，以此來提升中國企業(yè)在全球價(jià)值鏈分工中的地位，進(jìn)而獲取更多的開放利益。

本文的研究主題與三類文獻(xiàn)密切相關(guān)。第一類文獻(xiàn)是關(guān)于國內(nèi)附加值率的測算方法。Hummels et al.(2001)較早基于非競爭型的投入-產(chǎn)出表，提出了從行業(yè)層面來測算出口國內(nèi)附加值(率)的方法，該方法后經(jīng)Johnson et al.(2012)、Koopman et al.(2012)、Los et al.(2016)、Johnson(2017)、Wang et al.(2018)、Los et al.(2018)等發(fā)展而完善。Kee et al.(2016)基于微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，從行業(yè)層面展開，利用產(chǎn)品分類代碼來識(shí)別中間產(chǎn)品進(jìn)口在出口總額中的比例，提出了從企業(yè)層面測算出口國內(nèi)附加值率的方法。不過正如張杰等(2013)所言，由于投入-產(chǎn)出表并不能反映行業(yè)內(nèi)部企業(yè)的異質(zhì)性，基于投入-產(chǎn)出表測算出來的國內(nèi)附加值率難以對(duì)其決定因素與變化機(jī)制展開進(jìn)一步的研究，往往只能利用國內(nèi)附加值率在行業(yè)層面上進(jìn)行相應(yīng)的核算與統(tǒng)計(jì)描述。正是因?yàn)橥度?產(chǎn)出表在測算國內(nèi)附加值率的方面存在不足，隨著更多企業(yè)層面數(shù)據(jù)的可以獲得，基于微觀層面的數(shù)據(jù)測算企業(yè)國內(nèi)附加值率的方法逐漸得到重視(Zhang et al.，2012；Upward et al.，2013；邵昱琛 等，2017；諸竹君 等，2018；毛其淋 等，2018；高翔 等，2018)。

第二類文獻(xiàn)探討中國企業(yè)國內(nèi)附加值率影響因素。張杰等(2013)發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI的進(jìn)入，特別是加工貿(mào)易和外資企業(yè)所帶來的FDI的進(jìn)入，顯著提高了中國出口企業(yè)的國內(nèi)附加值率。Kee et al.(2016)則進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI的進(jìn)入既增加了外資企業(yè)對(duì)上游產(chǎn)業(yè)國內(nèi)原材料數(shù)量和種類的需求，又降低了國內(nèi)中間產(chǎn)品的價(jià)格并增加下游企業(yè)對(duì)國內(nèi)中間品的需求，F(xiàn)DI通過以上兩個(gè)途徑提高了出口企業(yè)的國內(nèi)附加值率。唐宜紅等(2017)、張鵬楊等(2018)則分別從全球價(jià)值鏈嵌入和全球價(jià)值鏈升級(jí)角度考察了FDI對(duì)中國企業(yè)國內(nèi)附加值率的影響。毛其淋等(2018)進(jìn)一步區(qū)分外資進(jìn)入的行業(yè)內(nèi)水平溢出效應(yīng)與行業(yè)間關(guān)聯(lián)效應(yīng)后發(fā)現(xiàn)，外資進(jìn)入主要是通過前、后向關(guān)聯(lián)渠道提高了本土企業(yè)出口國內(nèi)附加值率。鐵瑛等(2018)則發(fā)現(xiàn)，由于最低工資所代表的勞動(dòng)力成本上升，引致加工貿(mào)易退出方式變化，最終促進(jìn)了中國企業(yè)國內(nèi)附加值率的攀升，造成中國企業(yè)國內(nèi)附加值率的上升的部分原因是加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。余淼杰等(2018)研究匯率變動(dòng)對(duì)中國加工貿(mào)易企業(yè)國內(nèi)附加值率的影響發(fā)現(xiàn)，人民幣貶值通過“中間品配置渠道”和“成本加成渠道”兩個(gè)途徑促進(jìn)了中國加工貿(mào)易企業(yè)的國內(nèi)附加值率提高。呂越等(2018)則從國內(nèi)市場分割的角度展開分析發(fā)現(xiàn)，市場分割通過促進(jìn)中間品進(jìn)口、抑制創(chuàng)新和提高加工貿(mào)易占比三個(gè)渠道降低中國企業(yè)出口的國內(nèi)附加值率。高翔等(2018)則發(fā)現(xiàn)，要素市場扭曲造成國內(nèi)附加值率上升的“相對(duì)價(jià)格效應(yīng)”大于其對(duì)中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率“成本加成效應(yīng)”的不利影響，因而整體上提高了中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率。還有其它一些研究從貿(mào)易成本與貿(mào)易壁壘(Johnson et al.，2017；王孝松 等，2017)、制造業(yè)投入服務(wù)化(許和連 等，2017)、融資約束(邵昱琛 等，2017；呂越 等，2017；馬述忠 等，2017)、進(jìn)口產(chǎn)品質(zhì)量(諸竹君 等，2018)等角度探討了其對(duì)中國企業(yè)國內(nèi)附加值率的影響。

第三類文獻(xiàn)是關(guān)于政府補(bǔ)貼的微觀效果。已有研究政府補(bǔ)貼微觀效果的文獻(xiàn)主要集中于政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口行為、生產(chǎn)率、加成率等微觀績效的影響。大量研究認(rèn)為，政府補(bǔ)貼能夠促進(jìn)企業(yè)出口(Girma et al.，2009；Silva，2010；Helmers et al.，2013)。政府補(bǔ)貼不僅增加了中國企業(yè)出口總值和數(shù)量，還降低了出口價(jià)格，因而促成了“低價(jià)競爭、數(shù)量取勝”的出口模式(施炳展 等，2013)。同時(shí)，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口的作用還取決于企業(yè)所處地區(qū)的營商環(huán)境，在政府對(duì)轄區(qū)內(nèi)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)干預(yù)程度較低的地區(qū)，補(bǔ)貼收入不僅能夠提高企業(yè)的出口可能性，還能幫助企業(yè)維持其出口地位(葉寧華 等，2018)。而對(duì)于政府補(bǔ)貼如何影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，已有文獻(xiàn)得出的結(jié)論并不一致。任曙明等(2014)、Aghion et al.(2012)、Domadenik et al.(2018)發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼促進(jìn)了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。與此不同的是，Bernimi et al.(2011)、閆志俊等(2017)則發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的提升產(chǎn)生了顯著的負(fù)面效應(yīng)。針對(duì)企業(yè)的加成率，現(xiàn)有研究普遍認(rèn)為政府補(bǔ)貼會(huì)降低企業(yè)的加成率(任曙明 等，2013；孫小軍 等，2017)。除此之外，一些研究還探討了政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量(李秀芳 等，2013；張洋，2017)、新產(chǎn)品創(chuàng)新(毛其淋 等，2015)、企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度(余娟娟 等，2018)的影響。

與本文最接近的文獻(xiàn)當(dāng)屬蔡承彬(2018)的研究。蔡承彬(2018)基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)及中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)測算了企業(yè)出口囯內(nèi)附加值率，并考察了政府補(bǔ)貼對(duì)中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響。然而，蔡承彬(2018)的研究存在兩個(gè)方面的問題：一是沒有很好考慮到回歸中可能存在的內(nèi)生性問題，其估計(jì)出的政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)國內(nèi)附加值率的影響程度可能并不準(zhǔn)確；二是沒有分析政府補(bǔ)貼影響企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的具體作用機(jī)制，研究還有待完善與深入。

跟現(xiàn)有的研究相比，本文可能的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：首先，本文將政府補(bǔ)貼和中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率納入統(tǒng)一的分析框架，較為系統(tǒng)考察了政府補(bǔ)貼對(duì)中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響及其作用機(jī)制，從政府補(bǔ)貼角度重新認(rèn)識(shí)中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的變動(dòng)，這是對(duì)已有研究的有益補(bǔ)充。其次，考慮到企業(yè)國內(nèi)附加值率可能具有的延續(xù)性，本文建立了一個(gè)動(dòng)態(tài)面板模型來考察政府補(bǔ)貼對(duì)中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響，并使用系統(tǒng)GMM估計(jì)方法來進(jìn)行估計(jì)，以解決回歸中可能存在的內(nèi)生性問題，在經(jīng)過關(guān)鍵指標(biāo)替代、控制其他政策變動(dòng)等穩(wěn)健性檢驗(yàn)和分行業(yè)類型、所有制類型、貿(mào)易方式類型等一系列的異質(zhì)性檢驗(yàn)后，較為穩(wěn)健地驗(yàn)證了政府補(bǔ)貼顯著提高了中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率這樣一個(gè)結(jié)論。最后，基于中介效應(yīng)模型，檢驗(yàn)了政府補(bǔ)貼通過“中間品配置效應(yīng)”和“成本加成效應(yīng)”影響中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的內(nèi)在機(jī)制。一方面，政府補(bǔ)貼引發(fā)了企業(yè)對(duì)中間投入品的重新配置，促使企業(yè)更多使用國內(nèi)中間品，提高企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率，即“中間品配置效應(yīng)”；另一方面，政府補(bǔ)貼抑制了企業(yè)的加成率，進(jìn)而對(duì)中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率產(chǎn)生不利影響，即“成本加成效應(yīng)”，由于“中間品配置效應(yīng)”要大于“成本加成效應(yīng)”，因而政府補(bǔ)貼促進(jìn)了中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提高。

二、實(shí)證框架的設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

(一)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的測算

本文借鑒Upward et al.(2013)、張杰等(2013)、Kee et al.(2016)的方法，從微觀層面測算企業(yè)出口國內(nèi)附加值率。在具體計(jì)算企業(yè)出口國內(nèi)附加值率時(shí)，與已有的文獻(xiàn)類似，本文對(duì)貿(mào)易代理商問題、中間品的間接進(jìn)口問題以及資本品的進(jìn)口問題進(jìn)行了相應(yīng)的處理，并分不同貿(mào)易方式測算了企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率。具體來看，t時(shí)期j行業(yè)中企業(yè)i的國內(nèi)附加值率的計(jì)算公式為：

(1)

(2)

DVARjit3=ωjit1DVARjit1+ωjit2DVARjit2

(3)

(二)實(shí)證模型的設(shè)定

鑒于企業(yè)國內(nèi)附加值率可能具有延續(xù)性，借鑒張杰等(2013)、張鵬楊等(2018)等的做法，設(shè)定如下的動(dòng)態(tài)面板模型以探討政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響：

DVARit=β1DVARit-1+β2Subsidyit+δXit+αi+υt+μit

(4)

其中，DVARit為企業(yè)i在時(shí)期t的出口國內(nèi)附加值率，企業(yè)的國內(nèi)附加值率根據(jù)式(1)、式(2)和式(3)計(jì)算所得。Subsidyit為企業(yè)i在時(shí)期t所獲得的政府補(bǔ)貼，是本文所關(guān)注的核心解釋變量,已有文獻(xiàn)主要存在三種方法來衡量企業(yè)所獲得的政府補(bǔ)貼：一是使用虛擬變量S_dummyit，當(dāng)企業(yè)當(dāng)年獲得了政府補(bǔ)貼，S_dummyit=1，否則S_dummyit=0；二是使用企業(yè)當(dāng)年所獲得政府補(bǔ)貼額的對(duì)數(shù)值來對(duì)政府補(bǔ)貼進(jìn)行衡量；三是使用企業(yè)所獲得的政府補(bǔ)貼額占其工業(yè)銷售總額的比重(Subsidyit)來對(duì)政府補(bǔ)貼進(jìn)行衡量?？紤]到虛擬變量并不能很好體現(xiàn)出企業(yè)所獲得的政府補(bǔ)貼數(shù)額的大小，同時(shí)直接使用企業(yè)所獲得政府補(bǔ)貼額的對(duì)數(shù)值來對(duì)政府補(bǔ)貼進(jìn)行衡量也并不恰當(dāng)，因?yàn)榧词故窍嗤恼a(bǔ)貼額，其對(duì)大企業(yè)或小企業(yè)的重要程度并不一樣(比如大企業(yè)產(chǎn)值高，小企業(yè)產(chǎn)值低)。為此，本文將主要采用第三種方法(即用企業(yè)所獲得的政府補(bǔ)貼額占其工業(yè)銷售總額的比重)來對(duì)政府補(bǔ)貼進(jìn)行衡量。當(dāng)然，在后面的實(shí)證分析中，本文也采用其它兩種方法來衡量政府補(bǔ)貼，以進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。式(4)中其它變量，Xit表示其它控制變量集合；υt為年份固定效應(yīng)，αi為企業(yè)固定效應(yīng)，μit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

借鑒張杰等(2013)、Kee et al.(2016)等相關(guān)研究，本文主要引入了如下控制變量：(1)企業(yè)規(guī)模(Size)，用企業(yè)從業(yè)人員數(shù)的對(duì)數(shù)來度量；(2)要素密集度(Kl)，用資本勞動(dòng)比的對(duì)數(shù)來度量；(3)平均工資(Wage)，用企業(yè)的應(yīng)付工資總和與從業(yè)人員數(shù)之比的對(duì)數(shù)來衡量；(4)企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)，為了得到企業(yè)的TFP，本文使用Ackerberg et al.(2015)的方法(簡稱ACF方法)分行業(yè)估計(jì)了包含資本、勞動(dòng)和中間品投入的CD型企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)；(5)企業(yè)年齡(Age)，用當(dāng)年年份與企業(yè)成立年份之差的對(duì)數(shù)來衡量。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文實(shí)證分析所用的數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫。中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計(jì)對(duì)象包括全部國有企業(yè)和規(guī)模以上(主營業(yè)務(wù)收入大于500萬，2011年起，其統(tǒng)計(jì)對(duì)象的規(guī)模標(biāo)準(zhǔn)變更為2000萬及以上規(guī)模工業(yè)企業(yè))工業(yè)法人企業(yè)。為了跟已有的相關(guān)研究一致，使得結(jié)果可靠，我們選取制造業(yè)企業(yè)作為研究對(duì)象。由于2008年及以后，中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫里缺乏記錄企業(yè)所獲政府補(bǔ)貼額的相關(guān)指標(biāo)，為此，基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文將樣本期限限定在2000—2007年。海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫包含中國境內(nèi)所有通關(guān)企業(yè)的每一筆產(chǎn)品層面的交易信息。借鑒Yu(2015)的方法，本文使用企業(yè)的中文名稱以及企業(yè)的郵政編碼和電話號(hào)碼來對(duì)兩個(gè)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行匹配。

基于匹配后的數(shù)據(jù)集，圖1給出了樣本期內(nèi)所有企業(yè)平均國內(nèi)附加值率和企業(yè)獲得的平均政府補(bǔ)貼額的變化情況。由圖1可以看出，整體而言，樣本期內(nèi)企業(yè)的平均國內(nèi)附加值率和企業(yè)獲得的平均政府補(bǔ)貼額都呈現(xiàn)出比較明顯的上升趨勢，說明大部分企業(yè)的國內(nèi)附加值率及所獲得政府補(bǔ)貼額在樣本期內(nèi)都得到了一定程度的提高。那么，政策補(bǔ)貼是不是推動(dòng)中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率提升的一個(gè)重要因素呢？這正是之后的實(shí)證分析所要重點(diǎn)研究的內(nèi)容。

圖1 企業(yè)平均國內(nèi)附加值率和平均補(bǔ)貼額的變化趨勢

三、基本估計(jì)結(jié)果的分析與討論

(一)基準(zhǔn)回歸

表1報(bào)告了系統(tǒng)GMM估計(jì)方法對(duì)式(4)進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果。在列(1)中，不加入任何控制變量，直接用企業(yè)的國內(nèi)附加值率對(duì)政府補(bǔ)貼(Subsidy)進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示政府補(bǔ)貼的系數(shù)顯著為正，這表明，隨著政府補(bǔ)貼的增加，企業(yè)出口國內(nèi)附加值率也會(huì)隨之提高。在列(2)中，加入了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率(TFP)這個(gè)控制變量，相應(yīng)的回歸結(jié)果跟列(1)的結(jié)果類似，即政府補(bǔ)貼的系數(shù)依然顯著為正，表明政府補(bǔ)貼有利于企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提高。在列(3)中，進(jìn)一步加入了企業(yè)規(guī)模、要素密集度、平均工資、企業(yè)年齡等控制變量，相應(yīng)的回歸結(jié)果顯示，政府補(bǔ)貼的系數(shù)仍然顯著為正。整體來看，控制變量的加入并不會(huì)改變政府補(bǔ)貼系數(shù)的符號(hào)及其顯著性。具體來看列(3)的回歸結(jié)果，政府補(bǔ)貼的系數(shù)為0.4546，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，表明企業(yè)所獲得的補(bǔ)貼額占其總銷售產(chǎn)值的比例(Subsidy)每提高0.1，企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率就會(huì)提高0.0455。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

在使用系統(tǒng)GMM估計(jì)方法時(shí)，為了保證工具變量的有效性，常使用Arellano-Bond的自相關(guān)檢驗(yàn)(簡稱AB檢驗(yàn))來檢驗(yàn)差分模型殘差的序列相關(guān)性，使用Sargan檢驗(yàn)驗(yàn)證工具變量是否存在過度識(shí)別。表1中的AB檢驗(yàn)結(jié)果顯示，各差分方程殘差并不存在三階序列相關(guān)問題，可以使用變量滯后三階及以上的值來作為工具變量。Sargan檢驗(yàn)的結(jié)果也顯示，系統(tǒng)GMM中所使用的工具變量并不存在過度識(shí)別問題。

同時(shí)從表1中可以看出，滯后一期國內(nèi)附加值率系數(shù)都顯著為正，這與張杰等(2013)所得的結(jié)論相一致。企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)的系數(shù)為正，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，表明較高的全要素生產(chǎn)率有利于企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提高，這與邵昱琛等(2017)和許和連等(2017)所得的結(jié)論相一致。企業(yè)規(guī)模(Size)系數(shù)為-0.0016，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，表明規(guī)模較大的企業(yè)，其出口的國內(nèi)附加值率較低，這跟呂越等(2018)的研究結(jié)論一致。而要素密集度(Kl)系數(shù)也顯著為負(fù)，說明資本-勞動(dòng)比越高的企業(yè)，其出口的國內(nèi)附加值率相對(duì)越低，這與邵昱琛等(2017)和呂越等(2018)的研究結(jié)論一致?？赡艿脑蛟谟?，具有資本要素稟賦優(yōu)勢的企業(yè)通常會(huì)處于全球價(jià)值鏈的低端環(huán)節(jié)，其出口國內(nèi)增加值率也較低(許和連 等，2017)。平均工資(Wage)和企業(yè)年齡(Age)系數(shù)都不顯著，說明平均工資和企業(yè)年齡并不會(huì)對(duì)企業(yè)的國內(nèi)附加值率產(chǎn)生顯著影響。

之前的分析主要是基于對(duì)動(dòng)態(tài)面板模型的估計(jì)結(jié)果，為了穩(wěn)妥起見，本文也使用固定效應(yīng)方法對(duì)式(4)進(jìn)行了估計(jì)，相應(yīng)的回歸結(jié)果報(bào)告在表1的列(4)和列(5)當(dāng)中。由表1列(4)、列(5)可以看出，采用固定效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果與系統(tǒng)GMM進(jìn)行估計(jì)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果十分類似，政府補(bǔ)貼(Subsidy)系數(shù)依然顯著為正。在表1的列(6)中，我們進(jìn)一步使用同地區(qū)、同行業(yè)企業(yè)的平均補(bǔ)貼程度作為工具變量，重新對(duì)式(4)進(jìn)行了估計(jì)，估計(jì)結(jié)果仍然跟之前的結(jié)果十分類似?？傮w來看，表1中所有回歸結(jié)果都表明，中國企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率會(huì)隨政府補(bǔ)貼的提升而提高，即政府補(bǔ)貼有利于中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提高。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1)替換衡量指標(biāo)。之前的分析主要使用企業(yè)所獲得的政府補(bǔ)貼額占其工業(yè)銷售總額的比重來衡量政府補(bǔ)貼，為了穩(wěn)健起見，本文借鑒李秀芳等(2013)的做法，采用虛擬變量和企業(yè)當(dāng)年所獲得的政府補(bǔ)貼額的對(duì)數(shù)值來對(duì)政府補(bǔ)貼進(jìn)行衡量。首先,定義虛擬變量S_dummyit，如果企業(yè)當(dāng)年獲得了政府補(bǔ)貼，則S_dummyit=1,否則S_dummyit=0。其次,Subsidy_νit表示企業(yè)當(dāng)年所獲得政府補(bǔ)貼額，由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中很大一部分企業(yè)并沒有獲得政府補(bǔ)貼(對(duì)這些沒有獲得政府補(bǔ)貼的企業(yè)而言，Subsidy_νit=0)，如果直接對(duì)Subsidy_νit取對(duì)數(shù)，那么會(huì)損失掉很多樣本數(shù)(那些沒有獲得政府補(bǔ)貼的企業(yè)，由于Subsidy_νit=0不能取對(duì)數(shù)，于是便無法進(jìn)入到樣本中)。為此，定義S_valueit=ln(Subsidy_νit+1)，用S_valueit來近似表示企業(yè)當(dāng)年所獲得政府補(bǔ)貼額的對(duì)數(shù)值，以盡量避免樣本數(shù)的減少。利用衡量政府補(bǔ)貼的新構(gòu)建指標(biāo)(S_valueit和S_dummyit)，本文采用系統(tǒng)GMM方法重新估計(jì)了式(4)。表2列(1)和列(2)的結(jié)果顯示，S_valueit和S_dummyit前面的系數(shù)都顯著為正，與表1列(3)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果類似，表明政府補(bǔ)貼促進(jìn)了中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提高，之前的回歸結(jié)果比較穩(wěn)健。

(2)平衡面板。之前分析使用的是非平衡面板數(shù)據(jù)，由于這里存在大量企業(yè)進(jìn)入退出行為，企業(yè)短期的存在可能會(huì)影響到之前的估計(jì)結(jié)果。尤其是在系統(tǒng)GMM估計(jì)中，使用變量的滯后期作為工具變量，企業(yè)的短期存在可能會(huì)進(jìn)一步加劇回歸結(jié)果的有偏性(張鵬楊 等，2018)。為了盡量避免企業(yè)的短期存在對(duì)估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生的影響，我們只保留了樣本期內(nèi)都存在的企業(yè)構(gòu)建平衡面板數(shù)據(jù)，重新對(duì)式(4)進(jìn)行了估計(jì)，以作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果見表2的列(3)中。由表2可以看出，政府補(bǔ)貼(Subsidy)系數(shù)依然顯著為正，再次表明政府補(bǔ)貼促進(jìn)了企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提高，之前的核心結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

(3)控制其他政策變動(dòng)的影響。在樣本期內(nèi)，中國于2001年正式加入了WTO，隨后貿(mào)易自由化進(jìn)程進(jìn)一步加快；同時(shí),中國在2005年實(shí)行了人民幣匯率制度改革，人民幣匯率此后不斷升值。這兩項(xiàng)政策變動(dòng)都有可能對(duì)中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率產(chǎn)生影響(毛其淋 等，2018；高翔 等，2018)，比如余淼杰等(2018)的研究就已表明，人民幣匯率變動(dòng)會(huì)顯著影響到中國加工貿(mào)易出口企業(yè)的國內(nèi)附加值率。出于穩(wěn)健起見，在這一部分我們參見鐵瑛等(2018)和蔡承彬(2018)的做法，通過重新構(gòu)建子樣本進(jìn)行如下估計(jì)：首先，為了排除“匯改”的影響，我們刪除了2005年后的企業(yè)數(shù)據(jù)來構(gòu)建“匯改”前的子樣本，以重新對(duì)式(4)進(jìn)行估計(jì)，相應(yīng)的結(jié)果見表2的列(5)；其次，為了排除“入世”的影響，我們只選取了2002年及以后的企業(yè)數(shù)據(jù)來構(gòu)建“入世”后的子樣本，以重新對(duì)式(4)進(jìn)行估計(jì)，相應(yīng)的結(jié)果見表2的列(5)。由表2可以看出，政府補(bǔ)貼(Subsidy)系數(shù)依然都顯著為正。總體而言，之前的基準(zhǔn)回歸結(jié)果并沒有受這兩項(xiàng)政策變化的潛在干擾，具有較好的穩(wěn)健性。

表2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

四、政府補(bǔ)貼對(duì)不同類型企業(yè)國內(nèi)附加值率的異質(zhì)性影響分析

(一)分不同行業(yè)類型的分析

考慮到不同的行業(yè)具有不同的特點(diǎn)，特別是不同行業(yè)之間的生產(chǎn)技術(shù)存在較大差別(Pavcnik，2002)，造成政府補(bǔ)貼對(duì)不同行業(yè)企業(yè)國內(nèi)附加值率的影響可能并不一樣。為此，本文首先借鑒魯曉東等(2012)和樊茂清等(2014)的做法，將所有企業(yè)劃分成勞動(dòng)密集型行業(yè)、資本密集型行業(yè)和知識(shí)密集型行業(yè)，以此來分析政府補(bǔ)貼對(duì)不同行業(yè)類型企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響是否存在顯著差異。表3的估計(jì)結(jié)果顯示，對(duì)于勞動(dòng)密集型行業(yè)，政府補(bǔ)貼系數(shù)雖為正，但是并不顯著，說明政府補(bǔ)貼并不會(huì)對(duì)勞動(dòng)密集型行業(yè)企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率產(chǎn)生顯著影響。而對(duì)于知識(shí)密集型行業(yè)和資本密集型行業(yè)，政府補(bǔ)貼系數(shù)都顯著為正，表明政府補(bǔ)貼顯著促進(jìn)了知識(shí)密集型行業(yè)和資本密集型行業(yè)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提高。從具體影響系數(shù)來看，相比于知識(shí)密集型行業(yè)，政府補(bǔ)貼的增加對(duì)資本密集型行業(yè)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率提高的促進(jìn)作用要相對(duì)更大。這可能與資本密集型行業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)特點(diǎn)有關(guān)，資本密集型行業(yè)企業(yè)可能更依賴于核心機(jī)器、設(shè)備等的進(jìn)口，而政府補(bǔ)貼的提高能夠很大程度上促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)(康志勇 等，2018)，從而有利于企業(yè)改進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)，減少對(duì)國外相關(guān)機(jī)器、設(shè)備等的依賴。而減少國外相關(guān)機(jī)器、設(shè)備等進(jìn)口，這顯然能夠在很大程度上促進(jìn)企業(yè)國內(nèi)附加值率的提高。因此，政府補(bǔ)貼對(duì)資本密集型行業(yè)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率提高的促進(jìn)作用相對(duì)會(huì)更大。

表3 不同行業(yè)類型回歸結(jié)果

(二)分不同貿(mào)易類型的分析

改革開放以來，得益于中國國內(nèi)充裕的勞動(dòng)力資源優(yōu)勢，加之中國政府采用許多促進(jìn)加工貿(mào)易發(fā)展的優(yōu)惠政策，加工貿(mào)易在中國得到了迅速發(fā)展，其在出口總額額度上逐年向一般貿(mào)易靠近。截至2005年，33%的出口企業(yè)從事加工貿(mào)易，加工貿(mào)易出口占到總出口額的55%(呂越 等，2018)，加工貿(mào)易已經(jīng)成為中國對(duì)外貿(mào)易的主要組成部分。與一般貿(mào)易不同，加工貿(mào)易主要是利用中國廉價(jià)的勞動(dòng)力進(jìn)行加工裝配，對(duì)國內(nèi)中間投入的依賴程度較低。由于政府補(bǔ)貼對(duì)不同貿(mào)易方式企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響可能會(huì)存在差異，我們將樣本企業(yè)劃分為一般貿(mào)易、加工貿(mào)易和混合貿(mào)易三種貿(mào)易方式，并以此重新對(duì)式(4)進(jìn)行了估計(jì)，具體結(jié)果見表4。

表4 不同貿(mào)易類型回歸結(jié)果

從表4中可知，政府補(bǔ)貼的增加有利于一般貿(mào)易企業(yè)和混合貿(mào)易企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提高。從具體影響系數(shù)來看，相比于混合貿(mào)易企業(yè)，政府補(bǔ)貼的增加對(duì)一般貿(mào)易企業(yè)出口國內(nèi)附加值率提高的促進(jìn)作用相對(duì)更大。同時(shí)我們注意到，政府補(bǔ)貼并不會(huì)對(duì)加工貿(mào)易企業(yè)的國內(nèi)附加值率產(chǎn)生顯著影響。這可能與加工貿(mào)易“兩頭在外、大進(jìn)大出”的特點(diǎn)相關(guān)，加工貿(mào)易企業(yè)基本都是從國外進(jìn)口原材料或中間品，在本國加工之后再予以出口，其國內(nèi)附加值率相對(duì)比較穩(wěn)定，較少受到政府補(bǔ)貼等因素的影響。

(三)分不同所有制類型的分析

中國獨(dú)特的體制設(shè)置，使得所有制結(jié)構(gòu)成為影響中國企業(yè)績效表現(xiàn)的重要因素(Hu et al.，2014)。為了分析政府補(bǔ)貼對(duì)不同所有制類型企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的差異化影響，本文借鑒Ding et al.(2013)的做法，把所有企業(yè)劃分成了國有企業(yè)、民營企業(yè)和外資企業(yè)三類，以此重新估計(jì)了式(4)，相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果見表5。由表5數(shù)據(jù)容易發(fā)現(xiàn)，對(duì)于國有企業(yè)，Subsidy系數(shù)并不顯著，表明政府補(bǔ)貼并不會(huì)對(duì)國有企業(yè)的國內(nèi)附加值率產(chǎn)生顯著影響。這可能跟國有企業(yè)自身特點(diǎn)相關(guān)：國有企業(yè)的行政部門相對(duì)較為臃腫，效率較低(鐵瑛 等，2018)；同時(shí)，國有企業(yè)一直以來都是金融部門資金優(yōu)先供給和照顧的對(duì)象，國有企業(yè)往往獲得政府較多的優(yōu)惠政策支持，這些因素會(huì)使得國有企業(yè)對(duì)政府補(bǔ)貼的變化變得不太敏感。同時(shí)從表5中可知，雖然政府補(bǔ)貼會(huì)顯著促進(jìn)民營企業(yè)和外資企業(yè)國內(nèi)附加值率的提高，但是從具體影響系數(shù)來看，政府補(bǔ)貼的增加對(duì)外資企業(yè)出口國內(nèi)附加值率提高的促進(jìn)作用相對(duì)更大。一方面，外資企業(yè)往往制度相對(duì)健全，管理較規(guī)范，有較高的生產(chǎn)效率；另一方面，外資企業(yè)出于防止技術(shù)外溢或保護(hù)創(chuàng)新研發(fā)成果等目的，往往通過零配件企業(yè)和主導(dǎo)企業(yè)“抱團(tuán)”模式進(jìn)入中國市場，繼而進(jìn)行生產(chǎn)布局(張杰 等，2013)，這降低了外資企業(yè)生產(chǎn)過程中的進(jìn)口中間品消耗，而伴隨著政府補(bǔ)貼的提高，外資企業(yè)國內(nèi)附加值率的提升幅度相對(duì)會(huì)更大。

表5 不同所有制類型回歸結(jié)果

(四)其它異質(zhì)性分析

(1)區(qū)分企業(yè)所在區(qū)域。中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在較大的地區(qū)差異，地區(qū)間的差異很可能導(dǎo)致政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響存在不同。為此，本文把所有省份按其是否臨海分為沿海地區(qū)與非沿海地區(qū)，利用兩區(qū)域內(nèi)企業(yè)組成的子樣本，重新對(duì)式(4)進(jìn)行了估計(jì)，具體結(jié)果見表6的列(1)和列(2)。由表可知，不論是對(duì)于沿海地區(qū)企業(yè)還是非沿海地區(qū)企業(yè)，Subsidy系數(shù)都顯著為正，這與之前的基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，表明政府補(bǔ)貼促進(jìn)了企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提高。政府補(bǔ)貼的增加對(duì)沿海地區(qū)企業(yè)國內(nèi)附加值率提高的促進(jìn)作用相對(duì)更大?？赡艿脑蛟谟冢睾５貐^(qū)開放程度和市場化程度相對(duì)更高，企業(yè)間競爭也相對(duì)更為激烈，其對(duì)政府補(bǔ)貼敏感度更高，較強(qiáng)的競爭效應(yīng)可能使得沿海地區(qū)企業(yè)能夠從政府補(bǔ)貼中獲得技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)，從而對(duì)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率提高的促進(jìn)效應(yīng)更顯著。

表6 其它異質(zhì)性分析回歸結(jié)果

(2)區(qū)分企業(yè)出口強(qiáng)度。企業(yè)的出口規(guī)模會(huì)影響到企業(yè)出口的國內(nèi)附加值率(蔡承彬，2018)。為了探討政府補(bǔ)貼對(duì)不同出口強(qiáng)度企業(yè)國內(nèi)附加值率的影響是否存在差異性，本文使用企業(yè)出口強(qiáng)度(將企業(yè)出口強(qiáng)度定義為企業(yè)的出口額占其總產(chǎn)值的比重)的中位數(shù)將所有樣本企業(yè)分為低出口強(qiáng)度企業(yè)和高出口強(qiáng)度企業(yè)兩組，然后利用它們分別對(duì)式(4)進(jìn)行了估計(jì)。表6列(3)和列(4)估計(jì)結(jié)果顯示，Subsidy系數(shù)都顯著為正，表明不論是對(duì)于低出口強(qiáng)度組企業(yè)還是高出口強(qiáng)度組企業(yè)，政府補(bǔ)貼都顯著促進(jìn)了企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提高。但是相對(duì)而言，政府補(bǔ)貼的增加對(duì)高出口強(qiáng)度組企業(yè)國內(nèi)附加值率正面促進(jìn)作用更強(qiáng)。可能的原因在于：政府補(bǔ)貼能夠促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)(康志勇 等，2018)，會(huì)影響到企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)(包括中間投入品的配置選擇)；高出口強(qiáng)度組的企業(yè)往往比較熟悉國際市場，國際化程度相對(duì)較高，其中間品投入既可以選擇從國內(nèi)購買，也可以選擇從國外進(jìn)口，因而較容易受到政府補(bǔ)貼的影響，而低出口強(qiáng)度組企業(yè)的中間品多來自國內(nèi)，對(duì)政府補(bǔ)貼的變化相對(duì)沒有那么敏感。

(3)區(qū)分企業(yè)生產(chǎn)率水平?？紤]到企業(yè)在進(jìn)口中間投入品時(shí)，會(huì)面臨搜集外國市場信息、聯(lián)系國外供應(yīng)商等沉沒成本(Bas et al.，2012)。為了減少相應(yīng)的沉沒成本，高生產(chǎn)率的企業(yè)更有可能進(jìn)口國際市場中多樣的中間投入品，政府補(bǔ)貼可能對(duì)不同生產(chǎn)率類型企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響存在差異性。為此，借鑒鐵瑛等(2018)的做法，我們使用全要素生產(chǎn)率水平的中位數(shù)將所有樣本企業(yè)劃分為低生產(chǎn)率和高生產(chǎn)率兩組，利用新構(gòu)建出的子樣本對(duì)式(4)進(jìn)行了估計(jì)，以考察政府補(bǔ)貼對(duì)高、低生產(chǎn)率類型企業(yè)出口國內(nèi)附加值率影響的差異性。從表6列(5)和列(6)的回歸結(jié)果可以看出，不論是對(duì)于高生產(chǎn)率組企業(yè)還是低生產(chǎn)率組企業(yè)，政府補(bǔ)貼都顯著促進(jìn)了企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提高。不過相對(duì)而言，政府補(bǔ)貼的增加對(duì)高生產(chǎn)率組企業(yè)國內(nèi)附加值率的正面促進(jìn)作用更強(qiáng)。這可能源于高生產(chǎn)率企業(yè)的本身特性，生產(chǎn)效率較高的企業(yè)往往更加重視研發(fā)創(chuàng)新，從而更大程度的發(fā)揮出政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)技術(shù)改進(jìn)與升級(jí)的正效應(yīng)，因而政府補(bǔ)貼對(duì)高生產(chǎn)率組企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的促進(jìn)效應(yīng)相對(duì)會(huì)更大。

五、擴(kuò)展分析：影響機(jī)制探討

(一)一個(gè)簡單的分析框架

借鑒Kee et al.(2016)的研究，我們構(gòu)建一個(gè)探討政府補(bǔ)貼影響企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的簡單分析框架?？紤]企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為CD型，企業(yè)使用資本、勞動(dòng)和中間投入品三種生產(chǎn)要素進(jìn)行生產(chǎn)，借鑒Kee et al.(2016)、Halpern et al.(2015)的研究，將企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為：

Q=φKαLβMγ

(5)

其中：Q表示企業(yè)的產(chǎn)出；φ為企業(yè)(希克斯中性)的全要素生產(chǎn)率；K和L分別表示資本和勞動(dòng)投入；M為中間品投入。

假設(shè)企業(yè)的中間品投入(M)由進(jìn)口中間品投入(MI)和國內(nèi)中間品投入(MD)兩部分組成，則M=f(MI,MD)。進(jìn)一步地，用PI和PD分別表示進(jìn)口中間品投入的價(jià)格和國內(nèi)中間品投入的價(jià)格，那么容易得到企業(yè)中間品投入的價(jià)格PM，即PM=g(PI,PD)。

用w和r分別表示勞動(dòng)和資本的價(jià)格，可以利用式(5)，同時(shí)根據(jù)企業(yè)的成本最小化原則，繼而得到企業(yè)的成本函數(shù)為：

(6)

根據(jù)前文的相關(guān)設(shè)定可知，企業(yè)出口的國內(nèi)附加值率(DVAR)可以表示為：

(7)

根據(jù)前文的分析，政府補(bǔ)貼能夠顯著促進(jìn)中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提高，那么政府補(bǔ)貼究竟是通過何種路徑來提升中國企業(yè)的國內(nèi)附加值率？是通過改變企業(yè)的加成率(markup)渠道，還是通過改變進(jìn)口中間品投入在企業(yè)所有中間品投入中所占的比重(κ)這個(gè)渠道，抑或是兩個(gè)渠道都存在？為了厘清政府補(bǔ)貼影響中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的具體機(jī)制，接下來將基于中介效應(yīng)模型對(duì)中國企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)集進(jìn)行處理。

(二)基于中介效應(yīng)模型的影響機(jī)制分析

為了進(jìn)一步探討政府補(bǔ)貼影響中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的具體機(jī)制，根據(jù)之前的分析，我們選取企業(yè)的加成率與進(jìn)口中間品投入在企業(yè)所有中間品投入中所占的比重作為中介變量，繼而估計(jì)中介效應(yīng)模型來對(duì)潛在的影響機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。相應(yīng)的中介效應(yīng)模型設(shè)定如下：

DVARit=a1DVARit-1+a2Subsidyit+δXit+αi+υt+μit

(8)

Intermediateit=c1Intermediateit-1+c2Subsidyit+δXit+αi+υt+μit

(9)

Markupit=b1Markupit-1+b2Subsidyit+δXit+αi+υt+μit

(10)

DVARit=d1DVARit-1+d2Subsidyit+d3Markupit+d4Intermediateit+δXit+αi+υt+μit

(11)

其中：下標(biāo)i和t分別表示企業(yè)和年份；Intermediateit表示進(jìn)口中間品投入在企業(yè)所有中間品投入中所占的比重；Markupit為企業(yè)加成率的對(duì)數(shù)值，本文借鑒De Loecker et al.(2012)的方法，以對(duì)企業(yè)的加成率進(jìn)行估算。

表7報(bào)告了對(duì)中介效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果。其中，列(1)報(bào)告了對(duì)式(8)進(jìn)行回歸的結(jié)果(其實(shí)就是表1列(3)匯報(bào)的結(jié)果)，Subsidy系數(shù)顯著為正，表明政府補(bǔ)貼顯著促進(jìn)了中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提高。列(2)報(bào)告了對(duì)式(9)進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果，其中因變量為進(jìn)口中間品投入在企業(yè)中間品投入中所占的比重，Subsidy系數(shù)顯著為負(fù)，說明政府補(bǔ)貼的增加會(huì)降低企業(yè)中間品投入中進(jìn)口中間品所占了比例。出現(xiàn)這種情況，原因可能是：獲得政府補(bǔ)貼的企業(yè)需要更多采購國內(nèi)中間投入品。列(3)報(bào)告了對(duì)式(10)進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果，其中因變量為企業(yè)的加成率，可知Subsidy系數(shù)也顯著為負(fù)，說明政府補(bǔ)貼的增加，降低了企業(yè)的加成率。背后的原因可能在于：政府補(bǔ)貼可能會(huì)引發(fā)尋租等降低企業(yè)的生產(chǎn)率，從而會(huì)對(duì)企業(yè)的加成率產(chǎn)生負(fù)面影響。實(shí)際上，任曙明等(2013)、孫小軍等(2017)基于中國企業(yè)層面數(shù)據(jù)的研究也都發(fā)現(xiàn)，補(bǔ)貼企業(yè)的加成率低于非補(bǔ)貼企業(yè)。表7列(4)—(6)則報(bào)告了企業(yè)的國內(nèi)附加值率對(duì)基本自變量(Subsidy)和中介變量回歸的結(jié)果，Markup估計(jì)系數(shù)顯著為正，這說明企業(yè)成本加成率的提升可以顯著提高企業(yè)出口國內(nèi)附加值率；中介變量Intermediate前面的估計(jì)系數(shù)則顯著為負(fù)，這意味著企業(yè)進(jìn)口中間品所占比例的降低有利于企業(yè)出口國內(nèi)附加值率提高，這些都跟我們之前的預(yù)期一致。

表7 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

對(duì)比列(2)和列(4)的估計(jì)結(jié)果可知，政府補(bǔ)貼會(huì)通過減少企業(yè)中間品投入里進(jìn)口中間品的使用提高企業(yè)出口的國內(nèi)附加值率，可以將其概括為政府補(bǔ)貼引發(fā)的“中間品配置效應(yīng)”；對(duì)比列(3)和列(5)的回歸結(jié)果可知，政府補(bǔ)貼會(huì)通過降低企業(yè)的成本加成率方式降低企業(yè)出口的國內(nèi)附加值率，可以將其概括為政府補(bǔ)貼引發(fā)的“成本加成效應(yīng)”。除此之外，與表7列(1)基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，分別加入中介變量Intermediate和Markup之后(見列(4)和列(5))，Subsidy估計(jì)系數(shù)的顯著性水平(t值)都出現(xiàn)一定程度的下降，這初步顯示“中間品配置”和“成本加成”中介效應(yīng)的存在。進(jìn)一步地，在同時(shí)加入中介變量Intermediate和Markup(見列(6))之后，Subsidy估計(jì)系數(shù)t值明顯減小，并且此時(shí)未能通過顯著性檢驗(yàn)。這進(jìn)一步說明，企業(yè)成本加成與企業(yè)中間品投入中進(jìn)口中間品所占比例的降低是政府補(bǔ)貼影響企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的重要渠道。

總結(jié)來看，政府補(bǔ)貼促使中國企業(yè)在生產(chǎn)過程中更多使用國內(nèi)中間品，從而促進(jìn)了企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的上升，即“中間品配置效應(yīng)”；同時(shí)，政府補(bǔ)貼抑制了企業(yè)的成本加成率，進(jìn)而對(duì)中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率產(chǎn)生不利影響，即“成本加成效應(yīng)”。由于“中間品配置效應(yīng)”要大于“成本加成效應(yīng)”，因而政府補(bǔ)貼促進(jìn)了中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率提高。

六、結(jié)論與啟示

當(dāng)前，隨著國際分工的深化、細(xì)化，一國出口競爭優(yōu)勢已不再取決于規(guī)模和體量，更多取決于其在全球價(jià)值鏈中的位置和獲取附加價(jià)值的能力(Koopman et al.，2012)。中國進(jìn)一步深化改革開放的進(jìn)程中，如何進(jìn)一步提高中國企業(yè)出口的國內(nèi)附加值率，實(shí)現(xiàn)向全球價(jià)值鏈高端位置的攀升，爭取更多的貿(mào)易利益，這些已經(jīng)成為亟待解決的重要問題。

本文從政府相關(guān)政策的視角出發(fā)，利用中國企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)集，深入分析了政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的微觀效應(yīng)及影響機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：第一，政府補(bǔ)貼顯著促進(jìn)了中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提高，并且這一結(jié)論具有穩(wěn)健性。第二，政府補(bǔ)貼對(duì)不同類型企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的正向影響效應(yīng)存在顯著的異質(zhì)性特征。具體而言，政府補(bǔ)貼能夠顯著促進(jìn)知識(shí)密集型行業(yè)企業(yè)、資本密集型行業(yè)企業(yè)、一般貿(mào)易企業(yè)、混合貿(mào)易企業(yè)、民營企業(yè)和外資企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提高，但對(duì)勞動(dòng)密集型行業(yè)企業(yè)、加工貿(mào)易企業(yè)和國有企業(yè)出口國內(nèi)附加值率沒有顯著影響。同時(shí)，相比于非沿海地區(qū)地區(qū)、低出口強(qiáng)度企業(yè)和低生產(chǎn)率企業(yè)，政府補(bǔ)貼對(duì)沿海地區(qū)企業(yè)、高出口強(qiáng)度企業(yè)和高生產(chǎn)率企業(yè)國內(nèi)附加值率的正面促進(jìn)作用更強(qiáng)。第三，基于中介效應(yīng)模型的影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明，政府補(bǔ)貼不僅通過企業(yè)生產(chǎn)過程較多使用國內(nèi)中間品投入這一渠道提升中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率，即存在“中間品配置效應(yīng)”；同時(shí)，還通過抑制企業(yè)的成本加成率這一渠道對(duì)中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率產(chǎn)生不利影響，即存在“成本加成效應(yīng)”。不過，由于“中間品配置效應(yīng)”大于“成本加成效應(yīng)”，這就從政府補(bǔ)貼的視角解釋了近年來中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率變化的事實(shí)與機(jī)制。

本文不僅從企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的角度來認(rèn)識(shí)政府補(bǔ)貼的微觀效應(yīng)，還具有十分重要的政策啟示意義。雖然政府補(bǔ)貼能夠顯著促進(jìn)中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提升，但是政府補(bǔ)貼對(duì)不同類型企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響并不一樣，為了提升中國企業(yè)出口的國內(nèi)附加值率，政府在適當(dāng)加大補(bǔ)貼力度的同時(shí)，應(yīng)當(dāng)針對(duì)不同類型企業(yè)的特點(diǎn)，差別性地使用政府補(bǔ)貼政策，注重提高補(bǔ)貼的精準(zhǔn)度，通過確定補(bǔ)貼對(duì)象、補(bǔ)貼金額篩選標(biāo)準(zhǔn)等，為不同類型企業(yè)提供相應(yīng)的政府補(bǔ)貼，以更好發(fā)揮出政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的促進(jìn)效應(yīng)。