政府補貼、政府治理能力與出口企業風險承擔

高 翔 獨 旭

(廈門大學 經濟學院，福建 廈門 361005)

一、引言與文獻綜述

企業風險承擔是企業績效評價中的一個重要指標，它反映著企業的風險偏好程度。企業風險承擔水平的高低，不僅對企業發展至關重要，還與經濟社會的發展息息相關(John et al.，2008；Hilary et al.，2009)。伴隨著中國對外貿易不確定性因素的增加和貿易模式的結構性調整，如何在更加開放的經濟體系下提升出口企業風險承擔水平成為一個極富意義的研究課題，因而需要我們厘清出口企業風險承擔的影響因素。近年來，地方政府紛紛出臺促進貿易發展的扶持政策，尤以日益增長的政府對企業的生產性補貼最為引人關注。

政府補貼是政府支持企業生產發展常用的產業政策。自1994年分稅制改革之后，中國地方政府獲得了足夠財務自主權，同時考核地方官員的重心逐漸由政治指標轉向經濟指標，使得地方政府具有通過政府補貼刺激企業從事出口貿易活動的積極性，以此促進地方經濟發展。根據本文統計，中國出口企業接受政府補貼的數量從2000年的2678家增加到2006年的9851家，約有21.89%的出口企業獲得了政府補貼，補貼總額也從2000年的54.37億元增加到2006年的130.23億元，年增長率達到12.64%。然而，政府補貼對企業風險承擔的具體影響效應是怎么樣的呢？這一影響效應具體表現在兩個方面：一方面，政府補貼可以增加企業資金流，從而影響企業的風險偏好(毛其淋 等，2016)，同時增加企業決策者的自信心和安全感(蔡衛星 等，2013)，進而提升企業風險承擔水平；另一方面，政府補貼過程的不透明，使得政府補貼的可得性和收益性大為下降(余明桂 等，2010；孔東民 等，2013)；同時，政府補貼背后隱藏的是官員腐敗和權力尋租現象可能性，使得亟需資金支持的出口企業得不到補貼，從而產生資源錯配現象(周世民 等，2014)，導致補貼配置效率低下，進而降低企業風險承擔水平。

對于中國這樣一個經濟和貿易大國，要想厘清政府補貼和出口企業風險承擔之間的相互關系，就要考慮中國的區域異質性，尤以地方政府治理能力對補貼效果的影響不能忽視。已有研究文獻從政府質量、治理環境等視角進行研究，結果表明這些因素會對政府補貼和企業績效的作用效應產生重大影響(徐保昌 等，2015；許家云 等，2016)。本文也是從這一研究思路出發，將研究視角聚焦于政府補貼、政府治理能力和出口企業風險承擔之間的相互關系。希望通過對這些問題的探討，能夠深化對政府補貼與企業風險承擔之間關系的理解，為轉變地方政府職能、提升政府治理能力提供有益啟示。

目前國內外學者對企業風險承擔的影響因素進行了大量研究，這些研究主要是從宏觀層面和微觀層面兩個角度切入的。在宏觀層面上，當經濟繁榮時，企業更愿意進行風險性投資，以獲得額外收益；而當經濟衰退時，企業面臨嚴峻的融資約束，投資決策變得更為保守，風險承擔水平較低(Arif et al.,2014)。除此之外，國家對企業投資者與債權人的保護機制也會影響企業風險承擔(John et al.,2008；Bonfiglioli，2012)。胡育蓉等(2014)通過考察貨幣政策立場對企業風險承擔的影響，研究結果顯示，貨幣政策轉向緊縮時，企業風險承擔會顯著下降。微觀層面，影響企業風險承擔因素的文獻主要包括：(1)所有權結構和性質。在對大股東持股影響企業風險承擔進行考察之后，Faccio et al.(2011)發現，大股東持股比例越分散，企業越愿意承擔更高的風險。朱玉杰等(2014)發現，當企業由機構投資者持股時，企業風險承擔水平越低。Boubakri et al.(2013a)、張洪輝等(2016)則從所有權性質出發，指出相較于民營企業和外資企業，國有企業的風險承擔水平相對較低。而當企業進行民營化之后，企業風險承擔水平會顯著上升(李文桂 等，2012)。(2)管理者背景和能力。Faccio et al.(2016)考察了管理者性別對企業風險承擔的影響，研究表明男性管理者比女性管理者更愿意承擔風險。Li et al.(2010)、余明桂等(2013a)研究發現，管理者過度自信和企業風險承擔呈現高度的正向關聯。張敏等(2015)則指出，相較于總經理的社會網絡，董事長構建的社會網絡更有利于提升企業風險承擔。

還有一部分學者關注政府補貼的經濟效果，認為政府補貼能夠促進企業出口，并且對企業高端出口能力有顯著提升作用(Girma et al.,2009；施炳展 等，2013；張杰 等，2015)。然而值得注意的是，另一部分學者持相反觀點，即政府補貼會對企業產生消極作用。如，政府補貼容易使得企業產生對補貼的“路徑依賴”，進而抑制企業競爭力，不利于企業全要素生產率提升(Bernini et al.，2011；任曙明 等，2013；徐保昌 等，2015)。毛其淋等(2016)則研究了政府補貼和企業風險承擔之間的關系，研究表明補貼并未從總體上提高企業風險承擔水平。也有一部分研究認識到評價政府補貼的效果不能僅僅關注補貼和企業績效之間的關系，還應關注補貼是否具有效率。毋庸置疑，作為一種產業政策，政府補貼受到地方政府治理能力的巨大影響，不同的政府治理能力將會導致補貼效果存在顯著差異，進而造成企業成長和區域經濟增長的差異(陳得球 等，2012；姜琪，2016)。除此之外，陳得球等(2012)研究發現，較高的政府質量在促進民營企業改善資本配置效率方面比國有企業更加有效。徐保昌等(2015)則進一步研究發現，政府補貼不利于企業全要素生產率的提升，但是政府質量確實能夠有效提升政府補貼對企業生產率的促進作用。通過對文獻的梳理發現，對于政府補貼效果的評價，學者們的研究結論莫衷一是，而從政府治理能力角度研究政府補貼對企業風險承擔的影響效應仍是空白。

基于此，本文可能的貢獻有以下幾個方面：第一，本文進一步拓展了企業風險承擔的研究視角，現有文獻大多從民營化和產權保護(余明桂 等，2013b)、貨幣政策(胡育蓉 等，2014；Faccio et al.，2016)、產權差異和晉升激勵(張洪輝 等，2016)、政府補貼(毛其淋 等，2016)等單一視角分析企業風險承擔問題，本文則將地方政府治理能力納入到政府補貼對中國出口企業風險承擔的影響之中，以此探究政府補貼和政府治理能力對企業風險承擔的交互影響，為理解企業風險承擔提供了新思路，豐富了評估政府補貼影響效果的文獻；第二，本文不僅研究了政府補貼對出口企業風險承擔的“絆腳石效應”，還創造性地探討了政府治理能力影響政府補貼的“墊腳石效應”，并進一步梳理了政府補貼、政府治理能力對企業風險承擔的影響機理，這對于提升政府補貼效果具有重要啟示作用；第三，除此之外，本文通過嚴謹的計量分析，對樣本內生性問題和自我選擇效應問題的解決，采用多重維度的穩健性檢驗對結論加以佐證，使得研究結果更為可靠；第四，本文還分析了政府補貼對中國出口企業風險承擔的影響機制，同時基于企業出口密集度、所有制屬性、貿易方式、行業資本密集度等方面對政府補貼、政府治理能力影響企業風險承擔進行了異質性分析，深化了對政府補貼、政府治理能力和企業風險承擔之間關系的理解。

二、理論分析與研究假設

自1994年財政分權改革以來，中國地方政府獲得了明確的地方收益(地方稅)，使地方政府具有很大的資源配置自主權，同時政府官員處在“政治錦標賽”(周黎安，2007)的相對績效考核之下，出于個人晉升的政治考慮，地方政府官員有刺激本地企業出口以帶動經濟發展的強烈動機，且政府補貼已被證明是一種簡單有效的促進企業發展方式，因此地方政府通過加大政府補貼來促進所轄地區企業從事出口活動的決定也不難理解。對于企業而言，由于獲得了政府補貼，增加了企業資金擁有量，從而更愿意去承擔一些收益高風險大的投資項目；除此之外，政府補貼還會增加企業家的投資信心和安全感，而企業家越自信，其在投資時會更積極的選擇風險性項目，會對高風險但預期收益高的投資項目更加熱衷，最終會顯著提高企業的風險承擔水平(Bonfiglioli et al.，2012；蔡衛星 等，2013；余明桂 等，2013a)。但是結合中國國情就會發現，由于政府補貼的機制尚不健全，補貼過程不透明，甚至在補貼分配中出現貪污腐敗行為與權力尋租現象(孔東民 等，2013)，這都會影響補貼效率。此外，資金不足的企業得不到補貼，而資金充足的企業得到大量補貼，甚至會出現企業和地方官員合伙串謀騙取補貼等事件，從而導致資源錯配和政府補貼低效率問題的出現。與此同時，地方政府盲目進行政府補貼，使大量技術落后、管理不善、本應被市場淘汰的企業得以存活，而這些企業既沒有意愿、也沒有動力通過政府補貼進行研發以提高全要素生產率，這些方面的因素都會極大地影響補貼對企業風險承擔的效果，進而會對整個企業群體產生負面影響，最終對地方經濟增長質量產生不利影響。

通過以上分析可以發現，地方官員為了追求政績，盲目使用政府補貼來刺激出口，進而導致落后的經濟發展方式存在，會產生諸多難以避免的問題，諸如貪污腐敗，權力尋租和補貼錯配等，這些都會對企業風險承擔產生負面影響。由此我們可以分析政府補貼影響企業風險承擔的機制：首先，補貼的尋租效應。由于貪污腐敗和尋租將導致企業超額管理費的增加，提高了企業的經營成本，擠占了企業可能的風險性投資。另外企業通過尋租獲取政府補貼并最終獲利的方式簡單有效，在與進行風險投資獲得利潤的方式進行比較之后，企業很容易選擇前者，高昂的尋租成本將會降低企業風險承擔水平。余明桂等(2010)在對中國民營企業的政治聯系與補貼的關系進行研究之后，發現和地方政府有政治聯系的企業更容易獲得政府補貼，而且通常是依靠尋租方式獲得的。杜興強等(2010)也證明了政治聯系、尋租均與企業超額管理費呈現顯著正相關。其次是補貼的錯配效應，政府補貼的根本目的是通過支持高技術企業或者高附加值企業的發展以促進整個社會效率的提升，然而政府向這些企業提供補貼時會存在資源錯配現象(周世民 等，2014)，資源錯配不僅會直接降低企業的風險承擔水平，還可能會弱化企業的研發創新激勵。而研發創新與企業風險承擔水平高度正相關(Banholzer et al.,2011)，與企業通過研發創新改善全要素生產率方式獲得超額利潤的方式相比，企業更傾向通過補貼的錯配效應的方式獲取超額利潤，而這顯然會進一步降低企業的風險承擔水平。基于上述分析，我們可以提出理論假設1：

理論假設1：政府補貼的“尋租效應”和“錯配效應”不利于出口企業風險承擔水平的提升。

作為政府補貼的分配主體，地方政府治理能力對政府補貼分配的效率存在重大影響，政府治理能力越強的地區往往制度環境和政策法規也較為健全，一方面企業通過建立政治聯系進行尋租的動力越弱，另一方面企業通過尋租方式獲取政府補貼也會越困難，而政府治理能力越差的地區往往伴隨著貪污腐敗和權力尋租等現象，企業通過建立政治聯系以實現尋租的動機越強(Claessens et al.，2008；余明桂 等，2010)。由此本文認為政府治理能力主要通過以下三個方面的渠道改善政府補貼對出口企業風險承擔的影響效應：首先，政府治理能力越強的地區往往能夠有效避免企業尋租行為，提高企業的尋租成本，使政府補貼真正支持高效率高附加值的出口企業發展，從而提高整個企業群體的風險承擔水平。其次，政府一個重要的職能就是提供制度保證，有效的制度是提高企業風險承擔水平的重要因素之一，而有效的制度則往往需要良好的政府治理環境來維持，具有較強治理能力的政府能為企業提供公平的競爭環境，從而可以減少補貼資源的錯配與外部環境的不確定性，減少企業機會主義行為，提升政府補貼分配的效率，使得獲得政府補貼的企業真正進行研發投資，而這些都會提升企業風險承擔水平(Boubakri et al.,2013b)。最后，較強的政府治理能力可以使地方政府在分配政府補貼時能夠有效的避免短視行為，轉而追求地方長遠經濟增長(徐保昌 等，2015)，在選擇補貼企業時也會更加耐心與專業，這也會大幅度提升政府補貼效率(Kim et al.，2011；李文貴 等，2012；余明桂 等，2013b)。基于上述分析，我們認為地方政府的治理能力會影響政府補貼的分配和選擇，較強的治理能力會使政府補貼更有效率，進而改變政府補貼的“絆腳石”效應，提升出口企業風險承擔水平。據此，我們提出本文理論假設2：

理論假設2：不同區域的政府治理環境會影響政府補貼的效果，較高的政府治理能力會通過提高政府補貼的效率方式來提高出口企業風險承擔水平。

政府補貼雖然屬于宏觀層面的調控，但是補貼效果在不同的微觀企業主體之間存在著較大的結構性差別。不同的出口企業的風險承擔水平受到企業的出口密集程度、所有制屬性、貿易方式以及行業資本密集程度的影響，因此政府補貼、政府治理能力對不同類型企業的風險承擔水平的影響效應可能也會存在著明顯差別(Boubakri et al.,2013b；許家云 等，2016；徐保昌 等，2015)。進一步的，我們提出本文理論假設3：

理論假設3：根據企業所有制、出口密集度、貿易方式、行業資本密集度的不同，政府補貼、政府治理能力對出口企業風險承擔水平的影響也可能存在差異。

三、模型設定、研究設計與數據說明

(一)模型設定

根據上文提出的機理假設，為了檢驗政府補貼、政府治理能力對中國出口企業風險承擔的影響，構建本文基本計量模型設定如下：

ln risktakeijkt=β0+β1subsidyijkt+β2subsidyijkt×govkt+β3govkt+X′β+λj+θk+ωt+εijkt

(1)

(二)研究設計

(1)企業風險承擔(risktake)的衡量。借鑒Boubakri et al.(2013a)、Faccio et al.(2016)以及毛其淋等(2016)的做法，本文采用滾動觀察期內企業利潤率的波動指數(標準差)來衡量企業風險承擔水平。企業利潤率(profit)采用企業凈利潤在企業銷售收入中的占比來衡量，企業凈利潤利用中國工業企業數據庫中的指標“利潤總額-政府補貼”計算得到。此外，考慮行業異質性特征對企業風險承擔水平的可能影響，我們還利用《國民經濟行業分類與代碼》(CIC)為標準的2分位數行業企業利潤率平均值進行調整，具體調整方法為：

(2)

式(2)中，profitijkt表示每個企業的利潤率，meanjt(profitijkt)表示企業所處行業的平均利潤率，那么式(2)中的左邊項表示經過行業調整后的企業利潤率。接下來我們計算每個三年滾動觀察期內(2000—2002年、2001—2003年、2002—2004年、2003—2005年、2004—2006年)經行業調整后的企業利潤率的標準差σ，具體計算方法為：

(3)

式(3)中：N表示每個滾動觀察期內最大的年份序數；n表示相對應的滾動觀察期的年份序數，由于我們采用的是三年滾動觀察期，故N取3，n取值范圍為1～3；式(3)計算得到的標準差即是考察期內每個企業的風險承擔水平(risktakeijkt)。

(2)政府補貼(subsidy)的衡量。與孔東民等(2013)研究類似，本文采用企業政府補貼收入在產品銷售收入中的占比來衡量，同時為保證結果準確可靠，我們還借鑒張杰等(2015)的方法，對企業獲得的政府補貼(subsidy)進行去規模化處理，具體做法是采用企業政府補貼收入在企業銷售收入、企業固定資產和企業總資產中的占比來衡量。

(3)政府治理能力(gov)的衡量。在政府治理能力的測算上，本文借鑒陳詩一等(2008)的做法，把政府看作一個決策單元(DMU)并納入DEA模型之中，通過構造每一時期中國政府治理能力的生產前沿面，并將每個省區同生產前沿面進行比較，具體的測算公式如Tone(2010)所示：

(4)

式(4)中：θ 是每個省區地方政府投入產出的技術效率；每個地方政府(DMU)有m種投入，記作xi(i=1…m)；q1種好的產出，記作yr(r=1…q1)；q2種壞的產出(非期望產出)，記作br(r=1…q2)；而S-和S+分別是投入和產出的松弛變量；λ是權重向量；t是時間向量。由此，我們可以測算出地方政府的投入產出比例距離生產前沿的程度作為量化政府治理能力的依據；同時，為了更好的反映出政府效率的動態變化趨勢，本文將采用序列DEA方法下的Malmquist-Luenberger指數衡量政府治理能力。t期到t+1期的Malmquist-Luenberger指數的測算公式表示為：

(5)

在具體的指標選擇上，本文根據政府投入層面的不同將投入指標分為人員投入、物質投入和財政投入三類，并根據政府職能的分類將產出指標分為經濟職能、社會職能、民生職能三個大類，共12個子指標；同時借鑒Afonso et al.(2008)和陳詩一等(2008)的研究，本文對表中指標進行了標準化處理，即以各個子指標除以各指標的平均值。本文中的具體指標選擇可參照高翔等(2017)一文中的具體論述。利用中國省區地方政府在2000—2006年間的投入-產出數據，運用MAXDEA軟件計算出式(4)所列出的線性規劃，得出各省區每年的政府投入產出的方向性距離函數值θ，并根據式(5)將θ轉化為相應的Malmquist-Luenberger指數，得到2000—2006年間的中國30個省區政府(鑒于數據可得性問題，西藏除外)的治理能力*限于篇幅，未匯報測算結果，備索。。

(4)控制變量的衡量。控制變量集X′包括：①企業規模(size)，采用企業平均就業人數的對數來衡量；②企業全要素生產率(tfp)，為克服采用普通最小二乘估計企業生產率存在的“同時性問題”和“聯立性問題”，本文采用擴展的LP方法進行測算*限于篇幅，本文沒有匯報采用LP法測算企業全要素生產率的具體步驟和結果，結果備索。；③人均資本密集度(captial—per)，采用企業固定資產合計和從業人數之比來衡量人均資本密集度，同時對企業固定資產以2000年為基期采用固定資產投資價格指數進行平減；④企業年齡(age)，本文采用樣本觀測年份與企業成立年份之差并加1來衡量；⑤企業融資約束(finance)，本文采用企業利息支出在企業總資產中的占比進行衡量；⑥企業出口密集度(expint)，借鑒學界通常做法，采用企業出口交貨值在企業銷售收入中的占比衡量；⑦企業所有制類型(ownership)，本文采用企業是本土企業(domestic)和外資企業(foreign)控制企業類型，具體做法是設置相對應的本土企業和外資企業所有制類型的啞變量，如果企業為國有企業、集體企業或私營企業，則定義domestic為1，否則為0，如果企業為外資企業，則定義foreign為1，否則為0。

(三)數據說明

本文的數據來源主要有三類：第一類數據來自國家統計局公布的2000—2006年中國工業企業數據庫相關數據，該數據統計了全國規模以上(主營業務的收入超過500萬)國有企業和非國有企業，包含了企業的基本情況、企業的生產狀況和企業的財務信息等信息。對于中國工業企業數據的處理，先參照Brandt et al.(2012)的方法對數據進行整理，同時借鑒魯曉東等(2012)的做法，再對整理的工業企業數據進行如下處理：(1)剔除工業總產值、資產總計、銷售額、從業人數缺失或為負的企業；(2)剔除銷售額低于500萬元或從業人數小于10人的企業；(3)剔除固定資產大于總資產的“異常”企業；(4)對于固定資產按照固定資產投資價格指數、其它名義變量按照工業品出廠價格指數以2000年為基期進行平減。

第二類數據來自中國海關總署公布的2000—2006年中國海關貿易數據庫，該數據包括了全部出口企業進出口數量、金額、價格、貿易方式、進口來源地和出口目的地等信息。我們需要將月度數據加總為年度數據，然后將HS8位碼產品加總到HS6位碼產品上，并剔除同年海關企業名稱重復的企業以及企業名稱中有“進出口”、“貿易”、“經貿”、“科貿”和“外經”等字樣的貿易中間商企業(Ahn et al.，2011)，最后我們借鑒田巍等(2013)的方法對中國工業企業數據庫和中國海關貿易數據庫進行合并。

第三類數據來自國家統計局公布的2000—2006年的《中國統計年鑒》，該數據統計了中國30個省區(鑒于數據得到性問題，西藏除外)的主要宏觀變量。特別指出的是，本文還考慮到非期望產出的影響，將“官員腐敗、瀆職犯罪案例數”和“廢水、廢氣和固體廢棄物排放量”納入政府治理能力的核算當中，相關數據來自《中國環境統計年鑒》和《中國檢察年鑒》。同時，考慮到某些省區在某些年份官員犯罪案例數的缺失，我們還通過各省區紀委網站公布的紀檢報告補齊了缺失的數據，最后我們將測算得到的政府治理能力通過各省區代碼匹配到中國工業企業數據和中國海關貿易數據合并的數據中。

表1 變量描述性統計

注：表1根據作者整理的數據統計而得。

四、實證結果分析

(一)基準回歸結果

我們首先對式(1)的基準模型進行計量回歸，分別控制了不可觀測的行業(2位碼)、地區(省區)和年份固定效應，同時為了控制可能存在的異方差問題，我們采用White方法予以糾正，采用聚類穩健標準誤進行回歸。具體回歸結果見表2所示。

表2 基準模型估計結果

注：***、**和*分別表示變量估計系數在1%、5%和10%的顯著性水平上統計顯著；()內數值為t統計值；同時上述模型中我們均控制行業、地區和年份固定效應。下表類同。

表2報告了政府補貼(subsidy)、政府補貼和政府治理能力的交互項(subsidy×gov)對出口企業風險承擔影響的總體估計結果。其中模型(1)、模型(3)、模型(5)均不納入控制變量中,且政府補貼(subsidy)分別以政府補貼收入在企業銷售收入、企業固定資產和企業總資產中的比值進行衡量,并以此來進行基準回歸，具體結果見表2。表2的回歸結果顯示，各模型中政府補貼(subsidy)的回歸系數均顯著性為負(至少在10%的顯著性水平)，這就表明了無論以何種方式衡量政府補貼，出口企業的補貼都會對企業的風險承擔水平產生負向影響。這個回歸結果和毛其淋等(2016)的研究結果類似，同時也直接驗證了我們在前文中提出的理論假設1，即政府補貼不利于出口企業風險承擔水平的提升，政府補貼對中國出口企業的風險承擔水平存在顯著的“絆腳石效應”。進一步，我們觀察到政府治理能力的系數大多不顯著，表明政府治理能力對企業風險承擔并無直接影響，然而當我們引入政府補貼和政府治理能力的交互項(subsidy×gov)，并考察政府補貼和政府治理能力交互項對出口企業風險承擔的影響后發現：交互項的回歸系數均在1%的顯著性水平上為正，這就意味著較高的政府治理水平確實能夠有效的提升政府補貼的效率，較高的政府治理能力可以從根本上扭轉政府補貼對出口企業風險承擔水平的負向影響態勢，進而通過成為政府補貼的“墊腳石”方式促進出口企業風險承擔水平的提高，即完成理論假設2的驗證。

為了使回歸結果更加穩健，模型(2)、模型(4)、模型(6)在模型(1)、模型(3)、模型(5)的基礎上分別引入控制變量并重新對基本模型進行回歸，回歸結果顯示：政府補貼(subsidy)、政府補貼和政府治理能力的交互項(subsidy×gov)的估計系數仍然顯著的為負和為正，在納入控制變量后，本文的核心結論沒有發生根本性改變。控制變量方面：企業規模(size)的估計系數顯著為負，表明出口企業的規模越大，企業的風險承擔水平越低，可能的原因在于：企業規模龐大往往導致企業效率低下，決策保守，不愿做風險性投資，而規模小的企業因為人員少，效率高，且有追求高利潤的強烈動機，因而對于風險性投資持更為開放的態度；企業全要素生產率(tfp)和人均資本密集度(captial—per)的估計系數并不顯著，表明二者和企業風險承擔之間并無必然聯系；企業年齡(age)的估計系數顯著為負，表明隨著企業年齡的增加，企業的風險投資決策也會愈發保守，從而不利于企業風險承擔水平的提升；企業融資約束(finance)的估計系數顯著為負，表明較高程度的融資約束限制了企業進行風險投資時所需的資金需求，不利于企業風險承擔水平的提升；企業出口密集度(expint)的估計系數顯著為負，表明企業出口密集度越大也越不利于企業風險承擔水平的提升，可能的原因是：中國出口企業的附加值率并不高，出口企業在全球價值鏈(GVC)中被“低端鎖定”，致使中國出口企業的利潤率并不高，進而抑制了企業風險承擔水平提高。中國本土企業的虛擬變量(domestic)估計系數并不顯著，而外資企業虛擬變量(foreign)估計系數顯著為正，這一結果說明，相對外資出口企業，中國本土出口企業主動提升企業風險承擔的意愿相對缺乏。

(二)樣本內生性與自我選擇問題的處理

本文中被解釋變量企業風險承擔(risktake)與核心解釋變量政府補貼(subsidy)之間可能存在高度的雙向因果關系。這是因為：一方面政府補貼是影響企業風險承擔的關鍵因素之一，另一方面企業總體的風險承擔亦是政府制定補貼政策的依據之一。因而這就產生了嚴重的“內生性偏誤”(endogeneity bias)問題。嚴重的內生性問題將會導致模型的估計結果有偏或者不一致，因此必須加以解決。借鑒張杰(2015)等人的做法，采用系統廣義矩估計(SYSGMM)的方法來解決內生性問題。

表3中的模型(1)、模型(2)、模型(3)展示的是使用系統廣義矩估計(SYSGMM)解決內生性問題后的回歸結果。系統廣義矩估計的AR(1)和AR(2)檢驗表明，擾動項的差分項存在一階序列相關二階序列不相關的問題，Sargan檢驗結果說明所有的工具變量都是外生有效的，從而證明采用系統廣義矩估計是可行的。觀察表3中的模型(1)、模型(2)、模型(3)的回歸結果可以發現：企業風險承擔的滯后項(l.risktake)為正且顯著，說明企業風險承擔水平的積累是一個動態過程，同時主要解釋變量政府補貼(subsidy)、政府補貼和政府治理能力的交互項(subsidy×gov)的估計系數仍然顯著為負和為正(均在1%水平上顯著)，這個結果表明：在控制了樣本的內生性問題后，本文的核心結論并沒有根本性變化，即政府補貼會降低出口企業的風險承擔水平，但是較高水平的政府治理能力能夠通過提高政府補貼效率方式促進出口企業風險水平的提高。

除此之外，我們還注意到：由于基本模型的回歸結果均是在有出口的企業樣本中得到的，這顯然就會造成樣本的自我選擇偏誤(self—selection bias)問題，對此采用Heckman兩步法進行調整。在此，我們需要通過Probit模型估計企業進入出口市場的概率：

(6)

式(6)中：export表示企業是否有出口行為；X′是影響企業出口決策的控制變量，具體包括企業規模、全要素生產率、人均資本密集度、企業年齡、企業融資約束和企業所有制屬性啞變量。此外，在估計企業出口概率過程中，我們還控制了不可觀測的行業、地區和年份固定效應。通過估計式(6)可以計算出反米爾斯比(lambda)，進而將反米爾斯比(lambda)作為式(1)中的一個控制變量進行回歸，具體回歸結果匯報在表3的(4)、(5)、(6)列。

觀測結果我們發現：用以檢驗采用Heckman兩步法是否合理的反米爾斯比(lambda)全部顯著，說明樣本存在“自我選擇效應”，因此采用Heckman兩步法糾正自我選擇效應是有必要的。回歸結果顯示，政府補貼(subsidy)、政府補貼和政府治理能力的交互項(subsidy×gov)的估計系數分別顯著為負和為正，本文的核心結論在處理樣本“自我選擇效應”后仍然沒有發生改變。

表3 系統廣義矩估計(SYSGMM)和Heckman兩步法估計結果

注：限于篇幅，未匯報控制變量和常數項的估計結果，下表類同。

(三)穩健性檢驗

為保證本文核心結論的穩健性，我們用三種方法進行穩健性檢驗。

(1)出口企業風險承擔的其它衡量指標。對于出口企業的風險承擔的衡量,除了本文使用的企業利潤率的波動性來衡量以外，在已有的文獻研究中還有很多學者使用Z-score指標作為企業的風險承擔水平的代理變量，這一指標通常被用來衡量企業的破產概率，本文借鑒胡育蓉等(2014)等人的做法，構建Z-score指標來衡量企業風險承擔水平，具體的Z-score指標(Z值)的表達式為：

Zijkt=risktakeijkt/

(profitijkt+capticalijkt)

(7)

式(7)中：risktakeijkt表示企業風險承擔；profitijkt表示企業利潤率；capticalijkt表示企業資本資產比率*企業利潤率采用“(利潤總額—政府補貼)/銷售收入”進行計算；企業資本資產率采用“ 固定資產/工業總產值”進行計算。；Z值越大，企業的風險承擔越高。我們將其分別使用最小二乘估計(OLS)與系統廣義矩估計(SYSGMM)進行回歸，根據表4的回歸結果可知，核心解釋變量的系數符號均沒有發生改變，因此本文的核心結論總體上不受企業風險的衡量方法影響。

(2)不同的觀測時段長度。前文在測算企業風險承擔時，是以三年作為一個觀測時段，分別是從2000—2002年、2001—2003年、2002—2004年、2003—2005年、2004—2006年五個觀測時段進行觀測。如果改變觀測時段的長度，本文結論是否會發生改變呢？在穩健性檢驗部分，我們還以兩年作為一個滾動觀察期，即以2000—2001年、2001—2002年、2002—2003年、2003—2004年、2004—2005年、2005—2006年作為具體的觀測時段測算企業風險承擔水平，并進行再估計，表4的檢驗結果顯示沒有發生實質性變化，說明本文結論不受觀測時段長度的影響。

(3)分位數回歸。為避免可能存在的條件分布不對稱和異常值對回歸結果的影響，我們采用分位數回歸來確定不同風險承擔水平下回歸結果的變化趨勢。表4顯示，雖然在25%的分位數水平下，政府補貼(subsidy)、政府補貼和政府治理能力的交互項(subsidy×gov)的估計系數不顯著，但隨著分位數上升到50%和75%，政府補貼(subsidy)系數不斷減小(系數為負)，政府補貼和政府治理能力的交互項(subsidy×gov)系數不斷變大，這就表明：隨著分位數水平的上升，政府補貼對出口企業風險承擔的阻礙作用不斷增強，政府治理能力對政府補貼的“墊腳石效應”也在不斷變強。這與前文的結論相一致，同時進一步證明了本文核心結論的穩定性。

表4 穩健性檢驗結果

注：表4中的政府補貼變量采用“政府補貼/銷售收入”衡量，限于篇幅，未報告完整的穩健性檢驗結果，結果備索。

五、影響機制檢驗與異質性分析

(一)影響機制的檢驗

本文研究的一個核心假設是，政府補貼較多的出口企業風險承擔水平較低，即政府補貼是出口企業風險承擔水平提升的“絆腳石”。那么，為何高額的政府補貼反而會降低企業的風險承擔水平呢？依據第二部分的理論分析可知，政府補貼通過“尋租效應”帶來的尋租成本增加以及“錯配效應”帶來的研發創新激勵弱化等方式降低了企業風險承擔。據此，我們通過引入“尋租成本”和“新產品產值比重”作為中介變量構造中介效應模型，用以檢驗政府補貼影響企業風險承擔的傳導機制。具體的指標構建上，我們參照萬華林等(2010)和劉啟仁等(2016)的做法，采用企業管理費用占企業總資產的比重衡量企業尋租成本(cost)，采用新產品產值占企業工業總產值的比重衡量企業新產品產值比重(new)。進一步的，本文的中介效應模型可以構造如下：

(8)

(9)

(10)

(11)

式(8)對應的回歸結果即是表2的(2)列匯報的結果，與表5的(1)列相同。表5的(2)—(3)列對應的是式(9)和式(10)的估計結果。表5的(4)—(6)列匯報了被解釋變量(ln risktake)對核心解釋變量(subsidy)以及中介變量(cost、new)的回歸結果。考慮到穩健性，我們將中介變量分別納入式(8)中，結果如表5的(4)—(5)列所示。進一步的，表5的(6)列報告了同時納入中介變量cost和new的式(11)的回歸結果。

觀察表5的(2)列發現，核心解釋變量(subsidy)的估計系數為正且在5%的水平上統計顯著，這就表明政府補貼導致了企業的尋租成本增加，為了獲得高額政府補貼，企業有動力通過增加企業管理費用方式向地方政府進行尋租。表5的(3)列的結果顯示核心解釋變量(subsidy)為負并在10%的水平上統計顯著，這就表明高額的政府補貼不利于企業進行研發創新，可能的解釋是企業通過尋租行為獲取高額的政府補貼，補貼的“錯配效應”弱化了企業進行研發創新行為的內在激勵。

表5的(4)—(6)列還展示了被解釋變量(ln risktake)對核心解釋變量(subsidy)和中介變量(cost、new)的回歸結果。可以看出中介變量cost、new的估計系數分別在1%的水平上統計顯著為負、5%的水平上統計顯著為正。這就表明了企業尋租成本的增加顯著降低了企業風險承擔水平，可能的原因是：企業尋租成本的增加將會造成對企業風險投資的“擠占”，進而不利于企業風險承擔水平的增加。同時企業進行研發創新將會顯著提升企業風險承擔水平，這和理論上的預期也是一致的。此外我們還發現，在分別加入中介變量cost和new之后，變量subsidy的估計系數值分別出現了下降和上升，這就表明了政府補貼通過“尋租效應”和“錯配效應”方式影響企業風險承擔水平的渠道是存在的，即完成對理論假設1中影響機制部分的證明。

表5 中介效應檢驗

(二)異質性分析

鑒于中國現實國情，出口企業在出口密集度、所有制屬性、貿易方式、行業資本密度等方面有著顯著的企業異質性，為了更好地分析政府補貼和政府治理能力對出口企業風險承擔的影響效應，以驗證我們在理論假說3中關于企業異質性的推測。在本節，我們進一步將出口企業的異質性特征納入到分析框架之中。

(1)不同出口密集度企業回歸。 首先，我們根據行業出口密集度將總體企業樣本劃為高出口密集度企業和低出口密集度企業兩個子樣本并進行再回歸。具體做法是根據國民經濟行業分類GB/T4754—2003(CIC)中2位碼測算出企業所在行業的平均出口密集度，如果該企業的出口密集度大于行業平均密集度，則定義為高出口密集度企業，否則定義為低出口密度企業。高出口密集度企業和低出口密集度企業對應的回歸結果顯示在表7的(1)—(2)列。

對比表6的(1)—(2)列的回歸結果，我們可以發現：政府補貼(subsidy)、政府補貼和政府治理能力的交互項(subsidy×gov)對不同出口密集度企業風險承擔的影響具有差異性；雖然在分別控制了相應控制變量以及行業、地區和年份固定效應之后，政府補貼和政府治理能力的交互項估計系數仍然顯著為正，說明對于兩種類型的出口企業而言，較高水平的政府治理能力能顯著的提高政府補貼的效率，進而提高企業風險承擔水平，政府治理能力對政府補貼的“墊腳石效應”在兩個子樣本中的表現均很明顯。但是如果僅僅只考慮政府補貼的影響，與高出口密集度的企業相比，政府補貼對低出口密集度企業的風險承擔水平的影響雖然為負但并不顯著。這說明了政府補貼對企業風險承擔的“絆腳石效應”主要體現在高出口密集度企業中，而在低出口密集度企業中表現則不明顯。

(2)不同所有制屬性企業回歸。結合中國的現實背景，考慮到政府補貼、政府補貼和政府治理能力的交互項對中國出口企業風險承擔的影響效應在不同所有制類型企業中可能存在差異，因此有必要依據企業所有制類型對全部樣本予以區分。我們將全部企業樣本劃分為本土企業樣本和外資企業樣本，并依據基準模型進行再回歸，本土企業和外資企業對應的回歸結果匯報在表6的(3)—(4)列中。

觀測結果可以看出，政府補貼、政府補貼和政府治理能力的交互項對不同所有制的出口企業也存在明顯的差異性影響。政府補貼對本土企業的風險承擔水平有顯著的負向影響，但對外資出口企業則沒有明顯影響。這也從側面佐證了本文的理論假說1，即相對于本土企業，外資企業和政府“打交道”過程中行為較為規范，較少通過尋租行為獲得政府補貼，反而中國本土企業熱衷于“跑關系，走門路”，因而政府補貼的“絆腳石效應”在中國本土企業中表現最為明顯。進一步，我們觀察到政府補貼和政府治理能力交互項只有在外資企業樣本中顯著為正(1%水平)，這也和本文的理論假說2相符合。由于本土企業和地方政府之間存在著千絲萬縷的聯系，因而本土企業對政府治理能力的變化并不敏感，反倒是作為“外來者”的外資企業，由于和地方政府的聯系相對薄弱，因此當政府治理能力提升時，政府治理能力對政府補貼的“墊腳石效應”在外資企業樣本中表現愈發明顯。

表6 政府補貼、政府治理能力對企業風險承擔的影響的異質性分析

(3)不同貿易方式企業回歸。一般貿易、加工貿易并存是中國外貿發展歷程中的一個特征性事實，由于一般貿易和加工貿易之間存在著較大的貿易方式差異性。接下來，我們將樣本企業劃分為一般貿易企業樣本和加工貿易企業樣本并按基本模型進行再估計，一般貿易企業和加工貿易企業對應的回歸結果顯示如表6的(5)—(6)列。

具體結果顯示：政府補貼對兩種貿易方式企業的風險承擔水平均存在負向影響，并且我們注意到：一般貿易企業中的“絆腳石效應”要明顯大于加工貿易企業。可能的解釋是：由于中國加工貿易企業中外資企業的占比較高，外資企業在與政府打交道過程中行為較為規范，因而政府補貼通過尋租和錯配方式對加工貿易企業風險承擔水平的負向影響較弱。政府補貼和政府治理能力交互項在兩種貿易方式類型的企業中均存在正向顯著影響，且加工貿易企業中的“墊腳石效應”要大于一般貿易企業，表明相對于一般貿易企業，加工貿易企業更偏向選擇政府治理環境較好的地區進行加工組裝和投資生產。

(4)不同行業資本密度企業回歸。借鑒盛丹等(2012)的做法，將樣本依據CIC2位碼企業劃分為資本密集型和勞動密集型企業兩個子樣本，進而分別考察兩個子樣本下政府補貼、政府補貼和政府治理能力的交互項對出口企業風險承擔水平的影響效應，資本密集型企業和勞動密集型企業對應的回歸結果匯報在表6的(7)—(8)列。

由表6的(7)—(8)列的回歸結果可知，不論是資本密集型企業還是勞動密集型企業，政府補貼(subsidy)的估計系數均顯著為負(5%水平)，說明政府補貼對兩種類型企業均存在明顯的“絆腳石效應”，且沒有表現出顯著的差異性。進一步我們可以觀察到，政府補貼和政府治理能力交互項(subsidy×gov)的估計系數均顯著為正，并且政府補貼與勞動密集型企業的交互項估計系數要大于政府補貼與資本密集型企業的交互項估計系數(0.293>0.201)，這就表明，相對于資本密集型企業，政府治理能力對政府補貼的“墊腳石效應”在勞動密集型企業中表現更為明顯。

六、結論與政策建議

政府補貼這只“看得見的手”經常被發展中國家政府用于支持企業發展，近年來中國出口企業得到的政府補貼與日俱增，政府補貼對企業成長將會產生何種影響也愈發受到學界關注，然而對政府補貼是否有效率這一問題的研究卻鮮有文獻涉及。本文利用2000—2006年中國工業企業數據庫和中國海關貿易數據庫的合并數據以及中國省區地方政府投入—產出數據，構建中國省區政府治理能力指標，對政府補貼、政府治理能力和中國出口企業風險承擔之間的相互關系進行了實證檢驗。研究結果表明：第一，政府補貼會通過尋租和錯配方式降低出口企業的風險承擔水平，從而不利于出口企業競爭力的提升。第二，地方政府的治理能力會通過提高政府補貼的效率方式促進出口企業風險承擔的提升。最后，政府補貼和政府治理能力對不同出口密集度、所有制屬性、貿易方式、行業資本密度的出口企業的影響效果具有顯著差異性。這些核心結論在使用不同的風險承擔衡量方式、改變時段長度以及采用分位數回歸之后依然穩健。

本文研究結論的政策含義主要表現在：第一，政府補貼對企業的負面影響應該引起充分重視，這種經濟刺激手段對企業的風險承擔水平會產生不良影響，因此政府補貼規模應當適度；第二，中國地方政府治理能力對企業的影響愈加明顯，因而政府自身應強化升級機制，改善治理環境，為企業提供優質公共服務，創造良好的制度環境；最后，提高政府補貼的效率需要從選擇補貼企業著手，政府應當定期對企業補貼后的效果進行績效評估，避免補貼過程中的尋租行為和資源錯配現象，將補貼真正給予需要的企業，為企業和地方經濟發展做出實際貢獻。

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