政府補貼與企業出口國內附加值率：事實與影響機制

岳 文

(江南大學 商學院，江蘇 無錫 214122)

一、引言及文獻回顧

當前國際分工形式發生了巨大變化，已經發展到全球價值鏈分工階段。在全球價值鏈分工下，由于產品的增值環節往往被精細切割，生產鏈條遍布全球各地，傳統的總量貿易統計數據已經不能反映一國在對外開放過程中真實的貿易利得(Koopman et al.，2012)。與之相對應的是使用附加值貿易統計測算法，這一方法建立在各國要素稟賦優勢基礎之上。實際上，出口國內附加值正逐漸成為評價全球價值鏈分工下一個國家真實貿易利得的重要指標(樊秀峰 等，2015)。長期以來，中國憑借低成本的勞動力優勢參與到發達國家主導的全球生產網絡體系中，并成為全球價值鏈參與程度最高的國家之一(呂越 等，2017)。與此同時，中國企業創造的出口國內附加值率(DVAR)也在穩步上升。根據Kee et al.(2016)的測算，中國企業的國內附加值率由2000年的65%上升到2007年的70%。由此，一個現實的問題擺在我們面前，究竟是什么因素推動了中國企業出口國內附加值率的提升？

雖然相關研究從要素市場扭曲(高翔 等，2018)、國內市場分割(呂越 等，2018)、FDI(張鵬楊 等，2018；毛其淋 等，2018)、進口產品質量(諸竹君 等，2018)、制造業投入服務化(許和連 等，2017)、貿易壁壘(王孝松 等，2017)、勞動力成本上升(鐵瑛 等，2018)等角度對此問題進行了探討，但是并沒有充分考慮到政府相關政策的作用。改革開放以來，中國經濟的快速發展與政府的作用密不可分。中國較為獨特的行政體制結構以及地方政府對GDP的競相追逐，導致各級地方政府對微觀企業大量補貼(周黎安 等，2009)。特別是1994年實行分稅制以來，中國地方政府獲得了明確的地方收益(地方稅)，在“政治錦標賽”(周黎安，2007)的相對績效考核之下，各地方政府通過補貼方式刺激企業從事出口貿易，以此激發地方經濟發展的活力。根據對中國工業企業數據庫數據的估算，中國企業獲得的補貼總額從2000年的315億元提高到2006年的825億元，補貼企業占總企業的比例為12%(施炳展 等，2013)，而1998—2007年中國規模以上工業企業受政府補貼的次數為17.2萬次(如企業受補貼，每年記為1次)，補貼總額高達2278 億元(苑德宇 等，2018)。那么，政策補貼是不是推動中國企業出口國內附加值率提升的一個重要因素呢？

為此，本文基于2000—2007年中國企業層面的微觀數據，通過測算中國企業出口國內附加值率，比較深入地探討政府補貼對中國企業出口國內附加值率的影響及其作用機制。顯然，深入分析政府補貼對中國企業出口國內附加值率的影響，不僅有利于擴展對政府補貼微觀效果的認識維度，還有助于政府制定合適的補貼政策，以此來提升中國企業在全球價值鏈分工中的地位，進而獲取更多的開放利益。

本文的研究主題與三類文獻密切相關。第一類文獻是關于國內附加值率的測算方法。Hummels et al.(2001)較早基于非競爭型的投入-產出表，提出了從行業層面來測算出口國內附加值(率)的方法，該方法后經Johnson et al.(2012)、Koopman et al.(2012)、Los et al.(2016)、Johnson(2017)、Wang et al.(2018)、Los et al.(2018)等發展而完善。Kee et al.(2016)基于微觀企業數據，從行業層面展開，利用產品分類代碼來識別中間產品進口在出口總額中的比例，提出了從企業層面測算出口國內附加值率的方法。不過正如張杰等(2013)所言，由于投入-產出表并不能反映行業內部企業的異質性，基于投入-產出表測算出來的國內附加值率難以對其決定因素與變化機制展開進一步的研究，往往只能利用國內附加值率在行業層面上進行相應的核算與統計描述。正是因為投入-產出表在測算國內附加值率的方面存在不足，隨著更多企業層面數據的可以獲得，基于微觀層面的數據測算企業國內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)。

第二類文獻探討中國企業國內附加值率影響因素。張杰等(2013)發現，FDI的進入，特別是加工貿易和外資企業所帶來的FDI的進入，顯著提高了中國出口企業的國內附加值率。Kee et al.(2016)則進一步發現，FDI的進入既增加了外資企業對上游產業國內原材料數量和種類的需求，又降低了國內中間產品的價格并增加下游企業對國內中間品的需求，FDI通過以上兩個途徑提高了出口企業的國內附加值率。唐宜紅等(2017)、張鵬楊等(2018)則分別從全球價值鏈嵌入和全球價值鏈升級角度考察了FDI對中國企業國內附加值率的影響。毛其淋等(2018)進一步區分外資進入的行業內水平溢出效應與行業間關聯效應后發現，外資進入主要是通過前、后向關聯渠道提高了本土企業出口國內附加值率。鐵瑛等(2018)則發現，由于最低工資所代表的勞動力成本上升，引致加工貿易退出方式變化，最終促進了中國企業國內附加值率的攀升，造成中國企業國內附加值率的上升的部分原因是加工貿易產業轉移。余淼杰等(2018)研究匯率變動對中國加工貿易企業國內附加值率的影響發現，人民幣貶值通過“中間品配置渠道”和“成本加成渠道”兩個途徑促進了中國加工貿易企業的國內附加值率提高。呂越等(2018)則從國內市場分割的角度展開分析發現，市場分割通過促進中間品進口、抑制創新和提高加工貿易占比三個渠道降低中國企業出口的國內附加值率。高翔等(2018)則發現，要素市場扭曲造成國內附加值率上升的“相對價格效應”大于其對中國企業出口國內附加值率“成本加成效應”的不利影響，因而整體上提高了中國企業出口國內附加值率。還有其它一些研究從貿易成本與貿易壁壘(Johnson et al.，2017；王孝松 等，2017)、制造業投入服務化(許和連 等，2017)、融資約束(邵昱琛 等，2017；呂越 等，2017；馬述忠 等，2017)、進口產品質量(諸竹君 等，2018)等角度探討了其對中國企業國內附加值率的影響。

第三類文獻是關于政府補貼的微觀效果。已有研究政府補貼微觀效果的文獻主要集中于政府補貼對企業出口行為、生產率、加成率等微觀績效的影響。大量研究認為，政府補貼能夠促進企業出口(Girma et al.，2009；Silva，2010；Helmers et al.，2013)。政府補貼不僅增加了中國企業出口總值和數量，還降低了出口價格，因而促成了“低價競爭、數量取勝”的出口模式(施炳展 等，2013)。同時，政府補貼對企業出口的作用還取決于企業所處地區的營商環境，在政府對轄區內經濟活動干預程度較低的地區，補貼收入不僅能夠提高企業的出口可能性，還能幫助企業維持其出口地位(葉寧華 等，2018)。而對于政府補貼如何影響企業全要素生產率，已有文獻得出的結論并不一致。任曙明等(2014)、Aghion et al.(2012)、Domadenik et al.(2018)發現，政府補貼促進了企業全要素生產率的提升。與此不同的是，Bernimi et al.(2011)、閆志俊等(2017)則發現，政府補貼對企業生產率的提升產生了顯著的負面效應。針對企業的加成率，現有研究普遍認為政府補貼會降低企業的加成率(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貼對企業出口產品質量(李秀芳 等，2013；張洋，2017)、新產品創新(毛其淋 等，2015)、企業出口技術復雜度(余娟娟 等，2018)的影響。

與本文最接近的文獻當屬蔡承彬(2018)的研究。蔡承彬(2018)基于中國工業企業數據庫數據及中國海關貿易數據庫數據測算了企業出口囯內附加值率，并考察了政府補貼對中國企業出口國內附加值率的影響。然而，蔡承彬(2018)的研究存在兩個方面的問題：一是沒有很好考慮到回歸中可能存在的內生性問題，其估計出的政府補貼對企業國內附加值率的影響程度可能并不準確；二是沒有分析政府補貼影響企業出口國內附加值率的具體作用機制，研究還有待完善與深入。

跟現有的研究相比，本文可能的貢獻主要體現在：首先，本文將政府補貼和中國企業出口國內附加值率納入統一的分析框架，較為系統考察了政府補貼對中國企業出口國內附加值率的影響及其作用機制，從政府補貼角度重新認識中國企業出口國內附加值率的變動，這是對已有研究的有益補充。其次，考慮到企業國內附加值率可能具有的延續性，本文建立了一個動態面板模型來考察政府補貼對中國企業出口國內附加值率的影響，并使用系統GMM估計方法來進行估計，以解決回歸中可能存在的內生性問題，在經過關鍵指標替代、控制其他政策變動等穩健性檢驗和分行業類型、所有制類型、貿易方式類型等一系列的異質性檢驗后，較為穩健地驗證了政府補貼顯著提高了中國企業出口國內附加值率這樣一個結論。最后，基于中介效應模型，檢驗了政府補貼通過“中間品配置效應”和“成本加成效應”影響中國企業出口國內附加值率的內在機制。一方面，政府補貼引發了企業對中間投入品的重新配置，促使企業更多使用國內中間品，提高企業的出口國內附加值率，即“中間品配置效應”；另一方面，政府補貼抑制了企業的加成率，進而對中國企業出口國內附加值率產生不利影響，即“成本加成效應”，由于“中間品配置效應”要大于“成本加成效應”，因而政府補貼促進了中國企業出口國內附加值率的提高。

二、實證框架的設定與數據說明

(一)企業出口國內附加值率的測算

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出口國內附加值率。在具體計算企業出口國內附加值率時，與已有的文獻類似，本文對貿易代理商問題、中間品的間接進口問題以及資本品的進口問題進行了相應的處理，并分不同貿易方式測算了企業的出口國內附加值率。具體來看，t時期j行業中企業i的國內附加值率的計算公式為：

(1)

(2)

DVARjit3=ωjit1DVARjit1+ωjit2DVARjit2

(3)

(二)實證模型的設定

鑒于企業國內附加值率可能具有延續性，借鑒張杰等(2013)、張鵬楊等(2018)等的做法，設定如下的動態面板模型以探討政府補貼對企業出口國內附加值率的影響：

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

(4)

其中，DVARit為企業i在時期t的出口國內附加值率，企業的國內附加值率根據式(1)、式(2)和式(3)計算所得。Subsidyit為企業i在時期t所獲得的政府補貼，是本文所關注的核心解釋變量,已有文獻主要存在三種方法來衡量企業所獲得的政府補貼：一是使用虛擬變量S_dummyit，當企業當年獲得了政府補貼，S_dummyit=1，否則S_dummyit=0；二是使用企業當年所獲得政府補貼額的對數值來對政府補貼進行衡量；三是使用企業所獲得的政府補貼額占其工業銷售總額的比重(Subsidyit)來對政府補貼進行衡量。考慮到虛擬變量并不能很好體現出企業所獲得的政府補貼數額的大小，同時直接使用企業所獲得政府補貼額的對數值來對政府補貼進行衡量也并不恰當，因為即使是相同的政府補貼額，其對大企業或小企業的重要程度并不一樣(比如大企業產值高，小企業產值低)。為此，本文將主要采用第三種方法(即用企業所獲得的政府補貼額占其工業銷售總額的比重)來對政府補貼進行衡量。當然，在后面的實證分析中，本文也采用其它兩種方法來衡量政府補貼，以進行穩健性檢驗。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，αi為企業固定效應，μit表示隨機擾動項。

借鑒張杰等(2013)、Kee et al.(2016)等相關研究，本文主要引入了如下控制變量：(1)企業規模(Size)，用企業從業人員數的對數來度量；(2)要素密集度(Kl)，用資本勞動比的對數來度量；(3)平均工資(Wage)，用企業的應付工資總和與從業人員數之比的對數來衡量；(4)企業全要素生產率(TFP)，為了得到企業的TFP，本文使用Ackerberg et al.(2015)的方法(簡稱ACF方法)分行業估計了包含資本、勞動和中間品投入的CD型企業生產函數；(5)企業年齡(Age)，用當年年份與企業成立年份之差的對數來衡量。

(三)數據來源

本文實證分析所用的數據來自中國工業企業數據庫和海關進出口數據庫。中國工業企業數據庫統計對象包括全部國有企業和規模以上(主營業務收入大于500萬，2011年起，其統計對象的規模標準變更為2000萬及以上規模工業企業)工業法人企業。為了跟已有的相關研究一致，使得結果可靠，我們選取制造業企業作為研究對象。由于2008年及以后，中國工業企業數據庫里缺乏記錄企業所獲政府補貼額的相關指標，為此，基于數據的可獲得性，本文將樣本期限限定在2000—2007年。海關進出口數據庫包含中國境內所有通關企業的每一筆產品層面的交易信息。借鑒Yu(2015)的方法，本文使用企業的中文名稱以及企業的郵政編碼和電話號碼來對兩個數據庫進行匹配。

基于匹配后的數據集，圖1給出了樣本期內所有企業平均國內附加值率和企業獲得的平均政府補貼額的變化情況。由圖1可以看出，整體而言，樣本期內企業的平均國內附加值率和企業獲得的平均政府補貼額都呈現出比較明顯的上升趨勢，說明大部分企業的國內附加值率及所獲得政府補貼額在樣本期內都得到了一定程度的提高。那么，政策補貼是不是推動中國企業出口國內附加值率提升的一個重要因素呢？這正是之后的實證分析所要重點研究的內容。

圖1 企業平均國內附加值率和平均補貼額的變化趨勢

三、基本估計結果的分析與討論

(一)基準回歸

表1報告了系統GMM估計方法對式(4)進行估計的結果。在列(1)中，不加入任何控制變量，直接用企業的國內附加值率對政府補貼(Subsidy)進行回歸，結果顯示政府補貼的系數顯著為正，這表明，隨著政府補貼的增加，企業出口國內附加值率也會隨之提高。在列(2)中，加入了企業的全要素生產率(TFP)這個控制變量，相應的回歸結果跟列(1)的結果類似，即政府補貼的系數依然顯著為正，表明政府補貼有利于企業出口國內附加值率的提高。在列(3)中，進一步加入了企業規模、要素密集度、平均工資、企業年齡等控制變量，相應的回歸結果顯示，政府補貼的系數仍然顯著為正。整體來看，控制變量的加入并不會改變政府補貼系數的符號及其顯著性。具體來看列(3)的回歸結果，政府補貼的系數為0.4546，且通過了1%的顯著性檢驗，表明企業所獲得的補貼額占其總銷售產值的比例(Subsidy)每提高0.1，企業的出口國內附加值率就會提高0.0455。

表1 基準回歸結果

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

同時從表1中可以看出，滯后一期國內附加值率系數都顯著為正，這與張杰等(2013)所得的結論相一致。企業全要素生產率(TFP)的系數為正，且通過了1%的顯著性檢驗，表明較高的全要素生產率有利于企業出口國內附加值率的提高，這與邵昱琛等(2017)和許和連等(2017)所得的結論相一致。企業規模(Size)系數為-0.0016，且通過了1%的顯著性檢驗，表明規模較大的企業，其出口的國內附加值率較低，這跟呂越等(2018)的研究結論一致。而要素密集度(Kl)系數也顯著為負，說明資本-勞動比越高的企業，其出口的國內附加值率相對越低，這與邵昱琛等(2017)和呂越等(2018)的研究結論一致。可能的原因在于，具有資本要素稟賦優勢的企業通常會處于全球價值鏈的低端環節，其出口國內增加值率也較低(許和連 等，2017)。平均工資(Wage)和企業年齡(Age)系數都不顯著，說明平均工資和企業年齡并不會對企業的國內附加值率產生顯著影響。

之前的分析主要是基于對動態面板模型的估計結果，為了穩妥起見，本文也使用固定效應方法對式(4)進行了估計，相應的回歸結果報告在表1的列(4)和列(5)當中。由表1列(4)、列(5)可以看出，采用固定效應進行估計的結果與系統GMM進行估計的基準回歸結果十分類似，政府補貼(Subsidy)系數依然顯著為正。在表1的列(6)中，我們進一步使用同地區、同行業企業的平均補貼程度作為工具變量，重新對式(4)進行了估計，估計結果仍然跟之前的結果十分類似。總體來看，表1中所有回歸結果都表明，中國企業的出口國內附加值率會隨政府補貼的提升而提高，即政府補貼有利于中國企業出口國內附加值率的提高。

(二)穩健性檢驗

(1)替換衡量指標。之前的分析主要使用企業所獲得的政府補貼額占其工業銷售總額的比重來衡量政府補貼，為了穩健起見，本文借鑒李秀芳等(2013)的做法，采用虛擬變量和企業當年所獲得的政府補貼額的對數值來對政府補貼進行衡量。首先,定義虛擬變量S_dummyit，如果企業當年獲得了政府補貼，則S_dummyit=1,否則S_dummyit=0。其次,Subsidy_νit表示企業當年所獲得政府補貼額，由于中國工業企業數據庫中很大一部分企業并沒有獲得政府補貼(對這些沒有獲得政府補貼的企業而言，Subsidy_νit=0)，如果直接對Subsidy_νit取對數，那么會損失掉很多樣本數(那些沒有獲得政府補貼的企業，由于Subsidy_νit=0不能取對數，于是便無法進入到樣本中)。為此，定義S_valueit=ln(Subsidy_νit+1)，用S_valueit來近似表示企業當年所獲得政府補貼額的對數值，以盡量避免樣本數的減少。利用衡量政府補貼的新構建指標(S_valueit和S_dummyit)，本文采用系統GMM方法重新估計了式(4)。表2列(1)和列(2)的結果顯示，S_valueit和S_dummyit前面的系數都顯著為正，與表1列(3)的基準回歸結果類似，表明政府補貼促進了中國企業出口國內附加值率的提高，之前的回歸結果比較穩健。

(2)平衡面板。之前分析使用的是非平衡面板數據，由于這里存在大量企業進入退出行為，企業短期的存在可能會影響到之前的估計結果。尤其是在系統GMM估計中，使用變量的滯后期作為工具變量，企業的短期存在可能會進一步加劇回歸結果的有偏性(張鵬楊 等，2018)。為了盡量避免企業的短期存在對估計結果產生的影響，我們只保留了樣本期內都存在的企業構建平衡面板數據，重新對式(4)進行了估計，以作為穩健性檢驗，相應的估計結果見表2的列(3)中。由表2可以看出，政府補貼(Subsidy)系數依然顯著為正，再次表明政府補貼促進了企業出口國內附加值率的提高，之前的核心結論具有較好的穩健性。

(3)控制其他政策變動的影響。在樣本期內，中國于2001年正式加入了WTO，隨后貿易自由化進程進一步加快；同時,中國在2005年實行了人民幣匯率制度改革，人民幣匯率此后不斷升值。這兩項政策變動都有可能對中國企業出口國內附加值率產生影響(毛其淋 等，2018；高翔 等，2018)，比如余淼杰等(2018)的研究就已表明，人民幣匯率變動會顯著影響到中國加工貿易出口企業的國內附加值率。出于穩健起見，在這一部分我們參見鐵瑛等(2018)和蔡承彬(2018)的做法，通過重新構建子樣本進行如下估計：首先，為了排除“匯改”的影響，我們刪除了2005年后的企業數據來構建“匯改”前的子樣本，以重新對式(4)進行估計，相應的結果見表2的列(5)；其次，為了排除“入世”的影響，我們只選取了2002年及以后的企業數據來構建“入世”后的子樣本，以重新對式(4)進行估計，相應的結果見表2的列(5)。由表2可以看出，政府補貼(Subsidy)系數依然都顯著為正。總體而言，之前的基準回歸結果并沒有受這兩項政策變化的潛在干擾，具有較好的穩健性。

表2 穩健性檢驗結果

四、政府補貼對不同類型企業國內附加值率的異質性影響分析

(一)分不同行業類型的分析

考慮到不同的行業具有不同的特點，特別是不同行業之間的生產技術存在較大差別(Pavcnik，2002)，造成政府補貼對不同行業企業國內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，將所有企業劃分成勞動密集型行業、資本密集型行業和知識密集型行業，以此來分析政府補貼對不同行業類型企業出口國內附加值率的影響是否存在顯著差異。表3的估計結果顯示，對于勞動密集型行業，政府補貼系數雖為正，但是并不顯著，說明政府補貼并不會對勞動密集型行業企業的出口國內附加值率產生顯著影響。而對于知識密集型行業和資本密集型行業，政府補貼系數都顯著為正，表明政府補貼顯著促進了知識密集型行業和資本密集型行業企業出口國內附加值率的提高。從具體影響系數來看，相比于知識密集型行業，政府補貼的增加對資本密集型行業企業出口國內附加值率提高的促進作用要相對更大。這可能與資本密集型行業企業的生產特點有關，資本密集型行業企業可能更依賴于核心機器、設備等的進口，而政府補貼的提高能夠很大程度上促進企業進行研發創新活動(康志勇 等，2018)，從而有利于企業改進生產技術，減少對國外相關機器、設備等的依賴。而減少國外相關機器、設備等進口，這顯然能夠在很大程度上促進企業國內附加值率的提高。因此，政府補貼對資本密集型行業企業出口國內附加值率提高的促進作用相對會更大。

表3 不同行業類型回歸結果

(二)分不同貿易類型的分析

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

表4 不同貿易類型回歸結果

從表4中可知，政府補貼的增加有利于一般貿易企業和混合貿易企業出口國內附加值率的提高。從具體影響系數來看，相比于混合貿易企業，政府補貼的增加對一般貿易企業出口國內附加值率提高的促進作用相對更大。同時我們注意到，政府補貼并不會對加工貿易企業的國內附加值率產生顯著影響。這可能與加工貿易“兩頭在外、大進大出”的特點相關，加工貿易企業基本都是從國外進口原材料或中間品，在本國加工之后再予以出口，其國內附加值率相對比較穩定，較少受到政府補貼等因素的影響。

(三)分不同所有制類型的分析

中國獨特的體制設置，使得所有制結構成為影響中國企業績效表現的重要因素(Hu et al.，2014)。為了分析政府補貼對不同所有制類型企業出口國內附加值率的差異化影響，本文借鑒Ding et al.(2013)的做法，把所有企業劃分成了國有企業、民營企業和外資企業三類，以此重新估計了式(4)，相應的估計結果見表5。由表5數據容易發現，對于國有企業，Subsidy系數并不顯著，表明政府補貼并不會對國有企業的國內附加值率產生顯著影響。這可能跟國有企業自身特點相關：國有企業的行政部門相對較為臃腫，效率較低(鐵瑛 等，2018)；同時，國有企業一直以來都是金融部門資金優先供給和照顧的對象，國有企業往往獲得政府較多的優惠政策支持，這些因素會使得國有企業對政府補貼的變化變得不太敏感。同時從表5中可知，雖然政府補貼會顯著促進民營企業和外資企業國內附加值率的提高，但是從具體影響系數來看，政府補貼的增加對外資企業出口國內附加值率提高的促進作用相對更大。一方面，外資企業往往制度相對健全，管理較規范，有較高的生產效率；另一方面，外資企業出于防止技術外溢或保護創新研發成果等目的，往往通過零配件企業和主導企業“抱團”模式進入中國市場，繼而進行生產布局(張杰 等，2013)，這降低了外資企業生產過程中的進口中間品消耗，而伴隨著政府補貼的提高，外資企業國內附加值率的提升幅度相對會更大。

表5 不同所有制類型回歸結果

(四)其它異質性分析

(1)區分企業所在區域。中國經濟發展存在較大的地區差異，地區間的差異很可能導致政府補貼對企業出口國內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與非沿海地區，利用兩區域內企業組成的子樣本，重新對式(4)進行了估計，具體結果見表6的列(1)和列(2)。由表可知，不論是對于沿海地區企業還是非沿海地區企業，Subsidy系數都顯著為正，這與之前的基準回歸結果一致，表明政府補貼促進了企業出口國內附加值率的提高。政府補貼的增加對沿海地區企業國內附加值率提高的促進作用相對更大。可能的原因在于，沿海地區開放程度和市場化程度相對更高，企業間競爭也相對更為激烈，其對政府補貼敏感度更高，較強的競爭效應可能使得沿海地區企業能夠從政府補貼中獲得技術創新效應，從而對企業出口國內附加值率提高的促進效應更顯著。

表6 其它異質性分析回歸結果

(2)區分企業出口強度。企業的出口規模會影響到企業出口的國內附加值率(蔡承彬，2018)。為了探討政府補貼對不同出口強度企業國內附加值率的影響是否存在差異性，本文使用企業出口強度(將企業出口強度定義為企業的出口額占其總產值的比重)的中位數將所有樣本企業分為低出口強度企業和高出口強度企業兩組，然后利用它們分別對式(4)進行了估計。表6列(3)和列(4)估計結果顯示，Subsidy系數都顯著為正，表明不論是對于低出口強度組企業還是高出口強度組企業，政府補貼都顯著促進了企業出口國內附加值率的提高。但是相對而言，政府補貼的增加對高出口強度組企業國內附加值率正面促進作用更強。可能的原因在于：政府補貼能夠促進企業進行研發創新活動(康志勇 等，2018)，會影響到企業的生產技術(包括中間投入品的配置選擇)；高出口強度組的企業往往比較熟悉國際市場，國際化程度相對較高，其中間品投入既可以選擇從國內購買，也可以選擇從國外進口，因而較容易受到政府補貼的影響，而低出口強度組企業的中間品多來自國內，對政府補貼的變化相對沒有那么敏感。

(3)區分企業生產率水平。考慮到企業在進口中間投入品時，會面臨搜集外國市場信息、聯系國外供應商等沉沒成本(Bas et al.，2012)。為了減少相應的沉沒成本，高生產率的企業更有可能進口國際市場中多樣的中間投入品，政府補貼可能對不同生產率類型企業出口國內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率水平的中位數將所有樣本企業劃分為低生產率和高生產率兩組，利用新構建出的子樣本對式(4)進行了估計，以考察政府補貼對高、低生產率類型企業出口國內附加值率影響的差異性。從表6列(5)和列(6)的回歸結果可以看出，不論是對于高生產率組企業還是低生產率組企業，政府補貼都顯著促進了企業出口國內附加值率的提高。不過相對而言，政府補貼的增加對高生產率組企業國內附加值率的正面促進作用更強。這可能源于高生產率企業的本身特性，生產效率較高的企業往往更加重視研發創新，從而更大程度的發揮出政府補貼對企業技術改進與升級的正效應，因而政府補貼對高生產率組企業出口國內附加值率的促進效應相對會更大。

五、擴展分析：影響機制探討

(一)一個簡單的分析框架

借鑒Kee et al.(2016)的研究，我們構建一個探討政府補貼影響企業出口國內附加值率的簡單分析框架。考慮企業的生產函數為CD型，企業使用資本、勞動和中間投入品三種生產要素進行生產，借鑒Kee et al.(2016)、Halpern et al.(2015)的研究，將企業生產函數設定為：

Q=φKαLβMγ

(5)

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

假設企業的中間品投入(M)由進口中間品投入(MI)和國內中間品投入(MD)兩部分組成，則M=f(MI,MD)。進一步地，用PI和PD分別表示進口中間品投入的價格和國內中間品投入的價格，那么容易得到企業中間品投入的價格PM，即PM=g(PI,PD)。

用w和r分別表示勞動和資本的價格，可以利用式(5)，同時根據企業的成本最小化原則，繼而得到企業的成本函數為：

(6)

根據前文的相關設定可知，企業出口的國內附加值率(DVAR)可以表示為：

(7)

根據前文的分析，政府補貼能夠顯著促進中國企業出口國內附加值率的提高，那么政府補貼究竟是通過何種路徑來提升中國企業的國內附加值率？是通過改變企業的加成率(markup)渠道，還是通過改變進口中間品投入在企業所有中間品投入中所占的比重(κ)這個渠道，抑或是兩個渠道都存在？為了厘清政府補貼影響中國企業出口國內附加值率的具體機制，接下來將基于中介效應模型對中國企業層面的微觀數據集進行處理。

(二)基于中介效應模型的影響機制分析

為了進一步探討政府補貼影響中國企業出口國內附加值率的具體機制，根據之前的分析，我們選取企業的加成率與進口中間品投入在企業所有中間品投入中所占的比重作為中介變量，繼而估計中介效應模型來對潛在的影響機制進行檢驗。相應的中介效應模型設定如下：

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i和t分別表示企業和年份；Intermediateit表示進口中間品投入在企業所有中間品投入中所占的比重；Markupit為企業加成率的對數值，本文借鑒De Loecker et al.(2012)的方法，以對企業的加成率進行估算。

表7報告了對中介效應模型進行估計的結果。其中，列(1)報告了對式(8)進行回歸的結果(其實就是表1列(3)匯報的結果)，Subsidy系數顯著為正，表明政府補貼顯著促進了中國企業出口國內附加值率的提高。列(2)報告了對式(9)進行估計的結果，其中因變量為進口中間品投入在企業中間品投入中所占的比重，Subsidy系數顯著為負，說明政府補貼的增加會降低企業中間品投入中進口中間品所占了比例。出現這種情況，原因可能是：獲得政府補貼的企業需要更多采購國內中間投入品。列(3)報告了對式(10)進行估計的結果，其中因變量為企業的加成率，可知Subsidy系數也顯著為負，說明政府補貼的增加，降低了企業的加成率。背后的原因可能在于：政府補貼可能會引發尋租等降低企業的生產率，從而會對企業的加成率產生負面影響。實際上，任曙明等(2013)、孫小軍等(2017)基于中國企業層面數據的研究也都發現，補貼企業的加成率低于非補貼企業。表7列(4)—(6)則報告了企業的國內附加值率對基本自變量(Subsidy)和中介變量回歸的結果，Markup估計系數顯著為正，這說明企業成本加成率的提升可以顯著提高企業出口國內附加值率；中介變量Intermediate前面的估計系數則顯著為負，這意味著企業進口中間品所占比例的降低有利于企業出口國內附加值率提高，這些都跟我們之前的預期一致。

表7 中介效應檢驗結果

對比列(2)和列(4)的估計結果可知，政府補貼會通過減少企業中間品投入里進口中間品的使用提高企業出口的國內附加值率，可以將其概括為政府補貼引發的“中間品配置效應”；對比列(3)和列(5)的回歸結果可知，政府補貼會通過降低企業的成本加成率方式降低企業出口的國內附加值率，可以將其概括為政府補貼引發的“成本加成效應”。除此之外，與表7列(1)基準回歸結果相比，分別加入中介變量Intermediate和Markup之后(見列(4)和列(5))，Subsidy估計系數的顯著性水平(t值)都出現一定程度的下降，這初步顯示“中間品配置”和“成本加成”中介效應的存在。進一步地，在同時加入中介變量Intermediate和Markup(見列(6))之后，Subsidy估計系數t值明顯減小，并且此時未能通過顯著性檢驗。這進一步說明，企業成本加成與企業中間品投入中進口中間品所占比例的降低是政府補貼影響企業出口國內附加值率的重要渠道。

總結來看，政府補貼促使中國企業在生產過程中更多使用國內中間品，從而促進了企業出口國內附加值率的上升，即“中間品配置效應”；同時，政府補貼抑制了企業的成本加成率，進而對中國企業出口國內附加值率產生不利影響，即“成本加成效應”。由于“中間品配置效應”要大于“成本加成效應”，因而政府補貼促進了中國企業出口國內附加值率提高。

六、結論與啟示

當前，隨著國際分工的深化、細化，一國出口競爭優勢已不再取決于規模和體量，更多取決于其在全球價值鏈中的位置和獲取附加價值的能力(Koopman et al.，2012)。中國進一步深化改革開放的進程中，如何進一步提高中國企業出口的國內附加值率，實現向全球價值鏈高端位置的攀升，爭取更多的貿易利益，這些已經成為亟待解決的重要問題。

本文從政府相關政策的視角出發，利用中國企業層面的微觀數據集，深入分析了政府補貼對企業出口國內附加值率的微觀效應及影響機制。研究發現：第一，政府補貼顯著促進了中國企業出口國內附加值率的提高，并且這一結論具有穩健性。第二，政府補貼對不同類型企業出口國內附加值率的正向影響效應存在顯著的異質性特征。具體而言，政府補貼能夠顯著促進知識密集型行業企業、資本密集型行業企業、一般貿易企業、混合貿易企業、民營企業和外資企業出口國內附加值率的提高，但對勞動密集型行業企業、加工貿易企業和國有企業出口國內附加值率沒有顯著影響。同時，相比于非沿海地區地區、低出口強度企業和低生產率企業，政府補貼對沿海地區企業、高出口強度企業和高生產率企業國內附加值率的正面促進作用更強。第三，基于中介效應模型的影響機制檢驗結果表明，政府補貼不僅通過企業生產過程較多使用國內中間品投入這一渠道提升中國企業出口國內附加值率，即存在“中間品配置效應”；同時，還通過抑制企業的成本加成率這一渠道對中國企業出口國內附加值率產生不利影響，即存在“成本加成效應”。不過，由于“中間品配置效應”大于“成本加成效應”，這就從政府補貼的視角解釋了近年來中國企業出口國內附加值率變化的事實與機制。

本文不僅從企業出口國內附加值率的角度來認識政府補貼的微觀效應，還具有十分重要的政策啟示意義。雖然政府補貼能夠顯著促進中國企業出口國內附加值率的提升，但是政府補貼對不同類型企業出口國內附加值率的影響并不一樣，為了提升中國企業出口的國內附加值率，政府在適當加大補貼力度的同時，應當針對不同類型企業的特點，差別性地使用政府補貼政策，注重提高補貼的精準度，通過確定補貼對象、補貼金額篩選標準等，為不同類型企業提供相應的政府補貼，以更好發揮出政府補貼對企業出口國內附加值率的促進效應。