政府补贴与企业出口国内附加值率：事实与影响机制

岳 文

(江南大学 商学院，江苏 无锡 214122)

一、引言及文献回顾

当前国际分工形式发生了巨大变化，已经发展到全球价值链分工阶段。在全球价值链分工下，由于产品的增值环节往往被精细切割，生产链条遍布全球各地，传统的总量贸易统计数据已经不能反映一国在对外开放过程中真实的贸易利得(Koopman et al.，2012)。与之相对应的是使用附加值贸易统计测算法，这一方法建立在各国要素禀赋优势基础之上。实际上，出口国内附加值正逐渐成为评价全球价值链分工下一个国家真实贸易利得的重要指标(樊秀峰 等，2015)。长期以来，中国凭借低成本的劳动力优势参与到发达国家主导的全球生产网络体系中，并成为全球价值链参与程度最高的国家之一(吕越 等，2017)。与此同时，中国企业创造的出口国内附加值率(DVAR)也在稳步上升。根据Kee et al.(2016)的测算，中国企业的国内附加值率由2000年的65%上升到2007年的70%。由此，一个现实的问题摆在我们面前，究竟是什么因素推动了中国企业出口国内附加值率的提升？

虽然相关研究从要素市场扭曲(高翔 等，2018)、国内市场分割(吕越 等，2018)、FDI(张鹏杨 等，2018；毛其淋 等，2018)、进口产品质量(诸竹君 等，2018)、制造业投入服务化(许和连 等，2017)、贸易壁垒(王孝松 等，2017)、劳动力成本上升(铁瑛 等，2018)等角度对此问题进行了探讨，但是并没有充分考虑到政府相关政策的作用。改革开放以来，中国经济的快速发展与政府的作用密不可分。中国较为独特的行政体制结构以及地方政府对GDP的竞相追逐，导致各级地方政府对微观企业大量补贴(周黎安 等，2009)。特别是1994年实行分税制以来，中国地方政府获得了明确的地方收益(地方税)，在“政治锦标赛”(周黎安，2007)的相对绩效考核之下，各地方政府通过补贴方式刺激企业从事出口贸易，以此激发地方经济发展的活力。根据对中国工业企业数据库数据的估算，中国企业获得的补贴总额从2000年的315亿元提高到2006年的825亿元，补贴企业占总企业的比例为12%(施炳展 等，2013)，而1998—2007年中国规模以上工业企业受政府补贴的次数为17.2万次(如企业受补贴，每年记为1次)，补贴总额高达2278 亿元(苑德宇 等，2018)。那么，政策补贴是不是推动中国企业出口国内附加值率提升的一个重要因素呢？

为此，本文基于2000—2007年中国企业层面的微观数据，通过测算中国企业出口国内附加值率，比较深入地探讨政府补贴对中国企业出口国内附加值率的影响及其作用机制。显然，深入分析政府补贴对中国企业出口国内附加值率的影响，不仅有利于扩展对政府补贴微观效果的认识维度，还有助于政府制定合适的补贴政策，以此来提升中国企业在全球价值链分工中的地位，进而获取更多的开放利益。

本文的研究主题与三类文献密切相关。第一类文献是关于国内附加值率的测算方法。Hummels et al.(2001)较早基于非竞争型的投入-产出表，提出了从行业层面来测算出口国内附加值(率)的方法，该方法后经Johnson et al.(2012)、Koopman et al.(2012)、Los et al.(2016)、Johnson(2017)、Wang et al.(2018)、Los et al.(2018)等发展而完善。Kee et al.(2016)基于微观企业数据，从行业层面展开，利用产品分类代码来识别中间产品进口在出口总额中的比例，提出了从企业层面测算出口国内附加值率的方法。不过正如张杰等(2013)所言，由于投入-产出表并不能反映行业内部企业的异质性，基于投入-产出表测算出来的国内附加值率难以对其决定因素与变化机制展开进一步的研究，往往只能利用国内附加值率在行业层面上进行相应的核算与统计描述。正是因为投入-产出表在测算国内附加值率的方面存在不足，随着更多企业层面数据的可以获得，基于微观层面的数据测算企业国内附加值率的方法逐渐得到重视(Zhang et al.，2012；Upward et al.，2013；邵昱琛 等，2017；诸竹君 等，2018；毛其淋 等，2018；高翔 等，2018)。

第二类文献探讨中国企业国内附加值率影响因素。张杰等(2013)发现，FDI的进入，特别是加工贸易和外资企业所带来的FDI的进入，显著提高了中国出口企业的国内附加值率。Kee et al.(2016)则进一步发现，FDI的进入既增加了外资企业对上游产业国内原材料数量和种类的需求，又降低了国内中间产品的价格并增加下游企业对国内中间品的需求，FDI通过以上两个途径提高了出口企业的国内附加值率。唐宜红等(2017)、张鹏杨等(2018)则分别从全球价值链嵌入和全球价值链升级角度考察了FDI对中国企业国内附加值率的影响。毛其淋等(2018)进一步区分外资进入的行业内水平溢出效应与行业间关联效应后发现，外资进入主要是通过前、后向关联渠道提高了本土企业出口国内附加值率。铁瑛等(2018)则发现，由于最低工资所代表的劳动力成本上升，引致加工贸易退出方式变化，最终促进了中国企业国内附加值率的攀升，造成中国企业国内附加值率的上升的部分原因是加工贸易产业转移。余淼杰等(2018)研究汇率变动对中国加工贸易企业国内附加值率的影响发现，人民币贬值通过“中间品配置渠道”和“成本加成渠道”两个途径促进了中国加工贸易企业的国内附加值率提高。吕越等(2018)则从国内市场分割的角度展开分析发现，市场分割通过促进中间品进口、抑制创新和提高加工贸易占比三个渠道降低中国企业出口的国内附加值率。高翔等(2018)则发现，要素市场扭曲造成国内附加值率上升的“相对价格效应”大于其对中国企业出口国内附加值率“成本加成效应”的不利影响，因而整体上提高了中国企业出口国内附加值率。还有其它一些研究从贸易成本与贸易壁垒(Johnson et al.，2017；王孝松 等，2017)、制造业投入服务化(许和连 等，2017)、融资约束(邵昱琛 等，2017；吕越 等，2017；马述忠 等，2017)、进口产品质量(诸竹君 等，2018)等角度探讨了其对中国企业国内附加值率的影响。

第三类文献是关于政府补贴的微观效果。已有研究政府补贴微观效果的文献主要集中于政府补贴对企业出口行为、生产率、加成率等微观绩效的影响。大量研究认为，政府补贴能够促进企业出口(Girma et al.，2009；Silva，2010；Helmers et al.，2013)。政府补贴不仅增加了中国企业出口总值和数量，还降低了出口价格，因而促成了“低价竞争、数量取胜”的出口模式(施炳展 等，2013)。同时，政府补贴对企业出口的作用还取决于企业所处地区的营商环境，在政府对辖区内经济活动干预程度较低的地区，补贴收入不仅能够提高企业的出口可能性，还能帮助企业维持其出口地位(叶宁华 等，2018)。而对于政府补贴如何影响企业全要素生产率，已有文献得出的结论并不一致。任曙明等(2014)、Aghion et al.(2012)、Domadenik et al.(2018)发现，政府补贴促进了企业全要素生产率的提升。与此不同的是，Bernimi et al.(2011)、闫志俊等(2017)则发现，政府补贴对企业生产率的提升产生了显著的负面效应。针对企业的加成率，现有研究普遍认为政府补贴会降低企业的加成率(任曙明 等，2013；孙小军 等，2017)。除此之外，一些研究还探讨了政府补贴对企业出口产品质量(李秀芳 等，2013；张洋，2017)、新产品创新(毛其淋 等，2015)、企业出口技术复杂度(余娟娟 等，2018)的影响。

与本文最接近的文献当属蔡承彬(2018)的研究。蔡承彬(2018)基于中国工业企业数据库数据及中国海关贸易数据库数据测算了企业出口囯内附加值率，并考察了政府补贴对中国企业出口国内附加值率的影响。然而，蔡承彬(2018)的研究存在两个方面的问题：一是没有很好考虑到回归中可能存在的内生性问题，其估计出的政府补贴对企业国内附加值率的影响程度可能并不准确；二是没有分析政府补贴影响企业出口国内附加值率的具体作用机制，研究还有待完善与深入。

跟现有的研究相比，本文可能的贡献主要体现在：首先，本文将政府补贴和中国企业出口国内附加值率纳入统一的分析框架，较为系统考察了政府补贴对中国企业出口国内附加值率的影响及其作用机制，从政府补贴角度重新认识中国企业出口国内附加值率的变动，这是对已有研究的有益补充。其次，考虑到企业国内附加值率可能具有的延续性，本文建立了一个动态面板模型来考察政府补贴对中国企业出口国内附加值率的影响，并使用系统GMM估计方法来进行估计，以解决回归中可能存在的内生性问题，在经过关键指标替代、控制其他政策变动等稳健性检验和分行业类型、所有制类型、贸易方式类型等一系列的异质性检验后，较为稳健地验证了政府补贴显著提高了中国企业出口国内附加值率这样一个结论。最后，基于中介效应模型，检验了政府补贴通过“中间品配置效应”和“成本加成效应”影响中国企业出口国内附加值率的内在机制。一方面，政府补贴引发了企业对中间投入品的重新配置，促使企业更多使用国内中间品，提高企业的出口国内附加值率，即“中间品配置效应”；另一方面，政府补贴抑制了企业的加成率，进而对中国企业出口国内附加值率产生不利影响，即“成本加成效应”，由于“中间品配置效应”要大于“成本加成效应”，因而政府补贴促进了中国企业出口国内附加值率的提高。

二、实证框架的设定与数据说明

(一)企业出口国内附加值率的测算

本文借鉴Upward et al.(2013)、张杰等(2013)、Kee et al.(2016)的方法，从微观层面测算企业出口国内附加值率。在具体计算企业出口国内附加值率时，与已有的文献类似，本文对贸易代理商问题、中间品的间接进口问题以及资本品的进口问题进行了相应的处理，并分不同贸易方式测算了企业的出口国内附加值率。具体来看，t时期j行业中企业i的国内附加值率的计算公式为：

(1)

(2)

DVARjit3=ωjit1DVARjit1+ωjit2DVARjit2

(3)

(二)实证模型的设定

鉴于企业国内附加值率可能具有延续性，借鉴张杰等(2013)、张鹏杨等(2018)等的做法，设定如下的动态面板模型以探讨政府补贴对企业出口国内附加值率的影响：

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

(4)

其中，DVARit为企业i在时期t的出口国内附加值率，企业的国内附加值率根据式(1)、式(2)和式(3)计算所得。Subsidyit为企业i在时期t所获得的政府补贴，是本文所关注的核心解释变量,已有文献主要存在三种方法来衡量企业所获得的政府补贴：一是使用虚拟变量S_dummyit，当企业当年获得了政府补贴，S_dummyit=1，否则S_dummyit=0；二是使用企业当年所获得政府补贴额的对数值来对政府补贴进行衡量；三是使用企业所获得的政府补贴额占其工业销售总额的比重(Subsidyit)来对政府补贴进行衡量。考虑到虚拟变量并不能很好体现出企业所获得的政府补贴数额的大小，同时直接使用企业所获得政府补贴额的对数值来对政府补贴进行衡量也并不恰当，因为即使是相同的政府补贴额，其对大企业或小企业的重要程度并不一样(比如大企业产值高，小企业产值低)。为此，本文将主要采用第三种方法(即用企业所获得的政府补贴额占其工业销售总额的比重)来对政府补贴进行衡量。当然，在后面的实证分析中，本文也采用其它两种方法来衡量政府补贴，以进行稳健性检验。式(4)中其它变量，Xit表示其它控制变量集合；υt为年份固定效应，αi为企业固定效应，μit表示随机扰动项。

借鉴张杰等(2013)、Kee et al.(2016)等相关研究，本文主要引入了如下控制变量：(1)企业规模(Size)，用企业从业人员数的对数来度量；(2)要素密集度(Kl)，用资本劳动比的对数来度量；(3)平均工资(Wage)，用企业的应付工资总和与从业人员数之比的对数来衡量；(4)企业全要素生产率(TFP)，为了得到企业的TFP，本文使用Ackerberg et al.(2015)的方法(简称ACF方法)分行业估计了包含资本、劳动和中间品投入的CD型企业生产函数；(5)企业年龄(Age)，用当年年份与企业成立年份之差的对数来衡量。

(三)数据来源

本文实证分析所用的数据来自中国工业企业数据库和海关进出口数据库。中国工业企业数据库统计对象包括全部国有企业和规模以上(主营业务收入大于500万，2011年起，其统计对象的规模标准变更为2000万及以上规模工业企业)工业法人企业。为了跟已有的相关研究一致，使得结果可靠，我们选取制造业企业作为研究对象。由于2008年及以后，中国工业企业数据库里缺乏记录企业所获政府补贴额的相关指标，为此，基于数据的可获得性，本文将样本期限限定在2000—2007年。海关进出口数据库包含中国境内所有通关企业的每一笔产品层面的交易信息。借鉴Yu(2015)的方法，本文使用企业的中文名称以及企业的邮政编码和电话号码来对两个数据库进行匹配。

基于匹配后的数据集，图1给出了样本期内所有企业平均国内附加值率和企业获得的平均政府补贴额的变化情况。由图1可以看出，整体而言，样本期内企业的平均国内附加值率和企业获得的平均政府补贴额都呈现出比较明显的上升趋势，说明大部分企业的国内附加值率及所获得政府补贴额在样本期内都得到了一定程度的提高。那么，政策补贴是不是推动中国企业出口国内附加值率提升的一个重要因素呢？这正是之后的实证分析所要重点研究的内容。

图1 企业平均国内附加值率和平均补贴额的变化趋势

三、基本估计结果的分析与讨论

(一)基准回归

表1报告了系统GMM估计方法对式(4)进行估计的结果。在列(1)中，不加入任何控制变量，直接用企业的国内附加值率对政府补贴(Subsidy)进行回归，结果显示政府补贴的系数显著为正，这表明，随着政府补贴的增加，企业出口国内附加值率也会随之提高。在列(2)中，加入了企业的全要素生产率(TFP)这个控制变量，相应的回归结果跟列(1)的结果类似，即政府补贴的系数依然显著为正，表明政府补贴有利于企业出口国内附加值率的提高。在列(3)中，进一步加入了企业规模、要素密集度、平均工资、企业年龄等控制变量，相应的回归结果显示，政府补贴的系数仍然显著为正。整体来看，控制变量的加入并不会改变政府补贴系数的符号及其显著性。具体来看列(3)的回归结果，政府补贴的系数为0.4546，且通过了1%的显著性检验，表明企业所获得的补贴额占其总销售产值的比例(Subsidy)每提高0.1，企业的出口国内附加值率就会提高0.0455。

表1 基准回归结果

在使用系统GMM估计方法时，为了保证工具变量的有效性，常使用Arellano-Bond的自相关检验(简称AB检验)来检验差分模型残差的序列相关性，使用Sargan检验验证工具变量是否存在过度识别。表1中的AB检验结果显示，各差分方程残差并不存在三阶序列相关问题，可以使用变量滞后三阶及以上的值来作为工具变量。Sargan检验的结果也显示，系统GMM中所使用的工具变量并不存在过度识别问题。

同时从表1中可以看出，滞后一期国内附加值率系数都显著为正，这与张杰等(2013)所得的结论相一致。企业全要素生产率(TFP)的系数为正，且通过了1%的显著性检验，表明较高的全要素生产率有利于企业出口国内附加值率的提高，这与邵昱琛等(2017)和许和连等(2017)所得的结论相一致。企业规模(Size)系数为-0.0016，且通过了1%的显著性检验，表明规模较大的企业，其出口的国内附加值率较低，这跟吕越等(2018)的研究结论一致。而要素密集度(Kl)系数也显著为负，说明资本-劳动比越高的企业，其出口的国内附加值率相对越低，这与邵昱琛等(2017)和吕越等(2018)的研究结论一致。可能的原因在于，具有资本要素禀赋优势的企业通常会处于全球价值链的低端环节，其出口国内增加值率也较低(许和连 等，2017)。平均工资(Wage)和企业年龄(Age)系数都不显著，说明平均工资和企业年龄并不会对企业的国内附加值率产生显著影响。

之前的分析主要是基于对动态面板模型的估计结果，为了稳妥起见，本文也使用固定效应方法对式(4)进行了估计，相应的回归结果报告在表1的列(4)和列(5)当中。由表1列(4)、列(5)可以看出，采用固定效应进行估计的结果与系统GMM进行估计的基准回归结果十分类似，政府补贴(Subsidy)系数依然显著为正。在表1的列(6)中，我们进一步使用同地区、同行业企业的平均补贴程度作为工具变量，重新对式(4)进行了估计，估计结果仍然跟之前的结果十分类似。总体来看，表1中所有回归结果都表明，中国企业的出口国内附加值率会随政府补贴的提升而提高，即政府补贴有利于中国企业出口国内附加值率的提高。

(二)稳健性检验

(1)替换衡量指标。之前的分析主要使用企业所获得的政府补贴额占其工业销售总额的比重来衡量政府补贴，为了稳健起见，本文借鉴李秀芳等(2013)的做法，采用虚拟变量和企业当年所获得的政府补贴额的对数值来对政府补贴进行衡量。首先,定义虚拟变量S_dummyit，如果企业当年获得了政府补贴，则S_dummyit=1,否则S_dummyit=0。其次,Subsidy_νit表示企业当年所获得政府补贴额，由于中国工业企业数据库中很大一部分企业并没有获得政府补贴(对这些没有获得政府补贴的企业而言，Subsidy_νit=0)，如果直接对Subsidy_νit取对数，那么会损失掉很多样本数(那些没有获得政府补贴的企业，由于Subsidy_νit=0不能取对数，于是便无法进入到样本中)。为此，定义S_valueit=ln(Subsidy_νit+1)，用S_valueit来近似表示企业当年所获得政府补贴额的对数值，以尽量避免样本数的减少。利用衡量政府补贴的新构建指标(S_valueit和S_dummyit)，本文采用系统GMM方法重新估计了式(4)。表2列(1)和列(2)的结果显示，S_valueit和S_dummyit前面的系数都显著为正，与表1列(3)的基准回归结果类似，表明政府补贴促进了中国企业出口国内附加值率的提高，之前的回归结果比较稳健。

(2)平衡面板。之前分析使用的是非平衡面板数据，由于这里存在大量企业进入退出行为，企业短期的存在可能会影响到之前的估计结果。尤其是在系统GMM估计中，使用变量的滞后期作为工具变量，企业的短期存在可能会进一步加剧回归结果的有偏性(张鹏杨 等，2018)。为了尽量避免企业的短期存在对估计结果产生的影响，我们只保留了样本期内都存在的企业构建平衡面板数据，重新对式(4)进行了估计，以作为稳健性检验，相应的估计结果见表2的列(3)中。由表2可以看出，政府补贴(Subsidy)系数依然显著为正，再次表明政府补贴促进了企业出口国内附加值率的提高，之前的核心结论具有较好的稳健性。

(3)控制其他政策变动的影响。在样本期内，中国于2001年正式加入了WTO，随后贸易自由化进程进一步加快；同时,中国在2005年实行了人民币汇率制度改革，人民币汇率此后不断升值。这两项政策变动都有可能对中国企业出口国内附加值率产生影响(毛其淋 等，2018；高翔 等，2018)，比如余淼杰等(2018)的研究就已表明，人民币汇率变动会显著影响到中国加工贸易出口企业的国内附加值率。出于稳健起见，在这一部分我们参见铁瑛等(2018)和蔡承彬(2018)的做法，通过重新构建子样本进行如下估计：首先，为了排除“汇改”的影响，我们删除了2005年后的企业数据来构建“汇改”前的子样本，以重新对式(4)进行估计，相应的结果见表2的列(5)；其次，为了排除“入世”的影响，我们只选取了2002年及以后的企业数据来构建“入世”后的子样本，以重新对式(4)进行估计，相应的结果见表2的列(5)。由表2可以看出，政府补贴(Subsidy)系数依然都显著为正。总体而言，之前的基准回归结果并没有受这两项政策变化的潜在干扰，具有较好的稳健性。

表2 稳健性检验结果

四、政府补贴对不同类型企业国内附加值率的异质性影响分析

(一)分不同行业类型的分析

考虑到不同的行业具有不同的特点，特别是不同行业之间的生产技术存在较大差别(Pavcnik，2002)，造成政府补贴对不同行业企业国内附加值率的影响可能并不一样。为此，本文首先借鉴鲁晓东等(2012)和樊茂清等(2014)的做法，将所有企业划分成劳动密集型行业、资本密集型行业和知识密集型行业，以此来分析政府补贴对不同行业类型企业出口国内附加值率的影响是否存在显著差异。表3的估计结果显示，对于劳动密集型行业，政府补贴系数虽为正，但是并不显著，说明政府补贴并不会对劳动密集型行业企业的出口国内附加值率产生显著影响。而对于知识密集型行业和资本密集型行业，政府补贴系数都显著为正，表明政府补贴显著促进了知识密集型行业和资本密集型行业企业出口国内附加值率的提高。从具体影响系数来看，相比于知识密集型行业，政府补贴的增加对资本密集型行业企业出口国内附加值率提高的促进作用要相对更大。这可能与资本密集型行业企业的生产特点有关，资本密集型行业企业可能更依赖于核心机器、设备等的进口，而政府补贴的提高能够很大程度上促进企业进行研发创新活动(康志勇 等，2018)，从而有利于企业改进生产技术，减少对国外相关机器、设备等的依赖。而减少国外相关机器、设备等进口，这显然能够在很大程度上促进企业国内附加值率的提高。因此，政府补贴对资本密集型行业企业出口国内附加值率提高的促进作用相对会更大。

表3 不同行业类型回归结果

(二)分不同贸易类型的分析

改革开放以来，得益于中国国内充裕的劳动力资源优势，加之中国政府采用许多促进加工贸易发展的优惠政策，加工贸易在中国得到了迅速发展，其在出口总额额度上逐年向一般贸易靠近。截至2005年，33%的出口企业从事加工贸易，加工贸易出口占到总出口额的55%(吕越 等，2018)，加工贸易已经成为中国对外贸易的主要组成部分。与一般贸易不同，加工贸易主要是利用中国廉价的劳动力进行加工装配，对国内中间投入的依赖程度较低。由于政府补贴对不同贸易方式企业出口国内附加值率的影响可能会存在差异，我们将样本企业划分为一般贸易、加工贸易和混合贸易三种贸易方式，并以此重新对式(4)进行了估计，具体结果见表4。

表4 不同贸易类型回归结果

从表4中可知，政府补贴的增加有利于一般贸易企业和混合贸易企业出口国内附加值率的提高。从具体影响系数来看，相比于混合贸易企业，政府补贴的增加对一般贸易企业出口国内附加值率提高的促进作用相对更大。同时我们注意到，政府补贴并不会对加工贸易企业的国内附加值率产生显著影响。这可能与加工贸易“两头在外、大进大出”的特点相关，加工贸易企业基本都是从国外进口原材料或中间品，在本国加工之后再予以出口，其国内附加值率相对比较稳定，较少受到政府补贴等因素的影响。

(三)分不同所有制类型的分析

中国独特的体制设置，使得所有制结构成为影响中国企业绩效表现的重要因素(Hu et al.，2014)。为了分析政府补贴对不同所有制类型企业出口国内附加值率的差异化影响，本文借鉴Ding et al.(2013)的做法，把所有企业划分成了国有企业、民营企业和外资企业三类，以此重新估计了式(4)，相应的估计结果见表5。由表5数据容易发现，对于国有企业，Subsidy系数并不显著，表明政府补贴并不会对国有企业的国内附加值率产生显著影响。这可能跟国有企业自身特点相关：国有企业的行政部门相对较为臃肿，效率较低(铁瑛 等，2018)；同时，国有企业一直以来都是金融部门资金优先供给和照顾的对象，国有企业往往获得政府较多的优惠政策支持，这些因素会使得国有企业对政府补贴的变化变得不太敏感。同时从表5中可知，虽然政府补贴会显著促进民营企业和外资企业国内附加值率的提高，但是从具体影响系数来看，政府补贴的增加对外资企业出口国内附加值率提高的促进作用相对更大。一方面，外资企业往往制度相对健全，管理较规范，有较高的生产效率；另一方面，外资企业出于防止技术外溢或保护创新研发成果等目的，往往通过零配件企业和主导企业“抱团”模式进入中国市场，继而进行生产布局(张杰 等，2013)，这降低了外资企业生产过程中的进口中间品消耗，而伴随着政府补贴的提高，外资企业国内附加值率的提升幅度相对会更大。

表5 不同所有制类型回归结果

(四)其它异质性分析

(1)区分企业所在区域。中国经济发展存在较大的地区差异，地区间的差异很可能导致政府补贴对企业出口国内附加值率的影响存在不同。为此，本文把所有省份按其是否临海分为沿海地区与非沿海地区，利用两区域内企业组成的子样本，重新对式(4)进行了估计，具体结果见表6的列(1)和列(2)。由表可知，不论是对于沿海地区企业还是非沿海地区企业，Subsidy系数都显著为正，这与之前的基准回归结果一致，表明政府补贴促进了企业出口国内附加值率的提高。政府补贴的增加对沿海地区企业国内附加值率提高的促进作用相对更大。可能的原因在于，沿海地区开放程度和市场化程度相对更高，企业间竞争也相对更为激烈，其对政府补贴敏感度更高，较强的竞争效应可能使得沿海地区企业能够从政府补贴中获得技术创新效应，从而对企业出口国内附加值率提高的促进效应更显著。

表6 其它异质性分析回归结果

(2)区分企业出口强度。企业的出口规模会影响到企业出口的国内附加值率(蔡承彬，2018)。为了探讨政府补贴对不同出口强度企业国内附加值率的影响是否存在差异性，本文使用企业出口强度(将企业出口强度定义为企业的出口额占其总产值的比重)的中位数将所有样本企业分为低出口强度企业和高出口强度企业两组，然后利用它们分别对式(4)进行了估计。表6列(3)和列(4)估计结果显示，Subsidy系数都显著为正，表明不论是对于低出口强度组企业还是高出口强度组企业，政府补贴都显著促进了企业出口国内附加值率的提高。但是相对而言，政府补贴的增加对高出口强度组企业国内附加值率正面促进作用更强。可能的原因在于：政府补贴能够促进企业进行研发创新活动(康志勇 等，2018)，会影响到企业的生产技术(包括中间投入品的配置选择)；高出口强度组的企业往往比较熟悉国际市场，国际化程度相对较高，其中间品投入既可以选择从国内购买，也可以选择从国外进口，因而较容易受到政府补贴的影响，而低出口强度组企业的中间品多来自国内，对政府补贴的变化相对没有那么敏感。

(3)区分企业生产率水平。考虑到企业在进口中间投入品时，会面临搜集外国市场信息、联系国外供应商等沉没成本(Bas et al.，2012)。为了减少相应的沉没成本，高生产率的企业更有可能进口国际市场中多样的中间投入品，政府补贴可能对不同生产率类型企业出口国内附加值率的影响存在差异性。为此，借鉴铁瑛等(2018)的做法，我们使用全要素生产率水平的中位数将所有样本企业划分为低生产率和高生产率两组，利用新构建出的子样本对式(4)进行了估计，以考察政府补贴对高、低生产率类型企业出口国内附加值率影响的差异性。从表6列(5)和列(6)的回归结果可以看出，不论是对于高生产率组企业还是低生产率组企业，政府补贴都显著促进了企业出口国内附加值率的提高。不过相对而言，政府补贴的增加对高生产率组企业国内附加值率的正面促进作用更强。这可能源于高生产率企业的本身特性，生产效率较高的企业往往更加重视研发创新，从而更大程度的发挥出政府补贴对企业技术改进与升级的正效应，因而政府补贴对高生产率组企业出口国内附加值率的促进效应相对会更大。

五、扩展分析：影响机制探讨

(一)一个简单的分析框架

借鉴Kee et al.(2016)的研究，我们构建一个探讨政府补贴影响企业出口国内附加值率的简单分析框架。考虑企业的生产函数为CD型，企业使用资本、劳动和中间投入品三种生产要素进行生产，借鉴Kee et al.(2016)、Halpern et al.(2015)的研究，将企业生产函数设定为：

Q=φKαLβMγ

(5)

其中：Q表示企业的产出；φ为企业(希克斯中性)的全要素生产率；K和L分别表示资本和劳动投入；M为中间品投入。

假设企业的中间品投入(M)由进口中间品投入(MI)和国内中间品投入(MD)两部分组成，则M=f(MI,MD)。进一步地，用PI和PD分别表示进口中间品投入的价格和国内中间品投入的价格，那么容易得到企业中间品投入的价格PM，即PM=g(PI,PD)。

用w和r分别表示劳动和资本的价格，可以利用式(5)，同时根据企业的成本最小化原则，继而得到企业的成本函数为：

(6)

根据前文的相关设定可知，企业出口的国内附加值率(DVAR)可以表示为：

(7)

根据前文的分析，政府补贴能够显著促进中国企业出口国内附加值率的提高，那么政府补贴究竟是通过何种路径来提升中国企业的国内附加值率？是通过改变企业的加成率(markup)渠道，还是通过改变进口中间品投入在企业所有中间品投入中所占的比重(κ)这个渠道，抑或是两个渠道都存在？为了厘清政府补贴影响中国企业出口国内附加值率的具体机制，接下来将基于中介效应模型对中国企业层面的微观数据集进行处理。

(二)基于中介效应模型的影响机制分析

为了进一步探讨政府补贴影响中国企业出口国内附加值率的具体机制，根据之前的分析，我们选取企业的加成率与进口中间品投入在企业所有中间品投入中所占的比重作为中介变量，继而估计中介效应模型来对潜在的影响机制进行检验。相应的中介效应模型设定如下：

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：下标i和t分别表示企业和年份；Intermediateit表示进口中间品投入在企业所有中间品投入中所占的比重；Markupit为企业加成率的对数值，本文借鉴De Loecker et al.(2012)的方法，以对企业的加成率进行估算。

表7报告了对中介效应模型进行估计的结果。其中，列(1)报告了对式(8)进行回归的结果(其实就是表1列(3)汇报的结果)，Subsidy系数显著为正，表明政府补贴显著促进了中国企业出口国内附加值率的提高。列(2)报告了对式(9)进行估计的结果，其中因变量为进口中间品投入在企业中间品投入中所占的比重，Subsidy系数显著为负，说明政府补贴的增加会降低企业中间品投入中进口中间品所占了比例。出现这种情况，原因可能是：获得政府补贴的企业需要更多采购国内中间投入品。列(3)报告了对式(10)进行估计的结果，其中因变量为企业的加成率，可知Subsidy系数也显著为负，说明政府补贴的增加，降低了企业的加成率。背后的原因可能在于：政府补贴可能会引发寻租等降低企业的生产率，从而会对企业的加成率产生负面影响。实际上，任曙明等(2013)、孙小军等(2017)基于中国企业层面数据的研究也都发现，补贴企业的加成率低于非补贴企业。表7列(4)—(6)则报告了企业的国内附加值率对基本自变量(Subsidy)和中介变量回归的结果，Markup估计系数显著为正，这说明企业成本加成率的提升可以显著提高企业出口国内附加值率；中介变量Intermediate前面的估计系数则显著为负，这意味着企业进口中间品所占比例的降低有利于企业出口国内附加值率提高，这些都跟我们之前的预期一致。

表7 中介效应检验结果

对比列(2)和列(4)的估计结果可知，政府补贴会通过减少企业中间品投入里进口中间品的使用提高企业出口的国内附加值率，可以将其概括为政府补贴引发的“中间品配置效应”；对比列(3)和列(5)的回归结果可知，政府补贴会通过降低企业的成本加成率方式降低企业出口的国内附加值率，可以将其概括为政府补贴引发的“成本加成效应”。除此之外，与表7列(1)基准回归结果相比，分别加入中介变量Intermediate和Markup之后(见列(4)和列(5))，Subsidy估计系数的显著性水平(t值)都出现一定程度的下降，这初步显示“中间品配置”和“成本加成”中介效应的存在。进一步地，在同时加入中介变量Intermediate和Markup(见列(6))之后，Subsidy估计系数t值明显减小，并且此时未能通过显著性检验。这进一步说明，企业成本加成与企业中间品投入中进口中间品所占比例的降低是政府补贴影响企业出口国内附加值率的重要渠道。

总结来看，政府补贴促使中国企业在生产过程中更多使用国内中间品，从而促进了企业出口国内附加值率的上升，即“中间品配置效应”；同时，政府补贴抑制了企业的成本加成率，进而对中国企业出口国内附加值率产生不利影响，即“成本加成效应”。由于“中间品配置效应”要大于“成本加成效应”，因而政府补贴促进了中国企业出口国内附加值率提高。

六、结论与启示

当前，随着国际分工的深化、细化，一国出口竞争优势已不再取决于规模和体量，更多取决于其在全球价值链中的位置和获取附加价值的能力(Koopman et al.，2012)。中国进一步深化改革开放的进程中，如何进一步提高中国企业出口的国内附加值率，实现向全球价值链高端位置的攀升，争取更多的贸易利益，这些已经成为亟待解决的重要问题。

本文从政府相关政策的视角出发，利用中国企业层面的微观数据集，深入分析了政府补贴对企业出口国内附加值率的微观效应及影响机制。研究发现：第一，政府补贴显著促进了中国企业出口国内附加值率的提高，并且这一结论具有稳健性。第二，政府补贴对不同类型企业出口国内附加值率的正向影响效应存在显著的异质性特征。具体而言，政府补贴能够显著促进知识密集型行业企业、资本密集型行业企业、一般贸易企业、混合贸易企业、民营企业和外资企业出口国内附加值率的提高，但对劳动密集型行业企业、加工贸易企业和国有企业出口国内附加值率没有显著影响。同时，相比于非沿海地区地区、低出口强度企业和低生产率企业，政府补贴对沿海地区企业、高出口强度企业和高生产率企业国内附加值率的正面促进作用更强。第三，基于中介效应模型的影响机制检验结果表明，政府补贴不仅通过企业生产过程较多使用国内中间品投入这一渠道提升中国企业出口国内附加值率，即存在“中间品配置效应”；同时，还通过抑制企业的成本加成率这一渠道对中国企业出口国内附加值率产生不利影响，即存在“成本加成效应”。不过，由于“中间品配置效应”大于“成本加成效应”，这就从政府补贴的视角解释了近年来中国企业出口国内附加值率变化的事实与机制。

本文不仅从企业出口国内附加值率的角度来认识政府补贴的微观效应，还具有十分重要的政策启示意义。虽然政府补贴能够显著促进中国企业出口国内附加值率的提升，但是政府补贴对不同类型企业出口国内附加值率的影响并不一样，为了提升中国企业出口的国内附加值率，政府在适当加大补贴力度的同时，应当针对不同类型企业的特点，差别性地使用政府补贴政策，注重提高补贴的精准度，通过确定补贴对象、补贴金额筛选标准等，为不同类型企业提供相应的政府补贴，以更好发挥出政府补贴对企业出口国内附加值率的促进效应。