全球价值链嵌入与制造业企业社会责任——基于PSM-DID方法的研究

周维第，蔡培民，Kazlovski V.

(1.华中师范大学 经济与工商管理学院，湖北 武汉 430073;2.白俄罗斯国立哥罗德诺大学 经济与管理系，白俄罗斯 明斯克 220071)

一、引 言

自加入WTO以来，中国制造业企业凭借劳动力价格低廉、自然资源丰裕等优势参与到GVC中，成为全球嵌入GVC程度最深的发展中国家之一。[1]与单纯从事进口贸易或者出口贸易相比，嵌入全球价值链意味着企业参与国际贸易的程度更深，面临的外部环境也更为复杂。国内外学者从企业生产率、出口产品质量、企业创新行为等维度就嵌入全球价值链对企业绩效的影响进行了研究。但另一方面，企业以短期利益为导向的生产经营方式带来了劳工利益受损、欺瞒消费者等企业社会责任缺失问题。随着公众对这类负面事件的广泛关注以及保护自身合法权益意识的增强，企业单纯秉持以自身利润与股东收益为导向的价值观不再被接受，社会大众普遍要求企业更好地承担社会责任。特别是一些发达国家为实现贸易保护，在传统关税壁垒作用被大大削弱的前提下设置“蓝色贸易壁垒”，开始将企业社会责任作为一种手段来提高发展中国家企业对外贸易的门槛，迫使企业更加积极承担社会责任。[2]

在此背景下，一个重要的问题值得关注：中国企业嵌入全球价值链能否提升社会责任水平？鉴于此，本文利用中国工业企业数据库与海关数据库的匹配数据，采用倾向得分匹配——双重差分法(PSM-DID)对此进行检验，我们得到的基本结论是，嵌入全球价值链显著提升了企业的社会责任水平。一方面，企业嵌入全球价值链可以通过“链中学”效应特别是缓解企业的融资约束提升社会责任水平。这是由于企业社会责任的承担需要财务资源的支持，如果企业的财务资源难以维持基本的生产经营活动，那社会责任的承担也就无从谈起，而企业所面临的融资约束在一定程度上决定了企业的经济实力。当企业面临较低的融资约束时，其承担社会责任的意愿会较强；反之，当企业面临着较高的融资约束时会首先削减对短期盈利帮助不显著的投入以节省现金流，维持基本的生产经营活动，从而减少其社会责任的承担。[3]而嵌入全球价值链缓解企业融资约束的事实已被国内外学者如李红阳、王晓娆等所证实。[4]另一方面由于“贸易壁垒倒逼机制”，为满足发达国家市场针对发展中国家企业社会责任贸易壁垒的要求，迫于全球供应链压力，企业更加积极地承担社会责任。

与本文密切相关的第一类文献是关于企业嵌入全球价值链的效应研究。大量文献证明，参与全球价值链给发展中国家带来的正面效应是显而易见的，本土企业可以通过“链中学”实现生产率的提升和经济增长，这其中不仅包括“出口学习效应”，还包括通过大量来自发达国家的中间品进口，实现“进口中学习”。[5]出口学习理论认为，发展中国家的企业通过出口可以接触到发达国家较为先进的生产技术和制造装备，学习其管理手段和营销方式，直接或间接促进其生产效率的提高。此外，为满足国外市场对产品质量和设计等方面的要求，发达国家企业主动对发展中国家代工企业进行技术培训和指导，将部分生产设备甚至是隐形技术进行转让，从而降低了代工企业的生产成本，提高了其生产率水平。[6]“进口中学习”是指从发达国家进口的中间品中，包含了先进的机器设备和原材料，技术含量更高，不仅可以通过技术溢出效应和投入产出效应提高发展中国家企业的生产效率，而且由于进口中间投入品相对国内同类产品质量较高，也能间接促进企业的生产率，即产生“垂直效应”。[7]Baldwin和Yan认为，除“链中学”之外，企业在参与全球价值链过程中接触到更为广阔的国际市场，帮助企业更好地实现规模经济、学习到新的技术和产品，提高创新能力，国际市场上的竞争压力也会迫使发展中国家企业进一步提高自身经营能力和生产效率。[8]

不少学者认为，嵌入全球价值链于发展中国家企业而言是一把双刃剑。Gereffi et al提出，由于现存的国际分工体系由发达国家所主导，当发展中国家从价值链低端逐渐向上攀升实现产业升级时，会遭到发达国家的技术封锁，迫使发展中国家停留在低附加值、低创新能力、低技术水平的生产组装环节，即导致全球价值链低端嵌入的“俘获效应”或“低段锁定效应”。[9]张杰、吕越等国内学者相继发现中国制造业企业被“俘获”的证据，嵌入全球价值链对企业研发创新行为具有显著的抑制作用；[5,10]王玉燕等发现“俘获效应”阻碍了中国企业的技术进步。[11]

与本文密切相关的第二类文献是蓝色贸易壁垒与企业社会责任研究。在经济全球化和全球价值链的推动下，国际贸易中的传统关税和非关税贸易壁垒的作用被大大削弱。发达国家开始运用一些新的贸易壁垒手段提高发展中国家对外贸易的门槛，以达到实施贸易保护的目的，“蓝色贸易壁垒(Bluebarriers)”便是其中灵活性和隐蔽性较强的一种。发达国家通过这种壁垒将国际贸易与企业社会责任挂钩，对发展中国家的企业的社会责任标准进行了一系列明确的规定，如SA8000,《BSCI行为守则》等，要求发展中国家企业在国际贸易中积极履行社会责任，维护供应商、劳工、社会大众等利益相关者的合法利益。诸多学者如Noor等表达了对贸易蓝色壁垒的强烈反对，认为蓝色贸易壁垒是以保护各利益相关者特别是工人的权益为借口，主要针对发展中国家劳动密集型产品而采取的一种贸易保护措施。[2]也有学者提出，该壁垒虽然会直接增加企业的劳动力成本，但能够促进发展中国家劳工权益得到有效的保障，并且促使企业转变发展经营模式，寻求新的竞争点。如任佳瑜通过分析发现，短期内蓝色贸易壁垒会对出口国产生贸易抑制、贸易转移和产业冲击等经济负效应，长期来看又会带来技术和制度创新、环境优化等经济正效应。[12]

上述两类文献为本文提供了颇为夯实的研究基础，相比以上文献，本文的贡献在于以下三个方面：第一，将企业参与全球价值链的效应拓展到企业社会责任层面，丰富和补充了全球价值链的效应研究。第二，本文采用倾向得分匹配的方法克服了以往全球价值链研究中企业样本选择性偏误的问题；在此基础上利用双重差分法估计出企业参与全球价值链的社会责任效应，较好地处理了内生性等问题，得到了较为准确的因果推断。第三，本文不仅验证了企业嵌入全球价值链对企业社会责任提升的平均影响效应，而且考察了该效应在不同所有制类型企业、加工贸易和一般贸易方式下、不同地区之间的差异，系统检验了嵌入全球价值链通过缓解融资约束提升企业社会责任的机制。本文剩余部分的结构安排为：第二部分为研究设计与数据说明，包括模型的构建、指标的测算以及数据选取的说明；第三部分为实证结果与分析，包括基本估计结果、异质性分析与机制检验；第四部分为稳健性检验；第五部分为结论与启示。

二、研究设计与数据

(一)模型设计

1.倾向得分匹配。

本文主要考察嵌入全球价值链能否促进企业履行社会责任，因此我们可以将嵌入全球价值链作为一项准自然实验，将嵌入全球价值链的企业作为处理组(Treat)，未参与全球价值链的企业作为对照组(Control)，通过比较两个样本组企业履行社会责任的差异得到相应的因果推断。但是由于企业参与全球价值链具有非随机性，其会受到企业自身经营绩效和竞争能力的影响，直接将嵌入全球价值链的企业与未参与全球价值链的企业相比较会导致估计的不准确。为克服样本选择性偏差对因果推断的干扰，我们借鉴Becker & Lchino的倾向得分匹配(PSM，Propensity Score Matching)方法，为处理组企业寻找一批各方面特征“尽可能相似”的对照组企业。[13]我们首先建立一个被解释变量为二元虚拟变量的回归模型，处理组取值为1，对照组取值为0，企业选择嵌入全球价值链的概率为：

P=Pr{GVCi t=1}=Φ{Xi t}

(1)

Xi t为匹配变量，表示影响嵌入全球价值链的因素，参照Baldwin&Yan、席艳乐等的做法，我们选择了企业的全要素生产率、企业规模、资本密集度、就业规模、企业年龄和企业负债率等作为匹配变量。[14]通过该概率公式可以估计出样本内企业嵌入全球价值链的预测概率值P，再用倾向得分匹配将预测概率值相近的企业进行配对，从而得到一组与处理组有类似特征的对照组企业。

2.倍差法(DID , differences-in-differences)。

在依据倾向得分匹配方法得到平衡性的两组样本后，本文采用双重差分的方法估计企业嵌入全球价值链的社会责任效应。由于处理组各企业初次嵌入全球价值链的时间点不一致，因此本文设定如下的 “渐进DID(Time-varying DID)”模型：

CSRi t=α+θGVCi t+βXi t+μi+λt+εi t

(2)

核心解释变量GVCi t为二元虚拟变量，当企业为处理组样本且处于初次嵌入当年及之后的年份时取值为1，否则取值为0。μi为个体固定效应，λt为时间固定效应，εi t为随机扰动项，Xi t为控制变量合集，控制其他影响企业社会责任的因素。根据双重差分模型的理论基础，GVCi t的回归系数表示企业嵌入全球价值链对企业社会责任承担的因果效应。

(二)指标构建

1.全球价值链嵌入与否。

随着全球价值链研究在学术界的普遍关注，全球价值链嵌入的量化方法也从宏观逐步走向微观。宏观测算方法利用非竞争性投入-产出(I-O)表，以Hummles的HIY方法和Koopman等的KWW方法为代表，但由于投入产出表数据只能细化到行业层面，因此这种方法具有天然的局限性。[15-16]随着企业层面微观数据的可获得，判断企业是否嵌入全球价值链及嵌入度的测算成为可能。Upward等在KWW方法的基础上，将中国工业企业与海关数据进行合并，考虑中国出口贸易中加工贸易占据很大比重的特征，测算了中国企业的国外增加值率，以此衡量企业层面的全球价值链嵌入度。[17]众多学者在此方法的基础上做了诸多突破，使得微观层面价值链嵌入度的测算有了跨越式的发展。

本文借鉴吕越的研究，分两步判断企业是否嵌入全球价值链：第一，放松Upward测量方法中“进口产品都用作中间投入”的强假定，考虑产品的BEC分类①，识别出真正用于中间投入的中间品并计算企业层面的国外附加值率(FVAR)；[18]第二，以企业的国外附加值率为标准，定义FVAR大于0的企业为“嵌入GVC企业”，否则为“非嵌入GVC企业”。企业层面国外附加值率FVAR的计算公式为：

FVA表示企业的国外附加值，M、X和D分别表示企业的进口、出口和国内销售值；上标o和p分别表示一般贸易方式和加工贸易方式。该公式表示，加工贸易的进口全部作为中间投入用于加工贸易出口，而一般贸易的进口同比例用于国内销售的中间投入和一般贸易出口的中间投入。

2.企业社会责任度量。

本文分两步构建企业社会责任指标：第一步，基于Freeman的利益相关者理论，并借鉴赵天燕、赵永亮等的指标构建方法，选取六个对于制造业企业非常重要的利益相关方，即政府、股东、债权人、员工、消费者和供应商，分别测算企业对这些利益相关者的社会责任分指标。[19-21]其中，对政府的责任(GR)用企业所得税来表示；对股东的社会责任(ShR)用所有者权益来表示；对员工的责任(EmR)用当期对员工的支付来表示，包括对员工的工资支付及福利总额；对消费者的社会责任(CoR)用销售费用指出率衡量，即销售费用与企业营业收入之比；对供应商的社会责任(SuR)用应收账款比重来表示，即应收账款净值除以总资产；对环境的责任(EvR)用单位收入材料消耗量，即工业中间投入与主营业务收入之比来表示。第二步，参考张卫民等的做法，采用客观赋权法中的熵权法，通过信息熵的原理确定各分指标的权重，从而计算出企业层面的社会责任综合指标(CSR)，描述性统计结果如表格1所示。[22]此外，我们在图1中绘制了GVC企业与非GVC企业的企业社会责任密度图，可以发现GVC企业的企业社会责任指标明显高于非GVC企业，这为本文接下来的分析提供了参考。

表 1 企业社会责任各维度描述性统计

图1 企业社会责任指标密度图

3.控制变量。

本文选取了如下控制变量：企业规模(size)，用企业的营业收入来表示；企业年龄(age),用当年年份与企业成立年的差值来表示；全要素生产率(tfp)，为克服传统的索洛残差估计中的“同时性”偏误和“样本选择”偏误并进一步克服OP法所带来的样本损失，本文借鉴选择Levinsohn&Petrin的LP法衡量全要素生产率；[23]资产收益率(roa)，用企业的利润总额除以总资产来衡量；企业资产结构(tang)，用企业流动资产与固定资产的比率来表示。对于以上变量，本文均对其取自然对数。

表 2 2005年倾向得分匹配平衡性检验结果

(三)数据说明

本文所使用的数据来源于中国工业企业数据库和海关进出口数据库，时间跨度为2000—2007年。首先，我们借鉴Feenstra、余淼杰等的研究，对中国工业企业数据做如下处理：剔除关键变量(如工业总产值、工业增加值、企业总资产、利息费用、销售费用等)缺失的企业；剔除总固定资产或流动资产超过总资产的企业；剔除企业从业人数小于10或成立时间无效(例如成立时间在12之后或在1之前)的企业。[24-25]考虑到部分行业的特殊性，本文删除了电力、燃气及水的生产和供应业以及采矿业的企业，仅保留了行业门类为制造业的样本。在此基础上，本文参照upward、吕越的方法分两步识别两个数据库中相同的企业：第一，我们直接用企业名称对数据库进行合并，合并成功的企业即为同一家企业；第二，对于没有识别成功的样本，我们再用“企业所在地的邮政编码+企业电话号码的后七位”来识别两套数据库中相同的企业。[17-18]

考虑到在考察期内，企业参与全球价值链存在动态调整的现象，本文借鉴席艳乐等的方法，将企业划分为新嵌入企业(前期不嵌入，从某一期开始嵌入)、持续嵌入企业、中途退出企业(前期嵌入，后期有不嵌入现象)②和持续不嵌入企业四种类型。本文仅选取其中的两类企业——新嵌入企业和持续不嵌入企业进行研究，前者作为处理组，后者作为控制组。由于企业2000年以前的嵌入经历无从得知，因此我们以2000年为基期，限定新嵌入企业的样本为从2001—2007年中某年开始嵌入，且在参与后各年份不退出的企业。

三、实证结果与分析

(一)样本匹配效果

由于各企业初次嵌入全球价值链的时间不同，本文借鉴Heyman et al的研究，采用逐年匹配的方法为每年的处理组企业寻找对应的对照组样本。[26]具体匹配过程如下：(1)根据公式⑴，利用logit模型估计倾向得分；(2)采用“k近邻匹配法(k=3)”进行各年的匹配，如果遇到多个控制组个体与处理组个体具有相同的最近距离，那么可以用所有相同距离的控制组个体的平均结果作为处理组个体的匹配，这样不仅可以获得充足的匹配样本，而且有利于提高估计精度。[27]

为保证匹配过程的有效性，本文对匹配前后的处理组样本和控制组样本做了平衡性检验，囿于篇幅，本文仅汇报了2005年倾向得分匹配的检验结果。③从表2可以看出，匹配前处理组和控制组样本差异都非常显著，若直接进行线性回归势必造成估计的不准确。经过倾向得分匹配后，所有匹配变量的绝对值偏差均小于5%，各变量的t统计量都不显著，这表明本文所选取的匹配变量和匹配方法都是可取的，处理组和控制组企业各方面特征都非常相近，所有匹配变量在两组样本之间不存在显著差异。同时，从倾向得分值的核密度分布来看，匹配前两组样本存在较大差异，匹配完成后两组样本倾向得分值的核密度分布基本趋于一致。

(二)嵌入全球价值链对企业社会责任的影响

在利用倾向得分匹配方法得到与处理组企业具有类似特征的对照组企业后，本文采用双重固定效应模型对模型(2)进行了估计，估计结果如表3所示。列(1)的估计结果显示，在控制年份、个体固定效应后，核心解释变量GVCi t的系数在1%的水平上显著为正，表示企业嵌入全球价值链显著提升了企业所履行的社会责任水平。列(2)为加入企业全要素生产率、企业资产结构、资产收益率、企业年龄等控制变量的回归结果，结果显示GVCi t的系数依然显著为正。为控制行业层面与地区层面政策或不可观测因素的干扰，我们在列(3)和列(4)陆续加入了行业×时间、地区×时间的固定效应，发现GVCi t的估计系数依然为正。根据列(4)的结果，与没有参与全球价值链的企业相比，参与全球价值链企业的社会责任水平高出了12.5%，这表明企业在参与全球价值链的过程中更加积极地承担了相应的企业社会责任。

表3 基准回归结果

表2仅展示了嵌入全球价值链对企业社会责任综合指标的影响，为进一步考察嵌入全球价值链对企业社会责任各分指标的作用，本文分别将企业社会责任六个维度分指标作为被解释变量对模型(2)进行回归，表格4是具体的回归结果。具体而言，嵌入全球价值链对企业承担的政府责任(GR)、员工责任(EmR)、股东责任(ShR)有明显的提升作用；对消费者责任(CoR)的提升作用虽然也比较显著，但其系数较小(0.00448)；当供应商责任(SuR)作为被解释变量时，GVCi t的系数虽为正但不显著。需要特别说明的是，由于衡量企业环境责任(EvR)的指标(单位收入材料消耗量)为逆指标，即该指标越大，表明企业生产的能耗强度越大，资源友好度越差。因此表4第(7)列的结果表明，虽然系数不显著，嵌入全球价值链反而恶化了企业环境责任的承担，这与中国制造业粗放型的产业结构和受到发达国家的“低端锁定”效应不无关系。

表4 全球价值链嵌入对企业社会责任各分指标的影响

(三)基于企业异质性的回归结果与分析

1.企业所有制类型差异。考虑到国有企业与非国有企业在参与全球价值链过程中所面临的行业竞争、关税壁垒、政策扶持等方面存在显著差异，因此本文分别考察了这两类企业在参与全球价值链中的社会责任效应。本文借鉴聂耀华等的方法，将企业实收资本中，国有资本比重大于50%的企业定义为国有企业，否则为非国有企业。[28]根据表5的回归结果我们发现，国有企业参与全球价值链的社会责任效应为0.31但不显著，而非国有企业的估计系数为0.127，且在1%的水平上显著，这意味着我国企业参与全球价值链的企业社会责任改善主要来源于非国有企业。本文认为出现这种现象的原因是，与非国有企业不同，大型国有企业除了必须承担对利益相关者的社会责任，还肩负着保证国家公共利益、实现战略目标的特殊使命，本文所选取的企业社会责任指标很难对国有企业承担的这部分责任进行有效的衡量。除此之外，国有企业在政府的影响下，原本就在利益相关者当中建立了良好的口碑，参与全球价值链对国有企业提升社会责任的冲击效应不大。

2.贸易方式差异。由于加工贸易方式在我国制造业企业参与对外贸易中占据较大的比重，而且既有文献表明，加工贸易企业与一般贸易企业在生产率水平、创新研发能力、进出口表现等方面存在显著差异，因此本文同样考察了这两类企业在嵌入全球价值链后的社会责任效应差异。我们借鉴毛其淋的做法，将企业进出口贸易额中加工贸易方式比重大于50%的企业定义为加工贸易企业。[29]从表格5的回归结果来看，一般贸易企业的估计系数为0.166，且显著为正，在嵌入全球价值链后社会责任提升程度较大，加工贸易企业的估计系数虽然同样为正但不显著。这是因为加工贸易企业“两头在外”的特征决定了其比一般贸易企业的技术含量更低、利润率更低、支付更少的工资和研发投入。[30]此外，虽然加工贸易企业参与全球价值链较为“容易”，但其获得的附加值较低，市场力量也十分有限，因此在社会责任承担方面与一般贸易企业存在较大差距。

3.地区差异。表5还考察了不同地区企业参与全球价值链对企业社会责任的影响。在控制其他相关变量、年份和个体固定效应的情况下，东部地区企业样本的GVCi t估计系数为0.114，且在1%的水平上显著，而中西部地区的交叉项系数虽然同样为正但不显著。通过比较可以发现，东部地区企业嵌入全球价值链显著提升了企业社会责任水平，而中西部地区企业嵌入全球价值链对其社会责任承担的影响不显著。

表5 异质性企业的回归结果

(四)影响机制检验

前文的分析认为，嵌入全球价值链可以通过缓解企业融资约束，从而提升企业社会责任水平。为了检验这一传导机制是否真正存在，我们首先在表格6的第(2)列估计了全球价值链嵌入对企业融资约束的影响。这里的融资约束指标，我们借鉴马述忠等的方法，用取自然对数的企业流动比率(ln_CR，流动资产/流动负债)来衡量，该指标用于表示企业的资金流动性，指标越大表明企业资产的变现能力更强，融资约束越小。[32]从回归结果看，全球价值链嵌入对企业流动比率的影响显著为正，表明缓解了企业融资约束，这与我们前文的预期以及吕越等的研究结果相同。我们更感兴趣的是，融资约束缓解是否是嵌入全球价值链提升企业社会责任的渠道，于是我们在模型(2)的基础上引入融资约束指标与GVCi t的交叉项，得到如下的模型(3)。

CSRi t=α+θGVCi t+γGVCi t×ln_CRi t+βXi t+μi+λt+εi t

(3)

表格6的第(3)列汇报了该模型的回归结果，我们发现交叉项的估计系数为正而且通过了1%水平的显著性检验，这表明嵌入全球价值链可以通过缓解融资约束，改善企业的财务状况进而提升企业社会责任水平。

为了保证上述机制分析的稳健性，我们还做了如下检验：如果融资约束缓解是全球价值链嵌入提升企业社会责任的重要渠道，那么我们可以推测在外部资金依赖度较高的行业，嵌入全球价值链对企业社会责任的提升效果会更大。因此我们借鉴许和连、王海成的方法，利用《中国固定资产投资统计年鉴》中的统计数据，构建行业外部资金依赖度指数(简称HX指数)⑤，该指数越大表明该行业的外部资金依赖度越高。[33]我们在模型(2)的基础上加入该指数与GVC的交叉项进行回归。如表格6第(4)列所示，GVC*HX的回归系数为正且通过了5%水平的显著性检验，这表明对于外部资金依赖度较高的行业，企业嵌入全球价值链对社会责任的提升效果更大，再次验证了缓解融资约束是该影响的重要渠道。

表格6 影响机制检验

四、稳健性检验

(一)平行趋势检验

前文采用双重差分法的一个关键假设是，处理组企业不嵌入GVC的情况下和控制组企业有着共同的时间趋势。为保证此假设成立，我们设定了如下的计量模型进行检验：

(4)

模型中GVCi，t+τ为一系列虚拟变量，当处理组企业处于初次嵌入全球价值链前后的τ年时，GVCi，t+τ取值为1；除此之外各项均取值为0，δτ的大小就表示在初次嵌入前后的第τ年，处理组企业和对照组企业有无显著差异。其余变量定义与模型(2)相同。

为了更加直观地表现估计结果，我们绘制了90%置信区间下δτ的估计结果。如图2所示，当τ=-6、-5、-4、-3、-2、-1(τ=-7作为基期)时估计系数并不显著，说明在处理组企业在初次嵌入全球价值链之前的年份，企业社会责任表现和控制组企业没有明显差异，平衡趋势假设成立。同时我们发现，在企业嵌入全球价值链后(τ=1…5)，企业社会责任水平明显提高，不存在时滞而且具有可持续性。

图2 匹配前后处理组和控制组倾向得分值核密度分布情况

图3 平行趋势检验

(二) 考虑贸易中间商

在我国，许多制造业企业或由于无法取得相应的进出口经营权，或限于生产率水平和资金能力，无法直接参与国际进出口，而是通过贸易代理商间接实现，因此贸易中间商一直扮演着十分重要的角色。[34]我们所采用的海关数据中仅记录了企业直接参与国际进出口的明细，而从贸易中间商间接进口的数据无法直接获得。如果不考虑贸易中间商，就会使企业进口的中间投入额被严重低估，在此基础上计算的企业国外附加值率(FVAR)也同样会被低估。因此我们考虑贸易中间商的作用，对企业国外附加值率的计算方法进行调整，更加准确地识别一个企业是否嵌入全球价值链。

借鉴Ahn 的做法，我们将企业名称中包含“经贸”“贸易”“进出口”“商贸”“外贸”“科贸”等关键词的企业判定为贸易中间商。[35]首先计算特定产品i(j)的进口总额中贸易中间商的进口比重mi(mj)；其次假定其他企业通过贸易中间商进口该产品的比重均为mi(mj)，企业直接从海外进口该产品的比重为1-mi(1-mj)，最后通过下面的公式得到企业实际的加工贸易和一般贸易的进口额：

在考虑了贸易中间商的作用后，我们利用重新计算的国外附加值率作为判断企业嵌入全球价值链的依据识别出处理组企业，重新进行了PSM-DID估计，估计结果如表格7所示。从回归结果来看，考虑贸易中间商后交叉项GVCi t的估计系数依然显著为正，这表明本文的核心结论依然成立，嵌入全球价值链提升了企业社会责任水平。

(三)改变PSM的匹配方法

在利用倾向得分匹配方法为处理组企业寻找相似的对照组企业时，匹配方法的选择至关重要，在前文分析中我们采用了“k近邻匹配法(k=3)”的匹配方法。为保证估计结果的稳健性，本文又分别采用了核匹配和半径匹配的方法。核匹配方法能够充分利用控制组样本，并依据控制组企业与处理组企业i的距离对每个控制组样本赋予不同的权重，距离越近则权重越大；半径匹配法预先设定一个卡尺范围(caliper)，然后将倾向得分值与处理组样本的差异小于该卡尺的控制组样本列为匹配对象，本文设定caliper = 0.01。如表格7所示，在更换匹配方法并进行相应的倍差法估计后，上文结论依然成立。

(四)连续型DID方法

前文所采用的渐进DID模型中，GVCi t作为核心解释变量，是组别虚拟变量与时间虚拟变量的交叉项，这种0-1变量的不足之处在于无法体现不同处理组处理程度不同的差异，在本文中表现为每个企业嵌入全球价值链的强度不同。而连续型DID主要以政策影响的强度作为处理组的代理变量，可以克服这一缺点。为了保证实证结果的稳健性，我们对模型(2)改进如下：

CSRi t=α+θFVARi×Yeart+βXi t+μi+λt+εi t

(5)

由于我们对企业是否嵌入全球价值链的定义主要来源于FVAR，因此我们将连续型变量FVAR与时间虚拟变量交互，替代GVCi t作为核心解释变量,其余变量定义与前文相同。如表7的第(5)列所示，估计结果依然稳健。

表7 稳健性检验

五、结论与启示

在经济全球化和产业内贸易兴起的浪潮下，我国制造业企业积极参与到全球分工体系，全球价值链参与度逐年提升，学习效应十分明显。与此同时，随着传统贸易壁垒的作用日益下降，针对企业社会责任承担的蓝色贸易壁垒成为发达国家实施贸易保护的主要手段，提升我国企业的社会责任水平十分迫切。本文利用2000—2007年中国工业企业与海关数据库的匹配数据，运用PSM-DID方法探究了企业嵌入全球价值链的社会责任效应。本文研究发现：第一，通过“链中学”效应和蓝色贸易壁垒倒逼机制，企业嵌入全球价值链显著提升了整体社会责任水平，但对各分指标的影响存在异质性，不能一概而论；第二，就企业所有制而言，参与全球价值链的企业社会责任改善主要来源于非国有企业；在贸易方式方面，加工贸易企业“两头在外”的特征导致其获得的附加值较低，市场力量也十分有限，因此在社会责任承担方面与一般贸易企业存在较大差距；在地区差异性方面，东部地区企业嵌入全球价值链的社会责任效应比中西部地区企业更为明显；行业差异方面，行业竞争度较高的企业，嵌入全球价值链会更加显著地提升社会责任水平。第三，本文通过机制分析表明，缓解融资约束是嵌入全球价值链提升企业社会责任水平的重要渠道。

本文将企业嵌入全球价值链的效应研究拓展到企业社会责任层面，得到的结论有一定的政策含义：第一，我国制造业企业需要继续深化全球价值链参与程度，提高全球价值链地位，从而促进企业更好地履行社会责任，提高国际贸易竞争力，更好地应对国际贸易中的蓝色贸易壁垒。第二，我国制造业企业嵌入全球价值链以加工贸易方式为主，虽然以这种方式嵌入更为“容易”，但因其获得的附加值较低、参与方式较为粗糙，更容易被发达国家“俘获”，因此获得的社会责任提升十分有限。我国制造业应当转变当前的嵌入结构，提升GVC参与水平，以便获得更为明显的提升效应。第三，在鼓励东部企业积极嵌入全球价值链的同时，应该加大对中西部地区企业的政策、技术、资本等支持，促进中西部企业嵌入GVC，同步提升企业社会责任水平。

注释：

① BEC即Broad Economic Classification，BEC分类标准是由联合国制定的对贸易品的分类依据，其产品分类可以与海关数据中HS-6分位产品编码对应。

② 据统计，在嵌入全球价值链1年、2年…7年后又中途退出的企业分别有5768、456、140、47、18、10、6家。为消除企业的退出经历对估计结果的干扰，我们将这部分企业样本排除在外。

③ 囿于篇幅，笔者在此未列出其余年份倾向得分匹配的检验结果。如有需要可向笔者索取。

④ 计算维度为中国工业企业数据的四位数行业小类代码及行业小类名称。

⑤ 《中国固定资产投资统计年鉴》中“国民经济行业小类城镇投资资金来源构成”部分详细统计了各行业的投资资金来源，包括国家预算内资金、国内贷款、债券、利用外资(主要是FDI)、自筹资金和其他来源。我们将自筹资金以外的投资来源占资金总额的比重定义为行业外部资金依赖度(HX指数)。