生產(chǎn)組織形式與政府補貼范文

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《國際經(jīng)貿(mào)探索雜志》2015年第七期

一、估計模型

根據(jù)邵敏等（2011）對政府補貼的一般研究，補貼行為可以分為兩個階段進行分析，一是補貼對象的選擇，二是補貼程度的選擇。由于只有對于受補貼的企業(yè)而言才有補貼程度的多少可言，因此用OLS法估計補貼程度會存在樣本選擇偏誤。根據(jù)Heckman（1979）的選擇模型，我們可以先利用probit模型計算出企業(yè)獲得政府補貼的概率，得到其逆米爾斯比率（InverseMillsRatio，以IMR表示），然后將這個比率代入補貼程度方程，如此可以解決樣本選擇偏誤。由于中國的加工貿(mào)易仍處于產(chǎn)業(yè)鏈低端，參與的全球價值鏈較短，附加值低，因此我們可以預(yù)估政府會給予一般貿(mào)易企業(yè)更多的補貼（孫玉琴等，2013）；而在加工貿(mào)易企業(yè)內(nèi)部，由于進料加工企業(yè)掌握了生產(chǎn)過程，因此政府應(yīng)該會較為注重這種生產(chǎn)的自主權(quán)，給予進料加工企業(yè)更多的補貼。在第四部分，我們還使用交叉項分析了是哪種因素導(dǎo)致了一般貿(mào)易企業(yè)與加工貿(mào)易企業(yè)、進料加工企業(yè)與來料加工企業(yè)所受補貼程度的差異。

二、數(shù)據(jù)

本文的補貼及其他財務(wù)數(shù)據(jù)來自工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，但是工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫并不包括出口企業(yè)的貿(mào)易方式這一信息，因此本文將工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫2000～2007年及海關(guān)數(shù)據(jù)庫2002～2005年以名稱進行匹配合并，合并之后得到63647家企業(yè)。合并后的數(shù)據(jù)包含了工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中出口企業(yè)的40％，這就可能存在樣本偏誤的問題，但根據(jù)戴覓等（2014），合并之后的出口企業(yè)的特征與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中出口企業(yè)的特征無明顯差別，因而我們可以不考慮樣本偏誤問題。隨后，我們剔除了補貼收入存在缺失值的樣本，剔除了工業(yè)總產(chǎn)值、從業(yè)人員、固定資產(chǎn)平均余額、中間投入存在缺失值或者非正值的企業(yè)，也剔除了從事其他貿(mào)易方式的企業(yè)，在最終的樣本中，有39107家企業(yè)從事一般貿(mào)易，有13068家企業(yè)從事進料加工，有3468家企業(yè)從事來料加工貿(mào)易，共計55643家企業(yè)。根據(jù)戴覓等（2014），因為工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)已經(jīng)是經(jīng)過篩選的數(shù)據(jù)，用OLS估計出的企業(yè)生產(chǎn)率存在幸存者偏誤和同步偏誤，因此我們根據(jù)他們的處理方法以O(shè)lley－Pakes（1996）的方法計算出企業(yè)生產(chǎn)率。此外，我們以企業(yè)雇員的人數(shù)來表示企業(yè)的規(guī)模。根據(jù)國家統(tǒng)計局2002年公布的的《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計分類目錄的通知》，在我們的樣本中，醫(yī)藥制造、航空航天器制造、電子及通信設(shè)備制造業(yè)、電子計算機及辦公設(shè)備制造業(yè)、醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)這五個行業(yè)為高技術(shù)行業(yè)，因此我們根據(jù)國民經(jīng)濟行業(yè)分類二分位及三分位生成高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)虛擬變量。雖然工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)給出了企業(yè)的注冊類型，但是根據(jù)Brandtetal．（2012）這一時期存在大量國有企業(yè)被私有化而注冊類型并沒有發(fā)生變更的情況，因此我們以國有資本占總資本的比例來表示一個企業(yè)的國有化程度。此外，我們以新產(chǎn)品產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比例來表示一個企業(yè)新產(chǎn)品開發(fā)力度。我們在表1中給出了各個變量的統(tǒng)計特征。

三、實證分析

（一）初步估計利用Heckman選擇模型（1）、（2）的回歸結(jié)果統(tǒng)計在表2中，我們首先來看補貼對象方程的回歸結(jié)果（即第（1）列），關(guān)鍵變量一般貿(mào)易虛擬變量（yibanmaoyi）的系數(shù)為正，說明一般貿(mào)易企業(yè)比加工貿(mào)易企業(yè)更容易獲得補貼，與我們的預(yù)期一致。假定其他條件相同，一個一般貿(mào)易企業(yè)將比一個加工貿(mào)易企業(yè)多35％的概率獲得政府補貼。補貼虛擬變量滯后項（L．subsidydum）的系數(shù)為正且接近1，說明絕大多數(shù)企業(yè)的補貼具有連續(xù)性，即上一年獲得補貼的企業(yè)在下一年有94．7％的概率同樣獲得了政府補貼。新產(chǎn)品開發(fā)力度（new）、企業(yè)規(guī)模（lnemployee）、國有資本占總資本的比例（guozibili）、高新技術(shù)行業(yè)虛擬變量（gaoxinchanye）的系數(shù)均為正，說明以上變量有助于企業(yè)獲得政府補貼。接下來，我們再關(guān)注補貼程度的回歸結(jié)果（第（2）列），在受補貼的企業(yè)中，一般貿(mào)易企業(yè)相對于加工貿(mào)易企業(yè)獲得了額外40．8％的補貼（即e0．342－1），而新產(chǎn)品開發(fā)力度、企業(yè)規(guī)模、國有資本占總資本的比例、高新技術(shù)行業(yè)虛擬變量這幾個控制變量同樣有助于企業(yè)獲得更多的補貼。隨后，我們在Heckman選擇模型的解釋變量中加入了利用Olley－Pakes（1996）方法計算出的企業(yè)TFP的對數(shù)值，加入新的解釋變量之后關(guān)鍵變量一般貿(mào)易虛擬變量的系數(shù)無論在選擇模型（第（3）列）還是在補貼模型（第（4）列）中都沒有發(fā)生顯著變化，這也說明我們的回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。根據(jù)戴覓等（2014），一般貿(mào)易企業(yè)的生產(chǎn)率系統(tǒng)性地高于加工貿(mào)易企業(yè)，為了比較究竟是企業(yè)TFP還是貿(mào)易方式對補貼的影響大，在第三組Heckman選擇模型中，我們加入了年份固定效應(yīng)、省份固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)這三個固定效應(yīng)。加入固定效應(yīng)之后，選擇模型（第（5）列）中企業(yè)TFP對數(shù)的系數(shù)不再顯著，而一般貿(mào)易虛擬變量的系數(shù)仍然顯著，這說明在出口企業(yè)內(nèi)部，政府在選擇補貼對象時并不是選擇TFP高的企業(yè)，而是選擇從事一般貿(mào)易的企業(yè)。補貼模型（第（6）列）中一般貿(mào)易虛擬變量與企業(yè)TFP對數(shù)的系數(shù)均顯著為正，說明在受補貼的出口企業(yè)中，一般貿(mào)易企業(yè)和高TFP的企業(yè)獲得了更多的政府補貼。最后，我們用加入年份、省份、行業(yè)三個固定效應(yīng)的OLS模型（第（7）列）估計了補貼程度，回歸結(jié)果與第（2）、（4）、（6）列的回歸結(jié)果相似，說明我們補貼程度方程的回歸結(jié)果穩(wěn)健，并不隨著估計方法而有所差異。接下來，我們要關(guān)注在加工貿(mào)易企業(yè)內(nèi)部，從事來料加工的企業(yè)和從事進料加工的企業(yè)所接受的政府補貼的差異，如表3所示。在第（1）列選擇模型的回歸結(jié)果中，來料加工虛擬變量并不顯著，也就是說政府在選擇補貼對象時并不會因企業(yè)從事來料加工還是進料加工而給予或者不給予補貼。在加工貿(mào)易企業(yè)內(nèi)部，補貼虛擬變量的滯后項、新產(chǎn)品開發(fā)力度、企業(yè)規(guī)模、國有資本占總資本的比例均有助于企業(yè)取得政府補貼，但高新技術(shù)行業(yè)虛擬變量的系數(shù)不再顯著，這是因為從事加工貿(mào)易的企業(yè)大多數(shù)并沒有在高新技術(shù)行業(yè)中，在我們的樣本中只有約12％的加工貿(mào)易企業(yè)屬于高新技術(shù)行業(yè)。在第（2）列補貼模型的回歸結(jié)果中，來料加工虛擬變量的系數(shù)顯著為負，說明在受補貼的加工貿(mào)易企業(yè)中政府給了進料加工企業(yè)更多的補貼，而來料加工企業(yè)獲得的補貼較少。新產(chǎn)品開發(fā)力度、企業(yè)規(guī)模、國有資本占總資本的比例、高新技術(shù)行業(yè)虛擬變量均有助于企業(yè)取得更多的政府補貼。隨后我們在Heckman選擇模型中加入企業(yè)TFP的對數(shù)值作為解釋變量，在第（3）列選擇模型的回歸結(jié)果中，來料加工虛擬變量的系數(shù)此時顯著為負，說明來料加工企業(yè)更不容易獲得政府補貼。來料加工虛擬變量系數(shù)顯著性的變化，是因為企業(yè)TFP與生產(chǎn)組織形式有關(guān)，在我們的樣本中，來料加工企業(yè)要比進料加工企業(yè)的TFP高，因此在不加入企業(yè)TFP的第（1）列中，生產(chǎn)組織形式的作用與企業(yè)TFP的作用混合在一起，導(dǎo)致來料加工虛擬變量系數(shù)不顯著。在第（3）列中，補貼虛擬變量的滯后項、新產(chǎn)品開發(fā)力度、企業(yè)規(guī)模、國有資本占總資本的比例均有助于企業(yè)取得政府補貼，但高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)虛擬變量的影響仍然不顯著。在第（4）列補貼模型的回歸結(jié)果中，來料加工虛擬變量的系數(shù)仍然顯著為負，企業(yè)TFP對數(shù)的系數(shù)顯著為正，其他變量的系數(shù)與第（2）列的結(jié)果相似。我們在第三組Heckman選擇模型中加入了時間固定效應(yīng)、省份固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)，回歸結(jié)果也與前面兩組模型相似。最后，我們用加入時間、省份、行業(yè)三個固定效應(yīng)的OLS模型估計了補貼程度的影響因素，第（7）的回歸結(jié)果與利用Heckman選擇模型估計出來的第（2）、（4）、（6）列的結(jié)果相似，因而說明我們回歸結(jié)論的穩(wěn)健性。

（二）機制分析補貼對象的選擇更多體現(xiàn)了政府對某些企業(yè)或行業(yè)特征在“質(zhì)”上的偏好，而補貼程度不同體現(xiàn)了“量”的偏好，這一部分我們主要分析補貼程度差異的原因。我們在上面的回歸結(jié)果中得到：一般貿(mào)易企業(yè)所接受的政府補貼的程度要比加工貿(mào)易企業(yè)高，進料加工企業(yè)所接受的政府補貼的程度要比來料加工企業(yè)高，那么接下來我們想要知道是什么因素導(dǎo)致了這種差異。一種可能性是不同貿(mào)易方式的企業(yè)各自的特征不同，比如根據(jù)戴覓等（2014）的研究，一般貿(mào)易企業(yè)相較加工貿(mào)易企業(yè)TFP較高，所以政府在選擇補貼程度的時候給予了TFP較高的企業(yè)更優(yōu)惠的政策；另一種可能性是不同貿(mào)易方式的企業(yè)各自的特征差別并不是很明顯，而是政府本身在政策選擇的時候偏向了某一方，比如從事一般貿(mào)易和從事加工貿(mào)易的兩個企業(yè)可能規(guī)模一樣大，但是政府政策更偏向于一般貿(mào)易企業(yè)，因此給予前者更多的補貼。對于第一種可能性，我們在表4中給出了解釋變量的統(tǒng)計特征，可以看到，相比一般貿(mào)易企業(yè)，加工貿(mào)易企業(yè)的國有資本占比較小，新產(chǎn)品開發(fā)力度較小，而在企業(yè)TFP、規(guī)模方面差異并不顯著。①而在加工貿(mào)易企業(yè)內(nèi)部，這四個變量并不存在顯著的差別。例如，假定兩個企業(yè)的特征TFP相同，但是由于政府更偏好一般貿(mào)易企業(yè)，所以θ5將會為正，此時對于一般貿(mào)易企業(yè)而言，TFP對政府補貼的影響為θ5＋γ5，而對于加工貿(mào)易企業(yè)來說TFP對政府補貼的影響只是γ5。在表5中，第（1）列我們引入了一般貿(mào)易虛擬變量與企業(yè)TFP的交叉項，交叉項系數(shù)顯著為負，也就是說相比加工貿(mào)易企業(yè)，一般貿(mào)易企業(yè)中那些高TFP的企業(yè)獲得了更少的政府補貼。這與邵敏等（2011）的結(jié)論相一致，政府補貼程度的選擇體現(xiàn)了“扶持弱者”的特征。在第（2）列中，我們加入了一般貿(mào)易虛擬變量和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)虛擬變量的交叉項，交叉項系數(shù)顯著為正，說明相對加工貿(mào)易企業(yè)來說，政府給予從事高新技術(shù)行業(yè)一般貿(mào)易企業(yè)的補貼程度要更高。隨后，我們在第（3）、（4）、（5）列分別加入了一般貿(mào)易虛擬變量與國有資本比例、新產(chǎn)品開發(fā)力度、雇員人數(shù)的交叉項，這三個交叉項中只有企業(yè)雇員人數(shù)交叉項的系數(shù)顯著為正，說明相比加工貿(mào)易企業(yè)，規(guī)模大的一般貿(mào)易企業(yè)獲得了更高程度的補貼。在第（6）列，我們同時加入一般貿(mào)易虛擬變量與企業(yè)TFP、高新產(chǎn)業(yè)虛擬變量的兩個交叉項，此時企業(yè)TFP交叉項不再顯著，說明其不具有穩(wěn)健性。在第（7）列，當我們加入所有的交叉項時，除高新產(chǎn)業(yè)虛擬變量的交叉項和企業(yè)雇員人數(shù)的交叉項之外，其他交叉項的系數(shù)均不顯著，而新產(chǎn)品開發(fā)力度交叉項的系數(shù)只在10％的顯著性水平下顯著。因此，我們可以得出：一般貿(mào)易企業(yè)與加工貿(mào)易企業(yè)所受補貼程度的不同，主要是由于政府給予從事一般貿(mào)易的高新技術(shù)企業(yè)和規(guī)模較大的企業(yè)的補貼要比從事加工貿(mào)易的高新技術(shù)企業(yè)和規(guī)模較大的企業(yè)的補貼高。接下來，我們要分析加工貿(mào)易企業(yè)中為何進料加工企業(yè)比來料加工企業(yè)所接受的補貼程度高。與上面的分析類似，我們引入了進料加工虛擬變量與其他因素的交叉項。從表6的第（1）列到第（4）列，我們分別引入了企業(yè)TFP交叉項、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)虛擬變量交叉項、國有資本比例交叉項、新產(chǎn)品開發(fā)力度交叉項，但其系數(shù)均不顯著。在第（5）列，我們引入了企業(yè)雇員人數(shù)的交叉項，交叉項系數(shù)顯著為正，說明相對于同等規(guī)模的來料加工企業(yè)而言，規(guī)模較大（雇員人數(shù)多）的進料加工企業(yè)接受了更多的補貼，這種關(guān)系在第（6）列加入所有交叉項之后仍然成立。從上面的交叉項分析中，我們可以看出，政府在選擇補貼程度時，企業(yè)規(guī)模（即雇員人數(shù)）是最重要的一個考慮因素，這是因為保證就業(yè)是政府需要處理的首要問題之一。其次，一般貿(mào)易與加工貿(mào)易企業(yè)所受補貼程度的不同也是由于政府給予了從事高新技術(shù)行業(yè)的一般貿(mào)易企業(yè)更多的補貼；而在加工貿(mào)易企業(yè)內(nèi)部，由于這些企業(yè)很少從事高新技術(shù)行業(yè)，因此高新技術(shù)行業(yè)這一因素在加工貿(mào)易企業(yè)內(nèi)部并不影響企業(yè)受補貼的程度。在這一部分，我們分析了為何不同貿(mào)易方式的企業(yè)接受的補貼程度不同。在出口企業(yè)內(nèi)部，由于一般貿(mào)易企業(yè)本身較多從事高新技術(shù)行業(yè)，新產(chǎn)品開發(fā)力度高，創(chuàng)新能力強，加之其國有資本參與程度較高，因此政府在選擇補貼多少時更偏好一般貿(mào)易企業(yè)；同時，對交叉項的分析顯示，政府對規(guī)模較大、從事高新技術(shù)行業(yè)的一般貿(mào)易企業(yè)給予了更多的邊際補貼。在加工貿(mào)易企業(yè)內(nèi)部，來料加工企業(yè)和進料加工企業(yè)兩者之間并沒有太大的差別，主要是由于政府給予規(guī)模較大的進料加工企業(yè)更多的邊際補貼，這可能主要是由于政府認為進料加工企業(yè)掌握了生產(chǎn)過程，因此對外需的依賴度低，生產(chǎn)效益的穩(wěn)定性高。

四、總結(jié)

本文研究了貿(mào)易方式、生產(chǎn)組織形式與政府補貼的關(guān)系。首先將工業(yè)企業(yè)2000～2007年的數(shù)據(jù)與海關(guān)數(shù)據(jù)2002～2005年進行合并，經(jīng)過篩選之后得到55643家企業(yè)。隨后本文采用Heckman選擇模型對補貼對象的選擇和補貼程度進行了分析，發(fā)現(xiàn)在出口企業(yè)中，一般貿(mào)易企業(yè)比加工貿(mào)易企業(yè)更容易獲得補貼，且獲得了更多的補貼；在加工貿(mào)易企業(yè)中，進料加工企業(yè)比來料加工企業(yè)更容易獲得補貼，并且獲得了更多的補貼。進而，本文在補貼程度方程中加入交叉項分析了何種因素導(dǎo)致了不同類型企業(yè)所受補貼程度的差異，一般貿(mào)易企業(yè)與加工貿(mào)易企業(yè)相比獲得了更多的補貼是因為政府給予了從事高新技術(shù)行業(yè)、規(guī)模大的一般貿(mào)易企業(yè)更多的邊際補貼，此外也是因為一般貿(mào)易企業(yè)本身國有屬性較強，新產(chǎn)品開發(fā)力度高；而進料加工企業(yè)與來料加工企業(yè)相比獲得了更多的補貼是因為政府給予規(guī)模大的進料加工企業(yè)更多的邊際補貼。2008年金融危機之后，受外需不振的影響，我國的出口急速下降，連續(xù)三年的出口任務(wù)都沒有完成。加工貿(mào)易出口占總出口的比例從2007年的50％左右已經(jīng)降低到2014年的38％，其中一部分原因是從事加工貿(mào)易的企業(yè)的破產(chǎn)或者外逃。根據(jù)本文的研究結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)加工貿(mào)易企業(yè)尤其是來料加工企業(yè)接收的補貼較少，這也符合我國一直想要升級制造業(yè)的思路。加工貿(mào)易本身的確存在附加值低等問題，但是也不能一概而論予以否定，其在就業(yè)上的作用也是不可忽視的。近年來加工貿(mào)易的外逃一部分原因是外需不振，一部分原因是國內(nèi)勞動力成本的上升。由于加工貿(mào)易大量存在于東南沿海，這些地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達，工資等成本不斷上升，而中西部地區(qū)還比較落后，工資等成本較低。加工貿(mào)易的內(nèi)遷應(yīng)該是一個兩全其美的辦法，但是這需要政府降低中西部地區(qū)的物流成本，改善營商環(huán)境，同時不應(yīng)該歧視加工貿(mào)易企業(yè)，尤其在補貼方面，給予加工貿(mào)易企業(yè)適當?shù)闹С郑拍苁顾鼈冇袃?nèi)遷的動力。

作者：李佩源 單位：北京大學匯豐商學院