施炳展

（南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院 國際經(jīng)濟(jì)研究所，天津300071）

一、問題的提出

中國加入WTO十年以來，出口年均增速高達(dá)25.38%，是什么因素成就了中國出口跨越式增長的奇跡呢？事實上，作為轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展中大國，中國政府對經(jīng)濟(jì)的影響能力舉世罕見；出口是GDP的重要組成部分，各級政府通過建立經(jīng)濟(jì)特區(qū)和開發(fā)區(qū)、出口退稅等政策極力促出口保增長。補(bǔ)貼作為政府對企業(yè)的轉(zhuǎn)移支付，也是出口促進(jìn)政策的重要組成部分。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，中國企業(yè)補(bǔ)貼總額從2000年的140億元增加到2006年的677億元，年均增速為26.27%；WTO反補(bǔ)貼數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)顯示，2004－2010年，中國遭遇貿(mào)易伙伴反補(bǔ)貼訴訟為43例，占同期反補(bǔ)貼訴訟的50%，遠(yuǎn)超過美國（9例）和印度（8例）。本文旨在分析補(bǔ)貼對企業(yè)出口的影響，主要關(guān)注企業(yè)是否出口和出口量。

與本文最直接相關(guān)的文獻(xiàn)是基于新新貿(mào)易理論研究企業(yè)出口行為決定因素的經(jīng)驗分析文獻(xiàn)。自Melitz（2003）開創(chuàng)新新貿(mào)易理論以來，研究出口企業(yè)行為及其決定因素成為重要的研究領(lǐng)域。關(guān)于企業(yè)出口行為，一個重要方面是出口的二元邊際問題，即廣度和深度，如Helpman等（2008）、錢學(xué)鋒和熊平（2010）等，本文中廣度是指企業(yè)是否出口，深度是指企業(yè)出口規(guī)模。一些文獻(xiàn)也討論了中國企業(yè)出口行為的決定因素問題，如李春頂（2010）、于洪霞等（2011），但這些文獻(xiàn)均未詳細(xì)討論補(bǔ)貼對企業(yè)出口行為的影響。相比較而言，國外文獻(xiàn)始終關(guān)注補(bǔ)貼對企業(yè)出口行為的影響，如Girma等（2009）、Helmers和 Trofimenko（2009）、G?rg等（2008）、Christian和 Carballo（2008）、Bernard和Jensen（2004）等分別討論了補(bǔ)貼（或相當(dāng)于補(bǔ)貼的出口促進(jìn)政策、機(jī)構(gòu)等）對德國、哥倫比亞、愛爾蘭、秘魯和美國企業(yè)出口行為的影響。關(guān)于中國補(bǔ)貼對企業(yè)出口行為的影響文獻(xiàn)僅見兩篇：Eckaus（2006）利用省際層面補(bǔ)貼數(shù)據(jù)分析了補(bǔ)貼對國有企業(yè)出口的影響；Girma等（2007）利用中國企業(yè)數(shù)據(jù)研究了補(bǔ)貼對企業(yè)出口的影響。但這兩篇文獻(xiàn)沒有考慮內(nèi)生性問題，也沒有關(guān)注企業(yè)出口的廣度和深度。

準(zhǔn)確測度補(bǔ)貼對企業(yè)出口行為的影響并非易事，一個重要原因是企業(yè)是否獲得補(bǔ)貼并非隨機(jī)事件：一方面，補(bǔ)貼會受到企業(yè)出口行為的影響，政府可能更容易對出口企業(yè)進(jìn)行補(bǔ)貼；另一方面，補(bǔ)貼和企業(yè)出口行為可能共同受第三方因素影響，如具有研發(fā)行為的企業(yè)可能更容易受到政府補(bǔ)貼也更容易出口。因此，企業(yè)是否接受補(bǔ)貼是一個非隨機(jī)事件，是內(nèi)生變量。本文擬用傾向分值配對倍差法（propensity score matching difference－in－difference）來克服內(nèi)生性問題。配對倍差法在較近的微觀計量文獻(xiàn)中得到了廣泛應(yīng)用，如Arnold和Javorcik（2005）等。

基于上述分析，本文將利用中國工業(yè)企業(yè)1999－2007年微觀數(shù)據(jù)，基于新新貿(mào)易理論經(jīng)驗分析文獻(xiàn)，在采用配對倍差法克服內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上，分析補(bǔ)貼對中國企業(yè)出口行為的影響，重點關(guān)注企業(yè)出口的廣度和深度。文章余下部分結(jié)構(gòu)如下：第二部分介紹本文的實證框架及數(shù)據(jù)，第三部分是計量結(jié)果，最后是結(jié)論與政策含義。

二、實證框架及數(shù)據(jù)

（一）實證框架：配對倍差法。i為企業(yè)，t為年份；s代表企業(yè)是否接受補(bǔ)貼，接受補(bǔ)貼為1，否則為0；y為企業(yè)出口變量，y1和y0表示是否補(bǔ)貼情況下的出口，那么補(bǔ)貼對企業(yè)出口的影響可用（1）式表述：其中）表示補(bǔ)貼企業(yè)在接受補(bǔ)貼情況下的出口）表示出口企業(yè)在未接受補(bǔ)貼情況下的出口。（1）式估計的難點在于是不可觀測的，計量處理的重點是尋找）的無偏估計量。最直觀的估計量是用未補(bǔ)貼企業(yè)的出口替代出口企業(yè)在未補(bǔ)貼情況下的出口，也即：

其中，前半部分可觀測，分別為（未）補(bǔ)貼企業(yè)在（未）補(bǔ)貼情況下的出口，如果后半部分為0，那么（2）式就可以用來替代（1）式估計補(bǔ)貼的影響。但問題在于補(bǔ)貼企業(yè)和未補(bǔ)貼企業(yè)在均未補(bǔ)貼的情況下出口情況未必相同。比如，補(bǔ)貼企業(yè)由于出口量較大而獲得政府補(bǔ)貼，這意味著補(bǔ)貼企業(yè)在未補(bǔ)貼情況下的出口可能大于未補(bǔ)貼企業(yè)的出口，即，這樣用（2）式前半部分估計補(bǔ)貼影響就會產(chǎn)生高估。配對（matching）方法的目的是在考慮控制變量x后，（2）式后半部分為0，也即：

對于本文而言，（3）式的含義是：xit是影響企業(yè)是否接受補(bǔ)貼與企業(yè)出口的控制變量，在xit相同的情況下，補(bǔ)貼企業(yè)與未補(bǔ)貼企業(yè)的出口均值相同，這意味著在企業(yè)出口均值相同的情況下，有的企業(yè)受到補(bǔ)貼有的企業(yè)未受到補(bǔ)貼，說明企業(yè)是否接受補(bǔ)貼與企業(yè)出口無關(guān)，企業(yè)是否補(bǔ)貼并不受到企業(yè)出口行為的影響，企業(yè)是否補(bǔ)貼是一個隨機(jī)事件。這樣滿足（3）式的樣本就構(gòu)成了隨機(jī)樣本，從而在根本上解決了內(nèi)生性問題。配對方法從根本上說是將經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的非隨機(jī)（non－random）樣本變?yōu)殡S機(jī)樣本的一種方法。xit是一組變量，配對方法要使補(bǔ)貼企業(yè)與非補(bǔ)貼企業(yè)的xit內(nèi)所有變量盡量相同，顯然這在xit變量較多的情況下難以權(quán)衡。Rosenbaum和Rubin（1983）提出傾向分值配對方法（Propensity Score Matching，簡稱PSM），其基本思路是將xit內(nèi)眾多變量用傾向分值一個指標(biāo)替代，根據(jù)分值的高低對樣本進(jìn)行配對。其算法分為兩個步驟：第一步，用Probit（或Logit）模型計算企業(yè)是否接受補(bǔ)貼的概率分值，也即：

第二步，在（4）式計算出各企業(yè)是否接受補(bǔ)貼的傾向分值后，根據(jù)每個企業(yè)的分值按照不同的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行配對。考慮到本文數(shù)據(jù)的特點，我們選擇一對一和一對多兩種配對方法。這樣通過（4）式計算配對后，我們就可以保證補(bǔ)貼企業(yè)和未補(bǔ)貼企業(yè)的可觀測變量xit接近，企業(yè)接受補(bǔ)貼概率和企業(yè)出口情況盡量相似，即滿足（3）式，在此基礎(chǔ)上即可用（2）式估計α。

配對方法可以使企業(yè)可觀測變量xit盡可能相同，但是無法控制企業(yè)不可觀測因素，如企業(yè)文化特征等，為此引入倍差法來消除不可觀測因素的影響。假設(shè)企業(yè)出口E（y｜x，s）是線性函數(shù)，而且企業(yè)不可觀測因素可以表述為固定效應(yīng)λi、僅隨時間變化的固定效應(yīng)ρt以及隨機(jī)干擾項εit，那么企業(yè)出口為：

按照Lach（2002）對補(bǔ)貼與未補(bǔ)貼企業(yè)進(jìn)行兩階差分可得：

按照Lach（2002）的分析，在殘差項εit均值與補(bǔ)貼sit獨立的情況下，即（6）式后半部分為0，（5）式估計系數(shù)α即為（1）式的無偏估計值。值得注意的是，（6）式估計結(jié)果較（2）式更準(zhǔn)確，因為（5）式不僅控制了可觀測因素xit，而且控制了不可觀測因素λi和時間固定效應(yīng)dt，從而剔除可觀測因素和不可觀測因素后，可以準(zhǔn)確分析補(bǔ)貼對企業(yè)出口行為的影響。

綜上，本文將首先利用配對方法形成隨機(jī)樣本，從而使補(bǔ)貼和未補(bǔ)貼企業(yè)可觀測因素xit盡量相同，克服內(nèi)生性問題，然后在配對后的隨機(jī)樣本上利用（5）式進(jìn)行倍差回歸分析，從而控制不可觀測因素和時間固定效應(yīng)。

（二）數(shù)據(jù)與描述分析。本文需要企業(yè)出口、補(bǔ)貼以及影響補(bǔ)貼和出口的變量數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均來自1999－2007年《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》。根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)，變量指標(biāo)選取如下：

出口：ex和lnex分別表示企業(yè)出口價值量及其自然對數(shù)；dex是虛擬變量，出口企業(yè)為1，否則為0；由于2004年沒有出口數(shù)據(jù)，因此分別只考察1999－2003年和2005－2007年數(shù)據(jù)。補(bǔ)貼：是否補(bǔ)貼虛擬變量記為dsub，補(bǔ)貼企業(yè)為1，否則為0。

其他影響補(bǔ)貼和出口的變量根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)指標(biāo)選取如下：（1）企業(yè)生產(chǎn)效率tfp。根據(jù)新新貿(mào)易理論，企業(yè)生產(chǎn)效率越高，企業(yè)越容易出口；企業(yè)生產(chǎn)效率越高，企業(yè)成長空間越大，政府補(bǔ)貼可能性越高。本文用索洛余值方法測算，產(chǎn)出用工業(yè)增加值數(shù)據(jù)，勞動力為全年平均職工數(shù)，資本為固定資產(chǎn)年均余額。（2）企業(yè)資本密集度lnk。中國為勞動充裕型國家，資本密集型企業(yè)違背中國比較優(yōu)勢不容易出口，但數(shù)據(jù)表明中國出口結(jié)構(gòu)已經(jīng)以資本密集型和技術(shù)密集型產(chǎn)品為主，因此企業(yè)資本密集度對出口的影響方向不確定；相對于勞動密集型企業(yè)，政府一般也更傾向于支持資本密集型企業(yè)，因此資本密集度高的企業(yè)更容易獲得補(bǔ)貼。本文用企業(yè)固定資產(chǎn)年余額與全部職工數(shù)相除測算。（3）企業(yè)規(guī)模lnsize。根據(jù)新貿(mào)易理論，企業(yè)規(guī)模越大，規(guī)模經(jīng)濟(jì)越容易實現(xiàn)，企業(yè)生產(chǎn)成本越低，越有利出口；企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模越大，對經(jīng)濟(jì)的影響程度越大，對政府的游說力度越強(qiáng)，從而越容易獲得補(bǔ)貼。本文用企業(yè)總產(chǎn)出指標(biāo)測算。（4）人均工資lnwage。人均工資越高，出口價格競爭力越低，不利出口；同時，工資較高也可能說明人力資本水平較高，有利于促進(jìn)企業(yè)出口。本文用工資總額與全部職工總數(shù)相除測算。（5）融資約束finance。企業(yè)融資約束越大，越不容易克服出口固定成本和可變成本，從而越不容易出口（于洪霞等，2011）；企業(yè)融資約束越大，政府可能出于緩解融資約束考慮越容易對其進(jìn)行補(bǔ)貼。本文利用企業(yè)應(yīng)收賬款與企業(yè)銷售額比值測算。（6）研究開發(fā)new。研究開發(fā)企業(yè)產(chǎn)品品質(zhì)更高，更容易出口；出于自主創(chuàng)新能力培養(yǎng)考慮，政府更容易對研發(fā)企業(yè)進(jìn)行補(bǔ)貼。本文采用企業(yè)是否有新產(chǎn)品產(chǎn)出指標(biāo)測度。（7）增值稅率tax。企業(yè)稅率越高，企業(yè)利潤空間越小，越難以在國內(nèi)市場做大，越不容易形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)，從而越不容易出口；企業(yè)增值稅率越高，對地方政府財政貢獻(xiàn)越大，越容易獲得政府補(bǔ)貼。本文采用企業(yè)增值稅與工業(yè)增加值相除測算。（8）企業(yè)是否有國家資本capgj、港澳臺資本caphk和外商資本capwz。國有資本越多，企業(yè)國內(nèi)市場壟斷力量越強(qiáng)，越不容易出口，同時越容易獲得補(bǔ)貼。企業(yè)港澳臺資本和外商資本越多，利用中國作為出口平臺的動機(jī)越強(qiáng)烈，越容易出口；同時，由于地方政府引資競賽，企業(yè)外資成分越多，越容易獲得優(yōu)惠政策，越容易接受補(bǔ)貼。

表1分整體、補(bǔ)貼企業(yè)和未補(bǔ)貼企業(yè)三組進(jìn)行了統(tǒng)計分析?？梢姡a(bǔ)貼企業(yè)出口量均值為15 918，是未補(bǔ)貼企業(yè)8 031的2倍；補(bǔ)貼企業(yè)出口概率為35.7%，高出未補(bǔ)貼企業(yè)24.9%近50%。利用OLS控制其他因素后，出口量lnex對dsub的回歸系數(shù)為0.659，說明補(bǔ)貼企業(yè)比未補(bǔ)貼企業(yè)出口量高出93.3%（exp（0.659）－1）；利用線性概率模型（PLM）進(jìn)行回歸，出口虛擬變量dex對dsub的回歸系數(shù)為0.07，說明補(bǔ)貼企業(yè)比未補(bǔ)貼企業(yè)出口概率高7%。通過描述分析、OLS和PLM方法回歸，我們初步認(rèn)為補(bǔ)貼確實促進(jìn)了中國企業(yè)出口，提升了出口概率和出口量，即廣度和深度。

表1 變量的指標(biāo)數(shù)據(jù)統(tǒng)計

三、實證結(jié)果及解釋

（一）配對結(jié)果及分析。我們首先分析（3）式是否成立，即補(bǔ)貼企業(yè)在未補(bǔ)貼情況下是否與未補(bǔ)貼企業(yè)的出口情況相同，結(jié)果見表2。以1999年為例，1999年樣本為所有當(dāng)年未補(bǔ)貼的企業(yè)，1999年未補(bǔ)貼但2000年補(bǔ)貼的企業(yè)dsub為1，兩年均未補(bǔ)貼的企業(yè)dsub為0。被解釋變量為企業(yè)是否出口dex；如果被解釋變量為lnex，那么在1999年未補(bǔ)貼企業(yè)基礎(chǔ)上只保留當(dāng)年和下年出口的企業(yè)，因此樣本量減少。

表2 補(bǔ)貼企業(yè)與未補(bǔ)貼企業(yè)在未補(bǔ)貼情形下出口行為的差異性

dsub的系數(shù)在所有回歸中顯著為正，說明補(bǔ)貼企業(yè)在未補(bǔ)貼時就已經(jīng)與始終未補(bǔ)貼企業(yè)存在出口行為差異性，即（3）式不能被滿足。這說明企業(yè)是否補(bǔ)貼并非隨機(jī)變量，而且很可能是前期出口行為存在差異性導(dǎo)致后期企業(yè)補(bǔ)貼差異性，從而補(bǔ)貼是內(nèi)生變量，為此要進(jìn)行配對。

表3顯示了主要變量配對前后均值是否相等的檢驗結(jié)果，原假設(shè)為均值相同，表3所有數(shù)值均為檢驗t值，拒絕原假設(shè)說明配對變量存在均值差異。

表3 配對前后主要變量的均值差異統(tǒng)計分析

從表3可見，大部分變量在配對前均值存在差異性，說明補(bǔ)貼企業(yè)與未補(bǔ)貼企業(yè)存在系統(tǒng)性差別，不考慮這些因素將會導(dǎo)致估計偏差；配對后，變量之間不存在系統(tǒng)性差別，說明補(bǔ)貼企業(yè)與非補(bǔ)貼企業(yè)在各變量上不存在系統(tǒng)性差別，那么企業(yè)出口行為差異性只能歸結(jié)為補(bǔ)貼。這樣，配對可以使補(bǔ)貼前的兩組企業(yè)在出口行為和其他方面不存在系統(tǒng)差異性，從而有效地解決了內(nèi)生性問題。在配對后的樣本基礎(chǔ)上，我們按照（5）式進(jìn)行回歸。

（二）補(bǔ)貼對企業(yè)是否出口的影響。表4中，以1999－2000年為例，dsub表示是否補(bǔ)貼企業(yè)，1999年不補(bǔ)貼2000年補(bǔ)貼的企業(yè)為1，兩期均未補(bǔ)貼的企業(yè)為0，dsub的回歸系數(shù)說明在初期補(bǔ)貼企業(yè)與非補(bǔ)貼企業(yè)的出口概率差別；dt表示時期，初期1999年為0，末期2000年為1，dt的回歸系數(shù)表明未補(bǔ)貼企業(yè)出口概率的增長率；subt為補(bǔ)貼與時期的交叉項，其經(jīng)濟(jì)學(xué)含義為補(bǔ)貼企業(yè)組與非補(bǔ)貼企業(yè)組兩期出口概率增長率的差值。按照上述分析，保留1999年未補(bǔ)貼的企業(yè)，將2000年補(bǔ)貼的企業(yè)作為處理組，將兩年均未補(bǔ)貼的企業(yè)作為控制組，按照1比1配對。從回歸結(jié)果看，dsub的回歸系數(shù)均不顯著，說明控制組與處理組企業(yè)在初期不存在出口行為差異性；dt的系數(shù)顯著為正，說明未補(bǔ)貼企業(yè)出口概率也有增加趨勢；subt回歸系數(shù)顯著為正，在2%－4%之間，說明補(bǔ)貼企業(yè)相對于非補(bǔ)貼企業(yè)兩期出口概率的增加值多2%－4%，補(bǔ)貼提升了企業(yè)的出口概率；dt的回歸系數(shù)在3%－6%，說明未補(bǔ)貼企業(yè)出口概率增加均值為3%－6%；兩者結(jié)合意味著補(bǔ)貼可以將企業(yè)的出口概率提升30%－110%，其中2001－2002年提升30%（0.021×100／0.060），2000－2001年提升近110%（100×0.040／0.039）。因此，補(bǔ)貼顯著而且較大幅度地提升了企業(yè)出口的可能性。這一結(jié)論在各年度均成立。從其他控制變量看，tfp的系數(shù)顯著為負(fù)，說明中國出口確實存在“生產(chǎn)率悖論”；資本密集度lnk顯著為負(fù)，說明中國比較優(yōu)勢仍是勞動密集型產(chǎn)品；工資lnwage的系數(shù)顯著為正，可能原因是工資高代表人力資本水平高，從而更容易出口；增值稅tax的系數(shù)顯著為負(fù)，可能原因在于增值稅較高意味著國內(nèi)市場占有率較高從而不出口；國有資本capgj的系數(shù)顯著為負(fù)，原因在于國有企業(yè)大多為資本密集型企業(yè)而且在國內(nèi)市場有較大壟斷力量；其他變量的系數(shù)符合預(yù)期，不再贅述。

表4 補(bǔ)貼對企業(yè)是否出口的影響

為了驗證穩(wěn)健性，我們考察了補(bǔ)貼延續(xù)時間對企業(yè)是否出口的影響，見表5。

表5 補(bǔ)貼連續(xù)性對企業(yè)是否出口的影響

1999－2007年列中，以1999年未補(bǔ)貼企業(yè)為基礎(chǔ)進(jìn)行配對，將2000－2007年始終補(bǔ)貼的企業(yè)作為處理組，將1999－2007年始終未補(bǔ)貼的企業(yè)作為控制組，回歸系數(shù)測算了連續(xù)七年補(bǔ)貼與連續(xù)七年不補(bǔ)貼企業(yè)的出口概率的增長率差異。從表5可以看出，subt的系數(shù)在大多數(shù)情況下顯著為正，而且與dt相比也較大，說明補(bǔ)貼對企業(yè)出口概率存在顯著和重要的影響，這與表5的分析結(jié)論一致。值得注意的是，2005年和2007年的數(shù)據(jù)并不顯著，可能原因是數(shù)據(jù)問題。由于我們沒有2004年數(shù)據(jù)，因此無法獲知2004年補(bǔ)貼情況，從而導(dǎo)致處理組和控制組企業(yè)劃分不準(zhǔn)確。

（三）補(bǔ)貼對企業(yè)出口量的影響。表6分析了補(bǔ)貼對出口企業(yè)出口量的影響。以1999年／2000年數(shù)據(jù)為例，以1999年未補(bǔ)貼的出口企業(yè)為基礎(chǔ)，將2000年接受補(bǔ)貼的出口企業(yè)作為處理組，將兩年均未接受補(bǔ)貼的出口企業(yè)作為控制組。dsub不顯著，說明在初期補(bǔ)貼和未補(bǔ)貼的出口企業(yè)并不存在出口量差別，不存在反向因果關(guān)系。dt的系數(shù)顯著為正，說明非補(bǔ)貼企業(yè)出口規(guī)模呈增加趨勢，增加幅度在60%－140%。subt的系數(shù)在后期顯著為正，說明

補(bǔ)貼企業(yè)跨期出口增長率高于非補(bǔ)貼企業(yè)，增長率高出17%－70%。補(bǔ)貼企業(yè)相對于非補(bǔ)貼企業(yè)出口增長率增長幅度在30%－50%，其中2001年／2002年增幅為30%（100×0.293／0.908），2006年／2007年增長幅度為50%（100×0.676／1.423）?？傮w來看，補(bǔ)貼提升了企業(yè)出口量，提升幅度在30%－50%，具有顯著的影響。值得注意的是，補(bǔ)貼對企業(yè)出口量的提升作用主要在入世后體現(xiàn)出來，可能原因在于補(bǔ)貼規(guī)模較小，從而無法克服入世前較高的貿(mào)易成本，這說明在貿(mào)易成本給定的條件下，補(bǔ)貼對出口量的促進(jìn)作用存在門檻效應(yīng)。

表6 補(bǔ)貼對企業(yè)出口量的影響

表7列出了補(bǔ)貼連續(xù)性對企業(yè)出口量的影響，以1999／2001年為例，處理組為1999年出口未補(bǔ)貼但在2000－2001年均出口且補(bǔ)貼的企業(yè)，對照組為1999－2002年始終出口且均未補(bǔ)貼的企業(yè)。從表7可以看出，subt的回歸系數(shù)只有在1999年／2005至1999年／2007年才顯著，進(jìn)一步說明補(bǔ)貼對企業(yè)出口量的促進(jìn)作用并不穩(wěn)健。其可能原因在于補(bǔ)貼的作用在于開拓國際市場，但企業(yè)一旦進(jìn)入國際市場，決定企業(yè)出口規(guī)模的不再是政府補(bǔ)貼而是市場作用，如企業(yè)自身的產(chǎn)品特征等。①

表7 補(bǔ)貼連續(xù)性對企業(yè)出口量的影響

四、結(jié)論與政策含義

本文利用配對倍差法充分控制變量內(nèi)生性后，基于新新貿(mào)易理論關(guān)于企業(yè)出口行為決定因素的研究框架，利用1999－2007年30余萬家中國工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，分析了補(bǔ)貼對中國出口企業(yè)行為的影響，主要關(guān)注企業(yè)是否出口和出口量兩個方面，即廣度和深度。研究發(fā)現(xiàn)，補(bǔ)貼企業(yè)與未補(bǔ)貼企業(yè)在補(bǔ)貼之前就存在出口行為顯著性差異，同時企業(yè)是否補(bǔ)貼受企業(yè)規(guī)模、要素密集度等影響企業(yè)出口行為變量的影響。因此，企業(yè)是否補(bǔ)貼是內(nèi)生變量，并非隨機(jī)事件，采用配對方法是必要的，將配對方法與倍差法結(jié)合可以在隨機(jī)樣本基礎(chǔ)上進(jìn)一步剔除企業(yè)自身不變因素對企業(yè)是否補(bǔ)貼和出口行為的影響；補(bǔ)貼顯著提升了企業(yè)出口的可能性和出口量；相對于未補(bǔ)貼企業(yè)，補(bǔ)貼企業(yè)出口概率增長率高出30%－110%，出口規(guī)模增長率高出30%－50%；補(bǔ)貼對外資企業(yè)的影響大于本土企業(yè)，對私營企業(yè)的影響大于國有企業(yè)；但補(bǔ)貼對出口規(guī)模的影響并不穩(wěn)健，主要在近年來才顯著穩(wěn)健為正。這說明補(bǔ)貼主要通過廣度提升了出口貿(mào)易量。

上述結(jié)論說明，政府補(bǔ)貼可以有效提升企業(yè)出口的可能性，政府幫助企業(yè)走出去戰(zhàn)略從這個層面看是十分有效的；但是從長期看，補(bǔ)貼提升企業(yè)出口規(guī)模的作用并不穩(wěn)健，說明政府提升企業(yè)出口規(guī)模的作用是有條件的，并不是任何企業(yè)、任何時候都可以通過補(bǔ)貼提升出口規(guī)模。企業(yè)在補(bǔ)貼支持下走向國際市場后，國際市場的銷售量及是否可持續(xù)增長則主要取決于企業(yè)自身的競爭力。因此從政策層面看，補(bǔ)貼應(yīng)更著重培養(yǎng)企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力，構(gòu)建中國出口可持續(xù)增長的微觀基礎(chǔ)才是長久之計。

注釋：

①由于篇幅因素，正文未列出不同所有制類型企業(yè)結(jié)果，也未列出其他配對方法處理結(jié)果。如需要，可向作者索取。

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