許和連++徐莉++王海成??

[摘要] 公共政策如何尋找著力點(diǎn)以促進(jìn)貿(mào)易增長是新形勢(shì)下政策制定者和學(xué)術(shù)界共同關(guān)注的重大問題?；?001—2009年中國科技部“科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新基金”企業(yè)名錄與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的匹配數(shù)據(jù)，采用傾向得分匹配方法實(shí)證分析了創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口擴(kuò)展邊際和集約邊際的影響，研究發(fā)現(xiàn)：創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口二元邊際具有正向促進(jìn)作用，使得企業(yè)出口集約邊際增加13.3%，擴(kuò)展邊際增加21.2%。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口二元邊際的影響存在異質(zhì)性，創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)高生產(chǎn)率、小規(guī)模、民營企業(yè)促進(jìn)作用更大。

[關(guān)鍵詞] 創(chuàng)新補(bǔ)貼；集約邊際；擴(kuò)展邊際

[中圖分類號(hào)] F732[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A[文章編號(hào)] 1008—1763（2017）02—0061—08

Research on the Influence of Innovation Subsidy on the Binary Margin of Export

XU Helian， XU Li， WANG Haicheng

（School of Economics and Trade， Hunan University， Changsha410079，China）

Abstract：Based on the matching data between Chinese Science and Technology Ministry of Science and Technology （SME） Technology Innovation Fund in 2001 and the database of Chinese industrial enterprises， the impact of innovation subsidy on the marginal and intensive marginal expansion of export is analyzed by trend score matching method. The results show that the innovation subsidy has a positive effect on the export margin of the enterprise， which increases the intensive margin of export by 13.3% and the extensive margin by 21.2%. Further research found that the impact of innovation subsidies on the export margin of enterprises is heterogeneity， which is more effective for stimulating high productivity， smallscale， private enterprises.

Key words：innovation subsidy； intensive margin；extensive margin

一引言

改革開放以來，中國逐漸摒棄了以優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)為目標(biāo)的趕超戰(zhàn)略，轉(zhuǎn)而發(fā)揮勞動(dòng)力價(jià)格和質(zhì)量上體現(xiàn)出來的資源比較優(yōu)勢(shì)，參與國際分工與國際競(jìng)爭(zhēng)，一定程度上改善了中國的資源配置效率，使中國從一個(gè)內(nèi)向的經(jīng)濟(jì)體躍升為世界出口大國[1]。然而，隨著勞動(dòng)力成本和土地要素成本的不斷上漲，中國勞動(dòng)力密集型產(chǎn)業(yè)的傳統(tǒng)比較優(yōu)勢(shì)在逐步喪失，導(dǎo)致中國出口下降，而短期內(nèi)新的出口優(yōu)勢(shì)難以凸顯。另一方面，當(dāng)前世界經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)逆全球化的傾向，國際上貿(mào)易保護(hù)主義有所抬頭，而世界經(jīng)濟(jì)處于弱復(fù)蘇中，國際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)日趨復(fù)雜。在此情境下，公共政策如何尋找著力點(diǎn)以促進(jìn)貿(mào)易增長成為各國政策制定者和學(xué)術(shù)界共同關(guān)注的重大問題。

文中，我們重點(diǎn)關(guān)注以政府創(chuàng)新補(bǔ)貼為代表的公共政策對(duì)企業(yè)出口行為的影響?？偟膩碚f，創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)創(chuàng)新的兩個(gè)方面（產(chǎn)品創(chuàng)新和工藝創(chuàng)新）產(chǎn)生影響，產(chǎn)品創(chuàng)新主要通過研發(fā)新產(chǎn)品或者是對(duì)產(chǎn)品功能進(jìn)行升級(jí)換代，以開拓新的產(chǎn)品市場(chǎng)；工藝創(chuàng)新則是通過運(yùn)用新的生產(chǎn)技術(shù)和操作程序來降低生產(chǎn)成本，提高生產(chǎn)效率。概括地講，產(chǎn)品創(chuàng)新更多地是從需求側(cè)反映技術(shù)創(chuàng)新，而工藝創(chuàng)新則是從產(chǎn)品供給側(cè)反映技術(shù)創(chuàng)新。工藝創(chuàng)新可以影響企業(yè)的生產(chǎn)成本，從而影響企業(yè)的低成本出口競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，而產(chǎn)品創(chuàng)新帶來的產(chǎn)品種類的增加、質(zhì)量的提高都能增加國外市場(chǎng)需求，進(jìn)而提高企業(yè)的出口量，即集約邊際（intensive margin）；另一方面，企業(yè)創(chuàng)新所帶來的生產(chǎn)效率的不斷提高，將有助于企業(yè)克服為了解國外消費(fèi)者偏好、在國外建立分銷渠道等所需要的固定成本，從而有助于企業(yè)走向出口市場(chǎng)，即擴(kuò)展邊際（extensive margin）[2]。而基于中國數(shù)據(jù)的研究也發(fā)現(xiàn)，政府創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新具有明顯的促進(jìn)作用，李瑞茜、白俊紅[3]以1998—2010年我國36個(gè)分行業(yè)大中型工業(yè)企業(yè)的面板數(shù)據(jù)為樣本，研究發(fā)現(xiàn)政府創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的正向作用；周海濤、張振剛[4]將政府研發(fā)資助方式分為經(jīng)費(fèi)補(bǔ)助直接方式和稅收優(yōu)惠間接方式，以廣東省1002家高新技術(shù)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)為研究樣本，發(fā)現(xiàn)直接資助和間接資助方式對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效均具有激勵(lì)作用，但直接資助方式對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效影響效應(yīng)更大；直接資助方式對(duì)初創(chuàng)型企業(yè)創(chuàng)新績效的影響效應(yīng)更大，間接資助方式對(duì)大型企業(yè)創(chuàng)新績效的影響效應(yīng)更大。白俊紅、李婧[5]基于1998—2007年中國大中型工業(yè)企業(yè)分行業(yè)面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)政府創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)提升企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效率有顯著的正向影響，但企業(yè)規(guī)模和產(chǎn)權(quán)類型對(duì)政府創(chuàng)新補(bǔ)貼效果的影響并不顯著。

與本文密切相關(guān)的文獻(xiàn)有以下兩支：第一支文獻(xiàn)重點(diǎn)關(guān)注了政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口二元邊際的影響。Bernard、Jensen[6]認(rèn)為政府補(bǔ)貼可以部分乃至全部彌補(bǔ)企業(yè)進(jìn)入國外市場(chǎng)由于收集市場(chǎng)信息產(chǎn)生的各類固定或沉淀成本，從而激勵(lì)潛在出口企業(yè)進(jìn)入國際市場(chǎng)，對(duì)企業(yè)出口擴(kuò)展邊際的促進(jìn)作用不顯著；Grg、Henry、Strobl[7]實(shí)證發(fā)現(xiàn)，愛爾蘭的制造業(yè)補(bǔ)貼刺激了研發(fā)投入和企業(yè)培訓(xùn)，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口集約邊際有促進(jìn)作用，但對(duì)出口擴(kuò)展邊際沒有影響。Helmers、Trofimenko[8]利用哥倫比亞的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，出口補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口集約邊際有正向促進(jìn)作用，但這種促進(jìn)作用隨著補(bǔ)貼額度和政企關(guān)系緊密程度的上升而下降；一些文獻(xiàn)則發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口集約邊際沒有影響，Volpe Martincus、Carballo[9]利用秘魯企業(yè)出口數(shù)據(jù)實(shí)證研究，由于企業(yè)出口過程非常復(fù)雜，國際市場(chǎng)信息不對(duì)稱等問題深刻影響了企業(yè)的出口活動(dòng)，政府的補(bǔ)貼政策對(duì)秘魯企業(yè)擴(kuò)展邊際有促進(jìn)作用，對(duì)企業(yè)集約邊際沒有影響；張杰、鄭文平[10]研究發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口的集約邊際并未造成顯著的作用效應(yīng)，而對(duì)企業(yè)出口的擴(kuò)展邊際具有顯著的倒U型影響，認(rèn)為中國政府采用的政府補(bǔ)貼這種經(jīng)濟(jì)刺激手段的負(fù)面效應(yīng)不容小覷，政府補(bǔ)貼不僅沒有促進(jìn)中國企業(yè)低端出口能力的提升，而且當(dāng)補(bǔ)貼數(shù)量規(guī)模超過一定門檻后，中國企業(yè)的高端出口能力反而形成了抑制效應(yīng)。第二支文獻(xiàn)重點(diǎn)關(guān)注了創(chuàng)新對(duì)企業(yè)出口的影響：政府的創(chuàng)新補(bǔ)貼可以直接影響企業(yè)的研發(fā)投入，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，進(jìn)而影響企業(yè)出口。Bustos[11]、Caldera[12]對(duì)Melitz[2]加以擴(kuò)展，引入企業(yè)創(chuàng)新投資以升級(jí)技術(shù)和降低邊際生產(chǎn)成本的可能性，將企業(yè)的生產(chǎn)率差異內(nèi)生化，盡管面臨同樣的出口市場(chǎng)進(jìn)入成本，但創(chuàng)新企業(yè)預(yù)期從出口中獲得的利潤更高，更愿意出口。Harris、Moffat[13]發(fā)現(xiàn)研發(fā)活動(dòng)對(duì)企業(yè)出口集約邊際有促進(jìn)作用，但是對(duì)企業(yè)出口擴(kuò)展邊際的影響不確定。EstevePérez、Rodríguez[14]基于西班牙1990—2006年中小企數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)長期不斷的研發(fā)活動(dòng)可以樹立企業(yè)在技術(shù)和產(chǎn)品方面的前沿地位，更容易使企業(yè)在國際市場(chǎng)上立足。王奇珍、朱英明、朱淑文[15]使用1999—2009年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國專利數(shù)據(jù)庫的匹配數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)企業(yè)出口增長集約邊際和出口增長擴(kuò)展邊際有正向而顯著的影響。

湖南大學(xué)學(xué)報(bào)（ 社 會(huì) 科 學(xué) 版 ）2017年第2期許和連，徐莉等：創(chuàng)新補(bǔ)貼影響企業(yè)出口二元邊際研究

同既有文獻(xiàn)相比，本文的創(chuàng)新之處體現(xiàn)在兩個(gè)方面；第一，較早從創(chuàng)新補(bǔ)貼視角研究了政府干預(yù)對(duì)企業(yè)出口二元邊際的影響。已有的文獻(xiàn)大多數(shù)是用發(fā)達(dá)國家的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)來檢驗(yàn)創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口的作用，而來自中國的經(jīng)驗(yàn)研究則囿于數(shù)據(jù)可得性集中檢驗(yàn)補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口的影響，本研究可以為經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的本土化做出貢獻(xiàn)。第二，本文對(duì)從企業(yè)出口二元邊際對(duì)企業(yè)創(chuàng)新補(bǔ)貼政策的影響評(píng)估，可以為我國的企業(yè)創(chuàng)新補(bǔ)貼政策、出口促進(jìn)政策的制定提供決策參考，有利于進(jìn)一步推動(dòng)國家治理能力的法治化、現(xiàn)代化。

二研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

本文采用傾向得分匹配（Propensity Score Matching，PSM）方法研究創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口二元邊際的影響，其主要原因是：創(chuàng)新補(bǔ)貼可能會(huì)對(duì)企業(yè)出口有影響或者企業(yè)出口影響企業(yè)創(chuàng)新補(bǔ)貼亦或兩者之間相互影響。PSM方法的基本思想是獲得創(chuàng)新補(bǔ)貼的企業(yè)作為處理組，找一組與獲得補(bǔ)貼的企業(yè)在補(bǔ)貼之前企業(yè)特征盡可能相似的樣本作為控制組，然后將處理組中的樣本與控制組中的樣本進(jìn)行匹配，就可以較直觀地分析創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)出口的實(shí)際影響。其中，D=1時(shí)說明企業(yè)是獲得創(chuàng)新補(bǔ)貼的企業(yè)（處理組），否則企業(yè)未獲得創(chuàng)新補(bǔ)貼（控制組），i代表企業(yè)，y1代表獲得創(chuàng)新補(bǔ)貼企業(yè)的出口，y0代表未獲得創(chuàng)新補(bǔ)貼時(shí)的出口，則創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口的影響可表示為：

Δ=E（y1i-y0i|Di=1）=

E（y1i|Di=1）-E（y0i|Di=1）（1）

E（y1i|Di=1）表示獲得創(chuàng)新補(bǔ)貼企業(yè)的出口，E（y0i|Di=1）代表獲得補(bǔ)貼企業(yè)在未獲得補(bǔ)貼情況時(shí)的出口，由于E（y0i|Di=1）是一種反事實(shí)情況，因此運(yùn)用未獲得補(bǔ)貼企業(yè)的出口來近似替代，其公式如下：

Δ=E（y1i-y0i|Di=1）={E（y1i|Di=1）-

E（y0i|Di=0）}-{E（y0i|Di=1）-E（y0i|Di=0）}（2）

如果{E（y0i|Di=1）-E（y0i|Di=0）}=0，可以用（2）式代替（1）式，但事實(shí)情況是出口能力越好的企業(yè)就越容易獲得創(chuàng)新補(bǔ)貼。因此（2）式等號(hào)右側(cè)的后半部分往往大于0，如果只是用（2）式前半部分代替（1）式往往會(huì)高估創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口的影響。因此PSM在對(duì)樣本進(jìn)行配對(duì)前控制了一系列的協(xié)變量Xit，確保企業(yè)在創(chuàng)新補(bǔ)貼前的企業(yè)特征與未獲得補(bǔ)貼企業(yè)的特征相近，這樣就盡可能的使（2）式后半部分接近于0。即：

{E（y0i|Di=1）=E（y0i|Di=0）}（3）

由（3）式可知獲得創(chuàng)新補(bǔ)貼的企業(yè)在未補(bǔ)貼的情況下的出口均值與未獲得補(bǔ)貼企業(yè)的出口均值是一樣的，從而也從根本上解決了內(nèi)生性問題。

（二）數(shù)據(jù)來源與處理

本文數(shù)據(jù)主要有兩個(gè)來源：一是中國科技部“科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新基金”，該創(chuàng)新基金是經(jīng)國務(wù)院批準(zhǔn)設(shè)立，為了促進(jìn)科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，用于支持科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目的政府專項(xiàng)基金。該基金旨在對(duì)科技型中小企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)進(jìn)行補(bǔ)貼，促進(jìn)科技成果的轉(zhuǎn)化，加快高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)化進(jìn)程。二是中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，包括全部國有和年主營業(yè)務(wù)收入500萬元及以上的非國有法人企業(yè)。對(duì)于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行了如下處理：1）由于原始數(shù)據(jù)中部分企業(yè)的法人代碼發(fā)生了改變，本文參考Brandt et al.（2012）的做法，重新構(gòu)建面板數(shù)據(jù)；2）由于該工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中部分企業(yè)提供的信息存在遺漏和錯(cuò)誤，刪除企業(yè)員工少于10人，總資產(chǎn)、凈固定資產(chǎn)、銷售額、工業(yè)總產(chǎn)值缺失，流動(dòng)資產(chǎn)大于總資產(chǎn)，總固定資產(chǎn)大于總資產(chǎn)的觀測(cè)樣本。3）對(duì)主要變量進(jìn)行了價(jià)格指數(shù)平減。考慮到不同地區(qū)物價(jià)水平的差異，本文以2000年為基期，使用各省工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)對(duì)工業(yè)增加值進(jìn)行價(jià)格平減，采用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)對(duì)資本進(jìn)行價(jià)格平減，采用原材料價(jià)格指數(shù)對(duì)中間投入品進(jìn)行價(jià)格平減。

（三）變量選取

被解釋變量：1）（lnexport）集約邊際，用企業(yè)的出口額表示，取自然對(duì)數(shù)；2）擴(kuò)展邊際（ex），如果企業(yè)出口額大于0則賦值為1，否則為0。

解釋變量：創(chuàng)新補(bǔ)貼（sub），為“0-1”虛擬變量，獲得政府創(chuàng)新補(bǔ)貼則賦值為1，否則為0。

控制變量：1）全要素生產(chǎn)率（tfp）。使用Head、Ries提出的近似全要素生產(chǎn)率的估計(jì)方法[16]，估計(jì)方程為tfp=ln（y/l）-s*ln（k/l）。由于數(shù)據(jù)庫中并未提供2008年和2009年的工業(yè)增加值信息，y以企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值近似替代，l為年均從業(yè)人員數(shù)，k為固定資產(chǎn)規(guī)模，s為生產(chǎn)函數(shù)中資本的貢獻(xiàn)度，s為1/3；2）企業(yè)規(guī)模（size），用企業(yè)年平均人數(shù)對(duì)數(shù)表示。相對(duì)于小規(guī)模企業(yè)來說，企業(yè)規(guī)模越大上繳政府的利稅就越多，對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響程度也越大，因此更容易獲得創(chuàng)新補(bǔ)貼。3）資本密集度（lncap），用企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額與企業(yè)全部職工比值取對(duì)數(shù)衡量。相對(duì)于勞動(dòng)密集型企業(yè)而言，資本密集型企業(yè)技術(shù)含量高、創(chuàng)新性強(qiáng)，更符合“科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新基金”對(duì)企業(yè)補(bǔ)貼的條件。4）資金約束（finance），該指標(biāo)使用應(yīng)收賬款占總資產(chǎn)比例作為融資約束的代理變量。融資約束大的企業(yè)，政府會(huì)出于緩解其融資約束考慮，傾向于對(duì)該類企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新補(bǔ)貼。5）所有制類型（ownership），本文將企業(yè)資本金劃分為三種：國有企業(yè)（state）、民營企業(yè)（private）和外資企業(yè)（foreign）。由于國有企業(yè)常常是地方或中央政府所控制并經(jīng)營的，與民營企業(yè)相比，政府會(huì)更傾向于對(duì)其進(jìn)行創(chuàng)新補(bǔ)貼，加之“科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新基金”對(duì)外商獨(dú)資和中方擁有股權(quán)未超過50%的中外合資企業(yè)不進(jìn)行補(bǔ)貼。因此在這三類企業(yè)中更容易獲得創(chuàng)新補(bǔ)貼的企業(yè)順序是：國有企業(yè)、私營企業(yè)、外資企業(yè)。圖1給出了2001—2009年企業(yè)的創(chuàng)新補(bǔ)貼情況。從整體上看，政府的創(chuàng)新補(bǔ)貼總額以及獲得創(chuàng)新補(bǔ)貼的企業(yè)數(shù)量是不斷增加的，意味著政府對(duì)中小企業(yè)的創(chuàng)新補(bǔ)貼規(guī)模和范圍在不斷加大。

表1可以看出，獲得創(chuàng)新補(bǔ)貼的企業(yè)出口額均

圖1中小企業(yè)獲取政府創(chuàng)新補(bǔ)貼情況（2001—2009年）

注：由于中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新基金數(shù)據(jù)庫中沒有公布2005年補(bǔ)貼數(shù)據(jù)，圖1中不包含2005年的補(bǔ)貼情況。

值以及出口企業(yè)數(shù)量均值、要素生產(chǎn)率、企業(yè)規(guī)模以及資本密集度都高于未補(bǔ)貼企業(yè)。從企業(yè)所有制類型來看，國有企業(yè)中獲得創(chuàng)新補(bǔ)貼的企業(yè)概率是最大的，私營企業(yè)次之，外資企業(yè)獲得創(chuàng)新補(bǔ)貼的概率最小。

為了進(jìn)一步觀察企業(yè)獲得創(chuàng)新補(bǔ)貼量以及該類型企業(yè)出口量的差異，表2給出了詳細(xì)內(nèi)容。高生產(chǎn)率企業(yè)在出口企業(yè)數(shù)量、出口均值、獲得創(chuàng)新補(bǔ)貼的企業(yè)數(shù)量、創(chuàng)新補(bǔ)貼均值都高于低生產(chǎn)率企業(yè)。小規(guī)模企業(yè)出口的數(shù)量多于大規(guī)模企業(yè)，但其他指標(biāo)小于大規(guī)模企業(yè)；國有企業(yè)獲得創(chuàng)新補(bǔ)貼均值是民營企業(yè)的2.65倍，但國有企業(yè)出口均值卻是民營企業(yè)的0.56倍，在這三類企業(yè)中外資企業(yè)的創(chuàng)新補(bǔ)貼最少，其出口額均值卻是最高的，分別是國有企業(yè)的3.04倍、私營企業(yè)的1.7倍，由此可以推測(cè)外資企業(yè)的出口行為與創(chuàng)新補(bǔ)貼關(guān)系不大。

三模型估計(jì)與實(shí)證分析

（一）創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口二元邊際的影響

本文利用PSM方法研究創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口的影響。首先根據(jù)協(xié)變量對(duì)處理組樣本進(jìn)行Probit回歸獲得傾向得分，然后根據(jù)傾向得分與控制組企業(yè)進(jìn)行匹配。為了保證匹配結(jié)果的精確性，匹配結(jié)果要符合“共同支持條件”和“平衡性能條件”。

表3給出了Probit回歸系數(shù)以及平衡檢驗(yàn)結(jié)果?？梢钥闯觯鲄f(xié)變量均在1%的水平上顯著且系數(shù)符號(hào)均為正，與預(yù)期相符。本文使用最近鄰域匹配法。在進(jìn)行匹配后，我們需要進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)以保證匹配質(zhì)量，從而可以有效校正選擇偏差。由表3的平衡性能條件檢驗(yàn)結(jié)果得出匹配之后標(biāo)準(zhǔn)偏差絕對(duì)值均小于10%，因此得出我們所選擇的協(xié)變量是合理的。匹配后兩組協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)偏差下降的幅度均在80%以上，且均在10%的水平上接受原假設(shè)，說明匹配后的處理組與控制組不存在顯著差異。

表4給出了總體樣本平均處理效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。可以看出，就集約邊際來說，雖然在匹配前處理組企業(yè)的出口集約邊際就明顯高于控制組，但在完成匹配后，前者的出口集約邊際仍在1%的顯著水平上顯著高于后者，分別為3.889、3.434。換言之創(chuàng)新補(bǔ)貼的實(shí)施使得企業(yè)出口集約邊際增加了13.3%（=0.456/3.434）。在擴(kuò)展邊際方面，匹配前處理組企業(yè)的創(chuàng)新補(bǔ)貼也明顯高于控制組，完成匹配后前者的擴(kuò)展邊際仍在1%的顯著水平上顯著高于后者，分別為0.073、0.344，創(chuàng)新補(bǔ)貼的實(shí)施使得企業(yè)擴(kuò)展邊際增加了21.2%（=0.073/0.344）。

（二）分樣本估計(jì)

由表4的分析得出了創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口二元邊際有正向的促進(jìn)作用。那么，創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)不同類型企業(yè)的影響是否存在差異，以下部分進(jìn)行了分組討論。

1.生產(chǎn)率

表5給出了高生產(chǎn)率與低生產(chǎn)率企業(yè)的平均處理效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。本文將高于全要素生產(chǎn)率中位數(shù)的企業(yè)劃分為高生產(chǎn)率企業(yè)，反之為低生產(chǎn)率企業(yè)。對(duì)低生產(chǎn)率企業(yè)而言，該類企業(yè)在獲得創(chuàng)新補(bǔ)貼前后，企業(yè)出口二元邊際的差異未達(dá)到10%的顯著水平，而高生產(chǎn)率企業(yè)則相反。高生產(chǎn)率企業(yè)經(jīng)過匹配后的處理組與控制組的平均處理效應(yīng)（ATT）分別為0.382、0.063，且都在1%的水平上顯著。也就是說，創(chuàng)新補(bǔ)貼使高生產(chǎn)率企業(yè)出口集約邊際和擴(kuò)展邊際分別增加了10.7%和17.5%?？赡艿慕忉屖?，創(chuàng)新補(bǔ)貼可以提高企業(yè)的創(chuàng)新投入，同時(shí)就中國企業(yè)而言，具有較高生產(chǎn)率的企業(yè)其生產(chǎn)技術(shù)水平較高，從而將創(chuàng)新投入轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新產(chǎn)出的能力比較強(qiáng)。[17]因此生產(chǎn)率越高的企業(yè)其利用創(chuàng)新補(bǔ)貼的創(chuàng)新效率越高。

2.企業(yè)規(guī)模

表6給出了大規(guī)模與小規(guī)模企業(yè)的平均處理效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。本文將高于企業(yè)規(guī)模中位數(shù)的企業(yè)定義為大規(guī)模企業(yè)，反之則為小規(guī)模企業(yè)?？梢钥闯觯∫?guī)模企業(yè)的出口集約邊際和擴(kuò)展邊際平均處理效應(yīng)（ATT）分別為0.467、0.074，且在1%的水平上顯著。即創(chuàng)新補(bǔ)貼的實(shí)施使得小規(guī)模企業(yè)的出口集約邊際和擴(kuò)展邊際分別提高了13.3%和21.0%；大規(guī)模企業(yè)的出口集約邊際和擴(kuò)展邊際平均處理效應(yīng)（ATT）分別為0.218、0.034，但兩組之間的差異均未達(dá)到10%的顯著水平。

可能的解釋在于以下兩個(gè)：第一，與大規(guī)模企業(yè)相比，小規(guī)模企業(yè)決策體制簡單，決策時(shí)間短，能夠靈活適應(yīng)變化多端的市場(chǎng)，會(huì)促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，并且可以避免大規(guī)模企業(yè)因官僚主義帶來的難以溝通和建立研發(fā)合作等問題，因此能夠更好地吸收創(chuàng)新帶來的改變。第二，小規(guī)模企業(yè)，個(gè)人的薪酬可能與公司的績效有著更緊密的聯(lián)系，其公司工程師和科學(xué)家可能比在大規(guī)模企業(yè)有更高的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)[18]。

3.所有制類型

表7給出了不同所有制類型企業(yè)的平均處理效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。在出口集約邊際方面，國有企業(yè)、私營企業(yè)、外資企業(yè)匹配后的處理組與控制組的平均處理效應(yīng)（ATT）分別為0.567、1.027、～0.421，t值分別為1.74、5.99、～1.56。國有企業(yè)和私營企業(yè)分別在10%、1%的水平上顯著，外資企業(yè)在10%的水平上也不顯著。而且創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)民營企業(yè)出口集約邊際的促進(jìn)效用34.2%大于國有企業(yè)的26.9%。在出口擴(kuò)展邊際方面，國有企業(yè)、民營企業(yè)匹配后的處理組與控制組的平均處理效應(yīng)（ATT）分別為0.108、0.116，且創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)民營企業(yè)出口集約邊際的促進(jìn)效用37.5%大于國有企業(yè)的35.0%，都在1%的水平上顯著。但外資企業(yè)匹配后的處理組與控制組的平均處理效應(yīng)（ATT）為-0.003，二組之間的差異沒有達(dá)到10%的顯著水平，即創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)外資企業(yè)的出口二元邊際沒有影響。

對(duì)以上結(jié)論的可能解釋是：與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)具有優(yōu)勢(shì)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)清晰和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)充分的優(yōu)勢(shì)，因而民營企業(yè)的創(chuàng)新效率高，國有企業(yè)在國有壟斷行業(yè)中因依靠行政壟斷和政府的隱形補(bǔ)貼就可以獲取高額利潤，缺乏創(chuàng)新動(dòng)力，從而造成其創(chuàng)新效率損失遠(yuǎn)大于在非國有壟斷行業(yè)中的創(chuàng)新效率損失。創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)外資企業(yè)出口并沒有影響。其原因可能是：“科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新基金”不對(duì)外商獨(dú)資企業(yè)和中方擁有股權(quán)未超過50%的中外合資企業(yè)補(bǔ)貼有關(guān)以及外資企業(yè)是加工貿(mào)易的主體，其目的就是為了出口，而且可以直接利用母國的技術(shù)，從事較少的創(chuàng)新。因此其出口二元邊際不受創(chuàng)新補(bǔ)貼的影響。[19]

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步確認(rèn)以上結(jié)論的可靠性，本文進(jìn)一步改變匹配方法，通過一對(duì)一匹配、半徑匹配和核匹配等方法，對(duì)創(chuàng)新補(bǔ)貼與企業(yè)出口行為的影響進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。從表8可以看出不論用哪種方法，創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)總體樣本、高生產(chǎn)率、大規(guī)模、國有、民營企業(yè)的出口二元邊際均有顯著影響，對(duì)低生產(chǎn)率以及外資企業(yè)影響均不顯著，與本文研究結(jié)果一致。就企業(yè)規(guī)模來看，采用核匹配時(shí)創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)大規(guī)模企業(yè)有影響，其他方法影響均不顯著?？偟膩碇v，穩(wěn)健性檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果并沒有改變?cè)械难芯拷Y(jié)論。

四結(jié)論及政策建議

本文利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與“科技型中小企業(yè)創(chuàng)新基金”目錄（2001—2009）的匹配數(shù)據(jù)，基于異質(zhì)性貿(mào)易理論的研究框架，采用PSM方法實(shí)證分析了創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)中國企業(yè)出口二元邊際的影響。研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口二元邊際有正向促進(jìn)作用，使得企業(yè)出口集約邊際增加了13.3%，擴(kuò)展邊際增加了21.2%；進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)出口二元邊際的影響存在異質(zhì)性，創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)高生產(chǎn)率、小規(guī)模出口二元邊際促進(jìn)作用更明顯，且對(duì)民營企業(yè)出口集約邊際的促進(jìn)作用大于國有企業(yè)。

根據(jù)研究結(jié)論，本文的政策含義在于以下兩個(gè)方面：第一，加大對(duì)企業(yè)創(chuàng)新補(bǔ)貼投入是促進(jìn)企業(yè)出口、穩(wěn)定貿(mào)易增長重要的著力點(diǎn)。實(shí)證表明，創(chuàng)新補(bǔ)貼確實(shí)對(duì)企業(yè)出口二元邊際有促進(jìn)作用，而且創(chuàng)新補(bǔ)貼更為明顯的優(yōu)點(diǎn)在于，WTO原則上是允許創(chuàng)新補(bǔ)貼有專項(xiàng)性與非貿(mào)易扭曲性的特點(diǎn)，與直接出口退稅貿(mào)易促進(jìn)措施相比，該類補(bǔ)貼可以有效避免因“超額退稅”問題帶來的進(jìn)口國國際貿(mào)易制裁的風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí)，因?yàn)閯?chuàng)新補(bǔ)貼可以直接有效地促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)，提高其在國際市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力。而出口退稅則是以企業(yè)的出口額為退稅基礎(chǔ)，容易使企業(yè)養(yǎng)成利潤依賴于出口退稅的不良習(xí)慣，這樣不利于企業(yè)從自身的角度去提升自己的競(jìng)爭(zhēng)力，不利于企業(yè)的創(chuàng)新水平的提高。

第二，完善創(chuàng)新補(bǔ)貼機(jī)制，慎重的選擇補(bǔ)貼對(duì)象，確保創(chuàng)新補(bǔ)貼得到合理分配、物盡其用。本文的研究發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)獲得創(chuàng)新補(bǔ)貼額均值是民營企業(yè)的2.65倍，但國有企業(yè)出口額均值卻是民營企業(yè)的0.56倍。國有企業(yè)因在國內(nèi)處于壟斷地位，缺乏創(chuàng)新的動(dòng)力，而民營企業(yè)因具有產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)清晰和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)充分的雙重優(yōu)勢(shì)，這促使民營企業(yè)不斷提高長期競(jìng)爭(zhēng)力又盡可能地優(yōu)化資源配置，其創(chuàng)新效率高。因此，政府應(yīng)加大對(duì)民營企業(yè)的創(chuàng)新補(bǔ)貼力度。同時(shí)，政府在選擇創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)象時(shí)，不能用單一的標(biāo)準(zhǔn)來確定對(duì)哪些企業(yè)進(jìn)行補(bǔ)貼以及補(bǔ)貼多少，應(yīng)建立有區(qū)別的創(chuàng)新補(bǔ)貼機(jī)制，對(duì)不同類型的企業(yè)使用不同的補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)，使創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)的出口以及創(chuàng)新的激勵(lì)作用有效發(fā)揮出來。

[參考文獻(xiàn)]

[1]許和連， 王海成. 最低工資標(biāo)準(zhǔn)對(duì)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響研究[J]. 世界經(jīng)濟(jì)， 2016（7）： 73-96.

[2]Melitz M J. The impact of trade on intraindustry reallocations and aggregate industry productivity[J]. Econometrica， 2003，71（6）：1695-1725.

[3]李瑞茜， 白俊紅. 政府R&D資助對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響基于門檻回歸的實(shí)證研究[J]. 中國經(jīng)濟(jì)問題， 2013（3）：11-23.

[4]周海濤， 張振剛. 政府研發(fā)資助方式對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入與創(chuàng)新績效的影響研究[J]. 管理學(xué)報(bào)， 2015（12）：1797-1804.

[5]白俊紅， 李婧. 政府R&D資助與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新基于效率視角的實(shí)證分析[J]. 金融研究， 2011（6）：181-193.

[6]Bernard A B， Jensen J B.Entry， expansion， and intensity in the US export boom，1987-1992[J].Review of International Economics，2004，12（4）：662-67.

[7]Grg H， Henry M， Strobl E. Grant support and exporting activity[J].The Review of Economics and Statistics，2008，90（1）：168-174.

[8]Helmers C， Trofimenko N. Export subsidies in a heterogeneous firms framework： evidence from Colombia[R]. 2010. CSAE Working Paper Series， No. 26.

[9]Martincus C V，Carballo J.Is export promotion effective in developing countries？firm-level evidence on the intensive and the extensive margins of exports[J].Journal of International Economics，2008，76（1）：89-106.

[10]張杰，鄭文平.政府補(bǔ)貼如何影響中國企業(yè)出口的二元邊際[J].世界經(jīng)濟(jì)，2015（6）：22-48.

[11]Bustos P. Trade Liberalization， exports， and technology upgrading： evidence on the impact of MERCOSUR on Argentinian firms[J]. The American Economic Review， 2011，101（1）：304-340.

[12]Caldera A. Innovation and exporting： evidence from Spanish manufacturing firms[J]. Review of World Economics， 2010， 146（4）： 657-689.

[13]Harris R， Moffat J. R&D， innovation and exporting[R].London School of Economics and Political Science， LSE Library， 2011， Working Paper.

[14]EstevePérez S， Rodríguez D. The dynamics of exports and r&d in smes[J]. Small Business Economics， 2013， 41（1）： 219-240.

[15]王奇珍， 朱英明， 朱淑文. 技術(shù)創(chuàng)新對(duì)出口增長二元邊際的影響基于微觀企業(yè)的實(shí)證分析[J]. 國際貿(mào)易問題， 2016（4）：62-71.

[16]Head K， Ries J. Heterogeneity and the fdi versus export decision of Japanese manufacturers[J]. Journal of the Japanese and International Economies， 2003，17（4）：448-467.

[17]趙偉， 韓媛媛，趙金亮.異質(zhì)性、出口與中國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2012（4）：5-15.

[18]Stock G N， Greis N P， Fischer W A. Firm size and dynamic technological innovation[J]. Technovation， 2002，22（9）： 537-549.

[19]吳延兵.中國哪種所有制類型企業(yè)最具創(chuàng)新性？[J].世界經(jīng)濟(jì)，2012（6）：3-29.