政府補(bǔ)貼、政府治理能力與出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)

高 翔 獨(dú) 旭

(廈門大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建 廈門 361005)

一、引言與文獻(xiàn)綜述

企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)是企業(yè)績效評價中的一個重要指標(biāo)，它反映著企業(yè)的風(fēng)險偏好程度。企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的高低，不僅對企業(yè)發(fā)展至關(guān)重要，還與經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展息息相關(guān)(John et al.，2008；Hilary et al.，2009)。伴隨著中國對外貿(mào)易不確定性因素的增加和貿(mào)易模式的結(jié)構(gòu)性調(diào)整，如何在更加開放的經(jīng)濟(jì)體系下提升出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平成為一個極富意義的研究課題，因而需要我們厘清出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響因素。近年來，地方政府紛紛出臺促進(jìn)貿(mào)易發(fā)展的扶持政策，尤以日益增長的政府對企業(yè)的生產(chǎn)性補(bǔ)貼最為引人關(guān)注。

政府補(bǔ)貼是政府支持企業(yè)生產(chǎn)發(fā)展常用的產(chǎn)業(yè)政策。自1994年分稅制改革之后，中國地方政府獲得了足夠財務(wù)自主權(quán)，同時考核地方官員的重心逐漸由政治指標(biāo)轉(zhuǎn)向經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，使得地方政府具有通過政府補(bǔ)貼刺激企業(yè)從事出口貿(mào)易活動的積極性，以此促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展。根據(jù)本文統(tǒng)計，中國出口企業(yè)接受政府補(bǔ)貼的數(shù)量從2000年的2678家增加到2006年的9851家，約有21.89%的出口企業(yè)獲得了政府補(bǔ)貼，補(bǔ)貼總額也從2000年的54.37億元增加到2006年的130.23億元，年增長率達(dá)到12.64%。然而，政府補(bǔ)貼對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的具體影響效應(yīng)是怎么樣的呢？這一影響效應(yīng)具體表現(xiàn)在兩個方面：一方面，政府補(bǔ)貼可以增加企業(yè)資金流，從而影響企業(yè)的風(fēng)險偏好(毛其淋 等，2016)，同時增加企業(yè)決策者的自信心和安全感(蔡衛(wèi)星 等，2013)，進(jìn)而提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平；另一方面，政府補(bǔ)貼過程的不透明，使得政府補(bǔ)貼的可得性和收益性大為下降(余明桂 等，2010；孔東民 等，2013)；同時，政府補(bǔ)貼背后隱藏的是官員腐敗和權(quán)力尋租現(xiàn)象可能性，使得亟需資金支持的出口企業(yè)得不到補(bǔ)貼，從而產(chǎn)生資源錯配現(xiàn)象(周世民 等，2014)，導(dǎo)致補(bǔ)貼配置效率低下，進(jìn)而降低企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。

對于中國這樣一個經(jīng)濟(jì)和貿(mào)易大國，要想厘清政府補(bǔ)貼和出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)之間的相互關(guān)系，就要考慮中國的區(qū)域異質(zhì)性，尤以地方政府治理能力對補(bǔ)貼效果的影響不能忽視。已有研究文獻(xiàn)從政府質(zhì)量、治理環(huán)境等視角進(jìn)行研究，結(jié)果表明這些因素會對政府補(bǔ)貼和企業(yè)績效的作用效應(yīng)產(chǎn)生重大影響(徐保昌 等，2015；許家云 等，2016)。本文也是從這一研究思路出發(fā)，將研究視角聚焦于政府補(bǔ)貼、政府治理能力和出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)之間的相互關(guān)系。希望通過對這些問題的探討，能夠深化對政府補(bǔ)貼與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)之間關(guān)系的理解，為轉(zhuǎn)變地方政府職能、提升政府治理能力提供有益啟示。

目前國內(nèi)外學(xué)者對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響因素進(jìn)行了大量研究，這些研究主要是從宏觀層面和微觀層面兩個角度切入的。在宏觀層面上，當(dāng)經(jīng)濟(jì)繁榮時，企業(yè)更愿意進(jìn)行風(fēng)險性投資，以獲得額外收益；而當(dāng)經(jīng)濟(jì)衰退時，企業(yè)面臨嚴(yán)峻的融資約束，投資決策變得更為保守，風(fēng)險承擔(dān)水平較低(Arif et al.,2014)。除此之外，國家對企業(yè)投資者與債權(quán)人的保護(hù)機(jī)制也會影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)(John et al.,2008；Bonfiglioli，2012)。胡育蓉等(2014)通過考察貨幣政策立場對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響，研究結(jié)果顯示，貨幣政策轉(zhuǎn)向緊縮時，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)會顯著下降。微觀層面，影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)因素的文獻(xiàn)主要包括：(1)所有權(quán)結(jié)構(gòu)和性質(zhì)。在對大股東持股影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)進(jìn)行考察之后，F(xiàn)accio et al.(2011)發(fā)現(xiàn)，大股東持股比例越分散，企業(yè)越愿意承擔(dān)更高的風(fēng)險。朱玉杰等(2014)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)由機(jī)構(gòu)投資者持股時，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平越低。Boubakri et al.(2013a)、張洪輝等(2016)則從所有權(quán)性質(zhì)出發(fā)，指出相較于民營企業(yè)和外資企業(yè)，國有企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平相對較低。而當(dāng)企業(yè)進(jìn)行民營化之后，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平會顯著上升(李文桂 等，2012)。(2)管理者背景和能力。Faccio et al.(2016)考察了管理者性別對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響，研究表明男性管理者比女性管理者更愿意承擔(dān)風(fēng)險。Li et al.(2010)、余明桂等(2013a)研究發(fā)現(xiàn)，管理者過度自信和企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)呈現(xiàn)高度的正向關(guān)聯(lián)。張敏等(2015)則指出，相較于總經(jīng)理的社會網(wǎng)絡(luò)，董事長構(gòu)建的社會網(wǎng)絡(luò)更有利于提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。

還有一部分學(xué)者關(guān)注政府補(bǔ)貼的經(jīng)濟(jì)效果，認(rèn)為政府補(bǔ)貼能夠促進(jìn)企業(yè)出口，并且對企業(yè)高端出口能力有顯著提升作用(Girma et al.,2009；施炳展 等，2013；張杰 等，2015)。然而值得注意的是，另一部分學(xué)者持相反觀點(diǎn)，即政府補(bǔ)貼會對企業(yè)產(chǎn)生消極作用。如，政府補(bǔ)貼容易使得企業(yè)產(chǎn)生對補(bǔ)貼的“路徑依賴”，進(jìn)而抑制企業(yè)競爭力，不利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升(Bernini et al.，2011；任曙明 等，2013；徐保昌 等，2015)。毛其淋等(2016)則研究了政府補(bǔ)貼和企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)之間的關(guān)系，研究表明補(bǔ)貼并未從總體上提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。也有一部分研究認(rèn)識到評價政府補(bǔ)貼的效果不能僅僅關(guān)注補(bǔ)貼和企業(yè)績效之間的關(guān)系，還應(yīng)關(guān)注補(bǔ)貼是否具有效率。毋庸置疑，作為一種產(chǎn)業(yè)政策，政府補(bǔ)貼受到地方政府治理能力的巨大影響，不同的政府治理能力將會導(dǎo)致補(bǔ)貼效果存在顯著差異，進(jìn)而造成企業(yè)成長和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的差異(陳得球 等，2012；姜琪，2016)。除此之外，陳得球等(2012)研究發(fā)現(xiàn)，較高的政府質(zhì)量在促進(jìn)民營企業(yè)改善資本配置效率方面比國有企業(yè)更加有效。徐保昌等(2015)則進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼不利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，但是政府質(zhì)量確實(shí)能夠有效提升政府補(bǔ)貼對企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。通過對文獻(xiàn)的梳理發(fā)現(xiàn)，對于政府補(bǔ)貼效果的評價，學(xué)者們的研究結(jié)論莫衷一是，而從政府治理能力角度研究政府補(bǔ)貼對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響效應(yīng)仍是空白。

基于此，本文可能的貢獻(xiàn)有以下幾個方面：第一，本文進(jìn)一步拓展了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的研究視角，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多從民營化和產(chǎn)權(quán)保護(hù)(余明桂 等，2013b)、貨幣政策(胡育蓉 等，2014；Faccio et al.，2016)、產(chǎn)權(quán)差異和晉升激勵(張洪輝 等，2016)、政府補(bǔ)貼(毛其淋 等，2016)等單一視角分析企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)問題，本文則將地方政府治理能力納入到政府補(bǔ)貼對中國出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響之中，以此探究政府補(bǔ)貼和政府治理能力對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的交互影響，為理解企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)提供了新思路，豐富了評估政府補(bǔ)貼影響效果的文獻(xiàn)；第二，本文不僅研究了政府補(bǔ)貼對出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的“絆腳石效應(yīng)”，還創(chuàng)造性地探討了政府治理能力影響政府補(bǔ)貼的“墊腳石效應(yīng)”，并進(jìn)一步梳理了政府補(bǔ)貼、政府治理能力對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響機(jī)理，這對于提升政府補(bǔ)貼效果具有重要啟示作用；第三，除此之外，本文通過嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠嬃糠治?，對樣本?nèi)生性問題和自我選擇效應(yīng)問題的解決，采用多重維度的穩(wěn)健性檢驗(yàn)對結(jié)論加以佐證，使得研究結(jié)果更為可靠；第四，本文還分析了政府補(bǔ)貼對中國出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響機(jī)制，同時基于企業(yè)出口密集度、所有制屬性、貿(mào)易方式、行業(yè)資本密集度等方面對政府補(bǔ)貼、政府治理能力影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)進(jìn)行了異質(zhì)性分析，深化了對政府補(bǔ)貼、政府治理能力和企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)之間關(guān)系的理解。

二、理論分析與研究假設(shè)

自1994年財政分權(quán)改革以來，中國地方政府獲得了明確的地方收益(地方稅)，使地方政府具有很大的資源配置自主權(quán)，同時政府官員處在“政治錦標(biāo)賽”(周黎安，2007)的相對績效考核之下，出于個人晉升的政治考慮，地方政府官員有刺激本地企業(yè)出口以帶動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的強(qiáng)烈動機(jī)，且政府補(bǔ)貼已被證明是一種簡單有效的促進(jìn)企業(yè)發(fā)展方式，因此地方政府通過加大政府補(bǔ)貼來促進(jìn)所轄地區(qū)企業(yè)從事出口活動的決定也不難理解。對于企業(yè)而言，由于獲得了政府補(bǔ)貼，增加了企業(yè)資金擁有量，從而更愿意去承擔(dān)一些收益高風(fēng)險大的投資項目；除此之外，政府補(bǔ)貼還會增加企業(yè)家的投資信心和安全感，而企業(yè)家越自信，其在投資時會更積極的選擇風(fēng)險性項目，會對高風(fēng)險但預(yù)期收益高的投資項目更加熱衷，最終會顯著提高企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平(Bonfiglioli et al.，2012；蔡衛(wèi)星 等，2013；余明桂 等，2013a)。但是結(jié)合中國國情就會發(fā)現(xiàn)，由于政府補(bǔ)貼的機(jī)制尚不健全，補(bǔ)貼過程不透明，甚至在補(bǔ)貼分配中出現(xiàn)貪污腐敗行為與權(quán)力尋租現(xiàn)象(孔東民 等，2013)，這都會影響補(bǔ)貼效率。此外，資金不足的企業(yè)得不到補(bǔ)貼，而資金充足的企業(yè)得到大量補(bǔ)貼，甚至?xí)霈F(xiàn)企業(yè)和地方官員合伙串謀騙取補(bǔ)貼等事件，從而導(dǎo)致資源錯配和政府補(bǔ)貼低效率問題的出現(xiàn)。與此同時，地方政府盲目進(jìn)行政府補(bǔ)貼，使大量技術(shù)落后、管理不善、本應(yīng)被市場淘汰的企業(yè)得以存活，而這些企業(yè)既沒有意愿、也沒有動力通過政府補(bǔ)貼進(jìn)行研發(fā)以提高全要素生產(chǎn)率，這些方面的因素都會極大地影響補(bǔ)貼對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的效果，進(jìn)而會對整個企業(yè)群體產(chǎn)生負(fù)面影響，最終對地方經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量產(chǎn)生不利影響。

通過以上分析可以發(fā)現(xiàn)，地方官員為了追求政績，盲目使用政府補(bǔ)貼來刺激出口，進(jìn)而導(dǎo)致落后的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式存在，會產(chǎn)生諸多難以避免的問題，諸如貪污腐敗，權(quán)力尋租和補(bǔ)貼錯配等，這些都會對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)產(chǎn)生負(fù)面影響。由此我們可以分析政府補(bǔ)貼影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的機(jī)制：首先，補(bǔ)貼的尋租效應(yīng)。由于貪污腐敗和尋租將導(dǎo)致企業(yè)超額管理費(fèi)的增加，提高了企業(yè)的經(jīng)營成本，擠占了企業(yè)可能的風(fēng)險性投資。另外企業(yè)通過尋租獲取政府補(bǔ)貼并最終獲利的方式簡單有效，在與進(jìn)行風(fēng)險投資獲得利潤的方式進(jìn)行比較之后，企業(yè)很容易選擇前者，高昂的尋租成本將會降低企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。余明桂等(2010)在對中國民營企業(yè)的政治聯(lián)系與補(bǔ)貼的關(guān)系進(jìn)行研究之后，發(fā)現(xiàn)和地方政府有政治聯(lián)系的企業(yè)更容易獲得政府補(bǔ)貼，而且通常是依靠尋租方式獲得的。杜興強(qiáng)等(2010)也證明了政治聯(lián)系、尋租均與企業(yè)超額管理費(fèi)呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。其次是補(bǔ)貼的錯配效應(yīng)，政府補(bǔ)貼的根本目的是通過支持高技術(shù)企業(yè)或者高附加值企業(yè)的發(fā)展以促進(jìn)整個社會效率的提升，然而政府向這些企業(yè)提供補(bǔ)貼時會存在資源錯配現(xiàn)象(周世民 等，2014)，資源錯配不僅會直接降低企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，還可能會弱化企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新激勵。而研發(fā)創(chuàng)新與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平高度正相關(guān)(Banholzer et al.,2011)，與企業(yè)通過研發(fā)創(chuàng)新改善全要素生產(chǎn)率方式獲得超額利潤的方式相比，企業(yè)更傾向通過補(bǔ)貼的錯配效應(yīng)的方式獲取超額利潤，而這顯然會進(jìn)一步降低企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。基于上述分析，我們可以提出理論假設(shè)1：

理論假設(shè)1：政府補(bǔ)貼的“尋租效應(yīng)”和“錯配效應(yīng)”不利于出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提升。

作為政府補(bǔ)貼的分配主體，地方政府治理能力對政府補(bǔ)貼分配的效率存在重大影響，政府治理能力越強(qiáng)的地區(qū)往往制度環(huán)境和政策法規(guī)也較為健全，一方面企業(yè)通過建立政治聯(lián)系進(jìn)行尋租的動力越弱，另一方面企業(yè)通過尋租方式獲取政府補(bǔ)貼也會越困難，而政府治理能力越差的地區(qū)往往伴隨著貪污腐敗和權(quán)力尋租等現(xiàn)象，企業(yè)通過建立政治聯(lián)系以實(shí)現(xiàn)尋租的動機(jī)越強(qiáng)(Claessens et al.，2008；余明桂 等，2010)。由此本文認(rèn)為政府治理能力主要通過以下三個方面的渠道改善政府補(bǔ)貼對出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響效應(yīng)：首先，政府治理能力越強(qiáng)的地區(qū)往往能夠有效避免企業(yè)尋租行為，提高企業(yè)的尋租成本，使政府補(bǔ)貼真正支持高效率高附加值的出口企業(yè)發(fā)展，從而提高整個企業(yè)群體的風(fēng)險承擔(dān)水平。其次，政府一個重要的職能就是提供制度保證，有效的制度是提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的重要因素之一，而有效的制度則往往需要良好的政府治理環(huán)境來維持，具有較強(qiáng)治理能力的政府能為企業(yè)提供公平的競爭環(huán)境，從而可以減少補(bǔ)貼資源的錯配與外部環(huán)境的不確定性，減少企業(yè)機(jī)會主義行為，提升政府補(bǔ)貼分配的效率，使得獲得政府補(bǔ)貼的企業(yè)真正進(jìn)行研發(fā)投資，而這些都會提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平(Boubakri et al.,2013b)。最后，較強(qiáng)的政府治理能力可以使地方政府在分配政府補(bǔ)貼時能夠有效的避免短視行為，轉(zhuǎn)而追求地方長遠(yuǎn)經(jīng)濟(jì)增長(徐保昌 等，2015)，在選擇補(bǔ)貼企業(yè)時也會更加耐心與專業(yè)，這也會大幅度提升政府補(bǔ)貼效率(Kim et al.，2011；李文貴 等，2012；余明桂 等，2013b)?；谏鲜龇治觯覀冋J(rèn)為地方政府的治理能力會影響政府補(bǔ)貼的分配和選擇，較強(qiáng)的治理能力會使政府補(bǔ)貼更有效率，進(jìn)而改變政府補(bǔ)貼的“絆腳石”效應(yīng)，提升出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。據(jù)此，我們提出本文理論假設(shè)2：

理論假設(shè)2：不同區(qū)域的政府治理環(huán)境會影響政府補(bǔ)貼的效果，較高的政府治理能力會通過提高政府補(bǔ)貼的效率方式來提高出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。

政府補(bǔ)貼雖然屬于宏觀層面的調(diào)控，但是補(bǔ)貼效果在不同的微觀企業(yè)主體之間存在著較大的結(jié)構(gòu)性差別。不同的出口企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平受到企業(yè)的出口密集程度、所有制屬性、貿(mào)易方式以及行業(yè)資本密集程度的影響，因此政府補(bǔ)貼、政府治理能力對不同類型企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平的影響效應(yīng)可能也會存在著明顯差別(Boubakri et al.,2013b；許家云 等，2016；徐保昌 等，2015)。進(jìn)一步的，我們提出本文理論假設(shè)3：

理論假設(shè)3：根據(jù)企業(yè)所有制、出口密集度、貿(mào)易方式、行業(yè)資本密集度的不同，政府補(bǔ)貼、政府治理能力對出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響也可能存在差異。

三、模型設(shè)定、研究設(shè)計與數(shù)據(jù)說明

(一)模型設(shè)定

根據(jù)上文提出的機(jī)理假設(shè)，為了檢驗(yàn)政府補(bǔ)貼、政府治理能力對中國出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響，構(gòu)建本文基本計量模型設(shè)定如下：

ln risktakeijkt=β0+β1subsidyijkt+β2subsidyijkt×govkt+β3govkt+X′β+λj+θk+ωt+εijkt

(1)

(二)研究設(shè)計

(1)企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)(risktake)的衡量。借鑒Boubakri et al.(2013a)、Faccio et al.(2016)以及毛其淋等(2016)的做法，本文采用滾動觀察期內(nèi)企業(yè)利潤率的波動指數(shù)(標(biāo)準(zhǔn)差)來衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。企業(yè)利潤率(profit)采用企業(yè)凈利潤在企業(yè)銷售收入中的占比來衡量，企業(yè)凈利潤利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的指標(biāo)“利潤總額-政府補(bǔ)貼”計算得到。此外，考慮行業(yè)異質(zhì)性特征對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的可能影響，我們還利用《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類與代碼》(CIC)為標(biāo)準(zhǔn)的2分位數(shù)行業(yè)企業(yè)利潤率平均值進(jìn)行調(diào)整，具體調(diào)整方法為：

(2)

式(2)中，profitijkt表示每個企業(yè)的利潤率，meanjt(profitijkt)表示企業(yè)所處行業(yè)的平均利潤率，那么式(2)中的左邊項表示經(jīng)過行業(yè)調(diào)整后的企業(yè)利潤率。接下來我們計算每個三年滾動觀察期內(nèi)(2000—2002年、2001—2003年、2002—2004年、2003—2005年、2004—2006年)經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的企業(yè)利潤率的標(biāo)準(zhǔn)差σ，具體計算方法為：

(3)

式(3)中：N表示每個滾動觀察期內(nèi)最大的年份序數(shù)；n表示相對應(yīng)的滾動觀察期的年份序數(shù)，由于我們采用的是三年滾動觀察期，故N取3，n取值范圍為1～3；式(3)計算得到的標(biāo)準(zhǔn)差即是考察期內(nèi)每個企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平(risktakeijkt)。

(2)政府補(bǔ)貼(subsidy)的衡量。與孔東民等(2013)研究類似，本文采用企業(yè)政府補(bǔ)貼收入在產(chǎn)品銷售收入中的占比來衡量，同時為保證結(jié)果準(zhǔn)確可靠，我們還借鑒張杰等(2015)的方法，對企業(yè)獲得的政府補(bǔ)貼(subsidy)進(jìn)行去規(guī)?；幚?，具體做法是采用企業(yè)政府補(bǔ)貼收入在企業(yè)銷售收入、企業(yè)固定資產(chǎn)和企業(yè)總資產(chǎn)中的占比來衡量。

(3)政府治理能力(gov)的衡量。在政府治理能力的測算上，本文借鑒陳詩一等(2008)的做法，把政府看作一個決策單元(DMU)并納入DEA模型之中，通過構(gòu)造每一時期中國政府治理能力的生產(chǎn)前沿面，并將每個省區(qū)同生產(chǎn)前沿面進(jìn)行比較，具體的測算公式如Tone(2010)所示：

(4)

式(4)中：θ 是每個省區(qū)地方政府投入產(chǎn)出的技術(shù)效率；每個地方政府(DMU)有m種投入，記作xi(i=1…m)；q1種好的產(chǎn)出，記作yr(r=1…q1)；q2種壞的產(chǎn)出(非期望產(chǎn)出)，記作br(r=1…q2)；而S-和S+分別是投入和產(chǎn)出的松弛變量；λ是權(quán)重向量；t是時間向量。由此，我們可以測算出地方政府的投入產(chǎn)出比例距離生產(chǎn)前沿的程度作為量化政府治理能力的依據(jù)；同時，為了更好的反映出政府效率的動態(tài)變化趨勢，本文將采用序列DEA方法下的Malmquist-Luenberger指數(shù)衡量政府治理能力。t期到t+1期的Malmquist-Luenberger指數(shù)的測算公式表示為：

(5)

在具體的指標(biāo)選擇上，本文根據(jù)政府投入層面的不同將投入指標(biāo)分為人員投入、物質(zhì)投入和財政投入三類，并根據(jù)政府職能的分類將產(chǎn)出指標(biāo)分為經(jīng)濟(jì)職能、社會職能、民生職能三個大類，共12個子指標(biāo)；同時借鑒Afonso et al.(2008)和陳詩一等(2008)的研究，本文對表中指標(biāo)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，即以各個子指標(biāo)除以各指標(biāo)的平均值。本文中的具體指標(biāo)選擇可參照高翔等(2017)一文中的具體論述。利用中國省區(qū)地方政府在2000—2006年間的投入-產(chǎn)出數(shù)據(jù)，運(yùn)用MAXDEA軟件計算出式(4)所列出的線性規(guī)劃，得出各省區(qū)每年的政府投入產(chǎn)出的方向性距離函數(shù)值θ，并根據(jù)式(5)將θ轉(zhuǎn)化為相應(yīng)的Malmquist-Luenberger指數(shù)，得到2000—2006年間的中國30個省區(qū)政府(鑒于數(shù)據(jù)可得性問題，西藏除外)的治理能力*限于篇幅，未匯報測算結(jié)果，備索。。

(4)控制變量的衡量?？刂谱兞考疿′包括：①企業(yè)規(guī)模(size)，采用企業(yè)平均就業(yè)人數(shù)的對數(shù)來衡量；②企業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp)，為克服采用普通最小二乘估計企業(yè)生產(chǎn)率存在的“同時性問題”和“聯(lián)立性問題”，本文采用擴(kuò)展的LP方法進(jìn)行測算*限于篇幅，本文沒有匯報采用LP法測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率的具體步驟和結(jié)果，結(jié)果備索。；③人均資本密集度(captial—per)，采用企業(yè)固定資產(chǎn)合計和從業(yè)人數(shù)之比來衡量人均資本密集度，同時對企業(yè)固定資產(chǎn)以2000年為基期采用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行平減；④企業(yè)年齡(age)，本文采用樣本觀測年份與企業(yè)成立年份之差并加1來衡量；⑤企業(yè)融資約束(finance)，本文采用企業(yè)利息支出在企業(yè)總資產(chǎn)中的占比進(jìn)行衡量；⑥企業(yè)出口密集度(expint)，借鑒學(xué)界通常做法，采用企業(yè)出口交貨值在企業(yè)銷售收入中的占比衡量；⑦企業(yè)所有制類型(ownership)，本文采用企業(yè)是本土企業(yè)(domestic)和外資企業(yè)(foreign)控制企業(yè)類型，具體做法是設(shè)置相對應(yīng)的本土企業(yè)和外資企業(yè)所有制類型的啞變量，如果企業(yè)為國有企業(yè)、集體企業(yè)或私營企業(yè)，則定義domestic為1，否則為0，如果企業(yè)為外資企業(yè)，則定義foreign為1，否則為0。

(三)數(shù)據(jù)說明

本文的數(shù)據(jù)來源主要有三類：第一類數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局公布的2000—2006年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫相關(guān)數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)統(tǒng)計了全國規(guī)模以上(主營業(yè)務(wù)的收入超過500萬)國有企業(yè)和非國有企業(yè)，包含了企業(yè)的基本情況、企業(yè)的生產(chǎn)狀況和企業(yè)的財務(wù)信息等信息。對于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的處理，先參照Brandt et al.(2012)的方法對數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，同時借鑒魯曉東等(2012)的做法，再對整理的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：(1)剔除工業(yè)總產(chǎn)值、資產(chǎn)總計、銷售額、從業(yè)人數(shù)缺失或?yàn)樨?fù)的企業(yè)；(2)剔除銷售額低于500萬元或從業(yè)人數(shù)小于10人的企業(yè)；(3)剔除固定資產(chǎn)大于總資產(chǎn)的“異常”企業(yè)；(4)對于固定資產(chǎn)按照固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)、其它名義變量按照工業(yè)品出廠價格指數(shù)以2000年為基期進(jìn)行平減。

第二類數(shù)據(jù)來自中國海關(guān)總署公布的2000—2006年中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)包括了全部出口企業(yè)進(jìn)出口數(shù)量、金額、價格、貿(mào)易方式、進(jìn)口來源地和出口目的地等信息。我們需要將月度數(shù)據(jù)加總為年度數(shù)據(jù)，然后將HS8位碼產(chǎn)品加總到HS6位碼產(chǎn)品上，并剔除同年海關(guān)企業(yè)名稱重復(fù)的企業(yè)以及企業(yè)名稱中有“進(jìn)出口”、“貿(mào)易”、“經(jīng)貿(mào)”、“科貿(mào)”和“外經(jīng)”等字樣的貿(mào)易中間商企業(yè)(Ahn et al.，2011)，最后我們借鑒田巍等(2013)的方法對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫進(jìn)行合并。

第三類數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局公布的2000—2006年的《中國統(tǒng)計年鑒》，該數(shù)據(jù)統(tǒng)計了中國30個省區(qū)(鑒于數(shù)據(jù)得到性問題，西藏除外)的主要宏觀變量。特別指出的是，本文還考慮到非期望產(chǎn)出的影響，將“官員腐敗、瀆職犯罪案例數(shù)”和“廢水、廢氣和固體廢棄物排放量”納入政府治理能力的核算當(dāng)中，相關(guān)數(shù)據(jù)來自《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》和《中國檢察年鑒》。同時，考慮到某些省區(qū)在某些年份官員犯罪案例數(shù)的缺失，我們還通過各省區(qū)紀(jì)委網(wǎng)站公布的紀(jì)檢報告補(bǔ)齊了缺失的數(shù)據(jù)，最后我們將測算得到的政府治理能力通過各省區(qū)代碼匹配到中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)合并的數(shù)據(jù)中。

表1 變量描述性統(tǒng)計

注：表1根據(jù)作者整理的數(shù)據(jù)統(tǒng)計而得。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

我們首先對式(1)的基準(zhǔn)模型進(jìn)行計量回歸，分別控制了不可觀測的行業(yè)(2位碼)、地區(qū)(省區(qū))和年份固定效應(yīng)，同時為了控制可能存在的異方差問題，我們采用White方法予以糾正，采用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行回歸。具體回歸結(jié)果見表2所示。

表2 基準(zhǔn)模型估計結(jié)果

注：***、**和*分別表示變量估計系數(shù)在1%、5%和10%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著；()內(nèi)數(shù)值為t統(tǒng)計值；同時上述模型中我們均控制行業(yè)、地區(qū)和年份固定效應(yīng)。下表類同。

表2報告了政府補(bǔ)貼(subsidy)、政府補(bǔ)貼和政府治理能力的交互項(subsidy×gov)對出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)影響的總體估計結(jié)果。其中模型(1)、模型(3)、模型(5)均不納入控制變量中,且政府補(bǔ)貼(subsidy)分別以政府補(bǔ)貼收入在企業(yè)銷售收入、企業(yè)固定資產(chǎn)和企業(yè)總資產(chǎn)中的比值進(jìn)行衡量,并以此來進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，具體結(jié)果見表2。表2的回歸結(jié)果顯示，各模型中政府補(bǔ)貼(subsidy)的回歸系數(shù)均顯著性為負(fù)(至少在10%的顯著性水平)，這就表明了無論以何種方式衡量政府補(bǔ)貼，出口企業(yè)的補(bǔ)貼都會對企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平產(chǎn)生負(fù)向影響。這個回歸結(jié)果和毛其淋等(2016)的研究結(jié)果類似，同時也直接驗(yàn)證了我們在前文中提出的理論假設(shè)1，即政府補(bǔ)貼不利于出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提升，政府補(bǔ)貼對中國出口企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平存在顯著的“絆腳石效應(yīng)”。進(jìn)一步，我們觀察到政府治理能力的系數(shù)大多不顯著，表明政府治理能力對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)并無直接影響，然而當(dāng)我們引入政府補(bǔ)貼和政府治理能力的交互項(subsidy×gov)，并考察政府補(bǔ)貼和政府治理能力交互項對出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響后發(fā)現(xiàn)：交互項的回歸系數(shù)均在1%的顯著性水平上為正，這就意味著較高的政府治理水平確實(shí)能夠有效的提升政府補(bǔ)貼的效率，較高的政府治理能力可以從根本上扭轉(zhuǎn)政府補(bǔ)貼對出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的負(fù)向影響態(tài)勢，進(jìn)而通過成為政府補(bǔ)貼的“墊腳石”方式促進(jìn)出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提高，即完成理論假設(shè)2的驗(yàn)證。

為了使回歸結(jié)果更加穩(wěn)健，模型(2)、模型(4)、模型(6)在模型(1)、模型(3)、模型(5)的基礎(chǔ)上分別引入控制變量并重新對基本模型進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果顯示：政府補(bǔ)貼(subsidy)、政府補(bǔ)貼和政府治理能力的交互項(subsidy×gov)的估計系數(shù)仍然顯著的為負(fù)和為正，在納入控制變量后，本文的核心結(jié)論沒有發(fā)生根本性改變。控制變量方面：企業(yè)規(guī)模(size)的估計系數(shù)顯著為負(fù)，表明出口企業(yè)的規(guī)模越大，企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平越低，可能的原因在于：企業(yè)規(guī)模龐大往往導(dǎo)致企業(yè)效率低下，決策保守，不愿做風(fēng)險性投資，而規(guī)模小的企業(yè)因?yàn)槿藛T少，效率高，且有追求高利潤的強(qiáng)烈動機(jī)，因而對于風(fēng)險性投資持更為開放的態(tài)度；企業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp)和人均資本密集度(captial—per)的估計系數(shù)并不顯著，表明二者和企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)之間并無必然聯(lián)系；企業(yè)年齡(age)的估計系數(shù)顯著為負(fù)，表明隨著企業(yè)年齡的增加，企業(yè)的風(fēng)險投資決策也會愈發(fā)保守，從而不利于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提升；企業(yè)融資約束(finance)的估計系數(shù)顯著為負(fù)，表明較高程度的融資約束限制了企業(yè)進(jìn)行風(fēng)險投資時所需的資金需求，不利于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提升；企業(yè)出口密集度(expint)的估計系數(shù)顯著為負(fù)，表明企業(yè)出口密集度越大也越不利于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提升，可能的原因是：中國出口企業(yè)的附加值率并不高，出口企業(yè)在全球價值鏈(GVC)中被“低端鎖定”，致使中國出口企業(yè)的利潤率并不高，進(jìn)而抑制了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平提高。中國本土企業(yè)的虛擬變量(domestic)估計系數(shù)并不顯著，而外資企業(yè)虛擬變量(foreign)估計系數(shù)顯著為正，這一結(jié)果說明，相對外資出口企業(yè)，中國本土出口企業(yè)主動提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的意愿相對缺乏。

(二)樣本內(nèi)生性與自我選擇問題的處理

本文中被解釋變量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)(risktake)與核心解釋變量政府補(bǔ)貼(subsidy)之間可能存在高度的雙向因果關(guān)系。這是因?yàn)椋阂环矫嬲a(bǔ)貼是影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)鍵因素之一，另一方面企業(yè)總體的風(fēng)險承擔(dān)亦是政府制定補(bǔ)貼政策的依據(jù)之一。因而這就產(chǎn)生了嚴(yán)重的“內(nèi)生性偏誤”(endogeneity bias)問題。嚴(yán)重的內(nèi)生性問題將會導(dǎo)致模型的估計結(jié)果有偏或者不一致，因此必須加以解決。借鑒張杰(2015)等人的做法，采用系統(tǒng)廣義矩估計(SYSGMM)的方法來解決內(nèi)生性問題。

表3中的模型(1)、模型(2)、模型(3)展示的是使用系統(tǒng)廣義矩估計(SYSGMM)解決內(nèi)生性問題后的回歸結(jié)果。系統(tǒng)廣義矩估計的AR(1)和AR(2)檢驗(yàn)表明，擾動項的差分項存在一階序列相關(guān)二階序列不相關(guān)的問題，Sargan檢驗(yàn)結(jié)果說明所有的工具變量都是外生有效的，從而證明采用系統(tǒng)廣義矩估計是可行的。觀察表3中的模型(1)、模型(2)、模型(3)的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的滯后項(l.risktake)為正且顯著，說明企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的積累是一個動態(tài)過程，同時主要解釋變量政府補(bǔ)貼(subsidy)、政府補(bǔ)貼和政府治理能力的交互項(subsidy×gov)的估計系數(shù)仍然顯著為負(fù)和為正(均在1%水平上顯著)，這個結(jié)果表明：在控制了樣本的內(nèi)生性問題后，本文的核心結(jié)論并沒有根本性變化，即政府補(bǔ)貼會降低出口企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，但是較高水平的政府治理能力能夠通過提高政府補(bǔ)貼效率方式促進(jìn)出口企業(yè)風(fēng)險水平的提高。

除此之外，我們還注意到：由于基本模型的回歸結(jié)果均是在有出口的企業(yè)樣本中得到的，這顯然就會造成樣本的自我選擇偏誤(self—selection bias)問題，對此采用Heckman兩步法進(jìn)行調(diào)整。在此，我們需要通過Probit模型估計企業(yè)進(jìn)入出口市場的概率：

(6)

式(6)中：export表示企業(yè)是否有出口行為；X′是影響企業(yè)出口決策的控制變量，具體包括企業(yè)規(guī)模、全要素生產(chǎn)率、人均資本密集度、企業(yè)年齡、企業(yè)融資約束和企業(yè)所有制屬性啞變量。此外，在估計企業(yè)出口概率過程中，我們還控制了不可觀測的行業(yè)、地區(qū)和年份固定效應(yīng)。通過估計式(6)可以計算出反米爾斯比(lambda)，進(jìn)而將反米爾斯比(lambda)作為式(1)中的一個控制變量進(jìn)行回歸，具體回歸結(jié)果匯報在表3的(4)、(5)、(6)列。

觀測結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)：用以檢驗(yàn)采用Heckman兩步法是否合理的反米爾斯比(lambda)全部顯著，說明樣本存在“自我選擇效應(yīng)”，因此采用Heckman兩步法糾正自我選擇效應(yīng)是有必要的?；貧w結(jié)果顯示，政府補(bǔ)貼(subsidy)、政府補(bǔ)貼和政府治理能力的交互項(subsidy×gov)的估計系數(shù)分別顯著為負(fù)和為正，本文的核心結(jié)論在處理樣本“自我選擇效應(yīng)”后仍然沒有發(fā)生改變。

表3 系統(tǒng)廣義矩估計(SYSGMM)和Heckman兩步法估計結(jié)果

注：限于篇幅，未匯報控制變量和常數(shù)項的估計結(jié)果，下表類同。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證本文核心結(jié)論的穩(wěn)健性，我們用三種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(1)出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的其它衡量指標(biāo)。對于出口企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)的衡量,除了本文使用的企業(yè)利潤率的波動性來衡量以外，在已有的文獻(xiàn)研究中還有很多學(xué)者使用Z-score指標(biāo)作為企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平的代理變量，這一指標(biāo)通常被用來衡量企業(yè)的破產(chǎn)概率，本文借鑒胡育蓉等(2014)等人的做法，構(gòu)建Z-score指標(biāo)來衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，具體的Z-score指標(biāo)(Z值)的表達(dá)式為：

Zijkt=risktakeijkt/

(profitijkt+capticalijkt)

(7)

式(7)中：risktakeijkt表示企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)；profitijkt表示企業(yè)利潤率；capticalijkt表示企業(yè)資本資產(chǎn)比率*企業(yè)利潤率采用“(利潤總額—政府補(bǔ)貼)/銷售收入”進(jìn)行計算；企業(yè)資本資產(chǎn)率采用“ 固定資產(chǎn)/工業(yè)總產(chǎn)值”進(jìn)行計算。；Z值越大，企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)越高。我們將其分別使用最小二乘估計(OLS)與系統(tǒng)廣義矩估計(SYSGMM)進(jìn)行回歸，根據(jù)表4的回歸結(jié)果可知，核心解釋變量的系數(shù)符號均沒有發(fā)生改變，因此本文的核心結(jié)論總體上不受企業(yè)風(fēng)險的衡量方法影響。

(2)不同的觀測時段長度。前文在測算企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)時，是以三年作為一個觀測時段，分別是從2000—2002年、2001—2003年、2002—2004年、2003—2005年、2004—2006年五個觀測時段進(jìn)行觀測。如果改變觀測時段的長度，本文結(jié)論是否會發(fā)生改變呢？在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，我們還以兩年作為一個滾動觀察期，即以2000—2001年、2001—2002年、2002—2003年、2003—2004年、2004—2005年、2005—2006年作為具體的觀測時段測算企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，并進(jìn)行再估計，表4的檢驗(yàn)結(jié)果顯示沒有發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，說明本文結(jié)論不受觀測時段長度的影響。

(3)分位數(shù)回歸。為避免可能存在的條件分布不對稱和異常值對回歸結(jié)果的影響，我們采用分位數(shù)回歸來確定不同風(fēng)險承擔(dān)水平下回歸結(jié)果的變化趨勢。表4顯示，雖然在25%的分位數(shù)水平下，政府補(bǔ)貼(subsidy)、政府補(bǔ)貼和政府治理能力的交互項(subsidy×gov)的估計系數(shù)不顯著，但隨著分位數(shù)上升到50%和75%，政府補(bǔ)貼(subsidy)系數(shù)不斷減小(系數(shù)為負(fù))，政府補(bǔ)貼和政府治理能力的交互項(subsidy×gov)系數(shù)不斷變大，這就表明：隨著分位數(shù)水平的上升，政府補(bǔ)貼對出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的阻礙作用不斷增強(qiáng)，政府治理能力對政府補(bǔ)貼的“墊腳石效應(yīng)”也在不斷變強(qiáng)。這與前文的結(jié)論相一致，同時進(jìn)一步證明了本文核心結(jié)論的穩(wěn)定性。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：表4中的政府補(bǔ)貼變量采用“政府補(bǔ)貼/銷售收入”衡量，限于篇幅，未報告完整的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果備索。

五、影響機(jī)制檢驗(yàn)與異質(zhì)性分析

(一)影響機(jī)制的檢驗(yàn)

本文研究的一個核心假設(shè)是，政府補(bǔ)貼較多的出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平較低，即政府補(bǔ)貼是出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平提升的“絆腳石”。那么，為何高額的政府補(bǔ)貼反而會降低企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平呢？依據(jù)第二部分的理論分析可知，政府補(bǔ)貼通過“尋租效應(yīng)”帶來的尋租成本增加以及“錯配效應(yīng)”帶來的研發(fā)創(chuàng)新激勵弱化等方式降低了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。據(jù)此，我們通過引入“尋租成本”和“新產(chǎn)品產(chǎn)值比重”作為中介變量構(gòu)造中介效應(yīng)模型，用以檢驗(yàn)政府補(bǔ)貼影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的傳導(dǎo)機(jī)制。具體的指標(biāo)構(gòu)建上，我們參照萬華林等(2010)和劉啟仁等(2016)的做法，采用企業(yè)管理費(fèi)用占企業(yè)總資產(chǎn)的比重衡量企業(yè)尋租成本(cost)，采用新產(chǎn)品產(chǎn)值占企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比重衡量企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值比重(new)。進(jìn)一步的，本文的中介效應(yīng)模型可以構(gòu)造如下：

(8)

(9)

(10)

(11)

式(8)對應(yīng)的回歸結(jié)果即是表2的(2)列匯報的結(jié)果，與表5的(1)列相同。表5的(2)—(3)列對應(yīng)的是式(9)和式(10)的估計結(jié)果。表5的(4)—(6)列匯報了被解釋變量(ln risktake)對核心解釋變量(subsidy)以及中介變量(cost、new)的回歸結(jié)果?？紤]到穩(wěn)健性，我們將中介變量分別納入式(8)中，結(jié)果如表5的(4)—(5)列所示。進(jìn)一步的，表5的(6)列報告了同時納入中介變量cost和new的式(11)的回歸結(jié)果。

觀察表5的(2)列發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量(subsidy)的估計系數(shù)為正且在5%的水平上統(tǒng)計顯著，這就表明政府補(bǔ)貼導(dǎo)致了企業(yè)的尋租成本增加，為了獲得高額政府補(bǔ)貼，企業(yè)有動力通過增加企業(yè)管理費(fèi)用方式向地方政府進(jìn)行尋租。表5的(3)列的結(jié)果顯示核心解釋變量(subsidy)為負(fù)并在10%的水平上統(tǒng)計顯著，這就表明高額的政府補(bǔ)貼不利于企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新，可能的解釋是企業(yè)通過尋租行為獲取高額的政府補(bǔ)貼，補(bǔ)貼的“錯配效應(yīng)”弱化了企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新行為的內(nèi)在激勵。

表5的(4)—(6)列還展示了被解釋變量(ln risktake)對核心解釋變量(subsidy)和中介變量(cost、new)的回歸結(jié)果?？梢钥闯鲋薪樽兞縞ost、new的估計系數(shù)分別在1%的水平上統(tǒng)計顯著為負(fù)、5%的水平上統(tǒng)計顯著為正。這就表明了企業(yè)尋租成本的增加顯著降低了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，可能的原因是：企業(yè)尋租成本的增加將會造成對企業(yè)風(fēng)險投資的“擠占”，進(jìn)而不利于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的增加。同時企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新將會顯著提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，這和理論上的預(yù)期也是一致的。此外我們還發(fā)現(xiàn)，在分別加入中介變量cost和new之后，變量subsidy的估計系數(shù)值分別出現(xiàn)了下降和上升，這就表明了政府補(bǔ)貼通過“尋租效應(yīng)”和“錯配效應(yīng)”方式影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的渠道是存在的，即完成對理論假設(shè)1中影響機(jī)制部分的證明。

表5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

(二)異質(zhì)性分析

鑒于中國現(xiàn)實(shí)國情，出口企業(yè)在出口密集度、所有制屬性、貿(mào)易方式、行業(yè)資本密度等方面有著顯著的企業(yè)異質(zhì)性，為了更好地分析政府補(bǔ)貼和政府治理能力對出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響效應(yīng)，以驗(yàn)證我們在理論假說3中關(guān)于企業(yè)異質(zhì)性的推測。在本節(jié)，我們進(jìn)一步將出口企業(yè)的異質(zhì)性特征納入到分析框架之中。

(1)不同出口密集度企業(yè)回歸。 首先，我們根據(jù)行業(yè)出口密集度將總體企業(yè)樣本劃為高出口密集度企業(yè)和低出口密集度企業(yè)兩個子樣本并進(jìn)行再回歸。具體做法是根據(jù)國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類GB/T4754—2003(CIC)中2位碼測算出企業(yè)所在行業(yè)的平均出口密集度，如果該企業(yè)的出口密集度大于行業(yè)平均密集度，則定義為高出口密集度企業(yè)，否則定義為低出口密度企業(yè)。高出口密集度企業(yè)和低出口密集度企業(yè)對應(yīng)的回歸結(jié)果顯示在表7的(1)—(2)列。

對比表6的(1)—(2)列的回歸結(jié)果，我們可以發(fā)現(xiàn)：政府補(bǔ)貼(subsidy)、政府補(bǔ)貼和政府治理能力的交互項(subsidy×gov)對不同出口密集度企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響具有差異性；雖然在分別控制了相應(yīng)控制變量以及行業(yè)、地區(qū)和年份固定效應(yīng)之后，政府補(bǔ)貼和政府治理能力的交互項估計系數(shù)仍然顯著為正，說明對于兩種類型的出口企業(yè)而言，較高水平的政府治理能力能顯著的提高政府補(bǔ)貼的效率，進(jìn)而提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，政府治理能力對政府補(bǔ)貼的“墊腳石效應(yīng)”在兩個子樣本中的表現(xiàn)均很明顯。但是如果僅僅只考慮政府補(bǔ)貼的影響，與高出口密集度的企業(yè)相比，政府補(bǔ)貼對低出口密集度企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平的影響雖然為負(fù)但并不顯著。這說明了政府補(bǔ)貼對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的“絆腳石效應(yīng)”主要體現(xiàn)在高出口密集度企業(yè)中，而在低出口密集度企業(yè)中表現(xiàn)則不明顯。

(2)不同所有制屬性企業(yè)回歸。結(jié)合中國的現(xiàn)實(shí)背景，考慮到政府補(bǔ)貼、政府補(bǔ)貼和政府治理能力的交互項對中國出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響效應(yīng)在不同所有制類型企業(yè)中可能存在差異，因此有必要依據(jù)企業(yè)所有制類型對全部樣本予以區(qū)分。我們將全部企業(yè)樣本劃分為本土企業(yè)樣本和外資企業(yè)樣本，并依據(jù)基準(zhǔn)模型進(jìn)行再回歸，本土企業(yè)和外資企業(yè)對應(yīng)的回歸結(jié)果匯報在表6的(3)—(4)列中。

觀測結(jié)果可以看出，政府補(bǔ)貼、政府補(bǔ)貼和政府治理能力的交互項對不同所有制的出口企業(yè)也存在明顯的差異性影響。政府補(bǔ)貼對本土企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平有顯著的負(fù)向影響，但對外資出口企業(yè)則沒有明顯影響。這也從側(cè)面佐證了本文的理論假說1，即相對于本土企業(yè)，外資企業(yè)和政府“打交道”過程中行為較為規(guī)范，較少通過尋租行為獲得政府補(bǔ)貼，反而中國本土企業(yè)熱衷于“跑關(guān)系，走門路”，因而政府補(bǔ)貼的“絆腳石效應(yīng)”在中國本土企業(yè)中表現(xiàn)最為明顯。進(jìn)一步，我們觀察到政府補(bǔ)貼和政府治理能力交互項只有在外資企業(yè)樣本中顯著為正(1%水平)，這也和本文的理論假說2相符合。由于本土企業(yè)和地方政府之間存在著千絲萬縷的聯(lián)系，因而本土企業(yè)對政府治理能力的變化并不敏感，反倒是作為“外來者”的外資企業(yè)，由于和地方政府的聯(lián)系相對薄弱，因此當(dāng)政府治理能力提升時，政府治理能力對政府補(bǔ)貼的“墊腳石效應(yīng)”在外資企業(yè)樣本中表現(xiàn)愈發(fā)明顯。

表6 政府補(bǔ)貼、政府治理能力對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響的異質(zhì)性分析

(3)不同貿(mào)易方式企業(yè)回歸。一般貿(mào)易、加工貿(mào)易并存是中國外貿(mào)發(fā)展歷程中的一個特征性事實(shí)，由于一般貿(mào)易和加工貿(mào)易之間存在著較大的貿(mào)易方式差異性。接下來，我們將樣本企業(yè)劃分為一般貿(mào)易企業(yè)樣本和加工貿(mào)易企業(yè)樣本并按基本模型進(jìn)行再估計，一般貿(mào)易企業(yè)和加工貿(mào)易企業(yè)對應(yīng)的回歸結(jié)果顯示如表6的(5)—(6)列。

具體結(jié)果顯示：政府補(bǔ)貼對兩種貿(mào)易方式企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平均存在負(fù)向影響，并且我們注意到：一般貿(mào)易企業(yè)中的“絆腳石效應(yīng)”要明顯大于加工貿(mào)易企業(yè)?？赡艿慕忉屖牵河捎谥袊庸べQ(mào)易企業(yè)中外資企業(yè)的占比較高，外資企業(yè)在與政府打交道過程中行為較為規(guī)范，因而政府補(bǔ)貼通過尋租和錯配方式對加工貿(mào)易企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的負(fù)向影響較弱。政府補(bǔ)貼和政府治理能力交互項在兩種貿(mào)易方式類型的企業(yè)中均存在正向顯著影響，且加工貿(mào)易企業(yè)中的“墊腳石效應(yīng)”要大于一般貿(mào)易企業(yè)，表明相對于一般貿(mào)易企業(yè)，加工貿(mào)易企業(yè)更偏向選擇政府治理環(huán)境較好的地區(qū)進(jìn)行加工組裝和投資生產(chǎn)。

(4)不同行業(yè)資本密度企業(yè)回歸。借鑒盛丹等(2012)的做法，將樣本依據(jù)CIC2位碼企業(yè)劃分為資本密集型和勞動密集型企業(yè)兩個子樣本，進(jìn)而分別考察兩個子樣本下政府補(bǔ)貼、政府補(bǔ)貼和政府治理能力的交互項對出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響效應(yīng)，資本密集型企業(yè)和勞動密集型企業(yè)對應(yīng)的回歸結(jié)果匯報在表6的(7)—(8)列。

由表6的(7)—(8)列的回歸結(jié)果可知，不論是資本密集型企業(yè)還是勞動密集型企業(yè)，政府補(bǔ)貼(subsidy)的估計系數(shù)均顯著為負(fù)(5%水平)，說明政府補(bǔ)貼對兩種類型企業(yè)均存在明顯的“絆腳石效應(yīng)”，且沒有表現(xiàn)出顯著的差異性。進(jìn)一步我們可以觀察到，政府補(bǔ)貼和政府治理能力交互項(subsidy×gov)的估計系數(shù)均顯著為正，并且政府補(bǔ)貼與勞動密集型企業(yè)的交互項估計系數(shù)要大于政府補(bǔ)貼與資本密集型企業(yè)的交互項估計系數(shù)(0.293>0.201)，這就表明，相對于資本密集型企業(yè)，政府治理能力對政府補(bǔ)貼的“墊腳石效應(yīng)”在勞動密集型企業(yè)中表現(xiàn)更為明顯。

六、結(jié)論與政策建議

政府補(bǔ)貼這只“看得見的手”經(jīng)常被發(fā)展中國家政府用于支持企業(yè)發(fā)展，近年來中國出口企業(yè)得到的政府補(bǔ)貼與日俱增，政府補(bǔ)貼對企業(yè)成長將會產(chǎn)生何種影響也愈發(fā)受到學(xué)界關(guān)注，然而對政府補(bǔ)貼是否有效率這一問題的研究卻鮮有文獻(xiàn)涉及。本文利用2000—2006年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫的合并數(shù)據(jù)以及中國省區(qū)地方政府投入—產(chǎn)出數(shù)據(jù)，構(gòu)建中國省區(qū)政府治理能力指標(biāo)，對政府補(bǔ)貼、政府治理能力和中國出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)之間的相互關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明：第一，政府補(bǔ)貼會通過尋租和錯配方式降低出口企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，從而不利于出口企業(yè)競爭力的提升。第二，地方政府的治理能力會通過提高政府補(bǔ)貼的效率方式促進(jìn)出口企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的提升。最后，政府補(bǔ)貼和政府治理能力對不同出口密集度、所有制屬性、貿(mào)易方式、行業(yè)資本密度的出口企業(yè)的影響效果具有顯著差異性。這些核心結(jié)論在使用不同的風(fēng)險承擔(dān)衡量方式、改變時段長度以及采用分位數(shù)回歸之后依然穩(wěn)健。

本文研究結(jié)論的政策含義主要表現(xiàn)在：第一，政府補(bǔ)貼對企業(yè)的負(fù)面影響應(yīng)該引起充分重視，這種經(jīng)濟(jì)刺激手段對企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平會產(chǎn)生不良影響，因此政府補(bǔ)貼規(guī)模應(yīng)當(dāng)適度；第二，中國地方政府治理能力對企業(yè)的影響愈加明顯，因而政府自身應(yīng)強(qiáng)化升級機(jī)制，改善治理環(huán)境，為企業(yè)提供優(yōu)質(zhì)公共服務(wù)，創(chuàng)造良好的制度環(huán)境；最后，提高政府補(bǔ)貼的效率需要從選擇補(bǔ)貼企業(yè)著手，政府應(yīng)當(dāng)定期對企業(yè)補(bǔ)貼后的效果進(jìn)行績效評估，避免補(bǔ)貼過程中的尋租行為和資源錯配現(xiàn)象，將補(bǔ)貼真正給予需要的企業(yè)，為企業(yè)和地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出實(shí)際貢獻(xiàn)。

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