基于市場分割的地方政府補貼對地區(qū)貿(mào)易出口的影響

劉輝煌 劉曉函

摘?要：選取2002年到2015年14年間中國30個?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）數(shù)據(jù)，采用系統(tǒng)GMM模型，考量中國地方政府補貼對中國地方貿(mào)易出口量的影響。結果發(fā)現(xiàn)：地方政府補貼對地區(qū)貿(mào)易出口的影響主要是通過市場分割實現(xiàn)，但FDI會弱化地方政府補貼對地區(qū)貿(mào)易出口的正向效應。

關鍵詞：地方政府補貼;市場分割;FDI;地區(qū)貿(mào)易出口

中圖分類號：F740文獻標識碼：A文章編號：1003-7217（2019）02-0118-08

一、引?言

在中國特殊的財政分權體制下，GDP成為官員績效考核制度的重要指標，發(fā)展地方經(jīng)濟會給官員帶來政治晉升和經(jīng)濟激勵[1]。為獲得政治晉升，地方官員為增長而競爭，進行政治錦標賽[2]?？梢哉f，改革開放幾十年來，地方官員在經(jīng)濟發(fā)展中扮演著極其重要的角色，中國經(jīng)濟實質(zhì)上是地方競爭經(jīng)濟。在這場GDP錦標賽中，作為拉動經(jīng)濟增長的三駕馬車之一的出口，成為地方政府競爭的主要方面。為促進出口，各省地方政府選擇補貼本地企業(yè)，鼓勵本地企業(yè)出口，這已經(jīng)成為中國特有的市場現(xiàn)象。中國地區(qū)間出口競爭是地區(qū)競爭的重要表現(xiàn)，地方政府補貼是影響地區(qū)出口貿(mào)易競爭的重要因素。

現(xiàn)有文獻主要從地方政府通過生產(chǎn)性補貼降低出口企業(yè)成本的角度來研究地方政府補貼對地區(qū)出口的影響，認為地方政府補貼能夠促進地區(qū)出口。周康（2015）基于傾向匹配方法（PSM），發(fā)現(xiàn)政府生產(chǎn)性補貼通過廣度邊際改變了微觀企業(yè)的貿(mào)易流量走勢[3];徐建軍（2014）分析了政府生產(chǎn)補貼對企業(yè)出口的影響，認為政府生產(chǎn)補貼有助于我國企業(yè)出口。但總體上，其促進作用與人均受補貼強度呈現(xiàn)反向關系[4];蘇振東（2012）基于相同視角，認為生產(chǎn)性補貼既是促使?jié)撛诔隹谄髽I(yè)做出出口決策、也是促使在位出口企業(yè)提升出口密集度的原因[5];但是，地方政府補貼在促進出口的同時也可能會帶來副作用?？抵居拢?014）、施炳展（2013）認為政府補貼確實提升了中國企業(yè)出口總量和數(shù)量，但是更多地促進了企業(yè)選擇出口從而導致低價競爭，給中國企業(yè)出口競爭力的轉型升級造成了障礙效應[6，7];周世民（2014）認為生產(chǎn)補貼雖具有一定的出口激勵作用但差異化特征明顯，補貼的出口激勵程度幾乎呈現(xiàn)與補貼分配特征完全相反的結果，存在典型的資源錯置問題[8];而且，政府生產(chǎn)性補貼對不同企業(yè)的出口激勵效應具有異質(zhì)性。Girma等（2009b）通過對中國制造業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗研究，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性政府補貼對潛在出口企業(yè)出口可能性的促進作用遠小于對在位出口企業(yè)出口的促進作用[9];也有部分學者認為政府補貼并未對出口產(chǎn)生促進作用。張杰（2015）認為政府補貼并未對企業(yè)出口的集約邊際有顯著作用，說明政府干預未對企業(yè)低端出口能力產(chǎn)生顯著影響[10];楊連星（2015）發(fā)現(xiàn)作為“看得見的手”的政府補貼并未對出口決策產(chǎn)生顯著的促進作用，也并未緩解企業(yè)融資約束對出口產(chǎn)生的抑制效應[11]。

現(xiàn)有文獻深入系統(tǒng)地研究了地方政府顯性生產(chǎn)性補貼的地區(qū)出口效應。但實際上，地方政府基于出口促進效應的補貼政策還可能產(chǎn)生另一種效應，即地方政府通過對地方國有企業(yè)進行隱形補貼，通過各種行政性壁壘阻止外地企業(yè)進入，形成市場分割，導致地區(qū)貿(mào)易壁壘，地區(qū)貿(mào)易壁壘可能會限制國內(nèi)市場容量，逼迫國內(nèi)企業(yè)選擇國外市場從而擴大出口[12]。地方政府補貼會形成市場分割效應嗎？在地方政府補貼形成市場分割效應的情況下，地方政府補貼對地區(qū)貿(mào)易出口會產(chǎn)生什么影響？地方政府大量引入FDI背景下，又會對地方政府補貼的出口效應產(chǎn)生什么影響？本文試圖采用系統(tǒng)GMM模型，選取2002年到2015年14年間中國30個?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）的數(shù)據(jù)來進行實證研究。

二、數(shù)據(jù)來源與變量描述性統(tǒng)計

本文選取全國 30個?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)） 2002 年至 2015年共14 年的面板數(shù)據(jù)作為樣本。中國于2001年加入世界貿(mào)易組織，正式開始參與廣泛的國際貿(mào)易。本文主要研究地方政府補貼對地區(qū)貿(mào)易出口影響，因此選取2001年以后的數(shù)據(jù)，更能反映出地方政府補貼是否帶有促進出口貿(mào)易的目的。由于西藏自治區(qū)許多變量數(shù)據(jù)都有缺失，所以這里將其全部刪去，只分析中國30 個省（直轄市、自治區(qū)）的數(shù)據(jù)。FDI來自中國城市數(shù)據(jù)庫;國有企業(yè)職工人數(shù)、總職工人數(shù)、平均工資、就業(yè)人員中大學本科生占比數(shù)據(jù)來自中國勞動經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫;GDP、進口、進出口數(shù)據(jù)、全社會固定資產(chǎn)總額以及用于計算消費品市場分割的消費品價格指數(shù)來自中國區(qū)域經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫;人口自然增長率、匯率來自中國宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫;專利申請受理數(shù)來自中國科技數(shù)據(jù)庫;對外直接投資數(shù)據(jù)來自對外經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫。

在計算開放程度時，進出口總額原始數(shù)據(jù)單位為萬美元， 為分析方便，統(tǒng)一計算單位，利用自 EPS 數(shù)據(jù)平臺的 2002 年至 2015 年的美元兌人民幣年度平均匯率，將其單位換算為億元人民幣。而且，由于政府補貼程度是用國有企業(yè)職工數(shù)比全部職工數(shù)，數(shù)值必然小于1，為使回歸系數(shù)不至于過大，將出口數(shù)據(jù)的單位由萬美元換算為億美元。目前測量中國各地區(qū)之間市場分割程度的方法主要有五種，分別為價格法、產(chǎn)出結構法、經(jīng)濟周期法、貿(mào)易流量分析法、技術效率法。我們主要采取趙奇?zhèn)ァ⑿苄悦溃?009）的價格法來計算市場分割指數(shù)，市場分割指數(shù)越小，市場分隔程度越低。價格法用價格信息來衡量市場分割程度，當要素或商品能夠自由流動時，各地區(qū)的產(chǎn)品價格會趨同。各地區(qū)的產(chǎn)品價格差異越小，意味著市場分割程度越低[13]。我們運用價格法計算我國30個省的消費品市場分割指數(shù)，選取八類具有代表性的消費品價格指數(shù)，計算它們的相對價格方差加以衡量市場分割程度。這八類消費品價格指數(shù)分別為：家庭設備用品及服務居民消費價格指數(shù)、交通和通信居民消費價格指數(shù)、居住居民消費價格指數(shù)、食品居民消費價格指數(shù)、煙酒及用品居民消費價格指數(shù)、衣著居民消費價格指數(shù)、醫(yī)療保健和個人用品居民消費價格指數(shù)、娛樂教育文化用品居民消費價格指數(shù)。由于篇幅所限，具體計算過程不再一一列出，具體可參見趙奇?zhèn)?、熊性美的文章。方差越小，說明價格差異越小，該地區(qū)市場分割程度越低。

變量的統(tǒng)計描述見表1。具體操作時采用STATA 進行數(shù)據(jù)分析。由表可以看出，fdi數(shù)據(jù)最大值和最小值之間差距很大，這是因為不同地區(qū)發(fā)展不平衡，吸引外資能力不同，工業(yè)化發(fā)展也有很大差距，所以變量的最值之間會出現(xiàn)較大差異，這是符合中國目前的發(fā)展現(xiàn)狀的。從fdi的標準差非常大也可以看出，我國fdi分布離散程度很大。除此之外，開放程度open、市場分割指數(shù)var出現(xiàn)零值，其實并不是真的為零，而是數(shù)值太小。由此，所有變量均值均接近實際情況，由統(tǒng)計表可以看出無異常值出現(xiàn)。

三、地方政府補貼與市場分割

為研究地方政府補貼與市場分割之間的關系，我們對市場分割與地方政府補貼之間的關系進行實證檢驗。

（一）模型設定

使用數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù)，有許多在個體之間有差別但不隨時間變化的因素和在個體之間無差異卻會隨時間變化的因素，所以考慮使用固定效應模型或隨機效應模型。固定效應模型雖然可以解決部分內(nèi)生性問題，但是無法同時控制在時間層面和個體層面上都有變化的因素?？紤]到隨機效應模型的關鍵性假定過強等原因，實證中很少使用。而且，無論是固定效應模型還是隨機效應模型，均無法消除潛在的“遺漏個體與時間層面都有變化的變量”這一內(nèi)生性問題。

同時，許多經(jīng)濟現(xiàn)象之間具有相關性即序列相關;并且具有持續(xù)性，變量之間存在自回歸問題。比如，當前地方政府補貼程度可能會影響以后若干期地方政府補貼程度。而且，當前地方政府補貼程度對市場分割的促進作用也可能不會當期立即顯現(xiàn)。考慮到因變量的滯后性，因變量可能存在累計因果。這些都說明上述模型變量可能存在內(nèi)生性問題，普通靜態(tài)計量模型無法得到一個無偏有效的估計量。于是我們考慮加入因變量的一階滯后項，將靜態(tài)模型變?yōu)閯討B(tài)模型，使用廣義矩估計GMM分析方法，以解決這一問題。計量模型如下所示：

選取ofdi、open、agdp與tech為控制變量。對外直接投資的逆向技術溢出效應對市場分割有影響;對外開放程度open會引發(fā)地區(qū)出口競爭，可能會加重地區(qū)市場分割;agdp體現(xiàn)地區(qū)發(fā)展水平，地區(qū)越發(fā)達，市場分割程度可能越低;技術水平tech也會因技術溢出效應對市場分割產(chǎn)生影響。

（二）實證分析

我們找到解決內(nèi)生性問題要用到的工具變量，并且進行了過度識別的檢驗。檢驗結果為Prob > chi2?= 0.2343>0.1，通過了過度性識別檢驗，工具變量的數(shù)量選取合適。

為獲得更穩(wěn)健的結論，依次加入控制變量，檢驗結果見表2。地方政府補貼系數(shù)顯著為正，且隨著控制變量的增加，波動漸次趨于平穩(wěn)。這表明地方政府補貼對市場分割的正向影響是存在且穩(wěn)健的，地方政府補貼確實會強化地區(qū)市場分割。而fdi的系數(shù)為負，這說明fdi會優(yōu)化市場分割。

四、地方政府補貼與地區(qū)出口

（一）模型設定

基本計量模型如下：

govz為地方全部職工中地方國有企業(yè)職工占比（劉瑞明，2012），fdi為當年實際使用外資額，govzit×fdiit表示交互項，下文中為分析方便，用ex代替交互項;αi為個體固定效應，πt為時間固定效應，uit為誤差項，x為其他一系列控制變量。若交互項為正，則說明govz與fdi兩者的出口效應相互加強;若交互項為負，則說明fdi與govz的出口促進作用相互減弱。我們按照劉瑞明的方法，選取地方全部職工中地方國有企業(yè)職工占比來表示政府補貼程度，一方面是因為國有企業(yè)職工就業(yè)是政府補貼的重要目的，另一方面一個地區(qū)的國企占比越大，政府需要補貼的強度也就越大。所以，相對于其他度量指標，國有職工占比更能體現(xiàn)地方政府隱形補貼程度。

主要解釋變量有govz、fdi，我們首先關注它們系數(shù)的符號，大小以及統(tǒng)計顯著性。同時，考慮到上面提到的fdi對govz的抑制或者促進作用，我們在模型中加入govz與fdi的交互項ex，并關注其系數(shù)的方向和統(tǒng)計顯著性。x為根據(jù)國際貿(mào)易理論以及相關文獻加入的一系列控制變量，具體選取如下：

1.人均地區(qū)產(chǎn)出水平agdp。相比較于地區(qū)總產(chǎn)出水平，人均gdp更能體現(xiàn)出地區(qū)實際發(fā)展水平。地區(qū)實際發(fā)展水平越高，生產(chǎn)出來的產(chǎn)品在國際市場也就越有競爭力。于是我們在模型中引入人均地區(qū)產(chǎn)出水平，考慮到人均gdp可能與出口呈現(xiàn)出先增后減或先減后增的U型或倒U型關系，所以加入agdp的二次項sgdp。

2.勞動力成本w。國際貿(mào)易理論認為一國會傾向于出口其資源密集型產(chǎn)品，中國是勞動密集型國家，中國企業(yè)的出口優(yōu)勢就在于廉價勞動力。選取人均工資指標能體現(xiàn)我國勞動力成本。勞動力成本越低，越有利于出口。

3.資本密集度res。貿(mào)易理論認為一國貿(mào)易的比較優(yōu)勢取決于勞動和資本的相對密集程度，即出口除了會受勞動力成本影響外，還會受到資本密集度的影響。所以本文選取人均固定資產(chǎn)凈值作為衡量資本密集度的指標，來控制住資本因素對出口的影響。

4.技術水平tech。技術進步與勞動成本和資本密集度一樣，是影響出口的重要因素。作為高科技強國，技術出口一直是美國出口貿(mào)易中的一項重要組成部分，可見技術水平高低會影響到出口水平，于是本文選取專利申請受理數(shù)作為衡量技術水平的指標放入模型，以降低遺漏變量偏誤。

5.開放程度open。一國出口量與其開放程度密切相關，實行閉關鎖國政策的國家出口量自然不會高。而中國出口貿(mào)易的持續(xù)增長也是源于改革開放的基本國策。一般而言，一國開放程度越高，出口量也相應的會越大。我們用地區(qū)進出口總量/地區(qū)總gdp來體現(xiàn)一個地區(qū)的貿(mào)易開放程度。

6.人力資源sch。一個地區(qū)的人力資源越好，說明該地區(qū)勞動力質(zhì)量越高，生產(chǎn)效率也就越高，生產(chǎn)出來的產(chǎn)品質(zhì)量也就越好。相對于國內(nèi)消費者，國外消費者對產(chǎn)品質(zhì)量要求更為嚴苛，因此，只有擁有高質(zhì)量人力資本的地區(qū)出口的產(chǎn)品才更有可能滿足外國消費者的要求，促進地區(qū)出口。我們用就業(yè)人員中大學生占比來表示人力資源。

7.人口自然增長率。高人口增長率意味著更多的勞動力的出現(xiàn)，使地區(qū)能夠持續(xù)享受“人口紅利”，延緩“劉易斯拐點”的過早到來，擁有大量廉價勞動力，以保持住出口成本優(yōu)勢，促進地區(qū)出口。

（二）實證分析

1.系統(tǒng)GMM回歸。

考慮到出口的滯后性特征可能導致累計因果問題以及固定效應和隨機效應無法消除的潛在遺漏變量問題等內(nèi)生性問題，我們在模型中加入出口量的一階滯后項，采用系統(tǒng)GMM模型以更好解決內(nèi)生性問題。新模型設定如下所示：

式中exportit-1即為因變量的一階滯后項，其余變量含義與（2）式相同。我們找到解決內(nèi)生性問題必須要用到的工具變量，并且進行了過度識別的檢驗。檢驗結果為Prob > chi2=0.6330>0.1，通過了過度識別檢驗，工具變量的數(shù)量選取合適。

如表3所示，無論采取何種回歸模型，主要解釋變量govz、fdi以及他們的交互項ex皆通過了顯著性檢驗，由此可見，我們的結果具有穩(wěn)健性。

在GMM模型中，govz的系數(shù)為正且通過1%的顯著性檢驗，說明govz確實對中國地區(qū)出口量有推動作用。govz系數(shù)為1066，這表明：在中國特殊的財政分權體制下，地方政府對地方國有企業(yè)的補貼會對地方出口產(chǎn)生巨大激勵作用。從這個方面來看，此前中國出口保持強勁勢頭的很大一部分原因是由于國內(nèi)地方政府補貼地方國企，形成市場分割。由于地區(qū)市場分割的存在，導致地區(qū)貿(mào)易壁壘，限制國內(nèi)市場容量。企業(yè)無法在國內(nèi)市場獲得規(guī)模效應，于是選擇出口商品，進入國外市場，造成出口持續(xù)擴張[14-17]。由此可見，地方政府補貼對出口的促進作用是一種被動的、壓迫式的出口。

地方政府給國企隱形補貼雖然不能直接帶來財政收入，但是卻有著巨大的潛在利益。首先，地方政府補貼會使本應被市場淘汰的低效率國企繼續(xù)存活下去。國企為維持產(chǎn)能大量雇傭工人，保證該省就業(yè)率，減輕地方政府就業(yè)壓力，穩(wěn)定社會。其次，通過補貼可分割市場，在省際間筑起貿(mào)易壁壘，維持本地國企壟斷地位，獲得壟斷利潤。壟斷企業(yè)的利潤是非常可觀的，反過來又能增加地方政府財政收入和地區(qū)GDP。GDP是當前官員績效考核制度的重要指標，對官員的晉升起著決定性作用。綜合這兩個方面的原因，地方政府不管是出于自身仕途考慮，還是出于社會穩(wěn)定考慮，都會選擇補貼本地國企，在全國范圍內(nèi)造成市場分割。

另一個主要解釋變量fdi的系數(shù)為正，且通過了1%的顯著性檢驗。它意味著fdi每增加一萬美元，出口量增加3.79萬美元。fdi對出口的影響顯著且為正，主要有三個方面的原因：其一，投入到跨國公司中的fdi具有技術外溢效應。fdi能夠帶來外國先進技術以及管理經(jīng)驗，地方企業(yè)可以通過效仿提升自己的生產(chǎn)效率和管理效率，節(jié)省成本，形成比較優(yōu)勢，促進地區(qū)出口;其二，中國自改革開放以來一直在積極招商引資，對跨國企業(yè)采取許多優(yōu)惠政策，所以跨國企業(yè)很容易進入中國市場?？鐕髽I(yè)的進入會打破國內(nèi)各地由于地方政府補貼造成的地方國企的壟斷現(xiàn)象，引入外部競爭，促使地方國企銳意改革，創(chuàng)新生產(chǎn)技術，提高勞動生產(chǎn)率，增加在國際市場上的競爭優(yōu)勢，促進地方國企出口;其三，跨國公司想在中國同其他本地企業(yè)競爭，人力資源是其必不可少的一項競爭要素?？鐕緸樽屩袊と诉_到和本國一樣的水準，必須對工人進行培訓。經(jīng)過培訓后專業(yè)素質(zhì)得到提升的工人，日后再經(jīng)過人員流動回到本地企業(yè)，有助于地方企業(yè)提升技術水平以及生產(chǎn)效率。與地方政府補貼不同，fdi對出口的促進作用是主動的，可持續(xù)的出口。

在我們的計量結果中，govz與fdi系數(shù)符號皆為正，即他們對出口都有正向激勵作用。但是β3符號為負，且通過了1%的顯著性檢驗，這說明fdi減弱了地方政府補貼對出口的正向作用。這是因為，政府補貼影響出口的機制就在于地方政府補貼可以通過制造貿(mào)易壁壘、分割市場迫使本土企業(yè)不得不轉向國外市場以獲得規(guī)模經(jīng)濟。但是，fdi的流入?yún)s能打破這種機制運行，從而減弱地方政府補貼對出口的促進作用。原因就在于各省為促進出口，積極引進外資，爭相出臺優(yōu)惠政策，fdi在我國長期以來享受超國民待遇。這使得fdi很少會受到地方政府行政性手段影響，因此，不難理解為何fdi會使政府補貼對出口的促進作用減弱。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為獲得更穩(wěn)健的結論，我們接下來采用逐步回歸的方法看govz、fdi以及ex的估計系數(shù)是否漸漸趨于平穩(wěn)。在模型（1）中我們只加入幾個解釋變量govz、fdi、ex、open、w。govz、fdi的估計系數(shù)為正且皆通過1%的顯著性檢驗，ex估計系數(shù)為負并且也通過了1%的顯著性檢驗。在模型（2）到模型（5）中依次加入agdp、sgdp 、res、tech、sch、g等控制變量，觀察主解釋變量govz、fdi、ex的系數(shù)變化以及他們的顯著性變化。

如表4所示，基于GMM的各個模型的回歸結果來看，主要發(fā)現(xiàn)如下：隨著控制變量越加越多，主解釋變量govz的估計系數(shù)的統(tǒng)計顯著性水平穩(wěn)定不變，數(shù)值有波動，但波動幅度越來越小，漸漸趨于穩(wěn)定。這說明govz與中國省際出口量之間確實存在著一種穩(wěn)定的正相關關系，而fdi與中國省際出口量之間也存在著這種穩(wěn)定的顯著的正相關關系。兩者的交互項ex的系數(shù)一直顯著為負，且數(shù)值越來越平穩(wěn)，這也就意味著fdi會減弱govz對出口的促進作用，這一結論是穩(wěn)健且顯著的。

（四）異質(zhì)性分析

按照中國統(tǒng)計局對地區(qū)的劃分方法，將全國劃分為中部地區(qū)、西部地區(qū)以及東部地區(qū)。由于進行地區(qū)分析樣本量太少，不適合用GMM模型，所以我們對這三大地區(qū)分別進行固定效應回歸，回歸結果如表5所示（其中，模型一、二、三分別對應東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)）。從表中可以看出，在東部和西部，政府補貼與出口量之間皆存在顯著的正相關關系。但是在中部，這種影響并不顯著。由于中部地區(qū)無明顯的地理優(yōu)勢，既不像東部地區(qū)那樣屬于沿海城市，也不像西部地區(qū)與其他國家搭界，具有天然的出口優(yōu)勢。中部地區(qū)的企業(yè)要出口到其他

國家遠不如于東西部地區(qū)便利，只有在政府補貼指數(shù)足夠高，進入國內(nèi)市場難度足夠大時，才會選擇出口。也即，中部地區(qū)的企業(yè)對政府補貼指數(shù)沒有東西部敏感，政府補貼指數(shù)對出口貿(mào)易的帶動程度自然不如其他地區(qū)。

這三個地區(qū)的fdi的系數(shù)皆通過了顯著性檢驗且符號均為正，這表明fdi對貿(mào)易的帶動作用在全國范圍內(nèi)都是存在的。只是在西部地區(qū)不如在中部、東部顯著，這是很好理解的。相較于東部和中部，西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展落后，吸引外資有限，外資的技術溢出效應不如東部和中部，其出口帶動效應自然不如其他地區(qū)顯著。如圖1所示，雖然總體而言各地區(qū)fdi都呈現(xiàn)出上升趨勢，但是西部地區(qū)的fdi遠遠低于中東部地區(qū)，且上升趨勢緩慢。較少數(shù)量的外資對貿(mào)易的帶動作用毋庸置疑是有限的，這與計量結果也是吻合的。

govz和fdi的交互項ex的系數(shù)也都通過了顯著性檢驗且符號皆為負，這表明：fdi抑制govz對出口貿(mào)易的正向影響在全國范圍內(nèi)都存在。西部地區(qū)的這種抑制作用不如中部以及東部顯著，這與西部地區(qū)的高地方政府補貼率與低fdi引進率是有關系的。在這種情況下， fdi流入少，其能打破的地區(qū)間貿(mào)易壁壘，加入的競爭有限，省際貿(mào)易增加有限，fdi對govz的抑制效應必然不如其他地區(qū)。

五、結?論

目前，出口仍然是中國地區(qū)經(jīng)濟增長的重要拉動因素，維持適度的地方政府補貼在一定時期內(nèi)仍然有必要和積極作用。但是由于地方政府補貼造成市場分割，這種出口促進作用是以犧牲國內(nèi)貿(mào)易為代價的，是一種被動的，逼迫式的出口增長。從長遠來看，其危害是巨大的。首先，長期給國有企業(yè)補貼，人為制造貿(mào)易壁壘，使產(chǎn)品無法進入其他市場，嚴重損害國內(nèi)省際間的貿(mào)易，以犧牲國內(nèi)貿(mào)易來推動出口發(fā)展。我國貿(mào)易過于依賴國外市場，忽視國內(nèi)市場，這并不利于貿(mào)易的健康發(fā)展。過于依賴國外需求有很大的不確定性，在國際貿(mào)易形勢尚可的時候，我國出口還能保持強勁增長;但是在貿(mào)易保護主義盛行的今天，只依靠國外市場已然行不通了。其次，長期給國有企業(yè)隱形補貼，維持國企壟斷地位，國企沒有動力去創(chuàng)新生產(chǎn)技術，提高生產(chǎn)效率。長期保持低效率生產(chǎn)無疑會浪費大量物質(zhì)資源以及人力資源，對地方可持續(xù)發(fā)展造成不利的影響。

在當前國際貿(mào)易保護主義抬頭和國際貿(mào)易摩擦不斷加劇背景下，加快轉換經(jīng)濟增長動能，強化內(nèi)需對經(jīng)濟增長的拉動作用成為中國的必然選擇，需要加快消除國內(nèi)市場分割，弱化地方政府補貼。地方政府補貼下降，地區(qū)出口相應會有所下滑，為維持地方出口穩(wěn)定增長，我們應繼續(xù)積極引進外資，充分發(fā)揮FDI對出口貿(mào)易的推動作用。

參考文獻：

[1]聶輝華，李金波.政企合謀與經(jīng)濟發(fā)展[J].經(jīng)濟學（季刊），2007（1）：75-90.

[2]周黎安.晉升博弈中政府官員的激勵與合作——兼論我國地方保護主義和重復建設問題長期存在的原因[J].經(jīng)濟研究，2004（6）：33-40.

[3]周康.政府補貼、貿(mào)易邊際與出口企業(yè)的核心能力——基于傾向值匹配估計的經(jīng)驗研究[J].國際貿(mào)易問題，2015（10）：48-58.

[4]徐建軍，汪浩瀚.生產(chǎn)補貼對企業(yè)出口的促進作用——基于劑量反應函數(shù)的實證分析[J].國際貿(mào)易問題，2014（4）：3-13.

[5]蘇振東，洪玉娟，劉璐瑤.政府生產(chǎn)性補貼是否促進了中國企業(yè)出口？——基于制造業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)的微觀計量分析[J].管理世界，2012（5）：24-42+187.

[6]康志勇.政府補貼與中國本土企業(yè)出口行為研究[J].世界經(jīng)濟研究，2014（12）：22-27+32+84.

[7]施炳展，逯建，王有鑫.補貼對中國企業(yè)出口模式的影響：數(shù)量還是價格？[J].經(jīng)濟學（季刊），2013，12（4）：1413-1442.

[8]周世民，盛月，陳勇兵.生產(chǎn)補貼、出口激勵與資源錯置：微觀證據(jù)[J].世界經(jīng)濟，2014，37（12）：47-66.

[9]Ginna S，Gong Y，Gōrg H， Yu Z. Can production subsidies explain china's export performance？ evidence ?from firm-level data[J].Scandinavian Journal of Economics， 2009，111（4）：863-891.

[10]張杰，翟福昕，周曉艷.政府補貼、市場競爭與出口產(chǎn)品質(zhì)量[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2015，32（4）：71-87.

[11]楊連星，張杰，金群.金融發(fā)展、融資約束與企業(yè)出口的三元邊際[J].國際貿(mào)易問題，2015（4）：95-105.

[12]劉瑞明.國有企業(yè)、隱性補貼與市場分割：理論與經(jīng)驗證據(jù)[J].管理世界，2012（4）：21-32.

[13]趙奇?zhèn)?，熊性?中國三大市場分割程度的比較分析：時間走勢與區(qū)域差異[J].世界經(jīng)濟，2009（6）：41-53.

[14]張杰，張培麗，黃泰巖.市場分割推動了中國企業(yè)出口嗎？[J].經(jīng)濟研究，2010，45（8）：29-41.

[15]楊晶晶，胡佳剛，周定根.中間品貿(mào)易自由化如何影響企業(yè)研發(fā)投入：來自我國微觀企業(yè)層面的證據(jù)[J].湖南大學學報（社科版），2018（4）：71-78.

[16]趙玉奇，柯善咨.市場分割、出口企業(yè)的生產(chǎn)率準入門檻與“中國制造”[J].世界經(jīng)濟，2016，39（9）：74-98.

[17]朱希偉，金祥榮，羅德明.國內(nèi)市場分割與中國的出口貿(mào)易擴張[J].經(jīng)濟研究，2005（12）：68-76.

（責任編輯：鐘?瑤）