基于市场分割的地方政府补贴对地区贸易出口的影响

刘辉煌 刘晓函

摘 要：选取2002年到2015年14年间中国30个省（直辖市、自治区）数据，采用系统GMM模型，考量中国地方政府补贴对中国地方贸易出口量的影响。结果发现：地方政府补贴对地区贸易出口的影响主要是通过市场分割实现，但FDI会弱化地方政府补贴对地区贸易出口的正向效应。

关键词：地方政府补贴;市场分割;FDI;地区贸易出口

中图分类号：F740文献标识码：A文章编号：1003-7217（2019）02-0118-08

一、引 言

在中国特殊的财政分权体制下，GDP成为官员绩效考核制度的重要指标，发展地方经济会给官员带来政治晋升和经济激励[1]。为获得政治晋升，地方官员为增长而竞争，进行政治锦标赛[2]。可以说，改革开放几十年来，地方官员在经济发展中扮演着极其重要的角色，中国经济实质上是地方竞争经济。在这场GDP锦标赛中，作为拉动经济增长的三驾马车之一的出口，成为地方政府竞争的主要方面。为促进出口，各省地方政府选择补贴本地企业，鼓励本地企业出口，这已经成为中国特有的市场现象。中国地区间出口竞争是地区竞争的重要表现，地方政府补贴是影响地区出口贸易竞争的重要因素。

现有文献主要从地方政府通过生产性补贴降低出口企业成本的角度来研究地方政府补贴对地区出口的影响，认为地方政府补贴能够促进地区出口。周康（2015）基于倾向匹配方法（PSM），发现政府生产性补贴通过广度边际改变了微观企业的贸易流量走势[3];徐建军（2014）分析了政府生产补贴对企业出口的影响，认为政府生产补贴有助于我国企业出口。但总体上，其促进作用与人均受补贴强度呈现反向关系[4];苏振东（2012）基于相同视角，认为生产性补贴既是促使潜在出口企业做出出口决策、也是促使在位出口企业提升出口密集度的原因[5];但是，地方政府补贴在促进出口的同时也可能会带来副作用。康志勇（2014）、施炳展（2013）认为政府补贴确实提升了中国企业出口总量和数量，但是更多地促进了企业选择出口从而导致低价竞争，给中国企业出口竞争力的转型升级造成了障碍效应[6，7];周世民（2014）认为生产补贴虽具有一定的出口激励作用但差异化特征明显，补贴的出口激励程度几乎呈现与补贴分配特征完全相反的结果，存在典型的资源错置问题[8];而且，政府生产性补贴对不同企业的出口激励效应具有异质性。Girma等（2009b）通过对中国制造业企业的经验研究，发现生产性政府补贴对潜在出口企业出口可能性的促进作用远小于对在位出口企业出口的促进作用[9];也有部分学者认为政府补贴并未对出口产生促进作用。张杰（2015）认为政府补贴并未对企业出口的集约边际有显著作用，说明政府干预未对企业低端出口能力产生显著影响[10];杨连星（2015）发现作为“看得见的手”的政府补贴并未对出口决策产生显著的促进作用，也并未缓解企业融资约束对出口产生的抑制效应[11]。

现有文献深入系统地研究了地方政府显性生产性补贴的地区出口效应。但实际上，地方政府基于出口促进效应的补贴政策还可能产生另一种效应，即地方政府通过对地方国有企业进行隐形补贴，通过各种行政性壁垒阻止外地企业进入，形成市场分割，导致地区贸易壁垒，地区贸易壁垒可能会限制国内市场容量，逼迫国内企业选择国外市场从而扩大出口[12]。地方政府补贴会形成市场分割效应吗？在地方政府补贴形成市场分割效应的情况下，地方政府补贴对地区贸易出口会产生什么影响？地方政府大量引入FDI背景下，又会对地方政府补贴的出口效应产生什么影响？本文试图采用系统GMM模型，选取2002年到2015年14年间中国30个省（直辖市、自治区）的数据来进行实证研究。

二、数据来源与变量描述性统计

本文选取全国 30个省（直辖市、自治区） 2002 年至 2015年共14 年的面板数据作为样本。中国于2001年加入世界贸易组织，正式开始参与广泛的国际贸易。本文主要研究地方政府补贴对地区贸易出口影响，因此选取2001年以后的数据，更能反映出地方政府补贴是否带有促进出口贸易的目的。由于西藏自治区许多变量数据都有缺失，所以这里将其全部删去，只分析中国30 个省（直辖市、自治区）的数据。FDI来自中国城市数据库;国有企业职工人数、总职工人数、平均工资、就业人员中大学本科生占比数据来自中国劳动经济数据库;GDP、进口、进出口数据、全社会固定资产总额以及用于计算消费品市场分割的消费品价格指数来自中国区域经济数据库;人口自然增长率、汇率来自中国宏观经济数据库;专利申请受理数来自中国科技数据库;对外直接投资数据来自对外经济数据库。

在计算开放程度时，进出口总额原始数据单位为万美元， 为分析方便，统一计算单位，利用自 EPS 数据平台的 2002 年至 2015 年的美元兑人民币年度平均汇率，将其单位换算为亿元人民币。而且，由于政府补贴程度是用国有企业职工数比全部职工数，数值必然小于1，为使回归系数不至于过大，将出口数据的单位由万美元换算为亿美元。目前测量中国各地区之间市场分割程度的方法主要有五种，分别为价格法、产出结构法、经济周期法、贸易流量分析法、技术效率法。我们主要采取赵奇伟、熊性美（2009）的价格法来计算市场分割指数，市场分割指数越小，市场分隔程度越低。价格法用价格信息来衡量市场分割程度，当要素或商品能够自由流动时，各地区的产品价格会趋同。各地区的产品价格差异越小，意味着市场分割程度越低[13]。我们运用价格法计算我国30个省的消费品市场分割指数，选取八类具有代表性的消费品价格指数，计算它们的相对价格方差加以衡量市场分割程度。这八类消费品价格指数分别为：家庭设备用品及服務居民消费价格指数、交通和通信居民消费价格指数、居住居民消费价格指数、食品居民消费价格指数、烟酒及用品居民消费价格指数、衣着居民消费价格指数、医疗保健和个人用品居民消费价格指数、娱乐教育文化用品居民消费价格指数。由于篇幅所限，具体计算过程不再一一列出，具体可参见赵奇伟、熊性美的文章。方差越小，说明价格差异越小，该地区市场分割程度越低。

变量的统计描述见表1。具体操作时采用STATA 进行数据分析。由表可以看出，fdi数据最大值和最小值之间差距很大，这是因为不同地区发展不平衡，吸引外资能力不同，工业化发展也有很大差距，所以变量的最值之间会出现较大差异，这是符合中国目前的发展现状的。从fdi的标准差非常大也可以看出，我国fdi分布离散程度很大。除此之外，开放程度open、市场分割指数var出现零值，其实并不是真的为零，而是数值太小。由此，所有变量均值均接近实际情况，由统计表可以看出无异常值出现。

三、地方政府补贴与市场分割

为研究地方政府补贴与市场分割之间的关系，我们对市场分割与地方政府补贴之间的关系进行实证检验。

（一）模型设定

使用数据为面板数据，有许多在个体之间有差别但不随时间变化的因素和在个体之间无差异却会随时间变化的因素，所以考虑使用固定效应模型或随机效应模型。固定效应模型虽然可以解决部分内生性问题，但是无法同时控制在时间层面和个体层面上都有变化的因素。考虑到随机效应模型的关键性假定过强等原因，实证中很少使用。而且，无论是固定效应模型还是随机效应模型，均无法消除潜在的“遗漏个体与时间层面都有变化的变量”这一内生性问题。

同时，许多经济现象之间具有相关性即序列相关;并且具有持续性，变量之间存在自回归问题。比如，当前地方政府补贴程度可能会影响以后若干期地方政府补贴程度。而且，当前地方政府补贴程度对市场分割的促进作用也可能不会当期立即显现。考虑到因变量的滞后性，因变量可能存在累计因果。这些都说明上述模型变量可能存在内生性问题，普通静态计量模型无法得到一个无偏有效的估计量。于是我们考虑加入因变量的一阶滞后项，将静态模型变为动态模型，使用广义矩估计GMM分析方法，以解决这一问题。计量模型如下所示：

选取ofdi、open、agdp与tech为控制变量。对外直接投资的逆向技术溢出效应对市场分割有影响;对外开放程度open会引发地区出口竞争，可能会加重地区市场分割;agdp体现地区发展水平，地区越发达，市场分割程度可能越低;技术水平tech也会因技术溢出效应对市场分割产生影响。

（二）实证分析

我们找到解决内生性问题要用到的工具变量，并且进行了过度识别的检验。检验结果为Prob > chi2 = 0.2343>0.1，通过了过度性识别检验，工具变量的数量选取合适。

为获得更稳健的结论，依次加入控制变量，检验结果见表2。地方政府补贴系数显著为正，且随着控制变量的增加，波动渐次趋于平稳。这表明地方政府补贴对市场分割的正向影响是存在且稳健的，地方政府补贴确实会强化地区市场分割。而fdi的系数为负，这说明fdi会优化市场分割。

四、地方政府补贴与地区出口

（一）模型设定

基本计量模型如下：

govz为地方全部职工中地方国有企业职工占比（刘瑞明，2012），fdi为当年实际使用外资额，govzit×fdiit表示交互项，下文中为分析方便，用ex代替交互项;αi为个体固定效应，πt为时间固定效应，uit为误差项，x为其他一系列控制变量。若交互项为正，则说明govz与fdi两者的出口效应相互加强;若交互项为负，则说明fdi与govz的出口促进作用相互减弱。我们按照刘瑞明的方法，选取地方全部职工中地方国有企业职工占比来表示政府补贴程度，一方面是因为国有企业职工就业是政府补贴的重要目的，另一方面一个地区的国企占比越大，政府需要补贴的强度也就越大。所以，相对于其他度量指标，国有职工占比更能体现地方政府隐形补贴程度。

主要解释变量有govz、fdi，我们首先关注它们系数的符号，大小以及统计显著性。同时，考虑到上面提到的fdi对govz的抑制或者促进作用，我们在模型中加入govz与fdi的交互项ex，并关注其系数的方向和统计显著性。x为根据国际贸易理论以及相关文献加入的一系列控制变量，具体选取如下：

1.人均地区产出水平agdp。相比较于地区总产出水平，人均gdp更能体现出地区实际发展水平。地区实际发展水平越高，生产出来的产品在国际市场也就越有竞争力。于是我们在模型中引入人均地区产出水平，考虑到人均gdp可能与出口呈现出先增后减或先减后增的U型或倒U型关系，所以加入agdp的二次项sgdp。

2.劳动力成本w。国际贸易理论认为一国会倾向于出口其资源密集型产品，中国是劳动密集型国家，中国企业的出口优势就在于廉价劳动力。选取人均工资指标能体现我国劳动力成本。劳动力成本越低，越有利于出口。

3.资本密集度res。贸易理论认为一国贸易的比较优势取决于劳动和资本的相对密集程度，即出口除了会受劳动力成本影响外，还会受到资本密集度的影响。所以本文选取人均固定资产净值作为衡量资本密集度的指标，来控制住资本因素对出口的影响。

4.技术水平tech。技术进步与劳动成本和资本密集度一样，是影响出口的重要因素。作为高科技强国，技术出口一直是美国出口贸易中的一项重要组成部分，可见技术水平高低会影响到出口水平，于是本文选取专利申请受理数作为衡量技术水平的指标放入模型，以降低遗漏变量偏误。

5.开放程度open。一国出口量与其开放程度密切相关，实行闭关锁国政策的国家出口量自然不会高。而中国出口贸易的持续增长也是源于改革开放的基本国策。一般而言，一国开放程度越高，出口量也相应的会越大。我们用地区进出口总量/地区总gdp来体现一个地區的贸易开放程度。

6.人力资源sch。一个地区的人力资源越好，说明该地区劳动力质量越高，生产效率也就越高，生产出来的产品质量也就越好。相对于国内消费者，国外消费者对产品质量要求更为严苛，因此，只有拥有高质量人力资本的地区出口的产品才更有可能满足外国消费者的要求，促进地区出口。我们用就业人员中大学生占比来表示人力资源。

7.人口自然增长率。高人口增长率意味着更多的劳动力的出现，使地区能够持续享受“人口红利”，延缓“刘易斯拐点”的过早到来，拥有大量廉价劳动力，以保持住出口成本优势，促进地区出口。

（二）实证分析

1.系统GMM回归。

考虑到出口的滞后性特征可能导致累计因果问题以及固定效应和随机效应无法消除的潜在遗漏变量问题等内生性问题，我们在模型中加入出口量的一阶滞后项，采用系统GMM模型以更好解决内生性问题。新模型设定如下所示：

式中exportit-1即为因变量的一阶滞后项，其余变量含义与（2）式相同。我们找到解决内生性问题必须要用到的工具变量，并且进行了过度识别的检验。检验结果为Prob > chi2=0.6330>0.1，通过了过度识别检验，工具变量的数量选取合适。

如表3所示，无论采取何种回归模型，主要解释变量govz、fdi以及他们的交互项ex皆通过了显著性检验，由此可见，我们的结果具有稳健性。

在GMM模型中，govz的系数为正且通过1%的显著性检验，说明govz确实对中国地区出口量有推动作用。govz系数为1066，这表明：在中国特殊的财政分权体制下，地方政府对地方国有企业的补贴会对地方出口产生巨大激励作用。从这个方面来看，此前中国出口保持强劲势头的很大一部分原因是由于国内地方政府补贴地方国企，形成市场分割。由于地区市场分割的存在，导致地区贸易壁垒，限制国内市场容量。企业无法在国内市场获得规模效应，于是选择出口商品，进入国外市场，造成出口持续扩张[14-17]。由此可见，地方政府补贴对出口的促进作用是一种被动的、压迫式的出口。

地方政府给国企隐形补贴虽然不能直接带来财政收入，但是却有着巨大的潜在利益。首先，地方政府补贴会使本应被市场淘汰的低效率国企继续存活下去。国企为维持产能大量雇佣工人，保证该省就业率，减轻地方政府就业压力，稳定社会。其次，通过补贴可分割市场，在省际间筑起贸易壁垒，维持本地国企垄断地位，获得垄断利润。垄断企业的利润是非常可观的，反过来又能增加地方政府财政收入和地区GDP。GDP是当前官员绩效考核制度的重要指标，对官员的晋升起着决定性作用。综合这两个方面的原因，地方政府不管是出于自身仕途考虑，还是出于社会稳定考虑，都会选择补贴本地国企，在全国范围内造成市场分割。

另一个主要解释变量fdi的系数为正，且通过了1%的显著性检验。它意味着fdi每增加一万美元，出口量增加3.79万美元。fdi对出口的影响显著且为正，主要有三个方面的原因：其一，投入到跨国公司中的fdi具有技术外溢效应。fdi能够带来外国先进技术以及管理经验，地方企业可以通过效仿提升自己的生产效率和管理效率，节省成本，形成比较优势，促进地区出口;其二，中国自改革开放以来一直在积极招商引资，对跨国企业采取许多优惠政策，所以跨国企业很容易进入中国市场。跨国企业的进入会打破国内各地由于地方政府补贴造成的地方国企的垄断现象，引入外部竞争，促使地方国企锐意改革，创新生产技术，提高劳动生产率，增加在国际市场上的竞争优势，促进地方国企出口;其三，跨国公司想在中国同其他本地企业竞争，人力资源是其必不可少的一项竞争要素。跨国公司为让中国工人达到和本国一样的水准，必须对工人进行培训。经过培训后专业素质得到提升的工人，日后再经过人员流动回到本地企业，有助于地方企业提升技术水平以及生产效率。与地方政府补贴不同，fdi对出口的促进作用是主动的，可持续的出口。

在我们的计量结果中，govz与fdi系数符号皆为正，即他们对出口都有正向激励作用。但是β3符号为负，且通过了1%的显著性检验，这说明fdi减弱了地方政府补贴对出口的正向作用。这是因为，政府补贴影响出口的机制就在于地方政府补贴可以通过制造贸易壁垒、分割市场迫使本土企业不得不转向国外市场以获得规模经济。但是，fdi的流入却能打破这种机制运行，从而减弱地方政府补贴对出口的促进作用。原因就在于各省为促进出口，积极引进外资，争相出台优惠政策，fdi在我国长期以来享受超国民待遇。这使得fdi很少会受到地方政府行政性手段影响，因此，不难理解为何fdi会使政府补贴对出口的促进作用减弱。

（三）稳健性检验

为获得更稳健的结论，我们接下来采用逐步回归的方法看govz、fdi以及ex的估计系数是否渐渐趋于平稳。在模型（1）中我们只加入几个解释变量govz、fdi、ex、open、w。govz、fdi的估计系数为正且皆通过1%的显著性检验，ex估计系数为负并且也通过了1%的显著性检验。在模型（2）到模型（5）中依次加入agdp、sgdp 、res、tech、sch、g等控制变量，观察主解释变量govz、fdi、ex的系数变化以及他们的显著性变化。

如表4所示，基于GMM的各个模型的回归结果来看，主要发现如下：随着控制变量越加越多，主解释变量govz的估计系数的统计显著性水平稳定不变，数值有波动，但波动幅度越来越小，渐渐趋于稳定。这说明govz与中国省际出口量之间确实存在着一种稳定的正相关关系，而fdi与中国省际出口量之间也存在着这种稳定的显著的正相关关系。两者的交互项ex的系数一直显著为负，且数值越来越平稳，这也就意味着fdi会减弱govz对出口的促进作用，这一结论是稳健且显著的。

（四）异质性分析

按照中国统计局对地区的划分方法，将全国划分为中部地区、西部地区以及东部地区。由于进行地区分析样本量太少，不适合用GMM模型，所以我们对这三大地区分别进行固定效應回归，回归结果如表5所示（其中，模型一、二、三分别对应东部地区、中部地区和西部地区）。从表中可以看出，在东部和西部，政府补贴与出口量之间皆存在显著的正相关关系。但是在中部，这种影响并不显著。由于中部地区无明显的地理优势，既不像东部地区那样属于沿海城市，也不像西部地区与其他国家搭界，具有天然的出口优势。中部地区的企业要出口到其他

国家远不如于东西部地区便利，只有在政府补贴指数足够高，进入国内市场难度足够大时，才会选择出口。也即，中部地区的企业对政府补贴指数没有东西部敏感，政府补贴指数对出口贸易的带动程度自然不如其他地区。

这三个地区的fdi的系数皆通过了显著性检验且符号均为正，这表明fdi对贸易的带动作用在全国范围内都是存在的。只是在西部地区不如在中部、东部显著，这是很好理解的。相较于东部和中部，西部地区经济发展落后，吸引外资有限，外资的技术溢出效应不如东部和中部，其出口带动效应自然不如其他地区显著。如图1所示，虽然总体而言各地区fdi都呈现出上升趋势，但是西部地区的fdi远远低于中东部地区，且上升趋势缓慢。较少数量的外资对贸易的带动作用毋庸置疑是有限的，这与计量结果也是吻合的。

govz和fdi的交互项ex的系数也都通过了显著性检验且符号皆为负，这表明：fdi抑制govz对出口贸易的正向影响在全国范围内都存在。西部地区的这种抑制作用不如中部以及东部显著，这与西部地区的高地方政府补贴率与低fdi引进率是有关系的。在这种情况下， fdi流入少，其能打破的地区间贸易壁垒，加入的竞争有限，省际贸易增加有限，fdi对govz的抑制效应必然不如其他地区。

五、结 论

目前，出口仍然是中国地区经济增长的重要拉动因素，维持适度的地方政府补贴在一定时期内仍然有必要和积极作用。但是由于地方政府补贴造成市场分割，这种出口促进作用是以牺牲国内贸易为代价的，是一种被动的，逼迫式的出口增长。从长远来看，其危害是巨大的。首先，长期给国有企业补贴，人为制造贸易壁垒，使产品无法进入其他市场，严重损害国内省际间的贸易，以牺牲国内贸易来推动出口发展。我国贸易过于依赖国外市场，忽视国内市场，这并不利于贸易的健康发展。过于依赖国外需求有很大的不确定性，在国际贸易形势尚可的时候，我国出口还能保持强劲增长;但是在贸易保护主义盛行的今天，只依靠国外市场已然行不通了。其次，长期给国有企业隐形补贴，维持国企垄断地位，国企没有动力去创新生产技术，提高生产效率。长期保持低效率生产无疑会浪费大量物质资源以及人力资源，对地方可持续发展造成不利的影响。

在当前国际贸易保护主义抬头和国际贸易摩擦不断加剧背景下，加快转换经济增长动能，强化内需对经济增长的拉动作用成为中国的必然选择，需要加快消除国内市场分割，弱化地方政府补贴。地方政府补贴下降，地区出口相应会有所下滑，为维持地方出口稳定增长，我们应继续积极引进外资，充分发挥FDI对出口贸易的推动作用。

参考文献：

[1]聂辉华，李金波.政企合谋与经济发展[J].经济学（季刊），2007（1）：75-90.

[2]周黎安.晋升博弈中政府官员的激励与合作——兼论我国地方保护主义和重复建设问题长期存在的原因[J].经济研究，2004（6）：33-40.

[3]周康.政府补贴、贸易边际与出口企业的核心能力——基于倾向值匹配估计的经验研究[J].国际贸易问题，2015（10）：48-58.

[4]徐建军，汪浩瀚.生产补贴对企业出口的促进作用——基于剂量反应函数的实证分析[J].国际贸易问题，2014（4）：3-13.

[5]苏振东，洪玉娟，刘璐瑶.政府生产性补贴是否促进了中国企业出口？——基于制造业企业面板数据的微观计量分析[J].管理世界，2012（5）：24-42+187.

[6]康志勇.政府补贴与中国本土企业出口行为研究[J].世界经济研究，2014（12）：22-27+32+84.

[7]施炳展，逯建，王有鑫.补贴对中国企业出口模式的影响：数量还是价格？[J].经济学（季刊），2013，12（4）：1413-1442.

[8]周世民，盛月，陈勇兵.生产补贴、出口激励与资源错置：微观证据[J].世界经济，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]张杰，翟福昕，周晓艳.政府补贴、市场竞争与出口产品质量[J].数量经济技术经济研究，2015，32（4）：71-87.

[11]杨连星，张杰，金群.金融发展、融资约束与企业出口的三元边际[J].国际贸易问题，2015（4）：95-105.

[12]刘瑞明.国有企业、隐性补贴与市场分割：理论与经验证据[J].管理世界，2012（4）：21-32.

[13]赵奇伟，熊性美.中国三大市场分割程度的比较分析：时间走势与区域差异[J].世界经济，2009（6）：41-53.

[14]张杰，张培丽，黄泰岩.市场分割推动了中国企业出口吗？[J].经济研究，2010，45（8）：29-41.

[15]杨晶晶，胡佳刚，周定根.中间品贸易自由化如何影响企业研发投入：来自我国微观企业层面的证据[J].湖南大学学报（社科版），2018（4）：71-78.

[16]趙玉奇，柯善咨.市场分割、出口企业的生产率准入门槛与“中国制造”[J].世界经济，2016，39（9）：74-98.

[17]朱希伟，金祥荣，罗德明.国内市场分割与中国的出口贸易扩张[J].经济研究，2005（12）：68-76.

（责任编辑：钟 瑶）