选择性产业政策与中国企业参...基于高新技术企业认定的证据_蔡培民.pdf

收稿日期：；修回日期：作者简介：蔡培民（），男，山西临汾人，武汉理工大学经济学院博士研究生，研究方向为国际贸易、产业经济和全球价值链；魏龙（），男，湖北应城人，经济学博士，武汉理工大学经济学院首席教授、博士生导师，研究方向为国际经济规则、数字贸易和全球价值链。基金项目：国家社会科学基金重大项目（）选选择择性性产产业业政政策策与与中中国国企企业业参参与与全全球球价价值值链链分分工工 基于高新技术企业认定的证据蔡培民，魏 龙（武汉理工大学 经济学院，湖北 武汉）摘要：双循环新发展格局下，高新技术企业是推动中国制造业深度融入全球价值链并实现产业升级的重要微观主体，亟须相应的选择性产业政策支持。基于 年开始实施的高新技术企业认定管理办法这一具体的产业政策，利用 年中国海关数据库、中国工业企业数据库与高新技术企业认定名单数据，考察选择性产业政策对企业参与全球价值链的影响。研究发现：（）获得高新技术认定可以显著促进企业参与全球价值链，且对非国有企业、中西部地区企业和小规模企业的促进作用更大。（）融资约束缓解效应、中间品进口促进效应是认定政策提升企业全球价值链参与度的渠道。（）选择性产业政策能够显著提升企业在全球价值链中的相对位置。（）迎合政策的“伪高新技术企业”以及政策执行软约束问题对认定政策的实施效果产生了不利影响。研究旨在论证选择性产业政策对中国高新技术企业价值链升级的影响，为我国积极实施更加有效的产业政策提供策略参考。关键词：选择性产业政策；高新技术企业认定；全球价值链；融资约束；中间品进口；双重差分法中图分类号：文献标志码：文章编号：（）一、引言在跨国公司推动下，多次跨越国境的中间品贸易成为国际贸易的主流。世界各国凭借自身比较优势嵌入全球价值链（，），国际分工也从产品层面向碎片化的工序层面转变。根据经济合作与发展组织（）的估算，当今世界已有超过 的国际贸易活动得益于。加入 以来，中国积极融入经济全球化进程，并凭借规模庞大的国内市场和完善的产业体系，成为全球产业链供应链的重要枢纽。现阶段，新一轮科技革命推动大数据、人工智能等新兴技术蓬勃发展，为中国企业深度融入 带来了新机遇，也对扩大高水平对外开放、构建双循环新发展格局提出了新要求。纵观经济全球化进程，相对宽松的贸易政策环境为中国深度融入 创造了良好的外部条件。中国与世界各国签订的自由贸易协定（，）显著降低了企业参与 的贸易成本。一系列投资便利化措施带来了正向技术溢出效应，提升了我国企业在 中的附加值率。然而，以国际金融危机为转折点，经济全球化遭遇“逆流”，全球产业链进入重构调整期，外延式扩张开始放缓。中国企业继续提升 参与度、实现价值链攀（双月刊）年第 期（总第 期）DOI:10.13269/ki.ier.2023.01.007升所面临的外部不确定性明显增多。因此，现阶段中国制造业实现价值链攀升，只寄希望于国际经贸环境的进一步优化不具备现实意义。实际上，中国制造业深度融入，不仅需要开放普惠的国际经济规则，也需要政府的产业政策支持。这些产业政策大致可分为功能性和选择性两类。首先，功能性产业政策通过创造良好的制度环境、优化市场的资源配置影响企业参与 的决策。营商环境优化、知识产权保护强化等政策提高了中国企业参与 的决策水平。以 年我国外商投资产业指导目录修订为标志的外资准入政策、金融业扩张政策均提高了中国企业在 中的附加值。其次，选择性产业政策，如政府主导产业选择、设立开发区和自由贸易试验区 等，则通过培育高技术产业和战略性产业，发挥产业集聚效应或竞争激励效应，增强中国企业在 中的竞争优势。尽管现有研究从不同角度论证了产业政策对中国制造业参与 的影响，然而不同技术类型企业对产业政策的反应可能存在较大差异。目前，中国实现 攀升的首要困境是高新技术企业被发达国家“低端锁定”，关键原材料与核心技术“卡脖子”问题依然突出，亟须针对性的产业政策支持。年出台的高新技术企业认定管理办法（后文简称认定办法）便是其中具有代表性的一项。该政策的初衷是提升我国企业的自主创新能力，在一定程度上类似于“挑选赢家”，属于选择性产业政策范畴。目前，关于高新技术企业认定政策的研究，主要集中于其能否促进企业创新。陈强远等发现，获得认定后，高新技术企业的创新数量和创新质量均有所提升，达到了高新技术企业认定政策的预期目标。张杰进一步将认定政策、创新补贴政策与研发加计扣除政策纳入统一的框架进行分析，论证了高新技术企业认定政策在国家创新政策工具中的主导地位。作为参与 的微观主体，高新技术企业由价值链低端向高端攀升是推动我国整体产业升级的重要抓手，高新技术企业资质认定这一选择性产业政策会对其产生什么样的影响？背后发挥作用的机制是什么？对这些问题的深入探讨有助于揭示选择性产业政策发挥作用的内在机制，为我国积极实施更加有效的产业政策提供策略参考。此外，逆向选择、寻租、政策执行软约束等问题如何影响高新技术企业认定政策的实施效果也值得进一步探讨。鉴于此，本文将手工整理的高新技术企业认定名单数据与中国海关数据库、中国工业企业数据库相匹配，考察选择性产业政策对企业参与 的影响。相比于以往研究，本文的边际贡献主要体现在以下几个方面：第一，在研究视角上，不同于既有研究关于政府补贴、税收优惠等传统产业政策的讨论，本文从高新技术企业认定的角度进行考察，试图寻求高新技术企业深度融入、突破价值链“俘获”的有效方式，具有重要的现实意义；第二，现有关于高新技术企业认定政策的研究，主要集中于其能否促进企业创新，而对企业参与 会产生何种影响尚未进行广泛关注，本文的分析进一步丰富了选择性产业政策有效性的研究；第三，本文不仅论证了选择性产业政策对企业参与 分工的促进作用及其发挥作用的内在机制，而且进一步探讨了迎合政策的“伪高新技术企业”以及政策执行软约束对产业政策实施效果的负面影响。二、机理分析与研究假说既有研究表明，企业参与 分工依赖充足的资金支持。首先，进口关税、运输费用、保险费用等可变成本的增加需要企业提前垫付大量的资金；其次，相较于内销企业，出口企业面临更高的市场信息搜集成本、国际销售网络维护成本、新产品研发与调整成本等。然而，尽管政府多次推进金融业市场化改革，中国金融市场发展水平依然不高，融资约束长期制约着中国企业深入参与。相较于连续参与 的企业，初次嵌入 的企业对流动性要求较高，受融资约束影响的程度最大。此外，融资约束影响了中国企业嵌入 的方式。一般贸易方式下，企业不仅需要高额的前期资金投入，还面临着较高的产出不确定性风险。而加工贸易方式对企业流动性要求不高，企业可以获得来自国外厂商的外源性融资，这帮助中国企业以较低成本嵌入。然而，从事加工贸易容易被发达国家“俘获”在价值链低端，从长远来看不利于中国制造业的价值链升级。高新技术企业作为高知识密集、高技术密集的经济实体，研究开发与技术成果转化的持续性要求其具备充足的融资能力，高新技术企业认定政策能够在一定程度上缓解企业的融资约束，进而促进企业嵌入。根据认定办法，经认定的高新技术企业，其所得税税率降低，可执行（认定前为）的优惠税率。减税一方面有助于弥补高新技术企业研发的正外部性损失，另一方面有助于吸引高层次人才，激励企业进行研发，进而形成核心国际竞争力。另外，政府补贴也是该政策发挥作用的主要工具。获得高新技术认定大大降低了企业申请创新补贴、高层次人才补贴等的门槛。作为企业总利润的一部分，政府补贴降低了企业的生产成本，帮助企业缓解资金压力。此外，在中央政策优惠的激励下，各地区政府展开了一系列高新技术企业的培育和孵化工作，也为高新技术企业出台了一系列优惠政策，进一步缓解了融资约束，进而促进企业嵌入。基于此，本文提出：假说：高新技术企业认定政策通过融资约束缓解效应提升企业的 参与度。高新技术企业认定政策的初衷是激发企业加大研发投入、形成自主知识产权、增强企业的科技创新能力和核心竞争力。为了进一步提升创新能力，获得认定的高新技术企业需要积极在海外市场寻求品种更加丰富、质量更加优质的中间品。首先，发挥企业研发投资和进口投入品之间的互补性优势是企业实现创新能力提升的关键。企业获得高新技术认定激励后，其研发强度得到大幅提升，高层次人才聚集和相应的知识积累有助于企业增强对国外先进技术的消化吸收能力。企业逐渐有能力克服技术门槛，通过进口国外中间品参与，发挥“链中学”的作用，提升企业的创新能力。其次，认定办法要求高新技术产品（服务）收入占企业当年总收入的 以上，且规定高新技术企业资格有效期为 年，这意味着获得认定的企业将面临 年的创新产出压力。然而，企业通过自主创新研发和生产出高质量的上游中间品往往具有较长的时滞，通过进口国外质量更高、种类更多样化的中间品，消化、吸收后再创新是更好的替代选择，这将有助于短期内提升企业的创新产出。最后，当进口中间品与国内中间品之间替代性较高时，进口中间品的价格可能更低。而高新技术企业会将有限的研发资金投入核心技术领域以期建立自有品牌，通过参与 降低企业的自行生产成本，优化资源配置，最大限度地获得创新活动的规模效应。现阶段，中国制造业企业参与 仍然以下游环节嵌入为主。国外高质量中间品进口不仅降低了企业多阶段生产成本，形成规模经济以达到嵌入 的门槛，而且延长了企业的前后向价值链生产长度。综上，以创新激励为主要目标的高新技术企业认定政策将激励企业更多地进口国外高质量中间品，紧跟产业链上游的前沿技术，提升企业的 参与度。基于此，本文提出：假说：高新技术企业认定政策通过中间品进口促进效应提升企业的 参与度。产业政策本质上是政府与企业签订的一个不完全契约，契约不完全性导致的信息不对称问题将影响产业政策的预期效果。具体到高新技术企业认定过程，部分企业为了迎合政策，便会通过提供虚假信息、操纵研发投入等方式包装自己以达到认定标准。由于各级政府面临着高昂的信息甄别成本，在无法确保企业信息真实性的情况下，这些“伪高新技术企业”乘虚而入获得政策支持。杨国超和芮萌、韩凤芹和陈亚平等研究发现，与真正的高新技术企业相比，通过操纵研发投入“迎合”产业政策的企业并未获得明显的创新提升效果。迎合政策的“伪高新技术企业”存在机会主义心理，缺乏参与国际分工、培养核心技术的动力。此时，高新技术企业认定政策的激励机制已严重扭曲，对企业参与 将没有明显的促进作用。我国的选择性产业政策具有强烈的管制性特征，产业政策的连续性和有效性受到地方官员变更、地区制度环境等的影响，高新技术企业认定政策促进企业参与 的有效性依赖于各级政府的政策执行力。近年来，尽管我国强调以市场机制为主体实施产业政策，但行政干预市场的问题依然突出，存在地方政府执行产业政策不彻底或不连续等现象。陈玲和薛澜指出，政策执行就是利益博弈的过程，各利益相关者在政策执行过程中的种种博弈策略极易造成政策执行软约束。此外，认定办法出台以后，各地方政府加大力度对高新技术企业进行孵化和培育，这一过程伴 蔡培民，魏 龙选择性产业政策与中国企业参与全球价值链分工随着企业向地方政府寻租的行为，即使企业获得了来自政府的财税支持，高昂的寻租成本也挤压了企业拓展海外市场的资金空间。因此，对于政策执行软约束较为严重的地区，高新技术企业认定政策对企业参与 的促进效果可能难以实现。基于此，本文提出：假说：迎合政策的“伪高新技术企业”以及执行软约束问题，使得认定政策对企业 参与度的提升效果大打折扣。三、研究设计（一）计量模型设定由于本文的主要目标是考察高新技术企业认定对企业参与 的影响，且样本期内每个企业通过高新技术企业资质认定的时点不一，因此参考杨国超和芮萌、邱洋冬和陶锋的做法，构建如下多时点双重差分模型（）进行实证分析：（）其中下标 和 分别表示企业和年份；为企业 参与度；为高新技术企业认定变量；为控制其他可能影响企业嵌入 的因素，本文加入了企业层面的控制变量；和 分别表示企业固定效应和时间固定效应；为企业层面的聚类稳健标准误。（二）变量选取与衡量 被解释变量企业的 参与度是本文的被解释变量。本文借鉴苏丹妮等的方法，考虑贸易方式差异、贸易中间商的间接进出口作用、进口资本品折旧等问题，分别测算中国制造业企业在 中的下游环节参与度（）和上游环节参与度（）。企业下游环节参与度使用企业出口中的国外附加值率来衡量，计算方法见式（）。根据 的假定：加工贸易方式下，企业进口中间品进行生产加工后全部出口；一般贸易方式下，企业进口中间品进行生产后既可用于国内销售，也可用于一般贸易出口。式（）中下标、分别表示企业、行业和年份，、分别表示加工贸易方式和一般贸易方式。和 分别表示两种贸易方式下企业的中间品进口总额；和 分别表示两种贸易方式下企业的出口总额；和 分别表示相应贸易方式下企业的累积资本折旧额；表示企业的销售额，等于出口和国内销售部分之和；（，）表示企业的间接进口，即国内投入中可能包含的国外增加值；（，）表示企业的返回增加值部分，即从国外进口的中间品中包含的国内增加值成分；和 分别表示企业所在行业的间接进口比例与返回增加值比例；和 分别表示企业的加工贸易出口比例和一般贸易出口比例。（）（）（）（）企业 上游环节参与度使用企业间接出口增加值份额来表示。如公式（）所示，和分别为加工贸易方式和一般贸易方式下企业实际出口的中间品贸易额。由于缺乏企业间接出口增加值份额的相关数据，本文使用企业所在行业的指标 近似替代。其余指标与公式（）相同。（）|（）（）|（）在此基础上，本文借鉴 的方法，将企业 参与度（）定义为 上游环节参与度和下游环节参与度之和：（）解释变量本文的解释变量为高新技术企业认定变量。若企业 被认定为高新技术企业，组间变量赋值为，否则为；企业被认定当年及以后年份，时间虚拟变量赋值为，否则为；为二者的交互项。控制变量本文选择如下控制变量纳入分析：企业规模（），用企业总资产的对数值来衡量；企业年龄（），用观测年度与企业成立年份相减后加 的对数值来表示；企业全要素生产率（），计算公式为（工业总产值 员工总数）（固定资产总额 员工总数），其中 代表生产函数中资本的贡献度；资本密集度（），用企业固定资产合计与就业人数之比的对数值衡量；行业集中度（），使用企业所在三分位行业的赫芬达尔指数来衡量；企业资产结构（），使用企业流动资产与固定资产净值的比值来表示；企业资产收益率（），使用企业利润总额与企业总资产之比衡量。（三）数据说明与特征事实本文主要使用了三套微观数据：年中国海关数据库和中国工业企业数据库，以及作者手动整理的 年高新技术企业认定名单数据。本文分两步对三套数据进行匹配：第一步，将中国工业企业数据库与中国海关数据库进行匹配。首先，考虑到部分行业的特殊性，本文仅保留了两位数制造行业中代码为 的样本，并剔除了不满足基本会计准则（）及关键变量缺失的企业等。其次，本文参照 的方法依次使用企业名称、“企业所在地的邮政编码 企业电话号码的后七位”来识别两套数据库中相同的企业。第二步，将高新技术企业认定数据与上述合并数据再次匹配。通过高新技术企业认定工作网以及各省、自治区、直辖市、计划单列市科技厅（局）的官方网站，本文检索得到 家在 年间获得高新技术资质认定的企业。在此基础上，将高新技术企业数据与之前匹配成功的数据再次匹配，最终得到实际观测值 个。表 基准回归结果 变量（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）企业固定效应年份固定效应观测值 注：括号内为聚类稳健性标准误，、分别代表、的显著性水平。四、实证检验与结果分析（一）基准回归结果本文检验了选择性产业政策对企业 参与度的影响，基准回归结果见表。第（）列仅加入企业及年份固定效应，第（）列进一步加入企业层面控制变量，可见，核心解释变量 的系数在 的水平上显著为正，这表明获得高新技术认定显著促进了企业参与。本文进一步考察了选择性产业政策对企业 下游环节参与度与上游环节参与度的异质性影响。第（）列和第（）列、第（）列和第（）列分别为 和 作为被解释变量的回归结果，可见，在加入控制变量及固定效应后，的估计系数分别为 和 ，且均在 的水平下显著为正。上述结果表明高新技术企业认定对企业 下游环节参与度和上游环节参与度均有显著的提升作用，但对下游环节参与度的提升作用更大。蔡培民，魏 龙选择性产业政策与中国企业参与全球价值链分工（二）稳健性检验 平行趋势检验本文采用双重差分法检验了高新技术企业认定对企业 参与度的影响，其必要条件是处理组和控制组企业具有相同的时间趋势。考虑到在政策实施过程中企业基于预期可能提前调整生产决策，从而影响高新技术企业认定政策的外生性。稳健起见，本文设定如下动态回归模型：（）图 平行趋势检验模型（）中 为一系列虚拟变量，获得认定的企业处于初次获得认定前后的 年时，取值为，否则为。的大小反映了在获得认定前后的第 期，处理组和控制组企业有无显著差异。本文选择 作为基期，将平行趋势检验结果描绘在图 中，图中实心点为估计系数大小，虚线线段表示 的置信区间。可以看出，获得认定前，高新技术企业的 参与度与非高新技术企业并无显著差异。获得认定后，高新技术企业的 参与度显著提升，该效应不存在时滞且具有持续性。以上结果表明本文采用的双重差分模型满足平行趋势假设。表 稳健性检验结果 变量（）（）解释变量（）剔除 年样本（）连续型（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）企业固定效应年份固定效应观测值 注：括号内为聚类稳健性标准误，、分别代表、的显著性水平。克服样本选择性偏差获得认定前，高新技术企业与非高新技术企业在规模、经营绩效、技术水平等方面可能存在显著差异。为克服样本选择性偏差，本文采用倾向得分匹配（，）中的“近邻匹配”法为每个高新技术企业寻找一个各方面特征尽可能与其相似的控制组企业。根据表 第（）列可知，在加入控制变量及固定效应后，的系数在 的水平上仍然显著为正，这表明本文基本结论并未受到样本选择性偏差的影响。此外，部分学者认为 的实现依赖于第一阶段通过 模型计算的倾向得分，无法保证处理组与控制组在各协变量高阶矩（）上分布的相近性。鉴于此，本文利用熵平衡匹配法为控制组企业赋予权重，与高新技术企业组样本越接近权重越高，然后利用加权回归模型进行估计。根据表 第（）列可知，的系数在的水平上仍然显著为正，这表明获得高新技术企业认定显著促进了企业参与。安慰剂检验尽管前文的基准回归中加入了可能影响企业参与 的控制变量及多重固定效应，但上述回归结果仍可能受到诸多不可观测因素的干扰。此外，企业获得认定后 水平显著提升可能仅仅 图 安慰剂检验中估计系数及其 值分布是时间趋势，并非政策冲击的效果。因此本文利用 方法进行安慰剂检验，以考察上述回归结果是否受到其他非观测因素的影响。具体地，本文从全样本企业中随机选择 家作为获得高新技术认定的企业，并随机设定认定时间，再利用 方法为每个高新技术企业寻找尽可能与其相似的控制组企业，最后根据构造的样本进行式（）的 回归。本文重复上述操作 次，并将估计结果的核密度函数分布绘制于图 中。可见，的估计系数均值位于 附近且呈正态分布，不仅远小于基准回归估计系数 ，而且未通过显著性检验。这说明在基于随机抽样构造的样本中，获得高新技术企业认定对企业参与 并未产生实质性影响，基准回归结果并未受到其他非观测因素的影响。其他稳健性检验第一，解释变量滞后一期。高新技术企业认定后，政策支持对企业参与 的影响可能存在时滞，因此本文将解释变量滞后一期，考察高新技术企业认定对企业未来一期 参与度的影响。表 第（）列的估计结果显示，的系数在 的水平下依然显著为正，这表明基准回归的估计结果是稳健的。第二，剔除 年的样本。年中国工业企业数据质量较差且统计口径发生重大变化，可能会对本文的研究结论产生干扰。稳健起见，本文选择剔除 年的样本重新进行式（）的回归，根据表 第（）列可知，高新技术企业认定对企业参与 的促进效应依然成立。第三，使用连续型 方法。根据认定办法的规定，高新技术企业资格有效期为 年，期满后需要进行复审，复审合格将再次获得认定资格。在样本期间内部分企业获得了多次认定，这类企业与仅获得一次认定的企业相比，可能得到了更多的税收优惠、补贴和贷款支持，因此对参与 的促进作用更强。本文将模型（）中企业是否获得高新技术企业认定指标（）替换为获得高新技术企业认定的次数（）进行连续型 回归，以识别高新技术企业认定的政策强度对企业参与 的影响。表 第（）列显示，的系数在 的水平上显著为正，这表明获得认定的次数越多越有利于企业 参与度的提升。（三）异质性分析表 异质性分析结果（一）变量（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）企业固定效应年份固定效应观测值 注：括号内为聚类稳健性标准误，、分别代表、的显著性水平。认定时间差异本文进一步考察了高新技术企业认定这一选择性产业政策对企业参与 在不同认定时期下的影响差异。具体地，表 第（）列仅纳入 年首批认定的高新技术企业进行估计，此后逐步加入各年认定的高新技术企业样本进行回归。结果表明，年认定企业获得的政策支持对 参与度的提升效应最大，高新技术企业认定 蔡培民，魏 龙选择性产业政策与中国企业参与全球价值链分工对企业参与 的促进作用逐年下降，的估计系数虽依然显著为正，但从第（）列的 逐年下降至第（）列的 。本文认为，产业政策效果逐年降低可能是“迎合效应”导致的，即随着认定办法的实施，部分企业为迎合政策目标，便会通过操纵研发投入、向政府寻租对自己进行包装以达到获得认定的标准。此外，在后续年份各地方政府加大力度对高新技术企业进行孵化和培育，但产业政策执行中的信息不对称问题导致部分“伪高新技术企业”乘虚而入，也会使得产业政策的效果大打折扣。表 异质性分析结果（二）企业所有制差异区域差异变量国有企业非国有企业东部地区中西部地区（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）企业固定效应年份固定效应观测值 注：括号内为聚类稳健性标准误，、分别代表、的显著性水平。企业所有制差异国有企业和非国有企业具有不同的激励、监督和约束机制，并且在行业进入、退出、历史负担以及投融资方面也享受着迥然不同的待遇。本文借鉴聂辉华等的方法，将国有资本占企业实收资本的比重大于 的企业定义为国有企业，并分组考察国有企业与非国有企业样本下高新技术企业认定对企业参与 的影响。表 第（）列和第（）列的结果表明，高新技术企业认定均显著促进了两种所有制企业参与，但对非国有企业的促进作用更大。企业所有制异质性下的 检验结果为 并在 的水平上显著，说明两组系数存在显著的组间差异。一个可能的解释是，高新技术企业的认定标准严格，使得非国有企业有机会获得政府支持，从而更好地嵌入。而国有企业获得认定前，在行政垄断能力、获得金融机构贷款的能力以及获得政府优惠政策扶持等方面已然存在较大优势。因此高新技术企业认定政策对非国有企业参与 的促进效果更明显。区域差异从高新技术企业的分布来看，获得高新技术企业资格认定的企业数量呈现明显的空间异质性特征。上海、广东、江苏等东部沿海地区均有超过 家企业获得了高新技术企业认定，而广西、山西、甘肃、贵州等中西部省份获得认定的数量则不足 家。本文将样本划分为东部地区和中西部地区两组，分别考察了不同区域组别下高新技术企业认定对企业参与 的影响。从表 第（）列和第（）列的估计结果来看，选择性产业政策均显著促进了东部和中西部企业参与，但对中西部地区企业的促进效应更大，并通过了 检验。一个可能的解释是，东部沿海地区作为中国对外开放的高地，样本初期便有相当数量的企业主动嵌入 参与国际竞争，也获得了中央和地方更多政策的支持，因此来自高新技术企业认定的激励效应小于中西部地区企业。企业规模与生产率差异不同生产规模、生产率水平的企业在 参与度方面存在较大差异，受到高新技术企业认定政策的影响可能不同。本文按照企业生产规模与全要素生产率的中位数进行分样本回归，以考察上述异质性影响。表 列（）和列（）表明，不论是大规模企业还是小规模企业，高新技术企业认定政策均显著提升了其 参与度，该政策的积极作用并不存在企业规模的门槛。从估计系数来看，小规模企业获得认定后，的参与度提升更加明显。表 列（）和列（）是对企业生产率的异质性考察，结果表明，不论是高生产率企业还是低生产率企业，获得认定后的 参与度均显著提升，而低生产率企业的提升效果更明显。组间系数差异检验结果表明，不同企业规模和生产率水平下，组别间的估计系数均存在显著差异。表 异质性分析结果（三）企业规模差异企业生产率差异变量高于中位数低于中位数高于中位数低于中位数（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）企业固定效应年份固定效应观测值 注：括号内为聚类稳健性标准误，、分别代表、的显著性水平。五、影响机制检验前文实证结果表明，高新技术企业认定政策显著促进了企业参与，这一结果在经过一系列稳健性检验后依然成立。根据本文假说 和假说，融资约束缓解效应、中间品进口促进效应是这一选择性产业政策发挥促进作用的渠道。为此，本文建立如下中介效应模型进行机制检验：（）（）其中，中介变量 包括企业融资约束水平和中间品进口比例，其余变量含义与模型（）一致。模型（）用于考察高新技术企业认定对企业融资约束水平和中间品进口比例的影响，在此基础上利用模型（）检验融资约束缓解效应和中间品进口促进效应是否为高新技术企业认定政策影响企业参与 的渠道。根据中介效应模型的基本原理，我们预期在两种机制下，和 的估计系数均为正。表 机制检验结果 融资约束缓解效应中间品进口促进效应变量（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）企业固定效应年份固定效应观测值 注：括号内为聚类稳健性标准误，、分别代表、的显著性水平。（一）融资约束缓解效应高新技术企业认定政策以“税收减免”和“政府补贴”作为主要激励方式，因此通过缓解企业的融资约束应该是该政策提升企业参与 的重要渠道。本文借鉴马述忠等的方法使用企业流动比率（，流动资产 流动负债）来表征企业融资约束程度，流动比率越大表明企业的融资能力越强，融资约束水平越低。表 第（）列的回归结果显示，核心解释变量 的系数在 的水平上显著为正，这说明高新技术企业认定显著提升了企业的流动比率，企业融资约束得以有效缓解。在此基础上，将 替换为企业流动比率（）对模型（）进行估计，的系数同样显著为正，这表明缓解融资约束的确是高新技术企业认定政策促进企业参与 的渠道，假说 得以验证。（二）中间品进口促进效应本文参照诸竹君等的做法，使用进口中间品占企业工业中间品总投入的比例（）作为渠道变量。表 第（）列是以 作为被解释变量的估计结果，的估计系数在 的水平上显著为正，表明获得高新技术认定的企业，其进口中间品在企业工业中间品投入中的比重显著提升。在此基础上，本文将 替换为企业进口中间品比率（）对模型（）进行估计，的系数同样显著为正，这表明获得认定的高新技术企业为了进一步提升创新能力，需要积极在海外市场寻求品种更加丰富、质量更加优质的中间品，促使企业的 参与度显著提升，假说 得以验证。蔡培民，魏 龙选择性产业政策与中国企业参与全球价值链分工六、进一步分析（一）认定政策对企业 位置的影响本文更加关心的是这一选择性产业政策对企业在 中的位置会产生何种作用。因此，本文首先构建企业出口上游度指数用于表征企业在 中的位置，然后进一步考察高新技术企业认定对企业 位置的影响。具体计算过程如下：企业所在行业的 位置。本文借鉴 的研究方法，采用中国 年 部门的投入产出表测算企业所在行业的 位置，测算方法如式（）所示。行业上游度指数表明了该行业在 中距离最终产品的加权平均距离。认为封闭经济条件和开放经济条件下的行业上下游关联有所区别，因此本文分别测算了封闭条件下的行业上游度指数（）和开放经济下的行业上游度指数（）：，（）企业在 中的位置。如式（）所示，本文使用海关 产品代码和中国 行业类别之间的匹配表，获得各企业 行业 的出口额（），并用该数值占企业总出口额的比重对行业出口上游度指数进行加权，以此得到企业层面的出口上游度指数，：，（）表 高新技术企业认定对企业 位置的影响 变量（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）企业固定效应年份固定效应观测值 注：括号内为聚类稳健性标准误，、分别代表、的显著性水平。本文将模型（）中的企业 参与度替换为企业出口上游度指数进行回归。根据表 的估计结果可知，不论采用哪种测算方法，在加入固定效应与一系列控制变量后，高新技术企业认定都显著提升了企业的出口上游度。因此，这一选择性产业政策不仅提高了中国企业的 参与度，而且提升了企业在 中的相对位置。（二）“伪高新技术企业”和政策执行软约束的影响 伪高新技术企业。本文借鉴韩凤芹 表 “伪高新技术企业”获得认定对 参与度的影响变量全样本（）（）（）（）（）（）（）（）（）企业固定效应年份固定效应观测值 注：括号内为聚类稳健性标准误，、分别代表、的显著性水平。和陈亚平的识别策略，将复审及抽查过程中由于提供虚假信息、操纵研发投入而被取消认定资格的企业定义为“伪高新技术企业”，考察其获得认定对 参与度的影响。通过检索高新技术企业认定工作网和各省、自治区、直辖市、计划单列市科技厅（局）的官方网站，本文整理发现有 家在 年获得认定的企业被取消了认定资格。表 第（）列是将“伪高新技术企业”作为处理组、将从未获得认定的企业作为控制组进行 估计的结 果。核心解释变量的估计系数虽为正但不显著，表明“伪高新技术企业”在获得认定后，并未提升企业的 参与度。为避免样本选择性偏差，我们同样采用 和 方法进行回归，结果如表 第（）列和第（）列所示。核心解释变量的估计系数均未通过显著性检验，说明上述结论依然成立。表 政策执行软约束的影响 以平均值划分按中位数划分变量硬约束软约束硬约束软约束（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）企业固定效应年份固定效应观测值 注：括号内为聚类稳健性标准误，、分别代表、的显著性水平。政策执行软约束。根据假说，政策执行软约束问题可能影响高新技术企业认定政策对企业参与 的促进效果。本文参考唐荣的做法，将“注水程度”低于省份均值的城市定义为“政策执行硬约束”样本，否则为“政策执行软约束”样本。使用“注水程度”作为划分标准的依据在于，“失真”现象是执行软约束的重要体现，甚至是一种极端方式，即直接对统计数据本身进行造假。分组回归的结果如表 第（）列和第（）列所示：对于“政策执行硬约束”地区，核心解释变量 的估计系数在 的水平下显著为正，高新技术企业认定政策显著提升了企业的 参与度；而对于“政策执行软约束”地区，企业 参与度的提升效果不显著。稳健起见，本文另以“注水程度”是否高于同省份中位数作为划分标准重新进行回归。表 第（）列和第（）列的回归结果表明上述结论依然成立。七、结论与启示本文基于 年开始实施的高新技术企业认定管理办法这一具体的产业政策，利用 年中国海关数据库、中国工业企业数据库与中国高新技术企业认定名单数据，考察高新技术企业资质认定这一选择性产业政策对企业参与 的影响。研究发现：企业获得高新技术认定后显著提升了 参与度，这一结论在一系列稳健性检验后依然成立；企业融资约束缓解效应、中间品进口促进效应是高新技术企业认定政策发挥作用的渠道；从认定时间上看，高新技术企业认定对企业参与 的促进作用逐年下降；认定政策对非国有企业、中西部地区企业参与 的促进作用更大；认定政策的积极作用并不存在企业规模和生产率门槛。进一步分析发现：选择性产业政策可以显著提升企业在 中的位置；迎合政策的“伪高新技术企业”以及政策执行软约束问题，使得认定政策对企业 参与度的提升效果大打折扣。本文的研究结论具有重要的政策启示：第一，坚持并强化高新技术企业认定政策，促进高新技术企业深度参与。一方面，应当持续加大对高新技术企业的税收优惠和政府补贴力度，缓解高新技术企业的融资难问题；另一方面，进一步落实积极进口战略，发挥高新技术企业认定政策和进口高质量投入品之间的互补性优势，确保企业更加高效安全地参与，增强我国制造业的国际竞争力。第二，实施差异化的政策支持，促进民营企业与中西部地区企业参与。本文发现，认定政策对非国有企业和中西部地区企业参与 的促进作用更大。我国中小微企业绝大多数是充满市场活力与创新精神的民营企业，但长期以来没有得到相应的政策倾斜。政府应当以简政、减税、减费为重点，进一步降低民营企业制度性交易成本，促进民营企业以及中西部地区企业深度参与。第三，完善政策法规，优化选择性产业政策的实施效果。本文异质性分析发现，高新技术企业认定对企业参与 的促进作用逐年下降，主要是部分“伪高新技术企业”基于预期“迎合”产业政策 蔡培民，魏 龙选择性产业政策与中国企业参与全球价值链分工导致的。此外，产业政策执行软约束问题使得认定政策对企业 参与度的提升效果大打折扣。因此在政策执行过程中，政府应当加大对高新技术企业的甄别力度，避免审查过程的形式化和寻租问题，对恶意操纵研发行为的企业给予相当力度的惩罚，从而最大程度实现政策目标。注释：资料来源：官方网站：。囿于篇幅，中间品、贸易中间商、进口资本品的识别与相应指标的计算过程未展示，备索。囿于篇幅，主要变量的描述性统计结果未列出，备索。囿于篇幅，平衡性检验结果未展示，备索。对于工业中间投入指标缺失的年份，本文参考马红旗和申广军的做法，使用工业中间投入与企业生产总值的历史线性关系进行估算。年的中国投入产出表是以更为详尽的 部门编制的，有助于降低测量误差。囿于篇幅，测算结果未列出，备索。部分企业由于其注册地、生产经营范围发生变更等被取消认定资格。本文未将此类企业纳入“伪高新技术企业”范畴。注水程度通过当年物价平减后的官方公布的城市生产总值与城市夜间灯光总亮度的比值来刻画。城市 数据来源于历年中国城市统计年鉴，夜间灯光数据来源于 。考虑到本文的样本区间，本文按照 年各城市的“注水程度”均值进行统计分析。参考文献：，（）：，佟家栋，谢丹阳，包群，等“逆全球化”与实体经济转型升级笔谈 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