全球價值鏈嵌入與制造業企業社會責任
——基于PSM-DID方法的研究

周維第，蔡培民，Kazlovski V.

(1.華中師范大學 經濟與工商管理學院，湖北 武漢 430073;2.白俄羅斯國立哥羅德諾大學 經濟與管理系，白俄羅斯 明斯克 220071)

一、引 言

自加入WTO以來，中國制造業企業憑借勞動力價格低廉、自然資源豐裕等優勢參與到GVC中，成為全球嵌入GVC程度最深的發展中國家之一。[1]與單純從事進口貿易或者出口貿易相比，嵌入全球價值鏈意味著企業參與國際貿易的程度更深，面臨的外部環境也更為復雜。國內外學者從企業生產率、出口產品質量、企業創新行為等維度就嵌入全球價值鏈對企業績效的影響進行了研究。但另一方面，企業以短期利益為導向的生產經營方式帶來了勞工利益受損、欺瞞消費者等企業社會責任缺失問題。隨著公眾對這類負面事件的廣泛關注以及保護自身合法權益意識的增強，企業單純秉持以自身利潤與股東收益為導向的價值觀不再被接受，社會大眾普遍要求企業更好地承擔社會責任。特別是一些發達國家為實現貿易保護，在傳統關稅壁壘作用被大大削弱的前提下設置“藍色貿易壁壘”，開始將企業社會責任作為一種手段來提高發展中國家企業對外貿易的門檻，迫使企業更加積極承擔社會責任。[2]

在此背景下，一個重要的問題值得關注：中國企業嵌入全球價值鏈能否提升社會責任水平？鑒于此，本文利用中國工業企業數據庫與海關數據庫的匹配數據，采用傾向得分匹配——雙重差分法(PSM-DID)對此進行檢驗，我們得到的基本結論是，嵌入全球價值鏈顯著提升了企業的社會責任水平。一方面，企業嵌入全球價值鏈可以通過“鏈中學”效應特別是緩解企業的融資約束提升社會責任水平。這是由于企業社會責任的承擔需要財務資源的支持，如果企業的財務資源難以維持基本的生產經營活動，那社會責任的承擔也就無從談起，而企業所面臨的融資約束在一定程度上決定了企業的經濟實力。當企業面臨較低的融資約束時，其承擔社會責任的意愿會較強；反之，當企業面臨著較高的融資約束時會首先削減對短期盈利幫助不顯著的投入以節省現金流，維持基本的生產經營活動，從而減少其社會責任的承擔。[3]而嵌入全球價值鏈緩解企業融資約束的事實已被國內外學者如李紅陽、王曉嬈等所證實。[4]另一方面由于“貿易壁壘倒逼機制”，為滿足發達國家市場針對發展中國家企業社會責任貿易壁壘的要求，迫于全球供應鏈壓力，企業更加積極地承擔社會責任。

與本文密切相關的第一類文獻是關于企業嵌入全球價值鏈的效應研究。大量文獻證明，參與全球價值鏈給發展中國家帶來的正面效應是顯而易見的，本土企業可以通過“鏈中學”實現生產率的提升和經濟增長，這其中不僅包括“出口學習效應”，還包括通過大量來自發達國家的中間品進口，實現“進口中學習”。[5]出口學習理論認為，發展中國家的企業通過出口可以接觸到發達國家較為先進的生產技術和制造裝備，學習其管理手段和營銷方式，直接或間接促進其生產效率的提高。此外，為滿足國外市場對產品質量和設計等方面的要求，發達國家企業主動對發展中國家代工企業進行技術培訓和指導，將部分生產設備甚至是隱形技術進行轉讓，從而降低了代工企業的生產成本，提高了其生產率水平。[6]“進口中學習”是指從發達國家進口的中間品中，包含了先進的機器設備和原材料，技術含量更高，不僅可以通過技術溢出效應和投入產出效應提高發展中國家企業的生產效率，而且由于進口中間投入品相對國內同類產品質量較高，也能間接促進企業的生產率，即產生“垂直效應”。[7]Baldwin和Yan認為，除“鏈中學”之外，企業在參與全球價值鏈過程中接觸到更為廣闊的國際市場，幫助企業更好地實現規模經濟、學習到新的技術和產品，提高創新能力，國際市場上的競爭壓力也會迫使發展中國家企業進一步提高自身經營能力和生產效率。[8]

不少學者認為，嵌入全球價值鏈于發展中國家企業而言是一把雙刃劍。Gereffi et al提出，由于現存的國際分工體系由發達國家所主導，當發展中國家從價值鏈低端逐漸向上攀升實現產業升級時，會遭到發達國家的技術封鎖，迫使發展中國家停留在低附加值、低創新能力、低技術水平的生產組裝環節，即導致全球價值鏈低端嵌入的“俘獲效應”或“低段鎖定效應”。[9]張杰、呂越等國內學者相繼發現中國制造業企業被“俘獲”的證據，嵌入全球價值鏈對企業研發創新行為具有顯著的抑制作用；[5,10]王玉燕等發現“俘獲效應”阻礙了中國企業的技術進步。[11]

與本文密切相關的第二類文獻是藍色貿易壁壘與企業社會責任研究。在經濟全球化和全球價值鏈的推動下，國際貿易中的傳統關稅和非關稅貿易壁壘的作用被大大削弱。發達國家開始運用一些新的貿易壁壘手段提高發展中國家對外貿易的門檻，以達到實施貿易保護的目的，“藍色貿易壁壘(Bluebarriers)”便是其中靈活性和隱蔽性較強的一種。發達國家通過這種壁壘將國際貿易與企業社會責任掛鉤，對發展中國家的企業的社會責任標準進行了一系列明確的規定，如SA8000,《BSCI行為守則》等，要求發展中國家企業在國際貿易中積極履行社會責任，維護供應商、勞工、社會大眾等利益相關者的合法利益。諸多學者如Noor等表達了對貿易藍色壁壘的強烈反對，認為藍色貿易壁壘是以保護各利益相關者特別是工人的權益為借口，主要針對發展中國家勞動密集型產品而采取的一種貿易保護措施。[2]也有學者提出，該壁壘雖然會直接增加企業的勞動力成本，但能夠促進發展中國家勞工權益得到有效的保障，并且促使企業轉變發展經營模式，尋求新的競爭點。如任佳瑜通過分析發現，短期內藍色貿易壁壘會對出口國產生貿易抑制、貿易轉移和產業沖擊等經濟負效應，長期來看又會帶來技術和制度創新、環境優化等經濟正效應。[12]

上述兩類文獻為本文提供了頗為夯實的研究基礎，相比以上文獻，本文的貢獻在于以下三個方面：第一，將企業參與全球價值鏈的效應拓展到企業社會責任層面，豐富和補充了全球價值鏈的效應研究。第二，本文采用傾向得分匹配的方法克服了以往全球價值鏈研究中企業樣本選擇性偏誤的問題；在此基礎上利用雙重差分法估計出企業參與全球價值鏈的社會責任效應，較好地處理了內生性等問題，得到了較為準確的因果推斷。第三，本文不僅驗證了企業嵌入全球價值鏈對企業社會責任提升的平均影響效應，而且考察了該效應在不同所有制類型企業、加工貿易和一般貿易方式下、不同地區之間的差異，系統檢驗了嵌入全球價值鏈通過緩解融資約束提升企業社會責任的機制。本文剩余部分的結構安排為：第二部分為研究設計與數據說明，包括模型的構建、指標的測算以及數據選取的說明；第三部分為實證結果與分析，包括基本估計結果、異質性分析與機制檢驗；第四部分為穩健性檢驗；第五部分為結論與啟示。

二、研究設計與數據

(一)模型設計

1.傾向得分匹配。

本文主要考察嵌入全球價值鏈能否促進企業履行社會責任，因此我們可以將嵌入全球價值鏈作為一項準自然實驗，將嵌入全球價值鏈的企業作為處理組(Treat)，未參與全球價值鏈的企業作為對照組(Control)，通過比較兩個樣本組企業履行社會責任的差異得到相應的因果推斷。但是由于企業參與全球價值鏈具有非隨機性，其會受到企業自身經營績效和競爭能力的影響，直接將嵌入全球價值鏈的企業與未參與全球價值鏈的企業相比較會導致估計的不準確。為克服樣本選擇性偏差對因果推斷的干擾，我們借鑒Becker & Lchino的傾向得分匹配(PSM，Propensity Score Matching)方法，為處理組企業尋找一批各方面特征“盡可能相似”的對照組企業。[13]我們首先建立一個被解釋變量為二元虛擬變量的回歸模型，處理組取值為1，對照組取值為0，企業選擇嵌入全球價值鏈的概率為：

P=Pr{GVCi t=1}=Φ{Xi t}

(1)

Xi t為匹配變量，表示影響嵌入全球價值鏈的因素，參照Baldwin&Yan、席艷樂等的做法，我們選擇了企業的全要素生產率、企業規模、資本密集度、就業規模、企業年齡和企業負債率等作為匹配變量。[14]通過該概率公式可以估計出樣本內企業嵌入全球價值鏈的預測概率值P，再用傾向得分匹配將預測概率值相近的企業進行配對，從而得到一組與處理組有類似特征的對照組企業。

2.倍差法(DID , differences-in-differences)。

在依據傾向得分匹配方法得到平衡性的兩組樣本后，本文采用雙重差分的方法估計企業嵌入全球價值鏈的社會責任效應。由于處理組各企業初次嵌入全球價值鏈的時間點不一致，因此本文設定如下的 “漸進DID(Time-varying DID)”模型：

CSRi t=α+θGVCi t+βXi t+μi+λt+εi t

(2)

核心解釋變量GVCi t為二元虛擬變量，當企業為處理組樣本且處于初次嵌入當年及之后的年份時取值為1，否則取值為0。μi為個體固定效應，λt為時間固定效應，εi t為隨機擾動項，Xi t為控制變量合集，控制其他影響企業社會責任的因素。根據雙重差分模型的理論基礎，GVCi t的回歸系數表示企業嵌入全球價值鏈對企業社會責任承擔的因果效應。

(二)指標構建

1.全球價值鏈嵌入與否。

隨著全球價值鏈研究在學術界的普遍關注，全球價值鏈嵌入的量化方法也從宏觀逐步走向微觀。宏觀測算方法利用非競爭性投入-產出(I-O)表，以Hummles的HIY方法和Koopman等的KWW方法為代表，但由于投入產出表數據只能細化到行業層面，因此這種方法具有天然的局限性。[15-16]隨著企業層面微觀數據的可獲得，判斷企業是否嵌入全球價值鏈及嵌入度的測算成為可能。Upward等在KWW方法的基礎上，將中國工業企業與海關數據進行合并，考慮中國出口貿易中加工貿易占據很大比重的特征，測算了中國企業的國外增加值率，以此衡量企業層面的全球價值鏈嵌入度。[17]眾多學者在此方法的基礎上做了諸多突破，使得微觀層面價值鏈嵌入度的測算有了跨越式的發展。

本文借鑒呂越的研究，分兩步判斷企業是否嵌入全球價值鏈：第一，放松Upward測量方法中“進口產品都用作中間投入”的強假定，考慮產品的BEC分類①，識別出真正用于中間投入的中間品并計算企業層面的國外附加值率(FVAR)；[18]第二，以企業的國外附加值率為標準，定義FVAR大于0的企業為“嵌入GVC企業”，否則為“非嵌入GVC企業”。企業層面國外附加值率FVAR的計算公式為：

FVA表示企業的國外附加值，M、X和D分別表示企業的進口、出口和國內銷售值；上標o和p分別表示一般貿易方式和加工貿易方式。該公式表示，加工貿易的進口全部作為中間投入用于加工貿易出口，而一般貿易的進口同比例用于國內銷售的中間投入和一般貿易出口的中間投入。

2.企業社會責任度量。

本文分兩步構建企業社會責任指標：第一步，基于Freeman的利益相關者理論，并借鑒趙天燕、趙永亮等的指標構建方法，選取六個對于制造業企業非常重要的利益相關方，即政府、股東、債權人、員工、消費者和供應商，分別測算企業對這些利益相關者的社會責任分指標。[19-21]其中，對政府的責任(GR)用企業所得稅來表示；對股東的社會責任(ShR)用所有者權益來表示；對員工的責任(EmR)用當期對員工的支付來表示，包括對員工的工資支付及福利總額；對消費者的社會責任(CoR)用銷售費用指出率衡量，即銷售費用與企業營業收入之比；對供應商的社會責任(SuR)用應收賬款比重來表示，即應收賬款凈值除以總資產；對環境的責任(EvR)用單位收入材料消耗量，即工業中間投入與主營業務收入之比來表示。第二步，參考張衛民等的做法，采用客觀賦權法中的熵權法，通過信息熵的原理確定各分指標的權重，從而計算出企業層面的社會責任綜合指標(CSR)，描述性統計結果如表格1所示。[22]此外，我們在圖1中繪制了GVC企業與非GVC企業的企業社會責任密度圖，可以發現GVC企業的企業社會責任指標明顯高于非GVC企業，這為本文接下來的分析提供了參考。

表 1 企業社會責任各維度描述性統計

圖1 企業社會責任指標密度圖

3.控制變量。

本文選取了如下控制變量：企業規模(size)，用企業的營業收入來表示；企業年齡(age),用當年年份與企業成立年的差值來表示；全要素生產率(tfp)，為克服傳統的索洛殘差估計中的“同時性”偏誤和“樣本選擇”偏誤并進一步克服OP法所帶來的樣本損失，本文借鑒選擇Levinsohn&Petrin的LP法衡量全要素生產率；[23]資產收益率(roa)，用企業的利潤總額除以總資產來衡量；企業資產結構(tang)，用企業流動資產與固定資產的比率來表示。對于以上變量，本文均對其取自然對數。

表 2 2005年傾向得分匹配平衡性檢驗結果

(三)數據說明

本文所使用的數據來源于中國工業企業數據庫和海關進出口數據庫，時間跨度為2000—2007年。首先，我們借鑒Feenstra、余淼杰等的研究，對中國工業企業數據做如下處理：剔除關鍵變量(如工業總產值、工業增加值、企業總資產、利息費用、銷售費用等)缺失的企業；剔除總固定資產或流動資產超過總資產的企業；剔除企業從業人數小于10或成立時間無效(例如成立時間在12之后或在1之前)的企業。[24-25]考慮到部分行業的特殊性，本文刪除了電力、燃氣及水的生產和供應業以及采礦業的企業，僅保留了行業門類為制造業的樣本。在此基礎上，本文參照upward、呂越的方法分兩步識別兩個數據庫中相同的企業：第一，我們直接用企業名稱對數據庫進行合并，合并成功的企業即為同一家企業；第二，對于沒有識別成功的樣本，我們再用“企業所在地的郵政編碼+企業電話號碼的后七位”來識別兩套數據庫中相同的企業。[17-18]

考慮到在考察期內，企業參與全球價值鏈存在動態調整的現象，本文借鑒席艷樂等的方法，將企業劃分為新嵌入企業(前期不嵌入，從某一期開始嵌入)、持續嵌入企業、中途退出企業(前期嵌入，后期有不嵌入現象)②和持續不嵌入企業四種類型。本文僅選取其中的兩類企業——新嵌入企業和持續不嵌入企業進行研究，前者作為處理組，后者作為控制組。由于企業2000年以前的嵌入經歷無從得知，因此我們以2000年為基期，限定新嵌入企業的樣本為從2001—2007年中某年開始嵌入，且在參與后各年份不退出的企業。

三、實證結果與分析

(一)樣本匹配效果

由于各企業初次嵌入全球價值鏈的時間不同，本文借鑒Heyman et al的研究，采用逐年匹配的方法為每年的處理組企業尋找對應的對照組樣本。[26]具體匹配過程如下：(1)根據公式⑴，利用logit模型估計傾向得分；(2)采用“k近鄰匹配法(k=3)”進行各年的匹配，如果遇到多個控制組個體與處理組個體具有相同的最近距離，那么可以用所有相同距離的控制組個體的平均結果作為處理組個體的匹配，這樣不僅可以獲得充足的匹配樣本，而且有利于提高估計精度。[27]

為保證匹配過程的有效性，本文對匹配前后的處理組樣本和控制組樣本做了平衡性檢驗，囿于篇幅，本文僅匯報了2005年傾向得分匹配的檢驗結果。③從表2可以看出，匹配前處理組和控制組樣本差異都非常顯著，若直接進行線性回歸勢必造成估計的不準確。經過傾向得分匹配后，所有匹配變量的絕對值偏差均小于5%，各變量的t統計量都不顯著，這表明本文所選取的匹配變量和匹配方法都是可取的，處理組和控制組企業各方面特征都非常相近，所有匹配變量在兩組樣本之間不存在顯著差異。同時，從傾向得分值的核密度分布來看，匹配前兩組樣本存在較大差異，匹配完成后兩組樣本傾向得分值的核密度分布基本趨于一致。

(二)嵌入全球價值鏈對企業社會責任的影響

在利用傾向得分匹配方法得到與處理組企業具有類似特征的對照組企業后，本文采用雙重固定效應模型對模型(2)進行了估計，估計結果如表3所示。列(1)的估計結果顯示，在控制年份、個體固定效應后，核心解釋變量GVCi t的系數在1%的水平上顯著為正，表示企業嵌入全球價值鏈顯著提升了企業所履行的社會責任水平。列(2)為加入企業全要素生產率、企業資產結構、資產收益率、企業年齡等控制變量的回歸結果，結果顯示GVCi t的系數依然顯著為正。為控制行業層面與地區層面政策或不可觀測因素的干擾，我們在列(3)和列(4)陸續加入了行業×時間、地區×時間的固定效應，發現GVCi t的估計系數依然為正。根據列(4)的結果，與沒有參與全球價值鏈的企業相比，參與全球價值鏈企業的社會責任水平高出了12.5%，這表明企業在參與全球價值鏈的過程中更加積極地承擔了相應的企業社會責任。

表3 基準回歸結果

表2僅展示了嵌入全球價值鏈對企業社會責任綜合指標的影響，為進一步考察嵌入全球價值鏈對企業社會責任各分指標的作用，本文分別將企業社會責任六個維度分指標作為被解釋變量對模型(2)進行回歸，表格4是具體的回歸結果。具體而言，嵌入全球價值鏈對企業承擔的政府責任(GR)、員工責任(EmR)、股東責任(ShR)有明顯的提升作用；對消費者責任(CoR)的提升作用雖然也比較顯著，但其系數較小(0.00448)；當供應商責任(SuR)作為被解釋變量時，GVCi t的系數雖為正但不顯著。需要特別說明的是，由于衡量企業環境責任(EvR)的指標(單位收入材料消耗量)為逆指標，即該指標越大，表明企業生產的能耗強度越大，資源友好度越差。因此表4第(7)列的結果表明，雖然系數不顯著，嵌入全球價值鏈反而惡化了企業環境責任的承擔，這與中國制造業粗放型的產業結構和受到發達國家的“低端鎖定”效應不無關系。

表4 全球價值鏈嵌入對企業社會責任各分指標的影響

(三)基于企業異質性的回歸結果與分析

1.企業所有制類型差異?？紤]到國有企業與非國有企業在參與全球價值鏈過程中所面臨的行業競爭、關稅壁壘、政策扶持等方面存在顯著差異，因此本文分別考察了這兩類企業在參與全球價值鏈中的社會責任效應。本文借鑒聶耀華等的方法，將企業實收資本中，國有資本比重大于50%的企業定義為國有企業，否則為非國有企業。[28]根據表5的回歸結果我們發現，國有企業參與全球價值鏈的社會責任效應為0.31但不顯著，而非國有企業的估計系數為0.127，且在1%的水平上顯著，這意味著我國企業參與全球價值鏈的企業社會責任改善主要來源于非國有企業。本文認為出現這種現象的原因是，與非國有企業不同，大型國有企業除了必須承擔對利益相關者的社會責任，還肩負著保證國家公共利益、實現戰略目標的特殊使命，本文所選取的企業社會責任指標很難對國有企業承擔的這部分責任進行有效的衡量。除此之外，國有企業在政府的影響下，原本就在利益相關者當中建立了良好的口碑，參與全球價值鏈對國有企業提升社會責任的沖擊效應不大。

2.貿易方式差異。由于加工貿易方式在我國制造業企業參與對外貿易中占據較大的比重，而且既有文獻表明，加工貿易企業與一般貿易企業在生產率水平、創新研發能力、進出口表現等方面存在顯著差異，因此本文同樣考察了這兩類企業在嵌入全球價值鏈后的社會責任效應差異。我們借鑒毛其淋的做法，將企業進出口貿易額中加工貿易方式比重大于50%的企業定義為加工貿易企業。[29]從表格5的回歸結果來看，一般貿易企業的估計系數為0.166，且顯著為正，在嵌入全球價值鏈后社會責任提升程度較大，加工貿易企業的估計系數雖然同樣為正但不顯著。這是因為加工貿易企業“兩頭在外”的特征決定了其比一般貿易企業的技術含量更低、利潤率更低、支付更少的工資和研發投入。[30]此外，雖然加工貿易企業參與全球價值鏈較為“容易”，但其獲得的附加值較低，市場力量也十分有限，因此在社會責任承擔方面與一般貿易企業存在較大差距。

3.地區差異。表5還考察了不同地區企業參與全球價值鏈對企業社會責任的影響。在控制其他相關變量、年份和個體固定效應的情況下，東部地區企業樣本的GVCi t估計系數為0.114，且在1%的水平上顯著，而中西部地區的交叉項系數雖然同樣為正但不顯著。通過比較可以發現，東部地區企業嵌入全球價值鏈顯著提升了企業社會責任水平，而中西部地區企業嵌入全球價值鏈對其社會責任承擔的影響不顯著。

表5 異質性企業的回歸結果

(四)影響機制檢驗

前文的分析認為，嵌入全球價值鏈可以通過緩解企業融資約束，從而提升企業社會責任水平。為了檢驗這一傳導機制是否真正存在，我們首先在表格6的第(2)列估計了全球價值鏈嵌入對企業融資約束的影響。這里的融資約束指標，我們借鑒馬述忠等的方法，用取自然對數的企業流動比率(ln_CR，流動資產/流動負債)來衡量，該指標用于表示企業的資金流動性，指標越大表明企業資產的變現能力更強，融資約束越小。[32]從回歸結果看，全球價值鏈嵌入對企業流動比率的影響顯著為正，表明緩解了企業融資約束，這與我們前文的預期以及呂越等的研究結果相同。我們更感興趣的是，融資約束緩解是否是嵌入全球價值鏈提升企業社會責任的渠道，于是我們在模型(2)的基礎上引入融資約束指標與GVCi t的交叉項，得到如下的模型(3)。

CSRi t=α+θGVCi t+γGVCi t×ln_CRi t+βXi t+μi+λt+εi t

(3)

表格6的第(3)列匯報了該模型的回歸結果，我們發現交叉項的估計系數為正而且通過了1%水平的顯著性檢驗，這表明嵌入全球價值鏈可以通過緩解融資約束，改善企業的財務狀況進而提升企業社會責任水平。

為了保證上述機制分析的穩健性，我們還做了如下檢驗：如果融資約束緩解是全球價值鏈嵌入提升企業社會責任的重要渠道，那么我們可以推測在外部資金依賴度較高的行業，嵌入全球價值鏈對企業社會責任的提升效果會更大。因此我們借鑒許和連、王海成的方法，利用《中國固定資產投資統計年鑒》中的統計數據，構建行業外部資金依賴度指數(簡稱HX指數)⑤，該指數越大表明該行業的外部資金依賴度越高。[33]我們在模型(2)的基礎上加入該指數與GVC的交叉項進行回歸。如表格6第(4)列所示，GVC*HX的回歸系數為正且通過了5%水平的顯著性檢驗，這表明對于外部資金依賴度較高的行業，企業嵌入全球價值鏈對社會責任的提升效果更大，再次驗證了緩解融資約束是該影響的重要渠道。

表格6 影響機制檢驗

四、穩健性檢驗

(一)平行趨勢檢驗

前文采用雙重差分法的一個關鍵假設是，處理組企業不嵌入GVC的情況下和控制組企業有著共同的時間趨勢。為保證此假設成立，我們設定了如下的計量模型進行檢驗：

(4)

模型中GVCi，t+τ為一系列虛擬變量，當處理組企業處于初次嵌入全球價值鏈前后的τ年時，GVCi，t+τ取值為1；除此之外各項均取值為0，δτ的大小就表示在初次嵌入前后的第τ年，處理組企業和對照組企業有無顯著差異。其余變量定義與模型(2)相同。

為了更加直觀地表現估計結果，我們繪制了90%置信區間下δτ的估計結果。如圖2所示，當τ=-6、-5、-4、-3、-2、-1(τ=-7作為基期)時估計系數并不顯著，說明在處理組企業在初次嵌入全球價值鏈之前的年份，企業社會責任表現和控制組企業沒有明顯差異，平衡趨勢假設成立。同時我們發現，在企業嵌入全球價值鏈后(τ=1…5)，企業社會責任水平明顯提高，不存在時滯而且具有可持續性。

圖2 匹配前后處理組和控制組傾向得分值核密度分布情況

圖3 平行趨勢檢驗

(二) 考慮貿易中間商

在我國，許多制造業企業或由于無法取得相應的進出口經營權，或限于生產率水平和資金能力，無法直接參與國際進出口，而是通過貿易代理商間接實現，因此貿易中間商一直扮演著十分重要的角色。[34]我們所采用的海關數據中僅記錄了企業直接參與國際進出口的明細，而從貿易中間商間接進口的數據無法直接獲得。如果不考慮貿易中間商，就會使企業進口的中間投入額被嚴重低估，在此基礎上計算的企業國外附加值率(FVAR)也同樣會被低估。因此我們考慮貿易中間商的作用，對企業國外附加值率的計算方法進行調整，更加準確地識別一個企業是否嵌入全球價值鏈。

借鑒Ahn 的做法，我們將企業名稱中包含“經貿”“貿易”“進出口”“商貿”“外貿”“科貿”等關鍵詞的企業判定為貿易中間商。[35]首先計算特定產品i(j)的進口總額中貿易中間商的進口比重mi(mj)；其次假定其他企業通過貿易中間商進口該產品的比重均為mi(mj)，企業直接從海外進口該產品的比重為1-mi(1-mj)，最后通過下面的公式得到企業實際的加工貿易和一般貿易的進口額：

在考慮了貿易中間商的作用后，我們利用重新計算的國外附加值率作為判斷企業嵌入全球價值鏈的依據識別出處理組企業，重新進行了PSM-DID估計，估計結果如表格7所示。從回歸結果來看，考慮貿易中間商后交叉項GVCi t的估計系數依然顯著為正，這表明本文的核心結論依然成立，嵌入全球價值鏈提升了企業社會責任水平。

(三)改變PSM的匹配方法

在利用傾向得分匹配方法為處理組企業尋找相似的對照組企業時，匹配方法的選擇至關重要，在前文分析中我們采用了“k近鄰匹配法(k=3)”的匹配方法。為保證估計結果的穩健性，本文又分別采用了核匹配和半徑匹配的方法。核匹配方法能夠充分利用控制組樣本，并依據控制組企業與處理組企業i的距離對每個控制組樣本賦予不同的權重，距離越近則權重越大；半徑匹配法預先設定一個卡尺范圍(caliper)，然后將傾向得分值與處理組樣本的差異小于該卡尺的控制組樣本列為匹配對象，本文設定caliper = 0.01。如表格7所示，在更換匹配方法并進行相應的倍差法估計后，上文結論依然成立。

(四)連續型DID方法

前文所采用的漸進DID模型中，GVCi t作為核心解釋變量，是組別虛擬變量與時間虛擬變量的交叉項，這種0-1變量的不足之處在于無法體現不同處理組處理程度不同的差異，在本文中表現為每個企業嵌入全球價值鏈的強度不同。而連續型DID主要以政策影響的強度作為處理組的代理變量，可以克服這一缺點。為了保證實證結果的穩健性，我們對模型(2)改進如下：

CSRi t=α+θFVARi×Yeart+βXi t+μi+λt+εi t

(5)

由于我們對企業是否嵌入全球價值鏈的定義主要來源于FVAR，因此我們將連續型變量FVAR與時間虛擬變量交互，替代GVCi t作為核心解釋變量,其余變量定義與前文相同。如表7的第(5)列所示，估計結果依然穩健。

表7 穩健性檢驗

五、結論與啟示

在經濟全球化和產業內貿易興起的浪潮下，我國制造業企業積極參與到全球分工體系，全球價值鏈參與度逐年提升，學習效應十分明顯。與此同時，隨著傳統貿易壁壘的作用日益下降，針對企業社會責任承擔的藍色貿易壁壘成為發達國家實施貿易保護的主要手段，提升我國企業的社會責任水平十分迫切。本文利用2000—2007年中國工業企業與海關數據庫的匹配數據，運用PSM-DID方法探究了企業嵌入全球價值鏈的社會責任效應。本文研究發現：第一，通過“鏈中學”效應和藍色貿易壁壘倒逼機制，企業嵌入全球價值鏈顯著提升了整體社會責任水平，但對各分指標的影響存在異質性，不能一概而論；第二，就企業所有制而言，參與全球價值鏈的企業社會責任改善主要來源于非國有企業；在貿易方式方面，加工貿易企業“兩頭在外”的特征導致其獲得的附加值較低，市場力量也十分有限，因此在社會責任承擔方面與一般貿易企業存在較大差距；在地區差異性方面，東部地區企業嵌入全球價值鏈的社會責任效應比中西部地區企業更為明顯；行業差異方面，行業競爭度較高的企業，嵌入全球價值鏈會更加顯著地提升社會責任水平。第三，本文通過機制分析表明，緩解融資約束是嵌入全球價值鏈提升企業社會責任水平的重要渠道。

本文將企業嵌入全球價值鏈的效應研究拓展到企業社會責任層面，得到的結論有一定的政策含義：第一，我國制造業企業需要繼續深化全球價值鏈參與程度，提高全球價值鏈地位，從而促進企業更好地履行社會責任，提高國際貿易競爭力，更好地應對國際貿易中的藍色貿易壁壘。第二，我國制造業企業嵌入全球價值鏈以加工貿易方式為主，雖然以這種方式嵌入更為“容易”，但因其獲得的附加值較低、參與方式較為粗糙，更容易被發達國家“俘獲”，因此獲得的社會責任提升十分有限。我國制造業應當轉變當前的嵌入結構，提升GVC參與水平，以便獲得更為明顯的提升效應。第三，在鼓勵東部企業積極嵌入全球價值鏈的同時，應該加大對中西部地區企業的政策、技術、資本等支持，促進中西部企業嵌入GVC，同步提升企業社會責任水平。

注釋：

① BEC即Broad Economic Classification，BEC分類標準是由聯合國制定的對貿易品的分類依據，其產品分類可以與海關數據中HS-6分位產品編碼對應。

② 據統計，在嵌入全球價值鏈1年、2年…7年后又中途退出的企業分別有5768、456、140、47、18、10、6家。為消除企業的退出經歷對估計結果的干擾，我們將這部分企業樣本排除在外。

③ 囿于篇幅，筆者在此未列出其余年份傾向得分匹配的檢驗結果。如有需要可向筆者索取。

④ 計算維度為中國工業企業數據的四位數行業小類代碼及行業小類名稱。

⑤ 《中國固定資產投資統計年鑒》中“國民經濟行業小類城鎮投資資金來源構成”部分詳細統計了各行業的投資資金來源，包括國家預算內資金、國內貸款、債券、利用外資(主要是FDI)、自籌資金和其他來源。我們將自籌資金以外的投資來源占資金總額的比重定義為行業外部資金依賴度(HX指數)。