劉 斌，屠新泉，王 杰

（1.對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 中國WTO研究院，北京 100029；2.河南財經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，河南 鄭州 450046）

一、引 言

改革開放以來，我國的全要素生產(chǎn)率以年均近4%的速度增長（Zheng等，2009）。而與此密切相關(guān)的事實是，我國出口貿(mào)易的市場結(jié)構(gòu)發(fā)生了明顯變化。我國向發(fā)達國家的出口份額由1978年的37.4%增加到2013年的62.7%。那么，我國企業(yè)出口目的地的轉(zhuǎn)變是否會影響企業(yè)生產(chǎn)率的提升呢？

出口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家后，中國企業(yè)的生產(chǎn)率發(fā)生了怎樣的變化？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)進出口數(shù)據(jù)庫合并后的76 115家企業(yè)數(shù)據(jù)，動態(tài)地考察了出口目的地選擇對企業(yè)生產(chǎn)率的實際影響，滿足“由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家”這一條件的企業(yè)共6 891家（這里的發(fā)達國家是指美國等七國集團），而只出口到發(fā)展中國家的企業(yè)共14 427家。從企業(yè)之間的橫向比較來看，出口轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的企業(yè)生產(chǎn)率明顯高于只出口到發(fā)展中國家的企業(yè)生產(chǎn)率；從企業(yè)自身的縱向比較來看，企業(yè)出口由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家以后生產(chǎn)率出現(xiàn)了增長。據(jù)此得出“出口轉(zhuǎn)向發(fā)達國家能夠促進生產(chǎn)率提升”的結(jié)論是否可靠呢？問題的關(guān)鍵是，我們難以將企業(yè)生產(chǎn)率的增長完全歸結(jié)為企業(yè)出口目的地的變化，原因是同期只出口到發(fā)展中國家的企業(yè)生產(chǎn)率也增加了，單純的統(tǒng)計數(shù)據(jù)比較和時間變化往往會“掩蓋”事件背后的真相。

在本文的研究中，有兩個問題需要引起我們的足夠重視：一是樣本選擇所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題；二是在某一特定時間段來比較兩組企業(yè)的生產(chǎn)率水平，難以反映企業(yè)出口目的地變遷對企業(yè)生產(chǎn)率的動態(tài)影響。針對樣本選擇的內(nèi)生性問題，本文采用傾向評分匹配法加以克服。在本文中，許多企業(yè)出口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)到發(fā)達國家，這些企業(yè)生產(chǎn)率的變化是我們能夠觀察到的“事實”。而“反事實”則是指假設(shè)同樣的企業(yè)沒有進入發(fā)達國家市場，那么生產(chǎn)率的變化是我們不能觀測到的。傾向值就是通過計算每個企業(yè)是否進入發(fā)達國家市場的概率值進行配對，讓預(yù)測概率值相同或非常接近的處理組（主要出口目的地轉(zhuǎn)入發(fā)達國家市場的企業(yè)）和對照組（主要出口目的地仍然為發(fā)展中國家市場的企業(yè)）配對成功，這樣就可以有效地解決樣本選擇所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。許多國內(nèi)學(xué)者也運用該方法有效地控制變量內(nèi)生性（包群等，2011；邵敏和包群，2012）。另外，本文還使用兩階段最小二乘法嚴(yán)格控制反向因果關(guān)系所帶來的內(nèi)生性問題，引入出口市場特征的控制變量以控制遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題。

針對缺乏動態(tài)性的問題，本文運用倍差法加以解決，即在傾向評分匹配選擇合適的處理組和對照組企業(yè)樣本的基礎(chǔ)上，把企業(yè)市場轉(zhuǎn)變分為兩個時期，動態(tài)考察企業(yè)出口目的地選擇的變化對其生產(chǎn)率的實際影響。

與以往研究相比，本文的貢獻主要體現(xiàn)在：首先，與以往研究大多基于出口市場進入時間、出口強度、企業(yè)研發(fā)和貿(mào)易方式等視角不同（Helpman，2006；Van Biesebroeck，2006；張杰等，2009；戴覓和余淼杰，2011；毛其淋和盛斌，2013；戴覓等，2014），本文從出口目的地的視角研究出口與企業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系，并將企業(yè)異質(zhì)性特征（企業(yè)所有制、產(chǎn)品多樣性、出口強度、出口閱歷和出口市場等）考慮在內(nèi)；其次，本文運用傾向評分匹配和倍差法有效地控制企業(yè)出口行為樣本選擇所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，通過比較企業(yè)出口由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家后的生產(chǎn)率變化，較為準(zhǔn)確地反映了企業(yè)出口目的地選擇對企業(yè)生產(chǎn)率的動態(tài)影響。另外，本文運用兩階段最小二乘法，選用該地區(qū)與發(fā)達國家簽訂的友好城市個數(shù)作為企業(yè)出口到發(fā)達國家市場的工具變量，以嚴(yán)格控制出口市場轉(zhuǎn)變與企業(yè)生產(chǎn)率的反向因果關(guān)系。

二、文獻綜述

出口企業(yè)比非出口企業(yè)具有更高的生產(chǎn)率已成為“新新貿(mào)易理論”最重要的發(fā)現(xiàn)之一。“邊出口邊學(xué)”假說很好地解釋了這一現(xiàn)象。該假說認(rèn)為出口企業(yè)可以通過“學(xué)習(xí)效應(yīng)”提升企業(yè)生產(chǎn)率（Melitz，2003）。近年來，關(guān)于“邊出口邊學(xué)”假說的經(jīng)驗研究層出不窮。

從出口總體效應(yīng)來看，許多研究證實了出口學(xué)習(xí)效應(yīng)的存在（Bernard和 Wagner，1997；張杰等，2009）。然而，部分學(xué)者卻發(fā)現(xiàn)企業(yè)的出口學(xué)習(xí)效應(yīng)并不明顯（Wagner，2002）。Martins和Yang（2009）總結(jié)了過去10年來有關(guān)出口的生產(chǎn)率效應(yīng)的33篇文章，其中，18篇支持出口對生產(chǎn)率具有顯著的提升效應(yīng)，15篇認(rèn)為沒有發(fā)現(xiàn)顯著的正向效應(yīng)。研究視角和樣本選取的差異是研究結(jié)論不一致的重要原因?；诔隹谑袌鲞M入時間的視角，Greenaway和Kneller（2003）采用1989－2002年英國企業(yè)數(shù)據(jù)的研究顯示，盡管企業(yè)在進入出口市場當(dāng)年會對生產(chǎn)率產(chǎn)生明顯刺激，但這種效應(yīng)在企業(yè)進入出口市場后并不明顯。Arnold和Hussinger（2005）研究發(fā)現(xiàn)，在出口發(fā)生之前，即將出口的企業(yè)與非出口企業(yè)之間存在明顯的生產(chǎn)率差異，但是在出口行為發(fā)生之后，這種差異并沒有擴大。基于出口密度視角，F(xiàn)ryges和Wagner（2008）的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)在進入出口市場后，出口密度對企業(yè)生產(chǎn)率的改善具有重要的影響；而范劍勇和馮猛（2013）的研究卻得出了不一樣的結(jié)論。基于企業(yè)研發(fā)視角，Aw等（2007）對中國臺灣企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，出口與研發(fā)的交互項對企業(yè)生產(chǎn)率具有正向影響。戴覓和余淼杰（2011）研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)出口之前的研發(fā)投入可以通過增強企業(yè)的吸收能力來提高企業(yè)生產(chǎn)率?；诩庸べQ(mào)易的視角，李春頂和趙美英（2010）利用中國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，出口對生產(chǎn)率具有阻礙作用，并認(rèn)為可能是由我國出口企業(yè)加工貿(mào)易較集中且出口企業(yè)存在惰性引起的。

綜上所述，學(xué)者從不同視角檢驗了出口對生產(chǎn)率的影響，并得出了一系列豐富的結(jié)論，但有一個視角并沒有引起足夠的重視，即企業(yè)出口目的地選擇對企業(yè)生產(chǎn)率的影響。不同國家的經(jīng)濟發(fā)展程度和技術(shù)水平存在明顯差異，且消費者對產(chǎn)品質(zhì)量的要求不同，因而出口目的地選擇會對企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生重要影響（Shevtsova，2012）。出口到發(fā)展中國家或落后地區(qū)的企業(yè)，由于出口目的地技術(shù)溢出效應(yīng)較低，企業(yè)出口的“學(xué)習(xí)效應(yīng)”無法凸顯。相反，出口到發(fā)達國家的企業(yè)則更容易接觸到先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗，且面臨更具競爭性的市場環(huán)境，從而能夠進一步提高企業(yè)生產(chǎn)率（Blalock和Gertler，2004；Shevtsova，2012）。國內(nèi)有關(guān)出口目的地選擇對企業(yè)生產(chǎn)率影響的文獻相對匱乏，僅有的幾篇國外文獻（De Loecker，2007）主要從東道國收入水平、東道國市場準(zhǔn)入等視角進行了探討，但使用的是國外企業(yè)的樣本，其結(jié)論是否適用于中國企業(yè)還有待進一步驗證。

三、計量模型與數(shù)據(jù)

（一）估計模型

本文將出口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的企業(yè)視為處理組，將只出口到發(fā)展中國家的企業(yè)視為對照組，構(gòu)造一個二元虛擬變量deit，企業(yè)i的主要出口市場由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家時取值為1，否則為0。另外，構(gòu)造二元時間虛擬變量dti，企業(yè)i的主要出口市場開始轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的時期取值為1，否則為0。令tfpit表示企業(yè)i在時期t的生產(chǎn)率，Δtfpit表示企業(yè)i在dti＝0與dti＝1期間的生產(chǎn)率變化：若企業(yè)主要出口市場由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家，則將企業(yè)在此期間的生產(chǎn)率變化記為Δtfp1i；若企業(yè)主要出口市場為發(fā)展中國家，則將企業(yè)生產(chǎn)率變化記為Δtfp0i。因此，企業(yè)出口目的地選擇的變化對其生產(chǎn)率的實際影響γ為：

由于E（tfp0i｜deit＝1）是不可觀測的，本文采用倍差法克服這一估計難題。倍差法估計的基本思想如下：如果樣本期內(nèi)存在始終沒有將出口目的地轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的企業(yè)，則可以用其生產(chǎn)率變化Δtfp0i來度量企業(yè)出口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的生產(chǎn)率變化，即E（Δtfp0i｜deit＝1）＝E（Δtfp0i｜deit＝0）。因此，式（1）轉(zhuǎn)化為：

本文將樣本期間出口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的企業(yè)作為處理組，將樣本期間始終只出口到發(fā)展中國家的企業(yè)作為對照組?；谏鲜霰恫罘ㄋ枷?，估計方程設(shè)定如下：

其中，i和t分別表示企業(yè)和時間，tfpit和εit分別為企業(yè)生產(chǎn)率和擾動項，且有E（εit）＝0。對于處理組，企業(yè)在dt＝0和dt＝1兩個時期的生產(chǎn)率為：E［ln（tfp1i｜deit＝1）］＝α0＋α1＋（α2＋γ）dt。因此，處理組企業(yè)的生產(chǎn)率變化為Δlntfp＝α2＋γ。對于對照組，兩個時期的企業(yè)生產(chǎn)率為：E［ln（tfp0i｜deit＝0）］＝α0＋α2dt。因此，在dt＝0和dt＝1兩個時期對照組企業(yè)的生產(chǎn)率變化為：Δlntfp＝α2。由式（2）可知：γ＝（α2＋γ）－α2。因此，交互項de×dt的估計系數(shù)γ也就度量了企業(yè)出口目的地選擇變化行為對生產(chǎn)率的真實影響。γ＞0意味著企業(yè)出口由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家前后兩個時期生產(chǎn)率的相對增加大于只出口到發(fā)展中國家的企業(yè)。

影響企業(yè)生產(chǎn)率的控制變量包括：①OECD中28個發(fā)達經(jīng)濟體分別為澳大利亞、奧地利、比利時、加拿大、捷克、丹麥、芬蘭、法國、德國、希臘、匈牙利、冰島、愛爾蘭、意大利、日本、韓國、盧森堡、荷蘭、新西蘭、挪威、波蘭、葡萄牙、斯洛伐克、西班牙、瑞典、瑞士、美國和英國。非OECD中16個發(fā)達經(jīng)濟體分別為安道爾、巴林、巴巴多斯、文萊、塞浦路斯、愛沙尼亞、中國香港、以色列、列支敦士登、馬耳他、摩納哥、卡塔爾、圣馬力諾、新加坡、斯洛文尼亞和阿聯(lián)酋。政府補貼（subsidy），用補貼收入與企業(yè)銷售額的比值來衡量。政府補貼反映了企業(yè)所獲得的扶持政策（安同良等，2009；邵敏和包群，2012）。②融資約束（finance），用利息支出與固定資產(chǎn)合計的比值來衡量（孫靈燕和李榮林，2011）。企業(yè)的利息支出越大，表明企業(yè)面臨的融資約束問題越小。企業(yè)融資約束問題會限制其研發(fā)投入及設(shè)備更新等，進而對企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生負面影響。③企業(yè)資本勞動比率（qykl），用企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額與從業(yè)人數(shù)的比值來表示。資本勞動比率高的企業(yè)較為重視設(shè)備更新和研發(fā)投入，從而具有更高的生產(chǎn)率，但要素配置扭曲又嚴(yán)重制約了企業(yè)生產(chǎn)率的提升。④國有企業(yè)虛擬變量（home）和外資企業(yè)虛擬變量（foreign）。由于體制性的原因，國有企業(yè)生產(chǎn)率相對較低，而外資企業(yè)則具有較好的技術(shù)特征，生產(chǎn)率水平較高。⑤企業(yè)成立時間（age），指企業(yè)自成立以來的時間。由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫只報告了企業(yè)開業(yè)年份，沒有報告企業(yè)成立時間，本文運用以下公式得到企業(yè)成立時間：企業(yè)成立時間＝當(dāng)年年份－企業(yè)開業(yè)年份＋1。企業(yè)生產(chǎn)率與企業(yè)成立時間密切相關(guān)，通常在企業(yè)成長階段，由于“干中學(xué)”和自主創(chuàng)新能力的提高，企業(yè)生產(chǎn)率會有明顯提升。

（二）核心變量及其度量

1.生產(chǎn)率的計算。在估算生產(chǎn)率時，常用的做法是建立C－D生產(chǎn)函數(shù)：

其中，Yit表示產(chǎn)出，Lit表示勞動投入，Kit表示資本投入，Ait表示生產(chǎn)率。兩邊取對數(shù)得到：

目前較為流行的是使用LP方法（Levinsohn和Petrin，2003）對式（5）進行回歸得到生產(chǎn)率的估計值。LP方法分兩步估計勞動、資本和中間投入的系數(shù)：第一步，使用資本和中間投入高階多項式的近似式，運用OLS方法估計勞動的系數(shù)；第二步，利用第一步估計出的勞動系數(shù)估計資本和中間投入的系數(shù)，最后得出生產(chǎn)率的有效估計。

2.發(fā)達國家或地區(qū)、發(fā)展中國家或地區(qū)的界定。根據(jù)聯(lián)合國開發(fā)計劃署對發(fā)達國家(地區(qū))的劃分，將經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）中28個發(fā)達經(jīng)濟體和非OECD中16個發(fā)達經(jīng)濟體共44個經(jīng)濟體定義為發(fā)達國家或地區(qū)，其他則為發(fā)展中國家或地區(qū)。①

（三）數(shù)據(jù)及其處理

1.數(shù)據(jù)來源。本文的數(shù)據(jù)主要來源有兩處：第一套數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，我們運用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)計算企業(yè)生產(chǎn)率和各項控制變量；第二套數(shù)據(jù)來自中國海關(guān)進出口數(shù)據(jù)庫，我們通過這套數(shù)據(jù)直接獲取企業(yè)出口目的地、貿(mào)易方式和出口產(chǎn)品種類等信息。另外，用以計算企業(yè)產(chǎn)品出口復(fù)雜度的數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

2.數(shù)據(jù)合并。本文需要將可用于計算企業(yè)生產(chǎn)率的企業(yè)數(shù)據(jù)和含有企業(yè)出口目的地信息的海關(guān)數(shù)據(jù)合并起來。由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)代碼與中國海關(guān)進出口數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)稅號使用編碼存在差異，同一企業(yè)在這兩套數(shù)據(jù)庫中的代碼不同，無法簡單地合并，而且一些企業(yè)可能在這兩套數(shù)據(jù)庫中沒有同時報告企業(yè)名稱或者郵政編碼和電話號碼。為了能夠?qū)⒏嗟钠髽I(yè)合并，本文參照田巍和余淼杰（2013）的方法，分兩步對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與海關(guān)數(shù)據(jù)進行匹配：第一步，采用企業(yè)名稱和年份進行匹配；第二步，采用企業(yè)所在地郵政編碼以及企業(yè)電話號碼的后七位，將之前沒有被識別出的企業(yè)再次合并?？紤]到中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫存在指標(biāo)缺失與異常等問題，本文根據(jù)公認(rèn)的會計準(zhǔn)則（GAAP）對樣本數(shù)據(jù)進行了如下篩選：一是刪除企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值、企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額缺失的觀測值，二是刪除不符合會計原則的樣本，三是刪除不滿足“規(guī)模以上”標(biāo)準(zhǔn)的樣本。通過篩選，成功匹配的企業(yè)數(shù)為76 115家。進一步地，刪除一直只出口到發(fā)達國家和研究樣本初始年份既出口到發(fā)達國家也出口到發(fā)展中國家的企業(yè)，得到本文選定的處理組企業(yè)為6 891家。

（四）相關(guān)性分析

本文還運用國家層面的數(shù)據(jù)作了相關(guān)性檢驗。國家層面的數(shù)據(jù)需要出口到發(fā)達國家的比重與全要素生產(chǎn)率兩個變量。我們運用1992－2014年UN Comtrade數(shù)據(jù)庫中細分的出口市場數(shù)據(jù)測算我國出口到發(fā)達國家的比重，運用基于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）的Malmquist－Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)方法測算我國的全要素生產(chǎn)率。依據(jù)C－D生產(chǎn)函數(shù)，全要素生產(chǎn)率的測算需要總產(chǎn)出、資本投入和勞動投入。產(chǎn)出值用GDP來表示，并按照1978年可比價格換算；勞動力投入采用全社會年底從業(yè)人員數(shù)來表示；資本投入采用永續(xù)盤存法對投資進行估算，具體公式為：Iit＝Kit－（1－δ）Kit－1，其中，Iit表示投資額，Kit表示資本，用固定資產(chǎn)凈值年平均余額表示，δ表示折舊率，取值5%。計算全要素生產(chǎn)率所需的總產(chǎn)出、資本存量和勞動投入均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。本文據(jù)此畫出出口到發(fā)達國家的比重和全要素生產(chǎn)率兩個變量之間的散點圖（如圖1所示），從中可以看出，出口到發(fā)達國家的比重與全要素生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。由此可以初步推斷，隨著出口到發(fā)達國家比重的提高，全要素生產(chǎn)率在不斷提升。

圖1 1992－2014年出口到發(fā)達國家的比重與全要素生產(chǎn)率的散點圖

四、倍差法估計結(jié)果

（一）最近鄰匹配及配對結(jié)果

本文選用傾向評分匹配法挑選可供參照的對照組。在以往文獻研究的基礎(chǔ)上（G?rg，2008；安同良等，2009；邵敏和包群，2012），本文選擇企業(yè)成立時間、企業(yè)規(guī)模（用企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值與企業(yè)所在行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比值來表示）和企業(yè)生產(chǎn)率的滯后項作為配對依據(jù)。表1報告了配對前后出口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的企業(yè)和只出口到發(fā)展中國家的企業(yè)在匹配指標(biāo)上的差異?；诠烙嬒禂?shù)的有效性與無偏性之間的權(quán)衡，本文將匹配比例確定為1∶1。由表1可見，配對后出口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的企業(yè)與只出口到發(fā)展中國家的企業(yè)在選取的匹配指標(biāo)上均不存在顯著的差異，說明達到了較好的配對效果。

表1 配對前后出口目的地不同企業(yè)配對變量的比較

（二）倍差法估計結(jié)果

從表2可以看出，企業(yè)出口目的地變化對生產(chǎn)率的影響得到了充分驗證。列（1）和列（2）估計結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，de×dt的估計系數(shù)均顯著為正，這說明企業(yè)出口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家明顯有利于企業(yè)生產(chǎn)率的提升，即企業(yè)出的口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家后生產(chǎn)率提高得更快。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了更嚴(yán)格地控制變量之間的內(nèi)生性問題，有效解決企業(yè)目的地轉(zhuǎn)向與企業(yè)生產(chǎn)率之間的反向因果關(guān)系，本文進一步運用兩階段最小二乘法進行穩(wěn)健性檢驗。本文選擇2000－2006年企業(yè)所在省份與7個最發(fā)達國家簽訂友好城市個數(shù)作為企業(yè)目的地選擇的工具變量，其原因是：一方面，國際友好城市的簽訂有利于建立中外城市合作交流平臺，推動雙邊貿(mào)易的開展；另一方面，國際友好城市的簽訂與該地區(qū)企業(yè)生產(chǎn)率并不存在直接相關(guān)性。截至2014年，企業(yè)生產(chǎn)率相對較高的江蘇省與美國簽訂的國際友好城市個數(shù)達到31個，而同為沿海經(jīng)濟強省的浙江省僅有10個。企業(yè)生產(chǎn)率相對較低的湖南省與發(fā)達國家簽訂的國際友好城市個數(shù)幾乎是經(jīng)濟特區(qū)海南省的兩倍。①友好城市的數(shù)據(jù)來源于中國國際友好城市聯(lián)合會，網(wǎng)址為http：／／www.cifca.org.cn／Web／Summary.aspx。另外，在大樣本條件下，增加工具變量通常會得到更有效的估計結(jié)果（Wooldridge，2002）。因此，本文選擇這一指標(biāo)作為出口市場選擇的工具變量。需要說明的是，這里的變量指標(biāo)是出口到發(fā)達國家的貿(mào)易額占該企業(yè)總出口額的比重（連續(xù)變量），而不是上文中選擇的主要目的地是否為發(fā)達國家（虛擬變量），因此計量方程中沒有時間項dt（下文同）。表3中列（1）和列（2）的結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，de的系數(shù)均顯著為正，這說明在控制了反向因果關(guān)系后，企業(yè)目的地的選擇仍然對企業(yè)生產(chǎn)率具有重要影響。

表2 倍差法估計結(jié)果

表3 兩階段最小二乘法估計結(jié)果

五、何種類型的企業(yè)能從出口目的地轉(zhuǎn)變中獲利？

一般來說，發(fā)展中國家的企業(yè)出口促使生產(chǎn)率提高的渠道主要體現(xiàn)在以下四個方面：一是競爭效應(yīng)。發(fā)展中國家的出口企業(yè)進入發(fā)達國家市場后，面臨著更為激烈的市場競爭和更為苛刻的顧客需求，競爭的加劇和消費者異質(zhì)性偏好會促使企業(yè)加快企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。二是逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。發(fā)達國家的跨國公司需要發(fā)展中國家的供應(yīng)商提供價格更低、質(zhì)量更優(yōu)的中間品，因此發(fā)達國家的跨國公司通常會把產(chǎn)品規(guī)格、質(zhì)量、性能、設(shè)計等技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)及時反饋給發(fā)展中國家的供應(yīng)商。三是人力資本提升效應(yīng)。對于關(guān)系較為緊密的發(fā)展中國家供應(yīng)商（特別是資產(chǎn)專用性產(chǎn)品供應(yīng)商），發(fā)達國家的跨國公司會委派相關(guān)技術(shù)人員到生產(chǎn)流水線指導(dǎo)工人生產(chǎn)，發(fā)展中國家供應(yīng)商的技術(shù)人員也可以參與跨國公司的產(chǎn)品研發(fā)設(shè)計，這種人員流動和技術(shù)培訓(xùn)無疑會提高發(fā)展中國家供應(yīng)商的人力資本水平。四是供應(yīng)鏈升級效應(yīng)。發(fā)達國家的企業(yè)為滿足全球消費市場的異質(zhì)性需求以及發(fā)達國家消費者對產(chǎn)品質(zhì)量、品種、環(huán)保、安全等更為苛刻的要求，會通過生產(chǎn)設(shè)備和設(shè)計轉(zhuǎn)讓，強制性地要求全球供應(yīng)鏈上的發(fā)展中國家企業(yè)迅速提升自身生產(chǎn)工藝與產(chǎn)品設(shè)計能力。總之，出口目的地轉(zhuǎn)變對企業(yè)生產(chǎn)率的影響已得到驗證；但從企業(yè)異質(zhì)性的視角來看，哪些類型的企業(yè)更能從出口目的地轉(zhuǎn)變中獲益呢？

（一）基于企業(yè)所有制的分析

由于所有制性質(zhì)的不同，企業(yè)在出口過程中的學(xué)習(xí)能力和自主創(chuàng)新的動力等會存在明顯差異，因此基于所有制視角考察企業(yè)目的地選擇對企業(yè)生產(chǎn)率的影響具有重要意義。雙重差分法為這一問題提供了合適的工具，分析思路如下：對于一家由出口到發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的民營企業(yè)而言，其生產(chǎn)率增長速度不僅要大于那些只出口到發(fā)展中國家的企業(yè)，而且也要高于那些同樣選擇出口轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的國有企業(yè)或者外資企業(yè)。換言之，此時的處理組是由出口到發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的民營企業(yè)，對照組則包括只出口到發(fā)展中國家的企業(yè)和其他的出口目的地轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的企業(yè)。具體的檢驗?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

其中，dn為反映企業(yè)所有制的虛擬變量（企業(yè)為民營企業(yè)則取值為1，否則為0）。在估計結(jié)果中，我們最關(guān)心的是λ的系數(shù)。如表4中列（1）和列（2）所示，無論是否控制企業(yè)資本強度等因素，λ均顯著為正，這說明民營企業(yè)的出口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家后獲得了更強的生產(chǎn)率提高效應(yīng)。民營企業(yè)靈活的經(jīng)營方式和管理體制使其在發(fā)達國家更為激烈的競爭壓力下會積極學(xué)習(xí)發(fā)達國家的先進技術(shù)，在出口經(jīng)營中積累經(jīng)驗和汲取教訓(xùn)，從而能夠進一步提高生產(chǎn)率。另外，相對于不存在融資約束的國有企業(yè)，大多數(shù)民營企業(yè)受到嚴(yán)重的信貸歧視，無法獲得充裕的外部資金（孫靈燕和李榮林，2011），自主研發(fā)往往“心有余而力不足”，因此，一旦接觸到發(fā)達國家先進的技術(shù)和經(jīng)驗，民營企業(yè)便能敏銳地識別國外先進的技術(shù)成果和經(jīng)驗，通過學(xué)習(xí)進一步提高自身的生產(chǎn)率。而大多數(shù)外資企業(yè)是通過嵌入型技術(shù)獲得競爭優(yōu)勢，而且有可能在進入中國市場之前就具有外部市場的經(jīng)驗，因而對外部的知識依賴較低。對于國有企業(yè)而言，在中國特有國情下存在“所有制優(yōu)勢”，學(xué)習(xí)能力相對不足，缺乏激烈競爭環(huán)境倒逼下的創(chuàng)新動力。表4中列（3）報告了兩階段最小二乘法的估計結(jié)果，de×dn的系數(shù)顯著為正，這進一步說明民營企業(yè)在出口市場轉(zhuǎn)變后獲得了更多的生產(chǎn)率提高效應(yīng)。

表4 基于所有制分析的估計結(jié)果

（二）企業(yè)出口產(chǎn)品多樣性和單一性

企業(yè)競爭力的核心是產(chǎn)品競爭力，企業(yè)產(chǎn)品策略對于企業(yè)競爭優(yōu)勢提升的重要性不言而喻。本文采用雙重差分法對企業(yè)出口由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家過程中出口產(chǎn)品的多樣性對企業(yè)生產(chǎn)率提高的影響進行分析，處理組為出口由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的多產(chǎn)品企業(yè)，對照組包括出口目的地為發(fā)展中國家和由出口到發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的單一產(chǎn)品企業(yè)。定義反映企業(yè)出口產(chǎn)品多樣性的虛擬變量如下：多產(chǎn)品出口企業(yè)取值為1，否則為0。

表5中列（1）和列（2）的估計結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，λ均顯著為正，也就是說，產(chǎn)品多樣性在企業(yè)出口目的地轉(zhuǎn)向發(fā)達國家后對生產(chǎn)率的提升作用非常明顯。產(chǎn)品多樣性在出口企業(yè)資源再配置的過程中扮演著重要角色，多樣化產(chǎn)品會引致企業(yè)在國際市場上向比較優(yōu)勢的產(chǎn)品調(diào)整產(chǎn)品組合，進而促進企業(yè)生產(chǎn)率的提升。

此外，為適應(yīng)發(fā)達國家的競爭環(huán)境和消費者的差異性偏好特征，企業(yè)可通過擴大產(chǎn)品范圍，采取產(chǎn)品差異化策略來搶占市場。這一發(fā)現(xiàn)不僅顛覆了現(xiàn)有基于單一產(chǎn)品假定的企業(yè)異質(zhì)性貿(mào)易模型關(guān)于中國出口增長的研究結(jié)論，而且還提醒我們在進行貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整時，不應(yīng)只關(guān)注企業(yè)內(nèi)集約邊際的重要性，還應(yīng)高度重視企業(yè)內(nèi)擴展邊際的貢獻。表5中列（3）報告了兩階段最小二乘法的估計結(jié)果，de×dn的系數(shù)顯著為正，這進一步證實了出口產(chǎn)品多樣性的促進作用。

表5 基于出口產(chǎn)品多樣性的估計結(jié)果

（三）出口強度還是出口閱歷更重要？

企業(yè)的出口學(xué)習(xí)能力隨著其出口時間的增加而增加，而且企業(yè)出口程度越高就越能獲得規(guī)模效應(yīng)，也就是說，出口強度和出口閱歷與企業(yè)“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”過程中生產(chǎn)率的提高程度都有著密切關(guān)系。①本文以企業(yè)出口交貨值占銷售收入（或主營業(yè)務(wù)收入）的比重來衡量企業(yè)出口強度，如果企業(yè)出口強度大于所有企業(yè)的出口強度平均值，則定義為高出口強度企業(yè)，否則為低出口強度企業(yè)。由于2004年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫沒有報告出口交貨值，本文運用該企業(yè)除2004年外其他年份的平均值代替。另外，本文根據(jù)企業(yè)是否為新出口企業(yè)來定義企業(yè)出口閱歷。首先，本文采用雙重差分法對企業(yè)出口由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家過程中出口強度對企業(yè)生產(chǎn)率提高的影響進行分析，處理組為出口由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的高出口強度企業(yè)，對照組則包括出口目的地為發(fā)展中國家和由出口到發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的低出口強度企業(yè)，定義反映企業(yè)出口強度的虛擬變量如下：高出口強度企業(yè)取值為1，否則為0。表6中列（1）和列（2）的估計結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，λ均不顯著，也就是說，出口強度沒有起到提升生產(chǎn)率的作用。企業(yè)出口強度較高意味著企業(yè)對出口的依賴程度較高，但這并不能說明企業(yè)對新技術(shù)的吸收能力和自身創(chuàng)新能力就能與其出口強度匹配。這是因為：一方面，由于進入壁壘和地區(qū)分割現(xiàn)象的存在，新進入企業(yè)或低生產(chǎn)率企業(yè)為了避免國內(nèi)激烈的競爭也會選擇出口；另一方面，關(guān)稅的下降在很大程度上提高了企業(yè)出口強度（田巍和余淼杰，2013），使得這些出口企業(yè)無法凸顯出口目的地對企業(yè)生產(chǎn)率的提升效應(yīng)。列（3）報告了兩階段最小二乘法的估計結(jié)果，在控制了反向因果關(guān)系后，交互項估計系數(shù)變得不顯著，這再次說明出口強度并不是企業(yè)生產(chǎn)率提升的關(guān)鍵因素。同樣，本文采用雙重差分法分析出口閱歷在企業(yè)出口目的地選擇變化過程中的作用。處理組為出口由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的非新出口企業(yè)，對照組則包括出口目的地為發(fā)展中國家和出口由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的新出口企業(yè)。定義“是否為新出口企業(yè)”的虛擬變量如下：不是新出口企業(yè)取值為1，否則為0。列（4）和列（5）給出了有關(guān)出口閱歷的估計結(jié)果，無論是否加入控制變量，λ均顯著為正，這說明企業(yè)的出口閱歷越長，其對國外市場的適應(yīng)性就越好，而且技術(shù)外溢需要一定的時間，閱歷久的企業(yè)對先進技術(shù)的反應(yīng)能力和吸收能力都更強。因此，在企業(yè)出口目的地選擇變化的過程中，企業(yè)生產(chǎn)率隨其出口閱歷的積累而不斷上升。列（6）報告了兩階段最小二乘法的估計結(jié)果，這進一步證實了上述結(jié)論。

表6 基于出口強度和出口閱歷的估計結(jié)果

（四）出口到發(fā)達國家的個數(shù)

為分析出口到發(fā)達國家的個數(shù)對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，本文運用雙重差分法進行進一步的分析。本文引入發(fā)達國家市場數(shù)量的交互項檢驗出口到發(fā)達國家個數(shù)對企業(yè)生產(chǎn)率提升的影響。表7中列（1）和列（2）的估計結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，λ均不顯著，這說明出口到發(fā)達國家的數(shù)量對企業(yè)生產(chǎn)率提升并沒有明顯的影響。出口市場多元化雖然可以減少對某些市場過分依賴而帶來的風(fēng)險，但企業(yè)出口市場的多元化并不一定能夠促進企業(yè)“學(xué)習(xí)效應(yīng)”的發(fā)揮。由于不同國家具有不同的制度、人文和經(jīng)濟環(huán)境，企業(yè)進入發(fā)達國家市場后，不僅要承擔(dān)出口市場的沉沒成本，而且要“支付”熟悉東道國市場的“學(xué)習(xí)”費用。在貿(mào)易自由化的條件下，企業(yè)的出口市場并非越多元化就越好，應(yīng)該存在一個最優(yōu)的市場多元化程度。我們進一步運用兩階段最小二乘法做穩(wěn)健性檢驗，計量結(jié)果與雙重差分法的結(jié)論一致。

表7 基于出口發(fā)達國家個數(shù)的估計結(jié)果

六、結(jié) 語

出口對中國經(jīng)濟發(fā)展的重要作用不言而喻，“自選擇效應(yīng)”證實了出口企業(yè)比非出口企業(yè)具有更高的生產(chǎn)率，而企業(yè)可以通過“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”進一步提升生產(chǎn)率，出口目的地不同導(dǎo)致生產(chǎn)率提高的程度存在明顯差異。企業(yè)出口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家不僅使其面臨更加嚴(yán)格的產(chǎn)品質(zhì)量要求和激烈的國際市場競爭，而且可以接觸到更先進的技術(shù)和經(jīng)驗。競爭效應(yīng)和溢出效應(yīng)為企業(yè)生產(chǎn)率獲得更大幅度的提高提供了壓力和動力。

總體而言，本文估計結(jié)果支持了“出口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家有利于企業(yè)獲得更高生產(chǎn)率”這一結(jié)論。在充分考慮到不同企業(yè)在所有制、產(chǎn)品多樣性、出口強度、出口閱歷等方面的異質(zhì)性后，本文運用雙重差分法逐一對這些問題進行了驗證。從企業(yè)所有制來看，由于發(fā)達國家生產(chǎn)商先進技術(shù)的外溢一定程度上緩解了民營企業(yè)自主進行技術(shù)創(chuàng)新的資金不足問題，讓經(jīng)營和管理都較為靈活的民營企業(yè)更能享受出口到發(fā)達國家所帶來的利益；從出口產(chǎn)品種類來看，出口產(chǎn)品多樣化比單一產(chǎn)品出口到發(fā)達國家更有利于企業(yè)生產(chǎn)率的提升；從出口閱歷和出口強度來看，企業(yè)在出口目的地的變遷過程中，生產(chǎn)率隨著其出口閱歷的積累而不斷上升，而出口強度的影響則不明顯；從出口市場數(shù)量來看，企業(yè)的出口市場并非越多元化越好。本文的結(jié)論對中國企業(yè)的出口目的地選擇以及不同類型企業(yè)生產(chǎn)率的提升具有重要的啟示：首先，充分發(fā)揮出口到發(fā)達國家的學(xué)習(xí)效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)，促進企業(yè)特別是民營企業(yè)的競爭力和生產(chǎn)率的提升；其次，企業(yè)和政府都應(yīng)重視企業(yè)內(nèi)的擴展邊際（產(chǎn)品多樣性）的貢獻，采取多產(chǎn)品差異化策略和市場細分策略提升企業(yè)競爭力；再次，在逐步增大出口強度的同時，更要注重出口經(jīng)驗的積累；最后，在積極實施出口市場“同心”多元化戰(zhàn)略的同時，還要重視出口市場“水平”多元化戰(zhàn)略下企業(yè)“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”的發(fā)揮。

＊本文還得到對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)中國WTO研究院重點研究基地課題（13ZXWTO03）、對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)人文社科基礎(chǔ)學(xué)科平臺課題以及對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)中央高校基本科研業(yè)務(wù)費專項資金項目（CXTD4－08）的資助。

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