林　玲，孫　騰

(武漢大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院， 湖北 武漢　430072)

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中國出口企業(yè)“生產(chǎn)率悖論”之謎
——基于成本加成率視角

林玲，孫騰

(武漢大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院， 湖北 武漢430072)

摘要：中國出口企業(yè)具有不同于異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論的特殊性質(zhì)。在De Loecker(2012)分析框架基礎(chǔ)之上，引入工具變量控制模型的內(nèi)生性問題，運用GMM2S、2SLS和LIML方法計算不同類型企業(yè)的成本加成率，從成本加成率角度考察了中國出口企業(yè)的異質(zhì)性。實證研究發(fā)現(xiàn)：出口企業(yè)的成本加成率總體上大于非出口企業(yè)；綜合考慮企業(yè)進出口狀態(tài)時，進出口企業(yè)成本加成率最大，只出口企業(yè)成本加成率最小，這也意味著進出口企業(yè)生產(chǎn)率最高，只出口企業(yè)生產(chǎn)率最低。不同進出口狀態(tài)企業(yè)的成本加成率存在巨大差異，這很可能是導(dǎo)致中國出口企業(yè)出現(xiàn)“生產(chǎn)率悖論”的主要原因。

關(guān)鍵詞：異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論；成本加成率；“生產(chǎn)率悖論”；進口與出口

一、引言及文獻綜述

異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論，又稱“新新貿(mào)易理論”，是近年來國際貿(mào)易最為重要的理論進展(Melitz，2003)[1]。該理論從企業(yè)微觀層面構(gòu)建分析框架，認為出口企業(yè)與非出口企業(yè)存在明顯的異質(zhì)性，出口企業(yè)的規(guī)模往往更大，生產(chǎn)率也更高。近年來，一些學(xué)者使用中國企業(yè)微觀數(shù)據(jù)的實證研究發(fā)現(xiàn)，相比非出口企業(yè)，中國出口企業(yè)的生產(chǎn)率反而較低。這顯然有悖于異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論的推論，表明中國出口企業(yè)存在“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象。

Lu(2010)使用1998-2007年中國制造業(yè)企業(yè)層面數(shù)據(jù)做異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論實證檢驗時發(fā)現(xiàn)：與內(nèi)銷企業(yè)相比，出口企業(yè)的生產(chǎn)率更低、在本國市場的市場占有率更小；企業(yè)的出口密集度呈U形分布[2]。為解釋中國出口企業(yè)的“生產(chǎn)率悖論”之謎，Lu(2010)對異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論做了進一步延拓。異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論認為出口市場的競爭更激烈，從而會選擇生產(chǎn)率更高的企業(yè)；而中國是勞動要素充裕的國家，主要向發(fā)達國家出口勞動密集型產(chǎn)品，相比本土市場，出口市場支付給工人的工資更高，商品售價也更高，企業(yè)在出口市場面臨的競爭程度實際上比本土市場低。因此，是本土市場而非出口市場選擇生產(chǎn)率更高的企業(yè)，中國出口企業(yè)的生產(chǎn)率要低于非出口企業(yè)*Lu(2010)在解釋中國出口企業(yè)“生產(chǎn)力悖論”時，提出了一個先決假定：企業(yè)在不清楚自身相對生產(chǎn)力水平之前，便已做出決定，選擇是否留在國內(nèi)市場還是出口。。

此外，李春頂和尹翔碩(2009)[3]、李春頂(2010)[4]利用1998-2007年中國制造業(yè)企業(yè)30個行業(yè)的微觀數(shù)據(jù)證實：內(nèi)銷企業(yè)的生產(chǎn)率總體上高于出口企業(yè)，出口狀態(tài)與生產(chǎn)率之間存在負相關(guān)關(guān)系，生產(chǎn)率越低的企業(yè)出口密集度越高。戴覓、余淼杰和Maitra(2014)使用2000-2006年中國工業(yè)企業(yè)和海關(guān)的匹配數(shù)據(jù)，認為中國出口企業(yè)“生產(chǎn)率悖論”是加工貿(mào)易大量存在所導(dǎo)致的[5]。李建萍和張乃麗(2014)將比較優(yōu)勢和異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論結(jié)合起來，認為國家間的要素稟賦差異和部門間要素密集度差異會導(dǎo)致比較優(yōu)勢部門企業(yè)出現(xiàn)“生產(chǎn)率悖論”的可能性增大[6]。

然而，由于所用數(shù)據(jù)和計量方法的差異，中國出口企業(yè)“生產(chǎn)率悖論”的結(jié)論目前還存在一些爭議。首先，大多數(shù)研究利用中國企業(yè)層面數(shù)據(jù)計算企業(yè)生產(chǎn)率時，僅考慮了企業(yè)產(chǎn)品產(chǎn)量而忽視質(zhì)量差異，使得計算結(jié)果很可能偏離真實值。中國的出口對象更多是發(fā)達國家，出口品的質(zhì)量相比內(nèi)銷品更好，更好的產(chǎn)品質(zhì)量意味著在產(chǎn)量不變條件下生產(chǎn)率的提升。其次，不同研究使用不同維度的數(shù)據(jù)和計量方法，可能會得出相反的結(jié)論。例如，張杰、李勇和劉志彪(2008；2009)使用聯(lián)立方程計量法實證檢驗江蘇省制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率和使用OP法分析1999-2003年中國本土制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)時，認為中國出口企業(yè)生產(chǎn)率要大于非出口企業(yè)[7-8]；錢學(xué)鋒等人(2011)使用1999-2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫[9]，易靖韜和傅佳莎(2011)使用浙江省2001-2003年企業(yè)面板數(shù)據(jù)的實證結(jié)果也支持中國出口企業(yè)生產(chǎn)率高于非出口企業(yè)的結(jié)論[10]。因此，中國出口企業(yè)是否存在“生產(chǎn)率悖論”之謎還有待做進一步的論證。

成本加成率是衡量企業(yè)產(chǎn)品價格與邊際成本差額以及企業(yè)獲利能力的一個指標(biāo)。Bernard et al.(2003)[11]以及Melitz和Ottaviano(2008)[12]在研究中指出“自我選擇效應(yīng)”導(dǎo)致出口企業(yè)生產(chǎn)率更高，并認為成本加成率與企業(yè)出口狀態(tài)存在相關(guān)關(guān)系，出口企業(yè)的成本加成率更高。De Loecker和Warzynshi(2012)的實證研究支持了上述猜想[13]：與生產(chǎn)率一樣，成本加成率與企業(yè)出口狀態(tài)具有密切關(guān)聯(lián)性，成本加成率是企業(yè)異質(zhì)性的一個表現(xiàn)，出口企業(yè)規(guī)模越大、生產(chǎn)率越高，成本加成率也越大。

在考察中國出口企業(yè)與非出口企業(yè)的異質(zhì)性時，成本加成率比生產(chǎn)率能更直觀地反映企業(yè)的競爭優(yōu)勢和盈利能力。其一，中國出口的產(chǎn)品質(zhì)量比內(nèi)銷品更高，但是由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中并沒有衡量產(chǎn)品質(zhì)量的有效指標(biāo)(劉偉麗，2011)[14]，單純依靠產(chǎn)品數(shù)量估算生產(chǎn)率難以反映企業(yè)的真實水平；而產(chǎn)品質(zhì)量差異在相當(dāng)程度上可以通過價格表現(xiàn)出來，當(dāng)企業(yè)真實生產(chǎn)率的提高表現(xiàn)為相同投入水平下產(chǎn)品數(shù)量不變而產(chǎn)品質(zhì)量提升時，這種變化最終可以由成本加成率顯現(xiàn)。其二，中國出口企業(yè)與非出口企業(yè)面臨的市場競爭環(huán)境差異、地方保護主義和國內(nèi)市場分割、信息不對稱等問題，生產(chǎn)率高的企業(yè)未必可以通過出口拓展其利潤空間，而這些因素都可以在成本加成率中反映出來。因此，本文將引入企業(yè)成本加成率這一指標(biāo)來分析不同進出口狀態(tài)企業(yè)的異質(zhì)性。

與現(xiàn)有研究文獻相比，本文將企業(yè)異質(zhì)性、生產(chǎn)率及成本加成率納入到一個統(tǒng)一的分析框架，通過尋找合適的工具變量較好地控制生產(chǎn)率沖擊與勞動和資本之間的內(nèi)生性問題，并綜合考慮企業(yè)的進出口狀態(tài)對成本加成率和生產(chǎn)率的影響，從而發(fā)現(xiàn)了之前研究中所沒有注意到的現(xiàn)象：進出口企業(yè)和只出口企業(yè)之間的成本加成率也存在顯著差異，只出口企業(yè)的成本加成率最低，這可能是解釋中國出口企業(yè)特殊性的關(guān)鍵。

二、理論假設(shè)與模型框架

在不完全競爭市場條件下，企業(yè)可以依靠其對市場的壟斷控制能力獲得超額利潤，此時企業(yè)產(chǎn)品價格與邊際成本不再完全相等，兩者之間會形成一個差額，而這個差額可用成本加成率來衡量。通常企業(yè)的生產(chǎn)率越高，其成本加成率也越大。Hall(1986；1988)基于不完全競爭市場和生產(chǎn)成本最小化條件構(gòu)建了測度和計算企業(yè)成本加成率的計量分析框架[15-16]?；诖丝蚣?，諸多學(xué)者利用企業(yè)或行業(yè)層面的生產(chǎn)經(jīng)營數(shù)據(jù)實證分析企業(yè)成本加成率如何隨市場環(huán)境而變化，如貿(mào)易自由化、大規(guī)模的私有化浪潮和勞動力市場改革(Norrbin，1993；Roeger，1995；Basu and Fernald，1997)[17-19]。然而，Hall的分析框架在測算企業(yè)成本加成率時并沒有考慮到企業(yè)面臨的生產(chǎn)率沖擊，這會導(dǎo)致成本加成率的計量結(jié)果偏離真實值(Domowitz，1988)[20]；另外，Hall的分析框架也沒有包含企業(yè)中間品要素投入和規(guī)模報酬等情況。

針對Hall分析框架的不足，近年來諸多學(xué)者對此做了許多有益探索。其中，De Loecker(2012)從以下幾個方面對模型進行修改和完善：首先，將分析框架中的價值量指標(biāo)替換為數(shù)量指標(biāo)，如利用價格指數(shù)平減企業(yè)銷售額獲得實際產(chǎn)出、用企業(yè)總工人數(shù)代替企業(yè)的應(yīng)付總工資，其目的是盡量避免因價格水平和工資水平變動導(dǎo)致成本加成率的計量結(jié)果不準(zhǔn)；其次，將規(guī)模經(jīng)濟等因素納入分析框架中；最后，將未觀察到的生產(chǎn)率沖擊引入到生產(chǎn)函數(shù)中(De Loecker and Warzynshi，2012；De Loecker et al，2012)[21]。因此，本文計算企業(yè)成本加成率時也將沿用這一思路及做法，并利用工具變量控制因生產(chǎn)率沖擊與企業(yè)勞動投入和資本之間的內(nèi)生性所導(dǎo)致的成本加成率計算結(jié)果偏離真實值的問題。

我們選定一類企業(yè)生產(chǎn)率是?？怂怪行缘纳a(chǎn)函數(shù)，該方法的優(yōu)勢是利用生產(chǎn)函數(shù)計算成本加成率時，無需考慮企業(yè)如何使用潛在的生產(chǎn)技術(shù)和企業(yè)面臨的市場結(jié)構(gòu)等問題(Ackerberg ,Caves and Frazier，2006)[22]?？紤]一個t時的企業(yè)i利用如下的生產(chǎn)技術(shù)獲得產(chǎn)出：

Qit=F(Xit,Kit)exp(ωit)

(1)

其中，Qit表示企業(yè)i在t時的實際產(chǎn)量；Xit表示企業(yè)生產(chǎn)時所需的可變要素投入，Xit=(x1t,x2t,x3t，…，xlt)，Xit無調(diào)整成本；Kit代表企業(yè)生產(chǎn)時的動態(tài)要素投入，Kit=(k1t,k2t,k3t，…，klt)，任何面臨調(diào)整成本的要素投入均屬于這一類型，如資本；ωit代表企業(yè)生產(chǎn)率。

根據(jù)企業(yè)生產(chǎn)成本最小化條件假定構(gòu)建拉格朗日方程：

(2)

(3)

(4)

那么，企業(yè)的成本加成率μit最終可表示為：

(5)

可變要素投入占產(chǎn)出份額αit一般都不難從企業(yè)生產(chǎn)和銷售數(shù)據(jù)中直接獲得：

(6)

企業(yè)要素產(chǎn)出彈性可以通過估計生產(chǎn)函數(shù)而得出，計算要素產(chǎn)出彈性的生產(chǎn)函數(shù)形式如下：

(7)

這種形式的生產(chǎn)函數(shù)的優(yōu)勢在于：既保證了分析框架中的企業(yè)生產(chǎn)率是?？怂怪行缘?；又將規(guī)模經(jīng)濟因素納入生產(chǎn)函數(shù)中；同時要素生產(chǎn)彈性還可以隨企業(yè)而不同，將生產(chǎn)函數(shù)(7)轉(zhuǎn)化為對數(shù)形式：

(8)

在實際生產(chǎn)中，由于存在測量誤差和未預(yù)期到的產(chǎn)出波動，企業(yè)的產(chǎn)出數(shù)據(jù)總是不準(zhǔn)的。為精確起見，我們在產(chǎn)出中引入殘差項ξit，則yit=lnQit+ξit。

一般而言，研究者建立線性生產(chǎn)函數(shù)并利用OLS估計勞動系數(shù)和資本系數(shù)時會存在兩個偏差問題：其一，內(nèi)生性問題所導(dǎo)致的聯(lián)立性偏差(simultaneity bias)；其二，樣本選擇偏誤所導(dǎo)致的選擇性偏差(selection bias)。當(dāng)生產(chǎn)率發(fā)生正向沖擊時，企業(yè)傾向于擴大生產(chǎn)，但資本因面臨較大調(diào)整成本而無法立即調(diào)整，短期內(nèi)，企業(yè)會增加可變要素投入量，如勞動、能源和中間品投入等；中長期內(nèi)，伴隨生產(chǎn)率沖擊資本也會有相應(yīng)調(diào)整。這樣生產(chǎn)率波動與勞動等可變要素投入和資本就存在內(nèi)生性問題，這就是所謂的聯(lián)立性偏差。當(dāng)面臨較大的生產(chǎn)率不利沖擊時，規(guī)模更大的企業(yè)抵御這種不利沖擊的能力更強，企業(yè)擁有更大的生存概率；而生產(chǎn)率雖高但規(guī)模較小的企業(yè)可能因無法抵御較大的生產(chǎn)率沖擊而退出市場。因此，我們觀測到的樣本都是可以抵御較大的生產(chǎn)率不利沖擊而存活下來的企業(yè)，這類企業(yè)可能規(guī)模很大但生產(chǎn)率偏低，而規(guī)模更大的企業(yè)資本存量也更高。若截取一個橫截面子樣本，我們可能會發(fā)現(xiàn)企業(yè)生產(chǎn)率和固定資本存在負相關(guān)關(guān)系，因為生產(chǎn)率較高但固定資本較小的企業(yè)被淘汰掉了，這時估計生產(chǎn)函數(shù)時就會低估資本的系數(shù)，即產(chǎn)生所謂的選擇性偏差。所以，當(dāng)研究者利用OLS估計線性生產(chǎn)函數(shù)時，聯(lián)立性偏差會導(dǎo)致勞動系數(shù)高估的可能性增加，而選擇性偏差會導(dǎo)致資本系數(shù)低估的可能性增加。

Olley和Pakes(1996)發(fā)展出的基于半?yún)?shù)估計值法(semi-parametric estimator，以下簡稱OP法)成為一種控制OLS估計時存在的聯(lián)立性偏差和選擇性偏差的方法[23]。首先，OP法使用企業(yè)投入決策作為生產(chǎn)率的代理變量，可以較好地控制聯(lián)立性偏差所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題；其次，利用企業(yè)的進入退出決策建立企業(yè)生存概率函數(shù)，那些生產(chǎn)率較高但固定資本較小遭淘汰的企業(yè)也被納入分析框架中。通過這種方式，OP法較好地糾正了企業(yè)面板數(shù)據(jù)中存在的樣本選擇性偏差問題。基于這些優(yōu)勢，OP法成為近年來一種頗為流行的分析方法。但本文所用樣本數(shù)據(jù)時間跨度為2000-2006年，受2001年11月中國加入WTO的影響，2002年、2003年有大量企業(yè)進入出口市場和進口市場。OP法利用企業(yè)進入退出決策和企業(yè)生存概率函數(shù)控制樣本選擇性偏差，然而2002年、2003年大量企業(yè)進入出口和進口市場并非生產(chǎn)率沖擊的緣故，而是外部市場環(huán)境劇變所致。如果使用OP法，那么外部市場環(huán)境變化導(dǎo)致大量企業(yè)進入退出可能會使估計結(jié)果偏離真實值。而通過尋找合適的工具變量也可以較好地控制生產(chǎn)率沖擊與勞動和資本之間的內(nèi)生性問題。權(quán)衡利弊，我們選擇工具變量法解決本文中因生產(chǎn)率沖擊與勞動和資本的內(nèi)生性所導(dǎo)致的偏差問題。

我們使用中間品投入作為企業(yè)生產(chǎn)率波動的代理變量(Levinsohn and Petrin，2003)[24]。中間品需求函數(shù)為：

從某種意義上講，此環(huán)節(jié)只有起點沒有終點，“讀者”的身份永遠“不改變”，“對文本的‘完成’”也不可能徹底地“完成”。隨著譯者年齡、閱歷、知識、見識、技巧等的增加與提升，其每一次閱讀都將會有新的體驗和感悟、新的理解與收獲，反過來重觀其前期的譯作，必然也會有新的認識與否定，進而有進一步的補充、修改和完善。因此，對于譯者來說，“閱讀”原語文本沒有期限也沒有極限，必定是常讀常新，而每一次“更新”都是向“更好”目標(biāo)的一次邁進。

mit=m(kit,ωit)

(9)

即中間品需求與企業(yè)資本存量和生產(chǎn)率有關(guān)，將中間品需求函數(shù)轉(zhuǎn)換，生產(chǎn)率可以表示為中間投入和資本的函數(shù)：

(10)

(11)

由公式(11)可以看出，利用進項稅額作為企業(yè)生產(chǎn)率的代理變量控制如勞動等可變要素投入與生產(chǎn)率波動的內(nèi)生性問題時，資本和企業(yè)生產(chǎn)率波動的內(nèi)生問題還沒有徹底解決。De Leocker and Warzynshi(2012)在生產(chǎn)函數(shù)中引入投資作為工具變量控制資本和生產(chǎn)率波動的內(nèi)生性問題。企業(yè)的折舊和投資有明顯的相關(guān)關(guān)系，而與生產(chǎn)函數(shù)中其他解釋變量無內(nèi)生性問題。因此，本文利用折舊作為工具變量控制生產(chǎn)率波動和資本的內(nèi)生性問題。

三、數(shù)據(jù)處理與實證分析

鑒于2007年以后官方數(shù)據(jù)的不可獲得性，本文所用數(shù)據(jù)來源于2000-2006年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)數(shù)據(jù)庫。同時，多數(shù)近期的經(jīng)驗研究也使用了截至2006年的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)數(shù)據(jù)庫的匹配數(shù)據(jù)，這兩個數(shù)據(jù)庫涵蓋了詳細的企業(yè)層面生產(chǎn)和進出口信息[26]。然而，由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)搜集方式和處理方式，導(dǎo)致數(shù)據(jù)庫存在一些缺陷。例如：樣本匹配混亂、指標(biāo)存在缺失、指標(biāo)大小異常、測度誤差明顯和變量定義模糊等問題(聶輝華、江艇、楊汝岱，2012)[27]，在使用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫做實證分析時，需要對數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)做適當(dāng)處理。因此，當(dāng)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中企業(yè)數(shù)據(jù)出現(xiàn)以下情況時，剔除不符合要求的企業(yè)數(shù)據(jù)：(1)剔除缺少重要金融指標(biāo)的企業(yè)；(2)剔除企業(yè)總?cè)藬?shù)少于10人的企業(yè)；(3)剔除數(shù)據(jù)信息不符合國際會計準(zhǔn)則的企業(yè)(Feenstra，2010)[28]。

表1　不同進出口狀態(tài)企業(yè)特征的描述性統(tǒng)計

注：規(guī)模、工人數(shù)、資本密集度和人均增加值及平均工資均為取對數(shù)的值。

其中，規(guī)模及工人數(shù)反映了企業(yè)的規(guī)模大小，資本密集度反映了企業(yè)的要素稟賦結(jié)構(gòu)，人均增加值則反映了企業(yè)的人均生產(chǎn)效率。由表1可知，完全本土企業(yè)的規(guī)模與平均工資都是最低的，只出口企業(yè)在規(guī)模和平均工資等指標(biāo)次之，資本密集度和人均增加值則是最小的；只進口企業(yè)在各項指標(biāo)中占優(yōu)。不同類型企業(yè)的特征差異明顯，在分析不同企業(yè)進出口狀態(tài)如何影響成本加成率時需要對這些企業(yè)的特征差異加以控制。

本文的樣本數(shù)據(jù)是典型的短面板數(shù)據(jù)，且Hausman檢驗結(jié)果顯示應(yīng)使用固定效應(yīng)模型。異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論認為，出口企業(yè)的成本加成率要大于非出口企業(yè)，那么中國出口企業(yè)與非出口企業(yè)的成本加成率是否也遵循這個結(jié)論呢？本文按企業(yè)不同出口狀態(tài)將樣本數(shù)據(jù)分為出口企業(yè)與非出口企業(yè)兩類，回歸結(jié)果見表2。

分組回歸結(jié)果顯示，中國出口企業(yè)的成本加成率大于非出口企業(yè)，并且對回歸結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果良好，實證結(jié)果與異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論的結(jié)論相符。那么，綜合考慮企業(yè)的進出口狀態(tài)時，不同類型企業(yè)的成本加成率是否仍然符合異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論的結(jié)論呢？為此，本文將企業(yè)進口狀態(tài)也納入實證分析中，綜合考慮企業(yè)進出口狀態(tài)對成本加成率的影響。按照四種不同企業(yè)的進出口狀態(tài)，分別用2SLS(兩階段最小二乘法)、GMM2S(兩階段廣義矩估計法)和LIML(有限信息最大似然估計法)三種估計方法對其模型做回歸分析，回歸分析結(jié)果見表3。

表2　基于固定效應(yīng)的GMM2S面板數(shù)據(jù)回歸分析結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，下同。

表3　三種估計方法的回歸分析結(jié)果

注：成本加成率=勞動產(chǎn)出彈性/勞動支出占產(chǎn)出份額，下同。

以上三種估計方法的實證結(jié)果顯示，四種進出口狀態(tài)企業(yè)的成本加成率從小到大依次為：只出口企業(yè)、完全本土企業(yè)、只進口企業(yè)和進出口企業(yè)。只出口企業(yè)成本加成率反而最小，這顯然與異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論相悖。

為檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，首先，本文使用“生產(chǎn)經(jīng)營中用到的固定資本”代替“固定資產(chǎn)凈值”作為模型分析中的資本值做回歸分析(Ⅰ)；其次，暫不考慮未觀測到的生產(chǎn)率沖擊對實證結(jié)果的影響，即先不考慮資本和生產(chǎn)率的內(nèi)生相關(guān)性。剔除回歸分析中的工具變量(Ⅱ)，仍然利用GMM2S作回歸估計，回歸結(jié)果見表4。

表4　使用方法Ⅰ和方法Ⅱ的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

回歸結(jié)果顯示，用“生產(chǎn)經(jīng)營中用到的固定資本”替代“固定資產(chǎn)凈值”時對回歸結(jié)果的影響并不大，勞動產(chǎn)出彈性的t值變小，只出口企業(yè)的成本加成率仍然是最小的。而剔除工具變量之后，由于生產(chǎn)率沖擊與資本存在內(nèi)生性問題，勞動的系數(shù)變大導(dǎo)致估計的成本加成率結(jié)果偏大，但是只出口企業(yè)的成本加成率仍然是最小的。因此，模型回歸結(jié)果穩(wěn)健，只出口企業(yè)的成本加成率確實偏低。

除了進出口狀態(tài)之外，是否還有其他因素影響成本加成率呢？如圖1和圖2所示，我們發(fā)現(xiàn)不同進出口狀態(tài)企業(yè)的成本加成率與資本密集度和規(guī)模存在密切相關(guān)性。在討論企業(yè)進出口狀態(tài)和成本加成率的關(guān)系時，需要先控制影響企業(yè)成本加成率的其他因素，如企業(yè)規(guī)模、資本密集度、人均生產(chǎn)效率等，然后做回歸分析說明。

在回歸分析中，加入資本密集度(ki)、規(guī)模(lnscale)、人均增加值(va)作為控制變量，四種進出口狀態(tài)的虛擬變量依次為：dum1代表完全本土企業(yè)，dum2代表只出口企業(yè)，dum3代表只進口企業(yè)，dum4代表進出口企業(yè)。

做上述回歸分析的主要目的是考察只出口企業(yè)成本加成率相比其他三類企業(yè)是否最低，因此，回歸方程中放入虛擬變量dum1、dum3和dum4?；貧w結(jié)果見表5。

圖1 企業(yè)成本加成率隨規(guī)模變動趨勢注:橫坐標(biāo)表示規(guī)模,從1到10規(guī)模逐漸增大。圖2 企業(yè)成本加成率隨資本密集度變動趨勢注:橫坐標(biāo)表示資本密集度,從1到10規(guī)模逐漸增大。

表5　成本加成率對四種進出口狀態(tài)的回歸結(jié)果

注：固定效應(yīng)模型下括號內(nèi)為t值，隨機效應(yīng)模型下括號內(nèi)為z值。

由表5可知，利用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤差的固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)分析企業(yè)成本加成率的影響因素，且只考慮企業(yè)進出口狀態(tài)時，代表企業(yè)進出口狀態(tài)的dum1、dum3和dum4的系數(shù)都為正，控制企業(yè)規(guī)模和資本密集度因素后，回歸結(jié)果依然穩(wěn)健且整體顯著性增強；在回歸分析中加入人均生產(chǎn)效率后，虛擬變量的系數(shù)不顯著，且與模型(1)、(2)的結(jié)果有差異，說明人均增加值與成本加成率之間存在密切的內(nèi)生關(guān)系。在模型(4)中，使用隨機效應(yīng)的回歸結(jié)果并不顯著，回歸中使用固定效應(yīng)的結(jié)果擬合度更好。綜合分析實證結(jié)果，在控制了企業(yè)資本密集度與規(guī)模后，dum1、dum3和dum4的系數(shù)都為正，說明相比只出口企業(yè)，完全本土企業(yè)、只進口企業(yè)和進出口企業(yè)的成本加成率更高，即只出口企業(yè)的成本加成率是最低的。

那么，導(dǎo)致中國只出口企業(yè)的成本加成率偏低的因素還有哪些？中國的出口退稅政策是否是導(dǎo)致只出口企業(yè)成本加成率偏低的一個原因呢？本質(zhì)上說，出口退稅相當(dāng)于變相給予出口企業(yè)補貼，出口企業(yè)的利潤空間增大了。因此，出口企業(yè)可以在不提高企業(yè)成本加成率的情況下增加利潤。但本文中成本加成率由生產(chǎn)函數(shù)推導(dǎo)得出，而非利用企業(yè)數(shù)據(jù)直接計算，出口退稅并不直接影響成本加成率的計量結(jié)果。如果出口補貼政策會導(dǎo)致只出口企業(yè)加成率偏低，那么進出口企業(yè)的加成率也會偏低。然而，四種進出口狀態(tài)企業(yè)中只出口企業(yè)加成率最低的同時，進出口企業(yè)的加成率卻是最高的。故出口補貼政策并非是導(dǎo)致只出口企業(yè)加成率偏低的因素。

值得注意的是，異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論以發(fā)達國家企業(yè)為分析前提，而中國與發(fā)達國家在比較優(yōu)勢和要素稟賦方面存在巨大差異。首先，中國是勞動要素充裕的國家，與技術(shù)密集型和資本密集型產(chǎn)品相比，勞動密集型產(chǎn)品更具出口優(yōu)勢，但中國出口企業(yè)更多處于全球價值鏈的低端，成本加成率相應(yīng)偏低；其次，與進出口企業(yè)相比，只出口企業(yè)沒有進口中間品和資本品，無法獲得更多種類的要素投入和“物化”的技術(shù)進步；最后，與本土企業(yè)相比，只出口企業(yè)要獲得出口資格，必須要比本土企業(yè)發(fā)揮更大的出口優(yōu)勢，即進一步壓低企業(yè)的成本加成率，以更具競爭力的價格優(yōu)勢進入出口市場。

四、結(jié)論

本文利用2000-2006年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)數(shù)據(jù)庫的微觀企業(yè)匹配數(shù)據(jù)實證檢驗發(fā)現(xiàn)：出口企業(yè)的成本加成率在整體上雖然大于非出口企業(yè)，但是綜合考慮企業(yè)進出口狀態(tài)時，只出口企業(yè)成本加成率卻是最小的。不同進出口狀態(tài)企業(yè)的成本加成率之間存在巨大差異。異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論認為，出口市場比本土市場的競爭更為激烈，出口市場存在一個“進入門檻”，企業(yè)進入出口市場時需要先支付一定的沉沒成本?！白赃x擇效應(yīng)”使得出口企業(yè)的生產(chǎn)率更高，成本加成率也更大。本文的實證結(jié)果與異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論的結(jié)論不完全相符。

只出口企業(yè)成本加成率偏低的原因主要有以下三點：首先，中國是勞動要素充裕的國家，勞動密集型產(chǎn)品比技術(shù)密集型產(chǎn)品和資本密集型產(chǎn)品有更大的出口優(yōu)勢，并且對四類企業(yè)相關(guān)指標(biāo)的描述性分析中可以看出，只出口企業(yè)的規(guī)模和資本密集度是最低的，其出口更多是依靠廉價人力成本和產(chǎn)品價格優(yōu)勢。只出口企業(yè)成本加成率自然偏低。其次，與進出口企業(yè)相比，只出口企業(yè)沒有進口中間品和資本品，無法通過進口獲得“物化”的技術(shù)進步。這導(dǎo)致只出口企業(yè)的技術(shù)進步緩慢，所以只出口企業(yè)的生產(chǎn)率和成本加成率偏低。最后，與本土企業(yè)相比，只出口企業(yè)想要獲得出口資格，必須要比本土企業(yè)發(fā)揮更大的出口優(yōu)勢，即進一步壓低企業(yè)的成本加成率，以更具競爭力的價格優(yōu)勢進入出口市場。綜上所述，只出口企業(yè)的成本加成率是最低的。因此，通過拓展異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論，將國家之間的比較優(yōu)勢和要素稟賦差異納入分析框架中，并考慮企業(yè)進口狀態(tài)對企業(yè)成本加成率的影響，中國出口企業(yè)成本加成率所呈現(xiàn)出的復(fù)雜特點是可以得到解釋的。

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(責(zé)任編輯：高士榮)

An Analysis on Productivity Paradox of China’s Exporters:Based on Firm’s Markup

LINLing,SUNTeng

(School of Economics and Management, Wuhan University,Wuhan 430072,China)

Abstract:China’s exporters have specially in contrast with heterogeneous firm trade theory. Based on the analytical framework of De Loecker(2012), we introduce instrumental variables to control endogenous problem of the model and attempt to establish a theoretical model with firm heterogeneity, markups as well as the status of firm import and export. We calculate markups of different firms by using 2SLS(2 Stage Least Squares),GMM2S(Generalized Method of Moment 2 Stage) and LIML(Limited Information Maximum Likelihood). The findings show that exporters have a higher markup than non-exporting firms. Dividing status of Chinese firms into exporting and importing categories, the highest markup is recorded by firms with both exporting and importing activities. The lowest one is recorded by those pure exporting firms. It means that exporting and importing firms have the highest productivity and pure exporting firms are the lowest. Different kinds of firms markup exist big differences, it’s may be one of the reasons behind the so-called productivity paradox of Chinese exporting firms.

Keywords:heterogeneous firm trade theory; markups; “Productivity Paradox”; firms’ import and export status

中圖分類號：F752.62

文獻標(biāo)識碼：A

文章編號：1672-2817(2016)03-0081-08

作者簡介：林玲(1964-)，女，四川成都人，武漢大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向為世界經(jīng)濟、國際貿(mào)易理論與政策、全球價值鏈體系；孫騰(1990-)，女，湖南岳陽人，武漢大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院碩士研究生，研究方向為國際貿(mào)易理論。

基金項目：國家社會科學(xué)基金重大攻關(guān)項目“后金融危機時代中國參與全球經(jīng)濟再平衡的戰(zhàn)略與路徑研究”(11&ZD008)；國家社會科學(xué)基金項目“經(jīng)濟全球化背景下我國對外貿(mào)易利益分配研究”(11BJY113)

收稿日期：2015-06-16