出口與企業(yè)生產(chǎn)率：基于中國經(jīng)驗的再思考

張 杰 金 岳

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出口與企業(yè)生產(chǎn)率：基于中國經(jīng)驗的再思考

張 杰 金 岳

摘 要：出口到底給中國企業(yè)生產(chǎn)率帶來何種作用效應(yīng)，既有文獻的結(jié)論存在諸多矛盾之處。在著重考慮已有文獻并未考慮到的企業(yè)TFP測算方法、企業(yè)進口以及出口貿(mào)易方式這3個方面因素的基礎(chǔ)上，本文重新檢驗出口對中國企業(yè)生產(chǎn)率的作用效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：除了純加工貿(mào)易類型企業(yè)外，中國制造業(yè)企業(yè)的出口行為仍呈現(xiàn)自我選擇效應(yīng)；從新進入出口市場企業(yè)的角度來看，中國企業(yè)的出口活動中存在顯著的“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)，這為出口對中國企業(yè)生產(chǎn)率所具有的促進效應(yīng)提供了支持證據(jù)；從出口密集度的角度來看，企業(yè)的出口活動中存在“生產(chǎn)率損失”或“生產(chǎn)率抑制”效應(yīng)，這又反映出口對中國企業(yè)生產(chǎn)率可能具有的負面效應(yīng)。本文的檢驗結(jié)果及其解釋，為理解出口對中國企業(yè)生產(chǎn)率的作用效應(yīng)、判斷出口對中國經(jīng)濟發(fā)展的綜合作用效應(yīng)提供了更為合理的微觀經(jīng)驗證據(jù)。

關(guān)鍵詞：出口；企業(yè)生產(chǎn)率；自我選擇效應(yīng)；“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)；再檢驗

一、引言

隨著以異質(zhì)性企業(yè)出口行為為代表的新新國際貿(mào)易理論的興起（Melitz，2003，2008），大量針對不同國別的實證研究嘗試從各個方面來檢驗出口和企業(yè)生產(chǎn)率的相互關(guān)系（Bernard and Jensen，1999；Bernard，Jensen and Schott，2005；Van Biesebroeck，2005；Maggioni，2012）。針對全球最大的發(fā)展中國家同時也是最大的對外貿(mào)易國——中國而言，必然也是國內(nèi)外研究者關(guān)注的重點和熱點。然而，無論是從企業(yè)出口行為的自我選擇效應(yīng)角度來看（Lu et al，2010；李春頂，2010；Dai et al，2010；Du et al，2012；Ma et al，2013），還是從企業(yè)出口行為的“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)角度來看（張杰等，2008，2009；戴覓和余淼杰，2010；余淼杰，2011；Du et al，2012），相關(guān)的經(jīng)驗證據(jù)均存在不同層次的矛盾乃至對立之處。引起我們高度關(guān)注和繼續(xù)思考的是，既有文獻的研究結(jié)論之所以存在如此諸多的矛盾結(jié)論，可能與既有研究文獻在以下3個方面問題的重要遺漏或者說是忽略是緊密相關(guān)的。首先，企業(yè)全要素生產(chǎn)率測算方面的問題。我們已經(jīng)充分認識到，出口和企業(yè)生產(chǎn)率之間關(guān)系的檢驗結(jié)果的差異事實上是與采用不同測算方法所得到的企業(yè)全要素生產(chǎn)率有很大關(guān)聯(lián)的。其次，忽略進口方面的因素。Altomonte和Békés （2009）、Mu?ls和Pisu（2009）以及Forlani（2102）均指出，在未考慮企業(yè)的進口活動而估計出口的生產(chǎn)率溢價的情形下，極有可能造成出口對企業(yè)生產(chǎn)率的作用效應(yīng)被高估甚至被扭曲。事實上，既有的針對小型經(jīng)濟體或發(fā)展中國家的實證文獻中均驗證了“進口中學(xué)”的觀點，即進口會促進企業(yè)生產(chǎn)率的提升。既有的實證研究發(fā)現(xiàn)了中間品和資本品的進口對中國企業(yè)有兩個重要方面的影響：一是由于“進口引致出口”機制的存在，導(dǎo)致了中國出口企業(yè)中的資本品或中間品進口→生產(chǎn)率提升→自我選擇效應(yīng)→提高出口能力的機制和作用鏈條的存在；二是中間品和資本品的進口皆對企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生促進效應(yīng)，即支持中國企業(yè)的“進口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)的存在。這種情形下，在估算中國企業(yè)出口的生產(chǎn)率溢出效應(yīng)時，如果忽略了進口因素的影響，必然會導(dǎo)致估算結(jié)果的不準(zhǔn)確和不可靠。最后，忽略了出口貿(mào)易方式的影響。事實上，加工貿(mào)易形式的出口是中國企業(yè)最為重要的一種出口方式。1981～2007年加工貿(mào)易進出口總額的份額由6%上升到了48.7%。這表明，加工貿(mào)易是推動中國對外貿(mào)易發(fā)展的重要動力。有鑒于此，不可忽略不同出口貿(mào)易類型對出口和企業(yè)生產(chǎn)率關(guān)系可能呈現(xiàn)的差異性影響。

與既有文獻對比，本文可能具有如下3個方面的貢獻：首先，本文是在著重考慮已有文獻并未考慮到的企業(yè)TFP測算方法、企業(yè)進口以及出口貿(mào)易方式這3個方面因素的基礎(chǔ)上，重新檢驗出口對中國企業(yè)生產(chǎn)率的作用效應(yīng)。如此做法所得到的檢驗結(jié)果與已有文獻的研究結(jié)果相比，能夠為中國當(dāng)前迫切需要調(diào)整的對外貿(mào)易政策提供合理的政策參考依據(jù)。其次，與已有文獻的研究視角有所不同，本文從自我選擇效應(yīng)和“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)的雙重視角來全面檢驗出口和企業(yè)生產(chǎn)率之間的相互關(guān)系。針對中國背景下企業(yè)“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)的檢驗，本文不僅僅針對新進入出口市場的企業(yè)，而且也針對已經(jīng)進入了出口市場的企業(yè)中是否存在“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)進行全面檢驗。如此做法所得到的檢驗結(jié)果，應(yīng)該能夠為更為全面且準(zhǔn)確地識別和理解中國背景下出口和企業(yè)生產(chǎn)率之間的關(guān)系提供全景式的經(jīng)驗證據(jù)。最后，本文所得到的結(jié)論與已有文獻也有所不同。一是除了純加工貿(mào)易類型企業(yè)外，本文檢驗出中國制造業(yè)企業(yè)的出口行為仍呈現(xiàn)自我選擇效應(yīng)。而對純加工貿(mào)易出口類型企業(yè)而言，生產(chǎn)率的低下也未必真正說明其競爭效率的低下，本文對之做了初步解釋以及相關(guān)成因的檢驗。二是從新進入出口市場的企業(yè)角度來看，本文檢驗出企業(yè)的出口活動中存在顯著“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)，而且這種“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)具有延續(xù)性。三是從已經(jīng)進入出口市場的企業(yè)角度來看，本文檢驗出企業(yè)的出口活動中存在“生產(chǎn)率損失”或“生產(chǎn)率抑制”效應(yīng)，并對這個現(xiàn)象產(chǎn)生的動因做了進一步的解釋和檢驗。

二、企業(yè)全要素生產(chǎn)率的測算與討論

依據(jù)Ornaghi和Van Beveren（2012）綜述文章的闡述，最近發(fā)展起來的估算企業(yè)TFP方法，總體上看可分為3種基本思路方法：Olley-Pakes（OP）半?yún)?shù)方法（1996）、Levinsohn-Petrin（LP）半?yún)?shù)方法（2003）以及Ackerberg-Caves-Frazer（ACF）半?yún)?shù)方法（1996）。然而，從中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的基本特征來看，采取以上方法估算企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）時，不同的估算方法所具有的測算能力和效率方面存在顯著差異。因此，針對中國工業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)特征，必須選擇一種更為合適的估算方法來估算中國工業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

首先，從處理問題的能力來看，OP方法因為能夠同時解決C-D生產(chǎn)函數(shù)中企業(yè)資產(chǎn)和TFP的同時性偏差問題以及非平衡面板數(shù)據(jù)和企業(yè)生存與退出所帶來的樣本選擇性偏差問題，所以是一種相對有效的估算方法。然而，從我們運用該方法估算企業(yè)TFP的實際處理過程來看，有如下方面的問題可能會對估算效果產(chǎn)生較為顯著的影響：該方法需要采用企業(yè)的投資數(shù)據(jù)（Iit），而從中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)特征來看，并沒有企業(yè)投資額的直接數(shù)據(jù)，故需采取Iit=Kit+1-(1-δ)Kit的估算方法來間接估算?？墒?，從采用該方法估算企業(yè)投資額Iit的效果來看，存在大量為負值的企業(yè)投資額Iit。①而從OP方法的基本邏輯來看，要求Iit＞0，因此，企業(yè)投資額Iit的大量為負必然會導(dǎo)致樣本的大量丟失，從而可能導(dǎo)致估計結(jié)果的偏差。其次，LP方法構(gòu)建的出發(fā)點就是由于在運用OP方法中可能因為Iit＞0的強制要求，從而導(dǎo)致樣本的選擇性偏差問題。因此，采用企業(yè)中間投入變量mit來進行替代。因此，從這個意義上來看，LP方法是對OP方法局限性的一次糾正。最后，ACF方法是在考慮到勞動力的調(diào)整時期較長以及調(diào)整成本較高的情形下所導(dǎo)致的估計偏差問題。而從中國的實際來看，由于勞動保護制度的相對滯后，很大程度上勞動力的調(diào)整時期較長以及調(diào)整成本較高的問題可能并不嚴(yán)重。因此，采取ACF方法未必是適合中國實際情形的。

基于以上分析，針對中國工業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)特征，使用LP方法是相對合理的估算方法。其優(yōu)勢體現(xiàn)在兩個方面：第一，不會因為OP方法要求投資大于0而產(chǎn)生樣本選擇性偏差問題；第二，應(yīng)對外部沖擊時中國企業(yè)可能更傾向于采用中間投入的調(diào)整來應(yīng)對沖擊。然而，LP方法不能很好地處理企業(yè)生存概率所帶來的樣本選擇偏差問題，還是一種存在一定局限性的估算方法。Wooldridge（2009）證明一步GMM方法可以很好地解決C-D生產(chǎn)函數(shù)中企業(yè)資產(chǎn)和TFP的同時性偏差問題以及非平衡面板數(shù)據(jù)和企業(yè)生存概率所帶來的選擇性偏差問題，因此是一種具有一致性的有效估算方法。Wooldridge（2009）確實已經(jīng)有比較廣泛的應(yīng)用（Acharya and Keller，2009；Levisohn and Petrin，2009；De Loecker，2011；Ornaghi and Van Beveren，2012；Van Beveren，2013）。更有意思的是，Woodridge的方法在實際應(yīng)用中得到了很好的改進，主要體現(xiàn)在估算策略上（主要是Petrin對這個方法實際應(yīng)用的改進）。學(xué)者們傾向于用ivreg2來進行方程組的混合估計（注意此時方程中含有的為資本和中間投入的多項式的滯后項），從而只需要使用滯后1期和滯后2期的勞動投入作為方程的工具變量。因此，依據(jù)Wooldridge（2009）所創(chuàng)造的一步GMM估算框架，實際上就可以很好地解決LP方法中存在的諸多問題。由此我們認為，Wooldridge-LP估計方法是針對中國工業(yè)企業(yè)的基本特征，估算企業(yè)TFP的方法中相對最為合適的估計方法。表1報告了采用以上不同估算方法中的資本和勞動變量彈性系數(shù)的回歸結(jié)果。

表1 不同估計方法中企業(yè)TFP資本和勞動變量的估計結(jié)果

圖1描述的是不同估計方法所測量的企業(yè)TFP的Kernel核密度分布圖，表1展示的是不同估計方法所估算的企業(yè)TFP的統(tǒng)計表。對比可以看出，相對于POLS方法估計得到的企業(yè)TFP，OP方法所估算出的企業(yè)TFP的均值相對偏小，而LP方法所估算出的企業(yè)TFP的均值相對偏大。而且，OP方法和采用Wooldridge（2009）估算框架結(jié)合OP方法所得到的企業(yè)TFP非常接近，LP方法和采用Wooldridge （2009）估算框架結(jié)合LP方法所得到的企業(yè)TFP也非常接近。我們得出不同測度方法所估算的企業(yè)TFP的Spearman相關(guān)系數(shù)矩陣。可以看出，OLS方法、OP方法以及Wooldridge-OP方法所估算的企業(yè)TFP的相關(guān)系數(shù)非常高，高達0.97以上。而OLS方法、OP方法以及Wooldridge-OP方法所估算的企業(yè)TFP和LP方法與Wooldridge-OP方法所估算的企業(yè)TFP的相關(guān)系數(shù)相對低些，約為0.72左右。這樣的結(jié)果就說明，具有樣本偏差估計結(jié)果的OP方法、Wooldridge-OP方法和估計結(jié)果有偏的OLS方法所得到的企業(yè)TFP是非常相似的。因此，這就從另一個側(cè)面驗證了OP方法以及Wooldridge-OP方法可能均是有偏的估計方法。

圖1 不同估計方法所測度的企業(yè)TFP的Kernel核密度分布圖

三、數(shù)據(jù)來源與處理

本文研究采用中國政府發(fā)布的兩套統(tǒng)計數(shù)據(jù)。第一套數(shù)據(jù)來自于中國海關(guān)總署的企業(yè)產(chǎn)品層面國際進出口交易的月度數(shù)據(jù)。這一數(shù)據(jù)記載了2000～2006年每月通關(guān)企業(yè)的每一條進出口交易信息，包括企業(yè)稅號、進出口產(chǎn)品的8位HS編碼、進出口數(shù)量、價值、目的地（來源地）、交通運輸方式。重要的是，對于每一條交易，海關(guān)都記載了其貿(mào)易方式，即加工貿(mào)易、一般貿(mào)易以及其他貿(mào)易類型。因此，通過這一套數(shù)據(jù)，我們可以直接獲取企業(yè)進口產(chǎn)品和貿(mào)易方式的重要信息。我們按照企業(yè)每月的數(shù)據(jù)加總為企業(yè)每年的年度數(shù)據(jù)。并且，按照海關(guān)數(shù)據(jù)所提供的出口貿(mào)易方式，可將出口企業(yè)劃分為3種類型：（1）一般貿(mào)易類型企業(yè)，即企業(yè)僅從事一般貿(mào)易方式的出口；（2）加工貿(mào)易類型企業(yè)，即企業(yè)僅從事加工貿(mào)易方式的出口；（3）混合類型企業(yè)，即企業(yè)既有一般貿(mào)易方式也有加工貿(mào)易方式的出口。第二套數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計局2000～2006年的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)。此調(diào)查數(shù)據(jù)庫涵蓋了中國所有的國有企業(yè)以及非國有企業(yè)中的“規(guī)模以上”（即企業(yè)年產(chǎn)值超過500萬元）的工業(yè)企業(yè)。該數(shù)據(jù)庫中包括了來自企業(yè)資產(chǎn)負債表、利潤表及現(xiàn)金流量表中的100多個變量方面的詳細信息。

考慮到本文的研究目的，我們需要將含有企業(yè)相關(guān)財務(wù)信息的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與包含企業(yè)進口信息的海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫合并起來。具體的合并方法將會涉及一系列繁瑣的技術(shù)處理細節(jié)，其原因是企業(yè)數(shù)據(jù)中的企業(yè)代碼與交易數(shù)據(jù)中企業(yè)的稅號采用的是兩套編碼系統(tǒng)，因此就算是同一企業(yè)，在兩套數(shù)據(jù)中的代碼仍是不同的。本文中，我們按照企業(yè)的中文名稱對兩套數(shù)據(jù)進行了合并。我們也對其他文獻所介紹的方法進行了類似合并，結(jié)果表明目前文獻中所公開的其他合并方法的效率并不高于我們采用的合并方法。合并后的數(shù)據(jù)中包含了所有可以被合并起來的出口企業(yè)與所有的非出口企業(yè)，共計779,722個觀測值的非平衡面板數(shù)據(jù)。其中197,070個觀測值來自于出口企業(yè)，占2000～2006年企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)中出口企業(yè)觀測值的31.26%。在197,070個出口企業(yè)的觀測值中，一般貿(mào)易類型企業(yè)的觀測值為98,857個，占比50.16%，加工貿(mào)易類型企業(yè)的觀測值為 29,543個，占比14.99%，混合類型企業(yè)的觀測值為57,230個，占比29.04%。

由于合并后的數(shù)據(jù)中只包含了原企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)中約31%的出口企業(yè)，一個可能的問題就是合并所帶來的樣本選擇偏誤。但我們認為這并不是一個大的問題，原因有兩點。首先，我們對比了能夠被合并起來的出口企業(yè)與不能被合并的出口企業(yè)主要特征的描述性統(tǒng)計?？梢钥闯觯瑑山M出口企業(yè)的平均雇傭人數(shù)、銷售額以及生產(chǎn)率水平都非常相似。其次，選擇2000～2006年期間的數(shù)據(jù)作為研究樣本，可能還有如下的合理性：一是2000～2006年間，中國企業(yè)特別是本土企業(yè)的進出口均處于一個顯著的高速增長期；二是中國于2001年加入了WTO，樣本數(shù)據(jù)正好涵括了中國加入WTO的前后期間，這就為我們觀察中國加入WTO后貿(mào)易壁壘的相對降低、對中國企業(yè)出口的影響以及出口對企業(yè)生產(chǎn)率的作用效應(yīng)提供了一個較為合理的觀察期。事實上，中國加入WTO類似于一次“準(zhǔn)自然實驗”的環(huán)境，會造成大量的企業(yè)新加入到出口市場或者進口市場。鑒于此，本文所得到的檢驗結(jié)果能夠為理解對外貿(mào)易對中國經(jīng)濟發(fā)展的作用效應(yīng)提供有效的經(jīng)驗證據(jù)。

四、結(jié)果與分析

本文從自我選擇和“出口中學(xué)習(xí)”兩個角度全面檢驗出口和中國企業(yè)生產(chǎn)率之間的關(guān)系。而且，針對“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)，本文將從新進入出口市場以及進入出口市場后的出口密集度兩個視角來分別對之加以檢驗。

（一）自我選擇效應(yīng)的檢驗

為了檢驗企業(yè)出口行為中的自我選擇效應(yīng)，我們采用如下的計量方程：

上式中，因變量是使用Wooldridge-LP方法所估算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率，ex為企業(yè)是否有出口的虛擬變量，有則為1，無則為0。此外，我們還按照企業(yè)出口的貿(mào)易方式類型，進一步將企業(yè)的出口劃分為5種虛擬變量：一般貿(mào)易（fs1）、加工貿(mào)易（fs2）、混合貿(mào)易（fs3）、其他類型貿(mào)易（fs4）、無出口（fs5）。正如我們前面所指出的，要準(zhǔn)確判斷出口企業(yè)中的自我選擇效應(yīng)，要對企業(yè)進口方面的信息加以控制。本文中，依據(jù)對于進口產(chǎn)品種類的劃分，我們也將企業(yè)進口劃分為5種虛擬變量：無進口（mi1）、消費品進口（mi2）、中間品進口（mi3）、資本品進口（mi4）、其他產(chǎn)品進口（mi5）。企業(yè)進口的產(chǎn)品種類的劃分使用最為常用的產(chǎn)品分類標(biāo)準(zhǔn)BEC（Broad Economic Classification）標(biāo)準(zhǔn)（Dean et al，2011）。該分類標(biāo)準(zhǔn)提供了兩類信息：第一類信息是3種產(chǎn)品（中間品、資本品和消費品）對應(yīng)的BEC編碼，第二類信息是BEC編碼與6分位HS產(chǎn)品編碼的對應(yīng)表。①由于海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)中的產(chǎn)品分類為8分位HS編碼，我們需要先將HS編碼轉(zhuǎn)化為BEC編碼，再利用BEC編碼來分離出一般貿(mào)易進口產(chǎn)品包含的中間產(chǎn)品。②在控制變量集X中，包含了一系列與企業(yè)自身特征相關(guān)的控制變量，包括：企業(yè)規(guī)模（企業(yè)員工數(shù)的對數(shù)值）、企業(yè)年齡、企業(yè)所處行業(yè)市場競爭程度（HHI指數(shù)）、企業(yè)4分位行業(yè)的銷售額增長率、企業(yè)6種所有制類型、企業(yè)所處的3分位行業(yè)、省份地區(qū)和年份的固定效應(yīng)。

表2第1列報告的是在計量模型中納入企業(yè)有無出口虛擬變量、不控制企業(yè)進口信息的回歸結(jié)果，可以看出：第一，前推1期、2期和3期的企業(yè)出口虛擬變量計量結(jié)果均顯示，出口企業(yè)的TFP要顯著高于非出口企業(yè)。這就說明，中國企業(yè)的出口行為中可能存在顯著的自我選擇效應(yīng)，即生產(chǎn)率高的企業(yè)更傾向于選擇出口。這樣的檢驗證據(jù)進一步為中國企業(yè)中不存在“生產(chǎn)率悖論”提供了支持證據(jù)；第二，滯后1期、2期和3期的企業(yè)出口虛擬變量計量結(jié)果均顯示，滯后1期的出口虛擬變量中出口企業(yè)的TFP顯著高于非出口企業(yè)。滯后2期的出口虛擬變量中出口企業(yè)的TFP低于非出口企業(yè)，但結(jié)果不顯著?？墒牵瑴?期的出口虛擬變量中出口企業(yè)的TFP顯著低于非出口企業(yè)。這就表明，中國出口企業(yè)中“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)是否存在仍是一個疑問，故需對其做更為深入的研究。表2第2列報告的是在計量模型中納入企業(yè)有無出口虛擬變量、同時控制企業(yè)進口信息的回歸結(jié)果，可以看出：前推1期、2期和3期的企業(yè)出口虛擬變量計量結(jié)果均顯示，出口企業(yè)TFP仍然要顯著高于非出口企業(yè)。除了滯后1期的企業(yè)出口虛擬變量以外，滯后2期和3期的企業(yè)出口虛擬變量計量結(jié)果顯示，出口企業(yè)TFP顯著低于非出口企業(yè)。這樣的結(jié)果就進一步驗證了以上的分析。同時，我們也發(fā)現(xiàn)，控制了企業(yè)進口信息后，無論前推還是滯后的企業(yè)出口虛擬變量的系數(shù)均發(fā)生變小的情況，這就說明，如果沒有控制企業(yè)的進口信息，出口對企業(yè)生產(chǎn)率的作用效應(yīng)會被高估，如果忽略了進口因素來估算出口對中國企業(yè)生產(chǎn)率的作用效應(yīng)，并不能得到準(zhǔn)確的結(jié)論。同時也說明，進口對中國出口企業(yè)的生產(chǎn)率有著重要促進作用。

表2第3列報告的是在計量模型中納入企業(yè)不同出口貿(mào)易方式的虛擬變量、以及控制企業(yè)進口信息的回歸結(jié)果，可以看出：前推1期、2期和3期的企業(yè)出口虛擬變量計量結(jié)果均顯示，除了純粹的加工貿(mào)易類型企業(yè)中出口企業(yè)的TFP要低于非出口企業(yè)之外，即出現(xiàn)所謂的“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象，其他貿(mào)易類型的企業(yè)中均呈現(xiàn)出口企業(yè)的TFP要顯著高于非出口企業(yè)，仍然符合新新國際貿(mào)易理論中異質(zhì)性企業(yè)出口的基本行為特征。由此，我們可以得出一個重要判斷，加工貿(mào)易是導(dǎo)致中國企業(yè)出口行為中出現(xiàn)“生產(chǎn)率悖論”的重要因素。表2第4列和第5列是區(qū)分本土企業(yè)和外資企業(yè)的分樣本組的回歸結(jié)果，從它們的回歸結(jié)果仍然可看出純粹的加工貿(mào)易類型企業(yè)中出口企業(yè)的TFP要低于非出口企業(yè)的現(xiàn)象。表2第6列和第7列是區(qū)分無進口和有進口的分樣本組的回歸結(jié)果，從它們的回歸結(jié)果可看出：在無進口的企業(yè)中，純粹的加工貿(mào)易類型企業(yè)中出口企業(yè)的TFP要低于非出口企業(yè)?？墒?，在有進口的企業(yè)中，純粹的加工貿(mào)易類型企業(yè)中出口企業(yè)的TFP卻要顯著高于非出口企業(yè)。這樣的不同結(jié)果就說明，有進口的企業(yè)中并不存在所謂的“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象。由此，進一步看出進口對中國企業(yè)的出口行為有著重要的影響。

表2 中國企業(yè)出口中自我選擇效應(yīng)的檢驗結(jié)果

（續(xù)表2）

那么，何種原因可以解釋加工貿(mào)易類型企業(yè)中出口的“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象？對此問題，我們做了一系列研究。表3模型1的回歸結(jié)果顯示，使用企業(yè)增加值對數(shù)作為因變量的回歸結(jié)果顯示加工貿(mào)易類型企業(yè)的增加值顯著低于非出口企業(yè)。這個結(jié)果就可以揭示加工貿(mào)易類型企業(yè)的TFP低于非出口企業(yè)的原因了：正是由于在估算企業(yè)TFP的方程中企業(yè)增加值是作為企業(yè)產(chǎn)出的核心指標(biāo)，因此，加工貿(mào)易類型企業(yè)增加值的低下必然會導(dǎo)致在核算企業(yè)TFP的過程中核算的TFP低下。依據(jù)GDP的要素收入法核算思路，可劃分為勞動者報酬、生產(chǎn)稅凈額、固定資產(chǎn)折舊和營業(yè)盈余4部分（章上峰和許冰，2010）。充分借鑒該思路，研究企業(yè)增加值低下的因素也可從這幾個方面入手。因此，我們對于造成加工貿(mào)易類型企業(yè)增加值低下的原因進行細分，由表3模型2、模型3和模型4的回歸結(jié)果可知，加工貿(mào)易類型企業(yè)的人均工資①要顯著低于非出口企業(yè)，加工貿(mào)易類型企業(yè)的稅收率（總稅收額②/企業(yè)銷售額）要顯著低于非出口企業(yè)；相反，加工貿(mào)易類型企業(yè)的利潤率（企業(yè)利潤額/企業(yè)銷售額）卻和非出口企業(yè)之間并無顯著的差異。表3模型5的回歸結(jié)果顯示：使用企業(yè)的研發(fā)投入密集度（企業(yè)研發(fā)投入/企業(yè)銷售額）作為因變量的回歸結(jié)果顯示，加工貿(mào)易類型企業(yè)的研發(fā)投入密集度和無出口企業(yè)之間并無顯著的差異?？紤]到研發(fā)活動對于企業(yè)生產(chǎn)效率的核心作用（Aw et al，2012），這就在一定程度上說明，中國背景下加工貿(mào)易類型企業(yè)的生產(chǎn)效率和非出口企業(yè)之間可能并不存在顯著差異。

以上回歸結(jié)果清晰地表明：加工貿(mào)易企業(yè)TFP的低下是由加工貿(mào)易企業(yè)增加值的低下造成的，而加工貿(mào)易企業(yè)增加值的低下是由構(gòu)成企業(yè)增加值的成分中員工工資低下和稅收低下所造成的，而未必是由加工貿(mào)易類型企業(yè)真正的生產(chǎn)效率低下所造成的。因此，加工貿(mào)易企業(yè)究竟是否真正存在違背新新貿(mào)易理論中出口企業(yè)生產(chǎn)率高于非出口企業(yè)生產(chǎn)率的異質(zhì)性假說，并不能找到足夠的經(jīng)驗證據(jù)來證明。

表3 加工貿(mào)易類型企業(yè)中出口“生產(chǎn)率悖論”的檢驗結(jié)果

（二）“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)的檢驗

1.新進入出口市場

首先，我們從新進入出口市場的企業(yè)角度來檢驗出口是否對中國企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生促進效應(yīng)。不可忽略的是，從研究角度來看，能否有效地解決企業(yè)出口和生產(chǎn)率之間由于逆向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，是正確判斷出口能否促進中國企業(yè)生產(chǎn)率提升的關(guān)鍵所在。我們擬采用最近在該領(lǐng)域廣泛采用的PSM-DID方法對之加以處理。從我們所使用的樣本數(shù)據(jù)特征來看，有兩方面的特點需要加以關(guān)注：一是本文所采用的是中國工業(yè)企業(yè)2000～2006年的樣本觀察期內(nèi)的企業(yè)數(shù)據(jù)，中國于2001年正式加入WTO，并且依據(jù)WTO的責(zé)任和義務(wù)削減各種進出口的關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘。在中國加入WTO的前后，有大量企業(yè)新進入出口市場。因此，這就給本文的研究提供了一個非常好的“準(zhǔn)自然實驗”研究機會；二是本文的研究樣本中無出口的企業(yè)樣本占據(jù)總樣本數(shù)額的比重為87.3%，這樣的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)特征就為PSM-DID方法的匹配效率和檢驗結(jié)果的可靠性提供了很好的研究平臺。因此，針對本文的研究主題，本文擬采用的PSM-DID方法應(yīng)具有特別的適用性，研究結(jié)果也應(yīng)該具有相對的可靠性。

PSM-DID方法的優(yōu)勢主要表現(xiàn)在其對揭示出兩個變量之間的因果關(guān)系所具有的獨特作用，該方法的具體思路是：假定某個企業(yè)在s=0時期開始出口，tfpis表示企業(yè)i在時期s的生產(chǎn)率，那么，企業(yè)i在s期的時候初次選擇出口與假定其在s期不選擇進口所產(chǎn)生的生產(chǎn)率增長率差異以及延后的生產(chǎn)率增長率差異可以表示為這里，ωis的上標(biāo)表示企業(yè)是否處于出口狀態(tài)，1表示出口，0表示不出口。如果能夠發(fā)現(xiàn)，就能夠較為準(zhǔn)確地確認出企業(yè)i在s=0時期開始出口后或者開始出口后的0到j(luò)期內(nèi)，生產(chǎn)率獲得了提升的程度?；贖eckman等（1997）的邏輯和方法，我們定義初次進入出口市場的企業(yè)i，由于選擇出口而獲得的生產(chǎn)率的平均增加效應(yīng)ATT可寫為：

其中，exporti=1表示有初次進口行為的企業(yè)。但是，問題的關(guān)鍵在于ωi0s是不可觀測到的。那么如何識別就成為估算ATT的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。一個巧妙的方法就是通過“反事實”方法，其基本邏輯是：初次選擇出口的企業(yè)必定經(jīng)歷過沒有出口的階段，我們可以從沒有出口行為的樣本企業(yè)中尋找與選擇進入出口市場的企業(yè)的基本特征相匹配的樣本（控制組），以替代那些實際上選擇出口（出口組）但假定其沒有出口行為時生產(chǎn)率的對比組企業(yè)。假定出口組（處理組）和控制組企業(yè)的差異可以由包含企業(yè)在出口之前的一系列相關(guān)特征變量所準(zhǔn)確反映，為此，就可以采用由Rosenbaum和Rubin（1983）所構(gòu)造的PSM方法來對之進行估算。

該方法中必須測算初次選擇進口的企業(yè)的進口決策概率，可采用如下基本的Probit模型：

這里，Φ(·)表示正態(tài)累積分布函數(shù)。s=0表示企業(yè)開始出口，下標(biāo)-1則表示企業(yè)開始出口時期的前一期的非出口狀態(tài)。為了保證出口組（處理組）和控制組企業(yè)之間匹配處理的有效性，必須比較能夠精確地估算企業(yè)選擇出口的決策概率，因此在公式中，有必要針對性地采取一些反映企業(yè)自身特征與屬性的相關(guān)變量來挑選適宜的對照組企業(yè)，以強化匹配效果。式（3）中，我們加入的相關(guān)變量包括表示企業(yè)i選擇開始進口前一期不同進口方式的虛擬變量，表示企業(yè)i選擇開始出口前一期不同出口方式的虛擬變量，salaryi,-1表示企業(yè)i選擇開始出口前一期的人均工資，tfpi,-1為企業(yè)i選擇開始出口前一期的企業(yè)生產(chǎn)率，saleini,-1表示企業(yè)i選擇開始出口的前一期企業(yè)銷售額增長率[計算方法為（企業(yè)本期銷售額-企業(yè)上期銷售額）/企業(yè)上期銷售額]，sizei,-1表示企業(yè)i選擇開始出口前一期的企業(yè)規(guī)模（計算方法為企業(yè)員工數(shù)的對數(shù)），agei表示企業(yè)i的年齡，herfindi表示反映企業(yè)競爭程度的赫芬達爾指數(shù)，ownershipi表示企業(yè)按照所有制類型劃分的虛擬變量，year、industry和province分別表示為企業(yè)所處的年份、行業(yè)（三分位）和省份的固定效應(yīng)特征的虛擬變量。

表4報告了我們采用Wooldridge-LP方法所估計得到的企業(yè)全要素生產(chǎn)率，來估算新進入出口市場的企業(yè)的生產(chǎn)率獲得情況的回歸結(jié)果。對之進行觀察，可得到如下有意義的發(fā)現(xiàn)：

首先，表4第1列的估計結(jié)果顯示，在針對全樣本組的情形下，企業(yè)在新進入出口市場一期后的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)ATT值（這里，我們對生產(chǎn)率獲得效應(yīng)ATT值是使用企業(yè)TFP的增長率來核算的，即（企業(yè)當(dāng)期TFP-企業(yè)上一期TFP）/企業(yè)上一期TFP），其在1%的顯著水平上為0.0174，這就表明，在控制了企業(yè)的進口和不同出口貿(mào)易方式信息的前提下發(fā)現(xiàn)了出口對中國企業(yè)生產(chǎn)率顯著的促進效應(yīng)，即驗證了“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)的存在。而且，我們進一步來檢驗企業(yè)新進入出口市場的延后一期的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)ATT值，其在1%的顯著水平上為0.0061。這樣的結(jié)果一方面說明中國企業(yè)的“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)具有延續(xù)性，另一方面說明這種“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)呈現(xiàn)弱化趨勢。需要指出的是，另外一個不可忽略的問題是，“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)可能在企業(yè)進入出口市場之前就存在。比如，為了檢驗這種假說，我們估算了企業(yè)新進入出口市場的提前一期的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)ATT值，其為-0.0005，統(tǒng)計意義上不顯著。這就驗證了中國企業(yè)的“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)并不存在于企業(yè)進入出口市場之前。

其次，表4第2列和第3列的估計結(jié)果顯示，對于本土企業(yè)而言，企業(yè)在新進入出口市場一期后的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)ATT值為0.0170，延后一期的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)ATT值為0.0004，二者均呈現(xiàn)出1%的顯著水平。對于外資企業(yè)而言，企業(yè)在新進入出口市場一期后的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)ATT值為0.0263，延后一期的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)ATT值為0.0138，二者也均呈現(xiàn)出1%的顯著水平。比較來看，有如下兩個方面的信息值得注意：第一，外資企業(yè)在新進入出口市場后一期的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)要高于本土企業(yè)，高出約54.7%。外資企業(yè)在新進入出口市場延后一期的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)仍然要高于本土企業(yè)，高出約33.5%。第二，外資企業(yè)在新進入出口市場后生產(chǎn)率獲得的持續(xù)效應(yīng)要高于本土企業(yè)，本土企業(yè)在新進入出口市場后延后二期相對于延后一期的生產(chǎn)率獲得的下降幅度為97.6%，而外資企業(yè)只有47.5%。以上這些結(jié)果說明，一方面，外資企業(yè)的“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)要高于本土企業(yè)；另一方面，外資企業(yè)的“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)的持續(xù)作用也高于本土企業(yè)。此外，我們發(fā)現(xiàn)，無論是外資企業(yè)還是本土企業(yè)均不存在“出口中學(xué)習(xí)”的提前效應(yīng)。

再次，表4第4列和第5列的估計結(jié)果顯示，對于無進口的企業(yè)而言，企業(yè)在新進入出口市場一期后的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)ATT值為0.0185，延后一期的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)ATT值為0.0052，前者呈現(xiàn)出1%的顯著水平，后者呈現(xiàn)出5%的顯著水平。對于有進口的企業(yè)而言，企業(yè)在新進入出口市場后一期的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)ATT值為0.0210，延后一期的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)ATT值為0.0087，二者均呈現(xiàn)出1%的顯著水平。比較來看，也有如下兩個方面的信息值得注意：第一，有進口的企業(yè)在新進入出口市場后一期的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)要高于無進口的企業(yè)，高出約11.9%。有進口企業(yè)在新進入出口市場延后一期的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)仍然要高于無進口企業(yè)，高出約40.2%。第二，有進口的企業(yè)在新進入出口市場后生產(chǎn)率獲得的持續(xù)效應(yīng)要高于無進口企業(yè)，無進口企業(yè)在新進入出口市場后延后二期相對于延后一期的生產(chǎn)率獲得的下降幅度為71.9%，而有進口企業(yè)只有58.6%。以上結(jié)果說明，一方面，有進口企業(yè)的“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)要高于無進口；另一方面，有進口企業(yè)的“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)的持續(xù)作用也高于無進口企業(yè)。由此看出進口對中國企業(yè)生產(chǎn)率所具有的溢出效應(yīng)。此外，我們發(fā)現(xiàn)，無論是有進口企業(yè)還是無進口企業(yè)均不存在“出口中學(xué)習(xí)”的提前效應(yīng)。

最后，表4第6列、第7列和第8列的估計結(jié)果顯示，對于從事一般貿(mào)易出口方式的企業(yè)而言，企業(yè)在新進入出口市場一期后的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)ATT值為0.0139，延后一期的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)ATT值為0.0041，二者均呈現(xiàn)出1%的顯著水平。對于從事加工貿(mào)易出口方式的企業(yè)而言，企業(yè)在新進入出口市場后一期的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)ATT值為0.0304，延后一期的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)ATT值為0.0025，二者均呈現(xiàn)出1%的顯著水平。對于從事混合貿(mào)易方式的企業(yè)而言，企業(yè)在新進入出口市場一期后的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)ATT值為0.0241，延后一期的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)ATT值為0.0037，前者呈現(xiàn)出1%的顯著水平，后者呈現(xiàn)出5%的顯著水平。比較來看，也有如下兩個方面的信息值得加以關(guān)注：第一，從事加工貿(mào)易的企業(yè)在新進入出口市場后一期的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)要高于從事混合貿(mào)易的企業(yè)，高出約20.7%。而從事混合貿(mào)易的企業(yè)在新進入出口市場后一期的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)要高于從事一般貿(mào)易的企業(yè)，高出約42.3%。但是，從事加工貿(mào)易的企業(yè)在新進入出口市場延后一期的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)要低于從事混合貿(mào)易的企業(yè)，低于約32.7%。而從事混合貿(mào)易的企業(yè)在新進入出口市場延后一期的生產(chǎn)率獲得效應(yīng)要低于從事一般貿(mào)易的企業(yè)，低于約9.8%。第二，從事一般貿(mào)易的企業(yè)在新進入出口市場后生產(chǎn)率獲得的持續(xù)效應(yīng)要高于從事加工貿(mào)易以及混合貿(mào)易的企業(yè)，從事一般貿(mào)易的企業(yè)在新進入出口市場后延后二期相對于延后一期的生產(chǎn)率獲得的下降幅度為70.5%，低于從事加工貿(mào)易企業(yè)的91.8%以及混合貿(mào)易企業(yè)的84.6%。以上這些結(jié)果說明，一方面，從事加工貿(mào)易的企業(yè)的“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)要高于從事混合貿(mào)易的企業(yè)，而從事混合貿(mào)易的企業(yè)的“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)要高于從事一般貿(mào)易的企業(yè)；另一方面，從事一般貿(mào)易的企業(yè)“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)的持續(xù)作用也高于從事混合貿(mào)易的企業(yè)，而從事混合貿(mào)易的企業(yè)要高于從事加工貿(mào)易的企業(yè)。由此看出，一般貿(mào)易出口對中國企業(yè)生產(chǎn)率的“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)雖然數(shù)值比較小，但更具有持久性。此外，我們也發(fā)現(xiàn)，無論是從事一般貿(mào)易的企業(yè)還是從事加工貿(mào)易或混合貿(mào)易的企業(yè)，均不存在“出口中學(xué)習(xí)”的提前效應(yīng)。

表4 新進入出口市場的企業(yè)生產(chǎn)率獲得效應(yīng)的檢驗結(jié)果（WOOD-LP方法）

2.出口密集度

上文我們從新進入出口市場的角度檢驗了出口對中國企業(yè)生產(chǎn)率的作用效應(yīng)。本節(jié)，我們將進一步檢驗企業(yè)已經(jīng)進入出口市場后出口數(shù)量即企業(yè)出口密集度的變化對企業(yè)生產(chǎn)率的作用效應(yīng)。用作檢驗的計量模型參見式（1）?？墒牵谖覀兊挠嬃磕Ｐ椭?，企業(yè)的出口密集度也和企業(yè)TFP之間存在逆向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，即生產(chǎn)率越高的企業(yè)出口越多。同樣，其他控制變量如企業(yè)人均工資、企業(yè)規(guī)模，也可能是內(nèi)生的（同步性的內(nèi)生性問題或因變量與自變量之間具有雙向因果關(guān)系）（Bernard et al，1999）。因此，我們需要引入另一種合適的估計方法來解決這些內(nèi)生性問題。為此，我們在動態(tài)面板數(shù)據(jù)中引入兩步系統(tǒng)GMM的估計方法（Arellano and Bond，1991；Blundell and Bond，1998），同時將企業(yè)人均工資和企業(yè)規(guī)模變量作為相關(guān)的內(nèi)生變量來進行處理，估計結(jié)果見表5。在選擇了作為工具變量的差分方程和水平方程合適的滯后期后，各計量模型中用于檢驗工具變量是否受過度識別約束的Hansen-Sargan檢驗方法以及針對二階序列殘差的相關(guān)性進行檢驗的AR（2）檢驗，都通過了該方法的基本檢驗要求。

表5第1列報告的是全樣本的回歸結(jié)果，可以看出，企業(yè)出口密集度（exintensity）和TFP變量之間在1%顯著水平上呈現(xiàn)出負相關(guān)關(guān)系。這樣的結(jié)果說明，出口越多的企業(yè)生產(chǎn)率越低。由此，我們似乎可以得出這樣的結(jié)論：在那些已經(jīng)進入出口市場的企業(yè)中，并沒有得到“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)的支持證據(jù)，相反，卻存在出口的“生產(chǎn)率損失”或稱之為“生產(chǎn)率抑制”現(xiàn)象的支持證據(jù)。我們將樣本劃分為外資和內(nèi)資這兩種不同的子樣本組分別進行回歸，表5第2列和第3列的回歸結(jié)果顯示，無論是在外資企業(yè)還是內(nèi)資企業(yè)中，出口密集度和TFP變量之間仍然在1%顯著水平上呈現(xiàn)出負相關(guān)關(guān)系。而且，在內(nèi)資企業(yè)的樣本組中負相關(guān)關(guān)系的系數(shù)要大于外資企業(yè)。以上這些結(jié)果說明，在那些已經(jīng)進入出口市場的內(nèi)資或外資企業(yè)中，仍然存在出口的“生產(chǎn)率損失”或“生產(chǎn)率抑制”現(xiàn)象，并且這種“生產(chǎn)率損失”或“生產(chǎn)率抑制”現(xiàn)象在內(nèi)資的出口企業(yè)中表現(xiàn)得更為突出。我們也將樣本劃分為有進口和無進口這兩種不同的子樣本組分別進行回歸，表5第4列和第5列的回歸結(jié)果顯示，無論是有進口還是無進口的企業(yè)中，出口密集度和TFP變量之間仍然在1%顯著水平上呈現(xiàn)出負相關(guān)關(guān)系。這些結(jié)果進一步說明，在那些已經(jīng)進入出口市場的有進口或無進口的企業(yè)中，仍然存在出口的“生產(chǎn)率損失”或“生產(chǎn)率抑制”現(xiàn)象。最后，我們也將樣本按照出口貿(mào)易方式劃分為一般貿(mào)易、加工貿(mào)易、混合貿(mào)易以及其他類型貿(mào)易（比如易貨貿(mào)易）這4種不同的子樣本組分別進行回歸，表5第6至8列的回歸結(jié)果顯示，從事一般貿(mào)易、加工貿(mào)易和混合貿(mào)易企業(yè)中的出口密集度和TFP變量之間仍然在1%顯著水平上呈現(xiàn)出負相關(guān)關(guān)系，在從事其他類型貿(mào)易方式的企業(yè)中這個顯著性水平降為5%。這些結(jié)果進一步說明，即便區(qū)分了不同的出口貿(mào)易方式，我們?nèi)匀豢梢园l(fā)現(xiàn)有出口的中國企業(yè)中出口的“生產(chǎn)率損失”或“生產(chǎn)率抑制”現(xiàn)象的存在。

表5 出口密集度對已出口企業(yè)生產(chǎn)率影響效應(yīng)的檢驗結(jié)果

我們認為，之所以造成出口企業(yè)中出口行為的“生產(chǎn)率損失”或稱之為“生產(chǎn)率抑制”效應(yīng)現(xiàn)象的原因，可能有如下兩個方面的解釋：

第一，生產(chǎn)率的“測量誤差”。所謂的生產(chǎn)率的“測量誤差”，一方面，就是指我們在企業(yè)全要素生產(chǎn)率的測算方法中，被解釋變量是包含了價格信息的企業(yè)增加值指標(biāo)。如果在企業(yè)出口越多出口價格也越低的特定情形下，即便企業(yè)出口的數(shù)量在增加，那么使用價格信息計算的企業(yè)增加值也有可能降低。因此，使用如此降低的企業(yè)增加值指標(biāo)來估算企業(yè)TFP，必然會導(dǎo)致所估算出的企業(yè)TFP值偏低。我們認為，造成中國企業(yè)出口越多價格越低的原因可能是：由于中國企業(yè)的出口對象主要是來源于發(fā)達國家或新興國家（地區(qū)）的跨國公司或者國際大買家，這些位于發(fā)達國家或新興國家（地區(qū)）的跨國公司或者國際大買家將勞動密集型、技術(shù)含量低的低附加值生產(chǎn)制造組裝環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移到中國，而將營銷渠道、品牌以及產(chǎn)品專利等核心創(chuàng)新技術(shù)環(huán)節(jié)掌握在自己手中。這些位于發(fā)達國家或新興國家（地區(qū)）的跨國公司或者國際大買家在與發(fā)展中國家出口企業(yè)的利益博弈中具有較強的議價能力，掌控著中國出口企業(yè)的出口產(chǎn)品定價權(quán)。因此，其可以通過壓低出口企業(yè)的產(chǎn)品成本加成和出口價格來獲取自身利益的最大化，從而導(dǎo)致出口越多出口價格越便宜的現(xiàn)象。因此，生產(chǎn)率的“測量誤差”的背后實質(zhì)上反映出的是中國企業(yè)在全球價值鏈中處于弱勢地位和利益被壓榨地位的基本現(xiàn)實；另一方面，中國政府對出口的各種優(yōu)惠政策所造成的企業(yè)生產(chǎn)率的“測量誤差”。中國各級地方政府官員之間為了“晉升”所進行的GDP競爭極大地激勵地方政府采取各種優(yōu)惠政策來積極引資和促進出口擴張，這就相當(dāng)于“雙重”降低了企業(yè)出口產(chǎn)品的邊際生產(chǎn)成本，進而有利于企業(yè)通過降低出口產(chǎn)品價格來獲得出口優(yōu)勢。因此，出口越多的企業(yè)中由于這些政府干預(yù)行為所導(dǎo)致的出口價格降低的程度可能就越大。

第二，生產(chǎn)率的真實損失。中國制造業(yè)部門的出口企業(yè)中有一個重要現(xiàn)象值得重視，企業(yè)在進入出口市場后生產(chǎn)方式會發(fā)生轉(zhuǎn)變，這就是進入出口市場后的企業(yè)會進一步雇傭更多的勞動力，即更偏向于采用勞動密集型的生產(chǎn)方式來進行生產(chǎn)。由于勞動邊際生產(chǎn)率遞減規(guī)律的約束，這樣的結(jié)果可能會造成中國出口企業(yè)中出口越多越是偏向于采取雇傭更多勞動力的生產(chǎn)方式，進而造成了企業(yè)生產(chǎn)率的真實損失。

為了進一步驗證以上的分析邏輯和推論，我們做了如下兩方面的計量檢驗：其一是嘗試檢驗企業(yè)人均資本（資本與勞動比率，計算方法是企業(yè)固定資產(chǎn)凈值/企業(yè)年均員工數(shù)）與企業(yè)全要素生產(chǎn)率變量之間的關(guān)系；其二是嘗試檢驗有出口的企業(yè)中出口密集度和人均資本變量之間的關(guān)系。這兩步檢驗邏輯的合理性在于，如果我們能夠發(fā)現(xiàn)中國制造業(yè)企業(yè)中存在越是勞動密集型的企業(yè)其生產(chǎn)率越低的現(xiàn)象；而且，如果在有出口的企業(yè)中，再能夠發(fā)現(xiàn)存在出口密集度越高的企業(yè)其人均資本越低的現(xiàn)象，那么，就可以揭示出口企業(yè)中由于采取勞動偏向性的生產(chǎn)方式而導(dǎo)致出口企業(yè)發(fā)生了“生產(chǎn)率損失”現(xiàn)象。本文中各種模型的回歸結(jié)果均顯示，企業(yè)人均資本和全要素生產(chǎn)率變量之間呈現(xiàn)顯著正向關(guān)系。而且，各種模型的回歸結(jié)果均顯示，有出口企業(yè)的出口密集度和人均資本變量之間呈現(xiàn)顯著負向關(guān)系。這些檢驗結(jié)果也為我們對出口企業(yè)的“生產(chǎn)率損失”的判斷提供了有力支持證據(jù)。

五、結(jié)語

使用2000～2006年間中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫的合并數(shù)據(jù)，本文在著重考慮企業(yè)TFP測算方法、企業(yè)進口以及出口貿(mào)易方式這3個方面因素的基礎(chǔ)上，重新檢驗出口對中國企業(yè)生產(chǎn)率的綜合作用效應(yīng)。一方面，本文的檢驗結(jié)果驗證了企業(yè)出口活動中自我選擇效應(yīng)的存在，這個結(jié)果說明標(biāo)準(zhǔn)的新新國際貿(mào)易理論仍然適用于中國背景下的企業(yè)出口行為。即便純加工貿(mào)易型的出口企業(yè)中出現(xiàn)了所謂的“生產(chǎn)率悖論”，但本文進一步的檢驗結(jié)果并不支持這種假說；另一方面，本文在新進入出口市場的企業(yè)出口活動中檢驗出“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)的存在，并且檢驗出這種“出口中學(xué)習(xí)”效應(yīng)具有延續(xù)性，由此證明出口的確可以促進中國企業(yè)生產(chǎn)率的提升，從而為對外貿(mào)易可以促進中國經(jīng)濟發(fā)展提供了微觀經(jīng)驗證據(jù)。相反，本文在已經(jīng)進入出口市場的企業(yè)出口活動中檢驗出“生產(chǎn)率損失”或“生產(chǎn)率抑制”效應(yīng)的存在，進一步的檢驗發(fā)現(xiàn)，這種“生產(chǎn)率損失”或“生產(chǎn)率抑制”效應(yīng)既有可能是由生產(chǎn)率的“測量誤差”帶來的，也有可能是由生產(chǎn)率的真實損失所造成的，由此一定程度上反映出口給中國企業(yè)生產(chǎn)率帶來的負面效應(yīng)。本文的研究結(jié)論對中國當(dāng)前的對外貿(mào)易政策調(diào)整具有啟發(fā)意義，這就是要高度注意和積極防范出口給中國企業(yè)生產(chǎn)率所帶來的負面效應(yīng)，同時減少政府干預(yù)對中國企業(yè)出口競爭力造成的扭曲效應(yīng)。

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(責(zé)任編輯：孫楚仁)

Export and Enterprise Productivity: Reconsideration Based on China’s Current Situation

ZHANG Jie JIN Yue

Abstract:There are many contradictions about what kind of effect the export has on the productivity of Chinese enterprises in the conclusion of the literature. In focus on three factors including enterprise TFP calculating methods, enterprise import and export trade mode which the literature did not consider, this paper retests the effect of export on the productivity of Chinese enterprises. The results show that in addition to the pure processing trade enterprises, the behavior of export manufacturing enterprises is still showing self-selection effect; from the perspective of new entrants to the export market, Chinese enterprises have significant“l(fā)earning by exporting”effect, which provides support and evidence for the promotion effect the export has on the productivity of Chinese enterprises; from the perspective of export intensity, the effect of“productivity loss”or“productivity suppression”exists on the exporters’ activities. This also reflects the possible negative effect the export has on Chinese enterprise productivity. In this paper, the results of the test and its interpretation provide more reasonable micro empirical evidence, in order to understand the effect of export on the productivity of Chinese enterprises and the comprehensive effect of export on China's economic development, .

Key words:export; enterprise productivity; self-selection effect; "learning by exporting" effect; retest

中圖分類號：F752.62

文獻標(biāo)識碼：A

文章編號：1006-1894（2016）03-0005-20

作者簡介：張杰，中國人民大學(xué)中國經(jīng)濟改革與發(fā)展研究院副教授，經(jīng)濟學(xué)博士，研究方向：對外貿(mào)易與中國現(xiàn)實問題；金岳，中國人民大學(xué)中國經(jīng)濟改革與發(fā)展研究院碩士研究生。

基金項目：中國人民大學(xué)科學(xué)研究基金——中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費專項資金資助項目“有限趕超與我國對外貿(mào)易發(fā)展方式轉(zhuǎn)變研究：基于全球貿(mào)易規(guī)模和利益不平衡成因及轉(zhuǎn)化的新理論”（項目編號：12XNI010）。