許昌平

(江西財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江西 南昌 330013)

一、引 言

近年來，學(xué)者們從企業(yè)層面對出口和生產(chǎn)率的關(guān)系進(jìn)行了大量的經(jīng)驗(yàn)研究，并得出了一條經(jīng)驗(yàn)規(guī)律，即出口企業(yè)比非出口企業(yè)的生產(chǎn)率要高。為解釋這一規(guī)律，學(xué)者們提出了兩個(gè)假說:一是出口的自我選擇效應(yīng)，它是指由于企業(yè)進(jìn)入國外市場要克服一定的固定成本，只有生產(chǎn)率高的企業(yè)才選擇出口;二是出口的學(xué)習(xí)效應(yīng)，它是指企業(yè)可以通過出口來提升自身生產(chǎn)率水平。大量經(jīng)驗(yàn)研究支持了出口的自我選擇效應(yīng)，但有關(guān)出口學(xué)習(xí)效應(yīng)的研究結(jié)論并不清晰。有些研究支持了出口學(xué)習(xí)效應(yīng)。Yang和Mallick(2010)基于一個(gè)小規(guī)模的企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了出口學(xué)習(xí)效應(yīng)的存在性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)出口確實(shí)提高了樣本企業(yè)在特定年份的生產(chǎn)率［1］。張杰等(2009)基于1999－2003年間中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫考察了出口對中國企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在企業(yè)進(jìn)入出口市場后3年內(nèi)出口能顯著提高中國本土制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)率，但第4年出口對企業(yè)生產(chǎn)率并無顯著影響［2］。但大多數(shù)文獻(xiàn)都未找到充足的證據(jù)來證實(shí)出口學(xué)習(xí)效應(yīng)的存在。Bernard和Jensen(1999)利用美國企業(yè)數(shù)據(jù)［3］、Clerides等(1998)利用墨西哥、哥倫比亞和摩洛哥企業(yè)數(shù)據(jù)［4］，經(jīng)過實(shí)證研究均未發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)和非出口企業(yè)在生產(chǎn)率增長方面有何差異。李春頂和趙美英(2010)基于2007年中國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，從總體和分行業(yè)兩方面檢驗(yàn)了出口對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)不但沒有積極作用，反而存在負(fù)面影響［5］。張禮卿和孫俊新(2010)基于2004－2007年中國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，利用OP方法測算全要素生產(chǎn)率，利用出口產(chǎn)出比測算企業(yè)出口，結(jié)果發(fā)現(xiàn)出口對企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的影響并不顯著［6］。還有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)是否存在出口學(xué)習(xí)效應(yīng)視情況而定，它與某些重要變量有關(guān)。Loeck-er(2007)發(fā)現(xiàn)出口目的地是一個(gè)重要因素，相比出口到發(fā)展中國家的企業(yè)，出口到發(fā)達(dá)國家的企業(yè)生產(chǎn)率增長更快［7］。Greenaway和Kneller(2008)發(fā)現(xiàn)企業(yè)出口后的生產(chǎn)率是否提高與企業(yè)所處的行業(yè)特征顯著相關(guān)［8］。

以上文獻(xiàn)采用不同的方法，從不同角度來直接研究出口學(xué)習(xí)效應(yīng)，很少有文獻(xiàn)深入研究企業(yè)出口經(jīng)驗(yàn)對出口學(xué)習(xí)效應(yīng)的影響。少量國內(nèi)文獻(xiàn)雖涉及了此方面的研究，但也只是針對某類企業(yè)(如本土制造業(yè)企業(yè)［2］)，有的文獻(xiàn)甚至僅用勞動(dòng)生產(chǎn)率這一簡單指標(biāo)代表企業(yè)生產(chǎn)率，忽略了資本和其他因素對生產(chǎn)率的重要影響，因而用其代表生產(chǎn)率不夠全面和準(zhǔn)確［9］。此外，這些文獻(xiàn)的時(shí)間跨度都較短，樣本量較小，且都沒有從企業(yè)所有制異質(zhì)性的視角來分析問題，而荊逢春等(2013)發(fā)現(xiàn)企業(yè)所有制的異質(zhì)性與企業(yè)出口學(xué)習(xí)效應(yīng)密切相關(guān)［10］。本文利用1998－2007年中國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，采用LP和OLS方法測算企業(yè)生產(chǎn)率［11］，基于企業(yè)所有制異質(zhì)性的視角考察了出口經(jīng)驗(yàn)對企業(yè)出口學(xué)習(xí)效應(yīng)的影響。

二、模型設(shè)定和數(shù)據(jù)處理

(一)模型設(shè)定

模型1考察所有企業(yè)和不同所有制企業(yè)是否存在出口學(xué)習(xí)效應(yīng)，設(shè)置如下:

其中，TFPit表示企業(yè)i在t年的生產(chǎn)率，本文用LP和OLS方法計(jì)算可得，其中因變量都采用工業(yè)增加值，資本用固定資產(chǎn)凈值表示，勞動(dòng)力用年均從業(yè)人員數(shù)表示，所得的生產(chǎn)率都采用對數(shù)形式;EIit－1表示企業(yè)i在(t－1)年的出口強(qiáng)度，為出口交貨值與總銷售收入的比值，此處采用滯后一期的出口強(qiáng)度變量是為了盡量消除生產(chǎn)率和出口間的內(nèi)生性問題。此外，回歸模型還控制了Ageit、Dindustry、Dprovince、Downership和Dyear等變量，Ageit表示企業(yè)i在t年的年齡，由企業(yè)當(dāng)年年份減去成立年份再加1后取對數(shù)可得，Dindustry、Dprovince、Downership和Dyear分別表示產(chǎn)業(yè)、省份、所有制類型和年份的虛擬變量，產(chǎn)業(yè)的虛擬變量基于2位碼而生成。根據(jù)數(shù)據(jù)中“控股情況”的分類，本文把企業(yè)所有制類型劃分為6種，分別為國有控股企業(yè)、集體控股企業(yè)、私人控股企業(yè)、港澳臺(tái)控股企業(yè)、外商控股企業(yè)和其他企業(yè)。μi表示企業(yè)i的個(gè)體效應(yīng)，εit表示符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。模型2考察所有企業(yè)和不同所有制企業(yè)出口經(jīng)驗(yàn)對出口學(xué)習(xí)效應(yīng)的影響，設(shè)置如下:

表1 在t年根據(jù)出口經(jīng)驗(yàn)對不同類型企業(yè)的描述

(二)數(shù)據(jù)處理

本文數(shù)據(jù)來自于1998－2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，我們選取了在此期間一直存活的企業(yè)。參考李玉紅等(2008)的做法［13］，本文剔除了以下不合邏輯和明顯與現(xiàn)實(shí)不符的記錄:(1)企業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值及出口交貨值為負(fù);(2)企業(yè)各項(xiàng)投入為負(fù)，包括年均從業(yè)人員數(shù)、中間投入、固定資產(chǎn)凈值為負(fù);(3)工業(yè)增加值或中間投入大于總產(chǎn)出;(4)企業(yè)開業(yè)年份大于當(dāng)年年份。以1998年為基年，我們對各指標(biāo)進(jìn)行價(jià)格指數(shù)的平減，固定資產(chǎn)凈值、工業(yè)增加值和中間投入分別用年度固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)、工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)和原材料、燃料、動(dòng)力購進(jìn)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，這些價(jià)格指數(shù)均來自《2008年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

三、實(shí)證結(jié)果分析

由于本文數(shù)據(jù)構(gòu)成了嚴(yán)格的面板數(shù)據(jù)，而且有關(guān)產(chǎn)業(yè)、省份、所有制類型的虛擬變量多為非時(shí)變的，故不宜采用固定效應(yīng)模型，而采用隨機(jī)效應(yīng)模型來估計(jì)參數(shù)。表2給出了模型1的回歸結(jié)果，此處采用了總體回歸和分組回歸的方法。為了檢驗(yàn)分組回歸的合理性，我們用Chow Test對不同組的回歸系數(shù)是否相異進(jìn)行F檢驗(yàn)。由于本文分組較多，傳統(tǒng)Chow Test的F統(tǒng)計(jì)量難以計(jì)算，故我們采用虛擬變量法來進(jìn)行Chow Test①這里的虛擬變量法可具體參見http://www.stata.com/support/faqs/statistics/chow-tests/。本文回歸時(shí)還對省份、產(chǎn)業(yè)和年份變量進(jìn)行了控制。此外，感謝匿名審稿人對此提出的寶貴意見。，最后可得F(8，216805)=180.45 Prob＞F=0.0000。這表明在1%的顯著性水平上強(qiáng)烈拒絕“不同組的系數(shù)都相同”的原假設(shè)，即不同組的系數(shù)存在顯著差異，表明不同所有制類型的企業(yè)間確實(shí)存在結(jié)構(gòu)性差異，分組回歸是合理且必要的。作為回歸結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)②限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果未予列出，感興趣的讀者可向作者索取。，我們以O(shè)LS方法測算生產(chǎn)率，結(jié)果發(fā)現(xiàn)回歸后兩種方法所得的各變量的符號及顯著性相差不大，這表明回歸結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表2 模型1回歸結(jié)果(LP方法)

由表2可得，在控制企業(yè)個(gè)體特性后，針對所有企業(yè)、國有控股企業(yè)、集體控股企業(yè)和私人控股企業(yè)來說，出口強(qiáng)度的系數(shù)都顯著為正，這表明我國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)不僅整體上存在出口學(xué)習(xí)效應(yīng)，而且國有控股、集體控股和私人控股的企業(yè)也都存在該效應(yīng)。而針對港澳臺(tái)控股和外商控股的企業(yè)，其出口強(qiáng)度的系數(shù)都顯著為負(fù)，這表明港澳臺(tái)控股企業(yè)和外商控股企業(yè)的出口學(xué)習(xí)效應(yīng)被抑制了，這與荊逢春等(2013)的結(jié)論一致［10］。究其原因可能在于:國有控股和集體控股企業(yè)雖生產(chǎn)率較低，但其資金雄厚、規(guī)模較大，可以較多地引進(jìn)先進(jìn)的生產(chǎn)設(shè)備，獲得新的生產(chǎn)技術(shù)，從而使企業(yè)出口后的生產(chǎn)率得到顯著提高。而私人控股企業(yè)雖資金薄弱、規(guī)模較小，但其效率較高且靈活多變，能高效地學(xué)習(xí)和改進(jìn)企業(yè)的工藝流程和組織管理方式。此外，國際市場雖競爭激烈，但其帶來了較好的信貸供給和良好的合約實(shí)施環(huán)境［14］，相對于國內(nèi)市場分割、社會(huì)信用體系缺失及知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)缺位等扭曲的國內(nèi)制度環(huán)境，企業(yè)出口后的外部制度環(huán)境更加完善，更有利于企業(yè)生產(chǎn)率的提高。國外高效率企業(yè)的技術(shù)外溢效應(yīng)是出口學(xué)習(xí)效應(yīng)的渠道之一，而對港澳臺(tái)控股企業(yè)和外商控股企業(yè)來說，它們本身已具有國外先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和管理水平，已無法獲得其他企業(yè)技術(shù)上的外溢，且由于競爭更為激烈的國際市場導(dǎo)致的“擁擠效應(yīng)”而很難獲得充足的優(yōu)質(zhì)資源來組織生產(chǎn)，故其通過出口學(xué)習(xí)的動(dòng)力不足。

表3給出了模型2的回歸結(jié)果，這里也采用了總體回歸和分組回歸的方法。為了檢驗(yàn)分組回歸的合理性，我們同樣采用虛擬變量法進(jìn)行Chow Test。檢驗(yàn)結(jié)果為F(24，127193)=54.83 Prob＞F=0.0000。這表明在1%的顯著性水平上強(qiáng)烈拒絕“不同組的系數(shù)都相同”的原假設(shè)，同樣證實(shí)了分組回歸是合理且必要的。作為回歸結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)①限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果未予列出，感興趣的讀者可向作者索取。，我們同樣用OLS方法來測算生產(chǎn)率，結(jié)果同樣發(fā)現(xiàn)了回歸結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表3 模型2回歸結(jié)果(LP方法)

由表3可得，針對所有企業(yè)來說，一直出口企業(yè)和出口強(qiáng)度交互項(xiàng)的系數(shù)約為0.06且在1%的水平上顯著，表明相對于一直不出口企業(yè)，若前期一直出口企業(yè)的出口強(qiáng)度提高1個(gè)單位，則其本期生產(chǎn)率約提高6%。其他交互項(xiàng)的系數(shù)雖然為正但并不顯著，這表明一定年份(1年、2年或至少3年)的出口經(jīng)驗(yàn)對企業(yè)出口學(xué)習(xí)效應(yīng)的影響不大。這一結(jié)論與Kraay(1999)的研究結(jié)果相一致［15］。究其原因可能在于:中國企業(yè)進(jìn)入國外市場需要克服較高的固定成本，在企業(yè)進(jìn)入出口市場的初期，企業(yè)需補(bǔ)償該固定成本，即使此時(shí)有少量的出口學(xué)習(xí)效應(yīng)，但相比較高的固定成本，凈出口學(xué)習(xí)效應(yīng)(正是本文測算的“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”)并不顯著。但當(dāng)企業(yè)進(jìn)入出口市場若干年以后，它已補(bǔ)償完進(jìn)入的固定成本，則其凈出口學(xué)習(xí)效應(yīng)將顯現(xiàn)出來。再者，技術(shù)從學(xué)習(xí)到掌握并運(yùn)用是一個(gè)長期的過程，所以生產(chǎn)率的提升可能在企業(yè)進(jìn)入出口市場后一段時(shí)間才能顯現(xiàn)出來。

針對國有控股企業(yè)來說，一直出口企業(yè)和出口強(qiáng)度交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，其他交互項(xiàng)的系數(shù)并不顯著，表明國有控股企業(yè)進(jìn)入國外市場需要克服較高的固定成本，且需要較長的時(shí)間來恢復(fù)。相對于國有控股企業(yè)，國家扶持力度較小且規(guī)模較小的集體控股企業(yè)進(jìn)入國外市場的固定成本可能更大。由表3的第3列可得，針對集體控股企業(yè)來說，已出口1年的企業(yè)和出口強(qiáng)度交互項(xiàng)的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)且為－0.54，一直出口企業(yè)和出口強(qiáng)度交互項(xiàng)的系數(shù)雖顯著也只有0.26，遠(yuǎn)低于對國有控股企業(yè)回歸時(shí)的該系數(shù)值(0.39)。相對于國有控股企業(yè)和集體控股企業(yè)，私人控股企業(yè)的規(guī)模更小，且政府對其扶持力度嚴(yán)重不足，有些企業(yè)甚至是由于扭曲的國內(nèi)制度環(huán)境而被迫選擇出口，雖然有部分出口退稅，但那只是杯水車薪，私人控股企業(yè)仍要克服進(jìn)入國外市場巨大的固定成本。由表3的第4列可得，針對私人控股企業(yè)來說，已出口1年的企業(yè)和出口強(qiáng)度交互項(xiàng)的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)且為－0.62，遠(yuǎn)低于對國有控股企業(yè)和集體控股企業(yè)回歸時(shí)的該系數(shù)值(－0.08和－0.54)。已出口2年的企業(yè)和至少已出口3年的企業(yè)分別與出口強(qiáng)度的交互項(xiàng)的系數(shù)迅速上升為－0.24和0.14，這表明雖然私人控股企業(yè)進(jìn)入國外市場需要克服巨大的固定成本，但其恢復(fù)能力較快，這可能與其本身的生產(chǎn)效率較高和學(xué)習(xí)能力較強(qiáng)有關(guān)。一直出口企業(yè)和出口強(qiáng)度交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為正且約為0.20，小于對國有控股企業(yè)和集體控股企業(yè)回歸時(shí)的該系數(shù)值(0.39和0.26)，這可能是由于私人控股企業(yè)規(guī)模較小，即使持續(xù)出口也無法充分發(fā)揮廣闊的國際市場帶來的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。針對港澳臺(tái)控股企業(yè)來說，已出口1年的企業(yè)和出口強(qiáng)度交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)且為－0.47，其他交互項(xiàng)系數(shù)并不顯著。針對外商控股企業(yè)來說，所有交互項(xiàng)的系數(shù)雖顯著為負(fù)，但呈逐步遞增的趨勢。究其原因可能在于:相對于國內(nèi)企業(yè)，雖然港澳臺(tái)控股企業(yè)和外商控股企業(yè)進(jìn)入國外市場的固定成本較低，但其自身生產(chǎn)率已經(jīng)很高，已無法從其他企業(yè)那里獲得技術(shù)的溢出，只能靠自主創(chuàng)新，但自主創(chuàng)新所需時(shí)間較長，企業(yè)無法在短時(shí)間內(nèi)取得生產(chǎn)率的提高。此外，面對國際市場激烈的競爭，“擁擠效應(yīng)”較突出，企業(yè)很難獲得充足的優(yōu)質(zhì)資源來組織生產(chǎn)，故企業(yè)出口初期的凈出口學(xué)習(xí)效應(yīng)為負(fù)，但隨著出口時(shí)間的增加和出口經(jīng)驗(yàn)的積累，企業(yè)凈出口學(xué)習(xí)效應(yīng)將逐漸增強(qiáng)。

總體而言，出口經(jīng)驗(yàn)對企業(yè)出口學(xué)習(xí)效應(yīng)的影響與企業(yè)面臨的進(jìn)入國外市場沉淀成本的大小、克服該成本的能力、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)自身生產(chǎn)率水平、企業(yè)學(xué)習(xí)能力等都有很大的關(guān)系，而不同所有制企業(yè)在以上這些方面具有各自的特點(diǎn)，因此其出口經(jīng)驗(yàn)對出口學(xué)習(xí)效應(yīng)的影響表現(xiàn)不一，影響渠道也各不相同，上文對此已進(jìn)行了詳細(xì)說明。

四、結(jié)論與政策建議

本文利用1998－2007年一直存活的中國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型，從企業(yè)所有制異質(zhì)性的視角考察了中國企業(yè)出口學(xué)習(xí)效應(yīng)的存在性及出口經(jīng)驗(yàn)對企業(yè)出口學(xué)習(xí)效應(yīng)的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)不僅整體上存在出口學(xué)習(xí)效應(yīng)，而且國有控股、集體控股和私人控股企業(yè)也都存在該效應(yīng)。出口學(xué)習(xí)效應(yīng)在一直出口企業(yè)中顯著存在，而對有一定出口經(jīng)驗(yàn)的企業(yè)并不顯著。針對國有控股、集體控股和私人控股企業(yè)來說，已出口1年和一直出口企業(yè)的出口學(xué)習(xí)效應(yīng)呈遞減態(tài)勢，且前者為負(fù)、后者顯著為正。港澳臺(tái)控股和外商控股企業(yè)中已出口1年的企業(yè)出口學(xué)習(xí)效應(yīng)顯著為負(fù)，但隨著出口年限的增加，外商控股企業(yè)的出口學(xué)習(xí)效應(yīng)逐漸增強(qiáng)。

基于以上分析，本文認(rèn)為政府應(yīng)積極鼓勵(lì)國有控股和集體控股企業(yè)開展持續(xù)而穩(wěn)定的出口，通過獲得正的出口學(xué)習(xí)效應(yīng)來提高自身生產(chǎn)率，同時(shí)放棄對私人控股企業(yè)在市場準(zhǔn)入、融資渠道等方面不公平的對待，給予私人控股企業(yè)以國有控股和集體控股企業(yè)相同的待遇。外資企業(yè)(港澳臺(tái)控股企業(yè)和外商控股企業(yè))雖未能通過出口獲得生產(chǎn)率的提升，但其為技術(shù)溢出的主體，能給其他企業(yè)帶來技術(shù)溢出效應(yīng)，故政府應(yīng)積極引入外資，利用其技術(shù)溢出效應(yīng)帶動(dòng)國內(nèi)其他出口企業(yè)生產(chǎn)率的提升和發(fā)展。

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