■劉曉寧 魏子東

一、引言

改革開放以來，中國的對外貿(mào)易取得了巨大成就，目前已是世界第二大貿(mào)易國、第一大貨物貿(mào)易國和第一大出口國。毋庸置疑，中國外貿(mào)的迅猛發(fā)展與1978年以來實行的以市場化為導向的改革開放，特別是20世紀90年代初以來實施的以削減關稅和非關稅壁壘為主要內(nèi)容的貿(mào)易自由化改革密不可分。企業(yè)是一國對外貿(mào)易的直接參與者，與直接考察宏觀貿(mào)易特征相比，對出口企業(yè)行為給予關注顯得更有意義。發(fā)端于2003年的異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論，為在微觀企業(yè)層面開展國際貿(mào)易研究提供了理論基礎，該理論在新貿(mào)易理論有關“不完全競爭市場結(jié)構、規(guī)模經(jīng)濟”等假設的基礎上進一步引入企業(yè)異質(zhì)性，從企業(yè)層面研究貿(mào)易的動因和結(jié)果問題，開創(chuàng)了國際貿(mào)易理論發(fā)展的新視角。那么，自2001年加入WTO以來，中國進行的大幅度關稅減讓對制造業(yè)企業(yè)出口決策究竟產(chǎn)生了怎樣的影響、程度有多大呢？本文正是基于這一研究目標，以Melitz異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論為理論基礎，實證分析貿(mào)易自由化帶來的關稅減讓對微觀企業(yè)出口強度的影響，以期為中國出口貿(mào)易的發(fā)展提供微觀解釋。

目前，國內(nèi)專門研究貿(mào)易自由化以及關稅減讓對企業(yè)出口決策影響的文獻還相對較少。在已有文獻中，田巍和余森杰專門探討了中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口強度的影響，發(fā)現(xiàn)中間品關稅的下降顯著提高了企業(yè)的出口強度。毛其淋和盛斌考察了中國貿(mào)易自由化 （包括最終產(chǎn)品關稅減讓與投入品關稅減讓）對企業(yè)出口動態(tài)的影響，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化不僅顯著促進了企業(yè)的出口參與決策，而且還提高了已有出口企業(yè)的出口強度。本文的不同之處在于，首先，只關注考察期間內(nèi)持續(xù)經(jīng)營的企業(yè)，不考慮企業(yè)的市場退出問題，因此本文的數(shù)據(jù)為平衡面板數(shù)據(jù)；其次，在總體樣本檢驗之后，根據(jù)企業(yè)所有制、資本密集度和貿(mào)易方式的差異進行多項分組檢驗，以探討企業(yè)特征的不同影響。

二、模型建立與變量說明

（一）計量模型

在現(xiàn)有理論和實證研究文獻的基礎上，借鑒毛其淋等的研究，建立一個分析企業(yè)層面出口強度決定因素的計量模型：

其中，下標i、j和t分別表示企業(yè)、行業(yè)和年份；被解釋變量EXIijt為企業(yè)出口強度；△Tariffjt為關稅減讓指標，表示產(chǎn)品關稅的變化量；ζ=vj+vt+εijt，vt和vj分別表示行業(yè)和年份特定效應，用GB/T2002二分位行業(yè)虛擬變量和年份虛擬變量加以控制，其中行業(yè)特定效應包含不同行業(yè)特征因素對企業(yè)出口強度的影響，年份特定效應包含諸如人民幣匯率、國際經(jīng)濟波動等隨時間變動的宏觀因素的影響；εijt表示隨機擾動項；控制變量Controls的集合為：

其中，tfpijt表示企業(yè)全要素生產(chǎn)率，scaleijt代表企業(yè)規(guī)模，ageijt代表經(jīng)營時間，wageijt代表薪酬水平，klrationijt代表資本密集度，subsidyijt表示政府補貼，financeijt表示融資能力，stateij、privateij和foreignij分別表示國有企業(yè)、私營企業(yè)和外資企業(yè)虛擬變量。

（二）變量說明

本文的關鍵變量為關稅減讓與企業(yè)出口強度，企業(yè)生產(chǎn)率也是本文關注的重點。除此以外，為了更好地控制企業(yè)特征，本文還加入了企業(yè)規(guī)模、經(jīng)營時間等控制變量，表1介紹了各變量的預期符號及度量方式。同時，為了消除和減少異方差的影響，大多數(shù)變量都進行了取對數(shù)處理。下面重點介紹三個關鍵變量的測度。

1．企業(yè)出口強度。企業(yè)的出口強度指標，用企業(yè)的出口交貨值與工業(yè)銷售產(chǎn)值的比值來衡量。整體來看，2001—2009年中國制造業(yè)出口企業(yè)的出口強度穩(wěn)中略升，從2001年的34.68%上升到2009年的39.23%（見圖1-a）。從企業(yè)所有制性質(zhì)來看，國有出口企業(yè)的出口強度呈現(xiàn)穩(wěn)中趨降態(tài)勢，從2001年的11.7%降到2009年的7.71%；私營出口企業(yè)與外資出口企業(yè)的出口強度表現(xiàn)出相似的變化軌跡，即先升后降，但總體仍略有上升（見圖1-b）。

圖1 2001—2009年中國制造業(yè)企業(yè)出口強度變化趨勢

2．關稅減讓。根據(jù)Melitz的異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論及其相關研究，關稅減讓會通過競爭效應和中間要素獲取效應等提高本國企業(yè)的出口強度，因此預期關稅減讓對企業(yè)出口強度具有正向影響。產(chǎn)品進口關稅數(shù)據(jù)來自WTO的Tariff Download Facility數(shù)據(jù)庫，選擇其中的最惠國稅率平均從價稅率。由于關稅數(shù)據(jù)采用的HS編碼版本不同，2001年之前為HS96版，2002—2006年為HS02版，2007年之后為HS07版，因此需要根據(jù)聯(lián)合國統(tǒng)計司提供的HS96-HS02以及HS02-HS07轉(zhuǎn)換表將其統(tǒng)一到HS02版本。同時，由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)樣本是根據(jù)中國官方的國民經(jīng)濟行業(yè)分類（GB）進行行業(yè)劃分的，還需要將HS分類轉(zhuǎn)換成GB分類，這中間需要通過國際標準產(chǎn)業(yè)分類（ISIC）進行聯(lián)結(jié)。本文將HS02-ISIC （Rev3） 轉(zhuǎn)換表與GB/T2002-ISIC（Rev3）轉(zhuǎn)換表進行整合，得到HS02與GB/T2002之間的轉(zhuǎn)換關系，從而測算得到中國GB四位數(shù)行業(yè)進口關稅數(shù)據(jù)。①考慮到制造業(yè)出口的代表性，本文選取了GB/T2002中二分位代碼為13-42共計29個制造業(yè)行業(yè)進行分析。②圖2給出了2001—2011年中國制造業(yè)關稅水平的變化趨勢，可以看出，產(chǎn)品關稅率總體上呈現(xiàn)不斷下降趨勢，從2001年的14.64%下降至2011年的9.18%，下調(diào)幅度達到37.3%。此外，圖2還顯示了產(chǎn)品關稅率的標準差也不斷下降，說明不同行業(yè)、產(chǎn)品之間的關稅率差異逐步縮小。

圖2 2001—2011年中國制造業(yè)關稅水平變化趨勢

3．企業(yè)全要素生產(chǎn)率。根據(jù)Melitz模型，只有生產(chǎn)率較高的企業(yè)才能克服出口固定成本進入國外市場或擴大出口規(guī)模，即企業(yè)生產(chǎn)率對出口強度的影響預期為正。關于全要素生產(chǎn)率的測算，常用的方法包括參數(shù)法和非參數(shù)法兩種，參數(shù)方法是指通過測算出生產(chǎn)函數(shù)的具體形式再計算生產(chǎn)率，比如索洛余值法，其優(yōu)點是能夠識別隨機因素的影響，缺點是要求樣本容量較大，可能會因模型設定不準確導致估偏誤；非參數(shù)方法的估計過程不需要設定具體的生產(chǎn)函數(shù)形式，比如數(shù)據(jù)包絡分析（DEA）方法，其優(yōu)點是對樣本容量要求低，可以避免模型設定的錯誤，但缺點是無法識別隨機因素的影響。

根據(jù)《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》樣本量巨大的特點，本文采用Head和Ries的近似全要素生產(chǎn)率（ATFP）方法，其本源是參數(shù)方法中索洛殘值法的衍生，它的優(yōu)點是計算方便且集合了參數(shù)方法的優(yōu)勢，公式如下：

其中Q為產(chǎn)出，L為勞動投入，K為資本投入，s表示生產(chǎn)函數(shù)中資本的貢獻度。Hall和Jones根據(jù)美國經(jīng)驗證據(jù)認為s＝1/3，許多文獻也通過檢驗證明其基本符合實際情形，具有統(tǒng)計上的普遍性，因此本文也采用這一數(shù)值。公式中產(chǎn)出Q用工業(yè)增加值表示，勞動投入L用雇員人數(shù)表示，資本投入K用固定資產(chǎn)凈值年平均余額表示。

三、數(shù)據(jù)來源與處理

本文的樣本數(shù)據(jù)主要來自《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》，該數(shù)據(jù)庫涵蓋了全部國有和主營業(yè)務收入超過500萬元的非國有企業(yè)。但是，該數(shù)據(jù)庫存在不少問題。一是由于2004年的數(shù)據(jù)直接來自經(jīng)濟普查數(shù)據(jù)，導致變量類型與其他年份有較大差別；二是2008、2009年數(shù)據(jù)的變量類型與其他年份相比數(shù)量較少，缺少很多本文涉及的變量，特別是2008年數(shù)據(jù)沒有提供企業(yè)的法人代碼。因此，本文的樣本期限為2001—2007年。

根據(jù)研究需要，本文對樣本數(shù)據(jù)進行了如下處理：第一，本文只考察制造業(yè)企業(yè)，即GB/T2002行業(yè)代碼開頭兩位為13～42的企業(yè)；其次，由于本文不探討企業(yè)的進入退出問題，所以只關注在樣本期間內(nèi)一直存在的企業(yè)。本文通過企業(yè)法人代碼進行匹配，得到2001—2007年持續(xù)經(jīng)營的企業(yè)樣本③。再次，考慮到工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中一些關鍵性指標的原始數(shù)據(jù)在統(tǒng)計上存在缺漏值或錯誤記錄，對數(shù)據(jù)進行以下篩選：（1）刪除各相關變量存在缺漏值和極端異常值的樣本；（2）刪除雇員人數(shù)小于10的企業(yè)樣本；（3）刪除出口交貨值、工業(yè)增加值④、固定資產(chǎn)凈值年平均余額、本年應付工資和應付福利費、補貼收入小于0的企業(yè)樣本⑤。（4）刪除1900年之前成立的企業(yè)樣本。最后，得到51554家企業(yè)樣本7年的觀察值。其中，本文將樣本期內(nèi)只要任意一年出口交貨值大于零的企業(yè)都定義為出口企業(yè)，共得到出口企業(yè)樣本26523家。表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計特征。

表1 變量定義明細

表2 變量的描述性統(tǒng)計特征

四、估計結(jié)果分析

（一）基準估計結(jié)果

本文使用Stata13.0軟件，分別采用混合回歸、固定效應和隨機效應模型進行估計，表3報告了回歸結(jié)果。通過固定效應模型中的F檢驗，可知在混合回歸和固定效應模型中應選擇后者；通過Hausman檢驗，可知在固定效應和隨機效應模型中應選擇前者。因此，最終回歸結(jié)果以固定效應模型為主要依據(jù)。

從表3可以看出，三種估計方法中關稅減讓變量的估計系數(shù)有正有負，且均不顯著，表明本國關稅減讓對企業(yè)出口強度的影響并不顯著。可能的解釋是：首先，企業(yè)出口行為具有一定的慣性，在企業(yè)進入國際市場以后，決定其出口和內(nèi)銷選擇的關鍵因素是出口訂單和國內(nèi)銷售渠道，而本國的關稅水平并不是一個特別重要的影響因素；其次，根據(jù)相關理論，本國關稅水平下降提高企業(yè)出口強度的一個重要途徑是降低中間投入品的進口成本，從而使企業(yè)的整體生產(chǎn)成本降低，提升其出口產(chǎn)品的價格競爭力，進而提高出口強度，但是本文在關稅水平測算中并沒有專門區(qū)分最終產(chǎn)品關稅和中間投入品關稅，從而也就無法區(qū)分這兩種關稅水平對出口強度的影響；最后，出口強度較高的企業(yè)中有相當大部分是加工貿(mào)易企業(yè)，而加工貿(mào)易企業(yè)相比于一般貿(mào)易企業(yè)受本國關稅水平的影響較小，原因是其進口原料和中間投入品享受直接免稅或退稅待遇，因此對本國關稅水平的下降并不敏感。

控制變量方面。全要素生產(chǎn)率變量始終在1%的水平上顯著為負，即該變量對出口強度具有穩(wěn)健的負向影響，這與理論預期相反，也即出現(xiàn)了“生產(chǎn)率悖論”。究其原因，學者們大多認為這與大量處于價值鏈低端環(huán)節(jié)的加工貿(mào)易企業(yè)相關，下文會將企業(yè)按照貿(mào)易方式分組進一步進行討論。企業(yè)規(guī)模對出口強度的影響不顯著且方向不一致，經(jīng)營時間、薪酬水平變量的影響不顯著，但具有方向上的影響。資本密集度變量的影響顯著為負，可能的原因與全要素生產(chǎn)率變量相同。政府補貼對企業(yè)出口強度的影響為負，表明我國對企業(yè)進行的轉(zhuǎn)移支付并沒有起到期望的效果，補貼的效率較低。融資能力對企業(yè)出口決策表現(xiàn)出顯著的正向效應，這從側(cè)面表明目前制約我國中小外貿(mào)企業(yè)發(fā)展的一個重要因素就是融資問題。另外，由于在固定效應模型估計中會刪除不隨時間變化的變量，所以只能從混合回歸和隨機效應模型回歸中判斷企業(yè)所有制的影響，結(jié)果表明外資企業(yè)具有更高的出口傾向，國有企業(yè)則正好相反。原因在于，與私營企業(yè)相比，國有企業(yè)的行為決策并不完全受利潤最大化驅(qū)動，而外資企業(yè)進入中國市場的重要動機是“要素尋求型”，它們當中有相當多的企業(yè)主要從事加工貿(mào)易，把中國作為制造、加工與裝配的平臺，然后再將產(chǎn)品出口到第三國。

（二）內(nèi)生性分析及處理

上文的實證分析是在假定貿(mào)易自由化變量為外生的條件下進行的，然而在經(jīng)驗研究中，貿(mào)易自由化的內(nèi)生性問題不容忽視。出口部門利益集團為了從他國獲取互惠的貿(mào)易自由化待遇，同時也為了降低進口原材料的成本，會游說政府進行關稅減讓，即對關稅變量產(chǎn)生反向影響。如果這種內(nèi)生性問題確實存在而不加以解決，那么得到的估計結(jié)果將會是有偏的。工具變量是處理內(nèi)生性問題的一種有效手段，但是為關稅尋找一個合適的工具變量具有一定難度。根據(jù)很多文獻的常用做法，本文使用內(nèi)生變量的一期滯后項作為工具變量，使用IVREG-2SLS、XTIUREG-FE方法進行估計，結(jié)果見表4。

表3 出口強度模型回歸結(jié)果

使用工具變量的前提是存在內(nèi)生解釋變量，為此需要進行DWH內(nèi)生性檢驗，該檢驗的原假設為解釋變量均為外生，結(jié)果表明大部分在10%的顯著性水平上拒絕原假設，即確實存在內(nèi)生解釋變量，使用工具變量法是合適的。然后,來看對工具變量有效性的檢驗。利用Cragg-Donald Wald F檢驗工具變量與內(nèi)生變量的相關性，即弱工具變量檢驗，結(jié)果顯示C-DWald F統(tǒng)計量的值均較大，多數(shù)都大于10%水平上的臨界值，拒絕弱工具變量的原假設，表明工具變量對內(nèi)生變量具有較好的解釋力。由于工具變量和內(nèi)生解釋變量的個數(shù)相同（恰好識別），所以無法直接檢驗工具變量的外生性。再來看解釋變量的系數(shù)，模型的系數(shù)符號與之前相比發(fā)生了一些變化，尤其是關稅減讓變量，由之前符號不一致變成一致為負，且該變量的顯著性水平由之前的全部不顯著變?yōu)椴糠诛@著，這一定程度上使理論預期得到了驗證，表明關稅減讓對企業(yè)出口強度的提升具有一定的正向影響。

（三）分組估計結(jié)果

關稅減讓對企業(yè)出口強度的影響是否會因企業(yè)的不同特征而有所不同呢？本文將樣本區(qū)分為本土企業(yè)和外資企業(yè)、勞動密集型與資本密集型、加工貿(mào)易與一般貿(mào)易進行分組估計，結(jié)果如表5。從所有制分組可以看出，關稅減讓對外資企業(yè)的作用高于本土企業(yè) （盡管系數(shù)不夠顯著），也就是說外資企業(yè)的出口決策對關稅變化更加敏感。其原因可能有以下兩點：第一，相對于本土企業(yè)而言，外資企業(yè)及其母公司擁有在全球配置資源的能力，具有更為廣闊的原材料與零部件來源，從而使他們能夠根據(jù)關稅變化靈活調(diào)整中間投入品的進口策略，進而調(diào)整生產(chǎn)規(guī)模和出口強度；第二，相對于本土企業(yè)，外資企業(yè)普遍具有更高的外向經(jīng)營性⑥，為數(shù)眾多的外資企業(yè)進入中國投資從事的是 “兩頭在外”的加工貿(mào)易，目的是利用中國豐裕而相對廉價的勞動力等生產(chǎn)要素，在關稅水平變化導致生產(chǎn)成本改變時，會迅速調(diào)整出口策略。從資本密集度分組可以看出，勞動密集型企業(yè)的出口強度受關稅減讓的影響更大，也就是說關稅減讓引致的競爭效應和成本節(jié)約效應更明顯地作用于勞動密集型出口企業(yè)。由于大多數(shù)勞動密集型企業(yè)屬于成本競爭型，因此其對關稅減讓更加敏感是符合理論預期的。從貿(mào)易方式分組可以看出，一般貿(mào)易企業(yè)子樣本中關稅減讓變量的估計系數(shù)絕對值遠大于加工貿(mào)易企業(yè)，這意味著關稅減讓對一般貿(mào)易企業(yè)出口強度的影響更大。原因在于：首先，加工貿(mào)易企業(yè)主要利用廉價的國內(nèi)勞動力資源為國外產(chǎn)品“貼牌”生產(chǎn)并用于出口，即只承擔低技術含量的組裝、加工環(huán)節(jié)，這樣關稅減讓引致的競爭效應對這類企業(yè)出口的影響也就相對較不明顯，而一般貿(mào)易企業(yè)面臨的競爭更大，會有更多的企業(yè)擴大出口規(guī)模；其次，由于加工貿(mào)易企業(yè)在進口原料或零件時只需支付部分關稅甚至完全免關稅，導致關稅減讓對加工貿(mào)易企業(yè)的生產(chǎn)成本幾乎沒有影響，成本節(jié)約效應無從體現(xiàn)，而一般貿(mào)易企業(yè)則能夠從關稅減讓中實現(xiàn)相對較大幅度的成本節(jié)約，從而進一步提高其出口強度。另外，在貿(mào)易方式分組中，生產(chǎn)率變量系數(shù)符號出現(xiàn)了不一致，在剔除掉加工貿(mào)易企業(yè)之后，一般貿(mào)易企業(yè)的生產(chǎn)率與其出口強度表現(xiàn)出正相關，從而驗證了異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論的結(jié)論。

表4 工具變量回歸結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了確保研究結(jié)論的可靠性，本文從以下幾個方面進行了穩(wěn)健性檢驗。

1．本文使用近似全要素生產(chǎn)率（ATFP）來衡量企業(yè)生產(chǎn)率，而且直接根據(jù)已有研究和經(jīng)驗證據(jù)將生產(chǎn)函數(shù)中資本的貢獻度（s）設定為1/3。為了彌補該設定可能存在的問題，在穩(wěn)健性檢驗中再使用勞動生產(chǎn)率（LTFP）進行對照。

表5 分組回歸結(jié)果

2．融資能力變量的衡量指標主要有現(xiàn)金持有量、利息支出占銷售收入的比例和負債率三類，本文之前采用利息支出占工業(yè)銷售產(chǎn)值的比例作為衡量指標，這里再以負債率作為穩(wěn)健性檢驗指標，用企業(yè)債務總額與資產(chǎn)總額的比值來衡量，數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。

3．本文重點研究關稅減讓對企業(yè)出口強度的影響，但最終目標是研究貿(mào)易自由化效應。而對于貿(mào)易自由化的測度，除了關稅壁壘以外，還有一個重要內(nèi)容是非關稅壁壘等制度性因素。因此，本文進一步采用進口滲透率作為貿(mào)易自由化的度量指標。

五、結(jié)論

本文運用不同估計方法，使用2001—2007年企業(yè)層面面板數(shù)據(jù)實證分析了關稅減讓對異質(zhì)性企業(yè)出口強度的影響，經(jīng)過內(nèi)生性問題處理和穩(wěn)健性檢驗，得出以下主要結(jié)論：第一，關稅減讓對企業(yè)出口強度具有正向的影響，但顯著性不強；第二，從不同所有制企業(yè)來看，關稅減讓對外資企業(yè)的作用高于本土企業(yè)，也就是說外資企業(yè)的出口強度對關稅變化更加敏感；第三，從不同的要素密集度分組來看，關稅減讓顯著地促進了勞動密集型和資本密集型企業(yè)的出口強度，但相比之下勞動密集型企業(yè)受關稅減讓的影響更大，也就是說關稅減讓引致的競爭效應和成本節(jié)約效應更明顯地作用于勞動密集型出口企業(yè)；第四，從不同的貿(mào)易方式分組來看，關稅減讓引致的競爭效應和成本節(jié)約效應對加工貿(mào)易企業(yè)的出口強度決策只有微弱的促進作用，對一般貿(mào)易企業(yè)出口決策的影響更大。另外，本文的研究還關注了企業(yè)生產(chǎn)率、規(guī)模、經(jīng)營時間、薪酬水平、政府補貼以及融資能力等變量對企業(yè)出口強度的影響。

注釋：

①這里有兩個問題需要說明。首先，2002年之前中國的國民經(jīng)濟行業(yè)分類采用GB/T4754-1994版，需要在上述步驟基礎上進一步通過GB/T4754-1994版和GB/T 4754-2002版對照表進行轉(zhuǎn)換得到對應關系；其次，由于每個GB/T2002四位數(shù)行業(yè)對應多個HS六位數(shù)行業(yè)，本文求其平均稅率。

②其中代碼為38的行業(yè)“電氣機械和器材制造業(yè)”數(shù)據(jù)缺失。

③這種方法存在兩個方面的缺陷：一是有些企業(yè)可能變更法人代碼，二是有些非國有企業(yè)的主營業(yè)務收入可能降低到500萬元的門檻值以下，導致數(shù)據(jù)庫不再對其進行統(tǒng)計。但是，考慮到剩余的樣本容量依然很大，本文認為這種處理方式是可以接受的。

④工業(yè)增加值指標理論上可以為負，但考慮到在生產(chǎn)率測算中需要取對數(shù)，同樣會導致這些工業(yè)增加值為負的樣本缺失，所以這里直接刪去。

⑤企業(yè)只要在任何一個考察年度中滿足上述條件之一即進行刪除。

⑥本文樣本數(shù)據(jù)也證實了這一點，以2007年為例，外資企業(yè)內(nèi)部出口企業(yè)與非出口企業(yè)數(shù)目之比為2.13:1，而本土企業(yè)內(nèi)部該比值為1:3.53。

⑦中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中并未提供企業(yè)是否從事加工貿(mào)易的信息，基于加工貿(mào)易企業(yè)一般會有更高比例的出口這一事實，借鑒李春頂（2010）的做法，將出口強度較高的企業(yè)認定為加工貿(mào)易企業(yè)，本文采用80%作為門檻值進行判定。

［1］Melitz,Marc.The Impact of Trade on Intra-Industry Reallocations and Aggregate Industry Productivity.Econometrica,2003,(6).

［2］Bernard,Andrew,and Bradford Jensen.Why Some Firms Export?.Review of Economicsand Statistics,2004,(2).

［3］毛其淋，盛斌.貿(mào)易自由化、企業(yè)異質(zhì)性與出口動態(tài)——來自中國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的證據(jù)［J］.管理世界，2013，（3）.

［4］田巍，余淼杰.企業(yè)出口強度與進口中間品貿(mào)易自由化：來自中國企業(yè)的實證研究［J］.管理世界，2013，（1）.

［5］李春頂.中國出口企業(yè)是否存在“生產(chǎn)率悖論”：基于中國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的檢驗［J］.世界經(jīng)濟，2010，（7）.

［6］趙偉，趙金亮，韓媛媛.異質(zhì)性、沉沒成本與中國企業(yè)出口決定：來自中國微觀企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)［J］.世界經(jīng)濟，2011，（4）.