劉 斌，屠新泉，王 杰

（1.對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 中國(guó)WTO研究院，北京 100029；2.河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，河南 鄭州 450046）

一、引 言

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)的全要素生產(chǎn)率以年均近4%的速度增長(zhǎng)（Zheng等，2009）。而與此密切相關(guān)的事實(shí)是，我國(guó)出口貿(mào)易的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)發(fā)生了明顯變化。我國(guó)向發(fā)達(dá)國(guó)家的出口份額由1978年的37.4%增加到2013年的62.7%。那么，我國(guó)企業(yè)出口目的地的轉(zhuǎn)變是否會(huì)影響企業(yè)生產(chǎn)率的提升呢？

出口目的地由發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家后，中國(guó)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(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫(kù)合并后的76 115家企業(yè)數(shù)據(jù)，動(dòng)態(tài)地考察了出口目的地選擇對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的實(shí)際影響，滿足“由發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家”這一條件的企業(yè)共6 891家（這里的發(fā)達(dá)國(guó)家是指美國(guó)等七國(guó)集團(tuán)），而只出口到發(fā)展中國(guó)家的企業(yè)共14 427家。從企業(yè)之間的橫向比較來(lái)看，出口轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家的企業(yè)生產(chǎn)率明顯高于只出口到發(fā)展中國(guó)家的企業(yè)生產(chǎn)率；從企業(yè)自身的縱向比較來(lái)看，企業(yè)出口由發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家以后生產(chǎn)率出現(xiàn)了增長(zhǎng)。據(jù)此得出“出口轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家能夠促進(jìn)生產(chǎn)率提升”的結(jié)論是否可靠呢？問(wèn)題的關(guān)鍵是，我們難以將企業(yè)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)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(guó)家的企業(yè)生產(chǎn)率也增加了，單純的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)比較和時(shí)間變化往往會(huì)“掩蓋”事件背后的真相。

在本文的研究中，有兩個(gè)問(wèn)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(wèn)題；二是在某一特定時(shí)間段來(lái)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(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)影響。針對(duì)樣本選擇的內(nèi)生性問(wèn)題，本文采用傾向評(píng)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(guó)家轉(zhuǎn)到發(fā)達(dá)國(guó)家，這些企業(yè)生產(chǎn)率的變化是我們能夠觀察到的“事實(shí)”。而“反事實(shí)”則是指假設(shè)同樣的企業(yè)沒(méi)有進(jìn)入發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)，那么生產(chǎn)率的變化是我們不能觀測(cè)到的。傾向值就是通過(guò)計(jì)算每個(gè)企業(yè)是否進(jìn)入發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)的概率值進(jìn)行配對(duì)，讓預(yù)測(cè)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(dá)國(guó)家市場(chǎng)的企業(yè)）和對(duì)照組（主要出口目的地仍然為發(fā)展中國(guó)家市場(chǎng)的企業(yè)）配對(duì)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(wèn)題。許多國(guó)內(nèi)學(xué)者也運(yùn)用該方法有效地控制變量?jī)?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(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，引入出口市場(chǎng)特征的控制變量以控制遺漏變量帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題。

針對(duì)缺乏動(dòng)態(tài)性的問(wèn)題，本文運(yùn)用倍差法加以解決，即在傾向評(píng)分匹配選擇合適的處理組和對(duì)照組企業(yè)樣本的基礎(chǔ)上，把企業(yè)市場(chǎng)轉(zhuǎn)變分為兩個(gè)時(shí)期，動(dòng)態(tài)考察企業(yè)出口目的地選擇的變化對(duì)其生產(chǎn)率的實(shí)際影響。

與以往研究相比，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：首先，與以往研究大多基于出口市場(chǎng)進(jìn)入時(shí)間、出口強(qiáng)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(qiáng)度、出口閱歷和出口市場(chǎng)等）考慮在內(nèi)；其次，本文運(yùn)用傾向評(píng)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(wèn)題，通過(guò)比較企業(yè)出口由發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)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(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)影響。另外，本文運(yùn)用兩階段最小二乘法，選用該地區(qū)與發(fā)達(dá)國(guó)家簽訂的友好城市個(gè)數(shù)作為企業(yè)出口到發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)的工具變量，以嚴(yán)格控制出口市場(chǎng)轉(zhuǎn)變與企業(yè)生產(chǎn)率的反向因果關(guān)系。

二、文獻(xiàn)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?！斑叧隹谶厡W(xué)”假說(shuō)很好地解釋了這一現(xiàn)象。該假說(shuō)認(rèn)為出口企業(yè)可以通過(guò)“學(xué)習(xí)效應(yīng)”提升企業(yè)生產(chǎn)率（Melitz，2003）。近年來(lái)，關(guān)于“邊出口邊學(xué)”假說(shuō)的經(jīng)驗(yàn)研究層出不窮。

從出口總體效應(yīng)來(lái)看，許多研究證實(shí)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(guò)去10年來(lái)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(duì)生產(chǎn)率具有顯著的提升效應(yīng)，15篇認(rèn)為沒(méi)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?chǎng)進(jìn)入時(shí)間的視角，Greenaway和Kneller（2003）采用1989－2002年英國(guó)企業(yè)數(shù)據(jù)的研究顯示，盡管企業(yè)在進(jìn)入出口市場(chǎng)當(dāng)年會(huì)對(duì)生產(chǎn)率產(chǎn)生明顯刺激，但這種效應(yīng)在企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)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(méi)有擴(kuò)大?；诔隹诿芏纫暯?，F(xiàn)ryges和Wagner（2008）的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)在進(jìn)入出口市場(chǎng)后，出口密度對(duì)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(duì)中國(guó)臺(tái)灣企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，出口與研發(fā)的交互項(xiàng)對(duì)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(guò)增強(qiáng)企業(yè)的吸收能力來(lái)提高企業(yè)生產(chǎn)率。基于加工貿(mào)易的視角，李春頂和趙美英（2010）利用中國(guó)制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，出口對(duì)生產(chǎn)率具有阻礙作用，并認(rèn)為可能是由我國(guó)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(yàn)了出口對(duì)生產(chǎn)率的影響，并得出了一系列豐富的結(jié)論，但有一個(gè)視角并沒(méi)有引起足夠的重視，即企業(yè)出口目的地選擇對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響。不同國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度和技術(shù)水平存在明顯差異，且消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量的要求不同，因而出口目的地選擇會(huì)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生重要影響（Shevtsova，2012）。出口到發(fā)展中國(guó)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(wú)法凸顯。相反，出口到發(fā)達(dá)國(guó)家的企業(yè)則更容易接觸到先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，且面臨更具競(jìng)爭(zhēng)性的市場(chǎng)環(huán)境，從而能夠進(jìn)一步提高企業(yè)生產(chǎn)率（Blalock和Gertler，2004；Shevtsova，2012）。國(guó)內(nèi)有關(guān)出口目的地選擇對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率影響的文獻(xiàn)相對(duì)匱乏，僅有的幾篇國(guó)外文獻(xiàn)（De Loecker，2007）主要從東道國(guó)收入水平、東道國(guó)市場(chǎng)準(zhǔn)入等視角進(jìn)行了探討，但使用的是國(guó)外企業(yè)的樣本，其結(jié)論是否適用于中國(guó)企業(yè)還有待進(jìn)一步驗(yàn)證。

三、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)

（一）估計(jì)模型

本文將出口目的地由發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家的企業(yè)視為處理組，將只出口到發(fā)展中國(guó)家的企業(yè)視為對(duì)照組，構(gòu)造一個(gè)二元虛擬變量deit，企業(yè)i的主要出口市場(chǎng)由發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家時(shí)取值為1，否則為0。另外，構(gòu)造二元時(shí)間虛擬變量dti，企業(yè)i的主要出口市場(chǎng)開(kāi)始轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家的時(shí)期取值為1，否則為0。令tfpit表示企業(yè)i在時(shí)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(chǎng)由發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)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(chǎng)為發(fā)展中國(guó)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(duì)其生產(chǎn)率的實(shí)際影響γ為：

由于E（tfp0i｜deit＝1）是不可觀測(cè)的，本文采用倍差法克服這一估計(jì)難題。倍差法估計(jì)的基本思想如下：如果樣本期內(nèi)存在始終沒(méi)有將出口目的地轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家的企業(yè)，則可以用其生產(chǎn)率變化Δtfp0i來(lái)度量企業(yè)出口目的地由發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)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(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)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(guó)家的企業(yè)作為對(duì)照組?；谏鲜霰恫罘ㄋ枷耄烙?jì)方程設(shè)定如下：

其中，i和t分別表示企業(yè)和時(shí)間，tfpit和εit分別為企業(yè)生產(chǎn)率和擾動(dòng)項(xiàng)，且有E（εit）＝0。對(duì)于處理組，企業(yè)在dt＝0和dt＝1兩個(gè)時(shí)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(duì)于對(duì)照組，兩個(gè)時(shí)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(gè)時(shí)期對(duì)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(xiàng)de×dt的估計(jì)系數(shù)γ也就度量了企業(yè)出口目的地選擇變化行為對(duì)生產(chǎn)率的真實(shí)影響。γ＞0意味著企業(yè)出口由發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家前后兩個(gè)時(shí)期生產(chǎn)率的相對(duì)增加大于只出口到發(fā)展中國(guó)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(gè)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體分別為澳大利亞、奧地利、比利時(shí)、加拿大、捷克、丹麥、芬蘭、法國(guó)、德國(guó)、希臘、匈牙利、冰島、愛(ài)爾蘭、意大利、日本、韓國(guó)、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(guó)和英國(guó)。非OECD中16個(gè)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體分別為安道爾、巴林、巴巴多斯、文萊、塞浦路斯、愛(ài)沙尼亞、中國(guó)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(bǔ)貼（subsidy），用補(bǔ)貼收入與企業(yè)銷(xiāo)售額的比值來(lái)衡量。政府補(bǔ)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(jì)的比值來(lái)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(wèn)題越小。企業(yè)融資約束問(wèn)題會(huì)限制其研發(fā)投入及設(shè)備更新等，進(jìn)而對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面影響。③企業(yè)資本勞動(dòng)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(lái)表示。資本勞動(dòng)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?chē)?guó)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(guó)有企業(yè)生產(chǎn)率相對(duì)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(shí)間（age），指企業(yè)自成立以來(lái)的時(shí)間。由于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)只報(bào)告了企業(yè)開(kāi)業(yè)年份，沒(méi)有報(bào)告企業(yè)成立時(shí)間，本文運(yùn)用以下公式得到企業(yè)成立時(shí)間：企業(yè)成立時(shí)間＝當(dāng)年年份－企業(yè)開(kāi)業(yè)年份＋1。企業(yè)生產(chǎn)率與企業(yè)成立時(shí)間密切相關(guān)，通常在企業(yè)成長(zhǎng)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(huì)有明顯提升。

（二）核心變量及其度量

1.生產(chǎn)率的計(jì)算。在估算生產(chǎn)率時(shí)，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(dòng)投入，Kit表示資本投入，Ait表示生產(chǎn)率。兩邊取對(duì)數(shù)得到：

目前較為流行的是使用LP方法（Levinsohn和Petrin，2003）對(duì)式（5）進(jìn)行回歸得到生產(chǎn)率的估計(jì)值。LP方法分兩步估計(jì)勞動(dòng)、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(xiàng)式的近似式，運(yùn)用OLS方法估計(jì)勞動(dòng)的系數(shù)；第二步，利用第一步估計(jì)出的勞動(dòng)系數(shù)估計(jì)資本和中間投入的系數(shù)，最后得出生產(chǎn)率的有效估計(jì)。

2.發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)、發(fā)展中國(guó)家或地區(qū)的界定。根據(jù)聯(lián)合國(guó)開(kāi)發(fā)計(jì)劃署對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))的劃分，將經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（OECD）中28個(gè)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體和非OECD中16個(gè)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體共44個(gè)經(jīng)濟(jì)體定義為發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)，其他則為發(fā)展中國(guó)家或地區(qū)。①

（三）數(shù)據(jù)及其處理

1.數(shù)據(jù)來(lái)源。本文的數(shù)據(jù)主要來(lái)源有兩處：第一套數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，我們運(yùn)用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)計(jì)算企業(yè)生產(chǎn)率和各項(xiàng)控制變量；第二套數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫(kù)，我們通過(guò)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(lèi)等信息。另外，用以計(jì)算企業(yè)產(chǎn)品出口復(fù)雜度的數(shù)據(jù)來(lái)源于聯(lián)合國(guó)商品貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

2.數(shù)據(jù)合并。本文需要將可用于計(jì)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(lái)。由于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中的企業(yè)代碼與中國(guó)海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫(kù)中的企業(yè)稅號(hào)使用編碼存在差異，同一企業(yè)在這兩套數(shù)據(jù)庫(kù)中的代碼不同，無(wú)法簡(jiǎn)單地合并，而且一些企業(yè)可能在這兩套數(shù)據(jù)庫(kù)中沒(méi)有同時(shí)報(bào)告企業(yè)名稱(chēng)或者郵政編碼和電話號(hào)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(duì)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與海關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配：第一步，采用企業(yè)名稱(chēng)和年份進(jìn)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(hào)碼的后七位，將之前沒(méi)有被識(shí)別出的企業(yè)再次合并?？紤]到中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)存在指標(biāo)缺失與異常等問(wèn)題，本文根據(jù)公認(rèn)的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則（GAAP）對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)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(cè)值，二是刪除不符合會(huì)計(jì)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(guò)篩選，成功匹配的企業(yè)數(shù)為76 115家。進(jìn)一步地，刪除一直只出口到發(fā)達(dá)國(guó)家和研究樣本初始年份既出口到發(fā)達(dá)國(guó)家也出口到發(fā)展中國(guó)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(yùn)用國(guó)家層面的數(shù)據(jù)作了相關(guān)性檢驗(yàn)。國(guó)家層面的數(shù)據(jù)需要出口到發(fā)達(dá)國(guó)家的比重與全要素生產(chǎn)率兩個(gè)變量。我們運(yùn)用1992－2014年UN Comtrade數(shù)據(jù)庫(kù)中細(xì)分的出口市場(chǎng)數(shù)據(jù)測(cè)算我國(guó)出口到發(fā)達(dá)國(guó)家的比重，運(yùn)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(cè)算我國(guó)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(cè)算需要總產(chǎn)出、資本投入和勞動(dòng)投入。產(chǎn)出值用GDP來(lái)表示，并按照1978年可比價(jià)格換算；勞動(dòng)力投入采用全社會(huì)年底從業(yè)人員數(shù)來(lái)表示；資本投入采用永續(xù)盤(pán)存法對(duì)投資進(jìn)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(jì)算全要素生產(chǎn)率所需的總產(chǎn)出、資本存量和勞動(dòng)投入均來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。本文據(jù)此畫(huà)出出口到發(fā)達(dá)國(guó)家的比重和全要素生產(chǎn)率兩個(gè)變量之間的散點(diǎn)圖（如圖1所示），從中可以看出，出口到發(fā)達(dá)國(guó)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(dá)國(guó)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(dá)國(guó)家的比重與全要素生產(chǎn)率的散點(diǎn)圖

四、倍差法估計(jì)結(jié)果

（一）最近鄰匹配及配對(duì)結(jié)果

本文選用傾向評(píng)分匹配法挑選可供參照的對(duì)照組。在以往文獻(xiàn)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(shí)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(lái)表示）和企業(yè)生產(chǎn)率的滯后項(xiàng)作為配對(duì)依據(jù)。表1報(bào)告了配對(duì)前后出口目的地由發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家的企業(yè)和只出口到發(fā)展中國(guó)家的企業(yè)在匹配指標(biāo)上的差異。基于估計(jì)系數(shù)的有效性與無(wú)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(jiàn)，配對(duì)后出口目的地由發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家的企業(yè)與只出口到發(fā)展中國(guó)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(shuō)明達(dá)到了較好的配對(duì)效果。

表1 配對(duì)前后出口目的地不同企業(yè)配對(duì)變量的比較

（二）倍差法估計(jì)結(jié)果

從表2可以看出，企業(yè)出口目的地變化對(duì)生產(chǎn)率的影響得到了充分驗(yàn)證。列（1）和列（2）估計(jì)結(jié)果顯示，無(wú)論是否加入控制變量，de×dt的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，這說(shuō)明企業(yè)出口目的地由發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)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(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家后生產(chǎn)率提高得更快。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了更嚴(yán)格地控制變量之間的內(nèi)生性問(wèn)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(jìn)一步運(yùn)用兩階段最小二乘法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文選擇2000－2006年企業(yè)所在省份與7個(gè)最發(fā)達(dá)國(guó)家簽訂友好城市個(gè)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(guó)際友好城市的簽訂有利于建立中外城市合作交流平臺(tái)，推動(dòng)雙邊貿(mào)易的開(kāi)展；另一方面，國(guó)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(duì)較高的江蘇省與美國(guó)簽訂的國(guó)際友好城市個(gè)數(shù)達(dá)到31個(gè)，而同為沿海經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省的浙江省僅有10個(gè)。企業(yè)生產(chǎn)率相對(duì)較低的湖南省與發(fā)達(dá)國(guó)家簽訂的國(guó)際友好城市個(gè)數(shù)幾乎是經(jīng)濟(jì)特區(qū)海南省的兩倍。①友好城市的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)國(guó)際友好城市聯(lián)合會(huì)，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(huì)得到更有效的估計(jì)結(jié)果（Wooldridge，2002）。因此，本文選擇這一指標(biāo)作為出口市場(chǎng)選擇的工具變量。需要說(shuō)明的是，這里的變量指標(biāo)是出口到發(fā)達(dá)國(guó)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(dá)國(guó)家（虛擬變量），因此計(jì)量方程中沒(méi)有時(shí)間項(xiàng)dt（下文同）。表3中列（1）和列（2）的結(jié)果顯示，無(wú)論是否加入控制變量，de的系數(shù)均顯著為正，這說(shuō)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(duì)企業(yè)生產(chǎn)率具有重要影響。

表2 倍差法估計(jì)結(jié)果

表3 兩階段最小二乘法估計(jì)結(jié)果

五、何種類(lèi)型的企業(yè)能從出口目的地轉(zhuǎn)變中獲利？

一般來(lái)說(shuō)，發(fā)展中國(guó)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(gè)方面：一是競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。發(fā)展中國(guó)家的出口企業(yè)進(jìn)入發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)后，面臨著更為激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和更為苛刻的顧客需求，競(jìng)爭(zhēng)的加劇和消費(fèi)者異質(zhì)性偏好會(huì)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(dá)國(guó)家的跨國(guó)公司需要發(fā)展中國(guó)家的供應(yīng)商提供價(jià)格更低、質(zhì)量更優(yōu)的中間品，因此發(fā)達(dá)國(guó)家的跨國(guó)公司通常會(huì)把產(chǎn)品規(guī)格、質(zhì)量、性能、設(shè)計(jì)等技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)及時(shí)反饋給發(fā)展中國(guó)家的供應(yīng)商。三是人力資本提升效應(yīng)。對(duì)于關(guān)系較為緊密的發(fā)展中國(guó)家供應(yīng)商（特別是資產(chǎn)專(zhuān)用性產(chǎn)品供應(yīng)商），發(fā)達(dá)國(guó)家的跨國(guó)公司會(huì)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(guó)家供應(yīng)商的技術(shù)人員也可以參與跨國(guó)公司的產(chǎn)品研發(fā)設(shè)計(jì)，這種人員流動(dòng)和技術(shù)培訓(xùn)無(wú)疑會(huì)提高發(fā)展中國(guó)家供應(yīng)商的人力資本水平。四是供應(yīng)鏈升級(jí)效應(yīng)。發(fā)達(dá)國(guó)家的企業(yè)為滿足全球消費(fèi)市場(chǎng)的異質(zhì)性需求以及發(fā)達(dá)國(guó)家消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量、品種、環(huán)保、安全等更為苛刻的要求，會(huì)通過(guò)生產(chǎn)設(shè)備和設(shè)計(jì)轉(zhuǎn)讓?zhuān)瑥?qiáng)制性地要求全球供應(yīng)鏈上的發(fā)展中國(guó)家企業(yè)迅速提升自身生產(chǎn)工藝與產(chǎn)品設(shè)計(jì)能力?？傊隹谀康牡剞D(zhuǎn)變對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響已得到驗(yàn)證；但從企業(yè)異質(zhì)性的視角來(lái)看，哪些類(lèi)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(guò)程中的學(xué)習(xí)能力和自主創(chuàng)新的動(dòng)力等會(huì)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(duì)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(wèn)題提供了合適的工具，分析思路如下：對(duì)于一家由出口到發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家的民營(yíng)企業(yè)而言，其生產(chǎn)率增長(zhǎng)速度不僅要大于那些只出口到發(fā)展中國(guó)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(dá)國(guó)家的國(guó)有企業(yè)或者外資企業(yè)。換言之，此時(shí)的處理組是由出口到發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家的民營(yíng)企業(yè)，對(duì)照組則包括只出口到發(fā)展中國(guó)家的企業(yè)和其他的出口目的地轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家的企業(yè)。具體的檢驗(yàn)?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(yíng)企業(yè)則取值為1，否則為0）。在估計(jì)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(wú)論是否控制企業(yè)資本強(qiáng)度等因素，λ均顯著為正，這說(shuō)明民營(yíng)企業(yè)的出口目的地由發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家后獲得了更強(qiáng)的生產(chǎn)率提高效應(yīng)。民營(yíng)企業(yè)靈活的經(jīng)營(yíng)方式和管理體制使其在發(fā)達(dá)國(guó)家更為激烈的競(jìng)爭(zhēng)壓力下會(huì)積極學(xué)習(xí)發(fā)達(dá)國(guó)家的先進(jìn)技術(shù)，在出口經(jīng)營(yíng)中積累經(jīng)驗(yàn)和汲取教訓(xùn)，從而能夠進(jìn)一步提高生產(chǎn)率。另外，相對(duì)于不存在融資約束的國(guó)有企業(yè)，大多數(shù)民營(yíng)企業(yè)受到嚴(yán)重的信貸歧視，無(wú)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(dá)國(guó)家先進(jìn)的技術(shù)和經(jīng)驗(yàn)，民營(yíng)企業(yè)便能敏銳地識(shí)別國(guó)外先進(jìn)的技術(shù)成果和經(jīng)驗(yàn)，通過(guò)學(xué)習(xí)進(jìn)一步提高自身的生產(chǎn)率。而大多數(shù)外資企業(yè)是通過(guò)嵌入型技術(shù)獲得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，而且有可能在進(jìn)入中國(guó)市場(chǎng)之前就具有外部市場(chǎng)的經(jīng)驗(yàn)，因而對(duì)外部的知識(shí)依賴(lài)較低。對(duì)于國(guó)有企業(yè)而言，在中國(guó)特有國(guó)情下存在“所有制優(yōu)勢(shì)”，學(xué)習(xí)能力相對(duì)不足，缺乏激烈競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境倒逼下的創(chuàng)新動(dòng)力。表4中列（3）報(bào)告了兩階段最小二乘法的估計(jì)結(jié)果，de×dn的系數(shù)顯著為正，這進(jìn)一步說(shuō)明民營(yíng)企業(yè)在出口市場(chǎng)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(jì)結(jié)果

（二）企業(yè)出口產(chǎn)品多樣性和單一性

企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的核心是產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力，企業(yè)產(chǎn)品策略對(duì)于企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)提升的重要性不言而喻。本文采用雙重差分法對(duì)企業(yè)出口由發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家過(guò)程中出口產(chǎn)品的多樣性對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率提高的影響進(jìn)行分析，處理組為出口由發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家的多產(chǎn)品企業(yè)，對(duì)照組包括出口目的地為發(fā)展中國(guó)家和由出口到發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)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(jì)結(jié)果顯示，無(wú)論是否加入控制變量，λ均顯著為正，也就是說(shuō)，產(chǎn)品多樣性在企業(yè)出口目的地轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家后對(duì)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(guò)程中扮演著重要角色，多樣化產(chǎn)品會(huì)引致企業(yè)在國(guó)際市場(chǎng)上向比較優(yōu)勢(shì)的產(chǎn)品調(diào)整產(chǎn)品組合，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率的提升。

此外，為適應(yīng)發(fā)達(dá)國(guó)家的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境和消費(fèi)者的差異性偏好特征，企業(yè)可通過(guò)擴(kuò)大產(chǎn)品范圍，采取產(chǎn)品差異化策略來(lái)?yè)屨际袌?chǎng)。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(guó)出口增長(zhǎng)的研究結(jié)論，而且還提醒我們?cè)谶M(jìn)行貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整時(shí)，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(kuò)展邊際的貢獻(xiàn)。表5中列（3）報(bào)告了兩階段最小二乘法的估計(jì)結(jié)果，de×dn的系數(shù)顯著為正，這進(jìn)一步證實(shí)了出口產(chǎn)品多樣性的促進(jìn)作用。

表5 基于出口產(chǎn)品多樣性的估計(jì)結(jié)果

（三）出口強(qiáng)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(shí)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(shuō)，出口強(qiáng)度和出口閱歷與企業(yè)“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”過(guò)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(xiāo)售收入（或主營(yíng)業(yè)務(wù)收入）的比重來(lái)衡量企業(yè)出口強(qiáng)度，如果企業(yè)出口強(qiáng)度大于所有企業(yè)的出口強(qiáng)度平均值，則定義為高出口強(qiáng)度企業(yè)，否則為低出口強(qiáng)度企業(yè)。由于2004年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)沒(méi)有報(bào)告出口交貨值，本文運(yùn)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(lái)定義企業(yè)出口閱歷。首先，本文采用雙重差分法對(duì)企業(yè)出口由發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家過(guò)程中出口強(qiáng)度對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率提高的影響進(jìn)行分析，處理組為出口由發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家的高出口強(qiáng)度企業(yè)，對(duì)照組則包括出口目的地為發(fā)展中國(guó)家和由出口到發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家的低出口強(qiáng)度企業(yè)，定義反映企業(yè)出口強(qiáng)度的虛擬變量如下：高出口強(qiáng)度企業(yè)取值為1，否則為0。表6中列（1）和列（2）的估計(jì)結(jié)果顯示，無(wú)論是否加入控制變量，λ均不顯著，也就是說(shuō)，出口強(qiáng)度沒(méi)有起到提升生產(chǎn)率的作用。企業(yè)出口強(qiáng)度較高意味著企業(yè)對(duì)出口的依賴(lài)程度較高，但這并不能說(shuō)明企業(yè)對(duì)新技術(shù)的吸收能力和自身創(chuàng)新能力就能與其出口強(qiáng)度匹配。這是因?yàn)椋阂环矫妫捎谶M(jìn)入壁壘和地區(qū)分割現(xiàn)象的存在，新進(jìn)入企業(yè)或低生產(chǎn)率企業(yè)為了避免國(guó)內(nèi)激烈的競(jìng)爭(zhēng)也會(huì)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(qiáng)度（田巍和余淼杰，2013），使得這些出口企業(yè)無(wú)法凸顯出口目的地對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的提升效應(yīng)。列（3）報(bào)告了兩階段最小二乘法的估計(jì)結(jié)果，在控制了反向因果關(guān)系后，交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)變得不顯著，這再次說(shuō)明出口強(qiáng)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(guò)程中的作用。處理組為出口由發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)家的非新出口企業(yè)，對(duì)照組則包括出口目的地為發(fā)展中國(guó)家和出口由發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)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(jì)結(jié)果，無(wú)論是否加入控制變量，λ均顯著為正，這說(shuō)明企業(yè)的出口閱歷越長(zhǎng)，其對(duì)國(guó)外市場(chǎng)的適應(yīng)性就越好，而且技術(shù)外溢需要一定的時(shí)間，閱歷久的企業(yè)對(duì)先進(jìn)技術(shù)的反應(yīng)能力和吸收能力都更強(qiáng)。因此，在企業(yè)出口目的地選擇變化的過(guò)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(bào)告了兩階段最小二乘法的估計(jì)結(jié)果，這進(jìn)一步證實(shí)了上述結(jié)論。

表6 基于出口強(qiáng)度和出口閱歷的估計(jì)結(jié)果

（四）出口到發(fā)達(dá)國(guó)家的個(gè)數(shù)

為分析出口到發(fā)達(dá)國(guó)家的個(gè)數(shù)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響，本文運(yùn)用雙重差分法進(jìn)行進(jìn)一步的分析。本文引入發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)數(shù)量的交互項(xiàng)檢驗(yàn)出口到發(fā)達(dá)國(guó)家個(gè)數(shù)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率提升的影響。表7中列（1）和列（2）的估計(jì)結(jié)果顯示，無(wú)論是否加入控制變量，λ均不顯著，這說(shuō)明出口到發(fā)達(dá)國(guó)家的數(shù)量對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率提升并沒(méi)有明顯的影響。出口市場(chǎng)多元化雖然可以減少對(duì)某些市場(chǎng)過(guò)分依賴(lài)而帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，但企業(yè)出口市場(chǎng)的多元化并不一定能夠促進(jìn)企業(yè)“學(xué)習(xí)效應(yīng)”的發(fā)揮。由于不同國(guó)家具有不同的制度、人文和經(jīng)濟(jì)環(huán)境，企業(yè)進(jìn)入發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)后，不僅要承擔(dān)出口市場(chǎng)的沉沒(méi)成本，而且要“支付”熟悉東道國(guó)市場(chǎng)的“學(xué)習(xí)”費(fèi)用。在貿(mào)易自由化的條件下，企業(yè)的出口市場(chǎng)并非越多元化就越好，應(yīng)該存在一個(gè)最優(yōu)的市場(chǎng)多元化程度。我們進(jìn)一步運(yùn)用兩階段最小二乘法做穩(wěn)健性檢驗(yàn)，計(jì)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(dá)國(guó)家個(gè)數(shù)的估計(jì)結(jié)果

六、結(jié) 語(yǔ)

出口對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要作用不言而喻，“自選擇效應(yīng)”證實(shí)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(guò)“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”進(jìn)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(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)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(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，而且可以接觸到更先進(jìn)的技術(shù)和經(jīng)驗(yàn)。競(jìng)爭(zhēng)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(dòng)力。

總體而言，本文估計(jì)結(jié)果支持了“出口目的地由發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)向發(fā)達(dá)國(guó)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(qiáng)度、出口閱歷等方面的異質(zhì)性后，本文運(yùn)用雙重差分法逐一對(duì)這些問(wèn)題進(jìn)行了驗(yàn)證。從企業(yè)所有制來(lái)看，由于發(fā)達(dá)國(guó)家生產(chǎn)商先進(jìn)技術(shù)的外溢一定程度上緩解了民營(yíng)企業(yè)自主進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的資金不足問(wèn)題，讓經(jīng)營(yíng)和管理都較為靈活的民營(yíng)企業(yè)更能享受出口到發(fā)達(dá)國(guó)家所帶來(lái)的利益；從出口產(chǎn)品種類(lèi)來(lái)看，出口產(chǎn)品多樣化比單一產(chǎn)品出口到發(fā)達(dá)國(guó)家更有利于企業(yè)生產(chǎn)率的提升；從出口閱歷和出口強(qiáng)度來(lái)看，企業(yè)在出口目的地的變遷過(guò)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(qiáng)度的影響則不明顯；從出口市場(chǎng)數(shù)量來(lái)看，企業(yè)的出口市場(chǎng)并非越多元化越好。本文的結(jié)論對(duì)中國(guó)企業(yè)的出口目的地選擇以及不同類(lèi)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(dá)國(guó)家的學(xué)習(xí)效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)，促進(jìn)企業(yè)特別是民營(yíng)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)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(kuò)展邊際（產(chǎn)品多樣性）的貢獻(xiàn)，采取多產(chǎn)品差異化策略和市場(chǎng)細(xì)分策略提升企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力；再次，在逐步增大出口強(qiáng)度的同時(shí)，更要注重出口經(jīng)驗(yàn)的積累；最后，在積極實(shí)施出口市場(chǎng)“同心”多元化戰(zhàn)略的同時(shí)，還要重視出口市場(chǎng)“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(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)中國(guó)WTO研究院重點(diǎn)研究基地課題（13ZXWTO03）、對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)人文社科基礎(chǔ)學(xué)科平臺(tái)課題以及對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專(zhuān)項(xiàng)資金項(xiàng)目（CXTD4－08）的資助。

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