張鵬輝

(中國人民銀行 福州中心支行，福建 福州 350003)

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中國制造業(yè)出口企業(yè)存在生產(chǎn)率悖論嗎
——基于企業(yè)出口狀態(tài)轉(zhuǎn)換的視角

張鵬輝

(中國人民銀行 福州中心支行，福建 福州 350003)

基于出口狀態(tài)轉(zhuǎn)換的視角，按照存續(xù)期內(nèi)的出口狀態(tài)將企業(yè)劃分為持續(xù)出口、新出口、退出出口、間斷性出口和始終不出口等五種類型，在此基礎(chǔ)上考察出口與企業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系。研究結(jié)果否定了出口企業(yè)存在生產(chǎn)率悖論：任何類型出口企業(yè)生產(chǎn)率都要高于始終不出口企業(yè)；持續(xù)出口企業(yè)具有顯著自選擇和干中學(xué)效應(yīng)，間斷性出口企業(yè)效應(yīng)不顯著。

生產(chǎn)率悖論；出口狀態(tài)；自選擇效應(yīng)；干中學(xué)效應(yīng)

一、引言

按照新新貿(mào)易理論，出口企業(yè)比非出口企業(yè)擁有更高的生產(chǎn)率(Melitz，2003；Bernard et al.,2003；Bernard et al.,2007；Melitz et al.,2008)。國外經(jīng)驗也表明，出口企業(yè)的生產(chǎn)率高于內(nèi)銷型企業(yè)(Wagner,2007)。然而，一些針對中國的研究卻表明，出口企業(yè)生產(chǎn)率低于內(nèi)銷型企業(yè)，有學(xué)者把這稱之為“生產(chǎn)率悖論”(李春頂 等，2009；李春頂，2010)。生產(chǎn)率是一國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的核心動力，那么中國出口企業(yè)是否存在“生產(chǎn)率悖論”呢？

分析中國企業(yè)出口行為與生產(chǎn)率的互動關(guān)系必須關(guān)注兩個問題：一是中國出口企業(yè)與非出口企業(yè)是否存在顯著差異；二是出口行為是否提升了出口企業(yè)的表現(xiàn)?，F(xiàn)有研究中，通常以當(dāng)期是否出口把企業(yè)劃分出口企業(yè)與非出口企業(yè)。由于出口行為是企業(yè)動態(tài)長期行為，尤其對存活多期以上的企業(yè)來說，出口行為并非是企業(yè)當(dāng)期的決策，即使一段時期內(nèi)出口企業(yè)內(nèi)部也存在巨大差異，因而，本文在考慮一段存續(xù)期內(nèi)的企業(yè)出口狀態(tài)基礎(chǔ)上，從出口狀態(tài)轉(zhuǎn)換的角度出發(fā)，按照出口狀態(tài)將出口企業(yè)劃分為新進(jìn)入出口市場企業(yè)、退出出口市場企業(yè)、間斷性出口企業(yè)以及持續(xù)出口企業(yè)。

1998—2007年存續(xù)的中國工業(yè)企業(yè)共21920家，其中，10319家企業(yè)持續(xù)不出口，5125家企業(yè)持續(xù)出口，這意味著6476家企業(yè)在此期間轉(zhuǎn)變了出口狀態(tài)，可能是由不出口轉(zhuǎn)為出口，也可能是由出口轉(zhuǎn)為不出口，還可能是間斷性出口。若忽略企業(yè)的出口狀態(tài)轉(zhuǎn)換，僅以當(dāng)期是否出口為標(biāo)準(zhǔn)劃分出口與非出口，會忽略企業(yè)的序貫行為；由于忽略出口市場中不同類型企業(yè)的進(jìn)入效應(yīng)和退出效應(yīng)，會造成統(tǒng)計假象。以出口前期為例：新新貿(mào)易理論認(rèn)為進(jìn)入出口市場需要更高的生產(chǎn)率，為進(jìn)入出口市場，非出口企業(yè)需要提高前期生產(chǎn)率，在準(zhǔn)備出口期間，新進(jìn)入出口企業(yè)的生產(chǎn)率是較高的，而退出出口市場的則有可能是被出口市場淘汰的低效企業(yè)(Bernard et al.,2007)。同時，企業(yè)出口狀態(tài)轉(zhuǎn)換與企業(yè)本身行為、企業(yè)貿(mào)易模式也密切相關(guān)。不同類型出口企業(yè)出口傾向并不相同，持續(xù)性出口企業(yè)的出口密集度(出口額占銷售總值之比)比其他類型出口企業(yè)都高，持續(xù)性出口企業(yè)平均出口密集度為67.48%，而其他類型企業(yè)僅為22.42%，其中，新進(jìn)入出口企業(yè)為23.12%，間斷性出口企業(yè)為21.45%，退出出口企業(yè)為11.33%，出口密集度不同可能造成出口對生產(chǎn)率影響的差異(范劍勇 等，2013)。若以當(dāng)期情況劃分出口企業(yè)與非出口企業(yè)，而不區(qū)分出口企業(yè)類型，則容易低估出口企業(yè)的生產(chǎn)率及出口的作用。

基于此，從企業(yè)出口轉(zhuǎn)換視角研究出口與企業(yè)生產(chǎn)率的互動關(guān)系，綜合考慮企業(yè)存續(xù)期內(nèi)出口狀態(tài)，本文將企業(yè)劃分為五種類型：(1)持續(xù)出口企業(yè)(always)，樣本期內(nèi)始終出口企業(yè)；(2)新出口企業(yè)(entrant)，即樣本初期不出口但在末期持續(xù)出口的企業(yè)；(3)退出出口企業(yè)(quitter)，即樣本初期出口但在末期持續(xù)不出口企業(yè)；(4)間斷性出口企業(yè)(switcher)，即在樣本期間反復(fù)退出和進(jìn)入出口市場企業(yè)；(5)始終不出口企業(yè)(never)。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于中國企業(yè)出口與生產(chǎn)率的關(guān)系有兩種主要觀點：一種觀點認(rèn)為中國出口企業(yè)的生產(chǎn)率高于非出口企業(yè)。余淼杰(2010)考察貿(mào)易自由化對制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響，采用OP(Olley et al.，1996)方法，利用1998—2002年的企業(yè)數(shù)據(jù)測算中國企業(yè)生產(chǎn)率，發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)生產(chǎn)率比非出口企業(yè)高約4.9%，貿(mào)易自由化對于出口企業(yè)生產(chǎn)率的影響大于非出口企業(yè)；易靖韜等(2011)分別采用企業(yè)勞動生產(chǎn)率和LP(Levinsohn et al.，2003)方法，估算了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，發(fā)現(xiàn)企業(yè)生產(chǎn)率水平越高越有可能選擇進(jìn)入出口市場，且企業(yè)一旦進(jìn)入出口市場，高生產(chǎn)率水平會進(jìn)一步推高出口供應(yīng)量；錢學(xué)鋒等(2011)用有規(guī)模報酬約束的三要素投入C-D生產(chǎn)函數(shù)估算企業(yè)生產(chǎn)率，發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)的全要素生產(chǎn)率要比非出口企業(yè)高21.3%，高生產(chǎn)率企業(yè)會主動選擇進(jìn)入出口市場，而進(jìn)入出口市場又進(jìn)一步促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率水平的提升，這證實了中國出口企業(yè)中存在自選擇效應(yīng)和出口干中學(xué)效應(yīng)。

另一種觀點認(rèn)為，中國出口企業(yè)存在“生產(chǎn)率悖論”，即出口企業(yè)的生產(chǎn)率要低于非出口企業(yè)。李春頂?shù)?2009)、李春頂(2010)利用1998—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，采用Head等(2004)的方法計算企業(yè)的近似全要素生產(chǎn)率(ATFP)，以企業(yè)當(dāng)期是否出口為劃分標(biāo)準(zhǔn)，發(fā)現(xiàn)多數(shù)行業(yè)內(nèi)出口企業(yè)的近似全要素生產(chǎn)率低于非出口企業(yè)，進(jìn)而提出中國出口企業(yè)“生產(chǎn)率悖論”的命題；劉振興等(2011)利用2001—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，采用OP方法估計了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，以當(dāng)期是否出口為標(biāo)準(zhǔn)，發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)的生產(chǎn)率總體上要顯著高于非出口企業(yè)，而對企業(yè)所有制、出口強(qiáng)度進(jìn)行劃分后，發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)不需具有生產(chǎn)率優(yōu)勢，高出口傾向的加工貿(mào)易企業(yè)并不具備生產(chǎn)率溢價；盛丹(2013)利用1998—2006企業(yè)數(shù)據(jù)，采用LP方法測算中國企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，發(fā)現(xiàn)內(nèi)資企業(yè)總體上并不存在“生產(chǎn)率悖論”，而外資企業(yè)存在“生產(chǎn)率悖論”。

表1為近年來國內(nèi)研究出口企業(yè)生產(chǎn)率的主要文獻(xiàn)。通過對文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，目前普遍使用的ATFP容易受人均資本產(chǎn)出彈性參數(shù)設(shè)定的影響，從而引致偏差，如Hall et al.(1999)根據(jù)美國數(shù)據(jù)得出該彈性為0.33，趙志耘等(2006) 基于中國企業(yè)數(shù)據(jù)的測量結(jié)果為0.56，而湯二子等(2011a)的測算結(jié)果為0.29。在考察出口企業(yè)生產(chǎn)率溢價時，通常以企業(yè)當(dāng)期是否出口作為劃分出口企業(yè)與非出口企業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)，以此對企業(yè)生產(chǎn)率均值進(jìn)行比較或利用出口二值變量進(jìn)行回歸分析，然而該劃分方法忽略了企業(yè)出口狀態(tài)轉(zhuǎn)換的影響，以及不同類型出口企業(yè)市場競爭和進(jìn)入出口市場的成本并不一致等問題，而且進(jìn)入出口市場的生產(chǎn)率門檻值要求也并不一致。以間斷性出口企業(yè)為例，其產(chǎn)品銷售并不以出口市場為主，其出口行為有可能是由間斷性收到外方邀約引致的，同持續(xù)出口企業(yè)相比進(jìn)入市場的沉沒成本要低得多，低效的生產(chǎn)者亦有可能進(jìn)入市場。因此，考慮出口企業(yè)內(nèi)部之間的差異，從出口狀態(tài)轉(zhuǎn)換的視角考察出口與企業(yè)生產(chǎn)率之間的關(guān)系是必要的。

表1　中國出口企業(yè)生產(chǎn)率研究文獻(xiàn)梳理

三、數(shù)據(jù)來源及企業(yè)出口生產(chǎn)率差異非參數(shù)檢驗

(一)數(shù)據(jù)來源及處理

本文的數(shù)據(jù)來源于1998—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，由于缺少2004年企業(yè)的工業(yè)增加值、銷售收入等相關(guān)數(shù)據(jù)，故剔除該年的觀測值；為考察企業(yè)狀態(tài)轉(zhuǎn)換，選取存續(xù)五年以上的企業(yè)構(gòu)成非平衡面板數(shù)據(jù)，并根據(jù)企業(yè)在1998—2007年的出口狀態(tài)，將企業(yè)劃分為持續(xù)出口(always)、始終不出口(never)、間斷性出口(switcher)、新出口 (entrant)、退出出口(quitter)等五類。持續(xù)出口企業(yè)為樣本期間持續(xù)出口的企業(yè)；始終不出口企業(yè)為樣本期間全部內(nèi)銷的企業(yè)；而間斷性出口企業(yè)則是樣本期間多次反復(fù)進(jìn)入和退出出口市場的企業(yè)；新出口企業(yè)為企業(yè)存續(xù)期間前兩年均不出口但在隨后年份持續(xù)出口的企業(yè)，如2000—2007年間持續(xù)生存的企業(yè)，2000年、2001年均不出口但2003—2007年均出口的即為新出口企業(yè)；退出出口企業(yè)的為存續(xù)期內(nèi)前兩年均出口但在隨后年份持續(xù)不出口的企業(yè)。選用LP方法估計企業(yè)生產(chǎn)率，能綜合考慮不可觀測的生產(chǎn)率沖擊對企業(yè)要素投入的影響，忽略不可觀測的生產(chǎn)率沖擊對高估生產(chǎn)函數(shù)中可變要素投入的影響。在估計企業(yè)的生產(chǎn)方程時，采用永續(xù)盤存法確定企業(yè)資本存量，以確定企業(yè)的基期資本存量、實際投資額及相應(yīng)的折舊。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中包含了企業(yè)的固定資產(chǎn)原值及當(dāng)年折舊額，投資額用相鄰年份的固定資產(chǎn)原值相減而得(梁琦 等，2013)；初期資本存量則借鑒Olley et al.(1996)的做法，以企業(yè)首次出現(xiàn)在數(shù)據(jù)庫中的固定資產(chǎn)原值作為基期初始資本存量；產(chǎn)出水平以企業(yè)工業(yè)增加值進(jìn)行衡量；勞動力投入以企業(yè)年平均就業(yè)人數(shù)衡量；中間投入直接以數(shù)據(jù)庫中提供的中間投入品衡量。所有數(shù)據(jù)由企業(yè)所在地區(qū)工業(yè)行業(yè)的出產(chǎn)價格折算成1998年不變價格指數(shù)進(jìn)行平減。

(二)出口企業(yè)與非出口企業(yè)生產(chǎn)率差異的非參數(shù)檢驗

研究出口企業(yè)生產(chǎn)率是否存在溢價時，以往一般直接比較二者的均值，但均值檢驗僅考慮生產(chǎn)率分布的一階矩，當(dāng)出口企業(yè)與非出口企業(yè)生產(chǎn)率分布存在顯著差異時，均值比較并無太大意義?；陔S機(jī)占優(yōu)理論，考察企業(yè)生產(chǎn)率分布的全部統(tǒng)計矩，使用Kolmogorov-Smirnov(以下簡稱K-S同分布檢驗)非參數(shù)檢驗方法測算企業(yè)的生產(chǎn)率差異。表2為不同出口狀態(tài)下企業(yè)生產(chǎn)率分布的不同分位點的分布檢驗和均值檢驗結(jié)果。不同類型的出口企業(yè)所面的市場競爭環(huán)境和進(jìn)入出口市場的成本并不相同，導(dǎo)致進(jìn)入出口市場的生產(chǎn)率門檻也并不一致。考慮到不同出口類型企業(yè)的影響，接下來具體比較了各出口類型企業(yè)與始終不出口企業(yè)的生產(chǎn)率差異。

表2　不同類型企業(yè)的生產(chǎn)率比較及差異檢驗

注：K-S test檢驗列為各類型出口企業(yè)與始終不出口企業(yè)的檢驗，原假設(shè)為各類型出口企業(yè)隨機(jī)占優(yōu)于始終不出口企業(yè)；表內(nèi)所列值為相應(yīng)p值；均值檢驗原假設(shè)為各類型出口企業(yè)與始終不出口企業(yè)生產(chǎn)率不存在差異。

表2報告了五種類型企業(yè)4個年度的企業(yè)生產(chǎn)率分布及相應(yīng)檢驗，結(jié)果表明：

第一，不論是K-S檢驗、均值檢驗還是具體分位點，除在樣本末期2007年始終不出口企業(yè)的生產(chǎn)率與間斷出口企業(yè)并無差異外，其他年份始終不出口企業(yè)的生產(chǎn)率在各分位點均低于其他類型出口企業(yè)。

第二，在樣本初期的1998年，生產(chǎn)率在各分位點從大到小分別為持續(xù)出口企業(yè)、退出出口企業(yè)、新出口企業(yè)、間斷性出口企業(yè)和始終不出口企業(yè)，在此期間退出出口市場企業(yè)處于出口狀態(tài)，而新出口企業(yè)處在非出口狀態(tài)早期，出口企業(yè)的生產(chǎn)率總體上要優(yōu)于非出口企業(yè)，而間斷性出口企業(yè)僅優(yōu)于始終不出口企業(yè)。

第三，在5分位點上，持續(xù)出口企業(yè)在出口期間生產(chǎn)率均在8.1以上，說明維持連續(xù)出口狀態(tài)需要一定的生產(chǎn)率門檻，且該門檻要高于進(jìn)入出口市場的門檻。

第四，隨著時間的推移，新出口企業(yè)的生產(chǎn)率迅速提升，相較于1998年，2001年新出口企業(yè)生產(chǎn)率提高了1.55%，而退出出口企業(yè)則降低了1.61%；隨著時間的推移，生產(chǎn)率由高到低分別為：新出口企業(yè)、持續(xù)出口企業(yè)、退出出口企業(yè)、間斷性出口企業(yè)和始終不出口企業(yè)。新出口企業(yè)取代持續(xù)出口企業(yè)成為生產(chǎn)率最高的企業(yè)類型，這可能是因為，新出口企業(yè)接觸新市場、新渠道、新技術(shù)，在初期干中學(xué)效應(yīng)較大，生產(chǎn)率提升較快。

四、 出口自選擇與干中學(xué)效應(yīng)分析

(一)出口自選擇效應(yīng)分析

上述研究結(jié)果表明出口企業(yè)生產(chǎn)率高于非出口企業(yè)，然而卻無法解釋出口生產(chǎn)率溢價是出口前便已存在還是出口所引致的問題，因而需要進(jìn)一步考察出口企業(yè)出口前后與非出口企業(yè)的表現(xiàn)。

在異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易模型中，進(jìn)入出口市場需要付出額外的出口沉沒成本，只有高生產(chǎn)率企業(yè)才能通過獲取高利潤承擔(dān)起出口成本，而當(dāng)企業(yè)生產(chǎn)率不足以支撐出口成本時，將選擇退出出口市場，因此，出口決策是企業(yè)根據(jù)自身生產(chǎn)率狀況的自選擇過程。若要檢驗中國出口企業(yè)是否存在自選擇效應(yīng)，則需要分別從進(jìn)入出口市場端和退出出口市場端兩方面考察，本文借鑒Bernard et al.(1999)經(jīng)典自選擇檢驗方程，從進(jìn)入出口市場端角度建立如下模型：

ln TFPi,t-1=α+βExit+γControli,t-1+εi

(1)

從退出出口市場端角度建立如下模型：

ln TFPi,t-1=α+βQuitit+γControli,t-1+εi

(2)

表3　持續(xù)出口企業(yè)自選擇效應(yīng)檢驗

注：括號內(nèi)數(shù)值為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**、* 分別表示回歸系數(shù)在1%、5%、10%的水平下統(tǒng)計顯著。下同。

表4　間斷性出口企業(yè)自選擇效應(yīng)檢驗

若以5年為周期，則樣本數(shù)據(jù)劃分為1998—2002年(T=1)、1999—2003年(T=2)、2000—2005年(T=3)、2001—2006年(T=4)、2002—2007年(T=5)5個片段。進(jìn)入出口市場企業(yè)可以分為持續(xù)出口企業(yè)、間斷性出口企業(yè)和退出出口企業(yè)，考慮到各出口企業(yè)類型的影響，同樣考察間斷性出口企業(yè)的自選擇效應(yīng)。其中，Ex為企業(yè)i的出口狀態(tài)虛擬變量，企業(yè)在前三年均不出口而后持續(xù)出口用Ex=1表示，五年時間內(nèi)均不出口用Ex=0表示；而在考察不出口企業(yè)轉(zhuǎn)為間斷性出口企業(yè)時，新出口企業(yè)進(jìn)入出口市場而隨后又退出時Ex=1，五年時間內(nèi)均不出口Ex=0；退出出口市場企業(yè)則對應(yīng)了退出端的自選擇，企業(yè)前三年一直出口而后兩年退出Quit=1，企業(yè)持續(xù)出口時Quit=0；TFPi,t-1為企業(yè)i在t-1期的生產(chǎn)率。因此，自選擇檢驗方程本質(zhì)上是比較企業(yè)在轉(zhuǎn)換出口狀態(tài)前一期生產(chǎn)率的差異，方程中加入了勞動力人數(shù)(Labor)、人均工資(Wage)、人均資本存量(Capital)、人均工業(yè)增加值(Va)及兩位碼行業(yè)虛擬變量控制企業(yè)和行業(yè)其他特征。

表3、表4、表5分別列出進(jìn)入出口市場端和退出出口市場端的出口自選擇效應(yīng)的檢驗結(jié)果。表3的結(jié)果表明，由不出口企業(yè)轉(zhuǎn)為持續(xù)出口企業(yè)具有明顯的自選擇效應(yīng)，在進(jìn)入出口前期，潛在出口市場進(jìn)入者的生產(chǎn)率比始終不出口企業(yè)高出4.8%～14.6%；表4檢驗了不出口企業(yè)是否選擇成為間斷性出口企業(yè)，回歸結(jié)果表明，除第4期外，并無證據(jù)表明間斷性出口企業(yè)的生產(chǎn)率高于始終不出口企業(yè)；表5從退出端考察出口市場的自選擇效應(yīng)，退出出口企業(yè)除在第3、4期外，其生產(chǎn)率在退出前期比持續(xù)性出口企業(yè)低3.4%～10.2%。因此，中國出口企業(yè)具有自選擇效應(yīng)，但間斷性出口企業(yè)該效應(yīng)不明顯。

表5　退出出口企業(yè)自選擇效應(yīng)檢驗

(二)出口干中學(xué)效應(yīng)：基于匹配倍差法的分析

出口企業(yè)出口前比非出口企業(yè)具有更高的生產(chǎn)率，進(jìn)入出口市場后，企業(yè)生產(chǎn)率是否會比非出口企業(yè)增長得更快呢？Clerides et al.(1998) 認(rèn)為，由于出口市場競爭激烈，使得出口企業(yè)更有動力進(jìn)行研發(fā)，同時出口企業(yè)向國際市場上的競爭對手學(xué)習(xí)先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗，存在“干中學(xué)效應(yīng)”。驗證干中學(xué)效應(yīng)的模型為Bernard et al.(1999)的經(jīng)典方程：

(3)

該方程以基期出口與否劃分出口企業(yè)與非出口企業(yè)并生成虛擬變量，以此解釋變量中存在的嚴(yán)重偏誤問題。由于出口行為具有明顯的自選擇，更為優(yōu)秀的企業(yè)會選擇出口，導(dǎo)致出口前出口企業(yè)的生產(chǎn)率增速便已高于非出口企業(yè)，回歸系數(shù)已難以解釋出口行為對出口企業(yè)生產(chǎn)率的凈效應(yīng)，存在選擇性偏誤的風(fēng)險。

由此可知，干中學(xué)效應(yīng)的本質(zhì)是：出口企業(yè)在出口后生產(chǎn)率增速是否快于不出口狀態(tài)？解答該問題的理想方法是觀測企業(yè)進(jìn)入出口市場后生產(chǎn)率變化與不進(jìn)入時的差異，即需要觀測同個企業(yè)不同狀態(tài)下各自生產(chǎn)率的變化，但現(xiàn)實中企業(yè)進(jìn)入出口市場后不出口是不可能的。為解決這個不可觀測問題，本文采用傾向匹配法(PSM)，在始終不出口的企業(yè)中尋找各方面與之相同的非出口企業(yè)作為參照組，通過觀察出口企業(yè)與非出口企業(yè)生產(chǎn)率在出口前后的變化，以此判斷出口行為是否與企業(yè)生產(chǎn)率具有因果關(guān)系。

為了解決傳統(tǒng)匹配法對匹配維度要求較高的問題，Rosenbaum et al.(1983)利用傾向得分值對樣本進(jìn)行匹配，也就是估計個體變?yōu)槟骋粻顟B(tài)的概率值，此概率值便是傾向得分，并以此進(jìn)行匹配。本文生成虛擬變量D，根據(jù)是否轉(zhuǎn)為出口將企業(yè)劃分為兩組：當(dāng)企業(yè)由不出口轉(zhuǎn)為出口時，企業(yè)為處理組，D=1；當(dāng)企業(yè)始終不出口時，企業(yè)為控制組，D=0。設(shè)時間虛擬變量，企業(yè)出口前t=0，出口后t=1。

最終，出口導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)率變化的凈效應(yīng)為：

(4)

(5)

在進(jìn)行傾向匹配后，仍然可能存在自選擇問題及其導(dǎo)致的偏誤，這是由于傾向匹配法僅對可觀測到的企業(yè)協(xié)變量進(jìn)行配對，而現(xiàn)實中存在大量可能影響企業(yè)出口與生產(chǎn)率的不可觀測因素，因此在匹配后采用倍差法消除新出口企業(yè)與始終不出口企業(yè)不可觀測的問題。而采用倍差法可提高估計質(zhì)量，減少估計偏誤(Blundell et al.,2000)。因此，平均處理效應(yīng)重新寫為：

(6)

表6　總體樣本出口干中學(xué)效應(yīng)的PSM-DID檢驗

注：匹配中帶寬為0.005，核密度函數(shù)為Epanechinikov，括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差。下同。

表7　分出口密集度出口干中學(xué)效應(yīng)的PSM-DID檢驗

表6報告了匹配倍差的平均處理效應(yīng)值，當(dāng)不出口企業(yè)轉(zhuǎn)為持續(xù)出口企業(yè)時，匹配倍差的平均處理效應(yīng)值在1%的水平下顯著為正，表明新出口企業(yè)的生產(chǎn)率增速高于始終不出口企業(yè)，即存在明顯的干中學(xué)效應(yīng)；而當(dāng)非出口企業(yè)轉(zhuǎn)為間斷性出口企業(yè)時，并無證據(jù)表明存在干中學(xué)效應(yīng)；而出口企業(yè)從退出端退出出口市場時，匹配倍差的平均處理效應(yīng)值在1%的水平下顯著為負(fù)，表明退出出口市場企業(yè)的生產(chǎn)率增速低于持續(xù)出口企業(yè)，從退出端印證了存在干中學(xué)效應(yīng)。

中國出口企業(yè)出口密集度呈現(xiàn)偏向于高密集出口的偏態(tài)分布，這是由于出口密集度與企業(yè)貿(mào)易模式關(guān)系密切，特別是高密集度出口往往是加工貿(mào)易的必然結(jié)果(范劍勇 等，2013)，因此需要進(jìn)一步考察企業(yè)出口密集度的影響。

由表7可知，具體劃分企業(yè)出口密集度后發(fā)現(xiàn)，不出口轉(zhuǎn)為中低密集度出口時，企業(yè)生產(chǎn)率將得到提升，然而當(dāng)不出口轉(zhuǎn)為高密集出口時，企業(yè)干中學(xué)效應(yīng)卻并不明顯，這是因為中國高出口密集度企業(yè)蘊(yùn)含了特殊貿(mào)易形式，也與長期以來中國鼓勵大進(jìn)大出、兩頭在外的加工貿(mào)易模式密切相關(guān)。加工貿(mào)易技術(shù)含量較低，處于生產(chǎn)價值鏈低端，出口企業(yè)技術(shù)水平難以通過貿(mào)易提升。這與已有研究結(jié)果(Fryges et al.，2008；包群 等，2011；蘇振東 等，2013；祝樹金 等，2015)一致，表明不同出口密集度企業(yè)干中學(xué)效應(yīng)也不同。

五、結(jié)論

利用1998—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，采用LP方法估算中國企業(yè)生產(chǎn)率，在此基礎(chǔ)上考察出口行為與企業(yè)生產(chǎn)率的互動關(guān)系。綜合企業(yè)在一段存續(xù)期內(nèi)的出口行為，綜合了企業(yè)的出口動態(tài)影響，將企業(yè)劃分為持續(xù)出口企業(yè)、新出口企業(yè)、退出出口企業(yè)、間斷性出口企業(yè)和始終不出口企業(yè)，在此基礎(chǔ)上考察出口與企業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：

首先，中國出口企業(yè)并不存在生產(chǎn)率悖論，任意類型的出口企業(yè)生產(chǎn)率均要優(yōu)于始終不出口企業(yè)，樣本初期生產(chǎn)率在各分位點從大到小的企業(yè)類型依次為持續(xù)出口企業(yè)、退出出口企業(yè)、新出口企業(yè)、間斷性出口企業(yè)和始終不出口企業(yè)，而在樣本末期該次序變?yōu)樾鲁隹谄髽I(yè)、持續(xù)出口企業(yè)、退出出口企業(yè)、間斷性出口企業(yè)以及始終不出口企業(yè)。

其次，在靜態(tài)分析的基礎(chǔ)上，分別從進(jìn)入出口市場端和退出出口市場端考察出口企業(yè)的自選擇效應(yīng)。從進(jìn)入出口市場端來看，當(dāng)企業(yè)由不出口轉(zhuǎn)為持續(xù)出口時，自選擇效應(yīng)顯著，潛在出口企業(yè)的生產(chǎn)率比非出口企業(yè)高4.8%～14.6%，企業(yè)由不出口轉(zhuǎn)為間斷性出口時，該效應(yīng)不顯著；從退出出口市場端來看，退出出口企業(yè)在退出前期生產(chǎn)率低于持續(xù)出口企業(yè)，證實了新新貿(mào)易理論中低生產(chǎn)率企業(yè)退守國內(nèi)市場的結(jié)論。

最后，匹配倍差法分析表明，持續(xù)出口企業(yè)具有顯著的干中學(xué)效應(yīng)，但并無證據(jù)表明間斷性出口企業(yè)同樣具有該效應(yīng)；進(jìn)一步劃分出口密集度后發(fā)現(xiàn)，只有中低出口密集度企業(yè)才具有顯著的干中學(xué)效應(yīng)，高出口密集度企業(yè)該效應(yīng)不顯著。

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(責(zé)任編輯張坤)

Is There Productivity Paradox in China′s Manufacturing Export Firms：Basing on the Perspective of Firm′s Export Status Transition

ZHANG PengHui

(Fuzhou Central Sub-Branch, People′s Bank of China, Fuzhou 350003)

Basing on the perspective of firm′s export status transition, according to their export status within a period, this paper divides the firms into five categories, firms that export all the time, firms that newly enter export market, firms that quit from export market, firms that export randomly and firms that never export, on which relationship between export and firm's productivity is investigated. The result indicates that there doesn′t exist productivity paradox in China′s export, which means that all kind of export firms have higher productivity than firms that never export, firms that always export have significant self-selection and learning-by-doing effect in the export market while the effect is not significant for firms that export randomly.

productivity paradox; export status; self-selection effect; learning-by-doing effect

2016-03-08

張鵬輝(1989--)，男，福建莆田人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，中國人民銀行福州中心支行。

F740

A

1001-6260(2016)05-0058-09