陸長瑋

（復(fù)旦大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200433）

一、引言

企業(yè)的生產(chǎn)率是決定和評價資源配置的基本標(biāo)準(zhǔn)之一，因此從不同維度探究企業(yè)生產(chǎn)率的變化特征對深化理解企業(yè)的市場競爭和資源的動態(tài)配置有重要的意義。一方面，本地宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境會影響企業(yè)的投資、研發(fā)和生產(chǎn)等決策，從而影響企業(yè)生產(chǎn)率，不少研究（Hultgren,1960；Basu and Fernald，2000；Baily et al.，2001；Inklaar，2007；Galí and Van Rens，2014 等）表明，企業(yè)生產(chǎn)率會隨著經(jīng)濟(jì)的周期波動出現(xiàn)順周期的變化。那么，中國企業(yè)生產(chǎn)率是否也會隨著經(jīng)濟(jì)周期的變化而存在周期波動呢？另一方面，國際貿(mào)易拓展了出口企業(yè)的市場范圍，深化企業(yè)和國際宏觀經(jīng)濟(jì)之間的聯(lián)系，那么這種經(jīng)過出口而搭建的國際經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)是否會緩和經(jīng)濟(jì)周期對本地企業(yè)生產(chǎn)率的影響呢？具體來說，如果中國企業(yè)生產(chǎn)率存在周期波動，這種波動在出口和非出口企業(yè)之間是否存在顯著差異？為了回答上述問題，本文將基于企業(yè)生產(chǎn)率的半?yún)?shù)估計方法，考察中國企業(yè)生產(chǎn)率的周期波動特征，進(jìn)而探討企業(yè)的出口行為和國際經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)對企業(yè)生產(chǎn)率周期波動的影響。

本研究首先利用1998—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，基于WLP半?yún)?shù)方法估計了中國工業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，進(jìn)而考察中國企業(yè)生產(chǎn)率的周期波動特點和出口效應(yīng)以及二者的交互作用，探究出口貿(mào)易對企業(yè)生產(chǎn)率周期變動的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)中國企業(yè)生產(chǎn)率存在顯著的順周期特點，經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張期的企業(yè)生產(chǎn)率顯著高于經(jīng)濟(jì)收縮期的企業(yè)生產(chǎn)率；出口企業(yè)與非出口之間的生產(chǎn)率存在顯著差異，出口企業(yè)的生產(chǎn)率明顯高于非出口企業(yè)；特別是，出口貿(mào)易會顯著緩和中國企業(yè)生產(chǎn)率的順周期變化與擴(kuò)張期溢價，出口企業(yè)的生產(chǎn)率受本地經(jīng)濟(jì)周期波動的影響相對較小，而且生產(chǎn)率的出口溢價表現(xiàn)出逆周期性。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在兩個方面：一是綜合考量出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)周期對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，從理論上提出并通過實證表明，出口貿(mào)易緩和了中國企業(yè)生產(chǎn)率的擴(kuò)張期溢價和順周期波動；二是從理論上提出并通過實證表明，中國企業(yè)生產(chǎn)率的出口溢價表現(xiàn)出逆周期特征，出口企業(yè)和非出口企業(yè)之間的生產(chǎn)率差距在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張期縮小，在經(jīng)濟(jì)收縮期擴(kuò)大。

本文余下的研究結(jié)構(gòu)安排如下，第二部分是在文獻(xiàn)綜述的基礎(chǔ)上提出理論假說并刻劃了計量模型，第三部分則介紹了企業(yè)生產(chǎn)率的估計方法和數(shù)據(jù)來源，第四部分是對理論假說的實證分析和穩(wěn)健性檢驗，最后是結(jié)論評述和政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述、理論假說與計量模型

（一）文獻(xiàn)綜述

在Hultgren（1960）發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)率的順周期特征后，后續(xù)研究也發(fā)現(xiàn)，不僅國家或產(chǎn)業(yè)層面的生產(chǎn)率存在周期波動特征（Bernanke & Parkinson，1991；Caballero & Lyons，1992；Basu & Fernald，2000 ；Inklaar，2007 ；Galí & Van Rens，2014 等），而且微觀企業(yè)生產(chǎn)率也存在順周期的屬性（Hart & Malley，1999；Baily et al.，2001等）；另一方面，隨著對出口與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究的深入（López，2005；Singh，2010等），研究者們也從微觀角度關(guān)注出口對企業(yè)生產(chǎn)率的影響：Bernard and Jensen（1995，1999，2004）較早利用微觀數(shù)據(jù)實證研究了美國出口企業(yè)和非出口企業(yè)在生產(chǎn)率等企業(yè)績效上的差異，此后諸多學(xué)者跟進(jìn)了這一微觀研究，探討出口行為與企業(yè)生產(chǎn)率之間的關(guān)聯(lián)（Wagner，2002；Girma et al.，2003，2004；Wagner，2006；De Loecker，2007；Wagner，2012）。這些研究從不同角度表明，出口企業(yè)相較于非出口企業(yè)擁有更高的生產(chǎn)率，存在生產(chǎn)率的出口溢價。針對生產(chǎn)率出口溢價的解釋主要有兩類機制：一是“自選擇效應(yīng)”（Melitz，2003；Bernard et al.，2003），由于出口需要額外的出口成本，只有生產(chǎn)率高于一定閥值的企業(yè)才會選擇出口，進(jìn)入國際市場；二是“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”（De Loecker，2007，2010；Keller，2009），國際市場的競爭壓力和技術(shù)接觸等都有利于從事出口的企業(yè)提高生產(chǎn)率。

近年來，中國企業(yè)的出口貿(mào)易與生產(chǎn)率之間的關(guān)系也得到學(xué)界越來越多的關(guān)注，但由于在生產(chǎn)率度量方法和計量模型上的差異，已有研究在出口對企業(yè)生產(chǎn)率的確切影響以及具體作用機理上還未取得共識。盡管少部分研究發(fā)現(xiàn)中國出口企業(yè)的生產(chǎn)率低于非出口企業(yè)，比如Lu et al.（2010）發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)生產(chǎn)率高于非出口企業(yè)，但外資出口企業(yè)的生產(chǎn)率卻低于外資非出口企業(yè)；李春頂（2010）則發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)TFP均值或勞動生產(chǎn)率均值低于內(nèi)銷企業(yè)，認(rèn)為存在“生產(chǎn)率悖論”；但這一問題可能更多是由中國大量的加工貿(mào)易企業(yè)所導(dǎo)致的，剔除加工貿(mào)易企業(yè)的影響可以回到出口企業(yè)生產(chǎn)率更高的傳統(tǒng)結(jié)論當(dāng)中（戴覓等，2014）。大部分研究表明，中國的出口企業(yè)相對非出口企業(yè)具有更高的生產(chǎn)率（張杰等，2008，2009；Yang & Mallick，2010；余淼杰，2010；Du et al.，2012；黃先海等，2018），而且出口企業(yè)既具有“自選擇效應(yīng)”（Yang & Mallick，2010），也存在“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”（余淼杰，2011；戴覓等，2014；諸竹君等，2018；王永進(jìn)等，2019），但出口對企業(yè)生產(chǎn)率的提高取決于貿(mào)易方式（余淼杰，2011；戴覓等，2014）、研發(fā)強度（戴覓和余淼杰，2012）、內(nèi)外資（Du et al.，2012）和出口方式（諸竹君等，2018；王永進(jìn)等，2019等）等。盡管也有研究表明，中國企業(yè)在出口活動既不存在明顯的“自我選擇效應(yīng)”，也不存在顯著的“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”（張杰等，2016）。雖然上述文獻(xiàn)分析了中國企業(yè)生產(chǎn)率與出口貿(mào)易之間的聯(lián)系，但并未研究中國企業(yè)生產(chǎn)率的周期波動特征，更沒有綜合地從國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)形勢和周期波動的角度考察出口貿(mào)易對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，而這也正是本研究的主要著力點。

（二）理論假說

1．企業(yè)生產(chǎn)率的周期變動和擴(kuò)張期溢價

正如前文所述，企業(yè)生產(chǎn)率存在顯著的順周期特點，在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張期上升，在經(jīng)濟(jì)收縮期下降，擴(kuò)張期的生產(chǎn)率顯著高于收縮期，存在擴(kuò)張期溢價。這一現(xiàn)象得到三類理論模型的支持（Bernanke & Parkinson，1991；Basu & Fernald，2000）：第一類模型認(rèn)為技術(shù)供給的周期波動引起了生產(chǎn)率的順周期特征；第二類模型假定生產(chǎn)函數(shù)滿足規(guī)模報酬遞增，因此生產(chǎn)規(guī)模的大小會直接引致生產(chǎn)率的升降，經(jīng)濟(jì)收縮期下降的市場需求會造成企業(yè)生產(chǎn)規(guī)?？s小，降低生產(chǎn)率，反之，經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張期的生產(chǎn)率會上升；第三類模型則假定生產(chǎn)投入的使用效率在經(jīng)濟(jì)周期存在階段性特征（比如勞動力窖藏理論，參看Sbordone，1996；1997），經(jīng)濟(jì)收縮期的生產(chǎn)投入使用不完全，造成了生產(chǎn)率的下降。在此上述理論模型論斷的基礎(chǔ)上，我們提出如下理論假說：

理論假說1：中國企業(yè)的生產(chǎn)率表現(xiàn)出順周期特征，企業(yè)生產(chǎn)率存在擴(kuò)張期溢價：經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張有利于提高企業(yè)生產(chǎn)率，經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張期的企業(yè)生產(chǎn)率要顯著高于經(jīng)濟(jì)收縮期的企業(yè)生產(chǎn)率。

2．出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)周期對企業(yè)生產(chǎn)率的影響

企業(yè)通過出口貿(mào)易，進(jìn)入國際市場，不僅能更加廣泛和深入地利用國外先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗，也必須經(jīng)歷更加激烈的國際市場競爭，從而在“出口學(xué)習(xí)”中提高企業(yè)生產(chǎn)率。因此，我們認(rèn)為，出口可以顯著提升企業(yè)的生產(chǎn)率，存在出口溢價，由此提出理論假說2：

理論假說2：中國企業(yè)生產(chǎn)率存在出口溢價：出口有利于提高企業(yè)生產(chǎn)率，出口企業(yè)的生產(chǎn)率要顯著高于非出口企業(yè)。

而且，正如前述，企業(yè)生產(chǎn)率也會受到經(jīng)濟(jì)周期的影響而產(chǎn)生順周期的變化，那么企業(yè)通過出口貿(mào)易，擴(kuò)大國際市場，強化和密切與國際經(jīng)濟(jì)的關(guān)系，這樣能否減少由本地經(jīng)濟(jì)收縮引起的生產(chǎn)率下降，或者弱化本地經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張造成的生產(chǎn)率上升？這方面的理論和實證研究還比較缺乏。由于出口企業(yè)除了受到本國宏觀經(jīng)濟(jì)周期波動的沖擊外，也受到國際經(jīng)濟(jì)周期的影響，如果本國經(jīng)濟(jì)的波動和國際的經(jīng)濟(jì)周期不是同步的，那么國際經(jīng)濟(jì)周期會在一定程度上對沖國內(nèi)經(jīng)濟(jì)周期的影響。這對同時受到國內(nèi)和國際經(jīng)濟(jì)周期影響的出口企業(yè)而言，其企業(yè)生產(chǎn)率的周期擴(kuò)張期溢價會低于只受到本國經(jīng)濟(jì)周期影響的非出口企業(yè)。換言之，出口企業(yè)生產(chǎn)率的順周期波動和擴(kuò)張期溢價低于非出口企業(yè)，出口有助于緩解企業(yè)生產(chǎn)率的周期波動?；谏鲜雠袛啵覀兲岢隼碚摷僬f3：

理論假說3：出口企業(yè)生產(chǎn)率的擴(kuò)張期溢價低于非出口企業(yè)，出口企業(yè)生產(chǎn)率的擴(kuò)張期溢價顯著小于非出口企業(yè)，出口有助于緩和企業(yè)生產(chǎn)率的周期波動。

根據(jù)理論假說3，出口企業(yè)的生產(chǎn)率的擴(kuò)張期溢價低于非出口企業(yè)，出口企業(yè)的生產(chǎn)率隨本地經(jīng)濟(jì)周期變化的波動幅度小于非出口企業(yè)，那么在本地經(jīng)濟(jì)的擴(kuò)張期時，出口企業(yè)的生產(chǎn)率上升幅度要小于非出口企業(yè)，此時出口企業(yè)和非出口企業(yè)之間的生產(chǎn)率差距（出口溢價）將縮??；在本地經(jīng)濟(jì)的收縮期時，出口企業(yè)的生產(chǎn)率下降幅度也小于非出口企業(yè)，此時出口企業(yè)和非出口企業(yè)之間的生產(chǎn)率差距（出口溢價）將擴(kuò)大。因此，我們提出理論假說4：

理論假說4：出口和非出口企業(yè)的生產(chǎn)率差距（出口溢價）在本地經(jīng)濟(jì)的擴(kuò)張期縮小，但在本地經(jīng)濟(jì)的收縮期擴(kuò)大，企業(yè)生產(chǎn)率的出口溢價表現(xiàn)出逆周期特征。

（三）計量模型

為檢驗上述4個理論假說，我們構(gòu)建了如下計量模型：

其中的因變量tfpit是企業(yè)i的全要素生產(chǎn)率，是表示企業(yè)所在地區(qū)r所處經(jīng)濟(jì)周期階段的啞變量。這里用該地區(qū)實際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出的偏離來定義處在經(jīng)濟(jì)周期的哪一階段：當(dāng)實際產(chǎn)出大于潛在產(chǎn)出時，該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)處于擴(kuò)張期，啞變量等于1；當(dāng)實際產(chǎn)出小于潛在產(chǎn)出時，經(jīng)濟(jì)處于收縮期，則等于0。是表示企業(yè)i是否出口的啞變量，當(dāng)企業(yè)出口時，啞變量等于1，否則等于0。是上述兩個變量的交互項，因此可能存在變量的多重共線性問題，但固定效應(yīng)面板模型的估計可以相對弱化這一問題。此外，方程中的γj表示企業(yè)i所在行業(yè)j的行業(yè)固定效應(yīng)，控制了行業(yè)性專屬的生產(chǎn)率變化特征，ηi是企業(yè)i的固定效應(yīng)，控制了專屬于企業(yè)i但在回歸方程中并未納入的企業(yè)層面因素，而uit是方差為σ2均值為0的擾動項。

式（1）中的β1是驗證假說1的關(guān)鍵參數(shù)，表示經(jīng)濟(jì)周期對本地企業(yè)生產(chǎn)率的影響系數(shù)，度量了企業(yè)生產(chǎn)率的周期溢價，即企業(yè)生產(chǎn)率在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張期和收縮期的差距：如果β1顯著大于零，那么企業(yè)生產(chǎn)率表現(xiàn)出明顯的順周期特征，企業(yè)生產(chǎn)率存在擴(kuò)張期溢價；當(dāng)β1顯著小于零時，生產(chǎn)率是逆周期的，擴(kuò)張期的生產(chǎn)率低于收縮期，生產(chǎn)率表現(xiàn)為收縮期溢價；當(dāng)β1等于零，或者不顯著，那么企業(yè)生產(chǎn)率表現(xiàn)出非周期性，即不存在生產(chǎn)率的周期溢價。根據(jù)理論假說1，我們預(yù)判β1顯著為正，企業(yè)生產(chǎn)率存在顯著的擴(kuò)張期溢價。其中的β2是驗證理論假說2的關(guān)鍵系數(shù)，表示出口貿(mào)易對企業(yè)生產(chǎn)率的影響；當(dāng)β2顯著大于零，存在正向的出口溢價，出口有利于提高企業(yè)生產(chǎn)率；當(dāng)β2顯著小于零時，出口會壓制生產(chǎn)率，出口溢價效應(yīng)為負(fù)數(shù)；當(dāng)β2等于零，或者不顯著，那么企業(yè)不存在出口溢價。根據(jù)理論假說2，我們預(yù)判β2應(yīng)該是顯著大于零的。

特別值得指出的是，式（1）中的β3是擴(kuò)張期啞變量和出口啞變量交互項的影響系數(shù)，考察了出口貿(mào)易是否會對企業(yè)生產(chǎn)率的擴(kuò)張期溢價和順周期特征產(chǎn)生影響。該系數(shù)捕捉了出口企業(yè)和非出口企業(yè)擴(kuò)張期溢價的差別（出口企業(yè)和非出口企業(yè)順周期變化幅度的差距），可以檢驗理論假說3：當(dāng)β3顯著大于零，那么出口企業(yè)生產(chǎn)率的擴(kuò)張期溢價大于非出口企業(yè)，出口企業(yè)的生產(chǎn)率在經(jīng)濟(jì)周期中的波動幅度大于非出口企業(yè)，這意味著出口貿(mào)易放大了企業(yè)生產(chǎn)率的擴(kuò)張期溢價與順周期特征；若β3顯著小于零，那么出口企業(yè)生產(chǎn)率的擴(kuò)張期溢價小于非出口企業(yè)，出口企業(yè)的生產(chǎn)率在經(jīng)濟(jì)周期中的波動幅度小于非出口企業(yè)，這意味著出口貿(mào)易減緩了企業(yè)生產(chǎn)率的擴(kuò)張期溢價與順周期特征；當(dāng)β3等于零，或者不顯著時，出口貿(mào)易不會影響企業(yè)生產(chǎn)率的擴(kuò)張期溢價和順周期屬性。

同時，式中的β3系數(shù)也捕捉了出口溢價在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張期和收縮期的差距（出口企業(yè)和非出口企業(yè)的生產(chǎn)率差距在擴(kuò)張期和收縮期的變化），進(jìn)而檢驗理論假說4：當(dāng)β3顯著大于零，出口企業(yè)和非出口企業(yè)的生產(chǎn)率差距在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張期擴(kuò)大，但在經(jīng)濟(jì)收縮期縮小，企業(yè)生產(chǎn)率的出口溢價是順周期的；當(dāng)β3顯著小于零，那么出口企業(yè)與非出口企業(yè)的生產(chǎn)率差距在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張期將縮小，但在經(jīng)濟(jì)收縮期擴(kuò)大，企業(yè)生產(chǎn)率的出口溢價是逆周期的；當(dāng)β3等于零，或者不顯著時，出口企業(yè)和非出口企業(yè)的生產(chǎn)率差距不隨經(jīng)濟(jì)周期變化而發(fā)生變動，企業(yè)生產(chǎn)率的出口溢價不存在周期變動特征。

由于受到國際市場供需關(guān)系的影響，出口企業(yè)對本地市場和宏觀經(jīng)濟(jì)的依賴程度低于非出口企業(yè)，面對本地經(jīng)濟(jì)波動表現(xiàn)得更加穩(wěn)定。結(jié)合理論假說3和理論假說4，我們預(yù)判：出口企業(yè)的生產(chǎn)率擴(kuò)張期溢價將低于非出口企業(yè)的擴(kuò)張期溢價，那么式（1）對應(yīng)的系數(shù)β3將顯著小于零，而企業(yè)生產(chǎn)率的出口溢價將是逆周期的，出口企業(yè)和非出口企業(yè)的生產(chǎn)率差距在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張期縮小，但在經(jīng)濟(jì)收縮期擴(kuò)大。

仔細(xì)觀察式（1），可以發(fā)現(xiàn)各個影響系數(shù)及其組合表達(dá)了不同的經(jīng)濟(jì)含義，表1報告了相關(guān)系數(shù)的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義：β0表示非出口企業(yè)在經(jīng)濟(jì)收縮期的平均生產(chǎn)率水平；β0+β1表示非出口企業(yè)在擴(kuò)張期的平均生產(chǎn)率；β0+β2則表示出口企業(yè)在經(jīng)濟(jì)收縮期的平均生產(chǎn)率；β0+β1+β2+β3表示出口企業(yè)在擴(kuò)張階段的平均生產(chǎn)率。再進(jìn)一步對比上述影響系數(shù)的含義，我們可以看出，β2表示經(jīng)濟(jì)收縮期時出口企業(yè)和非出口企業(yè)的生產(chǎn)率差距（收縮期出口溢價），而β2+β3代表經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張期時出口企業(yè)和非出口企業(yè)的生產(chǎn)率差距（擴(kuò)張期出口溢價）；同理，β1表示非出口企業(yè)的擴(kuò)張期溢價（非出口企業(yè)在擴(kuò)張期和收縮期的生產(chǎn)率差距），而出口企業(yè)的擴(kuò)張期溢價表現(xiàn)為β1+β3（非出口企業(yè)在擴(kuò)張期和收縮期的生產(chǎn)率差距）。而β3的具體含義在上文中已詳細(xì)說明，既表示擴(kuò)張期溢價在出口企業(yè)和非出口企業(yè)之間的差距，也表示出口溢價在本地經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張期和收縮期之間的差距，是檢驗理論假說3和理論假說4的關(guān)鍵系數(shù)。

表1：式（1）中各系數(shù)及其組合的經(jīng)濟(jì)含義

三、企業(yè)生產(chǎn)率的估計與數(shù)據(jù)來源

（一）企業(yè)生產(chǎn)率的非參估計

企業(yè)生產(chǎn)率既可以指勞動生產(chǎn)率，也可以指全要素生產(chǎn)率（TFP），前者更多考察的是勞動作為生產(chǎn)要素的使用效率，而全要素生產(chǎn)率考察勞動、資本和中間產(chǎn)品投入等多種生產(chǎn)要素的使用效率，能夠更全面反映企業(yè)的資源使用效率，所以這里我們主要分析企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

在計算企業(yè)的全要素生產(chǎn)效率之前，我們假定第i個企業(yè)的生產(chǎn)滿足一般形式的C-D函數(shù)形式：

其中的Yit表示企業(yè)i的產(chǎn)出，Ait表示企業(yè)i的全要素生產(chǎn)率，Lit、Mit和Kit分別表示企業(yè)i的勞動投入、中間產(chǎn)品投入與資本投入，而αs,l、αs,m和αs,k表示第s個產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)要素系數(shù)。本文假定每個產(chǎn)業(yè)遵循各自的生產(chǎn)函數(shù)，因此各行業(yè)的生產(chǎn)要素系數(shù)也各不相同。

對式（2）兩邊取自然對數(shù)可得：

上式的yit、lit、mit和kit分別是Yit、Lit、Mit和Kit的自然對數(shù)形式。αit+εit=ln(Ait)表示對數(shù)形式的全要素生產(chǎn)率，其中的εit可以分解為ωit+eit兩個部分：ωit是不為外界直接度量但企業(yè)卻事先知曉且直接影響企業(yè)要素投入決定的那部分生產(chǎn)率；eit則表示企業(yè)未觀察到的生產(chǎn)率沖擊或其他的度量誤差，并不直接影響企業(yè)的要素投入，其均值為零。那么，式（3）可以表示為：

對照式（4）可以看出，直接對式（3）進(jìn)行OLS回歸會受到內(nèi)生性和樣本選擇偏誤等問題的影響。首先，由于式（4）中的ωit并不能被外界直接度量，但會直接影響企業(yè)的要素投入，那么式（3）中的lit等要素投入就與εit=ωit+eit存在相關(guān)性，所以如果直接進(jìn)行OLS估計可能帶來內(nèi)生性問題；其次，樣本企業(yè)存在較大規(guī)模的市場退出與進(jìn)入，而這種市場進(jìn)出行為很大程度上又是由企業(yè)間的生產(chǎn)率差異引致的（Hopenhayn，1992；Farinas and Ruano，2005等），因此忽略企業(yè)進(jìn)出市場決策的OLS估計可能會帶來樣本選擇偏誤。

上述的OLS估計偏誤問題，可以通過廣義矩估計（GMM: Arellano and Bond，1991）來處理。但GMM方法依賴于ωit=ωi不隨時間發(fā)生變化的限制條件。為此，Olley and Pakes（1996）提出一種同時考慮聯(lián)立性和樣本選擇問題的半?yún)?shù)方法（簡稱OP），并利用控制方程（control function）來解決OLS估計的偏誤問題。該方法假定企業(yè)進(jìn)行投資時已知的生產(chǎn)率沖擊ωit符合一階馬爾科夫鏈性質(zhì)，且企業(yè)的投資函數(shù)是生產(chǎn)率與資本的單調(diào)函數(shù)，即iit=it(kit,ωit)，進(jìn)而利用投資函數(shù)的反函數(shù)ωit=ht(iit,kit)作為變量ωit的代理變量，并將其帶入式（4）通過變換可得：

上式的?t(iit,kit)=αit+ht(iit,kit)+αs,kkit，函數(shù)?t(iit,kit)可以用iit和kit的高階多項式來近似，這樣就可以用OLS估計出勞動和中間投入的系數(shù)αs,l和αs,m，完成了第一步。然后再通過生產(chǎn)率沖擊的馬爾科夫鏈性質(zhì)與企業(yè)退出市場等條件以及式（4）的殘差項可以進(jìn)一步估計出資本的系數(shù)αs,k，詳細(xì)估計過程可參看OlleyandPakes（1996）。

但以投資函數(shù)作為控制方程的方法要求投資iit一定要大于零，這會排除投資額度為零的樣本，而企業(yè)的中間產(chǎn)品投入mit一般都大于零，因此Levinsohn and Petrin（2003）建議用中間投入mit代替投資iit，并假定中間投入是企業(yè)生產(chǎn)率及其沖擊ωit與資本的函數(shù)mit=mt(kit,ωit)，進(jìn)而用中間投入函數(shù)反函數(shù)ωit=st(mit,kit)的非參近似作為ωit的代理變量，估計出式（4）的參數(shù)，這種方法簡稱LP方法。

由于OP和LP方法都需要兩步走的估計程序：對OP來說，要先估計出勞動和中間產(chǎn)品的系數(shù)αs,l和αs,m，然后再通過投資函數(shù)的反函數(shù)以及其他條件估計出資本的系數(shù)αs,k；對LP方法來說，則是先估計出勞動和資本的系數(shù)αs,l與αs,k，然后通過中間投入函數(shù)的反函數(shù)及其他條件估計出中間投入的系數(shù)αs,m。Wooldridge（2009）認(rèn)為，上述兩步走的估計方法可以用一步估計的GMM方法來代替，而且該方法可以克服兩步走估計法中可能存在的誤差關(guān)聯(lián)，更加有效。因此本文采用Wooldridge（2009）的方法來估計各項要素的系數(shù)（由于該方法基于LP方法基礎(chǔ)上，因此簡稱WLP）。在得到每個行業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)系數(shù)αs,l、αs,m和αs,k后，我們再利用下式，便可以計算出每個企業(yè)的生產(chǎn)率tfpit。

（二）地區(qū)經(jīng)濟(jì)周期的定義和識別

經(jīng)濟(jì)周期的定義主要分為參數(shù)法和非參數(shù)法，本文采用應(yīng)用廣泛的HP非參數(shù)過濾法（Hodrick and Prescott，1997）來度量和劃分各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)周期。HP濾波先估計出r地區(qū)的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出趨勢項μrt，然后計算出實際產(chǎn)出gdprt與潛在趨勢產(chǎn)出μrt之間的產(chǎn)出缺口，并將此定義為經(jīng)濟(jì)的波動項，其中的產(chǎn)出潛在趨勢項μrt需要滿足下式：

其中，gdprt=ln(GDPrt)是地區(qū)r實際產(chǎn)出的自然對數(shù)形式，變量GDPrt是地區(qū)r第t年的實際GDP總量。λ是控制潛在趨勢項平滑程度的懲罰參數(shù)，λ越大，估計出的潛在趨勢項μrt越平滑。本文采用Ravn and Uhlig（2002）的建議，設(shè)定λ等于6.25，這意味著最大的經(jīng)濟(jì)周期是10年。當(dāng)?shù)貐^(qū)r的實際產(chǎn)出與潛在趨勢產(chǎn)出之間的產(chǎn)出缺口大于零時，則該地區(qū)處于經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張期，表示地區(qū)所處經(jīng)濟(jì)周期的二元啞變量等于1；當(dāng)產(chǎn)出缺口小于零，則地區(qū)r處于經(jīng)濟(jì)收縮期，啞變量等于0。

（三）數(shù)據(jù)來源與變量說明

本文使用的企業(yè)數(shù)據(jù)來自1998—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，這個數(shù)據(jù)庫包括了全部國有以及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)。該數(shù)據(jù)庫是當(dāng)前中國最全面的企業(yè)數(shù)據(jù)庫，包括企業(yè)的基本情況(如法人代碼、企業(yè)名稱等)和財務(wù)數(shù)據(jù)(如工業(yè)總產(chǎn)值、固定資產(chǎn)等)，對該數(shù)據(jù)庫的介紹與分析可參看聶輝華等（2012）的研究。由于該數(shù)據(jù)庫中的部分?jǐn)?shù)據(jù)存在異常值，參照以往相關(guān)研究剔除異常值的做法（Cai and Liu，2009；聶輝華和賈瑞雪，2011等），本文剔除了工業(yè)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)、銷售收入、職工人數(shù)等關(guān)鍵指標(biāo)缺失的樣本，剔除了職工人數(shù)少于八個、固定資產(chǎn)超過總資產(chǎn)、工業(yè)增加值超過工業(yè)總產(chǎn)值的觀測樣本。在此基礎(chǔ)上，根據(jù)企業(yè)ID對樣本進(jìn)行匹配后，構(gòu)造了一個非平衡的面板數(shù)據(jù)。

由于數(shù)據(jù)庫中的變量是基于當(dāng)年價格衡量的數(shù)值，為便于變量之間的比較和計算，本文控制了名義變量的價格差異，將關(guān)鍵變量換算為不變價格的水平。其中，工業(yè)總產(chǎn)值和中間產(chǎn)品投入用各省1978年不變價格的GDP平減指數(shù)進(jìn)行平減，固定資產(chǎn)凈值用各省1978年不變價格的固定資產(chǎn)價格指數(shù)進(jìn)行平減，平減指數(shù)來自于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》。計算各地經(jīng)濟(jì)周期的各地區(qū)GDP來自相關(guān)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》，并用GDP平減指數(shù)對名義GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行了平減處理，統(tǒng)一換算成1978年的可比價格。

本文用企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值來衡量企業(yè)的產(chǎn)出Yit，用職工人數(shù)代表企業(yè)的勞動投入Lit，用企業(yè)的工業(yè)中間投入表示企業(yè)的中間產(chǎn)品投入Mit，用企業(yè)的固定資產(chǎn)凈值來表示企業(yè)的資本投入Kit。

四、實證分析和穩(wěn)健性檢驗

（一）實證分析

為檢驗第二部分的理論假說，我們對式（1）進(jìn)行了回歸分析，并在表2匯報了回歸結(jié)果。從表中可以看出，無論是OLS回歸還是固定效應(yīng)或隨機效應(yīng)面板模型，模型的估計結(jié)果都良好，Hausman檢驗表明固定效應(yīng)模型更加有效。式（1）中各變量的影響系數(shù)都是顯著的，擴(kuò)張期企業(yè)啞變量的影響系數(shù)1β顯著為正，表明中國企業(yè)生產(chǎn)率存在明顯的順周期特征，企業(yè)生產(chǎn)率在擴(kuò)張期時要顯著高于收縮期，這也驗證了理論假說1。而出口企業(yè)啞變量的影響系數(shù)2β也顯著為正，這表明出口企業(yè)的生產(chǎn)率顯著高于非出口企業(yè)，企業(yè)生產(chǎn)率存在出口溢價；同時也表明第二部分的理論假說2也是成立的，中國的企業(yè)生產(chǎn)率存在明顯的出口溢價。

表2：中國企業(yè)生產(chǎn)率的順周期特征與擴(kuò)張期溢價的綜合估計

更值得指出的是，擴(kuò)張期企業(yè)和出口企業(yè)啞變量的交互項系數(shù)β3顯著為負(fù)數(shù)，這說明出口企業(yè)的擴(kuò)張期溢價低于非出口企業(yè)，出口企業(yè)在擴(kuò)張期和收縮期之間的生產(chǎn)率差距小于非出口企業(yè)，這意味著出口貿(mào)易可以緩和企業(yè)生產(chǎn)率的順周期波動和擴(kuò)張期溢價，驗證了理論假說3；β3顯著為負(fù)數(shù)，也同時說明企業(yè)生產(chǎn)率的出口溢價存在逆周期特征，擴(kuò)張期的生產(chǎn)率出口溢價小于收縮期，亦即出口和非出口企業(yè)之間的生產(chǎn)率差距在經(jīng)濟(jì)收縮期大于擴(kuò)張期，出口企業(yè)和非出口企業(yè)的生產(chǎn)率差距在本地經(jīng)濟(jì)的擴(kuò)張期會有所縮小，但在本地經(jīng)濟(jì)的收縮期則相對擴(kuò)大，進(jìn)而驗證了理論假說4。

參照表1對式（1）各個影響系數(shù)及其組合經(jīng)濟(jì)意義的討論，根據(jù)表2第三列的固定效應(yīng)面板模型回歸結(jié)果，表3匯報了各系數(shù)及其組合表示的生產(chǎn)率溢價估計結(jié)果。從表3的最后一行可以看出，生產(chǎn)率的擴(kuò)張期溢價在出口企業(yè)和非出口企業(yè)間存在顯著差別，出口企業(yè)生產(chǎn)率的擴(kuò)張期溢價明顯高于非出口企業(yè)的溢價，二者的差距等于0.088；而表3的最右邊一列表明，生產(chǎn)率的出口溢價在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張期和收縮期也存在明顯差別，二者的差距也等于0.088，上述兩種生產(chǎn)率溢價的差距都是由式（1）的關(guān)鍵系數(shù)β3決定的。

表3：中國企業(yè)生產(chǎn)率的擴(kuò)張期溢價和出口溢價

從表3還可以看出，由于出口溢價和擴(kuò)張期溢價及二者的疊加影響，擴(kuò)張期出口企業(yè)的平均生產(chǎn)率最高(β0+β1+β2+β3=2.914)，其次是擴(kuò)張期非出口企業(yè)的平均生產(chǎn)率(β0+β1=2.661)，二者的差距正好等于擴(kuò)張期的出口溢價(β2+β3=0.253)，再次是收縮期的出口企業(yè)平均生產(chǎn)率(β0+β2=2.445)，最后是收縮期的非出口企業(yè)平均生產(chǎn)率(β0=2.104)。

（二）穩(wěn)健性檢驗

雖然表2使用了三種方法對式（1）進(jìn)行估計，但仍可能存在遺漏變量、內(nèi)生性或序列相關(guān)以及多重共線性等問題，為檢驗實證結(jié)論的穩(wěn)健性，我們分別對表2的實證結(jié)果進(jìn)行遺漏變量、內(nèi)生性以及序列相關(guān)等檢驗。

1.遺漏變量：地區(qū)效應(yīng)

由于一個地區(qū)的其他地區(qū)性因素也可能影響該地區(qū)的企業(yè)生產(chǎn)率，因此我們在式（1）中加入變量φr來控制其他地區(qū)專屬因素對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，而且這樣也有助于緩和回歸模型的多重共線性問題：

表4的第2和3列報告了對上式進(jìn)行固定效應(yīng)的估計結(jié)果，各關(guān)鍵變量影響系數(shù)的方向都與表2的對應(yīng)結(jié)果一致，擴(kuò)張期啞變量和出口啞變量的回歸系數(shù)都顯著為正，二者交互項的系數(shù)也顯著是負(fù)數(shù)。這表明，在控制了地區(qū)固定效應(yīng)后，中國企業(yè)生產(chǎn)率依舊存在顯著的擴(kuò)張期溢價和出口溢價(β1和β2顯著為正)，且二者的交互項對生產(chǎn)率的影響顯著為負(fù)(β3顯著為負(fù)數(shù))，這說明出口企業(yè)生產(chǎn)率在擴(kuò)張期與收縮期的差距小于非出口企業(yè)，出口貿(mào)易緩和了企業(yè)生產(chǎn)率的順周期變動；而且出口溢價存在逆周期特點，擴(kuò)張期的出口溢價較收縮期小，出口企業(yè)和非出口企業(yè)之間的生產(chǎn)率差距在本地經(jīng)濟(jì)的擴(kuò)張期有所縮小，但在收縮期相對擴(kuò)大。上述結(jié)論進(jìn)一步支持了表2的實證結(jié)論，也驗證了第二部分的理論假說。

表4：穩(wěn)健性檢驗

2. 內(nèi)生性：出口的一期滯后

如果企業(yè)生產(chǎn)率出口溢價的“自選擇效應(yīng)”占優(yōu)，那么企業(yè)當(dāng)期的生產(chǎn)率tfpit將影響企業(yè)當(dāng)期的出口決策，這樣式（1）可能存在內(nèi)生性問題。為控制上述問題，本文用滯后一期的出口變量代替方程中的當(dāng)期出口dExp，那么式（1）中的tfp將不影響方程右itit邊的：

表4的第4和第5列報告了對上式進(jìn)行固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)的估計結(jié)果，幾個關(guān)鍵變量的影響系數(shù)都是顯著的，系數(shù)的變化方向也都與前文的相關(guān)結(jié)論一致(β1和β2顯著為正，β3顯著為負(fù)數(shù))。這說明中國企業(yè)生產(chǎn)率存在顯著的擴(kuò)張期溢價和出口溢價，而且出口企業(yè)的擴(kuò)張期溢價顯著低于非出口企業(yè)，出口緩和了企業(yè)生產(chǎn)率的順周期波動；企業(yè)生產(chǎn)率的出口溢價表現(xiàn)為顯著的逆周期特點，出口企業(yè)和非出口企業(yè)的生產(chǎn)率差距在本地經(jīng)濟(jì)的擴(kuò)張期有所縮小，但在本地經(jīng)濟(jì)的收縮期相對擴(kuò)大。這也都進(jìn)一步驗證了第二部分的理論假說和前述實證結(jié)論。

此外，由于企業(yè)的tfpit可能存在序列相關(guān)，而且自變量可能存在多重共線性，因此，我們對固定效應(yīng)模型進(jìn)行了Driscoll & Kraay調(diào)整，以控制因變量和誤差項的序列相關(guān)，且緩和多重共線性問題。表4的最后一列報告了相應(yīng)的估計結(jié)果，也支持了前述有關(guān)實證結(jié)論，驗證了理論假說。

五、結(jié)論評述與政策建議

為分析出口貿(mào)易對中國企業(yè)生產(chǎn)率周期波動的影響，本文提出企業(yè)生產(chǎn)率存在擴(kuò)張期溢價和出口溢價的理論假說，而且假定企業(yè)生產(chǎn)率的出口溢價與擴(kuò)張期溢價相互緩和，出口貿(mào)易有助于緩和企業(yè)生產(chǎn)率的順周期變化，而出口溢價則會表現(xiàn)出逆周期特征。

為驗證上述假說，本文基于中國1998—2007年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，利用WLP半?yún)?shù)方法估計了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，并在此基礎(chǔ)上對理論假說進(jìn)行了實證檢驗，計量結(jié)果驗證和支持下述理論假說：

第一，中國企業(yè)的生產(chǎn)率有明顯的順周期特征，存在顯著的擴(kuò)張期溢價，擴(kuò)張期的企業(yè)生產(chǎn)率顯著高于收縮期；第二，中國企業(yè)生產(chǎn)率存在顯著的出口溢價，出口貿(mào)易會顯著提升企業(yè)生產(chǎn)率，出口企業(yè)的生產(chǎn)率顯著大于非出口企業(yè)；第三，出口貿(mào)易有助于緩和中國企業(yè)生產(chǎn)率的順周期變化特點，生產(chǎn)率的擴(kuò)張期溢價與出口溢價表現(xiàn)出顯著的相互緩和特征，出口企業(yè)的擴(kuò)張期溢價小于非出口企業(yè)，出口企業(yè)生產(chǎn)率的順周期波動小于非出口企業(yè)，受到本地經(jīng)濟(jì)周期的影響相對較小；第四，企業(yè)生產(chǎn)率的出口溢價表現(xiàn)出逆周期特征。出口溢價在擴(kuò)張期要低于收縮期，出口企業(yè)和非出口企業(yè)的生產(chǎn)率差距在本地經(jīng)濟(jì)的擴(kuò)張期有所縮小，但在本地經(jīng)濟(jì)的收縮期相對擴(kuò)大。

為檢驗實證結(jié)果的穩(wěn)健性，我們還通過控制地區(qū)固定效應(yīng)和采用自變量滯后一期等方法應(yīng)對計量過程中可能存在的遺漏變量或內(nèi)生性等問題。兩個穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果都支持了相關(guān)的實證結(jié)論和理論假說。

上述結(jié)論隱含著一定的政策含義，為此我們提出如下政策建議：

第一，中國應(yīng)該繼續(xù)推進(jìn)和擴(kuò)大對外開放，進(jìn)一步提高開放質(zhì)量，加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局，主動融入國際市場和全球化，充分利用國內(nèi)國際兩種資源，實施更大范圍、更寬領(lǐng)域、更深層次的對外開放；要繼續(xù)引導(dǎo)和鼓勵企業(yè)通過創(chuàng)新驅(qū)動，提升出口質(zhì)量，更高層次地參與國際競爭。這一方面是因為企業(yè)生產(chǎn)率存在“出口溢價”，擴(kuò)大對外開放和國際貿(mào)易可以鼓勵企業(yè)參與國際合作和競爭，在出口中學(xué)習(xí)，從而提高企業(yè)生產(chǎn)率；另一方面是因為出口貿(mào)易會緩和中國企業(yè)生產(chǎn)率的順周期變化特點，因此擴(kuò)大對外開放有利于緩和本國與本地經(jīng)濟(jì)波動對企業(yè)生產(chǎn)率和經(jīng)營績效的周期性作用，減少企業(yè)生產(chǎn)率的周期性波動，促進(jìn)企業(yè)平穩(wěn)發(fā)展。

第二，中央和地方政府在制定和實施政策時要相機而動，進(jìn)一步樹立周期調(diào)控思維，充分考慮和應(yīng)對宏觀經(jīng)濟(jì)周期波動對企業(yè)生產(chǎn)率的沖擊，根據(jù)中國企業(yè)生產(chǎn)率的順周期波動特征，因地制宜，科學(xué)研判各地宏觀經(jīng)濟(jì)所處經(jīng)濟(jì)周期的不同階段，從而制定更加符合企業(yè)生產(chǎn)率周期波動規(guī)律的政策。特別是當(dāng)處在經(jīng)濟(jì)收縮期時，各地政府更應(yīng)采取針對性的政策，通過優(yōu)化政府公共服務(wù)、稅收減免或?qū)ｍ椮斦a貼等方式引導(dǎo)、支持和鼓勵企業(yè)在經(jīng)濟(jì)收縮期提高生產(chǎn)率和競爭力，緩和經(jīng)濟(jì)周期波動對企業(yè)生產(chǎn)率和經(jīng)營決策的不利沖擊和影響，促進(jìn)資源的優(yōu)化配置。

第三，作為微觀經(jīng)濟(jì)主體的企業(yè)，也應(yīng)該充分重視宏觀經(jīng)濟(jì)波動和出口貿(mào)易對企業(yè)生產(chǎn)率的影響。首先要科學(xué)認(rèn)知和主動應(yīng)對經(jīng)濟(jì)周期波動對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，順勢而為，做好企業(yè)生產(chǎn)率周期波動的風(fēng)險管控，提升企業(yè)抵抗周期風(fēng)險的能力，在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張期時適當(dāng)調(diào)配更多資源用于企業(yè)研發(fā)周期較長的項目，未雨綢繆，為經(jīng)濟(jì)收縮期時可能出現(xiàn)的生產(chǎn)率下降提供更多資源和技術(shù)儲備；在經(jīng)濟(jì)收縮期時，則應(yīng)適當(dāng)收縮投資戰(zhàn)線，順應(yīng)生產(chǎn)率順周期波動的趨勢，挺過因宏觀經(jīng)濟(jì)收縮造成的生產(chǎn)率周期下降。其次要提高企業(yè)出口質(zhì)量和拓展企業(yè)市場范圍，在全球范圍內(nèi)進(jìn)行企業(yè)資源配置和周期風(fēng)險管理，充分利用國內(nèi)國際兩個市場，在國內(nèi)國際雙循環(huán)中提高企業(yè)市場競爭力，優(yōu)化資源配置，盡量減少本地和本國宏觀經(jīng)濟(jì)波動給企業(yè)生產(chǎn)率帶來的不利沖擊，有效增強企業(yè)抵御市場波動和經(jīng)濟(jì)周期影響的能力，進(jìn)一步提升企業(yè)資源的使用與配置效率。