蒲阿麗 李平 鄒松岐

內(nèi)容提要：在構(gòu)建扭曲對企業(yè)出口決策影響的理論框架下，本文采用1998-2007年中國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)測算我國企業(yè)扭曲指標(biāo)，統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示：總體上，我國企業(yè)扭曲水平呈現(xiàn)比較明顯的上升趨勢。同時，本文采用面板二值選擇模型探討扭曲對企業(yè)出口決策的作用機(jī)制及影響效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：扭曲提高會顯著地降低我國企業(yè)進(jìn)入出口市場的概率。從驅(qū)動因素來看，企業(yè)市場規(guī)?？s減和要素投入規(guī)模縮減是扭曲抑制企業(yè)出口決策的重要渠道。異質(zhì)性分析表明，扭曲的提高會促進(jìn)國有企業(yè)參與出口市場，而對外資企業(yè)出口決策的負(fù)面效應(yīng)最大。入世后扭曲對企業(yè)出口決策的阻礙作用大于入世前，且扭曲對沿海地區(qū)企業(yè)出口決策的負(fù)面影響更大。

關(guān)鍵詞：政策引致型扭曲;內(nèi)生性扭曲;企業(yè)異質(zhì)性;出口決策

中圖分類號：F7526文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1001-148X（2022）03-0062-10

收稿日期：2021-06-21

作者簡介：蒲阿麗（1981-），女，山東淄博人，山東理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，上海大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向：要素配置扭曲與國際貿(mào)易;李平（1969-），男，浙江寧波人，山東理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)部教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：技術(shù)創(chuàng)新與世界經(jīng)濟(jì);鄒松岐（1979-），本文通訊作者，女，吉林德惠人，上海大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，山東理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，研究方向：國際貿(mào)易理論及應(yīng)用。

基金項目：國家社科基金重點項目“開放條件下異質(zhì)性企業(yè)要素配置與全要素生產(chǎn)率提升研究”，項目編號：19AJL011。

一、引言

1998年以來，我國制造業(yè)資源配置效率在不斷下降，資源向低效率國有企業(yè)傾斜的政策，降低了整體的投資效率[1]。供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革要解決的核心問題是校正要素配置的扭曲，將資源更多地配置到優(yōu)質(zhì)企業(yè)、有競爭力的企業(yè)、有創(chuàng)新精神的企業(yè)[2]。2020年4月9日，中共中央、國務(wù)院印發(fā)了《關(guān)于構(gòu)建更加完善的要素市場化配置體制機(jī)制的意見》，明確了要素市場制度建設(shè)的方向和重點改革任務(wù)。對于形成生產(chǎn)要素從低質(zhì)低效領(lǐng)域向優(yōu)質(zhì)高效領(lǐng)域流動的機(jī)制，提高要素質(zhì)量和配置效率，引導(dǎo)各類要素協(xié)同向先進(jìn)生產(chǎn)力集聚，加快完善社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制具有重大意義。國外學(xué)者Bhagwati（1969）較早界定了扭曲的概念，認(rèn)為扭曲是指資源配置對最優(yōu)配置均衡狀態(tài)的偏離。他將扭曲從成因上分為兩類，一類是內(nèi)生性扭曲，是指由要素市場自身不完善、發(fā)展不完全所引起的扭曲;另一類是政策引致型扭曲，是指由政府政策干預(yù)要素配置所造成的扭曲[3]?？梢姡咭滦团で侨藶樵斐傻?，且在實踐中通常以要素市場存在內(nèi)生性扭曲為由而實施。在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期，政府為了實現(xiàn)戰(zhàn)略性發(fā)展目標(biāo)，采取某些干預(yù)要素市場的措施而造成的扭曲可能會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，增加社會福利，同時也有可能會損傷某些企業(yè)的合理利益，挫傷企業(yè)創(chuàng)新和擴(kuò)大規(guī)模的積極性，從而阻礙了企業(yè)產(chǎn)品競爭力和生產(chǎn)效率的提升。

本文在借鑒Hsieh&Klenow（2014）和Melitz（2003）研究成果的基礎(chǔ)上[4-5]，將政策引致型扭曲和內(nèi)生性扭曲同時引入異質(zhì)性企業(yè)國際貿(mào)易理論研究框架，系統(tǒng)考察扭曲對異質(zhì)性企業(yè)出口決策的作用機(jī)制和具體影響，并測算了包括政策引致型扭曲和內(nèi)生性扭曲兩類扭曲的我國制造業(yè)企業(yè)總體扭曲指標(biāo)，對于正確認(rèn)識我國企業(yè)扭曲的具體事實情況有一定的參考價值。

二、理論模型與指標(biāo)測算

本文借鑒Hsieh&Klenow（2014）加入政策引致型扭曲和內(nèi)生性扭曲的用于研究企業(yè)生命周期的異質(zhì)性企業(yè)壟斷競爭模型，同時結(jié)合Melitz（2003）的異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論模型，構(gòu)建扭曲對企業(yè)出口決策影響的理論模型。

（一）理論模型及推導(dǎo)

Hsieh&Klenow（2014）在異質(zhì)性企業(yè)壟斷競爭模型中不僅設(shè)定了政策引致型扭曲，同時設(shè)定了勞動力扭曲和資本扭曲。借鑒他們的研究思路和結(jié)論，本文假設(shè)最終產(chǎn)品生產(chǎn)市場是完全競爭市場，代表性企業(yè)生產(chǎn)單一最終產(chǎn)品Y，生產(chǎn)市場中存在S個生產(chǎn)行業(yè)，則最終產(chǎn)品市場總產(chǎn)出由公式（1）表示：

Y=∏Ss=1Ysθs（1）

其中，Ys是指行業(yè)s的產(chǎn)出，θs是行業(yè)s的市場產(chǎn)出份額，∑Ss=1θs=1。各個行業(yè)中代表性企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品作為其他行業(yè)的企業(yè)生產(chǎn)投入。由最終產(chǎn)品市場企業(yè)利潤最大化條件，可以推出：

PsYs=θsPY（2）

其中，Ps指行業(yè)s產(chǎn)出Ys的商品價格，進(jìn)而可以得到最終產(chǎn)品市場價格P≡∑Ss=1Psθsθs。設(shè)行業(yè)s的產(chǎn)出Ys由差異化產(chǎn)品集合Ms的CES生產(chǎn)函數(shù)組成：

Ys=∑Msi=1Ysiσ-1σσσ-1（3）

其中，σ表示產(chǎn)品之間的替代彈性，i表示產(chǎn)品。假設(shè)企業(yè)生產(chǎn)過程中投入資本和勞動力兩種生產(chǎn)要素，每個企業(yè)生產(chǎn)一種差異化產(chǎn)品，從而i也表示企業(yè)。設(shè)代表性企業(yè)規(guī)模報酬不變的科布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)如下：

Ysi=AsiKαsiL1-αsi（4）

其中，Ysi代表企業(yè)i的產(chǎn)出水平，Asi代表企業(yè)全要素生產(chǎn)率，Ksi和Lsi分別代表企業(yè)生產(chǎn)中投入的資本數(shù)量和勞動力數(shù)量，α和1-α分別表示生產(chǎn)要素資本和勞動力的產(chǎn)出彈性。根據(jù)企業(yè)是否存在出口行為，我們將企業(yè)分為內(nèi)銷企業(yè)和出口企業(yè)兩類。內(nèi)銷企業(yè)是指只有國內(nèi)銷售業(yè)務(wù)的企業(yè)，出口企業(yè)是指既有國內(nèi)銷售業(yè)務(wù)，也有出口業(yè)務(wù)的企業(yè)。本文認(rèn)為出口企業(yè)利潤額不僅受到企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平的影響，而且受到企業(yè)遭受的扭曲程度的影響。出口企業(yè)的利潤函數(shù)表示為：

πsiA，τ=1-τYsiPsiYsi-1+τLsiWLsi-1+τKsiRKsi-Fd-Fe-Tsi（5）

其中，假設(shè)出口企業(yè)的出口價格水平等于國內(nèi)銷售價格水平，則出口企業(yè)的產(chǎn)品銷售收入PsiYsi=PsiYdsi+Yxsi，其中，Ydsi是企業(yè)產(chǎn)品國內(nèi)銷售量，Yxsi是企業(yè)產(chǎn)品出口量。W是均衡的勞動力價格，R是均衡的資本價格。新企業(yè)面臨進(jìn)入國內(nèi)市場的一次性固定成本為Fd，進(jìn)入出口市場的一次性固定成本為Fe，還包括企業(yè)間不同的出口運輸成本Tsi。本文設(shè)定異質(zhì)性企業(yè)的扭曲問題如下：τYsi是企業(yè)層面的政策引致型扭曲，如果τYsi>0，認(rèn)為企業(yè)面臨政策引致型正向扭曲，例如政府對某些部門或產(chǎn)品加征稅收、地方市場分割造成的企業(yè)進(jìn)入高成本、貿(mào)易保護(hù)性質(zhì)的中間品進(jìn)口關(guān)稅、對某些企業(yè)的規(guī)模進(jìn)行限制等;如果τYsi<0，認(rèn)為企業(yè)面臨政策引致型負(fù)向扭曲，例如政府對企業(yè)實行稅收減免、補(bǔ)貼、出口退稅、過低的資源使用費等;如果τYsi=0，則無政策引致型扭曲。τLsi是企業(yè)層面的勞動力扭曲，如果τLsi>0，認(rèn)為企業(yè)面臨勞動力正向扭曲，例如某些地區(qū)的最低工資標(biāo)準(zhǔn)高于市場均衡水平、過高的勞動所得稅、地區(qū)落戶限制和城鄉(xiāng)分割等流動壁壘引起的勞動力成本上升;如果τLsi<0，認(rèn)為企業(yè)面臨勞動力負(fù)向扭曲，例如某些地區(qū)的最低工資標(biāo)準(zhǔn)低于市場均衡水平;如果τLsi=0，則無勞動力扭曲。τKsi是企業(yè)層面的資本扭曲，如果τKsi>0，認(rèn)為企業(yè)面臨資本正向扭曲，例如銀行對企業(yè)貸款的規(guī)模管制、利率管制、政府對金融業(yè)準(zhǔn)入管制、金融市場摩擦等因素引致的較高資本使用成本;如果τKsi<0，認(rèn)為企業(yè)面臨資本負(fù)向扭曲，例如金融抑制和所有制歧視使得國有企業(yè)貸款利率偏低、政府產(chǎn)業(yè)扶持政策引致的資金流動偏向、地方政府為了刺激投資的低息貸款等;如果τKsi=0，則無資本扭曲。在此，勞動力扭曲和資本扭曲統(tǒng)稱為內(nèi)生性扭曲。

由行業(yè)利潤最大化的一階條件，可以推導(dǎo)出企業(yè)反需求函數(shù)為：Psi=PsY1σsY-1σsi。再通過求解壟斷競爭市場企業(yè)利潤最大化問題，得知：

MRPLsi（1-α）σ-1σ·PsiYsiLsi=W·1+τLsi1-τYsi（6）

MRPKsiασ-1σ·PsiYsiKsi=R·1+τKsi1-τYsi（7）

以及企業(yè)投入要素數(shù)量之比的表達(dá)式：

KsiLsi=α1-α·WR·1+τLsi1+τKsi（8）

進(jìn)一步可推導(dǎo)出企業(yè)的均衡銷售價格和企業(yè)最優(yōu)勞動力和資本需求數(shù)量：

Psi=λ1+τKsiα1+τLsi1-αAsi（1-τYsi）（9）

Lsi=PsσYsλ-σκ-αAsiσ-11+τKsiα1+τLsi1-α1-τYsi-σ（10）

其中，λ=σσ-1RααW1-α1-α，κ=α1-αWR1+τLsi1+τKsi。將公式（8）變形之后代入公式（10）可得出企業(yè)最優(yōu)資本需求數(shù)量和企業(yè)產(chǎn)品銷售收入的表達(dá)式：

Ksi=PsσYsλ-σκ1-αAsiσ-11+τKsiα1+τLsi1-α1-τYsi-σ（11）

PsiYsi=PsσYsλ1-σAsiσ-11+τKsiα1+τLsi1-α1-τYsi1-σ（12）

參考Hsieh&Klenow（2014）的做法，設(shè)τsi=1+τKsiα1+τLsi1-α1-τYsi，即為本文研究的異質(zhì)性扭曲指標(biāo)，用于測度企業(yè)遭受的政策引致型扭曲和內(nèi)生性扭曲的綜合程度。如果τsi>1，說明企業(yè)遭受的內(nèi)生性扭曲占主導(dǎo)地位;反之，如果τsi<1，說明企業(yè)遭受的政策引致型扭曲占主導(dǎo)地位。由公式（12）可以得出：

PsiYsi∝Asiτsiσ-1（13）

假設(shè)1+τLsi1+τKsi在企業(yè)間是相同的，則κ也是一個常量。由公式（10）和（11）可以得出：

Lsi∝Asiσ-1τsiσ（14）

Ksi∝Asiσ-1τsiσ（15）

由公式（13）、（14）和（15）可以得知：在其他因素不變的情況下，企業(yè)產(chǎn)品銷售收入和生產(chǎn)中投入的勞動力和資本要素數(shù)量隨著企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高而增加，隨著扭曲程度的提高而減少。

根據(jù)Melitz（2003）異質(zhì)性企業(yè)國際貿(mào)易理論研究結(jié)論，本文假設(shè)在穩(wěn)態(tài)均衡條件下，在位企業(yè)面臨受負(fù)面沖擊而退出市場的概率為δ，則在位出口企業(yè)的價值函數(shù)由VxA，τ給定：

VxA，τ=max0，πsxA，τδ（16）

并且，A*sx=infA：VxA，τ>0，代表出口企業(yè)的最低生產(chǎn)率水平，且最低生產(chǎn)率水平滿足VxA*sx，τ=0。我們用PxA，τ表示全要素生產(chǎn)率水平為A的出口企業(yè)遭受扭曲τ的概率，用hxA表示進(jìn)入出口市場的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的概率密度函數(shù)，則gxA，τ=hxA×PxA，τ，表示企業(yè)扭曲和全要素生產(chǎn)率的聯(lián)合概率密度函數(shù)。定義xA，τ表示企業(yè)最優(yōu)出口進(jìn)入決策，若xA，τ=1，則表示企業(yè)進(jìn)入到出口市場并保持經(jīng)營，則潛在進(jìn)入出口市場的企業(yè)價值函數(shù)為：

VxeA，τ=∑A，τmaxx∈0，1xA，τVxA，τgxA，τ（17）

當(dāng)出口市場達(dá)到均衡時，VxeA，τ=0，即企業(yè)進(jìn)入出口市場的均衡條件。根據(jù)公式（13）、（15）和（17），本文初步認(rèn)為我國企業(yè)遭受的扭曲會通過企業(yè)市場規(guī)模（產(chǎn)品銷售收入）縮減和要素投入規(guī)模（資本要素投入數(shù)量）縮減兩個渠道影響出口企業(yè)總收益和生產(chǎn)成本，進(jìn)而影響企業(yè)利潤額。面對出口沉沒成本和市場經(jīng)營成本，如果企業(yè)利潤額過低以至于無法支付基本的出口成本時，潛在企業(yè)不會選擇進(jìn)入出口市場，或者在位出口企業(yè)就會退出出口市場而轉(zhuǎn)內(nèi)銷，甚至退出生產(chǎn)市場。因此，扭曲最終會影響企業(yè)進(jìn)入出口市場的決策。

（二）扭曲指標(biāo)的推算

1扭曲指標(biāo)的推導(dǎo)

由公式（6）和（7）可得：

（1-α）σ-1σ·PsiYsiLsiW1-α=1+τLsi1-τYsi1-α（18）

αsσ-1σ·PsiYsiKsiRα=1+τKsi1-τYsiα（19）

將公式（18）與（19）相乘，可得：

τsi=1+τKsiα1+τLsi1-α1-τYsi=ασ-1σ·PsiYsiKsiRα（1-α）σ-1σ·PsiYsiLsiW1-α（20）

2數(shù)據(jù)說明和指標(biāo)測算

由于2008年之后的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)中很多關(guān)鍵指標(biāo)數(shù)值缺失嚴(yán)重，為了保證數(shù)據(jù)可靠性和可比性，本文使用的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來源于1998-2007年全國國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，部分行業(yè)和地區(qū)指標(biāo)的數(shù)據(jù)來源于1999-2008年《中國統(tǒng)計年鑒》，采用蒲阿麗和李平（2020）對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的處理方法。由公式（20）可知，計算扭曲指標(biāo)需要用到資本的產(chǎn)出彈性系數(shù)、均衡的資本價格和勞動力價格。設(shè)資本的產(chǎn)出彈性α=04，則勞動力的產(chǎn)出彈性1-α=06，原因是本文采用OP非參數(shù)估計方法（Olley&Pakes，1996）計算的我國制造業(yè)企業(yè)資本和勞動力產(chǎn)出彈性均值分別為037和058[6]。同時，借鑒HK模型（2009）設(shè)定均衡的資本價格R=01（包含利率和固定資產(chǎn)折舊率），企業(yè)間產(chǎn)品替代彈性σ=5。由于1998-2007年我國工業(yè)就業(yè)人員人均工資和福利之和約396千元，因此，本文設(shè)定均衡的勞動力價格W=40（千元）。企業(yè)產(chǎn)品銷售收入PsiYsi采用以1998年為基期的工業(yè)品出廠價格指數(shù)進(jìn)行平減之后的企業(yè)工業(yè)銷售額來衡量，勞動力投入數(shù)量采用企業(yè)從業(yè)人員數(shù)來衡量，資本投入數(shù)量采用實際資本存量來衡量。其中，初始資本存量為1998年企業(yè)的固定資產(chǎn)凈值，資本存量使用企業(yè)固定資產(chǎn)合計衡量，并以1998年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行平減之后得到實際資本存量。

3我國企業(yè)扭曲的特征事實

本文使用1998-2007年我國制造業(yè)企業(yè)樣本計算扭曲數(shù)據(jù)，我國制造業(yè)企業(yè)總體、分企業(yè)所有制、地區(qū)及內(nèi)銷企業(yè)和出口企業(yè)的扭曲水平之間的差異如表1所示。從均值來看，我國絕大多數(shù)企業(yè)的扭曲值大于1，在一定程度上說明我國制造業(yè)企業(yè)遭受的內(nèi)生性要素扭曲程度略高于政策引致型扭曲程度，我國企業(yè)扭曲問題主要還是因為要素市場發(fā)育不完善而造成的。分企業(yè)所有制來看，國有企業(yè)中出口企業(yè)比內(nèi)銷企業(yè)的扭曲程度高，其他所有制企業(yè)中出口企業(yè)比內(nèi)銷企業(yè)的扭曲程度要低，從側(cè)面反映了出口貿(mào)易可以在一定程度緩解行業(yè)內(nèi)企業(yè)間的資源錯配問題。表1中的數(shù)據(jù)顯示東部地區(qū)企業(yè)的扭曲程度最高、西部地區(qū)企業(yè)的扭曲程度最低，可能的原因是政策引致型扭曲在西部地區(qū)占主導(dǎo)地位。具體數(shù)據(jù)顯示，從行業(yè)和地區(qū)具體均值來看，扭曲程度最高的行業(yè)是石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，其次是有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，最低的行業(yè)是紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)，其次是文教體育用品制造業(yè)，扭曲程度最高的地區(qū)是山東、其次是上海，最低的地區(qū)是新疆、其次是黑龍江。

本文處理后的樣本數(shù)據(jù)顯示，1998-2007年我國制造業(yè)企業(yè)中出口企業(yè)占比呈現(xiàn)小幅度的下降趨勢，而相比之下，我國企業(yè)總體扭曲的均值和標(biāo)準(zhǔn)差卻顯示出比較明顯的上升趨勢。這在一定程度上說明，我國企業(yè)遭受的扭曲程度并沒有隨著國家市場化改革進(jìn)程加快和出口貿(mào)易增長而降低。自改革開放以來，尤其是加入WTO之后，我國商品總出口額快速增長，而出口企業(yè)單位數(shù)占比沒有增加，說明單個企業(yè)出口規(guī)模增長較快，同時我國制造業(yè)企業(yè)的利潤水平一直比較低，導(dǎo)致出口市場存在比較高的企業(yè)進(jìn)入率和退出率，也很有可能與扭曲程度的提高有一定的關(guān)系。

三、經(jīng)驗研究與分析

（一）計量模型與方法

本文采用企業(yè)是否有出口活動的二元選擇變量來衡量企業(yè)出口決策（expdumit），即如果企業(yè)出口交貨值大于0，則expdumit=1，如果企業(yè)出口交貨值等于0，則expdumit=0。因此，建立如下面板二值選擇Probit模型：

Prexpdumit=1=Φβ0+β1lnτit+βl∑controlit+βm∑controlst+βn∑controldt+Dt+Ds+Dd+εit模型（1）

其中，i表示企業(yè)，t表示年份，s表示行業(yè)，d表示地區(qū)。因變量為企業(yè)出口決策（expdumit）的二值選擇變量，lnτit為企業(yè)扭曲，是核心解釋變量，采用公式（20）計算的扭曲數(shù)值的對數(shù)值衡量。企業(yè)層面的控制變量（∑controlit）包括：企業(yè)TFPit（lnTFP），本文使用當(dāng)前比較認(rèn)可的OP（Olley&Pakes，1996）方法計算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的對數(shù)值衡量;企業(yè)年齡（lnage），用當(dāng)年年份減去企業(yè)成立年份的對數(shù)值衡量;企業(yè)融資約束，用企業(yè)負(fù)債占企業(yè)總資產(chǎn)的比值衡量（finance）。制造業(yè)CIC-2層級的控制變量（∑controlst）包括：行業(yè)市場集中度（HHI），用行業(yè)前50名企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值占比計算的行業(yè)赫芬達(dá)爾-赫希曼指數(shù)衡量;行業(yè)規(guī)模lnsize_I，用行業(yè)主營業(yè)務(wù)收入總額的對數(shù)值衡量;行業(yè)出口依存度（lnexport_I），用行業(yè)出口總額占行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比值衡量。省級層級的控制變量（∑controldt）包括：地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（lnGDP_D），用工業(yè)生產(chǎn)價格指數(shù)平減之后的地區(qū)實際人均生產(chǎn)總值的對數(shù)值衡量;地區(qū)人口紅利（human_D），用地區(qū)人口自然增長率衡量;地區(qū)出口依存度（lnexport_D），用地區(qū)出口額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值衡量。Dt是年份啞變量，Ds是制造業(yè)CIC-2行業(yè)啞變量，Dd是各省市地區(qū)（西藏除外）啞變量。

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為了控制面板數(shù)據(jù)存在異方差問題造成的影響，本文采用總體平均模型的穩(wěn)健協(xié)方差方法對Probit模型進(jìn)行回歸估計。扭曲影響我國制造業(yè)企業(yè)出口決策的回歸結(jié)果匯報在表2。第（1）列在控制了年份、行業(yè)和地區(qū)固定效應(yīng)的同時，僅納入核心解釋變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：扭曲對企業(yè)出口決策沒有顯著的影響。但是在加入了企業(yè)層面控制變量之后，第（2）列結(jié)果顯示：扭曲對我國企業(yè)出口決策具有非常顯著的影響，并呈現(xiàn)負(fù)向關(guān)系，說明企業(yè)遭受的扭曲越嚴(yán)重則企業(yè)參與出口市場的概率越小，企業(yè)越傾向于內(nèi)銷。第（3）列是同時加入企業(yè)和行業(yè)層面控制變量的回歸結(jié)果，同樣證實了扭曲對企業(yè)選擇進(jìn)入出口市場具有阻礙作用。第（4）列是同時加入企業(yè)、行業(yè)和地區(qū)層面控制變量的回歸結(jié)果，我們可以進(jìn)一步求得扭曲對我國企業(yè)出口決策的邊際效應(yīng)是-00232，說明扭曲程度提高1%，則企業(yè)進(jìn)入出口市場的概率下降232%。相比之下，全要素生產(chǎn)率對我國企業(yè)出口決策的邊際效應(yīng)是00242，說明全要素生產(chǎn)率水平提高1%，則企業(yè)進(jìn)入出口市場的概率會增加242%?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果表明：扭曲和全要素生產(chǎn)率對我國企業(yè)出口概率的影響效應(yīng)是相反的，但是影響程度差異不大。盡管在中美貿(mào)易戰(zhàn)之前我國出口貿(mào)易實現(xiàn)了長期高速增長，但是在出口產(chǎn)品質(zhì)量、增加值、技術(shù)含量等方面仍然是不足的。國內(nèi)產(chǎn)品市場和要素市場發(fā)展不完善，以及政府的某些過分干預(yù)，造成了資源錯配，挫傷了部分企業(yè)進(jìn)入出口市場的積極性。在國外對我國出口壓制的新形勢下，我國為了實現(xiàn)更高的企業(yè)出口市場進(jìn)入率，努力提高企業(yè)生產(chǎn)率水平是途徑之一，但是全要素生產(chǎn)率的提升成本高、周期長，因此不可忽視政府對產(chǎn)品市場和要素市場的合理干預(yù)措施，同時加強(qiáng)要素市場化改革，提高要素配置效率，實現(xiàn)生產(chǎn)要素更加充分地流動和更合理的優(yōu)化配置，從而通過降低企業(yè)遭受的扭曲水平，促使更多優(yōu)質(zhì)的企業(yè)有實力進(jìn)入出口市場并保持發(fā)展的競爭力。除此之外，企業(yè)年齡越大、行業(yè)規(guī)模越大、行業(yè)出口依存度越高、地區(qū)人口紅利越多、地區(qū)出口依存度越高，則企業(yè)參與出口的機(jī)率越大，而企業(yè)融資約束和行業(yè)市場集中度越嚴(yán)重，則企業(yè)開展出口業(yè)務(wù)的機(jī)率越小。

（三）工具變量回歸結(jié)果

為了解決核心解釋變量可能存在的內(nèi)生性問題，同時為了解決因遺漏變量以及被解釋變量和解釋變量之間的反向因果關(guān)系，本文使用lnτ的滯后一期作為lnτ的工具變量再次對模型（1）進(jìn)行兩階段（two-step）IV-Probit估計，其回歸結(jié)果顯示（見表3）：從Wald檢驗結(jié)果值及其P值來看，在1%的顯著性水平下認(rèn)為lnτ是內(nèi)生變量，且lnτ的滯后一期這一工具變量具有一定的解釋力。由第（1）列可知，只納入扭曲變量的回歸結(jié)果就表明扭曲對企業(yè)出口決策在統(tǒng)計上具有5%顯著水平下的負(fù)面效應(yīng)。在控制了企業(yè)和行業(yè)層面控制變量之后，從第（2）和第（3）列的估計結(jié)果可以看到，扭曲對企業(yè)進(jìn)入出口市場的負(fù)向影響更加顯著，影響程度更大。由第（4）列同時加入企業(yè)、行業(yè)和地區(qū)層面控制變量的估計結(jié)果，我們進(jìn)一步求得扭曲對我國企業(yè)出口決策的邊際效應(yīng)是-00265，說明扭曲程度每提高1%，則企業(yè)進(jìn)入出口市場的概率下降265%，再次證實了扭曲對企業(yè)出口決策的不利影響。相比之下，全要素生產(chǎn)率對我國企業(yè)出口決策的邊際效應(yīng)是00358，說明全要素生產(chǎn)率水平每提高1%，則企業(yè)進(jìn)入出口市場的概率會提高358%。對比表2和表3可以看出，其他控制變量的估計系數(shù)絕對值都變大了，但是顯著性水平和系數(shù)符號基本沒有發(fā)生變化。

（四）影響渠道驗證

由本文理論模型部分的公式（12）可知，扭曲會影響出口企業(yè)的總市場規(guī)模。如果因為扭曲的提高而導(dǎo)致企業(yè)市場規(guī)模減少，即使生產(chǎn)成本沒有增加，也會影響企業(yè)可獲取的利潤額。面對較高的出口成本，當(dāng)企業(yè)逐漸縮小市場規(guī)模時就會大大降低進(jìn)入出口市場的概率，而主要供給國內(nèi)市場。由公式（14）和（15）可見，扭曲水平還會抑制企業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)要素勞動力和資本數(shù)量的投入，例如銀行等金融機(jī)構(gòu)對國有企業(yè)的信貸偏向會增加大多數(shù)出口企業(yè)的資金成本，也許會導(dǎo)致企業(yè)無法獲得足夠的資金來購買生產(chǎn)所需的固定資產(chǎn)，進(jìn)一步阻礙企業(yè)因規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)帶來的收益，而且也有可能降低企業(yè)研發(fā)投入的力度，從而影響企業(yè)生產(chǎn)效率和產(chǎn)品質(zhì)量的提升，導(dǎo)致企業(yè)無法真實發(fā)揮其比較優(yōu)勢，企業(yè)進(jìn)入出口市場的機(jī)率就會變小。為了驗證扭曲通過企業(yè)市場規(guī)模和要素投入規(guī)?？s減渠道對企業(yè)出口決策的影響，本文建立以下面板固定效應(yīng)模型繼續(xù)進(jìn)行驗證：

Channelit=γ0+γ1lnτit+γo∑controlit+γp∑controlst+γq∑controldt+ui+Dt+Ds+Dd+δit模型（2）

同時，采用Probit模型分析扭曲通過影響渠道對出口決策的影響，模型如下：

Prexpdumit=1=Φ（θ0+θ1lnτit+θ2lnτit×Channelit+θ3Channelit+θa∑controlit+θb∑controlst+θc∑controldt+Dt+Ds+Dd+δit）模型（3）

其中，Channelit分別表示企業(yè)市場規(guī)模（lnsize_m）和企業(yè)要素投入規(guī)模（lnsize_f），企業(yè)市場規(guī)模采用工業(yè)企業(yè)銷售產(chǎn)值的對數(shù)值來衡量，采用企業(yè)實際資本存量的對數(shù)值來衡量企業(yè)要素投入規(guī)模。表4中的第（1）至第（4）列匯報了扭曲對兩個影響渠道的影響，由回歸系數(shù)和顯著性可見，扭曲對企業(yè)市場規(guī)模和要素投入規(guī)模在統(tǒng)計上具有非常顯著的負(fù)面效應(yīng)，而且扭曲對要素投入規(guī)?？s減的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于對企業(yè)市場規(guī)模縮減的影響，這與本文理論模型部分的結(jié)論是一致的。由表4中的第（5）列可以看出，交叉項lnτ×lnsize_m的估計系數(shù)為負(fù)，且在1%水平上顯著，通過計算可得扭曲對企業(yè)參與出口決策的邊際效應(yīng)是-00357，扭曲通過縮減企業(yè)市場規(guī)模每提高1%，則企業(yè)進(jìn)入出口市場的概率下降357%。由表4中的第（6）列可以看出，交叉項lnτ×Insize_f的估計系數(shù)為負(fù)，且在1%水平上顯著，通過計算可得其邊際效應(yīng)是-01303，說明扭曲通過縮減企業(yè)要素投入規(guī)模每提高1%，則企業(yè)進(jìn)入出口市場的概率下降1303%。扭曲通過要素投入規(guī)模縮減對企業(yè)出口決策的負(fù)面效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于市場規(guī)?？s減這一影響渠道。因此，如果我國通過優(yōu)化再配置來提高資源配置效率，可以減緩因扭曲而抑制的企業(yè)出口發(fā)展?jié)摿?。新發(fā)展格局下，我國出口企業(yè)從以國際循環(huán)為主轉(zhuǎn)向國內(nèi)循環(huán)為主需要時間和成本，國際循環(huán)有待保持和轉(zhuǎn)型，從而實現(xiàn)高質(zhì)量出口。通過緩解扭曲問題，促使企業(yè)擴(kuò)大規(guī)模，降低企業(yè)平均生產(chǎn)和經(jīng)營成本，提高生產(chǎn)技術(shù)和增加資本品的使用，優(yōu)化出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，增強(qiáng)企業(yè)出口比較優(yōu)勢，從而可以在一定程度上提高企業(yè)出口概率。

（五）穩(wěn)健性分析

1改變回歸模型

為了檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文首先使用LPM（線性概率模型）對模型（1）進(jìn)行聚類到企業(yè)一級的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤回歸估計，結(jié)果如表5第（1）和第（2）列。我們發(fā)現(xiàn)，扭曲對企業(yè)參與出口市場與不參與出口市場影響的平均概率差異約是23%，說明扭曲對企業(yè)出口決策行為的影響比較小。為了克服LPM可能存在的異方差、預(yù)測概率可能小于1或小于0以及隨機(jī)變量可能不服從正態(tài)分布等問題，本文采用總體平均穩(wěn)健協(xié)方差方法的Logit模型再次對模型（1）進(jìn)行回歸估計，結(jié)果如表5第（3）和第（4）列?？梢?，扭曲對企業(yè)出口決策的估計系數(shù)依然為負(fù)，但是其絕對值比Probit模型回歸結(jié)果明顯增大。由表5第（4）列l(wèi)nτ的估計系數(shù)，進(jìn)一步求得exp（-0132）=0876，小于1。說明扭曲程度每提高1%，企業(yè)進(jìn)入出口市場的勝算比下降0876，并且在其他控制變量不變的情況下，扭曲程度每提高一個標(biāo)準(zhǔn)差，企業(yè)出口決策的勝算比將下降0865個單位，再次證實了扭曲與企業(yè)出口決策存在非常顯著的負(fù)向關(guān)系。

2替換核心解釋變量衡量指標(biāo)

由于地區(qū)總體市場發(fā)育水平越高說明該地區(qū)企業(yè)遭受的扭曲程度越低，因此，本文使用地區(qū)總體市場發(fā)育指數(shù)（Market）來反向測度企業(yè)扭曲水平，其數(shù)據(jù)來自于樊綱等（2007）、王小魯?shù)龋?017）計算的中國市場化指數(shù)中的各地區(qū)總體市場發(fā)育指數(shù)[7-8]。由表5第（5）列的回歸系數(shù)可見，總體市場發(fā)育指數(shù)與企業(yè)出口決策之間在統(tǒng)計上具有非常顯著的正向關(guān)系，并且總體市場發(fā)育指數(shù)促進(jìn)企業(yè)進(jìn)入出口市場的邊際效應(yīng)是0003，即總體市場發(fā)育指數(shù)每提高1個單位，企業(yè)進(jìn)入出口市場的概率將提升03%，反向證實了扭曲與企業(yè)出口決策的負(fù)向關(guān)系。

（六）異質(zhì)性分析

本文從三個方面做了異質(zhì)性分析?；谒念愃兄破髽I(yè)子樣本的Probit模型回歸結(jié)果報告在表6第（1）列中，可以發(fā)現(xiàn)：扭曲程度的提高非常顯著地阻礙了集體企業(yè)、民營企業(yè)和外資企業(yè)進(jìn)入出口市場，從邊際效應(yīng)來看，扭曲對民營企業(yè)出口決策的影響最大（-359%）。而有趣的是，扭曲程度的提高比較顯著促進(jìn)了國有企業(yè)進(jìn)入出口市場，其邊際效應(yīng)是00068。上述差異性回歸結(jié)果的可能原因是：為了彌補(bǔ)國有企業(yè)的長期政策性虧損，保障國有企業(yè)的生存，國家通常給予國有企業(yè)的政府補(bǔ)貼金額或優(yōu)惠稅收的范圍更大、較低的貸款利率、更多的企業(yè)職工福利，即扭曲主要是負(fù)向扭曲，生產(chǎn)和經(jīng)營的較低成本和較高凈利潤，促使某些國有企業(yè)有更大的機(jī)率進(jìn)入出口市場。由表6第（2）列可以發(fā)現(xiàn)，入世后扭曲對企業(yè)出口決策的阻礙作用大于入世前，這在一定程度上說明我國并沒有因為加入世貿(mào)組織而引起國內(nèi)的資源優(yōu)化配置，入世引起我國企業(yè)間更加激烈的市場競爭，造成較高的市場退出率，尤其是不利于中小企業(yè)進(jìn)入出口市場。表6第（3）列表明：扭曲對沿海地區(qū)企業(yè)出口決策的負(fù)面影響大于對內(nèi)陸地區(qū)企業(yè)的負(fù)面效應(yīng)。

四、結(jié)論及啟示

本文參考Hsieh&Klenow（2014）設(shè)定的扭曲指標(biāo)，將其融合到異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論框架中，使用1998-2007年中國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)測算了我國企業(yè)扭曲指標(biāo)，統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明：雖然我國出口貿(mào)易總額不斷增長，但是樣本期內(nèi)我國企業(yè)扭曲水平呈現(xiàn)比較明顯的上升趨勢，并且呈現(xiàn)出企業(yè)間、行業(yè)間和地區(qū)間的明顯差異。同時，本文采用面板二值選擇模型經(jīng)驗研究了扭曲對企業(yè)出口決策的作用機(jī)制及影響效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：扭曲非常顯著地降低了我國企業(yè)進(jìn)入出口市場的概率。進(jìn)一步的影響渠道驗證表明：從驅(qū)動因素來看，企業(yè)市場規(guī)?？s減和要素投入規(guī)模縮減是扭曲抑制企業(yè)出口決策的重要渠道。本文還考察了扭曲對企業(yè)出口決策的異質(zhì)性影響，發(fā)現(xiàn)扭曲會促進(jìn)國有企業(yè)參與出口市場，對民營企業(yè)出口決策的負(fù)面效應(yīng)最大。另外，入世后扭曲對企業(yè)出口決策的阻礙作用大于入世前的作用，扭曲對沿海地區(qū)企業(yè)的不利影響大于對內(nèi)陸地區(qū)企業(yè)的負(fù)面影響。本文研究結(jié)論表明通過降低或消除企業(yè)遭受的扭曲程度，充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定作用，創(chuàng)造更加公平競爭的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，對于提高我國企業(yè)參與出口市場的概率具有重要的意義。通過提高產(chǎn)品市場化和要素市場化水平，進(jìn)一步打破地區(qū)市場分割、行業(yè)壟斷、政策偏向等扭曲源頭，為企業(yè)增加新動能和新活力，助力實現(xiàn)我國國內(nèi)國際雙循環(huán)新格局和堅定不移地擴(kuò)大對外開放。

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TheInfluenceofDistortiononFirms′ExportDecisions：PromotingorRestraining？

PUA-li1，2，LIPing3，ZOUSong-qi2

（1.Schoolofeconomics，ShandongUniversityofTechnology，Zibo255000，China;

2.Schoolofeconomics，ShanghaiUniversity，Shanghai200444，China;

3.DepartmentofEconomicsandManagement，ShandongUniversityofTechnology，Zibo255000，China）

Abstract：Underthetheoreticalframeworkoftheinfluenceofdistortiononenterprises′exportdecision-making，thispaperusesthedataofChinesemanufacturingenterprisesfrom1998to2007tocalculatethedistortionindexofChineseenterprises.Thestatisticaldatashowsthatthelevelofenterprises′distortioninChinapresentsanobviousupwardtrendandtherearedifferencesamongenterprises，industriesandregions.Atthesametime，thepanelbinarychoicemodelisusedtoempiricallystudythemechanismandeffectofdistortiononexportdecision-making.TheresultsshowthattheincreaseofdistortionwillsignificantlyreducetheprobabilityofChineseenterprisesenteringtheexportmarket.Fromtheperspectiveofdrivingfactors，thereductionsoftheenterprisesmarketscaleandfactorinputscalearetheimportantchannelstorestrainingenterprises′exportdecision-makingofdistortion.Theheterogeneityanalysisshowsthattheincreaseofdistortionwillpromotetheparticipationofstate-ownedenterprisesintheexportmarket，andthenegativeeffectontheexportdecision-makingofforeign-fundedenterprisesisthelargest.AftertheaccessiontoWTO，theeffectofdistortiononthedecisiontoexportofenterprisesisgreaterthanthatbeforetheaccessiontoWTO，andthenegativeeffectofdistortiononthedecisiontoexportofenterprisesincoastalareasisgreater.

Keywords：policy-imposeddistortion;endogenousdistortion;enterpriseheterogeneity;exportdecision

（責(zé)任編輯：周正）