中國制造業出口企業存在生產率悖論嗎——基于企業出口狀態轉換的視角

張鵬輝

(中國人民銀行 福州中心支行，福建 福州 350003)

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中國制造業出口企業存在生產率悖論嗎
——基于企業出口狀態轉換的視角

張鵬輝

(中國人民銀行 福州中心支行，福建 福州 350003)

基于出口狀態轉換的視角，按照存續期內的出口狀態將企業劃分為持續出口、新出口、退出出口、間斷性出口和始終不出口等五種類型，在此基礎上考察出口與企業生產率的關系。研究結果否定了出口企業存在生產率悖論：任何類型出口企業生產率都要高于始終不出口企業；持續出口企業具有顯著自選擇和干中學效應，間斷性出口企業效應不顯著。

生產率悖論；出口狀態；自選擇效應；干中學效應

一、引言

按照新新貿易理論，出口企業比非出口企業擁有更高的生產率(Melitz，2003；Bernard et al.,2003；Bernard et al.,2007；Melitz et al.,2008)。國外經驗也表明，出口企業的生產率高于內銷型企業(Wagner,2007)。然而，一些針對中國的研究卻表明，出口企業生產率低于內銷型企業，有學者把這稱之為“生產率悖論”(李春頂 等，2009；李春頂，2010)。生產率是一國經濟持續增長的核心動力，那么中國出口企業是否存在“生產率悖論”呢？

分析中國企業出口行為與生產率的互動關系必須關注兩個問題：一是中國出口企業與非出口企業是否存在顯著差異；二是出口行為是否提升了出口企業的表現。現有研究中，通常以當期是否出口把企業劃分出口企業與非出口企業。由于出口行為是企業動態長期行為，尤其對存活多期以上的企業來說，出口行為并非是企業當期的決策，即使一段時期內出口企業內部也存在巨大差異，因而，本文在考慮一段存續期內的企業出口狀態基礎上，從出口狀態轉換的角度出發，按照出口狀態將出口企業劃分為新進入出口市場企業、退出出口市場企業、間斷性出口企業以及持續出口企業。

1998—2007年存續的中國工業企業共21920家，其中，10319家企業持續不出口，5125家企業持續出口，這意味著6476家企業在此期間轉變了出口狀態，可能是由不出口轉為出口，也可能是由出口轉為不出口，還可能是間斷性出口。若忽略企業的出口狀態轉換，僅以當期是否出口為標準劃分出口與非出口，會忽略企業的序貫行為；由于忽略出口市場中不同類型企業的進入效應和退出效應，會造成統計假象。以出口前期為例：新新貿易理論認為進入出口市場需要更高的生產率，為進入出口市場，非出口企業需要提高前期生產率，在準備出口期間，新進入出口企業的生產率是較高的，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(Bernard et al.,2007)。同時，企業出口狀態轉換與企業本身行為、企業貿易模式也密切相關。不同類型出口企業出口傾向并不相同，持續性出口企業的出口密集度(出口額占銷售總值之比)比其他類型出口企業都高，持續性出口企業平均出口密集度為67.48%，而其他類型企業僅為22.42%，其中，新進入出口企業為23.12%，間斷性出口企業為21.45%，退出出口企業為11.33%，出口密集度不同可能造成出口對生產率影響的差異(范劍勇 等，2013)。若以當期情況劃分出口企業與非出口企業，而不區分出口企業類型，則容易低估出口企業的生產率及出口的作用。

基于此，從企業出口轉換視角研究出口與企業生產率的互動關系，綜合考慮企業存續期內出口狀態，本文將企業劃分為五種類型：(1)持續出口企業(always)，樣本期內始終出口企業；(2)新出口企業(entrant)，即樣本初期不出口但在末期持續出口的企業；(3)退出出口企業(quitter)，即樣本初期出口但在末期持續不出口企業；(4)間斷性出口企業(switcher)，即在樣本期間反復退出和進入出口市場企業；(5)始終不出口企業(never)。

二、文獻綜述

關于中國企業出口與生產率的關系有兩種主要觀點：一種觀點認為中國出口企業的生產率高于非出口企業。余淼杰(2010)考察貿易自由化對制造業企業生產率的影響，采用OP(Olley et al.，1996)方法，利用1998—2002年的企業數據測算中國企業生產率，發現出口企業生產率比非出口企業高約4.9%，貿易自由化對于出口企業生產率的影響大于非出口企業；易靖韜等(2011)分別采用企業勞動生產率和LP(Levinsohn et al.，2003)方法，估算了企業全要素生產率，發現企業生產率水平越高越有可能選擇進入出口市場，且企業一旦進入出口市場，高生產率水平會進一步推高出口供應量；錢學鋒等(2011)用有規模報酬約束的三要素投入C-D生產函數估算企業生產率，發現出口企業的全要素生產率要比非出口企業高21.3%，高生產率企業會主動選擇進入出口市場，而進入出口市場又進一步促進企業生產率水平的提升，這證實了中國出口企業中存在自選擇效應和出口干中學效應。

另一種觀點認為，中國出口企業存在“生產率悖論”，即出口企業的生產率要低于非出口企業。李春頂等(2009)、李春頂(2010)利用1998—2007年中國工業企業數據，采用Head等(2004)的方法計算企業的近似全要素生產率(ATFP)，以企業當期是否出口為劃分標準，發現多數行業內出口企業的近似全要素生產率低于非出口企業，進而提出中國出口企業“生產率悖論”的命題；劉振興等(2011)利用2001—2007年中國工業企業數據，采用OP方法估計了企業的全要素生產率，以當期是否出口為標準，發現出口企業的生產率總體上要顯著高于非出口企業，而對企業所有制、出口強度進行劃分后，發現出口企業不需具有生產率優勢，高出口傾向的加工貿易企業并不具備生產率溢價；盛丹(2013)利用1998—2006企業數據，采用LP方法測算中國企業的全要素生產率，發現內資企業總體上并不存在“生產率悖論”，而外資企業存在“生產率悖論”。

表1為近年來國內研究出口企業生產率的主要文獻。通過對文獻梳理發現，目前普遍使用的ATFP容易受人均資本產出彈性參數設定的影響，從而引致偏差，如Hall et al.(1999)根據美國數據得出該彈性為0.33，趙志耘等(2006) 基于中國企業數據的測量結果為0.56，而湯二子等(2011a)的測算結果為0.29。在考察出口企業生產率溢價時，通常以企業當期是否出口作為劃分出口企業與非出口企業的標準，以此對企業生產率均值進行比較或利用出口二值變量進行回歸分析，然而該劃分方法忽略了企業出口狀態轉換的影響，以及不同類型出口企業市場競爭和進入出口市場的成本并不一致等問題，而且進入出口市場的生產率門檻值要求也并不一致。以間斷性出口企業為例，其產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，同持續出口企業相比進入市場的沉沒成本要低得多，低效的生產者亦有可能進入市場。因此，考慮出口企業內部之間的差異，從出口狀態轉換的視角考察出口與企業生產率之間的關系是必要的。

表1　中國出口企業生產率研究文獻梳理

三、數據來源及企業出口生產率差異非參數檢驗

(一)數據來源及處理

本文的數據來源于1998—2007年中國工業企業數據庫，由于缺少2004年企業的工業增加值、銷售收入等相關數據，故剔除該年的觀測值；為考察企業狀態轉換，選取存續五年以上的企業構成非平衡面板數據，并根據企業在1998—2007年的出口狀態，將企業劃分為持續出口(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。持續出口企業為樣本期間持續出口的企業；始終不出口企業為樣本期間全部內銷的企業；而間斷性出口企業則是樣本期間多次反復進入和退出出口市場的企業；新出口企業為企業存續期間前兩年均不出口但在隨后年份持續出口的企業，如2000—2007年間持續生存的企業，2000年、2001年均不出口但2003—2007年均出口的即為新出口企業；退出出口企業的為存續期內前兩年均出口但在隨后年份持續不出口的企業。選用LP方法估計企業生產率，能綜合考慮不可觀測的生產率沖擊對企業要素投入的影響，忽略不可觀測的生產率沖擊對高估生產函數中可變要素投入的影響。在估計企業的生產方程時，采用永續盤存法確定企業資本存量，以確定企業的基期資本存量、實際投資額及相應的折舊。工業企業數據庫中包含了企業的固定資產原值及當年折舊額，投資額用相鄰年份的固定資產原值相減而得(梁琦 等，2013)；初期資本存量則借鑒Olley et al.(1996)的做法，以企業首次出現在數據庫中的固定資產原值作為基期初始資本存量；產出水平以企業工業增加值進行衡量；勞動力投入以企業年平均就業人數衡量；中間投入直接以數據庫中提供的中間投入品衡量。所有數據由企業所在地區工業行業的出產價格折算成1998年不變價格指數進行平減。

(二)出口企業與非出口企業生產率差異的非參數檢驗

研究出口企業生產率是否存在溢價時，以往一般直接比較二者的均值，但均值檢驗僅考慮生產率分布的一階矩，當出口企業與非出口企業生產率分布存在顯著差異時，均值比較并無太大意義。基于隨機占優理論，考察企業生產率分布的全部統計矩，使用Kolmogorov-Smirnov(以下簡稱K-S同分布檢驗)非參數檢驗方法測算企業的生產率差異。表2為不同出口狀態下企業生產率分布的不同分位點的分布檢驗和均值檢驗結果。不同類型的出口企業所面的市場競爭環境和進入出口市場的成本并不相同，導致進入出口市場的生產率門檻也并不一致。考慮到不同出口類型企業的影響，接下來具體比較了各出口類型企業與始終不出口企業的生產率差異。

表2　不同類型企業的生產率比較及差異檢驗

注：K-S test檢驗列為各類型出口企業與始終不出口企業的檢驗，原假設為各類型出口企業隨機占優于始終不出口企業；表內所列值為相應p值；均值檢驗原假設為各類型出口企業與始終不出口企業生產率不存在差異。

表2報告了五種類型企業4個年度的企業生產率分布及相應檢驗，結果表明：

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年始終不出口企業的生產率與間斷出口企業并無差異外，其他年份始終不出口企業的生產率在各分位點均低于其他類型出口企業。

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

第三，在5分位點上，持續出口企業在出口期間生產率均在8.1以上，說明維持連續出口狀態需要一定的生產率門檻，且該門檻要高于進入出口市場的門檻。

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

四、 出口自選擇與干中學效應分析

(一)出口自選擇效應分析

上述研究結果表明出口企業生產率高于非出口企業，然而卻無法解釋出口生產率溢價是出口前便已存在還是出口所引致的問題，因而需要進一步考察出口企業出口前后與非出口企業的表現。

在異質性企業貿易模型中，進入出口市場需要付出額外的出口沉沒成本，只有高生產率企業才能通過獲取高利潤承擔起出口成本，而當企業生產率不足以支撐出口成本時，將選擇退出出口市場，因此，出口決策是企業根據自身生產率狀況的自選擇過程。若要檢驗中國出口企業是否存在自選擇效應，則需要分別從進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)經典自選擇檢驗方程，從進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　持續出口企業自選擇效應檢驗

注：括號內數值為回歸系數的標準誤；***、**、* 分別表示回歸系數在1%、5%、10%的水平下統計顯著。下同。

表4　間斷性出口企業自選擇效應檢驗

若以5年為周期，則樣本數據劃分為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。進入出口市場企業可以分為持續出口企業、間斷性出口企業和退出出口企業，考慮到各出口企業類型的影響，同樣考察間斷性出口企業的自選擇效應。其中，Ex為企業i的出口狀態虛擬變量，企業在前三年均不出口而后持續出口用Ex=1表示，五年時間內均不出口用Ex=0表示；而在考察不出口企業轉為間斷性出口企業時，新出口企業進入出口市場而隨后又退出時Ex=1，五年時間內均不出口Ex=0；退出出口市場企業則對應了退出端的自選擇，企業前三年一直出口而后兩年退出Quit=1，企業持續出口時Quit=0；TFPi,t-1為企業i在t-1期的生產率。因此，自選擇檢驗方程本質上是比較企業在轉換出口狀態前一期生產率的差異，方程中加入了勞動力人數(Labor)、人均工資(Wage)、人均資本存量(Capital)、人均工業增加值(Va)及兩位碼行業虛擬變量控制企業和行業其他特征。

表3、表4、表5分別列出進入出口市場端和退出出口市場端的出口自選擇效應的檢驗結果。表3的結果表明，由不出口企業轉為持續出口企業具有明顯的自選擇效應，在進入出口前期，潛在出口市場進入者的生產率比始終不出口企業高出4.8%～14.6%；表4檢驗了不出口企業是否選擇成為間斷性出口企業，回歸結果表明，除第4期外，并無證據表明間斷性出口企業的生產率高于始終不出口企業；表5從退出端考察出口市場的自選擇效應，退出出口企業除在第3、4期外，其生產率在退出前期比持續性出口企業低3.4%～10.2%。因此，中國出口企業具有自選擇效應，但間斷性出口企業該效應不明顯。

表5　退出出口企業自選擇效應檢驗

(二)出口干中學效應：基于匹配倍差法的分析

出口企業出口前比非出口企業具有更高的生產率，進入出口市場后，企業生產率是否會比非出口企業增長得更快呢？Clerides et al.(1998) 認為，由于出口市場競爭激烈，使得出口企業更有動力進行研發，同時出口企業向國際市場上的競爭對手學習先進的技術和管理經驗，存在“干中學效應”。驗證干中學效應的模型為Bernard et al.(1999)的經典方程：

(3)

該方程以基期出口與否劃分出口企業與非出口企業并生成虛擬變量，以此解釋變量中存在的嚴重偏誤問題。由于出口行為具有明顯的自選擇，更為優秀的企業會選擇出口，導致出口前出口企業的生產率增速便已高于非出口企業，回歸系數已難以解釋出口行為對出口企業生產率的凈效應，存在選擇性偏誤的風險。

由此可知，干中學效應的本質是：出口企業在出口后生產率增速是否快于不出口狀態？解答該問題的理想方法是觀測企業進入出口市場后生產率變化與不進入時的差異，即需要觀測同個企業不同狀態下各自生產率的變化，但現實中企業進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中尋找各方面與之相同的非出口企業作為參照組，通過觀察出口企業與非出口企業生產率在出口前后的變化，以此判斷出口行為是否與企業生產率具有因果關系。

為了解決傳統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行匹配，也就是估計個體變為某一狀態的概率值，此概率值便是傾向得分，并以此進行匹配。本文生成虛擬變量D，根據是否轉為出口將企業劃分為兩組：當企業由不出口轉為出口時，企業為處理組，D=1；當企業始終不出口時，企業為控制組，D=0。設時間虛擬變量，企業出口前t=0，出口后t=1。

最終，出口導致企業生產率變化的凈效應為：

(4)

(5)

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

(6)

表6　總體樣本出口干中學效應的PSM-DID檢驗

注：匹配中帶寬為0.005，核密度函數為Epanechinikov，括號內為標準差。下同。

表7　分出口密集度出口干中學效應的PSM-DID檢驗

表6報告了匹配倍差的平均處理效應值，當不出口企業轉為持續出口企業時，匹配倍差的平均處理效應值在1%的水平下顯著為正，表明新出口企業的生產率增速高于始終不出口企業，即存在明顯的干中學效應；而當非出口企業轉為間斷性出口企業時，并無證據表明存在干中學效應；而出口企業從退出端退出出口市場時，匹配倍差的平均處理效應值在1%的水平下顯著為負，表明退出出口市場企業的生產率增速低于持續出口企業，從退出端印證了存在干中學效應。

中國出口企業出口密集度呈現偏向于高密集出口的偏態分布，這是由于出口密集度與企業貿易模式關系密切，特別是高密集度出口往往是加工貿易的必然結果(范劍勇 等，2013)，因此需要進一步考察企業出口密集度的影響。

由表7可知，具體劃分企業出口密集度后發現，不出口轉為中低密集度出口時，企業生產率將得到提升，然而當不出口轉為高密集出口時，企業干中學效應卻并不明顯，這是因為中國高出口密集度企業蘊含了特殊貿易形式，也與長期以來中國鼓勵大進大出、兩頭在外的加工貿易模式密切相關。加工貿易技術含量較低，處于生產價值鏈低端，出口企業技術水平難以通過貿易提升。這與已有研究結果(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干中學效應也不同。

五、結論

利用1998—2007年中國工業企業數據，采用LP方法估算中國企業生產率，在此基礎上考察出口行為與企業生產率的互動關系。綜合企業在一段存續期內的出口行為，綜合了企業的出口動態影響，將企業劃分為持續出口企業、新出口企業、退出出口企業、間斷性出口企業和始終不出口企業，在此基礎上考察出口與企業生產率的關系。研究發現：

首先，中國出口企業并不存在生產率悖論，任意類型的出口企業生產率均要優于始終不出口企業，樣本初期生產率在各分位點從大到小的企業類型依次為持續出口企業、退出出口企業、新出口企業、間斷性出口企業和始終不出口企業，而在樣本末期該次序變為新出口企業、持續出口企業、退出出口企業、間斷性出口企業以及始終不出口企業。

其次，在靜態分析的基礎上，分別從進入出口市場端和退出出口市場端考察出口企業的自選擇效應。從進入出口市場端來看，當企業由不出口轉為持續出口時，自選擇效應顯著，潛在出口企業的生產率比非出口企業高4.8%～14.6%，企業由不出口轉為間斷性出口時，該效應不顯著；從退出出口市場端來看，退出出口企業在退出前期生產率低于持續出口企業，證實了新新貿易理論中低生產率企業退守國內市場的結論。

最后，匹配倍差法分析表明，持續出口企業具有顯著的干中學效應，但并無證據表明間斷性出口企業同樣具有該效應；進一步劃分出口密集度后發現，只有中低出口密集度企業才具有顯著的干中學效應，高出口密集度企業該效應不顯著。

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(責任編輯張坤)

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，經濟學博士，中國人民銀行福州中心支行。

F740

A

1001-6260(2016)05-0058-09