出口參與能提升企業產能利用率嗎？

田賢亮

摘?要：本文在Melitz經典理論框架基礎上構建異質性廠商貿易模型，對出口如何提升企業產能利用率進行理論與實證分析。研究發現，給定企業規模與生產率，出口參與能提高其產能利用率;企業開放度與其產能利用率之間呈正相關關系;給定企業規模與出口固定成本，生產率高的企業更可能參與出口，并出口到更多國外市場。進一步地，本文運用世界銀行2012年中國企業抽樣調查數據估算了出口參與對提升中國工業企業產能利用率的實際效果。分析表明，出口參與能提高中國企業的產能利用率達2.310個百分點，占企業樣本產能利用率標準差的22%;政府持股比例越大，企業產能利用率越低;市場競爭越強，企業產能利用率越低。本文首次在Merlitz經典理論模型框架下研究出口對產能利用率的提升作用，研究結果對化解目前產能過剩現狀有較強的政策指導意義。

關鍵詞：出口;產能利用率;產能過剩

中圖分類號：F270??文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2019）10-0053-07

一、問題的提出

受2008年國際金融危機的影響，近年來，國際市場需求不振，國內市場增長放緩。加之某些地區、行業盲目投資，中國部分產業供過于求、產能過剩的現象十分嚴重。根據2013年10月發布的《國務院關于化解產能嚴重過剩矛盾的指導意見》（以下簡稱《指導意見》），

2012年，中國鋼鐵、水泥、電解鋁、平板玻璃及船舶等的產能利用率分別僅為72%、73%、71%、73%及75%，遠低于國際正常水平。為了緩解中國的產能過剩，《指導意見》提出了若干解決方案，其中包括“鞏固與擴大國際市場，鼓勵企業積極參與各類貿易促進活動，創新國際貿易方式，帶動國內技術、裝備、產品、標準及服務等出口”。但在理論上，參與國際市場能否提升中國企業的產能利用率，進而緩解產能過剩的狀況？如果能，背后的機制是什么？遺憾的是，已有文獻對這些問題語焉不詳。更由于企業產能利用率微觀數據的缺乏，鮮有文獻具體測算出口對提升企業產能利用率的作用。

為了填補文獻的空白，本文拓展了Melitz經典理論框架，構建了一個異質性廠商貿易模型，并利用世界銀行中國企業抽樣調查數據估算了出口參與對提升中國工業企業產能利用率的作用。本文與已有文獻之間的聯系如下：

第一，本文的模型與Melitz[1]的模型是一脈相承的。但Melitz[1]的模型假定生產過程僅需要勞動投入，而本文模型引入了柯布—道格拉斯生產函數，企業生產需要勞動與資本兩種投入。

文獻中，Vannoorenberghe[2]、Harrigan和Reshef[3]等也將柯布——道格拉斯生產函數引入了Melitz[1]異質性廠商貿易模型。因而企業不僅在生產率上，而且在產能利用率上也是異質的。

第二，大量文獻探討了國際貿易對企業營運的影響。例如，Singh[2]與Martins和Yang[3]發現，出口企業通過邊出口邊學習，能獲得更高的生產率增長。Bernard和Jensen[4]與Schank等[5]則發現，出口企業往往比非出口企業支付更高的工資與員工福利。Fryges和Wagner[6]利用德國的企業數據，發現出口企業具有更高的獲利能力。Baldwin和Yan[7]與Eriksson等[8]研究了出口對企業延續的影響，認為出口企業具有更高的生存概率。本文則從理論與實證兩方面首次論證與非出口企業相比，出口企業具有更高的產能利用率。

第三，本文與國內外有關企業產能利用的文獻直接相關。國際上關于企業產能利用的文獻主要集中于兩個領域：一是對經濟周期的解釋，如Greenwood等[9]。二是對特定產業產能利用率的測算，如Garofalo和Malhotra[10]等。國內相關文獻主要對中國各制造業的產能利用率進行估算，如韓國高等[11]。也有文獻對中國產能過剩現象進行了解釋，如林毅夫等[12]。但還沒有文獻探討出口對提升企業產能利用率的作用，本文的研究填補了這方面的空白。

第四，國際貿易領域最近開始研究企業對外開放度以及出口企業在國內外市場之間的相互替代。Vannoorenberghe[13]與Buch等[14]研究了出口企業對外開放度對其利潤波動的影響。本文與這類文獻緊密相聯，也發現出口企業國內外市場之間的替代關系。

二、理論分析與研究假設

（一） 消費者偏好

假定世界由本國（H）與N個外國（分別以F1，…，FN表示），共N+1個國家組成。為了簡化分析，假定N個外國完全同質（如經濟規模、居民收入、關稅水平以及與本國的距離等）。每個國家包含多個經濟部門。假定代表性消費者從部門S的商品消費中獲得的效用具有如下效用函數：

uis=∫ν∈Vq（ν）（ε-1）/εdνε/（ε-1），i∈H，F1，…，FN（1）

其中，v為產業部門中所有商品的集合，q（ν）為第ν種商品的消費量。ε為兩種商品之間的替代彈性，假定ε>1。

代表性消費者具有如下預算約束：

∫νpisνqν=Eis（2）

其中，pis（ν）為第ν種商品的價格，Eis為代表性消費者在產業部門S中的總支出。消費者在預算約束下效用最大化導致如下需求函數：

qis（ν）=pis（ν）-εPε-1isEis（3）

其中，Pis為第i國產業部門s中商品的物價指數，并具有如下形式：

Pis=∫ν∈Vpis（ν）1-εdν1/（1-ε）（4）

式（3）表明，商品價格越低，消費者的需求越高;消費者預算越多，對商品需求也越高。產業部門中其他商品價格越高（Pis越高），則消費者對商品的需求越高。

為簡化分析，定義ξis≡Pε-1isEis。則由式（3）可得，代表性消費者在產業部門S中第ν種商品上的支出由下式決定：

eisν=pisνqisν=qis（ν）（ε-1）/εξis1/ε（5）

（二） 生產與貿易

假定產業部門S由一組異質企業組成，每個企業生產一種異質性商品υ。由于這些商品既具有一定的相似性（屬于同一產業門類），又具有一定的差異性（如不同的品牌與質量等），部門S具有典型的壟斷競爭市場結構。考慮企業j在第t期的生產決策，假定企業生產需要勞動與資本兩種要素，勞動的供給是無限的，但資本存量Kj由之前的投資所決定，因而在第t期被視為固定的。企業生產由如下柯布—道格拉斯生產函數決定：

yj=ajkβjl1-βj，kj≤Kj（6）

其中，yj與lj分別為企業在第t期的產量與勞動雇傭量。企業的實際資本使用量kj不能超過其資本存量Kj。企業的全要素生產率為aj，沿用Melitz[1]的做法，假定aj服從一個特定分布G（a），且a∈（0，+SymboleB@

）。

筆者對Melitz經典理論框架進行拓展，認為企業在資本存量與生產率兩方面都是異質的，構建異質性廠商貿易模型。Baldwin等[15]研究表明，企業規模（或資本存量）與其生產率之間呈正相關關系。但這種相關性對于本模型的主要結論并無重要影響。

假定本國利率與工資率分別為r與w，企業需要支付一筆固定成本f來啟動生產，固定生產成本的設定使得生產率極低的企業最終選擇退出市場（Melitz[1]）。定義γ≡1/（1-β），則由式（6）可得企業如下短期成本函數：

Cjyj=r+δkj/KjKj+w1/ajγyjγkj1-γ+f（7）

其中，δ·為企業折舊率，且0≤δ（·）≤1，δ'>0，δ''>0。因而企業折舊率為其資本（產能）利用率的增函數，即隨著企業產能利用率的上升，存在著加速折舊現象。關于產能利用的文獻中，將企業折舊率設定為其產能利用率的增函數是一個普遍的做法，其中的經典文獻包括Greenwood等[9]。除了折舊率的上升，McAdam和Willman[16]還提到另一種由提高企業產能利用率而產生的額外成本——更高的工資率。

企業在了解了自身生產率與規模之后，可以選擇直接退出市場，或在本國生產;如果選擇生產，它還能決定出口到一個或多個外國市場以最大化其利潤。企業出口涉及額外的成本，由于關稅、跨國運輸及自然耗損的作用，企業需發送τ>1單位的商品才能使得1單位的商品抵達目的地。在進入外國市場前，企業必須支付一筆固定成本fej來建立銷售渠道與網絡。值得注意的是，如果企業決定進入外國市場，則其在國內市場的銷售一定為正。因而本模型中，企業共有四種市場策略：完全退出市場（N）、只在國內市場銷售（H）、在國內市場及一個外國市場銷售（E）和在國內市場及多個外國市場銷售（M）。下面將分析在每種市場策略下，企業最優產能利用率的決定。

1.只在國內市場銷售（H）

由式（5）和式（7），如果企業僅在國內銷售，則其利潤由下式決定：

πH=qH（ε-1）/εξH1/ε-CjqH（8）

其中，qH為該企業的銷量，ξH由企業所在產業部門的消費總支出與物價指數決定。給定生產率與資本存量（或規模），企業要決定其產能利用率及國內銷量，以最大化利潤。

2.銷往一個外國市場（E）

如果企業決定出口但只出口到一個外國市場，則其利潤將由下式決定：

πE=qH（ε-1）/εξH1/ε+qF（ε-1）/εξF1/ε-CjqH+τqF-fej（9）

其中，qF為企業在外國市場的銷量，ξF為國外市場的部門消費支出與物價指數。可以證明，給定企業規模，企業生產率越高，其在國內及外國市場的份額越大，利潤總水平也越高，且會選擇更高的產能利用率。

本文的一個重要假定是，不同企業的出口的固定成本fej可能不同。與之相比，Dutt和Traca[17]等經典文獻中通常假定企業出口的可變成本不同。比較式（8）與式（9），如果πE>πH，企業會選擇出口。即使具有相同的企業規模與生產率，出口固定成本fej的不同使得企業的出口利潤πE也會有所不同。結果一部分企業選擇出口，而余下的企業僅在國內市場銷售。下面的命題表明，參與國外市場會提高企業的產能利用率;換言之，如果企業在出口之前存在產能過剩，則出口能緩解其產能過剩的狀況。因此，基于上述分析，筆者提出如下假設：

假設1：給定企業規模與生產率，參與出口將提高企業產能利用率。換言之，在產能過剩的宏觀背景下，企業出口能緩解其產能過剩的狀況。

由于篇幅限制，文中所有命題均未列出證明過程，留存備索。

3.銷往多個外國市場（M）

如果出口到N個外國市場，企業的總利潤由下式決定：

πM=qH（ε-1）/εξH1/ε+nqF（ε-1）/εξF1/ε-CjqH+nτqF-nfej（10）

假定兩個規模相同的企業出口到N個外國市場，則生產率高的企業將選擇更高的產能利用率，利潤總水平也越高。

4.企業生產率與出口決策

關于企業生產率與其出口決策之間的關系，筆者提出如下假設：

假設2：給定企業規模與出口固定成本，企業生產率越高越有可能出口;對于出口企業而言，生產率更高的企業更可能出口到更多外國市場。

命題2與一些國際貿易經典文獻是一脈相承的（如Melitz[1]等），也被很多實證研究所證實（如Bernard和Wagner[19]與Wagner[20]等）。

圖1描述了給定企業規模與出口固定成本，企業生產率、出口決策與其利潤之間的關系。其中，πH、πE分別表示企業僅在國內市場銷售與出口到一個外國市場時的利潤水平。至于出口到多國市場，為了簡化分析，圖中僅給出了出口到兩國的情形，此時企業利潤用π2表示。圖中πH、πE與π2曲線之間的關系是基于不等式：π2/aj>πE/aj與πE/aj>πH/aj。

圖2描繪了企業在不同生產率及相應出口策略下的產能利用率（實線對應出口固定成本下降之前，虛線對應下降之后）。

圖1表明，當企業生產率低于a0時，企業將退出市場;當其生產率大于a0但小于a2時，企業將僅在國內市場銷售;當生產率位于a2—a4之間時，企業出口到一個外國市場;而當企業生產率較高，大于a4時，企業將選擇出口到更多外國市場。假定由于某種外生沖擊（如政府對出口企業提供了更多政策優惠等），企業出口固定成本突然下降了，企業的利潤曲線πE及π2將上移至虛線位置。此時，一些原來不出口（生產率位于a1—a2之間）的企業將會選擇出口。

圖2表明，外生沖擊使企業出口固定成本下降之后，那些開始出口的企業將經歷產能利用率的上升。如圖中生產率為a5的企業開始出口到外國市場，其產能利用率將由Na5升至Ma5。

以上理論分析表明，對于生產率不同的企業，生產率越高，企業越可能出口，且出口到更多國家;對于企業規模與生產率相同的企業，參與出口則有利于提高企業的產能利用率，緩解產能過剩的狀況。命題1和命題2都得到了驗證。除了理論分析，本文余下部分將利用世界銀行的中國企業抽樣調查數據，驗證并估算參與出口對提升中國工業企業產能利用率的實際效果（該效果對應于圖2中線段MN的長度）。

三、研究設計

（一）回歸方程

本文利用下列計量回歸方程驗證出口參與對企業產能利用率的影響：

CUi=α0+Dc+DI+α1Interi+α2Xi+εi（11）

其中，CUi表示企業i的產能利用率。如果企業參與出口則Interi為1，否則為0。Dc與DI分別為包含城市與產業部門的虛擬變量。Xi為控制變量，包含企業職工數、賬面資本、去年人均產出、政府持股、市場競爭以及就業市場規制。

（二）數據與變量

1.企業樣本數據

本文使用世界銀行2012年中國企業抽樣調查數據（簡稱“抽樣調查”）。為了避免樣本企業集中于某一地區或行業，世界銀行采用了基于區域、產業部門以及企業規模的分層隨機抽樣方式。

與簡單隨機抽樣相比，分層隨機抽樣的優點在于：在獲取全局樣本無偏估計的同時，也可獲得子樣本的無偏估計;用于全局估計時，估計值的標準差更小;分層抽樣的單位經濟成本更低，如Lohr[18]。在剔除了建筑業、服務業及交通倉儲業之后，本文最終選取了1 692個樣本工業企業，分布于中國25個城市及12個兩位數制造業部門。

2.變量的描述性統計

表1列出了主要變量的描述性統計結果。

3.變量賦值

（1）因變量

因變量為企業產能利用率，其賦值基于調查問卷中的問題：“2011年，企業的產量與使用了所有可用資源后的最大產量的比例是多少？”據筆者所知，該抽樣調查是目前為數不多提供中國工業企業產能利用率的微觀數據之一。表1表明，所有樣本企業產能利用率的平均值為86.8%，標準差為10.6%。某些地區的平均產能利用率超過了90%，如成都、南京、武漢和鄭州等;而廣州的平均產能利用率最低，只有73%。

（2）自變量

自變量為出口，其賦值基于調查問卷中的問題：“在2011財政年度，本公司銷往國內，間接出口及直接出口的占比分別是多少？”如果企業在國內市場銷售商品比重小于100%，則認為其在2011年參與了出口。表1表明，全部樣本中32%的工業企業參與了出口。但各地區出口企業占比差別較大，如廣州出口企業占比高達67%，而武漢只有10%。總體而言，沿海城市（如廣州、上海、大連和深圳等）的出口企業占比較高，而內陸城市（如武漢、沈陽和南京等）的占比較低。

限于篇幅，具體城市數據未在正文列出，留存備索。

（3）控制變量

政府持股。該變量為政府在企業中持股的比例，直接取自受訪企業對公司股權結構的描述。

市場競爭與就業市場規制。這兩個變量根據受訪企業對下列問題的反饋：“在何種程度上，源于非正規部門的競爭/就業市場規制對公司目前的運營構成了障礙？”受訪者答復與變量賦值的對應關系如下：沒有障礙為0、輕微障礙為1、中等障礙為2、嚴重障礙為3以及非常嚴重障礙為4。

賬面資本。該變量為企業2011年底所擁有的機械、車輛、設備、土地使用權及建筑物等的賬面凈值之和的對數，用于衡量企業的資本規模。

職工數。該變量為企業正式職工的對數值。由于缺失職工數的樣本企業較少，利用職工數來衡量企業規模可以很大程度上避免樣本缺失對參數估計造成的影響。

去年人均產出。由于抽樣調查沒有直接給出企業全要素生產率，而且根據其他數據也很難算得全要素生產率，本文利用企業去年人均產出來衡量其生產率。

四、檢驗結果及分析

（一）回歸結果及分析

表2列出了用于回歸分析的所有變量間的相關系數。

從表2可以看出，與本文分析直接相關變量的絕大部分相關系數小于0.500，意味著參數估計不大會受到多重共線性的影響。

表2列出了對式（11）的回歸結果。回歸中加入了城市與產業部門虛擬變量以控制不同地區宏觀經濟政策與產業屬性對企業產能利用率的影響。值得注意的是，Angrist 和Pischke[19]與Wooldridge[20]認為，當集聚單元較少（如少于42個）時，集聚的穩健性標準誤的統計性特征不夠理想，容易誤導讀者。本文所用樣本的城市數量（25）與產業數量（12）均屬較少，同時為了避免異方差的影響，使用以產業×城市為單元集聚的穩健性標準誤。本文的因變量——產能利用率為比值，取值在0—1之間。而利用OLS進行估計的一個潛在問題是因變量的預測值可能在0，1之外。針對這些問題，Papke和Wooldridge[21]提出了一種非線性準最大似然估計法（Quasi-Maximum Likelihood Estimator，簡稱QMLE）。該方法能生成一致的、漸進正態的參數估計值，且能保證預測值位于0—1之間。表2列（5）利用這種方法對式（11）進行了估計。

表2中列（1）和列（2）沒有包含控制變量。結果表明，出口的系數均顯著為正，意味著出口參與能顯著提升企業的產能利用率。列（3）加入了控制變量，出口的系數有所減少，為1.540，但仍顯著，表明出口企業的產能利用率比非出口企業要高1.540個百分點，相當于所有樣本企業產能利用率標準差的15%。列（4）利用企業職工數代替賬面資本來衡量企業規模，所得結果與列（3）相似。由于許多中小企業沒有提供賬面資本數據，列（4）的觀測值多于列（3）。此時出口的系數略大于列（3），表明參與出口對提升中小型企業產能利用率的作用略大于大型企業。對控制變量的估計結果顯示，政府持股的系數顯著為負，表明政府在企業中所占股份比重越大，企業的產能利用率越低。市場競爭對企業的產能利用率具有顯著的負面作用。就業市場規制的系數顯著為正，表明當企業面臨較強的就業市場規制時，將逐步用資本替代勞動的使用，從而導致更高的資本使用強度與產能利用率。對比列（3），列（5）使用QMLE后，出口的系數估計變化不大，估算的其他參數與列（3）也非常接近。

（二）工具變量分析

本文借鑒Fisman和Svensson[22]的做法，將某城市某產業內出口企業占企業總數的比例（表3中的平均出口變量）作為其中單個企業出口變量的工具變量。用工具變量法對式（11）進行估計的結果如表3所示。

表3中列（1）和列（2）采用了Acemoglu等[23]的做法檢驗平均出口作為工具變量的有效性。具體操作是：首先在列（1）中將平均出口置入回歸，然后在列（2）中同時將出口與平均出口置入回歸。列（1）中平均出口的系數顯著為正，而在列（2）中平均出口的系數不再顯著。這意味著平均出口對企業產能利用率的影響主要是通過出口變量來實現的，而與隨機擾動項中的變量不相關。因而平均出口作為出口變量的工具變量是合理有效的。表3中列（3）和列（4）利用平均出口作為工具變量對式（11）進行了兩階段廣義矩（GMM）估計。列（3）的結果表明工具變量——平均出口與出口變量是顯著相關的。且表3下方的相關性檢驗也確認了它們之間的相關性。列（3）對平均出口做了弱工具變量檢驗，最小特征值遠大于臨界值10，從而排除了弱工具變量的可能性。列（4）給出了工具變量分析的最終結果。與表2相比，參與出口對企業產能利用率的貢獻大大提高，達到2.310個百分點，相當于所有樣本企業產能利用率標準差的22%。

五、結論與政策建議

本文在Melitz經典理論框架基礎上構建異質性廠商貿易模型，對出口如何提升企業產能利用率進行理論與實證分析。研究發現，給定企業規模與生產率，出口參與能提高其產能利用率;給定企業規模與出口固定成本，生產率高的企業更可能參與出口，并出口到更多國外市場。進一步地，本文運用世界銀行2012年中國企業抽樣調查數據驗證并估算了出口參與對提升中國工業企業產能利用率的實際效果。分析表明，出口參與能提高中國企業的產能利用率達2.310個百分點，占企業樣本產能利用率標準差的22%;政府持股比例越大，企業產能利用率越低;市場競爭越強，企業產能利用率越低。

產能過剩是當前宏觀經濟面臨的一個重大挑戰。除了從供給側優化企業資源配置之外，積極盤活閑置產能，通過大力鼓勵企業出口，從需求端增加企業產能利用率，也是化解產能過剩問題的一個重要思路。實際上，我國的“一帶一路”戰略正是對這一思路的具體實踐。“一帶一路”打開了周邊國際市場，增加了對外基建投資，這些對中國產能過剩問題的最終解決都具有重要意義。

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