扭曲對企業出口決策的影響：促進還是抑制？

蒲阿麗 李平 鄒松岐

內容提要：在構建扭曲對企業出口決策影響的理論框架下，本文采用1998-2007年中國制造業企業數據測算我國企業扭曲指標，統計數據顯示：總體上，我國企業扭曲水平呈現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出口決策的作用機制及影響效應。研究發現：扭曲提高會顯著地降低我國企業進入出口市場的概率。從驅動因素來看，企業市場規模縮減和要素投入規模縮減是扭曲抑制企業出口決策的重要渠道。異質性分析表明，扭曲的提高會促進國有企業參與出口市場，而對外資企業出口決策的負面效應最大。入世后扭曲對企業出口決策的阻礙作用大于入世前，且扭曲對沿海地區企業出口決策的負面影響更大。

關鍵詞：政策引致型扭曲;內生性扭曲;企業異質性;出口決策

中圖分類號：F7526文獻標識碼：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，山東理工大學經濟學院副教授，上海大學經濟學院博士研究生，研究方向：要素配置扭曲與國際貿易;李平（1969-），男，浙江寧波人，山東理工大學經濟與管理學部教授，博士生導師，研究方向：技術創新與世界經濟;鄒松岐（1979-），本文通訊作者，女，吉林德惠人，上海大學經濟學院博士研究生，山東理工大學經濟學院副教授，研究方向：國際貿易理論及應用。

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

一、引言

1998年以來，我國制造業資源配置效率在不斷下降，資源向低效率國有企業傾斜的政策，降低了整體的投資效率[1]。供給側結構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質企業、有競爭力的企業、有創新精神的企業[2]。2020年4月9日，中共中央、國務院印發了《關于構建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》，明確了要素市場制度建設的方向和重點改革任務。對于形成生產要素從低質低效領域向優質高效領域流動的機制，提高要素質量和配置效率，引導各類要素協同向先進生產力集聚，加快完善社會主義市場經濟體制具有重大意義。國外學者Bhagwati（1969）較早界定了扭曲的概念，認為扭曲是指資源配置對最優配置均衡狀態的偏離。他將扭曲從成因上分為兩類，一類是內生性扭曲，是指由要素市場自身不完善、發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要素配置所造成的扭曲[3]。可見，政策引致型扭曲是人為造成的，且在實踐中通常以要素市場存在內生性扭曲為由而實施。在經濟轉型時期，政府為了實現戰略性發展目標，采取某些干預要素市場的措施而造成的扭曲可能會促進經濟發展，增加社會福利，同時也有可能會損傷某些企業的合理利益，挫傷企業創新和擴大規模的積極性，從而阻礙了企業產品競爭力和生產效率的提升。

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

二、理論模型與指標測算

本文借鑒Hsieh&Klenow（2014）加入政策引致型扭曲和內生性扭曲的用于研究企業生命周期的異質性企業壟斷競爭模型，同時結合Melitz（2003）的異質性企業貿易理論模型，構建扭曲對企業出口決策影響的理論模型。

（一）理論模型及推導

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

Y=∏Ss=1Ysθs（1）

其中，Ys是指行業s的產出，θs是行業s的市場產出份額，∑Ss=1θs=1。各個行業中代表性企業生產的產品作為其他行業的企業生產投入。由最終產品市場企業利潤最大化條件，可以推出：

PsYs=θsPY（2）

其中，Ps指行業s產出Ys的商品價格，進而可以得到最終產品市場價格P≡∑Ss=1Psθsθs。設行業s的產出Ys由差異化產品集合Ms的CES生產函數組成：

Ys=∑Msi=1Ysiσ-1σσσ-1（3）

其中，σ表示產品之間的替代彈性，i表示產品。假設企業生產過程中投入資本和勞動力兩種生產要素，每個企業生產一種差異化產品，從而i也表示企業。設代表性企業規模報酬不變的科布-道格拉斯生產函數如下：

Ysi=AsiKαsiL1-αsi（4）

其中，Ysi代表企業i的產出水平，Asi代表企業全要素生產率，Ksi和Lsi分別代表企業生產中投入的資本數量和勞動力數量，α和1-α分別表示生產要素資本和勞動力的產出彈性。根據企業是否存在出口行為，我們將企業分為內銷企業和出口企業兩類。內銷企業是指只有國內銷售業務的企業，出口企業是指既有國內銷售業務，也有出口業務的企業。本文認為出口企業利潤額不僅受到企業全要素生產率水平的影響，而且受到企業遭受的扭曲程度的影響。出口企業的利潤函數表示為：

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

其中，假設出口企業的出口價格水平等于國內銷售價格水平，則出口企業的產品銷售收入PsiYsi=PsiYdsi+Yxsi，其中，Ydsi是企業產品國內銷售量，Yxsi是企業產品出口量。W是均衡的勞動力價格，R是均衡的資本價格。新企業面臨進入國內市場的一次性固定成本為Fd，進入出口市場的一次性固定成本為Fe，還包括企業間不同的出口運輸成本Tsi。本文設定異質性企業的扭曲問題如下：τYsi是企業層面的政策引致型扭曲，如果τYsi>0，認為企業面臨政策引致型正向扭曲，例如政府對某些部門或產品加征稅收、地方市場分割造成的企業進入高成本、貿易保護性質的中間品進口關稅、對某些企業的規模進行限制等;如果τYsi<0，認為企業面臨政策引致型負向扭曲，例如政府對企業實行稅收減免、補貼、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是企業層面的勞動力扭曲，如果τLsi>0，認為企業面臨勞動力正向扭曲，例如某些地區的最低工資標準高于市場均衡水平、過高的勞動所得稅、地區落戶限制和城鄉分割等流動壁壘引起的勞動力成本上升;如果τLsi<0，認為企業面臨勞動力負向扭曲，例如某些地區的最低工資標準低于市場均衡水平;如果τLsi=0，則無勞動力扭曲。τKsi是企業層面的資本扭曲，如果τKsi>0，認為企業面臨資本正向扭曲，例如銀行對企業貸款的規模管制、利率管制、政府對金融業準入管制、金融市場摩擦等因素引致的較高資本使用成本;如果τKsi<0，認為企業面臨資本負向扭曲，例如金融抑制和所有制歧視使得國有企業貸款利率偏低、政府產業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稱為內生性扭曲。

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

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

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

以及企業投入要素數量之比的表達式：

KsiLsi=α1-α·WR·1+τLsi1+τKsi（8）

進一步可推導出企業的均衡銷售價格和企業最優勞動力和資本需求數量：

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）可得出企業最優資本需求數量和企業產品銷售收入的表達式：

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τsi=1+τKsiα1+τLsi1-α1-τYsi，即為本文研究的異質性扭曲指標，用于測度企業遭受的政策引致型扭曲和內生性扭曲的綜合程度。如果τsi>1，說明企業遭受的內生性扭曲占主導地位;反之，如果τsi<1，說明企業遭受的政策引致型扭曲占主導地位。由公式（12）可以得出：

PsiYsi∝Asiτsiσ-1（13）

假設1+τLsi1+τKsi在企業間是相同的，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，企業產品銷售收入和生產中投入的勞動力和資本要素數量隨著企業全要素生產率的提高而增加，隨著扭曲程度的提高而減少。

根據Melitz（2003）異質性企業國際貿易理論研究結論，本文假設在穩態均衡條件下，在位企業面臨受負面沖擊而退出市場的概率為δ，則在位出口企業的價值函數由VxA，τ給定：

VxA，τ=max0，πsxA，τδ（16）

并且，A*sx=infA：VxA，τ>0，代表出口企業的最低生產率水平，且最低生產率水平滿足VxA*sx，τ=0。我們用PxA，τ表示全要素生產率水平為A的出口企業遭受扭曲τ的概率，用hxA表示進入出口市場的企業全要素生產率的概率密度函數，則gxA，τ=hxA×PxA，τ，表示企業扭曲和全要素生產率的聯合概率密度函數。定義xA，τ表示企業最優出口進入決策，若xA，τ=1，則表示企業進入到出口市場并保持經營，則潛在進入出口市場的企業價值函數為：

VxeA，τ=∑A，τmaxx∈0，1xA，τVxA，τgxA，τ（17）

當出口市場達到均衡時，VxeA，τ=0，即企業進入出口市場的均衡條件。根據公式（13）、（15）和（17），本文初步認為我國企業遭受的扭曲會通過企業市場規模（產品銷售收入）縮減和要素投入規模（資本要素投入數量）縮減兩個渠道影響出口企業總收益和生產成本，進而影響企業利潤額。面對出口沉沒成本和市場經營成本，如果企業利潤額過低以至于無法支付基本的出口成本時，潛在企業不會選擇進入出口市場，或者在位出口企業就會退出出口市場而轉內銷，甚至退出生產市場。因此，扭曲最終會影響企業進入出口市場的決策。

（二）扭曲指標的推算

1扭曲指標的推導

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數據說明和指標測算

由于2008年之后的中國工業企業數據中很多關鍵指標數值缺失嚴重，為了保證數據可靠性和可比性，本文使用的基礎數據來源于1998-2007年全國國有及規模以上非國有工業企業數據庫，部分行業和地區指標的數據來源于1999-2008年《中國統計年鑒》，采用蒲阿麗和李平（2020）對工業企業數據的處理方法。由公式（20）可知，計算扭曲指標需要用到資本的產出彈性系數、均衡的資本價格和勞動力價格。設資本的產出彈性α=04，則勞動力的產出彈性1-α=06，原因是本文采用OP非參數估計方法（Olley&Pakes，1996）計算的我國制造業企業資本和勞動力產出彈性均值分別為037和058[6]。同時，借鑒HK模型（2009）設定均衡的資本價格R=01（包含利率和固定資產折舊率），企業間產品替代彈性σ=5。由于1998-2007年我國工業就業人員人均工資和福利之和約396千元，因此，本文設定均衡的勞動力價格W=40（千元）。企業產品銷售收入PsiYsi采用以1998年為基期的工業品出廠價格指數進行平減之后的企業工業銷售額來衡量，勞動力投入數量采用企業從業人員數來衡量，資本投入數量采用實際資本存量來衡量。其中，初始資本存量為1998年企業的固定資產凈值，資本存量使用企業固定資產合計衡量，并以1998年為基期的固定資產投資價格指數進行平減之后得到實際資本存量。

3我國企業扭曲的特征事實

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

本文處理后的樣本數據顯示，1998-2007年我國制造業企業中出口企業占比呈現小幅度的下降趨勢，而相比之下，我國企業總體扭曲的均值和標準差卻顯示出比較明顯的上升趨勢。這在一定程度上說明，我國企業遭受的扭曲程度并沒有隨著國家市場化改革進程加快和出口貿易增長而降低。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，而出口企業單位數占比沒有增加，說明單個企業出口規模增長較快，同時我國制造業企業的利潤水平一直比較低，導致出口市場存在比較高的企業進入率和退出率，也很有可能與扭曲程度的提高有一定的關系。

三、經驗研究與分析

（一）計量模型與方法

本文采用企業是否有出口活動的二元選擇變量來衡量企業出口決策（expdumit），即如果企業出口交貨值大于0，則expdumit=1，如果企業出口交貨值等于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，t表示年份，s表示行業，d表示地區。因變量為企業出口決策（expdumit）的二值選擇變量，lnτit為企業扭曲，是核心解釋變量，采用公式（20）計算的扭曲數值的對數值衡量。企業層面的控制變量（∑controlit）包括：企業TFPit（lnTFP），本文使用當前比較認可的OP（Olley&Pakes，1996）方法計算的企業全要素生產率的對數值衡量;企業年齡（lnage），用當年年份減去企業成立年份的對數值衡量;企業融資約束，用企業負債占企業總資產的比值衡量（finance）。制造業CIC-2層級的控制變量（∑controlst）包括：行業市場集中度（HHI），用行業前50名企業工業銷售產值占比計算的行業赫芬達爾-赫希曼指數衡量;行業規模lnsize_I，用行業主營業務收入總額的對數值衡量;行業出口依存度（lnexport_I），用行業出口總額占行業工業總產值的比值衡量。省級層級的控制變量（∑controldt）包括：地區經濟發展水平（lnGDP_D），用工業生產價格指數平減之后的地區實際人均生產總值的對數值衡量;地區人口紅利（human_D），用地區人口自然增長率衡量;地區出口依存度（lnexport_D），用地區出口額占地區生產總值的比值衡量。Dt是年份啞變量，Ds是制造業CIC-2行業啞變量，Dd是各省市地區（西藏除外）啞變量。

（二）基準回歸結果

為了控制面板數據存在異方差問題造成的影響，本文采用總體平均模型的穩健協方差方法對Probit模型進行回歸估計。扭曲影響我國制造業企業出口決策的回歸結果匯報在表2。第（1）列在控制了年份、行業和地區固定效應的同時，僅納入核心解釋變量，結果發現：扭曲對企業出口決策沒有顯著的影響。但是在加入了企業層面控制變量之后，第（2）列結果顯示：扭曲對我國企業出口決策具有非常顯著的影響，并呈現負向關系，說明企業遭受的扭曲越嚴重則企業參與出口市場的概率越小，企業越傾向于內銷。第（3）列是同時加入企業和行業層面控制變量的回歸結果，同樣證實了扭曲對企業選擇進入出口市場具有阻礙作用。第（4）列是同時加入企業、行業和地區層面控制變量的回歸結果，我們可以進一步求得扭曲對我國企業出口決策的邊際效應是-00232，說明扭曲程度提高1%，則企業進入出口市場的概率下降232%。相比之下，全要素生產率對我國企業出口決策的邊際效應是00242，說明全要素生產率水平提高1%，則企業進入出口市場的概率會增加242%?；鶞驶貧w結果表明：扭曲和全要素生產率對我國企業出口概率的影響效應是相反的，但是影響程度差異不大。盡管在中美貿易戰之前我國出口貿易實現了長期高速增長，但是在出口產品質量、增加值、技術含量等方面仍然是不足的。國內產品市場和要素市場發展不完善，以及政府的某些過分干預，造成了資源錯配，挫傷了部分企業進入出口市場的積極性。在國外對我國出口壓制的新形勢下，我國為了實現更高的企業出口市場進入率，努力提高企業生產率水平是途徑之一，但是全要素生產率的提升成本高、周期長，因此不可忽視政府對產品市場和要素市場的合理干預措施，同時加強要素市場化改革，提高要素配置效率，實現生產要素更加充分地流動和更合理的優化配置，從而通過降低企業遭受的扭曲水平，促使更多優質的企業有實力進入出口市場并保持發展的競爭力。除此之外，企業年齡越大、行業規模越大、行業出口依存度越高、地區人口紅利越多、地區出口依存度越高，則企業參與出口的機率越大，而企業融資約束和行業市場集中度越嚴重，則企業開展出口業務的機率越小。

（三）工具變量回歸結果

為了解決核心解釋變量可能存在的內生性問題，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）進行兩階段（two-step）IV-Probit估計，其回歸結果顯示（見表3）：從Wald檢驗結果值及其P值來看，在1%的顯著性水平下認為lnτ是內生變量，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果就表明扭曲對企業出口決策在統計上具有5%顯著水平下的負面效應。在控制了企業和行業層面控制變量之后，從第（2）和第（3）列的估計結果可以看到，扭曲對企業進入出口市場的負向影響更加顯著，影響程度更大。由第（4）列同時加入企業、行業和地區層面控制變量的估計結果，我們進一步求得扭曲對我國企業出口決策的邊際效應是-00265，說明扭曲程度每提高1%，則企業進入出口市場的概率下降265%，再次證實了扭曲對企業出口決策的不利影響。相比之下，全要素生產率對我國企業出口決策的邊際效應是00358，說明全要素生產率水平每提高1%，則企業進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絕對值都變大了，但是顯著性水平和系數符號基本沒有發生變化。

（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的總市場規模。如果因為扭曲的提高而導致企業市場規模減少，即使生產成本沒有增加，也會影響企業可獲取的利潤額。面對較高的出口成本，當企業逐漸縮小市場規模時就會大大降低進入出口市場的概率，而主要供給國內市場。由公式（14）和（15）可見，扭曲水平還會抑制企業擴大生產要素勞動力和資本數量的投入，例如銀行等金融機構對國有企業的信貸偏向會增加大多數出口企業的資金成本，也許會導致企業無法獲得足夠的資金來購買生產所需的固定資產，進一步阻礙企業因規模經濟效應帶來的收益，而且也有可能降低企業研發投入的力度，從而影響企業生產效率和產品質量的提升，導致企業無法真實發揮其比較優勢，企業進入出口市場的機率就會變小。為了驗證扭曲通過企業市場規模和要素投入規?？s減渠道對企業出口決策的影響，本文建立以下面板固定效應模型繼續進行驗證：

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分別表示企業市場規模（lnsize_m）和企業要素投入規模（lnsize_f），企業市場規模采用工業企業銷售產值的對數值來衡量，采用企業實際資本存量的對數值來衡量企業要素投入規模。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，由回歸系數和顯著性可見，扭曲對企業市場規模和要素投入規模在統計上具有非常顯著的負面效應，而且扭曲對要素投入規?？s減的影響遠遠大于對企業市場規?？s減的影響，這與本文理論模型部分的結論是一致的。由表4中的第（5）列可以看出，交叉項lnτ×lnsize_m的估計系數為負，且在1%水平上顯著，通過計算可得扭曲對企業參與出口決策的邊際效應是-00357，扭曲通過縮減企業市場規模每提高1%，則企業進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的估計系數為負，且在1%水平上顯著，通過計算可得其邊際效應是-01303，說明扭曲通過縮減企業要素投入規模每提高1%，則企業進入出口市場的概率下降1303%。扭曲通過要素投入規?？s減對企業出口決策的負面效應遠遠大于市場規?？s減這一影響渠道。因此，如果我國通過優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出口發展潛力。新發展格局下，我國出口企業從以國際循環為主轉向國內循環為主需要時間和成本，國際循環有待保持和轉型，從而實現高質量出口。通過緩解扭曲問題，促使企業擴大規模，降低企業平均生產和經營成本，提高生產技術和增加資本品的使用，優化出口貿易結構，增強企業出口比較優勢，從而可以在一定程度上提高企業出口概率。

（五）穩健性分析

1改變回歸模型

為了檢驗回歸結果的穩健性，本文首先使用LPM（線性概率模型）對模型（1）進行聚類到企業一級的穩健標準誤回歸估計，結果如表5第（1）和第（2）列。我們發現，扭曲對企業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、預測概率可能小于1或小于0以及隨機變量可能不服從正態分布等問題，本文采用總體平均穩健協方差方法的Logit模型再次對模型（1）進行回歸估計，結果如表5第（3）和第（4）列?？梢?，扭曲對企業出口決策的估計系數依然為負，但是其絕對值比Probit模型回歸結果明顯增大。由表5第（4）列lnτ的估計系數，進一步求得exp（-0132）=0876，小于1。說明扭曲程度每提高1%，企業進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準差，企業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出口決策存在非常顯著的負向關系。

2替換核心解釋變量衡量指標

由于地區總體市場發育水平越高說明該地區企業遭受的扭曲程度越低，因此，本文使用地區總體市場發育指數（Market）來反向測度企業扭曲水平，其數據來自于樊綱等（2007）、王小魯等（2017）計算的中國市場化指數中的各地區總體市場發育指數[7-8]。由表5第（5）列的回歸系數可見，總體市場發育指數與企業出口決策之間在統計上具有非常顯著的正向關系，并且總體市場發育指數促進企業進入出口市場的邊際效應是0003，即總體市場發育指數每提高1個單位，企業進入出口市場的概率將提升03%，反向證實了扭曲與企業出口決策的負向關系。

（六）異質性分析

本文從三個方面做了異質性分析?；谒念愃兄破髽I子樣本的Probit模型回歸結果報告在表6第（1）列中，可以發現：扭曲程度的提高非常顯著地阻礙了集體企業、民營企業和外資企業進入出口市場，從邊際效應來看，扭曲對民營企業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了國有企業進入出口市場，其邊際效應是00068。上述差異性回歸結果的可能原因是：為了彌補國有企業的長期政策性虧損，保障國有企業的生存，國家通常給予國有企業的政府補貼金額或優惠稅收的范圍更大、較低的貸款利率、更多的企業職工福利，即扭曲主要是負向扭曲，生產和經營的較低成本和較高凈利潤，促使某些國有企業有更大的機率進入出口市場。由表6第（2）列可以發現，入世后扭曲對企業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組織而引起國內的資源優化配置，入世引起我國企業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進入出口市場。表6第（3）列表明：扭曲對沿海地區企業出口決策的負面影響大于對內陸地區企業的負面效應。

四、結論及啟示

本文參考Hsieh&Klenow（2014）設定的扭曲指標，將其融合到異質性企業貿易理論框架中，使用1998-2007年中國制造業企業數據測算了我國企業扭曲指標，統計數據表明：雖然我國出口貿易總額不斷增長，但是樣本期內我國企業扭曲水平呈現比較明顯的上升趨勢，并且呈現出企業間、行業間和地區間的明顯差異。同時，本文采用面板二值選擇模型經驗研究了扭曲對企業出口決策的作用機制及影響效應。結果發現：扭曲非常顯著地降低了我國企業進入出口市場的概率。進一步的影響渠道驗證表明：從驅動因素來看，企業市場規模縮減和要素投入規?？s減是扭曲抑制企業出口決策的重要渠道。本文還考察了扭曲對企業出口決策的異質性影響，發現扭曲會促進國有企業參與出口市場，對民營企業出口決策的負面效應最大。另外，入世后扭曲對企業出口決策的阻礙作用大于入世前的作用，扭曲對沿海地區企業的不利影響大于對內陸地區企業的負面影響。本文研究結論表明通過降低或消除企業遭受的扭曲程度，充分發揮市場在資源配置中的決定作用，創造更加公平競爭的經濟環境，對于提高我國企業參與出口市場的概率具有重要的意義。通過提高產品市場化和要素市場化水平，進一步打破地區市場分割、行業壟斷、政策偏向等扭曲源頭，為企業增加新動能和新活力，助力實現我國國內國際雙循環新格局和堅定不移地擴大對外開放。

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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

（責任編輯：周正）