出口目的地與出口企業(yè)生產(chǎn)率

劉 斌，屠新泉，王 杰

（1.對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 中國WTO研究院，北京 100029；2.河南財經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，河南 鄭州 450046）

一、引 言

改革開放以來，我國的全要素生產(chǎn)率以年均近4%的速度增長（Zheng等，2009）。而與此密切相關(guān)的事實是，我國出口貿(mào)易的市場結(jié)構(gòu)發(fā)生了明顯變化。我國向發(fā)達國家的出口份額由1978年的37.4%增加到2013年的62.7%。那么，我國企業(yè)出口目的地的轉(zhuǎn)變是否會影響企業(yè)生產(chǎn)率的提升呢？

出口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家后，中國企業(yè)的生產(chǎn)率發(fā)生了怎樣的變化？本文利用2000－2006年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關(guān)進出口數(shù)據(jù)庫合并后的76 115家企業(yè)數(shù)據(jù)，動態(tài)地考察了出口目的地選擇對企業(yè)生產(chǎn)率的實際影響，滿足“由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家”這一條件的企業(yè)共6 891家（這里的發(fā)達國家是指美國等七國集團），而只出口到發(fā)展中國家的企業(yè)共14 427家。從企業(yè)之間的橫向比較來看，出口轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的企業(yè)生產(chǎn)率明顯高于只出口到發(fā)展中國家的企業(yè)生產(chǎn)率；從企業(yè)自身的縱向比較來看，企業(yè)出口由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家以后生產(chǎn)率出現(xiàn)了增長。據(jù)此得出“出口轉(zhuǎn)向發(fā)達國家能夠促進生產(chǎn)率提升”的結(jié)論是否可靠呢？問題的關(guān)鍵是，我們難以將企業(yè)生產(chǎn)率的增長完全歸結(jié)為企業(yè)出口目的地的變化，原因是同期只出口到發(fā)展中國家的企業(yè)生產(chǎn)率也增加了，單純的統(tǒng)計數(shù)據(jù)比較和時間變化往往會“掩蓋”事件背后的真相。

在本文的研究中，有兩個問題需要引起我們的足夠重視：一是樣本選擇所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題；二是在某一特定時間段來比較兩組企業(yè)的生產(chǎn)率水平，難以反映企業(yè)出口目的地變遷對企業(yè)生產(chǎn)率的動態(tài)影響。針對樣本選擇的內(nèi)生性問題，本文采用傾向評分匹配法加以克服。在本文中，許多企業(yè)出口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)到發(fā)達國家，這些企業(yè)生產(chǎn)率的變化是我們能夠觀察到的“事實”。而“反事實”則是指假設(shè)同樣的企業(yè)沒有進入發(fā)達國家市場，那么生產(chǎn)率的變化是我們不能觀測到的。傾向值就是通過計算每個企業(yè)是否進入發(fā)達國家市場的概率值進行配對，讓預(yù)測概率值相同或非常接近的處理組（主要出口目的地轉(zhuǎn)入發(fā)達國家市場的企業(yè)）和對照組（主要出口目的地仍然為發(fā)展中國家市場的企業(yè)）配對成功，這樣就可以有效地解決樣本選擇所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。許多國內(nèi)學(xué)者也運用該方法有效地控制變量內(nèi)生性（包群等，2011；邵敏和包群，2012）。另外，本文還使用兩階段最小二乘法嚴(yán)格控制反向因果關(guān)系所帶來的內(nèi)生性問題，引入出口市場特征的控制變量以控制遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題。

針對缺乏動態(tài)性的問題，本文運用倍差法加以解決，即在傾向評分匹配選擇合適的處理組和對照組企業(yè)樣本的基礎(chǔ)上，把企業(yè)市場轉(zhuǎn)變分為兩個時期，動態(tài)考察企業(yè)出口目的地選擇的變化對其生產(chǎn)率的實際影響。

與以往研究相比，本文的貢獻主要體現(xiàn)在：首先，與以往研究大多基于出口市場進入時間、出口強度、企業(yè)研發(fā)和貿(mào)易方式等視角不同（Helpman，2006；Van Biesebroeck，2006；張杰等，2009；戴覓和余淼杰，2011；毛其淋和盛斌，2013；戴覓等，2014），本文從出口目的地的視角研究出口與企業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系，并將企業(yè)異質(zhì)性特征（企業(yè)所有制、產(chǎn)品多樣性、出口強度、出口閱歷和出口市場等）考慮在內(nèi)；其次，本文運用傾向評分匹配和倍差法有效地控制企業(yè)出口行為樣本選擇所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，通過比較企業(yè)出口由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家后的生產(chǎn)率變化，較為準(zhǔn)確地反映了企業(yè)出口目的地選擇對企業(yè)生產(chǎn)率的動態(tài)影響。另外，本文運用兩階段最小二乘法，選用該地區(qū)與發(fā)達國家簽訂的友好城市個數(shù)作為企業(yè)出口到發(fā)達國家市場的工具變量，以嚴(yán)格控制出口市場轉(zhuǎn)變與企業(yè)生產(chǎn)率的反向因果關(guān)系。

二、文獻綜述

出口企業(yè)比非出口企業(yè)具有更高的生產(chǎn)率已成為“新新貿(mào)易理論”最重要的發(fā)現(xiàn)之一。“邊出口邊學(xué)”假說很好地解釋了這一現(xiàn)象。該假說認(rèn)為出口企業(yè)可以通過“學(xué)習(xí)效應(yīng)”提升企業(yè)生產(chǎn)率（Melitz，2003）。近年來，關(guān)于“邊出口邊學(xué)”假說的經(jīng)驗研究層出不窮。

從出口總體效應(yīng)來看，許多研究證實了出口學(xué)習(xí)效應(yīng)的存在（Bernard和 Wagner，1997；張杰等，2009）。然而，部分學(xué)者卻發(fā)現(xiàn)企業(yè)的出口學(xué)習(xí)效應(yīng)并不明顯（Wagner，2002）。Martins和Yang（2009）總結(jié)了過去10年來有關(guān)出口的生產(chǎn)率效應(yīng)的33篇文章，其中，18篇支持出口對生產(chǎn)率具有顯著的提升效應(yīng)，15篇認(rèn)為沒有發(fā)現(xiàn)顯著的正向效應(yīng)。研究視角和樣本選取的差異是研究結(jié)論不一致的重要原因?；诔隹谑袌鲞M入時間的視角，Greenaway和Kneller（2003）采用1989－2002年英國企業(yè)數(shù)據(jù)的研究顯示，盡管企業(yè)在進入出口市場當(dāng)年會對生產(chǎn)率產(chǎn)生明顯刺激，但這種效應(yīng)在企業(yè)進入出口市場后并不明顯。Arnold和Hussinger（2005）研究發(fā)現(xiàn)，在出口發(fā)生之前，即將出口的企業(yè)與非出口企業(yè)之間存在明顯的生產(chǎn)率差異，但是在出口行為發(fā)生之后，這種差異并沒有擴大。基于出口密度視角，F(xiàn)ryges和Wagner（2008）的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)在進入出口市場后，出口密度對企業(yè)生產(chǎn)率的改善具有重要的影響；而范劍勇和馮猛（2013）的研究卻得出了不一樣的結(jié)論。基于企業(yè)研發(fā)視角，Aw等（2007）對中國臺灣企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，出口與研發(fā)的交互項對企業(yè)生產(chǎn)率具有正向影響。戴覓和余淼杰（2011）研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)出口之前的研發(fā)投入可以通過增強企業(yè)的吸收能力來提高企業(yè)生產(chǎn)率?；诩庸べQ(mào)易的視角，李春頂和趙美英（2010）利用中國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，出口對生產(chǎn)率具有阻礙作用，并認(rèn)為可能是由我國出口企業(yè)加工貿(mào)易較集中且出口企業(yè)存在惰性引起的。

綜上所述，學(xué)者從不同視角檢驗了出口對生產(chǎn)率的影響，并得出了一系列豐富的結(jié)論，但有一個視角并沒有引起足夠的重視，即企業(yè)出口目的地選擇對企業(yè)生產(chǎn)率的影響。不同國家的經(jīng)濟發(fā)展程度和技術(shù)水平存在明顯差異，且消費者對產(chǎn)品質(zhì)量的要求不同，因而出口目的地選擇會對企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生重要影響（Shevtsova，2012）。出口到發(fā)展中國家或落后地區(qū)的企業(yè)，由于出口目的地技術(shù)溢出效應(yīng)較低，企業(yè)出口的“學(xué)習(xí)效應(yīng)”無法凸顯。相反，出口到發(fā)達國家的企業(yè)則更容易接觸到先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗，且面臨更具競爭性的市場環(huán)境，從而能夠進一步提高企業(yè)生產(chǎn)率（Blalock和Gertler，2004；Shevtsova，2012）。國內(nèi)有關(guān)出口目的地選擇對企業(yè)生產(chǎn)率影響的文獻相對匱乏，僅有的幾篇國外文獻（De Loecker，2007）主要從東道國收入水平、東道國市場準(zhǔn)入等視角進行了探討，但使用的是國外企業(yè)的樣本，其結(jié)論是否適用于中國企業(yè)還有待進一步驗證。

三、計量模型與數(shù)據(jù)

（一）估計模型

本文將出口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的企業(yè)視為處理組，將只出口到發(fā)展中國家的企業(yè)視為對照組，構(gòu)造一個二元虛擬變量deit，企業(yè)i的主要出口市場由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家時取值為1，否則為0。另外，構(gòu)造二元時間虛擬變量dti，企業(yè)i的主要出口市場開始轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的時期取值為1，否則為0。令tfpit表示企業(yè)i在時期t的生產(chǎn)率，Δtfpit表示企業(yè)i在dti＝0與dti＝1期間的生產(chǎn)率變化：若企業(yè)主要出口市場由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家，則將企業(yè)在此期間的生產(chǎn)率變化記為Δtfp1i；若企業(yè)主要出口市場為發(fā)展中國家，則將企業(yè)生產(chǎn)率變化記為Δtfp0i。因此，企業(yè)出口目的地選擇的變化對其生產(chǎn)率的實際影響γ為：

由于E（tfp0i｜deit＝1）是不可觀測的，本文采用倍差法克服這一估計難題。倍差法估計的基本思想如下：如果樣本期內(nèi)存在始終沒有將出口目的地轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的企業(yè)，則可以用其生產(chǎn)率變化Δtfp0i來度量企業(yè)出口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的生產(chǎn)率變化，即E（Δtfp0i｜deit＝1）＝E（Δtfp0i｜deit＝0）。因此，式（1）轉(zhuǎn)化為：

本文將樣本期間出口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的企業(yè)作為處理組，將樣本期間始終只出口到發(fā)展中國家的企業(yè)作為對照組?；谏鲜霰恫罘ㄋ枷?，估計方程設(shè)定如下：

其中，i和t分別表示企業(yè)和時間，tfpit和εit分別為企業(yè)生產(chǎn)率和擾動項，且有E（εit）＝0。對于處理組，企業(yè)在dt＝0和dt＝1兩個時期的生產(chǎn)率為：E［ln（tfp1i｜deit＝1）］＝α0＋α1＋（α2＋γ）dt。因此，處理組企業(yè)的生產(chǎn)率變化為Δlntfp＝α2＋γ。對于對照組，兩個時期的企業(yè)生產(chǎn)率為：E［ln（tfp0i｜deit＝0）］＝α0＋α2dt。因此，在dt＝0和dt＝1兩個時期對照組企業(yè)的生產(chǎn)率變化為：Δlntfp＝α2。由式（2）可知：γ＝（α2＋γ）－α2。因此，交互項de×dt的估計系數(shù)γ也就度量了企業(yè)出口目的地選擇變化行為對生產(chǎn)率的真實影響。γ＞0意味著企業(yè)出口由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家前后兩個時期生產(chǎn)率的相對增加大于只出口到發(fā)展中國家的企業(yè)。

影響企業(yè)生產(chǎn)率的控制變量包括：①OECD中28個發(fā)達經(jīng)濟體分別為澳大利亞、奧地利、比利時、加拿大、捷克、丹麥、芬蘭、法國、德國、希臘、匈牙利、冰島、愛爾蘭、意大利、日本、韓國、盧森堡、荷蘭、新西蘭、挪威、波蘭、葡萄牙、斯洛伐克、西班牙、瑞典、瑞士、美國和英國。非OECD中16個發(fā)達經(jīng)濟體分別為安道爾、巴林、巴巴多斯、文萊、塞浦路斯、愛沙尼亞、中國香港、以色列、列支敦士登、馬耳他、摩納哥、卡塔爾、圣馬力諾、新加坡、斯洛文尼亞和阿聯(lián)酋。政府補貼（subsidy），用補貼收入與企業(yè)銷售額的比值來衡量。政府補貼反映了企業(yè)所獲得的扶持政策（安同良等，2009；邵敏和包群，2012）。②融資約束（finance），用利息支出與固定資產(chǎn)合計的比值來衡量（孫靈燕和李榮林，2011）。企業(yè)的利息支出越大，表明企業(yè)面臨的融資約束問題越小。企業(yè)融資約束問題會限制其研發(fā)投入及設(shè)備更新等，進而對企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生負面影響。③企業(yè)資本勞動比率（qykl），用企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額與從業(yè)人數(shù)的比值來表示。資本勞動比率高的企業(yè)較為重視設(shè)備更新和研發(fā)投入，從而具有更高的生產(chǎn)率，但要素配置扭曲又嚴(yán)重制約了企業(yè)生產(chǎn)率的提升。④國有企業(yè)虛擬變量（home）和外資企業(yè)虛擬變量（foreign）。由于體制性的原因，國有企業(yè)生產(chǎn)率相對較低，而外資企業(yè)則具有較好的技術(shù)特征，生產(chǎn)率水平較高。⑤企業(yè)成立時間（age），指企業(yè)自成立以來的時間。由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫只報告了企業(yè)開業(yè)年份，沒有報告企業(yè)成立時間，本文運用以下公式得到企業(yè)成立時間：企業(yè)成立時間＝當(dāng)年年份－企業(yè)開業(yè)年份＋1。企業(yè)生產(chǎn)率與企業(yè)成立時間密切相關(guān)，通常在企業(yè)成長階段，由于“干中學(xué)”和自主創(chuàng)新能力的提高，企業(yè)生產(chǎn)率會有明顯提升。

（二）核心變量及其度量

1.生產(chǎn)率的計算。在估算生產(chǎn)率時，常用的做法是建立C－D生產(chǎn)函數(shù)：

其中，Yit表示產(chǎn)出，Lit表示勞動投入，Kit表示資本投入，Ait表示生產(chǎn)率。兩邊取對數(shù)得到：

目前較為流行的是使用LP方法（Levinsohn和Petrin，2003）對式（5）進行回歸得到生產(chǎn)率的估計值。LP方法分兩步估計勞動、資本和中間投入的系數(shù)：第一步，使用資本和中間投入高階多項式的近似式，運用OLS方法估計勞動的系數(shù)；第二步，利用第一步估計出的勞動系數(shù)估計資本和中間投入的系數(shù)，最后得出生產(chǎn)率的有效估計。

2.發(fā)達國家或地區(qū)、發(fā)展中國家或地區(qū)的界定。根據(jù)聯(lián)合國開發(fā)計劃署對發(fā)達國家(地區(qū))的劃分，將經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）中28個發(fā)達經(jīng)濟體和非OECD中16個發(fā)達經(jīng)濟體共44個經(jīng)濟體定義為發(fā)達國家或地區(qū)，其他則為發(fā)展中國家或地區(qū)。①

（三）數(shù)據(jù)及其處理

1.數(shù)據(jù)來源。本文的數(shù)據(jù)主要來源有兩處：第一套數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，我們運用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)計算企業(yè)生產(chǎn)率和各項控制變量；第二套數(shù)據(jù)來自中國海關(guān)進出口數(shù)據(jù)庫，我們通過這套數(shù)據(jù)直接獲取企業(yè)出口目的地、貿(mào)易方式和出口產(chǎn)品種類等信息。另外，用以計算企業(yè)產(chǎn)品出口復(fù)雜度的數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

2.數(shù)據(jù)合并。本文需要將可用于計算企業(yè)生產(chǎn)率的企業(yè)數(shù)據(jù)和含有企業(yè)出口目的地信息的海關(guān)數(shù)據(jù)合并起來。由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)代碼與中國海關(guān)進出口數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)稅號使用編碼存在差異，同一企業(yè)在這兩套數(shù)據(jù)庫中的代碼不同，無法簡單地合并，而且一些企業(yè)可能在這兩套數(shù)據(jù)庫中沒有同時報告企業(yè)名稱或者郵政編碼和電話號碼。為了能夠?qū)⒏嗟钠髽I(yè)合并，本文參照田巍和余淼杰（2013）的方法，分兩步對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與海關(guān)數(shù)據(jù)進行匹配：第一步，采用企業(yè)名稱和年份進行匹配；第二步，采用企業(yè)所在地郵政編碼以及企業(yè)電話號碼的后七位，將之前沒有被識別出的企業(yè)再次合并?？紤]到中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫存在指標(biāo)缺失與異常等問題，本文根據(jù)公認(rèn)的會計準(zhǔn)則（GAAP）對樣本數(shù)據(jù)進行了如下篩選：一是刪除企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值、企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額缺失的觀測值，二是刪除不符合會計原則的樣本，三是刪除不滿足“規(guī)模以上”標(biāo)準(zhǔn)的樣本。通過篩選，成功匹配的企業(yè)數(shù)為76 115家。進一步地，刪除一直只出口到發(fā)達國家和研究樣本初始年份既出口到發(fā)達國家也出口到發(fā)展中國家的企業(yè)，得到本文選定的處理組企業(yè)為6 891家。

（四）相關(guān)性分析

本文還運用國家層面的數(shù)據(jù)作了相關(guān)性檢驗。國家層面的數(shù)據(jù)需要出口到發(fā)達國家的比重與全要素生產(chǎn)率兩個變量。我們運用1992－2014年UN Comtrade數(shù)據(jù)庫中細分的出口市場數(shù)據(jù)測算我國出口到發(fā)達國家的比重，運用基于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）的Malmquist－Luenberger生產(chǎn)率指數(shù)方法測算我國的全要素生產(chǎn)率。依據(jù)C－D生產(chǎn)函數(shù)，全要素生產(chǎn)率的測算需要總產(chǎn)出、資本投入和勞動投入。產(chǎn)出值用GDP來表示，并按照1978年可比價格換算；勞動力投入采用全社會年底從業(yè)人員數(shù)來表示；資本投入采用永續(xù)盤存法對投資進行估算，具體公式為：Iit＝Kit－（1－δ）Kit－1，其中，Iit表示投資額，Kit表示資本，用固定資產(chǎn)凈值年平均余額表示，δ表示折舊率，取值5%。計算全要素生產(chǎn)率所需的總產(chǎn)出、資本存量和勞動投入均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。本文據(jù)此畫出出口到發(fā)達國家的比重和全要素生產(chǎn)率兩個變量之間的散點圖（如圖1所示），從中可以看出，出口到發(fā)達國家的比重與全要素生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。由此可以初步推斷，隨著出口到發(fā)達國家比重的提高，全要素生產(chǎn)率在不斷提升。

圖1 1992－2014年出口到發(fā)達國家的比重與全要素生產(chǎn)率的散點圖

四、倍差法估計結(jié)果

（一）最近鄰匹配及配對結(jié)果

本文選用傾向評分匹配法挑選可供參照的對照組。在以往文獻研究的基礎(chǔ)上（G?rg，2008；安同良等，2009；邵敏和包群，2012），本文選擇企業(yè)成立時間、企業(yè)規(guī)模（用企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值與企業(yè)所在行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比值來表示）和企業(yè)生產(chǎn)率的滯后項作為配對依據(jù)。表1報告了配對前后出口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的企業(yè)和只出口到發(fā)展中國家的企業(yè)在匹配指標(biāo)上的差異?；诠烙嬒禂?shù)的有效性與無偏性之間的權(quán)衡，本文將匹配比例確定為1∶1。由表1可見，配對后出口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的企業(yè)與只出口到發(fā)展中國家的企業(yè)在選取的匹配指標(biāo)上均不存在顯著的差異，說明達到了較好的配對效果。

表1 配對前后出口目的地不同企業(yè)配對變量的比較

（二）倍差法估計結(jié)果

從表2可以看出，企業(yè)出口目的地變化對生產(chǎn)率的影響得到了充分驗證。列（1）和列（2）估計結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，de×dt的估計系數(shù)均顯著為正，這說明企業(yè)出口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家明顯有利于企業(yè)生產(chǎn)率的提升，即企業(yè)出的口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家后生產(chǎn)率提高得更快。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了更嚴(yán)格地控制變量之間的內(nèi)生性問題，有效解決企業(yè)目的地轉(zhuǎn)向與企業(yè)生產(chǎn)率之間的反向因果關(guān)系，本文進一步運用兩階段最小二乘法進行穩(wěn)健性檢驗。本文選擇2000－2006年企業(yè)所在省份與7個最發(fā)達國家簽訂友好城市個數(shù)作為企業(yè)目的地選擇的工具變量，其原因是：一方面，國際友好城市的簽訂有利于建立中外城市合作交流平臺，推動雙邊貿(mào)易的開展；另一方面，國際友好城市的簽訂與該地區(qū)企業(yè)生產(chǎn)率并不存在直接相關(guān)性。截至2014年，企業(yè)生產(chǎn)率相對較高的江蘇省與美國簽訂的國際友好城市個數(shù)達到31個，而同為沿海經(jīng)濟強省的浙江省僅有10個。企業(yè)生產(chǎn)率相對較低的湖南省與發(fā)達國家簽訂的國際友好城市個數(shù)幾乎是經(jīng)濟特區(qū)海南省的兩倍。①友好城市的數(shù)據(jù)來源于中國國際友好城市聯(lián)合會，網(wǎng)址為http：／／www.cifca.org.cn／Web／Summary.aspx。另外，在大樣本條件下，增加工具變量通常會得到更有效的估計結(jié)果（Wooldridge，2002）。因此，本文選擇這一指標(biāo)作為出口市場選擇的工具變量。需要說明的是，這里的變量指標(biāo)是出口到發(fā)達國家的貿(mào)易額占該企業(yè)總出口額的比重（連續(xù)變量），而不是上文中選擇的主要目的地是否為發(fā)達國家（虛擬變量），因此計量方程中沒有時間項dt（下文同）。表3中列（1）和列（2）的結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，de的系數(shù)均顯著為正，這說明在控制了反向因果關(guān)系后，企業(yè)目的地的選擇仍然對企業(yè)生產(chǎn)率具有重要影響。

表2 倍差法估計結(jié)果

表3 兩階段最小二乘法估計結(jié)果

五、何種類型的企業(yè)能從出口目的地轉(zhuǎn)變中獲利？

一般來說，發(fā)展中國家的企業(yè)出口促使生產(chǎn)率提高的渠道主要體現(xiàn)在以下四個方面：一是競爭效應(yīng)。發(fā)展中國家的出口企業(yè)進入發(fā)達國家市場后，面臨著更為激烈的市場競爭和更為苛刻的顧客需求，競爭的加劇和消費者異質(zhì)性偏好會促使企業(yè)加快企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。二是逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。發(fā)達國家的跨國公司需要發(fā)展中國家的供應(yīng)商提供價格更低、質(zhì)量更優(yōu)的中間品，因此發(fā)達國家的跨國公司通常會把產(chǎn)品規(guī)格、質(zhì)量、性能、設(shè)計等技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)及時反饋給發(fā)展中國家的供應(yīng)商。三是人力資本提升效應(yīng)。對于關(guān)系較為緊密的發(fā)展中國家供應(yīng)商（特別是資產(chǎn)專用性產(chǎn)品供應(yīng)商），發(fā)達國家的跨國公司會委派相關(guān)技術(shù)人員到生產(chǎn)流水線指導(dǎo)工人生產(chǎn)，發(fā)展中國家供應(yīng)商的技術(shù)人員也可以參與跨國公司的產(chǎn)品研發(fā)設(shè)計，這種人員流動和技術(shù)培訓(xùn)無疑會提高發(fā)展中國家供應(yīng)商的人力資本水平。四是供應(yīng)鏈升級效應(yīng)。發(fā)達國家的企業(yè)為滿足全球消費市場的異質(zhì)性需求以及發(fā)達國家消費者對產(chǎn)品質(zhì)量、品種、環(huán)保、安全等更為苛刻的要求，會通過生產(chǎn)設(shè)備和設(shè)計轉(zhuǎn)讓，強制性地要求全球供應(yīng)鏈上的發(fā)展中國家企業(yè)迅速提升自身生產(chǎn)工藝與產(chǎn)品設(shè)計能力。總之，出口目的地轉(zhuǎn)變對企業(yè)生產(chǎn)率的影響已得到驗證；但從企業(yè)異質(zhì)性的視角來看，哪些類型的企業(yè)更能從出口目的地轉(zhuǎn)變中獲益呢？

（一）基于企業(yè)所有制的分析

由于所有制性質(zhì)的不同，企業(yè)在出口過程中的學(xué)習(xí)能力和自主創(chuàng)新的動力等會存在明顯差異，因此基于所有制視角考察企業(yè)目的地選擇對企業(yè)生產(chǎn)率的影響具有重要意義。雙重差分法為這一問題提供了合適的工具，分析思路如下：對于一家由出口到發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的民營企業(yè)而言，其生產(chǎn)率增長速度不僅要大于那些只出口到發(fā)展中國家的企業(yè)，而且也要高于那些同樣選擇出口轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的國有企業(yè)或者外資企業(yè)。換言之，此時的處理組是由出口到發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的民營企業(yè)，對照組則包括只出口到發(fā)展中國家的企業(yè)和其他的出口目的地轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的企業(yè)。具體的檢驗?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

其中，dn為反映企業(yè)所有制的虛擬變量（企業(yè)為民營企業(yè)則取值為1，否則為0）。在估計結(jié)果中，我們最關(guān)心的是λ的系數(shù)。如表4中列（1）和列（2）所示，無論是否控制企業(yè)資本強度等因素，λ均顯著為正，這說明民營企業(yè)的出口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家后獲得了更強的生產(chǎn)率提高效應(yīng)。民營企業(yè)靈活的經(jīng)營方式和管理體制使其在發(fā)達國家更為激烈的競爭壓力下會積極學(xué)習(xí)發(fā)達國家的先進技術(shù)，在出口經(jīng)營中積累經(jīng)驗和汲取教訓(xùn)，從而能夠進一步提高生產(chǎn)率。另外，相對于不存在融資約束的國有企業(yè)，大多數(shù)民營企業(yè)受到嚴(yán)重的信貸歧視，無法獲得充裕的外部資金（孫靈燕和李榮林，2011），自主研發(fā)往往“心有余而力不足”，因此，一旦接觸到發(fā)達國家先進的技術(shù)和經(jīng)驗，民營企業(yè)便能敏銳地識別國外先進的技術(shù)成果和經(jīng)驗，通過學(xué)習(xí)進一步提高自身的生產(chǎn)率。而大多數(shù)外資企業(yè)是通過嵌入型技術(shù)獲得競爭優(yōu)勢，而且有可能在進入中國市場之前就具有外部市場的經(jīng)驗，因而對外部的知識依賴較低。對于國有企業(yè)而言，在中國特有國情下存在“所有制優(yōu)勢”，學(xué)習(xí)能力相對不足，缺乏激烈競爭環(huán)境倒逼下的創(chuàng)新動力。表4中列（3）報告了兩階段最小二乘法的估計結(jié)果，de×dn的系數(shù)顯著為正，這進一步說明民營企業(yè)在出口市場轉(zhuǎn)變后獲得了更多的生產(chǎn)率提高效應(yīng)。

表4 基于所有制分析的估計結(jié)果

（二）企業(yè)出口產(chǎn)品多樣性和單一性

企業(yè)競爭力的核心是產(chǎn)品競爭力，企業(yè)產(chǎn)品策略對于企業(yè)競爭優(yōu)勢提升的重要性不言而喻。本文采用雙重差分法對企業(yè)出口由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家過程中出口產(chǎn)品的多樣性對企業(yè)生產(chǎn)率提高的影響進行分析，處理組為出口由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的多產(chǎn)品企業(yè)，對照組包括出口目的地為發(fā)展中國家和由出口到發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的單一產(chǎn)品企業(yè)。定義反映企業(yè)出口產(chǎn)品多樣性的虛擬變量如下：多產(chǎn)品出口企業(yè)取值為1，否則為0。

表5中列（1）和列（2）的估計結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，λ均顯著為正，也就是說，產(chǎn)品多樣性在企業(yè)出口目的地轉(zhuǎn)向發(fā)達國家后對生產(chǎn)率的提升作用非常明顯。產(chǎn)品多樣性在出口企業(yè)資源再配置的過程中扮演著重要角色，多樣化產(chǎn)品會引致企業(yè)在國際市場上向比較優(yōu)勢的產(chǎn)品調(diào)整產(chǎn)品組合，進而促進企業(yè)生產(chǎn)率的提升。

此外，為適應(yīng)發(fā)達國家的競爭環(huán)境和消費者的差異性偏好特征，企業(yè)可通過擴大產(chǎn)品范圍，采取產(chǎn)品差異化策略來搶占市場。這一發(fā)現(xiàn)不僅顛覆了現(xiàn)有基于單一產(chǎn)品假定的企業(yè)異質(zhì)性貿(mào)易模型關(guān)于中國出口增長的研究結(jié)論，而且還提醒我們在進行貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整時，不應(yīng)只關(guān)注企業(yè)內(nèi)集約邊際的重要性，還應(yīng)高度重視企業(yè)內(nèi)擴展邊際的貢獻。表5中列（3）報告了兩階段最小二乘法的估計結(jié)果，de×dn的系數(shù)顯著為正，這進一步證實了出口產(chǎn)品多樣性的促進作用。

表5 基于出口產(chǎn)品多樣性的估計結(jié)果

（三）出口強度還是出口閱歷更重要？

企業(yè)的出口學(xué)習(xí)能力隨著其出口時間的增加而增加，而且企業(yè)出口程度越高就越能獲得規(guī)模效應(yīng)，也就是說，出口強度和出口閱歷與企業(yè)“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”過程中生產(chǎn)率的提高程度都有著密切關(guān)系。①本文以企業(yè)出口交貨值占銷售收入（或主營業(yè)務(wù)收入）的比重來衡量企業(yè)出口強度，如果企業(yè)出口強度大于所有企業(yè)的出口強度平均值，則定義為高出口強度企業(yè)，否則為低出口強度企業(yè)。由于2004年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫沒有報告出口交貨值，本文運用該企業(yè)除2004年外其他年份的平均值代替。另外，本文根據(jù)企業(yè)是否為新出口企業(yè)來定義企業(yè)出口閱歷。首先，本文采用雙重差分法對企業(yè)出口由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家過程中出口強度對企業(yè)生產(chǎn)率提高的影響進行分析，處理組為出口由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的高出口強度企業(yè)，對照組則包括出口目的地為發(fā)展中國家和由出口到發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的低出口強度企業(yè)，定義反映企業(yè)出口強度的虛擬變量如下：高出口強度企業(yè)取值為1，否則為0。表6中列（1）和列（2）的估計結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，λ均不顯著，也就是說，出口強度沒有起到提升生產(chǎn)率的作用。企業(yè)出口強度較高意味著企業(yè)對出口的依賴程度較高，但這并不能說明企業(yè)對新技術(shù)的吸收能力和自身創(chuàng)新能力就能與其出口強度匹配。這是因為：一方面，由于進入壁壘和地區(qū)分割現(xiàn)象的存在，新進入企業(yè)或低生產(chǎn)率企業(yè)為了避免國內(nèi)激烈的競爭也會選擇出口；另一方面，關(guān)稅的下降在很大程度上提高了企業(yè)出口強度（田巍和余淼杰，2013），使得這些出口企業(yè)無法凸顯出口目的地對企業(yè)生產(chǎn)率的提升效應(yīng)。列（3）報告了兩階段最小二乘法的估計結(jié)果，在控制了反向因果關(guān)系后，交互項估計系數(shù)變得不顯著，這再次說明出口強度并不是企業(yè)生產(chǎn)率提升的關(guān)鍵因素。同樣，本文采用雙重差分法分析出口閱歷在企業(yè)出口目的地選擇變化過程中的作用。處理組為出口由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的非新出口企業(yè)，對照組則包括出口目的地為發(fā)展中國家和出口由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家的新出口企業(yè)。定義“是否為新出口企業(yè)”的虛擬變量如下：不是新出口企業(yè)取值為1，否則為0。列（4）和列（5）給出了有關(guān)出口閱歷的估計結(jié)果，無論是否加入控制變量，λ均顯著為正，這說明企業(yè)的出口閱歷越長，其對國外市場的適應(yīng)性就越好，而且技術(shù)外溢需要一定的時間，閱歷久的企業(yè)對先進技術(shù)的反應(yīng)能力和吸收能力都更強。因此，在企業(yè)出口目的地選擇變化的過程中，企業(yè)生產(chǎn)率隨其出口閱歷的積累而不斷上升。列（6）報告了兩階段最小二乘法的估計結(jié)果，這進一步證實了上述結(jié)論。

表6 基于出口強度和出口閱歷的估計結(jié)果

（四）出口到發(fā)達國家的個數(shù)

為分析出口到發(fā)達國家的個數(shù)對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，本文運用雙重差分法進行進一步的分析。本文引入發(fā)達國家市場數(shù)量的交互項檢驗出口到發(fā)達國家個數(shù)對企業(yè)生產(chǎn)率提升的影響。表7中列（1）和列（2）的估計結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，λ均不顯著，這說明出口到發(fā)達國家的數(shù)量對企業(yè)生產(chǎn)率提升并沒有明顯的影響。出口市場多元化雖然可以減少對某些市場過分依賴而帶來的風(fēng)險，但企業(yè)出口市場的多元化并不一定能夠促進企業(yè)“學(xué)習(xí)效應(yīng)”的發(fā)揮。由于不同國家具有不同的制度、人文和經(jīng)濟環(huán)境，企業(yè)進入發(fā)達國家市場后，不僅要承擔(dān)出口市場的沉沒成本，而且要“支付”熟悉東道國市場的“學(xué)習(xí)”費用。在貿(mào)易自由化的條件下，企業(yè)的出口市場并非越多元化就越好，應(yīng)該存在一個最優(yōu)的市場多元化程度。我們進一步運用兩階段最小二乘法做穩(wěn)健性檢驗，計量結(jié)果與雙重差分法的結(jié)論一致。

表7 基于出口發(fā)達國家個數(shù)的估計結(jié)果

六、結(jié) 語

出口對中國經(jīng)濟發(fā)展的重要作用不言而喻，“自選擇效應(yīng)”證實了出口企業(yè)比非出口企業(yè)具有更高的生產(chǎn)率，而企業(yè)可以通過“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”進一步提升生產(chǎn)率，出口目的地不同導(dǎo)致生產(chǎn)率提高的程度存在明顯差異。企業(yè)出口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家不僅使其面臨更加嚴(yán)格的產(chǎn)品質(zhì)量要求和激烈的國際市場競爭，而且可以接觸到更先進的技術(shù)和經(jīng)驗。競爭效應(yīng)和溢出效應(yīng)為企業(yè)生產(chǎn)率獲得更大幅度的提高提供了壓力和動力。

總體而言，本文估計結(jié)果支持了“出口目的地由發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向發(fā)達國家有利于企業(yè)獲得更高生產(chǎn)率”這一結(jié)論。在充分考慮到不同企業(yè)在所有制、產(chǎn)品多樣性、出口強度、出口閱歷等方面的異質(zhì)性后，本文運用雙重差分法逐一對這些問題進行了驗證。從企業(yè)所有制來看，由于發(fā)達國家生產(chǎn)商先進技術(shù)的外溢一定程度上緩解了民營企業(yè)自主進行技術(shù)創(chuàng)新的資金不足問題，讓經(jīng)營和管理都較為靈活的民營企業(yè)更能享受出口到發(fā)達國家所帶來的利益；從出口產(chǎn)品種類來看，出口產(chǎn)品多樣化比單一產(chǎn)品出口到發(fā)達國家更有利于企業(yè)生產(chǎn)率的提升；從出口閱歷和出口強度來看，企業(yè)在出口目的地的變遷過程中，生產(chǎn)率隨著其出口閱歷的積累而不斷上升，而出口強度的影響則不明顯；從出口市場數(shù)量來看，企業(yè)的出口市場并非越多元化越好。本文的結(jié)論對中國企業(yè)的出口目的地選擇以及不同類型企業(yè)生產(chǎn)率的提升具有重要的啟示：首先，充分發(fā)揮出口到發(fā)達國家的學(xué)習(xí)效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)，促進企業(yè)特別是民營企業(yè)的競爭力和生產(chǎn)率的提升；其次，企業(yè)和政府都應(yīng)重視企業(yè)內(nèi)的擴展邊際（產(chǎn)品多樣性）的貢獻，采取多產(chǎn)品差異化策略和市場細分策略提升企業(yè)競爭力；再次，在逐步增大出口強度的同時，更要注重出口經(jīng)驗的積累；最后，在積極實施出口市場“同心”多元化戰(zhàn)略的同時，還要重視出口市場“水平”多元化戰(zhàn)略下企業(yè)“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”的發(fā)揮。

＊本文還得到對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)中國WTO研究院重點研究基地課題（13ZXWTO03）、對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)人文社科基礎(chǔ)學(xué)科平臺課題以及對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)中央高校基本科研業(yè)務(wù)費專項資金項目（CXTD4－08）的資助。

［1］安同良，周紹東，皮建才.R＆D補貼對中國企業(yè)自主創(chuàng)新的激勵效應(yīng)［J］.經(jīng)濟研究，2009，（10）：87－98.

［2］包群，邵敏，侯維忠.出口改善了員工收入嗎？［J］.經(jīng)濟研究，2011，（9）：41－54.

［3］戴覓，余淼杰，Maitra M.中國出口企業(yè)生產(chǎn)率之謎：加工貿(mào)易的作用［J］.經(jīng)濟學(xué)（季刊），2014，（2）：675－698.

［4］戴覓，余淼杰.企業(yè)出口前研發(fā)投入、出口及生產(chǎn)率進步——來自中國制造業(yè)企業(yè)的證據(jù)［J］.經(jīng)濟學(xué)（季刊），2011，（1）：211－230.

［5］范劍勇，馮猛.中國制造業(yè)出口企業(yè)生產(chǎn)率悖論之謎：基于出口密度差別上的檢驗［J］.管理世界，2013，（8）：16－29.

［6］李春頂，趙美英.出口貿(mào)易是否提高了我國企業(yè)的生產(chǎn)率？——基于中國2007年制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的檢驗［J］.財經(jīng)研究，2010，（4）：14－24.

［7］毛其淋，盛斌.中國制造業(yè)企業(yè)的進入退出與生產(chǎn)率動態(tài)演化［J］.經(jīng)濟研究，2013，（4）：16－29.

［8］毛其淋，盛斌.貿(mào)易自由化、企業(yè)異質(zhì)性與出口動態(tài)——來自中國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的證據(jù)［J］.管理世界，2013，（3）：48－65.

［9］邵敏，包群.政府補貼與企業(yè)生產(chǎn)率——基于我國工業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗分析［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2012，（7）：70－82.

［10］孫靈燕，李榮林.融資約束限制中國企業(yè)出口參與嗎？［J］.經(jīng)濟學(xué)（季刊），2012，（1）：231－252.

［11］田巍，余淼杰.企業(yè)出口強度與進口中間品貿(mào)易自由化：來自中國企業(yè)的實證研究［J］.管理世界，2013，（1）：28－44.

［12］張杰，李勇，劉志彪.出口促進中國企業(yè)生產(chǎn)率提高嗎？——來自中國本土制造業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)：1999～2003［J］.管理世界，2009，（12）：11－26.

［13］Amiti M，Konings J.Trade liberalization，intermediate inputs，and productivity：Evidence from Indonesia［J］.American Economic Review，2007，97（5）：1611－1638.

［14］Arnold J M，Hussinger K.Export behavior and firm productivity in German manufacturing：A firm－level analysis［J］.Review of World Economics，2005，141（2）：219－243.

［15］Aw B Y，Roberts M J，Winston T.Export market participation，investments in R＆D and worker training，and the evolution of firm productivity［J］.The World Economy，2007，30（1）：83－104.

［16］Bernard A B，Wagner J.Exports and success in German manufacturing［J］.Review of World Economics，1997，133（1）：134－157.

［17］Blalock G，Gertler P J.Learning from exporting revisited in a less developed setting［J］.Journal of Development Economics，2004，75（2）：397－416.

［18］De Loecker J.Do exports generate higher productivity？Evidence from Slovenia［J］.Journal of international economics，2007，73（1）：69－98.

［19］Fryges H，Wagner J.Exports and productivity growth：First evidence from a continuous treatment approach［J］.Review of World Economics，2008，144（4）：695－722.

［20］Ge Ying，Lai H，Zhu S C.Intermediate imports and productivity gains from trade liberalization［R］.Working Paper，2011.

［21］G?rg H，Henry M，Strobl E.Grant support and exporting activity［J］.The review of economics and statistics，2008，90（1）：168－174.

［22］Greenway D，Kneller R.Exporting，productivity and agglomeration：A difference in difference analysis of matched firms［J］.GEP Research Paper No.45，2003.

［23］Hausmann R，Hwang J，Rodrik D.What you export matters［J］.Journal of Economic Growth，2007，12（1）：1－25.

［24］Helpman E.Trade，F(xiàn)DI，and the organization of firms［R］.National Bureau of Economic Research Paper No.12091，2006.

［25］Levinsohn J，Petrin A.Estimating production functions using inputs to control for unobservables［J］.The Review of Economic Studies，2003，70（2）：317－341.

［26］Martins P S，Yang Y.The impact of exporting on firm productivity：A meta－analysis of the learning－byexporting hypothesis［J］.Review of World Economics，2009，145（3）：431－445.

［27］Melitz M J.The impact of trade on intra－industry reallocations and aggregate industry productivity［J］.Econometrica，2003，71（6）：1695－1725.

［28］Shevtsova Y.International trade and productivity：Does destination matter？［R］.Discussion Papers in Economics，No.12／18，2012.

［29］Van Biesebroeck J.Exporting raises productivity in sub－Saharan African manufacturing firms［J］.Journal of International Economics，2005，67（2）：373－391.

［30］Wagner J.The causal effect of exports on firm size and labor productivity：First evidence from a matching approach［J］.Economics Letters，2002，77（2）：287－292.

［31］Wooldridge J M.Econometric analysis of cross section and panel data［M］.MA：MIT press，2002.

［32］Zheng J，Bigsten A，Hu A.Can China’s growth be sustained？A productivity perspective［J］.World Development，2009，37（4）：874－888.