中國服務(wù)業(yè)出口企業(yè)“生產(chǎn)率悖論”問題研究

張倩倩

（安徽大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽合肥230601）

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中國服務(wù)業(yè)出口企業(yè)“生產(chǎn)率悖論”問題研究

張倩倩

（安徽大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽合肥230601）

[摘要]采用世界銀行統(tǒng)計調(diào)查的2012年中國微觀企業(yè)為樣本對象，篩選其中的服務(wù)業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)來研究我國服務(wù)業(yè)出口企業(yè)是否與制造業(yè)類似也有“生產(chǎn)率悖論”這一現(xiàn)象。研究表明，服務(wù)業(yè)出口企業(yè)的平均生產(chǎn)率比服務(wù)業(yè)非出口企業(yè)的平均生產(chǎn)率高，即“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象不存在。把生產(chǎn)率作為因變量，企業(yè)出口作為自變量，出口企業(yè)規(guī)模、企業(yè)利潤率、企業(yè)工資水平以及企業(yè)成立年限作為控制變量進(jìn)行回歸發(fā)現(xiàn)依舊支持了出口企業(yè)生產(chǎn)率比非出口企業(yè)生產(chǎn)率高這一結(jié)論。進(jìn)一步研究不同分位點企業(yè)生產(chǎn)率與企業(yè)出口之間關(guān)系，利用分位數(shù)回歸發(fā)現(xiàn)：低分位點企業(yè)生產(chǎn)率與企業(yè)出口并不存在相關(guān)性，高分位點的企業(yè)出口與生產(chǎn)率兩者之間呈現(xiàn)正的相關(guān)關(guān)系。

[關(guān)鍵詞]服務(wù)業(yè)；生產(chǎn)率悖論；分位數(shù)回歸

1　　引言

Melitz（2003）建立新新貿(mào)易理論的研究框架，從微觀層面研究貿(mào)易理論，并且認(rèn)為，生產(chǎn)率高的企業(yè)能夠支付出口成本，傾向于出口獲得國外市場的利潤，較高的出口成本把低生產(chǎn)率的企業(yè)阻擋在出口市場門檻之外使其只能在國內(nèi)市場銷售產(chǎn)品[1]。國外學(xué)者Bernard & Wagner（2001）、Helpman（2004）、Eaton（2004）等人對美國以及德國微觀企業(yè)進(jìn)行分析估計，都驗證了出口企業(yè)的生產(chǎn)率要比非出口企業(yè)的生產(chǎn)率高[2- 4]。國內(nèi)學(xué)者李春頂?shù)龋?009，2010）、湯二子等（2011，2012）對中國工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)分析認(rèn)為，出口企業(yè)的生產(chǎn)率低于非出口企業(yè)，也就是說存在“生產(chǎn)率悖論”，對此不同學(xué)者從不同角度來解釋導(dǎo)致“生產(chǎn)率悖論”產(chǎn)生的原因[5-8]。李春頂（2010）把產(chǎn)生“生產(chǎn)率悖論”的因素歸為我國存在大量加工貿(mào)易企業(yè)，他認(rèn)為中國的出口貿(mào)易中加工貿(mào)易占據(jù)多數(shù)份額，加工貿(mào)易利潤和生產(chǎn)率低下，直接拉低了出口企業(yè)的整體生產(chǎn)率水平[9]。對此一些學(xué)者從異質(zhì)企業(yè)貿(mào)易的理論框架角度出發(fā)，于春海和張勝滿（2013）認(rèn)為國內(nèi)市場的進(jìn)入成本高于出口成本[10]，而張艷等（2014）認(rèn)為市場的分割導(dǎo)致國內(nèi)市場較高的進(jìn)入成本[11]，盛丹（2013），史長寬和梁會君（2013）認(rèn)為地區(qū)行政壟斷等因素造成的國內(nèi)進(jìn)入市場成本過高，直接導(dǎo)致企業(yè)選擇進(jìn)入成本較小的國外市場[12- 13]。李建萍和張乃麗（2014）從比較優(yōu)勢的角度考慮，認(rèn)為部門間要素密度導(dǎo)致了不同產(chǎn)業(yè)在出口競爭上的差異化，比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)內(nèi)的企業(yè)更容易出現(xiàn)“生產(chǎn)率悖論”的現(xiàn)象，反而具有比較劣勢的產(chǎn)業(yè)沒有表現(xiàn)出“生產(chǎn)率悖論”[14]。

目前國內(nèi)對“生產(chǎn)率悖論”的研究較多是以工業(yè)企業(yè)制造業(yè)作為微觀研究主體，鮮有涉及服務(wù)業(yè)方面的研究，國外在服務(wù)業(yè)出口企業(yè)生產(chǎn)率的研究上開始不斷增多，如Love & Ganotakis（2013）、Loof（2010）、Temouri（2013）等人對主要發(fā)達(dá)國家如英國、意大利、法國的服務(wù)業(yè)出口企業(yè)的研究認(rèn)為：服務(wù)業(yè)出口企業(yè)出口學(xué)習(xí)效應(yīng)顯著，支持出口自我選擇效應(yīng)，驗證了服務(wù)業(yè)出口同制造業(yè)企業(yè)類似也服從新新貿(mào)易理論，高生產(chǎn)率的企業(yè)往往具有出口傾向[15-17]。為此國內(nèi)學(xué)者如劉丹鷺（2013）通過分析世界銀行對中國企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中國的服務(wù)業(yè)企業(yè)出口同企業(yè)生產(chǎn)率之間沒有顯著關(guān)系[18]。馮帆、都曉（2014）利用中國上市公司作為樣本，進(jìn)一步研究服務(wù)業(yè)企業(yè)出口與生產(chǎn)率之間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，服務(wù)業(yè)出口企業(yè)同樣具有“生產(chǎn)率悖論”[19]。

以上在研究微觀企業(yè)出口與企業(yè)生產(chǎn)率之間關(guān)系中，基本都是采用最小二乘來驗證企業(yè)出口與企業(yè)生產(chǎn)率之間存在的關(guān)系，加上諸如企業(yè)規(guī)模、利潤、研發(fā)投入等控制變量，得到企業(yè)出口與生產(chǎn)率兩者的關(guān)系。最小二乘方法利用樣本均值的思想進(jìn)行回歸分析，此時并不能考慮樣本內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率各分位點與出口之間的關(guān)系，尤其不能說明在生產(chǎn)率各分位點的企業(yè)是否呈現(xiàn)“生產(chǎn)率悖論”的現(xiàn)象，分位數(shù)回歸能比較企業(yè)的生產(chǎn)率各分位點與企業(yè)出口之間出現(xiàn)的關(guān)系。Koenker（1978）首先提出了分位數(shù)回歸的思想，通過分位數(shù)回歸很好地克服了樣本非正態(tài)性的特征，尤其當(dāng)自變量對因變量各分位點影響因素不同時，能夠更好地捕捉到兩者這種特性[20]。國內(nèi)學(xué)者劉生龍（2008）、李紅梅（2012）用分位數(shù)的方法研究居民收入[21- 22]；而鄭承利（2006），張穎和張富祥（2012），郭俊峰等（2015）則采用分位數(shù)方法研究了金融市場行為特征[23-25]。本文對世界銀行調(diào)查的中國企業(yè)微觀數(shù)據(jù)中的非國有服務(wù)業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，通過普通最小二乘來研究服務(wù)業(yè)是否存在“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象，并通過分位數(shù)方法來研究生產(chǎn)率各分位點企業(yè)生產(chǎn)率與出口選擇之間的關(guān)系。

2　實證分析

2.1數(shù)據(jù)選取

選取世界銀行2012年抽樣調(diào)查的中國企業(yè)微觀數(shù)據(jù)的非國企數(shù)據(jù)，總計2700個企業(yè)樣本，從中剔除制造業(yè)部分，保留其他服務(wù)企業(yè)和零售業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，經(jīng)過剔除某些無數(shù)據(jù)的樣本得到805個服務(wù)業(yè)企業(yè)樣本。利用Export表示處于出口狀態(tài)企業(yè)的虛擬變量，把在國內(nèi)市場銷售占比為100的作為非出口企業(yè)，用0表示，國內(nèi)市場銷售占比小于100的作為出口企業(yè)，記為1，由于服務(wù)業(yè)沒有固定資產(chǎn)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，勞動生產(chǎn)率依據(jù)已有學(xué)者對勞動生產(chǎn)率的算法LTFP=ln（Q/L）計算得到。

本文選取企業(yè)規(guī)模、成立年限、利潤率以及工資水平作為控制變量。企業(yè)的成立年限利用2012年減去企業(yè)的成立日期得到，標(biāo)記為Age；企業(yè)規(guī)模選取企業(yè)的銷售收入作為代理變量，標(biāo)記為Sale；企業(yè)利潤根據(jù)企業(yè)的銷售收入減去各項成本，隨后利用利潤除以企業(yè)的銷售收入得到企業(yè)的利潤率，標(biāo)記為Pro；企業(yè)勞動成本除以員工總?cè)藬?shù)得到企業(yè)雇員工資收入，標(biāo)記為Wage。

（1）企業(yè)規(guī)模Sale。從理論角度看，企業(yè)規(guī)模對生產(chǎn)率具有正向影響。由于企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大能夠產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)，同時能夠促進(jìn)企業(yè)充分利用先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)，管理效率更加流程化，也能夠吸引更多人才提高企業(yè)整體勞動生產(chǎn)率，因此把企業(yè)銷售收入作為控制變量加入模型中。

（2）企業(yè)成立年限Age。企業(yè)成立年限預(yù)計會對企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生正向效應(yīng)。企業(yè)成立年限越久，企業(yè)會更加了解國內(nèi)市場變化特征及規(guī)律，在國內(nèi)市場充分經(jīng)營的情況下會逐漸開拓外國市場，獲取出口利潤，而且參與出口的時間越久，對國外市場的了解就越深入，經(jīng)驗也會更加豐富，從而能夠獲取更多的利潤提高企業(yè)生產(chǎn)率。

（3）企業(yè)利潤率Pro。從一定程度上來看，企業(yè)利潤率越高，企業(yè)經(jīng)營狀況愈好，企業(yè)就有條件投入更多的資本到產(chǎn)品研發(fā)中，提高產(chǎn)品質(zhì)量，同時有更多的資金培訓(xùn)員工，提高員工素質(zhì)，熟練的員工意味著更高的勞動生產(chǎn)率，因此，預(yù)計企業(yè)利潤率也會對企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生正效應(yīng)。

（4）工資水平Wage。依據(jù)新新貿(mào)易理論，那些生產(chǎn)率較高的企業(yè)，盈利能力也較好，為了獲得更先進(jìn)的人才和熟練工人，支付給工人的工資也會高于生產(chǎn)率低下的企業(yè)。但是依據(jù)要素稟賦理論，發(fā)展中國家充足的勞動力資源，直接導(dǎo)致勞動力價格較低，發(fā)展中國家更多承接跨國公司的加工貿(mào)易，加工貿(mào)易行業(yè)的生產(chǎn)率較低，從而使得勞動力工資水平與出口之間的關(guān)系處于不確定狀態(tài)。

因此，根據(jù)以上分析，我們設(shè)定的變量如表1所示。其中LTFP表示企業(yè)的生產(chǎn)率，在文中作為被解釋變量，Export作為解釋變量，而Age、Sale、Pro、Wage作為控制變量。

表1　變量的設(shè)定及說明

樣本的統(tǒng)計特征如2所示。

表2　變量的統(tǒng)計性描述

2.2模型實證分析

計算得知，出口企業(yè)的生產(chǎn)率均值為13.1357，非出口企業(yè)的生產(chǎn)率均值為12.5254，可能說明本文研究的世界銀行調(diào)查的非國有企業(yè)樣本并不存在出口的“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象。

為此進(jìn)一步建立計量模型，生產(chǎn)率取對數(shù)形式得到，數(shù)值較小，銷售收入和工資數(shù)值較大，為了防止系數(shù)過小，取銷售收入和工資水平的對數(shù)形式，相應(yīng)的含義為企業(yè)規(guī)模和工資水平的相對變化量導(dǎo)致勞動生產(chǎn)率的絕對變化量。

計量模型為：

2.2.1回歸結(jié)果分析

利用普通最小二乘進(jìn)行回歸，結(jié)果如表3顯示。

表3　各變量的回歸結(jié)果

表3是利用最小二乘把生產(chǎn)率作為被解釋變量，出口作為解釋變量，其他各項作為控制變量得到的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，虛擬出口變量Export系數(shù)的T-統(tǒng)計量比較顯著，并且系數(shù)大于0，說明出口企業(yè)確實有較高的生產(chǎn)率，在研究的非國有企業(yè)樣本中并不存在“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象。與此同時，各控制變量的系數(shù)的T-統(tǒng)計量顯示都比較顯著，企業(yè)成立年限的系數(shù)為-0.0297，平均來說成立年限越久的企業(yè)反而生產(chǎn)率相對較低，這也可能是由于新成立企業(yè)更容易接受新技術(shù)來提高企業(yè)生產(chǎn)率。其他控制變量的符號都符合預(yù)期，即結(jié)果為正值，說明企業(yè)的利潤率、工資水平、企業(yè)規(guī)模對企業(yè)生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用。

2.2.2對生產(chǎn)率分布的統(tǒng)計性檢驗首先對計算出來的生產(chǎn)率進(jìn)行相關(guān)的統(tǒng)計性檢驗，從（圖1）中可以看出，生產(chǎn)率數(shù)據(jù)存在一定的右偏、尖峰態(tài)分布，生產(chǎn)率的分布并不服從最小二乘回歸所要求的正態(tài)分布。

圖1　企業(yè)生產(chǎn)率的統(tǒng)計直方圖

為此進(jìn)一步回執(zhí)Q-Q圖，觀察生產(chǎn)率數(shù)據(jù)的正態(tài)性，圖2顯示企業(yè)生產(chǎn)率的Q-Q統(tǒng)計的分布，可以看出并不能把其數(shù)據(jù)看一條直線，為此同樣支持了生產(chǎn)率的分布并不服從正態(tài)分布。

圖2　生產(chǎn)率的Q-Q統(tǒng)計圖

運用K-S非參數(shù)檢驗，對生產(chǎn)率LTFP數(shù)據(jù)進(jìn)行非參數(shù)檢驗，結(jié)果顯示，K-S檢驗的漸近顯著性（雙側(cè)）值為0.017，在5%顯著性水平下均不拒絕生產(chǎn)率分布的非正態(tài)性。被解釋變量分布為非正態(tài)性，利用分位數(shù)回歸可以減小利用最小二乘法回歸中存在的誤差。

2.2.3分位數(shù)回歸

分位數(shù)回歸模型為：

其中βθ與xi都是K×1向量，代表y在給定x條件下分位點為θ的條件分布函數(shù)，本文給出了5個分位點的回歸情況，分別是0.1、0.25、0.5、0.75、0.9。利用分位數(shù)回歸直接得到分位數(shù)回歸的各項參數(shù)以及系數(shù)。表4顯示了5個分位點回歸下的參數(shù)系數(shù)以及相應(yīng)的T-統(tǒng)計量。

表4　各分位點回歸下的統(tǒng)計結(jié)果

首先分析各分位點下企業(yè)出口Export的虛擬變量系數(shù)，在分位點為0.1、0.25、0.5情況下，出口虛擬變量Export在5%顯著性水平下并沒有拒絕系數(shù)為0的假設(shè)，說明在這三個分位點下企業(yè)是否出口與生產(chǎn)率之間并沒有必然的聯(lián)系。對分位點為0.75和0.9兩個分位點相關(guān)估計研究發(fā)現(xiàn)，兩個分位點獲得的出口虛擬變量的估計值分別為0.3316 與0.2678，相應(yīng)的T-統(tǒng)計量都比較顯著，在這兩個分位點估計的企業(yè)出口對生產(chǎn)率有顯著的促進(jìn)作用，支持出口企業(yè)具有“自我選擇效應(yīng)”。

對各控制變量的回歸檢驗中發(fā)現(xiàn)，在各分位點中企業(yè)利潤率Pro的回歸系數(shù)都比較顯著，高利潤率的企業(yè)一般能夠投資更多的資本進(jìn)行相應(yīng)的研發(fā)，提高企業(yè)的生產(chǎn)率，與理論情況比較符合。企業(yè)成立年限Age在低分位點0.1與0.25估計系數(shù)都不顯著，低生產(chǎn)率下的企業(yè)年齡與企業(yè)生產(chǎn)率并沒有必然聯(lián)系，而相對來說生產(chǎn)率較高的分位點0.5，0.75以及0.9分位點，企業(yè)年限的回歸系數(shù)為負(fù)，比較顯著，而且隨著分位點的提高，回歸系數(shù)也愈顯著，可能由于新企業(yè)成立初期為了適應(yīng)變化的市場需求，呈現(xiàn)積極奮進(jìn)之勢，而隨著企業(yè)在市場中立足逐漸穩(wěn)定，這種積極奮進(jìn)之勢隨之變淡，導(dǎo)致企業(yè)成立年限與生產(chǎn)率之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系。工資變量Wage在五個分位點的估計系數(shù)都比較顯著，與全樣本的最小二乘均值回歸估計一致，工資水平與企業(yè)生產(chǎn)率之間有顯著的正向關(guān)系。企業(yè)規(guī)模的控制變量銷售收入Sale在0.1分位點估計系數(shù)的T-統(tǒng)計量顯示不能拒絕系數(shù)為0的原假設(shè)，在最低分位點0.1的企業(yè)規(guī)模與生產(chǎn)率之間并沒有顯著的關(guān)系，說明即使規(guī)模較大的企業(yè)也可能生產(chǎn)率比較低下，這可能是由于企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張到一定階段，會存在大量沉沒成本，相對破產(chǎn)而言，企業(yè)生產(chǎn)是最優(yōu)選擇，這就導(dǎo)致即使企業(yè)生產(chǎn)率低下，企業(yè)仍舊需要通過生產(chǎn)來彌補(bǔ)沉沒成本。其他四個分位點都為正，并且比較顯著，企業(yè)規(guī)?？傮w來說與生產(chǎn)率之間仍舊呈現(xiàn)一定正相關(guān)性。

3　　結(jié)論

本文利用世界銀行調(diào)查的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，研究服務(wù)業(yè)出口與生產(chǎn)率之間的關(guān)系，通過計算服務(wù)業(yè)的勞動生產(chǎn)率發(fā)現(xiàn)，統(tǒng)計上來看，出口企業(yè)的勞動生產(chǎn)率平均來說高于非出口企業(yè)，在把企業(yè)規(guī)模、利潤率、工資水平以及成立年限作為控制變量進(jìn)行最小二乘回歸后發(fā)現(xiàn)，出口虛擬變量系數(shù)比較顯著，并且其系數(shù)為正，驗證了企業(yè)出口確實與生產(chǎn)率之間正相關(guān)，由此可見，服務(wù)業(yè)出口企業(yè)并不存在“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象。隨后本文通過對生產(chǎn)率的統(tǒng)計性檢驗，相應(yīng)的頻率直方圖、Q-Q圖以及非參數(shù)K-S檢驗都顯示了企業(yè)生產(chǎn)率并不服從正態(tài)分布，利用最小二乘回歸會產(chǎn)生誤差，利用分位數(shù)回歸來研究企業(yè)出口與生產(chǎn)率之間的相關(guān)性，加入的控制變量同最小二乘回歸相同，研究發(fā)現(xiàn)：低分位點0.1、0.25、0.5分位點回歸的出口虛擬變量系數(shù)都不能拒絕系數(shù)為0假設(shè)，低分位點的企業(yè)出口與生產(chǎn)率之間并沒有相關(guān)性，而高分位點0.75、0.9分位點的出口虛擬變量統(tǒng)計上異于0，并且系數(shù)為正，高分位點的出口企業(yè)口與生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)正向關(guān)系。

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[責(zé)任編輯：余義兵]

作者簡介：張倩倩（1990-），女，安徽阜陽人，安徽大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士研究生，主要研究方向為國際貿(mào)易理論與政策。

收稿日期：2015-06-20

DOI:10.13420/j.cnki.jczu.2016.01.011

[中圖分類號]F740

[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A

[文章編號]1674-1102(2016)01-0046-04