出口參與、比較優(yōu)勢與制造業(yè)全要素生產(chǎn)率

李 娟

（安徽科技學院 財經(jīng)學院，安徽 蚌埠 233030）

國內(nèi)外越來越多的研究表明，出口企業(yè)比非出口企業(yè)表現(xiàn)出更高的效率，美國經(jīng)濟學家伯納德·亞羅斯（Bernard Yaros）、杰森·弗曼（Jason Furman）在論文ExceptionalExporterPerformance：Cause，Effect，orBoth？中認為，出口企業(yè)往往規(guī)模更大、資本密集度更高、技術(shù)更先進、獲得更高的生產(chǎn)率、能夠向員工支付更高的工資等［1］。目前研究表明，至少有三種機制可以解釋企業(yè)出口參與同績效之間的關(guān)系。第一種解釋是由美國哈佛大學（Harvard University）政治經(jīng)濟學教授馬克·J·梅里茲（Marc J Melitz）在論文TheImpactofTradeon Intra-IndustryReallocationsandAggregateIndustryProductivity中提出的企業(yè)自我選擇機制（self-selection），認為只有最好的企業(yè)才從事國際貿(mào)易［2］；第二種解釋是美國管理學家彼得·德魯克（Peter F Drucker）在論文DoExportsGenerateHigherProductivity？EvidencefromSlovenia中提出的企業(yè)出口學習效應［3］；第三種解釋是伯納德·亞羅斯在論文Multi-ProductFirmsandTradeLiberalization中提出的出口企業(yè)可以優(yōu)化產(chǎn)品范圍［4］。隨著學界對企業(yè)層面數(shù)據(jù)的研究越來越普遍，學者對出口參與對企業(yè)效應的影響展開了廣泛的研究，伯納德·亞羅斯在論文FirmsinInternationalTrade中認為，出口參與企業(yè)相對于非出口企業(yè)具有更高的效率，企業(yè)規(guī)模更大，生存時間更長，能夠向員工支付更高的工資［5］。

從伯納德·亞羅斯和馬克·J·梅里茲在論文PlantsandProductivityinInternationalTrade中開創(chuàng)性地提出自我選擇理論起，貿(mào)易活動如何阻止低效率的企業(yè)出口而讓最有效率的企業(yè)服務國外市場，成為學者研究的對象［6］。彼得·德魯克在論文DoExportsGenerateHigherProductivity？EvidencefromSlovenia中認為，企業(yè)出口學習效應理論強調(diào)出口參與對企業(yè)的學習效應，出口企業(yè)可以向國外的客戶學習先進的產(chǎn)品設計和生產(chǎn)技術(shù)，這對欠發(fā)達國家的企業(yè)出口參與具有更加重要的意義［3］。企業(yè)層面的數(shù)據(jù)實證檢驗了自我選擇理論的正確性，但是對企業(yè)出口學習效應理論進行的實證檢驗得到了不同的結(jié)果。伯納德·亞羅斯、杰森·弗曼首次對企業(yè)出口參與影響生產(chǎn)率和自我選擇效應進行了實證檢驗，他們在論文ExceptionalExporterPerformance：Cause，Effect，orBoth？中認為，出口參與企業(yè)比非出口參與企業(yè)具有更高的生產(chǎn)率水平［1］。相關(guān)實證研究找到了支持企業(yè)出口學習效應理論的證據(jù)，美國經(jīng)濟學家安德列·勒菲弗爾（Andre Lileeva）在論文ImprovedAccesstoForeignMarketsRaisesPlant-LevelProductivityforSomePlants中利用美國取消關(guān)稅作為工具，對加拿大的企業(yè)進入美國市場進行預測，研究顯示，進入國外市場能夠使生產(chǎn)效率低的企業(yè)提高生產(chǎn)率和技術(shù)水平［7］。世界銀行經(jīng)濟學家阿爾特·克拉（Aart Kraay）的論文ExportsandEconomicPerformance：EvidencefromaPanelofChineseEnterprises，通過對中國兩千多個企業(yè)進行實際調(diào)研獲得的數(shù)據(jù)進行分析發(fā)現(xiàn)，出口企業(yè)相對非出口企業(yè)具有更高的生產(chǎn)率［8］。段連杰的論文《微觀企業(yè)出口參與行為研究：出口臨界生產(chǎn)率的視角》闡述了對2000年至2006年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的研究，發(fā)現(xiàn)隨著出口臨界生產(chǎn)率的提高，企業(yè)出口參與的意愿顯著下降［9］。

相關(guān)理論研究利用多產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)，驗證企業(yè)出口參與如何通過提升核心競爭力來提高企業(yè)生產(chǎn)率。這些研究模型有一個共同的假設：產(chǎn)品多樣性是有成本的，進入國外市場為企業(yè)專注于較窄的產(chǎn)品生產(chǎn)范圍提供了機會。在這些文獻中，美國哈佛大學政治經(jīng)濟學教授德懷特·珀金斯（Perkins D.H）的論文ForecastingChina’sEconomicGrowth研究了由于“自身蠶食”的存在，貿(mào)易自由化如何縮小企業(yè)的產(chǎn)品生產(chǎn)范圍［10］。美國得克薩斯農(nóng)工大學（Texas A&M University，TAMU）實驗經(jīng)濟學家凱瑟琳·?？藸枺–atherine Eckel）的論文Multi-ProductFirmsandFlexibleManufacturingintheGlobalEconomy，通過理論分析研究多樣性生產(chǎn)企業(yè)在利用大市場規(guī)模專注于自身的核心競爭力時，出口參與如何影響企業(yè)的生產(chǎn)率［11］。在上述學者的模型分析中，每個企業(yè)都具有與最低的邊際成本相對應的核心競爭力，生產(chǎn)非核心競爭力的產(chǎn)品則需要更高的成本。伯納德·亞羅斯基于馬克·J·梅里茲的多產(chǎn)品模型［2］，在論文Multi-ProductFirmsand TradeLiberalization中從理論上研究認為，貿(mào)易自由化將導致資源在企業(yè)內(nèi)部和企業(yè)之間的重新分配，帶來企業(yè)和制造業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高［4］。企業(yè)的多產(chǎn)品生產(chǎn)能夠使企業(yè)放棄無法吸引消費者的產(chǎn)品，轉(zhuǎn)而生產(chǎn)有利于貿(mào)易自由化的產(chǎn)品，通過調(diào)整產(chǎn)品生產(chǎn)方案來提高生產(chǎn)率。

基于上述研究思路，筆者在核心競爭力理論的基礎上，重新尋找解釋出口參與影響制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的途徑。林毅夫和付才輝在論文《比較優(yōu)勢與競爭優(yōu)勢：新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學的視角》中認為，在經(jīng)濟學中，比較優(yōu)勢的本質(zhì)是一種分析方法，貿(mào)易領域存在眾多關(guān)于機會成本或者相對價格高低來源的比較優(yōu)勢理論［12］。李強的論文《比較優(yōu)勢與制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率：行業(yè)比較優(yōu)勢真的很重要嗎》基于中國2002年至2011年的企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，采用傾向評分匹配和倍差法，實證檢驗企業(yè)轉(zhuǎn)向比較優(yōu)勢行業(yè)對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響［13］。結(jié)合以上學者的研究，筆者主要通過企業(yè)出口參與導致企業(yè)比較優(yōu)勢變化從而帶來產(chǎn)品生產(chǎn)模式的改變，來解釋制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。具體來說，筆者擴展了多產(chǎn)品生產(chǎn)模型，首先假定勞動密集型產(chǎn)品生產(chǎn)（發(fā)展中國家的核心競爭力）能夠解釋現(xiàn)有的出口參與收益，然后把模型投入由單一投入要素擴展為資本和勞動力兩種投入要素，分析企業(yè)出口參與在比較優(yōu)勢變化時如何影響生產(chǎn)率，展開創(chuàng)新性的實證檢驗。

一、理論模型分析

（一）出口參與和比較優(yōu)勢

筆者參考伯納德·亞羅斯論文中的模型［1］，構(gòu)建理論模型分析企業(yè)出口參與、比較優(yōu)勢、全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系［4］。筆者假定消費者消費一個連續(xù)性商品集合的效用函數(shù)為，其中表示商品之間的替代彈性。在每種商品中，企業(yè)生產(chǎn)具有水平差異化的產(chǎn)品，并且具有自身的消費需求。消費者對商品Cs需求具有如下形式。

馬克·J·梅里茲在論文TheImpactofTradeonIntra-IndustryReallocationsandAggregateIndustryProductivity［2］中認為，企業(yè)在生產(chǎn)率上存在異質(zhì)性和出口固定成本，他參考伯納德·亞羅斯論文中的模型，構(gòu)建了BRS模型，也延續(xù)了該研究的結(jié)論，假定生產(chǎn)率最低的企業(yè)退出市場，生產(chǎn)率中等的企業(yè)面對國內(nèi)市場，生產(chǎn)率高的企業(yè)同時面對國內(nèi)市場和國際市場［2］。除了生產(chǎn)率的異質(zhì)性影響企業(yè)的產(chǎn)品出口之外，企業(yè)的產(chǎn)品在國外的銷售情況也受到是否滿足國外消費偏好（即“消費者體驗”）的影響。企業(yè)還存在一個取決于產(chǎn)品生產(chǎn)類型的固定成本fs，引導企業(yè)根據(jù)“消費者體驗”的變化增加或者減少產(chǎn)品的生產(chǎn)。

根據(jù)前文分析和研究的比較優(yōu)勢變化的影響，在伯納德·亞羅斯論文中的模型假定有兩種投入要素，分別是勞動和資本，此時企業(yè)具有如下成本函數(shù)。

（2）式中，w和r分別表示勞動工資和資本利息，為了便于分析，筆者假設勞動工資為基本計價單位，即w=1。β(s)表示產(chǎn)品s的資本密集度，表示產(chǎn)品生產(chǎn)過程中的比較優(yōu)勢變化，該參數(shù)增加時，說明產(chǎn)品生產(chǎn)比較優(yōu)勢偏向資本優(yōu)勢，反之偏向勞動比較優(yōu)勢；φ為企業(yè)層面的生產(chǎn)能力，在所有產(chǎn)品生產(chǎn)中是不變的。為了不缺失一般性，假定產(chǎn)品生產(chǎn)集合為s∈[0 ,1] ，β(0)=0，β(1)=1，β′(s)>0，即產(chǎn)品資本密集度隨著產(chǎn)品序列增加而增加。產(chǎn)品出口到國家j時，企業(yè)利潤最大化的價格為：

（3）式中，τj為出口到國家j的冰山貿(mào)易成本，為了簡化分析，假定所有產(chǎn)品的τj都是相同的。

現(xiàn)在考察中國和出口目的國j，出口目的國j假定為資本相對豐富的國家。由于貿(mào)易限制，要素價格在兩個國家之間是不同的，國家j的“工資-利息”比大于勞動力相對豐富的中國，即。產(chǎn)品s在國家j和中國之間的相對價格為，是相對比較優(yōu)勢β的減函數(shù)，即。

Λj是τj、出口固定成本fsj、兩國之間的相對價格指數(shù)的增函數(shù)，由于國家j增加了價格指數(shù)，導致國外消費者購買力降低，減少了產(chǎn)品s的市場規(guī)模。鑒于同樣的原因，Λj是國家j收入水平Rj的減函數(shù)。為了研究的方便，現(xiàn)有研究假定經(jīng)濟體之間存在對稱性，即；出口的固定成本大于國內(nèi)銷售的固定成本，即fsj>fs；冰山貿(mào)易成本τj>1。在這些假定下，Λj>1；偏離這些假定，Λj<1。如果國家j是比中國更具資本比較優(yōu)勢的國家，則P(s)P(s)是s的減函數(shù)；給定假設條件σ>κ>1，是資本比較優(yōu)勢的增函數(shù)，同時β′(s)>0，則。產(chǎn)品的資本比較優(yōu)勢明顯，“消費者體驗”引導的企業(yè)國內(nèi)銷售產(chǎn)生的利潤則大于出口到國家j的利潤。

筆者進一步計算企業(yè)在生產(chǎn)能力給定條件下出口和國內(nèi)銷售變化時的比較優(yōu)勢變化。假定企業(yè)的生產(chǎn)能力為φ，生產(chǎn)產(chǎn)品s的資本比較優(yōu)勢表示為，ks和ls表示生產(chǎn)產(chǎn)品的資本投入和勞動投入。當企業(yè)的生產(chǎn)能力為φ時，在國內(nèi)銷售產(chǎn)品時的總體比較優(yōu)勢為：

（6）式中，d表示國內(nèi)市場銷售；是一個指示函數(shù)，當取值為1，Rs(φ)表示企業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)品s的國內(nèi)銷售量，R(φ)表示企業(yè)所有的產(chǎn)品的國內(nèi)銷售量。

同理，當企業(yè)向國家j出口產(chǎn)品時，總體比較優(yōu)勢為：

假設一：當企業(yè)的產(chǎn)品出口到資本比較優(yōu)勢大的國家后，完全出口參與企業(yè)的勞動比較優(yōu)勢既大于部分出口參與企業(yè)，也大于非出口參與企業(yè)，即企業(yè)的總體資本比較優(yōu)勢滿足下列條件：

根據(jù)文中的模型分析，勞動力豐富的國家，新出口參與企業(yè)的產(chǎn)品出口到資本豐富的國家時，將會經(jīng)歷以下變化。第一，企業(yè)出口參與后，勞動比較優(yōu)勢產(chǎn)品的銷售量將大幅提升；第二，國內(nèi)市場的“消費者體驗”臨界值如果大于出口市場的“消費者體驗”臨界值，企業(yè)會選擇在國外市場銷售某種產(chǎn)品而不會選擇在國內(nèi)市場銷售該產(chǎn)品。特別是給定一個s，如果，企業(yè)會發(fā)現(xiàn)增加產(chǎn)品s的國外銷售量比在國內(nèi)銷售產(chǎn)品獲得的利潤高，這種情況在勞動比較優(yōu)勢產(chǎn)品方面表現(xiàn)得更明顯，對資本比較優(yōu)勢產(chǎn)品來說，出口參與企業(yè)的這兩種變化會相對減少。

文中對模型的分析，能夠得到企業(yè)出口參與后發(fā)生比較優(yōu)勢轉(zhuǎn)變的情況，通過模型分析得出具有勞動比較優(yōu)勢的企業(yè)更容易出口參與的結(jié)論。在限制勞動生產(chǎn)能力后，具有勞動比較優(yōu)勢的企業(yè)更容易滿足國外勞動密集型產(chǎn)品的“消費者體驗”，主要是由于對所有企業(yè)來說，向資本密集型國家出口勞動密集型產(chǎn)品的“消費者體驗”臨界值比較小，而勞動比較優(yōu)勢企業(yè)更容易出口這樣的產(chǎn)品。對所有產(chǎn)品s來說，由于是φ的減函數(shù)，生產(chǎn)能力強的企業(yè)具有更廣闊的產(chǎn)品范圍。在其他條件相同的情形下，生產(chǎn)能力更高的企業(yè)，產(chǎn)品范圍收縮更小，即勞動生產(chǎn)能力強的企業(yè)出口產(chǎn)品后，資本比較優(yōu)勢下降幅度變小。就此可以得到第二個假設。

假設二：生產(chǎn)能力強的企業(yè)出口參與引起的資本比較優(yōu)勢的降低程度小于生產(chǎn)能力弱的企業(yè)，即出口參與引起的企業(yè)，比較優(yōu)勢的變化受企業(yè)自身生產(chǎn)能力的影響，即：

（二）出口參與、比較優(yōu)勢、全要素生產(chǎn)率的關(guān)系

給定生產(chǎn)能力φ能夠體現(xiàn)企業(yè)出口參與后，產(chǎn)品范圍的變化對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。筆者構(gòu)建以下產(chǎn)品s在國內(nèi)銷售的全要素生產(chǎn)率：

（11）式中，xs(φ,λ)=Γsl(φ,λs)1-β(s)k(φ,λs)1-β(s)，表示生產(chǎn)投入集合，Γs為企業(yè)生產(chǎn)固定成本，由（1）式確定。由生產(chǎn)量的表達式qs(φ,λs)=φ(xs(φ,λs)-fs)，（5）式可以改寫為：

xs(φ,λs)是λs和φ的增函數(shù)，μs也就是λs和φ的增函數(shù)，表明擁有更高的“消費者體驗”臨界值和生產(chǎn)能力的企業(yè)，獲得的利潤能夠更容易地超過生產(chǎn)固定成本，從而生產(chǎn)和出口更多的產(chǎn)品。

筆者也構(gòu)建了產(chǎn)品s出口國家j時的全要素生產(chǎn)率：

（13）式顯示，當τj足夠大或者企業(yè)分配給出口部門的生產(chǎn)要素xsj(φ,λs)足夠多時，μsj>μs；如果固定出口成本fsj足夠大時，μsj<μs。

筆者通過對產(chǎn)品s國內(nèi)銷售和出口到國外銷售的全要素生產(chǎn)率的計算公式和方法，可以得到出口參與企業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity，TFP）。

（14）式中的dj(φ)與（4）式完全相同；用TFP(φ)表示企業(yè)出口參與之前的全要素生產(chǎn)率，由（11）式可以看到，TFPj(φ)>TFP(φ)的原因可能有兩個：φ′>φ，即生產(chǎn)能力的增加，或者是生產(chǎn)能力不變，出口參與引起企業(yè)生產(chǎn)要素向更高的“消費者體驗”轉(zhuǎn)移。

假定開放模型中的兩個國家是對稱的（即相同的國家大小和要素稟賦），并且不存在冰山貿(mào)易成本，由于出口銷售比國內(nèi)銷售具有更高的固定成本，對于任意的s，都是μs>μsj。在這種情形下，生產(chǎn)能力φ不變，出口參與往往伴隨著較低的全要素生產(chǎn)率。當國家之間不對稱時，出口參與同全要素生產(chǎn)率的關(guān)系是不明確的。對于給定的產(chǎn)品s，有且只有

時，μs<μsj。為了分析簡便，筆者假設τj=1，該不等式可以簡化為

假設三：出口參與企業(yè)的產(chǎn)品越具有勞動比較優(yōu)勢，企業(yè)通過出口參與獲得的全要素生產(chǎn)率提升越明顯。

二、數(shù)據(jù)來源與相關(guān)變量說明

（一）數(shù)據(jù)來源

筆者使用的數(shù)據(jù)主要來自國家統(tǒng)計局發(fā)布的2006年至2015年的“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”①，研究樣本包含2006年至2015年按二位碼行業(yè)標準劃分的共39個行業(yè)的制造業(yè)企業(yè)非平衡面板數(shù)據(jù)（筆者選取了二位碼13至43的30個行業(yè)）。筆者對原始樣本進行以下的處理：剔除員工數(shù)量少于8的樣本，因為大多數(shù)異常值（統(tǒng)計中的錯誤記錄和變量賦值明顯不合理的樣本觀察值，例如總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈值、企業(yè)年齡、應付工資總額、實收資本等于0，工業(yè)增加值大于總產(chǎn)值等）來自這些沒有可靠會計系統(tǒng)的個體商戶；二位碼為43的行業(yè)中只有幾個企業(yè)開展出口產(chǎn)品業(yè)務，筆者就刪除了這個行業(yè)的企業(yè)樣本。筆者使用平衡面板，選取2006年至2015年經(jīng)營狀態(tài)為“存續(xù)”的企業(yè)；參照馬麗麗和李強在論文《知識產(chǎn)權(quán)保護、行業(yè)特征與中國制造業(yè)出口比較優(yōu)勢》［14］中處理數(shù)據(jù)的方法，筆者共選擇24個制造業(yè)行業(yè)的313 048個企業(yè)的數(shù)據(jù)，同時也使用了中華人民共和國海關(guān)發(fā)布的2006年至2015年企業(yè)交易層面的海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)，合并了“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”和海關(guān)貿(mào)易相關(guān)數(shù)據(jù)共同記錄的企業(yè)的變量。

（二）變量說明

企業(yè)的實際產(chǎn)出和增加值由企業(yè)外部的產(chǎn)業(yè)價格指數(shù)確定，企業(yè)工資水平由消費者價格指數(shù)計算確定，價格指數(shù)數(shù)據(jù)來自中國各年度的統(tǒng)計年鑒。筆者用人均資本表示比較優(yōu)勢的變化，比較優(yōu)勢的變化是本文重點關(guān)注的內(nèi)容之一，準確核算資本和勞動變量是本文的關(guān)鍵內(nèi)容。中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫以不同年份的名義價值的形式報告了企業(yè)的固定資產(chǎn)原值和固定資產(chǎn)凈值，沒有報告固定投資水平。筆者為了獲取企業(yè)的真實資本水平，利用企業(yè)建立時的信息計算資本存量，通過永續(xù)盤存法計算企業(yè)每年的真實資本存量；在計算過程中假定折舊率為9%，名義固定投資是固定資產(chǎn)原值的變化值，按照德懷特·珀金斯在論文ForecastingChina’sEconomicGrowth［10］中使用的方法調(diào)整名義固定投資，以固定資產(chǎn)凈值表示名義固定投資，進行穩(wěn)健性檢驗。在對勞動進行核算時，為了體現(xiàn)勞動質(zhì)量的差異，筆者試圖使用工資總額代替勞動力數(shù)量來衡量勞動。該方法可能會遺漏員工的額外收益，從而低估員工的工資水平，這種低估可能受制于企業(yè)的所有制結(jié)構(gòu)、所在地區(qū)、年份等因素。為了更好地反映勞動數(shù)量，筆者以企業(yè)雇傭員工的數(shù)量來反映勞動力，用工資總額進行穩(wěn)健性檢驗。為了解決投入的內(nèi)生性問題產(chǎn)生的估計偏差，本文采用美國經(jīng)濟學家馬克·萊文森（Marc Levinson）在論文EstimatingProductionFunctionsUsingInputstoControlforUnobservable中使用的方法，用中間投入作為不可觀察的生產(chǎn)波動的代理變量［15］。筆者對全要素生產(chǎn)率的度量，采用線性規(guī)劃法（Levinsohnand-Petrin，LP）進行計算；為了進行穩(wěn)健性檢驗，采取半?yún)?shù)估計法（Olley-Pakes，OP）來度量全要素生產(chǎn)率。

三、實證分析

（一）出口參與影響比較優(yōu)勢和制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的實證分析

為了進行基本的數(shù)據(jù)分析，筆者首先構(gòu)建以下計算公式來整理和匯總數(shù)據(jù)。

（17）式中，Si表示兩個變量，全要素生產(chǎn)率（TFP）和比較優(yōu)勢（K/L）；Ei是表示企業(yè)是否為出口企業(yè)的虛擬變量，如果是成熟的出口企業(yè)則取值為1，新出口企業(yè)和非出口企業(yè)取值為0；Xi表示企業(yè)特征變量集合；在式中加入了產(chǎn)業(yè)、地區(qū)、年份等固定效應變量，μi為誤差項；新出口企業(yè)和非出口企業(yè)之間的Si百分比差異可以通過（1）式的估計值計算，具體公式為100×(exp(β)-1)。（17）式的具體估計結(jié)果，見表1。

表1 企業(yè)參與的實證分析結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗

表1 顯示，A 部分是以全要素生產(chǎn)率為因變量進行的估計，B 部分、C 部分、D 部分、E 部分以比較優(yōu)勢（K/L）作為因變量進行的估計。在估計過程中，表1把樣本分為全部企業(yè)（控制地區(qū)和產(chǎn)業(yè)）、私營企業(yè)、外資企業(yè)、國有企業(yè)以及加入世界貿(mào)易組織（World Trade Organization，WTO）之前和加入世界貿(mào)易組織之后進行估計，在估計過程中分別對年份、地區(qū)、產(chǎn)業(yè)進行不同程度的控制。為了進行穩(wěn)健性檢驗，筆者分別采用不同的指標測算比較優(yōu)勢（K/L）。A部分中，表1的第2列和第3列的全要素生產(chǎn)率估計結(jié)果顯示，與大多數(shù)學者的研究類似，出口企業(yè)比非出口企業(yè)具有更高的全要素生產(chǎn)率。表1的第4列“私營企業(yè)”的估計結(jié)果表明，與非出口企業(yè)相比，出口企業(yè)出現(xiàn)了明顯的生產(chǎn)率提升現(xiàn)象，外資企業(yè)并未體現(xiàn)出全要素生產(chǎn)率在出口企業(yè)和非出口企業(yè)之間的差異，國有企業(yè)也體現(xiàn)出與外資企業(yè)相似的情況，這可能是由于軟預算約束和測量誤差導致估計結(jié)果不顯著。加入世界貿(mào)易組織前后的情況對比顯示，加入世界貿(mào)易組織之前，中國出口企業(yè)對全要素生產(chǎn)率的提升作用比加入世界貿(mào)易組織之后更加明顯。

表1B部分的比較優(yōu)勢估計結(jié)果，與國外學者的研究存在明顯差異。與中國的出口企業(yè)相比，中國的非出口企業(yè)往往是勞動密集型企業(yè)，驗證了理論分析中的假設一。筆者從行業(yè)內(nèi)企業(yè)的比較優(yōu)勢變化的角度進行分析，傳統(tǒng)比較優(yōu)勢理論從產(chǎn)業(yè)之間的資源配置影響出口優(yōu)勢方面進行解釋，用傳統(tǒng)比較優(yōu)勢理論很難解釋筆者的估計結(jié)果，而筆者的理論分析給出了相關(guān)解釋。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為了解決估計過程中可能存在內(nèi)生性影響估計結(jié)果真實值的問題，檢驗前文的估計結(jié)果是否準確，筆者采用新的核心變量的測度方式進行穩(wěn)健性檢驗。具體結(jié)果見表1中的C部分、D部分、E部分，分別采用不同的測度方法計算全要素生產(chǎn)率和比較優(yōu)勢。估計結(jié)果顯示，除了C部分度量方法改變之后，一部分估計結(jié)果不顯著之外，其他估計結(jié)果都是顯著的負值。用企業(yè)工資總額作為勞動的度量時，出口企業(yè)相對非出口企業(yè)在比較優(yōu)勢方面的差異更加明顯，原因是用工資總額度量勞動數(shù)量會體現(xiàn)出企業(yè)的勞動質(zhì)量差異，出口企業(yè)雇傭更多的技術(shù)能力更強的工人，支付更多的工資，因此在用工資總額度量勞動力時，出口企業(yè)表現(xiàn)出更明顯的勞動密集型特征。這表明筆者的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

（三）比較優(yōu)勢影響制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的實證分析

前文已經(jīng)對假設一和假設二進行了實證分析，驗證了出口參與對比較優(yōu)勢和制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響；假設三認為，出口參與企業(yè)的產(chǎn)品越具有勞動比較優(yōu)勢，企業(yè)通過出口參與獲得的全要素生產(chǎn)率提升得越明顯。驗證假設三，需要先驗證比較優(yōu)勢與制造業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，即進行相關(guān)實證分析，具體構(gòu)建如下實證分析模型。

（18）式中，Θi,d+j(φ)表示企業(yè)i的資本比較優(yōu)勢，表示匹配的非出口企業(yè)的資本比較優(yōu)勢。Xi表示企業(yè)特征變量集合，F(xiàn)ind、Fprov、Fyear表示產(chǎn)業(yè)、省份、年份固定效應。這里的實證分析，主要檢驗具有相似的企業(yè)出口交易之前的特征對出口參與引起的資本比較優(yōu)勢的影響。

筆者利用（18）式對比較優(yōu)勢與制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系進行實證分析，從而檢驗假設三的內(nèi)容。實證分析時，（18）式的被解釋變量變?yōu)橹圃鞓I(yè)全要素生產(chǎn)率，解釋變量變?yōu)閯趧颖容^優(yōu)勢變量，具體估計方法不變，結(jié)果如表2所示。

表2 比較優(yōu)勢與制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的實證檢驗

表2（續(xù)）

表2顯示，在控制了所有制、產(chǎn)業(yè)、地區(qū)變量之后，勞動比較優(yōu)勢系數(shù)是顯著的正值，不同類型的企業(yè)、加入世界貿(mào)易組織前后的顯著性、符號沒有發(fā)生變化。這個估計結(jié)果與理論假設的結(jié)論一致，出口參與企業(yè)專注于核心競爭力；增強比較優(yōu)勢，有利于提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

（四）出口參與和比較優(yōu)勢的相互作用對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響的實證分析

前文已經(jīng)對假設一和假設二進行了實證分析，研究認為出口參與提升了制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，出口參與有利于企業(yè)資本增強比較優(yōu)勢，資本比較優(yōu)勢的增強也有利于提升制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，這些關(guān)系都是單方面對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。假設三認為，通過出口參與來提升比較優(yōu)勢，能夠進一步提升制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，現(xiàn)就該假設進行相關(guān)實證分析，具體構(gòu)建如下實證分析模型。

（19）式的變量說明與（17）式的變量說明相同。

出口參與和比較優(yōu)勢的相互作用對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響的估計結(jié)果，見表3。

表3 出口參與和比較優(yōu)勢的相互作用對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響的估計結(jié)果

表3各列估計結(jié)果顯示，出口參與和比較優(yōu)勢的估計結(jié)果與前文的實證估計結(jié)果一樣，對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率都有正向的促進作用。這里重點關(guān)注出口參與和比較優(yōu)勢的相互作用對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，從交互性的估計結(jié)果得出估計值為顯著正值。結(jié)果表明，出口產(chǎn)業(yè)增強了比較優(yōu)勢，對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率發(fā)揮了促進作用；出口參與企業(yè)的產(chǎn)品越具有勞動比較優(yōu)勢，企業(yè)通過出口參與獲得的全要素生產(chǎn)率提升得越明顯，這個影響機制在各樣本中的估計結(jié)果一致，假設三在估計結(jié)果中得到驗證。

四、簡要結(jié)論

本文分析了出口參與、比較優(yōu)勢、制造業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，主要對不同比較優(yōu)勢的企業(yè)出口參與之后的全要素生產(chǎn)率變化進行理論分析和實證檢驗。筆者通過對勞動力豐富的國家選擇出口勞動密集型產(chǎn)品到資本密集型國家的情況進行理論分析，認為當企業(yè)出口產(chǎn)品到資本比較優(yōu)勢大的國家之后，完全出口參與企業(yè)的勞動比較優(yōu)勢大于部分出口參與企業(yè)，也大于非出口參與企業(yè)；生產(chǎn)能力強的企業(yè)出口參與引起的資本比較優(yōu)勢的降低小于生產(chǎn)能力弱的企業(yè)，即出口參與引起的企業(yè)比較優(yōu)勢的變化受到企業(yè)自身生產(chǎn)能力的影響；出口參與企業(yè)的產(chǎn)品越具有勞動比較優(yōu)勢，企業(yè)通過出口參與獲得的全要素生產(chǎn)率的提升越明顯。筆者利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫2006年至2015年的數(shù)據(jù)，采用匹配分析法研究發(fā)現(xiàn)，出口參與提升了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平；利用不同的匹配方法進行研究，認為出口參與能夠?qū)⑵髽I(yè)的全要素生產(chǎn)率從5.5%提高到7.4%；國內(nèi)生產(chǎn)能力強的企業(yè)更傾向于出口交易。新企業(yè)相對非出口企業(yè)在增強勞動比較優(yōu)勢的同時，也會提升全要素生產(chǎn)率。這些研究結(jié)果提示相關(guān)部門采取有效措施提高企業(yè)的生產(chǎn)能力，以使企業(yè)更好地參與國際市場的運行，提升制造業(yè)全要素生產(chǎn)率水平。從產(chǎn)業(yè)政策的角度來看，相關(guān)部門應當提高整個產(chǎn)業(yè)的出口比重。不同所有制類型企業(yè)的研究結(jié)果存在差異，相關(guān)部門應當針對不同類型的企業(yè)制定相關(guān)的政策。

［注 釋］

①中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫提供的是企業(yè)微觀普查數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)目前更新至2015年。使用該微觀數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)，不影響本文的分析目的和研究結(jié)論。