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出口是否促进了异质性企业生产率的增长来自中国制造企业的实证分析
ＮＡＮＫＡＩ南开经济研究 ＥＣＯＮｏＭＩＣ ＳＴＵＤＩＥＳ２０１０瓮Ｎｏ．４第４期２０１０出口是否促进了异质性企业生产率的增长： 来自中国制造企业的实证分析张礼卿孙俊新＋摘要：本文采用２００４－－２００７年中国规模以上制造企业的数据，通过
扩展Ｏｌｌｅｙ和Ｐａｋｅｓ（１９９６）的模型，修正了以往分析中普遍存在的选择性偏差；运用出口产出比来测算 企业的出口，结果发现出口对企业全要素生产率增长的影响不显著。实证研究显示。出口 企业有着比非出口企业更高的生产率，但这种生产率优势一般在出口企业进入市场之前 就已经存在，而不是因为进入市场之后出口企业显著提高了生产率。我们认为，出口效应 不显著的原因除了中国的市场体系不完善外，可能更在于以加工贸易为主的贸易模式。 关键词：出口；生产率；异质性；选择性偏差一、引言传统的国际贸易理论往往假设企业是同质的，从国家或者产业的层面对代表性厂 商进行分析，但是这往往忽略了国际贸易中更为微观的许多现象，比如为什么出口企 业往往展现出更高的生产率。为了更好的解释国际贸易的现实，新新贸易理论放松了 同质企业的假定，将企业生产率的差异内生到模型中，其基本逻辑是给定对生产的冲 击程度，低生产率的企业被迫退出市场，资源向高生产率的企业转移，行业生产率水平 提高。 ２０世纪９０年代以来，中国出口年均增长１８．５％以上，中国货物贸易出口占世界的比重迅速从１ ９９９年的约３．５％跃升至２００８年９．３％，中国也在２００９年成为世界第一大出 口国。同时，中国的制造业贡献了ＧＤＰ的近１／３以及货物贸易出口的９０％左右，远远超过其他发展中国家的水平（ＨａｎｓｏｎａｎｄＲｏｂｅｒｔｓｏｎ，２００８）。在评价制造业出口对其全要素生产率的贡献时，人们长期以来几乎都把关注的焦点放在省际和产业层面，忽视了 企业之间的差别。同时，由于出口可能影响企业在市场上的生存可能性（Ｗｏｒｌｄ Ｂａｎｋ， １９９３），忽略这一联系将会引起严重的选择性偏差（Ｍａｄｄａｌａ，１９８３）。本文对Ｏｌｌｅｙ和?张礼卿。中央财经大学金融学院（邮编：１０００８１），Ｅ－ｍａｉｌ：ｌｉｑｉｎｇｚｈａｎ９２０００＠ｈｏｔｍａｉｌ．ｃｏｍ孙俊新。中央财经大学国际经济与贸易学院，Ｅ―ｍａｉｌｏｕｎｘｉｎｓｕｎ＠ｈｏｔｍａｉｌ．ｃｏｍ。本文是教育部“国际金融危机应对研究应急课题”重大项日《全球金融危机冲击下的中国：宏观经济政策选择和结构调整》（项目号：２００９ＪＹＪＲ００１）的阶段性成果，是第卜埔中国经 济学年会的入选论文，同时受到教育部“国家建设岛水平大学公派研究生项目”和中央财经大学２１１工程３期金融学重点学科建设项目的资助。作者感谢澳大利亚圆市大学Ｐｒ哪ａ．ｃｈａｎｄｒａｌｌＯＡｔｈｕｋｏｒａｌａ、宋立刚、Ｊａｎｅ ＧｏＲｅ）＇、陈春来、沈琪、郭桂霞等人在本文写作过程中所给予的各种帮助和建议。文责自负。万方数据南开经济研究ＮＡＮＫＡＩ ＥＣｏＮＯＭＩＣ ＳＴＵＤＩＥＳ２０１０笠Ｎｏ．４第４期２０ｌＯＰａｋｅｓ（１９９６）模型（以下简称ＯＰ模型）加以扩展，采用２００４－－２００７年超过４０万家规模 以上制造业企业的数据，在内生了企业生产要素选择、出口选择和市场参与选择之后， 实证分析出口对生产率增长的影响。本文余下部分结构如下：第二部分为文献综述；第 三部分为数据来源及对数据的初步分析；第四部分为理论框架；第五部分为实证方法 和结果；第六部分为结论。二、文献综述为新新贸易理论做出奠基性贡献的当属Ｍｅｌｉｔｚ（２００３）∞，其建立的异质性厂商动态 产业内贸易模型是Ｈｏｐｅｎｈａｙｎ动态产业模型与Ｋｒｕｇｍａｎ的产业内贸易模型的有机结 合。潜在的厂商通过支付沉没成本进入市场，而且所有厂商都面对一个外生不变的行 业退出概率。每个厂商的生产率水平由外生的分布函数给定，且保持不变。在垄断竞争 条件下，生产率水平低于某一临界值（零利润生产点）的厂商将选择退出该行业，生产 率超过较高水平临界值（出口生产点）的厂商选择出口并获利。由于出口市场的沉没成 本高于国内市场的沉没成本，理论分析的结果说明只有生产率高的厂商会进入出口市 场，而生产率低的厂商只为国内市场生产，而且贸易的开展会迫使生产率最低的厂商 退出市场。在此基础上，Ｂｅｒｎａｒｄ等人（２００３）、Ｂａｌｄｗｉｎ（２００５）、Ｇｈｉｒｏｎｉ和Ｍｅｌｉｔｚ（２００５）从 不同角度对模型加以扩展，证实只有高生产率的厂商才会选择出口。以上文献都是假 定厂商生产率的差异是外生随机的，而不是内生决定的。随后，一些文献引入了厂商技 术选择机制，将生产率的决定变成由厂商根据外生因素内生选定，如Ｂｕｓｔｏｓ（２００５）和 Ｈａｎｓｅｎ和Ｎｉｅｌｓｅｎ（２００７），并得出了一样的结论，即最有效率的厂商选择进入出口市场。 Ｏｔｔａｖｉａｎｏ，２００８，ＷＴＯ，２００８）已经证 实，相对于国内企业，。＇出口企业往往具有更高的生产率。这一发现常常被用于支持鼓大量的文献（Ｂｅｍａｒｄｅｔａ１．，２００７，Ｍａｙｅｒ ａｎｄ励出口的政策。但是，在理论上，出口企业拥有较高的生产率不代表出口提高了企业的 生产率，企业完全有可能在进入出口市场之前就已经拥有较高的生产率。Ｂｅｒｎａｒｄ等 （１９９５）第一次提出了这一问题，随后的实证分析对于出口是否促进了企业生产率的增 长没有给出确定的答案。Ｂｅｒｎａｒｄ和Ｊｅｎｓｅｎ（１９９９）对美国的研究，Ｃｌｅｒｉｄｅｓ?等（１９９８）对 墨西哥、哥伦比亚和摩洛哥的研究，Ｉｓｇｕｔ（２００１）对哥伦比亚的研究，均不支持出口效 应。Ｂｉｇｓｔｅｎ等（２００４）和Ｖａｎ Ｂｉｅｓｅｂｒｏｅｃｋ（２００５）对撒哈拉沙漠以南的非洲国家的检验，以及Ｄｅ Ｌｏｅｃｋｅｒ（２００７）对斯洛维尼亚的检验则支持了出口效应。有趣的是，Ａｗ等（２０００）在同一篇文章中，证明出口效应在中国台湾地区存在，在韩国不存在。从已有的 分析结果可以看出，各个国家和地区因为具体实际不同，出口企业是否从出口中学习 以及学习的程度存在较大差异，因此有必要针对不同国家和地区进行专门的研究。①新新贸易理论的另一理论框架由Ｂｅｒｎａｒｄ等人（２００３）创建，他们通过将随机生产率引人多国李嘉图模型中，得出出 口厂商拥有较高的生产率的结果，并且用美国和４６个国家的数据实证ｒｒ相关结论。 ②本文国内企业特指只供应国内市场的企业’是相对于出口企业而言的。 １ｌｌ万方数据张礼卿、孙俊新：出口是否促进了异质性企业生产率的增长：来自中国制造企业的实证分析国内外对中国企业的出口同生产率的关系也进行了一定的研究。Ｐｅｄ（ｉｎｓ（１９９７）对 中国沿海省份的企业样本进行了研究，发现出口企业比国内企业具有显著的高生产率 水平。Ｋｒａａｙ（１９９９）选取２０１５家中国企业１９８８到１９９２年的数据为样本进行分析，也 证实了出口企业相对于国内企业的较高的生产率，但没能证明出口学习效应存在的广 泛性。Ｐａｒｋ等（２０１０）发现更多的向货币贬值的国家出口会促进企业生产率的提高。更 多的探讨出口和生产率关系的实证文献是从行业角度展开的。Ｆｕ（２００５）就中国制造行 业的出口和生产率增长的关系进行了实证分析，发现出口并没有显著促进各行业的生 产率增长。李小平（２００８）对个工业行业国际贸易同行业生产率增长关系的研究认为， 出口和生产率增长的关系不显著。 我们认为，已有的文献存在两个显著不足，进而引起两大偏误：一是联立性偏误（ｓｉｍｕｌｔａｎｅｉｔｙ ｂｉａｓ），二是选择性偏差（ｓｅｌｅｃｔｉｏｎ ｂｉａｓ）。联立性偏误源于内生的要素选择，作为解释变量的要素投入量同作为被解释变量的企业产量都是在经济运行过程中被 共同决定的。而选择性偏差源于内生的企业退出。如果资本密集度高的企业比劳动密 集度高的企业拥有更高的可预期的未来收入，那么在冲击程度一定的情况下，拥有更 多资本的企业往往不会退出市场，也就是说，留在市场上的、进人我们样本的企业往往 拥有更高的资本。正是因为这种企业资本同企业市场退出可能性之间的负相关关系， 传统的回归方法可能会低估资本的系数。同样，出口可以分散企业受国内市场冲击而 退出市场的风险（ＷｏｒｌｄＢａｎｋ，１９９３），因此出口和企业市场退出之间也会存在一种负相 关关系。如前文所述，新新贸易理论的贡献之一就在于考虑企业异质性之后，将企业的 退出纳入到原来新贸易理论的分析框架中，认为当企业的生产率低于某一门槛时，企 业会选择关闭以退出市场。考虑到中国正在经历的经济变革，内生企业的退出决策可 能更为重要。本文通过对ＯＰ模型的扩展来纠正上述两种偏误。 本文选取２００４－－２００７年中国４０余万家规模以上制造业企业为研究案例，运用新 新贸易的理论框架，在修正了联立性偏误和选择性偏差之后，实证分析出口对企业生 产率水平的影响。这一时期，中国出口贸易蓬勃发展，出口额占世界出口额的比重在 ２００７年跃居世界第二。但是，这种出口的爆炸式成长很大程度卜是因为中国出口企业 竞相以代工或贴牌（ＯＥＭ）的方式，参与到主要由国际大买家或跨国公司主导的全球价 值链分工体系中，这可以从加工贸易始终占据出口贸易的半壁江山中看出。但是，中国 出口企业介入的主要是低技术、劳动密集型的低端生产、制造、加工、装配和组装环节， 其对生产率的促进作用需要仔细探讨。因此，我们需要客观评价中国制造业企业出Ｉ＝Ｉ 的收益，并在此基础上进行有效的政策分析和政策设计。 本文可能的贡献在于：（１）借助全国４０余万家规模以上制造业企业的样本数据， 从微观角度对出１：１和企业生产率的关系进行实证分析。与以往的分析相比，本文采用 企业面板数据而非省际或行业数据来进行微观分析；样本量更大，涵盖了约９５％的工 业总产值；更权威，是国家统计局公布的微观资料；覆盖范围更广，包括了全部制造业 大类、中类和小类；（２）采用半参数的回归方法，修正了以往分析的联立性偏误和选择１ １２万方数据南开经济研究ＮＡＮＫＡＩ ＥＣＯＮＯＭＩＣ ＳＴＵＤＩＥＳ２０１０焦ＮＯ．４第４期２０１０性偏差；（３）同以往分析采用出口虚拟变量不同，本文采用企业出口产出比来衡量企业 参与出口市场的程度，发现出Ｅｌ对企业生产率的影响不显著；（４）本文发现加工贸易限 制了企业通过出Ｉ＝１提高生产率，从而为改变现有的、以加工贸易为主的出口格局提供 了微观层面的实证依据。数据来源和初步分析（一）数据来源本文的数据来源于国家统计局对全部国有和规模以上（主营业务收人超过５００万 元）非国有企业２００４年到２００７年的工业统计报表数据库。这些数据由中国国家统计 局通过每年的制造企业调查收集而成。每个企业样本提供了企业经营成果，以及对企 业生产经营活动内容和状态的定性描述的信息，而且绝大部分企业的资料是连续的。 表ｌ数据的主要指标列出了样本的主要指标，我们总共有超过１００万的观测值，涉及 ４０余万家企业，其中２６．９％的观测值参与出口，而且出口占企业产值的比重约２２．０％。 文中所有的货币指标采用《中国统计年鉴（２００８）》中相应的价格指数转化为实际值。表１ 数据的主要指标注：如果每家企业都有四年的观测值，那么合计中，“观察值数”应当是“企业数”的四倍。但是最后一 列显示两者存在差异，因为一方面每年都有企业进入退出市场；另一方面，即使企业没有退出市场，但是 因为每年经营业绩并不一样，并不能保证每年都成为统计对象。（二）适用性检验 我们首先对数据进行初步分析，考察出口企业相较于国内企业的特点，看看新新贸易理论所基于的企业异质性在我国是否存在，所采用的模型同已有的国外文献保持一致：ｌｏｇ以＝ａ＋ｆｌＥＸｉ，＋ＴＳｅｃｔｏｒｆｔ＋ＯＹｅａｒ．＋８ｌｏｇＩｔ，＋岛（１）其中：置，是我们感兴趣的企业ｉ在ｔ期的指标，包括人均工资（１０９ Ｗ／Ｌ）、人均销售 收人（１０９ Ｓ／Ｌ）、人均工业增加值（１０９ ＶＡ／Ｌ）、资本密集度（１０９ Ｋ／Ｌ）和企业规模（１０９ Ｌ）； ＥＸｉ是出口变量，我们采用企业的出口产出比； Ｓｅｃｔｏｒ，，和 分 ｔ制控间时和业行是别 Ｙｅａｒ． 变量，ｌｏｇ／／，是企业员工人数，用以控制企业规模。我们关注的变量是∥，它表明出口企 业的相关指标是否显著不同于国内企业，估计结果见表２。１１３万方数据张礼卿、孙俊新：出Ｉ：Ｉ是否促进了异质性企业生产率的增长：来自中国制造企业的实证分析注：???表明参数估计值在１％的水平上显著。括号中的数值是各参数估计值的标准差。回归结果显示，所有的参数估计值都是正值，而且显著地不等于零。出Ｉ：Ｉ企业比国 内企业支付了更高的工资（１．８％），拥有更大的规模（７．１％），销售了更多的产品（４．０％）， 拥有更高的资本密集度（２．４％）。如果将劳动生产率视为企业全要素生产率的近似，我们 发现出口企业的生产率水平比国内企业高出约２．１％。这表明，以各项经济指标来衡量， 出口企业的表现均显著优于国内企业。这个结论同已有的研究是相一致的（Ｐｅｒｋｉｎｓ， １９９７），但是出口企业同国内企业的差异度远远小于来自其他国家的分析。以劳动生产 率为例，Ｂｅｒｎａｒｄ和Ｊｅｎｓｅｎ（１９９９）对美国的分析表明，美国出口企业劳动生产率比国内 企业高出超过５９争一１２％，而九个非洲国家的平均值高达５７％（Ｖａｎ Ｂｉｅｓｅｂｒｏｅｃｋ，２００５）。 数据的初步分析证实了出口企业相较于国内企业的出色表现，新新贸易理论适用 于我国，这同唐宜红和林发勤（２００９）的结论是一致的。但是我们仍然无法确认这一优 势来源于出口。出口企业的人均产出更高，但是在一定程度上这仅仅是资本深化的结 果――出口企业有着更高的资本密集度，因此对出口是否促进了企业生产率的增长还需要进一步的分析。四、理论框架在ＯＰ模型的基础七，本文引入出口变量作为状态变量，从而区分出口企业和国内 企业所面临的不同的市场结构气在每一期期初，现有企业按照利润最大化的原则，决 定是否退出市场。如果选择退出市场，企业将得到一次性的清算收入中。反之，企业需 要决定当期生产所需的劳动的数量，ｆｆ、投资水平屯以及出口ＡＥＸｉｔ（其中， ｌ，ｋＥＸｉｔ＝ＥＸ。一ＥＸｉ，．．）。不失一般性地，假定企业ｔ期的利润万是不可观测的生产率水平 ％、上一期出口ＥＸｉｔ一。和本期期初资本存量ｋ的函数，并且企业根据本期的信息（Ｊ。）对 未来收益加以预测，其行为方式可以表示为如下贝尔曼方程：％（铭，Ｅｘ¨ｌ，ｋ／ｔ）＝ｍａｘ｛①，ｓ，ｕ：ｐ。石（％，ＥＸｉ，ｔ－Ｉ，如）一ｃｌ（‘）一乞（峨）＋１，“ｐｅ［Ｋ＋Ｉ（嘭川，ＥＸｈ，岛川）Ｉ，“】｝ｕＪ其中，ｃ１（?）是投资的成本，ｃ２（?）是改变出Ｅｌ状态的成本，Ｐ是贴现率，Ｅ［?ＩＪｉｔ】是企 业基于ｔ期的信息对未来做出的预测。通过ＡＥＸｉｔ的不同取值，我们区分了上一期已经 参与出口的企业同本期刚刚进入出口市场的企业所面临的不同的出口成本，同时现在①Ｖａｎ Ｂｉｅｓｅｂｒｏｅｃｋ（２００５）使用了近似的方法。 １１４万方数据南开经济研究ＮＡＮＫＡＩ ＥＣＯＮＯＭＩＣ ＳＴＵＤＩＥＳ２０１０住ＮＯ．４第４期２０１０的出口企业如果退出出口市场则必须付出沉没成本。同时，本期的出口仅影响下一期 的出口成本。即使企业曾经参与出口，但是已经退出出口市场两期（及以上），其再次进入出口市场的成本同完全没有出口经验的企业进入出口市场的成本没有区别（ＲｏｂｅｒｔｓａｎｄＴｙｂｏｕｔ。１９９７）。方程（２）的马尔可夫完全均衡策略直接定义了企业的退出方程、投资方程和出口 参与方程。如果企业ｉ的不可观测的生产率水平高于某一门槛值绋（毛，ＥＸ㈨），企业将 选择继续经营（磊＝１），否则退出市场（磊＝０）：厄＝｛１１／ｆｑ。≥鳃。（ｋ，ＥＸ；，¨）０ Ｏｔｈｅｒｗｉｓｅ，、ｂ）ｔ期投资方程为：‘＝毛（％，ＥＸｉ川，吒） ｔ期出口ＡＥＸｉ，方程为：ＡＥＸ．＝△％（ｑ，，ＥＸｉ．，．。，％）（从而ＥＸｉｔ＝Ｅｋ（ｑ，，ＥＸｉＪ－１，吒））其经济含义是，企业根据上一期的出口状态、本期期初的资本量以及生产率水平 来决定本期出口的变动。根据出口变动方程，企业当期的出口决策仅仅影响下一期的 出ｔ２１，正如本期的投资决定仅仅影响下一期的资本水平，ｋ＝（１－ｏｑｋ，川＋‘。 我们假定铭遵循一阶马尔可夫路径，公式表示为铭＝Ｅ（％ｌ吼一。）＋孝。，其含义是 ％仅仅取决于锡，．．。这一假设有着明确的经济学意义：企业仅根据上一期的生产率水 平来预测本期的生产率，并据此做出本期的投资和出口决策。Ｐａｋｅｓ（１９９４）证明在一定 条件下ｆｆｒ是铭的单调增函数，从而为ＯＰ模型提供了最关键的准备。遵循同样的思路， 可以证明在引人出１３变量后，投资函数在一定条件下仍然是％的单调增函数，从而％可以表示为： ％＝玩（‘，ＥＸｉ，ｔ－Ｉ，屯）（４）五、实证方法和结果（一）实证方法和稳健性分析基于以上理论，我们采用Ｃｏｂｂ－－－Ｄｏｕｇｌａｓ生产函数，构建如下计量模型：ｙｑ＝Ｐ０＋ｐ｜ｌｌ＋ｐｋｋｉ，＋ｌｏｇ氐＋ｑＨ０５）其中：ｌ０９４＝ｆｌｅＥｘｐｏｒｔｉ川＋厦Ｚｉ，＋历Ｄ＋％ 由于中国是一个大经济体，不同行业、不同地区之间有较大差异，而且企业的异质 性都可能对其生产率产生影响，包括出口规模、企业规模和企业的类型等。但是，ＯＰ模 型不能控制企业的个体差异，为了弥补这一不足，在数据可得的前提下，我们在模型中 引入尽可能多的变量以控制企业间的差异。其包括：（１）工业增加值（１０９ｙ）。其计算公式１１５万方数据张礼卿、孙俊新：出口是否促进了异质性企业生产率的增长：来自中国制造企业的实证分析为企业的工业总产值减去工业中间投入加本年应交增值税，相比工业总产值更能反映 特定时期的企业生产状况。正是因为我们采用了工业增加值的概念，所以生产函数中 我们仅仅包括了资本和劳动，其他中间投入品不过是原值的复制，并不创造新增加值。 （２）劳动投入（１０９１）。我们选取从业人员平均人数，预期符号为正。（３）资本投入（１０９ｋ）。 我们采用固定资产净值年平均余额，预期符号为正。（４）出口产出比ＥＸ。我们采用企业 出口产值与工业总产值之比，衡量企业参与出口市场的程度。如果其回归系数是正值， 表明企业出口规模的扩大可以促进企业生产率的提高。（５）外资企业（ｆｏｒｅｉｇｎ）。如果企 业是外资企业其值取ｌ，否则为０。外资企业往往得益于外方投资者带来的先进的技 术、管理和营销经验，从而促进企业生产率的提高（Ｇｉｒｍａ＆Ｇ６ｒｇ，２００４），预期符号为 正。（６）企业年龄（ａｇｅ）。企业年龄的增长可能会促进（因为经验更加丰富）或者阻碍（因 为资深员工的工资负担更重或者创新动力下降）企业生产率的进步（Ｍａｒｃｈｅａｉ，２００２； Ｓｋｉｒｂｅｋｋ，２００３），因此其系数符号可正可负。（７）企业销售收入（１０９ｓ）。企业销售收入被 已有的文献广泛采用（Ａｔｈｕｋｏｒａｌａ ｅｔ ａ１．，１９９５），用来控制企业的规模经济和相对竞争 力。随着企业生产规模的扩大，企业可以获取更多的规模经济效益，从而生产率提高， 预期符号为正。（８）国有企业虚拟变量（ｓｏｅ）。ｌ表示国有企业，０表示非国有企业。经济 利益往往不是国有企业的唯一考量，因此国有企业通常会表现出更低的生产率，预期 符号为负。此外还包括ｉ个控制变量，时间控制变量（ｙｅａｒ），采用年份虚拟变量；行业控 制变量（ｓｅｃｔｏｒ）采用四位编码的行业标准分类ＧＢ２００２；地理位置控制变量（ｐｒｏｖｉｎｃｅ） 采用省份虚拟变量。变量的描述性统计指标见表３。表３各变量统计描述ＯＰ模型不能控制企业的个体差异，为了弥补这一不足，在数据可得的前提下，我 们在模型中引入尽可能多的变量以控制企业间的差异。外资企业往往得益于外方投资 者带来的先进的技术、管理和营销经验，从而促进企业生产率的提高（Ｇｉｒｍａ ａｎｄ Ｇ６ｒｇ， ２００４）。而企业年龄的增长可能会促进（因为经验更加丰富）或者阻碍（因为资深员工的 工资负担更重或者创新动力下降）企业生产率的进步（Ｍａｒｃｈｅｔｔｉ，２００２；Ｓｋｉｒｂｅｋｋ，１１６万方数据南开经济研究ＮＡＮＫＡＩ ＥＣＯＮＯＭＩＣ ＳＴＵＤＩＥＳ２０１０笠ＮＯ．４第４期２０１０２００３）。企业销售收入被已有的文献广泛采用，用来控制企业的规模经济和相对竞争力（Ａｔｈｕｋｏｒａｌａ，Ｊａｙａｓｕｒｉｙａ，ａｎｄ Ｏｃｚｋｏｗｓｋｉ，１９９５）。国有企业通常会表现出更低的生产率。我们同时引入时间、行业和省份变量来控制企业在时间、行业和地理位置上的不同。 对模型的半参数回归分为三步①。第一步，将方程（４）带入方程（５）： 虼＝届‘＋矽（‘，ＥＸｉＪ－ｌ，屯）＋巩（６）其中，妒（ｊ：ｆｒ，ＥＸｉ川，ｋｉ，）＝８０＋ｆｌｅＥＸｉ，一＋屈ｋｉ，＋％（ｉ：ｆｒ，ＥＸｉ川，ｋｉ，）。在控制了不可观测的 生产率之后，这一步可以得到屈的一致估计值。 第二步，整理方程（３），得方程（７），迸一步采用Ｐｒｏｂｉｔ模型估计方程，并预测企业继续经营的概率为露。Ｐｒ｛ｚｉ川＝１ Ｉ鲣川（ｋｉ川，Ｅｘｉ，），Ｊｕ｝＝Ｐｒ｛锡川≥绉川（岛川，ＥＸｉ，）ｌ缈川（毛川，ＥＸｉｔ），铭｝＝ ％｛鲣川（曩川，ＥＸｉｔ），鸭｝－％（毛，ＥＸｉ，－ｌ，ｋｉｔ）＝弓 第＝三步，结合磊来控制选择性偏差，方程（６）可以进一步表示为：２ ２（７）Ｙｉ，＋１一屏，ｆ，＋Ｉ＝ｆｌｅＥＸ￡ｔ＋Ｐ．ｋｉ，＋ｌ＋ｇ（只，九一孱ＥＸｉ卜ｌ一，Ｓｋｋ，，）＋毒，＋ｌ＋１１“＋ｌ（８）其中，磊ｐ。＝ｑ川一研锡川Ｉ％，石川＝ｌ】。至此，我们可以得到尼和屈的估计值。 鉴于半参数回归方法（ＳＰ）较为复杂，本文同时采用最小二乘法（ＯＬＳ）和工具变量 法（２ＳＬＳ）做稳健性分析。Ｈａｕｓｍａｎ检验拒绝了原假设，因此我们采用同定效应的ＯＬＳ 和２ＳＬＳ来控制企业的个体差异。相较于ＯＬＳ，工具变量法进一步控制了出口的内生 性。结合数据的可获得性，我们为出口选取了两个工具变量：企业是否是外资企业（是则为ｌ，否则为０）和企业是否地处东部地区罾（是则为ｌ，否则为０）。这是因为，如果企业本身是外资企业，那么企业进入出口市场的成本可能更低（比如企业可以直接利用外 资投资方在海外的营销网络），从而更倾向于出口。另一方面，如果企业地处东部地区， 运输成本相对较低，在海运仍然是国际贸易的主要运输方式的今天，更倾向于出口。从 表４全样本回归结果的第二列可以看到，工具变量集通过了Ｓａｒｇａｎ的过度识别检验。１－－）结果分析与稳定性检验表４全样本回归结果列出了回归的结果。第一列是固定效应的ＯＬＳ的回归结果， 第二列是固定效应的两阶段最小二乘法的回归结果，最后一列是半参数的回归结果。 不论采用何种方法，我们在１０％的显著性水平下都不能拒绝出口对生产率增长的影响 为零，即出口对企业生产率增长的作用并不显著。这个结论同已有的部分研究是一致 的（Ｆｕ，２００５；李小平等，２００８）。下一部分我们将具体分析造成这一结果的原因。 在第三列中，外资企业往往拥有更高的生产率，国有企业全要素生产率较低，这与①为简化分析，以下方程中省略控制变量。②按照１９８６年全国人大六届四次会议通过的“七五”计划的划分，东部地区包括北京厌津河北ｊ工宁上海、江 苏、浙江、福建、山东广东、海南共１１个省（直辖市）。１１７万方数据张礼卿、孙俊新：出口是否促进了异质性企业生产率的增长：来自中国制造企业的实证分析Ｋｏｏｐｍａｎ，Ｗａｎｇ，Ｗｅｉ（２００８）的研究结论是一致的，他们经计算得到中国出口品中源于 外资的增加值达到５０％，在有些产业（如电子产业）这一比例可以达到８０％。国有企业 改革以来，国有企业的规模和质量等都有了较大的提高，但是经济责任只是国企的责 任之一，生产率并不是国企的唯一目标。同时，企业年龄越小、销售规模越高，全要素生 产率也越高，这同我们的预期是一致的，包括时间、行业和地理位置在内的所有控制变 量都在ｌ％的显著性水平上显著。表４全样本回归结果注：括号中的数值是各参数估计值的标准差。?”，”，?分别表示在ｌ％、５％和１０％的水平上显著。对比第一列和第二列可以看出，在控制了｝Ｈ口的内生性之后，各解释变量的系数 都有了一定程度的变化，证实了已有研究中提到的未观察到的生产率对企业出口的影 响（Ｐａｒｋ，等，２０１０）。不难想象，企业出口可能同未观察到的企业间的差异存在高度相 关，而这些企业间的差异会直接影响企业的生产率。比如，某些企业的高管可能有在国 外工作的经验，因而熟悉当地的商业环境，倾向于向这个国家出口，同时这些高管可能注重研发投资以提高生产率。最后，我们讨论测量误差。回归方程中采用雇员数而非更加准确的员工工作小时 数，以及直接采用固定资本总量而忽视可能的资本闲置。但是，Ｖａｎ Ｂｉｅｓｅｂｒｏｅｃｋ（２００４） 发现，相较于指数法、数据包络分析（ＤＥＡ）、工具变量法、随机边界分析（ｓｔｏｃｈａｓｔｉｃｔｉｅｒ １１８ ｆｆｏｎ．ａｎａｌｙｓｉｓ），半参数回归方法是测算生产率时最稳健的方法，最不容易受到测量误差万方数据ＮＡＮＫＡＩ南开经济研究 ＥＣｏＮｏＭＩＣ ＳＴＵＤＩＥＳ２０１０笠ＮＯ．４第４期２０１０的影响。综上所述，我们认为在数据一定的条件下，本文所得的结论会是准确可信的。（三）ＪｊⅡ－ｒ贸易制约从出口中学习已有的文献（Ｍａｙｅｒ ａｎｄ Ｏｔｔａｖｉａｎｏ，２００８）表明，出口在企业总销售中的占比通常是 相当低的――叙有不足５％的出口厂商会出口其总产出的９０％以上，而如果这一比例偏 高，设想在极端的情况下，这一比例为１００％，即企业产品全部出口，我们有理由怀疑这 个企业是因为属于进料（来料）加工型企业，受合约限制而将企业产品全部出口。事实 上，在我们的数据中，有超过１０％的出口厂商出口其总产出的９０％以上（见表５），这同 已有的文献存在较大差别，尤其是在其他国家的企业纷纷瞄准中国巨大的国内市场的 大背景下，这种情况尤为特别，其原因很可能是基于中国加工贸易为主的贸易模式。表５按出口产出比划分的企业的分布注：ａ来源：ＭａｙｅｒａｎｄＯｔｔａｖｉａｎｏ（２００８），我们选择英国的原因在于英国的出口率同中国是相似的。 ｂ来源：根据本文数据计算所得。Ｆｕ（２００５）认为，出口对生产率增长的影响不显著的原因在于，中国还没有完善的 市场体系、公平竞争的市场制度还没有形成、缺乏预算软约束等等。我们不否认市场失 灵是原因之一，但是我们认为更重要的原因在于中国加工贸易的出口格局。改革开放 以来。加工贸易在我国取得了迅速发展，也曾发挥了其历史性的作用，在中国出口总额 中长期占据半壁江山。但是，当中国出口规模急剧扩张，全要素生产率迅速提高（ＧｕｏａｎｄＮ’Ｄｉａｙｅ，２００９）之后，加工贸易能带来的生产率的提高值得商榷。从总体上看，我国 加工贸易的加工环节大都还处于劳动密集型而且技术含量不高的水平上山，仅有的部分高技术、深加工产品的出口往往也存在加工过程短、增值率不高的问题（Ａｔｈｕｋｏｍｌａ， ２００９），真正体现技术水平和要素含量的高新技术设备和中间投入品等要素要从国外 进口巴这些主要依赖劳动力、土地、政策优惠等优势的出口（Ｈｏ，Ｗｅｉ，ａｎｄ Ｗｏｎｇ，２００５） 不仅不能提升出口企业从出口中获得的生产率增长，反而会挤占工业企业用于提高生 产率的资源，抑制工业企业的创新的动力，从而阻碍生产率的增长。六、结论本文采用２００４－－２００７年中国规模以上制造企业的数据，修正了以往分析所存在①据顾建清（同国庆等２００９）估计，加工贸易的增值系数始终在１．２。１．３之间。②２００７年＇我国高新技术产品出口中进料加工和来料加工贸易占８９％。而一般贸易方式出口仅占１１％ｏ１１９万方数据张礼卿、孙俊新：出口是否促进了异质性企业生产率的增长：来自中国制造企业的实证分析的选择性偏差，发现出口对企业全要素生产率增长的影响不显著。实证研究显示，出口 企业有着比国内企业更高的生产率，但这种生产率优势一般在出口企业进入市场之前 就已经存在，而不是因为进入市场之后出口企业显著提高了生产率。我们认为，造成出 口效应不显著的原因除了与我国的市场体系不完善有关外，还与我国出口贸易中加工 贸易比重过高、加工环节大都处于劳动密集型而且技术含量不高、加工过程短、增值率 不高有关。因此，我国如果减少加工贸易出口，那么便可以在不影响生产率增长的基础 上降低外部需求。 参考文献［１］李小平，卢现祥，朱钟棣．国际贸易、技术进步和中国工业行业的生产率增长［Ｊ］．经济学（季 刊），２００８，（２）． ［２］唐宜红，林发勤．异质性企业贸易模型对中国企业出口的适用性检验［Ｊ］．南开经济研究２００９。（６）．［３］同国庆，孙琪，仲鸿生等我国加工贸易战略转型及政策调整［Ｊ］．经济研究，２００９，（５）．Ｅ Ｃｈｉｎａ＇ｓ Ｉｍａｐｃｔｏｎ［４］Ａｔｈｕｋｏｒａｌａ ＷｏｒｋｉｎｇＦｏｒｅｉｇｎ Ｔｒａｄｅ ａｎｄ Ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ ｉｎ Ｏｔｈｇｒ ＡｓｉａｎＣｏｕｎｔｒｉｅｓ［Ｒ］，Ｐａｐｅｒｓ ｉｎ Ｔｒａｄｅ ａｎｄ Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ（ＡＮＵ），２００９／０４． Ｐ，Ｊａｙａｓｕｒｉｙａ Ｓ．Ｏｅｚｋｏｗｓｋｉ Ｃｏｕｎｔｒｉｅｓ：Ｓｏｍｅ Ａｎａｌｙｔｉｃａｌ［５］ＡｔｈｕｋｏｒａｌａＤｅｖｅｌｏｐｉｎｇＥ．Ｍｕｌｔｉｎａｔｉｏｎａｌ Ｆｉｎｎｓ ａｎｄ Ｅｘｐｏｒｔ Ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ ｉｎＩｓｓｕｅｓ ａｎｄ Ｎｅｗ ＥｍｐｉｒｉｃａｌＥｖｉｄｅｎｃｅ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔＥｃｏｎｏｍｉｃｓ。１９９５。４６（１）：１０９－―２２．［６］ＡｗＢ Ｙ。Ｃｈｕｎｇ ｓ，Ｒｏｂｅｒｔｓ Ｍ Ｊ．ＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙａｎｄＴｕｒｎｏｖｅｒ ｉｎ ｔｈｅ Ｅｘｐｏｒｔ Ｍａｒｋｅｔ：Ｍｉｃｒｏ－－Ｌｅｖｅｌ Ｂａｎｋ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｒｅｖｉｅｗ．Ｅｖｉｄｅｎｃｅ ｆｒｏｍ ｔｈｅ Ｒｅｐｕｂｌｉｃ ｏｆ Ｋｏｒｅａ ａｎｄＴａｉｗａｎ（Ｃｈｉｎａ）［Ｊ］．Ｔｈｅ Ｗｏｒｌｄ２０００，１４（１）：６５―．９０．［７］Ｂａｌｄｗｉｎ，Ｒ．ＨｅｔｅｒｏｇｅｎｅｏｕｓＭｏｄｅｌ［Ｒ］．ＮＢＥＲ Ｗｏｒｋｉｎｇ ［８］ＢｅｒｎａｒｄＦｉｒｍｓａｎｄＴｒａｄｅ：Ｔｅｓｔａｂｌｅ ａｎｄ Ｕｎｔｅｓｔａｂｌｅ Ｐｒｏｐｅｒｔｉｅｓ ｏｆ ｔｈｅ ＭｅｌｉｔｚＰａｐｅｒ ５６６３，２００５．Ａ Ｂ，Ｊｅｎｓｅｎ Ｂ Ｊ．Ｅｘｃｅｐｔｉｏｎａｌ ＥｘｐｏｒｔｅｒＰｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ：Ｃａｕｓｅ，Ｅｆｆｅｃｔ，ｏｒ Ｂｏｔｈ？［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９９９．４７（１）：１―－２５．［９］ＢｅｒｎａｒｄＡ Ｂ。Ｊｅｎｓｅｎ Ｊ Ｂ，Ｌａｗｒｅｎｃｅ Ｒ Ｚ．Ｅｘｐｏｒｔｅｒｓ，Ｊｏｂｓ，ａｎｄ Ｗａｇｅｓ ｉｎＵ．Ｓ．Ｍａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇ：１９７６－－－－１９８７【Ｊ］．ＢｒｏｏｋｉｎｇｓＰａｐｅｒｓｏｎＥｃｏｎｏｍｉｃＡｃｔｉｖｉｔｙＭｉｃｒｏｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９９５，１９９５：６７一１１９．［１０］Ｂｅｒｎａｒｄ，Ａ．Ｂ．，Ｅａｔｏｎ，Ｊ．，Ｊｅｎｓｅｎ，Ｊ．Ｂ．，Ｋｏｒｔｕｍ，Ｓ．．Ｐｌａｎｔｓａｎｄ Ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ ｉｎ ＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＴｒａｄｅ［Ｊ］．ＴｈｅＡｍｅｒｉｃａｎ［１ １］ＢｅｒｎａｒｄＥｃｏｎｏｍｉｃ Ｒｅｖｉｅｗ，２００３。９３，１２６８―＿９０．Ａ Ｂ，Ｊｅｎｓｅｎ Ｊ Ｂ。Ｒｅｄｄｉｎｇ Ｓ Ｊ，ｅｔ ａ１．Ｆｉｒｍｓ ｉｎ ＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＴｒａｄｅ［Ｊ］．ＴｈｅＪｏｕｒｎａｌ ｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃＰｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｓ，２００７，２１（３）：１０争一３０． Ａｆｒｉｃａｎ ＭａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇＦｉｒｍｓ Ｌｅａｒｎ ｆｒｏｍ［１２］ＢｉｇｓｔｅｎＡ，Ｃｏｌｌｉｅｒ Ｐ。Ｄｅｒｃｏｎ Ｓ，ｅｔ ａ１．ＤｏＥｘｐｏｒｔｉｎｇ？［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ Ｓｔｕｄｉｅｓ．２００４．４０（３）：ｌｌ ５―＿４１．［１ ３］Ｂｕｓｔｏｓ，Ｐ．Ｒｉｓｉｎｇ Ｗａｇｅ ａｎｄＦｏｒｅｉｇｎＩｎｅｑｕａｌｉｔｙ ｉｎ ｔｈｅ０１１Ａｒｇｅｎｔｉｎｅａｎ Ｍａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇ ａｎｄＳｋｉｌｌＳｅｃｔｏｒ：ｔｈｅ Ｉｍｐａｃｔ ｏｆ ＴｒａｄｅＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙＵｐｇｒａｄｉｎｇ［Ｍ］．Ｕｎｐｕｂ．Ｐａｐｅｒ，２００５，Ｈａｒｖａｒｄ１２０万方数据南开经济研究ＮＡＮＫＡＩ ＥＣＯＮＯＭＩＣ ＳＴＵＤＩＥＳ２０１０年第４期Ｎｏ．４ ２０１０Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ．【１４］ＣｌｅｒｉｄｅｓＳ Ｋ，Ｌａｃｈ Ｓ，Ｔｙｂｏｕｔ Ｊ Ｒ．Ｉｓ Ｌｅａｒｎｉｎｇ ｂｙ Ｅｘｐｏｒｔｉｎｇ Ｉｍｐｏｒｔａｎｔ？Ｍｉｃｒｏ－Ｄｙｎａｍｉｃ Ｅｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍ Ｃｏｌｏｍｂｉａ，Ｍｅｘｉｃｏ，ａｎｄ ９０３―＿４７．Ｍｏｒｏｃｃｏ［Ｊ］．Ｔｈｅ ＱｕａｒｔｅｒｌｙＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９９８，１１３（３）：［１ ５］ＤｅＬｏｅｃｋｅｒ Ｊ．ＤｏＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００７，７３（１）：６岫８．Ｐｒｏｇｒｅｓｓ ａｎｄＥｘｐｏｒｔｓＧｅｎｅｒａｔｅ Ｈｉｇｈｅｒ Ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ？Ｅｖｉｄｅｎｃｅ ｆｒｏｍＳｌｏｖｅｎｉａ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌｏｆ【１６］Ｆｕ Ｘ．Ｅｘｐｏｒｔｓ，ＴｅｃｈｎｉｃａｌＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙＧｒｏｗｔｈ ｉｎａＴｒａｎｓｉｔｉｏｎ Ｅｃｏｎｏｍｙ：ａ Ｎｏｎ－ＰａｒａｍｅｔｒｉｃＡｐｐｒｏａｃｈ ｆｏｒＣｈｉｎａ［Ｊ］．Ａｐｐｌｉｅｄ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００５，３７（７）：７２５―３９．【１７］Ｇｈｉｒｏｎｉ，Ｆ．，Ｍｅｌｉｔｚ，Ｍ．ＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＴｒａｄｅ ａｎｄＭａｃｒｏｅｃｏｎｏｍｉｃＤｙｎａｍｉｃｓ ｗｉｔｈ ＨｅｔｅｒｏｇｅｎｅｏｕｓＦｉｒｍｓ［Ｊ］．Ｔｈｅ Ｑｕａｒｔｅｒｌｙ【１８］ＧｉｒｍａＳ，Ｇ ＲｇＪｏｕｒｎａｌ ｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００５，１２０，８６５―－９１５．Ｈ．Ｏｕｔｓｏｕｒｃｉｎｇ，ＦｏｒｅｉｇｎＯｗｎｅｒｓｈｉｐ，ａｎｄ Ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ：ＥｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍＵＫＥｓｔａｂｌｉｓｈｍｅｎｔ－ｌｅｖｅｌＤａｔａ［Ｊ］．ＲｅｖｉｅｗｏｆＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００４。１２（５）：８１７―－３２． ［１ ９］ＧｕｏＫ，Ｎ’Ｄｉａｙｅ Ｐ．Ｉｓ Ｃｈｉｎａ＇ｓＥｘｐｏｒｔ－ＯｒｉｅｎｔｅｄＧｒｏｗｔｈＳｕｓｔａｉｎａｂｌｅ［Ｒ］．１ＭＦ ＷｏｒｋｉｎｇＰａｐｅｒＷＰ／０９／ｌ ７２，２００９． ［２０］Ｈａｎｓｏｎ，Ｇ Ｈ．，Ｒｏｂｅｒｔｓｏｎ，Ｒ．，２００８．Ｃｈｉｎａ ａｎｄ Ｃｏｕｎｔｒｉｅｓ［Ｒ］．ＮＢＥＲ Ｗｏｒｋｉｎｇ ［２１］ＨｏＬ ｓ，Ｗｅｉ Ｘ，Ｗｏｎｇ Ｐａｐｅｒ １４４９７． ｏｆＯｕｔｗａｒｄ Ｐｒｏｃｅｓｓｉｎｇ Ｔｒａｄｅｏｎｔｈｅ ＭａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇＥｘｐｏｒｔｓｏｆ Ｏｔｈｅｒ ＤｅｖｅｌｏｐｉｎｇＷ Ｃ．Ｔｈｅ ＥｆｆｅｃｔＷａｇｅ Ｉｎｅｑｕａｌｉｔｙ：ｔｈｅ ＨｏｎｇＫｏｎｇ ｃａｓｅ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００５，６７（１）：２４ｌ―－５７．［２２］ＩｓｇｕｔＡＥ．Ｗｈａｔ＇ｓＤｉｆｆｅｒｅｎｔ ＡｂｏｕｔＥｘｐｏｒｔｅｒｓ？ＥｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍＣｏｌｏｍｂｉａｎ Ｍａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇ［Ｊ］．ＴｈｅＪｏｕｒｎａｌ ｏｆＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔＳｔｕｄｉｅｓ，２００１，３７（５）：５７―－８２．ａ【２３］Ｋｍａｙ Ａ．Ｅｘｐｏｒｔｓ ａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃ Ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ：Ｅｖｉｄｅｎｃｅ ｆｒｏｍＰａｎｅｌ ｏｆ ＣｈｉｎｅｓｅＥｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ［Ｊ］．Ｒｅｖｕｅｄ＇ＥｃｎｏｎｍｉｅＤｕＤｅｖｅｌｏｐｐｅｍｅｎｔ，１９９９．１／２：１８３―－２０７．［２４］ＭａｄｄａｌａＧ Ｓ．Ｌｉｍｉｔｅｄ Ｄｅｐｅｎｄｅｎｔａｎｄ ＱｕａｌｉｔａｔｉｖｅＶａｒｉａｂｌｅｓ ｉｎＥｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃｓ［Ｍ］．Ｃａｍｂｒｉｄｇｅ；ＣａｍｂｒｉｄｇｅＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ Ｐｒｅｓｓ．１９８３：２５８―母． Ｇ【２５］Ｍａｙｅｒ Ｔ，ＯｔｔａｖｉａｎｏＴｈｅＩｎｔｅｒｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００８。４３（３）：１３川８．ＨａｐｐｙＦｅｗ：Ｔｈｅ ＩｎｔｅｒｕａｔｉｏｎａｌｉｓａｔｉｏｎｏｆＥｕｒｏｐｅａｎ Ｆｉｒｍｓ［Ｊ］Ｊ．【２６］Ｍｅｌｉｔｚ，Ｍ．Ｊ．ＴｈｅＩｍｐａｃｔ ｏｆ ＴｒａｄｅｏｎＩｍｒａ－－Ｉｎｄｕｓｔｒｙ Ｒｅａｌｌｏｃａｔｉｏｎｓ ａｎｄ Ａｇｇｒｅｇａｔｅ ＩｎｄｕｓｔｒｙＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ［Ｊ］．Ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃａ。２００３，７１，１６９５～１７２５．［２７］Ｏｌｌｅｙ Ｇ Ｓ．Ｐａｋｅｓ Ａ．１１１ｅＤｙｎａｍｉｃｓｏｆ Ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ ｉｎ ｔｈｅＴｅｌｅｃｏｍｍｕｎｉｃａｔｉｏｎｓ ＥｑｕｉｐｍｅｎｔＩｎｄｕｓｔｒｙ［Ｊ］．Ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃａ，１９９６，６４（６）：１２６３―９７． ［２８］Ｐａｋｅｓ Ａ．Ｄｙｎａｍｉｃ ＳｔｒｕｃｔｕｒａｌＭｏｄｅｌｓ，Ｐｒｏｂｌｅｍｓａｎｄ Ｐｒｏｓｐｅｃｔｓ：Ｍｉｘｅｄ Ｃｏｎｔｉｎｕｏｕｓ ＤｉｓｅｒｅｔｅＣｏｎｔｒｏｌｓ ａｎｄ ＭａｒｋｅｔＩｎｔｅｒａｃｔｉｏｎｓ［Ｍ］／／ＳＩＭＳＣ Ａ．Ａｄｖａｎｃｅｓ ｉｎＥｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃｓ：ｔｈｅＳｉｘｔｈｅ ＷｂｒｌｄＣｏｎｇｒｅｓｓ ｏｆｔｈｅ Ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃ Ｓｏｃｉｅｔｙ．Ｎｅｗ［２９］ＰａｒｋＡ，ＹａｎｇＤ，ｓｈｉ Ｘ，ｅｔａ１．ＥｘｐｏｒｔｉｎｇＹｏｒｋ；Ｃａｍｂｒｉｄｇｅ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ Ｐｒｅｓｓ．１９９４：１７ｌ―－２６０． ａｎｄ Ｆｉｒｍ Ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ［Ｊ］．Ｒｅｖｉｅｗ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄＥｎｔｅｒｐｒｉｓｅ Ｒｅｆｏｒｍ ｉｎ Ｃｈｉｎａ＇ｓ ＣｏａｓｔａｌＳｔａｔｉｓｔｉｃｓ，２０１０．［３０］ＰｅｒｋｉｎｓＦＣ．ＥｘｐｏｒｔＰｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ ａｎｄＰｒｏｖｉｎｃｅｓ［Ｊ］．１２ｌ万方数据张礼卿、孙俊新：出Ｉ＝Ｉ是否促进了异质性企业生产率的增长：来自中国制造企业的实证分析Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ａｎｄ ＣｕｌｔｕｒａｌＣｈａｎｇｅ，１９９７。４５（３）：５０ｌ―３９． Ｒｅｖｉｅｗ。１９９７．８７（４）：５４５―６４．Ｓｕｒｖｅｙ［Ｒ］．ＭＰＩＤＲ ＷｏｒｋｉｎｇＰａｐｅｒ ＷＰ［３１］Ｒｏｂｅｒｔｓ Ｍ Ｊ，ＴｙｂｏｕｔＳｕｎｋＪ Ｒ．Ｔｈｅ Ｄｅｃｉｓｉｏｎ ｔＯ Ｅｘｐｏｒｔ ｉｎ Ｃｏｌｏｍｂｉａ：Ａｎ Ｅｍｐｉｒｉｃａｌ Ｍｏｄｅｌ ｏｆＥｎｔｒｙ ｗｉｔｈ ＥｃｏｎｏｍｉｃＣｏｓｔｓ［Ｊ］．１１１ｅ ＡｍｅｒｉｃａｎＶ Ａｇｅ［３２］ＳｋｉｒｂｅｋｋａｎｄＩｎｄｉｖｉｄｕａｌ Ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ：Ａ Ｌｉｔｅｒａｔｕｒｅ２００３―一０８．２００３．［３３］ＶａｎＢｉｅｓｅｂｒｏｅｃｋ Ｊ．Ｅｘｐｏｒｔｉｎｇ ＲａｉｓｅｓＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｉｎ Ｓｕｂ―Ｓａｈａｒａｎ Ａｆｒｉｃａｎ Ｍａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇ Ｐｌａｎｔｓ［Ｒ］．ＮＢＥＲ Ｗｏｒｋｉｎｇ Ｐａｐｅｒ １００２０，２００３．［３４］Ｖａｎ ［３５］ＶａｎＢｉｅｓｅｂｒｏｅｃｋ Ｊ．Ｒｏｂｕｓｔｎｅｓｓ ｏｆＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ Ｂｉｅｓｅｂｒｏｅｃｋ Ｊ．ＥｘｐｏｒｔｉｎｇＥｓｔｉｍａｔｅｓ［Ｒ］．ＮＢＥＲ ＷｏｒｋｉｎｇＰａｐｅｒ １０３０３，２００４．ＲａｉｓｅｓＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ ｉｎ Ｓｕｂ―Ｓａｈａｒａｎ Ａｆｒｉｃａｎ Ｍａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇ Ｆｉｒｍｓ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００５，６７（２）：３７３―９１． ［３６］Ｗｏｒｌｄ Ｂａｎｋ．ＴｈｅＰｒｅｓｓ，１９９３． Ｅａｓｔ Ａｓｉａｎ Ｍｉｒａｃｌｅ：Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｇｒｏｗｔｈ ａｎｄ ＰｕｂｌｉｃＰｏｌｉｃｙ［Ｍ］．Ｏｘｆｏｒｄ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ［３７］ＷＴＯ．Ｗｏｒｌｄ ＴｒａｄｅＲｅｐｏｒｔ２００８［Ｍ］．Ｗｏｒｌｄ ＴｒａｄｅＯｒｇａｎｉｚａｔｉｏｎ，２００８．Ｄｏｅｓ Ｅｘｐｏｒｔ Ｉｍｐｒｏｖｅ Ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ？Ｆｉｒｍ?ｌｅｖｅｌ Ｅｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍ Ｃｈｉｎａ’ＳＭａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇ ＳｅｃｔｏｒＳｕｎ ＪｕｎｘｉｎＺｈａｎｇ Ｌｉｑｉｎｇ（ＳｃｈｏｏｌｏｆＦｉｎａｎｃｅ ａｎｄＳｃｈｏｏｌ ｏｆ Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ ＴｒａｄｅａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，Ｃｅｎｔｒａｌ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ ｏｆＦｉｎａｎｃｅａｎｄ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，Ｂｅｉｊｉｎｇ １０００８１，Ｃｈｉｎａ）Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｗｅａｎａｌｙｚｅ ｗｈｅｔｈｅｒ ｆｉｒｍｓ ｇａｉｎ ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ ｐｒｅｍｉｕｍ ｔｈｒｏｕｇｈ ｅｘｐｏｒｔ－ｏｖｅｒｉｎｇ ｉｎ Ｃｈｉｎｅｓｅ ｍａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇｔｈｅ ｐｅｒｉｏｄ ｆｒｏｍ ２００４ ｔｏ ２００７ ａｆｔｅｒ ｃｏｎｔｒｏｌｌｉｎｇ ｓｅｌｅｃｔｉｏｎｂｉａｓ．Ｗｅｃｏｎｆｉｒｍｔｈａｔ ｅｘｐｏｒｔｅｒｓ ｉｎＣｈｉｎａ，ｊｕｓｔａｓｉｎ ｏｔｈｅｒ ｃｏｕｎｔｒｉｅｓ，ａｒｅ ｍｏｒｅ ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｅｕｓｅｔｈａｎ ｎｏｎ－ｅｘｐｏｒｔｅｒｓ．Ｕｎｌｉｋｅ ｔｈｅ ｐｒｅｖｉｏｕｓ ｓｔｕｄｉｅｓ ｗｈｉｃｈ ｍａｉｎｌｙｂｉｎａｒｙ ｅｘｐｏｒｔ ｄｕｍｍｙ ｔｏａｌｌｍｅａｓｕｒｅ ｅｘｐｏｒｔ ｏｒｉｅｎｔａｔｉｏｎ，ｗｅｕｓｅｔｈｅ ｒａｔｉｏ ｏｆ ｅｘｐｏｒｔ ｔＯ ｔｕｒｎｏｖｅｒ ａｓｏｎａｌｔｅｒｎａｔｉｖｅ ｍｅａｓｕｒｅａｎｄ ｆｉｎｄ ｆｉｒｍ’Ｓ ｅｘｐｏｒｔｉｎｇ ａｃｔｉｖｉｔｙ ｈａｓ ｉｎｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔ ｅｆｆｅｃｔ ｃｏｕｌｄ ｂｅ ｉｎｔｅｒｐｒｅｔｅｄ ｂｙ Ｃｈｉｎａ’Ｓ ｐｒｏｃｅｓｓｉｎｇ ｔｒａｄｅ ｄｕｃｔｉｖｉｔｙ ｂｅｎｅｆｉｔｓ ｉｆ ｉｔ ｔｕｒｎｓ ｔｏ ｍｏｒｅｉｔｓ ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ ｇｒｏｗｔｈ ｗｈｉｃｈｐａｔｔｅｍ．Ｔｈｕｓ，Ｃｈｉｎａｏｎｅ．ｃｏｕｌｄ ｋｅｅｐ ｉｔｓ ｐｒｏ－ｎｏｎ－－ｐｒｏｃｅｓｓｉｎｇａｔｒａｄｅ ｐａｔｔｅｍ ａｆｔｅｒ ｉｔｓ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｄｅｖｅｌ－ｏｐｍｅｎｔ ｓｔｒａｔｅｇｙ ｓｕｃｃｅｓｓｆｕｌｌｙ ｓｗｉｔｃｈｅｓ 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