中國(guó)紡織企業(yè)出口與生產(chǎn)率關(guān)系_基于上市公司_數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

1、中國(guó)紡織企業(yè)出口與生產(chǎn)率關(guān)系 :基 于 上 市 公 司2001 2021年數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn) 張斌李菁( 東華大學(xué)旭日工商管理學(xué)院，上海 200051)摘 要: 本文采用中國(guó)紡織類上市公司 2001 2021 年數(shù)據(jù)，對(duì)新新貿(mào)易理論關(guān)于企業(yè)出口與生產(chǎn)率關(guān)系的兩個(gè)假說進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果說明: ( 1) 出口企業(yè)比非出口企業(yè)具有更 高生產(chǎn)率，出口高參與度企業(yè)比低參與度企業(yè)具有更高生產(chǎn)率; ( 2) 樣本企業(yè)存在自選 擇，即生產(chǎn)率差異是決定企業(yè)是否參與出口的原因，且出口高參與度企業(yè)此關(guān)系更趨明 顯; ( 3) 就所有樣本企業(yè)而言，不存在“出口中學(xué)，但出口高參與度企業(yè)的單獨(dú)檢驗(yàn)顯示 存在此效應(yīng)。本文認(rèn)為，

2、采用過去 10 15 年數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)企業(yè)的檢驗(yàn)，除了已關(guān)注到的貿(mào) 易方式、所有制等特殊問題外，企業(yè)特定貿(mào)易壁壘等因素也有待進(jìn)一步考察。關(guān)鍵詞: 全要素生產(chǎn)率; 出口; 紡織企業(yè)中圖分類號(hào): F752 62 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼: A 文章編號(hào): 1006 1894( 2021) 02 0005 09口與 生 產(chǎn) 率 研 究 集 團(tuán) ( The企業(yè)出口與生產(chǎn)率的因果關(guān)系和傳遞機(jī)制是新新貿(mào)易理論研究的核心問題。自 Bernard and Jensen( 1995) 的開創(chuàng)性文獻(xiàn)以來，實(shí)證研究 首先在各 國(guó) 展 開，進(jìn)而推動(dòng)理論研究的突破。 實(shí)證研究主要關(guān)注出口 和非出口企業(yè)業(yè)績(jī)差 異，尤其是生產(chǎn)率差異，以及出

3、口與生產(chǎn)率的因 果關(guān)系和 傳 遞 機(jī) 制。Wagner ( 2005 ) 對(duì) 1995 2004 年間 33 個(gè)國(guó)家學(xué)者 45 項(xiàng)微觀計(jì)量研究的 考察說明，出口企業(yè)生產(chǎn)率及其增長(zhǎng)率均高于 非出口企業(yè)，且該優(yōu)勢(shì)在出口企業(yè)進(jìn)入國(guó)際市 場(chǎng)前就已存在，但出口并不一定促進(jìn)生產(chǎn)率，即 生產(chǎn)率差異企業(yè)通過自我選擇機(jī)制確定是否出 口，但“出口中學(xué)效應(yīng)并非普遍現(xiàn)象。國(guó)際出International StudyGroup on Exports and Productivity， ISGEP )( 2021) 采用統(tǒng)一計(jì)量模型對(duì) 14 個(gè)國(guó)家微觀面 板數(shù)據(jù)的研究也得出相似結(jié)論。在一系列實(shí)證 研究根底上，基于生產(chǎn)率差

4、異的異質(zhì)性企業(yè)貿(mào) 易理 論 ( Heterogeneous Firm Trade Theory) 逐 步形成 ( Bernard，Redding and Schott，2007 ) ，同 時(shí)催生基于組織差異的企業(yè)國(guó)際邊界( Interna-tional Boundary of the Firm )理 論 ( Helpman，2006) 。2005 年 以 來，企業(yè)進(jìn)口與生產(chǎn)率 關(guān) 系成為該領(lǐng) 域研究的新熱點(diǎn) ( Vogel and Wagner，2021) 。經(jīng)過文獻(xiàn)檢索發(fā)現(xiàn)，我國(guó)學(xué)者對(duì)新新貿(mào)易收稿日期: 2021 11 02。基金工程: 國(guó)家社科基金 一 般工程 ( 項(xiàng) 目 編 號(hào): 11B

5、GJ012 ) 、上 海 市 教 委 科 研 創(chuàng) 新 重 點(diǎn) 項(xiàng) 目 ( 項(xiàng) 目 編 號(hào):11ZS64) “反補(bǔ)貼價(jià)格比擬基準(zhǔn)問題研究。作者簡(jiǎn)介: 張斌，男，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，東華大學(xué)旭日工商管理學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)系副教授，研究方向: 多邊貿(mào)易體制、國(guó) 際經(jīng)貿(mào)關(guān)系; 李菁，女，東華大學(xué)旭日工商管理學(xué)院國(guó)際貿(mào)易 2021 級(jí)碩士研究生。 5 張斌 李菁: 中國(guó)紡織企業(yè)出口與生產(chǎn)率關(guān)系: 基于上市公司 2001 2021 年數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)理論的關(guān)注大致始于 2007 年，研究主要圍繞兩方面: 一是國(guó)外研究的文獻(xiàn)梳理，如趙偉和李淑 貞( 2007) 、李春頂( 2021a) 等; 二是借鑒國(guó)外學(xué)者 的研究方法對(duì)中

6、國(guó)企業(yè)生產(chǎn)率與出口關(guān)系進(jìn)行 檢驗(yàn)，得出的結(jié)論與國(guó)外研究根本相似( 表 1) 。 國(guó)內(nèi)學(xué)者基于新新貿(mào)易理論的實(shí)證研究大多針對(duì)全部工業(yè)企業(yè)或制造業(yè)企業(yè) ( 表 1 ) ，而紡織業(yè)是中國(guó)的主要出口部門。據(jù) WTO 統(tǒng)計(jì)，2021 年 中 國(guó) 紡 織 品 ( SITC65 )出 口 占 全 球28% 。本文擬用上市企業(yè)數(shù)據(jù)從異質(zhì)性企業(yè)生產(chǎn)率角度對(duì)我國(guó)紡織企業(yè)出口和生產(chǎn)率之間的 關(guān)系進(jìn)行研究。表 1企業(yè)出口與生產(chǎn)率關(guān)系的國(guó)內(nèi)實(shí)證研究資料來源: 作者根據(jù)表中文獻(xiàn)整理。一、數(shù) 據(jù) 說 明截至 2021 年 6 月，中國(guó)紡 織 服 裝 ( 含 鞋 類和皮毛) 企 業(yè) 在 上 交 所、深交所和港交所的上 市公司

7、約 100 家。 本 研 究 基于下述理由剔除 局部上市公司:一是上市缺乏 5 年。本研究數(shù)據(jù)均來自上 市公司年 報(bào)，假設(shè) 上 市 時(shí) 間 短，無法獲得足夠數(shù) 據(jù)。此類 企 業(yè) 包 括: 宏 達(dá) 經(jīng) 編 ( 002144 ) ，2007 6 年上市，2021 年更名為宏達(dá)高 科; 山 東 如 意( 002193) ，2021 年 上 市; 新 民 科 技 ( 002127 ) ，2007 年上市; 富安娜( 002327) ，2021 年上市; 羅 萊 家 紡 ( 002293 ) ，2021 年 上 市; 聯(lián) 發(fā) 股 份( 002394) ，2021 年 上 市; 夢(mèng) 潔 家 紡 ( 002

8、397 ) ，2021 年上 市; 浪 莎 股 份，2007 年 借 殼 ST 長(zhǎng) 控 ( 600137) 上市。文獻(xiàn)企業(yè) / 行業(yè) / 地區(qū)自我選擇出口中學(xué)其他張杰等( 2021)江蘇省制造業(yè) 342 家企業(yè)支持支持趙偉、李淑貞( 2021)中國(guó) 5 個(gè)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出 口 對(duì) 產(chǎn) 業(yè) 全 要 素生產(chǎn)率促進(jìn)不顯著唐宜紅、林發(fā)勤( 2021)中國(guó) 11 個(gè)制造業(yè)部門 621141 家企業(yè)支持柴華、向軍( 2021)中國(guó)各省紡織行業(yè)支持不支持李春頂、尹翔碩( 2021)中國(guó)工業(yè)企業(yè) 20 個(gè)行業(yè)提出生產(chǎn)率悖論李春頂、趙美英( 2021)中國(guó)制造業(yè) 6 5 萬家企業(yè)，30 個(gè)行業(yè)不支持馬述忠、鄭博文(

9、 2021)工業(yè)、原材 料、消 費(fèi) 品 三 行 業(yè) 227 家 上市公司不支持支持李春頂( 2021b)中國(guó)制造業(yè) 30 個(gè)行業(yè)支持不支持解釋生產(chǎn)率悖論李春頂?shù)? 2021)中國(guó)工業(yè)企業(yè)支持與不支持并存解釋生產(chǎn)率悖論李春頂、唐丁祥( 2021)制造業(yè) 28 個(gè)行業(yè)支持不支持張杰、新夫( 2021)中國(guó)紡織企業(yè)支持不支持余淼杰( 2021)中國(guó)制造業(yè) 15 萬家企業(yè)支持不支持張禮卿、孫俊新( 2021)中國(guó)制造業(yè) 40 萬家企業(yè)支持不支持趙偉等( 2021)浙江廣東全部國(guó)有和規(guī)模以 上 非 國(guó) 有工業(yè)企業(yè)支持與不支持并存錢學(xué)鋒等( 2021)中國(guó)國(guó)有和規(guī)模以上非國(guó)有工業(yè)企業(yè)支持支持劉振興、金祥榮

10、( 2021)中國(guó)規(guī)模以上制造企業(yè)支持不支持2021 年第 2 期國(guó)際商務(wù)研究二是主 營(yíng)業(yè)務(wù)發(fā)生變更。此 類 企 業(yè) 主 要有: 東方金鈺( 600086) ，2001 年 10 月前主營(yíng)業(yè) 務(wù)為紡織品服裝制造和銷售，此后變更為教育 產(chǎn)業(yè)投資，2006 年后以珠寶玉石銷售為主。ST 民豐( 600781 ) ，2006 年 之后為上海輔仁借殼， 主營(yíng)業(yè)務(wù)由紡織品變更為珠寶、印 刷 品 和 藥 品 銷售。ST 中 燕 ( 600763 ) ，2007 年 股 改 后 更 名 為通策醫(yī)療，主營(yíng)業(yè) 務(wù) 由 皮 革、羽 絨、針 紡 織 品 轉(zhuǎn)為 醫(yī)療效勞業(yè)經(jīng)營(yíng)與投 資。 萬 好 萬 家( 600576

11、) ，2006 年 12 月完成資產(chǎn)置換，主營(yíng)業(yè) 務(wù)由棉紡織轉(zhuǎn)變?yōu)榉康?產(chǎn) 開 發(fā)。 美 亞 股 份 ( 000803) ，2004 年 之 后 更名為金宇車城，主 營(yíng) 業(yè)務(wù)由絲綢轉(zhuǎn)為商品房銷售和汽車銷售。三是服裝 類 企 業(yè)。該行業(yè)企業(yè)類型 復(fù) 雜， 涉及服裝生產(chǎn)制造、銷 售、進(jìn) 出 口 貿(mào) 易、貼 牌 代 工等; 另一方面，即使是公認(rèn)的服裝行業(yè)上市公 司，其 業(yè) 務(wù) 范 圍 也 相 當(dāng) 復(fù) 雜。 如 七 匹 狼( 002029) ，根據(jù)年報(bào)，其經(jīng)營(yíng)范圍為體育用 品、工藝美術(shù)品、紙制品、酒、副食品、建材、百貨、五金交電、日雜用品批 發(fā)、對(duì) 外 投 資，服 裝 生 產(chǎn) 和 銷售已并非其主營(yíng)業(yè)務(wù)

12、。此類企業(yè)還有紅豆股份 ( 600400 ) 、九 龍 山 (600555 ) 、ST天 華( 600745) 、報(bào)喜鳥( 002154) 、雅戈?duì)? 600107) 、金飛 達(dá) ( 002239 )( 002269 ) ( 2021( 2021年 上 市 ) 、美 邦 服 飾年 上 市 ) 、探 路 者 ( 300005 )( 2021 年上 市，經(jīng)營(yíng)范圍為服飾、鞋 帽、辦 公 設(shè)備、日用百貨、五金交電和工藝禮品銷售) 。四是 鞋 帽 類 企 業(yè)。 如 星 期 六 ( 002291 ) ，2021 年上市。五是港交所上市企業(yè)。此類企業(yè)均上市不 足 5 年，且大多為服裝、鞋類廠商，如: 361

13、 度國(guó) 際 ( 01361 ) ，鞋 類，2021 年 上 市; 中 國(guó) 利 郎 ( 01234 ) ，男 裝，2021 年 上 市; 博 士 蛙 國(guó) 際 ( 01698) ，兒 童 用 品，2021 年 上 市; 國(guó) 際 泰 豐 ( 00873) ，紗 線 家 紡，2021 年 上 市; 百 麗 國(guó) 際 ( 01880) ，鞋類，2007 上市。表 2中國(guó)紡織類上市公司主營(yíng)業(yè)務(wù)與出口注: 以上 72 家紡織類上市公司名稱系股票簡(jiǎn)稱。除 ST 大路 B 與 ST 雷伊 B 外，其他均為 A 股。資料來 源: : / / www bizteller cn / trade / news / new

14、sSearch / newsContent /54787985 html; : / / finance ce cn / stock /gsgdbd /202102 /03 / t20210203_14167369 shtml。 7 主營(yíng)業(yè)務(wù)出口非出口出口規(guī)模30%出口規(guī)模 30%印染布華紡股份、美欣達(dá)、ST 中冠 A三房巷、航民股份ST 中源羊絨制品鄂爾多斯ST 中絨棉紡織申達(dá)股份華潤(rùn)錦華、華孚色紡、常山股份新野紡織毛紡織江蘇陽(yáng)光、孚日股份、上海三毛、ST 美雅、天山紡織ST 邁亞、三毛派神四環(huán)生物化纖新鄉(xiāng)化纖、保定天 鵝、中 紡 投 資、山 東 海龍、吉林化纖、南京化纖、江南高纖神 馬 股

15、份、錦 龍 股 份、 華 西 村、華 聯(lián) 控 股、友 利控股紡織銷售江蘇開元、江蘇國(guó)泰浙江富潤(rùn)、潯興股 份、宜 科 科 技、東 方市場(chǎng)ST 源發(fā)面料制造與銷售江蘇 三 友、ST 遠(yuǎn) 東、美 爾 雅、大 楊 創(chuàng)世、中國(guó)服裝眾和股份、偉星股 份、江 蘇 吳 中、開 開實(shí)業(yè)凱諾科技服裝面料魯泰 A華芳紡織、海欣股份杉杉股份紗紡線德棉股份、金鷹股 份、維 科 精 華、深 紡織 A霞客環(huán)保、ST 大路 B、華茂紡織ST 欣龍針織滌綸及其他黑牡丹、ST 雷伊 B、華升股份春暉股份、航空通 信、鳳 竹 紡 織、輕 紡城龍 頭 股 份、福 建 南 紡、太極實(shí)業(yè)張斌 李菁: 中國(guó)紡織企業(yè)出口與生產(chǎn)率關(guān)系: 基于

16、上市公司 2001 2021 年數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)據(jù)此，確定樣本數(shù)量為 72 家( 表 2) 。通過中國(guó)證監(jiān)會(huì)網(wǎng)站收集這 72 家上市公司 2001 年( 證監(jiān)會(huì)網(wǎng)站公布的上市公司年報(bào)最早年份為2001 年) 至 2021 年員工人數(shù)、資產(chǎn)總額、主營(yíng) 業(yè)務(wù)收入和出口額，并采用紡織業(yè)工業(yè)品出廠 價(jià)格指數(shù)以 2001 年為基期對(duì)后三者進(jìn)行平減 處理。鑒于出口額本身不能正確反映企業(yè)的相對(duì)出口規(guī)模及企業(yè)參與出口貿(mào)易的程度，本文 在檢驗(yàn)出口與生產(chǎn)率關(guān)系時(shí)將企業(yè)出口規(guī)模定 義為 出口額占其主營(yíng)業(yè) 務(wù) 收 入 比 重， 并 以30% 為出口 規(guī) 模 分 界 線， 將 出 口 企 業(yè) 分 為 兩 類( 表 2)

17、。二、全要素生產(chǎn)率模型與測(cè)算企業(yè)近似全要素生產(chǎn)率的估算方法主要有 3種: 一是由柯布 道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)估算要素產(chǎn) 出彈性進(jìn)而測(cè)算全要素生產(chǎn)率; 二是索洛余值法 衍生的近似全要素生產(chǎn)率模型; 三是采用非參數(shù) 數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法( DEA) 測(cè)算。本文采用柯布 道格拉斯函數(shù)估算資本和勞動(dòng)產(chǎn)出彈性，再用索 洛余值法計(jì)算樣本企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。設(shè)生產(chǎn)函數(shù):= ，從而使 * + * = 1，將 、 代入，* + 得: * = 0 8736，* = 0 1264，再 將 * 和 *Yt代入近似全要素生產(chǎn)率模型 ATFP =* * 即K Ltt可得到上市企業(yè)各年全要素生產(chǎn)率。在此根底上，可計(jì)算非出口、出口和出

18、口規(guī) 模 30% 以上三類企業(yè)的年均 全要素生產(chǎn)率及 其年增長(zhǎng)率，并得出以下觀察結(jié)論: 一是出口企 業(yè)各年全要素生產(chǎn)率均值均大于非出口企業(yè)， 且出口規(guī) 模 30% 以 上 企 業(yè) 各 年全要素生產(chǎn)率 均值大于所有出口 企 業(yè) 均 值 ( 圖 1 ) ; 二 是 出 口 企業(yè)全要素 生 產(chǎn) 率 年 均 值 在 2002 2007 年 增 幅為正，2021 2021 年 增 幅 為 負(fù)，2021 年 重 新 為正，且出口規(guī)模 30% 以上企業(yè)的增長(zhǎng)率波動(dòng) 幅度大于出口企業(yè)平均水平( 圖 2) 。 Y = A0 e K L出彈性)( 、 代表資本和勞動(dòng)的產(chǎn) ( 1)對(duì)等式取對(duì)數(shù)得:InY = InA

19、0 + + InK + InL( 2)( 2) 式中 Y、K、L 分別采用平減后企業(yè)各年主營(yíng)業(yè)務(wù)收入、平減后資產(chǎn)總額和企業(yè)員工人 數(shù)，運(yùn)用 Eviews 軟件，對(duì)該方程進(jìn)行回歸，得: = 0 9042， = 0 1308。假設(shè)規(guī)模報(bào)酬 不 變，對(duì)* 和 進(jìn)行正規(guī)化處理， 即 令=， + 圖 1三類企業(yè)各年全要素生產(chǎn)率均值比照 8 2021 年第 2 期國(guó)際商務(wù)研究圖 2三類企業(yè)各年全要素生產(chǎn)率年增長(zhǎng)比照三、企業(yè)生產(chǎn)率與出口規(guī)模因果關(guān)系實(shí)證檢驗(yàn)上述全要素生產(chǎn)率計(jì)算結(jié)果說明樣本企業(yè)存在出口溢值( export premium) ，但生產(chǎn)率與出 口的因果關(guān)系須做進(jìn)一步檢驗(yàn)。平減后數(shù)據(jù)隨時(shí)間變化的 程

20、 度 較 小，無 明顯上升或者下降趨勢(shì)，全要素生產(chǎn)率和出口規(guī) 模兩變量的時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)可默認(rèn)為 0。對(duì)滯后項(xiàng) 數(shù)從 0 7 依次測(cè)算，根據(jù) AIC SC 準(zhǔn)那么，確定兩 者最正確滯 后 項(xiàng) 數(shù) 均 為 0。這 樣，全 要 素 生 產(chǎn) 率 和出 口規(guī)模的正常序 列及一階差分序列的 ADF 單位根檢驗(yàn)形式為( C，0，0) 。全要素生產(chǎn) 率與出口規(guī)模在相同滯后階數(shù)下的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值 假設(shè)小于一定顯著性水平下的 ADF 臨界值，那么接 受序列存在單位根的原假設(shè)，即序列非平穩(wěn)，反 之那么不存在單位根，即 平 穩(wěn)。假設(shè) 變 量 n 階 差 分 平穩(wěn)，即說明具有 n 階單整性。ADF 單位根檢 驗(yàn)結(jié)果( 表 3)

21、 表 明，樣本企業(yè)的全要素生產(chǎn)率 和出口規(guī)模存在同階單整。( 一) Augmented Dickey Fuller 單位根檢驗(yàn)由于對(duì)非平穩(wěn)序列進(jìn)行回歸可能造成虛假回歸，因此，在確定全要素生產(chǎn)率( ATFP) 、出口 規(guī)模( export percent) 之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān) 系前應(yīng)對(duì)時(shí)間序列的平穩(wěn) 性 進(jìn) 行 ADF 單 位 根 檢驗(yàn)?；貧w方程如下:n+ 1t + 2 At 1 + i At i+ t ，At0=i = 1i = 0，1 ，n， H0 = 0; H1 022表 3ADF 單位根檢驗(yàn)注: 1 為一階差分。2 檢驗(yàn)形式指檢驗(yàn)方程中是否包含常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)數(shù)值和根據(jù) AIC SC

22、準(zhǔn)那么確定的最正確滯后期。 9 檢驗(yàn)序列檢驗(yàn)形式ADF 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值P 值各顯著性水平上的臨界值檢驗(yàn)結(jié)果1%5%10%ATFP( C，0，0) 21 984650 0000 3 4433 2 8665 2 5694平穩(wěn)ATFP( C，0，0) 41 892600 0000 3 4433 2 8665 2 5694平穩(wěn)Export Percent( C，0，0) 26 176560 0000 3 4433 2 8665 2 5694平穩(wěn)Export Percent( C，0，0) 44 033530 0000 3 4433 2 8665 2 5694平穩(wěn)張斌 李菁: 中國(guó)紡織企業(yè)出口與生產(chǎn)率關(guān)系:

23、 基于上市公司 2001 2021 年數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)特征值的似然比統(tǒng)計(jì)量，均大于 1% 和 5% 顯著性水平臨界值，因此，拒絕變量間不存在協(xié)整 關(guān)系原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，即變量間存在協(xié) 整關(guān)系。進(jìn) 一 步 檢 驗(yàn) r 1，似然比統(tǒng)計(jì)量為 96 67967，大 于 1% 和 5% 顯 著 性 水 平 臨 界 值， 因此，拒絕變量間至多存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系的假 設(shè)，即樣本企業(yè)全要素生產(chǎn)率與出口規(guī)模間至 少存在 一 個(gè) 協(xié) 整 關(guān) 系。而 Durbin Waston 統(tǒng) 計(jì)量檢驗(yàn)?zāi)敲凑f明，兩變量間的該統(tǒng)計(jì)量均大于 1% 水平和 5% 水平臨界值( 表 5) ，因此，拒絕隨 機(jī)游走的非協(xié)整性假設(shè)。( 二)

24、 協(xié)整檢驗(yàn)為確定樣本企業(yè)全要素生產(chǎn)率和出口規(guī)模之 間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系，選用具有良好 小樣本特性的向量自回歸( VAR) 模型對(duì)變量間的 協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，并用 Durbin Waston 統(tǒng)計(jì)值 檢驗(yàn)每個(gè)變量是否遵循隨機(jī)游走。由于在 ADF 單位根檢驗(yàn)中已確定存在常 數(shù)項(xiàng)，趨勢(shì)項(xiàng)和最正確滯后期為 0，即可進(jìn)行協(xié)整 檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果( 表 4) 顯示，全要素生產(chǎn)率與 出口規(guī)模在 1% 和 5% 顯著性水平下基于最大 表 4變量間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)表 5變量間的 Durbin Waston 統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)兩式中，假設(shè)自變量及其滯后變量的回歸參數(shù)估計(jì)值均不存在顯著性， 那么 拒 絕“自 變 量 是

25、引致 因 變 量 格 蘭 杰 原 因 的 假 設(shè)。 采 用 E views 軟件對(duì)滯后 1 2 期的檢驗(yàn)無法拒絕原假 設(shè)( 表 6) ，說明從短期看，樣本企業(yè)生產(chǎn)率與 出口的因果關(guān)系不顯著，而滯后 3 5 期的檢驗(yàn) 均拒絕“全要素生產(chǎn)率不是出口規(guī)模的格蘭杰 原因的原假設(shè)，接受“出口規(guī)模不是全要 素 生 產(chǎn)率的格蘭杰原因的原假設(shè)( 表 6) 。因此，從 長(zhǎng)期看，全要素生產(chǎn)率與 出口規(guī)模存在單向因 果關(guān)系。( 三) 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)樣本企業(yè)全要素生產(chǎn)率和出口規(guī)模通過單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，說明兩變量存在長(zhǎng)期穩(wěn) 定 的 均 衡 關(guān) 系， 但尚不能揭示兩者的因 果 關(guān) 系。為此，對(duì)全要素生產(chǎn)率和出口規(guī)

26、模進(jìn)行格 蘭杰因果檢驗(yàn)，即假設(shè)在包含了變量 X、Y 過去信息的條件下，對(duì)變量 Y 的預(yù)測(cè)效果優(yōu)于只單獨(dú) 由 Y 的過去信息對(duì) Y 的預(yù)測(cè)，那么認(rèn)為變量 X 是 引致變量 Y 的 格 蘭 杰 原 因。本 檢 驗(yàn) VAR 模 型 如下:n+ t i ATFPt iExportPercentt =0( 四) 進(jìn)一步討論以上驗(yàn)證得出的根本結(jié)論是: 從 長(zhǎng) 期 和 總 體看，樣本企業(yè)存在基于 生產(chǎn)率異質(zhì)性的自我 選擇，而不存在“出口中學(xué)。但事實(shí)上，本樣本 中，57 家出口企業(yè)的出口參與度，即本文所稱出 口規(guī)模 ( 出口額占主營(yíng)業(yè)務(wù)收入比重) 差 異 顯i = 1n+ j ExportPercentt j

27、 + tj = 1n0 + t i ExportPercentt iATFP =i = 1n+ j ATFPt j + tj = 1 10 變量Durbin Waston統(tǒng)計(jì)量1% 水平臨界值5% 水平臨界值檢驗(yàn)結(jié)果ATFP 與 ExportPercent1 6912980 5110 386拒絕隨機(jī)游走，具有協(xié)整性變量原假設(shè)特征值似然比統(tǒng)計(jì)量1% 水平臨界值5% 水平臨界值A(chǔ)TFP 和Export Percentr = 00 233637261 395120 0415 41r10 14460196 679676 653 762021 年第 2 期國(guó)際商務(wù)研究著，最低和最高企業(yè) 2001 202

28、1 年該值的波動(dòng)素生產(chǎn)率與出口規(guī)模關(guān)系單獨(dú)作格蘭杰因果檢驗(yàn)( 表 7) ，得出的結(jié)論是: 當(dāng)滯后 1 2 期時(shí)，全 要素生產(chǎn)率與出口規(guī)模即存在顯著單向因果關(guān) 系; 當(dāng)滯后 3 5 期 時(shí)，全要素生產(chǎn)率與出口規(guī) 模存在互為因果關(guān)系。此結(jié)果說明: 從長(zhǎng)期看， 出口規(guī)模( 即出口參與度) 較大的樣本企業(yè)同時(shí) 存在自選擇和“出口中學(xué)效應(yīng)。區(qū)間分別 為 0% 10% ( 航 民 股 份 ) 和 73%90% ( ST 中冠 A) 。因此，有必要進(jìn)一步討論出口參與度較高企業(yè)生產(chǎn)率與出口之間的因果關(guān) 系。通過篩選，確定出口規(guī)模連續(xù) 5 年 及 以 上 大于 30% 的企業(yè)有 25 家( 表 2) ，占樣本總

29、數(shù)的35% ，出口企 業(yè) 樣 本 的 44% 。對(duì)這些企業(yè)全要 表 6樣本企業(yè)近似全要素生產(chǎn)率與出口規(guī)模的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表 7樣本企業(yè)近似全要素生產(chǎn)率與出口規(guī)模的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)四、結(jié)論與啟示本文采用國(guó)內(nèi) 72 家紡織類上市公司 2001 2021 年數(shù)據(jù)，并將出口企業(yè)依據(jù)本文所定義出口 11 原假設(shè)滯后期F 統(tǒng)計(jì)量P 值結(jié)論Export Percent 不是 ATFP 的格蘭杰原因12 099280 14885接受ATFP 不是 Export Percent 的格蘭杰原因16 874910 00938拒絕Export Percent 不是 ATFP 的格蘭杰原因21 914140 15

30、004接受ATFP 不是 Export Percent 的格蘭杰原因24 565050 01147拒絕Export Percent 不是 ATFP 的格蘭杰原因31 458480 02701拒絕ATFP 不是 Export Percent 的格蘭杰原因37 043010 00016拒絕Export Percent 不是 ATFP 的格蘭杰原因41 656340 01157拒絕ATFP 不是 Export Percent 的格蘭杰原因44 557090 00152拒絕Export Percent 不是 ATFP 的格蘭杰原因50 063890 02389拒絕ATFP 不是 Export Perc

31、ent 的格蘭杰原因50 000790 00079拒絕原假設(shè)滯后期F 統(tǒng)計(jì)量P 值結(jié)論Export Percent 不是 ATFP 的格蘭杰原因13 757180 06303接受ATFP 不是 Export Percent 的格蘭杰原因12 139970 14401接受Export Percent 不是 ATFP 的格蘭杰原因28 490580 51023接受ATFP 不是 Export Percent 的格蘭杰原因26 205130 05215接受Export Percent 不是 ATFP 的格蘭杰原因35 566280 62921接受ATFP 不是 Export Percent 的格蘭杰

32、原因34 306690 00510拒絕Export Percent 不是 ATFP 的格蘭杰原因47 302750 55193接受ATFP 不是 Export Percent 的格蘭杰原因43 220210 01247拒絕Export Percent 不是 ATFP 的格蘭杰原因56 160750 32021接受ATFP 不是 Export Percent 的格蘭杰原因52 554660 00665拒絕張斌 李菁: 中國(guó)紡織企業(yè)出口與生產(chǎn)率關(guān)系: 基于上市公司 2001 2021 年數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)規(guī)模指標(biāo)區(qū)分為出口參與度高、低兩類企業(yè)，檢驗(yàn)企業(yè)生產(chǎn)率與出口關(guān)系。研究說明: 首先，出口企業(yè)比非出

33、口企業(yè)具有更 高 生 產(chǎn)率，出口高參與度企業(yè)比低參與度企業(yè)具有更高 生產(chǎn) 率。 該結(jié)論與國(guó)外相關(guān)研 究，如 ( ISGEP，2021) 完全一致。其次，樣本企業(yè)存在自選擇，即生產(chǎn)率差異是 決定企業(yè)是否參與出口的原因，且出口高參與度 企業(yè)，此關(guān)系更趨明顯。第三，就所有樣本企業(yè)而言，不存在“出口中 學(xué)效應(yīng)，但出口高參與度企業(yè)的單獨(dú) 檢 驗(yàn) 顯 示 存在此效應(yīng)。這一檢驗(yàn)結(jié)果似乎也同國(guó)內(nèi)外相關(guān) 研究有 關(guān)“出 口 中 學(xué) 效應(yīng)的不確定結(jié)論吻合。 但本研究恰恰可以在一定程度上對(duì)此作出解釋， 即此方面研究應(yīng)區(qū)分行業(yè)和出口參與度，基于中 國(guó)企業(yè)數(shù)據(jù)的研究尤其如此。20 世紀(jì) 90 年代以 來中國(guó)全面參與國(guó)際

34、分工，但優(yōu)勢(shì)部門的參與方 式存在一般貿(mào)易和加工貿(mào)易之分，而目前的研究 一般不區(qū)分行業(yè) ( 表 2) ，即使是對(duì)中國(guó)紡織 企 業(yè) 的研究，如張杰、新夫( 2021) ，實(shí)際涉及的行業(yè)為 紡織業(yè)、服裝及其他纖維制品制造業(yè)，甚至包括皮 革、毛皮、羽絨及其制品業(yè)，因此，對(duì)中國(guó)企業(yè)不存 在“出口中 學(xué)原 因 的 解 釋 往往是推測(cè)樣本企業(yè) 存在加工 貿(mào) 易，如 張 杰 和 新 夫 ( 2021 ) 、張 禮 卿 和 孫俊新 ( 2021 ) 等。本研究將行業(yè)限定為 紡 織 制 造業(yè)，尤其剔除了貼牌和加工貿(mào)易大量存在的服 裝業(yè)，即試圖防止此情形。 另 一 方 面，樣 本 企 業(yè) 的出口參與度指標(biāo)同樣重要，

35、試想，假設(shè)一企業(yè)的出 口長(zhǎng)期維持在低水平，即國(guó)際市場(chǎng)并非其主要市 場(chǎng)，“出口中學(xué)何從談起? 樣本中假設(shè)大量摻雜此 類企業(yè)，檢驗(yàn)必定受干擾。因此，樣本選擇不能僅 依據(jù)平均出口參與度。此外，國(guó)內(nèi)研究盡管已注 意到中國(guó)特有的企業(yè)所有制問題( 本研究采用上 市公司數(shù)據(jù)，在一定程度上弱化了該因素) ，但企 業(yè)特定的貿(mào)易壁壘因素似乎也值得關(guān)注，因?yàn)橹?國(guó)企業(yè)的出口增長(zhǎng)除生產(chǎn)率內(nèi)因外，本世紀(jì)初以 來貿(mào)易壁壘的大幅降低同樣重要，至少，與長(zhǎng)期融 于國(guó)際市場(chǎng)或未面臨貿(mào)易壁壘環(huán)境突變的國(guó)外企 業(yè)( 尤其是興旺市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國(guó)家企業(yè)) 相比，有關(guān)中 國(guó)企業(yè)的研究，假設(shè)樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間區(qū)間限定在過 去的 10 至 15 年，那

36、么，推動(dòng)出口的生產(chǎn)率內(nèi)因和 12 貿(mào)易壁壘外因，孰輕孰重，確實(shí)有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。注 釋: : / / content chinasspp com / News / Detail /2021-7-2 /102130 htm。 ISGEP( 2021 ) 進(jìn) 行 跨 國(guó) 比 較 時(shí)， 將 企 業(yè) 出 口 額 占總銷售額比重稱為出口強(qiáng)度 ( export intensity) ， 該研究 中樣本 企 業(yè) 該 值 區(qū) 間 為 13 1% 47 8% ， 中 國(guó) 企 業(yè) 為59 9% 60 3% 。張禮卿和 孫 俊 新 ( 2021 ) 那么 采 用 出 口 產(chǎn) 出比，樣本企業(yè)均值為 22% 。 事實(shí)上，

37、自 1999 年 中 國(guó) 對(duì) 加 工貿(mào)易商品實(shí)施分 類管理以來，紡織品始終是限制類商品。根 據(jù) 商 務(wù) 部、海 關(guān)總署 2007 年第 44 號(hào)公告公布的 2007 年前?加工貿(mào) 易限制類 商 品 目 錄 ?，紡 織 品 占 394 個(gè)十位商品編碼的 66% ，在當(dāng)年 新 增 的 1853 個(gè) 十 位 商 品 編 碼 中，紡 織 品 占86% ，2021 年 2 月 1 日新調(diào)整的加工貿(mào)易限制類目錄共計(jì)500 個(gè)十位商品編碼，紡織品占 53% 。參考文獻(xiàn):1趙偉，李淑貞 出口與企業(yè)生產(chǎn)率: 由實(shí)證而 理論的最新拓展J 國(guó)際貿(mào)易問題，2007，( 7) 2 趙偉，李淑貞 出口與產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率: 基于

38、中國(guó) 高 新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的檢驗(yàn)J 技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2021，( 5) 3唐宜紅，林發(fā)勤 異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易模型對(duì)中國(guó)企業(yè)出口的適用性檢驗(yàn)J 南開經(jīng)濟(jì)研究，2021，( 6) 4 柴華，向軍 中國(guó)紡織行業(yè)出口增長(zhǎng): 一個(gè)微 觀 視角J 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理，2021，( 12) 5張杰，李勇，劉志彪 出口與中國(guó)外鄉(xiāng)企業(yè)生 產(chǎn)率基于江蘇制造 業(yè) 企 業(yè) 的 實(shí) 證 分 析J 管 理 世 界，2021，( 11) 6 張杰，新夫 中國(guó)紡織業(yè)企業(yè)的出口與生產(chǎn)率變 化趨勢(shì)研究J 財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2021，( 3) 7張禮卿，孫俊新 出口是否促進(jìn)了異質(zhì)性企業(yè)生產(chǎn)率的增長(zhǎng): 來自中國(guó)制造企業(yè)的實(shí)證分析J 南開經(jīng)濟(jì)研究，2021，( 4

39、) 8馬述忠，鄭博文 中國(guó)企業(yè)出口行為與生產(chǎn)率關(guān)系的歷史回溯: 2001 2007J 浙江大學(xué)學(xué)報(bào)( 人文社會(huì)科學(xué)版) ，2021，( 7) 9 李春頂 出口與企業(yè)生產(chǎn)率基于中 國(guó) 制 造 業(yè) 969 家上市公司數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)J 經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2021，( 4 ) 10 李春 頂，尹 翔 碩 我國(guó)出口企業(yè) 的“生 產(chǎn) 率 悖 論及其解釋J 財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2021，( 1) 11 李春頂，趙美英 出口貿(mào)易是否提高了我 國(guó) 企 業(yè)的生產(chǎn)率? 基于中國(guó) 2007 年制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)J 財(cái)經(jīng)研究，2021，( 4) 2021 年第 2 期國(guó)際商務(wù)研究12李春頂 新 新貿(mào)易理論文獻(xiàn)綜 述J 世 界Jobs，an

40、d Wages in U S Manufacturing: 1976 1987JBrookings Papers on Economic Activity: Microeconomics，199521 Wagner，Joachim Exports and Productivity: A Survey of the Evidence from Firm Level DataEB / OL HW- WA Discussion Paper 319，2005 : / / www hwwa de22 The International Study Group on Exports and Product

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