情景下出口和企業(yè)生產(chǎn)率再檢驗(yàn)直接vs間接

及出口貿(mào)易方式四方面因素的基礎(chǔ)上，利用改進(jìn)的傾向得分匹配方法(PSM)在統(tǒng)一的理論框架內(nèi)系統(tǒng)地檢驗(yàn)了出口與生產(chǎn)率的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：總體來看，中國(guó)企業(yè)并不存在明顯的自中學(xué)習(xí)效應(yīng)；直接出口企業(yè)，一般貿(mào)易出口企業(yè)與混合貿(mào)易出口企業(yè)都存在顯著的自我選擇 (e，003；208，大量針對(duì)不同國(guó)別的，嘗試著從各個(gè)方面來檢驗(yàn)出口和企業(yè)生產(chǎn)率的相互關(guān)系(rnrdndenn999errenandch00anseoc25agon，2012)業(yè)對(duì)(raneandor199。一方面，從企業(yè)出口行為的“自我選擇”效應(yīng)角度來看，Luetal.(2010),Duetal.(2012)和Maetal.(2013)的文章都中國(guó)內(nèi)資企業(yè)中，出口企業(yè)的生產(chǎn)率要高于非出口企業(yè)，這是與新新國(guó)際貿(mào)易理論預(yù)測(cè)相一致的。然而，而(2010)，Lu(2010)和Daietal.(2010)象。對(duì)此，(2010)和Daietal.(2010)的解釋是從實(shí)證角度出發(fā)來解釋這一現(xiàn)象——加供了一些有意思的見解，等(2005)通過反向運(yùn)用Melitz模型(即假設(shè)企業(yè)在國(guó)內(nèi)銷售需要的固定成本)，說明中國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割可能使企業(yè)被迫出口，最終將使生產(chǎn)邊際成本低(生產(chǎn)率高)的企業(yè)能夠覆蓋的市場(chǎng)，而邊際成本高(生產(chǎn)率低)的企業(yè)僅能在國(guó)外市國(guó)企業(yè)生產(chǎn)率的提升。戴覓和(2010)檢驗(yàn)出中國(guó)出口企業(yè)存在出口中學(xué)習(xí)的效應(yīng)，而力，從而能夠從出口中獲得更大的生產(chǎn)率溢出。進(jìn)一步，(2011)專門針對(duì)從事加工貿(mào)效應(yīng)加工貿(mào)易中的存在。與以上文獻(xiàn)結(jié)果略有不同的是，Duetal.(2012)的檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)口因素的考慮。Altomonte和Békés(2009)、Mu?ls和Pisu(2009)以及Forlani(2102)均，亞，Kasahara和Rodrigue(2008)針對(duì)智利，F(xiàn)orlani(2012)針對(duì)愛爾蘭，Halpern(2011)出效應(yīng)的準(zhǔn)確估計(jì)；最后，忽略了出口貿(mào)易方式的影響。加工貿(mào)易形式的出口企業(yè)最為重要的一種出口方式。1981至2007年加工貿(mào)易總額的份額則由6.0%上升至了正如Ornaghi和VanBeveren(2012)的綜述文章所，目前最近發(fā)展起來的估算企業(yè)TFP方法，總體上看可分為三種基本思路方法：Olley-Pakes(OP半?yún)?shù)方法(1996)、為研究出口對(duì)于生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)，DeLoecker2007)通過在生產(chǎn)函數(shù)中加入出口啞變量及其與投資和資本存量的交叉項(xiàng)進(jìn)行估算①OP測(cè)算方法。后續(xù)的研究開(2007)OP測(cè)算框架改進(jìn)為包含出口與進(jìn)口決策的。我們假設(shè)出口和進(jìn)口決策，連同投資決策一起，都是企業(yè)在t1期決定的。我們?cè)诟戒浿姓故玖司唧wOPLPACF估計(jì)方法主要基于以下原因。首先，LP方法構(gòu)建的意義上來看，LP方法并不適用本文的研究目的。其次，ACF方法是考慮到勞動(dòng)力的調(diào)整時(shí)嚴(yán)重，因此，采取ACF方法并不適合中國(guó)實(shí)際情形。從處理問題的能力來看，OP方法因?yàn)槟軌蛲瑫r(shí)解決C-D生產(chǎn)函數(shù)中企業(yè)資產(chǎn)和TFP的同時(shí)性偏差問題(simultaneitybias)以及非平衡面板數(shù)據(jù)和企業(yè)生存與退出所帶來的樣本選擇性偏差問題(selectionbias)。同時(shí)OP方法也避免了對(duì)中間投入的錯(cuò)誤平減帶來的誤差。OP方法來估計(jì)生產(chǎn)率。此外，由于直接估計(jì)產(chǎn)出方程1，我們采用了企業(yè)增加值方程進(jìn)行估算?？紤]到行業(yè)的異質(zhì)性，我們對(duì)所有2分位制造業(yè)行業(yè)進(jìn)行了逐個(gè)估計(jì)。自于國(guó)家到年的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)。此數(shù)據(jù)庫(kù)涵蓋了中國(guó)所有確地估計(jì)企業(yè)的資本存量又是重中之重。Brandt,VanBiesebroeck和Zhang(2012)針值可能會(huì)導(dǎo)致不同程度的系統(tǒng)偏誤。BrandtVanBiesebroeck和Zhang2012)提供了一種估計(jì)自于出口企業(yè)，占到2000-2006年企業(yè)數(shù)據(jù)中出口企業(yè)觀測(cè)值的31.26%。在197070個(gè)出98857個(gè)，占比50.16%，加工貿(mào)易類型企業(yè)的觀測(cè)值為29543個(gè)，占比14.99%，混合類型企業(yè)的觀測(cè)值為57230個(gè)，占比29.04%。由于合并后的數(shù)據(jù)中只包含了原企業(yè)數(shù)據(jù)中約31%的出口企業(yè)，一個(gè)可能的問題2000-2006年期間的數(shù)據(jù)作為研究樣本，可能還有如下的合理性：一是2000-2006，中國(guó)企業(yè)特別是本土企業(yè)的均處于一個(gè)顯著的高速增長(zhǎng)期；二于2001年底加入WTO，我們樣本數(shù)據(jù)正好涵括了中國(guó)加入WTO的前后期間，這就為我們觀察中國(guó)加入WTO后貿(mào)易壁壘的相對(duì)降低，企業(yè)出口的影響以及出口對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的作用效應(yīng)，①具體操作可以參見Brandtetal.(2012)文章的附錄，在本文附錄亦有詳細(xì)的說明②圖 圖 期間內(nèi)的總變化趨勢(shì)而言，僅有非出口企業(yè)的TFP有明顯的提升，而其他三種貿(mào)易方式的型的企業(yè)在2003至2004的生產(chǎn)率均值均有提升，這可能說明通過出口獲得的生產(chǎn)率提企業(yè)是否直接出口是已有的研究出口與生產(chǎn)率關(guān)系文獻(xiàn)所忽視的重要視角。Ahn,Khandelwal,andWei(2012)的研究貿(mào)易中間商在促進(jìn)中國(guó)企業(yè)參與貿(mào)易方面具有重要的們可以較好地識(shí)別出企業(yè)是否直接參與出動(dòng)。我們?cè)诒?中提供了劃分直接貿(mào)易企業(yè)和2003年之前高于非出口企業(yè)，而在此之2003年之后出現(xiàn)了上升趨勢(shì)。最后，直接貿(mào)易企業(yè)僅僅在2003至2004表現(xiàn)出平均生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。這可能說明，企業(yè)參與直接貿(mào)易出口或 表 圖 exp01fpi,t12sizei,t1Zi probexporti,t1 1exp01fpi,t12sizei,t1

一種是僅僅利用庫(kù)的報(bào)關(guān)記錄定義的出口虛擬變量，記為ex(b)，第三種是綜合利用兩業(yè)，我們記為ex(c。()是正態(tài)的累積概率密度函數(shù)。tfpi,t1是企業(yè)i在t1期的生產(chǎn)率OP方法(記為tfp(a)OP方法)2A2B 表 自我選擇效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)

是是是是是是是是是是是是N

;*p<0.10,**p<0.05,***p<表 自我選擇效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)

是是是是是是是是是是是是N

;*p<0.10,**p<0.05,***p<于Ahnetal.(2012)21 企業(yè)i圖 3可知，企業(yè)的出口決策被劃分為三個(gè)選項(xiàng)：不出口，間接出口與直接出口，我們Probexportitjexp ZProbexportit 0 1 i,t 2 i,t ji 3A 直接出口 N表 直接出口 N4A4B匯報(bào)了使用不同方法測(cè)算的生產(chǎn)率對(duì)上述模型的估計(jì)結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，僅僅一表 是是是是是是是是是是是是N表 一般貿(mào)易加工貿(mào)易混合貿(mào)易一般貿(mào)易加工貿(mào)易 是是是是是是是是是是是是N

(DeLoecker(2007)使用PSM的方法研究了亞企業(yè)的出口中學(xué)習(xí)效應(yīng)。為了運(yùn)用匹配的方法，DeLoecker定義了出口進(jìn)入企業(yè)和非出口企業(yè)，并將出口進(jìn)入企業(yè)看作實(shí)驗(yàn)前的時(shí)期依次為-1期，-2期……1期，2期……，依此類推。具體地，我們首先利用Probit模型估計(jì)了如下出口決策的概率模型來獲得企業(yè)出口傾向得分：Probstarti,01tfpi,1,sizei,1,importi,1,Zi 是否開始出口。我們選定的企業(yè)出口前的特征變量包括生產(chǎn)率tfp)，規(guī)模size)，進(jìn)口虛擬變量import)。值得注意的是，利用匹配方法研究出口的一類文獻(xiàn)中，進(jìn)口因素并沒有被當(dāng) 3

0期，結(jié)果變量為當(dāng)期與出口前一期的生產(chǎn)率水平差分值。LBE(a)LBE(b)分別是使用tfp(a)tfp(b)的估計(jì)結(jié)果。括號(hào)內(nèi)為Abadie-Imbens(2012)異方差穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤。5DeLoecker方法的估計(jì)結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，無論采用哪種生產(chǎn)SM方法多使用于截面數(shù)據(jù)或重復(fù)截面數(shù)據(jù)，而在面板數(shù)據(jù)中使用較少。DeLocer方法的特點(diǎn)在于在某種意義上避免了直接使用原始出口虛擬變量來識(shí)別實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組所造成的錯(cuò)誤匹配。比如，企業(yè)i在l期不出口(xpotl1，而在m(xpotm0)時(shí)匹配程序會(huì)不加識(shí)別地將l期的im期的ii口之后的產(chǎn)量和出口目的國(guó)的調(diào)整以及退出出口市場(chǎng)的問題。Blum,ClaroandHorstmann(2013)的研究否認(rèn)了這一假定，他們的：(1)大約1/3的出口企業(yè)選反復(fù)企業(yè)，包括進(jìn)入后退出企業(yè)1141家與退出后再進(jìn)入的企業(yè)628家，總觀測(cè)值占表 6可以知道，僅僅將出口進(jìn)入者(處理組)和非出口企業(yè)(對(duì)照組)進(jìn)行匹配，僅僅利用了79%的樣本企業(yè)，而忽視了其他類型的出口企業(yè)。比如，樣本期間內(nèi)持續(xù)出口企業(yè)17.32%，而在DeLoecker文章的計(jì)量框架下，這類企業(yè)既不屬于出PSM的應(yīng)用上做了如DeLoecker(2007)Blum,ClaroandHorstmann(2013)的出口決策模型。我們實(shí)際上假定企業(yè)每年年初都會(huì)根據(jù)成本和2005年的估計(jì)結(jié)果在統(tǒng)計(jì)意義上顯著。2005年出口企業(yè)相比于非出口企業(yè)生產(chǎn)率有顯2004年出口企業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)顯著低于非出口企業(yè)。綜合來看，出口企業(yè)相對(duì)于DeLoecker(2007)由于沒有考慮不同時(shí)期企業(yè)存在的顯著差異而高估了出口中學(xué)習(xí)效應(yīng)。表 年 LBE(b) 注：LBE(a)*LBE(b)*分別是使用tfp(a與tfp(bAbadie-Imbens接出口企業(yè)各自的出口中學(xué)習(xí)效應(yīng)。估計(jì)結(jié)果匯報(bào)于表8，通過觀察可發(fā)現(xiàn)，間接出口企業(yè)在有效樣本期限內(nèi)沒有體現(xiàn)出顯著地出口學(xué)習(xí)效應(yīng)，而且2004年的間接出口2006年的出口中學(xué)習(xí)表 LBE(b)LBE(b)分變量。LBE(a)*與LBE(b)*分別是使用tfp(a)與tfp(b)的估計(jì)結(jié)果。不同出口貿(mào)易方式的企業(yè)是否具有不同的出口中學(xué)習(xí)效應(yīng)？就關(guān)于中國(guó)企業(yè)的實(shí)證文(、碩，09；戴覓、、aa，1)，或者是單單研究中國(guó)企業(yè)的出口中學(xué)習(xí)效應(yīng)、、20)。在節(jié)我們?cè)噲D在個(gè)邏輯致的框架全面表 合并數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)得到。貿(mào)易方式的劃分根據(jù)各類貿(mào)易方式占出口總額的，若一般貿(mào)易(加工貿(mào)易)出口占到90%以上，則為一般貿(mào)易(加工貿(mào)易)出口企業(yè)，其他為混合貿(mào)易出口企業(yè)?；谝陨系姆治?，我們采用多處理效應(yīng)（multipletreatmenteffects）模型來估計(jì)不同貿(mào)10展示了不同貿(mào)易方式出口企業(yè)的出口中學(xué)習(xí)效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)兩種類型表 LBE(a)*LBE(b)*分別是使用tfp(a與tfp(bKasaharaandRodrigue(2007)OP估計(jì)框Brandtetal.（2012）以估算企業(yè)在樣本中首次出現(xiàn)年份的真實(shí)資本存量為切入點(diǎn)。他們首先估算了年每個(gè)省份各行業(yè)的名義資本存量的平均增長(zhǎng)率，然后利用1998-20071998-2007年行業(yè)-省份層面的名義資本存量增長(zhǎng)率。聯(lián)合企業(yè)的信息，便可以得到企業(yè)成立年份的名NK0RK0則利用PerkinsandRawski2008)構(gòu)造的投資平均指數(shù)進(jìn)行平減。這一計(jì)算過程可以表達(dá)為如下：RK0

t(1r估算企業(yè)在時(shí)期t實(shí)際資本存量RKt：

(1r

t

p

t

NKNK

t其中pt表示企業(yè)在時(shí)期tBrandtetal.(2012)1993年的YAKL it yit0kkitlliteit k與lOlley-Pakes方法(以下簡(jiǎn)稱OP方法)來估計(jì)上述方程。解為白噪聲it和隨時(shí)間變化的生產(chǎn)率沖擊itOP方法進(jìn)一步不可觀測(cè)的生產(chǎn)率沖擊it服從一階Iitit(kit,it為了考慮企業(yè)的決策，我們參考了KasaharaandRodrigue(2005),AmitiandKonings(2007),DeLoecker(2007)的處理方法，將OP框架拓展至包含企業(yè)決策。具體地，企業(yè)的決策作Iititkit,it,imit,exit關(guān)于it的反函數(shù)得到不可觀測(cè)的生產(chǎn)率沖擊的表達(dá)式：ittkit,Iit,exit,imit

yitkkitllithitIit,kit,exit,imit hitIitkitexit,imit0it我們需要利用非參數(shù)方法來估計(jì)(B3)，估計(jì)步驟分為三步。第一步需要我們一致估計(jì)k和l。我們利2階多項(xiàng)式來估計(jì)這一概率。到行業(yè)之間異質(zhì)性較大，我們分2分位行業(yè)對(duì)生產(chǎn)率進(jìn)行了估計(jì)。的的

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