邢 志 平

(廈門大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 福建 廈門 361005)

一、問題提出

企業(yè)通過出口能夠?qū)W習(xí)外國的管理經(jīng)驗、技術(shù)等以提高自身的生產(chǎn)率，這也是多數(shù)文獻(xiàn)提到的“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”。其具體表現(xiàn)在：發(fā)展中國家出口企業(yè)從發(fā)達(dá)國家的貿(mào)易伙伴那里免費(fèi)獲得產(chǎn)品設(shè)計和改善工藝的技術(shù)；國外市場更為激烈的競爭以及對產(chǎn)品質(zhì)量更為嚴(yán)苛的要求，迫使出口企業(yè)更加努力地提高自己的生產(chǎn)率；市場規(guī)模的擴(kuò)大給出口企業(yè)提供了增加收入的良好時機(jī)，但也給它們帶來了提高生產(chǎn)效率的壓力[1-2]。

關(guān)于出口學(xué)習(xí)效應(yīng)，有大量的文獻(xiàn)對其做了實證檢驗。一些文獻(xiàn)認(rèn)為存在出口學(xué)習(xí)效應(yīng)。Van Biesebroeck運(yùn)用1992～1996年南非9個國家制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，并且在控制了自我選擇效應(yīng)情況下，發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)在從事出口之后生產(chǎn)率增加了25%～28%，這也說明了出口學(xué)習(xí)效應(yīng)的存在[3]；De Locker運(yùn)用1994～2000年間斯洛文尼亞的16個制造業(yè)產(chǎn)業(yè)的企業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)企業(yè)一旦開始出口后將變得更有生產(chǎn)率，同時，還發(fā)現(xiàn)出口到發(fā)達(dá)國家的企業(yè)較出口到發(fā)展中國家企業(yè)有更大的生產(chǎn)率效應(yīng)[4]；張杰等利用1999～2003年間所有國有企業(yè)及規(guī)模以上非國有企業(yè)的企業(yè)層面微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)驗分析發(fā)現(xiàn)，結(jié)果穩(wěn)健地驗證了出口通過出口學(xué)習(xí)效應(yīng)促進(jìn)了我國制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長[2]。與上述結(jié)論相反，另一些文獻(xiàn)認(rèn)為并沒有充足的證據(jù)證實出口學(xué)習(xí)效應(yīng)存在。國外學(xué)者Bernard和Jensen[5-6]、Wagner[7]及Arnold和Hussinger[8]的相關(guān)研究均未發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)和非出口企業(yè)在生產(chǎn)率增長方面的差異性；國內(nèi)學(xué)者李春頂和尹翔碩實證檢驗得出了“生產(chǎn)率悖論”，并發(fā)現(xiàn)盡管企業(yè)規(guī)模是影響出口的主要因素，但出口貿(mào)易對于企業(yè)生產(chǎn)率的影響是不顯著的[9]。通過文獻(xiàn)梳理，已有的大多數(shù)實證類文獻(xiàn)基本都在探討及檢驗企業(yè)是否出口對其生產(chǎn)率的影響。然而，企業(yè)出口的規(guī)模是十分不同的，那么，出口規(guī)模的大小又是如何影響企業(yè)生產(chǎn)率的呢？因此，這一問題也就是本文研究的重心所在。

考慮到以中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，使用OLS方法或固定效應(yīng)模型對企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行估計時，存在著同時性(simultaneity)問題和選擇性偏差(selection biases)問題[10]，因此，本文對Levisohn和Petrin[11]所提出方法(以下簡稱LP方法)進(jìn)行改進(jìn)以估計生產(chǎn)率。之所以選擇LP方法是因為，Olley和Pakes[9]所提出方法(以下簡稱OP方法)以企業(yè)投資作為生產(chǎn)率的替代變量，然而企業(yè)調(diào)整投資的行為沒有中間投入那么靈活，因此選擇企業(yè)中間投入作為替代變量要優(yōu)于選擇企業(yè)投資作為替代變量[11]。并且，改進(jìn)后的LP方法同時建立在OP方法和LP方法的基礎(chǔ)上，彌補(bǔ)了傳統(tǒng)LP方法無法解決選擇性偏差問題這一缺陷。

在探討企業(yè)出口規(guī)模對生產(chǎn)率的影響時，計量方面存在以下兩個問題。首先，出口可能影響企業(yè)生產(chǎn)率，而生產(chǎn)率高的企業(yè)又會更有動力出口，即可能存在雙向因果關(guān)系；其次，出口多的企業(yè)，多數(shù)是規(guī)模、研發(fā)、地理位置等方面占優(yōu)的企業(yè)，而這些因素也會影響到企業(yè)生產(chǎn)率，因此，這就會造成計量方面的混雜偏差(confounding bias)問題。之前的文獻(xiàn)在研究企業(yè)是否出口對生產(chǎn)率的影響時，為了克服上述兩個問題引入了傾向評分匹配法(Propensity Score Matching，PSM)，但該方法只適用處理變量為二元的情況(這里的處理變量即是企業(yè)是否出口)。因而，為了更好地反映出口規(guī)模對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，本文引入了廣義傾向評分匹配方法(Generalized Propensity Score Matching，GPSM)。

本文首先基于改進(jìn)后的LP方法估計了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并按企業(yè)是否出口將企業(yè)分為兩組，并分別計算各組的全要素生產(chǎn)率均值。其次，本文使用GPSM方法，分別分析了企業(yè)出口量及出口密集度對全要素生產(chǎn)率的影響。再次，本文按出口密集度大小將出口企業(yè)分為加工貿(mào)易型與一般貿(mào)易型后，分析出口密集度對全要素生產(chǎn)率的抑制作用在加工貿(mào)易型企業(yè)中是否存在，并對產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因進(jìn)行了分析。

二、研究模型與研究方法選擇

1.LP方法

假定企業(yè)生產(chǎn)采用C-D函數(shù)形式，取對數(shù)后的估計方程變?yōu)椋簂nYit=β0+βllnLit+βklnKit+ωit+εit。其中，ωit代表全要素生產(chǎn)率。如大多數(shù)研究一樣，在使用最小二乘法及固定效應(yīng)方法對TFP進(jìn)行估計時存在著兩個問題[12]：內(nèi)生性(即異質(zhì)性企業(yè)個體的生產(chǎn)率一定程度上決定了企業(yè)要素投入)[13]和選擇性偏差(企業(yè)的生產(chǎn)率將一定程度決定企業(yè)進(jìn)入和退出市場的概率)[14]。為了克服這兩個問題，Olley和Pakes提出了使用企業(yè)投資量作為生產(chǎn)率的替代變量的OP 方法[5]，Levinsohn和Petrin提出了使用中間投入作為生產(chǎn)率的替代變量的LP方法[11]。

lnYit=βllnLit+φt(mit,lnKit,EXPit)+εit

(1)

(2)

當(dāng)企業(yè)在t期存在并在下一期續(xù)存則表示為χi,t+1=1，相應(yīng)地存在于t期而在t+1期消失的企業(yè)則表示為χi,t+1=0。采用Probit概率計量模型估計，使用二階多項式逼近，此為估計第二步。

基于企業(yè)生產(chǎn)率服從一階馬爾科夫過程的假設(shè)，可得：

(3)

2.GPSM估計模型和方法

Hirano和 Imbens[15]在Rosenbaum和Rubin[16]的基礎(chǔ)上將PSM方法中的二元處理變量擴(kuò)展為連續(xù)型，提出了廣義傾向評分匹配法(GPSM)。關(guān)于PSM方法及GPSM方法的前提假設(shè)條件，本文在此不再贅述，具體可參見Becker和Ichino[17]以及Hirano和Imbens[15]?；谥坝嘘P(guān)PSM應(yīng)用的文獻(xiàn)[2，18-19]，GPSM方法既能夠有效解決出口規(guī)模變量與企業(yè)生產(chǎn)率之間的內(nèi)生性問題，還能夠有效消除出口規(guī)模變量與同時影響企業(yè)出口和生產(chǎn)率的各類變量之間的混雜偏倚問題。GPSM估計主要分為3步：

根據(jù)Abadie指出的匹配變量的選取規(guī)則[21]，匹配變量中所包含的變量應(yīng)為同時影響處理變量和結(jié)果變量的變量，即X所包含的變量應(yīng)為同時影響企業(yè)出口規(guī)模和企業(yè)生產(chǎn)率的變量。因此，本文將X所包含的變量設(shè)置如下：①上一期的生產(chǎn)率水平lTFP；②企業(yè)規(guī)模變量lnl，用企業(yè)從業(yè)人數(shù)的對數(shù)值表示；③企業(yè)是否位于東部地區(qū)的虛擬變量region，其中region=1表示企業(yè)位于東部沿海11省份(北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南)，其他省份，region=0；④企業(yè)是否研發(fā)的虛擬變量DRD，其中，DRD=1表示企業(yè)存在研發(fā)支出，DRD=0表示企業(yè)沒有研發(fā)支出。

三、數(shù)據(jù)說明及描述性統(tǒng)計

本文所用數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)時間跨度為2005～2007年。參照聶輝華等[22]、謝千里等[23]的方法，對不合理數(shù)據(jù)進(jìn)行了篩選，剔除了那些不符合現(xiàn)實的企業(yè)樣本，如從業(yè)人數(shù)少于8人的樣本，以及不符合會計準(zhǔn)則，如總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)凈值、累計折舊小于當(dāng)期折舊、主營收入大于營業(yè)收入、工業(yè)增加值或中間投入大于總產(chǎn)出的樣本企業(yè)。本文使用各省出廠價格指數(shù)、固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)、全國工業(yè)原材料燃料和動力購進(jìn)價格指數(shù)對工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)凈值、中間投入進(jìn)行了平減，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。同時，用企業(yè)從業(yè)人數(shù)衡量企業(yè)的勞動投入。

表1　出口企業(yè)與非出口企業(yè)生產(chǎn)率均值比較

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

通過表1，我們看到，在本文統(tǒng)計范圍內(nèi)的所有行業(yè)中，出口企業(yè)的生產(chǎn)率均值均大于非出口企業(yè)，并不表現(xiàn)出“生產(chǎn)率悖論”的特點(diǎn)[24-26]。本文所得結(jié)論與范劍勇和馮猛[27]所得結(jié)論是相一致的。他們利用要素投入的流量與存量法以及OP、LP生產(chǎn)率估計法，更加細(xì)致地比較了出口與內(nèi)銷企業(yè)之間的生產(chǎn)率差異，發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)生產(chǎn)率總體上要高于非出口企業(yè)。而究其差異的原因，主要在于生產(chǎn)率估計的準(zhǔn)確性，反思李春頂[25]在得出“生產(chǎn)率悖論”這一結(jié)論時所采用的生產(chǎn)率估計方法，可以看到其所度量的生產(chǎn)率更多是勞動生產(chǎn)率，而在我國出口企業(yè)更多是加工貿(mào)易型企業(yè)的背景下，此類出口企業(yè)更多利用了我國廉價勞動的優(yōu)勢，也就是意味著利用更多的勞動替代資本，如果利用勞動生產(chǎn)率去衡量全要素生產(chǎn)率時，將低估出口企業(yè)的生產(chǎn)率。因此可以說，企業(yè)生產(chǎn)率估計方法的準(zhǔn)確性將影響到結(jié)論的準(zhǔn)確性。本文進(jìn)一步發(fā)展LP方法，將OP方法對樣本選擇問題的處理引入到LP方法中，以使得生產(chǎn)率估計相比于前期文獻(xiàn)更為準(zhǔn)確，本文的結(jié)論也將更為可靠。

本文刪掉出口小于或等于零的樣本，僅留下存在出口的企業(yè)，以此來分析“出口規(guī)模的大小對企業(yè)生產(chǎn)率的影響”。首先選擇企業(yè)出口量這一絕對變量來衡量企業(yè)出口規(guī)模，經(jīng)計算可得，企業(yè)出口量EX的均值為80 100.28，最大值為1.81e+08，最小值為1。并且其偏度為100.2581，峰度為17 090.08。出口量對數(shù)化后均值為9.6352，最大值為19.0140，最小值為0。其偏度為-0.3763，峰度為4.6648，分布如圖1。

依據(jù)出口量對數(shù)化后的分布圖1，本文在進(jìn)行GPSM估計時，第1步使用較為一般的正態(tài)分布形式，即g(Ti)|Xi～N(F(Xiβ),σ2)。那么，樣本企業(yè)的廣義傾向評分值為:

其中，g(Ti)是處理變量的合理轉(zhuǎn)換函數(shù)。

同時，本文構(gòu)造出口密集度指標(biāo)exd(出口交貨值除以工業(yè)銷售產(chǎn)值)?？梢钥吹?，出口密集度是企業(yè)出口規(guī)模的相對指標(biāo)。出口密集度指數(shù)的分布見圖2。

圖1　出口量對數(shù)化后的分布圖　　　　　　　　　　　　　　圖2　出口密集度分布圖

四、GPSM估計與實證分析

根據(jù)上文所述，GPSM估計分為3個步驟：第1步的主要目的在于獲得樣本企業(yè)的廣義傾向評分值；第2步在于獲得下一步估計所需的估計系數(shù)；第3步依據(jù)前兩步的結(jié)果獲得不同企業(yè)出口量或出口密集度所對應(yīng)的企業(yè)生產(chǎn)率水平，此步也是我們最為關(guān)心的結(jié)果。GPSM估計第1步回歸結(jié)果見表2。

表2　GPSM估計第1步估計結(jié)果

注：括號內(nèi)為回歸系數(shù)的p值，***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，下同。

通過表2，我們看到，隨企業(yè)上年生產(chǎn)率的增加，企業(yè)出口量逐漸增加，而企業(yè)出口密集度逐漸減小。這主要是因為，隨企業(yè)生產(chǎn)率的增加，企業(yè)的產(chǎn)值會加大，企業(yè)因而也會增加出口量，然而，企業(yè)會把生產(chǎn)的產(chǎn)品更多地銷售到國內(nèi)市場，因而企業(yè)出口密集度逐漸減小。企業(yè)從業(yè)人員越多，企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)出口量及出口密集度也會越大。并且，位于東部地區(qū)的企業(yè)的出口量及出口密集度都要大于非東部地區(qū)。

根據(jù)表2得到的回歸結(jié)果以及各自的條件分布，計算得到了各自的廣義傾向評分。其中，出口量廣義傾向評分的最大值為0.319 820 7，最小值為1.08e-14，均值為0.241 938 2。出口密集度的廣義傾向評分的最大值為0.998 604 1，最小值為0.037 928 2，均值為 0.578 267 7。

GPSM估計的第2步估計結(jié)果見表3。其中l(wèi)nEX代表出口量的對數(shù)值；exd代表出口密集度；lnEX2代表出口量對數(shù)值的平方項；exd2代表出口密集度的平方項；RlnEX代表出口量對數(shù)值的廣義傾向評分值；Rexd代表出口密集度的廣義傾向評分值；RlnEX2及Rexd2代表廣義傾向評分值的平方；lnEXR代表出口量對數(shù)值與其廣義傾向評分的交互項；exdR代表出口密集度與其廣義傾向評分的交互項。

表3　GPSM估計的第2步估計結(jié)果

通過表3的估計結(jié)果可以看到，(a)列中所有自變量的系數(shù)都非常的顯著。然而(d)列中exd變量的系數(shù)并不顯著，因此，本文采用逐步回歸法?；诒疚牡难芯康哪康?，首先對exd及Rexd兩個變量回歸可以看到系數(shù)非常顯著，然后逐步加入二者的平方項，系數(shù)仍然顯著，并且可以看到exd及Rexd的系數(shù)的正負(fù)并不發(fā)生變化，然而當(dāng)加入二者的交互項后，exd的系數(shù)變得不顯著且系數(shù)的正負(fù)性發(fā)生變化，因此，本文采用(c)列的結(jié)果。

基于第2步的估計結(jié)果，我們可以得到出口量及出口密集度對生產(chǎn)率的因果效應(yīng)散點(diǎn)圖如圖3、圖4所示。

圖3　出口量對生產(chǎn)率的因果效應(yīng)　　　　　　　　　　　　圖4　出口密度對生產(chǎn)率的因果效應(yīng)

通過圖3可以看到，隨出口量的增加企業(yè)生產(chǎn)率逐漸減小，而后到達(dá)一定數(shù)值后，即出口量的對數(shù)值為7.8時，隨出口量的增加，企業(yè)生產(chǎn)率逐漸增加，出口量對企業(yè)生產(chǎn)率呈現(xiàn)出先抑制后促進(jìn)的作用。本文通過計算發(fā)現(xiàn)，出口量對數(shù)值小于7.8的企業(yè)僅為9201家，而出口量大于零的企業(yè)有72 736家，也就是說，出口量對數(shù)值小于7.8的企業(yè)數(shù)量僅占總體的12.6%，因此，鑒于如此小的企業(yè)數(shù)量，總體上可以認(rèn)為企業(yè)出口量對生產(chǎn)率具有正向的促進(jìn)作用。相對于之前檢驗“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”的文獻(xiàn)，本文不僅僅分析了企業(yè)是否出口對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，而且分析了企業(yè)出口多少對企業(yè)生產(chǎn)率的作用。這也進(jìn)一步驗證了企業(yè)的“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”。

通過圖4可以看到，隨出口密集度的增大，企業(yè)生產(chǎn)率逐漸減小，企業(yè)出口密集度對企業(yè)生產(chǎn)率存在著抑制作用。根據(jù)之前相關(guān)文獻(xiàn)的解釋，之所以出現(xiàn)圖4所示的現(xiàn)象，與出口企業(yè)的貿(mào)易類型不同有密切關(guān)系[28-29]。本文將出口企業(yè)主要分為兩類，一類是一般貿(mào)易型企業(yè)，另一類是加工貿(mào)易型企業(yè)。由于本文使用的數(shù)據(jù)庫中沒有加工貿(mào)易類型這一統(tǒng)計項目，無法直接得到企業(yè)出口類型，然而，加工貿(mào)易型企業(yè)的主要特征是最終產(chǎn)品大多數(shù)用于出口。因此，本文借鑒李春頂[25]的做法，將企業(yè)出口密集度大于50%的企業(yè)定義為加工貿(mào)易型企業(yè)。經(jīng)過測算，60%的出口企業(yè)都屬于加工貿(mào)易型企業(yè)。對于加工貿(mào)易型企業(yè)，該類企業(yè)主要是利用中國廉價的勞動力資源，承接發(fā)達(dá)國家企業(yè)外包出來的產(chǎn)品價值鏈中低技術(shù)勞動密集型工序[29]。并且，該類企業(yè)的技術(shù)、管理基本上依靠從外方授權(quán)獲得[30]，然而，外方企業(yè)會嚴(yán)格控制技術(shù)轉(zhuǎn)移，使得中方加工貿(mào)易企業(yè)的技術(shù)水平提升基本處于停滯狀態(tài)。這也說明我國加工貿(mào)易企業(yè)的出口密集度越高，意味著對外方企業(yè)的依賴程度也越高。因而最終表現(xiàn)出，我國企業(yè)出口密集度對企業(yè)生產(chǎn)率呈現(xiàn)反向抑制作用。

為了進(jìn)一步找出圖4所示現(xiàn)象的原因，本文將出口企業(yè)分為一般貿(mào)易型及加工貿(mào)易型兩組，并分別估計了出口密集度對企業(yè)生產(chǎn)率的影響。最終結(jié)果如圖5、圖6所示。

圖5　一般貿(mào)易企業(yè)出口密度對生產(chǎn)率的因果效應(yīng)　　　圖6　加工貿(mào)易型企業(yè)出口密集度對生產(chǎn)率的因果效應(yīng)

通過對各個區(qū)間段企業(yè)數(shù)量的測算，在圖5中，出口密集度位于[0,0.17]區(qū)間的企業(yè)數(shù)量占一般貿(mào)易型企業(yè)總量的58.4%；位于[0.17,0.37]區(qū)間的企業(yè)數(shù)量占比為27.5%；位于[0.37,0.5]區(qū)間的企業(yè)數(shù)量占比為14.1%?？梢钥吹剑话阗Q(mào)易型企業(yè)中多數(shù)企業(yè)位于生產(chǎn)率隨出口密集度下降的區(qū)間段。因此可以看出，出口密集度對生產(chǎn)率的反向抑制作用不能僅僅歸結(jié)為加工貿(mào)易型企業(yè)所存在的問題，一般貿(mào)易型企業(yè)也存在著出口密集度對生產(chǎn)率的提升具有抑制作用這一現(xiàn)狀。本文通過對出口密集度與企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度(研究開發(fā)費(fèi)/產(chǎn)品銷售收入)作相關(guān)分析，得到兩者的pearson相關(guān)系數(shù)為-0.0373，同時p值為0.000，可以看到，出口密集度越大的企業(yè)其企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度反而越小，這也就意味著，一般貿(mào)易型出口企業(yè)存在著顯著的研發(fā)“惰性”現(xiàn)象。隨著出口企業(yè)出口密集度的增大，出口企業(yè)的研發(fā)“惰性”增大，而導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)率逐步減小[28-29]。并且，由于我國出口導(dǎo)向政策使得政府對出口企業(yè)的限制較為寬松，對出口企業(yè)也存在著一系列優(yōu)惠政策，使得出口企業(yè)提高自己生產(chǎn)率的動力不足。在圖6中，出口密集度位于[0.5,0.72]區(qū)間的企業(yè)數(shù)量占加工貿(mào)易型企業(yè)總量的16.7%；位于[0.72，0.9]區(qū)間的企業(yè)數(shù)量占比為16.8%；位于[0.9,1]區(qū)間的企業(yè)數(shù)量占比為66.5%?？梢钥吹?，加工貿(mào)易型企業(yè)中，大多數(shù)企業(yè)都位于生產(chǎn)率隨出口密集度增大而下降的區(qū)間段，也就是說，出口密集度對企業(yè)生產(chǎn)率的提升確實存在著明顯的抑制作用。

基于以上分析，出口帶來企業(yè)生產(chǎn)率提高的原因在于“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”，并且出口學(xué)習(xí)效應(yīng)也將隨著企業(yè)出口絕對量的增加而增強(qiáng)。如果企業(yè)出口絕對量越多，那么該企業(yè)將對國外企業(yè)或國外環(huán)境更加親近和了解，相反，更深入親近和了解也將從絕對量上更多更深地影響到出口企業(yè)，使其加深對國外的先進(jìn)技術(shù)或是管理經(jīng)驗的了解和學(xué)習(xí)，國外激烈的競爭和嚴(yán)苛程度也將更多地從絕對量上影響出口企業(yè)(本文通過對出口量與企業(yè)研發(fā)投入量作相關(guān)分析，得到兩者的pearson相關(guān)系數(shù)為0.2695，同時p值為0.000)。然而出口密度則更多地反映了出口企業(yè)對出口的相對依賴程度。對于加工貿(mào)易型企業(yè)來講，該類企業(yè)主要是利用中國廉價的勞動力資源，承接低技術(shù)勞動密集型工序部分，技術(shù)管理也基本依靠外方，在外方企業(yè)技術(shù)嚴(yán)格控制下，出口企業(yè)更多成了一個無自己技術(shù)的加工廠。對于一般貿(mào)易型企業(yè)來講，出口密度也同樣意味著相對依賴，出口密度越高，相應(yīng)依賴程度越高，自己進(jìn)行研發(fā)而提高自身技術(shù)的激勵相應(yīng)越小，尤其是在一些出口優(yōu)惠政策的刺激下，自己努力研發(fā)的激勵就變得更小。最終表現(xiàn)出，企業(yè)出口密度越高，企業(yè)生產(chǎn)率反而越小的狀況。

五、結(jié)論與政策建議

綜上分析，我們看到：所有制造業(yè)行業(yè)的出口企業(yè)的生產(chǎn)率均值普遍大于非出口企業(yè)，企業(yè)出口并不表現(xiàn)出“生產(chǎn)率悖論”的特征。并且，隨出口量的增加，企業(yè)生產(chǎn)率逐漸增高，出口量對企業(yè)生產(chǎn)率存在著明顯的正向促進(jìn)作用，這進(jìn)一步驗證了企業(yè)的“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”。然而，出口密集度對企業(yè)生產(chǎn)率存在著反向抑制作用。通過將樣本分為一般貿(mào)易型和加工貿(mào)易型兩組，我們看到，出口密集度對生產(chǎn)率的抑制作用不僅在加工貿(mào)易型企業(yè)中存在，在一般貿(mào)易型企業(yè)中也存在。

上述分析結(jié)論比較全面地描述了企業(yè)出口規(guī)模對生產(chǎn)率影響的現(xiàn)狀，同時，該結(jié)論對我國貿(mào)易政策改革具有重要的借鑒意義。

第一，出口貿(mào)易對提高企業(yè)生產(chǎn)率確實存在著一定的促進(jìn)作用，我國貫徹執(zhí)行的出口導(dǎo)向政策對幫助提高企業(yè)的技術(shù)水平和生產(chǎn)率起到了積極作用。并且，隨企業(yè)出口量的增加，企業(yè)生產(chǎn)率也呈現(xiàn)增大的趨勢。然而，企業(yè)出口密集度對企業(yè)生產(chǎn)率卻存在著反向作用。因此，出口企業(yè)應(yīng)該在自己做強(qiáng)做大的同時增加自己的出口量，不能僅僅以出口作為自己的目標(biāo)。

第二，加工貿(mào)易型企業(yè)對外部依賴程度較大，導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)率隨出口密集度的增大而減小。其原因在于，該類企業(yè)憑借國內(nèi)廉價勞動力優(yōu)勢，承接國外外包而來的低技術(shù)勞動密集型工序，其技術(shù)主要從發(fā)包方獲得，然而發(fā)包企業(yè)為保持自己的競爭力會嚴(yán)格控制核心技術(shù)的轉(zhuǎn)移，最終導(dǎo)致國內(nèi)加工企業(yè)的技術(shù)提升基本處于停滯狀態(tài)。因此，加工貿(mào)易型企業(yè)應(yīng)該積極挖掘自己的核心競爭力，努力走出自己的一條創(chuàng)新道路，而不是僅僅依靠外國企業(yè)低技術(shù)含量業(yè)務(wù)的外包。隨著中國勞動力成本的升值，外國企業(yè)必然逐步將外包業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)移出中國，如果加工貿(mào)易型企業(yè)對外部依賴程度仍然較大，那么很有可能會面臨關(guān)閉的風(fēng)險。

第三，一般貿(mào)易型企業(yè)也面臨著企業(yè)生產(chǎn)率隨出口密集度增大而減小的問題。究其原因，本文認(rèn)為，一般貿(mào)易型企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步更喜歡依賴于從國外模仿、學(xué)習(xí)，而依靠自主研發(fā)的程度較弱，并且隨著企業(yè)出口密集度的增大，出口企業(yè)的研發(fā)“惰性”會進(jìn)一步強(qiáng)化。同時，由于政府對出口企業(yè)的各項優(yōu)惠政策，導(dǎo)致出口企業(yè)提高生產(chǎn)率的動力減弱。因而政府應(yīng)該積極鼓勵出口企業(yè)加大自己的研發(fā)投入，并逐步退出各項優(yōu)惠政策，以此倒逼出口企業(yè)努力提高自身生產(chǎn)率及競爭力。