出口對中國高技術企業生產率影響的實證研究

曾德清

摘 要：采用企業層面數據，實證檢驗出口對高技術企業生產率的影響，結果發現，中國高技術企業存在較為明顯的出口學習效應，但隨時間而遞減。此外，還考察企業所有制、補貼強度、中間投入強度、研發強度，以及出口強度等對高技術企業生產率的影響，并根據實證結果，提出一些建議。

關鍵詞：出口；高技術企業；全要素生產率

中圖分類號：F74 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）03-0254-03

引言

出口與生產率關系的研究，很早之前就已經有學者涉足。傳統的貿易理論認為生產率的差異是產生國際貿易的原因，而新貿易理論則認為生產率的變動是國際貿易內生的結果。近期該領域的重大突破是研究視角從宏觀領域拓展到了微觀領域。Bernard等人發現美國的出口企業比非出口企業在包括生產率、銷售額等方面都表現得更好[1]。原因可能在于自我選擇效應或者出口學習效應。前者是指生產率高的企業進入出口市場，將低生產率的企業排除于出口市場之外的情況。后者是指出口以后企業生產率得到提高，原因在于規模經濟、競爭與創新效應、出口對象的知識溢出等[2]。

為了驗證這兩種效應是否存在，許多學者進行了實證研究，兩種效應均得到了一些文獻的支持。Wagner、Flora Bellone等人、張杰等人分別運用德國、法國和中國的企業層面數據，證實了出口學習效應 [3～5]。不過，Bernard等人發現，任何一個產業的企業生產率分布不會持續上升，也就是說學習效應不能持久[4]。Martins，Yang也發現，企業在第一年出口時生產率的增長幅度最大，但隨時間流逝遞減[6]。張艷等也發現，出口學習效應在中國不是普遍存在的[7]。在自我選擇效應方面，Bernard等人的研究還顯示，在進入國際市場前，“潛在的出口企業”具有相對較高的生產率。且進入出口市場后，前者的生產率增長率并沒有高于后者，從而也證實了自我選擇效應的存在[4]。得到類似結論的還有Helpman等人、李春頂的研究[8～9]。

有關出口與企業生產率之間關系的實證研究雖然已較為豐富，但以中國為背景的研究還相對較少，特別還是缺乏針對高技術企業的出口與其生產率之間關系的研究。近年來，高技術企業已成為中國出口貿易的重要來源。根據《中國高技術產業數據2011》，從2003—2010年，中國高技術產業出口額從1 103億美元增長到4 924億美元，年均增長超過25%。在這一背景下，本文旨在采用企業層面數據，實證分析出口對高技術企業生產率的影響。研究該問題，對于推動出口產品的升級，優化中國出口結構，從而提高中國出口產品的競爭力，以及出口政策的調整都具有現實意義。

一、 模型與數據

為了檢驗出口以后企業的生產率是否得到提高，本文建立了以下面板回歸模型：

lnTFPit=α+β1STARTit+β2BOTHit+β3STOPit+cXit+eit

其中，下標i表示年份，t表示企業。TFP為全要素生產率（對數）。START、BOTH和STOP分別為開始出口狀態變量、連續出口狀態變量和停止出口狀態變量，均為虛擬變量，對它們的說明需要引進判斷企業是否出口的虛擬變量EX。如果企業出口交貨值大于0，則企業為出口企業，EX取1，否則為0。對START、BOTH和STOP取值的定義如下：若EXi0=0且EXit=0，則STARTit取值為1，否則為0（下標0表示基期，在本文中為1999年）。若EXi0=1且EXit=1，則BOTHit取值為1，否則為0。若EXi0=1且EXit=0，則STOPit取值為1，否則為0。

X為控制變量，本文考慮了所有制因素（包括國有資本（ST）、民營資本（PR）、外商資本（FOR））、補貼強度（SUB）、中間投入強度（INT）、研發強度（RD）、出口強度（EXI）等。C為系數向量。國有資本變量用國有資本占實收資本的比重來衡量。民營資本變量用民營資本占實收資本的比重來衡。外商資本變量用外商（不含港澳臺）資本占實收資本的比重來衡量。國有資本、民營資本、外商資本三個變量主要控制企業的所有制形式對生產率的影響。補貼強度用補貼收入占工業總產值的比重來衡量。補貼收入反映一種政策變量，用來檢驗國家政策補貼對企業生產率是否有促進作用。中間投入強度用中間投入占總產值的比重來衡量。中間投入強度反映了企業的前向聯系程度。研發強度采用研發費用占總產值的比重來衡量，反映企業的科研創新程度。出口強度用出口交貨值占總產值的比重來衡量，反映了企業出口參與程度。

在上述模型中，被解釋變量是TFP，本文采用索羅殘差法進行度量。在估計的生產函數中，產出為增加值，投入為固定資產凈值、就業人數和中間投入。數據來源是1999—2009年的中國工業企業數據庫，包括了規模以上的所有企業。本文依據國家統計局印發的《關于高技術行業分類的通知》，從中挑選了高技術企業作為樣本。為保證面板數據的平衡，剔除了非連續存在的企業，獲得的總的觀測值為10 406個。

二、結果分析

我們對上述面板模型進行回歸分析，分別采用了OLS估計法、固定效應模型和隨機效應模型，結果（見表1）。Hausman檢驗結果表明，固定效應模型優于隨機效應模型，從R2來看，固定效應模型也比OLS估計法更優。因此，下文的分析采用的是固定效應模型的估計結果。

START的系數為正，且在1%的水平上顯著。說明高技術企業開始出口后，其生產率會增長，也就是存在學習效應。BOTH的系數也顯著為正，這表明連續出口的高技術企業也能從出口中獲得生產率的增長效應，不過從數值上來看，該變量的系數小于STRAT的系數，表明高技術企業從出口中獲得的生產率增長效應隨著時間的推移在下降。STOP的系數同樣顯著為正，說明停止出口的高技術企業仍然能夠獲得一定的生產率增長效應，不過該增長效應相對較小。這表明，出口不僅促進了企業當期生產率水平的進步，也使企業在退出后的幾年內仍能享受學習的益處。

控制變量方面，國有資本（ST）對高技術企業生產率的作用為負。國有資本占總資本比重越高說明企業越傾向于國有，而國有企業普遍存在內部效率低下、無高效的激勵機制、缺乏競爭力創新力等許多弊端，因此國有資本比重越高，不利于高技術企業的生產率增長。民營資本（PR）、外商資本（FOR）的系數均為正，表明民營資本、外商資本越高，高技術企業的生產率越高。以上結果表明，非國有資本比國有資本更能帶動高技術企業的生產率增長。補貼強度（SUB）的系數為負，表明補貼強度的提高不利于提高企業生產率。可能的原因在于，補貼是一種非市場調節的政府行為，可能會扭曲資源的配置，降低效率。出口強度變量（EXI）的系數為負，說明企業出口強度越大，則越不利于企業生產率的進步。根據錢學鋒的研究[10]，中國出口中的新產品種類過少，出口產品大多集中于少數企業和產品的貿易上，可能因為出口數量擴張而導致該國貿易條件惡化從而出現貧困化增長現象。中間投入強度（INT）的系數為負，說明高技術企業與為它提供中間投入的上游企業之間的前向關聯越緊密，其生產率反而會下降。這一結果實際上反映了中國高技術產業主要位于產業鏈的下游，即裝配制造環節，利潤率較低，采用的技術也并非真正意義上的高技術。最后，研發強度（RD）的系數也為負，與一般的預期不一致。原因可能是中國研發投入結構的不合理，導致企業并未在一個完善和成熟的市場中進行合理配置，制約了技術進步和生產率的提高。此外，由于產學研的脫節，以及技術成果轉化率較低，造成研發投入不能直接促進生產率的改善。

三、政策建議

以上實證結果表明，出口能夠促進高技術企業生產率的增長，但這種作用隨時間遞減。除此之外，所有制因素、補貼、中間投入、研發、出口強度等因素也會影響到高技術企業的生產率。基于以上結論，本文提出以下政策建議。

1.大力發展民營高科技企業。民營高科技企業是發展中國高新技術產業的一支新生力量，但規模仍然偏小，在推動經濟發展中的作用尚未充分發揮出來，還需要加大其發展力度。鼓勵科研院所、高等學校創辦民營科技型企業，鼓勵有條件的科研開發機構整建制地轉為國有民營高科技企業。鼓勵科研機構、高等學校及科技人員以技術入股方式發展民營高科技企業，并在稅收、補貼方面給予政策傾斜。加強民營高科技企業支撐服務體系建設，積極發展為民營高科技企業提供技術孵化、管理咨詢、人員培訓、信息交流的各種機構。

2.加大研發投入，促進高技術產業的升級，優化高技術產業出口商品結構。中國高技術企業的R&D投入非常低，導致核心技術缺失，因此，中國高技術企業的產品往往位于產業鏈的加工轉配環節，產品附加值較低，成為制約中國高技術企業出口競爭力發展的重要因素。R&D是高技術企業獲得核心技術，提高生產率的源泉。為提高中國高技術企業在出口市場的競爭力，政府應該采取財政、稅收等優惠政策鼓勵高技術企業加大研發投入。此外，還需要改進和完善現有的高技術產業科技創新體系，加大人才培養和吸引政策。鼓勵具有自主知識產權的高技術產品出口，不斷優化中國高技術產業的出口商品結構。

3.鼓勵風險投資。隨著科技與經濟發展的加快，高技術商品和投資的規模越來越大，而技術更新換代也越來越快，發展高技術產業的風險也相應增加，面對這樣的風險，多數企業都會選擇謹慎的投資態度。風險投資可以向高技術企業提供實現高投入、分擔高風險等的便利，并從中分享回報。這無疑是一個用市場調節資本的絕佳方式。許多著名的高技術企業都曾受到風險投資企業的幫助。然而，風險投資在中國還處于發展的初期，規模較小，因此，應當鼓勵國外風險投資公司進駐中國，發揮其在高技術企業識別、孵化、培育等方面的積極作用。

參考文獻：

[1] Bernard，Andrew B.，J.Bradford Jensen.，Lawrence，Robert Z.Exporters，Jobs and Wages in U.S.Manufacturing [J].Broking Papers onEconomic Activity：Microeconomics，1995：67-119.

[2] Bernard，Andrew B.，J.Bradford Jensen，Stephen J.Redding，and Peter K.Schott.Firm is International Trade [J].Journal of InternationalEconomics，2007，67（2）：373-391.

[3] Wagner，J.Exports and Productivity：A Survey of the Evidence from Firm-Level Data[J].The World Economy，2002，30（1）：60-82.

[4] Flora Bellone，Patrick Musso，Lionel Nesta and Michel Quere.The U-shaped Productivity Dynamics of French Exporters[J].Review ofWorld Economics，2008，144（4）：636-659.

[5] 張杰，李勇，劉志彪.出口促進中國企業生產率提高嗎？[J].管理世界，2009，（12）.

[6] Martins，Pedro S，Yang，Yong.The impact of exporting on firm productivity：a meta-analysis of the learning-by-exporting hypothesis[J].Review of World Economics.2009，145（3）：431-445.

[7] 張艷，田鵬.中國出口企業生產率悖論基于國內分割的另一種解釋[C].北京：對外經濟貿易大學出版社，2010.

[8] Helpman，Elhanan，Marc J.Melitz，and Stephen R.Yeaple.Export versus FDI with Heterogeneous Firms[J].American Economics Review，2004，94：300-316.

[9] 李春頂，趙美英.出口貿易是否提高了中國企業的生產率[J].財經研究，2010，（4）：14-25.

[10] 錢雪峰，熊平.中國出口增長的二元邊際及其因素決定[J].經濟研究，2010，（1）.[責任編輯 王玉妹]