生產(chǎn)率與出口企業(yè)市場進入次序的雙向影響
——來自中國工業(yè)企業(yè)的證據(jù)

劉 慧，綦建紅

(山東大學經(jīng)濟學院，山東 濟南 250100)

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生產(chǎn)率與出口企業(yè)市場進入次序的雙向影響
——來自中國工業(yè)企業(yè)的證據(jù)

劉 慧，綦建紅

(山東大學經(jīng)濟學院，山東 濟南 250100)

本文以出口企業(yè)的市場進入次序為落腳點，利用2000-2006年中國海關數(shù)據(jù)庫和中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的海量匹配數(shù)據(jù)，對出口企業(yè)的市場進入次序與企業(yè)生產(chǎn)率的增速之間的關系進行實證分析。研究結(jié)果表明，高生產(chǎn)率企業(yè)更傾向于充當開拓者，而低生產(chǎn)率企業(yè)傾向于充當跟隨者，這種自選擇作用在制成品出口中得以彰顯，但在初級產(chǎn)品和農(nóng)產(chǎn)品出口中并不顯著；短期內(nèi)跟隨者的生產(chǎn)率增速高于開拓者，但在長期開拓者的先發(fā)優(yōu)勢愈發(fā)顯著，其生產(chǎn)率增速明顯優(yōu)于跟隨者。

企業(yè)生產(chǎn)率；開拓者；跟隨者；自選擇

一、引言及文獻綜述

隨著異質(zhì)性企業(yè)理論的興起與發(fā)展，企業(yè)生產(chǎn)率作為核心異質(zhì)性因素激發(fā)了眾多學者的研究興趣。關于生產(chǎn)率與企業(yè)出口之間的關系，學術界形成了兩種主流觀點：一種是強調(diào)企業(yè)根據(jù)生產(chǎn)率高低決定出口的“自選擇”假說，即只有生產(chǎn)率最高的企業(yè)參與國際貿(mào)易，而生產(chǎn)率低的企業(yè)只能服務國內(nèi)市場[1]；另一種是從“出口學習效應”進行反方向解讀，認為出口企業(yè)在海外市場面臨更為激烈的競爭，因此有動力去學習新的生產(chǎn)技術、升級機器設備等，進而促進企業(yè)生產(chǎn)率的提高[2]。

然而，令人遺憾的是，上述研究均建立在傳統(tǒng)的凈現(xiàn)值法理論基礎上，卻忽略了企業(yè)出口決策的四個事實：一是出口的進入成本是不可逆的；二是出口的未來收益是不確定的；三是出口時機是可延遲的；四是出口企業(yè)之間存在競爭性的策略互動。因此，基于凈現(xiàn)值的企業(yè)出口決策的正確性值得商榷，在企業(yè)競爭和博弈的情況下，企業(yè)決策不僅體現(xiàn)為是否出口，還體現(xiàn)為何時出口。值得慶幸的是，近幾年越來越多的學者開始關注出口企業(yè)的市場進入次序問題。Iacovone和Javorcik(2010)利用墨西哥的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)致力于新產(chǎn)品發(fā)現(xiàn)、充當開拓者的企業(yè)總數(shù)為1587家，而選擇充當跟隨者的企業(yè)有5607家(占比高達72%)[3]。Wagner和Zahler(2015)采用智利的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)345家企業(yè)參與了295種新產(chǎn)品的出口，共涉及產(chǎn)品-企業(yè)觀測值444個，其中開拓者的觀測個數(shù)為136，而跟隨者的觀測個數(shù)達到308[4]。

那么，生產(chǎn)率是否也在出口企業(yè)充當開拓者或跟隨者的選擇中發(fā)揮重要作用呢？基于此，本文引申出兩個問題：一是出口企業(yè)的市場進入次序是基于生產(chǎn)率的“自選擇”嗎？二是雖然出口促進企業(yè)生產(chǎn)率的提升，但企業(yè)不同的市場進入次序是否對生產(chǎn)率增速產(chǎn)生不同影響？迄今為止，僅Sheard(2014)利用瑞典企業(yè)對第一個問題做出回答，認為跟隨者通過學習可獲得開拓者的溢出效應，但高生產(chǎn)率企業(yè)對學習效應的敏感度較低，進而獲得的溢出效應小于低生產(chǎn)率企業(yè)，高生產(chǎn)率企業(yè)往往能更快速地進入新市場[5]。除此之外，尚未有學者對生產(chǎn)率與出口企業(yè)市場進入次序之間的雙向影響進行研究。

據(jù)此，本文在前人研究的基礎上擬從三個方面實現(xiàn)創(chuàng)新和突破。第一，以中國出口企業(yè)的市場進入次序為研究對象，分析生產(chǎn)率對其市場進入次序的影響，并在此基礎上判斷進入次序是否對企業(yè)生產(chǎn)率增速產(chǎn)生差異性影響。第二，與已有研究不同，本文嘗試采用產(chǎn)品-市場-企業(yè)的三維數(shù)據(jù)。在現(xiàn)實生活中，多產(chǎn)品、多市場出口企業(yè)占比較高，而同一企業(yè)在不同產(chǎn)品、不同市場中的出口次序選擇是不同的，將企業(yè)或產(chǎn)品視為一個整體時忽視了不同產(chǎn)品和市場的特征，因此需對此瓶頸予以突破。第三，基于擴展邊際視角，本文研究企業(yè)在“新的產(chǎn)品-市場組合”(以下簡稱“新組合”)出口中的次序選擇。新組合是衡量一國擴展邊際的重要標準，而企業(yè)的出口跟隨會在一定程度上抑制擴展邊際的提升，因此以新組合為視角進行研究有助于提升我國的擴展邊際，促進我國出口的可持續(xù)增長。

二、概念界定與企業(yè)生產(chǎn)率測算

(一)概念界定

本文的數(shù)據(jù)來源于2000-2006年中國海關出口數(shù)據(jù)庫和中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，前者涵蓋了中國所有出口企業(yè)及其對應的出口產(chǎn)品和目的國，后者則包括中國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的基本信息。按企業(yè)名稱的序貫識別法將這兩個數(shù)據(jù)庫進行合并，最終得到觀測數(shù)據(jù)865241條。選取1997-2000年中國出口至各國的HS6產(chǎn)品數(shù)據(jù)作為參照，與2001-2006年中國出口至各國的HS6產(chǎn)品數(shù)據(jù)進行對比，篩選出2001-2006年中國出口的新組合*需要說明的是，“新組合”包含舊產(chǎn)品出口到舊市場、舊產(chǎn)品出口到新市場、新產(chǎn)品出口到舊市場、新產(chǎn)品出口到新市場等四部分。鑒于商品名稱及編碼協(xié)調(diào)制度先后進行過四次更新，為保持一致性，本文將各年的貿(mào)易產(chǎn)品編碼統(tǒng)一調(diào)整為HS1992，1997-2000年任一年份出口的產(chǎn)品-市場組合視為舊組合，2001-2006年至少出口兩年的產(chǎn)品-市場組合視為新組合。。在每一種新組合中，定義第一年進行出口的企業(yè)為開拓者，隨后年份出口的企業(yè)為跟隨者，據(jù)此共得到新組合15732個，涉及產(chǎn)品3166種、國家135個、企業(yè)16995家，其中開拓者8167家，跟隨者13537家，產(chǎn)品-市場-企業(yè)樣本量共計56466個。

(二)企業(yè)生產(chǎn)率的測算

長期以來，企業(yè)生產(chǎn)率一直是學者關注的重點內(nèi)容之一并形成了不同的測算方法，本文同時采用三種代表性方法對企業(yè)生產(chǎn)率進行測算，以期得到更為穩(wěn)健和準確的結(jié)果。

1.OLS索洛余額法。Sollow(1957)將企業(yè)生產(chǎn)率視為總產(chǎn)出中不能由要素投入解釋的“剩余”部分，并利用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)對企業(yè)產(chǎn)出進行擬合[6]，即

yit=alit+bkit+εit

(1)

其中，yit、lit與kit分別代表企業(yè)的總產(chǎn)出、勞動和資本的對數(shù)值，εit為殘差項。

(2)

索洛余額法由于計算簡單、直觀而獲得了許多學者的青睞，但該方法面臨同步偏差和樣本選擇性偏差等計量問題，易導致生產(chǎn)率的測算偏誤。為此，學者們采用以下兩種方法進行修正。

(3)

OP法假設企業(yè)的投資決定受生產(chǎn)率變動的影響，從而將企業(yè)的當期投資作為生產(chǎn)率沖擊的代理變量，則企業(yè)最優(yōu)投資量與其生產(chǎn)率和資本存量之間的關系為：

(4)

(5)

3.LP法。OP法雖解決了OLS法中的同步偏差問題，但丟失了投資額為零的樣本觀測值。為此，Levinsohn和Petrin(2003)采用中間品投入(mit)取代投資額(iit)，以彌補OP法的不足[8]。

據(jù)此，在利用OLS方法的基礎上，本文采用OP和LP兩種修正方法對16955家企業(yè)在樣本期間的生產(chǎn)率進行測算，并得到各方法下企業(yè)生產(chǎn)率水平的核密度函數(shù)(如圖1所示)。

圖1 TFP估計值的核密度函數(shù)

三、市場進入次序是企業(yè)基于生產(chǎn)率的“自選擇”嗎？

(一)模型選擇

鑒于企業(yè)在每種新組合出口中面臨充當開拓者抑或跟隨者的角色選擇，本文采用二值logit模型檢驗企業(yè)生產(chǎn)率對其市場進入次序的影響情況，回歸方程如下：

(6)

(二)變量描述

1.被解釋變量。若企業(yè)在新組合(p-m)出口中充當開拓者，則被解釋變量(orderp-m-i,t)取值為1，反之取值為0。

2.解釋變量。本文重點考察企業(yè)生產(chǎn)率對其市場進入次序的影響，故僅將三種方法計算得到的生產(chǎn)率作為解釋變量納入模型中，以考察其對次序選擇的影響。

3.控制變量。(1)企業(yè)微觀變量：企業(yè)規(guī)模(LnTAi,t-1)選擇企業(yè)(t-1)期的資產(chǎn)對數(shù)值來反映，單位為千人民幣；企業(yè)信貸約束(Creci,t-1)采用流動負債與流動資產(chǎn)的比值來衡量，該比值越大，說明企業(yè)的信貸約束越嚴重[9]；市場集中度(HHIi,t-1)采用赫芬達爾-赫爾曼指數(shù)來衡量，該指數(shù)越小，說明企業(yè)面臨的市場競爭程度越強；企業(yè)經(jīng)驗采用兩個指標加以衡量，一個是企業(yè)從建立到開始出口新組合的年限(Timei,t-1)，側(cè)重反映企業(yè)的經(jīng)營經(jīng)驗，另一個是企業(yè)出口量占總銷售量的比重(Expi,t-1)，側(cè)重反映企業(yè)的出口經(jīng)驗。(2)東道國宏觀變量：東道國經(jīng)濟增長率(Growthm,t-1)采用東道國(t-1)期的GDP增長率來衡量，數(shù)據(jù)來源于世界銀行；東道國人口規(guī)模(LnPopm,t-1)，該值越小，說明東道國的市場規(guī)模越小，數(shù)據(jù)來源于世界銀行；東道國經(jīng)濟自由度(Freedj,t-1)，該值越高，說明東道國的經(jīng)濟自由度越高，對出口企業(yè)的吸引力越大，數(shù)據(jù)來源于《華爾街日報》和美國傳統(tǒng)基金會發(fā)布的年度報告。

(三)基本回歸結(jié)果

為避免異方差性對結(jié)果造成影響，本文在回歸時均使用穩(wěn)健標準差(結(jié)果如表1所示)。

從表1可以看出，在三次回歸中，企業(yè)生產(chǎn)率的系數(shù)均顯著為正，表明企業(yè)的生產(chǎn)率越高，在新組合出口中充當開拓者的概率越大。究其原因，從開拓能力看，高生產(chǎn)率企業(yè)在海外的生產(chǎn)盈利能力較強，在面對激烈的海外競爭和市場不確定性時，該類企業(yè)獲利的可能性較大；從等待與跟隨的收益看，正如Sheard(2014)所言，低生產(chǎn)率企業(yè)對學習效應的敏感度較高，通過等待獲得的后發(fā)優(yōu)勢較大，進而促使其基于較大的后發(fā)優(yōu)勢選擇充當跟隨者，而高生產(chǎn)率企業(yè)充當開拓者[5]。通過比較分析可知，在OP和LP方法中，企業(yè)生產(chǎn)率的邊際值較大并高于其他控制變量，而在傳統(tǒng)OLS方法中，企業(yè)生產(chǎn)率的邊際值較小，說明存在同步偏差和選擇偏差時，企業(yè)生產(chǎn)率對其充當開拓者的影響被低估。

表1 基本回歸結(jié)果(N=56466)

注：回歸結(jié)果由stata12.0完成；“*** ”、“** ”和“* ”分別表示參數(shù)的估計值在1%、5%、10%的統(tǒng)計水平上顯著；括號內(nèi)數(shù)值為t統(tǒng)計值；“YES”表示模型中加入了控制變量。下表同此。

所有控制變量在三次回歸中的結(jié)果保持一致。企業(yè)規(guī)模的系數(shù)為正，說明大規(guī)模企業(yè)擁有較強的資金實力和風險抵抗力，有能力在新組合出口中充當開拓者。出口經(jīng)驗越豐富的企業(yè)，充當開拓者的概率越大，這是因為企業(yè)從以往出口中積累了海外經(jīng)營經(jīng)驗，降低了海外市場的不確定性。企業(yè)經(jīng)營經(jīng)驗的影響并不顯著，可能是因為國內(nèi)市場與海外市場在需求偏好、法律法規(guī)等方面差異明顯，企業(yè)在國內(nèi)市場的經(jīng)營經(jīng)驗對其海外出口的指導作用不大。企業(yè)信貸約束的系數(shù)顯著為負，開拓者由于面臨海外市場更大的不確定性，其支付的進入成本也更大，所以信貸約束高的企業(yè)受制于資金約束而無力支付進入成本，從而制約其充當開拓者的能力[10]。市場集中度的系數(shù)為負，說明面臨的市場競爭性越大，資源利用、市場占領等方面的擁擠效應越明顯，企業(yè)率先占據(jù)國外市場的緊迫感越強，越傾向于充當開拓者[11]。東道國經(jīng)濟增長率的系數(shù)為正，較快的經(jīng)濟增長率不僅代表東道國日漸擴大的市場需求，也代表其市場的穩(wěn)定性，所以企業(yè)更傾向于在此類國家充當開拓者。東道國人口規(guī)模的系數(shù)為負，主要歸因于東道國人口規(guī)模越小，潛在消費者越少，企業(yè)為避免丟失有限的市場份額而選擇充當開拓者。東道國的經(jīng)濟自由度能有效刺激企業(yè)充當開拓者的積極性，經(jīng)濟自由度越高的國家，越能為企業(yè)提供公平、公正、公開的市場環(huán)境，企業(yè)面臨的不確定性和風險較小，其借助延遲降低風險的意愿也較弱，促使企業(yè)快速進入市場而充當開拓者。

(四)基于產(chǎn)品種類的分組檢驗

考慮不同產(chǎn)品在需求特征、要素與技術含量等方面存在差異，企業(yè)出口不同種類產(chǎn)品時生產(chǎn)率對其充當開拓者概率的影響也會存在差異。據(jù)此，本文依照Leamer(1984)的產(chǎn)品分類方法，考察不同種類產(chǎn)品的生產(chǎn)率對其市場進入次序的影響[12]。囿于篇幅，本文僅以LP法為例將三大類產(chǎn)品的回歸結(jié)果列示出來(見表2所示)。

表2 基于產(chǎn)品種類的分組檢驗

從表2可以看出，在三類產(chǎn)品中，生產(chǎn)率對企業(yè)市場進入次序的影響存在明顯差異。在初級產(chǎn)品和農(nóng)產(chǎn)品中，雖然生產(chǎn)率對企業(yè)充當開拓者的概率具有正向作用，但并不顯著；而在制成品中，生產(chǎn)率的提升能顯著提高企業(yè)充當開拓者的概率。初級產(chǎn)品涵蓋石油和原材料等基礎性能源產(chǎn)品，我國生產(chǎn)該類產(chǎn)品的企業(yè)多為資金實力雄厚的國有企業(yè)，在生產(chǎn)率并不占優(yōu)的情況下大多依賴政策保護而充當開拓者。現(xiàn)階段，我國農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)的競爭優(yōu)勢主要源于低廉的勞動力價格和豐富的自然資源，企業(yè)生產(chǎn)率的作用尚未得到有效發(fā)揮。在制成品出口中，生產(chǎn)率對企業(yè)充當開拓者的概率具有顯著的促進作用。一方面，隨著我國市場化進程的發(fā)展，制造業(yè)的生產(chǎn)已基本具備了市場化競爭態(tài)勢，在此情形下生產(chǎn)率自然成為該類企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢的主要來源，因此生產(chǎn)率高的企業(yè)有能力充當開拓者。另一方面，與初級產(chǎn)品和農(nóng)產(chǎn)品不同，制造業(yè)產(chǎn)品多為深加工產(chǎn)品，在加工過程中企業(yè)生產(chǎn)率的作用可得到充分深化和外化，特別是在技術含量較高的機械和化工產(chǎn)品中，生產(chǎn)率對企業(yè)市場進入次序的影響作用最大且最為顯著*限于篇幅，本文不再將各分類產(chǎn)品的實證結(jié)果列出。，因此越是生產(chǎn)難度大、技術含量高的產(chǎn)品，企業(yè)生產(chǎn)率的作用就越顯著。

四、市場進入次序?qū)ζ髽I(yè)生產(chǎn)率增速產(chǎn)生影響嗎？

從現(xiàn)有研究看，出口對企業(yè)生產(chǎn)率的促進作用已在很多國家得到證實，但市場進入次序是否能引起企業(yè)生產(chǎn)率增速的不同尚待進一步檢驗。據(jù)此，本文以企業(yè)出口后生產(chǎn)率增速為被解釋變量，探究市場進入次序?qū)ζ髽I(yè)生產(chǎn)率的影響。另外，引入其他影響企業(yè)生產(chǎn)率增速的變量：工業(yè)增加值(Lnaddi,t-1)，按2000年的不變價格調(diào)整并以對數(shù)形式納入模型；資本密集度(Capini,t-1)，采用固定資產(chǎn)凈值與員工人數(shù)之比進行衡量；是否為國有企業(yè)(Soei,t-1)，若為國有企業(yè)取值為1，否則為0；盈利情況(Proi,t-1)，若企業(yè)(t-1)期利潤大于零取值為1，否則為0。

據(jù)表3可知，在全樣本回歸中，企業(yè)進入次序變量的系數(shù)為正但并不顯著，說明進入次序?qū)ζ髽I(yè)出口后生產(chǎn)率增速的影響并不明晰。這是因為開拓者優(yōu)先進入享有一定的先發(fā)優(yōu)勢，并促使開拓者的生產(chǎn)率快速提升，但開拓者在享有優(yōu)勢的同時囿于可借鑒經(jīng)驗的匱乏，其對東道國信息掌握明顯處于劣勢，從而在一定程度上抑制開拓者生產(chǎn)率的提升。與跟隨者相比，開拓者并未呈現(xiàn)顯著的生產(chǎn)率增長優(yōu)勢，但開拓者先發(fā)優(yōu)勢與劣勢的大小隨時間發(fā)生變化，因此本文以時間為劃分標準進行分組檢驗，以區(qū)分市場進入次序?qū)ζ髽I(yè)生產(chǎn)率增速的短期與長期影響(結(jié)果見表3所示)。

表3 進入次序?qū)ιa(chǎn)率增速的影響

表3的回歸結(jié)果顯示，在短期內(nèi)，回歸(Ⅰ)考察了出口后第一年(t+1)進入次序?qū)ζ髽I(yè)生產(chǎn)率增速的影響。企業(yè)進入次序變量顯著為負，說明開拓者在出口后第一年的生產(chǎn)率增速明顯小于跟隨者。究其原因，企業(yè)的新市場開拓必然面臨各種不確定性，在初期需不斷調(diào)整自身產(chǎn)品來滿足海外市場的需求，從而忽略了海外競爭對生產(chǎn)率的刺激作用。與此不同的是，得益于開拓者的信息溢出，跟隨者在開始出口時對海外消費者的需求和海外市場的結(jié)構都具有準確的認識，對跟隨者生產(chǎn)率的提高作用也由此得以彰顯。回歸(Ⅱ)、(Ⅲ)分別表示企業(yè)在出口后第二年(t+2)和第三年(t+3)進入次序?qū)ζ渖a(chǎn)率增速的影響，我們發(fā)現(xiàn)該變量仍為負但已不再顯著，系數(shù)的絕對值也逐漸遞減，這意味著在企業(yè)出口的第二年和第三年，雖然跟隨者對東道國信息的了解仍優(yōu)于開拓者，但經(jīng)過前期的適應和調(diào)整，開拓者與跟隨者在信息方面的差距逐漸縮小乃至消失。

同時，本文將企業(yè)出口三年后的數(shù)據(jù)歸為長期樣本進行回歸，發(fā)現(xiàn)進入次序變量由負轉(zhuǎn)正且顯著有效，說明在長期開拓者的生產(chǎn)率增速高于跟隨者。在較長時間內(nèi)，開拓者對海外市場的信息獲取更為充分，此時跟隨者通過等待獲得的東道國信息的重要性被弱化，也即跟隨者在信息方面的優(yōu)勢逐漸消失。與跟隨者相比，開拓者優(yōu)先進入海外市場更易與海外優(yōu)質(zhì)企業(yè)建立業(yè)務聯(lián)系，這種優(yōu)勢隨時間推移而不斷強化并進一步轉(zhuǎn)化為對企業(yè)生產(chǎn)率的促進作用。

控制變量的回歸結(jié)果表明，工業(yè)增加值的系數(shù)為正，說明企業(yè)前一年的生產(chǎn)增加值越多，下一年的生產(chǎn)率增速越快。資本密集度的系數(shù)為負，意味著相較于勞動密集型企業(yè)，資本密集型企業(yè)的生產(chǎn)率增長較慢，這是因為該類企業(yè)生產(chǎn)率的提升依賴于高新技術革新和生產(chǎn)設備的大規(guī)模更新，其效應的顯現(xiàn)需要一段時間；而對勞動密集型企業(yè)來說，熟練勞動力的雇傭或某程序的改進均可快速提升生產(chǎn)率水平。國有企業(yè)的系數(shù)為負，說明國有企業(yè)的生產(chǎn)率增速低于其他類型企業(yè)，這是因為國有企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營免受市場競爭歷練，導致生產(chǎn)率的提升缺乏足夠動力。企業(yè)盈利情況的系數(shù)為負，虧損企業(yè)為在下一年扭轉(zhuǎn)現(xiàn)狀而著眼于生產(chǎn)率的提高，盈利企業(yè)對生產(chǎn)率提升的動力則略顯不足。

五、結(jié)論與政策建議

本文在擴展邊際視角下考察生產(chǎn)率與出口企業(yè)市場進入次序之間的雙向影響，創(chuàng)造性地提出了兩個問題：一是市場進入次序是基于企業(yè)生產(chǎn)率的“自選擇”嗎？二是市場進入次序影響企業(yè)出口后的生產(chǎn)率增速嗎？對此，本文基于中國海關數(shù)據(jù)庫和中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，篩選出2000-2006年間進行新組合出口的工業(yè)企業(yè)，并利用OLS、OP和LP三種方法對其生產(chǎn)率進行測算。采用二值Logit回歸檢驗生產(chǎn)率對企業(yè)充當開拓者概率的影響，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)率高的企業(yè)在新組合出口中傾向于充當開拓者，這種自選擇作用在制成品出口中得以彰顯，但在初級產(chǎn)品和農(nóng)產(chǎn)品出口中并不顯著。考察進入次序?qū)ζ髽I(yè)生產(chǎn)率增速的影響發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)開拓者的生產(chǎn)率增速小于跟隨者，開拓者克服信息劣勢后呈現(xiàn)更高的生產(chǎn)率增速。

基于以上的分析結(jié)論，本文的政策含義在于：從微觀層面看，生產(chǎn)率是企業(yè)國際市場競爭力的主要來源，這就要求企業(yè)在出口決策中不僅要根據(jù)其生產(chǎn)率異質(zhì)性決定是否出口，還要據(jù)此判斷和選擇充當開拓者或跟隨者，以便對出口次序做出正確的決策；企業(yè)在出口中應重視市場進入次序?qū)ζ渖a(chǎn)率的影響，雖然開拓行為使企業(yè)面臨一定的風險和不確定性，且短期內(nèi)的生產(chǎn)率增速低于跟隨者，但長遠來看開拓行為可以賦予企業(yè)更快的生產(chǎn)率增速；從宏觀層面看，政府部門應高度重視企業(yè)生產(chǎn)率對我國出口擴展邊際的間接作用，鼓勵和幫助企業(yè)在新組合出口中勇當開拓者，進一步帶動我國出口貿(mào)易擴展邊際的提升，促進我國貿(mào)易的可持續(xù)性和穩(wěn)定性增長。

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(責任編輯:化 木)

Two-way Influence between Productivity and Market Entry Order of Exporters ——Evidence from China’s Industrial Enterprises

LIU Hui，QI Jian-hong

(School of Economics，Shandong University，Jinan 250100，China)

Based on the market entry order of exporters in new product-market portfolio and using the matched big data of China’s Customs Database and Chinese Industrial Enterprise Database during 2000-2006, this paper creatively raises and answers two questions respectively. Firstly, is the choice of market entry order of exporters based on the “self-selection” of these firms’ productivity? The results prove that the more productive firms tend to be pioneers and the less productive ones tend to be followers. The self-selection effect is more significant in exporting manufactured goods, but not obvious in exporting primary goods and agricultural goods. Secondly, does market entry order have an impact on the growth rate of firms’ productivity after exporting? The results verify that in the short term, the growth rate of productivity is higher in followers than in pioneers, but with the advantage of pioneers becoming more obvious over time, their growth rate of productivity is apparently better than followers.

firms’ productivity；pioneers；followers；self-selection

2015-08-16

國家自然科學基金資助項目(71473150)；教育部人文社科基金資助項目(14YJA790045)

劉慧(1986-)，女，山東臨沂人，山東大學經(jīng)濟學院博士生；綦建紅(1971-)，女，山東平度人，山東大學經(jīng)濟學院教授。

F740.2

A

1004-4892(2016)04-0020-08