高 靜

出口集約、擴(kuò)展增長(zhǎng)與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的悖論再解釋
——基于加工貿(mào)易的門檻效應(yīng)

高 靜1,2

（1. 湖南科技大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411201；2. 湖南科技大學(xué) 分工及經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究中心，湖南 湘潭 411201）

出口本身就是效率的體現(xiàn)。文章研究了出口集約增長(zhǎng)、出口擴(kuò)展增長(zhǎng)與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的非線性門檻關(guān)系，證明兩種出口增長(zhǎng)均存在提升工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的門檻效應(yīng)。出口集約增長(zhǎng)與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率無顯著關(guān)系，但擴(kuò)展增長(zhǎng)能夠顯著提升工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率。加工貿(mào)易負(fù)向影響工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率，成為解釋出口自我選擇機(jī)制悖論的關(guān)鍵因素。研究發(fā)現(xiàn)，加工貿(mào)易與出口集約增長(zhǎng)緊密相關(guān)，但與出口擴(kuò)展增長(zhǎng)無關(guān)，因此出口擴(kuò)展增長(zhǎng)能夠跳出加工貿(mào)易生產(chǎn)效率之謎的陷阱，而出口集約增長(zhǎng)則無法做到。出口擴(kuò)展增長(zhǎng)的自我選擇機(jī)制是存在的，而集約出口增長(zhǎng)自我選擇機(jī)制則失靈。外部機(jī)制如FDI投入等因素能正向提升環(huán)境生產(chǎn)效率，但內(nèi)部機(jī)制如信貸投入、研發(fā)與人力資本的投入對(duì)工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的提升全部失效。這是由信貸投入的低效率以及研發(fā)過度投資造成對(duì)人力資本的侵蝕效應(yīng)所導(dǎo)致的。

出口集約增長(zhǎng)；出口擴(kuò)展增長(zhǎng)；工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率；加工貿(mào)易；門檻效應(yīng)

一、 前 言

出口自我選擇機(jī)制得到了國(guó)外學(xué)術(shù)界的廣泛認(rèn)同（Melitz，2003）。學(xué)者們一致認(rèn)為出口行為就是生產(chǎn)效率的體現(xiàn)，只有生產(chǎn)效率最高的公司才會(huì)選擇出口，次效率的公司選擇國(guó)內(nèi)市場(chǎng)，效率最低的公司選擇退出市場(chǎng)（Martincus和Carballo，2008）。在中國(guó)學(xué)術(shù)界，盡管有學(xué)者指出中國(guó)出口企業(yè)的生產(chǎn)效率高于非出口企業(yè)（錢學(xué)鋒等，2011；張杰等，2012；唐宜紅和林發(fā)勤，2012；林思宇和黃繁華，2015），但更多的學(xué)者認(rèn)為出口自我選擇機(jī)制在中國(guó)部分失靈。如中國(guó)工業(yè)企業(yè)出口自我選擇機(jī)制失靈（許昌平，2014），但在服務(wù)行業(yè)、高科技產(chǎn)業(yè)、“三資”企業(yè)及大規(guī)模國(guó)有企業(yè)仍存在（楊晨，2014；涂遠(yuǎn)芬，2014）。出口企業(yè)生產(chǎn)效率的提升更多依賴技術(shù)勞動(dòng)力的干中學(xué)效應(yīng)，而非出口自身，特別是研發(fā)效應(yīng)對(duì)生產(chǎn)效率的提升作用不明顯（張杰等，2012；馬述忠和陳穎，2010）。關(guān)于中國(guó)企業(yè)出口自我選擇機(jī)制部分失靈的原因，李春頂（2010）、聶文星和朱麗霞（2013）、王華等（2011）、湯二子和劉海洋（2011）認(rèn)為加工貿(mào)易是造成出口低效率的原因。由于加工企業(yè)比一般貿(mào)易企業(yè)的平均生產(chǎn)效率要低，主要由低附加值、低技術(shù)含量以及來料加工、來件裝配的方式構(gòu)成。中間在內(nèi)兩頭在外的分工形式使我國(guó)處于“微笑曲線”的底部，研發(fā)、設(shè)計(jì)和銷售等附加值高且科技含量高的生產(chǎn)環(huán)節(jié)被國(guó)外壟斷，從國(guó)外進(jìn)口先進(jìn)的機(jī)器設(shè)備用于加工裝配，會(huì)遏制國(guó)內(nèi)同行業(yè)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)和技術(shù)進(jìn)步（李春頂，2010）。出口加工企業(yè)研發(fā)水平有限，跨國(guó)公司研發(fā)技術(shù)外溢出現(xiàn)瓶頸，這些都導(dǎo)致中國(guó)企業(yè)在出口后一段時(shí)間內(nèi)生產(chǎn)效率下降，低于非出口企業(yè)，出現(xiàn)生產(chǎn)率悖論（陳勇兵等，2015）。

但是，國(guó)內(nèi)學(xué)者主要是從出口總量與生產(chǎn)效率之間的關(guān)系進(jìn)行研究的，卻忽視了出口是沿著兩種邊際即出口集約邊際與出口擴(kuò)展邊際增長(zhǎng)的。兩種增長(zhǎng)方式對(duì)生產(chǎn)效率促進(jìn)路徑和機(jī)制不一樣，決定了企業(yè)以哪種出口增長(zhǎng)為主有可能直接影響該企業(yè)的出口生產(chǎn)效率。如果企業(yè)以出口擴(kuò)展增長(zhǎng)為主，出口產(chǎn)品種類越多，越容易滿足差異化目標(biāo)市場(chǎng)消費(fèi)者的需求，分散風(fēng)險(xiǎn)，減少不可預(yù)測(cè)消費(fèi)者需求帶來的成本（Carlton和Dana，2004；Helpman等，2008）。同時(shí)新產(chǎn)品的研發(fā)會(huì)提高商品性能，帶來出口商品價(jià)格的提高，提高該產(chǎn)品的出口貿(mào)易條件（Feenstra和Kee，2004）。而出口集約增長(zhǎng)主要依賴于數(shù)量增長(zhǎng)，一般會(huì)帶來價(jià)格下降，惡化貿(mào)易條件，降低出口企業(yè)的生產(chǎn)效率。也有一部分學(xué)者認(rèn)為出口集約增長(zhǎng)使得公司集中資源于某一種核心產(chǎn)品的生產(chǎn)和出口，更容易保持核心產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)力（Besede?和Prusa，2011；錢學(xué)鋒等（2011）。而研發(fā)新產(chǎn)品會(huì)使公司偏離它的核心競(jìng)爭(zhēng)能力，核心產(chǎn)品質(zhì)量下降，不可確定的邊際生產(chǎn)成本增加，總生產(chǎn)效率降低（Mayer等，2011）。加上新出口產(chǎn)品成本信息的不對(duì)稱使得公司在進(jìn)入海外市場(chǎng)后又很快退出，新產(chǎn)品出口的持續(xù)時(shí)間往往較短（Besede?和Prusa，2011）。

與以往國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界研究不同的是，本文不是從出口總量而是從出口二元邊際角度，分別研究出口集約增長(zhǎng)、出口擴(kuò)展增長(zhǎng)與出口自我選擇效應(yīng)的關(guān)系，這是本文的一個(gè)創(chuàng)新點(diǎn)。出口集約增長(zhǎng)在一定程度上能夠帶來資本技術(shù)的集中投入，更容易形成核心產(chǎn)品的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，但出口規(guī)模過大會(huì)又造成價(jià)格下降。出口擴(kuò)展增長(zhǎng)會(huì)帶來產(chǎn)品組合增加，研發(fā)效應(yīng)提高，但產(chǎn)品種類過多又會(huì)帶來企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力下降。因此筆者認(rèn)為出口二元邊際和生產(chǎn)效率之間更可能存在的是一種非線性的門檻關(guān)系，采用門檻效應(yīng)分析并求出其門檻值，這是國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界鮮有涉及的。由于加工貿(mào)易在中國(guó)的出口中占據(jù)了半壁江山，加工出口也會(huì)沿著二元邊際路徑增長(zhǎng)，因此加工貿(mào)易在出口二元邊際和生產(chǎn)效率的關(guān)系中起到推動(dòng)效應(yīng)。本文嘗試找出出口二元邊際與加工貿(mào)易之間的關(guān)系，如果加工貿(mào)易和出口二元邊際的關(guān)系具有差異性，則會(huì)加深出口二元邊際與生產(chǎn)效率關(guān)系的差異性。由于加工貿(mào)易過去帶動(dòng)過出口企業(yè)的生產(chǎn)效率，因此我們考慮存在一個(gè)門檻值，加工貿(mào)易將通過影響出口二元邊際不同方向、不同機(jī)制而非線性地影響出口企業(yè)的生產(chǎn)效率，這也是本文與既往研究的最大不同之處。

需要說明的是，本文所指的生產(chǎn)效率是每個(gè)省份加入污染投入要素后的工業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率，更能體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的綠色質(zhì)量與效率，出口增長(zhǎng)指的是制造業(yè)企業(yè)出口增長(zhǎng)。我們利用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒，將數(shù)據(jù)在宏觀層面（省份）和微觀層面（企業(yè)）進(jìn)行統(tǒng)一。本文的研究思路如下：第一步，從理論上論證出口二元邊際影響生產(chǎn)效率的機(jī)制具有差異性。第二步，從實(shí)證上論證出口二元邊際與生產(chǎn)效率之間的關(guān)系，明確出口集約增長(zhǎng)與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率沒有顯著關(guān)系，而出口擴(kuò)展邊際增長(zhǎng)顯著提高了工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率。第三步，分析加工貿(mào)易在出口二元邊際與生產(chǎn)效率兩者關(guān)系中的關(guān)鍵作用。我們發(fā)現(xiàn)加工貿(mào)易與出口集約邊際緊密相關(guān)，與出口擴(kuò)展邊際不相關(guān)。正是由于加工貿(mào)易對(duì)出口集約增長(zhǎng)、擴(kuò)展增長(zhǎng)完全不一樣的影響機(jī)制，解釋了擴(kuò)展增長(zhǎng)為何能跳出加工貿(mào)易的陷阱而正向提升工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率，即出口擴(kuò)展增長(zhǎng)的自我選擇機(jī)制是存在的；同時(shí)也解釋了出口集約增長(zhǎng)因?yàn)榧庸べQ(mào)易的存在顯著降低了工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率，即出口集約增長(zhǎng)的自我選擇機(jī)制失靈。

二、 出口產(chǎn)品種類擴(kuò)展增長(zhǎng)與核心產(chǎn)品集約增長(zhǎng)的模型

我們借鑒Mayer等（2011）的模型來闡述公司出口集約增長(zhǎng)和擴(kuò)展增長(zhǎng)的關(guān)系。產(chǎn)品種類差異化滿足了消費(fèi)者的偏好，令產(chǎn)品種類i∈?，每個(gè)消費(fèi)者的效用方程均為：

其中，M是??中消費(fèi)的種類，是商品集??的平均價(jià)格，當(dāng)消費(fèi)商品集??種類最大化時(shí)，應(yīng)滿足下列條件：

其中，pmax為產(chǎn)品種類i需求為0時(shí)的價(jià)格邊界，由式（2）可知pmax≤α。當(dāng)商品競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境更激烈時(shí)，意味著平均價(jià)格pˉ 更低，商品種類M更多，這時(shí)pmax下降，需求價(jià)格彈性εi上升，需求價(jià)格彈性εi表示為：

由式（3）和式（4）可知，γ不是需求價(jià)格彈性εi的唯一決定要素，較低的平均價(jià)格pˉ和更多的競(jìng)爭(zhēng)種類M會(huì)導(dǎo)致在任意給定價(jià)格pi時(shí)，邊界價(jià)格pmax的下降和需求價(jià)格彈性εi的上升，會(huì)使產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境變得更復(fù)雜。

結(jié)合方程（1）利用間接效用函數(shù)得到福利函數(shù)：

其中，Ic是消費(fèi)者的收入，代表價(jià)格的方差，為了保證消費(fèi)者對(duì)商品集??的需求為正，我們假設(shè)有這時(shí)福利會(huì)隨著平均價(jià)格ρˉ的上升而下降，隨著價(jià)格方差的上升而上升。因此消費(fèi)者將購(gòu)買成本更低即成本為c的商品，從而最優(yōu)化其購(gòu)買行為。假設(shè)平均價(jià)格pˉ 和價(jià)格方差不變，消費(fèi)者會(huì)對(duì)產(chǎn)品種類表現(xiàn)出偏好，即福利隨著產(chǎn)品種類M的增加而增加。

勞動(dòng)是生產(chǎn)過程中的唯一要素，由競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)非彈性地提供。當(dāng)一個(gè)公司差異化產(chǎn)品種類越多成本越高，即進(jìn)入的初期成本更大。因此每一個(gè)公司在產(chǎn)品差異化生產(chǎn)時(shí)，都會(huì)有一個(gè)產(chǎn)品決定他的核心競(jìng)爭(zhēng)力。這個(gè)核心競(jìng)爭(zhēng)力和核心產(chǎn)品的邊際成本c相關(guān)，等于單位勞動(dòng)需求。研發(fā)導(dǎo)致了邊際成本c的不確定性，公司只有開始生產(chǎn)該產(chǎn)品后才會(huì)對(duì)其沉沒成本fE有具體的了解。因此引進(jìn)新的商品種類會(huì)使公司偏離核心競(jìng)爭(zhēng)能力，生產(chǎn)的邊際成本c增加。如果公司偏離他的核心競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)品質(zhì)量就會(huì)下降，額外消費(fèi)成本就會(huì)上升。

我們把公司偏離核心競(jìng)爭(zhēng)力的產(chǎn)品種類數(shù)量定義成m，而公司只生產(chǎn)核心競(jìng)爭(zhēng)產(chǎn)品時(shí)產(chǎn)品種類數(shù)量m=0。令公司只生產(chǎn)核心產(chǎn)品的邊際成本為c，生產(chǎn)m種偏離核心產(chǎn)品的邊際成本為v(m,c)。令v(m,c)=ω-mc ，ω∈(0,1)。當(dāng)ω為0時(shí)，公司將只生產(chǎn)他的核心產(chǎn)品。

由于進(jìn)入成本（沉沒成本）的存在，能夠生存下來的公司選擇繼續(xù)生產(chǎn)，其他公司退出該產(chǎn)業(yè)。存活下來的公司根據(jù)需求方程（2）來最大化自己的利潤(rùn)，同時(shí)保持了整個(gè)市場(chǎng)的平均價(jià)格pˉ 和生產(chǎn)種類數(shù)量M。邊際成本為v的m種偏離核心產(chǎn)品的產(chǎn)量q(v)和利潤(rùn)最大化的價(jià)格p(v)須滿足下列條件：

如果利潤(rùn)最大化價(jià)格p(v)高于價(jià)格臨界值pmax時(shí)，公司不再提供新種類。假設(shè)vD代表一種能夠生產(chǎn)獲利產(chǎn)品的臨界成本，當(dāng)價(jià)格低于其臨界成本時(shí)，這種產(chǎn)品的利潤(rùn)為0，此時(shí)p(vD)=vD=pmax，其市場(chǎng)需求水平q(vD)為0，擁有核心競(jìng)爭(zhēng)力的公司（v＞vD）生產(chǎn)其核心產(chǎn)品，不能獲利，從而退出市場(chǎng)，因此cD=vD也是公司生存下來的臨界值。擁有核心產(chǎn)品的公司，當(dāng)核心成本c＜cD時(shí)能夠獲得正利潤(rùn)而留在行業(yè)中。當(dāng)公司的成本c滿足(m,c)≤vD?c≤ωmcD時(shí)，會(huì)因?yàn)樯a(chǎn)額外的種類而獲得利潤(rùn)，并至少生產(chǎn)m+1種類。成本為c的公司生產(chǎn)出所有的種類數(shù)目為：

產(chǎn)品種類數(shù)量表現(xiàn)為公司生產(chǎn)效率1/c的階梯函數(shù)，即公司所生產(chǎn)的產(chǎn)品種類M(c)越多，公司的生產(chǎn)效率c–1越高，即產(chǎn)品擴(kuò)展增長(zhǎng)能提升生產(chǎn)效率。

三、 出口集約增長(zhǎng)、出口擴(kuò)展增長(zhǎng)與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的關(guān)系

（一）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)描述

本文的數(shù)據(jù)來自中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率作為衡量生產(chǎn)效率的指標(biāo)?；痉椒ㄊ遣捎梅墙?jīng)向非角度的方向性距離函數(shù)，考慮松弛變量的DEA–RAM模型，利用Deap2.1軟件進(jìn)行測(cè)算。生產(chǎn)可能性集中的既包含期望產(chǎn)出又包含具有弱處置性的非期望產(chǎn)出，投入為剔除價(jià)格變化①對(duì)人均制造業(yè)資產(chǎn)、人均工業(yè)產(chǎn)值的處理均以2005年為基期剔除價(jià)格因素測(cè)算。因素的人均制造業(yè)資產(chǎn)、制造業(yè)就業(yè)比例、人均能源消費(fèi)量；產(chǎn)出為剔除價(jià)格因素的期望的制造業(yè)人均工業(yè)產(chǎn)值、非期望的人均污染排放。其中人均污染排放指標(biāo)的測(cè)算利用中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒的工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣和工業(yè)固體廢料的人均排放加權(quán)構(gòu)成。

中國(guó)學(xué)術(shù)界測(cè)算出口集約增長(zhǎng)的指標(biāo)，一般采用Hummels（2005）的方法，但是該模型沒有從種類的廣度和單一產(chǎn)品的深度來定義擴(kuò)展和集約，僅分解成數(shù)量增長(zhǎng)、價(jià)格增長(zhǎng)和廣度增長(zhǎng)三種效應(yīng)。陳勇兵和陳宇媚（2012）用出口微觀企業(yè)數(shù)量的增加來進(jìn)行定義，與西方學(xué)者出口種類增長(zhǎng)的定義仍有區(qū)別。易先忠等（2014）、劉修巖和吳燕（2013）各自利用聯(lián)合國(guó)貿(mào)發(fā)會(huì)的三分位貿(mào)易數(shù)據(jù)以及中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫測(cè)算了出口集聚度來表示出口集約增長(zhǎng)，但并沒有給出擴(kuò)展增長(zhǎng)的公式。本文明確區(qū)分了兩個(gè)指標(biāo)的不同測(cè)算方法。我們采用出口集聚度來代表出口專業(yè)化分工程度，即出口集約增長(zhǎng)，見公式（8）：

我們以工業(yè)制造微觀企業(yè)為研究對(duì)象，利用2002–2011②由于國(guó)研網(wǎng)加工貿(mào)易數(shù)據(jù)只到2002年，因而本文統(tǒng)一研究時(shí)段，選擇2002–2011年的各面板指標(biāo)數(shù)據(jù)。年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫四位碼的出口數(shù)據(jù)對(duì)INTit進(jìn)行測(cè)算，xijt指 給定的t年，i省份j產(chǎn)品（4位碼）出口額，Xit指t年i省的全部產(chǎn)品出口總額，i代表30個(gè)省份（剔除西藏）。對(duì)于出口擴(kuò)展增長(zhǎng)的指標(biāo)，本文利用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫四位碼微觀出口數(shù)據(jù)，計(jì)算出微觀企業(yè)的出口種類（vari），用當(dāng)年相對(duì)前一年出口種類（vari）的年均增幅代表出口擴(kuò)展增長(zhǎng)（ext）。

表1 各指標(biāo)的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)及指標(biāo)解釋

首先，我們先明確出口集約增長(zhǎng)、出口擴(kuò)展增長(zhǎng)與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的關(guān)系。根據(jù)式（9）和式（10）對(duì)30個(gè)省份2002–2011年的時(shí)間序列分別進(jìn)行單變量回歸，被解釋變量為工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率（gtfp），解釋變量為出口集約增長(zhǎng)（int）與出口擴(kuò)展增長(zhǎng)（ext）。

根據(jù)式（9）的回歸結(jié)果，30個(gè)省份出口集約增長(zhǎng)（int）的回歸系數(shù)β1有一半大于0，我們將回歸系數(shù)β1＞0的省份記為a組，表明a組的出口集約增長(zhǎng)（int）均提升工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率（gtfp），將系數(shù)β1＜0的省份記為b組，表明b組的出口集約增長(zhǎng)均降低工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率（gtfp）。根據(jù)式（10）的回歸結(jié)果，幾乎每個(gè)省份出口擴(kuò)展增長(zhǎng)（ext）對(duì)工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的回歸系數(shù)β2都為正，因此我們將擴(kuò)展效應(yīng)回歸系數(shù)β2從高至低依次排列，前15位的省份為a′組，后15位的省份為b′組。將a、b、a′、b′組各指標(biāo)均值一一列入表2，包括人力資本密度（skil）、研發(fā)（rd）、流動(dòng)性限制（cred）、外資流入（fdi）、國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模（doma）、國(guó)民生產(chǎn)總值（gdp）、基礎(chǔ)設(shè)施（stru）、環(huán)境規(guī)制（regu）、加工貿(mào)易深度（proc）和出口種類（vari）。b組各指標(biāo)均值都高于a組，意味著b組具有更高的工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率，更高的人力資本、研發(fā)投入、加工出口深度，擁有更強(qiáng)的金融流動(dòng)性，更大的國(guó)民生產(chǎn)總值與外資吸收力度，更完善的基礎(chǔ)設(shè)施以及更嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制。同時(shí)β2排名前15位的a′組，相比后15位的b′組也擁有更完善的生產(chǎn)要素水平（見表2）。分析結(jié)果初步說明，出口集約增長(zhǎng)傾向于降低各省優(yōu)質(zhì)生產(chǎn)要素，而出口擴(kuò)展增長(zhǎng)有利于提升各省優(yōu)質(zhì)生產(chǎn)要素。

表2 a、b、a′、b′四組各指標(biāo)統(tǒng)計(jì)均值

（二）兩種出口增長(zhǎng)方式對(duì)工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率提升的不同路徑

中國(guó)學(xué)術(shù)界基本圍繞出口總量增長(zhǎng)與生產(chǎn)效率提升方面來研究自我選擇機(jī)制，并沒有區(qū)分出口增長(zhǎng)方式。接下來我們將出口增長(zhǎng)區(qū)分為出口集約增長(zhǎng)和出口擴(kuò)展增長(zhǎng)，用面板門檻模型探討兩種出口增長(zhǎng)是否都會(huì)在空間上出現(xiàn)一個(gè)拐點(diǎn)，非線性地影響工業(yè)生產(chǎn)效率？我們構(gòu)建門檻模型如下：

我們利用組內(nèi)去均值的方法消除個(gè)體效應(yīng)的影響，對(duì)于給定的γ值，采用普通最小二乘法（OLS）得到參數(shù)一致估計(jì)量。假設(shè)分別存在單一、雙重和三重門檻，采取“自抽樣法”，Boostrap150次進(jìn)行檢驗(yàn)，模擬似然比檢驗(yàn)的漸進(jìn)分布，以此構(gòu)造有效的P值。如果P值小于臨界值就拒絕原假設(shè)H0：β1=β2，即存在門檻效應(yīng)，備擇假設(shè)H0：β1=β2成立。接下來我們根據(jù)Hansen（1997）的方法構(gòu)造置信區(qū)間，利用似然比統(tǒng)計(jì)量構(gòu)造出“非拒絕域”，得到γ的漸進(jìn)置信區(qū)間。

出口擴(kuò)展增長(zhǎng)（ext）的單一門檻模型在10%的檢驗(yàn)下拒絕了原假設(shè)H0：β1=β2，單一門檻效應(yīng)存在，門檻值為0.09，雙重及三重門檻效應(yīng)均不存在（見表3）。出口集約增長(zhǎng)（int）的單一和雙重門檻模型均拒絕了原假設(shè)，但是由于雙重門檻檢驗(yàn)的臨界值出現(xiàn)負(fù)值，予以剔除，僅單一門檻效應(yīng)存在，門檻值為0.6（見表3）。

表3 出口集約增長(zhǎng)、擴(kuò)展增長(zhǎng)與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率門檻模型的檢驗(yàn)

出口集約增長(zhǎng)（int）的300個(gè)觀測(cè)值中，279個(gè)小于0.6，僅26個(gè)大于0.6。當(dāng)出口集約增長(zhǎng)小于門檻值0.6時(shí)，對(duì)工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的影響是不顯著的；當(dāng)出口集約增長(zhǎng)大于0.6時(shí)，工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率（gtfp）顯著下降0.14%（表4模型1）。出口集約增長(zhǎng)（int）的整體均值為0.312，其中東、中、西部地區(qū)均值分別為0.33、0.33和0.26。僅26個(gè)觀測(cè)值的出口集約增長(zhǎng)與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率是正相關(guān)的，另有214個(gè)觀測(cè)值的出口集約增長(zhǎng)與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率無明顯關(guān)系。式（5）的單一變量回歸、擬合圖2以及表4的非線性面板門限模型（模型2）均證明出口擴(kuò)展增長(zhǎng)（ext）與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率（gtfp）顯著正相關(guān)。非線性門檻模型回歸結(jié)果表明，當(dāng)出口擴(kuò)展增長(zhǎng)（ext）小于門檻值0.09時(shí)，出口擴(kuò)展增長(zhǎng)（ext）每提高1%，工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率（gtfp）顯著提升0.3%。當(dāng)出口擴(kuò)展增長(zhǎng)大于門檻值0.09時(shí)，工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率提升并不顯著（見表4模型2）。300個(gè)出口擴(kuò)展增長(zhǎng)變量（ext）中，有257個(gè)小于門檻值0.09，43個(gè)大于0.09，整體均值為0.007 5，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于門檻值0.09。東、中、西部地區(qū)均值分別為0.014、0.004和0.003，其中東部增長(zhǎng)最快，意味著出口擴(kuò)展效應(yīng)最強(qiáng)的是東部地區(qū)。但東部地區(qū)的出口擴(kuò)展增長(zhǎng)與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率無明顯提升關(guān)系，意味著擴(kuò)展增長(zhǎng)出口自我選擇機(jī)制在東部地區(qū)失靈。而擴(kuò)展增長(zhǎng)效應(yīng)較弱的中、西部地區(qū)均存在出口自我選擇機(jī)制，出口種類增長(zhǎng)能夠提升中、西部的工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率（見表4模型6、7、8）。

我們將各省份分為四組，分別表示出口集約增長(zhǎng)與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的門檻值及省份分布，出口擴(kuò)展增長(zhǎng)與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的門檻值及省份分布（見表5）。之所以選擇2006年為目標(biāo)對(duì)象，因?yàn)殡S后的世界經(jīng)濟(jì)危機(jī)對(duì)我國(guó)出口模式和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均有顯著影響，2006年的數(shù)據(jù)相對(duì)穩(wěn)定，2006年以后出口擴(kuò)展增長(zhǎng)明顯下降，如2009年、2010年、2011年所有的觀測(cè)值都沒有超過0.09。

表4 出口集約增長(zhǎng)、擴(kuò)展增長(zhǎng)與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率門檻模型的回歸結(jié)果

表5 2006年出口集約增長(zhǎng)、擴(kuò)展增長(zhǎng)的門檻值及省份分布

我們的結(jié)論是：第一，各省份出口集約增長(zhǎng)程度比較平均，專業(yè)化出口超過門檻值（0.6），降低工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的屬于個(gè)例。因此出口集約增長(zhǎng)（int）與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率（gtfp）提升無明顯關(guān)系。出口集約增長(zhǎng)過快，會(huì)拉低工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率。因?yàn)楣具^于集中生產(chǎn)某種產(chǎn)品，會(huì)降低該產(chǎn)品價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力，貿(mào)易條件有可能惡化，無法明顯提升工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率。第二，各省份出口擴(kuò)展增長(zhǎng)（ext）均值很小，出口種類的緩慢增長(zhǎng)能夠有效提升工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率（gtfp）。出口擴(kuò)展增長(zhǎng)降低工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的門檻值非常高（0.09），因此絕大部分觀測(cè)值均能依賴出口擴(kuò)展增長(zhǎng)提升工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率。其中東部地區(qū)出口種類增長(zhǎng)過快，企業(yè)偏離核心產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力，分散資金和技術(shù)，有可能抑制生產(chǎn)效率的提升，因而與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率指標(biāo)的相關(guān)性不顯著。但是，中、西部地區(qū)的出口擴(kuò)展增長(zhǎng)仍有提升該地區(qū)工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的空間和能力。

四、 加工貿(mào)易門檻模型下兩種出口增長(zhǎng)方式對(duì)工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率影響的實(shí)證研究

（一）加工貿(mào)易與出口集約增長(zhǎng)、出口擴(kuò)展增長(zhǎng)的關(guān)系

我們就出口兩種增長(zhǎng)方式與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率提升的關(guān)系做了門檻檢驗(yàn)，得到出口擴(kuò)展增長(zhǎng)提升工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率、出口集約增長(zhǎng)的自我選擇機(jī)制失靈的結(jié)論。之所以導(dǎo)致不同的研究結(jié)果，我們認(rèn)為加工貿(mào)易起到了關(guān)鍵作用。出口集約增長(zhǎng)更多地依賴非熟練勞動(dòng)投入、低技術(shù)密集度的加工貿(mào)易，而擴(kuò)展增長(zhǎng)更多依賴研發(fā)與高新技術(shù)的投入，與加工貿(mào)易聯(lián)系并不緊密。因此我們首先探討加工貿(mào)易對(duì)兩種出口增長(zhǎng)方式影響的不同路徑，然后基于這種差異性影響路徑，分析是否存在加工貿(mào)易門檻效應(yīng)使得出口集約增長(zhǎng)與出口擴(kuò)展增長(zhǎng)非線性地影響工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率。

圖1 2002–2011年30個(gè)省份年均加工貿(mào)易出口比重（proc）

我們將2002–2011年年均加工貿(mào)易比重從小到大依次排列繪制成圖1。加工貿(mào)易比重較高的地區(qū)集中在東部，東部省份占了8個(gè)，而加工貿(mào)易比重較低的10個(gè)省份中中西部省份占了8個(gè)。為了探討加工貿(mào)易與出口集約增長(zhǎng)、出口擴(kuò)張?jiān)鲩L(zhǎng)的關(guān)系，我們根據(jù)式（13）和式（14）分別對(duì)加工貿(mào)易與兩種出口增長(zhǎng)做單變量回歸。

首先對(duì)面板數(shù)據(jù)中300個(gè)觀測(cè)對(duì)象的加工貿(mào)易（proc）與出口集約增長(zhǎng)（int）、出口擴(kuò)展增長(zhǎng)（ext）的變量進(jìn)行單變量回歸，發(fā)現(xiàn)加工貿(mào)易比重增長(zhǎng)顯著降低出口集約增長(zhǎng)，即加工貿(mào)易出口比重每提升1%，出口集約增長(zhǎng)顯著下降0.17%，而加工貿(mào)易比重與出口擴(kuò)展增長(zhǎng)的關(guān)系非常不明顯（見表6）。同時(shí)對(duì)30個(gè)省份2002–2011年的時(shí)間序列分別進(jìn)行單變量回歸，發(fā)現(xiàn)幾乎沒有一個(gè)省的加工貿(mào)易（proc）與出口擴(kuò)展增長(zhǎng)（ext）存在顯著相關(guān)的關(guān)系，因此文中列出各省份加工貿(mào)易（proc）與出口集約增長(zhǎng)（int）的單變量回歸結(jié)果（見表7）。30個(gè)省份有17個(gè)回歸系數(shù)為負(fù)（p1＜0），表明加工貿(mào)易比重越高，出口集約增長(zhǎng)下降，其中廣東、海南、貴州、江西的單變量回歸高度顯著；13個(gè)省份的回歸系數(shù)為正（p1＞0），表明加工貿(mào)易比重越高，出口集約增長(zhǎng)上升越快，其中僅有上海、江蘇高度顯著。以上研究表明，無論是單變量的面板回歸還是各省份時(shí)間序列回歸，加工貿(mào)易與出口集約增長(zhǎng)均表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)傾向。

表6 300個(gè)觀測(cè)對(duì)象加工貿(mào)易與出口集約增長(zhǎng)、擴(kuò)展增長(zhǎng)的單變量回歸

表7 2002–2011年30個(gè)省份加工貿(mào)易與出口集約增長(zhǎng)單變量回歸

（二）加工貿(mào)易門檻模型下兩種出口增長(zhǎng)方式對(duì)工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的影響

加工貿(mào)易對(duì)出口擴(kuò)展增長(zhǎng)和集約增長(zhǎng)影響路徑的差異，導(dǎo)致了兩種出口模式對(duì)工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率影響路徑的差異。我們假設(shè)加工貿(mào)易出口對(duì)出口集約增長(zhǎng)和出口擴(kuò)展增長(zhǎng)提升生產(chǎn)效率均存在門檻效應(yīng)，方程如下：

我們?nèi)圆捎肂oostrap150次進(jìn)行檢驗(yàn)，模擬似然比LR檢驗(yàn)的漸進(jìn)分布，基于此構(gòu)造有效的P值。如果得到的P值小于我們?cè)O(shè)定的臨界值（如5%），就拒絕原假設(shè)，認(rèn)為存在門檻效應(yīng)，備擇假設(shè)H0：β1≠β2成立。集約出口增長(zhǎng)與加工貿(mào)易門檻檢驗(yàn)在單一門檻和雙重門檻均被拒絕，但是雙重門檻檢驗(yàn)的臨界值出現(xiàn)負(fù)值，因此舍去，我們選擇單一門檻模型，唯一的門檻值為0.04（見表8）。擴(kuò)展出口增長(zhǎng)與加工貿(mào)易的雙重門檻模型檢驗(yàn)具有更小的P值和臨界值，因此雙重門檻模型確立，門檻值分別為0.107和0.645（見表8）。

表8 加工貿(mào)易門檻模型的檢驗(yàn)

表9模型1和模型2分別設(shè)定加工貿(mào)易在空間上存在非線性的結(jié)構(gòu)變化，從而在某一點(diǎn)上不同方向地影響出口集約增長(zhǎng)和出口擴(kuò)展增長(zhǎng)，影響出口工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的提升。當(dāng)加工貿(mào)易出口比重（proc）小于0.04時(shí)，出口集約增長(zhǎng)與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率（int×I（proc））的關(guān)系并不明顯。而當(dāng)加工貿(mào)易出口比重（proc）大于0.04時(shí)，出口集約增長(zhǎng)使工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率（int×I（proc））顯著下降0.14%（見模型1）。300個(gè)觀測(cè)值的加工貿(mào)易均值為0.33，東部地區(qū)最高，為0.48，如北京、江蘇、上海、天津和廣東分別高達(dá)0.5、0.64、0.65、0.66和0.73，寧夏、湖南、山西、重慶地區(qū)均值最小，依次為0.06、0.12、0.13和0.16。僅12個(gè)觀測(cè)值出口擴(kuò)展增長(zhǎng)小于門檻值0.04，其余282個(gè)大于0.04，表明出口集約增長(zhǎng)（int）對(duì)加工貿(mào)易的反應(yīng)非常靈敏，是制約集約增長(zhǎng)提升工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的主要原因，幾乎所有的觀測(cè)值都能跨過加工貿(mào)易的低門檻，降低工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率。以2006年為例，加工貿(mào)易比重小于0.04的只有青海、寧夏兩省份（見表10）。事實(shí)上，我國(guó)的加工貿(mào)易大部分是低技術(shù)含量、低附加值的重復(fù)裝配勞動(dòng)，以集約增長(zhǎng)、重復(fù)簡(jiǎn)單的勞動(dòng)為主，專業(yè)化分工模式十分明顯。加工貿(mào)易與出口集約增長(zhǎng)緊密負(fù)相關(guān)，決定出口集約增長(zhǎng)無法完成出口自我選擇機(jī)制。

加工貿(mào)易約束下出口擴(kuò)展增長(zhǎng)（ext）提升工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的門檻值有兩個(gè)，當(dāng)加工貿(mào)易比重（proc）小于0.107時(shí)，出口擴(kuò)展增長(zhǎng)會(huì)導(dǎo)致工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率（ext×I（proc））提升0.34%；當(dāng)加工貿(mào)易比重（proc）在0.107–0.645之間時(shí)，出口擴(kuò)展增長(zhǎng)提升綠色工業(yè)效率（ext×I（proc））的作用有所下降，為0.07%。而當(dāng)加工貿(mào)易比重（proc）大于0.645時(shí)，出口擴(kuò)展增長(zhǎng)與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率（ext×I（proc））的關(guān)系不顯著（見模型2）。與出口集約增長(zhǎng)的低門檻相比，出口擴(kuò)展增長(zhǎng)負(fù)向影響工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的加工貿(mào)易門檻值非常高，為0.645。我們觀察到面板中只有38個(gè)觀測(cè)對(duì)象的加工貿(mào)易比重大于0.645，余下的262個(gè)觀測(cè)對(duì)象均能夠正向提升工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率。以2006年為例，比重大于0.645的僅為上海、新疆，其余省份的出口擴(kuò)展增長(zhǎng)均不受加工貿(mào)易的影響，能夠完成出口自我選擇機(jī)制（見表10）。究其原因在于出口擴(kuò)展增長(zhǎng)與加工貿(mào)易無顯著關(guān)系，而是以種類增長(zhǎng)為主要特征，需要研發(fā)的不斷投入和技術(shù)的不斷更新。因此只要當(dāng)加工貿(mào)易比重不高于0.645，出口擴(kuò)展增長(zhǎng)就能夠跳出加工貿(mào)易生產(chǎn)率之謎的陷阱，正向提升工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率，出口自我選擇機(jī)制依然存在。

表9 加工貿(mào)易、出口增長(zhǎng)與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的門檻回歸結(jié)果

接下來我們?cè)诒?模型3和模型4中分別加入加工貿(mào)易與出口集約增長(zhǎng)的交互作用項(xiàng)（proc×int）、加工貿(mào)易與出口擴(kuò)展增長(zhǎng)的交互作用項(xiàng)（proc×ext）兩個(gè)指標(biāo)，來檢驗(yàn)加工貿(mào)易與出口兩種模式共同作用對(duì)工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的影響。顯而易見，加工貿(mào)易與出口集約增長(zhǎng)的交互作用項(xiàng)（proc×int）每提升1%，工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率（gtfp）就下降0.4%（模型3），下降系數(shù)大于出口集約增長(zhǎng)（int）本身對(duì)工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率（gtfp）的下降系數(shù)（0.08%）（模型2），加工貿(mào)易確實(shí)加快了出口集約增長(zhǎng)，降低了工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的速度。相反，出口擴(kuò)展增長(zhǎng)（ext）每提升1%，工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率（gtfp）則提升0.1%（模型1），而加工貿(mào)易與出口擴(kuò)展增長(zhǎng)的交互作用項(xiàng)（proc×ext）與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率并不顯著相關(guān)（模型4），再次驗(yàn)證加工貿(mào)易因素的介入對(duì)出口擴(kuò)展增長(zhǎng)與生產(chǎn)效率的關(guān)系并無顯著影響。接下來我們對(duì)出口擴(kuò)展增長(zhǎng)的兩個(gè)門檻值分三段實(shí)行最小二乘的OLS回歸分析（見模型5至模型7），對(duì)加工貿(mào)易門檻下出口擴(kuò)展增長(zhǎng)對(duì)工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率影響的穩(wěn)健性進(jìn)行驗(yàn)證。

我們的結(jié)論是：出口集約增長(zhǎng)顯著受到加工貿(mào)易的負(fù)向影響，且加工貿(mào)易的門檻值非常低，導(dǎo)致大部分省份很容易達(dá)到加工貿(mào)易門檻比重，無法提升工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率，加工貿(mào)易成為出口集約增長(zhǎng)完成出口自我選擇機(jī)制的一個(gè)主要障礙。相反，出口擴(kuò)展增長(zhǎng)與加工貿(mào)易沒有顯著關(guān)系，且加工貿(mào)易降低工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的門檻值非常高，因此阻礙工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的提升，出口自我選擇機(jī)制依然存在。

（三）其他影響因素

影響工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的其他因素包括研發(fā)投入（rd）、人力資本（skil）、金融流動(dòng)性（cred）、國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模（doma）、外資吸收（fdi）、基礎(chǔ)設(shè)施（stru）、環(huán)境規(guī)制（regu）、加工貿(mào)易深度（proc）等。我們?cè)诒?和表9的門檻模型中對(duì)這些影響因素均進(jìn)行了計(jì)量回歸，表明這些影響因素對(duì)工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率影響的結(jié)果基本是穩(wěn)定的。

學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為研發(fā)和出口都能提升生產(chǎn)效率，一般來說，能克服沉沒成本持續(xù)出口的公司擁有更高的生產(chǎn)效率，效率低的公司退出新產(chǎn)品市場(chǎng)（Arkolakis和Muendler，2010）。研發(fā)成本具有外部效應(yīng)，若一國(guó)參與研發(fā)的企業(yè)家越多，出口生產(chǎn)效率就越容易提高（Lall，2000）。與我們的預(yù)期相反，表9的絕大部分模型結(jié)果都表明研發(fā)投入（rd）與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率（gtfp）顯著負(fù)相關(guān)。究其原因，我們認(rèn)為這是因?yàn)橹袊?guó)研發(fā)資本的過度投入形成彌補(bǔ)研發(fā)沉沒成本的“壟斷加價(jià)”，扭曲了生產(chǎn)要素的合理配置，偏離帕累托最優(yōu)（李尚驁，2011）。另外，中國(guó)工業(yè)研發(fā)投入力度越大的企業(yè)國(guó)家政策扶持力度也越大，中間品投入產(chǎn)出比重更高，污染排放問題更突出，這也是造成工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率低的原因。研發(fā)的過度投入會(huì)對(duì)人力資本積累（skil）產(chǎn)生侵蝕作用，表現(xiàn)為人力資本積累（skil）追趕不上研發(fā)積累（rd）的步伐，無法對(duì)研發(fā)的先進(jìn)技術(shù)進(jìn)行消化，難以實(shí)現(xiàn)干中學(xué)效應(yīng)。這也是為什么本文研究中人力資本積累（skil）與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率（gtfp）負(fù)相關(guān)的原因（見表9模型5和模型6），盡管這種負(fù)相關(guān)只在少數(shù)模型中顯著，但說明了我國(guó)現(xiàn)階段人力資本積累對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提升具有較大的局限性。

國(guó)外學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為一國(guó)金融市場(chǎng)越完善，企業(yè)越有機(jī)會(huì)為自身發(fā)展融資，以彌補(bǔ)研發(fā)和出口的前期沉沒成本，從而有效提高生產(chǎn)效率。與預(yù)期相反，我們的實(shí)證結(jié)果表明金融流動(dòng)性（cred）越強(qiáng)，工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率（gtfp）下降趨勢(shì)越顯著。我們認(rèn)為這是因?yàn)槲覈?guó)金融資金大量流入了效率低下、行政命令繁雜的國(guó)有企業(yè)，由此導(dǎo)致金融流動(dòng)性（cred）對(duì)生產(chǎn)效率的提升在我國(guó)完全失靈。

以上研究結(jié)果表明中國(guó)內(nèi)部要素，包括研發(fā)投入、人力資本投入、金融流動(dòng)性機(jī)制對(duì)工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的提升幾乎完全失靈，僅有國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模（doma）表現(xiàn)為正向提升工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率。國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的完善有利于本土企業(yè)依托國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模確定的預(yù)期收益進(jìn)行研發(fā)與出口，促使出口產(chǎn)品種類多樣化，提高生產(chǎn)效率（易先忠等，2014）。相對(duì)于內(nèi)部環(huán)境，外部環(huán)境對(duì)工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率提升更加明顯，幾乎所有的模型都證明FDI吸收（fdi）與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率（gtfp）正相關(guān)，這是因?yàn)槲胀赓Y帶來外部研發(fā)溢出效應(yīng)非常明顯，尤其是近年來跨國(guó)公司將服務(wù)業(yè)作為FDI投資的重點(diǎn)，有利于綠色GDP增長(zhǎng)。同時(shí)很重要的一點(diǎn)是，表9中幾乎所有模型均證明，占半壁江山、具有中國(guó)特色的加工貿(mào)易對(duì)我國(guó)工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的提升路徑為負(fù)，即加工貿(mào)易出口程度（proc）越高，工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率（gtfp）就越低。

五、 結(jié) 論

很多學(xué)者提出中國(guó)的出口自我選擇機(jī)制部分失靈，即中國(guó)出口總量的增長(zhǎng)不能帶來生產(chǎn)效率的提升，也有學(xué)者認(rèn)為這種現(xiàn)象的產(chǎn)生是由加工貿(mào)易所導(dǎo)致的。與前人研究不同的是，本文認(rèn)可加工貿(mào)易不僅會(huì)影響中國(guó)出口總量，同時(shí)也影響兩種不同的出口增長(zhǎng)方式，即出口集約增長(zhǎng)與出口擴(kuò)展增長(zhǎng)。通過對(duì)兩種出口增長(zhǎng)方式的不同影響路徑，對(duì)工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率也產(chǎn)生了不同的間接效應(yīng)，這是本文研究的重點(diǎn)。中國(guó)出口主要依賴集約增長(zhǎng)帶動(dòng)，而出口集約增長(zhǎng)與加工貿(mào)易關(guān)系密切，因此加工貿(mào)易的低技術(shù)低效率帶來集約增長(zhǎng)自我選擇機(jī)制失效。同時(shí)出口擴(kuò)展增長(zhǎng)卻能夠跳出加工貿(mào)易的陷阱，完成擴(kuò)展增長(zhǎng)提升生產(chǎn)效率的使命。

從出口方式自身來說，出口集約增長(zhǎng)提升工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率并不顯著，但出口擴(kuò)展增長(zhǎng)卻能顯著地穩(wěn)定提高工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率。原因在于：出口集約增長(zhǎng)過快有可能會(huì)帶來核心產(chǎn)品國(guó)際市場(chǎng)價(jià)格下降。出口種類的擴(kuò)展增長(zhǎng)意味著研發(fā)新產(chǎn)品，產(chǎn)品種類增多能夠通過滿足國(guó)外消費(fèi)者需求的差異性而降低出口風(fēng)險(xiǎn)。但如果出口種類增長(zhǎng)過快，研發(fā)新產(chǎn)品反而會(huì)降低核心產(chǎn)品質(zhì)量與競(jìng)爭(zhēng)力、新產(chǎn)品進(jìn)入國(guó)際市場(chǎng)的成本以及不確定性風(fēng)險(xiǎn)因素增加。但中國(guó)省份的絕大部分觀測(cè)值的出口擴(kuò)展增長(zhǎng)均低于0.09的門檻值，因此絕大部分觀測(cè)值出口擴(kuò)展增長(zhǎng)都能帶來工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的有效提升。

本文最大的意義在于從加工貿(mào)易的角度來解釋兩種出口增長(zhǎng)方式對(duì)中國(guó)工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率提升的不同路徑與方向。出口集約增長(zhǎng)原本與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率提升并無明確關(guān)系。但由于加工貿(mào)易與出口集約增長(zhǎng)緊密相關(guān)，加工出口本身與工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率負(fù)相關(guān)，因此加工貿(mào)易的存在導(dǎo)致出口集約增長(zhǎng)顯著拉低中國(guó)工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率。而且加工貿(mào)易下出口集約增長(zhǎng)降低工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的門檻值非常低，僅為0.04。面板數(shù)據(jù)300個(gè)觀測(cè)對(duì)象有282個(gè)的加工出口比重超過0.04，因此絕大部分觀測(cè)對(duì)象的出口集約增長(zhǎng)能夠輕易越過門檻值，降低工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率，出口集約增長(zhǎng)自我選擇機(jī)制失靈。相反，加工貿(mào)易出口與出口擴(kuò)展增長(zhǎng)無明顯關(guān)聯(lián)，并且擴(kuò)展增長(zhǎng)降低工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的加工貿(mào)易的門檻值非常高，為0.645。300個(gè)觀測(cè)對(duì)象中有262的加工貿(mào)易比重小于門檻值，因此大部分觀測(cè)對(duì)象的出口擴(kuò)展增長(zhǎng)能夠提升工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率，跳出加工貿(mào)易生產(chǎn)效率之謎的陷阱，出口擴(kuò)展增長(zhǎng)自我選擇機(jī)制依然存在。

另外，外部機(jī)制例如出口、FDI的吸收均能正向提升工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率。相反，內(nèi)部機(jī)制例如工業(yè)研發(fā)投入、技術(shù)含量投入、國(guó)內(nèi)信貸等金融流動(dòng)性，都在一定程度上降低了中國(guó)工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率，導(dǎo)致內(nèi)部機(jī)制失效。金融信貸長(zhǎng)期投入生產(chǎn)效率低下、人員機(jī)構(gòu)設(shè)置臃腫的國(guó)有企業(yè)，過度的研發(fā)投入，導(dǎo)致技術(shù)工人掌握先進(jìn)技術(shù)的能力不能追趕上科技設(shè)備的更新，這些原因都導(dǎo)致了內(nèi)部機(jī)制提升工業(yè)環(huán)境生產(chǎn)效率的失靈。

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Reinterpretation on Intensive Increase in Export, Extensive Increase in Export and the Paradox of Industrial Environment Production Efficiency Based on Threshold Effect of Processing Trade

Gao Jing1,2
( 1. School of Business，Hunan University of Science and Technology，Hunan Xiangtan 411201，China; 2. Research Center of Division of Labor and Economic Development，Hunan University of Science and Technology，Hunan Xiangtan 411201，China )

Export itself means high efficiency. This paper analyzes the nonlinear threshold relation between intensive increase in export，extensive increase in export and industrial environmentproduction efficiency，and proves that there totally exist threshold effects concerningthe promotion role of two export modes in industrial environment production efficiency. Intensive increase in export has no significant relation with industrial environment production efficiency，but extensive increase in export can improve industrial environment production efficiency significantly. Processing trade has the negative influence on industrial environment production efficiency，and becomes the key factor explaining the paradox of export self-selection mechanism. It shows that processing trade is closely related with intensive increase in export，and is not related with extensive increase in export，so extensive increase in export can jump out the trap of the production efficiency puzzle of processing trade，on the contrary，intensive increase in export cannot do it. The self-selection mechanism of extensive increase in export exists，but the selfselection mechanism of intensive increase in export does not work. External mechanisms，for example FDI input，can advance environment production efficiency，but inner mechanisms，such as credit input，R&D and human capital input，totally can not work. It is caused by the erosion effect of human capital resulting from the low efficiency in credit input and excessive R&D investment.

intensive increase in export；extensive increase in export；industrial environment production efficiency；processing trade；threshold effect

F752.6

A

1009-0150(2017)03-0043-14

（責(zé)任編輯：喜 雯）

10.16538/j.cnki.jsufe.2017.03.005

2016-10-10

國(guó)家社科基金一般項(xiàng)目（14BJL047）；國(guó)家社科青年項(xiàng)目（12CJL051）；湖南省自然科學(xué)基金（2015JJ3067）；湖南省社科基金（14YBA165）；湖南省教育廳優(yōu)秀青年項(xiàng)目（16B101）；湖南省教育廳一般項(xiàng)目（16C1572）。

高 靜（1978－），女，湖南湘潭人，湖南科技大學(xué)商學(xué)院副教授，碩士生導(dǎo)師。