蒲阿麗 李平 鄒松岐

內(nèi)容提要：在構(gòu)建扭曲對(duì)企業(yè)出口決策影響的理論框架下，本文采用1998-2007年中國(guó)制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)測(cè)算我國(guó)企業(yè)扭曲指標(biāo)，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示：總體上，我國(guó)企業(yè)扭曲水平呈現(xiàn)比較明顯的上升趨勢(shì)。同時(shí)，本文采用面板二值選擇模型探討扭曲對(duì)企業(yè)出口決策的作用機(jī)制及影響效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：扭曲提高會(huì)顯著地降低我國(guó)企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)的概率。從驅(qū)動(dòng)因素來(lái)看，企業(yè)市場(chǎng)規(guī)?？s減和要素投入規(guī)?？s減是扭曲抑制企業(yè)出口決策的重要渠道。異質(zhì)性分析表明，扭曲的提高會(huì)促進(jìn)國(guó)有企業(yè)參與出口市場(chǎng)，而對(duì)外資企業(yè)出口決策的負(fù)面效應(yīng)最大。入世后扭曲對(duì)企業(yè)出口決策的阻礙作用大于入世前，且扭曲對(duì)沿海地區(qū)企業(yè)出口決策的負(fù)面影響更大。

關(guān)鍵詞：政策引致型扭曲;內(nèi)生性扭曲;企業(yè)異質(zhì)性;出口決策

中圖分類號(hào)：F7526文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1001-148X（2022）03-0062-10

收稿日期：2021-06-21

作者簡(jiǎn)介：蒲阿麗（1981-），女，山東淄博人，山東理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，上海大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向：要素配置扭曲與國(guó)際貿(mào)易;李平（1969-），男，浙江寧波人，山東理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)部教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：技術(shù)創(chuàng)新與世界經(jīng)濟(jì);鄒松岐（1979-），本文通訊作者，女，吉林德惠人，上海大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，山東理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，研究方向：國(guó)際貿(mào)易理論及應(yīng)用。

基金項(xiàng)目：國(guó)家社科基金重點(diǎn)項(xiàng)目“開(kāi)放條件下異質(zhì)性企業(yè)要素配置與全要素生產(chǎn)率提升研究”，項(xiàng)目編號(hào)：19AJL011。

一、引言

1998年以來(lái)，我國(guó)制造業(yè)資源配置效率在不斷下降，資源向低效率國(guó)有企業(yè)傾斜的政策，降低了整體的投資效率[1]。供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革要解決的核心問(wèn)題是校正要素配置的扭曲，將資源更多地配置到優(yōu)質(zhì)企業(yè)、有競(jìng)爭(zhēng)力的企業(yè)、有創(chuàng)新精神的企業(yè)[2]。2020年4月9日，中共中央、國(guó)務(wù)院印發(fā)了《關(guān)于構(gòu)建更加完善的要素市場(chǎng)化配置體制機(jī)制的意見(jiàn)》，明確了要素市場(chǎng)制度建設(shè)的方向和重點(diǎn)改革任務(wù)。對(duì)于形成生產(chǎn)要素從低質(zhì)低效領(lǐng)域向優(yōu)質(zhì)高效領(lǐng)域流動(dòng)的機(jī)制，提高要素質(zhì)量和配置效率，引導(dǎo)各類要素協(xié)同向先進(jìn)生產(chǎn)力集聚，加快完善社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制具有重大意義。國(guó)外學(xué)者Bhagwati（1969）較早界定了扭曲的概念，認(rèn)為扭曲是指資源配置對(duì)最優(yōu)配置均衡狀態(tài)的偏離。他將扭曲從成因上分為兩類，一類是內(nèi)生性扭曲，是指由要素市場(chǎng)自身不完善、發(fā)展不完全所引起的扭曲;另一類是政策引致型扭曲，是指由政府政策干預(yù)要素配置所造成的扭曲[3]?？梢?jiàn)，政策引致型扭曲是人為造成的，且在實(shí)踐中通常以要素市場(chǎng)存在內(nèi)生性扭曲為由而實(shí)施。在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期，政府為了實(shí)現(xiàn)戰(zhàn)略性發(fā)展目標(biāo)，采取某些干預(yù)要素市場(chǎng)的措施而造成的扭曲可能會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，增加社會(huì)福利，同時(shí)也有可能會(huì)損傷某些企業(yè)的合理利益，挫傷企業(yè)創(chuàng)新和擴(kuò)大規(guī)模的積極性，從而阻礙了企業(yè)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力和生產(chǎn)效率的提升。

本文在借鑒Hsieh&Klenow（2014）和Melitz（2003）研究成果的基礎(chǔ)上[4-5]，將政策引致型扭曲和內(nèi)生性扭曲同時(shí)引入異質(zhì)性企業(yè)國(guó)際貿(mào)易理論研究框架，系統(tǒng)考察扭曲對(duì)異質(zhì)性企業(yè)出口決策的作用機(jī)制和具體影響，并測(cè)算了包括政策引致型扭曲和內(nèi)生性扭曲兩類扭曲的我國(guó)制造業(yè)企業(yè)總體扭曲指標(biāo)，對(duì)于正確認(rèn)識(shí)我國(guó)企業(yè)扭曲的具體事實(shí)情況有一定的參考價(jià)值。

二、理論模型與指標(biāo)測(cè)算

本文借鑒Hsieh&Klenow（2014）加入政策引致型扭曲和內(nèi)生性扭曲的用于研究企業(yè)生命周期的異質(zhì)性企業(yè)壟斷競(jìng)爭(zhēng)模型，同時(shí)結(jié)合Melitz（2003）的異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論模型，構(gòu)建扭曲對(duì)企業(yè)出口決策影響的理論模型。

（一）理論模型及推導(dǎo)

Hsieh&Klenow（2014）在異質(zhì)性企業(yè)壟斷競(jìng)爭(zhēng)模型中不僅設(shè)定了政策引致型扭曲，同時(shí)設(shè)定了勞動(dòng)力扭曲和資本扭曲。借鑒他們的研究思路和結(jié)論，本文假設(shè)最終產(chǎn)品生產(chǎn)市場(chǎng)是完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)，代表性企業(yè)生產(chǎn)單一最終產(chǎn)品Y，生產(chǎn)市場(chǎng)中存在S個(gè)生產(chǎn)行業(yè)，則最終產(chǎn)品市場(chǎng)總產(chǎn)出由公式（1）表示：

Y=∏Ss=1Ysθs（1）

其中，Ys是指行業(yè)s的產(chǎn)出，θs是行業(yè)s的市場(chǎng)產(chǎn)出份額，∑Ss=1θs=1。各個(gè)行業(yè)中代表性企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品作為其他行業(yè)的企業(yè)生產(chǎn)投入。由最終產(chǎn)品市場(chǎng)企業(yè)利潤(rùn)最大化條件，可以推出：

PsYs=θsPY（2）

其中，Ps指行業(yè)s產(chǎn)出Ys的商品價(jià)格，進(jìn)而可以得到最終產(chǎn)品市場(chǎng)價(jià)格P≡∑Ss=1Psθsθs。設(shè)行業(yè)s的產(chǎn)出Ys由差異化產(chǎn)品集合Ms的CES生產(chǎn)函數(shù)組成：

Ys=∑Msi=1Ysiσ-1σσσ-1（3）

其中，σ表示產(chǎn)品之間的替代彈性，i表示產(chǎn)品。假設(shè)企業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中投入資本和勞動(dòng)力兩種生產(chǎn)要素，每個(gè)企業(yè)生產(chǎn)一種差異化產(chǎn)品，從而i也表示企業(yè)。設(shè)代表性企業(yè)規(guī)模報(bào)酬不變的科布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)如下：

Ysi=AsiKαsiL1-αsi（4）

其中，Ysi代表企業(yè)i的產(chǎn)出水平，Asi代表企業(yè)全要素生產(chǎn)率，Ksi和Lsi分別代表企業(yè)生產(chǎn)中投入的資本數(shù)量和勞動(dòng)力數(shù)量，α和1-α分別表示生產(chǎn)要素資本和勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性。根據(jù)企業(yè)是否存在出口行為，我們將企業(yè)分為內(nèi)銷企業(yè)和出口企業(yè)兩類。內(nèi)銷企業(yè)是指只有國(guó)內(nèi)銷售業(yè)務(wù)的企業(yè)，出口企業(yè)是指既有國(guó)內(nèi)銷售業(yè)務(wù)，也有出口業(yè)務(wù)的企業(yè)。本文認(rèn)為出口企業(yè)利潤(rùn)額不僅受到企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平的影響，而且受到企業(yè)遭受的扭曲程度的影響。出口企業(yè)的利潤(rùn)函數(shù)表示為：

πsiA，τ=1-τYsiPsiYsi-1+τLsiWLsi-1+τKsiRKsi-Fd-Fe-Tsi（5）

其中，假設(shè)出口企業(yè)的出口價(jià)格水平等于國(guó)內(nèi)銷售價(jià)格水平，則出口企業(yè)的產(chǎn)品銷售收入PsiYsi=PsiYdsi+Yxsi，其中，Ydsi是企業(yè)產(chǎn)品國(guó)內(nèi)銷售量，Yxsi是企業(yè)產(chǎn)品出口量。W是均衡的勞動(dòng)力價(jià)格，R是均衡的資本價(jià)格。新企業(yè)面臨進(jìn)入國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的一次性固定成本為Fd，進(jìn)入出口市場(chǎng)的一次性固定成本為Fe，還包括企業(yè)間不同的出口運(yùn)輸成本Tsi。本文設(shè)定異質(zhì)性企業(yè)的扭曲問(wèn)題如下：τYsi是企業(yè)層面的政策引致型扭曲，如果τYsi>0，認(rèn)為企業(yè)面臨政策引致型正向扭曲，例如政府對(duì)某些部門或產(chǎn)品加征稅收、地方市場(chǎng)分割造成的企業(yè)進(jìn)入高成本、貿(mào)易保護(hù)性質(zhì)的中間品進(jìn)口關(guān)稅、對(duì)某些企業(yè)的規(guī)模進(jìn)行限制等;如果τYsi<0，認(rèn)為企業(yè)面臨政策引致型負(fù)向扭曲，例如政府對(duì)企業(yè)實(shí)行稅收減免、補(bǔ)貼、出口退稅、過(guò)低的資源使用費(fèi)等;如果τYsi=0，則無(wú)政策引致型扭曲。τLsi是企業(yè)層面的勞動(dòng)力扭曲，如果τLsi>0，認(rèn)為企業(yè)面臨勞動(dòng)力正向扭曲，例如某些地區(qū)的最低工資標(biāo)準(zhǔn)高于市場(chǎng)均衡水平、過(guò)高的勞動(dòng)所得稅、地區(qū)落戶限制和城鄉(xiāng)分割等流動(dòng)壁壘引起的勞動(dòng)力成本上升;如果τLsi<0，認(rèn)為企業(yè)面臨勞動(dòng)力負(fù)向扭曲，例如某些地區(qū)的最低工資標(biāo)準(zhǔn)低于市場(chǎng)均衡水平;如果τLsi=0，則無(wú)勞動(dòng)力扭曲。τKsi是企業(yè)層面的資本扭曲，如果τKsi>0，認(rèn)為企業(yè)面臨資本正向扭曲，例如銀行對(duì)企業(yè)貸款的規(guī)模管制、利率管制、政府對(duì)金融業(yè)準(zhǔn)入管制、金融市場(chǎng)摩擦等因素引致的較高資本使用成本;如果τKsi<0，認(rèn)為企業(yè)面臨資本負(fù)向扭曲，例如金融抑制和所有制歧視使得國(guó)有企業(yè)貸款利率偏低、政府產(chǎn)業(yè)扶持政策引致的資金流動(dòng)偏向、地方政府為了刺激投資的低息貸款等;如果τKsi=0，則無(wú)資本扭曲。在此，勞動(dòng)力扭曲和資本扭曲統(tǒng)稱為內(nèi)生性扭曲。

由行業(yè)利潤(rùn)最大化的一階條件，可以推導(dǎo)出企業(yè)反需求函數(shù)為：Psi=PsY1σsY-1σsi。再通過(guò)求解壟斷競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)企業(yè)利潤(rùn)最大化問(wèn)題，得知：

MRPLsi（1-α）σ-1σ·PsiYsiLsi=W·1+τLsi1-τYsi（6）

MRPKsiασ-1σ·PsiYsiKsi=R·1+τKsi1-τYsi（7）

以及企業(yè)投入要素?cái)?shù)量之比的表達(dá)式：

KsiLsi=α1-α·WR·1+τLsi1+τKsi（8）

進(jìn)一步可推導(dǎo)出企業(yè)的均衡銷售價(jià)格和企業(yè)最優(yōu)勞動(dòng)力和資本需求數(shù)量：

Psi=λ1+τKsiα1+τLsi1-αAsi（1-τYsi）（9）

Lsi=PsσYsλ-σκ-αAsiσ-11+τKsiα1+τLsi1-α1-τYsi-σ（10）

其中，λ=σσ-1RααW1-α1-α，κ=α1-αWR1+τLsi1+τKsi。將公式（8）變形之后代入公式（10）可得出企業(yè)最優(yōu)資本需求數(shù)量和企業(yè)產(chǎn)品銷售收入的表達(dá)式：

Ksi=PsσYsλ-σκ1-αAsiσ-11+τKsiα1+τLsi1-α1-τYsi-σ（11）

PsiYsi=PsσYsλ1-σAsiσ-11+τKsiα1+τLsi1-α1-τYsi1-σ（12）

參考Hsieh&Klenow（2014）的做法，設(shè)τsi=1+τKsiα1+τLsi1-α1-τYsi，即為本文研究的異質(zhì)性扭曲指標(biāo)，用于測(cè)度企業(yè)遭受的政策引致型扭曲和內(nèi)生性扭曲的綜合程度。如果τsi>1，說(shuō)明企業(yè)遭受的內(nèi)生性扭曲占主導(dǎo)地位;反之，如果τsi<1，說(shuō)明企業(yè)遭受的政策引致型扭曲占主導(dǎo)地位。由公式（12）可以得出：

PsiYsi∝Asiτsiσ-1（13）

假設(shè)1+τLsi1+τKsi在企業(yè)間是相同的，則κ也是一個(gè)常量。由公式（10）和（11）可以得出：

Lsi∝Asiσ-1τsiσ（14）

Ksi∝Asiσ-1τsiσ（15）

由公式（13）、（14）和（15）可以得知：在其他因素不變的情況下，企業(yè)產(chǎn)品銷售收入和生產(chǎn)中投入的勞動(dòng)力和資本要素?cái)?shù)量隨著企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高而增加，隨著扭曲程度的提高而減少。

根據(jù)Melitz（2003）異質(zhì)性企業(yè)國(guó)際貿(mào)易理論研究結(jié)論，本文假設(shè)在穩(wěn)態(tài)均衡條件下，在位企業(yè)面臨受負(fù)面沖擊而退出市場(chǎng)的概率為δ，則在位出口企業(yè)的價(jià)值函數(shù)由VxA，τ給定：

VxA，τ=max0，πsxA，τδ（16）

并且，A*sx=infA：VxA，τ>0，代表出口企業(yè)的最低生產(chǎn)率水平，且最低生產(chǎn)率水平滿足VxA*sx，τ=0。我們用PxA，τ表示全要素生產(chǎn)率水平為A的出口企業(yè)遭受扭曲τ的概率，用hxA表示進(jìn)入出口市場(chǎng)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的概率密度函數(shù)，則gxA，τ=hxA×PxA，τ，表示企業(yè)扭曲和全要素生產(chǎn)率的聯(lián)合概率密度函數(shù)。定義xA，τ表示企業(yè)最優(yōu)出口進(jìn)入決策，若xA，τ=1，則表示企業(yè)進(jìn)入到出口市場(chǎng)并保持經(jīng)營(yíng)，則潛在進(jìn)入出口市場(chǎng)的企業(yè)價(jià)值函數(shù)為：

VxeA，τ=∑A，τmaxx∈0，1xA，τVxA，τgxA，τ（17）

當(dāng)出口市場(chǎng)達(dá)到均衡時(shí)，VxeA，τ=0，即企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)的均衡條件。根據(jù)公式（13）、（15）和（17），本文初步認(rèn)為我國(guó)企業(yè)遭受的扭曲會(huì)通過(guò)企業(yè)市場(chǎng)規(guī)模（產(chǎn)品銷售收入）縮減和要素投入規(guī)模（資本要素投入數(shù)量）縮減兩個(gè)渠道影響出口企業(yè)總收益和生產(chǎn)成本，進(jìn)而影響企業(yè)利潤(rùn)額。面對(duì)出口沉沒(méi)成本和市場(chǎng)經(jīng)營(yíng)成本，如果企業(yè)利潤(rùn)額過(guò)低以至于無(wú)法支付基本的出口成本時(shí)，潛在企業(yè)不會(huì)選擇進(jìn)入出口市場(chǎng)，或者在位出口企業(yè)就會(huì)退出出口市場(chǎng)而轉(zhuǎn)內(nèi)銷，甚至退出生產(chǎn)市場(chǎng)。因此，扭曲最終會(huì)影響企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)的決策。

（二）扭曲指標(biāo)的推算

1扭曲指標(biāo)的推導(dǎo)

由公式（6）和（7）可得：

（1-α）σ-1σ·PsiYsiLsiW1-α=1+τLsi1-τYsi1-α（18）

αsσ-1σ·PsiYsiKsiRα=1+τKsi1-τYsiα（19）

將公式（18）與（19）相乘，可得：

τsi=1+τKsiα1+τLsi1-α1-τYsi=ασ-1σ·PsiYsiKsiRα（1-α）σ-1σ·PsiYsiLsiW1-α（20）

2數(shù)據(jù)說(shuō)明和指標(biāo)測(cè)算

由于2008年之后的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)中很多關(guān)鍵指標(biāo)數(shù)值缺失嚴(yán)重，為了保證數(shù)據(jù)可靠性和可比性，本文使用的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來(lái)源于1998-2007年全國(guó)國(guó)有及規(guī)模以上非國(guó)有工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，部分行業(yè)和地區(qū)指標(biāo)的數(shù)據(jù)來(lái)源于1999-2008年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，采用蒲阿麗和李平（2020）對(duì)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的處理方法。由公式（20）可知，計(jì)算扭曲指標(biāo)需要用到資本的產(chǎn)出彈性系數(shù)、均衡的資本價(jià)格和勞動(dòng)力價(jià)格。設(shè)資本的產(chǎn)出彈性α=04，則勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性1-α=06，原因是本文采用OP非參數(shù)估計(jì)方法（Olley&Pakes，1996）計(jì)算的我國(guó)制造業(yè)企業(yè)資本和勞動(dòng)力產(chǎn)出彈性均值分別為037和058[6]。同時(shí)，借鑒HK模型（2009）設(shè)定均衡的資本價(jià)格R=01（包含利率和固定資產(chǎn)折舊率），企業(yè)間產(chǎn)品替代彈性σ=5。由于1998-2007年我國(guó)工業(yè)就業(yè)人員人均工資和福利之和約396千元，因此，本文設(shè)定均衡的勞動(dòng)力價(jià)格W=40（千元）。企業(yè)產(chǎn)品銷售收入PsiYsi采用以1998年為基期的工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減之后的企業(yè)工業(yè)銷售額來(lái)衡量，勞動(dòng)力投入數(shù)量采用企業(yè)從業(yè)人員數(shù)來(lái)衡量，資本投入數(shù)量采用實(shí)際資本存量來(lái)衡量。其中，初始資本存量為1998年企業(yè)的固定資產(chǎn)凈值，資本存量使用企業(yè)固定資產(chǎn)合計(jì)衡量，并以1998年為基期的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減之后得到實(shí)際資本存量。

3我國(guó)企業(yè)扭曲的特征事實(shí)

本文使用1998-2007年我國(guó)制造業(yè)企業(yè)樣本計(jì)算扭曲數(shù)據(jù)，我國(guó)制造業(yè)企業(yè)總體、分企業(yè)所有制、地區(qū)及內(nèi)銷企業(yè)和出口企業(yè)的扭曲水平之間的差異如表1所示。從均值來(lái)看，我國(guó)絕大多數(shù)企業(yè)的扭曲值大于1，在一定程度上說(shuō)明我國(guó)制造業(yè)企業(yè)遭受的內(nèi)生性要素扭曲程度略高于政策引致型扭曲程度，我國(guó)企業(yè)扭曲問(wèn)題主要還是因?yàn)橐厥袌?chǎng)發(fā)育不完善而造成的。分企業(yè)所有制來(lái)看，國(guó)有企業(yè)中出口企業(yè)比內(nèi)銷企業(yè)的扭曲程度高，其他所有制企業(yè)中出口企業(yè)比內(nèi)銷企業(yè)的扭曲程度要低，從側(cè)面反映了出口貿(mào)易可以在一定程度緩解行業(yè)內(nèi)企業(yè)間的資源錯(cuò)配問(wèn)題。表1中的數(shù)據(jù)顯示東部地區(qū)企業(yè)的扭曲程度最高、西部地區(qū)企業(yè)的扭曲程度最低，可能的原因是政策引致型扭曲在西部地區(qū)占主導(dǎo)地位。具體數(shù)據(jù)顯示，從行業(yè)和地區(qū)具體均值來(lái)看，扭曲程度最高的行業(yè)是石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，其次是有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，最低的行業(yè)是紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)，其次是文教體育用品制造業(yè)，扭曲程度最高的地區(qū)是山東、其次是上海，最低的地區(qū)是新疆、其次是黑龍江。

本文處理后的樣本數(shù)據(jù)顯示，1998-2007年我國(guó)制造業(yè)企業(yè)中出口企業(yè)占比呈現(xiàn)小幅度的下降趨勢(shì)，而相比之下，我國(guó)企業(yè)總體扭曲的均值和標(biāo)準(zhǔn)差卻顯示出比較明顯的上升趨勢(shì)。這在一定程度上說(shuō)明，我國(guó)企業(yè)遭受的扭曲程度并沒(méi)有隨著國(guó)家市場(chǎng)化改革進(jìn)程加快和出口貿(mào)易增長(zhǎng)而降低。自改革開(kāi)放以來(lái)，尤其是加入WTO之后，我國(guó)商品總出口額快速增長(zhǎng)，而出口企業(yè)單位數(shù)占比沒(méi)有增加，說(shuō)明單個(gè)企業(yè)出口規(guī)模增長(zhǎng)較快，同時(shí)我國(guó)制造業(yè)企業(yè)的利潤(rùn)水平一直比較低，導(dǎo)致出口市場(chǎng)存在比較高的企業(yè)進(jìn)入率和退出率，也很有可能與扭曲程度的提高有一定的關(guān)系。

三、經(jīng)驗(yàn)研究與分析

（一）計(jì)量模型與方法

本文采用企業(yè)是否有出口活動(dòng)的二元選擇變量來(lái)衡量企業(yè)出口決策（expdumit），即如果企業(yè)出口交貨值大于0，則expdumit=1，如果企業(yè)出口交貨值等于0，則expdumit=0。因此，建立如下面板二值選擇Probit模型：

Prexpdumit=1=Φβ0+β1lnτit+βl∑controlit+βm∑controlst+βn∑controldt+Dt+Ds+Dd+εit模型（1）

其中，i表示企業(yè)，t表示年份，s表示行業(yè)，d表示地區(qū)。因變量為企業(yè)出口決策（expdumit）的二值選擇變量，lnτit為企業(yè)扭曲，是核心解釋變量，采用公式（20）計(jì)算的扭曲數(shù)值的對(duì)數(shù)值衡量。企業(yè)層面的控制變量（∑controlit）包括：企業(yè)TFPit（lnTFP），本文使用當(dāng)前比較認(rèn)可的OP（Olley&Pakes，1996）方法計(jì)算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的對(duì)數(shù)值衡量;企業(yè)年齡（lnage），用當(dāng)年年份減去企業(yè)成立年份的對(duì)數(shù)值衡量;企業(yè)融資約束，用企業(yè)負(fù)債占企業(yè)總資產(chǎn)的比值衡量（finance）。制造業(yè)CIC-2層級(jí)的控制變量（∑controlst）包括：行業(yè)市場(chǎng)集中度（HHI），用行業(yè)前50名企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值占比計(jì)算的行業(yè)赫芬達(dá)爾-赫希曼指數(shù)衡量;行業(yè)規(guī)模lnsize_I，用行業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入總額的對(duì)數(shù)值衡量;行業(yè)出口依存度（lnexport_I），用行業(yè)出口總額占行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比值衡量。省級(jí)層級(jí)的控制變量（∑controldt）包括：地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（lnGDP_D），用工業(yè)生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)平減之后的地區(qū)實(shí)際人均生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)值衡量;地區(qū)人口紅利（human_D），用地區(qū)人口自然增長(zhǎng)率衡量;地區(qū)出口依存度（lnexport_D），用地區(qū)出口額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值衡量。Dt是年份啞變量，Ds是制造業(yè)CIC-2行業(yè)啞變量，Dd是各省市地區(qū)（西藏除外）啞變量。

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為了控制面板數(shù)據(jù)存在異方差問(wèn)題造成的影響，本文采用總體平均模型的穩(wěn)健協(xié)方差方法對(duì)Probit模型進(jìn)行回歸估計(jì)。扭曲影響我國(guó)制造業(yè)企業(yè)出口決策的回歸結(jié)果匯報(bào)在表2。第（1）列在控制了年份、行業(yè)和地區(qū)固定效應(yīng)的同時(shí)，僅納入核心解釋變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：扭曲對(duì)企業(yè)出口決策沒(méi)有顯著的影響。但是在加入了企業(yè)層面控制變量之后，第（2）列結(jié)果顯示：扭曲對(duì)我國(guó)企業(yè)出口決策具有非常顯著的影響，并呈現(xiàn)負(fù)向關(guān)系，說(shuō)明企業(yè)遭受的扭曲越嚴(yán)重則企業(yè)參與出口市場(chǎng)的概率越小，企業(yè)越傾向于內(nèi)銷。第（3）列是同時(shí)加入企業(yè)和行業(yè)層面控制變量的回歸結(jié)果，同樣證實(shí)了扭曲對(duì)企業(yè)選擇進(jìn)入出口市場(chǎng)具有阻礙作用。第（4）列是同時(shí)加入企業(yè)、行業(yè)和地區(qū)層面控制變量的回歸結(jié)果，我們可以進(jìn)一步求得扭曲對(duì)我國(guó)企業(yè)出口決策的邊際效應(yīng)是-00232，說(shuō)明扭曲程度提高1%，則企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)的概率下降232%。相比之下，全要素生產(chǎn)率對(duì)我國(guó)企業(yè)出口決策的邊際效應(yīng)是00242，說(shuō)明全要素生產(chǎn)率水平提高1%，則企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)的概率會(huì)增加242%?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果表明：扭曲和全要素生產(chǎn)率對(duì)我國(guó)企業(yè)出口概率的影響效應(yīng)是相反的，但是影響程度差異不大。盡管在中美貿(mào)易戰(zhàn)之前我國(guó)出口貿(mào)易實(shí)現(xiàn)了長(zhǎng)期高速增長(zhǎng)，但是在出口產(chǎn)品質(zhì)量、增加值、技術(shù)含量等方面仍然是不足的。國(guó)內(nèi)產(chǎn)品市場(chǎng)和要素市場(chǎng)發(fā)展不完善，以及政府的某些過(guò)分干預(yù)，造成了資源錯(cuò)配，挫傷了部分企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)的積極性。在國(guó)外對(duì)我國(guó)出口壓制的新形勢(shì)下，我國(guó)為了實(shí)現(xiàn)更高的企業(yè)出口市場(chǎng)進(jìn)入率，努力提高企業(yè)生產(chǎn)率水平是途徑之一，但是全要素生產(chǎn)率的提升成本高、周期長(zhǎng)，因此不可忽視政府對(duì)產(chǎn)品市場(chǎng)和要素市場(chǎng)的合理干預(yù)措施，同時(shí)加強(qiáng)要素市場(chǎng)化改革，提高要素配置效率，實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)要素更加充分地流動(dòng)和更合理的優(yōu)化配置，從而通過(guò)降低企業(yè)遭受的扭曲水平，促使更多優(yōu)質(zhì)的企業(yè)有實(shí)力進(jìn)入出口市場(chǎng)并保持發(fā)展的競(jìng)爭(zhēng)力。除此之外，企業(yè)年齡越大、行業(yè)規(guī)模越大、行業(yè)出口依存度越高、地區(qū)人口紅利越多、地區(qū)出口依存度越高，則企業(yè)參與出口的機(jī)率越大，而企業(yè)融資約束和行業(yè)市場(chǎng)集中度越嚴(yán)重，則企業(yè)開(kāi)展出口業(yè)務(wù)的機(jī)率越小。

（三）工具變量回歸結(jié)果

為了解決核心解釋變量可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，同時(shí)為了解決因遺漏變量以及被解釋變量和解釋變量之間的反向因果關(guān)系，本文使用lnτ的滯后一期作為lnτ的工具變量再次對(duì)模型（1）進(jìn)行兩階段（two-step）IV-Probit估計(jì)，其回歸結(jié)果顯示（見(jiàn)表3）：從Wald檢驗(yàn)結(jié)果值及其P值來(lái)看，在1%的顯著性水平下認(rèn)為lnτ是內(nèi)生變量，且lnτ的滯后一期這一工具變量具有一定的解釋力。由第（1）列可知，只納入扭曲變量的回歸結(jié)果就表明扭曲對(duì)企業(yè)出口決策在統(tǒng)計(jì)上具有5%顯著水平下的負(fù)面效應(yīng)。在控制了企業(yè)和行業(yè)層面控制變量之后，從第（2）和第（3）列的估計(jì)結(jié)果可以看到，扭曲對(duì)企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)的負(fù)向影響更加顯著，影響程度更大。由第（4）列同時(shí)加入企業(yè)、行業(yè)和地區(qū)層面控制變量的估計(jì)結(jié)果，我們進(jìn)一步求得扭曲對(duì)我國(guó)企業(yè)出口決策的邊際效應(yīng)是-00265，說(shuō)明扭曲程度每提高1%，則企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)的概率下降265%，再次證實(shí)了扭曲對(duì)企業(yè)出口決策的不利影響。相比之下，全要素生產(chǎn)率對(duì)我國(guó)企業(yè)出口決策的邊際效應(yīng)是00358，說(shuō)明全要素生產(chǎn)率水平每提高1%，則企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)的概率會(huì)提高358%。對(duì)比表2和表3可以看出，其他控制變量的估計(jì)系數(shù)絕對(duì)值都變大了，但是顯著性水平和系數(shù)符號(hào)基本沒(méi)有發(fā)生變化。

（四）影響渠道驗(yàn)證

由本文理論模型部分的公式（12）可知，扭曲會(huì)影響出口企業(yè)的總市場(chǎng)規(guī)模。如果因?yàn)榕で奶岣叨鴮?dǎo)致企業(yè)市場(chǎng)規(guī)模減少，即使生產(chǎn)成本沒(méi)有增加，也會(huì)影響企業(yè)可獲取的利潤(rùn)額。面對(duì)較高的出口成本，當(dāng)企業(yè)逐漸縮小市場(chǎng)規(guī)模時(shí)就會(huì)大大降低進(jìn)入出口市場(chǎng)的概率，而主要供給國(guó)內(nèi)市場(chǎng)。由公式（14）和（15）可見(jiàn)，扭曲水平還會(huì)抑制企業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)要素勞動(dòng)力和資本數(shù)量的投入，例如銀行等金融機(jī)構(gòu)對(duì)國(guó)有企業(yè)的信貸偏向會(huì)增加大多數(shù)出口企業(yè)的資金成本，也許會(huì)導(dǎo)致企業(yè)無(wú)法獲得足夠的資金來(lái)購(gòu)買生產(chǎn)所需的固定資產(chǎn)，進(jìn)一步阻礙企業(yè)因規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)帶來(lái)的收益，而且也有可能降低企業(yè)研發(fā)投入的力度，從而影響企業(yè)生產(chǎn)效率和產(chǎn)品質(zhì)量的提升，導(dǎo)致企業(yè)無(wú)法真實(shí)發(fā)揮其比較優(yōu)勢(shì)，企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)的機(jī)率就會(huì)變小。為了驗(yàn)證扭曲通過(guò)企業(yè)市場(chǎng)規(guī)模和要素投入規(guī)?？s減渠道對(duì)企業(yè)出口決策的影響，本文建立以下面板固定效應(yīng)模型繼續(xù)進(jìn)行驗(yàn)證：

Channelit=γ0+γ1lnτit+γo∑controlit+γp∑controlst+γq∑controldt+ui+Dt+Ds+Dd+δit模型（2）

同時(shí)，采用Probit模型分析扭曲通過(guò)影響渠道對(duì)出口決策的影響，模型如下：

Prexpdumit=1=Φ（θ0+θ1lnτit+θ2lnτit×Channelit+θ3Channelit+θa∑controlit+θb∑controlst+θc∑controldt+Dt+Ds+Dd+δit）模型（3）

其中，Channelit分別表示企業(yè)市場(chǎng)規(guī)模（lnsize_m）和企業(yè)要素投入規(guī)模（lnsize_f），企業(yè)市場(chǎng)規(guī)模采用工業(yè)企業(yè)銷售產(chǎn)值的對(duì)數(shù)值來(lái)衡量，采用企業(yè)實(shí)際資本存量的對(duì)數(shù)值來(lái)衡量企業(yè)要素投入規(guī)模。表4中的第（1）至第（4）列匯報(bào)了扭曲對(duì)兩個(gè)影響渠道的影響，由回歸系數(shù)和顯著性可見(jiàn)，扭曲對(duì)企業(yè)市場(chǎng)規(guī)模和要素投入規(guī)模在統(tǒng)計(jì)上具有非常顯著的負(fù)面效應(yīng)，而且扭曲對(duì)要素投入規(guī)?？s減的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于對(duì)企業(yè)市場(chǎng)規(guī)模縮減的影響，這與本文理論模型部分的結(jié)論是一致的。由表4中的第（5）列可以看出，交叉項(xiàng)lnτ×lnsize_m的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，且在1%水平上顯著，通過(guò)計(jì)算可得扭曲對(duì)企業(yè)參與出口決策的邊際效應(yīng)是-00357，扭曲通過(guò)縮減企業(yè)市場(chǎng)規(guī)模每提高1%，則企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)的概率下降357%。由表4中的第（6）列可以看出，交叉項(xiàng)lnτ×Insize_f的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，且在1%水平上顯著，通過(guò)計(jì)算可得其邊際效應(yīng)是-01303，說(shuō)明扭曲通過(guò)縮減企業(yè)要素投入規(guī)模每提高1%，則企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)的概率下降1303%。扭曲通過(guò)要素投入規(guī)?？s減對(duì)企業(yè)出口決策的負(fù)面效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于市場(chǎng)規(guī)?？s減這一影響渠道。因此，如果我國(guó)通過(guò)優(yōu)化再配置來(lái)提高資源配置效率，可以減緩因扭曲而抑制的企業(yè)出口發(fā)展?jié)摿ΑＰ掳l(fā)展格局下，我國(guó)出口企業(yè)從以國(guó)際循環(huán)為主轉(zhuǎn)向國(guó)內(nèi)循環(huán)為主需要時(shí)間和成本，國(guó)際循環(huán)有待保持和轉(zhuǎn)型，從而實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量出口。通過(guò)緩解扭曲問(wèn)題，促使企業(yè)擴(kuò)大規(guī)模，降低企業(yè)平均生產(chǎn)和經(jīng)營(yíng)成本，提高生產(chǎn)技術(shù)和增加資本品的使用，優(yōu)化出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，增強(qiáng)企業(yè)出口比較優(yōu)勢(shì)，從而可以在一定程度上提高企業(yè)出口概率。

（五）穩(wěn)健性分析

1改變回歸模型

為了檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文首先使用LPM（線性概率模型）對(duì)模型（1）進(jìn)行聚類到企業(yè)一級(jí)的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤回歸估計(jì)，結(jié)果如表5第（1）和第（2）列。我們發(fā)現(xiàn)，扭曲對(duì)企業(yè)參與出口市場(chǎng)與不參與出口市場(chǎng)影響的平均概率差異約是23%，說(shuō)明扭曲對(duì)企業(yè)出口決策行為的影響比較小。為了克服LPM可能存在的異方差、預(yù)測(cè)概率可能小于1或小于0以及隨機(jī)變量可能不服從正態(tài)分布等問(wèn)題，本文采用總體平均穩(wěn)健協(xié)方差方法的Logit模型再次對(duì)模型（1）進(jìn)行回歸估計(jì)，結(jié)果如表5第（3）和第（4）列。可見(jiàn)，扭曲對(duì)企業(yè)出口決策的估計(jì)系數(shù)依然為負(fù)，但是其絕對(duì)值比Probit模型回歸結(jié)果明顯增大。由表5第（4）列l(wèi)nτ的估計(jì)系數(shù)，進(jìn)一步求得exp（-0132）=0876，小于1。說(shuō)明扭曲程度每提高1%，企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)的勝算比下降0876，并且在其他控制變量不變的情況下，扭曲程度每提高一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，企業(yè)出口決策的勝算比將下降0865個(gè)單位，再次證實(shí)了扭曲與企業(yè)出口決策存在非常顯著的負(fù)向關(guān)系。

2替換核心解釋變量衡量指標(biāo)

由于地區(qū)總體市場(chǎng)發(fā)育水平越高說(shuō)明該地區(qū)企業(yè)遭受的扭曲程度越低，因此，本文使用地區(qū)總體市場(chǎng)發(fā)育指數(shù)（Market）來(lái)反向測(cè)度企業(yè)扭曲水平，其數(shù)據(jù)來(lái)自于樊綱等（2007）、王小魯?shù)龋?017）計(jì)算的中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)中的各地區(qū)總體市場(chǎng)發(fā)育指數(shù)[7-8]。由表5第（5）列的回歸系數(shù)可見(jiàn)，總體市場(chǎng)發(fā)育指數(shù)與企業(yè)出口決策之間在統(tǒng)計(jì)上具有非常顯著的正向關(guān)系，并且總體市場(chǎng)發(fā)育指數(shù)促進(jìn)企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)的邊際效應(yīng)是0003，即總體市場(chǎng)發(fā)育指數(shù)每提高1個(gè)單位，企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)的概率將提升03%，反向證實(shí)了扭曲與企業(yè)出口決策的負(fù)向關(guān)系。

（六）異質(zhì)性分析

本文從三個(gè)方面做了異質(zhì)性分析?；谒念愃兄破髽I(yè)子樣本的Probit模型回歸結(jié)果報(bào)告在表6第（1）列中，可以發(fā)現(xiàn)：扭曲程度的提高非常顯著地阻礙了集體企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)，從邊際效應(yīng)來(lái)看，扭曲對(duì)民營(yíng)企業(yè)出口決策的影響最大（-359%）。而有趣的是，扭曲程度的提高比較顯著促進(jìn)了國(guó)有企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)，其邊際效應(yīng)是00068。上述差異性回歸結(jié)果的可能原因是：為了彌補(bǔ)國(guó)有企業(yè)的長(zhǎng)期政策性虧損，保障國(guó)有企業(yè)的生存，國(guó)家通常給予國(guó)有企業(yè)的政府補(bǔ)貼金額或優(yōu)惠稅收的范圍更大、較低的貸款利率、更多的企業(yè)職工福利，即扭曲主要是負(fù)向扭曲，生產(chǎn)和經(jīng)營(yíng)的較低成本和較高凈利潤(rùn)，促使某些國(guó)有企業(yè)有更大的機(jī)率進(jìn)入出口市場(chǎng)。由表6第（2）列可以發(fā)現(xiàn)，入世后扭曲對(duì)企業(yè)出口決策的阻礙作用大于入世前，這在一定程度上說(shuō)明我國(guó)并沒(méi)有因?yàn)榧尤胧蕾Q(mào)組織而引起國(guó)內(nèi)的資源優(yōu)化配置，入世引起我國(guó)企業(yè)間更加激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，造成較高的市場(chǎng)退出率，尤其是不利于中小企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)。表6第（3）列表明：扭曲對(duì)沿海地區(qū)企業(yè)出口決策的負(fù)面影響大于對(duì)內(nèi)陸地區(qū)企業(yè)的負(fù)面效應(yīng)。

四、結(jié)論及啟示

本文參考Hsieh&Klenow（2014）設(shè)定的扭曲指標(biāo)，將其融合到異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論框架中，使用1998-2007年中國(guó)制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)測(cè)算了我國(guó)企業(yè)扭曲指標(biāo)，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明：雖然我國(guó)出口貿(mào)易總額不斷增長(zhǎng)，但是樣本期內(nèi)我國(guó)企業(yè)扭曲水平呈現(xiàn)比較明顯的上升趨勢(shì)，并且呈現(xiàn)出企業(yè)間、行業(yè)間和地區(qū)間的明顯差異。同時(shí)，本文采用面板二值選擇模型經(jīng)驗(yàn)研究了扭曲對(duì)企業(yè)出口決策的作用機(jī)制及影響效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：扭曲非常顯著地降低了我國(guó)企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)的概率。進(jìn)一步的影響渠道驗(yàn)證表明：從驅(qū)動(dòng)因素來(lái)看，企業(yè)市場(chǎng)規(guī)模縮減和要素投入規(guī)?？s減是扭曲抑制企業(yè)出口決策的重要渠道。本文還考察了扭曲對(duì)企業(yè)出口決策的異質(zhì)性影響，發(fā)現(xiàn)扭曲會(huì)促進(jìn)國(guó)有企業(yè)參與出口市場(chǎng)，對(duì)民營(yíng)企業(yè)出口決策的負(fù)面效應(yīng)最大。另外，入世后扭曲對(duì)企業(yè)出口決策的阻礙作用大于入世前的作用，扭曲對(duì)沿海地區(qū)企業(yè)的不利影響大于對(duì)內(nèi)陸地區(qū)企業(yè)的負(fù)面影響。本文研究結(jié)論表明通過(guò)降低或消除企業(yè)遭受的扭曲程度，充分發(fā)揮市場(chǎng)在資源配置中的決定作用，創(chuàng)造更加公平競(jìng)爭(zhēng)的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，對(duì)于提高我國(guó)企業(yè)參與出口市場(chǎng)的概率具有重要的意義。通過(guò)提高產(chǎn)品市場(chǎng)化和要素市場(chǎng)化水平，進(jìn)一步打破地區(qū)市場(chǎng)分割、行業(yè)壟斷、政策偏向等扭曲源頭，為企業(yè)增加新動(dòng)能和新活力，助力實(shí)現(xiàn)我國(guó)國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)新格局和堅(jiān)定不移地?cái)U(kuò)大對(duì)外開(kāi)放。

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2.Schoolofeconomics，ShanghaiUniversity，Shanghai200444，China;

3.DepartmentofEconomicsandManagement，ShandongUniversityofTechnology，Zibo255000，China）

Abstract：Underthetheoreticalframeworkoftheinfluenceofdistortiononenterprises′exportdecision-making，thispaperusesthedataofChinesemanufacturingenterprisesfrom1998to2007tocalculatethedistortionindexofChineseenterprises.Thestatisticaldatashowsthatthelevelofenterprises′distortioninChinapresentsanobviousupwardtrendandtherearedifferencesamongenterprises，industriesandregions.Atthesametime，thepanelbinarychoicemodelisusedtoempiricallystudythemechanismandeffectofdistortiononexportdecision-making.TheresultsshowthattheincreaseofdistortionwillsignificantlyreducetheprobabilityofChineseenterprisesenteringtheexportmarket.Fromtheperspectiveofdrivingfactors，thereductionsoftheenterprisesmarketscaleandfactorinputscalearetheimportantchannelstorestrainingenterprises′exportdecision-makingofdistortion.Theheterogeneityanalysisshowsthattheincreaseofdistortionwillpromotetheparticipationofstate-ownedenterprisesintheexportmarket，andthenegativeeffectontheexportdecision-makingofforeign-fundedenterprisesisthelargest.AftertheaccessiontoWTO，theeffectofdistortiononthedecisiontoexportofenterprisesisgreaterthanthatbeforetheaccessiontoWTO，andthenegativeeffectofdistortiononthedecisiontoexportofenterprisesincoastalareasisgreater.

Keywords：policy-imposeddistortion;endogenousdistortion;enterpriseheterogeneity;exportdecision

（責(zé)任編輯：周正）