一、引言
20世纪90年代中期以来，对贸易基础和贸易利益的研究经历了一个视角性的转换，大量文献开始从企业层面研究企业的出口行为及其出口利益。Bernard和 Jensen（1995）在经验层面揭示的两个典型事实：第一个事实是在同行业中，只有一小部分企业从事出口活动；第二个事实是相对于非出口企业，出口企业在包括生产率在内的多个维度上表现得更为优异。以Bernard和Jensen（1995）所考察的美国为例，首先，在其考察的1976-1987期间，出口企业占美国企业总数的比例大约只有10%-15%；其次，出口企业规模更大，劳动生产率更高，资本密集度更高，出口企业支付的工资比出非出口企业高14%，福利比非出口企业高将近1／3，出口企业的TFP比非出口企业高4%-18%。
继Bernard和Jensen（1995）之后，出口企业和非出口企业的异质性，特别是二者的生产率异质性受到了学界极大的关注，来自不同国家的经验研究表明，出口企业的生产率高于非出口企业的生产率是一个普适性事实（Wagner，2007）。也正是针对这一事实，学界提出了两个不同但不排斥的假说来解释出口企业的生产率为什么高于非出口企业：出口的“自选择”假说和出口的“学习效应”假说 （Melitz，2003；Cleride，1998）。出口的“自选择”假说认为，企业要进入出口市场，必须支付一笔额外的进入成本以进行产品改良、品牌营销、渠道建设以及人员招募和培训等活动，在这样的情况下，只有那些生产率比较高的企业才能在支付了相应的进入成本之后实现盈利，在均衡状态下，会存在一个生产率阀值，高于这一阀值的企业会选择进入国际市场，而低于这一阀值的企业会选择只供应国内市场，因此，企业的出口选择内生于企业的生产率水平。出口的“学习假说”则认为，企业进入出口市场之后，企业可以通过学习获得来自于国际的知识溢出，从而获取额外的生产率收益，也就是说，出口企业的高生产率水平至少部分地内生于企业的出口选择，如果不是全部的话。随着上述理论假说的提出，学界对两个假说进行了大量的经验研究，结果表明，出口的“自选择”假说得到了经验的普遍支持，而出口的“学习效应”假说并没有得到经验的普遍支持（Wagner，2007）。
从上述对异质性企业贸易理论发展的简要回顾我们不难发现，一个新的现象往往是一个理论分支发展的基石，很多理论假说和经验研究的开展也来源于对新现象的解释，也正是基于这一点，我们认为，对现象的准确描述在一定程度上比提出假说和验证假说更为重要。近几年来，以中国企业为样本来研究企业出口行为和出口利益的文献逐渐涌现了出来（张杰等，2009；李春顶等2009），但相关研究并没有对“出口企业是否更优秀”这个问题进行系统的考察，因此，本文并无意考察出口和企业生产率二者的关系，而是利用我国制造业企业数据集中考察“出口企业生产率高于非出口企业”这一结论是否适用于我国的企业，如果适用，其适用范围又是什么。我们希望这一基础性工作在弥补现有文献不足的同时，能够为进一步从微观视角研究我国的出口贸易奠定一个事实基础。
二、数据
本文的数据来源于工业企业年度数据库，该数据库收录了年销售额超过500万元的工业企业的各项指标，如工业总产值、工业增加值、固定资产净值以及就业人数等，其中“出口交货值”一项使我们得以区别该企业是否为出口企业。我们选取其中的制造业企业作为我们的研究样本，时间跨度为2001-2007-，在选定样本的基础上，我们对数据进行了两方面的处理：首先我们删除了不符合逻辑关系的错误记录以及关键变量缺失的记录；其次我们对统计口径进行了统一。
（一）删除错误记录
按照已有文献的做法（李玉红等，2008），我们定义以下几种情况为不符合逻辑关系：
1.企业总产值、工业增加值以及出口交货值为负。
2.企业的各项投入为负，包括职工人数，中间投入，固定资产原值和固定资产净值。
3.企业固定资产原值小于固定资产净值。
4.工业增加值或中间投入大于总产出。
（二）行业口径的统一
由于我国的统计数据从2003起采用了新的国民经济行业分类，我们根据新旧行业分类代码对照表将2003年以前的数据根据新的国民经济行业分类进行了重新整理，从而使得数据得以比较。在进行了行业统一后，样本所覆盖的制造业行业涉及所有30个大类，490多个小类，从样本的代表性来看，我们所采用的样本基本能够代表我国制造业企业出口的整体情况（见表1）。
三、我国出口企业的特征
（一）出口企业不一定内销
按照Melitz（2003）的理论，出口企业是同时从事内销和出口活动的企业，而从经验层面来看，界定一个企业是否是出口企业的标准是观察一个出口企业的“出口交货值”是否大于0，如果是，则该企业则为出口企业，如果一个企业的“出口交货值”等于0，则被定义为非出口企业。事实上，至少就中国经验来看，理论层面和经验层面的定义存在一定的冲突，从表2可以看出，在我国存在着一类只出口不内销的企业，其占出口企业总数的比例高达30%左右，而这类企业显然不是异质性企业贸易理论中所定义的出口企业。除了这一极端情况外，我们还可以发现，我国的出口企业（符合同时出口和内销的企业）有相当大的比例出口强度很高（出口交货值占工业品销售总额的比重），出口强度在75%以上的企业基本占出口企业的一半，这一点与已有的经验研究结论也不尽相同，例如，Bernard（2007）的研究表明，由于贸易成本（包括固定和可变贸易成本）是高昂的（Costly Trade），企业的出口一般只占总销售额的一小部分，大约在25%以下。
上述高出口强度的企业甚至完全出口的企业的存在使得我们不得不怀疑我们能否将其与低出口强度的企业归为一类，如果我们不考虑企业在出口强度上的差异，统一将其定义为出口企业，然后再与非出口企业进行比较，是否会影响到结论的适用性。因此，为了更准确地比较出口企业和非出口企业在生产率方面的差异，我们有必要用企业的出口强度进一步来刻画出口企业的结构性差异，从而避免合并非同类项所导致的加总错误。
（二）出口方式的二元性
我国相当大比例的企业的高出口强度，在一定程度上反映了我国加工贸易出口和一般贸易出口并存的二元性特征，特别是我国企业的高出口强度很可能是和加工贸易出口密切关联的。事实上，从国际垂直分工的视角看，一般贸易出口企业和加工贸易出口企业并不是同一类企业，因为它们在国际垂直价值链的地位完全不同，就一般贸易出口企业而言，其基本处于国际垂直价值链的制造环节，尽管其分工地位不高，出口也主要采用代工和包销的方式，但是其产品生产链是完整的，而加工贸易出口企业则不同，它们虽然也处于制造环节，但是所从事的是更为低端的加工和组装，其生产链是不完整的。因此，就这一点而言，我们很难将从事加工贸易出口的企业和从事一般贸易出口的企业归为性质相同的同一类企业。
（三）出口主体的二元性
除了在出口强度和出口方式上我国出口企业存在鲜明的结构性特征，我国出口还有一个鲜明的特征，就是出口主体的二元性。从表3可以看出，FDI出口企业在我国的出口中占据半壁江山，我们的问题是，占比如此高的FDI出口企业是否和本土出口企业在性质上相同，众所周知，对于本土企业而言，如果其选择出口，意味着企业迈出了国际化的第一步，而对于我国的FDI企业而言，非出口型FDI往往是对出口的替代，其国际化程度更高，其是否会比出口型FDI的生产率低呢？
四、生产率的度量
本文一个关键性指标是企业的生产率水平，本文采用全要素生产率（TPP）作为企业生产率的指标，相对于劳动生产率（LP），该指标更能刻画出口企业和非出口企业在竞争力上的差异。
（一）企业全要素生产率的度量方法
对企业全要素生产率进行估计的一个常用的方法是对如下的模型进行回归：
其中，Yit、Kit和Lit分别代表对企业i在t期的工业增加值，资本存量，就业人数的对数取值，εit代表随机扰动项，如果其符合经典假设，那么我们可以采用OLS方法获得各参数的估计值并计算企业的全要素生产率水平。但是，Marschak和 Andrews（1944）认为，至少有一部分生产率的冲击（包含在随机扰动项中）可被企业家观测到（学者观测不到），如果这一部分可被企业家观测到的生产率冲击影响了企业的投入决策和市场退出，那么就会分别引发要素投入的内生性问题和样本的选择性偏差。要素投入的内生性问题是指企业家会根据其观察到的生产率的随机冲击来选择要素投入水平，例如，企业家观察到正向的生产率冲击，可能会提高其要素投入水平，在这种情况下，扰动项εit和要素投入变量就是相关的，采用OLS方法就会使估计量有偏；样本的选择性偏差是指如果我们考察的样本企业在考察期内有缺失，而且其缺失是由企业退出市场这一非随机行为引起的，那么这一样本就是有偏的，很有可能的情况是，高资本存量的企业和低资本存量企业在受到同等随机生产率负向冲击的情况下，低资本存量的企业退出市场的概率更大，这样，生产率的随机冲击和企业的资本存量就存在一个负向的关系，这同样会导致系数的估计有偏。为了克服要素投入的内生性和样本选择性偏差，Olley和Pakes（1996）采用了一种半参数估计方法来估计企业的全要素生产率，目前在学界逐步得到了广泛应用，本文也采用该方法来测度企业的生产率。
OP方法将（1）式中的εit分解为可被观测到的生产率冲击面。和不可被观测的白噪声ηit，那么需要估计的模型则变形为：
对（8）式，OP方法假设过φt（Iit，Kit）为三阶多项式，可以采用最小二乘法获得L项的系数，然后可以求得φt（Iit，Kit）。
上述过程构成OP方法的第一步，第二步是继续估计K项的系数并同时克服样本的选择性偏差。首先，OP方法通过估计企业的生存概率来克服样本的自选择问题，具体而言，企业通过根据上一期的生产率冲击来决定当期是否退出，而企业上一期的生产率冲击可以由上一期的资本存量和投资流量的组合来代理，这样企业当期的退出与否就可以由上一期的资本存量和投资流量决定，我们可以通过估计下列模型获得企业的生存概率Pit：
对上式我们可以通过估计资本存量和投资流量的一个多项式来得到企业的生存概率，接着，OP方法通过假设企业全要素变化遵循一阶马尔科夫过程，
这样，结合我们估计的Pit，我们便可以通过估计下式来获得K项的系数并克服自选择问题：
对于上式，我们同样采用φ（·）的三阶多项式来对上式进行估计，从而获得资本项K的一致估计值。
（二）产出、劳动和资本存量的度量
我们采用数据库中“工业增加值”和“年平均就业人数”分别作为产出指标和劳动投入指标，其中“工业增加值”我们利用年度分行业的工业品出厂价格指数进行了价格平减。对于企业的资本存量，我们采取学界常用的永续盘存法来度量，其公式为：
其中，Kit代表企业i在t期的资本存量净值，对于企业第一年的资本存量净值我们采用企业的固定资产净值代替，Iit表示企业在t期新增的固定资产投资，我们用相邻两年的固定资产原值相减而得，dIt表示各行业固定资产投资价格指数（注意下标为It），我们采用各行业在建筑安装工程，设备工具器购置以及其它费用方面的投资份额以及相关的价格指数计算而得，数据来源于《中国统计摘要2009》， δ为资本折旧率，本文选择的折旧率为15%。
（三）生产函数的估计结果
表4报告了OP方法对生产函数的估计结果，为了检验结果的稳健性并比较OP方法和OLS结果的不同，我们同时报告了OLS方法的估计结果，从表中我们可以出，正如理论所预测的，在存在内生性和自选性问题的情况下，OLS方法对劳动项的估计会存在向上的偏误，而对资本项的估计会存在向下的偏误（Yasar等 2008）。除此以外，我们可以看出，在大样本下，OLS估计方法和OP方法的估计结果相差不是很大，结果是比较稳健的。
五、模型设定
学界检验出口企业和非出口企业生产率差异的标准方法（Bernard等，1995）是通过控制企业其它特征来计算出口企业的生产率优势（Exporters'Productivity Premia），其采用的基准模型如下：
其中，i代表企业，t代表年份，TFP是企业的全要素生产率，Export是代表企业状态的虚拟变量（1代表企业出口，0代表企业不出口），Control是其它控制变量 （例如企业所在行业、区域、企业规模以及年份虚拟变量等）。
上述的基准模型通过使用一个虚拟变量来刻画企业的出口状态，这种方式尽管简洁，但正如我们在第三部分所言，这种方法可能忽略了出口企业的结构性差异，特别是对于我国而言更是如此。因此，为了更加准确地比较出口企业和非出口企业的生产率差异，我们在基准模型的基础上进行了扩展，我们依据企业的出口强度 （E1）将企业分为六组，其区间选择分别为EI＝0、0<EI≤0.25、0.25<EI≤0.5、0.5< EI≤0.75、0.75<EI<1和EI＝I，在分组的基础上，我们来计算不同出口强度的出口企业相对于非出口企业的生产率优势，扩展模型如下：
其中，EI是表示出口强度的虚拟变量，我们选择出口强度为0的企业为基准组 （非出口企业），EI1到EI5依次代表递增的五种出口强度，其余变量的含义与基准模型相同。
本文同时采用基准模型和扩展模型来考察出口企业的生产率优势，在控制变量中，借鉴相关文献，我们用企业规模及其平方项来控制企业规模对生产率的影响，用企业的平均工资水平（我们采用历年的消费价格指数对工资水平进行了平减）作为人力资本的代理变量来控制人力资本对生产率的影响，用企业的登记注册类型来控制企业的所有制特征，此外，我们还控制了企业所在的四位码行业、省份以及年份虚拟变量。
六、经验研究结果
（一）基本模型的回归结果
表5报告了我们采用基准模型的回归结果，从中我们可以得出以下几点结论： （1）如果从总体来看，出口企业的生产率要显著高于非出口企业，尽管其优势非常小（只有1%）；（2）尽管总体回归结果支持出口企业具有生产率优势，但从出口企业内部结构来看，内资出口企业的生产率显著高于非出口企业，其优势幅度大约为 6%，而外资出口企业的生产率显著低于非出口企业，其劣势幅度大约为7%，也正是由于这两类出口企业截然相反的生产率优势，造成了总体样本的生产率优势非常小，这一结论至少证明，对于我国而言，出口企业优于非出口企业这一结论只适用于内资企业这一主体，对于FDI企业而言，以市场占领为主要目的非出口企业要优于以搜寻要素为主要目的的出口导向型企业，其原因可能是内销型FDI进入国内市场的成本支付较高的进入成本，而外销型FDI基于已有的国际联系（在垂直分工模式下FDI出口企业是生产链的一部分），进入国际市场成本较低，因而要求的生产率水平也比较低；（3）从内资企业的内部结构来看，出口企业在生产率上具有优势的结论同时适用于私营和非私营企业，而且两类出口企业的优势幅度基本相当；（4）从外资企业的内部结构来看，港澳台和外商投资出口企业的生产率都显著低于非出口企业，而且，港澳台出口企业的生产率劣势更大，这可能反应了港澳台出口企业更加依赖要素的相对价格参与全球竞争，而自身的生产率水平并不高；（5）从其它控制变量的结果来看，劳动的一次项为负，二次项为正，这说明企业规模和生产率关系呈现正U型，也就是说，只有企业的规模达到一定程度之后，规模效应才会显著，这还同时说明，我国企业还未达到最优规模，还没有出现规模报酬递减的情况。此外，企业所有制类型的回归结果表明，外资企业的生产率要显著高于内资企业，私营企业的生产率水平要高于非私营企业，外商投资企业的生产率水平要高于港澳台企业，这一结论符合理论预期。最后，从人力资本项的结果可以看出，人力资本对企业生产率有着显著的正向影响。
（二）扩展模型的回归结果
上述基本模型的分析结果提供了一些有价值的信息，但正如我们在第三部分所言，我国出口企业不仅存在主体特征的差异，还存在出口强度或者贸易方式的差异，单纯以企业“出口交货值”是否为0并不能反映出口企业内部的结构性特征，因此，在基本模型的基础上，我们来进一步分析不同出口强度企业的生产率优势。
表6报告了我们采用扩展模型的回归结果，从中我们可以得出以下几点结论： （1）从总样本的结果可以看出，依出口强度由低到高，出口企业的生产率优势逐级递减，不仅如此，出口强度大于50%的企业其生产率水平甚至低于非出口企业，这说明出口企业优于非出口企业这一结论并不适用于不同出口强度的企业，这也印证了由于我国出口方式具有二元性特征，高出口倾向的加工贸易出口企业并不具备生产率优势；（2）出口强度最低的一组企业（内销为主的出口企业）其生产率优势最大，这一结论适用不同所有制的企业，这说明以本土市场为主并兼营出口的企业是我国生产率最高、最优秀的企业，而只在本土经营或者以出口为主的企业都不是最优秀的企业；（3）就内资企业而言，随着企业出口强度的上升，出口企业的生产率优势尽管为正，但并不显著，这说明对内资企业而言，高出口强度企业和非出口企业在生产率水平上并无明显差异，进一步对内资企业的构成可以发现，造成内资出口企业和非出口企业在生产率上无差异的原因主要来源于出口部门存在大量生产率水平较低的非私营企业（尽管私营出口企业的生产率优势也随着出口强度的上升而下降）；（4）就外资企业而言，除了出口强度最低的一组企业，其余出口企业的生产率水平都要要显著低于非出口企业，而且出口强度越高，其生产率劣势越大，结合表5的分析结果，我们可以得出的结论是，尽管出口强度最低的一组其生产率要高于非出口企业，但由于出口部门集聚着大量高出口强度、低生产率水平的外资企业，其总的结果是外资出口企业的生产率要显著低于外资非出口企业。
（三）稳健性检验
在扩展模型中，我们以分组的方式发现出口强度（不为0）越高的企业其生产率水平越低，与此同时，低出口强度企业比非出口企业的生产率水平要高，这一现象预示着出口和企业的生产率可能呈倒U型关系。为了验证这种关系是否成立，我们采用连续出口强度项及其二次项来检验扩展模型的稳健性。我们采用的模型如下：
其中，EI代表企业的出口强度，是一个连续变量，EI2是出口强度的平方项，其它变量的含义与基准模型以及扩展模型相同。
表7报告了稳健性检验结果，从表中可以看出企业的出口强度和生产率之间的确是倒U型关系，而且从其它变量的估计结果我们可以看出，无论是基准模型还是扩展模型，其估计结果都是稳健的。
七、结论和启示
基于出口企业的生产率优势，学界目前的一个共识是“出口企业是更优秀的企业”，本文重新审视了“出口企业更优秀”在中国的适用性。从我国出口主体的二元性和出口方式的二元性特征出发，发现“出口企业更优秀”这一结论并不具有普适性。首先，从出口主体的角度看，总体而言，出口企业更优秀的结论只适用于内资企业而不适用于外资企业，不仅如此，外资出口企业不仅不优于非出口企业，而且显著劣于非出口企业；其次，从出口方式的角度看，出口强度很高的加工贸易出口企业并不比非出口企业更优秀，而且，总体来看，出口强度越高的企业，其生产率优势越小，直至生产率上并无优势或者具有劣势。上述结论给我们的启示是，我国的出口企业与Melitz（2003）所描述的代表性出口企业并不完全吻合，要以中国样本来研究企业的出口行为和出口利益，必须注意中国出口的特殊性，唯有如此，才能避免研究结论的泛化和过度适用。
参考文献：
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Wagner Joachim， （2007）“Exports and Productivity：A Survey of the Evidence from Firm-Level Data，”The World Economy 30：1，60-82.
作者简介：刘振兴：浙江大学经济学院310027电子信箱：qifeijust@126.com；金祥荣：浙江大学经济学院。
