2020-12-29来源:EPS数据平台
一 海关出口对我国本土制造业企业的生产率是否具有促进作用?
出口与经济增长之间关系的研究,一直是国际经济学和发展经济学共同关注的一个重点话题。然而,与以往只是从各种宏观视角来关注该问题的研究视角所不同,近年来,从微观企业的出口行为视角,特别是企业出口与企业生产率之间关系的研究视角,正成为国际经济学和发展经济学理论共同关注的一个新热点。
与生产率研究密切相关的是国际贸易,更具体的说是考察企业出口和生产率之间的关系,根据企业异质性假说,生产率高的企业会倾向于选择出口,也就是说生产率和出口正相关。
我们根据计算得到的企业生产率,通过跨库匹配,得到出口企业的生产率和出口额,通过计算相关性,发现2000年-2007年的出口额与生产率的相关度都处于0.2以内,该结果表明企业出口额与生产率没有很大的相关性,也就是生产率高的企业出口额不一定会高,但是这个结论并不能验证企业异质性假说是否在正确,因为企业选择出口行为与出口额高低不一定是一致的。
表1:企业出口额与全要素生产率相关度计算
2000年 | 2001年 | 2002年 | 2003年 | 2004年 | 2005年 | 2006年 | 2007年 | |
相关度 | 0.19777 | 0.1738 | 0.1422 | 0.1387 | 0.1359 | 0.1445 | 0.1409 | 0.1152 |
从以往的文献来看,对于出口是否能够促进企业生产率的提高,并未在学术研究范围内达成一个统一认识,还存在经验证据的种种矛盾和诸多争论。但是我们通过一些简单数据统计,计算出口企业的年平均生产率,可以看到,出口企业的年平均生产率则要远远高于所有企业的全要素生产率,因此,可以判断出口企业的生产率都相对高于其他非出口企业的生产率,这个结果表明了出口企业和内销企业的生产率存在很大的差异,但是仍然不能揭示出口是否促进了企业生产率的提升。因此我们建立probit模型来揭示企业全要素生产率对企业出口的决策产生的影响及其作用机理。
二 海关出口企业的的数据描述
由于之前我们计算的全要素生产率是1998年-2007年,因此我们从中国微观经济查询系统中查找出2000-2007年的出口企业,经过统计可以从表2中看到,我国的出口企业数量在逐年增加2007年是2000年企业数量的3倍,企业出口总额也在逐年增加,2007年的企业出口总额也增加了3倍多。
表2:出口企业数量与金额展示
年份 | 出口企业数量(个) | 企业出口总额(亿元) |
2000年 | 61960 | 27.6169 |
2001年 | 67414 | 30.8133 |
2002年 | 77779 | 32.1292 |
2003年 | 94458 | 43.711 |
2004年 | 119283 | 72.9845 |
2005年 | 142846 | 74.0829 |
2006年 | 169867 | 93.6445 |
2007年 | 192533 | 186.4168 |
三 建立出口与全要素生产率的模型
3.1 建模指标
我们将计算过全要素生产率的企业和海关出口企业进行跨库匹配,得到海关出口企业的全要素生产率以及相关企业指标。下表是数据建模所需要的指标。
表3:研究变量展示
变量类别 | 变量名称 | 变量说明 |
被解释变量 | EXP | 出口状态(出口金额大于0则等于1,否则等于0) |
解释变量 | TFP | 企业全要素生产率 |
EXP1 | 滞后一期的出口状态 | |
WAGE | 平均工资 | |
SIZE | 企业总资产 | |
NEW | 新产品销售(销售新产品=1,否则为0) | |
AGE | 企业年龄 | |
ACC | 应收账款比值 |
我们对以上指标进行数据清洗,其中,把出口状态和新产品销售转换为0-1分类变量,平均工资=(应付工资+应付福利)/企业员工数,企业年龄=当年年份-开业年份,应收账款比=(1+应收账款)/企业总产值。另外由于数值太大,需要对WAGE,SIZE,ACC这三个指标取对数,方便建模需要。
3.2 数据清洗
我们对以上指标进行数据清洗,其中,把出口状态和新产品销售转换为0-1分类变量,平均工资=(应付工资+应付福利)/企业员工数,企业年龄=当年年份-开业年份,应收账款比=(1+应收账款)/企业总产值。另外由于数值太大,需要对WAGE,SIZE,ACC这三个指标取对数,方便建模需要。
3.3 数据建模
我们首先用全要素生产率和滞后一期的出口状态进行计量回归,采用probit方法进行回归,然后再逐渐增加指标,得到一系列的估计值与p值,并且可以通过六个模型做进一步的稳健型检验。
3.4 结果展示
表4列出了依次增加特征变量的计量回归结果,其中,“()”里边的是估计值的p值。
表4:probit计量结果
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | |
Intercept | -0.7715 | -0.8626 | -0.6716 | -0.5912 | -0.6213 | -0.5988 |
(0.0000) | (0.0000) | (0.0000) | (0.0000) | (0.0000) | (0.0000) | |
TFP | 0.0169 | 0.0140 | 0.0173 | 0.0182 | 0.0163 | 0.0168 |
(0.0000) | (0.0000) | (0.0000) | (0.0000) | (0.0000) | (0.0000) | |
EXP1 | 2.2310 | 2.2247 | 2.2280 | 2.2275 | 2.2263 | 2.2266 |
(0.0000) | (0.0000) | (0.0000) | (0.0000) | (0.0000) | (0.0000) | |
WAGE | 0.0396 | 0.0562 | 0.0561 | 0.0524 | 0.0510 | |
(0.0000) | (0.0000) | (0.0000) | (0.0000) | (0.0000) | ||
SIZE | -0.0229 | -0.0233 | -0.0158 | -0.0162 | ||
(0.0000) | (0.0000) | (0.0000) | (0.0000) | |||
NEW | -0.0916 | -0.0896 | -0.0895 | |||
(0.0000) | (0.0000) | (0.0000) | ||||
AGE | -0.0025 | -0.0025 | ||||
(0.0000) | (0.0000) | |||||
ACC | 0.0071 | |||||
(0.0797) |
1 在依次加入特征变量的过程中,全要素生产率始终在0.17左右显著为正,因此,可以得到全要素生产率对企业出口决策具有稳健的正向作用,这与我们的预期一致。由表四的结果可以看出:
2 滞后一期的企业出口始终在2.2左右显著为正,因此表明企业出口具有明显的连续性特征;同时企业年龄也是显著为正,表明企业年龄对企业出口决策具有正向作用,企业规模则对企业出口决策没有很大的显著性影响,表明企业总资产的大小对企业出口决策基本没有影响,猜想原因可能是对企业的所属行业没有进行变量控制,也有可能是存在内生变量导致的,平均工资对于企业出口决策没有较大的影响,猜想原因是我国劳动力质量水平不高的原因。
3 新产品销售对企业出口决策具有显著的负向影响,我们可以认为,有新产品销售的企业更加倾向于选择不出口。
四 结论
本文利用中国2000-2007年的微观企业的面板数据,基于probit模型,对于生产对企业出口决策具有影响假说进行了论证。综上所述,我国的海关出口企业的全要素生产率对企业出口决策具有促进作用,也就是企业生产率越高,越容易选择出口。而其余指标则只有企业的前一期的出口决策对该期企业出口决策具有较大的正向影响,并且该影响要远远大于企业全要素生产率的影响。这使得出口的持续性特征十分明显。由于TFP体现的是剔除资本和劳动后剩余要素投入的贡献, 而整体上出口企业在管理水平、组织创新、技术效率等“软环境”方面确实也优于大多数仅从事内销的企业, 因此,对于中国总体企业而言TFP对其出口决定有正向影响也在情理之中。
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