一、 引言

2002-2006年间，在中国国有及销售额500万元以上的非国有制造业企业中，42289家企业从事出口，其中多产品出口企业34849家，达到出口企业总数的80.4%，出口额高达出口总额的95.0%，^①可以推测，多产品企业的出口对中国贸易的持续繁荣居功至伟。基于多产品异质性企业模型，深入企业内部研究企业行为，也相应地为贸易模式与贸易增长路径的考察提供了新的研究思路。

①这里是将中国工业企业数据与海关出口数据配对之后的统计结果，详见数据说明。

多产品出口企业研究的理论基础源自Melitz(2003)的单产品异质性企业模型。Melitz(2003)的一个重要假定是一家企业只生产并销售一种产品，即市场大量存在的是单一型产品企业(single-product firm)。在此假定下，企业在竞争市场上的进入与退出等同于产品的进入与退出。这显然与国际贸易中多产品出口企业普遍存在的事实相去甚远。Bernard et al.(2007)首先观察到多产品出口企业的行为，在美国2000年的对外贸易中，57.8%的企业为多产品出口企业，其出口额占据出口总额的99.6%。Goldberg et al.(2010)对1989-2003年间印度的研究发现47%的多产品出口企业完成了印度出口总额的80%，Berthou and Fontagné(2013) 对法国的研究也有类似发现。^①在理论研究方面，Bernard et al.(2011)较早构建了多产品异质性企业模型，并在企业-产品-国家三个维度上，将企业能力(firm-specific ability) 与企业产品专业知识(firm-product specific expertise) 内生化，从而将贸易边际研究发展到四个层次。^②Bernard et al.(2011)的均衡是不同企业将向不同国家出口不同的产品，该理论的一个核心结论是：贸易自由化将使出口企业专注于其核心能力(core competencies) 的培养，并在产品范围内生化的过程中不断剥离边缘产品。Nocke and Yeaple(2013)则通过企业组织能力内生化同样发展了一个多产品异质性企业模型，理论预测了企业组织能力与企业出口产品范围的相关性，同时也证实了在均衡状态下，随着出口产品范围的扩张，企业总体生产率水平将会遭受持续损失。此外，以Eckel and Neary(2010)、Baldwin and Robert-Nicoud(2008)以及Mayer et al.(2011)为代表的研究也分别从贸易自由化与市场竞争等不同的角度考察了多产品异质性企业模型。

①不同学者对产品的定义标准不一致。Bernard et al.(2007)是在HS-10位码上定义，Goldberg et al.(2010)是依据Prowess数据库对国际产品的分类标准定义；Berthou and Fontagné(2013) 则是在法国海关CN-8位数上定义。

② 这四个层次包括：企业内产品扩展边际；企业内国家扩展边际；企业间扩展边际与集约边际。

伴随着理论研究的深入，有关多产品出口企业的经验研究也持续推进。Mayer and Ottaviano(2008)对欧洲、Arkolakis and Muendler(2010)对拉丁美洲、Bernard et al.(2014)对比利时、Baldwin and Gu(2009)对加拿大、Mayer et al.(2011)对法国的研究分别从FDI、产品周期、企业生产率、贸易政策、企业规模、市场竞争等不同角度考察了不同国家或地区多产品企业的出口模式、产品范围、贸易利得以及福利变化等问题。

毫无疑问，这些研究为我们理解国际贸易的利得损失以及一国贸易结构调整的政策路径积累了深刻洞见。但有关中国多产品出口企业的解析却进展缓慢。陈勇兵等(2012)从企业动态视角较为全面的呈现了中国出口增长的微观结构；钱学锋等(2013)刻画了中国多产品出口企业产品范围的特征事实并利用拓展的引力模型解释了中国出口增长的动力来源；这两篇文献的研究重点不约而同在于对中国出口增长机制的揭示。彭国华和夏帆(2013)基于Bernard et al.(2011)和Mayer et al.(2011)的理论从互补两方面的研究发现企业生产率对中国企业加权的出口广度和深度具有推动作用，这证实了中国企业与发达国家具有类似的出口模式。但对于中国市场中独有的特质因素并未探讨。

考察中国企业的出口行为模式既要牢靠把握中国多产品企业的行为特点，也要植根于深刻的中国经济现实。这突出表现为中国在市场化改革进程中要素市场改革滞后于产品市场的“不对称”现象(盛仕斌和徐海，2009；张杰等，2011)。鉴于中国要素市场扭曲造成生产率下降的事实已经被大量研究佐证(Hsieh and Klenow, 2009；罗德明等，2012；毛其淋，2013)，加之中国出口企业的“生产率悖论”已经在多篇文献中被发现(李春顶，2010；戴觅等，2014)，脱离出口企业的生存环境刻画中国企业的出口行为显然难以呈现中国企业的出口全景。

与本文相关的另一支文献重点考察了要素市场扭曲对中国贸易的影响。盛誉(2005)与毛其淋(2013)先后发现要素市场扭曲降低了中国对外开放的经济福利以及企业生产率的事实；张杰等(2013)发现要素市场扭曲对出口企业的增加值率表现出了抑制效应，而民营企业具有将扭曲转化为出口收益的能力；张杰等(2011)揭示了要素市场扭曲激励中国本土企业出口的事实。但由于对出口激励的考察只包含数量的单一维度，张杰等(2011)并未回答这一激励到底是来自新产品新(旧) 市场的开拓还是新(旧) 产品新市场的开拓。此外，以上关于要素市场扭曲与贸易的研究文献大多缺少影响机制的研究，本文将在这些方面有所推进。

基于以上分析，本文可能的边际贡献有下述两方面：首先是研究角度与研究问题，随着异质性企业理论的发展，基于企业层面研究中国企业出口行为模式的文献日益增加，但深入产品层面的研究还很缺乏，为此，本文实证研究了要素市场扭曲对中国多产品出口企业贸易边际的影响；其次，虽然有关要素市场扭曲与出口贸易关系的研究逐渐增加，但有关影响机制的讨论不足，本文揭示了要素市场扭曲通过工资效应激励中国企业出口的内在机制，并从企业规模与所有制类型等不同视角考察了要素市场扭曲的异质影响，这使得本文的研究相对更加深入，相关发现也具有较为重要的政策寓意。

二、 指标构建与数据说明 (一) 要素市场扭曲的测度

中国要素市场扭曲的实质是中国在市场化改革进程中要素市场改革滞后于产品市场，造成土地、资本、劳动力、能源、环境等要素价格相对于最优价格出现偏离，继而引发企业要素投入的结构扭曲，从而对企业要素资源投入模式、生产技术选择机制及市场行为模式产生连锁反应。基于这一理解我们借鉴张杰等(2011)的思路，构造如下指标刻画中国要素市场扭曲程度：

$facto{r_{kjft}} = \frac{{productmarke{t_{kjft}} - factormarke{t_{kjft}}}}{{productmarke{t_{kjft}}}}$

(1)

其中k、j、f、t分别表示省份、行业、企业和年份，相应地factor_kjft表示k省j行业f企业在t年面临的要素市场扭曲。productmarket_kjft与factormarket_kjft分别表示k省j行业f企业在t年的产品市场市场化进程指数及要素市场市场化进程指数，指数数据来自樊纲等(2010)经调整后的中国市场化指数报告。

(二) 二元边际分解

Bernard et al.(2014)综合考虑了企业-产品-国家三个维度之后，将每个企业的出额X_f分解为四个组成部分：出口目的地数量C_f，出口产品种类数P_f，出口覆盖率D_f以及产品-目的地平均出口额X_f。其中${D_f} = \frac{{{O_{cpf}}}}{{{C_f}{P_f}}},{{\bar X}_f} = \frac{{{X_f}}}{{{O_{cpf}}}},{X_f} = {C_f}{P_f}{D_f}{{\bar X}_f}$，O_cpf是企业f实际发生出口的产品-目的地组合个数。

(三) 数据说明

本文使用的数据来源于2002-2006年中国企业层面的生产数据与产品层面的海关数据。其中企业生产数据来自中国统计局的制造业企业年度调查，这套数据覆盖了中国全部国有企业和年销售额500万元以上的非国有企业。平均而言，每年涵盖的企业生产总值占中国全部工业生产总值约95%，包括了主要的企业信息与完整的3张会计报表(现金流量表、资产负债表、损益表)，包含超过100个会计变量，企业数目从2002年的181557家增长至2006年的301961家。考虑到原始数据十分粗糙，我们参考Feenstra et al.(2014)并结合通用会计准则(GAPP), 删除出现如下任何情况之一的企业：第一，企业编码缺失；第二，销售额、职工人数、总资产、固定资产净值缺失或者为负；第三，职工人数小于10人；第四，总资产小于流动资产；第五，总资产小于固定资产净值；第六，实收资本小于或等于0；第七，成立时间明显错误(月份小于1或大于12)。从而剔除每年约30%的异常企业。

出口数据来自海关进出口统计数据库，它是中国海关总署产品层面交易的月度数据，每个产品都是在HS-8位码上的统计，HS-8位码上的出口产品种类从2002年的6882种增加到2006年的7169种，参与出口的企业由2002年的74759家增加到2006年的162218家，出口额也由2002年的3104.14亿美元增加至2006年的9605.12亿美元，出口规模扩张超过3倍。借鉴Yu and Tian(2012)使用企业名称和年份合并上述两套数据，获得匹配企业83905家，有效观测81512个。

当然，我们也采用了另外一种匹配技术，通过企业的邮政编码和电话号码的最后7位进行识别。这一匹配手段的逻辑在于每个邮政地区中，企业都有着独一无二的电话号码。^①由于海关数据中大量企业的电话号码信息缺失，加之工业企业数据的企业同时提供了主机号码和分机号码，而且分机号码的位数从2位到7位不等(可能是由于错误报告造成)，增加了匹配难度，最终获取的观测值不足第一种匹配技术的70%，同时考虑到某家企业在某年停用的企业名称刚好被另一家企业启用的可能性远远低于某家企业停用的电话号码被另一家企业启用的可能性，本文使用了第一种匹配手段获取的数据作为研究样本，第二种匹配技术获取的样本作为补充。需要指出的是，使用企业名称与年份进行匹配获取的企业出口额占到了海关数据库出口总额的一半以上，这与田巍和余淼杰(2013)的匹配效果十分接近，年均匹配成功率也与Ge et al.(2011)相当接近。

① 可能造成错误匹配的一种情况为，一家企业停止使用的电话号码当年被另一家企业使用，考虑到中国企业对“靓号”的偏爱我们谨慎使用了这一方法，当然基于这一匹配技术的后文实证结果也是类似的。

表 1汇报了2002-2006年间中国国有和销售额500万元以上非国有工业企业的出口情况。其中，只出口一种产品的企业数量不足20%，出口两种及其以上产品的企业超过80%，出口额高达出口总额的95%。这与彭国华和夏帆(2013)对中国2006年出口数据的考察结果是类似的，也与Bernard et al.(2007)对美国、Bernard et al.(2014) 对比利时、Goldberg et al.(2010)对印度以及Berthou and Fontagné(2013) 对法国的研究发现是类似的。随着企业出口产品种类数的增长，企业的平均目的地数量、平均出口额、企业-目的地平均出口额、企业-产品-目的地组合个数都呈现了明显的增长趋势。

分企业类型看，国有企业、外资企业与民营企业的出口企业数量分别占据出口企业总数的3.90%、61.91%以及34.19%，出口总额分别贡献了中国出口总额的3.05%、83.58%以及13.37%。不管从出口企业数量还是出口额看，外资企业都是中国出口的中坚力量。结合出口产品种类数量观察，国有类型的多产品出口企业占据了国有出口企业总数的72.53%，而外资企业中多产品出口企业占据外资企业出口总数的82.97%，民营企业的这一数据为76.79%，国有企业的多产品出口企业比例明显低于其他类型企业。而且这并非是由于样本包含了中小型国有企业的原因所致，在剔除了年销售额500万以下的国有企业样本后发现国有企业这一比例依然低于另外两类企业。这意味产品更加多元化的大型国有企业对于进入出口市场的热情似乎明显低于其他类型企业。这很可能与其可以通过某些渠道(例如要素市场扭曲) 获得某些内销竞争优势有关。

最后一列汇报的要素市场扭曲指数随着企业出口产品种类的增加相应下降，即出口产品种类越多的企业面临的要素市场扭曲程度越低，如果要素市场扭曲激励了中国企业出口，那么这种激励对不同出口产品种类数量(不同规模) 企业的影响显然是异质的。当然，这一结论的得出还需要严格的计量检验。

三、 研究设计

在充分吸收已有研究成果的基础上，同时兼顾中国转型背景下影响企业出口的特殊因素，建立如下计量模型：

$\begin{array}{l} {\rm{ln}}{Y_{kjft}} = {a_0} + {a_1}{\rm{ln}}facto{r_{kjft}} + {a_2}{\rm{ln}}fcato{r_{kjft}}{\rm{ln}}salar{y_{kjft}}\\ + Contro{l_{kjft}} + {\gamma _{\rm{k}}} + {\gamma _j} + {\gamma _t} + {\varepsilon _{kjft}} \end{array}$

(2)

其中，控制变量集为：

$\begin{array}{l} Contro{l_{kjft}} = {\beta _1}{\rm{ln}}tf{p_{kjft}} + {\beta _2}{\rm{ln}}subsid{y_{kjft}} + {\beta _3}{\rm{ln}}capita{l_{kjft}} + {\beta _4}{\rm{ln}}loa{n_{kjft}}\\ + {\beta _5}{\rm{ln}}salar{y_{kjft}} + {\beta _6}{\rm{ln}}siz{e_{kjft}} + {\beta _7}{\rm{ln}}size_{kjft}^2 + {\beta _8}{\rm{ln}}profi{t_{kjft}} + {\beta _9}{\rm{ln}}ag{e_{kjft}}\\ + {\beta _{10}}{\rm{ln}}age_{kjft}^2 + {\beta _{11}}so{e_{kjft}} + {\beta _{12}}mn{c_{kjft}} \end{array}$

Y_kjft是企业f出口分解的四个组成部分:C_kjft、P_kjft、D_kjft、X-_kjft、lnfcator_kjftlnsalary_kjft是要素市场扭曲指数(factor) 与人均工资水平(salary) 的交叉项，用于探究要素市场扭曲对企业出口行为的影响机制，γ_k、γ_j、γ_t分别为未观测到的省份效应、行业效应与年份效应，ε_kjft为随机扰动项。

在解释变量中，核心观测变量factor_kjft由公式(1) 计算而得，范围在-0.3409至0.8604之间，出现负值是由于部分地区^①的要素市场市场化进程快于产品市场市场化进程，为充分利用样本信息，对factor_kjft加1取对数。其他控制变量主要有：(1) 全要素生产率(tfp)。新-新贸易理论认为，企业的出口行为是基于生产率异质性的“自我选择”，只有能够克服各种沉淀成本的企业，才会进入出口市场(Melitz, 2003)。Bernard et al.(2011)的多产品异质性企业模型同样证实了生产率对于企业出口行为的决定影响，并理论预期了生产率与企业出口广度正相关，但由于新(旧) 出口产品在新出口市场的出口额与新出口产品在新(旧) 出口市场的出口额都相对较低，生产率与平均出口深度的关系并不确定。本文对全要素生产率的估计采用嵌入生存概率的Olley and Pakes(1996)两步法^②。(2) 政府补贴(subsidy)。政府补贴是中国出口导向战略的重要组成部分，施炳展等(2013)专门研究了政府补贴对中国企业出口模式的影响，发现补贴提升了中国企业出口总量，降低了出口价格，促成了“低价竞争、数量取胜”的出口模式。由于大量出口企业没有享受到政府补贴，取对数时加1处理。(3) 资本密集度(capital)。使用企业固定资产净额与企业员工总数的比值度量。按照传统的比较优势理论，基于现阶段中国的劳动力禀赋特征，劳动密集型产业属于中国出口企业的比较优势产业。但考虑到中国各地方政府可能存在的“GDP竞赛”，地方政府很可能会通过对资本密集型产业的政策优惠，促进地方经济增长，扭曲资本密集型企业的出口优势。(4) 融资约束(loan)。中国的资本市场还不成熟，这使得融资问题成为企业是否出口的重要影响因素，Feenstra et al.(2014)证实了信贷约束对出口比重的促进作用。借鉴Manova and Yu(2012)的研究方法，以企业融资杠杆度量企业融资约束，注意到部分流动性充足的企业流动负债时常出现零或负值(在流动性差的企业中流动资产也有可能出现零或负值)，取对数过程中同样进行加1处理。(5) 人均工资水平(salary)。低廉的劳动力成本是中国企业的重要出口优势，张杰等(2013)发现中国企业的出口并没有转化为相应的贸易收益，缺乏核心竞争力使中国基于劳动要素禀赋的出口企业被国际大买家“锁定”，预期劳动力成本上升将压缩出口企业微薄的出口利润，不利于企业出口广度的拓展与出口深度的推进。(6) 企业规模(size)。Krugman(1990)强调了特定产业与企业层面的规模经济对国际贸易比较优势的关键作用，使用企业销售总额度量。考虑到企业出口和规模之间可能存在非线性关系，在计量模型中加入了规模变量的平方项。(7) 企业利润(profit)。企业利润可以为企业出口融资，也可能代表企业更富竞争力，这些都将提高企业出口概率，以企业利润与企业销售额的比值衡量，同样为了避免丢失亏损企业的样本信息，取对数时加1处理。(8) 企业年龄(age)。企业年龄的增长可能意味着企业学习曲线的实现，管理、生产技术与营销手段的成熟以及自主品牌的建立，当然对于经营不善的企业也可能意味着陷入发展陷阱，缺乏革新与突破。同样对于企业出口和年龄之间可能存在的非线性关系，在模型中也引入企业年龄的平方项。此外考虑到样本包含了大量规模以下非国有企业的数据信息，需要对企业类型加以控制。引入代表企业类型的国有企业虚拟变量(soe) 和外资企业虚拟变量(mnc)。现有文献在识别企业所有制类型时通常采取两种方式：注册类型或实收资本。前者表示企业在工商局登记注册时的注册类型，后者反应了企业即时的控股类型，理论上两种识别方式应该完全一致，但作者在对样本数据整理时发现，至少有11%的国有企业虽然注册类型是国有企业，但真实的资本构成已经不是国有企业，外资企业同样存在这一现象。本文采用企业实收资本比例定义企业所有制。^①

①2002-2006年间至少出现一年要素市场市场化指数高于产品市场市场化指数的地区包括：北京、天津、上海、江苏。

②OP两步法的好处在于可以有效避免OLS估计带来的“同时偏差”与“选择偏差”，详见余淼杰(2010)。

①根据公司法及相关法律条例，定义国有资本超过实收资本50%的企业为国有企业；外资(含港澳台) 持股比例原则上不低于25%的企业为外资企业。一个潜在的问题是可能存在国有与外资混合所有企业被双重定义的情形，这一问题将在稳健性检验中继续讨论。

四、 结果与分析 (一) 基准回归

表 2汇报了使用混合最小二乘法(POLS) 的估计结果。^②第一列估计了企业出口额与要素市场扭曲的总体关系，结果显示要素市场扭曲与出口额显著正相关，要素市场扭曲程度每提高10%，该地区企业的出口额将相应增长5.15%，这与张杰等(2011)、施炳展和冼国明(2012)证实的要素市场扭曲激发中国企业出口的结论一致。表 2的第二至第五列进一步从二元边际层面揭示了要素市场扭曲对出口边际的异质影响。

② 考虑到可能的内生性问题，我们也曾将计量模型(2) 式扩展为动态面板模型，并将核心指标作为内生变量处理，系统GMM的估计结果与POLS基本是类似的。伍德里奇(2007)认为GMM估计的系数虽然有效，但却通常是有偏的，因而这里只汇报了POLS估计结果，后文单独讨论了内生性问题。

首先，要素市场扭曲显著抑制了出口企业新市场的开拓，但也促进了企业出口产品种类的扩张，考虑到全要素生产率与出口产品种类负相关，我们推测要素市场扭曲为中国出口企业带来的产品种类扩张激励很可能只是低技术企业的低技术附加值的产品种类的扩张。其次，要素市场扭曲对出口覆盖率的负向影响并不显著，不显著的原因可能是虽然要素市场扭曲促进了企业将自己的新产品出口到更多出口市场，但却抑制企业将自己的多种产品出口到新开辟的出口市场，因而要素市场扭曲对出口覆盖率的关系并不确定。另外，要素市场扭曲对企业平均出口额也产生了显著的正向影响。

从估计系数看，要素市场扭曲指数每升高10%，企业在目的地出口广度方面平均下降2.03%，在出口产品种类数量上平均增加3.07%，在产品-目的地平均出口额的深度上会相应增加4.49%。根据企业出口额与四个组成部分的分解关系，第二至第五列的系数值之和等于第一列。比较估计系数发现，要素市场扭曲对企业出口的增加效应中，87%来自出口深度的增加，只有13%来自于出口广度的提高。这进一步证实了要素市场扭曲在激励中国企业出口的同时，也抑制了中国企业的市场开拓精神，促进出口企业利用现有销售市场销售低端产品。

就控制变量而言，人均工资水平显著抑制了企业出口总额的增长，通常情况下企业工资水平的上升必然增加企业的生产成本，这削弱了企业的国际竞争力，自然不利于企业出口规模的增加；此外，政府补贴与企业融资约束的缓解均显著促进了企业出口总额的增长；而规模更大、经营更久以及盈利更强的企业出口能力也普遍更强，这些发现符合直觉，也与现有研究的结论类似；资本密集度与出口总额的负显著关系则说明至少在样本研究阶段，我国的出口比较优势依然在于劳动密集型产品。而企业全要素生产率对出口总额的影响似乎并不显著，一个可能的原因是本文的研究样本同时覆盖了一般贸易与加工贸易两种类型的出口企业。

下面探究要素市场扭曲激励中国企业出口的内在行为机制。在计量模型中引入要素市场扭曲与企业人均工资水平的交互项，结果汇报于第六列。结果表明，要素市场扭曲与人均工资水平的交互项的估计系数显著为正，这说明要素市场扭曲削弱了工资成本对企业出口的抑制，值得一提的是在出口额的4个边际分解上，人均工资以及人均工资与要素市场扭曲的交叉项全部在10%显著性水平下显著，^①这进一步证实了要素市场扭曲通过工资机制激励企业出口的内在机制。

①限于篇幅没有公布这一结果，感兴趣的读者可以向作者索取。

这一机制的直觉解释也易于理解。通常情况下，高工资意味着企业更高的生产成本，但在中国，由于劳动力市场的城乡分割、行业分割、所有制分割以及地方政府对经济的干预等原因，^②劳动力价格长期低于劳动力投入的边际产出，劳动力市场扭曲抑制了企业对劳动成本提升的敏感度，扭曲压低的工资水平转化成了企业的出口竞争力，企业追逐利润，扩大出口。

②张杰等(2011)认为，地方政府对劳动力市场管制动机可能突出表现为，通过获取劳动力价值的“剪刀差”，从而为当地带来经济增长所需的资本积累及以低劳动力成本形成的企业竞争优势；另一方面，在中国存在地区间城乡劳动与户籍市场分割的前提下，低成本的劳动力有助于企业特别是劳动密集型的制造业企业通过劳动力成本的比较优势，实现出口的快速扩张，拉动地方经济增长。

(二) 内资企业与外资企业的对比检验

下面按照资本的来源地将样本划分为内资企业与外资企业两组进行对比研究，以考察要素市场扭曲对内资、外资企业可能存在的异质影响。内资组与外资组的检验结果分别汇报于表 3与表 4。根据表 3的检验结果，整体而言，要素市场扭曲对内资企业的影响相对有限。一方面，要素市场扭曲并没有对内资企业出口总额与出口深度表现出显著的激励效应；另一方面，虽然要素扭曲激励了出口企业出口产品种类的扩张，但也抑制了出口企业海外市场数量的增长。可见，至少在2002-2006年之间，内资企业似乎并没有从要素市场扭曲中获得足够的出口激励。

与内资企业的检验结果不同，表 4的实证结果发现要素市场扭曲显著激励了外资企业的出口。但通过贸易流量的边际分解，我们也发现这种激励只是出口深度上的激励，要素市场扭曲对外资企业出口广度的影响并不显著。为了进一步探究这一影响的内在机制再次引入要素市场扭曲与人均工资的交叉项，发现了与基准回归类似的结论，要素市场扭曲通过工资作用同样强化了对外资企业的出口激励。造成这一结果的可能原因是地方政府为了获取更好的经济发展指标，通常给予外资企业诸多优惠政策，外资企业也欣然利用这些优惠政策并同时利用要素市场扭曲压低的劳动力成本从中国的廉价劳动力中获取更多利润。^①

①相比于内资企业，外资企业往往享有超国民待遇。例如，直到2008年我国才正式取消了外资企业的税收优惠政策，实施内外资企业的无差异国民待遇。

这些优惠政策能够迅速带来外资企业平均出口额的增长，但这些超国民待遇却无法迅速转化为外资企业开拓新出口市场的能力与研发新产品的意愿；进入中国的外资企业也可能逐渐出现自选择，要么看重中国的国内市场；要么看重中国的廉价劳动力，从而更愿意将中国变为生产、组装与加工车间，而非研发中心与战略中心。因而要素市场扭曲显著提高了外资企业在已有出口市场的出口深度，但是产品种类与海外市场数量的扩张效应并不明显。

(三) 中小企业的回归检验

根据数据推算，中国工业企业数据库没有覆盖的规模以下非国有企业出口额最高可达到出口总额的40%，这意味着中小企业同样是中国出口的重要力量。即使同时使用年份加企业名称、邮编加电话号码与邮编加联系人姓名三种方法匹配，满足条件之一即识别为同一家企业，并允许20%的匹配遗漏与误差，规模以下非国有企业的出口额依然将近出口总额的20%。然而，Bernard et al.(2007)对美国2000年的出口研究发现，在550万家企业中只有4%的企业从事国际贸易，而这4%的出口企业中出口额前10%的企业的贸易额占据美国当年出口总额的96%，这意味着大企业是美国出口的绝对主力。考虑到中小企业对中国贸易的贡献，下面调用规模以下国有企业的样本数据进行实证检验，^①结果如表 5。

①实际上更需要关注的是规模以下非国有企业的出口行为，但由于数据限制，只能通过对规模以下国有企业(年销售额500万以下样本) 的研究推测要素市场扭曲对规模以下非国有企业的出口影响，不过使用这一替代的额外好处在于可以直接与规模以上国有企业进行对比。

对比表 2的基准回归结果发现，要素市场扭曲每提升10%，企业出口额平均上升10.98%，对深度与广度的激励作用也分别强于全样本回归结果，在要素市场扭曲对企业出口的增加效应中，深度和广度的推动比例约为80%和20%。进一步考虑到要素市场扭曲对规模以上国有企业的影响并不明显(总量上与边际上的回归结果均不显著)。^②这说明要素市场扭曲对中小型国有企业的出口产生了显著促进作用，而对规模以上国有企业的出口激励并不明显。

②对规模以上国有企业回归中，核心观测变量lnfactor对总量和边际层面的5个回归中，在10%显著性水平下全部不显著性，结果没有汇报，感兴趣的读者可以向作者索取。

一个可能的解释是，在要素市场扭曲情况下，由于地方保护、行业垄断等原因，大型国有企业获得了更多的不公平竞争资源(如信贷宽松、政府补贴等)，并利用要素市场扭曲造成的市场不公，转化为内销优势，而中小型国有企业并没有像大型国有企业一样从行业垄断、地方保护等扭曲动因方面有所斩获，最终只能与其他企业一起在要素市场扭曲环境中转向出口市场。从而更倾向于利用廉价的劳动力优势(来自于中国既有的劳动力资源禀赋和要素市场扭曲两个部分) 参与国际竞争。要素市场扭曲对中小型企业的出口激励是国内市场竞争环境不公平的一个典型缩影。

(四) 对出口连续性的检验

从2002-2006年的5年间，中国出口企业数量从2002年的9856家增加到2006年的29973家，年均增速达32%，从匹配样本中捕捉到的出口企业数量高达83905家，但这5年间持续出口的企业只有16700家^①，只占到出口企业总数的19.9%，粗略估计2002年出口企业在样本期的存活率不足40%，这意味着中国企业在出口市场的进入和退出非常频繁。

①不同年份的同一家出口企业按一家计为3340家，由于采用的是截尾数据这一数值有可能被低估，但即使将2003及2004年一直存活到2006年的企业全部识别为持续型出口企业，这一部分的结论依然是类似的。

表 6汇报了要素市场扭曲对间断出口企业的影响。可以发现，与基准回归类似，要素市场扭曲同样通过工资效应激励着间断出口企业的出口，对出口深度与出口广度的激励也表现出了与基准回归类似的效应。但扭曲对持续出口企业的回归结果则非常不同，^②不管是对出口总额还是对贸易流量4个层次的边际分解都是不显著的。这可能意味着要素市场扭曲虽然能够激励中国企业出口但却无法增强中国企业的持续出口能力。

②限于篇幅没有报告这一结果，感兴趣的读者可以向作者索取。

Rodrik(2000)发现，与国内贸易不同，国际贸易涉及更多的风险和不确定性，这就对企业的核心竞争力与盈利能力提出了更高要求。只有那些既能够克服各种沉淀成本又拥有核心竞争力的企业才能稳定在出口市场。要素市场扭曲压低了要素价格，相当于降低了出口市场的准入门槛，但这种外部的要素价格低估难以转化为企业的内在核心竞争力。相反却加深了中国企业对廉价劳动力的依赖并同时削弱了中国出口企业的市场开拓动力。这也说明要素市场扭曲对中国企业的出口激励更多表现为偶然性或者间断的出口激励，而非出口能力的提高。

(五) 稳健性检验与内生性讨论 1. 分位数回归

不管是前文基准回归所采用的混合最小二乘估计还是后文提及的面板固定效应回归，实质上都是均值回归，这就对Y|X的对称分布与残差项的正态独立同分布提出了极高要求。为此我们画出了在控制了省份、行业、年份固定效应后的残差分布图， 图 (1) 至图 (5) 依次是以lnX_kjft、lnC_kjft、lnP_kjft、lnD_kjft、lnX_kjft为被解释变量的回归残差的分布图。为便于观察，我们在图中同时加入了正态分布示意图作为对比。总体上看，残差项基本呈现了正态分布，这意味着计量模型(2) 在大样本下发挥了较好特性，但是部分残差分布的偏斜不均还是需要谨慎处理。这里采用分位数回归检验基准回归的稳健性。

分位数回归是处理残差分布非正态的有效手段，可以有效克服Y|X分布的可能偏倚与X极端值干扰造成的线性回归谬论。其基本原理是最小化残差加权项的绝对值。

${\beta _q} = {\rm{argmin}}\sum _{i:{y_i} \ge {X_i}{\beta _q}}^nq\left| {{y_i} - {X_i}{\beta _q}} \right| + {\sum ^n}_{i:{y_i} \ge {X_i}{\beta _q}}\left( {1 - q} \right)|{y_i} - {X_i}{\beta _q}|$

(3)

q是分位数，为便于和线性回归结果对比，取q=0.5进行中位数回归，结果如表 7。核心观测变量factor_kjft的系数符号及显著性与使用POLS的回归结果完全一致。要素市场扭曲度每提高10%，企业出口总额平均出现6.78%的上升，其中约有57%来自出口深度，43%来自于出口广度。这初步证实了基准回归结果具有一定的稳健性。

2. 更多稳健性检验

前文的回归全部控制了省份、行业、年份固定效应，但这依然无法排除遗漏变量可能造成的不良影响，而且一旦Cov(γ_k+γ_j+γ_t, factor_kjft)≠0，那么复合残差项也将和lnfactor_kjft相关，从而导致估计系数a₁非一致。伍德里奇(2007)也提示我们如果不变系数或随机效应成立，只要对标准差和t统计量进行面板纠正，混合最小二乘估计可以得到一致估计量，但如果真实模型是固定效应，POLS估计获得的结果就是非一致的。为此我们采用面板固定效应回归，在同样控制省份、行业、年份固定效应之后，核心观测变量lnfactor_kjft在10%的显著性水平下全部表现良好，系数符号与核心观测变量完全一致。^①

①限于篇幅这一部分的回归结果与内生性回归结果全部没有报告，感兴趣的读者可以向作者索取。

根据企业真实资本构成识别企业类型可以更好地反映企业即时的所有制类型；一个缺点在于，如果定义实收资本不低于50%的企业为国有企业；而外资(含港澳台) 持股比例不低于25%的企业为外资企业，显然会出现部分国有与外资混合所有企业既被定义为国有企业也被定义为外资企业。在前文的研究中我们忽略了这一问题，这里考虑使用更严格的企业所有制定义。剔除掉任何企业类型被双重定义的样本，根据回归结果，核心观测变量的显著性与符号全部保持不变。

3. 对内生性问题的讨论

一个可能的猜测是逆向因果引致本文内生性，表现为要素市场扭曲促进中国企业出口的同时，部分出口能力强的企业也可能偏向于主动选择进入那些要素市场扭曲程度高的地区，从而利用扭曲压低的要素价格转化为出口优势。^②为此，选择滞后一期的要素市场扭曲指数作为当期工具变量，两阶段最小二乘回归结果显示核心观测变量的显著性良好且工具变量是强工具变量，从而在一定程度上证实本文的结论不会受到内生性问题的干扰。

②我们做了谨慎的处理，施炳展和冼国明(2012)通过检验发现这一反向因果并不成立。

五、 结论与启示

内生于中国改革开放特殊背景下的要素市场扭曲是否激发了中国企业出口？本文综合使用了2002-2006年中国企业层面的生产数据与产品层面的海关数据给出了肯定回答，与现有研究相互印证。本文的结论主要包括：(1) 要素市场扭曲激励了中国企业出口，促进了出口企业产品种类的扩张与产品-目的地平均出口额的增长，但也抑制了中国企业对新出口市场的开拓。进一步，这种激励的内在机制主要是通过压低企业劳动投入成本实现；(2) 要素市场扭曲同样通过工资效益激励了外资企业出口，但这种激励只是出口深度上的激励，外资企业正利用要素扭曲压低的劳动力成本加大出口强度，将中国逐渐变为其“生产车间”而非战略中心；(3) 在国有企业内部，要素扭曲对中小企业(规模以上国有企业) 的出口具有显著的促进作用；对大企业(规模以上国有企业) 的影响并不显著，这可能是因为大型国有企业从扭曲中获得了不公平的内销优势，进而更倾向于在国内市场销售产品；(4) 要素市场扭曲给予国内企业更低廉的劳动成本优势这相当于降低了出口市场的准入门槛，虽然诸多缺乏核心竞争力的边缘企业因此得以进入出口市场，但这些边缘企业抗击国际贸易不确定因素(风险) 的能力微弱，进而在出口市场上难以为继，这也说明要素市场扭曲对企业出口的激励更多的是间断与偶然性的激励，无法帮助企业形成持续的出口能力。本文的结论昭示着要素市场改革在我国当前改革过程中的重要性，而要素市场改革的重中之重又在于劳动力市场改革。这既是更好地发挥中国的劳动力资源禀赋在国际竞争中比较优势的要求，也是扭转中国企业偏好数量取胜，低端竞争的客观需要。