出口企业转型与企业的经营表现

第 28 卷第 10 期 2011 年 10 月 统计研究 Statistical Research Vol． 28，No. 10 Oct． 2011 出口企业转型与企业的经营 表 关于同志近三年现实表现材料材料类招标技术评分表图表与交易pdf视力表打印pdf用图表说话 pdf 现 * 邵 敏 包 群 内容提要:文章运用基于倍差法的倾向评分匹配估计方法从企业微观层面分析了出口企业转型对其经营表现 的作用。结果表明:高度外销型企业转型为中度外销型企业以及中度外销型企业转型为低度外销型企业对企业经 营表现的影响主要体现在会显著地增加企业的负债额进而恶化其财务状况，二者不显著影响企业的劳动生产率和 产出。高度外销型企业转型为低度外销型企业对企业经营表现的影响主要体现在会显著地提高企业的劳动生产 率，这种转型行为并不显著影响企业的产出和财务状况。尽管如此，由于其对企业的产出并不产生显著作用，因此 由于该转型行为所获得的劳动生产率的提升同时也会减少企业的就业。 关键词:转型;劳动生产率;产出;财务状况;倾向评分匹配 中图分类号:C812 文献标识码:A 文章编号:1002 － 4565(2011)10 － 0076 － 08 Exporters Transformation and Performance Dynamics Shao Min ＆ Bao Qun Abstract:We apply a difference-in differences methodology based on Kernel Propensity Score Matching to analyze the performance dynamics of exporters in Chinese industry sector that experienced transformation in export activities． The highly exporting firms lowering their export intensities to turn into moderate ones or the moderate exporting firms to turn into lowly ones would have a deleterious effect on firms’performance dynamics especially on financial situation through significantly increase the amount of firms’ debt． Such two transformation behaviors have no significant effects either on firms’ productivity or on their output dynamics． By contrast，the highly exporting firms lowering their export intensities by leaps and bounds to turn into lowly ones would generate a positive effect on firms’ performance dynamics especially on labor productivity variations． Such transformation behavior dose not significantly affect firms’ financial situation and output dynamics． Therefore，the transformation behavior will also reduce the firms’ employment with obtaining the labor productivity improvement． Key words:Exporters Transformation;Labor Productivity;Output;Financial Situation;Propensity Score Matching * 本文得到了国家社会科学基金(08CJL025)、教育部基金项目 (08JA790071;10YJC790006)、教育部研究生创新 计划 项目进度计划表范例计划下载计划下载计划下载课程教学计划下载 项目( (190) H0509015)的资助。 一、引言 根据海关统计，2009 年金融危机爆发后我国出 口总额为 12016. 6 亿美元，同比下降 16. 0%。美 国、日本和欧盟作为我国的主要贸易伙伴，需求依旧 低迷。尤其是历经了 2010 年的原材料及劳动力成 本上升、人民币升值等多重考验，“中国制造”正在 逐渐失去其低价竞争的优势。在这一背景下，“扩 大内需”的呼声日益高涨。在“十二五”规划建议 中，“扩大内需”战略首次独立成篇，这表明我国已 将“扩大内需”完全纳入至加快转变经济发展方式、 战略性调整经济结构的轨道。而“扩大内需”即意 味着我国将逐步减少对外部市场的过度依赖，提高 内销比重即“出口转内销”。 本文所提及的“出口转内销”为广义的“出口转 内销”，意指企业将销售途径从国外市场改为国内 市场，通过转内销的方式来获得商品出售的新渠道， 为目前出口企业转型的主要表现形式，本文的分析 对象也为基于“出口转内销”形态的出口企业转型。 但由于国内市场与国外市场的市场结构和经营模式 完全不同，内贸的风险和投入都远大于外贸。再者， 我国目前国内消费占 GDP 的比重偏低且呈逐年下 第 28 卷第 10 期 邵敏 包群:出口企业转型与企业的经营表现 ·77· 降的趋势。例如，根据《中国统计年鉴》相关统计， 2000 年我国居民消费占 GDP 比重为 46. 4%，而至 2009 年该比重值下降至 36. 1%。这即意味着我国 目前(或在长期中)还存在着内需不足的现象。因 此，出口企业转型后可能会面临着生产率水平下降、 产出规模缩减等经营表现下降的现象。一些学者认 为，这种下降现象在短期内是存在的，但从长期来看 有利于我国出口商品结构升级和国内经济结构调 整。那么，出口企业转型对其经营表现会产生何种 显著影响?这种影响是否仅在短期内存在?对这两 个问题的回答，将为目前学界关于“是否应该继续 实施出口导向战略”的争论提供一些新的论证①。 基于上述，本文的主要研究目的即在于采用我 国 2000—2006 年间持续经营的工业企业数据，从微 观层面考察出口企业转型行为对企业经营表现的影 响。根据前述“出口企业转型”的定义，我们将企业 按其出口密集度高低划分为三种类型，并将“企业 于某一年开始落入更低级别的出口密集度梯度”视 作“出口企业转型”。通过比较这些转型出口企业 在转型前后经营表现的变化情况，我们可以大致判 断出口企业转型行为对企业经营表现的因果效应。 在研究方法上，我们采用了近年来被经济学界逐渐 采用的倾向评分匹配分析方法(propensity score matching)。该方法为一种半参数估计方法，它的主 要优点在于无需预先设定待估方程的形式(如线性 方程假定) ，因为通常情况下研究者预先无法判断 该采用哪一种方程形式。在这种情形下，倾向评分 匹配方法能够得到更为精确的估计结果(Dehejia and Wahba，1999)［2］。文章选取技术水平(劳动生 产率)、企业规模(产出)、财务状况等三个方面的指 标作为企业经营表现的度量，分析结果表明，出口企 业转型对企业经营表现的影响主要体现在会显著地 增加企业的负债额进而恶化其财务状况，而对劳动 生产率和产出规模的影响并不十分显著。 文章其他内容的结构安排如下:第二部分为模 型的构建;第三部分为数据描述与统计分析;第四部 分为模型估计与实证分析;最后为文章的主要结论 与政策建议。 二、模型的构建 我们的研究目的是考察基于“出口转内销”形 态的出口企业转型对其经营表现的影响。为了便于 分析，我们将企业按其出口密集度(出口交货值与 工业销售产值的比重)高低划分为三种类型:出口 密集度落入区间(0. 8，1］的企业为高度外销型企 业，出口密集度落入区间(0. 3，0. 8］的企业为中度 外销型企业，出口密集度落入区间(0，0. 3］的企业 为低度外销型企业。不同出口密集度梯度区间的选 取主要基于使对照组企业数目最大化考虑。在此基 础上，我们将“企业于某一年开始落入更低级别的 出口密集度梯度”视作“出口企业转型”。注意到低 度外销型企业出口密集度的所属区间为(0，0. 3］， 并不包括出口密集度为零的企业即完全内销型企 业。这主要是因为我国目前的转型策略仍为逐渐减 少对外部市场的依赖而非直接退出出口市场，因此 这里我们并不对“退出出口市场”这一极端转型行 为进行分析。 由于参数估计方法须预先设定待估方程形式， 而半参数估计方法不受此限制，因此我们选取的估 计方法为倾向评分匹配估计这一半参数估计方法。 倾向评分匹配估计为一种近年来被经济学界逐渐采 用的非实验方法。该方法对于一些没有采用实验方 法区分实验组和参照组的数据采用了一种近似于实 验的方法，以尽可能的产生出随机分组，控制可观测 变量对估计结果的影响。其主要研究思路在于:第 一步，将样本企业区分为处理组企业和对照组企业 (相关的定义见后文) ，并通过一个二元选择模型估 计出每家样本企业的倾向分值(本文即为出口企业 发生转型的概率值) ;第二步，为处理组企业寻找一 个或一组与其倾向分值最为相近的匹配对照组企业 (即配对) ，并根据倾向分值给每个匹配对照组企业 一个权重;第三步，在此基础上计算每个对照组企业 与其匹配对照组企业之间的表现差距，这些差距的 加权平均即处理组企业与对照组企业之间的总体差 距，也即出口企业转型对其经营表现的因果效应。 具体操作过程如下文所示。 第一步，对照组企业与处理组企业的确定。我们 从样本企业中选择两种类型企业作为分析对象:其一 ① 2008 年金融危机爆发后，出口负增长的同时，GDP 增速也 延续了下降态势。一年之内 GDP 增速下降了 4 个百分点，为近十年 来 GDP 增速波动最大的一次。因此，不少学者对中国这种高度依赖 外贸的出口导向型经济模式表示担忧，甚至提出这种模式必须终 结，应采取内需拉动型的经济增长模式。而陆铭和范子英(2009)则 认为中长期内中国以出口为导向的经济发展路径不会改变，这部分 缘于中国的人口结构，部分缘于国内消费的刚性［1］。 Administrator 高亮 ·78· 统计研究 2011 年 10 月 为样本期间内出口密集度梯度不发生变化的出口企业 即未转型出口企业;其二为从样本期间内某一年开始 出口密集度梯度发生变化的企业即转型出口企业。我 们将前者称作对照组企业，将后者称作处理组企业。 定义一个二元虚拟变量 Tkt = {0，1} ，其中取值 1 表示 企业 k 在时期 t 为处理组企业，取值 0 表示企业 k 在时 期 t 为对照组企业。令下标 k ={i，j}，其中 k = i 代表 处理组企业，k = j 代表对照组企业。定义变量 Y1it +s 为 处理组企业 i 于时期 t 其出口密集度梯度发生变化后 在第 t + s年的经营表现，定义变量 Y0it +s 为如果处理组 企业 i 于时期 t 其出口密集度梯度不发生变化时其在 第 t + s年的经营表现。 根据 Heckman et al． (1997)［3］，处理组企业于 第 t 年其出口密集度梯度发生变化后，第 t + s 年这 种转型行为对其经营表现 Y 的因果影响即为: γ = E(Y1it + s － Y 0 it + s Tit = 1) = E(Y1it + s Tit = 1)－ E(Y 0 it + s Tit = 1) (1) 表达式 E(Y0it + s Tit = 1)为如果处理组企业 i 在 第 t 年其出口密集度梯度不发生变化时，其在第 t + s 年的经营表现，这是不可观测的结果。因而要实 现对式(1)的估计，就须为其寻找一个合适的替代。 若样本中存在出口密集度梯度一直未发生变化的出 口企业，则估计中可以 E(Y0kt + s Tkt = 0)来近似替代 E(Y0it + s Tit = 1) ，其中前者为可观测值。但这种替 代存在一个前提，即不存在同时影响出口企业转型 和企业经营表现的因素(Heckman et al．，1997)［3］。 因此，我们采取“配对”的方法来选择合适的对照组 企业。 第二步，配对。“配对”即是为处理组企业寻找 一个或一组与其倾向分值最为相近的匹配对照组企 业，其中关键在于样本企业倾向分值的估计。令 p = p(Tkt = 1)= Φ(Xkt － 1)为出口企业转型的概率，通 过该方程式的估计即可得到样本企业的倾向分值， 式中向量 Xkt － 1为影响出口企业转型行为决定的变 量集合。这种配对方法的有效性取决于两个条件: 条件独立性条件即 Y1kt + s，Y 0 kt + sTkt Xkt －1，Xkt －1 和 共同支持条件即 0 ＜ Pr(Tkt = 1 = 1 Xkt －1) ＜ 1 。条 件独立性条件要求 Xkt － 1须为同时影响出口企业转 型行为决定和经营表现的变量，共同支持条件保证 了每个处理组企业都能通过倾向评分匹配找到与其 配对的对照组企业。 对于企业经营表现变量 Y，我们选取了三个度 量指标分别为技术水平指标、规模指标和财务状况 指标。经济学常以一国的劳动生产率水平来反映该 国的技术或生产率水平(克鲁格曼和奥伯斯法尔 德，1998)［4］，因此我们这里以“劳动生产率”作为技 术水平的度量，计算指标为人均产品销售收入 (Fryges and Wagner，2008)［5］。此外，我们以“产出” 度量企业的规模，计算指标为“产品销售收入”;以 “长期偿债能力”度量企业的财务状况，计算指标为 单位产品销售收入的负债额(该指标值越大则说明 财务状况越差)。根据条件独立性条件，在已有理 论与经验文献的基础上，我们将匹配向量 Xkt － 1中所 包括的变量设定如下:劳动生产率变量 x1;就业规 模变量 x2;财务状况变量 x3;出口密集度变量 x4;企 业在商品上的竞争能力变量 x5;存货变量 x6;企业 所在行业(2 分位)竞争度变量 x7;企业所在省市的 经济发展水平变量 x8。匹配变量的数值时期均为 滞后一期，各变量的定义及度量方法见表 1。其中， 企业所在二分位行业的产品销售收入和企业单位数 数据来源于《中国工业经济统计年鉴》，企业所在省 市的人均 GDP 数据来源于《中国统计年鉴》。 表 1 匹配变量的定义及度量 变 量 名 定 义 数据 形式 数据 层面 度量方法 x1 劳动生产率 对数 企业 产品销售收入 /从业人员 x2 产出规模 对数 企业 产品销售收入 x3 财务状况 比重值 企业 负债合计 /产品销售收入 x4 出口密集度 比重值 企业 出口交货值 /工业销售产值 x5 毛利率 比重值 企业 1 －产品销售成本 /产品销售收入 x6 存货 比重值 企业 存货 /流动资产合计 x7 行业竞争度 比重值 行业 行业产品销售收入 /企业单位数 x8 省市发展程度 对数 省市 人均 GDP 现价 第三步，因果效应估计。令 p i 表示处理组企业 i 发生转型行为概率的 probit 模型预测值(即倾向评 分值) ，pj 表示对照组企业 j 发生转型行为概率的 probit 模型预测值，则出口企业转型行为对其经营 表现的因果效应为: γ = 1n Σi∈(T = 1) Yit + s － Σj∈(T = 0)g(pi，pj)Y( )jt + s (2) 其中，n为处理组企业数。函数 g(·)为当以企业 j 的 Y0jt +s 作为企业 i 的 Y 0 it +s 的替代时，对企业 j的 Y 0 jt +s 所 施加的权重，该权重取决于 p i 与 p j 间差异的大小。 根据 Blundell and Dias(2000)［6］，将倍差法融入 配对估计将显著减少半参数估计的偏差［5］。此外， Administrator 高亮 Administrator 高亮 Administrator 高亮 第 28 卷第 10 期 邵敏 包群:出口企业转型与企业的经营表现 ·79· 基于倍差法的倾向评分匹配估计还有利于消除不随 时间变动的企业个体效应对配对估计的影响(Smith and Todd，2005a)［7］。因此，我们并不运用形如式 (2)的基于水平值的配对估计，而选择采用基于倍 差法(DID)的配对估计。 令 ΔYkt + s = Ykt + s － Ykt －1(k = i，j)表示出口企业 k 转型前后其经营表现的变动情况，也可以采用其 度量时间长度为 s 的期间内企业 k 的平均劳动生产 率增长率或平均产出增长率或财务状况变动(Y 为 对数值)。依据 Heckman et al．(1997)［3］，基于倍差 法的倾向评分匹配估计方程为: γ = 1n Σi∈(T = 1) ΔYit + s － Σj∈(T = 0)g(pi，pj)ΔY( )jt + s (3) 式(3)中的 γ 即度量了出口企业转型行为对企 业经营表现的因果效应。要实现对式(3)的估计， 须首先确定权重函数 g(·)的表达式。本文选择采 用 Kernel 配对对式(3)进行估计，并通过自举 (bootstrap)获得因果效应估计的标准差(Heckman et al．，1997)①。Kernel 配对因果效应估计中函数 g(·)的表达式为: g(pi，pj) = K pi － pj( )h Σ j∈(T = 0) K pi － pj( )h (4) 其中，K(μ)∝ exp － μ 2( )2 为 Gaussian 正态分 布函数②，h 为带宽参数。 三、数据描述及统计分析 本文研究的数据来源于国家统计局的《工业企 业统计年报》(2000—2006 年)。2004 年《工业企业 统计年报》并未统计“出口交货值”数据，从而无法 获知 2004 年各企业的出口状况，而企业出口状况变 量为实证分析中的一个关键变量，因此我们将 2004 年从样本期间中剔除。每一年中均存在企业的退出 与进入，我们选择那些在 2000—2006 年间持续经营 的企业(58941 家)作为分析样本。这 58941 家企业 在本文研究的一些关键变量上存在缺失或异常值， 所以我们在选择最终的分析样本时，对这 58941 家 企业进行了如下筛选:首先，我们去掉了任一年份中 “出口交货值”存在缺失值或小于零值的企业样本; 其次，我们去掉了任一年份中“工业销售产值”、“产 品销售收入”、“从业人员年平均人数”、“固定资产 净值年平均余额”存在缺失值、零值或小于零值的 企业样本。最后，我们共得到 50625 家样本企业。 由于本文的主要研究目的在于考察出口企业转 型对其经营表现的作用，以及这种作用的时间延续 性，因此这里我们只选择 2001 年开始转型的出口企 业进行分析。2001 年开始转型的出口企业其转型 行为对其经营表现的影响可以一直追溯至转型后第 5 年，更有利于判断转型影响的时间延续性。根据 前文设定，我们所考察的出口企业转型行为包括三 种类型:高度外销型企业的两种转型行为(转型为 中度外销型企业或转型为低度外销型企业)和中度 外销型企业的一种转型行为(转型为低度外销型企 业)。基于此，50625 家样本企业中，共包括 5222 家 对照组企业与 234 家处理组企业，其中高度外销型 企业样本的对照组企业数为 4471 家，对应的处理组 企业数分别为 113 家(转型为中度外销型企业)③和 5 家(转型为低度外销型企业) ;中度外销型企业样 本的对照组企业数为 751 家，对应的处理组企业数 为 116 家。表 2 列出了上述 3 种转型行为下处理组 企业与对照组企业在如表 1 所列匹配变量上于第 t － 1年(2000 年)的均值。 表 2 处理组企业与对照组企业基于匹配变量的对比情况 2000 年 高度转中度 高度转低度 中度转低度 对照组 处理组 对照组 处理组 对照组 处理组 x1 4. 698 5. 163 4. 698 5. 386 5. 162 4. 974 x2 10. 332 10. 565 10. 832 9. 836 10. 925 10. 660 x3 0. 511 0. 649 0. 511 0. 829 0. 768 1. 111 x4 0. 983 0. 898 0. 983 0. 937 0. 558 0. 409 x5 0. 125 0. 160 0. 125 0. 138 0. 179 0. 176 x6 0. 385 0. 391 0. 385 0. 227 0. 386 0. 394 x7 8. 244 8. 307 8. 244 8. 286 8. 342 8. 316 x8 9. 482 9. 513 9. 482 9. 455 9. 483 9. 425 ① ② ③ Abadie and Imbens(2005)对使用 bootstrap 获得配对估计的 标准差提出了批评，作者研究发现通过 bootstrap 获得 NN 配对因果 效应估计的标准差可能会产生无效的估计［8］。但 Kernel 配对估计 方法并不会遭遇这个问题(Gilligan and Hoddinott，2006)［9］，这也是 本文选择 Kernel 配对的原因之一。 Stata 中提供了 5 种 Kernel 函数形式，但结果差异不大 (DiNardo and Tobias，2001)［10］。因此这里我们只选择 Gaussian 函数 进行分析。 关于上述三种转型行为下处理组与对照组的选取，我们以 高度外销型企业转型为中度外销型企业这一转型行为为例进行说 明。该转型行为下处理组企业为“2000 年为高度外销型企业但从 2001 年开始至 2006 年转型为中度外销型企业的出口企业”，相应的 对照组企业为“样本期间内均为高度外销型企业的出口企业”。 ·80· 统计研究 2011 年 10 月 综合来看，发生转型行为的高度外销型企业的 劳动生产率水平或竞争能力高于未发生转型行为的 高度外销型企业，而发生转型行为的中度外销型企 业的劳动生产率水平或竞争能力低于未发生转型行 为的中度外销型企业。转型出口企业的产出规模、 出口密集度、财务状况劣于未转型出口企业。此外， 对于高度外销型企业转型为中度外销型企业，处理 组企业的产出规模、存货水平优于对照组企业;而对 于高度或中度外销型企业转型为低度外销型企业， 处理组企业的产出规模和存货水平却劣于对照组企 业。因此，高度外销型企业转型为中度外销型企业 (第一种转型行为) ，更多地表现为初始时期转型出 口企业的经营表现优于未转型出口企业;高度外销 型企业转型为低度外销型企业(第二种转型行为) ， 更多地表现为初始时期转型出口企业的经营表现劣 于未转型出口企业;中度外销型企业转型为低度外 销型企业(第三种转型行为) ，主要表现为初始时期 转型出口企业的经营表现劣于未转型出口企业，且 这种表现较之上一种转型行为更为明显。三种转型 行为下处理组企业与对照组企业于初始时期在经营 表现上所存在的这些差异，将可能使不同转型行为 对企业的经营表现产生不同的影响。此外，这些差 异也表明配对的必要性。 四、模型估计与实证分析 由前一部分内容可知，不同出口密集度梯度企 业其转型前的劳动生产率水平、就业规模、产出规模 等因素存在显著差异，从而不同出口密集度梯度企 业其转型行为对企业经营表现的作用大小与方向也 可能存在着显著差异。因此，这里我们将分别对前 述三种类型的转型行为进行实证分析。同时，为了 检验出口企业转型行为对其经营表现作用的时间延 续性，我们将式(3)中的 s 分别设置为 1，2，3，4，5， 然后运用 Kernel 倾向评分匹配估计方法对式(3)分 别进行估计，估计时施加了“共同支持”条件，并通 过自举(bootstrap)获得估计的标准差。 倾向评分匹配估计的可靠性取决于“条件独立 性条件”是否被满足，即要求匹配后转型出口企业 与未转型出口企业在匹配变量(2000 年)上不存在 显著差异。若二者存在显著差异，则表示匹配变量 的选取或匹配方法的选择不恰当，Kernel 倾向评分 匹配估计为无效的。因此，在报告 Kernel 倾向评分 匹配估计结果之前，需对 Kernel 配对进行匹配平衡 性检验。依据 Smith and Todd(2005b)［11］，我们通过 计算配对后转型出口企业与未转型出口企业基于各 匹配变量的标准偏差进行匹配平衡性检验。以匹配 变量劳动生产率水平 x1 为例对此进行说明。转型 出口企业与未转型出口企业基于劳动生产率水平变 量的标准偏差为: bias(x1) = 100 1 n Σi∈(T = 1)［x1 － Σj∈(T = 0)g(pi，pj)x1］ var i∈(T = 1)(x1)+ var j∈(T = 0)(x1)槡 2 (5) 标准偏差值越小，则说明匹配效果越好。但对 于标准差值大到何种程度时可认为匹配效果不好从 而导致倾向评分匹配估计无效，目前仍未能有统一 的标准。因此，我们延用 Rosenbaum and Rubin (1985)的观点［12］，认为当匹配变量的标准偏差值的 绝对值大于 20 时可认为匹配效果不好，Kernel 倾向 评分匹配估计并非可靠估计。采用式(5)对表 1 所 列匹配变量进行标准偏差计算，同时对转型出口企 业与未转型出口企业基于各匹配变量的均值进行均 值 T 检验，以判断二者是否存在显著差异，进一步 检验匹配的效果优劣。检验结果如表 3 所示。受篇 幅限制，这里我们只列出高度外销型企业转型为中 度外销型企业情况下的检验结果，其他两种转型情 况的检验结果与此类似。 表 3 匹配平衡检验 均值 处理组 对照组 标准偏差 (%) 标准偏差 减少幅度 (%) T 检验相 伴概率值 x1 5. 143 5. 049 10. 0 79. 9 0. 442 x2 10. 545 10. 470 6. 6 67. 8 0. 632 x3 0. 651 0. 646 0. 7 96. 5 0. 965 x4 0. 899 0. 899 0. 5 99. 7 0. 975 x5 0. 159 0. 159 0. 2 99. 4 0. 988 x6 0. 393 0. 389 1. 6 38. 1 0. 898 x7 8. 306 8. 277 6. 4 54. 0 0. 657 x8 9. 505 9. 482 5. 6 26. 2 0. 699 由表 3 最后一列均值 T 检验的相伴概率值可 知，配对后，出口企业转型前，转型出口企业与未转 型出口企业在劳动生产率水平、产出规模、出口密集 度、财务状况、商品市场上的竞争能力、存货比重、所 在行业的竞争度以及所在省市的经济发展水平等方 面均不存在显著差异。而由各匹配变量的标准偏差 计算结果可知，配对后各匹配变量的标准偏差的绝 对值均显著小于 20，因此可认为本文匹配变量选取 合适且匹配方法选择恰当，Kernel 配对估计是可靠 Administrator 高亮 第 28 卷第 10 期 邵敏 包群:出口企业转型与企业的经营表现 ·81· 的。三种转型行为下的倾向评分匹配估计结果见表 4 和表 5，其中表 4 为出口企业转型行为决定的 probit 模型估计结果，表 5 为出口企业转型行为对其 经营表现因果效应的估计结果。 为了便于表达，这里我们沿用前文的表述方式， 即将高度外销型企业转型为中度外销型企业称为第 一种转型行为，将高度外销型企业转型为低度外销 型企业称为第二种转型行为，将中度外销型企业转 型为低度外销型企业称为第三种转型行为。在企业 经营表现的三种度量指标及 s 不同的取值下，出口 企业转型行为决定的 probit 模型估计结果大致相 同，因此表 4 只列出企业经营表现为“劳动生产率” 并且 s = 1 时的 probit 估计结果，则表中估计结果即 代表了不同类型转型行为的自选择效应差异。由各 配对变量的估计结果可知，出口密集度愈低的外销 型企业愈倾向于转型，同时劳动生产率水平愈高的 高度外销型企业愈倾向于转型，三种转型行为的自 选择效应差异主要体现于:竞争能力愈高的高度外 销型企业愈倾向于转型为中度外销型企业，而竞争 能力的高低并不显著影响其他转型行为;产出规模 愈小的高度外销型企业愈倾向于转型为低度外销型 企业，而产出规模并不显著影响其他转型行为;财务 状况愈差的中度外销型企业愈倾向于转型为低度外 销型企业，而财务状况并不显著影响其他转型行为。 因此，平均来看，经营表现愈差的中度外销型企业愈 倾向于转型，而高度外销型企业的两种转型行为中， 第二种转型行为的这种特征更为明显些。 首先看第一种转型行为对企业经营表现的影 响。高度外销型企业转型为中度外销型企业，会在 转型后第一年显著地降低转型企业的劳动生产率和 产出，但此后该影响并不显著;同时会在转型后第 4 年和第 5 年，转型企业的财务状况显著地恶化。这 说明，短期内，第一种转型行为对企业经营表现的影 响主要体现于显著降低企业的劳动生产率和产出方 面，而在长期中，则主要体现于显著恶化企业的财务 状况方面。计算 2000 年以后出口密集度区间为 (0. 3，0. 8］处理组的出口密集度均值，发现该处理 组企业转型以后各年份中(2001—2006 年)的平均 出口密集度约为 60%，而其在转型之前即 2000 年 的平均出口密集度约为 90%。这即意味着，高度外 销型企业(出口密集度大于或等于 0. 8 的企业)以 60%左右的出口密集度为上限下调其出口密集度 (或者将其出口密集度下调约 30%) ，从长期来看， 会显著地恶化其财务状况，并且随着时间的推移，该 作用并未呈现出逐渐减弱的趋势，相反逐渐加强。 表现为，至转型后第 5 年其单位产品销售收入的负 债额会提高 0. 144 个单位。 表 4 出口企业转型行为决定的 probit 模型估计结果 类型 x1 x2 x3 x4 x5 x6 x7 x8 第一种 0. 219＊＊＊ － 0. 063 0. 069 － 10. 86＊＊＊ 1. 044＊＊＊ 0. 164 0. 104 － 0. 115 (0. 060) (0. 047) (0. 059) (0. 726) (0. 406) (0. 202) (0. 097) (0. 122) 第二种 0. 420＊＊ － 0. 314 * 0. 120 － 5. 607＊＊ 0. 047 － 0. 899 0. 123 － 0. 174 (0. 183) (0. 183) (0. 116) (2. 441) (1. 310) (0. 771) (0. 297) (0. 437) 第三种 0. 002 － 0. 072 0. 094＊＊ － 5. 451＊＊＊ － 0. 121 － 0. 114 － 0. 058 0. 010 (0. 076) (0. 052) (0. 039) (0. 567) (0. 500) (0. 300) (0. 123) (0. 139) 注:估计系数下方括号内数值为相应估计的标准差。＊＊＊、＊＊、* 分别代表 1%、5%和 10%的显著性水平。以下各表同。 表 5 不同类型转型行为对企业经营表现的因果效应估计 第一种转型 第二种转型 第三种转型 生产率 产出 财务 生产率 产出 财务 生产率 产出 财务 s = 1 － 0. 064 * － 0. 068 * 0. 061 0. 589 0. 456 － 0. 232 0. 065 0. 037 0. 460＊＊ (0. 038) (0. 040) (0. 065) (0. 444) (0. 392) (0. 169) (0. 066) (0. 068) (0. 186) s = 2 0. 050 0. 006 0. 090 0. 634＊＊ 0. 555 － 0. 244 － 0. 004 － 0. 024 0. 418＊＊＊ (0. 055) (0. 047) (0. 068) (0. 322) (0. 420) (0. 266) (0. 067) (0. 064) (0. 156) s = 4 0. 068 0. 070 0. 115* 0. 412＊＊ 0. 591＊＊ － 0. 160 0. 013 0. 013 0. 671 * (0. 057) (0. 080) (0. 070) (0. 200) (0. 304) (0. 342) (0. 095) (0. 091) (0. 384) s = 5 0. 123 0. 070 0. 144* 0. 365 0. 591* － 0. 176 － 0. 009 0. 032 0. 693＊＊＊ (0. 078) (0. 082) (0. 078) (0. 311) (0. 360) (0. 219) (0. 094) (0. 120) (0. 269) ·82· 统计研究 2011 年 10 月 再关注第二种转型行为对企业经营表现的影 响。高度外销型企业转型为低度外销型企业，会对 企业的劳动生产率产生显著的正向作用，且该作用 从绝对值来看是较大的。随着时间的推移，这种显 著的正向作用呈现出逐年减弱的趋势，但在统计上 仍具显著性。表现为，转型后第 2 年，其劳动生产率 增长速度会提高 63. 4 个百分点，此后该作用逐渐减 弱，至转型后第 4 年其劳动生产率增长速度会提高 41. 2 个百分点。从表中估计结果可以看到，高度外 销型企业转型为低度外销型企业会显著地扩大企业 的产出规模并且不显著影响企业的财务状况。但注 意到，根据前文所述，这种转型行为下处理组企业数 仅为 5 家，这可能会使其倾向评分匹配估计产生偏 差。因此，我们将这一转型行为的考察期间缩短为 2000—2002 年，即将处理组企业设为“2000 年为高 度外销型企业但从 2001 年开始至 2002 年(而非至 2006 年)转型为低度外销型企业的出口企业”，相应 的对照组企业设为“2000—2002 年未发生转型的高 度外销型企业”。最后得到该转型行为下处理组企 业数为 25 家，对照组企业数为 6194 家。在此基础 上运用倾向评分匹配方法重新进行估计得到，企业 经营表现度量指标为劳动生产率和财务状况时的估 计结果与表 5 所列无异，但该转型行为对企业产出 的影响变为不显著。 由此我们认为，第二种转型行为对企业经营表 现的影响主要体现于显著提高企业的劳动生产率方 面，且该影响在长期中仍然显著。观察高度外销型 企业的行业分布发现，高度外销型企业主要分布于 服装及其他纤维制品制造业、纺织业、仪器仪表及文 化办公用机械制造业、皮革毛皮羽绒及其制品业、金 属制品业以及塑料制品业等行业。这些行业均属于 加工贸易出口比重高的行业，企业只能参与国际供 应链中门槛较低、技术含量不高、利润低的加工制造 环节。因而当这些行业中的企业大幅度下调出口密 集度、提高内销比重时，反而会提高其劳动生产率的 增长速度。 最后关注第三种转型行为对企业经营表现的影 响。中度外销型企业转型为低度外销型企业，不显 著影响企业的劳动生产率和产出，但会对企业的财 务状况产生显著的负向作用，且随着时间的推移，这 种显著的负向作用也呈现出逐年加强的趋势。中度 外销型企业转型为低度外销型企业后，一年之内单 位产品销售收入的负债额会增加 0. 46 个单位，随后 的年份中则会进一步增加，至转型后第 5 年增加 0. 693 个单位。 综合上述，第一种转型行为和第三种转型行为 均会对企业的经营表现产生显著的负向作用，且均 主要体现于恶化企业的财务状况方面，第二种转型 行为则并不产生这种负向作用。与第一种转型行为 相比，第三种转型行为对企业的财务状况产生了更 为显著的负向作用。根据表 2 所列三种转型行为下 处理组企业在各配对变量上的均值可知，第二种转 型行为下处理组企业的劳动生产率水平为三者中最 高，其次为第一种转型行为和第三种转型行为;第二 种转型行为下处理组企业的产出规模、存货比重、所 在行业竞争程度为三者最低。因此，结合前文结论 可知，企业技术水平的提高或存货比重的下降及其 所在行业竞争程度的降低将有利于弱化出口企业转 型行为对其经营表现的负向作用。除此之外，第三 种转型行为对企业的财务状况产生了更为显著的负 向作用，其可能的原因还在于(如表 4 所示)这种转 型行为的自选择效应更为明显，表现为经营表现尤 其是财务状况愈差的中度外销型企业愈倾向于转型 为低度外销型企业。由此可知，可以通过鼓励财务 状况较好的中度外销型企业转型，弱化第三种转型 行为对企业财务状况的恶化作用。 从长期来看，三种转型行为均不显著影响企业 的产出规模(产品销售收入)。根据企业财务状况 的度量指标(负债合计 /产品销售收入) ，前述结论 即意味着第一种转型行为和第三种转型行为对企业 财务状况的恶化作用主要源于二者对企业负债额的 显著负向作用。换言之，第一种转型行为和第三种 转型行为会显著地增加企业的负债额进而恶化其财 务状况。三种转型行为中，仅第二种转型行为会显 著地影响企业的劳动生产率，并且影响方向为正。 尽管如此，由于其对企业的产出并不产生显著作用， 因此由于该转型行为获得劳动生产率的提升同时也 会减少企业的就业。 五、主要结论与政策建议 本文采用 2000—2006 年间持续经营的工业企 业微观数据，运用基于倍差法的 Kernel 倾向评分匹 配估计方法，从微观层面分析出口企业转型行为对 其经营表现的作用。估计结果表明:高度外销型企 业转型为中度外销型企业以及中度外销型企业转型 第 28 卷第 10 期 邵敏 包群:出口企业转型与企业的经营表现 ·83· 为低度外销型企业对企业经营表现的影响主要体现 于其会显著地增加企业的负债额进而恶化其财务状 况，二者不显著影响企业的劳动生产率和产出。高 度外销型企业转型为低度外销型企业对企业经营表 现的影响主要体现于其会显著地提高企业的劳动生 产率，这种转型行为并不显著影响企业的产出和财 务状况。尽管如此，由于其对企业的产出并不产生 显著作用，因此由于该转型行为获得劳动生产率的 提升同时也会减少企业的就业。 这即意味着，金融危机爆发后，若为了规避国际 经济形势变化对国内经济的影响而鼓励出口企业增 加国内销售比重，则一方面，我国国内需求不足的现 实将使得这些转型企业无法通过国内销售扩大产出， 乃至无法实现规模经济;另一方面却会增加转型企业 的负债额从而恶化其财务状况，影响企业的财务安 全。尽管我们的研究表明高度外销型企业转型为低 度外销型企业并不会恶化企业的财务状况，但在我们 的研究样本中，这一转型企业数仅占 2%左右，即约 98%的出口企业增加国内销售的转型行为会恶化企 业的财务状况。此外，虽然这 2%的转型行为有利于 提高企业的劳动生产率，但正如前文所指出的，这同 时也可能会减少企业的就业。这与我国现阶段“促进 就业”的宏观目标也是相违背的。在目前就业形势日 益严峻的情况下，不宜鼓励出口企业大幅度降低其出 口密集度而转型为低度外销型企业。 当然，本文的研究结论并不意味着应该抑制出 口企业转型，因为过度依赖加工贸易和廉价劳动力 成本优势的出口扩张其弊端已然日益突显。因此， 当前的主要任务在于如何弱化出口企业转型所产生 的负面影响，本文的研究结论能够为此提供一些有 益建议。第一，努力扩大内需，尤其是扩大消费需 求;第二，企业技术水平的提高或存货比重的下降及 其所在行业竞争程度的降低将有利于弱化出口企业 转型行为对其经营表现的负向作用，因此可以优先 鼓励技术水平高或存货周转率高以及国内市场竞争 程度较低行业中的出口企业转型。 参考文献 ［1］陆铭，范子英 ．中国出口导向路径不会有根本改变［N］． 上海证 券报，2009 － 09 － 22． ［2］R Dehejia，S Wahba． Causal effects in nonexperimental studies: Reevaluating the evaluation of training programs［J］． 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