中国制造业进入壁垒、市场结构与生产率，本文主要内容关键词为：生产率论文,壁垒论文,中国制造业论文,结构论文,市场论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
市场进入壁垒是决定市场结构与绩效的重要因素，也是完善市场机制的一个重要政策变量。进入壁垒是进入者进入一个市场所付出的额外成本，这种成本可以使在位者提高价格而不会导致进入者进入(Bain，1956；Pindyck，2009)。本文基于产业演化模型，利用中国工业企业数据库1998-2007年全部国有及规模以上的企业数据，研究进入壁垒对中国制造业市场结构与行业生产率的影响，理解行业生产率提升的来源及其内在机制。 在各类形式的进入壁垒中，沉没成本是最为重要和常见的一种(McAfee et al.，2004)。Sutton(1991)认为，沉没成本所形成的进入壁垒是决定市场结构的重要外生变量，传统产业组织的SCP分析范式将市场集中度作为外生给定的变量并不合理。Hopenhayn(1992)发现，沉没成本与均衡时生产率临界值成反比，沉没成本越高，整个行业生产率水平越低；沉没成本的变化会对厂商进入和退出带来两种相反的效应——价格效应和选择效应，整个产业内厂商数量或市场结构取决于这两种效应的净效应。Balasubramanian and Sivadasan(2009)在分析美国制造业的市场结构影响因素时发现，沉没成本变化所带来的价格效应要大于选择效应，即沉没成本与市场集中度正相关。 国内关于进入壁垒研究文献，涉及沉没成本的研究较少，更多是关注行政性进入壁垒的影响。例如，刘小玄(2003)、杨天宇和张蕾(2009)、陈林和朱卫平(2011)将国有经济比重作为行政性壁垒的度量指标，分析了它对市场结构、企业进入退出的影响。在对中国制造业生产率的研究中，国有经济比重或国有企业作为一种政策扭曲的代理变量，比较有代表性的研究包括Hsieh and Klenow(2009)、罗德明等(2012)、龚关和胡关亮(2013)三篇文献，主要估计了偏向国有企业的政策扭曲对资源配置效率及生产率的影响。可见，以国有经济比重为代理变量的行政性进入壁垒与沉没成本构成了影响中国产业演化的两类重要进入壁垒，为此，本文将重点考察这两类壁垒对中国制造业市场结构和生产率的影响。 目前，国内关于市场结构和制造业生产率影响因素的研究基本上都是将二者分开讨论的。关于市场结构的影响因素，主要是研究以国有经济比重度量的行政壁垒对市场结构的影响。陈林和朱卫平(2011)发现，行政进入壁垒对产业内厂商的数量有显著阻碍作用。杨天宇和张蕾(2009)认为，国有经济比重对企业的进入有显著阻碍作用，而对企业的退出具有显著促进效应，行政性壁垒没有得到实证的支持。关于生产率的研究，国内外文献更多的是从要素市场、贸易和产品市场竞争角度来分析，但还缺乏从进入壁垒角度的研究。例如，李平等(2012)、毛其淋和盛斌(2013)分析了企业进入与退出行为特征及其对生产率的影响，但企业进入与退出行为本身与行业生产率都是市场内生决定的，需要进一步了解其背后的政策性或外生性的影响因素。张杰等(2009)、李春顶(2010)、余淼杰(2010)从企业层面分析了贸易自由化对企业生产效率的影响。简泽和段永瑞(2012)从竞争的环境变化出发考察了竞争的增强对企业层面全要素生产率增长的影响，将竞争给企业带来的影响分为逃离竞争效应和租金消散效应，对处于不同生产率分布水平上的企业影响效果不同。本文的研究可与上述文献形成互补，进入壁垒相对于市场竞争、贸易等因素具有更强的外生性，有助于更好理解中国制造业生产率演进的动因。 本文利用中国工业企业数据库1998-2007年全部国有及规模以上的企业数据，研究发现：沉没成本的降低显著降低了制造业市场集中度；从长期的趋势看，以国有经济比重度量的行政进入壁垒对市场结构的影响并不显著；沉没成本和国有经济比重的降低显著提高了行业生产率水平。由于中国工业企业数据库的统计对象为所有的国有企业和销售产值在500万元以上的非国有企业，从非国有企业的进入退出角度来研究制造业的生产率，可能会存在样本自选择问题(sample selection)。因此，我们进一步从国有企业进入退出的角度分析其对制造业生产率的影响机制，其对行业生产率的提升作用主要来源于三个方面：国有经济演变是一个优胜劣汰的过程，即低效企业不断退出，高效企业不断进入，进入退出的净效应对总量生产率增长的平均贡献率为13%；行政性壁垒的减少降低了非国有企业的进入成本，高效非国有企业的进入提高了行业总体生产率；随着国有经济比重的降低，偏向国有企业的政策扭曲减少，提高了整体的资源配置效率。我们的研究结果说明，降低进入壁垒，尤其是降低行政性进入壁垒、减少要素市场的政策扭曲是完善市场机制，提升总体生产率的必要制度安排。 本文剩余内容安排如下：第二部分介绍产业演化模型基本理论，说明沉没成本、行政壁垒、生产率及市场结构之间的作用机制；第三部分介绍本文采用的数据、变量定义、全要素生产率的估算方法和计量模型；第四部分为实证结果与分析；最后是本文的相关结论。 二、理论模型 在产业演化理论相关文献中，Hopenhayn(1992)在一个竞争性市场中引入随机冲击分析企业的进入与退出决策；Melitz and Ottaviano(2008)则在一个垄断竞争环境中考虑自由进入均衡，并通过假设特定的生产率分布函数和生产函数得到关于沉没成本、生产率与市场结构关系的结论。本文为了在更为一般的情形下刻画中国制造业转型中的国有企业和非国有企业的进入退出行为以及行业演化特征，并分析进入壁垒对行业演化的影响，构建如下模型： (一)厂商及其生产决策 假设厂商的利润函数为：
为简化分析我们省略了变量的下标i。其中，R表示厂商的收入函数，由厂商的要素投入、生产率、市场结构、需求状况等决定。A表示厂商的全要素生产率，L和K为厂商的劳动力投入和资本投入，w和r分别表示工资和资本收益率，这里我们假设要素市场是完全竞争的，N表示产业内厂商数量(市场结构)，D表示市场需求状况，如产品间替代程度等。为了在更一般情形下分析沉没成本与生产率之间的关系，我们没有设定生产函数的具体形式，只是假设R(·)二阶可微，而且
，厂商的固定成本为0。 根据以上假设，给定市场需求状况D和厂商数量N，每个厂商可以确定唯一的最优要素投入
和
，通过比较静态分析可以得出
和
关于生产率A是递增的。根据最优的生产要素投入
和
，定义厂商的利润函数为：
式(3)表明：存在一个生产率的临界值
满足：任何A＜
，π＜0。在均衡中所有A＜
的在位企业会退出行业。这里
由w，r，D，N共同决定，而且
也会影响产业内厂商数量N，因此，以上条件无法定义市场均衡，下面我们通过分析厂商的进入退出并以沉没成本来定义均衡条件。 (二)自由进入均衡 假设市场上存在大量事前相同的潜在进入者，他们决定是否要进入该产业。在进入之前他们要先进行一定的投资以获得进入该产业的生产技术(生产率)，这样的投资就是沉没成本。这里我们假设进入者付出一定的沉没成本s后所获得的生产率A是随机的，服从一个定义在区间
上的生产率分布函数G(A)，并假定G(A)是外生的，进入者在观察到A后决定是开始生产还是直接退出。如果进入，则根据式(2)来确定利润，只有那些生产率水平达到
的进入者才会继续留在行业内，而其他的进入者将不会生产直接退出，其损失为s。由于进入者获得的生产率A是随机的，付出沉没成本s后的期望收益为：
通过式(5)我们可以确定均衡时的生产率分布
及均衡时的厂商数量N(市场结构)，这就是说，均衡时的
和N是由G(A)，w，r，D这些外生变量以及厂商的利润函数R共同决定的。均衡时的生产率分布是一个条件分布
，给定A≥
。以上分析表明：在位者和进入者的退出条件存在差异，在位者知道自己的生产率，当他们的生产率小于
时，就会退出市场；对于进入者，他们要考虑付出沉没成本的期望收益，当式(4)大于0时，进入者才会进入市场。 (三)沉没成本 根据产业均衡条件式(5)，我们可以得到：
沉没成本的提高会降低均衡时生产率临界值，即沉没成本越高，行业内生产率差异程度越大，行业整体生产率水平越低。我们无法确定沉没成本变化对市场结构的影响，因为沉没成本的变化会对进入者和在位者带来不同的影响。假设沉没成本降低，那么均衡时的生产率临界值
提高，根据式(2)、(3)，
的提高会淘汰低效的在位企业。同时，沉没成本的降低又会吸引潜在进入者进入，沉没成本对市场结构的影响取决于生产率分布G(A)和厂商利润函数的具体形式。由于本文目的在于实证检验中国制造业进入壁垒对产业结构与绩效的影响，所以不考虑先验假设生产率分布函数与厂商利润函数形式。 (四)行政进入壁垒 在中国市场上普遍存在偏向国有企业的行政干预或政策扭曲(Hsieh and Klenow，2009；罗德明等，2012)，这样的行政干预或政策扭曲对非国有企业而言形成行政性进入壁垒，比如歧视性行政审批所导致的进入困难，信贷约束及要素价格扭曲所形成的额外成本(以s表示)。中国制造业发展演变的一个典型事实就是大规模的非国有企业进入和国有企业退出(李平等，2012)，我们假定非国有企业为进入者(E)，国有企业为在位者(I)，分别定义其进入与退出条件：
式(8)表示非国有企业的进入条件，非国有企业在进入时不仅要考虑进入的沉没成本s，还要考虑行政壁垒所带来的额外成本s＇。当市场达到均衡时，沉没成本和行政壁垒会同时影响生产率分布临界值，只有那些生产效率足够高的非国有企业才会生存下来。给定沉没成本s，行政壁垒s＇降低会提高生产率临界值
，即行政壁垒降低，生产率水平提高。 对于国有企业而言，较高的行政进入壁垒(s)能够维持一个较低的临界生产率水平
，使得生产率水平较低的国有企业得到保护。当行政进入壁垒降低时，随着非国有企业的进入，行业临界生产率水平
提高，低效率国有企业被淘汰，从而实现一个优胜劣汰的产业演化过程，提高行业整体的生产率水平。 三、模型、数据与实证方法 (一)计量模型与变量定义 本文采用面板数据模型的双向固定效应回归方法，这样既可以控制产业的异质性，也可以通过年份的时间效应控制不可观测的政策影响。标准差采用定义在四位代码产业上的聚类标准差，考虑了不同个体之间的异方差，这样的回归结果更加稳健。具体如下：
其中，i和t分别表示四位代码产业和年份，y为市场结构、生产率分布等被解释变量，sunk表示沉没成本，state表示国有经济比重，
控制产业个体效应，
控制时间固定效应，
为扰动项。 沉没成本sunk：根据Sutton(1991)的定义，用最小经济规模(MES)与资本—产出比的乘积作为沉没成本的代理变量。最小经济规模以中间规模(市场份额的中位数)厂商的市场份额来度量；资本—产出比等于四位代码产业上固定资产净值余额与销售产值之比。以上的定义说明沉没成本是一种指数，即潜在进入者投入的沉没成本(为进入市场进行的投资)至少要达到产业内最小经济规模的资本，再除以产业的总产出以标准化，去掉产业规模的影响。 行政进入壁垒state：我们以四位代码产业内的国有经济比重作为行政进入壁垒的代理变量，刘小玄(2003)认为，国有企业的规模变量能够与国有制结合起来，可以作为包括制度因素和生产因素在内的市场进入壁垒的标志。参照国家统计课题组(2001)、陈林和朱卫平(2011)，结合工业企业数据库中的“登记注册类型”指标，将国有企业、国有独资企业、国有联营企业、集体企业、集体联营企业、国有与集体联营企业也算做国有性质企业，以其市场份额来度量国有经济比重。 贸易竞争程度export：根据Feenstra et al.(2002)，贸易竞争程度的代理变量应当包括进口贸易密集度和出口贸易密集度，由于我们缺少相关四位代码产业进口贸易额的相关数据，因此，只能以整个产业的出口交货值比上产业销售产值来度量贸易的竞争程度。 市场结构：对市场结构的度量分别采用四位代码产业内厂商数量的对数以及市场集中度CR8，CR8为产业内最大的8家厂商的市场份额，厂商数量的对数可以反映产业内厂商的分布情况。 全要素生产率：我们选择生产率分布的中位数和均值来度量行业生产率整体水平。由于劳动生产率作为一种单要素生产率，没有考虑资本要素的影响，可能无法全面刻画企业的真实生产效率，本文重点分析全要素生产率。这里的全要素生产率应该是收益全要素生产率TFPR(revenue-based productivity)，混合了技术与价格的关系，较高的TFPR可能反映了较高的生产率水平也可能是由于较高的产品需求导致的。本文采用要素份额法估计每个厂商的生产函数，生产函数的估计定义在四位代码产业之上，在估算每个厂商的全要素生产率基础之上计算行业的生产率水平。以上变量的描述性统计可参见表1，沉没成本和国有经济比重分布的标准差分别为0.55和0.23，说明各产业的进入壁垒存在较大差异。
(二)数据 本文数据来源于中国工业企业数据库，该数据库的统计对象为1998-2007年销售产值在500万元以上的非国有企业和所有国有企业。我国于2002年颁布了新的国民经济行业分类标准GBT4754-2002，并于2003年开始正式实施，对相关的产业分类进行了调整。本文对市场结构与生产率的研究定义在四位代码产业之上，为了保证样本内产业分类的一致性，本文对照了GBT4754-2002的行业分类标准，将1998-2002年的产业代码进行合并与删除。 根据聂辉华等(2012)所指出的中国工业企业数据库存在的数据质量问题，本文对数据的处理采用如下方法：(1)总资产、工业总产值、固定资产净值余额、工业增加值、工资、销售产值小于等于0或为缺失值；(2)总资产小于流动资产，本年折旧大于累计折旧；(3)出口交货值小于0或为缺失值；(4)企业平均就业人数小于10人。只要满足以上条件之一，就将该样本删除。本文研究对象为制造业，故将所有采矿业、电力燃气及水的生产和供应业样本剔除。为了排除异常值的影响，我们对一些关键变量如工业增加值、固定资产净值余额、销售产值、出口交货值、工资，删除上下各1%分位的观测值。工业增加值根据各地区工业品出厂价格指数进行平减，固定资产净值余额根据各地区固定资产投资价格指数进行平减，工资使用CPI指数进行平减，以1998年为基年。 (三)全要素生产率估算 全要素生产率的估算关键在于估计生产函数，即各种生产要素的投入产出弹性。本文对企业全要素生产率(生产函数)的估计方法依据Hsieh and Klenow(2009)，以工业增加值作为企业产出，固定资产年净值余额作为资本投入，劳动报酬作为劳动投入。以各生产要素的成本份额作为生产要素投入产出弹性的估计，Syverson(2011)将这种方法称为生产要素份额法(factor share approach)。这种方法的优点是不需要计量回归，测量误差不会引起参数估计的不一致性，只需要一年的数据，而且四位代码产业内厂商的生产函数是相同的，这样对四位代码产业内生产率差异测算更加合理、直观①。但其缺点是假设企业的生产函数是规模报酬不变的，谢千里等(2008)以及Hsieh and Klenow(2009)在估计中国工业企业生产率时，也假设了规模报酬不变。具体计算方法如下：
其中，i表示按照GBT4754-2002定义的四位代码产业，j表示厂商，y为对数工业增加值，w和k分别为工资和资本投入的对数，
和
是我们需要估计的要素投入产出弹性，t为企业全要素生产率的对数。 对于生产要素投入产出弹性(成本份额)的估算，本文首先计算每个厂商的资本租金和劳动报酬，资本租金等于固定资产年净值余额乘以资本的收益率，依据罗德明等(2012)，我们取资本收益率等于0.95。劳动报酬包括应付工资、养老保险、失业保险、医疗保险、住房公积金及应付福利费②。劳动报酬和资本资金相加得到总成本，这样每个厂商的劳动和资本的成本份额等于劳动报酬和资本资金在总成本中所占的比重，然后将四位代码产业内各厂商的要素成本份额平均化，得到四位代码产业内生产要素平均成本份额，以此作为每个厂商的要素投入产出弹性，也就是说，四位代码产业内厂商的生产函数是相同的。 四、实证结果与分析 (一)进入壁垒、生产率与市场结构 对于制造业市场结构影响因素的分析，我们将市场集中度指数CR8对沉没成本和国有经济比重分别回归，并控制产业固定效应和年份固定效应，如表2中的模型1、模型2所示，模型3是将沉没成本和国有经济比重同时加入市场集中度的回归方程。回归结果表明：沉没成本与市场集中度显著正相关，沉没成本降低会导致市场集中度降低，企业数量增加。这一实证结果与Melitz and Ottaviano(2008)的结论一致。由于市场集中度和沉没成本都是指数变量，沉没成本的估计系数可以理解为：如果沉没成本降低一个标准差(0.117)，那么市场集中度降低0.357(0.117×3.053)，相当于市场集中度CR8标准差的2%(0.357/18.394)。 以国有经济比重度量的行政进入壁垒对市场结构没有显著影响。行政壁垒的降低会带来两方面的影响：一是行政壁垒的降低减少了非国有企业进入的额外成本，进而吸引大量非国有企业进入；二是减少对国有企业的政策保护和成本优势，淘汰低效率的国有企业。行政壁垒不显著的原因可能是这两方面的作用相互抵消了。陈林和朱卫平(2011)所得到的显著性结果是基于OLS的回归方法，并没有控制产业的个体效应和时间效应。为了进一步验证回归结果的稳健性，我们也以国有资产比重作为解释变量进行回归，其回归结果仍不显著。 根据第二部分分析的沉没成本对生产率的作用机制，如果沉没成本降低，那么生产率临界值提高，产业整体的生产率水平提高。表2中模型4和模型6的回归结果证明了以上论述，沉没成本与四位代码产业的生产率水平显著负相关。沉没成本降低一个标准差(0.117)，四位代码产业内的生产率水平提高1%，相当于其标准差的2.5%(0.011/0.43)。国有经济比重与产业的生产率水平显著负相关，国有经济比重降低一个标准差(0.259)，四位代码产业的生产率提高6.5%，相当于其标准差的15.1%。
(二)“国退民进”与制造业生产率 在1998-2007年的十年间，中国制造业的企业数量从最初的不足15万家增长到30万家，而国有企业从近7万家减少到1.5万家，国有经济比重从最初的56%降低到13%。表2的回归结果显示，这一波“国退民进”的产业转型显著提高了行业整体生产率水平。首先，这种影响可能源自国有企业自身的优胜劣汰提高了国有企业整体的生产率，如图1所示，1998-2007年十年间，国有企业整体的生产率显著提高，而且同非国有企业生产率的差距在逐渐缩小，这样的差距也呈现出收敛的趋势。其次，行政壁垒的降低减少了非国有企业进入的成本，市场需求量的提高吸引了大量高效率非国有企业的进入，进而提高行业整体生产率。最后，国有企业比重的下降反映了资源配置行政性扭曲的减少，显著提高资源配置效率，提高整体生产率水平。我们下面将从国有企业的进入退出行为、行业生产率增长分解以及生产率差异度三个角度进一步理解国有经济比重下降对行业整体生产率的影响机制。
图1 国有经济与非国有经济生产率演变(1998-2007) 1.国有经济演化与生产率提升 为了分析国有企业进入退出对国企生产率的影响，我们分别比较了退出与连续存在国有企业、进入与在位国有企业的生产率的差异，进入、退出与连续存在的企业根据工业企业数据库中的企业代码和名称进行匹配得出。第t年退出的企业指第t年出现在数据库中而t+1年没有出现的企业，第t年连续存在的企业指在t和t+1年同时存在的企业，进入企业是指第t年没有出现而t+1出现的企业。根据我们对进入企业和退出企业的定义，1998年没有进入企业，2007年没有退出企业。如表3所示：除2003年外，在第t年退出的企业生产率要小于在第t年和t-1年连续存在的国有企业，这与产业演化模型的分析结果是一致的，即低效率的企业不断退出，相对高效的企业继续存在。每年进入的国有企业生产率要高于在位企业，Foster et al.(2010)将这种现象解释为进入者在获得技术和资本上的后发优势。每年进入的企业数量要少于退出的国有企业(除2004年以外)，这样可以将资源重新配置给效率更高的国有企业和非国有企业。大规模的低效国有企业的退出也说明政府并没有对国有企业的退出进行行政限制。综上所述，在1998-2007年十年间，国有经济的发展趋势是低效企业不断退出和高效企业不断进入的优胜劣汰过程。 2.生产率增长分解 为了进一步分析国有企业进入退出对制造业总量生产率的影响，我们依据Foster et al.(1998)的方法，将制造业总量生产率的增长分解为三个部分：连续存在企业的贡献、进入企业的贡献和退出企业的贡献，连续存在企业的贡献又可以分为组内效应、组间效应和交叉效应。更进一步，我们在分析企业进入退出的效应时，将国有企业单独列出，一是解释国有经济比重下降对生产率的影响，二是国有企业的样本不存在数据截断问题。具体分解方法如下：
其中，i和t分别表示企业和年份；TFP表示四位代码产业生产率的平均水平；s表示权重，用企业的市场份额来衡量；tfp表示企业i在第t期的全要素生产率对数；△表示一阶差分；C、N、X分别表示连续存在企业、进入企业与退出企业集合。
第一项表示组内效应(within-plant effect)，是以基期市场份额加权的连续存在企业生产率的变化对总量生产率增长的贡献；第二项表示组间效应(between-plant effect)，是连续存在企业市场份额的变化对总量生产率增长的贡献，根据企业生产率与行业生产率偏离程度加权；第三项表示交叉效应(cross effect)，如果生产率的变化和市场份额的变化方向一致，交叉效应对总量生产率的贡献则为正；第四项表示进入效应(entry effect)，如果进入企业的生产率高于基期行业的平均生产率，那么由进入企业市场份额加总的进入效应对总量生产率的贡献为正；第五项表示退出效应(exit effect)，如果退出企业的生产率低于行业平均值，那么退出效应对总量生产率的增长贡献为正。 根据以上的分解方法，我们对制造业生产率的分解定义在四位代码产业之上，制造业总量生产率的增长及分解结果根据四位代码产业的工业增加值加权平均。如表4所示：制造业总量生产率的增长主要来自连续存在企业的交叉效应，该项分解的数值全部为正，其次是企业进入退出的净效应。关于国有企业进入退出对制造业生产率的影响，除了2003-2004年外，国有企业进入退出的净效应全部为正，说明进入退出提高了资源配置效率。在2003年之前国有企业的进入效应大于退出效应，而2003年之后则是退出效应占主导，其进入退出的净效应对总体生产率增长的平均贡献率为13%。
3.进入壁垒与资源配置 行政进入壁垒(国有经济比重)降低使行业生产率提高的另一个重要来源是偏向国有企业的政策扭曲在不断减少，进而提高了资源的配置效率。为此，我们以国有经济比重作为一种政策扭曲的代理变量，分析了国有经济比重与制造业生产率差异度(productivity dispersion)之间的关系。以四位代码产业内75分位企业与25分位企业的生产率差值来衡量产业内的生产率差异度(以tfp_disp表示)③，回归结果见表5。模型1、2的回归结果说明，国有经济比重与四位代码产业生产率差异度显著正相关，二者之间的正向关系从1998年持续到2004年，说明国有经济比重越高，行业内资源误置程度越大。从2005年开始，国有经济比重与生产率差异度之间的关系变得不再显著。在控制了产业固定效应和时间固定效应的回归中，如模型4所示，国有经济比重对四位代码产业的生产率差异度的影响并不显著，因为从2004年开始，国有经济整体的生产率与非国有经济的差距开始逐渐缩小(见图1)。沉没成本与生产率差异度显著正相关，这与产业演化模型的结论一致。综上所述，随着国有经济比重的下降，偏向国有企业的政策扭曲的不断减少，资源配置效率的逐渐提高，使得整个行业的生产率水平得到了提高。 (三)稳健性检验 为了进一步验证沉没成本、国有经济比重与生产率、市场结构的相关结论，我们对以上的回归结果进行稳健性检验，选择市场结构和生产率的其他度量指标，并在回归模型中加入贸易开放程度解释变量。以四位代码产业内厂商数量的对数度量市场结构，以出口交货值占产业销售产值的比重度量产业贸易开放程度，回归结果见表6。沉没成本对市场结构的影响同样显著，沉没成本降低，产业内厂商数量增加，市场集中度降低，沉没成本降低所带来的价格效应要大于选择效应；行政进入壁垒对市场结构的影响并不显著，贸易变量的加入并没有影响解释变量的显著性。最后，我们采用Levinsohn and Petrin(2003)的半参数方法对企业的生产率进行重新估计，在此基础之上计算四位代码产业生产率均值，如模型4所示，沉没成本、国有经济比重与生产率的回归系数至少在5%的水平上显著，这也说明生产率估计方法并没有影响到解释变量的显著性水平。 表6的回归结果表明贸易对市场结构的影响并不显著。关于贸易不显著，我们认为有两方面的原因：一是关于来自贸易竞争程度的度量，通常包括出口贸易密集度和进口贸易密集度，由于我们缺少四位代码产业内进口贸易的相关数据，无法度量进口贸易密集度，只用出口贸易密集度可能无法精确衡量贸易竞争的影响。二是我国实行的一些促进企业出口的贸易政策，如出口退税和贸易补贴，鼓励企业参与出口，这样就会提高行业内的企业数量，降低市场集中度；而来自贸易的竞争通常会减少行业的企业数量，提高市场集中度。在这两种机制的作用下，导致了贸易对市场结构的影响不显著。
Melitz(2003)认为，贸易开放程度的扩大会提高产业的生产率水平。但对中国制造业而言，贸易对生产率的影响似乎并不显著，图2说明了这种不显著的原因。在2003年之前，出口企业的生产率要高于非出口企业，这样的结论与张杰等(2009)、余淼杰(2010)相吻合；从2003年开始，非出口企业的生产率开始高于出口企业，而且随着时间的推移，这种差距在逐渐加大。李春顶(2010)将这种现象称为“生产率悖论”，认为其背后的原因在于出口行业中大量加工贸易企业的存在。
图2 出口企业与非出口企业生产率比较 五、基本结论 上世纪90年代以来，伴随着国有企业改革和行业管制的放松，市场进入壁垒大幅度降低，尤其是行政性壁垒，随着国有经济比重的下降而逐渐减少。我们的研究发现，这一“国退民进”的产业转型对中国制造业生产率起到了显著的提升作用，这种提升作用主要源自以下三方面：国有企业通过优胜劣汰提高了自身的生产率水平，1998-2007年十年间国有企业整体生产率水平显著提高，与非国有企业的生产率差距逐渐缩小；行政壁垒的降低减少了非国有企业进入的成本，市场需求的提高吸引了大量高效非国有企业的进入，显著提高了行业的生产效率；随着国有经济比重的下降，偏向国有企业的行政性扭曲的减少，提高了资源配置效率。同时，我们也发现沉没成本对中国制造业市场结构和生产效率具有显著的影响，沉没成本的下降降低了进入壁垒，鼓励进入，提高了市场竞争性和整体生产效率。 本文得到的上述结果有助于我们理解中国制造业生产率提升的来源，也有力地支持了市场化导向的产业改革。我们关于国有经济的分析并不意味着要进一步降低国有经济比重，其核心命题是消除行政性进入壁垒，减少要素市场行政扭曲，对于提高生产率、加快经济增长方式转变具有重要意义。此外，我们也要注意到，中国工业企业数据库中非国有企业的样本都是销售产值在500万元以上的企业，缺少一些中小企业的数据可能会使我们的样本存在数据截断的问题。如何获得更加全面的数据，更加准确地描述沉没成本、国有经济和市场结构、全要素生产率之间的内在联系，有待我们进一步研究。 感谢匿名审稿人的宝贵修改意见，文责自负。 ①在本文的稳健性检验中，我们采用Levinsohn and Petrin(LP，2003)的方法估计厂商的生产函数，LP方法虽然可以控制估计时的同时性偏差和自选择问题，但是无法估计每一个四位代码产业的生产函数。 ②根据中国投入—产出表和国民经济核算中所统计的企业劳动报酬应占到工业增加值的50%，本文运用Hsieh and Klenow(2009)的方法，将劳动报酬率调整到工业增加值的50%。 ③我们将75分位企业与25分位企业的生产率差值除以行业生产率中位数以标准化。
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