中国出口企业阶段性低加成率陷阱，本文主要内容关键词为：阶段性论文,中国论文,出口企业论文,陷阱论文，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。
扩大出口规模是中国对外开放初期以及加入WTO十余年来的主要目标，随着中国于2013年成为世界第一货物贸易大国，提高出口质量和出口附加值成为中国开放型经济发展新阶段面临的主要议题。长期以来，“低质量、低价格”是中国出口产品在国际市场上难以摆脱的标签，令人难解的是，中国出口的产品不仅在国际市场上和国外同类产品相比价格较低，甚至普遍低于仅在国内市场销售的同类产品价格，这正是盛丹和王永进（2012）提出的“中国企业低价出口之谜”。 “中国企业低价出口之谜”不仅违背国际贸易理论的预期，也导致了国际产业界对中国各类贸易激励政策的广泛批评。根据Melitz（2003）的新新贸易理论，出口企业是可以克服较高出口固定成本的高生产率企业，因此出口企业的加成率一般应高于非出口企业。“中国企业低价出口之谜”的特殊性在于伴随着生产率的提高，出口产品加成率却不断下滑①。
由于理论上难以解释，国内学术界对“中国企业低价出口之谜”的解读更多转向现实层面，目前可主要分为两种观点：第一种认为广泛的出口退税等贸易政策降低了企业对国际市场价格竞争的敏感度，即使制定低于国内市场的价格，也可以因出口退税获得经补贴调整后较高真实加成率；第二种观点认为中国企业并不具有出口定价权，广泛存在的加工贸易企业实际上是被动接受国际发包方的订单式价格（李秀芳和施炳展，2012），这也呼应了李春顶（2010）等所刻画的“生产率悖论”，即中国企业出口与高生产率并非稳定对应，因此，出口企业并不一定意味着高加成率。 然而上述解读更多是一种现实考虑或者经验研究，不仅缺少企业微观机制支撑，而且忽略了一个重要的潜在可能：“低质量、低价格”是企业由不出口转向出口环境下的内生最优选择，并且与企业所处的生产率阶段相关联，即低加成率只是出口企业面临的阶段性陷阱，当生产率跨过该阶段时，企业将内生选择“高质量、高价格”。这是本文对“中国企业低价出口之谜”更具理论解释力的新解读，其重大现实含义在于：即使消除出口退税、出口战略等来自国家贸易政策方面的激励环境，以“低质量、低价格”进入出口市场仍是企业的内生选择，只有生产率跨越“低加成率陷阱”门槛值后，出口企业才会在国际市场上选择“高质量、高价格”。 二、文献回顾 围绕本文的研究主题主要梳理如下三类文献：第一类是早期静态加成率影响机制研究。第二类是最近十余年来对开放条件下加成率动态化及其与出口行为互动机制的研究。第三类是关于生产率、出口行为与加成率关系的经验研究。经济学理论表明在完全竞争的市场结构下，企业定价将等于成本。因此不足为怪，第一类文献是从产业组织角度对企业加成率进行研究。Eaton和Grossman（1986）提出，如果行业内企业能将产出减少至合谋状态下的数量，从而避免同行企业间的激烈竞争，便可在市场上维持较高的加成率。Hall（1988）受规模报酬不变、完全竞争思路启示，创造性地通过产业层面数据证明存在递增报酬，从反面证实加成率的存在。在Eden和Griliches（1991）提供理论模型基础后，Caballero和Lyons（1992）、Konings等（2005）均认为在非完全竞争市场，加成率一般大于1。加成率越高，企业可以获得的垄断利润越高。 第二类研究的奠基性文献——Melitz和Ottaviano（2008）（以下简称M-O模型）开创性地引入企业在出口市场的定价进而将出口加成率内生化。M-O模型表明，企业生产率越高，越容易克服出口所面临的固定成本，即出口企业通常比不出口企业具有更高的加成率。随后，以生产率和出口行为对企业加成率影响机制的研究快速发展，并成为当前新新贸易理论的热点。Kugler和Verhoogen（2011）认为出口企业一般具有比国内企业生产更高品质的产品，在其他条件相同时，出口企业的加成率就会较高。Antoniades（2015）则进一步将产品质量纳入到扩展的M-O模型中，认为出口市场的竞争不仅提高最低生产率门槛值，而且提高了产品质量差异。 第三类文献主要开展企业加成率与生产率及出口行为相互关系的经验研究，其前提和难点是设计—个衡量企业加成率的可靠估计方法，这一困难因De Loecker和Warzynski（2012）提出的企业加成率估计方法得到解决后，相关文献也迅速丰富起来。如De Loecker和Warzynski（2012）利用斯洛文尼亚企业数据库，在微观层次估算了企业加成率，并认为竞争政策和贸易政策都能作用于加成率。Bellone等（2014）运用法国工业企业数据，对M-O模型的结论进行了计量检验，结果表明企业加成率和生产率成正向关系。 上述文献多数以发达国家出口行为与加成率的关系作为研究对象，其理论分析和经验研究的一致结果是出口企业的加成率高于不出口企业，但这一结论似乎与中国出口企业的现实相违背。盛丹和王永进（2012）指出，中国出口企业的加成率普遍低于不出口企业，并认为出口退税等贸易政策以及出口企业内部竞争是导致这一现象的重要原因。 与上述文献相比，本文可能的创新之处在于：（1）本文在M-O模型基础上，构建了一个可以兼容出口与不出口企业生产率与加成率内生变化机制的统一框架，该框架解释了中国所面临的低加成率出口现象，并进一步提出了出口企业加成率和生产率存在的“U型”曲线关系。（2）目前，国内关于企业加成率的研究相对较少，现有研究大都基于收入法加成率的测度方法。本文在国内较早使用数量法对企业加成率进行估计，相较于收入法更好地解决了价格因素对加成率估计的影响。（3）本文通过引入扩展的M-O模型，进一步挖掘出口企业面临该阶段性“低加成率陷阱”背后的经济逻辑，为上述质量选择机制提供了来自中国的经验证据，并证实产品质量和企业加成率之间的作用关系。 三、理论模型 借鉴Melitz和Ottaviano（2008）的模型，本文试图从理论上论证中国出口企业存在的阶段性“低加成率陷阱”现象，并解释造成这种现象的可能机制。 假定仅存在两个国家，本国H和外国F，他们都生产并消费一种传统商品和一类工业品。传统商品市场是完全竞争的，将其标准化为等价物。工业品市场是垄断竞争的，其种类χ∈Ω是分布在Ω上的连续统。假定本国H和外国F的消费者偏好、厂商生产技术相同，外国F的市场规模大于本国市场
。 1.需求与消费者偏好。两个国家的代表性消费者拥有以下拟线性效用函数：
根据（1）式，可以求得在每个市场工业品χ的线性需求函数：
假定外国市场竞争比本国市场更加激烈，即外国市场平均价格更低，
。根据M-O模型中一般均衡结果可知：
2.供给与生产者行为。同M-O模型基本假定，只有劳动力一种生产要素，单位工资标准化为1。传统商品生产规模报酬不变，而工业品生产是规模报酬递增的，企业需要支付国内生产的固定成本
，并随机抽取一个边际成本c②。代表性企业的成本函数是：
根据企业的最优化决策，可以求得企业在本国市场H和外国市场F生产商品的价格和数量：
由（5）、（6）式可得，企业在本国市场和外国市场的绝对加成率：
综上所述，可得以下两条命题： 命题1：控制企业出口行为，企业加成率与生产率成正相关。 命题2：出口企业生产率在“低加成率陷阱”区间（
）时，出口行为会导致加成率下降。反之则会提高企业加成率。
4.引入产品质量的机制解释。理论模型已经得到了出口企业生产率对加成率的作用关系，这种“U型”关系表明只有生产率水平较高的企业（
）出口才会获得更高的加成率。根据Antoniades（2015）、Bellone等（2014）对M-O模型的改进，将企业最优产品质量选择引入模型，作者认为这种扩展会更有利于分析这种“U型”关系的微观机制。 该扩展模型的经济逻辑是：国外市场规模更大，企业质量升级带来的利润上升更容易克服所需要的成本，即出口市场的质量升级更为容易，出口企业面临“质量升级效应”。企业的最优产品质量选择取决于不同市场质量差异斜率和企业边际成本c。出口企业在外国市场面临两种效应的叠加，一种是“竞争加剧效应”、一种是“质量升级效应”，出口企业是否提升产品质量取决于两种效应的相对大小。当企业进入出口市场，但由于生产率水平相对较低，无法克服质量升级带来的成本上升，此时“竞争加剧效应”大于“质量升级效应”，企业最优选择是“低质、低价、低加成率出口”；当企业生产率水平相对更高，能够克服质量升级带来的成本上升，此时“质量升级效应”大于“竞争加剧效应”，企业最优选择是“高质、高价、高加成率出口”。 根据扩展M-O模型，可得下面两个命题： 命题3：企业加成率与产品质量正相关，企业加成率与出口行为的关系是由最优产品质量选择决定的。 命题4：较高生产率企业（
）在出口市场表现为“质量升级效应”大于“竞争加剧效应”，会提高其加成率水平；反之，较低生产率企业（
），出口会降低其加成率水平。 四、变量与描述性统计 （一）数据 1.工业企业数据。本文主要数据来源是1998-2007年国家统计局的年度工业企业数据库。借鉴Brandt等（2012）、田巍和余淼杰（2013）的做法，删除了不合规定的错误记录。本文还对该数据库做了以下两个调整：第一，统一了1998-2007年四位码行业代码；第二，采用序贯识别法，以法人代码为基础识别企业单位，对每个企业截面进行重新编码。调整后数据库共有548 092家企业的2 071 141个观测值。 2.工业企业—海关匹配数据。本文采用了中国海关总署2000-2006年的企业产品层面数据，因为两套数据库的企业税号属于两套编码系统，因此数据匹配涉及一系列繁琐的技术过程。参考田巍和余淼杰（2013）的两步匹配方法：（1）根据企业名称匹配；（2）在上一步的基础上，根据企业所在地的邮政编码和企业号码的后7位匹配。通过匹配，本文共对应上67541家出口企业的190206个观测值。匹配上企业的数量占对应年份工业企业数据库中出口企业数量的48.94%，出口额占工业企业数据库出口额的一半左右，与田巍和余淼杰（2013）的匹配结果相当。 （二）企业层面投入产出数据调整
（三）企业层面的加成率估计 企业层面的加成率估计，本文借鉴De Loecker和Warzynski（2012）的成果采用结构模型的方法对中国企业加成率进行估算（以下简称收入法）。De Loecker等（2014）在收入法的基础上进一步构造了基于产品数量的加成率测算方法（以下简称数量法），解决了收入法隐含的价格问题以及多产品企业加成率估计的问题，因而优于收入法。考虑到数据的可得性和代表性，本文同时运用两种方法估计企业加成率，但是仍然使用收入法作为基准，数量法作为稳健性检验的重要依据。 下面主要介绍数量法估计中国企业加成率的原理⑥。考虑企业产品b的生产函数为：
（四）企业层面的生产率估计 本文使用企业的全要素生产率（TFP）作为企业效率的衡量指标。一般地，根据科布—道格拉斯生产函数的OLS估计残差可以作为企业的TFP，具体设定为：
（五）市场规模估计
（六）企业产品质量 本文测度出口企业产品质量是基于“需求残差”的原理（Gervais，2009；Joel，2011；施炳展和邵文波，2014）。其基本思想是企业的出口量受到两个主要变量的影响：一是产品价格，二是产品质量。控制其他变量不变，企业产品出口量不能用价格解释的部分就可以认定为产品质量。其数学表达式为：
对式（20）式进行标准化可得出口产品的标准质量指数，如（21）式。
（七）其他变量 除上述变量以外，本文的计量模型还包括出口虚拟变量（export）以及出口虚拟变量和生产率交互项（exp_tfp）。其他控制变量如下： （1）企业所有制类型。本文通过计算各企业实收资本中国有资本的占比（soe），以此作为控制企业所有制类型的变量。（2）4位码行业竞争程度。本文使用4位码行业赫芬达尔指数（hhi）来衡量这种竞争程度。（3）企业平均工资（pwage）。用企业应付工资总额与从业人数之比求得。（4）企业规模（lnscale）。以企业每年销售额的对数值来表示。（5）中间品使用比例（input_ratio）。用企业每年工业中间品投入占工业总产值比重衡量。 五、经验结果与分析 （一）计量模型设定 本部分主要是研究出口行为对中国工业企业加成率的影响，探究出口企业产品质量选择与其生产率的关系。在此基础上，验证理论模型中推导出的出口企业加成率和生产率的“U型”关系。由于企业是否出口并非随机事件，如果使用OLS回归就会存在“样本选择偏误”，令回归结果有偏。为了解决该问题本文选用Heckman（1979）样本选择模型，通过两阶段回归得到一致估计量。其基本思路是：第一阶段，构造出口行为方程，采用probit模型估计企业出口的概率；第二阶段，使用第一步企业出口概率的估计值作为修正的解释变量进行回归。计量模型设定具体如下：
对于同一4位码行业的企业，其面临的出口行为冲击是相类似的，如果忽略同一4位码行业企业随机误差项的相关性，可能会低估参数的标准误，因此本文将参数的标准误聚类在4位码行业层次。计量部分分别报告了基准、引入产品质量、分地区、分行业要素密集度以及分所有制类型的回归结果，并在此基础上进行了稳健性检验，以期计量结果科学有效。 （二）基准回归结果 表l报告了基准模型的回归结果中。其中第（1）、（2）、（4）、（6）列是Heckman模型的结果，由回归结果可知lambda（逆米尔斯比率）显著不为0，且chi2（l）-p值表明样本选择模型与原方程回归系数有显著差异，应使用样本选择模型的结果⑨。为了解决变量的内生性，本文还汇报了系统GMM的回归结果，作为对Heckman模型的稳健性检验。
第（1）列仅控制了企业所在省份的市场规模，对lntfp_lp和export进行了初步参数估计，结果显示lntfp_lp的系数显著为正，export的系数显著为负。这表明命题l是正确的，即控制出口行为，企业的加成率与生产率成正相关。从样本总体来看，中国企业的出口行为对加成率起到负作用，这也说明从平均意义上看，中国企业处于图2中指出的“低加成率陷阱”。这与De Loecker和Warzynski（2012）、Bellone等（2014）⑩研究大相径庭，他们的研究都基于发达国家，根据图2可知，发达国家的企业生产率相对较高，出口企业大都超越了“低加成率陷阱”。而中国企业生成率水平相对较低，这种负向作用也显示了中国出口企业的低加成率具有阶段性。 第（2）列中控制了企业层面特性和行业层面特性，回归结果仍然显著，计量结果显示企业的生产率每提高l单位，加成率就会增加7.28%。根据本文理论部分的解释，高生产率企业在控制出口行为时，具有提供高质量商品的优势，这也是其获得高加成率的主要原因。出口企业平均意义上比不出口企业加成率低0.63%，这也说明了中国出口企业面临国外市场竞争时，“质量升级效应”小于“竞争加剧效应”，普遍采取了“低质、低价、低加成率”的出口策略，这是其处于阶段性“低加成率陷阱”的微观机理。第（3）列汇报了系统GMM回归的结果，关键变量系数符号与第（1）、（2）列相同，这验证了该回归结果是稳健的。
（三）引入产品质量的回归结果
这一组回归引入企业产品质量，一是检验企业产品质量对加成率的作用，二是探究出口企业生产率的高低是否会对质量选择产生影响。表2第（1）、（2）、（3）列检验企业产品质量对加成率的作用。结果显示企业产品质量对加成率有显著的正向作用，其边际效应约为0.02。这就验证了中间传导变量企业产品质量的关键性。 扩展M-O模型提出了出口企业的“质量升级效应”和“竞争加剧效应”，并表明这两种效应的净效应会取决于企业的生产率，第（4）、（5）、（6）列的回归结果试图检验该理论命题是否成立。通过引入企业生产率（lntfp_lp）以及其二次项（tfp2）来检验出口企业是否因为其生产率的高低选择不同的产品质量。回归结果显示lntfp_lp项不显著，其二次项tfp2显著为正，这表明在一定意义上，企业的产品质量与生产率成正相关，此结果与施炳展和邵文波（2014）的结论一致。但是这并不能否定质量选择与出口企业的生产率存在理论部分刻画的非线性关系，一次项的不显著可能是由于回归存在多重共线性，因此有必要对出口企业产品质量的选择做进一步探究(12)。 （四）分地区的回归结果 分地区的回归结果报告在表3中。总体来看关键变量符号与基准回归一致，这也显示了阶段性“低加成率陷阱”在中国三大区域是普遍存在的。由第（1）、（3）、（5）列可知，西部地区出口行为对企业加成率的影响最大为-0.0180；东部地区次之，为-0.0063；中部地区出口行为对加成率影响最小。 根据现有文献研究，东部、中部、西部企业平均生产率依次递减，出口参与度依次增加。西部地区由于其较低的平均生产率，出口企业大都处于“U型”曲线右边，出口对加成率的负向影响尤为明显(13)。东部地区虽然平均生产率高，但是其出口参与度较大，因此出口对加成率的影响相对较高。中部地区出口参与度低，平均生产率居中，故出口对加成率的作用程度也最小。 由第（2）、（4）、（6）列计算可得，企业的条件关系门槛值存在省际差异。东部、中部、西部的门槛值分别为6.31、6.60、6.78，东部最低，西部最高。这可以用理论部分的扩展M-O模型进行解释，企业在面临出口市场时，会同时产生“竞争加剧效应”和“质量升级效应”，企业根据自身的生产率水平选择最优的出口产品质量。东部企业的“质量升级”意愿最强，这是因为东部企业平均产品质量更高，因此其面临的“质量升级效应”就更强烈。相似的原因，可以解释中部企业“质量升级”意愿居中，西部企业则因为“质量升级效应”最弱，缺乏“质量升级”意愿(14)。 （五）分行业要素密集度回归结果 本文将行业分为劳动密集型、资本密集型和技术密集型，表4汇报了分要素密集度的回归结果(15)。由第（1）、（3）、（5）列可知，出口行为对企业加成率的影响在三类行业中都显著为负，其中劳动密集型行业影响最大，为-0.0301，资本密集型行业影响居中，技术密集型行业影响最小。这一结果显示中国三类行业的生产率水平差异，由技术密集型、资本密集型到劳动密集型递减，因此更多比例的劳动密集型企业处于“低加成率陷阱”区间。
计算三类行业条件关系曲线的门槛值可知，劳动密集型、资本密集型、技术密集型行业分别为6.36、6.82、6.50，这从微观上反映了三类行业企业相对于外国市场“质量升级”的难易程度。劳动密集型行业理论上“质量升级效应”最强，但其出口负向作用却最大，说明该类行业生产率水平很低，更多依靠要素成本优势，采取“低质、低价、低加成率出口”的模式。技术密集型行业的“质量升级”意愿最强，一方面来源于其较高的平均生产率，另一方面源于其领先于资本密集型行业的“质量升级效应”。相对而言，资本密集型行业的条件曲线门槛值最高，较低的“质量升级效应”令其“质量升级”意愿居中(16)。 （六）分所有制类型回归结果
根据表5第（1）、（3）、（5）、（7）列的回归结果显示，出口行为对港澳台企业、外资企业影响较大，对私营、国有企业的影响较小。进一步利用其他各列的结果计算各所有制类型行业的条件关系曲线门槛值：国有企业为5.38，私营企业为6.32，外资企业为6.75，港澳台企业为6.71。外资和港澳台企业“质量升级效应”最弱，这主要是源于其产品质量升级较于发达国家市场难度更大。外资和港澳台企业主要是通过“全球价值链治理”，利用中国相对低廉的要素成本进行生产。由于其相对于国内企业的技术、质量优势，故在中国国内的加成率相对较高，但是在出口市场更容易偏向“低质、低价、低加成率出口”模式，两种力量相互作用使其出口行为对加成率的负向作用最为明显。 （七）稳健性检验 为了使经验部分的结果更加稳健，本文在上述计量结果的基础上，还进行了以下2种稳健性检验。其中稳健性检验l主要验证理论部分提出的命题是否正确；稳健性检验2主要减少内生性对计量结果的影响。 1.面板门限效应检验(17)。为进一步确定企业出口与加成率的条件关系以及出口产品质量与企业生产率之间可能存在的非线性关系，本文引入面板门限效应检验，选取Lntfp_lp作为门限变量。为确定门限的个数，依次对模型进行单一、二重、三重等门限效应检验，根据F值和自举法（bootstrap）所得P值来判断应选择的门限效应模型。从面板门限效应自抽样检验中可以观察到以下两点：一是出口对于企业加成率的作用受到生产率影响，二是生产率对企业产品质量选择的作用也受制于生产率高低，都表现为非线性的作用形式。进一步的回归结果可知生产率影响的方向和大小。结果表明，当企业生产率低于门限值（lntfp_lp＜6.851）时，出口对企业加成率有负向作用，表现为“出口低加成率陷阱”。当生产率超过该门限值时出口会提高企业的加成率，甚至当生产率超过7.514时这种正向作用还会被放大。这就验证了出口对企业加成率的作用关于生产率呈现条件关系。 面板门限效应自抽样检验结果还表明出口企业质量选择机制受到生产率的影响。当企业生产率低于6.991时，企业的生产率对产品质量没有显著影响，当生产率超过该门限值时，企业生产率对产品质量会有正向作用。这一结果显示，出口企业的产品质量选择确实受到生产率的影响。当企业生产率低于门限值时，“质量升级效应”低于“竞争加剧效应”，因此生产率对企业产品质量并不能产生显著作用；当企业生产率超过门限值时，“质量升级效应”大于“竞争加剧效应”，因此生产率对企业的产品质量起到显著正向作用。作为稳健性检验，这两种面板门限回归的门限值非常接近（6.851和6.991），与基准回归中估算的“低加成率陷阱”临界值6.93也较为吻合(18)。因此，该检验从“质”（条件关系及其作用机理）和“量”（生产率门限值）对理论部分的命题进行了充分验证(19)。 2.倾向得分匹配（PSM）。为进一步减少内生性对计量结果的影响并验证出口企业加成率与生产率之间存在的条件关系(20)，本文采用Rosenbaum和Rubin（1983）提出的倾向得分匹配，对不同生产率的出口企业和不出口企业加成率差异进行比较。选取2007年的截面数据作为样本(21)。 基本步骤是：第一步，区分两组需要匹配的对象。前文的经验结果表明：当出口企业的生产率大于6.93时就会跨越“低加成率陷阱”，其门槛值经检验较为稳健(22)。据此将出口企业分为低生产率组（lntfp_lp≤6.93）和高生产率组（lntfp_lp＞6.93）分别与不出口企业进行匹配，寻找两种情境下的“反事实”；第二步，选取影响企业特性的因素(23)，使用logit模型进行回归，得到每个样本的倾向性得分；第三步，采用最近邻匹配法（Nearest-Neighbor Matching）对样本进行倾向得分匹配；第四步，分别计算匹配前和匹配后的低生产率出口（处理组）和不出口企业（控制组），以及高生产率出口（处理组）和不出口企业（控制组）的加成率均值差距。第五步，检验变量的平衡性。 表6显示，匹配后低生产率出口企业的平均加成率比不出口企业低0.0444，且T检验值显著。这说明在平均意义上，中国出口企业生产率低于6.93时处于阶段性“低加成率陷阱”区域，出口会引起企业加成率下降。高生产率出口企业的平均加成率比不出口企业高0.0065，T值显著。这验证了当出口企业的生产率超过门槛值时，就会跨越“低加成率陷阱”，出口会提高企业加成率。变量平衡性检验结果显示，匹配后所有变量的偏差绝对值小于5%，且有较大幅度下降，匹配后T检验对应的P值（高生产率组中pwage除外）均大于5%，说明变量的平衡性较好，均值差异检验是有效的(24)。
六、结论与政策含义 本文基于扩展的M-O模型，深入研究了企业出口行为对加成率变化的影响及其微观机制，理论部分得到了4个关键命题。在现有文献的基础上，提出出口企业加成率与生产率呈现的“U型”曲线关系，进而对出口企业的阶段性低加成率现象做出了理论解释。在此基础上，通过引入扩展的M-O模型，论证了企业低加成率出口的可能机制，提出出口企业面临的“竞争加剧效应”和“质量升级效应”。本文认为低加成率出口企业正是较低生产率水平下“最优出口产品质量选择”带来的阶段性现象。 在理论分析的基础上，本文还进行了经验研究，得到了下列计量结果：第一，控制出口行为，企业加成率与生产率成正相关；第二，出口企业产品质量选择与生产率之间存在非线性关系；第三，中国出口企业普遍处于“低加成率陷阱”区间，这一点在总体、分地区、分行业要素密集度和分所有制的回归中都很显著；第四，出口企业加成率关于生产率的“U型”曲线关系得到验证，计量结果显示“U型”曲线的门槛值近似为6.93，约25%的企业已经跨越了“低加成率陷阱”区间；第五，东部企业面临的“质量升级效应”更强烈，“质量升级”意愿较强，中部企业“质量升级”意愿居中，西部企业则因为“质量升级效应”最弱，缺乏“质量升级”意愿。第六，一般意义上认为，中国具有比较优势的劳动密集型行业更多地处于“低加成率陷阱”，而技术密集型行业负向影响相对较弱；第七，出口行为对港澳台企业、外资企业加成率负向影响最大，本文认为这与部分港澳台企业、外资企业“低质、低价、低加成率出口”模式有关。 内生增长理论指出技术水平提升的关键来源于技术创新（Romer，1990）。因此破解中国企业阶段性“低加成率陷阱”的有效路径是：技术创新→效率增进→质量提升→盈利增加。其基本逻辑是：技术创新引致生产率提升，更高的生产率水平使企业跨越“低加成率陷阱”门槛值；当其面临出口市场“竞争加剧效应”和“质量升级效应”叠加时，选择“高质、高价、高加成率”的出口模式。对政府而言，一是要鼓励企业的技术创新行为，对技术创新予以奖励和功能性补贴；二是要优化产业政策，积极引导技术密集型的新兴产业出口，改变原有的劳动密集型行业出口过于集中的局面；三是针对企业存在的空间异质性，要落实“中部崛起”和“西部大开发”战略，增强中部和西部企业的质量提升意愿；四是要优化外资引进模式，从战略角度出发引入生产率较高、盈利能力较好的外资企业。 由于数据限制本文未能分离出口企业“质量升级效应”和“竞争加剧效应”的净值。企业在全球价值链中所处的地位也可能影响其加成率（Manova和Yu，2012）。这些问题还存在进一步的研究空间，也将是我们后续研究的主要方向。 作者感谢浙江大学经济学院余林徽、杨高举、刘毅群、胡馨月、陈航宇、余骁、潘伟康、喻盼，新加坡国立大学（NUS）陆毅等的帮助。感谢匿名审稿人的有益意见。当然，文责自负。 ①此处参见图1的结果。 ②这里沿用M-0（2008）模型的假定，其认为企业边际成本服从G（c）的帕累托分布。 ③本文T的取值参考Obstfeld和Rogoff（2000）的研究，作者还试算了可能的其他4种情况，其函数图像与图2相似。一般地，均会出现
上的非单调关系，表明这种“U型”关系是稳健的。作者感谢匿名审稿人建议。 ④工业企业数据库中没有2004年企业的工业增加值。为此，本文借鉴简泽和段永瑞（2012）的方法进行了估算。 ⑤本文下面所提到的工业总产值、工业增加值、从业人数、资本存量、工业中间品投入合计均已采取对数方式进行处理。各变量下标i，j，t表示t时刻企业i所在的j行业。 ⑥收入法估计企业加成率的方法，详见De Loecker和Warzynski（2012）。 ⑦ACF法测度企业生产率的方法详见Ackerberg等（2006）的文献，作者感谢匿名审稿人建议。 ⑧这里
表示企业t年的出口产品质量，下文出现quality均表示特定年份企业出口产品质量。作者感谢匿名审稿人建议。 ⑨限于文章篇幅，仅汇报了Heckman模型第二阶段的回归结果，第一阶段结果备索。 ⑩De Loecker和Warzynski（2012）的研究基于斯洛文尼亚的企业数据、Bellone等（2014）的研究基于法国的企业数据，他们的结果都显示出口行为对企业加成率的正向作用显著。 (11)该数值根据一次项（export）和交互项（exp_tfp）计算可得。进一步，中国工业企业生产率（lntfp_lp）的测算结果表明，其四分位数分别是5.599、6.259、7.009，门槛值6.93与75%分位数值相近，说明约有25%的企业已跨越“低加成率陷阱”区域。 (12)本文在稳健性检验中进一步探究了出口企业产品质量与其生产率之间的非线性关系。 (13)根据LP法下企业生产率的测算，东、中、西部企业的平均值分别为6.33、6.26、6.04，西部最低。西部企业生产率分布的四分位值为5.289、6.097、6.661，90%分位数为7.043，表明西部企业中绝大多数都位于“低加成率陷阱”区域。 (14)关于“质量升级”意愿的理论刻画，详见Antoniades（2015）的研究。 (15)本文对行业要素密集度的划分参考了黄先海和陈晓华（2008）的分类方法。 (16)根据P法下企业生产率的测算，劳动密集型、技术密集型、资本密集型企业的平均值分别为6.20、6.38、6.43，劳动密集型企业最低。 (17)篇幅所限，结果备索。 (18)更精确的说明是，6.851、6.991、6.93对应的企业生产率分位数分别为70%、74%、73%，在考虑计量误差可能性的情况下，可以认为上述数值很接近。 (19)需要说明，这里采用的面板门限回归均需使用平衡面板（Hansen，2000），因此有必要对样本总体和平衡面板数据的相似性做充分证明，本文也对上述工业企业数据和工业企业—海关匹配数据处理前后样本的特征性变量进行了汇报，结果显示并无明显差异（结果备索），故认为面板门限回归的结果对整体适用性较好。 (20)作者感谢匿名审稿人建议。 (21)选用截面数据，主要是因为避免非持续性出口企业同时在处理组和控制组出现导致的计量偏差。由于这部分检验仅验证不同生产率出口企业与不出口企业加成率的差距，所以截面数据并不影响计量结果。 (22)本文对该门槛值的估算和稳健性检验可见于基准回归、面板门限效应检验。 (23)本文选取了从业人数对数值（1、人均工资（pwage）、企业规模（lnscale）、中间品投入比例（input_ratio）和资产负债率（fzl）作为描述企业特性的变量。 (24)篇幅所限，结果备索。
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