企业出口二元边际与经济结构转型*

丁一兵 傅缨捷

企业出口二元边际与经济结构转型*

丁一兵 傅缨捷

本文利用2003-2008年中国、巴西、智利等9个国家的平衡面板数据，考察了一国出口企业的扩展边际和集约边际的扩张对经济结构变动的影响，结果表明:出口企业集约边际的扩张有助于推动经济结构的转型;而出口企业扩展边际对经济结构不存在显著的影响。这说明，积极推动现有出口企业出口规模的扩张、降低贸易壁垒、拓展贸易关系与渠道有利于贸易发展和经济结构转型;而提高企业生存率，降低企业进入、退出比率对于维持出口贸易的平稳发展和有效促进经济发展具有关键意义。

企业行为动态;出口二元边际;结构转型;经济发展

一、引言

改革开放以来，中国出口贸易呈现出持续的繁荣，这一繁荣为经济的发展提供了有力的支持和保障。当前，中国经济面临着经济结构调整与转型的重要任务，在这一进程中，出口贸易能否继续发挥积极的作用，更进一步，出口贸易的何种变化会促进经济结构的顺利转型，对于中国经济未来的持续、高质量发展具有至关重要的意义。本质上说，出口贸易是由出口企业行为决定的，从这一微观基础出发进行分析能够对出口贸易变化的具体作用做出更加清晰的理解和判断。由现有研究可知，出口企业行为可以通过出口的二元边际加以考察。其中，扩展边际主要指出口企业数量的增加;集约边际主要指单位企业平均出口值的增长(Kancs，2007;Lawless，2012等)①。同时，对于企业出口二元边际的考察，能够有效避免因缺乏跨国出口企业详细数据而无法获得一般性结论的缺陷，因此成为本文关注的重点。

从理论上看，由Melitz(2003)可知，一国内部只有少量生产率最高的企业才从事出口贸易活动，随着某些企业生产率水平的提高，这些企业会选择性的进入出口市场，而另一些企业则会因为自身生产经营不善等原因退出出口品市场，伴随着企业进入退出出口品市场，会带来一国内部部门间资源的再配置。如果进入企业数量大于退出企业数量，即出口市场的出口企业数量增加，将会提高出口企业的整体生产率，在出口部门为高生产率部门的条件下，对经济结构优化发挥积极的意义;同时，单位企业出口值的增加，在很大程度上反映了由于规模经济效应和技术进步等因素带来的出口规模扩大和企业生产率水平的提高，这将会导致出口部门生产率的增长、相对需求的变化以及资源的再配置，最终带来经济结构的优化。可以预期，企业出口的扩展边际和集约边际可能对一国的经济结构变动存在积极的影响。如果预期成立，那么积极围绕企业出口二元边际扩张的贸易政策将有助于一国经济结构的转型;如果不成立，本文将探讨出现这一结果的深层次原因，并给出相应的政策建议。

本文的结构安排如下:在详细梳理与本文研究相关的文献基础上，给出样本国家关于企业出口二元边际与结构变动的基本事实，同时，在刻画反映结构变化的泰尔指数的基础上，利用来自世界银行动态企业出口数据库的有关数据，实证分析企业出口二元边际在经济结构变化中的作用，并在此基础上给出本文的结论和政策建议。

二、文献综述

有关经济结构变动②影响因素问题的考察，早期主要限于从封闭条件下进行探讨(如Baumol，1967;Ngai和Pissarides，2007等)，然而伴随着经济全球化的发展，国家间的经济贸易往来日益密切，一国经济发展越来越多的受到外部经济环境的影响，学者们开始逐渐关注开放条件下结构变化的影响因素(如Hsieh和 Klenow，2007; Matsuyama，2009等)。

当前，考察国际贸易对结构变化影响的文献尚处于起步阶段。Matsuyama(2009)通过构建开放经济条件下的三部门(基准部门、制造业部门和服务业部门)李嘉图模型，运用比较静态方法分析了在不同替代弹性下，劳动力在部门间的重新配置，进而带来经济结构的变化。Teignier-Bacque(2009)在恩格尔定律偏好的假设下，研究国际贸易在农业部门与非农业部门中的作用。在存在国际贸易的情况下，若一国农业部门的生产率较低，则该国倾向于进口农产品，从而加速该国的经济结构转型。Yi和Zhang(2010)通过一个两国三部门模型探讨了贸易开放对经济结构变化的影响，作者解释了具有制造业比较优势的国家的制造业就业可能经历“驼峰形”的变动的机理，同时分析了一国的经济结构变化可能对它国的经济结构变化带来的影响。Stijepic和Wagner(2012)利用含有资本积累的多部门增长模型，分析了与封闭条件相比，中间品贸易存在的开放经济会拥有相对较高的资本使用份额和较高比重的制造业部门，同时在消费品部门会拥有相对较低的劳动力配置率。现有文献为我们从多角度理解贸易发展在经济结构变动中的作用提供了有价值的参考，然而当前，尚无从企业出口二元边际视角探讨贸易发展对经济结构变化作用效果的文献。

现有关于出口二元边际福利影响的文献，较多集中于对贸易增长作用的考察。Evenett和Venables(2002)发现，1970-1997年间，发展中国家1/3的出口增长来自于扩展边际的扩张。Kang (2004)利用来自韩国和中国台湾的数据，发现出口增长中扩展边际比集约边际发挥更重要的作用。Felbermayr和 Kohler(2006)的研究表明，1950-1970年间以及1990年中期以后扩展边际在全球贸易增长中发挥更大的作用，而在其他样本期间里，集约边际的贡献更大。Amiti和Freund (2010)利用来自中国的出口数据，发现1992-2005年间，集约边际对中国出口贸易增长的贡献高于扩展边际，钱学锋(2008)、钱学锋和熊平(2010)也得到类似的结论。也有学者讨论了二元边际与生产率之间的关系。Feenstra和 Kee (2004)通过对34个国家的出口产品数据进行估计发现，扩展边际与一国生产率之间存在显著的关系，产品种类的变动能够解释国家间2%的生产率差异，并且能够解释国家内所有产业13%的生产率增长。Feenstra和Kee(2008)进一步证实了扩展边际对生产率的正向作用。作者通过在异质企业模型中引入包括产品种类变化的GDP函数，估计了44个国家生产率与产品种类随时间的变动关系，发现产品种类即扩展边际能从时间维度解释一国的生产率变动。由上述讨论不难发现，现有关于出口二元边际的考察，集中于对贸易部门的考察或对一国总体生产率水平的考察，对于本文的分析，既有文献尽管能够提供不同程度的启发，但明显不够深入和完善。随着中国参与全球产业分工的程度不断加深、贸易不断加快，对二元边际变动影响贸易利得的研究亟待补充(陈勇兵和陈宇媚，2011)。同时，上述针对出口二元边际的考察，较多的从产品出口二元边际角度进行探讨，本文选择从企业出口二元边际的角度探讨其在经济结构转型中的作用，这是对现有出口二元边际福利效应文献的一个有益的补充，也是本文的主要贡献之处。

三、企业出口二元边际与结构变化:基本事实

为充分理解企业出口二元边际在经济结构转型中的作用，在此首先对样本国家企业出口二元边际与经济结构变化的基本情况予以分析。本文选取比利时、巴西、哥斯达黎加、多米尼加共和国、爱沙尼亚、土耳其、墨西哥、智利、中国这9个国家作为本文的样本国家。选取这些国家作为样本国家的原因在于本文利用来自世界银行动态出口数据库③中一国的企业数量和单位企业出口值作为本文的出口二元边际的测度指标，剔除其中不连续和数据年份较短的国家，同时结合被解释变量指标数据的可得性，最终选取以上9个国家2003 -2008年的数据作为本文的分析样本。将样本期间截止至2008年，一方面由于数据可得性的限制，另一方面可以有效排除全球金融危机对出口贸易的临时性负向冲击，从而能够更有效地分析出口二元边际与结构变化间的长期关系。

表1给出了各样本国家企业出口二元边际对本国出口增长的贡献④。设Xct=nct*sct;其中，Xct为c国第t年的总出口，nct为c国第t年的出口企业数量，sct为c国第t年平均企业出口值。则总出口的变动为dXct=¯nct*dsct+¯sct*dnct;其中，dXct为第t-1年到t年间c国出口额的变动; dsct为第t-1年到t年间c国单位企业出口额的变动;dnct为第t-1年到t年间c国出口企业数量的变动;¯nct为第t-1年到t年间c国平均出口企业数量;¯sct为第t-1年到t年间c国单位企业出口额的均值。则集约边际对出口变动的贡献度为¯nct*dsct/dXct;扩展边际对出口变动的贡献度为¯sct*dnct/dXct。由表中可知，集约边际和增长边际在出口变动中的作用不同，其中集约边际在多数情况下，相对于扩展边际对出口变动的贡献更大，这意味着企业出口二元边际对于一国整体的经济结构变动也可能存在差异。

表1 样本国家出口增长分解(%)单位:%

图1和图2进一步给出了各国企业出口扩展边际和集约边际与本国经济结构变动上的关系。我们分别选取样本期间起始年份和最终年份的数值，箭头即表示样本国家有关变量的变化情况，箭头斜率为正即意味着该时期内样本国家的出口扩展边际(或集约边际)扩张与经济结构的优化同时发生。从图中可见，对于多数样本国家来说，企业出口扩展边际和集约边际的扩张有着同向上升关系。同时，企业出口集约边际和扩展边际的斜率上的差异也在一定程度上反映了二者对经济结构变化差异性的影响。具体而言，巴西、智利、爱沙尼亚等国企业出口集约边际变动的斜率明显大于扩展边际，这意味着企业出口集约边际扩张与经济结构优化之间的同向变化关系相对扩展边际而言更加明显。关于企业出口二元边际对经济结构变动更为具体的作用，需通过实证方法予以进一步估计和检验。

图1 出口扩展边际与经济结构变动情况

图2 出口集约边际与经济结构变动情况

四、企业出口二元边际与结构变化:实证分析

(一)变量选取及说明

在经济结构变动的测度上，现有研究并没有给出统一的测度标准，结合既有文献对于经济结构变动和转型的定义(王勋和 Johannson，2013等)，本文利用ISIC二分位的行业附加值和就业数据，通过泰尔指数(Theil和Henri，1967)反映经济结构的变动情况，其具体表达为

其中，Yi和Li分别代表一国某一行业的产出和劳动力人数，Y和L则代表该国全部行业的总产出和总劳动力供给。结合王少平和欧阳志刚(2007)对该指数的解释和使用，本文认为该公式能够体现高生产率行业对整个经济产出的相对贡献，随着时间的推移，如果这一指数趋于增加，说明一国部门产出结构越趋于优化。值得强调的是，由于纳入计算的各国行业数目和口径并不统一，因此这一指数只在一国内部具有可比性。

在解释变量的选取上，如前所述，本文通过一国出口的企业数量和企业平均出口值来衡量出口的扩展边际与集约边际。在控制变量选取上，结合有关文献的分析，本文充分考虑其他可能影响经济结构变化的因素。由Acemoglu和 Guerrieri (2008)可知，资本深化在经济结构变动中能够发挥重要的作用，因此将资本在GDP中的份额，即资本存量比率纳入模型。Stijepic和 Wagner (2012)等分析了人口老龄化对经济结构产生的影响。在此本文将老龄化因素作为控制变量纳入本文的分析，利用来自世界银行的15-60岁人口占总人口的比重刻画一国的人口分布情况。一般而言，一国的可劳动人口占总人口的比重越高，越有助于该国经济的发展和结构的转型。Michaels等(2012)分析了城镇化对经济结构变化的影响。在此，参考王小鲁(2010)中使用的城市人口占总人口比重作为城市化水平的衡量指标。此外，王勋和Johannson(2013)研究了金融抑制能够阻碍经济结构转型，由此强调金融合理发展对经济结构转型的意义。因此，本文也将反映金融发展程度和水平的金融自由度指标和实际利率指标纳入模型。本文预期，上述控制变量的符号均为正。

本文的基本实证模型为

其中，Structure为TL指数，ex和Ne分别为单位企业平均出口值(集约边际)和出口企业数量(扩展边际)，Xit为其他影响结构转型的控制变量，具体变量的构成及来源参见表2。

(二)实证结果分析

表3给出实证分析的结果，为有效考察出口二元边际对经济结构变动的长期关系，结合豪斯曼(Hausman，1978)检验提供的检验结果，本文采用固定效应模型进行估计分析。

表2 变量定义与说明

表3 出口二元边际对经济结构变化的影响

从估计结果可知，企业出口二元边际对经济结构变动的影响并不一致。其中，企业出口的集约边际对一国的经济结构变化产生了明显促进作用，而扩展边际没有对经济结构变化产生显著的影响。说明出口企业平均出口值的扩大，能够产生规模经济效应，从而促进经济结构转型，这一结果与Buera和Kaboski(2012)所分析的效率规模能够带来经济结构优化的结论相一致。该结果说明，出口企业通过改善经营管理、拓宽出口渠道和产品种类、加大研发投入等方式提高企业自身的出口规模，在为企业增加盈利可能性的同时，也有助于一国经济结构的优化和经济发展水平的提高。扩展边际即出口企业数量的增长并不能带来经济结构合理化程度的提高，可能的原因在于单纯出口企业数量的增长，不足以充分体现总体存续企业出口数量的增长情况。由Besdes和Prusa (2011)可知，尽管相对于发达国家，发展中国家更擅长于建立新的贸易伙伴关系，但在维持和深化贸易关系方面，发展中国家表现的尤为糟糕。从这个角度讲，即使进入出口市场企业数目增长，也并不意味着原有企业会持续存在于出口市场，大量企业频繁的进入、退出出口市场，并不利于结构的调整和经济的平稳发展。表4进一步给出了样本国家出口企业进入、退出比率和企业生存率。不难发现，样本国家平均进入、退出出口市场的比例超过三成，这反映了样本国家企业进入、退出市场较为频繁，这一现象不利于出口贸易的发展和经济的持续增长。同时，在进入出口市场的企业中，所有样本国家能够生存2年至3年的企业比重均出现不同幅度的下降，各国出口企业存续的时间较短，这很大程度上削弱了出口企业数量的增长对经济结构调整的作用。

表4 出口企业行为动态⑤

为确保估计结果的稳健性，我们进一步针对拉美的样本国家进行回归，得到的结论与总体样本国家回归结果基本一致。这进一步说明，对发展中国家而言，现阶段，出口企业平均出口值的增加有助于经济结构的合理化发展，而单纯出口企业数量的增加，无法有效保证经济结构的转型。

控制变量的结果显示，国民收入份额中资本形成比重的增加并没有能够带来经济结构的优化，这说明，尽管通常认为资本存量的积累有助于经济的发展，但资本存量总量的增长并不足以推动经济结构的转型升级。可能原因在于，受投资市场不完善、资本的逐利性、政府政策等方面的影响，样本国家的资本可能并未有效流入资本需求量大的行业，相反，却导致其他行业投资过剩，因而抑制了经济结构的合理转型。由此，政策上需要对资本流向予以合适的引导、完善投资环境以避免资本的逐利性带来的盲目投资，从而更好地推动经济结构合理转型。实际利率对经济结构变动存在显著为正的影响，这说明资本价格越高，高生产率行业相对更容易获得更多资金，因为高生产率行业能够支付更高水平的资本回报，这也说明人为压低名义利率的金融抑制政策对经济结构转型有负面作用;同时，过高的实际利率也容易带来逆向选择和道德风险问题，从而影响实际利率水平作用的发挥。因此，实际利率水平需要维持在合意的水平，以有效发挥其中经济结构转型中的作用。更进一步，金融自由化能够通过对集约边际发挥作用，促进经济结构合理转型。可见，良好的金融制度能够为经济结构转型提供较好金融环境，降低资源配置扭曲，有助于其他基本经济变量更好地推动经济结构调整。

15至60岁可劳动人口占总人口的比重的变动对经济结构的影响显著，这与理论预期相一致。当一国拥有较多可劳动人口时，一方面从消费需求角度看，需求偏好与需求结构的调整会更加灵活，另一方面从劳动力供给角度看，相对更多的适龄劳动力意味着劳动力供给在部门间转移成本更低，同时，充足的劳动力供给能够为经济结构调整提供更大空间，从而能够更有效地支持本国经济结构的变化与经济的发展。在当前许多国家逐渐步入老龄社会的背景下，采取有效的措施减轻老龄化带来的负面影响对亟待结构转型的经济体具有不容忽视的意义。在回归结果中，城市化发展水平对经济结构转型不存在影响，这与理论上的预期并不一致。但是，这一结果却在很大程度上反映了发展中国家与新兴工业化国家传统城市化进程的特点，即在经济的起步和初始发展阶段，样本国家中的大多数的城市化极可能表现为一种“半城市化”的特征:农村人口向城市流入的过程中，仅单纯地为城市经济增加了廉价劳动力供给，新增城市劳动力人口并未真正地融入城市经济生活，也没有造成城市需求结构和要素技术结构的明显变化。当前，要改变这一状况，需要有力地推动新型城镇化建设。

值得注意的是，从回归结果看，拉美国家的金融自由化和实际利率对经济结构变动的作用不明显，这从一定程度上反映了拉美国家在金融自由化和金融环境建设上的缺陷。从某种意义上说，拉美国家未能及时跨入“高收入”国家行列，陷入“中等收入陷阱”，与其未能有效构建金融环境，提供良好的金融制度相关联。

五、结论与政策建议

本文通过来自中国、巴西、智利等9个国家出口企业的有关信息，利用2003-2008年平衡面板数据实证考察了企业出口扩展边际和集约边际在经济结构转型中的作用，结果表明:单位企业出口平均值的增加即集约边际的扩展有助于经济结构的合理变动;而出口企业数量的增加即企业扩展边际的变动没有对一国经济结构的变动产生显著的影响。这实际上意味着，相比于企业出口扩展边际的扩张，企业出口集约边际的扩张，对于结构优化具有更加积极的作用。本文进一步针对拉美国家的子样本回归，证实了这一结论的稳健性。基于这一结果，本文提出如下政策建议:

首先，由企业集约边际的扩张即单位企业出口平均值的增加有助于经济结构调整的结果可知，当前，在贸易政策上，应积极鼓励现有出口企业通过增加研发投入、拓展销售渠道、增加伙伴企业数目等方式，提高企业自身经营绩效、扩大企业出口规模，从而促进资源的充分利用，以有力推动经济结构转型。同时，有关部门应积极推动金融环境建设，避免金融抑制行为，为出口企业的发展提供良好融资环境;在出口企业研发投入上予以支持和鼓励，为出口企业获得更大程度的发展和国际竞争力的提升提供有利的保障。

其次，除鼓励企业进行出口外，在贸易政策领域和其他相关领域，应积极构建有利于出口企业持续发展的环境，提高企业的生存率，降低企业进入、退出市场比重，以维持出口贸易平稳发展，为出口贸易发展和经济发展创造良好环境。

最后，经济结构转型是一个全局性的问题，从实证结果可知，合理引导资本配置、有效推进新型城镇化建设、积极应对人口老龄化带来的“人口红利”下降问题也将有助于经济结构的转型和发展。

注:

①有关出口二元边际的定义，包括产品、企业、国家等不同维度，本文着重考察企业出口二元边际的变动，其他相关文献可参见陈勇兵和陈宇媚(2011)的综述。

②根据《发展经济学国际手册》(2008)，结构变化通常指在生产和要素使用过程中，经济体各部门间相对重要性的变化，一般把经济结构变化与经济发展一起定义为结构转型。结构转型更加强调产业间的动态变化以及产业内部生产效率的改进(王勋和Johansson，2013)。本文认为结构变化侧重强调经济发展过程，而结构转型侧重强调结构变化的合理结果，在多数情况下，不对二者作严格区分。

③有关动态企业出口数据库的详细信息，可参见Cebeci T，Fernandes A，Freund C，Pierola M.Exporter Dynamics Database. World Bank Policy Research Working Paper No.6229，2012。

④受文章篇幅所限，在此仅给出了样本期间中的两年，这并不影响本文的基本分析和结论。

⑤某一年份进入率=进入企业数/出口企业数;退出率=退出企业数/出口企业数;一年期生存企业率=一年期生存企业数/进入企业数，依次类推。表3提供的是样本期间内平均值。

〔1〕陈勇兵、陈宇媚:《贸易增长的二元边际:一个文献综述》，《国际贸易问题》2011年第9期。

〔2〕钱学锋:《企业异质性、贸易成本与中国出口增长的二元边际》，《管理世界》2008年第9期。

〔3〕钱学锋、熊平:《中国出口增长的二元边际及其因素决定》，《经济研究》2010年第1期。

〔4〕王少平、欧阳志刚:《我国城乡收入差距的度量及其对经济增长的效应》，《经济研究》2007年第10期。

〔5〕王小鲁:《中国城市化路径与城市规模的经济学分析》，《经济研究》2010年第10期。

〔6〕王勋、Johansson:《金融抑制与经济结构转型》，《经济研究》2013年第1期。

〔7〕Acemoglu，D.and Guerrieri，V.，2008，“Capital Deepening and Nonbalanced Economic Growth”.Journal of Political E-conomy，116(3).

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〔28〕Theil，H.，1967，Economics and Information Theory.Amsterdam:North-Holland.

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〔责任编辑:清 菡〕

Two Margins of Firm’s Export and Structural Transformation

Ding Yibing＆Fu Yingjie

Using the cross-country panel data from 2003 to 2008，this paper analyzed the effects of exporter’s intensive margin and extensive margin on structural change.We found that the expansion of exporter’s intensive margin could have a significant effect on structural transformation and the expansion of exporter’s extensive margin did not have.This means that in order to have reasonable structural transformation and trade development，we should take measures to promote the existing exporter’s expansion，reduce trade barriers and build more relations with other countries.Besides，improving exporters’survival rate，lowering exporters’entry and exist ratio is also important for economic development.

exporter dynamics;two margins of export;structural transformation;economic development

F752.6

A

1001-8263(2014)02-0033-08

* 本文是国家社科基金重大项目“中国积极参与国际货币体系改革进程研究”(10ZD＆054)、国家社科基金一般项目“金融发展、网络外部性与人民币国际化推进战略研究”(12BGJ044)、教育部人文社会科学青年基金项目“货币地理学视角下的人民币亚洲化研究”(12YJCGJW005)的阶段性成果。

丁一兵，吉林大学经济学院教授、博导 长春130012;傅缨捷，吉林大学经济学院博士研究生长春130012