耿 伟

（天津财经大学 经济学院，天津 300222）

一、问题提出与文献综述

依靠要素禀赋优势、政府助推政策、优越地理位置等因素，中国出口贸易规模早已跃居世界第一位，而且贸易结构也实现了从劳动资源密集型产品为主到资本技术密集型产品为主的转变，但贸易规模增加、贸易结构改善只是手段不是目的，发展对外贸易的根本在于获取贸易利益，因此分析中国出口贸易的福利效应是一个极具现实意义的问题。显然，贸易利益是一个内涵极其丰富的概念，不同贸易理论强调贸易利益的不同方面，不同经济主体贸易利益的体现也不尽相同。从出口企业的角度看，出口企业利润率是其短期获利能力、长期成长能力的重要体现，因此出口企业利润率无疑是其贸易利益的重要体现。

从理论层面看，企业利润率决定于企业单位产品价格与单位产品成本之间的比较，如果要素价格负向扭曲，那么企业实际支付成本低于其理论应付成本，其差值成为经济利益的重要来源。如果这一部分差值被企业自身获取，而企业产品价格不变，那么企业利润率自然提高；但如果这一部分差值被企业用作降低产品价格的竞争优势，那么企业利润率可能不变甚至降低。可见，要素价格负向扭曲对企业利润率的影响方向具有不确定性，它取决于企业自身的竞争模式和竞争能力。

从现实层面看，对于内需一直不足的中国经济而言，为了发挥外需作用、促进中国出口、实现国内生产总值增长，政府通过各种优惠政策降低了土地、资金、资源、环境等的成本，政府还通过补贴、出口退税等出口激励措施为出口企业创造政策红利，大量的农村剩余劳动力转移、缺位的劳工保护制度也使得劳动力工资极低，这些因素无疑造成了中国要素价格的负向扭曲，而且这种负向扭曲也成为中国出口奇迹的重要动力［1］［2］［3］。但是伴随中国出口奇迹的是中国出口企业的低获利、低回报，比如苏振东和洪玉娟指出中国出口企业的利润率低于非出口企业［4］，张杰等指出中国出口企业的增加值率低于非出口企业［5］，盛丹和王永进指出中国出口企业的价格加成率低于非出口企业［6］，陈勇兵等指出中国出口企业存在“增收不增利”现象［7］，包群等指出中国企业出口也并没有显著提升企业工人工资［8］。那么，我们不禁要问，要素价格负向扭曲成就了中国出口奇迹，但是否成就了中国出口企业的贸易利益呢？简言之，要素价格负向扭曲是否提升了中国出口企业的利润率呢？本文旨在对这一问题进行实证分析。

与现有文献相比，本文的可能贡献在如下两个方面：其一，较详细分析了出口企业利润率的相关典型化事实，从而为分析中国出口贸易利益提供了微观解读，有助于进一步加深对中国出口贸易利益的认识和理解。其二，从要素价格负向扭曲角度为中国出口企业的低利润率提供了一个可行解释，这既丰富了要素价格扭曲与企业贸易行为的相关文献，也贴近中国转型经济特点。文章安排如下：第二部分是计量模型构建与数据说明；第三部分是描述性分析；第四部分是计量结果及分析；第五部分是文章结论与政策含义。

二、计量模型、指标构造与数据说明

（一）计量模型构建

参照苏振东和洪玉娟、张杰等的做法［4］［9］，我们构建如下形式的计量模型：

式（1）中，角标i、j、f、t分别代表省份、二分位行业、企业和年份；被解释变量rprofitijft表示位于i省j行业的企业f在t年的利润率；distft表示企业的要素价格扭曲程度；Conft表示企业层面控制变量；Conijt表示地区及行业层面控制变量；λi、λj、λt分别代表省份、行业和年份固定效应，εijft为随机干扰项。

（二）指标构造

1.被解释变量：企业利润率rprofit。张杰等采用净利润与企业销售额的比值表示单位销售的盈利能力［9］，苏振东和洪玉娟采用净利润与企业总资产比值表示资产盈利能力［4］。考虑到结论稳健性，我们分别采用这两种方法测算利润率，将销售利润率和资产利润率分别记为rprofit 1、rprofit 2。

2.核心解释变量：要素价格扭曲dist。企业层面要素价格扭曲一般采用要素实际所得与要素应得之比表示，其值大于1说明要素价格正向扭曲，小于1说明要素价格负向扭曲。在本文中，我们借鉴盛仕斌和徐海、Hsieh和Klenow、施炳展和冼国明的做法，采用C-D 生产函数方法测度要素价格扭曲［10］［11］［12］。假设生产函数为如下形式：Y=AKαLβ，那么要素的边际产出分别为：MPK=AαKα-1·Lβ=αY／K，MPL=AβKαLβ-1=βY／L。在获得要素的边际产出MPK和MPL、资本价格r、劳动价格w后，就可以计算各种要素的价格扭曲（distortion）及其总体扭曲，如下式：distK=MPK／r，distL=MPL／w，。计算要素价格扭曲的相关指标选择如下：Y 为工业增加值；K 为固定资产净值年平均余额；L为全部职工；w 为应付工资总额除以全部职工。资本价格采用利率衡量，利率数据采用盛仕斌和徐海、Hsieh和Klenow 的折中做法。首先按照盛仕斌和徐海的做法，利用利息支出与负债合计的比值测算利率，如果该利率值高于0.05，即为企业资本实际报酬［10］；如果该利率值低于0.05或数据缺失，则以各类所有制企业各年贷款的平均利率代替该企业利率，这借鉴了Hsieh 和Klenow 的做法［11］，因为我国法定贷款利率一般在0.05以上。另外，采用工业品出厂价格指数缩减工业增加值数据，采用居民消费物价指数缩减工资数据，采用固定资产投资价格指数缩减资本数据，数据来自《中国统计年鉴》和《中国工业企业数据库》。

3.企业层面控制变量Conft。

（1）全要素生产效率tfp。企业全要素生产效率反映的是企业将投入转化为产出的效率，代表了企业的技术能力，其值越大，企业获利空间越大。测算方法如下：按照Brand等的做法，首先对原始数据进行指数平减、行业跨期调整，OLS回归方法没有考虑样本选择偏差与共时性偏差，OP 方法考虑了这些因素但OP方法计算生产效率要求企业的投资值必须大于0，这导致大量样本损失，LP 方法取而代之采用中间投入品作为代理变量，在克服共时性偏误的同时保留了大量样本［13］，但是LP方法不能很好地处理样本选择偏差问题，Wooldridge证明一步GMM 方法可以很好地解决C-D 生产函数中企业资产和tfp的共时性问题以及非平衡面板数据和企业生存概率所带来的样本选择问题［14］，因此是一种具有一致性的有效估算方法。我们将利用Wooldridge改进的LP 方法得到的估算结果记为tfp。

（2）企业规模scale。考虑到中国仍然是劳动力充裕型国家，采用企业职工总数测算企业规模。根据规模经济理论，企业规模越大越容易实现规模经济，从而企业利润率越高；但另一方面，如果企业规模超过长期平均成本曲线对应的最低点，那么会出现规模不经济，从而企业利润率降低。

（3）企业研发因素rd。企业通过研发可以提高产品质量，提升产品差异性，从而提高企业利润率；企业研发也是企业实现技术吸收、二次创新的重要保障，这也将提高企业利润率；另一方面，一般而言研发投资具有规模大、不可回收、风险大的特点，这会降低企业的利润率。由于原始数据中研发投入数据不连续，我们采用企业新产品产值作为代理变量，企业新产品产值可以看做是企业研发产出，因此也可以衡量企业的研发行为。

（4）企业融资约束变量finance。在中国经济转型背景下，企业大多面临融资约束，这意味着企业的融资成本较高，从而降低利润率。按照李志远和余淼杰的分析，如果企业可以获得银行贷款，则可以从外部融资渠道缓解融资约束，从而降低企业的融资成本［15］，因此采用企业是否有贷款利息支出作为企业融资约束的代理变量，有则为1，否则为0。

（5）政府补贴因素sub。在经济转型背景下，政府对出口企业存在各种形式的补贴，显然这会降低企业成本，从而提升企业利润率；但补贴发放存在信息不对称，补贴运用可能存在道德风险问题，因此也存在不确定性。采用企业是否有补贴收入指标衡量政府补贴，有则为1，否则为0。

（6）企业所有制因素foreign。一般而言外资企业由于技术先进、营销经验丰富等因素具有更高的利润率，设定外资企业为1，否则为0。

（7）企业年龄age。一般认为企业在成长过程中竞争力会发生变化，因此加入企业年龄因素。

4.地区-行业层面控制变量Conijt。

（1）行业垄断程度hindex。从市场结构角度看，行业垄断程度越高，行业内企业的垄断利润越大，其利润率自然越高，利用二分位行业内各企业的销售额计算行业赫芬达尔指数，其值越大，行业垄断程度越高。

（2）省份市场化程度market。市场化程度越高，企业间竞争程度越强，企业利润率可能越低；但是市场化程度越高，政府干预程度越低，政府的“攫取之手”和“援助之手”的功能都会有所降低，因此市场化程度对企业利润率的影响不确定。

（三）数据说明

上述大部分指标计算所需数据均来自《中国工业企业数据库》，样本区间为1999～2007年，我们按照Feenstra等、Yu、聂辉华等的建议对数据进行了删减，剔除出现下列情况的企业［16［17］［18］：没有名称、ID 以及相关指标；职工数小于8；流动资产大于总资产；固定资产净值大于总资产；总固定资产大于总资产；企业成立时间无效（成立年份晚于当年；成立月份晚于12或早于1）；实收资本小于或等于0。在此基础上计算相应的指标，我们首先对这些指标进行描述性分析，结果汇总在第三部分。

三、描述性分析

表1分析了中国出口企业的利润率变化趋势，可以看出无论哪一种利润率测算方式，中国出口企业利润率都呈现上升趋势。另一方面，随着中国市场化改革的推进，中国要素市场扭曲程度呈现降低趋势，从1999年的10.25下降为2007年的7.18，由此可以初步判断要素价格扭曲与出口企业的利润率呈现负相关关系。

表1 利润率变化趋势

为了分析出口企业利润率的跨截面差异性，表2分析了不同所有制企业的利润率变化趋势，其中利润率指标选用第一个。由表2 可知：其一，不同所有制企业的利润率存在明显差异，国有企业利润率均值最低，仅为0.009；而非港澳台外资企业的利润率均值最高，为0.046。其二，所有类型企业的利润率均呈现增长趋势，其中表现明显的是国有企业，这大概反映了国有企业改革的积极成果。由表1和表2可以看出，中国出口企业利润率存在跨期、跨截面差异性，进一步，要素价格负向扭曲是造成这种差异性的原因吗？为此我们对变量进行分组描述性分析。

表2 不同所有制企业利润率

表3 变量统计说明

表3 按照dist指标的中值将样本一分为二，有两点值得注意：其一，三个要素价格扭曲指标distK、distL、dist均大于1，说明要素价格扭曲均呈现负向扭曲；其二，高要素价格扭曲组的利润率较低，这说明要素价格扭曲程度越高，企业利润率越低。

四、计量结果及分析

（一）基本回归分析

按照式（1），对被解释变量、核心解释变量选取不同指标进行回归，结果如表4所示。

表4 基本回归分析

表4中，前三个回归的被解释变量是销售利润率，后三个是资产利润率；同时，核心解释变量分别取要素价格扭曲dist、资本价格扭曲distK和劳动力价格扭曲distL，以考察价格扭曲来源和结构对利润率的影响。主要结论有两点：其一，所有类型价格扭曲对出口企业的利润率均有负的影响，这说明要素价格扭曲程度越高，企业利润率越低。这是由中国出口企业竞争模式造成的。长期以来，中国企业依靠低价格优势进入国际市场，低价格是中国企业最主要的竞争力，而低价格的源泉是中国要素低价格，特别是中国要素价格的负向扭曲。要素价格扭曲程度越高，说明企业降价的空间越大，出口价格反而越低。在中国出口企业激增的条件下，势必造成企业之间的恶性竞争，从而形成一旦低价竞争就会毫无退路的窘境，其后果必然导致低成本、低价格、高竞争、进一步降价的恶性循环，从而要素价格负向扭曲程度越高，企业的利润率越低。其二，从标准化系数来看，劳动力价格扭曲的影响超过了资本价格扭曲。这主要是由中国要素禀赋特点和体制因素造成的。一方面在本文样本考察期内，大量农村剩余劳动力有待转移，这造成了劳动力市场的供大于求；另一方面由于工会并非独立性力量，导致工人讨价还价能力也极低。相比较而言，资金或资本的价格则由国家官方规定，其下降幅度十分有限，因此劳动力价格负向扭曲是造成出口低利润率的主因。

进一步观察其他控制变量。全要素生产效率tfp显著为正，生产效率越高，说明企业越处于技术前沿位置、企业资源利用效率越高，企业将投入转化为产出的能力越强，从而利润率越高；生产规模scale显著为负，这可能与中国企业处于规模不经济阶段相关；研发指标rd指标为正，研发可以提升产品质量和价格，从而有利于提高利润率，但同时研发也会造成成本增加，因此有时为正但不显著；融资约束finance指标为负，说明有利息支出、可以获得银行贷款的企业利润率偏低，这与中国银行业的所有制歧视有关，获得大量贷款的国有企业未必有较高的利润率；政府补贴sub显著为正，政府补贴降低了企业成本，提高了企业利润率；外资企业虚拟变量foreign显著为正，说明外资企业较本土企业有更高的利润率；企业年龄age显著为负，老企业可能由于经营惯性因素对市场需求的反应不敏感；垄断指标hindex显著为负，这与预期不一致，可能原因在于垄断程度越高，国有企业比重越高，从而利润率反而偏低；市场化程度指标market显著为负，市场化程度越高，企业间竞争程度越强，利润率越低。总起来看，我们发现要素价格扭曲程度与利润率负相关，这与前面描述性分析结果一致，说明中国出口企业从负向要素扭曲中获利有限，这或许根源于中国企业的低价竞争模式。

（二）影响差异性分析

为了分析要素价格扭曲对利润率影响的差异性，表5汇报了分样本回归结果。

表5 分样本回归分析

表5中，回归（1）～（4）是按照不同的所有制进行样本分类，（5）～（6）是按照不同的出口强度进行分类，我们将出口占销售额50%以上的企业归为高出口强度，反之为低出口强度。有三点结论值得关注：其一，要素价格扭曲对不同所有制企业影响的差异性。可以看出，要素价格负向扭曲降低了国有企业和私营企业的利润率，但却提升了港澳台资企业、外资企业的利润率，这说明本土企业只能依靠低要素价格、低产品价格竞争，而外资企业却实现了低要素价格、高产品价格的竞争模式，这意味着外资企业从要素价格扭曲中获得的贸易利益较多，而本土企业则极为有限。其二，无论哪种出口强度企业，要素价格扭曲均降低了出口企业的利润率，但从回归系数看，对高出口强度企业的降低幅度更大一些。高出口强度企业更多依赖于国际市场，从而面临的国际竞争压力、自身的降价倾向更大一些，从而利润率也更低一些。其三，从其他控制变量看，私营企业样本的符号与其他样本稍有不同，主要是融资约束变量finance和企业年龄变量age，具有利息支出、可以贷款的私营企业利润率更高一些，这意味着私营企业可以更好地利用融资资源；年龄大的私营企业利润率更高一些，这些企业能够在市场制度并不十分健全的夹缝中存活并成长，应具有更高的利润率。其他变量与基本回归并没有太大差异，不再赘述。

表5的结果表明要素价格扭曲对不同所有制企业的影响具有差异性，同样也可能对不同生产效率企业的影响具有差异性。按照类似的逻辑，为了考察要素价格扭曲对不同特点企业影响的差异性，我们加入主要控制变量与要素价格扭曲的交叉项进行回归，结果见表6。

表6 企业自身特点与要素价格扭曲影响

由表6可见，其一，dist变量仍然显著为负，说明要素价格扭曲降低出口企业利润率这一核心结论稳健。其二，要素价格扭曲使利润率降低的程度具有企业差异性，从回归结果看，生产效率、研发、政府补贴可以降低要素价格扭曲的负向作用；而企业规模、银行贷款和企业年龄则会进一步加深要素价格扭曲的负向作用。从政策层面看，提升企业生产效率、增加研发投入、加大政府补贴可以在一定程度上缓解出口企业的低利润率问题。

（三）稳健性分析

上述回归结果均未考虑变量内生性问题。造成内生性的原因之一是遗漏重要解释变量，比如对于本文而言，企业利润率显然还可能取决于企业管理能力、企业文化等，而这些变量难以定量刻画，但忽略这些变量会造成估计结果的有偏性，为此我们在式（1）基础上进一步加入企业固定效应，用以控制这些不随时间变化的企业特征，回归结果汇总在表7。造成内生性的另外一个原因是解释变量与被解释变量之间的相互影响，比如企业的低利润率可能反过来进一步压低企业要素投入价格，从而加剧要素价格扭曲程度，企业的低利润率可能反过来影响企业研发投入等行为，为此我们采用GMM方法进行估计，估计结果汇总在表8。值得注意的是，这里的估计我们都以表5做对比，这可以验证本文结论的稳健性，同时也可以考察要素价格扭曲影响的差异性。

表7有三点值得注意，其一，加入企业固定效应后，一个明显的变化是模型的可决系数R2显著增加，说明企业固定效应对企业利润率具有不可估量的影响。其二，本文关注的核心解释变量dist的回归系数符号与表5一致，说明本文的核心结论是稳健的。其三，从控制变量看，部分控制变量的符号与表5一致，但显著性明显降低，如研发变量rd、年龄变量age，这是因为企业固定效应中可能包含了部分控制变量信息，从而导致其显著性降低。

表7 稳健性分析：加入企业固定效应

最后，为了考虑变量相互影响导致的内生性问题，我们采用两步系统GMM 方法进一步回归，回归结果见表8。可以看出，利润率变量的滞后项显著为正，说明加入滞后变量的必要性。dist系数大多数情况下显著为负，本文核心结论稳健。另外Sargan检验、一阶和二阶序列检验基本通过，说明工具变量是可信的，具体结果不再赘述。

表8 稳健性分析：GMM 方法结果

五、结论与政策含义

在中国成为世界第一货物贸易大国的背景下，中国出口贸易利益成为重要问题。对于出口企业而言，出口利润率是其出口贸易利益的重要体现。要素价格负向扭曲是中国出口贸易大增长的重要推动力，我们研究要素价格负向扭曲对出口企业利润率的影响，从而为分析中国出口贸易利益及其决定因素提供了一个来自企业利润率的微观视角。

描述性分析显示，中国出口企业利润率呈现增长趋势；本土出口企业利润率低于外资企业；要素价格负向扭曲程度与出口企业利润率负相关。进一步严格的计量检验表明：要素价格负向扭曲降低了中国出口企业利润率，这一核心结论对于不同样本、不同指标、不同回归方法总体上是稳定的；劳动力价格扭曲的影响作用大于资本价格扭曲；要素价格负向扭曲使利润率降低的影响对于本土企业、高出口强度企业、生产效率低、无研发投入、无政府补贴的企业更加明显；造成这一现象的根本原因在于中国企业低成本、低价格的竞争模式。

上述结论的政策含义至少有两点：其一，从贸易利益的角度看，即使要素价格扭曲成就了中国出口的巨大规模，但并没有由此带动中国贸易利益的增长，因此要从根本上扭转贸易规模导向的贸易政策，培养贸易利益导向的贸易政策思维，只有这样，才可能实现要素市场价格改革；其二，从企业自身角度看，通过提升企业生产效率、加大企业研发投入也是提升出口企业利润率的可选方案，其根本在于扭转价格竞争模式，培育品牌、质量、营销、服务等非价格竞争力。

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