中国企业出口增收不增利吗？——基于广义倾向得分匹配的经验研究

陈勇兵 谭 桑 李梦珊 康吉红

（中南财经政法大学 工商管理学院，湖北 武汉 430073）

一、引言

在从计划经济向市场经济转型的过程中，中国独特地参与全球经济行为的模式得到了广泛认同，这种模式的主要特征是深度参与全球价值链和出口爆炸式增长［1］。中国利用发达国家的资本和技术以及中国廉价的劳动力进行生产，再利用国际大买家的市场势力出口到世界各地。然而，这一模式在创造中国出口增长奇迹的同时，也导致中国出口产品在质量、品牌及科技创新等方面都处于较低水平，缺乏国际竞争力，只能依靠低价策略争取市场份额。不仅如此，在大多数出口产品中，中国只承担了这些产品全球化生产链中的加工组装环节，这些产品与其说是“中国制造”，不如说是在中国“加工组装”，中国企业仅从中赚取了少量的加工费。当前中国正处于经济转型的关键时期，这种粗放型贸易增长模式的弊端日益凸显，表现在中国越来越庞大的出口额中，真正的国内增值部分少，出口企业获利呈日益下降的不良态势。在这种情况下，探讨中国企业如何避免在增收不增利的泥潭里越陷越深，将有益于中国尽快实现从贸易大国向贸易强国的转变。

出口会影响中国企业的绩效吗？对这个问题的回答，一类文献主要讨论了中国出口企业与非出口企业的生产率差异，一部分研究发现出口企业生产率低于非出口企业，“生产率悖论”在中国普遍存在［2］［3］。然而，范剑勇和冯猛以投入要素的流量概念为切入点，应用LP方法估算了内销企业与出口企业、四类不同出口密度企业的全要素生产率，其结论否认了出口企业存在生产率悖论现象，证实出口企业的TFP高于内销企业［4］。另一类文献着重强调出口对企业员工工资的影响。其中，包群等基于倍差法的研究思路，考察了1998～2001年间中国制造业企业出口行为对其员工收入的动态影响，研究表明在控制了企业规模、经营年限、地理区位以及企业所有制等因素后，没有充分证据表明企业的出口行为显著提升了员工收入［5］。包群和邵敏还运用动态面板数据模型考察了出口贸易如何影响劳动力工资增长速度，研究结果表明，中国企业的出口活动对工资增长速度的提高产生了显著的抑制作用，且这种抑制作用不受异常样本点的影响［6］。

遗憾的是，首先，出口影响中国企业绩效的文献过度集中于企业生产率和员工工资两方面，这显然不利于全方位、多角度理解企业的出口决策。比如，中国企业出口是否真的陷入了增收不增利的窘境呢？针对这一问题，本文拟同时从企业销售额增长率及利润率两方面探讨出口对其的影响。销售额增长率代表企业出口“量”上的增长，利润率则衡量了企业出口“质”上的提高，同时考察出口对企业销售额增长率及利润率的影响，有助于企业在进行出口决策时从“增收”和“获利”两方面进行综合考虑，在维持出口高速增长的同时能创造更多的利润。

其次，大量有关出口与企业绩效的研究，仅将出口状态（即是否出口）作为研究对象，但仅考虑企业是否出口可能会掩盖或者低估出口对企业绩效的影响效果。出口企业参与国际市场活动的程度差别很大，一些企业偶尔接到几张海外订单，出口仅占其销售额的一小部分；一些企业积极挖掘国际市场潜力，出口占销售额的比重较大；还有部分企业全部外销，属于纯出口企业［7］。因此出口活动是否能促进企业绩效的提高，不仅取决于是否出口，更取决于企业参与出口市场的程度即出口强度，仅用出口与否这个二元变量会掩盖出口强度的差异，造成结果的低估。考虑到企业出口参与程度的差异，本文采用广义倾向得分匹配（generalized propensity score，GPS）方法，采用企业出口强度即企业的出口额与总销售额之比作为连续处理变量，在每一出口强度水平上研究出口对销售额增长率以及利润率的影响。

最后，除了能考虑到企业出口参与程度的差异外，GPS方法还有以下优点：（1）GPS方法可绘制出作为连续型处理变量的企业出口强度在其定义域［0，1］闭区间内所对应的企业销售额增长率、利润率的整体图形，便于直观观察其变化趋势。（2）出口强度与企业销售额增长率、利润率之间可能存在非线性关系，因此通过GPS方法我们可以检验当出口强度在［0，1］闭区间内连续变化时企业出口强度对其的持续性因果效应。（3）GPS方法可绘制出不同出口强度对销售额增长率及利润率的净影响，即在控制企业“自我选择”后，与非出口企业相比，出口企业在每一出口强度上对销售额增长率（利润率）的净影响。

基于此，本文运用2003～2007年中国工业企业的微观数据，采用专门针对连续处理变量的GPS方法，控制企业的“自我选择”效应后，在企业每一出口强度水平上研究出口与销售额增长率及利润率的关系。研究结果表明，出口与企业销售额增长率呈“倒U”型关系，销售额增长率随企业出口强度的提高先上升后下降，出口提高销售额增长率这一命题仅在出口强度的某一子区间内成立；通过研究出口强度对利润率的净影响，发现与非出口企业相比，出口反而抑制了企业利润率的增长。区别于现有文献，本文的边际贡献在于：采用针对连续处理变量的广义倾向得分匹配方法，充分考虑出口参与程度的差异，从而更加真实地反映出口对企业绩效的影响，进而深入剖析中国出口企业增收不增利背后的原因，这为现有研究提供了一个发展中大国的典型案例，同时也为贸易政策的宏观调整提供了微观基础。

文章其余结构安排如下：第二部分介绍模型、方法与数据，第三部分从出口销售额及利润率双重视角分析出口对企业绩效的影响，第四部分为进一步分析，最后部分为结论。

二、模型、方法与数据

（一）广义倾向得分匹配法

企业出口对其销售额增长率及利润率的影响效果可能会与出口强度有关，因此本文采用广义倾向得分匹配方法进行实证分析。倾向得分匹配法（propensity score matching，PSM）中的处理变量为二元虚拟变量，而广义倾向得分匹配法中的处理变量为连续型变量。本文中连续型处理变量D为企业出口强度，即出口占销售额的比重，在区间¯D＝［0，1］中取值，结果变量Yi分别为企业销售额增长率和利润率。利润率的测算借鉴苏振东等的方法［8］，采用企业资产收益率（return on assets，ROA）指标，即净利润与平均资产总额之比表示，该指标越高，表明企业资产利用效果越好，即企业在增加收入和节约资金使用等方面取得了更好的效果，反之亦反。

Hirano和Imbens将Rosenbaum和Rubin中二元处理变量情况下的条件独立性假设扩展为连续型处理变量情况［9］［10］：

其中Y（d）为当处理变量D取值d时的结果值，具体到本文，即当企业出口强度为d时所对应的企业销售额增长率（利润率）水平。这一条件意味着当控制了向量X中所包含的因素之后，企业出口强度与销售额增长率（利润率）水平是相互独立的，向量X中所包含的变量称作“匹配变量”，一般为共同影响企业出口强度和销售额增长率（利润率）水平的变量［11］。

令r（d，x）为处理变量的条件概率密度函数：

则广义倾向得分GPS即为S＝r（D，X）［9］，它表示在控制了匹配变量X后，当处理变量D取值d时的概率。结合式（1）所示的条件独立性假设可以得到：

该式意味着当控制了GPS后，处理变量取值d与其对应的结果变量Y（d）是相互独立的。

在前述基础上，根据Hirano和Imbens的做法［9］，本文将分三阶段来估计不同的出口强度对企业销售额增长率及利润率的影响。

第一步，给定控制变量Xi，估计出口强度的条件分布。由于在本文样本中，出口强度的分布是严重有偏的①，故本文采用Logistic分布函数来刻画其分布特征。假定对于观测值i，给定Xi时，出口强度Di的条件期望为：

其中，对于所有的Xiβ∈R，有0≤F（Xiβ）≤1，保证Di在区间［0，1］内取值。假设函数F（·）是Logistic分布函数，具体表示如下：

由于Di在区间［0，1］中取值，借鉴 Wagner的做法［12］［13］，采用Papke和 Wooldridge提出的分数对数单位模型（fractional logit model）来估计企业出口强度的概率［14］，并用拟最大似然估计法估计出β。具体估计过程是在Gourieroux等提出的广义线性模型框架下，最大化伯努利对数似然函数［15］：估计出后，GPS可由式（7）计算得出：

第二步，将结果变量Yi表示为出口强度Di及其概率的函数，并运用OLS法对其进行估计：

第三步，利用式（8）估计出来的系数σ＾，计算结果反应函数即销售额增长率（利润率）在每一出口强度水平上的反应函数：

其中，N是样本中的企业数目。我们将步长设为0．01，则d＝0、0．01、0．02、…、0．99、1，［Y（d）］是d取任意出口强度时对应的销售额增长率（利润率）。这里d和Di是不同的，Di为企业真实的出口强度，而d则是根据步长划分的出口强度，有些d是样本中真实存在的，有些d则不存在。如果存在，则按真实的Di来计算GPS，如果不存在，则在所谓的反事实框架下按d来计算。式（9）可以刻画任一出口强度d上的销售额增长率（利润率）均值，将不同出口强度上的销售额增长率（利润率）均值与出口强度为零时销售额增长率（利润率）均值进行比较，就可以进一步衡量与不出口相比，任一出口强度水平给销售额增长率（利润率）带来的净影响，用式（10）表示：

由上述估计过程可知，运用广义倾向得分匹配法获得出口强度对企业销售额增长率（利润率）的因果效应时，必须首先满足条件独立性假设，而这一假设成立与否又取决于匹配变量Xi的选取。根据Abadie的思路［11］，向量Xi中所包含的变量应为同时影响企业出口强度和销售额增长率（利润率）的变量，因此在已有理论和经验文献的基础上，本文将向量Xi中所包含的变量设置如下：（1）企业规模（size）及其平方项（size2），用全部从业人员年平均人数的对数测算。（2）人均工资报酬（avwage），用应付工资总额（包括应付福利费）与全部从业人员年平均人数之比的对数测算。（3）企业销售额（sale），用工业销售产值的对数表示。（4）全要素生产率（tfp），用Olley和Pakes介绍的OP方法测算［16］。（5）企业财务状况（finance），用企业负债总计与资产总计之比测算。（6）资本密集度（capdes），用企业固定资产与从业人员之比测算。为了控制内生性，所有控制变量均滞后一期。此外，还分别包含了省份虚拟变量以控制地理区位的差异，二位数行业虚拟变量以控制企业所在行业的差异。

（二）数据介绍

本文以2003～2007年中国制造业企业作为分析样本，数据来源于国家统计局的中国工业企业数据库。其统计对象包括全部国有和规模以上（主营业务收入超过500万元）的非国有企业。由于该数据库包含了非正常经营和数据统计错误的企业，结合本文计量对数据的要求，遵循标准的剔除程序［17］，我们剔除了以下观测样本：（1）主要变量（总资产、固定资本合计、中间投入品和工业增加值等）缺失或者小于0和雇员小于8人的企业；（2）不符合一般会计准则的企业，包括利润率大于1的、流动资产大于总资产的、固定资产大于总资产的、企业成立年份缺失的企业数据。同时由于原数据库中所有变量的货币单位均为名义值，为了客观反映，样本中的所有名义变量均以2000年为基期进行了调整，其中工业增加值用各省工业品出厂价格指数平减，资本用各省的固定资产投资价格指数平减。

三、出口对企业绩效的影响分析

（一）出口对企业销售额增长率的影响分析

本文以2003～2007年中国制造业企业总样本为研究对象②，研究企业出口强度对销售额增长率的影响，并利用各年的子样本进行稳健性分析。GPS估计的第一步是利用分数对数单位模型估计式（4），目的是为了估计出口强度的概率，估计结果见表1。由表1第（1）列估计结果可知，所有匹配变量的估计系数均通过了显著性检验，由此说明了匹配变量选择的合理性。首先，企业规模（size）对其出口强度的影响呈现“倒U”型。由于样本中企业规模的取值范围是［3．97，18．08］，而通过计算可知处于最大值处的企业规模（size）为15．5，故企业规模对出口强度的影响主要位于“倒U”型的上升阶段，也就是说影响为正，事实上，由于出口贸易中存在大量固定成本，比如市场研究、为外国顾客进行产品再设计、建立专业的出口运营团队等，一个更大规模的企业可能更容易获得出口所需要的资本、更能够抵御出口所带来的风险［18］。一旦企业规模高于临界值（此样本中为15．5），企业规模对出口强度的影响为负。由此可见，并非企业规模越大越有利于出口强度的提高。Wagner也提到并非企业规模使企业有较高的出口强度［13］。平均工资报酬（avwage）能促进出口强度的提高，表明员工收入高的企业“自我选择”进入出口市场。企业销售额（sale）系数为负，表明企业销售额的增长并不能促进企业出口强度的提高，反而在一定程度上起到了抑制作用。全要素生产率（tfp）越低的企业，其出口强度反而越高，进一步证实了中国存在“生产率悖论”。财务状况（finance）与出口强度呈反比，说明企业负债越少（即资金越充足），其出口强度越高。资本密集度（capdes）系数显著为负，表明目前中国的出口比较优势仍为劳动密集型产业。表1中（2）～（6）列为分年份的稳健性检验，结果显示，除企业销售额对出口强度的影响存在差异外，其他变量的符号及显著性均未发生显著变化。

表1 出口强度的决定因素——分数对数模型回归结果

在分数对数回归模型的基础上，我们基于表1的估计结果，计算出样本企业的GPS，以2003～2007年总样本回归为例，GPS平均值为0．732，最大值为0．999 95，最小值为0．001 78。

第二步，根据式（8）估计出企业销售额增长率的条件期望；第三步，本文在细分的出口强度③及其对应的GPS下根据式（9）计算企业销售额增长率在每一出口强度下的结果反应函数。由图1可知2003～2007年间当企业出口强度水平极低时，企业销售额增长率会随企业出口强度的增长呈下降趋势，一旦出口强度达到一定水平，其与销售额增长率之间呈“倒U”型关系，即当企业出口强度小于某一临界值时，出口强度的增加能促进销售额增长率的提高，一旦企业出口强度超过某一临界值，出口强度的持续增加反而会抑制销售额增长率的提高。

为什么在出口强度水平极低的时候，企业销售额增长率与出口强度之间会存在负相关关系呢？可能是因为对于刚开始从事外贸工作的企业来说，由于缺乏海外市场经验，其起步阶段的出口存在着某种试探性意味，目的是了解并熟悉海外市场，同时判断企业自身条件是否适合从事外贸工作，因此在这一尝试性阶段，出口强度的增加会抑制企业销售额增长率的提高。在试探性出口阶段结束后，如果企业决定继续从事出口活动，出口强度对企业销售额增长率的影响会呈现出一种先上升后下降的“倒U”型关系，原因可能在于：一方面，企业参与国际市场能实现生产的规模经济，同时与国际市场上的购买者和竞争者接触可以使出口企业学到更先进的信息、技术及管理经验［19］，从而促使企业出口后迅速成长，其销售额增长率也随出口的扩张而增大；另一方面，随着国际化参与程度的进一步提高，出口引致成本增加，如开拓更多海外市场带来的协调控制成本等也会随之水涨船高，当出口引致的一系列成本高于规模经济带来的收益时，销售额增长率反而会下降。这一结果提醒我们：在企业从事出口贸易初期，由于试探性的少量出口带来的销售额增长率的下降并不意味着出口贸易的失败，企业应继续积极开拓海外市场，优化企业内部组织架构、获得学习效应，但值得注意的是，企业也不能一味地追求高出口这个单一指标，因为出口强度过高反而可能会抑制企业销售额增长的速度。

为了检验出口强度与企业销售额增长率之间的关系随着时间的推移是否稳健，本文分年份依次估计了每年的剂量反应函数，如图1所示，出口强度与销售额增长率之间确实存在“倒U”型关系，且除2003年外，其他年份样本企业在出口活动初期也都存在试探性出口导致销售额增长率小幅下降的情况。

图1 企业出口强度对销售额增长率的因果效应估计

（二）出口对企业利润率的影响分析

出口能在一定的区间内促进企业销售额增长率的提高，即实现出口“量”上的增长。然而，比出口数量更加值得关注的是出口质量问题，因为出口质量直接决定出口企业的盈利能力，而盈利能力才是企业能够在激烈的竞争中持续生存、发展甚至脱颖而出的根本。不仅如此，企业出口数量易受国际市场需求的影响，一旦外需出现大幅度波动，企业出口额将受到极大影响，此时企业的盈利能力才是支撑企业继续生存的关键。因此，本文以利润率作为企业盈利能力的代表性指标，采用GPS方法，在每一出口强度水平上研究出口活动对企业利润率的影响，同时计算与非出口企业相比，任一出口强度水平给利润率带来的净影响。

图2给出了2003～2007年全样本企业利润率对出口强度的净处理效应。由图2可知，与非出口企业相比，出口强度增长带来的企业利润率的增长幅度越来越小，甚至当出口强度达到一定水平后，其利润率反而低于非出口企业。也就是说，中国企业出口战略不仅没有帮助企业获得价值增值，反而缩小了企业的盈利空间。造成这一结果的原因主要在于中国制造业企业的出口以劳动密集型产品为主，其技术含量低、附加值低等特点使其在国际市场的激烈竞争中处于劣势：出口企业既面临拥有品牌和全球销售网络渠道的跨国公司对出口产品价格的挤压，同时也面临掌握核心创新研发能力的关键零部件的国际供应商提高产品价格的挤压，而中国企业的出口却以加工贸易为主，在产品定价方面没有话语权，只能被动接受利润空间被一再压缩的事实［20］；外患困扰的同时，中国本土出口企业由于“潮涌现象”存在过度进入和过度竞争的困扰，进一步加剧了企业出口越多利润越少的尴尬局面。

为了检验企业出口强度与利润率之间的关系随时间的推移是否稳健，本文分年依次估计了每年出口对企业利润率的净影响效应，结果均显示，与非出口企业相比，企业的利润率水平随着出口强度的增加而降低。

图2 不同出口强度对企业利润率的净影响

四、中国企业出口增收不增利的原因分析

由前文的研究可以发现，在试探性出口阶段，企业销售额增长率随出口强度的增加而下降，随后，企业销售额增长率随出口强度的增加呈先上升后下降的“倒U”型趋势。值得注意的是，无论企业销售额增长率变化趋势如何，其始终为正值，也就是说中国企业出口规模会随出口强度的增加而扩大。但同时令人费解的是，与非出口企业相比，出口企业的利润率却随出口强度的增长而逐渐下滑，甚至当出口强度达到一定值后其利润率反而低于非出口企业。那么，为何中国企业的出口会陷入这种增收不增利的怪圈呢？这与中国的比较优势及独特的参与全球价值链分工体系的方式不无关系。

首先，中国缺乏拥有自主知识产权的高附加值出口产品，只能依靠薄利多销的低价策略争取更多的市场份额，是以利润的大量让出为代价。中国是一个资本相对稀缺，劳动力相对富足的国家，出口的产品以低附加值的劳动密集型产品为主，这些产品大多已经步入产品成熟期，市场上供给过剩，这势必导致激烈的竞争。同时中国出口产品存在自主知识产权和自主品牌少、低端产品多，缺乏核心竞争力等结构性问题［6］。为了弥补出口产品技术更新能力薄弱、同质性、替代性强等问题，在进军国际市场时，中国企业不得不采取廉价策略，通过竞相压价的方式参与竞争，盲目扩大出口。这就导致中国出口企业随其出口强度的增加，其出口规模不断扩大，企业利润却一再压缩，甚至低于非出口企业。同时国际市场上的技术、资本密集型产品的价格居高不下使得企业的盈利空间进一步缩小。另外，中国企业“出口数量越多、产品价格越低”的原因还与买卖双方的议价能力密切相关。自改革开放以来，出口导向型战略使得政府对企业的出口限制一直非常宽松，而中国出口产品所处产业的进入门槛又普遍偏低，一旦某种产品成功打入某个国际市场获得较为丰厚的利润，国内其他众多企业都会竞相仿效、蜂拥而入，这种缺乏核心技术的大量生产同类低端产品的企业同时涌入特定目标国市场，将使中国企业在和外方买家谈判时毫无优势可言，定价权完全由外方掌控，直接导致此类产品在这一出口市场的价格迅速下跌［8］。张欣等的研究结果也表明，中国80%的出口商品缺乏定价权，因此被迫接受了低于基准水平的不合理价格［21］。

其次，占据中国出口市场半壁江山的加工贸易是造成中国企业出口增收不增利的另一重要原因。从事加工贸易的出口企业要么为跨国公司贴牌进行产品加工，要么承接国际生产订单进行产品制造，或者利用跨国公司的专利技术进行生产活动等，研发、品牌以及主要的市场、营销渠道等都由发达国家企业提供，中国企业只需要进行劳动密集型的简单加工即可，从而造就了中国的出口增长奇迹［6］［22］。然而，也正是由于中国企业嵌入的仅仅是全球价值链的低端环节，发达国家企业作为价值链中的主导者，会设计各种参数来控制以代工者身份参与其价值链体系的中国企业的技术赶超和价值链攀升过程［20］，从而迫使中国企业长期被限定在低附加值、低创新的价值链低端生产制造环节。在品牌、设计等方面没有话语权，在营销渠道方面又站不住脚，中国企业只能在生产加工端苦苦挣扎，以少量的加工费用作为企业微薄的利润来源。以服装行业为例，其公认的利润分配结构是设计占40%，营销占50%，而中国企业从事的生产环节仅得到10%的利润。可以说，中国看似风光的出口繁荣背后，暴露的却是令人寒心的利润。

总的来说，一方面由于中国企业出口以劳动密集型产品为主，即使是资本、技术密集型产品，中国企业参与的也只是高新技术产品增值链中附加值较低的组装加工环节，缺乏拥有自主知识产权的高附加值出口产品，难以摆脱低利润的泥潭；另一方面，中国企业出口大多采取加工贸易方式，国内所得不过是一点微薄的加工费而已，从而造成中国企业出口增收不增利的尴尬局面。因此，为了摆脱中国加工贸易被“低端锁定”的命运，必须挖掘中国国内市场优势，打造自主品牌，提升品牌在国内市场的影响力，进而构建国内的价值链体系，减少对外来企业的依赖，实现以本国为主导的加工贸易转型升级。也就是说，发展中国家摆脱全球价值链背景下被俘获关系的出路在于培养基于国内市场空间的国内价值链［20］。

五、结论

粗放型贸易增长模式在中国成为贸易大国之后面临巨大的挑战。本文运用2003～2007年中国制造业企业数据，在广义倾向得分匹配方法基础上，刻画了不同出口强度对企业销售额增长率以及利润率的差异影响。结果表明：首先，企业在进入国际市场初期，为尽量减少出口风险而进行的试探性出口会暂时降低企业销售额增长率；一旦企业坚定了进军海外市场的决心，企业出口强度与销售额增长率之间呈现“倒U”型关系。由此可见，企业在从事出口活动时，一方面应积极挖掘国际市场潜力并形成稳定的出口市场，但同时应注意控制出口强度位于合理的范围内，防止过高的出口引致的高成本抵消规模经济带来的收益。其次，出口强度对利润率的净影响为一条向下倾斜的曲线，说明与非出口企业相比，出口反而抑制了企业利润率的增长。因此，为了走出“出口越来越多，利润却越来越少”的怪圈，中国出口企业应当重视基于国内市场空间的国内价值链的培育，将更多的附加值放在国内，同时通过自主创新创建更多自主知识产权和自主品牌，使产品在国际市场上具有更强的竞争能力。

注释：

①Hirano和Imbens使用正态分布刻画处理变量的分布［9］，但在本文的例子中，处理变量即出口强度存在很多零值，使用正态分布函数会使结果产生偏误。

②本文所使用的数据年份为2001～2007年，但由于广义倾向得分匹配方法所使用的控制变量需滞后一期，且计算全要素生产率（tfp）也会牺牲掉起始年份的数据，因此最终参与回归的数据为2003～2007年。

③我们将出口强度［0，1］按步长为0．01划分，即细分的出口强度为0、0．01、0．02、0．03、…、0．99、1。

［1］陈勇兵，孙方．国际分散化生产导致了扩展边际增长吗？——来自中国出口产品层面的证据［J］．中南财经政法大学学报，2011，（3）：9—14．

［2］余淼杰．中国的贸易自由化与制造业企业生产率：来自企业层面的实证分析［J］．经济研究，2010，（12）：97—110．

［3］李春顶．中国出口企业是否存在“生产率悖论”：基于中国制造业企业数据的检验［J］．世界经济，2010，（7）：64—81．

［4］范剑勇，冯猛．中国制造业出口企业生产率悖论之谜：基于出口密度差别上的检验［J］．管理世界，2013，（8）：16—29．

［5］包群，邵敏，侯维忠．出口改善了员工收入吗？［J］．经济研究，2011，（9）：41—54．

［6］包群，邵敏．出口贸易与我国的工资增长：一个经验分析［J］．管理世界，2010，（9）：55—66．

［7］Fryges，H．The Export－growth Relationship：Estimating a Dose－response Function［J］．Applied Economics Letters，2009，16（18）：1855—1859．

［8］苏振东，洪玉娟．中国出口企业是否存在“利润率溢价”？——基于随机占优和广义倾向指数匹配方法的经验研究［J］．管理世界，2013，（5）：12—34．

［9］Hirano，K．，Imbens，G．W．The Propensity Score with Continuous Treatments［C］／／Gelman，A．，Meng，X．L．Applied Bayesian Modeling and Causal Inference from Incomplete－data Perspectives．New York：John Wiley ＆ Sons，Ltd，2004：73—84．

［10］Rosenbaum，P．R．，Rubin，D．B．The Central Role of the Propensity Score in Observational Studies for Causal Effects［J］．Biometrika，1983，70（1）：41—55．

［11］Abadie，A．Semiparametric Difference－in－differences Estimators［J］．The Review of Economic Studies，2005，72（1）：1—19．

［12］Wagner，J．A Note on the Firm Size－export Relationship［J］．Small Business Economics，2001，17（4）：229—237．

［13］Wagner，J．Unobserved Firm Heterogeneity and the Size－exports Nexus：Evidence from German Panel Data［J］．Review of World Economics，2003，139（1）：161—172．

［14］Papke，L．E．，Wooldridge，J．M．Econometric Methods for Fractional Response Variables with an Application to 401 （K）Plan Participation Rates［J］．Journal of Applied Econometrics，1996，11（6）：619—632．

［15］Gourieroux，C．，Monfort，A．，Trognon，A．Pseudo Maximum Likelihood Methods：Theory［J］．Econometrica：Journal of the Econometric Society，1984，52（3）：681—700．

［16］Qlley，G．S．，Pai，A．The Dynamics of Productivity in the Telecommunications Equipment Industry［J］．Econometrica，1996，64（6）：l263—l297．

［17］谢千里，罗斯基，张轶凡．中国工业生产率的增长与收敛［J］．经济学（季刊），2008，（3）：809—826．

［18］赖永剑．空间动态外部性、企业异质性与出口决定——基于中国制造业企业面板数据［J］．中南财经政法大学学报，2011，（2）：94—100．

［19］Crespi，G．，Criscuolo，C．，Haskel，J．Productivity，Exporting，and the Learning－by－exporting Hypothesis：Direct Evidence from UK Firms［J］．Canadian Journal of Economics／Revue Canadienne d＇économique，2008，41（2）：619—638．

［20］刘志彪，张杰．全球代工体系下发展中国家俘获型网络的形成、突破与对策——基于GVC与NVC的比较视角［J］．中国工业经济，2007，（5）：39—47．

［21］张欣，孙刚．中国出口企业议价能力测度——基于中国工业品出口的双边随机边界分析［J］．中南财经政法学学学报，2013，（3）：51—58．

［22］闫国庆，孙琪，仲鸿生．我国加工贸易战略转型及政策调整［J］．经济研究，2009，（5）：66—78．