中国制造业企业的进入退出与生产率动态演化

　　考察企业进入退出对制造业生产率变动的直接与间接影响；最后是结论。

　　二、中国制造业企业进入与退出的基本特征事实本文的样本是国家统计局的工业企业微观数据，时间跨度为1998―2007年，其统计对象涵盖了全部国有和规模以上（营业务收入超过500万元）非国有企业。在工业企业数据库中，每个企业都有各自的法人代码，可以根据这些代码对企业状态（包括进入、退出与存活三种）进行识别。

　　考虑到企业在样本期内会因重组或所有权变动而产生新的企业代码（Brandtetal.，2009），如果直接根据企业代码进行识别，就有可能误将一些实际上存活的企业判断为进入企业或退出企业。为了提高识别的准确性，我们根据企业名称、电话号码、邮政编码以及行业代码等信息进行匹配，将以此得到的匹配结果对企业原始的法人代码进行修正，即把确实属于相同企业的观测样本赋予相同的法人代码。另一个需要注意的问题是，由于工业企业数据库的调查对象是全部国有和规模以上非国有企业，这就意味着，企业法人代码在数据库中出现（或消失）的原因，除了的确是新成立（或倒闭）之外，还有可能是因为非国有企业由规模以下（或规模以上）转变为规模以上（或规模以下）导致的，从而可能将一些原本存活的企业误判为进入企业或退出企业。对此，采用以下方法进行处理：第借鉴马弘等（2012）的方法，使用企业的成立年份、营业状态和出现在样本中的初始年份来进一步识别企业是进入、退出还是存活；第二，对于企业在某年份消失而后又出现的情形，统一将其视为存活企业，因为这很有可能是由于企业规模变动导致的，否则将会高估企业的更替程度。

　　2006年，本文共得到各期进入企业观测数为391193个、退出企业观测数为248971个、存活企业观测数为1304197个。②企业进入率（entryr）和退出率（exitr）可以分别根据entryrt=iVE/iVT，和exi'=NX/NT，1测算得出，其中，下标和t分别表示行业和时间，NE，为在第t-1和第t年之间进入行业的企业数量，NT，1为第t-1年行业的企业总数，NX为在第t-1年和第t年之间退出行业的企业数量。

　　1999一2006年制造业企业的进入率和退出率。③首先，从总体样本来看，企业均具有很高的进入率和退出率，年平均率分别为25%和17%；此外，除了2000年和2003年两个年份外，其余年份的企业进入率都要明显高于退出率。需要特别指出的是，2004年企业进入率高达64%，其原因可能是2004年进行了全国第一次工业普查，相比之前建立了更为完善的企业登记注2009），使得更多私营企业进入统计系统。

　　其次，将企业按照其从业人员数从低到高进行排序，将其划分为4个等份（size进入率随着企业规模的增大而下降：规模最小的企业组别（size1）的年平均进入率为39%，而规模最大企业组别（size4）的年平均进入率仅有13%；另一方面，企业退出率也随着其规模等级的上升而下降，规模最小和最大的企业组别的年平均退出率分别为27%和10%.由此可见，规模越小的企业其更替程度越大。

　　第三，为了考察在不同的行业中企业的进入与退出特征是否存在差异，我们借鉴王德文等文版本中我们也采用了Dunneetal.（1988）的定义，发现二者的分析结果非常相似。

　　之所以报告1999一2006年的测算结果，是因为首尾两年（即1998年、2007年）要用于识别企业的进入、退出状态。

　　测算结果可向作者索取。

　　（2004）、邵敏和包群（2011）的方法，将企业划分为高新技术行业、公用事业行业、劳动密集型行业和资本密集型行业等四大行业类别，计算结果表明：劳动密集型和资本密集型行业的平均进入率******（26%），其次是高新技术行业（24%），而公用事业行业******（14%）；不过各行业退出率的差异没有进入率那么悬殊，平均退出率邮 箱：1262980066@qq.com******的两个行业依旧是劳动密集型行业（17%）和资本密集型行业（16%），接下来是高新技术行业（14%），而公用事业行业******（12%）；由此可见，进入率高的行业其退出率也往往较高。

　　最后，我们还测算了按所有制类型①和地区②分类的企业的进入率与退出率。从分所有制类型来看，本土企业在大部分年份的进入率高于外资企业，尤其在2004年及之后年份表现尤为明显，同时本土企业的退出率也显著高于外资企业，这说明本土企业的更替程度相对更大。从分地区来看，沿海地区企业的进入率高于内陆地区，但企业的退出率却低于内陆地区，其可能的原因是沿海地区经济比较发达、开放程度较高，进而对潜在进入企业具有更大的吸引力，而同时其广阔的国内外市场也为已有企业的持续生存提供了条件。

　　另外，我们还考察了企业进入与退出的动态变化对企业构成，以及就业和产出在制造业部门的再配置所产生的影响。③结果发现：新进入企业是各年份企业的要构成来源，但新进入企业的持续期较短，将近2/3的企业的经营年限不超过6年；此外，不论是就业还是产出，进入企业与退出企业的规模均较小；并且以上特征普遍存在于不同行业、不同所有制类型和不同地区的企业中。

　　三、企业进入一退出与生产率的关系考虑到使用传统OLS方法估计企业全要素生产率可能会存在同步偏差和选择性偏差问题，为了更为精确地估计企业生产率，本文采用OlleyPakes（1996）的估算方法（以下称OP法），其要特点是使用投资作为企业受到生产率冲击时的调整变量。④在估算企业生产率时，用工业增加值来衡量企业的产出，并采用以1998年为基期的工业品出厂价格指数进行平减；用各企业从业人员年平均人数衡量劳动力投入。对资本投入进行度量的难度较大，而且目前在衡量指标的选择上也存在定的分歧。⑤在生产函数中，资本投入量应为实际投入到生产中的固定资本存量。与袁堂军（2009）、简泽（2011）类似，本文采用永续盘存法来估算固定资本存量。其中，初始资本存量为企业第一次出现的固定资产净值；固定资产投资额根据企业相邻两个年份固定资产原值的差额计算得到；另外，中国工业企业数据库直接报告了企业的折旧额，这样就可以使用永续盘存法计算企业在各个年份的实际资本存量即=K，1+/，-和D分别表示以1998年为基期的固定资产投资价格指数进行平减后的实际资本存量、实际投资额和实际折旧额。此外，为了保证分析结论的可靠性，我们采用了LevinsohnPetrin（2003）的方法（以下称LP法）测算企业生产率。⑥在处理同步偏差问题上，P法是采用企业的当期投资作为不可观测生产率冲击的代理变量，而LP法则是采用企业的中间品投入，该数据直接取自中国工业企业数据库，并用1998年为基期的原材料、燃料、干式变压器广泛用于局部照明、高层建筑 、机场，码头CNC机械设备等场所，简单的说干式变压器就是指铁芯和绕组不浸渍在绝缘油中的变压器。冷却方式分为自然空气冷却（AN）和强迫空气冷却（AF）。自然空冷时，变压器可在额定容量下长期连续运行。强迫风冷时，变压器输出容量可提高50%。适用于断续过负荷运行，或应急事故过负荷运行；由于过负荷时负载损耗和阻抗电压增幅较大，处于非经济运行状态，故不应使其处于长时间连续过负荷运行。动力购进价格指数进行平减得到其实际值。另外，由于OP法使用的是生存概率模型来本土企业包括国有企业和民营企业，外资企业包括港澳台商投资企业和各类外商投资企业。

　　沿海地区包括北京、、天津、广东、福建、江苏、山东、浙江等8个省市，剩余的23个省市为内陆地区。

　　这里没有报告相应的统计结果，感兴趣的读者可以向作者索取。

　　在这里没有给出采用0P法测算企业生产率的具体步骤，感兴趣的读者可以向作者索取。

　　资本投入的衡量指标要包括“固定资产净值年平均余额”资产总额“固定资本加流动资本净值年平均余额”固定资产合计“以及采用永续盘存法测算的资本存量。

　　这里没有给出采用LP法测算企业生产率的具体步骤，感兴趣的读者可以向作者索取。

　　估计企业的进入与退出行为，从而控制了样本选择的偏误，而LP法则不能处理这样的问题。因此，在本文的分析中，我们以OP法测得的企业生产率为基础性指标变量，而将LP法的测算结果作为稳健性检验。

　　（二）进入、退出及存活企业的生产率比较首先对进入、退出与存活企业之间的生产率差异进行初步的比较分析，目的在于方面从生产率角度揭示企业进入与退出的特征，另一方面也为下文探讨企业生产率的动态演化问题奠定基础。

　　为了稳健起见，同时采用OP法测算的生产率和LP法测算的生产率作为比较基础。①从总体制造业样本的估计结果可以看出，进入企业的平均生产率水平显著低于存活企业（相差20. 9%），这说明中国制造业企业在进入初期的生产率水平普遍不高。而退出企业的平均生产率则显著低于存活企业（相差42%），这是企业退出市场的重要原因。最后，进入企业的生产率显著高于退出企业（相差21.5%）。采用LP方法度量的生产率的稳健分析结果也支持上述结论。此外通过对分行业、分所有制类型以及分地区企业的生产率进行比较所得的结论与上述分析相同。

　　（三）生产率对进入企业持续期的影响分析首先，通过Kaplan-Meiei生存曲线初步考察企业在进入市场之后的存活特征，②发现新进入企业的存活概率随着进入年限的增长而下降，并且在企业进入后的前5年，该企业退出的概率呈现逐年增大的趋势，在进入后的第5年，该概率达到最大，随后该概率又呈华盈非晶合金变压器有限公司现逐年缩小的趋势。生产率对新进入企业的持续期究竟有何影响，为了回答这一问题，我们采用Cox比例风险模型来进行实证分析。以h；（t）表示在时点t上企业i的风险率，即h（t）=limpr（t矣S矣t+AtS+t）/At，其中，S为企业存续时间。据此构建如下Cox比例风险计量模型：其中，X；表示影响企业风险率的解释变量，包括重点关注的企业生产率（办）和其他控制变量；0为需估计的系数向量；）为基准风险函数（baselinehazard），用来刻画当解释变量向量X；均为0时的风险大小；exp给出了X；中第个解释变量对相对风险率的边际影响。

　　为了准确地估计生产率对新进入企业持续期的影响，我们根据既有的理论与经验研究，选取如下变量作为控制变量：（1）企业规模（size），以中型企业虚拟变量（medium）和大型企业虚拟变量（large）表示，将企业按其销售额从小到大的顺序划分为三个等份，分别定义为小型企业、中型企业和大型企业，当企业i属于中型企业时，medium取值为1，否则为0，类似地，当企业i属于大型企业时，large取值为1，否则为0；（2）企业资本密集度（klratio），用固定资产净值年平均余额与从业人员年平均人数的比值取对数来衡量；（3）企业年龄（age），用当年年份与企业开业年份之差来衡量；④政府对企业的补贴（subsidy），用政府补贴额与企业销售额的比值取对数来衡量；（5）国有企业虚拟变量（soes）和外资企业虚拟变量（foreign），若是取值1，否取值0.另外还控制了行业、地区及年份效应，考察的样本仍然为在1999年至2003年期间进入的企业。

　　从新进入企业的风险模型估计结果③可以看出：企业生产率的估计系数为负并且在1%水平上显著，表明生产率水平是决定新进入企业持续期的重要影响因素，即初始生产率水平越高的进入企业在随后年份退出的可能性越小。控制变量的估计结果显示：初始规模越大、资本一劳动力比率越高、企业年龄越小、政府补贴越大和外资企业属性的进入企业越不容易退出。此外，我们还对分行业、分所有制类型以及分地区子样本的新进入企业退出的影响因素进行了Cox局部似然法估计，得不同类别企业生产率均值差异的估计结果可向作者索取。

　　这里没有给出新进入企业的Kaplan-Meiei生存曲线估计图，感兴趣的读者可以向作者索取。

　　新进入企业的风险模型估计结果，可向作者索取。

　　到的结果与总体样本非常类似。

　　四、进入与退出企业生产率的动态演化企业进入市场之后的生产率变化上文的Cox比例风险模型估计结果发现，初始生产率水平越高的进入企业在随后年份越不容易退出，但上述生存分析却掩盖了生产率与企业退出行为之间的动态关系，即是否存在市场选择力量对新进入企业的生产率进行排序，从而决定其在随后年份中退出，回答这问题，可通过比较同―代际（cohort）进入的企业在随后年份“退出组”与“存活组”之间的生产率差异。①将企业生产率作为因变量，对企业退出虚拟变量与年份虚拟变量的交叉项进行回归，并且在估计中加入要控制变量以及年份虚拟变量，据此，建立如下形式的计量模型：其中，表示企业，表示时间，t.表示企业进入的代际年份；Exit：0为企业退出的虚拟变量，若企业i在第t年退出，则Exitt0为1，否则取0；Xt0为控制变量，包括前文的企业规模、企业资本密集度、政府补贴、国有企业虚拟变量、外资企业虚拟变量；yeardum：表示年份虚拟变量，：：0表示随机误差项；交叉项Exit：〗Xyeardumt的估计系数表示是否存在市场选择效应，若y小于。则存在该效应。

　　1999年、2001年和2003年代际进入企业的估计结果。②从中可以看出，不论是哪一代际进入的企业，也不论是针对哪一年份的比较，交叉项的估计系数均为负，而且绝大多数都在1%水平上显著，这表明对于每一进入代际而言，退出企业的生产率都显著低于存活企业，据此可以判断存在显著的生产率市场选择效应。此外，表1第（4）一第（11）列分别给出了分行业、分所有制类型、分地区的1999年代际进入企业的估计结果，可以看出，市场选择效应在在劳动密集型和资本密集型行业中比高新技术和公用事业行业更明显，在本土企业中比外资企业更为明显，在内陆地区企业中比沿海地区企业更为明显。

　　（二）新进入并且存活企业的生产率演化进入市场并持续存活的企业的生产率会发生怎样的地 址：山东聊城经济开发区华山路南首30号演化，以及与一直存续的企业的生产率表现有何差异，表2报告了新进入的存活企业生产率演化结果。③表2第（1）行给出了行业整体加权生产率的演变过程，④从中可以看出，行业整体生产率呈现逐年稳步增长的趋势，2003年之前年平均增长率为5%.表2第（2）行给出了存续企业的生产率演变过程，存续企业的生产率要明显地低于行业整体生产率水平，这反映了生产率高的企业往往具有较大市场份额的情况。不过，存续企业的生产率也保持逐年稳步增长的趋势，2003年之前年平均增长率为5.43%.第（3）―第（9）行通过进一步比较进入企业与存续企业的生产率差异来考察追赶与学习效应的存在性。不难发现，各个代际进入的企业在其进入年份的生产率水平均显著低于相对应的存续企业，进入企业与存续企业的生产率期初差距在区间之中。但另一方面，企业在进入之后其生产率水平得到了迅速的提升，尤其在进入后的前3年表现尤为明显，各个代际进入企业在进入后第1年的生产率增长率为13.8%―32.9%，在进入后第2年的增长率为6.4%―9. 7%，在进入后第3年的例如，企业A和企业B都是在1999年进入市场，企业A在2002年退出市场，而企业B仍然存活，可以比较在2002年企业A与企业B生产率水平的高低，如果企业A的生产率水平低于企业B，则认为存在生产率的市场选择效应。

　　对其他年份代际进入的企业也进行了估计，得到的结果非常类似。

　　这里给出的是总体制造业样本的结果，对分行业、分所有制类型、分地区的新进入的存活企业生产率演化进行分析，得到的结果非常相似。

　　权重为企业在整体行业中的市场份额，感谢审稿人对计算加权生产率的建议。

　　表1新进入企业的生产率市场选择效应的检验结果总体样本企业1999年进入的企业高新技公用事劳动密集资本密集本土外资沿海地内陆地术行业业行业型行业企业区企业注：圆括号内数值为纠正了异方差后的t统计量，和分别表示1%、5%和10%的显著性水平；Exit2000表示在2000年退出的虚拟变量，即企业i在2000年退出取值为1，在2000年继续存活取值为0，其他年份的虚拟变量含义类似：在各个回归中均包括回归模型中的控制变量和时间虚拟变量，限于篇幅没有报告。

　　表2新进入并且存活的企业的生产率演化：对“追赶与学习效应”的检验期初差距期末差距行业整体存续企业1999年进入2000年进入2001年进入2002年进入2003年进入2005年进入2006年进入注：存续企业表示在1998―2006年期间持续经营的企业，表中除了行业整体生产率为加权平均生产率之外，其余均为非加权平均生产率。

　　增长率为5.8%― 9.6%，这些增长速度都远远超过了存续企业在相应年份的增速，这表明新企业在进入市场之后对存续企业具有明显的追赶效应。在考察期末，各个代际进入企业与存续企业之间的生产率差距逐步缩小，例如，对于1999年进入的企业，其与存续企业的生产率差距从刚进入时的0.199缩小为2006年的0.03，2000年进入的企业与存续企业的生产率差距从刚进入时的0. 279缩小为2006年的0.067.以上分析表明：新企业均以一个显著低于存续企业的生产率水平进入，不过随着进入年限的增长，进入企业与存续企业的生产率水平差距逐步缩小，由此可见，新企业在进入市场之后存在显著的学习效应。

　　（三）退出企业在退出市场之前的生产率演化与上文分析视角相反的问题是：企业退出市场是偶然事件还是由其内在因素导致的，在退出市场之前其生产率经历了怎样的变化，我们利用退出企业生产率演化矩阵（表3）进行了分析，得到以下几点结论：第退出企业的生产率表现显著低于存续企业，这不仅体现在退出当年，而且在企业退出前的若干年内，其生产率水平和增长速度都明显低于存续企业，这表明被市场淘汰的企业在退出前已存在显著的“死亡阴影”效应。第二，退出企业与华盈做为变压器优质厂家为您郑重承诺：我们所有变压器保证全新全铜线，三年内在正常使用中出现质量问题给与保修保换，凡2000KVA以下产品全部现货供应，凡使用本公司的变压器在正常投入运行三年内一律实行三包。产品畅销、山东、新疆、内蒙古、甘肃、宁夏、陕西、山西、河北、河南、黑龙江、吉林、辽宁、四川、贵州、湖北、湖南等地。365天全程为您服务!本公司秉承“以人为本，科技创新，志在超越”的崇高信念，以可靠的产品质量，优惠的价格，完善的售后服务，精益求精，追求完美，竭力欢迎新老客户垂询合作，愿与广大客户共创双赢的美好明天。 存续企业的生产率差距呈现出扩大的趋势，例如，2006年退出的企业在1999年与存续企业的生产率期初差距为-0.642，而期末差距扩大为-1.083，2002年退出的企业在1999年与存续企业的生产率期初差距为-0.537，而期末差距扩大为-0.8；第三，企业在退出年份的生产率水平都经历了一个明显的下降过程，例如，2006年退出的企业在当年的生产率的变化为-0.073，2002年退出的企业该变化为-0.048.表3退出企业的生产率演化：对“死亡阴影”效应的检验期初差距期末差距1999年退出2000年退出2001年退出2002年退出2003年退出2005年退出2006年退出存续企业注：存续企业表示在1998―2006年期间持续经营的企业，表中均为非加权平均生产率。

　　五、企业进入一退出对制造业生产率增长的直接影响上文对进入与退出企业生产率的动态演化进行了考察，那么，企业进入与退出（或企业更替）行为对制造业生产率增长有何影响，为了准确地评估这一影响，需要建立一个可靠的生产率变动的分解框架。目前在这方面的要方法包括Fosteretal.（1998）分解法、Griliches Fosteretal.（1998）分解法的基本思路是将行业总体生产率的增长分解为存活企业、新进入企业以及退出企业的生产率增长，其分解方程为：X桃。

　　组内效应（i）组间效应（n）交叉效应（n）进入效应（w）退出效应（v）其中，i表示企业，表示行业，t表示时间；I表示行业的企业集合，S、N和X分别表示存活企业、新进入企业和退出企业的集合；权重9k表示资源在企业间的配置情况，这里用企业i的销售产值在行业中的市场份额来衡量；tfPi，表示企业i在时间t的生产率，tfp表示行业总体生产率，即tfp在FHK分解，第I项为“组内效应”，即假定每个存活企业的市场份额在前后两个时期保持不变，由存活企业自身生产率水平变化所引致的总体生产率增长；第n项为“组间效应”反映的是给定每个存活企业的生产率水平在前后两个时期保持不变，由存活企业的市场份额变化所引致的总体生产率增长，当期初高于平均生产率的存活企业的市场份额增加或期初低于平均生产率的存活企业的市场份额降低时，该项为正；第m项为“交叉效应”，当生产率上升的企业其市场份额增加或生产率降低的企业其市场份额下降时，该协方差项为正；第w项为“进入效应”即由企业进入①这里没有给出这3种分解法方程的具体推导，感兴趣的读者可以向作者索取。

　　所引致的行业总体生产率的变动，当新进入企业的生产率高于平均生产率时该项为正；第V项为该项为正。第W项与第V项之和为“净进入效应”，它衡量了企业更替对生产率增长的作用。①尽管FHK方法包含十分丰富的分解信息，也在很大程度上克服了Bailyetal.（1992）方法的不足，但同时也有其自身的缺点。正如Fosteretal.（1998）所指出的，FHK分解法容易受测量误差的影响，例如，当一个企业的产出由于测量误差高于（或低于）实际值时，企业生产率以及市场份额也会高于（或低于）实际值，进而会高估交叉效应。对此，由Griliches Regev（1995）发展的另外一种分解法（简记为GR分解法）则弥补了FHK分解法的这一缺陷，其基本思想是通过取平均值对误差进行平滑。GR分解法的方程为：~组内效应（i）~组间效应（n）进入效应（n）退出效应（w）在上，变量的上划线表示其在相邻两期的平均值，即6；=（6it-1+6it）/2，tf；=（tfPit-1+tfPit）/2.该分解法的优点是通过对权重系数和生产率取均值的做法在很大程度上平滑了测量误差。在（4），第I项为“组内效应”，衡量存活企业自身生产率水平变化所引致的总体生产率增长，不过是用相邻两年的平均市场份额进行加权；第n―：项分别表示“组间效应‘、”进入效应“和’‘退出效应”，与FHK分解法所不同的是，它们都是相对于相邻两年的平均生产率而言的。与FHK分解法相比，GR分解法方程少了一项’‘交叉效应“这要是因为该方法进行了取平均值处理，但不难看出这一效应实际上被涵盖在组内效应与组间效应之中。

　　从上述分解过程可以看出，不管是FHK分解法还是GR分解法，在考察企业更替对生产率增长的作用时，都是将进入和退出企业的生产率与行业加权平均生产率进行比较，这也就意味着进入企业将取代代表性企业，而同时退出企业将被代表性企业所替代。但在现实中，进入企业可能更多地是对退出企业进行替代，由BaldwinGu（2003）发展的方法（简记为BG分解法）则就是通过直接比较进入企业与退出企业的生产率来考察企业更替对生产率增长的作用，其分解方程为：~组内效应（i）~组间效应（n）净进入效应（n）其中，tfPx，-1表示在t-1期退出企业的加权平均生产率。在上，第i项表示‘’组内效应“它与FHK分解法完全相同；第n项表示‘’组间效应‘，与之前分解法所不同的是，只有当期初高于退出企业加权平均生产率的存活企业的市场份额增加或期初低于退出企业加权平均生产率的存活企业的市场份额降低时，该项才为正；第m项为’‘净进入效应’，衡量了企业更替对生产率增长的作用。与前两种方法相比，BG分解法的优势体现在：方面，它在考察组间效应和净进入效应时，以退出企业的加权平均生产率作为比较基础，这在逻辑上更加符合现实情况；另一方面，它可以直接得到净进入效应，因而能够更为直观地评价企业更替对生产率增长的作用。

　　（二）对中国制造业生产率变动的分解结果及分析利用上文三种生产率变动的分解方法对中国制造业的生产率增长的来源进行分析，重点考察etal.（1992）分解式与FHK分解式的一个不同之处在于，前者在考察进入效应与退出效应时没有将进入、退出企业的生产率与行业平均生产率进行比较，因而存在明显的缺陷，例如，当新进入企业的市场份额足够小而退出企业的市场份额非常大时，即便新进入企业比退出企业具有更高的生产率水平，得到的净进入效应有可能是负的。

　　企业更替对生产率增长的作用（即净进入效应）。由于缺失2004年的企业生产率数据，法测算2004―2005年间行业生产率的变化幅度，因此这里只对1999一2003年的情况进行分析。此外，我们还分行业、分所有制类型以及分地区进行了分解，试图揭示出不同类别的企业在生产率增长来源上的差异。分解结果见表4.从制造业总体生产率的分解结果看，1999一2003年间生产率的增长幅度为0.121，在FHK分解法中，交叉效应最大（0.097），对生产率增长的贡献度为80. 7%，其次是净进入效应和组内效应，贡献率分别为23. 9%和12.5%，而组间效应对生产率增长的贡献则为负（-17. 1%）。不过，FHK分解法容易受测量误差的影响，尤其是产出测量误差的存在会高估交叉效应的作用，进而也可能会对组内效应和组间效应的分解来一定的偏差。在GR分解法中，组内效应和组间效应都有很大幅度的上升，对生产率增长的贡献率分别为52. 8%和25.9%，其原因是正的交叉效应被融入到了组内效应和组间效应之中。此外，净进入效应没有发生太大的变化（0.026），对生产率增长贡献了21.3%.在BG方法中，组内效应和组间效应对生产率增长的贡献率分别为52.8%和18.3%，净进入效应略大于FHK分解法的测算结果（23.9%），对生产率增长的贡献率约为28.9%.上述三种分解法得到净进入效应本公司生产的SCRBH15非晶合金干式变压器，SGBH15非晶合金变压器（10KV级），SCRBH15非晶合金卷铁芯干式变压器 S9、S11.S13系列6-35KV油浸式变压器、SCB10.SCB11系列6-35KV干式变压器、非晶合金、有载调压电力变压器等级低损耗电力变压器，技术标准严格采用国际GB1094.1、2-1996；GB/T6451-1999，并在同行中率先获得ISO9001质量体系认证证书和PCCC产品认证证书。主导产品“华盈”牌电力变压器达到同行业领先水平。公司成立以来，本着创新发展的目标，购进了先进的生产检测设备，引进了国际先进的企业管理模式和工艺，建立了高效灵敏的信息反馈系统和完整的售后服务体系。公司早在1997年就率先通过了ISO9001质量管理体系认证，并于2016年成功换版为ISO9001：2008质量管理体系认证，在2016年九月份获得ISO14001：2004环境管理体系认证，在2017年5月份获得中国国家强制性产品认证（3C认证），使产品质量有了很大的提高，产品服务更贴近于用户需求。（表示企业更替的影响）对生产率增长的贡献率为21.3%―28.9%，表明企业的进入与退出对中国制造业的生产率变化具有比较重要的显著影响。①此外，表4还报告了分行业、分所有制类型以及分地区的生产率变化分解结果。

　　六、企业进入一退出对制造业生产率增长的间接影响上文通过采用生产率分解方法考察了企业更替对制造业生产率增长的直接作用，除此之外，企业的进入与退出行为还会导致市场竞争的加剧，而这疑将间接性地促进企业提高生产率水平（Amiti 2007；盛斌、毛其淋，2012）。因此，对企业更替的竞争效应的估计将有效地校正前文由生产率分解方法得到的净进入效应的低估。

　　为了检验市场竞争效应的存在，构建存活企业生产率决定的计量模型如下：其中，下标i、和t分别表示企业、行业、地区和年份；t/PT8表示存活企业的传 真：0635-8888109生产率；Compel表示市场竞争程度，当其估计系数Y显著为正时表明存在竞争效应；X，为控制变量向量；和v，分别表示行业、地区和年份特定效应，'kt表示随机扰动项。

　　关于市场竞争程度，为了稳健起见，我们采用两个指标进行衡量。第个指标是企业更替率（2008）的做法，Compet1fkt=（entryrf.kt+exit电 话：0635-8888299rf.kt）/2，其中entryrf.kt和exit、分别表示企业的进入率和退出率，该指标越大则表明市场竞争越激烈，它是对由企业进入与退出导致的市场竞争的直接度量。第二个指标是赫芬达尔指数（Herfindahl-HirschmanIndex），HH/fk，= 2=1/XSt，其中sale，表示企业i在t年的销售额，sab表示行业f在t年的总销售额，Si，表示企业i在t年的市场占有率，该指标越大表明市场竞争程度越大，它是对由企业进入与退出导致的市场竞争的间接度量；为了便于估计，我们进一步将赫芬达尔指数取对数lnHHI，记为Compet2fk，。

　　①采用Bailyetal.（1992）的方法（简称BHC分解法）进行分解，得到的净进入效应的贡献度为81%，远远高于本文分解得到的贡献率。Brandtet al.（2009）采用BHC分解法对中国1998―2006年制造业生产率增长进行分解得到净进入效应的贡献率也高达67%，此外李玉红等（2008）采用相同方法得到的贡献率甚至高达186.7%.由于BHC分解法对于进入与退出相对贡献的界2009），这或许是米用该方法进行分解得到净进入效应通常偏高的原因。

　　表4中国制造业生产率变化的分解结果分解方法组内效应组间效应交叉效应进入效应退出效应净进入效应生产率增长总体样本企业高新技术企业公用事业企业劳动密集型企业资本密集型企业本土企业外资企业沿海地区企业内陆地区企业注：圆括号内的数值表示各个效应项对生产率增长的贡献率，单位为，圆括号外的数值表示各个效应项的大小，-为不适用。

　　控制变量的选择与前文相同，根据既有的理论和实证研究包括：资本密集度（klmtio）、企业规模（以中型企业虚拟变量（medium）和大型企业虚拟变量（large）表示，若是取1，不是取0）、企业年龄（age）、国有企业虚拟变量（soes）、外资企业虚拟变量（foreign）、政府补贴（subsidy）以及融资）。控制变量的定义与数据来源同前文所述。

　　为了与上文的分析保持一致，计量检验的样本期间仍为1999一2003年，结果报告于表5.其中，第（1）一第（2）列的因变量为以OP法测算的存活企业生产率，第（3）―第（4）列为以LP法测算的存活企业生产率作为因变量，每个回归检验中对市场竞争程度又分别采用了两种不同的计算方法。结果表明，论是采用哪种生产率测度方法以及市场竞争程度定义方法，市场竞争程度的估计系数都为正，并且在1%水平上显著，这表明企业更替引致的竞争效应对存活企业生产率的提高具有显著的促进作用，其原因在于，频繁的企业更替会给在位的存活企业来巨大的竞争压力，为了保持自己的市场份额以及不被激烈的市场竞争所淘汰，这些存活企业将会有意识地加大研发投资、①融资约束指标采用利息支出与固定资产的比值取对数来衡量。

　　更新机器设备以及改进生产组织方式，进而提高了自身的生产率水平。①表5影响存活企业生产率因素的估计结果OP法测算的存活企业生产率LP法测算的存活企业生产率企业更替率赫芬达尔指数企业更替率赫芬达尔指数其它控制变量控制观察值注：圆括号内数值为纠正了异企业账号：1611 0032 092 00213 086方差后的t统计量，和分别表示1%、和10%的显著性水平，本表回归均控制了行业效应、地区效应与年份效应。

　　七、结论―2007年中国制造业企业的微观数据对企业的进入与退出的特征及其与全要素生产率动态演化的关系进行了系统性的实证研究，要得到以下结论：（1）中国制造业企业具有很高的进入率与退出率，并且均随着企业规模的增大而下降；新进入企业是各年份企业的要构成来源，但新进入企业的持续期较短，将近2/3的企业的经营年限不超过6年；不论是从就业还是从产出来看，进入企业与退出企业的规模均较小。（2）进入企业和退出企业的平均生产率均显著低于存活企业，但进入企业比退出企业具有更高的平均生产率水平，而且这些特征也普遍存在于不同行业、不同所有制类型以及不同地区的企业之中。（3）新进入企业的存活概率随着进入年限的增长而下降，但初始生产率水平越高、初始资本密集度越大、初始规模越大、企业年龄越小、政府补贴越大和外资企业属性的企业在进入后越不容易退出。（4）存在显著的市场选择效应促使生产率较低的企业退出市场，而新企业在进入市场之后通过学习联系人：陈经理效应实现了自身生产率的快速增长，退出企业则在退出市场前面临显著的“死亡阴影”效应。（5）企业更替对制造业生产率增长具有重要的直接影响（贡献率为21%―29%），此外，企业更替还通过市场竞争效应对存活企业生产率的提高产生显著的间接促进作用，因此，企业更替对中国制造业生产率增长的总体贡献不容忽视。

　　本文的研究一方面丰富了企业动态方面的研究，另一方面有助于准确地认识中国制造业生产率增长在企业层面的动力来源。当然，本文的研究仍然存在有待进―步探索的问题，例如，由于数据方面的限制，要以企业在数据库中的法人代码对企业进入与退出的状态进行界定，然而，中国工业企业数据库的一个显著特点是对于非国有企业的统计只包含规模以上的部分，这样就有可能误将一些非国有企业由规模以下（或规模以上）转变为规模以上（或规模以下）的情形视为进入（或退出）企业，进而有可能会高估企业的更替。尽管研究中采用了一些方法进行了处理，但如何对企业的进入与退出状态进行更为细致和精确的界定是下一步手 机：13287501888需要改进的方向。