考察企業(yè)進(jìn)入退出對制造業(yè)生產(chǎn)率變動的直接與間接影響；比較后是結(jié)論。

　　二、中國制造業(yè)企業(yè)進(jìn)入與退出的基本特征事實本文的樣本是國家統(tǒng)計局的工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，時間跨度為1998?2007年，其統(tǒng)計對象涵蓋了全部國有和規(guī)模以上（主營業(yè)務(wù)收入超過500萬元）非國有企業(yè)。在工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中，每個企業(yè)都有各自的法人代碼，可以根據(jù)這些代碼對企業(yè)狀態(tài)（包括進(jìn)入、退出與存活三種）進(jìn)行識別。

　　考慮到企業(yè)在樣本期內(nèi)會因重組或所有權(quán)變動而產(chǎn)生新的企業(yè)代碼（Brandtetal.，2009），如果直接根據(jù)企業(yè)代碼進(jìn)行識別，就有可能誤將一些實際上存活的企業(yè)判斷為進(jìn)入企業(yè)或退出企業(yè)。為了提高識別的準(zhǔn)確性，我們根據(jù)企業(yè)名稱、電話號碼、郵政編碼以及行業(yè)代碼等信息進(jìn)行匹配，將以此得到的匹配結(jié)果對企業(yè)原始的法人代碼進(jìn)行修正，即把確實屬于相同企業(yè)的觀測樣本賦予相同的法人代碼。另一個需要注意的問題是，由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的調(diào)查對象是全部國有和規(guī)模以上非國有企業(yè)，這就意味著，企業(yè)法人代碼在數(shù)據(jù)庫中出現(xiàn)（或消失）的原因，除了的確是新成立（或倒閉）之外，還有可能是因為非國有企業(yè)由規(guī)模以下（或規(guī)模以上）轉(zhuǎn)變?yōu)橐?guī)模以上（或規(guī)模以下）導(dǎo)致的，從而可能將一些原本存活的企業(yè)誤判為進(jìn)入企業(yè)或退出企業(yè)。對此，采用以下方法進(jìn)行處理：第借鑒馬弘等（2012）的方法，使用企業(yè)的成立年份、營業(yè)狀態(tài)和出現(xiàn)在樣本中的初始年份來進(jìn)一步識別企業(yè)是進(jìn)入、退出還是存活；第二，對于企業(yè)在某年份消失而后又出現(xiàn)的情形，統(tǒng)一將其視為存活企業(yè)，因為這很有可能是由于企業(yè)規(guī)模變動導(dǎo)致的，否則將會高估企業(yè)的更替程度。

　　2006年，本文共得到各期進(jìn)入企業(yè)觀測數(shù)為391193個、退出企業(yè)觀測數(shù)為248971個、存活企業(yè)觀測數(shù)為1304197個。②企業(yè)進(jìn)入率（entryr）和退出率（exitr）可以分別根據(jù)entryrt=iVE/iVT，和exi'=NX/NT，1測算得出，其中，下標(biāo)和t分別表示行業(yè)和時間，NE，為在第t-1和第t年之間進(jìn)入行業(yè)的企業(yè)數(shù)量，NT，1為第t-1年行業(yè)的企業(yè)總數(shù)，NX為在第t-1年和第t年之間退出行業(yè)的企業(yè)數(shù)量。

　　1999一2006年制造業(yè)企業(yè)的進(jìn)入率和退出率。③首先，從總體樣本來看，企業(yè)均具有很高的進(jìn)入率和退出率，年平均率分別為25%和17%；此外，除了2000年和2003年兩個年份外，其余年份的企業(yè)進(jìn)入率都要明顯高于退出率。需要特別指出的是，2004年企業(yè)進(jìn)入率高達(dá)64%，其原因可能是2004年進(jìn)行了全國第一次工業(yè)普查，相比之前建立了更為完善的企業(yè)登記注2009），使得更多私營企業(yè)進(jìn)入統(tǒng)計系統(tǒng)。

　　其次，將企業(yè)按照其從業(yè)人員數(shù)從低到高進(jìn)行排序，將其劃分為4個等份（size進(jìn)入率隨著企業(yè)規(guī)模的增大而下降：規(guī)模比較小的企業(yè)組別（size1）的年平均進(jìn)入率為39%，而規(guī)模比較大企業(yè)組別（size4）的年平均進(jìn)入率僅有13%；另一方面，企業(yè)退出率也隨著其規(guī)模等級的上升而下降，規(guī)模比較小和比較大的企業(yè)組別的年平均退出率分別為27%和10%.由此可見，規(guī)模越小的企業(yè)其更替程度越大。

　　第三，為了考察在不同的行業(yè)中企業(yè)的進(jìn)入與退出特征是否存在差異，我們借鑒王德文等文版本中我們也采用了Dunneetal.（1988）的定義，發(fā)現(xiàn)二者的分析結(jié)果非常相似。

　　之所以報告1999一2006年的測算結(jié)果，是因為首尾兩年（即1998年、2007年）主要用于識別企業(yè)的進(jìn)入、退出狀態(tài)。

　　測算結(jié)果可向作者索取。

　?。?004）、邵敏和包群（2011）的方法，將企業(yè)劃分為高新技術(shù)行業(yè)、公用事業(yè)行業(yè)、勞動密集型行業(yè)和資本密集型行業(yè)等四大行業(yè)類別，計算結(jié)果表明：勞動密集型和資本密集型行業(yè)的平均進(jìn)入率比較高（26%），其次是高新技術(shù)行業(yè)（24%），而公用事業(yè)行業(yè)比較低（14%）；不過各行業(yè)退出率的差異沒有進(jìn)入率那么懸殊，平均退出率比較高的兩個行業(yè)依舊是勞動密集型行業(yè)（17%）和資本密集型行業(yè)（16%），接下來是高新技術(shù)行業(yè)（14%），而公用事業(yè)行業(yè)比較低（12%）；由此可見，進(jìn)入率高的行業(yè)其退出率也往往較高。

　　比較后，我們還測算了按所有制類型①和地區(qū)②分類的企業(yè)的進(jìn)入率與退出率。從分所有制類型來看，本土企業(yè)在大部分年份的進(jìn)入率高于外資企業(yè)，尤其在2004年及之后年份表現(xiàn)尤為明顯，同時本土企業(yè)的退出率也顯著高于外資企業(yè)，這說明本土企業(yè)的更替程度相對更大。從分地區(qū)來看，沿海地區(qū)企業(yè)的進(jìn)入率高于內(nèi)陸地區(qū)，但企業(yè)的退出率卻低于內(nèi)陸地區(qū)，其可能的原因是沿海地區(qū)經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)、開放程度較高，進(jìn)而對潛在進(jìn)入企業(yè)具有更大的吸引力，而同時其廣闊的國內(nèi)外市場也為已有企業(yè)的持續(xù)生存提供了條件。

　　另外，我們還考察了企業(yè)進(jìn)入與退出的動態(tài)變化對企業(yè)構(gòu)成，以及就業(yè)和產(chǎn)出在制造業(yè)部門的再配置所產(chǎn)生的影響。③結(jié)果發(fā)現(xiàn)：新進(jìn)入企業(yè)是各年份企業(yè)的主要構(gòu)成來源，但新進(jìn)入企業(yè)的持續(xù)期較短，將近2/3的企業(yè)的經(jīng)營年限不超過6年；此外，不論是就業(yè)還是產(chǎn)出，進(jìn)入企業(yè)與退出企業(yè)的規(guī)模均較?。徊⑶乙陨咸卣髌毡榇嬖谟诓煌袠I(yè)、不同所有制類型和不同地區(qū)的企業(yè)中。

　　三、企業(yè)進(jìn)入一退出與生產(chǎn)率的關(guān)系考慮到使用傳統(tǒng)OLS方法估計企業(yè)全要素生產(chǎn)率可能會存在同步偏差和選擇性偏差問題，為了更為精確地估計企業(yè)生產(chǎn)率，本文采用OlleyPakes（1996）的估算方法（以下稱OP法），其主要特點是使用投資作為企業(yè)受到生產(chǎn)率沖擊時的調(diào)整變量。④在估算企業(yè)生產(chǎn)率時，用工業(yè)增加值來衡量企業(yè)的產(chǎn)出，并采用以1998年為基期的工業(yè)品出廠價格指數(shù)進(jìn)行平減；用各企業(yè)從業(yè)人員年平均人數(shù)衡量勞動力投入。對資本投入進(jìn)行度量的難度較大，而且目前在衡量指標(biāo)的選擇上也存在定的分歧。⑤在生產(chǎn)函數(shù)中，資本投入量應(yīng)為實際投入到生產(chǎn)中的固定資本存量。與袁堂軍（2009）、簡澤（2011）類似，本文采用永續(xù)盤存法來估算固定資本存量。其中，初始資本存量為企業(yè)第一次出現(xiàn)的固定資產(chǎn)凈值；固定資產(chǎn)投資額根據(jù)企業(yè)相鄰兩個年份固定資產(chǎn)原值的差額計算得到；另外，中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫直接報告了企業(yè)的折舊額，這樣就可以使用永續(xù)盤存法計算企業(yè)在各個年份的實際資本存量即=K，1+/，-和D分別表示以1998年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行平減后的實際資本存量、實際投資額和實際折舊額。此外，為了保證分析結(jié)論的可靠性，我們采用了LevinsohnPetrin（2003）的方法（以下稱LP法）測算企業(yè)生產(chǎn)率。⑥在處理同步偏差問題上，P法是采用企業(yè)的當(dāng)期投資作為不可觀測生產(chǎn)率沖擊的代理變量，而LP法則是采用企業(yè)的中間品投入，該數(shù)據(jù)直接取自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，并用1998年為基期的原材料、燃料、動力購進(jìn)價格指數(shù)進(jìn)行平減得到其實際值。另外，由于OP法使用的是生存概率模型來本土企業(yè)包括國有企業(yè)和民營企業(yè)，外資企業(yè)包括港澳臺商投資企業(yè)和各類外商投資企業(yè)。

　　沿海地區(qū)包括北京、上海、天津、廣東、福建、江蘇、山東、浙江等8個省市，剩余的23個省市為內(nèi)陸地區(qū)。

　　這里沒有報告相應(yīng)的統(tǒng)計結(jié)果，感興趣的讀者可以向作者索取。

　　在這里沒有給出采用0P法測算企業(yè)生產(chǎn)率的具體步驟，感興趣的讀者可以向作者索取。

　　資本投入的衡量指標(biāo)主要包括“固定資產(chǎn)凈值年平均余額”資產(chǎn)總額“固定資本加流動資本凈值年平均余額”固定資產(chǎn)合計“以及采用永續(xù)盤存法測算的資本存量。

　　這里沒有給出采用LP法測算企業(yè)生產(chǎn)率的具體步驟，感興趣的讀者可以向作者索取。

　　估計企業(yè)的進(jìn)入與退出行為，從而控制了樣本選擇的偏誤，而LP法則不能處理這樣的問題。因此，在本文的分析中，我們以O(shè)P法測得的企業(yè)生產(chǎn)率為基礎(chǔ)性指標(biāo)變量，而將LP法的測算結(jié)果作為穩(wěn)健性檢驗。

　?。ǘ┻M(jìn)入、退出及存活企業(yè)的生產(chǎn)率比較首先對進(jìn)入、退出與存活企業(yè)之間的生產(chǎn)率差異進(jìn)行初步的比較分析，目的在于方面從生產(chǎn)率角度揭示企業(yè)進(jìn)入與退出的特征，另一方面也為下文探討企業(yè)生產(chǎn)率的動態(tài)演化問題奠定基礎(chǔ)。

　　為了穩(wěn)健起見，同時采用OP法測算的生產(chǎn)率和LP法測算的生產(chǎn)率作為比較基礎(chǔ)。①從總體制造業(yè)樣本的估計結(jié)果可以看出，進(jìn)入企業(yè)的平均生產(chǎn)率水平顯著低于存活企業(yè)（相差20. 9%），這說明中國制造業(yè)企業(yè)在進(jìn)入初期的生產(chǎn)率水平普遍不高。而退出企業(yè)的平均生產(chǎn)率則顯著低于存活企業(yè)（相差42%），這是企業(yè)退出市場的重要原因。比較后，進(jìn)入企業(yè)的生產(chǎn)率顯著高于退出企業(yè)（相差21.5%）。采用LP方法度量的生產(chǎn)率的穩(wěn)健分析結(jié)果也支持上述結(jié)論。此外通過對分行業(yè)、分所有制類型以及分地區(qū)企業(yè)的生產(chǎn)率進(jìn)行比較所得的結(jié)論與上述分析相同。

　?。ㄈ┥a(chǎn)率對進(jìn)入企業(yè)持續(xù)期的影響分析首先，通過Kaplan-Meiei生存曲線初步考察企業(yè)在進(jìn)入市場之后的存活特征，②發(fā)現(xiàn)新進(jìn)入企業(yè)的存活概率隨著進(jìn)入年限的增長而下降，并且在企業(yè)進(jìn)入后的前5年，該企業(yè)退出的概率呈現(xiàn)逐年增大的趨勢，在進(jìn)入后的第5年，該概率達(dá)到比較大，隨后該概率又呈現(xiàn)逐年縮小的趨勢。生產(chǎn)率對新進(jìn)入企業(yè)的持續(xù)期究竟有何影響，為了回答這一問題，我們采用Cox比例風(fēng)險模型來進(jìn)行實證分析。以h；（t）表示在時點t上企業(yè)i的風(fēng)險率，即h（t）=limpr（t矣S矣t+AtS+t）/At，其中，S為企業(yè)存續(xù)時間。據(jù)此構(gòu)建如下Cox比例風(fēng)險計量模型：其中，X；表示影響企業(yè)風(fēng)險率的解釋變量，包括重點關(guān)注的企業(yè)生產(chǎn)率（辦）和其他控制變量；0為需估計的系數(shù)向量；）為基準(zhǔn)風(fēng)險函數(shù)（baselinehazard），用來刻畫當(dāng)解釋變量向量X；均為0時的風(fēng)險大小；exp給出了X；中第個解釋變量對相對風(fēng)險率的邊際影響。

　　為了準(zhǔn)確地估計生產(chǎn)率對新進(jìn)入企業(yè)持續(xù)期的影響，我們根據(jù)既有的理論與經(jīng)驗研究，選取如下變量作為控制變量：（1）企業(yè)規(guī)模（size），以中型企業(yè)虛擬變量（medium）和大型企業(yè)虛擬變量（large）表示，將企業(yè)按其銷售額從小到大的順序劃分為三個等份，分別定義為小型企業(yè)、中型企業(yè)和大型企業(yè)，當(dāng)企業(yè)i屬于中型企業(yè)時，medium取值為1，否則為0，類似地，當(dāng)企業(yè)i屬于大型企業(yè)時，large取值為1，否則為0；（2）企業(yè)資本密集度（klratio），用固定資產(chǎn)凈值年平均余額與從業(yè)人員年平均人數(shù)的比值取對數(shù)來衡量；（3）企業(yè)年齡（age），用當(dāng)年年份與企業(yè)開業(yè)年份之差來衡量；④政府對企業(yè)的補(bǔ)貼（subsidy），用政府補(bǔ)貼額與企業(yè)銷售額的比值取對數(shù)來衡量；（5）國有企業(yè)虛擬變量（soes）和外資企業(yè)虛擬變量（foreign），若是取值1，否取值0.另外還控制了行業(yè)、地區(qū)及年份效應(yīng)，考察的樣本仍然為在1999年至2003年期間進(jìn)入的企業(yè)。

　　從新進(jìn)入企業(yè)的風(fēng)險模型估計結(jié)果③可以看出：企業(yè)生產(chǎn)率的估計系數(shù)為負(fù)并且在1%水平上顯著，表明生產(chǎn)率水平是決定新進(jìn)入企業(yè)持續(xù)期的重要影響因素，即初始生產(chǎn)率水平越高的進(jìn)入企業(yè)在隨后年份退出的可能性越小?？刂谱兞康墓烙嫿Y(jié)果顯示：初始規(guī)模越大、資本一勞動力比率越高、企業(yè)年齡越小、政府補(bǔ)貼越大和外資企業(yè)屬性的進(jìn)入企業(yè)越不容易退出。此外，我們還對分行業(yè)、分所有制類型以及分地區(qū)子樣本的新進(jìn)入企業(yè)退出的影響因素進(jìn)行了Cox局部似然法估計，得不同類別企業(yè)生產(chǎn)率均值差異的估計結(jié)果可向作者索取。

　　這里沒有給出新進(jìn)入企業(yè)的Kaplan-Meiei生存曲線估計圖，感興趣的讀者可以向作者索取。

　　新進(jìn)入企業(yè)的風(fēng)險模型估計結(jié)果，可向作者索取。

　　到的結(jié)果與總體樣本非常類似。

　　四、進(jìn)入與退出企業(yè)生產(chǎn)率的動態(tài)演化企業(yè)進(jìn)入市場之后的生產(chǎn)率變化上文的Cox比例風(fēng)險模型估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，初始生產(chǎn)率水平越高的進(jìn)入企業(yè)在隨后年份越不容易退出，但上述生存分析卻掩蓋了生產(chǎn)率與企業(yè)退出行為之間的動態(tài)關(guān)系，即是否存在市場選擇力量對新進(jìn)入企業(yè)的生產(chǎn)率進(jìn)行排序，從而決定其在隨后年份中退出，回答這問題，可通過比較同?代際（cohort）進(jìn)入的企業(yè)在隨后年份“退出組”與“存活組”之間的生產(chǎn)率差異。①將企業(yè)生產(chǎn)率作為因變量，對企業(yè)退出虛擬變量與年份虛擬變量的交叉項進(jìn)行回歸，并且在估計中加入主要控制變量以及年份虛擬變量，據(jù)此，建立如下形式的計量模型：其中，表示企業(yè)，表示時間，t.表示企業(yè)進(jìn)入的代際年份；Exit：0為企業(yè)退出的虛擬變量，若企業(yè)i在第t年退出，則Exitt0為1，否則取0；Xt0為控制變量，包括前文的企業(yè)規(guī)模、企業(yè)資本密集度、政府補(bǔ)貼、國有企業(yè)虛擬變量、外資企業(yè)虛擬變量；yeardum：表示年份虛擬變量，：：0表示隨機(jī)誤差項；交叉項Exit：〗Xyeardumt的估計系數(shù)表示是否存在市場選擇效應(yīng)，若y小于。則存在該效應(yīng)。

　　1999年、2001年和2003年代際進(jìn)入企業(yè)的估計結(jié)果。②從中可以看出，不論是哪一代際進(jìn)入的企業(yè)，也不論是針對哪一年份的比較，交叉項的估計系數(shù)均為負(fù)，而且絕大多數(shù)都在1%水平上顯著，這表明對于每一進(jìn)入代際而言，退出企業(yè)的生產(chǎn)率都顯著低于存活企業(yè)，據(jù)此可以判斷存在顯著的生產(chǎn)率市場選擇效應(yīng)。此外，表1第（4）一第（11）列分別給出了分行業(yè)、分所有制類型、分地區(qū)的1999年代際進(jìn)入企業(yè)的估計結(jié)果，可以看出，市場選擇效應(yīng)在在勞動密集型和資本密集型行業(yè)中比高新技術(shù)和公用事業(yè)行業(yè)更明顯，在本土企業(yè)中比外資企業(yè)更為明顯，在內(nèi)陸地區(qū)企業(yè)中比沿海地區(qū)企業(yè)更為明顯。

　?。ǘ┬逻M(jìn)入并且存活企業(yè)的生產(chǎn)率演化進(jìn)入市場并持續(xù)存活的企業(yè)的生產(chǎn)率會發(fā)生怎樣的演化，以及與一直存續(xù)的企業(yè)的生產(chǎn)率表現(xiàn)有何差異，表2報告了新進(jìn)入的存活企業(yè)生產(chǎn)率演化結(jié)果。③表2第（1）行給出了行業(yè)整體加權(quán)生產(chǎn)率的演變過程，④從中可以看出，行業(yè)整體生產(chǎn)率呈現(xiàn)逐年穩(wěn)步增長的趨勢，2003年之前年平均增長率為5%.表2第（2）行給出了存續(xù)企業(yè)的生產(chǎn)率演變過程，存續(xù)企業(yè)的生產(chǎn)率要明顯地低于行業(yè)整體生產(chǎn)率水平，這反映了生產(chǎn)率高的企業(yè)往往具有較大市場份額的情況。不過，存續(xù)企業(yè)的生產(chǎn)率也保持逐年穩(wěn)步增長的趨勢，2003年之前年平均增長率為5.43%.第（3）?第（9）行通過進(jìn)一步比較進(jìn)入企業(yè)與存續(xù)企業(yè)的生產(chǎn)率差異來考察追趕與學(xué)習(xí)效應(yīng)的存在性。不難發(fā)現(xiàn)，各個代際進(jìn)入的企業(yè)在其進(jìn)入年份的生產(chǎn)率水平均顯著低于相對應(yīng)的存續(xù)企業(yè)，進(jìn)入企業(yè)與存續(xù)企業(yè)的生產(chǎn)率期初差距在區(qū)間之中。但另一方面，企業(yè)在進(jìn)入之后其生產(chǎn)率水平得到了迅速的提升，尤其在進(jìn)入后的前3年表現(xiàn)尤為明顯，各個代際進(jìn)入企業(yè)在進(jìn)入后第1年的生產(chǎn)率增長率為13.8%?32.9%，在進(jìn)入后第2年的增長率為6.4%?9. 7%，在進(jìn)入后第3年的例如，企業(yè)A和企業(yè)B都是在1999年進(jìn)入市場，企業(yè)A在2002年退出市場，而企業(yè)B仍然存活，可以比較在2002年企業(yè)A與企業(yè)B生產(chǎn)率水平的高低，如果企業(yè)A的生產(chǎn)率水平低于企業(yè)B，則認(rèn)為存在生產(chǎn)率的市場選擇效應(yīng)。

　　對其他年份代際進(jìn)入的企業(yè)也進(jìn)行了估計，得到的結(jié)果非常類似。

　　這里給出的是總體制造業(yè)樣本的結(jié)果，對分行業(yè)、分所有制類型、分地區(qū)的新進(jìn)入的存活企業(yè)生產(chǎn)率演化進(jìn)行分析，得到的結(jié)果非常相似。

　　權(quán)重為企業(yè)在整體行業(yè)中的市場份額，感謝審稿人對計算加權(quán)生產(chǎn)率的建議。

　　表1新進(jìn)入企業(yè)的生產(chǎn)率市場選擇效應(yīng)的檢驗結(jié)果總體樣本企業(yè)1999年進(jìn)入的企業(yè)高新技公用事勞動密集資本密集本土外資沿海地內(nèi)陸地術(shù)行業(yè)業(yè)行業(yè)型行業(yè)企業(yè)區(qū)企業(yè)注：圓括號內(nèi)數(shù)值為糾正了異方差后的t統(tǒng)計量，和分別表示1%、5%和10%的顯著性水平；Exit2000表示在2000年退出的虛擬變量，即企業(yè)i在2000年退出取值為1，在2000年繼續(xù)存活取值為0，其他年份的虛擬變量含義類似：在各個回歸中均包括回歸模型中的控制變量和時間虛擬變量，限于篇幅沒有報告。

　　表2新進(jìn)入并且存活的企業(yè)的生產(chǎn)率演化：對“追趕與學(xué)習(xí)效應(yīng)”的檢驗期初差距期末差距行業(yè)整體存續(xù)企業(yè)1999年進(jìn)入2000年進(jìn)入2001年進(jìn)入2002年進(jìn)入2003年進(jìn)入2005年進(jìn)入2006年進(jìn)入注：存續(xù)企業(yè)表示在1998?2006年期間持續(xù)經(jīng)營的企業(yè)，表中除了行業(yè)整體生產(chǎn)率為加權(quán)平均生產(chǎn)率之外，其余均為非加權(quán)平均生產(chǎn)率。

　　增長率為5.8%? 9.6%，這些增長速度都遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了存續(xù)企業(yè)在相應(yīng)年份的增速，這表明新企業(yè)在進(jìn)入市場之后對存續(xù)企業(yè)具有明顯的追趕效應(yīng)。在考察期末，各個代際進(jìn)入企業(yè)與存續(xù)企業(yè)之間的生產(chǎn)率差距逐步縮小，例如，對于1999年進(jìn)入的企業(yè)，其與存續(xù)企業(yè)的生產(chǎn)率差距從剛進(jìn)入時的0.199縮小為2006年的0.03，2000年進(jìn)入的企業(yè)與存續(xù)企業(yè)的生產(chǎn)率差距從剛進(jìn)入時的0. 279縮小為2006年的0.067.以上分析表明：新企業(yè)均以一個顯著低于存續(xù)企業(yè)的生產(chǎn)率水平進(jìn)入，不過隨著進(jìn)入年限的增長，進(jìn)入企業(yè)與存續(xù)企業(yè)的生產(chǎn)率水平差距逐步縮小，由此可見，新企業(yè)在進(jìn)入市場之后存在顯著的學(xué)習(xí)效應(yīng)。

　?。ㄈ┩顺銎髽I(yè)在退出市場之前的生產(chǎn)率演化與上文分析視角相反的問題是：企業(yè)退出市場是偶然事件還是由其內(nèi)在因素導(dǎo)致的，在退出市場之前其生產(chǎn)率經(jīng)歷了怎樣的變化，我們利用退出企業(yè)生產(chǎn)率演化矩陣（表3）進(jìn)行了分析，得到以下幾點結(jié)論：第退出企業(yè)的生產(chǎn)率表現(xiàn)顯著低于存續(xù)企業(yè)，這不僅體現(xiàn)在退出當(dāng)年，而且在企業(yè)退出前的若干年內(nèi)，其生產(chǎn)率水平和增長速度都明顯低于存續(xù)企業(yè)，這表明被市場淘汰的企業(yè)在退出前已存在顯著的“死亡陰影”效應(yīng)。第二，退出企業(yè)與存續(xù)企業(yè)的生產(chǎn)率差距呈現(xiàn)出擴(kuò)大的趨勢，例如，2006年退出的企業(yè)在1999年與存續(xù)企業(yè)的生產(chǎn)率期初差距為-0.642，而期末差距擴(kuò)大為-1.083，2002年退出的企業(yè)在1999年與存續(xù)企業(yè)的生產(chǎn)率期初差距為-0.537，而期末差距擴(kuò)大為-0.8；第三，企業(yè)在退出年份的生產(chǎn)率水平都經(jīng)歷了一個明顯的下降過程，例如，2006年退出的企業(yè)在當(dāng)年的生產(chǎn)率的變化為-0.073，2002年退出的企業(yè)該變化為-0.048.表3退出企業(yè)的生產(chǎn)率演化：對“死亡陰影”效應(yīng)的檢驗期初差距期末差距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年退出存續(xù)企業(yè)注：存續(xù)企業(yè)表示在1998?2006年期間持續(xù)經(jīng)營的企業(yè)，表中均為非加權(quán)平均生產(chǎn)率。

　　五、企業(yè)進(jìn)入一退出對制造業(yè)生產(chǎn)率增長的直接影響上文對進(jìn)入與退出企業(yè)生產(chǎn)率的動態(tài)演化進(jìn)行了考察，那么，企業(yè)進(jìn)入與退出（或企業(yè)更替）行為對制造業(yè)生產(chǎn)率增長有何影響，為了準(zhǔn)確地評估這一影響，需要建立一個可靠的生產(chǎn)率變動的分解框架。目前在這方面的主要方法包括Fosteretal.（1998）分解法、Griliches Fosteretal.（1998）分解法的基本思路是將行業(yè)總體生產(chǎn)率的增長分解為存活企業(yè)、新進(jìn)入企業(yè)以及退出企業(yè)的生產(chǎn)率增長，其分解方程為：X桃。

　　組內(nèi)效應(yīng)（i）組間效應(yīng)（n）交叉效應(yīng)（n）進(jìn)入效應(yīng)（w）退出效應(yīng)（v）其中，i表示企業(yè)，表示行業(yè)，t表示時間；I表示行業(yè)的企業(yè)集合，S、N和X分別表示存活企業(yè)、新進(jìn)入企業(yè)和退出企業(yè)的集合；權(quán)重9k表示資源在企業(yè)間的配置情況，這里用企業(yè)i的銷售產(chǎn)值在行業(yè)中的市場份額來衡量；tfPi，表示企業(yè)i在時間t的生產(chǎn)率，tfp表示行業(yè)總體生產(chǎn)率，即tfp在FHK分解，第I項為“組內(nèi)效應(yīng)”，即假定每個存活企業(yè)的市場份額在前后兩個時期保持不變，由存活企業(yè)自身生產(chǎn)率水平變化所引致的總體生產(chǎn)率增長；第n項為“組間效應(yīng)”反映的是給定每個存活企業(yè)的生產(chǎn)率水平在前后兩個時期保持不變，由存活企業(yè)的市場份額變化所引致的總體生產(chǎn)率增長，當(dāng)期初高于平均生產(chǎn)率的存活企業(yè)的市場份額增加或期初低于平均生產(chǎn)率的存活企業(yè)的市場份額降低時，該項為正；第m項為“交叉效應(yīng)”，當(dāng)生產(chǎn)率上升的企業(yè)其市場份額增加或生產(chǎn)率降低的企業(yè)其市場份額下降時，該協(xié)方差項為正；第w項為“進(jìn)入效應(yīng)”即由企業(yè)進(jìn)入①這里沒有給出這3種分解法方程的具體推導(dǎo)，感興趣的讀者可以向作者索取。

　　所引致的行業(yè)總體生產(chǎn)率的變動，當(dāng)新進(jìn)入企業(yè)的生產(chǎn)率高于平均生產(chǎn)率時該項為正；第V項為該項為正。第W項與第V項之和為“凈進(jìn)入效應(yīng)”，它衡量了企業(yè)更替對生產(chǎn)率增長的作用。①盡管FHK方法包含十分豐富的分解信息，也在很大程度上克服了Bailyetal.（1992）方法的不足，但同時也有其自身的缺點。正如Fosteretal.（1998）所指出的，F(xiàn)HK分解法容易受測量誤差的影響，例如，當(dāng)一個企業(yè)的產(chǎn)出由于測量誤差高于（或低于）實際值時，企業(yè)生產(chǎn)率以及市場份額也會高于（或低于）實際值，進(jìn)而會高估交叉效應(yīng)。對此，由Griliches Regev（1995）發(fā)展的另外一種分解法（簡記為GR分解法）則彌補(bǔ)了FHK分解法的這一缺陷，其基本思想是通過取平均值對誤差進(jìn)行平滑。GR分解法的方程為：~組內(nèi)效應(yīng)（i）~組間效應(yīng)（n）進(jìn)入效應(yīng)（n）退出效應(yīng)（w）在上，變量的上劃線表示其在相鄰兩期的平均值，即6；=（6it-1+6it）/2，tf；=（tfPit-1+tfPit）/2.該分解法的優(yōu)點是通過對權(quán)重系數(shù)和生產(chǎn)率取均值的做法在很大程度上平滑了測量誤差。在（4），第I項為“組內(nèi)效應(yīng)”，衡量存活企業(yè)自身生產(chǎn)率水平變化所引致的總體生產(chǎn)率增長，不過是用相鄰兩年的平均市場份額進(jìn)行加權(quán)；第n?：項分別表示“組間效應(yīng)‘、”進(jìn)入效應(yīng)“和’‘退出效應(yīng)”，與FHK分解法所不同的是，它們都是相對于相鄰兩年的平均生產(chǎn)率而言的。與FHK分解法相比，GR分解法方程少了一項’‘交叉效應(yīng)“這主要是因為該方法進(jìn)行了取平均值處理，但不難看出這一效應(yīng)實際上被涵蓋在組內(nèi)效應(yīng)與組間效應(yīng)之中。

　　從上述分解過程可以看出，不管是FHK分解法還是GR分解法，在考察企業(yè)更替對生產(chǎn)率增長的作用時，都是將進(jìn)入和退出企業(yè)的生產(chǎn)率與行業(yè)加權(quán)平均生產(chǎn)率進(jìn)行比較，這也就意味著進(jìn)入企業(yè)將取代代表性企業(yè)，而同時退出企業(yè)將被代表性企業(yè)所替代。但在現(xiàn)實中，進(jìn)入企業(yè)可能更多地是對退出企業(yè)進(jìn)行替代，由BaldwinGu（2003）發(fā)展的方法（簡記為BG分解法）則就是通過直接比較進(jìn)入企業(yè)與退出企業(yè)的生產(chǎn)率來考察企業(yè)更替對生產(chǎn)率增長的作用，其分解方程為：~組內(nèi)效應(yīng)（i）~組間效應(yīng)（n）凈進(jìn)入效應(yīng)（n）其中，tfPx，-1表示在t-1期退出企業(yè)的加權(quán)平均生產(chǎn)率。在上，第i項表示‘’組內(nèi)效應(yīng)“它與FHK分解法完全相同；第n項表示‘’組間效應(yīng)‘，與之前分解法所不同的是，只有當(dāng)期初高于退出企業(yè)加權(quán)平均生產(chǎn)率的存活企業(yè)的市場份額增加或期初低于退出企業(yè)加權(quán)平均生產(chǎn)率的存活企業(yè)的市場份額降低時，該項才為正；第m項為’‘凈進(jìn)入效應(yīng)’，衡量了企業(yè)更替對生產(chǎn)率增長的作用。與前兩種方法相比，BG分解法的優(yōu)勢體現(xiàn)在：方面，它在考察組間效應(yīng)和凈進(jìn)入效應(yīng)時，以退出企業(yè)的加權(quán)平均生產(chǎn)率作為比較基礎(chǔ)，這在邏輯上更加符合現(xiàn)實情況；另一方面，它可以直接得到凈進(jìn)入效應(yīng)，因而能夠更為直觀地評價企業(yè)更替對生產(chǎn)率增長的作用。

　?。ǘχ袊圃鞓I(yè)生產(chǎn)率變動的分解結(jié)果及分析利用上文三種生產(chǎn)率變動的分解方法對中國制造業(yè)的生產(chǎn)率增長的來源進(jìn)行分析，重點考察etal.（1992）分解式與FHK分解式的一個不同之處在于，前者在考察進(jìn)入效應(yīng)與退出效應(yīng)時沒有將進(jìn)入、退出企業(yè)的生產(chǎn)率與行業(yè)平均生產(chǎn)率進(jìn)行比較，因而存在明顯的缺陷，例如，當(dāng)新進(jìn)入企業(yè)的市場份額足夠小而退出企業(yè)的市場份額非常大時，即便新進(jìn)入企業(yè)比退出企業(yè)具有更高的生產(chǎn)率水平，得到的凈進(jìn)入效應(yīng)有可能是負(fù)的。

　　企業(yè)更替對生產(chǎn)率增長的作用（即凈進(jìn)入效應(yīng)）。由于缺失2004年的企業(yè)生產(chǎn)率數(shù)據(jù)，無法測算2004?2005年間行業(yè)生產(chǎn)率的變化幅度，因此這里只對1999一2003年的情況進(jìn)行分析。此外，我們還分行業(yè)、分所有制類型以及分地區(qū)進(jìn)行了分解，試圖揭示出不同類別的企業(yè)在生產(chǎn)率增長來源上的差異。分解結(jié)果見表4.從制造業(yè)總體生產(chǎn)率的分解結(jié)果看，1999一2003年間生產(chǎn)率的增長幅度為0.121，在FHK分解法中，交叉效應(yīng)比較大（0.097），對生產(chǎn)率增長的貢獻(xiàn)度為80. 7%，其次是凈進(jìn)入效應(yīng)和組內(nèi)效應(yīng)，貢獻(xiàn)率分別為23. 9%和12.5%，而組間效應(yīng)對生產(chǎn)率增長的貢獻(xiàn)則為負(fù)（-17. 1%）。不過，F(xiàn)HK分解法容易受測量誤差的影響，尤其是產(chǎn)出測量誤差的存在會高估交叉效應(yīng)的作用，進(jìn)而也可能會對組內(nèi)效應(yīng)和組間效應(yīng)的分解帶來一定的偏差。在GR分解法中，組內(nèi)效應(yīng)和組間效應(yīng)都有很大幅度的上升，對生產(chǎn)率增長的貢獻(xiàn)率分別為52. 8%和25.9%，其原因是正的交叉效應(yīng)被融入到了組內(nèi)效應(yīng)和組間效應(yīng)之中。此外，凈進(jìn)入效應(yīng)沒有發(fā)生太大的變化（0.026），對生產(chǎn)率增長貢獻(xiàn)了21.3%.在BG方法中，組內(nèi)效應(yīng)和組間效應(yīng)對生產(chǎn)率增長的貢獻(xiàn)率分別為52.8%和18.3%，凈進(jìn)入效應(yīng)略大于FHK分解法的測算結(jié)果（23.9%），對生產(chǎn)率增長的貢獻(xiàn)率約為28.9%.上述三種分解法得到凈進(jìn)入效應(yīng)（表示企業(yè)更替的影響）對生產(chǎn)率增長的貢獻(xiàn)率為21.3%?28.9%，表明企業(yè)的進(jìn)入與退出對中國制造業(yè)的生產(chǎn)率變化具有比較重要的顯著影響。①此外，表4還報告了分行業(yè)、分所有制類型以及分地區(qū)的生產(chǎn)率變化分解結(jié)果。

　　六、企業(yè)進(jìn)入一退出對制造業(yè)生產(chǎn)率增長的間接影響上文通過采用生產(chǎn)率分解方法考察了企業(yè)更替對制造業(yè)生產(chǎn)率增長的直接作用，除此之外，企業(yè)的進(jìn)入與退出行為還會導(dǎo)致市場競爭的加劇，而這無疑將間接性地促進(jìn)企業(yè)提高生產(chǎn)率水平（Amiti 2007；盛斌、毛其淋，2012）。因此，對企業(yè)更替的競爭效應(yīng)的估計將有效地校正前文由生產(chǎn)率分解方法得到的凈進(jìn)入效應(yīng)的低估。

　　為了檢驗市場競爭效應(yīng)的存在，構(gòu)建存活企業(yè)生產(chǎn)率決定的計量模型如下：其中，下標(biāo)i、和t分別表示企業(yè)、行業(yè)、地區(qū)和年份；t/PT8表示存活企業(yè)的生產(chǎn)率；Compel表示市場競爭程度，當(dāng)其估計系數(shù)Y顯著為正時表明存在競爭效應(yīng)；X，為控制變量向量；和v，分別表示行業(yè)、地區(qū)和年份特定效應(yīng)，'kt表示隨機(jī)擾動項。

　　關(guān)于市場競爭程度，為了穩(wěn)健起見，我們采用兩個指標(biāo)進(jìn)行衡量。第個指標(biāo)是企業(yè)更替率（2008）的做法，Compet1fkt=（entryrf.kt+exitrf.kt）/2，其中entryrf.kt和exit、分別表示企業(yè)的進(jìn)入率和退出率，該指標(biāo)越大則表明市場競爭越激烈，它是對由企業(yè)進(jìn)入與退出導(dǎo)致的市場競爭的直接度量。第二個指標(biāo)是赫芬達(dá)爾指數(shù)（Herfindahl-HirschmanIndex），HH/fk，= 2=1/XSt，其中sale，表示企業(yè)i在t年的銷售額，sab表示行業(yè)f在t年的總銷售額，Si，表示企業(yè)i在t年的市場占有率，該指標(biāo)越大表明市場競爭程度越大，它是對由企業(yè)進(jìn)入與退出導(dǎo)致的市場競爭的間接度量；為了便于估計，我們進(jìn)一步將赫芬達(dá)爾指數(shù)取對數(shù)lnHHI，記為Compet2fk，。

　?、俨捎肂ailyetal.（1992）的方法（簡稱BHC分解法）進(jìn)行分解，得到的凈進(jìn)入效應(yīng)的貢獻(xiàn)度為81%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于本文分解得到的貢獻(xiàn)率。Brandtet al.（2009）采用BHC分解法對中國1998?2006年制造業(yè)生產(chǎn)率增長進(jìn)行分解得到凈進(jìn)入效應(yīng)的貢獻(xiàn)率也高達(dá)67%，此外李玉紅等（2008）采用相同方法得到的貢獻(xiàn)率甚至高達(dá)186.7%.由于BHC分解法對于進(jìn)入與退出相對貢獻(xiàn)的界2009），這或許是米用該方法進(jìn)行分解得到凈進(jìn)入效應(yīng)通常偏高的原因。

　　表4中國制造業(yè)生產(chǎn)率變化的分解結(jié)果分解方法組內(nèi)效應(yīng)組間效應(yīng)交叉效應(yīng)進(jìn)入效應(yīng)退出效應(yīng)凈進(jìn)入效應(yīng)生產(chǎn)率增長總體樣本企業(yè)高新技術(shù)企業(yè)公用事業(yè)企業(yè)勞動密集型企業(yè)資本密集型企業(yè)本土企業(yè)外資企業(yè)沿海地區(qū)企業(yè)內(nèi)陸地區(qū)企業(yè)注：圓括號內(nèi)的數(shù)值表示各個效應(yīng)項對生產(chǎn)率增長的貢獻(xiàn)率，單位為，圓括號外的數(shù)值表示各個效應(yīng)項的大小，-為不適用。

　　控制變量的選擇與前文相同，根據(jù)既有的理論和實證研究包括：資本密集度（klmtio）、企業(yè)規(guī)模（以中型企業(yè)虛擬變量（medium）和大型企業(yè)虛擬變量（large）表示，若是取1，不是取0）、企業(yè)年齡（age）、國有企業(yè)虛擬變量（soes）、外資企業(yè)虛擬變量（foreign）、政府補(bǔ)貼（subsidy）以及融資）?？刂谱兞康亩x與數(shù)據(jù)來源同前文所述。

　　為了與上文的分析保持一致，計量檢驗的樣本期間仍為1999一2003年，結(jié)果報告于表5.其中，第（1）一第（2）列的因變量為以O(shè)P法測算的存活企業(yè)生產(chǎn)率，第（3）?第（4）列為以LP法測算的存活企業(yè)生產(chǎn)率作為因變量，每個回歸檢驗中對市場競爭程度又分別采用了兩種不同的計算方法。結(jié)果表明，無論是采用哪種生產(chǎn)率測度方法以及市場競爭程度定義方法，市場競爭程度的估計系數(shù)都為正，并且在1%水平上顯著，這表明企業(yè)更替引致的競爭效應(yīng)對存活企業(yè)生產(chǎn)率的提高具有顯著的促進(jìn)作用，其原因在于，頻繁的企業(yè)更替會給在位的存活企業(yè)帶來巨大的競爭壓力，為了保持自己的市場份額以及不被激烈的市場競爭所淘汰，這些存活企業(yè)將會有意識地加大研發(fā)投資、①融資約束指標(biāo)采用利息支出與固定資產(chǎn)的比值取對數(shù)來衡量。

　　更新機(jī)器設(shè)備以及改進(jìn)生產(chǎn)組織方式，進(jìn)而提高了自身的生產(chǎn)率水平。①表5影響存活企業(yè)生產(chǎn)率因素的估計結(jié)果OP法測算的存活企業(yè)生產(chǎn)率LP法測算的存活企業(yè)生產(chǎn)率企業(yè)更替率赫芬達(dá)爾指數(shù)企業(yè)更替率赫芬達(dá)爾指數(shù)其它控制變量控制觀察值注：圓括號內(nèi)數(shù)值為糾正了異方差后的t統(tǒng)計量，和分別表示1%、和10%的顯著性水平，本表回歸均控制了行業(yè)效應(yīng)、地區(qū)效應(yīng)與年份效應(yīng)。

　　七、結(jié)論?2007年中國制造業(yè)企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)對企業(yè)的進(jìn)入與退出的特征及其與全要素生產(chǎn)率動態(tài)演化的關(guān)系進(jìn)行了系統(tǒng)性的實證研究，主要得到以下結(jié)論：（1）中國制造業(yè)企業(yè)具有很高的進(jìn)入率與退出率，并且均隨著企業(yè)規(guī)模的增大而下降；新進(jìn)入企業(yè)是各年份企業(yè)的主要構(gòu)成來源，但新進(jìn)入企業(yè)的持續(xù)期較短，將近2/3的企業(yè)的經(jīng)營年限不超過6年；不論是從就業(yè)還是從產(chǎn)出來看，進(jìn)入企業(yè)與退出企業(yè)的規(guī)模均較小。（2）進(jìn)入企業(yè)和退出企業(yè)的平均生產(chǎn)率均顯著低于存活企業(yè)，但進(jìn)入企業(yè)比退出企業(yè)具有更高的平均生產(chǎn)率水平，而且這些特征也普遍存在于不同行業(yè)、不同所有制類型以及不同地區(qū)的企業(yè)之中。（3）新進(jìn)入企業(yè)的存活概率隨著進(jìn)入年限的增長而下降，但初始生產(chǎn)率水平越高、初始資本密集度越大、初始規(guī)模越大、企業(yè)年齡越小、政府補(bǔ)貼越大和外資企業(yè)屬性的企業(yè)在進(jìn)入后越不容易退出。（4）存在顯著的市場選擇效應(yīng)促使生產(chǎn)率較低的企業(yè)退出市場，而新企業(yè)在進(jìn)入市場之后通過學(xué)習(xí)效應(yīng)實現(xiàn)了自身生產(chǎn)率的快速增長，退出企業(yè)則在退出市場前面臨顯著的“死亡陰影”效應(yīng)。（5）企業(yè)更替對制造業(yè)生產(chǎn)率增長具有重要的直接影響（貢獻(xiàn)率為21%?29%），此外，企業(yè)更替還通過市場競爭效應(yīng)對存活企業(yè)生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生顯著的間接促進(jìn)作用，因此，企業(yè)更替對中國制造業(yè)生產(chǎn)率增長的總體貢獻(xiàn)不容忽視。

　　本文的研究一方面豐富了企業(yè)動態(tài)方面的研究，另一方面有助于準(zhǔn)確地認(rèn)識中國制造業(yè)生產(chǎn)率增長在企業(yè)層面的動力來源。當(dāng)然，本文的研究仍然存在有待進(jìn)?步探索的問題，例如，由于數(shù)據(jù)方面的限制，主要以企業(yè)在數(shù)據(jù)庫中的法人代碼對企業(yè)進(jìn)入與退出的狀態(tài)進(jìn)行界定，然而，中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的一個顯著特點是對于非國有企業(yè)的統(tǒng)計只包含規(guī)模以上的部分，這樣就有可能誤將一些非國有企業(yè)由規(guī)模以下（或規(guī)模以上）轉(zhuǎn)變?yōu)橐?guī)模以上（或規(guī)模以下）的情形視為進(jìn)入（或退出）企業(yè)，進(jìn)而有可能會高估企業(yè)的更替。盡管研究中采用了一些方法進(jìn)行了處理，但如何對企業(yè)的進(jìn)入與退出狀態(tài)進(jìn)行更為細(xì)致和精確的界定是下一步需要改進(jìn)的方向。