1、0 . 209 * * * (0. 0108) 0. 209* * * (0 . 00943) 0 . 209* * * (0. 00943) 0. 210 * * * ( 0 . 00940) lnintit- 1 0 . 837* * * (0 . 195) 0 . 837 * * * (0. 195) - 0. 411 * * * ( 0 . 138) - 0 . 402* * * (0 . 138) - 0 . 393 * * * (0. 136) Ageit - 1 - 0 . 0113* * * (0 . 00296) - 0 . 0113* * * (0. 00296) - 0.
2、 0120 * * * (0 . 00314) - 0 . 0120* * * (0. 00314) - 0 . 0119 * * * ( 0 . 00315) Age2 it - 1 0. 000149 * * (0. 0000690) 0 . 000149* * ( 0 . 0000690) 0 . 000279 * * * (0 . 0000645) 0 . 000278* * * (0. 0000645) 0. 000278 * * * ( 0 . 0000646) ln(k /l)it - 1 - 0 . 0303* * * (0 . 00871) - 0 . 0303* * * (
3、0. 00871) - 0. 0365 * * * (0 . 00669) - 0 . 0364* * * (0. 00669) - 0 . 0355 * * * ( 0 . 00667) N ewpit- 1 0 . 146* * * (0 . 0358) 0 . 14 * * * (0. 0358) 0 . 0654 ( 0 . 0421) 0. 0647 (0. 0421) 0. 0648 (0. 0420) lnaccit- 1 - 0. 554* * * (0 . 0747) - 0 . 554* * * (0. 0747) - 0. 172 * * * ( 0 . 0473) -
4、0 . 173* * * (0. 0471) - 0 . 174 * * * (0. 0480) _cons - 2. 467* * * (0 . 316) - 3 . 480* * * (0. 733) - 1. 479 * * * ( 0 . 446) - 1 . 094* * * (0 . 280) - 1 . 186 * * * (0. 278) I NDUSTRYYYYYY RegionYYYYY OWNERS H I PYYYYY YEARYYYYY 观察值个数4510045100482504825048250 伪 R20 . 6030. 6030 . 6210 . 6210. 6
5、21 ? ? 注: 括号中数值为稳健标准误, * * * 、 * * 、 * 分别表示在 1% 、 5% 和 10 % 水平上显著, ? Y 表示对这些变量进行了控制。另外, 在稳健性检 验上, 我们还进行了 xtprobit回归, 以缓解可能存在的内生性问题。计量结果表明, 利用 xtprobit与 pooled probit进行回归所得出的结论并无本 质差异, 这说明组内方差相对而言并不重要,计量结果具有较强的稳健性。下表同。 ?(三 )进一步的稳健性检验 关于企业 TFP 的测度有多种方法, 一般的 OLS 估计法可能会存在内生性偏误, 而 Levinsohn- Pet? rin( LP
6、)法可以较好的缓解上述潜在问题, 因此我们 82 用该方法对 TFP 进行了重新测度, 并做了再次回 归。具体计量结果如下: 由表 3不难发现, 计量回归结果除了系数大小 略有变化之外, 估计参数的正负号以及显著性情况 较表 2基本保持不变, 也即不改变先前的基本结论。 这就进一步证明了我们前面的估计结果是稳健、 可 信的。 表 3? Probit模型的计量回归结果 (TFP- LP) 浙江广东 模型( 1)模型 ( 2)模型 ( 3)模型 ( 4)模型 ( 5) EXit - 1 2 . 486* * * (0 . 0185) 2 . 501 * * * (0. 138) 2. 159* *
7、 * ( 0 . 0186) 2 . 159* * * (0. 0186) 2. 388 * * * (0. 111) lnTFPit- 1 0 . 245* * * (0 . 0860) 0 . 245 * * * (0. 0862) - 0 . 0446 ( 0 . 0496) - 0 . 0618* * * (0. 0110) - 0 . 0457 * * * (0. 0131) lnTFP2it- 1 - 0. 0143 * * (0 . 00647) - 0 . 0143* * (0. 00647) - 0 . 00131 (0 . 00368) lnTFPit - 1*EXit -
8、 1 - 0. 00225 (0. 0210) - 0 . 0339* * (0. 0161) ln wageit- 1 0 . 0178 (0 . 0279) 0. 0177 (0. 0279) 0. 0699* * * ( 0 . 0142) 0 . 0697* * * (0. 0142) 0. 0693 * * * (0. 0142) lnempit- 1 0 . 184* * * (0 . 0138) 0 . 184 * * * (0. 0139) 0. 242* * * ( 0 . 0109) 0 . 241* * * * (0. 0108) 0. 242 * * * (0. 010
9、8) lnintit- 1 0 . 854* * * (0 . 195) 0 . 854 * * * (0. 195) - 0. 403 * * * ( 0 . 138) - 0 . 402* * * (0 . 138) - 0 . 396 * * * (0. 137) Ageit - 1 - 0 . 0111* * * (0 . 00296) - 0 . 0111* * * (0. 00296) - 0. 0120 * * * (0 . 00314) - 0 . 0120* * * (0. 00314) - 0 . 0119 * * * ( 0 . 00315) Age2 it - 1 0.
10、 000143 * * (0. 0000689) 0 . 000143* * ( 0 . 0000689) 0 . 000278 * * * (0 . 0000645) 0 . 000278* * * (0. 0000645) 0. 000277 * * * ( 0 . 0000646) lnk /lit- 1 - 0 . 0369* * * (0 . 00892) - 0 . 0369* * * (0. 00892) - 0. 0285 * * * (0 . 00670) - 0 . 0287* * * (0. 00667) - 0 . 0281 * * * * ( 0 . 00668) N
11、 ewpit- 1 0 . 149* * * (0 . 0358) 0 . 149 * * * (0. 0358) 0 . 0654 ( 0 . 0422) 0. 0647 (0. 0421) 0. 0655 (0. 0419) lnaccit- 1 - 0. 559* * * (0 . 0747) - 0 . 559* * * (0. 0747) - 0. 173 * * * ( 0 . 0472) - 0 . 173* * * (0. 0471) - 0 . 174 * * * (0. 0477) _cons - 3. 791* * * (0 . 780) - 2 . 767* * * (
12、0. 380) - 1. 712 * * * ( 0 . 466) - 1 . 094* * * (0 . 280) - 1 . 557 * * * (0. 449) I NDUSTRYYYYYY RegionYYYYY OWNERS H I PYYYYY YEARYYYYY 观察值个数4510045100482504825048250 伪 R20 . 6030. 6030 . 6210 . 6210. 621 ? ? 注: 同表 2。 五、 结论与启示 本文利用 2000! 2003年浙江和广东的工业企 业数据对企业出口决策的影响因素进行了实证分 析。结果表明, 在生产率对企业出口决策的影响上, 浙江因其高比重的民营经济并受特殊的国内制度环 境影响而表现出 ?喜忧参半 的局面, 即符合与违背 ?自我选择 假说的现象并存; 而广东则因其高比重 的外资企业及其所从事的加工贸易表现出 ? 一边 倒 的?自我选择悖论 特征。特别地, 浙江企业的 悖论特征中可能包含有 ?被迫 出口的因素, 而广东 企业所表现出的则是一种?天然 的悖论现象。 浙、 粤两省企业出口决策行为隐含着企业存在 的一个共同现象! ! ?出口惰性 , 即企业一旦进入 83 出口市场之后创新动力便明显不足, 广东甚至呈现 明显下降的趋势。关于平均工资对出口倾向的影
