四 更多稳健性检验

企业生产函数为超越对数形式。本文是用企业当年TFP的对数减去企业上一年TFP的对数来构造衡量企业技术升级的指标。为了得到企业的TFP，本文估计了只包含资本和劳动投入的CD型企业生产函数。虽然CD型企业生产函数结构简单，在经济学相关研究中最为常用，但是它假定所有企业的劳动和资本产出弹性是恒定不变的，这可能并不太符合现实。为此，本文在这里用ACF方法对只包含了资本和劳动投入的超越对数生产函数进行了估计，利用估计出来的超越对数生产函数再次计算了企业的TFP，并据此重新构建了衡量企业技术升级的指标。利用新计算出来的企业技术升级衡量指标，本文重新对（1）式进行了估计，结果报告在表5的第1列中。可以看出，表5中模型1的回归结果跟表2中的基准回归结果类似，出口持续时间前面的系数依然显著为负，即出口持续时间的增加对企业生产效率提高的边际作用递减。这在一定程度上表明之前的回归结果并不依赖于使用CD形式的企业生产函数来构造衡量企业技术升级的指标。

额外的企业技术升级衡量。之前都是利用企业的TFP来构建衡量技术升级的指标，在这一部分本文将利用企业的劳动生产率来构建衡量企业技术升级的指标。利用新构建出来的衡量企业技术升级的指标，本文重新对（1）式进行了估计，结果报告在表5的第2列中。跟表2中的基准回归结果类似，出口持续时间前面的系数依然显著为负，这表明企业生产效率的“边际提高量”会随着出口持续时间的增加而减小。这在一定程度上表明即使使用劳动生产率来构建衡量企业技术升级的指标，之前的回归结果依然是稳健的。

出口持续时间的滞后效应。Rakhman（2010）指出，出口持续时间更多的是影响企业产品下一年的出口行为，因而出口持续时间对企业技术升级的影响也可能存在时滞，（1）式中直接用企业当期的技术升级对当期的出口持续时间进行回归可能并不合适。为了检验出口持续时间对企业技术升级的影响是否真的存在时滞，本文用滞后一期的出口持续时间来替代当期的出口持续时间，重新对（1）式进行了估计，表5的第3列报告了相应的回归结果。可知，滞后一期出口持续时间前面的系数仍然显著为负，这表明即使考虑出口持续时间的滞后效应，之前的回归结果依然相当稳健，即出口持续时间的增加对企业生产效率提高的边际作用递减。

只保留连续存在7年及以上的企业。之前的回归样本中很多企业只在样本中出现了1或2次，即样本中很多企业的出口持续时间都只有1年或2年。具体来看，样本中出口持续时间小于等于2的企业占比高达66％。考虑到样本中大量企业的出口持续时间都普遍较短，为了检验之前的主要回归结果是否会受到这些出口持续时间较短的企业的影响，本文将样本中出口持续时间小于7年的企业全部删除掉，只保留了连续存在7年及以上的企业。用保留下来的企业组成的子样本，本文重新对（1）式进行了估计，表5的第4列报告了相应的回归结果。跟表2中的基准回归结果类似，出口持续时间前面的系数依然显著为负，表明企业生产效率的“边际提高量”会随着出口持续时间的增加而减小。这在一定程度上说明即使只考虑出口持续时间较长的出口企业，之前的回归结果依然相当稳健。

注：同表2。 6mkyIYAjQCBg8r16fmW3mvs/dBnrU2gAAHdZAwmslYy2HYBQbEkQaujp22xOo8l6