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    農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)出口二元邊際及持續(xù)性研究

    2022-11-21 02:00:46孫一平吳靜玲
    關(guān)鍵詞:出口額生產(chǎn)率年齡

    孫一平,吳靜玲,楊 明

    (1.湖北經(jīng)濟學(xué)院 工商管理學(xué)院,武漢 430205;2.中南財經(jīng)政法大學(xué) 工商管理學(xué)院,武漢 430073)

    一、引言

    中國是傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)大國,農(nóng)產(chǎn)品出口的戰(zhàn)略地位越來越重要。一方面,海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)顯示,中國農(nóng)產(chǎn)品出口額高速增長,2001-2020年農(nóng)產(chǎn)品出口額由161億美元增長至760億美元,年均增長約8.6%,中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額由2001年占全球農(nóng)產(chǎn)品約3%上升至2020年的8.5%,這表明農(nóng)產(chǎn)品出口在中國經(jīng)濟發(fā)展中扮演著越來越重要的角色。另一方面,中國的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)薄弱、現(xiàn)代化水平較低,疊加勞動力成本不斷上升等因素,對農(nóng)產(chǎn)品出口帶來了許多不利影響,而近年來出口農(nóng)產(chǎn)品的安全問題加劇了這一不利影響。因此,對于中國農(nóng)產(chǎn)品出口持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展的研究日益成為學(xué)術(shù)界和政策制定者關(guān)注的熱點。

    傳統(tǒng)的國際貿(mào)易理論認為貿(mào)易關(guān)系一旦建立就具有持續(xù)性,如要素稟賦理論便認為貿(mào)易來源于各國之間要素稟賦的差異,而國家之間的要素稟賦相對而言具有穩(wěn)定性,因此國際貿(mào)易關(guān)系也就持續(xù)穩(wěn)定。根據(jù)新-新貿(mào)易理論,如果一國的貿(mào)易嚴(yán)重依賴于產(chǎn)品出口數(shù)量的擴張,那么企業(yè)應(yīng)對外部沖擊的能力可能變?nèi)醪⑶页隹诋a(chǎn)品的價格可能會下降,這會進一步導(dǎo)致該國貿(mào)易條件的惡化;而如果一國的貿(mào)易依賴于出口產(chǎn)品的種類和創(chuàng)新,那么國外對該國產(chǎn)品的需求將增多,這也從側(cè)面反映了出口的持續(xù)性?,F(xiàn)實中,Clerides等(1998)發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)比非出口企業(yè)的生產(chǎn)率更高、企業(yè)規(guī)模更大、支付的員工工資更高、雇傭的技術(shù)工人更熟練[1]。而出口行為的一個明顯特點是持續(xù)性,盡管可能存在生產(chǎn)率或者匯率波動的沖擊,但是超過80%的出口企業(yè)在下一時期會選擇繼續(xù)出口。大量實證研究把出口持續(xù)性歸功于進入市場的沉沒成本,同時由于長時間市場經(jīng)驗的積累增加了企業(yè)的收益,經(jīng)驗豐富的出口商在國外市場上比年輕的出口商獲得了更多的福利,從而促使其繼續(xù)出口。中國是農(nóng)產(chǎn)品出口大國,那么農(nóng)產(chǎn)品出口是不是也具有這樣的特征呢?其出口決策和出口持續(xù)性是通過什么實現(xiàn)的呢?如果一個企業(yè)已經(jīng)選擇了出口,那么出口年齡是否與其持續(xù)出口有關(guān)呢?本文正是基于新-新貿(mào)易理論對這些問題展開研究,并且引入差異化產(chǎn)品和不同類型企業(yè)分別進行分析,從而為中國農(nóng)產(chǎn)品的出口決策和出口持續(xù)性提供新的解釋與經(jīng)驗證據(jù),以便促進經(jīng)濟福利的提升、優(yōu)化農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易政策及改善農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易條件。

    二、文獻述評

    與本文研究主題密切相關(guān)的文獻主要包括以下幾類:第一類文獻是關(guān)于出口持續(xù)時間及其決定因素的研究;第二類文獻是關(guān)于出口二元邊際和企業(yè)生產(chǎn)率的研究;最后一類文獻是關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品出口的研究,本部分將對這三大類文獻進行梳理并做出評價。

    (一)出口持續(xù)時間與其決定因素的研究

    從企業(yè)層面看,Ilmakunnas和Nurmi(2010)運用Cloglog模型對芬蘭制造業(yè)企業(yè)進入出口市場的持續(xù)性進行研究,結(jié)果表明:企業(yè)規(guī)模、生產(chǎn)率和資本密集度越高的企業(yè)會越早進入出口市場并且保持持續(xù)出口;對于資本密集度低的小規(guī)模企業(yè),外國所有權(quán)會顯著提高企業(yè)進入出口市場的概率;對于資本密集度高的大規(guī)模企業(yè),外國所有權(quán)會顯著降低企業(yè)退出出口市場的概率[2]。從產(chǎn)品層面看,Besede和Prusa(2011)使用46個國家的SITC 4位數(shù)產(chǎn)品數(shù)據(jù)對出口持續(xù)時間進行研究,結(jié)果表明出口持續(xù)時間中位數(shù)較短,僅為1~2年,并且存在明顯的地區(qū)差異性[3];房帥等(2020)利用生存分析模型對100個發(fā)展中國家1999-2015年產(chǎn)品層面的出口數(shù)據(jù)進行實證分析,研究發(fā)現(xiàn)FDI能夠通過提升出口產(chǎn)品質(zhì)量延長產(chǎn)品的出口持續(xù)時間[4]。從具體的出口持續(xù)時間看,Esteve等(2013)發(fā)現(xiàn)西班牙企業(yè)出口持續(xù)時間的中位數(shù)僅為2年,其中有將近一半的出口持續(xù)時間段在1年之后就結(jié)束了[5]。國內(nèi)關(guān)于出口持續(xù)時間的研究主要集中于兩個方面,一是根據(jù)出口持續(xù)時間劃分的不同分為企業(yè)出口持續(xù)時間[6]和產(chǎn)品出口持續(xù)時間[7],但這兩方面的研究都認為出口時間不長。二是關(guān)于出口持續(xù)時間的決定因素的研究,張杰等(2009)采用1999-2003年中國本土制造業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù),得出中國的制造業(yè)企業(yè)存在明顯的出口學(xué)習(xí)效應(yīng),并且這種學(xué)習(xí)效應(yīng)可能持續(xù)3年,而到第4年時對生產(chǎn)率的提升不再明顯[8];易靖韜(2009)采用浙江省企業(yè)的面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)沉沒成本顯著存在,并且進一步研究了企業(yè)異質(zhì)性、沉沒成本與技術(shù)溢出和企業(yè)出口之間的關(guān)系[9];陳勇兵等(2012)則認為企業(yè)規(guī)模、出口產(chǎn)品的種類、出口經(jīng)驗以及企業(yè)的生產(chǎn)率等變量都會影響企業(yè)出口持續(xù)時間[6];蔣靈多和陳勇兵(2015)從中國多產(chǎn)品出口企業(yè)普遍都是出口持續(xù)時間較短的典型化事實出發(fā),發(fā)現(xiàn)多產(chǎn)品出口企業(yè)的出口行為存在差異,并且企業(yè)核心產(chǎn)品的出口持續(xù)時間相對于其邊緣產(chǎn)品而言更長[10]。此外,現(xiàn)有研究還分別從最低工資[11]、互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)[12]、增值稅改革[13]等視角出發(fā)探究中國企業(yè)出口持續(xù)時間影響因素。

    (二)出口二元邊際與生產(chǎn)率的研究

    從沉沒成本看,錢學(xué)鋒和熊平(2010)通過分解出口的集約邊際和擴展邊際,認為沉沒成本對出口集約邊際和擴展邊際有不同的影響[14];趙偉等(2011)認為企業(yè)進入出口市場的沉沒成本顯著存在,并且出口企業(yè)也顯示出持續(xù)性的特征,規(guī)模越大的企業(yè)越可能進行出口[15]。從生產(chǎn)率看,邵敏(2012)采用2000-2006年持續(xù)經(jīng)營的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進行實證分析,并且按照行業(yè)代碼將技術(shù)水平分成高、中高、中低、低四類,研究發(fā)現(xiàn)中國企業(yè)在出口后的前兩年內(nèi)將顯著提高企業(yè)生產(chǎn)率,但之后對生產(chǎn)率影響不再明顯[16];Yi和Wang(2012)結(jié)合異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論和經(jīng)濟地理學(xué),提出大企業(yè)出口主要依靠的是生產(chǎn)率優(yōu)勢,而中小企業(yè)的出口則是依靠集聚效應(yīng)獲取比較優(yōu)勢[17];李春頂和尹翔碩(2009)[18]及湯二子等(2011)[19]發(fā)現(xiàn)中國出口企業(yè)的生產(chǎn)率要低于內(nèi)銷企業(yè),即存在中國出口企業(yè)“生產(chǎn)率悖論”問題。從出口二元邊際影響因素看,近年來學(xué)界主要探究了政府補貼[20]、產(chǎn)業(yè)政策[21]、多中心空間結(jié)構(gòu)[22]、企業(yè)跳躍距離[23]、企業(yè)管理能力[24]等因素的影響。鐘騰龍等(2018)還對中國出口二元邊際進行多維測算,從企業(yè)、產(chǎn)品和市場維度將出口增長動態(tài)分別劃分為持續(xù)、準(zhǔn)退出、成功進入、一次進入、探索進入和轉(zhuǎn)換等六個類型[25]。

    (三)農(nóng)產(chǎn)品出口的研究

    Liapis(2009)[26]基于Hummels和Klenow(2005)[27]的研究框架,對全球農(nóng)產(chǎn)品出口的二元邊際進行深入分析,發(fā)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品出口與其他產(chǎn)品出口有著本質(zhì)的區(qū)別,因為農(nóng)產(chǎn)品本身具有與其他產(chǎn)品不同的特征,例如農(nóng)產(chǎn)品之間具有較大的替代彈性。并且,根據(jù)Chaney(2008)的研究結(jié)論,貿(mào)易成本對農(nóng)產(chǎn)品出口二元邊際的影響與其他產(chǎn)品不同[28]。因此,農(nóng)產(chǎn)品出口具有一定的特殊性,目前國內(nèi)關(guān)于此方面的研究在宏觀和微觀層面都有涉及。從宏觀層面看,技術(shù)性壁壘[29~30]、金融危機[31]以及中國與貿(mào)易伙伴的GDP、地理位置、人口數(shù)量[32]等因素都會影響農(nóng)產(chǎn)品出口,并且中東歐16國市場需求增加是促進中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長最重要的因素[33]。陳儉等(2017)認為無論是整體還是分類農(nóng)產(chǎn)品的增長均是競爭效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)共同作用的結(jié)果[34],而劉雪梅和董銀果(2019)研究發(fā)現(xiàn)性價比即質(zhì)量除以價格才是中國農(nóng)產(chǎn)品出口持續(xù)穩(wěn)定增長的真實動力[35]。從微觀層面看,陳勇兵等(2012)運用生存分析法分別從目的國特征和產(chǎn)品特征角度討論農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間的影響因素[36];劉雪梅和董銀果(2021)研究發(fā)現(xiàn)進口國將執(zhí)行衛(wèi)生與植物檢疫(SPS)措施對中國農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級和出口增長存在相左的作用方向,技術(shù)落后企業(yè)較技術(shù)前沿企業(yè)更容易轉(zhuǎn)移市場,逃避質(zhì)量升級,出口增長的作用渠道顯示擴張式市場轉(zhuǎn)移的貢獻遠高于質(zhì)量升級[37]。

    以上文獻雖然對出口持續(xù)時間和企業(yè)出口二元邊際進行了分析,但是對農(nóng)產(chǎn)品出口動態(tài)的研究較少。鑒于此,本文可能的邊際貢獻在于:一是拓寬研究視角,本文從中國農(nóng)產(chǎn)品出口的視角出發(fā),研究企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品出口額對于出口年齡的依賴和出口參與的影響因素,在農(nóng)產(chǎn)品出口方面更具政策針對性;二是深化研究內(nèi)容,已有文獻關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品出口作用機制研究較少涉及沉沒成本和學(xué)習(xí)效應(yīng),本文進一步考察沉沒成本和學(xué)習(xí)效應(yīng)在農(nóng)產(chǎn)品出口中是否存在,并探究差異化產(chǎn)品和不同類型企業(yè)異質(zhì)性的影響。

    三、理論分析及研究假設(shè)

    20世紀(jì)80年代初,以Krugman(1980)為代表的學(xué)者提出了新貿(mào)易理論[38]。隨著國際貿(mào)易理論的發(fā)展,國際貿(mào)易研究視角從國家和產(chǎn)業(yè)層面深入到微觀企業(yè)層面,新貿(mào)易理論已無法用來解釋微觀企業(yè)層面的貿(mào)易問題。Melitz(2003)從企業(yè)異質(zhì)性假設(shè)出發(fā)建立模型,從微觀企業(yè)層面說明了為什么有的企業(yè)會進行出口而有的企業(yè)只在國內(nèi)進行銷售,這使得國際貿(mào)易的問題逐漸在異質(zhì)性企業(yè)框架下開展研究,該模型在繼承新貿(mào)易理論中壟斷競爭和規(guī)模報酬遞增的假設(shè)前提之下,放松了對企業(yè)同質(zhì)性的假設(shè),并且將企業(yè)生產(chǎn)率納入模型當(dāng)中,從微觀企業(yè)層面出發(fā)形成了新-新貿(mào)易理論[39]。在本文的研究中,新-新貿(mào)易理論在企業(yè)層面為研究出口持續(xù)時間及其影響因素提供了有力的理論基礎(chǔ)。

    (一)出口額

    在新-新貿(mào)易理論的企業(yè)異質(zhì)性假設(shè)前提下,生產(chǎn)率較高的企業(yè)將會占據(jù)更大的市場份額,而生產(chǎn)率較低的企業(yè)會因為市場份額的減少被迫退出市場。按照上述規(guī)律,長期的市場競爭會使整個產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率水平顯著提高。但是因為在封閉的市場環(huán)境中,企業(yè)的生產(chǎn)率水平往往都比較接近并且趨向于同質(zhì)化,這就會使上述效果大打折扣,因此只有在開放經(jīng)濟市場條件下整個行業(yè)的生產(chǎn)率水平才能得到提升。在開放經(jīng)濟中,生產(chǎn)率高的企業(yè)持續(xù)進行出口將提高企業(yè)的出口經(jīng)驗積累,長時間的出口經(jīng)驗有利于增加企業(yè)的收益,從而提升企業(yè)的出口額。因此,本文假設(shè)出口額隨著出口年齡的增長而增加。

    Melitz(2003)的模型對高生產(chǎn)率企業(yè)從事貿(mào)易活動做出了以下結(jié)論:高生產(chǎn)率水平的企業(yè)具有較低的貿(mào)易成本,可以通過競爭的方式進入國際市場,并且依靠自己的生產(chǎn)率優(yōu)勢承擔(dān)貿(mào)易成本和抵御貿(mào)易風(fēng)險,而較低的貿(mào)易成本和貿(mào)易風(fēng)險又給企業(yè)帶來了較高的利潤,這使出口額較高的企業(yè)生產(chǎn)率也更高[39]。這類企業(yè)由于擁有較高的生產(chǎn)率水平帶來的競爭優(yōu)勢,可以在貿(mào)易活動中擴大出口額,這也就從生產(chǎn)率水平方面為本文所研究的出口額提供了強有力的理論基礎(chǔ)。因此,本文假設(shè)出口額隨著生產(chǎn)率的提升而增加。

    綜上,本文提出以下研究假設(shè):

    H1:出口額隨著出口年齡的增長而增加。

    H2:出口額隨著生產(chǎn)率的提升而增加。

    (二)出口參與

    Melitz(2003)的模型可以很好地用來解釋企業(yè)層面的差異,并且說明出口決策與生產(chǎn)率之間的關(guān)系[39]。根據(jù)該理論模型,企業(yè)的異質(zhì)性主要體現(xiàn)在以下幾個方面:企業(yè)的生產(chǎn)率水平;企業(yè)勞動工人的技能水平;企業(yè)的技術(shù)水平;企業(yè)所生產(chǎn)產(chǎn)品的差異性。在該模型中,將企業(yè)的生產(chǎn)率水平劃分為高中低三種,其中高生產(chǎn)率水平的企業(yè)可以選擇既出口又在國內(nèi)進行銷售,而中等生產(chǎn)率水平的企業(yè)可以根據(jù)自身的條件選擇應(yīng)該出口還是只在國內(nèi)進行銷售,對于低生產(chǎn)率水平的企業(yè)只能因為其過高的成本被逐漸淘汰。但李春頂和尹翔碩(2009)[18]及湯二子等(2011)[19]提出中國出口企業(yè)的生產(chǎn)率要低于內(nèi)銷企業(yè),即存在中國出口企業(yè)的“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象,這主要是因為在中國進出口貿(mào)易類型中,加工貿(mào)易份額較高且扮演著重要角色,而加工貿(mào)易企業(yè)的生產(chǎn)率較低。因此,本文假設(shè)中國農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)出口參與的可能性隨生產(chǎn)率的提升而降低。

    Baldwin(1988)[40]、Baldwin和Krugman(1989)[41]以及Dixit(1989)[42]等經(jīng)典理論文獻都認為企業(yè)進入出口市場需要支付一定的成本,例如建立營銷渠道、市場信息收集等所需要的成本,這種成本被認為是沉沒成本,因此他們認為企業(yè)的出口將呈現(xiàn)出明顯的年齡依賴。Baldwin(1988)[40]、Dixit(1989)[42]闡述了沉沒成本與出口滯后現(xiàn)象之間的關(guān)系,并且提出了沉沒成本與出口行為關(guān)系的基本理論模型。Roberts和Tybout(1997)則基于企業(yè)利潤最大化視角,提出了一個關(guān)于出口決策的動態(tài)模型,并且實證研究表明沉沒成本是促使企業(yè)持續(xù)出口的一個重要因素,而在此之后大多數(shù)的實證研究都是基于這些模型使用不同國家的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)進行分析[43]。因此,本文假設(shè)企業(yè)出口參與的可能性隨沉沒成本的增多而增加。

    綜上,本文提出以下研究假設(shè):

    H3:出口參與的可能性隨生產(chǎn)率的提升而降低。

    H4:出口參與的可能性隨沉沒成本的增多而增加。

    四、研究設(shè)計

    (一)數(shù)據(jù)說明與處理

    本文采用2000-2006年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫①和中國海關(guān)貿(mào)易統(tǒng)計(CCTS)的企業(yè)層面出口交易數(shù)據(jù)。中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫是企業(yè)層面的原始數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)信息量巨大,每個企業(yè)都涵蓋了100多個財務(wù)會計變量。而中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫的主要變量包括企業(yè)名稱、企業(yè)代碼、HS8位產(chǎn)品代碼、產(chǎn)品類型、進出口產(chǎn)品值、進出口目的地、進出口產(chǎn)品數(shù)量和金額以及交易方式等。

    借鑒謝千里等(2008)[44]及張杰等(2009)[8]的做法,對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進行以下處理:刪除統(tǒng)計中有明顯錯誤的樣本;剔除員工人數(shù)小于8的企業(yè);對相關(guān)變量存在缺失的情況進行處理。對于海關(guān)數(shù)據(jù)庫的產(chǎn)品分類,采用Rauch(1999)[45]的方法,根據(jù)產(chǎn)品價格的公開程度將產(chǎn)品分成三類:(1)在有組織的商品交易所交易的產(chǎn)品;(2)商品價格會定期在某個專業(yè)貿(mào)易出版物上發(fā)布的產(chǎn)品;(3)不可歸類的差異化產(chǎn)品。最后根據(jù)海關(guān)4位數(shù)水平的HS編碼對產(chǎn)品進行分類,并且生成虛擬變量D(Differentiated products)和虛擬變量H(Homogeneous products):如果HS編碼符合(1)和(2),那么定義H=1,否則H=0;如果HS編碼符合(3),那么定義D=1,否則D=0??梢园l(fā)現(xiàn)的是,一個出口企業(yè)既可能只出口一類產(chǎn)品,也可能同時出口兩類產(chǎn)品,本文僅僅考慮出口差異化農(nóng)產(chǎn)品的影響。需要注意的是HS編碼在2002年發(fā)生過改變,因此對2002年前后的海關(guān)數(shù)據(jù)庫進行了統(tǒng)一處理。按照HS2分位編碼的分類,保留了HS編碼的前兩位為01-24以及52的數(shù)據(jù),即農(nóng)產(chǎn)品的出口數(shù)據(jù)作為本文的研究對象。

    (二)計量模型與變量說明

    根據(jù)前文分析,借鑒趙偉等(2011)的做法[15],分別采用出口額和出口狀態(tài)作為被解釋變量,同時為了保證估計的準(zhǔn)確性,引入相應(yīng)控制變量。首先,企業(yè)生產(chǎn)率是企業(yè)異質(zhì)性最顯著的特征之一,采用企業(yè)的全要素生產(chǎn)率作為解釋變量進行研究;其次,企業(yè)進入出口市場的沉沒成本取決于前一期的出口狀態(tài)(EXP_1),因此采用其回歸系數(shù)的顯著性來判斷沉沒成本是否存在;最后,企業(yè)規(guī)模、實收資本和人力資源等也是影響企業(yè)出口決策和出口額的重要因素,因此本文建立以下兩個計量模型:

    出口額依賴于出口年齡假設(shè)的計量模型:其中,被解釋變量是EX,表示企業(yè)的出口額,采用對數(shù)形式表示,下標(biāo)i、j和t分別表示企業(yè)、行業(yè)和年份。核心解釋變量是企業(yè)出口年齡和全要素生產(chǎn)率。Ai,t=k表示企業(yè)出口年齡是否為k,采用虛擬變量的形式表示;TFP表示企業(yè)全要素生產(chǎn)率,采用對數(shù)形式表示;AGE表示企業(yè)出口年齡。控制變量為企業(yè)規(guī)模、實收資本和人力資源等,企業(yè)規(guī)模是體現(xiàn)企業(yè)異質(zhì)性的一個重要特征,因此控制企業(yè)規(guī)模這個變量非常有必要。此外,考慮到企業(yè)所屬省份和所有制對于企業(yè)出口行為的影響,因此也在模型中加入相應(yīng)的虛擬變量。最后,加入是否出口差異性農(nóng)產(chǎn)品的虛擬變量D_dummy。

    出口參與的計量模型:

    其中,EX_dummy表示企業(yè)是否出口的虛擬變量,主要解釋變量是滯后一期的出口狀態(tài),用其顯著性來確定是否存在沉沒成本。TFP表示企業(yè)全要素生產(chǎn)率;EXi,t=k表示之前k期都出口,k取值為2-4;D_dummy表示是否出口差異化農(nóng)產(chǎn)品虛擬變量,X表示一系列控制變量,主要包括企業(yè)規(guī)模、實收資本和人力資源等,同時也加入了國有企業(yè)(SEO)和所屬省份的虛擬變量,表1顯示了研究所需要變量的說明。

    表1 研究變量與說明

    全要素生產(chǎn)率(TFP)。對于企業(yè)全要素的測算,本文主要采用Levinsohn和Petrin(2003)提出的半?yún)?shù)的估計方法,將中間投入作為TFP的代理變量,以最大程度地減少樣本量的損失,并且由于中間投入的調(diào)整成本較少,其更能完全地反映生產(chǎn)率的變化[46]。

    企業(yè)規(guī)模(SIZE)。企業(yè)規(guī)模一般用企業(yè)員工數(shù)或銷售額來表示,本文采用的是工業(yè)數(shù)據(jù)庫中企業(yè)年末統(tǒng)計從業(yè)人員年平均人數(shù)作為測量企業(yè)規(guī)模的指標(biāo)。一般地,較大規(guī)模的企業(yè)更可能在生產(chǎn)上實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟,在市場上占據(jù)更大的份額,也更加容易支付得起進入出口市場所需要的沉沒成本,并且規(guī)模越大的企業(yè)更可能出口差異化和多樣性的產(chǎn)品,這有利于企業(yè)出口活動的穩(wěn)定性,企業(yè)規(guī)模越大企業(yè)也就越可能選擇出口,本文的回歸模型中采用的是從業(yè)人員數(shù)量的對數(shù)形式。

    實收資本(CAPITAL)。企業(yè)實收資本是企業(yè)經(jīng)營能力的一項重要指標(biāo),實收資本越多,企業(yè)經(jīng)營能力越強,也越有能力抵御國際市場上的貿(mào)易風(fēng)險,由此可見實收資本越大的企業(yè)則越可能進行出口,本文的回歸模型中采用的是實收資本的對數(shù)形式。

    人力資源(AWAGE)。本文采用員工的人均工資作為人力資源的代理變量,人均工資既可以體現(xiàn)企業(yè)從業(yè)人員的收入狀況,也可以從一定程度上反映企業(yè)員工的工作積極性。本文采用企業(yè)數(shù)據(jù)庫中企業(yè)的應(yīng)付工資、應(yīng)付福利和年末從業(yè)人員總數(shù)三項指標(biāo)來計算員工的人均工資,其計算公式為:人均工資=(應(yīng)付工資+應(yīng)付福利)/年末從業(yè)人員總數(shù),并且回歸模型中采用的是人均工資的對數(shù)形式。

    國有企業(yè)(SEO)。企業(yè)的所有權(quán)結(jié)構(gòu)會影響其出口參與的意愿,Cole等(2010)認為國有企業(yè)的出口意愿可能較低[47],而外資企業(yè)可以更好地利用外方的信息和渠道資源出口[17]。為此,本文構(gòu)造了國有企業(yè)(SEO)虛擬變量,以此來說明企業(yè)的不同所有權(quán)屬性影響的差異性。

    企業(yè)出口年齡(AGE)。這里的出口年齡指的是企業(yè)的而不是產(chǎn)品層面的出口年齡,依賴于出口年齡的假設(shè)指出企業(yè)出口年齡越長則越可能出口并且出口額越高,這是本文研究的重點。本文選取的樣本為2000-2006年為期7年的時間,因此生成的企業(yè)出口年齡最大為7。

    沉沒成本(EXP_1)。企業(yè)進入出口市場所需支付的固定沉沒成本取決于之前一期的出口狀態(tài)。采用EXP_1系數(shù)的顯著性和大小作為沉沒成本的測度,本文預(yù)期EXP_1會對出口決策產(chǎn)生顯著的正向影響,沉沒成本是否存在也是本文研究的重點問題。

    (三)描述性統(tǒng)計

    本文使用的是2000-2006年的微觀企業(yè)層面的數(shù)據(jù),這一期間內(nèi)存在企業(yè)的新生和退出,表2列出了計量模型中主要使用變量的描述性統(tǒng)計。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示,企業(yè)年齡的范圍為1-7,這說明樣本中既存在只出口1年的企業(yè),也包括7年都出口的企業(yè)。

    表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

    五、實證結(jié)果分析

    這一部分顯示了實證分析的結(jié)果。首先驗證了出口額依賴于出口年齡與生產(chǎn)率的假設(shè)。被解釋變量是出口額,這個估計結(jié)果強烈地支持了假設(shè)H1,即出口年齡越長則企業(yè)的出口額越大。接下來估計了出口參與的回歸方程,結(jié)果顯示沉沒成本是顯著存在的,之前兩期的出口經(jīng)驗對于當(dāng)期的出口選擇起到至關(guān)重要的作用,支持了假設(shè)H4,并且出口差異化產(chǎn)品的企業(yè)與出口其他產(chǎn)品的企業(yè)呈現(xiàn)出不同的特征。同時本文發(fā)現(xiàn),就全樣本而言,企業(yè)全要素生產(chǎn)率對于出口額有顯著的正影響,而對于出口參與卻有顯著的負效應(yīng),驗證了假設(shè)H2和H3。

    (一)出口額的回歸結(jié)果

    在關(guān)于出口額方程的回歸中,采用LP方法計算出來的TFP作為解釋變量進行回歸,同時加入企業(yè)規(guī)模、實收資本和人力資源等控制變量。表3顯示了出口額依賴于出口年齡假設(shè)的回歸結(jié)果,這部分回歸的被解釋變量是企業(yè)的出口額,并且出口額采用的是對數(shù)形式。

    表3 依賴于出口年齡假設(shè)的回歸結(jié)果

    在模型(1)中,采用出口年齡3-7年(出口年齡最大為7年)作為解釋變量,同時控制了企業(yè)規(guī)模、實收資本、人力資源以及是否國有進行回歸。通過回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn):age3-7的系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上都是顯著的,并且系數(shù)隨著出口年齡的增長而變大,這意味著出口經(jīng)驗對于出口額的影響隨著出口時間的增加是在累計的。即出口年齡越大,企業(yè)出口額就會越多。在模型(2)中,采用企業(yè)出口年齡age作為解釋變量,發(fā)現(xiàn)出口年齡age的系數(shù)為正,并且在1%的統(tǒng)計水平上顯著,這說明企業(yè)出口年齡與出口額正相關(guān)。在模型(3)中,采用企業(yè)年齡的對數(shù)形式并且控制所屬省份虛擬變量,出口年齡對數(shù)的回歸系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為正,這也進一步驗證出口額依賴于企業(yè)出口年齡的假設(shè),使結(jié)果更加穩(wěn)健。在模型(4)中,引入是否出口差異化產(chǎn)品(D)進行回歸,可以發(fā)現(xiàn)D的回歸系數(shù)為正,并且在1%的統(tǒng)計水平上顯著,這說明差異化農(nóng)產(chǎn)品的出口可以促進企業(yè)的出口額增加。同時,LP方法計算的全要素成產(chǎn)率TFP系數(shù)約為1.364,并且在1%的統(tǒng)計水平上顯著,這說明全要素生產(chǎn)率越高的企業(yè)出口額越大。同時,可以發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模、實收資本和人力資源與企業(yè)的出口額之間存在正向的關(guān)系,而是否國有虛擬變量的系數(shù)為負且顯著?;貧w的結(jié)果也都具有穩(wěn)健性,與前文的預(yù)期相符。

    (二)出口參與的回歸結(jié)果

    本部分采用Probit模型估計出口參與的回歸方程,被解釋變量企業(yè)的出口參與狀態(tài)(出口取1,否則取0)采用數(shù)據(jù)庫中企業(yè)的出口交貨值是否為零來衡量。而在解釋變量中加入滯后2、3、4期是否出口的虛擬變量,EXP_N表示之前N年都出口,同時加入企業(yè)規(guī)模、實收資本和人力資源等控制變量。由表4的回歸結(jié)果可以得出:滯后1期的出口狀態(tài)EXP_1的系數(shù)約為0.85,并且在1%的統(tǒng)計水平上顯著,說明農(nóng)產(chǎn)品出口的沉沒成本顯著存在,這與Bernard和Jensen(1999、2004)[48~49]及Roberts和Tybout(1997)[43]的結(jié)論保持一致。同時模型(2)的回歸結(jié)果顯示之前時期的持續(xù)出口將會增加現(xiàn)在的出口概率,EXP_2的估計系數(shù)為正,并且在5%的統(tǒng)計水平上顯著,這意味著出口的邊際效應(yīng)在1-2年是存在的,而EXP_3和EXP_4的估計系數(shù)不顯著,這說明學(xué)習(xí)效應(yīng)存在于前兩年,到第三年這種影響就不存在了。一方面,企業(yè)規(guī)模與企業(yè)出口概率正相關(guān),且結(jié)果也相當(dāng)穩(wěn)健性,這與Bernard和Jensen(1999、2004)[48~49]的結(jié)論一致。另一方面,企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)都顯著為負,說明生產(chǎn)率越高的企業(yè)出口的可能性越小,這也在一定程度上驗證了中國出口企業(yè)“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象的存在。但是企業(yè)人力資源對于企業(yè)出口決策沒有顯著影響,這與本文的預(yù)期結(jié)果不符合,但與趙偉等(2011)[15]的結(jié)論相符。在模型(3)和模型(4)分別加入差異化農(nóng)產(chǎn)品和差異化農(nóng)產(chǎn)品與滯后1期的出口狀態(tài)EXP_1的交互項,回歸系數(shù)均為正,并且在1%水平上顯著,說明出口差異化農(nóng)產(chǎn)品的企業(yè)更可能選擇出口。

    表4 出口參與的回歸結(jié)果

    表4 出口參與的回歸結(jié)果(續(xù))

    六、穩(wěn)健性檢驗

    在本部分,對出口額依賴于出口年齡假設(shè)和出口參與的回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗,并且使用兩階段最小二乘法(2SLS)處理內(nèi)生性問題,得到更加穩(wěn)健有效的回歸結(jié)果。

    由之前的分析可以發(fā)現(xiàn),出口額和解釋變量、控制變量之間可能存在“互為因果”的關(guān)系,即內(nèi)生性問題。企業(yè)的生產(chǎn)率提升,其出口額隨之增加,反過來出口額的增加也會提高企業(yè)利潤率和生產(chǎn)率,則生產(chǎn)率不是一個單純的外生變量,基準(zhǔn)回歸得到的是有偏估計結(jié)果。鑒于此,需要找到適合的計量方法來處理面板數(shù)據(jù)的內(nèi)生性問題。因為本文使用了2000-2006年為期7年的數(shù)據(jù),時間跨度長,因此采用兩階段最小二乘法(2SLS)來進行工具變量的回歸估計,以便克服內(nèi)生性給回歸估計帶來的偏誤。在這部分的實證過程中,采用解釋變量和控制變量的滯后一期作為工具變量,以克服可能存在的內(nèi)生性問題。如表5所示,分別采用了企業(yè)全要素生產(chǎn)率、企業(yè)規(guī)模、實收資本和人力資源滯后一期作為工具變量,使用兩階段最小二乘法(2SLS)進行回歸,回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸和穩(wěn)健性檢驗都保持一致。依賴于出口年齡的出口額假設(shè)仍然成立,企業(yè)出口年齡越長出口額越大,生產(chǎn)率越高的企業(yè)傾向于出口越多的農(nóng)產(chǎn)品。同時,出口差異化農(nóng)產(chǎn)品有助于提升企業(yè)的出口額。由兩階段最小二乘法(2SLS)的回歸結(jié)果可知,出口額隨著出口年齡的增長而增加這一結(jié)果是穩(wěn)健的,進一步說明假設(shè)H1是成立的。

    表5 兩階段最小二乘法(2SLS)的回歸結(jié)果

    表5 兩階段最小二乘法(2SLS)的回歸結(jié)果(續(xù))

    七、進一步研究分析

    根據(jù)前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果,出口年齡越長則企業(yè)的出口額越大,具有之前兩期的出口經(jīng)驗的企業(yè)在當(dāng)期更傾向于出口,并且出口差異化產(chǎn)品的企業(yè)與出口其他產(chǎn)品的企業(yè)呈現(xiàn)出不同的特征,除此之外,出口年齡和出口經(jīng)驗對其他不同類型的企業(yè)是否會呈現(xiàn)不同的結(jié)果呢?自改革開放以來,大量的境外資本不斷涌入中國內(nèi)地市場,這給中國企業(yè)所有制結(jié)構(gòu)帶來許多新鮮的血液,而考慮到中國的出口企業(yè)所有制結(jié)構(gòu)復(fù)雜②,這些不同的所有制結(jié)構(gòu)可能在本文的研究結(jié)論中存在異質(zhì)性。此外,由于中國地域遼闊,在地理位置上可以根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展特點和要素稟賦的差異性劃分為東部、中部和西部三大類型的經(jīng)濟地區(qū)③,而不同地區(qū)的自然環(huán)境和要素稟賦差異性巨大,在資源配置自由流動和長期經(jīng)濟發(fā)展大環(huán)境的驅(qū)動下,所處不同地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)其出口決策和出口額的影響因素也不盡相同。鑒于此,本文根據(jù)所有制類型和企業(yè)所屬地區(qū)(根據(jù)省份劃分不同地區(qū))分別探究其異質(zhì)性影響④。

    (一)所有制類型

    本文將企業(yè)所有制分為國有企業(yè)、民營企業(yè)和外資企業(yè),以便對企業(yè)出口行為進行分析,不同所有制企業(yè)出口額對于出口年齡的依賴也不盡相同。根據(jù)這三個子樣本出口額依賴于出口年齡假設(shè)的回歸結(jié)果,可以發(fā)現(xiàn):就民營企業(yè)和外資企業(yè)而言,age2-6的系數(shù)均顯著為正,并且回歸系數(shù)隨著出口年齡的增長而呈現(xiàn)上升趨勢,這意味著出口經(jīng)驗對于出口額的影響隨著出口時間的增加在累計,出口年齡越大企業(yè)出口農(nóng)產(chǎn)品就會越多;而國有企業(yè)卻沒有呈現(xiàn)出相同的特征,國有企業(yè)出口年齡age2-7的回歸系數(shù)呈現(xiàn)出不穩(wěn)定的狀態(tài),并且age的回歸系數(shù)顯著為負。差異化農(nóng)產(chǎn)品的存在也并沒有使國有企業(yè)的出口額得到顯著提升。

    根據(jù)不同所有制企業(yè)出口參與的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn),在所有的回歸中滯后1期的出口狀態(tài)EXP_1系數(shù)都為正且在1%的統(tǒng)計水平上顯著,說明在農(nóng)產(chǎn)品出口中沉沒成本總是存在的,這與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致。但是生產(chǎn)率的估計系數(shù)卻呈現(xiàn)出不同的特征:外資企業(yè)子樣本中生產(chǎn)率的估計系數(shù)顯著為負,而國有企業(yè)和民營企業(yè)子樣本中生產(chǎn)率的估計系數(shù)不再顯著,這說明生產(chǎn)率在農(nóng)產(chǎn)品出口的影響中對外資企業(yè)出口決策的影響大。這是因為國有企業(yè)與民營企業(yè)生產(chǎn)率較為穩(wěn)定,而外資企業(yè)多從事加工貿(mào)易,其出口決策受生產(chǎn)率的影響更加明顯。同時分別加入差異化農(nóng)產(chǎn)品(D)和差異化農(nóng)產(chǎn)品與滯后1期的出口狀態(tài)EXP_1的交互項,對于民營企業(yè)和外資企業(yè)來說D和交互項的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正,而國有企業(yè)差異化產(chǎn)品交互項的系數(shù)卻不再顯著。這是因為國有企業(yè)同質(zhì)化農(nóng)產(chǎn)品較多,而民營企業(yè)與外資企業(yè)可以通過異質(zhì)性農(nóng)產(chǎn)品在出口市場上競爭。

    由不同所有制企業(yè)的實證結(jié)果可以明顯看出國有企業(yè)、民營企業(yè)和外資企業(yè)在出口額依賴出口年齡和出口參與中都表現(xiàn)出不同的特征。從數(shù)據(jù)上看,農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)中外資企業(yè)最多,民營企業(yè)次之,而國有企業(yè)最少。且國有企業(yè)無論是在出口額還是出口參與的回歸中,企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)都不顯著,說明國有企業(yè)的出口表現(xiàn)較為穩(wěn)定,這是由于國有企業(yè)的出口行為和決策可能會受政府政策的影響,企業(yè)缺少自主決策能力。另外,國有企業(yè)的管理模式較為傳統(tǒng),使得國有企業(yè)在出口貿(mào)易中受國內(nèi)政策的影響較大,這也給出口帶來一定的阻礙。而民營企業(yè)和外資企業(yè)的出口額嚴(yán)重依賴于出口年齡,這是因為外資企業(yè)與民營企業(yè)出口決策是經(jīng)過嚴(yán)格考慮的結(jié)果,由于存在沉沒成本,其一旦出口就會形成依賴,并且它們將在出口市場上不斷進行學(xué)習(xí),從而使出口額不斷提升。同時,國有企業(yè)的差異化產(chǎn)品并不能顯著提升企業(yè)的出口額和出口參與,這主要是因為國有企業(yè)規(guī)模較大,所出口的產(chǎn)品較為穩(wěn)定,出口額根據(jù)國家政策的變動而變動,而不僅僅依賴于出口年齡和差異化產(chǎn)品的出口。

    (二)企業(yè)所屬地區(qū)

    根據(jù)不同地區(qū)企業(yè)出口額依賴于出口年齡假設(shè)的回歸結(jié)果,可以發(fā)現(xiàn)就西部地區(qū)企業(yè)而言,全要素生產(chǎn)率對于出口額和出口決策的影響都很?。痪蜄|部地區(qū)企業(yè)而言,age2-7的系數(shù)顯著為正,并且系數(shù)隨著出口年齡的增長而變大,這意味著出口經(jīng)驗對于出口額的影響隨著出口時間的增加在累計,出口年齡越大的企業(yè)出口農(nóng)產(chǎn)品就會越多,而中西部地區(qū)企業(yè)卻沒有表現(xiàn)出相同的特點,出口額對于出口年齡的依賴并不明顯;西部地區(qū)企業(yè)差異化產(chǎn)品對于出口參與的影響沒有東中部地區(qū)明顯。

    根據(jù)不同地區(qū)企業(yè)出口參與的回歸結(jié)果,可以發(fā)現(xiàn)對于西部地區(qū)而言,生產(chǎn)率對出口額和出口參與的影響都是不顯著的,并且差異化農(nóng)產(chǎn)品對于出口參與也沒有顯著的促進作用。就出口貿(mào)易而言,中國大部分的出口貿(mào)易都集中在東部沿海地區(qū),東部地區(qū)大量的貿(mào)易活動給企業(yè)帶來了豐富的經(jīng)驗。相對于其他地區(qū)而言,東部地區(qū)企業(yè)出口農(nóng)產(chǎn)品時間長、生產(chǎn)率高,出口額強烈依賴于出口年齡。而中西部地區(qū)大多數(shù)都是內(nèi)陸省份,受地方保護主義政策影響較為嚴(yán)重,對外開放性較差,使得貿(mào)易活動受到阻礙,并且運輸條件差,相對于東部地區(qū)而言在貿(mào)易中處于不利地位。

    八、研究結(jié)論及政策建議

    (一)研究結(jié)論

    本文在新-新貿(mào)易理論的基礎(chǔ)上,研究出口額與出口年齡,出口決策與沉沒成本、生產(chǎn)率之間的關(guān)系,同時進一步分析了差異化產(chǎn)品與不同類型企業(yè)在出口表現(xiàn)中的異質(zhì)性特征?;谪S富的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)數(shù)據(jù)庫中的農(nóng)產(chǎn)品出口匹配數(shù)據(jù),本文引入差異化產(chǎn)品的概念考察沉沒成本和學(xué)習(xí)效應(yīng)對于農(nóng)產(chǎn)品出口額和出口決策的影響。并基于異質(zhì)性企業(yè)的模型,通過全要素生產(chǎn)率不同的測算方式,對出口額依賴于出口年齡和出口參與的影響因素進行實證分析,且通過兩階段最小二乘法(2SLS)解決了內(nèi)生性問題,本文的主要結(jié)論為:(1)采用LP方法測算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率都對企業(yè)出口決策具有顯著的負影響,這說明中國農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)同樣存在“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象,而這種現(xiàn)象產(chǎn)生的原因一方面可能是因為加工貿(mào)易的存在,另一方面可能是因為在中國具有較高TFP的企業(yè)并不一定就能真正獲得較高的利潤,從而也不一定選擇出口;而生產(chǎn)率對于企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品出口額具有顯著的正影響,這說明生產(chǎn)率越高的企業(yè)一旦選擇出口,那么其出口額就會越來越大。(2)企業(yè)出口額強烈地依賴于出口年齡,并且出口決策受到之前兩期出口狀態(tài)的影響,之前兩期都出口的企業(yè)本期更可能出口,而之前三期的出口狀態(tài)對于本期出口狀態(tài)沒有顯著的影響,這也說明了出口學(xué)習(xí)效應(yīng)存在兩年,到第三年就消失了。(3)盡管企業(yè)所有制和所屬地區(qū)有所不同,但農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)進入出口市場的沉沒成本的確顯著存在,這也是為什么農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)能夠持續(xù)出口的一個重要原因。(4)差異化產(chǎn)品在出口依賴中表現(xiàn)出特有的性質(zhì),就全樣本而言出口差異化農(nóng)產(chǎn)品的企業(yè)更傾向于出口并且出口規(guī)模會更大。(5)不同所有制類型和所屬地區(qū)對依賴于出口年齡的出口額檢驗和出口決策影響不一樣,出口差異化農(nóng)產(chǎn)品能夠顯著提升企業(yè)出口的概率。就企業(yè)所有制來看,國有企業(yè)的生產(chǎn)率和出口年齡較民營企業(yè)和外資企業(yè)而言對出口額的提升不明顯,并且國有企業(yè)的差異化產(chǎn)品對于出口決策的影響也不明顯。就所屬地區(qū)來看,中西部地區(qū)較東部地區(qū)而言出口份額依賴于出口年齡的假設(shè)不明顯,并且西部地區(qū)企業(yè)的生產(chǎn)率對于出口額的影響很小,而中西部地區(qū)生產(chǎn)率對于出口決策的影響也不明顯,西部地區(qū)企業(yè)的差異化農(nóng)產(chǎn)品并不能促進企業(yè)出口概率。同時,農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)的生產(chǎn)率、企業(yè)規(guī)模、資本存量和人力資源因素都與企業(yè)出口額正向相關(guān),并且中國企業(yè)出口“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象在農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)也是顯著存在的。一方面,沉沒成本和學(xué)習(xí)效應(yīng)是影響企業(yè)出口額和出口參與的兩個重要因素;另一方面,生產(chǎn)經(jīng)營差異化農(nóng)產(chǎn)品也對中國農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)具有重要的意義。從微觀層面上講,中國的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易狀況較為復(fù)雜,并且在動態(tài)的發(fā)展過程中不斷調(diào)整,許多貿(mào)易關(guān)系結(jié)束的同時也伴隨著新的貿(mào)易關(guān)系的建立。

    (二)對策建議

    根據(jù)本文的實證結(jié)果,從以下方面提出了對策建議:(1)宏觀政府層面。首先,政府應(yīng)建立和完善相關(guān)農(nóng)產(chǎn)品出口的信息平臺和風(fēng)險預(yù)警機制,及時反饋目的國農(nóng)產(chǎn)品相關(guān)政策制度,降低農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)的出口固定成本和風(fēng)險,促進農(nóng)產(chǎn)品出口業(yè)務(wù)發(fā)展。其次,政府應(yīng)立足農(nóng)產(chǎn)品供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革,鼓勵引進先進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)設(shè)備及高新技術(shù),提升國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)生產(chǎn)率,進一步帶動農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)出口。最后,需要進一步提升中西部地區(qū)對外開放程度,中西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口具有很大的潛力,故今后應(yīng)大力提升西部地區(qū)的開放程度和擴大與周邊國家的聯(lián)系,提升西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)的競爭力。(2)微觀企業(yè)層面。首先,企業(yè)需要積極提升出口學(xué)習(xí)效應(yīng),在參與國際市場競爭的同時,依靠出口更為有效地獲取目的國農(nóng)產(chǎn)品的市場信息,并積極學(xué)習(xí)先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗,靈活調(diào)整出口業(yè)務(wù)。其次,企業(yè)需要加強管理能力,特別是要大力提高國有出口企業(yè)的管理能力和靈活性,從整體上改善農(nóng)產(chǎn)品出口狀況,實現(xiàn)貿(mào)易平穩(wěn)可持續(xù)發(fā)展的目標(biāo)。(3)微觀產(chǎn)品層面。提升農(nóng)產(chǎn)品出口的差異化水平和多樣性,將有助于企業(yè)進入國際市場并且提升其在出口市場上的競爭力和抵抗風(fēng)險的能力,促進農(nóng)產(chǎn)品出口持續(xù)穩(wěn)定的發(fā)展。

    注釋:

    ①由于2006年后的數(shù)據(jù)庫中本文研究所需的關(guān)鍵指標(biāo)缺失,也對本文的研究結(jié)果產(chǎn)生了不利的影響,因此本文確定使用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫2000-2006年的數(shù)據(jù)進行研究。

    ②根據(jù)工業(yè)庫的注冊代碼所得,國有企業(yè)代碼:110,141,151;民營企業(yè)代碼:171,172,173,174;外資企業(yè)代碼:310,320,330,340,200,210,220,230,240。

    ③根據(jù)工業(yè)庫所屬地區(qū)代碼所得,東部地區(qū):北京(11),天津(12),河北(13),遼寧(21),上海(31),江蘇(32),浙江(33),福建(35),山東(37),廣東(44)和海南(46)共11個?。ㄊ校?;中部地區(qū):山西(14),內(nèi)蒙古(15),吉林(22),黑龍江(23),安徽(34),江西(36),河南(41),湖北(42),湖南(43),廣西(45)共10個?。ㄗ灾螀^(qū));西部地區(qū):重慶(50),四川(51),貴州(52),云南(53),西藏(54),陜西(61),甘肅(62),青海(63),寧夏(64),新疆(65)共10個省(市、自治區(qū))。

    ④由于篇幅限制,本文未報告進一步研究分析具體結(jié)果,有需要的讀者可聯(lián)系作者索取。

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