經(jīng)濟刺激計劃的出口效應研究

摘 要 在中美貿(mào)易摩擦和新冠肺炎疫情雙重沖擊的背景下，深入評估經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口的影響，這對于當前“穩(wěn)外貿(mào)”尤其是“穩(wěn)出口”有著重要的參考和指導意義。本文首次從“量”與“質”的雙重視角系統(tǒng)研究了經(jīng)濟刺激計劃對中國制造業(yè)企業(yè)出口的影響，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟刺激計劃顯著促進了企業(yè)出口規(guī)模的擴大，融資約束的緩解是經(jīng)濟刺激計劃擴大企業(yè)出口規(guī)模的重要渠道。進一步的分解檢驗表明，經(jīng)濟刺激計劃主要通過集約邊際途徑促進了企業(yè)出口規(guī)模的擴大。此外，經(jīng)濟刺激計劃一方面促進了企業(yè)出口數(shù)量的增長，另一方面則降低了企業(yè)出口價格，即在經(jīng)濟刺激計劃的作用下，企業(yè)采取低價策略進入國際市場。異質性分析發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟刺激計劃在更大程度上促進了民營企業(yè)、非加工貿(mào)易企業(yè)、沿海地區(qū)企業(yè)以及高外部融資依賴度企業(yè)出口規(guī)模的擴大。最后，本文從出口“質”的角度進一步探究了經(jīng)濟刺激計劃與企業(yè)出口的關系，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟刺激計劃未能明顯提升企業(yè)出口技術復雜度，甚至對企業(yè)出口質量產(chǎn)生了一定的抑制作用，即經(jīng)濟刺激計劃促使企業(yè)采取“重數(shù)量輕質量”的出口擴張模式。本文的研究不僅為宏觀政策影響微觀企業(yè)行為提供了經(jīng)驗證據(jù)，也為中國政府更好地推進“穩(wěn)外貿(mào)”特別是“穩(wěn)出口”工作提供了決策參考。

關鍵詞 經(jīng)濟刺激計劃 出口規(guī)模 出口質量 穩(wěn)出口

一、引言

自從加入世界貿(mào)易組織（WTO）以來，中國在出口貿(mào)易方面取得了舉世矚目的成績，由此躋身全球貿(mào)易大國行列。然而，目前中國受到貿(mào)易保護主義抬頭和全球新冠肺炎疫情的雙重沖擊，出口貿(mào)易額出現(xiàn)明顯的下滑，在這過程中，一些中小企業(yè)紛紛裁員減產(chǎn)甚至永久倒閉。由于出口貿(mào)易在帶動就業(yè)、促進經(jīng)濟增長、增加居民收入和財政收入等方面發(fā)揮了重要作用，中國政府高度重視貿(mào)易的穩(wěn)定發(fā)展。黨的十九大報告指出“拓展對外貿(mào)易，培育貿(mào)易新業(yè)態(tài)新模式，推進貿(mào)易強國建設”;針對中國經(jīng)濟運行面臨的外部環(huán)境明顯變化，2018年，中共中央政治局會議首次提出“要做好穩(wěn)就業(yè)、穩(wěn)金融、穩(wěn)外貿(mào)、穩(wěn)外資、穩(wěn)投資、穩(wěn)預期工作”;第十三屆全國人民代表大會第二次會議上，李克強總理的政府工作報告明確指出“進一步穩(wěn)就業(yè)、穩(wěn)金融、穩(wěn)外貿(mào)、穩(wěn)外資、穩(wěn)投資、穩(wěn)預期，提振市場信心”;2020年，政府工作報告進一步強調“推進更高水平對外開放，穩(wěn)住外貿(mào)外資基本盤”。近期，針對新冠肺炎疫情全球大流行和全球貿(mào)易保護主義抬頭的嚴峻形勢，中國政府出臺了一系列刺激經(jīng)濟的政策措施（如完善出口退稅政策、加大對中小企業(yè)外貿(mào)融資支持等）。與之相關的一個迫切需要回答的問題是，政府出臺的經(jīng)濟刺激計劃是否能夠有效地促進企業(yè)出口，進而起到“穩(wěn)外貿(mào)”尤其是“穩(wěn)出口”的目的？若是，其背后的作用機制是什么？

“四萬億”投資計劃為本文研究經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口的影響提供了難得的機會。為了抵御國際金融危機對中國經(jīng)濟的負面影響，中央政府在2008年11月推出了“四萬億”計劃。在這之后，中央政府逐步完善了應對國際金融危機的政策措施，同時中央有關部委以及各級地方政府也先后推出了具體配套的刺激經(jīng)濟政策。其中，工業(yè)和信息化部在2008年11月19日出臺了十項措施，推進信息化和工業(yè)化融合發(fā)展，確保工業(yè)經(jīng)濟平穩(wěn)較快增長。2008年12月上旬，中國人民銀行宣布取消銀行信貸限額，并對各銀行在數(shù)量與投向上予以窗口指導。2008年12月22日，原國土資源部（現(xiàn)自然資源部）頒布了《關于切實做好擴大內需促進經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展的用地保障和管理的通知》，強調要簡化審批手續(xù)，放松對工業(yè)用地指標和最低出讓價格標準的管制。2008年12月31日，國務院辦公廳發(fā)布了《關于搞活流通擴大消費的意見》，指出要健全農(nóng)村流通網(wǎng)絡，拉動農(nóng)村消費，同時要增強社區(qū)服務功能，擴大城市消費。2019年1月5日，商務部發(fā)出通知鼓勵各地根據(jù)地方實際，進一步加大對出口信用保險業(yè)務發(fā)展的扶持力度，鼓勵企業(yè)積極參保，以規(guī)避我國企業(yè)出口收匯風險。這一攬子經(jīng)濟刺激計劃有效地熨平了國際金融危機對中國經(jīng)濟產(chǎn)生的負面沖擊，中國GDP增速從2009年第一季度6.2%的低點快速反彈至2010年第一季度的11.9%（楊繼東等，2016）。

從理論上看，一方面，受保增長壓力的驅使，地方政府可能會更積極地利用宏觀刺激計劃對本地企業(yè)給予更多的信貸支持（Cong et al.，2018），或者通過減稅措施給予企業(yè)更多的稅收激勵（張生玲，2009），這些將有效地緩解企業(yè)的融資約束;另一方面，由于企業(yè)進入國際市場開展出口貿(mào)易需要支付出口固定成本，以及構建海外銷售渠道、搜尋市場信息等方面的費用，而嚴重的融資約束會抑制企業(yè)進入出口市場或者進一步擴大出口規(guī)模（魏浩和張宇鵬，2020），相反地，融資約束的緩解有助于促進企業(yè)的出口參與（孫靈燕和李榮林，2011）和出口規(guī)模的擴大（陽佳余，2012）。此外，研發(fā)創(chuàng)新與生產(chǎn)率也是決定企業(yè)出口的重要因素（Melitz，2003;Aghion et al.，2005;Caldera，2010;余淼杰，2015）。特別是研發(fā)創(chuàng)新能力強的企業(yè)可以更深入地融入國際生產(chǎn)網(wǎng)絡中，在全球范圍內支配和整合資源（Aghion et al.，2005），以及通過升級技術、降低生產(chǎn)成本等方式克服出口固定成本與可變成本（Caldera，2010），從而促進企業(yè)出口。如前所述，由于進入出口市場通常需要支付比進入國內市場高得多的貿(mào)易成本與固定進入成本，因而只有生產(chǎn)率較高的企業(yè)才能承擔這些額外成本從而進入出口市場并實現(xiàn)出口規(guī)模的擴大（Melitz，2003;余淼杰，2015）。如果經(jīng)濟刺激計劃能夠激勵企業(yè)加大研發(fā)創(chuàng)新力度、提升企業(yè)生產(chǎn)效率，那么也將對企業(yè)出口產(chǎn)生積極的影響。

本文以“四萬億”計劃的推出為切入點，利用中國企業(yè)級微觀數(shù)據(jù)，首次從“量”與“質”的雙重視角系統(tǒng)評估了經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口的影響。采用雙重差分策略進行實證研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟刺激計劃顯著促進了企業(yè)出口規(guī)模的擴大，解釋了樣本期內制造業(yè)出口規(guī)模變動的37.6%。傳導機制檢驗表明，融資約束的緩解是經(jīng)濟刺激計劃導致企業(yè)出口規(guī)模擴大的重要渠道，進一步的分解檢驗發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟刺激計劃主要通過集約邊際途徑促進了企業(yè)出口規(guī)模的擴大，換言之，經(jīng)濟刺激計劃在更大程度上幫助企業(yè)克服可變貿(mào)易成本。此外，經(jīng)濟刺激計劃一方面顯著促進了企業(yè)出口數(shù)量的增長，另一方面則明顯降低了企業(yè)出口價格，即在經(jīng)濟刺激計劃的作用下，企業(yè)采取低價策略進入國際市場。本文從多個維度考察了經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口的異質性影響，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟刺激計劃在更大程度上促進了民營企業(yè)、非加工貿(mào)易企業(yè)、沿海地區(qū)企業(yè)以及高外部融資依賴度企業(yè)出口規(guī)模的擴大。為了更全面地評估經(jīng)濟刺激計劃與企業(yè)出口的關系，本文還進一步從出口“質”的角度展開研究，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟刺激計劃未能明顯提升企業(yè)出口技術復雜度，甚至對企業(yè)出口質量產(chǎn)生一定的抑制作用。本文認為導致這一結果的主要原因在于，經(jīng)濟刺激計劃未能促進企業(yè)創(chuàng)新和提升生產(chǎn)率，進而其對企業(yè)出口的影響僅體現(xiàn)在出口“量”的擴張上，而對出口的“質”未能產(chǎn)生積極的效應。本文的研究不僅為宏觀政策影響微觀企業(yè)行為提供了經(jīng)驗證據(jù)，也為政府下一步更好地推進“穩(wěn)外貿(mào)”特別是“穩(wěn)出口”工作提供了決策參考。

本文余下內容的安排如下：第二部分進行文獻綜述并闡述本文的主要貢獻;第三部分介紹識別策略、構建計量模型以及對數(shù)據(jù)進行說明;第四部分對基本估計結果進行分析;第五部分考察經(jīng)濟刺激計劃影響制造業(yè)出口的作用機制，并從多個維度進行異質性分析;第六部分進一步從“質”的角度研究經(jīng)濟刺激計劃的出口效應;第七部分為總結性評論。

二、文獻綜述與本文貢獻

本文旨在研究經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口的影響，主要與兩類文獻有關：其一是企業(yè)出口的影響因素，其二是經(jīng)濟刺激計劃的經(jīng)濟效果。在第一類文獻中，大多數(shù)學者考察了生產(chǎn)率對企業(yè)出口的影響。其中，Melitz（2003）從理論上驗證了只有生產(chǎn)率最高的企業(yè)選擇出口，次之的企業(yè)在國內市場銷售，而生產(chǎn)率最低的企業(yè)退出市場;大量的實證研究也發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)率是決定企業(yè)出口的重要因素（Yama et al.，2013）。此外，不少學者從理論和實證上考察了融資約束對企業(yè)出口的影響（Chaney，2005;Berman & Héricourt，2010;Bellone et al.，2010;孫靈燕和李榮林，2011;徐榕和趙勇，2015）。其中Chaney（2005）在Melitz（2003）異質性企業(yè)貿(mào)易模型的基礎上引入了外生流動性約束，通過理論分析發(fā)現(xiàn)，如果企業(yè)缺乏用于支付出口固定成本的流動資金，那么企業(yè)將無法出口。Berman & Héricourt（2010）利用9個發(fā)展中國家和新興經(jīng)濟體的大型跨國企業(yè)層面數(shù)據(jù)考察了融資約束對出口二元邊際的影響，發(fā)現(xiàn)融資約束顯著抑制了新企業(yè)的出口決策，但對既有出口企業(yè)的出口行為沒有明顯的影響;Bellone et al.（2010）對法國的研究也發(fā)現(xiàn)，融資約束對企業(yè)出口參與和出口規(guī)模均具有顯著的抑制作用。

近年來，融資約束與中國企業(yè)出口的關系也引起了國內學者的關注，例如孫靈燕和李榮林（2011）利用2002年世界銀行投資環(huán)境調查數(shù)據(jù)進行研究發(fā)現(xiàn)，外部融資約束是抑制中國企業(yè)出口參與的重要因素;徐榕和趙勇（2015）利用中國企業(yè)級微觀數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，融資約束改善不僅會直接提高企業(yè)的出口可能性，還可能通過放大企業(yè)出口的“自我選擇效應”間接地提高企業(yè)出口概率。此外，還有一些學者認為研發(fā)創(chuàng)新（Wang，2014）、貿(mào)易自由化（Bas & Strauss-Kahn，2015）、勞動力成本（Gan et al.，2016）、基礎設施建設（盛丹等，2011）等因素也會對企業(yè)出口產(chǎn)生重要的影響。

與本文相關的另一類文獻則是考察經(jīng)濟刺激計劃的經(jīng)濟效果。Mian & Sufi（2012）考察了美國汽車換現(xiàn)金計劃對當?shù)亟?jīng)濟的影響，發(fā)現(xiàn)汽車換現(xiàn)金計劃在短期內促進了汽車消費，但其長期效果不明顯。Agarwal et al.（2017）研究了銷售稅豁免計劃（STHs）對消費的影響，發(fā)現(xiàn)銷售稅豁免計劃明顯促進了服裝等覆蓋商品消費支出的增加，而且該效應具有持續(xù)性。為了抵御國際金融危機對中國經(jīng)濟的負面影響，中央政府在2008年11月推出了旨在保增長、擴大內需的“四萬億”計劃，隨著時間的推移，有關該刺激計劃的經(jīng)濟效果的研究也日益豐富。楊繼東和楊其靜（2016）考察了“四萬億”刺激計劃對中國城市工業(yè)用地出讓的影響，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟刺激計劃顯著促進了城市政府對工業(yè)用地的出讓，不僅提高了工業(yè)用地出讓的宗數(shù)，而且還提升了工業(yè)用地出讓的面積。謝里和張斐（2018）專門對“四萬億”刺激計劃對企業(yè)杠桿率的影響進行了評估，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟刺激計劃顯著提高了企業(yè)杠桿率，并且在支持力度較大的行業(yè)中，企業(yè)長期擁有更高的杠桿率。Cong et al.（2018）以中國“四萬億”計劃的實施為背景，利用中國銀監(jiān)會貸款層面數(shù)據(jù)以及工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫考察了經(jīng)濟刺激計劃對信貸配置的影響，發(fā)現(xiàn)“四萬億”刺激計劃促進了信貸資金更多地流向國有低效率企業(yè)，而生產(chǎn)效率較高的私營企業(yè)則得到較少的信貸資金配置。楊艷等（2020）基于2007—2015年中國上市公司數(shù)據(jù)，從投資方向與投資效率的視角研究了“四萬億”刺激計劃與企業(yè)投資行為的關系，發(fā)現(xiàn)通過刺激市場需求拉動經(jīng)濟的效果在短期內表現(xiàn)得更為顯著，但容易導致過度投資，進而降低投資效率。

雖然“四萬億”刺激計劃的經(jīng)濟效果引起了學者們的廣泛關注，但目前主要聚焦于評估它對企業(yè)杠桿率、企業(yè)投資以及信貸配置的影響（Cong et al.，2018;謝里和張斐，2018;楊艷等，2020）。另外，還有一支文獻專門研究了金融危機對中國出口的負向沖擊，例如裴平等（2009）利用2007—2008年月度數(shù)據(jù)考察了國際金融危機對中國出口貿(mào)易的影響，發(fā)現(xiàn)金融危機背景下貿(mào)易伙伴國實體經(jīng)濟的惡化是導致中國出口貿(mào)易持續(xù)下降的主要原因。隨后，胡求光和李洪英（2010）從貿(mào)易方式、貿(mào)易區(qū)域、貿(mào)易產(chǎn)品三個維度驗證了金融危機的確對中國出口貿(mào)易產(chǎn)生了顯著的負向沖擊。進一步地，陳波和荊然（2013）從出口集約邊際與廣延邊際的角度考察了金融危機對中國出口貿(mào)易變動的影響，發(fā)現(xiàn)金融危機對中國出口貿(mào)易的負向沖擊主要表現(xiàn)在出口的集約邊際上，而出口的廣延邊際反而出現(xiàn)一定幅度的增長。與上述研究不同的是，戴覓和茅銳（2015）以金融危機為準自然實驗，利用企業(yè)微觀數(shù)據(jù)考察了外需沖擊對企業(yè)出口與內銷決策的影響，發(fā)現(xiàn)金融危機促進了企業(yè)“出口轉內銷”，進而也從側面印證了金融危機對企業(yè)出口的負向沖擊。但遺憾的是，目前還鮮有文獻以“四萬億”計劃的實施為背景，研究經(jīng)濟刺激計劃對中國制造業(yè)企業(yè)出口的影響及其作用機制。

本文可能的邊際貢獻與研究意義在于如下三個方面。第一，既有文獻大多關注金融危機對中國出口的負向沖擊，而評估“四萬億”刺激計劃的經(jīng)濟效果的文獻又主要聚焦于考察其對企業(yè)杠桿率、投資以及信貸配置的影響。與此不同的是，本文率先利用中國微觀數(shù)據(jù)系統(tǒng)研究了經(jīng)濟刺激計劃對中國制造業(yè)出口的影響，一方面豐富了“四萬億”經(jīng)濟刺激計劃實施效果的研究，另一方面有助于理解國際金融危機后中國出口貿(mào)易的動態(tài)演進，拓展了企業(yè)出口影響因素的相關研究。第二，深入剖析和驗證了經(jīng)濟刺激計劃對制造業(yè)出口影響的微觀機制。本文的研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟刺激計劃通過緩解融資約束促進了企業(yè)出口，進一步的分解檢驗表明，經(jīng)濟刺激計劃主要通過集約邊際途徑促進了企業(yè)出口規(guī)模的擴大，另外在經(jīng)濟刺激計劃的作用下，企業(yè)主要采取低價策略進入國際市場。這些重要的發(fā)現(xiàn)深化了我們對于經(jīng)濟刺激計劃與“穩(wěn)外貿(mào)”特別是“穩(wěn)出口”關系的理解，同時也彌補了已有基于宏觀視角研究而缺乏對背后影響機制進行深入分析的不足。第三，在研究視角上，本文不僅考察了經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口“量”的影響，而且還從“質”的角度進一步研究了經(jīng)濟刺激計劃與企業(yè)出口的關系，一個重要的發(fā)現(xiàn)是，經(jīng)濟刺激計劃雖然顯著促進了企業(yè)出口“量”的擴張，但是其對企業(yè)出口“質”的提升未能產(chǎn)生積極的影響。這說明經(jīng)濟刺激計劃促使企業(yè)采取了“重數(shù)量輕質量”的出口擴張模式，據(jù)此，中國政府在制定經(jīng)濟刺激政策時應當注重企業(yè)研發(fā)能力與生產(chǎn)效率的提升，以此更好地發(fā)揮經(jīng)濟刺激計劃對穩(wěn)出口的作用，實現(xiàn)對外貿(mào)易的高質量發(fā)展。因此，本文的研究不僅為宏觀政策影響微觀企業(yè)行為提供了經(jīng)驗證據(jù)，而且為中國政府更好地推進“穩(wěn)外貿(mào)”特別是“穩(wěn)出口”工作提供了參考依據(jù)。

三、識別策略、模型與數(shù)據(jù)

（一）識別策略與模型

中國政府在國際金融危機爆發(fā)后實施的“四萬億”計劃為我們考察經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口的影響提供了難得的研究契機。我們設定如下基準雙重差分（DID）模型：

其中，f表示企業(yè)，c表示城市，i表示行業(yè)（2位碼），p表示省份，t表示年份。lnExportfcpt表示企業(yè)出口規(guī)模，采用“1+企業(yè)出口額”的對數(shù)衡量。STMc為分組虛擬變量，若c為處理組城市，STMc取1，否則取0。Postplant為“四萬億”政策實施時間虛擬變量，2008年之后的年份取1，否則取0。交叉項STMc×Postplant是本文最為關注的，如果其估計參數(shù)α>0且在統(tǒng)計上顯著，表明經(jīng)濟刺激計劃促進了企業(yè)出口規(guī)模的擴大，反之則表明經(jīng)濟刺激計劃抑制了企業(yè)出口規(guī)模擴張。

控制變量集合Xfcpt包含如下因素：企業(yè)資本密集度（Capinten），采用企業(yè)固定資產(chǎn)與企業(yè)年末從業(yè)人員數(shù)的比值取對數(shù)衡量;企業(yè)規(guī)模（FirmSize），采用企業(yè)員工數(shù)的對數(shù)衡量;企業(yè)成立年限（FirmAge），采用當年年份與企業(yè)開業(yè)年份的差來衡量;企業(yè)生產(chǎn)率（FirmTFP），采用面板固定效應（FE）方法進行測算;國有企業(yè)虛擬變量（SOE）與外資企業(yè)虛擬變量（FIE），如果企業(yè)的所有制類型是國有企業(yè)（外資企業(yè)），則SOE（FIE）取1，否則取0。另外，控制變量還考慮了城市-行業(yè)層面的赫芬達爾指數(shù)（HHIndex）、城市GDP的對數(shù)（GDPoCity）、城市人均GDP的對數(shù)（PGDPoCity）、城市年平均工資的對數(shù)（AWoCity）、城市總人口的對數(shù)（POPoCity）。此外，為了降低遺漏變量偏差，我們在回歸中控制了企業(yè)固定效應δf、“行業(yè)×年份”聯(lián)合固定效應ρi×λt以及“省份×年份”聯(lián)合固定效應τp×λt。εfct為隨機誤差項，回歸標準誤在城市層面聚類（cluster）調整。

（二）數(shù)據(jù)與典型事實

本文的研究主要用到的基礎數(shù)據(jù)是中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，樣本期間為2002—2013年。該數(shù)據(jù)庫來自國家統(tǒng)計局，包含了企業(yè)名稱信息、工業(yè)生產(chǎn)狀況（工業(yè)銷售產(chǎn)值、就業(yè)人數(shù)、工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)總額等）、出口交貨值等100多個指標在內的詳細的統(tǒng)計信息。我們借鑒Brandt et al.（2012）的方法，對不同年度的企業(yè)樣本進行匹配，進而得到一組不同年份間可比的非平衡企業(yè)面板數(shù)據(jù)。與既有文獻的做法類似，本文對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫做了如下處理：（1）選取制造業(yè)作為研究對象，即刪除了采礦業(yè)、電力、燃氣及水的生產(chǎn)和供應業(yè)樣本;（2）刪除從業(yè)人員數(shù)小于8人的企業(yè)樣本;（3）借鑒劉志闊等（2019）的做法對工業(yè)行業(yè)分類代碼進行了調整統(tǒng)一;（4）參照Yu（2015）的做法，對樣本中的異常點進行了剔除。

本文的實證研究還用到了城市層面的宏觀指標（如城市GDP、人均GDP、平均工資、總人口等），其來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，我們根據(jù)城市代碼和年份信息，將城市層面的宏觀指標合并到中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)中。此外，本文在考察經(jīng)濟刺激計劃對出口“質”的影響部分還用到了2002—2013年中國海關數(shù)據(jù)庫，并借鑒Yu（2015）的方法將中國海關數(shù)據(jù)庫整合到中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)中。

為了初步考察經(jīng)濟刺激計劃與企業(yè)出口之間的關系，我們以中位值DgrowthM08-07為臨界點，將樣本劃分為處理組城市（即滿足Dgrowthc，08-07

從圖1可以看到，在2009年之前，處理組與對照組城市的出口額均呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢，且具有相似的變化趨勢;受國際金融危機的影響，兩類城市的制造業(yè)就業(yè)在2009年雙雙出現(xiàn)下降，

不過在“四萬億”計劃實施之后，處理組城市的出口額的下降幅度明顯小于對照組城市，并且處理組城市的出口額從2011年開始呈現(xiàn)大幅度增長態(tài)勢，其增長幅度明顯大于對照組城市。以上分析初步表明：第一，在“四萬億”計劃實施之前，處理組城市與對照組城市的出口額具有相似的變化趨勢;第二，經(jīng)濟刺激計劃有利于促進企業(yè)出口的增長。為了進一步清晰地刻畫經(jīng)濟刺激計劃與出口變動之間的關系，圖2描繪了城市出口變化量與城市保增長壓力之間的散點圖和擬合線。在圖2中，縱軸為2009—2013年城市c出口額的年均變化量（ΔExportc），如果該指標越大，表明“四萬億”計劃實施之后城市c的出口增長幅度越大;橫軸為城市c的保增長壓力（STMc），即STMc=growthc，2008-growthc，2007，若該指標越小，則意味著城市c的保增長壓力越大。從圖2可以看出，城市出口變化量與城市GDP增速差之間存在明顯的負相關關系，這意味著在GDP增速差越小的城市（即保增長壓力越大），其出口額在“四萬億”計劃之后增長的幅度越大。如前所述，由于保增長壓力大的城市更有動力去充分利用“四萬億”宏觀刺激計劃，據(jù)此可認為，經(jīng)濟刺激計劃確實有助于促進出口規(guī)模的擴大。當然，以上是比較初步的分析，下文將采用基于準自然實驗的雙重差分法更準確地考察經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口的影響效應。

四、基本估計結果分析

（一）基準估計結果

表1報告了經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口的基準回歸結果。作為比較基準，列（1）只控制企業(yè)固定效應和年份估計效應，交叉項STM×Postplan的估計系數(shù)顯著為正。初步表明，在“四萬億”計劃實施之后，處理組城市的企業(yè)出口規(guī)模與對照組城市的企業(yè)相比有更大幅度的提升，即經(jīng)濟刺激計劃促進了企業(yè)出口規(guī)模的擴大。列（2）進一步控制了企業(yè)層面的特征因素，包括企業(yè)資本密集度、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成立年限、企業(yè)生產(chǎn)率、企業(yè)所有制等。從中可以看到，在控制了這些企業(yè)特征因素之后，核心解釋變量STM×Postplan仍然在1%水平上顯著為正，再次表明經(jīng)濟刺激計劃有利于促進企業(yè)出口規(guī)模的擴大。考慮到市場結構因素可能會影響企業(yè)出口，我們在表1列（3）加入了城市-行業(yè)層面的赫芬達爾指數(shù)（HHIndex），回歸結果仍表明經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口規(guī)模的擴大具有顯著的促進作用。為了穩(wěn)健起見，表1列（4）在此基礎上加入了城市層面的影響因素（如城市GDP的對數(shù)、城市人均GDP的對數(shù)、城市年平均工資的對數(shù)、城市總人口的對數(shù)），回歸結果顯示，交叉項STM×Postplan依然為正，且通過了1%水平的顯著性檢驗，可見，經(jīng)濟刺激計劃促進企業(yè)出口規(guī)模擴大這一結論在控制了城市特征因素之后仍然成立。

此外，考慮到一些行業(yè)層面隨著時間變化的因素（如行業(yè)匯率變化、關稅率削減等）以及一些省份層面隨著時間變化的特征（如地區(qū)基礎設施建設等）都有可能影響企業(yè)的出口行為，鑒于此，表1列（5）控制了“行業(yè)×年份”聯(lián)合固定效應和“省份×年份”聯(lián)合固定效應。從中可以發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量STM×Postplan仍然顯著為正，再次表明經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口規(guī)模擴大確實具有顯著的促進作用。最后，從表1列（5）的估計結果可以看到，在控制了其他影響因素之后，經(jīng)濟刺激計劃導致企業(yè)的出口額提高了16.4%;進一步地，由于本文樣本期內企業(yè)出口規(guī)模增長了43.6%，因此，經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口規(guī)模擴大的解釋力度為37.6%。

（二）雙重差分的有效性檢驗

1.平行趨勢假設檢驗

前文的DID估計發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟刺激計劃顯著促進了企業(yè)出口規(guī)模的擴大，然而這一結論是否可靠，則取決于處理組城市與對照組城市的企業(yè)出口在“四萬億”計劃實施之前是否具有相似的變化趨勢，即平行趨勢假設是否成立。為了保證DID估計結果的可靠性，我們設定如下回歸模型進行平行趨勢假設檢驗：

其中，1{t=Γ}為各年份指示變量，若是第Γ年，則1{t=Γ}取1，否則取0。需要說明的是，這里將政策實施前一年（即2008年）作為比較基準而未放入回歸模型，其余變量的定義同式（1）。我們最為感興趣的是式（2）中各個交叉項STMc×1{t=Γ}的估計系數(shù)αΓ，通過αΓ的系數(shù)與顯著性不僅可以判斷處理組與對照組城市的企業(yè)出口規(guī)模變化在政策實施之前是否滿足平行趨勢假設，而且還可以考察經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口的動態(tài)影響效應。為了直觀起見，我們將式（2）中αΓ的估計結果繪制在圖3，其中實線部分為經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口影響的邊際效應，虛線部分為95%置信區(qū)間。從中不難看出，在“四萬億”計劃實施之前，邊際效應線緊靠零軸并且比較平緩，說明這一時期處理組與對照組城市的企業(yè)出口的變化趨勢沒有明顯差異，即平行趨勢成立。此外我們還看到，在政策實施之后，邊際效應線明顯位于零軸的上方，并且具有“倒U型”的形狀，其中在“四萬億”計劃實施后的第二和第三年較大，隨后趨于減弱，這表明經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)進口的促進作用呈現(xiàn)先增強后減弱的動態(tài)變化特征。

2.預期效應

為了增強本文DID估計結果的可靠性，接下來進行預期效應檢驗。首先，我們構造“四萬億”計劃實施前一年的時間虛擬變量1Ybefore，將它與連續(xù)處理組變量STM形成交叉項，然后將交叉項STM×1Ybefore加入基準DID模型中進行估計，相應的回歸結果報告在表2列（1）。從中可以看到，交叉項STM×1Ybefore的估計系數(shù)為正但不顯著，這說明企業(yè)在經(jīng)濟刺激計劃推出之前并未形成對出口行為進行調整的預期，這反映了“四萬億”計劃的實施具有較強的外生性。進一步地，我們還構造了“四萬億”計劃實施前兩年的時間虛擬變量2Ybefore與連續(xù)處理組變量STM的交叉項，并將它進一步引入基準DID模型中，相應的估計結果如表2列（2）所示。可以看到，交叉項STM×2Ybefore的估計系數(shù)也未能通過10%水平的顯著性檢驗，這便進一步說明中國“四萬億”計劃的政策沖擊具有較強的外生性。我們注意到，表2列（2）中核心解釋變量STM×Postplan的估計系數(shù)仍然顯著為正，并且與基準回歸結果比較接近，即再次表明經(jīng)濟刺激計劃顯著促進了企業(yè)出口規(guī)模的擴大。

3.安慰劑檢驗（placebo test）

我們還比較擔憂的一個問題是，前文DID估計所得的結論可能是由某些隨機性因素驅動。為了排除這一顧慮，這里采用安慰劑檢驗來間接地驗證是否存在遺漏變量問題，以確保本文DID估計結果的有效性。我們采取的研究策略是：首先，隨機選擇“四萬億”計劃實施的年份以及隨機分配處理組，用生成的“錯誤”雙重差分法估計量STMfalsec×Postplanfalset代入式（1）進行回歸;其次，對上述的隨機抽取過程重復500次，將得到的“錯誤”估計系數(shù)false繪制在圖4中。從中可以直觀地看到，除了極個別隨機模擬的回歸系數(shù)大于真實的回歸系數(shù)（即圖4的豎虛線處）之外，其余絕大多數(shù)的隨機模擬所得的估計參數(shù)分布在零附近。以上檢驗表明，本文的實證結果并不是由非觀測的隨機性、偶然性因素導致的，因此，經(jīng)濟刺激計劃確實對企業(yè)出口規(guī)模的擴大產(chǎn)生了顯著的促進作用。

4.控制同期政策的影響

在雙重差分估計中，同期出臺的政策有可能對研究結果產(chǎn)生干擾。為了保證本文估計結果的可靠性，接下來我們對同期政策加以排除。首先，考慮到2004年實施了最低工資政策，而最低工資政策可能會影響企業(yè)出口（Gan et al.，2016），鑒于此，我們通過在基準模型中加入城市最低工資的對數(shù)變量（lnminwage）來控制最低工資政策實施的影響。從表2列（3）可以看到，在控制了最低工資的影響之后，交叉項STM×Postplan在1%水平上顯著為正，且估計系數(shù)大小與基準回歸結果非常接近。另外，中國政府于2008年頒發(fā)了《勞動合同法》，并在同年施行了企業(yè)所得稅改革，這兩項改革措施也可能會對企業(yè)出口行為產(chǎn)生影響。接下來，我們構造2007年城市c的勞動密集度Labintenc07與《勞動合同法》實施時間虛擬變量Law08t的交叉項，將這一交叉項加入基準雙重差分模型來控制勞動保護政策對企業(yè)出口的影響，相應的估計結果報告在表2列（4）;此外，為了控制企業(yè)所得稅改革對企業(yè)出口的影響，我們采用行業(yè)所得稅總額除以行業(yè)利潤總額計算得到2007年行業(yè)i的所得稅稅率Taxratei07，并設定所得稅改革政策時間虛擬變量Post2008t，然后將交叉項Taxratei07×Post2008t引入基準模型進行估計，結果如表2列（5）所示。從中可以看出，在控制了勞動保護政策以及企業(yè)所得稅改革的影響之后，核心解釋變量STM×Postplan的估計系數(shù)均為正，且至少通過了5%水平的顯著性檢驗，再次表明經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口規(guī)模擴大產(chǎn)生了顯著的促進作用，由此可見，同期發(fā)生的其他政策改革并沒有對本文的核心結論產(chǎn)生實質性的干擾。

5.兩期雙重差分估計

到目前為止，我們均采用多期雙重差分（multi-period）模型考察經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口的影響效應。然而，多期雙重差分估計可能會存在序列相關問題，進而會在一定程度上高估回歸結果的顯著性水平。為了處理潛在的序列相關問題，這里轉向采用兩期雙重差分模型（two-period）估計，回歸結果報告在表2列（6）。我們發(fā)現(xiàn)，在兩期雙重差分模型估計結果中，交叉項STM×Postplan的估計系數(shù)依然顯著為正，再次表明經(jīng)濟刺激計劃顯著促進了企業(yè)出口規(guī)模的擴大。

（三）更多的穩(wěn)健性檢驗

為保證回歸結果的可靠性，本文還從以下幾個方面進行了穩(wěn)健性檢驗：第一，采用其他方式構造處理組，具體地，將2008年經(jīng)濟增速與2007年經(jīng)濟增速的差值小于其樣本均值的城市視為保增長壓力較大的城市，在此基礎上構造得到處理組變量;第二，將企業(yè)出口密集度（即企業(yè)出口額占銷售額的比重）作為被解釋變量;第三，采用Heckman兩步法處理潛在的樣本選擇性偏差;第四，將標準誤在企業(yè)層面、城市-行業(yè)層面以及城市-年份層面進行聚類（cluster）調整;第五，采用存續(xù)企業(yè)樣本進行估計;第六，分別在城市-行業(yè)維度和城市維度進行估計。通過上述穩(wěn)健性檢驗發(fā)現(xiàn)，本文的核心結論并未發(fā)生改變（檢驗結果備索）。

五、影響機制與異質性檢驗

（一）影響機制

前文研究的重要發(fā)現(xiàn)是，經(jīng)濟刺激計劃顯著促進了出口規(guī)模的擴大，這一部分進行影響機制檢驗，以深入地揭示二者的內在聯(lián)系。

理論上，受保增長壓力的驅使，地方政府可能會更積極地利用宏觀刺激計劃對本地企業(yè)給予更多的信貸支持（Cong et al.，2018），或者通過減稅措施給予企業(yè)更多的稅收激勵（張生玲，2009），這將有效地緩解企業(yè)的融資約束;另一方面，由于企業(yè)進入國際市場開展出口貿(mào)易需要支付出口固定成本，以及構建海外銷售渠道、搜尋市場信息等方面的費用，而嚴重的融資約束會抑制企業(yè)進入出口市場或者進一步擴大出口規(guī)模（魏浩和張宇鵬，2020），相反地，融資約束的緩解有助于促進企業(yè)的出口參與（孫靈燕和李榮林，2011）和出口規(guī)模的擴大（陽佳余，2012）。據(jù)此，我們預期融資約束的緩解可能是經(jīng)濟刺激計劃影響企業(yè)出口的重要渠道。為此，我們首先設定如下回歸式檢驗經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)融資約束的影響：

其中，f、c、i、p、t分別代表企業(yè)、城市、行業(yè)、省份和年份。ΜECHfcpt為機制變量，這里為企業(yè)融資約束，具體地，我們借鑒孫靈燕和李榮林（2012）的做法，采用利息支出占企業(yè)總資產(chǎn)的比重（FC1）來衡量，若該比值越大則表明企業(yè)面臨的融資約束程度越小。在式（3）中，我們最為關注的是交叉項STMc×Postplant的估計結果，若其估計參數(shù)α顯著為正，表明經(jīng)濟刺激計劃明顯降低了企業(yè)的融資約束程度。Xfcpt為控制變量集合，具體定義同式（1）。為了降低遺漏變量偏差，我們控制了企業(yè)固定效應δf、“行業(yè)×年份”聯(lián)合固定效應ρi×λt以及“省份×年份”聯(lián)合固定效應τp×λt。

表3列（1）報告了利用式（3）進行估計的結果，交叉項STM×Postplan的估計系數(shù)為正且通過了5%水平的顯著性檢驗，表明在“四萬億”計劃實施之后，處理組城市的企業(yè)利息支出占比相對于對照組城市的企業(yè)而言有更大幅度的提升，這意味著經(jīng)濟刺激計劃顯著緩解了企業(yè)的融資約束。為了穩(wěn)健起見，進一步采用企業(yè)負債占總資產(chǎn)的比重來刻畫企業(yè)融資約束（FC2），如果該比值越大，說明企業(yè)的融資約束程度越小。以FC2作為因變量的估計結果報告在表3列（3），可以看到，交叉項STM×Postplan的估計系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明在控制了其他影響因素之后，經(jīng)濟刺激計劃明顯提高了企業(yè)的負債占比，即顯著降低了企業(yè)的融資約束程度，與我們的理論預期吻合。為了進一步驗證融資約束緩解是否是經(jīng)濟刺激計劃影響企業(yè)出口規(guī)模的渠道，將渠道變量ΜECHfcpt與分組虛擬變量STMc、政策實施時間虛擬變量Postplant之間的三重交叉項以及兩兩交叉項加入到基準雙重差分模型中，得到如下擴展后的三重差分模型：

與前文類似，這里的渠道變量ΜECHfcpt具體用企業(yè)融資約束（FC1、FC2）來表示。在式（4）中，我們最為感興趣的是三重交叉項STMc×Postplant×ΜECHfcpt的估計結果，若其估計參數(shù)α2顯著為正，則表明融資約束的緩解是經(jīng)濟刺激計劃促進企業(yè)出口規(guī)模擴大的途徑。表3列（2）和列（4）報告了對式（4）的估計結果，其中前者使用利息支出占企業(yè)總資產(chǎn)的比重刻畫企業(yè)融資約束，后者采用企業(yè)負債占總資產(chǎn)的比重衡量企業(yè)融資約束。從中可以看到，三重交叉項STM×Postplan×FC1和STM×Postplan×FC2的估計系數(shù)均顯著為正，表明對于融資約束程度越小的企業(yè)而言，經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口規(guī)模擴大的促進作用越大，即經(jīng)濟刺激計劃通過融資約束緩解渠道促進了企業(yè)出口規(guī)模的擴大。此外，我們發(fā)現(xiàn)，在考慮了企業(yè)融資約束這一因素之后，表3列（2）和列（4）中交叉項STM×Postplan的估計系數(shù)不論在大小還是在顯著性水平方面，與表1列（5）的基準回歸結果相比均出現(xiàn)了一定幅度的下降，這便從側面印證了融資約束緩解是經(jīng)濟刺激計劃促進企業(yè)出口規(guī)模擴大的重要途徑。

實際上，除了融資約束之外，研發(fā)創(chuàng)新與生產(chǎn)率也是決定企業(yè)出口的重要因素（Melitz，2003;Aghion et al.，2005;Caldera，2010;余淼杰，2015）。例如，研發(fā)創(chuàng)新能力強的企業(yè)可以更深入地融入國際生產(chǎn)網(wǎng)絡中，在全球范圍內支配和整合資源（Aghion et al.，2005），以及通過升級技術、降低生產(chǎn)成本等方式克服出口固定成本與可變成本（Caldera，2010），從而導致出口規(guī)模的擴大。另外，由于進入出口市場通常需要支付比進入國內市場高得多的貿(mào)易成本與固定進入成本，因而只有生產(chǎn)率較高的企業(yè)才能克服這些額外成本從而進入出口市場并實現(xiàn)出口規(guī)模的擴大（Melitz，2003;余淼杰，2015）。如果經(jīng)濟刺激計劃能夠激勵企業(yè)加大研發(fā)創(chuàng)新力度、提升企業(yè)生產(chǎn)效率，則有助于進一步擴大企業(yè)的出口規(guī)模。據(jù)此我們預期，經(jīng)濟刺激計劃還可能通過研發(fā)創(chuàng)新與生產(chǎn)率渠道促進企業(yè)出口規(guī)模的擴大。為了檢驗這一推測，首先利用式（3）考察經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新和生產(chǎn)率的影響，其中企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新采用“1+專利申請數(shù)”的對數(shù)衡量（記為lnPAT），對于企業(yè)生產(chǎn)率（FirmTFP），采用面板固定效應方法測算。表3列（5）和列（7）分別報告了以企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新（lnPat）和企業(yè)生產(chǎn)率（FirmTFP）作為因變量的回歸結果。從中可以看到，交叉項STM×Postplan的估計系數(shù)為負，但均未能通過10%水平的顯著性檢驗，表明經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新和生產(chǎn)效率均沒有產(chǎn)生明顯的影響。進一步地，我們分別以企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新（lnPat）和企業(yè)生產(chǎn)率（FirmTFP）作為渠道變量（即ΜECHfcpt）對式（4）進行估計，回歸結果如表3列（6）和列（8）所示。從中可以看到，三重交叉項STM×Postplan×lnPat與STM×Postplan×FirmTFP的估計系數(shù)均不顯著，這便進一步排除了經(jīng)濟刺激計劃通過研發(fā)創(chuàng)新和生產(chǎn)率渠道影響企業(yè)出口規(guī)模的可能性。

考慮到企業(yè)出口規(guī)模的擴張可沿著擴展邊際（extensive margin）和集約邊際（intensive margin）兩個維度進行，據(jù)此，我們可以通過考察經(jīng)濟刺激計劃對出口擴展邊際與集約邊際的影響，揭示出經(jīng)濟刺激計劃影響企業(yè)出口規(guī)模的可能路徑。具體地，借鑒施炳展（2016）的做法，將出口擴展邊際定義為企業(yè)出口的產(chǎn)品種類，將集約邊際定義為企業(yè)對每種產(chǎn)品的平均出口價值量，從而企業(yè)出口的總價值量可表述為出口擴展邊際與出口集約邊際的乘積。由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中沒有企業(yè)出口種類方面的指標，故這里借鑒Yu（2015）的方法，將中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與海關貿(mào)易數(shù)據(jù)合并，在此基礎上，我們構造企業(yè)出口總價值量指標（lnExportM）、企業(yè)出口擴展邊際指標（Extenmar）與企業(yè)出口集約邊際指標（Intenmar）。表4列（1）報告了以lnExportM作為因變量的估計結果，交叉項STM×Postplan的估計系數(shù)為正，并且通過了1%水平的顯著性檢驗，表明經(jīng)濟刺激計劃顯著促進了企業(yè)出口規(guī)模的擴大，可見，這一核心結論對于利用合并數(shù)據(jù)樣本的估計也是成立的。表4列（2）和列（3）則分別報告了以Extenmar和Intenmar作為因變量的回歸結果。我們發(fā)現(xiàn)：在企業(yè)出口擴展邊際回歸方程中，交叉項STM×Postplan的估計系數(shù)并不顯著，表明在控制了其他影響因素之后，經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口產(chǎn)品種類沒有明顯的影響，即擴展邊際不是經(jīng)濟刺激計劃促進企業(yè)出口規(guī)模擴大的途徑;與此不同的是，在企業(yè)出口集約邊際回歸方程中，交叉項STM×Postplan顯著為正，表明集約邊際是經(jīng)濟刺激計劃促進企業(yè)出口規(guī)模擴大的重要途徑。由此可見，從出口二元邊際的角度看，經(jīng)濟刺激計劃主要通過集約邊際途徑促進了企業(yè)出口規(guī)模的擴大，這意味著經(jīng)濟刺激計劃在更大程度上幫助了企業(yè)承擔可變貿(mào)易成本。

此外，我們還可以在企業(yè)-產(chǎn)品層面考察經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口規(guī)模的影響，進行這一維度研究的好處在于，可以將企業(yè)-產(chǎn)品的出口價值量進一步分解為出口產(chǎn)品價格和出口產(chǎn)品數(shù)量兩個部分，在此基礎上探究經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口價格和出口數(shù)量的影響，進而從不同角度揭示經(jīng)濟刺激計劃影響企業(yè)出口規(guī)模的渠道。具體地，我們將企業(yè)-產(chǎn)品的出口價值量表示為ExportVfht=Quantityfht×Pricefht，其中Quantityfht為企業(yè)f對產(chǎn)品h在t期的出口量，Pricefht為對應的出口價格;進一步取對數(shù)可得lnExportVfht=lnQuantityfht+lnPricefht，這樣就將企業(yè)-產(chǎn)品的出口價值量分解為出口數(shù)量與出口價格兩部分。表4列（4）報告了以企業(yè)-產(chǎn)品的出口價值量（lnExportV）作為因變量的估計結果，可以看到，交叉項STM×Postplan的估計系數(shù)顯著為正，表明經(jīng)濟刺激計劃顯著促進了企業(yè)-產(chǎn)品出口規(guī)模的擴大，進一步支持了前文的核心結論。我們更為感興趣的是，經(jīng)濟刺激計劃究竟是通過價格渠道還是數(shù)量渠道影響了企業(yè)出口規(guī)模。從表4最后兩列可以看出，在出口數(shù)量方程中，交叉項STM×Postplan的估計系數(shù)顯著為正，而它在出口價格方程中顯著為負。這表明經(jīng)濟刺激計劃一方面顯著促進了企業(yè)出口數(shù)量的增長，另一方面則明顯降低了企業(yè)出口價格，由于對企業(yè)出口數(shù)量的影響程度更大，進而顯著推動了企業(yè)出口規(guī)模的擴張。這意味著在經(jīng)濟刺激計劃的作用下，企業(yè)采取了低價策略進入國際市場。這可能是因為，如前文研究所示，經(jīng)濟刺激計劃顯著提高了企業(yè)出口的概率，促使更多的企業(yè)進入出口市場，這加劇了出口企業(yè)之間的市場競爭，進而引致企業(yè)出口加成率和出口價格的下降（施炳展，2016），而價格的降低有利于促進出口數(shù)量的增長，最終導致企業(yè)出口規(guī)模的擴大。

（二）異質性分析

1.基于企業(yè)所有制差異的分析

中國制造業(yè)企業(yè)具有不同的所有權特征，而不同所有權企業(yè)在出口行為上存在明顯的差異。值得關注的是，經(jīng)濟刺激計劃對不同所有權企業(yè)出口的影響是否存在差異，對哪類企業(yè)出口的影響更大？我們根據(jù)“登記注冊類型”將樣本劃分為國有企業(yè)、民營企業(yè)與外資企業(yè)三類，相應的回歸結果分別報告在表5列（1）—列（3）?？梢钥吹剑趪衅髽I(yè)子樣本回歸中，交叉項STM×Postplan不顯著，表明在控制了其他影響因素之后，經(jīng)濟刺激計劃對國有企業(yè)出口沒有產(chǎn)生明顯的影響;而在民營企業(yè)與外資企業(yè)子樣本估計中，核心解釋變量STM×Postplan均顯著為正，不過其估計系數(shù)在民營企業(yè)子樣本估計中相對更大，這意味著經(jīng)濟刺激計劃在更大程度上促進了民營企業(yè)出口規(guī)模的擴大。產(chǎn)生上述差異性影響效應可能的原因在于：一方面，大多數(shù)民營企業(yè)受到嚴重的資金約束，而經(jīng)濟刺激計劃能夠在很大程度上緩解這類企業(yè)面臨的融資約束問題，從而對其出口規(guī)模擴大產(chǎn)生了顯著的促進作用;另一方面，國有企業(yè)通常享有政府提供的特殊資金來源、特定優(yōu)惠政策以及保護性融資手段，受到的融資約束程度往往較低，進而其出口對經(jīng)濟刺激計劃的反應也就相對較弱。

2.基于企業(yè)貿(mào)易方式差異的分析

中國對外貿(mào)易的一個典型特征是加工貿(mào)易所占的比例很高，與一般貿(mào)易企業(yè)不同的是，加工貿(mào)易企業(yè)主要是利用國外提供原材料和零部件，然后對其進行加工組裝之后再出口到對應的國家。與此相關的一個問題是，經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口的影響是否與貿(mào)易方式有關？由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)中沒有企業(yè)貿(mào)易方式的信息，這里借鑒田巍和余淼杰（2014）的做法，將純出口企業(yè)界定為加工貿(mào)易企業(yè)，將其余企業(yè)設定為非加工貿(mào)易企業(yè)。表5列（4）和列（5）報告了基于加工貿(mào)易企業(yè)與非加工貿(mào)易企業(yè)子樣本的估計結果。其中在加工貿(mào)易企業(yè)子樣本回歸中，交叉項STM×Postplan不顯著，表明經(jīng)濟刺激計劃對加工貿(mào)易企業(yè)出口沒有明顯的影響;而在非加工貿(mào)易企業(yè)子樣本估計中，交叉項STM×Postplan顯著為正，即經(jīng)濟刺激計劃顯著促進了非加工貿(mào)易企業(yè)出口規(guī)模的擴大。為了穩(wěn)健起見，我們借鑒Yu（2015）的方法將中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與海關貿(mào)易數(shù)據(jù)進行合并，并根據(jù)貿(mào)易方式將樣本劃分為純加工貿(mào)易企業(yè)、混合貿(mào)易企業(yè)與純一般貿(mào)易企業(yè)，這三類子樣本的估計結果分別報告在表5列（6）—列（8）。在純加工貿(mào)易企業(yè)子樣本回歸中，交叉項STM×Postplan不顯著，表明經(jīng)濟刺激計劃對純加工貿(mào)易企業(yè)出口沒有明顯的影響，但是經(jīng)濟刺激計劃顯著促進了混合貿(mào)易企業(yè)與純一般貿(mào)易企業(yè)出口規(guī)模的擴大，其中對純一般貿(mào)易企業(yè)出口規(guī)模的促進效應最大。這意味著經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口規(guī)模擴大的促進作用隨著企業(yè)參與加工貿(mào)易程度的提高而減弱，與上文的研究發(fā)現(xiàn)是一致的。這個結果并不難理解，由于從事加工貿(mào)易的企業(yè)大多是承接國外訂單進行出口加工活動，這類企業(yè)的出口行為受融資約束的影響相對較小，因此經(jīng)濟刺激計劃的融資約束緩解渠道對其出口規(guī)模擴大的促進效應也就較弱。

3.基于地區(qū)差異的分析

考慮到不同地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展水平、營商環(huán)境、文化習俗等方面存在較大的差異，這里將樣本劃分為沿海地區(qū)與內陸地區(qū)兩類，以考察經(jīng)濟刺激計劃對不同地區(qū)企業(yè)出口的影響是否存在差異。表5列（9）和列（10）分別報告了利用沿海地區(qū)與內陸地區(qū)子樣本進行估計的結果。從中不難發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟刺激計劃對這兩類地區(qū)企業(yè)出口規(guī)模的擴大均具有顯著的促進作用;通過進一步比較可以看出，與內陸地區(qū)相比，經(jīng)濟刺激計劃對沿海地區(qū)企業(yè)出口規(guī)模擴大的促進作用更大。造成這種現(xiàn)象的原因可能是，相較于東部沿海地區(qū)，內陸地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較低，同時地方政府兼顧扶貧濟困、基礎設施建設等多重目標，對經(jīng)濟增長的重視度弱于東部沿海地區(qū)（鄭新業(yè)等，2019），經(jīng)濟刺激計劃對內陸地區(qū)企業(yè)出口的促進作用也就相對較小。此外，與內陸地區(qū)相比，東部沿海地區(qū)擁有獨特的地理條件和先發(fā)優(yōu)勢、基礎設施相對完善，給予相同程度的經(jīng)濟刺激，沿海地區(qū)企業(yè)的出口規(guī)模會得到更大程度的擴張。

4.基于行業(yè)外部融資依賴度差異的分析

上文的研究表明，融資約束的緩解是經(jīng)濟刺激計劃促進企業(yè)出口規(guī)模擴大的重要渠道，在理論上我們進一步推測，經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口的影響還可能與企業(yè)所在行業(yè)的外部融資依賴度有關，即在外部融資依賴度越高的行業(yè)，經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口的促進作用越大。為了檢驗這一推測是否成立，我們借鑒Rajan & Zingales（1998）的做法，使用美國數(shù)據(jù)構造所得的行業(yè)外部融資依賴度合并到本文樣本中，然后以行業(yè)外部融資依賴度的中位數(shù)為標準，將總樣本劃分為高外部融資依賴度行業(yè)與低外部融資依賴度行業(yè)。表5列（11）—列（12）分別報告了基于高外部融資依賴度行業(yè)與低外部融資依賴度行業(yè)子樣本的估計結果，從中可以看到，交叉項STM×Postplan的估計系數(shù)在兩列回歸中均顯著為正，表明經(jīng)濟刺激計劃對這兩類行業(yè)企業(yè)出口規(guī)模的擴大都產(chǎn)生了顯著的促進作用。通過進一步比較還可以看出，在高外部融資依賴度行業(yè)子樣本的估計中，交叉項STM×Postplan的估計系數(shù)更大，即經(jīng)濟刺激計劃對高外部融資依賴度行業(yè)的企業(yè)出口規(guī)模的擴大確實產(chǎn)生了更為明顯的促進作用，驗證了我們的理論預期。

六、進一步討論：經(jīng)濟刺激計劃對出口“質”的影響

以上我們主要考察了經(jīng)濟刺激計劃對中國制造業(yè)出口規(guī)模的影響，即從“量”的角度考察評估經(jīng)濟刺激計劃的出口效應，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟刺激計劃顯著促進了企業(yè)出口規(guī)模的擴大。接下來，將轉向考察經(jīng)濟刺激計劃對制造業(yè)出口“質”的影響，以更深入系統(tǒng)地揭示經(jīng)濟刺激計劃的出口效應。

與既有文獻的做法類似，這里選取企業(yè)出口質量和出口技術復雜度作為企業(yè)出口“質”的代理指標。具體地，我們借鑒Khandelwal et al.（2013）的方法測度企業(yè)出口質量，記為ExpQualfcpt;對于企業(yè)出口技術復雜度（ExpSophfcpt），借鑒盛斌和毛其淋（2017）的方法進行測算。在此基礎上，構建如下雙重差分模型檢驗經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口“質”的影響：

其中，QTfcpt表征出口“質”的維度向量，包括企業(yè)出口質量（ExpQualfcpt）和企業(yè)出口技術復雜度（ExpSophfcpt）。與前文類似，STMc為處理組分組虛擬變量，Postplant為“四萬億”政策實施時間虛擬變量，交叉項STMc×Postplant是我們關注的核心變量，如果其估計參數(shù)α顯著為正，表明經(jīng)濟刺激計劃顯著促進了企業(yè)出口“質”的升級，反之則表明經(jīng)濟刺激計劃不利于企業(yè)出口“質”的提升?？刂谱兞肯蛄縓fcpt包括企業(yè)資本密集度、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成立年限、企業(yè)生產(chǎn)率、國有企業(yè)虛擬變量、外資企業(yè)虛擬變量、赫芬達爾指數(shù)以及城市特征因素（如城市GDP、城市人均GDP、城市年平均工資、城市總人口）。另外，為了更準確地考察經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口“質”的因果效應，還控制了企業(yè)固定效應δf、“行業(yè)×年份”聯(lián)合固定效應ρi×λt以及“省份×年份”聯(lián)合固定效應τp×λt。隨機誤差項εfcpt在城市層面聚類。

首先，我們利用式（5），從企業(yè)出口質量的角度考察經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口“質”的影響，回歸結果報告在表6列（1）—列（3）。其中，表6列（1）僅控制企業(yè)固定效應和年份估計效應，列（2）在此基礎上控制了企業(yè)層面的特征因素以及城市特征因素，列（3）則進一步控制了“行業(yè)×年份”聯(lián)合固定效應和“省份×年份”聯(lián)合固定效應。從表6列（3）完整的估計結果可以看到，交叉項STM×Postplan顯著為負，表明在“四萬億”計劃實施之后，處理組城市的企業(yè)出口質量相對于對照組城市的企業(yè)而言出現(xiàn)了明顯的下降，這意味著經(jīng)濟刺激計劃降低了企業(yè)出口質量。如前所述，雙重差分估計結果可靠性的一個重要前提是，處理組與對照組的結果變量（即企業(yè)出口質量）在政策實施前具有相似的變化趨勢，為了增強估計結果的可靠性，接下來進行平行趨勢假設檢驗。我們將平行趨勢檢驗的結果繪制在圖5A，可以直觀地看出，在“四萬億”計劃實施之前，估計系數(shù)絕對值較小且均不顯著，表現(xiàn)為邊際效應線緊靠零軸并且比較平緩，表明這一時期企業(yè)出口質量的變化趨勢在處理組與對照組城市間沒有明顯差異，即支持了平行趨勢假設。另外還能看出，從政策實施的當年開始，經(jīng)濟刺激計劃顯著降低了企業(yè)出口質量，并且這一效應持續(xù)到政策實施后的第3年（即2011年），隨后逐步減弱。

接下來，我們從企業(yè)出口技術復雜度的角度考察經(jīng)濟刺激計劃與企業(yè)出口“質”的關系。表6列（4）只控制企業(yè)固定效應和年份估計效應，交叉項STM×Postplan的估計系數(shù)為負但不顯著，初步表明經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口技術復雜度沒有明顯的影響。列（4）進一步控制了企業(yè)層面的特征因素和城市特征因素，交叉項STM×Postplan的估計系數(shù)仍然未能通過10%水平的顯著性檢驗。列（5）則在此基礎上進一步控制了“行業(yè)×年份”聯(lián)合固定效應和“省份×年份”聯(lián)合固定效應，核心解釋變量STM×Postplan的估計系數(shù)為正但不顯著，表明在控制了其他影響因素之后，經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口技術復雜度未能產(chǎn)生明顯的影響。為了保證以上估計結果的可靠性，我們進行了平行趨勢假設檢驗，并將檢驗結果繪制在圖5B。從中可以直觀地看到，在豎虛線的左側，STM與年度虛擬變量交叉項的估計系數(shù)均不顯著，這意味著，在“四萬億”計劃實施之前，處理組與對照組的企業(yè)出口技術復雜度變化趨勢并沒有明顯的差異，這為平行趨勢假設的滿足提供了證據(jù)支持。此外，圖5B還顯示，在2009年及其后的年份，STM與年度虛擬變量交叉項的估計系數(shù)圍繞零軸上下波動，也均未能通過常規(guī)水平的顯著性檢驗，再次表明經(jīng)濟刺激計劃未能明顯地影響企業(yè)出口技術復雜度。

上述檢驗得到的重要發(fā)現(xiàn)是，經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口“質”的影響與其對企業(yè)出口“量”的影響存在顯著的差異，具體表現(xiàn)為經(jīng)濟刺激計劃未能明顯提升企業(yè)出口技術復雜度，甚至對企業(yè)出口質量產(chǎn)生了一定的抑制作用。這意味著，在面臨經(jīng)濟刺激計劃時，企業(yè)會采取“重數(shù)量輕質量”的出口擴張模式，這顯然不利于中國企業(yè)在國際市場上競爭力的提升和對外貿(mào)易的高質量發(fā)展。導致這一結果背后可能的原因在于，根據(jù)前文研究，經(jīng)濟刺激計劃未能促進企業(yè)創(chuàng)新和提升生產(chǎn)率，其對企業(yè)出口的影響僅體現(xiàn)在出口“量”的擴大上，而對出口的“質”未能產(chǎn)生積極效應。若要有效提升企業(yè)出口的“質”，增強企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新能力和提升企業(yè)生產(chǎn)效率是關鍵?？傊绾卧诎l(fā)揮經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口“量”的積極作用的同時，有效提升企業(yè)出口的“質”，是兼具現(xiàn)實意義和學術價值的重大問題。

七、總結性評論

受國際金融危機的影響，中國出口貿(mào)易在2009年迅猛下降，而后又快速反彈。目前學術界主要關注金融危機對中國出口的負向沖擊（裴平等，2009;胡求光和李洪英，2010;陳波和荊然，2013），而極少在微觀層面研究這一時期推出的經(jīng)濟刺激計劃究竟會如何影響企業(yè)出口行為。在中美貿(mào)易摩擦和新冠肺炎疫情雙重沖擊的背景下，深入評估經(jīng)濟刺激計劃對企業(yè)出口的影響，對于當前“穩(wěn)外貿(mào)”尤其是“穩(wěn)出口”有著重要的參考和指導意義。本文借助中國政府在國際金融危機爆發(fā)后推出的“四萬億”政策，采用雙重差分策略系統(tǒng)考察了經(jīng)濟刺激計劃對制造業(yè)企業(yè)出口的影響。本文的研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟刺激計劃顯著促進了企業(yè)出口規(guī)模的擴大，解釋了樣本期內制造業(yè)出口規(guī)模變動的37.6%，這一結論在排除了同期政策干擾和處理樣本選擇性偏差之后依然穩(wěn)健。

我們對傳導機制進行了考察，發(fā)現(xiàn)融資約束的緩解是經(jīng)濟刺激計劃導致企業(yè)出口規(guī)模擴大的重要渠道;進一步的分解檢驗表明，經(jīng)濟刺激計劃主要通過集約邊際途徑促進了企業(yè)出口規(guī)模的擴大，即經(jīng)濟刺激計劃在更大程度上幫助企業(yè)承擔可變貿(mào)易成本。此外，經(jīng)濟刺激計劃一方面顯著促進了企業(yè)出口數(shù)量的增長，另一方面則明顯降低了企業(yè)出口價格，這意味著在經(jīng)濟刺激計劃的作用下，企業(yè)采取低價策略進入國際市場。進一步的異質性分析發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟刺激計劃在更大程度上促進了民營企業(yè)、非加工貿(mào)易企業(yè)、沿海地區(qū)企業(yè)以及高外部融資依賴度企業(yè)出口規(guī)模的擴大。本文最后從出口“質”的角度進一步探究了經(jīng)濟刺激計劃與企業(yè)出口的關系，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟刺激計劃未能明顯提升企業(yè)出口技術復雜度，甚至對企業(yè)出口質量提升產(chǎn)生了一定的抑制作用。導致這一結果的根本原因在于，經(jīng)濟刺激計劃并沒有促進企業(yè)創(chuàng)新和提升生產(chǎn)率，其對企業(yè)出口的影響僅體現(xiàn)在出口“量”的擴張上，而對出口“質”的提升未能產(chǎn)生積極效應。

本文以“四萬億”計劃的推出為切入點，首次從“量”與“質”的雙重視角系統(tǒng)評估了經(jīng)濟刺激計劃對中國制造業(yè)企業(yè)出口的影響，為宏觀政策影響微觀企業(yè)行為提供了經(jīng)驗證據(jù)。更為重要的是，本文的研究還具有很強的政策含義。首先，經(jīng)濟刺激計劃總體上有效擴大了企業(yè)的出口規(guī)模，對金融危機后中國制造業(yè)出口的快速反彈產(chǎn)生了積極的影響。因此，出臺有關經(jīng)濟刺激政策是遭受外部需求沖擊或經(jīng)濟下行期“穩(wěn)出口”的一項重要措施。其次，本文發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟刺激計劃主要通過融資約束緩解渠道促進了企業(yè)出口規(guī)模的擴大。為了更好地實現(xiàn)“穩(wěn)外貿(mào)”尤其是“穩(wěn)出口”目標，一方面在金融領域，要推出降準和定向降準、再貸款和再貼現(xiàn)等措施，另一方面在財政政策方面，要通過加大減稅降費力度助力企業(yè)紓困發(fā)展，以此不斷減輕企業(yè)稅務負擔、緩解企業(yè)融資約束。上述措施對于民營企業(yè)而言尤為重要，長期以來，中國民營企業(yè)普遍存在融資難問題，面臨較高的融資約束，出臺相關刺激政策并對這類企業(yè)給予適當傾斜，對其出口規(guī)模擴大無疑具有重要的意義。最后，本文研究的另一個重要發(fā)現(xiàn)是，經(jīng)濟刺激計劃雖然顯著促進了企業(yè)出口“量”的擴張，但是對企業(yè)出口“質”的提升未能產(chǎn)生積極的影響。這意味著在面對經(jīng)濟刺激計劃時，企業(yè)采取的是“重數(shù)量輕質量”的出口擴張模式，這顯然不利于中國企業(yè)在國際市場上競爭力的提升和對外貿(mào)易的高質量發(fā)展。因此，中國政府在制定經(jīng)濟刺激政策時，還應當注重企業(yè)研發(fā)能力與生產(chǎn)效率的提升，在發(fā)揮經(jīng)濟刺激計劃推動出口“量”的增長的同時，不斷提升企業(yè)出口的“質”。

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（責任編輯：奚萌）