基于微观数据证据下的中国企业出口延长时间研究

1、基于微观数据证据下的中国企业出口延长时间研究引 言近年来国内外经济环境风云变幻，如何保持出口稳定增长，成为各国贸易开展的重中之重。诸多学者着眼于扩展边际对一国出口贸易的带动作用，认为新的产品-市场组合出口不仅有利于改善一国的贸易条件，还可以提升一国应对外部冲击的才能，降低出口贸易的不稳定性 (Herzer and Nowak-Lehnmann，2006)。因此，学者们开始积极探究促进企业出口新产品、进入新市场，以此带动一国扩展边际出口乃至整个贸易稳定开展的方式和途径 (Albornoz et al.，2021)。然而，令人遗憾的是，越来越多的学者发现，即便企业能快速出口新产品、进入新市场，其在

2、新贸易关系中的前景仍令人堪忧。在哥伦比亚，每年都会有近一半的企业成为新出口企业，但大部分新出口企业会在下一年就停顿出口 (Eaton et al.，2021)。类似的情形也发生在秘鲁 (Volpe and Carballo，2021)、德国 (Nitsch，2021)、阿根廷(Albornoz et al.，2021) 等国。企业在出口市场上的快速退出不仅造成自身开展的低效率和不稳定，更会抑制扩展边际出口对一国出口贸易的良性带动作用 (Be-sedes and Prusa，2021)。更有学者认为，贸易关系在生存时间上的差异也是兴隆国家在出口上优于开展中国家的重要原因 (Hausmann et

3、 al.，2006)。基于此，学者们开始将出口生存时间视为衡量一国贸易开展情况的重要指标进展研究，并尝试从不同角度解释各国出口贸易生存时间的差异。其中，贸易国的经济开展情况、地理间隔 等传统引力变量对一国出口生存时间的影响已得到诸多学者的证实(Besedes and Prusa，2006a、2006b)。在此根底上，Kamuganga(2021)着眼于贸易合作对出口生存时间的影响，Volpe and Carballo(2021)那么从多元化角度给出解释。与此同时，出口经历作为推动企业市场进入的重要力量已经引发关注，但在新进入企业存在高退出率的情况下，仅研究出口经历对企业市场进入的促进作用显然无

4、法满足进步企业出口持续性这一更高要求，故学者们以此为契机，研究以往经历能否在推动企业市场进入的根底上，进一步促进企业出口生存时间的延长。Bren-ton et al. (2021) 利用 82 个出口国和 53 个进口国的数据，将出口经历分为产品经历和地区经历两类，发现出口经历的存在能显著进步国家的出口生存时间，且产品出口经历的作用远大于地区出口经历;Rahu (2021) 利用爱沙尼亚企业微观数据的研究亦证实了这一点;Carrere and Strauss-Kahn (2021) 那么关注开展中国家对OECD 的出口，发现出口经历对开展中国家出口的生存时间具有正向作用，且这种正向作用在特惠贸

5、易协定 (PTAs) 下更为显著。反观中国现实，一方面，在经济新常态下，充分挖掘扩展边际对出口的带动作用已成为促进我国贸易稳定开展的根本共识。但不容无视的是，我国企业在新贸易关系中亦面临着高退出率问题，陈勇兵等 (2021)、周世民等 (2021) 的研究发现，中国企业在新市场中的生存时间均值仅为1.6年。本文基于企业-产品-市场角度的研究也发现企业在新组合出口第一年的退出率高达52%，再次印证了中国企业出口生存时间较短的事实。据此，如何进步我国企业在新组合中的出口生存时间，不仅关系到企业自身开展，而且对我国出口的稳定性至关重要;另一方面，尽管出口经历对我国企业市场进入的促进作用已得到广泛的关

6、注，但尚未有学者从出口经历角度探寻其对我国企业出口生存时间的影响。基于此，探寻出口经历对企业生存时间的影响，并努力提升企业在新贸易关系中的生存时间和持续性是本文研究的主要内容。相比以往文献，本文的边际创新主要表如今两个方面：其一，本文将从企业-产品-市场三维维度研究我国企业在新组合出口中的生存时间。以往对我国出口生存时间的研究文献均从国家层面或企业-国家层面进展分析，而本文采用细分的企业-产品-国家数据进一步研究，充分考虑了企业在不同产品出口中的生存时间选择 (Rahu，2021);其二，本文着眼于出口经历对我国企业出口生存时间的影响，并将其区分为一样产品、一样市场和一样组合出口经历，试图分析

7、和比较不同来源经历对企业出口生存时间的差异性影响，旨在为我国企业将来的出口行为提供更加准确的政策指导。一、中国企业出口生存时间的典型化事实(一) 数据整理本文利用2000-2021年?中国工业企业数据库?和?中国海关数据库?的海量匹配数据，从企业-产品-市场三维维度进展分析，并将中国企业的出口生存时间定义为企业从开始到退出某产品-市场组合出口所经历的持续年数。对企业出口生存时间的界定不可防止地面临数据删失问题。一方面，假设企业在2000年就已进展某产品-市场组合的出口，那么无法准确得知企业出口该组合的开始时间，也无法获得该组合的出口生存时间，即出现了所谓的左删失，这一问题的存在会严重影响数据的

8、分析结果 (Volpe and Carballo，2021)。据此，本文参照 Carrereand Strauss-Kahn (2021) 的方法，仅保存在样本期间企业出口的新组合数据，删除在2000年就已存在的企业-产品-市场观测样本;另一方面，假设企业在样本期的最后一年即2021年仍进展某产品-市场组合的出口，亦无法得知企业退出该组合确切的出口生存时间，即出现了右删失。庆幸的是，生存分析方法可以对右删失问题进展有效处理，不会对分析结果造成较大影响。在数据整理中，还发现部分企业在出口中存在再进入现象，在这种情况下，为考察一样组合出口经历对企业出口生存时间的影响，本文参照 Besedes an

9、d Blyde(2021) 的方法将企业在某组合中的屡次出口行为都纳入观测样本进展考察。 (二) 典型化事实描绘根据所得数据，本文首先利用 K-M 非参数估计对企业在新组合中的出口生存情况进展统计，如表1所示。(1) 从总体来看，中国企业在新组合出口中的生存时间较短，其中企业在第一年的生存率为47.86%，即有52.14%的企业仅出口一年便迅速退出市场。同时，约有24.82%的企业在出口2-3年后退出，而连续出口6年的企业仅占11.69%，充分反映出中国企业在新组合出口中的不稳定性和高退出率，这与陈勇兵等 (2021) 的研究不谋而合。本文认为，中国企业新组合出口存在高退出率的原因有二：一是源

10、于其出口的试探性。在新组合出口中，基于不确定性的存在，企业会利用少量的出口进展试探，假设该产品在新市场无利可图，企业会迅速退出市场，这也造成大量的中国企业在新组合出口中生存时间较短的现状 (Albornoz et al.，2021);二是这种高退出率与企业较低的风险应对才能有关。在新组合出口初期，企业对产品在新市场中的风险把控才能缺乏，导致其出口的连续性较易受到影响，进而表现出生存时间较短的特征。(2) 为分析出口经历对企业出口生存时间的影响，本文将企业的出口经历分成三类，并依次分析在不同经历下企业出口生存时间的变化情况。第一类是一样产品经历，即在进展某种新的产品-市场组合出口时，企业是否有将

11、一样产品出口到其他市场的经历。如表1所示，当拥有一样产品出口经历时，企业在各年的出口生存率均高于无此经历时的情况。这充分说明，在一样产品出口经历下，企业在新组合中的退出率较低、出口生存时间更长。第二类是一样市场经历，即在某种新的产品-市场组合出口时，企业是否有将其他产品出口到一样市场的经历。根据表 1 可以看出，当存在一样市场出口经历时，企业在第1年和第5年的出口生存率高于无此经历时的生存率，但在其他年份却恰恰相反。这说明一样市场出口经历对企业出口生存时间的影响仍有待进一步检验。第三类是一样组合出口经历，即在某产品-市场组合出口时，企业是否有出口一样组合的经历。通过表1可以看出，当企业拥有一样

12、组合出口经历时，其出口生存率明显高于无该经历时的情况，换言之，企业再次进入时的生存时间显著高于初次进入时的生存时间。在此根底上，企业在新组合出口中的生存时间和以往经历对企业出口生存时间的影响也可以通过绘制K-M函数的生存曲线图得到更直观的验证。如图1所示，出口企业的生存曲线呈下降趋势，说明随着时间的延长，企业继续进展新组合出口的概率越来越小。此外，生存曲线在企业第一年出口时最为陡峭，在随后年份较为平坦，并随着出口时间的延长，生存曲线的下降幅度在不断减小。这意味着在新组合出口初期，企业退出的概率较大、出口失败的风险较高，但随着出口年限的增加，其在后期的失败率会随之降低。换言之，企业出口的失败率存

13、在着显著的负时间依赖性，这与 Brenton et al. (2021) 的研究结果一致。这一特征要求企业高度重视新组合出口初期的风险防范，并在政策层面提示相关部门应加强对企业新组合出口初期的支持，降低退出率，促使企业出口生存时间的延长。除此之外，本文还分别绘制了在不同经历下企业在新组合中的出口生存曲线图，亦见图1所示。从图1中可以看出，在一样产品和一样组合出口经历下，企业出口的生存曲线位于较高的位置，意味着该类企业的生存率较高，出口生存时间较长。与之形成比照的是，当企业拥有一样市场出口经历时，其生存曲线的位置却时高时低，说明该经历对企业出口生存时间的影响仍有待进一步检验。二、实证设计与根本回

14、归结果(一) 模型设计本文利用COX生存模型刻画以往经历对企业出口生存时间的影响。在生存模型中，风险率被定义为当给定期间已持续到时间t ，所研究个体在下一个较短时间区间 "_x0006_t 内失败的概率，在本文中即表示企业出口退出的概率，表达式为：(t)= lim"_x0006_t 0Pr b(t t + "_x0006_t)"_x0006_t= lim"_x0006_t 0F (t + "_x0006_t) - F (t)"_x0006_t S(t)(1)Cox (1972)建立的比例风险模型就是分析协变量(x)对风险率(

15、t)影响的一种方法，模型设定为： (t)fpm= 0(t)fpmexp( x)fpm 。其中， x为影响风险率的协变量即影响企业出口持续时间的各变量。 0为基准风险率，表示当 x变量都等于 0 时失败发生的概率。 为待估的变量系数。(二) 变量选取(1) 被解释变量。本文将企业出口某产品-市场组合的持续时间作为时间变量，并 以 此 生 成 被 解 释 变 量(t)fpm，用以表示出口企业f 在第 t 年停顿对市场 m 出口产品 p 的风险率。(2) 解释变量。本文将企业在进展某组合出口前的经历作为主要解释变量。基于此，按照经历来源的不同，本文将出口经历分为以下三类。第一，一样产品的出口经历 (

16、EXfp)。在企业 (f ) 进展组合 ( pm ) 出口前，假设该企业有将一样产品 (p ) 出口到不同市场 (m m) 的经历，该变量取值为1，否那么取值为0。第二，一样市场的出口经历 (EXfm)。在企业 (f ) 进展组合 ( pm ) 出口前，假设该企业有将不同产品 ( p p) 出口到一样市场 (m) 的经历，该变量取值为1，否那么取值为0。第三，一样组合的出口经历 ( EXfpm)。本文认为在企业 (f ) 进展组合(pm) 出口前，假设该企业有出口一样组合 ( pm) 的经历，该变量取值为1，否那么取值为0。(3) 控制变量。参照Carrere and Strauss-Kahn

17、 (2021) 等的代表性文献，本文从企业微观特征和东道国宏观特征探寻影响我国企业出口持续性的各变量。首先，企业的规模 (Ln TAft) 越大、消费率 (Ln TFPft) 越高，其在海外市场的盈利才能越强，从而会进步海外出口的持续时间。基于此，本文选择企业资产值来反映规模程度，并将利用LP方法计算的全要素消费率作为衡量企业的消费率指标。除此之外，考虑到信贷约束 (FCft) 是制约企业出口的重要因素。本文参照 Fauceglia(2021) 的等文献，采用负债比率 (流动负债/销售收入) 衡量企业对外援融资的依赖性，并认为该比率越高，企业面临的融资约束越严重;其次，将企业是否属于国有企业

18、(SOEft) 引入模型，以此来衡量企业所有权类型对出口持续时间的影响。当企业属于国有企业时，该变量取值为1，否那么取值为0;再次，东道国GDP程度(Ln GDPmt) 是一国经济规模的有效衡量标准，本文预测该变量越大，海外市场对企业出口的需求规模越大，企业退出率越低，生存时间越长;最后，本文用两国间隔 (Ln Dismt) 和是否有共同语言 (Comlaugmt) 作为衡量企业出口本钱的指标，并认为两国间隔 越近，企业出口的可变本钱越低，出口退出的风险越低。与此同时，两国拥有共同的官方语言可以大幅降低企业在东道国出口的进入本钱，进步企业出口的持续时间。(三) 根本回归结果为控制潜在的变量异方

19、差和序列相关问题，本文对企业规模、消费率、东道国GDP 程度和两国间隔 变量均采用对数形式，并对所有回归系数的标准误在企业-产品-东道国层面上进展Cluster处理，结果如表2所示。一样产品出口经历 (EXfp) 的系数显著为负，风险比小于1。这意味着出口经历大大延长了企业将一样产品出口到其他市场的生存时间。究其原因，对自身产品特征与盈利性的不确定，不仅是企业市场进入中面临的重要问题，更是影响企业出口持续性的重要因素;但是基于学习效应的存在，企业可以从以往出口中获得产品的相关信息，对产品有了更深把握。在此根底上，企业会利用此信息以已进入的东道国为参照进展市场扩张，有利于进步新组合出口的成功率、

20、持续性和稳健性。与此迥然不同的是，一样市场出口经历 (EXfm) 的系数为正，风险比大于1。这说明一样市场的出口经历非但不会增加，反而缩短了企业向该市场出口其他产品的生存时间，与本文的预期恰恰相反。对此，本文的解释是：一方面，基于产品特征的不同和消费者偏好的敏感性，即使较小的差异也会导致东道国市场对企业不同产品的需求呈现较大差异。所以，即使企业能利用以往出口经历降低其向该市场出口的进入本钱，促进其他产品的进入，但需求的差异会降低以往经历对新组合出口的借鉴意义 (Rahu，2021);另一方面，在对某个东道国市场的出口中，为保证出口的盈利性，多产品企业往往会先出口最核心和最具竞争力的产品，而后再

21、进展其他产品的出口。换言之，在一样市场上，企业出口产品的顺序和竞争力差异也是导致后出口产品生存时间较短的重要原因。一样组合出口经历 (EXfpm) 的系数显著为负，说明在新组合出口中，再次进入企业较之初次进入企业，出口持续时间更长，从另一角度验证了企业初次进入的溢出效应。这是因为初次进入的经历降低了企业再次进入时的不确定性，减少了其退出风险。与一样产品出口经历 (EXfp) 进展比照，会发现二者均有助于企业出口生存时间的提升，但其作用大小却呈现明显差异。详细来说，当企业拥有一样组合出口经历时，其出口退出的概率比初次进入的企业低5.80%;当企业拥有一样产品出口经历时，企业退出的概率仅降低1.6

22、2%，意味着一样组合出口经历对企业出口持续时间的影响明显大于一样产品出口经历。这是因为，企业在初次进入中获得的是最直接的第一手经历。在这一过程中，企业不仅洞悉了该市场的规模、法律法规等，更掌握了该市场对所出口产品的需求，最大限度地降低了企业再次进入的不确定性，延长了其出口持续时间。与之相比，一样产品的出口经历只是让企业获得了该产品在特定市场的出口信息，企业还需根据市场的相关性推算出该产品在其他市场的出口盈利状况 (Nguyen，2021)，但是市场的差异性使企业一样产品出口经历的借鉴作用有所降低，所以其作用也小于一样组合出口经历。从控制变量来看，所有变量的检验结果均符合预期：企业规模 (Ln

23、TAft) 和消费率 (Ln TFPft) 系数均为负值，意味着企业规模越大、消费率越高，其出口盈利才能越强，企业在新组合出口中的退出率越低，出口持续时间越长;企业信贷约束 (FCft) 的系数为正，说明信贷约束越大的企业，由于受困于资金约束，其在新组合出口中的持续性越差;国有企业虚拟变量 (SOEft) 的系数为正，说明相对于其他类型企业，国有企业出口持续时间较短，这可能是因为，基于较多的政策优惠，很多国有企业在竞争力缺乏的情况下急于出口，导致其在海外市场亏损而迅速退出;东道国经济规模 (Ln GDPmt) 的系数为负，说明东道国市场规模越大，出口企业在该市场的前景越乐观，这会进步企业在该国

24、的出口持续时间。除此之外，较远的两国间隔 (Ln Dismt) 和语言不同 (Comlaugmt) 皆会增加我国企业出口的本钱，进步企业新组合出口的退出率，缩短其出口持续时间。(四) 以往经历对同质产品和异质产品出口生存时间的差异性影响以往研究发现，由于产品特征不同，同质产品和异质产品在出口生存时间上存在显著差异 (Fugazza and Molina，2021)。在此情况下，以往经历对其出口生存时间的影响是否会出现不同?为答复这一问题，本文利用 Rauch (1999) 的保守分类法，将产品区分为同质产品和异质产品，依次考察以往经历对其生存时间的影响情况，结果亦见表2所示。回归结果显示，不管

25、是同质产品还是异质产品，出口经历变量在两组回归中的系数符号一样。与此同时，比较出口经历的作用情况，可发现以下有趣的现象。(1) 一样产品出口经历在同质产品和异质产品中的风险比分别为 0.9837 和0.9712，意味着在同质产品和异质产品出口中，当拥有一样产品出口经历时，企业将该产品出口至其他市场的失败率分别降低1.63%和2.88%，即一样产品出口经历在异质产品中的作用更大，与 Albornoz et al. (2021) 的研究结果一致。这是因为，同质产品由于价格的可得性和产品特征的相似性，其在出口时面临的不确定性远小于异质产品，在这种情况下，一样产品出口经历对同质产品出口中不确定性的降低

26、作用较小，进而对生存时间的影响也较小。(2) 相较于同质产品，一样市场出口经历对异质产品生存时间的反向作用更大(6.83%和8.12%)。究其原因，如前文所述，一样市场出口经历虽然能在一定程度上减小企业出口的不确定性，但是产品的差异性降低了其对企业出口其他产品的借鉴作用，加之企业对多种产品出口顺序的选择共同决定了后出口产品生存时间较短的事实。值得注意的是，同质产品的相似性决定了较小的需求差异，导致产品差异性对出口经历的降低作用较小，进而导致其对同质产品生存时间的反向作用也较小。(3) 与一样产品和一样市场经历的结果类似，一样组合出口经历在异质产品中的系数绝对值略大，再次印证了以往经历对出口异质

27、性产品企业生存时间的影响更大。三、稳健性检验在根本回归中，本文将企业在新组合出口中的生存时间作为被解释变量进展COX 回归;在此那么参照 Timoshenko (2021) 的方法，以企业出口的生存状态作为被解释变量，进展稳健性检验。详细来说，假设企业在t期开始进展某新组合的出口，假设在 t,t + k (k = 1,2)期间，企业一直进展该组合出口，那么被解释变量为1，否那么取值为 0，结果如表 3 所示。回归 (I) 和回归 (II) 列示了企业至少出口2年 (k = 1) 和3年 (k = 2 ) 的结果。根据表 3 可以看出，一样产品出口经历 (EXfp) 和一样组合出口经历(EXfpm) 的系数显著为正，但一样市场出口经历 (EXfm) 的系数却显著为负，意味着当企业拥有一样产品或一样组合出口经历时，企业在新组合中连续出口两年或三年以上的概率明显进步，但一样市场出口经历反而会降低企业连续出口两年或三年以上的概率。同时，一样组合出口经历的边际值 (0.0316) 大于一样产品经历的边际值 (0.0030)，意味着一样组合经历对企业出口生存率的影响更大，这与前文的回归结果保持一致，验证了以上结果的稳健性。除此之外，本文用企业出口一样产品的市场数量、一样市场的产品数量和一样组合出口的年限分别代替上文中的出口经历再次进展检验，结果如表3回归 (III