綦建紅 劉 慧

（山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250100）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

20世紀(jì)60年代以來，國內(nèi)市場不確定性條件下開拓者對跟隨者溢出效應(yīng)（pioneer-to-followers spillover）的存在不僅成為學(xué)者們?nèi)諠u關(guān)注的焦點(diǎn)，而且是重新審視諸多經(jīng)濟(jì)問題新的落腳點(diǎn)。Arrow 最早提出利用外部性解釋溢出效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)增長的重要作用［1］。Bardhan和Hoff等則在此基礎(chǔ)上，認(rèn)為在政府不加干涉的情況下，由于跟隨者可以在信息與技術(shù)等方面受益于開拓者，導(dǎo)致開拓者先發(fā)進(jìn)入市場的動(dòng)力不足，進(jìn)而導(dǎo)致該行業(yè)生產(chǎn)的無效率狀態(tài)［2］［3］。

然而，隨著全球經(jīng)濟(jì)一體化的發(fā)展，越來越多的學(xué)者開始放眼全球市場對此問題進(jìn)行考察，并對溢出效應(yīng)的研究賦予了新的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義。從宏觀角度看，Hausmann和Rodrik認(rèn)為，一國國際貿(mào)易中具有比較優(yōu)勢的新產(chǎn)品的“發(fā)現(xiàn)”需要支付一定的成本，而開拓者的經(jīng)驗(yàn)?zāi)苡行д故境隹谑袌?，為潛在跟隨者的出口決策提供有益的借鑒，從而使開拓者無法將“發(fā)現(xiàn)”的收益完全內(nèi)部化。因此，基于“發(fā)現(xiàn)”成本和開拓者溢出效應(yīng)的存在，企業(yè)會(huì)傾向于充當(dāng)跟隨者，等待其他企業(yè)出口后通過模仿來獲得收益［4］。從微觀角度看，溢出效應(yīng)的存在對企業(yè)進(jìn)入市場次序選擇至關(guān)重要。近年來學(xué)者們研究發(fā)現(xiàn)，在許多新興國家，鑒于出口不確定性與溢出效應(yīng)的存在，部分企業(yè)即使具備出口能力，仍會(huì)選擇充當(dāng)跟隨者，直到觀察其他企業(yè)出口后，才會(huì)進(jìn)行模仿與出口。例如，Iacovone和Javorcik利用墨西哥的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，致力于新產(chǎn)品發(fā)現(xiàn)、充當(dāng)出口開拓者的企業(yè)總數(shù)為1587家，而選擇充當(dāng)跟隨者的企業(yè)有5607家，其比例高達(dá)72%［5］。不僅如此，還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)溢出效應(yīng)還會(huì)影響跟隨者出口區(qū)位的選擇。Sepulveda等認(rèn)為由于開拓者的溢出效應(yīng)能在一定程度上降低潛在跟隨者進(jìn)入相同市場的成本，故潛在跟隨者在成本收益的考量下會(huì)根據(jù)開拓者的出口經(jīng)驗(yàn)選擇自身的出口市場［6］。

值得強(qiáng)調(diào)的是，以上研究均將開拓者對跟隨者的溢出效應(yīng)作為既定事實(shí)，而在現(xiàn)實(shí)生活中，跟隨者是否真的受益于開拓者，尚待進(jìn)一步檢驗(yàn)。Wagner和Zahler首次對這一問題進(jìn)行考察，他們利用智利的企業(yè)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，在新產(chǎn)品出口中，開拓者的成功出口會(huì)使跟隨者進(jìn)入的概率提高40個(gè)百分點(diǎn)；而在相同產(chǎn)品的出口中，開拓者的出口量少于跟隨者，驗(yàn)證了跟隨者受益于開拓者的假設(shè)［7］。

反觀國內(nèi)研究，中國出口貿(mào)易中跟隨者是否同樣受益于開拓者，這一問題尚無答案。據(jù)此，本文的邊際貢獻(xiàn)在于，擬以中國出口企業(yè)為對象對“跟隨者受益于開拓者”的假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證，對這一問題的回答與探索不僅對我國微觀出口企業(yè)自身的發(fā)展至關(guān)重要，更能為我國“經(jīng)濟(jì)新常態(tài)”下保持出口貿(mào)易的穩(wěn)定增長提供新的政策視角。除此之外，與Wagner和Zahler的研究不同［7］，本文將在產(chǎn)品—市場的維度下定義出口的開拓者與跟隨者。這是因?yàn)?，鑒于不同市場在需求結(jié)構(gòu)、法律法規(guī)等方面的差異性，開拓者對跟隨者的溢出效應(yīng)是市場特定的［8］，這就意味著對溢出效應(yīng)的考察必須將市場進(jìn)行固定。在此基礎(chǔ)上，本文以出口企業(yè)進(jìn)入市場的初期階段為考察對象，重點(diǎn)考慮開拓者對跟隨者的信息溢出，暫時(shí)忽略開拓者在技術(shù)等方面的長期溢出。

同時(shí)，本文擬從兩個(gè)角度對“跟隨者受益于開拓者”的假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證：一是成功的開拓者是否擁有更多的跟隨者？在每一種新的產(chǎn)品市場組合中，開拓者的存活情況會(huì)給潛在的跟隨者傳遞一種信息，如果開拓者進(jìn)行新組合出口的年份較多，意味著該組合在海外市場有利可圖，這會(huì)促使?jié)撛诔隹谡哌M(jìn)行跟隨，獲取出口收益，進(jìn)而導(dǎo)致跟隨者數(shù)量增加。反之，如果開拓者僅出口一年就放棄出口，對于潛在出口者來說，這意味著該組合在海外的獲利情況令人擔(dān)憂，從而抑制潛在出口者進(jìn)行跟隨，減少跟隨者的數(shù)量。二是在出口第一年，跟隨者是否比開拓者擁有更多的出口總額？一方面，開拓者作為新組合出口的“領(lǐng)頭羊”，在出口時(shí)面臨著海外市場需求等諸多的不確定性［9］，這時(shí)為控制風(fēng)險(xiǎn)與不確定性，開拓者會(huì)在第一年進(jìn)行少量的出口以試探其在海外的獲利性［10］，一旦開拓者觀測到進(jìn)入新市場無利可圖，則會(huì)迅速退出該市場。但是，如果開拓者觀測到該產(chǎn)品有巨大的市場前景，則會(huì)迅速增加出口，實(shí)現(xiàn)深度邊際的快速增長［11］［12］。另一方面，作為跟隨者，受益于開拓者的溢出效應(yīng)，其在觀察到該產(chǎn)品有利可圖的情況下才開始出口，進(jìn)而在很大程度上消除了對該產(chǎn)品獲利性的憂慮，因此我們預(yù)測在開始出口時(shí)，跟隨者的出口額會(huì)顯著高于開拓者。

基于此，本文的研究思路是：第二部分在數(shù)據(jù)整理和篩選的基礎(chǔ)上，對跟隨者個(gè)數(shù)與開拓者出口年限的關(guān)系、開拓者與跟隨者出口額之間的比較進(jìn)行初步的事實(shí)描述；第三部分和第四部分則利用更為科學(xué)、精準(zhǔn)的計(jì)量模型分別對跟隨者個(gè)數(shù)與開拓者出口年限的關(guān)系、開拓者與跟隨者之間出口額的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)；第五部分得出結(jié)論和政策建議。

二、典型化事實(shí)描述

（一）數(shù)據(jù)整理和篩選

本文采用2000～2009年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫，基于“新的產(chǎn)品—市場組合”（以下簡稱為“新組合”）的視角，對我國企業(yè)進(jìn)入出口市場的次序選擇進(jìn)行數(shù)據(jù)整理與篩選。

第一步，數(shù)據(jù)庫合并。本文按照企業(yè)代碼，將2001～2009年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的2580499條企業(yè)觀測數(shù)據(jù)整理為面板數(shù)據(jù)，然后按照企業(yè)名稱的序貫識(shí)別法與中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行合并，以期獲得囊括企業(yè)基本信息（資產(chǎn)、所有者權(quán)益、勞動(dòng)人數(shù)等）與出口產(chǎn)品信息（出口產(chǎn)品編碼、貿(mào)易方式等）在內(nèi)的全面數(shù)據(jù)，共得到觀測數(shù)據(jù)1012733條。

第二步，定義我國所出口的“新的產(chǎn)品—市場組合”。本文選擇1997～2000年中國出口到世界各國的HS-6產(chǎn)品數(shù)據(jù)作為參照，與2001～2009年中國出口到世界各國的HS-6產(chǎn)品數(shù)據(jù)進(jìn)行對比，篩選出中國對世界出口的新組合，這包含了舊產(chǎn)品舊市場的新組合、舊產(chǎn)品出口到新市場、新產(chǎn)品至舊市場、新產(chǎn)品出口到新市場四個(gè)組成部分，反映了我國出口擴(kuò)展邊際提升的全部可能性。

第三步，定義開拓者和跟隨者。將上述新組合與合并數(shù)據(jù)庫匹配，獲得新組合出口企業(yè)的全面信息。同時(shí)定義在第一年進(jìn)行新組合出口的企業(yè)為開拓者，而在隨后年份出口的為跟隨者。據(jù)此，共得到新的產(chǎn)品市場組合22150個(gè)，涉及產(chǎn)品3547種，國家126個(gè)，企業(yè)32954家，其中開拓者10981家，跟隨者29198家，產(chǎn)品—市場—企業(yè)樣本量共計(jì)124420個(gè)。

（二）跟隨者個(gè)數(shù)與開拓者出口年限關(guān)系的統(tǒng)計(jì)分析

在22150種新產(chǎn)品組合中，跟隨者平均個(gè)數(shù)與該組合開拓者出口年限之間的關(guān)系如圖1所示，值得說明的是，如果某種新組合具有出口年限不同的多個(gè)開拓者，則取出口年限較大的值作為標(biāo)準(zhǔn)。根據(jù)圖1可以看出，當(dāng)新組合的開拓者在海外市場中只出口1年時(shí)，其跟隨者的平均個(gè)數(shù)僅為3.75個(gè)；隨著開拓者出口年限的增加，跟隨者的平均個(gè)數(shù)也在不斷增加；當(dāng)開拓者連續(xù)8年進(jìn)行某新組合出口時(shí)，跟隨者的平均個(gè)數(shù)達(dá)到9.05個(gè)，初步反映了跟隨者個(gè)數(shù)與開拓者出口年限之間的正相關(guān)關(guān)系，即驗(yàn)證了跟隨者受益于開拓者溢出效應(yīng)的假設(shè)。

表1進(jìn)一步給出了跟隨者個(gè)數(shù)與開拓者出口年限之間更為詳細(xì)的統(tǒng)計(jì)分析。一方面，與圖1相一致，本文按照開拓者的不同出口年限將新組合分為8 種類型，在每種類型中，跟隨者個(gè)數(shù)少于5的新組合占比最高，而隨著跟隨者個(gè)數(shù)的增加，其占比依次減少。另一方面，雖然跟隨者個(gè)數(shù)少于5 的組合占比最高，但縱向觀察會(huì)發(fā)現(xiàn)，該比重隨著開拓者出口年限的延長而呈現(xiàn)明顯的下降趨勢，而跟隨者多于20 的新組合數(shù)則呈現(xiàn)上升趨勢。可見跟隨者個(gè)數(shù)隨著開拓者出口年限的延長而不斷增加。

圖1 開拓者出口年限與跟隨者個(gè)數(shù)

統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果初步表明跟隨者個(gè)數(shù)隨開拓者出口年限延長而增加，但上述分析忽略了新組合出口時(shí)間對跟隨者個(gè)數(shù)的影響。一般來說，新組合出口時(shí)間越早，其跟隨者個(gè)數(shù)較多的可能性就越大，故在統(tǒng)計(jì)分析的基礎(chǔ)上，本文有必要采取更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證分析對以上結(jié)論進(jìn)行進(jìn)一步驗(yàn)證。

（三）開拓者與跟隨者出口總額的比較分析

表2列出了樣本中開拓者和跟隨者在出口總額、出口數(shù)量與出口價(jià)格取對數(shù)后的差異性表現(xiàn)。從全樣本可以看出，跟隨者的最初出口額（9.271）明顯高于開拓者（8.697），意味著跟隨者在得知該產(chǎn)品在海外市場中的獲利情況后，對出口的不確定性降低，從而導(dǎo)致其出口總額的增加，初步驗(yàn)證了開拓者對跟隨者存在信息溢出作用。進(jìn)一步觀察出口數(shù)量與出口價(jià)格的情況可以發(fā)現(xiàn)，出口總額的差異主要體現(xiàn)在開拓者與跟隨者的出口數(shù)量方面，而非出口價(jià)格方面，進(jìn)一步說明了跟隨者之所以較開拓者擁有更高的出口總額，主要是得益于開拓者的信息溢出，而非跟隨者的價(jià)格優(yōu)勢［6］。

表1 開拓者出口年限與跟隨者個(gè)數(shù)的區(qū)間分布

在此基礎(chǔ)上，本文參照Leamer按照商品的要素含量，將出口產(chǎn)品分為三大類：初級(jí)產(chǎn)品（石油和原材料）、農(nóng)產(chǎn)品（林產(chǎn)品、熱帶農(nóng)產(chǎn)品、動(dòng)物和谷類）和制成品（勞動(dòng)密集型產(chǎn)品、資本密集型產(chǎn)品、機(jī)械和化工）［13］（P157—162），并 比 較 了 三 種 產(chǎn) 品 種類下開拓者與跟隨者在出口總額方面的差異（見表2）?？梢郧逦乜闯觯还茉谀囊活惍a(chǎn)品中，跟隨者的出口總額均高于開拓者，但其價(jià)格明顯低于開拓者。這可能是由于兩者出口的產(chǎn)品質(zhì)量存在差異，也可能由于跟隨者出口時(shí)間晚于開拓者，所以生產(chǎn)技術(shù)等方面的作用導(dǎo)致跟隨者的出口價(jià)格較低。這就需要在下文的實(shí)證分析中對出口時(shí)間進(jìn)行控制，避免其對回歸結(jié)果造成影響。

三、成功的開拓者是否會(huì)擁有更多的跟隨者？

（一）模型設(shè)定和變量選取

為了檢驗(yàn)成功的開拓者是否會(huì)有更多的跟隨者，設(shè)定被解釋變量為“每種新組合中跟隨者的個(gè)數(shù)”。該變量為非負(fù)整數(shù)，故本文采用計(jì)數(shù)模型中的負(fù)二項(xiàng)回歸作為主檢驗(yàn)，以泊松回歸作為對比檢驗(yàn)，具體形式如下：

表2 開拓者與跟隨者出口方面的差異

其中，下標(biāo)p、m 和t分別表示產(chǎn)品、市場和第一次出口新組合（p-m）的時(shí)間。

被解釋變量Fnumbpm為進(jìn)行新組合（p-m）出口的跟隨者的個(gè)數(shù)；解釋變量Piosurpm代表進(jìn)行新組合（p-m）出口的開拓者的出口年限，取值與上文的統(tǒng)計(jì)分析相同。

控制變量Controlpm包含能夠影響跟隨者個(gè)數(shù)的其他變量，包括：（1）東道國經(jīng)濟(jì)增長率（Growthm），該值越大，說明東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況越樂觀，企業(yè)對該國出口的收益越大，從而促使更多的潛在出口企業(yè)跟隨進(jìn)入；（2）東道國人口規(guī)模（LnPopm），其衡量了一國的市場潛力，人口規(guī)模越大，意味著產(chǎn)品的潛在消費(fèi)者越多，較大的市場規(guī)模會(huì)促使?jié)撛诟S者的進(jìn)入。（3）東道國經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)（Eriskm），盡管開拓者的信息溢出能夠在一定程度上降低跟隨者出口的不確定性，但不可否認(rèn)的是，由經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)帶來的不確定性不可能依靠開拓者的信息溢出而完全消失，所以本文預(yù)測東道國經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)越大，新組合跟隨者越少，數(shù)據(jù)來源于ICRG；（4）東道國關(guān)稅水平（Tariffm）和進(jìn)入成本（Lnentrym），其值越高，企業(yè)在該國的出口收益越小，企業(yè)出口獲利的可能性越小，所以在其他條件相同的情況下，企業(yè)不傾向于對高關(guān)稅和高進(jìn)入成本的國家進(jìn)行出口，進(jìn)而降低了跟隨者個(gè)數(shù)。其中，進(jìn)入成本變量（Lnentrym）采用World Bank Doing Business Database中的進(jìn)口成本指標(biāo)（Cost to import——US＄per container）進(jìn)行衡量。同時(shí)，除非特殊說明，其他數(shù)據(jù)均來自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。

ξ表示回歸中加入的固定效應(yīng)，可以寫成ξ=vt+vp+vm。其中，vt、vp和vm分別代表時(shí)間固定效應(yīng)、產(chǎn)品固定效應(yīng)與東道國固定效應(yīng)。

（二）基本回歸結(jié)果

表3列示了跟隨者個(gè)數(shù)與開拓者出口年限之間的估計(jì)結(jié)果。泊松回歸和負(fù)二項(xiàng)回歸皆為計(jì)數(shù)回歸模型，為此，本文同時(shí)利用兩種方法進(jìn)行分析，其中回歸（Ⅰ）和（Ⅱ）為負(fù)二項(xiàng)模型估計(jì)結(jié)果，回歸（Ⅲ）為泊松模型估計(jì)結(jié)果。

根據(jù)回歸結(jié)果，在負(fù)二項(xiàng)回歸中，alpha值在1%的顯著性水平上拒絕過度分散的假設(shè)，即認(rèn)為負(fù)二項(xiàng)回歸更符合本文的數(shù)據(jù)特征。本文以負(fù)二項(xiàng)估計(jì)結(jié)果為例進(jìn)行解釋。

不論是在回歸（Ⅰ）抑或回歸（Ⅱ）中，開拓者出口年限均在1%的水平上顯著為正。這說明在每一種新組合出口中，潛在跟隨者通過觀察開拓者的出口年限推測該產(chǎn)品出口的獲利情況，開拓者出口年限越長，說明該產(chǎn)品在海外市場越有利可圖，此時(shí)潛在出口企業(yè)會(huì)模仿開拓者的行為，跟隨成功的開拓者進(jìn)行出口。相反，若開拓者出口年限很短，潛在跟隨者則將其解讀為該產(chǎn)品的市場前景較為暗淡，會(huì)傾向于放棄出口，從這個(gè)角度看，可以得出跟隨者受益于開拓者的結(jié)論。同時(shí)，在負(fù)二項(xiàng)回歸中，回歸（Ⅱ）在回歸（Ⅰ）的基礎(chǔ)上加入時(shí)間和產(chǎn)品固定效應(yīng)，使部分變量的系數(shù)符號(hào)和大小發(fā)生較大轉(zhuǎn)變。值得一提的是，加入時(shí)間控制變量后，開拓者出口年限變量的系數(shù)降低，說明新組合出口時(shí)間的不同確實(shí)會(huì)在一定程度上影響跟隨者的個(gè)數(shù)，但是在剔除時(shí)間變量的影響后，解釋變量依然顯著，充分說明潛在跟隨者會(huì)根據(jù)開拓者在出口市場的成功與否決定自身的行為，以避免進(jìn)行無利可圖的出口。

表3 成功開拓者有更多的跟隨者？——全樣本基本回歸

在控制變量方面，模型（Ⅱ）的結(jié)果顯示：（1）東道國經(jīng)濟(jì)增速的系數(shù)為正，這是因?yàn)檩^高的經(jīng)濟(jì)增速意味著該國良好的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，會(huì)促使?jié)撛诟S者提高出口信心，跟隨者增加；（2）東道國人口規(guī)模越大，說明該國的市場潛力越大，產(chǎn)品的潛在客戶越多，則會(huì)促使更多的出口企業(yè)進(jìn)入該市場；（3）經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)的系數(shù)也顯著為正值，這是因?yàn)?，東道國經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)越大，說明該國的經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)越小，則企業(yè)對該國出口所面臨的不確定性和風(fēng)險(xiǎn)越小，所以企業(yè)會(huì)積極進(jìn)行該市場的跟隨，導(dǎo)致跟隨者增加；（4）東道國關(guān)稅水平的系數(shù)為正，但不顯著，可能的原因是：目前，世界各國的關(guān)稅水平雖有差異，但整體差別不大，故其對跟隨者個(gè)數(shù)的負(fù)向影響沒有得到彰顯；（5）較大的東道國進(jìn)入成本會(huì)顯著降低跟隨者的個(gè)數(shù)，這是因?yàn)檫M(jìn)入成本是影響企業(yè)出口收益的重要因素，進(jìn)入成本越大，企業(yè)出口的收益越小，所以企業(yè)在利潤最大化的驅(qū)使下會(huì)放棄對該國的出口，進(jìn)而導(dǎo)致跟隨者減少。

（三）不同產(chǎn)品種類下的分組檢驗(yàn)

表4列出了在不同種類產(chǎn)品出口中，開拓者出口年限對跟隨者個(gè)數(shù)的影響情況。一方面，開拓者出口年限變量在三類產(chǎn)品出口中均為正，且在1%的水平上顯著有效，意味著不管在初級(jí)產(chǎn)品、農(nóng)產(chǎn)品，還是制成品的出口中，跟隨者的個(gè)數(shù)均會(huì)隨著開拓者出口年限的增加而增加，進(jìn)一步驗(yàn)證了跟隨者受益于開拓者的假設(shè)。但是另一方面，比較開拓者出口年限變量在不同產(chǎn)品種類中的邊際效應(yīng)值，可以發(fā)現(xiàn)其對跟隨者個(gè)數(shù)的邊際影響在制成品中最小，這是因?yàn)椋号c其他產(chǎn)品相比，制成品多是深加工產(chǎn)品，在生產(chǎn)過程中由于企業(yè)加工工序和生產(chǎn)技術(shù)的不同，會(huì)造成產(chǎn)品在質(zhì)量和性能方面呈現(xiàn)明顯差異。因此，盡管開拓者與跟隨者出口相同產(chǎn)品，其在海外的需求也會(huì)出現(xiàn)較大差異。在此條件下，開拓者的市場需求等經(jīng)驗(yàn)對跟隨者的借鑒意義會(huì)有所降低，進(jìn)而使跟隨者受益于開拓者的作用明顯降低。而與此形成鮮明對比的是，初級(jí)產(chǎn)品與農(nóng)產(chǎn)品在國際市場中具有一定的參考價(jià)格和較為相似的需求狀況，而且產(chǎn)品同質(zhì)性較高，因此，跟隨者在進(jìn)入市場之前可以依靠開拓者的出口情況，較為準(zhǔn)確地推測產(chǎn)品在海外的獲利性，從而導(dǎo)致開拓者對跟隨者顯現(xiàn)出較大的溢出效應(yīng)。

表4 成功開拓者有更多的跟隨者？——基于產(chǎn)品種類的分組檢驗(yàn)

四、跟隨者是否比開拓者擁有更多的出口總額？

（一）計(jì)量模型設(shè)定和變量選取

本部分旨在考察企業(yè)進(jìn)行新組合出口的第一年，開拓者和跟隨者在出口總額、出口數(shù)量與出口價(jià)格方面的差異，故本文采用OLS回歸模型進(jìn)行估計(jì)，具體形式如下：

其中，下標(biāo)p、m、i和t分別表示產(chǎn)品、市場、企業(yè)及企業(yè)第一次出口新組合（p-m）的時(shí)間。被解釋變量LnValuepmi，t、LnQuantitypmi，t和LnPricepmi，t分別代表企業(yè)i在第一次進(jìn)行新組合（p-m）出口那年（t），其出口總額、出口數(shù)量和出口價(jià)格的對數(shù)值。如果在新組合（p-m）出口中，企業(yè)i為開拓者則解釋變量Pionnerpmi取值為1，否則，取值為0。

控制變量Control包含其他能影響企業(yè)出口額變化的變量，有：（1）企業(yè)規(guī)模（LnTAi，t-1），將t-1期企業(yè)資產(chǎn)值的對數(shù)形式引入模型，并預(yù)測企業(yè)的規(guī)模越大，其出口總額越大；（2）企業(yè)勞動(dòng)成本（Ln-Laborcosti，t-1），采用企業(yè)工資支出與員工人數(shù)的比值表示，并采取t-1期的對數(shù)形式引入模型。本文預(yù)測，企業(yè)的勞動(dòng)力成本越高，出口產(chǎn)品的價(jià)格加成越低，則企業(yè)出口的收益越低。在這種情況下，企業(yè)的出口總額和出口數(shù)量越少，而出口價(jià)格越高。以上兩個(gè)變量皆來源于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。

ξ表示回歸中加入的固定效應(yīng)，寫成ξ=vYear+vregister+vproduct+vcountry。其中，vYear、vregister、vproduct和vcountry分別表示時(shí)間固定效應(yīng)、企業(yè)類型固定效應(yīng)、出口的產(chǎn)品和東道國固定效應(yīng)。

（二）基本回歸結(jié)果

表5列出了全樣本回歸結(jié)果，其中回歸（Ⅰ）～（Ⅲ）是針對企業(yè)出口總額的估計(jì)結(jié)果，回歸（Ⅳ）和回歸（Ⅴ）分別為對企業(yè)出口數(shù)量與出口價(jià)格的估計(jì)結(jié)果。

首先，從對企業(yè)出口總額的回歸結(jié)果來看，回歸（Ⅰ）為沒有加入控制變量與不包含產(chǎn)品種類固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，在回歸（Ⅰ）中，解釋變量為負(fù)，但并不顯著。回歸（Ⅱ）在回歸（Ⅰ）的基礎(chǔ)上加入產(chǎn)品種類固定效應(yīng)，解釋變量在1%的水平上顯著有效。這說明如果企業(yè)為某種新組合出口的開拓者，則其在第一年的出口總額比跟隨者少7.49%，換言之，跟隨者比開拓者擁有更多的出口額。這是因?yàn)椋洪_拓者在出口新組合時(shí)，由于沒有該組合出口的經(jīng)驗(yàn)可以借鑒，其出口面臨著較大的不確定性和風(fēng)險(xiǎn)，所以開拓者會(huì)采取更為謹(jǐn)慎的態(tài)度，用較少量的出口進(jìn)行試探；而與此迥然不同的是，跟隨者得益于開拓者的信息溢出效應(yīng)，并以此推測該組合在海外市場的獲利情況，在確定該組合的盈利前景下，企業(yè)進(jìn)行跟隨，而這時(shí)跟隨者對出口較為樂觀，促使其加大出口額?；貧w（Ⅲ）加入了控制變量，此時(shí)解釋變量依然在1%的水平上顯著為負(fù)，再次驗(yàn)證了跟隨者受益于開拓者的預(yù)測。在控制變量方面，企業(yè)規(guī)模顯著為正，說明大規(guī)模企業(yè)有資本和能力進(jìn)行大批量生產(chǎn)，并具有更大的出口總額。同時(shí)，企業(yè)勞動(dòng)成本顯著為負(fù)，意味著企業(yè)的勞動(dòng)成本越高，其產(chǎn)品的生產(chǎn)成本越高，而在價(jià)格一定的情況下，企業(yè)出口的獲利越小，導(dǎo)致企業(yè)的出口總額減少。

表5 跟隨者比開拓者有更多的出口總額？——全樣本基本回歸

其次，從回歸Ⅳ企業(yè)出口數(shù)量的回歸結(jié)果來看，解釋變量依然在1%的水平上顯著為負(fù)，說明如果企業(yè)為開拓者，其出口數(shù)量將比跟隨者減少43.13%。這歸因于跟隨者會(huì)受益于開拓者的信息溢出，從而使其明確自身出口的獲利情況，進(jìn)而通過大數(shù)量的出口，獲得更多的收益?？刂谱兞康南禂?shù)符號(hào)與顯著性水平與回歸（Ⅲ）一致，即企業(yè)的規(guī)模越大、勞動(dòng)成本越低其出口數(shù)量就越大。

最后，從回歸（Ⅴ）企業(yè)出口價(jià)格的回歸結(jié)果來看，解釋變量Pionner的系數(shù)發(fā)生較大轉(zhuǎn)變，其由負(fù)數(shù)轉(zhuǎn)變?yōu)檎龜?shù)，且不再顯著，這表明開拓者與跟隨者相比，其在價(jià)格水平上并沒有顯著的變化，這也更加說明跟隨者與開拓者出口總額的差異主要是由出口數(shù)量的差異引起的，而出口數(shù)量的差別主要來源于開拓者對跟隨者的溢出效應(yīng)。此外，從控制變量來看，企業(yè)規(guī)模變量為正，但不顯著，說明企業(yè)出口價(jià)格與其規(guī)模相關(guān)性不大；而企業(yè)勞動(dòng)成本變量顯著為負(fù)，意味著勞動(dòng)成本越高的企業(yè)，產(chǎn)品的生產(chǎn)成本也越高，所以在彌補(bǔ)成本的情況下，企業(yè)的出口價(jià)格相對較高。

（三）對不同產(chǎn)品種類的分組檢驗(yàn)

根據(jù)前文的典型化事實(shí)分析，跟隨者受益于開拓者的假定可能會(huì)因產(chǎn)品種類的不同而顯現(xiàn)出不同的特征，故本文按照產(chǎn)品種類進(jìn)行分組，分別探討不同產(chǎn)品種類下，跟隨者與開拓者在出口總額選擇方面的差別，結(jié)果見表6～8。

表6顯示了不同產(chǎn)品種類下，開拓者與跟隨者在出口總額方面的差異。根據(jù)回歸結(jié)果可知：其一，在初級(jí)產(chǎn)品和農(nóng)產(chǎn)品中，解釋變量Pionner的系數(shù)在1%的顯著性水平上為負(fù)，與全樣本回歸結(jié)果一致。這說明在這兩類產(chǎn)品的出口中，跟隨者比開拓者擁有更多的出口額，如前所述，這歸因于開拓者對跟隨者的信息溢出效應(yīng)使跟隨者對海外出口有更多的了解，從而降低了其出口的不確定性和風(fēng)險(xiǎn)，最終導(dǎo)致出口額增加。其二，在制成品中，解釋變量Pionner的系數(shù)雖為負(fù)值，但并不顯著，說明跟隨者在出口額上的優(yōu)勢沒有在制成品出口中得到彰顯，可能有兩種原因：一是制成品出口的跟隨者并不受益于開拓者的溢出效應(yīng)，這主要體現(xiàn)在出口數(shù)量方面，跟隨者與開拓者沒有顯著差異。這可能因?yàn)?，與初級(jí)產(chǎn)品和農(nóng)產(chǎn)品相比，制成品在產(chǎn)品質(zhì)量和性能上具有很大的差異性，從而在這類產(chǎn)品中，開拓者的信息溢出雖能在一定程度上緩解跟隨者的不確定性，但這種溢出作用要小于初級(jí)產(chǎn)品和農(nóng)產(chǎn)品，所以從這個(gè)角度來看，在制成品出口中，跟隨者的出口額并不顯著高于開拓者。二是跟隨者受益于開拓者的溢出效應(yīng)，導(dǎo)致出口數(shù)量高于開拓者，但由于制成品較大的產(chǎn)品差異，會(huì)使其價(jià)格也呈現(xiàn)較大差別，致使開拓者與跟隨者出口價(jià)格的差異抵消了出口數(shù)量的差異，進(jìn)而使兩者在出口總額上沒有顯現(xiàn)出明顯的區(qū)別。而在現(xiàn)實(shí)生活中，究竟是哪種原因在起作用，還有待我們對出口數(shù)量和出口價(jià)格進(jìn)行進(jìn)一步的分析和檢驗(yàn)。

表7顯示了不同種類產(chǎn)品中，開拓者與跟隨者在出口數(shù)量方面的差異。根據(jù)回歸結(jié)果，在這三類產(chǎn)品中，解釋變量Pionner的系數(shù)均為負(fù)值，且在1%的水平上顯著有效，說明不論哪種產(chǎn)品的出口，跟隨者都能受益于開拓者的信息溢出效應(yīng)，而使其對產(chǎn)品出口具有更多的了解，從而增大其產(chǎn)品的出口數(shù)量。在此基礎(chǔ)上，對制成品進(jìn)行進(jìn)一步分析，可以看出相比初級(jí)產(chǎn)品和農(nóng)產(chǎn)品，制成品出口中的跟隨者在出口數(shù)量方面的增加略小。這也驗(yàn)證了上文所說的，制成品較大的產(chǎn)品差異會(huì)在一定程度上影響開拓者對跟隨者的信息溢出。盡管如此，解釋變量仍顯著為負(fù)，說明盡管作用略小，但跟隨者依然能從開拓者那里獲益，這樣則排除了上文中對制成品出口總額的第一個(gè)解釋。

表8列示了在三種產(chǎn)品出口下，開拓者與跟隨者在出口價(jià)格上的差異性表現(xiàn)。根據(jù)表8可知，在初級(jí)產(chǎn)品與農(nóng)產(chǎn)品中，解釋變量Pionner的系數(shù)為正，但并不顯著，意味著在這兩類產(chǎn)品中，開拓者與跟隨者在產(chǎn)品價(jià)格上并沒有顯示出明顯的差別。而在制成品中，解釋變量Pionner的系數(shù)顯著為正，說明與開拓者相比，開拓者具有較高的出口價(jià)格，這可能是因?yàn)樽鳛樾陆M合出口的領(lǐng)頭羊，開拓者在出口中會(huì)面臨更大的風(fēng)險(xiǎn)和開拓成本，這會(huì)促使其利用價(jià)格加成對這一成本進(jìn)行彌補(bǔ)，從而使開拓者的價(jià)格高于跟隨者。而正是由于這一點(diǎn)，也使得在制成品的出口中，跟隨者受益于開拓者的信息溢出而導(dǎo)致的出口數(shù)量增加沒有最終在出口額方面得到體現(xiàn)。

表6 不同產(chǎn)品種類下的分組檢驗(yàn)（出口總額）

表7 不同產(chǎn)品種類下的分組檢驗(yàn)（出口數(shù)量）

表8 不同產(chǎn)品種類下的分組檢驗(yàn)（出口價(jià)格）

五、結(jié)論與政策建議

為檢驗(yàn)中國新組合出口中跟隨者是否受益于開拓者，本文嘗試從兩個(gè)角度對此進(jìn)行驗(yàn)證：一是成功的開拓者是否擁有更多的跟隨者？二是在相同組合的出口中，跟隨者是否比開拓者擁有更多的出口總額？為回答這兩個(gè)問題，本文首先利用2000～2009年《中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫》與《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》的合并數(shù)據(jù)，在篩選出在中國進(jìn)行新組合出口的開拓者與跟隨者的基礎(chǔ)上，對跟隨者個(gè)數(shù)與開拓者出口年限的關(guān)系、開拓者與跟隨者在出口總額方面的差異進(jìn)行初步的統(tǒng)計(jì)分析。其次，利用計(jì)數(shù)模型對跟隨者個(gè)數(shù)與開拓者出口年限之間的關(guān)系進(jìn)行更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠?jì)量分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)開拓者出口年限的延長會(huì)使跟隨者顯著增加，驗(yàn)證了跟隨者受益于開拓者的假設(shè)。在此基礎(chǔ)上，對產(chǎn)品種類進(jìn)行分組，發(fā)現(xiàn)開拓者對跟隨者的信息溢出作用在制成品中較小。最后，本文以開拓者與跟隨者在出口總額、出口數(shù)量與出口價(jià)格中的差異為對象進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)在相同組合出口的第一年，與開拓者相比，跟隨者的出口額更大，而且這種差異主要體現(xiàn)在出口數(shù)量，而非出口價(jià)格方面。而對產(chǎn)品種類的分組檢驗(yàn)卻發(fā)現(xiàn)開拓者與跟隨者出口總額上的差異在制成品中并沒有得到彰顯，但通過對出口數(shù)量與出口價(jià)格的進(jìn)一步分析，我們得到，在制成品出口中，跟隨者同樣會(huì)因?yàn)槭芤嬗陂_拓者的溢出效應(yīng)而擁有更多的出口數(shù)量，只不過這種作用被開拓者出口的價(jià)格溢價(jià)所抵消，從而使跟隨者沒有顯現(xiàn)出更多的出口總額。

基于以上結(jié)論，本文的政策含義在于：從微觀角度看，企業(yè)在進(jìn)入出口市場時(shí)要高度重視開拓者的信息溢出作用，并借此獲得產(chǎn)品在海外市場的信息，以減少自身出口所面臨的風(fēng)險(xiǎn)，增加出口收益。從宏觀角度看，開拓者對跟隨者溢出效應(yīng)的存在，會(huì)在一定程度上抑制企業(yè)在出口中充當(dāng)開拓者的積極性，并進(jìn)一步抑制我國出口貿(mào)易擴(kuò)展邊際的提高，所以在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，為保持我國出口貿(mào)易的穩(wěn)定發(fā)展，政府應(yīng)積極轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)的貿(mào)易扶植方式，鼓勵(lì)企業(yè)在新組合出口中充當(dāng)開拓者并對此類企業(yè)給予符合國際規(guī)則的補(bǔ)貼，以刺激中國擴(kuò)展邊際的增長。與此同時(shí)，政府也要建立企業(yè)間有效的溝通機(jī)制，暢通開拓者與跟隨者的信息傳遞渠道，降低企業(yè)在海外出口的失敗率，為中國貿(mào)易穩(wěn)定發(fā)展提供新的動(dòng)力。

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