孫一平，吳靜玲，楊 明

（1.湖北經(jīng)濟學院 工商管理學院，武漢 430205；2.中南財經(jīng)政法大學 工商管理學院，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術界和政策制定者關注的熱點。

傳統(tǒng)的國際貿(mào)易理論認為貿(mào)易關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)易嚴重依賴于產(chǎn)品出口數(shù)量的擴張，那么企業(yè)應對外部沖擊的能力可能變弱并且出口產(chǎn)品的價格可能會下降，這會進一步導致該國貿(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的文獻主要包括以下幾類：第一類文獻是關于出口持續(xù)時間及其決定因素的研究；第二類文獻是關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年之后就結束了[5]。國內關于出口持續(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)存在明顯的出口學習效應，并且這種學習效應可能持續(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)異質性、沉沒成本與技術溢出和企業(yè)出口之間的關系[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[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）結合異質性企業(yè)貿(mào)易理論和經(jīng)濟地理學，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，近年來學界主要探究了政府補貼[20]、產(chǎn)業(yè)政策[21]、多中心空間結構[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)、準退出、成功進入、一次進入、探索進入和轉換等六個類型[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，目前國內關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和結構效應共同作用的結果[34]，而劉雪梅和董銀果（2019）研究發(fā)現(xiàn)性價比即質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)品質量升級和出口增長存在相左的作用方向，技術落后企業(yè)較技術前沿企業(yè)更容易轉移市場，逃避質量升級，出口增長的作用渠道顯示擴張式市場轉移的貢獻遠高于質量升級[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；二是深化研究內容，已有文獻關于農(nóng)產(chǎn)品出口作用機制研究較少涉及沉沒成本和學習效應，本文進一步考察沉沒成本和學習效應在農(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)異質性的影響。

三、理論分析及研究假設

20世紀80年代初，以Krugman（1980）為代表的學者提出了新貿(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)異質性假設出發(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)只在國內進行銷售，這使得國際貿(mào)易的問題逐漸在異質性企業(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)模報酬遞增的假設前提之下，放松了對企業(yè)同質性的假設，并且將企業(yè)生產(chǎn)率納入模型當中，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。

（一）出口額

在新-新貿(mào)易理論的企業(yè)異質性假設前提下，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)勢承擔貿(mào)易成本和抵御貿(mào)易風險，而較低的貿(mào)易成本和貿(mào)易風險又給企業(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。因此，本文假設出口額隨著生產(chǎn)率的提升而增加。

綜上，本文提出以下研究假設：

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)率之間的關系[39]。根據(jù)該理論模型，企業(yè)的異質性主要體現(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)自身的條件選擇應該出口還是只在國內進行銷售，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)象之間的關系，并且提出了沉沒成本與出口行為關系的基本理論模型。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：

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多個財務會計變量。而中國海關數(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)；對相關變量存在缺失的情況進行處理。對于海關數(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。可以發(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確性，引入相應控制變量。首先，企業(yè)生產(chǎn)率是企業(yè)異質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?？刂谱兞繛槠髽I(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。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，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)的應付工資、應付福利和年末從業(yè)人員總數(shù)三項指標來計算員工的人均工資，其計算公式為：人均工資=（應付工資+應付福利）/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)的所有權結構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、實證結果分析

這一部分顯示了實證分析的結果。首先驗證了出口額依賴于出口年齡與生產(chǎn)率的假設。被解釋變量是出口額，這個估計結果強烈地支持了假設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)驗對于當期的出口選擇起到至關重要的作用，支持了假設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，驗證了假設H2和H3。

（一）出口額的回歸結果

在關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的回歸結果，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的回歸結果

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。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，使結果更加穩(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系，而是否國有虛擬變量的系數(shù)為負且顯著?；貧w的結果也都具有穩(wěn)健性，與前文的預期相符。

（二）出口參與的回歸結果

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]的結論保持一致。同時模型（2）的回歸結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，這說明學習效應存在于前兩年，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，且結果也相當穩(wěn)健性，這與Bernard和Jensen（1999、2004）[48～49]的結論一致。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，這與本文的預期結果不符合，但與趙偉等（2011）[15]的結論相符。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 出口參與的回歸結果

表4 出口參與的回歸結果（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和出口參與的回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗，并且使用兩階段最小二乘法（2SLS）處理內生性問題，得到更加穩(wěn)健有效的回歸結果。

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”的關系，即內生性問題。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，基準回歸得到的是有偏估計結果。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，回歸結果與基準回歸和穩(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）的回歸結果可知，出口額隨著出口年齡的增長而增加這一結果是穩(wěn)健的，進一步說明假設H1是成立的。

表5 兩階段最小二乘法（2SLS）的回歸結果

表5 兩階段最小二乘法（2SLS）的回歸結果（續(xù)）

七、進一步研究分析

根據(jù)前文基準回歸結果，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)不同的結果呢？自改革開放以來，大量的境外資本不斷涌入中國內地市場，這給中國企業(yè)所有制結構帶來許多新鮮的血液，而考慮到中國的出口企業(yè)所有制結構復雜②，這些不同的所有制結構可能在本文的研究結論中存在異質性。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的回歸結果，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，這與基準回歸結果保持一致。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)過嚴格考慮的結果，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習，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的回歸結果，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??；就東部地區(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)都是內陸省份，受地方保護主義政策影響較為嚴重，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、研究結論及政策建議

（一）研究結論

本文在新-新貿(mào)易理論的基礎上，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)中的異質性特征?；谪S富的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關數(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習效應對于農(nóng)產(chǎn)品出口額和出口決策的影響。并基于異質性企業(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）解決了內生性問題，本文的主要結論為：（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，這也說明了出口學習效應存在兩年，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，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，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，沉沒成本和學習效應是影響企業(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)易狀況較為復雜，并且在動態(tài)的發(fā)展過程中不斷調整，許多貿(mào)易關系結束的同時也伴隨著新的貿(mào)易關系的建立。

（二）對策建議

根據(jù)本文的實證結果，從以下方面提出了對策建議：（1）宏觀政府層面。首先，政府應建立和完善相關農(nóng)產(chǎn)品出口的信息平臺和風險預警機制，及時反饋目的國農(nóng)產(chǎn)品相關政策制度，降低農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)的出口固定成本和風險，促進農(nóng)產(chǎn)品出口業(yè)務發(fā)展。其次，政府應立足農(nóng)產(chǎn)品供給側結構性改革，鼓勵引進先進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)設備及高新技術，提升國內農(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習效應，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，并積極學習先進的技術和管理經(jīng)驗，靈活調整出口業(yè)務。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。（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鍵指標缺失，也對本文的研究結果產(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個省（市）；中部地區(qū)：山西（14），內蒙古（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果，有需要的讀者可聯(lián)系作者索取。