经济刺激计划的出口效应研究

摘 要 在中美贸易摩擦和新冠肺炎疫情双重冲击的背景下，深入评估经济刺激计划对企业出口的影响，这对于当前“稳外贸”尤其是“稳出口”有着重要的参考和指导意义。本文首次从“量”与“质”的双重视角系统研究了经济刺激计划对中国制造业企业出口的影响，发现经济刺激计划显著促进了企业出口规模的扩大，融资约束的缓解是经济刺激计划扩大企业出口规模的重要渠道。进一步的分解检验表明，经济刺激计划主要通过集约边际途径促进了企业出口规模的扩大。此外，经济刺激计划一方面促进了企业出口数量的增长，另一方面则降低了企业出口价格，即在经济刺激计划的作用下，企业采取低价策略进入国际市场。异质性分析发现，经济刺激计划在更大程度上促进了民营企业、非加工贸易企业、沿海地区企业以及高外部融资依赖度企业出口规模的扩大。最后，本文从出口“质”的角度进一步探究了经济刺激计划与企业出口的关系，发现经济刺激计划未能明显提升企业出口技术复杂度，甚至对企业出口质量产生了一定的抑制作用，即经济刺激计划促使企业采取“重数量轻质量”的出口扩张模式。本文的研究不仅为宏观政策影响微观企业行为提供了经验证据，也为中国政府更好地推进“稳外贸”特别是“稳出口”工作提供了决策参考。

关键词 经济刺激计划 出口规模 出口质量 稳出口

一、引言

自从加入世界贸易组织（WTO）以来，中国在出口贸易方面取得了举世瞩目的成绩，由此跻身全球贸易大国行列。然而，目前中国受到贸易保护主义抬头和全球新冠肺炎疫情的双重冲击，出口贸易额出现明显的下滑，在这过程中，一些中小企业纷纷裁员减产甚至永久倒閉。由于出口贸易在带动就业、促进经济增长、增加居民收入和财政收入等方面发挥了重要作用，中国政府高度重视贸易的稳定发展。党的十九大报告指出“拓展对外贸易，培育贸易新业态新模式，推进贸易强国建设”;针对中国经济运行面临的外部环境明显变化，2018年，中共中央政治局会议首次提出“要做好稳就业、稳金融、稳外贸、稳外资、稳投资、稳预期工作”;第十三届全国人民代表大会第二次会议上，李克强总理的政府工作报告明确指出“进一步稳就业、稳金融、稳外贸、稳外资、稳投资、稳预期，提振市场信心”;2020年，政府工作报告进一步强调“推进更高水平对外开放，稳住外贸外资基本盘”。近期，针对新冠肺炎疫情全球大流行和全球贸易保护主义抬头的严峻形势，中国政府出台了一系列刺激经济的政策措施（如完善出口退税政策、加大对中小企业外贸融资支持等）。与之相关的一个迫切需要回答的问题是，政府出台的经济刺激计划是否能够有效地促进企业出口，进而起到“稳外贸”尤其是“稳出口”的目的？若是，其背后的作用机制是什么？

“四万亿”投资计划为本文研究经济刺激计划对企业出口的影响提供了难得的机会。为了抵御国际金融危机对中国经济的负面影响，中央政府在2008年11月推出了“四万亿”计划。在这之后，中央政府逐步完善了应对国际金融危机的政策措施，同时中央有关部委以及各级地方政府也先后推出了具体配套的刺激经济政策。其中，工业和信息化部在2008年11月19日出台了十项措施，推进信息化和工业化融合发展，确保工业经济平稳较快增长。2008年12月上旬，中国人民银行宣布取消银行信贷限额，并对各银行在数量与投向上予以窗口指导。2008年12月22日，原国土资源部（现自然资源部）颁布了《关于切实做好扩大内需促进经济平稳较快发展的用地保障和管理的通知》，强调要简化审批手续，放松对工业用地指标和最低出让价格标准的管制。2008年12月31日，国务院办公厅发布了《关于搞活流通扩大消费的意见》，指出要健全农村流通网络，拉动农村消费，同时要增强社区服务功能，扩大城市消费。2019年1月5日，商务部发出通知鼓励各地根据地方实际，进一步加大对出口信用保险业务发展的扶持力度，鼓励企业积极参保，以规避我国企业出口收汇风险。这一揽子经济刺激计划有效地熨平了国际金融危机对中国经济产生的负面冲击，中国GDP增速从2009年第一季度6.2%的低点快速反弹至2010年第一季度的11.9%（杨继东等，2016）。

从理论上看，一方面，受保增长压力的驱使，地方政府可能会更积极地利用宏观刺激计划对本地企业给予更多的信贷支持（Cong et al.，2018），或者通过减税措施给予企业更多的税收激励（张生玲，2009），这些将有效地缓解企业的融资约束;另一方面，由于企业进入国际市场开展出口贸易需要支付出口固定成本，以及构建海外销售渠道、搜寻市场信息等方面的费用，而严重的融资约束会抑制企业进入出口市场或者进一步扩大出口规模（魏浩和张宇鹏，2020），相反地，融资约束的缓解有助于促进企业的出口参与（孙灵燕和李荣林，2011）和出口规模的扩大（阳佳余，2012）。此外，研发创新与生产率也是决定企业出口的重要因素（Melitz，2003;Aghion et al.，2005;Caldera，2010;余淼杰，2015）。特别是研发创新能力强的企业可以更深入地融入国际生产网络中，在全球范围内支配和整合资源（Aghion et al.，2005），以及通过升级技术、降低生产成本等方式克服出口固定成本与可变成本（Caldera，2010），从而促进企业出口。如前所述，由于进入出口市场通常需要支付比进入国内市场高得多的贸易成本与固定进入成本，因而只有生产率较高的企业才能承担这些额外成本从而进入出口市场并实现出口规模的扩大（Melitz，2003;余淼杰，2015）。如果经济刺激计划能够激励企业加大研发创新力度、提升企业生产效率，那么也将对企业出口产生积极的影响。

本文以“四万亿”计划的推出为切入点，利用中国企业级微观数据，首次从“量”与“质”的双重视角系统评估了经济刺激计划对企业出口的影响。采用双重差分策略进行实证研究发现，经济刺激计划显著促进了企业出口规模的扩大，解释了样本期内制造业出口规模变动的37.6%。传导机制检验表明，融资约束的缓解是经济刺激计划导致企业出口规模扩大的重要渠道，进一步的分解检验发现，经济刺激计划主要通过集约边际途径促进了企业出口规模的扩大，换言之，经济刺激计划在更大程度上帮助企业克服可变贸易成本。此外，经济刺激计划一方面显著促进了企业出口数量的增长，另一方面则明显降低了企业出口价格，即在经济刺激计划的作用下，企业采取低价策略进入国际市场。本文从多个维度考察了经济刺激计划对企业出口的异质性影响，发现经济刺激计划在更大程度上促进了民营企业、非加工贸易企业、沿海地区企业以及高外部融资依赖度企业出口规模的扩大。为了更全面地评估经济刺激计划与企业出口的关系，本文还进一步从出口“质”的角度展开研究，发现经济刺激计划未能明显提升企业出口技术复杂度，甚至对企业出口质量产生一定的抑制作用。本文认为导致这一结果的主要原因在于，经济刺激计划未能促进企业创新和提升生产率，进而其对企业出口的影响仅体现在出口“量”的扩张上，而对出口的“质”未能产生积极的效应。本文的研究不仅为宏观政策影响微观企业行为提供了经验证据，也为政府下一步更好地推进“稳外贸”特别是“稳出口”工作提供了决策参考。

本文余下内容的安排如下：第二部分进行文献综述并阐述本文的主要贡献;第三部分介绍识别策略、构建计量模型以及对数据进行说明;第四部分对基本估计结果进行分析;第五部分考察经济刺激计划影响制造业出口的作用机制，并从多个维度进行异质性分析;第六部分进一步从“质”的角度研究经济刺激计划的出口效应;第七部分为总结性评论。

二、文献综述与本文贡献

本文旨在研究经济刺激计划对企业出口的影响，主要与两类文献有关：其一是企业出口的影响因素，其二是经济刺激计划的经济效果。在第一类文献中，大多数学者考察了生产率对企业出口的影响。其中，Melitz（2003）从理论上验证了只有生产率最高的企业选择出口，次之的企业在国内市场销售，而生产率最低的企业退出市场;大量的实证研究也发现，生产率是决定企业出口的重要因素（Yama et al.，2013）。此外，不少学者从理论和实证上考察了融资约束对企业出口的影响（Chaney，2005;Berman & Héricourt，2010;Bellone et al.，2010;孙灵燕和李荣林，2011;徐榕和赵勇，2015）。其中Chaney（2005）在Melitz（2003）异质性企业贸易模型的基础上引入了外生流动性约束，通过理论分析发现，如果企业缺乏用于支付出口固定成本的流动资金，那么企业将无法出口。Berman & Héricourt（2010）利用9个发展中国家和新兴经济体的大型跨国企业层面数据考察了融资约束对出口二元边际的影响，发现融资约束显著抑制了新企业的出口决策，但对既有出口企业的出口行为没有明显的影响;Bellone et al.（2010）对法国的研究也发现，融资约束对企业出口参与和出口规模均具有显著的抑制作用。

近年来，融资约束与中国企业出口的关系也引起了国内学者的关注，例如孙灵燕和李荣林（2011）利用2002年世界银行投资环境调查数据进行研究发现，外部融资约束是抑制中国企业出口参与的重要因素;徐榕和赵勇（2015）利用中国企业级微观数据的研究发现，融资约束改善不仅会直接提高企业的出口可能性，还可能通过放大企业出口的“自我选择效应”间接地提高企业出口概率。此外，还有一些学者认为研发创新（Wang，2014）、贸易自由化（Bas & Strauss-Kahn，2015）、劳动力成本（Gan et al.，2016）、基础设施建设（盛丹等，2011）等因素也会对企业出口产生重要的影响。

与本文相关的另一类文献则是考察经济刺激计划的经济效果。Mian & Sufi（2012）考察了美国汽车换现金计划对当地经济的影响，发现汽车换现金计划在短期内促进了汽车消费，但其长期效果不明显。Agarwal et al.（2017）研究了销售稅豁免计划（STHs）对消费的影响，发现销售税豁免计划明显促进了服装等覆盖商品消费支出的增加，而且该效应具有持续性。为了抵御国际金融危机对中国经济的负面影响，中央政府在2008年11月推出了旨在保增长、扩大内需的“四万亿”计划，随着时间的推移，有关该刺激计划的经济效果的研究也日益丰富。杨继东和杨其静（2016）考察了“四万亿”刺激计划对中国城市工业用地出让的影响，发现经济刺激计划显著促进了城市政府对工业用地的出让，不仅提高了工业用地出让的宗数，而且还提升了工业用地出让的面积。谢里和张斐（2018）专门对“四万亿”刺激计划对企业杠杆率的影响进行了评估，发现经济刺激计划显著提高了企业杠杆率，并且在支持力度较大的行业中，企业长期拥有更高的杠杆率。Cong et al.（2018）以中国“四万亿”计划的实施为背景，利用中国银监会贷款层面数据以及工业企业数据库考察了经济刺激计划对信贷配置的影响，发现“四万亿”刺激计划促进了信贷资金更多地流向国有低效率企业，而生产效率较高的私营企业则得到较少的信贷资金配置。杨艳等（2020）基于2007—2015年中国上市公司数据，从投资方向与投资效率的视角研究了“四万亿”刺激计划与企业投资行为的关系，发现通过刺激市场需求拉动经济的效果在短期内表现得更为显著，但容易导致过度投资，进而降低投资效率。

虽然“四万亿”刺激计划的经济效果引起了学者们的广泛关注，但目前主要聚焦于评估它对企业杠杆率、企业投资以及信贷配置的影响（Cong et al.，2018;谢里和张斐，2018;杨艳等，2020）。另外，还有一支文献专门研究了金融危机对中国出口的负向冲击，例如裴平等（2009）利用2007—2008年月度数据考察了国际金融危机对中国出口贸易的影响，发现金融危机背景下贸易伙伴国实体经济的恶化是导致中国出口贸易持续下降的主要原因。随后，胡求光和李洪英（2010）从贸易方式、贸易区域、贸易产品三个维度验证了金融危机的确对中国出口贸易产生了显著的负向冲击。进一步地，陈波和荆然（2013）从出口集约边际与广延边际的角度考察了金融危机对中国出口贸易变动的影响，发现金融危机对中国出口贸易的负向冲击主要表现在出口的集约边际上，而出口的广延边际反而出现一定幅度的增长。与上述研究不同的是，戴觅和茅锐（2015）以金融危机为准自然实验，利用企业微观数据考察了外需冲击对企业出口与内销决策的影响，发现金融危机促进了企业“出口转内销”，进而也从侧面印证了金融危机对企业出口的负向冲击。但遗憾的是，目前还鲜有文献以“四万亿”计划的实施为背景，研究经济刺激计划对中国制造业企业出口的影响及其作用机制。

本文可能的边际贡献与研究意义在于如下三个方面。第一，既有文献大多关注金融危机对中国出口的负向冲击，而评估“四万亿”刺激计划的经济效果的文献又主要聚焦于考察其对企业杠杆率、投资以及信贷配置的影响。与此不同的是，本文率先利用中国微观数据系统研究了经济刺激计划对中国制造业出口的影响，一方面丰富了“四万亿”经济刺激计划实施效果的研究，另一方面有助于理解国际金融危机后中国出口贸易的动态演进，拓展了企业出口影响因素的相关研究。第二，深入剖析和验证了经济刺激计划对制造业出口影响的微观机制。本文的研究发现，经济刺激计划通过缓解融资约束促进了企业出口，进一步的分解检验表明，经济刺激计划主要通过集约边际途径促进了企业出口规模的扩大，另外在经济刺激计划的作用下，企业主要采取低价策略进入国际市场。这些重要的发现深化了我们对于经济刺激计划与“稳外贸”特别是“稳出口”关系的理解，同时也弥补了已有基于宏观视角研究而缺乏对背后影响机制进行深入分析的不足。第三，在研究视角上，本文不仅考察了经济刺激计划对企业出口“量”的影响，而且还从“质”的角度进一步研究了经济刺激计划与企业出口的关系，一个重要的发现是，经济刺激计划虽然显著促进了企业出口“量”的扩张，但是其对企业出口“质”的提升未能产生积极的影响。这说明经济刺激计划促使企业采取了“重数量轻质量”的出口扩张模式，据此，中国政府在制定经济刺激政策时应当注重企业研发能力与生产效率的提升，以此更好地发挥经济刺激计划对稳出口的作用，实现对外贸易的高质量发展。因此，本文的研究不仅为宏观政策影响微观企业行为提供了经验证据，而且为中国政府更好地推进“稳外贸”特别是“稳出口”工作提供了参考依据。

三、识别策略、模型与数据

（一）识别策略与模型

中国政府在国际金融危机爆发后实施的“四万亿”计划为我们考察经济刺激计划对企业出口的影响提供了难得的研究契机。我们设定如下基准双重差分（DID）模型：

其中，f表示企业，c表示城市，i表示行业（2位码），p表示省份，t表示年份。lnExportfcpt表示企业出口规模，采用“1+企业出口额”的对数衡量。STMc为分组虚拟变量，若c为处理组城市，STMc取1，否则取0。Postplant为“四万亿”政策实施时间虚拟变量，2008年之后的年份取1，否则取0。交叉项STMc×Postplant是本文最为关注的，如果其估计参数α>0且在统计上显著，表明经济刺激计划促进了企业出口规模的扩大，反之则表明经济刺激计划抑制了企业出口规模扩张。

控制变量集合Xfcpt包含如下因素：企业资本密集度（Capinten），采用企业固定资产与企业年末从业人员数的比值取对数衡量;企业规模（FirmSize），采用企业员工数的对数衡量;企业成立年限（FirmAge），采用当年年份与企业开业年份的差来衡量;企业生产率（FirmTFP），采用面板固定效应（FE）方法进行测算;国有企业虚拟变量（SOE）与外资企业虚拟变量（FIE），如果企业的所有制类型是国有企业（外资企业），则SOE（FIE）取1，否则取0。另外，控制变量还考虑了城市-行业层面的赫芬达尔指数（HHIndex）、城市GDP的对数（GDPoCity）、城市人均GDP的对数（PGDPoCity）、城市年平均工资的对数（AWoCity）、城市总人口的对数（POPoCity）。此外，为了降低遗漏变量偏差，我们在回归中控制了企业固定效应δf、“行业×年份”联合固定效应ρi×λt以及“省份×年份”联合固定效应τp×λt。εfct为随机误差项，回归标准误在城市层面聚类（cluster）调整。

（二）数据与典型事实

本文的研究主要用到的基础数据是中国工业企业数据库，样本期间为2002—2013年。该数据库来自国家统计局，包含了企业名称信息、工业生产状况（工业销售产值、就业人数、工业增加值、固定资产总额等）、出口交货值等100多个指标在内的详细的统计信息。我们借鉴Brandt et al.（2012）的方法，对不同年度的企业样本进行匹配，进而得到一组不同年份间可比的非平衡企业面板数据。与既有文献的做法类似，本文对中国工业企业数据库做了如下处理：（1）选取制造业作为研究对象，即删除了采矿业、电力、燃气及水的生產和供应业样本;（2）删除从业人员数小于8人的企业样本;（3）借鉴刘志阔等（2019）的做法对工业行业分类代码进行了调整统一;（4）参照Yu（2015）的做法，对样本中的异常点进行了剔除。

本文的实证研究还用到了城市层面的宏观指标（如城市GDP、人均GDP、平均工资、总人口等），其来自中经网统计数据库，我们根据城市代码和年份信息，将城市层面的宏观指标合并到中国工业企业数据中。此外，本文在考察经济刺激计划对出口“质”的影响部分还用到了2002—2013年中国海关数据库，并借鉴Yu（2015）的方法将中国海关数据库整合到中国工业企业数据中。

为了初步考察经济刺激计划与企业出口之间的关系，我们以中位值DgrowthM08-07为临界点，将样本划分为处理组城市（即满足Dgrowthc，08-07

从图1可以看到，在2009年之前，处理组与对照组城市的出口额均呈现稳步上升的趋势，且具有相似的变化趋势;受国际金融危机的影响，两类城市的制造业就业在2009年双双出现下降，

不过在“四万亿”计划实施之后，处理组城市的出口额的下降幅度明显小于对照组城市，并且处理组城市的出口额从2011年开始呈现大幅度增长态势，其增长幅度明显大于对照组城市。以上分析初步表明：第一，在“四万亿”计划实施之前，处理组城市与对照组城市的出口额具有相似的变化趋势;第二，经济刺激计划有利于促进企业出口的增长。为了进一步清晰地刻画经济刺激计划与出口变动之间的关系，图2描绘了城市出口变化量与城市保增长压力之间的散点图和拟合线。在图2中，纵轴为2009—2013年城市c出口额的年均变化量（ΔExportc），如果该指标越大，表明“四万亿”计划实施之后城市c的出口增长幅度越大;横轴为城市c的保增长压力（STMc），即STMc=growthc，2008-growthc，2007，若该指标越小，则意味着城市c的保增长压力越大。从图2可以看出，城市出口变化量与城市GDP增速差之间存在明显的负相关关系，这意味着在GDP增速差越小的城市（即保增长压力越大），其出口额在“四万亿”计划之后增长的幅度越大。如前所述，由于保增长压力大的城市更有动力去充分利用“四万亿”宏观刺激计划，据此可认为，经济刺激计划确实有助于促进出口规模的扩大。当然，以上是比较初步的分析，下文将采用基于准自然实验的双重差分法更准确地考察经济刺激计划对企业出口的影响效应。

四、基本估计结果分析

（一）基准估计结果

表1报告了经济刺激计划对企业出口的基准回归结果。作为比较基准，列（1）只控制企业固定效应和年份估计效应，交叉项STM×Postplan的估计系数显著为正。初步表明，在“四万亿”计划实施之后，处理组城市的企业出口规模与对照组城市的企业相比有更大幅度的提升，即经济刺激计划促进了企业出口规模的扩大。列（2）进一步控制了企业层面的特征因素，包括企业资本密集度、企业规模、企业成立年限、企业生产率、企业所有制等。从中可以看到，在控制了这些企业特征因素之后，核心解释变量STM×Postplan仍然在1%水平上显著为正，再次表明经济刺激计划有利于促进企业出口规模的扩大。考虑到市场结构因素可能会影响企业出口，我们在表1列（3）加入了城市-行业层面的赫芬达尔指数（HHIndex），回归结果仍表明经济刺激计划对企业出口规模的扩大具有显著的促进作用。为了稳健起见，表1列（4）在此基础上加入了城市层面的影响因素（如城市GDP的对数、城市人均GDP的对数、城市年平均工资的对数、城市总人口的对数），回归结果显示，交叉项STM×Postplan依然为正，且通过了1%水平的显著性检验，可见，经济刺激计划促进企业出口规模扩大这一结论在控制了城市特征因素之后仍然成立。

此外，考虑到一些行业层面随着时间变化的因素（如行业汇率变化、关税率削减等）以及一些省份层面随着时间变化的特征（如地区基础设施建设等）都有可能影响企业的出口行为，鉴于此，表1列（5）控制了“行業×年份”联合固定效应和“省份×年份”联合固定效应。从中可以发现，核心解释变量STM×Postplan仍然显著为正，再次表明经济刺激计划对企业出口规模扩大确实具有显著的促进作用。最后，从表1列（5）的估计结果可以看到，在控制了其他影响因素之后，经济刺激计划导致企业的出口额提高了16.4%;进一步地，由于本文样本期内企业出口规模增长了43.6%，因此，经济刺激计划对企业出口规模扩大的解释力度为37.6%。

（二）双重差分的有效性检验

1.平行趋势假设检验

前文的DID估计发现，经济刺激计划显著促进了企业出口规模的扩大，然而这一结论是否可靠，则取决于处理组城市与对照组城市的企业出口在“四万亿”计划实施之前是否具有相似的变化趋势，即平行趋势假设是否成立。为了保证DID估计结果的可靠性，我们设定如下回归模型进行平行趋势假设检验：

其中，1{t=Γ}为各年份指示变量，若是第Γ年，则1{t=Γ}取1，否则取0。需要说明的是，这里将政策实施前一年（即2008年）作为比较基准而未放入回归模型，其余变量的定义同式（1）。我们最为感兴趣的是式（2）中各个交叉项STMc×1{t=Γ}的估计系数αΓ，通过αΓ的系数与显著性不仅可以判断处理组与对照组城市的企业出口规模变化在政策实施之前是否满足平行趋势假设，而且还可以考察经济刺激计划对企业出口的动态影响效应。为了直观起见，我们将式（2）中αΓ的估计结果绘制在图3，其中实线部分为经济刺激计划对企业出口影响的边际效应，虚线部分为95%置信区间。从中不难看出，在“四万亿”计划实施之前，边际效应线紧靠零轴并且比较平缓，说明这一时期处理组与对照组城市的企业出口的变化趋势没有明显差异，即平行趋势成立。此外我们还看到，在政策实施之后，边际效应线明显位于零轴的上方，并且具有“倒U型”的形状，其中在“四万亿”计划实施后的第二和第三年较大，随后趋于减弱，这表明经济刺激计划对企业进口的促进作用呈现先增强后减弱的动态变化特征。

2.预期效应

为了增强本文DID估计结果的可靠性，接下来进行预期效应检验。首先，我们构造“四万亿”计划实施前一年的时间虚拟变量1Ybefore，将它与连续处理组变量STM形成交叉项，然后将交叉项STM×1Ybefore加入基准DID模型中进行估计，相应的回归结果报告在表2列（1）。从中可以看到，交叉项STM×1Ybefore的估计系数为正但不显著，这说明企业在经济刺激计划推出之前并未形成对出口行为进行调整的预期，这反映了“四万亿”计划的实施具有较强的外生性。进一步地，我们还构造了“四万亿”计划实施前两年的时间虚拟变量2Ybefore与连续处理组变量STM的交叉项，并将它进一步引入基准DID模型中，相应的估计结果如表2列（2）所示。可以看到，交叉项STM×2Ybefore的估计系数也未能通过10%水平的显著性检验，这便进一步说明中国“四万亿”计划的政策冲击具有较强的外生性。我们注意到，表2列（2）中核心解释变量STM×Postplan的估计系数仍然显著为正，并且与基准回归结果比较接近，即再次表明经济刺激计划显著促进了企业出口规模的扩大。

3.安慰剂检验（placebo test）

我们还比较担忧的一个问题是，前文DID估计所得的结论可能是由某些随机性因素驱动。为了排除这一顾虑，这里采用安慰剂检验来间接地验证是否存在遗漏变量问题，以确保本文DID估计结果的有效性。我们采取的研究策略是：首先，随机选择“四万亿”计划实施的年份以及随机分配处理组，用生成的“错误”双重差分法估计量STMfalsec×Postplanfalset代入式（1）进行回归;其次，对上述的随机抽取过程重复500次，将得到的“错误”估计系数false绘制在图4中。从中可以直观地看到，除了极个别随机模拟的回归系数大于真实的回归系数（即图4的竖虚线处）之外，其余绝大多数的随机模拟所得的估计参数分布在零附近。以上检验表明，本文的实证结果并不是由非观测的随机性、偶然性因素导致的，因此，经济刺激计划确实对企业出口规模的扩大产生了显著的促进作用。

4.控制同期政策的影响

在双重差分估计中，同期出台的政策有可能对研究结果产生干扰。为了保证本文估计结果的可靠性，接下来我们对同期政策加以排除。首先，考虑到2004年实施了最低工资政策，而最低工资政策可能会影响企业出口（Gan et al.，2016），鉴于此，我们通过在基准模型中加入城市最低工资的对数变量（lnminwage）来控制最低工资政策实施的影响。从表2列（3）可以看到，在控制了最低工资的影响之后，交叉项STM×Postplan在1%水平上显著为正，且估计系数大小与基准回归结果非常接近。另外，中国政府于2008年颁发了《劳动合同法》，并在同年施行了企业所得税改革，这两项改革措施也可能会对企业出口行为产生影响。接下来，我们构造2007年城市c的劳动密集度Labintenc07与《劳动合同法》实施时间虚拟变量Law08t的交叉项，将这一交叉项加入基准双重差分模型来控制劳动保护政策对企业出口的影响，相应的估计结果报告在表2列（4）;此外，为了控制企业所得税改革对企业出口的影响，我们采用行业所得税总额除以行业利润总额计算得到2007年行业i的所得税税率Taxratei07，并设定所得税改革政策时间虚拟变量Post2008t，然后将交叉项Taxratei07×Post2008t引入基准模型进行估计，结果如表2列（5）所示。从中可以看出，在控制了劳动保护政策以及企业所得税改革的影响之后，核心解释变量STM×Postplan的估计系数均为正，且至少通过了5%水平的显著性检验，再次表明经济刺激计划对企业出口规模扩大产生了显著的促进作用，由此可见，同期发生的其他政策改革并没有对本文的核心结论产生实质性的干扰。

5.两期双重差分估计

到目前为止，我们均采用多期双重差分（multi-period）模型考察经济刺激计划对企业出口的影响效应。然而，多期双重差分估计可能会存在序列相关问题，进而会在一定程度上高估回歸结果的显著性水平。为了处理潜在的序列相关问题，这里转向采用两期双重差分模型（two-period）估计，回归结果报告在表2列（6）。我们发现，在两期双重差分模型估计结果中，交叉项STM×Postplan的估计系数依然显著为正，再次表明经济刺激计划显著促进了企业出口规模的扩大。

（三）更多的稳健性检验

为保证回归结果的可靠性，本文还从以下几个方面进行了稳健性检验：第一，采用其他方式构造处理组，具体地，将2008年经济增速与2007年经济增速的差值小于其样本均值的城市视为保增长压力较大的城市，在此基础上构造得到处理组变量;第二，将企业出口密集度（即企业出口额占销售额的比重）作为被解释变量;第三，采用Heckman两步法处理潜在的样本选择性偏差;第四，将标准误在企业层面、城市-行业层面以及城市-年份层面进行聚类（cluster）调整;第五，采用存续企业样本进行估计;第六，分别在城市-行业维度和城市维度进行估计。通过上述稳健性检验发现，本文的核心结论并未发生改变（检验结果备索）。

五、影响机制与异质性检验

（一）影响机制

前文研究的重要发现是，经济刺激计划显著促进了出口规模的扩大，这一部分进行影响机制检验，以深入地揭示二者的内在联系。

理论上，受保增长压力的驱使，地方政府可能会更积极地利用宏观刺激计划对本地企业给予更多的信贷支持（Cong et al.，2018），或者通过减税措施给予企业更多的税收激励（张生玲，2009），这将有效地缓解企业的融资约束;另一方面，由于企业进入国际市场开展出口贸易需要支付出口固定成本，以及构建海外销售渠道、搜寻市场信息等方面的费用，而严重的融资约束会抑制企业进入出口市场或者进一步扩大出口规模（魏浩和张宇鹏，2020），相反地，融资约束的缓解有助于促进企业的出口参与（孙灵燕和李荣林，2011）和出口规模的扩大（阳佳余，2012）。据此，我们预期融资约束的缓解可能是经济刺激计划影响企业出口的重要渠道。为此，我们首先设定如下回归式检验经济刺激计划对企业融资约束的影响：

其中，f、c、i、p、t分别代表企业、城市、行业、省份和年份。ΜECHfcpt为机制变量，这里为企业融资约束，具体地，我们借鉴孙灵燕和李荣林（2012）的做法，采用利息支出占企业总资产的比重（FC1）来衡量，若该比值越大则表明企业面临的融资约束程度越小。在式（3）中，我们最为关注的是交叉项STMc×Postplant的估计结果，若其估计参数α显著为正，表明经济刺激计划明显降低了企业的融资约束程度。Xfcpt为控制变量集合，具体定义同式（1）。为了降低遗漏变量偏差，我们控制了企业固定效应δf、“行业×年份”联合固定效应ρi×λt以及“省份×年份”联合固定效应τp×λt。

表3列（1）报告了利用式（3）进行估计的结果，交叉项STM×Postplan的估计系数为正且通过了5%水平的显著性检验，表明在“四万亿”计划实施之后，处理组城市的企业利息支出占比相对于对照组城市的企业而言有更大幅度的提升，这意味着经济刺激计划显著缓解了企业的融资约束。为了稳健起见，进一步采用企业负债占总资产的比重来刻画企业融资约束（FC2），如果该比值越大，说明企业的融资约束程度越小。以FC2作为因变量的估计结果报告在表3列（3），可以看到，交叉项STM×Postplan的估计系数在1%水平上显著为正，表明在控制了其他影响因素之后，经济刺激计划明显提高了企业的负债占比，即显著降低了企业的融资约束程度，与我们的理论预期吻合。为了进一步验证融资约束缓解是否是经济刺激计划影响企业出口规模的渠道，将渠道变量ΜECHfcpt与分组虚拟变量STMc、政策实施时间虚拟变量Postplant之间的三重交叉项以及两两交叉项加入到基准双重差分模型中，得到如下扩展后的三重差分模型：

与前文类似，这里的渠道变量ΜECHfcpt具体用企业融资约束（FC1、FC2）来表示。在式（4）中，我们最为感兴趣的是三重交叉项STMc×Postplant×ΜECHfcpt的估计结果，若其估计参数α2显著为正，则表明融资约束的缓解是经济刺激计划促进企业出口规模扩大的途径。表3列（2）和列（4）报告了对式（4）的估计结果，其中前者使用利息支出占企业总资产的比重刻画企业融资约束，后者采用企业负债占总资产的比重衡量企业融资约束。从中可以看到，三重交叉项STM×Postplan×FC1和STM×Postplan×FC2的估计系数均显著为正，表明对于融资约束程度越小的企业而言，经济刺激计划对企业出口规模扩大的促进作用越大，即经济刺激计划通过融资约束缓解渠道促进了企业出口规模的扩大。此外，我们发现，在考虑了企业融资约束这一因素之后，表3列（2）和列（4）中交叉项STM×Postplan的估计系数不论在大小还是在显著性水平方面，与表1列（5）的基准回归结果相比均出现了一定幅度的下降，这便从侧面印证了融资约束缓解是经济刺激计划促进企业出口规模扩大的重要途径。

实际上，除了融资约束之外，研发创新与生产率也是决定企业出口的重要因素（Melitz，2003;Aghion et al.，2005;Caldera，2010;余淼杰，2015）。例如，研发创新能力强的企业可以更深入地融入国际生产网络中，在全球范围内支配和整合资源（Aghion et al.，2005），以及通过升级技术、降低生产成本等方式克服出口固定成本与可变成本（Caldera，2010），从而导致出口规模的扩大。另外，由于进入出口市场通常需要支付比进入国内市场高得多的贸易成本与固定进入成本，因而只有生产率较高的企业才能克服这些额外成本从而进入出口市场并实现出口规模的扩大（Melitz，2003;余淼杰，2015）。如果经济刺激计划能够激励企业加大研发创新力度、提升企业生产效率，则有助于进一步扩大企业的出口规模。据此我们预期，经济刺激计划还可能通过研发创新与生产率渠道促进企业出口规模的扩大。为了检验这一推测，首先利用式（3）考察经济刺激计划对企业研发创新和生产率的影响，其中企业研发创新采用“1+专利申请数”的对数衡量（记为lnPAT），对于企业生产率（FirmTFP），采用面板固定效应方法测算。表3列（5）和列（7）分别报告了以企业研发创新（lnPat）和企业生产率（FirmTFP）作为因变量的回归结果。从中可以看到，交叉项STM×Postplan的估计系数为负，但均未能通过10%水平的显著性检验，表明经济刺激计划对企业研发创新和生产效率均没有产生明显的影响。进一步地，我们分别以企业研发创新（lnPat）和企业生产率（FirmTFP）作为渠道变量（即ΜECHfcpt）对式（4）进行估计，回归结果如表3列（6）和列（8）所示。从中可以看到，三重交叉项STM×Postplan×lnPat与STM×Postplan×FirmTFP的估计系数均不显著，这便进一步排除了经济刺激计划通过研发创新和生产率渠道影响企业出口规模的可能性。

考虑到企业出口规模的扩张可沿着扩展边际（extensive margin）和集约边际（intensive margin）两个维度进行，据此，我们可以通过考察经济刺激计划对出口扩展边际与集约边际的影响，揭示出经济刺激计划影响企业出口规模的可能路径。具体地，借鉴施炳展（2016）的做法，将出口扩展边际定义为企业出口的产品种类，将集约边际定义为企业对每种产品的平均出口价值量，从而企业出口的总价值量可表述为出口扩展边际与出口集约边际的乘积。由于中国工业企业数据库中没有企业出口种类方面的指标，故这里借鉴Yu（2015）的方法，将中国工业企业数据与海关贸易数据合并，在此基础上，我们构造企业出口总价值量指标（lnExportM）、企业出口扩展边际指标（Extenmar）与企业出口集约边际指标（Intenmar）。表4列（1）报告了以lnExportM作为因变量的估计结果，交叉项STM×Postplan的估计系数为正，并且通过了1%水平的显著性检验，表明经济刺激计划显著促进了企业出口规模的扩大，可见，这一核心结论对于利用合并数据样本的估计也是成立的。表4列（2）和列（3）则分别报告了以Extenmar和Intenmar作为因变量的回归结果。我们发现：在企业出口扩展边际回归方程中，交叉项STM×Postplan的估计系数并不显著，表明在控制了其他影響因素之后，经济刺激计划对企业出口产品种类没有明显的影响，即扩展边际不是经济刺激计划促进企业出口规模扩大的途径;与此不同的是，在企业出口集约边际回归方程中，交叉项STM×Postplan显著为正，表明集约边际是经济刺激计划促进企业出口规模扩大的重要途径。由此可见，从出口二元边际的角度看，经济刺激计划主要通过集约边际途径促进了企业出口规模的扩大，这意味着经济刺激计划在更大程度上帮助了企业承担可变贸易成本。

此外，我们还可以在企业-产品层面考察经济刺激计划对企业出口规模的影响，进行这一维度研究的好处在于，可以将企业-产品的出口价值量进一步分解为出口产品价格和出口产品数量两个部分，在此基础上探究经济刺激计划对企业出口价格和出口数量的影响，进而从不同角度揭示经济刺激计划影响企业出口规模的渠道。具体地，我们将企业-产品的出口价值量表示为ExportVfht=Quantityfht×Pricefht，其中Quantityfht为企业f对产品h在t期的出口量，Pricefht为对应的出口价格;进一步取对数可得lnExportVfht=lnQuantityfht+lnPricefht，这样就将企业-产品的出口价值量分解为出口数量与出口价格两部分。表4列（4）报告了以企业-产品的出口价值量（lnExportV）作为因变量的估计结果，可以看到，交叉项STM×Postplan的估计系数显著为正，表明经济刺激计划显著促进了企业-产品出口规模的扩大，进一步支持了前文的核心结论。我们更为感兴趣的是，经济刺激计划究竟是通过价格渠道还是数量渠道影响了企业出口规模。从表4最后两列可以看出，在出口数量方程中，交叉项STM×Postplan的估计系数显著为正，而它在出口价格方程中显著为负。这表明经济刺激计划一方面显著促进了企业出口数量的增长，另一方面则明显降低了企业出口价格，由于对企业出口数量的影响程度更大，进而显著推动了企业出口规模的扩张。这意味着在经济刺激计划的作用下，企业采取了低价策略进入国际市场。这可能是因为，如前文研究所示，经济刺激计划显著提高了企业出口的概率，促使更多的企业进入出口市场，这加剧了出口企业之间的市场竞争，进而引致企业出口加成率和出口价格的下降（施炳展，2016），而价格的降低有利于促进出口数量的增长，最终导致企业出口规模的扩大。

（二）异质性分析

1.基于企业所有制差异的分析

中国制造业企业具有不同的所有权特征，而不同所有权企业在出口行为上存在明显的差异。值得关注的是，经济刺激计划对不同所有权企业出口的影响是否存在差异，对哪类企业出口的影响更大？我们根据“登记注册类型”将样本划分为国有企业、民营企业与外资企业三类，相应的回归结果分别报告在表5列（1）—列（3）。可以看到，在国有企业子样本回归中，交叉项STM×Postplan不显著，表明在控制了其他影响因素之后，经济刺激计划对国有企业出口没有产生明显的影响;而在民营企业与外资企业子样本估计中，核心解释变量STM×Postplan均显著为正，不过其估计系数在民营企业子样本估计中相对更大，这意味着经济刺激计划在更大程度上促进了民营企业出口规模的扩大。产生上述差异性影响效应可能的原因在于：一方面，大多数民营企业受到严重的资金约束，而经济刺激计划能够在很大程度上缓解这类企业面临的融资约束问题，从而对其出口规模扩大产生了显著的促进作用;另一方面，国有企业通常享有政府提供的特殊资金来源、特定优惠政策以及保护性融资手段，受到的融资约束程度往往较低，进而其出口对经济刺激计划的反应也就相对较弱。

2.基于企业贸易方式差异的分析

中国对外贸易的一个典型特征是加工贸易所占的比例很高，与一般贸易企业不同的是，加工贸易企业主要是利用国外提供原材料和零部件，然后对其进行加工组装之后再出口到对应的国家。与此相关的一个问题是，经济刺激计划对企业出口的影响是否与贸易方式有关？由于中国工业企业数据中没有企业贸易方式的信息，这里借鉴田巍和余淼杰（2014）的做法，将纯出口企业界定为加工贸易企业，将其余企业设定为非加工贸易企业。表5列（4）和列（5）报告了基于加工贸易企业与非加工贸易企业子样本的估计结果。其中在加工贸易企业子样本回归中，交叉项STM×Postplan不显著，表明经济刺激计划对加工贸易企业出口没有明显的影响;而在非加工贸易企业子样本估计中，交叉项STM×Postplan显著为正，即经济刺激计划显著促进了非加工贸易企业出口规模的扩大。为了稳健起见，我们借鉴Yu（2015）的方法将中国工业企业数据与海关贸易数据进行合并，并根据贸易方式将样本划分为纯加工贸易企业、混合贸易企业与纯一般贸易企业，这三类子样本的估计结果分别报告在表5列（6）—列（8）。在纯加工贸易企业子样本回归中，交叉项STM×Postplan不显著，表明经济刺激计划对纯加工贸易企业出口没有明显的影响，但是经济刺激计划显著促进了混合贸易企业与纯一般贸易企业出口规模的扩大，其中对纯一般贸易企业出口规模的促进效应最大。这意味着经济刺激计划对企业出口规模扩大的促进作用随着企业参与加工贸易程度的提高而减弱，与上文的研究发现是一致的。这个结果并不难理解，由于从事加工贸易的企业大多是承接国外订单进行出口加工活动，这类企业的出口行为受融资约束的影响相对较小，因此经济刺激计划的融资约束缓解渠道对其出口规模扩大的促进效应也就较弱。

3.基于地区差异的分析

考虑到不同地区在经济发展水平、营商环境、文化习俗等方面存在较大的差异，这里将样本划分为沿海地区与内陆地区两类，以考察经济刺激计划对不同地区企业出口的影响是否存在差异。表5列（9）和列（10）分别报告了利用沿海地区与内陆地区子样本进行估计的结果。从中不难发现，经济刺激计划对这两类地区企业出口规模的扩大均具有显著的促进作用;通过进一步比较可以看出，与内陆地区相比，经济刺激计划对沿海地区企业出口规模扩大的促进作用更大。造成这种现象的原因可能是，相较于东部沿海地区，内陆地区经济发展水平较低，同时地方政府兼顾扶贫济困、基础设施建设等多重目标，对经济增长的重视度弱于东部沿海地区（郑新业等，2019），经济刺激计划对内陆地区企业出口的促进作用也就相对较小。此外，与内陆地区相比，东部沿海地区拥有独特的地理条件和先发优势、基础设施相对完善，给予相同程度的经济刺激，沿海地区企业的出口规模会得到更大程度的扩张。

4.基于行业外部融资依赖度差异的分析

上文的研究表明，融资约束的缓解是经济刺激计划促进企业出口规模扩大的重要渠道，在理论上我们进一步推测，经济刺激计划对企业出口的影响还可能与企业所在行业的外部融资依赖度有关，即在外部融资依赖度越高的行业，经濟刺激计划对企业出口的促进作用越大。为了检验这一推测是否成立，我们借鉴Rajan & Zingales（1998）的做法，使用美国数据构造所得的行业外部融资依赖度合并到本文样本中，然后以行业外部融资依赖度的中位数为标准，将总样本划分为高外部融资依赖度行业与低外部融资依赖度行业。表5列（11）—列（12）分别报告了基于高外部融资依赖度行业与低外部融资依赖度行业子样本的估计结果，从中可以看到，交叉项STM×Postplan的估计系数在两列回归中均显著为正，表明经济刺激计划对这两类行业企业出口规模的扩大都产生了显著的促进作用。通过进一步比较还可以看出，在高外部融资依赖度行业子样本的估计中，交叉项STM×Postplan的估计系数更大，即经济刺激计划对高外部融资依赖度行业的企业出口规模的扩大确实产生了更为明显的促进作用，验证了我们的理论预期。

六、进一步讨论：经济刺激计划对出口“质”的影响

以上我们主要考察了经济刺激计划对中国制造业出口规模的影响，即从“量”的角度考察评估经济刺激计划的出口效应，发现经济刺激计划显著促进了企业出口规模的扩大。接下来，将转向考察经济刺激计划对制造业出口“质”的影响，以更深入系统地揭示经济刺激计划的出口效应。

与既有文献的做法类似，这里选取企业出口质量和出口技术复杂度作为企业出口“质”的代理指标。具体地，我们借鉴Khandelwal et al.（2013）的方法测度企业出口质量，记为ExpQualfcpt;对于企业出口技术复杂度（ExpSophfcpt），借鉴盛斌和毛其淋（2017）的方法进行测算。在此基础上，构建如下双重差分模型检验经济刺激计划对企业出口“质”的影响：

其中，QTfcpt表征出口“质”的维度向量，包括企业出口质量（ExpQualfcpt）和企业出口技术复杂度（ExpSophfcpt）。与前文类似，STMc为处理组分组虚拟变量，Postplant为“四万亿”政策实施时间虚拟变量，交叉项STMc×Postplant是我们关注的核心变量，如果其估计参数α显著为正，表明经济刺激计划显著促进了企业出口“质”的升级，反之则表明经济刺激计划不利于企业出口“质”的提升。控制变量向量Xfcpt包括企业资本密集度、企业规模、企业成立年限、企业生产率、国有企业虚拟变量、外资企业虚拟变量、赫芬达尔指数以及城市特征因素（如城市GDP、城市人均GDP、城市年平均工资、城市总人口）。另外，为了更准确地考察经济刺激计划对企业出口“质”的因果效应，还控制了企业固定效应δf、“行业×年份”联合固定效应ρi×λt以及“省份×年份”联合固定效应τp×λt。随机误差项εfcpt在城市层面聚类。

首先，我们利用式（5），从企业出口质量的角度考察经济刺激计划对企业出口“质”的影响，回归结果报告在表6列（1）—列（3）。其中，表6列（1）仅控制企业固定效应和年份估计效应，列（2）在此基础上控制了企业层面的特征因素以及城市特征因素，列（3）则进一步控制了“行业×年份”联合固定效应和“省份×年份”联合固定效应。从表6列（3）完整的估计结果可以看到，交叉项STM×Postplan显著为负，表明在“四万亿”计划实施之后，处理组城市的企业出口质量相对于对照组城市的企业而言出现了明显的下降，这意味着经济刺激计划降低了企业出口质量。如前所述，双重差分估计结果可靠性的一个重要前提是，处理组与对照组的结果变量（即企业出口质量）在政策实施前具有相似的变化趋势，为了增强估计结果的可靠性，接下来进行平行趋势假设检验。我们将平行趋势检验的结果绘制在图5A，可以直观地看出，在“四万亿”计划实施之前，估计系数绝对值较小且均不显著，表现为边际效应线紧靠零轴并且比较平缓，表明这一时期企业出口质量的变化趋势在处理组与对照组城市间没有明显差异，即支持了平行趋势假设。另外还能看出，从政策实施的当年开始，经济刺激计划显著降低了企业出口质量，并且这一效应持续到政策实施后的第3年（即2011年），随后逐步减弱。

接下来，我们从企业出口技术复杂度的角度考察经济刺激计划与企业出口“质”的关系。表6列（4）只控制企业固定效应和年份估计效应，交叉项STM×Postplan的估计系数为负但不显著，初步表明经济刺激计划对企业出口技术复杂度没有明显的影响。列（4）进一步控制了企业层面的特征因素和城市特征因素，交叉项STM×Postplan的估计系数仍然未能通过10%水平的显著性检验。列（5）则在此基础上进一步控制了“行业×年份”联合固定效应和“省份×年份”联合固定效应，核心解释变量STM×Postplan的估计系数为正但不显著，表明在控制了其他影响因素之后，经济刺激计划对企业出口技术复杂度未能产生明显的影响。为了保证以上估计结果的可靠性，我们进行了平行趋势假设检验，并将检验结果绘制在图5B。从中可以直观地看到，在竖虚线的左侧，STM与年度虚拟变量交叉项的估计系数均不显著，这意味着，在“四万亿”计划实施之前，处理组与对照组的企业出口技术复杂度变化趋势并没有明显的差异，这为平行趋势假设的满足提供了证据支持。此外，图5B还显示，在2009年及其后的年份，STM与年度虚拟变量交叉项的估计系数围绕零轴上下波动，也均未能通过常规水平的显著性检验，再次表明经济刺激计划未能明显地影响企业出口技术复杂度。

上述检验得到的重要发现是，经济刺激计划对企业出口“质”的影响与其对企业出口“量”的影响存在显著的差异，具体表现为经济刺激计划未能明显提升企业出口技术复杂度，甚至对企业出口质量产生了一定的抑制作用。这意味着，在面临经济刺激计划时，企业会采取“重数量轻质量”的出口扩张模式，这显然不利于中国企业在国际市场上竞争力的提升和对外贸易的高质量发展。导致这一结果背后可能的原因在于，根据前文研究，经济刺激计划未能促进企业创新和提升生产率，其对企业出口的影响仅体现在出口“量”的扩大上，而对出口的“质”未能产生积极效应。若要有效提升企业出口的“质”，增强企业的研发创新能力和提升企业生产效率是关键。总之，如何在发挥经济刺激计划对企业出口“量”的积极作用的同时，有效提升企业出口的“质”，是兼具现实意义和学术价值的重大问题。

七、总结性评论

受国际金融危机的影响，中国出口贸易在2009年迅猛下降，而后又快速反弹。目前学术界主要关注金融危机对中国出口的负向冲击（裴平等，2009;胡求光和李洪英，2010;陈波和荆然，2013），而极少在微观层面研究这一时期推出的经济刺激计划究竟会如何影响企业出口行为。在中美贸易摩擦和新冠肺炎疫情双重冲击的背景下，深入评估经济刺激计划对企业出口的影响，对于当前“稳外贸”尤其是“稳出口”有着重要的参考和指导意义。本文借助中国政府在国际金融危机爆发后推出的“四万亿”政策，采用双重差分策略系统考察了经济刺激计划对制造业企业出口的影响。本文的研究发现，经济刺激计划显著促进了企业出口规模的扩大，解释了样本期内制造业出口规模变动的37.6%，这一结论在排除了同期政策干扰和处理样本选择性偏差之后依然稳健。

我们对传导机制进行了考察，发现融资约束的缓解是经济刺激计划导致企业出口规模扩大的重要渠道;进一步的分解检验表明，经济刺激计划主要通过集约边际途径促进了企业出口规模的扩大，即经济刺激计划在更大程度上帮助企业承担可变贸易成本。此外，经济刺激计划一方面显著促进了企业出口数量的增长，另一方面则明显降低了企业出口价格，这意味着在经济刺激计划的作用下，企业采取低价策略进入国际市场。进一步的异质性分析发现，经济刺激计划在更大程度上促进了民营企业、非加工贸易企业、沿海地区企业以及高外部融资依赖度企业出口规模的扩大。本文最后从出口“质”的角度进一步探究了经济刺激计划与企业出口的关系，发现经济刺激计划未能明显提升企业出口技术复杂度，甚至对企业出口质量提升产生了一定的抑制作用。导致这一结果的根本原因在于，经济刺激计划并没有促进企业创新和提升生产率，其对企业出口的影响仅体现在出口“量”的扩张上，而对出口“质”的提升未能产生积极效应。

本文以“四万亿”计划的推出为切入点，首次从“量”与“质”的双重视角系统评估了经济刺激计划对中国制造业企业出口的影响，为宏观政策影响微观企业行为提供了经验证据。更为重要的是，本文的研究还具有很强的政策含义。首先，经济刺激计划总体上有效扩大了企业的出口规模，对金融危机后中国制造业出口的快速反弹产生了积极的影响。因此，出台有关经济刺激政策是遭受外部需求冲击或经济下行期“稳出口”的一项重要措施。其次，本文发现经济刺激计划主要通过融资约束缓解渠道促进了企业出口规模的扩大。为了更好地实现“稳外贸”尤其是“稳出口”目标，一方面在金融领域，要推出降准和定向降准、再贷款和再贴现等措施，另一方面在财政政策方面，要通过加大减税降费力度助力企业纾困发展，以此不断减轻企业税务负担、缓解企业融资约束。上述措施对于民营企业而言尤为重要，长期以来，中国民营企业普遍存在融资难问题，面临较高的融资约束，出台相关刺激政策并对这类企业给予适当倾斜，对其出口规模扩大无疑具有重要的意义。最后，本文研究的另一个重要发现是，经济刺激计划虽然显著促进了企业出口“量”的扩张，但是对企业出口“质”的提升未能产生积极的影响。这意味着在面对经济刺激计划时，企业采取的是“重数量轻质量”的出口扩张模式，这显然不利于中国企业在国际市场上竞争力的提升和对外贸易的高质量发展。因此，中国政府在制定经济刺激政策时，还应当注重企业研发能力与生产效率的提升，在发挥经济刺激计划推动出口“量”的增长的同时，不断提升企业出口的“质”。

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（責任编辑：奚萌）