贸易便利化、企业规模异质与企业出口行为

张 凤,邓倩倩,王 蕾

(青岛理工大学 商学院，山东 青岛 266525)

贸易便利化是中国深化对外开放、实施自贸区战略的先行举措，党的十九大报告也明确指出要“实行高水平的贸易和投资自由化便利化政策”。企业是贸易便利化改革主体之一，异质性企业贸易理论认为企业异质性体现为生产率差异，而“生产率悖论”的存在，使得企业规模的差异在某种程度上或许更能衡量企业异质性[1]。Felipe等采用LPI衡量贸易便利化，认为中亚国家贸易便利化改革能显著提高贸易流量[2]；孔庆峰、陈继勇等对“一带一路”国家的研究也均得到了类似结论[3-4]。汪戎和李波发现贸易便利化改革可以促进出口多样化[5]；高越等发现双边贸易便利化对扩展边际和数量边际均有显著正影响，但对价格边际影响显著为负[6]。除此之外，还有学者研究了贸易便利化对出口技术复杂度[7]、出口返回增加值的显著正向影响[8]。另外，异质性企业贸易理论认为企业异质性体现为企业生产率的差异，但张文魁认为企业规模的差异在某种程度上或许更能衡量企业异质性[1]。马相东、杨丽花和钟玲玲等研究发现企业规模对我国企业出口增长有显著正影响[9-10]；Melitz和Trefler也认为，企业规模越大，其从事技术创新活动的能力越强，进而其出口能力也越强[11]；张楠和吴先明却认为，外来者劣势增加了出口企业在海外市场的生存风险，企业规模越大承受的外来者劣势越大，其在海外市场的动态适应能力也更弱[12]。已有研究均证实了贸易便利化、企业规模对出口的重要影响，却鲜少对贸易便利化影响企业出口行为的内在机制进行分析，结合企业规模进行影响分析的更还未见。本文将首先结合企业规模异质性分析贸易便利化对企业出口行为影响的微观机制，其次，基于2008—2013年中国海关和工业企业匹配数据分析贸易便利化对企业出口行为(进入、退出)的影响，进而基于企业规模异质进行扩展分析，最后，利用K-M分析法分析贸易便利化和企业出口生存之间的关系。

一、理论机制分析

借鉴Roberts和Tybout[13]、毛其淋和盛斌等[14]建构的模型，假定企业追求利润最大化，在单期情形下，引入贸易政策变量的企业的出口利润为：

(1)

(2)

其中，Vit(·)表示企业i在t期最大化的期望回报净现值，ρ表示贴现率。对式(2)的求解最优化一阶条件，可得当如下条件得到满足时，企业i在第t期将选择进入出口市场：

(3)

上式意味着，只有当企业的出口期望回报净现值大于其出口参与所需的沉没成本时，企业才会选择出口。根据式(3)，我们把企业的出口参与决策表示为如下动态离散选择方程：

(4)

其中，

(5)

接下来分析贸易便利化对企业出口进入的影响。首先，贸易便利化的直接结果，一是可以通过海关手续和程序简化、贸易法规完善等降低贸易成本；二是会导致更激烈的市场竞争，这会促使本国企业进行研发创新及改进生产组织方式，提高企业生产率。由此我们可知∂φ/∂fcent<0，由于出口期望回报净现值Пit(·)与企业生产率φ正相关(即∂Пit(·)/∂φ>0)，据此得到∂Пit(·)/∂fcent<0。进一步结合式(4)，可得：∂Prob(Iit=1)/∂fcent<0；另外，随着出口固定成本的降低，会有更多的企业克服出口固定成本，使出口可能性增大，而这也会导致∂Prob(Iit=1)/∂fcent<0。

其次，贸易便利化改革会使企业进口中间品价格下降，从国外获得更多元化和优质的中间投入要素，进而带来企业生产成本的降低和生产率的提升。一方面，由于TF使企业进口价格下降，直接降低了企业的生产成本，即∂cit(·)/∂fcent>0，于是企业利润获得提升，更多的企业可以参与出口。根据式(1)可知∂πit(·)/∂fcent<0，进而有∂Пit(·)/∂fcent<0，结合式(4)方程可得到：∂Prob(Iit=1)/∂fcent<0。另一方面，以往研究发现，进口中间品种类的增加可以提高企业生产率[22-23]；根据以上分析可以得到∂φ/∂fcent<0，与贸易便利化会促进企业进入出口市场，即∂Prob(Iit=1)/∂fcent<0。基于此，提出如下理论假说。

假说1：贸易便利化引致的竞争效应和出口固定成本的降低会促进企业进入出口市场；贸易便利化引致的进口中间品价格下降,以及从国外获得更多元化和优质的中间投入要素，会带来企业生产成本的降低和生产率的提升进而促进企业进入出口市场。

贸易便利化对企业的出口退出会有怎样的影响？从式(2)可知，如果满足下述条件，企业i将选择退出出口市场；

(6)

式(6)意味着当企业的出口期望损失的现值超过退出出口市场的固定成本时，企业将理性地选择退出出口市场，即Dit=1。根据式(6)，我们把企业退出出口市场决策表示为如下动态离散选择过程：

(7)

与企业参与出口的决策分析类似，贸易便利化引致的竞争效应将有利于促进企业生产率的提高(即∂φ/∂fcext<0)，由于出口期望回报净现值Пit(·)与企业生产率φ正相关，据此有∂Пit(·)/∂fcext<0。结合动态离散选择方程式(7)，可以进一步得到∂Prob(Dit=1)/∂fcext>0，即贸易便利化将抑制企业从出口市场退出。

另外，与前述相似，一方面，贸易便利化直接降低了企业的生产成本,即∂cit(·)/∂fcext>0，会导致出口期望回报净现值上升，即∂Пit(·)/∂fcext<0，结合动态离散选择方程式(7)，不难得到∂Prob(Dit=1)/∂fcext>0；另一方面，贸易便利化还能使企业从国外获得更多高质量且多元化的中间投入，有利于企业提高生产率水平，即∂φ/∂fcext<0，由于Пit(·)与φ正相关，所以有∂Пit(·)/∂fcext<0，结合式(7)也能进一步得到∂Prob(Dit=1)/∂fcext>0。由此得到以下待检验假说。

假说2：贸易便利化引致的竞争效应、生产成本节约效应以及多元化优质要素获得效应将抑制企业从出口市场中退出。

除此之外，不同规模企业在生产效率、创新能力、融资能力等方面不同，其在国际市场上所面临的外来者劣势和动态调整适应能力也有较大差异。相对大企业，中小企业一般生产率更低，融资能力更弱，更不容易进入海外市场，即使进入海外市场，所面临的竞争压力会更大；另一方面，中小企业外来者劣势和动态调整适应能力更大，使得其在海外市场的生存又有一定的优势[18]。因此，贸易便利化改革带来的出口生产率门槛降低，会让具有生产率劣势和融资约束的中小企业有更大可能性进入海外市场，但进入海外市场后，其是否能凭借更强的动态调整适应能力或经受更强的竞争而不退出市场则是不确定的。鉴于此，我们获得如下理论假说。

假说3：贸易便利化更有利于中小规模企业进入海外市场，但其对不同规模企业退出出口市场的影响则是不确定的。

二、贸易便利化水平的测算

本文借鉴Wilson等[15]的研究，选取港口效率、海关环境、监管环境和电子商务4个一级指标及10个二级指标测算贸易便利化(见表1)。贸易便利化指标数据来源于《全球竞争力报告》(GCR)以及《全球贸易促进报告》(GETR)。另外，由于中国以及目的国的贸易便利化水平均可能会对我国出口企业产生影响[6]，在构建贸易便利化体系时，采用中国与目的国贸易便利化指标的平均水平，且使用标准化处理方法消除指标量纲影响。

表1 贸易便利化测度体系指标构成

三、模型设定与变量选取

本文借鉴毛其淋和盛斌的实证方法[14]，采用二值面板选择模型Probit模型对贸易便利化、企业规模异质与企业出口行为的关系进行回归分析。

(一)计量模型

1.出口市场进入模型。被解释变量ENTRYijt为虚拟变量，定义为当企业i在t-1时期对市场j的出口额为0，而在t时期大于0时，取值为1；若相邻两个时期出口额均为0，取值为0。具体公式如下：

(8)

借助Probit模型可设定如下市场进入回归方程：

(9)

其中，核心解释变量TFIijt为t时期中国和目的国j贸易便利化的平均水平；GDPjt为t时期目的国j的经济规模；DISTij为中国与目的国j首都间距离；LANDj表示目的国j是否为内陆国家；FTAijt表示t时期目的国j是否与中国签订自由贸易协定；TFPit为企业t时期的生产KLit率；KLit为企业t时期的资本密集度；SOEij和FOEij为区分出口企业性质的虚拟变量，分别表示是否为国有企业、是否为外资企业；μt为时间固定效应；εijt为随机扰动项。

2.出口市场退出模型。企业退出市场的被解释变量EXITijt也为虚拟变量，定义为倘若在t-1时期企业i对市场j的出口额大于0，而在t时期对市场j的出口额为0，则该变量就取值为1；当企业i在t-1和t时期对市场j的出口额均大于0时，该变量即取值为0。具体式如下：

(10)

借助Probit模型可设定如下市场退出回归方程：

(11)

其中，各变量的含义与式(2)一致，此处不再赘述。

(二)变量说明与数据来源

TFIijt为中国和目的国j贸易便利化的平均水平，我们预期其对出口市场进入影响为正，对出口市场退出的影响为负，数据来源于前文测算结果；GDPjt代表出口目的国的经济规模，数据来源于世界银行WDI数据库；DISTij为中国与目的国按地理坐标计算的首都间距离，数据来源于CEPII中的Geography数据库；LANDj代表目的国是否为内陆国家，若是，则该变量取值为1，否则为0，数据也来自CEPII中的Geography数据库；FTAijt为目的国是否与中国签订自由贸易协定虚拟变量，若与中国签署的自由贸易协定生效则取值为1，否则为0，数据来源于中国自由贸易区服务网；TFPit代表企业生产率，用OLS估计的全要素生产率表示，数据来源于中国工业企业数据库；KLit为企业资本密集度，采用企业固定资产与企业员工数量的比值表示，企业固定资产和员工数量来源于中国工业企业数据库；SOEij为是否国有企业虚拟变量，FOEij为是否外资企业虚拟变量，若是，则取为1，否则取为0，数据来源皆为中国工业企业数据库。

(三)数据描述

限于贸易便利化数据的可获得性，本文所选的基础数据为2008—2013年中国海关数据库和工业企业数据库的匹配数据，共包括94 886家企业、95个国家和地区，样本总量为1 933 310。

四、贸易便利化与企业出口行为关系分析

(一)贸易便利化与企业出口市场进入、退出行为

1.贸易便利化综合指标的影响分析。贸易便利化综合指标对企业出口市场进入和退出的回归结果见表2。从表2可知，首先，贸易便利化对企业出口市场进入影响显著为正，对出口市场退出影响显著为负，且贸易便利化总体水平每提高1%，企业出口进入和退出的概率分别提高9.2%、降低14.2%。这说明，贸易便利化对出口市场退出的阻碍作用大于对出口市场进入的促进作用。其次，从控制变量来看，目的国GDP、FTA虚拟变量、企业生产率会促进新市场进入、阻碍现有市场退出，这说明目的国经济规模、签署FTA以及促进企业生产率提高对企业开拓新市场、促进出口稳定增长具有积极意义；首都间距离、内陆国家虚拟变量、国有企业虚拟变量会减少新市场进入、增加现有市场退出，这说明与以往研究类似，目的国距离、目的国为内陆国家以及本国出口企业为国企对市场多元化战略不利；外资企业虚拟变量对进入和退出均有显著正影响，这说明外资企业在进入、退出市场时行为更加灵活，在开拓新出口市场的同时也更倾向于退出盈利不足的出口市场。

表2 贸易便利化综合指标对企业市场选择的Probit回归

2.贸易便利化一级指标的影响分析。贸易便利化各一级指标对企业出口市场进入、退出的回归结果见表3。由表3可知，港口效率、海关环境、监管环境以及电子商务对企业出口市场进入影响均显著为正，而对企业出口市场退出影响显著为负，当这四个一级指标分别提高1%时，将分别使中国企业进入新市场的概率增加1.7%、5.1%、9.8%和13%，使企业退出现有出口市场的概率分别降低8%、7.4%、9.5%和12.7%。对比贸易便利化各一级指标可得，电子商务对企业出口市场进入和退出的影响均为最大，监管环境次之。

表3 贸易便利化一级指标对企业出口市场选择的Probit回归

3.基于计量方法的稳健性检验。本文选择Logit模型再次分别对出口市场进入和退出模型进行回归，结果稳健(1)因篇幅所限，文中未给出回归结果，读者若有需要可向作者索取。。具体不再赘述。

(二)贸易便利化与企业进入、退出市场行为：基于企业规模异质性的扩展分析

将出口企业划分为大、中、小三类(2)按照员工数量划分企业规模，具体来讲，根据员工数量对企业进行升序排列，位于25%以下的企业为小型企业，位于25%-75%之间的企业为中型企业，位于75%以上的企业为大型企业。，分别构造不同规模企业的虚拟变量，分析其与贸易便利化综合指标和一级指标的交互性影响，回归结果见表5(3)限于篇幅，控制变量回归结果未列出，如有需要可向作者索取。，其中，1nTFI(u)、1nTFI(m)、1nTFI(s)分别代表贸易便利化综合指标及一级指标和大、中、小型企业虚拟变量的交互项。

由表5可知，对贸易便利化总指标而言，首先，大型企业虚拟变量与贸易便利化综合指标的交互项对出口市场进入的影响不显著，对出口市场退出的影响显著为负；其次，中、小型企业虚拟变量与贸易便利化指标的交互项在出口市场进入回归中均显著为正，在出口市场退出回归中均显著为负。最后，将各交互项回归结果的边际效应对比可知，贸易便利化对小、中型企业开辟新出口市场的促进作用最大，分别达到13.9%和11%，但对大型企业的作用不明显；而对中型企业退出出口市场的阻碍作用最强，达到15.6%，而后依次是小型、大型企业，分别达到13%、12.7%。

对贸易便利化一级指标而言，首先，大型企业虚拟变量与港口效率的交互项在出口市场进入模型中显著为负，在出口市场退出模型中为负却不显著；中、小型企业虚拟变量与港口效率的交互项在出口市场进入模型中显著为正，在出口市场退出模型中显著为负；其次，海关环境、监管环境和电子商务对各种规模企业的出口市场进入均具有显著正影响，对出口市场退出均具有显著负影响；最后，对比边际效应可知，大型企业进入新出口市场受港口效率影响最大，达到-11.1%，而其退出出口市场受电子商务影响最大，达到-11.3%；电子商务对中、小型企业出口市场进入和退出的影响均最大，对进入的影响分别达到14.5%、17.8%，对退出的影响分别达到-14.3%、-11%。说明国家在选择实施不同贸易便利化政策时应根据不同政策目标作出选择。

(三)贸易便利化与企业出口生存关系分析

除了企业进入、退出市场行为外，企业出口生存期问题也是反映企业出口行为的另一个重要方面[16]。为了考察贸易便利化与企业出口生存之间关系，本文使用K—M生存分析法，尝试对二者关系进行分析。其次，借鉴段文奇等采用的方法[17]，通过贸易便利化的中位数对贸易便利化高低水平进行分类，即把低于贸易便利化中位数的企业标记为低贸易便利化水平组，高于贸易便利化中位数的企业标记为高贸易便利化水平组。最后，使用 K—M生存分析法分析贸易便利化与企业出口生存期之间的关系，如图1所示。由图1可知，高贸易便利化水平组的企业生存率曲线在低贸易便利化水平组之上，即高贸易便利化水平的生存率大于低贸易便利化的，并且随着企业出口生存时间的延长，两个企业的生存率呈下降趋势。由上述分析可知，我们可以断定贸易便利化提升有助于延长企业出口生存期。

图1 贸易便利化高低水平的生存曲线

五、结论与建议

本文结合企业规模异质性，分析了贸易便利化对企业出口行为的影响，具体结论为：贸易便利化有利于出口市场的进入，且分指标中的电子商务水平的促进作用最大；贸易便利化仅能提高中、小企业尤其是小企业的出口市场进入，但对不同规模企业出口退出影响一致为负；贸易便利化与企业出口生存期呈正向关系；目的国GDP、FTA虚拟变量、企业生产率会促进新市场进入，阻碍现有市场退出；首都间距离、内陆国家虚拟变量、国有企业虚拟变量会减少新市场进入、增加现有市场退出；外资企业虚拟变量对进入和退出均有显著正影响；贸易便利化与企业出口生存期呈正向关系。由以上结论提出三个政策建议：

第一，各国应该以积极主动的态度推进与他国贸易投资便利化的谈判进程，支持多边贸易体制，促进自由贸易区建设，加强区域经济组织合作，促使政府出台更多的互惠政策，消除贸易障碍，降低贸易成本。

第二，发挥跨境电商的优势，实现网络营销，打造全国统一的监管信息化平台，创新开展直购和网购保税进出口监管模式，实现秒级通关和全程信息化监管，形成海关“包容、审慎、创新、协同”的跨境电商监管理念。

第三，鼓励中小企业进行自主技术创新、加大研发投入力度，推动政策性金融机构加大对中小企业的融资支持力度，提高企业生产率，优化出口贸易的技术结构。

表4 贸易便利化一级指标对不同规模企业出口市场选择的Probit回归