林常青 許和連

(1．湖南工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院，湖南 株洲 412007；2．湖南大學(xué) 經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長沙 410079)

出口經(jīng)驗對出口市場擴張的影響研究
——基于出口持續(xù)時間視角

林常青1，2許和連2

(1．湖南工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院，湖南 株洲 412007；2．湖南大學(xué) 經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長沙 410079)

本文采用UN-COMTRADE數(shù)據(jù)庫中2000～2014年中國HS6分位的微觀產(chǎn)品數(shù)據(jù)對出口市場擴張的路徑依賴進行驗證，研究結(jié)論顯示，無論是采用平均出口持續(xù)時間，還是采用平均出口貿(mào)易額來衡量出口經(jīng)驗，其都顯著促進了出口市場擴張；其次，出口市場擴張的路徑依賴也很明顯，老產(chǎn)品更傾向于出口到與老出口市場地理鄰近、文化類似以及人均GDP差距較小的新市場。另外，出口經(jīng)驗對出口市場擴張的動態(tài)效應(yīng)體現(xiàn)為一年左右的時滯，在一年之后，其促進作用會隨著時間的推移呈現(xiàn)遞減的趨勢。

出口經(jīng)驗；出口市場擴張；出口持續(xù)時間；路徑依賴

一、引言

自2001年我國加入WTO以來，低附加值的勞動密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)出口優(yōu)勢以及出口導(dǎo)向型政策的驅(qū)動使出口貿(mào)易額逐年攀升。從國家商務(wù)部網(wǎng)站獲悉，2015年在國際市場不景氣、世界貿(mào)易大幅度下滑的背景下，中國貨物貿(mào)易進出口總額和出口額仍然穩(wěn)居世界第一，國際市場份額進一步擴大，對外開放仍為我國經(jīng)濟增長和綜合實力提升提供重要支撐。但是，也從另一方面反映了中國過度依賴出口的經(jīng)濟發(fā)展模式。從出口目的市場來看，中國出口尤其依賴歐美日等大國市場。例如，2015年中國對美國出口的貿(mào)易總額達(dá)到4095.38億美元，占中國當(dāng)年出口總額的18%，同比增長3.4%。同年，中國對歐美日市場的出口比重占到41.7%，出口市場的集中往往會導(dǎo)致貿(mào)易條件惡化、收入不穩(wěn)定，同時還可能出現(xiàn)貧困化增長現(xiàn)象。因此，促進出口市場多元化非常必要。現(xiàn)有國內(nèi)外相關(guān)研究文獻已經(jīng)很好地詮釋了出口市場多元化的重要性，Herzer 和Nowak-Lehnmann指出，出口市場多元化一方面能增強一國經(jīng)濟抵抗外部沖擊的能力，另一方面還能改善貿(mào)易條件[1]。這兩點在現(xiàn)今中國的經(jīng)濟環(huán)境下顯得尤為重要，首先，近年來在中國出口市場排名第一的美國于2008年爆發(fā)了金融危機，排名第二的歐盟市場則經(jīng)歷了歐債危機，現(xiàn)仍處于不穩(wěn)定性和不確定性并存的后危機環(huán)境之中，這對中國經(jīng)濟帶來的外部沖擊無疑是巨大的，將影響中國出口的平穩(wěn)增長。其次，根據(jù)世貿(mào)組織發(fā)布的公告，2015年中國仍然是世界排名第一的出口大國，我國出口貿(mào)易條件很容易受出口市場集中的影響而惡化。盡管出口市場多元化的意義重大，但事實上出口市場多元化對中國出口增長的貢獻非常有限，據(jù)Wang和Zhao的統(tǒng)計，2010年中國出口總額達(dá)到17710億美元，相當(dāng)于1995年的7.68倍，但占到總體86.8%的出口增長來自于1995年已存在的貿(mào)易關(guān)系，新貿(mào)易關(guān)系的出口僅占總體的13.2%[2]。這一方面說明對于中國而言出口市場多元化的貢獻空間還非常大，另一方面也體現(xiàn)了我國出口市場多元化推動的迫切性。為了保證我國出口市場多元化策略實施的針對性，有必要對微觀產(chǎn)品層面出口市場擴張的路徑依賴特征進行考察，出口成本內(nèi)生化后，出口經(jīng)驗被認(rèn)為是出口市場擴張的重要影響因素，因此，本文從出口經(jīng)驗對出口市場擴張的影響角度出發(fā)，旨在驗證我國出口經(jīng)驗促進出口市場擴張的事實依據(jù)、出口市場擴張的路徑依賴特征及其動態(tài)效應(yīng)。

本文余下部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分將對與本文相關(guān)的文獻進行回顧和評述；第三部分將對潛在出口市場擴張、平均出口持續(xù)時間以及平均出口貿(mào)易額等特征事實進行描述；第四部分構(gòu)建模型并利用2000～2014年HS6分位數(shù)據(jù)驗證出口經(jīng)驗對出口市場擴張的影響、動態(tài)效應(yīng)以及穩(wěn)健性檢驗；最后是本文的結(jié)論與政策啟示。

二、文獻綜述

與本文主題相關(guān)的研究文獻主要從以下兩個角度展開：一類是將市場進入成本假定為外生變量后考察出口市場擴張的影響因素，例如Roberts 和Tybout、Baldwin 和 Harrigan、Eaton等的研究，他們將異質(zhì)企業(yè)自身的生產(chǎn)率假定為不隨時間發(fā)生變化，出口市場選擇成本僅由企業(yè)出口目的市場的異質(zhì)性來決定[3][4][5]。Roberts 和Tybout指出，構(gòu)成出口市場擴張最大的障礙便是出口固定成本，例如為出口市場進行包裝的成本、學(xué)習(xí)海關(guān)程序的成本、掌握消費者偏好成本等[3]。在出口固定成本存在的前提下，最早關(guān)于出口市場擴張的文獻幾乎都不約而同地論證了企業(yè)會根據(jù)自身的特征選擇進入自身生產(chǎn)率能達(dá)到出口市場門檻值的所有市場，而不會出口到低于該門檻值的出口目的市場。但在后來的研究中發(fā)現(xiàn)，許多企業(yè)并不完全遵循這一規(guī)律，有些企業(yè)并不會出口到所有能達(dá)到門檻值的出口市場，也可能出口到一些暫時達(dá)不到門檻值的目的市場，這一現(xiàn)象促使學(xué)者們開始改變假定對出口市場擴張問題進一步展開研究。

另一類文獻是在出口成本內(nèi)生化的前提下研究出口市場擴張的影響因素。Wang 和Zhao指出，事實上，如果出口成本是沉沒成本，且能在地理鄰近和文化鄰近的國家間共同分擔(dān)，那么企業(yè)出口的市場選擇將受到以往在類似市場出口經(jīng)驗的影響[2]。因此，出口成本不應(yīng)該認(rèn)定為外生的，而是內(nèi)生的。出口經(jīng)驗將通過以下三種渠道促進出口市場擴張：第一，出口經(jīng)驗將促進沉沒成本在不同目的市場間分擔(dān)，例如語言培訓(xùn)和規(guī)則學(xué)習(xí)的人力資源投資成本，出口市場間越相似，企業(yè)平均的沉沒成本將更有可能減少[6](P3-6)；第二，國際網(wǎng)絡(luò)的建立對出口市場的選擇也非常重要，出口經(jīng)驗將有助于出口商減少搜尋成本[7]；第三，出口商還可以通過出口經(jīng)驗預(yù)測不可知的需求，盡可能地減少不確定性的發(fā)生[8](P74-76)。Fabling 等、lvarez 等、Lawless、陳勇兵等的研究則開始從企業(yè)—產(chǎn)品—目的地或產(chǎn)品—目的地的角度關(guān)注以往貿(mào)易關(guān)系和新貿(mào)易關(guān)系市場進入成本的聯(lián)系，即以往貿(mào)易關(guān)系的出口經(jīng)驗對新貿(mào)易關(guān)系市場進入成本的影響，這些是較早通過內(nèi)生沉沒成本理論模型探討出口市場選擇的研究文獻[9][10][11][12]。

但使用中國微觀層面數(shù)據(jù)探討出口經(jīng)驗對出口市場擴張影響的文獻較少。Wang和Zhao基于CEPII BACI數(shù)據(jù)庫中中國1998～2010年HS6位產(chǎn)品層面的出口數(shù)據(jù)，研究了出口經(jīng)驗對中國產(chǎn)品出口的影響，結(jié)果表明產(chǎn)品以往的出口經(jīng)驗?zāi)茱@著促進產(chǎn)品進入與老出口市場地理鄰近或文化相似的新出口市場，且出口經(jīng)驗的這種正向效應(yīng)主要表現(xiàn)在已經(jīng)出口的產(chǎn)品、成功出口的產(chǎn)品和出口至同一市場的同一HS4位產(chǎn)品內(nèi)部[2]。陳勇兵等基于拓展的Melitz異質(zhì)企業(yè)貿(mào)易模型，利用2000～2006年中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫企業(yè)-出口市場層面的出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，從地理和文化兩個維度定義出口市場之間的相似性以構(gòu)建出口經(jīng)驗指標(biāo)，在此基礎(chǔ)上開創(chuàng)性地利用多項選擇條件Logit模型重點考察和比較了企業(yè)與新出口市場地理鄰近或文化相似的老市場出口的經(jīng)驗對其進入該新出口市場的影響，結(jié)果表明，出口經(jīng)驗對企業(yè)開拓新出口市場有顯著正效應(yīng)，企業(yè)傾向于選擇與老出口市場地理鄰近或文化相似的新出口市場建立貿(mào)易關(guān)系，即企業(yè)出口市場擴張存在明顯的路徑依賴[12]。綦建紅和馮曉潔利用2000～2011年中國海關(guān)HS6分位產(chǎn)品數(shù)據(jù)也得到了企業(yè)傾向選擇那些與其之前出口市場地理相近、文化相似、經(jīng)濟發(fā)展水平相似的國家作為新進入市場的結(jié)論[13]。

現(xiàn)有研究通過不同國家不同層面的數(shù)據(jù)以及不同的方法證明了出口經(jīng)驗對出口市場擴張的促進作用，本文與現(xiàn)有文獻的主要區(qū)別體現(xiàn)在：第一，本文采用平均出口持續(xù)時間和平均出口貿(mào)易額作為基礎(chǔ)測量出口經(jīng)驗，并對出口市場擴張路徑進行探討。出口持續(xù)時間的概念最早由Besede?和Prusa提出，它是對出口經(jīng)驗測量的一種重要維度[14]。陳勇兵等以及林常青的研究都對出口持續(xù)時間變量進行過考察[15][16]，但陳勇兵等的研究僅關(guān)注了出口持續(xù)時間對新市場開拓的影響，并未對其出口市場擴張路徑進行考察[15]。因此，本文在對出口經(jīng)驗的測量過程中，采用更為細(xì)化的地理鄰近性、文化鄰近性以及人均GDP鄰近性分別進行加權(quán)計算，使出口經(jīng)驗的測量更加科學(xué)合理，也使其擴張路徑依賴結(jié)果更加明確。第二，以往衡量文化相似性的指標(biāo)多用到是否使用共同語言、殖民歷史、法律體系等，例如綦建紅和馮曉潔的研究采用是否使用共同官方語言進行測算[13]，Defever 等使用是否具有共同語言和相似的殖民歷史來測量文化近似度[7]。本文則采用霍夫斯泰德文化維度(Hofstede’s cultural dimensions)測算公式對兩國之間的文化距離進行精確測量，其次再對出口經(jīng)驗進行加權(quán)計算，這是對文化相似性測量方法的一種改進。第三，本文第一次采用微觀產(chǎn)品數(shù)據(jù)考察了出口經(jīng)驗對出口市場擴張的動態(tài)效應(yīng)，這有助于更為準(zhǔn)確地把握出口經(jīng)驗對出口市場擴張的促進作用。

三、特征事實描述

(一)數(shù)據(jù)來源以及處理說明

本文采用UN-COMTRADE網(wǎng)站提供的1996～2014年中國對所有國家出口的HS6分位貿(mào)易數(shù)據(jù)。地理距離、文化距離以及人均GDP數(shù)據(jù)的可得性不同，因此采用不同變量加權(quán)所涉及國家也不同。東盟成員國分類標(biāo)準(zhǔn)參考中國東盟自由貿(mào)易區(qū)官方網(wǎng)站中的分類數(shù)據(jù)。出口目的國的GDP、人均GDP、營商環(huán)境數(shù)據(jù)、出口目的國對美元匯率的變動率均來自于世界銀行的官方網(wǎng)站數(shù)據(jù)庫，出口國和目的國之間的地理距離和是否有共同語言等引力變量數(shù)據(jù)來自于CEP-II數(shù)據(jù)庫。文化維度的分值來源于霍夫斯泰德網(wǎng)站，該網(wǎng)站上共有102個國家或地區(qū)的文化四維度分值，鑒于本文不研究對中國臺灣和中國香港地區(qū)的出口問題，因此僅使用了除中國之外99個國家的文化維度數(shù)值。中間產(chǎn)品的分類參照Ando 和 Kimura的方法進行區(qū)分[17](P206-207)。

文章中有兩個數(shù)據(jù)處理問題需要說明：第一，數(shù)據(jù)刪失問題。本文關(guān)于持續(xù)時間的計算選擇不進行數(shù)據(jù)刪失，因為經(jīng)過統(tǒng)計分析后發(fā)現(xiàn)，左刪失之前和之后得到的所有持續(xù)時間段持續(xù)時間的中位數(shù)并沒有變化，同時考慮到左刪失將會刪除45%左右的產(chǎn)品國家對，這將影響平均持續(xù)時間和平均貿(mào)易額的測度，從而影響估計結(jié)果的準(zhǔn)確性，因此本文選擇不刪失數(shù)據(jù)。第二，多持續(xù)時間段的問題。本文參考Besede? 和 Prusa的做法，選擇多個持續(xù)時間段的數(shù)據(jù)進行估計[18]。

(二)中國潛在的出口市場擴張的分解

首先，對出口市場擴張進行界定。根據(jù)黃先海和周俊子的定義，廣義的市場擴張應(yīng)包括新產(chǎn)品到新市場和老產(chǎn)品到新市場的出口[19]，但本文需對老產(chǎn)品前一期的平均出口持續(xù)時間與平均出口貿(mào)易額進行計算，因而將出口市場擴張僅定義為過去出口過的老產(chǎn)品進入新市場的情況，并沒有包括新產(chǎn)品進入新市場的情況。其次，進一步地將1996～1999年4年中曾經(jīng)出口過的產(chǎn)品定義為基礎(chǔ)產(chǎn)品，即老產(chǎn)品。這部分的數(shù)據(jù)具體包括226個國家、5084種HS6分位產(chǎn)品層面的出口數(shù)據(jù)。一個貿(mào)易關(guān)系對應(yīng)一個產(chǎn)品—國家對，一個產(chǎn)品—國家對從1996年開始到t-1年為止都沒有出口過的貿(mào)易關(guān)系，這對t年來說就是一個潛在的出口市場擴張：如果t年實現(xiàn)了出口，那么這個貿(mào)易關(guān)系定義為t年實現(xiàn)的出口市場擴張；如果t年也未出口，那么稱為t年未實現(xiàn)的出口市場擴張。根據(jù)以上定義對2000～2014年HS6分位數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計后得到的結(jié)果如表1所示。首先，2000～2014年實現(xiàn)的出口市場擴張數(shù)量平均占比僅為3.22%，未實現(xiàn)的出口市場擴張數(shù)量平均占比達(dá)到96.78%，這說明我國微觀產(chǎn)品出口市場擴張的實現(xiàn)空間非常大。其次，我們觀察到從2000～2014年的發(fā)展趨勢來看，實現(xiàn)的出口市場擴張數(shù)占比還有下降的趨勢。

表1 中國2000～2014年潛在的出口市場擴張情況的分類統(tǒng)計

(三)平均出口持續(xù)時間和平均出口貿(mào)易額的特征

出口持續(xù)時間的概念是指產(chǎn)品從進入某國市場到退出該市場中間無間隔所經(jīng)歷的時間，基于該概念計算出來的平均出口持續(xù)時間不僅測量了當(dāng)期的出口經(jīng)驗，還將出口持續(xù)期內(nèi)的出口經(jīng)驗都進行了測算，因此能更好地衡量出口經(jīng)驗，鑒于此，本文將主要采用平均出口持續(xù)時間來測量出口經(jīng)驗。而基于出口貿(mào)易額計算出來的平均出口貿(mào)易額僅測算了當(dāng)期的出口貿(mào)易額，從而對出口經(jīng)驗的測量不如平均出口持續(xù)時間準(zhǔn)確，因此僅將其作為描述性比較分析和穩(wěn)健性檢驗的工具。

本文主要采用出口持續(xù)時間來測量出口經(jīng)驗，但是每種產(chǎn)品的出口經(jīng)驗并不限于某一個國家的出口經(jīng)驗，因此計算老產(chǎn)品在每年對其他所有出口過國家的平均出口持續(xù)時間非常重要。平均出口持續(xù)時間的計算有兩種方式：第一種是將K產(chǎn)品當(dāng)年出口過的目的國市場的出口經(jīng)驗進行簡單平均計算；第二種將考慮K產(chǎn)品當(dāng)年出口過的目的國市場與潛在目的國市場之間的鄰近性，從而將不同鄰近性的出口經(jīng)驗進行加權(quán)處理，最終計算出平均出口持續(xù)時間。很顯然，第二種計算方式更為準(zhǔn)確，因此本文參考Rakhman的做法，分別從地理鄰近性、文化鄰近性以及人均GDP鄰近性的角度對k產(chǎn)品當(dāng)年出口過的目的國市場的出口經(jīng)驗進行加權(quán)，從而計算得到平均出口持續(xù)時間[20](P34-37)。具體計算公式為：

(1)

其中，i表示所有可能的目的國市場，n為潛在目的國市場，k表示產(chǎn)品， t表示年份，DUnkt為根據(jù)地理鄰近性、文化鄰近性和人均GDP鄰近性加權(quán)的平均出口持續(xù)時間，w為權(quán)重，Dikt為k產(chǎn)品在t年出口到目的國市場i的持續(xù)時間。

按照現(xiàn)有文獻，出口經(jīng)驗國與潛在出口國之間地理、文化和經(jīng)濟發(fā)展水平的鄰近性對產(chǎn)品進入新市場有正向影響，即兩國之間地理距離、文化距離、經(jīng)濟發(fā)展水平差距越小，出口經(jīng)驗的加權(quán)權(quán)重應(yīng)越大。于是相應(yīng)選取dnikt、cdnikt和pnikt作為權(quán)重，依次表示 t年已出口過的目的國市場i與潛在出口國市場n之間的地理距離的倒數(shù)、文化距離的倒數(shù)以及人均GDP差異的倒數(shù)。

加權(quán)的平均出口貿(mào)易額的計算方法和平均出口持續(xù)時間基本一致，唯一不同的是將式(1)分子中的t年k產(chǎn)品出口到目的國市場i的持續(xù)時間替換成t年k產(chǎn)品出口到目的國市場i的出口額。

關(guān)于文化距離的測算，Kogut和Singh第一次使用霍夫斯泰德文化四維度法來測量文化距離[21]，即權(quán)力距離、個人/集體主義、男性/女性主義、不確定規(guī)避，具體的文化距離公式為：

(2)

其中，Iki表示已出口國i的第k個文化維度指標(biāo)值，Ikj表示新的出口目的國j的第k個文化維度指標(biāo)值，Vk表示第k個文化維度指標(biāo)值的方差。式(2)是目前文化距離計算公式中使用頻率最高的公式，因此本文也沿用該公式來對已出口國與新目的國之間的文化距離進行測算。表2為按照地理、文化、經(jīng)濟發(fā)展水平鄰近性加權(quán)的平均出口持續(xù)時間與平均出口貿(mào)易額的計算結(jié)果。

表2 加權(quán)的平均出口持續(xù)時間與平均出口貿(mào)易額

由表2可知，無論按照何種加權(quán)方式，在潛在的出口市場擴張中，實現(xiàn)的出口市場擴張的平均出口持續(xù)時間無論是均值還是中位數(shù)，都要大于未實現(xiàn)出口市場擴張的均值與中位數(shù)；但從平均出口貿(mào)易額來看，實現(xiàn)的出口市場擴張的平均出口貿(mào)易額的均值卻小于未實現(xiàn)出口市場擴張的均值，中位數(shù)的結(jié)果剛好相反，所以出口經(jīng)驗是否對潛在的出口市場擴張的實現(xiàn)具有促進作用還需通過構(gòu)建計量模型進行驗證。

四、計量模型構(gòu)建與結(jié)果分析

(一)模型的構(gòu)建與變量的選擇

根據(jù)第三部分對出口市場擴張的界定以及相關(guān)研究文獻中的結(jié)論，設(shè)置回歸方程如式(3)所示：

(3)

其中， DUnk,t-1是指中國出口k產(chǎn)品到目的國市場n滯后一期的平均出口持續(xù)時間，本文探討的主題是老產(chǎn)品過去的出口經(jīng)驗對該產(chǎn)品進入新市場的影響，同時也為了避免內(nèi)生性問題，因此選用滯后一期的平均出口持續(xù)時間來測量出口經(jīng)驗。

X表示出口目的國市場層面的影響變量，包括GDPnt、PGDPnt、distnt、comlang_offnt、easent、exchangratent、comnt，依次表示出口目的國市場的國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口國和目的國市場的地理距離、出口國和目的國市場是否使用共同語言的虛擬變量、出口目的國市場的營商便利指數(shù)排名、t年相對t-1年出口目的國市場對美元匯率的變動率以及目的國是否為東盟成員國的虛擬變量，P表示產(chǎn)品層面的影響變量，在本文中指中間產(chǎn)品虛擬變量，μnkt為誤差項。

同時為了控制各種標(biāo)準(zhǔn)加權(quán)的平均出口持續(xù)時間變量與出口市場擴張之間有可能存在的非線性關(guān)系，本文在回歸模型中加入平均出口持續(xù)時間的平方項。最后，為了避免重要解釋變量缺失帶來的估計不準(zhǔn)確，本文在回歸中添加了出口目的地市場、出口產(chǎn)品以及出口年份的固定效應(yīng)。

(二)實證分析及結(jié)論

1.出口經(jīng)驗對出口市場擴張的影響分析

表3為通過logit回歸得到的按照地理、文化和經(jīng)濟發(fā)展水平鄰近性加權(quán)的平均出口持續(xù)時間對出口市場擴張的影響結(jié)果，表3的回歸都控制了出口產(chǎn)品、目的國市場以及出口年份的影響。為了方便解釋，回歸結(jié)果展示回歸系數(shù)的優(yōu)勢比，即系數(shù)的指數(shù)形式。若系數(shù)優(yōu)勢比大于1，表示該變量將提高產(chǎn)品進入新市場的概率；若優(yōu)勢比小于1，則將降低產(chǎn)品進入新市場的概率。

本文的重點在于探討老產(chǎn)品過去的平均出口持續(xù)時間對其出口市場擴張的影響，因此重點分析三種不同標(biāo)準(zhǔn)加權(quán)的平均出口持續(xù)時間項及其平方項。三種加權(quán)的平均出口持續(xù)時間的系數(shù)優(yōu)勢比在2.0～2.1之間，而且都很顯著，其中，以地理鄰近性加權(quán)的平均出口持續(xù)時間對出口市場擴張的促進作用最大，其系數(shù)優(yōu)勢比達(dá)到2.067，這意味著老產(chǎn)品的平均出口持續(xù)時間每增加1年，老產(chǎn)品進入新市場的概率就提高1.067倍的可能性。同時，也意味著與新市場地理鄰近的老市場的出口經(jīng)驗顯著提高了出口市場擴張的概率，可見產(chǎn)品的出口市場擴張存在明顯的路徑依賴，即相對于與老市場地理距離較遠(yuǎn)的新市場而言，老產(chǎn)品更傾向于出口到與老出口市場地理鄰近的新市場。文化距離加權(quán)的平均出口持續(xù)時間與人均GDP加權(quán)的平均出口持續(xù)時間的系數(shù)優(yōu)勢比也非常大，這表明，新市場的開拓傾向于與老市場文化相似以及人均GDP比較接近的新出口市場。

三種加權(quán)的平均出口持續(xù)時間平方項的系數(shù)優(yōu)勢比都小于1，說明老產(chǎn)品的平均出口持續(xù)時間與新市場的進入概率之間整體呈現(xiàn)“倒U型”的關(guān)系，這也與Rakhman和陳勇兵等得到的結(jié)論基本一致[12][20]。這說明在某一臨界值之前，老產(chǎn)品的平均出口持續(xù)時間首先將提高其進入新市場的概率，但達(dá)到臨界值后，又會降低其進入新市場的概率。這意味著老產(chǎn)品的出口經(jīng)驗對新市場的進入產(chǎn)生正影響是短期的。其中原因可能在于出口持續(xù)時間負(fù)的時間依存性特征，即如果一國的一種產(chǎn)品或一個企業(yè)能持續(xù)出口一段時間，那么此后其在出口中失敗的風(fēng)險將會下降，因此很有可能在今后很長一段時間持續(xù)出口，從而出口產(chǎn)品開拓新市場的可能性也將降低?，F(xiàn)有研究文獻也得到過類似的結(jié)論，lvarez和Lpez使用1990～1996年智利企業(yè)層面數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)出口學(xué)習(xí)效應(yīng)很有可能只是短期的，即出口經(jīng)驗僅能在短期內(nèi)提高企業(yè)的生產(chǎn)率[22]；Fernandes和Isgut使用1981～1991年哥倫比亞企業(yè)層面的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)采用出口參與度或出口—產(chǎn)出比測量出口經(jīng)驗時，出口學(xué)習(xí)效應(yīng)對那些停止出口3年以上的企業(yè)基本不存在，或者對那些近年來不出口的企業(yè)也幾乎沒有影響[23]。當(dāng)然，本文與之不同的是，測量出口經(jīng)驗的變量采用平均出口持續(xù)時間進行測量。

目的國GDP、共同語言虛擬變量、東盟成員國虛擬變量、兩國之間的地理距離、營商便利指數(shù)排名以及目的國匯率變動率的系數(shù)優(yōu)勢比都與預(yù)期一致。這意味著目的國經(jīng)濟發(fā)展水平越高、出口國與目的國使用共同語言、目的國是東盟成員國、兩國之間的地理距離越短、營商便利指數(shù)排名越靠前都將會促進老產(chǎn)品開拓新市場。地理距離的系數(shù)優(yōu)勢比顯著小于1，也進一步證明了地理距離阻礙了新市場的開拓。共同語言的系數(shù)優(yōu)勢比顯著大于1，也一定程度上證明了兩國之間文化層面的共同性促進了新市場的開拓。中間品虛擬變量的系數(shù)優(yōu)勢比顯著大于1，說明出口產(chǎn)品如果為中間產(chǎn)品，將有利于該產(chǎn)品開拓新市場，這也與預(yù)期一致，因為這體現(xiàn)了中間產(chǎn)品出口目的市場的動態(tài)性和廣泛性。但是與預(yù)期不一致的是出口目的國的人均GDP的系數(shù)優(yōu)勢比小于1，按預(yù)期來說，目的國人均GDP越大，意味著目的國市場需求能力越強，將對新市場的開拓產(chǎn)生正影響，這個相反的結(jié)果可能與中國出口產(chǎn)品質(zhì)量低、價格水平不高以及目標(biāo)客戶群為中低收入人群有關(guān)。目的國匯率變動率的系數(shù)優(yōu)勢比在以地理鄰近性加權(quán)以及人均GDP鄰近性加權(quán)的平均出口持續(xù)時間作為出口經(jīng)驗變量時不顯著，在以文化鄰近性加權(quán)作為出口經(jīng)驗變量時則顯著降低了老產(chǎn)品開拓新市場的概率。

2.出口經(jīng)驗對出口市場擴張的動態(tài)效應(yīng)分析

表3的結(jié)果表明老產(chǎn)品上一期的出口經(jīng)驗顯著促進了出口市場擴張，并使其出口沿著與老市場地理鄰近、文化鄰近以及經(jīng)濟發(fā)展水平相近的新市場進行擴張。但是該結(jié)果僅揭示了出口經(jīng)驗對出口市場擴張的平均影響，無法解釋出口經(jīng)驗對出口市場擴張是否存在時滯以及這種促進作用是否具有持續(xù)性特征，但這個問題是值得探討和驗證的。本文為了驗證出口經(jīng)驗對出口市場擴張的動態(tài)效應(yīng)特征，將式(3)的基準(zhǔn)計量模型擴展為式(4)，如下所示：

表3 平均出口持續(xù)時間對出口市場擴張的影響

注：***、**、*分別表示參數(shù)的估計值在1% 、5% 、10% 的統(tǒng)計水平上顯著，括號內(nèi)數(shù)值為z值； “是”表示對此類變量進行了控制；所有變量中，除了虛擬變量、持續(xù)時間以及持續(xù)時間的平方之外，都以對數(shù)形式進行回歸，下表同。

(4)

其中，DUnk,t、DUnk,t-1、DUnk,t-2、DUnk,t-3分別表示當(dāng)期的平均出口持續(xù)時間、平均出口持續(xù)時間的滯后一期、滯后二期以及滯后三期，其他變量、平方項以及固定效應(yīng)與模型(3)基本一致。

由于使用了滯后三期的平均出口持續(xù)時間，將會產(chǎn)生2000～2002年諸多缺失值，所以在依次計算完所有的平均持續(xù)時間值之后，在式(4)的估計中刪除了2000～2002年3年的觀測值。平均出口持續(xù)時間對出口市場擴張動態(tài)效應(yīng)的估計結(jié)果如表4所示①。

表4 平均出口持續(xù)時間對出口市場擴張的動態(tài)效應(yīng)估計結(jié)果

我們觀察到，在不同標(biāo)準(zhǔn)加權(quán)的平均出口持續(xù)時間的估計系數(shù)優(yōu)勢比中，滯后一期的平均出口持續(xù)時間的估計系數(shù)優(yōu)勢比最大，顯著大于當(dāng)期的平均出口持續(xù)時間，其原因可能是出口經(jīng)驗的吸收和消化都需要時間。例如，某一電視產(chǎn)品在某年出口到美國，當(dāng)年該電視產(chǎn)品通過出口獲取到的當(dāng)?shù)厥袌鲂枨筇卣饕约笆袌鰻I銷策略等經(jīng)驗需要時間學(xué)習(xí)和吸收；其次，搜尋與美國地理鄰近、文化鄰近以及經(jīng)濟發(fā)展水平鄰近的市場也需要一定時間，因此出口經(jīng)驗對出口市場擴張的影響存在一定的滯后性。但同時我們注意到，滯后二期和滯后三期的平均出口持續(xù)時間的估計系數(shù)優(yōu)勢比相對于滯后一期的平均出口持續(xù)時間而言較小，這表明，出口經(jīng)驗對出口市場擴張的動態(tài)效應(yīng)呈現(xiàn)出先隨著時間的推移開始提升，一年后又隨著時間遞減的趨勢②。在以人均GDP鄰近性加權(quán)的平均出口持續(xù)時間作為出口經(jīng)驗變量的回歸估計結(jié)果中，滯后三期的平均出口持續(xù)時間的系數(shù)優(yōu)勢比顯著小于1，意味著滯后三期的平均出口持續(xù)時間反而不利于開拓新市場。其中原因可能在于隨著時間的推移，目的市場需求特征已經(jīng)發(fā)生了改變，相對應(yīng)的市場營銷等各種策略也發(fā)生了改變，三年前的出口經(jīng)驗起不到促進新市場開拓的作用，甚至還將誤導(dǎo)企業(yè)對目的市場需求特征的判斷，從而不利于其新市場開拓。表4估計結(jié)果中其他變量的系數(shù)優(yōu)勢比特征與表3基本一致。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.平均出口貿(mào)易額對出口市場擴張影響的穩(wěn)健性檢驗

表5為平均出口貿(mào)易額對出口市場擴張的影響結(jié)果，這里采用上一期的平均出口貿(mào)易額測量出口經(jīng)驗。本文重點觀察平均出口貿(mào)易額及其平方項的估計系數(shù)優(yōu)勢比。三列結(jié)果中，平均出口貿(mào)易額的估計系數(shù)優(yōu)勢比顯著大于1，在1.7～2.4之間，尤其以人均GDP鄰近性加權(quán)的平均出口貿(mào)易額的系數(shù)優(yōu)勢比最大。這意味著當(dāng)以上一期的平均出口貿(mào)易額作為出口經(jīng)驗變量時，其顯著促進了新市場開拓，并使其出口市場開拓沿著與老市場地理鄰近、文化鄰近以及經(jīng)濟發(fā)展水平相近的新市場進行。其平方項的系數(shù)優(yōu)勢比顯著小于1，這也驗證了老產(chǎn)品的出口經(jīng)驗與新市場的進入概率之間整體呈現(xiàn)“倒U型”特征。同時，其他變量無論從系數(shù)的優(yōu)勢比還是顯著性來看，都通過了穩(wěn)健性檢驗。

表5 平均出口貿(mào)易額對出口市場擴張影響的穩(wěn)健性檢驗

2．平均出口貿(mào)易額對出口市場擴張的動態(tài)效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗

表6為采用平均出口貿(mào)易額作為出口經(jīng)驗變量時的動態(tài)效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，當(dāng)期、滯后一期、滯后二期以及滯后三期的平均出口貿(mào)易額的系數(shù)優(yōu)勢比的大小關(guān)系基本與表4的結(jié)果一致，先隨著時間的推移，出口經(jīng)驗對出口市場擴張的促進作用增強，一年后，這種促進作用隨著時間變?nèi)酢６?，?的估計結(jié)果相比表4的估計結(jié)果而言，呈現(xiàn)出一年后出口經(jīng)驗對出口市場擴張的促進作用嚴(yán)格變?nèi)醯内厔?。其他變量的系?shù)優(yōu)勢比與表4的結(jié)果基本一致。因此，從出口經(jīng)驗對出口市場擴張的動態(tài)效應(yīng)的結(jié)果來看，也通過了穩(wěn)健性檢驗。

表6 平均出口貿(mào)易額對出口市場擴張的動態(tài)效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗

五、結(jié)論及政策啟示

本文基于中國微觀數(shù)據(jù)對出口市場擴張的路徑依賴以及出口經(jīng)驗對出口市場擴張的動態(tài)效應(yīng)進行了實證研究，研究結(jié)果表明：與新市場地理鄰近、文化鄰近以及人均GDP差異較小的老市場的出口經(jīng)驗顯著提高了新市場開拓的概率，可見出口市場擴張存在明顯的路徑依賴；而且出口經(jīng)驗對出口市場擴張的動態(tài)效應(yīng)體現(xiàn)出一年左右的時滯，在一年之后，其促進作用會隨著時間的推移呈現(xiàn)遞減的趨勢。

本文在一定程度上豐富了從出口成本內(nèi)生化的角度對出口市場擴張的影響因素的研究，第一次采用微觀產(chǎn)品數(shù)據(jù)考察了出口經(jīng)驗對出口市場擴張的動態(tài)效應(yīng)，這有助于更為準(zhǔn)確地把握出口經(jīng)驗對出口市場擴張的促進作用。出口目的國的GDP對出口市場擴張有促進作用，因此我國依然要將傳統(tǒng)發(fā)達(dá)國家市場作為出口市場開拓的重點，同時兼顧其他新興市場的開拓。鑒于中間產(chǎn)品有利于出口市場擴張實現(xiàn)，我國應(yīng)積極推動企業(yè)更深入地參與全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)的產(chǎn)品內(nèi)分工；繼續(xù)推進中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)的建設(shè)進程，進一步加強與東盟各國的合作，加快互惠進程，同時爭取與其他發(fā)達(dá)國家以及新興市場國家、經(jīng)濟體建立更多的雙邊、多邊自由貿(mào)易區(qū)，進而促進新市場的開拓與發(fā)展。本文最重要的結(jié)論為：與新市場地理鄰近、文化鄰近以及人均GDP差異較小的老市場的出口經(jīng)驗顯著提高了新市場開拓的概率，可見出口市場擴張存在明顯的路徑依賴。Morales等指出，這需要政府有傾向性地積極建立和完善中國與現(xiàn)有出口市場地理鄰近的國家、歷史或文化相近以及人均GDP相近的國家之間的貿(mào)易合作關(guān)系，以便有效利用出口經(jīng)驗在類似出口市場間的溢出效應(yīng)來推動出口市場擴張[24](P34-36)。對于企業(yè)而言，應(yīng)遵循產(chǎn)品出口擴張路徑的規(guī)律，最有效地利用自身產(chǎn)品以往出口經(jīng)驗以及其他企業(yè)產(chǎn)品的出口示范效應(yīng)，促進其新市場的開拓。最后，鑒于出口經(jīng)驗對出口市場擴張的動態(tài)效應(yīng)特征，企業(yè)應(yīng)加快向其他企業(yè)或者自有產(chǎn)品出口經(jīng)驗學(xué)習(xí)和消化的進程，縮短出口經(jīng)驗的溢出時間，爭取能在一年內(nèi)最充分地發(fā)揮出口經(jīng)驗對出口市場擴張的促進作用。

注釋：

①為了節(jié)省篇幅，表4、5和6的檢驗結(jié)果僅列出了關(guān)鍵變量的估計結(jié)果，如有需要可向作者索取。

②雖然，滯后三期的地理鄰近性加權(quán)以及文化鄰近性加權(quán)的平均出口持續(xù)時間的系數(shù)優(yōu)勢比略大于滯后二期的系數(shù)優(yōu)勢比，但是出口經(jīng)驗對出口市場擴張的促進作用整體變?nèi)醯内厔莶]有改變。

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(責(zé)任編輯：易會文)

CONTENTS

The Main Difference between Subjects of Farmland Management and the Choice of Farmland Mortgage: A Perspective of Classification of Market and Organization Contract

WANGYanLINingMAXianleiSHIXiaoping(3)

The Developmental Pattern of Rural Tourism Industry under the Boundary Effects: A Case Study of Basha Hmong Village,Guizhou Province

WANGZichaoWANGZilanJIAQin(14)

Study on the Formation Mechanism of Consumers′ Perception of Corporate Social Responsibility

FANShuaiTIANZhilong(22)

The Impact of Employment Protection System on Informal Employment: Evidence from Chinese Provincial Panel Data

WANGHaichengSUZhifangQUShenning(32)

Identity Heterogeneity, "Difference Order Pattern" and Social Trust

QIXiulinWUJunqian(41)

Tax Competition and Public Expenditure Structure from the Perspective of County Government

PULong(50)

Capital Flows, Efficiency of Local Government Expenditure and Social Welfare

YETifangGONGLiutangGEXiangyu(59)

The Macro Environment of PPP Growth: Evidence from China

WUSikangLIUQiongzhi(68)

The Impact of Major Customer Reliance on Auditors′ Risk Treatment Decisions

ZHENGJunLINZhonggaoPENGLin(77)

Corporate Social Responsibility, Information Transparency and Credit Capital Allocation

HUANGHeshuZHOUZejiang(87)

Does Management Earnings Forecasts Include Information about the Quality of Corporate Investments?

ZHAOHuiHUGuoqiangZHANGJunmin(98)

Local Government Performance Demands, Government Subsidies and Corporate Tax Burden

CAOYueQIUFenLUYu(106)

Minimum Wages Adjustment and Foreign Shareholding Behavior

LINLingYANShiping(117)

Does Import Intermediates Enhance Markups of Chinese Industrial Firms?

ZHUZhujun(128)

The Effects of Export Experience on the Market Extensive Margin from the Perspective of Export Duration

LINChangqingXUHelian(138)

The Effect of China′s OFDI on Export: An Analysis Based on Trade Costs and National Income

FENGXiaoyunHEPeiLINFaqin(147)

2017-01-03

國家自然科學(xué)基金資助項目“文化的空間結(jié)構(gòu)對國際貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)演化的影響研究”(41371134)；湖南省十三五規(guī)劃課題“切塊拼接法在教學(xué)研究型高校青年教師科研能力培養(yǎng)中的應(yīng)用研究”(XJK016QGD005)；湖南省社會科學(xué)成果評審委員會課題“我國企業(yè)對“一帶一路”國家直接投資的就業(yè)效應(yīng)及對湖南省的啟示研究”(XSP17YBZZ031)

林常青(1981— )，女，湖南益陽人，湖南工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院講師，湖南大學(xué)經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院博士后； 許和連(1971— )，男，湖南婁底人，湖南大學(xué)經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院教授。

F746.12

A

1003-5230(2017)02-0138-09