孫 林 呂雅潔

一、引言

中國多產(chǎn)品出口企業(yè)在對外貿(mào)易中扮演著重要角色。2000～2005年，中國多產(chǎn)品出口企業(yè)數(shù)量在總出口企業(yè)中占比為75%，其出口額占中國出口總額的95%以上(錢學鋒等，2013)。多產(chǎn)品出口企業(yè)產(chǎn)品種類決策是制造業(yè)出口企業(yè)最重要的決策。多產(chǎn)品出口企業(yè)產(chǎn)品種類的增長是構成企業(yè)規(guī)模擴張和出口增長的重要來源。在當前貿(mào)易摩擦不斷、WTO規(guī)則失效的背景下，拓寬產(chǎn)品種類還有助于企業(yè)提升抵御外部風險的能力(Brambilla，2009；Manova & Yu，2017)。另外，在多產(chǎn)品企業(yè)框架下分析多產(chǎn)品企業(yè)的出口產(chǎn)品決策，理清企業(yè)內(nèi)(within firm)產(chǎn)品種類擴張機制，有助于幫助企業(yè)順利實現(xiàn)產(chǎn)品轉換，通過產(chǎn)品種類調整，促使企業(yè)內(nèi)資源的優(yōu)化配置，提高企業(yè)生產(chǎn)率，實現(xiàn)企業(yè)乃至對外貿(mào)易高質量發(fā)展。

關于在WTO多邊框架下的貿(mào)易自由化對多產(chǎn)品出口企業(yè)產(chǎn)品范圍的影響這一論題，在關于中國(錢學鋒等，2013；亢梅玲和田子鳳，2016)、美國(Bernard et al.，2010)等國家的研究中已經(jīng)得到充分論證。但是，在跨國區(qū)域合作框架下針對中國多產(chǎn)品出口企業(yè)出口產(chǎn)品種類決策的研究還有待深入。2007年，中國將自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略上升為國家戰(zhàn)略，黨的十八大提出要加快實施自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略。截至2020年底，中國已與26個國家和地區(qū)相繼簽署了19個自貿(mào)協(xié)定。(1)我國已與26個國家和地區(qū)簽署19個自貿(mào)協(xié)定[EB/OL]. 中華人民共和國商務部中國自由貿(mào)易區(qū)服務網(wǎng)，2020-12-31.中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)是中國與東盟十國共同組建的自由貿(mào)易區(qū)，雙方對話始于1991年，2010年正式全面啟動。中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)是中國最早建立的自由貿(mào)易區(qū)，也是發(fā)展中國家之間最大的自由貿(mào)易區(qū)。為了加強雙邊經(jīng)貿(mào)合作，中國與東盟于2002年11月4日簽署了《中華人民共和國政府與東南亞國家聯(lián)盟成員國政府全面經(jīng)濟合作框架協(xié)議》(以下簡稱《框架協(xié)議》)。該合作框架協(xié)議自2003年正式生效。《框架協(xié)議》生效后，成員國開始著力于各領域貿(mào)易合作，雖然關稅還未全面降低，但向東盟各國出口產(chǎn)品的中國多產(chǎn)品企業(yè)面臨的區(qū)域貿(mào)易政策不確定性大幅下降。作為中國首個自由貿(mào)易協(xié)定，《框架協(xié)議》對中國多產(chǎn)品出口企業(yè)出口種類決策會產(chǎn)生怎樣的影響，這是本文重點關注的問題。對這個問題的研究，可以從一個全新的視角分析中國多產(chǎn)品企業(yè)出口種類調整決策，也有利于深入理解中國加入發(fā)展中國家主導的區(qū)域自由貿(mào)易協(xié)定的潛在紅利。

本文的創(chuàng)新性主要體現(xiàn)在以下幾個方面。第一，強調了區(qū)域貿(mào)易政策不確定性對多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品范圍的影響，這是一個全新的視角，中國建立的首個區(qū)域自由貿(mào)易區(qū)(中國—東盟自由貿(mào)易區(qū))，為本研究的開展提供了絕好的準自然實驗。本文以中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)為分析對象，深入闡釋其對中國多產(chǎn)品出口企業(yè)出口種類決策的影響。在分析中緊扣《框架協(xié)議》在降低區(qū)域貿(mào)易政策不確定性上的重要作用，從跨國區(qū)域合作視角，而不是多邊貿(mào)易自由化(WTO框架下的關稅削減)視角，論證區(qū)域貿(mào)易政策不確定性對中國多產(chǎn)品出口企業(yè)出口種類決策的影響。

第二，為通過區(qū)域貿(mào)易協(xié)定影響多產(chǎn)品出口企業(yè)種類決策提供了更多的實證證據(jù)。已有研究僅分析了區(qū)域貿(mào)易自由化對出口企業(yè)擴展邊際的影響，對多產(chǎn)品出口企業(yè)產(chǎn)品范圍的影響和區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降的有效性尚不清楚。Bernard 等(2011)以北美自由貿(mào)易區(qū)為案例進行研究，發(fā)現(xiàn)多產(chǎn)品企業(yè)出口到每個目的國的產(chǎn)品種類數(shù)量，都會隨著貿(mào)易自由化而有所增加。本文強調了企業(yè)內(nèi)產(chǎn)品種類選擇和出口目的國選擇的重要性。從區(qū)域合作視角看，分析跨國區(qū)域自由貿(mào)易協(xié)定對多產(chǎn)品企業(yè)的出口種類決策的影響研究有待深入，特別是在中國實施自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略下，分析中國跨國區(qū)域貿(mào)易協(xié)定對中國多產(chǎn)品企業(yè)出口種類影響的研究亟待加強。

第三，本文結合多產(chǎn)品企業(yè)競爭策略的選擇，對多產(chǎn)品出口企業(yè)的產(chǎn)品種類決策進行了異質性分析，這為不同類型多產(chǎn)品企業(yè)的差異化出口種類選擇提供了依據(jù)。Eckel 等(2015)提出了一個具有寡頭壟斷、柔性制造技術和質量投入的模型。企業(yè)通過質量投入提升其核心產(chǎn)品質量，進而導致企業(yè)—產(chǎn)品層面的銷售額與價格成反比。企業(yè)面對貿(mào)易自由化，內(nèi)生地選擇要生產(chǎn)和出口的產(chǎn)品類別。貿(mào)易自由化帶來的市場準入提升通過競爭效應和需求效應促使多產(chǎn)品企業(yè)減少出口種類，增加核心產(chǎn)品比重。本文的研究結果與Eckel 等(2015)一致，采取質量競爭策略的多產(chǎn)品企業(yè)在應對政策沖擊時，其出口產(chǎn)品種類的變動更大。

二、理論框架與研究假說

簽訂區(qū)域自由貿(mào)易協(xié)定以后，貿(mào)易政策不確定性顯著下降(Handley & Limao，2017)。當區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降時，企業(yè)承擔的出口成本下降(Liu & Ma，2020),意味著企業(yè)出口門檻值下降。為了獲得更多的利潤或者實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟，企業(yè)只在國內(nèi)銷售的產(chǎn)品會轉向出口市場，從而使多產(chǎn)品企業(yè)擴張其出口產(chǎn)品種類。此外，融資約束的緩解會顯著提升企業(yè)出口產(chǎn)品種類(Egger & Kesina，2013; Nagaraj，2014)。這背后的邏輯是，區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降，促使企業(yè)利潤增加，且其流動性約束下降，進而有助于緩解企業(yè)融資約束。若企業(yè)面臨的融資約束降低，則企業(yè)能從更多渠道以較低的成本獲得充裕資金，進而企業(yè)可以有更多的資金用于新產(chǎn)品的研發(fā)投入，從而出口更多種類的產(chǎn)品(Manova & Yu，2017)?；诖耍疚奶岢黾僭O1。

假設1：區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降會促進多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類增長。

事實上，中國的加工出口主要由跨國公司所主導。這些跨國公司追求全球利潤的最大化，并強調全球戰(zhàn)略布局。它們通常在許多國家都有工廠，并調整各國的資源配置，以避免區(qū)域貿(mào)易政策不確定性。因此，中國出口加工公司受區(qū)域貿(mào)易政策不確定性的影響明顯小于從事一般貿(mào)易的出口公司。當區(qū)域貿(mào)易政策不確定性降低時，企業(yè)出口的門檻值降低，從事一般貿(mào)易業(yè)務的公司將能夠承擔更多的出口成本，其出口產(chǎn)品種類會有增長。基于此，本文提出假設2。

假設2：從事一般貿(mào)易的多產(chǎn)品企業(yè)面臨區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降，其出口產(chǎn)品種類增長顯著；而從事加工貿(mào)易的多產(chǎn)品企業(yè)其出口產(chǎn)品種類受區(qū)域貿(mào)易政策不確定性的影響較小，變動不明顯。

采取質量競爭的多產(chǎn)品企業(yè)更傾向于通過增加質量投入投資于出口產(chǎn)品，導致出口產(chǎn)品差異化的程度增加(Eckel et al.，2015)。當區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降時，采取質量競爭策略的多產(chǎn)品企業(yè)比采取數(shù)量競爭的企業(yè)更加傾向于擴大其出口產(chǎn)品范圍。這是因為，采取質量競爭策略的多產(chǎn)品企業(yè)擁有更高的產(chǎn)品差異化程度，這意味著多產(chǎn)品出口企業(yè)更愿意投資于產(chǎn)品質量升級，從而產(chǎn)品直接的異質性程度加劇，減少了企業(yè)內(nèi)部產(chǎn)品之間的侵蝕效應(Eckel & Neary，2010)。一般來說，若產(chǎn)品趨于同質，由于侵蝕效應的存在，新增產(chǎn)品種類會“侵蝕”原有產(chǎn)品出口額。采取質量競爭策略的多產(chǎn)品企業(yè)傾向于增加質量投入，而這種投資弱化了侵蝕效應，引致多產(chǎn)品企業(yè)出口更多的產(chǎn)品種類?；诖?，本文提出假設3。

假設3：采取質量競爭的多產(chǎn)品企業(yè)面臨區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降，其出口產(chǎn)品種類擴張更明顯，而采取數(shù)量競爭的多產(chǎn)品企業(yè)其出口產(chǎn)品種類擴張較小。

三、模型設計與數(shù)據(jù)來源

長期以來，中國從事加工貿(mào)易的企業(yè)大多以初級加工為主，在接受買方訂單后根據(jù)其要求采購原材料或者進行來料加工生產(chǎn)，最終將產(chǎn)品發(fā)往買方企業(yè)。根據(jù)本文的數(shù)據(jù)統(tǒng)計，中國出口到東盟的從事一般貿(mào)易的多產(chǎn)品企業(yè)有37189家，占比62.7%；從事加工貿(mào)易的多產(chǎn)品企業(yè)有22100家，占比37.3%。企業(yè)出口產(chǎn)品的范圍更多取決于買方，所以不容易受到是否簽訂《框架協(xié)議》的影響。因此，參照余淼杰和梁中華(2014)的做法，將從事加工貿(mào)易的多產(chǎn)品企業(yè)作為控制組，將面臨區(qū)域貿(mào)易政策不確定性降低的一般貿(mào)易企業(yè)作為處理組。(2)根據(jù)錢學鋒等(2013)的研究，將貿(mào)易方式為出口加工區(qū)進口設備、出料加工貿(mào)易、進料加工貿(mào)易、來料加工裝配進口的設備以及來料加工裝配貿(mào)易的企業(yè)歸結為加工貿(mào)易企業(yè)，其余為一般貿(mào)易企業(yè)。本文對加工貿(mào)易和一般貿(mào)易的多產(chǎn)品企業(yè)面臨的區(qū)域貿(mào)易政策不確定性進行測算，從事加工貿(mào)易的多產(chǎn)品企業(yè)面臨的區(qū)域貿(mào)易政策不確定性幾乎無變化，而從事一般貿(mào)易的多產(chǎn)品企業(yè)在《框架協(xié)議》簽訂后，面臨的區(qū)域貿(mào)易政策不確定性明顯減少。這也預示著本文選取加工貿(mào)易企業(yè)作為控制組是合理的。

此外，考慮到中國加入WTO的時間為2001年，因此本文選取2001～2013年作為樣本年份，以排除中國加入WTO這一事件對實證結果的影響。另外，中國加入WTO后，在一定程度上有關稅削減，中國多產(chǎn)品企業(yè)出口決策的變動，很可能是關稅下降導致的，所以本文還將企業(yè)內(nèi)產(chǎn)品的關稅按照出口金額進行加權平均，得到了企業(yè)—目的國—年份層面的關稅，并加入模型中進行控制。

(一)DID適用性檢驗

使用雙重差分法進行實證分析的一個重要前提是處理組與控制組滿足“平行趨勢”假定，即不存在政策沖擊時處理組與控制組朝著一個共同的趨勢變動。圖1展示了1998～2013年處理組與控制組的平均出口產(chǎn)品種類的變動趨勢?？梢钥闯觯?998～2003年，處理組和控制組的變動趨勢基本相同，并未呈現(xiàn)顯著的差異。而在2003年之后，處理組的平均出口種類急速增長，特別是在2007年之后，上升速度遠遠大于控制組。這表明，本文設定的處理組與控制組滿足“平行趨勢”假定。另外，這也表明2003年《框架協(xié)議》生效之后，與控制組相比，處理組的出口產(chǎn)品種類顯著上升。這在一定程度上說明了本文實證模型構建的合理性。

圖1 1998～2013年控制組與處理組的出口種類變動趨勢

(二)實證模型設定

方案一。中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)建立影響中國多產(chǎn)品企業(yè)出口種類的DID模型構建如下：

varietyfdt=α0+α1treatmentf×post2003t+α2Xft+α3Xfdt+α4Xdt+vf+vt+vd+εfdt

(1)

其中，f表示多產(chǎn)品企業(yè)，d表示目的國，t表示年份。varietyfdt是中國多產(chǎn)品出口企業(yè)出口產(chǎn)品種類數(shù)量；treatmentf為多產(chǎn)品企業(yè)f是否屬于處理組的虛擬變量，多產(chǎn)品企業(yè)f從事一般貿(mào)易時treatmentf取值為1，企業(yè)f從事加工貿(mào)易時treatmentf取值為0；post2003t為中國簽訂《框架協(xié)議》是否生效的虛擬變量，若年份t在2003年之前則post2003t=0，否則post2003t=1；政策沖擊的虛擬變量和處理組虛擬變量的交互項treatmentf×post2003t前面的系數(shù)α1，表示2003年《框架協(xié)議》生效對多產(chǎn)品企業(yè)出口種類的處理效應，α1的預期符號為正，即《框架協(xié)議》的生效促進了中國多產(chǎn)品企業(yè)出口種類的擴張。

Xdt、Xfdt、Xft分別表示企業(yè)和目的國相關的隨時間變化的特征變量，這些變量可能對中國多產(chǎn)品企業(yè)出口種類也會有影響，因而作為控制變量納入以上計量模型。包括：(1)目的國人均收入(pergdpdt)，采用目的國d在t年的人均GDP來衡量；(2)企業(yè)—目的國—年份層面關稅(tarifffdt)，采用目的國對應于HS 6位碼產(chǎn)品的MFN關稅，以出口額為權重計算企業(yè)—目的國—年份層面的加權平均關稅；(3)企業(yè)生產(chǎn)率(tfpft)，用f企業(yè)在t年的勞均產(chǎn)出來表示；(4)企業(yè)規(guī)模(employmentft)，用f企業(yè)在t年的從業(yè)人數(shù)來表示；(5)企業(yè)資本勞動比(klft)，采用固定資產(chǎn)凈值與從業(yè)人員年平均人數(shù)的比值來測度；(6)企業(yè)的年齡(ageft)，采用當年年份與企業(yè)成立年份的差值加1來衡量；(7)企業(yè)補貼(subft)，采用補貼收入與產(chǎn)品銷售收入比值來計算；(8)企業(yè)所有制(firmtypeft)，設多產(chǎn)品企業(yè)為國有企業(yè)時取1，反之取0。vf、vt、vd分別表示企業(yè)、年份、目的國固定效應，以控制可能存在的遺漏變量問題，εfdt表示沒有觀察到的隨機誤差項。本文使用行業(yè)層面的聚類穩(wěn)健標準誤。

方案二。由于前文研究的出口產(chǎn)品種類是一個相對靜態(tài)的研究，一個多產(chǎn)品企業(yè)的總出口范圍可能保持不變，但是，其減少的產(chǎn)品種類數(shù)量或增加的產(chǎn)品種類數(shù)量會一直發(fā)生變化，這個在目前的研究中無法體現(xiàn)，故本文加入凈增加產(chǎn)品種類進行分析。

addnumberfdt=α0+α1treatmentf×post2003t+α2Xft+α3Xfdt+α4Xdt+vf+vt+vd+εfdt

(2)

其中，f表示多產(chǎn)品企業(yè)，d表示目的國，t表示年份。addnumberfdt是多產(chǎn)品企業(yè)f在t年出口到目的國d的新增產(chǎn)品種類數(shù)量；其余變量與公式(1)保持一致。

(三)數(shù)據(jù)來源及變量描述性統(tǒng)計

本文使用的數(shù)據(jù)是2001～2013年的中國海關數(shù)據(jù)庫、中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)。首先，在對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的處理上，本文借鑒Brandt等(2012)、Cai 和 Liu(2009)、許家云等(2017)、李勝旗和毛其淋(2018)的做法，剔除了嚴重缺失的數(shù)據(jù)及極端值；在對中國海關數(shù)據(jù)的處理上，仍然對嚴重缺失的樣本進行剔除處理。其次，將數(shù)據(jù)規(guī)整到“企業(yè)—產(chǎn)品—目的國—年份”的層面，并把產(chǎn)品HS編碼統(tǒng)一為HS96版。最后，為了匹配盡可能多的企業(yè)數(shù)據(jù)，本文先將以上處理好的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)、中國海關數(shù)據(jù)，借鑒田巍和余淼杰(2013)的做法，按照企業(yè)名稱，進一步按照郵政編碼和電話號碼后7位匹配兩大數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)。從而最終得到為實證分析所需的數(shù)據(jù)。為直觀起見，表1給出了主要變量的描述性統(tǒng)計。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結果與討論

(一)基準回歸

1.多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品范圍的研究

本文在《框架協(xié)議》生效這一背景下研究該政策對中國多產(chǎn)品企業(yè)出口種類的影響，采用公式(1)進行基準回歸，表2匯報了結果。表2第(1)列表明，《框架協(xié)議》生效后，與控制組(加工貿(mào)易企業(yè))相比，處理組(一般貿(mào)易企業(yè))的企業(yè)出口產(chǎn)品種類顯著上升，驗證了研究假設2；第(2)列加入了出口目的國層面的控制變量和企業(yè)層面的控制變量后，結果仍是顯著的，與第(1)列核心變量系數(shù)相比沒有明顯變化。

表2 基準模型的回歸結果

續(xù)表

回歸結果中控制變量符號也是基本符合預期的。以第(2)列為例，目的國的人均GDP(lnpergdpdt)反映了收入水平，企業(yè)在更富裕的國家出口更多的產(chǎn)品，因此目的國人均GDP與多產(chǎn)品企業(yè)出口種類正相關。企業(yè)—目的國—年份層面的關稅(lntarifffdt)與中國多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類正相關，表明貿(mào)易自由化會導致多產(chǎn)品企業(yè)縮小產(chǎn)品范圍，與Eckel和Neary(2010)的研究結果一致。企業(yè)生產(chǎn)率(lntfpft)與多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類正相關，表明擁有更高生產(chǎn)率的多產(chǎn)品企業(yè)擁有更高的出口能力，因而可以出口更多的產(chǎn)品，這與Bernard等(2011)的研究結果一致。企業(yè)規(guī)模(lnemploymentft)與多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類正相關，這與Feenstra和Ma(2007)的研究結果一致。企業(yè)所有制(firmtypeft)中，國有出口企業(yè)(firmtypeft=1)相對于其他企業(yè)出口更多的產(chǎn)品。企業(yè)資本勞動比(lnklft)、企業(yè)年齡(lnageft)與企業(yè)補貼(subft)對多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類數(shù)量的影響均不顯著，一個可能的原因是，中國多產(chǎn)品企業(yè)中仍然存在低價競爭的現(xiàn)象，多產(chǎn)品企業(yè)采取薄利多銷的方式獲得利潤，資本勞動比較大的企業(yè)、年齡較大的企業(yè)、補貼較多的企業(yè)依然沒有較高的出口能力，從而對多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類的影響不顯著。

2.多產(chǎn)品企業(yè)新增出口產(chǎn)品種類數(shù)量的研究

本文采用公式(2)進行基準回歸驗證多產(chǎn)品企業(yè)新增出口產(chǎn)品種類對《框架協(xié)議》生效產(chǎn)生的影響，表2的第(3)列和第(4)列匯報了結果。第(3)列表明，《框架協(xié)議》生效后，與控制組(加工貿(mào)易企業(yè))相比，處理組(一般貿(mào)易企業(yè))的多產(chǎn)品企業(yè)新增出口產(chǎn)品種類顯著上升；第(4)列加入了出口目的國層面和企業(yè)層面的控制變量后，結果仍是顯著的且與第(2)列核心變量系數(shù)類似。

(二)擴展性分析

1.增加可觀測變量

在分析《框架協(xié)議》生效對中國多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類的影響上，一個潛在的挑戰(zhàn)是存在企業(yè)層面的遺漏變量。實際上，從2001年到2013年，中國多產(chǎn)品企業(yè)在財務方面有明顯的改善，使多產(chǎn)品企業(yè)出口能力顯著提升。一個競爭性的解釋是，中國多產(chǎn)品企業(yè)出口種類的增加，是由于企業(yè)負債率和融資約束等因素造成的。為了排除這種競爭性解釋，在原有的控制變量基礎上，進一步增加了以下兩個變量：(1)融資約束(financeft)，采用企業(yè)利息支出與資產(chǎn)總額比值的對數(shù)衡量；(2)資產(chǎn)負債率(leverageft)，采用企業(yè)負債總額除以企業(yè)資產(chǎn)總額的對數(shù)衡量。

回歸結果匯報在表3。其中，表3第(1)列和第(2)列分別在方案一和方案二的基礎上同時加入企業(yè)負債率、融資約束這兩個企業(yè)層面的控制變量，回歸結果依舊顯著，表明《框架協(xié)議》的生效對中國多產(chǎn)品企業(yè)的出口產(chǎn)品范圍和新增產(chǎn)品種類影響顯著為正。

表3 增加可觀測變量和改變樣本年份的回歸結果

2.改變樣本年份

中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)《框架協(xié)議》生效之后，隨著時間的推移，平均處理效應可能逐漸降低，更重要的是，它可能更容易受其他外生沖擊的影響。為了排除這方面的干擾，我們將樣本時間范圍縮短。本文選取2001～2007年的樣本重新進行回歸，回歸結果匯報在表3。其中，表3第(3)列和第(4)列分別在方案一和方案二的基礎上選取2001～2007年的樣本，回歸結果依舊顯著，表明《框架協(xié)議》的生效對中國多產(chǎn)品企業(yè)的出口產(chǎn)品決策產(chǎn)生的影響不受樣本選擇年份的影響。

3.連續(xù)型DID

前文我們已經(jīng)論證了由于從事加工貿(mào)易的多產(chǎn)品企業(yè)面臨的區(qū)域貿(mào)易政策不確定性波動較小，所以本文才選擇加工貿(mào)易企業(yè)作為控制組。作為進一步分析的證據(jù)，本文借鑒Lu 和 Yu(2015)、孫林和周科選(2020)的研究，采用連續(xù)變量分組的方法識別政策效果。將區(qū)域貿(mào)易政策不確定性tpufdt直接替換treatmentf這一虛擬變量，構建tpufdt×post2003t交互項來識別區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降對多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品決策的影響，表4匯報了回歸結果。表4中第(1)列和第(3)列交互項的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這表明在《框架協(xié)議》生效之后，與控制組企業(yè)(即初始面臨低政策不確定性的企業(yè))相比，處理組企業(yè)(即初始面臨高政策不確定性的企業(yè)) 的出口產(chǎn)品范圍和新增產(chǎn)品種類實現(xiàn)了更大幅度的增長，即區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降顯著促進了多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品范圍和新增產(chǎn)品種類，驗證了研究假設1。第(2)列加入了控制變量，結果依然在1%的水平上顯著，表明區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降確實提升了多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品范圍和新增產(chǎn)品種類，本文的結果是穩(wěn)健的。

表4 選用連續(xù)處理變量的回歸結果

(三)排除其他政策干擾

2003年是中國貿(mào)易政策密集實施的一年。除了《框架協(xié)議》生效之外，2003年為了貫徹實施 《中華人民共和國環(huán)境保護法》和《中華人民共和國清潔生產(chǎn)促進法》，進一步推動中國的清潔生產(chǎn)，防止生態(tài)破壞，國家環(huán)境保護總局批準《清潔生產(chǎn)標準 石油煉制業(yè)》等三項標準為環(huán)境保護行業(yè)標準。政策密集出臺，有可能使企業(yè)生產(chǎn)成本增加(Bai et al.，2017)，由此可能會導致一部分出口企業(yè)退出中國出口市場。那么前文通過實證分析得到的2003年處理組多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類的擴張很可能是由《清潔生產(chǎn)標準 石油煉制業(yè)》的實施導致舊企業(yè)的大量退出，競爭減少引起的。本文需要排除這一政策的干擾以確保中國多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類的擴張是由《框架協(xié)議》生效引起的。本文剔除了2003年及2003年以后退出的企業(yè)樣本并進行回歸，表5的第(1)列、第(2)列匯報了方案一的結果。第(1)列和第(2)列的結果表明，在排除《清潔生產(chǎn)標準 石油煉制業(yè)》實施對實驗的干擾后，核心變量的系數(shù)在1%的水平上仍然顯著，表明2003年處理組的多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類的擴張不是由《清潔生產(chǎn)標準 石油煉制業(yè)》的實施引起的。表5的第(3)列、第(4)列匯報了方案二的結果，結果表明2003年多產(chǎn)品企業(yè)新增出口產(chǎn)品種類數(shù)量的增加不是由《清潔生產(chǎn)標準 石油煉制業(yè)》的實施引起的。

表5 排除清潔政策干擾的回歸結果

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)企業(yè)產(chǎn)品種類變動的衡量方法

方案一。作為穩(wěn)健性檢驗，本文借鑒了Baldwin和Gu(2009)使用的企業(yè)多樣化的替代指標替換公式(1)左側的多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類，其公式為：

(3)

其中，spdt表示HS 6位碼產(chǎn)品p所占當年企業(yè)出口到目的國d的出口額比重，它反映了一個企業(yè)的出口產(chǎn)品多樣化，E的值越高，表明企業(yè)層面的多樣化指數(shù)越高，出口產(chǎn)品種類越多。

方案二。前文已經(jīng)證實，《框架協(xié)議》生效會導致多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類增加，那么其出口產(chǎn)品銷售就會向邊緣產(chǎn)品擴展。本文借鑒Mayer 等(2014)的做法，用多產(chǎn)品企業(yè)偏度的測算指標替換公式(1)左側的多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類，其公式為：

(4)

其中，exportidt表示企業(yè)f在t年出口到目的國d的核心產(chǎn)品i的出口額，sumexportfdt表示企業(yè)f在t年出口到目的國d的總出口額。核心產(chǎn)品的衡量借鑒Eckel和Neary(2010)的做法，選用企業(yè)f在t年出口到目的國d出口額最大的產(chǎn)品。biasfdt的值越大，表示出口產(chǎn)品向邊緣產(chǎn)品擴展，出口產(chǎn)品種類增加。

企業(yè)產(chǎn)品多樣化和偏度的回歸結果在表6中呈現(xiàn)。其中第(1)列和第(2)列是用企業(yè)多樣化指數(shù)替代的回歸結果，表明《框架協(xié)議》生效后，多產(chǎn)品企業(yè)多樣化指數(shù)增加，出口產(chǎn)品種類增加。第(3)列和第(4)列是用企業(yè)偏度替代的回歸結果，表明《框架協(xié)議》生效后，多產(chǎn)品企業(yè)出口不再集中于其核心產(chǎn)品，出口產(chǎn)品種類增加，與預測一致。

表6 企業(yè)多樣化和偏度的回歸結果

(二)控制行業(yè)—時間趨勢

在DID的方案中，隱含的假定前提是核心變量treatmentf×post2003t與隨機誤差項εfdt不相關。也就是說，如果沒有發(fā)生政策沖擊，處理組和控制組朝著一個相同的趨勢變動。然而，現(xiàn)實中可能存在行業(yè)層面不可觀測的因素會影響多產(chǎn)品企業(yè)出口種類，進而導致在不同的行業(yè)，多產(chǎn)品企業(yè)出口種類變動具有不同的趨勢，DID估計就會存在偏誤。為了觀察不可觀測的行業(yè)層面變量是否會對本文估計結果帶來實質性的影響，借鑒Liu 和 Qiu(2016)的做法，將行業(yè)—時間趨勢項加入DID方案中進行回歸。由表7可知，在加入行業(yè)—時間趨勢項后，交互項treatmentf×post2003t的估計系數(shù)仍然顯著為正，本文核心結論依然成立。

表7 控制行業(yè)—時間趨勢后的回歸結果

(三)安慰劑檢驗

為了進一步確保DID估計結果的可靠性，這里使用《框架協(xié)議》生效之前的樣本進行安慰劑檢驗。其基本思路是，由于多產(chǎn)品企業(yè)面臨的區(qū)域貿(mào)易政策不確定性在《框架協(xié)議》生效之前的年份變化幅度十分微小，由此進行的OLS估計得到核心變量tpufdt的估計系數(shù)應當不顯著，否則意味著存在其他非觀測因素對回歸結果產(chǎn)生干擾，那么在此情形下前文基準DID估計結果是有偏的。表8報告了安慰劑檢驗結果，從中可以看到，變量tpufdt的估計系數(shù)為正，但未能通過10%水平的顯著性檢驗，這表明在《框架協(xié)議》生效之前，企業(yè)出口種類決策未能產(chǎn)生明顯的變動，進一步印證了本文DID估計結果的可靠性。

表8 安慰劑效應

六、異質性分析

(一)企業(yè)競爭策略

Eckel等(2015)認為企業(yè)通過質量投資，其產(chǎn)品間價格和銷售額呈正向關系，則該企業(yè)采取質量競爭，反之則采取數(shù)量競爭。Manova 和 Yu(2017)運用2000～2006年的中國企業(yè)數(shù)據(jù)進行研究也表明，中國多產(chǎn)品企業(yè)總體處于質量競爭策略，企業(yè)內(nèi)產(chǎn)品出口價格和銷售額成反比，但沒有明確區(qū)分企業(yè)采取的競爭策略。采取質量競爭的企業(yè)面對區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降，往往會選擇提升核心產(chǎn)品質量來占據(jù)市場，但是由于提升質量具有時滯性，故企業(yè)為保持其市場競爭力，會選擇更多增加其產(chǎn)品種類。采取數(shù)量競爭的企業(yè)在面對區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降時，由于企業(yè)內(nèi)產(chǎn)品之間存在同質性，邊緣產(chǎn)品的邊際成本較高，而利潤收益較小，所以其產(chǎn)品范圍擴張較少。

本文根據(jù)Eckel 等(2015)的定義，將中國的多產(chǎn)品企業(yè)分類，進行異質性分析，回歸結果如表9所示。

表9 企業(yè)不同競爭策略的回歸結果

表9中第(1)列和第(2)列分別匯報了采取數(shù)量競爭、質量競爭策略的中國多產(chǎn)品企業(yè)面對《框架協(xié)議》生效對中國多產(chǎn)品企業(yè)出口種類的影響。結果發(fā)現(xiàn)，在其他變量保持不變的情況下，采取質量競爭策略的多產(chǎn)品企業(yè)面對《框架協(xié)議》生效，其出口種類相較于采取數(shù)量競爭的多產(chǎn)品企業(yè)增長更多，驗證了研究假設3。第(3)列和第(4)列分別匯報了采取數(shù)量競爭、質量競爭策略的中國多產(chǎn)品企業(yè)面對《框架協(xié)議》生效對中國多產(chǎn)品企業(yè)新增出口產(chǎn)品種類數(shù)量的影響。結果發(fā)現(xiàn)，與上文研究結論相同，在其他變量保持不變的情況下，采取質量競爭策略的多產(chǎn)品企業(yè)在《框架協(xié)議》生效后，其新增出口產(chǎn)品種類相較于采取數(shù)量競爭的多產(chǎn)品企業(yè)增長更多。

(二)企業(yè)進入退出

《框架協(xié)議》的生效使多產(chǎn)品企業(yè)面臨的區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降，一些生產(chǎn)率較低、原先收入不足以彌補出口固定成本的多產(chǎn)品企業(yè)開始盈利并進入出口市場。持續(xù)出口的企業(yè)和新進入/退出企業(yè)對貿(mào)易成本變化的反應不同(Arkolakis & Muendler，2019)。根據(jù)這一論點，本文將多產(chǎn)品企業(yè)分為兩組：持續(xù)出口企業(yè)(即在《框架協(xié)議》生效前后始終存在的企業(yè))和新進入/退出企業(yè)(即在《框架協(xié)議》生效后進入或退出的企業(yè))。值得注意的是，由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)中對于非國有企業(yè)，只有年銷售額在500萬元或以上的企業(yè)才會被調查，所以本文的新進入/退出企業(yè)意味著，在加入WTO后，國有企業(yè)新進入或退出市場，非國有企業(yè)將年銷售額縮減至低于500萬元，或將年銷售額增加至500萬元以上。

使用這兩組的回歸結果報告在表10中?！犊蚣軈f(xié)議》的生效對新進入/退出企業(yè)的出口產(chǎn)品范圍和新增產(chǎn)品種類有顯著的正面影響，但對持續(xù)出口的多產(chǎn)品企業(yè)影響較小，這與Lu和 Yu(2015)的研究結論一致。

表10 新進入/退出企業(yè)和持續(xù)出口企業(yè)的回歸結果

(三)不同創(chuàng)新能力的企業(yè)

多產(chǎn)品企業(yè)出口種類的變動還因企業(yè)新產(chǎn)品研發(fā)投入的不同而存在異質性(Liu & Rosell，2013)。那么，針對不同新產(chǎn)品研發(fā)投入的企業(yè)，《框架協(xié)議》生效對中國多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類的影響是不一致的。更具體地說，對更多新產(chǎn)品研發(fā)投入的多產(chǎn)品企業(yè)，其出口產(chǎn)品范圍應該擴張得更多，新增產(chǎn)品種類增長得更多。因此，本文針對中國多產(chǎn)品企業(yè)新產(chǎn)品研發(fā)投入水平設計了擴展分析。

為了分析《框架協(xié)議》簽訂對不同新產(chǎn)品研發(fā)投入企業(yè)的異質性影響，我們根據(jù)多產(chǎn)品企業(yè)新產(chǎn)品研發(fā)投入的平均數(shù)將產(chǎn)品分為兩組，即高新產(chǎn)品研發(fā)投入組和低新產(chǎn)品研發(fā)投入組。其中，新產(chǎn)品研發(fā)投入借鑒佟家棟和李勝(2015)的做法，用新增產(chǎn)品出口額占當年企業(yè)總出口額的比重來表示，以觀察不同新產(chǎn)品研發(fā)投入組實證結果的差異。表11結果表明，《框架協(xié)議》生效將顯著擴張中國高新產(chǎn)品研發(fā)投入組和低新產(chǎn)品研發(fā)投入組的出口產(chǎn)品種類，但高新產(chǎn)品研發(fā)投入組的出口產(chǎn)品種類的擴張作用更大，符合本文的預期。

表11 不同新產(chǎn)品研發(fā)投入的回歸結果

七、結論與政策啟示

本文基于2001～2013年的中國多產(chǎn)品企業(yè)工業(yè)制成品出口數(shù)據(jù)，以2003年《框架協(xié)議》作為準自然實驗，使用雙重差分法(DID)評估了2003年《框架協(xié)議》生效對中國多產(chǎn)品企業(yè)出口種類的影響。在此基礎上，從區(qū)域貿(mào)易政策不確定性角度分析了《框架協(xié)議》生效對中國多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類影響的內(nèi)在機理，主要得出了以下結論。(1)《框架協(xié)議》生效之后，與從事加工貿(mào)易企業(yè)(控制組)相比，從事一般貿(mào)易的多產(chǎn)品企業(yè)(處理組)的出口產(chǎn)品范圍顯著提升，多產(chǎn)品企業(yè)新增出口產(chǎn)品種類數(shù)量也顯著增加。(2)《框架協(xié)議》生效主要通過區(qū)域貿(mào)易政策不確定性影響中國多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類決策。具體來說，《框架協(xié)議》生效通過降低區(qū)域貿(mào)易政策不確定性，促使中國多產(chǎn)品企業(yè)增加出口產(chǎn)品范圍和新增產(chǎn)品種類數(shù)量。(3)采取不同競爭策略的多產(chǎn)品企業(yè)，其出口產(chǎn)品種類行為呈現(xiàn)異質性特征。在其他變量保持不變的情況下，采取質量競爭策略的多產(chǎn)品企業(yè)面對《框架協(xié)議》的生效，其出口種類相較于采取數(shù)量競爭的多產(chǎn)品企業(yè)增長更多。

以上研究結果，通過控制行業(yè)—時間趨勢、兩期DID、排除其他政策干擾等多種穩(wěn)健檢驗方法，進一步證明了研究結論的可靠性。

本文的研究結果具有豐富的政策含義。首先，《框架協(xié)議》的生效降低了區(qū)域貿(mào)易政策的不確定性。隨著中國自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略的深入推進，不僅要關注在區(qū)域范圍內(nèi)關稅削減的重要作用，更應該致力于通過《框架協(xié)議》降低區(qū)域貿(mào)易政策不確定性，進而從制度層面營造更加穩(wěn)定的預期，實現(xiàn)貿(mào)易高質量發(fā)展。在操作層面，未來的《框架協(xié)議》中可以考慮嵌入降低區(qū)域貿(mào)易政策不確定性的特別條款，起到靶向目標的作用。其次，考慮兼顧多產(chǎn)品企業(yè)的異質性特征。不同類型的多產(chǎn)品企業(yè)，由于所處產(chǎn)品生命周期或者發(fā)展階段，可能采取不同的競爭策略。它們即使面臨相同的政策不確定性下降，出口產(chǎn)品種類決策也可能存在較大的不同。在設計政策或特殊條款時，兼顧異質性需求，不做“一刀切”。最后，多產(chǎn)品企業(yè)內(nèi)的產(chǎn)品種類，不管增加還是減少，都可能是企業(yè)內(nèi)實現(xiàn)資源優(yōu)化配置的一種方式，中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)設立展現(xiàn)出增加企業(yè)出口產(chǎn)品種類、降低出口偏度的特征，有一定的獨特性，這是加工貿(mào)易存在的情況下的理性選擇。這個過程是否伴隨著成本加成能力提升和福利改善，值得進一步深入研究。