農產品企業出口二元邊際及持續性研究

孫一平，吳靜玲，楊 明

（1.湖北經濟學院 工商管理學院，武漢 430205；2.中南財經政法大學 工商管理學院，武漢 430073）

一、引言

中國是傳統的農業大國，農產品出口的戰略地位越來越重要。一方面，海關貿易數據顯示，中國農產品出口額高速增長，2001-2020年農產品出口額由161億美元增長至760億美元，年均增長約8.6%，中國農產品貿易額由2001年占全球農產品約3%上升至2020年的8.5%，這表明農產品出口在中國經濟發展中扮演著越來越重要的角色。另一方面，中國的農業基礎薄弱、現代化水平較低，疊加勞動力成本不斷上升等因素，對農產品出口帶來了許多不利影響，而近年來出口農產品的安全問題加劇了這一不利影響。因此，對于中國農產品出口持續穩定發展的研究日益成為學術界和政策制定者關注的熱點。

傳統的國際貿易理論認為貿易關系一旦建立就具有持續性，如要素稟賦理論便認為貿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定性，因此國際貿易關系也就持續穩定。根據新-新貿易理論，如果一國的貿易嚴重依賴于產品出口數量的擴張，那么企業應對外部沖擊的能力可能變弱并且出口產品的價格可能會下降，這會進一步導致該國貿易條件的惡化；而如果一國的貿易依賴于出口產品的種類和創新，那么國外對該國產品的需求將增多，這也從側面反映了出口的持續性。現實中，Clerides等（1998）發現出口企業比非出口企業的生產率更高、企業規模更大、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性，盡管可能存在生產率或者匯率波動的沖擊，但是超過80%的出口企業在下一時期會選擇繼續出口。大量實證研究把出口持續性歸功于進入市場的沉沒成本，同時由于長時間市場經驗的積累增加了企業的收益，經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，從而促使其繼續出口。中國是農產品出口大國，那么農產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性是通過什么實現的呢？如果一個企業已經選擇了出口，那么出口年齡是否與其持續出口有關呢？本文正是基于新-新貿易理論對這些問題展開研究，并且引入差異化產品和不同類型企業分別進行分析，從而為中國農產品的出口決策和出口持續性提供新的解釋與經驗證據，以便促進經濟福利的提升、優化農產品貿易政策及改善農產品貿易條件。

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生產率的研究；最后一類文獻是關于農產品出口的研究，本部分將對這三大類文獻進行梳理并做出評價。

（一）出口持續時間與其決定因素的研究

從企業層面看，Ilmakunnas和Nurmi（2010）運用Cloglog模型對芬蘭制造業企業進入出口市場的持續性進行研究，結果表明：企業規模、生產率和資本密集度越高的企業會越早進入出口市場并且保持持續出口；對于資本密集度低的小規模企業，外國所有權會顯著提高企業進入出口市場的概率；對于資本密集度高的大規模企業，外國所有權會顯著降低企業退出出口市場的概率[2]。從產品層面看，Besede和Prusa（2011）使用46個國家的SITC 4位數產品數據對出口持續時間進行研究，結果表明出口持續時間中位數較短，僅為1～2年，并且存在明顯的地區差異性[3]；房帥等（2020）利用生存分析模型對100個發展中國家1999-2015年產品層面的出口數據進行實證分析，研究發現FDI能夠通過提升出口產品質量延長產品的出口持續時間[4]。從具體的出口持續時間看，Esteve等（2013）發現西班牙企業出口持續時間的中位數僅為2年，其中有將近一半的出口持續時間段在1年之后就結束了[5]。國內關于出口持續時間的研究主要集中于兩個方面，一是根據出口持續時間劃分的不同分為企業出口持續時間[6]和產品出口持續時間[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年中國本土制造業企業的數據，得出中國的制造業企業存在明顯的出口學習效應，并且這種學習效應可能持續3年，而到第4年時對生產率的提升不再明顯[8]；易靖韜（2009）采用浙江省企業的面板數據發現沉沒成本顯著存在，并且進一步研究了企業異質性、沉沒成本與技術溢出和企業出口之間的關系[9]；陳勇兵等（2012）則認為企業規模、出口產品的種類、出口經驗以及企業的生產率等變量都會影響企業出口持續時間[6]；蔣靈多和陳勇兵（2015）從中國多產品出口企業普遍都是出口持續時間較短的典型化事實出發，發現多產品出口企業的出口行為存在差異，并且企業核心產品的出口持續時間相對于其邊緣產品而言更長[10]。此外，現有研究還分別從最低工資[11]、互聯網技術[12]、增值稅改革[13]等視角出發探究中國企業出口持續時間影響因素。

（二）出口二元邊際與生產率的研究

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）認為企業進入出口市場的沉沒成本顯著存在，并且出口企業也顯示出持續性的特征，規模越大的企業越可能進行出口[15]。從生產率看，邵敏（2012）采用2000-2006年持續經營的工業企業數據進行實證分析，并且按照行業代碼將技術水平分成高、中高、中低、低四類，研究發現中國企業在出口后的前兩年內將顯著提高企業生產率，但之后對生產率影響不再明顯[16]；Yi和Wang（2012）結合異質性企業貿易理論和經濟地理學，提出大企業出口主要依靠的是生產率優勢，而中小企業的出口則是依靠集聚效應獲取比較優勢[17]；李春頂和尹翔碩（2009）[18]及湯二子等（2011）[19]發現中國出口企業的生產率要低于內銷企業，即存在中國出口企業“生產率悖論”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]、產業政策[21]、多中心空間結構[22]、企業跳躍距離[23]、企業管理能力[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、產品和市場維度將出口增長動態分別劃分為持續、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）農產品出口的研究

Liapis（2009）[26]基于Hummels和Klenow（2005）[27]的研究框架，對全球農產品出口的二元邊際進行深入分析，發現農產品出口與其他產品出口有著本質的區別，因為農產品本身具有與其他產品不同的特征，例如農產品之間具有較大的替代彈性。并且，根據Chaney（2008）的研究結論，貿易成本對農產品出口二元邊際的影響與其他產品不同[28]。因此，農產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]以及中國與貿易伙伴的GDP、地理位置、人口數量[32]等因素都會影響農產品出口，并且中東歐16國市場需求增加是促進中國農產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產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）研究發現性價比即質量除以價格才是中國農產品出口持續穩定增長的真實動力[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品特征角度討論農產品貿易持續時間的影響因素[36]；劉雪梅和董銀果（2021）研究發現進口國將執行衛生與植物檢疫（SPS）措施對中國農產品質量升級和出口增長存在相左的作用方向，技術落后企業較技術前沿企業更容易轉移市場，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時間和企業出口二元邊際進行了分析，但是對農產品出口動態的研究較少。鑒于此，本文可能的邊際貢獻在于：一是拓寬研究視角，本文從中國農產品出口的視角出發，研究企業農產品出口額對于出口年齡的依賴和出口參與的影響因素，在農產品出口方面更具政策針對性；二是深化研究內容，已有文獻關于農產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產品出口中是否存在，并探究差異化產品和不同類型企業異質性的影響。

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易理論[38]。隨著國際貿易理論的發展，國際貿易研究視角從國家和產業層面深入到微觀企業層面，新貿易理論已無法用來解釋微觀企業層面的貿易問題。Melitz（2003）從企業異質性假設出發建立模型，從微觀企業層面說明了為什么有的企業會進行出口而有的企業只在國內進行銷售，這使得國際貿易的問題逐漸在異質性企業框架下開展研究，該模型在繼承新貿易理論中壟斷競爭和規模報酬遞增的假設前提之下，放松了對企業同質性的假設，并且將企業生產率納入模型當中，從微觀企業層面出發形成了新-新貿易理論[39]。在本文的研究中，新-新貿易理論在企業層面為研究出口持續時間及其影響因素提供了有力的理論基礎。

（一）出口額

在新-新貿易理論的企業異質性假設前提下，生產率較高的企業將會占據更大的市場份額，而生產率較低的企業會因為市場份額的減少被迫退出市場。按照上述規律，長期的市場競爭會使整個產業的生產率水平顯著提高。但是因為在封閉的市場環境中，企業的生產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，因此只有在開放經濟市場條件下整個行業的生產率水平才能得到提升。在開放經濟中，生產率高的企業持續進行出口將提高企業的出口經驗積累，長時間的出口經驗有利于增加企業的收益，從而提升企業的出口額。因此，本文假設出口額隨著出口年齡的增長而增加。

Melitz（2003）的模型對高生產率企業從事貿易活動做出了以下結論：高生產率水平的企業具有較低的貿易成本，可以通過競爭的方式進入國際市場，并且依靠自己的生產率優勢承擔貿易成本和抵御貿易風險，而較低的貿易成本和貿易風險又給企業帶來了較高的利潤，這使出口額較高的企業生產率也更高[39]。這類企業由于擁有較高的生產率水平帶來的競爭優勢，可以在貿易活動中擴大出口額，這也就從生產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層面的差異，并且說明出口決策與生產率之間的關系[39]。根據該理論模型，企業的異質性主要體現在以下幾個方面：企業的生產率水平；企業勞動工人的技能水平；企業的技術水平；企業所生產產品的差異性。在該模型中，將企業的生產率水平劃分為高中低三種，其中高生產率水平的企業可以選擇既出口又在國內進行銷售，而中等生產率水平的企業可以根據自身的條件選擇應該出口還是只在國內進行銷售，對于低生產率水平的企業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]提出中國出口企業的生產率要低于內銷企業，即存在中國出口企業的“生產率悖論”現象，這主要是因為在中國進出口貿易類型中，加工貿易份額較高且扮演著重要角色，而加工貿易企業的生產率較低。因此，本文假設中國農產品企業出口參與的可能性隨生產率的提升而降低。

Baldwin（1988）[40]、Baldwin和Krugman（1989）[41]以及Dixit（1989）[42]等經典理論文獻都認為企業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，因此他們認為企業的出口將呈現出明顯的年齡依賴。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）則基于企業利潤最大化視角，提出了一個關于出口決策的動態模型，并且實證研究表明沉沒成本是促使企業持續出口的一個重要因素，而在此之后大多數的實證研究都是基于這些模型使用不同國家的微觀企業數據進行分析[43]。因此，本文假設企業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）數據說明與處理

本文采用2000-2006年中國工業企業數據庫①和中國海關貿易統計（CCTS）的企業層面出口交易數據。中國工業企業數據庫是企業層面的原始數據，數據信息量巨大，每個企業都涵蓋了100多個財務會計變量。而中國海關數據庫的主要變量包括企業名稱、企業代碼、HS8位產品代碼、產品類型、進出口產品值、進出口目的地、進出口產品數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，對工業企業數據庫進行以下處理：刪除統計中有明顯錯誤的樣本；剔除員工人數小于8的企業；對相關變量存在缺失的情況進行處理。對于海關數據庫的產品分類，采用Rauch（1999）[45]的方法，根據產品價格的公開程度將產品分成三類：（1）在有組織的商品交易所交易的產品；（2）商品價格會定期在某個專業貿易出版物上發布的產品；（3）不可歸類的差異化產品。最后根據海關4位數水平的HS編碼對產品進行分類，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。可以發現的是，一個出口企業既可能只出口一類產品，也可能同時出口兩類產品，本文僅僅考慮出口差異化農產品的影響。需要注意的是HS編碼在2002年發生過改變，因此對2002年前后的海關數據庫進行了統一處理。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的數據，即農產品的出口數據作為本文的研究對象。

（二）計量模型與變量說明

根據前文分析，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，企業生產率是企業異質性最顯著的特征之一，采用企業的全要素生產率作為解釋變量進行研究；其次，企業進入出口市場的沉沒成本取決于前一期的出口狀態（EXP_1），因此采用其回歸系數的顯著性來判斷沉沒成本是否存在；最后，企業規模、實收資本和人力資源等也是影響企業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，表示企業的出口額，采用對數形式表示，下標i、j和t分別表示企業、行業和年份。核心解釋變量是企業出口年齡和全要素生產率。Ai,t=k表示企業出口年齡是否為k，采用虛擬變量的形式表示；TFP表示企業全要素生產率，采用對數形式表示；AGE表示企業出口年齡。控制變量為企業規模、實收資本和人力資源等，企業規模是體現企業異質性的一個重要特征，因此控制企業規模這個變量非常有必要。此外，考慮到企業所屬省份和所有制對于企業出口行為的影響，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產品的虛擬變量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，用其顯著性來確定是否存在沉沒成本。TFP表示企業全要素生產率；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產品虛擬變量，X表示一系列控制變量，主要包括企業規模、實收資本和人力資源等，同時也加入了國有企業（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

全要素生產率（TFP）。對于企業全要素的測算，本文主要采用Levinsohn和Petrin（2003）提出的半參數的估計方法，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率的變化[46]。

企業規模（SIZE）。企業規模一般用企業員工數或銷售額來表示，本文采用的是工業數據庫中企業年末統計從業人員年平均人數作為測量企業規模的指標。一般地，較大規模的企業更可能在生產上實現規模經濟，在市場上占據更大的份額，也更加容易支付得起進入出口市場所需要的沉沒成本，并且規模越大的企業更可能出口差異化和多樣性的產品，這有利于企業出口活動的穩定性，企業規模越大企業也就越可能選擇出口，本文的回歸模型中采用的是從業人員數量的對數形式。

實收資本（CAPITAL）。企業實收資本是企業經營能力的一項重要指標，實收資本越多，企業經營能力越強，也越有能力抵御國際市場上的貿易風險，由此可見實收資本越大的企業則越可能進行出口，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企業從業人員的收入狀況，也可以從一定程度上反映企業員工的工作積極性。本文采用企業數據庫中企業的應付工資、應付福利和年末從業人員總數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）/年末從業人員總數，并且回歸模型中采用的是人均工資的對數形式。

國有企業（SEO）。企業的所有權結構會影響其出口參與的意愿，Cole等（2010）認為國有企業的出口意愿可能較低[47]，而外資企業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（SEO）虛擬變量，以此來說明企業的不同所有權屬性影響的差異性。

企業出口年齡（AGE）。這里的出口年齡指的是企業的而不是產品層面的出口年齡，依賴于出口年齡的假設指出企業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，因此生成的企業出口年齡最大為7。

沉沒成本（EXP_1）。企業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。采用EXP_1系數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）描述性統計

本文使用的是2000-2006年的微觀企業層面的數據，這一期間內存在企業的新生和退出，表2列出了計量模型中主要使用變量的描述性統計。統計數據顯示，企業年齡的范圍為1-7，這說明樣本中既存在只出口1年的企業，也包括7年都出口的企業。

表2 主要變量的描述性統計

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，并且出口差異化產品的企業與出口其他產品的企業呈現出不同的特征。同時本文發現，就全樣本而言，企業全要素生產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，同時加入企業規模、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的出口額，并且出口額采用的是對數形式。

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，同時控制了企業規模、實收資本、人力資源以及是否國有進行回歸。通過回歸結果發現：age3-7的系數在1%的統計水平上都是顯著的，并且系數隨著出口年齡的增長而變大，這意味著出口經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，企業出口額就會越多。在模型（2）中，采用企業出口年齡age作為解釋變量，發現出口年齡age的系數為正，并且在1%的統計水平上顯著，這說明企業出口年齡與出口額正相關。在模型（3）中，采用企業年齡的對數形式并且控制所屬省份虛擬變量，出口年齡對數的回歸系數仍然在1%的水平上顯著為正，這也進一步驗證出口額依賴于企業出口年齡的假設，使結果更加穩健。在模型（4）中，引入是否出口差異化產品（D）進行回歸，可以發現D的回歸系數為正，并且在1%的統計水平上顯著，這說明差異化農產品的出口可以促進企業的出口額增加。同時，LP方法計算的全要素成產率TFP系數約為1.364，并且在1%的統計水平上顯著，這說明全要素生產率越高的企業出口額越大。同時，可以發現企業規模、實收資本和人力資源與企業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為負且顯著。回歸的結果也都具有穩健性，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，被解釋變量企業的出口參與狀態（出口取1，否則取0）采用數據庫中企業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，同時加入企業規模、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EXP_1的系數約為0.85，并且在1%的統計水平上顯著，說明農產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出口將會增加現在的出口概率，EXP_2的估計系數為正，并且在5%的統計水平上顯著，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，企業規模與企業出口概率正相關，且結果也相當穩健性，這與Bernard和Jensen（1999、2004）[48～49]的結論一致。另一方面，企業全要素生產率的回歸系數都顯著為負，說明生產率越高的企業出口的可能性越小，這也在一定程度上驗證了中國出口企業“生產率悖論”現象的存在。但是企業人力資源對于企業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）分別加入差異化農產品和差異化農產品與滯后1期的出口狀態EXP_1的交互項，回歸系數均為正，并且在1%水平上顯著，說明出口差異化農產品的企業更可能選擇出口。

表4 出口參與的回歸結果

表4 出口參與的回歸結果（續）

六、穩健性檢驗

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，得到更加穩健有效的回歸結果。

由之前的分析可以發現，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。企業的生產率提升，其出口額隨之增加，反過來出口額的增加也會提高企業利潤率和生產率，則生產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據的內生性問題。因為本文使用了2000-2006年為期7年的數據，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，分別采用了企業全要素生產率、企業規模、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，企業出口年齡越長出口額越大，生產率越高的企業傾向于出口越多的農產品。同時，出口差異化農產品有助于提升企業的出口額。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）

七、進一步研究分析

根據前文基準回歸結果，出口年齡越長則企業的出口額越大，具有之前兩期的出口經驗的企業在當期更傾向于出口，并且出口差異化產品的企業與出口其他產品的企業呈現出不同的特征，除此之外，出口年齡和出口經驗對其他不同類型的企業是否會呈現不同的結果呢？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經濟發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濟地區③，而不同地區的自然環境和要素稟賦差異性巨大，在資源配置自由流動和長期經濟發展大環境的驅動下，所處不同地區的農產品企業其出口決策和出口額的影響因素也不盡相同。鑒于此，本文根據所有制類型和企業所屬地區（根據省份劃分不同地區）分別探究其異質性影響④。

（一）所有制類型

本文將企業所有制分為國有企業、民營企業和外資企業，以便對企業出口行為進行分析，不同所有制企業出口額對于出口年齡的依賴也不盡相同。根據這三個子樣本出口額依賴于出口年齡假設的回歸結果，可以發現：就民營企業和外資企業而言，age2-6的系數均顯著為正，并且回歸系數隨著出口年齡的增長而呈現上升趨勢，這意味著出口經驗對于出口額的影響隨著出口時間的增加在累計，出口年齡越大企業出口農產品就會越多；而國有企業卻沒有呈現出相同的特征，國有企業出口年齡age2-7的回歸系數呈現出不穩定的狀態，并且age的回歸系數顯著為負。差異化農產品的存在也并沒有使國有企業的出口額得到顯著提升。

根據不同所有制企業出口參與的回歸結果可以發現，在所有的回歸中滯后1期的出口狀態EXP_1系數都為正且在1%的統計水平上顯著，說明在農產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。但是生產率的估計系數卻呈現出不同的特征：外資企業子樣本中生產率的估計系數顯著為負，而國有企業和民營企業子樣本中生產率的估計系數不再顯著，這說明生產率在農產品出口的影響中對外資企業出口決策的影響大。這是因為國有企業與民營企業生產率較為穩定，而外資企業多從事加工貿易，其出口決策受生產率的影響更加明顯。同時分別加入差異化農產品（D）和差異化農產品與滯后1期的出口狀態EXP_1的交互項，對于民營企業和外資企業來說D和交互項的回歸系數在1%水平上顯著為正，而國有企業差異化產品交互項的系數卻不再顯著。這是因為國有企業同質化農產品較多，而民營企業與外資企業可以通過異質性農產品在出口市場上競爭。

由不同所有制企業的實證結果可以明顯看出國有企業、民營企業和外資企業在出口額依賴出口年齡和出口參與中都表現出不同的特征。從數據上看，農產品出口企業中外資企業最多，民營企業次之，而國有企業最少。且國有企業無論是在出口額還是出口參與的回歸中，企業全要素生產率的回歸系數都不顯著，說明國有企業的出口表現較為穩定，這是由于國有企業的出口行為和決策可能會受政府政策的影響，企業缺少自主決策能力。另外，國有企業的管理模式較為傳統，使得國有企業在出口貿易中受國內政策的影響較大，這也給出口帶來一定的阻礙。而民營企業和外資企業的出口額嚴重依賴于出口年齡，這是因為外資企業與民營企業出口決策是經過嚴格考慮的結果，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，國有企業的差異化產品并不能顯著提升企業的出口額和出口參與，這主要是因為國有企業規模較大，所出口的產品較為穩定，出口額根據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品的出口。

（二）企業所屬地區

根據不同地區企業出口額依賴于出口年齡假設的回歸結果，可以發現就西部地區企業而言，全要素生產率對于出口額和出口決策的影響都很小；就東部地區企業而言，age2-7的系數顯著為正，并且系數隨著出口年齡的增長而變大，這意味著出口經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出口農產品就會越多，而中西部地區企業卻沒有表現出相同的特點，出口額對于出口年齡的依賴并不明顯；西部地區企業差異化產品對于出口參與的影響沒有東中部地區明顯。

根據不同地區企業出口參與的回歸結果，可以發現對于西部地區而言，生產率對出口額和出口參與的影響都是不顯著的，并且差異化農產品對于出口參與也沒有顯著的促進作用。就出口貿易而言，中國大部分的出口貿易都集中在東部沿海地區，東部地區大量的貿易活動給企業帶來了豐富的經驗。相對于其他地區而言，東部地區企業出口農產品時間長、生產率高，出口額強烈依賴于出口年齡。而中西部地區大多數都是內陸省份，受地方保護主義政策影響較為嚴重，對外開放性較差，使得貿易活動受到阻礙，并且運輸條件差，相對于東部地區而言在貿易中處于不利地位。

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、生產率之間的關系，同時進一步分析了差異化產品與不同類型企業在出口表現中的異質性特征。基于豐富的中國工業企業數據庫和海關數據庫中的農產品出口匹配數據，本文引入差異化產品的概念考察沉沒成本和學習效應對于農產品出口額和出口決策的影響。并基于異質性企業的模型，通過全要素生產率不同的測算方式，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方法測算的企業全要素生產率都對企業出口決策具有顯著的負影響，這說明中國農產品出口企業同樣存在“生產率悖論”現象，而這種現象產生的原因一方面可能是因為加工貿易的存在，另一方面可能是因為在中國具有較高TFP的企業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；而生產率對于企業農產品出口額具有顯著的正影響，這說明生產率越高的企業一旦選擇出口，那么其出口額就會越來越大。（2）企業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的影響，之前兩期都出口的企業本期更可能出口，而之前三期的出口狀態對于本期出口狀態沒有顯著的影響，這也說明了出口學習效應存在兩年，到第三年就消失了。（3）盡管企業所有制和所屬地區有所不同，但農產品出口企業進入出口市場的沉沒成本的確顯著存在，這也是為什么農產品企業能夠持續出口的一個重要原因。（4）差異化產品在出口依賴中表現出特有的性質，就全樣本而言出口差異化農產品的企業更傾向于出口并且出口規模會更大。（5）不同所有制類型和所屬地區對依賴于出口年齡的出口額檢驗和出口決策影響不一樣，出口差異化農產品能夠顯著提升企業出口的概率。就企業所有制來看，國有企業的生產率和出口年齡較民營企業和外資企業而言對出口額的提升不明顯，并且國有企業的差異化產品對于出口決策的影響也不明顯。就所屬地區來看，中西部地區較東部地區而言出口份額依賴于出口年齡的假設不明顯，并且西部地區企業的生產率對于出口額的影響很小，而中西部地區生產率對于出口決策的影響也不明顯，西部地區企業的差異化農產品并不能促進企業出口概率。同時，農產品企業的生產率、企業規模、資本存量和人力資源因素都與企業出口額正向相關，并且中國企業出口“生產率悖論”現象在農產品企業也是顯著存在的。一方面，沉沒成本和學習效應是影響企業出口額和出口參與的兩個重要因素；另一方面，生產經營差異化農產品也對中國農產品企業具有重要的意義。從微觀層面上講，中國的農產品出口貿易狀況較為復雜，并且在動態的發展過程中不斷調整，許多貿易關系結束的同時也伴隨著新的貿易關系的建立。

（二）對策建議

根據本文的實證結果，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產品出口的信息平臺和風險預警機制，及時反饋目的國農產品相關政策制度，降低農產品企業的出口固定成本和風險，促進農產品出口業務發展。其次，政府應立足農產品供給側結構性改革，鼓勵引進先進農業生產設備及高新技術，提升國內農產品企業生產率，進一步帶動農產品企業出口。最后，需要進一步提升中西部地區對外開放程度，中西部地區農產品出口具有很大的潛力，故今后應大力提升西部地區的開放程度和擴大與周邊國家的聯系，提升西部地區農產品出口企業的競爭力。（2）微觀企業層面。首先，企業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產品的市場信息，并積極學習先進的技術和管理經驗，靈活調整出口業務。其次，企業需要加強管理能力，特別是要大力提高國有出口企業的管理能力和靈活性，從整體上改善農產品出口狀況，實現貿易平穩可持續發展的目標。（3）微觀產品層面。提升農產品出口的差異化水平和多樣性，將有助于企業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，促進農產品出口持續穩定的發展。

注釋：

①由于2006年后的數據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生了不利的影響，因此本文確定使用中國工業企業數據庫2000-2006年的數據進行研究。

②根據工業庫的注冊代碼所得，國有企業代碼：110，141，151；民營企業代碼：171，172，173，174；外資企業代碼：310，320，330，340，200，210，220，230，240。

③根據工業庫所屬地區代碼所得，東部地區：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：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個省（自治區）；西部地區：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）。

④由于篇幅限制，本文未報告進一步研究分析具體結果，有需要的讀者可聯系作者索取。