外需沖擊、農產品“出口轉內銷”和企業績效:來自涉農企業的微觀證據

茅 銳 夏 雨

(1.浙江大學,浙江 杭州 310058;2.北京大學,北京 100080)

一、引言

入世以來,我國農產品出口貿易發展迅速,在農業提質增效、農民就業增收等方面發揮了重要作用(馬洪濤,2021)。相關統計數據顯示,我國農產品出口額以8%的年均增長率從2001年的175.5億美元增長至2020年的716.5億美元,占世界出口的比重也從3.7%提高至4.4%(圖1)(1)數據來自聯合國統計司下屬UN Comtrade,見https://comtrade.un.org。。然而近年來,農業國際競爭格局復雜性和多邊貿易環境不確定性日趨增強,我國農產品出口不斷遭遇新的挑戰(朱晶 等,2018),全球金融危機、技術性貿易壁壘、中美貿易摩擦、新型冠狀病毒感染疫情和俄烏沖突等一系列事件使農產品出口面臨嚴重的外需沖擊,出口額和世界占比增速有所放緩(圖1)。有鑒于此,統籌利用國內外“兩個市場、兩種資源”以平抑外需波動、促進農產品出口轉型升級,不僅有利于推動我國農業持續穩定協調發展,為農業農村現代化建設提供基礎支撐和良好環境(程國強,2012),也符合黨中央提出的構建以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局的戰略任務。而涉農企業作為農業農村現代化的先導力量(李炳坤,2006)和農產品出口的重要參與者(2)根據中華人民共和國海關總署數據統計,入世以來涉農企業出口農產品占全國的份額由2001年的18.32%逐年增長至2013年的48.26%,對全國農產品出口增長的平均貢獻率也高達86.94%。,其銷售決策對我國農產品出口轉型意義重大。

圖1 入世以來我國農產品出口額和占世界份額的變化

在面臨外需沖擊時,不少涉農外貿企業嘗試將適銷對路的出口農產品投入國內市場,以“出口轉內銷”的方式統籌利用“兩個市場、兩種資源”。根據商務部數據統計,2020年新型冠狀病毒感染疫情暴發后有超過十萬家外貿企業通過“出口轉內銷”應對外需萎縮,4月份內銷額增長17%。涉農企業“出口轉內銷”對化解農產品出口的外部挑戰、促進農業轉型升級有著重大意義。從化解外部挑戰的角度看,“出口轉內銷”能打通內外貿市場,利用國內市場承接外需沖擊下出口市場的過剩農產品;從農業轉型升級的角度看,“出口轉內銷”能提高涉農企業農產品對內供給能力,解決國內農業供需失衡和供給側結構性矛盾,帶動質量標準建設,推動農業向高質高效方向轉型升級。然而,經驗研究表明涉農企業“出口轉內銷”過程面臨諸多問題和困境。Ahn et al.(2017)估計得出,出口與內銷對數差分的替代系數約為0.16,表明轉型過程存在損耗。這可能是因為:從企業自身看,部分出口企業或只銷售針對國外消費者的產品,或缺乏自主品牌,或轉內銷的經驗和能力不足(戴覓 等,2015);從市場環境看,國內各區域間一體化程度不足,且交易市場相對混亂,存在收費不明、產權不清等問題,內銷成本甚至可能超過出口成本(張學良 等,2021)。因此,“出口轉內銷”能否在涉農企業和農產品的角度實現,在何種涉農企業、何類農產品方面存在痛難點,以及能否提高涉農企業的經濟績效,是評估和改進“出口轉內銷”措施的關鍵。

基于以上分析,本文主要關注三個問題:一是涉農外貿企業在面臨外需沖擊時是否、能以何種效率將出口農產品轉向國內銷售;二是“出口轉內銷”是否存在產品和企業異質性,何種農產品或企業的轉型存在困難;三是“出口轉內銷”這一行為能否緩解外需沖擊導致的績效損失。對于第一個問題,現有研究多選擇制造業企業樣本進行分析,且結論存在一定分歧,即認為出口與內銷之間可能存在獨立(Melitz,2003)、替代(Blum et al.,2013)和互補(Berman et al.,2015)三種關系。觀點不一致可能是異質性樣本或內生性偏誤所致。而本文重點關注外需沖擊下的涉農企業,一方面利用農產品的供給特性說明其出口與內銷更可能存在替代關系,另一方面借助需求端外生沖擊克服內生性問題,為準確識別出口與內銷的關系提供了新的視角。對于第二個問題,現有研究多基于新新貿易理論討論企業異質性(Baldwin,2005),鮮有涉及“出口轉內銷”的產品異質性問題。除了關注涉農企業異質性,本文還根據農產品生活資料與生產資料的兩重特征考察了不同農產品“出口轉內銷”的難易之分,拓展和補充了相關理論。對于第三個問題,現有研究多從銷售規模(Scherer,1965)和銷售結構(Bernard et al.,1995)兩方面考察企業銷售決策對績效(主要以企業生產率衡量)的影響。不同于此,本文通過引入出口與內銷兩個變量同時考慮了銷售規模與結構,并將企業績效的衡量指標拓展至盈利能力層面。在此基礎上,考察了外需沖擊下“出口轉內銷”對涉農企業績效的影響,這是對已有相關研究的有益補充。

實證策略方面,本文利用金融危機和糧食危機(2005—2009年)期間的中國工業企業數據庫識別涉農企業農產品出口與內銷的替代關系,并通過匹配工企-海關-CEPII BACI數據的方式構建農產品外部需求指標作為農產品出口額對數的工具變量,以克服潛在的內生性問題,進而刻畫涉農企業在外需沖擊下的“出口轉內銷”行為。在此基礎上,根據涉農企業出口各類農產品的比例和企業本身特征劃分子樣本,檢驗“出口轉內銷”在產品和企業層面的異質性。進一步,構建基準方程考察外需沖擊下農產品出口下降對企業績效的影響,并將“出口轉內銷”作為緩解這一負面影響的傳導機制,即將內銷對數引入方程進行機制檢驗,以說明“出口轉內銷”能緩解外需沖擊造成的績效損失。

二、文獻回顧

本文研究內容主要與以下三類文獻緊密相關。

第一類是有關企業出口與內銷之間關系的文獻。以企業異質性貿易模型為核心的新新貿易理論將出口和內銷視為兩個相互獨立的市場,并指出國際貿易需要高昂的固定成本,能負擔該成本的高生產率企業成為出口的主要參與者,而生產率較低的企業只能選擇內銷(Melitz,2003;Eaton et al.,2011)。需要指出的是,這一理論建立在邊際成本不變的前提假設之上。然而,Vannoorenberghe(2012)通過分析企業層面的產出波動,發現邊際成本不變假設在實際中并不成立。因此,近年來較多研究在考慮生產邊際成本的基礎上討論了企業出口與內銷之間的關系。一部分文獻認為,出口增加伴隨著邊際成本上升,從而迫使企業減少內銷,即出口與內銷之間存在替代關系(Blum et al.,2013;Soderbery,2014;戴覓 等,2015;Rho et al.,2016;Ahn et al.,2017;Almunia et al.,2021)。此類文獻的主要邏輯在于,要素市場的剛性、資本存量的缺乏和融資水平的限制導致企業面臨產能約束,出口增加時,企業必須承受因產量提高而遞增的邊際成本,從而被迫縮減內銷規模;孫浦陽等(2015)指出這一假設適用于中國企業的現實。但也有一些文獻指出,出口增加可能會降低邊際成本,轉而促進內銷增長,使出口與內銷之間呈現互補關系(Berman et al.,2015;Bugamelli et al.,2015;Erbahar,2020)。Berman et al.(2015)指出外需增長帶來的出口增加能夠改善企業流動性,緩解產能約束,從而降低邊際成本。這具體表現為以下幾點:第一,出口增加產生的額外利潤流能夠支持企業的國內業務;第二,未兌現的銷售訂單可以作為獲取外部融資的抵押品;第三,積極參與出口貿易能夠為企業贏得良好聲譽,幫助其獲取更多的向銀行或其他債權人融資的機會。進一步,Berman et al.(2015)還提出企業存在“從出口中學習”的可能,即通過出口獲取經驗和技術,實現要素積累或全要素生產率的提升。此外,也有少量文獻探討了內銷影響出口的情況,如Ghemawat et al.(2011)通過對一家大型啤酒生產商的研究發現,內銷增長可能會擠占出口份額。總而言之,目前學術界對于出口與內銷的關系仍未達成共識。

第二類是有關企業抵御負向外需沖擊的文獻。外部突發事件可能會導致企業市場規模減小、績效下滑(Mayer et al.,2014),進而迫使其做出一定的補救措施。現有研究指出,一種可能的策略是調整勞動力市場。Ekholm et al.(2012)和Nucci et al.(2010)發現,匯率上升引致的外需下降促使企業減少勞動力需求,具體表現為減少雇傭量和降低工資;侯欣裕等(2019)也表明,外需每下降10%,我國企業工資水平平均減少0.173%。另一種被廣泛探討的策略是技術創新。Iacovone et al.(2013)和Bloom et al.(2016)研究發現,中國企業進入國際市場所帶來的競爭壓力會驅使北美和歐洲企業增加研發投入、加大核心技術引進等。Yu et al.(2015)和Dai et al.(2018)發現,人民幣匯率上升對出口需求產生了沖擊,使我國出口企業的研發投入大幅增長(比非出口企業高出11%)。第三種策略即是本文所關注的調整銷售結構。從地區結構維度來看,Kramarz et al.(2020)指出,將產品銷往多個市場是企業熨平外部需求沖擊的有效途徑。從產品結構維度來看,Mayer et al.(2014)發現,面對市場競爭激化所帶來的需求沖擊,法國企業的出口銷售進一步向其最具比較優勢的產品傾斜;劉慧等(2021)則強調,產品多元化策略可以顯著增強企業抵御外需沖擊風險的能力。

第三類是有關出口與內銷決策對企業績效影響的文獻。第一種討論銷售規模,即只關注銷售總額而不區分出口與內銷;第二種則討論銷售結構,即關注出口與內銷在銷售總額中的占比。關于銷售規模會對企業績效產生何種影響,學術界存在一定分歧。部分學者認為,由于生產能力、融資水平等方面的規模經濟,銷售規模會對企業績效產生正向貢獻(Schumpeter,1942;郭斌,2006)。然而,也有一些學者指出,銷售規模與企業績效之間呈倒U形關系,原因可能在于:銷售規模的持續擴大可能會帶來效率下降、資源冗余等規模不經濟現象,進而使企業績效降低(Scherer,1965)。類似地,關于銷售結構對企業績效的影響亦未達成共識。企業異質性貿易理論認為出口能提高企業生產率(Bernard et al.,1995),但在中國存在內銷企業生產率高于出口企業的“生產率悖論”,這可能是因為有大量低生產率的加工貿易企業存在(戴覓 等,2014)。蘇振東等(2013)則發現在企業財務績效方面也存在類似內銷優于出口的“利潤率悖論”,產生這一現象的原因較為復雜,比如加工貿易企業大量存在,抑或中國出口產品技術復雜度普遍偏低,在國外市場競爭壓力不足,無法掌控定價權,從而拉低了利潤率。本文則將銷售額分解為出口與內銷兩個變量,同時考慮了銷售規模與銷售結構對企業績效的影響,并延續了出口端的工具變量以克服內生性,彌補了當前研究的片面性。

三、理論分析和研究假說

(一)涉農企業農產品出口和內銷的替代關系

農產品出口與內銷之間能否相互替代,是分析涉農企業“出口轉內銷”可行性的關鍵。前文文獻回顧部分已經指出,當前學術界對企業出口與內銷之間的關系存在分歧,即存在獨立、替代和互補三類觀點。本文認為,外需沖擊下農產品出口與內銷間更可能呈現替代關系,具體原因如下(3)有兩點需要說明:第一,本文的研究對象為涉農企業中的食品加工企業,主要銷售農副產品,因此這里更多關注農副產品的供給特性;第二,兩個原因生效的前提是短期,而外需沖擊的不可預見性恰使其成立。:一是農產品供給剛性和土地邊際報酬遞減增強了涉農企業的產能約束,遞增的邊際成本使得總體的出口與內銷呈替代關系。一方面,農副產品的供給量相對固定。種植產品對自然環境、土地質量和灌溉條件的要求較高,存在明顯的季節性和周期性,供給彈性小;而畜牧產品和水產品的飼料又依賴于種植產品,加之草場或養殖池數量有限、固定成本高,供給彈性也較小(董全海,1996)。另一方面,農業依托的土地要素(4)此處的土地要素泛指農業生產所需的一切自然資源,包括土地、林地、養殖地等。邊際報酬遞減。根據西方經濟學理論,短期技術水平不變時,在一定面積的土地上連續追加勞動與資本等生產要素,其邊際報酬遞減。本文所研究的“出口轉內銷”就是涉農企業規避負面沖擊的短期決策,其間土地規模和技術水平相對固定,符合這一規律。二是不同類型農產品之間難以轉產導致其供給規模不可相互替代,同類農產品的出口與內銷也呈替代關系。前文所述的產能約束只限制了出口與內銷的總量,倘若生產者在一種產品的外需受沖擊時轉而生產其他產品以替代該產品供給,則其他產品的出口與內銷可能因總供給增加而產生互補。但是,董全海(1996)指出受耕地屬性與生產技術壁壘的限制,不同農產品間的轉產較難實現,即產品間替代彈性較低。因此,涉農企業在外需沖擊發生的短期內很難通過轉產來實現出口與內銷的互補。綜上,本文提出:

假說1：外需沖擊下涉農企業農產品出口與內銷之間存在替代關系。

(二)替代關系在不同產品和企業間的異質性

新新貿易理論指出,企業在規模與生產率等方面呈現異質性(Baldwin,2005),而產品質量差異是企業異質性的核心表現之一(殷德生 等,2011)。農產品兼具生活資料和生產資料的雙重屬性,其“出口轉內銷”的難易程度除取決于產品質量外,還可能與飲食習慣、加工程度等密切有關,因此本文進一步將異質性分析從企業層面拓展到產品層面。第一,農產品作為最基本的生活資料,與市場的異質性需求規模和消費偏好關聯更緊密,能滿足國內市場需求的產品(內向型產品)更容易“出口轉內銷”。首先,不同市場對農產品質量的要求不同,中國屬于發展中國家且國內農產品標準化程度相對較低,因此更可能承接技術復雜度低一些的“出口轉內銷”產品;其次,農產品需求受市場所在地的膳食結構與文化影響較大,原計劃出口至東方膳食結構區(東亞和東南亞)的農產品更接近中國飲食習慣,可能更容易轉內銷。第二,農產品是自身的生產資料,其加工程度的不同可能使“出口轉內銷”呈現差異,這一點對“出口轉內銷”的影響未知。一方面,生鮮、園藝等原料產品保質期較短,出口下降后積壓的產品可能來不及送往國內便會腐敗變質,因而轉換為內銷的比例可能更低;另一方面,原料產品作為生產原料用途更廣泛,而加工產品可能本就針對某一特定消費群體生產,國內市場對前者的接受度與需求規模高于后者,從而更容易出口轉內銷。此外,涉農企業的異質性特征也可能影響出口與內銷的替代關系,如非國有企業具有較高的市場化程度和競爭力,更容易轉向國內市場;大小規模企業在“出口轉內銷”方面則分別具有規模效應和行動靈活的優勢。綜上,本文提出:

假說2：“出口轉內銷”在不同農產品間存在異質性,內向型產品如簡單產品、東方膳食結構區的出口農產品更容易轉內銷,而加工程度對“出口轉內銷”的影響不確定。

假說3：“出口轉內銷”在不同涉農企業間存在異質性,非國有企業更容易將農產品“出口轉內銷”,而企業規模大小對“出口轉內銷”的影響不確定。

(三)“出口轉內銷”決策對涉農企業績效的影響

從已有文獻來看,學者分別從銷售規模和銷售結構兩方面考察了銷售決策對企業績效的影響。而本文將銷售額拆分為出口與內銷兩部分,同時討論規模與結構的影響。首先,本文認為外需沖擊下的農產品銷售規模對企業績效的影響更可能是線性而非倒U形的。這是因為,外需沖擊下的銷售額變化是短期的,主要影響涉農企業的現金流狀況,而不會導致組織機構、管理水平等結構性因素發生改變,繼而產生“規模不經濟”。其次,本文背景下農產品出口對企業績效的貢獻未必高于內銷,因為涉農企業中存在較多的加工貿易企業,且農產品技術復雜度普遍較低、國際化市場上同質化較為嚴重,這些都可能導致“生產率悖論”延伸至財務績效而出現“利潤率悖論”。綜上,本文提出:

假說4：外需沖擊下涉農企業的出口與內銷均會對企業績效產生正向影響,但二者貢獻系數大小不能確定。

四、數據介紹和描述統計

(一)數據來源與處理

1.中國工業企業數據庫

本文核心數據來自2005—2009年的中國工業企業數據庫。該數據庫根據國家統計局“規模以上工業統計報表”整理而成,統計對象包括全部國有和“規模以上”(年主營業務收入不低于500萬元)的非國有工業法人企業,與《中國工業統計年鑒》和《中國統計年鑒》的工業部分范圍一致。工業企業數據庫統計內容較為全面,包含本文所需的企業出口交貨值、工業銷售產值等相關變量,其中出口交貨值的統計占到我國制造業出口總額的98%(戴覓 等,2015),數據具有可用性。截至2021年底,工業企業數據的時間范圍是1996—2014年,本文選擇2005—2009年作為樣本期,理由如下:第一,樣本期在金融危機和糧食危機附近,企業出口端外需沖擊所帶來的數據變異性更為明顯;第二,2010年工業企業數據庫的統計內容和其他年份有較大差異,數據缺失嚴重;第三,與本文模型固定效應相關的《國民經濟行業分類》分別于2002年和2011年進行了修訂,樣本期位于兩次修訂期間,可保證數據行業分類口徑一致。

首先,依照本文的研究目標,參考已有研究慣例,對數據進行如下清洗:1)剔除工業銷售產值和出口交貨值中的負值和缺失值;2)剔除出口交貨值大于工業銷售產值(使內銷額為負)的樣本;3)剔除營業狀態非正常的樣本;4)剔除從業人數小于8人的樣本;5)剔除在樣本期內一直不出口的企業(即保留至少有一年出口的企業)。其次,保留食品加工企業數據,即行業代碼以13、14、15開頭的樣本(5)對行業的分類采用《國民經濟行業分類》(GB/T 4754)的二位數標準,即工業企業數據庫中的“行業大類代碼”。作為主要研究對象。一方面,食品加工企業多為涉農企業,可以反映涉農企業總體狀況(郭慶海,2013),該類企業樣本期內出口農產品金額占全部制造業企業的94.32%(6)數據來源于中國海關總署的統計。;另一方面,農產品銷售為食品加工企業的主營業務,樣本期內該類企業出口農產品金額占全部產品的92.75%(7)數據來源于中國海關總署的統計。,因此可以用總出口額近似代替其出口額。最后,將各年截面數據合并,得到包含7597家涉農企業、27127條觀測值的非平衡面板。

2.工業企業-海關-CEPII BACI匹配數據

為了解決出口對內銷影響中潛在的內生性問題,本文構造企業-年份層面的外部需求作為工具變量。為此,需要企業“產品-目標國”層面的出口交易信息和目標國分產品的進口信息。遺憾的是,中國工業企業數據庫并未對此進行詳細統計,故本文將其與海關數據、BACI數據進行匹配。中國海關數據庫是中華人民共和國海關總署根據海關進出口信息整理而成的,它逐條記錄了各企業進出口的交易信息,包括HS8分位產品編碼、目標國、金額、數量和貿易方式等。BACI是CEPII(Center For Research and Expertise on the World Economy)根據各國向聯合國統計司(UN Comtrade)匯報的進出口信息統計而成的貿易數據庫,它包含“年份-出口國-HS6編碼-進口國”的交易數據。

匹配過程具體如下:第一,先篩選本文所需的海關信息,根據WTO界定的農產品范圍,保留HS2分位編碼第1～24章的出口數據;再將各HS6分位編碼轉換至1996年版本(8)BACI數據庫中記載的產品編碼都是HS6分位的1996年版本,這一步有利于更好地匹配BACI數據。,并在“年份-企業-HS6編碼-目標國”層面加總各條信息。第二,借鑒Yu(2015)的方法,采用兩步法匹配工業企業和海關出口數據。首先,匹配各年份企業名稱相同的數據;其次,為了提高數據完整性,進一步匹配各年份企業所在地郵政編碼、電話號碼后7位相同的數據。第三,將BACI數據按照“年份-HS6編碼-進口國”加總得到“外需”,其中不包括各國從中國進口的數據(9)后文構建外部需求指標時考慮從中國進口的內生性,因此此處將其移除。。第四,在“年份-HS6編碼-國家”層面將BACI的“外需”匹配到工企-海關數據中。由于匹配過程還涉及各數據庫對國家名稱記錄方式、出口金額計量單位不統一的問題,將國家與金額分別按照ISO-3166-1三位碼、人民幣(元)進行標準化。匹配后的數據在企業-年份層面包括4466家涉農企業、14800個觀測值。

(二)主要變量說明及描述統計

本文在對外需沖擊下農產品“出口轉內銷”的研究中,需要用到企業內銷額對數(lnDom)、出口額對數(lnExp)以及農產品外部需求指標(ED)的有關數據;在進一步研究“出口轉內銷”對涉農企業績效的影響過程中,需要用到企業績效(ROA、ROE和ROS)的數據。此外,本文還選取了一系列控制變量,包括企業規模(Size)、企業年齡(Age)、資產負債率(TDR)、所有制(Ownership)。表1為上述變量說明與描述統計結果。

五、外需沖擊下農產品的“出口轉內銷”

(一)“出口轉內銷”的計量模型

本部分主要檢驗涉農企業農產品出口減少是否會帶來內銷增加,即考察“出口轉內銷”這一行為。需要強調的是,在這一行為的判斷上,有一個亟待解決的難題,即我們只能觀察到“出口轉內銷”行為的結果,而無法得知企業原本計劃的出口額。那么,應該如何檢驗“出口轉內銷”是否存在呢?顯然,這一問題的研究是“反事實”(Counterfactual)的。對此,Rubin(1974)在構建的反事實分析框架中指出,在除了核心因果變量外的其他各方面相似的個體,可以作為某一個體反事實狀態的替代。因此,從計量經濟學角度來看,通過控制固定效應和一些關鍵因素,可以實現不同企業間或同一企業不同時期的對比,進而在統計意義上刻畫企業的“出口轉內銷”行為。

基于以上思路,本文構建如下的計量模型:

lnDomft=const+αlnExpft+Xδft+uf+vit+εft

(1)

其中:下標f表示企業,t表示年份,i表示行業;被解釋變量lnDom為企業內銷額對數,由于工業企業數據庫里沒有企業內銷額的直接統計,本文以工業銷售產值與出口交貨值的差額計算內銷額;核心解釋變量lnExp是企業出口額對數,后文將構建工具變量對其進行沖擊;X是一系列控制變量構成的向量集;const是常數項,uf是企業固定效應,vit是行業-年份交互固定效應(10)對行業的分類采用《國民經濟行業分類》(GB/T 4754)的四位數標準,即工業企業數據庫中的“行業小類代碼”。,εft是隨機擾動項。

本文針對模型(1)的OLS形式控制了一系列關鍵因素,以解決內生性問題和搭建反事實框架。控制企業固定效應能夠消除企業間的固有差異,研究同一企業出口與內銷的變化關系;控制行業-年份交互固定效應而非單獨的年份固定效應,有利于控制不同行業的內需與技術進步(戴覓 等,2015),其中前者可能影響企業內銷額,后者則可能同時作用于出口和內銷。進一步,本文還控制了一系列代理變量,具體包括:1)企業規模。根據企業異質性貿易理論,生產率會同時影響企業的出口與內銷。由于工業企業數據庫中工業增加值嚴重缺失,而企業規模常被用于衡量企業生產率(Kugler et al.,2012),故本文將企業規模(Size)作為控制變量納入回歸方程。企業規模(Size)通過從業人數加1的對數計算得到。2)融資約束。Manova et al.(2016)發現,融資約束可能會影響企業的貿易結構,而杠桿率是前者的良好代理,因此在回歸模型中控制了可用于衡量企業杠桿率的資產負債率(TDR)。資產負債率(TDR)通過計算總負債與總資產的比值得到。3)所有制。Fernandes et al.(2012)研究表明,所有制結構特別是外資的引入,可能會影響企業的內外銷決策。因此,本文按照Yu(2015)的做法,根據登記注冊類型(11)參照Yu(2015),工業企業數據庫中“登記注冊類型”110、141、143、153為國有企業,210、220、230、240為港澳臺企業,310、320、330、340為外資企業,其余為私營企業。構建所有制虛擬變量n.Ownership(n=1國有、2港澳臺、3外資、4私營),并將其引入模型加以控制。

(二)模型優化和農產品外部需求指標(ED)構建

若用模型(1)的OLS形式來識別涉農企業農產品“出口轉內銷”行為,則可能存在以下兩個問題:

一是內生性問題。內生性問題主要源于三個方面:1)遺漏變量。比如,企業出口與內銷的選擇不僅會受到外需沖擊的影響,還可能與國內市場需求狀況息息相關。2)測量誤差。一方面,本文選取的企業生產率、融資約束和所有制代理變量可能與實際值之間存在偏差;另一方面,本文內銷額的計算方式可能使出口額的測量誤差進入擾動項(衰減偏誤,Attenuation Bias)。3)雙向因果。企業出口與內銷之間的替代關系未必是單向的“出口轉內銷”,內銷變化也可能會影響出口,即“內銷轉出口”。

二是如何從全部產品中剝離農產品的出口和內銷。已有研究表明,出口與內銷在不同情況下可能呈現獨立、替代或互補關系。而本文所假設的替代關系只在“外需沖擊下的農產品銷售”這一特定條件下成立。因此,若要識別農產品“出口轉內銷”,本文計量模型至少還應滿足兩個條件:其一,存在出口端的需求沖擊,已成為涉農企業自發減少出口的外生動力;其二,lnExp與lnDom應是農產品(而非全部產品)的出口對數與內銷對數。遺憾的是,中國工業企業數據庫并未統計細分產品的出口和內銷,因此本文只能將其放寬為在特定外需沖擊下農產品出口和內銷的變化。

基于以上分析,本文利用農產品出口端的需求沖擊解決內生性問題,并將涉農企業“出口轉內銷”行為限制于農產品領域。參考Berman et al.(2015)的做法,代入農產品貿易,構建企業層面的農產品外部需求指標作為出口額的工具變量,構造如下公式:

(2)

其中:f表示企業,t表示年份,p表示HS6位農產品,c表示出口目標國;wfpc是權重,具體設定為企業f在樣本期內向c國出口農產品p的金額Expfpc占該企業樣本期內出口農產品總金額的比重;Dpct為需求水平,具體用第t年c國從中國以外的其他國家進口農產品p的金額來衡量。企業面向的農產品外部需求就是以相應出口份額為權重,對各產品-目標國層面外需水平的加權平均。值得說明的是,本文對農產品外部需求指標進行了三項調整:一是借鑒Bricongne et al.(2012)的做法,剔除了各國外需中從中國進口的部分,原因在于其不僅包含國內各企業的出口,還因代表國內農業經濟狀況而與企業內銷產生關聯,這可能會導致指標出現內生性;二是將EDft進行1%的縮尾處理,這是因為部分國家只從中國進口農產品,將其移除后農產品外部需求為0影響模型估計,縮尾能在保證數據質量的前提下排除類似異常情況;三是將出口交貨值為0的樣本的EDft重新賦值為0,由于統計口徑和標準的不同,部分出口交貨值為0的工業企業在海關數據中依然記載了出口信息,而本文以工企庫的出口交貨值為主要標準(12)這樣做有兩點考慮:第一,由于可能存在的誤報、漏報和統計錯誤,海關數據中記載的企業出口信息并不完整,不能代表企業全部出口;第二,內銷額只能使用工業企業數據計算,用與其同一統計口徑下的出口交貨值作為出口額更嚴謹。,當出口額為0時理論上企業不再有農產品外部需求,若EDft值依然為正,則會出現估計偏誤。

本文認為,農產品外部需求符合出口額工具變量的條件。從相關性角度看,農產品外部需求在很大程度上代表了涉農出口企業面向的市場規模,從而會影響其實際出口額,符合與解釋變量的強相關性。從外生性角度看,企業的力量很難影響其他國家對進口農產品的需求,而農產品外部需求在微觀層面幾乎只能通過出口部門和企業發生聯系,符合工具變量的排他性約束。當然,農產品外部需求還可能通過對中國農業經濟的宏觀作用間接影響企業,但這種全方位的影響在不同企業之間不存在變異性,可以通過控制行業-年份固定效應的方式予以消除。

此外,優化后的IV模型能夠從全部產品中準確識別農產品“出口轉內銷”的過程。一方面,雖然工業企業數據中的出口與內銷面向全部產品,但作為工具變量的農產品外部需求只與企業農產品出口緊密相關,而對其他產品出口影響不大,其沖擊下的lnExp和lnDom可以近似等價為農產品出口和內銷的變化。另一方面,本文已按國民經濟行業分類將樣本限制為食品加工制造業,該類企業樣本期內農產品出口額與總出口額本就非常接近(13)前文已說明,海關數據計算的食品加工企業農產品出口額比重高達92.75%。,初始誤差較小。綜上,本文模型(1)的2SLS估計結果可以視為外需沖擊下農產品出口與內銷的因果關系。

(三)實證結果

表2匯報了模型(1)的2SLS結果。由于農產品外部需求指標的構建需要用到海關數據的企業出口信息和BACI數據的各國進口信息,因而樣本范圍是匹配后的工業企業,樣本量比原始數據有所減少。此外,考慮到同一行業的企業可能存在組內相關,本文將穩健標準誤聚類到了行業層面。其中,列(1)沒有控制任何固定效應和變量,而是對全樣本執行混合回歸;列(2)控制了企業固定效應和行業-年份固定效應,且考慮到單樣本組(Singletons)會使固定效應估計產生偏誤(Correia,2015),本文將其刪除;列(3)在列(2)的基礎上控制了其他控制變量,是最為精確的模型。基準回歸結果表明,外需沖擊下涉農企業出口與內銷之間存在顯著的替代關系,每減少1%的出口,平均會增加0.237%的內銷。可見,假說1得到證實。

表2 外需沖擊下農產品“出口轉內銷”的IV檢驗結果

然而,以上回歸結果并不能完全解釋農產品“出口轉內銷”,因為樣本中還包含正向外需沖擊(農產品外需增加)的情況,二者的替代關系還可能是“內銷轉出口”的結果。而“出口轉內銷”與“內銷轉出口”的過程中,所產生的損耗和轉型的效率可能有所不同,這會產生估計偏誤。因此,本文將樣本期內農產品外部需求下降(即末年EDft<初年EDft)的企業視為面臨負向外需沖擊,并對這些企業組成的樣本進行回歸,結果如表2列(4)所示。可以發現,lnExp的估計系數依然顯著為負,與基準結果非常接近。綜上可知,在面臨負向外需沖擊時,涉農企業會將部分出口農產品轉向國內銷售,且出口每減少1%,內銷平均會增加0.366%。本文假說1再次得到驗證。

表2結果也充分證明本文工具變量選擇的正確性。首先,在對工具變量的檢驗中,K-P(Kleibergen-Paap) rk LM統計量顯示工具變量不存在不可識別問題,K-P rk Wald F統計量也顯示不存在弱工具變量問題;其次,第一階段回歸結果表明,企業出口額與農產品外部需求存在顯著的正相關關系,這既在邏輯上合理,也符合工具變量強相關性的要求。

六、農產品和涉農企業異質性的討論

本部分主要檢驗“出口轉內銷”在不同農產品、不同涉農企業間可能存在的異質性。有兩點需要說明:第一,本文涉農企業異質性的分組依據為基準回歸的控制變量,故此處不再控制,且負向外需沖擊企業子樣本樣本量過低,本文使用表2列(2)的樣本進行異質性分析。第二,在討論農產品異質性時,由于工業企業數據庫并無產品層面的出口與內銷數據,本文根據樣本期內出口份額確定企業出口的主要農產品類別以進行異質性分析,其形式上依舊是企業子樣本而非產品子樣本。

(一)農產品異質性

1.農產品復雜度

前文已經指出,發展中國家的國情和農產品標準化程度低的現狀可能會導致國內市場對技術復雜度相對較低的農產品需求更高。Harvard Growth Lab根據產品生產技術的多樣性和復雜性定義了產品復雜度指數(Product Complexity Index,PCI)(14)PCI指數數據與詳細說明見https://atlas.cid.harvard.edu/rankings。,該指數對HS編碼產品的復雜度進行了排名。本文根據2005年農產品PCI指數的中位數劃分簡單產品和復雜產品,并按照企業出口兩種產品的份額劃分兩個企業子樣本進行回歸,結果見表3列(1)、(2)。結果顯示,簡單產品組lnExp的系數絕對值大于復雜產品組,表明簡單產品更容易“出口轉內銷”。

表3 農產品異質性的檢驗結果

2.農產品目標國膳食結構

農產品作為食物,其需求可能與地方膳食結構和文化密切相關。本文預期,更符合中國人飲食習慣的出口農產品可能更容易轉向國內市場。關于膳食結構,目前主流的分類標準是“世界三大膳食結構”(陳仁惇,2002),其中包含東亞、東南亞的“東方膳食結構”最符合中國人的食物消費習慣。這一分類標準針對的是目標國而非農產品,因此本文根據出口農產品份額將樣本劃分為以東方膳食區為主要出口地的企業樣本和以其他地區為主要出口地的企業樣本,重新回歸后的結果見表3列(3)、(4)。從中可見,東方膳食組lnExp的系數絕對值大于其他地區組,表明原計劃銷往東方膳食區的出口產品更容易轉向國內市場。

3.農產品面向市場

前文已經證實,簡單產品和東方膳食結構區產品更容易“出口轉內銷”。而從更普遍的角度看,二者影響“出口轉內銷”效率的實質是農產品是否主要面向國內市場。若農產品銷售主要取決于國際市場,則內銷可能面臨需求不足的困境,從而更難以轉型。本文利用BACI數據庫構建了農產品外向性指標Extro:

Extrop=r(Expp,CHN,Impp,Others)

產品p的外向性Extrop定義為產品p樣本期內(15)由于樣本期的5年時間序列太短,此處將其擴展為入世到樣本期截止,即2001—2009年。中國的出口額和世界其他國家進口額的相關系數,Expp,CHN是樣本期內中國出口產品p的總額,Impp,Others是樣本期內世界其他國家進口產品p的總額,其中后者去除了來自中國的進口額以避免其對相關系數的正向影響。Extrop越大,說明中國的出口額受世界其他國家需求的影響越大,產品越“外向”。本文以0.7為臨界值(16)Extro的樣本中位數約為0.7,且0.7在統計學上常作為判斷相關性強弱的臨界值,故如此選擇。將農產品劃分為內向產品和外向產品兩類,并按照出口份額劃分企業子樣本,回歸結果見表3列(5)、(6)。不難發現,內向產品組lnExp的系數絕對值大于外向產品組,表明主要面向國內市場的產品更容易“出口轉內銷”。

4.農產品加工程度

如前文所述,加工程度對“出口轉內銷”效率的影響存在不確定性。一方面,加工產品保質期更長,更容易貯存,從而可能更易轉型;另一方面,加工產品面向的消費群體更小,可能反而不易轉型。HS編碼并未對農產品加工程度有明確劃分,但世界銀行公布的海關編碼(HS)-國際標準產業分類(ISIC)轉換表(17)HS-ISIC轉換表見https://wits.worldbank.org/product_concordance.html。使這一分類成為可能。本文依據ISIC標準對基礎農業和制造業的歸類將農產品劃分為原料產品和加工產品,并按照出口份額劃分子樣本,回歸結果見表3列(7)、(8)。結果顯示,原料產品組lnExp的系數絕對值大于加工產品組,說明出口原料產品更容易轉內銷。

綜上所述,本文假說2得到驗證。

(二)涉農企業異質性

1.涉農企業所有制

所有制結構不僅會單獨影響出口與內銷,還可能改變“出口轉內銷”效率。本文預期,相對于國有企業,非國有企業特別是港澳臺和外資企業的開放程度和競爭活力普遍更高,在銷售結構調整方面更具備靈活性,更易“出口轉內銷”。將涉農企業劃分為國有企業、私營企業和港澳臺/外資企業三個子樣本(18)考慮到港澳臺企業樣本量較少且性質和外資企業相似,所以將其合并。進行回歸,結果見表4列(1)～(3)。結果顯示,國有企業組lnExp的系數絕對值最小,私營企業組居中,港澳臺和外資企業組最大,表明港澳臺和外資企業“出口轉內銷”能力最強,私營企業次之,國有企業最弱。

表4 涉農企業異質性的檢驗結果

2.涉農企業規模

企業規模作為經濟體量和生產率的代理,可以作為控制變量消除其對出口與內銷的影響,但規模本身還可能影響銷售結構轉型過程。大小規模企業在“出口轉內銷”中各具優勢:大企業更易形成規模效應,其先進的技術、雄厚的資金和突出的融資能力保證其較高的產能水平,加上國內外優質的人脈資源,使其具有較強的“出口轉內銷”能力;小企業則更具靈活性,其調整銷售戰略產生的額外成本較低。考慮到企業規模的連續性,本文通過引入規模對數與出口對數交互項的方式進行異質性分析,結果見表4列(4)。結果顯示,交互項(lnExp×Size)的系數顯著為正,表明企業規模越大,“出口轉內銷”效率越低。

綜上所述,本文假說3得到驗證。

七、“出口轉內銷”對涉農企業績效的影響

本部分主要考察兩個問題:第一,負向外需沖擊是否會造成涉農企業績效的下滑?第二,農產品“出口轉內銷”能否作為傳導機制緩解這一損失?

(一)外需沖擊對涉農企業績效的影響

前文已經說明,負向外需沖擊對企業績效的影響主要是通過縮減其外貿市場規模、減少出口產品數量與金額產生的。因此,這一負面效應可以通過涉農企業績效關于工具變量沖擊下農產品出口額的回歸方程來識別。基于此,本文構建如下計量模型:

Perfft=const+βlnExpft+Xδft+uf+vit+εft

(3)

其中:f表示企業,t表示年份,i表示行業;Perf是涉農企業績效,lnExp是企業出口額對數在工具變量(農產品外部需求)沖擊下的擬合值,X是一系列控制變量構成的向量集;const是常數項,uf是企業固定效應,vit是行業-年份交互固定效應,εft是隨機擾動項。

對于模型(3),有兩點需要說明。首先是涉農企業績效的度量。根據現有文獻,企業績效的衡量方式較為多樣,如經濟績效、創新績效、生態績效、社會績效等(溫素彬 等,2005;吳超鵬 等,2016)。由于本文主要關注涉農企業的盈利能力,故以常用經濟績效指標總資產報酬率(ROA)、凈資產收益率(ROE)和銷售利潤率(ROS)作為代理。其次是模型控制變量。1)所有制。經驗研究表明,外資企業在接受投資的同時還能通過引進先進生產技術、管理和銷售經驗促進企業績效提升(Girma et al.,2004),而國有企業由于營利導向偏弱而企業績效較低(張禮卿 等,2010)。因此,依然控制所有制虛擬變量n.Ownership。2)企業年齡。已有研究表明,隨著年齡的增長,企業既可能通過“干中學”獲得績效的提升(周黎安 等,2007),也可能因為遞增的工資壓力和遞減的創新潛力而出現績效的下滑(Skirbekk,2003)。因此,有必要將企業年齡(Age)納入回歸方程予以控制。此外,劉啟仁等(2015)指出代表企業在行業內地位的企業規模和體現企業財務狀況的資產負債率也會影響企業績效,因此繼續控制企業規模(Size)和資產負債率(TDR)變量。

(二)農產品“出口轉內銷”這一轉型機制的考察

進一步,本文考察在涉農企業績效下滑已不可避免的情況下,農產品“出口轉內銷”能否在其中起到緩解作用,即減少原本應該更嚴重的績效損失?機制檢驗的模型設定如下:

Perfft=const+β’lnExpft+γlnDomft+Xδft+uf+vit+εft

(4)

模型(4)與模型(3)基本一致,唯一的區別在于模型(4)引入了內銷對數lnDom作為解釋變量。其中,β’不再表示外需沖擊對涉農企業績效的全部影響效應,而是單純的出口下降對涉農企業績效的直接影響效應;γ表示內銷增加對涉農企業績效的積極作用,這一積極作用正是農產品“出口轉內銷”緩解績效損失的原理所在。相比于模型(3),若系數β’大于β,且系數γ顯著為正,則說明內銷增加削弱了單純的出口下降對績效的負面作用,即農產品“出口轉內銷”是緩解外需沖擊下涉農企業績效受損的有效手段。此外,結合模型(1)估計的出口與內銷替代系數α,模型(4)還能夠粗略估計外需沖擊對涉農企業績效的全部影響效應(即模型(5))。這有助于更加直觀地說明“出口轉內銷”產生的原理,并證實模型(3)結果的穩健性。

(5)

(三)實證結果

表5的奇數列(列(1)、(3)、(5))與偶數列(列(2)、(4)、(6))分別匯報了模型(3)、(4)的回歸結果。奇數列的回歸結果顯示,lnExp的系數均為正,說明負向外需沖擊會使涉農企業績效下滑,出口每下降1%,平均ROA減少0.105%、ROE減少0.302%、ROS減少0.146%。但是,當被解釋變量為ROA時,lnExp的系數不顯著,這可能是因為當出口訂單減少時,ROA分母中的應收賬款等資產也會減少,從而使ROA下降不明顯。偶數列的回歸結果顯示,當引入機制變量lnDom后,系數β’明顯大于β,且系數γ均顯著為正,表明“出口轉內銷”能夠有效緩解外需沖擊帶來的績效損失。其中,內銷的系數γ均大于出口的系數β’,說明內銷對企業績效的貢獻度比出口大,原因可能在于加工貿易的存在、出口農產品的低技術和國際市場的同質化弱化了出口對績效的作用。進一步,利用模型(5)可以估計與驗證外需沖擊對涉農企業績效的全部影響效應(19)此處的α值使用表2列(3)的-0.237而非列(4)的-0.366,主要是因為列(4)樣本量受限使用了全樣本而非負向外需沖擊企業,故使用列(3)對應樣本的回歸系數更嚴謹。,當被解釋變量為ROA、ROE和ROS時,系數分別為0.103、0.300、0.145,與模型(3)的結果接近。綜上所述,本文假說4得到驗證。

表5 外需沖擊下農產品“出口轉內銷”對涉農企業績效的影響

八、結論與建議

本文利用中國工業企業數據及海關與BACI的出口信息,識別了外需沖擊下涉農企業農產品出口與內銷的替代關系,檢驗了“出口轉內銷”是否存在產品和企業異質性,并考察了“出口轉內銷”對經濟績效的影響。研究發現,涉農企業會以“出口轉內銷”的方式應對負向外需沖擊,每1%的出口額下降平均會造成0.366%的內銷額上升。異質性分析顯示,“出口轉內銷”在不同農產品與涉農企業間存在異質性。具體而言:在產品方面,原料產品和內向產品(如簡單產品、面向東部膳食區產品)更容易轉向國內市場;在企業方面,外資企業和小規模企業的轉型效率高于國有和大規模企業。進一步研究表明,外需沖擊會導致涉農企業經濟績效下滑,但農產品“出口轉內銷”可以在一定程度上緩解沖擊產生的負面影響。

基于上述結論,本文提出以下政策建議:

第一,完善農產品“出口轉內銷”的程序。國內市場亂象是“出口轉內銷”的一大障礙,有關部門應在政策法規層面加快健全市場準入制度、完善認證體系、明確收費標準、加強產權保護,在保證轉內銷農產品嚴格按標準認證加貼和接受監管的前提下盡可能簡化轉型程序、縮減中間費用,確保產業鏈供應鏈暢通運轉。

第二,發揮涉農企業主體作用,引導其開辟國內市場。政府應引導涉農出口企業特別是龍頭企業拓展銷售渠道,一方面可以通過在線下組織交易博覽會,在線上搭建電商平臺、組織直播帶貨等方式,促進國內批發商和農貿市場乃至散戶等消費主體與涉農企業對接,以解決出口企業(特別是大企業和國有企業等較難轉型的企業)匹配需求市場的困境。另一方面可以在經費和技術方面支持涉農企業打造自主品牌,對轉型農產品(特別是需求面較窄的加工產品和國內需求低的外向型產品)進行加工和優化,使其更適應國內市場的需求。

第三,促進農產品生產標準化和供給提質升級。一方面通過建立統一的生產線,按照相同標準和質量要求生產“同線同標同質”農產品,在降低涉農企業生產成本的同時促進內外銷市場一體化,使涉農企業能靈活根據內外需情況選擇出口或內銷。另一方面通過生產工藝改進和裝備技術升級,提高勞動生產率和農產品質量,既能提升農產品在國際市場的競爭力和應對沖擊的能力,也能解決國內農產品有效供給矛盾,促進農業高質量轉型。