中國企業(yè)出口時間再估計(jì)

中國企業(yè)出口時間再估計(jì)

一、問題的提出和文獻(xiàn)綜述隨著貿(mào)易摩擦的加劇和人民幣的不斷上升，中國貿(mào)易量的持續(xù)增長越來越受到重視，被稱為中國貿(mào)易量增長的秘密（吳福祥、劉志彪，2009）。因此，中國經(jīng)濟(jì)對全球經(jīng)濟(jì)的依賴性也沒有停止。不可否認(rèn)的是,這種高依賴性也存在著高風(fēng)險,外部經(jīng)濟(jì)的波動很容易通過貿(mào)易渠道傳導(dǎo)到中國經(jīng)濟(jì),會使得中國出口企業(yè)的生存環(huán)境進(jìn)一步惡化,而且中國的大國經(jīng)濟(jì)特質(zhì)會加劇這一困境。如何保持出口貿(mào)易平穩(wěn)發(fā)展已成為亟待研究的重要問題。由于我國當(dāng)前和今后較長時期內(nèi)依然有著許多低技能的農(nóng)民群體,所以我國在未來一個時期內(nèi),幾億件襯衫換一架飛機(jī)這種事不僅要繼續(xù)做下去,而且意義仍然重大。因此,對中國企業(yè)出口持續(xù)時間的研究不同于當(dāng)前以政策激勵出口和推動出口市場多元化從而保持出口平穩(wěn)增長的研究視角。從企業(yè)層面來看,貿(mào)易關(guān)系(traderelationship)是指某一企業(yè)進(jìn)入某一國外市場到退出該市場的狀態(tài),某一企業(yè)從進(jìn)入某一國外市場直至退出該市場(中間沒有間隔)所經(jīng)歷的時間稱為貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時間(durationoftraderelationships)。(1)經(jīng)典貿(mào)易理論大多認(rèn)為,貿(mào)易關(guān)系一旦建立,就會長期持續(xù)下去。(2)然而,這些理論對企業(yè)出口貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間的判斷并未得到微觀經(jīng)驗(yàn)的支撐。事實(shí)上,在一國貿(mào)易總量持續(xù)增長的背后,企業(yè)在國際市場上的生存時間常常是不持續(xù)的或持續(xù)時間較短。我們針對中國企業(yè)出口整體的進(jìn)一步研究亦發(fā)現(xiàn)中國企業(yè)出口持續(xù)時間往往較短,生存時間均值為1.6年,中位值為3年。(1)本文的目的在于,采用生存分析方法,通過使用2000—2005年中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫和中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的匹配數(shù)據(jù),從企業(yè)層面描述了中國企業(yè)出口持續(xù)時間的分布特征,并進(jìn)一步考察企業(yè)出口持續(xù)時間的決定因素,以期為提高企業(yè)出口持續(xù)時間提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。同時,我們分別估計(jì)了不同區(qū)域和不同所有制的企業(yè)出口生存率,并對不同區(qū)域和不同所有制的企業(yè)出口持續(xù)時間決定因素分別進(jìn)行檢驗(yàn),揭示其影響機(jī)制的不同。文章其余結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分是貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間的文獻(xiàn)綜述;第三部分是數(shù)據(jù)處理說明和企業(yè)出口生存函數(shù)的估計(jì);第四部分應(yīng)用生存分析模型對中國企業(yè)出口持續(xù)時間決定因素進(jìn)行研究;最后是結(jié)論和政策含義。二、貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間針對中國貿(mào)易量增長之謎,國內(nèi)學(xué)者從國家層面、行業(yè)層面和產(chǎn)品層面等多維度展開了透徹分析(谷克鑒和吳宏,2003;朱希偉等,2005),但都未能反映中國持續(xù)增長的出口總量背后所隱藏的企業(yè)層面動態(tài)特征和生存變化特征。事實(shí)上,在一國貿(mào)易總量持續(xù)增長的背后,其微觀企業(yè)在國際市場上的生存時間常常是不持續(xù)的或持續(xù)時間較短。Besede2&Prusa(2006a)使用1972—1988年TS-7位數(shù)和1989—2001年HS-10位數(shù)高度細(xì)分的貿(mào)易數(shù)據(jù),最早對美國進(jìn)口貿(mào)易的持續(xù)時間進(jìn)行了研究,結(jié)果指出美國進(jìn)口貿(mào)易的持續(xù)時間較短,只有2—4年,大約30%的貿(mào)易關(guān)系有多重持續(xù)時間段,其中在多重持續(xù)時間段的貿(mào)易關(guān)系中,有2/3的貿(mào)易關(guān)系只有兩個時間段(spells),不到10%的貿(mào)易關(guān)系有多于3個的時間段。Nitsch(2009)用CN-8位數(shù)的貿(mào)易數(shù)據(jù)研究了德國進(jìn)口產(chǎn)品貿(mào)易的持續(xù)時間,發(fā)現(xiàn)多數(shù)貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時間僅為1—3年;Hess&Persson(2010b)則發(fā)現(xiàn)歐盟進(jìn)口產(chǎn)品貿(mào)易的持續(xù)時間也非常短暫,進(jìn)口持續(xù)時間中位值僅為1年,并且60%的持續(xù)時間段在第一年后就結(jié)束了。Besede2&Prusa(2008)用SITC4位數(shù)的數(shù)據(jù)研究了46個國家出口持續(xù)時間,所有區(qū)域出口的中位持續(xù)時間僅為1—2年,即使是“成功”的出口國也只有1/4的貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間超過5年。進(jìn)一步,貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間存在負(fù)時間依存性(negativedurationdependence)得到絕大多數(shù)文獻(xiàn)的支持,具體是指隨著貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間的增長,貿(mào)易關(guān)系失敗的危險率(hazardrate)會下降,即如果一個產(chǎn)品或企業(yè)能持續(xù)出口或進(jìn)口超過幾年,那么此后它停止出口或進(jìn)口的風(fēng)險就會下降。Besede2&Prusa(2006a)指出美國進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系在第一年危險率很高,多數(shù)貿(mào)易關(guān)系在第4年后失敗了,但是在第4年之后失敗的危險率迅速下降,呈現(xiàn)明顯的負(fù)時間依存性。文章還進(jìn)一步指出這是一種典型的門檻效應(yīng)(thresholdeffect),即貿(mào)易關(guān)系一旦建立且持續(xù)超過幾年,就傾向于持續(xù)更長的時間。Brentonetal.(2009)也發(fā)現(xiàn)負(fù)時間依存性的存在。Esteve-Pérezetal.(2007)和Esteve-Pérezetal.(2011)對西班牙企業(yè)出口持續(xù)時間的研究也發(fā)現(xiàn)持續(xù)時間在4—5年后失敗的危險率顯著下降。不難看出,貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間是貿(mào)易增長中集約邊際的重要組成部分,因此,研究企業(yè)出口持續(xù)時間對于思考如何保障出口貿(mào)易持續(xù)平穩(wěn)發(fā)展具有重要意義。然而,國內(nèi)外學(xué)術(shù)界目前還缺乏從企業(yè)層面上對中國企業(yè)出口持續(xù)時間的研究,致使我們對中國企業(yè)出口生存動態(tài)了解甚少。本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在:首先,與已有研究不同,我們將研究視角集中于發(fā)展中大國,通過2000-2005年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)數(shù)據(jù)庫的匹配數(shù)據(jù),首次較為全面地呈現(xiàn)中國企業(yè)出口持續(xù)時間分布特征;其次,我們有效克服了連續(xù)時間Cox比例風(fēng)險模型的缺陷,構(gòu)建離散時間生存分析模型,分析中國企業(yè)出口持續(xù)時間的決定因素,同時考慮了中國經(jīng)濟(jì)存在區(qū)域不平衡和多種所有制類型等特定的經(jīng)濟(jì)背景和制度差異,為中國出口持續(xù)平穩(wěn)發(fā)展提供豐富的政策含義。三、中國企業(yè)出口持續(xù)時間的分布(一)特定持續(xù)時段的貿(mào)易關(guān)系我們定義企業(yè)出口持續(xù)時間為某一企業(yè)從進(jìn)入某一國外市場到退出該市場(中間沒有間隔)所經(jīng)歷的時間,根據(jù)貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的特征,持續(xù)時間通常用年來衡量。從企業(yè)-目的國出口關(guān)系的年度數(shù)據(jù),我們得出了企業(yè)連續(xù)出口到特定目的國的持續(xù)時間,即企業(yè)i從開始出口至國家j到停止對其出口(中間未間斷)所經(jīng)歷的年數(shù)。企業(yè)停止對某個市場出口的事件稱之為“失敗”(failures)。關(guān)于數(shù)據(jù)處理有兩點(diǎn)需要說明:(1)數(shù)據(jù)刪失問題。由于我們的樣本數(shù)據(jù)是2000—2005年,因此無法知道樣本數(shù)據(jù)時間之外企業(yè)的出口狀況,即如果企業(yè)在2000年有出口,那么我們就不能知道企業(yè)確切的出口時間,如果忽略了這個問題,就會低估貿(mào)易的持續(xù)時間,即所謂的左刪失(leftcensoring)問題。我們的做法是去掉左刪失的觀測值,即所選取的是在2000年沒有出口,而在2001—2005年間有出口的企業(yè)。因此,本文中企業(yè)最長出口持續(xù)時間為5年。如果企業(yè)在2005年有出口,同樣不能知道企業(yè)確切的出口停止時間,即所謂右刪失(rightcensoring)問題,使用生存分析方法可以恰當(dāng)?shù)靥幚頂?shù)據(jù)右刪失問題。(2)多個持續(xù)時間段(multiplespells)問題。在一定時期內(nèi),企業(yè)對某一市場連續(xù)出口一段時間,退出該市場后(至少一年),有可能再次進(jìn)入該市場,所以同一貿(mào)易關(guān)系可能會存在多個持續(xù)時間段。Besede2&Prusa(2006b)分析表明,無論同一貿(mào)易關(guān)系經(jīng)歷了多個持續(xù)時間段均將第一個持續(xù)時間段視為唯一持續(xù)時間段的處理方法,與將多個持續(xù)段視為相互獨(dú)立的若干持續(xù)時間段的情形下,貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間的分布基本相同。因此,我們將同一貿(mào)易關(guān)系的多個持續(xù)時間段視為相互獨(dú)立的持續(xù)時間段。文章樣本數(shù)據(jù)來源于2000—2005年中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫和中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。首先,將海關(guān)數(shù)據(jù)庫與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行匹配。我們先把海關(guān)數(shù)據(jù)庫的月度數(shù)據(jù)匯總成年度數(shù)據(jù)并篩選出了2000年未出口而在2001—2005年有出口的企業(yè)及相應(yīng)的出口目的國或地區(qū),然后參照Upwardetal.(2010)的方法,通過與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的公共字段(企業(yè)名稱)進(jìn)行匹配。(1)在對接兩個數(shù)據(jù)庫之后,最后得到2000、2001、2002、2003、2004和2005年的企業(yè)數(shù)量分別為22631、26038、30629、37103、42259和44136家。對接后的數(shù)據(jù)庫包含原海關(guān)數(shù)據(jù)中出口額的60%。由此,我們最終得到了57149個出口企業(yè)和140個目的國,共471279個出口企業(yè)和相應(yīng)目的國的組合(貿(mào)易關(guān)系)。其次,我們對企業(yè)連續(xù)出口的年份進(jìn)行統(tǒng)計(jì),得出了企業(yè)出口到特定目的國的持續(xù)時間,定義了每一個時間段的結(jié)局變量(outcomevariable)(2),并且對同一貿(mào)易關(guān)系中多個持續(xù)時間段進(jìn)行標(biāo)記,最終得到494749個持續(xù)時間段,其中約5%的貿(mào)易關(guān)系存在2—3個持續(xù)時間段,相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)分析如表1所示。(二)企業(yè)—企業(yè)出口生存函數(shù)的估計(jì)生存函數(shù)的非參數(shù)估計(jì)則由Kaplan-Meier乘積限估計(jì)式給出:(2)式中nk是指在k期處于危險狀態(tài)中的企業(yè)—目的國時間段的個數(shù),dk代表同期觀測到的失敗對象的個數(shù)。危險函數(shù)(hazardfunction)表示企業(yè)在t-1期出口的條件下,在t期停止出口的概率,即:危險函數(shù)的非參數(shù)估計(jì)表示為:基于Kaplan-Meier乘積限估計(jì)式,我們分別對出口生存函數(shù)做了總體估計(jì)、分區(qū)域估計(jì)和分企業(yè)所有制的估計(jì)。1.出口經(jīng)歷的負(fù)時間依存性表2給出了基于所有貿(mào)易關(guān)系的第一個持續(xù)時間段(firstspell)、只有一個持續(xù)時間段的貿(mào)易關(guān)系(onespellonly)以及全部樣本(fullsample)的生存函數(shù)估計(jì),三者的估計(jì)結(jié)果基本是一致的。企業(yè)出口持續(xù)時間的均值為1.6年,中位值為3年,持續(xù)時間超過1年的貿(mào)易關(guān)系約為67%,即有33%的貿(mào)易關(guān)系在第1年后就結(jié)束了,持續(xù)時間超過3年的貿(mào)易關(guān)系約為47%,即53%的企業(yè)在對某一市場連續(xù)出口3年后停止了對其出口。圖1給出了更為直觀的Kaplan-Meier生存函數(shù)的生存曲線圖及危險率曲線圖。從圖1(a)可以看出,生存曲線呈下降趨勢,且隨著持續(xù)時間的延長,生存率趨于穩(wěn)定。圖1(b)的風(fēng)險率曲線表明貿(mào)易關(guān)系在企業(yè)出口第一年后面臨著較高的風(fēng)險率,之后迅速下降,因此貿(mào)易關(guān)系失敗的概率在貿(mào)易初期是最高的,出口持續(xù)時間的危險函數(shù)呈現(xiàn)明顯的負(fù)時間依存性。這種負(fù)時間依存性的存在使我們質(zhì)疑錢學(xué)鋒和熊平(2010)提出實(shí)施出口多元化市場戰(zhàn)略的重要性。理論上,出口市場多元化確實(shí)是增加出口的可選擇策略,但企業(yè)貿(mào)易關(guān)系失敗的危險率在貿(mào)易初期最高,因而單純促進(jìn)出口市場多元化并不一定能夠保障出口貿(mào)易的穩(wěn)定發(fā)展,相較而言,亦應(yīng)考慮貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間問題。(1)2.關(guān)于東部地區(qū)企業(yè)出口持續(xù)時間的特征中國出口的一個顯著特征是主要集聚在東部地區(qū)。對中國東、中、西部地區(qū)出口企業(yè)的生存率進(jìn)行分類估計(jì)發(fā)現(xiàn),各地區(qū)之間的企業(yè)出口持續(xù)時間存在較大差異,東部顯著高于中西部,如表2所示。東部地區(qū)企業(yè)出口持續(xù)時間平均值和中位值分別為1.6年和3年,高于中西部地區(qū)。在生存率上,東部地區(qū)有68.8%的企業(yè)出口持續(xù)時間超過1年,比中、西部地區(qū)分別高近13.2%和8.7%,但是超過3年的占48.6%,遠(yuǎn)高于中、西部地區(qū),分別達(dá)到26.6%和18.2%。這表明東部地區(qū)企業(yè)出口持續(xù)時間相較于中西部地區(qū)而言,隨著持續(xù)時間延長,生存率間的差異會更大,也反映了東部地區(qū)企業(yè)出口的生存能力更強(qiáng)。另外,從圖2的東、中、西部地區(qū)出口企業(yè)的生存曲線圖也可以直觀地看出,東部地區(qū)企業(yè)的生存曲線明顯高于中西部地區(qū),而西部地區(qū)與中部地區(qū)的生存曲線基本相同。究其原因可能在于:首先,東部地區(qū)擁有港口等海洋貿(mào)易的基礎(chǔ),從而具有中西部地區(qū)無法比擬的地理優(yōu)勢。其次,東部地區(qū)較早實(shí)行對外開放政策,其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和參與對外貿(mào)易的經(jīng)驗(yàn)都明顯優(yōu)于中西部地區(qū)。此外,國內(nèi)嚴(yán)重的地方保護(hù)主義割裂了國內(nèi)市場,致使跨區(qū)域貿(mào)易不僅壁壘較高且風(fēng)險很大,這迫使東部地區(qū)的眾多企業(yè)更多地轉(zhuǎn)向國外市場(朱希偉等,2005)。3.出口持續(xù)時間。我國中小企業(yè)的出口產(chǎn)品集中于全國總體水平,存在以下情況作為一個轉(zhuǎn)型中的大國,中國與一般市場經(jīng)濟(jì)體的一大差異就是企業(yè)產(chǎn)權(quán)制度的多樣化,且得到法律制度的確認(rèn)。但是,現(xiàn)有研究都未給予企業(yè)所有制差異以足夠關(guān)注。我們對不同所有制企業(yè)出口持續(xù)時間進(jìn)行估計(jì),發(fā)現(xiàn)私營企業(yè)和“三資企業(yè)”(外商獨(dú)資企業(yè)、中外合資企業(yè)、中外合作企業(yè))的生存率明顯高于國有企業(yè)和集體企業(yè),且高于全國總體水平,如表2所示。尤其是私營企業(yè),其中位持續(xù)時間為4年,72.3%的企業(yè)出口持續(xù)時間超過了1年,55.8%的企業(yè)出口持續(xù)時間超過了3年。進(jìn)一步分析還發(fā)現(xiàn),在生存率上,隨著出口持續(xù)時間的延長,私營企業(yè)與其他所有制企業(yè)間的生存率差異更大,反映了私營企業(yè)在國際市場有較強(qiáng)的競爭力,這與私營企業(yè)較高的生產(chǎn)率和靈活的管理機(jī)制有關(guān)。三資企業(yè)的生存率略低于私營企業(yè),這可能與國家政策變化有關(guān),2001年中國“取消了關(guān)于外資企業(yè)必須全部或大部分產(chǎn)品用于出口的規(guī)定”(裴長洪,2008)。這使外資企業(yè)轉(zhuǎn)而將國內(nèi)市場視為首選目標(biāo),進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)出口傾向有所下降。但是“三資企業(yè)”與國外市場有更多聯(lián)系,其出口生存率仍然明顯高于國有企業(yè)和集體企業(yè),圖3的生存曲線更直觀的說明了這一點(diǎn)。令人堪憂的是國有企業(yè)和集體企業(yè)出口持續(xù)時間超過3年的分別僅為32.8%和34.9%,相較于出口持續(xù)時間超過1年的比例而言,下降的幅度分別高達(dá)43.9%和41.5%。這說明隨著出口持續(xù)時間的延長,大量的國有企業(yè)和集體企業(yè)退出了出口市場。四、中國企業(yè)出口持續(xù)時間的決定因素(一)危險率兩組時間關(guān)聯(lián)模型具體來看,在離散時間模型中,可以令Ti表示某一貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時間,為一連續(xù)的非負(fù)隨機(jī)變量。貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間分析的核心問題就是一個特定的貿(mào)易關(guān)系在給定的時間區(qū)間[tk,tk+1)內(nèi)中止的概率,k=1,2,…,kmax且t1=0,這一概率稱為離散時間危險率,基本形式可設(shè)定為:其中,i代表一個特定貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時間(i=1,…,n),xik為時間依存協(xié)變量,γk是基準(zhǔn)風(fēng)險函數(shù),它是時間的函數(shù)。因此,危險率hik在不同的時間區(qū)間內(nèi)是不同的,F(·)為分布函數(shù),它對所有的i和k都有0≤hik≤1。引入二元變量yik,即如果時間段i在第k年停止了,取值為1,否則就取0。根據(jù)Jenkins(1995,2005)可得到:因此,離散時間危險模型可用二元因變量(binaryoutcomes)的方法進(jìn)行估計(jì)(Jenkins,1995)。為了估計(jì)模型的參數(shù),需要設(shè)定危險率hik的函數(shù)形式,通常應(yīng)用的函數(shù)形式是hik服從正態(tài)分布、logistic分布或者極值分布,分別對應(yīng)probit模型、logit模型和cloglog(complementarylog-log)模型,它們都具有Cox模型的優(yōu)點(diǎn),能有效解決右刪失問題和基準(zhǔn)風(fēng)險函數(shù)的非參數(shù)估計(jì)。(1)鑒于離散時間模型可以避免連續(xù)時間Cox模型的缺陷,我們構(gòu)建了離散時間生存分析模型,從而能更準(zhǔn)確地估計(jì)各因素對貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間的影響。離散時間生存分析模型基本設(shè)定如下:其中,協(xié)變量X是解釋變量的集合,包括影響貿(mào)易關(guān)系失敗危險率的各個因素,hv(t,X)表示具有協(xié)變量X的個體在時刻t的危險率,β是待估計(jì)的回歸系數(shù),γt是隨時間變化的基準(zhǔn)危險函數(shù),ν表示企業(yè)-目的國組合不可觀測異質(zhì)性,誤差項(xiàng)u=ln(ν),并且u~N(0,σ2),用于控制企業(yè)-目的國組合不可觀測異質(zhì)性。(二)被解釋變量indivi內(nèi)容量離散時間模型為二項(xiàng)選擇模型,一個貿(mào)易關(guān)系每一年度的數(shù)據(jù)都作為一個觀測值,如果一段貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間i是刪失的,那么i中的每一年的被解釋變量(OUTCOME)都取值0;如果i是完整的(“失敗”事件發(fā)生),則i的最后一年記為1,其余為0。我們把解釋變量分為出口目的市場的國家特征變量和企業(yè)特征變量。1.變量和數(shù)據(jù)說明在國家層面的影響因素中,我們依據(jù)OECD國家風(fēng)險分類法引入國家風(fēng)險變量(1),預(yù)期其對貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間有負(fù)向影響,即出口目的國的風(fēng)險越高,貿(mào)易關(guān)系越不穩(wěn)定。多數(shù)文獻(xiàn)都引入了引力變量,包括國家規(guī)模、出口目的市場是否為內(nèi)陸國、與貿(mào)易國是否接壤、是否有共同語言等。國家規(guī)模一般用一國GDP來表示,通常國家規(guī)模越大,則雙方貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時間越長。在以往的貿(mào)易文獻(xiàn)中,兩國之間距離短、有共同語言或者共同邊境,通常認(rèn)為這能降低貿(mào)易成本。因此,我們預(yù)期距離會增加失敗風(fēng)險,而共同語言和共同邊境可以降低失敗風(fēng)險。而與內(nèi)陸國家的貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間通常較短(Esteve-Pérezetal.,2011;FugazzaandMolina,2011)。同時,我們采用出口目的國完成進(jìn)口程序所需時間作為固定貿(mào)易成本的代理變量。在本文中,不采用DB數(shù)據(jù)庫提供的出口所需單據(jù)變量,因?yàn)閷τ诰哂邢嗤尻P(guān)程序的國家來說,出口所需的單據(jù)數(shù)目可能不一樣,而且該變量與出口所需時間存在較高的相關(guān)性,加入該變量可能會使得計(jì)量結(jié)果存在偏誤。DoingBusiness數(shù)據(jù)庫提供了96個國家的數(shù)據(jù),其中跨境貿(mào)易的數(shù)據(jù)從2006年開始記錄。由于固定成本在研究樣本期間變化較小,因此本文采用2006年該變量作為整個樣本期間的取值。由于固定貿(mào)易成本對出口持續(xù)時間有抑制作用,因此預(yù)期其影響為負(fù)。2.結(jié)構(gòu)多樣性企業(yè)的市場效應(yīng)和企業(yè)所有制對出口持續(xù)時間的影響在出口企業(yè)的特征變量中,出口企業(yè)由于缺乏完善的信息,于是在開始交易時往往金額比較小,隨著雙方建立信任關(guān)系,交易額才會比較大(RauchandWatson,2003)。因此,企業(yè)出口的初始貿(mào)易額越大,交易雙方彼此的信任度越高,貿(mào)易持續(xù)期也越長(Besede2andPrusa,2006b;HessandPersson,2010b;Esteve-Pérezetal.,2011),我們預(yù)期其對出口持續(xù)時間有正向影響。企業(yè)的出口目的國數(shù)目及出口產(chǎn)品種類數(shù)量,分別反映了企業(yè)出口的市場多元化和產(chǎn)品多樣化程度,出口結(jié)構(gòu)多樣化的企業(yè)在面臨外部沖擊時可以有更多的選擇,從而分散了企業(yè)出口風(fēng)險,降低了貿(mào)易關(guān)系的失敗風(fēng)險(VolpeandCarballo,2009;Esteve-Pérezetal.,2011)。同時,出口市場多元化和出口產(chǎn)品多樣化的企業(yè)可以從知識外溢中獲益,因?yàn)檫@些企業(yè)可獲得更多在海外市場出口的信息,來改善企業(yè)的出口績效,從而延長了出口持續(xù)時間(HessandPersson,2010b)。因此,預(yù)期它們對出口持續(xù)時間的影響為正。在其他的企業(yè)特征變量中,規(guī)模大和成立時間長的企業(yè),有豐富的經(jīng)驗(yàn)和資源,會提高企業(yè)在出口市場上的生存率(Besede2andNair-Reichert,2009;Esteve-Pérezetal.,2011),我們預(yù)期其對出口持續(xù)時間有正向影響。Esteve-Pérezetal.(2007)、Besede2&Nair-Reichert(2009)以及G9rgetal.(2008)的研究都表明企業(yè)生產(chǎn)率與出口持續(xù)時間正相關(guān)。外資參與企業(yè)通常與外國企業(yè)有更多的聯(lián)系,更了解出口市場,有利于與國外維持穩(wěn)定的貿(mào)易關(guān)系(G9rgetal.,2008),從而貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時間更長。如果企業(yè)在出口的同時也有進(jìn)口,即存在雙向貿(mào)易,存在雙向貿(mào)易的企業(yè)有更充分地參與國際市場的經(jīng)驗(yàn),從而更能與貿(mào)易伙伴國維持長久的貿(mào)易關(guān)系(Besede2andNair-Reichert,2009),預(yù)期其影響為正。同時,我們還引入了企業(yè)是否為國有企業(yè)的虛擬變量,以驗(yàn)證企業(yè)所有制對出口持續(xù)時間的影響。此外,需要說明的是,本文采用隨機(jī)效應(yīng)模型來控制企業(yè)-目的國組合(firm-destinationcombinations)的不可觀測異質(zhì)性。(1)同時還加入時間、區(qū)域和行業(yè)的控制變量來控制不同時間、區(qū)域和行業(yè)對出口持續(xù)時間的影響。(2)(三)時間生存模型首先,基于K-M生存曲線對影響因素做直觀的初步判斷。我們發(fā)現(xiàn),出口到規(guī)模大的目的市場,貿(mào)易關(guān)系的生存率明顯較高;出口到高風(fēng)險國家,不利于貿(mào)易關(guān)系的維持;國有企業(yè)相比非國有企業(yè)的生存率明顯較低,其相應(yīng)出口持續(xù)時間較短。(3)進(jìn)一步地,基于(5)式離散時間生存分析模型,我們估計(jì)了各因素對貿(mào)易關(guān)系失敗危險率的影響。所有結(jié)果給出的是各因素的危險比率(hazardratios)即系數(shù)的指數(shù)形式。危險比率小于1,說明該因素會降低貿(mào)易關(guān)系失敗的危險,從而延長貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時間;危險比率大于1說明該因素增加了貿(mào)易關(guān)系失敗的危險,從而降低貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間;危險比率等于1表明該因素對貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間沒有影響。1.企業(yè)規(guī)模和時間對企業(yè)持續(xù)出口持續(xù)時間的影響表3中的第(1)、(2)、(3)列為未控制不可觀測異質(zhì)性模型的回歸結(jié)果,而第(4)、(5)、(6)列則是控制了不可觀測異質(zhì)性模型的回歸結(jié)果。在分別控制了不可觀測異質(zhì)性的隨機(jī)效應(yīng)probit、logit和cloglog計(jì)量模型結(jié)果中,我們發(fā)現(xiàn)似然比檢驗(yàn)均拒絕了企業(yè)-目的國組合不存在不可觀測異質(zhì)性的原假設(shè)。毫無疑問,控制了不可觀測異質(zhì)性模型的對數(shù)似然值明顯增大。同時,不可觀測異質(zhì)性對于模型設(shè)定的相對重要性由表3中的ρ給出,ρ值顯示了由不可觀測異質(zhì)性引起的方差近似占總誤差方差的75%,因此在模型中必須考慮不可觀測異質(zhì)性。由于三個模型估計(jì)結(jié)果一致,下文我們僅對Probit模型結(jié)果進(jìn)行解釋說明。從表3的總體檢驗(yàn)結(jié)果我們發(fā)現(xiàn),國家層面的因素對貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間的影響,所有變量都與預(yù)期是一致的且顯著。出口到經(jīng)濟(jì)規(guī)模(GDP)大的國家或地區(qū)會降低貿(mào)易關(guān)系失敗的危險率,因此貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時間更長,這與理論預(yù)期及K-M生存曲線的初步判斷相一致。如果出口目的國或地區(qū)為內(nèi)陸國家或地區(qū)(LAND),則會有較短的出口持續(xù)時間。如果中國與其貿(mào)易伙伴有共同的邊境(CONTIGUITY)或有共同語言(COML),雙方的貿(mào)易關(guān)系會持續(xù)更長時間。雙邊距離(DIST)和固定貿(mào)易成本(TIME)都提高了貿(mào)易關(guān)系失敗的危險率,這表明貿(mào)易成本的增加降低了貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時間。此外,國家風(fēng)險變量(RISK)與貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時間負(fù)相關(guān),說明如果企業(yè)出口到較高風(fēng)險的國家或地區(qū),雙方貿(mào)易更容易中斷。表3同時給出了企業(yè)特征變量對貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間的估計(jì)結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn),企業(yè)與目的市場的初始貿(mào)易額(EXPV)越大,雙方的貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間會較長。企業(yè)出口目的國數(shù)目(DESNUM)與貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間正相關(guān),表明企業(yè)出口市場的多元化提高了貿(mào)易關(guān)系持續(xù)的時間。這與理論預(yù)期及K-M生存曲線的初步判斷也一致。另外,企業(yè)規(guī)模(SIZE)與出口持續(xù)時間正相關(guān),說明規(guī)模較大的企業(yè)更能在國際市場上持續(xù)生存。外資參與企業(yè)(FOREIGN)其貿(mào)易關(guān)系失敗的危險率會降低13%,因此會有較長的出口持續(xù)時間。以上實(shí)證結(jié)論與多數(shù)文獻(xiàn)的結(jié)論是一致的(EstevePérezetal.,2007;G9rgetal.,2008;Esteve-Pérezetal.,2011)。是否為國有企業(yè)的虛擬變量(STATEOWN)對貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時間影響為負(fù),國有企業(yè)比非國有企業(yè)面臨的危險率要高26%。這說明如果出口企業(yè)是國有企業(yè),則其出口持續(xù)時間會顯著較短,這與上文K-M生存曲線的初步判斷是一致的。如果企業(yè)存在雙向貿(mào)易,危險率會下降17%,因此貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時間較長,說明在國際市場上既有出口又有進(jìn)口的企業(yè)更易于生存。另外,企業(yè)成立的時間(AGE)與我們的預(yù)期相反,一個可能的解釋是老企業(yè)比新企業(yè)有更多的出口市場,進(jìn)而可以在不同的市場間轉(zhuǎn)換,從而降低了在特定市場上的出口持續(xù)時間(EstevePérezetal.,2011);企業(yè)出口產(chǎn)品種類數(shù)目(PRONUM)與出口持續(xù)時間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系,這與預(yù)期并不一致,一個可能的解釋是,貿(mào)易自由化促使企業(yè)專注于其核心能力(corecompetencies),多產(chǎn)品出口企業(yè)在參與國際競爭時會減少其產(chǎn)品種類與范圍(Bernardetal.,2011),因此,這可能造成企業(yè)多元化與核心能力的沖突,反而不利于其在國際市場上的生存。值得注意的是:在未控制不可觀測異質(zhì)性probit檢驗(yàn)中,企業(yè)生產(chǎn)率(PROD)對出口持續(xù)時間有負(fù)向影響,而logit和cloglog模型中企業(yè)生產(chǎn)率對出口持續(xù)時間沒有顯著影響;但是一旦控制不可觀測異質(zhì)性,我們發(fā)現(xiàn)這個“生產(chǎn)率悖論”就不存在了,即生產(chǎn)率高的企業(yè)其出口持續(xù)時間也會較長。2.隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果作為穩(wěn)健性檢驗(yàn),表4分別給出了每一貿(mào)易關(guān)系的首個出口持續(xù)時間段(firstspell)與只有一個持續(xù)時間段的貿(mào)易關(guān)系(onespellonly)樣本的隨機(jī)效應(yīng)離散時間probit、logit和cloglog模型的估計(jì)結(jié)果。估計(jì)結(jié)果仍然給出的是系數(shù)的指數(shù)形式,含義與表3相同。我們發(fā)現(xiàn),回歸結(jié)果的符號和顯著性都與表3一致,這表明估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。3.企業(yè)所有制對出口持續(xù)時間的影響表5前三列給出了使用隨機(jī)效應(yīng)離散時間probit模型估計(jì)東、中、西部地區(qū)企業(yè)出口持續(xù)時間決定因素的計(jì)量結(jié)果,可以看出企業(yè)出口持續(xù)時間的決定因素存在顯著的區(qū)域差異。對東部地區(qū)和中部地區(qū)來說,出口目的市場如果為內(nèi)陸國(LAND),則出口持續(xù)時間會降低。而對西部地區(qū)來說,這一因素似乎不起作用,這與西部地區(qū)本身處于內(nèi)陸地區(qū)有關(guān),其出口目的市場主要為內(nèi)陸國。與出口目的市場有共同語言(COML)能提高東部地區(qū)企業(yè)的出口持續(xù)時間,而這一因素對中西部地區(qū)卻不起作用。對東部地區(qū)來說,國家風(fēng)險變量(RISK)與出口持續(xù)時間負(fù)相關(guān),而對中西部地區(qū)的影響卻不顯著。固定貿(mào)易成本(TIME)對東部地區(qū)的企業(yè)有顯著的負(fù)向影響,對中西部的影響不顯著。尤其值得注意的是,在東部地區(qū),企業(yè)規(guī)模(SIZE)對出口持續(xù)時間的影響為正,而對中西部地區(qū)的影響不顯著。地區(qū)差異表現(xiàn)最明顯的為企業(yè)成立時間(AGE)變量,在東部和中部地區(qū),成立時間長的企業(yè)出口持續(xù)時間反而較短,我們在上文指出,老企業(yè)因?yàn)橛懈嗟氖袌鲞x擇,可能造成其在單一市場的出口時間較短。而在西部地區(qū),成立時間長的企業(yè)憑借其豐富的市場經(jīng)驗(yàn),出口持續(xù)時間顯著較長。此外,企業(yè)是否有外資參與(FOREIGN)對東部和西部地區(qū)有顯著的正效應(yīng),而對中部地區(qū)卻不起作用。表5后四列給出了不同所有制企業(yè)出口持續(xù)時間決定因素的計(jì)量結(jié)