中國企業(yè)出口時間再估計

中國企業(yè)出口時間再估計

一、問題的提出和文獻綜述隨著貿易摩擦的加劇和人民幣的不斷上升，中國貿易量的持續(xù)增長越來越受到重視，被稱為中國貿易量增長的秘密（吳福祥、劉志彪，2009）。因此，中國經濟對全球經濟的依賴性也沒有停止。不可否認的是,這種高依賴性也存在著高風險,外部經濟的波動很容易通過貿易渠道傳導到中國經濟,會使得中國出口企業(yè)的生存環(huán)境進一步惡化,而且中國的大國經濟特質會加劇這一困境。如何保持出口貿易平穩(wěn)發(fā)展已成為亟待研究的重要問題。由于我國當前和今后較長時期內依然有著許多低技能的農民群體,所以我國在未來一個時期內,幾億件襯衫換一架飛機這種事不僅要繼續(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,貿易關系(traderelationship)是指某一企業(yè)進入某一國外市場到退出該市場的狀態(tài),某一企業(yè)從進入某一國外市場直至退出該市場(中間沒有間隔)所經歷的時間稱為貿易關系的持續(xù)時間(durationoftraderelationships)。(1)經典貿易理論大多認為,貿易關系一旦建立,就會長期持續(xù)下去。(2)然而,這些理論對企業(yè)出口貿易關系持續(xù)時間的判斷并未得到微觀經驗的支撐。事實上,在一國貿易總量持續(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)時間提供經驗證據(jù)。同時,我們分別估計了不同區(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行檢驗,揭示其影響機制的不同。文章其余結構安排如下:第二部分是貿易關系持續(xù)時間的文獻綜述;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;第四部分應用生存分析模型對中國企業(yè)出口持續(xù)時間決定因素進行研究;最后是結論和政策含義。二、貿易關系持續(xù)時間針對中國貿易量增長之謎,國內學者從國家層面、行業(yè)層面和產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。事實上,在一國貿易總量持續(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)高度細分的貿易數(shù)據(jù),最早對美國進口貿易的持續(xù)時間進行了研究,結果指出美國進口貿易的持續(xù)時間較短,只有2—4年,大約30%的貿易關系有多重持續(xù)時間段,其中在多重持續(xù)時間段的貿易關系中,有2/3的貿易關系只有兩個時間段(spells),不到10%的貿易關系有多于3個的時間段。Nitsch(2009)用CN-8位數(shù)的貿易數(shù)據(jù)研究了德國進口產品貿易的持續(xù)時間,發(fā)現(xiàn)多數(shù)貿易關系的持續(xù)時間僅為1—3年;Hess&Persson(2010b)則發(fā)現(xiàn)歐盟進口產品貿易的持續(xù)時間也非常短暫,進口持續(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的貿易關系持續(xù)時間超過5年。進一步,貿易關系持續(xù)時間存在負時間依存性(negativedurationdependence)得到絕大多數(shù)文獻的支持,具體是指隨著貿易關系持續(xù)時間的增長,貿易關系失敗的危險率(hazardrate)會下降,即如果一個產品或企業(yè)能持續(xù)出口或進口超過幾年,那么此后它停止出口或進口的風險就會下降。Besede2&Prusa(2006a)指出美國進口貿易關系在第一年危險率很高,多數(shù)貿易關系在第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)明顯的負時間依存性。文章還進一步指出這是一種典型的門檻效應(thresholdeffect),即貿易關系一旦建立且持續(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,貿易關系持續(xù)時間是貿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易持續(xù)平穩(wěn)發(fā)展具有重要意義。然而,國內外學術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比例風險模型的缺陷,構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,同時考慮了中國經濟存在區(qū)域不平衡和多種所有制類型等特定的經濟背景和制度差異,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)時段的貿易關系我們定義企業(yè)出口持續(xù)時間為某一企業(yè)從進入某一國外市場到退出該市場(中間沒有間隔)所經歷的時間,根據(jù)貿易統(tǒng)計數(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)。關于數(shù)據(jù)處理有兩點需要說明:(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?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,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),有可能再次進入該市場,所以同一貿易關系可能會存在多個持續(xù)時間段。Besede2&Prusa(2006b)分析表明,無論同一貿易關系經歷了多個持續(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)段視為相互獨立的若干持續(xù)時間段的情形下,貿易關系持續(xù)時間的分布基本相同。因此,我們將同一貿易關系的多個持續(xù)時間段視為相互獨立的持續(xù)時間段。文章樣本數(shù)據(jù)來源于2000—2005年中國海關數(shù)據(jù)庫和中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。首先,將海關數(shù)據(jù)庫與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進行匹配。我們先把海關數(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)和相應目的國的組合(貿易關系)。其次,我們對企業(yè)連續(xù)出口的年份進行統(tǒng)計,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局變量(outcomevariable)(2),并且對同一貿易關系中多個持續(xù)時間段進行標記,最終得到494749個持續(xù)時間段,其中約5%的貿易關系存在2—3個持續(xù)時間段,相應的統(tǒng)計分析如表1所示。(二)企業(yè)—企業(yè)出口生存函數(shù)的估計生存函數(shù)的非參數(shù)估計則由Kaplan-Meier乘積限估計式給出:(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)估計表示為:基于Kaplan-Meier乘積限估計式,我們分別對出口生存函數(shù)做了總體估計、分區(qū)域估計和分企業(yè)所有制的估計。1.出口經歷的負時間依存性表2給出了基于所有貿易關系的第一個持續(xù)時間段(firstspell)、只有一個持續(xù)時間段的貿易關系(onespellonly)以及全部樣本(fullsample)的生存函數(shù)估計,三者的估計結果基本是一致的。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年的貿易關系約為67%,即有33%的貿易關系在第1年后就結束了,持續(xù)時間超過3年的貿易關系約為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)的風險率曲線表明貿易關系在企業(yè)出口第一年后面臨著較高的風險率,之后迅速下降,因此貿易關系失敗的概率在貿易初期是最高的,出口持續(xù)時間的危險函數(shù)呈現(xiàn)明顯的負時間依存性。這種負時間依存性的存在使我們質疑錢學鋒和熊平(2010)提出實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是增加出口的可選擇策略,但企業(yè)貿易關系失敗的危險率在貿易初期最高,因而單純促進出口市場多元化并不一定能夠保障出口貿易的穩(wěn)定發(fā)展,相較而言,亦應考慮貿易關系持續(xù)時間問題。(1)2.關于東部地區(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)的生存率進行分類估計發(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%,遠高于中、西部地區(qū),分別達到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。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)擁有港口等海洋貿易的基礎,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)較早實行對外開放政策,其經濟發(fā)展水平和參與對外貿易的經驗都明顯優(yōu)于中西部地區(qū)。此外,國內嚴重的地方保護主義割裂了國內市場,致使跨區(qū)域貿易不僅壁壘較高且風險很大,這迫使東部地區(qū)的眾多企業(yè)更多地轉向國外市場(朱希偉等,2005)。3.出口持續(xù)時間。我國中小企業(yè)的出口產品集中于全國總體水平,存在以下情況作為一個轉型中的大國,中國與一般市場經濟體的一大差異就是企業(yè)產權制度的多樣化,且得到法律制度的確認。但是,現(xiàn)有研究都未給予企業(yè)所有制差異以足夠關注。我們對不同所有制企業(yè)出口持續(xù)時間進行估計,發(fā)現(xiàn)私營企業(yè)和“三資企業(yè)”(外商獨資企業(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)在國際市場有較強的競爭力,這與私營企業(yè)較高的生產率和靈活的管理機制有關。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,2001年中國“取消了關于外資企業(yè)必須全部或大部分產品用于出口的規(guī)定”(裴長洪,2008)。這使外資企業(yè)轉而將國內市場視為首選目標,進而導致企業(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。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表示某一貿易關系的持續(xù)時間,為一連續(xù)的非負隨機變量。貿易關系持續(xù)時間分析的核心問題就是一個特定的貿易關系在給定的時間區(qū)間[tk,tk+1)內中止的概率,k=1,2,…,kmax且t1=0,這一概率稱為離散時間危險率,基本形式可設定為:其中,i代表一個特定貿易關系的持續(xù)時間(i=1,…,n),xik為時間依存協(xié)變量,γk是基準風險函數(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)的方法進行估計(Jenkins,1995)。為了估計模型的參數(shù),需要設定危險率hik的函數(shù)形式,通常應用的函數(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probit模型、logit模型和cloglog(complementarylog-log)模型,它們都具有Cox模型的優(yōu)點,能有效解決右刪失問題和基準風險函數(shù)的非參數(shù)估計。(1)鑒于離散時間模型可以避免連續(xù)時間Cox模型的缺陷,我們構建了離散時間生存分析模型,從而能更準確地估計各因素對貿易關系持續(xù)時間的影響。離散時間生存分析模型基本設定如下:其中,協(xié)變量X是解釋變量的集合,包括影響貿易關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是待估計的回歸系數(shù),γt是隨時間變化的基準危險函數(shù),ν表示企業(yè)-目的國組合不可觀測異質性,誤差項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性。(二)被解釋變量indivi內容量離散時間模型為二項選擇模型,一個貿易關系每一年度的數(shù)據(jù)都作為一個觀測值,如果一段貿易關系持續(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國家風險分類法引入國家風險變量(1),預期其對貿易關系持續(xù)時間有負向影響,即出口目的國的風險越高,貿易關系越不穩(wěn)定。多數(shù)文獻都引入了引力變量,包括國家規(guī)模、出口目的市場是否為內陸國、與貿易國是否接壤、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,則雙方貿易關系的持續(xù)時間越長。在以往的貿易文獻中,兩國之間距離短、有共同語言或者共同邊境,通常認為這能降低貿易成本。因此,我們預期距離會增加失敗風險,而共同語言和共同邊境可以降低失敗風險。而與內陸國家的貿易關系持續(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口程序所需時間作為固定貿易成本的代理變量。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,因為對于具有相同清關程序的國家來說,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性,加入該變量可能會使得計量結果存在偏誤。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。由于固定貿易成本對出口持續(xù)時間有抑制作用,因此預期其影響為負。2.結構多樣性企業(yè)的市場效應和企業(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系,交易額才會比較大(RauchandWatson,2003)。因此,企業(yè)出口的初始貿易額越大,交易雙方彼此的信任度越高,貿易持續(xù)期也越長(Besede2andPrusa,2006b;HessandPersson,2010b;Esteve-Pérezetal.,2011),我們預期其對出口持續(xù)時間有正向影響。企業(yè)的出口目的國數(shù)目及出口產品種類數(shù)量,分別反映了企業(yè)出口的市場多元化和產品多樣化程度,出口結構多樣化的企業(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)出口風險,降低了貿易關系的失敗風險(VolpeandCarballo,2009;Esteve-Pérezetal.,2011)。同時,出口市場多元化和出口產品多樣化的企業(yè)可以從知識外溢中獲益,因為這些企業(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),有豐富的經驗和資源,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)生產率與出口持續(xù)時間正相關。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)定的貿易關系(G9rgetal.,2008),從而貿易關系的持續(xù)時間更長。如果企業(yè)在出口的同時也有進口,即存在雙向貿易,存在雙向貿易的企業(yè)有更充分地參與國際市場的經驗,從而更能與貿易伙伴國維持長久的貿易關系(Besede2andNair-Reichert,2009),預期其影響為正。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,本文采用隨機效應模型來控制企業(yè)-目的國組合(firm-destinationcombinations)的不可觀測異質性。(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,貿易關系的生存率明顯較高;出口到高風險國家,不利于貿易關系的維持;國有企業(yè)相比非國有企業(yè)的生存率明顯較低,其相應出口持續(xù)時間較短。(3)進一步地,基于(5)式離散時間生存分析模型,我們估計了各因素對貿易關系失敗危險率的影響。所有結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易關系失敗的危險,從而延長貿易關系的持續(xù)時間;危險比率大于1說明該因素增加了貿易關系失敗的危險,從而降低貿易關系持續(xù)時間;危險比率等于1表明該因素對貿易關系持續(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性模型的回歸結果,而第(4)、(5)、(6)列則是控制了不可觀測異質性模型的回歸結果。在分別控制了不可觀測異質性的隨機效應probit、logit和cloglog計量模型結果中,我們發(fā)現(xiàn)似然比檢驗均拒絕了企業(yè)-目的國組合不存在不可觀測異質性的原假設。毫無疑問,控制了不可觀測異質性模型的對數(shù)似然值明顯增大。同時,不可觀測異質性對于模型設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性。由于三個模型估計結果一致,下文我們僅對Probit模型結果進行解釋說明。從表3的總體檢驗結果我們發(fā)現(xiàn),國家層面的因素對貿易關系持續(xù)時間的影響,所有變量都與預期是一致的且顯著。出口到經濟規(guī)模(GDP)大的國家或地區(qū)會降低貿易關系失敗的危險率,因此貿易關系的持續(xù)時間更長,這與理論預期及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。如果中國與其貿易伙伴有共同的邊境(CONTIGUITY)或有共同語言(COML),雙方的貿易關系會持續(xù)更長時間。雙邊距離(DIST)和固定貿易成本(TIME)都提高了貿易關系失敗的危險率,這表明貿易成本的增加降低了貿易關系的持續(xù)時間。此外,國家風險變量(RISK)與貿易關系的持續(xù)時間負相關,說明如果企業(yè)出口到較高風險的國家或地區(qū),雙方貿易更容易中斷。表3同時給出了企業(yè)特征變量對貿易關系持續(xù)時間的估計結果。我們發(fā)現(xiàn),企業(yè)與目的市場的初始貿易額(EXPV)越大,雙方的貿易關系持續(xù)時間會較長。企業(yè)出口目的國數(shù)目(DESNUM)與貿易關系持續(xù)時間正相關,表明企業(yè)出口市場的多元化提高了貿易關系持續(xù)的時間。這與理論預期及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,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)其貿易關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。以上實證結論與多數(shù)文獻的結論是一致的(EstevePérezetal.,2007;G9rgetal.,2008;Esteve-Pérezetal.,2011)。是否為國有企業(yè)的虛擬變量(STATEOWN)對貿易關系的持續(xù)時間影響為負,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)存在雙向貿易,危險率會下降17%,因此貿易關系的持續(xù)時間較長,說明在國際市場上既有出口又有進口的企業(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,進而可以在不同的市場間轉換,從而降低了在特定市場上的出口持續(xù)時間(EstevePérezetal.,2011);企業(yè)出口產品種類數(shù)目(PRONUM)與出口持續(xù)時間呈現(xiàn)負相關關系,這與預期并不一致,一個可能的解釋是,貿易自由化促使企業(yè)專注于其核心能力(corecompetencies),多產品出口企業(yè)在參與國際競爭時會減少其產品種類與范圍(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性probit檢驗中,企業(yè)生產率(PROD)對出口持續(xù)時間有負向影響,而logit和cloglog模型中企業(yè)生產率對出口持續(xù)時間沒有顯著影響;但是一旦控制不可觀測異質性,我們發(fā)現(xiàn)這個“生產率悖論”就不存在了,即生產率高的企業(yè)其出口持續(xù)時間也會較長。2.隨機效應估計結果作為穩(wěn)健性檢驗,表4分別給出了每一貿易關系的首個出口持續(xù)時間段(firstspell)與只有一個持續(xù)時間段的貿易關系(onespellonly)樣本的隨機效應離散時間probit、logit和cloglog模型的估計結果。估計結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),回歸結果的符號和顯著性都與表3一致,這表明估計結果是穩(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效應離散時間probit模型估計東、中、西部地區(qū)企業(yè)出口持續(xù)時間決定因素的計量結果,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)本身處于內陸地區(qū)有關,其出口目的市場主要為內陸國。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,國家風險變量(RISK)與出口持續(xù)時間負相關,而對中西部地區(qū)的影響卻不顯著。固定貿易成本(TIME)對東部地區(qū)的企業(yè)有顯著的負向影響,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)因為有更多的市場選擇,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驗,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,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)時間決定因素的計量結