贸易便利化、产业集聚与中国企业出口关系稳定

张 凤，邓倩倩，王 蕾

(青岛理工大学 商学院，山东 青岛 266525)

一、 引言与文献综述

作为驱动一国经济增长的“四驾马车”之一，出口一直都是中国经济高速增长的重要力量。但2018年开始的中美贸易摩擦加剧了中国的出口风险，而2019年12月一直持续至今的新冠疫情导致国际国内经济形势日益严峻，中国出口严重受阻。面对国际国内恶劣的经济形势，党中央、国务院提出“加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局”。但在短期内，出口依旧是扩大就业、支撑经济持续稳定发展的重要力量。企业作为中国出口的微观主体，其特征和现状是中国出口总体表现的核心[1]。企业出口关系稳定是一国出口增长稳定的重要保障[2]。但以往的研究发现，企业出口持续期一般较短[2-3]。陈勇兵等[4]认为，出口持续平稳增长与贸易自由化息息相关，但目前仅利用贸易自由化减免关税推动贸易发展远远不足[5]，为此各国和国际组织探索贸易增长的新方法，而贸易便利化则成为各方关注的重点。近年来，中国经济活动向沿海地区集聚的趋势日益明显[6]，伴随着经济集聚程度增加，地区间出口贸易差距不断扩大，而集聚导致产业空心化、离群式迁移、生产要素空间错位等问题也日益突显。鉴于此，我们提出下列问题：贸易便利化及其不同维度对企业出口关系稳定会产生何种影响？产业集聚对企业出口关系稳定会产生何种影响？贸易便利化存在交易成本和制度安排的特征属性，其对企业出口关系稳定的影响是否会因为产业集聚的外部性特征而有所不同？二者是否会成为企业出口持续增长的重要推力？

有关贸易便利化和产业集聚对出口的影响，学者们已做了大量研究。其中，贸易便利化方面，Wilsonetal.[7]最早通过引力模型分析APEC贸易便利化与贸易的关系，发现贸易便利化会增加各国的贸易量。孔庆峰和董虹蔚[8]对“一带一路”沿线国家的研究也得到类似结论。另外，随着异质性企业贸易理论的兴起，越来越多的学者从微观层面研究贸易便利化对出口的影响。Dennis and Shepherd[9]研究发现，贸易便利化对发展中国家的出口产品多样性具有促进作用。Portu-Gal-Perez and Wislon[10]的研究则表明，改善贸易便利化能提高发展中国家出口的二元边际。除此之外，还有学者研究了贸易便利化对出口增加值、不同出口方式和不同规模的企业出口比重的影响。刘斌等[11]指出，贸易便利化可以通过服务产品价格下降来提高出口中返回增加值。杨继军等[12]认为，贸易便利化可以通过中间品进口种类增加产生的技术溢出效应、成本下降产生的成本节约效应以及上游中间品进口产生的竞争效应提高企业出口增加值。唐宜红和顾丽华[13]则发现，在不同出口方式和不同规模的企业出口比重中，贸易便利化产生的影响不同。

产业集聚方面，Greenaway and Kneller[14]认为,在贸易自由化冲击下，集聚的出口溢出更能促进出口市场进入。Fernandes and Tang[15]研究表明,产业集聚主要通过知识或信息溢出降低企业出口固定成本，提高企业进入市场概率。佟家栋和刘竹青[16]从融资角度研究发现，集聚对外部融资依赖度较高企业的出口倾向的促进作用更大。白东北等[17]发现，贸易自由化可以通过产业集聚的劳动力蓄水池效应缓解企业劳动力成本所带来的负效应，并且完善本地基础设施能很好地发挥集聚经济的外部性，进而提高企业进入出口市场的概率。另外，还有学者研究了产业集聚对出口二元边际的影响。孙楚仁等[18]发现，企业规模越大，企业集聚越能促进出口的二元边际。张国峰等[19]研究发现，产业集聚的沟通外部性可以促进企业出口二元边际。郑小碧[20]进一步研究发现，产业集聚引致的非正式信息外溢更有利于促进企业出口扩展边际，而正式合作方式更有利于推动集约边际。白东北等[21]基于制度质量视角研究发现，产业集聚通过制度质量显著促进企业出口的二元边际。除此之外，还有学者研究了产业集聚对出口技术复杂度、出口质量和全球价值链地位的影响。李强[22]研究发现，制造业集聚能显著提升高技术复杂度的企业出口绩效。沈鸿和顾乃华[23]则发现，地方财政分权的上升促进集聚经济的“出口溢出”效应，但不利于提高出口产品的质量。李娜娜和杨仁发[24]研究发现，产业集聚可以通过降低企业成本和加强对高技术制造业核心环节的技术投入来提升制造业全球价值链地位。

鉴于以往研究大多仅从产业集聚的视角研究贸易便利化对企业出口静态行为的影响，本文基于2008—2013年中国海关数据库与中国工业企业数据库的匹配数据，从贸易便利化和产业集聚双视角研究其对企业出口动态行为——企业出口持续期的影响，且对其影响的理论机制进行进一步剖析，以便提出更有针对性的政策建议，促进中国出口的稳定可持续增长。

二、 贸易便利化与产业集聚对企业出口持续期影响的机制分析

(一) 贸易便利化对企业出口持续期影响的机制分析

贸易便利化对企业出口持续期的影响主要表现为成本效应和竞争-学习效应。成本效应方面：一是，贸易便利化改革可以通过简化海关手续和程序、完善贸易法规等降低贸易成本，而这会使得更多企业克服出口固定成本及融资约束带来的不确定性进入海外市场；二是，贸易便利化改革会使得企业进口中间品价格下降以及从国外获得更多元化和优质的中间投入要素，进而带来企业生产成本的降低和生产率的提升[5]。竞争-学习效应方面：一是，贸易便利化改革会降低企业的出口成本，导致更多在出口门槛附近的企业进入海外市场，进而带来更激烈的市场竞争，促使本国企业进行研发创新及改进生产组织方式，有助于提高企业生产率[25]；二是，贸易便利化改革有利于企业通过模仿和学习效应向成功出口企业或国际市场获取必要的出口经验和知识，降低出口成本，提升企业生产率。

企业进入海外市场所面临的不确定性风险以及自身抵御风险的能力是决定企业出口存活的根本[4]，而降低企业进入出口市场所面临的成本不确定性和提升自身抵御风险能力是延长企业出口持续期的题中之义。鉴于上述分析，本文提出如下假说：

假说1：贸易便利化通过成本效应帮助企业克服出口成本和融资约束，通过竞争-学习效应激励企业进行研发创新、改进生产组织方式、获取出口经验和知识，进而提升其在海外市场的获利和抵御不确定性风险的能力，有利于延长企业出口持续期。

(二) 产业集聚对企业出口持续期的影响机制分析

产业集聚会促进专业人才的沟通和流动，加速企业间的模仿与学习，促进专业知识和信息的溢出以及先进技术和设备的使用，降低企业生产成本，提高企业的创新水平和生产率[26]。集聚还能通过竞争效应和规模经济使得硬件基础设施、资产、劳动力等得到更高效利用，进而提高企业生产率[27]。出口企业生产率的提升为企业在海外生存打下良好基础。刘慧和綦建红[28]研究发现，企业生产率的提高能够降低企业出口不确定性，延长企业出口时间。另外，集聚带来的知识和信息的溢出还能降低企业出口的搜索成本、进入国外市场的推广费用及分销等出口沉没成本，进而减少出口不确定性，提升企业的出口持续期。Moral-Benito[29]研究发现，集聚带来的贸易利得使进入出口市场的固定成本与可变成本的弹性分别增加了44%与7%。刘慧和綦建红[30]则进一步研究发现，“邻居”可以通过信息溢出降低企业对新出口的不确定性，改善其出口生存状态。

但另一方面，大量企业拥挤在有限空间里也可能产生集聚的负面效应——过度集聚。包群等[31]研究发现，中国企业出口外溢存在“去本地化”效应，这在一定程度上反映了出口过度集聚问题。叶宁华等[32]认为，中国出口数量长期快速扩张不可避免地带来出口企业的过度集聚与恶性竞争，从而引发了出口拥挤现象。陈旭等[26]认为，空间集聚程度的不断加深带来的出口空间饱和竞相降价，会导致企业出口利润下降，甚至退出出口市场。鉴于此，本文提出如下假说：

假说2：适度的产业集聚能够通过溢出、共享和前后关联效应，降低进入海外市场的沉没成本，提升企业生产率，进而减少出口不确定性，提升企业出口竞争力，对企业出口持续期产生正向影响；而过度集聚导致拥挤效应和恶性竞争，则不利于企业有效利用资源以及产品创新，因此，不利于企业出口持续期的延长。

(三) 贸易便利化结合产业集聚外部性对企业出口持续期的影响

贸易便利化导致进入海外市场的企业增多，由此带来的信息溢出会使得未出口企业进入海外市场的不确定性下降。由上文可知，贸易便利化改革能够帮助企业克服出口成本和融资约束，还能激励企业进行研发创新及改进生产组织方式、获取出口经验和知识，进而降低企业生产成本，提升企业生产率，增强企业在海外市场的获利和抵御不确定性风险的能力，从而有助于延长企业出口持续期。而适度的产业集聚也可通过知识和信息溢出、共享基础设施和资本等要素资源、拓展产业前后关联等帮助企业克服出口成本，提升企业生产率。李波和杨先明[5]认为，对产业集聚水平较高行业的企业而言，贸易便利化推进对其生产率进步的促进作用更大。黎新伍和黎宁[33]研究发现，贸易便利化的空间集聚效应也可以通过促进企业形成产业集聚来降低企业的可加贸易成本。鉴于此，本文提出如下假说：

假说3：适度的产业集聚能够强化贸易便利化对企业出口持续期的正向影响，而过度产业集聚则会弱化贸易便利化改革对企业出口持续期的正向影响。

三、 变量说明、数据来源与计量模型构建

(一) 变量说明

1. 被解释变量：企业出口持续期(SUR)

本文借鉴陈勇兵和李燕[34]的研究，将企业出口持续期(SUR)设为二元虚拟变量，若企业在t-1期不出口，但是在t和t+1期都连续出口，则SUR在t和t+1期均设定为1，否则设定为0。

2. 解释变量

贸易便利化指标(TFI)的测度，借鉴Wilsonetal.[7]的研究，选取口岸效率、监管环境、海关环境和电子商务4个一级指标及12个二级指标测算贸易便利化(详见表1)。采用中国与目的国的贸易便利化指标的平均水平，使用标准化处理方法消除指标量纲影响，最终通过简单算术平均法计算出TFI值。产业集聚(EG)的测度借鉴白东北等[21]学者的研究，采用EG指数测算一个地区的产业集聚。国家层面变量中，使用目的国的GDP表示国家规模；采用中国首都北京与目的国首都之间的距离来表示两国之间的地理距离；采用相对实际汇率对数的年度差异来衡量人民币汇率，其中，相对实际汇率为名义汇率(进口货币/出口货币)被各自消费价格指数和所有进出口国家的实际汇率标准化；目的国是否为内陆国家，若是，则为1，否则为0；目的国是否与中国签订自由贸易协定，若是，则为1，否则为0。与中国签订自由贸易协定会减少双方贸易成本，延长企业出口持续期[12]，预期符号为正。在企业层面的变量中，使用企业出口市场数量表示出口市场的多元化，其他控制变量还包括企业规模、企业年龄、企业生产率。其中，我们采用当期年份减企业成立时间加1的方法衡量企业年龄，采用当期企业从业人员的数量衡量企业规模，采用OLS估计的全要素生产率衡量企业生产率。

表1 贸易便利化测度体系的指标构成

(二) 数据来源及处理

本文选用2008—2013年中国海关数据库和工业企业数据库的匹配数据，数据样本共包括95个国家和地区的78941家企业，总量为2485055。贸易便利化指标数据来源于GCR、WDI、IT报告或数据库，产业集聚指标数据、企业生产率、企业年龄和企业规模来源于中国工业企业数据库，GDP数据来源为WDI数据库，距离来源于CEPII数据库，人民币汇率来源于WDI数据库，是否为内陆国家来源于CEPII中Geography数据库，是否与中国签订自由贸易协定来源于中国自由贸易区服务网，企业出口市场数量来源于UN Comtrade数据库。本文所使用变量的描述性统计见表2。

表2 主要变量的描述性统计

(三) 计量模型的构建

本文借鉴Hess and Persson[35]的研究，构建贸易便利化、产业集聚对企业出口持续期影响的二项选择离散模型进行回归。具体而言：

首先，我们令Ti为中国与特定目的国之间某一个贸易关系的企业出口持续时间，在离散时间模型中，其重点在于一个特定的贸易关系在给定的时间区间的停止概率，即[tk,tk+1]停止概率，其中，k=1，2，3，…，kmax，且t1=0，基本形式为:

hik=P(i

(1)

其中，i表示一个特定贸易关系的企业出口持续时间(i=1,…,n)，hik表示不同时间内的不同危险率，并且0≤hik≤1,γk表示时间区间函数。

另外，本文基于离散时间模型的优势，构建了离散时间生存分析模型(分别对应Probit、Logit和Cloglog模型)，基本设定如下:

ln[1-hv(t,X)]=γi+β′X+μ

(2)

其中，X是解释变量的集合，包括影响中国与特定目的国之间的贸易关系失败危险率的各个因素，hv(t,X)表示X内个体解释变量在时刻t的危险率，β表示待估计解释变量的回归系数，γi表示随时间t而变化的区间基准危险函数，v表示企业-目的国对的不可观测异质性，μ表示误差项，即μ=ln(v)，且μ～N(0,σ2)。

四、 实证结果分析

(一) 基准回归

本部分采用Probit、Logit和Cloglog模型研究贸易便利化、产业集聚与企业出口持续期的关系，表3汇报了具体回归结果。

表3 基准回归结果

表3(续)

其中，第(1)至(3)列为贸易便利化与企业出口持续期的回归结果，第(4)至(6)列为产业集聚与企业出口持续期的回归结果，第(7)至(9)列为产业集聚的平方项与企业出口持续期的回归结果，第(10)至(12)列为贸易便利化和产业集聚的交互项与企业出口持续期的回归结果；第(13)列为贸易便利化和产业集聚对企业生产率滞后一期作为工具变量进行两阶段最小二乘估计(2SLS)的内生性检验。

首先，从贸易便利化综合指标和产业集聚指标来看，回归结果均发现贸易便利化在1%的显著性水平上延长企业出口持续期，而产业集聚在1%的显著性水平上缩短企业出口持续期。这说明贸易便利化水平越高，越有利于降低企业在目的国的生存风险，这与唐宜红和顾丽华[13]以及段文奇等[36]的研究结论一致；产业集聚平方项的估计系数均在5%的水平上显著为负，产业集聚与企业出口持续期关系呈现倒“U”型，这说明，整体而言，目前中国产业集聚水平处于倒“U”型的右侧，处于过度集聚状态，对促进中国企业出口持续期不利；贸易便利化与产业集聚交互项的估计系数均在5%的水平上显著为负，这表明当产业过度集聚时，削弱了目的国提高贸易便利化水平对延长企业出口持续期的影响。

其次，从国家层面的变量来看，目的国的GDP、目的国是否与中国签订自由贸易协定在1%的水平上显著为正，即目的国经济规模越大，目的国与中国签订自由贸易协定、中国企业在目的国市场的持续期越长[20]；中国与出口目的国之间的地理距离、人民币汇率、目的国是否为内陆国家在1%的水平上显著为负，这说明地理距离远、人民币升值、目的国是内陆国家会增加贸易成本和出口风向，对企业出口持续期产生负影响。

最后，从企业层面的特征变量来看，企业出口市场数量和企业生产率的回归符号在1%的水平上显著为正，即以往企业出口市场数量越多，出口经验越丰富，企业生产率越高，企业出口的盈利能力越强，越有利于延长企业出口持续的时间[4，34]。另外，企业年龄和企业规模对企业出口持续期均产生显著负影响。这可能是因为企业成立时间越长，企业的设备越陈旧，企业的生产率逐渐降低[37-38]；而当企业规模越大时，企业越有可能在多个不同市场间进行选择转换，导致出口成本过高，降低企业在该市场的持续期[4]。同时，由表3的第(13)列可知，贸易便利化和产业集聚对企业出口持续期的影响，与前文的基准估计结果一致，说明本文在考虑贸易便利化和产业集聚的内生性问题后，结论依旧稳健。

(二) 稳健性检验

1. 基于贸易便利化水平差异的稳健性检验

本文借鉴段文奇等[36]的方法，通过贸易便利化的中位数对贸易便利化水平进行高低标记之后，探讨贸易便利化水平高低对企业出口持续期影响的差异，具体回归结果见表4。

表4(续)

从表4可知，一方面，无论贸易便利化水平高低，其对中国企业在各个目的国市场的出口持续期的影响结果均在1%的水平上显著为正，其中，高贸易便利化水平分组的影响最大。另一方面，从表4的控制变量来看，不论贸易便利化水平处于何种分组，GDP、企业出口市场数量以及企业生产率均在1%的显著性水平上对企业出口持续期产生正影响，与基准回归结果相同；地理距离、企业年龄以及企业规模均在1%的显著性水平上对企业出口持续期产生负影响，与基准回归符号保持一致。另外，在高贸易便利化水平的回归结果中，除了人民币汇率以及目的国为内陆国家，其他变量的回归结果基本与基准回归类似，本文不再赘述。

2. 基于贸易便利化一级指标的稳健性检验

贸易便利化各一级分指标与企业出口持续期的回归结果见表5。

表5 贸易便利化一级指标对企业出口持续期的回归结果

表5的回归结果表明，口岸效率、海关环境、监管环境和电子商务四个一级分指标的回归符号均为正，且在1%的水平上显著。另外，海关环境对企业出口持续期的影响最大，这为各国通过改善海关环境来提高各国贸易便利化水平提供实质性的参考，说明中国与各个目的国在推动贸易便利化水平的过程中，可以优先关注提高海关环境的总体效率。从其他控制变量来看，除系数略有差异外，表5中各个控制变量的回归结果与表3中基准回归的结果保持一致，本文不再赘述。

3. 基于产业集聚程度差异的稳健性检验

为了分析不同程度产业集聚对企业出口持续期的影响，本文借鉴Ellison and Glaeser[39]的研究，将指数分成三个区间：当EG<0.02时，表示该产业在该地区集聚不足；当0.02≤EG≤0.05时，表示该产业在该区域上集聚适中；当EG>0.05时，表示该产业在地区集聚过度。同时，本文根据不同区间的EG指数与企业出口持续期进行回归，回归结果见表6。

表6 不同产业集聚程度对企业出口持续期的回归结果

从表6可知，过度集聚对企业出口持续期产生负影响，产业集聚适中和产业集聚较低与企业出口持续期的回归符号是显著为正。说明当产业集聚未达到过度集聚前，产业集聚水平的提升有利于企业享受更多的产业集聚外部经济性，有利于出口企业延长出口持续期。

4. 基于东、中、西部地区产业集聚的稳健性检验

由于各地区存在环境、文化、基础设施等因素的差异，中国经济发展出现明显的地区异质性，东、中、西部地区产业发展严重不平衡。本文根据地区分布将所有企业划分为东部、中部和西部地区的小样本分布进行检验(1)为了更好地观察估计结果，本文剔除了部分西部地区发展较好的地级市，即西安、银川、德州、泸州、遂宁5个市。，回归结果见表7。

表7 东、中、西部地区产业集聚对企业出口持续期的回归结果

由表7可知，东部和中部地区的产业集聚对企业出口持续期产生负影响，而西部地区的产业集聚对企业出口持续期产生正影响，进一步说明东部和中部地区可能存在过度集聚，这为中国将产业向西部地区转移提供实质性的依据。陈旭等[26]也得出类似结论。

5. 基于贸易便利化指标和产业集聚指标测算的稳健性检验

一方面，本文借鉴李波和杨先明[5]的研究，以口岸效率、监管环境刻画狭义的贸易便利化，并以两者的均值计算狭义的贸易便利化指标(lnTFI1)；借鉴Wilsonetal.[7]的研究，从海关环境、口岸效率、监管环境及电子商务应用四个方面刻画广义的贸易便利化，并采用加权法赋予上述四个分指标的权重(分别为10%、50%、25%和15%)来计算广义贸易便利化指标(lnTFI2)。基于lnTFI1的Probit、Logit、Cloglog回归结果见表8中的第(1)至(3)列；基于lnTFI2的Probit、Logit、Cloglog回归结果见表8中的第(4)至(6)列。由表8可知，贸易便利化对企业出口持续期均产生显著正影响，即无论采用何种方法测算贸易便利化，结论均稳健。另一方面，本文借用苏丹妮等[40]提出的区位商和Krugman[41]提出的空间基尼系数测算产业集聚，进行稳健性检验。上述两种方法衡量产业集聚的Probit、Logit、Cloglog回归结果分别列于表8的第(7)至(9)列和第(10)至(12)列。本文采用区位商和空间基尼系数测度的产业集聚均对企业出口持续期产生负影响，与基准回归所得结论保持一致，结果稳健。

表8 贸易便利化和产业集聚的稳健性检验

表8(续)

五、 结论与政策建议

本文构建了贸易便利化、产业集聚与企业出口持续期之间关系的理论分析框架，并基于2008—2013年中国海关数据库和中国工业企业数据库的匹配数据，采用Probit、Logit和Cloglog模型分析贸易便利化、产业集聚对企业出口持续期的影响，且分别基于贸易便利化高低水平差异、贸易便利化一级分指标、产业集聚程度水平差异以及东、中、西部地区的产业集聚程度进行分类，探讨它们对企业出口持续期的影响差异，采用不同测算的方法对贸易便利化和产业集聚进行稳健性检验，并采用生产率的滞后一期进行内生性处理。研究发现：(1)无论是采用贸易便利化综合指标还是分指标，贸易便利化提升会显著促进企业出口持续期，且高贸易便利化水平分组及分指标中的海关环境对企业出口持续期的影响最大。(2)产业集聚对企业出口持续期的影响呈倒“U”型；整体而言，目前中国产业集聚处于倒“U”型的右侧，处于过度集聚状态且削弱了贸易便利化对企业出口持续期的正向影响；进一步分地区来看，中国东部和中部地区存在过度集聚，西部地区存在集聚不足。(3)目的国、是否与中国签订贸易协定、企业出口市场的数量和企业生产率对企业出口持续期均为显著正影响，首都间的地理距离、名义汇率、目的国是否为内陆国家、企业年龄和企业规模对企业出口持续期均产生显著负影响。(4)贸易便利化和产业集聚对企业出口持续期的影响在基于不同的贸易便利化指标和产业集聚指标测算方法以及内生性处理后稳健，其他变量对出口持续期的影响存在一定异质性。

本文提出的政策建议如下：(1)从贸易便利化方面来看，各国应该以积极主动的态度推进与他国贸易便利化的谈判进程，支持多边贸易体制；对中国而言，也应积极促进自由贸易区建设，持续推进跨境贸易便利化，使其能够积极服务国家区域发展战略，当好经济发展的推动者和对外开放的急先锋。鉴于海关环境对企业出口持续期的影响最大，中国和各国要促进涉外贸易制度改革和海关现代化，积极推进无纸化办公发展和“单一窗口”等平台的聚合效用，优化简化申报规则，完善出口申报前监管机制，构建口岸清关、转关、通关一体化等多种通关方式并存的管理体系。另外，我们应保持汇率稳定或稳中有升，激发企业重视创新，提升企业产品质量以及在全球价值链中的地位，避免企业陷入“低端锁定”。(2)从产业集聚方面来看，产业过度集聚会缩短企业出口持续期，因此，产业过度集聚地区的企业应向产业集聚不足地区转移，且东部和中部地区的企业也应该向西部地区转移，同时中国也应该逐渐完善西部地区的基础设施，为西部地区提供高质量公共服务，大力向西部地区输送人才，形成适应人才发展的产业集聚；另外，构建更加完善的本地化生产网络，发挥产业集聚与贸易便利化的协同互动作用，提高企业出口的概率和企业出口竞争力，延长企业出口持续期。