林常青 許和連

(1．湖南工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 株洲 412007；2．湖南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410079)

出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的影響研究
——基于出口持續(xù)時(shí)間視角

林常青1，2許和連2

(1．湖南工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 株洲 412007；2．湖南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410079)

本文采用UN-COMTRADE數(shù)據(jù)庫(kù)中2000～2014年中國(guó)HS6分位的微觀產(chǎn)品數(shù)據(jù)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的路徑依賴進(jìn)行驗(yàn)證，研究結(jié)論顯示，無(wú)論是采用平均出口持續(xù)時(shí)間，還是采用平均出口貿(mào)易額來(lái)衡量出口經(jīng)驗(yàn)，其都顯著促進(jìn)了出口市場(chǎng)擴(kuò)張；其次，出口市場(chǎng)擴(kuò)張的路徑依賴也很明顯，老產(chǎn)品更傾向于出口到與老出口市場(chǎng)地理鄰近、文化類似以及人均GDP差距較小的新市場(chǎng)。另外，出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的動(dòng)態(tài)效應(yīng)體現(xiàn)為一年左右的時(shí)滯，在一年之后，其促進(jìn)作用會(huì)隨著時(shí)間的推移呈現(xiàn)遞減的趨勢(shì)。

出口經(jīng)驗(yàn)；出口市場(chǎng)擴(kuò)張；出口持續(xù)時(shí)間；路徑依賴

一、引言

自2001年我國(guó)加入WTO以來(lái)，低附加值的勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)出口優(yōu)勢(shì)以及出口導(dǎo)向型政策的驅(qū)動(dòng)使出口貿(mào)易額逐年攀升。從國(guó)家商務(wù)部網(wǎng)站獲悉，2015年在國(guó)際市場(chǎng)不景氣、世界貿(mào)易大幅度下滑的背景下，中國(guó)貨物貿(mào)易進(jìn)出口總額和出口額仍然穩(wěn)居世界第一，國(guó)際市場(chǎng)份額進(jìn)一步擴(kuò)大，對(duì)外開(kāi)放仍為我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和綜合實(shí)力提升提供重要支撐。但是，也從另一方面反映了中國(guó)過(guò)度依賴出口的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。從出口目的市場(chǎng)來(lái)看，中國(guó)出口尤其依賴歐美日等大國(guó)市場(chǎng)。例如，2015年中國(guó)對(duì)美國(guó)出口的貿(mào)易總額達(dá)到4095.38億美元，占中國(guó)當(dāng)年出口總額的18%，同比增長(zhǎng)3.4%。同年，中國(guó)對(duì)歐美日市場(chǎng)的出口比重占到41.7%，出口市場(chǎng)的集中往往會(huì)導(dǎo)致貿(mào)易條件惡化、收入不穩(wěn)定，同時(shí)還可能出現(xiàn)貧困化增長(zhǎng)現(xiàn)象。因此，促進(jìn)出口市場(chǎng)多元化非常必要?，F(xiàn)有國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究文獻(xiàn)已經(jīng)很好地詮釋了出口市場(chǎng)多元化的重要性，Herzer 和Nowak-Lehnmann指出，出口市場(chǎng)多元化一方面能增強(qiáng)一國(guó)經(jīng)濟(jì)抵抗外部沖擊的能力，另一方面還能改善貿(mào)易條件[1]。這兩點(diǎn)在現(xiàn)今中國(guó)的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下顯得尤為重要，首先，近年來(lái)在中國(guó)出口市場(chǎng)排名第一的美國(guó)于2008年爆發(fā)了金融危機(jī)，排名第二的歐盟市場(chǎng)則經(jīng)歷了歐債危機(jī)，現(xiàn)仍處于不穩(wěn)定性和不確定性并存的后危機(jī)環(huán)境之中，這對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)帶來(lái)的外部沖擊無(wú)疑是巨大的，將影響中國(guó)出口的平穩(wěn)增長(zhǎng)。其次，根據(jù)世貿(mào)組織發(fā)布的公告，2015年中國(guó)仍然是世界排名第一的出口大國(guó)，我國(guó)出口貿(mào)易條件很容易受出口市場(chǎng)集中的影響而惡化。盡管出口市場(chǎng)多元化的意義重大，但事實(shí)上出口市場(chǎng)多元化對(duì)中國(guó)出口增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)非常有限，據(jù)Wang和Zhao的統(tǒng)計(jì)，2010年中國(guó)出口總額達(dá)到17710億美元，相當(dāng)于1995年的7.68倍，但占到總體86.8%的出口增長(zhǎng)來(lái)自于1995年已存在的貿(mào)易關(guān)系，新貿(mào)易關(guān)系的出口僅占總體的13.2%[2]。這一方面說(shuō)明對(duì)于中國(guó)而言出口市場(chǎng)多元化的貢獻(xiàn)空間還非常大，另一方面也體現(xiàn)了我國(guó)出口市場(chǎng)多元化推動(dòng)的迫切性。為了保證我國(guó)出口市場(chǎng)多元化策略實(shí)施的針對(duì)性，有必要對(duì)微觀產(chǎn)品層面出口市場(chǎng)擴(kuò)張的路徑依賴特征進(jìn)行考察，出口成本內(nèi)生化后，出口經(jīng)驗(yàn)被認(rèn)為是出口市場(chǎng)擴(kuò)張的重要影響因素，因此，本文從出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的影響角度出發(fā)，旨在驗(yàn)證我國(guó)出口經(jīng)驗(yàn)促進(jìn)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的事實(shí)依據(jù)、出口市場(chǎng)擴(kuò)張的路徑依賴特征及其動(dòng)態(tài)效應(yīng)。

本文余下部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分將對(duì)與本文相關(guān)的文獻(xiàn)進(jìn)行回顧和評(píng)述；第三部分將對(duì)潛在出口市場(chǎng)擴(kuò)張、平均出口持續(xù)時(shí)間以及平均出口貿(mào)易額等特征事實(shí)進(jìn)行描述；第四部分構(gòu)建模型并利用2000～2014年HS6分位數(shù)據(jù)驗(yàn)證出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的影響、動(dòng)態(tài)效應(yīng)以及穩(wěn)健性檢驗(yàn)；最后是本文的結(jié)論與政策啟示。

二、文獻(xiàn)綜述

與本文主題相關(guān)的研究文獻(xiàn)主要從以下兩個(gè)角度展開(kāi)：一類是將市場(chǎng)進(jìn)入成本假定為外生變量后考察出口市場(chǎng)擴(kuò)張的影響因素，例如Roberts 和Tybout、Baldwin 和 Harrigan、Eaton等的研究，他們將異質(zhì)企業(yè)自身的生產(chǎn)率假定為不隨時(shí)間發(fā)生變化，出口市場(chǎng)選擇成本僅由企業(yè)出口目的市場(chǎng)的異質(zhì)性來(lái)決定[3][4][5]。Roberts 和Tybout指出，構(gòu)成出口市場(chǎng)擴(kuò)張最大的障礙便是出口固定成本，例如為出口市場(chǎng)進(jìn)行包裝的成本、學(xué)習(xí)海關(guān)程序的成本、掌握消費(fèi)者偏好成本等[3]。在出口固定成本存在的前提下，最早關(guān)于出口市場(chǎng)擴(kuò)張的文獻(xiàn)幾乎都不約而同地論證了企業(yè)會(huì)根據(jù)自身的特征選擇進(jìn)入自身生產(chǎn)率能達(dá)到出口市場(chǎng)門檻值的所有市場(chǎng)，而不會(huì)出口到低于該門檻值的出口目的市場(chǎng)。但在后來(lái)的研究中發(fā)現(xiàn)，許多企業(yè)并不完全遵循這一規(guī)律，有些企業(yè)并不會(huì)出口到所有能達(dá)到門檻值的出口市場(chǎng)，也可能出口到一些暫時(shí)達(dá)不到門檻值的目的市場(chǎng)，這一現(xiàn)象促使學(xué)者們開(kāi)始改變假定對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張問(wèn)題進(jìn)一步展開(kāi)研究。

另一類文獻(xiàn)是在出口成本內(nèi)生化的前提下研究出口市場(chǎng)擴(kuò)張的影響因素。Wang 和Zhao指出，事實(shí)上，如果出口成本是沉沒(méi)成本，且能在地理鄰近和文化鄰近的國(guó)家間共同分擔(dān)，那么企業(yè)出口的市場(chǎng)選擇將受到以往在類似市場(chǎng)出口經(jīng)驗(yàn)的影響[2]。因此，出口成本不應(yīng)該認(rèn)定為外生的，而是內(nèi)生的。出口經(jīng)驗(yàn)將通過(guò)以下三種渠道促進(jìn)出口市場(chǎng)擴(kuò)張：第一，出口經(jīng)驗(yàn)將促進(jìn)沉沒(méi)成本在不同目的市場(chǎng)間分擔(dān)，例如語(yǔ)言培訓(xùn)和規(guī)則學(xué)習(xí)的人力資源投資成本，出口市場(chǎng)間越相似，企業(yè)平均的沉沒(méi)成本將更有可能減少[6](P3-6)；第二，國(guó)際網(wǎng)絡(luò)的建立對(duì)出口市場(chǎng)的選擇也非常重要，出口經(jīng)驗(yàn)將有助于出口商減少搜尋成本[7]；第三，出口商還可以通過(guò)出口經(jīng)驗(yàn)預(yù)測(cè)不可知的需求，盡可能地減少不確定性的發(fā)生[8](P74-76)。Fabling 等、lvarez 等、Lawless、陳勇兵等的研究則開(kāi)始從企業(yè)—產(chǎn)品—目的地或產(chǎn)品—目的地的角度關(guān)注以往貿(mào)易關(guān)系和新貿(mào)易關(guān)系市場(chǎng)進(jìn)入成本的聯(lián)系，即以往貿(mào)易關(guān)系的出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)新貿(mào)易關(guān)系市場(chǎng)進(jìn)入成本的影響，這些是較早通過(guò)內(nèi)生沉沒(méi)成本理論模型探討出口市場(chǎng)選擇的研究文獻(xiàn)[9][10][11][12]。

但使用中國(guó)微觀層面數(shù)據(jù)探討出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張影響的文獻(xiàn)較少。Wang和Zhao基于CEPII BACI數(shù)據(jù)庫(kù)中中國(guó)1998～2010年HS6位產(chǎn)品層面的出口數(shù)據(jù)，研究了出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)中國(guó)產(chǎn)品出口的影響，結(jié)果表明產(chǎn)品以往的出口經(jīng)驗(yàn)?zāi)茱@著促進(jìn)產(chǎn)品進(jìn)入與老出口市場(chǎng)地理鄰近或文化相似的新出口市場(chǎng)，且出口經(jīng)驗(yàn)的這種正向效應(yīng)主要表現(xiàn)在已經(jīng)出口的產(chǎn)品、成功出口的產(chǎn)品和出口至同一市場(chǎng)的同一HS4位產(chǎn)品內(nèi)部[2]。陳勇兵等基于拓展的Melitz異質(zhì)企業(yè)貿(mào)易模型，利用2000～2006年中國(guó)海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)企業(yè)-出口市場(chǎng)層面的出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，從地理和文化兩個(gè)維度定義出口市場(chǎng)之間的相似性以構(gòu)建出口經(jīng)驗(yàn)指標(biāo)，在此基礎(chǔ)上開(kāi)創(chuàng)性地利用多項(xiàng)選擇條件Logit模型重點(diǎn)考察和比較了企業(yè)與新出口市場(chǎng)地理鄰近或文化相似的老市場(chǎng)出口的經(jīng)驗(yàn)對(duì)其進(jìn)入該新出口市場(chǎng)的影響，結(jié)果表明，出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)企業(yè)開(kāi)拓新出口市場(chǎng)有顯著正效應(yīng)，企業(yè)傾向于選擇與老出口市場(chǎng)地理鄰近或文化相似的新出口市場(chǎng)建立貿(mào)易關(guān)系，即企業(yè)出口市場(chǎng)擴(kuò)張存在明顯的路徑依賴[12]。綦建紅和馮曉潔利用2000～2011年中國(guó)海關(guān)HS6分位產(chǎn)品數(shù)據(jù)也得到了企業(yè)傾向選擇那些與其之前出口市場(chǎng)地理相近、文化相似、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相似的國(guó)家作為新進(jìn)入市場(chǎng)的結(jié)論[13]。

現(xiàn)有研究通過(guò)不同國(guó)家不同層面的數(shù)據(jù)以及不同的方法證明了出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的促進(jìn)作用，本文與現(xiàn)有文獻(xiàn)的主要區(qū)別體現(xiàn)在：第一，本文采用平均出口持續(xù)時(shí)間和平均出口貿(mào)易額作為基礎(chǔ)測(cè)量出口經(jīng)驗(yàn)，并對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張路徑進(jìn)行探討。出口持續(xù)時(shí)間的概念最早由Besede?和Prusa提出，它是對(duì)出口經(jīng)驗(yàn)測(cè)量的一種重要維度[14]。陳勇兵等以及林常青的研究都對(duì)出口持續(xù)時(shí)間變量進(jìn)行過(guò)考察[15][16]，但陳勇兵等的研究?jī)H關(guān)注了出口持續(xù)時(shí)間對(duì)新市場(chǎng)開(kāi)拓的影響，并未對(duì)其出口市場(chǎng)擴(kuò)張路徑進(jìn)行考察[15]。因此，本文在對(duì)出口經(jīng)驗(yàn)的測(cè)量過(guò)程中，采用更為細(xì)化的地理鄰近性、文化鄰近性以及人均GDP鄰近性分別進(jìn)行加權(quán)計(jì)算，使出口經(jīng)驗(yàn)的測(cè)量更加科學(xué)合理，也使其擴(kuò)張路徑依賴結(jié)果更加明確。第二，以往衡量文化相似性的指標(biāo)多用到是否使用共同語(yǔ)言、殖民歷史、法律體系等，例如綦建紅和馮曉潔的研究采用是否使用共同官方語(yǔ)言進(jìn)行測(cè)算[13]，Defever 等使用是否具有共同語(yǔ)言和相似的殖民歷史來(lái)測(cè)量文化近似度[7]。本文則采用霍夫斯泰德文化維度(Hofstede’s cultural dimensions)測(cè)算公式對(duì)兩國(guó)之間的文化距離進(jìn)行精確測(cè)量，其次再對(duì)出口經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行加權(quán)計(jì)算，這是對(duì)文化相似性測(cè)量方法的一種改進(jìn)。第三，本文第一次采用微觀產(chǎn)品數(shù)據(jù)考察了出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，這有助于更為準(zhǔn)確地把握出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的促進(jìn)作用。

三、特征事實(shí)描述

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源以及處理說(shuō)明

本文采用UN-COMTRADE網(wǎng)站提供的1996～2014年中國(guó)對(duì)所有國(guó)家出口的HS6分位貿(mào)易數(shù)據(jù)。地理距離、文化距離以及人均GDP數(shù)據(jù)的可得性不同，因此采用不同變量加權(quán)所涉及國(guó)家也不同。東盟成員國(guó)分類標(biāo)準(zhǔn)參考中國(guó)東盟自由貿(mào)易區(qū)官方網(wǎng)站中的分類數(shù)據(jù)。出口目的國(guó)的GDP、人均GDP、營(yíng)商環(huán)境數(shù)據(jù)、出口目的國(guó)對(duì)美元匯率的變動(dòng)率均來(lái)自于世界銀行的官方網(wǎng)站數(shù)據(jù)庫(kù)，出口國(guó)和目的國(guó)之間的地理距離和是否有共同語(yǔ)言等引力變量數(shù)據(jù)來(lái)自于CEP-II數(shù)據(jù)庫(kù)。文化維度的分值來(lái)源于霍夫斯泰德網(wǎng)站，該網(wǎng)站上共有102個(gè)國(guó)家或地區(qū)的文化四維度分值，鑒于本文不研究對(duì)中國(guó)臺(tái)灣和中國(guó)香港地區(qū)的出口問(wèn)題，因此僅使用了除中國(guó)之外99個(gè)國(guó)家的文化維度數(shù)值。中間產(chǎn)品的分類參照Ando 和 Kimura的方法進(jìn)行區(qū)分[17](P206-207)。

文章中有兩個(gè)數(shù)據(jù)處理問(wèn)題需要說(shuō)明：第一，數(shù)據(jù)刪失問(wèn)題。本文關(guān)于持續(xù)時(shí)間的計(jì)算選擇不進(jìn)行數(shù)據(jù)刪失，因?yàn)榻?jīng)過(guò)統(tǒng)計(jì)分析后發(fā)現(xiàn)，左刪失之前和之后得到的所有持續(xù)時(shí)間段持續(xù)時(shí)間的中位數(shù)并沒(méi)有變化，同時(shí)考慮到左刪失將會(huì)刪除45%左右的產(chǎn)品國(guó)家對(duì)，這將影響平均持續(xù)時(shí)間和平均貿(mào)易額的測(cè)度，從而影響估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性，因此本文選擇不刪失數(shù)據(jù)。第二，多持續(xù)時(shí)間段的問(wèn)題。本文參考Besede? 和 Prusa的做法，選擇多個(gè)持續(xù)時(shí)間段的數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)[18]。

(二)中國(guó)潛在的出口市場(chǎng)擴(kuò)張的分解

首先，對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張進(jìn)行界定。根據(jù)黃先海和周俊子的定義，廣義的市場(chǎng)擴(kuò)張應(yīng)包括新產(chǎn)品到新市場(chǎng)和老產(chǎn)品到新市場(chǎng)的出口[19]，但本文需對(duì)老產(chǎn)品前一期的平均出口持續(xù)時(shí)間與平均出口貿(mào)易額進(jìn)行計(jì)算，因而將出口市場(chǎng)擴(kuò)張僅定義為過(guò)去出口過(guò)的老產(chǎn)品進(jìn)入新市場(chǎng)的情況，并沒(méi)有包括新產(chǎn)品進(jìn)入新市場(chǎng)的情況。其次，進(jìn)一步地將1996～1999年4年中曾經(jīng)出口過(guò)的產(chǎn)品定義為基礎(chǔ)產(chǎn)品，即老產(chǎn)品。這部分的數(shù)據(jù)具體包括226個(gè)國(guó)家、5084種HS6分位產(chǎn)品層面的出口數(shù)據(jù)。一個(gè)貿(mào)易關(guān)系對(duì)應(yīng)一個(gè)產(chǎn)品—國(guó)家對(duì)，一個(gè)產(chǎn)品—國(guó)家對(duì)從1996年開(kāi)始到t-1年為止都沒(méi)有出口過(guò)的貿(mào)易關(guān)系，這對(duì)t年來(lái)說(shuō)就是一個(gè)潛在的出口市場(chǎng)擴(kuò)張：如果t年實(shí)現(xiàn)了出口，那么這個(gè)貿(mào)易關(guān)系定義為t年實(shí)現(xiàn)的出口市場(chǎng)擴(kuò)張；如果t年也未出口，那么稱為t年未實(shí)現(xiàn)的出口市場(chǎng)擴(kuò)張。根據(jù)以上定義對(duì)2000～2014年HS6分位數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)后得到的結(jié)果如表1所示。首先，2000～2014年實(shí)現(xiàn)的出口市場(chǎng)擴(kuò)張數(shù)量平均占比僅為3.22%，未實(shí)現(xiàn)的出口市場(chǎng)擴(kuò)張數(shù)量平均占比達(dá)到96.78%，這說(shuō)明我國(guó)微觀產(chǎn)品出口市場(chǎng)擴(kuò)張的實(shí)現(xiàn)空間非常大。其次，我們觀察到從2000～2014年的發(fā)展趨勢(shì)來(lái)看，實(shí)現(xiàn)的出口市場(chǎng)擴(kuò)張數(shù)占比還有下降的趨勢(shì)。

表1 中國(guó)2000～2014年潛在的出口市場(chǎng)擴(kuò)張情況的分類統(tǒng)計(jì)

(三)平均出口持續(xù)時(shí)間和平均出口貿(mào)易額的特征

出口持續(xù)時(shí)間的概念是指產(chǎn)品從進(jìn)入某國(guó)市場(chǎng)到退出該市場(chǎng)中間無(wú)間隔所經(jīng)歷的時(shí)間，基于該概念計(jì)算出來(lái)的平均出口持續(xù)時(shí)間不僅測(cè)量了當(dāng)期的出口經(jīng)驗(yàn)，還將出口持續(xù)期內(nèi)的出口經(jīng)驗(yàn)都進(jìn)行了測(cè)算，因此能更好地衡量出口經(jīng)驗(yàn)，鑒于此，本文將主要采用平均出口持續(xù)時(shí)間來(lái)測(cè)量出口經(jīng)驗(yàn)。而基于出口貿(mào)易額計(jì)算出來(lái)的平均出口貿(mào)易額僅測(cè)算了當(dāng)期的出口貿(mào)易額，從而對(duì)出口經(jīng)驗(yàn)的測(cè)量不如平均出口持續(xù)時(shí)間準(zhǔn)確，因此僅將其作為描述性比較分析和穩(wěn)健性檢驗(yàn)的工具。

本文主要采用出口持續(xù)時(shí)間來(lái)測(cè)量出口經(jīng)驗(yàn)，但是每種產(chǎn)品的出口經(jīng)驗(yàn)并不限于某一個(gè)國(guó)家的出口經(jīng)驗(yàn)，因此計(jì)算老產(chǎn)品在每年對(duì)其他所有出口過(guò)國(guó)家的平均出口持續(xù)時(shí)間非常重要。平均出口持續(xù)時(shí)間的計(jì)算有兩種方式：第一種是將K產(chǎn)品當(dāng)年出口過(guò)的目的國(guó)市場(chǎng)的出口經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行簡(jiǎn)單平均計(jì)算；第二種將考慮K產(chǎn)品當(dāng)年出口過(guò)的目的國(guó)市場(chǎng)與潛在目的國(guó)市場(chǎng)之間的鄰近性，從而將不同鄰近性的出口經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行加權(quán)處理，最終計(jì)算出平均出口持續(xù)時(shí)間。很顯然，第二種計(jì)算方式更為準(zhǔn)確，因此本文參考Rakhman的做法，分別從地理鄰近性、文化鄰近性以及人均GDP鄰近性的角度對(duì)k產(chǎn)品當(dāng)年出口過(guò)的目的國(guó)市場(chǎng)的出口經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行加權(quán)，從而計(jì)算得到平均出口持續(xù)時(shí)間[20](P34-37)。具體計(jì)算公式為：

(1)

其中，i表示所有可能的目的國(guó)市場(chǎng)，n為潛在目的國(guó)市場(chǎng)，k表示產(chǎn)品， t表示年份，DUnkt為根據(jù)地理鄰近性、文化鄰近性和人均GDP鄰近性加權(quán)的平均出口持續(xù)時(shí)間，w為權(quán)重，Dikt為k產(chǎn)品在t年出口到目的國(guó)市場(chǎng)i的持續(xù)時(shí)間。

按照現(xiàn)有文獻(xiàn)，出口經(jīng)驗(yàn)國(guó)與潛在出口國(guó)之間地理、文化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的鄰近性對(duì)產(chǎn)品進(jìn)入新市場(chǎng)有正向影響，即兩國(guó)之間地理距離、文化距離、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距越小，出口經(jīng)驗(yàn)的加權(quán)權(quán)重應(yīng)越大。于是相應(yīng)選取dnikt、cdnikt和pnikt作為權(quán)重，依次表示 t年已出口過(guò)的目的國(guó)市場(chǎng)i與潛在出口國(guó)市場(chǎng)n之間的地理距離的倒數(shù)、文化距離的倒數(shù)以及人均GDP差異的倒數(shù)。

加權(quán)的平均出口貿(mào)易額的計(jì)算方法和平均出口持續(xù)時(shí)間基本一致，唯一不同的是將式(1)分子中的t年k產(chǎn)品出口到目的國(guó)市場(chǎng)i的持續(xù)時(shí)間替換成t年k產(chǎn)品出口到目的國(guó)市場(chǎng)i的出口額。

關(guān)于文化距離的測(cè)算，Kogut和Singh第一次使用霍夫斯泰德文化四維度法來(lái)測(cè)量文化距離[21]，即權(quán)力距離、個(gè)人/集體主義、男性/女性主義、不確定規(guī)避，具體的文化距離公式為：

(2)

其中，Iki表示已出口國(guó)i的第k個(gè)文化維度指標(biāo)值，Ikj表示新的出口目的國(guó)j的第k個(gè)文化維度指標(biāo)值，Vk表示第k個(gè)文化維度指標(biāo)值的方差。式(2)是目前文化距離計(jì)算公式中使用頻率最高的公式，因此本文也沿用該公式來(lái)對(duì)已出口國(guó)與新目的國(guó)之間的文化距離進(jìn)行測(cè)算。表2為按照地理、文化、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平鄰近性加權(quán)的平均出口持續(xù)時(shí)間與平均出口貿(mào)易額的計(jì)算結(jié)果。

表2 加權(quán)的平均出口持續(xù)時(shí)間與平均出口貿(mào)易額

由表2可知，無(wú)論按照何種加權(quán)方式，在潛在的出口市場(chǎng)擴(kuò)張中，實(shí)現(xiàn)的出口市場(chǎng)擴(kuò)張的平均出口持續(xù)時(shí)間無(wú)論是均值還是中位數(shù)，都要大于未實(shí)現(xiàn)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的均值與中位數(shù)；但從平均出口貿(mào)易額來(lái)看，實(shí)現(xiàn)的出口市場(chǎng)擴(kuò)張的平均出口貿(mào)易額的均值卻小于未實(shí)現(xiàn)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的均值，中位數(shù)的結(jié)果剛好相反，所以出口經(jīng)驗(yàn)是否對(duì)潛在的出口市場(chǎng)擴(kuò)張的實(shí)現(xiàn)具有促進(jìn)作用還需通過(guò)構(gòu)建計(jì)量模型進(jìn)行驗(yàn)證。

四、計(jì)量模型構(gòu)建與結(jié)果分析

(一)模型的構(gòu)建與變量的選擇

根據(jù)第三部分對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的界定以及相關(guān)研究文獻(xiàn)中的結(jié)論，設(shè)置回歸方程如式(3)所示：

(3)

其中， DUnk,t-1是指中國(guó)出口k產(chǎn)品到目的國(guó)市場(chǎng)n滯后一期的平均出口持續(xù)時(shí)間，本文探討的主題是老產(chǎn)品過(guò)去的出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)該產(chǎn)品進(jìn)入新市場(chǎng)的影響，同時(shí)也為了避免內(nèi)生性問(wèn)題，因此選用滯后一期的平均出口持續(xù)時(shí)間來(lái)測(cè)量出口經(jīng)驗(yàn)。

X表示出口目的國(guó)市場(chǎng)層面的影響變量，包括GDPnt、PGDPnt、distnt、comlang_offnt、easent、exchangratent、comnt，依次表示出口目的國(guó)市場(chǎng)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、出口國(guó)和目的國(guó)市場(chǎng)的地理距離、出口國(guó)和目的國(guó)市場(chǎng)是否使用共同語(yǔ)言的虛擬變量、出口目的國(guó)市場(chǎng)的營(yíng)商便利指數(shù)排名、t年相對(duì)t-1年出口目的國(guó)市場(chǎng)對(duì)美元匯率的變動(dòng)率以及目的國(guó)是否為東盟成員國(guó)的虛擬變量，P表示產(chǎn)品層面的影響變量，在本文中指中間產(chǎn)品虛擬變量，μnkt為誤差項(xiàng)。

同時(shí)為了控制各種標(biāo)準(zhǔn)加權(quán)的平均出口持續(xù)時(shí)間變量與出口市場(chǎng)擴(kuò)張之間有可能存在的非線性關(guān)系，本文在回歸模型中加入平均出口持續(xù)時(shí)間的平方項(xiàng)。最后，為了避免重要解釋變量缺失帶來(lái)的估計(jì)不準(zhǔn)確，本文在回歸中添加了出口目的地市場(chǎng)、出口產(chǎn)品以及出口年份的固定效應(yīng)。

(二)實(shí)證分析及結(jié)論

1.出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的影響分析

表3為通過(guò)logit回歸得到的按照地理、文化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平鄰近性加權(quán)的平均出口持續(xù)時(shí)間對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的影響結(jié)果，表3的回歸都控制了出口產(chǎn)品、目的國(guó)市場(chǎng)以及出口年份的影響。為了方便解釋，回歸結(jié)果展示回歸系數(shù)的優(yōu)勢(shì)比，即系數(shù)的指數(shù)形式。若系數(shù)優(yōu)勢(shì)比大于1，表示該變量將提高產(chǎn)品進(jìn)入新市場(chǎng)的概率；若優(yōu)勢(shì)比小于1，則將降低產(chǎn)品進(jìn)入新市場(chǎng)的概率。

本文的重點(diǎn)在于探討老產(chǎn)品過(guò)去的平均出口持續(xù)時(shí)間對(duì)其出口市場(chǎng)擴(kuò)張的影響，因此重點(diǎn)分析三種不同標(biāo)準(zhǔn)加權(quán)的平均出口持續(xù)時(shí)間項(xiàng)及其平方項(xiàng)。三種加權(quán)的平均出口持續(xù)時(shí)間的系數(shù)優(yōu)勢(shì)比在2.0～2.1之間，而且都很顯著，其中，以地理鄰近性加權(quán)的平均出口持續(xù)時(shí)間對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的促進(jìn)作用最大，其系數(shù)優(yōu)勢(shì)比達(dá)到2.067，這意味著老產(chǎn)品的平均出口持續(xù)時(shí)間每增加1年，老產(chǎn)品進(jìn)入新市場(chǎng)的概率就提高1.067倍的可能性。同時(shí)，也意味著與新市場(chǎng)地理鄰近的老市場(chǎng)的出口經(jīng)驗(yàn)顯著提高了出口市場(chǎng)擴(kuò)張的概率，可見(jiàn)產(chǎn)品的出口市場(chǎng)擴(kuò)張存在明顯的路徑依賴，即相對(duì)于與老市場(chǎng)地理距離較遠(yuǎn)的新市場(chǎng)而言，老產(chǎn)品更傾向于出口到與老出口市場(chǎng)地理鄰近的新市場(chǎng)。文化距離加權(quán)的平均出口持續(xù)時(shí)間與人均GDP加權(quán)的平均出口持續(xù)時(shí)間的系數(shù)優(yōu)勢(shì)比也非常大，這表明，新市場(chǎng)的開(kāi)拓傾向于與老市場(chǎng)文化相似以及人均GDP比較接近的新出口市場(chǎng)。

三種加權(quán)的平均出口持續(xù)時(shí)間平方項(xiàng)的系數(shù)優(yōu)勢(shì)比都小于1，說(shuō)明老產(chǎn)品的平均出口持續(xù)時(shí)間與新市場(chǎng)的進(jìn)入概率之間整體呈現(xiàn)“倒U型”的關(guān)系，這也與Rakhman和陳勇兵等得到的結(jié)論基本一致[12][20]。這說(shuō)明在某一臨界值之前，老產(chǎn)品的平均出口持續(xù)時(shí)間首先將提高其進(jìn)入新市場(chǎng)的概率，但達(dá)到臨界值后，又會(huì)降低其進(jìn)入新市場(chǎng)的概率。這意味著老產(chǎn)品的出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)新市場(chǎng)的進(jìn)入產(chǎn)生正影響是短期的。其中原因可能在于出口持續(xù)時(shí)間負(fù)的時(shí)間依存性特征，即如果一國(guó)的一種產(chǎn)品或一個(gè)企業(yè)能持續(xù)出口一段時(shí)間，那么此后其在出口中失敗的風(fēng)險(xiǎn)將會(huì)下降，因此很有可能在今后很長(zhǎng)一段時(shí)間持續(xù)出口，從而出口產(chǎn)品開(kāi)拓新市場(chǎng)的可能性也將降低?，F(xiàn)有研究文獻(xiàn)也得到過(guò)類似的結(jié)論，lvarez和Lpez使用1990～1996年智利企業(yè)層面數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)出口學(xué)習(xí)效應(yīng)很有可能只是短期的，即出口經(jīng)驗(yàn)僅能在短期內(nèi)提高企業(yè)的生產(chǎn)率[22]；Fernandes和Isgut使用1981～1991年哥倫比亞企業(yè)層面的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)采用出口參與度或出口—產(chǎn)出比測(cè)量出口經(jīng)驗(yàn)時(shí)，出口學(xué)習(xí)效應(yīng)對(duì)那些停止出口3年以上的企業(yè)基本不存在，或者對(duì)那些近年來(lái)不出口的企業(yè)也幾乎沒(méi)有影響[23]。當(dāng)然，本文與之不同的是，測(cè)量出口經(jīng)驗(yàn)的變量采用平均出口持續(xù)時(shí)間進(jìn)行測(cè)量。

目的國(guó)GDP、共同語(yǔ)言虛擬變量、東盟成員國(guó)虛擬變量、兩國(guó)之間的地理距離、營(yíng)商便利指數(shù)排名以及目的國(guó)匯率變動(dòng)率的系數(shù)優(yōu)勢(shì)比都與預(yù)期一致。這意味著目的國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高、出口國(guó)與目的國(guó)使用共同語(yǔ)言、目的國(guó)是東盟成員國(guó)、兩國(guó)之間的地理距離越短、營(yíng)商便利指數(shù)排名越靠前都將會(huì)促進(jìn)老產(chǎn)品開(kāi)拓新市場(chǎng)。地理距離的系數(shù)優(yōu)勢(shì)比顯著小于1，也進(jìn)一步證明了地理距離阻礙了新市場(chǎng)的開(kāi)拓。共同語(yǔ)言的系數(shù)優(yōu)勢(shì)比顯著大于1，也一定程度上證明了兩國(guó)之間文化層面的共同性促進(jìn)了新市場(chǎng)的開(kāi)拓。中間品虛擬變量的系數(shù)優(yōu)勢(shì)比顯著大于1，說(shuō)明出口產(chǎn)品如果為中間產(chǎn)品，將有利于該產(chǎn)品開(kāi)拓新市場(chǎng)，這也與預(yù)期一致，因?yàn)檫@體現(xiàn)了中間產(chǎn)品出口目的市場(chǎng)的動(dòng)態(tài)性和廣泛性。但是與預(yù)期不一致的是出口目的國(guó)的人均GDP的系數(shù)優(yōu)勢(shì)比小于1，按預(yù)期來(lái)說(shuō)，目的國(guó)人均GDP越大，意味著目的國(guó)市場(chǎng)需求能力越強(qiáng)，將對(duì)新市場(chǎng)的開(kāi)拓產(chǎn)生正影響，這個(gè)相反的結(jié)果可能與中國(guó)出口產(chǎn)品質(zhì)量低、價(jià)格水平不高以及目標(biāo)客戶群為中低收入人群有關(guān)。目的國(guó)匯率變動(dòng)率的系數(shù)優(yōu)勢(shì)比在以地理鄰近性加權(quán)以及人均GDP鄰近性加權(quán)的平均出口持續(xù)時(shí)間作為出口經(jīng)驗(yàn)變量時(shí)不顯著，在以文化鄰近性加權(quán)作為出口經(jīng)驗(yàn)變量時(shí)則顯著降低了老產(chǎn)品開(kāi)拓新市場(chǎng)的概率。

2.出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析

表3的結(jié)果表明老產(chǎn)品上一期的出口經(jīng)驗(yàn)顯著促進(jìn)了出口市場(chǎng)擴(kuò)張，并使其出口沿著與老市場(chǎng)地理鄰近、文化鄰近以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近的新市場(chǎng)進(jìn)行擴(kuò)張。但是該結(jié)果僅揭示了出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的平均影響，無(wú)法解釋出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張是否存在時(shí)滯以及這種促進(jìn)作用是否具有持續(xù)性特征，但這個(gè)問(wèn)題是值得探討和驗(yàn)證的。本文為了驗(yàn)證出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的動(dòng)態(tài)效應(yīng)特征，將式(3)的基準(zhǔn)計(jì)量模型擴(kuò)展為式(4)，如下所示：

表3 平均出口持續(xù)時(shí)間對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的影響

注：***、**、*分別表示參數(shù)的估計(jì)值在1% 、5% 、10% 的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，括號(hào)內(nèi)數(shù)值為z值； “是”表示對(duì)此類變量進(jìn)行了控制；所有變量中，除了虛擬變量、持續(xù)時(shí)間以及持續(xù)時(shí)間的平方之外，都以對(duì)數(shù)形式進(jìn)行回歸，下表同。

(4)

其中，DUnk,t、DUnk,t-1、DUnk,t-2、DUnk,t-3分別表示當(dāng)期的平均出口持續(xù)時(shí)間、平均出口持續(xù)時(shí)間的滯后一期、滯后二期以及滯后三期，其他變量、平方項(xiàng)以及固定效應(yīng)與模型(3)基本一致。

由于使用了滯后三期的平均出口持續(xù)時(shí)間，將會(huì)產(chǎn)生2000～2002年諸多缺失值，所以在依次計(jì)算完所有的平均持續(xù)時(shí)間值之后，在式(4)的估計(jì)中刪除了2000～2002年3年的觀測(cè)值。平均出口持續(xù)時(shí)間對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張動(dòng)態(tài)效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果如表4所示①。

表4 平均出口持續(xù)時(shí)間對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的動(dòng)態(tài)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

我們觀察到，在不同標(biāo)準(zhǔn)加權(quán)的平均出口持續(xù)時(shí)間的估計(jì)系數(shù)優(yōu)勢(shì)比中，滯后一期的平均出口持續(xù)時(shí)間的估計(jì)系數(shù)優(yōu)勢(shì)比最大，顯著大于當(dāng)期的平均出口持續(xù)時(shí)間，其原因可能是出口經(jīng)驗(yàn)的吸收和消化都需要時(shí)間。例如，某一電視產(chǎn)品在某年出口到美國(guó)，當(dāng)年該電視產(chǎn)品通過(guò)出口獲取到的當(dāng)?shù)厥袌?chǎng)需求特征以及市場(chǎng)營(yíng)銷策略等經(jīng)驗(yàn)需要時(shí)間學(xué)習(xí)和吸收；其次，搜尋與美國(guó)地理鄰近、文化鄰近以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平鄰近的市場(chǎng)也需要一定時(shí)間，因此出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的影響存在一定的滯后性。但同時(shí)我們注意到，滯后二期和滯后三期的平均出口持續(xù)時(shí)間的估計(jì)系數(shù)優(yōu)勢(shì)比相對(duì)于滯后一期的平均出口持續(xù)時(shí)間而言較小，這表明，出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的動(dòng)態(tài)效應(yīng)呈現(xiàn)出先隨著時(shí)間的推移開(kāi)始提升，一年后又隨著時(shí)間遞減的趨勢(shì)②。在以人均GDP鄰近性加權(quán)的平均出口持續(xù)時(shí)間作為出口經(jīng)驗(yàn)變量的回歸估計(jì)結(jié)果中，滯后三期的平均出口持續(xù)時(shí)間的系數(shù)優(yōu)勢(shì)比顯著小于1，意味著滯后三期的平均出口持續(xù)時(shí)間反而不利于開(kāi)拓新市場(chǎng)。其中原因可能在于隨著時(shí)間的推移，目的市場(chǎng)需求特征已經(jīng)發(fā)生了改變，相對(duì)應(yīng)的市場(chǎng)營(yíng)銷等各種策略也發(fā)生了改變，三年前的出口經(jīng)驗(yàn)起不到促進(jìn)新市場(chǎng)開(kāi)拓的作用，甚至還將誤導(dǎo)企業(yè)對(duì)目的市場(chǎng)需求特征的判斷，從而不利于其新市場(chǎng)開(kāi)拓。表4估計(jì)結(jié)果中其他變量的系數(shù)優(yōu)勢(shì)比特征與表3基本一致。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平均出口貿(mào)易額對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表5為平均出口貿(mào)易額對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的影響結(jié)果，這里采用上一期的平均出口貿(mào)易額測(cè)量出口經(jīng)驗(yàn)。本文重點(diǎn)觀察平均出口貿(mào)易額及其平方項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)優(yōu)勢(shì)比。三列結(jié)果中，平均出口貿(mào)易額的估計(jì)系數(shù)優(yōu)勢(shì)比顯著大于1，在1.7～2.4之間，尤其以人均GDP鄰近性加權(quán)的平均出口貿(mào)易額的系數(shù)優(yōu)勢(shì)比最大。這意味著當(dāng)以上一期的平均出口貿(mào)易額作為出口經(jīng)驗(yàn)變量時(shí)，其顯著促進(jìn)了新市場(chǎng)開(kāi)拓，并使其出口市場(chǎng)開(kāi)拓沿著與老市場(chǎng)地理鄰近、文化鄰近以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近的新市場(chǎng)進(jìn)行。其平方項(xiàng)的系數(shù)優(yōu)勢(shì)比顯著小于1，這也驗(yàn)證了老產(chǎn)品的出口經(jīng)驗(yàn)與新市場(chǎng)的進(jìn)入概率之間整體呈現(xiàn)“倒U型”特征。同時(shí)，其他變量無(wú)論從系數(shù)的優(yōu)勢(shì)比還是顯著性來(lái)看，都通過(guò)了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表5 平均出口貿(mào)易額對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2．平均出口貿(mào)易額對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的動(dòng)態(tài)效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表6為采用平均出口貿(mào)易額作為出口經(jīng)驗(yàn)變量時(shí)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，當(dāng)期、滯后一期、滯后二期以及滯后三期的平均出口貿(mào)易額的系數(shù)優(yōu)勢(shì)比的大小關(guān)系基本與表4的結(jié)果一致，先隨著時(shí)間的推移，出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的促進(jìn)作用增強(qiáng)，一年后，這種促進(jìn)作用隨著時(shí)間變?nèi)酢６?，?的估計(jì)結(jié)果相比表4的估計(jì)結(jié)果而言，呈現(xiàn)出一年后出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的促進(jìn)作用嚴(yán)格變?nèi)醯内厔?shì)。其他變量的系數(shù)優(yōu)勢(shì)比與表4的結(jié)果基本一致。因此，從出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的動(dòng)態(tài)效應(yīng)的結(jié)果來(lái)看，也通過(guò)了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表6 平均出口貿(mào)易額對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的動(dòng)態(tài)效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、結(jié)論及政策啟示

本文基于中國(guó)微觀數(shù)據(jù)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的路徑依賴以及出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的動(dòng)態(tài)效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證研究，研究結(jié)果表明：與新市場(chǎng)地理鄰近、文化鄰近以及人均GDP差異較小的老市場(chǎng)的出口經(jīng)驗(yàn)顯著提高了新市場(chǎng)開(kāi)拓的概率，可見(jiàn)出口市場(chǎng)擴(kuò)張存在明顯的路徑依賴；而且出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的動(dòng)態(tài)效應(yīng)體現(xiàn)出一年左右的時(shí)滯，在一年之后，其促進(jìn)作用會(huì)隨著時(shí)間的推移呈現(xiàn)遞減的趨勢(shì)。

本文在一定程度上豐富了從出口成本內(nèi)生化的角度對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的影響因素的研究，第一次采用微觀產(chǎn)品數(shù)據(jù)考察了出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，這有助于更為準(zhǔn)確地把握出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的促進(jìn)作用。出口目的國(guó)的GDP對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張有促進(jìn)作用，因此我國(guó)依然要將傳統(tǒng)發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)作為出口市場(chǎng)開(kāi)拓的重點(diǎn)，同時(shí)兼顧其他新興市場(chǎng)的開(kāi)拓。鑒于中間產(chǎn)品有利于出口市場(chǎng)擴(kuò)張實(shí)現(xiàn)，我國(guó)應(yīng)積極推動(dòng)企業(yè)更深入地參與全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)的產(chǎn)品內(nèi)分工；繼續(xù)推進(jìn)中國(guó)—東盟自由貿(mào)易區(qū)的建設(shè)進(jìn)程，進(jìn)一步加強(qiáng)與東盟各國(guó)的合作，加快互惠進(jìn)程，同時(shí)爭(zhēng)取與其他發(fā)達(dá)國(guó)家以及新興市場(chǎng)國(guó)家、經(jīng)濟(jì)體建立更多的雙邊、多邊自由貿(mào)易區(qū)，進(jìn)而促進(jìn)新市場(chǎng)的開(kāi)拓與發(fā)展。本文最重要的結(jié)論為：與新市場(chǎng)地理鄰近、文化鄰近以及人均GDP差異較小的老市場(chǎng)的出口經(jīng)驗(yàn)顯著提高了新市場(chǎng)開(kāi)拓的概率，可見(jiàn)出口市場(chǎng)擴(kuò)張存在明顯的路徑依賴。Morales等指出，這需要政府有傾向性地積極建立和完善中國(guó)與現(xiàn)有出口市場(chǎng)地理鄰近的國(guó)家、歷史或文化相近以及人均GDP相近的國(guó)家之間的貿(mào)易合作關(guān)系，以便有效利用出口經(jīng)驗(yàn)在類似出口市場(chǎng)間的溢出效應(yīng)來(lái)推動(dòng)出口市場(chǎng)擴(kuò)張[24](P34-36)。對(duì)于企業(yè)而言，應(yīng)遵循產(chǎn)品出口擴(kuò)張路徑的規(guī)律，最有效地利用自身產(chǎn)品以往出口經(jīng)驗(yàn)以及其他企業(yè)產(chǎn)品的出口示范效應(yīng)，促進(jìn)其新市場(chǎng)的開(kāi)拓。最后，鑒于出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的動(dòng)態(tài)效應(yīng)特征，企業(yè)應(yīng)加快向其他企業(yè)或者自有產(chǎn)品出口經(jīng)驗(yàn)學(xué)習(xí)和消化的進(jìn)程，縮短出口經(jīng)驗(yàn)的溢出時(shí)間，爭(zhēng)取能在一年內(nèi)最充分地發(fā)揮出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的促進(jìn)作用。

注釋：

①為了節(jié)省篇幅，表4、5和6的檢驗(yàn)結(jié)果僅列出了關(guān)鍵變量的估計(jì)結(jié)果，如有需要可向作者索取。

②雖然，滯后三期的地理鄰近性加權(quán)以及文化鄰近性加權(quán)的平均出口持續(xù)時(shí)間的系數(shù)優(yōu)勢(shì)比略大于滯后二期的系數(shù)優(yōu)勢(shì)比，但是出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)出口市場(chǎng)擴(kuò)張的促進(jìn)作用整體變?nèi)醯内厔?shì)并沒(méi)有改變。

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(責(zé)任編輯：易會(huì)文)

CONTENTS

The Main Difference between Subjects of Farmland Management and the Choice of Farmland Mortgage: A Perspective of Classification of Market and Organization Contract

WANGYanLINingMAXianleiSHIXiaoping(3)

The Developmental Pattern of Rural Tourism Industry under the Boundary Effects: A Case Study of Basha Hmong Village,Guizhou Province

WANGZichaoWANGZilanJIAQin(14)

Study on the Formation Mechanism of Consumers′ Perception of Corporate Social Responsibility

FANShuaiTIANZhilong(22)

The Impact of Employment Protection System on Informal Employment: Evidence from Chinese Provincial Panel Data

WANGHaichengSUZhifangQUShenning(32)

Identity Heterogeneity, "Difference Order Pattern" and Social Trust

QIXiulinWUJunqian(41)

Tax Competition and Public Expenditure Structure from the Perspective of County Government

PULong(50)

Capital Flows, Efficiency of Local Government Expenditure and Social Welfare

YETifangGONGLiutangGEXiangyu(59)

The Macro Environment of PPP Growth: Evidence from China

WUSikangLIUQiongzhi(68)

The Impact of Major Customer Reliance on Auditors′ Risk Treatment Decisions

ZHENGJunLINZhonggaoPENGLin(77)

Corporate Social Responsibility, Information Transparency and Credit Capital Allocation

HUANGHeshuZHOUZejiang(87)

Does Management Earnings Forecasts Include Information about the Quality of Corporate Investments?

ZHAOHuiHUGuoqiangZHANGJunmin(98)

Local Government Performance Demands, Government Subsidies and Corporate Tax Burden

CAOYueQIUFenLUYu(106)

Minimum Wages Adjustment and Foreign Shareholding Behavior

LINLingYANShiping(117)

Does Import Intermediates Enhance Markups of Chinese Industrial Firms?

ZHUZhujun(128)

The Effects of Export Experience on the Market Extensive Margin from the Perspective of Export Duration

LINChangqingXUHelian(138)

The Effect of China′s OFDI on Export: An Analysis Based on Trade Costs and National Income

FENGXiaoyunHEPeiLINFaqin(147)

2017-01-03

國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目“文化的空間結(jié)構(gòu)對(duì)國(guó)際貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)演化的影響研究”(41371134)；湖南省十三五規(guī)劃課題“切塊拼接法在教學(xué)研究型高校青年教師科研能力培養(yǎng)中的應(yīng)用研究”(XJK016QGD005)；湖南省社會(huì)科學(xué)成果評(píng)審委員會(huì)課題“我國(guó)企業(yè)對(duì)“一帶一路”國(guó)家直接投資的就業(yè)效應(yīng)及對(duì)湖南省的啟示研究”(XSP17YBZZ031)

林常青(1981— )，女，湖南益陽(yáng)人，湖南工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院講師，湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院博士后； 許和連(1971— )，男，湖南婁底人，湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院教授。

F746.12

A

1003-5230(2017)02-0138-09