邵 智 劉 晴

(1．上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 商學(xué)院，上海 200433；2．合肥工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 合肥 230601)

一、引言

盡管不確定性在國際貿(mào)易領(lǐng)域的研究正如火如荼地展開①，但由不確定性引致的經(jīng)濟(jì)主體非理性很少受到關(guān)注?，F(xiàn)有主流文獻(xiàn)的分析邏輯，一是依賴于Bernake(1983)和Dixit(1989)等文獻(xiàn)中不可逆投資和不確定性的交互作用[1][2]，二是源于Markowitz(1952)的經(jīng)典投資組合模型[3]?？傮w來說，這些文獻(xiàn)仍是在理性框架下基于期望效用理論解釋不確定性環(huán)境下的企業(yè)貿(mào)易行為。

然而，在不確定性環(huán)境下完全忽視企業(yè)的非理性決策，這無論是在理論層面還是在實(shí)踐層面都是不合適的。一方面，Tversky和Kahneman指出經(jīng)濟(jì)主體在不確定性環(huán)境中的決策可能受先前信息的影響而出現(xiàn)估計(jì)偏誤[4]，而且決策者對(duì)待“損失”和“收益”的態(tài)度可能截然相反[5][6]。另一方面，現(xiàn)實(shí)中長期存在大量規(guī)模小且經(jīng)驗(yàn)少的外貿(mào)企業(yè)。徐劍明(2005)、朱奕蒙和徐現(xiàn)祥(2017)指出在不確定性環(huán)境下，此類企業(yè)的決策者往往并不能做出當(dāng)前最優(yōu)的判斷[7][8]。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)不同，本文基于企業(yè)有限理性的視角，專注于討論錨定效應(yīng)(Anchoring Effect)對(duì)不確定性環(huán)境下企業(yè)出口行為的影響。Tversky和Kahneman(1974)提出，錨定效應(yīng)是指行為人在不確定情境中進(jìn)行判斷和決策時(shí)會(huì)依賴于最先呈現(xiàn)的信息來調(diào)整對(duì)事件的判斷，致使決策結(jié)果偏向于初始的錨定信息，產(chǎn)生一個(gè)判斷上的偏差[4]。Furnham和Boo(2011)指出錨定效應(yīng)在人們的決策過程中有著廣泛而難以消除的影響[9]?？紤]到企業(yè)出口決策往往由經(jīng)理人或股東做出，錨定效應(yīng)對(duì)其決策可能產(chǎn)生重要影響。

本文以中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中每年新成立企業(yè)為樣本，從存在性、貢獻(xiàn)度和作用機(jī)制三個(gè)方面系統(tǒng)考察錨定效應(yīng)及其對(duì)新企業(yè)出口決策的影響。之所以選取新成立企業(yè)作為研究樣本，一方面是由于新企業(yè)所掌握的信息有限，對(duì)市場需求了解較少，較容易滿足錨定效應(yīng)產(chǎn)生的外部條件；另一方面是考慮到新企業(yè)欠缺銷售經(jīng)驗(yàn)，這能較好排除“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”對(duì)經(jīng)驗(yàn)分析結(jié)果的干擾。本文的主要特點(diǎn)體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：一是從有限理性的視角，揭示了企業(yè)出口的新動(dòng)因，并為低效率企業(yè)出口等貿(mào)易現(xiàn)象提供了新的解釋；二是從存在性、貢獻(xiàn)度和作用機(jī)制三個(gè)方面系統(tǒng)地識(shí)別了市場信息對(duì)企業(yè)初始決策的影響。本文使用新成立企業(yè)的數(shù)據(jù)作為經(jīng)驗(yàn)研究的主要樣本，規(guī)避了企業(yè)的出口學(xué)習(xí)效應(yīng)，并通過反事實(shí)分析和控制學(xué)習(xí)信號(hào)等方法，剔除了“從鄰居學(xué)習(xí)效應(yīng)”，識(shí)別了企業(yè)出口決策中錨定效應(yīng)的作用機(jī)制。

下文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分梳理文獻(xiàn)并進(jìn)行簡單的理論分析；第三部分是計(jì)量模型和數(shù)據(jù)描述；第四部分檢驗(yàn)錨定效應(yīng)的存在性；第五部分主要比較錨定效應(yīng)與傳統(tǒng)因素對(duì)企業(yè)出口行為影響的相對(duì)大??；第六部分是對(duì)錨定效應(yīng)作用機(jī)制的檢驗(yàn)；最后是全文總結(jié)。

二、文獻(xiàn)梳理與理論分析

在Tversky和Kahneman發(fā)現(xiàn)錨定效應(yīng)之后，Epley和Gilovich(2001)根據(jù)錨值的來源不同，將其分為外在錨和內(nèi)在錨，并指出錨值會(huì)對(duì)人的最終決策產(chǎn)生重要影響[10]。外在錨是指由外部情景提供的參照值；內(nèi)在錨是指個(gè)體根據(jù)自身以往經(jīng)驗(yàn)及獲得的信息線索在內(nèi)心自行產(chǎn)生的比較標(biāo)準(zhǔn)。Strack和Mussweiler(1997)以及Epley和Gilovich(2006)進(jìn)一步指出由外在錨值產(chǎn)生的外在錨定效應(yīng)依賴于“選擇通達(dá)”機(jī)制②，即行為人接收外在錨值信息后，有選擇性地激活了錨值的正性假設(shè)檢驗(yàn)，與錨值一致的信息過度通達(dá)，致使行為人決策值與錨值同化。而由內(nèi)在錨值產(chǎn)生的內(nèi)在錨定效應(yīng)主要依賴于不充分的“錨定調(diào)整”機(jī)制發(fā)揮作用③，即受試者對(duì)初始錨值進(jìn)行調(diào)整，在一個(gè)可接受的范圍內(nèi)選擇接受調(diào)整后的結(jié)果，這將造成不充分的調(diào)整[11][12]。

Furnham和Boo的文獻(xiàn)綜述顯示錨定效應(yīng)在心理學(xué)、行為金融學(xué)等社會(huì)科學(xué)領(lǐng)域應(yīng)用廣泛[9]。許年行和吳世農(nóng)(2007)驗(yàn)證了我國上市公司股權(quán)分置改革中的對(duì)價(jià)行為存在錨定效應(yīng)[13]；陳仕華和李維安(2016)研究了我國企業(yè)并購溢價(jià)中存在的外在錨定效應(yīng)和內(nèi)在錨定效應(yīng)[14]；Jetter和Walker(2016)證明了錨定效應(yīng)對(duì)行為人的金融決策有重要影響[15]。

雖然錨定效應(yīng)應(yīng)用廣泛，但在貿(mào)易領(lǐng)域，外部環(huán)境不確定性可能引致的錨定效應(yīng)并未被納入分析框架?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)不確定性環(huán)境下企業(yè)出口行為的探討主要集中于貿(mào)易政策不確定性和外生沖擊引致的需求不確定性。Fernandes和Tang(2014)是與本研究最為相近的文獻(xiàn)，該文基于“學(xué)習(xí)效應(yīng)”框架，剖析企業(yè)如何依據(jù)鄰居企業(yè)出口表現(xiàn)做出利潤最大化的出口決策[16]。Handley(2014)發(fā)現(xiàn)貿(mào)易政策不確定性會(huì)促使企業(yè)推遲進(jìn)入出口市場的時(shí)機(jī)[17]。Feng等(2017)分析了貿(mào)易政策不確定性降低如何影響企業(yè)出口決策[18]。Handley和Limao(2017)基于中國加入WTO的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，證明了中美貿(mào)易政策不確定性下降降低了美國產(chǎn)品價(jià)格，提高了消費(fèi)者福利[19]。De Sousa等(2020)通過引入風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型經(jīng)理人，基于預(yù)期效用理論研究了出口市場需求不確定性對(duì)企業(yè)出口行為的異質(zhì)性影響[20]。魯曉東和劉京軍(2017)發(fā)現(xiàn)不確定性對(duì)中國出口貿(mào)易有明顯的異質(zhì)性抑制作用[21]。葉迪和朱林可(2017)則認(rèn)為出口企業(yè)可以借助地區(qū)的質(zhì)量聲譽(yù)在國際貿(mào)易中表現(xiàn)更好[22]。吳小康和韓劍(2018)探討了企業(yè)進(jìn)口受到其鄰居企業(yè)的影響[23]。

錨定效應(yīng)的現(xiàn)有研究多集中于行為金融學(xué)等領(lǐng)域，經(jīng)濟(jì)主體的不完全理性已經(jīng)得到充分證明。而貿(mào)易領(lǐng)域針對(duì)不確定性的相關(guān)研究多集中于市場需求不確定性和貿(mào)易政策不確定性等外生不確定性，往往忽略了由不確定性而引致的經(jīng)濟(jì)主體不完全理性?，F(xiàn)有文獻(xiàn)無法解答：貿(mào)易領(lǐng)域的不完全理性企業(yè)面臨不確定性的市場會(huì)做何反應(yīng)？本文依托現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行理論分析與經(jīng)驗(yàn)驗(yàn)證，嘗試回答這一問題。

Tversky和Kahneman(1974)指出決策環(huán)境中存在不確定性是錨定效應(yīng)產(chǎn)生的一個(gè)必要條件[4]。企業(yè)的出口決策面臨嚴(yán)重的不確定性：一方面，出口企業(yè)不能完全知曉出口市場的需求和政策；另一方面，出口企業(yè)很難對(duì)自身生產(chǎn)率及其在國內(nèi)外競爭企業(yè)中的相對(duì)高低做出準(zhǔn)確判斷。尤以新企業(yè)面臨的不確定性為甚，新企業(yè)成立當(dāng)年的出口決策既包含是否立刻進(jìn)入出口市場，也包含企業(yè)在國內(nèi)與國際兩個(gè)市場間的資源分配。由于企業(yè)是第一年進(jìn)入市場，缺乏經(jīng)營經(jīng)驗(yàn)，難以形成有效的內(nèi)在錨。因此，本文在企業(yè)成立當(dāng)年的出口決策中主要考慮外在錨定效應(yīng)。Chapman和Johnson(2002)、李斌等(2010)認(rèn)為外在錨定效應(yīng)“信息通達(dá)”機(jī)制的核心前提是信息通達(dá)性，即外在錨需被企業(yè)充分注意到[24][25]。本文將上一年的市場平均信息和領(lǐng)導(dǎo)者企業(yè)的平均信息視為基準(zhǔn)外在錨，并認(rèn)為其能滿足信息通達(dá)條件，主要理由如下：首先，新企業(yè)無法充分利用成立當(dāng)年的信息進(jìn)行決策；不確定性使得新企業(yè)只能觀測到前期本地市場等市場外溢信息。其次，鑒于官方統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)(如地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒等)與新聞媒體常常以“某地出口企業(yè)占比”和“某行業(yè)出口水平”等方式描述出口相關(guān)信息，自身無法獲取市場需求信號(hào)的新企業(yè)則只能被動(dòng)接受此類出口信息的印象?；凇靶畔⑼ㄟ_(dá)”機(jī)制，可以推斷：若新企業(yè)觀測到市場中出口企業(yè)較多，則新企業(yè)傾向于選擇出口；反之，新企業(yè)觀測到市場中出口企業(yè)較少，則新企業(yè)傾向于選擇不出口。同理，周邊企業(yè)平均出口密集度越高說明市場傾向于海外，平均出口密集度越低說明市場傾向于國內(nèi)。總而言之，新企業(yè)出口決策中存在外在錨定效應(yīng)。

新企業(yè)存活一段時(shí)間之后，根據(jù)自身的生產(chǎn)經(jīng)營經(jīng)驗(yàn)形成內(nèi)在錨，并據(jù)此進(jìn)行不充分調(diào)整。根據(jù)Stanovich和West(2000)以及李斌等(2012)的研究，錨定調(diào)整機(jī)制要比選擇通達(dá)機(jī)制更占優(yōu)勢[26][27]。新企業(yè)成立當(dāng)年的經(jīng)營狀況對(duì)新企業(yè)而言是一個(gè)內(nèi)在錨。Dinlersoz和Yorukoglu(2012)指出隨著持續(xù)經(jīng)營，企業(yè)將會(huì)越來越了解市場，會(huì)逐漸遺忘最初的決策，做出新的決策[28]?；趦?nèi)在錨的錨定調(diào)整機(jī)制，可以推斷：若新企業(yè)成立當(dāng)年選擇參與出口，其后續(xù)出口的可能性越大；但隨著企業(yè)年齡的增長，內(nèi)在錨定效應(yīng)逐漸減弱。基于以上理論分析，本文認(rèn)為：新企業(yè)成立當(dāng)年的出口決策依賴于對(duì)同類企業(yè)相似行為的錨定，其后續(xù)出口決策依賴于成立當(dāng)年的決策。

三、計(jì)量模型和數(shù)據(jù)描述

(一)數(shù)據(jù)處理與變量設(shè)定

1.數(shù)據(jù)處理。本文主要使用的數(shù)據(jù)來自1998～2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。本文參照Dai等(2016)的方法，對(duì)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫做出如下基礎(chǔ)處理[29]，剔除符合下列條件之一的異常觀測值：(1)企業(yè)人數(shù)少于8人；(2)企業(yè)出口交貨值小于0或超過當(dāng)期銷售總額；(3)企業(yè)當(dāng)期銷售額、工業(yè)增加值、就業(yè)人數(shù)、出口交貨值和固定資產(chǎn)總額等主要財(cái)務(wù)指標(biāo)不符合會(huì)計(jì)規(guī)則或缺失；(4)國家資本金、個(gè)人資本金和外商資本金為負(fù)或是超過企業(yè)實(shí)收資本；(5)企業(yè)成立時(shí)間晚于樣本年份等其他無效成立時(shí)間的觀測值。

在此基礎(chǔ)上，本文對(duì)工業(yè)庫進(jìn)行如下兩步處理，得到企業(yè)上一年可觀測到的市場信息。首先，計(jì)算不同年份的行業(yè)-地區(qū)層面市場信息指標(biāo)(出口企業(yè)占比、平均出口密集度等)得到各年份的行業(yè)-地區(qū)層面的市場信息數(shù)據(jù)集A，A={1998,1999,2000,2001,2002,2003,2004,2005,2006,2007}。其次，通過行業(yè)-地區(qū)層面的匹配處理將上一年的市場信息匹配到當(dāng)年企業(yè)上，可以有效避免直接滯后造成大量觀測值丟失的問題。本文選取新成立企業(yè)為研究對(duì)象，即成立年份與樣本年份相同的企業(yè)觀測值。表1描述了各年份的企業(yè)數(shù)量。其中Panel A描述了總樣本中新企業(yè)的數(shù)量及占比，其中新企業(yè)占總樣本的比例基本維持在3%的水平。Panel B刻畫了新成立企業(yè)子樣本的構(gòu)成情況。工業(yè)庫1998～2007年間成立的新企業(yè)數(shù)據(jù)是一個(gè)共計(jì)63063家企業(yè)的混合截面數(shù)據(jù)，本文通過企業(yè)代碼與企業(yè)年齡對(duì)新企業(yè)進(jìn)行追蹤④，得到一個(gè)1998～2007年的非平衡企業(yè)面板，共計(jì)157212個(gè)觀測值。

2.變量選取。本文的被解釋變量為企業(yè)出口決策：(1)企業(yè)是否進(jìn)入出口市場的二元變量(exdum)：當(dāng)企業(yè)的出口交貨值大于0時(shí)，exdum取1；否則取0。(2)企業(yè)的出口密集度(exint)選擇：企業(yè)出口交貨值與銷售額的比值。核心解釋變量是可觀測到并對(duì)企業(yè)市場選擇決策產(chǎn)生影響的錨(Anchor)。如上文所述，外在錨定效應(yīng)成立依賴于兩個(gè)有效條件：錨產(chǎn)生的時(shí)間點(diǎn)早于企業(yè)決策時(shí)間點(diǎn)，且錨需要被企業(yè)充分注意到[24]。內(nèi)在錨則更多地體現(xiàn)為企業(yè)后期決策依賴于前期決策。綜合錨定效應(yīng)的作用機(jī)制，本文選取上一年的市場信息作為影響企業(yè)出口選擇的外在錨⑤，企業(yè)成立當(dāng)年的出口決策(anchor_in1)和密集度選擇(anchor_in2)作為其后續(xù)決策的內(nèi)在錨。具體的市場信息外在錨包括：(1)城市-行業(yè)(四分位，下同)層面上一年的出口企業(yè)數(shù)量占總企業(yè)數(shù)量的比重(anchor_out1)；(2)城市-行業(yè)層面上一年的平均出口密集度(anchor_out2)。穩(wěn)健性回歸中還將使用不同層面的行業(yè)-地區(qū)市場信息以及大企業(yè)信息測度錨值。

本文也依據(jù)傳統(tǒng)貿(mào)易理論選取了一系列企業(yè)層面的控制變量以控制企業(yè)自身異質(zhì)性對(duì)出口決策的影響。本文借鑒Dai等(2016)的研究[29]，選取的企業(yè)層面控制變量包括：(1)標(biāo)準(zhǔn)化的企業(yè)生產(chǎn)率tfp⑥。(2)對(duì)數(shù)化資本密集度klratio，使用企業(yè)總資產(chǎn)與從業(yè)人數(shù)比值的自然對(duì)數(shù)值來度量。(3)外資企業(yè)虛擬變量foreign，如果企業(yè)的外商資本金占實(shí)收資本的比重高于0.3，則認(rèn)為該企業(yè)是外資企業(yè)，該值取1；否則取0。(4)企業(yè)規(guī)模scale，使用企業(yè)在職員工數(shù)的自然對(duì)數(shù)值度量。

(二)計(jì)量模型與估計(jì)策略

1.計(jì)量模型。為了分析新企業(yè)的出口決策過程，驗(yàn)證上文理論分析，本文構(gòu)建如下計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證分析：

Expicjt=βAnchorcjt+γXicjt+FE+εicjt

(1)

模型(1)中，被解釋變量Exp表示新企業(yè)的出口決策，具體包括是否進(jìn)入出口市場與出口密集度的選擇；核心解釋變量Anchor表示新企業(yè)進(jìn)入市場后，影響其出口決策行為的錨，具體為上一年的不同層面市場信息和成立當(dāng)年的自身行為；控制變量X表示影響出口行為的其他企業(yè)因素，包括企業(yè)生產(chǎn)率、資本密集度、企業(yè)規(guī)模和是否為外資企業(yè)等；FE表示地區(qū)、行業(yè)、年份和企業(yè)類型等固定效應(yīng)；ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。下標(biāo)i表示企業(yè)，c表示城市，j表示行業(yè)，t表示年份。

2.估計(jì)策略。本文對(duì)企業(yè)是否參與出口市場采取線性概率模型和Logit模型估計(jì)；對(duì)企業(yè)在兩個(gè)市場間的資源分配，即出口密集度選擇使用OLS回歸估計(jì)。為了更好地識(shí)別新企業(yè)出口決策中的錨定效應(yīng)，本文需要盡可能地緩解內(nèi)生性問題。首先，本文在回歸中控制了企業(yè)生產(chǎn)率、資本密集度、企業(yè)規(guī)模、是否為外資企業(yè)等影響企業(yè)出口決策的傳統(tǒng)指標(biāo)，也控制了省份效應(yīng)、行業(yè)效應(yīng)、年份效應(yīng)和企業(yè)所有制類型的固定效應(yīng)，可以有效地緩解遺漏變量問題且專注于不完全理性因素對(duì)出口決策的影響。其次，本文在不同的區(qū)域、行業(yè)、時(shí)間維度多次測算錨值，以緩解基準(zhǔn)檢驗(yàn)錨值的測量誤差問題。再次，本文使用開埠歷史作為外在錨的工具變量，進(jìn)一步緩解內(nèi)生性問題。最后是機(jī)制檢驗(yàn)及與其他競爭理論的區(qū)別。第一，本文的核心樣本是新成立企業(yè)，這有效排除了自主學(xué)習(xí)效應(yīng)對(duì)企業(yè)出口決策的影響。第二，本文控制了企業(yè)生產(chǎn)率等指標(biāo)，進(jìn)而控制了區(qū)域或行業(yè)內(nèi)技術(shù)外溢等因素通過企業(yè)生產(chǎn)率對(duì)企業(yè)出口決策產(chǎn)生的影響。第三，本文通過驗(yàn)證“不完全理性”企業(yè)樣本進(jìn)行驗(yàn)證和直接控制“從鄰居學(xué)習(xí)效應(yīng)”等方式，有效地與Fernandes和Tang(2014)一文強(qiáng)調(diào)的社會(huì)學(xué)習(xí)行為相區(qū)別[16]。

四、經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)：錨定效應(yīng)的存在

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

上文理論分析中所揭示的外在錨與新企業(yè)出口決策的關(guān)系為：若上一年市場中出口企業(yè)較多，新企業(yè)傾向于出口；若上一年市場的平均出口密集度較高，新企業(yè)傾向于出口更多。為檢驗(yàn)這一關(guān)系，本文以新企業(yè)成立當(dāng)年觀測值組成的混合截面數(shù)據(jù)為回歸樣本，考察并匯報(bào)了新企業(yè)成立當(dāng)年的出口決策中所存在的外在錨定效應(yīng)，其結(jié)果如表2所示。表2中(1)～(3)列的被解釋變量為企業(yè)是否參與出口的虛擬變量exdum，(4)～(6)列的被解釋變量為企業(yè)出口密集度exint。(1)列和(4)列回歸中將城市-四分位行業(yè)層面的出口企業(yè)占比作為外在錨值(anchor_out1)，其回歸系數(shù)均顯著為正，意味著在其他因素相同的情況下，市場中出口企業(yè)占比越高，平均而言，新企業(yè)更傾向于出口，出口密集度也更高。(2)列和(5)列回歸中則是將城市-四分位行業(yè)層面的平均出口密集度作為外在錨值(anchor_out2)，這兩列的回歸系數(shù)同樣顯著為正，說明新企業(yè)出口決策依賴于對(duì)市場平均信息的把握，即給定其他相同條件，市場中所有企業(yè)的出口密集度越高，則平均而言，新企業(yè)也會(huì)出口更多。然而，一個(gè)潛在的擔(dān)心是本文選取的外在錨刻畫了海外需求，即錨定效應(yīng)對(duì)企業(yè)出口決策的影響本質(zhì)上還是依賴于對(duì)海外需求的判斷，而非不完全理性選擇。為了排除需求對(duì)錨定效應(yīng)的干擾，(3)列及(6)列的回歸中均控制了行業(yè)-年份的交互固定效應(yīng)，以吸收需求變動(dòng)的干擾?；貧w結(jié)果顯示，外在錨值的回歸系數(shù)依然顯著為正，說明新企業(yè)的出口決策并非依賴于需求波動(dòng)，而是依賴于錨定效應(yīng)。

表2 外在錨與新企業(yè)出口決策

在外在錨定效應(yīng)得到驗(yàn)證之后，本文考察了內(nèi)在錨與新企業(yè)后續(xù)出口決策的關(guān)系?；貧w結(jié)果如表3所示，經(jīng)驗(yàn)分析發(fā)現(xiàn)：新企業(yè)后續(xù)出口決策和出口密集度選擇都存在內(nèi)在錨定效應(yīng)，即依賴于新企業(yè)成立當(dāng)年的自主選擇，且這一錨定效應(yīng)隨著企業(yè)年齡的增長逐步削弱。在以成立當(dāng)年未出口的新企業(yè)作為樣本，排除出口路徑依賴對(duì)回歸結(jié)果的干擾后，新企業(yè)后續(xù)出口決策中存在內(nèi)在錨定效應(yīng)的結(jié)論依然穩(wěn)健。

表3 內(nèi)在錨與新企業(yè)后續(xù)出口決策

(二)穩(wěn)健性分析

本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果可能受到以下幾方面的影響：第一，核心變量外在錨值的測度量級(jí)較多，不同的測度量級(jí)可能導(dǎo)致回歸結(jié)果不同，而測度量級(jí)的選擇則依賴于企業(yè)決策時(shí)所掌握信息的多寡。如新企業(yè)考慮自身能力限制，只會(huì)選擇規(guī)模相近企業(yè)作為參考；若企業(yè)的業(yè)務(wù)經(jīng)營范圍并非局限于所在城市，則應(yīng)該選擇更寬泛區(qū)域的企業(yè)測度外在錨值；若企業(yè)受能力所限，不能完整觀測整個(gè)城市的相關(guān)企業(yè)，則只能選擇觀測更靠近自身所在位置的某一小區(qū)域；又如，新企業(yè)決策時(shí)可能會(huì)觀測更多年份的市場信息等。第二，可能存在某一類變量同時(shí)影響新企業(yè)的出口表現(xiàn)和外在錨值，從而引致內(nèi)生性問題。第三，異質(zhì)性企業(yè)受到的錨定效應(yīng)影響可能存在差異。本文將對(duì)上述問題分別進(jìn)行研究，以檢驗(yàn)基準(zhǔn)結(jié)論的穩(wěn)健性。

1.外在錨值的其他測度方式。除基準(zhǔn)檢驗(yàn)所使用的省份—四分位行業(yè)層面的測度指標(biāo)外，本文在省份—二分位行業(yè)層面、細(xì)分區(qū)域(利用電話號(hào)碼前三位進(jìn)行測度⑦)—四分位行業(yè)層面、選用前兩年相關(guān)市場信息的平均水平、城市—行業(yè)層面的領(lǐng)導(dǎo)企業(yè)(上一年工業(yè)銷售產(chǎn)值前五)相關(guān)信息作為外在錨的度量，以檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性。此外，考慮到企業(yè)異質(zhì)性，同類企業(yè)更容易相互觀察，本文還根據(jù)企業(yè)規(guī)模計(jì)算錨值，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。另外，考慮到加工貿(mào)易具有“兩頭在外”的特征，出口可能是基于與外國公司的合作關(guān)系，而非錨定效應(yīng)。因此，本文進(jìn)一步剔除了出口密集度高于0.7的新出口企業(yè)觀測值，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，基準(zhǔn)回歸的結(jié)論仍然成立，外在錨定效應(yīng)存在于新企業(yè)出口決策之中。

2.工具變量法。為了進(jìn)一步消除內(nèi)生性的影響，本文采用工具變量法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以省份的開埠歷史作為市場信息外在錨的工具變量⑧。某地開埠通商之后，與其他國家或地區(qū)貿(mào)易，逐漸形成外貿(mào)導(dǎo)向的文化和觀念；開埠時(shí)間越早，通商歷史越長，其受到的影響越深遠(yuǎn)，本文以開埠通商歷史作為出口信息的外在錨值，有其合理的經(jīng)濟(jì)意義。表4顯示了采用工具變量法進(jìn)行回歸的結(jié)果。首先考察所選工具變量的有效性。Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果顯示在1%的顯著性水平下，拒絕模型識(shí)別不足的原假設(shè)；弱相關(guān)檢驗(yàn)的Kleibergen-PaapWald rk F 統(tǒng)計(jì)量結(jié)果同樣顯示在1%的顯著性水平下，拒絕第一階段弱識(shí)別的原假設(shè)；同時(shí)，Anderson-Rubin統(tǒng)計(jì)量拒絕了外在錨值系數(shù)為零的原假設(shè)。這些統(tǒng)計(jì)量證明了工具變量選取與模型設(shè)定的合理性。前兩列是對(duì)企業(yè)出口參與決策的回歸，后兩列是對(duì)企業(yè)出口密集度選擇的回歸。工具變量的回歸結(jié)果顯示，核心解釋變量anchor_out1和anchor_out2的回歸系數(shù)均顯著為正，新企業(yè)出口決策中存在錨定效應(yīng)的結(jié)論穩(wěn)健。

表4 工具變量法的檢驗(yàn)結(jié)果

3.企業(yè)異質(zhì)性的影響。上文檢驗(yàn)了錨定效應(yīng)對(duì)代表性新企業(yè)出口決策的平均作用，而企業(yè)的異質(zhì)性并未能納入考慮。為刻畫企業(yè)異質(zhì)性的影響，這里嘗試將企業(yè)規(guī)模、資本密集度、是否為外資企業(yè)等企業(yè)異質(zhì)性指標(biāo)與外在錨交互，以此分析不同類型企業(yè)出口決策中的錨定效應(yīng)差異。限于篇幅，本文在表5中僅匯報(bào)了規(guī)模異質(zhì)性的結(jié)果。引入企業(yè)異質(zhì)性的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)小企業(yè)在出口參與決策中表現(xiàn)出更強(qiáng)的錨定效應(yīng)，這說明本文使用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)所估算的出口決策錨定效應(yīng)遠(yuǎn)低于實(shí)際水平。但小企業(yè)在出口密集度選擇中表現(xiàn)出較弱的錨定效應(yīng)，可能的原因是較高的外在錨值除傳遞出口利好的消息外，也向企業(yè)傳遞出市場競爭激烈的信息，這一結(jié)果與“小企業(yè)試探性出口”的現(xiàn)象相吻合。(2)勞動(dòng)密集型企業(yè)在出口密集度選擇中存在更強(qiáng)的錨定效應(yīng)。(3)外資企業(yè)相較于私營企業(yè)更熟悉海外市場，可以通過額外的渠道掌握海外市場需求信息，因而錨定于市場信息進(jìn)行出口參與決策的程度較弱。

表5 考慮規(guī)模異質(zhì)性的影響

五、經(jīng)驗(yàn)分析：錨定效應(yīng)的貢獻(xiàn)

在將企業(yè)規(guī)模等影響企業(yè)出口的傳統(tǒng)因素納入考慮之后，新企業(yè)出口決策中存在明顯的外在錨定效應(yīng)和內(nèi)在錨定效應(yīng)。進(jìn)一步的疑問就是：錨定效應(yīng)是否為企業(yè)出口決策的主要?jiǎng)右颍肯噍^于傳統(tǒng)因素，錨定效應(yīng)對(duì)出口決策的貢獻(xiàn)度有多大？以下對(duì)此展開研究。

(一)標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)

在此對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了Z-score標(biāo)準(zhǔn)化處理，以比較變量之間回歸系數(shù)的相對(duì)大小，刻畫新企業(yè)出口決策受不同變量的影響程度。表6的前四列是外在錨定效應(yīng)的檢驗(yàn)。其中前兩列是對(duì)企業(yè)出口參與決策的回歸。(1)列回歸中核心解釋變量anchor_out1的系數(shù)為0.763，說明平均而言，市場中出口企業(yè)占比每增長1%，新企業(yè)成立當(dāng)年出口的概率將增加0.763%。因?yàn)閿?shù)據(jù)已經(jīng)經(jīng)過Z-score標(biāo)準(zhǔn)化處理，不同變量的回歸系數(shù)之間具有直接的可比性，在所有的回歸變量中，外在錨的系數(shù)遠(yuǎn)大于規(guī)模等傳統(tǒng)因素的回歸系數(shù)，意味著外在錨定效應(yīng)是新企業(yè)成立當(dāng)年就選擇出口的主要?jiǎng)右颉?2)列中anchor_out2的系數(shù)為0.663，說明市場中企業(yè)平均出口密集度每增長1%，新企業(yè)成立當(dāng)年出口的概率將會(huì)增加0.663%，這一結(jié)果同樣支持錨定效應(yīng)是新企業(yè)出口主要?jiǎng)右虻慕Y(jié)論。

表6的中間兩列是對(duì)企業(yè)出口密集度選擇的回歸。(3)列回歸中anchor_out1的系數(shù)為0.075，(4)列回歸中anchor_out2的系數(shù)為0.086，說明市場中出口企業(yè)占比和平均出口密集度每增長1%，新企業(yè)出口密集度分別會(huì)增長0.075%和0.086%。而企業(yè)規(guī)模等傳統(tǒng)因素的回歸系數(shù)遠(yuǎn)小于外在錨的回歸系數(shù)，說明外在錨定效應(yīng)在新企業(yè)成立當(dāng)年的出口密集度選擇中仍為主要?jiǎng)右颉?/p>

表6的最后兩列是對(duì)新企業(yè)的后續(xù)出口決策進(jìn)行分析的內(nèi)在錨定效應(yīng)檢驗(yàn)。(5)列核心解釋變量內(nèi)在錨(anchor_in1)的回歸系數(shù)為1.193，其經(jīng)濟(jì)含義是，平均而言，新企業(yè)成立當(dāng)年即出口的概率每增加1%，其后續(xù)參與出口的可能性約增大1.193%；而企業(yè)規(guī)模等傳統(tǒng)因素的回歸系數(shù)遠(yuǎn)小于內(nèi)在錨定效應(yīng)對(duì)企業(yè)后續(xù)出口決策的影響。(6)列核心變量內(nèi)在錨(anchor_in2)的回歸系數(shù)為0.189，這說明平均而言，新企業(yè)成立當(dāng)年的出口密集度每增加1%，其后續(xù)的出口密集度可能會(huì)提升0.189%，該影響同樣遠(yuǎn)大于企業(yè)規(guī)模等其他因素。這說明，內(nèi)在錨定效應(yīng)是新企業(yè)后續(xù)選擇出口的主要?jiǎng)右颉１?的回歸結(jié)果說明外在錨定效應(yīng)和內(nèi)在錨定效應(yīng)均是企業(yè)出口的主要?jiǎng)右?，其影響遠(yuǎn)大于企業(yè)規(guī)模等傳統(tǒng)因素對(duì)企業(yè)出口的推動(dòng)作用。

(二)夏普利值分解

標(biāo)準(zhǔn)化處理之后的數(shù)據(jù)分析雖然驗(yàn)證了錨定效應(yīng)是企業(yè)出口的主要?jiǎng)右?，但其和企業(yè)規(guī)模等傳統(tǒng)因素分別對(duì)企業(yè)出口的貢獻(xiàn)度有多大仍是一個(gè)未知數(shù)。為了比較錨定效應(yīng)與傳統(tǒng)影響因素對(duì)企業(yè)出口決策貢獻(xiàn)的相對(duì)大小，這里參考孫曉華等(2015)的方法，以夏普利值分解衡量各指標(biāo)對(duì)因變量的貢獻(xiàn)相對(duì)大小[30]。表7是對(duì)表6回歸的夏普利值分解結(jié)果。表7的各列分別對(duì)應(yīng)表6未標(biāo)準(zhǔn)化之前各列回歸結(jié)果的夏普利值分解。(1)列和(2)列是出口參與的外在錨定效應(yīng)夏普利值分解結(jié)果，(3)列和(4)列是出口密集度選擇的外在錨定效應(yīng)夏普利值分解結(jié)果，(5)列和(6)列分別是出口參與和出口密集度選擇的內(nèi)在錨定效應(yīng)夏普利值分解結(jié)果。

表6 Z-score標(biāo)準(zhǔn)化處理的錨定效應(yīng)檢驗(yàn)

表7 企業(yè)出口決策的夏普利值分解 (單位：%)

在所有影響出口決策的因素中，錨定效應(yīng)對(duì)企業(yè)出口決策的貢獻(xiàn)最大。無論外在錨還是內(nèi)在錨，均處于第一位，對(duì)企業(yè)出口參與決策和出口密集度選擇至少有65%以上的解釋能力，說明錨定效應(yīng)對(duì)企業(yè)出口決策極為重要。貢獻(xiàn)度排名緊隨其后的是外資企業(yè)和企業(yè)規(guī)模，在考慮外在錨情形下的企業(yè)出口參與決策中，外資企業(yè)的解釋能力范圍為15.44%～16.65%，企業(yè)規(guī)模的解釋能力范圍為13.78%～14.96%；在外在錨情形下的出口密集度選擇決策中，外資企業(yè)的貢獻(xiàn)度范圍則為15.75%～17.27%，企業(yè)規(guī)模的貢獻(xiàn)度范圍為6.44%～6.97%。而在內(nèi)在錨情形下的企業(yè)出口參與決策中，外資企業(yè)和企業(yè)規(guī)模的解釋能力分別為8.57%和9.43%，遠(yuǎn)小于內(nèi)在錨定效應(yīng)的貢獻(xiàn)度80.33%；在考慮內(nèi)在錨情形下的出口密集度選擇決策中，外資企業(yè)的貢獻(xiàn)度為6.76%，企業(yè)規(guī)模的貢獻(xiàn)度為2.92%，遠(yuǎn)小于內(nèi)在錨定效應(yīng)的貢獻(xiàn)度87.6%。

六、經(jīng)驗(yàn)分析：作用機(jī)制

以下進(jìn)一步研究錨定效應(yīng)是如何促進(jìn)新企業(yè)出口決策的。相關(guān)文獻(xiàn)指出不確定性是錨定效應(yīng)產(chǎn)生的必要條件，外在錨定效應(yīng)依賴于信息的選擇通達(dá)機(jī)制，內(nèi)在錨定效應(yīng)依賴于錨定調(diào)整機(jī)制。然而令人遺憾的是，囿于數(shù)據(jù)所限，本文無法獲取新企業(yè)出口決策時(shí)所調(diào)用的信息，只能退而求其次，基于誘發(fā)錨定效應(yīng)的不確定性進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)。

新企業(yè)出口決策錨定效應(yīng)的核心在于信息不對(duì)稱引發(fā)的不確定性，進(jìn)而引致新企業(yè)的不完全理性出口行為。以下將采用三種方式檢驗(yàn)錨定效應(yīng)的作用機(jī)制。首先，采用Baker等(2016)編制的BBD月度指數(shù)衡量經(jīng)濟(jì)政策不確定性(EPU)[31]，通過簡單算術(shù)平均將EPU月度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為年度數(shù)據(jù)，并將其與合并后的海關(guān)庫和工業(yè)庫進(jìn)行匹配，匹配后有22781個(gè)新企業(yè)成立當(dāng)年的觀測值，可以直接檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性變化對(duì)錨定效應(yīng)的影響，同時(shí)利用一系列特殊事件沖擊間接驗(yàn)證錨定效應(yīng)影響新企業(yè)出口的內(nèi)在機(jī)制。其次，基于企業(yè)不完全理性選擇，運(yùn)用PSM方法進(jìn)行反事實(shí)分析，截取了不完全理性決策的企業(yè)樣本，檢驗(yàn)了錨定效應(yīng)通過企業(yè)不完全理性決策的影響機(jī)制。最后，為排除其他競爭性理論的干擾，將控制Fernandes和Tang(2014)的學(xué)習(xí)信號(hào)效應(yīng)，重新檢驗(yàn)錨定效應(yīng)。

(一)錨定效應(yīng)的機(jī)制檢驗(yàn)：不確定性

為直接檢驗(yàn)不確定性作用機(jī)制，本文通過引入EPU與錨值的交互項(xiàng)進(jìn)行檢驗(yàn)。外部不確定性是出口決策中出現(xiàn)錨定效應(yīng)的基礎(chǔ)，強(qiáng)烈的經(jīng)濟(jì)政策不確定性催生了更強(qiáng)的錨定效應(yīng)。因此，本文預(yù)估交互項(xiàng)的系數(shù)為正，結(jié)果匯報(bào)如表8所示。

表8中的回歸樣本是2000～2006年海關(guān)庫與工業(yè)庫合并后再與EPU數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配后，得到的新企業(yè)成立當(dāng)年的觀測值。表8中前兩列是對(duì)企業(yè)出口參與決策的回歸，變量EPU是企業(yè)-產(chǎn)品-目的國層面的經(jīng)濟(jì)政策不確定性。(1)列將出口企業(yè)占比作為外在錨值，(2)列將平均出口密集度作為外在錨值，兩列回歸中均引入錨值與EPU的交互項(xiàng)，同時(shí)為避免遺漏變量問題，也將EPU納入回歸中，交互項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，其絕對(duì)值水平約為0.01，說明經(jīng)濟(jì)政策不確定性增加1個(gè)單位，出口參與決策的錨定效應(yīng)約增強(qiáng)1%。表8中(3)列和(4)列是對(duì)企業(yè)出口密集度選擇的回歸，其分別將出口企業(yè)占比和平均出口密集度作為外在錨值，兩列回歸中均引入EPU以及錨值與EPU的交互項(xiàng)，交互項(xiàng)的回歸系數(shù)均為0.002，且統(tǒng)計(jì)顯著，說明經(jīng)濟(jì)政策不確定性增加1個(gè)單位，出口參與決策的錨定效應(yīng)約增強(qiáng)0.2%。表8的回歸結(jié)果與上文預(yù)測一致，說明不確定性作為出口決策錨定效應(yīng)的內(nèi)在機(jī)制得到驗(yàn)證：強(qiáng)烈的經(jīng)濟(jì)政策不確定性催生了更強(qiáng)的錨定效應(yīng)。

表8 經(jīng)濟(jì)政策不確定性與外在錨定效應(yīng)

此外，本文還采用商務(wù)部成立作為外生沖擊，進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。2004年商務(wù)部成立之后放開了對(duì)外貿(mào)易經(jīng)營權(quán)，市場環(huán)境的不確定性下降，理論上錨定效應(yīng)也應(yīng)有所減弱。外在錨定效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)健，表明不確定性的市場環(huán)境是新企業(yè)出口決策依賴于錨定效應(yīng)的重要原因。

(二)不完全理性企業(yè)子樣本

下文從不完全理性決策的視角，進(jìn)行反事實(shí)分析，找出根據(jù)傳統(tǒng)理論預(yù)期應(yīng)該參與出口而實(shí)際沒有參與出口以及不應(yīng)該參與出口實(shí)際卻參與出口的兩類企業(yè)，作為不完全理性決策的企業(yè)子樣本，檢驗(yàn)錨定效應(yīng)的作用機(jī)制。為獲得不完全理性的企業(yè)子樣本，本文參照De Loecker(2007)和史青等(2017)的研究，選取上一期的企業(yè)生產(chǎn)率、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)總資產(chǎn)和人均工資水平，用logit模型計(jì)算企業(yè)出口的傾向得分[32][33]，并根據(jù)傾向得分判斷該企業(yè)理論上是否應(yīng)該參與出口⑨，其中理論出口狀態(tài)與實(shí)際出口狀態(tài)不一致的企業(yè)即為不完全理性企業(yè)。根據(jù)本文的計(jì)算，新企業(yè)中不完全理性企業(yè)總計(jì)1056家，約占全部新企業(yè)的1.7%。不同于Fernandes和Tang(2014)的理性分析框架，錨定效應(yīng)強(qiáng)調(diào)先驗(yàn)信息對(duì)新企業(yè)出口決策的影響，突出了企業(yè)決策過程中存在的不完全理性。表9使用不完全理性子樣本和交互項(xiàng)的方式，檢驗(yàn)出口決策錨定效應(yīng)的不完全理性機(jī)制。

表9的前四列回歸樣本為理論出口狀態(tài)與現(xiàn)實(shí)出口狀態(tài)相違背的子樣本。其中前兩列是對(duì)企業(yè)出口參與決策的回歸，后兩列是對(duì)企業(yè)出口密集度的回歸。需要注意的是，傳統(tǒng)貿(mào)易理論強(qiáng)調(diào)的企業(yè)生產(chǎn)率、企業(yè)規(guī)模、要素稟賦等影響企業(yè)出口決策的變量系數(shù)或改變符號(hào)，或不再顯著，這說明這部分不完全理性企業(yè)的出口行為難以用傳統(tǒng)貿(mào)易理論來解釋⑩。然而，前四列回歸中外在錨的系數(shù)仍然顯著為正，這充分說明了新企業(yè)出口決策中存在錨定效應(yīng)。

表9的后四列回歸樣本為所有企業(yè)，其中理論出口狀態(tài)與現(xiàn)實(shí)出口狀態(tài)相違背的新企業(yè)以虛擬變量irration表示，當(dāng)新企業(yè)的理論出口狀態(tài)與現(xiàn)實(shí)出口狀態(tài)違背時(shí)，irration取1，否則irration取0。后四列的回歸結(jié)果顯示，irration和外在錨anchor_out1、anchor_out2的交互項(xiàng)在統(tǒng)計(jì)上顯著為正，說明不完全理性新企業(yè)的出口決策中錨定效應(yīng)更強(qiáng)，這驗(yàn)證了出口決策錨定效應(yīng)的不完全理性選擇機(jī)制。

表9 “不完全理性”企業(yè)的錨定效應(yīng)

(三)與“從鄰居學(xué)習(xí)效應(yīng)”的區(qū)別

盡管上文從不確定性和不完全理性決策兩個(gè)視角檢驗(yàn)了錨定效應(yīng)對(duì)新企業(yè)出口決策的內(nèi)在機(jī)制，但依舊不能排除其他競爭理論的影響，如Fernandes和Tang(2014)的“從鄰居學(xué)習(xí)效應(yīng)”。為論證新企業(yè)出口決策是由于錨定效應(yīng)而非“從鄰居學(xué)習(xí)效應(yīng)”，本文依據(jù)Fernandes和Tang(2014)的處理方法，使用上一年行業(yè)-地區(qū)的出口增長率的平均水平作為“從鄰居學(xué)習(xí)”信號(hào)的代理，并在回歸中加以控制。限于篇幅，回歸結(jié)果并未報(bào)告。結(jié)果發(fā)現(xiàn)無論是將出口企業(yè)占比還是平均出口密集度作為外在錨，回歸系數(shù)均顯著為正。這說明剔除新企業(yè)出口決策中的“從鄰居學(xué)習(xí)效應(yīng)”后，仍存在顯著的錨定效應(yīng)。

通過以上討論可以發(fā)現(xiàn)，錨定效應(yīng)作用于新企業(yè)的出口決策主要依賴于市場環(huán)境的不確定性和由此誘發(fā)的不完全理性行為。即使在剔除了競爭性理論“從鄰居學(xué)習(xí)效應(yīng)”的影響之后，錨定效應(yīng)對(duì)新企業(yè)出口決策的影響依然顯著。

七、結(jié)論

本文通過將錨定效應(yīng)引入新企業(yè)出口決策，嘗試從企業(yè)有限理性的視角解釋企業(yè)出口的動(dòng)因，并使用1998～2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中新成立企業(yè)的數(shù)據(jù)進(jìn)行了經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)。研究結(jié)論發(fā)現(xiàn)：中國企業(yè)的出口參與動(dòng)因中存在錨定效應(yīng)，其成立當(dāng)年的出口決策依賴于對(duì)同類企業(yè)相似行為的錨定，其后續(xù)出口決策依賴于成立當(dāng)年的決策，且錨定效應(yīng)對(duì)企業(yè)出口的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)大于企業(yè)規(guī)模等傳統(tǒng)因素的貢獻(xiàn)；規(guī)模越小的企業(yè)，其出口參與決策越依賴于錨定效應(yīng)；錨定效應(yīng)主要通過市場環(huán)境的不確定性和由此誘發(fā)的不完全理性行為影響新企業(yè)出口決策，在剔除“從鄰居學(xué)習(xí)”等競爭效應(yīng)后，外在錨定效應(yīng)和內(nèi)在錨定效應(yīng)依然穩(wěn)健。

本文的政策含義較為直觀。第一，打破地區(qū)市場分割，公開市場信息，為新企業(yè)構(gòu)建良好的出口環(huán)境，實(shí)現(xiàn)出口增長的良性循環(huán)。新企業(yè)剛成立時(shí)，難以有效獲得市場信息，公開市場信息可以削弱新企業(yè)面臨的信息不對(duì)稱問題，為新企業(yè)構(gòu)建良好的市場環(huán)境，新企業(yè)出口決策錨定于市場信息，良好的出口環(huán)境有助于新企業(yè)從事出口活動(dòng)。第二，充分利用企業(yè)出口決策的錨定效應(yīng)，趨利避害，穩(wěn)定經(jīng)貿(mào)大局。中美貿(mào)易戰(zhàn)打響之后，出口態(tài)勢不容樂觀，這可能加重新企業(yè)與小企業(yè)的恐慌情緒，根據(jù)錨定效應(yīng)，不利的外部環(huán)境會(huì)促使其撤離美國市場。一方面，中國政府采取強(qiáng)硬態(tài)度對(duì)待中美貿(mào)易戰(zhàn)，以政治信號(hào)對(duì)錨定效應(yīng)進(jìn)行對(duì)沖干擾，給中小型企業(yè)吃下“定心丸”；另一方面，政府可以利用“一帶一路”和“16+1”等倡議，鼓勵(lì)企業(yè)與歐亞等地區(qū)開展進(jìn)出口貿(mào)易及投資，并利用錨定效應(yīng)對(duì)新企業(yè)的出口地理方向進(jìn)行引導(dǎo)，緩解中美貿(mào)易的不確定性帶來的負(fù)面影響。

注釋：

①關(guān)于貿(mào)易政策不確定性文獻(xiàn)的完整綜述，請(qǐng)參見龔聯(lián)梅和錢學(xué)鋒(2018)、余淼杰與祝輝煌(2019)、余智(2019)等文獻(xiàn)。

②選擇通達(dá)機(jī)制本質(zhì)上是信息驗(yàn)證。比如新企業(yè)成立時(shí)的外在錨是出口利好，那么該企業(yè)在后續(xù)市場調(diào)研時(shí)會(huì)潛意識(shí)地忽略那些不出口企業(yè)，而出口企業(yè)的經(jīng)營信息就更容易被該企業(yè)關(guān)注到。

③不充分的錨定調(diào)整機(jī)制本質(zhì)上是可接受區(qū)間。比如企業(yè)當(dāng)年的利潤率是10%，那么該企業(yè)希望下一年的利潤率維持在10%，但實(shí)際上下一年利潤率在9%-11%范圍內(nèi)，企業(yè)都認(rèn)為自己達(dá)到了10%的盈利目標(biāo)。

④值得注意的是，僅使用企業(yè)年份追蹤企業(yè)會(huì)產(chǎn)生偏誤。例如，2000年可觀測到年齡為2歲(1998年成立)的企業(yè)數(shù)量為7895家，但這些企業(yè)中只有2489家出現(xiàn)在1998年(成立當(dāng)年)的工業(yè)庫中，大部分企業(yè)在其成立當(dāng)年由于規(guī)模過小(主營業(yè)務(wù)收入小于500萬元)而難以被工業(yè)庫收錄。遺憾的是，由于難以觀測到這些企業(yè)成立當(dāng)年的出口行為，本文不得不舍棄這些企業(yè)，以規(guī)避企業(yè)出口決策的路徑依賴。

⑤使用上一年的市場信息作為外在錨，可能使錨定效應(yīng)與“從鄰居學(xué)習(xí)出口”效應(yīng)(Fernandes和Tang,2014)相混淆，后文在機(jī)制檢驗(yàn)中控制了鄰居信號(hào)以區(qū)分這兩種效應(yīng)。同時(shí)，本文也使用前兩年的市場平均信息度量外在錨進(jìn)行穩(wěn)健性分析。

⑥本文使用LP方法計(jì)算全要素生產(chǎn)率，所有名義值都已經(jīng)用相應(yīng)的平減指數(shù)進(jìn)行平減。為了便于企業(yè)生產(chǎn)率在行業(yè)間的比較，本文對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化。限于篇幅，省略了統(tǒng)計(jì)性描述表格，備索。

⑦同一縣/區(qū)的后七位電話號(hào)碼中前三位可能不同，代表了某一區(qū)域安裝固定電話的先后順序，這一劃分標(biāo)準(zhǔn)要小于縣/區(qū)的行政區(qū)劃標(biāo)準(zhǔn)。部分穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果由于篇幅限制并未報(bào)告，結(jié)果備索。

⑧城市的開埠歷史數(shù)據(jù)來自董志強(qiáng)等(2012)的研究。原始數(shù)據(jù)是30個(gè)省會(huì)城市的開埠歷史[34]，出于樣本量的考慮，避免觀測值的大量丟失，本文將省會(huì)城市的開埠歷史放大到省份層面。

⑨新企業(yè)中出口企業(yè)的比重為0.151，為維持新企業(yè)理論出口狀態(tài)下出口企業(yè)和非出口企業(yè)的比重不變，本文認(rèn)為傾向得分值大于0.849的企業(yè)應(yīng)為出口企業(yè)，傾向得分值小于0.849的企業(yè)應(yīng)為非出口企業(yè)。

⑩由生產(chǎn)率對(duì)企業(yè)不完全理性決策的影響結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高效率企業(yè)成為不完全理性企業(yè)的概率較小，低效率企業(yè)越容易做出不完全理性出口決策，這一結(jié)果為中國的“出口生產(chǎn)率悖論”提供了一定程度上的解釋。