王永進 孟珊珊

一、引 言

自從加入WTO 以來，中國進口貿(mào)易取得了長足發(fā)展。據(jù)海關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計，截止到2019 年，中國已連續(xù)10 年保持全球第二大貨物進口國地位。隨著中國經(jīng)濟發(fā)展和開放進程不斷深入，如今擴大進口已成為新時代中國外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的重要戰(zhàn)略舉措。習近平主席在博鰲亞洲論壇2018 年年會開幕式發(fā)表的主旨演講中明確指出：中國不以追求貿(mào)易順差為目標，真誠希望擴大進口，促進經(jīng)常項目收支平衡。既有研究也已證實，進口貿(mào)易對中國經(jīng)濟增長(陳勇兵等，2011；裴長洪，2013)、企業(yè)生產(chǎn)率(錢學峰等，2011；張杰等，2015)、出口產(chǎn)品質(zhì)量(馬述忠和吳國杰，2016；許家云等，2017)等方面產(chǎn)生了廣泛影響。值得注意的是，雖然進口和出口之間的關(guān)系備受學術(shù)界關(guān)注，但鮮有文獻研究自生進口網(wǎng)絡與企業(yè)出口之間的關(guān)系，也沒有文獻關(guān)注企業(yè)自生進口網(wǎng)絡對未來出口市場選擇的影響。在當前我國進口和出口并重的貿(mào)易政策下，研究企業(yè)自生進口網(wǎng)絡與未來出口市場選擇的關(guān)系對促進我國對外貿(mào)易平衡發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

基于2000—2013 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫，本文系統(tǒng)地考察了進口網(wǎng)絡對企業(yè)出口市場選擇的影響。具體而言，首先，本文在Morales 等(2019)的模型框架基礎(chǔ)上引入了離散化的進口網(wǎng)絡變量，構(gòu)建了基于擴展引力視角下描述進口網(wǎng)絡與出口市場選擇之間關(guān)系的理論模型；其次，本文通過混合Logit 模型考察了進口網(wǎng)絡對企業(yè)出口市場選擇的影響，同時從不同方面對基準回歸結(jié)果進行了穩(wěn)健性檢驗；最后，為了考察進口網(wǎng)絡影響企業(yè)出口市場選擇的具體作用機制，本文使用理論模型推導出矩不等式，然后對相關(guān)參數(shù)進行結(jié)構(gòu)估計來量化進口網(wǎng)絡對企業(yè)出口沉沒成本的影響。研究結(jié)果表明：(1)企業(yè)向某國的出口決策不僅受到上期從該國進口經(jīng)驗的影響，還會受到上期從與該國相近的國家的進口經(jīng)驗的影響；(2)進口網(wǎng)絡會影響企業(yè)的出口市場選擇，潛在目標國與企業(yè)前期進口國家之間的平均距離越小，企業(yè)進入該市場的信息搜尋成本越低，出口至該市場的概率越高，這意味著，企業(yè)的出口市場選擇會同時受到進口經(jīng)驗和出口經(jīng)驗的影響；(3)進口網(wǎng)絡通過沉沒成本渠道對企業(yè)出口市場選擇產(chǎn)生了影響，具體而言，進口網(wǎng)絡提高了企業(yè)獲取出口目標國市場信息的效率，降低了市場進入的沉沒成本，從而提高了企業(yè)出口概率，因此企業(yè)更傾向于出口至位于自生進口網(wǎng)絡范圍內(nèi)的目標國市場。

與現(xiàn)有文獻相比，本文可能的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下幾個方面。

第一，既有研究主要關(guān)注出口經(jīng)驗在企業(yè)出口市場選擇過程中所發(fā)揮的作用(Morales 等，2019；Nguyen，2012)，鮮有文獻考察進口網(wǎng)絡與企業(yè)出口市場選擇之間的關(guān)系。本文將基于擴展引力視角，系統(tǒng)考察自生進口網(wǎng)絡對企業(yè)出口市場的影響。

第二，網(wǎng)絡作為國際貿(mào)易信息的重要傳播渠道，其在企業(yè)進出口過程中的重要性已被眾多研究所證實，但學術(shù)界始終聚焦于外部網(wǎng)絡，鮮有關(guān)于企業(yè)自生網(wǎng)絡與出口的研究(Chaney，2014；吳群峰和楊汝岱，2019)。本文將構(gòu)建企業(yè)自生的進口網(wǎng)絡變量，深入分析其對企業(yè)出口決策的影響，這在一定程度上豐富和拓展了網(wǎng)絡與國際貿(mào)易的研究。

第三，本文對理解企業(yè)進口和出口之間關(guān)系也有一定的貢獻?，F(xiàn)有文獻要么從中間品角度考察進口對企業(yè)出口的影響，要么從企業(yè)層面研究企業(yè)同時進口和出口的行為(Bas，2012；Kasahara 和Lapham，2013)。這些文獻不僅忽略了非中間品進口對企業(yè)出口的影響，而且也未考察非中間品進口網(wǎng)絡對克服企業(yè)出口沉沒成本所發(fā)揮的作用。與上述文獻不同，本文從擴展引力視角出發(fā)，刻畫了進口網(wǎng)絡為企業(yè)出口市場選擇帶來的影響，并驗證了進口網(wǎng)絡如何通過沉沒成本渠道影響企業(yè)出口的事實。

第四，在研究方法方面，本文首先在簡約式(reduced-form)方法部分采用混合Logit 模型對進口網(wǎng)絡與企業(yè)出口決策之間的關(guān)系進行了考察，然后基于理論模型推導出矩不等式，通過結(jié)構(gòu)估計量化了進口網(wǎng)絡影響企業(yè)出口沉沒成本的具體參數(shù)，驗證了進口網(wǎng)絡影響企業(yè)出口市場選擇的作用機制，也再次證實了使用簡約式方法所得研究結(jié)論的可靠性。

二、理論模型

本部分沿用了Morales 等(2019)的基本框架，在擴展引力模型基礎(chǔ)上進一步加入進口網(wǎng)絡變量，對進口網(wǎng)絡影響企業(yè)出口市場選擇的作用機制進行了分析。

（一）模型設(shè)定

首先設(shè)定h 代表中國(即樣本企業(yè)i 的所在地)；位于h 地的企業(yè)i 進行出口決策時，可供企業(yè)選擇的出口目的地為j，且j ∈J ；國外市場是壟斷競爭的；t 時期位于h地的企業(yè)總數(shù)量為N。

（二）需求和可變貿(mào)易成本

假設(shè)企業(yè)在每個國家都面臨著相同的需求，即

q為需求數(shù)量，p為由企業(yè)設(shè)定的產(chǎn)品價格，Y代表企業(yè)在出口市場j 的總支出，P為j 國市場的價格指數(shù)，其旨在衡量企業(yè)在該國市場所面臨的競爭激烈程度。企業(yè)i 面臨著固定的邊際生產(chǎn)成本 w和出口冰山成本，那么企業(yè)出口產(chǎn)品至j 國時的邊際成本可以表示為w。

基于上述設(shè)定，企業(yè)i 在t 時期出口至j 國將獲得收入 r：

進一步，可變貿(mào)易成本對收入的影響可以改寫為

其中，E[·]代表國家-時間層面的條件期望，J代表企業(yè)i 在t 時期進行出口決策時所擁有的信息集。

結(jié)合式(3)和式(4)可對企業(yè)的收入函數(shù)進行改寫，得：

（三）出口固定成本和沉沒成本

除上述可變貿(mào)易成本外，企業(yè)在出口時還將面臨固定成本和沉沒成本。固定成本與企業(yè)的出口歷史和出口經(jīng)驗無關(guān)，主要涉及廣告成本、廣交會的參與成本等。具體而言，固定成本可分解為三部分，用式(7)表示為

其中，c代表具有相同屬性的國家組(如擁有共同的語言的國家)；f代表固定成本的可觀測部分，其具體形式為

為準確識別進口網(wǎng)絡對企業(yè)出口的影響，需要控制其他影響企業(yè)出口決策的因素，而對于企業(yè)層面不可觀測的變量(針對現(xiàn)有數(shù)據(jù)而言)，本文假設(shè) c=c ，即允許企業(yè)在進行出口決策時u是可觀測的。

企業(yè)在出口至新市場時還會面臨沉沒成本，沉沒成本同樣可以分為可觀測部分和不可觀測部分：

擴展引力變量的具體形式為

進口網(wǎng)絡變量為

與Morales 等(2019)以及Roberts 和Tybout(1997)的方法一致，本文模型中企業(yè)的進口網(wǎng)絡僅取決于 t-1 期企業(yè)的進口目的地，同時擴展引力變量僅取決于 t-1 期企業(yè)的出口目的地，即 t-1 之前時期的進出口目的地不影響企業(yè)進入j 國的沉沒成本。該假設(shè)將對樣本企業(yè)進入國際市場產(chǎn)生連續(xù)性要求，故本文將在前期的數(shù)據(jù)處理中對樣本企業(yè)進行連續(xù)性篩選。

（四）出口利潤

基于上述模型設(shè)定，企業(yè)出口至j 國的潛在利潤(靜態(tài))可以表示為

企業(yè)出口至國家束(國家組合)b 的總利潤為

b 代表企業(yè)可能出口的不同國家組合。由于收入和沉沒成本僅依賴于企業(yè) t- 1期的進出口狀態(tài)，所以企業(yè) t- 1期之前的進出口目的地均不對企業(yè)利潤產(chǎn)生影響，即t- 2期的進出口狀態(tài)將直接影響 t- 1期的企業(yè)利潤，但其只能通過影響 t- 1的出口最優(yōu)選擇進而間接影響t 期的企業(yè)利潤。因此，企業(yè)靜態(tài)出口利潤存在一期依賴的特征。

（五）最優(yōu)出口目的地

式(16)的b 籠統(tǒng)代表了企業(yè)可能會出口的國家束，而企業(yè)i 在t 期實際出口的具體國家束可以表示為 o：o= ( d, …, d, …,d)，即企業(yè)在J 個不同國際市場的出口狀態(tài)。同時，企業(yè)選擇的最優(yōu)出口國家束 o所遵循的原則如假設(shè)1 所示。

假設(shè)1：企業(yè)i 在t 期選擇最優(yōu)出口國家束 o時，滿足

上式中B代表企業(yè)出口國家的考慮集，J代表企業(yè)的信息集，E [·] 與此前一致，依然代表期望，且有

其中，為折現(xiàn)因子，o為t 期出口至國家束b 的企業(yè)i 在t + l期可選擇的最優(yōu)出口國家束。

由假設(shè)1 可知，企業(yè)選擇出口國家束的最優(yōu)問題主要涉及三個因素：一是規(guī)劃范圍 L，企業(yè)把總共 L期的總利潤折現(xiàn)為 Π,來解決利潤最大化問題；二是考慮集B(國家束的集合，并非單個國家的集合)，企業(yè)將在B中選擇自身更加偏好的那組國家進行出口；三是信息集J，即企業(yè)在B中選擇國家束以及預測出口至所選擇國家束的潛在利潤時所考慮的變量集合。為準確識別進口網(wǎng)絡對出口沉沒成本的影響，本文將分別在假設(shè)2～4 中對以上三個因素設(shè)定附加限制條件。

假設(shè)2：L≥ 1。該假設(shè)主要考慮企業(yè)在進行出口決策時是具有前瞻性的，當然，不同的企業(yè)可能有不同的規(guī)劃范圍，且可能隨時間而變化，即 L可能并不等于L'(i ≠ i'或者t ≠ t')。

假設(shè)3：信息集 Z?J且 Z僅包含可觀測的信息變量。本文假設(shè) Z向量為企業(yè)信息集J中可以觀測到的部分變量。當然，Z包含的變量越多表明信息假設(shè)越強，Z中的變量不屬于真實信息集J的可能性也就越大，但是在后續(xù)的估計中我們可以利用的信息也會越多?；谝陨峡紤]，向量 Z具體設(shè)定為

由以上兩個式子可知，本文在對 Z施加的假設(shè)中僅要求企業(yè)知曉目標國j 是否與企業(yè)存在網(wǎng)絡關(guān)系，是否與中國及上一期出口的國家之間分享相同的大洲、語言或者相似的人均收入水平，以上信息對出口企業(yè)而言是完全可以獲取的，所以該假設(shè)具有合理性。除上述設(shè)定之外，本文不再對信息集附加其他任何限制。

假設(shè)4：A?B且A已知。本文假定(作者)已知的考慮集A為B的子集，A的具體形式為

（六）參數(shù)和識別方法

根據(jù)上述模型設(shè)定，目前模型中的未知參數(shù)有以下三類：其一，需求彈性h 和折扣因子d，以及式(5)中與出口收入相關(guān)的參數(shù)，定義為

其二，式(8)、式(11)和式(12)中有關(guān)固定成本和沉沒成本的相關(guān)參數(shù)為g

其三，規(guī)劃范圍 L、信息集J、考慮集B，以及出口收入、固定成本、沉沒成本中不可觀測因素的聯(lián)合分布。

如Morales 等(2019)所指出，如果規(guī)劃范圍、信息集和考慮集等元素的具體設(shè)定不正確，則后續(xù)估計會產(chǎn)生嚴重的偏差。進一步考慮到與這些元素有關(guān)的數(shù)據(jù)不足，同時本文將集中于進口網(wǎng)絡和擴展引力參數(shù)的估計，因此僅對以上參數(shù)進行如假設(shè)2～假設(shè)4 所示的較弱限制。

為量化進口網(wǎng)絡和擴展引力在降低出口沉沒成本中的重要性，本文將計算以下參數(shù)向量的置信區(qū)間：

參數(shù)代表當企業(yè)進入國際市場時，由擴展引力變量中的共同邊界因素引起的沉沒成本的相對減少比例；與之相似，、和分別代表由共同大洲、共同語言、相似收入水平所引起的沉沒成本下降的比例；代表由進口網(wǎng)絡所引起的沉沒成本下降的比例。此處估計比值而非的原因主要是計算中全部參數(shù)置信區(qū)間的時間成本過高。

三、基準回歸

（一）數(shù)據(jù)來源和指標構(gòu)建

1. 數(shù)據(jù)來源

本文主要采用2000—2013 年企業(yè)層面數(shù)據(jù)和國家層面數(shù)據(jù)來構(gòu)建相關(guān)指標進行實證檢驗。其中，企業(yè)數(shù)據(jù)主要來源于兩部分，一是中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，二是中國海關(guān)進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，通過將二者匹配合并，我們可以獲取所需的各項企業(yè)數(shù)據(jù)。國家特征數(shù)據(jù)中的GDP 變量來源于世界銀行的WDI(World Development Indicators)，而兩國之間的地理距離、共同語言、共同大洲、共同邊界等變量主要通過CEPII 數(shù)據(jù)庫獲得。此外，本文還從CEPII 網(wǎng)站的BACI 貿(mào)易數(shù)據(jù)庫中獲得了世界各國之間的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)。

在以上數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，本文對樣本數(shù)據(jù)進行了連續(xù)性篩選。連續(xù)性定義為：在樣本期間企業(yè)每年至少出口一個國家(地區(qū))同時至少從一個國家(地區(qū))進口。最終我們得到1623 家企業(yè)在2000—2013 年期間與181 個國家和地區(qū)進行貿(mào)易往來。

2. 指標構(gòu)建

出口狀態(tài)變量：作為本文基準回歸的被解釋變量，d為0-1 虛擬變量，當企業(yè)i 在t 期出口至國家j 時取值為1，否則為0。

進口網(wǎng)絡變量：“ Imp. Net .”為本文核心解釋變量，參照Chaney(2014)對貿(mào)易網(wǎng)絡的定義，我們以企業(yè)潛在出口目標國與該企業(yè)上期進口國家之間的平均距離表示，具體形式為

本文的控制變量主要包括五類變量：(1)引力變量(Gravity)主要包括出口潛在目標國是否與企業(yè)母國之間具有共同邊界(Grav.Border)、共同大洲(Grav.Cont.)、共同語言(Grav.Lang.)以及相似的人均收入水平(Grav.GDPpc)；(2)擴展引力變量(Ext.Gravity)主要包括：與引力變量相對應，擴展引力定義為潛在出口目標國是否與企業(yè)上一期出口國家之間是否存在共同邊界(Ext.Grav.Border)、共同大洲(Ext.Grav.Cont.) 、共同語言(Ext.Grav.Lang.) 以及相似的人均收入水平(Ext.Grav.GDPpc)；(3)預期出口收入變量(Revenue)為企業(yè)i 在t 期出口至j 國預期可獲得的收入，該變量將通過 NLLS 估計結(jié)果獲得；(4)滯后出口狀態(tài)變量( exporting _ m1 )；(5)滯后進口狀態(tài)變量( importing _ m1 )。

（二）典型化事實

在進行基準回歸之前，本文首先計算了不同條件下的市場進入概率，t 期j 國的市場進入概率 P定義為 P=N '/ N,N '≤ N，其中N為 t- 1期未出口到國家j 的企業(yè)數(shù)量，N '為 t- 1期未出口到國家j 而t 期出口至國家j 的企業(yè)數(shù)量。表1 給出了進入概率為樣本期間各國的平均值。

由表1 可得，整體的市場進入概率為3.48%。在不同的條件設(shè)定下，進入概率也有所不同。一方面，當給出的五個條件全部為0 時，市場進入概率只有3.21%；另一方面，五個條件中，進口網(wǎng)絡對市場進入概率的影響介于共同語言變量和共同大洲變量之間，存在進口網(wǎng)絡時，市場進入概率比整體進入概率高出近3 倍；此外，與現(xiàn)有文獻一致，本文涉及的四個擴展引力變量中，共同邊界對市場進入概率的影響更勝一籌。

表1 市場進入概率

表1 的市場進入概率表明，企業(yè)在進入新的國際市場時，不僅受到各項擴展引力變量的影響，而且現(xiàn)存的進口網(wǎng)絡將大大提高企業(yè)的市場進入概率。本文認為可能的影響渠道是進口網(wǎng)絡會降低企業(yè)市場進入的信息搜尋等沉沒成本。

（三）基準回歸

為考察進口網(wǎng)絡對出口市場選擇的影響，本文設(shè)定了如下計量模型進行混合Logit 回歸：

其中，X為企業(yè)層面控制變量，包括企業(yè)員工數(shù)量和員工平均工資；u和 v代表影響出口決策但現(xiàn)有數(shù)據(jù)無法觀測到的因素。具體而言，u代表企業(yè)層面不隨時間變化且對同一 c的所有國家相同的因素；相反，v代表在企業(yè)-國家-年份層面有所變化的因素。基于混合Logit 模型的基準回歸，結(jié)果如表2 所示。

由表2 可知，核心解釋變量估計結(jié)果基本符合本文預期；同時，第(1)列～第(7)列分別加入了不同的控制變量和固定效應。對比各列回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)控制變量和固定效應的改變幾乎不對核心解釋變量的估計結(jié)果產(chǎn)生嚴重影響。

表2 基準回歸結(jié)果

具體來看，進口網(wǎng)絡變量符號為正且高度顯著，表明進口網(wǎng)絡將對企業(yè)的出口決策產(chǎn)生顯著的促進作用，該結(jié)果是符合本文預期的。究其原因，根據(jù)本文對進口網(wǎng)絡的定義，一國與企業(yè)上一期進口國家之間的平均距離越短，企業(yè)可從上一期進口的國家或進口伙伴處獲取出口目標國有益信息的可能性越大，或者說此時企業(yè)與該目標國之間的信息距離越短，那么企業(yè)進入該目標國的信息成本越低，進而出口至該市場的可能性也越大(Chaney，2014)。此外，企業(yè)層面控制變量、引力層面控制變量及擴展引力層面控制變量的估計結(jié)果基本符合預期，囿于篇幅有限，正文中不再展示。

四、參數(shù)估計

（一）條件矩不等式推導

（二）由條件矩不等式推導非條件矩不等式

式(29)中條件矩不等式的兩個條件將使估計過程更加復雜，為便于估計，本文將基于實際和反事實的國家對不同 Z值的基礎(chǔ)上使用多個條件矩不等式推導出非條件矩不等式，如命題2 所示。

命題2：若式(19)、式(30)以及假設(shè)4 成立，給定任意的 Ψ (· )函數(shù)，

可以得到不等式

上式對所有國家對( j , j ')進行了加總：(1) j 為企業(yè)在t 期出口的目的地， j '則相反；(2)所有由 j '替換j 后的國家束均屬于考慮集B的子集A。當對所有國家束求和時，公式(31)中的不等式根據(jù)函數(shù) Ψ (· )進行加權(quán)，Ψ (· )函數(shù)將滿足以下兩個條件：一是該函數(shù)是大于或等于0 的；二是它僅是式(29)所給條件集中變量的函數(shù)。

進一步，如果不對式(31)不等式中實際和可替代的國家對j 和 j '施加足夠的限制，該式將取決于不可觀測固定成本u和可觀測固定成本、沉沒成本參數(shù)向量的全部參數(shù)。如前所述，估計中的全部參數(shù)是非常費時間的。此外，如果估計使用的矩不等式取決于u，那么需要假設(shè)其均值獨立于企業(yè)的信息集J和出口選擇，或者對其分布施加參數(shù)限制，而一旦對u施加的這些假設(shè)不夠準確，將導致估計結(jié)果產(chǎn)生偏差。為解決以上兩個問題，本文將通過對與j 和 Ψ (· )函數(shù)相關(guān)的A施加限制，如命題3。

命題3：若式(19)成立，且

命題3 表明，在對式(19)中的A及式(32)中的 Ψ (· )施加限制后，式(31)中的矩條件將不再取決于影響出口利潤的不可觀測因素，而是僅取決于參數(shù)向量。

下述推論將對本文在估計上下界時所需的不等式集進行定義。

以上工具函數(shù)均為0-1 函數(shù)，即實際和反事實出口目的地滿足括號內(nèi)一系列條件時工具函數(shù)取值為1，否則為0。

與 Ψ(· )和 Ψ(· )相似，Ψ(· )和 Ψ(· )、Ψ(·) 和 Ψ(· )、Ψ(· )和 Ψ(· )將分別在擴展引力中的大洲變量、語言變量、人均收入變量的識別中扮演相同的角色。

工具函數(shù) Ψ(· )和 Ψ(· )則對進口變量降低的沉沒成本比例進行識別，其中，Ψ(· )的第三個條件( Imp.Net.)=1, ( Imp.Net.)=0表示企業(yè)i 在t 期出口時將受益于實際目的地j 的進口網(wǎng)絡，而在反事實目的地 j '則無法受益，Ψ(· )與之相反。此處的進口網(wǎng)絡變量與之前有所不同，在此本文將該連續(xù)變量進行了離散化處理，使其變?yōu)榱?-1 變量。

（三）參數(shù)估計與結(jié)果分析

本文對參數(shù)(, ,?)上下界的估計主要分為兩步：第一步，我們利用出口收入數(shù)據(jù)和矩條件獲得的估計值和擬合值r?；第二步，利用矩不等式和擬合值r?獲取(,?)的置信區(qū)間。相對于使用矩不等式直接估計所有參數(shù)，兩步估計法的優(yōu)勢在于：第一，兩步估計法使用不同的變量來源識別和(識別使用的是出口參與條件下的出口收入數(shù)據(jù)；而識別則使用了國外市場的企業(yè)進入和退出數(shù)據(jù))。如果僅使用不等式估計所有參數(shù)，那么和的識別將完全依賴于我們給收入、固定成本、沉沒成本函數(shù)所施加的限制條件。第二，如果直接使用不等式識別，我們將最終得到的區(qū)間估計而非點估計值。第三，由于計算方面的限制，使用不等式識別將要求我們對其維度施加限制。

1. 第一步

使用出口收入為正的企業(yè)-國家時間層面的出口和影響出口收入的決定性因素數(shù)據(jù)進行估計，具體而言，由式(5)和式(6)推導可得

2. 第二步

①。

3. 估計結(jié)果

根據(jù)前文的模型分析，進口網(wǎng)絡及四個擴展引力變量可能通過降低沉沒成本對企業(yè)出口決策產(chǎn)生影響，參數(shù)、、、、在95%置信區(qū)間的矩不等式估計結(jié)果如表3 所示。

由表3 可知，首先，進口網(wǎng)絡引起的沉沒成本的相對減少范圍大概在10%～19%，與模型分析一致，進口網(wǎng)絡在企業(yè)出口中降低了市場進入過程中的沉沒成本，企業(yè)選擇進入在其進口網(wǎng)絡范圍內(nèi)的國家比進入不在其進口網(wǎng)絡范圍內(nèi)的國家所付出的沉沒出口成本將至少減少10%，最高減少19%；其次，四項擴展引力變量均通過沉沒成本對市場選擇產(chǎn)生影響，相應沉沒成本降低的范圍為：共同邊界在5%～22%，共同大洲在12%～17%，共同語言在10%～17%，相似人均收入水平低于19%。因此，與Morales 等(2019)既有文獻的研究結(jié)論一致，企業(yè)以往出口經(jīng)驗會影響企業(yè)出口市場選擇，但被忽略的進口網(wǎng)絡同樣會通過影響沉沒成本對企業(yè)出口產(chǎn)生影響。圖1 更為清晰地展示了各個變量對企業(yè)出口沉沒成本影響的幅度。

表3 參數(shù)估計結(jié)果

圖1 各參數(shù)的置信區(qū)間

表4 匯報了進口網(wǎng)絡與各項擴展引力變量參數(shù)不同組合的置信區(qū)間。由表4 可知，首先，擴展引力變量中的邊界、大洲等地理變量對出口沉沒成本的影響比語言、人均收入代表的文化和經(jīng)濟變量更勝一籌。同時，進口網(wǎng)絡和語言變量的組合對沉沒成本的影響與地理變量相當。其次，四項擴展引力變量可以降低27%～73%的沉沒成本。最后，進口網(wǎng)絡和出口經(jīng)驗最高將使企業(yè)出口沉沒成本降低90%以上，這將大大促進企業(yè)的出口。

表4 參數(shù)不同組合的估計結(jié)果

五、研究結(jié)論

擴大進口已成為新時代中國外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的重要戰(zhàn)略舉措。既有研究也已證實，進口貿(mào)易對中國經(jīng)濟發(fā)展的方方面面均產(chǎn)生了影響，如經(jīng)濟增長、企業(yè)生產(chǎn)率、出口產(chǎn)品質(zhì)量等。值得注意的是，隨著同時從事進出口活動企業(yè)的增多，進口和出口之間的關(guān)系備受學術(shù)界關(guān)注，但縱觀既有研究成果，鮮有文獻研究自生進口網(wǎng)絡與企業(yè)出口的關(guān)系，也沒有文獻關(guān)注自生進口網(wǎng)絡對企業(yè)出口市場選擇的影響。在我國當前進口和出口并重的貿(mào)易政策下，研究進口網(wǎng)絡與企業(yè)出口市場選擇的關(guān)系對促進我國對外貿(mào)易平衡發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

基于2000—2013 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫，本文系統(tǒng)地考察了進口網(wǎng)絡對企業(yè)出口市場選擇的影響。具體而言，首先，本文在Morales 等(2019)的模型框架基礎(chǔ)上引入了離散化的進口網(wǎng)絡變量，構(gòu)建了基于擴展引力視角下進口網(wǎng)絡與出口市場選擇之間關(guān)系的理論模型。其次，本文通過“簡約式”(reduced form)方法考察了進口網(wǎng)絡對企業(yè)出口市場選擇的影響，研究發(fā)現(xiàn)，一方面，進口網(wǎng)絡會影響企業(yè)的出口市場選擇，即企業(yè)向某國的出口決策不僅受上期從該國進口經(jīng)驗的影響，還會受上期從與該國相近的國家的進口經(jīng)驗的影響；另一方面，潛在目標國與企業(yè)前期進口國之間的平均距離越小，企業(yè)進入該市場的信息搜尋成本越低，從而使得企業(yè)出口至該市場的概率越高。最后，為了考察進口網(wǎng)絡影響企業(yè)出口市場選擇的具體作用機制，本文使用理論模型推導出了矩不等式，然后對相關(guān)參數(shù)進行了結(jié)構(gòu)估計來量化進口網(wǎng)絡對企業(yè)出口沉沒成本的影響，結(jié)果表明，進口網(wǎng)絡使企業(yè)獲取出口國市場的信息更為容易，降低了市場進入的沉沒成本，進而促進了企業(yè)出口，最終企業(yè)更傾向于出口至位于自生進口網(wǎng)絡范圍內(nèi)的目標國市場。

本文的政策含義在于：企業(yè)自生進口網(wǎng)絡可通過信息溢出效應為企業(yè)出口降低市場進入的沉沒成本，故企業(yè)應充分利用自身的進口經(jīng)驗，在進口網(wǎng)絡基礎(chǔ)上拓展新的出口市場，實現(xiàn)出口市場多元化，促進出口穩(wěn)定增長。