孙一平，吴静玲，杨 明

（1.湖北经济学院 工商管理学院，武汉 430205；2.中南财经政法大学 工商管理学院，武汉 430073）

一、引言

中国是传统的农业大国，农产品出口的战略地位越来越重要。一方面，海关贸易数据显示，中国农产品出口额高速增长，2001-2020年农产品出口额由161亿美元增长至760亿美元，年均增长约8.6%，中国农产品贸易额由2001年占全球农产品约3%上升至2020年的8.5%，这表明农产品出口在中国经济发展中扮演着越来越重要的角色。另一方面，中国的农业基础薄弱、现代化水平较低，叠加劳动力成本不断上升等因素，对农产品出口带来了许多不利影响，而近年来出口农产品的安全问题加剧了这一不利影响。因此，对于中国农产品出口持续稳定发展的研究日益成为学术界和政策制定者关注的热点。

传统的国际贸易理论认为贸易关系一旦建立就具有持续性，如要素禀赋理论便认为贸易来源于各国之间要素禀赋的差异，而国家之间的要素禀赋相对而言具有稳定性，因此国际贸易关系也就持续稳定。根据新-新贸易理论，如果一国的贸易严重依赖于产品出口数量的扩张，那么企业应对外部冲击的能力可能变弱并且出口产品的价格可能会下降，这会进一步导致该国贸易条件的恶化；而如果一国的贸易依赖于出口产品的种类和创新，那么国外对该国产品的需求将增多，这也从侧面反映了出口的持续性。现实中，Clerides等（1998）发现出口企业比非出口企业的生产率更高、企业规模更大、支付的员工工资更高、雇佣的技术工人更熟练[1]。而出口行为的一个明显特点是持续性，尽管可能存在生产率或者汇率波动的冲击，但是超过80%的出口企业在下一时期会选择继续出口。大量实证研究把出口持续性归功于进入市场的沉没成本，同时由于长时间市场经验的积累增加了企业的收益，经验丰富的出口商在国外市场上比年轻的出口商获得了更多的福利，从而促使其继续出口。中国是农产品出口大国，那么农产品出口是不是也具有这样的特征呢？其出口决策和出口持续性是通过什么实现的呢？如果一个企业已经选择了出口，那么出口年龄是否与其持续出口有关呢？本文正是基于新-新贸易理论对这些问题展开研究，并且引入差异化产品和不同类型企业分别进行分析，从而为中国农产品的出口决策和出口持续性提供新的解释与经验证据，以便促进经济福利的提升、优化农产品贸易政策及改善农产品贸易条件。

二、文献述评

与本文研究主题密切相关的文献主要包括以下几类：第一类文献是关于出口持续时间及其决定因素的研究；第二类文献是关于出口二元边际和企业生产率的研究；最后一类文献是关于农产品出口的研究，本部分将对这三大类文献进行梳理并做出评价。

（一）出口持续时间与其决定因素的研究

从企业层面看，Ilmakunnas和Nurmi（2010）运用Cloglog模型对芬兰制造业企业进入出口市场的持续性进行研究，结果表明：企业规模、生产率和资本密集度越高的企业会越早进入出口市场并且保持持续出口；对于资本密集度低的小规模企业，外国所有权会显著提高企业进入出口市场的概率；对于资本密集度高的大规模企业，外国所有权会显著降低企业退出出口市场的概率[2]。从产品层面看，Besede和Prusa（2011）使用46个国家的SITC 4位数产品数据对出口持续时间进行研究，结果表明出口持续时间中位数较短，仅为1～2年，并且存在明显的地区差异性[3]；房帅等（2020）利用生存分析模型对100个发展中国家1999-2015年产品层面的出口数据进行实证分析，研究发现FDI能够通过提升出口产品质量延长产品的出口持续时间[4]。从具体的出口持续时间看，Esteve等（2013）发现西班牙企业出口持续时间的中位数仅为2年，其中有将近一半的出口持续时间段在1年之后就结束了[5]。国内关于出口持续时间的研究主要集中于两个方面，一是根据出口持续时间划分的不同分为企业出口持续时间[6]和产品出口持续时间[7]，但这两方面的研究都认为出口时间不长。二是关于出口持续时间的决定因素的研究，张杰等（2009）采用1999-2003年中国本土制造业企业的数据，得出中国的制造业企业存在明显的出口学习效应，并且这种学习效应可能持续3年，而到第4年时对生产率的提升不再明显[8]；易靖韬（2009）采用浙江省企业的面板数据发现沉没成本显著存在，并且进一步研究了企业异质性、沉没成本与技术溢出和企业出口之间的关系[9]；陈勇兵等（2012）则认为企业规模、出口产品的种类、出口经验以及企业的生产率等变量都会影响企业出口持续时间[6]；蒋灵多和陈勇兵（2015）从中国多产品出口企业普遍都是出口持续时间较短的典型化事实出发，发现多产品出口企业的出口行为存在差异，并且企业核心产品的出口持续时间相对于其边缘产品而言更长[10]。此外，现有研究还分别从最低工资[11]、互联网技术[12]、增值税改革[13]等视角出发探究中国企业出口持续时间影响因素。

（二）出口二元边际与生产率的研究

从沉没成本看，钱学锋和熊平（2010）通过分解出口的集约边际和扩展边际，认为沉没成本对出口集约边际和扩展边际有不同的影响[14]；赵伟等（2011）认为企业进入出口市场的沉没成本显著存在，并且出口企业也显示出持续性的特征，规模越大的企业越可能进行出口[15]。从生产率看，邵敏（2012）采用2000-2006年持续经营的工业企业数据进行实证分析，并且按照行业代码将技术水平分成高、中高、中低、低四类，研究发现中国企业在出口后的前两年内将显著提高企业生产率，但之后对生产率影响不再明显[16]；Yi和Wang（2012）结合异质性企业贸易理论和经济地理学，提出大企业出口主要依靠的是生产率优势，而中小企业的出口则是依靠集聚效应获取比较优势[17]；李春顶和尹翔硕（2009）[18]及汤二子等（2011）[19]发现中国出口企业的生产率要低于内销企业，即存在中国出口企业“生产率悖论”问题。从出口二元边际影响因素看，近年来学界主要探究了政府补贴[20]、产业政策[21]、多中心空间结构[22]、企业跳跃距离[23]、企业管理能力[24]等因素的影响。钟腾龙等（2018）还对中国出口二元边际进行多维测算，从企业、产品和市场维度将出口增长动态分别划分为持续、准退出、成功进入、一次进入、探索进入和转换等六个类型[25]。

（三）农产品出口的研究

Liapis（2009）[26]基于Hummels和Klenow（2005）[27]的研究框架，对全球农产品出口的二元边际进行深入分析，发现农产品出口与其他产品出口有着本质的区别，因为农产品本身具有与其他产品不同的特征，例如农产品之间具有较大的替代弹性。并且，根据Chaney（2008）的研究结论，贸易成本对农产品出口二元边际的影响与其他产品不同[28]。因此，农产品出口具有一定的特殊性，目前国内关于此方面的研究在宏观和微观层面都有涉及。从宏观层面看，技术性壁垒[29～30]、金融危机[31]以及中国与贸易伙伴的GDP、地理位置、人口数量[32]等因素都会影响农产品出口，并且中东欧16国市场需求增加是促进中国农产品出口增长最重要的因素[33]。陈俭等（2017）认为无论是整体还是分类农产品的增长均是竞争效应和结构效应共同作用的结果[34]，而刘雪梅和董银果（2019）研究发现性价比即质量除以价格才是中国农产品出口持续稳定增长的真实动力[35]。从微观层面看，陈勇兵等（2012）运用生存分析法分别从目的国特征和产品特征角度讨论农产品贸易持续时间的影响因素[36]；刘雪梅和董银果（2021）研究发现进口国将执行卫生与植物检疫（SPS）措施对中国农产品质量升级和出口增长存在相左的作用方向，技术落后企业较技术前沿企业更容易转移市场，逃避质量升级，出口增长的作用渠道显示扩张式市场转移的贡献远高于质量升级[37]。

以上文献虽然对出口持续时间和企业出口二元边际进行了分析，但是对农产品出口动态的研究较少。鉴于此，本文可能的边际贡献在于：一是拓宽研究视角，本文从中国农产品出口的视角出发，研究企业农产品出口额对于出口年龄的依赖和出口参与的影响因素，在农产品出口方面更具政策针对性；二是深化研究内容，已有文献关于农产品出口作用机制研究较少涉及沉没成本和学习效应，本文进一步考察沉没成本和学习效应在农产品出口中是否存在，并探究差异化产品和不同类型企业异质性的影响。

三、理论分析及研究假设

20世纪80年代初，以Krugman（1980）为代表的学者提出了新贸易理论[38]。随着国际贸易理论的发展，国际贸易研究视角从国家和产业层面深入到微观企业层面，新贸易理论已无法用来解释微观企业层面的贸易问题。Melitz（2003）从企业异质性假设出发建立模型，从微观企业层面说明了为什么有的企业会进行出口而有的企业只在国内进行销售，这使得国际贸易的问题逐渐在异质性企业框架下开展研究，该模型在继承新贸易理论中垄断竞争和规模报酬递增的假设前提之下，放松了对企业同质性的假设，并且将企业生产率纳入模型当中，从微观企业层面出发形成了新-新贸易理论[39]。在本文的研究中，新-新贸易理论在企业层面为研究出口持续时间及其影响因素提供了有力的理论基础。

（一）出口额

在新-新贸易理论的企业异质性假设前提下，生产率较高的企业将会占据更大的市场份额，而生产率较低的企业会因为市场份额的减少被迫退出市场。按照上述规律，长期的市场竞争会使整个产业的生产率水平显著提高。但是因为在封闭的市场环境中，企业的生产率水平往往都比较接近并且趋向于同质化，这就会使上述效果大打折扣，因此只有在开放经济市场条件下整个行业的生产率水平才能得到提升。在开放经济中，生产率高的企业持续进行出口将提高企业的出口经验积累，长时间的出口经验有利于增加企业的收益，从而提升企业的出口额。因此，本文假设出口额随着出口年龄的增长而增加。

Melitz（2003）的模型对高生产率企业从事贸易活动做出了以下结论：高生产率水平的企业具有较低的贸易成本，可以通过竞争的方式进入国际市场，并且依靠自己的生产率优势承担贸易成本和抵御贸易风险，而较低的贸易成本和贸易风险又给企业带来了较高的利润，这使出口额较高的企业生产率也更高[39]。这类企业由于拥有较高的生产率水平带来的竞争优势，可以在贸易活动中扩大出口额，这也就从生产率水平方面为本文所研究的出口额提供了强有力的理论基础。因此，本文假设出口额随着生产率的提升而增加。

综上，本文提出以下研究假设：

H1：出口额随着出口年龄的增长而增加。

H2：出口额随着生产率的提升而增加。

（二）出口参与

Melitz（2003）的模型可以很好地用来解释企业层面的差异，并且说明出口决策与生产率之间的关系[39]。根据该理论模型，企业的异质性主要体现在以下几个方面：企业的生产率水平；企业劳动工人的技能水平；企业的技术水平；企业所生产产品的差异性。在该模型中，将企业的生产率水平划分为高中低三种，其中高生产率水平的企业可以选择既出口又在国内进行销售，而中等生产率水平的企业可以根据自身的条件选择应该出口还是只在国内进行销售，对于低生产率水平的企业只能因为其过高的成本被逐渐淘汰。但李春顶和尹翔硕（2009）[18]及汤二子等（2011）[19]提出中国出口企业的生产率要低于内销企业，即存在中国出口企业的“生产率悖论”现象，这主要是因为在中国进出口贸易类型中，加工贸易份额较高且扮演着重要角色，而加工贸易企业的生产率较低。因此，本文假设中国农产品企业出口参与的可能性随生产率的提升而降低。

Baldwin（1988）[40]、Baldwin和Krugman（1989）[41]以及Dixit（1989）[42]等经典理论文献都认为企业进入出口市场需要支付一定的成本，例如建立营销渠道、市场信息收集等所需要的成本，这种成本被认为是沉没成本，因此他们认为企业的出口将呈现出明显的年龄依赖。Baldwin（1988）[40]、Dixit（1989）[42]阐述了沉没成本与出口滞后现象之间的关系，并且提出了沉没成本与出口行为关系的基本理论模型。Roberts和Tybout（1997）则基于企业利润最大化视角，提出了一个关于出口决策的动态模型，并且实证研究表明沉没成本是促使企业持续出口的一个重要因素，而在此之后大多数的实证研究都是基于这些模型使用不同国家的微观企业数据进行分析[43]。因此，本文假设企业出口参与的可能性随沉没成本的增多而增加。

综上，本文提出以下研究假设：

H3：出口参与的可能性随生产率的提升而降低。

H4：出口参与的可能性随沉没成本的增多而增加。

四、研究设计

（一）数据说明与处理

本文采用2000-2006年中国工业企业数据库①和中国海关贸易统计（CCTS）的企业层面出口交易数据。中国工业企业数据库是企业层面的原始数据，数据信息量巨大，每个企业都涵盖了100多个财务会计变量。而中国海关数据库的主要变量包括企业名称、企业代码、HS8位产品代码、产品类型、进出口产品值、进出口目的地、进出口产品数量和金额以及交易方式等。

借鉴谢千里等（2008）[44]及张杰等（2009）[8]的做法，对工业企业数据库进行以下处理：删除统计中有明显错误的样本；剔除员工人数小于8的企业；对相关变量存在缺失的情况进行处理。对于海关数据库的产品分类，采用Rauch（1999）[45]的方法，根据产品价格的公开程度将产品分成三类：（1）在有组织的商品交易所交易的产品；（2）商品价格会定期在某个专业贸易出版物上发布的产品；（3）不可归类的差异化产品。最后根据海关4位数水平的HS编码对产品进行分类，并且生成虚拟变量D（Differentiated products）和虚拟变量H（Homogeneous products）：如果HS编码符合（1）和（2），那么定义H=1，否则H=0；如果HS编码符合（3），那么定义D=1，否则D=0。可以发现的是，一个出口企业既可能只出口一类产品，也可能同时出口两类产品，本文仅仅考虑出口差异化农产品的影响。需要注意的是HS编码在2002年发生过改变，因此对2002年前后的海关数据库进行了统一处理。按照HS2分位编码的分类，保留了HS编码的前两位为01-24以及52的数据，即农产品的出口数据作为本文的研究对象。

（二）计量模型与变量说明

根据前文分析，借鉴赵伟等（2011）的做法[15]，分别采用出口额和出口状态作为被解释变量，同时为了保证估计的准确性，引入相应控制变量。首先，企业生产率是企业异质性最显著的特征之一，采用企业的全要素生产率作为解释变量进行研究；其次，企业进入出口市场的沉没成本取决于前一期的出口状态（EXP_1），因此采用其回归系数的显著性来判断沉没成本是否存在；最后，企业规模、实收资本和人力资源等也是影响企业出口决策和出口额的重要因素，因此本文建立以下两个计量模型：

出口额依赖于出口年龄假设的计量模型：其中，被解释变量是EX，表示企业的出口额，采用对数形式表示，下标i、j和t分别表示企业、行业和年份。核心解释变量是企业出口年龄和全要素生产率。Ai,t=k表示企业出口年龄是否为k，采用虚拟变量的形式表示；TFP表示企业全要素生产率，采用对数形式表示；AGE表示企业出口年龄。控制变量为企业规模、实收资本和人力资源等，企业规模是体现企业异质性的一个重要特征，因此控制企业规模这个变量非常有必要。此外，考虑到企业所属省份和所有制对于企业出口行为的影响，因此也在模型中加入相应的虚拟变量。最后，加入是否出口差异性农产品的虚拟变量D_dummy。

出口参与的计量模型：

其中，EX_dummy表示企业是否出口的虚拟变量，主要解释变量是滞后一期的出口状态，用其显著性来确定是否存在沉没成本。TFP表示企业全要素生产率；EXi,t=k表示之前k期都出口，k取值为2-4；D_dummy表示是否出口差异化农产品虚拟变量，X表示一系列控制变量，主要包括企业规模、实收资本和人力资源等，同时也加入了国有企业（SEO）和所属省份的虚拟变量，表1显示了研究所需要变量的说明。

表1 研究变量与说明

全要素生产率（TFP）。对于企业全要素的测算，本文主要采用Levinsohn和Petrin（2003）提出的半参数的估计方法，将中间投入作为TFP的代理变量，以最大程度地减少样本量的损失，并且由于中间投入的调整成本较少，其更能完全地反映生产率的变化[46]。

企业规模（SIZE）。企业规模一般用企业员工数或销售额来表示，本文采用的是工业数据库中企业年末统计从业人员年平均人数作为测量企业规模的指标。一般地，较大规模的企业更可能在生产上实现规模经济，在市场上占据更大的份额，也更加容易支付得起进入出口市场所需要的沉没成本，并且规模越大的企业更可能出口差异化和多样性的产品，这有利于企业出口活动的稳定性，企业规模越大企业也就越可能选择出口，本文的回归模型中采用的是从业人员数量的对数形式。

实收资本（CAPITAL）。企业实收资本是企业经营能力的一项重要指标，实收资本越多，企业经营能力越强，也越有能力抵御国际市场上的贸易风险，由此可见实收资本越大的企业则越可能进行出口，本文的回归模型中采用的是实收资本的对数形式。

人力资源（AWAGE）。本文采用员工的人均工资作为人力资源的代理变量，人均工资既可以体现企业从业人员的收入状况，也可以从一定程度上反映企业员工的工作积极性。本文采用企业数据库中企业的应付工资、应付福利和年末从业人员总数三项指标来计算员工的人均工资，其计算公式为：人均工资=（应付工资+应付福利）/年末从业人员总数，并且回归模型中采用的是人均工资的对数形式。

国有企业（SEO）。企业的所有权结构会影响其出口参与的意愿，Cole等（2010）认为国有企业的出口意愿可能较低[47]，而外资企业可以更好地利用外方的信息和渠道资源出口[17]。为此，本文构造了国有企业（SEO）虚拟变量，以此来说明企业的不同所有权属性影响的差异性。

企业出口年龄（AGE）。这里的出口年龄指的是企业的而不是产品层面的出口年龄，依赖于出口年龄的假设指出企业出口年龄越长则越可能出口并且出口额越高，这是本文研究的重点。本文选取的样本为2000-2006年为期7年的时间，因此生成的企业出口年龄最大为7。

沉没成本（EXP_1）。企业进入出口市场所需支付的固定沉没成本取决于之前一期的出口状态。采用EXP_1系数的显著性和大小作为沉没成本的测度，本文预期EXP_1会对出口决策产生显著的正向影响，沉没成本是否存在也是本文研究的重点问题。

（三）描述性统计

本文使用的是2000-2006年的微观企业层面的数据，这一期间内存在企业的新生和退出，表2列出了计量模型中主要使用变量的描述性统计。统计数据显示，企业年龄的范围为1-7，这说明样本中既存在只出口1年的企业，也包括7年都出口的企业。

表2 主要变量的描述性统计

五、实证结果分析

这一部分显示了实证分析的结果。首先验证了出口额依赖于出口年龄与生产率的假设。被解释变量是出口额，这个估计结果强烈地支持了假设H1，即出口年龄越长则企业的出口额越大。接下来估计了出口参与的回归方程，结果显示沉没成本是显著存在的，之前两期的出口经验对于当期的出口选择起到至关重要的作用，支持了假设H4，并且出口差异化产品的企业与出口其他产品的企业呈现出不同的特征。同时本文发现，就全样本而言，企业全要素生产率对于出口额有显著的正影响，而对于出口参与却有显著的负效应，验证了假设H2和H3。

（一）出口额的回归结果

在关于出口额方程的回归中，采用LP方法计算出来的TFP作为解释变量进行回归，同时加入企业规模、实收资本和人力资源等控制变量。表3显示了出口额依赖于出口年龄假设的回归结果，这部分回归的被解释变量是企业的出口额，并且出口额采用的是对数形式。

表3 依赖于出口年龄假设的回归结果

在模型（1）中，采用出口年龄3-7年（出口年龄最大为7年）作为解释变量，同时控制了企业规模、实收资本、人力资源以及是否国有进行回归。通过回归结果发现：age3-7的系数在1%的统计水平上都是显著的，并且系数随着出口年龄的增长而变大，这意味着出口经验对于出口额的影响随着出口时间的增加是在累计的。即出口年龄越大，企业出口额就会越多。在模型（2）中，采用企业出口年龄age作为解释变量，发现出口年龄age的系数为正，并且在1%的统计水平上显著，这说明企业出口年龄与出口额正相关。在模型（3）中，采用企业年龄的对数形式并且控制所属省份虚拟变量，出口年龄对数的回归系数仍然在1%的水平上显著为正，这也进一步验证出口额依赖于企业出口年龄的假设，使结果更加稳健。在模型（4）中，引入是否出口差异化产品（D）进行回归，可以发现D的回归系数为正，并且在1%的统计水平上显著，这说明差异化农产品的出口可以促进企业的出口额增加。同时，LP方法计算的全要素成产率TFP系数约为1.364，并且在1%的统计水平上显著，这说明全要素生产率越高的企业出口额越大。同时，可以发现企业规模、实收资本和人力资源与企业的出口额之间存在正向的关系，而是否国有虚拟变量的系数为负且显著。回归的结果也都具有稳健性，与前文的预期相符。

（二）出口参与的回归结果

本部分采用Probit模型估计出口参与的回归方程，被解释变量企业的出口参与状态（出口取1，否则取0）采用数据库中企业的出口交货值是否为零来衡量。而在解释变量中加入滞后2、3、4期是否出口的虚拟变量，EXP_N表示之前N年都出口，同时加入企业规模、实收资本和人力资源等控制变量。由表4的回归结果可以得出：滞后1期的出口状态EXP_1的系数约为0.85，并且在1%的统计水平上显著，说明农产品出口的沉没成本显著存在，这与Bernard和Jensen（1999、2004）[48～49]及Roberts和Tybout（1997）[43]的结论保持一致。同时模型（2）的回归结果显示之前时期的持续出口将会增加现在的出口概率，EXP_2的估计系数为正，并且在5%的统计水平上显著，这意味着出口的边际效应在1-2年是存在的，而EXP_3和EXP_4的估计系数不显著，这说明学习效应存在于前两年，到第三年这种影响就不存在了。一方面，企业规模与企业出口概率正相关，且结果也相当稳健性，这与Bernard和Jensen（1999、2004）[48～49]的结论一致。另一方面，企业全要素生产率的回归系数都显著为负，说明生产率越高的企业出口的可能性越小，这也在一定程度上验证了中国出口企业“生产率悖论”现象的存在。但是企业人力资源对于企业出口决策没有显著影响，这与本文的预期结果不符合，但与赵伟等（2011）[15]的结论相符。在模型（3）和模型（4）分别加入差异化农产品和差异化农产品与滞后1期的出口状态EXP_1的交互项，回归系数均为正，并且在1%水平上显著，说明出口差异化农产品的企业更可能选择出口。

表4 出口参与的回归结果

表4 出口参与的回归结果（续）

六、稳健性检验

在本部分，对出口额依赖于出口年龄假设和出口参与的回归结果进行稳健性检验，并且使用两阶段最小二乘法（2SLS）处理内生性问题，得到更加稳健有效的回归结果。

由之前的分析可以发现，出口额和解释变量、控制变量之间可能存在“互为因果”的关系，即内生性问题。企业的生产率提升，其出口额随之增加，反过来出口额的增加也会提高企业利润率和生产率，则生产率不是一个单纯的外生变量，基准回归得到的是有偏估计结果。鉴于此，需要找到适合的计量方法来处理面板数据的内生性问题。因为本文使用了2000-2006年为期7年的数据，时间跨度长，因此采用两阶段最小二乘法（2SLS）来进行工具变量的回归估计，以便克服内生性给回归估计带来的偏误。在这部分的实证过程中，采用解释变量和控制变量的滞后一期作为工具变量，以克服可能存在的内生性问题。如表5所示，分别采用了企业全要素生产率、企业规模、实收资本和人力资源滞后一期作为工具变量，使用两阶段最小二乘法（2SLS）进行回归，回归结果与基准回归和稳健性检验都保持一致。依赖于出口年龄的出口额假设仍然成立，企业出口年龄越长出口额越大，生产率越高的企业倾向于出口越多的农产品。同时，出口差异化农产品有助于提升企业的出口额。由两阶段最小二乘法（2SLS）的回归结果可知，出口额随着出口年龄的增长而增加这一结果是稳健的，进一步说明假设H1是成立的。

表5 两阶段最小二乘法（2SLS）的回归结果

表5 两阶段最小二乘法（2SLS）的回归结果（续）

七、进一步研究分析

根据前文基准回归结果，出口年龄越长则企业的出口额越大，具有之前两期的出口经验的企业在当期更倾向于出口，并且出口差异化产品的企业与出口其他产品的企业呈现出不同的特征，除此之外，出口年龄和出口经验对其他不同类型的企业是否会呈现不同的结果呢？自改革开放以来，大量的境外资本不断涌入中国内地市场，这给中国企业所有制结构带来许多新鲜的血液，而考虑到中国的出口企业所有制结构复杂②，这些不同的所有制结构可能在本文的研究结论中存在异质性。此外，由于中国地域辽阔，在地理位置上可以根据经济发展特点和要素禀赋的差异性划分为东部、中部和西部三大类型的经济地区③，而不同地区的自然环境和要素禀赋差异性巨大，在资源配置自由流动和长期经济发展大环境的驱动下，所处不同地区的农产品企业其出口决策和出口额的影响因素也不尽相同。鉴于此，本文根据所有制类型和企业所属地区（根据省份划分不同地区）分别探究其异质性影响④。

（一）所有制类型

本文将企业所有制分为国有企业、民营企业和外资企业，以便对企业出口行为进行分析，不同所有制企业出口额对于出口年龄的依赖也不尽相同。根据这三个子样本出口额依赖于出口年龄假设的回归结果，可以发现：就民营企业和外资企业而言，age2-6的系数均显著为正，并且回归系数随着出口年龄的增长而呈现上升趋势，这意味着出口经验对于出口额的影响随着出口时间的增加在累计，出口年龄越大企业出口农产品就会越多；而国有企业却没有呈现出相同的特征，国有企业出口年龄age2-7的回归系数呈现出不稳定的状态，并且age的回归系数显著为负。差异化农产品的存在也并没有使国有企业的出口额得到显著提升。

根据不同所有制企业出口参与的回归结果可以发现，在所有的回归中滞后1期的出口状态EXP_1系数都为正且在1%的统计水平上显著，说明在农产品出口中沉没成本总是存在的，这与基准回归结果保持一致。但是生产率的估计系数却呈现出不同的特征：外资企业子样本中生产率的估计系数显著为负，而国有企业和民营企业子样本中生产率的估计系数不再显著，这说明生产率在农产品出口的影响中对外资企业出口决策的影响大。这是因为国有企业与民营企业生产率较为稳定，而外资企业多从事加工贸易，其出口决策受生产率的影响更加明显。同时分别加入差异化农产品（D）和差异化农产品与滞后1期的出口状态EXP_1的交互项，对于民营企业和外资企业来说D和交互项的回归系数在1%水平上显著为正，而国有企业差异化产品交互项的系数却不再显著。这是因为国有企业同质化农产品较多，而民营企业与外资企业可以通过异质性农产品在出口市场上竞争。

由不同所有制企业的实证结果可以明显看出国有企业、民营企业和外资企业在出口额依赖出口年龄和出口参与中都表现出不同的特征。从数据上看，农产品出口企业中外资企业最多，民营企业次之，而国有企业最少。且国有企业无论是在出口额还是出口参与的回归中，企业全要素生产率的回归系数都不显著，说明国有企业的出口表现较为稳定，这是由于国有企业的出口行为和决策可能会受政府政策的影响，企业缺少自主决策能力。另外，国有企业的管理模式较为传统，使得国有企业在出口贸易中受国内政策的影响较大，这也给出口带来一定的阻碍。而民营企业和外资企业的出口额严重依赖于出口年龄，这是因为外资企业与民营企业出口决策是经过严格考虑的结果，由于存在沉没成本，其一旦出口就会形成依赖，并且它们将在出口市场上不断进行学习，从而使出口额不断提升。同时，国有企业的差异化产品并不能显著提升企业的出口额和出口参与，这主要是因为国有企业规模较大，所出口的产品较为稳定，出口额根据国家政策的变动而变动，而不仅仅依赖于出口年龄和差异化产品的出口。

（二）企业所属地区

根据不同地区企业出口额依赖于出口年龄假设的回归结果，可以发现就西部地区企业而言，全要素生产率对于出口额和出口决策的影响都很小；就东部地区企业而言，age2-7的系数显著为正，并且系数随着出口年龄的增长而变大，这意味着出口经验对于出口额的影响随着出口时间的增加在累计，出口年龄越大的企业出口农产品就会越多，而中西部地区企业却没有表现出相同的特点，出口额对于出口年龄的依赖并不明显；西部地区企业差异化产品对于出口参与的影响没有东中部地区明显。

根据不同地区企业出口参与的回归结果，可以发现对于西部地区而言，生产率对出口额和出口参与的影响都是不显著的，并且差异化农产品对于出口参与也没有显著的促进作用。就出口贸易而言，中国大部分的出口贸易都集中在东部沿海地区，东部地区大量的贸易活动给企业带来了丰富的经验。相对于其他地区而言，东部地区企业出口农产品时间长、生产率高，出口额强烈依赖于出口年龄。而中西部地区大多数都是内陆省份，受地方保护主义政策影响较为严重，对外开放性较差，使得贸易活动受到阻碍，并且运输条件差，相对于东部地区而言在贸易中处于不利地位。

八、研究结论及政策建议

（一）研究结论

本文在新-新贸易理论的基础上，研究出口额与出口年龄，出口决策与沉没成本、生产率之间的关系，同时进一步分析了差异化产品与不同类型企业在出口表现中的异质性特征。基于丰富的中国工业企业数据库和海关数据库中的农产品出口匹配数据，本文引入差异化产品的概念考察沉没成本和学习效应对于农产品出口额和出口决策的影响。并基于异质性企业的模型，通过全要素生产率不同的测算方式，对出口额依赖于出口年龄和出口参与的影响因素进行实证分析，且通过两阶段最小二乘法（2SLS）解决了内生性问题，本文的主要结论为：（1）采用LP方法测算的企业全要素生产率都对企业出口决策具有显著的负影响，这说明中国农产品出口企业同样存在“生产率悖论”现象，而这种现象产生的原因一方面可能是因为加工贸易的存在，另一方面可能是因为在中国具有较高TFP的企业并不一定就能真正获得较高的利润，从而也不一定选择出口；而生产率对于企业农产品出口额具有显著的正影响，这说明生产率越高的企业一旦选择出口，那么其出口额就会越来越大。（2）企业出口额强烈地依赖于出口年龄，并且出口决策受到之前两期出口状态的影响，之前两期都出口的企业本期更可能出口，而之前三期的出口状态对于本期出口状态没有显著的影响，这也说明了出口学习效应存在两年，到第三年就消失了。（3）尽管企业所有制和所属地区有所不同，但农产品出口企业进入出口市场的沉没成本的确显著存在，这也是为什么农产品企业能够持续出口的一个重要原因。（4）差异化产品在出口依赖中表现出特有的性质，就全样本而言出口差异化农产品的企业更倾向于出口并且出口规模会更大。（5）不同所有制类型和所属地区对依赖于出口年龄的出口额检验和出口决策影响不一样，出口差异化农产品能够显著提升企业出口的概率。就企业所有制来看，国有企业的生产率和出口年龄较民营企业和外资企业而言对出口额的提升不明显，并且国有企业的差异化产品对于出口决策的影响也不明显。就所属地区来看，中西部地区较东部地区而言出口份额依赖于出口年龄的假设不明显，并且西部地区企业的生产率对于出口额的影响很小，而中西部地区生产率对于出口决策的影响也不明显，西部地区企业的差异化农产品并不能促进企业出口概率。同时，农产品企业的生产率、企业规模、资本存量和人力资源因素都与企业出口额正向相关，并且中国企业出口“生产率悖论”现象在农产品企业也是显著存在的。一方面，沉没成本和学习效应是影响企业出口额和出口参与的两个重要因素；另一方面，生产经营差异化农产品也对中国农产品企业具有重要的意义。从微观层面上讲，中国的农产品出口贸易状况较为复杂，并且在动态的发展过程中不断调整，许多贸易关系结束的同时也伴随着新的贸易关系的建立。

（二）对策建议

根据本文的实证结果，从以下方面提出了对策建议：（1）宏观政府层面。首先，政府应建立和完善相关农产品出口的信息平台和风险预警机制，及时反馈目的国农产品相关政策制度，降低农产品企业的出口固定成本和风险，促进农产品出口业务发展。其次，政府应立足农产品供给侧结构性改革，鼓励引进先进农业生产设备及高新技术，提升国内农产品企业生产率，进一步带动农产品企业出口。最后，需要进一步提升中西部地区对外开放程度，中西部地区农产品出口具有很大的潜力，故今后应大力提升西部地区的开放程度和扩大与周边国家的联系，提升西部地区农产品出口企业的竞争力。（2）微观企业层面。首先，企业需要积极提升出口学习效应，在参与国际市场竞争的同时，依靠出口更为有效地获取目的国农产品的市场信息，并积极学习先进的技术和管理经验，灵活调整出口业务。其次，企业需要加强管理能力，特别是要大力提高国有出口企业的管理能力和灵活性，从整体上改善农产品出口状况，实现贸易平稳可持续发展的目标。（3）微观产品层面。提升农产品出口的差异化水平和多样性，将有助于企业进入国际市场并且提升其在出口市场上的竞争力和抵抗风险的能力，促进农产品出口持续稳定的发展。

注释：

①由于2006年后的数据库中本文研究所需的关键指标缺失，也对本文的研究结果产生了不利的影响，因此本文确定使用中国工业企业数据库2000-2006年的数据进行研究。

②根据工业库的注册代码所得，国有企业代码：110，141，151；民营企业代码：171，172，173，174；外资企业代码：310，320，330，340，200，210，220，230，240。

③根据工业库所属地区代码所得，东部地区：北京（11），天津（12），河北（13），辽宁（21），上海（31），江苏（32），浙江（33），福建（35），山东（37），广东（44）和海南（46）共11个省（市）；中部地区：山西（14），内蒙古（15），吉林（22），黑龙江（23），安徽（34），江西（36），河南（41），湖北（42），湖南（43），广西（45）共10个省（自治区）；西部地区：重庆（50），四川（51），贵州（52），云南（53），西藏（54），陕西（61），甘肃（62），青海（63），宁夏（64），新疆（65）共10个省（市、自治区）。

④由于篇幅限制，本文未报告进一步研究分析具体结果，有需要的读者可联系作者索取。