市場進(jìn)入中的“跟隨者”及其出口延遲時(shí)間：一個(gè)微觀證據(jù)

綦建紅 劉 慧 趙 勇

一、引 言

近年來，隨著以Melitz(2003)為代表的異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論的興起，基于微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的出口行為研究不斷涌現(xiàn)，創(chuàng)新性地解釋了為什么有些企業(yè)會(huì)選擇出口(Chaney，2008；Hallak and Sivadasan，2013)、企業(yè)以何種模式進(jìn)入國外市場(Antras，2003；Helpman et al.，2004)、企業(yè)將產(chǎn)品出口至何地(Schmeiser，2012)、企業(yè)出口數(shù)量如何決定(Brooks，2006；Lawless and Whelan，2014)等一系列現(xiàn)象。這些研究不僅豐富和發(fā)展了傳統(tǒng)的國際貿(mào)易理論，而且從不同角度對(duì)企業(yè)的出口行為做出了詮釋。

然而令人遺憾的是，以上研究均建立在傳統(tǒng)的凈現(xiàn)值(NPV)理論基礎(chǔ)上，認(rèn)為只要企業(yè)生產(chǎn)率等異質(zhì)性特征確保出口項(xiàng)目的收益大于進(jìn)入成本，企業(yè)就會(huì)進(jìn)行出口。但是，該方法忽略了企業(yè)出口決策中的四個(gè)重要事實(shí)：一是出口的進(jìn)入成本是不可逆的；二是出口的未來收益是不確定的；三是出口的時(shí)機(jī)是可延遲的；四是出口企業(yè)之間存在競爭性的策略互動(dòng)(Dixit and Pindyck，1994；Albornoz et al.，2012；Naude et al.，2013；Wagner and Zahler，2015)。在以上客觀事實(shí)存在的情況下，基于NPV 的企業(yè)出口決策的正確性是值得商榷與深思的。這是因?yàn)?，一方面，企業(yè)通過充當(dāng)跟隨者，延遲出口時(shí)機(jī)，可以有效降低出口進(jìn)入成本與減少不確定性，進(jìn)而獲得一定的延遲收益，NPV 法顯然忽略了出口延遲給企業(yè)帶來的這種額外收益；另一方面，在國際市場競爭日益激烈的情況下，選擇充當(dāng)跟隨者的企業(yè)，必須直面其他企業(yè)搶先進(jìn)入市場的風(fēng)險(xiǎn)，且這種風(fēng)險(xiǎn)會(huì)在一定程度上侵蝕延遲出口的收益。因此，企業(yè)最終是否充當(dāng)跟隨者是這兩種力量之間權(quán)衡與博弈的結(jié)果，而這種選擇的正確與否又直接關(guān)乎企業(yè)出口成敗(Naude and Rossouw，2010)。從這個(gè)意義上講，企業(yè)出口決策不僅包括是否出口、出口什么、出口多少、出口何地等內(nèi)容，還應(yīng)當(dāng)涵蓋“開拓還是跟隨”的出口時(shí)機(jī)抉擇，而這恰恰是異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論所忽略的重要內(nèi)容。

值得慶幸的是，近年來越來越多的學(xué)者開始關(guān)注企業(yè)出口的時(shí)機(jī)抉擇問題，他們發(fā)現(xiàn)，在許多新興國家，部分企業(yè)即使具備將新產(chǎn)品出口至新市場的能力，仍會(huì)選擇延遲策略，直至觀察到其他企業(yè)出口后，才會(huì)充當(dāng)跟隨者進(jìn)行模仿與出口。例如，Iacovone 和Javorcik(2010)利用墨西哥1995—2003 年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，致力于新產(chǎn)品發(fā)現(xiàn)、充當(dāng)出口開拓者的企業(yè)總數(shù)為1,587 家，而選擇充當(dāng)跟隨者的企業(yè)有5,607 家。無獨(dú)有偶，Wagner 和Zahler(2015)采用智利1995—2006 年的企業(yè)數(shù)據(jù)也發(fā)現(xiàn)，在295 種新產(chǎn)品中，345 家企業(yè)參與了新產(chǎn)品的出口，共涉及產(chǎn)品-企業(yè)觀測(cè)值444 個(gè)，其中開拓者的觀測(cè)個(gè)數(shù)為136，跟隨者的觀測(cè)個(gè)數(shù)為308。本文以中國2001—2009 年有助于提升出口擴(kuò)展邊際的工業(yè)企業(yè)為例，發(fā)現(xiàn)共有32,954 家企業(yè)參與了22,150 種新的產(chǎn)品市場組合出口，同時(shí)在形成的124,420 個(gè)產(chǎn)品-市場-企業(yè)樣本數(shù)據(jù)中，跟隨者樣本占比高達(dá)80%,，反映出跟隨者在中國出口中的重要作用。

進(jìn)一步反觀現(xiàn)實(shí)，擴(kuò)展邊際對(duì)一國出口的可持續(xù)性增長具有重要作用(Bernard et al.，2009)，而企業(yè)在新產(chǎn)品、新市場中的出口跟隨與延遲行為，顯然會(huì)在一定程度上抑制擴(kuò)展邊際的增長(Hausmann and Rodrik，2003)。特別之于中國而言，近年來出口增長之所以呈現(xiàn)令人憂慮的波動(dòng)態(tài)勢(shì)，其原因之一在于出口增長過度依賴深度邊際，而非擴(kuò)展邊際(錢學(xué)峰和熊平，2010；施炳展，2010)。因此，研究我國哪些企業(yè)會(huì)選擇充當(dāng)跟隨者以及如何選擇出口延遲時(shí)間，不僅有助于理論上拓展異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論，增強(qiáng)對(duì)現(xiàn)實(shí)的解釋力與預(yù)見力，而且也有助于提升擴(kuò)展邊際，促進(jìn)我國在“經(jīng)濟(jì)新常態(tài)”下出口的可持續(xù)增長。

二、文獻(xiàn)回顧

學(xué)術(shù)界對(duì)跟隨者的研究最早源于產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)和管理學(xué)的結(jié)合，其核心內(nèi)容是從后發(fā)優(yōu)勢(shì)角度闡述企業(yè)在進(jìn)入市場時(shí)為何選擇成為跟隨者。隨著異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論的興起，國際貿(mào)易學(xué)領(lǐng)域?qū)Υ速x予了更為深刻的經(jīng)濟(jì)學(xué)內(nèi)涵。

在國際貿(mào)易領(lǐng)域，學(xué)者們認(rèn)為出口跟隨者的后發(fā)優(yōu)勢(shì)在于出口延遲中獲得的延遲收益，且這種延遲收益主要源于開拓者的溢出效應(yīng)。正如Hausmann 和Rodrik(2003)所指出的，一國貿(mào)易中具有比較優(yōu)勢(shì)的新產(chǎn)品“發(fā)現(xiàn)”需要支付一定的成本，而開拓者的經(jīng)驗(yàn)?zāi)苡行д故境隹谑袌觯瑥亩鵀橥袠I(yè)其他企業(yè)的出口決策提供有益的借鑒。因此，基于“發(fā)現(xiàn)”成本和開拓者溢出效應(yīng)的存在，企業(yè)會(huì)傾向于充當(dāng)跟隨者，等待其他企業(yè)出口后通過模仿來獲得收益。這種溢出效應(yīng)具體體現(xiàn)在：其一，有助于降低進(jìn)入成本。跟隨者可以從開拓者出口新產(chǎn)品、進(jìn)入新市場的過程中獲取經(jīng)驗(yàn)，并使得企業(yè)的市場進(jìn)入成本隨著出口經(jīng)驗(yàn)的增加而降低，進(jìn)而提高企業(yè)進(jìn)入新市場的成功率(Sheard，2014)。其二，有助于消除出口不確定性。跟隨者可以利用延遲時(shí)間觀察開拓者的行為，既可迅速獲得產(chǎn)品價(jià)格、是否獲利等產(chǎn)品信息，又可獲得更多有效的市場需求信息，從而消除出口的不確定性(Nguyen，2012；Wagner and Zahler，2015)。其三，有助于提高企業(yè)生產(chǎn)率。跟隨者在出口經(jīng)驗(yàn)中獲得的溢出效應(yīng)還包括在“干中學(xué)”中得到的生產(chǎn)率提高，因此跟隨者的出口延遲也是一種為出口行為“精心準(zhǔn)備”的過程(Naude et al.，2013)。正是基于這種延遲收益或溢出效應(yīng)的存在，學(xué)者們認(rèn)為，在出口市場進(jìn)入中，選擇延遲策略而充當(dāng)跟隨者的企業(yè)會(huì)占據(jù)較大比重。例如，Wagner 和Zahler(2015)發(fā)現(xiàn)在智利的新產(chǎn)品出口中，跟隨者占比為 69%,，而 Iacovone 和Javorcik(2010)發(fā)現(xiàn)這一比例在墨西哥新產(chǎn)品出口中達(dá)到了72%,。

然而，在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)生活中，究竟哪些企業(yè)會(huì)采取出口延遲策略而充當(dāng)跟隨者呢？Wagner 和Zahler(2015)認(rèn)為，大規(guī)模企業(yè)的經(jīng)營范圍較為廣泛，在出口時(shí)面臨著不同的產(chǎn)品選擇，因此不僅要承擔(dān)新產(chǎn)品出口的進(jìn)入成本，還要承擔(dān)不同產(chǎn)品之間的選擇成本，換言之，較之產(chǎn)品品種相對(duì)單一的小規(guī)模企業(yè)來說，大規(guī)模企業(yè)出口的進(jìn)入成本較高，通過延遲降低進(jìn)入成本的必要性和積極性較大，因此充當(dāng)跟隨者是大規(guī)模企業(yè)的最優(yōu)出口選擇。Sheard(2014)則從企業(yè)生產(chǎn)率角度進(jìn)行考察，認(rèn)為跟隨者可以通過學(xué)習(xí)開拓者的經(jīng)驗(yàn)獲得溢出效應(yīng)，降低出口的進(jìn)入成本和不確定性，但高生產(chǎn)率企業(yè)對(duì)學(xué)習(xí)效應(yīng)的敏感度低于低效率企業(yè)，因此在其他條件相同的情況下，低生產(chǎn)率企業(yè)會(huì)鑒于較大的溢出效應(yīng)和延遲收益而充當(dāng)跟隨者。Artopoulos 等(2013)以阿根廷汽艇、電視節(jié)目、葡萄酒、木制家具四種新興產(chǎn)業(yè)為例，發(fā)現(xiàn)與開拓者相比，行業(yè)跟隨者的海外市場經(jīng)驗(yàn)與知識(shí)較為匱乏。對(duì)出口經(jīng)驗(yàn)匱乏者而言，通過跟隨出口了解海外市場、降低出口不確定性的重要意義尤為突出?？v觀以上文獻(xiàn)，學(xué)者們多是從企業(yè)微觀角度來探尋出口企業(yè)充當(dāng)跟隨者的影響因素。值得注意的是，僅僅停留在企業(yè)微觀層面是不夠的，東道國宏觀環(huán)境(如經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況、經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)等)亦會(huì)從不同角度對(duì)企業(yè)的出口延遲收益產(chǎn)生影響，故本文擬將企業(yè)微觀因素和東道國宏觀因素相結(jié)合，綜合考察決定出口企業(yè)是否跟隨、何時(shí)跟隨的影響因素。

盡管對(duì)跟隨者出口延遲的研究文獻(xiàn)豐富了異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論，拓寬了企業(yè)出口行為的研究，但目前仍處于起步階段，具有進(jìn)一步提升的廣闊空間：其一，從研究對(duì)象來看，現(xiàn)有文獻(xiàn)不同程度地關(guān)注了墨西哥、智利、哥倫比亞等新興國家，但是中國作為世界第一貿(mào)易大國和典型的新興國家，其相關(guān)研究尚為空白。其二，從研究內(nèi)容來看，現(xiàn)有文獻(xiàn)多以企業(yè)為基本單位進(jìn)行研究，但在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)生活中，多產(chǎn)品、多市場出口企業(yè)占比較高(Goldberg et al.，2010)，而同一企業(yè)在不同產(chǎn)品、不同市場中出口次序的選擇是不同的。換言之，將企業(yè)視為一個(gè)整體，會(huì)忽視不同產(chǎn)品和市場的特征。其三，從研究深度來看，出口企業(yè)的市場進(jìn)入決策，不僅僅包括是否充當(dāng)跟隨者的角色定位，還包括跟隨者延遲時(shí)間的選擇等，且這些決策在不同所有權(quán)類型企業(yè)中很可能呈現(xiàn)出明顯的差異?；诖?，本文將研究對(duì)象轉(zhuǎn)向我國出口型工業(yè)企業(yè)，沿著擴(kuò)展邊際視角來考察我國哪些企業(yè)在“新的產(chǎn)品-市場組合”(以下簡稱“新組合”)出口中會(huì)選擇充當(dāng)跟隨者，以及如何決定出口延遲時(shí)間。

三、典型化事實(shí)

（一）數(shù)據(jù)整理與篩選

本文采用2000—2009 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫的匹配數(shù)據(jù)，基于出口擴(kuò)展邊際的視角，按照產(chǎn)品-市場-企業(yè)維度對(duì)出口新組合的企業(yè)進(jìn)行數(shù)據(jù)整理與篩選。

第一步，數(shù)據(jù)庫合并。本文按照企業(yè)代碼，將2000—2009 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中2,580,499 條企業(yè)觀測(cè)數(shù)據(jù)整理為面板數(shù)據(jù)，然后按照企業(yè)名稱的序貫識(shí)別法與中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行合并，以期獲得囊括企業(yè)基本信息(資產(chǎn)、所有者權(quán)益、勞動(dòng)人數(shù)等)與出口產(chǎn)品信息(出口產(chǎn)品編碼、貿(mào)易方式等)在內(nèi)的全面數(shù)據(jù)，共得到觀測(cè)數(shù)據(jù)1,012,733 條。

第二步，定義我國所出口的“新的產(chǎn)品-市場組合”。本文選擇1996—2000 年中國出口到世界各國的HS-6 產(chǎn)品數(shù)據(jù)作為參照，與2001—2009 年中國出口到世界各國的HS-6 產(chǎn)品數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)比①相關(guān)數(shù)據(jù)均來源于UN Comtrade 數(shù)據(jù)庫。，篩選出中國對(duì)世界出口的新組合。

需要說明的是：(1)根據(jù)Morales 等(2014)的分解方法，一國的出口擴(kuò)展邊際可分解為舊產(chǎn)品舊市場的新組合、舊產(chǎn)品出口到新市場、新產(chǎn)品至舊市場、新產(chǎn)品出口到新市場四個(gè)組成部分。本文“新的產(chǎn)品市場組合”包含了上述全部四種情形，反映了我國出口擴(kuò)展邊際提升的全部可能性。(2)鑒于本文考慮滯后一期的企業(yè)和宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)進(jìn)入次序選擇的影響，故刪除2000 年的相關(guān)新組合數(shù)據(jù)。(3)鑒于商品名稱及編碼協(xié)調(diào)制度(Harmonized System)先后于1996 年、2002 年、2007 年、2012 年對(duì)部分產(chǎn)品編碼進(jìn)行了更新，因此為獲得一致的產(chǎn)品編碼，本文將各年的貿(mào)易產(chǎn)品編碼統(tǒng)一調(diào)整為HS1992。(4)為保證數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，本文將1996—2000 年間任一年出口的產(chǎn)品-市場組合視為舊組合，而將在2001—2009 年間至少出口兩年的產(chǎn)品-市場組合視為新組合。

第三步，定義跟隨者和延遲時(shí)間。將上述新組合與合并數(shù)據(jù)庫進(jìn)行匹配，獲得新組合出口企業(yè)的全面信息。同時(shí)定義在第一年進(jìn)行新組合出口的企業(yè)為開拓者，而在隨后年份出口的為跟隨者；將跟隨者的出口延遲時(shí)間定義為跟隨者出口與開拓者出口的時(shí)間差。據(jù)此，共得到新的產(chǎn)品市場組合22,150 個(gè)，涉及產(chǎn)品3,547 種，國家126 個(gè)，企業(yè)32,954 家，產(chǎn)品-市場-企業(yè)樣本量共計(jì)124,420 個(gè)。

（二）跟隨者的整體描述

表1 的統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，在參與新組合出口的32,954 家企業(yè)中，充當(dāng)出口開拓者的企業(yè)共10981 家，相應(yīng)地，2002—2009 年間，跟隨者整體數(shù)量計(jì)29,198 家；在124,420個(gè)觀測(cè)樣本中，跟隨者觀測(cè)樣本98,367 個(gè)，占比高達(dá)79%,，可見跟隨者在中國新組合出口中扮演了舉足輕重的角色。

表1 新組合出口概況

從各年的變化趨勢(shì)看，新組合個(gè)數(shù)逐年減少，這可能源于本文將出口兩年以上作為定義新組合的前提，故隨著時(shí)間的推移，滿足該條件的組合數(shù)會(huì)不斷減少；與之相對(duì)應(yīng)，出口新組合的開拓者個(gè)數(shù)與觀測(cè)樣本數(shù)也隨之減少。但是，與之形成鮮明對(duì)比的是，各年的跟隨者個(gè)數(shù)大幅增加，從2002 年的992 家激增至2009 年的10,086 家，這既得益于新組合數(shù)的增加，也得益于開拓者溢出效應(yīng)的存在，促使大量企業(yè)加入到新組合出口的行列中，并共同導(dǎo)致跟隨者個(gè)數(shù)及觀測(cè)樣本占比逐年增加的現(xiàn)實(shí)。

（三）跟隨者的所有權(quán)類型

表2 從企業(yè)所有權(quán)類型角度對(duì)跟隨者進(jìn)行了初步描述，反映了不同所有權(quán)類型企業(yè)在全部跟隨者中的觀測(cè)值占比、出口活躍度和各類型企業(yè)中的跟隨者占比情況。

表2 跟隨者的所有權(quán)類型分布

在所有跟隨者中，三資企業(yè)占比最多，其次是私營企業(yè)，而國有與集體企業(yè)占比最少。產(chǎn)生這種差異的來源有兩個(gè)：一是各類型企業(yè)在新組合出口中的活躍情況。根據(jù)表2，三資企業(yè)在新組合出口企業(yè)中占據(jù)了半壁江山。在124,420 個(gè)產(chǎn)品-市場-企業(yè)觀測(cè)數(shù)據(jù)中，其占比高達(dá)46.46%,，高于其他類型企業(yè)。究其原因，三資企業(yè)與國外市場聯(lián)系密切，在新組合出口中面臨的不確定性最小，因此更傾向于充當(dāng)新組合出口的開拓者。與此同時(shí)，私營企業(yè)由于具有較強(qiáng)的憂患和自主創(chuàng)新意識(shí)，管理機(jī)制較為靈活(陳勇兵等，2012)，參與新組合出口的積極性也較高。國有與集體企業(yè)僅占15.18%,，說明長期以來，該類企業(yè)的創(chuàng)新意識(shí)不足，進(jìn)行投資、生產(chǎn)與出口時(shí)更傾向于選擇低風(fēng)險(xiǎn)的成熟產(chǎn)品，新組合出口的積極性不高。二是各類型企業(yè)中跟隨者所占比重的差異。從表2 來看，高達(dá)87.33%,的私營企業(yè)會(huì)選擇充當(dāng)跟隨者，明顯高于三資企業(yè)(76.98%,)和國有與集體企業(yè)(68.08%,)。這是因?yàn)?，囿于較弱的風(fēng)險(xiǎn)控制能力和較為嚴(yán)苛的資金約束，私營企業(yè)通過跟隨降低進(jìn)入成本與減少出口不確定性的必要性最高。與之相比，三資企業(yè)基于對(duì)海外市場較高的熟識(shí)度，其延遲收益較私營企業(yè)有所降低，致使跟隨者比重也有所下降；國有與集體企業(yè)中跟隨者占比最少，意味著盡管該類企業(yè)出口新組合的積極性不高，但雄厚的資金實(shí)力和完善的銷售渠道確保其有能力處理出口中的各類風(fēng)險(xiǎn)與不確定性，故其借助充當(dāng)跟隨者獲得延遲收益的動(dòng)機(jī)最弱(Luo et al.，2010)。

（四）跟隨者的出口延遲時(shí)間

一旦企業(yè)決定在某些新組合中采取延遲策略而充當(dāng)跟隨者，那么接踵而至的問題便是：跟隨者如何選擇出口延遲時(shí)間——是在開拓者出口后立即跟隨還是在開拓者出口幾年后再進(jìn)行跟隨？仔細(xì)觀察跟隨者的出口時(shí)間，會(huì)發(fā)現(xiàn)跟隨者對(duì)出口延遲時(shí)間的選擇呈現(xiàn)較大差異，12.87%,的跟隨者樣本會(huì)在開拓者出口1 年后出口，14.48%,和15.67%,的樣本會(huì)分別在開拓者出口2 年和3 年后進(jìn)行跟隨，還有4.38%,的樣本會(huì)在開拓者出口8 年后再跟隨。本文擬通過繪制Kaplan-Meier 生存函數(shù)圖對(duì)跟隨者延遲時(shí)間進(jìn)行更為直觀的分析，如圖1 所示。

圖1 跟隨者延遲時(shí)間的生存函數(shù)圖

圖1(上)刻畫了全部跟隨企業(yè)延遲時(shí)間分布情況，可以看出，生存曲線呈下降趨勢(shì)，意味著隨著延遲時(shí)間的延長，企業(yè)繼續(xù)延遲的概率在不斷減小。圖1(下)則展示了不同所有權(quán)類型企業(yè)的生存分析結(jié)果，可以看出國有與集體企業(yè)的生存曲線位于三資企業(yè)的下方，而私營企業(yè)的生存曲線位于最上方，這意味著從總體來看，國有與集體跟隨企業(yè)的出口延遲時(shí)間最短，而私營企業(yè)的出口延遲時(shí)間最長。究其原因，國有與集體企業(yè)由于較大的市場影響力和規(guī)模，具有良好的信息獲取網(wǎng)絡(luò)，對(duì)開拓者溢出效應(yīng)的獲取能力較高，所以相較于其他類型企業(yè)，他們可以通過較短的時(shí)間獲取延遲收益，從而導(dǎo)致其延遲時(shí)間較短。在三資企業(yè)與私營企業(yè)中，三資企業(yè)對(duì)海外市場較為熟悉，所以其依靠延遲獲取溢出效應(yīng)、減少出口不確定的必要性小于私營企業(yè)，故其延遲時(shí)間短于私營企業(yè)。

四、誰在跟隨

為了首先回答在新組合出口中，究竟哪些企業(yè)會(huì)傾向于選擇充當(dāng)跟隨者這一問題，本文擬對(duì)影響企業(yè)跟隨行為的微觀與宏觀因素進(jìn)行全樣本基本回歸，并在此基礎(chǔ)上對(duì)不同所有權(quán)類型的企業(yè)進(jìn)行分組檢驗(yàn)。

（一）模型選擇

為了考察出口企業(yè)在每一種新組合出口中是充當(dāng)跟隨者還是開拓者，本文將采用二值選擇模型(Binary Choice Model)來分析影響出口企業(yè)進(jìn)入次序選擇的決定因素。

其中，P ( fol lower = 1|x)代表在出口新組合(p - m)的所有企業(yè)中，i 企業(yè)充當(dāng)跟隨者而非開拓者的概率，X 代表企業(yè)(i)微觀層面的解釋變量，Z 代表東道國市場(m)宏觀層面的解釋變量，μt、μr、μp和 μm分別為時(shí)間、企業(yè)所有權(quán)類型、產(chǎn)品種類與東道國固定效應(yīng)，ε 表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（二）變量描述

1. 被解釋變量

由于本文考察的是哪些企業(yè)傾向于充當(dāng)出口跟隨者而非開拓者，故被解釋變量( f ollowerpmi,t)被設(shè)定為二值離散變量(1 和0)。在新組合(p - m)出口中，企業(yè)若充當(dāng)跟隨者則取值為1，若充當(dāng)開拓者則取值為0。

2. 解釋變量

本文試圖從企業(yè)微觀特征與東道國宏觀環(huán)境兩個(gè)層面予以考察，同時(shí)為解決變量間的內(nèi)生性問題，將所有解釋變量①除非特別說明，本文的企業(yè)微觀解釋變量均來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，宏觀經(jīng)濟(jì)變量來源于世界銀行。的滯后一期值代入模型進(jìn)行回歸。

(1) 企業(yè)規(guī)模( ln TApmi,t-1)：選擇企業(yè) t- 1期的資產(chǎn)值來反映規(guī)模，單位為千人民幣。

(2) 企業(yè)生產(chǎn)率( T FPpmi,t-1)：由企業(yè)的全要素生產(chǎn)率來衡量，并由索洛余額法計(jì)算

(3) 企業(yè)出口經(jīng)驗(yàn)( E xppmi,t-1)：采用企業(yè)出口量占總銷售量的比重進(jìn)行衡量，指標(biāo)值越大，說明企業(yè)的出口經(jīng)驗(yàn)越豐富，對(duì)新組合出口中不確定性的把控能力越強(qiáng)，則企業(yè)放棄開拓而充當(dāng)跟隨者的積極性越低。

(4) 企業(yè)信貸約束( C recpmi,t-1)：本文參照Greenaway 等(2007)，采用企業(yè)杠桿率(流動(dòng)負(fù)債與流動(dòng)資產(chǎn)的比值)衡量企業(yè)面臨的信貸約束，且該值越大，企業(yè)面臨的信貸約束越嚴(yán)重。毋容置疑，企業(yè)出口需要資金支持，但與跟隨者相比，開拓者在新組合出口中還需支付額外的開拓成本(Besedes et al.，2014)，因此信貸約束大的企業(yè)，融資難度高，越傾向充當(dāng)出口跟隨者以避免更多的成本支付。

(5) 企業(yè)面臨的競爭度( H HIpmi,t-1)：本文采用赫芬達(dá)爾-赫爾曼指數(shù)(HHI)來衡量企業(yè)的競爭度。該指數(shù)越小，意味著市場集中度越小，企業(yè)面臨的市場競爭度越高。基于資源獲取、市場進(jìn)入等的擁擠效應(yīng)，高強(qiáng)度競爭對(duì)企業(yè)延遲收益的侵蝕作用較大，會(huì)挫傷企業(yè)在出口中充當(dāng)跟隨者的積極性。

(6) 東道國經(jīng)濟(jì)增長率( G rowthm,t-1)：將東道國 t- 1期的GDP 增長率引入模型，反映東道國對(duì)出口企業(yè)的吸引力。

(7) 東道國人均GDP( ln G DPpm,t-1)：將東道國人均GDP 水平的對(duì)數(shù)引入模型，衡量該國居民的消費(fèi)能力。該變量越大，東道國居民的消費(fèi)能力越高，則出口企業(yè)在該國的市場前景越好，作為跟隨者延遲進(jìn)入該國的概率水平越低。

(8) 東道國人口規(guī)模( ln P opm,t-1)：一般而言，東道國人口規(guī)模越小，市場規(guī)模相應(yīng)越小，競爭對(duì)手進(jìn)入對(duì)跟隨者延遲收益的侵蝕作用越大，則企業(yè)充當(dāng)跟隨者的概率會(huì)相應(yīng)減小。

(9) 東道國經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)( E riskm,t-1)：采用國家經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)年度指標(biāo)加以度量，數(shù)據(jù)來源于“國際國別風(fēng)險(xiǎn)指南”(International Country Risk Guide)。通常而言，一國經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)越大，企業(yè)對(duì)該國出口的不確定性越大，企業(yè)通過延遲獲得的溢出效應(yīng)和延遲收益也越大，從而越傾向于充當(dāng)跟隨者。

(10) 東道國關(guān)稅( T ariffm,t-1)：鑒于本文的考察對(duì)象為出口工業(yè)企業(yè)，故僅采用東道國制造業(yè)產(chǎn)品的關(guān)稅作為該國關(guān)稅水平的衡量標(biāo)準(zhǔn)。東道國的稅負(fù)越高，企業(yè)對(duì)該國出口的成本越大，會(huì)促使企業(yè)在新組合出口中通過充當(dāng)跟隨者降低出口成本，提高出口收益。

(11) 東道國進(jìn)入成本( ln en trym,t-1)：在面對(duì)進(jìn)入成本較高的東道國時(shí)，出口企業(yè)獲取溢出效應(yīng)、降低進(jìn)入成本的意愿比較強(qiáng)烈，會(huì)傾向于充當(dāng)跟隨者。本文參考以往文獻(xiàn)(Djankov et al.，2011；Bernard et al.，2014)，采用全球營商數(shù)據(jù)庫(Doing Business Database)對(duì)東道國的進(jìn)入成本進(jìn)行衡量。該數(shù)據(jù)提供了東道國進(jìn)口成本的三種衡量指標(biāo)，即進(jìn)口所需程序數(shù)( X1)、進(jìn)口所需時(shí)間( X2)和進(jìn)口成本( X3)。鑒于這三個(gè)指標(biāo)具有很強(qiáng)的相關(guān)性，故借鑒Bernard 等(2014)的方法，采用主成分分析法對(duì)以上變量進(jìn)行處理，生成進(jìn)入成本的最終衡量指標(biāo)為：

此外，本文通過測(cè)算Spearman 相關(guān)系數(shù)排除了變量間存在嚴(yán)重多重共線性的可能。同時(shí)，為減弱變量的異方差性，企業(yè)規(guī)模、東道國人均GDP、東道國人口和進(jìn)入成本變量皆以對(duì)數(shù)形式引入模型，各變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表3。

（三）基本回歸結(jié)果

本文在采用二值選擇模型中的Pobit 回歸時(shí)，為解決數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，對(duì)標(biāo)準(zhǔn)差的估計(jì)均采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差(Robust Standard Error)，基本回歸結(jié)果見表4。

表4 中，回歸(I)僅加入了企業(yè)微觀特征變量，回歸(II)則在(I)的基礎(chǔ)上加入了東道國宏觀變量。隨著變量的加入，模型的整體回歸效果得到了提高，意味著企業(yè)自身特征與東道國宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境會(huì)共同影響企業(yè)充當(dāng)跟隨者的概率。下文以回歸(II)為例，對(duì)基本結(jié)果進(jìn)行解讀。

表3 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

在企業(yè)微觀層面，規(guī)模變量在1%,的水平上顯著為負(fù)，且企業(yè)規(guī)模每提高1%,，其充當(dāng)跟隨者的概率會(huì)降低4.5%,。這一結(jié)論與Wagner 和Zahler(2015)的研究結(jié)果相悖。究其原因，雖然大規(guī)模企業(yè)在出口中需支付產(chǎn)品選擇成本，但大規(guī)模也意味著該企業(yè)擁有較強(qiáng)的生產(chǎn)盈利能力和市場占有能力，并足以抵消額外的選擇成本；同時(shí)大規(guī)模企業(yè)還擁有雄厚的資金和經(jīng)濟(jì)實(shí)力，面對(duì)新市場不確定性時(shí)的抵抗能力強(qiáng)。因此，該類企業(yè)在出口中通過延遲獲得的延遲收益較小，從而降低了其充當(dāng)跟隨者的概率。與此同時(shí)，企業(yè)生產(chǎn)率的系數(shù)亦為負(fù)，這是因?yàn)槠髽I(yè)的新組合出口需支付較高的進(jìn)入成本，只有生產(chǎn)率較高的企業(yè)才能克服該成本，在海外市場成功獲利。從這個(gè)角度講，高生產(chǎn)率企業(yè)傾向于充當(dāng)開拓者，而低生產(chǎn)率企業(yè)只能作為跟隨者，利用延遲時(shí)間在“干中學(xué)”中提升生產(chǎn)率(Naude et al.，2013)。根據(jù)表4 的邊際效應(yīng)結(jié)果，生產(chǎn)率對(duì)企業(yè)充當(dāng)跟隨者的影響明顯大于企業(yè)規(guī)模，可見生產(chǎn)率異質(zhì)性在企業(yè)出口次序決策中發(fā)揮了更為重要的作用，與異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論的核心觀點(diǎn)相吻合。

在以往文獻(xiàn)中，企業(yè)信貸約束并非被普遍采用的解釋變量之一，但實(shí)際上，融資難易程度會(huì)直接影響企業(yè)是開拓還是跟隨的選擇。本文的實(shí)證結(jié)果就發(fā)現(xiàn)，信貸約束變量的系數(shù)顯著為正，說明信貸約束大的企業(yè)在新組合出口中更傾向充當(dāng)跟隨者。這是因?yàn)椋阂环矫?，企業(yè)出口新組合時(shí)需要支付進(jìn)入成本(Melitz，2003；Morales et al.，2014)，因而需要大量資金支持，而企業(yè)融資難度越大，新組合出口所面臨的資金約束越大，這將嚴(yán)重制約企業(yè)的出口能力(Besedes et al.，2014)。特別值得一提的是，新組合出口的開拓者在不熟悉東道國市場的情況下，其沉沒性進(jìn)入成本會(huì)更高，所以信貸約束大的企業(yè)會(huì)盡量避免充當(dāng)開拓者而傾向于充當(dāng)跟隨者，利用出口延遲降低進(jìn)入成本和減少不確定性。另一方面，新組合的生產(chǎn)與出口是企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)之一，需要研發(fā)資金、技術(shù)等的支持。已有研究表明，企業(yè)的信貸約束與其創(chuàng)新傾向呈反向關(guān)系(Bonte and Nielen，2011)，即當(dāng)企業(yè)面臨嚴(yán)重信貸約束時(shí)，出口新組合的能力與動(dòng)力不足，傾向于充當(dāng)跟隨者。

表4 基本回歸結(jié)果

出口經(jīng)驗(yàn)對(duì)企業(yè)充當(dāng)跟隨者的選擇產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，這表明企業(yè)通過以往出口經(jīng)驗(yàn)提高了對(duì)海外市場的熟識(shí)度，增強(qiáng)了對(duì)海外市場的把控能力，在此情形下，企業(yè)通過延遲來減少新組合出口不確定性的動(dòng)力較小，進(jìn)而促使企業(yè)降低充當(dāng)跟隨者的概率，這與Artopoulos 等(2013)的結(jié)論不謀而合。此外，企業(yè)面臨的競爭性變量的系數(shù)為正，意味著該指標(biāo)越小，企業(yè)所在市場競爭程度越高，其在出口中充當(dāng)跟隨者的概率越低，與預(yù)期結(jié)果相符。這進(jìn)一步表明，企業(yè)所在市場競爭越激烈，基于資源利用、市場占領(lǐng)等方面的擁擠效應(yīng)越明顯，競爭對(duì)跟隨者延遲收益的侵蝕作用越大，企業(yè)越不傾向于充當(dāng)跟隨者。

在東道國宏觀層面，結(jié)果顯示較高的經(jīng)濟(jì)增速能夠有效抑制出口企業(yè)充當(dāng)跟隨者的意愿。具體來說，東道國較高的經(jīng)濟(jì)增速往往伴隨著消費(fèi)者購買需求的提高以及對(duì)該市場出口風(fēng)險(xiǎn)的降低，此時(shí)出口企業(yè)為減少不確定性而充當(dāng)跟隨者的動(dòng)機(jī)減弱。與之不同的是，東道國人均收入水平的系數(shù)為正，意味著中國出口企業(yè)充當(dāng)跟隨者的概率隨著東道國人均收入的增加而提高，這與本文的預(yù)期不符?？赡艿脑蚴?，中國對(duì)世界出口的產(chǎn)品多屬于技術(shù)水平和附加值較低的加工產(chǎn)品和低質(zhì)量產(chǎn)品，而在人均收入國家較高的國家，消費(fèi)者雖具有強(qiáng)烈的消費(fèi)意愿，但多偏好技術(shù)含量高、質(zhì)量好的產(chǎn)品。所以，中國企業(yè)在對(duì)此類國家出口時(shí)采取延遲策略，不僅能通過觀察開拓者的出口獲取東道國對(duì)產(chǎn)品的需求，也能利用延遲時(shí)間調(diào)整產(chǎn)品質(zhì)量等，使其更適應(yīng)東道國消費(fèi)者的需求。

東道國人口規(guī)模系數(shù)為正，說明東道國的人口規(guī)模越小，其潛在的消費(fèi)基礎(chǔ)越小，擁擠效應(yīng)越大，這對(duì)出口企業(yè)在市場進(jìn)入時(shí)充當(dāng)跟隨者的延遲收益具有較大的侵蝕作用，進(jìn)而降低了其充當(dāng)跟隨者的概率。與此同時(shí)，東道國經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)越高，企業(yè)放棄開拓而充當(dāng)跟隨者的概率就越大。究其原因，一國經(jīng)濟(jì)的不穩(wěn)定會(huì)增大企業(yè)對(duì)該國出口的風(fēng)險(xiǎn)，跟隨者通過延遲出口、減少不確定性來獲取收益便愈加彰顯。此外，較高的關(guān)稅水平與進(jìn)入成本皆會(huì)增大企業(yè)的出口成本，進(jìn)而侵蝕其出口收益，此時(shí)企業(yè)會(huì)采取更加謹(jǐn)慎的態(tài)度，利用延遲降低成本，提高出口收益。

（四）基于企業(yè)所有權(quán)類型的分組檢驗(yàn)

鑒于不同所有權(quán)類型企業(yè)在充當(dāng)跟隨者比重方面呈現(xiàn)的顯著差異，本文擬以企業(yè)所有權(quán)類型為基礎(chǔ)進(jìn)行分組檢驗(yàn)，以期更為準(zhǔn)確地剖析不同類型企業(yè)差異性表現(xiàn)的深層次原因，結(jié)果見表5 所示。

在企業(yè)微觀變量中，企業(yè)規(guī)模在三資企業(yè)與私營企業(yè)中的系數(shù)為負(fù)，這與全樣本回歸結(jié)果一致，但在國有與集體企業(yè)中，該變量顯著為正，意味著大規(guī)模企業(yè)在新組合出口中傾向于充當(dāng)跟隨者。究其原因，國有與集體企業(yè)獨(dú)特的經(jīng)濟(jì)背景使其在市場中面臨的競爭較小，特別是大規(guī)模企業(yè)在占據(jù)較大國內(nèi)市場的情況下，開拓海外市場的迫切性和積極性不高，所以越是規(guī)模大的企業(yè)，在出口中越傾向于進(jìn)行延遲充當(dāng)跟隨者。與此同時(shí)，企業(yè)生產(chǎn)率與信貸約束變量在國有與集體企業(yè)中并不顯著，這與我國的實(shí)際情況相吻合。一方面，長期以來，國有與集體企業(yè)對(duì)政府和國家補(bǔ)貼的依賴使其生產(chǎn)率的市場作用機(jī)制受到抑制；另一方面，得益于國家和政府支持，國有與集體企業(yè)在我國面臨的信貸約束較小(Park and Sehrt，2001；Jarreau and Porrcet，2014)，進(jìn)而使該變量對(duì)企業(yè)次序選擇的影響作用沒有得以彰顯。

在東道國宏觀變量中，各變量在國有與集體企業(yè)中皆不顯著，即東道國經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)其充當(dāng)跟隨者的影響沒有得到顯現(xiàn)。究其原因，其一，國有與集體企業(yè)在國內(nèi)市場面臨著與其他類型企業(yè)迥然不同的市場和經(jīng)濟(jì)環(huán)境，政府扶持使其在政策和資金方面享有巨大的優(yōu)勢(shì)，并在國內(nèi)市場中占據(jù)無可比擬的壟斷地位，從而賦予國有與集體企業(yè)足夠的空間來對(duì)抗海外市場的不利因素(Luo et al.，2010；Amighini et al.，2013)；其二，國有與集體企業(yè)和政府之間的密切關(guān)系，使該類企業(yè)的管理者有信心在遇到各種經(jīng)濟(jì)問題時(shí)獲得政府幫助，進(jìn)而使其低估了海外風(fēng)險(xiǎn)的影響(Cui and Jiang，2012)。在這種情況下，東道國的經(jīng)濟(jì)增速、經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)等直接影響出口延遲收益的宏觀經(jīng)濟(jì)變量便不再顯著；在三資企業(yè)中，東道國經(jīng)濟(jì)增速、經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)、關(guān)稅以及進(jìn)入成本變量亦不顯著，這可能源于三資企業(yè)的海外背景，使其對(duì)國際市場需求與風(fēng)險(xiǎn)的把控能力較強(qiáng)，進(jìn)而使這些宏觀變量的影響沒有得到彰顯。與此同時(shí)，基于較高的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度，經(jīng)濟(jì)增

速、經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)等宏觀變量對(duì)私營企業(yè)充當(dāng)出口跟隨者的概率呈現(xiàn)出顯著的影響作用(Ramasmy et al.，2012；Wei et al.，2015)。

表5 不同所有權(quán)類型下的分組檢驗(yàn)

五、何時(shí)跟隨

在詮釋“誰在跟隨”之后，接下來需要回答“何時(shí)跟隨”，即企業(yè)一旦選擇成為跟隨者，是會(huì)在開拓者出口后立即跟隨，還是會(huì)在開拓者出口幾年后在進(jìn)行跟隨。對(duì)此，本文擬利用Cox 比例風(fēng)險(xiǎn)模型探究跟隨者出口延遲時(shí)間的決定因素，在此基礎(chǔ)上，同樣根據(jù)企業(yè)所有權(quán)類型，分析與對(duì)比各因素對(duì)不同類型跟隨者延遲時(shí)間的影響作用。

Cox(1972)建立的比例風(fēng)險(xiǎn)模型是分析解釋變量(x′)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)率( λ (ti))影響的一種方法，模型設(shè)定為：

值得注意的是：第一，本文將企業(yè)的出口延遲時(shí)間，即跟隨者與開拓者的出口時(shí)間差作為模型的時(shí)間測(cè)量變量；將跟隨者的市場進(jìn)入作為“失敗”識(shí)別變量，并以此生成模型的被解釋變量 λ (ti)，用以表示跟隨者在第t 年市場進(jìn)入的概率。第二，除了選取與上文相同的解釋變量外，開拓者在此組合上的出口增長率( Piongpm)亦會(huì)影響跟隨者的延遲時(shí)間。一般來說，開拓者的出口增長越快，表示東道國對(duì)此產(chǎn)品的需求越大，會(huì)促使跟隨者縮短延遲時(shí)間盡早進(jìn)入。同時(shí)，開拓者的出口增速大，也說明其在東道國的市場占有率提高，基于擁擠效應(yīng)的存在，跟隨者必須盡早進(jìn)入，占據(jù)剩下的市場份額。第三，Cox 回歸報(bào)告中的風(fēng)險(xiǎn)比(Haz.Ratio)代表“失敗”發(fā)生率相對(duì)基準(zhǔn)風(fēng)險(xiǎn)率的比例變化( λ (t )λ0)。該值大于1，說明隨著解釋變量的增大，跟隨者的延遲時(shí)間會(huì)縮短；該值小于1，說明跟隨者的延遲時(shí)間會(huì)隨著解釋變量的增加而延長。

表6 的回歸結(jié)果表明，跟隨者的規(guī)模越大、生產(chǎn)率越高、信貸約束越小、出口經(jīng)驗(yàn)越豐富以及面臨的競爭壓力越大，企業(yè)的延遲時(shí)間越短；東道國的經(jīng)濟(jì)增長率、人均收入越高以及市場規(guī)模、經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)越小，跟隨者也會(huì)選擇縮短延遲時(shí)間，盡早跟隨開拓者進(jìn)入國外市場。與此同時(shí)，開拓者出口增長率的系數(shù)為正，風(fēng)險(xiǎn)比 exp ( β )為1.174,2，說明開拓者對(duì)該組合的出口增長率越大，跟隨者越傾向于縮短延遲時(shí)間。究其原因，如前文所述，一方面，跟隨者延遲收益的重要來源是開拓者的信息溢出效應(yīng)，而開拓者出口量的增加恰恰向跟隨者傳遞了一種積極的訊息，即東道國對(duì)該產(chǎn)品的需求較大、產(chǎn)品出口可獲利等，故跟隨者在獲取有利信息后會(huì)選擇盡早進(jìn)入市場；另一方面，開拓者出口增長率越大，代表其在東道國的市場占有率增速越高，而在市場規(guī)模一定的情況下，基于擁擠效應(yīng)，跟隨者必須選擇盡早進(jìn)入，以免喪失在東道國最后的市場份額。

為進(jìn)一步反映跟隨者出口延遲時(shí)間在不同所有權(quán)企業(yè)中的差異，本文利用生存模型對(duì)不同類型跟隨企業(yè)出口延遲時(shí)間的影響因素進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6 所示。

表6 生存模型回歸結(jié)果

根據(jù)表6，各變量對(duì)不同所有權(quán)類型企業(yè)的影響作用發(fā)生了較大變化。具體來說，在微觀層面上，雖然開拓者增長情況、企業(yè)生產(chǎn)率與信貸約束變量在三資企業(yè)與私營企業(yè)中均顯現(xiàn)出顯著的影響作用，但在國有與集體企業(yè)中上述變量不顯著。不僅如此，在宏觀層面上，諸如東道國經(jīng)濟(jì)增速、經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)等變量對(duì)國有與集體企業(yè)的影響作用亦不顯著。這種差異主要來源于：其一，相較于其他類型企業(yè)，國有與集體企業(yè)基于較大的市場影響力而擁有較完善的信息獲取渠道，故其對(duì)開拓者增長情況的依賴程度會(huì)有所減弱，使得開拓者增長情況的作用不再顯著；其二，在我國，部分國有與集體企業(yè)基于政治與經(jīng)濟(jì)的雙重動(dòng)機(jī)進(jìn)行出口，例如中國對(duì)坦桑尼亞、贊比亞等國家的援助性出口以及原油產(chǎn)品出口等等。在這種雙重動(dòng)機(jī)之下，一方面生產(chǎn)率、信貸約束對(duì)企業(yè)出口的調(diào)節(jié)作用受到抑制；另一方面東道國宏觀環(huán)境等因素對(duì)企業(yè)的影響作用也不再重要；再一方面，國有企業(yè)依靠其與政府的密切關(guān)系而對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的厭惡程度遠(yuǎn)低于其他類型企業(yè)，使得東道國經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)等對(duì)其跟隨者延遲時(shí)間的影響無法得到彰顯(Wei et al.，2015)。

六、結(jié)論與政策建議

本文首次以我國新組合出口的跟隨者為研究對(duì)象，采用2000—2009 年中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的海量匹配數(shù)據(jù)，沿著擴(kuò)展邊際的思路全面刻畫了參與新組合出口的跟隨者在所有權(quán)類型以及延遲時(shí)間方面的特征。在此基礎(chǔ)上，依次回答了兩個(gè)問題：一是“誰在跟隨”。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，規(guī)模越小、生產(chǎn)率越低、面臨的競爭越小、信貸約束越大的企業(yè)，越傾向于充當(dāng)新組合出口的跟隨者，同時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長、人均GDP、市場規(guī)模、國家經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)等東道國宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境亦會(huì)對(duì)企業(yè)充當(dāng)跟隨者的概率產(chǎn)生影響。二是“何時(shí)跟隨”。結(jié)果表明，一旦企業(yè)決定在某些新組合中成為跟隨者，那么其出口延遲時(shí)間的選擇，不僅受到企業(yè)微觀因素和東道國宏觀環(huán)境的共同影響，而且還會(huì)受到開拓者出口成長績效的影響，進(jìn)一步驗(yàn)證了開拓者與跟隨者之間溢出效應(yīng)的存在。此外，針對(duì)以上兩個(gè)問題，本文分別以企業(yè)所有權(quán)類型為標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分組檢驗(yàn)，結(jié)果均發(fā)現(xiàn)，企業(yè)生產(chǎn)率、信貸約束與東道國經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)國有與集體企業(yè)對(duì)“誰在跟隨”以及“何時(shí)跟隨”的影響并不顯著。這一方面源于國有與集體企業(yè)特殊的經(jīng)濟(jì)背景使其風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度小于其他類型企業(yè)，另一方面也要?dú)w因于該類企業(yè)基于雙重動(dòng)機(jī)的出口使上述變量的作用機(jī)制受到抑制。

基于以上結(jié)論，本文的政策含義在于：從微觀角度看，企業(yè)在新組合出口中是否跟隨、何時(shí)跟隨的選擇，均應(yīng)建立在審慎考量自身微觀特征與東道國宏觀經(jīng)濟(jì)特征的基礎(chǔ)上，科學(xué)、全面地權(quán)衡企業(yè)作為跟隨者的延遲收益和成本。從宏觀角度看，在“經(jīng)濟(jì)新常態(tài)”下，促進(jìn)更多產(chǎn)品-市場組合的出口，是提高我國出口擴(kuò)展邊際、促進(jìn)出口可持續(xù)發(fā)展的應(yīng)有之義，這就要求政府必須有效引導(dǎo)出口企業(yè)之間形成“競合關(guān)系”，形成“出口競爭新優(yōu)勢(shì)”。具體來說，一是增強(qiáng)企業(yè)之間的競爭，減少行業(yè)壟斷，促使面臨激烈競爭的企業(yè)能夠基于擁擠效應(yīng)的存在盡早占領(lǐng)國際市場，減少延遲時(shí)間；二是發(fā)揮企業(yè)之間的合作意識(shí)，保證企業(yè)間溢出效應(yīng)的順暢流通，并可通過行業(yè)協(xié)會(huì)等機(jī)構(gòu)，及時(shí)溝通海外市場情況，保證跟隨者及時(shí)獲取出口信息；三是鑒于信貸約束是制約企業(yè)充當(dāng)出口開拓者的重要制約因素，有關(guān)政府部門和金融部門應(yīng)進(jìn)一步拓寬企業(yè)的融資渠道，緩解企業(yè)(尤其是中小私營企業(yè))融資難等問題，為企業(yè)出口新產(chǎn)品、開拓新市場提供前提條件；四是政府應(yīng)該轉(zhuǎn)變貿(mào)易扶持的傳統(tǒng)作法，譬如對(duì)率先出口新組合的企業(yè)予以符合國際規(guī)則的補(bǔ)貼，在市場進(jìn)入層面幫助企業(yè)形成出口競爭新優(yōu)勢(shì)，從而促進(jìn)貿(mào)易政策與措施更加合理化。

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