企業(yè)差異化創(chuàng)新策略與出口模式選擇研究

陳丹霞

內(nèi)容摘要：本文從企業(yè)行為異質(zhì)性的角度考察了企業(yè)創(chuàng)新行為對其出口方式的影響。結(jié)果表明，無論是產(chǎn)品創(chuàng)新還是生產(chǎn)工藝流程創(chuàng)新均能夠?qū)ζ髽I(yè)出口產(chǎn)生正向激勵作用，但產(chǎn)品創(chuàng)新和工藝流程創(chuàng)新之間并無顯著交互作用。企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新和工藝流程創(chuàng)新對企業(yè)出口選擇的影響具有異質(zhì)性，具體表現(xiàn)為企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新對企業(yè)直接出口選擇具有顯著的正向影響，而企業(yè)工藝流程創(chuàng)新則對企業(yè)間接出口選擇促進作用更明顯。在控制了樣本選擇及內(nèi)生性問題的情況下，上述結(jié)論仍成立。

關(guān)鍵詞：異質(zhì)性創(chuàng)新 ? 出口方式選擇 ? 策略

問題的提出

創(chuàng)新是促進企業(yè)出口的重要因素，也是重構(gòu)經(jīng)濟增長新動力的關(guān)鍵。但目前有關(guān)創(chuàng)新對企業(yè)出口的影響文獻，多數(shù)是在企業(yè)創(chuàng)新和出口行為加總的條件下進行的“一對一”研究，鮮有學者對企業(yè)異質(zhì)性創(chuàng)新行為和不同出口選擇之間的關(guān)系進行更細致地研究。在考慮到行為異質(zhì)性以后，原本企業(yè)創(chuàng)新和出口之間“一對一”的作用關(guān)系變?yōu)椤岸鄬Χ唷钡年P(guān)系，此時企業(yè)不同創(chuàng)新行為是否還會對企業(yè)各種出口行為產(chǎn)生影響則有待進一步檢驗。

據(jù)此，本文從行為異質(zhì)性角度入手，對企業(yè)差異化創(chuàng)新行為與企業(yè)出口模式選擇之間的關(guān)系進行分析，并利用世界銀行2013年中國企業(yè)微觀調(diào)查數(shù)據(jù)對其進行實證檢驗。本文在考慮異質(zhì)性創(chuàng)新行為的基礎(chǔ)上將企業(yè)出口行為劃分為直接出口和間接出口，進一步考察了企業(yè)不同創(chuàng)新行為對企業(yè)不同出口選擇的異質(zhì)性影響。

模型選擇、變量設(shè)定和數(shù)據(jù)來源

（一）模型選擇

本文旨在研究企業(yè)異質(zhì)性創(chuàng)新行為對其不同出口選擇的影響，被解釋變量為企業(yè)出口行為選擇，核心解釋變量為企業(yè)異質(zhì)性創(chuàng)新行為。參閱既有研究，本文具體模型設(shè)定為：

Pr（yi=1）=f（β0+β1Innoi+β2controli+rindustry+ηcity+μi） ? ? ? ? （1）

其中，yi表示企業(yè)不同出口行為，屬于二元虛擬變量，如果企業(yè)參與相應(yīng)的出口行為則賦值為1，否則為0。Innoi表示企業(yè)異質(zhì)性創(chuàng)新行為，為核心解釋變量，其對應(yīng)的系數(shù)β1為本文關(guān)注的核心系數(shù)。controli為一系列的控制變量，rindustry和ηcity為不同行業(yè)和城市的虛擬變量，μi為隨機擾動項。

（二）變量設(shè)定

被解釋變量。按照企業(yè)出口參與度可將其分為直接出口和間接出口。直接出口是指企業(yè)不經(jīng)過任何中介環(huán)節(jié)將產(chǎn)品直接出口到國外市場;而間接出口是指企業(yè)在國內(nèi)將產(chǎn)品賣給第三方（包括零售商、批發(fā)商以及專門從事對外貿(mào)易的公司），然后再由第三方將產(chǎn)品出口到國外市場。據(jù)此，本文設(shè)置了三個被解釋變量：企業(yè)出口參與（ex）、企業(yè)直接出口（dex）和企業(yè)間接出口（iex），以對企業(yè)差異化出口行為進行刻畫。企業(yè)出口參與（ex）指企業(yè)產(chǎn)品是否銷售到國外市場，而不區(qū)分其是通過直接出口方式還是間接出口方式;如果企業(yè)有產(chǎn)品銷售到國外則賦值為1，否則賦值為0。企業(yè)直接出口（dex）則是企業(yè)不經(jīng)過任何中介而直接將產(chǎn)品出口到國外，如果企業(yè)選擇直接出口的方式則賦值為1，否則賦值為0。企業(yè)間接出口（iex）則指企業(yè)通過中介機構(gòu)而將產(chǎn)品銷售到國外，如果企業(yè)選擇間接出口的方式則賦值為1，反之則賦值為0。

核心解釋變量。本文核心解釋變量為：企業(yè)創(chuàng)新參與（I）、企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新（goods）與生產(chǎn)工藝流程創(chuàng)新（pro）。如果企業(yè)具有任何研發(fā)行為則認為企業(yè)參與了創(chuàng)新，I賦值為1，否則賦值為0。如果企業(yè)進行新產(chǎn)品（服務(wù)）的開發(fā)、引進，則認為企業(yè)進行了產(chǎn)品創(chuàng)新，此時goods賦值為1，反之則賦值為0。如果企業(yè)有任何旨在以降低企業(yè)生產(chǎn)成本的研究行為及優(yōu)化措施，則認為企業(yè)進行了生產(chǎn)工藝流程創(chuàng)新，此時pro賦值為1，否則賦值為0。

控制變量。除企業(yè)異質(zhì)性創(chuàng)新行為這一關(guān)鍵解釋變量外，本文還將企業(yè)其它特征變量進行了控制，主要包括：第一，企業(yè)性質(zhì)。本文將企業(yè)按照其所有權(quán)劃分為私有企業(yè)、外資企業(yè)、國有企業(yè)以及其它企業(yè)四類。同時，為了防止多重共線性的發(fā)生，本文在模型中主要控制了私有企業(yè)（priv）和外資企業(yè)（fore）。第二，企業(yè)規(guī)模（size）。以企業(yè)年末職工人數(shù)并取對數(shù)表示。第三，企業(yè)人力資源水平（edu）。以職工平均受教育年限表示企業(yè)人力資源水平。第四，企業(yè)經(jīng)營績效（perf）。以企業(yè)近三年銷售收入的平均增長率表示。第五，企業(yè)成立年限（age）。以2012年和企業(yè)注冊成立年限之差并取對數(shù)表示。第六，企業(yè)高管個人經(jīng)驗（CEO）。以企業(yè)高管在本行業(yè)就職年限的對數(shù)形式表示。不僅如此，在后續(xù)模型回歸中還對樣本的行業(yè)及地區(qū)特征進行了控制。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文所涉及的數(shù)據(jù)來源于世界銀行2012年關(guān)于中國企業(yè)的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)集最終形成于2013年，樣本數(shù)據(jù)為2011年底抽樣企業(yè)截面數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)集內(nèi)的樣本企業(yè)依據(jù)中國主要城市規(guī)模大小及行業(yè)分布狀況，按照平衡抽樣原則抽取了中國東北、華東、華中、華南地區(qū)25個主要城市的2848家樣本企業(yè)，涉及制造業(yè)、服務(wù)業(yè)及零售業(yè)等18個行業(yè)中2700家民營企業(yè)和148家國有企業(yè)，主要對企業(yè)經(jīng)營外部環(huán)境、金融環(huán)境、企業(yè)投資、技術(shù)創(chuàng)新、政企關(guān)系以及經(jīng)營管理狀況等方面進行了測度。由于數(shù)據(jù)中大量非制造業(yè)企業(yè)關(guān)于企業(yè)出口及創(chuàng)新方面的指標缺失嚴重，因此本文所使用的數(shù)據(jù)對原始數(shù)據(jù)中非制造業(yè)企業(yè)進行了剔除，同時將回歸變量中企業(yè)回答為“不知道”以及缺失較多的樣本進行刪除，最終保留樣本數(shù)為1659家企業(yè)。

實驗結(jié)果與分析

（一）基礎(chǔ)結(jié)果

表1顯示了基于Probit模型的基礎(chǔ)回歸結(jié)果，各回歸均對行業(yè)和地區(qū)進行了控制。在第1到第3列中，匯報了企業(yè)創(chuàng)新參與對企業(yè)不同出口選擇影響的估計結(jié)果。整體來看，企業(yè)創(chuàng)新無論對于企業(yè)出口整體參與還是基于直接出口和間接出口的參與方式均具有顯著的正向促進作用。第4列到第9列呈現(xiàn)了企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新與生產(chǎn)工藝流程創(chuàng)新對企業(yè)不同出口行為選擇的影響估計結(jié)果。其中，第4列到第5列被解釋變量為企業(yè)出口參與狀況，第6列到第7列被解釋變量為企業(yè)直接出口，第8列到第9列被解釋變量為企業(yè)間接出口。從計算結(jié)果可知，無論是產(chǎn)品創(chuàng)新還是生產(chǎn)工藝流程創(chuàng)新對企業(yè)出口參與均具有顯著的促進作用，即使加入二者的交互項，這一促進作用仍非常顯著。對于企業(yè)直接出口來說，產(chǎn)品創(chuàng)新對企業(yè)直接出口的促進作用比較明顯，在未加入交互項的情況下顯著性水平達到了1%，而企業(yè)生產(chǎn)工藝流程創(chuàng)新對企業(yè)直接出口并沒有顯著的影響。在加入二者的交互項以后，產(chǎn)品創(chuàng)新對企業(yè)直接出口的促進作用仍比較顯著。對企業(yè)間接出口選擇來說，在未加入交互項的情況下，企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新和生產(chǎn)工藝流程創(chuàng)新均對企業(yè)間接出口選擇具有顯著的促進作用，且顯著性分別達到了5%和1%。在加入二者的交互項以后，企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新對其間接出口選擇促進作用變得不顯著，但生產(chǎn)工藝流程創(chuàng)新對企業(yè)間接出口的促進作用仍顯著，且顯著性水平仍為1%。同時，所有回歸結(jié)果中企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新和生產(chǎn)工藝流程創(chuàng)新二者交互項均不顯著，說明二者之間并無交互作用。

經(jīng)過對基礎(chǔ)回歸結(jié)果的觀察分析可初步得出結(jié)論：整體來看，企業(yè)創(chuàng)新對企業(yè)出口具有顯著的促進作用;但在將企業(yè)創(chuàng)新行為進行劃分后發(fā)現(xiàn)企業(yè)不同創(chuàng)新行為對企業(yè)出口選擇的促進作用具有異質(zhì)性，具體表現(xiàn)為企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新對企業(yè)直接出口的選擇具有顯著的促進作用，而企業(yè)生產(chǎn)工藝流程創(chuàng)新對企業(yè)間接出口選擇的正向激勵作用更加明顯。

企業(yè)不同創(chuàng)新行為會對企業(yè)出口產(chǎn)生不同影響的原因可能有如下兩個方面。第一，按照Klepper（1996）的基于產(chǎn)品生命周期的觀點來看，企業(yè)在產(chǎn)品生命周期的初期或出口前偏向于產(chǎn)品創(chuàng)新，而在隨后階段進行生產(chǎn)工藝流程創(chuàng)新或企業(yè)在國內(nèi)市場先進行產(chǎn)品創(chuàng)新繼而參與出口。此時企業(yè)對新產(chǎn)品銷售具有的壟斷性比較高，產(chǎn)品市場進入成本較低，企業(yè)進行直接出口可以獲得較高的壟斷利潤，而使其更傾向于采取直接出口的方式，以此獲取更多的出口收益。隨著產(chǎn)品生命周期進入成熟期或衰退期，產(chǎn)品生產(chǎn)技術(shù)被廣泛掌握，市場競爭日趨激烈，企業(yè)市場進入成本增加，而壟斷利潤消失。此時，企業(yè)一方面在產(chǎn)品產(chǎn)量較大且市場環(huán)境競爭激烈的情況下會更偏好于進行工藝流程方面的創(chuàng)新，以此獲得一定的成本優(yōu)勢;同時企業(yè)也會為了進一步擴大產(chǎn)品銷售量和節(jié)約出口成本而選擇間接出口方式，通過中介機構(gòu)以快速、低成本的方式進入海外市場。

第二，產(chǎn)品創(chuàng)新和工藝流程創(chuàng)新以及直接出口和間接出口對于企業(yè)來說不同行為選擇往往與自身發(fā)展意愿、綜合實力以及行為成本有關(guān)。企業(yè)會依據(jù)自身不同的現(xiàn)實情況選擇不同的行為策略，例如羅長遠和季心宇（2015）研究發(fā)現(xiàn)，在實際情況下，企業(yè)出口和研發(fā)之間存在著強烈的替代性，企業(yè)只能在相關(guān)行為成本下策略性地選擇兩種行為組合。在將企業(yè)創(chuàng)新行為和出口行為進行細化后可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品創(chuàng)新較之于工藝創(chuàng)新的實現(xiàn)成本更大，對于企業(yè)知識儲備及綜合能力的要求更高，并不是所有企業(yè)都能夠進行產(chǎn)品創(chuàng)新。而企業(yè)直接出口較之于間接出口也需要付出更多的諸如搜尋和聯(lián)絡(luò)客戶、市場營銷、建立銷售渠道以及海外倉儲物流等固定成本。那么，在特定行為實施成本壓力下企業(yè)基于自身能力的考慮，部分企業(yè)選擇依托于產(chǎn)品創(chuàng)新在新興市場環(huán)境下采取直接出口的方式以獲得更多的出口收益。部分企業(yè)則選擇在較為成熟的產(chǎn)品市場條件下通過選擇成本較低的工藝創(chuàng)新獲得部分成本優(yōu)勢，然后再選擇間接出口方式，通過讓渡部分出口利潤給中間貿(mào)易商，以此降低出口所需支付的固定成本而增加出口轉(zhuǎn)移成本的方式參與到出口市場中。例如，劉慧和綦建紅（2018）研究發(fā)現(xiàn)，當企業(yè)受到自身流動性限制或其它約束條件而難以支付高額出口固定成本時，大量欲參與出口的企業(yè)便會選擇間接出口方式，通過讓渡一部分出口收益給出口中介機構(gòu)而參與到國際市場的競爭之中。

（二）穩(wěn)健性檢驗

模型回歸。本文進一步使用多元離散被解釋變量模型對上述結(jié)果進行驗證。具體模型設(shè)定為：

（2）

其中，k表示企業(yè)對不同出口行為方式的選擇，k=0表示企業(yè)不參與出口，k=1表示企業(yè)只參與間接出口，k=2表示企業(yè)只參與直接出口，k=3表示企業(yè)既參與直接出口也參與間接出口。模型中其它項含義與模型（1）中類似，多元離散選擇模型估計結(jié)果如表2所示。

從表2中（10）-（12）來看，企業(yè)創(chuàng)新行為對于企業(yè)各種形式的出口選擇均具有顯著促進作用。在細分企業(yè)創(chuàng)新行為的情況下（回歸結(jié)果（13）-（18）），企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新和生產(chǎn)工藝流程創(chuàng)新對于企業(yè)間接出口具有顯著的促進作用，但是在加入交互項以后，只有生產(chǎn)流程創(chuàng)新對企業(yè)間接出口具有顯著促進作用。企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新僅對于企業(yè)直接出口的促進作用顯著;生產(chǎn)流程創(chuàng)新對企業(yè)直接出口和間接出口同時進行具有促進作用。多元離散選擇模型的估計結(jié)果也對上述模型的回歸結(jié)果進行了驗證，表明上述回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

樣本選擇模型檢驗。在實際情況下，由于一些不可察因素對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生的影響，以及這些因素還可能對企業(yè)出口與否以及出口方式選擇等方面產(chǎn)生影響，因此可能存在樣本選擇偏誤而導致內(nèi)生性問題的產(chǎn)生。在此，參照馬光榮等（2014）的做法，采用Heckman兩步法檢驗企業(yè)創(chuàng)新的樣本選擇偏誤問題。首先，利用如下的Probit模型估計企業(yè)是否采取各種創(chuàng)新行為，以得到每個觀測值的逆Mills比率。

Innoi=α0+α1controli+rindustry+ηcity+λi ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （3）

其中，Innoi表示企業(yè)異質(zhì)性創(chuàng)新行為。

其次，將通過（3）式估計得到的逆Mills比率再次帶入到式（4）的估計模型中：

exporti=b0+b1Innoi+b2Millsi+b3controli+rindustry+ηcity+θi ? ? ? ? ? （4）

式（4），exporti表示企業(yè)不同的出口行為選擇，Millsi是上一階段估計得出的逆Mills比率，如果其估計系數(shù)b2是顯著的，那么說明存在樣本選擇問題。各種情況下的逆Mills比率系數(shù)及其顯著性如表3所示，可知在大部分情況下模型中的逆Mills比率系數(shù)的顯著性水平達到了1%，說明存在樣本選擇問題。而如果不解決樣本選擇問題將會使模型估計偏誤。

傾向得分匹配回歸。為克服模型存在的樣本選擇問題，參考張璇等（2017）的做法，通過傾向得分匹配法予以解決。首先，按照企業(yè)是否進行創(chuàng)新將其進行分組以構(gòu)造匹配樣本，將進行了創(chuàng)新行為的企業(yè)劃歸為實驗組，并從未進行創(chuàng)新的企業(yè)中尋找控制組。傾向得分匹配就是將特征比較相近的控制組企業(yè)和實驗組企業(yè)進行配對。本文利用Logit模型估計企業(yè)創(chuàng)新概率，并將回歸預(yù)測值作為傾向得分。其中，被解釋變量為異質(zhì)性企業(yè)創(chuàng)新行為，解釋變量為企業(yè)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)人力資源水平、企業(yè)經(jīng)營績效、企業(yè)成立年限、企業(yè)高管個人經(jīng)驗。在得到傾向得分以后再采用核匹配的方式進行變量匹配，匹配后的實驗組和控制組之間滿足平衡性要求，各變量特征差異不顯著。

運用匹配樣本再次進行模型回歸，回歸結(jié)果如表4和表5所示。從樣本匹配后的回歸結(jié)果來看，企業(yè)創(chuàng)新核心解釋變量的符號及顯著性較之于基礎(chǔ)回歸結(jié)果并未發(fā)生顯著的改變，說明在克服樣本選擇問題之后，前后回歸結(jié)果仍然具有一致性，即估計結(jié)果穩(wěn)健。

工具變量法。在對基礎(chǔ)模型的回歸過程中，企業(yè)創(chuàng)新和出口之間可能存在因反向因果及出口預(yù)期而造成的內(nèi)生性問題，即企業(yè)創(chuàng)新導致其生產(chǎn)率提升，由此企業(yè)自選擇為出口企業(yè)，而企業(yè)出口能夠通過發(fā)揮出口學習效應(yīng)進一步促進企業(yè)創(chuàng)新;不僅如此，如果企業(yè)對出口市場具有一定的先驗預(yù)期，那么在這種預(yù)期下做出的創(chuàng)新決策也不再認為是外生的。受Fisman和Svensson（2007）的啟發(fā)，本文選擇同一城市同一行業(yè)企業(yè)創(chuàng)新占比作為工具變量。因為同一城市內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新狀況與城市環(huán)境及各種創(chuàng)新政策有關(guān)，而一些行業(yè)特征也影響了企業(yè)創(chuàng)新選擇，與企業(yè)出口與否無關(guān)，故滿足了外生條件。表6呈現(xiàn)了工具變量的回歸結(jié)果，可知核心解釋變量對應(yīng)的系數(shù)符號顯著性并沒有變化（表6中呈現(xiàn)的回歸結(jié)果顯著性整體上并無太大的變化，但是在對于以直接出口（dex）為被解釋變量進行IV回歸時，在加入了交互項以后，產(chǎn)品創(chuàng)新項（goods）的估計系數(shù)的顯著性變得大于10%，事實上其P值僅為0.13，不能顯著拒絕原假設(shè)亦不能顯著接受，因此認為整體上變化不大），說明上述回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

啟示

在生產(chǎn)成本優(yōu)勢逐步喪失的情況下，創(chuàng)新成為促進企業(yè)出口的新動力。首先，有必要采取相關(guān)措施來刺激企業(yè)創(chuàng)新積極性、增加企業(yè)創(chuàng)新投入，快速形成激發(fā)對外貿(mào)易增長的新動力。其次，要營造良好的創(chuàng)新環(huán)境，尤其要解決企業(yè)在創(chuàng)新融資和創(chuàng)新風險分擔方面的后顧之憂，使企業(yè)“大膽”地創(chuàng)新。再次，要加強對企業(yè)創(chuàng)新成果保護，強化企業(yè)知識產(chǎn)權(quán)保護力度，使企業(yè)“放心”地創(chuàng)新。最后，根據(jù)異質(zhì)性創(chuàng)新行為對企業(yè)出口選擇的不同作用，要有針對性地促進企業(yè)創(chuàng)新。

參考文獻：

1.劉斌，王杰.地方官員腐敗與企業(yè)出口模式—基于中國事實的經(jīng)驗研究[J].經(jīng)濟學報，2016，3（4）

2.羅長遠，季心宇.融資約束下的企業(yè)出口和研發(fā)：“魚”與“熊掌”不可得兼？[J].金融研究，2015（9）

3.劉慧，綦建紅.宏觀經(jīng)濟不確定性與出口：貿(mào)易中介是緩沖器還是推動器？[J].世界經(jīng)濟研究，2018（4）

4.馬光榮，劉明，楊恩艷.銀行授信、信貸緊縮與企業(yè)研發(fā)[J].金融研究，2014（7）

5.張璇，劉貝貝，汪婷等.信貸尋租、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新[J].經(jīng)濟研究，2017（5）