不確定性、錨定效應(yīng)與新企業(yè)的出口行為

邵 智 劉 晴

(1．上海財經(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)估計偏誤[4]，而且決策者對待“損失”和“收益”的態(tài)度可能截然相反[5][6]。另一方面，現(xiàn)實中長期存在大量規(guī)模小且經(jīng)驗少的外貿(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)行判斷和決策時會依賴于最先呈現(xiàn)的信息來調(diào)整對事件的判斷，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)制三個方面系統(tǒng)考察錨定效應(yīng)及其對新企業(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，這能較好排除“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”對經(jīng)驗分析結(jié)果的干擾。本文的主要特點體現(xiàn)在以下兩個方面：一是從有限理性的視角，揭示了企業(yè)出口的新動因，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)制三個方面系統(tǒng)地識別了市場信息對企業(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)，并通過反事實分析和控制學(xué)習(xí)信號等方法，剔除了“從鄰居學(xué)習(xí)效應(yīng)”，識別了企業(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；第三部分是計量模型和數(shù)據(jù)描述；第四部分檢驗錨定效應(yīng)的存在性；第五部分主要比較錨定效應(yīng)與傳統(tǒng)因素對企業(yè)出口行為影響的相對大小；第六部分是對錨定效應(yīng)作用機(jī)制的檢驗；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，并指出錨值會對人的最終決策產(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)在錨是指個體根據(jù)自身以往經(jīng)驗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，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，即受試者對初始錨值進(jìn)行調(diào)整，在一個可接受的范圍內(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)等社會科學(xué)領(lǐng)域應(yīng)用廣泛[9]。許年行和吳世農(nóng)(2007)驗證了我國上市公司股權(quán)分置改革中的對價行為存在錨定效應(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)易政策不確定性會促使企業(yè)推遲進(jìn)入出口市場的時機(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)自然實驗，證明了中美貿(mào)易政策不確定性下降降低了美國產(chǎn)品價格，提高了消費(fèi)者福利[19]。De Sousa等(2020)通過引入風(fēng)險規(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)驗驗證，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)很難對自身生產(chǎn)率及其在國內(nèi)外競爭企業(yè)中的相對高低做出準(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，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)計數(shù)據(jù)(如地區(qū)統(tǒng)計年鑒等)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的新企業(yè)則只能被動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)?？偠灾?，新企業(yè)出口決策中存在外在錨定效應(yīng)。

新企業(yè)存活一段時間之后，根據(jù)自身的生產(chǎn)經(jīng)營經(jīng)驗形成內(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)營狀況對新企業(yè)而言是一個內(nèi)在錨。Dinlersoz和Yorukoglu(2012)指出隨著持續(xù)經(jīng)營，企業(yè)將會越來越了解市場，會逐漸遺忘最初的決策，做出新的決策[28]。基于內(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)總額等主要財務(wù)指標(biāo)不符合會計規(guī)則或缺失；(4)國家資本金、個人資本金和外商資本金為負(fù)或是超過企業(yè)實收資本；(5)企業(yè)成立時間晚于樣本年份等其他無效成立時間的觀測值。

在此基礎(chǔ)上，本文對工業(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)是一個共計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)年齡對新企業(yè)進(jìn)行追蹤④，得到一個1998～2007年的非平衡企業(yè)面板，共計157212個觀測值。

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，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)成立依賴于兩個有效條件：錨產(chǎn)生的時間點早于企業(yè)決策時間點，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)的自然對數(shù)值度量。

(二)計量模型與估計策略

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

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)擾動項。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.估計策略。本文對企業(yè)是否參與出口市場采取線性概率模型和Logit模型估計；對企業(yè)在兩個市場間的資源分配，即出口密集度選擇使用OLS回歸估計。為了更好地識別新企業(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出口決策的影響。其次，本文在不同的區(qū)域、行業(yè)、時間維度多次測算錨值，以緩解基準(zhǔn)檢驗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)率對企業(yè)出口決策產(chǎn)生的影響。第三，本文通過驗證“不完全理性”企業(yè)樣本進(jìn)行驗證和直接控制“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)的社會學(xué)習(xí)行為相區(qū)別[16]。

四、經(jīng)驗檢驗：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)也會出口更多。然而，一個潛在的擔(dān)心是本文選取的外在錨刻畫了海外需求，即錨定效應(yīng)對企業(yè)出口決策的影響本質(zhì)上還是依賴于對海外需求的判斷，而非不完全理性選擇。為了排除需求對錨定效應(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)，以吸收需求變動的干擾。回歸結(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，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較多，不同的測度量級可能導(dǎo)致回歸結(jié)果不同，而測度量級的選擇則依賴于企業(yè)決策時所掌握信息的多寡。如新企業(yè)考慮自身能力限制，只會選擇規(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)決策時可能會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。本文將對上述問題分別進(jìn)行研究，以檢驗基準(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)模計算錨值，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。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。以上穩(wěn)健性檢驗的結(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，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)計量的結(jié)果顯示在1%的顯著性水平下，拒絕模型識別不足的原假設(shè)；弱相關(guān)檢驗的Kleibergen-PaapWald rk F 統(tǒng)計量結(jié)果同樣顯示在1%的顯著性水平下，拒絕第一階段弱識別的原假設(shè)；同時，Anderson-Rubin統(tǒng)計量拒絕了外在錨值系數(shù)為零的原假設(shè)。這些統(tǒng)計量證明了工具變量選取與模型設(shè)定的合理性。前兩列是對企業(yè)出口參與決策的回歸，后兩列是對企業(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 工具變量法的檢驗結(jié)果

3.企業(yè)異質(zhì)性的影響。上文檢驗了錨定效應(yīng)對代表性新企業(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)出口決策的主要動因？相較于傳統(tǒng)因素，錨定效應(yīng)對出口決策的貢獻(xiàn)度有多大？以下對此展開研究。

(一)標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)

在此對數(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。其中前兩列是對企業(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%。因為數(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動因。(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)出口主要動因的結(jié)論。

表6的中間兩列是對企業(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動因。

表6的最后兩列是對新企業(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。(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)選擇出口的主要動因。表6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)出口的主要動因，其影響遠(yuǎn)大于企業(yè)規(guī)模等傳統(tǒng)因素對企業(yè)出口的推動作用。

(二)夏普利值分解

標(biāo)準(zhǔn)化處理之后的數(shù)據(jù)分析雖然驗證了錨定效應(yīng)是企業(yè)出口的主要動因，但其和企業(yè)規(guī)模等傳統(tǒng)因素分別對企業(yè)出口的貢獻(xiàn)度有多大仍是一個未知數(shù)。為了比較錨定效應(yīng)與傳統(tǒng)影響因素對企業(yè)出口決策貢獻(xiàn)的相對大小，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)對因變量的貢獻(xiàn)相對大小[30]。表7是對表6回歸的夏普利值分解結(jié)果。表7的各列分別對應(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

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。

新企業(yè)出口決策錨定效應(yīng)的核心在于信息不對稱引發(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個新企業(yè)成立當(dāng)年的觀測值，可以直接檢驗經(jīng)濟(jì)政策不確定性變化對錨定效應(yīng)的影響，同時利用一系列特殊事件沖擊間接驗證錨定效應(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)行反事實分析，截取了不完全理性決策的企業(yè)樣本，檢驗了錨定效應(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)信號效應(yīng)，重新檢驗錨定效應(yīng)。

(一)錨定效應(yīng)的機(jī)制檢驗：不確定性

為直接檢驗不確定性作用機(jī)制，本文通過引入EPU與錨值的交互項進(jìn)行檢驗。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)估交互項的系數(shù)為正，結(jié)果匯報如表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，同時為避免遺漏變量問題，也將EPU納入回歸中，交互項系數(shù)均顯著為正，其絕對值水平約為0.01，說明經(jīng)濟(jì)政策不確定性增加1個單位，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，交互項的回歸系數(shù)均為0.002，且統(tǒng)計顯著，說明經(jīng)濟(jì)政策不確定性增加1個單位，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。2004年商務(wù)部成立之后放開了對外貿(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)行反事實分析，找出根據(jù)傳統(tǒng)理論預(yù)期應(yīng)該參與出口而實際沒有參與出口以及不應(yīng)該參與出口實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)本文的計算，新企業(yè)中不完全理性企業(yè)總計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)先驗信息對新企業(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的方式，檢驗出口決策錨定效應(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)實出口狀態(tài)相違背的子樣本。其中前兩列是對企業(yè)出口參與決策的回歸，后兩列是對企業(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，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)實出口狀態(tài)違背時，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的交互項在統(tǒng)計上顯著為正，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視角檢驗了錨定效應(yīng)對新企業(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)”信號的代理，并在回歸中加以控制。限于篇幅，回歸結(jié)果并未報告。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)驗檢驗。研究結(jié)論發(fā)現(xiàn)：中國企業(yè)的出口參與動因中存在錨定效應(yīng)，其成立當(dāng)年的出口決策依賴于對同類企業(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，實現(xiàn)出口增長的良性循環(huán)。新企業(yè)剛成立時，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。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)度對待中美貿(mào)易戰(zhàn)，以政治信號對錨定效應(yīng)進(jìn)行對沖干擾，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)上是信息驗證。比如新企業(yè)成立時的外在錨是出口利好，那么該企業(yè)在后續(xù)市場調(diào)研時會潛意識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)制檢驗中控制了鄰居信號以區(qū)分這兩種效應(yīng)。同時，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)計性描述表格，備索。

⑦同一縣/區(qū)的后七位電話號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)健性檢驗的結(jié)果由于篇幅限制并未報告，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個省會城市的開埠歷史[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。