企業(yè)創(chuàng)新與中國企業(yè)出口決策
——理論與實(shí)證分析

陳維濤，吳 婷

（南京審計(jì)大學(xué) a.經(jīng)濟(jì)高級(jí)研究院；b.經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江蘇 南京 211815）

一、引 言

面對(duì)當(dāng)前世界發(fā)展的新形勢(shì)與新變化，黨的十九屆五中全會(huì)提出重大理論創(chuàng)新，即“加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局”。這一理念的本質(zhì)是更好利用國際國內(nèi)兩個(gè)市場(chǎng)、兩種資源，實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。其中，在國際循環(huán)層面，自改革開放以來，作為中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)向前發(fā)展的一大動(dòng)力，出口取得了亮眼的成績(jī)。特別是在全球疫情暴發(fā)的現(xiàn)實(shí)背景下，我國出口實(shí)現(xiàn)了逆勢(shì)增長(zhǎng)，表現(xiàn)出了較強(qiáng)的韌性。與此同時(shí)，雖然全球經(jīng)濟(jì)逐漸復(fù)蘇，但在對(duì)外貿(mào)易上，中國依然面臨著國際市場(chǎng)需求下滑、貿(mào)易保護(hù)主義上升、供給端被替代性強(qiáng)等挑戰(zhàn)。如何繼續(xù)增強(qiáng)貿(mào)易信心、動(dòng)力以及競(jìng)爭(zhēng)力，開拓新興出口市場(chǎng)，全面提高對(duì)外開放水平，助力中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，是當(dāng)下需要重點(diǎn)考慮的問題，也對(duì)賦能經(jīng)濟(jì)新發(fā)展具有重要意義。

在全球出口貿(mào)易份額布局調(diào)整的背景下，如何抓住新一輪“走出去”紅利，黨的十九大報(bào)告明確給出了答案，即“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力”。自實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略以來，創(chuàng)新成為中國加快產(chǎn)業(yè)發(fā)展的新賽道，各行各業(yè)科技創(chuàng)新勢(shì)頭強(qiáng)勁，推動(dòng)了產(chǎn)業(yè)升級(jí)與改革。而在國內(nèi)外環(huán)境發(fā)生深刻復(fù)雜變化的當(dāng)下，中國更加需要增強(qiáng)創(chuàng)新這個(gè)第一動(dòng)力。因此，在構(gòu)建“雙循環(huán)”新發(fā)展格局時(shí)期，明確創(chuàng)新對(duì)出口的驅(qū)動(dòng)力如何體現(xiàn)，以及怎樣更好發(fā)揮創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)在出口上的戰(zhàn)略支撐作用，對(duì)于協(xié)調(diào)國內(nèi)分工和國際分工，推動(dòng)貿(mào)易強(qiáng)國建設(shè)，實(shí)現(xiàn)黨的十九屆五中全會(huì)提出的“十四五”規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)至關(guān)重要。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）創(chuàng)新與企業(yè)出口決策的理論研究

現(xiàn)有關(guān)于創(chuàng)新與企業(yè)出口決策的理論研究主要有兩個(gè)分支：一是產(chǎn)品生命周期理論。該理論以創(chuàng)新外生給定為假設(shè)前提，完整描述了一個(gè)產(chǎn)品從研發(fā)到引進(jìn)市場(chǎng)再到退出市場(chǎng)的全部過程。Vernon（1966）［1］指出，對(duì)技術(shù)投入的需求會(huì)隨著產(chǎn)品生命所處的不同位置而發(fā)展演變，而為了維持企業(yè)出口規(guī)模，企業(yè)必須不斷開展創(chuàng)新活動(dòng)，進(jìn)行產(chǎn)品與技術(shù)的升級(jí)。這意味著在不同階段，企業(yè)出口決策及出口規(guī)模依賴于企業(yè)自身的技術(shù)水平。二是基于企業(yè)內(nèi)部異質(zhì)性的內(nèi)生化增長(zhǎng)模型。Melitz（2003）［2］提出的“自我選擇效應(yīng)”表明，企業(yè)出口決策依賴于外生給定的具有異質(zhì)性的生產(chǎn)率水平，即只有具有較高生產(chǎn)率水平的企業(yè)才能負(fù)擔(dān)出口成本從而成功參與國際競(jìng)爭(zhēng)。在此基礎(chǔ)上，企業(yè)可以通過創(chuàng)新提高產(chǎn)品質(zhì)量或降低邊際成本，從而內(nèi)生化企業(yè)生產(chǎn)率，最終對(duì)企業(yè)出口決策產(chǎn)生影響［3-6］。

（二）創(chuàng)新與企業(yè)出口決策的實(shí)證研究

創(chuàng)新是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的核心驅(qū)動(dòng)力，但關(guān)于創(chuàng)新是否會(huì)驅(qū)動(dòng)企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)的研究并不多見。國外學(xué)者對(duì)此較早地展開了分析：Harris等（2009）［7］對(duì)英國制造業(yè)企業(yè)、Caldera（2010）［5］對(duì)西班牙制造業(yè)企業(yè)、Falk（2012）［8］對(duì)奧地利企業(yè)的研究都發(fā)現(xiàn)，研發(fā)在企業(yè)出口決策中起到重要的決定性作用；而Becker和Egger（2013）［9］對(duì)德國、Oisodoechi 和 Edeh 等（2020）［10］對(duì)尼日利亞、Wu 等（2020）［11］對(duì)中國的研究則表明，創(chuàng)新起到的作用有限，甚至?xí)a(chǎn)生一定的負(fù)面影響。國內(nèi)研究起步較晚且尚未定論，大致可分為三類：第一類學(xué)者表示提高企業(yè)創(chuàng)新活力有助于擴(kuò)大產(chǎn)品國外需求，從而獲得市場(chǎng)份額實(shí)現(xiàn)資源優(yōu)化配置，因此創(chuàng)新能顯著提升企業(yè)參與出口的積極性［12-13］；第二類學(xué)者對(duì)此提出疑問，表明創(chuàng)新對(duì)企業(yè)出口決策的影響存在異質(zhì)性，僅有助于提高內(nèi)資企業(yè)［14］或是外資企業(yè)的出口傾向［15］；第三類學(xué)者則表示創(chuàng)新對(duì)企業(yè)出口參與的影響存在“拐點(diǎn)”，只有當(dāng)研發(fā)強(qiáng)度、創(chuàng)新水平達(dá)到一定門檻時(shí)，才會(huì)刺激企業(yè)出口［16-18］。

（三）關(guān)于創(chuàng)新指標(biāo)的選取

創(chuàng)新代表了企業(yè)核心技術(shù)水平與競(jìng)爭(zhēng)實(shí)力，目前學(xué)術(shù)界主要從以下兩個(gè)角度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新進(jìn)行度量：一是基于企業(yè)創(chuàng)新投入，例如King 和Burgess（2006）［19］、王雅琦和盧冰（2018）［20］采用R&D支出，Li 和Mitchell（2009）［21］采用科研人員規(guī)模，耿曄強(qiáng)和白力芳（2019）［22］采用R&D 支出強(qiáng)度（研發(fā)支出/主營業(yè)務(wù)收入），苗文龍等（2019）［23］采用技術(shù)投入率等指標(biāo)刻畫企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)；二是基于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，鑒于企業(yè)R&D 投入與創(chuàng)新產(chǎn)出可能存在一定的時(shí)滯，因此部分學(xué)者選擇專利申請(qǐng)數(shù)量［24-25］、專利授權(quán)數(shù)量［26］、新產(chǎn)品產(chǎn)值［27］、全要素生產(chǎn)率［28-29］等指標(biāo)對(duì)創(chuàng)新進(jìn)行測(cè)度。運(yùn)用不同的指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證分析，得出了不同的結(jié)論，例如李漢君（2012）［30］以投入法衡量創(chuàng)新，得出創(chuàng)新能顯著促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)品出口的結(jié)論，而Wu等（2020）［11］以產(chǎn)出法衡量創(chuàng)新，則表明創(chuàng)新不利于提高制造業(yè)企業(yè)出口利潤(rùn)率，進(jìn)而阻礙了企業(yè)出口。

（四）簡(jiǎn)要評(píng)述

有關(guān)創(chuàng)新與出口的研究一直是國際貿(mào)易領(lǐng)域關(guān)注的重點(diǎn)?；谝陨蠈?duì)相關(guān)文獻(xiàn)的梳理，可以發(fā)現(xiàn)：第一，現(xiàn)階段創(chuàng)新對(duì)企業(yè)出口決策的分析還比較缺乏，且創(chuàng)新是否會(huì)驅(qū)動(dòng)國內(nèi)企業(yè)參與出口貿(mào)易仍未得出一致結(jié)論，需要進(jìn)一步跟進(jìn)補(bǔ)充；第二，在研究方法上，學(xué)者們使用的數(shù)據(jù)與估計(jì)方法各異，尤其對(duì)我國的相關(guān)研究還比較缺乏；第三，在創(chuàng)新指標(biāo)的考量上，大多文獻(xiàn)主要從企業(yè)R&D 支出或?qū)＠麊我粚用孢M(jìn)行分析，而未充分考慮創(chuàng)新投入與產(chǎn)出兩個(gè)層面的差異性影響；第四，在異質(zhì)性分析上，現(xiàn)有研究主要關(guān)注國有企業(yè)與外資企業(yè)的差異性，缺乏對(duì)行業(yè)異質(zhì)性的分析。

為彌補(bǔ)現(xiàn)有文獻(xiàn)不足，重新考量?jī)烧哧P(guān)系，本文基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，采用Logit模型、PSM傾向得分匹配估計(jì)方法，從創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出兩個(gè)層面實(shí)證研究創(chuàng)新對(duì)中國企業(yè)出口決策的影響，并基于要素密集度的視角考察行業(yè)異質(zhì)性影響。

與已有研究相比，本文的貢獻(xiàn)點(diǎn)如下：第一，豐富了相關(guān)文獻(xiàn)研究，通過梳理與本文主題有關(guān)的文獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)大多以出口對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響為主線，而對(duì)兩者反向因果關(guān)系，特別是對(duì)出口決策的研究并不豐富，且已有研究所得出的結(jié)論也并不一致，因而本文研究創(chuàng)新對(duì)中國企業(yè)出口決策的影響，將起到一定的文獻(xiàn)補(bǔ)充作用；第二，在研究方法上，一方面參考Aghion 等（2018）［31］的研究構(gòu)建創(chuàng)新影響出口決策的理論模型，另一方面基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，即從理論和經(jīng)驗(yàn)兩方面較為清晰和準(zhǔn)確地分析創(chuàng)新影響出口決策的脈絡(luò)，彌補(bǔ)現(xiàn)有文獻(xiàn)采用單一研究方法的不足；第三，研究層面上，大多數(shù)已有研究以創(chuàng)新整體為立足點(diǎn)，本文進(jìn)一步將創(chuàng)新細(xì)分為創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出，能夠更為細(xì)致地探究并明晰創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)力的體現(xiàn)情況；第四，在研究意義上，本文以新發(fā)展格局為現(xiàn)實(shí)背景，聚焦創(chuàng)新這一“牛鼻子”對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)力之一的出口的影響，對(duì)中國企業(yè)在新發(fā)展階段如何進(jìn)行市場(chǎng)選擇以及增強(qiáng)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)具有一定的參考價(jià)值。

三、理論模型分析

（一）消費(fèi)者問題

參照Aghion 等（2018）的模型［31］，本文假設(shè)國外消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品i的效用函數(shù)具有以下形式：

其中，qi是產(chǎn)品i的需求量，α、β＞ 0。商品i屬于［0，M］的連續(xù)的閉集合，M為可用產(chǎn)品的數(shù)量，因此消費(fèi)者效用最大化問題可以表示為：

由此可以得到消費(fèi)者的逆剩余需求曲線：

（二）生產(chǎn)者問題

假設(shè)企業(yè)生產(chǎn)的邊際成本為c，所需支付的固定成本為f，根據(jù)最大化企業(yè)利潤(rùn)[p(q)q-cq-f]的一階條件可得：

若企業(yè)開展創(chuàng)新活動(dòng)，增加研發(fā)支出，同時(shí)企業(yè)創(chuàng)新的成本為fRD，于是創(chuàng)新投入下企業(yè)的利潤(rùn)πRD如下：

若企業(yè)創(chuàng)新成功，新產(chǎn)品的進(jìn)入將增強(qiáng)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度，即λ*＞λ，則創(chuàng)新產(chǎn)出下企業(yè)的利潤(rùn)πNEW如下：

（三）創(chuàng)新與出口決策

假定進(jìn)入出口市場(chǎng)需要支付進(jìn)入成本fex及可變冰山成本τ＞1，企業(yè)通過衡量出口利潤(rùn)是否大于零決定是否進(jìn)入出口市場(chǎng)。

首先，對(duì)不創(chuàng)新的企業(yè)來說，當(dāng)下式成立時(shí)，企業(yè)將會(huì)選擇出口：

由此得出出口的門檻邊際成本為：

其次，對(duì)創(chuàng)新投入下的企業(yè)來說，當(dāng)下式成立時(shí)，企業(yè)將會(huì)選擇出口：

由此得到出口的門檻邊際成本為：

最后，對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出下的企業(yè)而言，當(dāng)下式成立時(shí)，企業(yè)將會(huì)選擇出口：

此時(shí)出口的門檻邊際成本為：

H1：創(chuàng)新型企業(yè)更容易進(jìn)入出口市場(chǎng)；

H2：與創(chuàng)新投入相比，創(chuàng)新產(chǎn)出下的企業(yè)更容易進(jìn)入出口市場(chǎng)。

四、數(shù)據(jù)來源與計(jì)量模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)均來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，考慮需要從創(chuàng)新投入和產(chǎn)出兩個(gè)層面進(jìn)行研究，因此選取了2005—2007年規(guī)模以上企業(yè)的觀測(cè)值作為樣本（1）。在進(jìn)行計(jì)量回歸之前，本文對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理：①只保留了3年內(nèi)皆處于營業(yè)狀態(tài)的制造業(yè)企業(yè)；②參考聶輝華等（2012）［32］的做法，對(duì)異常值進(jìn)行剔除；③剔除本文研究相關(guān)變量中數(shù)據(jù)缺失或?yàn)樨?fù)值的樣本觀測(cè)值。經(jīng)處理，最終得到95 180家企業(yè)的數(shù)據(jù)。

（二）計(jì)量模型設(shè)定

本文著眼于企業(yè)出口決定，被解釋變量為企業(yè)是否選擇出口，因而基于Logit模型構(gòu)建如下回歸方程：

其中：被解釋變量為企業(yè)i出口的概率，當(dāng)企業(yè)出口交貨值大于零時(shí)，EXPORT=1，否則為0；核心解釋變量INit表示創(chuàng)新，當(dāng)企業(yè)研發(fā)支出IN_RD（新產(chǎn)品產(chǎn)值IN-NEW）大于0 時(shí)，其取1，否則為0；Xit是一系列其他影響企業(yè)出口行為的控制變量；δi、λi、vi分別表示年份、行業(yè)以及省份固定效應(yīng)；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

控制變量Xit的選取如下：①企業(yè)生產(chǎn)率（Pro）。根據(jù)新貿(mào)易理論，只有較高生產(chǎn)率的企業(yè)會(huì)參與出口，而較低生產(chǎn)率的企業(yè)因成本限制只能在國內(nèi)市場(chǎng)銷售，因而本文納入企業(yè)生產(chǎn)率作為影響因素，采用對(duì)數(shù)化的工業(yè)增加值與勞動(dòng)者人數(shù)之比作為衡量指標(biāo)。②資產(chǎn)流動(dòng)性（Liq）。資產(chǎn)流動(dòng)性反映了企業(yè)的融資約束狀況，通常而言，具有較高資產(chǎn)流動(dòng)性的企業(yè)具有較強(qiáng)的應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)能力，因此企業(yè)資產(chǎn)流動(dòng)性越大出口潛力越大，為此，本文加入資產(chǎn)流動(dòng)性變量，使用工業(yè)數(shù)據(jù)庫中“（流動(dòng)資產(chǎn)－流動(dòng)負(fù)債）/總資產(chǎn)”來衡量企業(yè)資產(chǎn)流動(dòng)性水平。③補(bǔ)貼收入（Gov）。政府對(duì)企業(yè)進(jìn)行補(bǔ)貼可以減輕企業(yè)成本壓力，提高出口的預(yù)期利潤(rùn)?？紤]補(bǔ)貼收入存在較多零值，因此參照通常的做法，對(duì)補(bǔ)貼收入加1后取對(duì)數(shù)進(jìn)行度量。④企業(yè)規(guī)模（Size）。企業(yè)規(guī)模大小會(huì)影響企業(yè)是否足夠支付出口成本以及其在市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力如何，本文采用對(duì)數(shù)化的工業(yè)總產(chǎn)值作為衡量指標(biāo)。⑤廣告宣傳支出（Adv）。投放廣告有利于增加企業(yè)與產(chǎn)品的曝光度，獲得國外市場(chǎng)的關(guān)注與認(rèn)可，當(dāng)廣告宣傳支出大于0時(shí)取1，否則為0。

五、計(jì)量結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表1 給出了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。由表1 可見，從創(chuàng)新投入變量（IN_RD）和創(chuàng)新產(chǎn)出變量（IN_NEW）來看，出口企業(yè)的均值要明顯高于非出口企業(yè)；對(duì)于其他變量，與非出口企業(yè)相比，出口企業(yè)在生產(chǎn)率、資產(chǎn)流動(dòng)性、補(bǔ)貼收入以及廣告宣傳上占據(jù)比較優(yōu)勢(shì)。

表1 數(shù)據(jù)的描述性分析

表2進(jìn)一步報(bào)告了基于出口商和創(chuàng)新者分類的樣本占比。一方面，在研發(fā)支出上，創(chuàng)新型企業(yè)中非出口商占比（55.30%）要高于出口商占比（44.70%）；另一方面，在新產(chǎn)品產(chǎn)值上，創(chuàng)新型企業(yè)中非出口商占比（45.81%）要低于出口商占比（54.19%）。另外，觀察非創(chuàng)新者可以發(fā)現(xiàn)，其出口傾向較低，占比僅為29%左右。由此可見，創(chuàng)新者的出口傾向要高于非創(chuàng)新者，即創(chuàng)新與出口之間的確存在一定的關(guān)系，且創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)出口行為的影響有所差異。

表2 創(chuàng)新與出口 單位：%

（二）創(chuàng)新對(duì)企業(yè)出口決策的總體影響

本文采用Logit模型實(shí)證檢驗(yàn)創(chuàng)新對(duì)企業(yè)出口決策的總體影響，估計(jì)結(jié)果見表3 所列。其中第（1）-（3）列主要考察創(chuàng)新投入——研發(fā)支出對(duì)企業(yè)出口決策的影響，第（4）-（6）列主要考察創(chuàng)新產(chǎn)出——新產(chǎn)品產(chǎn)值對(duì)企業(yè)出口決策的影響。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

從表3可以看出，創(chuàng)新IN的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，說明創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出皆對(duì)企業(yè)出口決策具有顯著的促進(jìn)作用。具體而言，在控制其他變量的情況下，創(chuàng)新投入型企業(yè)的出口率要比非創(chuàng)新投入型企業(yè)高出0.066%，創(chuàng)新產(chǎn)出型企業(yè)的出口率要比非創(chuàng)新產(chǎn)出型企業(yè)高出0.158%。綜上所述，創(chuàng)新是驅(qū)動(dòng)企業(yè)參與出口活動(dòng)的重要因素，且創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵(lì)作用更加強(qiáng)勁，H1、H2得以驗(yàn)證。本文認(rèn)為創(chuàng)新產(chǎn)出更能推動(dòng)企業(yè)參與出口貿(mào)易的原因有以下兩點(diǎn)：第一，創(chuàng)新產(chǎn)出下，企業(yè)更愿意通過出口開拓營銷市場(chǎng)，增加市場(chǎng)需求，擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，提高企業(yè)收益以彌補(bǔ)創(chuàng)新的較高花費(fèi)；第二，企業(yè)基于市場(chǎng)和用戶需求開展研發(fā)活動(dòng)，能夠精準(zhǔn)把握定位與目標(biāo)，因此研發(fā)成果易獲得市場(chǎng)認(rèn)可，進(jìn)而可以縮短研發(fā)成果市場(chǎng)化時(shí)間，且在知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)下，企業(yè)研發(fā)成果具有較高的競(jìng)爭(zhēng)力，企業(yè)預(yù)期出口收益會(huì)相應(yīng)增加。相比之下，前期研發(fā)投入成本高、花費(fèi)時(shí)間長(zhǎng)，同時(shí)具有一定風(fēng)險(xiǎn)與不確定性，阻礙了企業(yè)出口積極性。

在其他變量的影響方面，資產(chǎn)流動(dòng)性、企業(yè)規(guī)模、政府補(bǔ)貼以及外商投資的估計(jì)系數(shù)皆為正，表明以上因素都有助于提高企業(yè)出口傾向，而企業(yè)生產(chǎn)率則會(huì)對(duì)出口決策產(chǎn)生阻礙作用，這與Melitz 所設(shè)想的不一致，一定程度上反映了我國出口企業(yè)“生產(chǎn)率悖論”的存在［33-34］。

（三）創(chuàng)新對(duì)企業(yè)出口決策的異質(zhì)性影響

本文參考陽立高等（2018）［35］的做法，根據(jù)企業(yè)所屬行業(yè)2位數(shù)代碼，將制造業(yè)企業(yè)分為勞動(dòng)密集型、資本密集型和技術(shù)密集型三大類（2），以考察創(chuàng)新對(duì)企業(yè)出口決策的行業(yè)異質(zhì)性影響，結(jié)果見表4所列。總體而言，三大類企業(yè)中創(chuàng)新IN 的系數(shù)皆顯著為正，說明創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出都對(duì)提高企業(yè)出口傾向具有重要作用，且創(chuàng)新產(chǎn)出的影響力更大，這與基準(zhǔn)回歸結(jié)果得出的結(jié)論一致。具體而言，在給定其他變量的條件下，增加研發(fā)投入將使勞動(dòng)密集型企業(yè)、資本密集型企業(yè)、技術(shù)密集型企業(yè)的出口概率分別提高0.052%、0.108%、0.041%；增加研發(fā)成果將使勞動(dòng)密集型企業(yè)、資本密集型企業(yè)、技術(shù)密集型企業(yè)的出口概率分別提高0.154%、0.187%、0.139%。對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)，不管是在哪種類型的行業(yè)中，創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用要明顯強(qiáng)于創(chuàng)新投入，這與上文基準(zhǔn)回歸得出的結(jié)論相吻合。

表4 基于行業(yè)要素密集度的分組回歸結(jié)果

為了進(jìn)行橫向比較，本文借鑒連玉君和廖俊平（2017）［36］的做法，進(jìn)行似無相關(guān)檢驗(yàn)，得到的經(jīng)驗(yàn)p值見表5所列。顯而易見，三組的經(jīng)驗(yàn)p值皆小于0.01，表明在勞動(dòng)、資本和技術(shù)3 個(gè)子樣本之間，存在顯著的差異性。可以發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于勞動(dòng)、技術(shù)密集型企業(yè)，創(chuàng)新投入與產(chǎn)出對(duì)資本密集型企業(yè)的影響更大。本文認(rèn)為，一是因?yàn)橘Y本密集型企業(yè)投資量較大，投資回收期長(zhǎng)，能夠保證研發(fā)持續(xù)性，增強(qiáng)成果產(chǎn)出率，進(jìn)而激勵(lì)企業(yè)出口以彌補(bǔ)較高支出；二是因?yàn)橘Y本密集型企業(yè)通常兼具資源和技術(shù)密集的特征，更加接近前沿［37］。在其他控制變量的影響方面，其結(jié)果與前述分析基本一致，在此不再贅述。

表5 組間系數(shù)差異檢驗(yàn)結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮創(chuàng)新與出口間可能存在互為因果的關(guān)系，本文為保證核心結(jié)論的可靠性，更好地揭示創(chuàng)新與企業(yè)出口的因果關(guān)系，采用傾向得分匹配方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)（3）。首先采用Logit 方法對(duì)企業(yè)創(chuàng)新概率模型進(jìn)行估計(jì)，得到樣本中每家企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新的傾向得分，再采用一對(duì)三的最近鄰匹配對(duì)創(chuàng)新者與非創(chuàng)新者的傾向得分進(jìn)行匹配，最后用匹配后非創(chuàng)新者的出口表現(xiàn)近似代替創(chuàng)新者未進(jìn)行創(chuàng)新時(shí)可能的出口表現(xiàn)，從而得到創(chuàng)新對(duì)企業(yè)出口行為的平均影響，即創(chuàng)新對(duì)企業(yè)出口行為的因果效應(yīng)。表6報(bào)告了匹配平衡性檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出，匹配后各匹配變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差都小于5%，創(chuàng)新者與非創(chuàng)新者，即處理組與控制組的匹配變量基本不存在顯著性差異，這表明匹配滿足了平衡性假設(shè)，以此為基礎(chǔ)的傾向得分匹配估計(jì)結(jié)果是可信的。

表6 變量匹配前后差異對(duì)比

用PSM 方法估計(jì)的創(chuàng)新對(duì)企業(yè)出口行為影響的平均處理效應(yīng)結(jié)果見表7 所列，可以看出，創(chuàng)新投入（產(chǎn)出）對(duì)出口行為的因果效應(yīng)約為5.2%（14%），在1%水平上顯著，估計(jì)系數(shù)符號(hào)和顯著性水平都沒有發(fā)生根本性改變，這與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，進(jìn)一步驗(yàn)證了本文主要結(jié)論的可靠性。

表7 創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)企業(yè)出口行為的平均處理效應(yīng)（PSM）

六、擴(kuò)展分析

（一）機(jī)制檢驗(yàn)

由前文理論模型部分可知，創(chuàng)新型企業(yè)參與出口的一個(gè)重要原因是出口邊際成本門檻值要更低。因此，成本下降是創(chuàng)新引致出口決策的一大機(jī)制。為了檢驗(yàn)這一機(jī)制是否成立，本文構(gòu)建以下模型：

其中，Costit代表企業(yè)i在第t年的成本，采用成本占銷售額的比重衡量。模型（2）的回歸結(jié)果見表8第（1）和第（2）列所列，可以看出，創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的估計(jì)系數(shù)皆顯著為負(fù)，表明創(chuàng)新在一定程度上有利于減少企業(yè)成本。進(jìn)一步地，第（3）和第（4）列中模型（3）的估計(jì)結(jié)果顯示，在將創(chuàng)新、成本變量皆納入考察后，企業(yè)成本的系數(shù)為負(fù)，創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的系數(shù)為正?？梢?，在兩種情況下，企業(yè)成本下降皆起到了部分中介的作用，即創(chuàng)新通過降低企業(yè)成本，促使企業(yè)參與出口貿(mào)易。

表8 機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

（二）創(chuàng)新與企業(yè)出口規(guī)模

上文分析表明創(chuàng)新能激發(fā)企業(yè)出口參與活力，在此基礎(chǔ)上，本文對(duì)創(chuàng)新是否有助于出口企業(yè)擴(kuò)大出口規(guī)模進(jìn)行了擴(kuò)展分析。回歸方程如下：

其中：export表示出口規(guī)模，采用企業(yè)出口額表示；IN表示研發(fā)支出/新產(chǎn)品產(chǎn)值，其他變量與上文一致。

表9第（1）和第（2）列基于OLS回歸的估計(jì)結(jié)果顯示，IN的系數(shù)為正，說明創(chuàng)新對(duì)企業(yè)出口規(guī)模擴(kuò)大依然具有顯著促進(jìn)作用：在給定其他變量的條件下，研發(fā)支出增加一單位，出口額將增加6.526個(gè)單位；新產(chǎn)品產(chǎn)值增加一單位，出口額將增加0.601個(gè)單位。此時(shí)，創(chuàng)新投入的影響大于創(chuàng)新產(chǎn)出。如前所述，考慮創(chuàng)新與出口間反向因果關(guān)系，本文采用滯后一期創(chuàng)新變量作為工具進(jìn)行再次估計(jì)。根據(jù)第（3）和第（4）列顯示的二階段最小二乘法估計(jì)結(jié)果顯示，創(chuàng)新仍然對(duì)出口規(guī)模有正向影響。

表9 創(chuàng)新與出口規(guī)模

七、結(jié)論與啟示

在高質(zhì)量發(fā)展新時(shí)期，實(shí)現(xiàn)外貿(mào)可持續(xù)發(fā)展必須尋求新動(dòng)力?；诖?，本文構(gòu)建了創(chuàng)新與企業(yè)出口決策理論模型，并基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，采用Logit模型、PSM傾向得分匹配估計(jì)方法，從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個(gè)層面實(shí)證探討了創(chuàng)新對(duì)中國企業(yè)出口決策的影響，并基于要素密集度的視角考察了行業(yè)異質(zhì)性影響。理論模型分析方面，本文構(gòu)建了創(chuàng)新影響企業(yè)出口傾向的理論模型，表明創(chuàng)新可以降低企業(yè)出口的邊際門檻成本，激勵(lì)企業(yè)參與出口貿(mào)易。實(shí)證分析方面，本文基于2005—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個(gè)層面，實(shí)證研究了創(chuàng)新對(duì)企業(yè)出口決策的影響，得出以下結(jié)論：第一，創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出都有助于提高企業(yè)出口傾向，且創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵(lì)性更強(qiáng)；第二，創(chuàng)新投入和產(chǎn)出對(duì)資本密集型企業(yè)的出口傾向影響最大，對(duì)技術(shù)密集型企業(yè)的影響最??；第三，擴(kuò)展分析表明，創(chuàng)新有助于出口企業(yè)擴(kuò)大出口規(guī)模，且創(chuàng)新投入的影響要大于產(chǎn)出。

本文結(jié)論在以下方面具有重要啟示：

第一，創(chuàng)新是企業(yè)出口以及參與國際市場(chǎng)的驅(qū)動(dòng)力之一，尤其是對(duì)創(chuàng)新成功的企業(yè)來說，其出口傾向更強(qiáng)。因此，在我國低成本優(yōu)勢(shì)逐漸消失、出口動(dòng)力缺乏的時(shí)期，依托創(chuàng)新形成新的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，激勵(lì)企業(yè)出口、擴(kuò)大出口規(guī)模是有利渠道之一，這對(duì)我國加快從貿(mào)易大國走向貿(mào)易強(qiáng)國，鞏固外貿(mào)傳統(tǒng)優(yōu)勢(shì)，培育競(jìng)爭(zhēng)新優(yōu)勢(shì)，拓展外貿(mào)發(fā)展空間具有重要意義。所以，我國企業(yè)要充分重視創(chuàng)新研發(fā)對(duì)企業(yè)參與國際化競(jìng)爭(zhēng)、擴(kuò)大出口規(guī)模的作用，積極投身研發(fā)創(chuàng)新，保持穩(wěn)中有進(jìn)的發(fā)展勢(shì)頭，強(qiáng)化科研成果產(chǎn)業(yè)化的能力，進(jìn)而增強(qiáng)出口內(nèi)生動(dòng)力和活力。

第二，對(duì)于我國政府而言，以激勵(lì)創(chuàng)新發(fā)展為主線，不斷完善市場(chǎng)環(huán)境，加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)，激發(fā)服務(wù)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的活力。因此，政府要積極支持企業(yè)創(chuàng)新類活動(dòng)，提供適當(dāng)?shù)膬?yōu)惠政策或補(bǔ)貼，提高銀行信貸支持力度以提高企業(yè)資產(chǎn)流動(dòng)性，爭(zhēng)取發(fā)揮創(chuàng)新促進(jìn)出口積極性與出口規(guī)模的極大效應(yīng)。

第三，創(chuàng)新對(duì)資本密集型企業(yè)出口概率的提升作用更強(qiáng)，資本密集型企業(yè)所需投資量大，在政府適當(dāng)支持下，需要加強(qiáng)自主創(chuàng)新能力，提高研發(fā)成果產(chǎn)出率與市場(chǎng)轉(zhuǎn)化率，積極走出去參與國際競(jìng)爭(zhēng)，實(shí)現(xiàn)較快發(fā)展。

注 釋：

（1）由于本文需要將創(chuàng)新細(xì)化為創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)生兩個(gè)維度，而在中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中，同時(shí)報(bào)告兩類數(shù)據(jù)的年份只有2001年、2005—2007年，為了保持時(shí)間的連續(xù)性，只保留了2005—2007年的樣本。

（2）勞動(dòng)密集型行業(yè)所含2位數(shù)代碼有13、14、17～24、29、30、31、34、42、43，資本密集型行業(yè)包括15、16、22、25、26、28、32、33、35，技術(shù)密集型行業(yè)包括27、36、37、39、40、41。

（3）限于篇幅，本文只報(bào)告了對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出重新回歸的結(jié)果。