區(qū)域貿(mào)易政策不確定性對中國多產(chǎn)品企業(yè)出口種類決策的影響
——基于中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)建立的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)研究

孫 林 呂雅潔

一、引言

中國多產(chǎn)品出口企業(yè)在對外貿(mào)易中扮演著重要角色。2000～2005年，中國多產(chǎn)品出口企業(yè)數(shù)量在總出口企業(yè)中占比為75%，其出口額占中國出口總額的95%以上(錢學(xué)鋒等，2013)。多產(chǎn)品出口企業(yè)產(chǎn)品種類決策是制造業(yè)出口企業(yè)最重要的決策。多產(chǎn)品出口企業(yè)產(chǎn)品種類的增長是構(gòu)成企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張和出口增長的重要來源。在當(dāng)前貿(mào)易摩擦不斷、WTO規(guī)則失效的背景下，拓寬產(chǎn)品種類還有助于企業(yè)提升抵御外部風(fēng)險(xiǎn)的能力(Brambilla，2009；Manova & Yu，2017)。另外，在多產(chǎn)品企業(yè)框架下分析多產(chǎn)品企業(yè)的出口產(chǎn)品決策，理清企業(yè)內(nèi)(within firm)產(chǎn)品種類擴(kuò)張機(jī)制，有助于幫助企業(yè)順利實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品轉(zhuǎn)換，通過產(chǎn)品種類調(diào)整，促使企業(yè)內(nèi)資源的優(yōu)化配置，提高企業(yè)生產(chǎn)率，實(shí)現(xiàn)企業(yè)乃至對外貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。

關(guān)于在WTO多邊框架下的貿(mào)易自由化對多產(chǎn)品出口企業(yè)產(chǎn)品范圍的影響這一論題，在關(guān)于中國(錢學(xué)鋒等，2013；亢梅玲和田子鳳，2016)、美國(Bernard et al.，2010)等國家的研究中已經(jīng)得到充分論證。但是，在跨國區(qū)域合作框架下針對中國多產(chǎn)品出口企業(yè)出口產(chǎn)品種類決策的研究還有待深入。2007年，中國將自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略上升為國家戰(zhàn)略，黨的十八大提出要加快實(shí)施自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略。截至2020年底，中國已與26個國家和地區(qū)相繼簽署了19個自貿(mào)協(xié)定。(1)我國已與26個國家和地區(qū)簽署19個自貿(mào)協(xié)定[EB/OL]. 中華人民共和國商務(wù)部中國自由貿(mào)易區(qū)服務(wù)網(wǎng)，2020-12-31.中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)是中國與東盟十國共同組建的自由貿(mào)易區(qū)，雙方對話始于1991年，2010年正式全面啟動。中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)是中國最早建立的自由貿(mào)易區(qū)，也是發(fā)展中國家之間最大的自由貿(mào)易區(qū)。為了加強(qiáng)雙邊經(jīng)貿(mào)合作，中國與東盟于2002年11月4日簽署了《中華人民共和國政府與東南亞國家聯(lián)盟成員國政府全面經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議》(以下簡稱《框架協(xié)議》)。該合作框架協(xié)議自2003年正式生效。《框架協(xié)議》生效后，成員國開始著力于各領(lǐng)域貿(mào)易合作，雖然關(guān)稅還未全面降低，但向東盟各國出口產(chǎn)品的中國多產(chǎn)品企業(yè)面臨的區(qū)域貿(mào)易政策不確定性大幅下降。作為中國首個自由貿(mào)易協(xié)定，《框架協(xié)議》對中國多產(chǎn)品出口企業(yè)出口種類決策會產(chǎn)生怎樣的影響，這是本文重點(diǎn)關(guān)注的問題。對這個問題的研究，可以從一個全新的視角分析中國多產(chǎn)品企業(yè)出口種類調(diào)整決策，也有利于深入理解中國加入發(fā)展中國家主導(dǎo)的區(qū)域自由貿(mào)易協(xié)定的潛在紅利。

本文的創(chuàng)新性主要體現(xiàn)在以下幾個方面。第一，強(qiáng)調(diào)了區(qū)域貿(mào)易政策不確定性對多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品范圍的影響，這是一個全新的視角，中國建立的首個區(qū)域自由貿(mào)易區(qū)(中國—東盟自由貿(mào)易區(qū))，為本研究的開展提供了絕好的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。本文以中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)為分析對象，深入闡釋其對中國多產(chǎn)品出口企業(yè)出口種類決策的影響。在分析中緊扣《框架協(xié)議》在降低區(qū)域貿(mào)易政策不確定性上的重要作用，從跨國區(qū)域合作視角，而不是多邊貿(mào)易自由化(WTO框架下的關(guān)稅削減)視角，論證區(qū)域貿(mào)易政策不確定性對中國多產(chǎn)品出口企業(yè)出口種類決策的影響。

第二，為通過區(qū)域貿(mào)易協(xié)定影響多產(chǎn)品出口企業(yè)種類決策提供了更多的實(shí)證證據(jù)。已有研究僅分析了區(qū)域貿(mào)易自由化對出口企業(yè)擴(kuò)展邊際的影響，對多產(chǎn)品出口企業(yè)產(chǎn)品范圍的影響和區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降的有效性尚不清楚。Bernard 等(2011)以北美自由貿(mào)易區(qū)為案例進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)多產(chǎn)品企業(yè)出口到每個目的國的產(chǎn)品種類數(shù)量，都會隨著貿(mào)易自由化而有所增加。本文強(qiáng)調(diào)了企業(yè)內(nèi)產(chǎn)品種類選擇和出口目的國選擇的重要性。從區(qū)域合作視角看，分析跨國區(qū)域自由貿(mào)易協(xié)定對多產(chǎn)品企業(yè)的出口種類決策的影響研究有待深入，特別是在中國實(shí)施自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略下，分析中國跨國區(qū)域貿(mào)易協(xié)定對中國多產(chǎn)品企業(yè)出口種類影響的研究亟待加強(qiáng)。

第三，本文結(jié)合多產(chǎn)品企業(yè)競爭策略的選擇，對多產(chǎn)品出口企業(yè)的產(chǎn)品種類決策進(jìn)行了異質(zhì)性分析，這為不同類型多產(chǎn)品企業(yè)的差異化出口種類選擇提供了依據(jù)。Eckel 等(2015)提出了一個具有寡頭壟斷、柔性制造技術(shù)和質(zhì)量投入的模型。企業(yè)通過質(zhì)量投入提升其核心產(chǎn)品質(zhì)量，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)—產(chǎn)品層面的銷售額與價(jià)格成反比。企業(yè)面對貿(mào)易自由化，內(nèi)生地選擇要生產(chǎn)和出口的產(chǎn)品類別。貿(mào)易自由化帶來的市場準(zhǔn)入提升通過競爭效應(yīng)和需求效應(yīng)促使多產(chǎn)品企業(yè)減少出口種類，增加核心產(chǎn)品比重。本文的研究結(jié)果與Eckel 等(2015)一致，采取質(zhì)量競爭策略的多產(chǎn)品企業(yè)在應(yīng)對政策沖擊時，其出口產(chǎn)品種類的變動更大。

二、理論框架與研究假說

簽訂區(qū)域自由貿(mào)易協(xié)定以后，貿(mào)易政策不確定性顯著下降(Handley & Limao，2017)。當(dāng)區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降時，企業(yè)承擔(dān)的出口成本下降(Liu & Ma，2020),意味著企業(yè)出口門檻值下降。為了獲得更多的利潤或者實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，企業(yè)只在國內(nèi)銷售的產(chǎn)品會轉(zhuǎn)向出口市場，從而使多產(chǎn)品企業(yè)擴(kuò)張其出口產(chǎn)品種類。此外，融資約束的緩解會顯著提升企業(yè)出口產(chǎn)品種類(Egger & Kesina，2013; Nagaraj，2014)。這背后的邏輯是，區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降，促使企業(yè)利潤增加，且其流動性約束下降，進(jìn)而有助于緩解企業(yè)融資約束。若企業(yè)面臨的融資約束降低，則企業(yè)能從更多渠道以較低的成本獲得充裕資金，進(jìn)而企業(yè)可以有更多的資金用于新產(chǎn)品的研發(fā)投入，從而出口更多種類的產(chǎn)品(Manova & Yu，2017)?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)1。

假設(shè)1：區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降會促進(jìn)多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類增長。

事實(shí)上，中國的加工出口主要由跨國公司所主導(dǎo)。這些跨國公司追求全球利潤的最大化，并強(qiáng)調(diào)全球戰(zhàn)略布局。它們通常在許多國家都有工廠，并調(diào)整各國的資源配置，以避免區(qū)域貿(mào)易政策不確定性。因此，中國出口加工公司受區(qū)域貿(mào)易政策不確定性的影響明顯小于從事一般貿(mào)易的出口公司。當(dāng)區(qū)域貿(mào)易政策不確定性降低時，企業(yè)出口的門檻值降低，從事一般貿(mào)易業(yè)務(wù)的公司將能夠承擔(dān)更多的出口成本，其出口產(chǎn)品種類會有增長?；诖?，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：從事一般貿(mào)易的多產(chǎn)品企業(yè)面臨區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降，其出口產(chǎn)品種類增長顯著；而從事加工貿(mào)易的多產(chǎn)品企業(yè)其出口產(chǎn)品種類受區(qū)域貿(mào)易政策不確定性的影響較小，變動不明顯。

采取質(zhì)量競爭的多產(chǎn)品企業(yè)更傾向于通過增加質(zhì)量投入投資于出口產(chǎn)品，導(dǎo)致出口產(chǎn)品差異化的程度增加(Eckel et al.，2015)。當(dāng)區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降時，采取質(zhì)量競爭策略的多產(chǎn)品企業(yè)比采取數(shù)量競爭的企業(yè)更加傾向于擴(kuò)大其出口產(chǎn)品范圍。這是因?yàn)?，采取質(zhì)量競爭策略的多產(chǎn)品企業(yè)擁有更高的產(chǎn)品差異化程度，這意味著多產(chǎn)品出口企業(yè)更愿意投資于產(chǎn)品質(zhì)量升級，從而產(chǎn)品直接的異質(zhì)性程度加劇，減少了企業(yè)內(nèi)部產(chǎn)品之間的侵蝕效應(yīng)(Eckel & Neary，2010)。一般來說，若產(chǎn)品趨于同質(zhì)，由于侵蝕效應(yīng)的存在，新增產(chǎn)品種類會“侵蝕”原有產(chǎn)品出口額。采取質(zhì)量競爭策略的多產(chǎn)品企業(yè)傾向于增加質(zhì)量投入，而這種投資弱化了侵蝕效應(yīng)，引致多產(chǎn)品企業(yè)出口更多的產(chǎn)品種類。基于此，本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3：采取質(zhì)量競爭的多產(chǎn)品企業(yè)面臨區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降，其出口產(chǎn)品種類擴(kuò)張更明顯，而采取數(shù)量競爭的多產(chǎn)品企業(yè)其出口產(chǎn)品種類擴(kuò)張較小。

三、模型設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來源

長期以來，中國從事加工貿(mào)易的企業(yè)大多以初級加工為主，在接受買方訂單后根據(jù)其要求采購原材料或者進(jìn)行來料加工生產(chǎn)，最終將產(chǎn)品發(fā)往買方企業(yè)。根據(jù)本文的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，中國出口到東盟的從事一般貿(mào)易的多產(chǎn)品企業(yè)有37189家，占比62.7%；從事加工貿(mào)易的多產(chǎn)品企業(yè)有22100家，占比37.3%。企業(yè)出口產(chǎn)品的范圍更多取決于買方，所以不容易受到是否簽訂《框架協(xié)議》的影響。因此，參照余淼杰和梁中華(2014)的做法，將從事加工貿(mào)易的多產(chǎn)品企業(yè)作為控制組，將面臨區(qū)域貿(mào)易政策不確定性降低的一般貿(mào)易企業(yè)作為處理組。(2)根據(jù)錢學(xué)鋒等(2013)的研究，將貿(mào)易方式為出口加工區(qū)進(jìn)口設(shè)備、出料加工貿(mào)易、進(jìn)料加工貿(mào)易、來料加工裝配進(jìn)口的設(shè)備以及來料加工裝配貿(mào)易的企業(yè)歸結(jié)為加工貿(mào)易企業(yè)，其余為一般貿(mào)易企業(yè)。本文對加工貿(mào)易和一般貿(mào)易的多產(chǎn)品企業(yè)面臨的區(qū)域貿(mào)易政策不確定性進(jìn)行測算，從事加工貿(mào)易的多產(chǎn)品企業(yè)面臨的區(qū)域貿(mào)易政策不確定性幾乎無變化，而從事一般貿(mào)易的多產(chǎn)品企業(yè)在《框架協(xié)議》簽訂后，面臨的區(qū)域貿(mào)易政策不確定性明顯減少。這也預(yù)示著本文選取加工貿(mào)易企業(yè)作為控制組是合理的。

此外，考慮到中國加入WTO的時間為2001年，因此本文選取2001～2013年作為樣本年份，以排除中國加入WTO這一事件對實(shí)證結(jié)果的影響。另外，中國加入WTO后，在一定程度上有關(guān)稅削減，中國多產(chǎn)品企業(yè)出口決策的變動，很可能是關(guān)稅下降導(dǎo)致的，所以本文還將企業(yè)內(nèi)產(chǎn)品的關(guān)稅按照出口金額進(jìn)行加權(quán)平均，得到了企業(yè)—目的國—年份層面的關(guān)稅，并加入模型中進(jìn)行控制。

(一)DID適用性檢驗(yàn)

使用雙重差分法進(jìn)行實(shí)證分析的一個重要前提是處理組與控制組滿足“平行趨勢”假定，即不存在政策沖擊時處理組與控制組朝著一個共同的趨勢變動。圖1展示了1998～2013年處理組與控制組的平均出口產(chǎn)品種類的變動趨勢?？梢钥闯?，1998～2003年，處理組和控制組的變動趨勢基本相同，并未呈現(xiàn)顯著的差異。而在2003年之后，處理組的平均出口種類急速增長，特別是在2007年之后，上升速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于控制組。這表明，本文設(shè)定的處理組與控制組滿足“平行趨勢”假定。另外，這也表明2003年《框架協(xié)議》生效之后，與控制組相比，處理組的出口產(chǎn)品種類顯著上升。這在一定程度上說明了本文實(shí)證模型構(gòu)建的合理性。

圖1 1998～2013年控制組與處理組的出口種類變動趨勢

(二)實(shí)證模型設(shè)定

方案一。中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)建立影響中國多產(chǎn)品企業(yè)出口種類的DID模型構(gòu)建如下：

varietyfdt=α0+α1treatmentf×post2003t+α2Xft+α3Xfdt+α4Xdt+vf+vt+vd+εfdt

(1)

其中，f表示多產(chǎn)品企業(yè)，d表示目的國，t表示年份。varietyfdt是中國多產(chǎn)品出口企業(yè)出口產(chǎn)品種類數(shù)量；treatmentf為多產(chǎn)品企業(yè)f是否屬于處理組的虛擬變量，多產(chǎn)品企業(yè)f從事一般貿(mào)易時treatmentf取值為1，企業(yè)f從事加工貿(mào)易時treatmentf取值為0；post2003t為中國簽訂《框架協(xié)議》是否生效的虛擬變量，若年份t在2003年之前則post2003t=0，否則post2003t=1；政策沖擊的虛擬變量和處理組虛擬變量的交互項(xiàng)treatmentf×post2003t前面的系數(shù)α1，表示2003年《框架協(xié)議》生效對多產(chǎn)品企業(yè)出口種類的處理效應(yīng)，α1的預(yù)期符號為正，即《框架協(xié)議》的生效促進(jìn)了中國多產(chǎn)品企業(yè)出口種類的擴(kuò)張。

Xdt、Xfdt、Xft分別表示企業(yè)和目的國相關(guān)的隨時間變化的特征變量，這些變量可能對中國多產(chǎn)品企業(yè)出口種類也會有影響，因而作為控制變量納入以上計(jì)量模型。包括：(1)目的國人均收入(pergdpdt)，采用目的國d在t年的人均GDP來衡量；(2)企業(yè)—目的國—年份層面關(guān)稅(tarifffdt)，采用目的國對應(yīng)于HS 6位碼產(chǎn)品的MFN關(guān)稅，以出口額為權(quán)重計(jì)算企業(yè)—目的國—年份層面的加權(quán)平均關(guān)稅；(3)企業(yè)生產(chǎn)率(tfpft)，用f企業(yè)在t年的勞均產(chǎn)出來表示；(4)企業(yè)規(guī)模(employmentft)，用f企業(yè)在t年的從業(yè)人數(shù)來表示；(5)企業(yè)資本勞動比(klft)，采用固定資產(chǎn)凈值與從業(yè)人員年平均人數(shù)的比值來測度；(6)企業(yè)的年齡(ageft)，采用當(dāng)年年份與企業(yè)成立年份的差值加1來衡量；(7)企業(yè)補(bǔ)貼(subft)，采用補(bǔ)貼收入與產(chǎn)品銷售收入比值來計(jì)算；(8)企業(yè)所有制(firmtypeft)，設(shè)多產(chǎn)品企業(yè)為國有企業(yè)時取1，反之取0。vf、vt、vd分別表示企業(yè)、年份、目的國固定效應(yīng)，以控制可能存在的遺漏變量問題，εfdt表示沒有觀察到的隨機(jī)誤差項(xiàng)。本文使用行業(yè)層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

方案二。由于前文研究的出口產(chǎn)品種類是一個相對靜態(tài)的研究，一個多產(chǎn)品企業(yè)的總出口范圍可能保持不變，但是，其減少的產(chǎn)品種類數(shù)量或增加的產(chǎn)品種類數(shù)量會一直發(fā)生變化，這個在目前的研究中無法體現(xiàn)，故本文加入凈增加產(chǎn)品種類進(jìn)行分析。

addnumberfdt=α0+α1treatmentf×post2003t+α2Xft+α3Xfdt+α4Xdt+vf+vt+vd+εfdt

(2)

其中，f表示多產(chǎn)品企業(yè)，d表示目的國，t表示年份。addnumberfdt是多產(chǎn)品企業(yè)f在t年出口到目的國d的新增產(chǎn)品種類數(shù)量；其余變量與公式(1)保持一致。

(三)數(shù)據(jù)來源及變量描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用的數(shù)據(jù)是2001～2013年的中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫、中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)。首先，在對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的處理上，本文借鑒Brandt等(2012)、Cai 和 Liu(2009)、許家云等(2017)、李勝旗和毛其淋(2018)的做法，剔除了嚴(yán)重缺失的數(shù)據(jù)及極端值；在對中國海關(guān)數(shù)據(jù)的處理上，仍然對嚴(yán)重缺失的樣本進(jìn)行剔除處理。其次，將數(shù)據(jù)規(guī)整到“企業(yè)—產(chǎn)品—目的國—年份”的層面，并把產(chǎn)品HS編碼統(tǒng)一為HS96版。最后，為了匹配盡可能多的企業(yè)數(shù)據(jù)，本文先將以上處理好的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)、中國海關(guān)數(shù)據(jù)，借鑒田巍和余淼杰(2013)的做法，按照企業(yè)名稱，進(jìn)一步按照郵政編碼和電話號碼后7位匹配兩大數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)。從而最終得到為實(shí)證分析所需的數(shù)據(jù)。為直觀起見，表1給出了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與討論

(一)基準(zhǔn)回歸

1.多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品范圍的研究

本文在《框架協(xié)議》生效這一背景下研究該政策對中國多產(chǎn)品企業(yè)出口種類的影響，采用公式(1)進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，表2匯報(bào)了結(jié)果。表2第(1)列表明，《框架協(xié)議》生效后，與控制組(加工貿(mào)易企業(yè))相比，處理組(一般貿(mào)易企業(yè))的企業(yè)出口產(chǎn)品種類顯著上升，驗(yàn)證了研究假設(shè)2；第(2)列加入了出口目的國層面的控制變量和企業(yè)層面的控制變量后，結(jié)果仍是顯著的，與第(1)列核心變量系數(shù)相比沒有明顯變化。

表2 基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果

續(xù)表

回歸結(jié)果中控制變量符號也是基本符合預(yù)期的。以第(2)列為例，目的國的人均GDP(lnpergdpdt)反映了收入水平，企業(yè)在更富裕的國家出口更多的產(chǎn)品，因此目的國人均GDP與多產(chǎn)品企業(yè)出口種類正相關(guān)。企業(yè)—目的國—年份層面的關(guān)稅(lntarifffdt)與中國多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類正相關(guān)，表明貿(mào)易自由化會導(dǎo)致多產(chǎn)品企業(yè)縮小產(chǎn)品范圍，與Eckel和Neary(2010)的研究結(jié)果一致。企業(yè)生產(chǎn)率(lntfpft)與多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類正相關(guān)，表明擁有更高生產(chǎn)率的多產(chǎn)品企業(yè)擁有更高的出口能力，因而可以出口更多的產(chǎn)品，這與Bernard等(2011)的研究結(jié)果一致。企業(yè)規(guī)模(lnemploymentft)與多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類正相關(guān)，這與Feenstra和Ma(2007)的研究結(jié)果一致。企業(yè)所有制(firmtypeft)中，國有出口企業(yè)(firmtypeft=1)相對于其他企業(yè)出口更多的產(chǎn)品。企業(yè)資本勞動比(lnklft)、企業(yè)年齡(lnageft)與企業(yè)補(bǔ)貼(subft)對多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類數(shù)量的影響均不顯著，一個可能的原因是，中國多產(chǎn)品企業(yè)中仍然存在低價(jià)競爭的現(xiàn)象，多產(chǎn)品企業(yè)采取薄利多銷的方式獲得利潤，資本勞動比較大的企業(yè)、年齡較大的企業(yè)、補(bǔ)貼較多的企業(yè)依然沒有較高的出口能力，從而對多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類的影響不顯著。

2.多產(chǎn)品企業(yè)新增出口產(chǎn)品種類數(shù)量的研究

本文采用公式(2)進(jìn)行基準(zhǔn)回歸驗(yàn)證多產(chǎn)品企業(yè)新增出口產(chǎn)品種類對《框架協(xié)議》生效產(chǎn)生的影響，表2的第(3)列和第(4)列匯報(bào)了結(jié)果。第(3)列表明，《框架協(xié)議》生效后，與控制組(加工貿(mào)易企業(yè))相比，處理組(一般貿(mào)易企業(yè))的多產(chǎn)品企業(yè)新增出口產(chǎn)品種類顯著上升；第(4)列加入了出口目的國層面和企業(yè)層面的控制變量后，結(jié)果仍是顯著的且與第(2)列核心變量系數(shù)類似。

(二)擴(kuò)展性分析

1.增加可觀測變量

在分析《框架協(xié)議》生效對中國多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類的影響上，一個潛在的挑戰(zhàn)是存在企業(yè)層面的遺漏變量。實(shí)際上，從2001年到2013年，中國多產(chǎn)品企業(yè)在財(cái)務(wù)方面有明顯的改善，使多產(chǎn)品企業(yè)出口能力顯著提升。一個競爭性的解釋是，中國多產(chǎn)品企業(yè)出口種類的增加，是由于企業(yè)負(fù)債率和融資約束等因素造成的。為了排除這種競爭性解釋，在原有的控制變量基礎(chǔ)上，進(jìn)一步增加了以下兩個變量：(1)融資約束(financeft)，采用企業(yè)利息支出與資產(chǎn)總額比值的對數(shù)衡量；(2)資產(chǎn)負(fù)債率(leverageft)，采用企業(yè)負(fù)債總額除以企業(yè)資產(chǎn)總額的對數(shù)衡量。

回歸結(jié)果匯報(bào)在表3。其中，表3第(1)列和第(2)列分別在方案一和方案二的基礎(chǔ)上同時加入企業(yè)負(fù)債率、融資約束這兩個企業(yè)層面的控制變量，回歸結(jié)果依舊顯著，表明《框架協(xié)議》的生效對中國多產(chǎn)品企業(yè)的出口產(chǎn)品范圍和新增產(chǎn)品種類影響顯著為正。

表3 增加可觀測變量和改變樣本年份的回歸結(jié)果

2.改變樣本年份

中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)《框架協(xié)議》生效之后，隨著時間的推移，平均處理效應(yīng)可能逐漸降低，更重要的是，它可能更容易受其他外生沖擊的影響。為了排除這方面的干擾，我們將樣本時間范圍縮短。本文選取2001～2007年的樣本重新進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果匯報(bào)在表3。其中，表3第(3)列和第(4)列分別在方案一和方案二的基礎(chǔ)上選取2001～2007年的樣本，回歸結(jié)果依舊顯著，表明《框架協(xié)議》的生效對中國多產(chǎn)品企業(yè)的出口產(chǎn)品決策產(chǎn)生的影響不受樣本選擇年份的影響。

3.連續(xù)型DID

前文我們已經(jīng)論證了由于從事加工貿(mào)易的多產(chǎn)品企業(yè)面臨的區(qū)域貿(mào)易政策不確定性波動較小，所以本文才選擇加工貿(mào)易企業(yè)作為控制組。作為進(jìn)一步分析的證據(jù)，本文借鑒Lu 和 Yu(2015)、孫林和周科選(2020)的研究，采用連續(xù)變量分組的方法識別政策效果。將區(qū)域貿(mào)易政策不確定性tpufdt直接替換treatmentf這一虛擬變量，構(gòu)建tpufdt×post2003t交互項(xiàng)來識別區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降對多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品決策的影響，表4匯報(bào)了回歸結(jié)果。表4中第(1)列和第(3)列交互項(xiàng)的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這表明在《框架協(xié)議》生效之后，與控制組企業(yè)(即初始面臨低政策不確定性的企業(yè))相比，處理組企業(yè)(即初始面臨高政策不確定性的企業(yè)) 的出口產(chǎn)品范圍和新增產(chǎn)品種類實(shí)現(xiàn)了更大幅度的增長，即區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降顯著促進(jìn)了多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品范圍和新增產(chǎn)品種類，驗(yàn)證了研究假設(shè)1。第(2)列加入了控制變量，結(jié)果依然在1%的水平上顯著，表明區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降確實(shí)提升了多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品范圍和新增產(chǎn)品種類，本文的結(jié)果是穩(wěn)健的。

表4 選用連續(xù)處理變量的回歸結(jié)果

(三)排除其他政策干擾

2003年是中國貿(mào)易政策密集實(shí)施的一年。除了《框架協(xié)議》生效之外，2003年為了貫徹實(shí)施 《中華人民共和國環(huán)境保護(hù)法》和《中華人民共和國清潔生產(chǎn)促進(jìn)法》，進(jìn)一步推動中國的清潔生產(chǎn)，防止生態(tài)破壞，國家環(huán)境保護(hù)總局批準(zhǔn)《清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn) 石油煉制業(yè)》等三項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)為環(huán)境保護(hù)行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)。政策密集出臺，有可能使企業(yè)生產(chǎn)成本增加(Bai et al.，2017)，由此可能會導(dǎo)致一部分出口企業(yè)退出中國出口市場。那么前文通過實(shí)證分析得到的2003年處理組多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類的擴(kuò)張很可能是由《清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn) 石油煉制業(yè)》的實(shí)施導(dǎo)致舊企業(yè)的大量退出，競爭減少引起的。本文需要排除這一政策的干擾以確保中國多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類的擴(kuò)張是由《框架協(xié)議》生效引起的。本文剔除了2003年及2003年以后退出的企業(yè)樣本并進(jìn)行回歸，表5的第(1)列、第(2)列匯報(bào)了方案一的結(jié)果。第(1)列和第(2)列的結(jié)果表明，在排除《清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn) 石油煉制業(yè)》實(shí)施對實(shí)驗(yàn)的干擾后，核心變量的系數(shù)在1%的水平上仍然顯著，表明2003年處理組的多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類的擴(kuò)張不是由《清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn) 石油煉制業(yè)》的實(shí)施引起的。表5的第(3)列、第(4)列匯報(bào)了方案二的結(jié)果，結(jié)果表明2003年多產(chǎn)品企業(yè)新增出口產(chǎn)品種類數(shù)量的增加不是由《清潔生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn) 石油煉制業(yè)》的實(shí)施引起的。

表5 排除清潔政策干擾的回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)企業(yè)產(chǎn)品種類變動的衡量方法

方案一。作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文借鑒了Baldwin和Gu(2009)使用的企業(yè)多樣化的替代指標(biāo)替換公式(1)左側(cè)的多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類，其公式為：

(3)

其中，spdt表示HS 6位碼產(chǎn)品p所占當(dāng)年企業(yè)出口到目的國d的出口額比重，它反映了一個企業(yè)的出口產(chǎn)品多樣化，E的值越高，表明企業(yè)層面的多樣化指數(shù)越高，出口產(chǎn)品種類越多。

方案二。前文已經(jīng)證實(shí)，《框架協(xié)議》生效會導(dǎo)致多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類增加，那么其出口產(chǎn)品銷售就會向邊緣產(chǎn)品擴(kuò)展。本文借鑒Mayer 等(2014)的做法，用多產(chǎn)品企業(yè)偏度的測算指標(biāo)替換公式(1)左側(cè)的多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類，其公式為：

(4)

其中，exportidt表示企業(yè)f在t年出口到目的國d的核心產(chǎn)品i的出口額，sumexportfdt表示企業(yè)f在t年出口到目的國d的總出口額。核心產(chǎn)品的衡量借鑒Eckel和Neary(2010)的做法，選用企業(yè)f在t年出口到目的國d出口額最大的產(chǎn)品。biasfdt的值越大，表示出口產(chǎn)品向邊緣產(chǎn)品擴(kuò)展，出口產(chǎn)品種類增加。

企業(yè)產(chǎn)品多樣化和偏度的回歸結(jié)果在表6中呈現(xiàn)。其中第(1)列和第(2)列是用企業(yè)多樣化指數(shù)替代的回歸結(jié)果，表明《框架協(xié)議》生效后，多產(chǎn)品企業(yè)多樣化指數(shù)增加，出口產(chǎn)品種類增加。第(3)列和第(4)列是用企業(yè)偏度替代的回歸結(jié)果，表明《框架協(xié)議》生效后，多產(chǎn)品企業(yè)出口不再集中于其核心產(chǎn)品，出口產(chǎn)品種類增加，與預(yù)測一致。

表6 企業(yè)多樣化和偏度的回歸結(jié)果

(二)控制行業(yè)—時間趨勢

在DID的方案中，隱含的假定前提是核心變量treatmentf×post2003t與隨機(jī)誤差項(xiàng)εfdt不相關(guān)。也就是說，如果沒有發(fā)生政策沖擊，處理組和控制組朝著一個相同的趨勢變動。然而，現(xiàn)實(shí)中可能存在行業(yè)層面不可觀測的因素會影響多產(chǎn)品企業(yè)出口種類，進(jìn)而導(dǎo)致在不同的行業(yè)，多產(chǎn)品企業(yè)出口種類變動具有不同的趨勢，DID估計(jì)就會存在偏誤。為了觀察不可觀測的行業(yè)層面變量是否會對本文估計(jì)結(jié)果帶來實(shí)質(zhì)性的影響，借鑒Liu 和 Qiu(2016)的做法，將行業(yè)—時間趨勢項(xiàng)加入DID方案中進(jìn)行回歸。由表7可知，在加入行業(yè)—時間趨勢項(xiàng)后，交互項(xiàng)treatmentf×post2003t的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正，本文核心結(jié)論依然成立。

表7 控制行業(yè)—時間趨勢后的回歸結(jié)果

(三)安慰劑檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步確保DID估計(jì)結(jié)果的可靠性，這里使用《框架協(xié)議》生效之前的樣本進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。其基本思路是，由于多產(chǎn)品企業(yè)面臨的區(qū)域貿(mào)易政策不確定性在《框架協(xié)議》生效之前的年份變化幅度十分微小，由此進(jìn)行的OLS估計(jì)得到核心變量tpufdt的估計(jì)系數(shù)應(yīng)當(dāng)不顯著，否則意味著存在其他非觀測因素對回歸結(jié)果產(chǎn)生干擾，那么在此情形下前文基準(zhǔn)DID估計(jì)結(jié)果是有偏的。表8報(bào)告了安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果，從中可以看到，變量tpufdt的估計(jì)系數(shù)為正，但未能通過10%水平的顯著性檢驗(yàn)，這表明在《框架協(xié)議》生效之前，企業(yè)出口種類決策未能產(chǎn)生明顯的變動，進(jìn)一步印證了本文DID估計(jì)結(jié)果的可靠性。

表8 安慰劑效應(yīng)

六、異質(zhì)性分析

(一)企業(yè)競爭策略

Eckel等(2015)認(rèn)為企業(yè)通過質(zhì)量投資，其產(chǎn)品間價(jià)格和銷售額呈正向關(guān)系，則該企業(yè)采取質(zhì)量競爭，反之則采取數(shù)量競爭。Manova 和 Yu(2017)運(yùn)用2000～2006年的中國企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究也表明，中國多產(chǎn)品企業(yè)總體處于質(zhì)量競爭策略，企業(yè)內(nèi)產(chǎn)品出口價(jià)格和銷售額成反比，但沒有明確區(qū)分企業(yè)采取的競爭策略。采取質(zhì)量競爭的企業(yè)面對區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降，往往會選擇提升核心產(chǎn)品質(zhì)量來占據(jù)市場，但是由于提升質(zhì)量具有時滯性，故企業(yè)為保持其市場競爭力，會選擇更多增加其產(chǎn)品種類。采取數(shù)量競爭的企業(yè)在面對區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降時，由于企業(yè)內(nèi)產(chǎn)品之間存在同質(zhì)性，邊緣產(chǎn)品的邊際成本較高，而利潤收益較小，所以其產(chǎn)品范圍擴(kuò)張較少。

本文根據(jù)Eckel 等(2015)的定義，將中國的多產(chǎn)品企業(yè)分類，進(jìn)行異質(zhì)性分析，回歸結(jié)果如表9所示。

表9 企業(yè)不同競爭策略的回歸結(jié)果

表9中第(1)列和第(2)列分別匯報(bào)了采取數(shù)量競爭、質(zhì)量競爭策略的中國多產(chǎn)品企業(yè)面對《框架協(xié)議》生效對中國多產(chǎn)品企業(yè)出口種類的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在其他變量保持不變的情況下，采取質(zhì)量競爭策略的多產(chǎn)品企業(yè)面對《框架協(xié)議》生效，其出口種類相較于采取數(shù)量競爭的多產(chǎn)品企業(yè)增長更多，驗(yàn)證了研究假設(shè)3。第(3)列和第(4)列分別匯報(bào)了采取數(shù)量競爭、質(zhì)量競爭策略的中國多產(chǎn)品企業(yè)面對《框架協(xié)議》生效對中國多產(chǎn)品企業(yè)新增出口產(chǎn)品種類數(shù)量的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，與上文研究結(jié)論相同，在其他變量保持不變的情況下，采取質(zhì)量競爭策略的多產(chǎn)品企業(yè)在《框架協(xié)議》生效后，其新增出口產(chǎn)品種類相較于采取數(shù)量競爭的多產(chǎn)品企業(yè)增長更多。

(二)企業(yè)進(jìn)入退出

《框架協(xié)議》的生效使多產(chǎn)品企業(yè)面臨的區(qū)域貿(mào)易政策不確定性下降，一些生產(chǎn)率較低、原先收入不足以彌補(bǔ)出口固定成本的多產(chǎn)品企業(yè)開始盈利并進(jìn)入出口市場。持續(xù)出口的企業(yè)和新進(jìn)入/退出企業(yè)對貿(mào)易成本變化的反應(yīng)不同(Arkolakis & Muendler，2019)。根據(jù)這一論點(diǎn)，本文將多產(chǎn)品企業(yè)分為兩組：持續(xù)出口企業(yè)(即在《框架協(xié)議》生效前后始終存在的企業(yè))和新進(jìn)入/退出企業(yè)(即在《框架協(xié)議》生效后進(jìn)入或退出的企業(yè))。值得注意的是，由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)中對于非國有企業(yè)，只有年銷售額在500萬元或以上的企業(yè)才會被調(diào)查，所以本文的新進(jìn)入/退出企業(yè)意味著，在加入WTO后，國有企業(yè)新進(jìn)入或退出市場，非國有企業(yè)將年銷售額縮減至低于500萬元，或?qū)⒛赇N售額增加至500萬元以上。

使用這兩組的回歸結(jié)果報(bào)告在表10中?！犊蚣軈f(xié)議》的生效對新進(jìn)入/退出企業(yè)的出口產(chǎn)品范圍和新增產(chǎn)品種類有顯著的正面影響，但對持續(xù)出口的多產(chǎn)品企業(yè)影響較小，這與Lu和 Yu(2015)的研究結(jié)論一致。

表10 新進(jìn)入/退出企業(yè)和持續(xù)出口企業(yè)的回歸結(jié)果

(三)不同創(chuàng)新能力的企業(yè)

多產(chǎn)品企業(yè)出口種類的變動還因企業(yè)新產(chǎn)品研發(fā)投入的不同而存在異質(zhì)性(Liu & Rosell，2013)。那么，針對不同新產(chǎn)品研發(fā)投入的企業(yè)，《框架協(xié)議》生效對中國多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類的影響是不一致的。更具體地說，對更多新產(chǎn)品研發(fā)投入的多產(chǎn)品企業(yè)，其出口產(chǎn)品范圍應(yīng)該擴(kuò)張得更多，新增產(chǎn)品種類增長得更多。因此，本文針對中國多產(chǎn)品企業(yè)新產(chǎn)品研發(fā)投入水平設(shè)計(jì)了擴(kuò)展分析。

為了分析《框架協(xié)議》簽訂對不同新產(chǎn)品研發(fā)投入企業(yè)的異質(zhì)性影響，我們根據(jù)多產(chǎn)品企業(yè)新產(chǎn)品研發(fā)投入的平均數(shù)將產(chǎn)品分為兩組，即高新產(chǎn)品研發(fā)投入組和低新產(chǎn)品研發(fā)投入組。其中，新產(chǎn)品研發(fā)投入借鑒佟家棟和李勝(2015)的做法，用新增產(chǎn)品出口額占當(dāng)年企業(yè)總出口額的比重來表示，以觀察不同新產(chǎn)品研發(fā)投入組實(shí)證結(jié)果的差異。表11結(jié)果表明，《框架協(xié)議》生效將顯著擴(kuò)張中國高新產(chǎn)品研發(fā)投入組和低新產(chǎn)品研發(fā)投入組的出口產(chǎn)品種類，但高新產(chǎn)品研發(fā)投入組的出口產(chǎn)品種類的擴(kuò)張作用更大，符合本文的預(yù)期。

表11 不同新產(chǎn)品研發(fā)投入的回歸結(jié)果

七、結(jié)論與政策啟示

本文基于2001～2013年的中國多產(chǎn)品企業(yè)工業(yè)制成品出口數(shù)據(jù)，以2003年《框架協(xié)議》作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，使用雙重差分法(DID)評估了2003年《框架協(xié)議》生效對中國多產(chǎn)品企業(yè)出口種類的影響。在此基礎(chǔ)上，從區(qū)域貿(mào)易政策不確定性角度分析了《框架協(xié)議》生效對中國多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類影響的內(nèi)在機(jī)理，主要得出了以下結(jié)論。(1)《框架協(xié)議》生效之后，與從事加工貿(mào)易企業(yè)(控制組)相比，從事一般貿(mào)易的多產(chǎn)品企業(yè)(處理組)的出口產(chǎn)品范圍顯著提升，多產(chǎn)品企業(yè)新增出口產(chǎn)品種類數(shù)量也顯著增加。(2)《框架協(xié)議》生效主要通過區(qū)域貿(mào)易政策不確定性影響中國多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品種類決策。具體來說，《框架協(xié)議》生效通過降低區(qū)域貿(mào)易政策不確定性，促使中國多產(chǎn)品企業(yè)增加出口產(chǎn)品范圍和新增產(chǎn)品種類數(shù)量。(3)采取不同競爭策略的多產(chǎn)品企業(yè)，其出口產(chǎn)品種類行為呈現(xiàn)異質(zhì)性特征。在其他變量保持不變的情況下，采取質(zhì)量競爭策略的多產(chǎn)品企業(yè)面對《框架協(xié)議》的生效，其出口種類相較于采取數(shù)量競爭的多產(chǎn)品企業(yè)增長更多。

以上研究結(jié)果，通過控制行業(yè)—時間趨勢、兩期DID、排除其他政策干擾等多種穩(wěn)健檢驗(yàn)方法，進(jìn)一步證明了研究結(jié)論的可靠性。

本文的研究結(jié)果具有豐富的政策含義。首先，《框架協(xié)議》的生效降低了區(qū)域貿(mào)易政策的不確定性。隨著中國自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略的深入推進(jìn)，不僅要關(guān)注在區(qū)域范圍內(nèi)關(guān)稅削減的重要作用，更應(yīng)該致力于通過《框架協(xié)議》降低區(qū)域貿(mào)易政策不確定性，進(jìn)而從制度層面營造更加穩(wěn)定的預(yù)期，實(shí)現(xiàn)貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。在操作層面，未來的《框架協(xié)議》中可以考慮嵌入降低區(qū)域貿(mào)易政策不確定性的特別條款，起到靶向目標(biāo)的作用。其次，考慮兼顧多產(chǎn)品企業(yè)的異質(zhì)性特征。不同類型的多產(chǎn)品企業(yè)，由于所處產(chǎn)品生命周期或者發(fā)展階段，可能采取不同的競爭策略。它們即使面臨相同的政策不確定性下降，出口產(chǎn)品種類決策也可能存在較大的不同。在設(shè)計(jì)政策或特殊條款時，兼顧異質(zhì)性需求，不做“一刀切”。最后，多產(chǎn)品企業(yè)內(nèi)的產(chǎn)品種類，不管增加還是減少，都可能是企業(yè)內(nèi)實(shí)現(xiàn)資源優(yōu)化配置的一種方式，中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)設(shè)立展現(xiàn)出增加企業(yè)出口產(chǎn)品種類、降低出口偏度的特征，有一定的獨(dú)特性，這是加工貿(mào)易存在的情況下的理性選擇。這個過程是否伴隨著成本加成能力提升和福利改善，值得進(jìn)一步深入研究。