出口经验对出口市场扩张的影响研究——基于出口持续时间视角

林常青 许和连

(1．湖南工业大学 经济与贸易学院，湖南 株洲 412007；2．湖南大学 经济与贸易学院，湖南 长沙 410079)

出口经验对出口市场扩张的影响研究
——基于出口持续时间视角

林常青1，2许和连2

(1．湖南工业大学 经济与贸易学院，湖南 株洲 412007；2．湖南大学 经济与贸易学院，湖南 长沙 410079)

本文采用UN-COMTRADE数据库中2000～2014年中国HS6分位的微观产品数据对出口市场扩张的路径依赖进行验证，研究结论显示，无论是采用平均出口持续时间，还是采用平均出口贸易额来衡量出口经验，其都显著促进了出口市场扩张；其次，出口市场扩张的路径依赖也很明显，老产品更倾向于出口到与老出口市场地理邻近、文化类似以及人均GDP差距较小的新市场。另外，出口经验对出口市场扩张的动态效应体现为一年左右的时滞，在一年之后，其促进作用会随着时间的推移呈现递减的趋势。

出口经验；出口市场扩张；出口持续时间；路径依赖

一、引言

自2001年我国加入WTO以来，低附加值的劳动密集型产品的生产出口优势以及出口导向型政策的驱动使出口贸易额逐年攀升。从国家商务部网站获悉，2015年在国际市场不景气、世界贸易大幅度下滑的背景下，中国货物贸易进出口总额和出口额仍然稳居世界第一，国际市场份额进一步扩大，对外开放仍为我国经济增长和综合实力提升提供重要支撑。但是，也从另一方面反映了中国过度依赖出口的经济发展模式。从出口目的市场来看，中国出口尤其依赖欧美日等大国市场。例如，2015年中国对美国出口的贸易总额达到4095.38亿美元，占中国当年出口总额的18%，同比增长3.4%。同年，中国对欧美日市场的出口比重占到41.7%，出口市场的集中往往会导致贸易条件恶化、收入不稳定，同时还可能出现贫困化增长现象。因此，促进出口市场多元化非常必要。现有国内外相关研究文献已经很好地诠释了出口市场多元化的重要性，Herzer 和Nowak-Lehnmann指出，出口市场多元化一方面能增强一国经济抵抗外部冲击的能力，另一方面还能改善贸易条件[1]。这两点在现今中国的经济环境下显得尤为重要，首先，近年来在中国出口市场排名第一的美国于2008年爆发了金融危机，排名第二的欧盟市场则经历了欧债危机，现仍处于不稳定性和不确定性并存的后危机环境之中，这对中国经济带来的外部冲击无疑是巨大的，将影响中国出口的平稳增长。其次，根据世贸组织发布的公告，2015年中国仍然是世界排名第一的出口大国，我国出口贸易条件很容易受出口市场集中的影响而恶化。尽管出口市场多元化的意义重大，但事实上出口市场多元化对中国出口增长的贡献非常有限，据Wang和Zhao的统计，2010年中国出口总额达到17710亿美元，相当于1995年的7.68倍，但占到总体86.8%的出口增长来自于1995年已存在的贸易关系，新贸易关系的出口仅占总体的13.2%[2]。这一方面说明对于中国而言出口市场多元化的贡献空间还非常大，另一方面也体现了我国出口市场多元化推动的迫切性。为了保证我国出口市场多元化策略实施的针对性，有必要对微观产品层面出口市场扩张的路径依赖特征进行考察，出口成本内生化后，出口经验被认为是出口市场扩张的重要影响因素，因此，本文从出口经验对出口市场扩张的影响角度出发，旨在验证我国出口经验促进出口市场扩张的事实依据、出口市场扩张的路径依赖特征及其动态效应。

本文余下部分的结构安排如下：第二部分将对与本文相关的文献进行回顾和评述；第三部分将对潜在出口市场扩张、平均出口持续时间以及平均出口贸易额等特征事实进行描述；第四部分构建模型并利用2000～2014年HS6分位数据验证出口经验对出口市场扩张的影响、动态效应以及稳健性检验；最后是本文的结论与政策启示。

二、文献综述

与本文主题相关的研究文献主要从以下两个角度展开：一类是将市场进入成本假定为外生变量后考察出口市场扩张的影响因素，例如Roberts 和Tybout、Baldwin 和 Harrigan、Eaton等的研究，他们将异质企业自身的生产率假定为不随时间发生变化，出口市场选择成本仅由企业出口目的市场的异质性来决定[3][4][5]。Roberts 和Tybout指出，构成出口市场扩张最大的障碍便是出口固定成本，例如为出口市场进行包装的成本、学习海关程序的成本、掌握消费者偏好成本等[3]。在出口固定成本存在的前提下，最早关于出口市场扩张的文献几乎都不约而同地论证了企业会根据自身的特征选择进入自身生产率能达到出口市场门槛值的所有市场，而不会出口到低于该门槛值的出口目的市场。但在后来的研究中发现，许多企业并不完全遵循这一规律，有些企业并不会出口到所有能达到门槛值的出口市场，也可能出口到一些暂时达不到门槛值的目的市场，这一现象促使学者们开始改变假定对出口市场扩张问题进一步展开研究。

另一类文献是在出口成本内生化的前提下研究出口市场扩张的影响因素。Wang 和Zhao指出，事实上，如果出口成本是沉没成本，且能在地理邻近和文化邻近的国家间共同分担，那么企业出口的市场选择将受到以往在类似市场出口经验的影响[2]。因此，出口成本不应该认定为外生的，而是内生的。出口经验将通过以下三种渠道促进出口市场扩张：第一，出口经验将促进沉没成本在不同目的市场间分担，例如语言培训和规则学习的人力资源投资成本，出口市场间越相似，企业平均的沉没成本将更有可能减少[6](P3-6)；第二，国际网络的建立对出口市场的选择也非常重要，出口经验将有助于出口商减少搜寻成本[7]；第三，出口商还可以通过出口经验预测不可知的需求，尽可能地减少不确定性的发生[8](P74-76)。Fabling 等、lvarez 等、Lawless、陈勇兵等的研究则开始从企业—产品—目的地或产品—目的地的角度关注以往贸易关系和新贸易关系市场进入成本的联系，即以往贸易关系的出口经验对新贸易关系市场进入成本的影响，这些是较早通过内生沉没成本理论模型探讨出口市场选择的研究文献[9][10][11][12]。

但使用中国微观层面数据探讨出口经验对出口市场扩张影响的文献较少。Wang和Zhao基于CEPII BACI数据库中中国1998～2010年HS6位产品层面的出口数据，研究了出口经验对中国产品出口的影响，结果表明产品以往的出口经验能显著促进产品进入与老出口市场地理邻近或文化相似的新出口市场，且出口经验的这种正向效应主要表现在已经出口的产品、成功出口的产品和出口至同一市场的同一HS4位产品内部[2]。陈勇兵等基于拓展的Melitz异质企业贸易模型，利用2000～2006年中国海关数据库企业-出口市场层面的出口贸易数据，从地理和文化两个维度定义出口市场之间的相似性以构建出口经验指标，在此基础上开创性地利用多项选择条件Logit模型重点考察和比较了企业与新出口市场地理邻近或文化相似的老市场出口的经验对其进入该新出口市场的影响，结果表明，出口经验对企业开拓新出口市场有显著正效应，企业倾向于选择与老出口市场地理邻近或文化相似的新出口市场建立贸易关系，即企业出口市场扩张存在明显的路径依赖[12]。綦建红和冯晓洁利用2000～2011年中国海关HS6分位产品数据也得到了企业倾向选择那些与其之前出口市场地理相近、文化相似、经济发展水平相似的国家作为新进入市场的结论[13]。

现有研究通过不同国家不同层面的数据以及不同的方法证明了出口经验对出口市场扩张的促进作用，本文与现有文献的主要区别体现在：第一，本文采用平均出口持续时间和平均出口贸易额作为基础测量出口经验，并对出口市场扩张路径进行探讨。出口持续时间的概念最早由Besedeš和Prusa提出，它是对出口经验测量的一种重要维度[14]。陈勇兵等以及林常青的研究都对出口持续时间变量进行过考察[15][16]，但陈勇兵等的研究仅关注了出口持续时间对新市场开拓的影响，并未对其出口市场扩张路径进行考察[15]。因此，本文在对出口经验的测量过程中，采用更为细化的地理邻近性、文化邻近性以及人均GDP邻近性分别进行加权计算，使出口经验的测量更加科学合理，也使其扩张路径依赖结果更加明确。第二，以往衡量文化相似性的指标多用到是否使用共同语言、殖民历史、法律体系等，例如綦建红和冯晓洁的研究采用是否使用共同官方语言进行测算[13]，Defever 等使用是否具有共同语言和相似的殖民历史来测量文化近似度[7]。本文则采用霍夫斯泰德文化维度(Hofstede’s cultural dimensions)测算公式对两国之间的文化距离进行精确测量，其次再对出口经验进行加权计算，这是对文化相似性测量方法的一种改进。第三，本文第一次采用微观产品数据考察了出口经验对出口市场扩张的动态效应，这有助于更为准确地把握出口经验对出口市场扩张的促进作用。

三、特征事实描述

(一)数据来源以及处理说明

本文采用UN-COMTRADE网站提供的1996～2014年中国对所有国家出口的HS6分位贸易数据。地理距离、文化距离以及人均GDP数据的可得性不同，因此采用不同变量加权所涉及国家也不同。东盟成员国分类标准参考中国东盟自由贸易区官方网站中的分类数据。出口目的国的GDP、人均GDP、营商环境数据、出口目的国对美元汇率的变动率均来自于世界银行的官方网站数据库，出口国和目的国之间的地理距离和是否有共同语言等引力变量数据来自于CEP-II数据库。文化维度的分值来源于霍夫斯泰德网站，该网站上共有102个国家或地区的文化四维度分值，鉴于本文不研究对中国台湾和中国香港地区的出口问题，因此仅使用了除中国之外99个国家的文化维度数值。中间产品的分类参照Ando 和 Kimura的方法进行区分[17](P206-207)。

文章中有两个数据处理问题需要说明：第一，数据删失问题。本文关于持续时间的计算选择不进行数据删失，因为经过统计分析后发现，左删失之前和之后得到的所有持续时间段持续时间的中位数并没有变化，同时考虑到左删失将会删除45%左右的产品国家对，这将影响平均持续时间和平均贸易额的测度，从而影响估计结果的准确性，因此本文选择不删失数据。第二，多持续时间段的问题。本文参考Besedeš 和 Prusa的做法，选择多个持续时间段的数据进行估计[18]。

(二)中国潜在的出口市场扩张的分解

首先，对出口市场扩张进行界定。根据黄先海和周俊子的定义，广义的市场扩张应包括新产品到新市场和老产品到新市场的出口[19]，但本文需对老产品前一期的平均出口持续时间与平均出口贸易额进行计算，因而将出口市场扩张仅定义为过去出口过的老产品进入新市场的情况，并没有包括新产品进入新市场的情况。其次，进一步地将1996～1999年4年中曾经出口过的产品定义为基础产品，即老产品。这部分的数据具体包括226个国家、5084种HS6分位产品层面的出口数据。一个贸易关系对应一个产品—国家对，一个产品—国家对从1996年开始到t-1年为止都没有出口过的贸易关系，这对t年来说就是一个潜在的出口市场扩张：如果t年实现了出口，那么这个贸易关系定义为t年实现的出口市场扩张；如果t年也未出口，那么称为t年未实现的出口市场扩张。根据以上定义对2000～2014年HS6分位数据进行统计后得到的结果如表1所示。首先，2000～2014年实现的出口市场扩张数量平均占比仅为3.22%，未实现的出口市场扩张数量平均占比达到96.78%，这说明我国微观产品出口市场扩张的实现空间非常大。其次，我们观察到从2000～2014年的发展趋势来看，实现的出口市场扩张数占比还有下降的趋势。

表1 中国2000～2014年潜在的出口市场扩张情况的分类统计

(三)平均出口持续时间和平均出口贸易额的特征

出口持续时间的概念是指产品从进入某国市场到退出该市场中间无间隔所经历的时间，基于该概念计算出来的平均出口持续时间不仅测量了当期的出口经验，还将出口持续期内的出口经验都进行了测算，因此能更好地衡量出口经验，鉴于此，本文将主要采用平均出口持续时间来测量出口经验。而基于出口贸易额计算出来的平均出口贸易额仅测算了当期的出口贸易额，从而对出口经验的测量不如平均出口持续时间准确，因此仅将其作为描述性比较分析和稳健性检验的工具。

本文主要采用出口持续时间来测量出口经验，但是每种产品的出口经验并不限于某一个国家的出口经验，因此计算老产品在每年对其他所有出口过国家的平均出口持续时间非常重要。平均出口持续时间的计算有两种方式：第一种是将K产品当年出口过的目的国市场的出口经验进行简单平均计算；第二种将考虑K产品当年出口过的目的国市场与潜在目的国市场之间的邻近性，从而将不同邻近性的出口经验进行加权处理，最终计算出平均出口持续时间。很显然，第二种计算方式更为准确，因此本文参考Rakhman的做法，分别从地理邻近性、文化邻近性以及人均GDP邻近性的角度对k产品当年出口过的目的国市场的出口经验进行加权，从而计算得到平均出口持续时间[20](P34-37)。具体计算公式为：

(1)

其中，i表示所有可能的目的国市场，n为潜在目的国市场，k表示产品， t表示年份，DUnkt为根据地理邻近性、文化邻近性和人均GDP邻近性加权的平均出口持续时间，w为权重，Dikt为k产品在t年出口到目的国市场i的持续时间。

按照现有文献，出口经验国与潜在出口国之间地理、文化和经济发展水平的邻近性对产品进入新市场有正向影响，即两国之间地理距离、文化距离、经济发展水平差距越小，出口经验的加权权重应越大。于是相应选取dnikt、cdnikt和pnikt作为权重，依次表示 t年已出口过的目的国市场i与潜在出口国市场n之间的地理距离的倒数、文化距离的倒数以及人均GDP差异的倒数。

加权的平均出口贸易额的计算方法和平均出口持续时间基本一致，唯一不同的是将式(1)分子中的t年k产品出口到目的国市场i的持续时间替换成t年k产品出口到目的国市场i的出口额。

关于文化距离的测算，Kogut和Singh第一次使用霍夫斯泰德文化四维度法来测量文化距离[21]，即权力距离、个人/集体主义、男性/女性主义、不确定规避，具体的文化距离公式为：

(2)

其中，Iki表示已出口国i的第k个文化维度指标值，Ikj表示新的出口目的国j的第k个文化维度指标值，Vk表示第k个文化维度指标值的方差。式(2)是目前文化距离计算公式中使用频率最高的公式，因此本文也沿用该公式来对已出口国与新目的国之间的文化距离进行测算。表2为按照地理、文化、经济发展水平邻近性加权的平均出口持续时间与平均出口贸易额的计算结果。

表2 加权的平均出口持续时间与平均出口贸易额

由表2可知，无论按照何种加权方式，在潜在的出口市场扩张中，实现的出口市场扩张的平均出口持续时间无论是均值还是中位数，都要大于未实现出口市场扩张的均值与中位数；但从平均出口贸易额来看，实现的出口市场扩张的平均出口贸易额的均值却小于未实现出口市场扩张的均值，中位数的结果刚好相反，所以出口经验是否对潜在的出口市场扩张的实现具有促进作用还需通过构建计量模型进行验证。

四、计量模型构建与结果分析

(一)模型的构建与变量的选择

根据第三部分对出口市场扩张的界定以及相关研究文献中的结论，设置回归方程如式(3)所示：

(3)

其中， DUnk,t-1是指中国出口k产品到目的国市场n滞后一期的平均出口持续时间，本文探讨的主题是老产品过去的出口经验对该产品进入新市场的影响，同时也为了避免内生性问题，因此选用滞后一期的平均出口持续时间来测量出口经验。

X表示出口目的国市场层面的影响变量，包括GDPnt、PGDPnt、distnt、comlang_offnt、easent、exchangratent、comnt，依次表示出口目的国市场的国内生产总值、人均国内生产总值、出口国和目的国市场的地理距离、出口国和目的国市场是否使用共同语言的虚拟变量、出口目的国市场的营商便利指数排名、t年相对t-1年出口目的国市场对美元汇率的变动率以及目的国是否为东盟成员国的虚拟变量，P表示产品层面的影响变量，在本文中指中间产品虚拟变量，μnkt为误差项。

同时为了控制各种标准加权的平均出口持续时间变量与出口市场扩张之间有可能存在的非线性关系，本文在回归模型中加入平均出口持续时间的平方项。最后，为了避免重要解释变量缺失带来的估计不准确，本文在回归中添加了出口目的地市场、出口产品以及出口年份的固定效应。

(二)实证分析及结论

1.出口经验对出口市场扩张的影响分析

表3为通过logit回归得到的按照地理、文化和经济发展水平邻近性加权的平均出口持续时间对出口市场扩张的影响结果，表3的回归都控制了出口产品、目的国市场以及出口年份的影响。为了方便解释，回归结果展示回归系数的优势比，即系数的指数形式。若系数优势比大于1，表示该变量将提高产品进入新市场的概率；若优势比小于1，则将降低产品进入新市场的概率。

本文的重点在于探讨老产品过去的平均出口持续时间对其出口市场扩张的影响，因此重点分析三种不同标准加权的平均出口持续时间项及其平方项。三种加权的平均出口持续时间的系数优势比在2.0～2.1之间，而且都很显著，其中，以地理邻近性加权的平均出口持续时间对出口市场扩张的促进作用最大，其系数优势比达到2.067，这意味着老产品的平均出口持续时间每增加1年，老产品进入新市场的概率就提高1.067倍的可能性。同时，也意味着与新市场地理邻近的老市场的出口经验显著提高了出口市场扩张的概率，可见产品的出口市场扩张存在明显的路径依赖，即相对于与老市场地理距离较远的新市场而言，老产品更倾向于出口到与老出口市场地理邻近的新市场。文化距离加权的平均出口持续时间与人均GDP加权的平均出口持续时间的系数优势比也非常大，这表明，新市场的开拓倾向于与老市场文化相似以及人均GDP比较接近的新出口市场。

三种加权的平均出口持续时间平方项的系数优势比都小于1，说明老产品的平均出口持续时间与新市场的进入概率之间整体呈现“倒U型”的关系，这也与Rakhman和陈勇兵等得到的结论基本一致[12][20]。这说明在某一临界值之前，老产品的平均出口持续时间首先将提高其进入新市场的概率，但达到临界值后，又会降低其进入新市场的概率。这意味着老产品的出口经验对新市场的进入产生正影响是短期的。其中原因可能在于出口持续时间负的时间依存性特征，即如果一国的一种产品或一个企业能持续出口一段时间，那么此后其在出口中失败的风险将会下降，因此很有可能在今后很长一段时间持续出口，从而出口产品开拓新市场的可能性也将降低。现有研究文献也得到过类似的结论，lvarez和Lpez使用1990～1996年智利企业层面数据研究发现出口学习效应很有可能只是短期的，即出口经验仅能在短期内提高企业的生产率[22]；Fernandes和Isgut使用1981～1991年哥伦比亚企业层面的数据发现，当采用出口参与度或出口—产出比测量出口经验时，出口学习效应对那些停止出口3年以上的企业基本不存在，或者对那些近年来不出口的企业也几乎没有影响[23]。当然，本文与之不同的是，测量出口经验的变量采用平均出口持续时间进行测量。

目的国GDP、共同语言虚拟变量、东盟成员国虚拟变量、两国之间的地理距离、营商便利指数排名以及目的国汇率变动率的系数优势比都与预期一致。这意味着目的国经济发展水平越高、出口国与目的国使用共同语言、目的国是东盟成员国、两国之间的地理距离越短、营商便利指数排名越靠前都将会促进老产品开拓新市场。地理距离的系数优势比显著小于1，也进一步证明了地理距离阻碍了新市场的开拓。共同语言的系数优势比显著大于1，也一定程度上证明了两国之间文化层面的共同性促进了新市场的开拓。中间品虚拟变量的系数优势比显著大于1，说明出口产品如果为中间产品，将有利于该产品开拓新市场，这也与预期一致，因为这体现了中间产品出口目的市场的动态性和广泛性。但是与预期不一致的是出口目的国的人均GDP的系数优势比小于1，按预期来说，目的国人均GDP越大，意味着目的国市场需求能力越强，将对新市场的开拓产生正影响，这个相反的结果可能与中国出口产品质量低、价格水平不高以及目标客户群为中低收入人群有关。目的国汇率变动率的系数优势比在以地理邻近性加权以及人均GDP邻近性加权的平均出口持续时间作为出口经验变量时不显著，在以文化邻近性加权作为出口经验变量时则显著降低了老产品开拓新市场的概率。

2.出口经验对出口市场扩张的动态效应分析

表3的结果表明老产品上一期的出口经验显著促进了出口市场扩张，并使其出口沿着与老市场地理邻近、文化邻近以及经济发展水平相近的新市场进行扩张。但是该结果仅揭示了出口经验对出口市场扩张的平均影响，无法解释出口经验对出口市场扩张是否存在时滞以及这种促进作用是否具有持续性特征，但这个问题是值得探讨和验证的。本文为了验证出口经验对出口市场扩张的动态效应特征，将式(3)的基准计量模型扩展为式(4)，如下所示：

表3 平均出口持续时间对出口市场扩张的影响

注：***、**、*分别表示参数的估计值在1% 、5% 、10% 的统计水平上显著，括号内数值为z值； “是”表示对此类变量进行了控制；所有变量中，除了虚拟变量、持续时间以及持续时间的平方之外，都以对数形式进行回归，下表同。

(4)

其中，DUnk,t、DUnk,t-1、DUnk,t-2、DUnk,t-3分别表示当期的平均出口持续时间、平均出口持续时间的滞后一期、滞后二期以及滞后三期，其他变量、平方项以及固定效应与模型(3)基本一致。

由于使用了滞后三期的平均出口持续时间，将会产生2000～2002年诸多缺失值，所以在依次计算完所有的平均持续时间值之后，在式(4)的估计中删除了2000～2002年3年的观测值。平均出口持续时间对出口市场扩张动态效应的估计结果如表4所示①。

表4 平均出口持续时间对出口市场扩张的动态效应估计结果

我们观察到，在不同标准加权的平均出口持续时间的估计系数优势比中，滞后一期的平均出口持续时间的估计系数优势比最大，显著大于当期的平均出口持续时间，其原因可能是出口经验的吸收和消化都需要时间。例如，某一电视产品在某年出口到美国，当年该电视产品通过出口获取到的当地市场需求特征以及市场营销策略等经验需要时间学习和吸收；其次，搜寻与美国地理邻近、文化邻近以及经济发展水平邻近的市场也需要一定时间，因此出口经验对出口市场扩张的影响存在一定的滞后性。但同时我们注意到，滞后二期和滞后三期的平均出口持续时间的估计系数优势比相对于滞后一期的平均出口持续时间而言较小，这表明，出口经验对出口市场扩张的动态效应呈现出先随着时间的推移开始提升，一年后又随着时间递减的趋势②。在以人均GDP邻近性加权的平均出口持续时间作为出口经验变量的回归估计结果中，滞后三期的平均出口持续时间的系数优势比显著小于1，意味着滞后三期的平均出口持续时间反而不利于开拓新市场。其中原因可能在于随着时间的推移，目的市场需求特征已经发生了改变，相对应的市场营销等各种策略也发生了改变，三年前的出口经验起不到促进新市场开拓的作用，甚至还将误导企业对目的市场需求特征的判断，从而不利于其新市场开拓。表4估计结果中其他变量的系数优势比特征与表3基本一致。

(三)稳健性检验

1.平均出口贸易额对出口市场扩张影响的稳健性检验

表5为平均出口贸易额对出口市场扩张的影响结果，这里采用上一期的平均出口贸易额测量出口经验。本文重点观察平均出口贸易额及其平方项的估计系数优势比。三列结果中，平均出口贸易额的估计系数优势比显著大于1，在1.7～2.4之间，尤其以人均GDP邻近性加权的平均出口贸易额的系数优势比最大。这意味着当以上一期的平均出口贸易额作为出口经验变量时，其显著促进了新市场开拓，并使其出口市场开拓沿着与老市场地理邻近、文化邻近以及经济发展水平相近的新市场进行。其平方项的系数优势比显著小于1，这也验证了老产品的出口经验与新市场的进入概率之间整体呈现“倒U型”特征。同时，其他变量无论从系数的优势比还是显著性来看，都通过了稳健性检验。

表5 平均出口贸易额对出口市场扩张影响的稳健性检验

2．平均出口贸易额对出口市场扩张的动态效应的稳健性检验

表6为采用平均出口贸易额作为出口经验变量时的动态效应的稳健性检验结果，当期、滞后一期、滞后二期以及滞后三期的平均出口贸易额的系数优势比的大小关系基本与表4的结果一致，先随着时间的推移，出口经验对出口市场扩张的促进作用增强，一年后，这种促进作用随着时间变弱。而且，表6的估计结果相比表4的估计结果而言，呈现出一年后出口经验对出口市场扩张的促进作用严格变弱的趋势。其他变量的系数优势比与表4的结果基本一致。因此，从出口经验对出口市场扩张的动态效应的结果来看，也通过了稳健性检验。

表6 平均出口贸易额对出口市场扩张的动态效应的稳健性检验

五、结论及政策启示

本文基于中国微观数据对出口市场扩张的路径依赖以及出口经验对出口市场扩张的动态效应进行了实证研究，研究结果表明：与新市场地理邻近、文化邻近以及人均GDP差异较小的老市场的出口经验显著提高了新市场开拓的概率，可见出口市场扩张存在明显的路径依赖；而且出口经验对出口市场扩张的动态效应体现出一年左右的时滞，在一年之后，其促进作用会随着时间的推移呈现递减的趋势。

本文在一定程度上丰富了从出口成本内生化的角度对出口市场扩张的影响因素的研究，第一次采用微观产品数据考察了出口经验对出口市场扩张的动态效应，这有助于更为准确地把握出口经验对出口市场扩张的促进作用。出口目的国的GDP对出口市场扩张有促进作用，因此我国依然要将传统发达国家市场作为出口市场开拓的重点，同时兼顾其他新兴市场的开拓。鉴于中间产品有利于出口市场扩张实现，我国应积极推动企业更深入地参与全球生产网络的产品内分工；继续推进中国—东盟自由贸易区的建设进程，进一步加强与东盟各国的合作，加快互惠进程，同时争取与其他发达国家以及新兴市场国家、经济体建立更多的双边、多边自由贸易区，进而促进新市场的开拓与发展。本文最重要的结论为：与新市场地理邻近、文化邻近以及人均GDP差异较小的老市场的出口经验显著提高了新市场开拓的概率，可见出口市场扩张存在明显的路径依赖。Morales等指出，这需要政府有倾向性地积极建立和完善中国与现有出口市场地理邻近的国家、历史或文化相近以及人均GDP相近的国家之间的贸易合作关系，以便有效利用出口经验在类似出口市场间的溢出效应来推动出口市场扩张[24](P34-36)。对于企业而言，应遵循产品出口扩张路径的规律，最有效地利用自身产品以往出口经验以及其他企业产品的出口示范效应，促进其新市场的开拓。最后，鉴于出口经验对出口市场扩张的动态效应特征，企业应加快向其他企业或者自有产品出口经验学习和消化的进程，缩短出口经验的溢出时间，争取能在一年内最充分地发挥出口经验对出口市场扩张的促进作用。

注释：

①为了节省篇幅，表4、5和6的检验结果仅列出了关键变量的估计结果，如有需要可向作者索取。

②虽然，滞后三期的地理邻近性加权以及文化邻近性加权的平均出口持续时间的系数优势比略大于滞后二期的系数优势比，但是出口经验对出口市场扩张的促进作用整体变弱的趋势并没有改变。

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[20] Rakhman,A.Three Essays on Export Relationship Duration[D].Washington:The George Washington University, 2011.

[21] Kogut,B.,Singh,H.The Effect of National Culture on the Choice of Entry Mode[J].Journal of International Business Studies,1988,(19):411—432.

[23] Fernandes,A.M.,Isgut,A.E.Learning-by-Exporting Effects: Are They for Real?[J].Emerging Markets Finance and Trade, 2015, 51(1): 65—89.

[24] Morales,E.,Sheu,U.,Zahler,A.Gravity and Extended Gravity: Estimating a Structural Model of Export Entry[Z].MPRA Paper, No.30311,2011.

(责任编辑：易会文)

CONTENTS

The Main Difference between Subjects of Farmland Management and the Choice of Farmland Mortgage: A Perspective of Classification of Market and Organization Contract

WANGYanLINingMAXianleiSHIXiaoping(3)

The Developmental Pattern of Rural Tourism Industry under the Boundary Effects: A Case Study of Basha Hmong Village,Guizhou Province

WANGZichaoWANGZilanJIAQin(14)

Study on the Formation Mechanism of Consumers′ Perception of Corporate Social Responsibility

FANShuaiTIANZhilong(22)

The Impact of Employment Protection System on Informal Employment: Evidence from Chinese Provincial Panel Data

WANGHaichengSUZhifangQUShenning(32)

Identity Heterogeneity, "Difference Order Pattern" and Social Trust

QIXiulinWUJunqian(41)

Tax Competition and Public Expenditure Structure from the Perspective of County Government

PULong(50)

Capital Flows, Efficiency of Local Government Expenditure and Social Welfare

YETifangGONGLiutangGEXiangyu(59)

The Macro Environment of PPP Growth: Evidence from China

WUSikangLIUQiongzhi(68)

The Impact of Major Customer Reliance on Auditors′ Risk Treatment Decisions

ZHENGJunLINZhonggaoPENGLin(77)

Corporate Social Responsibility, Information Transparency and Credit Capital Allocation

HUANGHeshuZHOUZejiang(87)

Does Management Earnings Forecasts Include Information about the Quality of Corporate Investments?

ZHAOHuiHUGuoqiangZHANGJunmin(98)

Local Government Performance Demands, Government Subsidies and Corporate Tax Burden

CAOYueQIUFenLUYu(106)

Minimum Wages Adjustment and Foreign Shareholding Behavior

LINLingYANShiping(117)

Does Import Intermediates Enhance Markups of Chinese Industrial Firms?

ZHUZhujun(128)

The Effects of Export Experience on the Market Extensive Margin from the Perspective of Export Duration

LINChangqingXUHelian(138)

The Effect of China′s OFDI on Export: An Analysis Based on Trade Costs and National Income

FENGXiaoyunHEPeiLINFaqin(147)

2017-01-03

国家自然科学基金资助项目“文化的空间结构对国际贸易网络演化的影响研究”(41371134)；湖南省十三五规划课题“切块拼接法在教学研究型高校青年教师科研能力培养中的应用研究”(XJK016QGD005)；湖南省社会科学成果评审委员会课题“我国企业对“一带一路”国家直接投资的就业效应及对湖南省的启示研究”(XSP17YBZZ031)

林常青(1981— )，女，湖南益阳人，湖南工业大学经济与贸易学院讲师，湖南大学经济与贸易学院博士后； 许和连(1971— )，男，湖南娄底人，湖南大学经济与贸易学院教授。

F746.12

A

1003-5230(2017)02-0138-09