贸易便利化、企业异质性与出口绩效

李 波，张雨微

(云南大学 经济学院，昆明 650000)

一、引言

金融危机以后，世界经济复苏乏力，全球贸易持续低迷，贸易增速连续放缓①，而中国乃至全球的关税都普遍较低②，通过进一步削减关税实现贸易增长的空间被压缩殆尽，那么，中国出口增长的动力何在呢？有研究指出，贸易便利化在减小贸易摩擦方面优于贸易自由化，这更有利于贸易双方减少争议，达成共赢[1]。然而，在“后关税时代”，高昂的贸易成本依然严重抑制贸易的扩张，且这种贸易成本的提高主要由技术障碍、监管保护和烦琐通关程序所致[2]。另外，海关法规设置也较为繁杂，阻碍了商品和要素的跨境流动，导致“贸易非效率”问题，各国社会福利也会因此受到严重影响[3]。为提高贸易效率，世界各国纷纷推进贸易便利化建设进程，如“贸易便利化协议”“区域贸易协定”“双边与多边贸易协定”的推进③(如TPP、“一带一路”倡议)。并且，WTO提倡的“贸易便利化协议”议定书在2014年11月实行，2015年9月4日中国也被列为该议定书的第十六个接受国。其实，中国早已推行区域通关一体化，推进“单一窗口”平台建设，提高法制环境质量，在推进贸易便利化建设方面做出了极大的努力。此外，国务院于2018年10月出台的《优化口岸营商环境促进跨境贸易便利化工作方案》也有利于改善口岸营商环境，进一步推进贸易便利化建设。

与此同时，现有关于贸易便利化方面的研究也从宏观经济方面论证了其对经济增长、福利水平提升和贸易扩张的推动作用[4-5]。具体到微观企业层面，贸易便利化对企业出口的影响研究主要从进出口通关时间、通关成本、烦琐的贸易壁垒等方面展开。如SHEPHERD B[6]研究了贸易时间对企业进出口绩效的影响，他认为获得进口许可证的时间越短，企业进口中间投入品越多，出口通关时间越短，企业出口产品就越多，并且，当通关时间较长时，企业会选择通过贸易商出口。KROPF A和SAURE P[7]、HORNOK C和KOREN M[8]对瑞士跨境贸易、美国和西班牙企业出口数据的研究发现，通关成本对企业每年的出口次数和单次出口额度也会产生显著影响，具体来说，单次运输成本的增加会减少企业出口次数，增加企业单次出口额，而存储成本变动的影响则与之相反。通过对非洲企业进行研究，HOEKSTRA R[9]得出贸易便利化会促进企业出口行为的发生且显著提高企业出口强度的结论。HENDY R和ZAKI C[10]从复杂程序导致的贸易壁垒这一视角出发，对贸易便利化与埃及企业出口绩效的关系进行研究，发现贸易壁垒会减少企业出口且对企业出口扩展边际的抑制作用比集约边际更显著稳定。相反，FONTAGNE L等[11]则创新性地从出口目的国贸易便利化的角度研究法国企业出口绩效对贸易便利化的反应，利用 OECD提供的贸易便利化测算指标将法国企业出口目的国和OECD国家进行匹配，他们发现出口目的国的贸易便利化也会显著影响企业出口集约边际和扩展边际。另外，基于对中国“一带一路”推进的研究，RAMASAMY B和YEUNG M C H[12]指出，边境管理措施的改进减少了贸易壁垒，促进了这一区域六大经济走廊之间贸易联系的加强。LEE W等[13]从贸易便利化条款规定进行研究，发现秘鲁企业更倾向于向与秘鲁签订《特惠贸易协定》含有贸易便利化条款的国家出口。此外，对中国企业出口的研究而言，学者探讨了贸易便利化可能涉及的部分领域。如盛丹等[14]研究了基础设施建设对中国企业出口行为的影响，认为企业出口决策与数量和基础设施的建设呈正相关，但网络基础设施建设除外，并且，相对于出口数量，出口决策受基础设施建设的影响更大，即扩展边际对基础设施建设反应更灵敏。岳云嵩和李兵[15]利用2000—2009年中国工业企业、海关进出口数据以及“阿里巴巴”中国站付费会员数据对电子商务平台应用与企业出口的关系进行了研究，发现电子商务平台应用通过提高生产效率、交易匹配效率以及降低企业进入出口市场门槛3条路径显著促进企业出口。基于贸易成本变动视角，唐宜红等[16]以高铁开通作为准自然实验探究贸易成本变动对企业出口的影响，发现开通高铁会降低企业固定贸易成本，促进企业出口。胡贝贝和靳玉英[17]研究指出，限制性贸易壁垒会导致中国企业出口产品范围缩减。另外，胡浩然[18]、李坤望等[19]分别研究了开发区政策、信息基础设施对企业出口的影响，发现出口加工区产业政策的实施和信息基础设施建设水平的提高会显著改善企业出口绩效。显然，上述分析对笔者研究贸易便利化改进对企业出口绩效的作用提供了宝贵意见。然而，不容忽视的是，虽然有部分学者探讨了贸易便利化改进对出口绩效的作用，但已有研究单从贸易便利化众多组成部分的一个方面(如通关成本、电子商务使用、烦琐的海关程序等)分别展开分析，尚未综合考察贸易便利化众多领域对企业出口的影响，尤其是以中国企业为研究样本，从企业自身特征差异方面综合分析贸易便利化的出口效应和贸易便利化对企业出口异质性影响的文献更是鲜见。基于现有文献的基础与不足，本文在新贸易理论的基础上，利用中国制造业企业数据，从企业层面探究贸易便利化对企业出口行为的理论机理，为新常态下中国出口贸易增长提供新的思考方向。本文试图解决的问题是贸易便利化究竟促进了企业出口参与程度的增强，还是促进了企业出口数量的扩张，抑或是二者兼有？进一步地，贸易便利化对企业出口绩效的影响是否存在异质性差异？

本文与当前研究有所不同：第一，基于WILSON J S等[20-21]的研究，借鉴李波和杨先明[22]的方法，建立贸易便利化综合指数，为贸易便利化水平的测算提供另一种方式，而不是仅考虑各国整体层面的贸易便利化水平，并论证了其对企业出口绩效的影响；第二，理论上，从贸易便利化方面扩展异质性企业贸易理论，希冀能丰富国际贸易领域对企业出口的解释；第三，实证上，本文采用的Heckman选择模型不仅能有效刻画企业出口绩效的两个方面(企业出口参与与出口量)，同时还能减少因非出口企业剔除研究样本而导致的选择性偏误问题；第四，本文进一步在企业自身异质性差异下，探讨贸易便利化对企业出口绩效的异质性影响。

二、理论推导

(一)生产者方面

假定市场存在大量企业，且其只生产一种差异产品a，劳动为唯一生产要素，工资标准化为1，总体经济规模以劳动总量L刻画。企业生产经营过程中面临着成本，出口时也面临出口成本，尤其是出口固定成本[23]，是决定企业是否出口的关键，笔者把企业成本分为固定成本和可变成本，更进一步，将这两类成本按企业是否出口进行划分：其中，固定成本可分为出口固定成本和国内固定成本；可变成本也可分解为出口可变成本和国内可变成本。若企业在国内市场销售产品，则出口的两种成本均为0，这里可变成本全部用“冰山成本”来刻画。WTO[24]研究指出，贸易便利化推进减少出口固定成本和出口可变成本。因而，可根据企业是否出口分别考察，当企业出口时，生产q单位产品的总成本Cexp可表示为Cexp=f+fexp+ωq/φ；对国内销售的企业而言，fexp=0，ω=1，则生产q单位产品的总成本Cd可表示为Cd=f+q/φ，其中，f、fexp、ω、φ依次为国内固定成本、出口固定成本、冰山运输成本、企业生产率，fexp、ω都随贸易便利化程度χ的增加而递减，用公式表示为∂fexp/∂χ<0、∂ω/∂χ<0，同时ω>1。

此时，企业出口产品定价为pexp=ω/(σφ)，国内销售产品定价为p=1/(σφ)，从而企业在出口和内销两种情况下的利润分别为

(1)

(2)

(二)市场均衡

在市场均衡的情况下，垄断竞争市场企业出口的临界生产率为

(3)

(4)

式(4)说明，企业出口临界生产率会随贸易便利化程度χ的上升而下降。如图1所示，由于企业利润曲线Mω1-τ会因贸易便利化程度变化而发生移动，则当贸易便利化程度增强时，图1中的Mω1-τ线会向左移动至虚线位置，Mω1-τ曲线与横轴的交点企业出口临界生产率将由Φ1减小到Φ2，这就意味着企业出口概率将会增加。

图1 贸易便利化程度会改变企业利润

对于产品消费量，出口企业的出口量方程为q(a)=L/(P1-τ)·(ω/(σφ))-τ，企业出口量对贸易便利化的导数为

(5)

式(5)表明，企业出口量随贸易便利化程度的增加而扩大。据此，本文的研究假设可概括为，贸易便利化水平提升促进企业出口参与及企业出口量增加，即贸易便利化建设可提高企业出口的扩展边际(企业出口参与增加)与集约边际(企业出口量增加)。

三、模型设定与变量度量

(一)模型设定

本文考察的企业出口行为不仅包括企业出口行为选择，还涉及企业出口额④，然而，正如现有文献所强调的，研究样本中存在大量的非出口企业，它们的出口额显然为零，如果简单地将该类企业加入样本或者剔除，不可避免地会造成估计结果存在选择性偏误[25]。佟家栋和刘竹青[26]认为HECKMAN J J[25]提出的选择性模型(Heckman selection model)则可以解决这一样本选择性偏误问题。该模型的估计方法主要分为两步：第一步，对全部样本建立企业出口参与选择模型(见式(6))，对企业出口参与，笔者利用Probit模型进行概率估计，并计算出逆米尔斯比(IMRijrt)；第二步，在企业出口额决定方程中加入逆米尔斯比(IMRijrt)控制变量(见式(7))，估计贸易便利化对企业出口量的影响。相关的方程分别设定为

Pr(exp_dumijrt)=δ0+δ1·ln tfirt+δ·Xijrt+

μj+μt+εijrt，

(6)

E(ln exportijrt|exp_dumijrt=1)=α0+

α1·ln tfirt+α·Xijrt+μj+μt+ηijrt。

(7)

假定εijrt、ηijrt服从联合正态分布，且均值为0，两者相关系数假定为ρ，若式(6)与式(7)相关时，单独估计其中任一个方程都会导致估计结果产生偏误。进一步表明，本文选择的Heckman两步法进行估计是可靠的。同时，选择性模型(Heckman selection model)要求选择方程中至少有一个变量不出现在出口决定方程中，为此，在方程中又加入了exp_dumijrt的滞后一期(exp_dumijrt_1)，从而，选择方程变形为

Pr(exp_dumijrt)=δ0+δ1·ln tfirt+δ·Xijrt+

θ·exp_dumijrt_1+μj+μt+εijrt。

(8)

对式(8)采用Probit模型进行估计并得到逆米尔斯比(IMRijrt)，其中，IMRijrt=k(·)/K(·)，k(·)、K(·)分别为标准正态分布的概率密度函数和标准正态分布的累计分布函数，然后把逆米尔斯比(IMRijrt)代入式(7)中，那么，式(7)可变为

E(ln exportijrt|exp_dumijrt=1)=α0+α1·ln tfirt+

α·Xijrt+γ·IMRijrt+μj+μt+ηijrt。

(9)

对式(9)进行OLS估计，如果逆米尔斯比(IMRijrt)估计系数显著，说明采用Heckman选择模型显著有效，此时避免了简单OLS估计的选择性偏误。

上述模型中，下标i、j、r、t代表企业、行业、地区及时间。exp_dumijrt为哑变量，代表企业出口参与，若出口则取1，否则取0；exportijrt代表企业出口量；地区贸易便利化水平用ln tfirt表示；企业层面控制变量Xijrt包括企业生产率(productivity)(采用OP法估算全要素生产率来度量⑤)、企业年龄(gae)(以企业当年所在年份减去企业开业所在年份再加1来度量)、企业规模(size)(以企业从业人数度量)、资本劳动比(k_l)(用固定资产净值每年余额的平均值比企业从业人数的熵值表示)、融资约束(finance)(采用企业利息占固定资产比重度量)、人均工资(wage)(以总工资和全部从业人员比值的年平均数衡量，其中总工资为应付工资和应付福利费的加总)，企业所有制结构(分为国有企业(state)和外资企业(foreign)两个哑变量)、行业进口关税(tariff)(以毛其淋[27]测算行业层面的最终品进口关税(output_tariff)计算方法度量)；uj代表行业固定效应，ut代表时间个体效应。

(二)贸易便利化度量与数据说明

1.贸易便利化度量

贸易便利化的界定尚未有定论，相应的度量也各不相同。这里笔者借鉴李波和杨先明[22]的方法，按照WILSON J S等[20-21]的分类方法，从交通基础设施、海关效率、法律环境和电子商务应用4个领域来综合测定贸易便利化程度，其中，各个领域的便利程度笔者采用的是计分法和代理变量法，然后对其进行主成分分析和标准化处理得到一个综合的贸易便利化指数。4个分领域指标具体如下：对交通基础设施，笔者借鉴DEMURGER S[28]、刘秉镰和刘玉海[29]的方法，利用铁路、公路和内河航道的里程数总和除以国土面积再乘以1 000得到每千平方千米公路密度，以此来度量交通基础设施便利程度；海关效率会影响企业出口通关时间，因此参考HOEKSTRA R[9]的做法，用企业进出口需要的货物清关时间来衡量，这些进出口企业的数据来自《世界银行企业调查》，一个国家或地区法制环境的好坏与该国或地区的出口贸易流量息息相关，借鉴蒋为和蒋柳[30]的方法，本文的法制环境指标也选取樊纲等[31]的市场化指标体系报告中的“市场中介组织的发育和法律制度环境”来度量；对电子商务应用，本文采用信息化发展指数来度量，《中国信息化发展指数监测年度报告》中最早提出该指数，后来宋周莺和刘卫东[32]将其分类为3个一级指标和11个二级指标。

2.数据说明

本文使用的制造业企业数据来自2000—2007年的《中国工业企业数据库》⑥，笔者清理了“废弃资源和废旧材料回收加工业企业”这类没有进出口业务和经济价值较低的企业，且参照现有的处理方法还剔除了西藏的企业。根据本文的研究目的，笔者还借鉴CAI H和LIU Q[33]、范剑勇等[34]的做法，将不符合经济学常识和会计勾稽关系的样本剔除⑦。

四、实证分析

(一)基准回归估计

利用2000—2007年中国制造业企业数据，基于式(8)和式(9)，采用Heckman选择模型估计了贸易便利化对企业出口参与和企业出口量的影响，有效地避免了选择性偏误，估计结果如表1所示。

首先，贸易便利化分领域指标的回归结果见表1，其分别展示了未加入和加入了影响企业出口的一系列控制变量的结果。表1的分领域指标估计结果显示逆米尔斯比(IMR)都在1%的水平下显著，且其数值均在-0.6左右，说明笔者使用的样本存在选择性偏误问题，这表明本文采用Heckman选择模型估计贸易便利化4个分领域对企业出口参与和企业出口量的影响是合理的。并且，在所有的出口方程中，4个分领域指标的回归估计系数都在1%的水平下显著为正，证实了本文的理论命题，即贸易便利化的推进有利于企业出口量的提升。同时，表1所有选择方程的贸易便利化分领域指标的估计系数也都显著为正，表明贸易便利化的改进能促进企业出口参与程度的提高。

其次，由于本文涉及的贸易便利化包括四大领域，估计起来比较繁杂，这里笔者采用贸易便利化综合指数来进行基准回归，该指数由贸易便利化各指标的简单平均再经标准化处理得到。企业出口参与和企业出口量受贸易便利化综合指数影响的回归见表1，与已分领域回归估计结果类似，出口决定方程的逆米尔斯比(IMR)都在1%的水平下显著。在所有的出口方程和选择方程中，在1%的显著性水平下，贸易便利化的系数均显著为正，再次表明随贸易便利化水平的提升，企业出口参与程度就会提高且出口量会增加。

最后，控制变量的估计结果也与中国制造业企业出口的经验研究结论类似(见表1)，与“出口-生产率悖论”相符，企业选择进入出口市场的概率随企业生产率的提高而增加，这和李春顶[35]、LU D[36]、戴觅等[37]众多学者的研究结论一致⑧。然而，高生产率企业往往能够应对较强的外部市场竞争压力，因此，当企业进入国际市场参与国际竞争时，高生产率企业在获得更大的出口市场份额方面具有明显优势[26]。随着企业经营年限的增加，企业出口绩效(含企业出口倾向和出口量)都会显著增加，但随着企业经营年限的进一步增加，企业出口绩效会显著降低；企业规模越大，企业出口绩效越好；资本-劳动比越低，企业出口参与程度越高，一个可能的原因是目前中国出口企业中，加工型、劳动密集型企业占主要部分[38]。与此不同的是，在国际市场竞争中，相比于劳动密集型企业，资本密集型企业生产率更高，竞争优势更强，资本-劳动比越高则企业出口量越大，资本密集型企业的出口量会有较大提升；企业融资约束对企业出口参与有显著影响，融资约束低的企业在出口固定成本支付上有更强的灵活性，企业出口可能性更高；人均工资对企业出口绩效呈显著正影响，这可能是因为支付水平较高的企业拥有较高的劳动力技能，企业可以生产出更优质的产品，出口绩效也越好；相比于国有企业，非国有企业的出口绩效更高，而非外资企业的出口绩效明显低于外资企业的出口绩效。

表1 贸易便利化指标对企业出口绩效的基准估计

(二)内生性考察：基于工具变量的再估计

本文产生内生性的原因可能在于两方面：一方面，贸易便利化涉及的领域多且难以有效量化，存在一定的度量误差；另一方面，企业出口绩效提升可能会反向推动所在地区进行贸易便利化改革，即出口绩效越好的企业越可能通过游说政府进行贸易便利化建设，提高贸易便利化水平，以便更好、更深入地参与国际市场，这两方面原因可能会导致笔者的估计结果不满足一致性。为此，需要利用工具变量，进行二阶段最小二乘法(2SLS)来更好地识别本文研究的问题。参照董志强等[39]的研究，本文选取各省开埠通商历史和滞后一期的贸易便利化水平作为贸易便利化的工具变量，其满足两大特征：(1)工具变量外生性。各省开埠通商历史属于历史变量，虽然各省开埠通商历史差异可能得以持续，但其并不会对当前经济发展造成影响，更不会对当期微观企业的出口绩效产生影响⑨，滞后一期的贸易便利化不直接影响当期的企业出口绩效。(2)工具变量与内生变量的相关性。地区开埠通商时间越长，该地区向西方学习得越多，受西方的影响越深，其营商软环境也越发达[39]，由于制度依赖的特性，相应的法制环境和效率表现也会更好，同时，地区开埠通商越早，会越早地学习西方社会的发展与建设思路，对基础设施的建设和信息通信技术的应用也就越早，因而，当前贸易便利化的软件和硬件方面也都有更好地表现。此外，贸易便利化建设也存在明显的延续性，上一期的贸易便利化发展明显与当期的贸易便利化水平密切相关。

表2报告了基于各省开埠通商历史和滞后一期的贸易便利化水平为工具变量的估计结果。其中，选择方程使用了所有样本进行回归，而出口方程仅使用了出口企业样本进行回归。结果显示，出口决定方程的逆米尔斯比(IMR)都在1%的显著性水平下显著，本文的Heckman选择模型合理，各列结果都充分表明贸易便利化对企业出口参与和企业出口量有显著的促进作用，进一步佐证了基准回归结果稳健可靠。表2的两阶段最小二乘法回归中，Kleibergen-Paap rk LM统计量都在1%的显著性水平下拒绝了工具变量识别不足的原假设，Cragg-Donald Wald F统计量值全部远超10%水平下的经验临界点，弱工具变量统计上存在的概率非常小，也就是说本文选取的工具变量符合相关性要求。在1%的显著性水平下，Hansen J统计量并不显著，排除了工具变量过度识别的干扰。

(三)进一步分析：异质性考察

企业自身特征的异质性差异会影响贸易便利化改进对企业出口绩效的效果。接下来本文从企业生产率、所有制类型、规模3个不同方面考察贸易便利化对中国企业出口绩效的异质性影响。

1.企业生产率异质性

表3汇报了贸易便利化对不同生产率企业出口参与和出口量的影响。其中，以企业生产率第1分位数(tfp_q1)为基准，分别把企业生产率第2分位数虚拟变量(tfp_q2)、第3分位数虚拟变量(tfp_q3)、第4分位数虚拟变量(tfp_q4)与贸易便利化进行交互。估计结果显示，贸易便利化与企业生产率第2分位数(ln tfi×tfp_q2)的估计结果都不显著，表明对较低生产率的企业而言，贸易便利化对其出口绩效都不产生影响。贸易便利化与企业生产率第3分位数和第4分位数的估计结果都非常显著，但对企业出口参与的影响都显著为负，对企业出口量都存在显著正向影响，表明高生产率企业随贸易便利化水平的提升而参与出口市场竞争的可能性降低，这与中国企业存在“出口-生产率悖论”的研究结论相符[35-37]，相比之下，一旦生产率较高的企业选择出口参与国际市场竞争，贸易便利化改进对高生产率企业可变成本的削减程度更高，高生产率企业利用贸易便利化改进而获得更强的比较优势，进而，在面对外部市场激烈的竞争压力时，其比低生产率企业更有可能在国际市场中占据一席之地，因而高生产率企业的出口量受贸易便利化水平提升的正向影响更大。

2.企业所有制异质性

考虑到贸易便利化对外资企业与本土企业出口绩效的影响会因该企业所面临的政策环境不同而存在差异，贸易便利化与企业所有制虚拟变量的交互项被引入计量模型以进行回归分析贸易便利化对不同所有制类型企业的影响。其中，企业所有制方面，笔者根据样本数据把企业划分为国有企业(soes)、外资企业(foreign)和民营企业(private)3类，以民营企业作为基础类别。回归结果见表3，笔者发现，贸易便利化对外资企业的影响最大，对民营企业的影响次之，对国有企业的影响最小。这是因为外资企业在中国享受独特的“超国民待遇”，尤其是地方政府为鼓励外资企业进入，纷纷出台各种土地和税收优惠政策，优化审批流程，使得它们享受了更加自由、便利的制度环境，加上更加熟悉国际市场，导致外资企业的出口成本更低，从而使贸易便利化改进对外资企业出口绩效的提升更大。

表2 贸易便利化对企业出口绩效影响的工具变量估计(2SLS)

3.企业规模异质性

为考察不同规模类型的企业利用贸易便利化改进提高出口绩效的差异，笔者在模型中引入了贸易便利化与企业规模虚拟变量。本文将所研究的企业分为大型企业(large)、中型企业(medium)和小型企业(small)3种类型，该分类法与国家统计局采用的企业规模分类相一致，笔者以小型企业为基准类型，构建贸易便利化分别与大型企业虚拟变量、中型企业虚拟变量的交互项，以考察贸易便利化对企业出口绩效的作用因企业规模的不同而产生的异质性影响，回归结果见表3。

表3 贸易便利化对企业出口绩效异质性影响的估计结果(2SLS)

不难发现，相比于中小型企业，贸易便利化改进对大型企业出口绩效的正向促进作用更大，对中型企业的影响次之，对小型企业的影响最小，即企业规模越大，贸易便利化对企业出口绩效的正向影响也越大。这是因为企业规模越大，企业创新能力和研发倾向越强[40]，对贸易便利化政策的理解和应用更加到位，企业越易克服出口的固定成本，参与出口的可能性越大，同时，一旦进入国际市场，规模越大的企业，产品的单位生产成本越低，产量越高，贸易便利化的出口规模经济效应也越易得到发挥，企业出口量就越大。

五、结论与启示

一直以来，中国和全球都在致力于削减关税水平，世界范围内关税水平的进一步削减空间已极尽边缘，全球进入“后关税时代”。然而当前，商品和要素的跨境流动受到技术障碍、监管保护、基础设施落后、海关程序烦琐等问题的阻碍，由此导致的“贸易非效率”问题减缓了贸易便利化进程。本文首先扩展了异质性企业贸易理论模型，基于理论框架分析了贸易便利化对企业出口参与和企业出口量的影响，并提出本文的理论命题：贸易便利化水平提升促进企业出口参与和企业出口量的增加，即贸易便利化建设可提高企业出口的扩展边际(企业出口参与增加)与集约边际(企业出口量增加)。然后，建立Heckman选择模型，结合2000—2007年中国制造业企业数据库，实证研究贸易便利化对中国企业出口绩效的影响，结果发现，贸易便利化分领域指标和贸易便利化综合指标的研究均显示贸易便利化改进显著促进企业出口参与和出口量的增长。最后，以各省开埠通商历史和滞后一期的贸易便利化水平为工具变量进行的IV-2SLS估计也进一步证实了贸易便利化改进对企业出口二元边际存在积极影响的研究结论。此外，从企业自身特征的异质性分析得出贸易便利化改进对高生产率企业的出口参与存在抑制作用，这与中国企业存在“出口-生产率悖论”的结论相符，然而，一旦生产率较高的企业选择出口参与国际市场竞争时，贸易便利化改进对其出口量存在显著的促进作用；考虑到企业生产规模，贸易便利化对企业出口参与和出口量的正向影响随企业规模的增加而增大。比较而言，贸易便利化对外资企业出口绩效的促进作用更大，对国有企业出口绩效的促进作用最小，对民营企业出口绩效的影响介于外资企业和国有企业之间。

本文深入分析了贸易便利化与企业出口绩效的关系，不仅为从贸易便利化众多领域研究中国企业出口行为的相关文献进行了丰富和拓展，而且在当前中国制造业企业出口面临众多外部风险冲击的背景下，为政府通过改善国内贸易便利化水平，促进中国出口贸易增长提供政策思考方向。具体有以下3点政策启示：(1)夯实交通、海关、信息基础设施建设，整治法制环境，提升贸易便利化建设水平。交通、海关、信息基础设施和法制环境的发展是企业充分利用贸易便利优势、减少出口时间和成本的前提条件。政府应通过加强集装箱、冷链运输等专业化运输能力改进交通运输效率，加快实现口岸通关无纸化，扩大宽带网络普及范围，提高法律执行效率和加强法律监管等不断促进企业进出口贸易。(2)根据企业在生产率、所有制和规模方面的异质性，政府在制定政策影响企业出口时要注重“因材施教”。要鼓励高生产率企业进入国际市场，充分利用贸易便利化改进获得更强的比较优势，在激烈的竞争环境中赢得席位，提高中国企业在国际市场的出口份额。不仅要为外资企业提供更大的发展平台，使其抓住贸易便利化改进带来的契机，同时也要注重对民营企业、国有企业实行和落实土地及税收优惠政策，在资金融通等方面给予民营企业帮助，降低中小企业创新和研发成本，减少企业扩大规模的壁垒，鼓励大规模企业参与国际贸易竞争。(3)建立出口信息交流平台，促进信息充分流动。利用“大数据”和互联网等技术在信息搜集和分享方面的优势，实现政府、各部门和企业间的信息互通，一方面，有利于政府精准化制定符合企业需求的贸易便利化政策，有效降低贸易壁垒；另一方面，促进企业间的出口经验交流，降低信息搜集成本，更好地把握国际市场的出口动态，便于企业做出是否参与出口以及出口规模的决策。

注 释：

①根据朱民[41]的最新研究，1986—2007年，全球贸易年均增长率是GDP年均增长率的1.8倍，2008—2015年，全球贸易年均增长率却明显低于GDP的年均增长率。

②根据世界银行统计，世界加权平均关税总水平由1996年WTO成立初期的33.96%下降至2012年的2.88%；中国加权平均关税水平也从1996年的19.76%下降到2011年的4.1%，尤其是2001年中国加入WTO以后，中国加权平均关税下降更加明显。

③根据WTO统计数据显示，截止到2013年10月，全球共达成了379个区域贸易协定(如北美自由贸易区、欧盟等)，并且，《世界贸易报告2015》对WTO RTA database的研究发现，区域贸易协定中涉及WTO贸易便利化协定的内容多达28条，且当前实施的RTAs中有超过90%的RTAs涉及贸易便利化的内容。

④由于笔者采用的是《中国工业企业数据库》中的制造业企业数据，没能获取到《中国企业海关进出口数据》，故无法获取企业出口量，所以此处参照佟家栋和刘竹青[26]的研究，采用企业出口额刻画企业出口量。

⑤此处用OP法估计企业生产率，克服传统OLS估计方法存在的联立性偏误和选择性偏误，同时，结合本文的数据特点和中国的现实国情，笔者还通过以下3个方法对OP法进行扩展：第一，由于出口企业与非出口企业间的投资抉择有所差异(AMITI M，KONINGS J[41])，故笔者参考VAN BIESEBROECK J[43]、DE LOECKER J[44]的研究，把企业是否出口作为影响企业投资的一个重要变量；第二，2001年中国加入WTO，中国企业面临的市场需求规模扩大，显著影响企业的投资决策，因此，将WTO这一虚拟变量也纳入笔者的投资决策模型；第三，参照程惠芳和梁越[45]将企业是否对外直接投资作为虚拟变量的做法，将其引入企业投资方程，以控制资本需求对其投资决策的影响。

⑥由于2008年金融危机的发生会影响企业进入或退出出口市场决策进而影响本文结论，且2009年和2010年工业企业数据存在重大统计和缺陷问题，因此，为保证数据质量，本文并未使用这三个年份的数据，仅以2000—2007年的工业企业数据作为研究样本。

⑦具体删除规则为：(1)剔除总资产、职工人数(或就业人员)、工业总产值、工业增加值、中间投入、固定资产净值、固定资产净值年平均余额、出口交货值和销售额等缺失的数据；(2)剔除工业增加值、出口交货值、中间投入、就业人员、固定资产净值年平均余额、工资、福利和本年折旧小于0的数据；(3)剔除工业增加值、中间投入、就业人员、固定资产净值年平均余额为0的样本；(4)剔除就业人数小于8人的企业；(5)剔除了一些明显不符合会计原则的观测值，包括总资产小于流动资产，总资产小于固定资产净值，或者累计折旧小于当期折旧的观测值。

⑧具体关于中国企业“出口-生产率悖论”的详细解释参见李春顶[35]的研究综述。

⑨董志强等[39]也验证了各省开埠通商历史不会对当期的经济绩效产生影响。