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

陳維濤，吳 婷

（南京審計大學(xué) a.經(jīng)濟高級研究院；b.經(jīng)濟學(xué)院，江蘇 南京 211815）

一、引 言

面對當(dāng)前世界發(fā)展的新形勢與新變化，黨的十九屆五中全會提出重大理論創(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)兩個市場、兩種資源，實現(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)濟持續(xù)向前發(fā)展的一大動力，出口取得了亮眼的成績。特別是在全球疫情暴發(fā)的現(xiàn)實背景下，我國出口實現(xiàn)了逆勢增長，表現(xiàn)出了較強的韌性。與此同時，雖然全球經(jīng)濟逐漸復(fù)蘇，但在對外貿(mào)易上，中國依然面臨著國際市場需求下滑、貿(mào)易保護主義上升、供給端被替代性強等挑戰(zhàn)。如何繼續(xù)增強貿(mào)易信心、動力以及競爭力，開拓新興出口市場，全面提高對外開放水平，助力中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，是當(dāng)下需要重點考慮的問題，也對賦能經(jīng)濟新發(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，黨的十九大報告明確給出了答案，即“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力”。自實施創(chuàng)新驅(qū)動發(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)新勢頭強勁，推動了產(chǎn)業(yè)升級與改革。而在國內(nèi)外環(huán)境發(fā)生深刻復(fù)雜變化的當(dāng)下，中國更加需要增強創(chuàng)新這個第一動力。因此，在構(gòu)建“雙循環(huán)”新發(fā)展格局時期，明確創(chuàng)新對出口的驅(qū)動力如何體現(xiàn)，以及怎樣更好發(fā)揮創(chuàng)新驅(qū)動在出口上的戰(zhàn)略支撐作用，對于協(xié)調(diào)國內(nèi)分工和國際分工，推動貿(mào)易強國建設(shè)，實現(xiàn)黨的十九屆五中全會提出的“十四五”規(guī)劃和2035年遠景目標至關(guān)重要。

二、文獻綜述

（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，完整描述了一個產(chǎn)品從研發(fā)到引進市場再到退出市場的全部過程。Vernon（1966）［1］指出，對技術(shù)投入的需求會隨著產(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，進行產(chǎn)品與技術(shù)的升級。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)才能負擔(dān)出口成本從而成功參與國際競爭。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)出口決策的實證研究

創(chuàng)新是實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的核心驅(qū)動力，但關(guān)于創(chuàng)新是否會驅(qū)動企業(yè)進入出口市場的研究并不多見。國外學(xué)者對此較早地展開了分析：Harris等（2009）［7］對英國制造業(yè)企業(yè)、Caldera（2010）［5］對西班牙制造業(yè)企業(yè)、Falk（2012）［8］對奧地利企業(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］對德國、Oisodoechi 和 Edeh 等（2020）［10］對尼日利亞、Wu 等（2020）［11］對中國的研究則表明，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)新活力有助于擴大產(chǎn)品國外需求，從而獲得市場份額實現(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)者對此提出疑問，表明創(chuàng)新對企業(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)新對企業(yè)出口參與的影響存在“拐點”，只有當(dāng)研發(fā)強度、創(chuàng)新水平達到一定門檻時，才會刺激企業(yè)出口［16-18］。

（三）關(guān)于創(chuàng)新指標的選取

創(chuàng)新代表了企業(yè)核心技術(shù)水平與競爭實力，目前學(xué)術(shù)界主要從以下兩個角度對企業(yè)創(chuàng)新進行度量：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，耿曄強和白力芳（2019）［22］采用R&D 支出強度（研發(fā)支出/主營業(yè)務(wù)收入），苗文龍等（2019）［23］采用技術(shù)投入率等指標刻畫企業(yè)創(chuàng)新活動；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滯，因此部分學(xué)者選擇專利申請數(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］等指標對創(chuàng)新進行測度。運用不同的指標進行實證分析，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)出口利潤率，進而阻礙了企業(yè)出口。

（四）簡要評述

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。基于以上對相關(guān)文獻的梳理，可以發(fā)現(xiàn)：第一，現(xiàn)階段創(chuàng)新對企業(yè)出口決策的分析還比較缺乏，且創(chuàng)新是否會驅(qū)動國內(nèi)企業(yè)參與出口貿(mào)易仍未得出一致結(jié)論，需要進一步跟進補充；第二，在研究方法上，學(xué)者們使用的數(shù)據(jù)與估計方法各異，尤其對我國的相關(guān)研究還比較缺乏；第三，在創(chuàng)新指標的考量上，大多文獻主要從企業(yè)R&D 支出或?qū)＠麊我粚用孢M行分析，而未充分考慮創(chuàng)新投入與產(chǎn)出兩個層面的差異性影響；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，缺乏對行業(yè)異質(zhì)性的分析。

為彌補現(xiàn)有文獻不足，重新考量兩者關(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傾向得分匹配估計方法，從創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出兩個層面實證研究創(chuàng)新對中國企業(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，本文的貢獻點如下：第一，豐富了相關(guān)文獻研究，通過梳理與本文主題有關(guān)的文獻，發(fā)現(xiàn)大多以出口對企業(yè)創(chuàng)新的影響為主線，而對兩者反向因果關(guān)系，特別是對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)新對中國企業(yè)出口決策的影響，將起到一定的文獻補充作用；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)進行實證檢驗，即從理論和經(jīng)驗兩方面較為清晰和準確地分析創(chuàng)新影響出口決策的脈絡(luò)，彌補現(xiàn)有文獻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，本文進一步將創(chuàng)新細分為創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出，能夠更為細致地探究并明晰創(chuàng)新驅(qū)動力的體現(xiàn)情況；第四，在研究意義上，本文以新發(fā)展格局為現(xiàn)實背景，聚焦創(chuàng)新這一“牛鼻子”對經(jīng)濟發(fā)展動力之一的出口的影響，對中國企業(yè)在新發(fā)展階段如何進行市場選擇以及增強市場競爭優(yōu)勢具有一定的參考價值。

三、理論模型分析

（一）消費者問題

參照Aghion 等（2018）的模型［31］，本文假設(shè)國外消費者對產(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，因此消費者效用最大化問題可以表示為：

由此可以得到消費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[p(q)q-cq-f]的一階條件可得：

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

若企業(yè)創(chuàng)新成功，新產(chǎn)品的進入將增強市場競爭程度，即λ*＞λ，則創(chuàng)新產(chǎn)出下企業(yè)的利潤πNEW如下：

（三）創(chuàng)新與出口決策

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

首先，對不創(chuàng)新的企業(yè)來說，當(dāng)下式成立時，企業(yè)將會選擇出口：

由此得出出口的門檻邊際成本為：

其次，對創(chuàng)新投入下的企業(yè)來說，當(dāng)下式成立時，企業(yè)將會選擇出口：

由此得到出口的門檻邊際成本為：

最后，對創(chuàng)新產(chǎn)出下的企業(yè)而言，當(dāng)下式成立時，企業(yè)將會選擇出口：

此時出口的門檻邊際成本為：

H1：創(chuàng)新型企業(yè)更容易進入出口市場；

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

四、數(shù)據(jù)來源與計量模型設(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)出兩個層面進行研究，因此選取了2005—2007年規(guī)模以上企業(yè)的觀測值作為樣本（1）。在進行計量回歸之前，本文對原始數(shù)據(jù)進行了處理：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，對異常值進行剔除；③剔除本文研究相關(guān)變量中數(shù)據(jù)缺失或為負值的樣本觀測值。經(jīng)處理，最終得到95 180家企業(yè)的數(shù)據(jù)。

（二）計量模型設(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，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，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為隨機誤差項。

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)市場銷售，因而本文納入企業(yè)生產(chǎn)率作為影響因素，采用對數(shù)化的工業(yè)增加值與勞動者人數(shù)之比作為衡量指標。②資產(chǎn)流動性（Liq）。資產(chǎn)流動性反映了企業(yè)的融資約束狀況，通常而言，具有較高資產(chǎn)流動性的企業(yè)具有較強的應(yīng)對風(fēng)險能力，因此企業(yè)資產(chǎn)流動性越大出口潛力越大，為此，本文加入資產(chǎn)流動性變量，使用工業(yè)數(shù)據(jù)庫中“（流動資產(chǎn)－流動負債）/總資產(chǎn)”來衡量企業(yè)資產(chǎn)流動性水平。③補貼收入（Gov）。政府對企業(yè)進行補貼可以減輕企業(yè)成本壓力，提高出口的預(yù)期利潤。考慮補貼收入存在較多零值，因此參照通常的做法，對補貼收入加1后取對數(shù)進行度量。④企業(yè)規(guī)模（Size）。企業(yè)規(guī)模大小會影響企業(yè)是否足夠支付出口成本以及其在市場上的競爭力如何，本文采用對數(shù)化的工業(yè)總產(chǎn)值作為衡量指標。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，獲得國外市場的關(guān)注與認可，當(dāng)廣告宣傳支出大于0時取1，否則為0。

五、計量結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1 給出了本文主要變量的描述性統(tǒng)計。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)流動性、補貼收入以及廣告宣傳上占據(jù)比較優(yōu)勢。

表1 數(shù)據(jù)的描述性分析

表2進一步報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)新對企業(yè)出口決策的總體影響

本文采用Logit模型實證檢驗創(chuàng)新對企業(yè)出口決策的總體影響，估計結(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)值對企業(yè)出口決策的影響。

表3 基準回歸結(jié)果

從表3可以看出，創(chuàng)新IN的估計系數(shù)均顯著為正，說明創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出皆對企業(yè)出口決策具有顯著的促進作用。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)動企業(yè)參與出口活動的重要因素，且創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵作用更加強勁，H1、H2得以驗證。本文認為創(chuàng)新產(chǎn)出更能推動企業(yè)參與出口貿(mào)易的原因有以下兩點：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，增加市場需求，擴大生產(chǎn)規(guī)模，提高企業(yè)收益以彌補創(chuàng)新的較高花費；第二，企業(yè)基于市場和用戶需求開展研發(fā)活動，能夠精準把握定位與目標，因此研發(fā)成果易獲得市場認可，進而可以縮短研發(fā)成果市場化時間，且在知識產(chǎn)權(quán)保護下，企業(yè)研發(fā)成果具有較高的競爭力，企業(yè)預(yù)期出口收益會相應(yīng)增加。相比之下，前期研發(fā)投入成本高、花費時間長，同時具有一定風(fēng)險與不確定性，阻礙了企業(yè)出口積極性。

在其他變量的影響方面，資產(chǎn)流動性、企業(yè)規(guī)模、政府補貼以及外商投資的估計系數(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)率則會對出口決策產(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)出的促進作用要明顯強于創(chuàng)新投入，這與上文基準回歸得出的結(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

為了進行橫向比較，本文借鑒連玉君和廖俊平（2017）［36］的做法，進行似無相關(guān)檢驗，得到的經(jīng)驗p值見表5所列。顯而易見，三組的經(jīng)驗p值皆小于0.01，表明在勞動、資本和技術(shù)3 個子樣本之間，存在顯著的差異性。可以發(fā)現(xiàn)，相對于勞動、技術(shù)密集型企業(yè)，創(chuàng)新投入與產(chǎn)出對資本密集型企業(yè)的影響更大。本文認為，一是因為資本密集型企業(yè)投資量較大，投資回收期長，能夠保證研發(fā)持續(xù)性，增強成果產(chǎn)出率，進而激勵企業(yè)出口以彌補較高支出；二是因為資本密集型企業(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)差異檢驗結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗

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行穩(wěn)健性檢驗（3）。首先采用Logit 方法對企業(yè)創(chuàng)新概率模型進行估計，得到樣本中每家企業(yè)進行創(chuàng)新的傾向得分，再采用一對三的最近鄰匹配對創(chuàng)新者與非創(chuàng)新者的傾向得分進行匹配，最后用匹配后非創(chuàng)新者的出口表現(xiàn)近似代替創(chuàng)新者未進行創(chuàng)新時可能的出口表現(xiàn)，從而得到創(chuàng)新對企業(yè)出口行為的平均影響，即創(chuàng)新對企業(yè)出口行為的因果效應(yīng)。表6報告了匹配平衡性檢驗結(jié)果，可以看出，匹配后各匹配變量的標準化偏差都小于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結(jié)果是可信的。

表6 變量匹配前后差異對比

用PSM 方法估計的創(chuàng)新對企業(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）對出口行為的因果效應(yīng)約為5.2%（14%），在1%水平上顯著，估計系數(shù)符號和顯著性水平都沒有發(fā)生根本性改變，這與基準回歸結(jié)果一致，進一步驗證了本文主要結(jié)論的可靠性。

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

六、擴展分析

（一）機制檢驗

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制。為了檢驗這一機制是否成立，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)出的估計系數(shù)皆顯著為負，表明創(chuàng)新在一定程度上有利于減少企業(yè)成本。進一步地，第（3）和第（4）列中模型（3）的估計結(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，創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的系數(shù)為正。可見，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 機制檢驗結(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，本文對創(chuàng)新是否有助于出口企業(yè)擴大出口規(guī)模進行了擴展分析。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回歸的估計結(jié)果顯示，IN的系數(shù)為正，說明創(chuàng)新對企業(yè)出口規(guī)模擴大依然具有顯著促進作用：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個單位；新產(chǎn)品產(chǎn)值增加一單位，出口額將增加0.601個單位。此時，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)新變量作為工具進行再次估計。根據(jù)第（3）和第（4）列顯示的二階段最小二乘法估計結(jié)果顯示，創(chuàng)新仍然對出口規(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)展新時期，實現(xiàn)外貿(mào)可持續(xù)發(fā)展必須尋求新動力。基于此，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傾向得分匹配估計方法，從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個層面實證探討了創(chuàng)新對中國企業(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，激勵企業(yè)參與出口貿(mào)易。實證分析方面，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)出兩個層面，實證研究了創(chuàng)新對企業(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)出的激勵性更強；第二，創(chuàng)新投入和產(chǎn)出對資本密集型企業(yè)的出口傾向影響最大，對技術(shù)密集型企業(yè)的影響最小；第三，擴展分析表明，創(chuàng)新有助于出口企業(yè)擴大出口規(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的驅(qū)動力之一，尤其是對創(chuàng)新成功的企業(yè)來說，其出口傾向更強。因此，在我國低成本優(yōu)勢逐漸消失、出口動力缺乏的時期，依托創(chuàng)新形成新的競爭優(yōu)勢，激勵企業(yè)出口、擴大出口規(guī)模是有利渠道之一，這對我國加快從貿(mào)易大國走向貿(mào)易強國，鞏固外貿(mào)傳統(tǒng)優(yōu)勢，培育競爭新優(yōu)勢，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)對企業(yè)參與國際化競爭、擴大出口規(guī)模的作用，積極投身研發(fā)創(chuàng)新，保持穩(wěn)中有進的發(fā)展勢頭，強化科研成果產(chǎn)業(yè)化的能力，進而增強出口內(nèi)生動力和活力。

第二，對于我國政府而言，以激勵創(chuàng)新發(fā)展為主線，不斷完善市場環(huán)境，加強知識產(chǎn)權(quán)保護，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，提供適當(dāng)?shù)膬?yōu)惠政策或補貼，提高銀行信貸支持力度以提高企業(yè)資產(chǎn)流動性，爭取發(fā)揮創(chuàng)新促進出口積極性與出口規(guī)模的極大效應(yīng)。

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

注 釋：

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

（2）勞動密集型行業(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，本文只報告了對創(chuàng)新產(chǎn)出重新回歸的結(jié)果。