跨境電商改革對試驗區企業出口的影響及作用機制研究

宋顏群 胡浩然

(1.山東財經大學財政稅務學院，山東 濟南 250014；2.山東大學經濟學院，山東 濟南 250100)

一、引言

發展跨境電商是新時期我國擴大對外開放的新途徑。開放經濟學理論認為，經濟開放和全球化可以基于各國(地區)生產要素的比較優勢，通過商品和服務的互通有無推動全球經濟的增長[1-2]。改革開放以來，我國在2012年超越美國成為全球第一貿易大國，出口貿易是拉動我國經濟增長的重要馬車之一。對于經濟開放的界定，已有文獻一般從貿易自由化、外資政策調整和金融市場化改革等視角展開。毛其淋和盛斌(2013，2014)[3-4]研究發現，貿易自由化顯著提高了我國企業的出口概率或者拓展邊際，以及通過集約邊際提升企業出口規模。從外資政策調整角度看，Lu等(2017)[5]研究發現，外資準入政策調整帶來的自由化顯著降低了企業出口績效。但是，侯欣裕等(2019)[6]認為，金融服務業外資自由化有助于企業使用金融服務的多樣化和便捷化來促進企業出口。金融市場化改革帶來了金融業開放，已有研究表明，金融市場化改革可以提升企業的生產效率、出口規模以及出口概率。

總結已有文獻發現，經濟開放對我國出口貿易的持續增長產生了顯著影響。但是，新時期我國出口貿易面臨的環境發生了明顯改變。一方面，從國內角度看，我國人口紅利逐步消失以及資源和環境保護約束增大，一些加工貿易等勞動密集型產業逐步向東南亞、印度等勞動力成本低的國家(地區)轉移，傳統經濟開放模式對我國出口貿易的拉動作用逐步減弱。另一方面，從外部環境看，近年來逆全球化的浪潮此起彼伏，國際貿易摩擦和新冠疫情等不確定性因素給我國出口貿易帶來了巨大壓力。國家統計局數據顯示，2010年以來我國的出口貿易增速有所放緩，甚至在2014年和2015年出現出口貿易的負增長，主要由加工貿易方式出口增速快速下滑導致。因此，面對傳統貿易方式出口增速不斷下滑的壓力，我國需要不斷進行制度創新，堅持走“制度型開放”的新發展格局(1)2018年中央經濟工作會議首次提出堅持“制度型開放”的表述，要求推動全方位對外開放。，探索對外開放的新途徑。

新時期，隨著互聯網技術的發展和互聯網經濟概念的興起，電子商務得到快速發展。隨著電子商務的全球化，跨境電商應運而生且成為提升我國出口的一種新途徑。商務部統計數據顯示，2015年我國跨境電商出口貿易額達到5萬億元，在2019年達到15萬億元，平均增速達到75%，遠超同期傳統出口貿易方式的增速(4%)，并且這個增速還在快速增加，預計未來我國的跨境電商出口貿易將在進出口貿易中占有更加重要的地位。與傳統經濟開放模式相比，電子商務的發展使得基于比較優勢的貿易理論不再局限于資本、勞動力和自然資源等傳統生產要素[9]?？缇畴娚檀蟠蠼档土司惩庀M者由于地理距離和貿易成本造成的交易成本[10-12]，使得購買的外國商品更為便宜。對于消費者而言，僅需瀏覽、搜索網頁就可以通過電商平臺獲取商品和服務的信息，有助于消除貿易雙方的信息不對稱。已有研究也表明，跨境電商模式降低了消費需求的心理障礙和提升了消費者對物流等信息的偏好[13-14]。對于企業而言，跨境電商模式可以提高經營績效、銷售利潤和出口[15-16]。

對跨境電商的度量，已有研究一般使用互聯網滲透率、網絡就緒度指數、阿里巴巴跨境電商鏈接指數等構造指標的方法進行度量。但是，構造指標方法不能排除內生性的干擾[17-19]。同時，我國跨境電商的發展受到國家政策的引導和規范[20]。中國政府高度重視跨境電商這一新型經濟開放模式，并且對其穩定和擴大進出口貿易寄予厚望。在2015-2020年期間，我國先后設立5批次的跨境電商綜合試驗區，主要目標是通過跨境電商改革來提升出口貿易。因此，本文以跨境電商改革這一外生政策沖擊作為研究案例，并且設置準自然實驗。與已有文獻主要使用地區層面宏觀數據不同[16，21]，本文使用近10年來的上市公司數據，主要從企業層面研究跨境電商改革對試驗區企業出口的影響，并且著重探討其中的作用機制。

本文研究發現，我國的跨境電商改革顯著提高了試驗區企業出口，本文結論在一定程度上豐富和肯定了新型經濟開放模式和國家政策在提升企業出口方面的積極作用。本文機制檢驗結果表明，跨境電商改革的減稅政策變相降低了企業出口的生產成本，是提升企業出口的直接作用機制。一方面，減稅政策有利于降低企業的融資約束程度[22]，融資約束是限制企業擴大出口規模的重要因素。因此，企業融資約束緩解是跨境電商改革提升企業出口的間接作用機制；另一方面，融資約束也是影響企業是否參與出口或者出口決策的重要因素[7，24-25]。因此，隨著企業融資約束程度緩解，試驗區從事出口的企業將增多，市場進入成為跨境電商改革提升企業出口的重要路徑。在實證部分，本文將探討跨境電商改革提升企業出口在拓展邊際和集約邊際的影響路徑差異。

二、制度背景與理論假設

(一)制度背景

1.C2C和B2C階段

我國早期的跨境電商經歷了C2C和B2C兩個階段[16，21]。C2C階段主要是以留學生團體為代表的海淘和個人代購，主要是為了獲取海外質優價廉的商品。B2C階段是國內電商企業看到了商機，然后紛紛涉足跨境電商業務，主要方式是開設專營代購網站，例如，2007年淘寶公司上線“全球購”業務。但是，C2C和B2C階段通過跨境電商途徑購買外國商品實際是一種變相違法行為，并不屬于《海關法》意義上的個人物品，而屬于外貿貨物。作為代購的代理人存在收取相關費用或者“吃差價”行為，屬于經營行為，但沒有繳納相關稅費。因此，2010年9月，全國海關對進境個人郵遞物品實施調整后的管理政策，要求通過跨境電商平臺購買的外國商品按規定辦理進出口貨物通關手續和照章納稅，進而提高了代購的成本和風險。

2.跨境電商改革

C2C和B2C階段的跨境電商主要為了滿足我國居民對海外商品的消費需求，但立足點不在于本國企業。為了進一步擴大開放，激勵國內企業積極通過跨境電商途徑發展進出口貿易，我國在2015-2020年設立了5批次的跨境電商綜合試驗區。2015年3月7日，國務院在杭州設立第一個跨境電商綜合試驗區試點城市；2016年1月6日，確定第二批試點城市名單，鄭州、廣州等12個城市獲批；2018年7月24日，確定第三批試點城市名單，北京、沈陽等22個城市獲批；2019年12月24日，第四批試點城市名單包括石家莊、太原等24個城市；2020年4月27日，第五批試點城市名單包括烏魯木齊等46個城市。截至2020年，全國共設立了105個試點城市，由于本文使用的上市公司數據時間區間為2010-2019年，因此本文將前三批次設立跨境電商綜合試驗區這一事件作為研究對象。

解讀相關政策文件可知，跨境電商改革的主要目標是：通過發展跨境電商擴大開放水平，促進外貿的穩定增長。主要措施是：第一，在支付、物流、通關、退稅、結匯等環節給予先行先試，完善出口退稅政策，2018年10月對試驗區電商出口企業實行免稅。第二，逐步放松跨境電商零售進口的監管，簡化進口許可證件審批、注冊或備案等程序；進口清單內商品實行限額內零關稅、進口環節增值稅和消費稅按法定應納稅額70%征收基礎上，進一步擴大享受優惠政策的商品范圍。總結發現，跨境電商的主要措施是降低企業的進出口關稅，本文首先以減稅角度出發探討跨境電商改革的作用機制。

3.典型事實

跨境電商改革的主要目標是為了促進試驗區的進出口貿易，本文從出口貿易角度出發，通過基本事實描述推斷該目標是否得以實現。具體地，本文分別加總三批次試驗區和其他地區企業出口總額，繪制如圖1。鑒于本文使用中國滬深A股上市公司數據，地區出口總額用上市公司出口額加總獲得。從圖1可以看出，三批次試驗區與其他地區的出口總額整體呈現增長趨勢。從相對趨勢來看，2000-2014年四個地區出口額的變化趨勢差異不大且基本一致，但是，三批次試驗區分別在2015年、2016年和2018年設立為試驗區以后出口總額的增長幅度明顯大于其他地區。容易推斷，跨境電商改革顯著提升了三批次試驗區的出口。

(二)理論假設

1.減稅的直接效應

跨境電商改革提升了試驗區企業出口的作用機制與跨境電商改革優惠政策的實施直接相關，其中最為明顯的優惠政策是試驗區的出口退(免)稅措施。已有研究表明，出口退稅與企業出口存在正向關系，企業享受出口退稅等措施后，其中間投入的相對價格下降，一單位的出口對企業貢獻的利潤增大，進而促進企業出口[26-28]。進一步地，減稅政策也變相降低了企業出口的生產成本，進而有利于緩解企業的融資約束程度，不僅有助于企業擴大出口規模，也有助于內銷企業進入出口市場?；诖耍疚奶岢龅谝粋€研究假說。

H1跨境電商改革的減稅政策是提升企業出口的直接作用機制。

2.緩解融資約束

對于出口企業來講，出口退稅構成了出口企業流動資金的來源，相當于企業變相地增加了一部分內部經營資金，且降低了企業獲取外部融資的壓力，因此，出口退稅措施顯然有利于降低出口企業的融資約束程度[22，29]。Manova(2008)[23]認為，融資約束是影響企業出口規模擴張的重要因素，融資約束程度變小則意味著出口的可變成本降低，進而有利于提升企業生產效率和出口規模。因此，在研究假說1成立的基礎上，本文提出第二個研究假說。

H2融資約束下降可能是跨境電商改革提升企業出口的間接作用機制。

與此同時，基于企業異質性，企業規模大小和所有制形式是區分企業融資約束程度的重要依據。一方面，企業規模大小是銀行判斷企業信用能力的重要依據。大規模企業擁有豐厚的資產可用于銀行抵押，因而面臨的融資約束程度較小；相反，小規模企業更加容易被銀行拒之門外，因而往往面臨著融資難問題[30]。鑒于此，已有研究一般將大規模企業作為低融資約束企業，將小規模企業作為高融資約束企業[31]。另一方面，所有制形式是區分融資約束程度大小的重要方式。國有企業一般具有更大資產規模，加之普遍受到中央和地方政府的“隱性擔?！币约暗盅浩坟S富和信貸記錄完善，因此，國有企業更加容易獲得銀行貸款，面臨的融資約束程度較小。相反，非國有企業特別是民營企業一般規模較小[32-33]，不容易獲得銀行的信貸，因而面臨更大的外部融資約束壓力?？紤]到減稅政策主要緩解本身高融資約束企業的融資約束程度，對這些企業帶來的邊際正向經濟效應可能更大，在研究假說2成立的基礎上，本文提出以下研究推論。

推論跨境電商改革對小規模企業和民營企業出口的提升作用可能更強。

3.市場進入

出口企業相比內銷企業往往面臨更大的融資約束問題，企業從事出口一般面臨更高的生產成本[7-8,34]。已有研究表明，出口企業的生產成本既包括國際市場的信息搜集、確定和維護貿易伙伴的成本，也包括國際運輸費用、資金墊付與周轉等成本和風險，更包括為了維持產品競爭力而投入到國際銷售網絡和研發創新的成本。融資難問題限制了內銷企業從事出口業務，由于出口固定成本門檻的存在，進而不利于高融資約束企業做出從事出口的決策[7，24-25]。但是，已有研究也表明，市場進入是導致我國宏觀層面出口和工業產值不斷增長的重要原因[3，35]。隨著企業融資約束下降，試驗區企業進入出口市場的可能性增大。因此，在研究假說1、2成立的前提下，本文提出第三個研究假說。

H3跨境電商改革可能影響試驗區企業的動態變化(firm dynamics)，市場進入增強可能是跨境電商改革提升企業出口的具體途徑。

三、模型設定與數據來源

(一)模型設定

為了考察跨境電商改革與企業出口之間的因果關系，以中國政府2015年開始設立跨境電商綜合試驗區這一事件作為準自然實驗，并且設置如下計量模型

(1)

其中，j、c、t分別表示企業、地級市和年份。lnexportjct表示企業出口，借鑒毛其淋和王澍(2019)[8]的做法定義企業出口，具體使用“1+企業出口額”取自然對數進行度量，用以綜合反映企業是否出口以及出口規模的差異。本文使用上市公司數據，借鑒張天頂和呂金秋(2018)[36]、楊曉亮等(2021)[37]的做法，企業出口數據在國泰安上市公司數據庫(CSMAR)中獲取，具體查詢路徑是“公司研究→財務報表附注→損益項目→營業收入、營業成本→分部標準→按地區分部”。交叉項Treatc×Postt表示跨境電商改革對企業出口的因果效應，其估計系數β是本文關注的重點。當β顯著大于0，表明跨境電商改革有助于促進試驗區試點城市企業出口；當β顯著小于0，則說明跨境電商改革顯著降低了企業出口。Xjt表示j企業在t年的特征變量，Zct表示c城市在t年的特征變量；εjct為隨機擾動項。

Treatc為政策分組虛擬變量，本文將跨境電商綜合試驗區的試點城市設置為1，其他城市設置為0。Postt為政策沖擊的時間虛擬變量，由于中國政府在2015年3月7日、2016年1月12日和2018年7月24日分別認定了三批次的跨境電商綜合試驗區試點城市名單，本文分別針對三個批次的城市名單設置政策沖擊時間虛擬變量。從三批次城市名單公布的時間來看，在公布當年實際時間未滿1年，借鑒Lu等(2017)[5]的做法，將第一批次的城市在2015年設定為5/6，以后年份設置為1，其他年份設置為0；第二批次的城市名單在2016年設置為11/12，以后年份設置為1，其他年份設置為0；第三批次的城市名單在2018年設置為1/2，以后年份設置為1，其他年份設置為0。

為了控制城市和企業層面潛在因素的干擾，以及政策分組(Treatc)帶來的城市選擇效應，本文分別設置城市層面和企業層面的控制變量。城市層面的控制變量Zct：(1)人均產出值pgdp，用城市國內生產總值(GDP)除以年末總常住人口取自然對數衡量。(2)城市儲蓄水平dep，用城市城鄉居民儲蓄年末余額占GDP的比重衡量。(3)財政支出比例gc，用城市財政支出占GDP的比重衡量。企業層面的控制變量Xjt：(1)企業規模size，用上市公司總資產取自然對數衡量。(2)公司年齡age，用公司“1+實際存續年限”取自然對數衡量。(3)工資水平wage，用公司支付給職工以及為職工支付的現金與應付職工薪酬之和除以員工總數取自然對數衡量。(4)本文根據上市公司所有制形式將國營或國有控股和集體公司歸類為國有公司，將外商獨資和中外合資公司歸類為外資背景公司，其他公司歸類為民營公司；設置國有企業虛擬變量soe，將國有企業設置為1，其他企業設置為0；設置外資企業虛擬變量foe，將外資企業設置為1，其他企業設置為0。(5)資本密集度kl，用公司固定資產凈額除以員工人數然后取自然對數衡量。

除此之外，為了排除其他潛在不可觀測因素的干擾，在計量模型中控制了企業固定效應和年份固定效應。企業固定效應(μj)用于刻畫不隨時間變化的企業固有特征；年份固定效應(λt)用于刻畫不隨城市變化的時間因素。由于跨境電商改革發生在地級市層面，本文選擇在地級市層面對回歸標準誤進行聚類調整。為避免奇異值對估計結果造成的干擾，對所有變量在1%水平進行縮尾處理。

(二)數據來源

由于目前本文可以獲取的中國海關企業數據僅到2013年，跨境電商改革主要發生在2015年以后。為了保持政策前后都有5年數據對比，本文使用2010-2019年中國滬深A股上市公司數據。上市公司數據主要來源于國泰安(CSMAR)數據庫，并結合萬德(Wind)數據庫對部分缺失的數據進行了補充。剔除了全部ST和*ST上市公司的樣本，主要考慮到這類公司連續虧損兩年并面臨退市風險，股價和股票收益率的波動性較大，屬于業績差和風險高的公司，并且很多財務指標出現異常，為了避免對本文實證檢驗造成影響，將其做剔除處理。同時，考慮到數據缺失和樣本數量偏少問題，剔除了西藏地區的樣本。城市層面的數據主要來源于《中國城市統計年鑒》。

四、實證結果與分析

(一)基準估計結果

表2報告了跨境電商改革影響試驗區企業出口的基準估計結果。計量模型控制了企業固定效應和年份固定效應，并且回歸標準誤在城市層面進行了聚類調整。表2列(1)到列(6)逐步加入了企業層面和城市層面的控制變量，回歸結果顯示，交叉項Treat×Post的估計系數顯著為正，這說明跨境電商改革顯著提升了試驗區企業出口。本文將列(6)作為本文的基準檢驗模型，特別地，結合交叉項的系數值(0.567 8)可知，跨境電商改革在提升企業出口中大約發揮了56.78%的積極作用。

從控制變量的回歸結果可知，企業規模(size)是影響企業出口的重要因素，規模越大則越容易形成規模效應進而提升出口和利潤[8]。員工工資水平(wage)越高的企業，說明企業盈利狀況一般更優，并且在出口市場具備競爭優勢，進而有利于企業進一步提高出口水平。資本密集度(kl)的結果顯著為負，這與傳統要素稟賦理論結論一致，說明我國出口的比較優勢依然停留在勞動密集型產品，因而勞動密集型企業更傾向于出口。

(二)作用機制檢驗

1.減稅政策的直接作用

跨境電商改革的主要措施是針對試驗區企業的出口退(免)稅，企業稅負下降變相降低了企業出口的生產成本，進而有利于企業擴大生產和出口規模。因此，減稅措施可能在跨境電商改革提升企業出口中發揮直接機制的作用。

表2 基準估計結果(lnexport)

本文使用目前文獻中常用的中介效應模型進行檢驗，具體如式(2)(3)所示，inter衡量中介變量。在使用中介效應模型進行檢驗中，本文需要依據回歸結果進行判斷。如果式(2)中β的估計系數顯著；同時，式(3)中δ的估計系數顯著以及β估計系數的顯著性下降或系數值減小，則說明中介變量在跨境電商改革影響企業出口中起到了渠道作用。

(2)

(3)

本文用公司營業稅金及附加與所得稅費用之和除以營業總收入來衡量企業稅率(Tax)，當企業稅率(Tax)作為中介變量時，相應的中介檢驗結果如表3列(1)(2)所示。列(1)的回歸結果顯示，交叉項的估計系數顯著為負，說明跨境電商改革顯著降低了企業稅率，檢驗結果與預期相符合。列(2)的回歸結果顯示，Tax的估計系數顯著為負，意味著企業稅收負擔越小則出口越多；同時，交叉項的估計系數顯著為正，但是系數值(0.545 2)相比基準檢驗模型(表2列(6)，0.567 8)顯著下降。這些結果說明，企業稅率下降在跨境電商改革提升企業出口中起到了不完全的渠道作用，研究假說1得以證明。

表3 減稅措施和緩解融資約束的作用

2.緩解融資約束的間接作用

企業稅收負擔下降變相降低企業獲取外部融資的壓力，進而緩解企業的融資約束程度[29]。隨著企業融資約束壓力的下降，企業可以提升其拓展進出口貿易的運營能力。借鑒Rajan和Zingales(1998)[38]的思路，本文使用企業的負債規模(FC)衡量融資約束程度，具體用企業債務總額取自然對數衡量。在跨境電商改革的影響下，企業負債規模越大則負債運營能力越強，說明緩解企業融資約束程度越高。當中介變量為負債規模(FC)時，相應的檢驗結果如表3列(3)(4)所示。表3列(3)的檢驗結果表明，交叉項的估計系數顯著為正，說明跨境電商改革顯著提高了企業的負債規模、緩解了融資約束程度。列(4)的結果顯示，FC的估計系數顯著為正，說明企業融資約束程度越低則企業出口水平越高；同時交叉項的估計系數不再顯著，說明FC起到了完全的渠道作用?？傮w而言，跨境電商改革通過緩解企業融資約束程度進而提升了企業出口，研究假說2得以證明。

企業所有制形式和規模大小是區分企業融資約束程度的重要方式。在現有研究中，一般將民營企業和小規模企業作為高融資約束企業，國有企業、外資企業和大規模企業作為低融資約束企業[23，30,32]。結合機理分析部分可推斷，原本高融資約束企業受到減稅措施帶來融資約束程度下降的邊際作用可能更大。本文依據企業規模(size)按照中位數法將全樣本劃分為小規模企業和大規模企業兩組，依據所有制形式將全樣本劃分為民營企業、國有企業和外資企業三組，分組檢驗結果如表4所示。可以看出，交叉項的估計系數在列(1)(3)顯著為正，在列(2)(4)(5)沒有通過顯著性檢驗。這些結果表明，跨境電商改革主要提高了原本高融資約束的企業出口，其中包括了小規模企業和民營企業，本文研究推論得以證明。

3.市場進入行為

從機理分析部分可知，出口企業相比內銷企業面臨更高的出口生產成本，緩解企業融資約束變相降低了從事出口的生產成本，從而有助于吸引內銷企業進入出口市場。從已有研究可以推斷，融資約束下降很可能吸引更多的小規模企業和民營企業從事出口，進而提高企業的出口決策或者拓展邊際[7]。借鑒毛其淋和王澍(2019)[8]的做法，定義企業的出口決策或者拓展邊際(export_d)，使用企業是否從事出口衡量，若企業有出口則定義為1，否則取0。本文首先基于式(1)的基準計量模型進行檢驗，如表5列(1)所示。可以發現，交叉項的估計系數顯著為正，說明跨境電商改革顯著提高了企業的出口決策概率或者拓展邊際。由于出口決策是虛擬變量，反映了出口行為概率的變化，本文進一步使用Probit模型進行檢驗，并且控制了城市固定效應、2位數行業固定效應和年份固定效應，檢驗結果如表5列(2)所示?？梢钥闯觯徊骓椀墓烙嬒禂碉@著為正，與列(1)的檢驗結果一致。

表4 關于緩解融資約束的再檢驗(lnexport)

集約邊際反映了在位出口企業的出口規模變化，進一步在基準檢驗模型(表2列(6))基礎上僅保留出口企業，檢驗結果如表5列(3)所示?？梢园l現，交叉項的估計系數為正，但是不再顯著?？梢耘袛?，跨境電商改革對企業出口的集約邊際影響有限。總體而言，結合表5的回歸結果可以推斷，跨境電商改革主要提升了試驗區企業的出口決策概率或者拓展邊際，但是對出口規?；蛘呒s邊際的影響有限。由此可以推斷，市場進入可能是跨境電商改革提高企業出口的具體路徑。

表5 企業出口的拓展邊際和集約邊際

本文進一步僅保留出口企業進行檢驗，首先檢驗企業進入、退出出口市場的動態如何變化。借鑒Cadot等(2013)[39]的方法定義企業動態，將前后兩年都存在出口市場的企業定義為在位企業；將當年新進入出口市場的企業定義為新進入企業(enter)并設置為1，其他企業設置為0；將相對第二年退出出口市場的企業定義為退出企業(exit)并設置為1，其他企業設置為0。此外，定義企業的生存特征，將新進入市場的企業與下一年企業進行對比，識別出繼續生存在出口市場的企業(cont)并設置為1，退出的企業設置為0。結合Probit模型，關于企業進入、退出和生存狀況的檢驗結果如表6列(1)-(3)所示，容易發現，交叉項的估計系數在列(1)(3)顯著為正，在列(2)不顯著。這些結果表明，跨境電商改革顯著提升了企業進入出口市場的概率以及新進入企業的生存概率。

進一步地，本文分別根據企業動態的各部分，對進入企業、在位企業和退出企業分組進行檢驗，如表6列(4)-(6)所示。可以發現，交叉項的估計系數在列(4)顯著為正，在列(5)(6)沒有通過顯著性檢驗。因此，可以判斷，跨境電商提升企業出口的作用主要來源于新進入出口市場的企業，研究假說3得以證明。

表6 企業動態及其各部分的出口變化

五、異質性檢驗與穩健性測試

(一)異質性檢驗

1.區域的差異

改革開放初期，東部地區率先融入到全球價值鏈分工體系，出口貿易發展較早，中國海關數據顯示，出口企業在中西部地區大約占全樣本的13%(2)統計2000-2013年中國海關企業數據庫得知。。顯然，我國出口企業的分布存在顯著的地理差異。此外，跨境電商在東部地區的起步時間更早，當地公司接觸和從事跨境電商業務的機會也更多?；诖耍疚膶⑷珮颖緞澐譃闁|部地區和中西部地區兩組，檢驗結果如表7列(1)(2)所示。容易發現，交叉項的估計系數在列(1)顯著為正，在列(2)沒有通過顯著性檢驗。這說明，跨境電商改革主要提升了東部地區企業出口。究其原因在于，東部沿海地區具有區位臨海、交通便利、出口貿易發達和跨境電商起步早等比較優勢，在政策影響下，更加有利于小規模企業和民營企業學習其他出口企業的發展經驗。

2.互聯網普及率的差異

跨境電商是互聯網高速發展的產物，一般來講，互聯網普及率越高的地區，企業和居民接觸跨境電商的機會越多?；诖?，本文依據歷年各省的互聯網普及率使用中位數法將全樣本劃分為低互聯網普及地區和高互聯網普及地區兩組，檢驗結果如表7列(3)(4)所示。可以發現，交叉項的估計系數在列(4)顯著為正，在列(3)沒有通過顯著性檢驗?；貧w結果表明，越是互聯網普及率高的地區，跨境電商改革提升企業出口的作用越大。這說明互聯網普及率高的地區有利于企業和居民通過跨境電商途徑發展業務，同時，發展跨境電商業務的企業設址一般也會選擇電信基礎設施完備的地區。

表7 區域和互聯網普及的異質性(lnexport)

3.行業屬性的差異

我國的出口企業(主要為制造業)大多集中在第二產業，海關數據顯示，大約占全樣本的95%。同時，根據跨境電商業務的不同，可以歸類的行業也存在顯著差異。例如，從事農產品加工和出口的企業大多在第一產業，從事制造業的出口企業大多在第二產業。鑒于此，本文根據行業特征將全樣本劃分為第一產業、第二產業和第三產業三個樣本組，檢驗結果如表8所示。可以發現，交叉項的估計系數在列(2)(3)顯著為正，在列(1)沒有通過顯著性檢驗。這些結果表明，跨境電商改革主要提升了第二產業和第三產業的企業出口。主要原因在于，與出口密切相關的制造業主要分布在第二產業，計算機服務和軟件業、批發和零售業等與跨境電商平臺搭建和銷售相關的行業分布在第三產業，而第一產業主要為農業產品，目前我國通過跨境電商途徑向國外銷售農產品的力度相對較小。

表8 行業屬性的異質性(lnexport)

(二)穩健性測試

1.動態效應檢驗

雙重差分法能夠有效識別因果關系的前提是，實驗組和對照組的變化在政策實施之前滿足平行趨勢。本文直接采用事件研究法對跨境電商改革的動態效應進行檢驗，在式(1)基礎上，將Postt替換了歷年的年份虛擬變量(Yeart)，然后與政策分組變量(Treatc)做乘積，如式(4)所示。為了直觀起見，將新交叉項Treatc×Yeart的估計系數χt繪制在圖2中。其中，圖2實線部分刻畫了跨境電商改革的邊際效應，虛線部分為95%置信區間。依據新交叉項估計系數的回歸結果，圖2顯示，邊際效應線在跨境電商改革以前較為平緩且估計系數并不顯著，在改革以后迅速向右上方增大。上述結果表明，本文使用雙重差分法滿足平行趨勢的假設。

(4)

2.政策的預期效應

在政策正式實施之前，一般會有媒體報道或者會議決策信息流出。因此，潛在設立跨境電商綜合試驗區的城市可能對該政策形成一定的預期，進而對本文結論造成干擾。同時，為了排除政策實施前其他因素的干擾，本文分別假設存在3至5年的政策預期。具體地，設置政策實施前的年份虛擬變量(Yeart)，分別與政策分組變量(Treatc)乘積形成新的交叉項，然后加入到式(1)中重新進行估計，檢驗結果如表9列(1)-(3)所示?？梢园l現，新交叉項的估計系數并沒有通過顯著性檢驗，同時，交叉項Treat×Post的估計系數顯著為正。因此，不存在政策的預期效應對本文結論造成干擾。

3.安慰劑檢驗

雙重差分法適合使用的前提條件是，政策實施之前實驗組和對照組需要基本符合平行趨勢，動態效應檢驗已經得以證明。借鑒Topalova(2010)[40]的做法，本文假設真實有效的政策發生在2014年及以前。保留2010-2014年的樣本，假設虛擬實驗發生在2011、2012、2013年，檢驗結果如表9列(4)-(6)所示。可以發現，新交叉項Treat×Year2013、Treat×Year2012、Treat×Year2011的估計系數沒有通過顯著性檢驗。因此，虛擬實驗不成立，在2014年及以前不存在真實有效的政策對本文結論造成干擾，通過了反事實的安慰劑檢驗。

4.控制行業的時間趨勢

為了排除不可觀測的行業特定因素對本文結論的影響，將行業的線性時間趨勢項加入到式(1)中，然后重新進行檢驗，如表10列(1)所示。行業的時間趨勢為行業虛擬變量與時間趨勢項(T=1,2,……)的交互項，本文將2010年設置為1，其他年份按照時間順序逐次加1。可以發現，在控制行業的時間趨勢之后，交叉項的估計系數依然顯著為正。由此可見，不可觀測的行業特定因素沒有對本文結論造成實質影響。

圖2 跨境電商改革影響企業出口的動態效應

表9 預期效應和安慰劑檢驗(lnexport)

5.保留相鄰城市樣本

一般來講，地理位置相鄰城市的產業發展門類、區位優勢、人文和政策環境等具有更多的相似性[41]，因而可以使得實驗組和對照組城市具有更大的相似性。本文將與試點城市地理位置相鄰的其他城市作為對照組，然后重新進行檢驗，回歸結果如表10列(2)所示?？梢钥闯?，交叉項的估計系數在1%水平顯著為正，回歸結果與前文一致，且顯著性相比表2列(6)有所提升。說明在保持實驗組和對照組城市相似性的情況下，本文的檢驗結果同樣具有說服力。

6.樣本選擇性偏差

雙重差分法要求實驗組和對照組的樣本是隨機分布的，本文在式(1)中分別加入了城市、企業層面的控制變量，以控制政策分組的選擇效應，但是依然可能存在樣本選擇性偏差。為解決這一問題，采用傾向得分匹配法(PSM)對實驗組和對照組的樣本進行配對，具體選取本文的控制變量作為PSM檢驗的協變量。并利用匹配后的樣本對式(1)進行參數估計，回歸結果如表10列(3)所示?？梢园l現，交叉項的估計系數顯著為正，這說明樣本選擇性偏差沒有影響本文結論。

六、結論與政策建議

跨境電商改革是新時期我國進行制度創新的一種體現，發展跨境電商對于穩定和擴大出口貿易具有重要意義。本文以跨境電商這一新經濟開放模式為研究視角，具體以2015年以來的跨境電商改革作為準自然實驗事件，結合2010-2019年A股上市公司數據，使用雙重差分法系統檢驗了跨境電商改革與試驗區企業出口之間的關系。本文主要研究結論：第一，跨境電商改革顯著提升了試驗區企業出口，并且通過了相關穩健性檢驗。第二，減稅政策顯著降低了企業的稅收負擔，并且企業稅率下降是跨境電商改革提升企業出口的直接作用機制。第三，企業稅收負擔下降緩解了企業融資約束程度，企業融資約束程度下降是跨境電商改革提升企業出口的間接作用機制。并且，跨境電商改革主要提升了本身融資約束較高的小規模企業和民營企業的出口。第四，跨境電商改革顯著提高了試驗區企業從事出口的決策概率或者拓展邊際，在僅保留出口企業的情況下，跨境電商改革提高了出口企業中的市場進入概率以及新進入企業的生存概率。本文研究發現，市場進入是跨境電商改革提升企業出口的具體路徑。第五，跨境電商改革主要提升了東部地區和高互聯網普及率地區、第二產業和第三產業樣本組中的企業出口。

表10 行業趨勢、相鄰地區和傾向得分匹配(lnexport)

基于本文研究結論，提出如下政策建議：第一，出口貿易是拉動我國經濟持續增長的重要馬車之一，在當前我國出口增速面臨下降的背景下，發展跨境電商是穩定和擴大出口的新動力，需要不斷擴大跨境電商綜合試驗區試點城市范圍。因此，本文結論提示需要不斷進行制度創新，通過發展新型經濟開放途徑保持我國的出口優勢。第二，政策導向的減稅措施不僅是降低企業稅收負擔和緩解融資約束的重要途徑，也是促進企業參與出口的推動力。未來相關產業政策修訂可以借鑒補貼或者減稅的措施，切實降低企業的運營負擔。第三，跨境電商改革提升企業出口在地區和行業層面存在顯著差異。需要加大對中西部地區和電信基礎設施較缺乏地區的政策扶持力度，帶動落后地區借助跨境電商途徑促進經濟發展。同時，需要加大三農與跨境電商的深度結合，通過跨境電商途徑促進農產品銷售，帶動試驗區農民增收和減少農村的相對貧困問題。