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内容提要：通过构建一个多产品多市场的理论模型，本文重点研究出口多样化对企业盈利和生产率的影响，并借助2009年全球贸易崩溃这一自然实验对理论模型的推论进行实证检验。结果显示，在贸易崩溃期间，进口国需求萎缩会降低中国上市出口公司的盈利和生产率，而出口目的国和出口产品种类较多的企业的盈利和生产率降幅较小。这意味着，提升企业的出口多样化水平，有利于降低负向需求冲击对出口企业绩效的不利影响。 织梦好，好织梦

关键词：出口多样化 盈利 生产率 贸易崩溃 需求冲击

一、问题提出

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大量文献关注中国加入WTO以来出口额的迅速增长，却鲜有针对中国企业出口多样化的研究。2003年，中国共有89615家出口企业，将7013种产品[1]出口到229个国家和地区，平均每家出口企业有16.23种出口产品和7.96个出口目的地；2012年中国有267035家出口企业，将7574种产品出口到234个国家和地区，平均每家出口企业有15.95种出口产品和8.89个出口目的地。以产品种类数量度量企业的出口产品多样化水平，以目的地数量度量企业的出口地理多样化水平，可以发现10年间中国出口企业的产品多样化水平下降了9.83％，而地理多样化水平上升了11.68％。 dedecms.com

本文尝试分别从理论和实证两个角度研究出口多样化对企业绩效的影响。本研究的一个瓶颈在于出口与生产率之间的内生性问题。出口与生产率之间的内生性是来自于两者之间的双向因果关系。根据自选择效应假设，生产率决定企业是否出口，只有生产率足够高的企业才能支付得起出口的沉没成本，因此生产率是因，出口是果。然而，根据出口学习效应假设，出口带来的技术转移使得企业生产率得到提升，因此出口是因，生产率是果。出口多样化水平作为出口的一个维度，很可能也和生产率存在双向因果关系。因此，使用OLS回归研究出口、出口多样化和生产率之间的关系会面临严重的内生性问题。 内容来自dedecms

2009年全球贸易崩溃为本文提供了一个自然实验。在这个自然实验中，中国企业出口下滑源于全球金融危机造成的外生需求紧缩，而不是中国企业的盈利或生产率的变动，因此可以排除自选择效应。如果在全球贸易崩溃的负向外生需求冲击下，中国出口企业的盈利或生产率发生了负向变动，则说明出口可以影响生产率。如图1所示，2009年世界进口总量大跌24.21％，中国出口也受到严重冲击。中国主要出口目的国的GDP变动与中国对其出口额变动高度正相关。由于贸易崩溃对中国企业造成了非预期的出口紧缩冲击，这使得本文能够根据企业面临的需求冲击构建出口的工具变量。2007—2009年，当海外各国GDP增长急速下滑的同时，中国的GDP增长率却一直维持在9％以上，因此，出口企业在贸易崩溃期间企业绩效的下滑不是国内需求紧缩导致的。有一些文献认为金融危机导致贸易崩溃的路径可能不仅限于需求紧缩冲击，还可能借着贸易保护主义抬头[1]和全球金融系统崩溃导致的企业融资条件恶化[2]这两个途径，因此本文在使用需求作为出口的工具变量的同时，也对贸易保护主义因素和金融系统崩溃因素加以控制。

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研究贸易崩溃期间中国企业绩效的另一个瓶颈是数据的不可得性，因为这要求同时具备这段时期企业的财务数据和出口数据。本文将中国海关数据库与国泰安上市企业数据库（CSMAR）进行匹配，匹配后的样本区间包含整个金融危机和贸易崩溃时期。利用上市企业数据研究出口多样化问题有以下两方面原因。首先，中国上市公司在国民经济中有举足轻重的地位。A股上市公司2012年的营业额是中国GDP的45.5％，总市值是中国GDP的42.9％。其次，中国上市公司表现出很强的出口多样性。2012年，中国企业向234个国家及地区出口了7574种产品，而中国上市公司向222个国家及地区出口了5750种产品，覆盖了当年中国94.9％的出口目的国和75.9％的出口产品种类。

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本文的主要贡献在于：一方面是对现有出口多样化数理模型进行扩展，另一方面是利用贸易崩溃自然实验和工具变量法，为出口多样化对企业绩效影响的文献添加新的实证证据。根据尤韦纳尔和蒙蒂罗（Juvenal&Monteiro，2013）的模型，出口到更多国家的企业面临较小的需求不确定性，并能承受较高的技术开发成本，因此拥有更高的生产率。然而，他们的模型仅仅研究了出口地理多样化，假设企业只出口单一产品，这并不完全符合实际。因此，本文在该模型的基础上，考虑到多产品企业的情形，研究出口产品多样化。在新的模型框架下，本文试图探索在贸易崩溃期间，外部需求萎缩导致的出口萎缩是否会影响企业的盈利和生产率，而出口地理多样化水平和出口产品多样化水平较高的企业的盈利和生产率是否会受到影响。后文的理论和实证研究也是围绕这一推论展开，通过构建模型，进而对2007—2009年中国A股上市公司数据进行回归分析和稳健性检验。

二、文献综述

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出口可以提升企业的生产率，这是出口学习效应理论的主要观点。根据出口学习效应理论，出口对生产率的影响路径主要有：一是出口者得到海外买家的技术支持，从而获得更高的生产效率；二是参与国际贸易使企业对寻求外国投资伙伴进行技术转移和技术升级的兴趣得到提升；三是激烈的出口市场竞争使得企业发展出更强的洞察力和敏锐度，因此对新产品、新需求等市场机会和市场变化的反应速度比非出口企业更快。 织梦好，好织梦

出口的多样化水平作为出口的一个维度也能影响企业的生产率。由于出口到更多国家的企业面临较小的需求不确定性，并能承受较高的技术开发成本，因此可能拥有更高的生产率。有些经验研究的结论支持这一观点，比如卡齐姆等（Kazem et al.，2010）发现伊朗制造业企业出口多样化指数每增加1％，企业生产率就增加1.8％。而一部分经验研究的结论则显示现实可能没有这么简单，比如钱学锋和余弋（2014）发现中国出口企业的出口市场多样化水平和生产率之间的关系呈U型曲线[3]。 copyright dedecms

出口多样化除了可以影响企业的生产率，还可以从其他方面对微观企业产生影响。具体来说，一是企业研发支出。鲍姆等（Baum et al.，2016）发现企业出口到更多的国家和地区刺激了英国企业的研发支出增长，这是因为企业必须在创新上投入更多才能保证自己在面对越来越多的竞争对手时有足够的竞争力。二是企业利润。瓦格纳（Wagner，2014）发现产品多样化水平较低的企业和市场多样化水平较高的德国企业具有更高的利润。三是企业盈利的稳定性。米勒和普拉斯（Miller&Pras，1980）发现出口的地理分散化是美国企业盈利水平保持稳定的一个重要途径。四是贸易中间商。巴拉巴尼斯（Balabanis，2001）发现出口多样化水平增长可以促进贸易中间商的销售额和出口额的增长。有一些文献则从宏观的角度研究出口多样化的影响，比如根据钱纳里（Chenery，1980）和赛尔昆（Syrquin，1988）的研究，出口多样化可以促进国家的经济增长，因为出口初级产品的国家只有转向出口制成品才能优化经济结构。 dedecms.com

现有文献主要从产品和地理维度对出口多样化水平进行度量。产品多样化理论的基础是多产品企业模型，比如伯纳德等（Bernard et al.，2006）曾经把多产品企业引入梅利茨（Melitz，2003）的异质企业模型。从产品维度来看，企业出口的产品种类越多，其出口多样化水平越高，这也被称为水平多样化。水平多样化是现有文献度量产品多样化的主要方法，而与之相对应的是垂直多样化。根据泰勒（Taylor，2003）的研究，企业出口的复杂产品比重越高，其垂直多样化水平越高。而根据马特和诺德（Matthee&Naude，2007）的研究，对于同时出口初级产品和制成品的企业，制成品所占比重上升，则企业出口的垂直多样化水平上升。地理多样化，又被称为市场多样化，描述的是企业出口到多个国家（或市场）的情形。企业出口的国家越多，其出口的地理多样化水平越高。比如加尼等（Ghani，2012）发现企业的年龄、规模、管理层的专业度和所有制类型是影响企业出口地理多样化水平的决定因素。 dedecms.com

三、模型设定 织梦内容管理系统

（一）数理分析

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本文构建的模型是在尤韦纳尔等（Juvenal et al.，2013）模型基础上的进一步发展。对于生产非同质产品的出口企业，所生产的i产品在j消费国的需求方程如式（1）所示：

pij=（dij/qij）1/σ，σ＞1（1） 织梦内容管理系统

[2]

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推论1 来自进口国的需求和出口企业盈利正相关，产品种类越多或出口目的国越多，外需与企业盈利之间的正相关关系越弱。这意味着，在贸易崩溃时期，进口国需求萎缩会导致出口企业盈利下降，而出口地理多样化水平或出口产品多样化水平较高的企业的盈利降幅较小。 织梦内容管理系统

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推论2 来自进口国的需求和出口企业对新技术的最大投资额正相关，而对新技术的最大投资额越高的企业越可能具有较高的生产率，因此，来自进口国的需求和出口企业生产率正相关。产品种类越多或出口目的国越多，外需与生产率之间的正相关关系越弱。这意味着，在贸易崩溃时期，进口国需求萎缩会导致出口企业生产率下降，而出口地理多样化水平或出口产品多样化水平较高的企业的生产率降幅较小。

（二）计量模型 织梦内容管理系统

为了检验推论1和推论2，本文采用工具变量法进行回归，构造了如下2SLS回归式方程：

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式（13）和式（14）分别是2SLS回归的一阶和二阶回归式。其中，Δlnexportsit代表企业出口额对数的差分；Demand Shockit是出口的工具变量，由企业出口目的国的实际GDP增长率加权构造获得；ΔYit代表企业的盈利和生产率的差分[3]；diversification代表企业的出口多样化程度，本文以企业在2005年的出口产品种类数量的对数（lnNo.of products2005）作为产品多样化程度的代理变量，以企业在2005年出口目的国数量的对数（lnNo.of destinations2005）作为地理多样化程度的代理变量[4]；代表了一系列控制变量，包括生产率的滞后项、出口额占销售额的比重（Export share of sales）、人均资本的对数（ln（capital/worker）、销售额的对数（lnsales）、企业对外投资的对数（lnOFDI）、企业面临的关税壁垒（Tariff）和非关税壁垒（Non-tariff barrier）[5]、企业的融资约束（Δlninterest和Δlnaccounts payable）[6]、来自国外的金融系统崩溃冲击（ΔStock、ΔInterest rate、ΔExchange rate、ΔBond yield和ΔPMI）[7]，fei代表企业固定效应。Ψit和εit均为0均值残差项。

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本文将需求冲击指数作为出口的工具变量，用来反映企业面临的来自出口目的国的加权需求冲击，具体见式（15）：

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其中，GDPgrowthjt是j国t年的实际GDP增长率，反映了出口目的国的需求变化，进口国实际GDP增长率越低，Demand Shockit越小；sharej2005是i企业对j国2005年的出口额占其当年总出口额的比重，反映了企业对需求冲击的暴露程度，将出口份额固定在2005年是为了防止本文样本期内（2007—2009年）出口份额随时间变化可能带来的内生性问题。

如果式（14）中β1的估计系数大于0，则代表企业绩效（盈利和生产率）与企业的出口是正相关关系，因而在贸易崩溃时期，出口的下降导致了企业盈利和生产率的下降；如果β2的估计系数小于0，则代表出口多样化程度越高的企业，出口下降导致的盈利和生产率降幅越小，反之则反。根据推论1和2的预测，β1的估计系数应显着大于0，β2的估计系数应显着小于0。 copyright dedecms

四、数据来源 织梦好，好织梦

本文选取的样本是2007—2009年的中国A股上市公司，总样本量是4819家·年，其中发生过出口的样本量为2621家·年。上市公司财务数据来源于国泰安数据库（CSMAR），出口数据来源于中国海关数据库，各国经济、金融和贸易数据来源于世界银行和WITS数据库。

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本文将中国海关数据库和国泰安数据库进行了匹配。海关数据库中的企业识别标识是企业全称，国泰安数据库中的企业识别标识是企业在上交所或深交所的6位交易代码。由于一部分上市公司虽然拥有相同的6位交易代码，但企业全称在样本期间发生了变更，这会影响匹配结果。因此，本文根据同花顺数据库中的企业简介识别出在2007—2009年发生过全称变更的上市公司，并在匹配时考虑了这一变化。

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国泰安数据库中的上市公司财务报表为合并财务报表，其不仅包含上市公司本身的财务信息，还合并了上市公司子公司的财务信息，因此在和海关数据匹配时，有必要将子公司的出口数据合并到上市公司的出口数据中。本文中的上市公司子公司全称数据来源于国泰安中国上市公司并购重组数据库、关联交易数据库、资产评估数据库和对外担保数据库。之所以选择这四个数据库，是因为上市公司与子公司之间有很大概率发生并购重组、关联交易、资产评估和对外担保。表1为描述性统计结果。

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五、回归结果

本节尝试对推论1和推论2进行实证检验。表2和表3为式（14）的IV回归结果，其被解释变量分别是盈利和生产率的增量。在表2和表3中，Demand Shockit是出口的工具变量；Kleibergen-Paap rk LMstatistic检验表明不存在工具变量识别不足问题；Cragg-Donald F test表明不存在弱工具变量问题；Endogeneity test表明出口不能被看作是外生变量，因此使用工具变量是必需的。

表2检验了推论1的正确性。表2的被解释变量是Δlnnetprofit和ΔlnROA。如果推论1是正确的，出口和盈利正相关，则Δlnexports的估计系数应显着为正，出口目的国较多的企业，出口和盈利之间的正相关关系较弱，因此lnexports×ΔlnNo.of destinations2005嘶的估计系数应显着为负；出口产品种类较多的企业，出口和盈利之间的正相关关系较弱，Δlnexports×lnNo.of destinations2005的估计系数也应显着为负。表2的结果符合推论1的预测。 内容来自dedecms

表3检验了推论2的正确性。表3的被解释变量是Δln（productivity，OLS）和Δln（productivity，LP）。如果推论2是正确的，出口和生产率正相关，Δlnexports的估计系数应显着为正；出口目的国较多的企业，出口和生产率之间的正相关关系较弱，Δlnexports×lnNo.of destinations2005的估计系数应显着为负；出口产品种类较多的企业，出口和生产率之间的正相关关系较弱，Δlnexports×lnNo.of destinations2005的估计系数也应显着为负。表3的结果符合推论2的预测。

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表2和表3的结果表明，企业绩效（盈利和生产率）与出口之间是正相关关系，因而在贸易崩溃时期，出口的下降导致了企业盈利和生产率的下降，而出口地理多样化和出口产品多样化水平较高的企业的盈利和生产率降幅较小。这意味着，提升企业的出口多样化水平，有利于降低负向需求冲击对企业绩效的不利影响。 内容来自dedecms

六、稳健性讨论 copyright dedecms

本节从工具变量和生产率两个方面对前文结论的稳健性进行检验。为了验证改变工具变量后前文结论是否稳健，本节基于出口目的国的进口构建一个反映需求变动的工具变量，具体见式（16）： 织梦好，好织梦

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其中，importjt是j国t年的总进口，是j国t年对中国的进口，sharej2005是2005年i企业对j国的出口占其总出口的比重。该工具变量既可以反映进口国需求的变动，又避免进口额包含对中国的进口所带来的内生性问题。表4报告了以Demand Shockimp作为出口的工具变量，以盈利和生产率为被解释变量的IV回归结果。表4估计系数的方向和显着性与表2和表3一致，故前文结论稳健。 本文来自织梦

为了验证改变生产率计算方式后前文结论的稳健性，本节利用奥利和帕克斯（Olley&Pakes，1996）的方法计算了生产率，并以此作为被解释变量进行IV回归，具体结果见表5。表5估计系数的方向和显着性与表3一致，故前文结论稳健。

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七、研究结论及展望 内容来自dedecms

中国加入WTO后出口额大幅增长，出口地理多样化和产品多样化水平也发生了显着变化。2003年，中国的89615家出口企业将7013种产品出口到229个国家和地区，平均每家出口企业有16.23种出口产品和7.96个出口目的地；2012年中国的267035家出口企业将7574种产品出口到234个国家和地区，平均每家出口企业有15.95种出口产品和8.89个出口目的地。十年间，中国企业的出口地理多样化增长明显，而产品多样化水平则略有下降。针对这一现状，大量文献主要关注出口、盈利和生产率之间的关系，却甚少有研究聚焦于出口多样化对企业绩效的影响。就已有文献来看，一方面，出口多样化对企业绩效产生影响的理论机制尚不明确；另一方面，出口、盈利和生产率之间的内生性问题导致就出口多样化对企业绩效的影响进行有效的实证检验困难重重。

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本文通过构建一个多产品多市场的理论模型，研究了出口多样化对企业盈利和生产率的影响，并借助2009年全球贸易崩溃这一自然实验对理论模型的推论进行了检验。2009年世界进口总量大跌24.21％，中国出口也受到严重冲击。中国主要出口目的国的GDP变动与中国对其出口额变动高度正相关。贸易崩溃对中国企业造成了非预期的出口紧缩冲击，这使得本文能够根据企业面临的需求冲击构造出口的工具变量。通过研究，本文发现： 织梦好，好织梦

出口和企业盈利正相关，产品种类越多或出口目的国越多，企业盈利与出口之间的正相关关系越弱。这意味着，在贸易崩溃时期，外部需求萎缩导致的出口萎缩降低了中国上市出口公司的盈利，而出口地理多样化水平或出口产品多样化水平较高的企业的盈利降幅较小。

来自进口国的需求和出口企业对新技术的最大投资额正相关，而对新技术的最大投资额越高的企业越可能具有较高的生产率。因此，出口和企业生产率正相关。产品种类越多或出口目的国越多，出口与生产率之间的正相关关系越弱。这意味着，在贸易崩溃时期，进口国需求萎缩会导致出口企业生产率下降，而出口地理多样化水平或出口产品多样化水平较高的企业的生产率降幅较小。

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本研究对企业的启示在于，提高出口多样化水平有助于稳定出口，进一步巩固和提升企业业绩[5]，降低外生需求冲击下企业绩效的波动。如果企业想降低外生需求紧缩冲击对出口和企业绩效的不利影响，一个可行的方法是向更多国家出口更多种类的产品，或通俗地说，“不将鸡蛋放在同一个篮子中”。作为降低风险的代价，在外部需求增长时期，出口多样化水平较高的企业，出口和企业绩效增长较慢。 dedecms.com

在未来的研究中，至少有两个方面值得进行进一步补充和完善。首先，受制于数据限制，本文研究仅涉及了贸易崩溃对中国上市公司的影响，当范围扩大至非上市公司，结论是否会发生变化，这很值得作为下一步研究的课题。其次，现有文献极少将贸易崩溃和出口多样化联系起来进行研究，在这方面的学术空白很大。本文尝试研究了在贸易崩溃背景下，出口多样化对企业盈利和生产率的影响，未来将进一步研究出口多样化对企业其他方面的影响，比如现金流量、工资等。

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参考文献： 本文来自织梦

[1]王小梅，秦学志，尚勤.金融危机以来贸易保护主义对中国出口的影响[J].数量经济技术经济研究，2014（5）：20-36. copyright dedecms

[2]董二磊，王博.金融危机是否对企业出口存在异质性冲击——基于融资约束视角的分析[J].国际贸易问题，2015（2）：146-154. 织梦好，好织梦

[3]钱学锋，余弋.出口市场多元化与企业生产率：中国经验[J].世界经济，2014（2）：3-27. 织梦好，好织梦

[4]李志远，余淼杰.生产率、信贷约束与企业出口：基于中国企业层面的分析[J].经济研究，2013（6）：85-99.

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[5]聂菁，金洪飞.出口产品多样化对企业绩效的影响[J].首都经济贸易大学学报，2016（5）：54-65.

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[1]出口产品以HS8位编码分类，后文同。 copyright dedecms

[2]限于篇幅，如有兴趣，可向作者索取。 内容来自dedecms

[3]盈利以企业净利润的对数和资产报酬率的对数来衡量；生产率分别采用OLS法和LP法计算获得。 织梦好，好织梦

[4]使用2005年的出口产品种类数量和出口目的国数量是为了防止出口产品种类和出口目的国随时间变化所导致的内生性问题。 本文来自织梦

[5]企业面临的关税壁垒，以出口目的国对中国的产品级进口关税按企业对该国该产品的出口额占其总出口额的比重加权获得。企业面临的非关税壁垒，以出口目的国对中国的某类产品是否设立反倾销税、反补贴税等非关税壁垒措施的虚拟变量（如果有非关税壁垒则为1，否则为0），按企业对该国该产品的出口额占其总出口额的比重加权获得。

[6]根据李志远和余淼杰（2013）[4]、董二磊和王博（2015）[2]，企业的融资约束以企业应付利息的对数和应付账款的对数为代理变量。 本文来自织梦

[7]根据卡普兰和辛佳勒（Kaplan＆Zingales，1997），来自国外的金融系统崩溃冲击可以用出口目的国的股票指数、债券收益率、利率、汇率、PMI等指标的变动，按企业对该国的出口额占其总出口额的比重加权获得，该比重反映了企业对海外金融系统崩溃冲击的暴露程度。 内容来自dedecms