派智库

内容提要 加快实施自贸区战略是中国新一轮对外开放的重要内容。文章以“中国-东盟自贸区”（CAFTA）的建设为准自然实验，使用双重差分法考察了贸易自由化对出口产品转换行为的影响。研究发现，贸易自由化显着抑制了出口产品进入和退出企业的行为：一方面，贸易自由化引致的“学习效应”提高了企业原有产品在出口市场的存活率；另一方面，贸易自由化引致的“竞争效应”使企业集中资源巩固现有核心产品，从而减缓了新增出口产品种类的速度。此外，由于一直以来享受进口中间品的关税减免，贸易自由化对加3-贸易企业的出口产品转换行为并无显着影响。 内容来自dedecms

关键词 贸易自由化 出口产品转换 双重差分法 中国-东盟自贸区 dedecms.com

一、引言 dedecms.com

2018年，中国改革开放迈入第40个年头。自改革开放以来，中国一直在贸易自由化的道路上稳步前行。在经历了一系列对外贸易政策与体制的深入改革之后，中国于2001年正式加入世界贸易组织（WTO）。此后，一直全面忠实地履行人世承诺，大幅削减关税和非关税壁垒，贸易自由化程度不断加深。在积极参与多边贸易谈判的同时，对外洽谈和签署自由贸易协定一直是我国对外开放的一项重要内容。截至目前，中国已与24个国家或地区签署了16个自由贸易协定，形成了立足周边、辐射“一带一路”、面向全球的开放格局，为我国进一步开展国际贸易、投资合作提供了广阔的空间。

毋庸置疑，贸易自由化将对一国的对外贸易和经济福利产生深远的影响。近年来，国内外学者的研究普遍表明，贸易自由化同样会影响微观企业的出口行为，包括出口产品的转换行为。出口产品的转换行为是指出口产品进入和退出企业的行为。贸易自由化对出口产品的转换行为究竟有怎样的影响，答案是不确定的。

一方面，贸易自由化使出口企业有机会学习国外先进的生产工艺和管理经验（学习效应），有利于提升企业的生产效率和市场竞争力，打破企业原有产品格局及企业重新配置资源的能力，促进企业的产品转换行为。Iacovone和Javorcik（2010）利用散点图揭示了贸易自由化对出口产品转换行为的影响，结果表明，美国对墨西哥进口产品关税下降促使墨西哥企业在美国市场新增更多出口产品种类。亢梅玲和田子凤（2016）研究发现，中国加入WTO后中间投入品的关税大幅下降，企业可以以更低的成本获得更高质量、更加多样化的中间投入品，这种“成本效应”显着促进了企业淘汰以及同时新增淘汰出口产品的行为。 本文来自织梦

另一方面，贸易自由化也可能对出口产品转换行为产生抑制作用。国内外理论和经验研究的结果普遍表明，关税水平的下降和市场竞争程度的加剧（竞争效应）会显着提高企业出口的集中程度。Bernard等（2011）以“美加自由贸易协定”（CUSFTA）作为自然实验，使用双重差分法研究发现，关税下降会促使企业集中资源生产最为“成功”的核心产品。Mayer（2014）研究发现，贸易开放会促使企业提高市场获利能力强的核心出口产品在企业总出口中的比重，即多产品企业在内部资源配置上存在“倾斜效应”（skewness-effect）。钱学锋等（2013）、汪颖博等（2017）、亢梅玲等（2017）对中国多产品企业的出口行为研究也得出了相似的结论。企业出口放弃“大而全”转向“少而精”，意味着企业将资源向优势出口产品集中，这势必会抑制新的出口产品种类进入市场。同时，亢梅玲和田子凤（2016）也指出，贸易自由化带来的“学习效应”有助于企业改进原有产品的生产技术，提高原有产品的存活率和市场适应能力，因此减少了出口产品退出企业的行为。 织梦内容管理系统

本文以“中国—东盟自由贸易区”（China and ASEAN Free Trade Area，CAFTA）的建设识别贸易自由化，考察CAFTA对出口产品转换行为的影响。2002年11月4日，中国与东盟10国共同签署了《中国-东盟全面经济合作框架协议》，标志着CAFTA正式开始建设。此后，中国与东盟各国开始分阶段减免关税，经过2004年的“早期收获计划”和2005年的《货物贸易协议》，约600项农产品的关税降为零，7000多种正常商品的关税也大幅下降。2010年1月1日CAFTA全面建成，东盟成为中国主要的贸易伙伴和出口市场。新市场的开辟激发了企业和产品出口到东盟的积极性。本文利用2002～2006年的海关进出口数据计算得到，我国出口到东盟的企业数量由2002年的28 271家增加至2006年的64 859家，平均增长速度为23.11％。同时，伴随着产品关税的逐步下降，企业出口到东盟的产品种类数量总体也呈上升趋势，特别是在2003年后出现了大幅增长。然而，出口产品种类数量仅从静态角度揭示了企业的出口行为，无法衡量出口产品的动态变化。例如，企业与前一年相比出口产品种类数量增加了1种，这可能是企业新增6种同时淘汰5种出口产品的结果。

本文来自织梦

有鉴于此，本文以中国-东盟自贸区作为准自然实验，使用双重差分法（Difference-in-Difference，DID）研究贸易自由化对出口产品进入和退出企业行为的影响。与现有文献相比，本文可能的贡献在于：国内研究CAFTA的文献多采用CGE或GTAP模拟自贸区的贸易和经济效应，或使用引力模型分析自贸区对贸易流量、贸易结构等宏观变量的影响；本文使用海关进出口数据，基于出口产品动态视角研究了贸易自由化对企业出口行为的影响，以期为加快实施自贸区战略的政策制定提供微观基础。 dedecms.com

二、研究设计 织梦内容管理系统

1.计量模型与研究方法

本文以“中国-东盟自由贸易区”的成立作为准自然实验，考察贸易自由化对企业内出口产品转换行为的影响。在研究出口产品的转换行为时，不考虑企业进入或退出出口市场导致的产品变化（不将新进入市场企业的全部出口产品视为新增出口产品，也不将退出市场企业的全部出口产品视为退出出口产品），只研究持续出口企业内产品的进入和退出行为。因此，我们以研究期间内连续出口的企业作为研究样本，并以其中持续出口到东盟国家的企业作为处理组，剩余的企业作为对照组。具体的计量方程如下：

copyright dedecms

Addft=β0+β1ASEANf+β2postt+β3ASEANf×postt+γXft+δf+εft（1） 织梦内容管理系统

Dropft=β0+β1ASEANf+β2postt+β3ASEANf×postt+γXft+δf+εft（2） 内容来自dedecms

其中，下标f和t分别表示企业和年份。方程（1）中的被解释变量Add表示与t-1年相比，企业在t年新增出口产品种类的数量；方程（2）中的被解释变量Drop表示企业即将在t+1年停止出口的产品种类数量。ASEAN为区分处理组与对照组的分组虚拟变量，若企业出口到东盟国家则取值为1，否则取值为0。post为反映中国-东盟自贸区建设进程的时间虚拟变量，考虑到中国于2002年底加入CAFTA，我们以2003年作为时间节点，2003年以前post取值为0，2003年及以后post取值为1。ASEAN和post的交叉项即为双重差分估计量，反映了CAFTA对于出口产品进入和退出企业行为的影响效果。X为控制变量集合，具体包括企业的出口产品范围（Scope）、出口规模（Scale）、出口集中度（Concent）和贸易方式（Process），δf控制了企业固定效应，εft为随机误差项。

织梦内容管理系统

本文使用的研究方法为双重差分法，该方法通过两次差分（对时间和组别分别差分）来研究某项政策的实施对被解释变量影响的方向及显着性。就本研究而言，CAFTA的建立一方面造成我国出口到东盟国家企业的行为在该政策实施前后的差异，另一方面又产生了同一时点上出口到东盟国家的企业和出口到东盟以外国家和地区的企业之间的差异。基于这双重差异进行的估计可以有效避免共时性因素的影响以及两组企业的事前差异，从而得到对政策实施效果的无偏估计。

织梦内容管理系统

具体来说，双重差分估计量ASEAN×post的取值将样本分为4组：自贸区成立前出口到东盟国家的企业（ASEAN=1，post=0）、自贸区成立后出口到东盟国家的企业（ASEAN=1，post=1）、自贸区成立前出口到东盟以外国家和地区的企业（ASEAN=0，post=0）和自贸区成立后出口到东盟以外国家和地区的企业（ASEAN=0，post=0）。对于对照组（ASEAN=0），加入自贸区前后企业出口产品种类数量的变化为β2；对于处理组（ASEAN=1），加入自贸区前后企业出口产品种类数量的变化为β2+β3。因此，贸易自由化的净影响为β3，即双重差分估计量的系数。如果该系数显着为正，则说明贸易自由化对出口产品的进入或退出行为有正向影响；反之则有负向影响。 dedecms.com

2.关于研究方法的适用性检验 本文来自织梦

使用基于“准自然实验”的双重差分模型估计政策实施效果时，必须满足一定的基本假设。陈林和伍海军（2015）在评述近年国内双重差分研究的部分代表性论文时指出，双重差分研究必须满足实验分组随机、实验时间随机、对照组不受实验影响等基本条件。尤其是前两点，如果随机分组与随机事件的假设得不到满足，将导致严重的政策内生性问题。另外一个关键是找到一个“合适”的对照组（郑新业等，2011），即处理组与对照组的被解释变量在实验前应当具有相同的变化趋势。为了检验本研究是否满足双重差分模型的基本假设，我们进行两项检验。

检验一：处理组与对照组的划分是否随机

织梦内容管理系统

在使用双重差分法评估政策实施效果时，处理组与对照组的划分标准必须是随机的。如果分组标准非随机，而是与被解释变量存在系统性相关，将会导致处理组与对照组被解释变量之间的差异来自分组本身，而非政策冲击。例如，白重恩等（2011）以出口退税政策作为准自然实验，考察该政策对于某类商品出口增长的影响。然而，出口退税政策的实施旨在控制“两高一资”产品的出口过快增长，即被政府选人处理组的全部为劳动和资源密集型行业，这些行业本身的出口增长率就较高。由此可见，一旦样本选择与分组存在明显的目的性而非随机性，将会导致被解释变量与双重差分估计量之间严重的政策内生性问题。

织梦内容管理系统

此外，在分组时应确保对照组不受政策实施的影响。汪颖博等（2017）以中国-东盟自由贸易区为准自然实验，考察该事件对于一系列企业出口行为变化的影响。在对出口企业进行分组时，以出口到东盟国家份额的中位数作为分组标准，高于中位数的作为处理组，低于中位数的作为对照组。然而，中国-东盟自贸区的建立对所有出口到东盟的企业均有影响，因此该文的对照组样本全部受到政策实验的影响。此外，该文的部分被解释变量，如出口数量、出口产品范围和出口集中度与分组变量出口到东盟的份额之间存在相关性，因此亦不满足随机分组的假设。 copyright dedecms

本文以中国-东盟自由贸易区的建设为“准自然实验”，以出口到东盟国家的企业作为处理组，以出口到东盟以外国家或地区的企业作为对照组。首先，中国—东盟自贸区建立的主要目的在于通过大幅下调产品关税、降低贸易成本以促进中国与东盟各国之间的贸易与投资往来。因此，该政策将主要对与东盟国家存在贸易联系的出口企业产生影响。换言之，出口到东盟以外国家或地区的企业（对照组）不会受到该政策的影响。其次，由中央政府实施的自贸区建设决策应当可以被视为外生，该政策使得出口企业仿佛随机地被分配到处理组（出口到自贸区）和控制组（不出口到自贸区）。

检验二：处理组与对照组在政策实施前出口产品进入和退出的变化趋势是否相同

为了使对照组成为处理组的一个有效且适当的参考系，处理组与对照组在实验开始前应当具有一致的发展趋势。因此，我们分别计算处理组和对照组历年新增产品种类数量和淘汰出口产品种类数量的组内均值，其变化趋势如图1所示。其中，图1（A）反映了企业平均每年新增出口产品种类数量随时间的变化趋势，图1（B）反映了平均每年退出企业的出口产品种类数量随时间的变化趋势。可以看到，在政策实施（2003年）以前，两组出口产品进入和退出的变化趋势基本相同。

织梦好，好织梦

我们分别选取持续出口企业新增出口产品种类数量的差分值和淘汰出口产品种类数量的差分值作为被解释变量，以分组虚拟变量（ASEAN）作为解释变量，同时控制企业的出口产品范围、出口规模和贸易方式，对2003年以前的样本进行回归，回归结果如表1所示。从结果来看，处理组和对照组在政策实施以前并没有显着的差异，分组随机性的结论得到了进一步支持。

copyright dedecms

织梦好，好织梦

三、数据来源与处理

本文使用的数据来源于2000～2006年的海关进出口数据库，该数据库按月详细记录了每家出口企业出口HS-8位编码产品的具体信息，包括每笔交易的出口价值、出口数量、单位价值（价值/数量）、出口目的地、贸易方式、出口海关、运输方式、中转国等。为了避免季节性因素的影响，我们将月度数据加总为年度数据，并剔除包含缺失值的样本企业。如前所述，在研究出口产品进入和退出企业的行为时，我们只考虑持续出口企业，通过使用企业代码进行跨期匹配，得到研究期间持续出口企业样本共26 511家。其中，出口到东盟的企业共5825家，作为处理组；剩下的20 686家出口企业在样本期间从未出口到东盟市场，作为对照组。需要特别说明的是，在处理组的企业中，绝大多数企业（81.57％）既出口到东盟又出口到其他国家和地区，其中，出口到东盟的产品占全部出口产品种类数量的34.22％和全部出口金额的41.78％。对于这类企业，我们仅研究其出口到东盟的产品种类的进入和退出行为。 内容来自dedecms

同时，以HS-8位编码定义出口产品，以每年新进入（与前一年相比）和即将退出（与后一年相比）企业的出口产品种类数量来衡量产品的进入和退出。具体来说，方程（1）中的被解释变量Addjt定义为企业在t-1年不出口、t年出口的产品种类数量，方程（2）中的被解释变量Dropjt定义为企业在t年出口、t+1年停止出口的产品种类数量。考虑到样本区间为2000～2006年，方程（1）中t∈[2001，2006]，而方程（2）中t∈[2000，2005]。控制变量方面，出口产品范围（Scope）用企业出口HS-8位编码产品的数量表示，出口金额（Scale）用企业出口的总价值取对数来测度。出口集中度（Concent）的计算公式为： 织梦好，好织梦

Concent==∑p∈P（exportsp/∑p∈Pexportsp）2（3）

其中，exportsp表示企业出口某种产品p的金额，P为该企业所有出口产品种类的集合。该指标反映了企业出口的集中程度，其值越大表明企业越专注于出口核心优势产品。贸易方式（Process）为二值虚拟变量，如果企业从事加工贸易出口则取值为1，否则为0。表2和表3分别给出了方程（1）和方程（2）中主要变量的统计描述。

dedecms.com

四、实证结果

copyright dedecms

方程（1）的回归结果如表4所示。其中，第（1）列为混合OLS回归的估计结果，第（2）列为控制了企业固定效应的回归结果。从结果来看，双重差分估计量（ASEAN×post）的回归系数均显着为负，表明CAFTA对出口产品进入企业的行为有显着负向影响，即出口到东盟的企业在CAFTA建立之后新增出口产品种类的数量少于出口到东盟以外国家和地区的企业。如前所述，贸易自由化使出口企业面临更为严峻的市场竞争，企业的出口向核心优势产品集中，致使企业没有更多资源用于开发新的出口产品种类。这意味着，贸易自由化促使企业放弃“大且全”的出口策略，更加重视提升核心出口产品的质量和市场竞争力。此外，我国与东盟国家出口产品的相似程度高，加之东盟市场逐渐趋于饱和，新产品进入的速度必然放缓，这一结果与陈勇兵等（2015）的研究结论相符。他们通过分析中国对东盟出口的二元边际发现，CAFTA建成之前东盟作为中国的新兴出口市场从中国进口了大量新产品，而CAFTA建成以后这一扩展边际的增速变缓。

copyright dedecms

为了考察CAFTA对出口产品进入行为的影响随时间的变化趋势，我们在方程（1）中引入表征年份的二值虚拟变量year_2003～year_2006，分别在相应年份取1，否则取0。回归结果报告于表4第（3）列中。研究结果表明，相对于CAFTA实施前，CAFTA实施以后企业新增出口产品种类的数量每一年都有所减少，且减少的程度呈上升趋势，这表明政策实施的效果逐渐增强。由此可见，CAFTA的建立对出口产品进入企业的行为具有持续的负向影响。 织梦内容管理系统

内容来自dedecms

表5报告了方程（2）的回归结果。第（1）列为混合OLS回归的结果，第（2）列控制了企业固定效应，第（3）列加入了年份虚拟变量以考察政策影响的持续性。在控制了不可观测的个体异质性后，出口到东盟的企业在CAFTA实施之后退出企业的出口产品种类数量比出口到东盟以外国家和地区的企业平均少约1.6种，相对于4.8的样本均值而言还是相当可观的。这说明贸易自由化带来的“学习效应”提高了企业原有产品在出口市场的存活率。第（3）列的回归结果表明，CAFTA对出口产品的退出行为具有持续负向影响。值得注意的是，“CAFTA第2年”回归系数的绝对值略低于“CAFFA第1年”，而“CAFTA第3年”的系数绝对值有了明显增加，这表明CAFTA的政策效果在2005年有了显着提升。回顾中国-东盟自贸区的建设进程，《货物贸易协议》于2004年底签署，并于2005年7月20日正式实施，7000种产品降低了关税。可以说，2005年在CAFTA的建设进程中是关键的一年。

织梦内容管理系统

织梦好，好织梦

五、稳健性检验

dedecms.com

为了检验上述回归结果的可靠性和稳定性，我们从以下三方面进行稳健性检验：首先，考虑到方程（1）和方程（2）中的被解释变量均为计数变量，我们对模型进行负二项回归；其次，考虑到多期双重差分法可能导致的序列相关问题，我们进行两期双重差分法回归；最后，考虑到加工贸易在我国是一种“特殊”的存在，区分一般贸易与加工贸易对于研究我国出口企业的表现至关重要（戴觅等，2014），我们根据贸易方式对出口企业进行分组，以考察加工贸易的影响。

1.负二项回归 内容来自dedecms

本研究的被解释变量（出口产品种类数量）只能取非负整数，对于这类计数变量通常使用“泊松回归”（Poisson Regression）或“负二项回归”（Negative Binomial Regression）。使用泊松回归的前提是被解释变量的期望与方差相等，即满足“均等分散”（Equidispersion）（陈强，2014）。然而，本研究数据的统计特征显示，我国大多数企业每年新增或淘汰出口产品种类的数量很小，只有少数企业大幅增减出口产品种类，即被解释变量存在“过度分散”（Overdispersion）的问题[1]。鉴于此，我们假设被解释变量服从负二项分布，并对方程（1）和方程（2）进行负二项回归。回归结果如表6所示。 织梦好，好织梦

表6的第（1）列和第（3）列分别给出了方程（1）和方程（2）的负二项回归结果。与表4第（2）列和表5第（2）列相比，双重差分估计量（ASEAN×post）回归系数的符号和显着性均未发生改变，虽然系数的绝对值大幅降低。为了便于对系数做出解释，第（2）列和第（4）列计算了发生率比（Incidence Rate Ratio）。结果表明，CAFTA建立之后出口到东盟的企业平均新增出口产品种类的数量比出口到非东盟的企业少7.56％，同时前者平均淘汰出口产品种类的数量比后者少1.84％。与之前的结论相同，贸易自由化显着抑制了新产品进入和原有产品退出企业的行为。

织梦好，好织梦

2.两期双重差分法 内容来自dedecms

使用双重差分模型时，如果数据多于两期（多期）会产生序列相关性问题，从而导致双重差分估计量回归系数的显着性被高估（Bertrand等，2004）。为了解决这一问题，我们构建两期双重差分模型。具体来说，将整个样本区间划分为CAFTA前（2003年以前）和CAFTA后（2003年及以后），在两个时期内分别对所有变量取算术平均值，最终得到一个两期面板数据。使用DID对方程（1）和方程（2）进行估计，回归结果如表7所示。可以看到，贸易自由化对出口产品进入和退出企业行为的负向影响依然显着。 copyright dedecms

内容来自dedecms

3.贸易方式分组 内容来自dedecms

海关进出口数据库对每笔交易的具体贸易方式进行了统计。本节将贸易方式分为两类：一般贸易（包括边境小额贸易、一般贸易）和加工贸易（包括出口加工区进口设备、出料加工贸易、进料加工贸易、来料加工装配进口的设备、来料加工装配贸易）。在此基础上，将出口企业分为一般贸易企业（仅从事一般贸易）、加工贸易企业（仅从事加工贸易）和混合企业（同时从事一般贸易和加工贸易）。经计算，2000～2006年，平均60.1％的企业为一般贸易企业，15.8％的企业为加工贸易企业，混合企业占总样本的24.1％。 dedecms.com

表8列出了不同贸易方式下贸易自由化对出口产品进入和退出企业行为的影响。可以看到，加工贸易企业交叉变量ASEAN×post的系数变得不再显着，说明加工贸易企业的产品进入和退出行为对贸易自由化的反应并不灵敏。自1988年起，我国对加工贸易企业一直采取进口中间品的关税减免政策，因此加入CAFTA带来的关税下降对加工贸易企业并无显着影响，这是符合预期的。对于一般贸易企业和混合企业而言，贸易自由化显着抑制了出口产品进入和退出企业的行为。

织梦好，好织梦

织梦内容管理系统

六、结论与启示

本文来自织梦

贸易自由化会影响企业对于资源的配置行为，进而影响企业增减出口产品的决策。本文以“中国—东盟自由贸易区”的建设作为准自然实验，运用2000～2006年海关进出口数据库的微观企业数据，使用双重差分法研究了贸易自由化对企业出口产品转换行为的影响。研究结果表明：（1）贸易自由化显着抑制了出口产品进入和退出企业的行为。一方面，贸易自由化引致的“学习效应”提高了企业原有产品在出口市场的存活率；另一方面，贸易自由化引致的“竞争效应”使企业不再依靠推出新的产品种类占领出口市场，而是集中资源巩固现有核心优势产品的出口。（2）加工贸易企业由于一直以来享受进口中间品的关税减免，贸易自由化对加工贸易企业的出口产品转换行为并无显着影响。

本研究的启示在于：中国应持续推进贸易自由化进程，加快实施自贸区战略，积极建设高水平的自由贸易区。从微观层面来看，贸易自由化确实可以提高企业合理配置资源的能力，激励企业培育核心竞争力。我国目前的自贸区建设工作虽然取得了丰硕的成果，但自贸区的水平普遍较低，贸易措施主要以关税减让为主，与高水平自贸协定尚有不小的差距。因此，政府应当将加快高水平、高标准自贸区建设作为新一轮对外开放的重点予以实施。 dedecms.com

参考文献

[1]白重恩，王鑫，钟笑寒.出口退税政策调整对中国出口影响的实证分析[J].经济学（季刊），2011（10）：799-820. copyright dedecms

[2]陈林，伍海军.国内双重差分法的研究现状与潜在问题[J].数量经济技术经济研究，2015（7）：133-148. 本文来自织梦

[3]陈强.高级计量经济学及Stata应用[M].北京：高等教育出版社，2014. 内容来自dedecms

[4]陈勇兵，付浪，汪婷，胡颖.区域贸易协定与出口的二元边际：基于中国-东盟自贸区的微观数据分析[J].国际商务研究，2015（2）：21-34页. 织梦好，好织梦

[5]戴觅，余淼杰，Madhura Maitra.中国出口企业生产率之谜：加工贸易的作用[J].经济学（季刊），2014（2）：675-698.

dedecms.com

[6]亢梅玲，李涛，袁亦宁.贸易自由化、产品组合与中国多产品出口企业[J].国际贸易问题，2017（7）：50-62. 织梦内容管理系统

[7]亢梅玲，田子凤.贸易自由化、产品转换与多产品出口企业[J].国际贸易问题，2016年（8）：52-61. 本文来自织梦

[8]钱学锋，王胜，陈勇兵.中国的多产品出口企业及其产品范围：事实与解释[J].管理世界，2013年（1）：9-27. dedecms.com

[9]汪颖博，陈媛，徐小聪，徐阳.贸易自由化与多产品企业出口行为：以加入CAFTA为准自然实验[J].宏观经济研究，2017年（2）：63-76.

织梦内容管理系统

[10]郑新业，王晗，赵益卓.“省直管县”能促进经济增长吗?[J].管理世界，2011年（8）：34-65.

本文来自织梦

---

[1]事实上，被解释变量Add的方差是其均值的近55倍，Drop的方差是其均值的约53倍。 dedecms.com