宏巩饪济研 2015年第9期
内资企业国际市场进入的动态选择术
— — 基于出口经验的视角
杨春艳 綦建红
内容提要 出口经验有助于内资企业进入新
市场吗?理论层面可以得出，外资企业先行出12经
验不仅有利于内资企业进入该市场，也有利于其
跨越其他相近或相似市场的生产率临界水平，成
功进入其他相近或相似市场。在实证层面，本文选
择代表性的机电行业为研究对象，利用中国海关
2000—2012年HS六位细分出口贸易数据，采用
logit回归方法进行实证检验。结果表明：内资企业
市场进入具有较强的跟随效应，跟随外资企业而
为，外资企业先行出口经验有利于提高内资企业
市场进入可能性；内资企业市场进入的路径选择
更倾向于经济发展水平较高、进口需求强烈的国
家；内资企业应该充分利用外资企业先行出口经
验，规避 目标市场不确定性带来的风险。
关键词 出口经验 机电行业 新市场进
入 logit估计
一
、引言
外资企业在我国对外贸易扩张中一直扮演
着重要角色，技术溢出效应显著。随着新新贸易
理论的发展以及微观数据的可获性 ，更多学者
开始从微观角度探讨企业出口扩张的动态选
择。外资企业出口经验对本土企业出口行为的
影响成为新的热点之一。理论上讲，外资企业出
口经验对内资企业 的引导作用表现为两个方
面。其一 ，对于企业而言，无论是进人国内市场
还是国际市场 ，都将面临固定贸易成本，是其经
济决策的重要衡量因素(周世民和沈琪，2013)。
但是，借助于外资企业“出口平台”特征，内资企
业则可以降低市场进入的固定贸易成本，如市
场需求考察、分销网络建立等成本。其二，外资
企业出口经验存在信息溢出效应，能够有效消
除国外市场的不确定性。
归纳而言，现有研究主要分为三类，第一类是
基于中观层面数据的检验；第二类是基于微观企
业层面数据的检验；第三类是基于细分出口贸易
层面数据的检验。
中观层面的研究主要验证外资企业对我国
内资企业 出 口概率 的影 响 。Ma(2006)利 用
1993--2000年省份数据研究发现 ，外资企业对
我国内资企业出口概率具有正向影响。Swenson
(2008)则利用 1997--2003年我 国城市层 面数
据，印证了Ma的研究结论。但是，他们的研究都
是基于HS两位编码整体行业数据的检验 ，并且
忽略出口细分市场维度的研究。
基于微观企业层面数据的检验相对多些 ，
本文为国家自然科学基金面上项目“我国出口企业市场进人次序的动态选择——基于出口延迟的视角”(71473150)、教育部人
文社科一般项目“我国出口企业市场进入次序的动态选择：基于出1：1等待的视角”(14YJA790045)和山东财经大学博士基金项
目“开放条件下中国工资溢价问题研究”(B13012)的阶段性研究成果。
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宏巩锃济研 2015年第9期
但结论较为复杂 。最早开展检验的是 Aitken、
Hanson和Harrison(1997)，他们通过墨西哥制造
业微观数据证实，跨国公司可以促进其临近的内
资非出口企业进入市场，即跨国公司的信息溢出
效应影响着内资企业的出口决策。而另一些学者
得出相反的结论，即外资出口企业对内资企业的
出口溢 出效应是负的或者不显著 (Bernard和
Jensen，2004；Ruane和 Sutherland，2005)。国内的
杨梦泓和刘振兴(201 1)、刘志成和刘斌(2014)进
行尝试性研究，认为外资进入对内资企业出口决
定和出口决策均具有正向影响。
随着细分出口贸易数据的可获性，研究进
一 步深入。Koenig、Mayneris和Poncet(2010)利用
法国HS四位编码的出口贸易数据进行检验发
现：内资企业是否出口到某新市场将深受国内
其他先行出口企业的影响。但是，他们的研究并
没有严格区分外资企业和内资企业。针对我国，
Maynefis和Poncet(2013)进行尝试性研究 ，他们
利用我国 1997--2007年 HS四位细分产品出口
贸易数据 ，并且细分 出口市场研究发现，外资
企业的存在对于内资企业出口决策具有正向影
响。同时，目标市场需求因素影响凸显，目标市
场需求增长 10％，那么外资企业出口溢出效应
将提高5倍 。但是 ，Mayneris和Poncet(2013)的
研究没有基本理论框架分析 ，仅基于HS四位编
码数据进行检验 。另外 ，赵勇和徐光耀(2013)
利用高技术产品出 口贸易数据进行了有益尝
试。
基于此，本文试图从 以下两个方面进行拓
展：第一，利用细分HS六位产品数据进行检验，
且更加关注细分产品和 目标市场需求，使得研
究更加深入；第二 ，除了研究 目标市场需求因素
对内资企业市场进入的影响之外，重点探讨外
资企业先行出口经验对内资企业市场进入动态
选择的影响。本文以机电行业作为研究对象，研
究结构如下 ：第二部分构建基本理论框架，为实
证检验提供理论基础；第三部分为研究模型的
1 52
设定与变量介绍 ，并说明数据来源和统计性特
征；第四部分是估计结果与分析；最后一部分为
主要结论与政策建议。
二、基本的理论框架
在此部分 ，我们依据Melitz(2003)的研究，
构建一个基本的理论框架 ，分析外资企业出口
经验对内资企业市场进入的影响。
假设 ，各国企业生产不同的产品，则 国消
费者在t时期的效用函数为：
厂，Ⅳ ]
孙
其中，Ⅳ是可供消费的产品集 ；Xij,t是 国在 t
时期对产品i的消费；or>1是不同产品问的替代
弹性。
消费者将在其预算约束条件下最大化其消
费，得到消费者需求函数：
D
= (2)
t
其中， 锄p 为 国消费者在 时期的
J i=1
预算约束； ： fⅣp ]卜 是 国在 时期的 _J 1 J
整体价格水平。 是消费者支付的最终产品 的
价格。
按照Castagnino(2010)的研究 ，产品i的成本
主要包括可变贸易成本和固定贸易成本两部
分。可变成本用T／>1来表示 ，即“冰川”贸易成
本，指出口至 国市场时单位产品中所消耗的成
本。固定贸易成本用 ，1≤ 川≤E 表
示 为出口到 国的复合函数部分， ¨为包含
国和其他k国都面临的固定成本。如果企业没有
出口经验，或者其前期出口市场与． 国市场不同，
则 =E ；如果企业在已出口． 国市场进行连续
出口或者出口至与
．
国相似的市场，则既 1，即
宏观锂济研 2015年第9期
企业不用再支付此部分固定成本。因此，产品i
的成本函数为：
，' 一
= Ek ，1≤臣f．I≤E (3)
(3)式中， 为异质性的企业生产率 ，C为投
入要素的价格 ，咖 表示投入某要素的边际成
本。企业最大化其出口利润为：
7r 旷 -二- ¨
，1≤ “≤Ek (4)
‘D
利润最大化原则要求企业只有在国外市场
销售中获取大于零的利润，才能进行出口。根据
前面的分析，假设t=0时企业没有出口至外国市
场 ，则 川=E ，根据(2)式与(4)式可得出口至．
国的生产率临界为：
：l盟 } (5)
J A I
其中，A=( 一1) 。由此可见，在 t=0时 ，
如果企业生产率高于． 国的生产率临界水平，则
可以出12I至
．
国市场。但是 ，该企业却很难进入
其他相近或相似市场 ，因为其没有超越其他相
近或者相似国家的生产率临界水平。在 ￡+1时
期 ，企业在进入 国市场中获取了出13经验 ，降
低进入其他相近或者相似市场的 ，进而降低
了进入其他相近或者相似市场的生产率临界水
平，促进企业成功进入市场。这说明，一方面，如
果某企业已经出13至
．
国市场，那么将有利于该
国其他企业出1：3至 国市场，因为其不用再支付
固定贸易成本中的 部分(即既“=1)。另一方
面 ，如果企业 已经出口至 国市场 ，那么将有利
于该企业进入其他相近或者相似的市场 ；因为
企业将借助于． 国出13经验，降低其他相近或者
相似市场的生产率临界水平。对于我国来说，同
理 ，外资企业的先行出13至． 国市场 ，不仅有利
于内资企业进入该新市场 ，也有利于内资企业
跨越其他相近或者相似市场的生产率临界水
平，成功进入其他相近或相似市场。
三、模型设定与变量选择
(一)检验模型的设定与变量的选择
基 于以上 的理论 分析 ，借 鉴 Mayneris和
Poncet(2013)的研究，我们从外资企业出口强度
与出口决策两个角度检验外资企业先行出口经
验对内资企业市场进入的影响，构建回归模型
如下：
Pr( )=O／斗 1+6 c_1 f+77f+6 + (6)
Pr( )=ot+flPr(凡 1)+ c_1 +77 +6L， + (7)
其中，Pr( )为被解释变量，代表内资企业新
贸易关系的建立；(6)和(7)式中R¨和Pr( )为
核心解释变量，分别从外资企业出口强度角度和
外资企业出口决策角度衡量外资企业先行出口经
验；凰 为其他解释变量， 、 和 分别代表时间、
行业②和国家固定效应，s 为误差项。
1、被解释变量。Pr( )为被解释变量，是代
表内资企业市场进入的指标。Pr( )为哑变量，
在第t年我国内资企业向第
．
国家出口第 i种产
品出口额为零 ，而在第t+1年该值为正时，取值
为 1；反之 ，相邻两年均没有出口(赵勇和徐光
耀，2013)，则取值为0，具体见(8)式。
， 、 f 1如果凰 + >0当凰 O ，、
Pt( ) 1 0如果 州：o当 二o (8)
需要注意的是 ，我们着重检验外资企业出
口对内资企业出口新产品到新市场的影响。因
此，内资企业新产品出口到新市场也被称为新
的贸易关系的建立，否则就不存在新贸易关系
的建立；那些中断的和连续的出口贸易记为缺
省值，不作为考察对象。
2、核心解释变量。(6)式中的R¨和(7)式
中的Pr( 川)均为核心解释变量，分别从外资企
业出口强度角度和外资企业出口决策角度衡量
外资企业先行出口经验。Pr(R川)也是一个哑变
量，在t年外资企业向第． 国家出13第i种产品出
口额为零，而在第t+1年该值为正时，取值为1；
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宏巩锃济研 2015年第9期
反之 ，相邻两年均没有出 口(赵勇和徐光耀 ，
2013)，则取值为0。
由于内资企业新贸易关系的建立将涉及到
产品、出口市场等信息，因此 ¨可以具体表现
为以下三种形式⑧：
：表示我国外资企业出口i产品至． 国
市场的出口额，即与内资企业比较而言，出口相
同产品至相同市场；
表示我国外资企业出1：3 i产品至其他
国市场的出口额 ，即与内资企业比较而言，出口
相同产品至不同市场；
¨ ：表示我国外资企业出口其他产品至
国市场的出口额，即与内资企业比较而言，出口
不同产品至相同市场。
3、其他解释变量 。根据 Mayneris和 Poncet
(2013)以及赵勇和徐光耀 (2013)的研究 ，我们
选取其他影响内资企业出口新产品至新市场的
因素，具体包括 眠 川、DOMe,¨、DIS和PGDP~,¨。
¨ 和PGDPs,¨主要用来衡量各 目标市场的需
求情况 ，分别为各 目标市场HS六位产品的总进
口额以及各目标市场人均GDP，预期符号为正。
DOMe川为内资企业 自身出口其他相近HS四位
产品至 国市场的出口额，以衡量内资企业先行
出口经验对于内资企业市场进入的影响，预期
符号为正。DIS是一个哑变量 ，衡量运输费用与
地理位置的关系；如果 目的国． 与我国接壤 ，则
取值 1，否则取值0。
(二)数据的来源与统计性描述
在本文，内外资企业细分出口贸易数据来
源于中国海关2000--2012年各年中国出口原始
数据库。该数据库提供 HS六位产品出口至200
多个国家和地区5000多种产品的细分贸易数
据。根据本文需要 ，我们将研究范围界定为在
2000--2012年至少出口过一次的机电行业的细
分贸易数据。选择机电行业作为研究对象，其原
因在于：一方面，机电产品已经连续 18年成为我
国第一大出口商品，比较具有代表性；另一方
1 54
面，机电产品本身技术含量较高，新产品推陈出
新，有利于从新产品角度研究企业市场进入。内
资企业出口状态与参与状况见表 1。
表 1 2000--2012年内资企业出口状态
与参与情况统计：记录条数
年份 内资>0 开始出口 比例
2000 42488
2001 45709 10235 22_39％
2002 49611 10857 21．88％
2o03 54587 11385 20-86％
2OO4 59596 11464 19．24％
2005 65182 11739 18．01％
2006 69999 11172 15．96％
2007 79009 15410 19．5O％
2008 81584 10093 l2-37％
2009 816l9 9026 11．06％
2010 84353 9826 l1．65％
2011 86030 8882 10．32％
2012 1286889 124209 9．65％
资料来源：根据中国海关数据整理和计算得到
在考察期内，内资企业出口大于零的记录
逐年上升，反映我国对外迅速扩张态势。2001年
至2007年，内资企业新进人逐年上升，在内资企
业大于零出口中所 占比重均在 15％以上 ；但是
受 2008年美国次债危机影响，2008年以后内资
企业新进入记录有所下降。
就行业而言，内资企业市场新进入主要集
中在机械器具及其零部件，电机、电气设备及其
零件 ，所占比重分别为55．44％和23．41％(表2)。
就地理分布而言 ，内资企业新进入主要集中在
伊拉克、中国澳门、荷兰、突尼斯等国家和地区，
所占比重在7％以上(表2)。
世界各国HS六位产品的进 口额数据(％ )
来 源 于 BACI数 据 库 。世 界 各 国人 均 GDP
(PGDPs,c_1)来源于世界银行的World Development
Indicators(WDI)数据库。为解决异方差问题，除哑
变量以外，其他各变量均取对数处理。最后我们形
成涵盖出口至96个国家和地区、1368种机电行业
宏巩锂洛研宏2015年第9期
表2 内资企业市场进入的地理与行业分布 单位 ：％
{ 行业分布
行业代码 84 f 85 f 90 f 73 _ 87 82 91
比重 55．44 { 23-4l l 5．82 l 3．23 2．7 2．1 1．54
地理分布
国家 伊拉克 l 突尼斯 I 中国澳门 l 洪都拉斯 加蓬 土库曼斯坦 荷兰
比重 7．38 l 7．31 l 7．30 l 7．27 7．27 7．26 7．14
注：行业84、85、90、73、87、82和91分别为机械器具及其零部件，电机、电气设备及其零件，医疗、精密仪器及设备，钢铁制
品，车辆及其零件 ，贱金属工具及其零件 ，钟表机器零件。
资料来源：根据中国海关数据整理和计算得到
HS六位产品在2000---2012年共计 13年的高位细
分样本数据，各变量的统计性描述详见表3。
四、模型估计结果与分析
(一)外资企业出口强度对内资企业市场进
入影响的估计结果
1、检验结果与分析。我们采用 Logit回归模
型，对(6)式进行估计 ，以考察机电行业外资企
业 出口强度对内资企业市场进入的影响。④同
时，为了考察外资企业先行出口后 ，内资企业是
快速跟进还是逐步调整扩张其出口市场 ，我们
将核心解释变量R 取¨滞后2期、3期进行比较，
具体回归结果见表4。
表4列出通过Logit回归技术得到各解释变
量对内资企业市场进入影响的机会 比率(odds
ratio)。模型1、模型2和模型3为在滞后 1期情况
下依次加入时间、行业和国家固定效应的回归
结果。模型4和模型5分别为核心解释变量滞后
2期 、3期的回归结果 。所有解释变量全部都在
1％的水平下显著，且在加入时间、行业和国家固
定效应之后 ，所有解释变量的机会 比率 (odds
ratio)均大于 1。这说明机电行业外资企业先行
出口经验以及目标市场需求对于我国机电行业
内资企业市场进入具有积极促进作用。
具体而言，核心解释变量外资企业分产品、
分市场出口额指标的系数均在 1．045—1．116、
1．080—1．086和 1．197—1．324之间，表明机电行
业外资企业先行出口经验对于内资企业市场进
入具有正向影响，即存在外资企业出口溢出效
应。其中， 的机会 比率在 1．197—1．324之
间，表明外资企业 出口其他产品至相同市场每
表3 各变量的统计性描述
变量 观察值 均值 标准差 最小值 最大值
Pr( ) 1203086 0．2031 0．4023 O 1
Pr(Ft, 一I) l816422 O．1188 0．3236 0 1
i sj,【_1 3152403 5．0447 6．2444 0 24．2750
f 【_1 3152403 15．6347 5．4531 0 25．3536
c_l 3152403 19．6825 2．6243 0 25．7371
IMp, l 3l52403 6．4427 3．6694 0 18．1514
PCOP~． l 3152403 8．9625 1．4931 0 11．5046
DOMe, t 3152403 1．6680 4．3320 0 22．9220
DIS 31524O3 0．1146 O．3185 0 1
注：表中结果为剔除了异常值之后的统计结果。
155
宏观谨济研宏2015年第9期
表4 外资企业出口强度对 内资企业市场进入影响的估计结果
解释变量 模型 1 模型2 模型3 模型4 模型5
【 1
． 160* 1．1l1籼# 1．116 籼 1．089*籼 1．O45籼
F |-、
(150．19) (105．20) (94．65) (64．49) (30．02)
1．059* 1．062 K 1．086 } 1．086木木丰 1．080*
F 1
(113．40) (119．83) (113．48) (113．09) (101．33)
0．935* 1．107* 1．203 k 1．197" 1．324*
F I_1 (
一 45．62) (75．92) (32．26) (32．64) (51．62)
1．054** 1．058** 1．122*枷 1．124 1．131 籼
lM
(60．48) (62．64) (93．1O) (91．13) (91．51)
1．024*籼 0．947*枷 1．436** 1．485*籼 1．519水串水
PGDP
(12．23) (一26．91) (42．66) (42．08) (39．40)
1．059** 1．035 木丰 1．030*籼 1．035** 1．O38术卓木
D0MҬ
(102．52) (59．14) (36．17) (40．78) (43．05)
0．776** 1．025*籼 2．127* 2．348** 3．547*
DIs
(一34．68) (3．19) (14．37) (15．47) (21．68)
时间固定效应 是 是 是 是 是
行业固定效应 否 是 是 是 是
国家固定效应 否 否 是 是 是
f Log likelihood -549291．62 -512216．19 -385217．27 -357491．41 -327808．34
l R 0．0952 0．1563 0．3655 0．3759 0．3907
l 观测值 1203086 1203086 1203086 1114246 1028627
注：“ 、“ 、“ 分别表示在 10％、5％、1％的水平下显著；括号里的数值为相应变量的标准差；相应变量的系数为
odds ratio，odds ratio也称机会比率或相对风险，是某解释变量系数估计值的反对数，大于1说明该解释变量对被解释变量
取值为1具有正向影响，反之则具有负向影响。
增长 1％，内资企业出口新产品至该市场的机会
概率将增长约 19．7％一32．4％。同理，无论是外资
企业出口相同产品至相同市场，还是出口相同
产品进入其他相近或相似市场，均对内资企业
市场进入具有较强促进作用。
从模型3、模型4、模型5中可以看出，代表
目标市场需求％ 和PGDPj, 变量的机会比率
均大于1，并且在各列中均在 1％的水平下显著；
说明我国企业更倾 向出口至经济发展水平较
高、进口需求强烈的国家。目标市场人均GDP每
增长 1％，我国内资企业成功进入该新市场的机
会 比率将增长43．6％一51．9％。目标市场进口额
每增长 1％，我国机电行业内资企业市场进入机
会比率就增长 12．2％一13．1％。内资企业 自身出
口经验的影响相对小些 ，基本在3％多一点 ；而
1 56
代表运输成本的D／S变量随着滞后期延长，机会
比率从 2．127上升至3．547，说明贸易的运输成本
对市场进入具有较大影响。
需要指出的是，随着滞后期加入，核心解释
变量的机会 比率相对比较平稳，说明就出口强
度而言，外资企业先行出口经验具有持续性，对
内资企业市场进入具有较长时间的影响。也就
是说 ，外资企业先行出口后，内资企业会逐步调
整跟进。
2、稳健性检验。为了对上述基本回归结果
进行稳健性检验，我们运用HS四位编码的数据
予以验证，模型 1、模型2和模型3分别为滞后 1
期、2期和3期的回归结果，详见表5。
由表5可以看出，所有解释变量的机会比率
(odds ratio)均大于 1，并且都在 1％的水平下显
宏巩锂济研宏2015年第9期
表 5 外资企业出口强度对 内资企业市场
进入影响的稳健性分析
解释变量 模型1 模型2 模型3
1．032*籼 1．034*籼 1．0l8籼
(45-28) (46．55) (22．85)
1．073*籼 1．056* 1．062*籼
F 。 l：_t (54
．44) (43．98) (47．97)
1．173 籼 1．153*籼 1．289 $
F 一l (28
．71) (26．35) (47．61)
1．175斗¨B 1．169术串水 1．172 $
lM |。 (138
．87) (128．87) (124．68)
1．384** 1．453* 1．482*籼
PGDPs． l (37
．15) (37．31) (35．08)
1．033爿¨K 1．037* 1．037*籼
DOMe, 一l (41
．29) ．(44．27) (42．82)
2．507** 2．746 $ 3．972
Dls (17
．56) (18．19) (23．42)
时间固定效应 是 是 是
行业固定效应 是 是 是
国家固定效应 是 是 是
Log likelihood -395133．3 —364944．79 —332260．68
R 0-3491 0．3628 0．3825
观测值 1203086 l114246 1028627
注 ：“ 、“ ”、“ 水，，分别表示在 10％、5％、1％的水平下显
著 ，括号里的数值为相应变量的标准差 ，相应变量的系数
为 odds ratioo
著。各解释变量的机会比率基本与表4相一致 ，
说明在HS四位编码数据检验中也是稳健的，具
体分析过程不再累述。
(二)外资企业出口决策对内资企业市场进
入影响的估计结果
外资企业先行出口经验包括出口强度和出
口决策两个层面。在此部分，我们着重分析机电
行业外资企业出口决策对内资企业市场进入的
影响。采用Logit回归模型 ，对(7)式进行估计 ，
并在回归方程中引入时间、行业和国家固定效
应，具体回归结果见表6。
表6YU出通过Logit回归技术得到各解释变量
对内资企业市场进入影响的机会比率(odds ratio)。
模型1、模型2和模型3分别为滞后1期、2期和3期
表6 外资企业出口决策对内资企业市场
进入影响的回归结果
解释变量 模型 1 模型2 模型3
4．415木术木 3．257* 1．464 *
Pr( ) (
94．22) (63．57) (17．94)
1．185 1．185籼 1．190*
IM (132
．42) (128．60) (125．39)
1．597*籼# 1．626$ 2．107*木，K
PGDPi
, 一l (41
．98) (35．31) (33．59)
1．O34水木术 1．037*籼 1．040水串术
DOMo,, l (37
．71) (40．63) (41．94)
1．926* 1．939* 4．087*
DIs (11
．16) (10．33) (16．81)
时间固定效应 是 是 是
行业固定效应 是 是 是
国家固定效应 是 是 是
Log likelihood -33 1927．44 —304904．42 -282596．76
R 0．3891 0．3993 0．419O
观测值 1079313 968435 925816
注：“ 、“ 、“ ”分别表示在 10％、5％、l％的水平下显
著 ，括号里的数值为相应变量的标准差 ，相应变量的系数
为odds ratio。
的回归结果。所有解释变量的机会比率均大于1，并
且均在 1％的水平下显著，说明在机电行业中，外资
企业先行进入某市场后，内资企业会跟随进入，从
而提高内资企业成功进入新市场的可能性。
模型 1显示，外资企业新产品进入新市场，将
使得内资企业相同产品进入该市场的成功率提
高4-4倍以上。但是 ，比较表6中各模型我们发
现，在外资企业新进入某市场对内资企业具有较
强的引导作用，内资企业会迅速调整跟进；但是，
随着时间推移，外资企业出口决策对内资企业市
场进入影响逐步减弱。这也印证了Nguyen(2012)
的结论，即新市场具有很大不确定性 ，内资企业
出口扩张的路径，可以选择跟随外资企业，进而
规避市场不确性带来的风险。
目标市场的规模与需求能力也影响着内资
企业市场进入，目标市场人均GDP每增长1％，内
资企业成功进入的概率就提高约59．％一21O．7％；
1 57
宏观谨济研 2015年第9期
目标市场该产品进 口需求每增长1％，内资企业
市场进人的概率提高约 18．5％一l9％。当然，目标
市场与我国接壤时，也降低了其贸易成本，利于
内资企业市场进入。
五、主要结论与政策建议
本文首先从理论层面论证外资企业先行出口
经验不仅有利于内资企业进入该市场，也有利于其
跨越其他相近或相似市场的生产率临界水平，成功
进入其他相近或相似市场。在实证层面，本文选择
代表性的机电行业为研究对象 ，利用中国海关
2000---2012年 HS六位细分出口贸易数据 ，采用
logit回归方法分别从外资企业出口强度和出口决
策两个角度检验外资企业先行出口经验对内资企
业市场进人的影响。所研究样本涵盖96个国家和地
区，1 368种HS六位编码机电行业产品，跨度200 一
2012年共计13年大样本数据，主要结论如下：
第一 ，就外资企业出口强度而言，无论出口
相同产品至相同市场、出口相同产品至相近或相
似市场，还是出口不同产品进入相同市场，均对
内资企业市场进入具有较强促进作用。在机电行
业，外资企业先行出口其他产品至相同市场每增
长 1％，内资企业进入该市场的机会概率将增长
约 l9．7％一32．4％。第二 ，就外资企业出口决策而
言，外资企业先行进入某市场后 ，内资企业会跟
随进入，从而规避市场不确定性带来的风险。外
资企业新产品进入新市场，将使得内资企业相同
产品进入该市场的成功率提高4．4倍以上。第三，
我国机电行业内资企业更倾向出口至经济发展
水平较高、进口需求强烈的国家。
基于上述主要分析结论，本文的政策含义主
要有以下几点：
第一，内资企业出口新产品到新市场是贸易
的扩展边际，符合我国当前的出口多元化战略。
因此，政府应该继续采取鼓励政策激励更多新企
业进入国际市场和出口更多新产品。具体而言，
1 58
对于先行进入国际市场的出口企业可以给予补
贴、信贷等支持，进而为其他企业进入国际市场
奠定基础 。
第二，政府应该为外资企业在我国发展提供相
对公平而具有竞争力的市场环境，在注重外资引进
数量的同时更加注重引进外资的质量。在短期内，
外资企业按照市场规律在我国市场规范运作，有利
于我国内资企业借鉴其先行经验，降低进人国际市
场的贸易成本与不确定性。前面的实证检验表明，
在机电行业外资企业进入某新市场之后，内资跟随
效应比较强，会迅速调整其出口策略。
第三，检验结果显示 ，我国机电行业内资企
业倾向于出口至经济发展水平较高、进口需求强
烈的国家。因此，政府应该保持与这些国家相对
稳定和谐的经贸关系，创造更多的出口便利。同
时，由于经济发展水平较高的发达国家技术水平
相对较高，则要求我国内资企业出口技术复杂度
与产品质量较高的产品，因此，政府应该积极引
导企业加入研发投入 ，完善企业创新的制度环
境，以提高出口产品技术复杂度和质量。
注释：
①根据基本理论框架分析与研究需要，(6)和
(7)式均为滞后 1期的回归方程。
②研究中，我们将行业固定效应界定为HS二
位数层面。
③根据研究需要，出口不同产品至其他不同
市场指标没有界定，因为从理论角度分析，其对内
资企业出口新市场以及相近市场没有影响。
④在回归方程中引人时间、行业和国家固定
效应，以对回归结果的稳健性进行检验。
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(作者单位：江苏理工学院商学院)
责任编辑 徐敬东
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