1 No.C2017013 2017-12-08 合约环境、 合约 密集度与企业出口方式 余淼杰 单敬雯 1 摘 要 贸易中介商在国际贸易中扮演重要角色，它们的 存在改变了贸易主体间的谈判 格局， 从而 影响企业 出口行为。本文利用 2000-2006年中国工 业企业数据库和海关贸易数据 库，构建“差额分析法”，识别并计算 国有及规模以上工业企业的出口方式和 通过贸易中介 商的 间接出口份额，形成 基础数据库。进一步 通过 实证研究发现：目的地国合约执行环境越 好，我国对该国的 间接出口 份额下降，合约密集度更高的行业 该份额 下降程度更大；本地合 约执行环境越好，企业 间 接出口 份额提升 ，合约密集度更高的行业 该份额 提升 程度 反而 更小。 关键词 贸易中介商 合约执行 环境 合约 密集度 差额分析法 一、 引言 经典 的国际贸易 研究 一般 假设 企业 “ 直接 ” 出口，即 生产者 直接 销售 商品给 国外 最终 消费者， 然而 在 现实 世界里，生产者与消费者可能并不直接相遇， 大量 的跨国 贸易 是通过 贸易中介商完成的 （ Bernard et al.， 2010， 2013； Crozet et al.， 2012； Abel-Koch， 2013； Lu et al.， 2016） 。在我国，进出口经营权长期管制， 没有 经营权的企业 只能 通过 贸易中介 1 余淼杰：北京大学国家发展研究院教授。 Email： ; 单敬雯：中国人民银行， 。 2 商实现出口， 虽然 近年来经营权 逐步 放开， 但 仍有大量企业 选择 通过 中介商 出口， Ahn et al.（ 2011） 的研究 显示 ， 2000-2005年间我国 通过 贸易中介商 的 出口金额占总出口 金 额 的 22%-35%。 由于贸易中介商的存在， 企业 可以 在两种出口方式中进行选择： 直接 出口 和 通过 贸易 中介商间接出口。 间接出口的企业可以享受到中介商带来的 优势 ， 例如 ， 节约 固定成本 （ 拓展市场 、 销售渠道搭建等 成本 ） 、出口更加专业化、减轻信息 不对称 问题等；与此同 时， 间接 出口的企业也需要付出一定代价， 例如面临更高的变动成本 （ 中介商服务费 、 路 线迂回带来的运输费等 ）、 失去 直接与外部市场的互动和一手的信息反馈等。 因此 ， 贸易中 介商 的存在 改变了企业出口 的 成本与 收益， 企业 需要 在两种出口方式中 权衡选择。 此外 ， 国际 贸易所 涉及的 企业和消费者 这 两个主体分属于两个国家， 增加了 贸易主体 间的谈判成本和违约风险， 因而司法质量 和 合约 执行保障程度对企业出口决策具有重要影 响。贸易中介商的 引 入使这一问题更加有趣： 一方面 ， 中介商的存在能够降低 本国 企业和 外国消费者 的 谈判成 本和违约风险； 但 另一方面 ， 中介商 本身就 是 一个 新 的主体，会额外 引入 企业与中介商的谈判成本和违约风险 。因而， 企业所在地和 出口 目的地国 的合约 环境 都会影响到企业出口方式的选择 ， 另外 对于 不同 行业 ， 这种 影响也可能存在差异。 综上所述， 贸易中介商 在 当前 的国际贸易中广泛存在 ，它们 会 影响 企业的出口收益 和 成本 ， 改变 企业的 出口行为；特别地，贸易中介商相当于 一个 新的贸易 主体 ，改变 了 直接 出口方式下主体间的谈判格局。 因此 ，在已有 的 关于合约 环境与企业直接出口行为的研究 中引入贸易中介商，具有重要的理论和现实意义。 本文与国际贸易领域的三支文献相关。第一支文献 是 在 Melitz（ 2003） 的基础上 引入 贸易中介商， 从 理论层面探讨 异质性企业的出口 方式 选择 。 Akerman（ 2010） 和 Ahn et al. 3 （ 2011） 的 模型 假设 企业 出口 需要 支付固定成本和可变 成本，贸易 中介 商能降低固定成 本，但会 带来 额外的可变成本， 因此 企业会根据生产率选择出口方式 。在此基础上， Lu et al.（ 2016） 考虑了企业同时参与直接出口和间接出口的 情况 ， 得到的 结论是 ， 随着生产率 的提升，企业 的 出口行为 依次 是 通过中介商间接出口、 两种 出口方式 并存、 直接 出口。 Crozet et al.（ 2012） 还 在模型中 引入了产品质量， 认为 提供高质量产品的企业倾向于直接 出口。 第二支文献 通过实证研究探讨了影响企业出口方式选择的因素， 主要 包括 目的地国特 征 和 出口 企业自身特质等。 目的地国 特征 包括 目的地国距离、 贸易壁垒、政府管制、市场 规模、征收风险 、 合约 执行环境等， 总体 结论是 ： 对于 越难进入的 市场 ， 出口 企业 越 倾向 于 选择 贸易中介商 间接出口 （ Akerman， 2010； Ahn et al.， 2011； 等 ） ； 出口 企业自身特征 包括 生产率、 规模 、产品 质量 、产品种类、 面临的 融资约束等， 总体结论 是生产率 越低 、 规模越小、产品质量越低、产品 种类 越多、 面临 融资约束越大的企业越倾向于选择贸易中 介商间接出口 （ Abel-Koch， 2013； Bai et al.， 2016； Bernard et al.， 2013； Chan， 2015； McCann， 2012； 茹玉骢 和 李燕 ， 2014； 等 ） 。 第三支 文献 是关于合约执行环境、 行业 合约密集度 对 企业出口方式选择 的 影响。 合约 执行环境是指一个地区遵守和 履行 书面合同的能力； 行业 合约密集 衡量的是 每个行业生产 过程中使用的 定制化 中间投入品所占份额 ， 行业 合约 密集度越高， 说明 该 行业 的 定制化程 度 越 高，需要 上游供应商 进行 专用性投资 以生产定制化 的 投入品， 这种 专用性投资越多， 相应投入品 的 生产成本越低 。 由于 定制化投入品难以转卖， 下游厂商可能 会对 上游供应商 “ 敲竹杠 ” ， 供应商 进行 专用性投资的积极性取决于合约保障执行 的 程度， 因此 高合约密集 度行业的生产成本与合约执行环境关系密切。 在目的地国合约执行环境对企业出口方式选 4 择 的影响 方面， Felbermayr 和 Jung（ 2008,2011） 发现随着 目的 地 国物理资产没收风险 的 提 升 ， 企业通过外国中介商 的 间接出口份额增加 ； Bernard et al.（ 2011）、 彭 羽和 刘慧 （ 2013） 发现 目的国 合 约 环境越差， 企业 通过本国中介商 的 间接出口份额增加 。 在本国 合 约 执行环境对企业出口方式选择的影响 方面 ，彭 羽和 刘慧 （ 2013） 认为 厂商和中介商 所在 国 的 合约环境越好，企业 越倾向于通过 中介商出口， 但他们 并未 使用 数据证实； Abel-Koch （ 2013） 使用土耳其数据 发现 结果 并不显著。 此外 ， 研究 普遍认为合约密集度越高 的行 业， 越 倾向于直接出口。 尽管已有文献 在 合约环境 对企业出口行为 的 影响 研究中 引入了贸易中介商， 但 仍有进 一步 的 探索空间。 第一 ， 在研究内容方面， 中介商的 存在 使得目的地国和本地合约环境均 会对 企业出口 方式 产生影响， 但较少 有 文章 通过 实证研究 比较过 这 两种影响的差异 ；对于 不同行业， 已有 文献 虽 有 研究 过 目的 地 国合约环境对 不同 行业 出口 方式 影响 的差异，但 仅 选取个别行业， 代表性 一般 ， 同时 尚未有文献 探讨 本地合约环境 对 不同 行业 出口方式 影响 的 差异 。第二，在 影响 机制方面， 很少有 文献 在理论 层面 探讨 合约环境对不同行业出口方 式的影响存在差异的原因。 第三 ， 已有文献 对中国数据 探讨 较少 ，更 缺乏 企业层面的研 究，后者主要源于 方法和 数据的限制。 事实上， 研究 中介贸易 面临的 最大难题 即 来自于 方 法和数据。 已有 文献 对中国的研究 主要 使用 两 类 方法： “ 直接问卷调查 方法” 和 “ 推断方 法 ” ， 两类 方法各有利弊。 第一 ， “ 直接问卷调查方法 ”主要 通 过调查 问卷 的形式 ， 直接 询 问企业 的 出口方式， 结果 准确， 但 样本量过小 ， 例如 2012年 世界银行 关于中国企业 出口方 式的调查 仅含 600余家 出口企业， 无法 反应我国 工业 企业全貌 。 第二 ， “ 推断方法 ” 又分 为 “ 识别法 ” 和 “ 匹配法 ” （ Ahn et al.， 2011； Bai et al.， 2016； 于春海和 郑悦 ， 2014） ， 使 用 推断 方法可以 对我国工业企业 进行大样本研究， 但 方法 内含 推断误差 。 除此 之外， 上述 5 几种方法分别 对应 不同的研究问题， “直接 问卷调查 方法”和“ 匹配法 ”主要 研究企业自身 特征对出口方式选择的影响， 无法匹配出口目的地国特征； “ 识别法 ” 由于无法识别 出供应 给 中介商 的具体 出口 企业， 只能 在 加总层面 研究 目的国特征对出口方式选择的影响。 因此 ， 本文 旨在从以下 方面开展研究： 第一 ， 在 已有 “ 匹配法 ” 的基础上构建 “差额 分析法” ，识别 并计算 我国工业企业数据库 中 每家企业 的 出口方式 和间接出口份额 ， 形成 基 础数据库 ； 第二 ， 研究了 目的地国 和本地 合约执行环境对企业出口方式选择的影响 ； 第 三 ， 引入 行业合约密集度指标 ， 探讨对于不同 合约 密集度的行业， 合约 环境对企业出口行 为影响的差异； 第四 ， 对 实证结果背后的理论机制进行了 探讨 。 本文 的 结论 主要 有两点 ： 目的地国合约执行环境越好，我国对该国的直接出口份额增加，通过贸易中介商间接出口 份额下降，合约密集度更高的行业间接出口份额下降程度更大，反应更敏感 ； 本地合约执 行环境越好，企业 间接出口份额上升，合约密集度更高的行业间接出口份额提升程度更 小，反应更不敏感 。 本文的 创新点 主要 体现 在：第一， 在 内容方面，相比 于 已有文献，本 文 的 讨论更为完 整 ， 全面 探讨 了目的地国和本地合约环境对不同合约密集度行业 出口方式 的影响， 使用 我 国全行业数据 以 反映 全貌， 并 进一步 对 企业 层面 的数据进行探索 ；第二，在影响机制方 面，本文 在前人 模型 的 基础上引入行业合约密集度 ， 从 销售过程中的谈判成本、 生产 过程 中的 成本 等 角度解释 合约环境对不同行业出口方式的影响存在差异的原因 ；第三 ， 在方法 和数据方面， 本文 构建的 “ 差额分析法 ” 在前人的基础上区分出直接 出口 和间接 出口 两种 出口 方式并存的 企业， 并 创新性地计算了 每家 企业 的 间接出口份额， 在 这一 基础性 的 工作 完成后， 后续再 研究 企业特征对其出口方式选择的影响时，可以直接使用工业企业数据 库， 解决 了 当前 所使用的 “ 直接问卷调查 方法” 样本量过小的 问题 。 6 本文其余部分安排如下：第二部分介绍所用数据；第三部分 构建“ 差额分析法 ” 对 企 业出口方式 进行识别，计算 间接出口份额 ， 并 与 已有 的 “ 识别法 ” 结果 进行比较； 第四部 分 讨论 合约执行环境对 企业出口方式选择 的影响 ， 以及这种影响对于不同合约密集度行业 的差异 ； 最后 部分 是 结论 与展望。 二、 数据 本文 使用的 数据 主要 包括中国工业企业数据库、 中国 海关贸易数据库、 合约 执行环境数 据、 行业 合约密集度数据等。 中国工业企业数据库 来源于国家统计局， 包含 全部 国有 企业 和 年销售额 在 500万元 及 以上的非国有工业企业，涵盖 国民经济行业分类中的“采掘业”、“制造业” “电力燃气及水 的生产和供应业”三个门类 ，占中国工业增加值近 95%，为 了 与海关 贸易 库 数据进行 匹 配， 本文 使用 2000-2006年 数据。 参考余淼杰（ 2011） 的 方法 对原始数据进行处理， 主要 包括 ： 剔除重要财务指标有遗漏的样本（ 如 企业总资产、企业雇员、固定资产净值、工业 总产值）；剔除雇员在 8人以下的样本；剔除财务指标不合理的 样本 （ 例如 ， 流动资产超过 总资产 、总固定资产超过总资产、固定资产净值超过总资产、成立时间无效 ） 。 中国海关贸易数据库来源于中国海关总署，数据库 对 我国每一笔进出口贸易进行了详 细记录， 包括 企业代码、进口来源国、 出口 目的地国、 产品 数量 、 单位 及金额、产品 类 别， 并 区别了产品进出口 类型 、 贸易 方式等。 对于 目的地国合约执行环境（ Contract Enforcement）的衡量，本文主要 使用 Kaufmann et al.（ 2004）提供的“ 法治质量指数（ Rule of Law） ” ， 该 指数覆盖 199个 国家和地区，衡 量了 代理人 对社会规则 的 信心和遵从程度， 包括 司法 实践 和司法程序的有效性和可预测 7 性、 合约 的可执行性 等 ， 较好地衡量 了产权保护程度 及 合约环境质量，指标在 -2.5-2.5区 间 ，数 值 越高代表合约执行环境越好， 实证 分析中将变量 线性 转化 为 0-1区间 。此外， 本 文 还 使 用 了 Gwartney et al.（ 2003） 构建的 “法律 结构和产权保护（ Legal structure and security of property rights） ” 指数和 世界 银行 全球 营商 环境报告 中 的 “ 执行合同 -与前沿 水平的距离（ Enforcing Contracts-DTF） ” 指数进行稳健性检验。 对于本地合约执行环境 的 衡量， 本文 使用 世界 银行 2008年 中国 营商 环境报告 中 的 “ 合约执行时间 ” 度量 地区合约执行环境 。 该指标 具体衡量了解决一个不复杂的商业纠纷 （即 原告 提起上诉直到获得赔偿） 需要 的 时间 ， 时间 越长， 代表 该地区司法效率 越差 ， 通 过 司法途径解决合约纠纷的成本越高， 对 合约的保障程度也就越低。 由于 该指标只 统计 了 2008年 我国 30个主要 城市的情况， 因而 后续实证 分析 中 使用 城市数据 作为 该省 合约执行 环境的代理变量。 行业 合约密集度 （ Contract Intensity） 的衡量参考 Nunn（ 2007） ， 将投入品分为 “ 有公 开交易所 ” 、 “ 有参考价格 ” 、 “差异化 产品 ” 三种类型。 如果投入品 在 公开交易所交易， 则 定制化程度低， 需要 的专用性投资也低； 如果 投入品有参 考价格， 则 定制化程度 中等 ， 需 要 中等的专用性投资； 如果 投入品既没有公开交易所， 又 没有参考价格， 则 该投入品定制 化程度高，需要较高的专用性投资。进一步， 文章 使用 投入产出表 ， 构建了变量 1、 2 衡量 每个行业生产过程中使用的 那些 需要专用性投资的中间投入品所占份额， 以代表 行业 的合约密集度 ， 构建 方法分别如式（ 1）、（ 2） 。 其中 ， 代表行业 i使用 的所有中间投入品 中 投入品 j的 价值 占比 ， 代表投入品 j中既 没有 公开交易所， 也没有参考 定价的比 例， 代表投入品 j中 没有 公开交易所但有参考定价的比例。 1、 2越 大 ， 代表 8 行业合约密集度越高， 本文 主要采用 1 （宽松型）定义， 并对 1（保守型）定义进行 了稳健性检验。 1 = （ 1） 2 = ( + c) （ 2） 其他 主要 的 控制变量 ： GDP数据 来源于 世界银行 ， 关税 数据来源于 UNCTDA网站， 固 定 贸易成本数据来源于 世界 银行全球 营商 环境报告，企业生产率数据来自于余淼杰（ 2011）。 三、 贸易中介商与 企业出口方式识别 （一） “差额 分析法 ” 构建 关于 贸易中介商和企业出口方式 的大样本研究主要使用 两种 推断方法： “ 识别法 ” 和 “ 匹 配法 ” 。 Ahn et al.（ 2011） 运用了 “ 识别法 ” ， 将 中国海关贸易数据库中 所有出口企业 分为 两 类： 制造型 直接出口 企业 和贸易 中介商。 其中 ， 企业 名称中 含有“进出口”、“经贸”、“贸易”、 “科贸”、“外经”字样的企业 被 认 定 是贸易 中介商 。于春海和郑悦（ 2014） 运用 了 “ 匹配法 ” ， 基本 逻辑是 将中国海关数据库与中国工业企业数据库 进行 匹配： 在工业库里有出口记录， 并 同时 存在于海关库里的企业为 “ 直接出口企业 ” ； 在 工业库里没有出口记录， 同时 也没出现 在海关库里的企业 为“ 纯内销企业 ” ； 在 工业库里有出口记录， 但 没有出现在海关 库 里 的企 业为 “ 间接出口企业 ” ， 通过 贸易中介商进行出口。进一步 地 ， Bai et al.（ 2016）还将工业库 和海关库里 记录 的企业出口金额进行比较， 认为 当 工业 库记录的出口值大于在海关库 记录 的出口值时， 该 企业 同时从事 直接出口和间接出口， 但 该文章仅研究了个别行业， 且 在 后续 计算 中 仍将 这 类企业归入 “ 直接出口企业 ” 。 9 本文 构建 的 “ 差额分析法 ” 即 是在已有的 “ 匹配法 ” 基础上进行改进。第一步，参考 Yu 和 Tian（ 2012）对工业库和海关库 中的 企业 进行匹配； 第二步 ， 对 两个 数据库 中记录的 出口金额进行 差额 分析， 识别 企业出口方式。 基本原理是： 工业 库中记录的企业出口数据 既包含直接出口 到国外 的 ， 也包含 出口 给 贸易 中介商的，海关 库中记录的只是直接出口数 据 ，因而 可以比较 同家 企业在 两个数据库中出口额 的差异 ，当 差异 超过一定阈值 时，认为 该企业 既从事直接出口， 也 有部分商品通过中介商间接出口。 具体地，根据（ 3）式计算企 业间接出口份额， 下标 i代表 企业 ， t代表年份 ， X代表 出口金额， 当计算出 的间接出口份 额 小于阈值 15%时 2， 认为 该企业 完全 选择了 直接 出口 这种方式 ， 两个 数据库中 记录的出口 金额 差异仅来源于统计 或汇率误差 。“ 差额分析法 ” 能够识别出 那些同时 选择 直接和间接两 种出口方式的企业 ， 也 将 企业出口方式这一离散变量转化为企业间接出口份额这一连续变 量， 更 准确 地 衡量企业出口方式的选择。 间接出口份额 = X 工业 X 海关 X工业 （ 3） 3 表 1 “ 差额分析法 ” 识别企业出口方式 出口 方式 工业库 海关库 出口 数据 比较 含义 间接 出口 份额 直接出口 金额 间接出口 金额 1 有出口 X工业 有出口 X海关 |X工业 X海关 | X工业 15% 完全直接出口 0 X海关 0 2 有出口 X工业 有出口 X海关 X工业 X海关 X工业 15% 部分直接出口 + 部分间接出口 X工业 X海关 X工业 X 海关 X 工业 X 海关 3 有出口 无记录 完全间接出口 100% 0 X 工业 2文章 还 对 10%、 20%阈值进行了稳健性 检验 3工业 库数据单位为 “ 千元人民币 ” ， 海关库 数据单位 为“ 美元 ” ，需要进行汇率换算 10 4 有出口 X工业 有出口 X海关 X海关 X工业 X工业 15% 制造型企业 ， 同时是中介商 - 比较 而言，已有 文献 的 “ 识别法 ” 能够识别 出海关库 中的 出口企业哪些为制造商、 哪 些 为贸易中介商 ， 本文构建的 “ 差额分析法 ” 则 能够 识别出 工业库 中 所有制造型企业的出 口方式 ：完全 直接 出口 、 直接出口 +间接 出口 两种 方式并存 、完全 间接 出口， 两种 方法 在 加总 层面上具有内在关联性 ， 如 图 1。 具体 而言， 使用“ 识别法 ”并 进行 加总 ，可得到 国 家 层面的出口结构， 即 制造型企业直接出口 和 通过贸易中介商 间接 出口 的金额占比 ；使用 “ 差额分析法 ” 虽然 识别 出的是 企业个体层面的出口方式，但分析其贸易流 可 发现， 完全 直接出口 企业和两种方式并存企业的直接出口部分 会 在海关库 里 “ 制造型 直接 出口 企业 ” 出口 数据中得以反映；完全 间接 出口企业和两种方式并存企业的 间接 出口部分， 则是在 海 关 库里 “ 贸易中介商 ”出口 数据中 得以反映，因而 可以 通过表 1后 两列 对 “ 差额分析法 ” 计算结果进行加总， 并与 “ 识别法 ” 结果进行比较。 图 1 “ 识别法 ” 与 “ 差额分析法 ” 的内在关联 （二）企业出口方式识别结果 11 使用 “ 差额分析法 ”可将 出口 企业 分为四类： 类别 1完全 直接出口企业、 类别 2直接 出口和间接出口 两种 方式并存的 企业、 类别 3完全 间接出口企业、 类别 4制造商 同时兼任 贸易中介商。结果 显示 ，完全 选择 间接 出口 的 企业数量较多，占比达到 56.1%， 且 没有体 现出明显的时间 趋势 ； 完全 选择 直接 的出口企业 与 两种出口方式并存 的 企业数量相近， 占 比 分别为 19.0%和 18.1%。 进一步 ，对 “ 差额分析法 ”结果进行加总 层面的计算， 与 已有 的 “识别法” 进行比对， 结果 如表 3。 表 2 2000-2006年间 各工业企业 出口 方式类型数量 年份 变量 类别 1 完全 直接出口 类别 2 直接 +间接 出口 类别 3 完全 间接 出口 类别 4 制造商 +中介商 总计 2000 企业数量 5 379 6 582 21 844 2 036 35 841 占比 15.0 18.4 61.0 5.7 100 2001 企业数量 5 835 6 938 23 116 3 960 39 849 占比 14.6 17.4 58.0 10.0 100 2002 企业数量 7 747 8 672 25 270 3 102 44 791 占比 17.3 19.4 56.4 6.9 100 2003 企业数量 9 298 10 334 27 497 3 620 50 749 占比 18.3 20.4 54.2 7.1 100 2004 企业数量 17 432 13 469 40 734 4 822 76 457 占比 22.8 17.6 53.3 6.3 100 2005 企业数量 14 871 13 220 42 498 4 783 75 372 占比 19.7 17.5 56.4 6.4 100 2006 企业数量 15 590 13 568 44 739 5 088 78 985 占比 19.7 17.2 56.6 6.4 100 总计 企业数量 76 152 72 783 225 698 27 411 402 044 占比 19.0 18.1 56.1 6.8 100 表 3 “差额分析法”计算的 我国 直接出口、间接出口金额（百万美元） 年份 直接出口金额 中介商出口金额 总出口金额 中介商出口占比 “ 识别法 ” Ahn et al. 2000 78 075 102 984 181 059 57% 32% 35% 2001 98 324 110 375 208 700 53% 30% 32% 2002 113 184 137 303 250 487 55% 27% 29% 2003 158 857 185 694 344 551 54% 24% 26% 2004 247 887 263 583 511 470 52% 22% 24% 12 2005 286 297 330 871 617 168 54% 21% 22% 2006 340 556 461 212 801 768 58% 21% 理论上 ， “差额 分析法 ” 和 “ 识别法 ” 在国家加总层面计算的 间接 出口份额应该相近， 但实际计算结果却 有 较大差异， 主要 原因 可能 有以下 两 个方面： 第一 ， 差异 源于 各自方法 内含 的 推断 误差。 两种方法 共同 的误差在于 ， 一些 出口企业 是 通过 外国 的 贸易中介商 进行 出口， 但 这部分企业在两种方法中均识别为 “ 直接出口企业 ” ，从而 造成 对间接出口的低 估。除此之外， “ 识别法 ” 的误差主要在于， 一些 贸易中介商 的 名称中未必含有 识别 所 用到 的五类 特殊 字符 ， 因而会 对 中介商出口份额造成低估； “差额 分析法 ” 的误差 主要 来源于 匹 配 过程 ， 对于 那些在工业库里有出口记录 而 在 海关 库里没有出现的企业， 本 方法 认定 为 “间接 出口企业 ” ， 但 这 其中 有一部分是由于匹配失败造成的，这种技术性匹配误差导致对 间接出口企业数量和金额的高估。 两种 方法各自内含的推断误差一个低估、 一个 高估， 因 而 结果 存在 差异。 第二 ， “ 识别法 ” 使用海关数据库，得到的间接出口份额反映了我国 全部 出口企业整体 情况 ， 而“差额 分析法 ” 研究的样本是国有及规模以上工业 出口 企业， 得到 的间接出口份额只反映了 这类 规模较大的企业 情况 ， 因而 二者的结果 也 存在差异。 尽管存在 一定的 技术性 匹配误差 ， 但“差额 分析法 ” 仍 具有 贡献意义。 首先， 该 方法 的结果 说明 ， 我国 在 2000-2006年间的间接出口份额应大于已有文献提出的 22%-35%， 贸 易 中介商在我国 出口中扮演的角色比已有认知更为重要； 更 具有意义的是， “差额 分析法 ” 识别 出 我国全部国有及规模以上工业 出口 企业的出口方式 ，并 计算了 每家 企业 通过 中介商 间接出口的份额，这 为研究企业特征对出口方式选择的影响提供 了 基础性 数据支持， 弥补 了 目前 这类 研究主要采用的直接问卷调查 法 样本量过小、 无法 反映 工业企业 全貌 的 不足 。 最后， 表 4总结比较了各类 型 出口企业的 特征 。完全采用 直接 出口 方式的 企业 总产 值、出口值、附加值、生产率的均值 均在 1%的 显著性水平上高于完全采用 间接 出口 方式 13 的企业， 这 说明 规模 越小、 生产率 越低的企业越 倾向于 通过 贸易中介商帮助自己 实现 出 口， 与已有 文献的理论基本吻合。但 有趣的是，通过 对 完全采用直接出口 方式的企业与两 种出口方式并存 企业的比较发现，在总产值、 雇员人数 、 附加值方面 ， 两种 出口方式并存 企业的均值在 1%显著性水平上高于 完全 直接出口企业， 这种结果 的原因可能在于， 对于 规模很大的企业， 完全 通过直接出口方式可能无法满足其全部出口需求， 它们 也需要中介 商的帮助， 实现出口更 丰富的产品 到 更多 的国家。 在 贸易方式比较方面，完全 使用 直接出 口 方式 的 企业加工贸易份额的 均 值 在 1%显著性 水平上高于 两种出口方式并存的 企业 ， 这 说明 更高的加工贸易参与 程度 与更高的直接出口参与度 相关联 。 表 4 2000-2006年各 类 出口 企业特征 出口 方式 =1（ 完全 采用 直接出口） 变量名 观测值 均值 标准差 中位数 最小值 最大值 总 产值 74 670 152 957 681 570 33 970 890 1.39e+07 出口金额 74 670 72 268 291 938 17 793 5 4.51e+06 雇员人数 74 670 454 1 113 199 10 52156 附加值 74 670 37 513 170 024 8 007 0 3.81e+06 Ln(TFP) 49 199 1.11 0.37 1.09 -1.32 11.78 加工贸易份额 76 152 0.39 0.44 0.09 0 1 出口 方式 =2（部分直接出口 +部分间接出口） 变量名 观测值 均值 标准差 中位数 最小值 最大值 总 产值 71 820 167 062 680 821 42 554 890 1.39e+07 出口金额 71 820 73 490 241 295 23 923 5 4.51e+06 雇员人数 71 820 609 2214 240 10 157213 附加值 71 820 42 369 175 109 10 278 0 3.81e+06 Ln(TFP) 49 165 1.10 0.38 1.09 -1.36 10.43 加工贸易份额 72 783 0.34 0.44 0 0 1 出口 方式 =3（ 完全采用 间接出口） 变量名 观测值 均值 标准差 中位数 最小值 最大值 总 产值 222 209 122 794 690 308 21 628 890 1.39e+07 出口金额 222 209 37 675 180 124 9 974 5 4.51e+06 雇员人数 222 209 453 2 293 150 10 165878 附加值 222 209 33 087 190 612 5 451 0 3.81e+06 Ln(TFP) 113 557 1.07 0.41 1.06 -1.87 9.93 出口 方式 =4（制造商 +中介商） 14 变量名 观测值 均值 标准差 中位数 最小值 最大值 总 产值 26 468 114 574 562 355 24 912 890 1.390e+07 出口金额 26 468 33 993 166 894 8 743 5 4.510e+06 雇员人数 26 468 430 1 188 200 10 78064 附加值 26 468 31 151 150 343 6 892 0 3.809e+06 Ln(TFP) 16 985 1.18 0.44 1.15 -1.30 8.63 注 ：为避免极端值影响， 对总产值 、 出口 金额、附加值替换尾部 0.1%观测值 ； 观测值 数量与表 2存 在 差异的原因在于，剔除了附加值为 负数 的观测值；总 产值 、出口金额、 附加值 的 单位为千元 。 四 、 合约 执行 环境对企业出口方式 的 影响 （一）目的地国合约执行环境对企业出口方式选择的影响 研究 目的地国 合约执行环境对 企业出口方式 的影响，无法直接使用企业层面 的 数据， 原 因 在于， 对于 完全 参与 或部分参与 间接出口的企业， 无法获得其通过贸易中介商间接出口到 的目的地国 信息 。因此， 在 研究关于目的地国特征对企业出口方式选择的影响时， 仍 使用 “ 识 别法 ” 并加 总到国家 -产品 层面，得到 2000-2006 年间 我国向各个目的地国各个行业的总出 口中通过贸易中介商的间接出口份额 ， 作为被解释变量 Intershare， 基准回归 设定如式 （ 4） 。 其中， 下标 c代表 目的地国， h代表 HS2位 产品 4， t代表年份 ， ROL代表 目的地国合约执行 环境 “ 法治质量指数 ” ； lngdp代表 目的地国 GDP的 对数， 衡量市场 规模； tariff是 目的地国 对中国产品的关税， lndist 是 目的地国与中国的地理距离 的对数，这两个变量 衡量 出口的可 变成本； docuD 是 目的地国进口所需 文件数 的 虚拟变量 ， 当 所需文件数大于平均 值 时取 1， 反之 取 0， 衡量 出口的固定成本 。 = 0 + 1 +2 + 3 +4 + 5 + + + （ 4） 4 对 HS4位 产品进行稳健性检验 15 在基准回归的基础上， 进一步加入 行业合约密集度 虚拟 变量 与目的地国合约执行环境 的 交互项 。 首先 ， 按照 式 （ 5） 将 行业分成两组： 高 合约密集度行业、 低 合约密集度行业， 当 某行业合约密集度大于平均合约密集度时， 归入 高合约密集度行业 组 ， 虚拟 变量为 1， 反之 则为 0。 其中 ， 使用 Nunn（ 2007）计算的行业 合约 密集度（宽松型） 5。 = 1, () 0, () （ 5） = 0 + 1 + 2 + 3 +4 + 5 + 6 +7 + + + （ 6） 主要 变量的 描述性统计如 表 5。 合约 执行环境指标数值越大 ， 代表对 合约的保障 实施 程 度越好；行业合约密集度指标数值越大， 代表 行业合约密集度越高， 行业生产需要 较多 的定 制化中间投入品。 表 5 主要 变量描述性统计 变量 观测值 均值 标准差 最小值 最大值 间接出口份额 87 357 0.47 0.33 0 1 合约环境 86 812 0.51 0.20 0.02 0.90 行业 合约密集度 83 579 0.45 0.16 0.11 0.82 Ln(GDP) 84 091 24.03 2.28 17.96 30.26 关税 54 918 12.48 16.47 0 1506 Ln(距离 ) 79 000 8.44 0.56 6.63 9.39 进口文件数虚拟变量 77 091 0.37 0.48 0 1 表 6的（ 1） -（ 3）列 是 式 （ 4）的 回归结果 。 由于目的地国合约执行环境 随 年份变化 较小，因而 列 （ 1） 使用 2006年截面 数据， 列 （ 2） -（ 3） 使用 2000-2006年 数据， 分别 控 制产品、 年份 固定效应， 用以 控制销售不同产品 和 在 不同 年份中 ， 企业对 贸易 中介商需求 的 内含 差异， 由于 合约执行环境随时间变动小， 因而 不控制国家固定效应。 （ 1） -（ 3）列 5 对保守型行业密集度进行 稳健性 检验 16 结果显示， 目的地 国合约执行环境越好，我国对该国的直接出口份额增加，通过贸易 中介 商 间接出口份额下降。在其他条件 不变 时，合约执行环境衡量指标每 提高一单位 ，我国对 该国的 间接出口 份额下降 8.3个 百分点。 此外 ， 控制变量 的 系数显示， 对于越 容易 进入的 市场（规模大、 距离近 、 关税 低、 进口 手续不复杂）， 我国 出口商 越 倾向于直接出口， 通过 贸易中介渠道 的 间接出口 份额 下降， 这与 已有的文献结果 相似 。 表 6的 （ 4） -（ 6）列 加入 了 行业合约密集度 虚拟变量 与目的地国合约执行环境的交互 项， 探讨 目的 地 国 合约环境 对定制化程度不同的 行业 出口方式影响的差异 。 列（ 4） 在 控制 了国家、 产品 固定效应 后 直接加入交互项 ，其他 两 列分别 控制了产品固定效应、 产品 和年 份固定效应 。 结果显示， 交互项 系数负向显著， 即 对于合约密集度更高的行业， 目的地国 合约 执行环境对间接出口份额的负向 影响更 大， 企业 出口方式的选择对目的地国合约环境 变动的 反应 更为敏感， 平均 而言 ， 目的地国 合约执行环境衡量指标每 提高一单位 ， 高 合约 密集度行业 组间接 出口份额下降幅度比低合约密集度行业 组显著 大 6.6个 百分点。 一国 的合约执行环境主要 与当地 的 法治 制度、 监管 体系等有关，具有长期稳定性， 因 而该 变 量经济 表现相对外生。为了使研究更为严谨， 本文 采用司法制度的起源作为一国合 约执行环境的工具变量。 司法 制度起源可分为五类：英国普通法、 法国 公民法、 德国 公民 法、 社会主义 法律体系、斯堪的纳维亚法。英美法系又称普通法系， 法国 公民法、 德国 公 民法及斯堪的纳维亚法属于大陆法系，其中德国 公民法 和 斯堪的纳维亚法 系 在 给予投资者 的法律权益 、 法律 执行质量等 方面 较为类似， 可 归为同一类（拉菲 拉波塔