作者：佟家栋,海闻
出版社：中国财政经济出版社
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国际经济学评论（2012年第6辑）试读：
国际贸易研究
企业集聚的出口溢出效应——基于中国工业企业的实证研究
叶宁华 张伯伟 包 群摘 要：基于2000—2007年我国工业行业的企业数据，考察了出口企业集聚对我国企业的出口溢出效应。研究结果表明，地理集聚和行业集聚对中国企业的出口决策和出口数量均具有显著的促进作用，而且从标准化系数来看，出口企业的集聚对出口决策的影响相对更大。这说明集聚对中国贸易增长的影响更大地体现为“扩展的边际”，而不是“集约的边际”。值得注意的是：由于局部范围内的过度集聚，区域内集聚抑制了企业的出口数量。此外，我们还发现：（1）东部沿海地区不仅凭借其得天独厚的地理位置优势能更容易进入出口市场，而且还从集聚中获得更显著的溢出效应，而中西部地区的行业间溢出却抑制了企业的出口；（2）在我国出口贸易中，外资企业起着重要作用，中国的出口集聚很大程度上是由于外资企业的集聚带来的。
关键词：出口集聚 出口溢出 过度集聚一、引 言
普遍认为中国出口贸易的迅速扩张极大地推动了中国经济的快速增长，那么影响中国出口贸易扩张的因素又有哪些？对各国参与国际分工的比较优势来源与贸易模式的探讨一直是国际经济学的热点经济问题。
自实行对外开放的政策以来，中国的对外贸易呈现出急速增长趋势。在刚刚过去的2011年，中国出口总额再创新高，达18986亿美元，相比前一年又有20.3％的高增长。现有不少研究对此进行了探讨。有学者认为中国出口贸易的增长来自中国出口产品复杂性的提高和出口技术含量的提升（Rodrik，2006；Schott，2006）；朱希伟等（2005）则认为，国内地方保护主义盛行导致的国内市场分割使企业无法依托巨大的国内需求发挥规模经济，被迫转向海外市场，造就了中国出口贸易的强劲增长；卢峰（2006）则指出，过去20年来全球范围内的垂直专业化或产品内分工促成了中国出口的大幅增长。
虽然已有文献对中国出口贸易迅速增长的背后原因进行了不同角度的考察，然而出口企业之间的外溢作用未能得到充分重视，尤其是由于大量出口企业所形成的地理集聚与行业集聚导致的出口外溢。事实上，集聚经济在中国宏观经济增长与区域经济发展中起到了重要作用。例如，Lu and Tao（2009）对中国各产业的集聚程度进行实证研究发现，不仅中国经济发展存在显著的集聚效应，而且行业集聚程度还呈现了随时间变化而增强的趋势。既然广泛认为集聚经济可以通过企业之间的相互模仿与示范、信息共享而形成规模报酬效应，那么一个重要的问题是出口企业是否通过集聚效应而产生了显著的外溢效果，从而对中国出口贸易扩张起到了重要推动作用？
无论是传统的贸易理论还是以Melitz（2003）为代表的新新贸易理论，厂商的出口行为都受制于其进入国际市场的固定成本和出口厂商的可变成本，进入国际市场的固定成本决定了企业是否选择出口；而出口厂商的可变成本则决定了企业的出口数量（Chaney，2008）。
集聚的出口溢出效应通过以下机制影响企业的出口行为：首先，出口企业的集聚能够降低企业出口的固定成本（Krugman，1992）。率先出口的企业对其他企业能产生出口的示范效应，先进入国际市场的企业能帮助其他企业更为容易地获取国际市场信息、了解国外消费者偏好以及国际市场特有风险，从而降低了出口的固定成本，提高了企业的出口可能性，这一出口企业数量增加带来的贸易增长被称为“企业出口的扩展边际”。其次，集聚的提高会在一定程度上促进当地的基础设施建设（Clerides et al，1998），而完善的基础设施能够减少出口厂商的可变成本，提高产出效率，在固定成本给定的情况下，基础设施的改善能够增加企业的出口规模与贸易流量（盛丹，2011），这种某一特定企业的出口数量的增加被称为“出口的集约边际”。这就是“集聚经济”。
然而在一个有限的地域范围内，其空间容量、环境容量和经济容量是有限的，当集聚极化到一定程度后，进一步极化，就会导致消极的拥挤的产生，即催生“集聚不经济”，这种“不经济”来自以下两种渠道：一是来自商品市场的过度竞争，也称为“挤出效应”，即如果其他很多企业已经进行了大量出口，那么该企业的出口空间就会被压缩，其出口数量会更少；二是由于集聚而推高的要素价格，即如果在一个有限容量的区域内出口企业过多，必然导致对要素的需求增加，要素价格上升将提高企业生产经营的可变成本，也将导致企业的出口数量减少（Aitken et al，1997）。
现有的不少文献利用不同国家或不同行业的数据对集聚的溢出效应进行考察，得到了集聚具有正向出口溢出效应的结论。Aitken，Hanson and Harrison（1997）基于墨西哥的2133家制造业企业1986—1990年期间的数据，发现外资企业的出口集聚对当地企业具有显著的出口示范作用。实证考察墨西哥、摩洛哥、哥伦比亚三国的动态微观企业数据（Clerides，Lach and Tybout，1998），也发现了其他企业的出口行为确实能够提高本国出口导向型企业进入国外市场的概率。Greenaway and Kneller（2008）通过来自英国制造业的数据分析也发现来自同行业或者同区域的出口集聚对其他企业的出口行为具有显著的正向促进作用。
当然，也有其他学者得到了不同的结论。Ruane and Sutherland（2005）基于爱尔兰1.4万家企业1991—1998年数据进行检验，结果表明外资出口企业集聚会抑制本土企业的出口。Koening et al（2010）集中考察了法国制造业集聚的出口溢出效应，发现只有行业内集聚对企业出口具有促进作用，而其他维度内的集聚则不具有正向溢出效应。另外，来自美国13550家企业的数据表明，无论是行业内或行业间的出口集聚，都对当地的企业出口活动没有显著的影响（Bernard and Jensen，2004）。
与国外丰富的研究相比，考察集聚对中国企业出口行为的影响的文献迄今为止并不多，而且都只关注外资企业出口的空间集聚对本土企业的出口溢出效应，比如柴敏（2006）、师求恩（2006）、Buck et al（2007）、Swensson（2008）、Ma（2006）等人的研究，而且他们都得出相似的结论，即都认为外资企业出口集聚对本土企业的出口具有促进作用。但这类研究大多采用省市区域数据，难以清晰界定微观企业出口外溢的作用机制。我们认为，由于出口外溢现象更多地发生在企业之间，因而采用微观企业数据能够更为精确地反映由于企业地理或者行业集聚带来的外溢，这也是本文研究的初衷。
本文基于中国30个省市在2000—2007年期间的微观企业数据，通过使用Heckman（1979）中的“选择模型”考察出口集聚与出口溢出效应的关系，得以更细致地考察集聚的出口外溢作用机制。通过标准化系数，能够更为准确地评价集聚对出口贸易的影响，这是已有研究所忽略的。此外，由于我国特有的地区间经济发展不平衡，因而极有必要检验不同经济区域（东部沿海省市、中西部地区）集聚的溢出效应的是否存在显著差异。随着大量外资进入中国，外资企业对中国的出口有着深刻的影响，加上外资企业特有的“竞争效应”，因而有必要考察外资出口企业集聚的溢出效应，鉴于此，我们还构建了外资企业的出口溢出指标来重点考察外资出口企业集聚的溢出效应。
文章的其他内容安排如下：第二部分内容为估计模型与变量选取；第三部分内容为数据描述与统计分析；第四部分内容为模型估计结果与实证分析；最后为本文主要结论的总结。二、估计模型与变量选取（一）估计模型的构建
我们拟从企业出口倾向的角度来分析地理积聚和行业积聚对企业的出口溢出效应。但由于并非所有的企业都有出口行为，所以测度出口倾向的变量可见与否取决于其是否出口，这种存在因变量受限的模型，直接运用OLS法对企业的出口倾向进行估计会产生样本选择性偏误。因此，我们采用Heckman（1979）中的“选择模型”（Heckman Selection Model）对集聚的出口溢出效应进行分析。
该模型的实际估计过程包括两个步骤：首先是利用Probit模型估计企业是否出口的决定方程，即企业选择出口的概率估计，并据此得到逆米尔斯比率的估计值；然后我们将逆米尔斯比率估计值作为控制变量加入出口倾向估计方程中，由此得到企业出口密度的决定方程。因此，模型由以下两个方程构成：
方程（1）为出口选择决定方程；方程（2）为出口倾向决定方程。根据Heckman（1979），我们的两个方程的被解释变量的取值设定须符合如下形式：itit
如果Expdum＝1，Expshare＞0；其余情况下，Exshare＝0。
即当企业i没有出口时，企业的出口倾向为0；而当企业i有出口时，企业的出口倾向为正值。
式中的Exshare≥0为企业i在t时期的出口倾向，即其出口交货值占产品销售额的比重。Expdum＝{0，1}为二元虚拟变量，当企业i在t时itit期出口交货值为正值时取值1，为零值时取值0。ε和v分别是两个方程的随机误差项，它们的相关系数为ρ，当ρ显著不为0时，两个方程是相关的，直接使用OLS估计，忽略其中任何一个方程的估计均会使另一个方程的估计系数有偏，而使用Heckman模型同时对这两个方程进行估计将获得一致的估计。
根据Heckman（1979）提出的Heckman两步法（Two-step itConsistent Estimates），第一步，我们用Probit估计方程P（Expdumitit＝1）＝Φ（aZ＋v），其中Φ（.）为累计标准正态分布。利用该方iitit程的估计结果，我们计算得到逆米尔斯比率，即Î＝φ（Z×â）/Φ（Zi×â）（Inverse Mills Ratio）；第二步我们将Î作为控制变量加入方程（2），用OLS进行回归，即方程（2）的实际估计模型为itit，即E（Exshare|Expdum＝1）＝itIiβX＋β×Î。itit
向量X和Z分别为影响企业是否出口与出口多少的变量，为了避免方程两边变量之间可能存在的双向因果关系而使各变量的系数估计有偏，我们将方程右边各变量进行滞后一期处理。根据itHeckman（1979），方程（1）式中的向量Z中必须包含至少一个变it量不被包含在X中，即该变量只进入出口选择方程中，而不进入决定出口倾向的方程即方程（2）中。基于大量已有文献的研究，企业在进入国际市场时要支付较高的沉没成本，企业以前的出口行为会影响企业现在的出口决策（Roberts and Tybout，1997；Bernard and it-1Jensen，2004），所以我们使用Expdum，即企业上一年是否出口的虚拟变量作为我们选择方程的识别变量，若企业上一年有出口行it-1为，则Expdum取值为1，否则取值为0。因此我们将企业出口选择方程进一步设定为：（二）变量的选取
前述我们已经介绍了模型中两个方程的被解释变量，下面我们介绍本文的解释变量。首先是衡量企业集聚程度的核心解释变量，我们重点考虑的是企业出口的地理集聚（Geographic Agglomeration）与行业集聚（Industrial Agglomeration）。出口地理集聚是指来自于同一地区的出口企业集聚现象，该集聚的溢出效应既可能发生于同一行业内不同企业间，也可能存在于不同行业间的不同企业间。同理，出口行业集聚是指来自同一行业的出口企业集聚现象，该集聚的溢出效应也是既可能在同一行业同一区域内的企业之间发生，也可能作用于同一行业不同区域间的不同企业间。
我们遵循显性比较优势指标（Revealed Comparative Advantage，RCA）的思想，构建如下四类出口外溢显性指标来度量出口集聚度。
1．区域内出口溢出指标（With-region）。ijijjj
wr＝（ex/firm）/（nex/firm）ijij
式中，ex，fim分别为地区行业的出口企业个数和全部企业个数，ijijj因而ex/firm衡量的是i地区j行业的所有企业的平均出口倾向；nex，jjfirm分别为全国范围内行业的出口企业个数和全部企业个数，nex/jfirm度量了j行业的全国平均出口倾向；因此wr度量了i地区在j行业的区域相对出口优势，wr＞1说明与j行业的全国平均出口倾向相比，i地区在该行业出口倾向方面具有比较优势，反之则为比较劣势。
2．行业内出口溢出指标（With-industry）。ijijii
wi＝（ex/firm）/（nex/firm）ii
式中，nex，firm分别为i地区的出口企业个数和全部企业个数，iinex/firm度量了i地区的平均出口倾向；因此wi度量了该地区j行业的行业相对出口优势。
3．区域间出口溢出指标（Between-region）。jj
br＝（ex/firm）/（nex/firm）
式中，nex，firm分别表示全国的企业的出口交货值、工业销售产值；br反映了与全国的平均出口倾向相比，j行业的相对出口比较优势。
与wr相比，该指标考虑了j行业不同区域的企业间出口外溢，因此我们称之为“区域间出口溢出”。
4．行业间出口溢出指标（Between-industry）。ii
bi＝（ex/firm）/（nex/firm）
同理，与wi相比，该指标反映了同一地区内部不同行业的企业之间的出口溢出效果，因此我们称之为“行业间出口溢出”。
基于上述指标构建方法，我们计算了每一家企业对应的四类溢出指标。
我们在模型中除了加入上述四个溢出指标外，为了控制其他影响企业出口的因素，借鉴已有的理论研究，我们还加入了一些与企业特征相关的变量：（1）全要素生产率（TFP）。根据Levinsohn and Petrin（2003），我们以“中间投入”作为企业要素投入的工具变量，采用半参数方法进行计算，最后得到了我们需要的企业生产率的对数值ln tfp。（2）企业资本密集度（log（k/l））。我们以企业的固定资产净值年平均余额除以从业人员年平均数，并取其对数来衡量。（3）企业规模（Size）。我们以企业从业人员年平均人数的对数值来度量。（4）企业存活时间（Firmyear）。我们以企业实际经营年限来衡量，即企业实际成立年份与样本区间结束年份（2007年）的差值。（5）企业融资能力（Finance）。为了反映企业融资能力与财务状况对企业出口决策的影响，我们采用企业利息支出与产品销售收入额的比值这一指标。（6）为了控制企业引进外资对其出口决策产生的影响，我们还增加了一个虚拟变量（foreign），foreign＝{0，1}，当企业的资本金中外商资本的份额大于等于25％时，foreign取值为1，反之则取值为0。
最后，我们在估计模型中加入了时间虚拟变量、区位虚拟变量和行业虚拟变量。加入时间虚拟变量是为了控制外部宏观经济环境变化及国家宏观政策变化对企业出口决策的影响。加入区位虚拟变量是因为我国幅员辽阔，各地区的要素禀赋不均等、经济发展不平衡，东部地区的经济条件、市场条件、地缘条件乃至政策条件等都明显优于中西部地区，因此东部地区企业的出口倾向很有可能会高于中西部地区，应加以控制。为此，我们加入区位虚拟变量coast＝{0，1}。当企业位于东部地区，具体包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、广西和海南共12个省市时，coast取值为1，反之则取值为0。加入行业虚拟变量是因为我国的出口商品种类分布表现出显著的行业差异性。《工业企业统计年报》的行业范畴包括了采矿业、制造业、电力、燃气和水的生产和供应业，其行业划分采用《国民经济行业分类（GB/T）》且细分至四分位。前文的出口溢出指标的构建均是基于GB/T-3分位，后文实证分析中我们加入的行业虚拟变量是基于GB/T-2分位下的共40个工业行业分类。三、数据描述与统计分析
本文样本数据来自国家统计局的《工业企业统计年报》（2000—2007年）。因为企业的出口状况变量是本文实证分析中的一个关键变量，所以我们将未能统计“出口交货值”或其值为负的企业从样本中去掉。此外，每一年都会有企业的退出与进入，我们选择那些在2000—2007年间持续经营的企业（58018家）作为分析样本。
表1列出了2000—2007年全样本的出口交货值比重itjj（Exshare）、各行业的出口倾向（nex/firm）、各省市的出口倾向ii（nex/firm）、区域间出口溢出指标（br）、行业间出口溢出指标（bi）、区域内出口溢出指标（wr）和行业内出口溢出指标（wi）的基本统计信息。表1显示，样本期间，全国出口企业的平均出口倾向为0.21，即企业的全部产品销售额中的21％是销往海外的。表1 全部样本核心变量统计信息
说明：表1中的数据经作者统计整理得到。
为了更细致清楚地观察企业的出口行为因其所处不同区域和不同所有制可能存在的差异，我们在表2列出了不同分类方法下的样本企业出口比例。首先，我们关注出口企业的地区分布特点，发现东部沿海地区相对全国来说具有出口显性比较优势，该区域内具有出口行为的企业所占比重高达42％。相反，中西部地区的出口具有显著的出口相对比较劣势，中西部的样本企业中有出口行为的企业只占10％。总体而言，出口企业的集聚更多地出现在东部。类似地，我们还关注不同所有权企业的出口情况，我们发现内资企业的出口倾向显著低于外资企业，这可能部分地来自于外资企业的自选择效应，由于国家出台的引资政策，外资企业多进入“出口导向型”行业或地区，所以外资企业样本下的平均出口集聚程度显著高于内资企业。表2 不同分类方法下的样本企业出口比例
说明：经作者统计整理得到。四、模型估计结果与实证分析（一）初步回归
采用Heckman两步法对方程（1）、方程（2）进行估计，主要估计结果见表3。根据纳入回归的变量的不同，表3报告了两个估计模型的估计结果。
在第一个模型中，我们没有加入与企业特征相关的6个控制变量，即ln tfp，log（k/l），size，firmyear，finance和foreign。
第二个模型则在第一个模型的基础上加入了与企业特征相关的6个控制变量。由表3的估计结果可知，两个估计模型均在1％的水平上拒绝了“方程（1）和方程（2）相互独立”的原假设，即方程（1）和方程（2）是相关的，须同时进行估计，采用Heckman两步法是必要的。表3 全部企业样本基本估计结果
说明：括号中数值为t统计值。*，**，***分别代表10％，5％，1％的显著性水平。
表3估计结果表明，和我们的预期相符，无论是区域间、行业间或者是行业内的出口集聚都能够显著地提高企业进入出口市场的概率以及企业的出口倾向。然而区域内集聚对中国企业的出口数量却具有显著为负的影响。来自同一省份同一行业的企业出口外溢（wr）降低了企业的出口数量，而来自不同省份同一行业的企业出口外溢（br）却对企业的出口扩张具有显著的正向作用，集聚的出口外溢效应表现出一定程度上的“去本地化”。出现这种现象的原因可能在于局部地区的出口过度集聚。一方面，大量的出口导向型企业对当地企业具有正向的示范作用和信息溢出；但另一方面，出口集聚还会带来拥挤，一是当地已经存在的大量出口企业压缩了其他企业的出口空间，二是过度集聚会抬高当地的要素价格，即如果在一个有限容量的区域内出口企业过多，导致对要素的需求增加，要素价格上升，提高了企业的可变生产成本，导致企业无力增加出口份额。所以，出口集聚在一定程度上可能带来负的外溢效应，尤其是当同一行业的出口企业大量集11中在特定区域内造成过度集聚时。和wr负的系数相比，br的系数却显著为正，说明过度集聚更容易在一个较小的区域内发生。
另外，我们也关心集聚对企业出口的哪一种边际的影响更大，即集聚对我国出口贸易扩张的影响主要是通过集约边际还是扩展边际。为了回答这个问题，我们将集聚的估计系数进行了标准化处理。我们计算了四类溢出指标的标准化系数，得到了表4所示的结果。由表4的结果可知，区域间、行业间和区域内的出口企业集聚对中国企业出12口扩展边际的影响均大于集约边际，即B＞B。这说明从总体来看，集聚程度的提高能够促进贸易的增长，并且这种增长主要是来自出口企业的增加，即集聚对中国贸易扩张的拉动作用主要是通过扩展的边际来达到的。这可能是因为集聚带来的示范作用和信息溢出更多的是影响企业出口的固定成本，降低出口的门槛，从而更多地增加了出口企业的数量；而且正如前文提到过的潜在存在的过度集聚所带来的生产要素价格的上升而带来的企业经营可变成本的推升会不利于企业增加其出口数量。表4 集聚的估计系数标准化比较（二）按区域划分的子样本回归结果
在前面数据描述阶段，我们就发现东部沿海地区企业的出口倾向（42.29％）显著高于中西部地区（10.16％）。为了进一步考察企业所处区位的差异对集聚的溢出效应的影响，在初步回归的基础上，我们按照东部沿海省份企业和中西部企业将样本分为两类，重新对模型进行了回归，回归结果如表5所示。表5 东部沿海省份与中西部子样本回归结果
说明：括号中数值为t统计值。*，**，***分别代表10％，5％，1％的显著性水平。
分类估计结果显示，集聚对处于不同区域企业的出口决策与出口数量的影响具有显著差异。具体而言，对于东部沿海企业，除区域内的溢出效应外，其他三类溢出对企业的出口选择和出口数量均起到显著的正向促进作用，这说明集聚对东部地区出口扩张发挥了重要的作用。然而对于中西部地区企业而言，同一地区内部不同行业的企业之间的出口溢出（bi）对企业的出口选择和出口数量均发生了抑制作用，并且这种抑制作用在统计上非常显著。可能的原因在于：一方面，中西部地区的经济条件、市场条件、地缘条件乃至政策条件等都明显落后，企业难以依靠自身的力量去克服出口的固定成本，进入出口市场，该地区企业的出口行为严重依赖当地政府的出口补贴，而政府由于财政有限，只能补贴部分行业，故同一地区内部其他行业的大量出口必然挤占企业的补贴空间，从而也挤占了企业的出口机会，减少了企业的出口；另一方面，中西部地区的出口仍然局限于极少数的行业，还未能形成出口产业链，同一区域内行业间通过可能存在的上下游产业链关系及其出口示范和信息共享而带来的溢出效应并不能帮助其他企业克服进入国际市场的固定成本。
我们还注意到，区域内的溢出效应的系数在两个子样本中都是显著为负的，说明我们在全样本回归中分析的一个较小的区域内容易发生过度集聚的现象是稳定存在的。（三）外资出口企业集聚的出口溢出效应分析
根据本文第三部分的数据统计结果，我们发现外资企业的出口倾向远高于内资企业，而且与全部企业的出口溢出效应相比，外资企业的出口溢出渠道还包括“竞争效应”，所以有必要单独考察外资企业的出口溢出效应。
运用相同的显性比较优势指标构建方法，我们构建了外资企业的四类出口溢出指标（fbr，fbi，fwr，fwi）。将外资企业的溢出指标代替全部企业的溢出指标加入模型中进行回归，并与全样本企业溢出效应进行对比；此外，我们还特别对内资企业样本的溢出效应进行了考察，回归结果如表6所示。表6 外资企业的出口溢出效应******
说明：括号中数值为t统计值。，，分别代表10％，5％，1％的显著性水平。
表6估计结果显示，外资企业的出口行为的确对其他企业的出口起到了显著的示范作用。这一结果说明：在我国出口贸易中，外资企业起着重要作用，一方面，大量出口导向型外资企业的进入通过出口示范作用和信息共享，降低了内资企业的出口固定成本，提高了其进入国际市场的概率；跨国企业在国外市场信息和分销渠道上具有天然优势，国内企业可以通过其已经建立的国际销售网络来降低进入国际市场的沉没成本（Aitken and Harrison，1999）；另一方面，外资企业进入加剧了市场竞争，促使内资企业不得不通过各种途径来提高劳动生产率，降低生产成本，从而才有能力提高其出口倾向。至于有学者（Aitken and Harrison，1999；Kneller and Pisu，2007）提出的外资企业进入后运用其技术优势挤占当地企业的市场份额，迫使内资企业减少生产，使内资企业维持低成本生产所需的生产规模无以为继，导致内资企业实际生产点沿其平均成本曲线向上移动，从而降低内资企业的劳动生产率及其出口倾向的现象，并未在我们的研究中发现。这可能是由于在样本期间内进入我国的外资企业大多是为了获取我国低廉的劳动力和其他资源，并不主要是为我国市场而来，所以其负向的抑制作用并不显著。
由于外资企业在我国出口贸易中的重要作用，我们预计全部出口企业的显性比较优势与单独以外资企业度量的显性比较优势之间存在较高的相关性，即我国企业出口的地理聚集、行业分布与外资企业存在高度相似。统计数据支持了我们的预想。计算表明，行业间、区域间的两类出口外溢显性比较优势指标的相关性分别高达0.930、0.853，因此地区（行业）的出口显性比较优势很大程度上取决于该地区（行业）的外资出口行为。中国的出口集聚很大程度上是由于外资企业的集聚带来的。五、结 论
本文利用2000—2007年我国工业企业统计数据，从集聚的溢出效应对企业出口的扩张边际和集约边际的影响进行了实证分析。由于企业出口行为的样本选择性，我们采用了Heckman选择模型进行计量分析。文章的主要结论归纳如下：
首先，出口集聚的提高能够改善企业的出口决策，使更多的企业选择出口。同时，对于出口企业而言，集聚能够增加它们的出口数量。通过标准化系数，我们发现集聚对企业的出口决策的影响显著高于出口数量，即相对于增加企业的出口数量而言，集聚更显著地提高了一个原非出口企业进入出口市场的概率，也就是说，集聚对中国贸易增长的贡献更多地体现在“扩展的边际”。但值得注意的是：区域内集聚对中国企业的出口数量却具有显著为负的影响，这可能是由于在一个较小区域内发生了出口企业的过度集聚。
其次，对样本进行区域划分后，我们发现，对于东部沿海省份的企业而言，它们不仅凭借得天独厚的地理优势，具有更高的出口可能性，拥有更高的出口倾向，而且还从集聚中获得更多的出口溢出效应。而处于中西部地区的企业出口先天不足，从集聚中获得的溢出效应也显著低于东部沿海地区，行业间集聚甚至抑制了中西部地区的出口行为，这可能是和我国中西部地区资源贫乏、技术落后、企业自身生产率低、主要依靠出口补贴导致的。集聚的溢出效应具有某种意义上的“出口马太效应”。
最后，我们还考察了外资出口企业集聚的溢出效应。我们发现，外资企业的出口行为的确对其他企业的出口起到了显著的示范作用。外资企业的集聚并没有明显地挤占到我国内资企业的出口空间。在我国出口贸易中，外资企业起着重要作用，地区（行业）的出口显性比较优势很大程度上取决于该地区（行业）的外资出口行为。中国的出口集聚很大程度上是由于外资企业的集聚带来的。参考文献
[1]Aitken，Brian J．& Ann E．Harrison，“Do Domestic Firms Benefit from Direct Foreign Investment? Evidence from Venezuela”，American Economic Review，89（3），1999，p605– 18．
[2]Bernard，Andrew B．& J．Bradford Jensen，“Why Some Firms Export”，Review of Economics and Statistics，86，2004，p561-569．
[3]Chaney，Thomas，“Distorted Gravity：The Intensive and Extensive Margins of International Trade”，American Economic Review，98（4），2008，p1707–21．
[4]Clerides，Sofronis，Saul Lach & James R．Tybout，“Is Learning by Exporting Important？Micro-dynamic Evidence from Columbia，Mexico and Morocco”，Quarterly Journal of Economics，113，1998，p903-948．
[5]Greenaway，David & Richard A．Kneller，“Exporting，Productivity and Agglomeretion”，European Economic Review，52（5），2008，p919-939．
[6]DeborahL.Swenson, “Multinationals and the Creation of Chinese Trade Linkages”，Canadian Journal of Economics，41（2），2008，p596-618．
[7]Frances，Ruane & Julie M．Sutherland，“Foreign Direct Investment and Export Spillovers：How Do Export Platforms Fare？”，IIIS Discussion Paper，No.58，2008．
[8]James J．Heckman，“Sample Selection Bias as a Specification Error”，Econometrica，47（1），1979，p153-61．
[9]Kneller，Richard & Mauro Pisu，“Industrial Linkages and Export Spillovers from FDI”，World Economy，30，2007，p105-134．
[10]Koenig，Pamina，Florian Mayneris & Sandra Poncet，“Local Export Spillovers in France”，European Economic Review，54，2010，p622-641．
[11]Krugman，Paul & Raul Livas Elizondo，“Trade Policy and the Third World Metropolis”，Journal of Development Economics，Elsevier，vol.49（1），1996，p137-150．
[12]Levinsohn，James & Amil Petrin，“Estimating Production Functions Using Inputs to Control for Unobservables”，Review of Economic Studies，70，2003，p317-342．
[13]Yi Lu & Zhigang Tao，“Contract Enforcement and Family Control of Business：Evidence from China”，Journal of Comparative Economics，37（4），2009，p597-609．
[14]Ma，A．C，“Export Spillovers to Chinese Firms：Evidence from Provincial Data”，Journal of Chinese Economic and Business Studies，4，2006，p127-149．
[15]Marc J．Melitz，“The Impact of Trade on Intra-industry Reallocations and Aggregate Industry Productivity”，Econometrica，71，2003，p1695-1725．
[16]Mark J．Roberts & James R．Tybout，“The Decision to Export in Colombia：An Empirical Model of Entry with Sunk Costs”，American Economic Review，87，1997，p545-564．
[17]Rodrik，Dani，“What's So Special about China's Exports”，NBER Working Paper，No.11947，2006．
[18]Schott，Reter K．，“The Relative Sophistication of Chinese Exports”，NBER Working Paper，No.12173，2006．
[19]金煜、陈钊、陆铭：“中国的地区工业集聚：经济地理、新经济地理与经济政策”，《经济研究》，2006 年第4 期。
[20]柴敏：“外商直接投资对中国内资企业出口绩效的影响——基于省际面板数据的实证分析”，《管理世界》，2006 年第7 期。
[21]卢锋：“中国国际收支双顺差现象研究：对中国外汇储备突破万亿美元的理论思考”，《世界经济》，2006 年第11期。
[22]盛丹、包群、王永进：“基础设施对中国企业出口行为的影响：‘集约边际’还是‘扩展边际’”，《世界经济》，2011 年第 1 期。
[23]朱希伟、金祥荣、罗德明：“国内市场分割与中国的出口贸易扩张”，《经济研究》，2005 年第12期。Export Spillovers from Agglomeration：an Empirical Analysis Based on Industrial Panel DataYe Ning-hua，Zhang Bo-wei，Bao Qun
Abstract：Based on enterprises' data of China's industry during 2000—2007，this paper investigates the export spillover effect of agglomeration on China's enterprises.The estimation results show that geographic concentration and industrial agglomeration of export enterprises in China have a positive effect on both the decision to starting exporting and exporting firms' export quantity.What's more，from the standardized coefficients，we found that the effect on export decision is relatively bigger，which means that the growth of China's export get much more influences in“extensive margin”than in“intensive margin”from exporters' agglomeration.It is worth noting that，the excessive spatial agglomeration in a certain small region will reduce the export quantity of the exporting firms.In addition，we also found that: these firms in eastern coastal area get a much more significant spillover effect from agglomeration than these in Midwest area；foreign investment enterprise play an important role in China's export，China's export agglomeration is largely due to the foreign capital enterprises concentration．
Keywords：Agglomeration，Export spillovers，Excessive agglomeration
《1934年互惠贸易协定法》及其影响
何永江摘 要：《1934年互惠贸易协定法》是美国贸易政策领域的一次重大制度创新。通过授权总统在互惠性原则的基础上与外国进行关税削减谈判，该法案改变了美国国会与总统的贸易政策制定的程序，奠定了美国20世纪贸易自由化的制度基础。尽管该法案可以在1890—1930年期间的关税法中找到临时性的关税谈判授权、互惠性原则和无条件最惠国待遇的相关条款，但促成该法案得以通过的是民主党在1932年选举后控制总统和国会，以及罗斯福政府的贸易政策战略，而总统权力的扩张、美国实力上升带来的国际安全因素的考虑以及农业的保障机制和工业品各行业的保护主义则确保了关税谈判授权的长期性。在通过双边和多边谈判削减关税的情况下，该法案也造成了长期把农产品贸易与工业品贸易相分离、美国贸易政策的政治化。
关键词：互惠贸易协定法 关税谈判授权 行政协定一、引 言《1934年互惠贸易协定法》是美国贸易政策的一个重大分水岭，也是国会的一次重大制度创新。通过授权总统在互惠性原则的基础上与外国进行关税削减谈判，该法案改变了美国国会与总统的贸易政策制定的程序，推动了美国从传统的贸易保护主义向整体的自由贸易与局部的贸易保护主义相结合的政策转变。传统上，美国国会负责关税的制定，总统在国外签署的贸易协定按照条约形式在参议院被修改和审批。《1934年互惠贸易协定法》规定，总统有权与外国进行削减现有关税50％的谈判，总统签署的贸易协定以总统申明的形式自动实施，不需要国会批准。该法案在1934—1958年之间延长了11次，直接推动了1947年关贸总协定的创建和随后的多边回合谈判。该法案所包含的关税谈判授权在《1962年贸易扩大法》和《1974年贸易改革法》中得到进一步延长，并演变为包括非关税壁垒的贸易谈判授权。本文在探讨条约与行政协定争论的基础上，分析了关税谈判授权的起源，进而深入分析了罗斯福政府在大萧条时代是如何扭转美国长期贸易保护主义倾向并走上互惠贸易协定道路的。本文认为，民主党在20世纪30年代控制总统和国会以及罗斯福政府的贸易政策战略解释了《互惠贸易协定法》在国会表决中的初期成功，而总统权力的扩张、美国实力上升带来的国际安全因素的考虑以及农业的保障机制和工业品各行业的保护主义则确保了关税谈判授权的长期性。二、条约与行政协定之争
在美国，总统是采取条约方式还是行政协定的方式与外国政府缔约是一个长期存在争论的问题，因为国际协定的签订方式与国会立法程序和权力分配密切相关。“在两百年中，参议员们一次又一次地对总统将缔结国际协议的权力视为无需参议院批准便可缔结的行政协议之权力这一点提出了异议。”美国总统签署的国际协定根据立法程序的不同可以分为三类：一是需要参议院建议和同意以及2/3参议员赞同的条约（treaty），包括和平与战争、商业、领土、联盟、赔款、债务偿还等方面的条约。批准条约、修改宪法、推翻总统的否决都需要参议院全体议员的2/3多数同意。利用条约审批权，参议院在1789—1963年期间对总统提交的1094个条约中的69％进行过修正，拒绝批准包括《凡尔赛条约》在内的12项条约。在关于《巴拿马运河条约》的讨论中，参议院共提出了145项修正案，还有76项保留意见、18项谅解和3项声明。二是需要按照参众两院正常立法程序批准的国会—行政协定（congressional-executive agreement）。按照国会的审批程序不同，国会—行政协定可以分为三类：（1）国会对特定事项进行事前授权（ex ante authorization）签署但不需要国会事后批准的国会—行政协定，如邮政协定等。（2）总统根据国会的对外关系方面的立法授权签署，但需要国会事后批准的国会—行政协定。这类协定具有国内立法的性质，只是授权总统决定与外国签署满足特定条件、等待国会批准的协定。（3）总统没有国会的授权先签署协定，然后寻求国会按照国内立法的程序进行批准。这类协定就是利用立法程序代替制定条约的程序，削弱了参议院在制定条约方面的权力，增强了总统的权威和众议院的立法权力。正如美国联邦参议员富布赖特在20世纪70年代初曾说：“参议院的缔约权通过三种方式已有所贬低：以行政协定达成承担义务的重要契约，或者通过采取简单声明这种比较非正式程序；对现有条约作夸大其词和不正当的解释；还有，有时把参议院已经核准的条约接着用行政协定作修订补充。”第三类国会—行政协定出现在1945年之后，如北美自由贸易协定，世界贸易组织，加入世界银行、国际货币基金组织都采用了立法程序。三是属于总统权限范围内不需要国会批准的单独行政协定（sole executive agreement），如建交公报、停战协定等。雅尔塔协定、波茨坦协定都是著名的单独行政协定。“这些协议经常是秘密的、不为人知的，并且不涉及总统对人民的责任、回应和说明义务，甚至连四年期的公民大选也不涉及它们。”在“美国诉贝尔蒙特案件”中，美国最高法院于1937年裁决，同外国政府缔结的单独行政协定是总统权限范围内的事情，无须参议院批准就具有条约一样的法律效力。这个有关总统同外国缔结行政协定权力的法律解释在1942年的最高法院的“美国诉平克案件”中再次得到确认。
传统上，条约与行政协定的区分是，“条约是订立重要的和具体协议的正式工具，而行政协定是处理例行公事和基本上属于非政治性国外事务的工具”。但是，随着美国国力的日趋上升，美国总统在国际安全和外交事务领域发挥的作用越来越大，以非条约形式订立的国际协定的数量和比重不断增加。表1列举了1789—2008年间美国总统签订的条约和行政协定的数量。从表1可以看出，在1789—1932年期间，美国签订的条约与行政协定的数量大致是相等的。自从1933年富兰克林·D．罗斯福入主白宫以来，每位总统签订的条约数量还不到行政协定数量的10％。国会研究局（1993）指出，在第二次世界大战前，美国签署了同样多的条约和非条约性协定，但自从1945年以来，国际协定中的90％都是采取行政协定和非条约审批机制的方式完成的。在1939—1989年期间，美国签署了702个条约，但非条约协定高达11698个。在1946—1972年期间签订的国际协定中，88.3％采取了立法（statute-making）方式，6.2％采取了条约（treaty-making）形式，5.5％是单独行政协定。在1946—1974年间，美国政府同其他国家签署了7000多项协议，其中6％是需要参议院批准的正式条约，87％是依照国会的立法而签署的行政协定，7％是不需要国会批准的行政协定。这充分说明了条约需要参议院2/3绝大多数批准给总统带来了较高的交易成本，促使总统选择不需要国会批准的单独行政协定或者只需要国会按照正常立法程序批准的国会—行政协定（参见表2）。Marglois（1986）认为总统在分治政府（divided government）时更多地使用行政协定，以避免敌意参议院干预对外政策。据此，《美国对外关系法重述》说：“目前的观点是，国会—行政协定可以在任何场合都被当作条约方法的替代选择。”按照这种观点，由于无法区分条约与国会—行政协定的分界线，“选择哪一种程序是由总统最先决定的政治判断”。这种观点就把国会—行政协定当作总统与参议院之间的公平博弈。Henkin（1990）甚至认为，国会—行政协定取代条约审批方式有助于民主的发展，因为在条约审批过程中少数参议员就可能会阻止条约的批准，而国会—行政协定的审批却需要参众两院的多数同意。表1 1789-2008年美国签订的条约与行政协定个数
资料来源：Harold W．Stanley & Richard G．Niemi.（2003），Vital statistics on American politics，Washington，DC：CQ Press．Table 9-1，p.337.2001-2008年的数据来自国会图书馆的网页：thomas.loc.gov．
美国联邦宪法第二条的“条约条款”和其他地方三次提到“条约”一词，目的是授权联邦政府签署国际协定。但是否所有的国际协定都需要采取条约的方式来签订呢？有的学者认为，联邦宪法第一条第十款禁止各州同外国签署“协定或者合约”（agreement or compact）的规定就包含着国际协定可以采取非条约的方式签订。同时，非条约的国际协定也可能在联邦宪法第二条规定的“必要的或者适当的”条款中找到宪法依据。但这两种非条约的国际协定的宪法解释都可能否定宪法的分权原则，并且把总统签订条约的权力转为国会的立法权力。1919年参议院拒绝批准《凡尔赛条约》促进了总统更多地使用行政协定的方式来执行外交政策。1930年代罗斯福新政及第二次世界大战时大量使用国会—行政协定的方式被普遍接受。例如，1944年5月的民意调查显示，60％的公众都赞成使用正常的立法程序来批准国际协定，只有19％的公众继续支持传统的条约方法。随着1944年国会批准《布雷顿森林协定》，国会—行政协定的方式在某种程度上就得到了国会的默认，并在1947年批准《关贸总协定》中得以确立。但是，修改宪法授予参议院的条约审批权仍需要参众两院2/3多数的批准和各州3/4多数的同意。1945年，众议院提出了一个剥夺参议院独占条约审批权的议案，该议案在众议院以288票赞成对88票反对通过，但未在参议院进行表决。随着冷战的发展和总统对外政策权力的扩张，行政协定逐渐成为主导的缔约形式。例如，罗斯福总统签署了131个条约和369个行政协定，杜鲁门总统却签署了132个条约和1324个行政协定。1953年共和党参议员约翰·布里克提出宪法修正案（Bricker Amendment），要求授权国会批准总统达成的包括条约在内的一切国际协议。为了防止总统把美国有关人权和民权的主权让渡给联合国，也为了防止罗斯福和杜鲁门政府时期签订《雅尔塔协定》和《波茨坦协定》的错误，更是为了防止总统用行政协定取代条约，《布里克修正案》在1953年1月7日由64位参议员签名提交给参议院司法委员会，以便界定条约权力的范围和限制行政协定的使用。48位共和党参议员中的45位和47位民主党参议员中的19位都是该议案的赞助人。在参议院连续辩论19天并留下360页的国会记录后，该提案以一票之差未获得必要的2/3的绝大多数（60票对31票）通过。因此，总统签署的单独行政协定仍不需要参议院批准就直接生效。
Yoo（2001）认为，行政协定在政治上提供了一个区别制定条约和制定法律的方式。尽管所有的早期条约都是按照联邦宪法的规定在总统签署和参议院2/3多数同意后成为美国的最高法律，但是，当华盛顿总统在1796年要求众议院批准8万美元的拨款以便执行英美签署的《杰伊条约》时，众议院要求华盛顿总统提供所有关于这个商业条约的文件和信函，以便决定拨款的合理性。众议院参与商业条约审批的要求遭到华盛顿总统的拒绝，但众议院通过了抗议决议和拨款法案。当杰斐逊总统在1803年要求众议院通过购买路易斯安那的拨款议案时，联邦最高法院裁决任何与宪法相冲突的条约（treaty）和法律（statute）都是违宪的。这条原则体现在1853年的Doe/Braden，1856年的Prevost/Greneaux和Brown/Duchesne，1870年的The Cherokee Tobacco，1889年的Geofroy/Riggs，1899年的In re Ross，1901年的Downes/Bidwell，1920年的Missouri/Holland，1924年的Asakara/Seattle等案件中。美国最高法院曾在1890年裁决，订立条约不得扩大到“批准宪法所禁止的东西”。例如，总统和参议院不能通过缔结条约来取消人权法案、剥夺宣战权，因为这些权力是国会两院共同拥有的。同时，国际条约在法庭上也可以被国会的法律所取代，1884年的Head Money Cases，1889年的Chae Chan Ping/United States等案件都是如此。不过，1952年的Estimar Societe Anonyme of Casablanca/United States案件裁定，后来签署的行政协定可以取代先前的国会立法。在1789—2002年间，美国联邦最高法院共裁定164项国会法案或者法案中的部分内容违宪。但是，在1967—1990年间，国会通过立法推翻了最高法院的121个宪法解释的裁决，并在1789—2009年期间颁布了27次宪法修正案。
那么，签署条约、国会—行政协定和单独行政协定有明确的分界线吗？根据联邦宪法，国家安全和军备控制属于总统的总司令和对外关系中唯一国家代表的权力范围，但在拨款和宣战方面涉及部分国会的权力。在对外政治和军事政策领域采取正常立法程序可能会破坏
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