【正文】 ，實證分析異質(zhì)性視角下出口對企業(yè)創(chuàng)新決策的影響，逐步分析實證結(jié)果，最后歸納結(jié)論并提出相關(guān)政策建議。2 文獻(xiàn)綜述 國際貿(mào)易理論的不斷發(fā)展以及國際技術(shù)創(chuàng)新水平日益提高的現(xiàn)實背景下，國際貿(mào)易和創(chuàng)新關(guān)系成為近年來熱門的研究論題。無論是生產(chǎn)水平或者要素稟賦不同引起的專業(yè)化分工，某種程度上是國家之間技術(shù)水平的差異，而技術(shù)水平的差異往往由創(chuàng)新能力差異引起。 Blind and Jungmittag [2]（2004）以德國的服務(wù)業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，以企業(yè)的專利申請數(shù)量和新產(chǎn)品數(shù)量兩個指標(biāo)來衡量創(chuàng)新，通過實證分析，得出結(jié)果，無論是企業(yè)的過程創(chuàng)新還是企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新，出口對這兩個指標(biāo)表示的創(chuàng)新都有著積極的正向的影響。Castellani and Zanfei [5]（2007）以意大利企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，把研究對象分為出口企業(yè)和非出口企業(yè)，并且對出口企業(yè)的國際化參與程度進(jìn)行量化，將Ramp。Hanley[8]（2008）以英國和愛爾蘭企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，發(fā)現(xiàn)愛爾蘭企業(yè)中出口參與會促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新，但是在英國企業(yè)中表現(xiàn)不明顯。 Bratti and Felice[12]（2012）以意大利聯(lián)合信貸銀行的數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，利用兩個連續(xù)時期的面板數(shù)據(jù)，其中創(chuàng)新指標(biāo)有兩個，一個是產(chǎn)品創(chuàng)新，一個是過程創(chuàng)新，自變量以企業(yè)是否出口的虛擬變量來表示，并且對出口變量進(jìn)行滯后處理，此外還加入了企業(yè)異質(zhì)性要素如企業(yè)規(guī)模，企業(yè)年齡，外商直接投資，投資回報等作為控制變量，實證處理過程中利用線性概率模型和二值選擇模型分別驗證出口對企業(yè)創(chuàng)新的影響。鄒武鷹[14]（2008）以中國省際面板數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行實證研究，發(fā)現(xiàn)出口對技術(shù)創(chuàng)新的影響是正向的，并且這種影響不同省份差異較大。 康志勇[18]（2011）以規(guī)模以19992003的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，研究出口貿(mào)易和創(chuàng)新之間的關(guān)系，其以研發(fā)投入和銷售額的比重表示創(chuàng)新投入，以新產(chǎn)品產(chǎn)值和工業(yè)總產(chǎn)值的比值表示創(chuàng)新產(chǎn)出，以出口交貨值與工業(yè)銷售值的比值作為出口程度的代理變量，并加入資本密集度，市場競爭等作為控制變量，實證結(jié)果分析得出，我國企業(yè)的出口行為對企業(yè)的創(chuàng)新的影響較為復(fù)雜，出口對企業(yè)創(chuàng)新的影響作用因企業(yè)規(guī)模大小不同而不同，企業(yè)的規(guī)模越大，出口對企業(yè)創(chuàng)新的正向促進(jìn)影響越大，而企業(yè)的規(guī)模越小，出口對企業(yè)創(chuàng)新反而有抑制作用。逯宇鐸等[20] （2012）以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，探討出口與創(chuàng)新之間的因果關(guān)系，其中出口對創(chuàng)新的影響是正向的，創(chuàng)新對出口的影響也是正向的。但是出口貿(mào)易對創(chuàng)新的影響在不同出口密度企業(yè)中不同，低出口密度企業(yè)中出口對創(chuàng)新的影響是顯著的，若企業(yè)出口密度比較高，該影響不顯著。本文對不同的企業(yè)異質(zhì)性特征對企業(yè)創(chuàng)新影響的相關(guān)研究作了簡單的梳理。Schmookler and Brownlee[24]（1962）以美國的產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行實證研究，用工業(yè)增加值來表示企業(yè)規(guī)模，用專利數(shù)量作為創(chuàng)新的衡量指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模與的創(chuàng)新之間存在著正相關(guān)的線性關(guān)系，該研究可以對熊彼特假說進(jìn)行了證實。D投入衡量創(chuàng)新，結(jié)果發(fā)現(xiàn)規(guī)模小的企業(yè)反而比規(guī)模大的企業(yè)創(chuàng)新份額更大，企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新的關(guān)系是負(fù)向的。D活動衡量企業(yè)創(chuàng)新，進(jìn)行實證檢驗，研究企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡與創(chuàng)新的關(guān)系，結(jié)論表明企業(yè)規(guī)模與Ramp。 周黎安、羅凱[29]（2005）以中國省級層面的的企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，以每個地區(qū)平均每家企業(yè)的職工人數(shù)和平均每家企業(yè)的產(chǎn)值兩個指標(biāo)來表示企業(yè)規(guī)模，以該地區(qū)獲準(zhǔn)專利的人均擁有量作為創(chuàng)新的代理變量，采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行實證檢驗，結(jié)果顯示企業(yè)規(guī)模對地區(qū)創(chuàng)新活動有顯著的促進(jìn)作用，而且這種創(chuàng)新的促進(jìn)作用大部分來源于非國有企業(yè)，而不是國有企業(yè)。民營企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新有正向的促進(jìn)作用，國有企業(yè)規(guī)模對企業(yè)創(chuàng)新的正向效應(yīng)不顯著。實證結(jié)果還發(fā)現(xiàn)企業(yè)的員工素質(zhì)，企業(yè)的規(guī)模對企業(yè)的創(chuàng)新決策也有正向的促進(jìn)作用。 周方召[36]（2014）采用中國上市企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，以企業(yè)創(chuàng)新決策來衡量企業(yè)創(chuàng)新，以債務(wù)融資率來衡量企業(yè)的外部融資情況，用probit模型進(jìn)行實證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)外部融資對于上市企業(yè)的創(chuàng)新有正向的影響，而企業(yè)規(guī)模和企業(yè)創(chuàng)新活動之間的關(guān)系呈現(xiàn)倒U 型，對于規(guī)模較小公司而言，外部融資對其的正向作用相對規(guī)模較大企業(yè)更加明顯。 由以上國內(nèi)外文獻(xiàn)梳理總結(jié)可知，關(guān)于出口對創(chuàng)新影響的研究，國外的研究多以企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，并且研究對象多數(shù)為發(fā)達(dá)國家，對發(fā)展中國家企業(yè)研究較少，國內(nèi)學(xué)者對出口與創(chuàng)新關(guān)系的研究也開始從產(chǎn)業(yè)層面轉(zhuǎn)向企業(yè)層面，但是所用企業(yè)數(shù)據(jù)多數(shù)是調(diào)查所得或者經(jīng)過分類，大樣本數(shù)據(jù)研究較少，不管對于企業(yè)異質(zhì)性特征與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系，還是出口與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系，出口對企業(yè)創(chuàng)新的作用是促進(jìn)還是約束，研究結(jié)果目前還沒有形成一個統(tǒng)一的定論。隨著技術(shù)創(chuàng)新的提出，后續(xù)關(guān)于創(chuàng)新理論的研究不斷發(fā)展。為制度創(chuàng)新學(xué)派主要研究分析技術(shù)創(chuàng)新的外在制度環(huán)境，認(rèn)為良好的制度會促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新。 Becker [43]（2009）認(rèn)為研發(fā)投入和研發(fā)人員數(shù)量可以較好地反映創(chuàng)新情況，在研究中將其作為測度創(chuàng)新的指標(biāo)。王偉光[47]（2010）的研究指出，中國作為發(fā)展中國家，和發(fā)達(dá)國家相比，創(chuàng)新水平相對落后，專利技術(shù)的轉(zhuǎn)化率水平較低，低于15%，專利技術(shù)的推廣率水平較轉(zhuǎn)化率更低，因此綜合上面這些分析，可見用專利數(shù)量衡量創(chuàng)新不是一個很好的指標(biāo)。 根據(jù)上文關(guān)于創(chuàng)新測度的研究綜述可知，創(chuàng)新投入強(qiáng)調(diào)的是企業(yè)創(chuàng)新的過程，反映了企業(yè)對技術(shù)的吸收能力，但是吸收不一定能夠轉(zhuǎn)化為產(chǎn)出，投入到產(chǎn)出是一個漫長的轉(zhuǎn)化過程，投入也不是必然可以產(chǎn)生相應(yīng)的創(chuàng)新成果。 此外，從企業(yè)層面角度出發(fā)的技術(shù)創(chuàng)新活動有別于從產(chǎn)業(yè)層面角度出發(fā)的技術(shù)創(chuàng)新活動，從企業(yè)層面角度出發(fā)的技術(shù)創(chuàng)新活動范圍更加廣泛，這里面不但包含了整個產(chǎn)業(yè)內(nèi)進(jìn)行了創(chuàng)新的專有技術(shù)和和外觀設(shè)計等，還包含了各個企業(yè)個體對企業(yè)自身本來所有的生產(chǎn)技術(shù)以及產(chǎn)品工藝的進(jìn)一步創(chuàng)新和改善。并且都假定所有企業(yè)都是同質(zhì)的，即所有企業(yè)都從事出口。新新貿(mào)易理論中具有代表性的理論即企業(yè)異質(zhì)性理論。而且假設(shè)勞動生產(chǎn)率是有差異的，即是異質(zhì)性的。企業(yè)間生產(chǎn)規(guī)模、生產(chǎn)率等特征的顯著差異被稱為“企業(yè)的異質(zhì)性”。新貿(mào)易理論認(rèn)為，技術(shù)創(chuàng)新水平不再是一種靜態(tài)的外生的要素，而是動態(tài)內(nèi)生的。鑒于這種狀況，即使原先處于創(chuàng)新領(lǐng)先地位的國家或企業(yè)，都會面臨技術(shù)水平被超越的威脅，迫于這種競爭壓力，原先的處于創(chuàng)新水平領(lǐng)先地位的企業(yè)，為了維持原有競爭優(yōu)勢，必須進(jìn)行進(jìn)一步的創(chuàng)新，進(jìn)而使其產(chǎn)品繼續(xù)保持差異化優(yōu)勢，在國際市場中仍能獲得消費(fèi)者的青睞，繼續(xù)保持較高的出口市場份額，形成出口和創(chuàng)新的良性互動。企業(yè)參與出口相當(dāng)于拓展了企業(yè)的市場，不僅占有原來的國內(nèi)市場，還可以進(jìn)入更大的國際市場，面對巨大的國際市場，企業(yè)會加大要素投入進(jìn)而實現(xiàn)出口規(guī)模的擴(kuò)張，生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大可以減少平均生產(chǎn)成本，即形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。因此出口參與帶來的規(guī)模經(jīng)濟(jì)會促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新。本文把出口學(xué)習(xí)效應(yīng)歸納為兩類，第一類是企業(yè)通過出口參與獲悉國外消費(fèi)者的產(chǎn)品需求信息以及國外市場競爭對手的有利信息。通過出口學(xué)習(xí)了解競爭對手的相對優(yōu)勢，會激勵企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新進(jìn)而提高自身競爭力。而企業(yè)通過出口可以獲得較為可觀的貿(mào)易收益，給企業(yè)提供更多的資本，使企業(yè)有能力加大研發(fā)投入，進(jìn)行創(chuàng)新活動。通過微觀企業(yè)層面的對比描述，初步了解這些企業(yè)的異質(zhì)性因素與企業(yè)創(chuàng)新活動的可能存在的關(guān)系，為后面的實證分析提供一定的微觀背景。數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計年鑒出口增長率波動較為明顯，體現(xiàn)了中國出口增長的不穩(wěn)定性。數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計年鑒 此外，中國的出口貿(mào)易總量中，加工貿(mào)易方式下的貿(mào)易額占比較高（），除了2009年有所回落，加工貿(mào)易額一直保持增長的趨勢。 （單位：億元）年份研發(fā)人員（萬人）研發(fā)支出研發(fā)支出占GDP比重新產(chǎn)品產(chǎn)值專利授權(quán)數(shù)量2005%2140032006%2680022007%3517822008%4119822009%5819922010%8148252011%9605132012%12551382013%1313000數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計年鑒 浙江總體出口現(xiàn)狀 作為中國的貿(mào)易大省，浙江省的出口貿(mào)易增長勢頭也較為強(qiáng)勁（），十年間出口規(guī)模擴(kuò)大近5倍，除了受到2008年經(jīng)濟(jì)危機(jī)影響，2009年浙江省的出口貿(mào)易額有一定幅度的下降，浙江省的出口貿(mào)易額一直保持著較為穩(wěn)步的增長。2007年后，加工貿(mào)易占比雖開始下降，但近幾年的加工貿(mào)易比值仍高于10%。 （單位：億美元）年份出口額占GDP比重（%）工業(yè)制成品初級產(chǎn)品一般貿(mào)易加工貿(mào)易加工占比（%）20042005200620072008200920102011201220132014數(shù)據(jù)來源：浙江省統(tǒng)計年鑒 浙江總體創(chuàng)新現(xiàn)狀 ，20052013年間無論是研發(fā)投入還是研發(fā)產(chǎn)出，浙江省創(chuàng)新相關(guān)的各項指標(biāo)都呈現(xiàn)穩(wěn)步增長的態(tài)勢。創(chuàng)新成果方面，2005年浙江省的專利申請授予件數(shù)僅為19056件，而在2013年這一數(shù)值達(dá)202350，擴(kuò)大了將近10倍，這些都反映了浙江省創(chuàng)新水平較快的增長速度。根據(jù)出口交貨值是否大于0劃分為出口企業(yè)和非出口企業(yè)，將新產(chǎn)品產(chǎn)值大于0的企業(yè)劃分為創(chuàng)新企業(yè)。橫向?qū)Ρ瓤梢钥闯龀隹谄髽I(yè)和非出口企業(yè)的創(chuàng)新活動差異較為明顯，出口企業(yè)具有更高的創(chuàng)新比例，這表明企業(yè)的出口行為可能對企業(yè)的創(chuàng)新活動有一定影響。由此推測企業(yè)規(guī)模越大，其創(chuàng)新傾向可能越高。年份小于100萬企業(yè)100300萬企業(yè)大于300萬企業(yè)總數(shù)其中創(chuàng)新數(shù)占比總數(shù)其中創(chuàng)新數(shù)占比總數(shù)其中創(chuàng)新數(shù)占比2005218511616%6621849%51891423%2006249922846%74831475%62682096%2007281863791%84611778%74382688%2009326174695%88652055%87143526%數(shù)據(jù)來源:中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫 ，從橫向比較來看，20052009年，利潤水平越高的企業(yè)，其中創(chuàng)新企業(yè)數(shù)量比例越高，利潤大于300萬的企業(yè)的創(chuàng)新比例差不多是利潤小于100萬企業(yè)的3倍，差異較大，由此直觀對比可以推測出，企業(yè)的利潤越大，其越有可能進(jìn)行創(chuàng)新活動。根據(jù)數(shù)據(jù)庫對企業(yè)注冊登記代碼的類型說明，將企業(yè)分為：國有企業(yè)（110）、集體企業(yè)（120）、私營企業(yè)（173）、外資企業(yè)（310）和港澳臺投資企業(yè)（210）。參照謝千里（2008）[61]，聶輝華（2008）[62]的做法，具體篩選方法如下：（1）刪除了有明顯統(tǒng)計錯誤的樣本，如：工業(yè)總產(chǎn)值、新產(chǎn)品產(chǎn)值、出口交貨值、銷售收入、資產(chǎn)合計、從業(yè)人數(shù)、應(yīng)收賬款凈額、中間投入等核心指標(biāo)小于零，固定資產(chǎn)凈值大于固定資產(chǎn)原值，工業(yè)增加值和中間投入大于總產(chǎn)出、總產(chǎn)值小于固定資產(chǎn)、總資產(chǎn)小于流動資產(chǎn)、累計折舊小于當(dāng)年折舊（2）還刪除了企業(yè)人數(shù)小于以及企業(yè)年齡小于零個1949年之前成立的企業(yè)樣本（3）刪除了營業(yè)狀態(tài)非正常的企業(yè)（4）%和高于99%的異常樣本觀測值。2008的數(shù)據(jù)庫中新產(chǎn)品產(chǎn)值數(shù)據(jù)缺失，因此由于數(shù)據(jù)的不連續(xù)性，做面板數(shù)據(jù)處理的話，時間跨度太短，對時間維度上的實證研究效果不是很好，因此本文最終選擇2009年的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析。創(chuàng)新是保證經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵，國家及各級政府采取相關(guān)優(yōu)惠政策，激勵各行各業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新活動，而最終進(jìn)行創(chuàng)新活動的是微觀層面的企業(yè)個體，企業(yè)才是做出創(chuàng)新決策的主體。鑒于被解釋變量為離散變量，可以考慮用線性概率模型，但該模型存在概率估計值可能在0和1之外以及誤差項存在異方差等問題，而二值選擇模型可以克服此類問題，因此本文選取二值選擇模型。外部融資可以幫助企業(yè)解決創(chuàng)新活動的成本，外部融資環(huán)境對企業(yè)的創(chuàng)新也有影響，本文創(chuàng)新性地將外部融資這一因素納入模型進(jìn)行考察。 充分借鑒已有研究并考察數(shù)據(jù)的可利用性，設(shè)定了如下的二元決策probit計量模型 Probit二值選擇模型的解釋變量估計系數(shù)和常見的線性模型系數(shù)的含義不同，只能從符號正負(fù)判斷解釋變量對二值選擇概率的影響方向，而不能代表解釋變量對因變量的邊際影響。本文第三章對創(chuàng)新的測度進(jìn)行了綜述，對創(chuàng)新投入類指標(biāo)和創(chuàng)新產(chǎn)出類指標(biāo)進(jìn)行了具體的分析，創(chuàng)新投入類指標(biāo)存在較多缺陷，而新產(chǎn)品產(chǎn)值這一產(chǎn)出指標(biāo)相對可以更好地度量創(chuàng)新。 （2）企業(yè)生產(chǎn)率：TFP，由于數(shù)據(jù)樣本較大，本文參考李春頂（2010）[2]的處理方法，采用基于索洛余值的方法來計算企業(yè)的近似全要素生產(chǎn)率，即 TFP=Ln（Q/L）s*Ln（K/L）來表示，這里借鑒李的處理，s取值為1/3，Q用工業(yè)增加值表示，K用資產(chǎn)合計值表示，L用企業(yè)年平均就業(yè)人數(shù)表示，可以算出各個企業(yè)的近全要素生產(chǎn)率。所以本文也將企業(yè)銷售收入（即企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入）作為企業(yè)規(guī)模的代理變量。相較于國有企業(yè)，民營企業(yè)特別是中小民營企業(yè)，由于私營性質(zhì)以及經(jīng)濟(jì)體量較小，融資過程中約束較大，因此獲得外部融資的機(jī)會相對較小。Robert （2009）[64]利用利息支出占比來衡量企業(yè)獲得外部金融資本支持的能力。由于樣本中利息支出為0的觀測值較多，為了盡量避免缺失值過多而引起