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会员注册内容提要：本文克服了单一产品企业假定的严重缺陷，基于新近发展的多产品企业异质性贸易模型框架，利用2000年～2005年的中国海关进出口数据库和中国工业企业数据库，全面系统地刻画了中国多产品出口企业及其产品范围的特征性事实，并利用拓展的引力模型，揭示隐藏在其背后的经济力量。本文的主要发现是，多产品出口企业主导了中国的出口贸易。特别在2000年～2005年间，中国出口增长的大约44%来自企业内的扩展边际，集约的边际不是中国出口增长的主导力量。进一步，利用拓展的引力模型对总体层面、分企业所有权属性和贸易方式的不同回归结果，都揭示了影响中国出口企业产品范围的经济力量的稳健性。我们的研究，重新诠释了中国出口增长的动力来源，企业内的扩展边际作为中国出口增长的主导力量被首次揭示出来。这一发现，不仅颠覆了现有基于单一产品假定企业异质性贸易模型对中国出口增长进行经验研究的结论，更为重要的是，它明确地提醒我们在进行贸易结构调整时，不应仅仅关注企业间的扩展边际的重要性，更应高度重视企业内的扩展边际的贡献。
关键词：多产品企业/出口产品范围/企业内扩展边际/贸易结构调整作者简介：钱学锋，陈勇兵，中南财经政法大学工商管理学院；王胜，湖北银行总行公司金融部。
一、引言
中国的出口繁荣，及其与之相伴而生的持续贸易条件恶化、面临外部冲击时表现出来的脆弱性，近期已被学者们利用企业异质性贸易模型（Heterogeneous Firm Trade Model）框架，通过对贸易结构的二元边际（dual margin）分解，得以进行了重新诠释（Amiti and Freund，2007；钱学锋，2008；李坤望，2008;钱学锋、熊平，2010;钱学锋等，2010；施炳展，2010；黄先海、周俊子，2011；黄玖立、徐口鸿，2012；陈勇兵等，2012）。这些研究形成的一个共同结论是：中国出口增长过于偏向于集约的贸易边际（the intensive margin of trade），扩展的贸易边际（the extensive margin of trade）的比重较低。由于集约的贸易边际极易遭受外部冲击、引发增长大幅波动，同时还可能因为出口数量扩张而导致贸易条件恶化、出现贫困化增长现象，而扩展的贸易边际则可避免这些问题。因此，其政策含义就是提升出口中的扩展的贸易边际的规模和比重。
但是，这些研究赖以成立的一个前提是假定一个企业只生产一种产品。我们认为，这种单一产品企业假定，严重的不符合国际贸易中多产品出口企业普遍存在的事实，不仅错误地将中国出口增长主要归功于集约的边际的增长，更为重要的是，它还会掩盖企业出口产品范围调整（企业内的扩展边际）所蕴含的贸易利得。其后果是，在指导我们进行贸易结构调整时，提出片面甚至完全错误的政策路径选择。
本文的目的，即是为了克服单一产品企业假定的严重缺陷，基于新近发展的多产品企业假定的异质性贸易模型框架，利用2000年～2005年的中国海关进出口数据库和中国工业企业数据库，全面系统地刻画中国多产品出口企业及其产品范围的特征性事实，并利用拓展的引力模型，揭示隐藏在其背后影响企业出口产品范围选择的经济力量。本文的主要发现是，多产品出口企业主导了中国的出口贸易，2000年～2005年，中国出口企业中多产品出口企业的数量占全部出口企业的比例平均为75%，其出口金额占全部金额的均值在95%以上。多产品出口企业在所有权属性、贸易方式和行业上存在结构性差异。外资企业在多产品出口企业中最为活跃，加工贸易对中国出口增长的贡献，更大程度上是通过企业层面的出口参与，而不是通过产品种类与范围的扩展而实现的；中低科技行业的出口产品范围明显高于中高科技行业。更为重要的是，2000年～2005年间，中国出口增长的大约44%来自企业内的扩展边际，集约的边际不是中国出口增长的主导力量。进一步，利用拓展的引力模型对总体层面、分企业所有权属性和贸易方式的不同回归结果，都揭示了影响中国出口企业产品范围的经济力量的稳健性。但对不同样本的回归结果也体现出了企业所有权属性和贸易方式所带来的结构差异性，以及中国本身作为样本与其他国家之间所存在的内在差异性。这其中蕴含着非常丰富的政策含义，但最为主要的是，提醒我们在进行贸易结构调整时，一定要充分认识到企业内扩展边际对整个出口增长的贡献。
本文其余部分的结构安排如下：第二部分是文献回顾，第三部分从多个角度全面系统地考察了中国多产品出口企业及其产品范围的特征性事实，第四部分是经验研究，尝试揭示影响中国企业出口产品范围的经济力量，最后对全文进行总结，并指出下一步值得研究的方向。
二、文献回顾
近年来兴起的企业异质性贸易模型预期了关于国家间贸易流量的一个重要的经验规律：即贸易流量的差异反映的是集约的贸易边际与扩展的贸易边际的差异。特别是新近的研究进一步强调了扩展的贸易边际的重要性质与福利内涵，以及它在解释几个重要的国际经济现象方面所扮演的至关重要的角色（Ghironi and Melitz，2007）。例如，Kehoe和Ruhl（2003）及Yi（2003）指出，贸易流量对于持续而温和的贸易成本削减所表现出来的强烈反映主要是由扩展的贸易边际驱动的。Helpman等（2008）及Felbermayr和Kohler（2006）认为，引入扩展的贸易边际将从根本上改进标准双边引力模型的预测能力和拟合优度，国际贸易中的距离困境（distance puzzle）也会得到解释。Corsetti等（2008）及Galstyan和Lane（2008）则注意到扩展的贸易边际在外部不平衡当中扮演着重要角色。而扩展的贸易边际作为解释出口国生产率进步的重要机制（Bernard et aL.，2006；Feenstra and Kee，2008），则是在企业层次上的异质性贸易模型为贸易利得的来源提供的新的额外渠道。此外，诸多研究还强调了扩展的贸易边际在提升多元化的生产结构，稳定贸易增长以及避免贸易条件恶化等方面的重要作用（Hummels and Klenow，2005；Hausmann and Klinger,2006; Bernard et al., 2009）。
毫无疑问，这些文献为我们理解扩展的贸易边际的福利性质与内涵，以及一国贸易结构调整的政策路径提供了深刻的洞见。但是，现有以Melitz（2003）为代表的企业异质性贸易模型基于单一产品企业（即假定一个企业只生产一种产品）的简化假定，至少存在4个重要缺陷。一是单一产品企业假定与国际贸易的现实不相符，多产品出口企业才是国际贸易企业的主体形式①。例如，Bernard等（2007a）对2000年美国的出口数据分析发现，57.8%的美国制造业出口企业是多产品企业，其出口额占整体出口额的99.6%。Goldberg等（2008）在对1989年～2003年间印度的研究中发现47%的企业是多产品企业，其出口销售额占总体的80%。Berthou和Fontagn é（2009）对法国出口商的分析中，发现1998年有70%的出口商出口一种以上产品。二是单一产品企业的假定低估了扩展的贸易边际的规模（Bernard et al，2009）。例如，几项针对中国的研究尽管在扩展的贸易边际的定义上并不完全相同，但基于单一产品企业假定都得出了扩展的边际的比重较低的结论（Amiti and Freund，2007；钱学锋，2008；李坤望，2008；钱学锋、熊平，2010）。然而，在多产品企业框架下，Manova和Zhang（2009）发现，在2003年～2005年间，中国的出口增长主要来自新出口企业进入出口市场（30%，扩展的边际），老企业老产品对老市场的出口（42%，集约的边际）以及老企业增加了新的出口产品和出口目的地（28%，扩展的边际）。也就是说，在多产品企业框架下，本来被掩盖的占总贸易规模28%的扩展的贸易边际得以重新体现。三是单一产品企业假定忽略了企业内扩展边际的贡献。在单一产品企业的假定下，扩展的贸易边际主要体现为低生产率企业的收缩和退出以及高生产率企业的扩张和进入出口市场，即企业间的扩展边际。但是，Bernard等（2010a）研究发现，在企业新增或剔除某种产品的行为中，包含着资源的重新配置，这是企业调整的一个新的扩展边际，即“企业内扩展边际”。在此基础上，他们对1987年～1997年的美国制造业企业的研究发现，由企业内扩展边际对产出增长的贡献要远远超过企业间扩展边际的贡献。Goldberg等（2008）发现企业内扩展边际贡献了15年来印度制造业企业产出增长的25%。因此，这些研究都表明了“企业内扩展边际”——企业产品范围调整的重要性，而这是在单一产品企业假定下无法观察到的。四是单一产品企业假定将集约的边际与扩展的边际之间的单调关系固化为负相关。基于单一产品企业假定的企业异质性贸易模型将一国贸易增长分解为集约的边际与扩展的边际，集约的边际的比重上升则意味着扩展的边际的比重下降，即两种边际之间呈现出单调的负向关系。但在多产品企业框架下，贸易自由化引致的资源再配置，除了表现为企业间的进入和退出之外，还表现为企业内部沿着扩展的边际和集约的边际进行调整。具体而言，当贸易成本下降时，生产率较高的企业会通过提高每种出口产品的销售量（集约的边际）以及出口产品的范围（扩展的边际）在出口市场上进行扩张，两种边际之间可能呈现正向关系（Bernard et al., 2010b; Arkolakis and Muendler, 2010）。这提醒我们，在涉及贸易二元边际的结构调整的政策安排上，应当充分认识到企业出口产品范围的作用。
或许是认识到了传统企业异质性贸易模型单一产品企业假定的局限性以及多产品企业在生产和贸易中的普遍存在性，近期越来越多的国际贸易文献开始关注多产品企业的出口行为，及其在面临贸易自由化等外部冲击时是如何来调整其出口产品范围的（Mayer et al., 2011）②。这些文献又主要集中关注两个方面的问题。
一是多产品企业产品范围的内生决定及其相关影响因素。Nocke和Yeaple（2006）发展了一个多产品企业理论，利用组织能力（organizational capability）来解释企业产品范围的变化。在均衡下，拥有较高组织能力的企业将会生产更多种类的产品，但其总体生产率水平会比拥有较低组织能力的企业低。Bernard等（2010b）构建了一个一般均衡国际贸易模型，体现在特定的企业能力（firm-specific ability）和特定的企业产品专业知识（firm-product-specific expertise）的企业异质性，内生决定了企业制造和出口的产品范围。该模型的一个核心结论是：贸易自由化促使企业专注于其核心能力（core competencies）。当产品范围内生时，国家间固定或可变贸易成本的对称下降，将导致企业舍弃其较低专业化知识的产品③。值得一提的是，这种利用核心能力的概念来模型化多产品企业的思想在很多理论文献中被广泛应用并得到了大量的经验研究的支持（Eckel and Neary, 2010; Feenstra and Ma, 2007; Iacovone and Javorcik,2008; Baldwin and Gu, 2006）。此外，Mayer等（2011）考察了市场规模和地理因素对企业的产品组合在目的国之间不同分布的影响。通过法国的数据证明，法国企业偏向于出口那些表现好的产品到市场规模大的目的国和拥有高国外供给潜力的国家。Manova（2007）则重点考察了信贷约束对企业出口产品范围的影响。
二是多产品企业调整产品范围的贸易利得及其相关福利影响。除了多产品企业内部产品调整对整个企业和行业生产率进步的贡献之外，多产品企业产品范围调整的福利内涵开始被更多地发掘出来。Baldwin和Forslid（2006）已经证明Melitz（2003）模型对企业规模定义的帕累托分布在种类增加上得出了一个谬论：贸易自由化清楚地降低了种类。但一旦放松Melitz模型的约束（单一产品企业假定），就会推翻它得到的反种类结果。这意味着，在多产品企业框架下，种类增长的福利效应要远比单一产品企业框架下更为复杂。Song和Zhu（2010）具体考察了多产品企业在贸易自由化的过程中对资源再配置以及收入再分配中所扮演的角色。多产品企业既在比较优势产业生产也在比较劣势产业生产，贸易自由化将导致比较劣势产业出现更为明显的资源再配置，这将弱化事前的比较优势④。同时，多产品企业的存在也可能缓解稀缺要素在贸易自由化后所出现的相对价格损失。在企业层面上，贸易自由化引致多产品企业在国内市场上向比较优势产品调整产品组合，但在出口市场上，却向比较劣势产品调整。此外，Chatterjee等（2010）研究了多产品企业在面临汇率冲击时如何调整不同产品的价格，指出企业内产品异质性在汇率传导中的重要性。
显然，上述研究构成了本文广泛而深厚的文献基础。但令人遗憾的是，到目前为止，运用多产品企业理论框架展开对中国进行经验研究的国际贸易文献仍然十分匮乏。Brambilla（2006）利用世界银行2001年2000家中国制造企业调查数据，发现外国所有权更有利于企业扩展产品范围⑤。Ma（2009）构建了一个简单的垄断竞争模型，同时考虑多产品企业和异质性企业的自我选择效应，发现高生产率的企业生产更多的产品种类，外国所有权和进入出口市场也能促进企业生产更多的种类。利用和Brambilla（2006）同样的中国制造企业数据，Ma（2009）的结论也得到了证实。但是，这两篇文献关注的是中国制造企业在国内的产品范围调整，而不是企业的出口产品范围调整。与本文相对接近的文献是Manova和Zhang（2009）及Upward等（2010）。Manova和Zhang（2009）主要注重从贸易成本结构和信贷约束等因素来分析不同所有权的中国企业的进出口行为，其中涉及多产品出口企业的一些特征性事实，并从所有权差异的角度给出逻辑解释。Upward等（2010）则试图从企业的进入、加工贸易、出口的外国含量以及技术密集度等更为广阔的视角来综合理解2000年～2007年间的中国出口繁荣。其中，他们发现2003年～2006年间中国企业平均出口产品种类下降这一特征性事实⑥。显然，这两篇文献并不是将中国出口企业的产品范围作为其研究的中心议题。
应当说，本文的研究是对现有文献的有益补充。与现有文献相比，本文的创新主要体现在3个方面：首先，与层出不穷的国际文献相比，我们将研究视角集中于发展中大国，关注中国出口贸易中外资企业的广泛参与和加工贸易的普遍存在等特定的经济背景和制度差异，这就使中国的多产品出口企业可能展现出与其他国家不同的特征性事实，相应的，对这些事实进行理论和经验解释无疑将为日益发展的多产品企业国际贸易文献提供详尽的中国案例。其次，与上述几篇涉及中国的多产品企业文献相比，本文利用海关进出口数据和工业企业数据，首次系统地从企业所有权属性、贸易方式、行业结构、企业出口产品范围与单位产品规模之间的关系、企业内扩展的边际的贡献等多个角度，全面揭示了中国多产品出口企业及其产品范围的特征性事实，并利用拓展的引力模型构造出计量模型给予经验解释，其间所隐含的丰富政策含义也是现有文献所无法揭示的。最后，与现有基于单一产品企业假定展开对中国进行经验研究的文献相比，我们重新诠释了中国出口增长的动力来源，企业内的扩展边际而不是集约的边际，作为中国出口增长的主导力量被首次揭示出来。这不仅颠覆了现有基于单一产品假定企业异质性贸易模型对中国贸易增长进行经验研究的结论，更为重要的是，它明确地提醒我们在进行贸易结构调整时，应高度重视企业内的扩展边际的贡献。
三、特征性事实
本文利用2000年～2005年的中国海关进出口数据库和2000年～2005年的中国工业企业数据库⑦，以微观企业为基本分析单位，将HS8位数定义为产品，全面系统考察全国总体层面、制造业行业层面、企业出口产品范围与单位产品出口规模以及企业内扩展的边际对贸易增长的贡献来展现中国多产品出口企业及其产品范围的特征性事实，其间也具体观察到了不同企业所有权属性和不同贸易方式所体现出的结构性差异。
（一）全国总体层面
总体上，如图1所示，2000年～2005年，中国出口企业中多产品出口企业的数量占全部出口企业的比例平均为75%，其出口金额占全部金额的均值在95%以上。我们的计算结果，与Manova和Zhang（2009）对中国2005年的计算结果基本一致。作为对比，2000年美国制造业出口企业的57.8%是多产品企业，其出口金额占全部出口金额的99.6%；1989年～2003年的印度出口企业中47%的企业是多产品企业，出口金额占总体的80%（Bernard et al., 2007; Goldberg et al., 2008）⑧。
从企业所有权属性来看，根据表1和表2，我们可以观察到：2005年，有近82%的国有企业、76%的外资企业和79%的私营企业出口了超过1种以上的产品，这三类企业出口超过10种及以上的产品的比重分别为49%、68%和56%。而这三类企业占全部多产品出口企业的比重则分别为14.3%、50.8%和34.9%，占全部多产品出口企业的出口金额的比重相应的为36.6%、40.5%和18.2%。因此，无论从多产品出口企业的数量，还是从多产品出口企业的金额来看，外资企业都占据了非常高的比重。这显然与外资企业在整个中国出口贸易中的高参与度是密不可分的。外资企业的这一表现，在其他外资比较活跃的发展中国家也被观察到了。例如，根据Elliott和Virakul（2008）的计算，在2001年～2004年，泰国平均有93.8%的多产品出口企业是外资企业。
进一步从贸易方式的角度来看，同样根据表1和表2，我们发现：2005年，从事一般贸易的企业中有近80%的企业出口超过1种以上的产品，有42%的企业出口超过10种以上的产品；类似的，从事加工贸易的企业中有近83%的企业出口超过1种以上的产品，有44%的企业出口超过10种以上的产品。按贸易方式看，2005年，一般贸易中的多产品企业和加工贸易中的多产品企业占全部多产品企业的比重分别为71%和29%，占全部出口金额的比重分别为56.1%和35.7%。显然，无论从企业数量比重还是从出口金额比重来看，一般贸易中的多产品企业比加工贸易中的多产品企业表现得更为活跃。尽管加工贸易在促进中国参与国际分工网络、提升出口技术含量乃至整个中国的出口繁荣中都起到了重要的作用，但就加工贸易企业在出口产品范围的拓展方面而言，我们的研究表明，加工贸易上述作用的发挥，可能更大程度上是通过企业层面的出口参与，而不是通过产品种类与范围的扩展而实现的。Upward等（2010）的研究刚好证实了我们的推断，他们发现，“新企业进入”贡献了2000～2007年中国出口增长的一半，而加工企业数量的增加又解释了其中72%的增长。
需要指出的是，上述对中国多产品出口企业若干特征性事实的刻画，可能存在一些偏误，因为我们没有剔除国际贸易中的中间商（Intermediaries）的影响。新近的研究已经注意到，由于中间商能够利用范围经济、分担风险、减少交易成本、降低匹配和搜寻成本等特点，因而在很多国家的对外贸易中扮演着非常重要的角色（Akerman, 2010; AntràsandCostinot, 2010; Bernard et al., 2010c）。Ahn等（2010）对中国的经验研究发现，2005年，贸易中间商占到了中国出口份额的22%，而且，中间商比直接出口商平均出口更多的产品种类⑨。这使我们相信，如果不剔除中间商的影响，将会高估中国多产品出口企业的出口产品范围。下页图2报告了将中间商剔除后的中国企业出口产品范围的变动情况。在图2中，虚线均代表原海关数据库中企业平均的出口产品范围，实线均代表剔除了中间商后的企业平均出口产品范围。总体来看，2000年～2005年，中国出口企业平均产品范围是15.2个，剔除中间商后，平均出口产品范围下降到6.5个。从企业所有权属性来看，国有企业和私营企业出口产品范围的上下波动情况在剔除中间商后变得更加平缓，均下降到5～10个之间；特别的，国有企业的出口产品范围在剔除中间商后下降地更为明显，由剔除前的近40个左右下降到8.8个。原因可能和长期以来中国特定的国家垄断进出口的制度有关。在2004年7月新《中华人民共和国对外贸易法》实施之前，进出口权主要由国有企业垄断，这造就了大量国有企业成为贸易中间商，因而在剔除中间商之后，国有企业的出口产品范围下降的最为严重。而外资企业的平均出口产品范围在剔除前和剔除后相差不大。但从每一年的数据显示来看，剔除中间商后，相对于其他企业出口产品范围的下降，外资企业的平均出口产品范围反而有所上升。我们认为，原因可能在于，不同于其他企业，外资企业可以直接出口而不必依赖中间商，即便通过中间商出口，经由中间商出口的产品范围可能比较小，这样在剔除中间商后，其出口产品范围将会上升⑩。另外，加工贸易和一般贸易的曲线显示，剔除前两条线基本上是重合的，剔除中间商后，除2000年之外，加工贸易企业的出口产品范围均比一般贸易企业的出口产品范围稍大，在2001年经历短暂下降之后，一直处于上升阶段，直到2005年的8.89个。
（二）制造业行业层面
进一步，我们从行业层面（见下页表3），分别按照企业所有权属性、贸易方式和行业科技水平3个维度来观察剔除中间商后的中国出口企业的平均产品范围（11）。
首先，从企业所有权属性来看，2005年，国有企业平均出口产品范围为8.8个，出口产品范围排在前三位的行业分别是化学纤维制造业（47.5个）、印刷业和记录媒介的复制（40.9个）和家具制造业（37.9个）；外资企业平均出口产品范围为8.3个，出口产品范围排在前三位的行业分别是印刷业和记录媒介的复制（19.6个）、纺织服装、鞋、帽制造业（16.9个）和皮革、毛皮、羽毛（绒）及其制品业（15.9个）。私营企业平均出口产品范围为6.5个，出口产品范围排在前三位的行业分别是石油加工、炼焦及核燃料加工业（28.5个）、印刷业和记录媒介的复制（19.1个）和造纸及纸制品业（14.7个）。
其次，从贸易方式来看，2005年，一般贸易行业的平均出口产品范围为8.5个，出口产品范围排在前三位的行业分别是印刷业和记录媒介的复制（22.1个）、化学纤维制造业（18.7个）和仪器仪表及文化、办公用机械（17.9个）；加工贸易行业的平均出口产品范围为8.4个，出口产品范围排在前三位的行业分别是纺织服装、鞋、帽制造业（16.2个）、皮革、毛皮、羽毛（绒）及其制品业（14.8个）和纺织业（14.6个）。
最后，从行业的科技水平来看，中高科技行业平均出口产品范围为7.4个，中低科技行业平均出口产品范围为8.6个，总体样本中，排名前三位的行业都属于中低科技行业，分别是印刷业和记录媒介的复制（21.2）、石油加工、炼焦及核燃料加工业（18.5个）和纺织服装、鞋、帽制造业（16.9个）。
通过上述分析，我们大致可以总结出中国出口企业的产品范围在行业层面存在以下规律：即国有企业出口产品范围最大，私营企业出口产品范围最小，外资企业出口产品范围居中；一般贸易行业和加工贸易行业在出口产品范围上几乎没有差异。这些特征都和全国总体层面的观察结论基本吻合。另外，中低科技行业的出口产品范围明显高于中高科技行业，特别是在总体样本、外资企业、私营企业以及加工贸易中，出口产品范围排名前三的行业都属于中低科技行业。这也从一个侧面说明了中国出口技术含量不高的现实。
（三）出口产品范围与单位产品规模
在多产品企业框架下，贸易自由化引致资源再配置的一个重要表现是，企业内部沿着扩展的边际（出口产品范围）和集约的边际（单位产品规模）进行调整。许多文献讨论了两者之间的关系。Bernard等（2010b）推导出企业的出口产品范围与单位产品规模单调正相关，并利用1997年美国制造业企业的数据进行了经验证明。此外，Iacovone和Javorcik（2008）对墨西哥、Arkolakis和Muendler（2010）对巴西的研究也得到了相同的结论。而基于管理者能力和战略刺激的理论基础上，Noeke和Yeaple（2006）对于多产品企业的模型推导则得到了二者负向的单调关系。但这些文献的相同点是，均验证了企业的出口产品范围与单位产品规模之间的单调关系。
根据2000年～2005年的中国海关进出口数据库，我们也描绘了企业出口的产品范围与单位产品规模之间的联合变化趋势（图3和下页图4）。在图3中，实线为企业出口产品范围，虚线为单位产品出口规模。我们先单独观察一下单位产品出口规模（平均产品金额）的变化趋势：总体情况下的平均产品金额，呈现出上升趋势，大致数值是保持在5万～7万美元之间；分企业所有权属性来看，外资企业的出口产品平均金额要大于国有企业和私营企业；分贸易方式看，无论哪个年份，加工贸易的平均产品金额要远大于一般贸易的两倍以上。
但在图3中，企业的出口产品范围变化要复杂的多，并没有呈现出一个相对统一的变化趋势，这说明，企业的出口产品范围和单位产品规模之间也并不存在一个明显的单调关系。具体的，从图4可以观察到，2000年～2005年，总体层面上，中国企业的出口产品范围与单位产品规模之间呈现倒U型关系，国有企业和加工贸易也呈现倒U型，外资企业在倒U型的左侧，基本正相关，私营企业在正U型的左侧，基本负相关，而一般贸易则基本表现出两者的正向单调关系。显然，我们的发现与现有文献对其他国家的研究完全不同，中国企业在两种边际之间的调整要复杂得多，并不存在一个简单的非正即负的单调关系。这个结果与Manova和Zhang（2009）对中国2003年～2005年的观察基本一致（12）。
一般认为，当企业范围经济比产品规模经济更重要时，更大的企业将会生产并出口更多的产品，同时，对于每个产品也生产并出口更多的金额；另一方面，企业也面临有限的管理能力和经历着范围报酬递减、规模报酬递增的情况。若前者占主导地位，则出口产品范围和单位产品金额正相关，若后者占主导地位，则两者之间将会负相关。显然，这种理论认识大致可以解释中国企业在总体层面上出口产品范围与单位产品规模之间的倒U型关系，但当涉及企业的所有权属性和贸易方式时，这种理论解释就显得束手无策了。Manova和Zhang（2009）认为，信贷约束和有限的管理能力是影响中国本土企业的主要原因（包括国有企业和私营企业），而外资企业则受此影响较小，潜在原因是它们可以得到内部融资和拥有更高的管理技术。按照这种解释，确实可以理解外资企业在扩展产品范围的同时，能够保证单位产品金额并不缩水，即两者之间呈现出我们观察到的正向单调关系。但问题是，用信贷约束和管理能力难以解释2000年～2005年国有企业和私营企业在两者关系上的截然不同表现，以及加工贸易所呈现出的倒U型关系，因为中国加工贸易的80%左右是外资加工企业。这提醒我们，必须承认，我们还没有完全理解影响企业最优出口产品范围和单位产品规模背后的经济力量，中国企业所表现出的独特性也远远不是一般的理论框架所能给予简单阐释的。
（四）企业内扩展边际的贡献
表4报告了2000～2005年总体样本下不同年份各种贸易边际对中国出口增长的贡献比例。可以观察到，6年的时间，各种贸易边际对中国出口增长的贡献比例在很大程度上保持稳定。具体而言，大约28%的出口增长来自企业间的扩展边际，大约44%的出口增长来自企业内的扩展边际，剩下的28%左右则来自于集约的贸易边际。表5进一步报告了2000年～2005年分企业所有权属性和贸易方式下的各种贸易边际的贡献，尽管不同所有权属性的企业，不同贸易方式下的出口产品范围有所不同，但各种贸易边际对出口增长的贡献比例基本和表4得到的结论一致。
也就是说，中国出口贸易的变动对企业产品范围调整的弹性为0.44，国际贸易中幸存的企业增加或减少产品的行为决定了中国出口贸易增长的2/5之多。而如果再加上企业间的扩展边际，那么中国出口增长的72%应归功于扩展的贸易边际，仅有28%的出口增长归功于集约的贸易边际。因此，2000年～2005年间，中国出口增长主要来源于扩展的边际，特别是企业内扩展的边际，且企业内的扩展边际远远超过企业间的扩展边际以及集约的边际的贡献。我们的发现，一方面证实了多产品企业理论模型所揭示的企业内资源再配置作为贸易利得的一个重要来源，以及很多经验文献所证明的企业内扩展的边际的贡献要远远超过企业间扩展的边际的贡献（Goldberg et al., 2008; Bernard et al., 2010b）；另一方面，也颠覆了现有基于单一产品企业假定对中国出口增长二元边际的相关研究。Amiti和Freund（2007）、钱学锋（2008）、李坤望（2008）、钱学锋和熊平（2010）以及施炳展（2010）等的研究，都无一例外地得出了集约的边际是中国出口增长的主要动力的结论。之所以如此，是因为这些研究基于单一产品企业假定，无法将原集约边际中的企业内扩展边际剥离出来，从而高估集约的边际、低估扩展的边际在出口增长中的贡献。并且，在长短期贡献上，我们的结果也不同于Bernard等（2009）对1993～2003年美国出口贸易的分解结果。他们得出的短期的波动由集约边际解释，长期的波动由扩展边际解释。如表4和表5所示，我们对中国的分解则发现，无论短期还是长期，中国的出口贸易波动均主要由扩展边际（尤其是企业内扩展边际）来解释。
因此，我们的研究，重新发现了企业内扩展边际及其对中国出口增长的重要贡献，也再次证明了刻画中国多产品出口企业及其出口产品范围的特征性事实，并揭示影响其产品范围变化的经济因素，就显得尤为重要。
四、经验研究
（一）理论框架
分析双边贸易流量的影响因素，无法绕开经典的引力模型（Tinbergen, 1962）。但经典引力模型显然无法满足分析多产品企业异质性贸易模型的需要。我们的思路是，将Chaney（2008）模型中影响双边贸易扩展边际的因素植入到多产品企业框架下的Arkolakis和Muendler（2009）模型，从而得到双边贸易流量中企业出口产品范围的引力模型。
Chaney（2008）建立了一个考虑企业异质性特征的双边贸易流量的引力模型：
进一步，沿袭Hummels和Klenow（2005）对贸易的二元边际分解方法（集约边际和扩展边际），Kancs（2007）在分析东南欧贸易问题时，将总贸易流量分成
即平均出口值乘以产品数量。随后也有诸多学者运用这种方法来分解贸易结构（Hillberry and Hummels, 2008; Mayer and Ottaviano, 2007）。在企业数据可获得的情况下，借鉴Arkolakis和Muendler（2009）对多产品企业框架下的贸易分解模型，我们可以将贸易流量的分解公式定为：
根据式（3），两边取对数，我们得到企业出口产品范围的计量模型：
但以上理论只是一个简化模型，影响企业出口产品范围的除了理论模型中的变量外，还有很多其他的因素。如Bernard等（2010b）认为企业层面生产率对出口产品范围调整有显著的影响；Eckel和Neary（2010）则发现工资的变化影响企业的最优产品范围；Anderson和De Palma（1992, 2006）在分析多产品企业时认为补贴对企业产品范围具有积极的促进作用；Baldwin和Gu（2006）、Eckel和Neary（2010）、Bernard等（2010b）讨论了贸易自由化冲击对企业产品范围的影响；钱学锋和熊平（2010）则发现国家间是否处于同一大洲、两国是否签订区域经济一体化协定对出口的扩展边际存在不可忽视的作用。此外，新古典贸易理论认为，企业的资本劳动比决定了企业的出口行为，因此，本文还考察了企业的资本劳动比对出口范围的影响。本文用△表示其他控制变量并加入计量模型中。
（二）数据和变量说明
本文所使用的贸易数据来自2000年～2005年中国海关分类统计进出口贸易额数据（以美元计价）。产品分类标准使用基于国际通行的《协调商品名称与编码体系》（HS）8位数商品。数据库中将贸易方式细分，并且将企业所有制类型分解为国有企业、集体企业、外商投资企业（包括外商独资、中外合资）以及其他类型企业（主要包括私营企业和个体经济等）。我们将企业类型分成3个大类，国有企业（国有企业、集体企业）、外资企业（外商独资、中外合资、中外合作）、私营企业（私营企业）。贸易方式分为两类：一般贸易（边境小额贸易、一般贸易）和加工贸易（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）。
对于如何界定中间商，本文的做法是，利用企业名称将中国海关进出口数据库与中国工业企业数据库对接起来。Upward等（2010）也是依靠企业名称对接这两个数据库，从而分析2000年～2007年的中国出口繁荣。这样，同时出现在海关数据库和工业企业数据库中的企业必然不是纯粹的贸易中间商（14），因此留下来的样本就是剔除了中间商的样本。在对接两个数据库之后，最后得到2000、2001、2002、2003、2004和2005年的企业数量分别为22631、26038、30629、37103、42259和44136家，并且对接后的数据库包含原海关数据中出口额的60%（15）。这样，对接后的数据就仅包括有出口行为的工业企业的进出口和企业的投入产出信息。由于中国工业企业数据库包括所有国有企业和规模达到500万元的企业，这个数据库包括了95%的工业产出和98%的产业出口额。因此，对中国制造业行业具有很好的代表性。因为中国海关数据库是包括从2000年1月至2005年12月的月度数据，为了避免季节性因素，我们将月度数据合并为年度数据。为了计算企业的全要素生产率，需要企业的工业增加值，但是2004年的中国工业企业数据库中没有工业总产值和工业增加值，并且无法估算出我们所需要的财务指标，因此我们去掉了2004年的数据样本。下面就国家特征、企业特征和贸易自由化冲击变量分别进行介绍。
1.被解释变量：企业的产品范围
由于我们考察的是双边层面的产品范围的影响因素，因此，从中国海关数据库中，我们提取出中国出口到11个国家的企业的产品范围（G）（16）。由于我们使用的是对接海关数据库和工业企业数据库的数据，所以我们得到的企业样本，实质上是中国出口到11个国家的制造业企业的产品范围。为了避免将单一产品出口企业的样本遗漏，我们取ln（G+1）进方程。
2.国家特征变量
（1）国家市场规模。数据来自BvD（Bureau van Dijk Editions Electroniques SA）全球各国宏观数据库，我们取各国与中国的相对GDP来衡量市场规模。Feenstra和Ma（2007）认为，市场规模越大的国家，企业面临的贸易成本也越大。由于出口固定成本的存在，企业需要承担更高的成本来对外国出口，这时低效率的企业会退出，留在这个较大市场的企业可以达到一个更高的最优产品范围。因此，我们预计其符号为正。取ln（relativeGDP+1）进方程。
（2）固定贸易成本。借鉴钱学锋和熊平（2010）的做法，我们采用The Heritage Foundation的出版物Index of Economic Freedom的国家开放度评分（free）作为出口到该国的固定成本（fjt）的反向指标。对于多产品企业的贸易固定成本，Bernard等（2010b）认为有两个层面，一是整体固定成本，二是各个产品的固定成本，在Iacovone和Javorcik（2008）对墨西哥的分析中提到，新产品进入市场需要满足进口国特定的卫生、保健和植物检疫的要求。因此，当固定成本上升时，势必会倍数增加企业出口到该国的整体固定成本，企业降低出口到该国的产品范围也是情理之中的事情。因此，由于我们选用固定成本的反向指标，因此预计其符号为正。取ln（free+1）进方程。
（3）可变贸易成本。CEPII TradeProd数据库中的国家首都间的距离（lndist）作为国际贸易可变成本的代理变量。Berthou和Fontagne（2009）解释“距离困境”（distance puzzle）时认为距离对企业内产品调整的负向作用（距离越大，产品范围越小），导致了距离对在单一产品框架下分解的贸易集约边际的模棱两可的影响。因此，我们预计其符号为负。取ln（dist）进方程。
（4）出口到每个国家的企业数量。中国海关进出口数据库可以提取出每年出口到每个国家的企业数量
。根据（3）式，并且考虑到企业数量带来的竞争效应，我们预计企业数量的符号为负。我们选取ln（firm）进方程。（5）国家生产率水平。CEPII gravity数据库提供了国家生产率水平，我们取相对生产率，用各国的生产率水平比上中国的生产率水平表示。由于国家生产率水平越高，常识上，可以理解进入该国的技术壁垒也会越高，因此，我们预计lnproductivity的符号为负。取ln（productivity+1）进方程。
（6）多变贸易阻力。借鉴Kancs（2007）和钱学锋和熊平（2010）对多变阻力的定义，它可以表示为：
（7）区域经济一体化和地理毗邻。CEPII gravity数据库中的两个虚拟变量：是否为同一区域经济一体化（RTA）和两国是否处于一个大洲（Contig）。从常识上思考，区域联盟或地理毗邻的两个国家，两国消费者的高认知度会带动每个企业出口更多的产品种类，所以我们预期这两个变量的符号为正。此外，我们还考察了目的地市场是否为OECD国家对企业出口产品范围的影响。
3.企业特征变量
（1）全要素生产率。企业层面的数据均来源于2000年～2005年中国工业企业数据库。企业的全要素生产率（TFP）是由索洛剩余法得到。首先对数据库中的非不变价的工业增加值进行平减，借鉴亓朋等（2008）的平减方法，我们使用2000年为基期的工业品出厂价格指数对工业增加值进行平减，从而得到去除了价格因素的工业增加值（VA）。利用以2000年为基期的固定资产投资价格指数对固定资产年平均余额进行平减，用以评价企业的资本（K），结合劳动（全部职工数，L），利用普通最小二乘法对工业增加值与资本、劳动回归，得到资本和劳动的系数
，然后根据
得到全要素生产率。Bernard等（2010a）发现，2002年的美国多产品企业的产品调整行为与全要素生产率变化成单调关系，企业的全要素生产率和产品特定竞争力共同决定产品范围。当生产率受到正的冲击时，企业生产的每一个产品种类的盈利越多，从而产品范围会扩大。根据我们对企业的全要素生产率和企业的出口产品范围的拟合图来看，整体呈现出一个U型曲线，因此，可以选择全要素生产率的二次函数来估计其对产品范围的影响，在方程中加入全要素生产率的二次项。（2）资本劳动比。Bernard等（2007a，b）观察到，出口企业相对于非出口企业，具有更高的资本劳动比（klr）。这意味着，资本劳动比对企业的出口范围可能会产生影响。利用中国工业企业数据库，以2000年为基期的固定资产投资价格指数对固定资产年平均余额进行平减的资本（K）除以全部职工数（L），我们可以得到企业的资本劳动比，取ln（klr+1）进方程。根据上文表3所展示的2005年中国制造行业的企业平均产品范围的现实状况，我们预计资本劳动比的符号为负。
（3）产出。企业的总产出（output）选择的是工业总产值（不变价）指标，而2005年的数据库中只有工业总产值（现价），因此对2005年的产出用以2000年为基期的工业品出厂价格指数进行平减。Feenstra和Ma（2007）对多产品企业的最优产品范围的研究证明，经过市场的竞争淘汰，幸存下来的规模大的企业应该有更广的产品范围。因此我们预期产出的符号应该为正。
（4）平均工资。平均工资（wage）是采用2000年为基期的消费者物价指数平减后的本年应付工资总额除以全部职工数得到。Sly（2008）认为，异质性企业在核心产品上拥有竞争力，当它们要生产额外的产品种类时，劳动的有效补充才能满足这额外的生产，因此，只有工资增长，才会吸引工人到企业来加入生产。所以，我们预测工资的符号为正。取ln（wage+1）进方程。
（5）补贴。补贴（subsidy）是由数据库中的补贴除以工业增加值得到。全部变量都加1取对数进方程。Anderson和De Palma（1992，2006）的研究证明市场上吸引了太多的企业，它们生产的产品范围远远没有达到最优。对市场上的进入施加费用，并给予补贴，可以促进产品种类的增加，从而福利增加。因此，我们预期补贴的符号为正。取ln（subsidy+1）进方程。
4.冲击变量
中国在2001年12月加入WTO，对于2002年开始的大范围关税降低对出口企业带来的冲击，我们定义为Shock-WTO，当年份为2002～2005年，Shock-WTO=1，其他则为0，用以评价贸易自由化对企业产品范围带来的冲击。Eckel和Neary（2010）发现，全球化的冲击有两种效应：竞争效应和市场规模效应。在竞争效应下，会使各种类产出减少，企业的总产出减少，企业产品范围也减少；而市场规模效应则会使各种类产出增加，但产品种类不变。他们得到一个命题：“全球化冲击下，企业会缩小其产品范围”。因此，我们加入WTO的虚拟变量，来检验中国出口企业会如何应对贸易自由化的冲击。
各变量的描述性统计详见表6。
（三）计量结果
1.总体样本回归结果
下页表7报告的是采用普通最小二乘法（OLS）、使用总体样本对方程（4）估计得到的结果。首先对国家特征变量做计量，然后用企业特征变量做计量，再将两个层面的变量放在一起进行混合回归作为稳健性检验。最后，考虑到企业特征变量如全要素生产率和资本劳动比等可能存在的内生性问题，我们还将企业特征变量进行滞后一期的回归，以控制内生性的影响。估计的结果表明，单独回归、混合回归与滞后一期的回归结果是比较稳健的。
首先，观察一下国家特征变量对企业出口产品范围的影响，我们发现：（1）中国制造业企业面临的出口目的国市场规模越大，企业出口到该国的产品范围的确越广。出口到该国的固定成本越高，企业的产品范围越小。出口到该国的可变成本越高，企业也会降低其产品范围。这些都与理论预期相一致。（2）出口目的国的生产率水平越高，中国企业出口到这些国家的产品范围就越小。这是因为，出口目的国的生产率水平越高，出口企业所面临的市场竞争就越大。企业为了能在激烈的市场竞争中立足，会倾向于出口其具有核心竞争力的产品，从而提高其销售利润。（3）多变阻力越大，企业出口到该国的产品范围反而越小，这个结论与在单一产品企业框架下，钱学锋和熊平（2010）研究中国出口二元边际得到的结论是恰好相反的。他们认为，多边阻力对双边贸易流量的影响主要是通过扩展的边际体现出来的。但需要指出的是，他们在单一产品企业框架下得到的贸易扩展边际仅包括企业进入退出的“企业间扩展边际”，而本文在多产品框架下还包括在位企业新增或剔除产品的“企业内扩展边际”，因此得到不同的影响方向是可以理解的。（4）出口到目的国的中国企业数量越多，出口企业的产品范围就越广。其原因可能有两点：一是出口到目的国的中国企业数量越多，则竞争越大，为了避免竞争效应，企业可能通过扩大产品范围，采取产品差异化策略以抢占市场；二是因为已经有很多中国企业对该目的国出口，将会产生集聚效应和学习效应，从而也有可能促使企业扩大其出口产品范围。（5）地理毗邻的影响为正，符合我们的预期。Bernard等（2010a）认为，出口目的国消费者的偏好对企业的出口产品范围存在不可忽视的影响，因为若两国处于同一大洲，对彼此的文化和产品的认知度要高些，企业便于扩大其销售的产品范围。区域经济一体化的系数为负，也就是说，中国目前签订的区域经济一体化协定并没有促进企业扩大其出口产品范围，反而有显著的抑制作用。这同钱学锋和熊平（2010）的结论较为类似。他们认为，中国目前的区域一体化程度还处于“浅度一体化”，因此其促进作用只能体现在已出口产品的数量增长。出口目的国是否为OECD国家也对企业扩大其产品范围存在抑制作用，这有可能是因为OECD国家较高的技术标准和检疫检验标准，以及较高的市场竞争压力，促使企业缩小其产品范围，专注出口其具有核心竞争力的产品。
其次，观察企业特征变量的影响，主要结论如下：（1）企业全要素生产率与出口产品范围成反向关系，其二次项为正值。也就是说，企业的全要素生产率与出口产品范围之间存在“U型”关系。根据伍德里奇（2003）对包含二次项的解释，代入全要素生产率的平均值，可以发现企业的全要素生产率越高，企业越倾向于出口较小的产品范围。这一结论与Bernard等（2010b）对1997年的美国出口分析得到的结论不同。他们的结论是美国制造业企业的全要素生产率的上升显著地扩大了企业的出口产品范围。对于这种国家间的差异，直观来看，是中国出口企业的全要素生产率水平还不够高，尚处在U型曲线的下降部分。而当企业的全要素生产率达到临界点后，就会呈现出全要素生产率越高，出口产品范围越高的态势。但其背后的真实力量，我们猜测可能与中国较高的国内贸易成本有关。企业异质性贸易模型（Melitz，2003）通常假定出口固定成本高于国内成本，因而生产率越高的企业越易进入出口市场并出口更大的产品范围。但中国的现实情形更可能是地方保护主义和市场分割，使得国内贸易成本显著的高于国际贸易成本（17）。因此，生产率更高的企业才可能在国内市场生存，而生产率较低的企业更愿意选择出口。相应的，生产率更高的企业在出口市场上相对参与的较少，将更多的产品放在国内市场销售，而生产率更低的企业别无选择，只能将更多的产品投放到国际市场。我们的猜测某种程度上得到了Ma（2009）的支持。Ma（2009）对2001年中国1020家制造业企业的分析发现，生产率越高的企业确实生产越多的产品种类。但当面临中国特有的国内贸易成本和国际贸易成本约束时，生产率高的企业可能将大部分扩大的产品种类在国内销售，而在国外销售的产品种类反而是减少的。（2）企业资本劳动比的符号显著为负，即资本密集度越高的企业，出口的产品范围越小，这符合我们的预期。在一定程度上，也与前文表3中总体层面上，中高科技行业的企业出口产品范围较小、出口产品平均金额较大的情况是一致的。因为相对而言，中高科技行业比中低科技行业，更可能是资本密集型的行业。资本密集型企业越倾向于出口较少产品种类，这是符合高科技产品的规律的。根据Manova和Zhang（2009）对中国的研究，高科技产品的生产，需要投入大量中间品，而生产出来的产品仅为一个或两个，与之对比的是低科技产品的生产，投入较少的中间品，就可以生产出大量不同种类的产品。（3）工资的系数显著为正，这意味着工资的上升，将会扩大企业的出口产品范围。因为按照Sly（2008）的解释，异质性企业要想在核心产品上拥有竞争力，当它们要生产额外的产品种类时，劳动的有效补充才能满足这额外的生产，而只有工资增长，才能吸引工人到企业中加入生产。这一结论同时也表明，当前中国工资的上升，并不仅仅会给企业带来成本上升的压力，某种程度上，往往是企业创新动力的开始。因为工资上升会促进企业出口范围的上升，而出口范围扩大的前提是企业能够生产出新的产品种类。此外，补贴越高，企业越会扩大其产品范围。这个结论与Minniti（2006）的模型推论是一致的。企业的产出的系数也是显著为正的，即企业规模越高，企业的出口产品范围也越广。
最后，我们还感兴趣的是贸易自由化的冲击对中国企业出口产品范围的影响。我们得到的系数显著为负，即贸易自由化促使中国企业减小了其出口产品的范围。在分析贸易自由化对企业出口产品范围的文献中，前文提到的理论文献和其他国家的相关经验研究也得到了一样的答案，即贸易自由化促使企业专注于其核心能力。比如，Bernard等（2010b）发现，美加自由贸易协定带来的对称的双倍贸易成本下降，会使美国企业放弃效率低的产品，从而缩小产品范围；Baldwin和Gu（2006）在分析1989年成立的FTA和1994年加入NAFTA对加拿大的影响中，发现外国企业的进入加剧了产品市场的竞争程度，这种非双边贸易改革使企业生产趋于理性，加拿大企业选择“精—瘦”的出口产品组合。因此，我们的计量结果意味着，在贸易自由化的冲击下，为了应对越来越激烈的市场竞争，中国的企业出口也越来越理性，它们通过缩小出口产品范围，从而获得规模经济。由于我们的产品定义为“企业—产品—国家”，这同时意味着，在贸易自由化的条件下，企业的出口市场并非是越多元化就越好，这里面应该存在一个最优的市场多元化程度。
2.分企业所有权属性的回归结果
表8报告了分企业所有权属性的回归结果，其中每种企业性质的第一列是普通OLS回归，第二列是对企业特征变量滞后一期进行回归，以控制可能的内生性问题。结果表明，在控制内生性后，无论是哪种性质的企业，在企业特征变量的显著性和方向上均无明显变化；在少数国家特征变量和贸易自由化冲击变量上，显著性和方向有所变化，这可能是样本大小改变导致的结果。因为我们的总体样本是非平衡面板数据，所以在企业特征变量滞后一期以控制内生性的情况下，只有那些至少持续存在了两年及以上的企业样本才会保留下来，这样，在少数国家特征变量和贸易自由化冲击变量上的变化，也体现的是持续存在的企业和非持续存在的企业在出口范围影响因素方面的差异。由于持续存在的企业和非持续存在的企业不是本文关注的重点，下面我们仍从OLS的回归结果来比较3种所有权属性企业之间的差异。
从表8报告的回归结果可以观察到，不同所有权属性企业之间存在很多的差异。首先是目的国的生产率水平的影响。在外资企业的出口中，目的国的生产率水平促使其出口产品范围减小的作用不显著。这个可以从中国出口现状来解释，在Manova和Zhang（2009）对中国2003年～2005年的数据研究发现，外资企业进行了大量的加工贸易。外资企业在中国进行加工贸易，然后出口到其所在的发达国家，这是外资企业国际生产网络的体现。并且外资企业的公司内贸易屏蔽掉生产率竞争，因此当外国的技术水平提高，技术壁垒增升时，对外资企业出口产品范围的抑制作用不明显。
其次是多变阻力的影响。在外资出口企业的样本中，我们得到多变阻力对企业出口产品范围有显著的促进作用。也就是说，当与其他国家的贸易阻力增大时，外资企业会扩大特定出口目的国的产品范围。而私营企业的样本则得到了不显著的抑制作用。这个可以从平均出口国家数量来解释，国有企业出口的国家数最多，私营企业次之，然后是外资企业。这意味着，由于外资出口的国家数量有限，当与其他国家的贸易成本上升时，外资企业进入其他国家市场的成本增加，因此会提高该特定目的国的出口范围，以减少其他出口目的地成本上升带来的影响。同样的道理，抑制作用也没有显著地出现在私营企业中。
再次，出口到目的国企业数量的影响。外资企业和私营企业与总体样本的表现相同，即出口到目的国的中国企业数量越多，出口企业的产品范围就越广。但国有企业却得到了相反的结果。我们认为，有可能是因为国有企业的出口产品结构相似，在应对竞争时，缺乏灵活调整的空间以实施差异化策略，同时国有企业之间的集聚效应和学习效应并没有发挥出来，从而不得不迫使这些企业放弃了部分产品种类，缩小了产品范围。
第四，一个有意思的现象是，我们观察到，不同于总体样本和国有企业以及外资企业，全要素生产率与出口产品范围的关系在私营企业样本中得到了彻底逆转，整体呈现倒U型曲线。根据计量结果，若2000年～2005年私营企业的平均全要素生产率大于4.4，则私营企业全要素生产率的增加也会导致出口产品范围的下降。但事实上，私营企业的全要素生产率仅为2.8，因此，私营企业的全要素生产率提高会使其出口产品范围增大。私营企业的产品调整行为符合Bernard等（2010a）对美国制造业企业的研究。我们认为，不同于国有企业和外资企业，私营企业由于更少受到政策优惠和更多受到信贷约束，因此开拓国内市场比开拓国际市场要相对更困难的多。并且，根据2000年～2005年中国工业企业数据库计算，我们得到平均而言，在本土企业中，私营企业的出口企业数量占全部私营企业的20.5%，而国有企业的比例为15.5%，即私营企业的出口率要高出25%。也就是说，相对于国有企业而言，大多数私营企业更倾向于选择参与出口市场，生产率高的企业也会较少考虑产品种类在国内和国际市场的配置问题，因此，生产率越高的企业其出口产品范围也越大。但同时，中国私营企业的“倒U型”曲线也意味着，对于全要素生产率超过临界值的企业，其出口产品范围与全要素生产率之间的关系依然为负的。也就是说，当私营企业的全要素生产率达到一定程度时，它也在国际市场上专注出口其具有核心竞争力的产品，而同时可能将一部分产品致力于国内市场的开拓。
第五，在工资的影响上，私营企业也得到了不同的结论。当工资越高时，企业会缩小其产品范围。我们的解释是：私营企业的出口盈利能力不高。当工资成本上升时，企业不能承担变高的成本，因此，缩小了出口产品范围。那么，我们得到总体样本下的不同关系是由国有企业和外资企业所导致的。此外，补贴对国有企业和外资企业的作用是负的，即国有企业和外资企业获得的政府补贴越多，越倾向于缩小其出口产品范围。这一结论令人费解。
最后，在冲击变量上，国有企业样本中得到了正向的系数，也就是说，在贸易自由化的冲击下，国有企业选择扩大其出口产品范围。这也许是由于国有企业相对缺乏灵活制造能力和僵化的体制造成的。在贸易自由化的冲击下，国有企业将一些本该淘汰的产品线保存了下来。这个现象与Goldberg等（2008）对印度的分析相同。对于发展中国家，很多制度扭曲了企业的正常运作，阻止它们放弃那些已不盈利的产品生产线。这也是国有企业缺乏效率的一个表现。
3.按贸易方式的回归结果
下页表9报告了分贸易方式按OLS和对所有企业特征变量滞后一期进行回归的结果，其中各种贸易方式的第一列是OLS回归结果，第二列是对所有企业特征变量滞后一期进行回归的结果。回归结果表明，在控制企业特征变量的内生性后，回归结果总体比较稳健。只有极少数国家特征变量的方向和显著性有所变化。如，贸易自由化冲击变量在滞后一期回归中，符号仍然为负，但变得不显著了。我们认为，由于滞后一期导致只有那些至少连续两年及以上的企业样本才会保留下来，因此，这种显著性的变化也意味着在两种贸易方式下，持续存在的企业相对于非持续存在的企业要较少受到贸易自由化冲击的影响。鉴于上文同样的原因，我们仍以OLS回归结果来说明两种贸易方式下一些影响因素的差异。
从表9中可以观察到，加工贸易和一般贸易的不同有3处：（1）出口目的国生产率水平的抑制作用。一般贸易的结果是目的国生产率越高，技术越发达，管理越完善，企业就会缩小其产品范围，而加工贸易并没有得到这个结果，而是得到了促进作用，但统计上不显著。在上文市场竞争因素和技术壁垒两个因素之外，加工贸易得到不同的结果的原因可以从其本身的特点来解释。首先，由于加工贸易在其合同期内一定的稳定性，因此当出口目的国的生产率相对中国发生变化时，合同期内的产品范围是不会受到太大的影响。其次，中国大量的加工贸易是由外资企业完成的，而外资企业公司内贸易的存在，使得目的国生产率的变化对企业的出口行为影响在统计上不显著。这一结论也与上文观察到的出口目的国生产率水平对外资企业出口产品范围的影响相吻合。（2）多变阻力与出口产品范围的反向关系在一般贸易中并不显著，而在加工贸易中十分显著。在总体样本中，多边阻力促使企业减小出口产品范围，考虑到加工贸易在中国出口贸易中的较高比重，因此，在总体样本中的这种关系可以理解为是由加工贸易推动的。但加工贸易又主要依靠外资企业完成，而上文同时表明，在外资企业样本中，多变阻力对企业出口产品范围有显著的促进作用。这在逻辑上明显是矛盾的。因此，必须承认的是，对于多边阻力作用于企业出口产品范围的内在机制，我们仍不清楚。（3）补贴在一般贸易和加工贸易中对出口产品范围的不同影响。一般贸易下，企业得到的补贴越多，意味着企业可以增强进入市场的能力，从而也有可能向出口市场提供更多的产品种类和范围。但加工贸易下，得到的补贴越多，会使企业缩小其出口产品范围，尽管统计上不显著，但同国有企业和外资企业接受补贴越多也会缩小其出口产品范围一样，结论同样令人费解。
五、结语
本文基于新近发展的多产品企业异质性贸易模型框架，利用2000年～2005年的中国海关进出口数据库和中国工业企业数据库，从全国总体层面、制造业行业层面、企业出口产品范围与单位产品出口规模以及企业内扩展的边际对贸易增长的贡献等多个角度，首次全面系统地刻画了中国多产品出口企业的特征性事实。我们发现：（1）多产品出口企业主导了中国的出口贸易，但在企业所有权属性和贸易方式上存在结构性差异。2000年～2005年，中国出口企业中多产品出口企业的数量占全部出口企业的比例平均为75%，其出口金额占全部金额的均值在95%以上；中国出口企业平均产品范围是15.2个，剔除中间商后，平均出口产品范围下降到6.5个。从企业所有权属性来看，外资企业在多产品出口企业中最为活跃。2005年，有50.8%的多产品出口企业是外资企业，占全部出口金额的比重为40.5%。从贸易方式来看，加工贸易对中国出口增长的贡献，更大程度上是通过企业层面的出口参与，而不是通过产品种类与范围的扩展而实现的。（2）从制造业行业层面来看，国有企业出口产品范围最大，私营企业出口产品范围最小，外资企业出口产品范围居中；一般贸易行业和加工贸易行业在出口产品范围上几乎没有差异；但中低科技行业的出口产品范围明显高于中高科技行业。（3）不同于国外的经验研究发现企业的出口产品范围与单位产品规模之间的单调关系，中国企业在两种边际之间的调整要复杂得多，并不存在一个简单的非正即负的单调关系。（4）2000年～2005年间，中国出口增长主要来源于扩展的边际，特别是企业内扩展的边际，且企业内的扩展边际远远超过企业间的扩展边际以及集约的边际的贡献。具体而言，2000年～2005年，大约28%的出口增长来自企业间的扩展边际，大约44%的出口增长来自企业内的扩展边际，剩下的28%左右则来自于集约的贸易边际。
我们的研究，重新诠释了中国出口增长的动力来源，企业内的扩展边际而不是集约的边际，作为中国出口增长的主导力量被首次揭示出来。这一发现，不仅颠覆了现有基于单一产品假定企业异质性贸易模型对中国贸易增长进行经验研究的结论，更为重要的是，它明确地提醒我们在进行贸易结构调整时，不应仅仅关注企业间的扩展边际的重要性，更应高度重视企业内的扩展边际（企业产品范围的调整）的贡献。而且，中国多产品出口企业及其产品范围所体现出的一些独有的特征性事实（例如，企业的出口产品范围与单位产品规模之间的复杂关系），不仅极大地丰富了当前国际贸易文献中正如火如荼进行的多产品企业经验研究案例，也提醒我们要充分认识到特定国家的贸易结构和国内制度特征所体现出来的独特魅力。
进一步，我们将Chaney（2008）模型中影响双边贸易扩展边际的因素植入到多产品企业框架下的Arkolakis和Muendler（2009）模型中，利用构建的包含双边贸易流量中企业出口产品范围的拓展引力模型，展开了对中国企业出口产品范围决定因素的经验研究。我们对总体层面、分企业所有权属性和贸易方式的不同回归结果，都揭示了影响中国出口企业产品范围的经济力量的稳健性。但对不同样本的回归结果也体现出了企业所有权属性和贸易方式所带来的结构差异性，以及中国本身作为样本与其他国家之间所存在的内在差异性。例如，我们发现，中国企业的全要素生产率与出口产品范围之间总体上存在“U型”关系。这显著地不同于对其他国家经验研究所得到的正向关系。我们猜测导致这一扭曲的真实力量，可能与中国较高的国内贸易成本有关。如果确实如此，那么其政策含义就是推进国内市场一体化建设尤为必要。但当考虑企业所有权属性差异时，全要素生产率与出口产品范围的关系在私营企业样本中得到了彻底逆转，整体呈现倒U型曲线。我们认为，这与私营企业更少受到政策优惠和更多受到信贷约束有关。这又提醒我们，给予私营企业正常的国民待遇也是消除扭曲的必然选择。再例如，我们还发现，贸易自由化促使中国企业减小了其出口产品的范围。这说明，同其他国家的企业一样，贸易自由化也促使中国企业更加专注于其核心能力。但这同时意味着，在贸易自由化的条件下，企业的出口市场并非是越多元化就越好，这里面应该存在一个最优的市场多元化程度。不过，当样本变成国有企业时，贸易自由化却促使企业选择扩大其出口产品范围。这也许是国有企业相对缺乏灵活制造能力和缺乏效率的一种体现。
当然，我们的研究仍然是初步的。我们的研究本身体现出我们对很多问题的认识仍然是非常模糊的。例如，我们尚不能完全理解影响企业最优出口产品范围和单位产品规模背后的经济力量；我们也未能理解多边阻力、补贴等因素在不同样本下的不同影响机制。此外，很多重要的问题，我们也尚未进行有益的讨论。例如，企业内的扩展边际在面临外部需求冲击或汇率冲击时会如何反应？进一步，企业内的扩展边际与外部失衡以及宏观经济波动之间是怎么样的关系？……这些都是值得我们下一步为之探究的任务。
该文曾在第十一届中国经济学年会、第十届中国世界经济学会年会上报告，作者感谢与会学者的有益评论。文责自负。
注释：
①不同学者对产品的定义是不同的。Bernard等（2007a）是在Harmonized System（HS）10位数上定义产品，Goldberg等（2008）对产品的定义则是根据Centre for Monitoring the Indian Economy（CMIE）采集的Prowess数据库中对于国际产品分类的定义，Berthou和Fontagn é（2009）则是依据法国海关Combined Nomenclature（CN）8位数上定义产品。
②国际贸易文献关于多产品企业及其产品范围的相关研究是对现存产业组织理论中有关产品范围模型文献的有益补充。早期的产业组织文献主要强调了供给侧的范围经济，近期的文献也开始注意到需求侧的因素以及考虑企业间的策略性互动。而且，与国际贸易文献不同，产业组织文献主要关注于封闭经济。
③这一结果是由日益增长的出口对劳动力市场所造成的一般均衡影响所驱动的。当贸易成本下降时，出口企业的国外市场将会扩张，从而促使企业的劳动需求上升及工资的上涨。当工资上涨时，企业的最低专业化知识产品的利润将会下降到能够支付的固定成本以下，从而不得不被企业舍弃掉。
④这一结论明显不同于Bernard等（2007b）。在单一产品企业假定下，Bernard等（2007b）发现，由贸易自由化引致的产业内资源再配置在比较优势产业更显著，因而放大了事前的比较优势。
⑤Brambilla（2006）的解释是，外国所有权通过提高生产率和降低研发成本显著地促进了企业效率。
⑥Upward等（2010）给出的逻辑解释是：进入出口市场的企业数量远远超过进入市场的产品种类的数量，从而导致单一产品出口量的上升而单一企业出口产品种类的下降。
⑦在经验研究部分，我们将具体对这两个数据库进行介绍。
⑧各国海关记录贸易流量使用的是各个国家对国际标准HS6位数产品代码的特定扩展编码，中国海关记录的是HS8位数。因此，国际间的比较存在一定的局限性。
⑨Ahn等（2010）通过企业名称中的特定中文词语，例如“进口”、“出口”或者“贸易”来识别贸易中间商。但是这种方法可能低估贸易中间商的重要性。一方面，可能有些贸易中间商的名称中并不包括这些词语；另一方面，那些依赖外国中间商从事交易的出口企业也可能没有观察到，这样本应归为“中间商”的企业却归为直接出口企业。我们定义中间商的方法是采用中国海关进出口数据库和中国工业企业数据库对接的方法，后文会具体进行说明。
⑩中国2004年7月之前的《中华人民共和国对外贸易法》（1994年7月1日起施行）规定：“外商投资企业依照有关外商投资企业的法律、行政法规的规定，进口企业自用的非生产物品，进口企业生产所需的设备、原材料和其他物资，出口其生产的产品，免予办理第一款规定的许可。”这意味着外商投资企业拥有自营进出口经营权。
（11）借鉴钱学锋等（2011）将商品名称和编码协调制度（HS编码）与国民经济行业分类（GB/T4754—2002）的对应方法，我们将HS8位数产品编码对应到国民经济行业分类的两位数行业代码中，并根据盛斌和牛蕊（2009）对行业的科技分类，将选取的28个行业分为中高、中低科技行业。
（12）Manova和Zhang（2009）发现，总体而言，企业出口产品范围和产品规模呈现微弱的负相关。私营企业和国有企业贸易更多的产品种类，但单位产品价值较低；外资企业，这种关系是非单调的，呈现U型。应当注意到，Manova和Zhang（2009）的观测样本是2003年～2005年，而我们的观察样本是2000～2005年，如果把Manova和Zhang（2009）的结论对应于本文图3的2003年～2005年部分，确实可以发现Manova和Zbang（2009）的观察和我们的结论基本是一致的。但我们的观察样本更多更长，因此，我们的结论应该更能准确全面地发现中国企业出口产品范围与单位规模之间的动态变化趋势。
（13）具体推导过程可以向作者索取。
（14）“纯粹的中间商”的提出是基于部分中间商本身也组织生产，拥有工厂这个事实。对这种合并后的数据进一步分析发现，合并后的数据库依然是包含了部分中间商样本的，只不过这些中间商自身也组织生产，所以在中国工业企业数据库中有登记记录。因此，我们的数据是排除了纯粹中间商的数据。
（15）从2000年～2005年的数据得到，工业企业的出口额占据了整体出口的95%左右。但其他行业的产品范围样本去掉，会使工业企业样本下的产品范围受影响。因此，这个数值可能稍微影响了中国整体出口产品范围。
（16）我们选择的11个国家或地区是：美国、法国、德国、英国、泰国、澳大利亚、加拿大、俄罗斯、韩国、印度和中国香港，由于这11个国家或地区占中国总出口的90%以上，并且包括发达国家和发展中国家，因此选择这11个国家或地区可以代表双边层次上中国出口的产品范围的大致状态。
（17）关于这一点，可参见黄玖立（2011）的详尽评述。
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