跨境电商改革对试验区企业出口的影响及作用机制研究

奥鹏网院作业

跨境电商改革对试验区企业出口的影响及作用机制研究
宋颜群1 胡浩然2

(1.山东财经大学财政税务学院，山东 济南 250014；2.山东大学经济学院，山东 济南 250100)

摘 要： 本文使用2010-2019年中国沪深A股上市公司数据，采用多期双重差分法，具体研究我国跨境电商改革对试验区企业出口的影响和作用机制。研究发现，我国跨境电商改革显著提升了试验区企业出口。作用机制检验发现，跨境电商改革的减税政策显著降低了企业的税收负担，企业税率下降是跨境电商改革提升企业出口的直接作用机制；减税政策降低了企业的融资约束程度，融资约束下降是跨境电商改革提升企业出口的间接作用机制；伴随企业融资约束下降，跨境电商改革提高了企业出口决策概率(拓展边际)，但是对出口企业出口规模的影响有限(集约边际)。进一步检验发现，跨境电商改革提高了出口企业的市场进入概率，市场进入是跨境电商改革提升企业出口的具体路径。异质性检验发现，跨境电商改革主要提高了东部地区、高互联网普及率地区和第二产业、第三产业的企业出口。

关键词： 跨境电商； 企业出口； 减税； 融资约束； 市场进入

一、引言
发展跨境电商是新时期我国扩大对外开放的新途径。开放经济学理论认为，经济开放和全球化可以基于各国(地区)生产要素的比较优势，通过商品和服务的互通有无推动全球经济的增长[1-2]。改革开放以来，我国在2012年超越美国成为全球第一贸易大国，出口贸易是拉动我国经济增长的重要马车之一。对于经济开放的界定，已有文献一般从贸易自由化、外资政策调整和金融市场化改革等视角展开。毛其淋和盛斌(2013，2014)[3-4]研究发现，贸易自由化显著提高了我国企业的出口概率或者拓展边际，以及通过集约边际提升企业出口规模。从外资政策调整角度看，Lu等(2017)[5]研究发现，外资准入政策调整带来的自由化显著降低了企业出口绩效。但是，侯欣裕等(2019)[6]认为，金融服务业外资自由化有助于企业使用金融服务的多样化和便捷化来促进企业出口。金融市场化改革带来了金融业开放，已有研究表明，金融市场化改革可以提升企业的生产效率、出口规模以及出口概率。

总结已有文献发现，经济开放对我国出口贸易的持续增长产生了显著影响。但是，新时期我国出口贸易面临的环境发生了明显改变。一方面，从国内角度看，我国人口红利逐步消失以及资源和环境保护约束增大，一些加工贸易等劳动密集型产业逐步向东南亚、印度等劳动力成本低的国家(地区)转移，传统经济开放模式对我国出口贸易的拉动作用逐步减弱。另一方面，从外部环境看，近年来逆全球化的浪潮此起彼伏，国际贸易摩擦和新冠疫情等不确定性因素给我国出口贸易带来了巨大压力。国家统计局数据显示，2010年以来我国的出口贸易增速有所放缓，甚至在2014年和2015年出现出口贸易的负增长，主要由加工贸易方式出口增速快速下滑导致。因此，面对传统贸易方式出口增速不断下滑的压力，我国需要不断进行制度创新，坚持走“制度型开放”的新发展格局(1)2018年中央经济工作会议首次提出坚持“制度型开放”的表述，要求推动全方位对外开放。，探索对外开放的新途径。

新时期，随着互联网技术的发展和互联网经济概念的兴起，电子商务得到快速发展。随着电子商务的全球化，跨境电商应运而生且成为提升我国出口的一种新途径。商务部统计数据显示，2015年我国跨境电商出口贸易额达到5万亿元，在2019年达到15万亿元，平均增速达到75%，远超同期传统出口贸易方式的增速(4%)，并且这个增速还在快速增加，预计未来我国的跨境电商出口贸易将在进出口贸易中占有更加重要的地位。与传统经济开放模式相比，电子商务的发展使得基于比较优势的贸易理论不再局限于资本、劳动力和自然资源等传统生产要素[9]。跨境电商大大降低了境外消费者由于地理距离和贸易成本造成的交易成本[10-12]，使得购买的外国商品更为便宜。对于消费者而言，仅需浏览、搜索网页就可以通过电商平台获取商品和服务的信息，有助于消除贸易双方的信息不对称。已有研究也表明，跨境电商模式降低了消费需求的心理障碍和提升了消费者对物流等信息的偏好[13-14]。对于企业而言，跨境电商模式可以提高经营绩效、销售利润和出口[15-16]。

对跨境电商的度量，已有研究一般使用互联网渗透率、网络就绪度指数、阿里巴巴跨境电商链接指数等构造指标的方法进行度量。但是，构造指标方法不能排除内生性的干扰[17-19]。同时，我国跨境电商的发展受到国家政策的引导和规范[20]。中国政府高度重视跨境电商这一新型经济开放模式，并且对其稳定和扩大进出口贸易寄予厚望。在2015-2020年期间，我国先后设立5批次的跨境电商综合试验区，主要目标是通过跨境电商改革来提升出口贸易。因此，本文以跨境电商改革这一外生政策冲击作为研究案例，并且设置准自然实验。与已有文献主要使用地区层面宏观数据不同[16，21]，本文使用近10年来的上市公司数据，主要从企业层面研究跨境电商改革对试验区企业出口的影响，并且着重探讨其中的作用机制。

本文研究发现，我国的跨境电商改革显著提高了试验区企业出口，本文结论在一定程度上丰富和肯定了新型经济开放模式和国家政策在提升企业出口方面的积极作用。本文机制检验结果表明，跨境电商改革的减税政策变相降低了企业出口的生产成本，是提升企业出口的直接作用机制。一方面，减税政策有利于降低企业的融资约束程度[22]，融资约束是限制企业扩大出口规模的重要因素。因此，企业融资约束缓解是跨境电商改革提升企业出口的间接作用机制；另一方面，融资约束也是影响企业是否参与出口或者出口决策的重要因素[7，24-25]。因此，随着企业融资约束程度缓解，试验区从事出口的企业将增多，市场进入成为跨境电商改革提升企业出口的重要路径。在实证部分，本文将探讨跨境电商改革提升企业出口在拓展边际和集约边际的影响路径差异。

二、制度背景与理论假设
(一)制度背景
1.C2C和B2C阶段

我国早期的跨境电商经历了C2C和B2C两个阶段[16，21]。C2C阶段主要是以留学生团体为代表的海淘和个人代购，主要是为了获取海外质优价廉的商品。B2C阶段是国内电商企业看到了商机，然后纷纷涉足跨境电商业务，主要方式是开设专营代购网站，例如，2007年淘宝公司上线“全球购”业务。但是，C2C和B2C阶段通过跨境电商途径购买外国商品实际是一种变相违法行为，并不属于《海关法》意义上的个人物品，而属于外贸货物。作为代购的代理人存在收取相关费用或者“吃差价”行为，属于经营行为，但没有缴纳相关税费。因此，2010年9月，全国海关对进境个人邮递物品实施调整后的管理政策，要求通过跨境电商平台购买的外国商品按规定办理进出口货物通关手续和照章纳税，进而提高了代购的成本和风险。

2.跨境电商改革

C2C和B2C阶段的跨境电商主要为了满足我国居民对海外商品的消费需求，但立足点不在于本国企业。为了进一步扩大开放，激励国内企业积极通过跨境电商途径发展进出口贸易，我国在2015-2020年设立了5批次的跨境电商综合试验区。2015年3月7日，国务院在杭州设立第一个跨境电商综合试验区试点城市；2016年1月6日，确定第二批试点城市名单，郑州、广州等12个城市获批；2018年7月24日，确定第三批试点城市名单，北京、沈阳等22个城市获批；2019年12月24日，第四批试点城市名单包括石家庄、太原等24个城市；2020年4月27日，第五批试点城市名单包括乌鲁木齐等46个城市。截至2020年，全国共设立了105个试点城市，由于本文使用的上市公司数据时间区间为2010-2019年，因此本文将前三批次设立跨境电商综合试验区这一事件作为研究对象。

解读相关政策文件可知，跨境电商改革的主要目标是：通过发展跨境电商扩大开放水平，促进外贸的稳定增长。主要措施是：第一，在支付、物流、通关、退税、结汇等环节给予先行先试，完善出口退税政策，2018年10月对试验区电商出口企业实行免税。第二，逐步放松跨境电商零售进口的监管，简化进口许可证件审批、注册或备案等程序；进口清单内商品实行限额内零关税、进口环节增值税和消费税按法定应纳税额70%征收基础上，进一步扩大享受优惠政策的商品范围。总结发现，跨境电商的主要措施是降低企业的进出口关税，本文首先以减税角度出发探讨跨境电商改革的作用机制。

3.典型事实

跨境电商改革的主要目标是为了促进试验区的进出口贸易，本文从出口贸易角度出发，通过基本事实描述推断该目标是否得以实现。具体地，本文分别加总三批次试验区和其他地区企业出口总额，绘制如图1。鉴于本文使用中国沪深A股上市公司数据，地区出口总额用上市公司出口额加总获得。从图1可以看出，三批次试验区与其他地区的出口总额整体呈现增长趋势。从相对趋势来看，2000-2014年四个地区出口额的变化趋势差异不大且基本一致，但是，三批次试验区分别在2015年、2016年和2018年设立为试验区以后出口总额的增长幅度明显大于其他地区。容易推断，跨境电商改革显著提升了三批次试验区的出口。

(二)理论假设
1.减税的直接效应

跨境电商改革提升了试验区企业出口的作用机制与跨境电商改革优惠政策的实施直接相关，其中最为明显的优惠政策是试验区的出口退(免)税措施。已有研究表明，出口退税与企业出口存在正向关系，企业享受出口退税等措施后，其中间投入的相对价格下降，一单位的出口对企业贡献的利润增大，进而促进企业出口[26-28]。进一步地，减税政策也变相降低了企业出口的生产成本，进而有利于缓解企业的融资约束程度，不仅有助于企业扩大出口规模，也有助于内销企业进入出口市场。基于此，本文提出第一个研究假说。

H1 跨境电商改革的减税政策是提升企业出口的直接作用机制。

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图1 跨境电商改革地区与其他地区上市公司出口总额
注：数据来源于2000-2019年中国沪深A股上市公司数据，单位为元。由于第一批试点城市仅有一个，经测算的总出口额数值较小，为了直观比较出口变化趋势，将第一批城市出口总额绘制在右侧纵坐标轴，将第二批城市、第三批城市和其他地区出口总额绘制在左侧纵坐标轴。

2.缓解融资约束

对于出口企业来讲，出口退税构成了出口企业流动资金的来源，相当于企业变相地增加了一部分内部经营资金，且降低了企业获取外部融资的压力，因此，出口退税措施显然有利于降低出口企业的融资约束程度[22，29]。Manova(2008)[23]认为，融资约束是影响企业出口规模扩张的重要因素，融资约束程度变小则意味着出口的可变成本降低，进而有利于提升企业生产效率和出口规模。因此，在研究假说1成立的基础上，本文提出第二个研究假说。

H2 融资约束下降可能是跨境电商改革提升企业出口的间接作用机制。

与此同时，基于企业异质性，企业规模大小和所有制形式是区分企业融资约束程度的重要依据。一方面，企业规模大小是银行判断企业信用能力的重要依据。大规模企业拥有丰厚的资产可用于银行抵押，因而面临的融资约束程度较小；相反，小规模企业更加容易被银行拒之门外，因而往往面临着融资难问题[30]。鉴于此，已有研究一般将大规模企业作为低融资约束企业，将小规模企业作为高融资约束企业[31]。另一方面，所有制形式是区分融资约束程度大小的重要方式。国有企业一般具有更大资产规模，加之普遍受到中央和地方政府的“隐性担保”以及抵押品丰富和信贷记录完善，因此，国有企业更加容易获得银行贷款，面临的融资约束程度较小。相反，非国有企业特别是民营企业一般规模较小[32-33]，不容易获得银行的信贷，因而面临更大的外部融资约束压力。考虑到减税政策主要缓解本身高融资约束企业的融资约束程度，对这些企业带来的边际正向经济效应可能更大，在研究假说2成立的基础上，本文提出以下研究推论。

推论 跨境电商改革对小规模企业和民营企业出口的提升作用可能更强。

3.市场进入

出口企业相比内销企业往往面临更大的融资约束问题，企业从事出口一般面临更高的生产成本[7-8,34]。已有研究表明，出口企业的生产成本既包括国际市场的信息搜集、确定和维护贸易伙伴的成本，也包括国际运输费用、资金垫付与周转等成本和风险，更包括为了维持产品竞争力而投入到国际销售网络和研发创新的成本。融资难问题限制了内销企业从事出口业务，由于出口固定成本门槛的存在，进而不利于高融资约束企业做出从事出口的决策[7，24-25]。但是，已有研究也表明，市场进入是导致我国宏观层面出口和工业产值不断增长的重要原因[3，35]。随着企业融资约束下降，试验区企业进入出口市场的可能性增大。因此，在研究假说1、2成立的前提下，本文提出第三个研究假说。

H3 跨境电商改革可能影响试验区企业的动态变化(firm dynamics)，市场进入增强可能是跨境电商改革提升企业出口的具体途径。

三、模型设定与数据来源
(一)模型设定
为了考察跨境电商改革与企业出口之间的因果关系，以中国政府2015年开始设立跨境电商综合试验区这一事件作为准自然实验，并且设置如下计量模型

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(1)

其中，j、c、t分别表示企业、地级市和年份。lnexportjct表示企业出口，借鉴毛其淋和王澍(2019)[8]的做法定义企业出口，具体使用“1+企业出口额”取自然对数进行度量，用以综合反映企业是否出口以及出口规模的差异。本文使用上市公司数据，借鉴张天顶和吕金秋(2018)[36]、杨晓亮等(2021)[37]的做法，企业出口数据在国泰安上市公司数据库(CSMAR)中获取，具体查询路径是“公司研究→财务报表附注→损益项目→营业收入、营业成本→分部标准→按地区分部”。交叉项Treatc×Postt表示跨境电商改革对企业出口的因果效应，其估计系数β是本文关注的重点。当β显著大于0，表明跨境电商改革有助于促进试验区试点城市企业出口；当β显著小于0，则说明跨境电商改革显著降低了企业出口。Xjt表示j企业在t年的特征变量，Zct表示c城市在t年的特征变量；εjct为随机扰动项。

Treatc为政策分组虚拟变量，本文将跨境电商综合试验区的试点城市设置为1，其他城市设置为0。Postt为政策冲击的时间虚拟变量，由于中国政府在2015年3月7日、2016年1月12日和2018年7月24日分别认定了三批次的跨境电商综合试验区试点城市名单，本文分别针对三个批次的城市名单设置政策冲击时间虚拟变量。从三批次城市名单公布的时间来看，在公布当年实际时间未满1年，借鉴Lu等(2017)[5]的做法，将第一批次的城市在2015年设定为5/6，以后年份设置为1，其他年份设置为0；第二批次的城市名单在2016年设置为11/12，以后年份设置为1，其他年份设置为0；第三批次的城市名单在2018年设置为1/2，以后年份设置为1，其他年份设置为0。

为了控制城市和企业层面潜在因素的干扰，以及政策分组(Treatc)带来的城市选择效应，本文分别设置城市层面和企业层面的控制变量。城市层面的控制变量Zct：(1)人均产出值pgdp，用城市国内生产总值(GDP)除以年末总常住人口取自然对数衡量。(2)城市储蓄水平dep，用城市城乡居民储蓄年末余额占GDP的比重衡量。(3)财政支出比例gc，用城市财政支出占GDP的比重衡量。企业层面的控制变量Xjt：(1)企业规模size，用上市公司总资产取自然对数衡量。(2)公司年龄age，用公司“1+实际存续年限”取自然对数衡量。(3)工资水平wage，用公司支付给职工以及为职工支付的现金与应付职工薪酬之和除以员工总数取自然对数衡量。(4)本文根据上市公司所有制形式将国营或国有控股和集体公司归类为国有公司，将外商独资和中外合资公司归类为外资背景公司，其他公司归类为民营公司；设置国有企业虚拟变量soe，将国有企业设置为1，其他企业设置为0；设置外资企业虚拟变量foe，将外资企业设置为1，其他企业设置为0。(5)资本密集度kl，用公司固定资产净额除以员工人数然后取自然对数衡量。

除此之外，为了排除其他潜在不可观测因素的干扰，在计量模型中控制了企业固定效应和年份固定效应。企业固定效应(μj)用于刻画不随时间变化的企业固有特征；年份固定效应(λt)用于刻画不随城市变化的时间因素。由于跨境电商改革发生在地级市层面，本文选择在地级市层面对回归标准误进行聚类调整。为避免奇异值对估计结果造成的干扰，对所有变量在1%水平进行缩尾处理。

表1 主要变量的描述性统计

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注：由于变量存在缺失值，采用基准回归模型(表2列(6))的拟合数据进行描述性统计。

(二)数据来源
由于目前本文可以获取的中国海关企业数据仅到2013年，跨境电商改革主要发生在2015年以后。为了保持政策前后都有5年数据对比，本文使用2010-2019年中国沪深A股上市公司数据。上市公司数据主要来源于国泰安(CSMAR)数据库，并结合万德(Wind)数据库对部分缺失的数据进行了补充。剔除了全部ST和*ST上市公司的样本，主要考虑到这类公司连续亏损两年并面临退市风险，股价和股票收益率的波动性较大，属于业绩差和风险高的公司，并且很多财务指标出现异常，为了避免对本文实证检验造成影响，将其做剔除处理。同时，考虑到数据缺失和样本数量偏少问题，剔除了西藏地区的样本。城市层面的数据主要来源于《中国城市统计年鉴》。

四、实证结果与分析
(一)基准估计结果
表2报告了跨境电商改革影响试验区企业出口的基准估计结果。计量模型控制了企业固定效应和年份固定效应，并且回归标准误在城市层面进行了聚类调整。表2列(1)到列(6)逐步加入了企业层面和城市层面的控制变量，回归结果显示，交叉项Treat×Post的估计系数显著为正，这说明跨境电商改革显著提升了试验区企业出口。本文将列(6)作为本文的基准检验模型，特别地，结合交叉项的系数值(0.567 8)可知，跨境电商改革在提升企业出口中大约发挥了56.78%的积极作用。

从控制变量的回归结果可知，企业规模(size)是影响企业出口的重要因素，规模越大则越容易形成规模效应进而提升出口和利润[8]。员工工资水平(wage)越高的企业，说明企业盈利状况一般更优，并且在出口市场具备竞争优势，进而有利于企业进一步提高出口水平。资本密集度(kl)的结果显著为负，这与传统要素禀赋理论结论一致，说明我国出口的比较优势依然停留在劳动密集型产品，因而劳动密集型企业更倾向于出口。

(二)作用机制检验
1.减税政策的直接作用

跨境电商改革的主要措施是针对试验区企业的出口退(免)税，企业税负下降变相降低了企业出口的生产成本，进而有利于企业扩大生产和出口规模。因此，减税措施可能在跨境电商改革提升企业出口中发挥直接机制的作用。

表2 基准估计结果(lnexport)

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注：*、**和***分别代表10%、5%和1%的显著性水平，括号内为稳健标准误，下表同。

本文使用目前文献中常用的中介效应模型进行检验，具体如式(2)(3)所示，inter衡量中介变量。在使用中介效应模型进行检验中，本文需要依据回归结果进行判断。如果式(2)中β的估计系数显著；同时，式(3)中δ的估计系数显著以及β估计系数的显著性下降或系数值减小，则说明中介变量在跨境电商改革影响企业出口中起到了渠道作用。

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(2)

lnexportjct=α+βTreatc×Postt+δginterjct+width=252,height=16,dpi=110

(3)

本文用公司营业税金及附加与所得税费用之和除以营业总收入来衡量企业税率(Tax)，当企业税率(Tax)作为中介变量时，相应的中介检验结果如表3列(1)(2)所示。列(1)的回归结果显示，交叉项的估计系数显著为负，说明跨境电商改革显著降低了企业税率，检验结果与预期相符合。列(2)的回归结果显示，Tax的估计系数显著为负，意味着企业税收负担越小则出口越多；同时，交叉项的估计系数显著为正，但是系数值(0.545 2)相比基准检验模型(表2列(6)，0.567 8)显著下降。这些结果说明，企业税率下降在跨境电商改革提升企业出口中起到了不完全的渠道作用，研究假说1得以证明。

表3 减税措施和缓解融资约束的作用

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注：不再报告控制变量回归结果，下表同。

2.缓解融资约束的间接作用

企业税收负担下降变相降低企业获取外部融资的压力，进而缓解企业的融资约束程度[29]。随着企业融资约束压力的下降，企业可以提升其拓展进出口贸易的运营能力。借鉴Rajan和Zingales(1998)[38]的思路，本文使用企业的负债规模(FC)衡量融资约束程度，具体用企业债务总额取自然对数衡量。在跨境电商改革的影响下，企业负债规模越大则负债运营能力越强，说明缓解企业融资约束程度越高。当中介变量为负债规模(FC)时，相应的检验结果如表3列(3)(4)所示。表3列(3)的检验结果表明，交叉项的估计系数显著为正，说明跨境电商改革显著提高了企业的负债规模、缓解了融资约束程度。列(4)的结果显示，FC的估计系数显著为正，说明企业融资约束程度越低则企业出口水平越高；同时交叉项的估计系数不再显著，说明FC起到了完全的渠道作用。总体而言，跨境电商改革通过缓解企业融资约束程度进而提升了企业出口，研究假说2得以证明。

企业所有制形式和规模大小是区分企业融资约束程度的重要方式。在现有研究中，一般将民营企业和小规模企业作为高融资约束企业，国有企业、外资企业和大规模企业作为低融资约束企业[23，30,32]。结合机理分析部分可推断，原本高融资约束企业受到减税措施带来融资约束程度下降的边际作用可能更大。本文依据企业规模(size)按照中位数法将全样本划分为小规模企业和大规模企业两组，依据所有制形式将全样本划分为民营企业、国有企业和外资企业三组，分组检验结果如表4所示。可以看出，交叉项的估计系数在列(1)(3)显著为正，在列(2)(4)(5)没有通过显著性检验。这些结果表明，跨境电商改革主要提高了原本高融资约束的企业出口，其中包括了小规模企业和民营企业，本文研究推论得以证明。

3.市场进入行为

从机理分析部分可知，出口企业相比内销企业面临更高的出口生产成本，缓解企业融资约束变相降低了从事出口的生产成本，从而有助于吸引内销企业进入出口市场。从已有研究可以推断，融资约束下降很可能吸引更多的小规模企业和民营企业从事出口，进而提高企业的出口决策或者拓展边际[7]。借鉴毛其淋和王澍(2019)[8]的做法，定义企业的出口决策或者拓展边际(export_d)，使用企业是否从事出口衡量，若企业有出口则定义为1，否则取0。本文首先基于式(1)的基准计量模型进行检验，如表5列(1)所示。可以发现，交叉项的估计系数显著为正，说明跨境电商改革显著提高了企业的出口决策概率或者拓展边际。由于出口决策是虚拟变量，反映了出口行为概率的变化，本文进一步使用Probit模型进行检验，并且控制了城市固定效应、2位数行业固定效应和年份固定效应，检验结果如表5列(2)所示。可以看出，交叉项的估计系数显著为正，与列(1)的检验结果一致。

表4 关于缓解融资约束的再检验(lnexport)

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集约边际反映了在位出口企业的出口规模变化，进一步在基准检验模型(表2列(6))基础上仅保留出口企业，检验结果如表5列(3)所示。可以发现，交叉项的估计系数为正，但是不再显著。可以判断，跨境电商改革对企业出口的集约边际影响有限。总体而言，结合表5的回归结果可以推断，跨境电商改革主要提升了试验区企业的出口决策概率或者拓展边际，但是对出口规模或者集约边际的影响有限。由此可以推断，市场进入可能是跨境电商改革提高企业出口的具体路径。

表5 企业出口的拓展边际和集约边际

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本文进一步仅保留出口企业进行检验，首先检验企业进入、退出出口市场的动态如何变化。借鉴Cadot等(2013)[39]的方法定义企业动态，将前后两年都存在出口市场的企业定义为在位企业；将当年新进入出口市场的企业定义为新进入企业(enter)并设置为1，其他企业设置为0；将相对第二年退出出口市场的企业定义为退出企业(exit)并设置为1，其他企业设置为0。此外，定义企业的生存特征，将新进入市场的企业与下一年企业进行对比，识别出继续生存在出口市场的企业(cont)并设置为1，退出的企业设置为0。结合Probit模型，关于企业进入、退出和生存状况的检验结果如表6列(1)-(3)所示，容易发现，交叉项的估计系数在列(1)(3)显著为正，在列(2)不显著。这些结果表明，跨境电商改革显著提升了企业进入出口市场的概率以及新进入企业的生存概率。

进一步地，本文分别根据企业动态的各部分，对进入企业、在位企业和退出企业分组进行检验，如表6列(4)-(6)所示。可以发现，交叉项的估计系数在列(4)显著为正，在列(5)(6)没有通过显著性检验。因此，可以判断，跨境电商提升企业出口的作用主要来源于新进入出口市场的企业，研究假说3得以证明。

表6 企业动态及其各部分的出口变化

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五、异质性检验与稳健性测试
(一)异质性检验
1.区域的差异

改革开放初期，东部地区率先融入到全球价值链分工体系，出口贸易发展较早，中国海关数据显示，出口企业在中西部地区大约占全样本的13%(2)统计2000-2013年中国海关企业数据库得知。。显然，我国出口企业的分布存在显著的地理差异。此外，跨境电商在东部地区的起步时间更早，当地公司接触和从事跨境电商业务的机会也更多。基于此，本文将全样本划分为东部地区和中西部地区两组，检验结果如表7列(1)(2)所示。容易发现，交叉项的估计系数在列(1)显著为正，在列(2)没有通过显著性检验。这说明，跨境电商改革主要提升了东部地区企业出口。究其原因在于，东部沿海地区具有区位临海、交通便利、出口贸易发达和跨境电商起步早等比较优势，在政策影响下，更加有利于小规模企业和民营企业学习其他出口企业的发展经验。

2.互联网普及率的差异

跨境电商是互联网高速发展的产物，一般来讲，互联网普及率越高的地区，企业和居民接触跨境电商的机会越多。基于此，本文依据历年各省的互联网普及率使用中位数法将全样本划分为低互联网普及地区和高互联网普及地区两组，检验结果如表7列(3)(4)所示。可以发现，交叉项的估计系数在列(4)显著为正，在列(3)没有通过显著性检验。回归结果表明，越是互联网普及率高的地区，跨境电商改革提升企业出口的作用越大。这说明互联网普及率高的地区有利于企业和居民通过跨境电商途径发展业务，同时，发展跨境电商业务的企业设址一般也会选择电信基础设施完备的地区。

表7 区域和互联网普及的异质性(lnexport)

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3.行业属性的差异

我国的出口企业(主要为制造业)大多集中在第二产业，海关数据显示，大约占全样本的95%。同时，根据跨境电商业务的不同，可以归类的行业也存在显著差异。例如，从事农产品加工和出口的企业大多在第一产业，从事制造业的出口企业大多在第二产业。鉴于此，本文根据行业特征将全样本划分为第一产业、第二产业和第三产业三个样本组，检验结果如表8所示。可以发现，交叉项的估计系数在列(2)(3)显著为正，在列(1)没有通过显著性检验。这些结果表明，跨境电商改革主要提升了第二产业和第三产业的企业出口。主要原因在于，与出口密切相关的制造业主要分布在第二产业，计算机服务和软件业、批发和零售业等与跨境电商平台搭建和销售相关的行业分布在第三产业，而第一产业主要为农业产品，目前我国通过跨境电商途径向国外销售农产品的力度相对较小。

表8 行业属性的异质性(lnexport)

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(二)稳健性测试
1.动态效应检验

双重差分法能够有效识别因果关系的前提是，实验组和对照组的变化在政策实施之前满足平行趋势。本文直接采用事件研究法对跨境电商改革的动态效应进行检验，在式(1)基础上，将Postt替换了历年的年份虚拟变量(Yeart)，然后与政策分组变量(Treatc)做乘积，如式(4)所示。为了直观起见，将新交叉项Treatc×Yeart的估计系数χt绘制在图2中。其中，图2实线部分刻画了跨境电商改革的边际效应，虚线部分为95%置信区间。依据新交叉项估计系数的回归结果，图2显示，边际效应线在跨境电商改革以前较为平缓且估计系数并不显著，在改革以后迅速向右上方增大。上述结果表明，本文使用双重差分法满足平行趋势的假设。

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(4)

2.政策的预期效应

在政策正式实施之前，一般会有媒体报道或者会议决策信息流出。因此，潜在设立跨境电商综合试验区的城市可能对该政策形成一定的预期，进而对本文结论造成干扰。同时，为了排除政策实施前其他因素的干扰，本文分别假设存在3至5年的政策预期。具体地，设置政策实施前的年份虚拟变量(Yeart)，分别与政策分组变量(Treatc)乘积形成新的交叉项，然后加入到式(1)中重新进行估计，检验结果如表9列(1)-(3)所示。可以发现，新交叉项的估计系数并没有通过显著性检验，同时，交叉项Treat×Post的估计系数显著为正。因此，不存在政策的预期效应对本文结论造成干扰。

3.安慰剂检验

双重差分法适合使用的前提条件是，政策实施之前实验组和对照组需要基本符合平行趋势，动态效应检验已经得以证明。借鉴Topalova(2010)[40]的做法，本文假设真实有效的政策发生在2014年及以前。保留2010-2014年的样本，假设虚拟实验发生在2011、2012、2013年，检验结果如表9列(4)-(6)所示。可以发现，新交叉项Treat×Year2013、Treat×Year2012、Treat×Year2011的估计系数没有通过显著性检验。因此，虚拟实验不成立，在2014年及以前不存在真实有效的政策对本文结论造成干扰，通过了反事实的安慰剂检验。

4.控制行业的时间趋势

为了排除不可观测的行业特定因素对本文结论的影响，将行业的线性时间趋势项加入到式(1)中，然后重新进行检验，如表10列(1)所示。行业的时间趋势为行业虚拟变量与时间趋势项(T=1,2,……)的交互项，本文将2010年设置为1，其他年份按照时间顺序逐次加1。可以发现，在控制行业的时间趋势之后，交叉项的估计系数依然显著为正。由此可见，不可观测的行业特定因素没有对本文结论造成实质影响。

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图2 跨境电商改革影响企业出口的动态效应

表9 预期效应和安慰剂检验(lnexport)

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5.保留相邻城市样本

一般来讲，地理位置相邻城市的产业发展门类、区位优势、人文和政策环境等具有更多的相似性[41]，因而可以使得实验组和对照组城市具有更大的相似性。本文将与试点城市地理位置相邻的其他城市作为对照组，然后重新进行检验，回归结果如表10列(2)所示。可以看出，交叉项的估计系数在1%水平显著为正，回归结果与前文一致，且显著性相比表2列(6)有所提升。说明在保持实验组和对照组城市相似性的情况下，本文的检验结果同样具有说服力。

6.样本选择性偏差

双重差分法要求实验组和对照组的样本是随机分布的，本文在式(1)中分别加入了城市、企业层面的控制变量，以控制政策分组的选择效应，但是依然可能存在样本选择性偏差。为解决这一问题，采用倾向得分匹配法(PSM)对实验组和对照组的样本进行配对，具体选取本文的控制变量作为PSM检验的协变量。并利用匹配后的样本对式(1)进行参数估计，回归结果如表10列(3)所示。可以发现，交叉项的估计系数显著为正，这说明样本选择性偏差没有影响本文结论。

六、结论与政策建议
跨境电商改革是新时期我国进行制度创新的一种体现，发展跨境电商对于稳定和扩大出口贸易具有重要意义。本文以跨境电商这一新经济开放模式为研究视角，具体以2015年以来的跨境电商改革作为准自然实验事件，结合2010-2019年A股上市公司数据，使用双重差分法系统检验了跨境电商改革与试验区企业出口之间的关系。本文主要研究结论：第一，跨境电商改革显著提升了试验区企业出口，并且通过了相关稳健性检验。第二，减税政策显著降低了企业的税收负担，并且企业税率下降是跨境电商改革提升企业出口的直接作用机制。第三，企业税收负担下降缓解了企业融资约束程度，企业融资约束程度下降是跨境电商改革提升企业出口的间接作用机制。并且，跨境电商改革主要提升了本身融资约束较高的小规模企业和民营企业的出口。第四，跨境电商改革显著提高了试验区企业从事出口的决策概率或者拓展边际，在仅保留出口企业的情况下，跨境电商改革提高了出口企业中的市场进入概率以及新进入企业的生存概率。本文研究发现，市场进入是跨境电商改革提升企业出口的具体路径。第五，跨境电商改革主要提升了东部地区和高互联网普及率地区、第二产业和第三产业样本组中的企业出口。

表10 行业趋势、相邻地区和倾向得分匹配(lnexport)

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基于本文研究结论，提出如下政策建议：第一，出口贸易是拉动我国经济持续增长的重要马车之一，在当前我国出口增速面临下降的背景下，发展跨境电商是稳定和扩大出口的新动力，需要不断扩大跨境电商综合试验区试点城市范围。因此，本文结论提示需要不断进行制度创新，通过发展新型经济开放途径保持我国的出口优势。第二，政策导向的减税措施不仅是降低企业税收负担和缓解融资约束的重要途径，也是促进企业参与出口的推动力。未来相关产业政策修订可以借鉴补贴或者减税的措施，切实降低企业的运营负担。第三，跨境电商改革提升企业出口在地区和行业层面存在显著差异。需要加大对中西部地区和电信基础设施较缺乏地区的政策扶持力度，带动落后地区借助跨境电商途径促进经济发展。同时，需要加大三农与跨境电商的深度结合，通过跨境电商途径促进农产品销售，带动试验区农民增收和减少农村的相对贫困问题。

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Research on the Impact and Mechanism of Cross-Border E-commerce Reform on the Export of Enterprises in the Pilot Zone
SONG Yan-qun1, HU Hao-ran2

(1.School of Public Finance & Taxation, Shandong University of Finance & Economics, Jinan 250014, China;2.School of Economics, Shandong University, Jinan 250100, China)

Abstract：Using the data of China’s Shanghai and Shenzhen A-share listed companies from 2010 to 2019 and using the multi-period double difference method, this paper specifically studies the impact and mechanism of China’s cross-border e-commerce reform on the export of enterprises in the pilot zone. The research found that China’s cross-border e-commerce reform has significantly improved the export of enterprises in the pilot zone. The mechanism test found that: first, the tax reduction policy of cross-border e-commerce reform significantly reduced the tax burden of enterprises, and the decline of enterprise tax rate is the direct mechanism of cross-border e-commerce reform to improve enterprise exports. Second, the tax reduction policy reduces the degree of financing constraints of enterprises, which is an indirect mechanism for cross-border e-commerce reform to improve enterprise exports. Finally, with the decline of enterprise financing constraints, cross-border e-commerce reform improves the export decision probability of enterprises (expansion margin), but has limited impact on the export scale of export enterprises (intensive margin). Further inspection found that the cross-border e-commerce reform has improved the market entry probability of export enterprises, and market entry is the specific path for the cross-border e-commerce reform to improve the export of enterprises. The heterogeneity test found that the cross-border e-commerce reform mainly improved the export of enterprises in the eastern region, high Internet penetration areas and the sample group of secondary and tertiary industries.

Key words：cross-border e-commerce; export of enterprises; tax reduction; financing constraints; market entry

中图分类号：F742

文献标识码：A

文章编号：1005-1007(2022)04-0020-16

收稿日期：2021-06-25

基金项目：山东省自然科学青年基金项目(ZR2021QG011)；国家社会科学基金重大项目(20&ZD169)。

作者简介：宋颜群，女，山东财经大学财政税务学院预聘副教授，主要从事公共政策与收入分配、国际贸易理论与政策研究；胡浩然(通讯作者)，男，山东大学经济学院副研究员，主要从事国际贸易理论与政策、产业经济学和公共经济学研究。

责任编辑 杨萍