一、引言
在评价中国的经济绩效时，仅仅关注正式的法律和金融制度是不够的，“政企关系”和“企业间关系”等非正式制度在中国经济运行中发挥着更为重要的作用（Alford，2000；Allen等，2005）。但迄今为止，鲜有文献考察“关系”在中国对外贸易中的作用。所谓“关系”，是指在正式制度不完善的背景下形成的，有助于消除信息不对称并引导人们进行合作以及进行互惠交易的一种非正式的方式（Poppo和Zenger，2002）。本文旨在考察“企业间关系”，包括双边和多边的企业间关系对民营企业出口贸易的影响。
据海关统计，2001年中国民营企业进出口总值仅为309.3亿美元，至2008年进出口总值已达5360.4亿美元，年均增长50.3%，其在外贸进出口中所占的比重由2001年的6.1%增长至2008年的20.9%。在2008年全球金融危机爆发的冲击下，民营企业对外经济贸易仍然实现了较快发展，进出口总额增长27.3%，出口额增长27.9%，增速比全国外贸分别快10个百分点和10.7个百分点。①那么，为什么民营经济的对外贸易能够以如此强劲的速度增长？民营经济出口贸易的快速增长是否与“关系”存在一定的联系？如果是，其具体的作用机制是什么？现有文献对此语焉不详。
实际上，越来越多的跨国文献开始关注制度因素在国际贸易中的作用。一部分学者考察了契约制度对国际贸易的影响。Levchenko（2007）、Acemo-u等（2007）、Vogel（2007）以及Costinot（2009）从理论上论证了契约制度影响贸易结构的微观机制。他们认为，契约制度能够通过投资、技术引进和劳动分工等渠道作用于一国的生产率及贸易结构。Ranjan和Lee（2007）、Nunn（2007）则为契约制度与出口结构之间的关系提供了有力的经验证据。另一部分学者更为强调金融市场的作用。他们认为，健全的金融体系能够为制造业发展提供资金支持、分散风险，从而促进企业的出口（Kletzer和Bardhan，1987；Baldwin，1989；Beck，2002；Ju和Wei，2005；Manova，2008）。鉴于中国各地在法律、契约和金融等制度方面存在一定的差异，一些学者试图从制度的角度来解释地区出口结构的差异。金祥荣等（2008）、李坤望和王永进（2010）与张杰等（2010）分别考察了法律制度、契约执行效率与制度扭曲等对地区出口差异的影响。沈能等（2006）、朱彤等（2007）、包群和阳佳余（2008）与黄玖立和冼国明（2010）分别考察了金融发展对出口规模和出口结构的作用。毋庸置疑，这些研究为我们理解制度与对外贸易之间的关系提供了深刻的洞见。但是，这些文献依然无法解释民营企业与非民营企业在出口绩效方面的差异。因而，我们有必要从“关系”的视角来深入研究中国企业的出口行为。
鉴于此，笔者基于一个声誉模型考察了“关系”影响企业出口行为的微观机制。理论模型的核心思想是：企业间“双边关系”和多边“关系网络”的发展有助于“甄别”企业的类型，使“不好”的企业淘汰出市场，从而提高企业投资效率，降低企业进行过度投资的可能性，并促进企业的出口参与。然而，对于出口企业而言，“关系”也可能降低其投资规模，导致其出口数量的下降。因而，“关系”对企业出口数量的影响具有一定的不确定性。在此基础上，基于微观企业数据的经验研究为理论模型的核心结论提供了有力的支撑。
与已有研究相比，本文的贡献主要体现在以下方面：第一，虽然已有文献也曾注意到非正式制度对国际贸易的影响，但是这些研究均忽略了企业间的双边关系和多边关系的作用，更未对此建立明确的理论模型。例如，Milgrom等（1990）、Greif等（1994）和Greif（2004）分别考察了“商人行会”和“集体责任制度”在促进贸易扩张中的作用。Casella和Rauch（1998）以及Rauch和Trindade（2002）则研究了华人网络对国际贸易的影响。本文具体考察了各类双边关系和多边关系对企业出口的影响，从而弥补已有研究的不足。第二，已有研究大多基于跨国分行业样本，鲜有研究从企业层面研究关系对企业出口行为的影响，从而无法回答关系对企业出口贸易的影响，到底是通过企业的出口决策还是出口密集度来影响出口贸易。Melitz（2003）等人开创的异质性企业贸易模型为我们分析该问题提供了分析框架。本文通过将“声誉机制”引入该模型，刻画了关系影响企业出口行为的微观机制。第三，本文的研究不仅证实了关系对企业出口的积极作用，而且还发现，关系与正式的法律制度之间在企业的出口决策中存在显著的“互补效应”，对企业出口密集度的影响则呈现“替代效应”，从而发展了关于正式制度与非正式制度关系的研究。
本文余下部分结构安排如下：第二部分通过建立理论模型分析关系对企业出口的影响机制；第三部分介绍计量模型和变量选择，并对数据进行说明；第四部分汇报计量回归结果及分析；最后是结论。
二、理论模型
本节通过一个声誉模型考察关系在企业出口中的作用：现实中有两种类型的企业，高生产效率企业（高能者）和低生产效率企业（低能者）。由于“信息不对称”，低能者有强烈的动机去模仿高能者，因此，为了与低能者相区分，高能者不得不提高投资水平，甚至进行过度投资。企业间良好的双边关系和多边关系网络有助于“甄别”企业家的类型，从而提高低能者模仿高能者的成本，抑制企业的“过度投资”行为。但与此同时，高能者投资水平的下降也在一定程度上降低了企业的投资规模和出口数量。因而，关系对企业出口数量的影响具有一定的不确定性。
（一）基本设定
假定需求函数为常数替代弹性形式，则企业进行出口的总收益r可以表示为产出x的函数：
其中，α衡量产品的需求弹性，α越大，说明产品的需求弹性越高。A为常数项，代表出口市场规模的大小。
由于交易过程中的风险和不确定性，事前有效的合同在事后可能是无效的。在事后合同无效的情况下，双方按照对称的纳什讨价还价解（Nash Bargaining Solution）划分总收益。在纳什讨价还价的过程中，双方的谈判实力取决于各自的外部选择（Outside Option），外部选择越大，企业家能够获得的剩余就越多，其投资的激励也越强
。为简化分析，假定代理人的外部选择为0。
在第二期，代理人通过观察企业家在第一期的行为，按照贝叶斯概率推断企业家的类型（聂辉华，2008）。若企业家为低能者，则代理人将离开企业家，并在市场上寻找新的企业家。
我们首先考虑只有一期的情况。由于只有一期，企业家不会关心第一期的投资对第二期“声誉”的影响，因此，低能者没有激励去模仿高能者的投资。此时，低能者和高能者均按照各自最优的水平进行投资。企业家的外部选择完全取决于市场对其生产能力的判断。如果市场上其他代理人认为企业家的能力高，则企业家的外部选择也大，于是企业家的外部选择为r。其中，r表示潜在的出口收益，r与x的关系由（1）式给定。根据纳什讨价还价解，企业家从谈判中划分的剩余为：
若生产1单位的x需要投入1单位劳动，且劳动者工资水平为w，则企业家的预期净收益可以表示为：
（二）均衡
下面考虑两期的情况。在两期模型中，由于企业在第一期的投资会影响第二期的收益水平，因此，从理论上，第一期存在两类可能的均衡：混同完美贝叶斯均衡（Pooling SPE）和分离完美贝叶斯均衡（Separating SPE）。
首先来看混同均衡。
命题3：双边关系和关系网络对企业出口决策的影响显著为正，对企业出口数量的影响不确定。
三、计量模型、变量选择及数据说明
由上一节命题3可知，关系对企业出口决策具有显著的促进作用，但对企业出口数量的影响则具有一定的不确定性，在接下来的经验分析中，本文将对命题3进行计量检验。
（一）计量模型
本文考察的对象是关系对企业出口行为的影响，我们不仅关心其是否影响出口，而且更希望进一步找出其影响出口的具体方式，即是影响企业的出口参与（扩展边际），还是影响企业的出口数量（集约边际）。对于前者，我们采用企业是否出口的虚拟变量（dmex）作为被解释变量；对于后者，被解释变量为企业的出口密集度（expi），即出口占销售额的比重。由于出口虚拟变量为0/1变量，因此，采用普通最小二乘法对出口参与方程进行估计所得到的估计结果有偏。为此，我们采用Probit模型对企业的出口参与方程进行估计，再采用普通最小二乘法对第二阶段进行回归。②
（二）变量选择
1.主要变量
（1）双边关系。我们采用与中间供应商业务关系持续时间（duration）以及原材料和中间投入中非现金支付的使用比重（noncash）来衡量双边关系的发展状况。非现金支付的比重越高，说明企业间信任程度越高，即双边关系越完善（Raiser等，2003）。
企业之间持续的业务关系有助于合约的履行，促进双边声誉机制作用的发挥，从而促进企业出口（Macaulay，1963；Araujo和Ornelas，2007）。一方面，通过长时间的业务交往，买卖双方能够相互了解对方，从而区分高生产率企业和低生产率企业、提供高质量产品的企业和提供低质量产品的企业以及值得信任的企业和不值得信任的企业（Ghosh和Ray，1996；Tadelis，2003）；另一方面，长时间的业务交往，不仅能够对破坏合作的机会主义形成有效惩罚（张维迎，2002），而且还可以促进中间产品供应商加强专用性的资产投资，提高中间产品质量和劳动生产率，以此形成和维持良好的声誉（Bar-Isaac和Tadelis，2008）。
（2）多边关系网络。我们采用两项指标来刻画企业的多边关系网络：一个变量是“企业是否为商业协会会员（network）”。若企业为商业协会成员，则network=1，否则network=0；另一个变量是“企业是否通过员工的私人关系来获得出口和进口信息（connection）”，如果企业能够通过员工的私人关系来获得出口市场和进口来源的信息，则connection=1，否则connection=O。
一方面，强有力的商业和社会关系网络能够帮助企业收集和传播业务信息，有利于企业建立销售和采购渠道（Casella和Rauch，1998；Rauch和Trindade，2002）；另一方面，商业和社会关系网络还可以加强企业之间的信息沟通，帮助企业寻找商业伙伴并提供有关的可靠性信息（Johnson等，2002），以及传播或收集有关客户的商业纠纷信息，从而惩罚了那些破坏合作的行为（McMillan和Woodruff，1999）。此外，商业和社会关系网络也可以直接调解和处理成员企业间的业务纠纷，从而有助于多边声誉机制作用的发挥（Greif等，1994；余晖等，2002）。
2.控制变量
企业规模（size）、年龄（age）和全员劳动生产率（prod）。异质性贸易理论研究表明，企业规模、年龄和劳动生产率是企业异质性的重要表现，也是影响企业出口决策和出口数量的重要解释变量。参照Mark和Tybout（1997）的研究，我们采用企业固定资产净值来计算企业规模，采用增加值与年平均雇佣人数之比衡量全员劳动生产率。
中间投入供应商中海外供应商所占比重（oversea_supplier）。由于国外对出口产品的质量和品质要求较为苛刻，同时与国外同行业先进水平相比，中国本土装备制造业技术水平相对落后，难以生产出外国需求的高质量消费品，为此沿海地区消费品厂商只能采取“为出口而进口”策略（巫强与刘志彪，2009）。因此，海外供应商所占比重越高，企业越有可能选择出口。
总经理是否为年薪制（annual_salary），即以年度为考核周期，将管理者的收入与企业经营业绩挂钩的一种薪酬激励机制。所有权与经营权的分离，导致企业所有制和企业经营者的目标相冲突。因此，企业的管理者不是以所有者和企业利润最大化为基本目标。通过将企业的经营绩效与管理者受益相挂钩，年薪制能够较好地解决所有者和经营者之间的利益冲突，从而激励公司管理人员努力工作，有利于企业生产率水平的提高和促进企业出口。但由于年薪制仅仅依赖年度经营绩效对管理者进行考核，在一定程度上导致管理者投资行为短期化，不利于调动管理者的长期行为和技术创新，从而对企业的出口产生不利影响。
总经理任期（tenure）。总经理任期越长，企业出口的可能性越大：一方面，总经理任期反映了总经理的管理才能和过去的经营绩效，即任期长的经理往往能力较强；另一方面，随着任期的延长，总经理能够更好地熟悉企业的业务流程、经营范围和公司文化，从而有助于其管理者才能的发挥，提高企业经营绩效。
总经理是否具有海外教育背景（abroad_edu），若总经理曾在国外取得本科或研究生学位，则abroad_edu=1，否
则abroad_edu=0。具有海外背景的管理者，可以更有效地学习国外的先进技术，从而促进技术扩散和技术进步，进而影响出口决策和出口数量。张杰等（2007）在对江苏省制造业企业创新活动的研究中指出，企业创新活动与企业决策层的战略导向密不可分，企业最高决策者的学习和工作背景，有可能会影响其对企业发展战略的认识和创新决策的把握。有过国外工作或学习背景的企业决策者，可能更倾向于选择创新战略导向的企业发展战略，从而提高企业的创新水平。此外，管理者的海外背景也有助于其与国外的中间产品供应商建立供应链联系，从而能够对企业的出口起到积极作用。
研发密集度（rd_sh），采用研发支出/总销售额表示。资本密集度（kl），用固定资产净值与企业就业人数之比表示。这两个变量对企业出口决策的影响不确定：一方面，按照新新贸易理论，相比于非出口企业，出口企业一般具有较高的研发水平和资本密集度（Melitz，2003）；另一方面，作为发展中国家，中国具有丰裕的劳动力资源，物质资本和人力资本相对匮乏。这就意味着，中国在研发方面以及资本密集型生产阶段并不具备比较优势。因此，这两项估计系数的符号并不确定。另外，我们还控制了企业年龄（age）以及行业和地区固定效应。
（三）数据说明
本研究采用的数据来自世界银行2003年所做的投资环境调查（Investment Climate Surveys）。在中国，这个项目的具体调研由国家统计局执行，2003年调研中样本分布是15个省（包括直辖市、自治区）中的18个城市的14个行业，企业的数目为2400个。由于该调研涉及的省份既有东部地区，也有中西部地区，涉及的行业既有制造业也有服务业，涉及的企业既包括民营企业也包括国有和外资企业，在民营企业中既有上市公司也有非上市公司，因此，样本具有一定的广泛性和代表性。
该调查数据中的15个省、自治区、直辖市（以下简称省）中的18个城市为：辽宁省（本溪、大连）、黑龙江省（哈尔滨）、吉林省（长春）、河北省（石家庄）、河南省（郑州）、湖北省（武汉）、湖南省（长沙）、浙江省（杭州、温州）、江西省（南昌）、云南省（昆明）、陕西省（西安）、甘肃省（兰州）和广西壮族自治区（南宁）、广东省（深圳、江门）、重庆市。调研样本中的14个行业分别为：汽车和汽车零部件、服装、电子部件制造、交通运输与邮政服务、信息技术服务、电子设备、冶金制品、非银行金融服务、广告和营销、食品、化学产品和药品、家用电器、运输设备及生物产品和中药。
在本文计量模型中，与中间供应商的业务关系持续时间（duration）、原材料和中间投入中非现金支付的使用比重（noncash）、企业是否是商业协会会员（network）、企业是否通过员工的私人关系来获得出口和进口信息（connection）、总经理是否为年薪制（annual_salary）、总经理任期（tenure）、总经理是否具有海外教育背景（abroad_edu）和“能否获得法律服务”（law）等变量均直接取自该调查数据。企业规模（size）、年龄（age）、全员劳动生产率（prod）、研发密集度（rd_sh）和资本密集度（kl）则是根据相关指标计算得到。
四、估计结果分析
本节首先汇报基于整体样本的回归结果，进而检验双边关系和多边关系对出口的影响是否具有稳健性，然后重点考察关系对民营企业出口行为的影响，由此揭示各类关系对民营企业和非民营企业影响的差异性。为了便于比较，本文报告的回归系数均为标准化系数（Beta系数）。
（一）基于整体样本的初步回归结果
我们考虑到各类关系变量之间可能存在多重共线性问题，选择将各类关系变量依次单独放入回归模型。由表1我们发现如下结论。
1.主要变量
企业与供应商业务关系的持续时间（duration）以及企业的关系网络（network）均在5%的显著水平上促进了企业的出口参与决策，但对出口密集度的影响则不显著，甚至起到负向作用。其可能的原因在于，关系主要通过如下的渠道来影响企业的出口行为。
首先，关系是企业在启动和发展阶段获得金融资源的重要来源。根据Allen等（2005）对江苏和浙江17名民营企业家和管理人员的调查研究，在企业的启动阶段，国有银行、私人信贷机构以及亲戚和朋友都是企业资金来源的重要渠道；而在企业的成长时期，“血缘意义上的华人”（Ethnic Chinese Investors）的投资以及商业合作伙伴的贸易信贷（Trade Credit）成为企业资金的最重要的两个来源。根据Chaney（2005）和Manova（2008）的研究，只有那些克服流动性约束的企业才能够进行出口。因此，企业可以通过关系网络来获得流动资金，从而进入国际市场。显然，融资约束的克服能够帮助企业进入出口市场，但企业的出口量更多地依赖于自身产品的国际竞争力。
其次，关系能够降低企业之间的信息不对称，从而有助于甄别企业类型，并使得声誉机制得以发挥作用。（1）在关系不健全的情况下，由于企业间的信息不对称，供应商无法确定制造商的类型，此时低效率的制造商有动机去模仿高效率制造商的行为。为了与低效率制造商相区别，高效率制造商不得不进行“过度投资”，从而降低企业的出口利润。企业间双边关系和多边关系网络的发展，有助于降低低效率企业进行模仿的激励，从而防止高效率公司过度投资，提高效益。（2）由于信息不对称，交易双方无法确定对方是否为机会主义者，制造商需要时间来甄别中间产品供应商的类型，供应商也需要时间来确定制造商是否值得信赖（Tadelis，2003）。当制造商无法确定供应商的类型时，不会贸然进行出口。因为一旦声誉受损，企业很难在国际市场竞争中占有一席之地。只有当制造商与供应商维持了足够长时间的业务往来、制造商对供应商充分信赖时，制造商才会决定进行出口。从中间产品供应商的角度来看，当其与制造商的交易时间较短或对制造商不太信任时，供应商不会选择提供高质量的中间投入，因为高质量意味着高成本（Bar-Isaac和Tadelis，2008）和专用性投资。如果制造商预料到这一点，那么将不会进行出口，即便其希望出口，也无法满足国外的质量要求并绕过严格的管制措施。另外，正如前文理论模型中所指出的，从声誉机制的角度来看，随着关系的完善，企业进行“过度投资”的激励得以缓解，这就有可能起到降低企业出口密集度的作用。
最后，多边关系网络也是信
息集散和惩罚机会主义行为的一条重要渠道：通过商业圈熟人和朋友网络，企业可以了解更多的商务和市场信息，这就大大降低了企业出口的交易成本，促进其参与出口。通过综合分析可知，关系能够显著提高企业参与出口的可能性，但对企业出口密集度的影响具有一定的不确定性。
2.控制变量
企业规模（size）。在各组回归组合中，企业规模对出口参与作用显著为正，而且在1%的统计水平上显著，该结果与已有研究结论吻合。企业年龄（age）对出口参与影响为负，对企业出口数量的影响不显著。这说明，尽管新企业可能拥有新知识和新技术，但出口数量的增加需要依赖于经验的积累和声誉或品牌的形成，而这些都需要时间。因此，年龄与企业出口行为的关系并非单调的线性关系。
劳动生产率（prod）对企业出口决策有一定的积极作用，不过效果并不显著。其对企业出口数量的影响则为负数。根据异质性企业贸易理论，由于企业出口需要付出一定的沉没成本，因此出口企业的生产率会高于非出口企业（Melitz，2003；Bernard等，2003）。本文的结论似乎与异质性贸易理论并不一致。其原因可以从两个方面进行解释：一方面，由于本文采用全员劳动生产率，即用增加值与雇用人数之比来度量生产率，而中国又是一个劳动密集型国家，出口企业的劳动密集度较高，于是产生了全员劳动生产率与出口负相关的现象；另一方面，异质性贸易理论的基本假定是企业出口的固定成本高于内销的固定成本。而实际上，由于地方保护主义和市场分割等方面的原因，企业内销的成本可能很高，从而很有可能得到出口企业生产率低于国内企业的结论。此外，样本选择也可能是导致这一结论的重要原因。由于世界银行调查中的样本只有2400家企业，样本数据较小，因此，该结论可能不具有一定的代表性。
海外供应商比重（oversea_supplier）对企业出口参与均具有显著的促进作用。其原因在于，加工贸易在中国出口贸易中占据重要位置。加工贸易的显著特点是“两头在外”，海外供应商比重越高意味着企业越会融入全球价值链的分工体系，而且，与海外供应商的联系还能够帮助企业学习国外的先进技术，降低企业与海外市场之间的信息壁垒，从而促进企业出口。
年薪制（annual_salary）对企业的出口参与有一定程度的正面影响，但统计显著性不高，对企业出口密集度的影响则为负数。这说明年薪制虽然能够激励公司管理人员为了经营绩效而努力工作，但也不可避免地在一定程度上削弱管理层进行技术创新的长期激励，从而对企业的技术进步和出口起到一定的负面作用。总经理任期（tenure）对企业出口数量具有一定的积极作用，但显著性不高。
总经理的国外教育背景（abroad_edu）对企业参与出口的概率具有显著影响，这与前文的论述一致。该项对企业出口密集度的影响不显著，可能是因为总经理的国外教育背景虽然能够帮助企业进入国际市场，但并不一定能带来企业的技术进步和产品竞争力的提升。
研发密集度（rd_sh）对企业出口决策影响为负，而对出口数量的影响为正，不过二者的统计显著性均不高。资本密集度（kl）对企业出口决策和出口数量的影响均为负数，这与要素禀赋理论的预测一致。由于中国劳动力相对丰裕，资本和人力资本相对稀缺，因此，出口参与仍然以劳动密集型产品为主。中国企业即便参与高新技术产品的出口，也往往从事的是一些低端生产环节，其参与国际分工仍然依靠的是廉价的劳动力资源。
（二）异常值及稳健性检验
异常值的存在是导致回归结果不稳健的重要因素。在之前的分析中，我们并没有对样本中的异常值进行处理，在对异常值问题进行处理之后，之前的结论是否依然成立？为克服异常值对回归结果的影响，我们去掉残差项的前5%分位点和后5%分位点的样本，并重新进行了Probit和OLS估计。回归结果见表2。
由表2可知，表1的回归结果仍然稳健，各变量回归系数的符号和统计显著性未发生根本变化。从统计显著性来看，企业间业务关系持续的时间（duration）对企业出口决策的影响未发生显著变化，仍在5%的统计水平上显著，对出口数量的影响依然不显著。中间投入中非现金支出的比重（noncash）和企业是否通过员工的私人关系获得出口与进口信息（connection）变量对企业出口决策影响的显著性也未发生变化。一个值得注意的变化是，商业协会变量（network）对企业出口决策的影响增强。
由此我们得到结论：在剔除样本异常值后，双边关系和多边关系因素均对企业的出口决策起到积极的促进作用。但除了connection变量外，其他关系因素均不利于企业出口密集度的增加。这与本文理论模型的结论一致。
（三）子样本回归
在经济转型的过程中，中国的民营企业受制度的影响较少。在此背景之下，民营企业的发展在很大程度上依赖的是双边关系和多边关系网络等非正式制度的作用。因而，从理论上讲，关系对民营企业出口的影响可能更为显著。鉴于此，我们将重点考察关系对民营企业出口的影响，回归结果见表3。
与表1的回归结果相比，由表3可得如下结论：首先，从总体上看，关系因素对企业出口决策的影响仍然为正。其中，企业间业务关系的持续时间（duration）以及企业的私人关系网（connection）对企业出口参与的影响有所降低，而非现金支付比重（noncash）和商业协会对企业出口参与决策的影响依然显著，noncash变量对企业出口密集度的影响仍然不显著。企业的私人关系网（connection）对出口密集度的影响显著降低。duration和network两类因素均在1%的显著水平上降低了企业的出口密集度。对此的解释可能有两个方面的原因：一方面，与中间商持续的业务关系以及加入商业协会可以帮助企业开拓国内市场，促进国内销售在其销售总额中所占的比重，从而降低企业的出口密集度；另一方面，随着关系网络的发展，企业之间的信息不对称程度有所降低，这就可以抑制低效率企业的模仿行为，并降低高效率企业的投资水平和减少出口数量，从而起到降低企业出口密集度的作用。
（四）关系与法律制度：替代还是互补？
关系对企业出口的影响会随着法律制度的完善增强还是减弱？合同的执行主要基于两种方式：一种方式是由第三方（法院）执行，即正式实施，另外一种方式是通过“关系契约”。在理论上，关系与正式的法律制度之间既可能是替代关系，也可能是互补关系。
一部分学者认为，法庭和法律制度的完善能够加强关系的作用。Macaulay（1963）最早对该问题进行了研究，他发现即便对法律制度相对完善的经济体而言，关系也能够促进市场交易。这意味着，法律制度可能无法替代关系的作用。Johnson等（2002）对转型国家的不完全契约问题进行了研究，发现关系契约非常重要，而且在某些情况下，法庭的参与能够增强关系契约的作用。他们还发现，当法律制度不完善时，交易可能更加依赖于关系契约。不过他们并没有对二者的关系做出明确判断。Sobel（2006）则认为，正式制度的引入能够降低建立关系的成本，从而增加产出。
另一部分学者则持相反观点，Kranton（1996）指出，当市场交易与互惠关系同时存在时，交易可能是无效率的。换句话说，关系与法律制度之间可能并非简单的替代或互补关系，这就促使我们通过经验研究对此进行验证。
鉴于此，我们借鉴Rajan和Zingales（1998）的方法，在初始的计量模型中引入了关系与法律制度的交互项。该文研究的对象是金融发展与产业增长的关系，其基本思路是，一个行业的外部融资依赖度越高，金融发展对产业增长的影响越明显。该思路与本文所要研究的问题相吻合，使用该方法有助于我们研究关系与法律制度的关系，如果交互项的符号为正，则说明随着法律制度的完善，关系对企业出口的影响会增强，从而意味着二者是互补关系。反之，如果交互项的符号为负，则说明二者为替代关系。其中，我们用企业“能否获得法律服务”（law）来衡量法律制度的完善程度，若law=1，说明企业可以获得法律服务，若law=0，则表明企业无法获得法律服务。例如，若duration_law估计系数为正，则表明，随着法律制度的完善，企业间业务关系往来的时间对企业出口的影响会增强。③
在表4中，我们报告了加入关系与法律制度交互项的回归结果。回归结果表明，从出口选择方程来看，各类关系与法律制度交互项系数的符号均为正，说明在企业的出口参与决策过程中，关系与法律制度的影响是互补性的，即随着法律制度的完善，关系能够促进更多的企业进入国际市场。但从出口密集度来看，关系与法律制度之间的关系则是替代性的，即随着法律制度的完善，关系对企业出口数量的正面影响会随之减弱。这是因为，在法律制度较差的背景下，企业进行投资的激励不足，此时关系在企业出口数量中的作用就显得格外重要；而随着法律制度的逐步完善，关系对企业出口数量的作用就会逐步淡化。
五、结论
本文首先构建理论模型考察关系影响企业出口行为的微观机制，分析结果表明，由于信息的不对称，为了赢得好的“声誉”，高效率企业有可能进行“过度投资”。而企业间持续的业务往来和良好的关系网络能够起到良好的信息集散和信号甄别功能，有助于增强企业间信任，提高企业投资效率，从而促进企业的出口参与。但与此同时，由于关系的发展会降低企业进行过度投资的倾向，这就有可能减少企业的出口数量。因此，关系对企业出口数量的影响存在一定的不确定性。
在理论分析的基础上，本文采用微观企业数据对理论模型的核心结论进行了经验分析。研究发现：（1）企业的双边关系以及多边关系网络对民营企业的出口参与起到了积极的促进作用，这表明关系在民营企业出口中发挥着重要的作用，并在一定程度上解释了为什么在正式制度不完善的条件下，民营企业的出口量依然保持着强劲的增长态势。（2）关系对企业出口密集度的影响并不显著，而且某些类型的关系还对企业的出口密集度起到了一定的负面作用。这说明，在正式制度不完善的条件下，关系对企业出口行为的影响主要是通过促进更多的企业进入出口市场来实现出口增长，对单个企业出口密集度的作用并不显著。（3）随着法律制度的完善，双边关系和多边关系网络对企业出口决策的影响会增强，这意味着关系与法律制度对于中国企业参与出口存在显著的“互补效应”，对企业出口密集度的影响则呈“替代效应”。因此，法律制度的完善能够更好地发挥关系对企业出口参与决策的积极作用，从而能够促进更多的企业进入国际市场。
感谢代谦、范子英、罗知、赵奇伟、梁柱等的有益评论，特别感谢匿名审稿人提出的建设性意见。文责自负。
注释：
①数据来自商务部综合司。http://zhs.mofcom.gov.cn/aarticle/Nocategory/200905/20090506218513.html。
②另外一种克服选择性偏差的方法是Heckman模型，但基于Heckman模型的估计结果显示，“逆米尔斯比率”（Inverse Mills Ratio）的估计系数并不显著，因此，采用Heckman模型对本文的研究并不合适。为此，我们参照匿名审稿人的建议，没有采用Heckman模型估计。
③需要指出的，由于duration
