融資約束、質(zhì)量前沿距離與出口產(chǎn)品質(zhì)量升級：中國食品企業(yè)的證據(jù)

·部門經(jīng)濟·

融資約束、質(zhì)量前沿距離與出口產(chǎn)品質(zhì)量升級：中國食品企業(yè)的證據(jù)

王學(xué)君陸澤錢加榮

國際食品市場上產(chǎn)品間的競爭正從價格競爭轉(zhuǎn)向質(zhì)量競爭，企業(yè)融資約束對于企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量選擇的影響在國際經(jīng)濟研究中日益受到關(guān)注。利用2000-2010年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫中的食品企業(yè)數(shù)據(jù)，實證研究融資約束對食品企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的影響。結(jié)果顯示：首先，從食品行業(yè)整體來看，融資約束顯著抑制了中國食品企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級，且在融資約束程度相同情況下，接近出口產(chǎn)品質(zhì)量前沿的企業(yè)受到的抑制效應(yīng)顯著強于遠(yuǎn)離質(zhì)量前沿的企業(yè)。其次，融資約束的質(zhì)量升級抑制效應(yīng)在異質(zhì)性企業(yè)間存在顯著差異。分地區(qū)來看，融資約束會顯著抑制東部地區(qū)食品企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級，但不會對中西部地區(qū)食品企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量升級產(chǎn)生顯著抑制作用；分所有制來看，融資約束對私營和外資食品企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級制約效應(yīng)的顯著性高于國有企業(yè)，且私營企業(yè)受到的抑制作用最高。此外，通過構(gòu)建融資約束、產(chǎn)品質(zhì)量和質(zhì)量升級的不同代理變量，進(jìn)一步驗證了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

融資約束； 質(zhì)量前沿距離； 質(zhì)量升級； 食品企業(yè)

一 引 言

近年來，國際食品貿(mào)易中產(chǎn)品質(zhì)量和安全問題已經(jīng)成為決定企業(yè)市場競爭力的關(guān)鍵因素。這種趨勢是經(jīng)濟發(fā)展的必然結(jié)果，并由于瘋牛病、農(nóng)藥殘留等食品相關(guān)負(fù)面事件的影響而加劇。消費者(特別是發(fā)達(dá)國家消費者)開始重視食品生產(chǎn)方式和食品來源，日益關(guān)注食品質(zhì)量和安全問題，而對進(jìn)口食品的選擇則更為謹(jǐn)慎，食品貿(mào)易中的競爭已由價格競爭轉(zhuǎn)向質(zhì)量競爭(Curzi et al., 2015)[1]。國際貿(mào)易的新趨勢下，如何提升產(chǎn)品質(zhì)量，贏取國外消費者的信任，是中國食品行業(yè)提升國際市場競爭力、促進(jìn)食品行業(yè)良性發(fā)展的關(guān)鍵。

學(xué)者從微觀角度研究一國出口產(chǎn)品質(zhì)量及其影響因素時，融資約束問題受到了特別關(guān)注。一般而言，企業(yè)在出口中需要投入巨額的沉沒成本和固定成本，因而相較于內(nèi)銷企業(yè)需要更多的信貸，融資約束對于出口企業(yè)行為選擇影響也更為顯著。從融資約束對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應(yīng)及作用機制來看，由于企業(yè)實現(xiàn)產(chǎn)品質(zhì)量升級需要提高研發(fā)投入、增加對高質(zhì)量中間品以及相關(guān)資本品的購買，當(dāng)企業(yè)面臨融資約束時，其可能減少高風(fēng)險的研發(fā)投入和相關(guān)投入品的購買，進(jìn)而會抑制企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量升級。Bernini et al.(2015)[2]利用法國企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，過高的債務(wù)負(fù)擔(dān)和流動性緊張所導(dǎo)致的融資約束對法國企業(yè)提高出口產(chǎn)品質(zhì)量造成了顯著的抑制效應(yīng)。更進(jìn)一步，Crinò和Ogliari(2014)[3]將企業(yè)融資約束與出口產(chǎn)品質(zhì)量因素引入Helpman et al.(2008)[4]企業(yè)異質(zhì)性貿(mào)易模型，從理論上闡明了融資約束對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量選擇的負(fù)向影響機制。

當(dāng)前中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整處于關(guān)鍵轉(zhuǎn)型期，經(jīng)濟下行壓力仍然存在，較高的宏觀經(jīng)濟不確定性會使金融機構(gòu)降低信貸供給(辛兵海等，2015)[5]，企業(yè)(尤其是中小企業(yè))普遍面臨“融資難”、“融資貴”等問題。與發(fā)達(dá)國家金融市場相比，中國金融市場信息不對稱和道德風(fēng)險等問題相對嚴(yán)重，金融要素市場的資金配置效率低、融資成本高、融資渠道窄(汪建新和黃鵬，2015)[6]。由此，國內(nèi)學(xué)者頗為關(guān)注融資約束對于中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。汪建新和黃鵬(2015)[6]研究發(fā)現(xiàn)，融資約束對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量造成了顯著的負(fù)面影響，面臨融資約束的企業(yè)因無法得到充足的資金支持而顯著地降低了企業(yè)投資高質(zhì)量產(chǎn)品生產(chǎn)的行為。張杰(2015)[7]通過在實證分析中引入融資約束變量的二次項，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量和融資約束之間呈現(xiàn)顯著倒U型關(guān)系，即企業(yè)金融約束對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響具有顯著的門檻效應(yīng)，只有企業(yè)融資約束程度高于某個臨界值時才會對出口產(chǎn)品質(zhì)量形成顯著的制約效應(yīng)。更進(jìn)一步，許明(2016)[8]又引入了市場競爭因素，考察市場競爭、融資約束相互作用對于企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應(yīng)，研究表明，兩者相互作用最終導(dǎo)致企業(yè)實際出口產(chǎn)品質(zhì)量低于有效出口產(chǎn)品質(zhì)量達(dá)到20.36%。

目前，關(guān)于融資約束對出口產(chǎn)品質(zhì)量影響的現(xiàn)有研究多是利用全行業(yè)數(shù)據(jù)加以分析，缺乏對于具體行業(yè)的分析，行業(yè)之間的技術(shù)經(jīng)濟特性在實證分析中被忽視了。中國食品行業(yè)與其他制造業(yè)行業(yè)相比，特征之一是私營企業(yè)數(shù)量顯著偏高。與融資體系成熟的發(fā)達(dá)國家不同，中國私營企業(yè)面臨著明顯的信貸歧視問題。中國金融體系由國有控股的大銀行主導(dǎo)，大銀行注重規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，一般而言缺乏為私營中小企業(yè)提供信貸服務(wù)的動力。特征之二是，與其他制造行業(yè)相比，中國食品工業(yè)整體技術(shù)和配套裝備更加明顯地滯后于國際先進(jìn)水平，食品企業(yè)生產(chǎn)高品質(zhì)的產(chǎn)品仍依賴于進(jìn)口資本品和關(guān)鍵零部件?？傊?，食品企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量升級需要更多的信貸支持。

基于以上考慮，本文認(rèn)為，經(jīng)全行業(yè)數(shù)據(jù)驗證得到的融資約束與出口產(chǎn)品質(zhì)量兩者關(guān)系的研究結(jié)論，未必直接適用于食品行業(yè)。因此，本文利用2000-2010年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫中食品企業(yè)數(shù)據(jù)，分析融資約束對食品企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應(yīng)。與以往文獻(xiàn)相比，本文除了特別關(guān)注食品業(yè)單一部門以外，有別于現(xiàn)有研究之處在于：第一，國內(nèi)已有文獻(xiàn)主要研究企業(yè)當(dāng)期受到的融資約束對于出口產(chǎn)品質(zhì)量的短期影響，然而融資約束對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響并不會立竿見影，而是可能存在一定的時滯。因為即便募集到足夠的資金，技術(shù)研發(fā)等企業(yè)活動實質(zhì)性提升企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量也需要一段時間才能實現(xiàn)，相較于關(guān)注融資約束對企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的短期效應(yīng)，關(guān)注其長期效應(yīng)，即融資約束對產(chǎn)品質(zhì)量升級的影響更為合理。第二，文中引入質(zhì)量前沿距離指標(biāo)，考察產(chǎn)品距離同類產(chǎn)品中最高質(zhì)量產(chǎn)品不同的企業(yè)，面臨融資約束時其產(chǎn)品質(zhì)量選擇的異質(zhì)性表現(xiàn)。引入質(zhì)量前沿距離的考慮，與現(xiàn)有文獻(xiàn)中技術(shù)前沿模型的應(yīng)用相類似(Aghion et al., 2002[9]；Khandelwal, 2010[10])。本文認(rèn)為產(chǎn)品質(zhì)量高的企業(yè)存在質(zhì)量升級瓶頸，與遠(yuǎn)離質(zhì)量前沿的企業(yè)相比，接近質(zhì)量前沿的企業(yè)實現(xiàn)質(zhì)量升級，需要更多投資來打破瓶頸限制，因此預(yù)期融資約束對產(chǎn)品質(zhì)量較高的企業(yè)抑制效應(yīng)要強于產(chǎn)品質(zhì)量較低的企業(yè)。

接下來的研究安排：第二部分為實證模型、核心變量與數(shù)據(jù)的說明；第三部分為實證結(jié)果與分析；第四部分為穩(wěn)健性檢驗；最后是全文的結(jié)論與啟示。

二 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)描述

(一)模型設(shè)定

基于上文分析，為了檢驗融資約束對食品企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的影響，同時考查質(zhì)量前沿距離在其中的作用，本文借鑒Olpher et al.(2014)[11]和Curzi et al.(2015)[1]的方法構(gòu)建如下計量模型：

Δqualityidht=β1DFidh, t-3+β2wksi, t-3+β3DFidh, t-3wksi, t-3+αt+αh+αd+αi+εidht

(1)

其中，Δqualityidht為質(zhì)量升級指標(biāo)，用i企業(yè)出口至目的國d的產(chǎn)品h在t期質(zhì)量與滯后3期質(zhì)量差額表示，即Δqualityidht=qualityidht-qualityidh, t-3。所有解釋變量都采用了滯后3期的形式，這樣的處理方式是為了解決出口產(chǎn)品質(zhì)量與融資約束間可能存在逆向因果關(guān)系而引起的內(nèi)生性問題。逆向因果關(guān)系來源于能夠快速提升產(chǎn)品質(zhì)量的企業(yè)，通過傳遞企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量提升的相關(guān)信息，往往能夠在外部貸款中相對容易獲得外部資金，進(jìn)而緩解企業(yè)遭受的融資約束程度。然而，當(dāng)期的質(zhì)量升級對于滯后3期的融資約束顯然并不會產(chǎn)生逆向影響。解釋變量wksidh, t-3表示i企業(yè)出口至目的國d的產(chǎn)品h在t-3期的融資約束，DFidh, t-3表示i企業(yè)出口至目的國d的產(chǎn)品h在t-3期的產(chǎn)品質(zhì)量與同類出口產(chǎn)品的最高質(zhì)量之間的差距。DFidh, t-3的計算公式為DFidh, t-3=1-qualityidh, t-3/maxqualityh，這里maxqualityh表示樣本期內(nèi)h產(chǎn)品在任意年份-企業(yè)-出口目的國層面上的最大值。DFidh, t-3∈(0, 1)，取值越接近0，表明產(chǎn)品質(zhì)量越接近質(zhì)量前沿，取值越接近1，則表明遠(yuǎn)離質(zhì)量前沿。同時模型中還加入了時間、產(chǎn)品、目的國和企業(yè)的固定效應(yīng)，用來控制某些不可觀察的因素。

融資約束指標(biāo)wksidh, t-3是本文最為關(guān)心的解釋變量，用來衡量企業(yè)受到的融資約束對其質(zhì)量升級的影響。本文預(yù)期，融資約束對企業(yè)質(zhì)量升級有抑制作用，即β2<0。此外，本文還引入融資約束與質(zhì)量前沿距離的交互項DFidh, t-3wksi, t-3，用以捕捉不同質(zhì)量水平的企業(yè)，面臨融資約束時產(chǎn)品質(zhì)量升級的差異性表現(xiàn)?？紤]到接近質(zhì)量前沿的企業(yè)面臨質(zhì)量瓶頸，提升質(zhì)量時缺少可供參考的范本，需更多資金投入且面臨更高風(fēng)險，因此本文預(yù)期β3>0，即融資約束對于接近質(zhì)量前沿的企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量升級的抑制效應(yīng)更為明顯。

(二)主要指標(biāo)的度量

1.企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的度量

本文主要借鑒了Khandelwal et al.(2013)[12]提出的方法，利用事后推理法計算企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，其主要想法是在價格相同的情況下，企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量越高，那么其在國際市場上的需求越大，因此對于質(zhì)量高的產(chǎn)品，其面臨的需求曲線也就越高，從而可以通過回歸市場需求曲線，利用回歸方程的殘差項表示產(chǎn)品質(zhì)量。但Khandelwal et al.(2013)[12]的方法是基于產(chǎn)品替代彈性σ為固定值的強假設(shè)，文中進(jìn)一步參考施炳展(2013)[13]的做法將σ設(shè)置為可變彈性。具體計算過程簡單介紹如下。

假設(shè)消費者基本效用需求函數(shù)形式為：

(2)

其中，h表示消費者最終消費的產(chǎn)品種類，Ω表示消費者最終消費產(chǎn)品的集合。qidt(h)表示i企業(yè)t年對d國出口產(chǎn)品h的數(shù)量，λidt(h)表示產(chǎn)品h的質(zhì)量。σ為產(chǎn)品種類間的替代彈性，且σ>1。

給定消費預(yù)算約束，可得到對應(yīng)的需求函數(shù)為：

(3)

這里，pidht表示企業(yè)i在t期出口到目的國d的產(chǎn)品h的平均價格。Ε為進(jìn)口國的總消費支出，P表示進(jìn)口國的價格指數(shù)。進(jìn)一步地，上述等式兩邊取對數(shù)得到：

lnqidht=χdt-σlnpidht+εidht

(4)

其中χdt=lnEdt-lnPdt，用進(jìn)口國和年份兩維虛擬變量表示。殘差項εidht=(σ-1)lnλidht，包含著企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量信息，由此可以得到每一個企業(yè)-時間-目的國-產(chǎn)品層面的質(zhì)量表達(dá)式為：

(5)

為了使不同企業(yè)出口的同類產(chǎn)品質(zhì)量之間跨年可以比較，將式(5)得到的產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，從而獲得企業(yè)i在t期出口到目的國d的產(chǎn)品h的標(biāo)準(zhǔn)化質(zhì)量：

(6)

其中，min(max)是樣本期內(nèi)產(chǎn)品h在任意企業(yè)-年份-目的國層面上的最小(大)值。經(jīng)此處理后，qualityidht是位于0和1之間，沒有單位的標(biāo)準(zhǔn)化質(zhì)量。

2.融資約束指標(biāo)的度量

本文借鑒張杰(2015)[7]的研究，采用運營資本投資現(xiàn)金流敏感性指標(biāo)(wks)作為融資約束的代理變量，其構(gòu)造原理在于：如果企業(yè)現(xiàn)金流對企業(yè)的運營資本投資影響很弱，那么運營資本投資在企業(yè)持有現(xiàn)金流較高時期與較低時期的均值應(yīng)該不存在顯著的差異，所以經(jīng)過現(xiàn)金流加權(quán)的隨機誤差項均值不應(yīng)該與未經(jīng)加權(quán)的隨機誤差項均值有顯著差異；相反，如果企業(yè)的運營資本支出與現(xiàn)金流正(負(fù))相關(guān),那么經(jīng)過現(xiàn)金流加權(quán)的隨機擾動項均值,應(yīng)該比未經(jīng)加權(quán)的隨機誤差項均值更高(低)。具體步驟如下。

第一步：估計不包含現(xiàn)金流的約簡運營資本投資方程得到隨機誤差項：

(7)

這里，IWK表示企業(yè)運營資本投資，利用當(dāng)期與上期運營資本差值表示，即IWKt=WKt-WKt-1，其中WK=流動資產(chǎn)-流動負(fù)債。K表示企業(yè)期初固定資本凈額，X是一組控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、年齡、負(fù)債杠桿水平、抵押擔(dān)保水平、銷售增長率，這里企業(yè)規(guī)模利用企業(yè)雇傭職工人數(shù)的對數(shù)形式表示，企業(yè)年齡=觀測年份-企業(yè)開工年份+1，負(fù)債杠桿水平=期末總負(fù)債/期末總資產(chǎn)，抵押擔(dān)保水平=企業(yè)有形資產(chǎn)/企業(yè)期末總資產(chǎn)，銷售增長率=(企業(yè)本期銷售額-上期銷售額)/上期銷售額。此外，回歸方程中還包括了省份、行業(yè)分類、年份等虛擬變量。

第二步：根據(jù)估計出的殘差項，可構(gòu)建融資約束指標(biāo)：

(8)

其中，CF表示企業(yè)現(xiàn)金流，定義為期末凈利潤與當(dāng)年計提折舊額之和。融資約束指標(biāo)WKS構(gòu)建中包含了企業(yè)運營資本投資、企業(yè)現(xiàn)金流、企業(yè)銷售增長、負(fù)債杠桿水平以及抵押擔(dān)保水平等重要信息，因此能夠全面地反映企業(yè)受到的融資約束情況。

(三)數(shù)據(jù)來源與處理

本文使用的數(shù)據(jù)來源于2000-2010年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫提供了企業(yè)財務(wù)信息，海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫提供了企業(yè)產(chǎn)品層面出口信息。由于這兩個數(shù)據(jù)庫采用不同的編碼系統(tǒng)設(shè)定企業(yè)，本文參考Brandt et al.(2012)[14]、聶輝華等(2012)[15]的做法，利用企業(yè)名稱、郵政編碼、所有制、企業(yè)法人等信息進(jìn)行多次匹配。因為本文研究的是食品企業(yè)，根據(jù)國民經(jīng)濟行業(yè)分類代碼，在匹配成功的數(shù)據(jù)中僅保留行業(yè)代碼前兩位為13(農(nóng)副食品加工業(yè))、14(食品制造業(yè))、15(飲料制造業(yè))的企業(yè)數(shù)據(jù)。進(jìn)一步，考慮到行業(yè)代碼為13-15的企業(yè)仍然會出口非食品類產(chǎn)品，僅保留出口產(chǎn)品HS2位編碼為01至22所對應(yīng)的數(shù)據(jù)。本文實證分析中使用數(shù)據(jù)對應(yīng)的是HS4位編碼層級，因此數(shù)據(jù)處理過程中還刪除了在HS4位編碼分類中明顯不屬于食品的出口產(chǎn)品數(shù)據(jù)*刪除的數(shù)據(jù)包括HS編碼0601-0604(分別對應(yīng)的產(chǎn)品為活樹及其他活植物；鱗莖、根及類似品；插花及裝飾用簇葉)；HS編碼1201-1214(分別對應(yīng)工業(yè)用或藥用植物；稻草、秸稈及飼料)；HS編碼1301-1302(分別對應(yīng)蟲膠；樹膠、樹脂及其他植物液、汁)；HS編碼1401和1404(分別對應(yīng)編結(jié)用植物材料；其他植物產(chǎn)品)。。其次，對于匹配數(shù)據(jù)中存在缺失財務(wù)指標(biāo)變量(流動資產(chǎn)、固定資產(chǎn)合計、本年折舊、總資產(chǎn)、流動負(fù)債、長期負(fù)債、負(fù)債總額、銷售收入、利潤總額、應(yīng)交稅費等)的數(shù)據(jù)，先進(jìn)行插值處理，插值處理后仍缺失的予以刪除。此外，本文還參照慣用做法剔除數(shù)據(jù)中的異常值：(1)刪除企業(yè)雇傭人數(shù)少于8人的觀測值；(2)刪除企業(yè)總資產(chǎn)小于流動資產(chǎn)或者固定資產(chǎn)合計的觀測值；(3)刪除成立年份小于等于零的觀測值。

三 實證結(jié)果與分析

(一)全樣本估計結(jié)果

全樣本的基準(zhǔn)回歸結(jié)果見表1列(1)-列(5)，列(1)-列(5)是逐層遞進(jìn)關(guān)系，逐層添加各類固定效應(yīng)。列(5)最為全面，控制了年份、產(chǎn)品、出口目的國、企業(yè)固定效應(yīng)?；貧w結(jié)果顯示，在所有的回歸模型中核心解釋變量wksi, t-3和DFidh, t-3wksi, t-3均高度顯著，且系數(shù)符號均與預(yù)期相符。融資約束指標(biāo)wksi, t-3的系數(shù)顯著為負(fù)，說明融資約束整體上抑制了中國食品工業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。這一結(jié)論與現(xiàn)有研究(如張杰，2015[7]；許明，2016[8])利用全工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的實證結(jié)論一致，融資約束是制約全工業(yè)企業(yè)也是食品企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的阻礙因素。融資約束與質(zhì)量前沿距離的交互項DFidh, t-3wksi, t-3的系數(shù)顯著為正。模型中DFidh, t-3取值在0和1之間，越接近0，表明產(chǎn)品質(zhì)量越接近質(zhì)量前沿，因此，交互項的系數(shù)為正說明，融資約束程度相同的情況下，接近質(zhì)量前沿的企業(yè)受到融資約束的抑制效應(yīng)要明顯強于遠(yuǎn)離質(zhì)量前沿的企業(yè)。這一結(jié)論符合前文的預(yù)期，可能的解釋是，接近質(zhì)量前沿的企業(yè)提升質(zhì)量需要投入更多資金，卻要面臨更高風(fēng)險，因此較之遠(yuǎn)離質(zhì)量前沿的企業(yè)，融資約束的抑制作用更加明顯。此外，DFidh, t-3的系數(shù)顯著為正，表明中國食品企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級幅度趨于收斂，即遠(yuǎn)離同類產(chǎn)品前沿質(zhì)量水平的企業(yè)，其出口產(chǎn)品質(zhì)量提升較快，而接近前沿質(zhì)量水平的企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升相對較慢。以上結(jié)論，符合目前中國食品產(chǎn)品質(zhì)量總體在提升，但在中高端產(chǎn)品上卻難以滿足消費者需求的現(xiàn)實。對于接近質(zhì)量前沿的企業(yè)而言，融資約束的質(zhì)量升級抑制效應(yīng)更強，那么給予接近質(zhì)量前沿的食品企業(yè)更多資金支持以緩解其融資約束壓力，或是破解中國食品業(yè)缺少高端產(chǎn)品這一現(xiàn)實問題的關(guān)鍵。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(續(xù)上表)

變量(1)(2)(3)(4)(5)企業(yè)固定效應(yīng)NONONONOYES觀察值106021106021106021106021106021調(diào)整R20466204664048800489205473

注：括號內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差，*、**、***分別代表10%、5%、1%的顯著性水平，下表同。

(二)估計結(jié)果的異質(zhì)性

為了深入研究融資約束對于食品企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的抑制效應(yīng)是否在不同類型企業(yè)間存在不對稱性，本文按照企業(yè)所在地區(qū)和企業(yè)所有制類型對食品企業(yè)全樣本進(jìn)行了三組分類研究。

1.分地區(qū)的估計結(jié)果

考慮到中國東、中、西三個地區(qū)間在經(jīng)濟發(fā)展水平、市場競爭環(huán)境以及地方政策干預(yù)程度等經(jīng)濟和社會因素上存有明顯差異，下文考察分別位于不同地區(qū)的食品企業(yè)面臨融資約束時的出口產(chǎn)品質(zhì)量升級選擇。本文參考Zhang(2017)[16]的研究，將北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南11個地區(qū)歸類為東部地區(qū)；將山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8個地區(qū)歸類為中部地區(qū)；將內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆11個地區(qū)歸類為西部地區(qū)。表2給出了東、中、西三個地區(qū)企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量和融資約束程度間的比較結(jié)果。由Wald 檢驗統(tǒng)計量結(jié)果可知，三個地區(qū)間企業(yè)在出口產(chǎn)品質(zhì)量和融資約束程度上均存在顯著差異：從產(chǎn)品質(zhì)量來看，東部企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量最高，西部次之，而中部最低；從融資約束程度來看，東部地區(qū)企業(yè)遭受最強的融資約束，中部次之，而西部最弱。

表2 分樣本企業(yè)間的融資約束和出口產(chǎn)品質(zhì)量比較

表3匯報了分地區(qū)的估計結(jié)果。表3列(2)東部地區(qū)子樣本的回歸結(jié)果顯示，融資約束指標(biāo)wksi, t-3的系數(shù)顯著為負(fù)，說明該地區(qū)食品企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級會受到融資約束的顯著限制作用。表3最后兩列中部和西部地區(qū)子樣本的回歸結(jié)果顯示，這兩個地區(qū)食品企業(yè)融資約束指標(biāo)的回歸系數(shù)雖然是負(fù)的，但是在統(tǒng)計上并不顯著，這說明融資約束沒有對中西部地區(qū)食品企業(yè)出口產(chǎn)品的質(zhì)量升級產(chǎn)生顯著抑制作用。出現(xiàn)這一結(jié)果可能的原因在于，東、中、西三個地區(qū)企業(yè)所遭受的融資約束程度存在顯著差異。張杰(2015)[7]研究證實，企業(yè)融資約束和出口產(chǎn)品質(zhì)量升級之間存在倒U型關(guān)系，即只有當(dāng)企業(yè)受到的融資約束程度達(dá)到某個臨界值時，企業(yè)融資約束才會對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生抑制作用。中西部地區(qū)中，政府對市場干預(yù)程度較高，企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)品質(zhì)量升級往往能夠得到政府的財政補貼或者低息貸款，因此中西部地區(qū)食品企業(yè)不會遭受融資約束困境或者承受的融資約束程度尚未達(dá)到觸發(fā)產(chǎn)品質(zhì)量升級限制作用的臨界值。而東部地區(qū)市場相對成熟，政府干預(yù)較少，面臨激烈市場競爭的企業(yè)很難得到優(yōu)惠政策支持，因此當(dāng)需要大量投資來完成產(chǎn)品質(zhì)量升級時往往受到較強的融資約束制約。

表3 不同地區(qū)樣本回歸結(jié)果

此外，三個地區(qū)食品企業(yè)的融資約束與質(zhì)量前沿距離的交互項DFidh, t-3wksi, t-3的系數(shù)均至少在10%的水平上顯著為正，說明無論在哪個地區(qū)，接近質(zhì)量前沿的企業(yè)受到融資約束的抑制效應(yīng)均明顯強于遠(yuǎn)離質(zhì)量前沿的企業(yè)。最后，東中西各地區(qū)的質(zhì)量前沿距離指標(biāo)DFidh, t-3的估計系數(shù)均顯著為正，說明各地區(qū)食品企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級呈現(xiàn)收斂趨勢。

2. 分所有制類型的估計結(jié)果

中國當(dāng)前的金融體制下，政府具有干預(yù)金融機構(gòu)的能力，因此不同所有制類型的企業(yè)在得到以銀行機構(gòu)為主的外部融資渠道和能力方面差異明顯，一般而言，國有性質(zhì)的企業(yè)外部融資能力強，融資成本低于其他類型的企業(yè)。此外，由于外資企業(yè)可以從國外母公司獲得融資支持，其面臨融資約束時的產(chǎn)品質(zhì)量升級困難也會明顯好于國內(nèi)私營企業(yè)。表2不同所有制企業(yè)間融資約束程度的比較結(jié)果驗證了這一分析。由Wald 檢驗統(tǒng)計量結(jié)果可知，國有、外資和私營企業(yè)間融資約束程度存在顯著差異，私營企業(yè)遭受最強的融資約束，外資企業(yè)次之，而國有企業(yè)最弱。下文將全樣本按照注冊類型分為國有、外資和私營三種類型企業(yè)，并分別檢驗融資約束對于企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的影響，估計結(jié)果見表4。

表4 不同所有制樣本回歸結(jié)果

(續(xù)上表)

變量(1)(2)(3)(4)總體國有集體外資私營wksi，t-3-02537???-04469??-02696???-03330???(00328)(02087)(00456)(00570)DFidh，t-3wksi，t-302155???-0008702159???03011???(00167)(00491)(00227)(00327)常數(shù)項0182100317-03803???-05580???(01793)(01997)(00417)(00993)年份固定效應(yīng)YESYESYESYES產(chǎn)品固定效應(yīng)YESYESYESYES目的國固定效應(yīng)YESYESYESYES企業(yè)固定效應(yīng)YESYESYESYES觀察值10602195983117165252調(diào)整R205473 06428 05312 05754

由表4可以看出，回歸結(jié)果基本符合前文的預(yù)期。外資和私營性質(zhì)的食品企業(yè)融資約束指標(biāo)wksi, t-3的估計系數(shù)均在1%顯著水平上為負(fù)，并且私營性質(zhì)企業(yè)的系數(shù)絕對值大于外資企業(yè)。結(jié)果說明融資約束對外資和私營性質(zhì)的食品企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級形成了顯著的制約效應(yīng)，而融資約束對于私營企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的負(fù)面影響強于外資企業(yè)。另一方面，融資約束對于國有集體性質(zhì)的食品企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級制約效應(yīng)的顯著性要低于私營和外資企業(yè)，其wksi, t-3的估計系數(shù)只在5%顯著水平上為負(fù)?？赡艿慕忉屌c分地區(qū)的情況類似，融資約束程度對產(chǎn)品質(zhì)量升級影響的差異主要在于不同所有制類型企業(yè)所遭受的融資約束程度顯著不同，國有性質(zhì)食品企業(yè)受到的融資約束程度顯著地低于另外兩種性質(zhì)企業(yè)。當(dāng)前，國內(nèi)金融體系形成了“國有企業(yè)向銀行貸款，私營企業(yè)向高利貸借錢”二元分割的尷尬現(xiàn)實。國有性質(zhì)企業(yè)進(jìn)行融資時，由于政府作為其最終擔(dān)保人，它們通常能夠獲得較大規(guī)模、利息合理的銀行貸款，而其他性質(zhì)企業(yè)則需要在有效擔(dān)保和抵押的前提下才能獲得貸款，而缺乏有效擔(dān)保和抵押的其他企業(yè)只能轉(zhuǎn)向高利息的民間貸款。因此，國有性質(zhì)企業(yè)融資約束程度對于其出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的負(fù)面影響顯著低于其他兩種性質(zhì)企業(yè)。

另外，從融資約束與質(zhì)量前沿距離的交互項DFidh, t-3wksi, t-3的估計系數(shù)來看，私營和外資企業(yè)符合預(yù)期，即融資約束對于接近質(zhì)量前沿的企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級負(fù)面影響更強。國有企業(yè)的系數(shù)不顯著，說明距離質(zhì)量前沿遠(yuǎn)近并沒有左右融資約束對其產(chǎn)品質(zhì)量升級的影響，這在某種程度上也說明國有企業(yè)受到的融資約束程度較低，該類企業(yè)對于出口產(chǎn)品質(zhì)量升級可以更為自由地選擇。最后，國有、外資和私營三種性質(zhì)企業(yè)的質(zhì)量前沿距離指標(biāo)DFidh, t-3估計系數(shù)均顯著為正，說各性質(zhì)食品企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級也都呈現(xiàn)出收斂趨勢。

四 穩(wěn)健性檢驗

前文利用當(dāng)期質(zhì)量與滯后3期質(zhì)量差額作為質(zhì)量升級指標(biāo)，為了避免由于滯后期選擇不當(dāng)所導(dǎo)致的估計偏差，本文又分別利用當(dāng)期質(zhì)量與滯后2期和滯后4期質(zhì)量差額作為質(zhì)量升級指標(biāo)，檢驗融資約束對食品企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的影響，估計結(jié)果見表5列(1)和列(3)。出于比較的方便，表5列(2)是基準(zhǔn)回歸結(jié)果(滯后3期的結(jié)果)。由估計結(jié)果可以看出，利用不同滯后期的檢驗結(jié)果與前文基本一致。進(jìn)一步，從偏效應(yīng)來看，融資約束對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的平均偏效應(yīng)分別為滯后2期-0.2495、滯后3期-0.2537、滯后4期-0.1636。平均偏效應(yīng)絕對值呈現(xiàn)先上升后下降趨勢?？赡艿慕忉屖牵谫Y約束對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的負(fù)面影響需要一段時間才能顯現(xiàn)，而且在第3年對產(chǎn)品質(zhì)量升級的負(fù)面影響達(dá)到最大。

表5 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

其次，前文分別利用Khandelwal et al.(2013)[12]的事后推理法計算企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量代理變量和張杰(2015)[7]的運營資本投資現(xiàn)金流敏感性指標(biāo)(wks)作為融資約束的代理變量。為了避免代理變量選擇對于結(jié)果的影響，下文利用其他較為廣泛使用的代理變量，重新考察融資約束對于企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的抑制作用。首先，選用出口產(chǎn)品單位價值作為出口產(chǎn)品質(zhì)量的代理變量。出口產(chǎn)品單位價值是衡量出口產(chǎn)品質(zhì)量時相對直接且較為常用的做法。該指標(biāo)是對產(chǎn)品質(zhì)量的整體衡量，包含影響產(chǎn)品質(zhì)量的各種因素。如Aiginger和Pfaffermayr(1997)[17]指出，較高的單位產(chǎn)品價值說明消費者對該產(chǎn)品的支付意愿高，最可能的原因為該產(chǎn)品是具有較高質(zhì)量水平的垂直差異化產(chǎn)品。其次，利用企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率作為融資約束的代理變量。連玉君等(2010)[18]指出，中國債券市場規(guī)模較小，企業(yè)的債務(wù)融資主要來源于銀行貸款，高負(fù)債的公司事實上是那些更易獲得外部融資的公司。由此，本文借鑒連玉君等(2010)[18]的做法，使用資產(chǎn)負(fù)債率作為核心變量融資約束的代理變量。由于資產(chǎn)負(fù)債率高的企業(yè)反而是更易獲得外部融資的公司，為了方便本文的解釋，這里采用資產(chǎn)負(fù)債率相反數(shù)的形式作為融資約束的代理變量。使用新的代理變量的估計結(jié)果列于表5列(4)?？傮w而言，估計結(jié)果仍然與前文保持一致，說明前文估計結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性。

五 結(jié)論和政策含義

國際食品市場上產(chǎn)品間的競爭日益從價格競爭轉(zhuǎn)向質(zhì)量競爭，產(chǎn)品質(zhì)量是決定企業(yè)市場競爭力的關(guān)鍵因素。找到制約中國食品企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量升級的關(guān)鍵因素，是有效提升中國食品企業(yè)國際競爭力、促進(jìn)行業(yè)發(fā)展的基本前提。本文利用摘取自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫的2000-2010年中國食品企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，考察融資約束對食品企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的影響作用。

本文的研究結(jié)果顯示：首先，從食品行業(yè)整體來看，融資約束對中國食品企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級產(chǎn)生了顯著的抑制效應(yīng)，并且在融資約束程度相同的情況下，接近質(zhì)量前沿的企業(yè)受到融資約束的抑制效應(yīng)要明顯強于遠(yuǎn)離質(zhì)量前沿的企業(yè)。其次，融資約束對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的抑制效應(yīng)在不同類型企業(yè)間存在著顯著差異。從分地區(qū)的估計結(jié)果來看，融資約束程度會顯著抑制東部地區(qū)食品企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級，但中西部地區(qū)食品企業(yè)出口產(chǎn)品的質(zhì)量升級卻沒有受到融資約束程度的顯著影響；從分所有制類型的估計結(jié)果來看，融資約束對于私營和外資食品企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級制約效應(yīng)的顯著性高于國有食品企業(yè)，并且私營企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級受到的負(fù)面影響要強于外資企業(yè)。最后，通過調(diào)整滯后期重新構(gòu)建產(chǎn)品質(zhì)量升級指標(biāo)，利用出口產(chǎn)品單位價值取代事后推理法計算的產(chǎn)品質(zhì)量作為產(chǎn)品質(zhì)量的代理變量，以及利用資產(chǎn)負(fù)債率取代運營資本投資現(xiàn)金流敏感性指標(biāo)作為融資約束的代理變量等多種穩(wěn)健性檢驗的嘗試，確認(rèn)了本文研究結(jié)論的可靠性。

本文的研究結(jié)論不僅豐富了從融資約束角度研究企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的相關(guān)文獻(xiàn)，還具有以下重要政策含義。第一，從融資約束制約食品企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的結(jié)論可知，拓寬食品企業(yè)外部融資渠道以及給予相應(yīng)融資優(yōu)惠扶持等多種緩解食品企業(yè)融資約束窘境的相關(guān)政策，能夠有效激發(fā)企業(yè)提升出口產(chǎn)品質(zhì)量的內(nèi)在動力。第二，融資約束對于接近質(zhì)量前沿的企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級抑制效應(yīng)更加明顯的研究結(jié)論提示政府，緩解食品企業(yè)融資約束的相應(yīng)政策應(yīng)更多地向產(chǎn)品質(zhì)量高的企業(yè)傾斜，這或有助于中國食品企業(yè)突破產(chǎn)品質(zhì)量瓶頸，滿足消費者在中高端食品上的需求。第三，由融資約束的產(chǎn)品質(zhì)量升級抑制效應(yīng)在不同企業(yè)間具有不對稱性的研究發(fā)現(xiàn)可知，從區(qū)域來看東部地區(qū)的食品企業(yè)以及從所有制屬性來看私營食品企業(yè)受到融資約束負(fù)面影響最為顯著，應(yīng)給予更多的關(guān)注和支持。

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FinancialConstraints,DistancetoQualityFrontierandQualityUpgradingofExportedProducts:EvidencefromChina’sAgri-foodFirms

WANG Xue-jun LU Ze QIAN Jia-rong

Firms’ financial constraints are increasing recognized as crucial determinants of export product quality in the international trade literature. This paper uses China’s agri-food firm-level data from Chinese enterprises database and customs trade statistics over the period of 2000-2010 to analyze the extent to which the financial constraints faced by an agri-food firm affect the quality upgrading of its exported products. The results reveal that, firstly, financial constraints have significantly negative effects on the quality upgrading of exported product, with firms that initially close to the quality frontier being more unlikely to upgrade quality than the firms further away from the frontier in response to an increase in financial constraints. Secondly, the estimation of sub-sample shows that the financial constraints have asymmetric impacts on the quality upgrading of exported products: strong negative impacts on Eastern firms, while no significant impacts on Central and Western firms; strong negative impacts on private and foreign-owned firms, while less robust impacts on state-owned firms. Finally, the results remain consistent even after accounting for other measures we use to proxy for financial constraints, product quality and quality upgrading.

financial constraints; distance to quality frontier; quality upgrading; agri-food firms

2017-06-26

國家自然科學(xué)基金青年項目“多哈回合農(nóng)產(chǎn)品特殊保障機制對我國農(nóng)產(chǎn)品市場的經(jīng)濟影響研究”(項目編號：71403128，主持人：王學(xué)君)；國家自然科學(xué)基金重點項目“新時期農(nóng)業(yè)發(fā)展的國家政策支持體系研究”(項目編號：71333008，主持人：周應(yīng)恒)；國家社會科學(xué)基金重大項目“加快構(gòu)建新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系研究”(項目編號：14ZDA037，主持人：周應(yīng)恒)；江蘇省高校優(yōu)勢學(xué)科建設(shè)工程資助項目(PAPD)。

王學(xué)君，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院副教授，研究方向為國際貿(mào)易、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟；陸澤，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院碩士研究生，研究方向為產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟；錢加榮，中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與發(fā)展研究所副研究員，研究方向為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟。

F062.9

A

1674-8298(2017)05-0112-11

[責(zé)任編輯：戴天仕]

10.14007/j.cnki.cjpl.2017.05.009

方式]王學(xué)君, 陸澤, 錢加榮. 融資約束、 質(zhì)量前沿距離與出口產(chǎn)品質(zhì)量升級： 中國食品企業(yè)的證據(jù)[J]. 產(chǎn)經(jīng)評論, 2017, 8(5): 112-122.