產(chǎn)業(yè)集聚提升了出口產(chǎn)品質(zhì)量嗎？
——來自中國制造業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)

耿曄強(qiáng) 張世錚

產(chǎn)業(yè)集聚提升了出口產(chǎn)品質(zhì)量嗎？
——來自中國制造業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)

耿曄強(qiáng) 張世錚

在構(gòu)建產(chǎn)業(yè)集聚與出口產(chǎn)品質(zhì)量理論模型的基礎(chǔ)上，基于2000-2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)，采用需求方程反推法對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行測算，考察產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。研究結(jié)果顯示：在總體層次上，產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量具有顯著的促進(jìn)作用；在區(qū)分企業(yè)類型后發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚能夠顯著提升私營和外資企業(yè)、加工貿(mào)易企業(yè)、東部地區(qū)企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量，對國有企業(yè)、一般貿(mào)易企業(yè)、中西部地區(qū)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響則較小。

產(chǎn)業(yè)集聚； 出口產(chǎn)品質(zhì)量； 異質(zhì)性企業(yè)； 制造業(yè)

一、引言

改革開放特別是加入WTO以來，中國對外貿(mào)易實現(xiàn)了“奇跡式”增長，貨物貿(mào)易出口額從2001年的2661億美元增長到2015年的22765億美元，年均增速16.6%，占世界出口總額比重從2001年的4.3%上升到2015年的13.8%，中國已成為世界第一大出口國。然而，伴隨著勞動力等生產(chǎn)要素成本不斷上升，資源和環(huán)境約束逐步加強(qiáng)，加之世界經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇緩慢，國際需求不振，中國外貿(mào)發(fā)展面臨嚴(yán)峻形勢，下行壓力較大。與此同時，中國出口企業(yè)大多存在自主創(chuàng)新能力較弱、品牌產(chǎn)品占比偏低、同質(zhì)化競爭較為普遍等問題，在國際分工和全球價值鏈中總體仍處于中低附加值環(huán)節(jié)。因此，中國主要依靠價格優(yōu)勢和數(shù)量擴(kuò)張的傳統(tǒng)外貿(mào)增長方式難以為繼，如何實現(xiàn)外貿(mào)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型升級是亟待解決的現(xiàn)實問題。而產(chǎn)品質(zhì)量是刻畫外貿(mào)競爭力的一個重要維度，不僅體現(xiàn)企業(yè)核心競爭力(Manova和Zhang，2012)*Manova K，Zhang Z，“Multi-Product Firms and Product Quality”，NBER，2012.，也是一國貿(mào)易乃至經(jīng)濟(jì)發(fā)展的前提(Amiti和Khandelwal，2013)*Amiti M，Khandelwal A K，“Import Competition and Quality Upgrading”，Review of Economics and Statistics，2013，95(2)， pp.476-490.。提高出口產(chǎn)品質(zhì)量是實現(xiàn)出口企業(yè)從成本優(yōu)勢向質(zhì)量優(yōu)勢轉(zhuǎn)變、貿(mào)易發(fā)展方式從數(shù)量擴(kuò)張型向質(zhì)量效益型轉(zhuǎn)變、中國由貿(mào)易大國升級為貿(mào)易強(qiáng)國的必由之路。

那么，到底是何因素能夠影響出口產(chǎn)品質(zhì)量？國內(nèi)外學(xué)者從不同的方面進(jìn)行了研究。一是圍繞生產(chǎn)投入要素展開。對于物質(zhì)資本， Schott(2004)*Schott P K，“Across-Product Versus Within-Product Specialization in International Trade”，Quarterly Journal of Economics，2004，119(2)， pp.646-677.基于美國產(chǎn)品層面進(jìn)口數(shù)據(jù)的實證研究發(fā)現(xiàn)資本越豐富的國家越傾向于出口高質(zhì)量產(chǎn)品。施炳展等(2013)*施炳展、王有鑫、李坤望：《中國出口產(chǎn)品品質(zhì)測度及其決定因素》，《世界經(jīng)濟(jì)》2013年第9期。還考察了資本密集度對中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。對于人力資本， Abowd等(1995)*Abowd J M，Kramarz F，Moreau A，“Product Quality and Worker Quality”，NBER，1995.基于法國企業(yè)數(shù)據(jù)的分析指出人力資本與產(chǎn)品質(zhì)量呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。這一結(jié)論也得到了Schott(2004)、Verhoogen(2008)*Verhoogen E A，“Trade，Quality Upgrading，and Wage Inequality in the Mexican Manufacturing Sector”，Quarterly Journal of Economics，2008，123(2)， pp.489-530.、李坤望和王有鑫(2013)*李坤望、王有鑫：《FDI促進(jìn)了中國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級嗎？——基于動態(tài)面板系統(tǒng)GMM方法的研究》，《世界經(jīng)濟(jì)研究》2013年第5期。的研究支持。二是從外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境因素出發(fā)。融資約束是制約企業(yè)提高出口產(chǎn)品質(zhì)量的重要因素之一。質(zhì)量升級的前期投資在長期才能獲得更高的回報(Shapiro，1983)*Shapiro C，“Premiums for High Quality Products as Returns to Reputations”，Quarterly Journal of Economics，1983，98(4)， pp.659-679.，然而債務(wù)融資使得投資傾向于短期項目(Peyer和Shivdasani，2001)*Peyer U C，Shivdasani A，“Leverage and Internal Capital Markets: Evidence from Leveraged Recapitalizations ”，Journal of Financial Economics，2001，59(3)， pp.477-515.，因此面臨融資約束的公司進(jìn)行質(zhì)量升級的動機(jī)較弱。此外，一些學(xué)者還考察了FDI與產(chǎn)品質(zhì)量的關(guān)系。Harding和Javorcik(2011)*Harding T， Javorcik B，“A Touch of Sophistication: FDI and Unit Values of Exports”，CESIFO Working Paper，2011.首次使用跨國面板數(shù)據(jù)考察了FDI與出口產(chǎn)品質(zhì)量的關(guān)系，他們發(fā)現(xiàn)FDI對發(fā)展中國家的出口產(chǎn)品質(zhì)量有積極促進(jìn)效應(yīng)，對發(fā)達(dá)國家則不存在這一效應(yīng)。李坤望和王有鑫(2013)針對中國26個工業(yè)行業(yè)的研究表明，F(xiàn)DI有助于中國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。還有文獻(xiàn)探討了匯率對產(chǎn)品質(zhì)量的影響。Aw和Roberts(1986)*Aw B Y， Roberts M J，“Measuring Quality Change in Quota-Constrained Import Markets: The Case of U.S. Footwear”，Journal of International Economics，1986，21(1)， pp.45-60.指出匯率升值會降低企業(yè)的價格競爭力，促使企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)品質(zhì)量升級。其他學(xué)者Verhoogen(2008)及Chen和Juvenal(2013)*Chen N，Juvenal L，“Quality，Trade，and Exchange Rate Pass-through”，Journal of International Economics，2013，100(42)， pp.61-80.的實證分析也都得到了類似的結(jié)論。三是從政策上展開。較有代表性的是Amiti和Khandelwal(2013)的研究，他們發(fā)現(xiàn)最終品關(guān)稅和質(zhì)量水平呈現(xiàn)非線性關(guān)系。隨后，F(xiàn)an等(2015)*Fan H，Li Y A，Yeaple S R，“Trade Liberalization，Quality，and Export Prices”，Review of Economics and Statistics，2015，97(5)， pp.1033-1051.聚焦于投入品關(guān)稅，考察了投入品關(guān)稅對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。另外，政府補(bǔ)貼也是影響產(chǎn)品質(zhì)量的重要因素。Zhou等(2002)*Zhou D，Spencer B J，Vertinsky I，“Strategic Trade Policy with Endogenous Choice of Quality and Asymmetric Costs”，Journal of International Economics，2002，56(1)， pp.205-232.基于博弈模型的分析表明補(bǔ)貼能夠帶來產(chǎn)品質(zhì)量提升。Shin和Kim(2010)*Shin I， Kim H，“The Effect of Subsidy Policies on the Product Quality Improvement”，Economic Modelling，2010，27(3)， pp.687-696.進(jìn)一步把補(bǔ)貼方式區(qū)分為三種類型，分別檢驗了三種補(bǔ)貼對于產(chǎn)品質(zhì)量提升的有效性。

有關(guān)出口產(chǎn)品質(zhì)量影響因素的研究已經(jīng)取得了豐富的成果，然而既有文獻(xiàn)大多忽略了產(chǎn)業(yè)集聚在其中所起的作用。隨著經(jīng)濟(jì)全球化的深入發(fā)展和國際專業(yè)化分工的日趨細(xì)化，產(chǎn)業(yè)集聚成為當(dāng)今世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個重要特征，中國的產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象也越來越普遍，涌現(xiàn)出一批發(fā)展良好、規(guī)模較大的產(chǎn)業(yè)集群。雖然現(xiàn)有文獻(xiàn)已從出口密集度、出口參與或出口二元邊際等角度考察了集聚與企業(yè)出口行為的關(guān)系，但鮮有文獻(xiàn)研究產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的微觀影響。因此，本文對現(xiàn)有文獻(xiàn)的有益補(bǔ)充主要體現(xiàn)在：第一，本文將產(chǎn)業(yè)集聚與出口產(chǎn)品質(zhì)量納入統(tǒng)一的分析框架，構(gòu)建理論模型探討了產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，是對出口產(chǎn)品質(zhì)量研究領(lǐng)域的一個有益補(bǔ)充；第二，基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關(guān)數(shù)據(jù)的匹配數(shù)據(jù)，本文首次從微觀層面對產(chǎn)業(yè)集聚與出口產(chǎn)品質(zhì)量的關(guān)系進(jìn)行了實證檢驗，提供了來自中國的經(jīng)驗證據(jù)；第三，考慮到企業(yè)異質(zhì)性，本文還按照所有制類型、貿(mào)易方式、地區(qū)分布進(jìn)行了分樣本回歸，考察了產(chǎn)業(yè)集聚對不同類型企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量影響的差異性，深化了我們對產(chǎn)業(yè)集聚與出口產(chǎn)品質(zhì)量關(guān)系的認(rèn)識。

二、理論模型

本文借鑒Crozet和Koenig(2005)*Crozet M，Koenig P，“The Cohesion vs Growth Tradeoff：Evidence from EU Regions(1980-2000)”，ERSA Conference Paper，2005.的分析框架，構(gòu)建理論模型考察產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。

(一)消費者行為

出口來源國表示為b，出口目的國表示為d，其中b,d∈1,…,N。我們把產(chǎn)品質(zhì)量嵌入d國消費者的CES效用函數(shù)，如下式：

(1)

其中，ω表示最終產(chǎn)品，Ω表示d國消費者可購買到的最終產(chǎn)品集合，包括來自b國廠商的出口產(chǎn)品和國內(nèi)廠商生產(chǎn)的產(chǎn)品，σ表示不同產(chǎn)品間的常數(shù)替代彈性，且σ>1，q(ω)表示d國消費者對產(chǎn)品ω的消費量，λ(ω)表示d國消費者所消費的產(chǎn)品ω的質(zhì)量水平。

根據(jù)消費者效用最大化條件，可得d國消費者對某特定廠商產(chǎn)品ω的總需求量為：

q(ω)=λ(ω)σ-1p(ω)-σPσ-1Y

(2)

(二)廠商行為

假定b國的市場結(jié)構(gòu)為壟斷競爭市場，廠商進(jìn)入或退出一個行業(yè)是自由的，不同廠商擁有不同的生產(chǎn)率φi，每個廠商在規(guī)模收益遞增條件下使用單一要素勞動力生產(chǎn)差異化產(chǎn)品，其中出口廠商生產(chǎn)的產(chǎn)品會全部對d國出口。本文以ρkj表示廠商所在地區(qū)k行業(yè)j的集聚程度。產(chǎn)業(yè)集聚主要通過直接渠道和間接渠道降低廠商的生產(chǎn)經(jīng)營成本。直接渠道指的是經(jīng)濟(jì)活動的集聚使得廠商之間分工協(xié)作密切，還可以共擔(dān)基礎(chǔ)設(shè)施、共享勞動力市場，這種規(guī)模效應(yīng)能大大降低廠商的成本，而且空間上的鄰近使得廠商間頻繁交流成為可能，降低了廠商的信息成本。間接渠道是指產(chǎn)業(yè)集聚通過知識或技術(shù)的外溢能夠推動廠商進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新從而提高生產(chǎn)效率(即?φi/?ρkj>0)，進(jìn)而影響廠商的成本。綜合上述考慮，本文把b國生產(chǎn)率為φi的出口廠商i的成本函數(shù)設(shè)定為：

(3)

在b國，每個廠商都存在規(guī)模收益遞增并生產(chǎn)差異化產(chǎn)品，加之消費者對多樣化產(chǎn)品的偏好，這意味著沒有廠商會選擇生產(chǎn)其他廠商生產(chǎn)的同種產(chǎn)品，因而每種產(chǎn)品只會由單獨一個廠商生產(chǎn)。另外，假定在d國價格指數(shù)給定的情況下，b國的出口廠商都選定自己的產(chǎn)品價格。那么b國出口廠商所面臨的需求價格彈性等于d國不同產(chǎn)品間的常數(shù)替代彈性σ?；诖?，b國出口廠商i在出口產(chǎn)品到d國時，其最優(yōu)決策為：

(4)

其中，τ表示出口的冰山成本。由(4)可得，在利潤最大化條件下，b國出口廠商i出口產(chǎn)品ω的最優(yōu)定價和最優(yōu)產(chǎn)量分別為：

(5)

(6)

將之帶入(4)式進(jìn)而可得企業(yè)的最大化利潤為：

(7)

當(dāng)允許廠商自由進(jìn)入或退出一個行業(yè)時，可以知道廠商在實現(xiàn)均衡時利潤必定為0。由此可得b國出口廠商i生產(chǎn)產(chǎn)品ω的均衡產(chǎn)量為：

(8)

(三)均衡：產(chǎn)業(yè)集聚與出口產(chǎn)品質(zhì)量的關(guān)系

接著我們討論模型的均衡。由于本文假設(shè)b國每個出口廠商生產(chǎn)的產(chǎn)品會全部對d國出口，因此b國出口廠商均衡時的產(chǎn)品產(chǎn)量即為其均衡時的產(chǎn)品出口量。在市場均衡時，有b國出口廠商i對產(chǎn)品ω的出口量等于d國消費者對廠商i產(chǎn)品ω的需求量。也可以說，b國出口廠商i生產(chǎn)的產(chǎn)品ω的產(chǎn)量等于d國消費者對廠商i產(chǎn)品ω的需求量，即xi(ω)=qi(ω)。可以得到：

(9)

整理得：

(10)

由(10)式對集聚程度ρkj求偏導(dǎo)，則有：

(11)

據(jù)此，我們可以得出結(jié)論：出口廠商所處的地區(qū)和行業(yè)集聚程度越高，其出口產(chǎn)品質(zhì)量越高。由此本文從理論層面證實了產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的正向影響。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

(一)計量模型的設(shè)定

根據(jù)本文的理論框架，我們構(gòu)建如下計量模型：

lnqualityijkt=a0+a1lnlqjkt+a2Zijkt+νj+νk+νt+εijkt

(12)

其中，下標(biāo)i、j、k、t分別表示企業(yè)、行業(yè)、地區(qū)、年份。qualityijkt表示企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，lqjkt表示企業(yè)所處地區(qū)和行業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚程度，Zijkt為控制變量集合。此外，νj、νk、νt分別表示行業(yè)、地區(qū)以及年份固定效應(yīng)，εijkt是隨機(jī)擾動項。

(二)變量說明

1.產(chǎn)業(yè)集聚的測度。本文選用區(qū)位熵來衡量產(chǎn)業(yè)集聚程度，其計算公式為：

(13)

其中，lqjkt為t期地區(qū)k行業(yè)j的區(qū)位熵，xjkt為地區(qū)k行業(yè)j的就業(yè)人數(shù)，xkt為地區(qū)k的就業(yè)人數(shù)，xjt為行業(yè)j的就業(yè)人數(shù)，xt為全國的總就業(yè)人數(shù)。在地理單元上，考慮到城市是經(jīng)濟(jì)活動集聚的基本單位，并參考大多數(shù)研究集聚的文獻(xiàn)做法，本文將地區(qū)界定為城市*本文提到的城市是指地級及以上城市，包括直轄市、副省級市和地級市。。對于行業(yè)范圍，已有研究大多僅到二分位，本文則拓展到三分位和四分位，更為細(xì)致的行業(yè)劃分有利于更準(zhǔn)確的考察產(chǎn)業(yè)集聚與出口產(chǎn)品質(zhì)量的關(guān)系。綜上，本文計算了三種行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)下城市-行業(yè)層面的區(qū)位熵。

2.出口產(chǎn)品質(zhì)量的測度。本文使用Khandelwal等(2013)*Khandelwal A K， Schott P K，Wei S J，“Trade Liberalization and Embedded Institutional Reform: Evidence from Chinese Exporters”，The American Economic Review，2013，103(6)， pp.2169-2195.的需求方程反推法對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行測算。首先根據(jù)(2)式可得：

(14)

其中，下標(biāo)h代表企業(yè)出口的HS6位編碼產(chǎn)品，c代表出口目的國。據(jù)上可知，qihct、pihct、λihct分別表示t期出口目的國c的消費者購買企業(yè)i生產(chǎn)的產(chǎn)品h的數(shù)量、價格和質(zhì)量?；蛘哒f，qihct、pihct、λihct分別代表t期企業(yè)i生產(chǎn)的產(chǎn)品h在出口目的國c的出口數(shù)量、出口價格和出口產(chǎn)品質(zhì)量。

對(14)式兩邊取自然對數(shù)，有：

lnqihct+σlnpihct=μh+μct+εihct

(15)

其中，μh代表產(chǎn)品固定效應(yīng)，μct代表國家-年份固定效應(yīng)。εihct為殘差項，且滿足εihct=(σ-1)λihct。

然后通過OLS法對方程式(15)回歸得到殘差值εihct，求得殘差后可通過(16)式得到企業(yè)-產(chǎn)品-國家-年份層面的出口產(chǎn)品質(zhì)量：

(16)

根據(jù)Broda等(2006)*Broda C，Greenfield J，Weinstein D E，“From Groundnuts to Globalization: A Structural Estimate of Trade and Growth”，NBER，2006.的估算，本文假設(shè)產(chǎn)品之間的替代彈性值σ為4和8。為了便于比較，本文利用(17)式進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理：

(17)

式(17)中，minqualityict、maxqualityict分別表示某一產(chǎn)品在所有年份、所有企業(yè)、所有出口目的國的出口產(chǎn)品質(zhì)量最小值和最大值。在此基礎(chǔ)上，本文以出口額比例為權(quán)重，把企業(yè)-產(chǎn)品-國家-年份層面的出口產(chǎn)品質(zhì)量加總到企業(yè)-年份層面，計算公式如下：

(18)

其中，valueihct表示t期企業(yè)i出口到出口目的國c產(chǎn)品h的金額。

3.控制變量的選取。(1)人力資本(humam)，用職工教育費與全部從業(yè)人員年平均人數(shù)的比值來測度。(2)資本密集度(capital)，用固定資產(chǎn)凈值年平均余額與全部從業(yè)人員年平均人數(shù)的比值進(jìn)行衡量。(3)企業(yè)年齡(eag)，用當(dāng)年年份與成立年份的差值進(jìn)行計算。(4)融資約束(finamce)，本文使用流動比率作為融資約束的衡量指標(biāo)，其計算方法為流動資產(chǎn)減去流動負(fù)債再除以總資產(chǎn)。(5)研發(fā)投入(rd)，本文引入企業(yè)研發(fā)投入虛擬變量，當(dāng)企業(yè)有研發(fā)投入時將其賦值為1，否則為0。

(三)數(shù)據(jù)來源與處理

本文使用的數(shù)據(jù)為中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和中國海關(guān)數(shù)據(jù)的匹配數(shù)據(jù)。首先我們借鑒Cai和Liu(2009)*Cai H，Liu Q，“Competition and Corporate Tax Avoidance: Evidence from Chinese Industrial Firms”，The Economic Journal，2009，119(537)， pp.764-795.的做法對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理，借鑒施炳展和邵文波(2014)*施炳展、邵文波：《中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量測算及其決定因素——培育出口競爭新優(yōu)勢的微觀視角》，《管理世界》2014年第9期。的做法對中國海關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理；然后參照余淼杰(2011)*余淼杰：《加工貿(mào)易、企業(yè)生產(chǎn)率和關(guān)稅減免——來自中國產(chǎn)品面的證據(jù)》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)》2011年第4期。的做法對兩套數(shù)據(jù)進(jìn)行了匹配；在此基礎(chǔ)上選取2000-2007年間持續(xù)經(jīng)營的企業(yè)樣本，最終得到11362家制造業(yè)出口企業(yè)，共90896個觀測值。

四、實證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表1所示，其中第(1)列至第(3)列為產(chǎn)業(yè)集聚對替代彈性σ為4的出口產(chǎn)品質(zhì)量的回歸結(jié)果，第(4)列至第(6)列為產(chǎn)業(yè)集聚對替代彈性σ為8的出口產(chǎn)品質(zhì)量的回歸結(jié)果。其中，列(1)和(4)、列(2)和(5)、列(3)和(6)分別對應(yīng)二分位、三分位和四分位行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)下的區(qū)位熵。估計結(jié)果顯示，所有回歸中集聚變量的回歸系數(shù)值均顯著為正。這一回歸結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量具有顯著的提升作用，驗證了理論模型得出的結(jié)論。這一提升作用可能來自于產(chǎn)業(yè)集聚的外部效應(yīng)，一方面集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)之間分工協(xié)作密切，還可以共擔(dān)基礎(chǔ)設(shè)施、共享勞動力市場，這種規(guī)模效應(yīng)將大大降低企業(yè)的成本，使得企業(yè)有更充足的資金投入到產(chǎn)品質(zhì)量升級中；另一方面地理上的接近使得知識、技術(shù)、信息能夠通過業(yè)務(wù)合作、員工流動等正式途徑以及員工非正式的接觸和交流實現(xiàn)外溢，推動企業(yè)創(chuàng)新，從而有助于產(chǎn)品更新?lián)Q代、質(zhì)量提升。

關(guān)于各控制變量，人力資本、資本密集度、融資約束、研發(fā)投入變量的回歸系數(shù)值均顯著為正，說明人力資本、資本密集度、研發(fā)投入的提高能顯著提升企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，融資約束則會對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生明顯的抑制作用。而企業(yè)年齡回歸系數(shù)的符號和顯著性則有所變化，即年齡對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響是不確定的。這可能是由于，一方面隨著企業(yè)年齡的增長，經(jīng)驗曲線效應(yīng)的發(fā)揮有助于產(chǎn)品質(zhì)量提升；另一方面存續(xù)時間越長的企業(yè)更可能存在體制僵化等問題，不利于產(chǎn)品更新?lián)Q代、質(zhì)量提升。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。估計系數(shù)下方括號內(nèi)的數(shù)字為系數(shù)估計值的t值或z值。二分位、三分位和四分位行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)下的區(qū)位熵分別記為lq_2，lq_3，lq_4。所有的回歸均控制了行業(yè)、地區(qū)和年份三個固定效應(yīng)。所有回歸均使用企業(yè)為聚類變量的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差來克服擾動項可能存在的異方差和自相關(guān)問題。

(二)分組回歸結(jié)果

本文將按照所有制類型、貿(mào)易方式、地區(qū)分布進(jìn)行分樣本回歸，與匯報總體回歸結(jié)果的邏輯一致，分組回歸也呈現(xiàn)了二分位、三分位及四分位行業(yè)區(qū)位熵的回歸結(jié)果*限于篇幅，本文在這一部分只報告了替代彈性為4時的分組回歸結(jié)果，我們也檢驗了替代彈性為8時的分組回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)結(jié)論是穩(wěn)健的。。

1.按照所有制類型分組?；貧w結(jié)果如表2所示，私營和外資企業(yè)集聚變量的回歸系數(shù)顯著為正，國有企業(yè)集聚變量的回歸系數(shù)不顯著，這表明產(chǎn)業(yè)集聚對非國有企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量具有顯著的促進(jìn)作用，對國有企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量則沒有明顯影響。其原因可能是：國有企業(yè)的地理區(qū)位選擇要受政府戰(zhàn)略目標(biāo)、戰(zhàn)略規(guī)劃等因素的影響，并不完全受經(jīng)濟(jì)因素支配，從而導(dǎo)致國有企業(yè)布局相對分散、集聚程度較低，產(chǎn)業(yè)集聚的外部性效應(yīng)對國有企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營決策的影響必然會很小，所以產(chǎn)業(yè)集聚對國有企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量沒有顯著影響；而非國有企業(yè)則主要根據(jù)市場因素決定生產(chǎn)布局，這使得產(chǎn)業(yè)集聚的外部效應(yīng)能夠較大程度發(fā)揮出來，因此產(chǎn)業(yè)集聚能夠?qū)λ綘I和外資企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量有較大提升作用。

表2 區(qū)分企業(yè)所有制類型的回歸結(jié)果

注：注釋內(nèi)容與表1注釋相同。

2.按照貿(mào)易方式分組。從表3可以看出，加工貿(mào)易企業(yè)集聚變量的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，同時加工貿(mào)易企業(yè)集聚變量的回歸系數(shù)大于一般貿(mào)易企業(yè)，這說明產(chǎn)業(yè)集聚對加工貿(mào)易企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升作用更大。對此可能的解釋是：中國在改革開放之初實行了鼓勵加工貿(mào)易的對外開放政策，加工貿(mào)易企業(yè)大多聚集在享有國家特殊優(yōu)惠政策的沿海地區(qū)。隨著加工貿(mào)易的迅猛發(fā)展，國務(wù)院于2000年批準(zhǔn)設(shè)立出口加工區(qū)，這進(jìn)一步提高了加工貿(mào)易企業(yè)的集聚水平。經(jīng)過十幾年的發(fā)展，出口加工區(qū)在功能配套和管理機(jī)制上已比較完善?？偟膩碚f加工貿(mào)易企業(yè)集聚程度較高，集聚模式也相對成熟，能產(chǎn)生明顯的外部效應(yīng)，因此產(chǎn)業(yè)集聚對加工貿(mào)易企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量有較大提升作用。

表3 區(qū)分企業(yè)貿(mào)易方式的回歸結(jié)果

續(xù)表3

一般貿(mào)易企業(yè)加工貿(mào)易企業(yè)finance0.0225***0.0228***0.0231***0.00240.00270.0035(4.70)(4.76)(4.81)(0.36)(0.40)(0.53)rd0.0479***0.0477***0.0473***0.0571***0.0568***0.0558***(12.86)(12.82)(12.72)(9.35)(9.31)(9.17)常數(shù)項0.8245***0.8279***0.8278***0.9417***0.9458***0.9455***(15.90)(15.90)(15.85)(13.63)(13.77)(13.79)觀測值602526025260252305213052130521R20.2290.2300.2300.2450.2460.246

注：注釋內(nèi)容與表1注釋相同。

3.按照所處地區(qū)分組?；貧w結(jié)果如表4所示，東部地區(qū)企業(yè)集聚變量的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，中西部地區(qū)企業(yè)集聚變量的回歸系數(shù)不顯著，這說明產(chǎn)業(yè)集聚對東部地區(qū)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量有顯著的促進(jìn)作用，對中西部地區(qū)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響則不明顯?？赡艿脑蚴牵簴|部地區(qū)特別是長三角、珠三角地區(qū)是中國制造業(yè)的集聚重心，而且集聚區(qū)在基礎(chǔ)設(shè)施、金融服務(wù)、制度體系等方面都相對完善；而中西部地區(qū)則集聚規(guī)模不足、集聚水平偏低，集聚區(qū)在配套設(shè)施和服務(wù)上也相對落后。地區(qū)間集聚水平的差異會導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)集聚外部效應(yīng)發(fā)揮的程度不同，進(jìn)而對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量造成的影響各異。

表4 區(qū)分企業(yè)所處地區(qū)的回歸結(jié)果

注：注釋內(nèi)容與表1注釋相同。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了保證估計結(jié)果的可靠性，本文從以下四個方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗：第一，改變出口產(chǎn)品質(zhì)量指標(biāo)，采用單位價值法來測度出口產(chǎn)品質(zhì)量；第二，剔除異常樣本，將樣本按照區(qū)位熵指數(shù)從高到低排序，計算出95%分位數(shù)，然后把區(qū)位熵高于95%分位數(shù)的樣本予以剔除；第三，處理內(nèi)生性問題，選取產(chǎn)業(yè)集聚及人力資本變量的滯后一期作為工具變量，DWH檢驗在5%的顯著性水平上拒絕了解釋變量沒有內(nèi)生性的原假設(shè)，在此基礎(chǔ)上采用兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行估計；第四，對研發(fā)投入非零的子樣本進(jìn)行估計，用研發(fā)投入額與工業(yè)銷售產(chǎn)值的比值作為研發(fā)的代理指標(biāo)。結(jié)果見表5和表6，與前文匯報回歸結(jié)果的邏輯一致，穩(wěn)健性檢驗也分別呈現(xiàn)了二分位、三分位及四分位行業(yè)區(qū)位熵的回歸結(jié)果*限于篇幅，本文只報告了替代彈性為4時的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，我們也取8為替代彈性值進(jìn)行了穩(wěn)健性考察，發(fā)現(xiàn)結(jié)論是穩(wěn)健的。。

以上四個方面的估計結(jié)果顯示，產(chǎn)業(yè)集聚作為本文最為關(guān)注的關(guān)鍵解釋變量，與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量始終呈顯著正相關(guān)關(guān)系，控制變量的符號和顯著性也與基準(zhǔn)回歸結(jié)果差別不大。由此可見，本文的分析是穩(wěn)健的。

表5 改變質(zhì)量指標(biāo)與剔除異常樣本的估計結(jié)果

注：注釋內(nèi)容與表1注釋相同。

表6 工具變量法估計與研發(fā)投入非零子樣本估計結(jié)果

注：[]內(nèi)數(shù)值為相應(yīng)統(tǒng)計量的p值。其余注釋內(nèi)容與表1注釋相同。

五、結(jié)論與建議

本文通過構(gòu)建理論模型，從理論層面證明了產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的正向促進(jìn)作用。進(jìn)一步，本文運用2000-2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關(guān)數(shù)據(jù)對產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的關(guān)系進(jìn)行了實證檢驗。結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)集聚對中國制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量具有顯著的提升作用。控制變量中，人力資本、研發(fā)投入、資本密集度對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量有促進(jìn)作用，融資約束則對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量有抑制作用，而企業(yè)年齡對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響不確定。此外，產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響會因企業(yè)類型的差異而有所不同。具體而言，(1)從所有制性質(zhì)來看，產(chǎn)業(yè)集聚對私營和外資企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量有顯著的促進(jìn)作用，對國有企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量則沒有明顯促進(jìn)作用；(2)從貿(mào)易方式來看，一般貿(mào)易企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量受到產(chǎn)業(yè)集聚的影響較小，而加工貿(mào)易企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量受到產(chǎn)業(yè)集聚的影響較大；(3)從所處地區(qū)來看，產(chǎn)業(yè)集聚對東部地區(qū)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量有顯著的提升效應(yīng)，對中西部地區(qū)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量則沒有明顯影響。

基于研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：第一，引導(dǎo)各類型企業(yè)集聚發(fā)展，改善集聚條件，完善服務(wù)功能，同時鼓勵發(fā)展先進(jìn)制造業(yè)、新興產(chǎn)業(yè)集群，增強(qiáng)集聚效應(yīng)，特別是要充分發(fā)揮中小企業(yè)的集聚效應(yīng)，來加快出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。第二，進(jìn)一步加強(qiáng)加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)集群的環(huán)境建設(shè)、服務(wù)水平提升和管理制度完善，加快加工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級步伐，不斷延伸產(chǎn)業(yè)鏈，從而增強(qiáng)加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)集群的溢出效應(yīng)，促進(jìn)加工貿(mào)易企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量不斷提升。第三，加強(qiáng)中西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、人力資本積累、投資環(huán)境改善，為要素流動、產(chǎn)業(yè)集聚打好基礎(chǔ)，另一方面要支持中西部地區(qū)因地制宜承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，促進(jìn)承接產(chǎn)業(yè)集中布局，提高中西部地區(qū)的集聚水平，以發(fā)揮出產(chǎn)業(yè)集聚對中西部地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升效應(yīng)。

HasIndustrialAgglomerationImprovedtheQualityofExportProducts?——EmpiricalEvidencefromChina’sManufacturingEnterprises

Geng Yeqiang Zhang Shizheng

(School of Economics and Management, Shanxi University, Taiyuan 030006, P.R.China)

Building the theoretical model of industrial agglomeration and export product quality, based on Chinese industrial enterprise data and customs trade data from 2000 to 2007, this paper measures the quality of enterprises’ export products using demand equation regression inference method first, and then investigates the effects of industrial agglomeration on the quality of export products. The results show that industrial agglomeration has a significant promoting effect on the quality of China’s export products. Furthermore, considering ownership, trade type and region distribution of enterprises, we also find that industrial agglomeration can significantly improve the quality of export products of private enterprises and foreign enterprises, processing trade enterprises and enterprises in east China, while has little impact on the quality of export products of state-owned enterprises, general trade enterprises and enterprises in Midwest China.

Industrial agglomeration; Export product quality; Heterogeneous firms; Manufacturing in-dustry

張愛琴]

2017-06-01

國家社會科學(xué)基金青年項目“經(jīng)濟(jì)全球化新趨勢下我國與新興市場國家貿(mào)易合作戰(zhàn)略及政策研究”(12CJY076)。

耿曄強(qiáng)，山西大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授博士生導(dǎo)師(太原030006； gyq666mzm@163.com)；張世錚，山西大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院碩士研究生(太原030006; zhangshizheng3326@163.com)。