出口質(zhì)量影響了出口波動嗎

李小平 代智慧

基金項目：國家社會科學(xué)基金項目“供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革背景下制造出口質(zhì)量提升對經(jīng)濟(jì)波動的影響研究”（17BJL013）；國家社科基金重大項目“一帶一路”區(qū)域價值鏈構(gòu)建與中國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級研究；中南財經(jīng)政法大學(xué)研究生教育創(chuàng)新計劃項目“出口復(fù)雜度與經(jīng)濟(jì)波動——基于企業(yè)微觀數(shù)據(jù)的實證分析”（2017-jjxy-bs-02）。

摘要：已有文獻(xiàn)在研究出口質(zhì)量的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)時，主要關(guān)注“中國貿(mào)易增長之謎”，對危機(jī)沖擊時的貿(mào)易波動重視不足。利用2006—2011年中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，運用中介效應(yīng)模型考察金融危機(jī)期間出口質(zhì)量對出口波動的影響及作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，金融危機(jī)期間企業(yè)出口質(zhì)量對出口波動有顯著的負(fù)向影響，出口質(zhì)量越高出口波動越小。需求側(cè)收入效應(yīng)和供給側(cè)多樣化效應(yīng)作為較高的出口質(zhì)量能夠抑制出口波動的重要渠道，大約能夠解釋1/2的抑制作用。出口質(zhì)量較高的企業(yè)通過高收入國家較高的消費比重、較低的需求波動和較低的市場集中度抑制了出口波動。但是，高技術(shù)行業(yè)的企業(yè)出口質(zhì)量越高出口波動越大，金融危機(jī)期間該類產(chǎn)品較高的需求波動加劇了出口波動。此結(jié)論可為我國經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下“高質(zhì)量發(fā)展”和“調(diào)結(jié)構(gòu)、穩(wěn)增長”的外貿(mào)戰(zhàn)略提供理論與實證的支持。

關(guān)鍵詞：出口質(zhì)量；出口波動；中介效應(yīng)；制造業(yè)

文章編號：2095-5960（2018）06-0001-14；中圖分類號：F752.62；文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

一、引言

貿(mào)易波動是一個和貿(mào)易增長同等重要的話題。近30年來，全球各種區(qū)域性金融危機(jī)頻繁爆發(fā)，特別是2007年發(fā)端于美國的全球金融危機(jī)引起了自二戰(zhàn)以來最為嚴(yán)重的貿(mào)易崩潰，金融危機(jī)發(fā)生前2001—2006年我國出口平均增長率為2582%，增長率的標(biāo)準(zhǔn)差為1050，金融危機(jī)發(fā)生后2007—2012年我國出口平均增長率為1430%，增長率的標(biāo)準(zhǔn)差為1700，出口波動加劇了6190%。該輪金融危機(jī)后“逆全球化”思潮泛濫，國際經(jīng)貿(mào)關(guān)系更加復(fù)雜，“穩(wěn)出口”成為保證中國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長的當(dāng)務(wù)之急。同時，我國經(jīng)濟(jì)增長的要素供給條件逐漸發(fā)生轉(zhuǎn)折性變化，當(dāng)前應(yīng)優(yōu)先推出有利于穩(wěn)增長的結(jié)構(gòu)性改革措施[1]，2018年政府工作報告指出“堅持以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，統(tǒng)籌推進(jìn)穩(wěn)增長”，并且首次提出“高質(zhì)量發(fā)展”，那么，國際貿(mào)易的高質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略能否抵御沖擊緩解貿(mào)易波動呢？

解釋“中國貿(mào)易增長之謎”的研究較多，而對貿(mào)易波動問題的研究較少。已有文獻(xiàn)認(rèn)為出口波動的主要原因是需求端的沖擊（Munch & Nguyen，2014）[2]，危機(jī)沖擊造成需求疲軟，進(jìn)而導(dǎo)致貿(mào)易萎縮。危機(jī)期間貿(mào)易保護(hù)主義的加強也是導(dǎo)致貿(mào)易下滑的重要因素之一，Bown & Crowley（2007）[3]對貿(mào)易波動進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易衰退一般都會受到貿(mào)易保護(hù)主義的影響，在危機(jī)沖擊期間尤為明顯。Bown（2009）[4]對全球金融危機(jī)期間的貿(mào)易保護(hù)進(jìn)行調(diào)查分析，認(rèn)為美國經(jīng)濟(jì)刺激方案、法國對其汽車行業(yè)的援助、歐盟貿(mào)易規(guī)則的變化等都表明貿(mào)易保護(hù)主義在全球范圍內(nèi)蔓延，這必將會嚴(yán)重影響全球貿(mào)易的發(fā)展。

對于企業(yè)而言，該如何抵御各種外部沖擊穩(wěn)定出口增長呢？Vannoorenberghe等（2016）[5]基于中國企業(yè)2000—2006年的微觀出口數(shù)據(jù)研究出口多樣化與出口波動的關(guān)系，認(rèn)為規(guī)模大的企業(yè)可以通過多樣化分散風(fēng)險降低波動，而對規(guī)模較小的企業(yè)結(jié)果相反。張龑、孫浦陽（2017）[6]基于網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)理論和異質(zhì)性分析框架，檢驗了企業(yè)的需求網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)對出口銷售波動的影響，并使用中國海關(guān)2000—2006年“企業(yè)-產(chǎn)品-目的地”層面的出口數(shù)據(jù)，從產(chǎn)品特征和銷售策略兩個角度刻畫出口企業(yè)面臨的需求分布結(jié)構(gòu)特征，驗證了低需求網(wǎng)絡(luò)集中度企業(yè)的高風(fēng)險分散能力，能夠有效緩解其出口銷售波動。

到目前為止，尚未有文獻(xiàn)從出口質(zhì)量的視角出發(fā)研究出口波動問題。國內(nèi)外學(xué)者主要研究了出口質(zhì)量對貿(mào)易增長的影響（Hummels & Klenow，2005[7]；劉瑤和丁妍，2015[8]；李小平等，2015[9]；廖涵和謝靖，2018[10]）。一些學(xué)者從出口復(fù)雜度的視角出發(fā)研究其對經(jīng)濟(jì)波動的影響。Krishna & Levchenko（2013）[11]從行業(yè)層面嘗試探究出口復(fù)雜度與經(jīng)濟(jì)波動的關(guān)系，認(rèn)為欠發(fā)達(dá)國家產(chǎn)出波動更大，原因在于這些國家主要生產(chǎn)或者出口復(fù)雜度較低的產(chǎn)品。Maggioni等（2016）[12]使用2003—2008年土耳其的企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，未考慮金融危機(jī)這一時間段，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品復(fù)雜度較高的企業(yè)產(chǎn)出波動較小。

在經(jīng)濟(jì)正常發(fā)展和經(jīng)濟(jì)危機(jī)兩種情況下，出口質(zhì)量與出口波動的關(guān)系可能會有所不同，沒有危機(jī)沖擊時，出口波動較小，出口高質(zhì)量產(chǎn)品的企業(yè)出口增長更加穩(wěn)定，當(dāng)有危機(jī)沖擊時，出口波動加劇，出口高質(zhì)量產(chǎn)品的企業(yè)抵御風(fēng)險的能力是否更強？出口波動是否會更小呢？因此，本文將研究的時間段確定為2006—2011年①①雖然本輪全球金融危機(jī)開始于2007年美國的次貸危機(jī)，但是本文選擇樣本的時間跨度從2006年開始，因為美國“次貸危機(jī)”是從2006逐步顯現(xiàn)，2007年席卷美國、歐盟和日本等世界主要金融市場，同時為了更完整地研究金融危機(jī)期間的出口波動問題，適當(dāng)擴(kuò)寬了樣本的時間跨度。金融危機(jī)期間，重點關(guān)注危機(jī)沖擊時的出口波動問題，這對于通過國際貿(mào)易的高質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略抵御沖擊緩解貿(mào)易波動具有重要的理論意義和實踐指導(dǎo)價值。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要有：第一，采用Khandelwal等（2013）[13]提出的KSW方法測算了2006—2011年金融危機(jī)期間我國制造業(yè)企業(yè)的出口質(zhì)量，實證檢驗了出口質(zhì)量對出口波動的影響；第二，研究了出口質(zhì)量影響出口波動的理論機(jī)制，并運用中介效應(yīng)模型檢驗了相關(guān)機(jī)制；第三，選取數(shù)據(jù)上注重深度和寬度，采用了2006—2011年HS8位碼的海關(guān)數(shù)據(jù)，一方面能夠測算出微觀層面的出口質(zhì)量，另一方面這一時間跨度使我們能夠研究金融危機(jī)時期中國企業(yè)的出口質(zhì)量如何影響了出口波動。

二、理論機(jī)制和文獻(xiàn)綜述

本文研究的重點在于從需求側(cè)和供給側(cè)兩方面揭示出口質(zhì)量影響出口波動的機(jī)制②②該理論機(jī)制適用于金融危機(jī)時期，存在危機(jī)沖擊時，基本假設(shè)不會改變，實證部分證明了基本假設(shè)。 ，因此從理論上闡明以下問題尤為關(guān)鍵：第一，出口質(zhì)量如何影響了需求進(jìn)而影響了出口波動；第二，出口質(zhì)量如何影響了供給進(jìn)而影響了出口波動。

（一）需求側(cè)收入效應(yīng)機(jī)制

越來越多的證據(jù)表明，各國生產(chǎn)或者出口的產(chǎn)品質(zhì)量存在巨大的差異。雖然傳統(tǒng)的國際貿(mào)易理論忽視了各國產(chǎn)品質(zhì)量差異的存在，但是大量的理論文獻(xiàn)預(yù)測質(zhì)量會系統(tǒng)地影響國際貿(mào)易的方向。Linder（1961）[14]首先提出相似需求理論，該理論認(rèn)為高收入國家偏向于進(jìn)口高質(zhì)量的產(chǎn)品，低收入國家則偏向于進(jìn)口低質(zhì)量的產(chǎn)品，質(zhì)量是貿(mào)易方向的決定性因素。他還認(rèn)為，比較優(yōu)勢的來源與需求緊密聯(lián)系，由于在生產(chǎn)高質(zhì)量商品上具有比較優(yōu)勢所以能夠為富裕國家提供他們所需要的商品。然后他推測，生產(chǎn)和消費模式的一致性導(dǎo)致人均收入水平相近的國家之間的貿(mào)易更加頻繁。林德爾假說是最早解釋質(zhì)量差異影響貿(mào)易方向的理論。已有的理論文獻(xiàn)進(jìn)一步發(fā)展了一般均衡模型，將質(zhì)量作為貿(mào)易模式的決定性因素，證明了富裕國家比貧窮國家更傾向消費高質(zhì)量的商品（Flam & Helpman，1987[15]；Stokey，1991[16]）。Hallak（2006）[17]建立了一個可測試的理論框架預(yù)測質(zhì)量對雙邊貿(mào)易流動的影響，提出了著名的林德爾部門假說（The Sectorial Linder Hypothesis），即林德爾理論在部門層面更為有效，進(jìn)一步利用1995年60個國家雙邊貿(mào)易流的橫截面對模型進(jìn)行估計，實證結(jié)果支持了理論預(yù)測，即富裕國家傾向于進(jìn)口更多高質(zhì)量商品。Hallak & Schott（2011）[18]、Feenstra & Romalis（2014）[19]、余淼杰和張睿（2017）[20]等的研究均發(fā)現(xiàn)進(jìn)口國的收入水平與進(jìn)口產(chǎn)品質(zhì)量正相關(guān)。微觀家庭消費數(shù)據(jù)也顯示家庭收入與對高質(zhì)量商品的需求強烈正相關(guān)（Bils和Klenow，2001）[21]。

Kraay & Ventura（2007）[22]表明富裕國家的人均收入波動比貧窮國家更小。對這個結(jié)論有三種解釋：第一，富裕國家專門從事需要由熟練工人操作的新技術(shù)行業(yè)，而貧窮國家專門從事需要由非熟練工人操作的傳統(tǒng)技術(shù)行業(yè)。由于技術(shù)以及專利等原因，新技術(shù)很難快速被模仿。這種困難使得高技術(shù)行業(yè)在世界市場上擁有壟斷地位，產(chǎn)品需求缺乏彈性，供應(yīng)的波動導(dǎo)致了價格的相反變化，從而穩(wěn)定了行業(yè)收入。而傳統(tǒng)技術(shù)更容易被模仿，面臨著來自潛在競爭者的激烈競爭，在世界市場上幾乎沒有壟斷權(quán)，產(chǎn)品需求富有彈性，供應(yīng)的波動對其價格幾乎沒有影響，導(dǎo)致行業(yè)收入更加不穩(wěn)定。第二，富裕國家熟練工人的供應(yīng)缺乏彈性，而貧窮國家非熟練工人的供應(yīng)富有彈性。熟練工人不太可能離開就業(yè)崗位，沖擊對熟練工人的就業(yè)影響較小，但是同樣的沖擊會導(dǎo)致非熟練工人的就業(yè)大幅波動，從而使得行業(yè)收入更加不穩(wěn)定。第三，貧窮國家政治和政策更加不穩(wěn)定，經(jīng)濟(jì)不太開放，遠(yuǎn)離地理中心，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和礦物開采方面的經(jīng)濟(jì)份額也更高，這些因素導(dǎo)致貧窮國家的收入波動很大。因此，高收入國家使用熟練工人，在高技術(shù)行業(yè)有比較優(yōu)勢，勞動力供應(yīng)和產(chǎn)品需求都缺乏彈性，對沖擊更不敏感，經(jīng)濟(jì)發(fā)展更加穩(wěn)定。

綜上，本文中出口質(zhì)量影響出口波動的需求側(cè)收入效應(yīng)指高質(zhì)量產(chǎn)品一般被高收入國家的高收入群體消費，而這部分消費群體的收入比較穩(wěn)定，對高質(zhì)量產(chǎn)品的需求也比較穩(wěn)定，進(jìn)而穩(wěn)定了高質(zhì)量產(chǎn)品的銷售。由此，我們提出第一個假設(shè)：

假設(shè)1：出口質(zhì)量通過需求側(cè)的收入效應(yīng)抑制了出口波動。

（二）供給側(cè)多樣化效應(yīng)機(jī)制

Melitz（2003）[23]假定企業(yè)出口到任何市場的成本相同，企業(yè)選擇不出口或者對所有市場出口。然而現(xiàn)實情況是，企業(yè)的出口市場數(shù)目可能存在顯著差異。沉沒成本的存在是企業(yè)出口需要克服的最大障礙之一。企業(yè)進(jìn)入一個新的出口市場需要獲取海外需求信息和建立分銷渠道等，這些環(huán)節(jié)所需要的成本必須一次性支付，且一旦投入無法還原，這些成本就是沉沒成本，當(dāng)未來的出口利潤足以支付沉沒成本時企業(yè)才會選擇進(jìn)入該出口市場。已有文獻(xiàn)表明企業(yè)進(jìn)入出口市場需要滿足兩個條件：零利潤單位成本門檻和零利潤生產(chǎn)率門檻。Eaton等（2008）[24]基于Melitz（2003）的理論框架構(gòu)建了模型分析企業(yè)的出口市場選擇。零利潤單位成本門檻值越高，企業(yè)越容易進(jìn)入該出口市場。該值與出口市場的總需求水平和價格水平正相關(guān)，與出口成本負(fù)相關(guān)。與零利潤單位成本門檻條件相反，零利潤生產(chǎn)率門檻值越小，企業(yè)越容易進(jìn)入該出口市場。Chaney（2008）[25]認(rèn)為低生產(chǎn)率企業(yè)很難賺取足夠的利潤來彌補進(jìn)入出口市場所需的成本，企業(yè)出口市場的選擇會因為其自身生產(chǎn)率、市場總需求以及價格制定等的不同而不同。Lawless & Whelan（2014）[26]考察了企業(yè)異質(zhì)性特征對企業(yè)進(jìn)入出口市場的影響，結(jié)果表明，企業(yè)規(guī)模越大，生產(chǎn)率越高，越有利于企業(yè)開拓新的出口市場。

Baldwin & Harrigan（2011）[27]基于Melitz（2003）的理論模型，進(jìn)一步引入產(chǎn)品質(zhì)量因素，研究發(fā)現(xiàn)更具競爭力的企業(yè)一般是能夠生產(chǎn)高質(zhì)量產(chǎn)品的企業(yè)，并且生產(chǎn)高質(zhì)量產(chǎn)品的企業(yè)要承擔(dān)更高的成本，而生產(chǎn)率高的企業(yè)才有能力承擔(dān)高成本。樊海潮和郭光遠(yuǎn)（2015）[28]分析了企業(yè)產(chǎn)品出口價格、出口質(zhì)量與生產(chǎn)率之間的關(guān)系，也發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品出口質(zhì)量與生產(chǎn)率正相關(guān)。這些更具競爭力的生產(chǎn)率高的企業(yè)能夠生產(chǎn)高質(zhì)量的產(chǎn)品，并且有能力開拓新的出口市場。Manova & Zhang（2012）[29]、施炳展（2013）[30]使用企業(yè)層面數(shù)據(jù)均發(fā)現(xiàn)這樣一個事實，具有更高產(chǎn)品質(zhì)量的企業(yè)的出口目的國更多。

出口企業(yè)將產(chǎn)品出口到更多樣化的目的地市場是分散風(fēng)險降低波動的重要舉措。雞蛋不放在同一個籃子里，這是規(guī)避風(fēng)險的基本常識。這種多樣化策略分散風(fēng)險的思想最初來自資產(chǎn)組合理論（Sharpe，1964）[31]，該思想在金融領(lǐng)域有著廣泛的應(yīng)用，但是在國際貿(mào)易領(lǐng)域的應(yīng)用卻非常有限。強永昌和龔向明（2011）[32]使用中國宏觀數(shù)據(jù)研究了出口多樣化與出口波動之間的關(guān)系，從經(jīng)濟(jì)發(fā)展的階段和貿(mào)易政策兩個方面入手分析出口多樣化與出口波動的作用機(jī)制，認(rèn)為我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段決定了未來仍將通過多元化減小出口波動的幅度。Juvenal & Monteiro（2013） [33]采用阿根廷企業(yè)數(shù)據(jù)表明出口企業(yè)多樣化水平越高出口波動越小，企業(yè)每增加對一個國家的出口能夠降低約2%的銷售波動。Vannoorenberghe等（2016）[5]基于中國企業(yè)2000—2006年的微觀數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)規(guī)模較大的企業(yè)出口到更加多樣化的國家能夠分散風(fēng)險降低出口波動，而對于規(guī)模較小的企業(yè)結(jié)論則相反。該研究認(rèn)為企業(yè)的出口波動不僅取決于其出口目的地的多元化還取決于其是否永久地出口到所有市場，而規(guī)模較小的企業(yè)更有可能偶爾向一些市場出口從而使出口波動更大。因此，理論上如果企業(yè)只出口到單一市場，面臨沖擊時調(diào)整出口策略的空間較小，但是，如果企業(yè)選擇出口到多個市場，面臨沖擊可以更加靈活的配置在不同市場的出口比例，進(jìn)而能夠降低風(fēng)險減小出口波動。

綜上，本文中出口質(zhì)量影響出口波動的供給側(cè)多樣化效應(yīng)指產(chǎn)品質(zhì)量高的企業(yè)出口市場更加多樣化，而出口市場的多樣化能夠起到抑制出口波動的作用。由此，我們提出第二個假設(shè)：

假設(shè)2：出口質(zhì)量通過供給側(cè)的多樣化效應(yīng)抑制了出口波動。

其基本原理為：企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量影響了企業(yè)產(chǎn)品的供給（產(chǎn)品質(zhì)量高的企業(yè)出口市場更加多樣化）和需求（高質(zhì)量產(chǎn)品一般被高收入國家的高收入群體消費），多樣化的供給和高收入群體的需求進(jìn)一步影響了出口波動，因此供給側(cè)多樣化效應(yīng)和需求側(cè)收入效應(yīng)是出口質(zhì)量影響出口波動的重要渠道。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)處理

（一）模型設(shè)定

為了檢驗出口質(zhì)量對出口波動的影響，本文使用Baron & Kenny（1986）[34]的中介效應(yīng)模型。中介效應(yīng)模型可以分析自變量影響因變量的作用機(jī)制，能夠得到更深入的結(jié)果（溫忠麟，2014）[35]，近年來在研究影響機(jī)制的文獻(xiàn)中得到了廣泛應(yīng)用（范洪敏和穆懷，2017[36] ；彭暉等，2017[37]）。本文使用的中介效應(yīng)模型共包含4個方程（M1-M4），M1用于檢驗企業(yè)出口質(zhì)量對出口波動的影響。

vol_ei，2011/2007=α1+β1qualityi，2006+ω1xi，2007+γ1+η1+ε1（1）

M2用于檢驗中介變量（需求側(cè)收入效應(yīng)和供給側(cè)多樣化效應(yīng)）對出口波動的影響。

vol_ei，2011/2007=α2+β2mi，2006+ω2xi，2007+γ2+η2+ε2（2）

M3用于檢驗出口質(zhì)量對中介變量的影響。

mi，2006=α3+β3qualityi，2006+ω3xi，2007+γ3+η3+ε3 （3）

M4用于檢驗控制了出口質(zhì)量的影響后，中介變量對出口波動的效應(yīng)。

vol_ei，2011/2007=α4+β41qualityi，2006+β42mi，2006+ω4xi，2007+γ4+η4+ε4（4）

其中，下標(biāo)i表示企業(yè)。vol_ei是企業(yè)的出口銷售波動，qualityi是企業(yè)的出口質(zhì)量，mi是中介變量，xi是控制變量，為了避免遺漏變量造成的估計偏差，控制了行業(yè)固定效應(yīng)γ和地區(qū)固定效應(yīng)η，ε表示隨機(jī)擾動項。此外，為了減弱反向因果關(guān)系，對模型中的出口質(zhì)量和中介變量采取滯后1期的處理方法。

1.企業(yè)的出口波動

用企業(yè)出口增長率的方差來衡量企業(yè)的出口波動：

voli=∑tgit-1T∑tgit2（5）

其中，git表示企業(yè)出口額xit的中點增長率，與普通增長率相比，中點增長率具有對稱性和有界性的優(yōu)點（Vannoorenberghe，2016[4]）。其計算方法為：

git=xit-xi，t-1xit+xi，t-1/2（6）

2.企業(yè)的出口質(zhì)量

Khandelwal等（2013）[13]提出KSW方法測算企業(yè)-產(chǎn)品微觀層面出口質(zhì)量，目前該方法被廣泛使用。本文也采用KSW 方法，同時借鑒施炳展（2014）[30]處理內(nèi)生性和原始數(shù)據(jù)的方法測算了2006—2011年中國制造業(yè)企業(yè)出口質(zhì)量。消費者效用函數(shù)如下：

U=∑Ngti=1λgijt1σgqgijtσg-1σgσgσg-1（7）

其中，λg ijt為企業(yè)i在t年對j國出口產(chǎn)品g的質(zhì)量，qg ijt為產(chǎn)品g的數(shù)量，σg為產(chǎn)品種類間的替代彈性，對應(yīng)的需求函數(shù)如下：

qgijt=λgijtpgijt/Pgjt-σgEgjt/Pgjt （8）

Pg jt是進(jìn)口國的價格指數(shù)，Eg jt是j國消費者t年對g商品的總支出。由于出口質(zhì)量的測算在產(chǎn)品層面上進(jìn)行，因此刪掉角標(biāo)g，整理式（8）可得：

lnqijt=χjt-σlnpijt+εijt（9）

χjt=lnEjt-lnPjt為進(jìn)口國-時間虛擬變量，lnpijt為企業(yè)i在t年對j國出口產(chǎn)品的價格，回歸的殘差項εijt=（σ-1）lnλijt來衡量企業(yè)i在t年對j國出口的產(chǎn)品質(zhì)量。首先假設(shè)σ=5和σ=10。但是現(xiàn)實中不同行業(yè)間的σ不同，為了使結(jié)果更加精確，又利用Broda & Weinstein（2006）替代彈性的數(shù)據(jù)計算在每個HS2上的σ。根據(jù)回歸結(jié)果通過（10）式定義質(zhì)量：

qualityijt=lnijt=ijtσ-1=lnqijt-lnijtσ-1（10）

對（10）式的質(zhì)量指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理：

squalityijt=qualityijt-minqualityijtmaxqualityijt-minqualityijt（11）

標(biāo)準(zhǔn)化后的產(chǎn)品質(zhì)量位于[0，1]之間，沒有測度單位，因此可以進(jìn)行加總分析。我們利用出口產(chǎn)品質(zhì)量的信息計算中國制造業(yè)企業(yè)的出口質(zhì)量，見公式（12）：

quality=squalityijt×Xijt∑ijt∈ΩXijt （12）

其中，quality是企業(yè)加權(quán)出口質(zhì)量，Ω是企業(yè)層面的樣本集合，Xijt是某一類產(chǎn)品g在t年對j的出口價值量。

為了保證回歸結(jié)果的可信度，本文對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理：剔除信息損失樣本；剔除貿(mào)易價值量小于50美元，數(shù)量小于1的樣本；保留制造業(yè)樣本；剔除制造業(yè)中的初級品、資源品樣本；剔除同質(zhì)產(chǎn)品樣本；剔除樣本量小于100的樣本；剔除貿(mào)易公司樣本①①相比之前相關(guān)文獻(xiàn)的處理，本文對貿(mào)易公司的剔除做了更加嚴(yán)格的處理，剔除企業(yè)名稱中含有“商貿(mào)”、“貿(mào)易”、“工貿(mào)”、“經(jīng)貿(mào)”、“外經(jīng)”、“科貿(mào)”、“進(jìn)出口”、“貨運代理”、“物流”的企業(yè)。 。通過數(shù)據(jù)整理，我們最終獲得2006—2011年226863家企業(yè)對 210個國家和地區(qū)出口 2252種產(chǎn)品的數(shù)據(jù)，樣本量為16068108。

圖2為2006—2011年中國制造業(yè)企業(yè)出口質(zhì)量變化趨勢②②不同類型制造業(yè)企業(yè)出口質(zhì)量的演進(jìn)以及其和出口波動的關(guān)系可能不同，特別是不同技術(shù)水平行業(yè)中我國制造業(yè)企業(yè)的比較優(yōu)勢不同，同時我國加工貿(mào)易企業(yè)的比重較高，因此本文做了進(jìn)一步分類研究。其中，高中低技術(shù)水平行業(yè)依據(jù)SITC的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分類。 ，具有如下特點：（1）整體上我國制造業(yè)企業(yè)出口質(zhì)量先下降后上升，在2007年下降到最低點，之后雖然緩慢上升但是沒有超過金融危機(jī)之前的水平；（2）不同技術(shù)水平行業(yè)的出口質(zhì)量都呈現(xiàn)緩慢下降的趨勢，高技術(shù)行業(yè)的出口質(zhì)量下降的幅度最大，可能因為高技術(shù)行業(yè)的風(fēng)險更大；（3）一般貿(mào)易企業(yè)出口質(zhì)量沒有呈現(xiàn)下降的趨勢，加工貿(mào)易企業(yè)出口質(zhì)量先下降后緩慢上升，金融危機(jī)對加工貿(mào)易企業(yè)出口質(zhì)量的影響更大。

圖3是我國制造業(yè)企業(yè)出口波動的核密度圖，展現(xiàn)了出口質(zhì)量與出口波動關(guān)系的特征事實，初步表明對于整體制造業(yè)企業(yè)、中低技術(shù)行業(yè)的企業(yè)、一般貿(mào)易企業(yè)和加工貿(mào)易企業(yè)，出口質(zhì)量較高出口波動較低。但是，對于高技術(shù)行業(yè)的企業(yè)這一關(guān)系不存在，對于這一現(xiàn)象本文在之后的實證分析中做了進(jìn)一步的檢驗和說明。

3.中介變量的設(shè)定和說明

根據(jù)前文中理論機(jī)制的分析，需求側(cè)收入效應(yīng)用兩個變量衡量，一個是高收入國家在企業(yè)出口產(chǎn)品中的平均消費份額（cons_h），另一個是企業(yè)產(chǎn)品進(jìn)口國的人均收入波動（vol_d），數(shù)據(jù)來源分別是WITS-COMTRADE數(shù)據(jù)庫和CEPII的BACI數(shù)據(jù)庫。供給側(cè)多樣化效應(yīng)用企業(yè)的市場集中度衡量（herf），企業(yè)的市場集中度由企業(yè)出口產(chǎn)品的平均赫芬達(dá)爾指數(shù)估計，數(shù)據(jù)來源是世界銀行的EDD數(shù)據(jù)庫。計算公式如下：

con_h=∑pip=1HighIncomeEconomiesimportspWorldsimportspPi（13）

vol＼_d = ∑P = 1Pi [∑CC = 1IVC ×IMC P ∑CC = 1IMC ]Pi （14）

herf=∑pip=1herfpPi（15）

4.控制變量的設(shè)定和說明

首先，控制企業(yè)特征對出口波動和出口質(zhì)量的影響（Maggioni等，2016）[12]，企業(yè)特征包括：①出口增長率（growthrate）用2007—2011年企業(yè)平均出口增長的絕對值表示，在出口市場上快速增長或萎縮的企業(yè)可能更加不穩(wěn)定，因此控制該變量對出口波動的影響；②出口銷售額（lnsale）用企業(yè)出口額的對數(shù)衡量；③資產(chǎn)（lnassets）用企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)衡量；④職工人數(shù)（lnemployment）用企業(yè)總職工人數(shù)的對數(shù)衡量；⑤工資（lnwage）用企業(yè)平均職工工資的對數(shù)衡量；⑥杠桿率（leverageratio）用企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率即企業(yè)總負(fù)債與總資產(chǎn)之比表示；⑦全要素生產(chǎn)率（lntfp）用拓展的OP半?yún)?shù)方法進(jìn)行測算。生產(chǎn)率差異是異質(zhì)企業(yè)貿(mào)易理論的起點，也是被文獻(xiàn)最先關(guān)注的異質(zhì)性維度，生產(chǎn)率差異對出口行為有著重要的影響。然后，用省份、行業(yè)和所有權(quán)的固定效應(yīng)控制遺漏的區(qū)域、行業(yè)和所有權(quán)的特定影響。

（二）數(shù)據(jù)處理

本文研究使用的數(shù)據(jù)主要有三個來源：一是中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫；二是中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫；三是CEPII的BACI數(shù)據(jù)庫。我們保留海關(guān)數(shù)據(jù)庫2006—2011年連續(xù)出口的企業(yè)，獲得46025家出口企業(yè)。由于海關(guān)數(shù)據(jù)庫缺乏關(guān)于企業(yè)生產(chǎn)活動的信息，我們采用兩步匹配法將海關(guān)數(shù)據(jù)庫和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫合并起來，再根據(jù)模糊匹配原則剔除名稱差異較大的企業(yè)，最終我們獲得2006—2011年22906家制造業(yè)企業(yè)出口數(shù)據(jù)。第三套數(shù)據(jù)來自CEPII提供的2006—2011年BACI（HS2002版）雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)詳細(xì)記錄了全球216個國家和地區(qū)的5111種HS8分位產(chǎn)品的雙邊貿(mào)易數(shù)量和金額，平均每年觀測值達(dá)500萬以上。基于這套產(chǎn)品層面高度細(xì)分的數(shù)據(jù)，我們能夠更加精確地測算出產(chǎn)品的出口質(zhì)量。

四、實證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)估計結(jié)果

我們首先檢驗了金融危機(jī)期間企業(yè)出口質(zhì)量與出口波動的基本關(guān)系，表2報告了基準(zhǔn)估計結(jié)果，其中前2列采用海關(guān)數(shù)據(jù)檢驗，第（3）列到第（6）列采用海關(guān)-工業(yè)企業(yè)匹配數(shù)據(jù)檢驗。在第（1）列和第（3）列回歸中只考慮出口質(zhì)量，第（4）列和第（5）列引入代表企業(yè)特征的控制變量，第（2）列和第（6）列是進(jìn)一步控制了企業(yè)的所有權(quán)、行業(yè)效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)的完整回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，出口質(zhì)量與出口波動的關(guān)系顯著為負(fù)，表明金融危機(jī)期間出口高質(zhì)量產(chǎn)品的制造業(yè)企業(yè)出口波動較小。

下表同。

那么出口高質(zhì)量的產(chǎn)品能夠抑制出口波動背后的原因是什么呢？我們進(jìn)一步運用中介效應(yīng)模型檢驗兩者之間關(guān)系的理論機(jī)制。根據(jù)溫忠麟（2014）[35]對中介效應(yīng)模型的研究，如果需求側(cè)收入效應(yīng)和供給側(cè)多樣化效應(yīng)起到中介效應(yīng)的作用，則需滿足以下條件：第一，自變量（出口質(zhì)量）在統(tǒng)計上顯著影響因變量（出口波動）；第二，中介變量在統(tǒng)計上顯著影響因變量（出口波動）；第三，自變量（出口質(zhì)量）在統(tǒng)計上顯著影響中介變量；第四，在考慮了中介變量對因變量（出口波動）的影響后，自變量（出口質(zhì)量）對因變量（出口波動）的影響如果不再顯著，說明是完全中介效應(yīng)，如果顯著則需繼續(xù)考察是否是部分中介效應(yīng)。

表3匯報了中介效應(yīng)模型的OLS 估計結(jié)果。回歸結(jié)果顯示：企業(yè)出口質(zhì)量與出口波動顯著負(fù)相關(guān)（M1）；衡量需求側(cè)收入效應(yīng)的一個中介變量即高收入國家的消費份額（cons_h）與出口波動顯著負(fù)相關(guān)，另一個中介變量即需求波動（vol_d）與出口波動顯著正相關(guān)，衡量供給側(cè)多樣化效應(yīng)的中介變量即市場集中度（herf）與出口波動顯著正相關(guān)（M2）；出口質(zhì)量與高收入國家的消費份額（cons_h）顯著正相關(guān)，與需求波動（vol_d）顯著負(fù)相關(guān)，與市場集中度（herf）顯著負(fù)相關(guān)（M3）；當(dāng)控制了出口質(zhì)量對出口波動的影響之后，中介變量高收入國家的消費份額（cons_h）與出口波動仍然顯著負(fù)相關(guān)，需求波動（vol_d）與出口波動仍然顯著正相關(guān)，市場集中度（herf）與出口波動仍然顯著正相關(guān)。同時出口質(zhì)量與高收入國家的消費份額（cons_h）顯著正相關(guān)，與需求波動（vol_d）顯著負(fù)相關(guān)，與市場集中度（herf）顯著負(fù)相關(guān)（M4）。因此，根據(jù)中介效應(yīng)模型的工作原理，需求側(cè)收入效應(yīng)和供給側(cè)多樣化效應(yīng)是部分中介效應(yīng)①①完全中介的情況非常少，Preacher和Hayes（2008）認(rèn)為應(yīng)該放棄完全中介的概念，將所有中介都看作是部分中介。 ，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的49.3%②②中介效應(yīng)比率（z）的算法（溫忠麟，2014）：z=ab/c，a是出口質(zhì)量對中介變量的估計系數(shù)，c是出口質(zhì)量對出口波動的估計系數(shù)，b是控制了出口質(zhì)量對出口波動的影響之后，中介變量對出口波動的估計系數(shù)。 。以上結(jié)果表明，高質(zhì)量產(chǎn)品通過高收入國家較高的消費比重、較低的需求波動和較低的市場集中度（更多樣化的出口市場）穩(wěn)定了出口銷售，該回歸結(jié)果很好地支持了我們的理論假設(shè)。

（二）分類估計結(jié)果

為了檢驗上文基本特征事實中出口波動核密度圖中的現(xiàn)象，進(jìn)一步對不同技術(shù)水平企業(yè)、一般貿(mào)易企業(yè)和加工貿(mào)易企業(yè)進(jìn)行分類回歸。對不同技術(shù)水平企業(yè)的估計結(jié)果報告在表4第（1）到第（3）列。特別的是，發(fā)現(xiàn)低中技術(shù)企業(yè)的出口質(zhì)量與出口波動的關(guān)系均顯著為負(fù)，但是高技術(shù)企業(yè)的出口質(zhì)量與出口波動的關(guān)系顯著為正，金融危機(jī)期間低中技術(shù)企業(yè)出口高質(zhì)量產(chǎn)品可以抑制出口波動，但是高技術(shù)企業(yè)出口高質(zhì)量產(chǎn)品卻造成出口波動更大，這說明危機(jī)沖擊對高技術(shù)行業(yè)的高質(zhì)量產(chǎn)品影響更大。而對于一般貿(mào)易企業(yè)和加工貿(mào)易企業(yè)，出口質(zhì)量與出口波動的關(guān)系均顯著為負(fù)?；貧w結(jié)果與特征事實一致。

對于不同技術(shù)水平行業(yè)，為什么企業(yè)出口質(zhì)量與出口波動的關(guān)系不同？我們進(jìn)一步用中介效應(yīng)模型進(jìn)行分類檢驗尋找可能的原因。表5匯報了低技術(shù)行業(yè)中介效應(yīng)模型的OLS 估計結(jié)果。回歸結(jié)果顯示：市場集中度和需求波動的中介效應(yīng)均不顯著，高收入國家的消費份額是遮掩效應(yīng)①①ab和c的符號，如果同號，屬于部分中介效應(yīng)，如果異號，屬于遮掩效應(yīng)。a是出口質(zhì)量對中介變量的估計系數(shù)，b是控制了出口質(zhì)量對出口波動的影響之后，中介變量對出口波動的估計系數(shù)，c是出口質(zhì)量對出口波動的估計系數(shù)。 而不是中介效應(yīng)，出口質(zhì)量與高收入國家的消費份額顯著負(fù)相關(guān)，說明低技術(shù)行業(yè)的高質(zhì)量產(chǎn)品并非主要被高收入國家消費。

表7匯報了高技術(shù)行業(yè)中介效應(yīng)模型的OLS 估計結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示：出口質(zhì)量與出口波動的關(guān)系顯著為正，高收入國家消費份額和市場集中度是遮掩效應(yīng)，需求波動是中介效應(yīng)，說明高質(zhì)量產(chǎn)品通過高收入國家較高的消費比重和市場多樣化穩(wěn)定了出口銷售，而通過較高的需求波動加劇了出口波動。因此，對于高技術(shù)行業(yè)，金融危機(jī)對高質(zhì)量產(chǎn)品的需求沖擊更大，這是出口質(zhì)量與出口波動關(guān)系顯著為正的一個原因。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性問題

考慮到可能存在的內(nèi)生性問題，企業(yè)的出口質(zhì)量影響出口波動，反過來出口波動可能潛在地影響出口質(zhì)量，我們進(jìn)一步使用歷史工具變量克服內(nèi)生性問題（劉金東和常皓，2016）[38]。具體地，選擇2006年的出口質(zhì)量和中介變量作為工具變量，因變量為2007年到2011年企業(yè)的出口波動，自變量為2007年的出口質(zhì)量，然后進(jìn)行兩階段最小二乘法（2SLS）估計。我們首先采用Durbin-Wu-Hausman檢驗方法對出口質(zhì)量的內(nèi)生性做嚴(yán)格的檢驗，得到其檢驗統(tǒng)計量為2.7，伴隨概率為0.09，表明在10%水平上拒絕“企業(yè)出口質(zhì)量是外生”的原假設(shè)。表8顯示了工具變量估計結(jié)果，與前文普通最小二乘回歸結(jié)果一致，考慮內(nèi)生性問題后中介效應(yīng)比率上升到50.2%。

2.樣本選擇問題

在前文的分析中，用連續(xù)6年出口的企業(yè)作為樣本，這樣會失去大量樣本造成樣本選擇偏差。為此，我們借鑒Vannoorenberghe等（2016） [5]的做法增加出口企業(yè)的樣本，分別選擇企業(yè)出口年份大于5年和出口年份大于4年的兩組數(shù)據(jù)，再進(jìn)行中介效應(yīng)模型檢驗。表9匯報了出口年份大于5年的樣本中介效應(yīng)模型估計結(jié)果，表10匯報了出口年份大于4年的樣本中介效應(yīng)模型估計結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示：需求側(cè)收入效應(yīng)和供給側(cè)多樣化效應(yīng)是部分中介效應(yīng)，高質(zhì)量產(chǎn)品通過高收入國家較高的消費比重、較低的需求波動和較低的市場集中度（更多樣化的出口市場）穩(wěn)定了出口銷售，該回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

13.企業(yè)出口波動的其它測算方法

在前文，我們用出口增長率的標(biāo)準(zhǔn)差衡量出口波動。為了穩(wěn)健起見，這里進(jìn)一步采用殘差法重新測算出口波動（Veirman & Levin，2012）[39]。企業(yè)出口的不確定增長率用企業(yè)實際出口增長率除去可預(yù)見因素后的殘差項衡量，而出口波動用殘差項的標(biāo)準(zhǔn)差估計，計算公式如下：

git=ln（rit）-ln（rit-1）=α0+α1X+ηit（16）

其中g(shù)為企業(yè)實際出口增長率，r為企業(yè)出口銷售額，X為控制變量向量，控制了企業(yè)固定效應(yīng)和時間-行業(yè)固定效應(yīng)，η為方程的殘差項。然后根據(jù)殘差項計算出口波動（vol_e）：

vol_e=StdDev（ηit）（17）

表11匯報了殘差法測算出口波動的穩(wěn)健性分析估計結(jié)果，本文中介效應(yīng)模型的核心結(jié)論并不隨著企業(yè)出口波動測算方法的改變而改變，出口質(zhì)量通過需求側(cè)收入效應(yīng)和供給側(cè)多樣化效應(yīng)抑制了出口波動。

五、結(jié)論與政策啟示

本文利用2006—2011年中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，從企業(yè)微觀層面考察了金融危機(jī)期間出口質(zhì)量對出口波動的影響，并運用中介效應(yīng)模型尋找兩者之間關(guān)系的作用機(jī)制。得出以下結(jié)論：第一，在金融危機(jī)期間整體上我國制造業(yè)企業(yè)出口質(zhì)量先下降后上升，在2007年下降到最低點，之后雖然緩慢上升但是沒有超過金融危機(jī)之前的水平。不同技術(shù)水平行業(yè)的出口質(zhì)量都呈現(xiàn)緩慢下降的趨勢，高技術(shù)行業(yè)的出口質(zhì)量下降的幅度最大；第二，企業(yè)出口質(zhì)量越高出口波動越小，說明出口質(zhì)量較高的企業(yè)在一定程度上能夠抵御沖擊，出口增長相對穩(wěn)定。但是高技術(shù)行業(yè)的企業(yè)出口質(zhì)量越高出口波動越大，說明金融危機(jī)對該類產(chǎn)品的沖擊較大；第三，需求側(cè)收入效應(yīng)和供給側(cè)多樣化效應(yīng)是出口質(zhì)量抑制出口波動的部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的50.2%（考慮內(nèi)生性問題后）。出口質(zhì)量較高的企業(yè)通過高收入國家較高的消費比重、較低的需求波動和較低的市場集中度（更多樣化的出口市場）抑制了出口波動。第四，對于高技術(shù)行業(yè)的企業(yè)，高收入國家消費份額和市場集中度是遮掩效應(yīng)，需求波動是中介效應(yīng)，該類高質(zhì)量產(chǎn)品通過高收入國家較高的消費比重和市場多樣化抑制了出口波動，而通過較高的需求波動加劇了出口波動。

本文揭示了金融危機(jī)期間出口質(zhì)量較高的企業(yè)通過需求側(cè)收入效應(yīng)和供給側(cè)多樣化效應(yīng)緩解了出口波動，但是我們發(fā)現(xiàn)的是部分中介效應(yīng)，并不是完全中介效應(yīng)，未來的研究工作可以從兩個方面展開：第一，尋找出口質(zhì)量影響出口波動的其他中介效應(yīng)；第二，基于完整的理論框架研究出口質(zhì)量對出口波動的影響機(jī)制。

為實現(xiàn)2018年政府工作報告提出的“堅持以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，統(tǒng)籌推進(jìn)穩(wěn)增長”和“高質(zhì)量發(fā)展”的戰(zhàn)略目標(biāo)，通過國際貿(mào)易的高質(zhì)量發(fā)展抵御沖擊，政府可以從以下方面加強工作：（1）在所謂第四輪工業(yè)革命和國際貿(mào)易保護(hù)主義勢力抬頭的背景下，中國制造業(yè)企業(yè)要堅持以高質(zhì)量發(fā)展為中心，加強技術(shù)創(chuàng)新（成海燕和徐治立，2017）[40]，為抵御和化解外部沖擊提供堅韌力量，為在“新常態(tài)”下保持經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長提供動力支持；（2）加強高質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略抑制經(jīng)濟(jì)波動的作用需要重視兩個方面，一個是增加高質(zhì)量產(chǎn)品在高收入國家的消費比重，另一個是企業(yè)出口市場適當(dāng)多樣化；（3）危機(jī)沖擊對高技術(shù)行業(yè)的穩(wěn)定增長影響較大，應(yīng)該注意防范化解風(fēng)險，循序漸進(jìn)的推進(jìn)高技術(shù)行業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展，不可拔苗助長。

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Does Export Quality Influence Firms Export Volatility

-Empirical Evidences in Financial Crisis Period

LI Xiaoping，DAI Zhihui

（Economic School Zhongnan University of Economics and Law，Wuhan，Hubei 430073，China）

Abstract：When studying the economic effect of export quality， literatures focus on “the puzzle of Chinas trade growth”， while insufficient attention has been paid to trade volatility under crisis impact. Based on China customs trade data and industrial enterprises data from 2006 to 2011， this paper adopts a mediation effect model to investigate influences of export quality on export volatility and the action mechanism during the period of financial crisis. It is found that enterprises export quality negatively affects export volatility during financial crisis， and higher export quality is associated with less export volatility. Income effect of the demand side and diversification effect of the supply side are important channels， via which relatively high export quality suppresses export volatility， and approximately account for 1/2 of the suppression effect.An enterprise with relatively high export quality inhibits export volatility due to a relatively high consumption proportion of a higher-income country， relatively low demand volatility and relatively low market concentration. However， high export quality of enterprises within high-tech industries is related with higher export volatility， since the relatively high demand volatility of the product category during the financial crisis period aggravates export volatility. The conclusion provides theoretical and empirical supports for the trade strategy of “high-quality development” and “structural adjustment for stable growth” under Chinas new economic normal.

Key words：export quality； export volatility； mediating effect； manufacturing industry

責(zé)任編輯：蕭敏娜吳錦丹蕭敏娜常明明張士斌