出口產(chǎn)品質(zhì)量、出口關(guān)系存續(xù)與增長

張俊美

(南開大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，天津 300071)

一、引言

面對國內(nèi)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級壓力以及國際上日漸頻繁的貿(mào)易摩擦，確保經(jīng)濟平穩(wěn)增長、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、尋求新的經(jīng)濟增長點越來越成為國家的重要著力點。中央財經(jīng)領(lǐng)導(dǎo)小組第十一次會議上，強調(diào)了供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對于促進經(jīng)濟長期健康發(fā)展的重要性。其中，提高供給質(zhì)量，即“優(yōu)化產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，提升產(chǎn)品質(zhì)量”被認(rèn)為是供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要路徑之一。同時，《中國制造2025》提出“質(zhì)量為先”的基本方針，把提高質(zhì)量作為建設(shè)制造強國的關(guān)鍵內(nèi)核。由此可見，質(zhì)量升級問題得到了國家的高度重視，提升產(chǎn)品質(zhì)量已經(jīng)成為中國亟待解決的問題之一。毫無疑問，提升產(chǎn)品質(zhì)量會給中國制造帶來正面影響，有助于塑造我國的大國形象。在過去，我國出口企業(yè)更多以“低價模式”驅(qū)動貿(mào)易增長，但如今隨著國內(nèi)勞動力成本上升，以“低價”作為比較優(yōu)勢顯然難以為繼，不少企業(yè)改變策略，轉(zhuǎn)而選擇對產(chǎn)品的質(zhì)量進行提升。然而，Khandelwal等指出發(fā)展中國家產(chǎn)品質(zhì)量升級是出口成功與經(jīng)濟發(fā)展的必要條件而非充分條件[1]。從長期來看，產(chǎn)品質(zhì)量升級對一國的經(jīng)濟社會發(fā)展有較多益處，且象征著一國生產(chǎn)力、科技水平，所以人們通常認(rèn)為產(chǎn)品質(zhì)量越高越好，而忽視了在短期企業(yè)微觀層面的考量。從企業(yè)層面來看，產(chǎn)品質(zhì)量升級會帶來兩個方面的影響：一方面是正向影響，消費者一般偏好高質(zhì)量產(chǎn)品，產(chǎn)品質(zhì)量升級將增強消費者對該產(chǎn)品的偏好從而增加消費，使企業(yè)獲得更大的市場份額；另一方面是負(fù)向影響，生產(chǎn)高質(zhì)量產(chǎn)品一般需要更高的投入和更好的技術(shù)，這將提升企業(yè)邊際成本，從而可能不利于企業(yè)發(fā)展[2]。由此，企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量升級的綜合影響是不確定的，當(dāng)企業(yè)不具備成熟的技術(shù)以及良好的設(shè)備時，提升產(chǎn)品質(zhì)量可能使其成本上升過多而超過產(chǎn)品質(zhì)量升級的積極影響，此時企業(yè)績效將會惡化。面對上述情況我們不禁思考，中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級是否促進了企業(yè)出口績效提高？本文將從企業(yè)出口關(guān)系存續(xù)以及出口增長兩個維度考察出口產(chǎn)品質(zhì)量升級對企業(yè)的影響。

隨著產(chǎn)品質(zhì)量量化方法的改進，一些學(xué)者考察了出口產(chǎn)品質(zhì)量與存續(xù)或出口二元邊際的關(guān)系。施炳展指出企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量與企業(yè)存續(xù)時間具有正相關(guān)關(guān)系[3]。Gervais發(fā)現(xiàn)企業(yè)生產(chǎn)率和出口產(chǎn)品質(zhì)量對出口擴張的影響具有差異性，企業(yè)出口決策主要由產(chǎn)品質(zhì)量驅(qū)動，并且提出突出不止一種異質(zhì)性來源的自選擇模型可能更適合預(yù)測貿(mào)易自由化的影響[4]。李小平等發(fā)現(xiàn)行業(yè)出口質(zhì)量顯著促進了我國出口量的增長，尤其是對中低收入國家的出口[5]。楊連星和孫新朋基于1996～2013年中國文化貿(mào)易品產(chǎn)品層面數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)出口質(zhì)量對出口集約邊際具有正向影響而抑制了出口擴展邊際[6]。楊連星等還考察了文化產(chǎn)品出口品質(zhì)對文化貿(mào)易聯(lián)系的影響，發(fā)現(xiàn)前者對后者有顯著的促進作用[7]。Besede?和Yan通過構(gòu)建模型，發(fā)現(xiàn)在質(zhì)量邊際成本彈性大于0且小于1時，產(chǎn)品質(zhì)量分別與存續(xù)概率和貿(mào)易增長具有正向關(guān)系，反之結(jié)論相反，之后他們用雙邊國家SITC5位碼產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)與IMF的SITC4位碼產(chǎn)品質(zhì)量數(shù)據(jù)證實了它們之間的正向促進關(guān)系[8](P2-4)。

綜上，雖然已經(jīng)有較多文獻考察了中國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級問題、企業(yè)或出口關(guān)系存續(xù)問題以及出口增長問題，但目前較少有文獻將它們聯(lián)系起來進行系統(tǒng)考察。楊連星等通過使用負(fù)二項回歸和連續(xù)風(fēng)險模型，在產(chǎn)品層面考察了文化貿(mào)易品品質(zhì)對貿(mào)易聯(lián)系存續(xù)時間的影響[7]，與他們僅關(guān)注文化貿(mào)易品不同，本文將涵蓋更廣泛的產(chǎn)品種類(所有制造業(yè)產(chǎn)品)并在企業(yè)-產(chǎn)品-目的國層面對此問題進行進一步研究，并探討其中的影響機制。另外，雖然施炳展提出企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量與企業(yè)存續(xù)具有正相關(guān)關(guān)系，但其并沒有關(guān)注貿(mào)易關(guān)系存續(xù)問題[3]。同時，Hess和Persson證明了在考察企業(yè)存活問題時離散風(fēng)險模型更適合龐大的貿(mào)易數(shù)據(jù)[9]。鑒于此，本文合并了2000～2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫、中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫以及雙邊貿(mào)易國家引力變量數(shù)據(jù)，利用企業(yè)-產(chǎn)品-國家-年份層面數(shù)據(jù)，運用多種離散風(fēng)險模型以及固定效應(yīng)模型，探尋中國制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升對企業(yè)出口關(guān)系存續(xù)和出口增長率的影響，同時對其影響渠道進行考察，以期解答出口產(chǎn)品質(zhì)量升級是否能夠成為中國企業(yè)出口的“助推力”。

文章接下來的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為理論模型構(gòu)建，第三部分為計量模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明，第四部分為實證結(jié)果及分析，第五部分為拓展分析，最后為本文結(jié)論。

二、模型構(gòu)建

Besede?和Yan構(gòu)建理論模型將產(chǎn)品質(zhì)量引入效用函數(shù)和成本函數(shù)，探討了產(chǎn)品-國家-年份層面產(chǎn)品質(zhì)量與出口持續(xù)和出口增長的關(guān)系[8]。本文借鑒該模型，并將其拓展到企業(yè)-產(chǎn)品-國家-年份層面。

(一)消費者行為

假設(shè)效用函數(shù)為CES形式，并在傳統(tǒng)模型中引入質(zhì)量，表示消費者通過對商品數(shù)量和質(zhì)量的選擇來使其效用最大化:

(1)

(二)企業(yè)行為

1. 企業(yè)的價格決定

首先假設(shè)每個企業(yè)只生產(chǎn)一種產(chǎn)品①，并引入產(chǎn)品質(zhì)量與企業(yè)生產(chǎn)率兩個維度的企業(yè)異質(zhì)性。因此，假設(shè)企業(yè)的邊際成本為c=θη/φ，其中η>0 ，θ是質(zhì)量，φ是企業(yè)生產(chǎn)率。另外假設(shè)企業(yè)只使用勞動這一種投入，并且所有的成本可以用單位勞動來表示。企業(yè)有兩種固定成本：第一種固定成本FI是標(biāo)準(zhǔn)的生產(chǎn)固定成本，并且一次性支付；第二種固定成本F，反映的是每期都會發(fā)生的固定出口成本，且存在冰山成本τe。

(2)

2. 出口決定

企業(yè)f在t年出口產(chǎn)品v到i國的出口條件是：(pfvit-wecfvitτe)qfvit>weF，通過整理得:

(3)

根據(jù)公式(3)有：

推論1：當(dāng)0<η<1即質(zhì)量提高1%，邊際成本上升小于1%時，企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量越高越可能滿足出口邊界條件，在控制了生產(chǎn)率等其他變量之后，產(chǎn)品質(zhì)量升級有利于企業(yè)出口關(guān)系存續(xù)；當(dāng)η>1時，結(jié)論相反。

3. 出口增長

出口期為d的企業(yè)期望利潤是E[πfvit(d)]=?e(d)pfvit(d)qfvit(d)-we(cfvitτeqfvit+F+FI)，最大化期望利潤得：

(4)

現(xiàn)假設(shè)t-1時企業(yè)已經(jīng)成功出口，因此t時出口持續(xù)期為d的企業(yè)f出口商品v到i國的期望收入為Vfvit(d)=?e(d)pfvit′(d)qfvit(d)，通過整理得：

(5)

在t-1期，該出口關(guān)系的存續(xù)期為d-1，Vfvit-1(d-1)=?e(d-1)pfvit-1′(d-1)qfvit-1(d-1)，從而有：

(6)

因此在t期出口商品v到i國的企業(yè)f的出口增長率為Gfvit=[Vfvit(d)-Vfvit-1(d-1)]/Vfvit-1(d-1)，將公式(5)和公式(6)帶入此式得：

(7)

根據(jù)公式(7)有：

推論2：當(dāng)0<η<1, 即質(zhì)量提高1%，邊際成本上升小于1%時，在一段出口關(guān)系下，產(chǎn)品質(zhì)量的提升將促進出口增長率提升；當(dāng)η>1時，結(jié)論相反。

推論1和推論2與我們的直覺較為一致，當(dāng)產(chǎn)品質(zhì)量升級帶來較小的邊際成本上升時，那么質(zhì)量升級的收益更有可能大于成本的上升，從而對于企業(yè)來說，產(chǎn)品質(zhì)量升級利大于弊；而當(dāng)質(zhì)量升級伴隨著較大的邊際成本上升時，產(chǎn)品質(zhì)量升級將弊大于利。

在進行空間面板模型計量之前，先進行普通面板回歸，用以比較空間計量模型的適用性，由LM檢驗的結(jié)果決定，檢驗結(jié)果拒絕了沒有空間誤差或空間滯后影響的原假設(shè)?？臻g杜賓模型是空間計量中的一般模型，可通過Wald檢驗和LR檢驗判斷是否可以將空間杜賓模型SDM簡化為空間滯后模型SAR和空間誤差模型SEM。由檢驗結(jié)果得，SDM模型是研究我國能源強度收斂性的最優(yōu)模型?；貧w結(jié)果如表5所示。

推論3：當(dāng)0<η<1時，產(chǎn)品質(zhì)量可以通過提高企業(yè)出口關(guān)系存續(xù)概率而間接提高出口增長率，反之結(jié)論相反。

三、計量模型、數(shù)據(jù)說明與生存函數(shù)估計

(一)計量模型

1.產(chǎn)品質(zhì)量測算模型

目前測度產(chǎn)品質(zhì)量的方法基本分為四種：第一種是以單位價值作為代理變量[10]；第二種是根據(jù)某一特定產(chǎn)品的特征以及消費者的偏好進行質(zhì)量等級劃分[11]；第三種是從需求側(cè)角度出發(fā)，在效用函數(shù)中引入產(chǎn)品質(zhì)量建立數(shù)學(xué)模型，通過事后反推的方法測算質(zhì)量[1][3]；第四種方法由Feenstra和Romalis提出，他們在模型中引入供給側(cè)信息，結(jié)合需求側(cè)與供給側(cè)建立模型，從而納入質(zhì)量的決定過程，將質(zhì)量內(nèi)生化[12][13]。根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性及研究需要，我們沿用大多數(shù)學(xué)者的做法，采用第三種方法測算質(zhì)量。

根據(jù)消費者效用最大化公式，經(jīng)過整理可得測算產(chǎn)品質(zhì)量的計量模型為：

lnqfvit+σlnpfvit=βit+εfvit

(8)

式(8)中βit為進口國-年份二維虛擬變量，本文在回歸時還加入了產(chǎn)品固定效應(yīng)。其中εfvit=(σ-1)lnqualityfvit，所以產(chǎn)品質(zhì)量為qualityfvit=exp(εfvit/(σ-1))。根據(jù)施炳展的方法將產(chǎn)品質(zhì)量數(shù)據(jù)進行標(biāo)準(zhǔn)化[3]。由于殘差項εfvit表示需求沖擊，而價格也是一種需求沖擊，二者具有相關(guān)性，所以價格具有內(nèi)生性。為了解決這個問題，本文在基礎(chǔ)回歸中將采用Khandelwal等的做法，將σlnpfvit移到等式左邊，從而消除價格的內(nèi)生性影響[1]，且按照樊海潮和郭光遠(yuǎn)的做法在實證中取σ=5來進行測算[14]。

2.出口產(chǎn)品質(zhì)量對出口關(guān)系存續(xù)影響的估計模型

根據(jù)推論1，我們構(gòu)建如下風(fēng)險模型：

hfvit=P(Tfvit≤t+n|Tfvit≥t)=F(α+β1lnqualityfvit+β2X+εfvit)

(9)

式(9)中下標(biāo)f表示企業(yè)，v表示產(chǎn)品類別，i表示出口目的國，t表示年份。hfvit表示企業(yè)f在t期出口產(chǎn)品v到i國的這段出口關(guān)系停止的概率，Tfvit是出口關(guān)系的持續(xù)時間，F(xiàn)是概率分布函數(shù)，可以用probit、cloglog等模型擬合，qualityfvit表示企業(yè)f在t期出口到i國的產(chǎn)品v的質(zhì)量，εfvit表示殘差。X表示一組控制變量，其中一部分是引力模型中的變量，具體包括：以2011年國際美元不變價表示的中國GDP的對數(shù)(gdpchi)；以2011年國際美元不變價表示的目的國GDP的對數(shù)(gdpori)；中國與出口目的國的加權(quán)距離的對數(shù)(distance)；是否有共同語言(comlang)，若官方主要語言一樣為1，否則為0；是否相鄰(contig)，若兩國之間相鄰則該指標(biāo)為1，否則為0。另一部分為企業(yè)變量，具體包括：企業(yè)年齡(age)，用企業(yè)當(dāng)年年份與其開工年份之差來衡量；企業(yè)生產(chǎn)率(tfp)，根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，在基礎(chǔ)回歸中參考Head和Ries以及許和連和王海成的方法估計近似全要素生產(chǎn)率，估計公式為tfp=ln(y/l)-αln(k/l)，其中y為工業(yè)產(chǎn)值，l為從業(yè)人員，k為固定資產(chǎn)規(guī)模，α是生產(chǎn)函數(shù)中資本的貢獻比例，取值為1/3[15][16]；融資約束(finance)，使用利息支出除以固定資產(chǎn)表示；資本勞動比(capital)，用固定資產(chǎn)合計除以就業(yè)人數(shù)加1取對數(shù)表示；企業(yè)規(guī)模(size)，以銷售額的對數(shù)來衡量；企業(yè)利潤(profit)，用企業(yè)利潤與企業(yè)銷售額的比值表示[17](P566-567)。

3.出口產(chǎn)品質(zhì)量對出口增長率影響的估計模型

根據(jù)推論2，相應(yīng)的計量模型具體設(shè)定如下：

lnGfvit=α+β1lnqualityfvit+β2X+γf+γv+γi+γt+εfvit

(10)

式(10)中l(wèi)nGfvit為在t期企業(yè)f出口產(chǎn)品v到i國的出口增長率的對數(shù)，由于出口增長率可能為負(fù)值，本文將出口增長率減去其最小值再加1的方法將其變?yōu)檎龜?shù)后再取對數(shù)。qualityfvit、X和εfvit與上文含義一致，γf、γv、γi和γt分別為企業(yè)、產(chǎn)品、出口目的國和年份固定效應(yīng)。

(二)數(shù)據(jù)說明

本文利用2000～2013年中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫，根據(jù)Khandelwal等的方法測算了產(chǎn)品質(zhì)量[1]。由于在實證中需要控制企業(yè)層面和目的國層面的變量，而海關(guān)數(shù)據(jù)庫中缺乏相應(yīng)信息，所以本文合并了中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫以及CERII網(wǎng)站提供的雙邊貿(mào)易國家引力變量數(shù)據(jù)。

中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫包括所有HS八位碼層面產(chǎn)品的進出口數(shù)據(jù)，在2000～2013年間海關(guān)編碼總共用到了4個版本，本文將所有版本都與HS1996版本對齊，并將所需變量整合到HS六位碼產(chǎn)品-企業(yè)-目的國-年份層面。參考余淼杰等的做法匹配中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，即分年份先用名字匹配，然后用郵編和電話號碼后七位進行匹配，最后用電話和聯(lián)系人進行匹配，得到年度海關(guān)工企庫合并數(shù)據(jù)[18]。由于年度之間識別企業(yè)的變量可能會變更，為了更好地識別不同年份的同一家企業(yè)，本文參考Brandt等的方法識別不同年份的同一家企業(yè)[19]。對匹配成功的數(shù)據(jù)參考聶輝華等的方法刪除不合理數(shù)據(jù)，并只留下制造業(yè)企業(yè)樣本[20]。然后合并CERII網(wǎng)站提供的雙邊貿(mào)易國引力變量數(shù)據(jù)，從而得到初步需要的數(shù)據(jù)庫。最后，參考許家云等的做法，刪除在2000年已建立出口關(guān)系的樣本以處理左側(cè)刪失問題[21](P318-321)。

(三)生存函數(shù)估計

圖1 分組樣本的生存分析結(jié)果

四、實證分析

(一)基礎(chǔ)回歸

1.企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量與出口關(guān)系存續(xù)

本文首先使用離散時間風(fēng)險模型考察企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量對企業(yè)出口關(guān)系存續(xù)的平均影響效應(yīng)。表1第(1)列是在沒有控制其他變量情況下的回歸結(jié)果，產(chǎn)品質(zhì)量的系數(shù)顯著為負(fù)，表示企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提高將降低出口關(guān)系發(fā)生風(fēng)險的概率，傾向于延長出口關(guān)系的存續(xù)時間。第(2)列和第(3)列分別為控制了雙邊國家特征和企業(yè)特征變量時的結(jié)果，產(chǎn)品質(zhì)量的系數(shù)依然為負(fù)且通過1%水平的顯著性檢驗。第(4)列為加入了所有控制變量后的結(jié)果，產(chǎn)品質(zhì)量的系數(shù)依然顯著為負(fù)。第(5)列為在第(4)列基礎(chǔ)上加入產(chǎn)品和年份固定效應(yīng)的結(jié)果，可以看出加入固定效應(yīng)后產(chǎn)品質(zhì)量的系數(shù)依然顯著為負(fù)，且系數(shù)的大小僅有微小的變動。另外，由于中國的GDP(gdpchi)為僅隨時間變化的變量，在控制了年份固定效應(yīng)后，該變量在回歸中被丟掉。綜上，結(jié)合推論1，這一結(jié)果說明對于我國出口企業(yè)平均而言，有0<η<1，即質(zhì)量提高1%，邊際成本增加幅度小于1%，出口產(chǎn)品質(zhì)量提升帶來的收益能夠補償其帶來的成本上升，產(chǎn)品質(zhì)量提升有利于維持出口關(guān)系存續(xù)。其他變量符號與預(yù)期較為一致，比較特殊的是是否相鄰的系數(shù)和生產(chǎn)率的系數(shù)。是否相鄰(contig)的系數(shù)為正，表示我國企業(yè)出口到接壤的國家時更容易發(fā)生風(fēng)險，可能的原因是我國生產(chǎn)的產(chǎn)品與鄰近國家的產(chǎn)品更為相似，故在鄰國面臨更大的競爭壓力，而出口到歐美國家的產(chǎn)品與當(dāng)?shù)禺a(chǎn)品的高價形成互補，我國產(chǎn)品有更大的生存空間。生產(chǎn)率系數(shù)為正與我們的預(yù)期不一致，可能的原因是生產(chǎn)率與產(chǎn)品質(zhì)量具有較強的相關(guān)性[14]，生產(chǎn)率對出口關(guān)系存續(xù)的影響部分體現(xiàn)在產(chǎn)品質(zhì)量中，所以在控制了產(chǎn)品質(zhì)量后，生產(chǎn)率的系數(shù)與我們的預(yù)期不一致；另外，Gervais發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)率不是影響企業(yè)出口決策的關(guān)鍵因素，用不同方法測算的產(chǎn)品質(zhì)量作為控制變量時，生產(chǎn)率對企業(yè)是否出口的影響方向發(fā)生了變化[4]。

表1 企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量對出口關(guān)系存續(xù)的影響

注：*、**、***分別代表10%、5%和1%的顯著性水平，估計的標(biāo)準(zhǔn)誤為穩(wěn)健聚類標(biāo)準(zhǔn)誤，本文聚類到了企業(yè)層面，限于篇幅，沒有報告標(biāo)準(zhǔn)誤，下表同此注。

2.企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量與出口增長

表2匯報了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升對其出口增長率影響的回歸結(jié)果。其中第(1)列是沒有控制其他變量時的回歸結(jié)果，第(2)列和第(3)列分別為控制了雙邊國家特征和企業(yè)特征變量時的結(jié)果，第(4)列為加入所有控制變量后的結(jié)果，且前4列均控制了企業(yè)、產(chǎn)品、年份固定效應(yīng)。從前4列的結(jié)果中可以看出，產(chǎn)品質(zhì)量的系數(shù)都顯著為正，控制變量的加入與加入形式并不影響系數(shù)的顯著性，表明企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升顯著促進了出口增長率的提高。第(5)列為在第(4)列回歸的基礎(chǔ)上加入國家固定效應(yīng)的結(jié)果，產(chǎn)品質(zhì)量的系數(shù)依然顯著為正，進一步驗證了本文結(jié)果的穩(wěn)健性，企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升確實提高了一段出口關(guān)系中的出口增長率。

表2 企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量對出口增長率的影響

注：出口增長率回歸中的產(chǎn)品固定效應(yīng)是HS6位碼層面的固定效應(yīng)。在出口關(guān)系存續(xù)回歸中限于可加入的虛擬變量個數(shù)，產(chǎn)品固定效應(yīng)僅在HS2位碼產(chǎn)品層面。限于篇幅，回歸結(jié)果未全部列出，如需要可向作者索要。

(二)穩(wěn)健性檢驗與內(nèi)生性問題處理

1．穩(wěn)健性檢驗

表3第(1)～(4)列為企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量對出口關(guān)系存續(xù)影響的穩(wěn)健性檢驗，第(5)～(6)列為企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量對其出口增長率影響的穩(wěn)健性檢驗。其中第(1)列和第(5)列為改變了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量測算方法后的結(jié)果，此處本文參考了施炳展的方法分產(chǎn)品種類測算出口產(chǎn)品質(zhì)量[3]，從結(jié)果中可以看出，第(1)列產(chǎn)品質(zhì)量的系數(shù)顯著為負(fù)，第(5)列產(chǎn)品質(zhì)量系數(shù)顯著為正，與本文基礎(chǔ)回歸結(jié)果一致。表3第(2)列和第(6)列為使用2000～2007年的數(shù)據(jù)，用Olley和Pake的方法測算生產(chǎn)率替代上文所用生產(chǎn)率[22]，并加入實際工資作為控制變量進行穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果，其中實際工資用以2000年為基期的居民消費價格指數(shù)對名義工資進行平減再取對數(shù)表示[21]。結(jié)果表明樣本量縮小、改變控制變量和生產(chǎn)率測算方法并不會改變本文基礎(chǔ)回歸的結(jié)論。本文還使用probit方法和控制了個體異質(zhì)性的隨機Cloglog方法對企業(yè)出口關(guān)系存續(xù)問題進行了穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果見表3第(3)～(4)列。質(zhì)量的系數(shù)都顯著為負(fù)，這表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果不隨計量方法的改變而改變。綜上可以看出本文基本結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗

注：回歸中加入了模型設(shè)定中的所有控制變量，限于篇幅，回歸結(jié)果未全部列出，如需要可向作者索要，以下表同。

2.內(nèi)生性問題處理

考慮到企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量與出口關(guān)系存續(xù)和出口增長率之間可能存在反向因果關(guān)系和遺漏變量問題，本文使用兩種方法對內(nèi)生性問題進行一定的處理。首先，使用同一家企業(yè)其他出口關(guān)系下產(chǎn)品質(zhì)量的均值作為工具變量。理由在于：同是一家企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品，當(dāng)該企業(yè)技術(shù)、資源等條件給定時，產(chǎn)品之間質(zhì)量相關(guān)性較強；另一方面，一段出口關(guān)系中出口形勢的好壞與出口關(guān)系的維護很難影響到該企業(yè)其他種類產(chǎn)品的質(zhì)量。表4第(1)列和第(3)列分別給出了使用工具變量法考察企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量對出口關(guān)系存續(xù)和出口增長率影響的實證結(jié)果，結(jié)果通過了識別不足檢驗和弱識別檢驗，說明工具變量的選擇是合理的。使用工具變量的回歸結(jié)果顯示，產(chǎn)品質(zhì)量的系數(shù)與基礎(chǔ)回歸一致，表明考慮了內(nèi)生性后本文的基本結(jié)論依然不變。另外本文還將所有控制變量取一階滯后進行回歸，結(jié)果見表4第(2)列和第(4)列，與基礎(chǔ)回歸中的結(jié)論一致，再次表明本文結(jié)果的穩(wěn)健性。

表4 內(nèi)生性問題處理

(三)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量對出口關(guān)系存續(xù)和增長率影響的機制檢驗

1.直接影響效應(yīng)機制檢驗

從理論上講，當(dāng)產(chǎn)品質(zhì)量升級時，一方面會提高企業(yè)生產(chǎn)該產(chǎn)品的邊際成本從而提高其價格，此時消費者可能減少對該產(chǎn)品的消費，但同時由于單位價格提高了，所以消費總額的變化方向是不確定的；另一方面，消費者往往偏好高質(zhì)量產(chǎn)品，產(chǎn)品質(zhì)量升級將增強消費者對該產(chǎn)品的偏好，從而消費者將增加對該產(chǎn)品的消費。因此可以看出出口產(chǎn)品質(zhì)量升級可能通過影響出口產(chǎn)品價格和消費者偏好直接作用于企業(yè)出口績效，但價格渠道對企業(yè)出口績效的影響方向具有不確定性，而消費者偏好與企業(yè)出口績效具有正相關(guān)關(guān)系?；诖耍酉聛砦覀儗膶嵶C角度考察出口產(chǎn)品價格和消費者偏好是否是企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級促進出口關(guān)系存續(xù)以及出口增長率提升的渠道。由于無法直接衡量消費者偏好，我們這里簡單地假設(shè)，如果出口到某國的某產(chǎn)品數(shù)量增加意味著該國的消費者對該產(chǎn)品的偏好程度上升。雖然價格也會影響出口產(chǎn)品數(shù)量，但價格提高對出口產(chǎn)品數(shù)量具有負(fù)向影響，所以當(dāng)質(zhì)量提高導(dǎo)致出口數(shù)量增加時一定伴隨著消費者對該產(chǎn)品偏好的增強。接下來我們通過中介效應(yīng)模型檢驗企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級是否通過產(chǎn)品價格和消費者偏好渠道提高了企業(yè)出口關(guān)系的存續(xù)概率和出口增長率?？紤]到產(chǎn)品數(shù)量的可加性，我們使用企業(yè)-目的國-年份-HS6位碼下出口額最多的HS8位碼層面產(chǎn)品的價格和數(shù)量來進行研究②。中介效應(yīng)的計量模型如下：

lnZfvit=α+β1lnqualityfvit+β2X+γf+γv+γt+εfvit

(11)

hfvit=F(α+δlnZfvit+β1lnqualityfvit+β2X+εfvit)

(12)

lnGfvit=α+δlnZfvit+β1lnqualityfvit+β2X+γf+γv+γi+γt+εfvit

(13)

其中Zfvit為影響渠道，包括pricefvit和quantityfvit，分別表示在t年企業(yè)f出口到i國的產(chǎn)品v的價格和數(shù)量，其余變量含義與上文一致?；貧w結(jié)果見表5，從第(1)列和第(4)列結(jié)果可以看出，出口產(chǎn)品質(zhì)量提升確實提高了產(chǎn)品的出口價格和出口數(shù)量。第(2)列結(jié)果表明產(chǎn)品出口價格提高不利于企業(yè)出口關(guān)系存續(xù)，可能的原因是在產(chǎn)品質(zhì)量升級時，價格的提高一方面使其消費量減少，另一方面還伴隨著邊際成本的上升，所以此時價格提高可能使其利潤下降，從而降低企業(yè)出口關(guān)系存續(xù)概率。第(5)列結(jié)果表明，出口產(chǎn)品質(zhì)量升級通過增強消費者偏好提高了出口關(guān)系存活概率。第(3)列和第(6)列結(jié)果表明，出口產(chǎn)品價格提高和消費者偏好增強都是產(chǎn)品質(zhì)量升級提高出口增長率的渠道，同時也說明產(chǎn)品質(zhì)量提升帶來的價格提升而導(dǎo)致的消費量減少小于質(zhì)量提升帶來的消費者效用提高而導(dǎo)致的消費量增加。與對企業(yè)出口關(guān)系存續(xù)的影響不同，價格提高促進了出口增長率的增加，可能是因為出口增長率僅體現(xiàn)了企業(yè)的收入而不包含成本。當(dāng)價格提高時，即使伴隨著邊際成本的上升但該邊際成本僅影響了利潤而不影響收入。為了進一步確認(rèn)出口價格和出口數(shù)量是否為產(chǎn)品質(zhì)量升級促進企業(yè)出口關(guān)系存續(xù)以及出口增長率提升的中介變量，本文還進行了Sobel檢驗，表5分別報告了每種情況下Sobel檢驗的Z統(tǒng)計量，每個Z統(tǒng)計量都顯著大于0.97，即在5%的水平上顯著。

2.間接影響效應(yīng)機制檢驗

根據(jù)推論3可知，企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量可以通過提高企業(yè)出口關(guān)系存續(xù)概率從而進一步提升其出口增長率。為了驗證這一推論，本文需要企業(yè)出口關(guān)系存續(xù)概率的數(shù)據(jù)，但這一數(shù)據(jù)是不能觀測到的，本文推測隨著企業(yè)出口關(guān)系的延長，該出口關(guān)系存續(xù)的概率將降低，因此本文使用企業(yè)出口關(guān)系年齡作為出口關(guān)系存續(xù)概率的代理變量進行機制檢驗。為了檢驗這一猜測，本文根據(jù)生存分析模型，用2001年及其以后才首次出口的樣本得到Kaplan-Meier生存曲線圖，考察企業(yè)出口關(guān)系存續(xù)概率隨企業(yè)出口關(guān)系年齡的變化趨勢。結(jié)果見圖2，橫軸為企業(yè)出口關(guān)系的年齡，縱軸為存續(xù)概率，從圖2中可以看出企業(yè)出口關(guān)系年齡越大，其存續(xù)概率越低。因此本文使用企業(yè)出口關(guān)系年齡這一可以觀測到的變量作為存續(xù)概率的代理變量進行機制檢驗。

圖2 企業(yè)出口關(guān)系的生存曲線圖

我們在基礎(chǔ)回歸模型中加入出口產(chǎn)品質(zhì)量與企業(yè)出口關(guān)系年齡(spellage)的交互項進行機制檢驗，回歸結(jié)果見表5第(7)列。從結(jié)果中可以看出quality×spellage的系數(shù)顯著為負(fù)，表示企業(yè)出口關(guān)系年齡越小(即企業(yè)出口關(guān)系存續(xù)的概率越大)，產(chǎn)品質(zhì)量提升對出口增長率的促進作用越大。另外基礎(chǔ)回歸中證明了出口產(chǎn)品質(zhì)量升級能夠提升企業(yè)出口關(guān)系存續(xù)概率，因此驗證了推論3：產(chǎn)品質(zhì)量升級通過提高企業(yè)出口關(guān)系存續(xù)概率進一步促進了出口增長率提升。

表5 機制檢驗回歸結(jié)果

五、拓展分析：企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量對出口關(guān)系存續(xù)和出口增長的異質(zhì)性影響

上文基于總體樣本發(fā)現(xiàn)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級能夠顯著提高企業(yè)出口關(guān)系存續(xù)概率并促進其出口增長率提升，并且這一結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。但以上結(jié)果僅反映了平均影響效應(yīng)，為了進一步考察企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量對出口關(guān)系存續(xù)以及出口增長率影響的異質(zhì)性，在接下來的部分，本文引入企業(yè)異質(zhì)性與出口目的國異質(zhì)性進行考察。

(一)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級對出口關(guān)系存續(xù)的異質(zhì)性影響

不同所有制企業(yè)獲得各種資源資本的能力具有差異，提高企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量可能具有不同的效果，故本文首先按照企業(yè)所有制進行異質(zhì)性檢驗，具體的，本文根據(jù)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)注冊類型將樣本劃分為國有、外資以及民營企業(yè)三類子樣本分別進行回歸，其中外資企業(yè)包括外商投資企業(yè)和港澳臺企業(yè)，估計結(jié)果見表6的第(1)～(3)列。從這3列結(jié)果可以看出，外資企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量提升對出口關(guān)系存續(xù)的促進作用最顯著，民營企業(yè)次之，國有企業(yè)最小。一般來說，外資企業(yè)與民營企業(yè)的效率較高，當(dāng)其產(chǎn)品質(zhì)量提升時邊際成本上升速度可能較慢，同時外資企業(yè)與國外市場有天然的聯(lián)系，這可能使得他們更容易開拓國外市場，因此當(dāng)產(chǎn)品質(zhì)量升級時外資企業(yè)和民營企業(yè)將受益更多。第(4)～(5)列考察了不同收入出口目的國的異質(zhì)性影響，本文按照是否為OECD國家來劃分高低收入國家，當(dāng)一國為OECD國家時，則認(rèn)為其為高收入國家，否則為低收入國家。結(jié)果表明，產(chǎn)品質(zhì)量升級對出口到高收入國家的企業(yè)出口關(guān)系存續(xù)更有利?？赡艿脑蚴?，高收入國家一般偏好更高質(zhì)量的產(chǎn)品，支付能力也更強，因此高質(zhì)量產(chǎn)品將在高收入國家獲得更大的市場，從而當(dāng)中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級時，該出口關(guān)系更容易存續(xù)。

(二)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級對出口增長率的異質(zhì)性影響

與上文一致，首先是企業(yè)所有制的異質(zhì)性影響考察，回歸結(jié)果見表6第(6)～(8)列，產(chǎn)品質(zhì)量的系數(shù)都顯著為正，其中私營企業(yè)的系數(shù)最大，表明私營企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升將獲得更大的出口增長。表6第(9)列和第(10)列結(jié)果表明，出口到低收入國家的產(chǎn)品質(zhì)量升級的出口增長率提升效應(yīng)更大，這一結(jié)果與李小平等的結(jié)果相似[5]，可能的原因是高收入國家大多是中國的較大貿(mào)易伙伴國，中國對這些國家的出口總量較大，其增長率的上升幅度略低。

表6 企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量對出口關(guān)系存續(xù)和增長率影響的異質(zhì)性考察

注：第(1)～(5)列控制了產(chǎn)品和年份固定效應(yīng)，第(6)～(10)列控制了企業(yè)、產(chǎn)品、國家和年份固定效應(yīng)。

六、結(jié)論與政策建議

在國際市場需求疲軟、貿(mào)易摩擦升級，國內(nèi)人口紅利消退、要素價格抬升的大背景下，中國出口企業(yè)依靠低價帶來的比較優(yōu)勢逐漸消失。如何在新環(huán)境下保持出口健康快速發(fā)展已經(jīng)成為中國企業(yè)當(dāng)前迫切需要解決的問題之一。為此，本文考察了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級作為其出口增長點的可行性。

本文通過實證分析發(fā)現(xiàn)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升有利于提高企業(yè)出口關(guān)系存續(xù)概率、促進出口增長率提升。通過改變產(chǎn)品質(zhì)量測算方法、改變樣本區(qū)間和計量方法等進行穩(wěn)健性檢驗得到的結(jié)論一致；為了解決內(nèi)生性問題，通過工具變量法和所有解釋變量取滯后一階的方法進行回歸，基本結(jié)論依然不變。另外，本文結(jié)合理論模型，考察了出口產(chǎn)品質(zhì)量升級對出口關(guān)系存續(xù)以及出口增長率的直接影響效應(yīng)和間接影響效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品質(zhì)量通過增強消費者偏好促進了出口關(guān)系延續(xù)的同時，通過提高價格抑制了出口關(guān)系的延續(xù)，但增強消費者偏好和提高出口價格都是產(chǎn)品質(zhì)量升級促進出口增長率提升的渠道。間接影響機制檢驗發(fā)現(xiàn)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升確實可以通過提高企業(yè)出口關(guān)系存續(xù)概率進一步提升出口增長率。最后，異質(zhì)性檢驗顯示：外資企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量升級對出口關(guān)系存續(xù)的促進作用最顯著，民營企業(yè)次之，國有企業(yè)最?。欢駹I企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級對出口增長率的促進作用最強，國有企業(yè)次之，外資企業(yè)最??；產(chǎn)品質(zhì)量升級對出口到高收入國家的出口關(guān)系存續(xù)的促進作用更強，對出口到低收入國家的出口增長率的促進作用更強。

近年來，國際上對中國產(chǎn)品的評價逐漸出現(xiàn)“中國創(chuàng)造”這樣的正面評價，但是與世界先進水平相比，我國制造業(yè)在質(zhì)量效益方面仍然差距明顯，且存在產(chǎn)品檔次不夠高、缺乏世界名牌等問題。本文證實了出口產(chǎn)品質(zhì)量升級是我國企業(yè)發(fā)展的一個重要助推力，這對經(jīng)濟政策有一定的啟示：從企業(yè)層面看，在國際需求萎靡和國內(nèi)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整的大背景下，中國企業(yè)致力于提升產(chǎn)品質(zhì)量無疑能為其找到立足點和增長點，另外企業(yè)應(yīng)該通過加強技術(shù)創(chuàng)新、引進先進生產(chǎn)設(shè)備等方法降低企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量升級的成本，從而使產(chǎn)品質(zhì)量升級為中國企業(yè)帶來更大的優(yōu)勢；從國家層面看，提升企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量既有利于提升國際市場上對中國制造的評價，又有利于我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，并促進出口增長，國家應(yīng)該降低企業(yè)負(fù)擔(dān)、解決企業(yè)融資難等問題并激勵企業(yè)創(chuàng)新，為企業(yè)以更低成本升級產(chǎn)品質(zhì)量營造良好的環(huán)境。

注釋：

①一個企業(yè)在HS8位碼層面可以出口多種商品，但在HS6位碼層面視為只出口一種商品，本文研究對象是企業(yè)-產(chǎn)品-目的國-年份層面的數(shù)據(jù)。

②若直接使用企業(yè)-目的國-年份-HS8位碼層面數(shù)據(jù)會造成數(shù)據(jù)量過大，所以這里選取了企業(yè)-目的國-年份-HS6位碼下的核心產(chǎn)品(HS8)的價格和數(shù)量來代表HS6位碼層面的情況。