產(chǎn)品關聯(lián)密度與企業(yè)出口產(chǎn)品質量升級

曹 平 肖生鵬 林常青

(1．廣西大學 工商管理學院，廣西 南寧 530004；2．湖南工業(yè)大學 經(jīng)濟與貿(mào)易學院，湖南 株洲 412007)

一、引言

改革開放以來，我國充分利用大市場、勞動力成本低等優(yōu)勢，積極參與國際分工和國際經(jīng)濟大循環(huán)，通過產(chǎn)業(yè)升級不斷提升在全球價值鏈中的位置，逐步成長為世界工廠和第一大出口國。然而，我國出口產(chǎn)品質量總體不高、附加值較低，存在被全球價值鏈低端鎖定的風險[1]。黨的十九屆五中全會明確提出，“十四五”時期我國經(jīng)濟社會發(fā)展要以推動高質量發(fā)展為主題，堅持質量第一、效益優(yōu)先，切實轉變發(fā)展方式，推動質量變革。在外部環(huán)境更趨復雜嚴峻的背景下，2020年7月的中央政治局會議進一步指出，加快形成以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局。在此背景下，如何發(fā)揮我國龐大、完整且具有較強互補性的產(chǎn)品生產(chǎn)能力優(yōu)勢，充分利用已積累起來的要素稟賦由內(nèi)及外地促進我國制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量升級，是推動高質量發(fā)展和建設貿(mào)易強國的關鍵所在。

產(chǎn)品關聯(lián)密度可反映產(chǎn)品之間進行轉換所需生產(chǎn)能力的相似性，是產(chǎn)品空間理論的核心概念之一，具體而言，它是指一個企業(yè)生產(chǎn)的某一產(chǎn)品與其所在地理范圍內(nèi)其他產(chǎn)品之間的平均關聯(lián)密度[2]。如果企業(yè)的出口產(chǎn)品與當?shù)仄髽I(yè)其他產(chǎn)品之間有較高的關聯(lián)密度，則表明出口企業(yè)與當?shù)仄髽I(yè)在生產(chǎn)能力方面具有較高的相似性[3][4][5]，因此可獲得集群效應帶來的外部經(jīng)濟[2]，使集群內(nèi)企業(yè)得到更多的知識溢出和要素稟賦效應，從而有助于企業(yè)出口產(chǎn)品質量升級。與此同時，雖然地理鄰近有助于知識和經(jīng)濟資源的共享，位于一定地理范圍內(nèi)的企業(yè)可以比其他企業(yè)更容易獲取創(chuàng)新所需的投入要素和技術知識，但是由于技術溢出基于認知鄰近性，產(chǎn)品之間只有在認知距離合適的條件下才能產(chǎn)生有效的技術溢出[6]，那么，產(chǎn)品關聯(lián)密度到底如何影響我國制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量升級？影響機制是什么？關于以上問題的探討，現(xiàn)有文獻還未有涉及?；诖?，本文擬從產(chǎn)品空間理論視角研究產(chǎn)品關聯(lián)密度對中國制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量的影響及機制。

二、文獻綜述

與本文聯(lián)系較為密切的文獻是有關產(chǎn)品關聯(lián)的研究。產(chǎn)品關聯(lián)的研究始于Hausmann和Klinger，他們首先通過出口貿(mào)易數(shù)據(jù)測算了產(chǎn)品之間的關聯(lián)，結果發(fā)現(xiàn)一國出口產(chǎn)品間的關聯(lián)度與其經(jīng)濟發(fā)展速度緊密相關[7]。在此基礎上，Hausmann和Hidalgo通過產(chǎn)品關聯(lián)理論考察了新產(chǎn)品多樣化和國家經(jīng)濟增長演化路徑[8]。張其仔從產(chǎn)品空間理論視角闡述了比較優(yōu)勢演化與中國產(chǎn)業(yè)升級路徑的選擇[9]。Neffke等則將研究重點轉移至區(qū)域范圍，通過考察瑞典的制造業(yè)情況，他們發(fā)現(xiàn)與本地現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)關聯(lián)更大的行業(yè)進入本地的可能性更大[10]。Boschma等、Donoso和Martin等分別探討了西班牙區(qū)域層面產(chǎn)業(yè)多樣化的發(fā)展趨勢與當前產(chǎn)業(yè)結構之間的關系[11]，以及美國49個州當前的產(chǎn)業(yè)結構與其新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的關系等問題[12]。另有部分學者重點強調(diào)了產(chǎn)品關聯(lián)對區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉型升級的影響。如劉守英和楊繼東采用詳細的各省行業(yè)出口數(shù)據(jù)討論了不同地區(qū)在產(chǎn)品空間理論指引下進行產(chǎn)業(yè)轉型升級的可能路徑[13]。賀燦飛等研究發(fā)現(xiàn)中國四大區(qū)域——東部、中部、西部和東北地區(qū)的出口產(chǎn)品結構轉型或受制于現(xiàn)有區(qū)域能力、技術和知識積累，或受到產(chǎn)業(yè)和區(qū)域政策的推動[14]。近年來從企業(yè)進行研究的文獻也較多，Lo Turco 和 Maggioni考察了土耳其企業(yè)和當?shù)匾延械漠a(chǎn)品生產(chǎn)能力在促進其新產(chǎn)品引進方面的作用[15]。Hazir 等采用2002～2007年法國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)考察了當?shù)禺a(chǎn)品空間對企業(yè)產(chǎn)品決策的影響，結果顯示企業(yè)傾向于調(diào)整其出口產(chǎn)品組合，使其生產(chǎn)和出口能力與本地區(qū)產(chǎn)品關聯(lián)更緊密[16]。吳小康和于津平、孫天陽等采用中國企業(yè)數(shù)據(jù)分別考察了產(chǎn)品關聯(lián)密度對企業(yè)新產(chǎn)品出口穩(wěn)定性及企業(yè)出口擴展邊際的影響[2][5]。

由以上文獻可知，宏觀層面的研究從國家、區(qū)域層面關注了產(chǎn)品關聯(lián)對經(jīng)濟發(fā)展質量和產(chǎn)業(yè)升級的影響，微觀層面的研究則主要關注了產(chǎn)品關聯(lián)對新產(chǎn)品出口穩(wěn)定性與擴展邊際的影響，但沒有關注產(chǎn)品質量效應，這啟發(fā)我們可以聚焦于微觀層面產(chǎn)品關聯(lián)的質量效應研究。與這一思路較為相近的文獻有蘇丹妮等以及劉信恒關于產(chǎn)業(yè)集聚對出口產(chǎn)品質量升級的影響研究[17][18]。前者認為產(chǎn)業(yè)集聚顯著提升了中國企業(yè)的出口產(chǎn)品質量，后者指出產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)出口產(chǎn)品質量存在倒U型影響。這支文獻主要關注的是同一產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)間的溢出效應對企業(yè)出口產(chǎn)品質量升級的影響，而本文則探究產(chǎn)品間溢出效應的作用。因此，本文可能的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下兩個方面：首先，本文基于產(chǎn)品空間理論探究企業(yè)出口產(chǎn)品質量升級，補充了微觀層面產(chǎn)品關聯(lián)對質量升級的影響研究，為企業(yè)充分利用產(chǎn)品關聯(lián)助推中國制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量升級提供了政策參考；其次，從微觀層面驗證了產(chǎn)品間溢出效應在出口產(chǎn)品質量升級中的作用，豐富了溢出效應方面的研究。在企業(yè)發(fā)展中，產(chǎn)品間的溢出效應與企業(yè)間的溢出效應同樣重要。

本文其他部分的安排如下：第三部分為理論機制分析，第四部分為研究設計，第五部分為實證檢驗和結果分析，第六部分為異質性檢驗與分析，第七部分為影響機制檢驗，最后一部分為結論與政策啟示。

三、理論機制分析

本文在梳理相關文獻的基礎上，認為產(chǎn)品關聯(lián)密度主要通過人力資本提升、技術溢出及中間品質量提升三個路徑影響企業(yè)出口產(chǎn)品質量升級。

第一，人力資本提升。首先，產(chǎn)品關聯(lián)密度將通過以下兩種效應提升人力資本水平：其一，吸引效應。某一地理范圍內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度大的產(chǎn)品一般與當?shù)氐囊胤A賦結構較契合，從而可能發(fā)揮產(chǎn)品比較優(yōu)勢，吸引投資匯集，進而形成區(qū)域范圍內(nèi)大規(guī)模的產(chǎn)業(yè)集聚，并吸引高素質人才跨區(qū)流動，形成比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)與高素質人力資本共同集聚的現(xiàn)象。其二，“干中學”效應。區(qū)域范圍內(nèi)高技能人力資本集聚可能淘汰部分低技能人力資本，也可能通過“干中學”效應將低技能人力資本升級成高技能人力資本，從而通過人力資本的積累實現(xiàn)區(qū)域內(nèi)人力資本總體水平的提升。其次，人力資本水平提升后，一方面可以促進技術創(chuàng)新、推動技術進步，另一方面還能提高企業(yè)內(nèi)部的管理運行效率，降低企業(yè)運行過程中的無效率損失，進而帶動企業(yè)出口產(chǎn)品質量升級[19]。

第二，技術溢出。企業(yè)層面產(chǎn)品關聯(lián)密度可以有效促進技術溢出效應的產(chǎn)生：一是產(chǎn)品關聯(lián)密度越高，意味著其出口產(chǎn)品與其他企業(yè)的產(chǎn)品關聯(lián)越緊密，則越容易吸收其他企業(yè)的技術溢出，從而更能推動企業(yè)的技術進步；二是產(chǎn)品關聯(lián)更緊密的企業(yè)之間的地理鄰近有助于知識和經(jīng)濟資源的共享，共同的知識基礎和認知鄰近更便于集群內(nèi)企業(yè)之間的溝通與交流，位于同一集群內(nèi)部的企業(yè)可以比集群外部的其他企業(yè)更容易獲取出口產(chǎn)品質量升級所需的投入要素和技術知識。因此，企業(yè)出口產(chǎn)品與一定地理范圍內(nèi)已出口產(chǎn)品的關聯(lián)密度越高，會使得集群區(qū)域具備越好的技術溢出效應，這既可以提升企業(yè)的生產(chǎn)技術和創(chuàng)新水平，還能提高企業(yè)利潤率，從而進一步促進企業(yè)加大產(chǎn)品研發(fā)投入，提升產(chǎn)品質量。

第三，中間品質量提升。企業(yè)生產(chǎn)并出口某一地理范圍內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度高的產(chǎn)品可通過成本效應和競爭效應促進中間品質量提升。首先，產(chǎn)品關聯(lián)密度高的產(chǎn)品具有比較優(yōu)勢，因此生產(chǎn)成本較低，企業(yè)利潤更高，從而推動企業(yè)提高中間產(chǎn)品的質量；其次，產(chǎn)品相互關聯(lián)的企業(yè)在投入產(chǎn)出聯(lián)系、勞動力共享、技術關聯(lián)及市場需求聯(lián)系等方面較為接近[2]，這會加劇企業(yè)在要素市場和產(chǎn)品市場的競爭，因此，企業(yè)為了擴大自己的利潤空間而選擇進口高質量中間品[20]，從而獲得技術溢出效應，進而促進企業(yè)出口產(chǎn)品質量提升。

綜上所述，本文提出以下推斷：產(chǎn)品關聯(lián)密度將可能通過促進人力資本提升、技術溢出與中間品質量提升來推動制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量升級。下文進行實證檢驗。

四、研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源與處理

本文使用的數(shù)據(jù)來源主要有UN-COMTRADE數(shù)據(jù)庫(2000～2012年)、中國海關數(shù)據(jù)庫(2000～2013年)和中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(2000～2012年)。

對于數(shù)據(jù)庫的使用和匹配，主要處理如下：(1)利用UN-COMTRADE數(shù)據(jù)庫中2000年全球HS6位碼層面的產(chǎn)品出口數(shù)據(jù)測算產(chǎn)品間的鄰近度，在此基礎上，利用中國海關數(shù)據(jù)庫2000～2012年數(shù)據(jù)測算了企業(yè)—產(chǎn)品層面的產(chǎn)品關聯(lián)密度。(2)依據(jù)施炳展和邵文波的方法及步驟處理2000～2013年中國海關數(shù)據(jù)庫[21]，僅保留中國制造業(yè)企業(yè)樣本，并在此基礎上測度了企業(yè)—產(chǎn)品—目的國層面的出口產(chǎn)品質量。(3)企業(yè)層面控制變量的數(shù)據(jù)來源于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，首先，剔除企業(yè)名稱、企業(yè)郵政編碼和電話號碼等關鍵指標缺失的觀測值，從業(yè)人數(shù)小于8人的觀測值，明顯不符合會計原則的觀測值；其次，將中國海關數(shù)據(jù)庫與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫按照企業(yè)名稱匹配，再將匹配未成功的樣本根據(jù)電話號碼后七位與郵政編碼匹配，最終得到兩種匹配后的并集樣本。

(二)模型設定

本文旨在考察不同地理范圍內(nèi)的產(chǎn)品關聯(lián)密度對制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量的影響，設定如下計量模型進行估計：

quafict=α0+α1densityfiut-1+α2Dft-1+α3Xjt-1+νf+νt+νic+εfict

(1)

式(1)中，quafict是被解釋變量，表示企業(yè)f在t年出口到目的國c的出口產(chǎn)品i的質量，其中i為HS6位碼產(chǎn)品。densityfiut-1為核心解釋變量，表示滯后一期的產(chǎn)品關聯(lián)密度，Dft-1表示滯后一期的企業(yè)層面控制變量，Χjt-1表示滯后一期的行業(yè)層面控制變量，νf、νt和νic分別表示企業(yè)固定效應、年份固定效應和產(chǎn)品-目的國固定效應，εfict為誤差項。同時，由于可能存在異方差和自相關等問題，本文所有基礎回歸均在企業(yè)層面進行聚類。

(三)變量測度及說明

1.被解釋變量

本文參照Khandelwal等的做法[22]，用CES效用函數(shù)來測度出口產(chǎn)品質量，產(chǎn)品的需求函數(shù)如式(2)所示：

(2)

式(2)中，θfict、qfict和pfict分別表示在HS6位碼上，企業(yè)f在t年出口到c國的產(chǎn)品i的數(shù)量、質量和價格；Pct為出口目的國c在t年的價格指數(shù)，Yct表示出口目的國c在t年的消費總支出，σ表示不同產(chǎn)品間的替代彈性。對式(2)取自然對數(shù)，得到式(3)：

lnθfict+σlnpfict=γi+γct+εfict

(3)

(4)

式(4)中σ的取值參考Broda和Weinstein的研究并與其一致[23]。此外，為便于比較和加總分析，本文還對式(4)進行標準化處理：

(5)

2.關鍵解釋變量

產(chǎn)品間的鄰近度是計算產(chǎn)品關聯(lián)密度的基礎，為此，本文參照Hidalgo等的做法，以一個國家同時出口兩種具有比較優(yōu)勢產(chǎn)品的條件概率的最小值來衡量產(chǎn)品間的鄰近程度[3]。產(chǎn)品鄰近度越大，說明這兩種產(chǎn)品在勞動力、中間投入品、技術和基礎設施等方面的相似程度越高。當這兩種產(chǎn)品被一國同時出口的概率越高時，該國在生產(chǎn)一種產(chǎn)品的同時更容易生產(chǎn)另一種產(chǎn)品，那么這兩種產(chǎn)品的空間距離就越鄰近。本文根據(jù)式(6)計算產(chǎn)品鄰近度：

proximityi,j=min{P(RCAi|RCAj),P(RCAj|RCAi)}

(6)

式(6)中兩種產(chǎn)品的鄰近度proximityi,j表示一國在產(chǎn)品j上具有比較優(yōu)勢的同時在產(chǎn)品i上兼具比較優(yōu)勢的條件概率與一國在產(chǎn)品i上具有比較優(yōu)勢的同時在產(chǎn)品j上也兼具比較優(yōu)勢的條件概率的較小值，當然任何產(chǎn)品與其自身的鄰近度皆為1。同時，式(6)中的RCA是出口產(chǎn)品的比較優(yōu)勢指數(shù)，其測算公式如式(7)所示。當一國c產(chǎn)品i的RCA指數(shù)大于等于1時，則表明其在該產(chǎn)品上具有比較優(yōu)勢。

(7)

在產(chǎn)品鄰近度測算的基礎上，參考吳小康和于津平與Hausmann和Klinger的做法，我們進一步計算不同地理范圍內(nèi)的產(chǎn)品關聯(lián)密度，包括城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度和省內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度[2][6]。

(8)

(9)

式(8)中densityfiut的含義為企業(yè)f的出口產(chǎn)品i與其所在城市u內(nèi)其他產(chǎn)品之間的關聯(lián)密度，等于企業(yè)f的出口產(chǎn)品i與其所在城市u內(nèi)具有比較優(yōu)勢的其他產(chǎn)品之間的鄰近度之和與企業(yè)f的出口產(chǎn)品i與當年全球所有其他出口產(chǎn)品之間鄰近度之和的比值。式(9)中的densityfipt表示企業(yè)f的出口產(chǎn)品i與所在省份p內(nèi)其他產(chǎn)品之間的關聯(lián)密度，其中，分子表示企業(yè)f的出口產(chǎn)品i與其所在省份p內(nèi)具有比較優(yōu)勢的其他產(chǎn)品之間的鄰近度之和，其分母的含義與式(8)一致。

3.控制變量

企業(yè)層面的控制變量主要包括：(1)企業(yè)年齡(lnage)，用企業(yè)當期年份減去開業(yè)年份后取對數(shù)表示；(2)企業(yè)規(guī)模(lnfix)，本文使用企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)來表示；(3)資金約束(constri)，采用企業(yè)流動性來表征，其中企業(yè)流動性等于企業(yè)流動資產(chǎn)和企業(yè)流動負債之差與企業(yè)總資產(chǎn)的比值；(4)是否為外資企業(yè)虛擬變量(type1)；(5)是否為國有企業(yè)虛擬變量(type2)；(6)是否為一般貿(mào)易企業(yè)虛擬變量(tradetype1)；(7)是否為加工貿(mào)易企業(yè)虛擬變量(tradetype2)。行業(yè)層面的控制變量包括：(1)行業(yè)規(guī)模(lniv)，利用企業(yè)的實際增加值在行業(yè)層面加總后取自然對數(shù)表征；(2)行業(yè)競爭程度(HHI)，本文采用赫芬達爾指數(shù)來表征行業(yè)層面的市場競爭強度，具體采用企業(yè)銷售額所占CIC4位碼行業(yè)層面銷售額比重的平方和表征。為了消除價格波動造成的干擾，對所有連續(xù)型變量根據(jù)相應價格指數(shù)進行平減，表1為主要變量的描述性統(tǒng)計結果。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

五、實證檢驗與結果分析

(一)基準回歸結果

本文利用基準回歸模型(1)考察不同地理范圍內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對中國制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量的影響，回歸結果如表2所示。其中，列(1)和(2)為城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對企業(yè)出口產(chǎn)品質量影響的估計結果，列(3)和(4)為省內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度的估計結果，在列(1)與(3)中我們未加入任何控制變量，列(2)與(4)則添加了滯后一期的行業(yè)層面和企業(yè)層面控制變量，同時所有回歸均控制了企業(yè)固定效應、年份固定效應和產(chǎn)品-目的國固定效應。列(1)與(2)的結果顯示，無論是否加入控制變量，城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對我國企業(yè)出口產(chǎn)品質量均有顯著促進作用。列(3)和(4)的結果表明，不論是否添加控制變量，省內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對企業(yè)出口產(chǎn)品質量的影響均在1%的顯著性水平上為正。綜上所述，不同地理范圍內(nèi)的產(chǎn)品關聯(lián)密度均顯著促進了我國制造業(yè)企業(yè)的出口產(chǎn)品質量提高，且城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對企業(yè)出口產(chǎn)品質量的促進作用(0.086)要大于省內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度的影響效應(0.073～0.077)。這可能是由于產(chǎn)品關聯(lián)更緊密的企業(yè)之間的地理鄰近有助于知識和經(jīng)濟資源的共享，位于一定地理范圍內(nèi)的企業(yè)比其他企業(yè)更容易獲取創(chuàng)新所需的投入要素和技術知識，從而使得城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度較之省內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度獲得更多的技術溢出，更充分地利用關聯(lián)產(chǎn)品的企業(yè)集聚所帶來的生產(chǎn)要素優(yōu)勢。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.采用工具變量法計算出口產(chǎn)品質量

在基準回歸模型中我們采用OLS方法對企業(yè)出口產(chǎn)品質量進行了估計，這可能會因價格內(nèi)生性問題而導致估計結果偏誤。為保證結果的穩(wěn)健性，我們考慮了價格內(nèi)生性可能導致的估計偏誤，參照施炳展和邵文波的做法，將企業(yè)f對其他出口目的國出口產(chǎn)品i的平均價格作為工具變量[21]，在此基礎上再對式(3)進行估計，進而得到標準化處理的企業(yè)出口產(chǎn)品質量。估計結果如表3第(1)和(2)列所示，不同地理范圍內(nèi)的產(chǎn)品關聯(lián)密度對我國制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量的影響系數(shù)均在1%水平上顯著為正。

表2 產(chǎn)品關聯(lián)密度與制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量的回歸結果

表3 穩(wěn)健性檢驗

2.采用各年鄰近度計算產(chǎn)品關聯(lián)密度

上文基準回歸分析部分的產(chǎn)品關聯(lián)密度均在2000年的產(chǎn)品鄰近度基礎上進行測度，2000年的產(chǎn)品鄰近度僅采用2000年的全球出口數(shù)據(jù)進行計算，本研究的樣本期為2000～2013年，在此期間產(chǎn)品鄰近度可能會因生產(chǎn)技術和需求偏好的變化而發(fā)生改變[2]，因此，為了結論的穩(wěn)健性，我們將以全球所有國家各年不同的出口數(shù)據(jù)重新計算產(chǎn)品鄰近度，進而測度不同地理范圍內(nèi)的產(chǎn)品關聯(lián)密度，最后考察其對中國制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量升級的影響效應。結果如表3第(3)和(4)列所示，不同地理范圍內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度的估計系數(shù)依然顯著為正。

3.進一步控制企業(yè)研發(fā)效率與企業(yè)生產(chǎn)率變量

本文基準回歸部分為了盡可能保證數(shù)據(jù)的時效性，采用了2000～2012年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)。2008～2012年這一時期工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)缺乏研發(fā)、生產(chǎn)率等變量測算的關鍵數(shù)據(jù)，例如從業(yè)人數(shù)、研究開發(fā)費用以及無形資產(chǎn)數(shù)據(jù)等，因而基準回歸分析部分未考慮以上關鍵控制變量的影響。為了驗證結果的穩(wěn)健性，本文采用2000～2007年工業(yè)企業(yè)庫與中國海關庫的匹配數(shù)據(jù)，進一步控制企業(yè)研發(fā)效率與生產(chǎn)率變量對企業(yè)出口產(chǎn)品質量的影響。參考蘇丹妮等的做法，采用企業(yè)無形資產(chǎn)在總資產(chǎn)中的占比來衡量研發(fā)效率[17]。企業(yè)生產(chǎn)率則通過LP方法估計的全要素生產(chǎn)率進行表征，估計結果如表3第(5)和(6)列所示，不同地理范圍內(nèi)的產(chǎn)品關聯(lián)密度對企業(yè)出口產(chǎn)品質量的影響系數(shù)和顯著性沒有實質性的改變。

4.考慮內(nèi)生性問題

在基準回歸中，本文的解釋變量為滯后一期的產(chǎn)品關聯(lián)密度，在一定程度上有助于減少由雙向因果關系而導致的內(nèi)生性問題，為了確保研究結論的穩(wěn)健性，我們進一步借鑒孫天陽等的思路，將滯后兩期的產(chǎn)品關聯(lián)密度作為工具變量，采用兩階段最小二乘法(2SLS)進行估計[5]。第一階段的估計結果顯示，城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度與省內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度的估計系數(shù)在1%的顯著性水平上分別為0.559與0.425，說明各層面滯后二期的產(chǎn)品關聯(lián)密度與滯后一期的產(chǎn)品關聯(lián)密度存在較強的相關性。另外，我們還利用不可識別檢驗和弱工具變量檢驗對所選定的工具變量進行有效性檢驗，Kleibergen-Paap rk LM和Kleibergen-Paap rk Wald F結果均顯示在1%水平上拒絕了工具變量識別不足及弱識別的原假設，表明以不同地理范圍內(nèi)滯后兩期的產(chǎn)品關聯(lián)密度作為工具變量是有效的。表3第(7)和(8)列的回歸結果顯示，不同地理范圍內(nèi)的產(chǎn)品關聯(lián)密度對我國制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量的估計結果與基準回歸無明顯變化，這說明在考慮了內(nèi)生性問題后，本文的結論依然可信。

六、異質性檢驗與分析

基準回歸結果顯示城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對企業(yè)出口產(chǎn)品質量的影響效應更大，為了節(jié)省篇幅，本文異質性分析及機制分析部分僅報告城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量的影響結果。在本部分，我們將按照貿(mào)易方式和企業(yè)所在地區(qū)進行樣本分類，考察城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對中國制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量的異質性影響。

(一)分貿(mào)易方式的回歸結果

從事一般貿(mào)易與加工貿(mào)易的企業(yè)在經(jīng)營方式和生產(chǎn)目標上均存在較大差異，這可能導致城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對企業(yè)出口產(chǎn)品質量的影響有所不同，但混合貿(mào)易企業(yè)兼具兩者貿(mào)易方式的特征，因而分類檢驗的意義不大。鑒于此，本部分參照Tang 和Zhang與孫天陽等的做法，對一般貿(mào)易企業(yè)和加工貿(mào)易企業(yè)兩類樣本分別進行估計[24][5]，具體結果如表4第(1)和(2)列所示，城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對兩類貿(mào)易方式企業(yè)的影響系數(shù)均顯著為正，并且系數(shù)大小非常接近。為了在嚴格意義上比較兩類樣本估計系數(shù)的差異，我們在分組檢驗后進行了鄒至莊檢驗(chow test)，該檢驗的交乘項系數(shù)為-0.005，但P值顯示在統(tǒng)計意義上不顯著，說明在一般貿(mào)易方式與加工貿(mào)易方式下城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度的估計系數(shù)沒有明顯差異，這意味著城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度均有助于提高一般貿(mào)易企業(yè)與加工貿(mào)易企業(yè)的出口產(chǎn)品質量，并且影響程度沒有顯著差異。其原因可能在于，一方面，加工貿(mào)易往往僅是跨國公司全球生產(chǎn)網(wǎng)絡的一環(huán)，需依靠當?shù)匾胤A賦優(yōu)勢和相關產(chǎn)業(yè)的支撐，相對于一般貿(mào)易企業(yè)，加工貿(mào)易企業(yè)的出口產(chǎn)品質量更依賴于產(chǎn)品關聯(lián)密度[5]；但另一方面，加工貿(mào)易企業(yè)多為外資企業(yè)，一般而言外資企業(yè)的生產(chǎn)效率較高，在生產(chǎn)技術、關聯(lián)能力和知識存量等方面通常比其他企業(yè)更強，從其他企業(yè)獲得的溢出相對有限[25]，因而兩種分類下城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對企業(yè)出口產(chǎn)品質量的提升作用旗鼓相當。

表4 異質性檢驗結果

(二)分地區(qū)的回歸結果

我國不同地區(qū)的要素稟賦、產(chǎn)業(yè)集聚、基礎設施、制度建設以及信息化水平差異較大，為了進一步考察城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對不同地區(qū)制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量的影響，我們將制造業(yè)企業(yè)按照所在地域劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)樣本進行異質性檢驗，具體結果如表4所示。第(3)～(5)列匯報的結果顯示：城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對東部地區(qū)制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量升級表現(xiàn)為顯著的促進效應，但對中部及西部地區(qū)企業(yè)的出口產(chǎn)品質量升級的影響系數(shù)并不顯著。這可能是因為：首先，與中西部地區(qū)相比，我國東部地區(qū)要素市場發(fā)展水平更高，生產(chǎn)要素流動性更好，相關企業(yè)更容易通過要素市場和要素共享發(fā)揮生產(chǎn)要素的稟賦優(yōu)勢[26]；其次，東部地區(qū)作為我國主要的出口產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)，企業(yè)技術更先進，經(jīng)驗更豐富，企業(yè)之間互動交流也更為頻繁，大量產(chǎn)品關聯(lián)密度較高的企業(yè)在同一地區(qū)集聚將有助于培育企業(yè)持續(xù)學習與技術創(chuàng)新的能力[2][27]；最后，中西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平較低，基礎設施不完善，制度建設及信息化水平落后，難以享受到城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度所帶來的外部經(jīng)濟和技術溢出，因此城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對其企業(yè)出口產(chǎn)品質量升級無顯著影響。

七、影響機制檢驗

根據(jù)上文的理論機制分析，我們認為產(chǎn)品關聯(lián)密度可能通過人力資本提升、技術溢出與中間品質量提升等途徑影響中國制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量升級。本部分我們將參考黃群慧等、曹豐等關于機制檢驗的做法[28][29]，驗證城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度助推制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量升級的路徑。

(一)人力資本提升機制

為了驗證人力資本提升機制，本部分具體考察企業(yè)層面城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對企業(yè)人力資本水平的影響。企業(yè)的人力資本水平一般采用研究生以上學歷的員工人數(shù)占比表征，但工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中關于員工的學歷結構數(shù)據(jù)僅有2004年的數(shù)據(jù)，因此我們參考魏浩和李曉慶(2019)的做法[30]，采用自然對數(shù)形式的企業(yè)人均工資表示人力資本水平。具體而言，企業(yè)人均工資等于企業(yè)應付工資總和與企業(yè)從業(yè)人員年平均數(shù)的比值，為了消除價格波動造成的干擾，我們根據(jù)消費價格指數(shù)對企業(yè)應付工資總和進行了平減。鑒于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫2008～2010年缺乏企業(yè)應付工資總和的數(shù)據(jù)，本部分的樣本區(qū)間僅為2000～2007年與2010～2013年。計量模型如下所示：

graduateft=δ0+δ1densityft-1+νf+νt+εft

(10)

式(10)中，graduateft為企業(yè)層面的人力資本水平，densityft-1為滯后一期的企業(yè)層面城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度，采用出口額占比對企業(yè)-產(chǎn)品層面的城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度加權求和而得。表5第(1)列的回歸結果顯示，企業(yè)層面城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對企業(yè)人力資本水平有顯著正影響，表明企業(yè)層面城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度提高，將提升企業(yè)人力資本水平。人力資本水平提升又將通過提高企業(yè)技術創(chuàng)新速度、技術創(chuàng)新質量以及企業(yè)內(nèi)部的管理運行效率等途徑促進企業(yè)出口產(chǎn)品質量提升[19][31]。

表5 機制檢驗結果

(二)技術溢出機制

我們具體從企業(yè)技術溢出與企業(yè)研發(fā)產(chǎn)出兩方面考察技術溢出機制。首先，我們參照孫天陽等以及韓峰和柯善咨的思路和做法，構建企業(yè)受城市內(nèi)其他企業(yè)技術溢出的表征指標[5][32]，如式(11)所示：

(11)

式(11)中，researchut與researchfut分別表示u城市在t年的研發(fā)支出和f企業(yè)在t年的研發(fā)支出，expicut表示t年u城市i產(chǎn)品在c市場的出口額，expficut表示t年f企業(yè)i產(chǎn)品在c市場的出口額，∑i,cexput與∑i,cexpfut分別表示u城市t年的總出口額和f企業(yè)t年的總出口額，regionu表示u城市城區(qū)面積。其中，城市研發(fā)支出、城區(qū)面積與企業(yè)研發(fā)數(shù)據(jù)分別來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》與《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》。在此特別需要強調(diào)的是，由于企業(yè)研究開發(fā)費用、企業(yè)從業(yè)人數(shù)等數(shù)據(jù)的缺失，技術溢出影響機制的樣本區(qū)間為2005～2007年和2010年。在此基礎上，我們采用式(12)驗證企業(yè)層面城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對企業(yè)所受技術溢出的影響。

spilloverft=λ0+λ1densityft-1+νf+νt+εft

(12)

式(12)中，spilloverft為企業(yè)層面受其他企業(yè)技術溢出的指標，采用出口額占比對企業(yè)-產(chǎn)品-目的市場層面受其他企業(yè)的技術溢出加權求和而得。densityft-1為滯后一期的企業(yè)層面城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度。

其次，我們采用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫、海關數(shù)據(jù)庫與專利數(shù)據(jù)庫的匹配數(shù)據(jù)，考察企業(yè)層面城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對企業(yè)研發(fā)產(chǎn)出的影響，采用企業(yè)專利數(shù)量總和表征企業(yè)研發(fā)產(chǎn)出變量。具體的公式如下：

patentft=μ0+μ1densityft-1+νf+νt+εft

(13)

式(13)中，patentft為企業(yè)專利數(shù)量總和的自然對數(shù)，densityft-1為滯后一期的企業(yè)層面城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度。式(12)和式(13)的估計結果如表5第(2)與(3)列所示。城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對企業(yè)受其他企業(yè)的技術溢出和企業(yè)研發(fā)產(chǎn)出均有顯著正影響，城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度越高，企業(yè)受所在城市其他企業(yè)的技術溢出就越多，企業(yè)的研發(fā)產(chǎn)出也將越多，從而進一步促進企業(yè)出口產(chǎn)品質量升級[33]。

(三)中間品質量提升機制

鑒于企業(yè)的中間品投入質量缺乏數(shù)據(jù)測算，因此本部分通過驗證企業(yè)層面城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對企業(yè)進口中間品質量的影響來考察中間品質量提升機制。首先，采用海關數(shù)據(jù)庫2000～2013年企業(yè)進口數(shù)據(jù)，參考施炳展與曾祥菲的做法測度中國企業(yè)進口產(chǎn)品質量[34]。其次，從中挑選出進口中間品的企業(yè)與出口企業(yè)匹配，再根據(jù)標準化處理加總出企業(yè)層面的進口中間品質量。最后，估計企業(yè)層面城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對企業(yè)進口中間品質量的影響。具體的公式如下：

qualityft=π0+π1densityft-1+νf+νt+εft

(14)

式(14)中，qualityft為企業(yè)層面的進口中間品質量。densityft-1為滯后一期的企業(yè)層面城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度。估計結果如表5第(4)列所示，企業(yè)層面的城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對進口中間品質量有顯著正影響，即企業(yè)層面的城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度提高，企業(yè)進口中間品質量將隨之提升，而更高的中間品質量往往能夠促進企業(yè)出口產(chǎn)品質量的提升[35]。

八、結論與政策啟示

本文基于產(chǎn)品空間理論視角探討了產(chǎn)品關聯(lián)密度對中國制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量的影響效應及機制，利用中國海關數(shù)據(jù)庫和中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的相關數(shù)據(jù)進行了實證檢驗，并從貿(mào)易類型和所在地區(qū)維度進行了異質性檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：第一，城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度和省內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對中國制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量均產(chǎn)生了顯著正向影響，且前者對制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量升級的促進作用更大。這一結論在改變了企業(yè)出口產(chǎn)品質量估計方法、采用各年鄰近度計算產(chǎn)品關聯(lián)密度、進一步控制企業(yè)研發(fā)效率與企業(yè)生產(chǎn)率變量以及利用工具變量法進行檢驗后，依然成立。第二，異質性研究表明，相比中西部地區(qū)企業(yè)而言，東部地區(qū)制造業(yè)企業(yè)城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對出口產(chǎn)品質量的促進效應更大。第三，城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度將通過促進人力資本提升、技術溢出和中間品質量提升來推動我國制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量升級。

基于上述研究結論，本文的政策含義在于：第一，鑒于區(qū)域產(chǎn)品關聯(lián)密度，特別是城市內(nèi)產(chǎn)品關聯(lián)密度對我國制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質量升級發(fā)揮了顯著的促進作用，我們一方面要鼓勵和支持企業(yè)優(yōu)先選擇生產(chǎn)并出口那些與所在地區(qū)，尤其是所在城市產(chǎn)品關聯(lián)密度高的產(chǎn)品，引導企業(yè)以鄰為鑒，促進相關企業(yè)間相互學習與交流，從而更充分地發(fā)揮技術溢出效應對出口產(chǎn)品質量升級的促進作用；第二，注重培養(yǎng)高質量發(fā)展需要的人才，大力引進高級人力資本，提升當?shù)厝肆Y本水平，為充分發(fā)揮人力資本提升效應創(chuàng)造良好的外部條件；第三，要加強與當?shù)鼐哂斜容^優(yōu)勢產(chǎn)品企業(yè)之間的關聯(lián)，整合區(qū)域中間品市場，進口高質量的中間產(chǎn)品，獲取國際知識溢出，以充分發(fā)揮高質量中間品在企業(yè)出口產(chǎn)品質量升級中的作用；第四，在制定區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展促進政策時，要因地制宜，鼓勵本區(qū)域產(chǎn)品關聯(lián)密度高的相關企業(yè)加強技術創(chuàng)新合作與交流。此外，在推進中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中，除要重點推進符合自身發(fā)展基礎的相關產(chǎn)業(yè)外，還要進一步加大中西部地區(qū)的基礎設施和要素市場建設。