融資約束與中國出口產(chǎn)品質(zhì)量
——來自信息技術行業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)

楊青龍 謝 穎 楊林生

一、引言與文獻綜述

改革開放以來，中國的對外貿(mào)易取得了長足發(fā)展，外貿(mào)實力不斷增強，成為拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”之一。但是，中國的外貿(mào)增長主要建立在人口紅利和資源紅利基礎之上(楊青龍，2019)，總體位于全球價值鏈的中低端，無法完全融入全球中高端產(chǎn)品市場。黨的十九大提出中國經(jīng)濟已進入高質(zhì)量發(fā)展階段；2017年12月召開的中央經(jīng)濟工作會議指出，“促進貿(mào)易平衡，更加注重提升出口質(zhì)量和附加值”。因此，當下唯有提升中國出口產(chǎn)品質(zhì)量才可以改變其在全球價值鏈中的中低端地位和出口產(chǎn)品“多而不強”的現(xiàn)狀，中國外貿(mào)戰(zhàn)略的重心應該逐步由突破出口障礙向提升出口產(chǎn)品質(zhì)量的方向轉變。作為21世紀的支柱產(chǎn)業(yè)，信息技術行業(yè)已成為衡量一個國家綜合國力的關鍵領域，其不僅關系到一個國家或地區(qū)參與全球價值鏈分工的水平和層次，而且深刻影響著生產(chǎn)技術進步、產(chǎn)業(yè)結構升級乃至經(jīng)濟社會發(fā)展轉型等各個方面。當前，新的應用需求不斷驅動信息技術行業(yè)快速發(fā)展，在一系列產(chǎn)業(yè)政策的推動作用下，中國信息技術行業(yè)發(fā)展迎來了新的契機，行業(yè)潛能在所有行業(yè)中名列前茅(王靜，2011)。然而，中國信息技術行業(yè)整體的出口產(chǎn)品質(zhì)量仍然落后于大多數(shù)發(fā)達經(jīng)濟體，且“融資難”仍然是制約企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營和規(guī)模擴張的主要因素之一。在此背景下，探討如何通過化解企業(yè)融資約束困境從而提升中國信息技術行業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量，具有重要的現(xiàn)實意義。

Fazzari等(1988)開創(chuàng)性地提出了融資約束概念。從類別上看，融資約束可分為內(nèi)源融資約束和外源融資約束，其中的外源融資又可進一步細分為企業(yè)向銀行融資的銀行信貸和企業(yè)之間相互融資的商業(yè)信貸(陳清萍和鮑曉華，2014)。從融資約束的誘因來看，根據(jù)經(jīng)典的莫迪利亞尼-米勒理論(MM理論)，公司的投資決策不受融資決策影響，公司內(nèi)部融資成本與外部融資成本一致，企業(yè)的投資行為只與企業(yè)的投資需求有關，且在理想情況下并不會受到公司財務狀況的影響(Modigliani & Miller，1958)。但是，在現(xiàn)實世界中，由于資本市場本身存在信息不對稱，沒有完美的資本市場，委托-代理和交易成本等現(xiàn)實問題使得外部融資成本高于內(nèi)部資本成本，于是產(chǎn)生了融資約束的問題(羅斯等，2012)。

出口產(chǎn)品質(zhì)量受眾多因素影響。其中，貿(mào)易自由化(Aghion & Howitt，2008)、自由貿(mào)易協(xié)定(王明濤和謝建國，2019)、外商直接投資(李坤望和王有鑫，2013)、市場競爭(Bustos，2011；張杰，2015)、產(chǎn)業(yè)集聚(蘇丹妮等，2018)都有助于提升中國企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量，而融資約束(Manova，2013)、創(chuàng)新與技術差距(Glass & Wu，2007)則在一定程度上抑制了出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。此外，林秀梅和孫海波(2016)發(fā)現(xiàn)，從整體上看，知識產(chǎn)權保護強度與制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量之間呈現(xiàn)倒U型關系；分樣本看，在資本密集型產(chǎn)業(yè)和勞動密集型產(chǎn)業(yè)中表現(xiàn)為知識產(chǎn)權保護強度與出口產(chǎn)品質(zhì)量之間的倒U型關系，在技術密集型產(chǎn)業(yè)中則表現(xiàn)為嚴格的知識產(chǎn)權保護促進了出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。

融資約束是影響企業(yè)出口的重要因素之一(史恩義等，2019)。在融資約束與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量方面，F(xiàn)an等(2013)在異質(zhì)性企業(yè)模型中引入融資約束和內(nèi)生質(zhì)量，指出融資約束對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升存在一定的抑制作用，且該抑制作用通過價格調(diào)整效應實現(xiàn)；通過測算行業(yè)層面的融資約束，利用2000—2006年中國企業(yè)出口數(shù)據(jù)驗證了融資約束與出口產(chǎn)品質(zhì)量之間呈負向關系。相較于發(fā)達國家的金融市場，中國的金融市場存在信息不對稱、資金配置效率低等問題。例如，汪建新和黃鵬(2015)分析了融資約束制約企業(yè)生產(chǎn)高質(zhì)量產(chǎn)品的原因在于企業(yè)無法獲得足夠的投入資金，并利用中國海關統(tǒng)計的2004—2006年企業(yè)進出口數(shù)據(jù)和2003—2005年中國國家統(tǒng)計局公布的規(guī)模以上企業(yè)數(shù)據(jù)，驗證了融資約束對出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的抑制作用。然而，張杰(2015)認為，融資約束對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響存在門檻效應，并在回歸模型中引入融資約束及其二次項后發(fā)現(xiàn)，融資約束與出口產(chǎn)品質(zhì)量之間存在倒U型關系，即當?shù)陀谀硞€門檻值時，融資約束程度并未對出口產(chǎn)品質(zhì)量形成顯著制約；只有當高于某個門檻值時，融資約束程度才會對出口產(chǎn)品質(zhì)量形成顯著制約。進一步地，許明(2016)引入了市場競爭因素，考察市場競爭、融資約束的相互作用對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，發(fā)現(xiàn)兩者相互作用最終導致企業(yè)實際出口產(chǎn)品質(zhì)量低于有效出口產(chǎn)品質(zhì)量的幅度達到20.36%。王學君等(2017)發(fā)現(xiàn)，融資約束對中國食品企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升存在顯著的抑制效應，且這種抑制效應在分地區(qū)、分所有制的異質(zhì)性企業(yè)之間有顯著的差異?？紫樨懙?2020)研究了融資約束對中國制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，發(fā)現(xiàn)中間品進口是融資約束影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的重要機制。

現(xiàn)有文獻針對出口產(chǎn)品質(zhì)量、融資約束及二者之間的關系展開了較為系統(tǒng)的探索，為本文的進一步研究提供了有益素材和重要啟發(fā)。但縱覽上述文獻，可發(fā)現(xiàn)仍存在如下不足：在信息技術行業(yè)地位日益凸顯的背景下，鮮有文獻關注融資約束對信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響?，F(xiàn)有的關于融資約束影響出口產(chǎn)品質(zhì)量的文獻中，大多利用全行業(yè)數(shù)據(jù)加以分析，而信息技術行業(yè)的發(fā)展對融資約束這一變量高度敏感，因此亟需補充相關研究。

本文其余部分安排如下：第二部分是理論分析，擬提出本文的待檢驗假說；第三部分是實證分析，擬針對第二部分提出的待檢驗假說進行驗證；第四部分是結論與對策建議。

二、理論分析

融資約束對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響有直接路徑與間接路徑之分。首先，融資約束通過影響生產(chǎn)和出口環(huán)節(jié)(如企業(yè)高端生產(chǎn)設備等固定資產(chǎn)投入、高質(zhì)量中間品投入以及企業(yè)出口選擇)等直接路徑，對出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升產(chǎn)生抑制作用；其次，融資約束還可通過影響企業(yè)研發(fā)投入、人力資本投入等間接路徑，對出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升產(chǎn)生抑制作用。

(一)直接路徑

融資約束影響信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的直接路徑主要體現(xiàn)在生產(chǎn)設備投入等帶來的固定生產(chǎn)成本、中間品成本以及出口選擇等三個方面。

第一，若企業(yè)面臨嚴重的融資約束，意味著缺少充足的營運資金(Ciani & Bartoli，2013)，則企業(yè)投資于生產(chǎn)設備的資金將會被占用。在企業(yè)的實際生產(chǎn)過程中，體現(xiàn)為固定生產(chǎn)成本方面的投資主要包括：對先進生產(chǎn)設備的引進以及對現(xiàn)有生產(chǎn)設備的維護和更新。當內(nèi)源融資和外源融資均無法覆蓋生產(chǎn)設備的固定成本時，企業(yè)便沒有充足的資金購置先進生產(chǎn)設備，從而不利于高質(zhì)量產(chǎn)品的生產(chǎn)。企業(yè)即使通過各種融資渠道取得了一定資金，也會考慮后期的投資風險問題。企業(yè)對于生產(chǎn)設備的投入是有形的且在短期內(nèi)是固定的，而隨著技術的進步，生產(chǎn)設備需要持續(xù)維護和更新，即使企業(yè)當前通過內(nèi)源融資或外源融資取得了對先進生產(chǎn)設備的投入，倘若成本回收期較長，當面臨股東壓力、利息壓力以及高債務可能帶來的破產(chǎn)風險時，也會導致后期無法繼續(xù)維護和更新生產(chǎn)設備，從而不利于出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。

第二，融資約束對出口產(chǎn)品質(zhì)量的直接效應體現(xiàn)在企業(yè)生產(chǎn)所需的中間品方面。首先，中間品會通過產(chǎn)品質(zhì)量傳遞效應影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。對于企業(yè)而言，生產(chǎn)過程中投入的中間品質(zhì)量(尤其是關鍵零部件的質(zhì)量)會直接決定最終產(chǎn)品的質(zhì)量。例如，中央處理器(CPU)和顯卡的質(zhì)量往往決定了電腦的性能、運行速度和使用體驗。因此，對于部分產(chǎn)品而言，中間品質(zhì)量的高低將直接傳遞至最終產(chǎn)品。中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品中有很大一部分屬于加工貿(mào)易，如果是簡單的組裝加工，中間品質(zhì)量幾乎決定了最終產(chǎn)品質(zhì)量，即投入中間品對出口產(chǎn)品質(zhì)量的傳遞效應非常明顯。其次，雖然高質(zhì)量的中間品價格較高，但其往往蘊含著較為先進的技術，企業(yè)可以直接將其應用于產(chǎn)品生產(chǎn)和工藝提升，從而可帶動企業(yè)自身的研發(fā)創(chuàng)新活動，通過“仿制+改進”的方式可在短時間內(nèi)生產(chǎn)較為先進的終端產(chǎn)品，從而實現(xiàn)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。

第三，融資約束對出口產(chǎn)品質(zhì)量的直接效應還體現(xiàn)在企業(yè)的出口選擇方面。一般而言，中國信息技術行業(yè)出口企業(yè)并非只生產(chǎn)一種產(chǎn)品，企業(yè)可能會面臨不同的出口選擇。若企業(yè)的融資渠道較多或有充足的流動資金，即不存在融資約束問題時，企業(yè)在出口選擇時會更多關注自身的比較優(yōu)勢，盡可能出口利潤率較高的產(chǎn)品。若企業(yè)面臨較強的融資約束，可能會對出口產(chǎn)品的品種和范圍進行重新選擇。換言之，當企業(yè)沒有足夠的內(nèi)部資金和外部資金的支持時，企業(yè)可能會放棄高質(zhì)量產(chǎn)品的出口。原因在于，高質(zhì)量產(chǎn)品對應的研發(fā)活動不僅需要投入固定成本，還可能需要承擔研發(fā)失敗的損失。由于低質(zhì)量產(chǎn)品不需要過多的資源投入，其固定成本和可變成本相較于高質(zhì)量產(chǎn)品更低，對資金投入量的要求相對較少，企業(yè)很可能只選擇出口低質(zhì)量產(chǎn)品，從而導致企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量無法得到提升。

基于上述分析，本文提出如下假設：

H1：融資約束對出口產(chǎn)品質(zhì)量提升存在一定的抑制作用。

(二)間接路徑

1.企業(yè)研發(fā)投入

出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升并非單純依靠大量資源投入就能完成，往往需要足夠的研發(fā)投入才能實現(xiàn)，而融資約束降低了民營企業(yè)從事研發(fā)活動的意愿，形成了對研發(fā)投入的擠出效應(余泳澤等，2019)，導致企業(yè)沒有足夠的資金進行研發(fā)創(chuàng)新等活動，出口產(chǎn)品質(zhì)量難以提升。本文認為，當企業(yè)面臨較強的融資約束時，融資約束將會通過擠占研發(fā)投入資金的方式影響出口產(chǎn)品質(zhì)量提升，具體有如下四個方面原因：

第一，研發(fā)投入面臨的不確定性較強。研發(fā)投入與產(chǎn)出并不一定成正比，當企業(yè)面臨融資約束問題時，其對研發(fā)投入持更為謹慎的態(tài)度。Hall(2002)認為，產(chǎn)品質(zhì)量屬于企業(yè)的無形資產(chǎn)，研發(fā)活動是將企業(yè)有形資產(chǎn)轉變?yōu)闊o形資產(chǎn)的中間過程。這一行為雖然能在一定概率上提升企業(yè)出口產(chǎn)品的質(zhì)量，但是倘若研發(fā)投入的產(chǎn)出達不到預期，則企業(yè)不僅面臨投資失敗風險，而且可能面臨虧損甚至破產(chǎn)。因此，當企業(yè)考慮到研發(fā)投入面臨的不確定性較強時，其進行研發(fā)創(chuàng)新的積極性就會降低，可能削弱研發(fā)投入強度，從而不利于出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。

第二，研發(fā)投入加大了企業(yè)的財務風險。企業(yè)在研發(fā)投入相關決策上會考慮當下的融資約束情況，若企業(yè)面臨較強的融資約束，一般會謹慎考慮將資金投入無法在短期內(nèi)獲得現(xiàn)金流回報的高額研發(fā)活動，而是更傾向于保持一定的現(xiàn)金流以保證企業(yè)經(jīng)營活動的正常進行。由于低質(zhì)量產(chǎn)品的成本相對較低，不會過多增加企業(yè)外部債務負擔，資金回流較快，能從內(nèi)部直接解決融資約束問題。當面臨融資約束時，考慮到研發(fā)投入帶來的財務風險，企業(yè)會更傾向于將研發(fā)投入轉變?yōu)槠渌芷诟?、資金回流更快的生產(chǎn)經(jīng)營活動，減少研發(fā)投入資金，從而不利于出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。

第三，研發(fā)投入提高了企業(yè)的融資成本。如前所述，研發(fā)活動是將企業(yè)有形資產(chǎn)轉變?yōu)闊o形資產(chǎn)的過程，在此過程中伴隨著企業(yè)有形資產(chǎn)的減少和無形資產(chǎn)的增加。企業(yè)在通過信貸方式進行外部融資時，投資者往往更多地關注有形資產(chǎn)。當企業(yè)的有形資產(chǎn)減少時，投資者往往在投資條件中要求更高的融資成本(如提高融資利息)，從而強化了企業(yè)面臨的融資約束。簡而言之，當面臨融資約束時，考慮到融資成本問題，企業(yè)會相應地減少研發(fā)投入，從而不利于出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。

第四，企業(yè)日常經(jīng)營活動直接擠占了研發(fā)投入資金。企業(yè)在資金不足的情況下，將會重新分配資金，把現(xiàn)金流主要投入日常生產(chǎn)和經(jīng)營活動，從而直接減少了研發(fā)投入或者暫時放棄了研發(fā)投入(Ciani & Bartoli，2013)。因此，當面臨融資約束問題時，為了維持日常經(jīng)營活動，企業(yè)通常會選擇減少研發(fā)投入資金，從而導致提升出口產(chǎn)品質(zhì)量受阻。

基于上述分析，本文提出如下假設：

H2：融資約束通過影響企業(yè)研發(fā)投入，對出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升產(chǎn)生抑制作用。

2.企業(yè)人力資本投入

當企業(yè)面臨融資約束問題時，人力資本投入減少，無法實現(xiàn)技術水平升級，從而抑制企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。人力資本的價值在于自身所具有的邊際報酬遞增的屬性。融資約束通過影響人力資本投入進而影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，主要體現(xiàn)在技術進步和人力資本自身的作用機制。

首先，討論技術進步的作用機制。一方面，從事技術發(fā)明創(chuàng)造的高技能勞動力既可以通過自主創(chuàng)新的方式推動技術進步，也可以通過競爭效應帶動整個行業(yè)的創(chuàng)新能力提升。企業(yè)通過自主創(chuàng)新的方式，研發(fā)出新產(chǎn)品，提升其在市場中的競爭力，滿足市場中買方不斷變化的需求，從而促進出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。另一方面，高水平的人力資本可以通過國際化知識外溢的方式快速學習國際先進技術，從而推動技術進步，發(fā)揮企業(yè)發(fā)展過程中的后發(fā)優(yōu)勢。在全球化背景下，高水平的人力資本可以通過國家和地區(qū)間的知識外溢，以最快的速度吸收最新研究成果和管理經(jīng)驗，并在此基礎上作出改進，從而推動技術進步，促進出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。然而，融資約束的存在會導致人力資本投入減少，進而抑制高技能勞動力主導的自主創(chuàng)新和高水平人力資本對新技術的吸收，不利于出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。

其次，分析人力資本自身的作用機制。一是更復雜、更高技術難度的生產(chǎn)活動需要有相對應的高素質(zhì)勞動力與之匹配。在生產(chǎn)過程中，高水平的人力資本直接促成了高質(zhì)量產(chǎn)品的生產(chǎn)，降低了生產(chǎn)過程中的差錯率，可直接促進企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。二是人力資本水平提高可促進其他投入要素效率的提升。高素質(zhì)勞動力可以使人力資本與所投入的其他要素高效結合，最大限度地利用各種投入要素的內(nèi)在價值，促進出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。三是人力資本結構改善有助于不同技能的勞動力發(fā)揮各自的比較優(yōu)勢。這不僅可有效降低企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本，而且可提升企業(yè)在研發(fā)、生產(chǎn)和管理等環(huán)節(jié)的效率，從而提升企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。然而，融資約束的存在會導致人力資本投入減少，進而抑制人力資本的積極效應，不利于出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。

基于上述分析，本文提出如下假設：

H3：融資約束通過影響企業(yè)人力資本投入，對出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升產(chǎn)生抑制作用。

三、實證分析

(一)測算方法

1.出口產(chǎn)品質(zhì)量的測算方法

本文的討論基于企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量異質(zhì)性分析，在企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量異質(zhì)性模型框架下，借鑒施炳展(2014)的方法測算出口產(chǎn)品質(zhì)量。

從企業(yè)層面而言，企業(yè)i在t年對m國的出口數(shù)量為：

(1)

其中，pimt是企業(yè)i在t年對m國的出口產(chǎn)品價格，λimt是企業(yè)i在t年對m國的出口產(chǎn)品質(zhì)量，σ是產(chǎn)品種類間的替代彈性，Emt是m國消費者在t年的總支出，Pmt是m國在t年的價格指數(shù)。對模型(1)兩邊取自然對數(shù)，整理后可得：

lnqimt=χmt-σlnpimt+εimt

(2)

其中，χmt=lnEmt-lnPmt表示進口國-時間虛擬變量，隨時間和進口國變化而變化；lnpimt表示企業(yè)i在t年對m國的出口產(chǎn)品價格的對數(shù)形式，εimt=(σ-1)lnλimt是包含產(chǎn)品質(zhì)量信息的殘差項。模型(2)是針對某一產(chǎn)品的回歸方程，即本文的計算在產(chǎn)品層面進行，控制了產(chǎn)品技術復雜度等特征。模型(2)的估計結果仍不夠準確，原因在于其既沒有考慮產(chǎn)品種類多樣化，也沒有考慮產(chǎn)品價格與產(chǎn)品質(zhì)量之間的內(nèi)生性問題。因此，一方面，借鑒Khandelwal(2010)的方法，引入企業(yè)國內(nèi)市場需求規(guī)模；另一方面，借鑒Nevo(2001)的方法，利用該企業(yè)在其他市場上產(chǎn)品的平均價格作為在m國出口產(chǎn)品價格pimt的工具變量。在考慮產(chǎn)品種類和內(nèi)生性后對模型(2)進行回歸分析，根據(jù)回歸分析結果，通過模型(3)定義出口產(chǎn)品質(zhì)量：

(3)

對模型(3)的質(zhì)量指標進行標準化處理，得到：

(4)

其中，r-quality表示經(jīng)過標準化處理后的出口產(chǎn)品質(zhì)量；min和max分別表示最小值和最大值，其中r-quality在0與1之間，且不存在測度單位。以此為基礎，根據(jù)企業(yè)i對m國的出口額加權后得到企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量指標qualityit。

2.融資約束的測算方法

融資約束的定量測算一直是實證分析過程中的一個難點，現(xiàn)有文獻通過綜合指標、單一財務指標等方式對企業(yè)的融資約束進行了定量刻畫?？紤]到內(nèi)源融資約束和外源融資約束對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，本文參考張杰等(2013)的做法，采用企業(yè)現(xiàn)金流指標衡量企業(yè)的內(nèi)源融資約束，以“企業(yè)現(xiàn)金流/企業(yè)總資產(chǎn)”來度量；采用企業(yè)流動性指標衡量企業(yè)的外源融資約束，以“(企業(yè)流動資產(chǎn)-企業(yè)流動負債)/企業(yè)總資產(chǎn)”來度量。由此計算出的內(nèi)源融資約束和外源融資約束指標越大，表示企業(yè)面臨的融資約束越弱。

(二)模型構建

為了考察融資約束如何影響中國信息技術行業(yè)的企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，首先設定基礎模型如下：

qualityit=α0+α1infinit+α2Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(5)

qualityit=β0+β1exfinit+β2Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(6)

其中，qualityit是被解釋變量，代表企業(yè)i在t年的出口產(chǎn)品質(zhì)量。本文分別構建了內(nèi)源融資約束指標和外源融資約束指標，其中infinit表示內(nèi)源融資約束，exfinit表示外源融資約束。Xit是關于企業(yè)層面的其他控制變量，主要涵蓋企業(yè)補貼收入、企業(yè)年齡、企業(yè)生產(chǎn)率、企業(yè)利潤率等企業(yè)特征。由于出口產(chǎn)品質(zhì)量可能受到經(jīng)濟周期和供求變化的影響，模型(5)和模型(6)中控制了年份固定效應；由于可能存在影響出口產(chǎn)品質(zhì)量的企業(yè)層面、產(chǎn)品層面不可觀測的個體因素，模型(5)和模型(6)中控制了企業(yè)固定效應和產(chǎn)品固定效應；由于出口產(chǎn)品質(zhì)量可能會受到目的國的影響，模型(5)和模型(6)中控制了目的國固定效應。λt是年份固定效應，λi和λp分別是企業(yè)固定效應和產(chǎn)品固定效應，λs是目的國固定效應，εit是隨機誤差項。

(三)變量說明與數(shù)據(jù)來源

本文的被解釋變量為信息技術行業(yè)上市公司的出口產(chǎn)品質(zhì)量，用quality表示。本文采用Khandelwal(2010)、Hallak & Schott(2011)、Hallak & Sivadasan(2013)事后推理的思想，在測算方法上借鑒施炳展(2014)、施炳展和邵文波(2014)的做法，建立相應的計量回歸方程。本文的解釋變量為融資約束，采用企業(yè)現(xiàn)金流指標衡量企業(yè)的內(nèi)源融資約束，用infinit表示；采用企業(yè)流動性指標衡量企業(yè)的外源融資約束，用exfinit表示。

影響出口產(chǎn)品質(zhì)量的因素較多，為了更好地考察融資約束對信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，本文納入如下四個控制變量：(1)企業(yè)補貼(lnsubsidy)，采用企業(yè)補貼收入的對數(shù)值來度量；(2)企業(yè)年齡(lncompanyage)，采用當年年份與企業(yè)成立年份的差值加1，然后取對數(shù)值來度量；(3)企業(yè)生產(chǎn)率(lnefficiency)，采用企業(yè)總產(chǎn)出與員工人數(shù)之比的對數(shù)值來度量；(4)企業(yè)利潤率(profit)，采用企業(yè)凈利潤與銷售收入之比來度量。

本文使用的數(shù)據(jù)來源于2006—2015年海關貿(mào)易數(shù)據(jù)庫和萬得(Wind)數(shù)據(jù)庫，前者提供了企業(yè)產(chǎn)品層面的出口信息，后者提供了中國上市公司的企業(yè)財務數(shù)據(jù)。本文對信息技術行業(yè)的界定采用的是國證指數(shù)行業(yè)分類(1)國證指數(shù)行業(yè)分類是深圳證券信息有限公司(深交所全資子公司)為服務于投資需要設立的行業(yè)分類標準，該標準借鑒了國內(nèi)外主要行業(yè)分類標準，充分考慮了中國經(jīng)濟的發(fā)展階段及中國證券市場結構的特點。，其中的信息技術行業(yè)包括軟件與服務、技術硬件與設備、半導體。具體而言，軟件與服務包括互聯(lián)網(wǎng)軟件與服務、信息技術服務、軟件；技術硬件與設備包括電腦與外圍設備、電子設備及服務、電子元器件、光電子器件；半導體主要包括集成電路和分立器件。

(四)實證結果及分析

1.變量的描述性統(tǒng)計

對被解釋變量、解釋變量和控制變量進行描述性統(tǒng)計，從總體上分析各變量的數(shù)值特征，結果如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

由表1可知，對出口產(chǎn)品質(zhì)量進行標準化處理后的均值為0.55，最大值和最小值分別為0.90和0.16；內(nèi)源融資約束的均值為0.05，最大值和最小值分別為0.89和-0.36；外源融資約束的均值為0.38，最大值和最小值分別4.61和0.01；企業(yè)補貼的均值為16.21，最大值和最小值分別為20.77和8.29；企業(yè)年齡的均值為2.65，最大值和最小值分別為4.04和1.39；企業(yè)生產(chǎn)率的均值為13.48，最大值和最小值分別為16.40和11.32；企業(yè)利潤率的均值為0.07，最大值和最小值分別為1.24和-8.91。

2.基準回歸結果分析

由于本文選取的是上市公司與海關數(shù)據(jù)匹配而來的非平衡面板數(shù)據(jù)，融資約束指標為年份-企業(yè)層面的數(shù)據(jù)，出口產(chǎn)品質(zhì)量為年份-企業(yè)-產(chǎn)品-目的國層面的數(shù)據(jù)，采用多維固定效應固定年份、企業(yè)、產(chǎn)品和目的國并逐步引入企業(yè)特征相關控制變量進行基準回歸分析。內(nèi)源融資約束和外源融資約束影響中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的基準回歸分析結果分別如表2和表3所示。

表2 內(nèi)源融資約束影響中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的基準回歸分析結果

(續(xù)表)

在表2中，列(1)為固定年份、企業(yè)、產(chǎn)品、目的國的情形下，圍繞內(nèi)源融資約束指標對中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響展開回歸分析，回歸系數(shù)為0.0382，且在1%的顯著性水平下顯著。列(2)至列(5)逐步引入企業(yè)補貼收入、企業(yè)年齡、企業(yè)生產(chǎn)率、企業(yè)利潤率等控制變量。

在關鍵解釋變量方面，infin是指企業(yè)內(nèi)源融資約束情況，使用企業(yè)現(xiàn)金流/企業(yè)總資產(chǎn)來度量。企業(yè)內(nèi)源融資約束指標的值越小，表示企業(yè)面臨的融資約束越強，按照前文的理論分析，此時出口產(chǎn)品質(zhì)量會越低，故回歸系數(shù)的預期符號為正。表2各列內(nèi)源融資約束指標的系數(shù)在1%的顯著性水平下為正，且差異不大，說明內(nèi)源融資約束會抑制中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。

在控制變量方面，企業(yè)補貼收入、企業(yè)年齡、企業(yè)生產(chǎn)率和企業(yè)利潤率均顯著為正，這與有關出口產(chǎn)品質(zhì)量影響因素的研究結果基本保持一致，說明補貼收入越高、成立時間越久、生產(chǎn)率越高、利潤率越高的企業(yè)，其出口產(chǎn)品質(zhì)量也越高。

表3 外源融資約束影響中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的基準回歸分析結果

(續(xù)表)

在表3中，列(1)為固定年份、企業(yè)、產(chǎn)品、目的國的情形下，圍繞外源融資約束指標對中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響展開回歸分析，回歸系數(shù)為0.0221，且在1%的顯著性水平下顯著。列(2)至列(5)逐步引入企業(yè)補貼收入、企業(yè)年齡、企業(yè)生產(chǎn)率、企業(yè)利潤率等控制變量。

在關鍵解釋變量方面，exfin是指企業(yè)外源融資約束情況，使用“(企業(yè)流動資產(chǎn)-企業(yè)流動負債)/企業(yè)總資產(chǎn)”來度量。企業(yè)外源融資約束指標的數(shù)值越小，表示企業(yè)面臨的融資約束越強，按照前文的理論分析，此時出口產(chǎn)品質(zhì)量會越低，故回歸系數(shù)的預期符號為正。表3各列外源融資約束指標的系數(shù)顯著為正，說明外源融資約束會抑制中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。在控制變量方面，企業(yè)補貼收入、企業(yè)年齡、企業(yè)生產(chǎn)率和企業(yè)利潤率均顯著為正，這與表2中的回歸分析結果基本保持一致。

3.分樣本回歸結果分析

中國各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平及信息技術行業(yè)發(fā)展狀況存在較大差異，且企業(yè)經(jīng)營環(huán)境和市場競爭程度不同，這些因素均可能影響企業(yè)融資能力。為了更好地分析不同地區(qū)內(nèi)源融資約束和外源融資約束對信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，按照東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)(2)按照國家統(tǒng)計局的劃分，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西、海南12個省份；中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南9個省份；西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆10個省份。進行分樣本回歸分析。與基準回歸分析類似，進行分樣本回歸分析時控制了年份、企業(yè)、產(chǎn)品、目的國固定效應，不同地區(qū)的內(nèi)源融資約束和外源融資約束影響信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的回歸分析結果如表4所示。

表4 不同地區(qū)的內(nèi)源和外源融資約束影響信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的回歸分析結果

(續(xù)表)

由表4可以看出，東部地區(qū)內(nèi)源融資約束對信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響在5%的顯著性水平下為正，而中部地區(qū)和西部地區(qū)的內(nèi)源融資約束對信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響不顯著，這說明內(nèi)源融資約束對信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的抑制作用主要集中在東部地區(qū)。東部地區(qū)外源融資約束對信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響在1%的顯著性水平下為正，而中部地區(qū)和西部地區(qū)的外源融資約束對信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響不顯著，這說明外源融資約束對中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的抑制作用主要集中在東部地區(qū)。由于中國信息技術行業(yè)上市公司主要集中在東部地區(qū)，中部地區(qū)和西部地區(qū)樣本量相對較少，占總樣本量的比重僅為約7%，這也是造成中部地區(qū)、西部地區(qū)的內(nèi)源融資約束指標和外源融資約束指標的系數(shù)不顯著的原因之一。

考慮到基準回歸分析過程中可能存在指標測度不準確、模型的結論只在特定的情況成立等問題，本文將進行一系列穩(wěn)健性檢驗，表5報告了穩(wěn)健性檢驗結果。

表5 穩(wěn)健性檢驗結果

(續(xù)表)

為避免用固定替代彈性計算出的中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量不夠準確這一問題，在此用各國產(chǎn)品替代彈性的平均值計算該行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。表5列(1)和列(2)為更換出口產(chǎn)品質(zhì)量計算公式中的替代彈性后的回歸分析結果；列(3)和列(4)為對中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量進行縮尾5%處理后的回歸分析結果；列(5)和列(6)為對內(nèi)源融資約束指標和外源融資約束指標進行縮尾5%處理后的回歸分析結果?；貧w分析結果均顯示，內(nèi)源融資約束指標和外源融資約束指標的系數(shù)依然顯著為正，這表明前述實證分析結論是穩(wěn)健的。

(五) 機制檢驗

為了檢驗融資約束會通過何種渠道對中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生影響，本文分別從企業(yè)研發(fā)投入和企業(yè)人力資本投入兩個方面檢驗融資約束如何間接影響該行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。

1.企業(yè)研發(fā)投入的中介效應檢驗

為了檢驗融資約束是否會通過企業(yè)研發(fā)投入渠道影響信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量(H2)，建立模型(7)至模型(10)，其中模型(7)和模型(8)是為了驗證內(nèi)源融資約束是否會通過企業(yè)研發(fā)投入渠道影響中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，模型(9)和模型(10)是為了驗證外源融資約束是否會通過企業(yè)研發(fā)投入渠道影響中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。

resit=α01+α11infinit+α31Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(7)

qualityit=α02+α12infinit+α22resit+α32Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(8)

resit=β01+β11exfinit+β31Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(9)

qualityit=β02+β12exfinit+β22resit+β32Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(10)

其中，resit是企業(yè)研發(fā)投入變量，用企業(yè)研發(fā)投入金額表示并進行標準化處理，其他變量含義與模型(5)和模型(6)相同。

以內(nèi)源融資約束是否通過企業(yè)研發(fā)投入渠道影響信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量為例，進行中介效應檢驗。根據(jù)溫忠麟等(2004)的方法，對于是否存在中介效應，代表性的檢驗步驟是：第一步，檢驗前述模型(5)中系數(shù)α1是否顯著，如果顯著，則繼續(xù)進行第二步的檢驗；第二步，分別檢驗模型(7)和模型(8)中的系數(shù)α11和α22，如果都顯著，說明內(nèi)源融資對信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響至少有一部分是通過中介變量實現(xiàn)的；第三步，檢驗模型(8)中系數(shù)α12，其不顯著可說明融資約束對信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響是完全中介過程，如果顯著，則可說明融資約束對信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響是部分中介過程。

表6報告了檢驗結果，其中列(1)和列(2)是對基準模型即模型(5)和模型(6)的估計結果；列(3)和列(4)是對模型(7)和模型(8)的估計結果；列(5)和列(6)是對模型(9)和模型(10)的估計結果。

表6 企業(yè)研發(fā)投入渠道的中介效應檢驗

在表6中，列(1)內(nèi)源融資約束的系數(shù)在1%的顯著性水平下為正，列(3)內(nèi)源融資約束的系數(shù)在1%的顯著性水平下為正，列(4)企業(yè)研發(fā)投入的系數(shù)在1%的顯著性水平下為正，且列(4)內(nèi)源融資約束的系數(shù)在5%的顯著性水平下為正，這可初步說明企業(yè)研發(fā)投入是內(nèi)源融資約束影響中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的部分中介變量，即內(nèi)源融資約束的緩解可顯著提升企業(yè)研發(fā)投入，從而提升中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。另外，列(2)外源融資約束的系數(shù)在5%的顯著性水平下為正，列(5)外源融資約束的系數(shù)在1%的顯著性水平下為正，列(6)企業(yè)研發(fā)投入的系數(shù)在1%的顯著性水平下為正，但列(6)外源融資約束的系數(shù)不顯著，說明這是一個完全中介過程，即企業(yè)研發(fā)投入是外源融資約束影響中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的中介變量。

2.企業(yè)人力資本投入的中介效應檢驗

為了檢驗融資約束是否會通過人力資本投入渠道影響信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量(H3)，建立模型(11)至模型(14)。其中，模型(11)和模型(12)是為了驗證內(nèi)源融資約束是否會通過企業(yè)人力資本投入渠道影響中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，模型(13)和模型(14)是為了驗證外源融資約束是否會通過企業(yè)人力資本投入渠道影響中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。

hcapit=α03+α13infinit+α33Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(11)

qualityit=α04+α14infinit+α24hcapit+α34Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(12)

hcapit=β03+β13exfinit+β33Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(13)

qualityit=β04+β14exfinit+β24hcapit+β34Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(14)

其中，hcapit是企業(yè)人力資本投入變量，用企業(yè)當年人均薪資的對數(shù)值表示，其他變量含義與式(5)和式(6)相同。

表7報告了檢驗結果，其中列(1)和列(2)是對基準模型即模型(5)和模型(6)的估計結果；列(3)和列(4)是對模型(11)和模型(12)的估計結果；列(5)和列(6)是對模型(13)和模型(14)的估計結果。

表7 人力資本渠道的中介效應檢驗

(續(xù)表)

在表7中，列(1)內(nèi)源融資約束的系數(shù)在1%的顯著性水平下為正，列(3)內(nèi)源融資約束的系數(shù)在1%的顯著性水平下為正，列(4)企業(yè)人力資本投入的系數(shù)在10%的顯著性水平下為正，且內(nèi)源融資約束的系數(shù)在5%的顯著性水平下為正，這可初步說明企業(yè)人力資本投入是內(nèi)源融資約束影響中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的部分中介變量，即內(nèi)源融資約束的緩解可顯著提升企業(yè)人力資本投入，從而提升中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。由于列(5)外源融資約束的系數(shù)與列(6)企業(yè)人力資本投入的系數(shù)乘積為負，與列(6)外源融資約束的系數(shù)符號不同，故不能說明企業(yè)人力資本投入是外源融資約束影響中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的中介變量。

四、結論與對策建議

本文從理論上分析了融資約束對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響機制，分別測算了中國信息技術行業(yè)內(nèi)源融資約束、外源融資約束和出口產(chǎn)品質(zhì)量，并基于2006—2015年中國信息技術行業(yè)上市公司的非平衡面板數(shù)據(jù)，運用多維固定效應模型檢驗了融資約束對中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。研究表明，融資約束對中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升存在明顯的抑制作用。不論是內(nèi)源融資約束還是外源融資約束，均在一定程度上抑制了中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升；通過對中國東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的分樣本回歸分析發(fā)現(xiàn)，融資約束對中國不同地區(qū)信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的抑制作用存在一定的異質(zhì)性，即東部地區(qū)的融資約束對信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的抑制作用更為明顯，中部地區(qū)和西部地區(qū)的融資約束對信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響并不顯著，這表明在經(jīng)濟發(fā)展水平不同的地區(qū)，中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量對融資約束的敏感程度不同。中介效應分析發(fā)現(xiàn)，內(nèi)源融資約束和外源融資約束的緩解會通過提高企業(yè)研發(fā)投入間接提升中國信息技術行業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量，內(nèi)源融資約束的緩解會通過提高企業(yè)人力資本投入間接提升中國信息技術行業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量。

當前，中國制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量仍然存在較大的提升空間。為了促進中國信息技術行業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量提升，本文提出如下對策建議：第一，政府有必要拓寬企業(yè)融資渠道，激發(fā)企業(yè)發(fā)展的內(nèi)在動力。本文的實證研究表明，融資約束會抑制中國信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升，而提升出口產(chǎn)品質(zhì)量是中國建設貿(mào)易強國的關鍵舉措。因此，政府有必要拓寬企業(yè)融資渠道，完善融資體系建設，切實降低企業(yè)融資成本，更好地緩解信息技術企業(yè)“融資難”問題。第二，信息技術企業(yè)自身要合理配置資金，提高資金使用效率。信息技術企業(yè)在分配企業(yè)資金時，需要將企業(yè)研發(fā)投入和人力資本投入放在重要位置，以進一步提升企業(yè)創(chuàng)新能力，從而提升出口產(chǎn)品質(zhì)量。第三，政府要因地制宜，制定符合地區(qū)發(fā)展階段的產(chǎn)業(yè)政策。本文實證研究表明，東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的融資約束對信息技術行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響存在較大差異，且東部地區(qū)融資約束對該行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的抑制作用比中部地區(qū)和西部地區(qū)更為明顯。因此，政府在進行產(chǎn)業(yè)扶持或制定政策緩解企業(yè)融資約束時，需要考慮不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的差異性，因地制宜地制定符合信息技術行業(yè)發(fā)展特征的政策。