张俊美

(南开大学 经济学院，天津 300071)

一、引言

面对国内经济转型升级压力以及国际上日渐频繁的贸易摩擦，确保经济平稳增长、调整产业结构、寻求新的经济增长点越来越成为国家的重要着力点。中央财经领导小组第十一次会议上，强调了供给侧结构性改革对于促进经济长期健康发展的重要性。其中，提高供给质量，即“优化产品结构，提升产品质量”被认为是供给侧结构性改革的重要路径之一。同时，《中国制造2025》提出“质量为先”的基本方针，把提高质量作为建设制造强国的关键内核。由此可见，质量升级问题得到了国家的高度重视，提升产品质量已经成为中国亟待解决的问题之一。毫无疑问，提升产品质量会给中国制造带来正面影响，有助于塑造我国的大国形象。在过去，我国出口企业更多以“低价模式”驱动贸易增长，但如今随着国内劳动力成本上升，以“低价”作为比较优势显然难以为继，不少企业改变策略，转而选择对产品的质量进行提升。然而，Khandelwal等指出发展中国家产品质量升级是出口成功与经济发展的必要条件而非充分条件[1]。从长期来看，产品质量升级对一国的经济社会发展有较多益处，且象征着一国生产力、科技水平，所以人们通常认为产品质量越高越好，而忽视了在短期企业微观层面的考量。从企业层面来看，产品质量升级会带来两个方面的影响：一方面是正向影响，消费者一般偏好高质量产品，产品质量升级将增强消费者对该产品的偏好从而增加消费，使企业获得更大的市场份额；另一方面是负向影响，生产高质量产品一般需要更高的投入和更好的技术，这将提升企业边际成本，从而可能不利于企业发展[2]。由此，企业产品质量升级的综合影响是不确定的，当企业不具备成熟的技术以及良好的设备时，提升产品质量可能使其成本上升过多而超过产品质量升级的积极影响，此时企业绩效将会恶化。面对上述情况我们不禁思考，中国企业出口产品质量升级是否促进了企业出口绩效提高？本文将从企业出口关系存续以及出口增长两个维度考察出口产品质量升级对企业的影响。

随着产品质量量化方法的改进，一些学者考察了出口产品质量与存续或出口二元边际的关系。施炳展指出企业产品质量与企业存续时间具有正相关关系[3]。Gervais发现企业生产率和出口产品质量对出口扩张的影响具有差异性，企业出口决策主要由产品质量驱动，并且提出突出不止一种异质性来源的自选择模型可能更适合预测贸易自由化的影响[4]。李小平等发现行业出口质量显著促进了我国出口量的增长，尤其是对中低收入国家的出口[5]。杨连星和孙新朋基于1996～2013年中国文化贸易品产品层面数据发现出口质量对出口集约边际具有正向影响而抑制了出口扩展边际[6]。杨连星等还考察了文化产品出口品质对文化贸易联系的影响，发现前者对后者有显著的促进作用[7]。Besedeš和Yan通过构建模型，发现在质量边际成本弹性大于0且小于1时，产品质量分别与存续概率和贸易增长具有正向关系，反之结论相反，之后他们用双边国家SITC5位码产品贸易数据与IMF的SITC4位码产品质量数据证实了它们之间的正向促进关系[8](P2-4)。

综上，虽然已经有较多文献考察了中国出口产品质量升级问题、企业或出口关系存续问题以及出口增长问题，但目前较少有文献将它们联系起来进行系统考察。杨连星等通过使用负二项回归和连续风险模型，在产品层面考察了文化贸易品品质对贸易联系存续时间的影响[7]，与他们仅关注文化贸易品不同，本文将涵盖更广泛的产品种类(所有制造业产品)并在企业-产品-目的国层面对此问题进行进一步研究，并探讨其中的影响机制。另外，虽然施炳展提出企业产品质量与企业存续具有正相关关系，但其并没有关注贸易关系存续问题[3]。同时，Hess和Persson证明了在考察企业存活问题时离散风险模型更适合庞大的贸易数据[9]。鉴于此，本文合并了2000～2013年中国工业企业数据库、中国海关数据库以及双边贸易国家引力变量数据，利用企业-产品-国家-年份层面数据，运用多种离散风险模型以及固定效应模型，探寻中国制造业企业出口产品质量提升对企业出口关系存续和出口增长率的影响，同时对其影响渠道进行考察，以期解答出口产品质量升级是否能够成为中国企业出口的“助推力”。

文章接下来的结构安排如下：第二部分为理论模型构建，第三部分为计量模型构建与数据说明，第四部分为实证结果及分析，第五部分为拓展分析，最后为本文结论。

二、模型构建

Besedeš和Yan构建理论模型将产品质量引入效用函数和成本函数，探讨了产品-国家-年份层面产品质量与出口持续和出口增长的关系[8]。本文借鉴该模型，并将其拓展到企业-产品-国家-年份层面。

(一)消费者行为

假设效用函数为CES形式，并在传统模型中引入质量，表示消费者通过对商品数量和质量的选择来使其效用最大化:

(1)

(二)企业行为

1. 企业的价格决定

首先假设每个企业只生产一种产品①，并引入产品质量与企业生产率两个维度的企业异质性。因此，假设企业的边际成本为c=θη/φ，其中η>0 ，θ是质量，φ是企业生产率。另外假设企业只使用劳动这一种投入，并且所有的成本可以用单位劳动来表示。企业有两种固定成本：第一种固定成本FI是标准的生产固定成本，并且一次性支付；第二种固定成本F，反映的是每期都会发生的固定出口成本，且存在冰山成本τe。

(2)

2. 出口决定

企业f在t年出口产品v到i国的出口条件是：(pfvit-wecfvitτe)qfvit>weF，通过整理得:

(3)

根据公式(3)有：

推论1：当0<η<1即质量提高1%，边际成本上升小于1%时，企业产品质量越高越可能满足出口边界条件，在控制了生产率等其他变量之后，产品质量升级有利于企业出口关系存续；当η>1时，结论相反。

3. 出口增长

出口期为d的企业期望利润是E[πfvit(d)]=øe(d)pfvit(d)qfvit(d)-we(cfvitτeqfvit+F+FI)，最大化期望利润得：

(4)

现假设t-1时企业已经成功出口，因此t时出口持续期为d的企业f出口商品v到i国的期望收入为Vfvit(d)=øe(d)pfvit′(d)qfvit(d)，通过整理得：

(5)

在t-1期，该出口关系的存续期为d-1，Vfvit-1(d-1)=øe(d-1)pfvit-1′(d-1)qfvit-1(d-1)，从而有：

(6)

因此在t期出口商品v到i国的企业f的出口增长率为Gfvit=[Vfvit(d)-Vfvit-1(d-1)]/Vfvit-1(d-1)，将公式(5)和公式(6)带入此式得：

(7)

根据公式(7)有：

推论2：当0<η<1, 即质量提高1%，边际成本上升小于1%时，在一段出口关系下，产品质量的提升将促进出口增长率提升；当η>1时，结论相反。

推论1和推论2与我们的直觉较为一致，当产品质量升级带来较小的边际成本上升时，那么质量升级的收益更有可能大于成本的上升，从而对于企业来说，产品质量升级利大于弊；而当质量升级伴随着较大的边际成本上升时，产品质量升级将弊大于利。

在进行空间面板模型计量之前，先进行普通面板回归，用以比较空间计量模型的适用性，由LM检验的结果决定，检验结果拒绝了没有空间误差或空间滞后影响的原假设。空间杜宾模型是空间计量中的一般模型，可通过Wald检验和LR检验判断是否可以将空间杜宾模型SDM简化为空间滞后模型SAR和空间误差模型SEM。由检验结果得，SDM模型是研究我国能源强度收敛性的最优模型。回归结果如表5所示。

推论3：当0<η<1时，产品质量可以通过提高企业出口关系存续概率而间接提高出口增长率，反之结论相反。

三、计量模型、数据说明与生存函数估计

(一)计量模型

1.产品质量测算模型

目前测度产品质量的方法基本分为四种：第一种是以单位价值作为代理变量[10]；第二种是根据某一特定产品的特征以及消费者的偏好进行质量等级划分[11]；第三种是从需求侧角度出发，在效用函数中引入产品质量建立数学模型，通过事后反推的方法测算质量[1][3]；第四种方法由Feenstra和Romalis提出，他们在模型中引入供给侧信息，结合需求侧与供给侧建立模型，从而纳入质量的决定过程，将质量内生化[12][13]。根据数据的可得性及研究需要，我们沿用大多数学者的做法，采用第三种方法测算质量。

根据消费者效用最大化公式，经过整理可得测算产品质量的计量模型为：

lnqfvit+σlnpfvit=βit+εfvit

(8)

式(8)中βit为进口国-年份二维虚拟变量，本文在回归时还加入了产品固定效应。其中εfvit=(σ-1)lnqualityfvit，所以产品质量为qualityfvit=exp(εfvit/(σ-1))。根据施炳展的方法将产品质量数据进行标准化[3]。由于残差项εfvit表示需求冲击，而价格也是一种需求冲击，二者具有相关性，所以价格具有内生性。为了解决这个问题，本文在基础回归中将采用Khandelwal等的做法，将σlnpfvit移到等式左边，从而消除价格的内生性影响[1]，且按照樊海潮和郭光远的做法在实证中取σ=5来进行测算[14]。

2.出口产品质量对出口关系存续影响的估计模型

根据推论1，我们构建如下风险模型：

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

(9)

式(9)中下标f表示企业，v表示产品类别，i表示出口目的国，t表示年份。hfvit表示企业f在t期出口产品v到i国的这段出口关系停止的概率，Tfvit是出口关系的持续时间，F是概率分布函数，可以用probit、cloglog等模型拟合，qualityfvit表示企业f在t期出口到i国的产品v的质量，εfvit表示残差。X表示一组控制变量，其中一部分是引力模型中的变量，具体包括：以2011年国际美元不变价表示的中国GDP的对数(gdpchi)；以2011年国际美元不变价表示的目的国GDP的对数(gdpori)；中国与出口目的国的加权距离的对数(distance)；是否有共同语言(comlang)，若官方主要语言一样为1，否则为0；是否相邻(contig)，若两国之间相邻则该指标为1，否则为0。另一部分为企业变量，具体包括：企业年龄(age)，用企业当年年份与其开工年份之差来衡量；企业生产率(tfp)，根据数据可得性，在基础回归中参考Head和Ries以及许和连和王海成的方法估计近似全要素生产率，估计公式为tfp=ln(y/l)-αln(k/l)，其中y为工业产值，l为从业人员，k为固定资产规模，α是生产函数中资本的贡献比例，取值为1/3[15][16]；融资约束(finance)，使用利息支出除以固定资产表示；资本劳动比(capital)，用固定资产合计除以就业人数加1取对数表示；企业规模(size)，以销售额的对数来衡量；企业利润(profit)，用企业利润与企业销售额的比值表示[17](P566-567)。

3.出口产品质量对出口增长率影响的估计模型

根据推论2，相应的计量模型具体设定如下：

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

(10)

式(10)中lnGfvit为在t期企业f出口产品v到i国的出口增长率的对数，由于出口增长率可能为负值，本文将出口增长率减去其最小值再加1的方法将其变为正数后再取对数。qualityfvit、X和εfvit与上文含义一致，γf、γv、γi和γt分别为企业、产品、出口目的国和年份固定效应。

(二)数据说明

本文利用2000～2013年中国海关数据库，根据Khandelwal等的方法测算了产品质量[1]。由于在实证中需要控制企业层面和目的国层面的变量，而海关数据库中缺乏相应信息，所以本文合并了中国工业企业数据库以及CERII网站提供的双边贸易国家引力变量数据。

中国海关数据库包括所有HS八位码层面产品的进出口数据，在2000～2013年间海关编码总共用到了4个版本，本文将所有版本都与HS1996版本对齐，并将所需变量整合到HS六位码产品-企业-目的国-年份层面。参考余淼杰等的做法匹配中国海关数据库与工业企业数据库，即分年份先用名字匹配，然后用邮编和电话号码后七位进行匹配，最后用电话和联系人进行匹配，得到年度海关工企库合并数据[18]。由于年度之间识别企业的变量可能会变更，为了更好地识别不同年份的同一家企业，本文参考Brandt等的方法识别不同年份的同一家企业[19]。对匹配成功的数据参考聂辉华等的方法删除不合理数据，并只留下制造业企业样本[20]。然后合并CERII网站提供的双边贸易国引力变量数据，从而得到初步需要的数据库。最后，参考许家云等的做法，删除在2000年已建立出口关系的样本以处理左侧删失问题[21](P318-321)。

(三)生存函数估计

图1 分组样本的生存分析结果

四、实证分析

(一)基础回归

1.企业出口产品质量与出口关系存续

本文首先使用离散时间风险模型考察企业出口产品质量对企业出口关系存续的平均影响效应。表1第(1)列是在没有控制其他变量情况下的回归结果，产品质量的系数显著为负，表示企业出口产品质量提高将降低出口关系发生风险的概率，倾向于延长出口关系的存续时间。第(2)列和第(3)列分别为控制了双边国家特征和企业特征变量时的结果，产品质量的系数依然为负且通过1%水平的显著性检验。第(4)列为加入了所有控制变量后的结果，产品质量的系数依然显著为负。第(5)列为在第(4)列基础上加入产品和年份固定效应的结果，可以看出加入固定效应后产品质量的系数依然显著为负，且系数的大小仅有微小的变动。另外，由于中国的GDP(gdpchi)为仅随时间变化的变量，在控制了年份固定效应后，该变量在回归中被丢掉。综上，结合推论1，这一结果说明对于我国出口企业平均而言，有0<η<1，即质量提高1%，边际成本增加幅度小于1%，出口产品质量提升带来的收益能够补偿其带来的成本上升，产品质量提升有利于维持出口关系存续。其他变量符号与预期较为一致，比较特殊的是是否相邻的系数和生产率的系数。是否相邻(contig)的系数为正，表示我国企业出口到接壤的国家时更容易发生风险，可能的原因是我国生产的产品与邻近国家的产品更为相似，故在邻国面临更大的竞争压力，而出口到欧美国家的产品与当地产品的高价形成互补，我国产品有更大的生存空间。生产率系数为正与我们的预期不一致，可能的原因是生产率与产品质量具有较强的相关性[14]，生产率对出口关系存续的影响部分体现在产品质量中，所以在控制了产品质量后，生产率的系数与我们的预期不一致；另外，Gervais发现生产率不是影响企业出口决策的关键因素，用不同方法测算的产品质量作为控制变量时，生产率对企业是否出口的影响方向发生了变化[4]。

表1 企业出口产品质量对出口关系存续的影响

注：*、**、***分别代表10%、5%和1%的显著性水平，估计的标准误为稳健聚类标准误，本文聚类到了企业层面，限于篇幅，没有报告标准误，下表同此注。

2.企业出口产品质量与出口增长

表2汇报了企业出口产品质量提升对其出口增长率影响的回归结果。其中第(1)列是没有控制其他变量时的回归结果，第(2)列和第(3)列分别为控制了双边国家特征和企业特征变量时的结果，第(4)列为加入所有控制变量后的结果，且前4列均控制了企业、产品、年份固定效应。从前4列的结果中可以看出，产品质量的系数都显著为正，控制变量的加入与加入形式并不影响系数的显著性，表明企业出口产品质量的提升显著促进了出口增长率的提高。第(5)列为在第(4)列回归的基础上加入国家固定效应的结果，产品质量的系数依然显著为正，进一步验证了本文结果的稳健性，企业出口产品质量提升确实提高了一段出口关系中的出口增长率。

表2 企业出口产品质量对出口增长率的影响

注：出口增长率回归中的产品固定效应是HS6位码层面的固定效应。在出口关系存续回归中限于可加入的虚拟变量个数，产品固定效应仅在HS2位码产品层面。限于篇幅，回归结果未全部列出，如需要可向作者索要。

(二)稳健性检验与内生性问题处理

1．稳健性检验

表3第(1)～(4)列为企业出口产品质量对出口关系存续影响的稳健性检验，第(5)～(6)列为企业出口产品质量对其出口增长率影响的稳健性检验。其中第(1)列和第(5)列为改变了企业出口产品质量测算方法后的结果，此处本文参考了施炳展的方法分产品种类测算出口产品质量[3]，从结果中可以看出，第(1)列产品质量的系数显著为负，第(5)列产品质量系数显著为正，与本文基础回归结果一致。表3第(2)列和第(6)列为使用2000～2007年的数据，用Olley和Pake的方法测算生产率替代上文所用生产率[22]，并加入实际工资作为控制变量进行稳健性检验的结果，其中实际工资用以2000年为基期的居民消费价格指数对名义工资进行平减再取对数表示[21]。结果表明样本量缩小、改变控制变量和生产率测算方法并不会改变本文基础回归的结论。本文还使用probit方法和控制了个体异质性的随机Cloglog方法对企业出口关系存续问题进行了稳健性检验，结果见表3第(3)～(4)列。质量的系数都显著为负，这表明基准回归结果不随计量方法的改变而改变。综上可以看出本文基本结论具有一定的稳健性。

表3 稳健性检验

注：回归中加入了模型设定中的所有控制变量，限于篇幅，回归结果未全部列出，如需要可向作者索要，以下表同。

2.内生性问题处理

考虑到企业出口产品质量与出口关系存续和出口增长率之间可能存在反向因果关系和遗漏变量问题，本文使用两种方法对内生性问题进行一定的处理。首先，使用同一家企业其他出口关系下产品质量的均值作为工具变量。理由在于：同是一家企业生产的产品，当该企业技术、资源等条件给定时，产品之间质量相关性较强；另一方面，一段出口关系中出口形势的好坏与出口关系的维护很难影响到该企业其他种类产品的质量。表4第(1)列和第(3)列分别给出了使用工具变量法考察企业出口产品质量对出口关系存续和出口增长率影响的实证结果，结果通过了识别不足检验和弱识别检验，说明工具变量的选择是合理的。使用工具变量的回归结果显示，产品质量的系数与基础回归一致，表明考虑了内生性后本文的基本结论依然不变。另外本文还将所有控制变量取一阶滞后进行回归，结果见表4第(2)列和第(4)列，与基础回归中的结论一致，再次表明本文结果的稳健性。

表4 内生性问题处理

(三)企业出口产品质量对出口关系存续和增长率影响的机制检验

1.直接影响效应机制检验

从理论上讲，当产品质量升级时，一方面会提高企业生产该产品的边际成本从而提高其价格，此时消费者可能减少对该产品的消费，但同时由于单位价格提高了，所以消费总额的变化方向是不确定的；另一方面，消费者往往偏好高质量产品，产品质量升级将增强消费者对该产品的偏好，从而消费者将增加对该产品的消费。因此可以看出出口产品质量升级可能通过影响出口产品价格和消费者偏好直接作用于企业出口绩效，但价格渠道对企业出口绩效的影响方向具有不确定性，而消费者偏好与企业出口绩效具有正相关关系。基于此，接下来我们将从实证角度考察出口产品价格和消费者偏好是否是企业出口产品质量升级促进出口关系存续以及出口增长率提升的渠道。由于无法直接衡量消费者偏好，我们这里简单地假设，如果出口到某国的某产品数量增加意味着该国的消费者对该产品的偏好程度上升。虽然价格也会影响出口产品数量，但价格提高对出口产品数量具有负向影响，所以当质量提高导致出口数量增加时一定伴随着消费者对该产品偏好的增强。接下来我们通过中介效应模型检验企业出口产品质量升级是否通过产品价格和消费者偏好渠道提高了企业出口关系的存续概率和出口增长率。考虑到产品数量的可加性，我们使用企业-目的国-年份-HS6位码下出口额最多的HS8位码层面产品的价格和数量来进行研究②。中介效应的计量模型如下：

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为影响渠道，包括pricefvit和quantityfvit，分别表示在t年企业f出口到i国的产品v的价格和数量，其余变量含义与上文一致。回归结果见表5，从第(1)列和第(4)列结果可以看出，出口产品质量提升确实提高了产品的出口价格和出口数量。第(2)列结果表明产品出口价格提高不利于企业出口关系存续，可能的原因是在产品质量升级时，价格的提高一方面使其消费量减少，另一方面还伴随着边际成本的上升，所以此时价格提高可能使其利润下降，从而降低企业出口关系存续概率。第(5)列结果表明，出口产品质量升级通过增强消费者偏好提高了出口关系存活概率。第(3)列和第(6)列结果表明，出口产品价格提高和消费者偏好增强都是产品质量升级提高出口增长率的渠道，同时也说明产品质量提升带来的价格提升而导致的消费量减少小于质量提升带来的消费者效用提高而导致的消费量增加。与对企业出口关系存续的影响不同，价格提高促进了出口增长率的增加，可能是因为出口增长率仅体现了企业的收入而不包含成本。当价格提高时，即使伴随着边际成本的上升但该边际成本仅影响了利润而不影响收入。为了进一步确认出口价格和出口数量是否为产品质量升级促进企业出口关系存续以及出口增长率提升的中介变量，本文还进行了Sobel检验，表5分别报告了每种情况下Sobel检验的Z统计量，每个Z统计量都显著大于0.97，即在5%的水平上显著。

2.间接影响效应机制检验

根据推论3可知，企业出口产品质量可以通过提高企业出口关系存续概率从而进一步提升其出口增长率。为了验证这一推论，本文需要企业出口关系存续概率的数据，但这一数据是不能观测到的，本文推测随着企业出口关系的延长，该出口关系存续的概率将降低，因此本文使用企业出口关系年龄作为出口关系存续概率的代理变量进行机制检验。为了检验这一猜测，本文根据生存分析模型，用2001年及其以后才首次出口的样本得到Kaplan-Meier生存曲线图，考察企业出口关系存续概率随企业出口关系年龄的变化趋势。结果见图2，横轴为企业出口关系的年龄，纵轴为存续概率，从图2中可以看出企业出口关系年龄越大，其存续概率越低。因此本文使用企业出口关系年龄这一可以观测到的变量作为存续概率的代理变量进行机制检验。

图2 企业出口关系的生存曲线图

我们在基础回归模型中加入出口产品质量与企业出口关系年龄(spellage)的交互项进行机制检验，回归结果见表5第(7)列。从结果中可以看出quality×spellage的系数显著为负，表示企业出口关系年龄越小(即企业出口关系存续的概率越大)，产品质量提升对出口增长率的促进作用越大。另外基础回归中证明了出口产品质量升级能够提升企业出口关系存续概率，因此验证了推论3：产品质量升级通过提高企业出口关系存续概率进一步促进了出口增长率提升。

表5 机制检验回归结果

五、拓展分析：企业出口产品质量对出口关系存续和出口增长的异质性影响

上文基于总体样本发现企业出口产品质量升级能够显著提高企业出口关系存续概率并促进其出口增长率提升，并且这一结果具有一定的稳健性。但以上结果仅反映了平均影响效应，为了进一步考察企业出口产品质量对出口关系存续以及出口增长率影响的异质性，在接下来的部分，本文引入企业异质性与出口目的国异质性进行考察。

(一)企业出口产品质量升级对出口关系存续的异质性影响

不同所有制企业获得各种资源资本的能力具有差异，提高企业出口产品质量可能具有不同的效果，故本文首先按照企业所有制进行异质性检验，具体的，本文根据工业企业数据库中的企业注册类型将样本划分为国有、外资以及民营企业三类子样本分别进行回归，其中外资企业包括外商投资企业和港澳台企业，估计结果见表6的第(1)～(3)列。从这3列结果可以看出，外资企业的产品质量提升对出口关系存续的促进作用最显著，民营企业次之，国有企业最小。一般来说，外资企业与民营企业的效率较高，当其产品质量提升时边际成本上升速度可能较慢，同时外资企业与国外市场有天然的联系，这可能使得他们更容易开拓国外市场，因此当产品质量升级时外资企业和民营企业将受益更多。第(4)～(5)列考察了不同收入出口目的国的异质性影响，本文按照是否为OECD国家来划分高低收入国家，当一国为OECD国家时，则认为其为高收入国家，否则为低收入国家。结果表明，产品质量升级对出口到高收入国家的企业出口关系存续更有利。可能的原因是，高收入国家一般偏好更高质量的产品，支付能力也更强，因此高质量产品将在高收入国家获得更大的市场，从而当中国企业出口产品质量升级时，该出口关系更容易存续。

(二)企业出口产品质量升级对出口增长率的异质性影响

与上文一致，首先是企业所有制的异质性影响考察，回归结果见表6第(6)～(8)列，产品质量的系数都显著为正，其中私营企业的系数最大，表明私营企业出口产品质量提升将获得更大的出口增长。表6第(9)列和第(10)列结果表明，出口到低收入国家的产品质量升级的出口增长率提升效应更大，这一结果与李小平等的结果相似[5]，可能的原因是高收入国家大多是中国的较大贸易伙伴国，中国对这些国家的出口总量较大，其增长率的上升幅度略低。

表6 企业出口产品质量对出口关系存续和增长率影响的异质性考察

注：第(1)～(5)列控制了产品和年份固定效应，第(6)～(10)列控制了企业、产品、国家和年份固定效应。

六、结论与政策建议

在国际市场需求疲软、贸易摩擦升级，国内人口红利消退、要素价格抬升的大背景下，中国出口企业依靠低价带来的比较优势逐渐消失。如何在新环境下保持出口健康快速发展已经成为中国企业当前迫切需要解决的问题之一。为此，本文考察了企业出口产品质量升级作为其出口增长点的可行性。

本文通过实证分析发现企业出口产品质量提升有利于提高企业出口关系存续概率、促进出口增长率提升。通过改变产品质量测算方法、改变样本区间和计量方法等进行稳健性检验得到的结论一致；为了解决内生性问题，通过工具变量法和所有解释变量取滞后一阶的方法进行回归，基本结论依然不变。另外，本文结合理论模型，考察了出口产品质量升级对出口关系存续以及出口增长率的直接影响效应和间接影响效应，发现产品质量通过增强消费者偏好促进了出口关系延续的同时，通过提高价格抑制了出口关系的延续，但增强消费者偏好和提高出口价格都是产品质量升级促进出口增长率提升的渠道。间接影响机制检验发现出口产品质量提升确实可以通过提高企业出口关系存续概率进一步提升出口增长率。最后，异质性检验显示：外资企业的出口产品质量升级对出口关系存续的促进作用最显著，民营企业次之，国有企业最小；而民营企业出口产品质量升级对出口增长率的促进作用最强，国有企业次之，外资企业最小；产品质量升级对出口到高收入国家的出口关系存续的促进作用更强，对出口到低收入国家的出口增长率的促进作用更强。

近年来，国际上对中国产品的评价逐渐出现“中国创造”这样的正面评价，但是与世界先进水平相比，我国制造业在质量效益方面仍然差距明显，且存在产品档次不够高、缺乏世界名牌等问题。本文证实了出口产品质量升级是我国企业发展的一个重要助推力，这对经济政策有一定的启示：从企业层面看，在国际需求萎靡和国内经济结构调整的大背景下，中国企业致力于提升产品质量无疑能为其找到立足点和增长点，另外企业应该通过加强技术创新、引进先进生产设备等方法降低企业产品质量升级的成本，从而使产品质量升级为中国企业带来更大的优势；从国家层面看，提升企业出口产品质量既有利于提升国际市场上对中国制造的评价，又有利于我国产业结构转型升级，并促进出口增长，国家应该降低企业负担、解决企业融资难等问题并激励企业创新，为企业以更低成本升级产品质量营造良好的环境。

注释：

①一个企业在HS8位码层面可以出口多种商品，但在HS6位码层面视为只出口一种商品，本文研究对象是企业-产品-目的国-年份层面的数据。

②若直接使用企业-目的国-年份-HS8位码层面数据会造成数据量过大，所以这里选取了企业-目的国-年份-HS6位码下的核心产品(HS8)的价格和数量来代表HS6位码层面的情况。