耿曄強(qiáng), 常德鴻

(山西大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,太原 030006)

一、引言

加入世界貿(mào)易組織以來，中國出口貿(mào)易額實(shí)現(xiàn)了快速增長，在全球貿(mào)易中發(fā)揮重要作用。貨物貿(mào)易出口額從2001年的2661億美元增長到2017年的22634億美元，年均增速15.3%，占世界出口額比重從4.4%上升到14.2%(1)由作者根據(jù)UNComtrade出口數(shù)據(jù)計(jì)算得出。。這一成就主要得益于我國低廉的成本比較優(yōu)勢和規(guī)模擴(kuò)張。然而，近年來我國成本比較優(yōu)勢逐漸喪失，資源和環(huán)境約束不斷加劇，與他國的貿(mào)易摩擦頻繁發(fā)生，依賴出口導(dǎo)向型的發(fā)展模式面臨重大的挑戰(zhàn)。這說明我國在貿(mào)易的發(fā)展上注重“量”的增長模式難以為繼，急需探索出口產(chǎn)品“質(zhì)”的提升。與此同時(shí)，隨著居民人均收入的增長，消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量提出了新要求，產(chǎn)品質(zhì)量直接影響企業(yè)在國際市場的競爭力，質(zhì)量升級(jí)有利于調(diào)節(jié)收入分配差距和推動(dòng)貿(mào)易增長(Verhoogen，2008；Hallak和Sivadasan，2013)[1～2]。在這種背景下，習(xí)近平總書記在十九大報(bào)告中指出，加強(qiáng)創(chuàng)新能力開放合作，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量變革，加快培育國際經(jīng)濟(jì)合作和競爭新優(yōu)勢，培育貿(mào)易新業(yè)態(tài)新模式，推進(jìn)貿(mào)易強(qiáng)國建設(shè)。產(chǎn)品質(zhì)量提升的主體在于微觀企業(yè)，因此，本文研究企業(yè)創(chuàng)新能力如何影響出口產(chǎn)品質(zhì)量提升具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

產(chǎn)品質(zhì)量的異質(zhì)性特征導(dǎo)致其一直都是新貿(mào)易理論的熱點(diǎn)研究問題。最初，對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的測度是這一研究的起點(diǎn)。以往的文獻(xiàn)多數(shù)采用企業(yè)產(chǎn)品單位價(jià)格作為企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的替代指標(biāo) (Auer和Chaney，2009；Bastos和Silva，2010)[3～4]，并且得到廣泛應(yīng)用。但是一些學(xué)者認(rèn)為在實(shí)際研究中單位價(jià)值量無法剔除質(zhì)量以外信息對(duì)價(jià)格的影響(Hallak和Sivadasan，2013)[2]，從而不能很好地反映其質(zhì)量狀況。隨著貿(mào)易數(shù)據(jù)在微觀層面的不斷細(xì)化，學(xué)者們趨向于利用企業(yè)層面的貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行產(chǎn)品質(zhì)量測度。例如，Amiti和Khandelwal(2013)[5]利用事后推理的方法，得出了結(jié)合產(chǎn)品價(jià)格和數(shù)量信息的微觀出口產(chǎn)品質(zhì)量測算方法；Feenstra和Romalis(2014)[6]給出了另一種測算產(chǎn)品質(zhì)量的思路，通過分析供給和需求兩個(gè)方面的因素，利用宏觀數(shù)據(jù)得到國家-產(chǎn)品層面上的出口產(chǎn)品質(zhì)量。

隨著深入研究產(chǎn)品質(zhì)量“是什么”的問題后，國內(nèi)外學(xué)者開始探討出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響因素有哪些。目前國外與產(chǎn)品質(zhì)量相關(guān)的文獻(xiàn)基本上集中關(guān)注收入水平、生產(chǎn)要素稟賦和生產(chǎn)率等因素對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量的影響。從宏觀層面出發(fā)，Linder(1961)[7]指出更富裕的國家對(duì)高質(zhì)量的產(chǎn)品有更大的偏好，高質(zhì)量產(chǎn)品的市場需求能夠推動(dòng)收入水平較高的國家生產(chǎn)高質(zhì)量產(chǎn)品；Schott(2004)[8]認(rèn)為相比勞動(dòng)力稟賦，具有技術(shù)稟賦的國家在生產(chǎn)高質(zhì)量產(chǎn)品上更具優(yōu)勢，另外，出口國生產(chǎn)技術(shù)中的資本密集度也會(huì)影響產(chǎn)品單位價(jià)值；Amiti和Khandelwal(2013)[5]從進(jìn)口競爭這一因素入手考察對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，他們將出口國生產(chǎn)的產(chǎn)品按照質(zhì)量水平的相對(duì)高低分為兩種情況，當(dāng)產(chǎn)品質(zhì)量水平與世界前沿水平差距較小時(shí)，關(guān)稅減免引起的競爭加劇會(huì)促進(jìn)這部分產(chǎn)品的質(zhì)量提升，反之會(huì)抑制產(chǎn)品質(zhì)量提升。之后研究逐漸轉(zhuǎn)向了微觀領(lǐng)域，學(xué)者們開始對(duì)企業(yè)層面質(zhì)量的影響因素進(jìn)行探討。Bernard等(2006)[9]以及Kugler和Verhoogen(2005)[10]的實(shí)證研究表明，出口廠商相對(duì)于非出口廠商的生產(chǎn)率更高以及工人技術(shù)水平更高，出口廠商生產(chǎn)的產(chǎn)品質(zhì)量水平更高；Kugler和Verhoogen(2012)[11]提出了異質(zhì)企業(yè)的內(nèi)生投入和產(chǎn)出質(zhì)量選擇模型，并得出企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品質(zhì)量與規(guī)模大小相關(guān)的結(jié)論；Fan等(2015)[12]認(rèn)為，進(jìn)口關(guān)稅的下降會(huì)降低中國企業(yè)進(jìn)口中間品的成本，通過進(jìn)口中間品這一路徑，進(jìn)而促進(jìn)異質(zhì)性企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)。國內(nèi)諸多學(xué)者的研究視角主要集中于關(guān)稅減免(余淼杰和李樂融，2015；汪建新，2014 )、企業(yè)生產(chǎn)率(樊海潮和郭光遠(yuǎn)，2015)、匯率(許家云等，2015)、政府補(bǔ)貼(施炳展和邵文波，2014； 張杰等，2015)、 資本密集度(施炳展等，2013)和中間品進(jìn)口(許家云等，2017)等因素對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響[13～20]。張杰等(2014)[21]利用2000—2006年中國海關(guān)數(shù)據(jù)，得出中國出口產(chǎn)品質(zhì)量總體上呈現(xiàn)輕微下降并呈U型變化的結(jié)論，文章還比較分析了不同所有制、貿(mào)易方式以及行業(yè)下中國出口產(chǎn)品質(zhì)量的變化趨勢。

研究出口產(chǎn)品質(zhì)量的決定因素要立足于本國的實(shí)際情況。目前，我國自主創(chuàng)新尤其是原始創(chuàng)新能力不強(qiáng)，與創(chuàng)新型國家在關(guān)鍵領(lǐng)域核心技術(shù)上存在一定差距，由此產(chǎn)生的科學(xué)技術(shù)供給質(zhì)量不高，技術(shù)供給與需求的結(jié)構(gòu)性矛盾突出，已成為我國進(jìn)行產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)、推動(dòng)貿(mào)易增長的短板和軟肋。黃先海等(2018)[22]研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新作為企業(yè)出口提升產(chǎn)品競爭力的重要途徑，能夠解釋1/3左右企業(yè)出口帶來的加成率增長?？梢姡瑒?chuàng)新因素普遍限制異質(zhì)性企業(yè)出口的問題是客觀存在的。當(dāng)前，只有少數(shù)學(xué)者從創(chuàng)新這一視角來研究出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響因素。Glass和Wu(2007)[23]發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資可以通過技術(shù)外溢以促進(jìn)質(zhì)量提升；施炳展與邵文波(2014)[17]在探求中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的決定因素時(shí)，從研發(fā)投入和研發(fā)效率兩個(gè)維度探討研究開發(fā)對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，得出研發(fā)投入對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量并沒有穩(wěn)健積極的影響，研發(fā)效率提升是關(guān)鍵的結(jié)論。不足的是，以上研究沒有得到創(chuàng)新因素本身對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量影響的準(zhǔn)確結(jié)論，更沒有就企業(yè)創(chuàng)新對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的異質(zhì)性影響和作用渠道進(jìn)行深入細(xì)致的研究。

與既有文獻(xiàn)相比，本文可能的邊際創(chuàng)新在于：第一，首次通過構(gòu)建理論模型，將企業(yè)創(chuàng)新和出口產(chǎn)品質(zhì)量納入統(tǒng)一的分析框架，考察企業(yè)創(chuàng)新對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響機(jī)制，有利于探索打開影響出口產(chǎn)品質(zhì)量的“黑匣子”；第二，考慮到現(xiàn)實(shí)中不同所有制、貿(mào)易方式、地區(qū)分布和生產(chǎn)率的樣本企業(yè)存在差異性，本文進(jìn)行了這四方面的異質(zhì)性分析，深入研究創(chuàng)新對(duì)不同特征企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的異質(zhì)性影響，較相關(guān)文獻(xiàn)有所突破；第三，借鑒Griliches和Regev(1995)[24]分解生產(chǎn)率的做法，對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行動(dòng)態(tài)分解，進(jìn)一步探究創(chuàng)新對(duì)集約邊際效應(yīng)和擴(kuò)展邊際效應(yīng)的影響，從而豐富了本文的研究結(jié)論。

二、理論模型構(gòu)建

(一)價(jià)格競爭階段

假定每個(gè)消費(fèi)者最多購買一單位產(chǎn)品，則效用函數(shù)的表達(dá)式是：

Uθ=sθ-p

(1)

式(1)中，s表示產(chǎn)品質(zhì)量，我們假定兩企業(yè)生產(chǎn)差異化的產(chǎn)品，外國產(chǎn)品質(zhì)量s1大于本國s2；p表示質(zhì)量s對(duì)應(yīng)的產(chǎn)品價(jià)格。θ表示消費(fèi)者的偏好參數(shù)，均勻分布在區(qū)間[0,1]內(nèi)；無差異消費(fèi)者(消費(fèi)本國產(chǎn)品和外國產(chǎn)品帶來的效用相同)的偏好θ12滿足θ12s1-p1=θ12s2-p2；邊際消費(fèi)者(消費(fèi)本國產(chǎn)品和不消費(fèi)產(chǎn)品的效用相同)的偏好θ20滿足θ20s2-p2=0，這樣兩企業(yè)所面臨的市場需求分別是：

D1=1-θ12，D2=θ12-θ20

(2)

基于本國政府實(shí)施的關(guān)稅政策，兩國企業(yè)收入函數(shù)的表達(dá)式為：

(3)

其中，t為本國政府實(shí)施的進(jìn)口關(guān)稅稅率。根據(jù)利潤最大化的條件且聯(lián)立可得均衡狀態(tài)下兩國企業(yè)產(chǎn)品價(jià)格：

(4)

將(4)式代入(2)、(3)式得到均衡時(shí)兩企業(yè)的市場需求及收入函數(shù)：

(5)

(6)

這時(shí)國內(nèi)外企業(yè)的均衡收入由稅率t和產(chǎn)品質(zhì)量s1、s2共同決定，從表達(dá)式中也可以看出，本國政府增加稅收，促進(jìn)了企業(yè)的生產(chǎn)，致使本國企業(yè)收入水平提高。

(二)貿(mào)易關(guān)稅的選擇階段

在本階段本國政府以制定貿(mào)易關(guān)稅的形式選擇最優(yōu)的貿(mào)易政策，本國總福利函數(shù)為：

(7)

其中CS為消費(fèi)者剩余，T為稅收，剩下的是本國總利潤，C2為本國企業(yè)參與價(jià)格競爭時(shí)的沉沒成本。將(4)、(5)式代入式(7)可得均衡狀態(tài)下的國內(nèi)福利水平：

(8)

為實(shí)現(xiàn)福利的最大化，由(8)式對(duì)t求導(dǎo)可得均衡時(shí)的最優(yōu)稅率：

(9)

式(9)中t*>0，說明政府在缺乏可信機(jī)制的保證下，不會(huì)選擇自由貿(mào)易政策。進(jìn)一步，將(9)式代入(6)式容易求得均衡時(shí)國內(nèi)外企業(yè)的收入函數(shù)分別為：

(10)

(11)

(三)質(zhì)量選擇階段

本國企業(yè)生產(chǎn)高質(zhì)量產(chǎn)品的生產(chǎn)成本由創(chuàng)新程度(μ)、產(chǎn)品質(zhì)量水平(s2)以及企業(yè)投資成本效益(r2)決定，故假定本國企業(yè)的成本函數(shù)為：

(12)

(12)式中，r2為本國企業(yè)的投資成本效益，越低表示投資越有效；μ[0,1]表示技術(shù)溢出的程度或創(chuàng)新的程度。

上述過程已得到了本國企業(yè)含質(zhì)量參數(shù)的收入函數(shù)(11)和成本函數(shù)(12)，為了進(jìn)一步簡化模型，我們引入σ、q來重新對(duì)收入和成本公式進(jìn)行表達(dá)。具體地，由于決策結(jié)構(gòu)的連續(xù)性以及外國企業(yè)質(zhì)量決策不受本國企業(yè)的影響，假定：

(13)

q=r2s1

(14)

其中σ表示本國企業(yè)的質(zhì)量決策變量，σ[0,∞)；q表示外國企業(yè)的質(zhì)量決策變量，q[0,∞)。這樣一來，本國企業(yè)的收入函數(shù)和成本函數(shù)可以改寫成：

(15)

(16)

本國企業(yè)的凈利潤函數(shù)為Π2(σ,q)-C2(σ,q)，根據(jù)利潤最大化條件，可得本國企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品質(zhì)量：

(17)

式(17)是單調(diào)遞增的，即假定外國企業(yè)質(zhì)量決策是外生變量，本國企業(yè)為了獲取出口優(yōu)勢，往往會(huì)通過技術(shù)創(chuàng)新μ來帶動(dòng)產(chǎn)品質(zhì)量σ的升級(jí)。因此，本文提出假說：企業(yè)提高創(chuàng)新能力，能夠提高生產(chǎn)效率，降低生產(chǎn)成本，從而激勵(lì)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。

三、模型設(shè)定、變量及數(shù)據(jù)說明

(一)計(jì)量模型

為考察企業(yè)創(chuàng)新對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，我們構(gòu)建以下回歸模型：

lnqualityit=c1+c2lninvit+c3D+φi+λt+μit

(18)

41其中，下標(biāo)i、t分別表示企業(yè)和年份，qualityit表示出口產(chǎn)品質(zhì)量，invit表示企業(yè)創(chuàng)新；D為模型的控制變量集合，具體包括：企業(yè)規(guī)模(lnsize)、全要素生產(chǎn)率(tfp)、工資水平(lnwage)、資本密集度(lncap)、貿(mào)易類型(trade)、所有制類型(ownership)；c1、c2、c3為估計(jì)系數(shù)；λt、φi分別表示年份和企業(yè)固定效應(yīng)；μit為殘差項(xiàng)。

(二)指標(biāo)測度

1.企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的測算

為測算出口企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量，我們借鑒Amiti和Khandelwal(2013)[5]的方法，建立如下計(jì)量模型：

lnqijt=τjt-σlnpijt+εijt

(19)

(20)

其中max(qualityijt)、min(qualityijt)分別表示某一產(chǎn)品在年份-企業(yè)-出口國維度上的的質(zhì)量最大值和最小值。在此基礎(chǔ)上，我們按照(21)式計(jì)算企業(yè)-年份維度上的出口產(chǎn)品質(zhì)量：

(21)

其中,valueijt表示企業(yè)i在t期出口到j(luò)國的產(chǎn)品金額。

2.企業(yè)創(chuàng)新測算

在以往的經(jīng)驗(yàn)研究中衡量企業(yè)創(chuàng)新的變量主要有：研發(fā)經(jīng)費(fèi)、新產(chǎn)品產(chǎn)值、發(fā)明和專利數(shù)目。其中，研發(fā)經(jīng)費(fèi)用來衡量創(chuàng)新投入，新產(chǎn)品產(chǎn)值以及發(fā)明和專利數(shù)目用來衡量創(chuàng)新產(chǎn)出。考慮到使用研發(fā)經(jīng)費(fèi)時(shí)，創(chuàng)新投入轉(zhuǎn)化成創(chuàng)新產(chǎn)出存在時(shí)滯性;另外，發(fā)明和專利數(shù)目在生產(chǎn)過程中不一定均能投入生產(chǎn)，因此我們認(rèn)為新產(chǎn)品產(chǎn)值可以更準(zhǔn)確地衡量創(chuàng)新，具體在回歸中我們采用新產(chǎn)品產(chǎn)值取對(duì)數(shù)作為企業(yè)創(chuàng)新的衡量指標(biāo)。

3.其他控制變量的設(shè)定及說明

(1)企業(yè)規(guī)模(lnsize)，采用從業(yè)人數(shù)取對(duì)數(shù)來衡量企業(yè)規(guī)模。在新貿(mào)易理論框架下，企業(yè)自身規(guī)模具有明顯的成本優(yōu)勢，預(yù)期該項(xiàng)系數(shù)為正。(2)全要素生產(chǎn)率(tfp)，使用Head和Rise(2003)[26]提出的估計(jì)方法，將其近似表達(dá)為tfp=ln(y/l)-sln(k/l)(2)y為工業(yè)增加值，l為年均從業(yè)人員數(shù)，k為固定資產(chǎn)規(guī)模，s為生產(chǎn)函數(shù)中資本的貢獻(xiàn)度，我們?cè)O(shè)定為1/3。，預(yù)期符號(hào)為正。(3)工資水平(lnwage)，用應(yīng)付工資總額和全部從業(yè)人數(shù)的比值進(jìn)行衡量，預(yù)期該項(xiàng)系數(shù)為正。(4)資本密集度(lncap)，用固定資產(chǎn)凈值年平均余額與全部從業(yè)人員的比值進(jìn)行衡量。(5)貿(mào)易類型(trade),本文將出口企業(yè)劃分為3類: 一般貿(mào)易企業(yè)(nor)，即企業(yè)僅從事一般貿(mào)易方式的出口；加工貿(mào)易企業(yè)(pro)，即企業(yè)僅從事加工貿(mào)易方式的出口；混合貿(mào)易企業(yè)(mix)，除了從事以上兩種貿(mào)易方式的其他企業(yè)，三種類型企業(yè)分別為0—1虛擬變量，為相應(yīng)類型賦值為1，否則為0。(6)企業(yè)所有制類型(ownership)，根據(jù)企業(yè)登記注冊(cè)類型，我們將企業(yè)分為國有企業(yè)(nat)、集體企業(yè)(gro)、獨(dú)立法人企業(yè)(leg)、私人企業(yè)(pri)和外資企業(yè)(for)五類，它們均為0-1虛擬變量，相應(yīng)類型賦值為1，否則為0。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文在計(jì)量檢驗(yàn)時(shí)主要使用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫。創(chuàng)新以及其他企業(yè)層面的控制變量信息來自前者，本文需要的產(chǎn)品質(zhì)量信息來源于后者，我們參照施炳展和曾祥菲(2015)[27]的方法分別對(duì)其進(jìn)行了預(yù)處理。接下來，我們參照Yu(2015)[28]與Upward(2013)[29]的做法將其匹配并進(jìn)行如下處理：通過行業(yè)代碼篩選制造業(yè)樣本；刪除職工人數(shù)小于8的樣本；刪除工業(yè)總產(chǎn)值、應(yīng)付工資、實(shí)收資本、中間品投入、總資產(chǎn)以及固定資產(chǎn)凈值年平均余額中任一項(xiàng)存在零值或缺漏的樣本；刪除不符合會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的樣本；剔除銷售額小于500的樣本企業(yè)，最后得到208954家企業(yè)7年的樣本數(shù)據(jù)(3)由于在工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中2004年的新產(chǎn)品產(chǎn)值字段存在缺失，我們的樣本只包含2000—2003年和2005—2007年共7年。。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果及分析

我們利用計(jì)量模型(19)和處理好的2000—2007年非平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，得到表1的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。第(1)列展示了核心解釋變量創(chuàng)新和出口產(chǎn)品質(zhì)量的回歸結(jié)果，第(2)～(7)列是逐次加入控制變量后的實(shí)證結(jié)果。根據(jù)基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新與出口產(chǎn)品質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，且在0.027～0.055的范圍內(nèi)小幅波動(dòng)，說明創(chuàng)新對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量有著顯著的促進(jìn)作用。觀察第(7)列完整的回歸結(jié)果同樣可以看出，企業(yè)創(chuàng)新能力提高有利于培育出口產(chǎn)品的質(zhì)量優(yōu)勢(4)表1第(7)列可以看出創(chuàng)新每提高一個(gè)百分點(diǎn)，出口產(chǎn)品質(zhì)量提高約0.027個(gè)百分點(diǎn)。?；谏鲜龇治?，本文的理論分析假說得到了驗(yàn)證，有效地證實(shí)了創(chuàng)新能力在出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)中扮演著重要作用。

觀察各個(gè)控制變量的情況，企業(yè)規(guī)模的估計(jì)系數(shù)均顯著為正且較大，說明企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)借助規(guī)模經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用，進(jìn)而在產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)等方面具有更大優(yōu)勢；全要素生產(chǎn)率的系數(shù)均顯著為正，表明企業(yè)生產(chǎn)效率是產(chǎn)品質(zhì)量提升的重要影響因素，這與許和連等(2016)[30]的研究相符；工資水平的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這說明對(duì)員工的激勵(lì)程度越高，企業(yè)的人力資本投入越大，產(chǎn)出質(zhì)量水平越高，與預(yù)期相符；是否加工貿(mào)易的系數(shù)顯著為正且系數(shù)較大，加工貿(mào)易以進(jìn)口國外中間品為主要特點(diǎn)，高質(zhì)量的中間品投入有利于出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升，因此相應(yīng)的最終產(chǎn)品質(zhì)量較高，這一結(jié)論與王永進(jìn)等(2014)[31]的研究相符；是否為獨(dú)立法人企業(yè)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，可能的原因是，獨(dú)立法人企業(yè)擁有獨(dú)立的經(jīng)營組織，更有動(dòng)力進(jìn)行技術(shù)升級(jí)，進(jìn)而提高產(chǎn)品質(zhì)量；資本密集度對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響不確定(基準(zhǔn)回歸中資本密集度的估計(jì)系數(shù)為正，但經(jīng)過替換創(chuàng)新指標(biāo)以及內(nèi)生性問題處理后，發(fā)現(xiàn)資本密集度對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響并不穩(wěn)健)。

表1 基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果

表1(續(xù))

注：小括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤；*、**、***分別表示變量在10%、5%、1%的水平上顯著，下同。

(二)內(nèi)生性問題的處理

在基準(zhǔn)回歸中創(chuàng)新對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響存在內(nèi)生性問題，使模型所得結(jié)果出現(xiàn)偏誤。一方面，企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量很大程度上體現(xiàn)企業(yè)的經(jīng)營狀況，經(jīng)營狀況好的企業(yè)往往對(duì)企業(yè)內(nèi)部研發(fā)創(chuàng)新有更高的要求，因此創(chuàng)新和出口產(chǎn)品質(zhì)量可能存在逆向因果關(guān)系；另一方面，政策因素如政府補(bǔ)貼是影響企業(yè)創(chuàng)新的因素，從而說明創(chuàng)新并非是嚴(yán)格外生的。為了得到更穩(wěn)健的估計(jì)結(jié)果，我們借鑒林薛棟等(2017)[32]的做法，使用核心解釋變量創(chuàng)新的滯后一期作為工具變量，并采用兩階段最小二乘法(2SLS)得到表2(1)列的實(shí)證結(jié)果。

與基準(zhǔn)回歸相比，主變量和其他控制變量的回歸結(jié)果都符合預(yù)期，說明考慮了內(nèi)生性后，本文的回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。值得注意的是，創(chuàng)新的估計(jì)系數(shù)較基準(zhǔn)回歸明顯增大，這說明內(nèi)生性的存在使得基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果有向下偏移的趨勢。另外，我們還對(duì)工具變量進(jìn)行了內(nèi)生性檢驗(yàn)和弱識(shí)別檢驗(yàn)，DWH檢驗(yàn)證實(shí)了創(chuàng)新并非絕對(duì)外生(5)表2(1)列DWH內(nèi)生性檢驗(yàn)中的P值為0，說明DWH檢驗(yàn)在1%的顯著性水平上拒絕了創(chuàng)新沒有內(nèi)生性的原假設(shè)。，弱識(shí)別檢驗(yàn)的結(jié)果表明滯后變量與當(dāng)期變量有強(qiáng)相關(guān)性，可以充當(dāng)工具變量。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證回歸結(jié)果的可靠性，在工具變量的基礎(chǔ)上，我們從以下三方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：第一，對(duì)新產(chǎn)品產(chǎn)值為零的樣本予以剔除；第二，借鑒許和連等(2016)[30]的做法，將lnquality進(jìn)行1%水平的雙邊截尾，從而剔除異常值對(duì)回歸結(jié)果的影響；第三，改變創(chuàng)新的測度指標(biāo)，采用研發(fā)經(jīng)費(fèi)作為創(chuàng)新的替代變量，來檢驗(yàn)創(chuàng)新對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響的穩(wěn)健性，回歸結(jié)果見表2。從表中可以看出，主要解釋變量以及控制變量結(jié)果與基準(zhǔn)回歸差別不大，說明本文所得結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表2 內(nèi)生性處理和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表2(續(xù))

注：中括號(hào)內(nèi)數(shù)值為相應(yīng)統(tǒng)計(jì)量的P值。

(四)異質(zhì)性分析

1.企業(yè)貿(mào)易方式的異質(zhì)性

為驗(yàn)證企業(yè)創(chuàng)新對(duì)不同貿(mào)易類型企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的差異化影響，我們根據(jù)海關(guān)數(shù)據(jù)將樣本企業(yè)區(qū)分為三組貿(mào)易方式子樣本: 加工貿(mào)易企業(yè)(proce) 、一般貿(mào)易企業(yè)(normal) 和其他(qita) 。按照貿(mào)易方式將其生成虛擬變量，以加工貿(mào)易為對(duì)照組，在基準(zhǔn)回歸模型中引入企業(yè)創(chuàng)新與虛擬變量的交互項(xiàng)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表 3 第(1)列。該結(jié)果表明，相比一般貿(mào)易企業(yè)，當(dāng)企業(yè)從事加工貿(mào)易時(shí)，創(chuàng)新對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的促進(jìn)作用更大。具體地，創(chuàng)新程度提高 1%，企業(yè)在加工貿(mào)易方式下的出口產(chǎn)品質(zhì)量會(huì)提高0.034%，而一般貿(mào)易下質(zhì)量提高 0.025%(6)0.034+(-0.009)=0.025，這說明創(chuàng)新對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升效應(yīng)因加工貿(mào)易得到強(qiáng)化?？赡艿慕忉尀椋涸谥袊鴮?duì)外貿(mào)易中加工貿(mào)易占據(jù)了大部分，加工貿(mào)易“兩頭在外”的顯著特點(diǎn)決定了其有更多機(jī)會(huì)吸收進(jìn)口中間品帶來的研發(fā)成果和先進(jìn)科學(xué)技術(shù)知識(shí)，進(jìn)而有利于提高本企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量。

2.所有制異質(zhì)性

考慮到創(chuàng)新對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響可能受到所有制的干擾，我們將樣本分為國有企業(yè)(soes)、私營企業(yè)(private)和外資企業(yè)(foreign)，并且以外資企業(yè)為對(duì)照組，使用企業(yè)創(chuàng)新與所有制虛擬變量的交互項(xiàng)進(jìn)行回歸。從回歸結(jié)果來看，私營企業(yè)的估計(jì)系數(shù)不顯著，而外資企業(yè)和國有企業(yè)的影響系數(shù)都至少在10%的水平下顯著為正，說明創(chuàng)新對(duì)外資企業(yè)與國有企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響力度大于私營企業(yè)，且對(duì)外資企業(yè)的促進(jìn)作用最大。上述現(xiàn)象可能的解釋是，外資企業(yè)全球化的生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)使其不斷適應(yīng)外部創(chuàng)新的沖擊，且外資企業(yè)比本土企業(yè)可以獲得更多先進(jìn)技術(shù)，因此創(chuàng)新對(duì)外資企業(yè)的促進(jìn)作用發(fā)揮的更好。對(duì)于私營企業(yè)來說，原因可能是，私營企業(yè)在人力資源管理中采取了“大棒式管理方法”，通過壓低工資的方式增加企業(yè)利潤、擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模，企業(yè)難以可持續(xù)發(fā)展，高質(zhì)量經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的創(chuàng)新問題難以解決。

表3 企業(yè)創(chuàng)新對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量異質(zhì)性影響的估計(jì)結(jié)果

3.地區(qū)異質(zhì)性

參考工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的省份代碼，我們按照地域分布把所有樣本企業(yè)劃分為東部地區(qū)(east)、中部地區(qū)(mid)和西部地區(qū)(west)，更為詳細(xì)地評(píng)估不同地區(qū)創(chuàng)新對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的異質(zhì)性影響，回歸結(jié)果見表4(1)列。該結(jié)果顯示：創(chuàng)新對(duì)不同地區(qū)企業(yè)出口的產(chǎn)品質(zhì)量都起到了一定的促進(jìn)作用，并且對(duì)東部地區(qū)企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生的促進(jìn)作用總體大于中西部地區(qū)。對(duì)此可能的解釋是，與中西部相比，東部地區(qū)與外國產(chǎn)品的技術(shù)勢差較小，根據(jù)熊彼特增長范式里的“阻退競爭效應(yīng)”，競爭的市場環(huán)境會(huì)倒逼企業(yè)主動(dòng)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，使得創(chuàng)新對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的促進(jìn)作用更明顯。另外，東部地區(qū)技術(shù)水平先進(jìn)、信息發(fā)達(dá)、基礎(chǔ)設(shè)施良好，也都有利于發(fā)揮創(chuàng)新對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量的積極作用。

4.企業(yè)生產(chǎn)率的異質(zhì)性

表4(2)列考察了創(chuàng)新對(duì)不同生產(chǎn)率企業(yè)的差異化影響，首先我們將生產(chǎn)率從小到大排序并取4分位數(shù)，以生產(chǎn)率4分位數(shù)為界限生成相應(yīng)的虛擬變量(t1、t2、t3、t4)。其次在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上引入創(chuàng)新和企業(yè)生產(chǎn)率4個(gè)虛擬變量的乘積項(xiàng)。表4(2)報(bào)告了創(chuàng)新對(duì)生產(chǎn)率差異下企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的回歸結(jié)果。估計(jì)結(jié)果顯示，創(chuàng)新與生產(chǎn)率4分位虛擬變量交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)都顯著為正，且隨著生產(chǎn)率的提高而變大，說明了創(chuàng)新對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的促進(jìn)作用通過生產(chǎn)率的提高而得到了加強(qiáng)。可能的原因是：企業(yè)生產(chǎn)率水平越高，發(fā)明新產(chǎn)品、新工藝、對(duì)原有產(chǎn)品進(jìn)行改進(jìn)的效率越高，進(jìn)而不斷提高了出口產(chǎn)品質(zhì)量。

表4 企業(yè)創(chuàng)新對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量異質(zhì)性影響的估計(jì)結(jié)果

表4(續(xù))

五、進(jìn)一步研究

我們通過基準(zhǔn)回歸和分組回歸檢驗(yàn)了企業(yè)創(chuàng)新與出口產(chǎn)品質(zhì)量的關(guān)系，回歸結(jié)果顯著地支持了企業(yè)創(chuàng)新促進(jìn)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升這一理論假說。那么，企業(yè)創(chuàng)新能力是如何對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生影響的？企業(yè)的動(dòng)態(tài)調(diào)整行為在其中有沒有發(fā)揮作用？回答上述問題可以保證分析的完整性并進(jìn)一步檢驗(yàn)本文結(jié)論的可靠性，為此，本文進(jìn)一步對(duì)制造業(yè)行業(yè)總體出口產(chǎn)品質(zhì)量變動(dòng)進(jìn)行分解，深入考察創(chuàng)新與行業(yè)層面出口產(chǎn)品質(zhì)量分解效應(yīng)之間的關(guān)系，重點(diǎn)關(guān)注集約效應(yīng)在其中的作用。

借鑒施炳展、曾祥菲(2015)[27]的思路(7)施炳展和曾祥菲(2015)將2000—2006年企業(yè)層面的進(jìn)口產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行了分解；許家云等(2017)將2000—2007年企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行了分解，并進(jìn)一步探索中間品進(jìn)口對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響渠道。，行業(yè)總體出口產(chǎn)品質(zhì)量的變動(dòng)主要源于“集約邊際(intensivemargin)”和“擴(kuò)展邊際(extensivemargin)”。集約邊際是指持續(xù)出口企業(yè)的質(zhì)量變化引起的總體質(zhì)量的變化，涵蓋企業(yè)間效應(yīng)(acrossfirmeffect)以及企業(yè)內(nèi)效應(yīng)(withinfirmeffect)這兩部分，擴(kuò)展邊際是指企業(yè)的進(jìn)入、退出行為導(dǎo)致的總體質(zhì)量變動(dòng)，包括進(jìn)入效應(yīng)(entryeffect)和退出效應(yīng)(exiteffect)。企業(yè)內(nèi)效應(yīng)代表持續(xù)出口企業(yè)自身質(zhì)量變動(dòng)所引起的總體出口產(chǎn)品質(zhì)量變動(dòng)；企業(yè)間效應(yīng)代表持續(xù)出口企業(yè)間市場份額調(diào)整所引起的變動(dòng)；進(jìn)入效應(yīng)代表新進(jìn)入企業(yè)所引起的總體產(chǎn)品質(zhì)量變動(dòng)；退出效應(yīng)代表出口企業(yè)的市場退出行為導(dǎo)致的變動(dòng)。因此，從另一個(gè)維度來看，出口產(chǎn)品質(zhì)量變動(dòng)同時(shí)也由企業(yè)內(nèi)效應(yīng)、企業(yè)間效應(yīng)、進(jìn)入效應(yīng)和退出效應(yīng)組成。具體分解過程如下：

在t期j行業(yè)的總體出口產(chǎn)品質(zhì)量為：

(22)

其中，θj表示行業(yè)j的企業(yè)集合；Quait表示企業(yè)i在t時(shí)期的出口產(chǎn)品質(zhì)量；Sit表示企業(yè)與所在行業(yè)出口額的比值。兩期內(nèi)的出口行業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量變動(dòng)為:

(23)

其中，D、EN和EX分別表示持續(xù)出口、進(jìn)入和退出(8)如果企業(yè)i在第t-1期不存在，而在第t期存在，則企業(yè)i為第t期進(jìn)入的；如果在第t-1期存在，而在第t期及之后時(shí)期不存在，則企業(yè)i為第t期退出的；其余樣本則為持續(xù)出口狀態(tài)。的企業(yè)集合。構(gòu)建如下的動(dòng)態(tài)分解恒等式：

(24)

通過(24)式，我們把行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量變動(dòng)分解為四部分：企業(yè)內(nèi)效應(yīng)、企業(yè)間效應(yīng)、進(jìn)入效應(yīng)和退出效應(yīng)，其中，前兩項(xiàng)的和是出口質(zhì)量變動(dòng)的集約邊際效應(yīng)，后兩項(xiàng)的和是擴(kuò)展邊際效應(yīng)。

接下來，為考察創(chuàng)新影響出口產(chǎn)品質(zhì)量變動(dòng)的主要渠道，我們?cè)O(shè)定如下計(jì)量模型：

lnQtj=co+c1lninvtj+εtj

(25)

其中，Qtj表示質(zhì)量變動(dòng)(分別用總體質(zhì)量變動(dòng)和各個(gè)分解效應(yīng)表示)，inv表示行業(yè)層面的研發(fā)費(fèi)用(9)2000—2007年的行業(yè)研發(fā)費(fèi)用數(shù)據(jù)來源于科技統(tǒng)計(jì)年鑒。，用來衡量創(chuàng)新變量，co、c1為估計(jì)系數(shù)，回歸結(jié)果分析如下。

表5(1)以行業(yè)總體出口產(chǎn)品質(zhì)量為因變量，回歸結(jié)果表明，創(chuàng)新顯著提高了行業(yè)總體出口產(chǎn)品質(zhì)量，為本文研究結(jié)論提供了行業(yè)層面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。第(2)～(7)行分別是各個(gè)效應(yīng)充當(dāng)因變量的回歸結(jié)果。從第(2)行可以看出創(chuàng)新對(duì)企業(yè)內(nèi)效應(yīng)的影響顯著為正且較大，即創(chuàng)新提高有利于持續(xù)出口企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)，進(jìn)一步肯定了前文的研究結(jié)論。第(3)行可以看出創(chuàng)新對(duì)企業(yè)間效應(yīng)的回歸系數(shù)顯著為正，說明創(chuàng)新促進(jìn)了市場份額由產(chǎn)品質(zhì)量較低的持續(xù)出口企業(yè)向質(zhì)量較高企業(yè)的再分配，進(jìn)而提高整個(gè)行業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量。將企業(yè)內(nèi)效應(yīng)和企業(yè)間效應(yīng)的和作為計(jì)量模型的因變量進(jìn)行回歸，可以得到創(chuàng)新對(duì)集約效應(yīng)的回歸結(jié)果。第(6)行表明創(chuàng)新對(duì)集約效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，且通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明創(chuàng)新對(duì)持續(xù)出口企業(yè)進(jìn)行質(zhì)量升級(jí)具有積極作用。從第(4)行可以看出，創(chuàng)新對(duì)進(jìn)入效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，且通過了10%的顯著性水平檢驗(yàn)，可能的解釋是進(jìn)入企業(yè)由于邊際成本較高，創(chuàng)新所取得的產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)步水平較低，會(huì)拉低總體出口產(chǎn)品質(zhì)量。第(5)、第(7)行表明創(chuàng)新對(duì)退出效應(yīng)和擴(kuò)展效應(yīng)的影響不顯著?？傮w來看，集約效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)較為穩(wěn)健且為正，而擴(kuò)展效應(yīng)并不穩(wěn)健，并且集約效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)大于擴(kuò)展效應(yīng)，這說明創(chuàng)新對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升更大程度是通過集約效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的。

表5 創(chuàng)新對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量分解效應(yīng)影響的估計(jì)結(jié)果

六、結(jié)論及政策啟示

本文構(gòu)建了企業(yè)創(chuàng)新與出口產(chǎn)品質(zhì)量的理論分析框架，基于2000—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了創(chuàng)新對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。進(jìn)一步，本文按照企業(yè)所有制、貿(mào)易方式、地區(qū)分布和生產(chǎn)率對(duì)全樣本進(jìn)行分類，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新對(duì)不同特征企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響具有異質(zhì)性。具體表現(xiàn)為：企業(yè)創(chuàng)新對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的促進(jìn)作用因貿(mào)易方式的差異而不同，其中對(duì)加工貿(mào)易企業(yè)促進(jìn)作用最大；企業(yè)創(chuàng)新對(duì)東部地區(qū)企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生的促進(jìn)作用總體大于中西部地區(qū)企業(yè)；不同所有制類型企業(yè)中外資企業(yè)創(chuàng)新對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的影響最強(qiáng)；創(chuàng)新對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的促進(jìn)作用通過企業(yè)生產(chǎn)率的提高而得到了加強(qiáng)。進(jìn)一步從行業(yè)視角分析發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新通過提高個(gè)體企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量和推動(dòng)企業(yè)間市場份額再分配，從而促進(jìn)行業(yè)總體出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。

上述研究結(jié)果具有鮮明的政策含義。從宏觀角度看，創(chuàng)新水平的提高對(duì)中國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)具有十分重要的意義，因此，政府應(yīng)建立共性技術(shù)支撐平臺(tái)，鼓勵(lì)企業(yè)成立科技創(chuàng)新基金，以財(cái)稅政策為工具扶持創(chuàng)新型企業(yè)，推動(dòng)企業(yè)建立創(chuàng)新投融資平臺(tái)，從而有效激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新能力。從微觀角度來看，創(chuàng)新要素對(duì)企業(yè)提高產(chǎn)品質(zhì)量、改善經(jīng)營環(huán)境十分關(guān)鍵，制造業(yè)企業(yè)應(yīng)從以下兩方面入手：第一，西部地區(qū)是東部發(fā)達(dá)地區(qū)制造業(yè)轉(zhuǎn)移的主要方向，但市場力量薄弱，創(chuàng)新機(jī)制相對(duì)不夠健全，未來促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展將成為西部地區(qū)培育出口競爭新優(yōu)勢的重要選項(xiàng)；第二，企業(yè)應(yīng)以自身產(chǎn)品為基礎(chǔ)，著眼全球制造業(yè)市場的發(fā)展，以引進(jìn)消化-吸收-再創(chuàng)新為思路逐漸實(shí)現(xiàn)自身品牌質(zhì)量的創(chuàng)新，確保企業(yè)品牌品質(zhì)。