李秀芳 施炳展

（1.天津財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津300222；2.南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津300071）

一、引言

提升經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量是“十二五”期間中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨的重要課題，企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量提升是宏觀經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量改善的微觀基礎(chǔ)，因此，研究企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量決定因素及其提升機制具有現(xiàn)實意義。在中國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)背景下，中國企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量提升面臨獨特環(huán)境，其中一個重要方面是政府政策對企業(yè)行為的廣泛影響。補貼是政府政策實施的重要手段，根據(jù)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫財務(wù)信息中的“補貼收入”指標(biāo)計算，補貼企業(yè)占總企業(yè)的12%，其中出口企業(yè)的補貼比例高達(dá)17%。本文以補貼對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響為例，探討政府行為對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的影響。

企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量逐漸成為新新貿(mào)易理論（New New Trade Theory）的一個前沿研究領(lǐng)域。新新貿(mào)易理論初期關(guān)注企業(yè)是否出口、企業(yè)出口廣度（extensive margin）與深度（intensive margin）、企業(yè)出口與生產(chǎn)效率之間的關(guān)系等，近期文獻(xiàn)開始關(guān)注企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量問題。這類文獻(xiàn)將企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量作為企業(yè)利潤最大化行為的內(nèi)生變量。從需求看，價格給定后，企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量越高，產(chǎn)品性價比越高，市場需求量越大；從供給看，高質(zhì)量產(chǎn)品的生產(chǎn)需要支付固定成本和可變成本，產(chǎn)品前期研發(fā)、后期廣告等屬于產(chǎn)品生產(chǎn)和銷售的固定成本，而生產(chǎn)階段的要素投入則屬于可變成本，可變成本和生產(chǎn)效率負(fù)相關(guān)，于是產(chǎn)品質(zhì)量是企業(yè)固定成本、可變成本和市場需求的函數(shù)。因此，從理論上看，補貼會通過研發(fā)效率、生產(chǎn)效率等途徑影響企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量［1］［2］［3］。

從實際情況來看，現(xiàn)有研究并未發(fā)現(xiàn)補貼可以顯著提升企業(yè)研發(fā)效率、生產(chǎn)效率。企業(yè)利用補貼可以擴(kuò)大規(guī)模，實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，也可以利用補貼進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，從而提升生產(chǎn)效率。但另一方面，政府發(fā)放補貼時存在信息不對稱，政府補貼的發(fā)放對象未必是具有技術(shù)進(jìn)步潛力的企業(yè)，導(dǎo)致逆向選擇問題；企業(yè)獲得補貼后，如果政府監(jiān)管不到位，企業(yè)未必將補貼用于技術(shù)改進(jìn)，存在道德風(fēng)險問題?？紤]補貼發(fā)放前的逆向選擇、補貼發(fā)放后的道德風(fēng)險，補貼未必能提升企業(yè)生產(chǎn)效率［4］［5］。與補貼對企業(yè)生產(chǎn)效率的影響類似，現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)補貼對企業(yè)研發(fā)能力的影響也存在不確定性。安同良等認(rèn)為在中國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)背景下，由于技術(shù)評價體系與信息披露機制存在缺陷，企業(yè)的技術(shù)能力信息并不透明，尋租現(xiàn)象廣泛存在，使研發(fā)補貼的效果不彰［6］。政府研發(fā)補貼還可能與私人投入存在替代關(guān)系，從而削減私人研發(fā)支出［7］。因此補貼對生產(chǎn)效率和研發(fā)能力的作用存在不確定性，從而對產(chǎn)品質(zhì)量的影響也有待實證檢驗。

基于上述現(xiàn)實、理論與文獻(xiàn)的分析，本文將經(jīng)驗分析補貼對中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。本文的研究特色主要體現(xiàn)在三個方面。首先，本文提供了分析中國出口貿(mào)易的新角度。已有文獻(xiàn)考察了中國出口技術(shù)復(fù)雜度［8］，出口的二元或三元邊際等［9］［10］，但鮮有文獻(xiàn)考察中國出口產(chǎn)品質(zhì)量，本文將在研究視角上豐富現(xiàn)有文獻(xiàn)。其次，本文提出了考察補貼作用的新角度。近期研究分析了補貼對企業(yè)行為的多層次影響，包括企業(yè)出口可能性、企業(yè)生產(chǎn)效率等［5］［11］，本文則考察補貼對企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的影響，為理解補貼的影響渠道提供了新空間。最后，在研究技術(shù)方面，本文將利用海關(guān)企業(yè)微觀貿(mào)易數(shù)據(jù)，否定單位價值等價于質(zhì)量的假設(shè)后，準(zhǔn)確測算產(chǎn)品質(zhì)量；同時匹配海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，研究補貼對產(chǎn)品質(zhì)量的影響，微觀數(shù)據(jù)和微觀計量保證了結(jié)論的可信度。接下來，第二部分是模型與數(shù)據(jù)說明，第三部分是描述性分析，第四部分是計量分析，最后是結(jié)論與政策含義。

二、模型、數(shù)據(jù)與方法

本文的實證分兩個步驟完成：第一步測算企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量；第二步分析補貼對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。相應(yīng)的本部分也分兩步進(jìn)行介紹。

（一）企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量測算

借鑒Hallak和Sivadasan的理論模型［2］，假定效用函數(shù)為式（1）：

式（1）中λj、qj分別表示產(chǎn)品種類的質(zhì)量和數(shù)量，σ＞1表示產(chǎn)品種類間替代彈性。這一效用函數(shù)對應(yīng)的價格指數(shù)為那么種類j對應(yīng)的消費量如式（2）所示：

其中E為消費者總支出。式（2）表明在垂直差異化產(chǎn)品市場中，消費量同時取決于產(chǎn)品質(zhì)量和產(chǎn)品價格，即性價比。根據(jù)式（2）構(gòu)建產(chǎn)品質(zhì)量測算框架。本文數(shù)據(jù)的基本單位具有年份—企業(yè)—進(jìn)口國—產(chǎn)品四個維度，對于單個產(chǎn)品hs而言，企業(yè)i在t年對m國出口的數(shù)量可以表示為式（3）：

參照Gervais和Johnson的做法［1］［3］，對式（3）兩邊取自然對數(shù)，進(jìn)行簡單整理后就得到回歸方程式（4）：

其中χmt＝lnEmt-lnPmt，為進(jìn)口國—時間虛擬變量，它是隨時間和進(jìn)口國變化的變量，可控制僅隨進(jìn)口國變化的變量，如地理距離等；也可控制僅隨時間變化的變量，如匯率制度變革等；當(dāng)然也控制了同時隨時間和進(jìn)口國變化的變量，如人均收入。pimt表示企業(yè)i在t年對m國出口的hs產(chǎn)品的價格。εimt＝σ（-1）lnλimt測度企業(yè)i在t年對m國出口的hs產(chǎn)品的質(zhì)量，作為殘差項處理。要特別說明的是，式（4）是某一產(chǎn)品hs的回歸式，本文回歸是在產(chǎn)品層面進(jìn)行的，因此自然控制了產(chǎn)品特征，包括產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度等。通過式（5）定義質(zhì)量：

式（5）可以測度每個企業(yè)在每個市場每個年度出口的某一hs產(chǎn)品的質(zhì)量，為了獲得整體質(zhì)量的情況，我們對式（5）的質(zhì)量指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，從而獲得在每一種產(chǎn)品上每個企業(yè)、每個年度在每個市場上的標(biāo)準(zhǔn)化質(zhì)量指標(biāo)，為式（6）：

min、max分別代表求最小值、最大值，是針對某一hs產(chǎn)品在所有年度、所有企業(yè)、所有進(jìn)口國層面上求最值。式（6）定義的標(biāo)準(zhǔn)化質(zhì)量指標(biāo)位于［0，1］區(qū)間，式（6）指標(biāo)不具有測度單位，可以在不同層面上進(jìn)行加總，獲得整體質(zhì)量指標(biāo)為式（7）：

式（7）中vimt為貿(mào)易規(guī)模，Ω代表某一層面的樣本集合，TQ為集合Ω的整體質(zhì)量。

利用海關(guān)微觀貿(mào)易數(shù)據(jù)，提取出口價值、數(shù)量指標(biāo)，計算價格指標(biāo)，然后按式（4）回歸。為了保證回歸的可信度，按照一定原則對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，數(shù)據(jù)整理過程如下：第1步，剔除信息損失樣本，包括沒有企業(yè)名字、進(jìn)口地名稱、產(chǎn)品名字?jǐn)?shù)據(jù)；第2步，剔除單筆貿(mào)易交易規(guī)模在50美元以下，或者數(shù)量單位小于1的樣本；第3步，同一產(chǎn)品編碼下，有些產(chǎn)品具有多種數(shù)量計數(shù)單位，為了保證產(chǎn)品價格的可比性，僅保留同一產(chǎn)品編碼下計數(shù)單位最多的樣本量，然后將海關(guān)數(shù)據(jù)HS八分位編碼同國際HS六分位編碼對齊，在HS六分位基礎(chǔ)上同ISIC Rev.2三分位編碼、SITC Rev.2三分位編碼、四分位編碼對齊，編碼之間的轉(zhuǎn)換標(biāo)準(zhǔn)來自CEPII的BACI數(shù)據(jù)庫中的Product Codes文件；在編碼對齊的基礎(chǔ)上，第4步僅保留制造業(yè)樣本數(shù)據(jù)，即保留ISIC編碼處于300～400之間、SITC四分位編碼位于5 000～9 000之間的樣本；第5步，在SITC三分位編碼基礎(chǔ)上將產(chǎn)品劃分為農(nóng)產(chǎn)品、資源品、低技術(shù)品、中技術(shù)品和高技術(shù)品［12］，由于農(nóng)產(chǎn)品、資源品的質(zhì)量主要源自自然資源稟賦，并不能準(zhǔn)確體現(xiàn)質(zhì)量垂直差異的內(nèi)涵，因此剔除掉農(nóng)產(chǎn)品、資源品樣本；第6步，產(chǎn)品垂直差異更主要體現(xiàn)在差異化產(chǎn)品上，同質(zhì)化產(chǎn)品的垂直差異并不明顯，而且類似于農(nóng)產(chǎn)品、資源品，同質(zhì)產(chǎn)品差異更多來自于資源稟賦，因此按照Rauch的分類標(biāo)準(zhǔn)［13］，采用大多數(shù)文獻(xiàn)做法剔除同質(zhì)產(chǎn)品；第7步，為了保證回歸的可信度，剔除總體樣本量小于100的產(chǎn)品；最后，存在大量貿(mào)易中間商，中間商可能會調(diào)整價格，從而使出口產(chǎn)品價格和數(shù)量信息并不能真實反映生產(chǎn)企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量信息，因此剔除貿(mào)易中間商樣本，具體做法是剔除企業(yè)名稱中含有“貿(mào)易”、“進(jìn)出口”關(guān)鍵詞的企業(yè)。

通過上述整理過程，最終獲得2000～2006年142 606個企業(yè)對212個國家和地區(qū)出口2 876種產(chǎn)品的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)樣本量為9 689 390。這些樣本占總體出口量的48.6%，占制造業(yè)總體出口量的65.5%，具有較強代表性。在上述數(shù)據(jù)整理基礎(chǔ)上，我們按照式（4）分產(chǎn)品進(jìn)行回歸，總計2 876個回歸①。然后根據(jù)式（5）～（7）進(jìn)行計算，獲得企業(yè)層面以及不同加總層面的質(zhì)量指標(biāo)。

（二）補貼對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響

1.計量模型與指標(biāo)選取。為了考察補貼對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，建模如下：

式（8）中，i、m、k、t分別代表企業(yè)、進(jìn)口方、HS八分位產(chǎn)品、時間，時間跨度為2000～2006年。被解釋變量qualityimkt表示i企業(yè)t年對m國出口k產(chǎn)品的質(zhì)量，分別采用式（5）、（6）測算，其中式（5）為質(zhì)量指標(biāo)q，式（6）為標(biāo)準(zhǔn)化產(chǎn)品質(zhì)量指標(biāo)rq。

subit是補貼指標(biāo)，表示i企業(yè)t年的補貼情況，可以采用是否補貼dsub、補貼規(guī)模lnsub、補貼程度lnsubq表示。是否補貼為虛擬變量，接受補貼為1，否則為0；補貼規(guī)模是補貼數(shù)值取自然對數(shù)；補貼程度利用補貼數(shù)值與總產(chǎn)出的比值取自然對數(shù)表示。考慮到補貼企業(yè)所占樣本較少，為了充分保留樣本，計量分析部分以企業(yè)是否接受補貼指標(biāo)dsub為主。

解釋變量process代表加工貿(mào)易變量，包括來料加工和進(jìn)料加工貿(mào)易，如果這一筆交易為加工貿(mào)易，則取為1，否則為0。加工貿(mào)易進(jìn)口國外中間品，包括一些高質(zhì)量的零部件，自然其出口產(chǎn)品質(zhì)量較高。期待process符號為正。

Xit，l表示企業(yè)層面的第l個控制變量。按照前面的理論分析，我們選取下述企業(yè)層面控制變量。（1）企業(yè)全要素生產(chǎn)效率tfp，企業(yè)全要素生產(chǎn)效率越高，企業(yè)生產(chǎn)的可變成本越低，企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量越高。（2）企業(yè)研發(fā)能力new，企業(yè)研發(fā)能力越強，企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量越高。（3）人力資本human，按照新增長理論，人力資本是內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步的源泉之一，人力資本投入越大，企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量越高。（4）融資約束finance，企業(yè)融資約束程度越高，企業(yè)越依賴于現(xiàn)金流，越急于回籠資金，從而容易導(dǎo)致企業(yè)短期行為而不關(guān)注企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量和品牌建設(shè)；同時企業(yè)融資約束程度越高，企業(yè)進(jìn)行研發(fā)活動的力度越低，因此，企業(yè)融資約束程度越高，企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量越低。（5）廣告adv，企業(yè)廣告投入越高，消費者對產(chǎn)品質(zhì)量信息了解越充分，企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量越容易得到認(rèn)可，企業(yè)提升產(chǎn)品質(zhì)量的獲利可能性越大，企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量越高。（6）企業(yè)無形資產(chǎn)wz，會計上一般將專利權(quán)和商標(biāo)權(quán)等稱為企業(yè)的無形資產(chǎn)，專利權(quán)和商標(biāo)權(quán)往往轉(zhuǎn)化為品牌效應(yīng)，從而提高產(chǎn)品質(zhì)量，提升消費者對產(chǎn)品的認(rèn)可程度。我們共選取tfp、new、human、finance、adv、wz 6個企業(yè)指標(biāo)作為控制變量。

commkt表示t年對m國出口k產(chǎn)品的企業(yè)數(shù)目，用來控制出口企業(yè)之間的競爭強度，這一指標(biāo)越高，競爭強度越大。如果企業(yè)以價格競爭為主，競爭強度增加會迫使企業(yè)降低產(chǎn)品質(zhì)量和產(chǎn)品價格；如果企業(yè)以質(zhì)量競爭為主，競爭強度增加會促使企業(yè)走高端路線，提升企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量，增強不可替代性，降低競爭的不利影響。

Xmt，n表示t年進(jìn)口方市場m的第n項指標(biāo)，用以控制進(jìn)口方特征對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。（1）進(jìn)口國地理距離lndist，地理距離越遠(yuǎn)，高質(zhì)量產(chǎn)品的相對貿(mào)易成本越低，出口產(chǎn)品中高質(zhì)量產(chǎn)品的相對比重越高，從而出口產(chǎn)品質(zhì)量越高［14］。（2）進(jìn)口國市場規(guī)模lngdp，用一國國內(nèi)生產(chǎn)總值表示，其值越大，代表市場需求規(guī)模越大，進(jìn)口產(chǎn)品質(zhì)量越高。（3）進(jìn)口國人均收入水平lngdpper，收入水平越高，對產(chǎn)品質(zhì)量要求越高，進(jìn)口產(chǎn)品質(zhì)量越高。（4）多邊貿(mào)易成本lnmres，雙邊貿(mào)易取決于雙邊相對貿(mào)易成本，因此加入多邊阻力因素，以追求引力模型回歸的可信度。進(jìn)口國市場層面我們加入4個解釋變量，即lndist、lngdp、lngdpper、lnmres。

λk代表產(chǎn)品固定效應(yīng)，不同產(chǎn)品的技術(shù)含量不同，如技術(shù)復(fù)雜度存在較大差異；λk控制了所有不隨時間變化的產(chǎn)品特征。λt代表時間固定效應(yīng)，用以控制匯率制度變革、世界整體需求水平變化等僅隨時間變化的因素。εijkt為隨機干擾項。

總之，在控制了企業(yè)層面特征、進(jìn)口方特征、市場結(jié)構(gòu)特征、產(chǎn)品特征、時間固定效應(yīng)后，分析補貼對企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的影響。這些指標(biāo)來自不同的數(shù)據(jù)庫，下面介紹數(shù)據(jù)來源及處理。

2.數(shù)據(jù)來源及處理。被解釋變量quality來自于第一部分的數(shù)據(jù)處理結(jié)果，加工貿(mào)易指標(biāo)process、企業(yè)間競爭強度指標(biāo)com來自中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫。

企業(yè)層面的一系列指標(biāo)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。核心解釋變量補貼指標(biāo)，以企業(yè)補貼收入為基礎(chǔ)進(jìn)行三類補貼指標(biāo)計算。全要素生產(chǎn)效率指標(biāo)tfp，利用索羅余值方法計算②，產(chǎn)出采用工業(yè)增加值指標(biāo)，資本采用固定資產(chǎn)凈值年平均余額，勞動采用全部職工人數(shù)。企業(yè)研發(fā)能力指標(biāo)new，采用企業(yè)是否有新產(chǎn)品產(chǎn)值虛擬變量表示。人力資本指標(biāo)human，采用企業(yè)是否支出培訓(xùn)費用虛擬變量。融資約束指標(biāo)finance，利用企業(yè)應(yīng)收賬款與企業(yè)銷售收入的比值取對數(shù)衡量。廣告指標(biāo)adv，采用企業(yè)是否有廣告費用虛擬變量。企業(yè)無形資產(chǎn)wz，采用企業(yè)是否有無形資產(chǎn)虛擬變量。

進(jìn)口方數(shù)據(jù)來自CEPII的Gravity數(shù)據(jù)庫，包括地理距離、經(jīng)濟(jì)總量、人均收入。將多邊阻力表述為雙邊貿(mào)易自由度的加權(quán)平均數(shù)，權(quán)重為貿(mào)易對象的經(jīng)濟(jì)總量占比，即：貿(mào)易自由度φij按照計算，E、E表示雙邊貿(mào)易量；E、E表示國內(nèi)貿(mào)易量，用總產(chǎn)出減去總ijjiiijj貿(mào)易量獲得。

上述數(shù)據(jù)來自3個數(shù)據(jù)庫，需要在數(shù)據(jù)庫之間進(jìn)行匹配。首先是工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與海關(guān)數(shù)據(jù)庫的匹配，計算質(zhì)量后海關(guān)數(shù)據(jù)樣本量為9 689 390。先按照企業(yè)名字進(jìn)行匹配，共匹配上2 811 377個數(shù)據(jù)單位；按照郵編和電話號碼進(jìn)行匹配③，共匹配上728 743個數(shù)據(jù)單位；將兩種匹配方法取并集，共3 058 181個數(shù)據(jù)單位，占海關(guān)總體貿(mào)易量的24.11%。然后將上述數(shù)據(jù)與CEPII的Gravity數(shù)據(jù)庫匹配，最終獲得2 838 897個數(shù)據(jù)單位，占總體貿(mào)易量的22.92%，具有較強的代表性。

三、描述性分析

按照式（6）計算標(biāo)準(zhǔn)化質(zhì)量指標(biāo)，然后按照式（7）進(jìn)行分樣本加總分析，表1列出了質(zhì)量測算的基本結(jié)果。中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量整體上升；但本土企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量下降，且與外資企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的差距逐漸拉大；一般貿(mào)易產(chǎn)品質(zhì)量低于加工貿(mào)易；由于外資企業(yè)主導(dǎo)了高技術(shù)產(chǎn)品出口，本土企業(yè)主導(dǎo)了低技術(shù)產(chǎn)品出口，高技術(shù)產(chǎn)品質(zhì)量較高而且呈現(xiàn)上升趨勢，低技術(shù)產(chǎn)品質(zhì)量較低且呈現(xiàn)下降趨勢。

表1 中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量變化趨勢

表2進(jìn)一步呈現(xiàn)了補貼企業(yè)與未補貼企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的差異性。整體看，補貼企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量均值高于未補貼企業(yè)，而且增長速度快于未補貼企業(yè)，這一結(jié)論對于其他分類樣本也均成立?？梢姡a貼企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量高于未補貼企業(yè)，而且質(zhì)量提升速度也占據(jù)優(yōu)勢。

表2 補貼與非補貼企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量均值對比表

四、計量回歸結(jié)果及分析

在上述數(shù)據(jù)處理的基礎(chǔ)上，分析補貼對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。首先，不引入其他控制變量，僅考慮補貼和加工貿(mào)易對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，進(jìn)行初步分析。這樣做的好處是可以保留較大樣本量，僅提取中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的補貼指標(biāo)與海關(guān)數(shù)據(jù)匹配，共匹配上3 106 823個數(shù)據(jù)單位，占海關(guān)總體貿(mào)易量的50.26%，表3列出了僅加入是否補貼和加工貿(mào)易虛擬變量的簡單回歸結(jié)果，在所有回歸中，dsub的系數(shù)都為正，且均通過了1%的統(tǒng)計顯著性檢驗，這表明補貼有利于提高產(chǎn)品質(zhì)量。

表3 初步回歸結(jié)果（被解釋變量為rq）

接下來引入其他控制變量，進(jìn)行更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠嬃糠治?，分三部分匯報計量回歸結(jié)果：第一部分是基礎(chǔ)回歸結(jié)果；第二部分是不同樣本的回歸結(jié)果，主要考察補貼影響的穩(wěn)健性和差異性；第三部分考慮企業(yè)自身特征對補貼效果的影響，即考察影響補貼作用大小的因素。

（一）基礎(chǔ)回歸結(jié)果

表4中，（1）～（3）的被解釋變量為標(biāo)準(zhǔn)化質(zhì)量指標(biāo)rq，（4）～（6）的被解釋變量為質(zhì)量指標(biāo)q。另外，變換核心解釋變量補貼的測度方式，回歸結(jié)果見表4。

首先關(guān)注核心解釋變量。在所有回歸中，補貼指標(biāo)均顯著為正，說明補貼有助于提升出口產(chǎn)品質(zhì)量，而且補貼規(guī)模越大、補貼程度越高，企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量越高。以dsub為例分析補貼對產(chǎn)品質(zhì)量提升的作用程度?；貧w（1）中，補貼企業(yè)相對于未補貼企業(yè)，標(biāo)準(zhǔn)化產(chǎn)品質(zhì)量高出0.009；從樣本均值看，補貼企業(yè)比未補貼企業(yè)的rq高0.002 3④，可見補貼顯著提升了企業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)化產(chǎn)品質(zhì)量。類似的，回歸（4）中，補貼企業(yè)質(zhì)量q高于未補貼企業(yè)0.149；樣本均值中，補貼企業(yè)比未補貼企業(yè)質(zhì)量高0.029 8。因此，補貼顯著提升了企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量。結(jié)合引言部分的相關(guān)分析，我們認(rèn)為補貼通過提升企業(yè)生產(chǎn)效率、增強企業(yè)的研究開發(fā)能力和研發(fā)效率等途徑，有效降低了企業(yè)產(chǎn)品生產(chǎn)的固定成本和可變成本，從而提升了企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量。從政策層面看，政府的補貼政策對提升經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量具有積極意義。

其次分析其他解釋變量。加工貿(mào)易指標(biāo)process顯著為正；生產(chǎn)效率tfp顯著為正；人力資本human為正；融資約束finance顯著為負(fù)；廣告adv基本顯著為正；地理距離lndist顯著為正；經(jīng)濟(jì)規(guī)模lngdp顯著為正。這些指標(biāo)均與上文的理論預(yù)期一致，不再贅述。

研發(fā)指標(biāo)顯著為負(fù)，這與理論預(yù)期不一致。首先，由于數(shù)據(jù)限制⑤，本文采用研發(fā)產(chǎn)出指標(biāo)，即是否有新產(chǎn)品產(chǎn)值測度研發(fā)水平。直覺上看，研發(fā)可以從兩方面進(jìn)行，一是對現(xiàn)有產(chǎn)品更新改進(jìn)，提升現(xiàn)有產(chǎn)品質(zhì)量；二是直接生產(chǎn)新產(chǎn)品。本文的結(jié)果表明，直接生產(chǎn)新產(chǎn)品對產(chǎn)品質(zhì)量提升的作用有限；由于新產(chǎn)品在技術(shù)、市場、消費者認(rèn)可度方面并不成熟，產(chǎn)品質(zhì)量有待改善。政策啟示是舊產(chǎn)品的升級換代較開發(fā)新產(chǎn)品更能提升產(chǎn)品質(zhì)量。其次，研發(fā)影響具有累積效應(yīng)，即研發(fā)指標(biāo)應(yīng)使用研發(fā)資本存量，但是在企業(yè)層面計算研發(fā)資本存量需要連續(xù)的研發(fā)投入數(shù)據(jù)，在數(shù)據(jù)不可獲得的情況下，我們只能使用研發(fā)流量數(shù)據(jù)，顯然這可能引致不嚴(yán)謹(jǐn)?shù)慕Y(jié)果。再次，研發(fā)對企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量具有多種影響渠道，一方面研發(fā)可能直接提升產(chǎn)品質(zhì)量，另一方面研發(fā)也可能通過間接渠道提升產(chǎn)品質(zhì)量，對于本文而言，研發(fā)企業(yè)可能將補貼更多用于研發(fā)投入，因此可以通過提升補貼作用效果這一間接渠道提升產(chǎn)品質(zhì)量。稍后我們將加入研發(fā)與補貼的交叉項，考察研發(fā)對提升補貼作用的影響，從而驗證研發(fā)對質(zhì)量提升的間接作用。

表4 基礎(chǔ)回歸結(jié)果

無形資產(chǎn)的系數(shù)不顯著或者顯著為負(fù)，這與預(yù)期不符。首先，無形資產(chǎn)從構(gòu)成看包括專利權(quán)、非專利技術(shù)、商標(biāo)權(quán)、著作權(quán)、土地使用權(quán)、特許權(quán)等，專利權(quán)、商標(biāo)與產(chǎn)品質(zhì)量正相關(guān)，但是土地使用權(quán)與產(chǎn)品質(zhì)量的關(guān)系并不明朗，由于數(shù)據(jù)限制，我們無法精確區(qū)分無形資產(chǎn)類型，這是構(gòu)成不顯著的一個原因。其次，從會計的角度看，無形資產(chǎn)支出算作成本，一些企業(yè)的無形資產(chǎn)所有權(quán)隨著無形資產(chǎn)銷售而消失，但企業(yè)為了降低利潤避稅，可能會保持無形資產(chǎn)成本價值，這樣盡管賬面顯示無形資產(chǎn)項，但事實上并不存在，我們對于會計作假的企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量顯然存疑。最后，從原始數(shù)據(jù)看，我們發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)、民營企業(yè)、外商獨資企業(yè)、中外合資企業(yè)的無形資產(chǎn)指標(biāo)均值分別為0.521、0.434、0.427、0.413，外資企業(yè)的無形資產(chǎn)低于本土企業(yè)，這與直覺不符，因此無形資產(chǎn)指標(biāo)是否衡量了商標(biāo)權(quán)、專利權(quán)有待進(jìn)一步商榷。但上述問題的解決依賴于數(shù)據(jù)質(zhì)量改進(jìn)，這已經(jīng)超出本文能力范圍。

競爭指標(biāo)的系數(shù)顯著為正。這說明競爭強度越大，企業(yè)為了避免競爭實施產(chǎn)品差異化戰(zhàn)略的動力越足，企業(yè)提高產(chǎn)品質(zhì)量的動力和壓力越大，產(chǎn)品質(zhì)量越高，這與Aghion等的分析是一致的［15］。人均收入水平顯著為負(fù)，這與預(yù)期相反?？赡艿慕忉屖?，發(fā)達(dá)國家對產(chǎn)品質(zhì)量要求高，世界一流跨國企業(yè)均在發(fā)達(dá)國家市場銷售，中國企業(yè)與這些企業(yè)競爭時處于下風(fēng)，從而只能出口相對低端的產(chǎn)品；但是發(fā)展中國家消費者對產(chǎn)品質(zhì)量要求低，一流跨國企業(yè)進(jìn)入程度較低，中國企業(yè)反而可以占據(jù)中高端位置，從而產(chǎn)品質(zhì)量較高。多邊阻力顯著為負(fù)，多邊阻力越大，中國企業(yè)進(jìn)入該市場的相對貿(mào)易成本越低，低品質(zhì)產(chǎn)品企業(yè)也可以進(jìn)入，從而企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量較低。

（二）補貼影響程度差異性

為了驗證補貼對產(chǎn)品質(zhì)量提升作用的穩(wěn)健性和差異性，表5匯總了不同樣本的回歸結(jié)果。首先，從回歸結(jié)果看，除國有企業(yè)樣本補貼指標(biāo)的系數(shù)顯著為負(fù)外，其余指標(biāo)顯著為正，說明總體上補貼促進(jìn)產(chǎn)品質(zhì)量提升的結(jié)論是穩(wěn)健的。對于國有企業(yè)而言，政府對國有企業(yè)的補貼未必是效率指向，也可能是出于促進(jìn)就業(yè)、維持社會穩(wěn)定的考慮；同時，由于國有企業(yè)與政府的各種聯(lián)系，國有企業(yè)在獲得補貼方面存在更為嚴(yán)重的逆向選擇和事后道德風(fēng)險問題，因此補貼并沒有提升國有企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量。其次，從不同樣本差異性看，我們發(fā)現(xiàn)對外資企業(yè)、高技術(shù)企業(yè)的補貼效果最好。

表5 補貼影響程度的差異性分析（被解釋變量為rq）

（三）企業(yè)特征與補貼效果大小

表6列出了企業(yè)特征對補貼作用大小的影響結(jié)果，加入了補貼與各企業(yè)指標(biāo)的交叉項?？梢钥闯?，生產(chǎn)效率較高的企業(yè)、研發(fā)企業(yè)、人力資本投資企業(yè)、具有無形資產(chǎn)的企業(yè)中，補貼的作用更加彰顯；回歸（7）顯示廣告投入大的企業(yè)，補貼作用更加明顯。但對于融資約束企業(yè)，補貼的作用會受到削弱，可能補貼不足以彌補企業(yè)資金壓力，反而導(dǎo)致補貼作用不明顯。其他變量的回歸結(jié)果與前述回歸結(jié)果基本一致，不再贅述。

表6 企業(yè)特征與補貼影響（被解釋變量為rq）

五、結(jié)論與政策含義

提升經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量是“十二五”期間中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要任務(wù)之一，在開放條件下，企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量是經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的微觀基礎(chǔ)和外在表現(xiàn)，因此研究中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的決定因素及其提升機制就具有現(xiàn)實意義。對于處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期的中國而言，政府通過各種政策對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了廣泛的影響，政府補貼是其中的一項重要措施。本文即以補貼對出口企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的影響為例，探討政府行為對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的影響。本文的研究結(jié)論是，補貼總體上提升了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量；對生產(chǎn)效率高、研發(fā)水平高、人力資本豐富、廣告投入大、無形資產(chǎn)多的企業(yè)促進(jìn)作用更明顯，對存在融資約束的企業(yè)作用較弱；對外資企業(yè)和高技術(shù)企業(yè)的作用更加明顯。

本文的政策含義主要有兩點。首先要肯定政府在提升經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量方面的貢獻(xiàn)。由于存在市場失靈，特別是對于作為后發(fā)國家、轉(zhuǎn)型國家的中國而言，市場的先天性弱點更加突出，因此加強政府政策調(diào)節(jié)，通過補貼方式實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量提升是可行的。事實上，這與幼稚產(chǎn)業(yè)論、戰(zhàn)略性貿(mào)易政策的思想內(nèi)在一致。其次要慎重選擇補貼對象，注意優(yōu)化補貼發(fā)放方式，加強補貼使用的監(jiān)管力度。本文研究顯示，盡管補貼總體提升了出口產(chǎn)品質(zhì)量，但補貼對不同企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的作用存在差異性，對外資企業(yè)的作用大于本土企業(yè)，對國有企業(yè)的作用甚至為負(fù)。因此要建立有效機制甄別企業(yè)特征，特別是針對本土企業(yè)的監(jiān)管尤為重要，最終提高補貼的針對性和有效性。

注釋：

①考慮到篇幅因素，這里并沒有列出回歸結(jié)果，感興趣的讀者可以郵件溝通。

②由于全要素生產(chǎn)效率并非本文的核心解釋變量，因此我們采用技術(shù)相對簡單的索羅余值方法計算。

③工業(yè)庫中的電話號碼沒有區(qū)號，海關(guān)庫中電話號碼有區(qū)號，而且不同地區(qū)電話號碼位數(shù)不同，如北京、上海、廣州、天津、武漢等城市為八位碼，而有些地區(qū)為七位碼。在控制了郵政編碼后，八位碼的區(qū)分主要在后七位。因此，我們最終取兩個數(shù)據(jù)庫中的電話號碼后七位，然后與郵政編碼一起進(jìn)行匹配。

④表2是樣本的各年度加權(quán)平均值，最后均值列是各年度均值的簡單均值。這里的樣本均值是樣本簡單未加權(quán)的均值，即數(shù)據(jù)統(tǒng)計指標(biāo)分析部分的均值。這一部分內(nèi)容限于篇幅未在文中列出。

⑤筆者的《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》中，研發(fā)投入指標(biāo)只有2001年、2005年和2006年的數(shù)據(jù)，在2000～2006年區(qū)間缺失4年數(shù)據(jù)；新產(chǎn)品指標(biāo)只缺失2004年數(shù)據(jù)，因此為了保留更多數(shù)據(jù)樣本，本文采用新產(chǎn)品指標(biāo)測度研發(fā)水平。

［1］Gervais，A.Product Quality，F(xiàn)irm Heterogeneity and International Trade［Z］.Mimeo，2009.

［2］Hallak，J.，Sivadasan，J.Productivity，Quality and Exporting Behavior under Minimum Quality Requirements［Z］.NBER Working Paper，2009，No.14928.

［3］Johnson，R.C.Trade and Prices with Heterogeneous Firms［J］.Journal of International Economics，2012，86（1）：43—56.

［4］Marcus，N.，Howard，P.Industry Policy in an Era of Globalization：Lessons from Asia［M］.Washington：Peterson Institute Press，2003.

［5］邵敏，包群.政府補貼與企業(yè)生產(chǎn)率［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012，（7）：70—82.

［6］安同良，周紹東，皮建才.R＆D補貼對中國企業(yè)自主創(chuàng)新的激勵效應(yīng)［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2009，（10）：87—98.

［7］Wallsten，J.Do Government-industry R＆D Program Increase Private R＆D：The Case of the Small Business Innovation Research Program［J］.RAND Journal of Economics，2000，31（1）：82—100.

［8］楊汝岱，姚洋.有限趕超與經(jīng)濟(jì)增長［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2008，（8）：29—41.

［9］錢學(xué)鋒，熊平.中國出口增長的二元邊際及其決定因素［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2010，（1）：65—79.

［10］施炳展.中國出口增長的三元邊際 ［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2010，9（4）：1311—1329.

［11］蘇振東，洪玉娟，劉璐瑤.政府生產(chǎn)性補貼是否促進(jìn)了中國企業(yè)出口？［J］.管理世界，2012，（5）：24—42.

［12］Lall，R.The Technological Structure and Performance of Developing Country Manufactured Exports，1985—1998［Z］.OEH Working Paper，2000，No.84.

［13］Rauch，J.E.Networks versus Markets in International Trade［J］.Journal of International Economics，1999，48（1）：7—35.

［14］Hummels，D.，Skiba，A.Shipping the Good Apples out？An Empirical Confirmation of the Alchian-Allen Conujecture［J］.Journal of Political Economy，2004，112（6）：1384—1402.

［15］Aghion，P.，Bloom，N.，Blundell，R.，Griffith，R.，Howitt，P.Competition and Innovation：An Inverted-U Relationship［J］.Quarterly Journal of Economics，2005，120（2）：701—728.