劉洪鐸，陳 和，李文宇

（1.暨南大學產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究院，廣州510632；2.廣東外語外貿(mào)大學國際服務外包研究院，廣州510006；3.西南財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，成都611130）

產(chǎn)業(yè)集聚對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應研究
——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證分析

劉洪鐸1，陳 和2，李文宇3

（1.暨南大學產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究院，廣州510632；2.廣東外語外貿(mào)大學國際服務外包研究院，廣州510006；3.西南財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，成都611130）

運用2002～2011年中國省際面板數(shù)據(jù)，就產(chǎn)業(yè)集聚對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應進行實證分析，研究結(jié)果表明，提升產(chǎn)業(yè)集聚水平對促進出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升具有顯著的正向作用，但這一促進效應存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性，即在東部地區(qū)最為顯著，中部地區(qū)次之，而西部地區(qū)則最小。因此，要推動中國地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升，進而實現(xiàn)外貿(mào)增長方式由數(shù)量型向質(zhì)量型的轉(zhuǎn)變，一個重要的著力點就在于，如何促進中國產(chǎn)業(yè)空間布局的優(yōu)化以及區(qū)域間產(chǎn)業(yè)的均衡發(fā)展。

產(chǎn)業(yè)集聚；出口產(chǎn)品質(zhì)量；外貿(mào)發(fā)展方式

一、引 言

改革開放以來，憑借低廉的勞動力成本優(yōu)勢和出口導向型發(fā)展戰(zhàn)略，中國的對外貿(mào)易取得了一系列舉世矚目的成就，其中出口貿(mào)易，更是因其“爆炸式”的規(guī)模擴張及其對中國經(jīng)濟的巨大拉動效應被國際經(jīng)濟學界譽為“出口奇跡”。［1］時至今日，盡管中國已取代美日等發(fā)達國家成為了世界第一出口大國，但是，在全球競爭日趨白熱化這一國際背景下，中國的開放型經(jīng)濟仍面臨著嚴峻的考驗。近年來，隨著勞動力、原材料以及能源等生產(chǎn)要素集中步入價格上升通道，中國對外貿(mào)易所依托的傳統(tǒng)比較優(yōu)勢正在日漸喪失，兼之受后金融危機時代外需不足、貿(mào)易保護主義升溫以及全球經(jīng)濟不確定性加劇等因素的沖擊，中國粗放式出口增長模式的弊端越發(fā)凸顯。在上述情景下，如何實現(xiàn)中國外貿(mào)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型升級，已成為擺在政府和學界面前的一個重要議題。

已有研究表明，要推動中國外貿(mào)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變，除了“穩(wěn)出口增長”外，還離不開“促結(jié)構(gòu)優(yōu)化”，后者是推動中國外貿(mào)發(fā)展方式由傳統(tǒng)的價格競爭向以品質(zhì)提升為核心的非價格競爭轉(zhuǎn)變的重要因素。正因為如此，出口產(chǎn)品質(zhì)量作為外貿(mào)發(fā)展方式的一個重要表征，近年來引起了學界的廣泛關注。［2～4］與此同時，也有部分文獻從產(chǎn)業(yè)集聚的角度來探討中國外貿(mào)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的動力機制。其中有觀點認為，地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚水平的提升改善了企業(yè)的出口決策，強化了技術(shù)復雜度較高企業(yè)的出口傾向并增加了其出口額。［5］產(chǎn)業(yè)集聚作為經(jīng)濟活動空間分布的突出特征之一，近二三十年來已被學界看作影響區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的重要因素。

從我們對相關研究文獻的梳理來看，迄今為止關于產(chǎn)業(yè)集聚和出口產(chǎn)品質(zhì)量這兩個研究主題基本是平行展開，前者主要集中在對產(chǎn)業(yè)集聚的內(nèi)涵界定、成因及其影響效應的考察等方面，［6］后者則側(cè)重于對出口產(chǎn)品質(zhì)量的測度比較、影響因素的考察及其經(jīng)濟效應等方面的探討，［7～9］至于上述兩者間的交集則鮮有文獻涉及。為彌補現(xiàn)存的研究空白，本文從理論和實證兩方面來考察中國省際的產(chǎn)業(yè)集聚對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。

二、理論模型

基于哈拉克和西瓦達桑（Hallak&Sivadasan）構(gòu)建的企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量異質(zhì)性理論框架，［10］本節(jié)將從理論層面探討產(chǎn)業(yè)集聚對出口產(chǎn)品質(zhì)量的作用機制。我們假定第t年進口國m的消費者具有雙層效用函數(shù)，其中外層效用函數(shù)可以表示為:

上述的外層效用函數(shù)表示消費者通過消費各種商品所獲得的效用。與此相對應，第t年消費者消費任意第g種商品所獲得的效用函數(shù)可以表示如下:

根據(jù)式（3）可以推導得到企業(yè)生產(chǎn)的商品g的需求函數(shù)表達式:

其中，參數(shù)β、λ以及φ分別表示質(zhì)量彈性、產(chǎn)品質(zhì)量以及企業(yè)的生產(chǎn)率；α、λ和ξ分別表示質(zhì)量彈性、企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量和固定投入效率；c和f為常數(shù)，分別表示可變投入和固定投入的單位價格。假定企業(yè)的最優(yōu)策略是實現(xiàn)自身利潤的最大化，那么結(jié)合式（4）、式（5）所示的需求函數(shù)和成本函數(shù)，我們便可以得到企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的表達式:

由上即可以得到本文的理論命題:產(chǎn)業(yè)集聚程度的提高改善了企業(yè)的生產(chǎn)率，進而促進了地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量的升級。

三、實證研究

1.計量模型的設定

我們設定了如式（8）所示的計量模型，以檢驗本文的理論命題:

其中，下標i、t各表示中國的?。ㄖ陛犑小⒆灾螀^(qū)）以及年份；eq、agglo、λ、γ及μ分別表示省際層面的出口產(chǎn)品質(zhì)量、產(chǎn)業(yè)集聚程度、省際固定效應、年度固定效應以及隨機擾動項。若待估系數(shù)α1顯著為正，則意味著產(chǎn)業(yè)集聚水平的提升有助于促進省際層面的出口產(chǎn)品質(zhì)量的升級。為避免遺漏變量所導致的估計偏誤，計量模型還包含了省際層面一組與出口產(chǎn)品質(zhì)量密切相關的控制變量X，具體包含了人均實際GDP（lngdppc）、資本密集度（lnkl）、金融發(fā)展程度（fin）、研發(fā)投入比重（rd）、外商直接投資（fdi）、人力資本稟賦（hc）以及對外開放度（open）。

2.變量的構(gòu)造與數(shù)據(jù)來源說明

（1）出口產(chǎn)品質(zhì)量

借鑒瑞奇哲（Gervais）等的做法，［13］我們以上一節(jié)的式（4）為起點，在此基礎上推導得到進口國家（地區(qū)）的消費者在某個年份對中國出口商品的需求函數(shù)，進而通過對數(shù)線性化、計量回歸、提取殘差項、標準化、加總等處理步驟，最終計算得到了2002～2011年中國省際層面的整體出口產(chǎn)品質(zhì)量指數(shù)。

圖1 中國東、中、西部地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量的核密度演進特征:2002～2011年

圖1描繪了中國東、中、西部地區(qū)省份的出口產(chǎn)品質(zhì)量的核密度演進圖。從圖1可以發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)省份的出口產(chǎn)品質(zhì)量落在圖中的最右側(cè)，中部省份居中，而西部省份則覆蓋了圖中的最左側(cè)部分區(qū)域。上述分布差異意味著東部地區(qū)整體的出口產(chǎn)品質(zhì)量相對較高，中部地區(qū)次之，而西部地區(qū)的出口產(chǎn)品質(zhì)量在三大區(qū)域中則是最低的。

（2）產(chǎn)業(yè)集聚水平

考慮到由哈格特和喬利（Haggett&Chorley）提出的區(qū)位熵法［14］除了數(shù)據(jù)的可得性要求易于滿足外，還具有真實地刻畫地理要素的空間分布狀況以及消除區(qū)位規(guī)模的異質(zhì)性效應等優(yōu)點，故本文采用區(qū)位熵法來計算省級層面的產(chǎn)業(yè)集聚度，具體計算公式如下所示:

其中，Xij表示j地區(qū)i行業(yè)的總產(chǎn)值，原始數(shù)據(jù)來自相應年份的《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。

（3）控制變量

人均實際GDP（lngdppc），原始數(shù)據(jù)來自各省的統(tǒng)計年鑒，我們對其進行了平減，并將其調(diào)整為以2000年為基期；資本密集度（lnkl），采用地區(qū)固定資本存量與該地區(qū)的勞動人口之比表示，其中地區(qū)固定資本存量采用單豪杰的方法計算得到，［15］我們同樣將其調(diào)整為以2000年為基期；金融發(fā)展程度（fin）:以地區(qū)的金融機構(gòu)人民幣各項存貸款余額之和與該地區(qū)的生產(chǎn)總值之比表示，原始數(shù)據(jù)來自《中國金融年鑒》；研發(fā)投入強度（rd）:采用地區(qū)研發(fā)經(jīng)費支出占該地區(qū)當年生產(chǎn)總值的比重來表示，原始數(shù)據(jù)來自《中國科技統(tǒng)計年鑒》；外商直接投資（fdi）:采用各省（直轄市、自治區(qū)）實際利用外商直接投資額與生產(chǎn)總值的比重來表示，原始數(shù)據(jù)來自各?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）相應年份的統(tǒng)計年鑒，在轉(zhuǎn)換過程中所涉及的人民幣兌美元的年度中間匯率數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》；人力資本稟賦（hc）:采用各省的平均受教育年限進行衡量，具體構(gòu)造方法參見魏下海等，［16］原始數(shù)據(jù)來自《中國人口統(tǒng)計年鑒》；對外開放度（open）:采用各省市區(qū)進出口總額與生產(chǎn)總值的占比進行衡量，原始數(shù)據(jù)來自各?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）相應年份的統(tǒng)計年鑒。本文所設定的樣本時間跨度為2002～2011年，涵蓋了除西藏外的其余30個省市區(qū)。各變量的描述性統(tǒng)計列示于表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

3.計量結(jié)果分析

（1）基準回歸

我們首先在計量模型（8）的基礎上進行整體樣本回歸，具體結(jié)果報告于表2的第1列。在同時控制了省際和年度固定效應的情況下，產(chǎn)業(yè)集聚變量的待估系數(shù)的數(shù)值為0.084且通過5%的顯著性水平檢驗，這初步驗證了前文的理論預期。其經(jīng)濟含義是，省際層面的產(chǎn)業(yè)集聚程度每提高10個單位，將有助于中國的出口產(chǎn)品質(zhì)量提升0.874個百分點。為考察產(chǎn)業(yè)集聚對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應是否存在區(qū)域間差異，我們進一步引入了東部（east）、中部（midd）以及西部（west）三個地區(qū)啞變量，通過劃分區(qū)域進行子樣本估計。從表2的第（2）～第（4）列的估計結(jié)果來看，在不同的子樣本中產(chǎn)業(yè)集聚變量的估計系數(shù)均在10%以上的統(tǒng)計水平上顯著為正，上述結(jié)果進一步驗證了產(chǎn)業(yè)集聚程度的提高有助于促進出口產(chǎn)品質(zhì)量提升這一理論命題。從數(shù)值量級來看，產(chǎn)業(yè)集聚變量的估計系數(shù)呈東、中、西漸減的趨勢，這說明產(chǎn)業(yè)集聚對出口產(chǎn)品質(zhì)量的促進作用存在區(qū)域差異，其在東部地區(qū)最為顯著，中部地區(qū)次之，而西部地區(qū)則最小。

至于控制變量，省際的人均實際GDP（lngdppc）和資本密集度（lnkl）無論在整體還是子樣本估計中，均在5%以上的統(tǒng)計水平上顯著為正，這說明市場規(guī)模和固定資本投資是推動地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的重要因素。金融發(fā)展、外商直接投資、對外開放對省際的出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響均不顯著，對此我們的解釋是:這一方面可能與中國長期以來金融發(fā)展滯后，存在金融壓抑、扭曲等現(xiàn)象有關。另一方面，外商直接投資和對外開放實質(zhì)上是一把雙刃劍，這兩者通過產(chǎn)業(yè)關聯(lián)效應和技術(shù)溢出效應對本土企業(yè)的技術(shù)水平產(chǎn)生促進作用；但與此同時，隨著對外開放程度的提升，跨國企業(yè)有可能通過俘虜?shù)姆绞綄⒅袊闹懈呒夹g(shù)制造業(yè)鎖定在價值鏈的低端環(huán)節(jié)，從而制約了中國地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。上述正反兩方面效應相互抵消，從而導致了外商直接投資和對外開放對中國省際的出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響不顯著。研發(fā)投入變量的估計參數(shù)的符號雖然為正。但不具有統(tǒng)計顯著性意義，這可能與中國當前企業(yè)的研發(fā)投入激勵和強度不足有關。人力資本變量的估計系數(shù)除了西部地區(qū)樣本外均顯著為正，這說明人力資本對中國整體、東部或者中部地區(qū)的出口產(chǎn)品質(zhì)量具有正面的促進作用；對西部地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響不顯著，可能與當前中國西部地區(qū)人力資本發(fā)展水平較為低下有關。

（2）穩(wěn)健性檢驗

為考察上面基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，我們進行了如下檢驗。

首先，我們運用系統(tǒng)GMM兩步法在對式（8）所示的基準計量模型加以拓展的基礎上進行動態(tài)面板分析。為保證GMM估計方法的有效性，我們對殘差項是否存在一階相關、二階不相關以及工具變量是否存在過度識別約束等進行檢驗。表3第（1）列的檢驗結(jié)果顯示，Arellano-Bond AR（1）test的P值均小于10%，而Arellano-Bond AR（2）test的P值則均在10%之上，從而可以推斷出殘差序列存在一階相關但不存在二階相關；Hansen test的P值均大于10%，說明了工具變量不存在過度識別問題。從估計結(jié)果來看，一方面出口產(chǎn)品質(zhì)量的滯后一階變量的回歸系數(shù)顯著為正，這揭示了貿(mào)易行為的慣性之所在，從而也說明了利用動態(tài)面板模型進行識別和估計的必要性；另一方面，產(chǎn)業(yè)集聚變量的估計系數(shù)仍然顯著為正，且估計系數(shù)與整體樣本的基準回歸結(jié)果較為接近，顯見基于系統(tǒng)GMM兩步法得到的估計結(jié)果進一步驗證了上文的基準回歸結(jié)果。

其次，本文的計量模型可能存在內(nèi)生性問題，原因如下:一是遺漏變量，盡管在計量模型中我們已經(jīng)盡可能控制了影響省際層面出口產(chǎn)品質(zhì)量的各種因素，但仍存在由遺漏其它變量導致的內(nèi)生性估計偏誤的可能；二是省際出口產(chǎn)品質(zhì)量與其產(chǎn)業(yè)集聚度可能存在逆向因果關系（reverse causality），即地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升可能是該地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚水平提高的結(jié)果，但反過來出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升可能會反作用并促進產(chǎn)業(yè)集聚度的提高。為解決上述內(nèi)生性問題引致的估計偏誤，我們需要為產(chǎn)業(yè)集聚找到一個可靠的工具變量，在此基礎上進行二階段最小二乘法估計（2SLS）。借鑒李和陸（Li&Lu）的做法，［17］我們采用1920年中國的跨區(qū)域人口分布這一指標來作為中國省際層面的產(chǎn)業(yè)集聚水平的工具變量，這樣做的理論依據(jù)在于:（1）一個地區(qū)的人口或勞動力越豐裕，越可能吸引制造商的進駐，顯然這最終會影響到地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚程度；（2）隨著時間的推移人口分布往往具有延續(xù)性。因此，采用1920年中國區(qū)域人口分布作為工具變量確保了這一變量與產(chǎn)業(yè)集聚之間存在密切的關系，但卻不會通過其它渠道作用于省際層面的出口產(chǎn)品質(zhì)量。從表3的2SLS的第一階段的回歸結(jié)果來看，1920年中國跨區(qū)域人口分布變量的估計系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，這說明了跨區(qū)域人口分布的歷史數(shù)據(jù)與當代省際的產(chǎn)業(yè)集聚水平正相關；此外，K-P rk LM、K-P rk Wald F及Hansen J等統(tǒng)計檢驗量均表明了我們所選取的工具變量的有效性。2SLS的第二階段的回歸結(jié)果顯示，在控制了內(nèi)生性問題后，產(chǎn)業(yè)集聚變量的估計系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，其數(shù)值進一步增至0.163，約為前面基準回歸結(jié)果的2倍，這表明在不考慮內(nèi)生性問題時容易導致向下的估計偏誤，即傾向于低估產(chǎn)業(yè)集聚程度的提升對出口產(chǎn)品質(zhì)量的促進效應。綜上，基于2SLS的估計結(jié)果仍然印證了本文的理論預期，并表明產(chǎn)業(yè)集聚對出口產(chǎn)品質(zhì)量的邊際效應要大于基準回歸的估計結(jié)果。

表2 基準回歸結(jié)果

表3 穩(wěn)健性回歸結(jié)果

四、結(jié)論與政策建議

基于企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量異質(zhì)性理論框架，本文首先闡述了產(chǎn)業(yè)集聚通過促進企業(yè)的生產(chǎn)率進步進而帶動地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級這一作用機理，并運用2002～2011年中國的省際面板數(shù)據(jù)，實證考察了產(chǎn)業(yè)集聚對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應，可得出以下兩點:其一，提升地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚水平對促進該地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量的升級具有顯著的正向作用；其二，產(chǎn)業(yè)集聚對出口產(chǎn)品質(zhì)量的促進效應存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性，即在東部地區(qū)最為顯著，中部地區(qū)次之，而西部地區(qū)最小。

基于上述研究結(jié)論，本文認為，要推動中國地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量的升級，進而實現(xiàn)外貿(mào)增長方式由數(shù)量型向質(zhì)量型的轉(zhuǎn)變，一個重要的著力點在于，如何促進中國產(chǎn)業(yè)空間布局的優(yōu)化以及區(qū)域間產(chǎn)業(yè)的均衡發(fā)展。

首先，應培育適應長遠發(fā)展的產(chǎn)業(yè)體系，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)空間布局。一是重點培育具有長遠發(fā)展?jié)摿鸵I作用顯著的主導產(chǎn)業(yè)如戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)和特色優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)等，以此推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級；二是促進產(chǎn)業(yè)多元化和多樣化，推動產(chǎn)業(yè)體系的橫、縱向發(fā)展，強化產(chǎn)業(yè)體系內(nèi)部的集聚效應；三是在促進東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的同時，加大對中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)的扶持力度，在此基礎上推動三大區(qū)域產(chǎn)業(yè)的均衡發(fā)展，縮小區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距；四是優(yōu)化對外貿(mào)易平臺建設，打造層次分明、多點支撐的外貿(mào)發(fā)展新格局。

其次，應充分發(fā)揮政府的引導和調(diào)節(jié)作用，提升產(chǎn)業(yè)集聚的質(zhì)量。產(chǎn)業(yè)集聚的形成與發(fā)展一方面與市場機制、資源稟賦和區(qū)位地理因素等有關；另一方面離不開政府的引導和調(diào)節(jié)。因此，在借助市場力量推進產(chǎn)業(yè)集聚的同時，還應充分發(fā)揮政府這一“看得見的手”的作用。對此，政府應充分結(jié)合當?shù)氐膶嶋H情況，合理進行產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略的規(guī)劃編制，避免產(chǎn)業(yè)雷同、產(chǎn)業(yè)鏈單一以及低水平重復建設等問題。與此同時，尊重市場運作規(guī)律，從構(gòu)建合理高效的產(chǎn)業(yè)鏈入手，發(fā)掘和強化當?shù)仄髽I(yè)在產(chǎn)業(yè)分工鏈條上的優(yōu)勢環(huán)節(jié)，引入互補性行業(yè)，以完善縱向或者橫向的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)，促進產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)的形成，在此基礎上提升中國地區(qū)的生產(chǎn)率，實現(xiàn)出口產(chǎn)品質(zhì)量的升級，進而推動中國外貿(mào)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變。

再次，必須構(gòu)建創(chuàng)新引領發(fā)展機制，以制度改革為載體帶動中國產(chǎn)業(yè)的集聚發(fā)展。要推動產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展，實現(xiàn)外貿(mào)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型升級，必須加大制度創(chuàng)新改革力度。對此，各地區(qū)政府應加快轉(zhuǎn)變政府職能，使制度改革創(chuàng)新成為推動中國產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要驅(qū)動力。對此，可以通過加大金融改革創(chuàng)新力度并實施積極的人才培育和引進政策等措施，集中各種優(yōu)質(zhì)資源以滿足中國產(chǎn)業(yè)發(fā)展的需要，從而為產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展營造良好的政策環(huán)境。

［1］Chen W，Tracy N，Zhu W.China's Export Miracle：Origins，Results，and Prospects［M］.St.Martin's Press，1999.

［2］施炳展，王有鑫，李坤望.中國出口產(chǎn)品品質(zhì)測度及其決定因素［J］.北京：世界經(jīng)濟，2013（09）：69-93.

［3］李坤望等.中國出口產(chǎn)品品質(zhì)變動之謎：基于市場進入的微觀解釋［J］.北京：中國社會科學，2014（03）：80-103.

［4］張杰，鄭文平，翟福昕.中國出口產(chǎn)品質(zhì)量得到提升了么？［J］.北京：經(jīng)濟研究，2014（10）：46-59.

［5］劉竹青，佟家棟，許家云.地理集聚是否影響了企業(yè)的出口決策？——基于產(chǎn)品技術(shù)復雜度的研究［J］.南京：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2014（02）：73-82.

［6］Ellison G，Glaeser E L.Geographic Concentration in US Manufacturing Industries：A Dartboard Approach［J］.Journal of Political Economy，1997，105（5）：889-927.

［7］Hallak J C.Product Quality and the Direction of Trade［J］.Journal of International Economics，2006，68（1）：238-265.

［8］施炳展，邵文波.中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量測算及其決定因素——培育出口競爭新優(yōu)勢的微觀視角［J］.北京：管理世界，2014（09）：90-106.

［9］李有.出口貿(mào)易產(chǎn)品質(zhì)量與國際競爭力——基于中國制造業(yè)的實證研究［J］.南昌：當代財經(jīng)，2015（12）：88-96.

［10］Hallak，J.J.Sivadasan.Productivity，Quality and Exporting Behavior Under Minimum Quality Requirements［R］.Mimeo，University of Michigan，2009：24-32..

［11］范劍勇，馮猛，李方文.產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)全要素生產(chǎn)率［J］.北京：世界經(jīng)濟，2014（05）：51-73.

［12］李方靜.企業(yè)生產(chǎn)率、產(chǎn)品質(zhì)量與出口目的地選擇——來自中國制造業(yè)企業(yè)微觀層面證據(jù)［J］.南昌：當代財經(jīng)，2014（04）：86-97.

［13］Gervais，Antoine.Product Quality and Firm Heterogeneity in International Trade［R］.US Census Bureau Center for Economic Studies Paper No.CES-WP-13-08，2013：12-19.

［14］Haggett P，Chorley R J.Network Analysis in Geography［M］.London：Edward Arnold，1969.

［15］單豪杰.中國資本存量K的再估算：1952～2006年［J］.北京：數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2008（10）：17-31.

［16］魏下海，張建武，余玲錚.人力資本不平等與全要素生產(chǎn)率增長關系［J］.成都：財經(jīng)科學，2011（01）：66-74.

［17］Li，Ben，Yi Lu.Geographic Concentration and Vertical Disintegration：Evidence from China［J］.Journal of Urban Economics，2009，65（3）：294-304.

責任編輯：黎貴才

F269.23

A

1005-2674（2016）07-073-08

2015-12-27

國家社會科學基金重大項目（15ZDA018）

劉洪鐸（1986-），男，廣東潮州人，暨南大學產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究院博士研究生，主要從事國際經(jīng)濟學研究；陳和（1979-），男，安徽馬鞍山人，廣東外語外貿(mào)大學國際服務外包研究院副教授，主要從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學研究；李文宇（1980-），男，四川資陽人，西南財經(jīng)大學經(jīng)濟學院博士研究生，主要從事空間經(jīng)濟與城市發(fā)展研究。