鐘騰龍

(北京大學 國家發(fā)展研究院，北京 100871)

一、引言

2018年7月25日，習近平主席在南非舉行的金磚國家工商論壇的講話中，對國際形勢和未來發(fā)展做出了重要判斷：“當今世界正面臨百年未有之大變局；對廣大新興市場國家和發(fā)展中國家而言，這個世界既充滿機遇，也存在挑戰(zhàn)”。對應到國際貿(mào)易領域，百年未有之大變局體現(xiàn)在貿(mào)易保護主義抬頭、逆全球化程度不斷加深和全球貿(mào)易政策不確定性增加。這些因素對全世界各個國家或地區(qū)的生產(chǎn)活動產(chǎn)生了負面影響，進而影響各個國家或地區(qū)的進口需求。同時，全球經(jīng)貿(mào)環(huán)境劇變和國內(nèi)要素成本上升等因素使得中國原來依靠低質(zhì)量、低成本和低價格的競爭方式難以為繼，推動我國出口貿(mào)易從高速增長階段向高質(zhì)量發(fā)展階段邁進成為歷史的必然。本文旨在考察企業(yè)面臨的出口目的地的進口需求(簡稱“外部需求”)變動對中國出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應和機制，研究結(jié)論能夠為企業(yè)有效面對外部需求變動和提升出口產(chǎn)品質(zhì)量提供啟示。

與本文密切相關的第一部分文獻是出口產(chǎn)品質(zhì)量的國際貿(mào)易相關影響因素研究。從國際貿(mào)易領域?qū)ふ矣绊懫髽I(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響因素和渠道是國際貿(mào)易學研究領域的熱點之一。例如，大量文獻研究進出口關稅削減對企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的影響，其中Amiti和Khandelwal (2013)發(fā)現(xiàn)美國最終品進口關稅削減促進了高質(zhì)量產(chǎn)品質(zhì)量升級，抑制了低質(zhì)量產(chǎn)品質(zhì)量升級[1]。Fan等 (2015) 發(fā)現(xiàn)中國中間品進口關稅削減提高了差異化出口產(chǎn)品質(zhì)量和單價，降低了同質(zhì)化出口產(chǎn)品質(zhì)量和單價[2]。Bas和Strauss-Kahn(2015)發(fā)現(xiàn)進口關稅減免使得中國出口企業(yè)能夠獲取更多高質(zhì)量的進口中間品，從而提高出口產(chǎn)品的價格和質(zhì)量[3]。施炳展(2014)的研究還發(fā)現(xiàn)貿(mào)易方式是影響中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量變化的重要因素之一[4]。此外，余淼杰和張睿(2017)研究發(fā)現(xiàn)人民幣升值通過提高企業(yè)面臨的市場競爭水平來提升中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量[5]。但是這一部分文獻均沒有從外部需求視角來考察企業(yè)出口到該國家或地區(qū)的產(chǎn)品質(zhì)量變化情形，本文的研究則將彌補這一缺陷。

與本文密切相關的第二部分文獻是關于外部需求如何影響企業(yè)決策和績效的研究?，F(xiàn)有文獻研究表明企業(yè)在受到外需沖擊時可能采取多種調(diào)整策略。Mayer等(2016)的研究發(fā)現(xiàn)正向的外部需求提高了市場競爭程度，進而使得多產(chǎn)品出口企業(yè)傾向于更多地出口核心產(chǎn)品，從而需要將資源配置到核心產(chǎn)品上，進而有利于提升企業(yè)總體生產(chǎn)率[6]。戴覓和茅銳(2015)研究了負向外需沖擊對企業(yè)出口和內(nèi)銷決策的影響，結(jié)論表明，負向外需沖擊將導致企業(yè)減少出口，增加內(nèi)銷[8]。本文基于這些文獻，進一步研究外部需求變動在如何影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。

事實上，外部需求變動會通過市場規(guī)模效應和市場競爭效應兩個渠道影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。具體地，外部需求變動在短期內(nèi)會改變企業(yè)面臨的市場規(guī)模，以正向外部需求沖擊為例進行分析，在短期內(nèi)不存在企業(yè)進入和退出的情形下，企業(yè)面臨的出口目的地的市場規(guī)模增大，預期收益增大，從而會增加投資并提升企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量；在長期內(nèi)存在企業(yè)進入和退出的情形下，潛在企業(yè)發(fā)現(xiàn)市場規(guī)模增大，有利可圖，從而進入市場，這會加劇該目的地市場的競爭程度，在位企業(yè)為了逃離市場競爭，也會選擇投資提高企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量[9]?；诖死碚撨壿?，本文借鑒Mayer等(2016)的方法[6]，構(gòu)建了盡量外生的企業(yè)—目的地—年份層面的外部需求變量，借鑒Khandelwal等(2013)的方法[7]，測算了2001～2011年的企業(yè)—目的地—產(chǎn)品—年份層面的質(zhì)量指標。典型事實描述發(fā)現(xiàn)二者無論在加總層面，還是在分地區(qū)層面均存在較為明顯的正向演變關系。本文進一步構(gòu)建計量模型，引入較為嚴格的固定效應，力求克服遺漏變量導致的內(nèi)生性問題，基準回歸結(jié)果、改變外部需求變量、改變產(chǎn)品質(zhì)量估計方法和改變估計樣本的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果均表明，外部需求變動對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量存在顯著的正向影響。進一步，本文還尋找了市場規(guī)模和市場競爭的代理變量，采用中介效應模型，實證檢驗了外部需求變動影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的市場規(guī)模效應和市場競爭效應。此外，本文還從企業(yè)所有制、出口目的地收入水平、產(chǎn)品用途類型和貿(mào)易方式等角度進行了分樣本分析，進一步豐富和拓展了研究結(jié)論。

相對于現(xiàn)有文獻，本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下幾個方面：其一，本文研究目的地需求對出口到該目的地的產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應和機制，豐富了相關文獻；其二，本文分析并實證檢驗了外部需求影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的兩個有效渠道，即市場規(guī)模和市場競爭；其三，本文發(fā)現(xiàn)外部需求對不同所有制企業(yè)、不同用途類型產(chǎn)品和不同貿(mào)易方式下的出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應存在異質(zhì)性，進一步豐富了研究結(jié)論和政策含義。

本文剩余部分安排如下：第二部分介紹實證策略和關鍵變量構(gòu)造；第三部分闡述數(shù)據(jù)來源和處理過程，以及外部需求和出口產(chǎn)品質(zhì)量之間的描述性統(tǒng)計關系；第四部分為實證結(jié)果分析；最后為結(jié)論和政策啟示。

二、實證策略與變量構(gòu)造

本部分首先介紹本文的實證策略，研究外部需求對中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應；其次介紹關鍵變量的度量，包括企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量和外部需求等。

(一)實證策略

根據(jù)式(1)，識別外部需求對中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的總體平均影響：

lnqualityfdgt=α0+α1lnExpdemandfdt+δfdg+δft+δgt+δdt+εfdgt

(1)

式(1)中，lnqualityfdgt表示企業(yè)f出口到目的地d的產(chǎn)品g在t年的出口質(zhì)量的對數(shù)值，為式(1)的被解釋變量；lnExpdemandfdt表示t年企業(yè)f在出口目的地d面臨的外部需求，為式(1)的核心解釋變量；因此，參數(shù)α1是本文所關心的估計值，其代表的是外部需求變動對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的平均影響效應。

本文采用面板固定效應方法估計式(1)，因此在式(1)中引入企業(yè)—目的地—產(chǎn)品層面的固定效應δfdg，此外，由于本文的被解釋變量的維度較高，需要考慮各個維度的特征變量的潛在影響，避免遺漏變量所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，基于此，本文在式(1)中進一步引入企業(yè)—年份、產(chǎn)品—年份、目的地—年份的固定效應，用來控制企業(yè)、產(chǎn)品、目的地所有隨時間變化的特征變量。

(二)關鍵變量構(gòu)造

1.出口產(chǎn)品質(zhì)量。本文首先借鑒Khandelwal等(2013)[7]、施炳展和邵文波(2014)[10]等使用的需求推斷法估算出口產(chǎn)品質(zhì)量。構(gòu)建如下形式的需求函數(shù)：

(2)

式(2)中，qfgdt表示t年企業(yè)f出口到目的地d的產(chǎn)品g的質(zhì)量；xfgdt表示t年企業(yè)f出口到目的地d產(chǎn)品g的數(shù)量，反映t年目的地d對企業(yè)f的產(chǎn)品需求量；pfgdt表示t年企業(yè)f出口到目的地d產(chǎn)品g的價格，Pdt表示t年目的地d的市場價格指數(shù)，Ydt表示t年目的地d的總收入水平，σ為產(chǎn)品替代彈性系數(shù)。

對式(2)兩側(cè)同時取對數(shù)，得到估計方程：

ln(xfgdt)+σln(pfgdt)=φf+φdt+εfgdt

(3)

目前計算得到的企業(yè)-產(chǎn)品-目的地-年份層面的質(zhì)量指標只能在產(chǎn)品-目的地內(nèi)可比，但是在不同產(chǎn)品和不同目的地之間不可比。為此，本文借鑒現(xiàn)有文獻的做法，對出口質(zhì)量進行0-1標準化，具體計算表達式如下：

(4)

在穩(wěn)健性檢驗中，借鑒Fan等(2015)的研究[2]，本文先后將需求價格彈性σ取值為5和10，計算企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，并分別命名為quality_fdgt_5、quality_fdgt_10。

2.外部需求。借鑒Mayer等(2016)的方法構(gòu)建外部需求指標[6]。t年企業(yè)f在目的地d面臨的外部需求的表達式為：

(5)

式(5)中，IMdgt表示t年出口目的地d從除中國之外其他所有國家或地區(qū)進口的產(chǎn)品總額，用來衡量出口目的地d的進口需求量，計算數(shù)據(jù)來自CEPII的BACI數(shù)據(jù)庫；xfdg0表示樣本企業(yè)內(nèi)中國企業(yè)f首次出口到目的地d的產(chǎn)品g的出口額。因此，式(5)是將樣本期內(nèi)初始年份企業(yè)—產(chǎn)品—目的地層面出口額占該企業(yè)出口到該目的地全部出口的份額作為權(quán)重，計算得到企業(yè)—目的地—年份層面的外部需求。值得指出的是，該變量能夠盡量保證其外生性，這主要體現(xiàn)在兩個方面：其一，出口目的地的進口需求中不包括從中國的進口；其二，采用樣本期初始年份的企業(yè)—產(chǎn)品—目的地層面出口份額作為權(quán)重，外部需求不會受到企業(yè)出口份額動態(tài)調(diào)整的反向影響。

三、數(shù)據(jù)描述

(一)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文的數(shù)據(jù)來自多個數(shù)據(jù)庫，包括中國海關數(shù)據(jù)庫、中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫、CEPII的BACI數(shù)據(jù)庫、聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議發(fā)布的貿(mào)易分析與信息系統(tǒng)數(shù)據(jù)庫(TRAINS)、Penn World Table 9.1數(shù)據(jù)庫等。具體地，本文基于2000～2011年中國海關數(shù)據(jù)庫中的出口信息計算企業(yè)—目的地—產(chǎn)品—年份層面的出口質(zhì)量，用到的數(shù)據(jù)包括企業(yè)出口數(shù)量、企業(yè)出口額、企業(yè)出口目的地、企業(yè)名稱、企業(yè)代碼、產(chǎn)品代碼，需要指出的是，中國海關數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計了HS8位碼層面的產(chǎn)品信息，為了與國際上通行的HS6位碼統(tǒng)一，本文將出口數(shù)量和出口額加總到HS6位碼層面。在估算產(chǎn)品質(zhì)量時使用的需求價格彈性系數(shù)來自Broda和Weinstein(2006)公開的數(shù)據(jù)[11]。

中國海關數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計了全部出口企業(yè)的信息，其中包括自己不生產(chǎn)的中間商企業(yè)，然而本文主要研究制造業(yè)企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量，因此，本文進一步將海關數(shù)據(jù)庫中的出口企業(yè)與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫匹配起來，并僅保留制造業(yè)行業(yè)。表1列出了樣本數(shù)據(jù)中主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1描述性統(tǒng)計

(二)外部需求與出口產(chǎn)品質(zhì)量：描述性證據(jù)

圖1描述了2002～2011年間中國制造企業(yè)出口到全世界的平均質(zhì)量變動趨勢(實線)和企業(yè)面臨的平均外部需求變動趨勢(虛線)?？梢钥吹剑隹诋a(chǎn)品質(zhì)量和外部需求呈高度正向關系。

考慮到圖1的總體平均值可能是企業(yè)出口到不同目的地的產(chǎn)品質(zhì)量相互抵消和來自不同目的地外部需求相互抵消的結(jié)果，如果是這樣，則可能出現(xiàn)企業(yè)出口到具體目的地的產(chǎn)品質(zhì)量和來自該目的地的需求并不是正向關系的情形。為了驗證這一情形是否真的存在，本文進一步描述了中國制造企業(yè)出口到印度、日本、歐盟和美國產(chǎn)品的平均質(zhì)量和企業(yè)面臨的來自這些國家或地區(qū)的需求在2002～2011年期間的演變趨勢。如圖2所示，總體而言，某一目的地的外部需求與中國出口到該目的地的平均產(chǎn)品質(zhì)量成正向關系，與圖1的總體正向關系一致，這一現(xiàn)象對于印度、日本和歐盟來說尤為明顯。來自美國的外部需求與中國出口到美國的制造業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量在2005年之后也呈現(xiàn)較為明顯的正向關系。這在某種程度上暗示某一地區(qū)正向(負向)外部需求可能會提高(降低)中國制造業(yè)企業(yè)出口到該地區(qū)的產(chǎn)品質(zhì)量。

圖1 平均出口質(zhì)量與平均外部需求(總體)

圖2 平均出口質(zhì)量與平均外部需求(四個主要目的地)

四、實證結(jié)果與分析

(一)基準結(jié)果

表2報告了外部需求影響企業(yè)出口到該目的地產(chǎn)品質(zhì)量的基準回歸結(jié)果。其中第(1)列引入式(1)所包括的四組固定效應，第(2)～(4)列在第(1)列的基礎上分別剔除了目的地—年份固定效應、產(chǎn)品—年份固定效應、企業(yè)—年份固定效應，第(5)列同時剔除以上三組聯(lián)合固定效應。五組回歸結(jié)果顯示，外部需求估計系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。以第(1)列為例進行分析，外部需求變動10%，將導致企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量同方向變動0.017%。本文的基準回歸結(jié)果表明外部需求變動對企業(yè)出口到該目的地的產(chǎn)品質(zhì)量具有同方向的影響效應：正向外部需求總體上會提升企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，負向外部需求總體上會降低企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。

表2基準回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號內(nèi)為企業(yè)—目的地層面的聚類穩(wěn)健標準誤。若無特殊說明，下表同。

(二)長期效應

基準回歸估計主要考察了當期外部需求和當期企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量之間的關系，反映外部需求變動對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的短期影響。但正如Aghion等(2019)基于法國制造業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)所發(fā)現(xiàn)的，企業(yè)面臨外部市場規(guī)模變動在3～5年后才顯著提升企業(yè)的專利申請量[12]，亦即外部需求沖擊可能存在長期影響效應。此外，一般而言，長期內(nèi)才會發(fā)生企業(yè)進入和退出行為，也就是說外部需求引致的市場競爭效應更多地體現(xiàn)在長期效應上。綜上，本文有必要進一步檢驗外部需求變動影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的長期效應。借鑒Fan等(2018)[13]、祝樹金等(2018)[14]的做法，使用核心解釋變量的滯后期替代基準模型中的當期變量，檢驗長期效應。

表3報告了滯后1期至滯后6期的回歸結(jié)果。回歸結(jié)果顯示，滯后1～3期的外部需求系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，滯后4期及之后的外部需求系數(shù)不顯著，且回歸系數(shù)的絕對值大幅減少。這一結(jié)果表明外部需求變動對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響的確存在長期效應，但是限于3年以內(nèi)。

表3長期效應估計結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.改變外部需求測算方法?；鶞驶貧w中的外部需求變量是將企業(yè)初始年份產(chǎn)品出口額份額作為權(quán)重加總得到的，亦即假設出口份額越大的產(chǎn)品受到的外部需求沖擊越大。為了避免回歸結(jié)果受到這一假設的影響，本文去掉這一假設，而認為所有產(chǎn)品受到的外部需求沖擊是同等強度的，亦即基于企業(yè)出口初始年份產(chǎn)品之間對目的地的世界總進口額(除中國外)進行簡單平均，并使用該新的外部需求變量作為核心解釋變量估計式(1)，表4第(1)列報告了相應的回歸結(jié)果。外部需求估計系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為正，且估計系數(shù)水平值與基準回歸表2第(1)列非常相近。這表明本文的基準回歸結(jié)果不受到外部需求指標測算過程中是否引入產(chǎn)品出口份額權(quán)重的影響。

2.剔除初始年份樣本。根據(jù)上文測算外部需求變量的過程可知，為了確保外部需求變量的外生性，本文根據(jù)企業(yè)出口到目的地的初期產(chǎn)品來計算企業(yè)—目的地層面的外部需求變量。在基準回歸中，本文保留了初始年份的樣本，為了避免基準回歸結(jié)果受到初始年份樣本的影響，這里進一步剔除初始年份樣本，重新估計式(1)，回歸結(jié)果見表4第(2)列，外部需求系數(shù)在1%的水平上顯著為正，且水平值與基準回歸結(jié)果表2第(1)列也很接近，這表明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表4穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

3.改變產(chǎn)品質(zhì)量估計方法?；鶞驶貧w中的產(chǎn)品質(zhì)量計算使用的是Broda和Weinstein(2006)研究中HS2位碼層面的需求彈性系數(shù)[11]，為了避免回歸結(jié)果依賴于需求彈性系數(shù)選擇造成的偏誤，本文參照現(xiàn)有文獻選取需求彈性系數(shù)5和10來計算產(chǎn)品質(zhì)量，并將其作為被解釋變量，且分別使用簡單平均外部需求變量(Expdemand_fdt_s)和加權(quán)平均外部需求變量(Expdemand_fdt_w)估計式(1)，回歸結(jié)果見表4列(3)～(6)，主要回歸結(jié)果與基準回歸結(jié)果基本一致，這表明本文的基準結(jié)果不依賴于產(chǎn)品質(zhì)量估算中選取的需求彈性系數(shù)差異，回歸結(jié)論穩(wěn)健。

(四)機制分析與檢驗

本文主要從外部需求引致的市場規(guī)模效應和市場競爭效應兩個渠道分析外部需求影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的作用機制。根據(jù)是否允許企業(yè)進入和退出進行分析。當不存在企業(yè)進入和退出時，正向(負向)外部需求變動會擴大(縮小)總體市場規(guī)模，由于市場上的企業(yè)數(shù)量固定不變，每個企業(yè)的市場份額也會相應增大(縮小)，因此短期內(nèi)外部需求主要通過市場規(guī)模效應同方向影響市場份額。同時，市場份額是決定企業(yè)是否投資升級產(chǎn)品的關鍵因素之一，這是因為更大的市場規(guī)模和市場份額能夠在未來給企業(yè)帶來更多的收益，從而能夠覆蓋甚至超過產(chǎn)品質(zhì)量升級的投資固定成本，因而企業(yè)選擇投資提升產(chǎn)品質(zhì)量[9]。因此，外部需求變動通過市場規(guī)模效應同方向影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，具體地，正向(負向)外部需求擴大(縮小)市場規(guī)模進而促進(抑制)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。

當允許企業(yè)進入和退出時，在正向外部需求沖擊下，隨著總體市場規(guī)模擴大，潛在企業(yè)發(fā)現(xiàn)有利可圖，決定進入市場，假如不考慮企業(yè)退出，市場內(nèi)企業(yè)數(shù)量增加，從而加劇市場競爭；在負向外部需求沖擊下，隨著總體市場規(guī)?？s小，部分企業(yè)認為縮小的市場規(guī)模下的收益已經(jīng)無法覆蓋其成本，從而決定退出市場，假如不考慮新的企業(yè)進入，市場內(nèi)企業(yè)數(shù)量減少，從而減弱市場競爭。因此，外部需求變動會同方向影響市場競爭程度。同時，大量文獻從理論和實證兩個方面的研究表明，市場競爭與企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量升級存在正向關系[1] [9][15]。因此，外部需求變動通過市場競爭效應同方向影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，具體地，正向(負向)外部需求加劇(減弱)市場競爭進而促進(抑制)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。

綜上所述，正向(負向)外部需求變動通過市場規(guī)模效應和市場競爭效應促進(抑制)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。以下本文主要采用中介效應模型檢驗這兩種機制。

1.市場規(guī)模效應檢驗。以正向外部需求為例，外部需求增大會提升企業(yè)在出口目的地的市場規(guī)模，進而會增加企業(yè)在該目的地的出口額，本文使用兩個出口額變量衡量企業(yè)出口規(guī)模變化，分別為企業(yè)—目的地—年份層面的平均出口額(value_mean_fdt)和企業(yè)—目的地—產(chǎn)品—年份層面的出口額(value_fdgt)，前者表示企業(yè)—目的地層面的集約邊際變化，后者則表示交易層面的出口額變化。分別將這兩個變量替代式(1)中的被解釋變量，表5第(1)(2)列報告了相應的回歸結(jié)果。外部需求變量估計系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，這表明正向(負向)外部需求顯著提升(降低)了企業(yè)的出口規(guī)模，證實了機制分析中外部需求變動同方向影響企業(yè)市場規(guī)模的結(jié)論。

表5市場規(guī)模效應檢驗結(jié)果

那么出口規(guī)模是否為外部需求影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的有效渠道呢？這就需要在基準計量模型式(1)中控制出口規(guī)模，來看出口規(guī)模的估計系數(shù)和外部需求估計系數(shù)的變化情況(相對于基準回歸)。表5第(3)(4)列報告了相應的回歸結(jié)果。兩個出口規(guī)模系數(shù)均顯著為正，表明出口規(guī)模越大越有利于企業(yè)提高出口產(chǎn)品質(zhì)量；且外部需求估計系數(shù)變得不顯著，因此，出口規(guī)模(市場規(guī)模)是外部需求影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的有效渠道。

2.市場競爭效應檢驗。根據(jù)機制分析，外部需求變動會同方向影響企業(yè)面臨的市場競爭程度，進而倒逼企業(yè)投資升級出口產(chǎn)品。本文使用行業(yè)—目的地—年份層面的中國出口企業(yè)數(shù)量(num_firm_idt)來衡量企業(yè)在該目的地面臨的市場競爭程度。以正向外部需求沖擊為例，隨著目的地市場規(guī)模增大，潛在企業(yè)發(fā)現(xiàn)有利可圖，從而會選擇進入該目的地市場，加劇已有企業(yè)面臨的市場競爭程度。由于市場競爭程度變量的維度為行業(yè)—目的地—年份層面，本文也構(gòu)建了相同的行業(yè)—目的地—年份層面的外部需求變量(Expdemand_idt)。本文仍然采用中介效應模型進行估計，其中中介變量是表示市場競爭程度的行業(yè)—目的地—年份內(nèi)企業(yè)數(shù)量。表6匯報了相應的回歸結(jié)果。其中第(1)列匯報了外部需求對企業(yè)數(shù)量的影響效應，外部需求的估計系數(shù)顯著為正，表明外部需求變動同方向影響行業(yè)內(nèi)企業(yè)數(shù)量，亦即正向(負向)外部需求沖擊加劇(緩解)了市場競爭程度，與理論機制分析一致。第(2)、(3)列報告了行業(yè)層面的外部需求影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的估計結(jié)果，其中第(2)列控制了中介變量行業(yè)內(nèi)企業(yè)數(shù)量。行業(yè)內(nèi)企業(yè)數(shù)量的估計系數(shù)顯著為正，意味著市場競爭加劇的確促進了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級；在控制了市場競爭程度之后，外部需求的估計系數(shù)由0.0009下降為0.0006，這表明外部需求變動一定程度上通過影響市場競爭而作用于企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。綜上，市場競爭效應也是外部需求影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的有效渠道。

表6市場競爭效應檢驗結(jié)果

注：列(1)括號內(nèi)為行業(yè)—目的地層面的聚類穩(wěn)健標準誤，列(2)(3)括號內(nèi)為企業(yè)—目的地層面的聚類穩(wěn)健標準誤。

(五)異質(zhì)性檢驗

本文進一步從企業(yè)所有制、出口目的地收入水平、產(chǎn)品用途類型、企業(yè)產(chǎn)品出口貿(mào)易方式等方面對基準回歸結(jié)果進行異質(zhì)性分析，考察外部需求對不同分樣本的出口產(chǎn)品質(zhì)量是否存在顯著的差異性影響，深化和完善本文的實證結(jié)論。

1.基于企業(yè)所有制的異質(zhì)性檢驗。本文根據(jù)實收資本出資比例，將全部企業(yè)劃分為外資、民營和國有企業(yè)等三類，并分別估計式(1)，回歸結(jié)果見表7第(1)～(3)列?；貧w結(jié)果顯示，外部需求系數(shù)在國有企業(yè)分樣本中不顯著，在民營和外資企業(yè)分樣本中均顯著，但是民營企業(yè)分樣本中的外部需求系數(shù)的顯著性程度和水平值均更高。這表明，外部需求變動對國有企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量不存在顯著的影響，但是顯著影響民營企業(yè)和外資企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，尤其是民營企業(yè)。對這一結(jié)論的解釋是，因為相對于民營企業(yè)，國有企業(yè)享有更多的政策優(yōu)惠[13][16]，而外資企業(yè)具有與國外市場更好的聯(lián)系，二者受外部需求沖擊的影響都會相對較弱。

2.基于出口目的地收入水平的異質(zhì)性檢驗。外部需求大小與出口目的地的收入水平存在關聯(lián)，同時一國出口產(chǎn)品質(zhì)量高低也與出口目的地收入水平存在正向關聯(lián)[17][18]，本文在基準回歸中控制了目的地—年份聯(lián)合固定效應，其中就包括了目的地人均收入水平，從而控制了人均收入水平對質(zhì)量的影響效應。那么不同收入水平目的地的外部需求對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量是否存在差異化影響呢？一般地，由于收入水平相對較高的目的地對產(chǎn)品質(zhì)量的偏好更高，本文預期收入水平相對較高的目的地的需求變動對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應更大。本文根據(jù)世界銀行的劃分標準，將出口目的地劃分為高收入國家、中高收入國家和中低收入國家三類，并分別估計模型(1)，回歸結(jié)果見表7第(4)～(6)列。回歸結(jié)果顯示，外部需求估計系數(shù)在三個分樣本中均在1%的水平上顯著為正，系數(shù)值在中高收入分樣本中最大，中低收入分樣本其次、高收入分樣本最低，這表明外部需求對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應隨目的地收入水平的提升呈先上升后下降的倒U型關系。這在一定程度上支持了上文的預期，但是當目的地收入水平足夠高時，外部需求對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應反而減弱，這可能是由于受到本國企業(yè)在該目的地的產(chǎn)品市場份額、產(chǎn)品質(zhì)量升級空間等其他因素的影響。

表7異質(zhì)性檢驗結(jié)果

注：每一列均包括與基準回歸一致的企業(yè)—目的地—產(chǎn)品固定效應、企業(yè)—年份固定效應、產(chǎn)品—年份固定效應和目的地—年份固定效應。

3.基于產(chǎn)品用途類型的異質(zhì)性檢驗。根據(jù)國際貿(mào)易商品的廣義經(jīng)濟分類方法(BEC)，將HS6位碼產(chǎn)品劃分為中間品、消費品和資本品三類，分別估計式(1)，表7第(7)～(9)列報告了回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，外部需求系數(shù)在中間品和資本品分樣本中均顯著為正，但是在消費品分樣本中不顯著。這表明外部需求變動對企業(yè)出口消費品的質(zhì)量沒有明顯的影響效應，但是明顯影響中間品和資本品，尤其是中間品。我國目前在全球價值鏈上主要處于附加值較低的制造環(huán)節(jié)，作為世界工廠，國外市場對中國消費品的依賴程度較高，從而消費品受到外部需求變動的影響彈性較??；相反，中間品和資本品是我國目前出口中的薄弱環(huán)節(jié)，受到外部需求變動的影響彈性較大。

4.基于貿(mào)易方式的異質(zhì)性檢驗。最后，本文進一步基于企業(yè)—產(chǎn)品層面的出口貿(mào)易方式進行異質(zhì)性分析。加工貿(mào)易主要分為兩種類型：來料加工貿(mào)易和進料加工貿(mào)易。其中，來料加工貿(mào)易下的出口對象在合同上已經(jīng)確定，因而不受外部需求變動的影響；進料加工貿(mào)易下的出口對象沒有確定，因而可能會受到外部需求變動的影響。因此，在比較一般貿(mào)易和加工貿(mào)易時，本文預期一般貿(mào)易出口產(chǎn)品質(zhì)量受到外部需求變動的影響效應更大?；谄髽I(yè)—產(chǎn)品層面的出口貿(mào)易方式，將全部樣本劃分為純一般貿(mào)易、純加工貿(mào)易和混合貿(mào)易三類，并分別估計式(1)，表7第(10)～(12)列匯報了回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，外部需求對一般貿(mào)易方式下出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應大于加工貿(mào)易方式，這與前面的預期一致。

五、結(jié)論與政策含義

本文旨在研究中國制造企業(yè)面臨的來自出口目的地的外部需求變動對企業(yè)出口到該目的地的產(chǎn)品質(zhì)量的影響效應和機制。本文的基準模型估計結(jié)果表明外部需求變動與出口產(chǎn)品質(zhì)量具有正向的關系，亦即正向外部需求沖擊提升出口產(chǎn)品質(zhì)量，負向外部需求沖擊則降低出口產(chǎn)品質(zhì)量。長期效應估計結(jié)果表明外部需求沖擊對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量也存在顯著的滯后影響效應，最長滯后期為3年。基準回歸結(jié)果在改變外部需求變量、產(chǎn)品質(zhì)量估計方法和改變估計樣本后依然穩(wěn)健。機制檢驗結(jié)果表明，外部需求變動同方向地影響市場規(guī)模和市場競爭程度，而市場規(guī)模和市場競爭也均同方向地作用于企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。此外，本文還從企業(yè)所有制、出口目的地收入水平、產(chǎn)品用途類型和貿(mào)易方式等視角進行異質(zhì)性分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)外部需求對民營企業(yè)、中間品和資本品、一般貿(mào)易方式的出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響更大，且來自中高收入目的地需求變動的影響效應最大。

由于當前復雜多變的國際環(huán)境導致外部需求呈負向趨勢變動，結(jié)合上面的研究結(jié)論，本文從負向外部需求變動的視角提出應對措施和建議。具體可以概括為以下幾個方面：第一，外部需求變動同方向影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，這意味著負向外部需求沖擊將不利于我國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級，因此維持一個穩(wěn)定和平的國際貿(mào)易環(huán)境對我國高水平高質(zhì)量出口發(fā)展至關重要。第二，在負向外部需求沖擊下，存活企業(yè)的市場規(guī)模減少，且面臨的市場競爭程度減弱。因此，我國企業(yè)在面臨負向外部需求沖擊時，不能輕易退出目的地市場，而應該“咬得更緊”，存活下來后便能獲得更大的市場份額。第三，異質(zhì)性檢驗表明，民營企業(yè)、中間品和資本品、一般貿(mào)易出口產(chǎn)品質(zhì)量受外部需求變動的影響較大，因此政府尤其要注重民營企業(yè)生存和發(fā)展的國內(nèi)外市場環(huán)境，提升我國中間品、資本品和一般貿(mào)易方式出口產(chǎn)品的國際市場競爭力，促進我國向價值鏈上游攀升。