陳 明 曾春燕 姚洋洋

一、引言

推動制造業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量提升，是擴(kuò)大出口和提高制造業(yè)競爭力的必然選擇，更是新時(shí)期經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的必然要求。影響出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的因素很多，從投入產(chǎn)出角度講，金融服務(wù)開放帶來的資本等高端金融服務(wù)要素投入的產(chǎn)出效率是重要因素之一(武力超等，2019)。然而現(xiàn)實(shí)中資本等高端金融服務(wù)要素由金融部門所控制，作為迫切想通過產(chǎn)品創(chuàng)新提升產(chǎn)品質(zhì)量和核心競爭力的中小企業(yè)往往得不到與之相匹配的資本等高端金融服務(wù)要素支持，只有將資本等高端金融服務(wù)要素有效配置給最想進(jìn)行產(chǎn)品創(chuàng)新的企業(yè)，才能不斷推動企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)品質(zhì)量升級(Brown et al.，2013)。究竟怎樣才能將高端金融服務(wù)要素有效配置給最想進(jìn)行產(chǎn)品創(chuàng)新的企業(yè)呢？中共黨的十八屆三中全會提出了“資本市場雙向開放”戰(zhàn)略目標(biāo)。2017年第五次全國金融工作會議明確了以擴(kuò)大開放推動金融“脫虛向?qū)崱钡闹笇?dǎo)思想。2019年7月《關(guān)于進(jìn)一步擴(kuò)大金融業(yè)對外開放的有關(guān)舉措》提出“宜快不宜慢、宜早不宜遲”原則，推出了11條金融業(yè)對外開放的具體措施，外資金融機(jī)構(gòu)“引進(jìn)來”和中資金融機(jī)構(gòu)“走出去”全面提速。2020年6月《外商投資準(zhǔn)入特別管理措施(負(fù)面清單)(2020年版)》取消了證券公司、證券投資基金管理公司、期貨公司、壽險(xiǎn)公司外資股比限制，加大了金融引進(jìn)力度，金融業(yè)對內(nèi)對外開放全面推進(jìn)。以上政策均能表明，通過擴(kuò)大金融引進(jìn)來和走出去并重的雙向開放來推動金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)，支持制造業(yè)企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新和質(zhì)量升級，已成為現(xiàn)階段我國金融發(fā)展的重要任務(wù)。那么，通過擴(kuò)大金融引進(jìn)來和走出去并重的雙向開放來推動高端金融服務(wù)要素與企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新有機(jī)結(jié)合是否有利于制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升呢？其作用機(jī)理又是怎樣的？

為了深入理解這一過程，本文將從兩方面展開探索。首先，建立數(shù)理模型，從邏輯上推演金融服務(wù)開放推動制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的過程。然后，通過實(shí)證分析驗(yàn)證上述作用過程，找出金融服務(wù)開放驅(qū)動制造業(yè)出口產(chǎn)品高質(zhì)量發(fā)展的證據(jù)。本文發(fā)現(xiàn)金融服務(wù)開放帶來了資本、國內(nèi)外先進(jìn)金融科技和金融管理經(jīng)驗(yàn)等高端金融服務(wù)要素，引發(fā)創(chuàng)新效應(yīng)，推動了制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。這一結(jié)論對于理解金融開放影響產(chǎn)品質(zhì)量升級進(jìn)程提供了新的視角，與第五次全國金融工作會議提出的金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)精神一脈相承。經(jīng)過40多年的發(fā)展，盡管中國制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)水平取得了巨大進(jìn)步，但由于產(chǎn)品融合高端金融服務(wù)要素不夠，和世界先進(jìn)水平相比仍大而不強(qiáng)。因此，深入研究以引進(jìn)來與走出去并重的金融業(yè)對外開放新格局作用于制造業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量升級的理論機(jī)理，是理論界和決策者亟待厘清的問題，更是現(xiàn)階段推動我國產(chǎn)品高質(zhì)量發(fā)展的迫切需求。從宏觀角度看，以開放推動先進(jìn)金融服務(wù)要素融入制造業(yè)發(fā)展中，符合中國制造強(qiáng)國和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的國家戰(zhàn)略；從微觀角度看，金融服務(wù)開放有助于企業(yè)融合因開放帶來的高端金融服務(wù)要素實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品高質(zhì)量發(fā)展。

二、文獻(xiàn)綜述

金融開放是一個(gè)熱點(diǎn)話題，本文主要聚焦于金融開放對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。大體有兩支文獻(xiàn)對此進(jìn)行研究：第一支是對金融開放的相關(guān)研究。一是金融開放的度量。已有研究主要從資本跨國界流動權(quán)利的約束程度(王維安、錢曉霞，2017)、資本跨國界的實(shí)際流動程度(Chinn and Ito，2008)和金融服務(wù)部門的總體開放程度(武力超等，2019)來衡量金融開放。二是金融開放對其他因素影響的研究。已有文獻(xiàn)主要從資本賬戶開放角度出發(fā)，分析金融開放對經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展影響(Quinn and Toyoda，2008；Hamdaoui and Maktouf，2019)，強(qiáng)調(diào)了金融開放因素在經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展中的重要作用(鄧敏、藍(lán)發(fā)欽，2013)，并探討金融開放促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展的門限條件(董驥、李增剛，2019)等；也有文獻(xiàn)討論了金融開放下金融風(fēng)險(xiǎn)監(jiān)管的區(qū)塊鏈技術(shù)創(chuàng)新等問題(鄭石明等，2020)。第二支是金融對企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量提升影響的研究。學(xué)者們一方面關(guān)注金融發(fā)展對企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量提升的影響，主要討論了金融FDI及OFDI(成力為、王昱，2017)、銀行業(yè)發(fā)展(張璇等，2019)、股票流動性(馮根福等，2017)、風(fēng)險(xiǎn)投資(Chemmanur et al.，2011)和融資融券(郝項(xiàng)超等，2018)等對企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量提升的影響。另一方面從金融要素扭曲的角度，認(rèn)為在金融開放帶來高端金融要素的全球配置過程中，金融部門和跨國企業(yè)對項(xiàng)目篩選、評估和監(jiān)督會產(chǎn)生相應(yīng)的交易成本，降低要素配置效率(Greenwood and Jovanovic，1990)，甚至有些金融機(jī)構(gòu)寧愿投資房地產(chǎn)等預(yù)期收益較高的項(xiàng)目也不愿投資風(fēng)險(xiǎn)較高能促進(jìn)產(chǎn)品質(zhì)量提升的新研發(fā)項(xiàng)目(Chaney et al.，2012)，帶來了金融扭曲和資源錯(cuò)配，易于引發(fā)金融資本波動性增加和流動失衡的風(fēng)險(xiǎn)，不利于產(chǎn)品質(zhì)量升級(楊繼梅等，2020)。

綜上可知，學(xué)術(shù)界對金融開放及其影響、金融發(fā)展和金融要素扭曲對企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量提升的相關(guān)研究遍及微觀、中觀和宏觀領(lǐng)域，是對現(xiàn)有金融理論的擴(kuò)展，豐富了金融發(fā)展和金融開放的研究領(lǐng)域。但在經(jīng)濟(jì)全球化受阻情況下，中國通過從引進(jìn)為主到引進(jìn)來和走出去并重來擴(kuò)大金融服務(wù)開放，這是否會影響到制造業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量提升，其背后影響機(jī)制是什么？現(xiàn)有研究鮮有對此問題進(jìn)行回答，更是缺乏從金融服務(wù)引進(jìn)來和走出去角度來衡量金融開放，分析其對制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的機(jī)理。雖然陳明、魏作磊(2018)在分析服務(wù)業(yè)開放時(shí)，檢驗(yàn)了金融開放對制造業(yè)低端鎖定的影響，但沒有深入到制造業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量層面，有待深入；武力超等(2019)研究了金融服務(wù)部門開放和制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，但其著重關(guān)注的是金融某一方面的開放，沒有考慮金融服務(wù)引進(jìn)來和走出去并重開放，有待完善。

基于此，本文借鑒Melitz and Ottaviano(2008)的思路，構(gòu)建金融開放下的制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升數(shù)理模型，然后從金融服務(wù)引進(jìn)來和走出去視角來考慮金融開放，并運(yùn)用中國實(shí)際數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證。與已有的研究相比，本文主要在以下方面有所深入：一是在理論上，將金融開放納入內(nèi)生投入和產(chǎn)出質(zhì)量選擇的框架，分析其對制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的影響。二是在實(shí)證分析中，從金融服務(wù)引進(jìn)來和走出去兩方面對企業(yè)產(chǎn)品的滲透程度來衡量金融開放后，結(jié)合宏觀層面的金融開放和微觀層面的制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級數(shù)據(jù)，系統(tǒng)評估金融開放帶來的高端金融服務(wù)技術(shù)要素投入對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的實(shí)際作用，有助于更全面地揭示中國制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的驅(qū)動因素，拓展和豐富了有關(guān)中國制造業(yè)出口產(chǎn)品高質(zhì)量發(fā)展決定因素的定量研究，可直接回應(yīng)當(dāng)前緊迫的金融服務(wù)引進(jìn)來和走出去并重的“金融高水平開放”是如何“推動制造業(yè)出口產(chǎn)品高質(zhì)量發(fā)展”等問題。三是本文還利用豐富的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)一步系統(tǒng)檢驗(yàn)了中國擴(kuò)大金融服務(wù)開放帶來的創(chuàng)新效應(yīng)和金融服務(wù)“引進(jìn)來”對“走出去”的推動效應(yīng)影響制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的作用機(jī)制，有助于深化對金融高水平開放與制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間內(nèi)在關(guān)系的理解。

三、理論機(jī)理與研究假設(shè)

金融開放使得資本等高端金融要素在全球范圍進(jìn)行配置，一方面支持本地優(yōu)勢企業(yè)的生產(chǎn)能力不斷提高(Mc Caig and Stengos，2005；鄧敏、藍(lán)發(fā)欽，2013；李曉龍、冉光和，2018；武力超等，2019)，而當(dāng)本地企業(yè)生產(chǎn)優(yōu)勢形成規(guī)模，通過國際貿(mào)易支持本地企業(yè)開拓國外市場，推動本地企業(yè)對外投資不斷發(fā)展，出口比較優(yōu)勢產(chǎn)品，穩(wěn)健地促進(jìn)了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動和產(chǎn)品質(zhì)量提升(Bekaert et al.，2011；王忠誠等，2018)；另一方面金融開放引致高端金融要素的全球配置，通過學(xué)習(xí)、競爭及融資效應(yīng)帶來了金融科技的發(fā)展，催生出更多符合不同投資者和經(jīng)濟(jì)形勢的金融產(chǎn)品(張楠，2015；鄭石明等，2020)，對跨國企業(yè)的經(jīng)營活動、投資決策和生產(chǎn)技術(shù)產(chǎn)生影響，可以促進(jìn)整體產(chǎn)品質(zhì)量的提升(Harding and Javorcik，2011；Desbordes and Wei，2017)。以上分析均是從理論上對金融開放影響產(chǎn)品質(zhì)量升級進(jìn)行邏輯推斷，并沒有從數(shù)理模型方面厘清金融開放對制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的作用機(jī)制。基于此，本文參考Melitz and Ottaviano(2008)內(nèi)生投入和產(chǎn)出質(zhì)量選擇的框架，將金融服務(wù)開放納入該框架，分析其對制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的影響。為簡化分析，設(shè)有兩個(gè)國家進(jìn)行貿(mào)易，每個(gè)國家有兩個(gè)部門，一是壟斷競爭的最終商品部門，另一是中間投入部門，且最終產(chǎn)品和中間投入品存在質(zhì)量差異。消費(fèi)者效用函數(shù)可被表示為：

(1)

上式中，?表示最終商品；σ(σ>1)是商品間替代彈性；x(?)是商品數(shù)量；q(?)設(shè)為所有人都能感覺到的商品質(zhì)量。消費(fèi)者效用最大下對?的需求如下：

x(?)=Xq(?)σ-1P(?)-σ

(2)

其中，P(?)是市場上質(zhì)量調(diào)整后的產(chǎn)出價(jià)格總指數(shù)，X為市場現(xiàn)有經(jīng)質(zhì)量調(diào)整商品的消費(fèi)總額。設(shè)金融服務(wù)開放帶來的資本便利、先進(jìn)金融科技和金融管理經(jīng)驗(yàn)轉(zhuǎn)化為不同質(zhì)量的中間投入，中間投入品的生產(chǎn)函數(shù)可表示為：

QI(k,m)=k/m1-θ

(3)

上式中，k是金融開放帶來的資本便利，m表示中間投入品的質(zhì)量，由上式可知，要獲得一單位質(zhì)量為m的中間投入品，需要投入m1-θ單位的資本。θ是金融服務(wù)開放引致的創(chuàng)新效應(yīng)，金融服務(wù)開放水平越高，資本獲得就會越便利，同時(shí)也越易獲得國內(nèi)外先進(jìn)金融科技和金融管理經(jīng)驗(yàn)，最終創(chuàng)新效應(yīng)發(fā)生，企業(yè)生產(chǎn)高質(zhì)量中間投入品也就越容易。假設(shè)PI(m)是質(zhì)量為m的中間投入品價(jià)格，最終產(chǎn)品生產(chǎn)者是中間投入市場的價(jià)格接受者。為了清楚起見，假設(shè)中間投入部門的生產(chǎn)投入是同質(zhì)的，均衡狀態(tài)下，每個(gè)中間投入的價(jià)格等于生產(chǎn)投入的邊際成本，即有PI(m)=φm，中間投入品的利潤函數(shù)可表示為：

π(k,m)=PI(m)QI(k,m)-φk

(4)

其中，φ為金融服務(wù)開放帶來的資本便利系數(shù)。φ越高，表示金融服務(wù)開放水平越高，創(chuàng)新效應(yīng)的作用也就越大。正如Melitz and Ottaviano(2008)所論述，企業(yè)必須達(dá)到一定生產(chǎn)能力λ后，生產(chǎn)的產(chǎn)品才能出口。為了簡單起見，假定沒有可變的貿(mào)易成本，且國內(nèi)固定生產(chǎn)成本為0，出口固定成本為fx。最終產(chǎn)品部門的生產(chǎn)由實(shí)際產(chǎn)出單位的生產(chǎn)和質(zhì)量生產(chǎn)來描述，物理單元的生產(chǎn)可被假定為：Q(n)=nλΖ，其中n是使用的投入數(shù)量；Z>0，表示每個(gè)物理產(chǎn)出單位使用1/λΖ投入單位，意味著生產(chǎn)率越高，所需要的中間投入越少，且每個(gè)產(chǎn)出單位的邊際成本為PI(m)/λΖ。生產(chǎn)最終產(chǎn)品的出口利潤函數(shù)可被表示為：

π(x)=[P(m)-PI(m)/λΖ]x-fx

(5)

假設(shè)企業(yè)生產(chǎn)能力λ和投入質(zhì)量m是產(chǎn)出質(zhì)量的補(bǔ)充，并且升級不需要固定成本，其生產(chǎn)產(chǎn)品的質(zhì)量函數(shù)可以表示為：q=(μ(λβ)α+(1-μ)(m2)α)1/α，其中，μ為比例系數(shù)(0 <μ<1)。α反映了生產(chǎn)能力和投入質(zhì)量之間的互補(bǔ)程度。對于生產(chǎn)能力強(qiáng)的企業(yè)來說，給定的投入質(zhì)量增加，產(chǎn)出質(zhì)量的邊際增長更大，所以α<0，這也排除了企業(yè)產(chǎn)出產(chǎn)品和投入產(chǎn)品是替代品的可能性。β(β≥0)為質(zhì)量差異的范圍，β值越高，表示更高生產(chǎn)能力的企業(yè)會致力于提高產(chǎn)品質(zhì)量，也可以認(rèn)為是消費(fèi)者為產(chǎn)品質(zhì)量付費(fèi)的意愿。結(jié)合(3)-(5)式，企業(yè)在利潤最大化和自由進(jìn)入的平衡中，選擇質(zhì)量最優(yōu)的中間投入品m，中間投入品和出口產(chǎn)品質(zhì)量的最優(yōu)化結(jié)果分別如下：

m*(λ)=[(1-θ)/(1+θ)]μαλμβ，q*(λ)=[1/(1+θ)1/α]λβ

(6)

將(6)式對θ求導(dǎo)數(shù)，因α<0，β≥0，所以有?m*/?θ>0，?q*/?θ>0。以上結(jié)論表明，金融服務(wù)開放引致的創(chuàng)新效應(yīng)θ會影響企業(yè)出口產(chǎn)品的質(zhì)量選擇，即金融服務(wù)開放會通過創(chuàng)新效應(yīng)提升中間投入品的質(zhì)量，最終實(shí)現(xiàn)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。

綜上理論推斷，提出待檢驗(yàn)命題：金融服務(wù)開放帶來了資本、國內(nèi)外先進(jìn)金融科技和金融管理經(jīng)驗(yàn)等高端金融要素投入，引發(fā)創(chuàng)新效應(yīng)，進(jìn)而推動了制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。

四、變量測度、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)

(一)主要變量的選擇與識別

1.制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的估算。衡量產(chǎn)品質(zhì)量方法歸納起來主要有兩種：一是K方法：Khandelwal et al.(2013)在需求函數(shù)中并入有質(zhì)量因素的CES結(jié)構(gòu)效用函數(shù)，并將該需求函數(shù)線性化，利用貿(mào)易數(shù)據(jù)中的價(jià)格、銷售額、出口國和進(jìn)口國信息來推斷產(chǎn)品質(zhì)量(簡稱K方法)；施炳展、邵文波(2014)借用上面思路，并與產(chǎn)品單價(jià)、技術(shù)復(fù)雜度等指標(biāo)進(jìn)行比較，估計(jì)了我國企業(yè)-HS6產(chǎn)品-目的地層面的出口產(chǎn)品質(zhì)量。另一是FR方法：Feenstra and Romalis(2014)構(gòu)建一個(gè)壟斷競爭框架，采用需求函數(shù)并通過質(zhì)量和數(shù)量相乘來模擬消費(fèi)者需求，考察國際貿(mào)易商品單位價(jià)值對質(zhì)量的影響(簡稱FR方法)；余淼杰、張睿(2017)拓展了FR方法，充分考慮需求和供給兩個(gè)層面的信息，構(gòu)造企業(yè)-HS6位碼產(chǎn)品層面的出口產(chǎn)品質(zhì)量模型。以上對產(chǎn)品質(zhì)量測度從考慮單因素轉(zhuǎn)變到考慮多因素，豐富了對產(chǎn)品質(zhì)量問題的研究，但K方法所依賴的理論模型將產(chǎn)品質(zhì)量當(dāng)作外生變量，且利用目的地-年份層面來清除未知參數(shù)測量產(chǎn)品質(zhì)量在跨時(shí)和跨國的意義上不可比。本文借鑒余淼杰、張睿(2017)的研究思路，利用2004-2013年(1)因?yàn)楸疚乃x取的解釋變量中完整的金融服務(wù)引進(jìn)來和走出去的數(shù)據(jù)是2004年，因此計(jì)算產(chǎn)品質(zhì)量時(shí)也從2004年開始。中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫測算出口產(chǎn)品質(zhì)量，并將其拓展到企業(yè)-目的國-年份-HS8位碼產(chǎn)品層面，同時(shí)為在不同產(chǎn)品間存在可比性，本文對估計(jì)得到的產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化，并以企業(yè)當(dāng)年某一產(chǎn)品出口額占產(chǎn)品出口總額之比作為權(quán)重，將產(chǎn)品質(zhì)量加總到企業(yè)層面來進(jìn)行分析。具體如下：

(1)離岸單位價(jià)值的決定。利用2004-2013年中國海關(guān)進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，構(gòu)造企業(yè)-目的地-年份-產(chǎn)品層面的離岸單位價(jià)值如下：

Pimgt=Vimgt/Qimgt

(7)

其中，Pimgt為企業(yè)i在t年中出口到m 國的產(chǎn)品類別g的離岸單位價(jià)值，Qimgt為相應(yīng)的出口數(shù)量，Vimgt為相應(yīng)的出口離岸價(jià)值。產(chǎn)品類別g以HS8位產(chǎn)品分類碼為準(zhǔn)，并協(xié)調(diào)HS1996和HS2002兩個(gè)版本進(jìn)行統(tǒng)一分類。

(2)企業(yè)生產(chǎn)率的計(jì)算。借鑒魯曉東、連玉君(2012)計(jì)算思路，采用OP半?yún)?shù)方法利用2004-2013年的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫對企業(yè)生產(chǎn)率φit進(jìn)行估計(jì)。數(shù)據(jù)處理中，參考Feenstra and Romalis(2014)的方法將僅從事貿(mào)易中介活動的企業(yè)從樣本中剔除。另外，為了將計(jì)算生產(chǎn)率的工業(yè)企業(yè)數(shù)與上面計(jì)算離岸單位價(jià)值的海關(guān)進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)匹配好，參照 Yu(2015)的方法按年份、企業(yè)名稱、電話號碼和郵政編碼進(jìn)行匹配合并。

(8)

(4)產(chǎn)品質(zhì)量表達(dá)式的確定。綜合上面(1)、(2)和(3)，借鑒余淼杰、張睿(2017)思路，出口產(chǎn)品質(zhì)量計(jì)算式可被表示為：

lnZimgt=θg(lnκ1mg+lnPimgt+lnφit-lnwt)

(9)

其中，Zimgt表示出口產(chǎn)品質(zhì)量，κ1mg=αmgθg(σg-1)/[1+αmgθg(σg-1)]，結(jié)構(gòu)性參數(shù)αmg、θg和σg的數(shù)值源于Feenstra and Romalis(2014)所估計(jì)出的相應(yīng)國家每種SITC第二版4位碼產(chǎn)品層面的數(shù)值。在處理過程中，將HS8位產(chǎn)品碼與SITC第二版4位碼匹配，如果SITC 4位碼缺失，就以HS8位碼所對應(yīng)的SITC3位碼內(nèi)的平均αmg、θg和σg的數(shù)值作為其對應(yīng)的參數(shù)值。最后，計(jì)算中為了避免極端值的影響、便于加總和比較，先將每個(gè)HS8位碼類別中高于95%分位數(shù)及低于5%分位數(shù)產(chǎn)品質(zhì)量的觀測值剔除后，減去相應(yīng)產(chǎn)品類別g內(nèi)總體產(chǎn)品質(zhì)量的10%分位數(shù)，最后進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，并以企業(yè)當(dāng)年某一產(chǎn)品出口額占產(chǎn)品出口總額之比作為權(quán)重，將產(chǎn)品質(zhì)量加總到企業(yè)層面來進(jìn)行分析。最終計(jì)算公式如下：

QUAit=Titmg×(R-Zitmg)/∑Titmg

(10)

上式中，QUAit為本文最終所計(jì)算的屬于同一行業(yè)(2)本文企業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)品所屬的行業(yè)分類以《中國投入產(chǎn)出表》為準(zhǔn)，參考陳明、魏作磊(2018)方法對《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》里的制造業(yè)細(xì)分行業(yè)進(jìn)行合并，將企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品歸類到16個(gè)制造業(yè)行業(yè)。的企業(yè)i在t年出口產(chǎn)品質(zhì)量，Timgt表示企業(yè)i在t年出口到m國屬于產(chǎn)品類別g的出口額。中國企業(yè)2004-2013年出口質(zhì)量平均變化趨勢結(jié)果見圖1?？傮w上看，無論在整體上還是在不同的貿(mào)易方式上，所計(jì)算得到的企業(yè)-目的國-年份-HS8位碼產(chǎn)品層面的出口產(chǎn)品平均質(zhì)量呈上升趨勢。增長率方面，2004-2013年間，整體、一般貿(mào)易和加工貿(mào)易的出口產(chǎn)品質(zhì)量年均增長均在1.02%以上，且保持穩(wěn)定增長。在與其他研究結(jié)果比較中，由于測算方法及剔除觀測值范圍等不同，測算得出的最終值與他們的略有差異，如：黃先海、卿陶(2020)測算中將標(biāo)準(zhǔn)化的企業(yè)-出口國-貿(mào)易方式-年份-HS8位碼層面產(chǎn)品質(zhì)量按照出口份額進(jìn)行加總得出產(chǎn)品質(zhì)量的整體變化趨勢；余淼杰、張睿(2017)測算中將每個(gè)HS6位碼類別中高于99%分位數(shù)及低于1%分位數(shù)產(chǎn)品質(zhì)量的觀測值剔除。

圖1 2004-2013年中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量平均變化趨勢資料來源：作者根據(jù)計(jì)算結(jié)果作圖。只要存在加工貿(mào)易形式出口的企業(yè)記為加工貿(mào)易企業(yè)，將不存在加工貿(mào)易形式出口的企業(yè)記為一般貿(mào)易企業(yè)。

2.金融服務(wù)開放的度量?？紤]到金融開放是將單個(gè)資本市場與國際資本市場連接起來，國內(nèi)外學(xué)者對金融開放程度的衡量主要從資本跨國界的流動上和金融服務(wù)部門開放限制上來考慮(Chinn and Ito，2008；王維安、錢曉霞，2017；武力超等，2019等)，但由于較多的非政策性和非周期性等因素會影響國際資本流動，上述指標(biāo)只是衡量金融開放的某一個(gè)方面，表明了金融開放的一個(gè)狀態(tài)，并沒有反映出金融開放的具體結(jié)果，更難以反映出金融開放與企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量間的關(guān)系。為了準(zhǔn)確反映出金融開放對產(chǎn)品質(zhì)量的實(shí)際作用，本文認(rèn)為同時(shí)包含金融服務(wù)走出去和引進(jìn)來兩種模式是金融服務(wù)開放最直接和更高層次開放的反映，應(yīng)從金融服務(wù)走出去和引進(jìn)來視角，計(jì)算金融服務(wù)走出去和引進(jìn)來滲透到企業(yè)產(chǎn)品上的滲透率來度量金融服務(wù)開放。因此，本文借鑒陳明、魏作磊(2018)的思路，用金融服務(wù)進(jìn)口代表金融引進(jìn)來，用金融服務(wù)出口代表金融服務(wù)走出去，然后用金融服務(wù)進(jìn)口和金融服務(wù)出口分別與前文所選取的企業(yè)產(chǎn)品歸類的制造業(yè)各細(xì)分行業(yè)相對應(yīng)的完全消耗系數(shù)相乘，得到金融服務(wù)進(jìn)口和金融服務(wù)出口滲透到制造業(yè)各細(xì)分行業(yè)的產(chǎn)品滲透率。計(jì)算公式如下：

FSI_PRit=∑kserviceijk×FSIkt，F(xiàn)SE_PRit=∑kserviceijk×FSEkt

(11)

從圖2可以看出，金融開放對制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的年均滲透率都較高，但FSE對制造業(yè)細(xì)分行業(yè)滲透增長率大于FSI對制造業(yè)細(xì)分行業(yè)滲透增長率。其中，F(xiàn)SE滲透年均增長率排在前三列的是：金屬冶煉和壓延加工業(yè)(2.1345)，通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)(1.8809)，儀器儀表及文化、辦公用機(jī)械制造業(yè)(1.8182)；FSI滲透年均增長率排在前三的也是：金屬冶煉和壓延加工業(yè)(0.2804)，通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)(0.2471)，儀器儀表及文化、辦公用機(jī)械制造業(yè)(0.2388)，均是國民經(jīng)濟(jì)中的重要基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)。以上結(jié)論符合現(xiàn)實(shí)情況，2004-2013年以來，隨著中國對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級和新興技術(shù)的重視，金融服務(wù)出口和進(jìn)口都不斷向科研創(chuàng)新領(lǐng)域集聚，有力推動了中國新一代信息技術(shù)、高端裝備和新材料等高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展。

圖2 2004-2013年金融開放對制造業(yè)細(xì)分行業(yè)年均滲透增長率資料來源：作者根據(jù)本文公式計(jì)算并繪制。

(二)模型設(shè)立和估計(jì)方法

為了研究金融服務(wù)開放對制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)和前文理論機(jī)理分析，本文設(shè)定回歸模型如下：

QUAist=α+β1FSIist+β2FSEist+γXist+φi+δt+ηs+εist

(12)

其中，QUAist表示制造業(yè)細(xì)分行業(yè)s第t年企業(yè)i的產(chǎn)品質(zhì)量，β、γ系列是變量系數(shù)，α是常數(shù)。FSIist和FSEist分別表示金融服務(wù)進(jìn)口和金融服務(wù)出口影響制造業(yè)細(xì)分行業(yè)s第t年企業(yè)i產(chǎn)品質(zhì)量的滲透率。Xist為控制變量，其選取一方面考慮到同一行業(yè)下產(chǎn)品層面的變量，包括屬于同一行業(yè)生產(chǎn)同一類型產(chǎn)品的企業(yè)數(shù)(Firms)、用每一年所收集企業(yè)總工資除以企業(yè)總?cè)藬?shù)來表示的企業(yè)平均工資(Wage)和企業(yè)平均員工數(shù)(Staff)；另一方面還考慮企業(yè)層面隨著時(shí)間變化且可能影響產(chǎn)品質(zhì)量的因素，包括反映企業(yè)市場潛力和需求的企業(yè)規(guī)模(Scale)和屬于同一制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出占其行業(yè)增加值的比重的研發(fā)費(fèi)用(R&D)。同時(shí)，還控制了行業(yè)固定效應(yīng)φi，企業(yè)固定效應(yīng)ηs，年份固定效應(yīng)δt，以進(jìn)一步消除由于金融開放帶來的資金和技術(shù)引致企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)轉(zhuǎn)變等行為可能導(dǎo)致的影響，εist為隨機(jī)擾動項(xiàng)。合適的工具變量能解決金融開放對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量影響中可能遇到的內(nèi)生性問題。借鑒大多研究結(jié)論，本文依據(jù)相關(guān)性和外生性的標(biāo)準(zhǔn)來選取影響企業(yè)出口質(zhì)量內(nèi)生解釋變量的滯后項(xiàng)作為工具變量，進(jìn)行識別不足檢驗(yàn)(LM statistic)和過度識別檢驗(yàn)(Sarganstatistic)，用Hausman方法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，用廣義矩估計(jì)IV+GMM方法來解決包含以上工具變量的兩步估計(jì)。另外，還考慮到現(xiàn)實(shí)中產(chǎn)品質(zhì)量提升的慣性及模型的穩(wěn)健性，在(12)中引入QUAis,t-1項(xiàng)，將模型轉(zhuǎn)化為動態(tài)面板模型：

QUAist=α0+α1QUAis,t-1+β1FSIist+β2FSEist+γXist+φi+δt+ηs+εist

(13)

其中，α0是常數(shù)，α1是滯后一階的系數(shù)。用兩步系統(tǒng)GMM方法對(13)式進(jìn)行估計(jì)，并將模型中滯后的FSIist和FSEist視為差分方程的工具變量，同時(shí)，運(yùn)用Arellano-Bond AR方法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驼`差項(xiàng)序列相關(guān)性和采用Sargan方法檢驗(yàn)可能存在的工具變量數(shù)過多可能導(dǎo)致過度識別問題。

(三)樣本說明及數(shù)據(jù)來源

本文選取了金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、金融服務(wù)貿(mào)易出口和制造業(yè)16個(gè)細(xì)分行業(yè)2004-2013年數(shù)據(jù)為樣本區(qū)間來進(jìn)行分析。為了準(zhǔn)確識別被解釋變量，本文以中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫為基礎(chǔ)，對制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行了測算。本文實(shí)證研究中所用的數(shù)據(jù)主要來源于 2004-2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和中國海關(guān)產(chǎn)品層面交易數(shù)據(jù)。工業(yè)企業(yè)層面數(shù)據(jù)借鑒Yu(2015)的方法來進(jìn)行處理。海關(guān)數(shù)據(jù)是產(chǎn)品層面的月度數(shù)據(jù)，按企業(yè)信息、類型和貿(mào)易方式等信息進(jìn)行分類，將月度數(shù)據(jù)加總到年度數(shù)據(jù)，獲得企業(yè)-目的國-年份-貿(mào)易方式-HS8位碼產(chǎn)品層面的數(shù)據(jù)。本文使用 HS八位碼的產(chǎn)品分類，參考Fan et al.(2015)的方法使用企業(yè)名稱和年份初步匹配，再根據(jù)電話號碼和郵政編碼進(jìn)行補(bǔ)充和調(diào)整，剔除了所有的貿(mào)易型企業(yè)和產(chǎn)品單位不一致的樣本。最后得到樣本225376個(gè)，并以此為基準(zhǔn)，將海關(guān)數(shù)據(jù)中以美元計(jì)價(jià)的出口額按照當(dāng)年的匯率換算成以人民幣計(jì)價(jià)后剔除了出口額大于當(dāng)年工業(yè)增加值的樣本，最終得到樣本201843個(gè)。主要解釋變量金融服務(wù)走出去滲透率(FSE)和金融服務(wù)引進(jìn)來滲透率(FSI)的測算是結(jié)合2004-2013年《中國服務(wù)貿(mào)易統(tǒng)計(jì)》與1997年、2002年、2007年和2012年投入產(chǎn)出表計(jì)算得出，均按當(dāng)年匯率換算成人民幣，且以十億元為單位。企業(yè)數(shù)(Firms)、企業(yè)規(guī)模(Scale)、企業(yè)平均工資(Wage)和企業(yè)平均員工數(shù)(Staff)根據(jù)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(2004-2013年)來進(jìn)行計(jì)算，但對企業(yè)平均工資(Wage)的計(jì)算換算為2000年不變價(jià)。研發(fā)費(fèi)用(R&D)的原始數(shù)據(jù)源于2001-2014年《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。在以上控制變量計(jì)算中，為了消除量綱的影響，除去以比重表示的研發(fā)費(fèi)用(RD)和企業(yè)規(guī)模(Scale)外，其他的變量均進(jìn)行了Min-max 標(biāo)準(zhǔn)化處理。表1給出的變量描述性統(tǒng)計(jì)和平穩(wěn)性檢驗(yàn)等結(jié)果表明：解釋變量和控制變量的方差膨脹因子VIF值均遠(yuǎn)小于10，說明模型不存在嚴(yán)重的多重共線性；變量一階差分后LLC、IPS和ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)表明了至少在1%的顯著性水平下不存在面板單位根。協(xié)整檢驗(yàn)中，Kao 檢驗(yàn)中ADF統(tǒng)計(jì)量為-4.7633，Pedroni檢驗(yàn)的Panel PP值為-21.8376、Panel ADF值為-5.7354、Group PP值為-23.8534和Group ADF值為-5.3275，均在1%顯著性水平下不拒絕變量之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

表1 變量相關(guān)系數(shù)矩陣、描述性統(tǒng)計(jì)和平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

五、基本結(jié)果

(一)金融服務(wù)開放對制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響

先通過方程(12)進(jìn)行靜態(tài)回歸分析，再以此為基礎(chǔ)利用方程(13)估計(jì)動態(tài)面板模型，估計(jì)的基本結(jié)果見表2。表2(1)-(3)中變量內(nèi)生性Hausman檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均在1% 的水平上拒絕所有變量都為外生變量的原假設(shè)，說明采用工具變量法進(jìn)行GMM分析是合理的。工具變量的識別不足檢驗(yàn)(LM statistic)和過度識別檢驗(yàn)(Sargan statistic)等表明了工具變量有效性。表2(4)-(6)進(jìn)行的兩步系統(tǒng)GMM的回歸中，Wald檢驗(yàn)的結(jié)果拒絕了解釋變量系數(shù)為零的原假設(shè)，表明了回歸方程設(shè)定合理，Sargan檢驗(yàn)的結(jié)果說明了工具變量的有效性，Arrellano-Bond AR 檢驗(yàn)說明方程序列相關(guān)性不存在。具體分析如下：

1.金融服務(wù)開放對制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升有著顯著的促進(jìn)作用。在表2的回歸中，為了消除非觀測的個(gè)體效應(yīng)、行業(yè)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展變化等因素干擾，本文控制了時(shí)間固定效應(yīng)與行業(yè)固定效應(yīng)，為了消除企業(yè)不隨時(shí)間變動及金融開放深化引致的企業(yè)進(jìn)入退出行為的影響，本文還控制了企業(yè)固定效應(yīng)。表2結(jié)果表明無論是靜態(tài)IV-GMM回歸還是動態(tài)SYS-GMM回歸，F(xiàn)SI和FSE的系數(shù)符號均在5%的水平下顯著為正，表明了金融服務(wù)引進(jìn)來和走出去均促進(jìn)了制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。以表2(6)為例，金融服務(wù)引進(jìn)來(FSI)每增加1個(gè)單位，能使制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量平均提升約0.0082個(gè)單位，金融服務(wù)走出去(FSE)每增加1個(gè)單位，能使制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量平均提升約0.0065個(gè)單位，說明了金融服務(wù)開放推動了制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。同時(shí)，比較表2(1)-(3)中的金融服務(wù)引進(jìn)來(FSI)和金融服務(wù)走出去(FSE)系數(shù)均發(fā)現(xiàn)，金融服務(wù)引進(jìn)來對制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的作用略大于金融服務(wù)走出去所產(chǎn)生的作用。這反映了當(dāng)前中國金融開放的演變過程：加入WTO以來，我國金融服務(wù)開放正由點(diǎn)及面、協(xié)調(diào)有序地進(jìn)行，但金融服務(wù)開放的任務(wù)發(fā)生了根本改變，在注重引進(jìn)國外先進(jìn)金融科技和金融管理經(jīng)驗(yàn)的同時(shí)，為了能更好地服務(wù)國內(nèi)制造業(yè)企業(yè)國際化發(fā)展需求，更加重視推動金融走出去，在擴(kuò)大金融雙向開放的過程中促進(jìn)了實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，進(jìn)而推動了制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。

2.其他變量和滯后項(xiàng)的情況分析。從其他變量的回歸情況看：企業(yè)的數(shù)量(Firms)和企業(yè)平均員工數(shù)(Staff)的系數(shù)為負(fù)，表明該行業(yè)企業(yè)數(shù)量和企業(yè)員工數(shù)越多，其產(chǎn)品質(zhì)量越低。這樣的結(jié)果與企業(yè)所屬產(chǎn)業(yè)類型相關(guān)，如果企業(yè)屬于勞動密集型產(chǎn)業(yè)，生產(chǎn)主要依靠大量使用勞動力，那么該行業(yè)的企業(yè)進(jìn)入門檻相對較低，企業(yè)數(shù)也就多，對先進(jìn)技術(shù)和高端設(shè)備的依賴程度低，研發(fā)創(chuàng)新不足，雖然金融服務(wù)開放帶來了資金和技術(shù)支持，但其生產(chǎn)的產(chǎn)品質(zhì)量也難以得到提升。企業(yè)規(guī)模(Scale)對制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升在5%的顯著性水平下為正，表明隨著金融服務(wù)開放帶來的資金和技術(shù)在企業(yè)進(jìn)行集聚，產(chǎn)生了規(guī)模經(jīng)濟(jì)，對制造業(yè)企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量升級產(chǎn)生了明顯的促進(jìn)作用。企業(yè)平均工資(Wage)系數(shù)為正，且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，說明所屬行業(yè)有著較高的平均工資，能有效吸引著較高勞動技能和專業(yè)技術(shù)水平的人才，結(jié)果必然會促進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)水平提高，進(jìn)而推動了產(chǎn)品質(zhì)量提升。研發(fā)費(fèi)用(R&D)系數(shù)符號在1%的水平下顯著為正，表明研發(fā)費(fèi)用(R&D)的大力投入支持了企業(yè)不斷進(jìn)行生產(chǎn)服務(wù)技術(shù)研發(fā)和創(chuàng)新，發(fā)展?fàn)I銷、會計(jì)、法律和售后等服務(wù)，不僅提高了企業(yè)生產(chǎn)效率，而且在創(chuàng)新驅(qū)動下極大地增強(qiáng)了企業(yè)競爭力，是推動制造業(yè)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)品質(zhì)量提升的重要力量。表2(4)-(6)中QUAis，t-1在5%的水平下顯著且為正，顯示了引入滯后項(xiàng)的合理性，制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級具有較強(qiáng)慣性。

表2 金融服務(wù)開放對制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

以上基本結(jié)果表明，擴(kuò)大金融服務(wù)開放非常有利于制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升，為了衡量結(jié)論的穩(wěn)健性，本文將在不同貿(mào)易方式、衡量主要變量的不同指標(biāo)、不同企業(yè)所有制等方面對此進(jìn)行檢驗(yàn)。

1.不同貿(mào)易方式。與前文一致，將存在加工貿(mào)易形式出口的企業(yè)記為加工貿(mào)易企業(yè)，將不存在加工貿(mào)易形式出口的企業(yè)記為一般貿(mào)易企業(yè)，分析不同貿(mào)易方式下，金融服務(wù)開放對制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。表3(1)的檢驗(yàn)結(jié)果與表2(6)對比發(fā)現(xiàn)，模型相對應(yīng)解釋變量的差異僅在系數(shù)大小和顯著性水平上，而系數(shù)符號方向一致，這充分證明了前文金融服務(wù)開放對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量作用的結(jié)果是穩(wěn)健的。同時(shí)本文也發(fā)現(xiàn)，一般貿(mào)易下金融服務(wù)開放對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的作用要大于加工貿(mào)易下金融服務(wù)開放對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的作用(5)為了檢驗(yàn)兩組數(shù)據(jù)系數(shù)是否存在差異，參考了連玉君、廖俊平(2017)的思路，采用費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn)方法進(jìn)行組間系數(shù)差異檢驗(yàn)，得到不同貿(mào)易下金融服務(wù)進(jìn)口所對應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)p值為0.0137，金融服務(wù)出口所對應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)p值為0.0564，均在10%水平上拒絕原假設(shè)，表明兩組的系數(shù)差異是顯著的。，可能的原因是加工貿(mào)易由于“兩頭在外，中間在內(nèi)”的特點(diǎn)，金融服務(wù)開放對其影響相對較弱。

2.衡量主要變量的不同指標(biāo)。本文還采用Khandelwal et al.(2013)的K方法對制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行衡量，原始數(shù)據(jù)來源于2004-2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關(guān)交易數(shù)據(jù)庫。金融服務(wù)開放除了從金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口和出口來測量外，還可以金融業(yè)FDI和金融業(yè)對外直接投資來對此測量，用2004-2013年金融業(yè)FDI替代金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口(FSI)，用金融業(yè)對外直接投資替代金融服務(wù)貿(mào)易出口(FSE)，與上文一樣，計(jì)算金融業(yè)FDI和金融業(yè)對外直接投資滲透到制造業(yè)16個(gè)細(xì)分行業(yè)的產(chǎn)品滲透率，金融業(yè)FDI和金融業(yè)對外直接投資的原始數(shù)據(jù)源于2005-2014年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果如表3(2)所示，金融服務(wù)開放和出口質(zhì)量替代指標(biāo)的回歸結(jié)果與表2(6)的基本一致，說明了原估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健。

3.不同企業(yè)所有制。在金融服務(wù)開放下，技術(shù)和資金是否偏愛國有企業(yè)呢？國有企業(yè)與非國有企業(yè)在產(chǎn)品質(zhì)量提升方面會有著怎樣的差異？基于此，本文按企業(yè)登記類型首先區(qū)分國有企業(yè)樣本和非國有企業(yè)樣本，然后對所有制分類下的不同樣本分析金融服務(wù)開放對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的影響。結(jié)果如表3(3)所示，發(fā)現(xiàn)不同企業(yè)所有制的樣本回歸結(jié)果均與表2(6)保持一致，相對應(yīng)解釋變量的差異僅在系數(shù)大小和顯著性水平上。同時(shí)，像前文一樣借鑒連玉君、廖俊平(2017)的思路，采用費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn)方法進(jìn)行組間系數(shù)差異檢驗(yàn)，得到金融服務(wù)進(jìn)口所對應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)p值為0.3726，金融服務(wù)出口所對應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)p值為0.4055，無法拒絕原假設(shè)，表明兩組的系數(shù)差異不顯著，即不能判斷國有企業(yè)樣本回歸得到的結(jié)果好于非國有企業(yè)的結(jié)果，或反之。這說明不管是國有企業(yè)或是非國有企業(yè)，金融服務(wù)開放帶來的資本、先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)均能產(chǎn)生溢出效應(yīng)而對產(chǎn)品質(zhì)量升級產(chǎn)生影響，所有制的差異不會影響金融服務(wù)開放對制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的促進(jìn)作用。

4. 金融開放對出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的影響是否為非線性

傳統(tǒng)對外資準(zhǔn)入帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)的研究中已經(jīng)發(fā)現(xiàn)知識或技術(shù)溢出可能存在非線性影響(韓超、朱鵬洲，2018)，為了探究可能存在的非線性影響，本文將FSI和FSE的平方項(xiàng)FSI_sq和FSE_sq加入方程(13)中重新進(jìn)行估計(jì)。實(shí)證結(jié)果見表3(4)，將解釋變量和控制變量系數(shù)的回歸結(jié)果與表2(6)中的進(jìn)行對比，發(fā)現(xiàn)僅在系數(shù)大小和顯著性水平上存在差異。但FSI_sq和FSE_sq的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，表明金融服務(wù)引進(jìn)來和走出去引致的高端金融服務(wù)要素對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響沒有帶來顯著的非線性效應(yīng)，也說明了原估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

六、影響機(jī)制及擴(kuò)展分析

(一)影響機(jī)制分析：創(chuàng)新效應(yīng)

前文理論分析已經(jīng)推導(dǎo)出金融服務(wù)開放通過緩解企業(yè)融資約束等促進(jìn)了技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而推動了制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。實(shí)證分析也表明，金融服務(wù)開放整體上提升了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，但這一影響究竟是通過何種途徑得以實(shí)現(xiàn)？事實(shí)上，在金融服務(wù)開放過程中，先進(jìn)金融管理經(jīng)驗(yàn)和服務(wù)被吸引到東道國，使東道國企業(yè)能獲得較充裕的資金同時(shí)能通過模仿、學(xué)習(xí)和吸收先進(jìn)金融管理經(jīng)驗(yàn)和服務(wù)，在資金得到保障的同時(shí)帶來創(chuàng)新成本降低，技術(shù)研發(fā)能力得到增強(qiáng)，通過“進(jìn)口中學(xué)習(xí)”，即創(chuàng)新效應(yīng)，進(jìn)而促進(jìn)了出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。在金融走出去的過程中，由于國外有著相對更高標(biāo)準(zhǔn)的金融管理水平和服務(wù)，迫使東道國必須通過金融產(chǎn)品多樣化來滿足走出去的條件，這也支持了國內(nèi)有條件制造業(yè)企業(yè)走出去，通過“出口中學(xué)習(xí)”(張杰、鄭文平，2017)，即創(chuàng)新效應(yīng)，提升了出口產(chǎn)品質(zhì)量。為深入探討企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量提升中創(chuàng)新效應(yīng)的影響，借鑒劉維剛、倪紅福(2018)思路，選用企業(yè)新產(chǎn)品價(jià)值與工業(yè)總產(chǎn)值的比重來表示創(chuàng)新效應(yīng)，構(gòu)建檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

(14)

上式中，lnIist為創(chuàng)新效應(yīng)代理變量(6)為保有數(shù)據(jù)經(jīng)濟(jì)意義，在對實(shí)際數(shù)據(jù)處理中，先對所有創(chuàng)新效應(yīng)代理變量的數(shù)值加1后再取對數(shù)值。原始數(shù)據(jù)源于相應(yīng)年份《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。。表4(1)的結(jié)果顯示金融服務(wù)引進(jìn)來和走出去均促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品價(jià)值的提升。表4(2)結(jié)果表明創(chuàng)新對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的促進(jìn)作用，創(chuàng)新效應(yīng)和金融服務(wù)引進(jìn)來和走出去的交叉項(xiàng)在5%的顯著性水平下促進(jìn)了制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級，也說明了金融服務(wù)引進(jìn)來和走出去通過創(chuàng)新效應(yīng)而影響了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，即創(chuàng)新效應(yīng)是金融開放對制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的影響渠道。

(二)擴(kuò)展分析

1.金融服務(wù)“引進(jìn)來”對“走出去”的推動作用。中國的金融服務(wù)開放正從金融服務(wù)引進(jìn)向金融服務(wù)引進(jìn)與走出并重轉(zhuǎn)型，而現(xiàn)有對于中國金融服務(wù)引進(jìn)以及金融服務(wù)走出的研究卻是割裂的。國家“十三五”規(guī)劃和黨的十九大報(bào)告都明確指出了“走出去”和“引進(jìn)來”相輔相成，并重發(fā)展?？梢娊鹑诜?wù)引進(jìn)和走出的關(guān)系已經(jīng)成為一個(gè)亟待解決的問題。李磊等(2018)認(rèn)為“引進(jìn)來”對“走出去”的作用在行業(yè)內(nèi)主要通過示范和競爭效應(yīng)促使本地企業(yè)對外投資，在行業(yè)間則因本地企業(yè)為融入全球生產(chǎn)鏈，必須學(xué)習(xí)并改進(jìn)原有的生產(chǎn)技術(shù)、投資和管理方法，培育具有國際視野的職工，進(jìn)而獲取“走出去”的能力。為深入探討企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量提升中金融服務(wù)“引進(jìn)來”對“走出去”的推動，借鑒李磊等(2018)建模思路，構(gòu)建檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

FSEist=α0+α1FSIist+γXist+φi+δt+ηs+εist

(15)

式(15)中主要關(guān)注的系數(shù)為α1，其為正說明金融服務(wù)“引進(jìn)來”增加了其“走出去”的概率。為研究金融服務(wù)引進(jìn)推動其走出去，進(jìn)而間接促進(jìn)企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量提升，設(shè)立回歸模型如下：

QUAist=α0+α1FSIist+α2FSIist×FSEist+γXist+φi+δt+ηs+εist

(16)

式(16)主要關(guān)注的系數(shù)為α2，其為正說明金融服務(wù)“引進(jìn)來”通過增加其“走出去”的概率提高了企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量。表4(3)匯報(bào)了金融服務(wù)引進(jìn)來對其走出去的推動效應(yīng)，回歸系數(shù)顯著為正，說明金融“引進(jìn)來”增加了其“走出去”的概率。表4(4)中金融服務(wù)引進(jìn)來和走出去的交叉項(xiàng)在1%的顯著性水平下為正，表明金融服務(wù)“引進(jìn)來”對“走出去”的推動作用促進(jìn)了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。

2.金融服務(wù)開放下垂直專業(yè)化效應(yīng)。從外部環(huán)境來說，應(yīng)該考慮金融開放對上下游企業(yè)的前向聯(lián)系和后向聯(lián)系，即垂直專業(yè)化程度對企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的影響。垂直專業(yè)化程度越高，進(jìn)口先進(jìn)生產(chǎn)服務(wù)技術(shù)選擇就越多，企業(yè)生產(chǎn)成本就會越低，從而有利于企業(yè)在生產(chǎn)具有自己優(yōu)勢產(chǎn)品上加大研發(fā)，從而帶來了產(chǎn)品質(zhì)量的提升(唐東波，2012)。根據(jù)異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論，處于價(jià)值鏈頂端服務(wù)產(chǎn)品走出去時(shí)，企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量也會因垂直專業(yè)化引致的高端服務(wù)產(chǎn)品走出去而提升(Upward et al.，2013)。為了驗(yàn)證金融服務(wù)開放下垂直專業(yè)化對制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的影響渠道，借鑒張明志、季克佳(2018)的方法，以企業(yè)出口貿(mào)易中加工貿(mào)易的出口額占企業(yè)總出口的份額測度企業(yè)層面的垂直專業(yè)化水平，構(gòu)建檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

QUAist=α0+α1lnFSEist+α2lnFSIist+α3lnVSist+α4lnVSist×lnFSEist+α5lnVSist×lnFSIist+γXist+φi+δt+ηs+εistlnVSist=β0+β1lnFSEist+β2lnFSIist+γXist+φi+δt+ηs+εist

(17)

其中，lnVSist為垂直專業(yè)化效應(yīng)代理變量，原始數(shù)據(jù)源于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)數(shù)據(jù)庫。估計(jì)結(jié)果如表4 所示。表4(5)金融服務(wù)引進(jìn)來和走出去對垂直專業(yè)化水平的系數(shù)顯著為正，表明金融服務(wù)開放程度越高，對垂直專業(yè)化水平作用越大。表4(6)結(jié)果表明垂直專業(yè)化水平對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的促進(jìn)作用，垂直專業(yè)化與金融服務(wù)引進(jìn)來和走出去的二重交互項(xiàng)系數(shù)仍然顯著為正，說明金融服務(wù)開放對制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的影響可以通過垂直專業(yè)化效應(yīng)來實(shí)現(xiàn)。

3.金融服務(wù)開放下本地吸收效應(yīng)?？紤]到金融服務(wù)引進(jìn)來和走出去可能會與國內(nèi)企業(yè)研發(fā)活動(R&D)結(jié)合，本地企業(yè)通過技術(shù)溢出和逆向技術(shù)溢出效應(yīng)強(qiáng)化對技術(shù)的吸收能力。為此，本文借鑒陳明、魏作磊(2018)的思路，引入金融服務(wù)引進(jìn)來和走出去分別與研發(fā)活動(R&D)的交互項(xiàng)來檢驗(yàn)金融服務(wù)開放下的本地吸收效應(yīng)，構(gòu)建檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

QUAist=α0+α1lnFSEist+α2lnFSIist++α3R&Dist×lnFSEist+α4R&Dist×lnFSIist+γXist+φi+δt+ηs+εistR&Dist=β0+β1lnFSEist+β2lnFSIist+γXist+φi+δt+ηs+εist

(18)

其中，原控制變量R&D為吸收效應(yīng)代理變量。考慮到模型(18)中納入金融服務(wù)開放與R&D的交互項(xiàng)后，可能會有較強(qiáng)的多重共線性，因此，在分析中R&D沒有列入。表4(7)金融服務(wù)引進(jìn)來和走出去對吸收效應(yīng)的系數(shù)顯著為正，表明金融服務(wù)開放程度越高，對本地吸收效應(yīng)作用越大。表4(8)結(jié)果表明本地吸收效應(yīng)對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的促進(jìn)作用，R&D與金融服務(wù)引進(jìn)來和走出去的二重交互項(xiàng)系數(shù)仍然顯著為正，說明金融服務(wù)開放可以通過本地吸收效應(yīng)增強(qiáng)對制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的影響。

表4 影響機(jī)制及擴(kuò)展分析

七、結(jié)論與啟示

雖然近幾年來西方國家“逆全球化”行為不斷出現(xiàn)，但中國仍堅(jiān)持把通過引進(jìn)來和走出去并重帶來的先進(jìn)生產(chǎn)服務(wù)技術(shù)當(dāng)作必要的生產(chǎn)要素，推動制造業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量提升，這樣做的動力機(jī)制是什么？金融服務(wù)引進(jìn)來和走出去引致的高端金融服務(wù)要素投入是否真正提升了制造業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量？如何在新一輪對外開放中積極有效利用金融服務(wù)開放帶來的先進(jìn)服務(wù)技術(shù)實(shí)現(xiàn)制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的戰(zhàn)略目標(biāo)？仍然是進(jìn)一步擴(kuò)大金融服務(wù)開放需要考慮的重要問題?；诖耍疚脑诶碚撋辖沂玖私鹑诜?wù)開放影響制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升機(jī)理和途徑，并結(jié)合宏觀行業(yè)數(shù)據(jù)和微觀企業(yè)數(shù)據(jù)實(shí)證分析金融服務(wù)引進(jìn)來和走出去對中國制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的影響，得到結(jié)論如下：(1)金融服務(wù)開放顯著促進(jìn)了制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級，且金融服務(wù)引進(jìn)來對制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的作用略大于金融服務(wù)走出去所產(chǎn)生的作用。(2)進(jìn)一步從不同貿(mào)易方式、衡量主要變量的不同指標(biāo)、不同企業(yè)所有制等方面對此進(jìn)行檢驗(yàn)，均證實(shí)了金融服務(wù)開放對制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的正向作用。(3)影響機(jī)制檢驗(yàn)和擴(kuò)展分析表明，創(chuàng)新效應(yīng)、金融服務(wù)“引進(jìn)來”對“走出去”的推動、垂直專業(yè)化效應(yīng)和本地吸收效應(yīng)影響著金融開放對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的作用。

以上結(jié)論與理論推斷一致，更是證實(shí)了中國主動擴(kuò)大金融服務(wù)開放政策的正確。本研究有助于從更深層面理解金融服務(wù)開放影響制造業(yè)企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量升級的動態(tài)演變過程和以引進(jìn)來和走出去并重的金融服務(wù)開放新局面的形成。得到的政策啟示如下：(1)進(jìn)一步放開和放松對金融服務(wù)開放的限制，在加強(qiáng)金融監(jiān)管中穩(wěn)步推進(jìn)金融雙向開放。擴(kuò)大金融雙向開放是深化金融供給側(cè)改革實(shí)現(xiàn)制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在要求，中國金融市場在很多領(lǐng)域競爭還不充分，金融服務(wù)質(zhì)量還難以適應(yīng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要，應(yīng)完善宏觀審慎管理，盡快打破利益藩籬，建立互利共贏的金融開放新格局。(2)堅(jiān)持高端金融服務(wù)技術(shù)引進(jìn)的同時(shí)，應(yīng)積極支持國內(nèi)先進(jìn)金融服務(wù)走出去。金融業(yè)是競爭性行業(yè)，在開放之初，金融服務(wù)引進(jìn)要堅(jiān)持以我為主，通過引進(jìn)帶來的競爭，迫使內(nèi)部創(chuàng)新來不斷提高效率和活力，改變國內(nèi)金融業(yè)大而不強(qiáng)的情況。當(dāng)條件成熟，應(yīng)推動公司治理結(jié)構(gòu)向縱深推進(jìn)，大力引導(dǎo)國內(nèi)金融服務(wù)走出去，服務(wù)好“一帶一路”、自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)和中國制造業(yè)國際化發(fā)展，推動形成金融全面開放新格局。(3)要不斷提升金融服務(wù)中國制造的效能。中國特色的金融服務(wù)開放之路最根本的特征就是要“脫虛向?qū)崱?，服?wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)。在持續(xù)推進(jìn)金融服務(wù)引進(jìn)和走出的過程當(dāng)中，關(guān)鍵還是要始終堅(jiān)持本源，健全審慎管理框架，專注主業(yè)，不斷提升金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的能力，促進(jìn)金融自身發(fā)展與促進(jìn)制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展間的良性互動。(4)金融服務(wù)引進(jìn)和走出帶來的先進(jìn)金融科技等的模仿、吸收和創(chuàng)新均離不開人力資本所發(fā)揮的重要作用。為此，要擴(kuò)大金融開放，必須要有科技金融等專業(yè)人才工程配套建設(shè)。政府和企業(yè)都應(yīng)大力推進(jìn)科技金融技能人才的培養(yǎng)，珍惜和愛護(hù)人才，為科技金融技能人才成長創(chuàng)造良好生態(tài)環(huán)境。(5)盡管前文在分析時(shí)得出了金融服務(wù)開放對制造業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量提升作用是顯著積極的，但不可否認(rèn)金融開放是一把“雙刃劍”，過度開放可能引發(fā)金融風(fēng)險(xiǎn)，適度開放才能提升金融體系效率(鄧敏、藍(lán)發(fā)欽，2013)。因此，在開放過程中，應(yīng)有效提升金融風(fēng)險(xiǎn)防控能力，大力加強(qiáng)金融監(jiān)管協(xié)調(diào)，在完善金融機(jī)構(gòu)體系、金融產(chǎn)品體系以及優(yōu)化金融服務(wù)的基礎(chǔ)上，嚴(yán)格規(guī)范金融創(chuàng)新活動和金融市場交易行為，引導(dǎo)金融資源流向，促進(jìn)金融和實(shí)體經(jīng)濟(jì)形成良性循環(huán)。