陳 明 曾春燕 姚洋洋
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。
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。
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。
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。
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。
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
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
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
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。
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
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)。