盧曉菲 黎 峰

一、引言

近年來，世界經(jīng)濟嚴重衰退，外部需求持續(xù)萎縮，美國等國家很可能發(fā)起新一輪貿(mào)易摩擦(姜鴻、劉玥，2021)。隨著不確定性和不穩(wěn)定性加大，全球產(chǎn)業(yè)鏈體系受到嚴重沖擊，中國外貿(mào)發(fā)展面臨著日益復雜的國內(nèi)外局勢。十九屆五中全會提出，“到二〇三五年，要形成對外開放新格局，參與國際經(jīng)濟合作和競爭新優(yōu)勢明顯增強”。這一背景下，深入研究貿(mào)易政策不確定性(Trade Policy Uncertainty，簡稱TPU)如何影響高質(zhì)量出口，對積極應對復雜多變的國際形勢、深入貫徹國內(nèi)國際雙循環(huán)發(fā)展戰(zhàn)略、構建更高水平開放型經(jīng)濟新體制，具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

目前大部分關于TPU的研究是基于貿(mào)易協(xié)定簽訂的視角，協(xié)定簽訂前后的潛在關稅和實際關稅差額及其技術變形是TPU的主流識別方法。一方面，基于貿(mào)易協(xié)定簽訂的TPU測算值為行業(yè)水平數(shù)據(jù)，忽略了TPU的時變波動，另一方面，這種方法僅能識別關稅因素導致的TPU，忽略了其他因素。鑒于此，本文重點關注反傾銷因素引致的時變TPU。使用世界銀行的反傾銷數(shù)據(jù)匹配高度細化的海關數(shù)據(jù)，本文識別了出口目的國對華反傾銷引致的TPU，并對TPU如何影響企業(yè)高質(zhì)量出口進行了實證分析，試圖為全面認識TPU和高質(zhì)量出口之間的互動機制提供經(jīng)驗證據(jù)。

本文可能的邊際貢獻是：第一，測度方法上，本文基于關稅因素引致的行業(yè)層面、非時變TPU的研究，用企業(yè)在上一期是否遭受目的國發(fā)起反傾銷措施，作為企業(yè)在本期TPU的代理變量，由此獲得企業(yè)-產(chǎn)品層面的時變TPU。第二，研究內(nèi)容上，本文重點關注TPU和中國企業(yè)出口質(zhì)量之間的關系，考察反傾銷引致的TPU如何倒逼微觀企業(yè)升級出口質(zhì)量，豐富了TPU的質(zhì)量效應相關研究。第三，作用機制上，基于現(xiàn)有關于行業(yè)層面企業(yè)進入退出機制的大量討論，本文試圖從微觀企業(yè)內(nèi)部的產(chǎn)品轉(zhuǎn)換視角，拓展貿(mào)易政策不確定性引發(fā)質(zhì)量效應的作用機制。

二、文獻綜述

除了WTO之外，也有不少文獻以其他貿(mào)易協(xié)定簽訂為準自然實驗，探討了簽訂不同貿(mào)易協(xié)定通過降低TPU，從而促進貿(mào)易發(fā)展的影響機制(錢學鋒、龔聯(lián)梅，2017；Ritzel et al.，2018；Shepotylo and Stuckatz，2018)。除了簽訂貿(mào)易協(xié)定之外，也有學者關注退出貿(mào)易協(xié)定的影響效應，比如，Steinberg(2019)認為英國脫歐導致TPU提高，顯著抑制了英國的消費者福利和社會總福利。

綜上所述，目前關于貿(mào)易政策不確定性的現(xiàn)有研究具有以下三個突出特點。第一，測度方法上，現(xiàn)有文獻主要以貿(mào)易協(xié)定簽訂之前的潛在高關稅和簽訂之后的實際低關稅之間的差額或其技術變形來測度行業(yè)水平TPU。這種方法重點關注貿(mào)易協(xié)定簽訂背景下關稅潛在波動引致的TPU，主要為行業(yè)層面波動。第二，研究內(nèi)容上，現(xiàn)有研究主要聚焦在行業(yè)層面，TPU提高導致行業(yè)內(nèi)企業(yè)進入減少從而行業(yè)出口規(guī)模減少是這類研究的主流觀點，較少有文獻涉及到微觀企業(yè)層面。第三，作用機制上，企業(yè)間進入退出機制是現(xiàn)有研究的主要理論機制，較少有文獻關注微觀企業(yè)內(nèi)部。

三、理論機制分析

本文的經(jīng)驗研究主要基于以往文獻的理論基礎，和本文直接相關的文獻主要有兩類：第一類是反傾銷和出口產(chǎn)品質(zhì)量的相關研究，第二類文獻主要討論異質(zhì)性企業(yè)出口質(zhì)量選擇行為的差異性。

(一)反傾銷和出口產(chǎn)品質(zhì)量

與本文最相關的是探討反傾銷如何影響出口產(chǎn)品質(zhì)量的文獻。關于反傾銷如何影響出口產(chǎn)品質(zhì)量，目前有兩種截然不同的觀點。一方面，不少學者主張，遭受反傾銷會增加企業(yè)的出口成本，進而會抑制企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(謝建國、章素珍，2017；曹平等，2021)。另一方面，也有學者認為，盡管出口目的國的反傾銷訴訟會提高出口到該國的產(chǎn)品價格，但出口商為避免同質(zhì)產(chǎn)品高價導致的不利競爭，可以選擇升級產(chǎn)品質(zhì)量，通過差異化產(chǎn)品質(zhì)量應對反傾銷訴訟(Vandenbussche and Wauthy，2001)。因此，反傾銷可能反而會促進企業(yè)升級出口產(chǎn)品質(zhì)量。高新月、鮑曉華(2020)實證檢驗了反傾銷對出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的促進作用。奚俊芳、陳波(2014)實證分析發(fā)現(xiàn)國外對華反傾銷會顯著促進中國出口企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，進而可能有利于出口產(chǎn)品質(zhì)量提高。此外，也有學者認為產(chǎn)品質(zhì)量也會提高反傾銷概率(張先鋒等，2018)。

假說1：反傾銷引致的TPU會促進中國出口企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量升級。

企業(yè)一般很難在短時間(比如一年內(nèi))通過技術創(chuàng)新實現(xiàn)產(chǎn)品質(zhì)量升級。更有可能的是，類似于關稅TPU會引起行業(yè)層面上企業(yè)間的進入退出行為，反傾銷引致的TPU引起多產(chǎn)品企業(yè)內(nèi)部產(chǎn)品的進入退出，即多產(chǎn)品企業(yè)通過產(chǎn)品轉(zhuǎn)換、優(yōu)化資源配置，得以升級企業(yè)整體產(chǎn)品質(zhì)量。具體來說，中國企業(yè)f產(chǎn)品p出口到國家(或地區(qū))c所面臨的TPU提高時，生產(chǎn)率門檻提高引發(fā)了出口企業(yè)f的自選擇效應。在市場c生存下來的中國高生產(chǎn)率企業(yè)之間競爭加劇，同時面臨著國家(或地區(qū))c本地企業(yè)以及第三國對c的出口企業(yè)的激烈競爭，而競爭程度提高會加速企業(yè)內(nèi)部產(chǎn)品轉(zhuǎn)換(Ma et al.，2014)。競爭越激烈，生產(chǎn)率要求就越高。對于多個出口產(chǎn)品都出口到反傾銷發(fā)起國的多產(chǎn)品企業(yè)而言，為滿足這一要求往往會放棄“大且全”的出口模式，轉(zhuǎn)向“專且精”的出口模式，企業(yè)通過減少新增產(chǎn)品、并退出相對不具備競爭力的產(chǎn)品，將生產(chǎn)資源轉(zhuǎn)移到核心產(chǎn)品上。由此，企業(yè)出口產(chǎn)品種類數(shù)減少，企業(yè)出口的產(chǎn)品平均生產(chǎn)率提升(Eckel and Neary，2010)。一方面，伴隨生產(chǎn)率提升，企業(yè)產(chǎn)品的平均出口質(zhì)量提高。另一方面，企業(yè)內(nèi)部產(chǎn)品轉(zhuǎn)換后，生產(chǎn)資源集中到優(yōu)勢競爭力產(chǎn)品上，往往也會提高企業(yè)出口產(chǎn)品的平均質(zhì)量、促進企業(yè)整體出口升級(胡貝貝等，2019)。綜上所述，提出本文第二個假說。

假說2：反傾銷引致的TPU通過倒逼企業(yè)內(nèi)部產(chǎn)品轉(zhuǎn)換、新產(chǎn)品數(shù)減少、現(xiàn)有產(chǎn)品退出數(shù)增加，將資源配置到核心產(chǎn)品，企業(yè)出口產(chǎn)品種類數(shù)減少，從而促進企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量提升。

(二)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量選擇的差異化效應

首先，企業(yè)異質(zhì)性會引起TPU的差異化效應。一方面，由于加工貿(mào)易企業(yè)受國外委托方影響比較大，所以反傾銷促進企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量提升的效應在加工貿(mào)易中不顯著，在一般貿(mào)易中更顯著；由于外資企業(yè)常態(tài)化地更靠近國外先進技術和管理經(jīng)驗、出口產(chǎn)品質(zhì)量在反傾銷發(fā)生之前就相對較高、質(zhì)量提升空間較小，所以反傾銷促進企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量提升的效應在外資企業(yè)中不顯著，在國有企業(yè)中更顯著(高新月、鮑曉華，2020)。另一方面，也有可能由于目前中國仍然處在全球價值鏈的低端位置，所以TPU下降導致的出口升級主要體現(xiàn)在加工貿(mào)易上；因為國有企業(yè)更為保守、傾向于保持相對穩(wěn)定的產(chǎn)品組合，所以國有企業(yè)受關稅TPU波動影響更小、甚至不顯著(魏悅羚、張洪勝，2019)。其次，貿(mào)易品類別會引起TPU的差異化效應。由于不確定性的存在往往會導致企業(yè)或行業(yè)集聚以抱團規(guī)避風險，所以關稅TPU對中間品貿(mào)易的作用可能會更強(Imbruno，2019)。最后，行業(yè)技術水平會引起TPU的差異化效應。中低技術產(chǎn)品的出口貿(mào)易可能主要受國外政策變動的影響，而高技術密集型產(chǎn)品的出口更容易受國內(nèi)政策不確定性的影響(劉竹青、佟家棟，2018)。由此，提出本文的第三個假說：

假說3：反傾銷引致的TPU對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量的倒逼升級效應具有差異性，受企業(yè)性質(zhì)、貿(mào)易品類別和行業(yè)技術水平的影響。

四、計量模型和數(shù)據(jù)處理

(一)計量模型設定

針對上述假說，設定以下計量模型：

lnqualityfpct=β1TPUfpct-1+β2Xft-1+β3Mct-1+αf+αp+αc+γt+εfcpt

(1)

其中，下標f、p、c、t分別表示企業(yè)、HS6位數(shù)產(chǎn)品、國家(或地區(qū))和年份。lnqualityfpct表示出口質(zhì)量，用以識別微觀企業(yè)的產(chǎn)品出口水平。TPUfpct-1表示是否面臨出口目的國反傾銷發(fā)起的二元虛擬變量(是，取1；否，取0)，作為貿(mào)易政策不確定性的代理變量。Xft-1表示t-1期企業(yè)f的一系列時變特征，主要包括企業(yè)年齡、規(guī)模、資本存量、勞動人數(shù)和生產(chǎn)率。Mct-1表示t-1期出口目的國c的時變因素，主要是人均GDP和該國與人民幣的匯率(1元人民幣兌外幣的值)。αf、αp、αc、γt分別表示企業(yè)固定效應、產(chǎn)品固定效應、出口目的國固定效應和時間固定效應，分別用于控制企業(yè)層面、產(chǎn)品層面、出口市場層面、時間趨勢上不可觀測因素。εfcpt表示隨機誤差項。由于存在多重固定效應，因而采用高維面板固定效應估計法進行回歸分析。

(二)變量選擇和數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量

本文選取企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量lnquality作為被解釋變量，回歸分析中基于中國海關數(shù)據(jù)、采用Khandelwal et al.(2013)提出的方法測算。遵循Khandelwal et al.(2013)的做法，直接使用既有文獻中測算得到的價格替代彈性值，可以避免質(zhì)量測算的回歸過程中存在的價格內(nèi)生性問題。

2.解釋變量

本文解釋變量是貿(mào)易政策不確定性(TPU)，基于世界銀行的反傾銷數(shù)據(jù)(GAD)、采用Crowley et al.(2018)提出的方法來識別TPU。具體來說，TPU是一個虛擬變量，以t-1期企業(yè)-產(chǎn)品是否面臨目的國發(fā)起反傾銷措施來測度(是，取1；否，取0)。如果TPU取1，表明t期貿(mào)易政策不確定性提高；如果TPU取0，表明t期TPU沒有提高。背后的經(jīng)濟學直覺是：如果t-1期企業(yè)-產(chǎn)品遭受某個目的國發(fā)起的反傾銷措施，由于或有關稅造成的關稅恐慌，會提高企業(yè)主觀上對TPU的未來預期，所以t期的TPU提高。

3.控制變量

主要包括企業(yè)年齡lnage，企業(yè)資本存量lnk，企業(yè)勞動人數(shù)lnl，企業(yè)生產(chǎn)率lntfp(使用Levinsohn-Petrin方法測算)；出口目的國人均國民收入lngdpp；出口目的國和中國的匯率lnrxr。以上所有控制變量均滯后一期。其中企業(yè)層面的變量來源于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，gdp主要來源于世界銀行，中國和出口目的國的年均匯率來源于美國經(jīng)濟分析局(USD BEA)。

4.數(shù)據(jù)處理說明

本文主要使用世界銀行1980-2015年全球反傾銷數(shù)據(jù)庫(GAD)、1998-2008年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)、2000-2014年中國海關數(shù)據(jù)庫這三大數(shù)據(jù)的匹配數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為2000-2008年。首先，本文的企業(yè)和出口市場樣本和Crowley et al.(2018)一致，企業(yè)為多產(chǎn)品企業(yè)，以確保實證結果的可比性。因此每年出口產(chǎn)品種類數(shù)小于等于2種的企業(yè)被刪除，進入樣本的企業(yè)共計81740家，選擇包括歐盟國家在內(nèi)的45個出口市場。其次，樣本期間內(nèi)，20個國家針對中國出口的478種HS6位數(shù)產(chǎn)品發(fā)起反傾銷案件，涉及反傾銷案件數(shù)達379件。最后，反傾銷措施存在行業(yè)差異，即有些行業(yè)經(jīng)常面臨反傾銷措施，而有些行業(yè)從未有過，因此行業(yè)間不可觀測因素本身就存在。為了盡可能地使得處理組和對照組可比，實證估計中，以直接受到反傾銷措施的HS6位數(shù)產(chǎn)品為處理組(TPU=1)，選擇和處理組產(chǎn)品同屬于一個HS4位數(shù)行業(yè)的其他未受到反傾銷措施的HS6位數(shù)產(chǎn)品為對照組(TPU=0)。實證回歸的樣本期間遭受過反傾銷措施的HS4位數(shù)行業(yè)共計334個，其下屬HS6位數(shù)產(chǎn)品共計2172種。主要變量的描述性統(tǒng)計分析如表1。

表1 主要變量統(tǒng)計描述

(三)統(tǒng)計描述

圖1給出了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的概率密度分布圖。其中，TPU=1表示在上一期面臨反傾銷措施、所以本期TPU提高的處理組，TPU=0表示出口企業(yè)在上一期未面臨反傾銷措施、所以本期TPU不變的對照組。可以看出，處理組比對照組顯著右偏。這表明，在企業(yè)層面上，TPU提高可能和企業(yè)出口質(zhì)量升級之間存在正向聯(lián)系。

圖1 企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量概率密度分布圖

五、基礎回歸結果分析

(一)基礎回歸結果

為驗證假說1，使用高維面板固定效應估計法進行基礎回歸，結果如表2。其中，第(1)列僅控制了企業(yè)、產(chǎn)品、國家和時間固定效應，第(2)列在此基礎上控制了企業(yè)年齡等企業(yè)層面時變因素，第(3)列又在此基礎上控制了國家層面時變因素。結果表明，TPU的系數(shù)始終顯著為正，說明貿(mào)易政策不確定性提高，會顯著促進企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升，從而驗證了假說1。可能的解釋是，TPU提高后，在行業(yè)層面上，生產(chǎn)率門檻提高導致企業(yè)進入退出，高生產(chǎn)率企業(yè)生存，低生產(chǎn)率企業(yè)退出。而在企業(yè)內(nèi)部，TPU提高后，面臨更激烈的市場競爭，企業(yè)內(nèi)部發(fā)生產(chǎn)品轉(zhuǎn)換、減少新增產(chǎn)品、退出低競爭力產(chǎn)品，從而優(yōu)化資源配置、將生產(chǎn)資源集中到高質(zhì)量產(chǎn)品上。下文將進一步對此進行檢驗。

表2 TPU影響出口質(zhì)量升級的基礎回歸結果

(二)穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性處理

1.考慮序列相關

微觀企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量可能存在序列相關性。為了控制序列相關因素，在基礎回歸中加入出口產(chǎn)品質(zhì)量的滯后一期，結果如表3第(1)列?？梢钥吹剑琓PU系數(shù)依然為正。

表3 內(nèi)生性處理和穩(wěn)健性檢驗

2.考慮入世效應

中國入世極大降低了關稅TPU，大量低生產(chǎn)率企業(yè)進入導致出口產(chǎn)品質(zhì)量降低(蘇理梅等，2016)。為了撇除入世效應，選取2002-2008年數(shù)據(jù)重新進行基礎回歸分析，結果如表3第(2)列，TPU系數(shù)依然顯著為正，且相較于基礎回歸模型中的TPU系數(shù)更大。

3.考慮多纖維協(xié)議廢除

考慮多纖維協(xié)議廢除的影響，參考周定根等(2019)的處理方法，刪除HS2位數(shù)行業(yè)編碼為50～63的行業(yè)，結果如表3第(3)列，可以看到結果依然穩(wěn)健。

4.考慮質(zhì)量測度方法

基礎回歸分析中主要采用Khandelwal et al.(2013)的質(zhì)量測度方法，這里使用另外三種方法。首先，鑒于不少學者提出了出口產(chǎn)品質(zhì)量計算中不可忽視價格內(nèi)生性問題(黃先海、卿陶，2020；徐邦棟、李榮林，2020)，本文使用Fan et al.(2015)提出的工具變量法重新測算產(chǎn)品質(zhì)量，即以企業(yè)所在地區(qū)的平均工資作為企業(yè)產(chǎn)品價格的工具變量，回歸結果見表3第(4)列。其次，在Khandelwal et al.(2013)的質(zhì)量測算中，替代彈性σ=5，本文使用σ=2重新計算了產(chǎn)品質(zhì)量，結果見表3第(5)列，TPU系數(shù)依然顯著為正。最后，本文使用施炳展(2013)的方法測算出口產(chǎn)品質(zhì)量，回歸結果如表3第(6)列。變更不同質(zhì)量測算方法后，TPU系數(shù)依然顯著為正。

5.考慮逆向因果

本文基礎回歸分析采用高維面板固定效應估計，嚴格控制年份、企業(yè)、產(chǎn)品、國家固定效應，可有效避免遺漏變量導致的內(nèi)生性問題。但考慮到出口產(chǎn)品質(zhì)量較高的企業(yè)可能會直接對出口目的國市場造成較大的進口競爭，提高目的國市場實施反傾銷措施的概率(張先鋒等，2018)，仍可能存在逆向因果導致的內(nèi)生性問題。因此，本文以同行業(yè)TPU均值、同地區(qū)TPU均值分別作為TPU的工具變量，這兩個均值和TPU本身相關，卻與其他解釋變量不相關，因此可作為TPU工具變量。基于多重高維面板固定效應估計的IV方法模型，單個工具變量估計結果見表3第(7)～(8)列，兩個指標同時作為TPU工具變量的估計結果見表3第(9)列。首先，進行“工具變量不可識別”檢驗，Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量對應p值均為0，顯著地拒絕了“工具變量不可識別”的原假設，表明這兩個工具變量單分別是可識別的、共同作為工具變量也是可識別的；然后，進行“弱工具變量”檢驗，高維固定效應工具變量估計模型分別使用Cragg-Donald Wald和Kleibergen-Paap rk Wald兩個統(tǒng)計量來進行檢驗，可以看出第(7)、(8)、(9)列的這兩個統(tǒng)計量均遠遠大于10，非常有力地拒絕了“弱工具變量”的原假設。表明本文所選擇的這兩個工具變量不是弱工具變量；最后，進行了“工具變量過度識別”檢驗，由于第(7)、(8)列均為單個工具變量，不需要進行過度識別檢驗，而第(9)列的Hansen J統(tǒng)計量的p值大于0.1，表明結果接受“工具變量不存在過度識別”的原假設。由此，本文所選擇的兩個工具變量有效。第(7)、(8)、(9)列中，TPU依然在1%水平上顯著為正。

六、渠道機制檢驗

為驗證假說2，分三步進行：第一，驗證TPU和企業(yè)新增產(chǎn)品數(shù)、和企業(yè)退出產(chǎn)品數(shù)的關系；第二，驗證TPU和企業(yè)出口產(chǎn)品種類總數(shù)的關系；第三，驗證反傾銷導致TPU提高后，企業(yè)減小產(chǎn)品種類和企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的關系。

為了驗證第一點，首先需要明確企業(yè)內(nèi)部產(chǎn)品轉(zhuǎn)換的概念。本文中企業(yè)內(nèi)產(chǎn)品轉(zhuǎn)換指的是，至少出口三種產(chǎn)品的多產(chǎn)品企業(yè)在t年和t-1年相比，其產(chǎn)品組合發(fā)生以下四種情況中后三種：不改變、只新增產(chǎn)品、只淘汰產(chǎn)品、既有新增又有淘汰產(chǎn)品(吳小康、于津平，2018)。本文用以下兩個變量對企業(yè)產(chǎn)品轉(zhuǎn)換加以識別：企業(yè)到目的國每年新增HS6位數(shù)產(chǎn)品種類數(shù)Add和退出HS6位數(shù)產(chǎn)品種類數(shù)Exit。設定如下計量模型：

PrSwichfct=h|TPU,Xft-1

(2)

計量模型(2)中，除了被解釋變量，其他變量設定和計量模型(1)一致。被解釋變量為目的國市場上企業(yè)-年份層面出口產(chǎn)品轉(zhuǎn)換變量Swichfct，主要包括新增產(chǎn)品數(shù)量Add和退出產(chǎn)品數(shù)量Exit，h表示企業(yè)新增或退出產(chǎn)品的數(shù)量。由于每個企業(yè)每年新增或退出產(chǎn)品的數(shù)量屬于計數(shù)類的離散型變量，樣本觀測中不僅有很多0值，而且95%的企業(yè)新增產(chǎn)品數(shù)量基本都在15種以內(nèi)，99%的企業(yè)退出產(chǎn)品數(shù)量基本在10種以內(nèi)。這類數(shù)據(jù)顯然不可能具有正態(tài)分布特征，一般也存在異方差性，無法使用線性回歸模型。泊松分布較為符合這類數(shù)據(jù)分布特征，因此使用泊松回歸模型(Poisson模型)對計量模型(2)進行估計，回歸結果如表4的第(1)～(4)列。結果表明，TPU提高會顯著地減少企業(yè)新增產(chǎn)品、增加企業(yè)退出產(chǎn)品。

為了驗證第二點，用企業(yè)出口產(chǎn)品種類數(shù)對TPU回歸，回歸結果見表4第(5)～(6)列，可以看到TPU系數(shù)顯著、穩(wěn)健為負，表明TPU提高后，企業(yè)將生產(chǎn)資源集中到核心產(chǎn)品，因此企業(yè)出口產(chǎn)品種類數(shù)顯著減少。

表4 TPU影響出口質(zhì)量的機制檢驗——多產(chǎn)品企業(yè)內(nèi)部的產(chǎn)品轉(zhuǎn)換

最后，為了進一步說明TPU提高后，企業(yè)減小產(chǎn)品種類和企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的關系，在基礎回歸模型加入TPU和產(chǎn)品種類數(shù)(取對數(shù))的交互項TPU*lntype，結果如表4的第(7)～(8)列?？梢钥闯觯@一交互項系數(shù)穩(wěn)健為負，在10%水平上顯著，表明TPU提高后，企業(yè)出口產(chǎn)品種類數(shù)減少會促進企業(yè)平均出口產(chǎn)品質(zhì)量提升，從而驗證了假說2。進一步地，圖2對出口到反傾銷目的國的單產(chǎn)品企業(yè)和多產(chǎn)品企業(yè)進行了產(chǎn)品質(zhì)量密度分布的對比，可以看出，TPU提高后，多產(chǎn)品企業(yè)由于可以進行內(nèi)部產(chǎn)品轉(zhuǎn)換而得以實現(xiàn)企業(yè)平均產(chǎn)品質(zhì)量的升級，表現(xiàn)為圖2(b)中實線較虛線右偏。而單產(chǎn)品企業(yè)由于短期內(nèi)無法通過技術創(chuàng)新等手段升級單一產(chǎn)品質(zhì)量，因而TPU提高后產(chǎn)品質(zhì)量無法得以提升，表現(xiàn)為圖2(a)中實線較虛線左偏。

圖2 單產(chǎn)品企業(yè)和多產(chǎn)品企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量概率密度分布

七、異質(zhì)性分析

(一)企業(yè)異質(zhì)性引致的差異化效應

為驗證假說3，首先將企業(yè)按照貿(mào)易方式劃分為加工貿(mào)易和一般貿(mào)易，按照企業(yè)所有權性質(zhì)劃分為國有企業(yè)、私營企業(yè)、外資企業(yè)。表5的結果表明，各分組中TPU系數(shù)依然穩(wěn)健為正，但加工貿(mào)易相較于一般貿(mào)易、外資相較于其他企業(yè)，出口產(chǎn)品質(zhì)量受TPU倒逼升級的效應更強?？赡艿慕忉屖?，加工貿(mào)易企業(yè)和外資企業(yè)的出口決策主要由國外的委托方?jīng)Q定，由于擁有現(xiàn)成國外市場銷售渠道，市場進入成本也低于其他企業(yè)，因此，TPU提高時，這兩類企業(yè)為應對不利沖擊、通過內(nèi)部產(chǎn)品轉(zhuǎn)換而升級產(chǎn)品質(zhì)量的條件更為成熟，質(zhì)量升級效應更強。

表5 企業(yè)異質(zhì)性引致的差異化效應

(二)貿(mào)易品類別異質(zhì)性引致的差異化效應

為了考察不同貿(mào)易品類別對TPU倒逼機制的不同影響，進一步驗證假說3，本文基于聯(lián)合國UNComtrade提供的BEC貿(mào)易類別劃分將行業(yè)分為資本品行業(yè)、中間品行業(yè)和消費品行業(yè)，分組回歸結果如表6?？梢钥闯鯰PU的系數(shù)依然顯著。具體來說，資本品和中間品中，TPU倒逼企業(yè)質(zhì)量升級的效應更大?？赡艿脑蚴?，消費品更可能是“薄利多銷”的出口模式，這些行業(yè)產(chǎn)品多是同質(zhì)產(chǎn)品，質(zhì)量空間較小，所以TPU提高時，這些行業(yè)的企業(yè)升級質(zhì)量效應相對較小。而資本品行業(yè)的產(chǎn)品往往存在較大的質(zhì)量差異化空間，從而質(zhì)量升級效應更大。

表6 貿(mào)易品類別異質(zhì)性引致的差異化效應

(三)行業(yè)技術水平異質(zhì)性引致的差異化效應

為了考察不同技術水平對TPU倒逼機制的不同影響，進一步驗證假說3，將行業(yè)按照技術水平劃分為低技術、中技術和高技術，分組回歸結果如表7?？梢钥闯鯰PU的系數(shù)依然顯著。具體來說，高技術行業(yè)TPU倒逼企業(yè)質(zhì)量升級的效應更大?？赡艿脑蚴牵图夹g行業(yè)大多是同質(zhì)產(chǎn)品，質(zhì)量空間較小，所以TPU提高時，這些行業(yè)的企業(yè)升級質(zhì)量效應相對較小。而高技術行業(yè)的產(chǎn)品往往存在較大的質(zhì)量差異化空間，從而質(zhì)量升級效應更大。

表7 行業(yè)技術水平異質(zhì)性引致的差異化效應

八、結論與政策建議

(一)結論

在全球蔓延的新冠肺炎疫情沖擊進一步加劇了全球貿(mào)易不確定性的背景下，本文考察了反傾銷引致的貿(mào)易政策不確定性對中國高質(zhì)量出口的影響，研究發(fā)現(xiàn)：(1)貿(mào)易政策不確定性提高，盡管導致出口市場企業(yè)進入數(shù)量減少，但會倒逼微觀企業(yè)出口質(zhì)量升級，這一結論在考慮潛在內(nèi)生性問題、入世沖擊、多纖維協(xié)議廢除等因素之后依然十分穩(wěn)健。(2)多產(chǎn)品企業(yè)內(nèi)產(chǎn)品轉(zhuǎn)換是這一倒逼效應的主要作用機制。(3)異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，加工貿(mào)易和外資企業(yè)由于國外市場銷售渠道更為暢通、市場進入成本更低，出口質(zhì)量升級受TPU的影響效應更大；中間品和資本品或高技術行業(yè)由于行業(yè)產(chǎn)品差異化和質(zhì)量空間更大，TPU倒逼產(chǎn)品質(zhì)量升級的效應更顯著。

(二)政策建議

面對疫情危機下的全球貿(mào)易政策不確定性持續(xù)加大的國際環(huán)境，在國內(nèi)國際雙循環(huán)發(fā)展戰(zhàn)略下，要實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展無疑面臨著諸多挑戰(zhàn)?；诒疚慕Y論，嘗試從以下三個方面提出相應的政策建議：(1)對微觀企業(yè)而言，應結合自身特點，審時度勢，積極應對貿(mào)易政策不確定性等全球貿(mào)易環(huán)境的變化，同時優(yōu)化配置企業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)資源以提升自身生產(chǎn)率和出口競爭力，提高自身參與全球價值鏈時的抗風險能力。(2)對政策制定者而言，應該對市場的自發(fā)調(diào)節(jié)能力更有信心，同時考慮到企業(yè)、行業(yè)差異性，針對性制定鼓勵政策，因勢利導地推動企業(yè)出口質(zhì)量升級，助力企業(yè)高水平走出去，穩(wěn)步推進貿(mào)易強國建設。(3)當前國際形勢下，在積極應對疫情沖擊和貿(mào)易保護主義交織引致的貿(mào)易貿(mào)易政策不確定性的同時，應積極深化與“一帶一路”沿線國家的技術、資本、項目合作，鼓勵從發(fā)達國家市場退出的企業(yè)另辟蹊徑、將對歐美的比較劣勢轉(zhuǎn)化為對“一帶一路”沿線市場的比較優(yōu)勢，充分發(fā)揮我國企業(yè)在工業(yè)型中間品、資源型中間品、精細型中間品等方面的技術優(yōu)勢，最終推動構建以我為主的GVCs，徹底破解GVCs低端鎖定陷阱，推動構建高水平對外開放新格局。