杜夏依 王 子

一、引言與文獻述評

全面總結(jié)中國對外開放的實踐經(jīng)驗與經(jīng)濟成就具有重要的現(xiàn)實意義。黨的二十大報告指出，中國的改革開放和社會主義現(xiàn)代化建設(shè)取得了巨大成就。2001—2022 年，我國經(jīng)濟總量從11.09 萬億元升至119.73 萬億元，增長近十倍。在世界百年未有之大變局和新冠肺炎疫情全球大流行交織影響下，中國逆勢上揚，2020 年成為全球唯一實現(xiàn)經(jīng)濟正增長的主要經(jīng)濟體，并首次超越美國成為世界第一大外資流入國，形成了更寬領(lǐng)域、更深層次的對外開放格局。在上述經(jīng)濟成就中，外資企業(yè)的貢獻不容忽視。自加入WTO 以來，中國不斷放松外資準(zhǔn)入門檻，擴大吸引與利用外資的規(guī)模，國內(nèi)市場一時涌入大量外資企業(yè)，占據(jù)出口貿(mào)易份額一度超過50%，成為推動中國出口增長和經(jīng)濟發(fā)展的重要動力。

當(dāng)前，我國經(jīng)濟發(fā)展正處于重要的戰(zhàn)略機遇期，面對錯綜復(fù)雜的國內(nèi)國際形勢，加快構(gòu)建開放型經(jīng)濟新體制，推進更高水平的對外開放，是中國在新發(fā)展格局下挺進高質(zhì)量增長階段的必經(jīng)之路。產(chǎn)品質(zhì)量是企業(yè)出口的“敲門磚”，通常被視為一國經(jīng)濟增長的重要衡量指標(biāo)。已有文獻證實，相較于內(nèi)資企業(yè)、外資企業(yè)在生產(chǎn)規(guī)模(Antrás 和Yeaple，2014)、生產(chǎn)率(Helpman 等，2004)和產(chǎn)品質(zhì)量(Iacovone 和Javorcik，2010；張杰等，2014)上具有明顯優(yōu)勢。一個自然的推論是，引進外資企業(yè)可以提升中國生產(chǎn)和出口產(chǎn)品的質(zhì)量。進一步地，產(chǎn)品質(zhì)量的升級又可以提升中國的福利水平。然而，外資企業(yè)在生產(chǎn)率和產(chǎn)品質(zhì)量上的優(yōu)勢究竟是什么? 如何全面、準(zhǔn)確地把握外資企業(yè)相對于內(nèi)資企業(yè)的特性，從而精準(zhǔn)地量化其對中國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級和經(jīng)濟發(fā)展水平提升的貢獻? 以上問題均猶未可知。鑒于此，本文通過量化分析方法對上述問題進行科學(xué)回答，旨在以史為鑒，為“十四五” 期間進一步深化改革開放和推動中國開放型經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供有益的政策建議。

不同于現(xiàn)有研究外資企業(yè)溢出效應(yīng)(Aghion 等，2009；Ge 等，2015)的文獻，本文首先利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)數(shù)據(jù)庫，系統(tǒng)地測量并印證了在華外資企業(yè)與內(nèi)資企業(yè)在出口產(chǎn)品質(zhì)量上存在差異這一事實。本文發(fā)現(xiàn)，即使控制住包括全要素生產(chǎn)率在內(nèi)的企業(yè)層面一系列可觀測因素，外資企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量仍然顯著高于內(nèi)資企業(yè)，且這一結(jié)果無法被Helpman 等(2004)和Johnson (2012)等提出的產(chǎn)品質(zhì)量內(nèi)生決定模型所解釋。在上述模型中，企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的異質(zhì)性完全來自其全要素生產(chǎn)率的異質(zhì)性，因此外資企業(yè)在產(chǎn)品質(zhì)量方面的優(yōu)勢，應(yīng)完全來自其較高的全要素生產(chǎn)率。本文的實證結(jié)果說明，在全要素生產(chǎn)率優(yōu)勢之外，外資企業(yè)相較于內(nèi)資企業(yè)在生產(chǎn)高質(zhì)量產(chǎn)品方面仍具有額外的優(yōu)勢，本文將這一額外優(yōu)勢稱為外資企業(yè)的“質(zhì)量優(yōu)勢”，并量化了其對中國產(chǎn)品質(zhì)量升級及福利水平提升作用的大小。

為了對外資企業(yè)的質(zhì)量優(yōu)勢進行細(xì)致的刻畫并進一步量化評估，本文在實證研究的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了一個包含企業(yè)生產(chǎn)、銷售決策以及產(chǎn)品質(zhì)量內(nèi)生決定的開放經(jīng)濟一般均衡模型。具體而言，本文將Helpman 等(2004)考慮外資企業(yè)進入的一般均衡模型與Johnson (2012)的產(chǎn)品質(zhì)量內(nèi)生決定模型結(jié)合在一起，并且允許內(nèi)外資企業(yè)在生產(chǎn)高質(zhì)量產(chǎn)品方面具有成本異質(zhì)性。此模型既在微觀層面解釋了本文實證結(jié)果中得到的外資企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢這一現(xiàn)象，又在宏觀層面考慮了引入外資企業(yè)的一般均衡效應(yīng)，且便于將外資企業(yè)對一國產(chǎn)品質(zhì)量和福利水平的提升作用分離出來進行量化評估。

最后，本文利用上述模型進行量化分析發(fā)現(xiàn)，2001—2007 年，外資企業(yè)的進入使得中國出口產(chǎn)品質(zhì)量提升1.29%，以人均實際收入衡量的福利水平增長22.4%；2007—2014 年，外資企業(yè)的進入使得中國出口產(chǎn)品質(zhì)量提升0.50%，福利水平增長8.80%，這一結(jié)果的背后，同時包含外資企業(yè)的全要素生產(chǎn)率優(yōu)勢和質(zhì)量優(yōu)勢。為了分離這兩種因素的影響，本文剔除外資企業(yè)的質(zhì)量優(yōu)勢，并進行反事實分析。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，若外資企業(yè)失去產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢，則2001—2007 年，引進外資企業(yè)使得本國出口產(chǎn)品質(zhì)量下降0.11%，其對福利水平的提升作用也降為4.30%；2007—2014 年，引進外資企業(yè)使得本國出口產(chǎn)品質(zhì)量提升0.45%，其對福利水平的提升作用降至8.70%。此外，本文的量化結(jié)果還表明:2001—2007 年，外資企業(yè)對中國生產(chǎn)產(chǎn)品質(zhì)量的提升作用，超過75%來自其質(zhì)量優(yōu)勢；而外資企業(yè)對中國福利水平的提升作用，則有近80%來自其質(zhì)量優(yōu)勢。這說明準(zhǔn)確衡量外資企業(yè)的質(zhì)量優(yōu)勢，是準(zhǔn)確評估外資企業(yè)對中國產(chǎn)品質(zhì)量升級和福利水平提升作用的重要前提，同時也是全面理解中國對外開放取得重大經(jīng)濟成就的必要條件。

與本文最為相關(guān)的文獻有兩支，一支是內(nèi)外資企業(yè)之間差異的研究。學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為來自發(fā)達國家的外資企業(yè)相對于內(nèi)資企業(yè)具有比較優(yōu)勢。Navaretti 和Venables (2006)指出，從福利和政策的角度看，外資企業(yè)帶來了大量在東道國原先難以獲得的技術(shù)和要素。大量研究也證實了外資企業(yè)擁有更高的貿(mào)易成交量(Chen 和Swenson，2007)、生產(chǎn)率獲益(Shepherd 和Pasadilla，2012；Bloom 等，2021)以及金融表現(xiàn)和企業(yè)價值(Fraser 和Zhang，2009)。已有研究對外資企業(yè)相較于內(nèi)資企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢做了一定探索(Iacovone 和Javorcik，2010)，施炳展和邵文波 (2014)、張杰等 (2014)和Ge 等(2015)使用中國企業(yè)層面的數(shù)據(jù)也證實了這一現(xiàn)象。在外資企業(yè)提升東道國產(chǎn)品質(zhì)量的文獻中，韓超和朱鵬洲(2018)指出，中國的外資準(zhǔn)入政策通過增加外商投資份額顯著地提升了本國出口產(chǎn)品的質(zhì)量及其增速。上述文獻在探究內(nèi)外資企業(yè)差異時停留在經(jīng)驗證據(jù)的總結(jié)和分析，且研究結(jié)果均建立在外資企業(yè)的生產(chǎn)率優(yōu)勢上，尚未在理論層面對外資企業(yè)的優(yōu)勢來源進行識別與量化。本文通過控制企業(yè)層面的一系列可觀測因素，發(fā)現(xiàn)內(nèi)外資企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的差異不能僅用包括全要素生產(chǎn)率在內(nèi)的企業(yè)特征來解釋，而必須歸結(jié)于外資企業(yè)的質(zhì)量優(yōu)勢，這一點被現(xiàn)有研究所忽略?；诖?，為了刻畫與量化評估本文發(fā)現(xiàn)的外資企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢，本文建立了一個包含企業(yè)全要素生產(chǎn)率和產(chǎn)品質(zhì)量雙重異質(zhì)性特征的一般均衡模型，既突出了外資企業(yè)在國際貿(mào)易中的獨特性，又豐富并改進了學(xué)術(shù)界現(xiàn)有的產(chǎn)品質(zhì)量內(nèi)生決定模型。

另一支文獻是對企業(yè)生產(chǎn)率和產(chǎn)品質(zhì)量之間關(guān)系的研究。Verhoogen (2008)、Manova 和Zhang (2017)、Bastos 等(2018)認(rèn)為生產(chǎn)率較高的企業(yè)傾向于出口高質(zhì)量產(chǎn)品；Hallak 和Sivadasan (2013)發(fā)現(xiàn)提升產(chǎn)品質(zhì)量能力越高的企業(yè)面臨的固定成本越低；Johnson (2012)在Melitz (2003)的基礎(chǔ)上通過拓展企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量異質(zhì)性模型論證了高生產(chǎn)率的企業(yè)會選擇生產(chǎn)高質(zhì)量產(chǎn)品，并且以更高的價格出口產(chǎn)品；樊海潮和郭光遠(yuǎn)(2015)使用中國數(shù)據(jù)也證實了企業(yè)生產(chǎn)率與異質(zhì)性產(chǎn)品出口質(zhì)量之間的正相關(guān)關(guān)系。總結(jié)起來，已有研究在討論一國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級時，聚焦于全要素生產(chǎn)率的提升對出口產(chǎn)品質(zhì)量的作用；而討論外資企業(yè)對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響時，也集中于其全要素生產(chǎn)率較高這一事實。但本文發(fā)現(xiàn)，在全要素生產(chǎn)率優(yōu)勢之外，外資企業(yè)在生產(chǎn)高質(zhì)量產(chǎn)品方面具有額外的優(yōu)勢。本文的突出貢獻在于從模型中識別并量化了這種優(yōu)勢，回答了外資企業(yè)提升中國出口產(chǎn)品質(zhì)量的程度及其對福利改進作用的大小，凸顯了外資企業(yè)對中國產(chǎn)品質(zhì)量升級的重要作用和意義，這不僅是對中國對外開放進程中外資準(zhǔn)入政策較為準(zhǔn)確的評估，也是對現(xiàn)有文獻的有益補充，有一定的邊際貢獻。

二、外資企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢:測度與事實

(一)模型設(shè)定

本文需要考察外資企業(yè)相對于內(nèi)資企業(yè)在控制包括全要素生產(chǎn)率在內(nèi)的一系列可觀測因素后，是否還存在產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢，故將基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定如下:

其中，f、h、c、t、d、j分別代表企業(yè)、產(chǎn)品、出口目的國、年份、地區(qū)和行業(yè)。Qualityfhct為被解釋變量，表示f企業(yè)t年出口到c國h產(chǎn)品的質(zhì)量。Foreign＿Firmft是企業(yè)所有制的虛擬變量，為核心解釋變量，F(xiàn)oreign＿Firmft取“1” 表示外資企業(yè)，取“0” 表示內(nèi)資企業(yè)。①本文在后續(xù)特征事實分析和穩(wěn)健性檢驗中會根據(jù)研究需要對內(nèi)外資企業(yè)各自組成部分作相應(yīng)調(diào)整。本文使用兩種方法對企業(yè)所有制進行界定:第一，企業(yè)登記注冊類型。根據(jù)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的記載，本文將外資企業(yè)定義為外商獨資企業(yè)、中外合資企業(yè)和中國港澳臺地區(qū)投資企業(yè)；將內(nèi)資企業(yè)定義為國有企業(yè)、民營企業(yè)和集體企業(yè)。第二，外國和中國港澳臺商資本金占比。根據(jù)《中華人民共和國中外合資經(jīng)營企業(yè)法》，外國及中國港澳臺地區(qū)資本金占實收資本比重超過25%的企業(yè)可認(rèn)定為外資企業(yè)，否則為內(nèi)資企業(yè)。本文在基準(zhǔn)回歸中采用第一種方式劃分企業(yè)類型。TFPft為企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。本文主要使用三種方法進行測算:Levinsohn-Petrin 方法(LP 方法)，Olley-Pakes方法(OP 方法)和GMM 方法。基準(zhǔn)回歸中，本文采用LP 方法計算企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。X′ft代表企業(yè)層面的特征變量。φcht表示出口目的國—產(chǎn)品—時間層面固定效應(yīng)；φdt表示地區(qū)—時間層面固定效應(yīng)；φjt表示行業(yè)—時間層面固定效應(yīng)。εfhct為隨機誤差項。本文將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到地區(qū)—行業(yè)層面。

(二)主要變量測度

1.測量企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量Qualityfhct

與現(xiàn)有大部分文獻一致，本文使用Khandelwal (2010)的測算方法測度產(chǎn)品質(zhì)量。此方法從直覺上講是一個顯示性偏好的思路:產(chǎn)品質(zhì)量本身是一種觀測不到的特質(zhì)，給定產(chǎn)品價格相同時，消費者愿意更多地購買質(zhì)量較高的產(chǎn)品以使得自身效用最大化。具體估計方法如下。

假設(shè)代表性購買者的效用函數(shù)形式為:

其中，λh、qh分別代表產(chǎn)品h的質(zhì)量和數(shù)量，則該產(chǎn)品的價格指數(shù)為:

對于某一產(chǎn)品而言，f企業(yè)在t年對c國出口的產(chǎn)品數(shù)量可表示為:

其中，pfhct和λfhct表示f企業(yè)在t年對c國出口的產(chǎn)品價格和產(chǎn)品質(zhì)量；Ect和Pct分別表示t年c國消費者的總支出和產(chǎn)品價格指數(shù)；σ為產(chǎn)品之間替代彈性，本文使用Broda 和Weinstein (2006)關(guān)于替代彈性的數(shù)據(jù)計算在每個HS 6 分位下產(chǎn)品的σ；接下來將式(4)兩邊取自然對數(shù)，整理后可得:

這里χct＝lnEct－lnPct，其中χct為進口國—時間層面的兩維虛擬變量，可以控制如國家間地理距離、文化制度差異等隨出口目的國變化的量，還有一國的匯率制度和貿(mào)易政策等隨時間變化的量；此外，本文還控制了同時隨時間和出口目的國變化的量，如一國的GDP 等；lnpfhtc為企業(yè)出口產(chǎn)品的價格；εfhtc＝ (σ－1)lnλfhtc為包含產(chǎn)品質(zhì)量信息的殘差項。本文的回歸是在產(chǎn)品層面進行的，因此式(5)控制了產(chǎn)品層面的特征，如產(chǎn)品單位價值量和技術(shù)復(fù)雜度等，最終本文所需的產(chǎn)品質(zhì)量可通過式(6)定義如下:

2.控制變量

X′ft為企業(yè)層面控制變量，主要包括:企業(yè)規(guī)模(ln＿Size)，本文采用企業(yè)平均從業(yè)人數(shù)的對數(shù)值來測度，相比其他指標(biāo)，企業(yè)平均從業(yè)人數(shù)可在一定程度上減少統(tǒng)計過程中的誤差，有助于增加回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性；企業(yè)平均工資(ln＿Average＿Wage)，企業(yè)平均應(yīng)付工資＝ (應(yīng)付工資總額/平均從業(yè)人數(shù))取對數(shù)值；企業(yè)資本密集度(ln＿K＿Intensity)，資本密集度＝ (固定資產(chǎn)凈值/平均從業(yè)人數(shù))取對數(shù)值；企業(yè)年齡(ln＿Age)，企業(yè)年齡＝ (當(dāng)期年份－企業(yè)開業(yè)年份＋1)取對數(shù)值。

(三)數(shù)據(jù)來源與處理

在探究內(nèi)外資企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的差異時，本文主要使用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫，時間跨度為2000—2007 年，覆蓋了中國加入WTO 初期外資份額快速擴張且出口額飛速增長的歷史時期。本文采用田巍和余淼杰(2013)的方法實現(xiàn)兩套數(shù)據(jù)庫的合并，參考Cai 和Liu (2009)、Feenstra 和Romalis (2014)的方法調(diào)整與清理數(shù)據(jù)。

(四)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表1 報告了基準(zhǔn)回歸結(jié)果，總體來看，2000—2007 年，相對于內(nèi)資企業(yè)外資企業(yè)在控制了包括全要素生產(chǎn)率等一系列企業(yè)層面可觀測變量后依然具有顯著的產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢。表1 第(1)—(2)列中的外資企業(yè)包含外商獨資企業(yè)、中外合資企業(yè)和中國港澳臺商投資企業(yè)；內(nèi)資企業(yè)包括國有企業(yè)、民營企業(yè)和集體企業(yè)。其中，第(1)列是控制了出口目的國—產(chǎn)品—時間層面、地區(qū)—時間層面和行業(yè)—時間層面固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，第(2)列在此基礎(chǔ)上加入了企業(yè)層面的控制變量。由第(1)—(2)列結(jié)果可知，本文核心解釋變量Foreign＿Firmft的系數(shù)為正且通過1%的顯著性檢驗，說明在控制企業(yè)全要素生產(chǎn)率的情況下，外資企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量依然顯著高于內(nèi)資企業(yè)，此優(yōu)勢幅度達到18.91%；加入企業(yè)層面其他可觀測變量后，F(xiàn)oreign＿Firmft的系數(shù)變小，此時外資企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量高于內(nèi)資企業(yè)14.89%。

表1 外資企業(yè)相對于內(nèi)資企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢的基準(zhǔn)回歸

考慮到國有企業(yè)往往在關(guān)系國家安全和國民經(jīng)濟命脈的主要行業(yè)與關(guān)鍵領(lǐng)域占據(jù)支配地位，因長期擔(dān)負(fù)著調(diào)節(jié)國家社會經(jīng)濟的職能，從而享受一些優(yōu)惠政策扶持，這可能對本文計量結(jié)果產(chǎn)生一定影響，故表1 中第(3)—(4)列報告了剔除國有企業(yè)后的內(nèi)外資企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量差異，結(jié)果顯示，F(xiàn)oreign＿Firmft的系數(shù)有輕微幅度減小，外資企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量高于內(nèi)資企業(yè)12.69%—18.12%。

考慮到中國港澳臺商投資企業(yè)和其他類型的外商投資企業(yè)在基本特征、投資目標(biāo)定位、行業(yè)分布等方面存在較多不同(羅長遠(yuǎn)和司春曉，2020)，且中國港澳臺商投資企業(yè)與祖國大陸的內(nèi)資企業(yè)在文化和制度上的差異相對較小，故本文在第(5)列中暫時剔除中國港澳臺商投資企業(yè)進行回歸，此時Foreign＿Firmft的系數(shù)為正且通過1%的顯著性檢驗。但不同于第(3)列的是，F(xiàn)oreign＿Firmft的系數(shù)明顯變大，外資企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量高于內(nèi)資企業(yè)27.93%。這一結(jié)果表明，中國港澳臺商投資企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢弱于來自境外其他地區(qū)的外資企業(yè)。第(6)列加入了企業(yè)層面控制變量，此時Foreign＿Firmft的系數(shù)雖然變小但依然通過1%的顯著性檢驗，即外資企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量高于內(nèi)資企業(yè)22.36%。出現(xiàn)上述結(jié)果一個可能的原因是:中國港澳臺商投資企業(yè)與其他外商投資企業(yè)來華投資設(shè)廠的目的不同，改革開放初期來華投資主要是為了轉(zhuǎn)移其勞動密集型產(chǎn)業(yè)，故投資領(lǐng)域相對低端(張棟浩和樊此君，2019)，產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢不甚明顯。相比之下，其他外商投資企業(yè)工業(yè)化程度較高，來華投資主要目的是開拓中國市場，會向中國轉(zhuǎn)移大量資本密集型產(chǎn)業(yè)，因此產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢更大。

(五)穩(wěn)健性檢驗①因篇幅所限，本文省略了穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟科學(xué)》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴展” 欄目下載。

為了證明基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性，本文從以下幾個方面進行穩(wěn)健性檢驗:第一，改變外資企業(yè)的界定方式。前文提到，外資企業(yè)的界定方式有兩種，本文按照外資比例不少于25%的標(biāo)準(zhǔn)重新界定外資企業(yè)并進行回歸。第二，改變企業(yè)全要素生產(chǎn)率和企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的測算方式。具體地，本文使用OP 方法和GMM 方法測算出的企業(yè)全要素生產(chǎn)率進行穩(wěn)健性檢驗。此外，本文采用學(xué)術(shù)界的傳統(tǒng)方法將產(chǎn)品單位價值量視作產(chǎn)品質(zhì)量的代理變量進行回歸。第三，分行業(yè)回歸。由于中國制造業(yè)對外資的開放是循序漸進、逐漸深入的，自加入WTO 以來，引進外資的領(lǐng)域從最初的一般加工產(chǎn)業(yè)為主逐漸擴展到部分基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)(韓超和朱鵬洲，2018)，故本文按照中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的CIC 編碼，分行業(yè)考察外資企業(yè)相對于內(nèi)資企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢。第四，提取一般貿(mào)易方式和一般貿(mào)易地區(qū)企業(yè)進行回歸。首先，從事加工貿(mào)易的企業(yè)免征進口關(guān)稅，其在出口貿(mào)易行為上可能與其他企業(yè)不同，故本文將一般貿(mào)易企業(yè)提取出來進行回歸；其次，考慮到中國各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展條件和水平存在較大差異，某些經(jīng)濟開發(fā)區(qū)或經(jīng)濟特區(qū)因為受惠于國家政策會發(fā)展得更快更好，故本文將一般貿(mào)易地區(qū)企業(yè)提取出來進行回歸；最后，本文提取既是一般貿(mào)易也屬于一般貿(mào)易地區(qū)的企業(yè)進行回歸。

穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明，整體而言，外資企業(yè)相對于內(nèi)資企業(yè)具有十分顯著的產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢，這一結(jié)論不隨關(guān)鍵變量測度方式、行業(yè)差異和樣本選取等因素的變化發(fā)生實質(zhì)性改變。

(六)進一步分析:外資企業(yè)相對于內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢的變化趨勢

自中國實行改革開放政策并加入WTO 以來，隨著貿(mào)易和投資自由化、便利化的不斷深入，內(nèi)資企業(yè)的生產(chǎn)水平與營商環(huán)境得到了大幅改善，企業(yè)活力得到了釋放。前文證實了2000—2007 年間，外資企業(yè)相對于內(nèi)資企業(yè)在出口產(chǎn)品質(zhì)量上的優(yōu)勢，一個自然的問題是，這種優(yōu)勢隨著改革開放的不斷深入，是否會發(fā)生變化? 內(nèi)資企業(yè)能否在短期內(nèi)實現(xiàn)產(chǎn)品質(zhì)量的趕超? 為了回答上述問題，本文在表1 第(5)、(6)列的基礎(chǔ)上，按照式(1)進行逐年回歸①本文在表1 第(3)、(4)列樣本的基礎(chǔ)上，對內(nèi)外資企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量差異的變化趨勢進行了研究，結(jié)果請見《經(jīng)濟科學(xué)》官網(wǎng)“附錄與擴展”。，以分析外資企業(yè)相對于內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢的變化趨勢，并將結(jié)果匯報于表2。

表2 外資企業(yè)(剔除中國港澳臺商投資企業(yè))相對于內(nèi)資企業(yè)(剔除國有企業(yè))出口產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢變化趨勢:逐年回歸

表2 第(1)列展示了2000 年的回歸結(jié)果，第(2)列展示了2001 年的回歸結(jié)果，以此類推。逐年回歸結(jié)果表明:2000 年，外資企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量高于內(nèi)資企業(yè)54.39%，之后此優(yōu)勢在樣本期內(nèi)逐年遞減，截至2007 年，此優(yōu)勢縮小至14.40%，說明外資企業(yè)相對于內(nèi)資企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢隨著跨國生產(chǎn)與貿(mào)易開放的不斷深入呈弱化態(tài)勢。出現(xiàn)上述結(jié)果一個可能的解釋是:改革開放初期，中國給予外商投資企業(yè)“超國民待遇”，使得外資企業(yè)享受了大量低于內(nèi)資企業(yè)的稅收等優(yōu)惠條件。但是，這種“超國民待遇” 同樣存在隱患，比如引進了一些生產(chǎn)技術(shù)落后、競爭力不強的企業(yè)等(韓超和朱鵬洲，2018)，在此期間，外資企業(yè)在營商環(huán)境、吸引高技術(shù)員工等方面的傳統(tǒng)優(yōu)勢逐漸減弱，同時內(nèi)資企業(yè)在產(chǎn)品研發(fā)和創(chuàng)新、技術(shù)進步等方面取得了較大改善。此外，外資企業(yè)的技術(shù)和知識溢出也是內(nèi)資企業(yè)實現(xiàn)產(chǎn)品質(zhì)量趕超的重要渠道之一。

綜合上述經(jīng)驗研究結(jié)果以及微觀數(shù)據(jù)可以看出，相對于內(nèi)資企業(yè)在華外資企業(yè)在控制了包括全要素生產(chǎn)率在內(nèi)的一系列企業(yè)層面可觀測因素后，出口產(chǎn)品質(zhì)量存在十分顯著的優(yōu)勢。這證明了中國大力推進的外資準(zhǔn)入政策不僅引入了一批生產(chǎn)率更高的外資企業(yè)，而且這些企業(yè)在生產(chǎn)高質(zhì)量產(chǎn)品方面具有額外的質(zhì)量優(yōu)勢，在很大程度上改變了在華生產(chǎn)企業(yè)的組成結(jié)構(gòu)，從而對中國生產(chǎn)和出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升有一定幫助。接下來，本文將在理論模型和量化分析部分對這種可能性進行探討和評估。

三、包含外資企業(yè)和產(chǎn)品質(zhì)量內(nèi)生決定的一般均衡模型

前文的實證結(jié)果表明，即使控制住企業(yè)包括全要素生產(chǎn)率在內(nèi)的一系列可觀測特征，在華生產(chǎn)的外資企業(yè)相對于內(nèi)資企業(yè)仍具有明顯的產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢，且這一結(jié)果無法被包括Helpman 等(2004)在內(nèi)的跨國生產(chǎn)模型所解釋?，F(xiàn)有模型中，企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模和產(chǎn)品質(zhì)量完全由其生產(chǎn)率決定，因此兩個生產(chǎn)率完全相同的企業(yè)其產(chǎn)品質(zhì)量應(yīng)該相同，然而這與本文實證部分的發(fā)現(xiàn)相悖?；诖?，本文拓展Johnson (2012)模型，將企業(yè)貿(mào)易、對外投資和產(chǎn)品質(zhì)量決定結(jié)合起來，并且允許內(nèi)外資企業(yè)在提升產(chǎn)品質(zhì)量的固定成本上存在異質(zhì)性，對上述實證結(jié)果的發(fā)現(xiàn)進行理論刻畫。本文這一拓展以簡潔的方式解釋了前文的實證結(jié)果，并為后文的量化分析提供了基礎(chǔ)。

考慮一個兩國模型，i代表國家，i＝1，2。假設(shè)國家1 為中國，國家2 為世界上其他國家，i國的勞動力表示為Li。勞動是唯一的生產(chǎn)要素。

(一)消費者偏好

假設(shè)每一位消費者的偏好在面對連續(xù)的產(chǎn)品種類時滿足CES (Constant Elasticity of Substitution)效用函數(shù):

其中，Ωi是在i國可得到的所有產(chǎn)品種類的集合，q(ω)、xi(ω)分別代表產(chǎn)品的質(zhì)量和數(shù)量，σ>1 代表產(chǎn)品之間的替代彈性。

產(chǎn)品質(zhì)量在本文模型中實質(zhì)上是一個需求因子:給定消費數(shù)量的情況下，質(zhì)量越高的產(chǎn)品(即q(ω)越高)對消費者產(chǎn)生的效用越高(Ui越大)；如果兩種不同質(zhì)量的產(chǎn)品有著相同的價格，消費者會選擇更多地購買質(zhì)量較高的產(chǎn)品以使自身效用最大化。

(二)生產(chǎn)技術(shù)

產(chǎn)品由企業(yè)在壟斷競爭的市場中生產(chǎn)。企業(yè)在進入市場時須雇用fe單位本地勞動力作為市場進入的固定成本。進入市場后，企業(yè)在帕累托(Pareto)分布中抽取生產(chǎn)率φi:

其中，代表生產(chǎn)率分布的下界，以保證生產(chǎn)率的帕累托分布在數(shù)字上有意義。為了簡化均衡條件，本文假設(shè)企業(yè)可以在除東道國以外的國家進行生產(chǎn)活動，并且企業(yè)在其他外國分支機構(gòu)生產(chǎn)的產(chǎn)品在消費者偏好水平上是有差異的。也就是說，一個企業(yè)可以生產(chǎn)兩種不同的產(chǎn)品:一種在東道國生產(chǎn)，另一種在其他外國分支機構(gòu)生產(chǎn)。

(三)跨國生產(chǎn)與貿(mào)易成本

i國的企業(yè)若在l國生產(chǎn)，需要支付跨國生產(chǎn)的冰山成本γil≥1(γii＝1)，以及跨國生產(chǎn)的固定成本Fil，產(chǎn)出皆為可貿(mào)易品。從l國出口n國需要支付冰山貿(mào)易成本τln≥1(τll＝1)，還需要支付貿(mào)易過程中的固定成本FXln。總結(jié)起來，i國的企業(yè)在l國生產(chǎn)質(zhì)量為q的產(chǎn)品所需要的單位成本為:

其中，ξ≥0 意味著生產(chǎn)高質(zhì)量產(chǎn)品需要付出更高的可變成本。wl代表生產(chǎn)地l的工資水平，工資越高生產(chǎn)的單位成本越高。qξ代表產(chǎn)品質(zhì)量的冪，表示生產(chǎn)較高質(zhì)量的產(chǎn)品需要的單位成本也較高。

(四)企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的決定

本模型中，企業(yè)可以出口不同質(zhì)量的產(chǎn)品到不同目的國。生產(chǎn)質(zhì)量為q的產(chǎn)品，i國的企業(yè)需要使用本國勞動力，并支付固定成本。α≥0 表明生產(chǎn)質(zhì)量較高的產(chǎn)品需要支付更高的固定成本。因此，給定企業(yè)在l國生產(chǎn)，生產(chǎn)率為φi，并且出口到n國，則企業(yè)最優(yōu)化問題為:

其中，Pn是產(chǎn)品的價格指數(shù)，Xn代表n國對所有產(chǎn)品的總支出。由一階條件可得，企業(yè)選擇的最優(yōu)產(chǎn)品質(zhì)量為:

若來自i國的企業(yè)和來自i′國的企業(yè)分別在l國生產(chǎn)，并且出口到n國，則它們的產(chǎn)品質(zhì)量應(yīng)滿足:

注意到，式(12)是本文理論模型與前文實證結(jié)果聯(lián)系的關(guān)鍵，此式體現(xiàn)出產(chǎn)品質(zhì)量的兩個決定因素:企業(yè)全要素生產(chǎn)率和企業(yè)提升產(chǎn)品質(zhì)量的成本。具體而言，式(12)右邊第一項體現(xiàn)了全要素生產(chǎn)率對企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的決定作用。生產(chǎn)率較高的企業(yè)提升產(chǎn)品質(zhì)量帶來的回報更高，因此選擇的質(zhì)量水平也較高。這是Johnson (2012)等標(biāo)準(zhǔn)質(zhì)量決定模型的基本結(jié)論。式(12)右邊第二項體現(xiàn)了企業(yè)在提升質(zhì)量固定成本方面的差異，這種差異使得外資企業(yè)在生產(chǎn)高質(zhì)量產(chǎn)品方面具有額外優(yōu)勢。為了更清楚地說明這一點，本文令式(12)中的兩個企業(yè)有相同的全要素生產(chǎn)率，即φi/γil＝φi′/γi′l，那么式(12)可變?yōu)?

式(13)清楚地顯示了兩個全要素生產(chǎn)率完全相同的企業(yè)仍可能具有不同的產(chǎn)品質(zhì)量。式(13)右邊第二項正是本文模型能夠與前文實證結(jié)果相一致的關(guān)鍵要素，也是本文與現(xiàn)有文獻在刻畫企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量決定機制時的最大區(qū)別。

為了得到產(chǎn)品質(zhì)量的內(nèi)點解，本文有α>(σ－1)(1－ξ)，相應(yīng)的產(chǎn)品銷售量為:

(五)企業(yè)是否出口以及跨國生產(chǎn)的決定

給定企業(yè)在l國有分支機構(gòu)，生產(chǎn)率為φi的企業(yè)只有在滿足以下條件時才會選擇出口到n國:

生產(chǎn)率為φi的企業(yè)當(dāng)且僅當(dāng)φi≥時才會選擇在l國開設(shè)分支機構(gòu)，這里需要滿足的條件為:

(六)企業(yè)決定的加總

Mi表示來自i國的所有外國分支機構(gòu)，Xiln表示來自i國在l國生產(chǎn)并且出口到n國的企業(yè)對所有產(chǎn)品的總支出，可以得到:

來自i國在l國生產(chǎn)并且出口到n國的企業(yè)數(shù)量為:

來自i國并且在l國有分支機構(gòu)的企業(yè)數(shù)量為:

出口到n國的產(chǎn)品總價格指數(shù)為:

(七)一般均衡條件

本模型的均衡條件包括(wi，Pi，Mi)，具體如下:

(wi)滿足勞動力市場出清條件:

總支出與勞動力的工資總收入相等，即

本文同時還關(guān)心中國出口產(chǎn)品的平均質(zhì)量，在l國生產(chǎn)并且出口到n國的產(chǎn)品平均質(zhì)量可以表示為:

總結(jié)起來，本文理論模型在微觀層面將企業(yè)的質(zhì)量決定分解為全要素生產(chǎn)率因素和固定成本因素(式(12)—(13))，以刻畫本文實證部分發(fā)現(xiàn)的外資企業(yè)質(zhì)量優(yōu)勢；同時，本文將企業(yè)層面的各種決策加總成簡潔的方程系統(tǒng)(式(22)—(26))，便于量化評估外資企業(yè)的一般均衡效應(yīng)。

(八)進一步討論:外資企業(yè)的質(zhì)量效應(yīng)

本文建立一般均衡模型的目的是討論外資企業(yè)對東道國生產(chǎn)和出口產(chǎn)品的質(zhì)量效應(yīng)，核心貢獻在于考慮外資企業(yè)除規(guī)模優(yōu)勢之外的質(zhì)量優(yōu)勢，并由其提升產(chǎn)品質(zhì)量的固定成本來表示。由于一般均衡效應(yīng)，外資企業(yè)的進入對內(nèi)資企業(yè)的質(zhì)量選擇會產(chǎn)生影響，從而影響東道國生產(chǎn)和出口產(chǎn)品的質(zhì)量。接下來，本文將分別討論模型中外資企業(yè)質(zhì)量效應(yīng)的核心機制以及其他機制，以便更為深入地理解后文的量化結(jié)果。

本文模型的核心在于允許外資企業(yè)提升產(chǎn)品質(zhì)量的固定成本與內(nèi)資企業(yè)不同，從式(11)表達的企業(yè)質(zhì)量選擇看，外資企業(yè)這一固定成本優(yōu)勢可以直接轉(zhuǎn)化為質(zhì)量優(yōu)勢。根據(jù)式(11)還可以得到，假設(shè)外資企業(yè)提升產(chǎn)品質(zhì)量的可變成本與內(nèi)資企業(yè)不同，其得到的企業(yè)內(nèi)生質(zhì)量選擇與現(xiàn)有形式等價。注意到，本文數(shù)據(jù)僅能識別外資企業(yè)除生產(chǎn)率之外的質(zhì)量優(yōu)勢，而無法識別這一質(zhì)量優(yōu)勢是由于固定成本還是可變成本導(dǎo)致的。因此，本文假設(shè)外資企業(yè)在提升質(zhì)量的固定成本上具有優(yōu)勢，在現(xiàn)有數(shù)據(jù)條件下是不失一般性的。搜集更加豐富的數(shù)據(jù)以區(qū)分外資企業(yè)提升產(chǎn)品質(zhì)量在固定成本和可變成本上的優(yōu)勢，是未來的一個重要研究方向。

除上述核心機制外，本文模型的一般均衡效應(yīng)使得外資企業(yè)的進入可以影響內(nèi)資企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量選擇。更具體地，外資企業(yè)進入東道國市場造成的競爭效應(yīng)，會使得內(nèi)資企業(yè)質(zhì)量下降，這一點可以從式(11)中價格指數(shù)的下降得到，這一效應(yīng)反映了外資企業(yè)的進入給東道國內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量提升帶來的負(fù)面影響。值得注意的是，現(xiàn)實中可能存在與這一效應(yīng)相反的質(zhì)量效應(yīng)，即外資企業(yè)的進入可能通過知識溢出等渠道提升內(nèi)資企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量。這一效應(yīng)可以從表2 中外資企業(yè)相對于內(nèi)資企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢逐年遞減得到部分驗證。但本文現(xiàn)有數(shù)據(jù)尚不足以識別外資企業(yè)對內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的溢出效應(yīng)，因此本文模型尚不包含這一機制。從這個意義上講，基于本文模型的量化分析，將低估外資企業(yè)對東道國的產(chǎn)品質(zhì)量提升以及福利效應(yīng)。

四、模型校準(zhǔn)、量化結(jié)果與反事實分析

前文實證結(jié)果表明了引進外資企業(yè)可以顯著提升中國生產(chǎn)和出口產(chǎn)品的質(zhì)量，那么，給定外資企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢，中國在對外開放過程中實施的外資準(zhǔn)入政策在多大程度上提升了產(chǎn)出和出口產(chǎn)品的質(zhì)量? 這一政策是否有助于提升中國的福利水平? 若外資企業(yè)失去了上述優(yōu)勢，中國的產(chǎn)品質(zhì)量和福利水平會產(chǎn)生怎樣的變化? 為了回答上述問題，本文利用中國和世界其他國家2000—2014 年的貿(mào)易、跨國生產(chǎn)以及總產(chǎn)出等數(shù)據(jù)①本文量化分析截至2014 年的原因是數(shù)據(jù)限制。本文所需要的國際貿(mào)易與生產(chǎn)數(shù)據(jù)來自世界投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)庫 (WIOD)，該數(shù)據(jù)庫貿(mào)易和生產(chǎn)匹配數(shù)據(jù)覆蓋的時間段為2000—2014 年。詳見https://www.rug.nl/ggdc/valuechain/wiod/wiod-2016-release。，結(jié)合實證檢驗中得到的外資企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢，校準(zhǔn)前文的兩國一般均衡量化模型，并進行反事實分析。其中，2000—2007 年覆蓋了中國加入WTO 前后外國資本和出口貿(mào)易增長最快的時期，2007—2014 年則是中國持續(xù)擴大開放、在復(fù)雜的國際形勢下經(jīng)濟依然保持快速增長的時期。本部分的核心目標(biāo)是幫助理解外資企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢如何影響中國外資準(zhǔn)入政策產(chǎn)生的質(zhì)量提升和福利效應(yīng)，對這兩個時期中國引進外資提升出口產(chǎn)品質(zhì)量的成就與經(jīng)驗進行科學(xué)總結(jié)，可為“十四五” 時期中國實現(xiàn)高水平對外開放、推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供有益的參考與政策建議。

(一)模型校準(zhǔn)

為了模擬中國和世界其他國家在2001—2014 年的國際貿(mào)易和跨國生產(chǎn)情況，為反事實分析奠定基礎(chǔ)，本文需要得到以下核心參數(shù)的取值:Θ＝ {α，θ，σ，ξ；γil，τln，F(xiàn)il，其中，{α，θ，σ，ξ} 在現(xiàn)有文獻中已有較為完備的賦值設(shè)定。具體來看，參考Simonovska 和Waugh (2014)，產(chǎn)品間替代彈性σ取值為3，企業(yè)生產(chǎn)率分布異質(zhì)性的參數(shù)θ取值為4.5。參考Johnson (2012)，提升質(zhì)量的固定成本對質(zhì)量的彈性α取值為6，可變生產(chǎn)成本對產(chǎn)品質(zhì)量的彈性ξ取值為0.2，η為合成參數(shù)，經(jīng)過計算取值為0.2。

本文模型對現(xiàn)有文獻最重要的拓展，在于允許來自不同國家的企業(yè)具有不同的提升產(chǎn)品質(zhì)量的固定成本，即在國家間的差異。故本文需要利用前文微觀數(shù)據(jù)的實證結(jié)果來得到的取值。具體而言，本文將中國的工資水平和企業(yè)提升產(chǎn)品質(zhì)量的固定成本標(biāo)準(zhǔn)化為1，即w1＝＝1。在前文實證檢驗中，控制包含企業(yè)生產(chǎn)率在內(nèi)的其他因素，在華外資企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量比內(nèi)資企業(yè)高22.4%(表1 第(6)列，F(xiàn)oreign＿Firmft的回歸系數(shù)為0.2236)。根據(jù)式(13)的理論結(jié)果，得到－ηlog＝0.224。由于η＝0.2，可得＝0.33。進一步地，本文從Penn World Table (PWT)得到2001 年世界其他國家相對于中國的工資水平，最終得到＝0.23。

值得注意的是，表2 的逐年回歸結(jié)果表明，外資企業(yè)的質(zhì)量優(yōu)勢在2000—2007 年呈下降趨勢。但本文的基準(zhǔn)量化分析仍然考慮不隨時間變化的外資企業(yè)質(zhì)量優(yōu)勢，并用面板回歸系數(shù)衡量。這樣做有兩點理由:第一，本文的模型為靜態(tài)模型，考慮的是外資企業(yè)在長期穩(wěn)態(tài)中相對內(nèi)資企業(yè)的質(zhì)量優(yōu)勢，逐年回歸之間的系數(shù)變化難以被模型所捕捉與刻畫；第二，本文的量化分析考慮的是長期的變異(long-difference)，長期穩(wěn)態(tài)的外資企業(yè)質(zhì)量優(yōu)勢與這一量化分析設(shè)定更為吻合。

接下來，本文利用世界投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)庫(WIOD)和OECD 全球跨國生產(chǎn)數(shù)據(jù)(AMNE)得到跨國生產(chǎn)和貿(mào)易的冰山成本(γil，τln)。借鑒Head 和Mayer (2019)的方法，其中是從AMNE 數(shù)據(jù)庫計算得到的i國在l國分支企業(yè)總銷售額。同時，這里為從WIOD 數(shù)據(jù)庫中計算得到的l國到n國出口總額。利用上述方法，本文發(fā)現(xiàn)2001—2007 年間，γCNH，ROW下降約31.9%，γROW，CHN下降約17.4%；τCNH，ROW下降約16.6%，τROW，CHN下降約8.6%。以上結(jié)果與現(xiàn)有文獻(Brandt等，2017)對中國加入WTO 后貿(mào)易和跨國生產(chǎn)成本下降水平的估計結(jié)果基本一致。此外，2007—2014 年間，γCNH，ROW下降約11.2%，γROW，CHN下降約7.5%，τCNH，ROW下降約10.1%，τROW，CHN下降約2%。可以看到，盡管受全球金融危機等因素影響，中國跨國生產(chǎn)和貿(mào)易自由化進程在這一時期有所放緩，但數(shù)據(jù)顯示中國跨國生產(chǎn)和國際貿(mào)易的發(fā)展與成就仍然令人矚目。

最后，本文需要得到跨國生產(chǎn)和貿(mào)易的固定成本(Fil，)。這兩個參數(shù)難以在跨期的宏觀總量數(shù)據(jù)中得到校準(zhǔn)。因此，本文令它們不隨時間變化。具體地，校準(zhǔn)Fil(對所有i≠l)以使在華外資企業(yè)占中國總企業(yè)數(shù)比重與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫相一致；校準(zhǔn)(對所有n≠l)以使出口企業(yè)占中國總企業(yè)數(shù)比重與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫相一致。至此，本文獲得了后續(xù)量化分析所需的所有參數(shù)值，具體如表3 所示。

表3 量化模型中的參數(shù)校準(zhǔn)

(二)量化結(jié)果

本文利用經(jīng)過校準(zhǔn)的量化模型計算2001—2007 年、2007—2014 年中國的跨國生產(chǎn)和貿(mào)易開放對產(chǎn)品質(zhì)量和福利水平的影響?；鶞?zhǔn)結(jié)果中的2001—2007 年跨國生產(chǎn)開放(Multinantional Production Liberalization，MPL 2001—2007)是指給定其他變量處于2001 年的水平，只將γil降至2007 年的水平；2001—2007 年跨國生產(chǎn)和貿(mào)易開放(Multinantional Production Liberalization and Trade Liberalization，MPL＆TRL 2001—2007)是指保持其他參數(shù)在2001 年水平，將(γil，τln)同時降至2007 年水平。2007—2014年類似。

表4 展示了2001—2007 年及2007—2014 年，中國跨國生產(chǎn)成本和貿(mào)易成本下降，對本國生產(chǎn)產(chǎn)品質(zhì)量(qCHN，CHN)、出口產(chǎn)品質(zhì)量(qCHN，ROW)、福利水平(實際工資wCHN/PCHN)以及名義工資水平(wCHN)的影響。具體來看，2001—2007 年，跨國生產(chǎn)成本降低使得中國生產(chǎn)產(chǎn)品質(zhì)量提升2.02%，出口產(chǎn)品質(zhì)量提升1.29%，對應(yīng)的人均實際收入水平提升22.40%，名義工資水平提升15.29%。如果同時考慮跨國生產(chǎn)和貿(mào)易成本降低，則同時期中國生產(chǎn)產(chǎn)品質(zhì)量提升2.02%，出口產(chǎn)品質(zhì)量提升3.65%，福利水平提升28.90%，名義工資水平提升24.65%。容易看到，外資企業(yè)的進入顯著提升了中國生產(chǎn)和出口產(chǎn)品的質(zhì)量水平，并由此提升了中國的福利水平。值得注意的是，上述結(jié)果給定了技術(shù)和市場規(guī)模，單獨考察了中國跨國生產(chǎn)和貿(mào)易開放的影響。

表4 跨國生產(chǎn)和貿(mào)易開放對中國產(chǎn)品質(zhì)量和福利水平的影響:基準(zhǔn)結(jié)果

2007—2014 年，中國對外開放對產(chǎn)品質(zhì)量和福利水平的提升作用相較2001—2007 年有所下滑。其中，跨國生產(chǎn)成本的降低使中國生產(chǎn)產(chǎn)品質(zhì)量提升0.71%，出口產(chǎn)品質(zhì)量提升0.50%，對應(yīng)的人均實際收入水平提升8.80%，名義工資水平提升6.05%。如果同時考慮跨國生產(chǎn)和貿(mào)易成本降低的雙重影響，那么同時期中國生產(chǎn)產(chǎn)品質(zhì)量提升0.42%，出口產(chǎn)品質(zhì)量提升1.67%，福利水平提升12.70%，名義工資水平提升11.36%。整體來看，表4 詳細(xì)展示了2001—2014 年，跨國生產(chǎn)和貿(mào)易開放對中國產(chǎn)品質(zhì)量和福利水平的影響，這一時期，外資企業(yè)的進入對中國的出口產(chǎn)品質(zhì)量和福利水平均有顯著的提升作用。注意到，本文量化的跨國生產(chǎn)與貿(mào)易開放的福利效應(yīng)比現(xiàn)有文獻(Brandt 等，2017)稍大，后續(xù)反事實分析結(jié)果將表明，這主要是因為本文考慮了外資企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢。同時，根據(jù)表4 最后一列(wCHN)，外資企業(yè)給中國帶來的福利效應(yīng)主要是由于其對中國勞動力需求增長帶來的工資提升效應(yīng)，價格下降產(chǎn)生的效應(yīng)則相對較小。

在本文考慮的機制中，跨國生產(chǎn)開放對產(chǎn)品質(zhì)量的提升主要有兩個渠道。一是本文強調(diào)的外資企業(yè)質(zhì)量優(yōu)勢，即遠(yuǎn)低于。這一優(yōu)勢是在前文實證檢驗中得到并嵌入量化模型的。中國大力引進外資企業(yè)，相當(dāng)于引進了這種帶有質(zhì)量優(yōu)勢的企業(yè)，通過改變本國企業(yè)所有制的組成成分，提升了生產(chǎn)與出口產(chǎn)品的質(zhì)量，從而提升了福利水平。二是現(xiàn)有文獻(Helpman 等，2004)普遍強調(diào)的外資企業(yè)生產(chǎn)率優(yōu)勢:在其他條件不變的情況下，生產(chǎn)率越高的企業(yè)，產(chǎn)品質(zhì)量越高，通過引進這些高生產(chǎn)率的外資企業(yè)，中國的產(chǎn)品質(zhì)量同樣可以得以提升。

表4 的量化結(jié)果還表明:跨國生產(chǎn)自由化對中國產(chǎn)品質(zhì)量和福利水平的提升作用，與貿(mào)易開放同樣重要；在福利效應(yīng)方面，跨國生產(chǎn)的作用比貿(mào)易開放更加重要。容易看到，2001—2007 年，降低跨國生產(chǎn)成本使中國福利水平提升22.40%，而同時降低跨國生產(chǎn)和貿(mào)易成本使中國福利水平提升28.90%，換言之，跨國生產(chǎn)自由化在中國對外開放整體福利效應(yīng)中的貢獻率超過77%。

從理論上講，量化跨國生產(chǎn)成本變動的一般均衡效果有兩種設(shè)定:一是如本文基準(zhǔn)情形所設(shè)置，給定其他參數(shù)在開始年份(如2001 年)的水平，將調(diào)整至結(jié)束年份(如2007 年)的水平，得到反事實均衡并得出量化結(jié)論；二是給定其他參數(shù)在結(jié)束年份(如2007 年)的水平，將調(diào)回開始年份(如2001 年)的水平，以計算反事實均衡并得到量化結(jié)論。表5 展示了第二種量化形式的結(jié)果。

表5 跨國生產(chǎn)和貿(mào)易開放對中國產(chǎn)品質(zhì)量和福利水平的影響:以結(jié)束年份為基準(zhǔn)

具體來看，以2007 年為基準(zhǔn)，2001—2007 年，跨國生產(chǎn)成本的降低使中國生產(chǎn)產(chǎn)品質(zhì)量提升1.95%，出口產(chǎn)品質(zhì)量提升1.45%，人均實際收入水平提升22.30%，名義工資水平提升13.30%。這與表4 量化結(jié)果基本一致，說明了表5 的量化結(jié)果受基準(zhǔn)年份設(shè)定影響不大。2007—2014 年結(jié)果類似。

(三)反事實分析:外資企業(yè)質(zhì)量優(yōu)勢的作用

前文通過把實證結(jié)果嵌入量化模型，得到了在外資企業(yè)具有生產(chǎn)高質(zhì)量產(chǎn)品成本優(yōu)勢的前提下，中國的外資準(zhǔn)入政策有效提升了本國生產(chǎn)和出口的產(chǎn)品質(zhì)量，并改進福利水平的量化結(jié)論。一個重要的問題是，外資企業(yè)的質(zhì)量優(yōu)勢在上述量化結(jié)果中究竟起了多大作用。①表4 和表5 沒有說明如果外資企業(yè)失去了上述質(zhì)量優(yōu)勢，我國企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品質(zhì)量和福利水平將產(chǎn)生怎樣的變化。為了回答上述問題，本文在反事實分析中剔除了外資企業(yè)的質(zhì)量優(yōu)勢，并保持其他參數(shù)水平不變，重新量化跨國生產(chǎn)和貿(mào)易開放對中國產(chǎn)品質(zhì)量和福利水平的影響。將此部分的量化結(jié)果與表4 進行對比，即體現(xiàn)出外資企業(yè)質(zhì)量優(yōu)勢的作用。

表6 展示了以初始年份為基準(zhǔn)的量化結(jié)果。同表4 對比，本文發(fā)現(xiàn)在剔除外資企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢后，跨國生產(chǎn)和貿(mào)易開放對中國生產(chǎn)和出口產(chǎn)品的質(zhì)量提升作用大幅下降，相應(yīng)的福利改進也有較大程度的減少。具體來看，2001—2007 年，跨國生產(chǎn)成本的降低僅使中國生產(chǎn)產(chǎn)品質(zhì)量提升0.49% (表4 在考慮外資企業(yè)質(zhì)量優(yōu)勢的情況下為2.02%，后同)，出口產(chǎn)品質(zhì)量下降0.11% (提升1.29%)，福利水平提升4.30% (提升22.40%)，名義工資水平下降1.35% (提升15.29%)。若同時考慮跨國生產(chǎn)和貿(mào)易開放的影響，則同時期中國生產(chǎn)產(chǎn)品質(zhì)量提升0.49% (提升2.02%)，出口產(chǎn)品質(zhì)量提升2.00% (提升3.65%)，福利水平提升9.90% (提升28.90%)，名義工資水平提升6.66% (提升24.65%)。2007—2014 年結(jié)果類似。

表6 跨國生產(chǎn)和貿(mào)易開放對中國產(chǎn)品質(zhì)量和福利水平的影響:剔除外資企業(yè)質(zhì)量優(yōu)勢

表6 和表4 的對比充分表明，在評估跨國生產(chǎn)和貿(mào)易開放對中國產(chǎn)品質(zhì)量和福利水平的提升作用時，考慮外資企業(yè)生產(chǎn)率優(yōu)勢之外的產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢至關(guān)重要。若忽略了外資企業(yè)的這一優(yōu)勢，中國將會在很大程度上低估對外開放給生產(chǎn)和出口帶來的質(zhì)量提升以及福利效應(yīng)。

表7 的量化形式剔除了外資企業(yè)的質(zhì)量優(yōu)勢并以結(jié)束年份為基準(zhǔn)，得到的結(jié)果與表6十分相似，這再次說明了本文的量化結(jié)果不受選取的基準(zhǔn)年份影響。將表7 和表5 進行對比，本文仍能得到以下結(jié)論:準(zhǔn)確刻畫外資企業(yè)在高質(zhì)量產(chǎn)品生產(chǎn)方面的優(yōu)勢對于全面理解和評估中國對外開放的效果非常重要，若忽略外資企業(yè)提升產(chǎn)品質(zhì)量這一渠道，中國對“對外開放的福利效應(yīng)” 的估計會偏低。

表7 跨國生產(chǎn)和貿(mào)易開放對中國產(chǎn)品質(zhì)量和福利水平的影響:剔除外資企業(yè)質(zhì)量優(yōu)勢(以結(jié)束年份為基準(zhǔn))

五、結(jié)論與政策啟示

產(chǎn)品質(zhì)量升級是近年國際貿(mào)易領(lǐng)域的研究熱點之一，現(xiàn)有文獻主要集中在探究企業(yè)生產(chǎn)率與產(chǎn)品質(zhì)量之間的關(guān)系，對于企業(yè)異質(zhì)性視角下，除生產(chǎn)率外，內(nèi)外資企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量差異以及外資企業(yè)提升東道國產(chǎn)品質(zhì)量的路徑與機制尚未給予足夠關(guān)注。新發(fā)展格局下，明確外資企業(yè)的獨特性，找準(zhǔn)外資企業(yè)助力東道國經(jīng)濟增長的貢獻渠道與路徑，可以幫助中國制定更加科學(xué)合理、精準(zhǔn)的引資政策。本文首先利用中國企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)，證明了在控制包括全要素生產(chǎn)率在內(nèi)的企業(yè)可觀測特征之下，外資企業(yè)相對于內(nèi)資企業(yè)仍具有顯著的產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢。之后，本文將外資企業(yè)的質(zhì)量優(yōu)勢嵌入包含跨國生產(chǎn)和產(chǎn)品質(zhì)量內(nèi)生決定的一般均衡模型，量化了外資企業(yè)進入對提升中國出口產(chǎn)品質(zhì)量和福利水平的貢獻大小，并進行了反事實分析。本文量化結(jié)果顯示:第一，2001—2007年，跨國生產(chǎn)開放使中國生產(chǎn)產(chǎn)品質(zhì)量提升2.02%，出口產(chǎn)品質(zhì)量提升1.29%，福利水平增長22.40%，名義工資水平增長15.29%；2007—2014 年，跨國生產(chǎn)開放使中國生產(chǎn)產(chǎn)品質(zhì)量提升0.71%，出口產(chǎn)品質(zhì)量提升0.50%，福利水平增長8.80%，名義工資水平增長6.05%。這一方面說明中國在改革開放初期加入WTO、實施積極的外資準(zhǔn)入政策是完全正確的選擇；另一方面，擴大開放、通過引進更善于生產(chǎn)高質(zhì)量產(chǎn)品的外資企業(yè)來提升本國產(chǎn)品質(zhì)量，對于經(jīng)濟發(fā)展初期的發(fā)展中國家來說是一條可以選擇的路徑。第二，若不考慮外資企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量優(yōu)勢，2001—2007 年，引進外資使中國生產(chǎn)產(chǎn)品質(zhì)量提升0.49%，出口產(chǎn)品質(zhì)量下降0.11%，福利水平增長4.30%，名義工資水平下降1.35%；2007—2014 年，跨國生產(chǎn)開放使中國生產(chǎn)產(chǎn)品質(zhì)量提升0.63%，出口產(chǎn)品質(zhì)量提升0.45%，福利水平增長8.70%，名義工資水平增長6.05%。這說明外資企業(yè)在中國創(chuàng)造世界經(jīng)濟發(fā)展奇跡的過程中做出了重大貢獻，若忽略外資企業(yè)提升東道國產(chǎn)品質(zhì)量這一渠道，中國對“對外開放的福利效應(yīng)” 的估計會偏低。

基于以上研究結(jié)論，本文得到如下政策啟示:第一，產(chǎn)品質(zhì)量升級需要的不僅是生產(chǎn)效率的提升，無形資產(chǎn)優(yōu)勢的培育同樣重要。在追求經(jīng)濟高質(zhì)量增長的新發(fā)展階段，中國仍然需要加大力度積極引進外資企業(yè)，著重提升引進外資的質(zhì)量和吸收與利用外資的能力，并在新發(fā)展格局中為外資企業(yè)的嵌入找到更加合理的空間與范圍。本文研究結(jié)果顯示，外資企業(yè)相較于內(nèi)資企業(yè)在生產(chǎn)率優(yōu)勢之外，還具有額外的質(zhì)量優(yōu)勢，引進這些企業(yè)將使得中國的勞動力和其他要素有更多機會接觸到高質(zhì)量產(chǎn)品的生產(chǎn)技術(shù)和模式，從而提升“中國制造” 的質(zhì)量水平?！爸袊圃臁?并非僅僅是中國國內(nèi)企業(yè)制造，同樣也包含了利用全世界優(yōu)勢技術(shù)和資源在中國制造的產(chǎn)品。第二，在中國堅持?jǐn)U大對外開放的進程中，對跨國生產(chǎn)和外資企業(yè)的開放，與貿(mào)易開放同樣重要。本文量化結(jié)果表明，2001—2014 年，跨國生產(chǎn)開放為中國帶來的福利改進，占到對外開放整體福利效應(yīng)的70%以上。因此，從頂層設(shè)計角度看，積極引進外資并發(fā)揮外資企業(yè)的作用，應(yīng)該放到同貿(mào)易開放同等重要的位置。