劉曉寧 劉 磊

(1．山東社會(huì)科學(xué)院 國際經(jīng)濟(jì)研究所，山東 濟(jì)南 250002； 2．山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014)

企業(yè)出口強(qiáng)度與產(chǎn)品質(zhì)量的相互影響
——質(zhì)量促進(jìn)效應(yīng)還是出口學(xué)習(xí)效應(yīng)

劉曉寧1劉 磊2

(1．山東社會(huì)科學(xué)院 國際經(jīng)濟(jì)研究所，山東 濟(jì)南 250002； 2．山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014)

利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫匹配的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量與出口強(qiáng)度之間的“質(zhì)量促進(jìn)效應(yīng)”和“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”。研究結(jié)果表明：企業(yè)出口強(qiáng)度提高與產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)之間存在顯著的“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”，即企業(yè)越多參與國際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)越有利于產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)，企業(yè)產(chǎn)品初始質(zhì)量越高通過參與國際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)質(zhì)量提升速度越快，提升效果越明顯，而隨企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量逐漸降低學(xué)習(xí)效應(yīng)也隨之減弱；企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)對(duì)出口強(qiáng)度的整體作用不顯著，即“質(zhì)量促進(jìn)效應(yīng)”不顯著，但對(duì)于出口質(zhì)量水平較高的企業(yè)，產(chǎn)品質(zhì)量的提升能在一定程度上促進(jìn)其出口強(qiáng)度的提高。

產(chǎn)品質(zhì)量；出口強(qiáng)度；質(zhì)量促進(jìn)效應(yīng)；出口學(xué)習(xí)效應(yīng)

一、引言及文獻(xiàn)綜述

經(jīng)過30多年的持續(xù)快速發(fā)展，中國在全球貿(mào)易中占據(jù)了舉足輕重的重要地位。然而，中國雖已是貿(mào)易大國但還沒有成為貿(mào)易強(qiáng)國，在全球價(jià)值鏈中仍處于較低的位置，出口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)、質(zhì)量、附加值與貿(mào)易強(qiáng)國還有較大差距。提高產(chǎn)品質(zhì)量和附加值，實(shí)現(xiàn)在全球價(jià)值鏈上的攀升，從“大進(jìn)大出”轉(zhuǎn)向“優(yōu)進(jìn)優(yōu)出”，是實(shí)現(xiàn)下一階段中國對(duì)外貿(mào)易跨越式發(fā)展的必經(jīng)之路。作為對(duì)外貿(mào)易的微觀主體，企業(yè)行為決策會(huì)影響產(chǎn)品質(zhì)量，而產(chǎn)品質(zhì)量又是影響企業(yè)發(fā)展壯大和進(jìn)入國外市場(chǎng)的重要因素。

近年來，以Melitz(2003)為代表的異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論逐漸興起，該理論在新貿(mào)易理論的基礎(chǔ)上，通過引入企業(yè)異質(zhì)性，從企業(yè)層面探討貿(mào)易的動(dòng)因和結(jié)果。但Melitz(2003)理論有兩點(diǎn)假設(shè)亟待擴(kuò)展：一是僅關(guān)注企業(yè)生產(chǎn)率異質(zhì)性，而不考慮其他方面的差異性特征；二是將消費(fèi)者偏好用CES(固定替代彈性)效用函數(shù)表示，僅關(guān)注消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品多樣化的需求，而不關(guān)注同類產(chǎn)品的質(zhì)量差異性。Melitz(2003)的研究雖是出于模型簡(jiǎn)化的需要，但與現(xiàn)實(shí)明顯不符，導(dǎo)致結(jié)論與現(xiàn)實(shí)企業(yè)貿(mào)易行為不一致，而引入產(chǎn)品質(zhì)量異質(zhì)性則是解決該問題的重要思路之一(Kugler et al.,2011;Feenstra et al.,2012)。另外，Melitz(2003)模型出現(xiàn)以后，許多研究文獻(xiàn)對(duì)其中的關(guān)鍵推論，即生產(chǎn)率與企業(yè)出口之間的正相關(guān)關(guān)系進(jìn)行了多方位的實(shí)證檢驗(yàn)，其中最重要的又是對(duì)下述兩種假說進(jìn)行檢驗(yàn)：一是自我選擇效應(yīng)，即生產(chǎn)率較高的企業(yè)才會(huì)出口；二是出口學(xué)習(xí)效應(yīng)，即出口會(huì)使企業(yè)生產(chǎn)率得以提高(錢學(xué)鋒 等，2011)。那么，在將產(chǎn)品質(zhì)量異質(zhì)性納入企業(yè)異質(zhì)性之后，在產(chǎn)品質(zhì)量與企業(yè)出口決策之間是否也存在類似生產(chǎn)率與企業(yè)出口之間的相互關(guān)系；產(chǎn)品質(zhì)量與企業(yè)的出口強(qiáng)度決策之間是否也存在相互的促進(jìn)作用。目前對(duì)這些問題鮮有文獻(xiàn)進(jìn)行探討，本文將對(duì)此進(jìn)行初步檢驗(yàn)。

二、理論模型

在Melitz(2003)模型的基礎(chǔ)上，本文引入Hallak et al.(2009)質(zhì)量?jī)?nèi)生的異質(zhì)性企業(yè)理論模型，以分析企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量差異對(duì)出口決策的影響。假設(shè)在一個(gè)壟斷競(jìng)爭(zhēng)模型中，每家企業(yè)只生產(chǎn)一種產(chǎn)品，且面臨CES效用函數(shù)，產(chǎn)品j的需求數(shù)量為：

(1)

其中：qj、pj、λj分別表示j產(chǎn)品的產(chǎn)量、價(jià)格、質(zhì)量；σ表示產(chǎn)品間的替代彈性；E為外生給定的國內(nèi)市場(chǎng)的支出水平。式(1)表明，在具有垂直差異的產(chǎn)品市場(chǎng)中，消費(fèi)者對(duì)某種產(chǎn)品的需求數(shù)量取決于該產(chǎn)品的質(zhì)量和價(jià)格。

本文建立的模型內(nèi)包括了兩個(gè)方面的企業(yè)異質(zhì)性：一是生產(chǎn)率φ異質(zhì)性，在質(zhì)量一定的情況下，生產(chǎn)率越高可變成本越低；二是質(zhì)量生產(chǎn)能力ε異質(zhì)性，即企業(yè)在成本一定情況下生產(chǎn)高質(zhì)量產(chǎn)品的能力。企業(yè)的邊際成本函數(shù)為：

(2)

其中：c為常數(shù)；β為邊際成本的質(zhì)量彈性。

企業(yè)的固定成本函數(shù)為：

(3)

其中：f為常數(shù)；α為固定成本的質(zhì)量彈性。

第二天上班的時(shí)候，高潮把那份黑海市農(nóng)民的上訪材料裝進(jìn)了包里。早早趕到單位，高潮連自己辦公室都沒進(jìn)，徑直走進(jìn)了田卓辦公室。

(4)

為了簡(jiǎn)化企業(yè)的生產(chǎn)率和質(zhì)量生產(chǎn)能力的計(jì)算，企業(yè)的綜合生產(chǎn)能力η為：

(5)

(6)

(7)

聯(lián)立方程模型的估計(jì)方法分為單一方程估計(jì)法(也稱有限信息估計(jì)法)和系統(tǒng)估計(jì)法(也稱全信息估計(jì)法)，前者是對(duì)聯(lián)立方程組中的每一個(gè)方程分別進(jìn)行估計(jì)，后者則將其作為一個(gè)系統(tǒng)進(jìn)行聯(lián)合估計(jì)。一般而言，由于忽略各方程之間的聯(lián)系，單一方程估計(jì)法不如系統(tǒng)估計(jì)法有效率。在系統(tǒng)估計(jì)法中，最常用的方法是三階段最小二乘法(3SLS)，采用這種方法的基本步驟為：先對(duì)每個(gè)方程進(jìn)行2SLS估計(jì)，接著是對(duì)整個(gè)系統(tǒng)的擾動(dòng)項(xiàng)之協(xié)方差矩陣估計(jì)，最后對(duì)整個(gè)系統(tǒng)進(jìn)行GLS估計(jì)。

湯翠從此害怕夜晚，夜晚讓她又怕又盼。怕難受，總也到不了自己想要的高度；盼侯大同突現(xiàn)奇跡，讓自己好好地做一回女人。

三、計(jì)量模型

探討企業(yè)不同出口強(qiáng)度對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量的影響和在不同產(chǎn)品質(zhì)量水平下出口強(qiáng)度的變化，則要考察企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量與出口強(qiáng)度之間的關(guān)系，分別建立如下動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型：

式（7）中，eo1，eo2=z2-x2，eo3=z3-x3為系統(tǒng)觀測(cè)誤差變量；z1，z2，z3 為擴(kuò)張狀態(tài)觀測(cè)器的狀態(tài)變量；k1，k2，k3為擴(kuò)張狀態(tài)觀測(cè)器增益；非線性函數(shù)fal（g）具有如下形式：

EXIijt=β0+β1ln Qualityijt+β2Controlsijt+β3EXIijt-1+ξ

(8)

ln Qualityijt=β0+β1EXIijt+β2Dominijt+β3ln Qualityijt-1+ξ

(9)

其中:下標(biāo)i、j和t分別表示企業(yè)、行業(yè)和年份；因變量EXIijt表示企業(yè)的出口強(qiáng)度；Qualityijt表示出口產(chǎn)品質(zhì)量；EXIijt-1和Qualityijt-1分別代表滯后項(xiàng)，由于企業(yè)出口強(qiáng)度和質(zhì)量均存在一定慣性，而因變量的滯后項(xiàng)能夠體現(xiàn)上一期因素對(duì)本期的影響程度，所以分別將其引入模型；在ξ=vj+vt+εijt中，vj和vt分別表示行業(yè)和年份的特定效應(yīng)，用GB/T2002二分位行業(yè)虛擬變量和年份虛擬變量加以控制，其中行業(yè)固定效應(yīng)包含了行業(yè)內(nèi)競(jìng)爭(zhēng)程度、需求變化等不同行業(yè)特征因素對(duì)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，年份特定效應(yīng)包含了諸如人民幣匯率、國際經(jīng)濟(jì)波動(dòng)、技術(shù)進(jìn)步等隨時(shí)間變動(dòng)的宏觀因素的影響，εijt表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

式(8)的控制變量Controlsijt的集合為：

Controls=γ1tfpijt+γ2ln sizeijt+γ3ln ageijt+γ4ln wageijt+γ5klratioijt+γ6subsidyijt

(10)

式(9)的控制變量Dominijt的集合為：

Domin=γ1tfpijt+γ2ln sizeijt+γ3ln wageijt+γ4subsidyijt+γ5R & Dijt+γ6newproductijt

腎臟和輸尿管結(jié)石是泌尿外科最常見疾病之一。結(jié)石以單側(cè)發(fā)病為主，常常是腎盂腎盞結(jié)石合并輸尿管結(jié)石，多伴有腎盂和輸尿管擴(kuò)張、積水，患側(cè)腎功能不全。對(duì)于輸尿管結(jié)石合并腎結(jié)石這一類臨床復(fù)雜泌尿系結(jié)石患者，如何通過一次性手術(shù)取凈輸尿管結(jié)石及同側(cè)腎結(jié)石，是泌尿外科一直在探索的問題。經(jīng)皮腎鏡（PCNL）、輸尿管軟鏡和腹腔鏡切開取石都是復(fù)雜性上尿路結(jié)石的常用術(shù)式，各有其優(yōu)缺點(diǎn)[1]。本研究擬將腹腔鏡輸尿管切開取石術(shù)和輸尿管軟鏡取石術(shù)聯(lián)合起來，應(yīng)用于輸尿管上段結(jié)石伴同側(cè)腎結(jié)石的治療，取得較好臨床療效，現(xiàn)報(bào)告如下。

(11)

其中:tfpijt代表企業(yè)全要素生產(chǎn)率；sizeijt代表企業(yè)規(guī)模；ageijt代表企業(yè)經(jīng)營時(shí)間；wageijt代表薪酬水平；klratioijt代表資本密集度；subsidyijt表示補(bǔ)貼收入；R & Dijt表示研發(fā)投入；newproductijt表示新產(chǎn)品開發(fā)投入。為了消除量綱和減少異方差的影響，根據(jù)變量的不同測(cè)度方式，對(duì)一些變量進(jìn)行了取對(duì)數(shù)處理。

四、變量說明

本文的關(guān)鍵變量為企業(yè)出口強(qiáng)度與出口產(chǎn)品質(zhì)量，企業(yè)出口強(qiáng)度指標(biāo)用企業(yè)的出口交貨值與工業(yè)銷售產(chǎn)值的比值來衡量，出口產(chǎn)品質(zhì)量用Manova et al.(2012)的方法進(jìn)行測(cè)度，即產(chǎn)品單位價(jià)值與該種產(chǎn)品平均單位價(jià)值的比值，公式如下：

(12)

其中：uvikt表示i企業(yè)在t時(shí)間出口k產(chǎn)品的單位價(jià)值；avg(uvikt)表示所有企業(yè)在t時(shí)間出口的k產(chǎn)品的平均單位價(jià)值；而產(chǎn)品按照HS編碼8位碼進(jìn)行分類，通過這種測(cè)度實(shí)現(xiàn)了不同種類產(chǎn)品的質(zhì)量的比較。出口產(chǎn)品單位價(jià)值測(cè)算使用的數(shù)據(jù)來自中國海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫，在得到產(chǎn)品層面的質(zhì)量信息后，將產(chǎn)品維度指標(biāo)轉(zhuǎn)換為企業(yè)維度指標(biāo)，進(jìn)而使用某種產(chǎn)品的出口額比重進(jìn)行加權(quán)，公式如下：

(13)

其中：Qualityit代表i企業(yè)在t時(shí)間所有出口產(chǎn)品的平均質(zhì)量，用i企業(yè)m種出口產(chǎn)品質(zhì)量的加權(quán)平均計(jì)算而得；Valueimt代表i企業(yè)在t時(shí)間第m種出口產(chǎn)品的出口額。

五、數(shù)據(jù)來源與處理

內(nèi)陸河，也叫內(nèi)流河，是指由內(nèi)陸山區(qū)降雨或高山融雪產(chǎn)生的，不能流入海洋，只能流入內(nèi)陸湖泊或在內(nèi)陸消失的河流。新疆的塔里木河是我國第一大內(nèi)陸河，也是世界第五大內(nèi)陸河。世界第一大內(nèi)陸河是俄羅斯的伏爾加河。

表3 變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征

在對(duì)兩種數(shù)據(jù)分別進(jìn)行處理之后，接下來對(duì)兩個(gè)數(shù)據(jù)庫的企業(yè)樣本進(jìn)行匹配。借鑒余淼杰等(2011)的方法，先用兩數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)名稱進(jìn)行匹配，接著用兩數(shù)據(jù)庫中企業(yè)的郵政編碼和電話號(hào)碼后7位進(jìn)行匹配，最后匹配出8210家企業(yè)樣本5年共41050個(gè)樣本觀察值，數(shù)據(jù)樣本基本情況見表2。從匹配結(jié)果來看，匹配的8210家企業(yè)占海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫中有效持續(xù)經(jīng)營企業(yè)數(shù)的24%，占工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中有效持續(xù)經(jīng)營出口企業(yè)數(shù)的29%，說明匹配結(jié)果可以接受。需要說明的是，海關(guān)數(shù)據(jù)庫中包含大量的專業(yè)貿(mào)易公司樣本，一定程度上會(huì)干擾實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，而之后絕大部分都被篩除了，這樣有助于提高實(shí)證檢驗(yàn)的準(zhǔn)確性。

六、實(shí)證結(jié)果分析與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)內(nèi)生性分析及處理

由于產(chǎn)品質(zhì)量可能會(huì)對(duì)企業(yè)的出口強(qiáng)度產(chǎn)生影響，即存在“質(zhì)量促進(jìn)效應(yīng)”，而企業(yè)的出口決策也有可能影響產(chǎn)品質(zhì)量的升級(jí)，即存在“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”，因此，模型很可能存在反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。而內(nèi)生性問題會(huì)導(dǎo)致混合OLS方法、固定效應(yīng)方法或隨機(jī)效應(yīng)方法的估計(jì)結(jié)果是有偏的和非一致的，雖然可用工具變量法解決這一問題，但工具變量的選擇及其效果也具有很大的不確定性。

同時(shí)，由于計(jì)量模型中包含因變量的滯后項(xiàng)，樣本數(shù)據(jù)成為動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，組內(nèi)估計(jì)量(FE)也是不一致的，此時(shí)有效的估計(jì)方法是使用廣義矩估計(jì)(GMM)(李坤望 等，2013)。其中，系統(tǒng)GMM將內(nèi)生解釋變量的差分滯后項(xiàng)作為水平方程中內(nèi)生解釋變量的工具變量，可以解決弱工具變量問題，并對(duì)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)。為了保證系統(tǒng)GMM估計(jì)的有效性，本文采用Arellano-Bond AR(2)和Sargan檢驗(yàn)來判斷工具變量和估計(jì)結(jié)果的有效性。其中：Arellano-Bond AR(2)可以用于判斷差分方程的殘差是否存在二階序列相關(guān)，其原假設(shè)不存在序列相關(guān)，估計(jì)結(jié)果是有效的；而Sargan檢驗(yàn)可以用于判斷是否存在過度識(shí)別約束，其原假設(shè)為模型中工具變量的選取是有效的。

(二)質(zhì)量促進(jìn)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果

企業(yè)會(huì)選擇使其利潤最大化的產(chǎn)品價(jià)格和產(chǎn)量，凈利潤的表達(dá)式為：

表4 “質(zhì)量促進(jìn)效應(yīng)”總體樣本回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為回歸系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量，Wald chi2欄括號(hào)內(nèi)為p值；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平；Sargan檢驗(yàn)和Arellano—Bond檢驗(yàn)均報(bào)告了p值。下表同。

使用Stata13.0軟件進(jìn)行系統(tǒng)GMM估計(jì)，同時(shí)匯報(bào)差分GMM和固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果比較數(shù)值，結(jié)果見表4。從檢驗(yàn)結(jié)果看，Sargan檢驗(yàn)表明不能拒絕工具變量整體有效的原假設(shè)(其P值均大于0.1，不能拒絕原假設(shè))，表明工具變量的選擇是有效的；Arellano-Bond AR(2)檢驗(yàn)結(jié)果也表明模型的設(shè)定是合理有效的，差分方程的殘差項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)(P值均大于0.1，不能拒絕原假設(shè))。因此，系統(tǒng)GMM估計(jì)得到的結(jié)果是可靠的。

前文為了消除兩者可能互為因果帶來的內(nèi)生性問題，采用了系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行估計(jì)。接下來將再采用聯(lián)立方程模型進(jìn)行檢驗(yàn)，聯(lián)立方程模型的特殊結(jié)構(gòu)和工具變量性質(zhì)有助于發(fā)現(xiàn)企業(yè)出口強(qiáng)度與其產(chǎn)品質(zhì)量之間的傳導(dǎo)機(jī)制與相互影響關(guān)系。鑒于此，構(gòu)建如下聯(lián)立方程計(jì)量模型：

近些年來，現(xiàn)代信息技術(shù)和互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的深入發(fā)展，對(duì)社會(huì)各個(gè)領(lǐng)域的發(fā)展都產(chǎn)生了很大的影響，分析來看，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)具有開放性、及時(shí)性、廣泛性等特點(diǎn)，作為一種新的信息技術(shù)，在經(jīng)濟(jì)社會(huì)中逐漸滲透和應(yīng)用，“互聯(lián)網(wǎng)+”的發(fā)展，對(duì)我國教育教學(xué)活動(dòng)也帶來了很大的影響。

在得到整體樣本的分析結(jié)論之后，為了考察不同特征企業(yè)的表現(xiàn)，需要進(jìn)一步進(jìn)行分組估計(jì)。而分組估計(jì)過程中，要重點(diǎn)關(guān)注不同質(zhì)量水平及不同出口強(qiáng)度企業(yè)在實(shí)證分析中的表現(xiàn)。具體辦法是：將各行業(yè)中質(zhì)量水平處于前30%的企業(yè)匯總歸到高質(zhì)量組，后30%的企業(yè)匯總歸到低質(zhì)量組，中間40%的企業(yè)匯總到中質(zhì)量組，并分別進(jìn)行回歸，結(jié)果見表5。

表5 “質(zhì)量促進(jìn)效應(yīng)”分組回歸結(jié)果

從產(chǎn)品質(zhì)量變量的回歸結(jié)果可知：中低質(zhì)量組估計(jì)系數(shù)不顯著，表明中低質(zhì)量水平的企業(yè)對(duì)出口強(qiáng)度的提升效應(yīng)不顯著，這與施炳展(2013)的研究結(jié)論一致，即產(chǎn)品出口不會(huì)受到其較低質(zhì)量水平的影響；高質(zhì)量組估計(jì)系數(shù)顯著為正，且系數(shù)值大于中低質(zhì)量組，表明高質(zhì)量組產(chǎn)品質(zhì)量的出口促進(jìn)作用顯著為正。原因可能在于，對(duì)于中低質(zhì)量的產(chǎn)品，消費(fèi)者會(huì)更關(guān)注其基本功能，而對(duì)高質(zhì)量的產(chǎn)品則會(huì)更重視其品質(zhì)，因此高質(zhì)量產(chǎn)品的質(zhì)量升級(jí)可以顯著促進(jìn)出口規(guī)模的擴(kuò)大和出口強(qiáng)度的提升。

本文數(shù)據(jù)來自《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和《中國海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫》的匹配?！吨袊I(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》中企業(yè)層面生產(chǎn)數(shù)據(jù)是度量企業(yè)全要素生產(chǎn)率等控制變量的數(shù)據(jù)來源，而《中國海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫》中產(chǎn)品層面的貿(mào)易數(shù)據(jù)則被用于度量企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量。而在兩個(gè)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行匹配之前要分別對(duì)各自進(jìn)行處理。對(duì)《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》的處理方法遵循如下原則：(1)考察時(shí)間段為2001—2006年期間*由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中2004年多項(xiàng)指標(biāo)缺失，故刪去該年樣本。持續(xù)經(jīng)營企業(yè)；(2)行業(yè)代碼開頭兩位為13—42的制造業(yè)企業(yè)。具體處理參照謝千里等(2008)的做法：刪除涉及變量中存在缺漏值的樣本；刪除雇員人數(shù)小于10的企業(yè)樣本；刪除工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)凈值年平均余額、本年應(yīng)付工資和應(yīng)付福利費(fèi)、補(bǔ)貼收入、研發(fā)費(fèi)用、新產(chǎn)品產(chǎn)值小于0的企業(yè)樣本；刪除1900年之前成立的企業(yè)樣本。最后得到60540家企業(yè)樣本5年的數(shù)據(jù)。對(duì)《中國海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫》的處理，先按照前文所述的方法將相同企業(yè)合并，求其多種出口產(chǎn)品的平均質(zhì)量，然后刪除各相關(guān)變量存在缺漏值的樣本，得到34007家企業(yè)樣本5年的數(shù)據(jù)。

接下來將出口強(qiáng)度高于70%的企業(yè)歸到高強(qiáng)度組，低于30%的企業(yè)歸到低強(qiáng)度組，其他企業(yè)歸到中強(qiáng)度組，分別進(jìn)行回歸。結(jié)果表明，所有出口強(qiáng)度組的產(chǎn)品質(zhì)量對(duì)出口強(qiáng)度的提升均不顯著，尤其高出口強(qiáng)度組在統(tǒng)計(jì)上和經(jīng)濟(jì)上都不顯著，甚至數(shù)值小于0.01。原因在于：一是該樣本組中包含了大量的加工貿(mào)易企業(yè)(加工貿(mào)易“兩頭在外”的特征決定了其產(chǎn)品的全部或大部分用于出口，因此出口強(qiáng)度很高)，而加工貿(mào)易企業(yè)的出口規(guī)模并不會(huì)受到產(chǎn)品質(zhì)量的影響；二是該組中企業(yè)本來出口強(qiáng)度就很高，出口上升的空間有限，質(zhì)量升級(jí)對(duì)其提升作用不明顯。

第三，加強(qiáng)人力資源開發(fā)管理工作的落實(shí)和執(zhí)行。在現(xiàn)代化企業(yè)管理理念下，開發(fā)管理是人力資源工作中非常關(guān)鍵的一部分內(nèi)容，同時(shí)也是人力資源工作的開展基礎(chǔ)，對(duì)于整體隊(duì)伍素質(zhì)能力的發(fā)展來說有著十分積極的推進(jìn)作用。人力資源開發(fā)管理工作的落實(shí)也需要從多個(gè)角度進(jìn)行入手改進(jìn)，我們?cè)诰唧w工作推進(jìn)中，應(yīng)該積極做好相關(guān)的執(zhí)行工作。煤機(jī)維修企業(yè)的人力資源管理部門應(yīng)該從思想意識(shí)上重視開發(fā)管理工作，并且能夠給與充分的配合與支持，這樣開發(fā)管理工作的開展才能具備更好的落實(shí)成效。在具體工作的落實(shí)中，我們也應(yīng)該確保開發(fā)管理工作的執(zhí)行成效，并確保各項(xiàng)制度的有效推進(jìn)實(shí)現(xiàn)。

(三)出口學(xué)習(xí)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果

（1）若四邊形ABCD為平行四邊形，則AD____BC,AB____DC（填位置關(guān)系）若AD∥BC，補(bǔ)充條件____使四邊形ABCD為平行四邊形。

由于企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量與出口決策之間存在逆向因果關(guān)系的可能，這可能造成內(nèi)生性問題，因此使用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行估計(jì)，同時(shí)匯報(bào)差分GMM和固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行比較，結(jié)果見表6。從檢驗(yàn)結(jié)果看，Sargan檢驗(yàn)表明不能拒絕工具變量有效的原假設(shè)(其P值均大于0.1)，即工具變量的選擇是有效的；Arellano-Bond AR(2)檢驗(yàn)也表明接受差分方程的殘差項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)的原假設(shè)(其P值均大于0.1)，模型的設(shè)定是合理的。因此，系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果是可靠的。

表6 “出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”總體樣本回歸結(jié)果

表7 “出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”分組回歸結(jié)果

從估計(jì)結(jié)果可知，企業(yè)出口強(qiáng)度對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量有顯著的正向影響。換言之，產(chǎn)品質(zhì)量與企業(yè)出口之間表現(xiàn)出一定程度的出口學(xué)習(xí)效應(yīng)，即企業(yè)出口規(guī)模越大產(chǎn)品質(zhì)量越高。控制變量方面，只有研發(fā)投入變量始終顯著，表明隨著企業(yè)研發(fā)投入的增加和研發(fā)力度的提升，出口產(chǎn)品質(zhì)量提升步伐會(huì)逐漸加快，這說明企業(yè)研發(fā)是產(chǎn)品質(zhì)量提升的關(guān)鍵。其他控制變量變化趨勢(shì)雖然不顯著，但仍表現(xiàn)出方向上的影響，其中全要素生產(chǎn)率變量對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)表現(xiàn)出正向影響，這與預(yù)期相符。政府補(bǔ)貼變量對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的影響為負(fù)，可能的原因在于：由于政府發(fā)放補(bǔ)貼時(shí)存在信息不對(duì)稱，發(fā)放對(duì)象未必是具有技術(shù)進(jìn)步潛力的企業(yè)，會(huì)出現(xiàn)逆向選擇問題；企業(yè)獲得補(bǔ)貼后，如果政府監(jiān)管不到位，企業(yè)未必將補(bǔ)貼用于技術(shù)改進(jìn)和提升產(chǎn)品質(zhì)量，導(dǎo)致道德風(fēng)險(xiǎn)問題始終存在；在存在補(bǔ)貼發(fā)放的逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)的情況下，補(bǔ)貼不僅沒有起到正面效果，反而使企業(yè)裹足不前。

為了考察不同企業(yè)的差異化表現(xiàn)，同樣展開分組估計(jì)，此時(shí)重點(diǎn)關(guān)注不同質(zhì)量水平和不同出口強(qiáng)度的企業(yè)的表現(xiàn)，結(jié)果見表7。

(1)按質(zhì)量水平分組。從變量的估計(jì)結(jié)果可知，高、中、低三個(gè)質(zhì)量組估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明企業(yè)出口強(qiáng)度的提高能顯著促進(jìn)產(chǎn)品質(zhì)量水平的提升，與整體樣本的估計(jì)結(jié)果一致。從系數(shù)值的比較來看，高、中、低質(zhì)量組的系數(shù)值依次減小，表明在高質(zhì)量組中質(zhì)量提升的出口學(xué)習(xí)效應(yīng)最為顯著，即產(chǎn)品初始質(zhì)量水平越高，通過參與國際市場(chǎng)“干中學(xué)”方式得到質(zhì)量提升效果越明顯，而隨著產(chǎn)品質(zhì)量的逐漸降低，學(xué)習(xí)效應(yīng)也逐漸減弱。

與重力場(chǎng)特征類似，本區(qū)高山巖體和寶山巖體的磁場(chǎng)值相當(dāng)，均為-140nT左右，亦說明兩巖體可能同屬深部相連的同一個(gè)巖體。此外，北部邊界近東西向的半橢圓形負(fù)磁異?？赡転閰^(qū)域性構(gòu)造所致。

表8 聯(lián)立方程模型回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為回歸系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量，Wald chi2欄括號(hào)內(nèi)為p值；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

(2)按出口強(qiáng)度分組。結(jié)果表明，高出口強(qiáng)度樣本組的出口擴(kuò)大對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量的影響不顯著，但影響方向?yàn)檎赡艿脑蚺c上文相同，即高出口強(qiáng)度樣本組中包含了大量的加工貿(mào)易企業(yè)，而對(duì)訂單生產(chǎn)為主的加工貿(mào)易企業(yè)，出口規(guī)模的擴(kuò)大與產(chǎn)品質(zhì)量的提升并無必然的聯(lián)系。中低出口強(qiáng)度組的出口強(qiáng)度系數(shù)均顯著為正，表明出口強(qiáng)度提高會(huì)帶來質(zhì)量升級(jí)效應(yīng)，但低出口強(qiáng)度組的系數(shù)值相對(duì)更大，表明企業(yè)出口規(guī)模和出口強(qiáng)度越小，其隨規(guī)模擴(kuò)張獲得質(zhì)量提升的速度越快?？紤]到會(huì)出現(xiàn)低質(zhì)量組的極端情況，可以將出口強(qiáng)度非常小的企業(yè)近似地看作是非出口企業(yè)，此時(shí)出口規(guī)模擴(kuò)張相當(dāng)于企業(yè)由非出口企業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)槌隹谄髽I(yè)，可以在一定程度上彌補(bǔ)由于無法考察出口參與決策對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量影響而產(chǎn)生的缺陷，證明存在產(chǎn)品質(zhì)量的出口學(xué)習(xí)效應(yīng)的結(jié)論。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)：聯(lián)立方程模型

從系統(tǒng)GMM的估計(jì)結(jié)果可知，產(chǎn)品質(zhì)量對(duì)企業(yè)出口強(qiáng)度的影響方向?yàn)檎?，但系?shù)不顯著，差分GMM估計(jì)的系數(shù)也表現(xiàn)出相似的特征。換言之，產(chǎn)品質(zhì)量與企業(yè)出口強(qiáng)度之間的質(zhì)量促進(jìn)效應(yīng)并不明顯。控制變量方面：全要素生產(chǎn)率變量系數(shù)為負(fù)，且大部分顯著，表明該變量與企業(yè)出口強(qiáng)度負(fù)相關(guān)，出現(xiàn)了“生產(chǎn)率悖論”(李春頂，2010)。究其原因，大多認(rèn)為與大量從事價(jià)值鏈低端環(huán)節(jié)的加工貿(mào)易企業(yè)相關(guān)，由于加工貿(mào)易本身技術(shù)含量較低，且能獲得政府在稅收方面的優(yōu)惠，即使效率低下也可以較為輕松地在出口市場(chǎng)存活；此外，出口企業(yè)的“惰性”、創(chuàng)新動(dòng)力不足以及國內(nèi)市場(chǎng)進(jìn)入成本過高也是重要因素。資本密集度變量的影響顯著為負(fù)，其原因很可能與“生產(chǎn)率悖論”的產(chǎn)生原因相同，即勞動(dòng)密集型加工貿(mào)易企業(yè)的大量存在拉低了出口企業(yè)整體的資本密集度。補(bǔ)貼變量的系數(shù)為負(fù)但不顯著，表明對(duì)企業(yè)進(jìn)行的轉(zhuǎn)移支付并沒有起到應(yīng)有的作用。這是因?yàn)樵谥袊a(bǔ)貼機(jī)制不完善，企業(yè)易于通過“尋租”等非生產(chǎn)性行為獲取政府補(bǔ)貼，“尋租”的企業(yè)也能實(shí)現(xiàn)較好的盈利，導(dǎo)致企業(yè)普遍缺乏開拓創(chuàng)新的積極性，對(duì)擴(kuò)大出口規(guī)模激勵(lì)不足，以至于補(bǔ)貼的效率較低。

本文通過引入Hallak et al.(2009)質(zhì)量?jī)?nèi)生的異質(zhì)性企業(yè)理論模型，分析企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的差異對(duì)出口決策的影響，利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫匹配的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了產(chǎn)品質(zhì)量與出口強(qiáng)度之間的相互關(guān)系，即是否存在“質(zhì)量促進(jìn)效應(yīng)”和“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”。

(14)

其中:控制變量Controlsijt和Dominijt與前文相同。

可以看出，在企業(yè)生產(chǎn)率一定的條件下，企業(yè)的質(zhì)量生產(chǎn)能力越強(qiáng)(即η越高)，產(chǎn)品質(zhì)量越高，利潤越大，企業(yè)也越容易進(jìn)入國外市場(chǎng)，即產(chǎn)品質(zhì)量越高的企業(yè)出口概率越大。進(jìn)一步推廣到一般的情況，當(dāng)企業(yè)從非出口企業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)槌隹谄髽I(yè)時(shí)，是出口強(qiáng)度從0提升到大于0的過程。換言之，企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的提高也伴隨著出口強(qiáng)度的提高。

七、結(jié)論

綜上，CT引導(dǎo)下RFA聯(lián)合TACE治療原發(fā)性肝癌，療效確切，操作安全，可反復(fù)治療，效果優(yōu)于單一的TACE治療，是一種值得推廣的微創(chuàng)手術(shù)治療方法。

最終，得出如下研究結(jié)論：(1)出口強(qiáng)度提高與產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)之間存在顯著的“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”，企業(yè)越參與國際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)越有利于產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)，而產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)對(duì)出口強(qiáng)度的作用并不顯著，即“質(zhì)量促進(jìn)效應(yīng)”不顯著。(2)從不同質(zhì)量水平分組檢驗(yàn)來看，產(chǎn)品質(zhì)量處于中低水平的企業(yè)，質(zhì)量升級(jí)對(duì)出口強(qiáng)度提升效應(yīng)不顯著，而產(chǎn)品質(zhì)量處于較高水平的企業(yè)，產(chǎn)品質(zhì)量的出口促進(jìn)效應(yīng)則顯著為正；高質(zhì)量組樣本中質(zhì)量提升的出口學(xué)習(xí)效應(yīng)最為顯著，產(chǎn)品初始質(zhì)量越高，通過參與國際市場(chǎng)質(zhì)量提升的速度越快越明顯，而隨著產(chǎn)品質(zhì)量的逐漸降低，學(xué)習(xí)效應(yīng)逐漸減弱。(3)從不同出口強(qiáng)度分組檢驗(yàn)來看，高中低出口強(qiáng)度組的產(chǎn)品質(zhì)量對(duì)出口強(qiáng)度的促進(jìn)作用并不顯著；高出口強(qiáng)度樣本組的出口擴(kuò)大對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量的影響并不顯著，而中低出口強(qiáng)度組的出口學(xué)習(xí)效應(yīng)顯著，企業(yè)出口強(qiáng)度越小，其隨規(guī)模擴(kuò)張獲得質(zhì)量提升的速度越快。(4)控制變量的估計(jì)結(jié)果表明，在出口產(chǎn)品的質(zhì)量影響因素中，研發(fā)投入是始終顯著的正向影響因素；政府補(bǔ)貼不僅沒能促進(jìn)企業(yè)的出口強(qiáng)度提升和產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)，還產(chǎn)生了反作用。

從中可以得到的政策啟示是：企業(yè)應(yīng)該更為積極地參與國際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，以通過“出口中學(xué)”獲得產(chǎn)品質(zhì)量提升；企業(yè)應(yīng)該通過加大研發(fā)投入提升自主創(chuàng)新能力，促進(jìn)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)；政府應(yīng)進(jìn)一步完善對(duì)企業(yè)的補(bǔ)貼機(jī)制，切實(shí)提高補(bǔ)貼效率。

李方靜. 2014. 企業(yè)生產(chǎn)率、產(chǎn)品質(zhì)量與出口目的地選擇：來自中國制造業(yè)企業(yè)微觀層面證據(jù)[J]. 當(dāng)代財(cái)經(jīng)(4)：86-97.

李坤望，蔣為，宋立剛. 2014. 中國出口產(chǎn)品品質(zhì)變動(dòng)之謎：基于市場(chǎng)進(jìn)入的微觀解釋[J]. 中國社會(huì)科學(xué)(3)：80-103.

李春頂，趙美英. 2010. 出口貿(mào)易是否提高了我國企業(yè)的生產(chǎn)率：基于中國2007年制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)[J]. 財(cái)經(jīng)研究(4)：14-24.

而在化學(xué)實(shí)驗(yàn)教學(xué)中加入信息化的技術(shù)，把既能夠減少化學(xué)實(shí)驗(yàn)產(chǎn)生的環(huán)境污染，又能夠滿足學(xué)生的教學(xué)要求，讓學(xué)生深刻理解化學(xué)反應(yīng)過程的進(jìn)行.

李坤望，王有鑫. 2013. FDI促進(jìn)了中國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)嗎：基于動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)GMM方法的研究[J]. 世界經(jīng)濟(jì)研究(5)：60-66.

錢學(xué)鋒，王菊蓉，黃云湖，等. 2011. 出口與中國工業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)率：自我選擇效應(yīng)還是出口學(xué)習(xí)效應(yīng)[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究(2)：37-51.

施炳展，王有鑫，李坤望. 2013. 中國出口產(chǎn)品品質(zhì)測(cè)度及其決定因素[J]. 世界經(jīng)濟(jì)(9)：69-93.

最后，進(jìn)行模型的經(jīng)濟(jì)學(xué)驗(yàn)證，常數(shù)a0等于11 025.12，即在碳交易金額和地區(qū)生產(chǎn)總值均為0的情況下，二氧化碳的自發(fā)排放數(shù)量為11 025.12萬噸，符合假設(shè)；系數(shù)a1等于-2.72×10-5，即碳交易金額與碳排放數(shù)量成反比，以1990年為基期核算的碳交易金額對(duì)碳排放數(shù)量的影響系數(shù)為-2.72×10-5，符合假設(shè)；系數(shù)a2等于0.009 7，即地區(qū)生產(chǎn)總值與碳排放數(shù)量成正比，以1990年為基期核算的地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)碳排放數(shù)量的影響系數(shù)為0.009 7，符合假設(shè)。

謝千里，羅斯基，張軼凡. 2008. 中國工業(yè)生產(chǎn)率的增長與收斂[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)(3)：809-826.

余淼杰. 2011. 加工貿(mào)易、企業(yè)生產(chǎn)率和關(guān)稅減免：來自中國產(chǎn)品面的證據(jù)[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)(4)：1251-1280.

FEENSTRA R C, ROMALIS J. 2012. International prices and endogenous quality [R]. NBER Working Paper, No.18314.

蘇軾以谷賤傷農(nóng)，谷貴傷末的理論，反對(duì)朝廷制定谷物交易稅。而對(duì)免榷零售小商鹽課，蘇軾的看法是，賣鹽小販，僅僅掙點(diǎn)兒微薄之利賴以養(yǎng)家糊口。政府開征此項(xiàng)稅，國家收到的只是小錢，可造成的損失卻很大，開征此類稅收，實(shí)在是得不償失。因此，蘇軾認(rèn)為應(yīng)該停征零售小商的鹽課。

HALLAK J C, SIVADASAN J. 2009. Firms′ exporting behavior under quality constraints [R]. NBER Working Paper, No.w14928.

HALL R E, JONES C I. 1999. Why do Some countries produce So much more output per worker than others [J]. Quarterly Journal of Economics, 114(1):83-116.

KUGLER M, VERHOOGEN E. 2011. Prices, plant size, and product quality [J]. Review of Economic Studies, 79(1):307-339.

MANDVA K, ZHANG Z. 2012. Export prices across firms and destinations [J]. Quarterly Journal of Economics, 127(1):379-436.

MELITZ M J. 2003. The impact of trade on intra-industry reallocations and aggregate industry productivity [J]. Econometrica, 71(6): 1695-1725.

(責(zé)任編輯 張 坤)

Interaction between Export Intensity and Product Quality:Quality Promoting Effect or Learning by Exporting Effect

LIU XiaoNing1LIU Lei2

(1.Institute of Intenational Economics, Shandong Academy of Social Sciences, Jinan 250002;2.School of International Trade and Economics, Shandong University of Finance and Economics, Jinan 250014)

This paper uses micro-enterprise-level data from Chinese industrial enterprises database and custom database, to empirically test the “Quality Promoting” and “Learning by Exporting” effect. The results shows that there is a significant “Learning by Exporting” effect between export intensity and product quality upgrading, and firms with higher initial quality will experience a faster upgrading in international market, as the quality is gradually reduced, this “Learning by Exporting” effect is gradually weakened; on the other hand, the effect of product quality upgrading on export intensity is not significant, that is, “Quality Promoting” effect is not obvious, but for firms with higher quality, their quality upgrading can promote export intensity to a certain extent.

product quality; export intensity; quality promoting effect; learning by exporting effect

2016-04-25

劉曉寧(1982--)，男，山東棗莊人，博士，山東社會(huì)科學(xué)院國際經(jīng)濟(jì)研究所助理研究員。 劉 磊(1982--)，男，山東青州人，博士，山東財(cái)經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院講師。

國家社科基金青年項(xiàng)目“企業(yè)異質(zhì)性視角下中國對(duì)外直接投資的區(qū)位與模式研究”(13CJL036)；國家社科基金青年項(xiàng)目“垂直專業(yè)化背景下中國制造業(yè)國內(nèi)技術(shù)含量的動(dòng)態(tài)變化及影響因素研究”(15CJL049)。

F740

A

1001-6260(2016)06-0060-10