李小平 代智慧

基金項目：國家社會科學基金項目“供給側結構性改革背景下制造出口質量提升對經濟波動的影響研究”（17BJL013）；國家社科基金重大項目“一帶一路”區(qū)域價值鏈構建與中國產業(yè)轉型升級研究；中南財經政法大學研究生教育創(chuàng)新計劃項目“出口復雜度與經濟波動——基于企業(yè)微觀數據的實證分析”（2017-jjxy-bs-02）。

摘要：已有文獻在研究出口質量的經濟效應時，主要關注“中國貿易增長之謎”，對危機沖擊時的貿易波動重視不足。利用2006—2011年中國海關貿易數據和工業(yè)企業(yè)數據，運用中介效應模型考察金融危機期間出口質量對出口波動的影響及作用機制。研究發(fā)現(xiàn)，金融危機期間企業(yè)出口質量對出口波動有顯著的負向影響，出口質量越高出口波動越小。需求側收入效應和供給側多樣化效應作為較高的出口質量能夠抑制出口波動的重要渠道，大約能夠解釋1/2的抑制作用。出口質量較高的企業(yè)通過高收入國家較高的消費比重、較低的需求波動和較低的市場集中度抑制了出口波動。但是，高技術行業(yè)的企業(yè)出口質量越高出口波動越大，金融危機期間該類產品較高的需求波動加劇了出口波動。此結論可為我國經濟新常態(tài)下“高質量發(fā)展”和“調結構、穩(wěn)增長”的外貿戰(zhàn)略提供理論與實證的支持。

關鍵詞：出口質量；出口波動；中介效應；制造業(yè)

文章編號：2095-5960（2018）06-0001-14；中圖分類號：F752.62；文獻標識碼：A

一、引言

貿易波動是一個和貿易增長同等重要的話題。近30年來，全球各種區(qū)域性金融危機頻繁爆發(fā)，特別是2007年發(fā)端于美國的全球金融危機引起了自二戰(zhàn)以來最為嚴重的貿易崩潰，金融危機發(fā)生前2001—2006年我國出口平均增長率為2582%，增長率的標準差為1050，金融危機發(fā)生后2007—2012年我國出口平均增長率為1430%，增長率的標準差為1700，出口波動加劇了6190%。該輪金融危機后“逆全球化”思潮泛濫，國際經貿關系更加復雜，“穩(wěn)出口”成為保證中國經濟穩(wěn)定增長的當務之急。同時，我國經濟增長的要素供給條件逐漸發(fā)生轉折性變化，當前應優(yōu)先推出有利于穩(wěn)增長的結構性改革措施[1]，2018年政府工作報告指出“堅持以供給側結構性改革為主線，統(tǒng)籌推進穩(wěn)增長”，并且首次提出“高質量發(fā)展”，那么，國際貿易的高質量發(fā)展戰(zhàn)略能否抵御沖擊緩解貿易波動呢？

解釋“中國貿易增長之謎”的研究較多，而對貿易波動問題的研究較少。已有文獻認為出口波動的主要原因是需求端的沖擊（Munch & Nguyen，2014）[2]，危機沖擊造成需求疲軟，進而導致貿易萎縮。危機期間貿易保護主義的加強也是導致貿易下滑的重要因素之一，Bown & Crowley（2007）[3]對貿易波動進行研究，發(fā)現(xiàn)貿易衰退一般都會受到貿易保護主義的影響，在危機沖擊期間尤為明顯。Bown（2009）[4]對全球金融危機期間的貿易保護進行調查分析，認為美國經濟刺激方案、法國對其汽車行業(yè)的援助、歐盟貿易規(guī)則的變化等都表明貿易保護主義在全球范圍內蔓延，這必將會嚴重影響全球貿易的發(fā)展。

對于企業(yè)而言，該如何抵御各種外部沖擊穩(wěn)定出口增長呢？Vannoorenberghe等（2016）[5]基于中國企業(yè)2000—2006年的微觀出口數據研究出口多樣化與出口波動的關系，認為規(guī)模大的企業(yè)可以通過多樣化分散風險降低波動，而對規(guī)模較小的企業(yè)結果相反。張龑、孫浦陽（2017）[6]基于網絡結構理論和異質性分析框架，檢驗了企業(yè)的需求網絡結構對出口銷售波動的影響，并使用中國海關2000—2006年“企業(yè)-產品-目的地”層面的出口數據，從產品特征和銷售策略兩個角度刻畫出口企業(yè)面臨的需求分布結構特征，驗證了低需求網絡集中度企業(yè)的高風險分散能力，能夠有效緩解其出口銷售波動。

到目前為止，尚未有文獻從出口質量的視角出發(fā)研究出口波動問題。國內外學者主要研究了出口質量對貿易增長的影響（Hummels & Klenow，2005[7]；劉瑤和丁妍，2015[8]；李小平等，2015[9]；廖涵和謝靖，2018[10]）。一些學者從出口復雜度的視角出發(fā)研究其對經濟波動的影響。Krishna & Levchenko（2013）[11]從行業(yè)層面嘗試探究出口復雜度與經濟波動的關系，認為欠發(fā)達國家產出波動更大，原因在于這些國家主要生產或者出口復雜度較低的產品。Maggioni等（2016）[12]使用2003—2008年土耳其的企業(yè)微觀數據，未考慮金融危機這一時間段，發(fā)現(xiàn)產品復雜度較高的企業(yè)產出波動較小。

在經濟正常發(fā)展和經濟危機兩種情況下，出口質量與出口波動的關系可能會有所不同，沒有危機沖擊時，出口波動較小，出口高質量產品的企業(yè)出口增長更加穩(wěn)定，當有危機沖擊時，出口波動加劇，出口高質量產品的企業(yè)抵御風險的能力是否更強？出口波動是否會更小呢？因此，本文將研究的時間段確定為2006—2011年①①雖然本輪全球金融危機開始于2007年美國的次貸危機，但是本文選擇樣本的時間跨度從2006年開始，因為美國“次貸危機”是從2006逐步顯現(xiàn)，2007年席卷美國、歐盟和日本等世界主要金融市場，同時為了更完整地研究金融危機期間的出口波動問題，適當擴寬了樣本的時間跨度。金融危機期間，重點關注危機沖擊時的出口波動問題，這對于通過國際貿易的高質量發(fā)展戰(zhàn)略抵御沖擊緩解貿易波動具有重要的理論意義和實踐指導價值。

本文的邊際貢獻主要有：第一，采用Khandelwal等（2013）[13]提出的KSW方法測算了2006—2011年金融危機期間我國制造業(yè)企業(yè)的出口質量，實證檢驗了出口質量對出口波動的影響；第二，研究了出口質量影響出口波動的理論機制，并運用中介效應模型檢驗了相關機制；第三，選取數據上注重深度和寬度，采用了2006—2011年HS8位碼的海關數據，一方面能夠測算出微觀層面的出口質量，另一方面這一時間跨度使我們能夠研究金融危機時期中國企業(yè)的出口質量如何影響了出口波動。

二、理論機制和文獻綜述

本文研究的重點在于從需求側和供給側兩方面揭示出口質量影響出口波動的機制②②該理論機制適用于金融危機時期，存在危機沖擊時，基本假設不會改變，實證部分證明了基本假設。 ，因此從理論上闡明以下問題尤為關鍵：第一，出口質量如何影響了需求進而影響了出口波動；第二，出口質量如何影響了供給進而影響了出口波動。

（一）需求側收入效應機制

越來越多的證據表明，各國生產或者出口的產品質量存在巨大的差異。雖然傳統(tǒng)的國際貿易理論忽視了各國產品質量差異的存在，但是大量的理論文獻預測質量會系統(tǒng)地影響國際貿易的方向。Linder（1961）[14]首先提出相似需求理論，該理論認為高收入國家偏向于進口高質量的產品，低收入國家則偏向于進口低質量的產品，質量是貿易方向的決定性因素。他還認為，比較優(yōu)勢的來源與需求緊密聯(lián)系，由于在生產高質量商品上具有比較優(yōu)勢所以能夠為富裕國家提供他們所需要的商品。然后他推測，生產和消費模式的一致性導致人均收入水平相近的國家之間的貿易更加頻繁。林德爾假說是最早解釋質量差異影響貿易方向的理論。已有的理論文獻進一步發(fā)展了一般均衡模型，將質量作為貿易模式的決定性因素，證明了富裕國家比貧窮國家更傾向消費高質量的商品（Flam & Helpman，1987[15]；Stokey，1991[16]）。Hallak（2006）[17]建立了一個可測試的理論框架預測質量對雙邊貿易流動的影響，提出了著名的林德爾部門假說（The Sectorial Linder Hypothesis），即林德爾理論在部門層面更為有效，進一步利用1995年60個國家雙邊貿易流的橫截面對模型進行估計，實證結果支持了理論預測，即富裕國家傾向于進口更多高質量商品。Hallak & Schott（2011）[18]、Feenstra & Romalis（2014）[19]、余淼杰和張睿（2017）[20]等的研究均發(fā)現(xiàn)進口國的收入水平與進口產品質量正相關。微觀家庭消費數據也顯示家庭收入與對高質量商品的需求強烈正相關（Bils和Klenow，2001）[21]。

Kraay & Ventura（2007）[22]表明富裕國家的人均收入波動比貧窮國家更小。對這個結論有三種解釋：第一，富裕國家專門從事需要由熟練工人操作的新技術行業(yè)，而貧窮國家專門從事需要由非熟練工人操作的傳統(tǒng)技術行業(yè)。由于技術以及專利等原因，新技術很難快速被模仿。這種困難使得高技術行業(yè)在世界市場上擁有壟斷地位，產品需求缺乏彈性，供應的波動導致了價格的相反變化，從而穩(wěn)定了行業(yè)收入。而傳統(tǒng)技術更容易被模仿，面臨著來自潛在競爭者的激烈競爭，在世界市場上幾乎沒有壟斷權，產品需求富有彈性，供應的波動對其價格幾乎沒有影響，導致行業(yè)收入更加不穩(wěn)定。第二，富裕國家熟練工人的供應缺乏彈性，而貧窮國家非熟練工人的供應富有彈性。熟練工人不太可能離開就業(yè)崗位，沖擊對熟練工人的就業(yè)影響較小，但是同樣的沖擊會導致非熟練工人的就業(yè)大幅波動，從而使得行業(yè)收入更加不穩(wěn)定。第三，貧窮國家政治和政策更加不穩(wěn)定，經濟不太開放，遠離地理中心，在農業(yè)生產和礦物開采方面的經濟份額也更高，這些因素導致貧窮國家的收入波動很大。因此，高收入國家使用熟練工人，在高技術行業(yè)有比較優(yōu)勢，勞動力供應和產品需求都缺乏彈性，對沖擊更不敏感，經濟發(fā)展更加穩(wěn)定。

綜上，本文中出口質量影響出口波動的需求側收入效應指高質量產品一般被高收入國家的高收入群體消費，而這部分消費群體的收入比較穩(wěn)定，對高質量產品的需求也比較穩(wěn)定，進而穩(wěn)定了高質量產品的銷售。由此，我們提出第一個假設：

假設1：出口質量通過需求側的收入效應抑制了出口波動。

（二）供給側多樣化效應機制

Melitz（2003）[23]假定企業(yè)出口到任何市場的成本相同，企業(yè)選擇不出口或者對所有市場出口。然而現(xiàn)實情況是，企業(yè)的出口市場數目可能存在顯著差異。沉沒成本的存在是企業(yè)出口需要克服的最大障礙之一。企業(yè)進入一個新的出口市場需要獲取海外需求信息和建立分銷渠道等，這些環(huán)節(jié)所需要的成本必須一次性支付，且一旦投入無法還原，這些成本就是沉沒成本，當未來的出口利潤足以支付沉沒成本時企業(yè)才會選擇進入該出口市場。已有文獻表明企業(yè)進入出口市場需要滿足兩個條件：零利潤單位成本門檻和零利潤生產率門檻。Eaton等（2008）[24]基于Melitz（2003）的理論框架構建了模型分析企業(yè)的出口市場選擇。零利潤單位成本門檻值越高，企業(yè)越容易進入該出口市場。該值與出口市場的總需求水平和價格水平正相關，與出口成本負相關。與零利潤單位成本門檻條件相反，零利潤生產率門檻值越小，企業(yè)越容易進入該出口市場。Chaney（2008）[25]認為低生產率企業(yè)很難賺取足夠的利潤來彌補進入出口市場所需的成本，企業(yè)出口市場的選擇會因為其自身生產率、市場總需求以及價格制定等的不同而不同。Lawless & Whelan（2014）[26]考察了企業(yè)異質性特征對企業(yè)進入出口市場的影響，結果表明，企業(yè)規(guī)模越大，生產率越高，越有利于企業(yè)開拓新的出口市場。

Baldwin & Harrigan（2011）[27]基于Melitz（2003）的理論模型，進一步引入產品質量因素，研究發(fā)現(xiàn)更具競爭力的企業(yè)一般是能夠生產高質量產品的企業(yè)，并且生產高質量產品的企業(yè)要承擔更高的成本，而生產率高的企業(yè)才有能力承擔高成本。樊海潮和郭光遠（2015）[28]分析了企業(yè)產品出口價格、出口質量與生產率之間的關系，也發(fā)現(xiàn)產品出口質量與生產率正相關。這些更具競爭力的生產率高的企業(yè)能夠生產高質量的產品，并且有能力開拓新的出口市場。Manova & Zhang（2012）[29]、施炳展（2013）[30]使用企業(yè)層面數據均發(fā)現(xiàn)這樣一個事實，具有更高產品質量的企業(yè)的出口目的國更多。

出口企業(yè)將產品出口到更多樣化的目的地市場是分散風險降低波動的重要舉措。雞蛋不放在同一個籃子里，這是規(guī)避風險的基本常識。這種多樣化策略分散風險的思想最初來自資產組合理論（Sharpe，1964）[31]，該思想在金融領域有著廣泛的應用，但是在國際貿易領域的應用卻非常有限。強永昌和龔向明（2011）[32]使用中國宏觀數據研究了出口多樣化與出口波動之間的關系，從經濟發(fā)展的階段和貿易政策兩個方面入手分析出口多樣化與出口波動的作用機制，認為我國的經濟發(fā)展階段決定了未來仍將通過多元化減小出口波動的幅度。Juvenal & Monteiro（2013） [33]采用阿根廷企業(yè)數據表明出口企業(yè)多樣化水平越高出口波動越小，企業(yè)每增加對一個國家的出口能夠降低約2%的銷售波動。Vannoorenberghe等（2016）[5]基于中國企業(yè)2000—2006年的微觀數據發(fā)現(xiàn)規(guī)模較大的企業(yè)出口到更加多樣化的國家能夠分散風險降低出口波動，而對于規(guī)模較小的企業(yè)結論則相反。該研究認為企業(yè)的出口波動不僅取決于其出口目的地的多元化還取決于其是否永久地出口到所有市場，而規(guī)模較小的企業(yè)更有可能偶爾向一些市場出口從而使出口波動更大。因此，理論上如果企業(yè)只出口到單一市場，面臨沖擊時調整出口策略的空間較小，但是，如果企業(yè)選擇出口到多個市場，面臨沖擊可以更加靈活的配置在不同市場的出口比例，進而能夠降低風險減小出口波動。

綜上，本文中出口質量影響出口波動的供給側多樣化效應指產品質量高的企業(yè)出口市場更加多樣化，而出口市場的多樣化能夠起到抑制出口波動的作用。由此，我們提出第二個假設：

假設2：出口質量通過供給側的多樣化效應抑制了出口波動。

其基本原理為：企業(yè)的出口產品質量影響了企業(yè)產品的供給（產品質量高的企業(yè)出口市場更加多樣化）和需求（高質量產品一般被高收入國家的高收入群體消費），多樣化的供給和高收入群體的需求進一步影響了出口波動，因此供給側多樣化效應和需求側收入效應是出口質量影響出口波動的重要渠道。

三、模型設定與數據處理

（一）模型設定

為了檢驗出口質量對出口波動的影響，本文使用Baron & Kenny（1986）[34]的中介效應模型。中介效應模型可以分析自變量影響因變量的作用機制，能夠得到更深入的結果（溫忠麟，2014）[35]，近年來在研究影響機制的文獻中得到了廣泛應用（范洪敏和穆懷，2017[36] ；彭暉等，2017[37]）。本文使用的中介效應模型共包含4個方程（M1-M4），M1用于檢驗企業(yè)出口質量對出口波動的影響。

vol_ei，2011/2007=α1+β1qualityi，2006+ω1xi，2007+γ1+η1+ε1（1）

M2用于檢驗中介變量（需求側收入效應和供給側多樣化效應）對出口波動的影響。

vol_ei，2011/2007=α2+β2mi，2006+ω2xi，2007+γ2+η2+ε2（2）

M3用于檢驗出口質量對中介變量的影響。

mi，2006=α3+β3qualityi，2006+ω3xi，2007+γ3+η3+ε3 （3）

M4用于檢驗控制了出口質量的影響后，中介變量對出口波動的效應。

vol_ei，2011/2007=α4+β41qualityi，2006+β42mi，2006+ω4xi，2007+γ4+η4+ε4（4）

其中，下標i表示企業(yè)。vol_ei是企業(yè)的出口銷售波動，qualityi是企業(yè)的出口質量，mi是中介變量，xi是控制變量，為了避免遺漏變量造成的估計偏差，控制了行業(yè)固定效應γ和地區(qū)固定效應η，ε表示隨機擾動項。此外，為了減弱反向因果關系，對模型中的出口質量和中介變量采取滯后1期的處理方法。

1.企業(yè)的出口波動

用企業(yè)出口增長率的方差來衡量企業(yè)的出口波動：

voli=∑tgit-1T∑tgit2（5）

其中，git表示企業(yè)出口額xit的中點增長率，與普通增長率相比，中點增長率具有對稱性和有界性的優(yōu)點（Vannoorenberghe，2016[4]）。其計算方法為：

git=xit-xi，t-1xit+xi，t-1/2（6）

2.企業(yè)的出口質量

Khandelwal等（2013）[13]提出KSW方法測算企業(yè)-產品微觀層面出口質量，目前該方法被廣泛使用。本文也采用KSW 方法，同時借鑒施炳展（2014）[30]處理內生性和原始數據的方法測算了2006—2011年中國制造業(yè)企業(yè)出口質量。消費者效用函數如下：

U=∑Ngti=1λgijt1σgqgijtσg-1σgσgσg-1（7）

其中，λg ijt為企業(yè)i在t年對j國出口產品g的質量，qg ijt為產品g的數量，σg為產品種類間的替代彈性，對應的需求函數如下：

qgijt=λgijtpgijt/Pgjt-σgEgjt/Pgjt （8）

Pg jt是進口國的價格指數，Eg jt是j國消費者t年對g商品的總支出。由于出口質量的測算在產品層面上進行，因此刪掉角標g，整理式（8）可得：

lnqijt=χjt-σlnpijt+εijt（9）

χjt=lnEjt-lnPjt為進口國-時間虛擬變量，lnpijt為企業(yè)i在t年對j國出口產品的價格，回歸的殘差項εijt=（σ-1）lnλijt來衡量企業(yè)i在t年對j國出口的產品質量。首先假設σ=5和σ=10。但是現(xiàn)實中不同行業(yè)間的σ不同，為了使結果更加精確，又利用Broda & Weinstein（2006）替代彈性的數據計算在每個HS2上的σ。根據回歸結果通過（10）式定義質量：

qualityijt=lnijt=ijtσ-1=lnqijt-lnijtσ-1（10）

對（10）式的質量指標進行標準化處理：

squalityijt=qualityijt-minqualityijtmaxqualityijt-minqualityijt（11）

標準化后的產品質量位于[0，1]之間，沒有測度單位，因此可以進行加總分析。我們利用出口產品質量的信息計算中國制造業(yè)企業(yè)的出口質量，見公式（12）：

quality=squalityijt×Xijt∑ijt∈ΩXijt （12）

其中，quality是企業(yè)加權出口質量，Ω是企業(yè)層面的樣本集合，Xijt是某一類產品g在t年對j的出口價值量。

為了保證回歸結果的可信度，本文對原始數據進行了處理：剔除信息損失樣本；剔除貿易價值量小于50美元，數量小于1的樣本；保留制造業(yè)樣本；剔除制造業(yè)中的初級品、資源品樣本；剔除同質產品樣本；剔除樣本量小于100的樣本；剔除貿易公司樣本①①相比之前相關文獻的處理，本文對貿易公司的剔除做了更加嚴格的處理，剔除企業(yè)名稱中含有“商貿”、“貿易”、“工貿”、“經貿”、“外經”、“科貿”、“進出口”、“貨運代理”、“物流”的企業(yè)。 。通過數據整理，我們最終獲得2006—2011年226863家企業(yè)對 210個國家和地區(qū)出口 2252種產品的數據，樣本量為16068108。

圖2為2006—2011年中國制造業(yè)企業(yè)出口質量變化趨勢②②不同類型制造業(yè)企業(yè)出口質量的演進以及其和出口波動的關系可能不同，特別是不同技術水平行業(yè)中我國制造業(yè)企業(yè)的比較優(yōu)勢不同，同時我國加工貿易企業(yè)的比重較高，因此本文做了進一步分類研究。其中，高中低技術水平行業(yè)依據SITC的標準進行分類。 ，具有如下特點：（1）整體上我國制造業(yè)企業(yè)出口質量先下降后上升，在2007年下降到最低點，之后雖然緩慢上升但是沒有超過金融危機之前的水平；（2）不同技術水平行業(yè)的出口質量都呈現(xiàn)緩慢下降的趨勢，高技術行業(yè)的出口質量下降的幅度最大，可能因為高技術行業(yè)的風險更大；（3）一般貿易企業(yè)出口質量沒有呈現(xiàn)下降的趨勢，加工貿易企業(yè)出口質量先下降后緩慢上升，金融危機對加工貿易企業(yè)出口質量的影響更大。

圖3是我國制造業(yè)企業(yè)出口波動的核密度圖，展現(xiàn)了出口質量與出口波動關系的特征事實，初步表明對于整體制造業(yè)企業(yè)、中低技術行業(yè)的企業(yè)、一般貿易企業(yè)和加工貿易企業(yè)，出口質量較高出口波動較低。但是，對于高技術行業(yè)的企業(yè)這一關系不存在，對于這一現(xiàn)象本文在之后的實證分析中做了進一步的檢驗和說明。

3.中介變量的設定和說明

根據前文中理論機制的分析，需求側收入效應用兩個變量衡量，一個是高收入國家在企業(yè)出口產品中的平均消費份額（cons_h），另一個是企業(yè)產品進口國的人均收入波動（vol_d），數據來源分別是WITS-COMTRADE數據庫和CEPII的BACI數據庫。供給側多樣化效應用企業(yè)的市場集中度衡量（herf），企業(yè)的市場集中度由企業(yè)出口產品的平均赫芬達爾指數估計，數據來源是世界銀行的EDD數據庫。計算公式如下：

con_h=∑pip=1HighIncomeEconomiesimportspWorldsimportspPi（13）

vol＼_d = ∑P = 1Pi [∑CC = 1IVC ×IMC P ∑CC = 1IMC ]Pi （14）

herf=∑pip=1herfpPi（15）

4.控制變量的設定和說明

首先，控制企業(yè)特征對出口波動和出口質量的影響（Maggioni等，2016）[12]，企業(yè)特征包括：①出口增長率（growthrate）用2007—2011年企業(yè)平均出口增長的絕對值表示，在出口市場上快速增長或萎縮的企業(yè)可能更加不穩(wěn)定，因此控制該變量對出口波動的影響；②出口銷售額（lnsale）用企業(yè)出口額的對數衡量；③資產（lnassets）用企業(yè)總資產的對數衡量；④職工人數（lnemployment）用企業(yè)總職工人數的對數衡量；⑤工資（lnwage）用企業(yè)平均職工工資的對數衡量；⑥杠桿率（leverageratio）用企業(yè)的資產負債率即企業(yè)總負債與總資產之比表示；⑦全要素生產率（lntfp）用拓展的OP半參數方法進行測算。生產率差異是異質企業(yè)貿易理論的起點，也是被文獻最先關注的異質性維度，生產率差異對出口行為有著重要的影響。然后，用省份、行業(yè)和所有權的固定效應控制遺漏的區(qū)域、行業(yè)和所有權的特定影響。

（二）數據處理

本文研究使用的數據主要有三個來源：一是中國海關貿易數據庫；二是中國工業(yè)企業(yè)數據庫；三是CEPII的BACI數據庫。我們保留海關數據庫2006—2011年連續(xù)出口的企業(yè)，獲得46025家出口企業(yè)。由于海關數據庫缺乏關于企業(yè)生產活動的信息，我們采用兩步匹配法將海關數據庫和工業(yè)企業(yè)數據庫合并起來，再根據模糊匹配原則剔除名稱差異較大的企業(yè)，最終我們獲得2006—2011年22906家制造業(yè)企業(yè)出口數據。第三套數據來自CEPII提供的2006—2011年BACI（HS2002版）雙邊貿易數據庫，該數據詳細記錄了全球216個國家和地區(qū)的5111種HS8分位產品的雙邊貿易數量和金額，平均每年觀測值達500萬以上?；谶@套產品層面高度細分的數據，我們能夠更加精確地測算出產品的出口質量。

四、實證結果與分析

（一）基準估計結果

我們首先檢驗了金融危機期間企業(yè)出口質量與出口波動的基本關系，表2報告了基準估計結果，其中前2列采用海關數據檢驗，第（3）列到第（6）列采用海關-工業(yè)企業(yè)匹配數據檢驗。在第（1）列和第（3）列回歸中只考慮出口質量，第（4）列和第（5）列引入代表企業(yè)特征的控制變量，第（2）列和第（6）列是進一步控制了企業(yè)的所有權、行業(yè)效應和地區(qū)效應的完整回歸結果。結果顯示，出口質量與出口波動的關系顯著為負，表明金融危機期間出口高質量產品的制造業(yè)企業(yè)出口波動較小。

下表同。

那么出口高質量的產品能夠抑制出口波動背后的原因是什么呢？我們進一步運用中介效應模型檢驗兩者之間關系的理論機制。根據溫忠麟（2014）[35]對中介效應模型的研究，如果需求側收入效應和供給側多樣化效應起到中介效應的作用，則需滿足以下條件：第一，自變量（出口質量）在統(tǒng)計上顯著影響因變量（出口波動）；第二，中介變量在統(tǒng)計上顯著影響因變量（出口波動）；第三，自變量（出口質量）在統(tǒng)計上顯著影響中介變量；第四，在考慮了中介變量對因變量（出口波動）的影響后，自變量（出口質量）對因變量（出口波動）的影響如果不再顯著，說明是完全中介效應，如果顯著則需繼續(xù)考察是否是部分中介效應。

表3匯報了中介效應模型的OLS 估計結果?；貧w結果顯示：企業(yè)出口質量與出口波動顯著負相關（M1）；衡量需求側收入效應的一個中介變量即高收入國家的消費份額（cons_h）與出口波動顯著負相關，另一個中介變量即需求波動（vol_d）與出口波動顯著正相關，衡量供給側多樣化效應的中介變量即市場集中度（herf）與出口波動顯著正相關（M2）；出口質量與高收入國家的消費份額（cons_h）顯著正相關，與需求波動（vol_d）顯著負相關，與市場集中度（herf）顯著負相關（M3）；當控制了出口質量對出口波動的影響之后，中介變量高收入國家的消費份額（cons_h）與出口波動仍然顯著負相關，需求波動（vol_d）與出口波動仍然顯著正相關，市場集中度（herf）與出口波動仍然顯著正相關。同時出口質量與高收入國家的消費份額（cons_h）顯著正相關，與需求波動（vol_d）顯著負相關，與市場集中度（herf）顯著負相關（M4）。因此，根據中介效應模型的工作原理，需求側收入效應和供給側多樣化效應是部分中介效應①①完全中介的情況非常少，Preacher和Hayes（2008）認為應該放棄完全中介的概念，將所有中介都看作是部分中介。 ，中介效應占總效應的49.3%②②中介效應比率（z）的算法（溫忠麟，2014）：z=ab/c，a是出口質量對中介變量的估計系數，c是出口質量對出口波動的估計系數，b是控制了出口質量對出口波動的影響之后，中介變量對出口波動的估計系數。 。以上結果表明，高質量產品通過高收入國家較高的消費比重、較低的需求波動和較低的市場集中度（更多樣化的出口市場）穩(wěn)定了出口銷售，該回歸結果很好地支持了我們的理論假設。

（二）分類估計結果

為了檢驗上文基本特征事實中出口波動核密度圖中的現(xiàn)象，進一步對不同技術水平企業(yè)、一般貿易企業(yè)和加工貿易企業(yè)進行分類回歸。對不同技術水平企業(yè)的估計結果報告在表4第（1）到第（3）列。特別的是，發(fā)現(xiàn)低中技術企業(yè)的出口質量與出口波動的關系均顯著為負，但是高技術企業(yè)的出口質量與出口波動的關系顯著為正，金融危機期間低中技術企業(yè)出口高質量產品可以抑制出口波動，但是高技術企業(yè)出口高質量產品卻造成出口波動更大，這說明危機沖擊對高技術行業(yè)的高質量產品影響更大。而對于一般貿易企業(yè)和加工貿易企業(yè)，出口質量與出口波動的關系均顯著為負?；貧w結果與特征事實一致。

對于不同技術水平行業(yè)，為什么企業(yè)出口質量與出口波動的關系不同？我們進一步用中介效應模型進行分類檢驗尋找可能的原因。表5匯報了低技術行業(yè)中介效應模型的OLS 估計結果?；貧w結果顯示：市場集中度和需求波動的中介效應均不顯著，高收入國家的消費份額是遮掩效應①①ab和c的符號，如果同號，屬于部分中介效應，如果異號，屬于遮掩效應。a是出口質量對中介變量的估計系數，b是控制了出口質量對出口波動的影響之后，中介變量對出口波動的估計系數，c是出口質量對出口波動的估計系數。 而不是中介效應，出口質量與高收入國家的消費份額顯著負相關，說明低技術行業(yè)的高質量產品并非主要被高收入國家消費。

表7匯報了高技術行業(yè)中介效應模型的OLS 估計結果。回歸結果顯示：出口質量與出口波動的關系顯著為正，高收入國家消費份額和市場集中度是遮掩效應，需求波動是中介效應，說明高質量產品通過高收入國家較高的消費比重和市場多樣化穩(wěn)定了出口銷售，而通過較高的需求波動加劇了出口波動。因此，對于高技術行業(yè)，金融危機對高質量產品的需求沖擊更大，這是出口質量與出口波動關系顯著為正的一個原因。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.內生性問題

考慮到可能存在的內生性問題，企業(yè)的出口質量影響出口波動，反過來出口波動可能潛在地影響出口質量，我們進一步使用歷史工具變量克服內生性問題（劉金東和常皓，2016）[38]。具體地，選擇2006年的出口質量和中介變量作為工具變量，因變量為2007年到2011年企業(yè)的出口波動，自變量為2007年的出口質量，然后進行兩階段最小二乘法（2SLS）估計。我們首先采用Durbin-Wu-Hausman檢驗方法對出口質量的內生性做嚴格的檢驗，得到其檢驗統(tǒng)計量為2.7，伴隨概率為0.09，表明在10%水平上拒絕“企業(yè)出口質量是外生”的原假設。表8顯示了工具變量估計結果，與前文普通最小二乘回歸結果一致，考慮內生性問題后中介效應比率上升到50.2%。

2.樣本選擇問題

在前文的分析中，用連續(xù)6年出口的企業(yè)作為樣本，這樣會失去大量樣本造成樣本選擇偏差。為此，我們借鑒Vannoorenberghe等（2016） [5]的做法增加出口企業(yè)的樣本，分別選擇企業(yè)出口年份大于5年和出口年份大于4年的兩組數據，再進行中介效應模型檢驗。表9匯報了出口年份大于5年的樣本中介效應模型估計結果，表10匯報了出口年份大于4年的樣本中介效應模型估計結果。回歸結果顯示：需求側收入效應和供給側多樣化效應是部分中介效應，高質量產品通過高收入國家較高的消費比重、較低的需求波動和較低的市場集中度（更多樣化的出口市場）穩(wěn)定了出口銷售，該回歸結果與基準回歸結果一致。

13.企業(yè)出口波動的其它測算方法

在前文，我們用出口增長率的標準差衡量出口波動。為了穩(wěn)健起見，這里進一步采用殘差法重新測算出口波動（Veirman & Levin，2012）[39]。企業(yè)出口的不確定增長率用企業(yè)實際出口增長率除去可預見因素后的殘差項衡量，而出口波動用殘差項的標準差估計，計算公式如下：

git=ln（rit）-ln（rit-1）=α0+α1X+ηit（16）

其中g為企業(yè)實際出口增長率，r為企業(yè)出口銷售額，X為控制變量向量，控制了企業(yè)固定效應和時間-行業(yè)固定效應，η為方程的殘差項。然后根據殘差項計算出口波動（vol_e）：

vol_e=StdDev（ηit）（17）

表11匯報了殘差法測算出口波動的穩(wěn)健性分析估計結果，本文中介效應模型的核心結論并不隨著企業(yè)出口波動測算方法的改變而改變，出口質量通過需求側收入效應和供給側多樣化效應抑制了出口波動。

五、結論與政策啟示

本文利用2006—2011年中國海關貿易數據和工業(yè)企業(yè)數據，從企業(yè)微觀層面考察了金融危機期間出口質量對出口波動的影響，并運用中介效應模型尋找兩者之間關系的作用機制。得出以下結論：第一，在金融危機期間整體上我國制造業(yè)企業(yè)出口質量先下降后上升，在2007年下降到最低點，之后雖然緩慢上升但是沒有超過金融危機之前的水平。不同技術水平行業(yè)的出口質量都呈現(xiàn)緩慢下降的趨勢，高技術行業(yè)的出口質量下降的幅度最大；第二，企業(yè)出口質量越高出口波動越小，說明出口質量較高的企業(yè)在一定程度上能夠抵御沖擊，出口增長相對穩(wěn)定。但是高技術行業(yè)的企業(yè)出口質量越高出口波動越大，說明金融危機對該類產品的沖擊較大；第三，需求側收入效應和供給側多樣化效應是出口質量抑制出口波動的部分中介效應，中介效應占總效應的50.2%（考慮內生性問題后）。出口質量較高的企業(yè)通過高收入國家較高的消費比重、較低的需求波動和較低的市場集中度（更多樣化的出口市場）抑制了出口波動。第四，對于高技術行業(yè)的企業(yè)，高收入國家消費份額和市場集中度是遮掩效應，需求波動是中介效應，該類高質量產品通過高收入國家較高的消費比重和市場多樣化抑制了出口波動，而通過較高的需求波動加劇了出口波動。

本文揭示了金融危機期間出口質量較高的企業(yè)通過需求側收入效應和供給側多樣化效應緩解了出口波動，但是我們發(fā)現(xiàn)的是部分中介效應，并不是完全中介效應，未來的研究工作可以從兩個方面展開：第一，尋找出口質量影響出口波動的其他中介效應；第二，基于完整的理論框架研究出口質量對出口波動的影響機制。

為實現(xiàn)2018年政府工作報告提出的“堅持以供給側結構性改革為主線，統(tǒng)籌推進穩(wěn)增長”和“高質量發(fā)展”的戰(zhàn)略目標，通過國際貿易的高質量發(fā)展抵御沖擊，政府可以從以下方面加強工作：（1）在所謂第四輪工業(yè)革命和國際貿易保護主義勢力抬頭的背景下，中國制造業(yè)企業(yè)要堅持以高質量發(fā)展為中心，加強技術創(chuàng)新（成海燕和徐治立，2017）[40]，為抵御和化解外部沖擊提供堅韌力量，為在“新常態(tài)”下保持經濟持續(xù)穩(wěn)定增長提供動力支持；（2）加強高質量發(fā)展戰(zhàn)略抑制經濟波動的作用需要重視兩個方面，一個是增加高質量產品在高收入國家的消費比重，另一個是企業(yè)出口市場適當多樣化；（3）危機沖擊對高技術行業(yè)的穩(wěn)定增長影響較大，應該注意防范化解風險，循序漸進的推進高技術行業(yè)的高質量發(fā)展，不可拔苗助長。

參考文獻：

[1]朱爾茜.供給側結構性改革：動因、內容與次序[J].河北大學學報（哲學社會科學版），2016，41（3）：75-80.

[2]Munch J R，Nguyen D X.Decomposing firm-level sales variation[J].Journal of Economic Behavior & Organization，2014，106：317-334.

[3]Bown C P，Crowley M A.Trade deflection and trade depression[J].Journal of International Economics，2007，72（1）：176-201.

[4]Bown C P.Protectionism is on the rise：Antidumping investigations[M]// Baldwin R，Evenett S.The collapse of global trade，murky protectionism，and the crisis：Recommendations for the G20.London：Center for Economic Policy Research，2009：55-57.

[5]Vannoorenberghe G，Wang Z，Yu Z.Volatility and diversification of exports：Firm-level theory and evidence[J].European Economic Review，2016，89：216-247.

[6]張龑，孫浦陽.需求網絡結構、銷售策略與出口波動：來自中國企業(yè)的證據[J].世界經濟，2017，40（3）：76-98.

[7]Hummels D，Klenow P J.The variety and quality of a nations exports[J].American Economic Review，2005，95（3）：704-723.

[8]劉瑤，丁妍.中國ICT產品的出口增長是否實現(xiàn)了以質取勝——基于三元分解及引力模型的實證研究[J].中國工業(yè)經濟，2015（1）：52-64.

[9]李小平等.出口的“質”影響了出口的“量”嗎？[J].經濟研究，2015（8）：114-129.

[10]廖涵，謝靖.“性價比”與出口增長：中國出口奇跡的新解讀[J].世界經濟，2018（2）：95-120.

[11]Krishna P，Levchenko A A.Comparative advantage，complexity，and volatility[J].Journal of Economic Behavior & Organization，2013，94：314-329.

[12]Maggioni D，Turco A L，Gallegati M.Does product complexity matter for firms' output volatility？[J].Journal of Development Economics，2016，121：94-109.

[13]Khandelwal A K，Schott P K，Wei S J.Trade liberalization and embedded institutional reform：Evidence from Chinese exporters[J].American Economic Review，2013，103（6）：2169-2195.

[14]Linder S B.An essay on trade and transformation[M].New York：John Wiley & Sons，1961.

[15]Flam H，Helpman E.Vertical product differentiation and North-South trade[J].American Economic Review，1987，77（5）：810-822.

[16]Stokey N L.Human capital，product quality，and growth[J].The Quarterly Journal of Economics，1991，106（2）：587-616.

[17]Hallak J C.Product quality and the direction of trade[J].Journal of International Economics，2006，68（1）：238-265.

[18]Hallak J C，Schott P K.Estimating cross-country differences in product quality[J].The Quarterly Journal of Economics，2011，126（1）：417-474.

[19]Feenstra R C，Romalis J.International prices and endogenous quality[J].The Quarterly Journal of Economics，2014，129（2）：477-527.

[20]余淼杰，張睿.中國制造業(yè)出口質量的準確衡量：挑戰(zhàn)與解決方法[J].經濟學（季刊），2017，16（2）：463-484.

[21]Bils M，Klenow P J.The acceleration of variety growth[J].American Economic Review，2001，91（2）：274-280.

[22]Kraay A，Ventura J.Comparative advantage and the cross-section of business cycles[J].Journal of the European Economic Association，2007，5（6）：1300-1333.

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

[24]Eaton J，Kortum S，Kramarz F.An anatomy of international trade：Evidence from French firms[J].Econometrica，2011，79（5）：1453-1498.

[25]Chaney T.Distorted gravity：The intensive and extensive margins of international trade[J].American Economic Review，2008，98（4）：1707-1721.

[26]Lawless M，Whelan K.Where Do Firms Export，How Much and Why？[J].The World Economy，2014，37（8）：1027-1050.

[27]Baldwin R，Harrigan J.Zeros，quality，and space：Trade theory and trade evidence[J].American Economic Journal：Microeconomics，2011，3（2）：60-88.

[28]樊海潮，郭光遠.出口價格、出口質量與生產率間的關系：中國的證據[J].世界經濟，2015（2）：58-85.

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

[30]施炳展.中國企業(yè)出口產品質量異質性：測度與事實[J].經濟學（季刊），2014，13（1）：263-284.

[31]Sharpe W F.Capital asset prices：A theory of market equilibrium under conditions of risk[J].The Journal of Finance，1964，19（3）：425-442.

[32]強永昌，龔向明.出口多樣化一定能減弱出口波動嗎——基于經濟發(fā)展階段和貿易政策的效應分析[J].國際貿易問題，2011（1）：12-19.

[33]Juvenal L，Santos Monteiro P.Export market diversification and productivity improvements：Theory and evidence from Argentinean firms（FRB of St.Louis Working Paper，No.2013-015A）[R].St.Louis：Federal Reserve Bank of St.Louis，2013.

[34]Baron R M，Kenny D A.The moderator-mediator variable distinction in social psychological research：Conceptual，strategic，and statistical considerations[J].Journal of Personality and Social Psychology，1986，51（6）：1173-1182.

[35]溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析：方法和模型發(fā)展[J].心理科學進展，2014，22（5）：731-745.

[36]范洪敏，穆懷中.人口老齡化對環(huán)境質量的影響機制研究[J].廣東財經大學學報，2017，32（2）：41-52.

[37]彭暉等.社會資本、交易成本與流通產業(yè)發(fā)展——基于中介效應模型的實證研究[J].北京工商大學學報（社會科學版），2017，32（4）：45-56.

[38]劉金東，常皓.稅收超GDP增長的主導因素：征管效率還是存量資產？[J].西部論壇，2016，26（2）：23-33.

[39]De Veirman E，Levin A T.When did firms become more different？ Time-varying firm-specific volatility in Japan[J].Journal of the Japanese and International Economies，2012，26（4）：578-601.

[40]成海燕，徐治立.科技企業(yè)生命周期的創(chuàng)新特征及政策需求[J].河南師范大學學報（哲學社會科學版），2017，44（3）：88-94.

Does Export Quality Influence Firms Export Volatility

-Empirical Evidences in Financial Crisis Period

LI Xiaoping，DAI Zhihui

（Economic School Zhongnan University of Economics and Law，Wuhan，Hubei 430073，China）

Abstract：When studying the economic effect of export quality， literatures focus on “the puzzle of Chinas trade growth”， while insufficient attention has been paid to trade volatility under crisis impact. Based on China customs trade data and industrial enterprises data from 2006 to 2011， this paper adopts a mediation effect model to investigate influences of export quality on export volatility and the action mechanism during the period of financial crisis. It is found that enterprises export quality negatively affects export volatility during financial crisis， and higher export quality is associated with less export volatility. Income effect of the demand side and diversification effect of the supply side are important channels， via which relatively high export quality suppresses export volatility， and approximately account for 1/2 of the suppression effect.An enterprise with relatively high export quality inhibits export volatility due to a relatively high consumption proportion of a higher-income country， relatively low demand volatility and relatively low market concentration. However， high export quality of enterprises within high-tech industries is related with higher export volatility， since the relatively high demand volatility of the product category during the financial crisis period aggravates export volatility. The conclusion provides theoretical and empirical supports for the trade strategy of “high-quality development” and “structural adjustment for stable growth” under Chinas new economic normal.

Key words：export quality； export volatility； mediating effect； manufacturing industry

責任編輯：蕭敏娜吳錦丹蕭敏娜常明明張士斌