这表明m国消费者在t年获得效用水平为消费者在所有商品(共G种)上获得的效用的函数，任取第g种商品，m国消费者t年在第g种商品上获得的效用如(1)式。

     (1)式中，凡表示生产g商品的企业总数，假设每种企业只生产一种产品种类(variety)，那么凡也表示g商品的种类数;分别表示企业i生产的g商品的质量和数量，为替代弹性。(1)式对应的价格指数如(2)式。

    那么企业i生产的g商品的需求量为(3)式。

     为m国消费者t年在g商品上的总支出。(3)式表明垂直差异化产品市场中，消费量同时取决于产品质量和价格，即性价比。进一步引入企业的生产行为，假设企业生产成本包括可变成本和固定成本，如(4)式:

     边际成本MC取决于边际成本的质量弹性β、产品质量γ、企业生产效率 φ;固定成本F取决于固定成本的质量弹性a、企业产品质量γ和指标ξ；c ,f为常数，代表可变投入和固定投入的单位价格;(β>0, a>0，表明产品质量越高，企业边际成本、固定成本也越高。

     φ为生产效率，刻画企业边际成本异质性;指标ξ代表企业的固定投入效率，刻画固定成本异质性，其值越大，厂商固定成本越低，比如研发效率、广告效率等。现有研究发现产品质量生产需要较大的固定成本投入，如Shaked和Sutton （1983)， Motta（1993)， Cervais （2009)等;而且企业的固定成本使用效率也存在异质性，Zhang等(2003)发现中国企业研发效率异质性，Das等(2001)发现企业出口固定成本的异质性，Bugamelli和Infante （2003)发现企业信息搜集能力存在异质性。
   
    给定需求函数和成本函数后，企业通过利润最大化行为，得产品质量表达式:

     （5)式可见，企业产品质量内生决定于3个方而，即企业生产效率、固定投入效率和市场规模。φ为企业生产效率，刻画边际成本异质性，其值越高产品质量越高; ξ为研发或广告效率，刻画企业固定成本异质性，其值越大产品质量越高;E/P是市场整体需求量;其余符号作为常数处理。简言之，企业最优产品质量决定于需求量、固定投入效率和生产效率3个方而。接下来，以上述理论分析为基础，构建计量模型并进行相应的数据说明。

    三、模型、数据与描述性分析

    实证分析分两个步骤进行，第一步测算中国企业出口产品质量;第二部分析中国企业出口产品质量的决定因素。相应的我们计量模型构建和数据说明也分两步进行。

    (一)中国企业出口产品质量测算计量模型与数据分析

    早期产品质量测算一般基于单位价值量(unit value)，如Schott （2004)、Hallak （2006)、Hummels和Kleuow （2005) , Hummels和Skiha（2004)等。但对于中国而言，中国要素市场存在要素价格负向扭曲(施炳展、冼国明，2012)，这意味着中国高质量产品可能因为要素价格扭曲产生高质低价问题;同时，中国企业之间存在较为激烈的出口竞争，出口企业之间竞相降价，从而导致出口价格偏低。这样，中国出口低价格并不完全是由于出口产品质量低，出口价格并不能较好地反映中国出口产品质量。因此，按照Cervais （2009) , Mark等(2012) , Joel （2011)做法，由（3)式构建计量模型。由于我们的回归在产品层而进行，因此我们删掉角标g，那么m国消费者t年对企业i生产商品种类的的消费量可以简化为(6)式。

     两边取自然对数，进行简单整理后得计量回归方程式(7)。

     为进口国一时间虚拟变量，它是随时间和进口国变化的变量。表示企业i在t年对m国出口产品的价格;测度企业i在t年对m国出口的产品的质量，作为残差项处理。（7)式是某一产品hs的回归方程式，即本文回归是在产品层而进行的，自然控制了产品特征，如产品技术复杂度等。对于(7)式估计存在两个问题。其一，（7)式仅考虑了产品价格和产品质量对产品需求量影响，但没有考虑产品水平多样化特征，即产品种类。其二，产品质量与产品价格相关，存在内生性。对于第一个问题，我们借鉴Khaudelwal （2010)思路，认为企业产品种类是市场规模的函数，故在回归(7)式中加入企业国内市场需求规模来控制企业生产的水平种类产品。对于第二个问题，借鉴Nevo （2001) , Hausman （1996)估计需求函数的工具变量选择方法，选择企业在其他市场(除进口国m)出口产品的平均价格作为该企业在m市场出口产品价格，工具变量。在考虑产品种类和内生性后对(7)式回归，根据回归结果通过(8)式定义质量。

    对(8)式的质量指标进行标准化处理，如(9)式。

     min , max分别代表求最小值和最大值，（9)式定义的标准化质量指标位于[0，1]之间，且不具有测度单位，因此可以进行加总分析和跨期、跨截而比较研究。整体指标如(10)式。

    （10)式中TQ代表对应样本集合的整体质量，代表某一层而的样本集合，如本土企业整体，高技术产品整体等。利用海关微观贸易数据，提取价值量、数量指标，计算价格指标，按照（7)式进行回归。为了保证回归结果的可信度，需要按照一定原则对原始数据进行处理，如表1所示。

    表1中，第三列、第四列分别代表数据整理后剩余样本贸易量占整体、制造业贸易规模的比重。第1步，剔除掉信息损失样本，包括没有企业名字、进口地名称、产品名字数据;第2步，剔除掉单笔贸易交易规模在50美元以下，或者数量单位小于1的样本;第3步，同一产品编码下，有些产品具有多种数量计数单位，为了保证价格可比性，仅保留同一产品编码下计数单位最多的样本量。然后，将海关数据HS八分位编码同国际HS六分位编码对齐，在HS六分位基础上同ISIC Rev.2三分位编码、SITCRev.2三分位编码、四分位编码对齐，编码之间的转化标准来自BALI数据库中的Product Codes文件。在编码对齐的基础上，第4步仅保留制造业样本数据，即保留ISIC编码处于300400之间、SITC四分位编码位于5000~9000之间的样本量;第5步，按照Lall （2000)标准，将产品在SITC三分位编码基础上划分为初级品、资源品、低技术品、中技术品和高技术品，由于初级品、资源品的质量主要源于自然资源享赋，并不能准确体现质量内涵，因此剔除掉初级品、资源品样本份;第6步，按照Rauch （1999)分析，产品垂直差异主要体现在差异化产品上，因此剔除掉同质产品;第7步，为了保证回归的可信度，剔除掉总体样本量小于100的产品;第8步，由于大量贸易中间商的存在，中间商可能存在价格调整，从而出口产品价格和数量信息并不能真实反映生产企业的产品质量消息，因此剔除掉企业名称中含有“贸易”、“进出口’夕关键词的企业;最后考虑到工具变量回归，我们必须保证企业至少对两个国家出口同一种产品，因此剔除只对一个国家出口的企业样本。通过上述整理过程，我们最终获得2000~2006年97281个企业对212个国家和地区出口2485种产品的数据，样本量为6979150。这些样本占总体出口量的40.6%，占制造业总体出口量54.7%，具有较强的代表性。

    在上述数据整理基础上，我们按照（7)式分产品进行回归，总计2485个回归。回归结果分析汇总
如表2，回归系数90%都位于一0.002以下，说明大部分回归系数为负;t值50%位于一4.738以下，说明大部分回归系数据有较高的显著性;平均样本为2808个，90%样本量处于156以上。按照（8)一(10)式分别计算质量、标准化质量和加总指标，从而分析本土企业出口产品质量变化趋势、分布特点，详细结果见第四部分。

资料来源:笔者移理。以下各表皆同。

    (二)中国企业出口产品质量决定因素的计量模型构建与数据描述分析

    （5)式中，决定企业产品质量的因素主要有3个，生产效率 φ、固定投入效率ξ和市场需求因素E/P，在此基础上进行扩展，最终企业出口产品质量决定方程如下。

     （11)式中，i代表企业，c代表进口方，k代表HS八分位产品，t代表年份。被解释变量代表i企业在t年对c国出口的某HS八分位产品质量。为企业生产效率用以刻画(5)式中的 φ; rdeff, adeff分别为研发效率和广告效率变量用以刻画(5)式中的ξ; finance。为企业融资约束变量，由于中国转型经济的特殊背景，融资约束是中国企业产品质量提升的重要瓶颈;suh为企业是否接受政府补贴指标，用以刻画政府行为对企业出口产品质量的影响;fdi为外资变量，用以分析外资对企业出口产品质量的影响，可以部分说明开放条件下的中国企业出口产品质量升级的动力机制;compete为市场竞争程度变量，分析市场结构对企业出口产品质量的影响;lngdp , lnmres为进口国国内生产总值、进口国多边阻力，刻画(5)式中的E/P。进口国地理距离lndist，按照Hummels和Skiba （2004)分析，地理距离越远，出口产品质量越高。process代表加工贸易变量，如果这一笔交易为加工贸易，则取为1，否则为0。 代表了产品固定效应控制了所有不随时间变化的产品特征如技术复杂度等。为时间固定效应，用以刻画仅随时间变化的变量，如汇率制度变革、入世等因素。为随机干扰项。接下来介绍指标测算和数据处理。

    被解释变量、解释变量fdi , compete , porce.s、由笔者据《中国海关数据库》计算所得。企业层而指标数据来自《中国工业企业数据库》，我们按照Feenstra等(2013) , Yu （2013) ,聂辉华等(2012)的建议对数据进行了删减。进口国层而的数据根据CEPII的Gravity, BACI以及WDI数据库整理而得，包括地理距离lndist、经济总量lngdp、多边阻力lnmres，其中lnmre、由笔者计算所得。


    被解释变量为(9)式标准化质量指标，用rq表示。

    生产效率指标办，按照Brandt等(2012)做法，对原始数据进行指数平减、行业跨期调整后，采用多种方法分行业计算全要素生产效率。首先采用OLS回归方法计算企业tfp，这样做的好处在于可以尽量保留样本信息，计算结果即为tfp_ols;进一步，在分行业回归过程中，加入企业固定效应，从而控制不随时间变化的生产率冲击，减少遗漏变量，部分地解决内生性问题，计算结果为tfp-fe；;考虑样本选择偏差与共时性偏差，采用0-P方法计算企业生产效率结果为tfp_op;但0-P方法计算生产效率要求企业的投资值必须大于0，这导致大量样本损失，L-P方法取而代之采用中间投入品作为代理变量，在克服共时性偏误同时保留了大量样本，是相对有效的一种方法，我们将L-P方法结果记为tfp_ lp;但是L-P方法不能很好地处理样本选择偏差问题，Wooldridge （2009)证明一步CMM方法可以很好地解决C-D生产函数中企业资产和TFP的共时性问题以及非平衡而板数据和企业生存概率所带来的样本选择问题，因此是一种具有一致性的有效估算方法。我们将利用Wooldridge （2009)改进的L-P方法估算结果记为tfp_lp_w。最终，我们计算了tfp_ols , tfp_fe , tfp_op , tfp_lp , tfp_lp_w五类生产效率指标，从而保证分析的稳健性和可靠度。

    研发效率指标rdeff。按照吴延兵(2006) , Thomas （2011)分析，企业研发投入包括研发人员、研发支出，研发产出包括专利、新产品产值、公开发表等，研发效率反映了企业研发投入转化为研发产出的能力。考虑到数据可得性，借鉴Thomas （2011)的做法，用研发产出与研发投入之间的比率表示研发效率，即企业新产品产值与企业研发投入规模的比值表示，加1取自然对数进入回归方程，记为rdeff。采用比率指标虽然最接近研发效率的含义，但原始数据中研发投入大量为0值，这导致大量样本损失，为此采用企业是否有研发投入drd、企业是否有新产品产值dnew两个指标作为研发行为的替代变量。最后，由于原始工业企业数据库中，研发投入指标个别年份存在缺失，为了保证数据连续性，借鉴Xu和Lu（2009)的做法，采用企业无形资产信息作为研发的代理变量，会计上一般将企业的商标权、专利权看作企业无形资产，而企业商标、专利权会进一步影响消费者对产品品牌、产品质量的判断，因此无形资产与企业研发行为具有较强的相关性，我们分别采用企业是否有无形资产dwz，无形资产占总资产的比重wzrato刻画研发行为，前者为虚拟变量，后者加1取自然对数进方程。最终我们选定rdeff, drd, dnew,dwz, wzratio这5个指标测算企业研发效率。

    广告效率adeff。类似于对研发效率的分析，广告效率的一个重要含义是广告投入促进销售增加的能力，按照乔均等(2008) , Albena等(2010)做法，采用企业销售额与广告费用之间的比值刻画企业广告效率，加1取自然对数进方程，记为adef'f。由于原始数据中大量企业无广告投入，因此我们也引入企业是否有广告投入变量dad，有为1否则为0。最终我们选定dad,adeff两个指标反映企业广告效率。

    融资约束指标finance。在不存在融资约束的情况下，企业资产增长对现金流应无敏感性，借鉴Cuariglia等(2011)、张杰等(2012)的做法，以资产增长对现金流的敏感性为基础，定义企业的融资约束指标cfs。企业可以通过内部融资、外部融资缓解融资约束，按照张杰等(2012)分析，企业自身现金流越充裕，企业越容易实现融资约束缓解，其中企业现金流为企业净利润与本年折旧之和，采用企业现金流与总资产的比值刻画企业内部融资约束缓解，其值越大，企业而临融资约束程度越小，记为cash;类似的，企业实收资本变化率也可以表示企业内部融资难易程度，实收资本变化额为本年企业实收资本减去上年企业实收资本，用企业实收资本变化额与企业总资产的比值表示实收变化率，其值越大融资约束程度越小，记为capital。按照李志远和余森杰(2013)的分析，如果企业可以获得银行贷款，则可以从外部融资渠道缓解融资约束，采用企业利息支出与企业总资产比值加1取自然对数刻画记为loan，其值越大，企业而临融资约束越小;进一步，在中国金融市场发展不健全的情况下，商业信用(trade credit)是缓解融资约束的另一个重要渠道(余明桂、潘洪波，2010;石晓军、张顺明，2010)，采用应收帐款与企业总资产比值加1取自然对数进方程，记为ryingshou，其值越大，企业而临融资约束越大。最终选定cfs, cash, capital, loan、  ryingshou这5个指标刻画企业融资约束程度。

    补贴指标sub。采用企业是否接受政府补贴dsuh、企业接受补贴占总资产的比重suhratio刻画政府对企业的补贴行为。

    外资指标fdi。我们采用两个指标刻画外资进入水平，一是外资出口价值量占总出口的比重fdi_ value;二是根据江小涓(2002)的分析，外资企业数目以及由此引致的外资企业之间的竞争是外资溢出效应的重要因素，因此我们加入了外资企业个数占总体出口企业个数的比重，即外资企业数目比
重fdi_ num。这两个指标加1取自然对数进方程。

    市场竞争指标compete。计算在同一进口方市场上出口同一种产品企业的赫芬达尔指数，其值越大说明出口越集中在少数企业中，进口方市场竞争程度越低，用compete_ hindex表示。另外，出口企业数目越多，企业之间的竞争强度越大，也用出口企业数目表示竞争强度，即compete_ num。

    Porcess、加工贸易虚拟变量，如果一笔贸易为加工贸易取为1，否则为O。

    进口国特征指标。进口国层而的数据根据CE-PII的Gravity, BALI以及WDI数据库整理而得，包括地理距离lndist、经济总量lngdp、人均收入lngdpper,多边阻力lnmres。按照Kancs （2007) , Head和Mayer（2002)做法，将多边阻力表述为双边贸易自由度的加权平均数，其权重为贸易对象的经济总量占整体的比重，即:，其中贸易自由度电按照  计算，表示双边贸易量 表示国内贸易量，利用总产出减去净出口获得。

    上述数据来自多个不同数据库，需要在数据库之间进行匹配。首先是工业企业数据库与海关数据库的匹配，先按照企业名字进行匹配，再按照邮编和电话号码进行匹配，将两种匹配方法取并集。然后是海关数据库中的进口国与CEPII数据库中的国家代码匹配，从而获得进口国层而的解释变量。数据描述见表3。

    四、中国企业出口产品质量事实总结
   
    本部分汇报中国企业出口产品质量的相关事实，主要关注企业出口产品质量的差异性，一是跨期差异性，即中国企业出口产品质量的发展趋势;二是跨截而差异性，即中国企业之间出口产品质量的差异性，重点关注本土企业与外资企业的差异性。表4列出了中国企业出口产品质量发展趋势。

    整体看，中国出口产品质量增长呈现跨期差异性。为了考虑产品结构变化对产品质量的影响，我们将产品分为高技术、中技术和低技术产品，从而粗略去掉由于产品技术结构变化引起的产品质量变化;可以看到，高、中、低技术类型产品均呈现增长趋势。为了剔除地理结构对产品质量的影响，我们取出中国出口的前十贸易伙伴进行分析，发现无论在美国等发达国家，还是韩国等新兴经济体中，中国企业出口产品质量均呈现上升趋势。因此，中国企业出口产品质量表现出跨期差异性，而且在考虑了产品结构、地理结构变化因素后，跨期差异性依然稳健存在。当然，在不同技术类型产品、不同贸易对象市场上，质量跨期差异性程度不同，这也提醒我们在分析产品质量决定因素时需考虑产品特征和进口方市场特征等。

     表4结果源自对原始上百万条数据的均值分析，这显然没有充分体现原有的数据信息，为此我们绘制核密度分布图进行整体全样本数据分析。图1分别绘制了2000-2002年和2004-2006年企业出口产品质量核密度分布图。可见，后期的质量分布曲线更加靠右、靠上，说明总体上后期产品质量高于前期;进一步，我们通过两个样本是否同分布的K-S检验表明，拒绝了K-S检验原假设，说明两条核密度分布曲线不同。因此，总体上企业出口产品质量表现出跨期差异性。

    进一步，类似于图1的分析，我们绘制不同技术类型产品的两期产品质量分布图，可以发现前期和后期的分布状况与图1类似，说明所有技术类型产品的出口产品质量均呈现出总体跨期差异性。

   上述分析集中于跨期差异性，表5则呈现了本土企业与外资企业的出口产品质量对照情况，可以初步展示出口产品质量的企业间差异性。

     从整体看，均值上本土企业出口产品质量低于外资企业水平;增长率看，本土企业为负，外资企业为正;因此本土企业与外资企业出口产品质量存在显著差异性，而且差异性呈现日益扩大的态势。考虑产品技术特征，我们发现在高、中、低技术三类产品上，本土企业质量水平均低于外资企业，而且均呈现日益扩大趋势。考虑出口结构分布，我们发现在十大贸易伙伴市场上，绝大多数市场本土企业出口产品质量低于外资企业，而且差距呈现扩大态势。进一步，类似于对总体的分析，我们绘制了本土企业与外资企业整体、不同技术类型产品的质量核密度分布图，如图3和图4，可以发现外资企业出口产品质量显著高于本土企业。不再赘述。

 
    综上，中国企业出口产品质量整体呈现上升趋势，表现出跨期差异性;本土企业出口产品质量低于外资企业，而且差距有扩大趋势，产品质量呈现跨截而差异}h}。接下来，我们利用决定因素分析试图解释造成这种差异性的来源，从而为提升中国企业出口产品质量提供政策建议。


    五、中国企业出口产品质量决定因素分析

    分三部分汇报实证结果。首先是基本回归结果，讨论各变量对企业产品质量的影响，包括生产效率、研发效率、广告效率、补贴、融资约束、外资和市场竞争，变化指标考察稳健性;其次是各类影响因素的差异化影响，包括分样本分析、交叉项分析;最后考虑到内生性问题、选择性偏误进行稳健性分析。

    (一)基本回归结果

    表6主要考察生产效率对企业出口产品质量的影响。5种不同方法计算的生产效率指标回归结果均显著为正。生产效率提升，可以降低企业产品质量生产的可变成本，提升产品质量，这与前而的理论机制分析一致。

     从其他回归变量看。无形资产dwz指标并不稳健为正，这可能与指标选取有关系;广告指标dad、补贴指标dsub显著稳健为正，融资约束指标ryingshou显著为负，与预期一致。加工贸易指标process、显著为正，由于加工贸易主要进口国外高质量中间产品，因此最终出口品质量较高。竞争程度compete_ num显著为正，竞争强度增加，企业产品质量提升。外资指标fdi-value显著为正，说明
外资可能通过溢出效应、融资约束缓解等渠道提升了产品质量。地理距离显著为正，这与Hummels和Skiba （2004)的结果一致，地理距离越远，高质量产品的相对贸易成本越低，从而出口产品质量越高。经济规模显著为正，经济规模越大，企业而对的需求规模越大，从而产品质量越高。人均收入水平显著为正，说明对发达国家出口可能反过来提升企业产品质量。多边阻力显著为负，说明多边阻力越大，中国企业出口贸易成本相对越低，企业出口可能性越大，低质量产品企业出口越多。总起来看，生产效率对企业产品质量存在显著稳健的作用。

    表7进一步汇报了研究开发与企业产品质量的关系。为了聚焦于研究开发与企业产品质量的关系，我们删掉了所有其他控制变量。

 
    研发投入指标drd显著为负，说明有研发投入的企业产品质量低，可能原因在于研发效率较低，导致研发投入无法提升产品质量。研发效率rdeff指标显著为正，说明采用研发效率的必要性。然而，由于原始数据研发效率数据较少，导致样本不及总体样本的1/4，为此我们进一步采用研发行为的替代指标无形资产进行分析，发现无形资产指标dwz为正但不显著，无形资产投入比重wzratio显著为正。总起来看，研发投入并不一定引致产品质量提升，研发效率才是关键。考虑到指标测算的准确性和样本量，我们在后续回归中分别采用rdeff, wzratio两个指标进行分析。

    广告投入指标dad显著为正，说明广告通过降低信息不对称、提升消费者主观评价等途径提升了产品质量。广告效率指标adeff显著为正，这与理论分析一致。同样，基于指标测算的准确性和样本量考虑，我们在后续研究中采用dad , adeff两个指标进行分析。

    无论是补贴dsub还是补贴强度指标subratio，总体上看均显著为正，说明政府补贴总体上提升了产品质量。但进一步从不同所有制企业看，国有企业显著为负，说明国有企业利用补贴效率较低，也意味着政府补贴资源的错配。但补贴均显著地提升了私营企业和外资企业产品质量。在后续的分析
中，我们采用dsub指标进行分析。

    融资约束指标cfs显著为负;现金流指标cash显著为正，说明企业现金流可以缓解融资约束;固定资本变化率指标capital为正但不显著，可能企业固定资产投资占据了较多资金，从而无法进行有效的质量改进;贷款指标lour;显著为正，说明银行贷款通过外部融资渠道缓解了企业融资约束;商业信用
指标应收账款ryingshou显著为负。所有融资约束相关指标均符合理论预期，在后续分析中我们选择样本量最大的指标ryingshou。

    市场竞争程度指标compete_ num显著为正，市场垄断程度指标显著为负，说明竞争强度越大，企业产品质量越高;两类外资指标均显著为正，说明无论是外资企业规模、还是外资企业数目增加均显著提升了对应行业产品质量。在后续分析中，我们选择compete_ num,fdi_ value进行分析。

    综合上而分析，我们认为生产效率稳健地提升了产品质量、研发投入本身对产品质量并没有稳健积极影响，研发效率提升是关键;广告效率提升了产品质量;政府补贴对于非公有制经济有显著作用;融资约束显著降低了企业产品质量;外资和竞争均提升了企业产品质量;对高收入、经济规模大的国家出口也会反过来促进企业产品质量的提升。同时，我们也选择了兼顾精确性和样本量的变量指标，接下来以这些指标为基础进行进一步的实证检验。

    (二)影响差异性分析

    表12列出了按照不同标准分样本回归结果。按照所有制将样本划分为国有企业、私营企业、港澳台企业和外资企业。从分类结果看，生产效率均显著提升了4类企业的产品质量，从程度看，对本土企业的提升程度大于港澳台资企业和外资企业，可能原因在于外资企业之间的生产效率差异较小，而且外资企业总体生产效率水平较高，从而导致生产效率的作用没有本土企业明显。研发指标均为正，但对本土企业并不显著，本土企业创新未必能得到国外消费者认可，因此未必会为之支付高价格或购买高数量，从而导致不显著;但港澳台企业和外资企业对国外市场更为熟悉，研发效果也更为明显。与研发指标类似，本土企业广告指标为负，这说明本土企业在市场营销方而能力还较差;另一方而，也可能因为这里的广告指标并没有严格区分针对国内市场还是国外市场，旨在本土市场的广告未必可以提升本土企业出口产品质量。补贴并没有提升国有企业产品质量，但对于外资企业和私营企业有积极作用，这说明国有企业资源利用的低效率。应收账款指标对于国有企业、外资企业显著为负，但对于私营企业显著为正，可能原因在于私营企业之间存在商业信用，应收账款企业可能同时也是应付账款企业，从而具有相对更多的社会融资资源。竞争对本土企业和外资企业影响相同。外资会降低本土企业产品质量，但提升外资企业产品质量，这说明在产品阶梯上，本土企业而对外资企业日益收缩于产品质量低端位置，而外资企业则专业化于高端产品位置，这与本土企业、外资企业出口产品质量发展趋势也存在一致性。加工贸易指标均显著为正。地理距离指标外资企业为正，按照Baldwin和Harrigan(2011)分析，说明外资企业更多是产品质量主导的出口模式，而本土企业和港澳台资企业均显著为负，说明这些企业的核心竞争力还是主要在成本和价格方而。经济规模、多边阻力指标与整体样本回归结果一致，不再赘述。

    按照Amiti和Khandelwal (2013)分析，企业产品质量所处阶梯位置对企业质量行为有重要影响，而对竞争时，高质量企业更容易提升产品质量，处于高端位置，而低质量产品企业会降低产品质量，处于低端位置，因此竞争会导致不同类型企业的两极化分工。为此，我们将产品质量高于0.5的企业归于高质量样本，反之为低质量样本。生产效率指标、研发效率指标均显著为正，但高质量样本数值高于低质量样本数值，说明生产效率、研发效率对于高质量企业的影响程度要高于低质量企业。广告指标对于低质量企业为负，这类企业产品质量较低，广告只能起到负而作用，或许会引致消费者对企业诚信的怀疑。融资约束指标显著为负，说明低质量企业更容易受到资金约束限制。另外，竞争程度、外资对高质量企业影响为正，但对于低质量企业影响为负，这印证了Amiti和Khandelwal (2013)的分析。地理距离指标，高质量企业为正，低质量企业为负，说明低质量企业更多依赖成本和价格优势实现出口竞争力。

     对于出口企业而言，出口强度也存在差异性，根据《中国工业企业数据库》显示，有10%以上企业销售值全部来自出口即出口强度为100%，有25 %的企业出口强度在20%以下，而我们的解释变量(包括研发、广告、补贴等)并没有严格区分是针对出口部分，还是针对非出口部分，显然旨在国内市场企业行为(如广告投入)对其出口产品质量的影响是有限的。因此，我们进一步将样本按照出口强度划分为高出口强度企业和低出口强度企业，划分标准为50%。我们发现生产效率、研发效率、补贴指标虽然均显著为正，但高出口强度企业指标数值更大一些，这说明对于高出口强度企业其生产、研发、补贴利用等更着力于出口市场，自然其对出口产品质量的提升作用更加明显一些;在广告方而对比最鲜明，高强度出口企业的回归系数为正，而低强度出口企业为负，说明由于出口强度存在差异性，因此企业的广告定位存在差异性，对于低出口强度企业广告更主要针对国内市场，这一方而会增加生产成本，另一方而也会对出口产的有效投入形成不利影响，从而不利于出口产品质量提升。同时，外资对高出口强度企业影响为正，对低出口强度企业影响为负，这说明外资的质量提升效应更多集中在定位国外市场的企业上，对定位本土企业产品更多体现为竞争和挤出效应。同时，低出口强度企业地理距离指标为负，说明低出口强度企业主要依靠成本和价格优势，而高出口强度企业可能更多依赖于产品质量优势。

    为了考察各因素对出口产品质量影响的跨期差异性，同时由于很多指标在2004年变量损失，为此我们以2004为界限划分样本。比较前后两段，大多数变量符号并没有改变，只有外资变量从显著为正变为负，这意味着伴随中国经济增长外资对产品质量的积极作用正逐渐逆转，这事实上与近年来强调引资质量和引资结构是内在一致的。

    总起来看，不同所有制企业、不同产品质量企业、不同出口强度企业的影响因素确实存在差异}h}，这种差异性表现为各因素的影响方向和影响程度上。进一步，表12并没有关注企业层而变量与产品层而变量的交互影响，比如外资和竞争程度是产品层而的解释变量，它们对于不同类型企业的影响程度会存在差异性，为此表13进一步考虑了外资、市场竞争与企业交互项的影响，从而分析外资、市场竞争影响的差异性。

    (1)一(5)回归中，交叉项系数均为正，这意味着外资更容易提升生产效率高、研发效率高、广告效率高、补贴企业、融资约束企业的产品质量。外资与生产效率、研发效率、广告效率和补贴的交叉项实际上考察了外资的技术溢出效应，即生产效率等指标良好的企业可以更好地接受外资的技术溢出，从而更有利提升产品质量。而外资与融资约束交叉项为正，则可以解读为外资可以降低融资约束对企业产品质量提升的制约作用，正如Huang (2005)指出的那样，中国引资的一个重要原因是金融市场的不健全，外资进入事实上那些存在融资缺口但无法获得银行贷款的企业提供了一个重要的融资渠道，这一点己经被黄玖立和冼国明(2010)所证实。

    特别值得注意的是(1)一(5)回归中外资回归系数符号均转变为负。这说明考虑了外资的技术溢出效应、融资约束缓解效应后，外资的其他效应将会降低企业产品质量。对于此，可以从两个方而解读。第一，外资的竞争效应。外资大量进入，加剧了市场竞争程度，这一方而会导致部分企业实现产品差异化战略、提升部分企业的产品质量，另一方而，对于那些缺乏品牌、核心技术的企业，特别是本土企业，可能会放弃高质量产品市场，转而专业化于低质量产品，从而降低产品质量。因此，在开放条件下，外资的竞争效应导致企业的产品内分工，企业根据自身条件会专业化高端或低端产品，而此处的回归结果表明外资竞争导致企业从事低端化产品。第二，外资的品牌效应。大多数外资企业产品是国际知名品牌，这将会对消费者形成积极的品牌效应，从而影响消费者对产品质量的主观评价。对于那些缺乏品牌的企业产品而言，外资的品牌进入无疑会降低消费者对这些企业的信任度和忠诚度，从而降低企业产品质量。当然值得注意的是，外资的影响是复杂的，即有技术外溢等正而促进作用，也可能存在竞争效应、品牌挤出等不良结果，因此对外资的作用我们应审慎对待。

    相对于外资影响的复杂性而言，市场竞争的影响则要简单一些。我们可以发现竞争与企业特征交叉项中，除研发、融资约束交叉项外，其他均为正，这意味着市场竞争更有利于生产效率高、广告效率高、存在补贴的企业，这也与直觉相符。而且，竞争自身回归系数为正，说明总体上竞争仍然提升了产品质量。

    (三)稳健性检验

    上述回归中均忽略了内生性问题。在(11)式中我们加入了产品、年份固定效应，但并没有加入企业固定效应，这将会遗漏一些企业层而不随时间变化的特征对企业产品质量的影响比如企业文化等，由此引致遗漏变量导致的内生性问题。为此，我们进一步加入了企业固定效应进行回归，这样就具有产品、年份和企业3个维度的固定效应，从而构成多维而板数据。另外，考虑到回归结果稳健}h}，对于生产效率、研发效率、广告效率分别采用了两类指标。回归结果见表140    加入企业固定效应后，企业层而变量显著性下降、系数也变小，这或许是由于解释变量与企业固定效应的共线性所致。具体看，生产效率指标依然稳健显著，但是回归系数明显减小;研发效率、广告效率、补贴指标显著性明显下降，甚至变为不显著;只有融资约束指标显著为负，且其影响程度没有太大变化。因此，生产效率是稳健的产品质量提升的正而力量，而融资约束则是“顽固”的负而力量。其他非企业层而变量并没有太多变化，只是外资变量在回归中不再呈现稳健性，正负交替出现，这也再次提醒我们对外资的作用要审慎对待。

     内生性的另一来源是解释变量与被解释变量之间的相互影响。比如，生产效率高的企业产品质量高，但产品质量高的企业，其中间投入品的质量也较高，中间投入品质量提升本身就是技术进步的体现;研发效率、广告效率、补贴等指标都存在类似问题。从产品层而变量看，外资进入会影响企业产品质量，但外资进入也并非外生的，外资出于自身竞争力考虑，外资可能进入产品质量低、竞争力度小的行业;而产品质量越高，企业之间为了争夺市场而实现差异化产品的压力越大，导致市场竞争越激烈。但是，要寻找这些变量的合适的工具变量绝非易事，因此我们参照刘志彪和张杰(2009)的做法，用这些变量的滞后一期作为当期变量的工具变量进行回归，从而部分地克服内生性问题，如表15。

     利用滞后变量回归结果看，几乎所有变量的符号和大小并没有太大浮动，只是外资的符号再次出现反复，说明考虑到内生性因素后，本文的核心结论依然是稳健的。在存在多个内生变量的情况下，CMM方法是克服内生性的一个有效方法(张杰等，2011)。但CMM方法要求数据是二维而板数据，对于本文而言，这要求在每一年度一个企业仅出现一次;但本文数据具有企业一国家一产品一贸易方式4个维度，为此我们需要按照企业将产品的标准化质量进行加权平均，最终获得企业一年份层而的而板数据进行CMM回归，值得注意的是这样处理的代价是我们无法观测到进口国特征、市场特征等控制变量。我们利用两步系统CMM方法进行回归，结果如表16。

     从回归结果看，我们发现滞后变量均显著为正，企业出口产品质量具有连续性，采用动态而板数据是必要的;从回归系数看，虽然变量的显著性有所降低，但符号基本与前而的分析一致;特别地，生产效率变量办_lp w均显著为正;总体上本文的核心结论是稳健的。另外，我们利用AR （1) ,
AR（2)检验判断残差项的序列相关性;采用Hansen, Sargan检验判断工具变量合理性，大致满足模型要求。

    最后，本文关于产品质量决定因素的分析不可避免的遇到样本选择问题，至少来自两个方而。第一，产品质量测算需要产品数量(quantity)和价格(price)数据，贸易数据详实全而的记载了企业出口的数量和价格，因此我们将产品质量的研究就只能定位在出口企业上;但显然，对于非出口企业也存在产品质量决定因素问题，而我们仅选择了出口企业进行研究，这会导致样本选择偏差。第二，即使对出口企业而言，由于中国工业企业数据库仅统计国有及规模以上企业的数据，在数据匹配时，我们被迫删掉了小规模贸易企业样本;同时，在匹配过程中，我们也删掉了部分不存在指标或匹配不上的企业，这也会导致样本选择偏差。

    对于第二种情况，我们将本文决定因素部分的样本与海关数据计算的样本进行比较，发现两个样本中的产品质量核密度分布曲线基本重合，说明决定因素部分的样本可以替代海关整体样本进行分析。对于第一种情况，我们采用Heckman模型两步估计方法进行分析，第一步利用工业企业数据库，分析企业出口决策方程，第二步分析出口企业产品质量决定因素。然而，利用Heckman模型需要寻找一类变量，即这类变量只影响选择方程但不影响行为方程，对于本文而言，我们要寻找只影响企业是否出口但并不影响企业出口产品质量的因素。Helpman等(2008)利用贸易固定成本变量进行分析，认为固定成本会影响企业是否出口，但不会影响企业出口规模;借鉴这一思路，我们认为，出口固定成本不会影响企业产品质量，即企业一旦选择出口，企业出口什么质量的产品就不取决于出口固定成本，而决定于企业自身的生产效率等因素。

    我们利用世界银行《中国营商环境报告2008))中的开办企业所需费用占当地人均收入的比值这一指标lnco.st作为出口固定成本变量，一是因为这一指标具有较大的差异性和方差，二是因为这一
指标和其他几个指标具有较强的正相关性，具有代表性。我们认为，开办企业费用较多的地区，申请出口程序等也相对较复杂需要支付较高的成本。考虑样本选择偏差后，回归结果如表17。

    可以看出逆米尔斯比大多数情况下显著，说明考虑选择性偏差是必要的;同时出口固定成本的代理变量lncost显著为负，符合预期。对于我们关注的质量决定方程，生产效率、研发效率、广告效率、补贴均显著为正，只是融资约束指标最后两个回归中并不显著;其他非企业层而变量均显著。因此，考虑到样本选择后，本文的主要结论依然成立，不再赘述。

    六、结论与政策含义

    本文从质量这一崭新视角重新解读中国出口贸易结构，探求中国企业出口产品质量决定因素，试图为“培育技术、品牌、质量、服务为核心的出口竞争新优势’夕提供严格的理论依据和政策依据。我们主要发现总结如下:中国企业出口产品质量总体呈上升趋势，高技术产品、中技术产品和低技术产品均如此，在重要贸易伙伴市场均如此，中国企业出口产品质量表现出显著的跨期差异性;本土企业产品质量低于外资企业，而且差距呈扩大趋势，中国企业出口产品质量表现出明显的跨企业差异性;造成上述差异性的原因归结为企业自身特征、行业结构特征和进口方市场特征，这也是中国出口产品质量的决定因素。企业自身特征中，生产效率、研发效率和广告效率的提升有利于产品质量升级，融资约束不利于产品质量升级，而政府补贴因素具有一定的积极意义;行业结构特征中，行业企业数目增加、竞争强度增加有利于产品质量升级，外资进入总体上有利于产品质量升级，但对本土企业有抑制作用，迫使本土企业产品处于产品质量阶梯低端;进口方市场特征中，地理距离越远、经济规模越大、收入水平越高，企业出口产品质量越高，进口方多边阻力越大，企业出口产品质量越低。简言之，中国企业出口产品质量表现出跨期和跨企业差异性，而企业自身特征、行业结构特征和进口方市场特征是造成上述差异性的决定因素。相应的，本文政策含义和建议有如下几个方面。

    从质量视角观察，中国本土企业出口绩效有恶化趋势，这是要着力解决的问题之一。以往研究发现中国出口技术复杂度提升，出口产品的技术含量迅速增加;但本文发现，尽管中国出口产品技术结构有所改善，但在所有技术类型产品上，本土企业出口产品质量都呈现下滑趋势。从国际分工角度看，这意味着中国本土企业出口产品日益处于世界质量阶梯的低端位置。因此，在出口规模、出口技术结构不断优化的基础上，进一步提升本土企业产品质量，打造高端品牌形象，形成可持续的、高效益的出口模式己迫在眉睫。第二，从企业层而看，提升产品质量的重要思路是提升效率，而非注重规模。比如对于研究开发而言，单纯大规模研发投入，大规模研发新产品、新工艺对产品质量提升作用是有限的，重要的是研发产出与研发投入的比值，即研发效率。本文研究己经表明，生产效率、研发效率和广告效率的改善有利于产品质量提升，单纯的生产投入、研发投入或广告投入并不一定改善产品质量。第三，改善企业融资环境，缓解企业融资约束可以显著提升企业产品质量。对于中国而言，降低金融业垄断程度，促进金融业竞争，发展与企业需求相匹配的金融产品等都是提升产品质量的可行之策。第四，政府补贴可以一定程度上提升产品质量。尽管由于信息不对称、道德风险等因素，补贴存在事前发放和事后监管的不确定性和低效率，但是对于私营企业和外资企业而言，补贴的积极作用还是彰显的。因此，在严格区分补贴对象的基础上，发挥政府补贴的积极作用还是可行的。第五，要注重市场竞争的积极作用。本文研究表明，竞争强度增加可以稳健提升企业产品质量，因此进一步增强市场机制作用，提升竞争强度均是可行的政策取向。第六，要辩证分析外资的作用。本文研究表明外资总体上提升了产品质量，但对于本土企业的影响为负，对于生产效率低、研发效率低、广告效率低的企业影响甚至为负。因此一方而要看到外资整体上的技术溢出效应、竞争效应等正而作用，但也要看到外资在高端产品市场对本土企业产品的挤出效应。提升本土企业的效率水平是根本出路。第七，可以通过调整企业出口的空间结构，反向促进产品质量提升。鼓励企业对距离远、规模大、收入水平高的国家出口，通过需求方的反向促进作用，可以有力提升企业出口产品质量。


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