出口產(chǎn)品質(zhì)量的空間差異及其變遷

蔡婉婷

(浙江大學 經(jīng)濟學院，浙江 杭州 310027)

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出口產(chǎn)品質(zhì)量的空間差異及其變遷

蔡婉婷

(浙江大學 經(jīng)濟學院，浙江 杭州 310027)

摘要：運用需求殘差法，基于2000—2011年中國海關數(shù)據(jù)測算中國出口產(chǎn)品質(zhì)量，并研究企業(yè)出口質(zhì)量的空間分布差異，結果顯示，質(zhì)量與距離顯著負相關，表明中國出口偏向效率選擇效應。在此基礎上，加入危機交互項及所有制交互項來刻畫出口產(chǎn)品質(zhì)量空間差異在危機前后的動態(tài)變遷，發(fā)現(xiàn)后危機時期企業(yè)質(zhì)量選擇效應有所增強，尤其體現(xiàn)在高收入國樣本中，這有利于中國出口質(zhì)量結構的改善及整體質(zhì)量的提升。

關鍵詞：出口質(zhì)量；空間差異；效率選擇；質(zhì)量選擇

一、引言與文獻評述

隨著產(chǎn)品內(nèi)貿(mào)易分工理論的興起，同種產(chǎn)品出口質(zhì)量存在差異的事實已被普遍認可，其中出口質(zhì)量差異與空間分布的關系研究在貿(mào)易理論發(fā)展中更是至關重要，從經(jīng)典的華盛頓效應、引力模型到近年的新經(jīng)濟地理、新新貿(mào)易理論，都十分關注空間因素對貿(mào)易的影響。多數(shù)文獻使用出口價格差異直接代替出口質(zhì)量差異進行研究，但近年來隨著細分數(shù)據(jù)可得性的增加以及企業(yè)異質(zhì)性理論的出現(xiàn)，出口質(zhì)量差異解釋已從產(chǎn)品-空間層面演進至企業(yè)-空間層面。有文獻表明企業(yè)-空間層面存在價格歧視效應(price discrimination)，出口價格同時受定價策略和成本的影響，使用出口價格差異代替出口質(zhì)量差異不再合適(Martin, 2012)。基于此，本文直接考察出口產(chǎn)品質(zhì)量差異與空間分布之間的關系具有重要意義。

在理論層面，空間分布與出口產(chǎn)品質(zhì)量差異被部分學者用來判別出口選擇效應，出口選擇效應指的是只有最具競爭力的企業(yè)才能將產(chǎn)品出口到進入門檻更高(toughest)的市場。同時，根據(jù)企業(yè)異質(zhì)性模型的特性(競爭力來源于價格還是質(zhì)量)可以將出口選擇效應分為效率選擇(efficiency selection)(Melitz,2003；Melitz et al.,2008)和質(zhì)量選擇(quality selection)(Baldwin et al.,2011a；Kneller et al.,2008)。已有文獻認為，目的國距離越遠，運輸成本越高，從而進入門檻越高，故可以通過距離與企業(yè)決策變量(大多使用價格)的相關關系判定出口選擇模式。基于效用函數(shù)設定又可將理論文獻分為兩類：一類基于固定替代彈性(CES)效用函數(shù)而展開，該效用函數(shù)下企業(yè)內(nèi)出口同種產(chǎn)品的價格是無差異的，故僅適用于產(chǎn)品層面的分析。該類文獻主要以Melitz(2003)和Baldwin et al.(2011a)為代表，前者首次提出生產(chǎn)率異質(zhì)性理論，后者首次提出質(zhì)量異質(zhì)性理論。Baldwin et al.(2011a)指出,企業(yè)不僅在生產(chǎn)技術上存在差異性，而且生產(chǎn)的產(chǎn)品質(zhì)量也存在差異性，當質(zhì)量成本彈性函數(shù)大于1時，質(zhì)量的增加程度大于邊際成本的增加程度，故花費高成本的商品利潤更高，高質(zhì)量的企業(yè)將成為出口商，由此出口產(chǎn)品的平均質(zhì)量(出口質(zhì)量門檻)隨著距離的增加而增加。另一類基于線性效用函數(shù)展開，該效用函數(shù)下企業(yè)內(nèi)出口同種產(chǎn)品的價格會隨著目的國的改變而改變，故適用于企業(yè)-產(chǎn)品層面的分析。該類文獻主要以Melitz et al.(2008)和Kneller et al.(2008)為代表。前者基于生產(chǎn)率異質(zhì)性模型，并得出價格和距離的負相關關系；后者基于質(zhì)量異質(zhì)性模型，得到價格和距離的不確定性關系。

在實證層面，由于質(zhì)量測度方法的缺失，鮮有文獻直接研究出口質(zhì)量的空間分布差異，而多基于出口產(chǎn)品價格與距離的關系進行分析，并以此推斷出口選擇模式。較早的文獻(Eaton et al.,2002;Melitz,2003)認為，產(chǎn)品價格不會隨目的國距離變化而變化，即價格隨距離變動的彈性為零，而近年來的實證研究結論可以從數(shù)據(jù)細分程度(產(chǎn)品和企業(yè)-產(chǎn)品)、與距離的正負相關關系(正或負相關)入手分為四類：第一類基于產(chǎn)品層面且為正相關關系，Harrigan et al.(2008)基于中國2006年產(chǎn)品層面數(shù)據(jù)、Baldwin et al.(2011)基于美國2005年HS 10產(chǎn)品層面數(shù)據(jù)得到隨著距離增加而價格升高的結論；第二類基于產(chǎn)品層面且為負相關關系，施炳展(2011)基于HS 6分位數(shù)據(jù)得到產(chǎn)品層面出口價格隨地理距離增加而顯著減少，王銘欣(2013)基于2005年海關數(shù)據(jù)、剔除港澳臺觀測值后發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品層面出口價格隨地理距離增加而顯著下降；第三類基于企業(yè)-產(chǎn)品層面且為正相關關系，Manova et al.(2012)基于中國2005年HS 8分位數(shù)據(jù)、Martin(2012)基于2003年法國數(shù)據(jù)、Bastos et al.(2010)基于2005年葡萄牙海關數(shù)據(jù)、G?rg et al.(2010)基于2003年匈牙利數(shù)據(jù)、楊汝岱等(2013)基于2006年中國海關數(shù)據(jù)均得到距離越遠價格越高的結論；第四類基于企業(yè)-產(chǎn)品層面且為負相關關系，該類文獻較少，王銘欣(2013)基于2005年私有企業(yè)海關數(shù)據(jù)雖得到負相關關系，但并不顯著。總體來說，支持價格和距離正相關關系的文獻較多，尤其在企業(yè)-產(chǎn)品層面，極少文獻得到顯著的負相關關系，且針對正相關關系，學者普遍使用質(zhì)量升級機制，即企業(yè)出口不同版本質(zhì)量產(chǎn)品到不同國家進行解釋，從而得到中國以質(zhì)量競爭型產(chǎn)品為主的結論。本文認為該結論錯誤地估計了中國出口產(chǎn)品品質(zhì)。

通過上述研究回顧可見，多數(shù)文獻較為關注價格的成本部分，并且使用產(chǎn)品質(zhì)量來解釋出口的價格分布特征，企業(yè)內(nèi)部的價格形成機制以及加成率等常被忽略。也有部分文獻認為價格歧視效應是普遍存在的：Harrigan et al.(2011)指出，距離與價格的相關關系是選擇效應和價格歧視效應共同作用后所呈現(xiàn)的結果，并且企業(yè)會系統(tǒng)性地對越遠的目的國定價越高；Fabiani(2005)的實證研究表明，歐元區(qū)內(nèi)80%的企業(yè)都應用了價格歧視策略；Martin(2012)認為，運輸成本下降時80%到岸價格的下降是因為企業(yè)本身定價(離岸價格)更低，遠距離目的國在同種產(chǎn)品中需支付更高價格不僅是因為運輸成本更高，而且還緣自企業(yè)本身決定的離岸價格更高。研究南北貿(mào)易特征的相關文獻也提出，不同收入水平國家的價格需求彈性也有所不同。這種價格歧視效應的存在使得質(zhì)量的空間分布和價格的空間分布出現(xiàn)偏離，對于部分文獻得到價格和距離或正或負的相關關系到底是因為質(zhì)量的變動還是企業(yè)的價格歧視效應，現(xiàn)今的國際貿(mào)易模型仍無法解釋。

與已有研究相比，本文的貢獻可能體現(xiàn)在：第一，通過直接研究出口產(chǎn)品質(zhì)量的空間分布特征推斷出口選擇模式，避免了使用價格替代質(zhì)量所產(chǎn)生的偏差，研究發(fā)現(xiàn)兩者呈顯著負相關關系，即同一企業(yè)在出口同一類產(chǎn)品時傾向于將較低質(zhì)量的品種出口到更遠的目的國，中國企業(yè)出口選擇仍以效率選擇下的低成本競爭型為主；第二，通過引入危機交互項研究出口質(zhì)量空間差異，并以此推斷出口選擇效應的變遷，發(fā)現(xiàn)在金融危機后，對高收入國的出口選擇效應從效率選擇轉(zhuǎn)變?yōu)橘|(zhì)量選擇，而低收入國仍為效率選擇，整體上質(zhì)量選擇效應有所增強；第三，采用2000—2011 年HS 8位碼海關數(shù)據(jù)庫，除能計算微觀層面的出口質(zhì)量，跨度較大的樣本時期也有助于我們對中國企業(yè)出口質(zhì)量的空間差異變遷進行研究。

二、質(zhì)量測度、數(shù)據(jù)與基本事實

本部分在測度微觀層面質(zhì)量的基礎上，通過質(zhì)量差異的方差分解論證企業(yè)出口質(zhì)量空間分布差異普遍存在的基本事實。*普遍性指的是同一個企業(yè)出口不同質(zhì)量的同種產(chǎn)品到不同目的國的現(xiàn)象是普遍存在的。本文使用的數(shù)據(jù)來源主要有：2000—2011年HS 8位碼的中國海關數(shù)據(jù)庫、CEPII數(shù)據(jù)庫以及WDI數(shù)據(jù)庫。其中，海關數(shù)據(jù)庫主要用于測度微觀層面的出口質(zhì)量，CEPII數(shù)據(jù)庫主要為各個國家和地區(qū)的地理信息數(shù)據(jù)，WDI數(shù)據(jù)庫主要為GDP和人均GDP數(shù)據(jù)。CEPII和WDI數(shù)據(jù)庫與海關數(shù)據(jù)庫通過ISO三位數(shù)國別代碼進行匹配。

1.微觀層面的質(zhì)量測度

本文參照Piveteau et al.(2013)關于出口質(zhì)量的測度模型，對所有t時期出口p產(chǎn)品到d國的企業(yè)f(f∈[1,Ωpdt])，出口數(shù)量滿足以下等式。

log rfpdt=(1-σ)log pfpdt+λfpdt+μpdt

(1)

其中：p為價格；λ為出口質(zhì)量；μpdt為產(chǎn)品-目的國-年份交叉固定效應，包含產(chǎn)品是因為只有同種產(chǎn)品的質(zhì)量(或價格)比較才有意義，包含目的國是為了控制隨目的國變化且同時影響需求的變量(如地理變量)，包含時間是為了控制隨時間變化且同時影響需求的變量。

(2)

在剔除價格的差異和產(chǎn)品-目的國-年份固定效應后，剩余的需求被定義為質(zhì)量，值得注意的是最終得到的企業(yè)-產(chǎn)品-目的國-年份層面的“質(zhì)量”，并非理論上的絕對質(zhì)量，但是由于每個樣本下參照的“平均質(zhì)量”為同一產(chǎn)品-目的國-年份下所有中國企業(yè)平均質(zhì)量，該平均質(zhì)量為0且隨時間不變，故我們可以對不同產(chǎn)品(品種)的質(zhì)量進行直接比較。相對平均值可比較思想在少數(shù)文獻中出現(xiàn)過(Manova et al.,2012)，但其主要關注價格變量。

利用需求方程和貿(mào)易數(shù)據(jù)求解企業(yè)層面質(zhì)量的研究較少，該方法關鍵在于求解需求價格彈性系數(shù)(σ)。但由于需求方程中價格和質(zhì)量(需求殘差項)存在內(nèi)生性問題，且單位價值存在測量誤差，故使用傳統(tǒng)OLS測算彈性容易產(chǎn)生偏差。許多文獻根據(jù)不同的數(shù)據(jù)特征使用不同的工具變量，一定程度上解決了上述問題。Roberts et al.(2012)和Gervais(2015)使用企業(yè)的工資和生產(chǎn)率作為價格的工具變量，求解需求方程；Khandelwal et al.(2013)利用Broda et al.(2006)所測算的價格彈性系數(shù)校準CES需求結構，測度了企業(yè)層面的質(zhì)量；Piveteau(2013)、張杰等(2014)使用企業(yè)層面的進口國信息作為工具變量，測算了在垂直差異化存在的前提下企業(yè)的動態(tài)質(zhì)量，關注企業(yè)質(zhì)量的時期可比性。考慮到彈性在短期內(nèi)不變，本文使用張杰等(2014)的行業(yè)彈性測算2000—2011年的出口質(zhì)量，從而解決內(nèi)生性問題。*HS 2位的行業(yè)價格彈性分布在-0.118～-12.124之間。本文最終得到企業(yè)-產(chǎn)品-出口國-年份層面的微觀出口質(zhì)量。

2.海關數(shù)據(jù)說明

除有特殊說明，本文所有計算結果均基于2000—2011年HS 8位海關數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)觀測值為企業(yè)-產(chǎn)品-目的國-年份層面，在進行測度前，對數(shù)據(jù)做如下處理：第一，剔除出口數(shù)量小于等于2的觀測值，因為數(shù)量小于等于2的觀測值可能存在舍入誤差以及企業(yè)匯報誤差。第二，剔除國家代碼為701(國別地區(qū)不詳)、142(中國)的觀測值，海關規(guī)定在填報起運國或目的國時，若商品無實際進出境(例如一企業(yè)的進口設備在境內(nèi)結轉(zhuǎn)給另一企業(yè))的，應填報“中國”。第三，依據(jù)比重過半原則判定觀測值層面的貿(mào)易方式，即當加工貿(mào)易比重大于50%時判定該觀測值貿(mào)易方式為加工貿(mào)易。第四，參考Lall(2000)關于產(chǎn)品技術水平分類的做法，對樣本期間的產(chǎn)品進行技術分類。*Lall(2000)在SITC(Rev. 2)三位基礎上, 把230種產(chǎn)品按技術構成分為5大類, 分別是：初級產(chǎn)品(PP)、資源型制成品(RB)、低技術產(chǎn)品(LT)、中技術產(chǎn)品(MT)、高技術產(chǎn)品(HT)。第五，依據(jù)Ahn et al.(2012)針對中間商的識別規(guī)則，對樣本期間的企業(yè)進行出口模式分類。*具體將企業(yè)名稱中包含“貿(mào)易”、“進出口”、“經(jīng)貿(mào)”、“外貿(mào)”、“科貿(mào)”、“外經(jīng)”、“物流”、“倉儲”、“外運”、“儲運”等關鍵詞的企業(yè)判定為貿(mào)易中間商。本文用于計算質(zhì)量的觀測值為2000—2011年內(nèi)412509家企業(yè)出口7104種HS 8產(chǎn)品到235個國家，總觀測值為55888610。由于本文關注不同出口國距離與出口質(zhì)量的關系，后續(xù)實證中還將依據(jù)具體情況剔除只出口到一個國家的觀測值。其中，后三種處理方式是為下文分樣本穩(wěn)健性檢驗做準備。

3.基本事實——企業(yè)出口質(zhì)量空間差異的普遍性

在研究質(zhì)量的空間分布之前，本文對同種產(chǎn)品在出口質(zhì)量上的差異性在企業(yè)和企業(yè)-產(chǎn)品兩個層面進行方差分解，以探究初步特性。受數(shù)據(jù)可得性影響，大多數(shù)文獻以單位價值來替代質(zhì)量，且僅關注產(chǎn)品層面的空間差異問題，而本文除使用前文所測算的質(zhì)量進行直接分析外，還進一步研究了企業(yè)內(nèi)出口產(chǎn)品的空間差異問題。對每年每種HS 8產(chǎn)品，質(zhì)量的差異被分解為企業(yè)內(nèi)到不同目的國的質(zhì)量差異、企業(yè)間到不同目的國的平均質(zhì)量差異以及一個協(xié)方差項。方差分解恒等式為：

∑fdt(λfdt-λt)2=∑fdt(λfdt-λft)2+∑fdt(λft-λt)2+2∑fdt(λfdt-λft)(λft-λt)

(3)

圖1　質(zhì)量差異分解

企業(yè)產(chǎn)品目的國觀測值斜率(價格)斜率企業(yè)內(nèi)p50企業(yè)間p5020003141333581751003972-0.594-0.7840.4160.47420013522634651781148161-0.254-0.7390.4110.46820024220436171841387198-0.593-0.7670.4030.47120035220238161831780850-0.587-0.9460.4010.47120046668739561842204596-0.579-0.7430.3950.47820058162041181862845496-0.558-0.7860.3920.47820069987942501853339128-0.610-0.7620.3800.488200711237243351844080963-0.605-0.8600.3770.487200811884342721834525531-0.568-0.8090.3720.488200912292542831824704529-0.580-0.7680.3680.491201013533943361785707102-0.601-0.7760.3710.492201114707543831776087365-0.582-0.8040.3630.494均值8714940161823234574-0.559-0.7950.3870.482

注：斜率是以企業(yè)內(nèi)分解貢獻度為y、企業(yè)間為x回歸得到的值，該值越大表示企業(yè)間對差異的貢獻度越大；企業(yè)內(nèi)p50表示分解貢獻度50分位數(shù)，該值越大表示中位產(chǎn)品分解貢獻率越大。

其中，λfdt是t年企業(yè)f到目的國j的出口質(zhì)量，λt是t 年所有企業(yè)到所有目的國的平均質(zhì)量，λft是t年企業(yè)f的平均出口質(zhì)量。等式右邊第一項顯示了企業(yè)內(nèi)出口質(zhì)量的空間分布偏離程度，即目的國特征在質(zhì)量差異化中的貢獻率；第二項是企業(yè)間出口質(zhì)量的偏離程度，即企業(yè)特征在質(zhì)量差異化中的貢獻率；第三項是前兩項方差偏異來源的協(xié)方差。兩邊同時除以左邊等式，可以得到企業(yè)內(nèi)和企業(yè)間對產(chǎn)品質(zhì)量分布偏離的貢獻率。表1為海關數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性事實以及所測得的企業(yè)內(nèi)和企業(yè)間貢獻率結果。圖1為2011年企業(yè)內(nèi)和企業(yè)間貢獻率的散點擬合圖(其余年份呈現(xiàn)類似特征)。由表1和圖1可知，企業(yè)間比企業(yè)內(nèi)對質(zhì)量分布偏離貢獻率更高，但相差幅度不大，例如對于中位產(chǎn)品約40%出口質(zhì)量的分布差異由企業(yè)內(nèi)出口質(zhì)量空間分布差異引起，50%由企業(yè)間引起，這說明總體上企業(yè)特征是同種產(chǎn)品在質(zhì)量上產(chǎn)生差異的較重要因素，后文實證分析中我們通過加總或控制企業(yè)特征進而關注出口質(zhì)量的空間分布差異。

三、實證分析

上文基本事實表明企業(yè)出口質(zhì)量空間差異是普遍存在的，本部分通過構建引力模型研究具體的空間分布特征，并以此推斷出口選擇效應，進一步通過對金融危機前后不同所有制企業(yè)出口質(zhì)量空間差異的實證比較，分析出口選擇效應的動態(tài)變遷。

(一)產(chǎn)品層面

遵循數(shù)據(jù)的細分程度，本文先對總產(chǎn)品層面的質(zhì)量空間差異進行分析，即一國出口同一產(chǎn)品到不同距離目的國的質(zhì)量是否有差異。首先通過加總企業(yè)信息從而關注產(chǎn)品層面空間特征對出口質(zhì)量分布的影響，構建的基本計量模型如下：

(4)

表2　出口質(zhì)量的空間分布差異-產(chǎn)品層面

注：括號內(nèi)為t值；*、**、***分別表示10%、5%和1%統(tǒng)計顯著性。下同。

回歸分析結果如表2所示。從中可見，第(1)列為未加入控制變量的結果，第(2)到第(4)列依次加入貿(mào)易方式以及收入水平、內(nèi)陸國等地理控制變量，系數(shù)基本在1%水平下顯著。目的國距離系數(shù)均顯著為負，絕對值在0.386～0.479之間，這表明低質(zhì)量產(chǎn)品被運輸?shù)礁h的國家，出口產(chǎn)品具有低價高競爭力的特征，以質(zhì)量空間分布特征為判斷準則，可穩(wěn)健判定出口偏向效率選擇效應；加工貿(mào)易系數(shù)與質(zhì)量呈正向關系，表明加工貿(mào)易產(chǎn)品的質(zhì)量要普遍高于其他產(chǎn)品，這符合相關文獻和現(xiàn)實直覺，加工貿(mào)易類產(chǎn)品由于進口投入品的質(zhì)量較高，最終成品質(zhì)量也較高，這與加工貿(mào)易類產(chǎn)品國內(nèi)附加值低并不矛盾；目的國市場規(guī)模與質(zhì)量呈正向關系，表明總體上市場競爭效應有助于推動中國產(chǎn)品質(zhì)量的提升；目的國收入水平與質(zhì)量呈正向關系，表明與低收入國家相比，高收入國家更偏好高質(zhì)量商品；內(nèi)陸國虛擬變量系數(shù)顯著為負，表明與沿海國家相比，出口到內(nèi)陸國家的產(chǎn)品質(zhì)量更低，這說明產(chǎn)品通過以價格競爭模式進入內(nèi)陸國，來彌補由于進入內(nèi)陸國所需要付出的更高的運輸成本，這也從另一方面驗證了產(chǎn)品層面的效率選擇效應。

(二)企業(yè)層面

上述結果顯示了產(chǎn)品層面出口質(zhì)量的空間分布差異以及出口選擇效應呈效率選擇的特征，但產(chǎn)品層面的分析可能忽略了企業(yè)內(nèi)部的決策問題。基于此，進一步通過控制企業(yè)固定效應對企業(yè)-產(chǎn)品層面構建引力方程進行實證分析。模型如下：

(5)

表3　出口質(zhì)量的空間分布差異-企業(yè)層面

(三)出口質(zhì)量空間差異變遷

上文研究結果表明，若以質(zhì)量空間分布特征為準則可判斷中國出口效應偏向效率選擇型。在此基礎上，本部分進一步考察該分布特征是否隨時間的演進而有所改變，以了解中國出口效應的變遷特征。基于上文的計量模型，我們加入時間、所有制與距離進行交互，并關注交互項的符號，即質(zhì)量的距離彈性在危機前后以及不同所有制中是否具有顯著差異，從而推斷出口選擇模式的變遷。構建的計量模型為：

(6)

考慮到樣本期間金融危機的爆發(fā)可能會對企業(yè)的出口行為以及目的國的需求特征產(chǎn)生較大的影響，本部分加入金融危機虛擬變量crisis來考察出口質(zhì)量空間分布特征的變遷，當年份為2008—2011時該變量取值1；PDF為民營企業(yè)虛擬變量，為民營企業(yè)觀測值時取1。在此我們關注包含虛擬變量的交互項系數(shù)，由于控制了企業(yè)-產(chǎn)品-年份固定效應，其中包括危機和民營企業(yè)的虛擬變量主效應，故不再加入方程。其余變量假設與第一部分相同。

表4　出口質(zhì)量空間分布差異變遷

注：“顯著”表示controls的系數(shù)基本至少在10%水平下顯著。下同。

回歸分析結果見表4，第(1)列到第(4)列依次加入所關注的交互項，所有系數(shù)在1%水平下顯著。首先，目的國距離的系數(shù)均為負，說明中國的出口模式總體上以效率選擇型為主。其次，距離與危機虛擬變量的交叉項系數(shù)顯著為正，說明與危機前相比，有更多貿(mào)易關系以質(zhì)量競爭的方式進入出口市場，質(zhì)量選擇效應有所增強；距離與民營企業(yè)虛擬變量的交叉項顯著為負，說明與其他類型企業(yè)相比，民營性質(zhì)的貿(mào)易關系更多以價格競爭的方式進入出口市場，民營企業(yè)的效率選擇效應性較強。最后，距離與危機虛擬變量、民營企業(yè)虛擬變量的三重交互項系數(shù)顯著為正，說明與其他類型企業(yè)相比，民營企業(yè)貿(mào)易關系在危機后比危機前質(zhì)量選擇效應增強的程度更大。第(4)列中距離與民營企業(yè)虛擬變量的系數(shù)-0.108比第(3)列該項系數(shù)-0.061小，也再次證實，民營企業(yè)在全樣本企業(yè)顯示出高于其他類型企業(yè)的價格競爭特性主要來源于危機前，危機后此種情況有所改善。

進一步，對高收入國樣本和低收入國樣本分別進行上述的交互項實證分析，結果見表5。從距離項系數(shù)的絕對值看，出口質(zhì)量與距離仍為負相關關系；從危機與距離交互項分析，高收入國該項符號為正，表示與危機前相比，危機后出口到高收入國的質(zhì)量選擇效應有所增強，而低收入國的該項符號為負但并不穩(wěn)健，說明危機對于出口到高收入國的影響要大于低收入國；從所有制與距離交互項分析，高收入國該項符號為負，表示與其他類型企業(yè)相比，民營企業(yè)是導致全樣本出口呈效率選擇效應的主要原因，而低收入國該項符號為正，表示與民營企業(yè)相比，其他類型企業(yè)是導致全樣本出口呈效率選擇效應的主要原因，這說明民營企業(yè)在高收入國中的低價競爭特征更為顯著；從危機、所有制與距離交互項分析，高低收入國的該項符號均為正，表示危機后與其他企業(yè)相比，民營企業(yè)呈現(xiàn)出更大的質(zhì)量選擇效應增強趨勢。

表5　收入水平與出口質(zhì)量空間分布差異變遷

基于上述分析，本文得到兩個主要結論：第一，與危機前相比，危機后出口市場的效率選擇效應有減弱的趨勢，尤其反映在對高收入國的出口上，一個解釋是危機后高收入國消費者預期收入降低使其價格敏感度提高，從而對產(chǎn)品的性價比要求提高；第二，民營企業(yè)的低價競爭模式是中國出口模式呈效率選擇效應的核心因素，尤其反映在對高收入國的出口上，但該種情況在危機后有所改善，民營企業(yè)效率選擇效應減弱的幅度即質(zhì)量選擇效應增強的幅度比其他類型企業(yè)要大。

(四)穩(wěn)健性分析

本文主要的發(fā)現(xiàn)包括兩個方面：一是出口質(zhì)量與距離的負相關關系；二是危機后質(zhì)量選擇效應有所增強。考慮到，質(zhì)量與距離的負相關關系是判斷中國出口選擇效應的主要依據(jù)，本部分通過分樣本檢驗以及拓展引力模型檢驗兩個方面進行補充性穩(wěn)健性分析。*由于篇幅問題，在此并未列出具體的結果，有興趣的讀者可向作者索取。

對于分樣本檢驗，我們觀察出口額年平均比重較大的企業(yè)特征，發(fā)現(xiàn)國企和民企中的大型企業(yè)多是貿(mào)易中間商，而外資、合資企業(yè)中則多為高技術含量的企業(yè)，再考慮到中國加工貿(mào)易比重大的特征，本部分從貿(mào)易方式、出口模式、技術復雜度三個方面對出口質(zhì)量與距離的負相關關系進行分樣本穩(wěn)健性檢驗。實證結果顯示，除中高技術樣本中的人均gdp參數(shù)不顯著外，其余參數(shù)均在1%水平上顯著，且與前文結果系數(shù)符號保持一致，基本結論穩(wěn)健。具體地，所有距離項系數(shù)均顯著為負，其中與加工貿(mào)易相比一般貿(mào)易的負向彈性更強，與直接出口相比中間商出口模式的負向彈性更強，與中高技術產(chǎn)品相比低技術水平產(chǎn)品的負向彈性更強，這說明各個樣本中出口選擇模式仍以效率選擇下的低成本競爭型為主，負相關關系的結論穩(wěn)健，且該特性在一般貿(mào)易出口、中間商出口、低技術水平產(chǎn)品出口中更為顯著。

對于引力模型控制變量，本文在是否為內(nèi)陸國(landlocked)的基礎上，增加了是否具有共同語言(lang)、是否是相鄰國家(contig)、是否存在殖民歷史(colony)等三個空間地理變量，并進行企業(yè)層面的質(zhì)量空間差異性實證分析。實際上對于共同語言、區(qū)域性、殖民歷史等變量均有多種判斷方式，但由于結果一致，在此僅選取具有代表性的三個變量進行分析。結果顯示，系數(shù)均在1%水平上顯著，其中距離變量系數(shù)仍穩(wěn)健為負，這說明質(zhì)量與距離的負相關關系在拓展引力模型下仍然穩(wěn)健。三個新加入虛擬變量的系數(shù)均為正，這意味著當經(jīng)濟體間處于同一個文化圈，或地理相鄰，或雙方有歷史殖民關系時，出口質(zhì)量將更高，這符合預期，因為具備上述特征將降低國家之間進行貿(mào)易的成本。同時，我們觀察到，當且僅當加入語言虛擬變量時，距離項的負相關關系顯著減弱，一方面可能是因為距離較近的例如中國香港、馬來西亞、新加坡同時也具有共同的語言，屬于同一文化圈，引力變量間存在一定的共線性，但這并不妨礙本文的主要結論，負向關系的穩(wěn)健性表明，中國出口質(zhì)量選擇效應確然偏向效率選擇型。

四、結論與局限

本文利用海關數(shù)據(jù)庫測度了微觀層面的出口質(zhì)量，并研究出口質(zhì)量和距離的相關關系，以此判斷中國出口選擇效應及其變遷，主要結論如下：第一，整體上，中國企業(yè)出口質(zhì)量與距離為負相關關系，說明出口仍以效率選擇下的成本競爭型為主。當出口市場的進入成本增加時，企業(yè)傾向于通過降價降成本來保持高競爭力，從而質(zhì)量有所降低，這對質(zhì)量升級和長期質(zhì)量結構改善具有不利影響，而且這種不利影響在一般貿(mào)易、中間商出口和低技術產(chǎn)品上更為顯著。這個結論與部分使用價格指代質(zhì)量進行空間差異分析的文獻所得到的結論存在一定差異，從側(cè)面也反映了由于定價策略等影響，價格可能并不是質(zhì)量的一個較好的指代變量。第二，中國出口質(zhì)量空間分布特征處于動態(tài)變遷中，該變遷暗含了出口選擇效應的變遷，而變遷特征之一是危機后中國效率選擇效應有所減弱、質(zhì)量選擇效應有所增強。具體地，危機沖擊對出口選擇模式具有一種“倒逼提升”的影響機制，即進入邊界的出口質(zhì)量會有所提升，這最終體現(xiàn)在出口選擇模式的變遷上。進一步，在整個樣本區(qū)間內(nèi)，民營企業(yè)的低成本競爭型模式比較顯著，但同時在危機后變遷幅度也更大，這可能將有利于中國出口質(zhì)量結構的優(yōu)化。

本文直接研究了空間分布與出口產(chǎn)品質(zhì)量差異的相關關系，但仍存在以下問題，有待深入探討：第一，本文計量模型主要依據(jù)現(xiàn)有文獻設定，假定距離與出口質(zhì)量呈線性關系，得到的結論顯著且基本穩(wěn)健，但距離與出口質(zhì)量可能并非呈線性關系，極有可能存在門檻效應，在不同的距離區(qū)間呈現(xiàn)不同的相關性，類似這樣的非線性門檻性關系以及該種關系的理論機制在未來值得進一步探索。第二，本文在出口質(zhì)量空間差異變遷的研究中發(fā)現(xiàn)危機后質(zhì)量選擇效應有所增強，而這種結構性變化是否具有可持續(xù)性、不同的行業(yè)中選擇效應的變動幅度是否有差異，也值得深入考察。

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(責任編輯張建軍)

Spatial Differences of Export Product Quality and Its Dynamic Change

CAI WanTing

(School of Economics, Zhejiang University, Hangzhou 310027)

Abstract:Using China′s Custom Office data from 2000 to 2011, and based on the demand shift method and gravity model, spatial distribution differences of enterprises′ exporting quality are studied in the paper. Result indicates that there is a robust negative correlation between quality and distance, which shows that efficiency selection is the dominant effect in China′s export market. Based on this, crisis and ownership interaction are took into consideration to analyze the dynamic change of spatial characteristics before and after the crisis, and the result shows that quality selection effect has been strengthened after crisis, especially in the samples of developed counties, which is good for improvement of export quality structure and overall quality upgrading.

Keywords:export quality; spatial differences; efficiency selection; quality selection

收稿日期：2016-02-24

作者簡介：蔡婉婷(1989--)，女，浙江東陽人，浙江大學經(jīng)濟學院博士生。

中圖分類號：F752.62

文獻標識碼：A

文章編號：1001-6260(2016)03-0030-09