人力資本、融資約束與企業出口產品質量

廖 涵 方明朋 謝 靖

一 引 言

歷經數十年的對外開放，中國業已成為世界第一大出口貿易國。然而這份傲人成績的背后，潛藏的貿易結構性問題正因外部環境的持續波動而日益凸顯，這其中出口產品質量備受關注。相關研究表明，我國企業出口產品質量雖有小幅提升，但仍與發達國家存在較大差距(施炳展和邵文波，2014[1]；李小平等，2015[2])。一個亟待研究的重要議題是：該如何提升我國出口產品質量？誠然，近些年來學者們對上述問題展開了豐富的討論，視角涉及貿易自由化、補貼、產業集群等多個方面，然而對人力資本的作用卻一直缺乏深入分析。究其原因，較為重要的一點是，現有文獻多從出口企業已具備的人力資本視角說明其與產品質量的關系，這一做法內生的反向因果問題致使在識別兩者之間的因果關系和相應內在機制時存在一定的困難(劉啟仁和鐵瑛，2020)[3]。國務院辦公廳在《關于推進對外貿易創新發展的實施意見》(下簡稱《意見》)中強調“創新要素投入，優化商品結構”。顯然，作為其中的重要方面，厘清人力資本積累(要素投入)與出口產品質量(商品結構)之間的內在機制聯系是政策關注的焦點。為契合政策導向并克服存在的識別困難，一個較為可行的策略是將人力資本作為企業面對的外在條件展開分析。值得一提的是，在國家政策的大力支持下我國人力資本快速積累，2019年，本?？频漠?結)業生人數達到758萬，相較2001年年均增長11.07%(1)數據來源：《中國統計年鑒》。。這為深入理解人力資本促進出口產品質量的作用及其內在機制提供了重要依據。

以上事實中，令人疑惑的是為何在人力資本快速積累的背景下出口產品質量的發展卻相對滯后？如果人力資本沒有抑制出口產品質量的提升，問題又出在何處？對此，有學者認為我國進口產品質量下降所導致的人力資本與中間投入品錯配是重要原因之一(劉啟仁和鐵瑛，2020)[3]。但結合現階段我國外貿企業仍普遍存在的“融資難、融資貴”現象，可能融資約束的制約作用更能回答上述疑問。具體而言，融資約束不僅通過限制高素質勞動力和中間品投入制約了出口產品質量的提升(王海成等，2019)[4]，還憑借對專業化人才使用的限制，阻礙了企業通過R&D投資升級產品質量(鞠曉生等，2013)[5]。而人力資本進步與中間品投入滯后的錯配效應則恰恰包含于以上限制機制之中。可見，忽略融資約束在人力資本與出口產品質量之間的作用將帶來較大的識別偏誤。不僅如此，通過分析融資約束對人力資本作用出口產品質量渠道的掣肘，還可更進一步明確我國出口企業利用人力資本升級產品質量的主要依賴路徑及企業質量升級所處層次?！兑庖姟芬嘀刂赋?，需要在市場化的原則下繼續強化對出口企業的金融支持力度。在此背景下，結合融資約束展開分析無疑為進一步引導企業提升出口競爭層次提供了重要參考。

為了明確人力資本影響企業出口產品質量的內在機制，重新審視可能存在的促進作用，本文借鑒Hallak和Sivadasan(2013)[6]的思路，通過劃分加工生產率與產品生產率以區分人力資本促進出口產品質量提升的生產率渠道，并進一步拓展出規模擴張的新路徑。做出以上區分的原因在于：其一，人力資本與企業生產率的密切關系，使得在分析人力資本與出口產品質量的關系時通過生產率渠道產生的作用不容忽視；其二，傳統出口產品質量研究為簡化分析僅考慮單一生產率的作用，該生產率主要與邊際成本相關并僅掛鉤于企業的直接勞動力投入。但根據Hallak和Sivadasan(2013)[6]的研究，與企業R&D緊密聯系的產品生產率亦對質量提升至關重要，且其同樣高度依賴人力資本；其三，企業吸收人力資本往往會通過資本—勞動、資本—技能以及勞動—中間品等互補關系與其余生產投入產生交互作用，從而導致整體投入規模擴大并誘使企業積極擴張自身規模，因此，人力資本的規模效應同樣是重要渠道。本文在以上劃分的基礎上，進一步納入融資約束因素，分析梳理其與上述機制渠道的內在邏輯關系，同時提出相應的研究假說。

本文利用2000-2010年中國工業企業和海關進出口的匹配數據庫檢驗理論假說，在使用代理變量明確相應渠道的基礎上，識別人力資本促進企業出口產品質量提升的作用及機制，同時借助中介效應的方法討論融資約束在其中起到的作用，并通過明確各類作用渠道的受限情況來判斷我國出口企業的產品質量升級層次。基于以上分析發現，從融資約束視角來看，我國人力資本積累對出口產品質量產生的促進作用主要來自于企業的規模擴張渠道，這也成為融資約束在總體層面制約二者的直接原因。不同的生產率渠道雖均有積極作用但不構成主要路徑。這一結論表明，在加入WTO后的對外貿易高速增長時期，我國出口企業仍處在較低層次的產品質量升級階段，即主要通過規模擴張的粗放方式提升產品質量，對人力資本的利用缺乏由量到質的轉變，補充解釋了為何在人力資本快速積累的背景下我國出口產品質量卻升級緩慢。未來除了繼續深化人力資本積累外，在資金上給企業松綁，激發出口企業自主升級產品質量并向高端化邁進亦至關重要。

綜上，本文的邊際貢獻在于：(1)嘗試將人力資本積累作為企業面對的外生條件，部分規避了多數學者利用企業自身人力資本所存在的內生性問題，并使進一步的渠道作用識別可行。(2)傳統研究在討論人力資本對出口產品質量的作用渠道時未做出詳細的區分，或只考慮單一生產率問題(Brambilla和Porto，2016)[7]， 或只考慮要素間的匹配問題(許和連和王海成，2016[8]；劉啟仁和鐵瑛，2020[3])。本文將人力資本對企業出口產品質量作用的路徑進一步細分為加工生產率、產品生產率以及規模擴張渠道，并利用經驗數據進行了驗證，豐富了對人力資本與出口貿易關系的認識；(3)把融資約束因素納入分析框架中，修正將其簡單看成控制變量引起的識別偏誤的同時，還借由融資約束對人力資本作用渠道的限制分析了我國企業提升出口產品質量的主要依賴路徑，為相應的質量升級階段識別提供了新思路。

接下來的內容安排是：第二部分為文獻綜述；第三部分為理論機制分析，在詳述人力資本促進出口產品質量提升的渠道及融資約束影響的基礎上，提出待檢驗假說；第四部分為模型設定、變量與數據說明；第五部分為基本估計結果分析，考察人力資本對企業出口產品質量的基本作用效果和融資約束是否存在總體層面的抑制效應；第六部分為人力資本對企業出口產品質量作用的渠道分析；最后為結論與啟示。

二 文獻綜述

圍繞人力資本、融資約束和企業出口產品質量這一重要主題，相關文獻主要從以下兩個方面展開討論。

一是人力資本對企業出口產品質量提升的促進作用及渠道。總體而言，大部分研究認為人力資本與出口產品質量間存在正相關關系。Verhoogen(2008)[9]認為企業為生產高質量產品而投入更高素質的勞動力是導致工資差異的原因之一。許多文獻也認同高質量產品生產具有提高人力資本需求的效應(Kugler和Verhoogen，2012[10]；Brambilla et al.，2013[11]；Rankin和Sch?er，2013[12]；Wang和Zhao，2015[13]；Brambilla和Porto，2016[7]；喻美辭和蔡宏波，2019[14])。不過從研究視角來看，上述文獻均偏重于分析出口質量升級如何影響企業的人力資本需求，卻未討論企業該如何利用人力資本的擴張提升出口產品質量。這種視角的局限一方面導致人力資本被作為企業的內生變量，引發了反向因果問題，另一方面又使得對人力資本的內在作用機制的討論不充分。多數研究直接將人力資本納入質量的生產方程之中，并通過設定不同的參數將其與一般的勞動投入區分，或直接排除一般要素的使用(Verhoogen，2008[9]；Brambilla et al.，2013[11]；Brambilla和Porto，2016[7])，認為企業出口產品質量升級中人力資本確實是一種具備更高生產率的要素。但該做法的問題在于無法識別暗含于生產率渠道中的異質性作用機制，例如把人力資本直接進入生產階段提升的生產率與通過R&D活動提升的生產率混同，亦忽略了其他作用路徑。這將導致無法清晰地判別企業具體利用人力資本提升出口產品質量的路徑與所處層次。

二是探討人力資本和融資約束在企業出口產品質量提升中的互動關系。Brambilla和Porto(2016)[7]在研究出口企業雇傭本國熟練勞工的問題時發現，為提升出口質量而擴大高技術工人需求的現象未顯著存在于欠發達國家。這說明，人力資本對出口產品質量的促進作用并非一成不變，對于廣大發展中國家來說，其中可能存在其他限制因素。他們進一步分析認為人力資本匱乏和生產率水平低下是促成以上現象的重要原因。劉啟仁和鐵瑛(2020)[3]則從低質量中間品進口與企業雇傭結構的錯配視角給出了部分解釋。但結合欠發達國家普遍存在的金融發展滯后以及資金不足問題(張杰，2015)[15]，特別是針對我國人力資本和出口產品質量發展不匹配的現狀，融資約束具備更強的解釋力。具體而言，融資約束限制出口產品質量提升的途徑可分為兩類：一類是通過限制企業高質量的中間投入(Wagner，2014[16]；王海成等，2019[4])，從而降低企業出口產品質量(Kugler和Verhoogen，2012[10]；Bas和Strauss-Kahn，2015[17]；孔祥貞等，2020[18])；另一類是通過減少企業的創新投資(張杰等，2012[19]；鞠曉生等，2013[5])抑制企業提升出口產品質量(Crinò和Ogliari，2017)[20]。綜合可以發現：其一，無論是通過生產率還是中間品進口導致的出口產品質量下降均可部分歸結為融資約束造成的限制；其二，中間投入和企業R&D均與人力資本的利用密切相關，表明人力資本對企業出口產品質量的作用在很大程度上會受到融資約束的制約。但該分析并未在相關文獻中得到充分的體現，這也使得對以上可能存在的限制作用展開深入的異質性討論較為薄弱。若要進一步識別我國人力資本積累對企業出口產品質量的促進效果，以及存在的制約與困境，回答上述問題至關重要。

概括而言，現有研究缺乏人力資本影響企業出口產品質量升級的針對性分析，未充分識別和討論相關渠道機制，較少考慮融資約束在人力資本和企業出口產品質量關系中的作用。因此，本文先通過理論機制分析梳理人力資本促進企業出口產品質量提升的渠道以及融資約束在其中的作用，同時據此提出研究假說，再利用工業企業和海關的匹配數據庫進行實證檢驗，以明晰我國出口產品質量發展的階段、路徑、存在的問題以及未來的升級方向。

三 理論機制分析

為了明確人力資本積累對企業出口產品質量的作用及路徑，并結合融資約束的影響對二者關系進行更為深入的分析，本部分在人力資本通過生產率渠道對出口產品質量產生促進作用的基礎上，拓展探討了規模擴張的新渠道，將融資約束因素納入考量，進一步探析企業利用人力資本提升出口產品質量的層次。

(一)生產率渠道

首先考察不同生產率對企業出口產品質量的異質性作用。為簡化分析，當前的出口產品質量理論模型通常假設企業單一生產率異質性，這導致企業的產出和質量均取決于同一生產率(Baldwin和Harrigan，2011[21]；Kugler和Verhoogen，2012[10]；Feenstra和Romalis，2014[22]；Fan et al.，2020[23])。不過當深入考察企業的最優質量決策時，上述做法就顯得缺乏解釋力。具體而言，依據前文的分析，企業提升產品質量的渠道主要包括直接強化中間投入和自身R&D投資。在單一生產率異質性的假設下，高生產率的企業會同時兼顧這兩類路徑。但經驗研究表明，并非所有進口高質量中間品的企業都存在相關的R&D投入。依據Hallak 和Sivadasan(2013)[6]的分析，若存在雙重生產率異質性，則企業會依據在這兩類路徑上所具有的不同生產率優勢形成差異化的質量升級選擇。在此基礎上他們將傳統的單一生產率劃分為加工生產率和產品生產率，前者影響企業的中間投入效率，后者影響企業的相關R&D效率。加工生產率的提高減少了企業生產的邊際成本，在不改變定價的條件下使其可以具備更充足的資金以使用高質量的中間投入。而產品生產率則直接作用于企業的質量生產投資，可提升固定投資水平下的質量產出。

其次考察人力資本條件的改善對不同生產率的作用。從產品生產視角來看，包含較高人力資本的勞動投入一般具備更高的技能水平、更熟練的操作、更努力的態度和更良好的紀律性(Brambilla et al.，2013[11]；Wang和Zhao，2015[13]；喻美辭和蔡宏波，2019[14])。這意味著其可直接在生產流程中增進生產效率從而降低邊際成本，即人力資本的改善可以提升企業的加工生產率水平。從企業研發活動視角來看，一方面高技術人才可直接成為企業開展R&D活動的重要投入要素(張杰等，2012)[19]，作用于企業的產品生產率；另一方面人力資本的改善亦可形成高素質人才團隊(邵敏和武鵬，2019)[24]，通過團隊內部的協作與知識技能互補提升企業R&D效率。因此，人力資本的改善也會提升企業的產品生產率。

綜上，結合人力資本對生產率以及生產率對出口產品質量的影響，提出研究假說1。

假說1：人力資本的積累可分別通過加工生產率和產品生產率途徑提升企業出口產品質量。

(二)規模擴張渠道

根據要素間的替代理論，人力資本條件的提高增進了勞動的邊際產出，企業擴大勞動要素需求，這又增加了資本相對勞動的邊際產出，進而導致資本要素投入的上升。不同要素間的交互作用，使得人力資本條件的改善最終引致企業擴大整體要素的投入規模，也即擴大了企業的生產規模(許和連和王海成，2016)[8]。倘若考慮要素間的質量匹配問題，依據資本—技能互補假說，先進的設備需要與高技術人才搭配才能形成較高的生產率。同時也有研究表明，企業的勞動力雇傭結構會與中間品進口形成互補(劉啟仁和鐵瑛，2020)[3]。為了充分發揮人力資本的潛能，企業同樣具備擴大生產規模的動機。生產規模的擴大一方面直接通過整體中間投入的增加改善產品質量(王海成等，2019)[4]，另一方面也會通過規模經濟、收益擴張、干中學等效應提高企業的質量生產能力，從而促進其出口產品質量的提升(Kugler和Verhoogen，2012)[10]。通過以上分析，進一步提出研究假說2。

假說2：人力資本條件可通過擴大整體要素投入的規模擴張渠道對企業出口產品質量產生作用。

(三)融資約束的作用

首先分析融資約束對生產率渠道的限制作用。有關融資約束的一些研究認為，無論是企業的外源融資還是內源融資，其根本目的在于最優化企業的投資規模(Fazzari et al.，1988[25]；連玉君等，2010[26]；孫靈燕和李榮林，2012[27])。也就是說，融資約束對企業的限制多體現在企業投資層面，而對其最基本的生產活動不構成較大的制約。進一步結合不同生產率路徑的作用差異來看，加工生產率路徑對勞動力的技術水平要求較低，工人可直接參與到生產過程當中而無需企業付出較多的培訓投入，故這一渠道并不會受到融資約束的顯著限制；而產品生產率渠道與企業的R&D投入密切相關(Hallak和Sivadasan，2013)[6]，一般技術人員的正式參與需要企業搭配更多的資金投入，包括人員培訓以及更為專業化的配套設備引入等(Hall，2002)[28]，因此其更易受到融資約束的限制(2)同時相比于從事非R&D的人員，為這類勞動力支付較高的薪酬亦可以看成企業需要額外資金投入。。

其次分析融資約束對規模擴張渠道的限制。由于涉及多種要素和中間品投入的增加，且不乏對相關固定資產的投資，生產成本的提升致使通過規模渠道產生的影響對資金有較高需求。且根據現有研究，企業規模水平已被研究證明與企業融資約束存在較直接的關聯，相對來說只有融資情況良好的企業才傾向于擴大自身的生產規模(鞠曉生等，2013)[5]。因此，融資約束會對人力資本條件的規模擴張渠道產生較強的負面影響。綜上，提出研究假說3。

假說3：融資約束對人力資本促進企業出口產品質量具有限制作用，并主要體現在對產品生產率渠道和規模擴張渠道的制約，而加工生產率渠道并非限制的來源。

需補充的是，融資約束限制機制的發揮可能還源于企業在提升出口產品質量時存在明確的路徑依賴。倘若融資約束并未就某類渠道產生顯著的制約作用，一定程度上表明此并非出口企業利用人力資本升級產品質量的主要路徑(3)本文此處的路徑判斷主要基于企業總體而言，而非單一企業。故即使從實證結果來看，融資約束對某一渠道的作用并不顯著，也只能代表所有企業的總體趨勢，而對于個體來說，仍有部分企業選擇此類路徑提升出口產品質量。。由此，可通過渠道是否受限判斷企業身處哪一類質量升級層次，判斷依據為：加工生產率渠道由于無需企業較多的行動便可生效，說明處在較低的出口質量升級層次；生產規模的擴大主要依賴于企業的粗獷擴張，缺乏對相關核心知識技術的投入，且自身質量存在對外界較強的依賴，說明所處層次亦較低；產品生產率渠道因與企業R&D投入聯系密切，說明處在質量升級的較高層次。綜上，當產品生產率渠道未受融資約束的限制時，可認為企業利用人力資本升級出口產品質量仍處在較低層次。

四 模型、變量與數據

(一)模型設定

根據前文分析，設定如下計量模型實證檢驗人力資本、融資約束和企業出口產品質量的關系：

qualityit=α0+α1fcit+α2hcit+α3Xit+α4dfc*hcit+α5dfc*fcit+u+εit

(1)

其中qualityit表示i企業t年所有出口產品的平均質量；fcit表示企業i在t年受到的融資約束；hcit表示企業i在t年面臨的人力資本條件；dfc是反映融資約束強弱的二值變量；Xit表示控制變量集；dfc*hc用于檢驗融資約束是否限制了人力資本對出口產品質量的促進作用；dfc*fc反映融資約束強弱是否會產生質量限制作用的異質性，從而進一步檢驗融資約束指標的適用性；u為地區、行業和時間的固定效應，εit為隨機誤差項。

(二)變量說明

1.出口產品質量(quality)。參考Khandelwal et al.(2013)[29]的做法，測算企業出口產品質量：

lnqimt=θmt-σlnρimt+ξimt

(2)

式(2)是基于企業-產品層面設定的，其中qimt為企業i在t年向m國出口某一產品的數量；ρimt表示產品的價格；θmt表示進口國-年份的虛擬變量，主要衡量進口國m的特征；ξimt=(σ-1)lnλimt為包含企業產品質量信息的隨機誤差項。

直接利用POLS估計式(2)會產生較大偏誤。施炳展和邵文波(2014)[1]認為產品價格與質量的相關性可能導致上述估計產生內生性問題，且式(2)中并未包含產品種類的影響同樣會導致估計的非一致性?；诖?，本文借鑒施炳展和邵文波(2014)[1]的方法，利用t年企業向其他國家出售同一產品的平均價格作為該企業向m國出售某一產品價格的工具變量。同時參考孔祥貞等(2020)[18]的做法，利用企業所在區域的人口數量代表其面臨的國內市場規模，在控制企業出口產品種類異質性的同時保證數據的變異性，并避免引入新的內生性。

根據需求彈性σ與殘差項ξimt，可以計算出口產品質量的對數表達形式qualityimct=lnλimt=ξimt/(σ-1)。進一步利用加權平均的方法將質量加總到企業-年份層面，得到企業層面的出口產品質量(4)部分學者利用Broda和Weinstein(2006)[30]測算的73個國家1994-2003年間的需求彈性進行計算。這里考慮到本文測算數據包含進口國數量和年限問題，選擇參考樊海潮和郭光遠(2015)[31] 的設定取σ=5。。

2.融資約束(fc)。融資約束的測度方法較多，一是選擇適當的財務指標近似表示企業的融資約束(孫靈燕和李榮林，2012[27]；施炳展和邵文波，2014[1]；Fan et al.，2015[32]；Ciani和Bartoli，2015[33])。然而遺漏變量會導致計量模型的內生性問題。二是利用特定的回歸方法估算企業的融資約束指標(張杰等，2012[19]；鞠曉生等，2013[5]；Bernini et al.，2015[34])，但也可能因所使用的變量與融資約束相互決定而導致結論的偏誤(鞠曉生等，2013)[5]。針對上述問題，本文借鑒陽佳余和徐敏(2015)[35]使用的企業財務打分法。該法利用多個指標進行綜合統計評價，可以較為有效地避免遺漏變量與回歸的內生問題。選取8個在現有文獻中具有代表性的指標作為打分依據，將這些指標分別按照由小到大的取值順序，根據相應的分位數劃分出0%～20%、20%～40%、40%～60%、60%～80%、80%～100%五個區間，對應賦值1～5。在此基礎上將各個指標得分加總得到企業的融資約束指標，該指標數值越大，表明企業受到的融資約束越弱。

本文選取的8個指標分別為：(1)企業規模，用企業總資產的對數表示。企業規模越大抗風險能力越強，從而越具備融資能力。(2)企業現金流比率，用現金流占總資產的比重表示。企業現金流越充足越具備內源融資的能力。(3)利息支付率，用企業利息支出占總資產的比重表示。根據施炳展和邵文波(2014)[1]的分析，若企業可以獲得銀行貸款，則可以由外部融資渠道緩解融資約束，利息支出一定程度上可以反映企業獲得的銀行貸款。(4)商業信貸比率，用應付賬款占總資產的比重表示。商業信貸主要來自于企業之間利用貨款延期支付形成的資金拆借，是我國企業在融資困難下的主要資金來源，該比率越高，說明企業越容易獲得商業信貸(陽佳余和徐敏，2015)[35]。(5)償債能力，用固定資產占總資產的比重表示。固定資產規模作為國內銀行判斷企業風險和償債能力的重要依據，其比例越高則企業越容易獲得貸款融資(張杰等，2012)[19]。(6)清償比率，用所有者權益與總負債的比值表示。反映企業的償債能力。(7)資產收益率，用企業凈利潤除以總資產表示。收益率越高企業的盈利能力越強，越具備融資能力。(8)銷售利潤率，用凈利潤與銷售收入的比值衡量。其反映內容與上一指標大致相同。

3.人力資本條件(hc)。現有研究多采用教育和工資水平作為人力資本的代理變量。教育方面，有部分學者利用人均受教育年限、人口受教育程度、大學生數量等指標進行衡量(賴明勇等，2005[36]；邵敏和武鵬，2019[24]；夏怡然和陸銘，2019[37])。工資方面，孫楚仁等(2014)[38]、許和連和王海成(2016)[8]利用人均工資測度區域人力資本條件。本文首先利用省級人均工資水平的對數作為區域人力資本的代理變量。其次，為了規避工資變量所包含的成本因素的干擾，利用各省份普通高等學校畢業生數量的對數進行穩健性分析。

4.控制變量(X)。(1)企業的全要素生產率(tfp)。利用TFP來衡量企業的生產效率φ，并采用LP法進行估計以避免OP法下大量企業缺少投資數據而帶來的樣本缺失問題(5)針對TFP計算中所需要的投入產出指標，均利用相應的平減指數進行處理。平減指數來自:https://feb.kuleuven.be/public/N07057/CHINA/appendix/。。(2)企業規模(size)。根據企業異質性理論，出口企業規模越大越具備生產率、產品質量等方面的優勢。度量指標選擇同上文。(3)企業年齡(age)?，F有研究認為企業的年齡與企業的出口產品質量正相關(張杰，2015)[15]，利用統計年減去企業開業年加1計算企業的年齡，并對其進行對數處理。(4)企業現金流水平(cash)。企業現金流除了反映企業的融資約束狀況，也與其各項決策行為密切相關。故用企業現金流與總資產的比率衡量這一指標。(5)企業工資水平(wage)。其部分衡量了企業的要素投入、生產成本以及人力資本狀況，用企業應付工資的對數來衡量。(6)補貼收入(sub)。李秀芳和施炳展(2013)[39]研究認為補貼有利于企業出口產品質量的提升，但在融資約束下作用較弱。本文運用企業補貼收入占總資產的比重衡量。

(三)數據來源與處理

由于本研究涉及企業財務和出口貿易指標，故選擇工業企業與海關的合并數據庫作為主要數據來源，研究樣本期間為2000-2010年。原因在于，雖然目前工業企業數據與海關數據的使用期限最新到2013年，但自2011年開始工業企業數據庫的統計口徑發生了較大變化，部分指標的統計也發生了變動。而本文所需使用的財務指標較多，且又涉及人力資本這一國家-省份層面的核心變量，故需盡量保證企業樣本不發生較大的結構性變化，以規避統計口徑變動造成的不必要偏誤。

對于2000-2010年間的樣本，由于相關指標存在不同年份和不同程度的缺失，故實際使用樣本期間做出如下安排：(1)基本分析中，主要采用2000-2006年的數據，而將2000-2010年的數據用作穩健性檢驗。首先，2008年與2009年的數據缺漏較為嚴重，許多計算控制變量所需的指標取值存在缺失，如補貼收入和應付工資(6)在利用2000-2010年數據進行穩健性分析時，對部分變量進行如下處理：(1)由于對出口產品質量的分析必須控制企業生產率，為近似補齊2008年與2009年的缺失數據，利用世界投入產出表(WIOT)中這兩年ISIC Rev.3下的各行業增加值率測算企業相應年份的中間投入和工業增加值，進而計算出TFP。(2)對其余缺失數據的控制變量，利用前后兩年數據進行平均補缺。；其次，自2007年以來海關數據庫從按月份統計轉變為按年份統計，可能造成數據加總后不同年限的口徑不一致。同時在匹配中發現，自2007年開始匹配率出現較為明顯的下降，這也會對本文的部分識別策略(如涉及時間序列的GMM估計)產生影響。(2)在人力資本的作用機制分析中，不再利用2000-2010年的數據進行穩健性識別。原因在于：首先，機制分析中需要將企業TFP作為主要識別變量，但2008年和2009年，由于缺少中間投入品和工業增加值數據，無法計算企業的TFP。因此目前涉及生產率的研究主要采用2007年之前的數據。其次，無形資產作為本文識別產品生產率渠道的重要指標，在2007年與2010年的統計中存在錯漏，當年該指標樣本值全為0，納入估計會造成較大偏誤。

對工業企業數據庫進行如下處理：首先，參考施炳展和邵文波(2014)[1]的方法，僅保留制造業數據(7)為了成功區分出制造業企業，將HS6分位編碼與ISIC Rev.3、SITC Rev.3在4分位編碼上對齊。針對HS編碼2002年前后的變動，分別利用HS96與HS02進行上述匹配操作。編碼之間的轉換標準來自世界銀行的WITS。，并刪除如下企業樣本：沒有名稱、ID以及關鍵指標；企業成立時間無效；實收資本小于或等于0；員工數量小于8個；流動資產大于總資產；固定資產凈值和總固定資產大于總資產。其次，在保留了相應指標后，對該數據庫的企業分別利用法人代碼、企業名稱、法人名稱和郵政編碼進行匹配識別。最終保留觀測值數量為2325456個，占到數據總量的80.73%。

針對海關數據庫，同樣參考施炳展和邵文波(2014)[1]的做法，刪除以下數據：貿易金額小于50和貿易數量小于1的數據；樣本量少于200的HS6分位產品數據；非制造業數據；企業名稱中含“貿易”和“進出口”的數據；缺少工具變量的數據；關鍵指標缺失數據。最終得到103974家企業向242個國家和地區出口2537個產品的數據，樣本量為9660293個，占2000-2010年HS6分位下有效出口總數據的61.92%。

由于需要同時利用企業的財務和出口信息，對工業企業數據庫和海關數據庫進行了跨庫匹配。借鑒樊海潮和郭光遠(2015)[31]的方法，首先利用企業名稱進行第一輪的匹配，匹配數占最終匹配總數的88.18%；之后對未成功匹配的企業再利用企業電話加郵政編碼的方法進行二輪匹配，匹配數占到了總數的11.82%。最終成功匹配到3744293個觀測值，占海關數據庫制造業出口有效數據的38.76%。針對合并后的數據，進一步進行企業層面的加總規整，最終得到183121個觀測值。最后，人力資本數據來自《中國統計年鑒》。對部分關鍵指標在1%與99%水平上進行了雙邊的縮尾處理，以此減少離群值的影響。

(四)統計描述

為了直觀反映融資約束對關鍵指標產生的影響，按fc指標數值劃分樣本為融資約束強和融資約束弱兩組?；久枋鼋y計結果如表1所示。

表1 變量描述性統計分析

由表1可以看出，受較強融資約束的企業出口產品質量平均為0.4840，融資約束較弱的企業為0.5385，利用t檢驗得出二者的差異在1%水平上顯著，這一結果初步說明融資約束對企業出口產品質量確實起到限制作用。同時，受融資約束較強一組的人力資本條件也不及融資約束弱的一組，這可能與企業的區域分布相關。除此之外，融資約束較弱企業的全要素生產率、企業規模、企業年齡、現金流、工資和補貼均值均明顯高于融資約束較強的企業，初步符合本文之前的論述。

五 估計結果分析

本部分將對人力資本、融資約束和企業出口產品質量的基本關系進行檢驗，為下一部分的路徑分析提供經驗基礎。

(一)基準回歸結果

基準回歸部分，分別使用混合最小二乘回歸(POLS)、隨機效應回歸(RE)以及固定效應回歸(FE)，并逐步加入控制變量以體現出口產品質量與各變量的相關關系，回歸結果見表2。列(1)-列(4)為POLS，其中列(1)-列(3)使用2000-2006年的數據，列(1)中只加入融資約束與人力資本變量，列(2)中加入了其余控制變量，列(3)加入了年份、行業和地區固定效應。列(5)和列(6)分別為基于同樣數據區間的固定效應估計(FE)與隨機效應估計(RE)。列(4)和列(7)使用2000-2010年的數據分別進行POLS和FE估計，進一步反映估計結果的穩健性。從列(1)-列(7)可以看出，人力資本在1%或5%的顯著性水平上均正向作用于企業出口產品質量；融資約束亦在較高的顯著性水平上負向作用于企業的出口產品質量(8)本文對FE、RE兩種方法在穩健方差下進行了比較檢驗(利用stata中xtoverid命令)，結果強烈支持FE回歸方法。。這與現有研究結論保持一致，也符合本文理論機制分析的結論。由上述結果，在控制融資約束的情況下，人力資本能夠促進企業出口產品質量的提升。

表2 基準回歸結果

(續上表)

其余控制變量結果顯示：全要素生產率、現金流和工資水平的回歸系數均顯著為正，與已有研究相一致；企業規模顯著促進了出口產品質量的提升，這一結論符合異質性企業貿易理論關于更大規模出口企業更具備能力生產高質量產品的推論(Kugler和Verhoogen，2012)[10]；除列(7)外，企業的年齡與出口產品質量顯著負相關，原因可能在于大量年輕的外資企業存在出口年份較短而出口質量較高現象；補貼與出口產品質量的關系在RE與FE回歸中并不顯著，可能的解釋是政企之間存在的信息不對稱與尋租行為使得政府補貼未對企業產生顯著激勵作用(安同良等，2009[40]；張志昌和任淮秀，2020[41])，導致補貼無法促進出口產品質量的提升。

(二)含融資約束影響的結果

僅控制企業面臨的融資約束可能無法充分刻畫融資約束強弱對企業出口產品質量的異質影響，以及外部人力資本產生的質量促進作用對融資約束的反應，因此，進一步在回歸中納入代表融資約束強弱的啞變量(dfc)與融資約束和人力資本的交互項。結果見表3列(1)和列(2)，估計方法仍為FE，其中列(2)使用2000-2010年數據。從回歸結果不難看出，雖然融資約束下外部人力資本條件的作用依然穩健，但是融資約束加重(減輕)會顯著降低(提高)上述作用的大小。這說明雖然人力資本供給端改善對出口產品質量影響的外生性較強，受到的干擾較少，但是由于融資約束涉及出口企業的資金狀況，與生產環節密不可分，對生產要素引致需求的干擾較大，故人力資本對出口產品質量的作用很難擺脫融資約束的影響。當然，這種干擾存在多種可能的形式，會在后文中對這些異質性進行識別。值得注意的是，融資約束的減輕明顯降低了企業出口產品質量對融資約束的敏感性，這說明隨著企業融資狀況不斷好轉，上述約束產生的出口產品質量限制效果存在著下降的趨勢。這亦可解釋為何融資約束減輕，人力資本的作用會增強。其余控制變量回歸結果均與前文相同，故不再贅述。

表3 融資約束影響檢驗結果

(三)異質性回歸結果

考慮到不同類型的企業，在融資需求、融資能力以及高技能勞工需求上存在差異，可能產生人力資本、融資約束以及二者交互項對出口產品質量的異質性作用，本文分別從貿易方式、所有制類型、行業類型三個方面進行分樣本檢驗。估計方法均為FE，估計結果見表3列(3)-列(8)(9)這里受篇幅限制，只報告了包含交互作用的異質性結果。從結果來看其亦可應用于基準回歸的異質性分析。。其中，考慮到加工貿易在我國出口貿易中占有較高的比重，將出口企業區分為加工貿易與一般貿易兩部分，結果見列(3)、 列(4)；考慮到不同所有制形式在融資問題上存在的差異，又將出口企業區分為內資與外資兩類，結果見列(5)、 列(6)；本文還參考廖涵和謝靖(2018)[42]的分類方法，按照要素密集度將制造業行業分為勞動密集型行業與資本技術密集型行業，結果見列(7)、 列(8)。

1.對基準回歸的異質性討論

列(3)-列(8)結果顯示，無論是融資約束還是人力資本，回歸系數均在較高的顯著性水平上通過檢驗，雖然人力資本對內資企業的回歸顯著性水平為15%，但其p值為0.114，并未對10%產生較大偏離。說明融資約束下，外部人力資本條件的改善能夠促進企業出口產品質量提升，且這一結論具備一定的普遍性?？刂谱兞康幕貧w結果與基準結果基本一致，之后分析不再詳述。

2.融資約束影響的異質性討論

列(3)-列(6)回歸結果中，企業出口產品質量的融資約束敏感性隨著所面臨融資約束強度的下降而下降的結論依然成立，同時較弱的融資約束提高了外部人力資本對企業出口產品質量的正向作用。這說明，企業在不同貿易方式和不同所有制類型上的異質性未改變融資約束能夠部分影響人力資本對出口產品質量促進作用的結論。

分行業樣本回歸中，融資約束對勞動密集型企業和資本技術密集型企業的影響不同。對于勞動密集型企業，雖然總效應仍然符合先前結論，但此時融資約束強弱并未能顯著改變人力資本的作用?？赡艿脑蚴牵瑒趧用芗推髽I開展的與出口產品質量升級相關的R&D活動較少且資金投入規模不大(10)一個較為明顯的證據是，在回歸樣本中，勞動密集型企業R&D為0的觀測值占比為54%，高于資本技術密集型企業的42%，且其R&D投入金額的均值與方差也都小于資本技術密集型企業。，故人力資本作用于產品質量的R&D渠道不顯著，也就導致雖然融資約束限制了企業的R&D投資，但是以此間接影響出口產品質量的能力有限。相比之下，限制作用在資本技術密集型企業上十分顯著，說明基準回歸結論之所以成立，與人力資本促進出口產品質量提升的間接渠道存在一定關聯。不過除了企業R&D，其他因素間的差異也可能導致上述回歸結果，具體原因需要進一步識別。

(四)穩健性檢驗

本文分別通過更換融資約束和外部人力資本的代理變量、更換估計方法、擴充估計樣本的方式來檢驗人力資本可以在融資約束下促進企業出口產品質量提升結論的穩健性(11)限于篇幅，本文未列出穩健性檢驗結果，作者備索。。

1.更換代理變量

前述估計選取的融資約束指標并未考慮FDI帶來的作用，進一步參照陽佳余和徐敏(2015)[35]的方法，在其中加入外商資本金比例這一指標，形成新的融資約束指標(fc_new)。與此同時，用區域高校畢業生數作為人力資本代理變量。這里考慮到高校畢業生從畢業到實際尋找到工作或真正融入工作環境需要一定的時間，選取了該變量的當期(hc_new)以及滯后一期值進行回歸。從估計結果來看，相關指標回歸系數符號和顯著性均與前文一致，說明前文回歸結果具有穩健性。值得注意的是，對于新的外部人力資本條件度量指標，其當期回歸系數均不顯著，而一階滯后均顯著，這印證了關于這一代理變量的假設。

2.更換估計方法

根據現有文獻的觀點，模型中企業層面解釋變量可能與出口產品質量存在雙向的因果關系(張杰，2015)[15]，同時出口企業本身也可能存在產品質量的“干中學”效應，故在模型中加入出口產品質量的一階滯后，并利用系統GMM方法重新進行估計。從估計結果來看，出口產品質量的一階滯后項系數顯著為正，與現有研究結論一致。外部人力資本條件與融資約束的估計系數符號均與前文相同，在新的估計方法下證明了基準結論的穩健性。需要指出的是，系統GMM法在5%的顯著性水平上通過了殘差項的序列相關檢驗，且Hansen檢驗、Sargan檢驗均顯示無過度識別約束，這說明利用系統GMM法進行回歸具備一定合理性。

3.擴充估計樣本

考慮對樣本區間的限制，進一步擴充樣本進行穩健性檢驗。由于2008-2009年缺少外商資本數據，故只擴充了2007年的數據。從估計結果可看出，前文結論依舊穩健。

4.融資約束影響的穩健性檢驗

針對融資約束干擾了人力資本對企業出口產品質量的促進作用這一結論，沿用前述分析中更換融資約束和人力資本指標以及擴充樣本的方法，運用FE估計進行穩健性分析。其中回歸分類均與前文相同，dfc*fcn與dfc*hcn分別為新指標下的交互項。估計結果顯示，總體和分樣本回歸均與前文保持一致，部分之前顯著性較低的結果在穩健性分析中顯著性有所加強。在行業層面，外部人力資本改善對勞動密集型企業出口產品質量的影響依舊沒有受到融資約束的顯著限制，對融資約束的敏感性也有相同結果，與前文結論一致。

六 人力資本促進企業出口產品質量作用的機制分析

借鑒現有研究，本文采用中介效應方法對假說進行識別，估計方程如下：

qualityit=α0+α1hcit+α2dfc*hc+α3Xit+c+εit

(3)

Kit=β0+β1hcit+β2dfc*hc+β3Xit+c+εit

(4)

qualityit=γ0+γ1Kit+γ2hcit+γ3dfc*hc+γ4Xit+c+εit

(5)

式(3)-式(5)中，Xit表示控制變量；c為所有的固定效應；εit為隨機誤差項；Kit表示中介變量?？傮w的中介效應為：(α1+α2dfc)-(γ2+γ3dfc)=γ1(β1+β2dfc)。其中，如果β1、β2不顯著則表明不存在中介效應，β2不顯著則表明dfc對這種中介作用的調節并不存在。

(一)中介變量的選取說明

理論機制分析部分表明，人力資本可能通過企業生產率渠道產生出口產品質量促進作用。根據Hallak和Sivadasan(2013)[6]對企業質量生產率的描述，單純利用TFP可能只能描述企業的加工生產率，無法完全刻畫人力資本的全部質量影響渠道。對于企業的產品生產率，其更多反映在R&D當中。雖然TFP與R&D高度相關，卻不能完全替代。此外，Kugler和Verhoogen(2012)[10]認為TFP在測算過程中利用了要素投入同質的前提假設，無法充分體現質量信息，故其在研究中利用了企業的R&D投入作為企業產品質量差異和質量生產投入的體現。綜合來看，R&D投入由于能夠包含企業更多的質量信息，所以相對而言更能作為質量生產能力的體現。綜上所述，本文分別選取企業的TFP 與R&D投入作為中介變量，以檢驗外部人力資本的加工生產率和產品生產率渠道。

考慮到本文使用的企業數據主要來自工業企業數據庫，其在許多年份缺乏直接度量企業R&D的相關數據，故借鑒施炳展和邵文波(2014)[1]的方法，利用企業無形資產刻畫R&D水平。由于2003年的無形資產數據存在異常，對包含R&D的部分估計采取舍去這一年份的策略。此外，企業無形資產完全包含在企業總資產當中，因此本部分用企業職工數量作為企業規模的代理變量，以替換總資產。

(二)生產率渠道檢驗

全樣本回歸結果見表4，其中列(1)-列(3)為產品生產率中介，列(4)-列(6)為加工生產率中介。從回歸結果可以初步看出，無論對于哪一種渠道，人力資本的回歸系數都顯著為正。這說明假說1和假說2所表示的生產率渠道效應存在，即人力資本可以通過加工生產率和產品生產率影響企業出口產品質量。同時，在控制了中介變量后，人力資本的估計系數仍然高度顯著，即存在部分中介效應。為了充分檢驗以下的中介渠道，利用Sobel檢驗來識別其在統計意義上是否顯著。對于產品生產率中介，z統計量的p值為0.0494，在5%的水平上顯著；加工生產率中介的z統計量p值為0.000，在1%的水平上顯著。

表4 中介效應：全樣本估計結果

進一步地，列(2)、 列(5)中融資約束與人力資本的交互項均不顯著，反映了以上中介效應中并不包含路徑的調節作用，也即融資約束的高低并不會顯著影響人力資本的生產率作用渠道。可能的原因有兩個方面：第一，人力資本通過加工生產率作用于產品質量屬于較為直接的渠道，在維持基本生產前提下受融資約束的波及也較小；第二，在樣本期內，我國出口企業無形資產的占比并不高，只有47.1%，其中非零中位數只有1937。這也就可能導致了我國出口企業R&D或產品生產率并非外部人力資本作用的主要渠道，也使得融資約束的作用不顯著。

以上分析表明假說3并未完全被證實，產品生產率渠道沒有表現出被融資約束制約。結合前文分析，可以認為，加入WTO后我國出口企業利用人力資本提升產品質量仍處在較低層次，未充分利用專業化、高級化的有利人力資本條件走向核心產品質量培育的更高層次。這也在融資約束的限制之外，補充解釋了為何我國在快速人力資本擴張的背景下出口產品質量升級緩慢的事實。

(三)規模擴張渠道檢驗

為了完整地檢驗假說3，進一步從企業規模的角度進行分析。從表5列(2)可以看出，人力資本的直接作用、與融資約束的交互作用均高度顯著，列(3)中企業規模亦顯著作用于企業出口產品質量。中介效應Sobel檢驗的z統計量p值為0.000，在1%水平上顯著(12)調節中介效應檢驗的基本思想與一般Sobel檢驗相似，關鍵在于明確中介效應估計系數的標準差，具體推導過程見Preacher et al.(2007)[43]的研究。此外，他們在文章中亦給出了Bootstrap下的檢驗策略，同樣將其應用在規模擴張渠道的識別上，結果依然顯著。限于篇幅，詳細結果備索。。這一結果說明，融資約束高低對人力資本的規模渠道中介效應起到了較為明顯的影響，即對受融資約束較弱的企業，人力資本能夠通過規模擴大對出口產品質量產生更大的作用，這也回答了為何從總體來看，融資約束降低了人力資本促進出口產品質量的作用。上述結論基本符合假說3。

表5 中介效應：規模擴張渠道結果

(四)相關渠道的穩健性檢驗

表5列(4)-列(6)、表6為對上述中介效應的穩健性檢驗，檢驗方法依然是通過同時更換外部人力資本、融資約束的代理變量進行FE估計。表6的全樣本穩健性檢驗支持了不存在融資約束對企業加工生產率和產品生產率渠道的影響；表5結果同樣支持了外部人力資本的規模渠道受到了融資約束的影響。

表6 中介效應：穩健性檢驗結果

此外，為了說明R&D對企業出口產品質量的影響并非完全通過TFP產生，又對R&D的TFP中介進行了檢驗，基準結果見表7。同樣地，列(2)與列(3)中的R&D以及列(3)中的生產率回歸系數均顯著，說明存在的中介效應并非完全中介效應，與先前的推理相符。在表7列(4)-列(6)更換融資約束與人力資本指標的穩健性檢驗中，相關結論依然成立。

表7 中介效應：研發的生產率效應檢驗

(續上表)

(五)渠道機制的異質性檢驗

鑒于基準回歸中勞動密集型企業并未出現融資約束對人力資本促進出口產品質量作用的影響，在渠道分析當中進一步對其進行異質性檢驗，以證明前述結論的穩健性?；貧w結果見表8，其中列(1)、 列(2)為產品生產率渠道，列(3)、 列(4)為加工生產率渠道，列(5)、 列(6)為規模擴張渠道。

表8 中介效應：異質性檢驗結果

從估計結果來看，人力資本的上述三種渠道在勞動密集型企業中依然存在。與此同時，由這三種渠道產生的出口產品質量促進作用均未對融資約束的變動作出反應。結合之前的結論可以發現，產品生產率渠道并非是勞動密集型企業產生融資約束作用差異的主要原因。而從中介作用來看原因可能在于，融資約束沒有限制勞動密集型企業從規模擴張渠道提升產品質量。當然這一異質性分析同樣印證了前文假說1-假說3的討論。

七 結論與啟示

本文利用2000-2010年間中國工業企業與海關進出口匹配數據庫，分析人力資本提升企業出口產品質量的效果和機制，進一步結合融資約束進行深入討論，并據此探究了我國出口企業利用人力資本升級產品質量的層次。結論表明，人力資本的積累能夠促進我國企業改善出口產品質量，且存在加工生產率、產品生產率和規模擴張三類作用渠道。這一結論在相關異質性和穩健性檢驗中均得到支持。考慮我國企業普遍受融資問題的困擾，進一步結合融資約束對上述作用及機制進行了分析。結果顯示，融資約束顯著地阻礙了人力資本提升企業出口產品質量，這與理論分析相符。不過存在差異的是，加工生產率渠道并未受到融資約束的影響，規模擴張渠道受限構成總體層面抑制作用的主要原因。該發現雖與本文的假說3部分相悖，但卻表明在我國對外貿易高速發展時期，出口企業利用人力資本條件升級出口產品質量仍處于較低層次，缺乏內部化、高級化的高層次質量升級行為。同時，這一現象也補充解釋了我國人力資本快速積累但出口產品質量發展卻相對緩慢的問題。

本文相應的擴展分析為理解融資約束限制我國企業出口產品質量升級提供了新的解釋視角。與此同時，納入融資約束的討論既在一定程度減輕了傳統識別的偏誤，又有助于探究出口企業的產品質量升級階段，為進一步的施策提供經驗依據。本文結論的政策意義在于：(1)單純以培育勞動力的基本知識技能推動人力資本積累雖可避免融資約束的干預，但已難以滿足我國出口企業未來的質量發展需求。結合現階段我國“創新驅動”的重要發展理念，人力資本的積累需向專業化、高級化的方向轉變。通過進一步強化大學及其以上學歷人才和專業技能人才的培養，促進高素質人力資本隊伍的形成，為企業進行高層次的質量研發創新創造有利條件。(2)融資約束得不到緩解，企業內在潛能便無法得到充分發揮，這會極大地抑制我國人力資本積累的效率。應積極通過金融體制改革降低融資成本并擴大融資渠道，改善當前出口企業普遍面臨的“融資難、融資貴”問題，以此激發企業的微觀主體活力，促使其向更高的質量升級層次轉變。(3)針對我國出口企業質量升級階段較低且規模擴張渠道嚴重受阻的現象，不僅要積極引導企業憑借新競爭優勢培育政策以及“一帶一路”的優勢平臺，在新的出口產業與市場中開拓出新的質量提升道路，擺脫低端鎖定的尷尬處境，還要充分激發出口優勢企業的“龍頭效應”，帶動后進企業做大做強。