融資約束與中國出口產品質量
——來自信息技術行業的經驗證據

楊青龍 謝 穎 楊林生

一、引言與文獻綜述

改革開放以來，中國的對外貿易取得了長足發展，外貿實力不斷增強，成為拉動經濟增長的“三駕馬車”之一。但是，中國的外貿增長主要建立在人口紅利和資源紅利基礎之上(楊青龍，2019)，總體位于全球價值鏈的中低端，無法完全融入全球中高端產品市場。黨的十九大提出中國經濟已進入高質量發展階段；2017年12月召開的中央經濟工作會議指出，“促進貿易平衡，更加注重提升出口質量和附加值”。因此，當下唯有提升中國出口產品質量才可以改變其在全球價值鏈中的中低端地位和出口產品“多而不強”的現狀，中國外貿戰略的重心應該逐步由突破出口障礙向提升出口產品質量的方向轉變。作為21世紀的支柱產業，信息技術行業已成為衡量一個國家綜合國力的關鍵領域，其不僅關系到一個國家或地區參與全球價值鏈分工的水平和層次，而且深刻影響著生產技術進步、產業結構升級乃至經濟社會發展轉型等各個方面。當前，新的應用需求不斷驅動信息技術行業快速發展，在一系列產業政策的推動作用下，中國信息技術行業發展迎來了新的契機，行業潛能在所有行業中名列前茅(王靜，2011)。然而，中國信息技術行業整體的出口產品質量仍然落后于大多數發達經濟體，且“融資難”仍然是制約企業生產經營和規模擴張的主要因素之一。在此背景下，探討如何通過化解企業融資約束困境從而提升中國信息技術行業的出口產品質量，具有重要的現實意義。

Fazzari等(1988)開創性地提出了融資約束概念。從類別上看，融資約束可分為內源融資約束和外源融資約束，其中的外源融資又可進一步細分為企業向銀行融資的銀行信貸和企業之間相互融資的商業信貸(陳清萍和鮑曉華，2014)。從融資約束的誘因來看，根據經典的莫迪利亞尼-米勒理論(MM理論)，公司的投資決策不受融資決策影響，公司內部融資成本與外部融資成本一致，企業的投資行為只與企業的投資需求有關，且在理想情況下并不會受到公司財務狀況的影響(Modigliani & Miller，1958)。但是，在現實世界中，由于資本市場本身存在信息不對稱，沒有完美的資本市場，委托-代理和交易成本等現實問題使得外部融資成本高于內部資本成本，于是產生了融資約束的問題(羅斯等，2012)。

出口產品質量受眾多因素影響。其中，貿易自由化(Aghion & Howitt，2008)、自由貿易協定(王明濤和謝建國，2019)、外商直接投資(李坤望和王有鑫，2013)、市場競爭(Bustos，2011；張杰，2015)、產業集聚(蘇丹妮等，2018)都有助于提升中國企業的出口產品質量，而融資約束(Manova，2013)、創新與技術差距(Glass & Wu，2007)則在一定程度上抑制了出口產品質量的提升。此外，林秀梅和孫海波(2016)發現，從整體上看，知識產權保護強度與制造業出口產品質量之間呈現倒U型關系；分樣本看，在資本密集型產業和勞動密集型產業中表現為知識產權保護強度與出口產品質量之間的倒U型關系，在技術密集型產業中則表現為嚴格的知識產權保護促進了出口產品質量升級。

融資約束是影響企業出口的重要因素之一(史恩義等，2019)。在融資約束與企業出口產品質量方面，Fan等(2013)在異質性企業模型中引入融資約束和內生質量，指出融資約束對企業出口產品質量提升存在一定的抑制作用，且該抑制作用通過價格調整效應實現；通過測算行業層面的融資約束，利用2000—2006年中國企業出口數據驗證了融資約束與出口產品質量之間呈負向關系。相較于發達國家的金融市場，中國的金融市場存在信息不對稱、資金配置效率低等問題。例如，汪建新和黃鵬(2015)分析了融資約束制約企業生產高質量產品的原因在于企業無法獲得足夠的投入資金，并利用中國海關統計的2004—2006年企業進出口數據和2003—2005年中國國家統計局公布的規模以上企業數據，驗證了融資約束對出口產品質量提升的抑制作用。然而，張杰(2015)認為，融資約束對出口產品質量的影響存在門檻效應，并在回歸模型中引入融資約束及其二次項后發現，融資約束與出口產品質量之間存在倒U型關系，即當低于某個門檻值時，融資約束程度并未對出口產品質量形成顯著制約；只有當高于某個門檻值時，融資約束程度才會對出口產品質量形成顯著制約。進一步地，許明(2016)引入了市場競爭因素，考察市場競爭、融資約束的相互作用對企業出口產品質量的影響，發現兩者相互作用最終導致企業實際出口產品質量低于有效出口產品質量的幅度達到20.36%。王學君等(2017)發現，融資約束對中國食品企業出口產品質量的提升存在顯著的抑制效應，且這種抑制效應在分地區、分所有制的異質性企業之間有顯著的差異。孔祥貞等(2020)研究了融資約束對中國制造業出口產品質量的影響，發現中間品進口是融資約束影響企業出口產品質量的重要機制。

現有文獻針對出口產品質量、融資約束及二者之間的關系展開了較為系統的探索，為本文的進一步研究提供了有益素材和重要啟發。但縱覽上述文獻，可發現仍存在如下不足：在信息技術行業地位日益凸顯的背景下，鮮有文獻關注融資約束對信息技術行業出口產品質量的影響。現有的關于融資約束影響出口產品質量的文獻中，大多利用全行業數據加以分析，而信息技術行業的發展對融資約束這一變量高度敏感，因此亟需補充相關研究。

本文其余部分安排如下：第二部分是理論分析，擬提出本文的待檢驗假說；第三部分是實證分析，擬針對第二部分提出的待檢驗假說進行驗證；第四部分是結論與對策建議。

二、理論分析

融資約束對出口產品質量的影響有直接路徑與間接路徑之分。首先，融資約束通過影響生產和出口環節(如企業高端生產設備等固定資產投入、高質量中間品投入以及企業出口選擇)等直接路徑，對出口產品質量的提升產生抑制作用；其次，融資約束還可通過影響企業研發投入、人力資本投入等間接路徑，對出口產品質量的提升產生抑制作用。

(一)直接路徑

融資約束影響信息技術行業出口產品質量的直接路徑主要體現在生產設備投入等帶來的固定生產成本、中間品成本以及出口選擇等三個方面。

第一，若企業面臨嚴重的融資約束，意味著缺少充足的營運資金(Ciani & Bartoli，2013)，則企業投資于生產設備的資金將會被占用。在企業的實際生產過程中，體現為固定生產成本方面的投資主要包括：對先進生產設備的引進以及對現有生產設備的維護和更新。當內源融資和外源融資均無法覆蓋生產設備的固定成本時，企業便沒有充足的資金購置先進生產設備，從而不利于高質量產品的生產。企業即使通過各種融資渠道取得了一定資金，也會考慮后期的投資風險問題。企業對于生產設備的投入是有形的且在短期內是固定的，而隨著技術的進步，生產設備需要持續維護和更新，即使企業當前通過內源融資或外源融資取得了對先進生產設備的投入，倘若成本回收期較長，當面臨股東壓力、利息壓力以及高債務可能帶來的破產風險時，也會導致后期無法繼續維護和更新生產設備，從而不利于出口產品質量的提升。

第二，融資約束對出口產品質量的直接效應體現在企業生產所需的中間品方面。首先，中間品會通過產品質量傳遞效應影響企業出口產品質量。對于企業而言，生產過程中投入的中間品質量(尤其是關鍵零部件的質量)會直接決定最終產品的質量。例如，中央處理器(CPU)和顯卡的質量往往決定了電腦的性能、運行速度和使用體驗。因此，對于部分產品而言，中間品質量的高低將直接傳遞至最終產品。中國信息技術行業出口產品中有很大一部分屬于加工貿易，如果是簡單的組裝加工，中間品質量幾乎決定了最終產品質量，即投入中間品對出口產品質量的傳遞效應非常明顯。其次，雖然高質量的中間品價格較高，但其往往蘊含著較為先進的技術，企業可以直接將其應用于產品生產和工藝提升，從而可帶動企業自身的研發創新活動，通過“仿制+改進”的方式可在短時間內生產較為先進的終端產品，從而實現出口產品質量升級。

第三，融資約束對出口產品質量的直接效應還體現在企業的出口選擇方面。一般而言，中國信息技術行業出口企業并非只生產一種產品，企業可能會面臨不同的出口選擇。若企業的融資渠道較多或有充足的流動資金，即不存在融資約束問題時，企業在出口選擇時會更多關注自身的比較優勢，盡可能出口利潤率較高的產品。若企業面臨較強的融資約束，可能會對出口產品的品種和范圍進行重新選擇。換言之，當企業沒有足夠的內部資金和外部資金的支持時，企業可能會放棄高質量產品的出口。原因在于，高質量產品對應的研發活動不僅需要投入固定成本，還可能需要承擔研發失敗的損失。由于低質量產品不需要過多的資源投入，其固定成本和可變成本相較于高質量產品更低，對資金投入量的要求相對較少，企業很可能只選擇出口低質量產品，從而導致企業出口產品質量無法得到提升。

基于上述分析，本文提出如下假設：

H1：融資約束對出口產品質量提升存在一定的抑制作用。

(二)間接路徑

1.企業研發投入

出口產品質量的提升并非單純依靠大量資源投入就能完成，往往需要足夠的研發投入才能實現，而融資約束降低了民營企業從事研發活動的意愿，形成了對研發投入的擠出效應(余泳澤等，2019)，導致企業沒有足夠的資金進行研發創新等活動，出口產品質量難以提升。本文認為，當企業面臨較強的融資約束時，融資約束將會通過擠占研發投入資金的方式影響出口產品質量提升，具體有如下四個方面原因：

第一，研發投入面臨的不確定性較強。研發投入與產出并不一定成正比，當企業面臨融資約束問題時，其對研發投入持更為謹慎的態度。Hall(2002)認為，產品質量屬于企業的無形資產，研發活動是將企業有形資產轉變為無形資產的中間過程。這一行為雖然能在一定概率上提升企業出口產品的質量，但是倘若研發投入的產出達不到預期，則企業不僅面臨投資失敗風險，而且可能面臨虧損甚至破產。因此，當企業考慮到研發投入面臨的不確定性較強時，其進行研發創新的積極性就會降低，可能削弱研發投入強度，從而不利于出口產品質量提升。

第二，研發投入加大了企業的財務風險。企業在研發投入相關決策上會考慮當下的融資約束情況，若企業面臨較強的融資約束，一般會謹慎考慮將資金投入無法在短期內獲得現金流回報的高額研發活動，而是更傾向于保持一定的現金流以保證企業經營活動的正常進行。由于低質量產品的成本相對較低，不會過多增加企業外部債務負擔，資金回流較快，能從內部直接解決融資約束問題。當面臨融資約束時，考慮到研發投入帶來的財務風險，企業會更傾向于將研發投入轉變為其他周期更短、資金回流更快的生產經營活動，減少研發投入資金，從而不利于出口產品質量提升。

第三，研發投入提高了企業的融資成本。如前所述，研發活動是將企業有形資產轉變為無形資產的過程，在此過程中伴隨著企業有形資產的減少和無形資產的增加。企業在通過信貸方式進行外部融資時，投資者往往更多地關注有形資產。當企業的有形資產減少時，投資者往往在投資條件中要求更高的融資成本(如提高融資利息)，從而強化了企業面臨的融資約束。簡而言之，當面臨融資約束時，考慮到融資成本問題，企業會相應地減少研發投入，從而不利于出口產品質量提升。

第四，企業日常經營活動直接擠占了研發投入資金。企業在資金不足的情況下，將會重新分配資金，把現金流主要投入日常生產和經營活動，從而直接減少了研發投入或者暫時放棄了研發投入(Ciani & Bartoli，2013)。因此，當面臨融資約束問題時，為了維持日常經營活動，企業通常會選擇減少研發投入資金，從而導致提升出口產品質量受阻。

基于上述分析，本文提出如下假設：

H2：融資約束通過影響企業研發投入，對出口產品質量的提升產生抑制作用。

2.企業人力資本投入

當企業面臨融資約束問題時，人力資本投入減少，無法實現技術水平升級，從而抑制企業出口產品質量的提升。人力資本的價值在于自身所具有的邊際報酬遞增的屬性。融資約束通過影響人力資本投入進而影響企業出口產品質量，主要體現在技術進步和人力資本自身的作用機制。

首先，討論技術進步的作用機制。一方面，從事技術發明創造的高技能勞動力既可以通過自主創新的方式推動技術進步，也可以通過競爭效應帶動整個行業的創新能力提升。企業通過自主創新的方式，研發出新產品，提升其在市場中的競爭力，滿足市場中買方不斷變化的需求，從而促進出口產品質量的提升。另一方面，高水平的人力資本可以通過國際化知識外溢的方式快速學習國際先進技術，從而推動技術進步，發揮企業發展過程中的后發優勢。在全球化背景下，高水平的人力資本可以通過國家和地區間的知識外溢，以最快的速度吸收最新研究成果和管理經驗，并在此基礎上作出改進，從而推動技術進步，促進出口產品質量提升。然而，融資約束的存在會導致人力資本投入減少，進而抑制高技能勞動力主導的自主創新和高水平人力資本對新技術的吸收，不利于出口產品質量提升。

其次，分析人力資本自身的作用機制。一是更復雜、更高技術難度的生產活動需要有相對應的高素質勞動力與之匹配。在生產過程中，高水平的人力資本直接促成了高質量產品的生產，降低了生產過程中的差錯率，可直接促進企業出口產品質量的提升。二是人力資本水平提高可促進其他投入要素效率的提升。高素質勞動力可以使人力資本與所投入的其他要素高效結合，最大限度地利用各種投入要素的內在價值，促進出口產品質量的提升。三是人力資本結構改善有助于不同技能的勞動力發揮各自的比較優勢。這不僅可有效降低企業的生產經營成本，而且可提升企業在研發、生產和管理等環節的效率，從而提升企業出口產品質量。然而，融資約束的存在會導致人力資本投入減少，進而抑制人力資本的積極效應，不利于出口產品質量提升。

基于上述分析，本文提出如下假設：

H3：融資約束通過影響企業人力資本投入，對出口產品質量的提升產生抑制作用。

三、實證分析

(一)測算方法

1.出口產品質量的測算方法

本文的討論基于企業產品質量異質性分析，在企業產品質量異質性模型框架下，借鑒施炳展(2014)的方法測算出口產品質量。

從企業層面而言，企業i在t年對m國的出口數量為：

(1)

其中，pimt是企業i在t年對m國的出口產品價格，λimt是企業i在t年對m國的出口產品質量，σ是產品種類間的替代彈性，Emt是m國消費者在t年的總支出，Pmt是m國在t年的價格指數。對模型(1)兩邊取自然對數，整理后可得：

lnqimt=χmt-σlnpimt+εimt

(2)

其中，χmt=lnEmt-lnPmt表示進口國-時間虛擬變量，隨時間和進口國變化而變化；lnpimt表示企業i在t年對m國的出口產品價格的對數形式，εimt=(σ-1)lnλimt是包含產品質量信息的殘差項。模型(2)是針對某一產品的回歸方程，即本文的計算在產品層面進行，控制了產品技術復雜度等特征。模型(2)的估計結果仍不夠準確，原因在于其既沒有考慮產品種類多樣化，也沒有考慮產品價格與產品質量之間的內生性問題。因此，一方面，借鑒Khandelwal(2010)的方法，引入企業國內市場需求規模；另一方面，借鑒Nevo(2001)的方法，利用該企業在其他市場上產品的平均價格作為在m國出口產品價格pimt的工具變量。在考慮產品種類和內生性后對模型(2)進行回歸分析，根據回歸分析結果，通過模型(3)定義出口產品質量：

(3)

對模型(3)的質量指標進行標準化處理，得到：

(4)

其中，r-quality表示經過標準化處理后的出口產品質量；min和max分別表示最小值和最大值，其中r-quality在0與1之間，且不存在測度單位。以此為基礎，根據企業i對m國的出口額加權后得到企業出口產品質量指標qualityit。

2.融資約束的測算方法

融資約束的定量測算一直是實證分析過程中的一個難點，現有文獻通過綜合指標、單一財務指標等方式對企業的融資約束進行了定量刻畫。考慮到內源融資約束和外源融資約束對出口產品質量的影響，本文參考張杰等(2013)的做法，采用企業現金流指標衡量企業的內源融資約束，以“企業現金流/企業總資產”來度量；采用企業流動性指標衡量企業的外源融資約束，以“(企業流動資產-企業流動負債)/企業總資產”來度量。由此計算出的內源融資約束和外源融資約束指標越大，表示企業面臨的融資約束越弱。

(二)模型構建

為了考察融資約束如何影響中國信息技術行業的企業出口產品質量，首先設定基礎模型如下：

qualityit=α0+α1infinit+α2Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(5)

qualityit=β0+β1exfinit+β2Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(6)

其中，qualityit是被解釋變量，代表企業i在t年的出口產品質量。本文分別構建了內源融資約束指標和外源融資約束指標，其中infinit表示內源融資約束，exfinit表示外源融資約束。Xit是關于企業層面的其他控制變量，主要涵蓋企業補貼收入、企業年齡、企業生產率、企業利潤率等企業特征。由于出口產品質量可能受到經濟周期和供求變化的影響，模型(5)和模型(6)中控制了年份固定效應；由于可能存在影響出口產品質量的企業層面、產品層面不可觀測的個體因素，模型(5)和模型(6)中控制了企業固定效應和產品固定效應；由于出口產品質量可能會受到目的國的影響，模型(5)和模型(6)中控制了目的國固定效應。λt是年份固定效應，λi和λp分別是企業固定效應和產品固定效應，λs是目的國固定效應，εit是隨機誤差項。

(三)變量說明與數據來源

本文的被解釋變量為信息技術行業上市公司的出口產品質量，用quality表示。本文采用Khandelwal(2010)、Hallak & Schott(2011)、Hallak & Sivadasan(2013)事后推理的思想，在測算方法上借鑒施炳展(2014)、施炳展和邵文波(2014)的做法，建立相應的計量回歸方程。本文的解釋變量為融資約束，采用企業現金流指標衡量企業的內源融資約束，用infinit表示；采用企業流動性指標衡量企業的外源融資約束，用exfinit表示。

影響出口產品質量的因素較多，為了更好地考察融資約束對信息技術行業出口產品質量的影響，本文納入如下四個控制變量：(1)企業補貼(lnsubsidy)，采用企業補貼收入的對數值來度量；(2)企業年齡(lncompanyage)，采用當年年份與企業成立年份的差值加1，然后取對數值來度量；(3)企業生產率(lnefficiency)，采用企業總產出與員工人數之比的對數值來度量；(4)企業利潤率(profit)，采用企業凈利潤與銷售收入之比來度量。

本文使用的數據來源于2006—2015年海關貿易數據庫和萬得(Wind)數據庫，前者提供了企業產品層面的出口信息，后者提供了中國上市公司的企業財務數據。本文對信息技術行業的界定采用的是國證指數行業分類(1)國證指數行業分類是深圳證券信息有限公司(深交所全資子公司)為服務于投資需要設立的行業分類標準，該標準借鑒了國內外主要行業分類標準，充分考慮了中國經濟的發展階段及中國證券市場結構的特點。，其中的信息技術行業包括軟件與服務、技術硬件與設備、半導體。具體而言，軟件與服務包括互聯網軟件與服務、信息技術服務、軟件；技術硬件與設備包括電腦與外圍設備、電子設備及服務、電子元器件、光電子器件；半導體主要包括集成電路和分立器件。

(四)實證結果及分析

1.變量的描述性統計

對被解釋變量、解釋變量和控制變量進行描述性統計，從總體上分析各變量的數值特征，結果如表1所示。

表1 變量的描述性統計

由表1可知，對出口產品質量進行標準化處理后的均值為0.55，最大值和最小值分別為0.90和0.16；內源融資約束的均值為0.05，最大值和最小值分別為0.89和-0.36；外源融資約束的均值為0.38，最大值和最小值分別4.61和0.01；企業補貼的均值為16.21，最大值和最小值分別為20.77和8.29；企業年齡的均值為2.65，最大值和最小值分別為4.04和1.39；企業生產率的均值為13.48，最大值和最小值分別為16.40和11.32；企業利潤率的均值為0.07，最大值和最小值分別為1.24和-8.91。

2.基準回歸結果分析

由于本文選取的是上市公司與海關數據匹配而來的非平衡面板數據，融資約束指標為年份-企業層面的數據，出口產品質量為年份-企業-產品-目的國層面的數據，采用多維固定效應固定年份、企業、產品和目的國并逐步引入企業特征相關控制變量進行基準回歸分析。內源融資約束和外源融資約束影響中國信息技術行業出口產品質量的基準回歸分析結果分別如表2和表3所示。

表2 內源融資約束影響中國信息技術行業出口產品質量的基準回歸分析結果

(續表)

在表2中，列(1)為固定年份、企業、產品、目的國的情形下，圍繞內源融資約束指標對中國信息技術行業出口產品質量的影響展開回歸分析，回歸系數為0.0382，且在1%的顯著性水平下顯著。列(2)至列(5)逐步引入企業補貼收入、企業年齡、企業生產率、企業利潤率等控制變量。

在關鍵解釋變量方面，infin是指企業內源融資約束情況，使用企業現金流/企業總資產來度量。企業內源融資約束指標的值越小，表示企業面臨的融資約束越強，按照前文的理論分析，此時出口產品質量會越低，故回歸系數的預期符號為正。表2各列內源融資約束指標的系數在1%的顯著性水平下為正，且差異不大，說明內源融資約束會抑制中國信息技術行業出口產品質量的提升。

在控制變量方面，企業補貼收入、企業年齡、企業生產率和企業利潤率均顯著為正，這與有關出口產品質量影響因素的研究結果基本保持一致，說明補貼收入越高、成立時間越久、生產率越高、利潤率越高的企業，其出口產品質量也越高。

表3 外源融資約束影響中國信息技術行業出口產品質量的基準回歸分析結果

(續表)

在表3中，列(1)為固定年份、企業、產品、目的國的情形下，圍繞外源融資約束指標對中國信息技術行業出口產品質量的影響展開回歸分析，回歸系數為0.0221，且在1%的顯著性水平下顯著。列(2)至列(5)逐步引入企業補貼收入、企業年齡、企業生產率、企業利潤率等控制變量。

在關鍵解釋變量方面，exfin是指企業外源融資約束情況，使用“(企業流動資產-企業流動負債)/企業總資產”來度量。企業外源融資約束指標的數值越小，表示企業面臨的融資約束越強，按照前文的理論分析，此時出口產品質量會越低，故回歸系數的預期符號為正。表3各列外源融資約束指標的系數顯著為正，說明外源融資約束會抑制中國信息技術行業出口產品質量的提升。在控制變量方面，企業補貼收入、企業年齡、企業生產率和企業利潤率均顯著為正，這與表2中的回歸分析結果基本保持一致。

3.分樣本回歸結果分析

中國各地區經濟發展水平及信息技術行業發展狀況存在較大差異，且企業經營環境和市場競爭程度不同，這些因素均可能影響企業融資能力。為了更好地分析不同地區內源融資約束和外源融資約束對信息技術行業出口產品質量的影響，按照東部地區、中部地區、西部地區(2)按照國家統計局的劃分，東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西、海南12個省份；中部地區包括山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南9個省份；西部地區包括重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆10個省份。進行分樣本回歸分析。與基準回歸分析類似，進行分樣本回歸分析時控制了年份、企業、產品、目的國固定效應，不同地區的內源融資約束和外源融資約束影響信息技術行業出口產品質量的回歸分析結果如表4所示。

表4 不同地區的內源和外源融資約束影響信息技術行業出口產品質量的回歸分析結果

(續表)

由表4可以看出，東部地區內源融資約束對信息技術行業出口產品質量的影響在5%的顯著性水平下為正，而中部地區和西部地區的內源融資約束對信息技術行業出口產品質量的影響不顯著，這說明內源融資約束對信息技術行業出口產品質量提升的抑制作用主要集中在東部地區。東部地區外源融資約束對信息技術行業出口產品質量的影響在1%的顯著性水平下為正，而中部地區和西部地區的外源融資約束對信息技術行業出口產品質量的影響不顯著，這說明外源融資約束對中國信息技術行業出口產品質量提升的抑制作用主要集中在東部地區。由于中國信息技術行業上市公司主要集中在東部地區，中部地區和西部地區樣本量相對較少，占總樣本量的比重僅為約7%，這也是造成中部地區、西部地區的內源融資約束指標和外源融資約束指標的系數不顯著的原因之一。

考慮到基準回歸分析過程中可能存在指標測度不準確、模型的結論只在特定的情況成立等問題，本文將進行一系列穩健性檢驗，表5報告了穩健性檢驗結果。

表5 穩健性檢驗結果

(續表)

為避免用固定替代彈性計算出的中國信息技術行業出口產品質量不夠準確這一問題，在此用各國產品替代彈性的平均值計算該行業出口產品質量。表5列(1)和列(2)為更換出口產品質量計算公式中的替代彈性后的回歸分析結果；列(3)和列(4)為對中國信息技術行業出口產品質量進行縮尾5%處理后的回歸分析結果；列(5)和列(6)為對內源融資約束指標和外源融資約束指標進行縮尾5%處理后的回歸分析結果。回歸分析結果均顯示，內源融資約束指標和外源融資約束指標的系數依然顯著為正，這表明前述實證分析結論是穩健的。

(五) 機制檢驗

為了檢驗融資約束會通過何種渠道對中國信息技術行業出口產品質量產生影響，本文分別從企業研發投入和企業人力資本投入兩個方面檢驗融資約束如何間接影響該行業出口產品質量。

1.企業研發投入的中介效應檢驗

為了檢驗融資約束是否會通過企業研發投入渠道影響信息技術行業出口產品質量(H2)，建立模型(7)至模型(10)，其中模型(7)和模型(8)是為了驗證內源融資約束是否會通過企業研發投入渠道影響中國信息技術行業出口產品質量，模型(9)和模型(10)是為了驗證外源融資約束是否會通過企業研發投入渠道影響中國信息技術行業出口產品質量。

resit=α01+α11infinit+α31Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(7)

qualityit=α02+α12infinit+α22resit+α32Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(8)

resit=β01+β11exfinit+β31Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(9)

qualityit=β02+β12exfinit+β22resit+β32Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(10)

其中，resit是企業研發投入變量，用企業研發投入金額表示并進行標準化處理，其他變量含義與模型(5)和模型(6)相同。

以內源融資約束是否通過企業研發投入渠道影響信息技術行業出口產品質量為例，進行中介效應檢驗。根據溫忠麟等(2004)的方法，對于是否存在中介效應，代表性的檢驗步驟是：第一步，檢驗前述模型(5)中系數α1是否顯著，如果顯著，則繼續進行第二步的檢驗；第二步，分別檢驗模型(7)和模型(8)中的系數α11和α22，如果都顯著，說明內源融資對信息技術行業出口產品質量的影響至少有一部分是通過中介變量實現的；第三步，檢驗模型(8)中系數α12，其不顯著可說明融資約束對信息技術行業出口產品質量的影響是完全中介過程，如果顯著，則可說明融資約束對信息技術行業出口產品質量的影響是部分中介過程。

表6報告了檢驗結果，其中列(1)和列(2)是對基準模型即模型(5)和模型(6)的估計結果；列(3)和列(4)是對模型(7)和模型(8)的估計結果；列(5)和列(6)是對模型(9)和模型(10)的估計結果。

表6 企業研發投入渠道的中介效應檢驗

在表6中，列(1)內源融資約束的系數在1%的顯著性水平下為正，列(3)內源融資約束的系數在1%的顯著性水平下為正，列(4)企業研發投入的系數在1%的顯著性水平下為正，且列(4)內源融資約束的系數在5%的顯著性水平下為正，這可初步說明企業研發投入是內源融資約束影響中國信息技術行業出口產品質量的部分中介變量，即內源融資約束的緩解可顯著提升企業研發投入，從而提升中國信息技術行業出口產品質量。另外，列(2)外源融資約束的系數在5%的顯著性水平下為正，列(5)外源融資約束的系數在1%的顯著性水平下為正，列(6)企業研發投入的系數在1%的顯著性水平下為正，但列(6)外源融資約束的系數不顯著，說明這是一個完全中介過程，即企業研發投入是外源融資約束影響中國信息技術行業出口產品質量的中介變量。

2.企業人力資本投入的中介效應檢驗

為了檢驗融資約束是否會通過人力資本投入渠道影響信息技術行業出口產品質量(H3)，建立模型(11)至模型(14)。其中，模型(11)和模型(12)是為了驗證內源融資約束是否會通過企業人力資本投入渠道影響中國信息技術行業出口產品質量，模型(13)和模型(14)是為了驗證外源融資約束是否會通過企業人力資本投入渠道影響中國信息技術行業出口產品質量。

hcapit=α03+α13infinit+α33Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(11)

qualityit=α04+α14infinit+α24hcapit+α34Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(12)

hcapit=β03+β13exfinit+β33Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(13)

qualityit=β04+β14exfinit+β24hcapit+β34Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(14)

其中，hcapit是企業人力資本投入變量，用企業當年人均薪資的對數值表示，其他變量含義與式(5)和式(6)相同。

表7報告了檢驗結果，其中列(1)和列(2)是對基準模型即模型(5)和模型(6)的估計結果；列(3)和列(4)是對模型(11)和模型(12)的估計結果；列(5)和列(6)是對模型(13)和模型(14)的估計結果。

表7 人力資本渠道的中介效應檢驗

(續表)

在表7中，列(1)內源融資約束的系數在1%的顯著性水平下為正，列(3)內源融資約束的系數在1%的顯著性水平下為正，列(4)企業人力資本投入的系數在10%的顯著性水平下為正，且內源融資約束的系數在5%的顯著性水平下為正，這可初步說明企業人力資本投入是內源融資約束影響中國信息技術行業出口產品質量的部分中介變量，即內源融資約束的緩解可顯著提升企業人力資本投入，從而提升中國信息技術行業出口產品質量。由于列(5)外源融資約束的系數與列(6)企業人力資本投入的系數乘積為負，與列(6)外源融資約束的系數符號不同，故不能說明企業人力資本投入是外源融資約束影響中國信息技術行業出口產品質量的中介變量。

四、結論與對策建議

本文從理論上分析了融資約束對出口產品質量的影響機制，分別測算了中國信息技術行業內源融資約束、外源融資約束和出口產品質量，并基于2006—2015年中國信息技術行業上市公司的非平衡面板數據，運用多維固定效應模型檢驗了融資約束對中國信息技術行業出口產品質量的影響。研究表明，融資約束對中國信息技術行業出口產品質量的提升存在明顯的抑制作用。不論是內源融資約束還是外源融資約束，均在一定程度上抑制了中國信息技術行業出口產品質量的提升；通過對中國東部地區、中部地區和西部地區的分樣本回歸分析發現，融資約束對中國不同地區信息技術行業出口產品質量提升的抑制作用存在一定的異質性，即東部地區的融資約束對信息技術行業出口產品質量提升的抑制作用更為明顯，中部地區和西部地區的融資約束對信息技術行業出口產品質量的影響并不顯著，這表明在經濟發展水平不同的地區，中國信息技術行業出口產品質量對融資約束的敏感程度不同。中介效應分析發現，內源融資約束和外源融資約束的緩解會通過提高企業研發投入間接提升中國信息技術行業的出口產品質量，內源融資約束的緩解會通過提高企業人力資本投入間接提升中國信息技術行業的出口產品質量。

當前，中國制造業出口產品質量仍然存在較大的提升空間。為了促進中國信息技術行業的出口產品質量提升，本文提出如下對策建議：第一，政府有必要拓寬企業融資渠道，激發企業發展的內在動力。本文的實證研究表明，融資約束會抑制中國信息技術行業出口產品質量的提升，而提升出口產品質量是中國建設貿易強國的關鍵舉措。因此，政府有必要拓寬企業融資渠道，完善融資體系建設，切實降低企業融資成本，更好地緩解信息技術企業“融資難”問題。第二，信息技術企業自身要合理配置資金，提高資金使用效率。信息技術企業在分配企業資金時，需要將企業研發投入和人力資本投入放在重要位置，以進一步提升企業創新能力，從而提升出口產品質量。第三，政府要因地制宜，制定符合地區發展階段的產業政策。本文實證研究表明，東部地區、中部地區和西部地區的融資約束對信息技術行業出口產品質量的影響存在較大差異，且東部地區融資約束對該行業出口產品質量提升的抑制作用比中部地區和西部地區更為明顯。因此，政府在進行產業扶持或制定政策緩解企業融資約束時，需要考慮不同地區產業發展的差異性，因地制宜地制定符合信息技術行業發展特征的政策。