一、引言与文献评述

改革开放以来，中国不断提升开放型经济水平，依靠国内的劳动力成本优势，积极参与国际分工，并以此为基础实现了“大进大出”的贸易格局，2013年中国成为第一货物贸易大国。然而，巨大成就的背后也暗藏一些隐忧，中国产品长久以来“低质低价”的国际形象依然没有改变，而随着我国经济体量的不断增大和经济发展水平的不断上升，劳动力成本优势正在逐步渐丧失，同时随着国际原材料价格的不断上涨，我国赖以生存的竞争优势来源正遭遇越来越严峻的挑战。如何构建基于劳动力成本优势之外的比较优势，从“大进大出”向“优进优出”转变，是实现贸易可持续发展的关键。提升企业出口产品质量是突破现有困境的重要途径，出口产品质量的提升能够带动企业国际品牌的构建，在严峻的国际竞争中树立自身的核心竞争力。

企业参与出口能够显著提升企业的创新水平已经得到越来越多文献的验证(Grossman and Helpman, 1991；Acemoglu，2009；Aghion et al., 2018)，但是企业的出口行为并不是简单的进入和退出，还面临着市场参与程度的调整和出口产品质量的选择，因而研究企业出口产品质量也是研究企业出口行为的重要方面。企业参与国际贸易的最大阻碍来自于贸易成本，特别是在贸易自由化遭受严重挑战的今天，深入分析贸易成本变化的微观影响能够让我们对企业出口行为有更深刻的认识。与本文研究内容相关的文献主要包括两方面：

一是企业出口产品质量的测度及其影响因素。如何准确测度企业出口产品质量是研究的基础，目前，用以测度企业出口产品质量的方法主要有以下几种：一是代理变量法，此方法主要通过可观察变量作为产品质量的代理变量，比如Hallak and Sivadasan(2013)采用企业是否拥有ISO9000质量体系的虚拟变量代理企业产品质量，该方法只能将产品质量区分为高产品质量和低产品质量，并不能完全刻画产品质量的细微差异；二是单位价值法，该方法采用企业产品单位价值作为企业出口产品质量的代理变量(Manova and Zhang, 2012；李坤望等，2013)，该方法忽略了单位价值中其他因素的影响，比如生产成本、市场势力等因素；三是需求残差法，其理论依据是在产品价格相同情况下，市场占有率越高的产品，质量越高，需求残差法能够较好地弥补单位价值法的缺陷(Piveteau and Smagghue, 2013)，施炳展等(2013)、施炳展、邵文波(2014)、张杰等(2015)都通过需求残差法测度了中国企业出口产品质量。影响企业出口产品质量的因素众多，比如：补贴(李秀芳等，2013)、出口规模(殷德生，2011)、融资约束、政府补贴(张杰，2015)、中间品进口以及制度环境(邓国营等，2018)等对企业出口产品质量都有显著的影响。

二是关于贸易自由化对企业的影响。贸易成本和贸易自由化如同一个硬币的两面，贸易自由化受阻则说明企业面临的贸易成本上升，反之，亦然。关于贸易自由化对企业影响的研究主要集中在以下几方面：一是贸易自由化对企业生产率的影响。Krugman(1987)发现贸易自由化会压缩本土企业的市场份额，进而导致国内企业的不能实现规模经济，因此可能阻碍生产率的增长；Amiti and Konings(2007)则认为进口竞争会具有生产率促进效应；Hu and Liu(2014)则认为贸易自由化既有生产率抑制效应，又有生产率促进效应；刘啟仁、黄建忠(2016)采用中国工业企业数据发现贸易自由化在初期抑制了存活企业对生产率进步的贡献幅度，但其后的“竞争激励效应”又提升了存活企业的生产率贡献幅度。二是贸易自由化对企业加成率的影响。Melitz and Ottaviano(2008)通过模型发现贸易自由化会导致企业加成率下降；Lu and Yu(2015)发现中国加入WTO之后，制造业企业的加成率分散度在减小；余淼杰、袁东(2016)发现外国关税和投入品关税的下降会带来企业加成率的上升，而本国最终品关税的下降会促使企业加成率降低；宗慧隽、范爱军(2018)发现最终品贸易自由化降低了企业加成率，中间品贸易自由化提高了企业加成率。三是贸易自由化对企业出口产品质量的影响。Helble and Okubo(2008)发现随着贸易成本的增加，只有更高质量的产品参与国际贸易，这与AA理论(Alchian and Allen, 1972)的结论一致。Dinopoulos and Unel(2013)发现贸易伙伴数增加将使出口产品质量的临界值提高，但是运输成本或者国外市场进入成本的降低会使出口产品质量的临界值下降。Amiti and Khandelwal(2013)的研究发现对于那些靠近世界前沿质量水平的出口产品，关税减让能促进其质量升级，而对于那些远离前沿水平的出口产品，关税减让反而会阻碍其质量升级；刘晓宁、刘磊(2015)采用中国企业数据也证明了该结论，认为贸易自由化对靠近世界前沿的企业产品质量升级具有积极效应，即“规避竞争效应”，而对远离世界前沿的企业产品质量升级具有消极影响，即“气馁效应”；汪建新(2014)采用省际层面数据则得到与此类似的结论；殷德生(2011)以中国入世作为考察时间节点，发现单位贸易成本的下降、出口规模的增加以及贸易伙伴国经济规模的扩大都显著地促进着中国出口产品质量的提升。

从现有文献看，当前关于贸易成本(贸易自由化)对企业出口产品质量的研究并没有形成统一的结论，理论研究大都支持贸易成本上升会促进出口产品质量提升(Helble and Okubo, 2008；Alchian and Allen, 1972)，但是实证结果却往往支持贸易成本上升会降低出口产品质量，没有为理论与实证的脱节提供更多的解释；其次，对于相关变量的准确测度也是关于贸易成本对企业出口产品质量影响研究的重要保障，现有研究对于企业出口产品质量的处理还相对粗糙，多数文献使用单位价值法衡量企业出口产品质量，这会对于相关结论的可靠性产生疑问。正是基于研究现状，本文从研究贸易成本影响企业出口产品质量的微观机制入手，将企业创新行为纳入到模型分析，能够为理解贸易成本对企业出口产品质量的影响提供新的洞见。

本文的主要工作有：一是在Antoniades(2015)模型基础上，将企业创新行为纳入模型分析，从理论上构建贸易成本影响企业出口产品质量的微观机制，发现贸易成本上升对企业出口产品质量同时存在生产率门槛效应和创新抑制效应；二是企业出口产品质量的测度更加准确。基于中国海关数据库，运用需求残差法测度了企业-目的国-贸易方式-年份-hs8位码产品层面的出口产品质量; 三是基于Tariff Download Facility数据库和中国海关数据库，构建了企业层面的贸易成本; 四是使用Sobel(1982)的中介效应模型，检验了贸易成本影响企业出口产品质量的中介机制。

二、理论模型 (一) 封闭模型

本文参考Antoniades(2015)模型，将产品质量引入消费者效用函数，探讨开放条件下，贸易成本对企业出口产品质量的影响。代表性消费者效用函数为：

$ U = {q_0}^c + \alpha \int\limits_{i \in \Omega } {{q_i}^cdi + \beta } \int\limits_{i \in \Omega } {{\lambda _i}{q_i}^cdi} - \frac{1}{2}\gamma \int\limits_{i \in \Omega } {{{({q_i}^c)}^2}di} - \frac{1}{2}\eta {(\int\limits_{i \in \Omega } {{q_i}^cdi} )^2} $

(1)

其中，q₀^c为非差异产品消费量，q_i^c为差异产品i的消费量；λ_i为企业的产品质量。参数α衡量消费者从差异化产品消费中获得的效用，β衡量消费者对质量的偏好，γ衡量非标准化产品的差异程度，当γ=0时，产品完全替代；η衡量标准化产品与非标准化产品的替代弹性，η越小，消费者对差异化产品需求越大。

根据效用最大化原理，可以得到企业的价格p_i^c和总需求为：

$ \alpha + \beta \ {\lambda _i} - \gamma \ {q_i}^c - \eta \ {(\int\limits_{i \in \Omega } {{q_i}^cdi} )^2} = {q_i}^c $

(2a)

$ {q_i}^c = \frac{L}{\gamma }\left( {\alpha + \beta \ {\lambda _i} - \eta \ {Q_i}^c - {q_i}^c} \right) $

(2b)

其中，L为市场规模，$Q_{i}^{c}={{\left(\int\limits_{i\in \Omega }{q_{i}^{c}di} \right)}^{2}}$为总的需求量。

假定计价商品是完全竞争市场，生产1单位计价商品需要1个单位的劳动，则劳动工资为1。差异化产品是不完全竞争市场，企业进入市场采用Melitz(2003)的设定方式，企业首先要付出沉没成本f_E，才能知道自己的边际成本c。c是服从G(c)分布的随机变量，其定义域为[0, c_M]。c衡量了厂商的生产率，c越低，厂商的生产率越高。

企业可以通过创新来提升企业产品质量，企业的产品质量创新函数为：

$ \lambda = {\theta _i}\ {\theta _h}{({I_{it}})^{\frac{1}{2}}} $

(3)

I_it为企业创新投入，考虑到企业产品质量提高存在边际效率递减效应，因此对I_it进行开方处理；θ_i为企业的创新能力，刻画企业层面的创新能力异质性，随着企业创新能力增强，单位创新投入下，企业产品质量提升越高；θ_h为行业创新异质性，随着行业创新能力增加，企业单位创新投入对产品质量的提升也越大。在包含创新行为下，企业的总成本函数为：

$ T{C_i} = {q_i}^c{c_i} + {\left[ {\left( {\frac{1}{{{\theta _i}{\theta _h}}}} \right)\lambda } \right]^2} $

(4)

其中c_i表示厂商的边际成本，${{\left[ \left(\frac{1}{{{\theta }_{i}}{{\theta }_{h}}} \right)\lambda \right]}^{2}}$为企业用于产品质量创新的成本。可以得到企业利润函数为：

$ {\pi }(c,\lambda ) = \frac{L}{{4\gamma }}{(\alpha - \eta {Q_i}^c - c + \beta \lambda )^2} - {\left[ {\left( {\frac{1}{{{\theta _i}{\theta _h}}}} \right)\lambda } \right]^2} $

(5)

由企业利润函数，可得利润最大化时，企业的最优产品质量为：

$ \lambda = \phi (\alpha - \eta {\kern 1pt} {Q_i}^c - c),{\rm{ 其中 }}\phi = \frac{{L\beta }}{{4\gamma [{{({\theta _i}{\theta _h})}^{ - 2}}] - L{\beta ^2}}} $

(6)

ϕ为企业的质量升级系数，令c_D≡α-ηQ_i^c为企业存活成本的临界点，当企业的c高于c_D时，企业将会退出市场，企业的最优产品质量可以化简为：

$ \lambda = \phi ({c_D} - c) $

(7)

将c_D和λ带入式(2)、式(5)，可将企业的价格、产品、利润函数化简为：

$ {p(c,\lambda ) = \frac{1}{2}({c_D} + c) + \frac{1}{2}\beta \phi ({c_D} - c)} $

(8a)

$ {q(c,\lambda ) = \frac{L}{{2\gamma }}(1 + \beta \phi )({c_D} - c)} $

(8b)

$ {\mathit{\pi }(c,\lambda ) = \frac{L}{{4\gamma }}(1 + \beta \phi ){{({c_D} - c)}^2}} $

(8c)

企业的自由进入条件为期望利润等于进入市场支付的参与成本。

$ {f_E} = \int\limits_0^{cD} {{\pi }(c,\lambda )dG(c)} = \frac{L}{{4\gamma }}(1 + \beta \phi )\int\limits_0^{cD} {{{({c_D} - c)}^2}dG(c)} $

(9)

进一步假设c服从帕累托分布，即$G(c)={{\left(\frac{c}{{{c}_{M}}} \right)}^{h}}$，可以解得行业的进入门槛为：

$ {c_D} = {\left[ {\frac{{2\gamma {C_M}^k{f_E}(k + 1)(k + 2)}}{{L(1 + \beta \phi )}}} \right]^{\frac{1}{{k + 2}}}} $

(10)

从式(10)可以看出，进入成本f_E越高，市场规模L越小，行业的进入门槛会越高，允许生存的最大生产成本越低。下面讨论开放条件下，企业的出口产品质量选择。

(二) 开放模型

在开放条件下，企业可以向国外出口商品，商品在跨国流动时存在贸易成本，贸易成本采用冰山成本方式设定，1单位产品到达国外市场，需要生产τ>1单位产品。

开放条件下，我们假定行业的进入门槛为c_D′，当企业生产率c_D′ < c时，企业将会退出行业；当$\frac{c_{D}^{\prime }}{\tau } <c <c_{D}^{\prime }$时，企业只会面向国内生产；当$\frac{c_{D}^{\prime }}{\tau }>c$时，企业将同时面向国内和国际市场生产。可以得到，对于出口企业的国外价格、出口量、国外利润和最优出口产品质量分别为：

$ {{p^E}(c,\lambda ) = \frac{1}{2}({c_D}^\prime + \tau c) + \frac{1}{2}\beta {\phi ^\prime }({c_D}^\prime - \tau c)} $

(11a)

$ {{q^E}(c,\lambda ) = \frac{{{L^\prime }}}{{2\gamma }}(1 + \beta {\phi ^\prime })({c_D}^\prime - \tau c)} $

(11b)

$ {{\pi ^E}(c,\lambda ) = \frac{{{L^\prime }}}{{4\gamma }}(1 + \beta {\phi ^\prime }){{({c_D}^\prime - \tau c)}^2}} $

(11c)

$ {\lambda _{open}^* = \frac{{L\beta ({c_D}^\prime - c) + {L^\prime }\beta ({c_D}^\prime - \tau c)}}{{4\theta \gamma - (L + {L^\prime }){\beta ^2}}}} $

(11d)

其中，L′为国外市场规模，${{\phi }^{\prime }}=\frac{{{L}^{\prime }}\beta }{4\gamma {{({{\theta }_{i}}{{\theta }_{h}})}^{-2}}-{{L}^{\prime }}{{\beta }^{2}}}$，开放条件下，企业的自由进入条件为：

$ {{f_E} = \int\limits_0^{c{D^\prime }} {\pi (c,\lambda )dG(c)} + \int_0^{\frac{{c{D^\prime }}}{\tau }} {{\pi ^\prime }} (c,\lambda )dG(c)} $

(12)

同样假定c服从帕累托$G(c)={{\left(\frac{c}{{{c}_{M}}} \right)}^{k}}$分布，可以得到开放条件下企业的进入门槛为：

$ {{c_D}^\prime = {{\left[ {\frac{{2\gamma {C_M}^k{\tau ^k}{f_E}(k + 1)(k + 2)}}{{{\tau ^k}L(1 + \beta \phi ) + {L^\prime }(1 + \beta {\phi ^\prime })}}} \right]}^{\frac{1}{{k + 2}}}}} $

(13)

易得$\frac{\partial c_{D}^{\prime }}{\partial \tau }>0$，即随着贸易成本的上升，企业所处行业的国内进入门槛c′_D增大，即企业生存的最低生产率降低。由(11d)可得，贸易成本上升对企业产品质量的影响为：

$ {\lambda _{open}^* = \frac{{L\beta ({c_D}^\prime - c) + {L^\prime }\beta ({c_D}^\prime - \tau c)}}{{4\theta \gamma - (L + {L^\prime }){\beta ^2}}} = \frac{{\beta (L + {L^\prime }){c_D}^\prime - \beta (Lc + {L^\prime }\tau c)}}{{4\theta \gamma - (L + {L^\prime }){\beta ^2}}}} $

(14)

命题：由式(11d)、(13)、(14)可知，贸易成本变化对企业出口产品质量具有两重效应。一方面，贸易成本上升会提高行业生存的临界生产成本c_D′，降低国内企业的生产率进入门槛，放大在位出口企业的生产率优势(即c_D′－c扩大)，提升企业出口产品质量，我们称这种效应为生产率门槛效应，这种效应对应着AA理论的出口产品质量选择效应，即随着贸易成本增加，出口产品质量提升；另一方面，随着贸易成本τ上升，企业的总出口量q^E(c, λ)会下降，出口总利润π^E(c, λ)会降低，这会降低企业创新行为，从而抑制出口产品质量提升^①，我们称这种效应为创新抑制效应。贸易成本对企业出口产品质量的影响是两种效应的净值，下文我们将运用中国微观企业数据检验相关结论。

① 体现在产品质量选择的第二项，-β(Lc+L′τc)会增大。

三、数据来源与模型设定 (一) 数据来源

本文的主要数据来自于三个数据库：

中国工业企业数据库：该数据库涵盖了中国所有的国有企业以及非国有企业中的“规模以上”(即总产值超过500万元)企业。包括了来自企业资产负债表、利润表及现金流量表中的多个变量并提供了关于企业法人代码、所有制、出口额、就业人数以及固定资产总额等方面的详细信息，能够用于求得企业的全要素生产率及其他控制变量。按照惯例对数据中的异常值进行了处理，主要包括删除了法人代码重复以及出口交货值、工业总产值、实际资本、员工数、中间投入、行业代码、地区代码、企业成立年份有缺失或有异常值的样本。

中国海关数据库：该数据库记载了每年通关的贸易企业的每一条进出口交易信息，包括企业税号、进出口产品的8位HS编码、进出口数量、价值、目的地(来源地)、贸易方式和交通运输方式等信息。通过这一数据库可以计算企业出口产品质量。

中国专利数据库：该数据库收录了中国自1985年以来全部发明专利、实用新型专利、外观设计专利三类专利的信息，包含了申请号、申请日、公开号、公开日、专利名称、摘要、分类号、申请人、发明人、地址、专利代理机构、代理人等信息，该数据库能够准确反映企业的创新行为，并且通过不同专利授权量，能够区分企业的创新质量。

参照田巍、余淼杰(2012)的方法实现中国工业数据库与中国海关数据库的合并，首先，直接采用企业名称对数据库进行合并，为了提高匹配成功率，删除企业名称中的特殊字符^①。其次，在此基础上，将没有匹配上的样本用企业所在地的邮政编码以及企业电话号码的后七位来识别两套数据库中相同的企业。再将合并后的数据与《中国专利数据库》通过企业名称进行匹配，最终得到我们使用的数据，该数据为2000-2007年的非平衡面板数据。

① 删除的字符包括：省、市、县、责任、有限、股份、集团、公司、厂；数字字符“0、1、2、3、4、5、6、7、8、9”，以及一些特殊符号“\”、“/”、“*”, “、”-“, ”、“(‘, ’‘、’)”、“&”、“, ”、“, ”、“?”、“？”等。

(二) 企业出口产品质量的测定

本文沿用Piveteau and Smagghue(2019)、Hallak and Sivadasan(2013)方法将产品质量引入消费者CES效用函数，可以得到消费者的需求量为：

$ { ln{\kern 1pt} {\kern 1pt} e{x_{dmfpt}} = - \sigma ln{\kern 1pt} {\kern 1pt} {p_{dmfpt}} + (\sigma - 1) ln{\kern 1pt} {\kern 1pt} {q_{dmfpt}} + (\sigma - 1) ln{\kern 1pt} {\kern 1pt} {P_{dt}} + ln{\kern 1pt} {\kern 1pt} {E_{dt}}} $

(15)

其中，ex_dmfpt为出口量，p_dmfpt为产品价格，q_dmfpt为产品质量，P_dt为出口目的国价格指数，E_dt为出口目的国消费总支出。从式(15)可以看出，影响消费者需求量的因素主要有产品价格、产品质量和总消费量，其中，由于σ>1，所以产品价格越高，消费者的需求量越低，产品质量越高，在其他条件一样的情况下，消费者的需求量越高，总消费量越大，对产品的需求量越高。通过控制目的国随时间变化的总价格指数和偏好等信息，将不可观察的产品质量信息计入残差项，可以得到式(16)的计量方程。根据中国海关数据数据库，我们可以估计出企业-出口国-贸易方式-时间-产品层面出口产品质量。

$ ln{\kern 1pt} {\kern 1pt} e{x_{dmfpt}} = - \sigma ln{\kern 1pt} {\kern 1pt} {p_{dmfpt}} + \alpha ln{\kern 1pt} gd{p_{dt}} + {\theta _f} + {\theta _t} + {\varepsilon _{dmfpt}} $

(16)

其中，lngdp_dt为出口目的国的市场规模，用以控制目的国随时间变动影响企业出口量的因素，θ_f和θ_t为企业个体效应和时间效应，ε_dmfpt为误差项。企业产品层面的出口产品质量可以表示为：

$ qualit{y_{dmfpt}} = \frac{{{{\hat \theta }_f} + {{\hat \theta }_t} + {{\hat \varepsilon }_{dmfpt}}}}{{\sigma - 1}} $

(17)

上述方法即为需求残差法，是目前运用最为广泛的求解微观层面出口产品质量的方法，但是在运用该方法时也存在一个问题，即直接进行OLS回归会有很严重的内生性问题，因为价格和出口量之间存在互为因果的关系，产品的价格影响其出口份额，价格越高，出口量越低；但同时，出口量又影响产品价格，出口量越大，企业的市场势力(market power)越大，越有能力制定更高的价格(Hallak and Sivadasan, 2013)。实际的回归也发现OLS方法存在较为严重的问题，估计出来的系数σ小于1，会出现价格一样的情况下，出口产品质量越高，需求量越低的悖论，因此采用OLS方法估计的出口产品质量不可靠。

为了解决回归中的内生性问题，寻找到产品价格的有效工具变量是关键，Khandelwal(2010)用单位运输成本作为价格的工具变量。Xu and Zhang(2012)用企业工资和生产率作为价格的工具变量，Piveteau and Smagghue(2019)采用企业中间品进口国真实汇率作为产品价格的工具变量，张杰等(2014)也采用类似方法获得工具变量。本文采用企业中间品进口国真实汇率作为工具变量，估计企业出口产品质量。由于不同行业产品的需求弹性存在较大差异，本文根据HS两位数分类，将所有的出口产品分为97类，分别得到97组价格弹性系数，估计出企业-出口国-贸易方式-年份-HS8位码层面产品质量。

再通过加总企业产品层面的出口产品质量，得到企业-年份的出口产品质量。

$ qualit{y_{ft}} = \frac{{\sum\limits_{d,p,m} E {X_{dmpft}}*{{\hat q}_{dmpft}}}}{{\sum\limits_{d,p,m} E {X_{dmpft}}}} $

(18)

(三) 企业创新的衡量

目前文献中，对于企业创新的衡量，主要采用中国工业企业数据库中的“研发费用支出”或“新产品产值”；研发支出反映了企业在新产品开发和维护方面所投入的资源(Soh，2010)。一般来说，企业研发投入越多创新成果也越多，但是创新投入和创新成果之间存在较大差异，一是创新投入转化为创新成果存在时滞，特别是对于发明创新这种耗时较长的创新，当前的创新投入不能很好衡量当前的创新成果；二是企业存在为了创新而创新的行为(黎文靖，2016)，在创新补贴政策下，很多企业研发投入不能真实反映企业创新程度。新产品产值直接反映了企业创新成果(Sengupta，1998)，但是很多企业为了满足政府创新需要，存在大量虚报新产品产值的行为，因此也不是很好衡量企业创新的变量。而且，在中国工业企业数据中这两个指标都存在年份缺失情形，因此本文不选择这两个指标衡量企业创新。

本文选用中国专利数据库中的专利授权数据衡量企业创新，该数据库收录了中国自1985年实施专利制度以来的全部发明专利、实用新型专利、外观设计专利三类专利全部信息，能够准确地反映企业创新行为，同时根据不同专利的难易程度也能很好区分企业创新质量。

(四) 企业层面贸易成本的测度

我们采用企业出口产品目的国的HS六位码关税衡量企业面临的贸易成本^①，首先通过Tariff Download Facility数据库的最惠国数据，得到各国HS6位码层面的进口关税，再根据非最惠国数据库，查找是否有对中国商品的更优惠关税，如果存在，则替换为非最惠国关税，以此求得中国出口产品在HS六位码层面在该国的最终关税水平。由于中国海关数据库是HS八位码，我们按海关数据库HS8位码的前6位与关税数据库进行匹配，得到企业-出口国-年份-HS六位码层面的关税水平，再以企业实际出口量为权重，加总得到企业层面的总体关税水平，以此衡量企业参与国际贸易的贸易成本。

① 宏观层面计算国家间贸易成本主要采用Novy(2013)方法，但是该方法计算的贸易成本为宏观层面，会导致所有企业出口到某一国的贸易成本都一样，不利于体现企业面临贸易成本的异质性，因此主体部分采用更微观的关税数据，用Novy(2013)方法计算的贸易成本作为稳健性检验。

(五) 计量模型设定

从理论模型看，贸易成本可以通过生产率门槛效应和创新抑制效应影响企业出口产品质量，为了检验贸易成本对企业出口产品质量的总体影响，构建如下回归模型：

$ qualit{y_{ft}} = \alpha + {\beta _1}{\rm{ }}tarif{f_{ft}} + \beta X + \varepsilon $

(19)

其中，quality_ft为企业出口产品质量，tariff_ft为企业层面的贸易成本，X为一组控制变量，主要包括：企业生产率对数值lntfp_ft，本文采用op法求得企业的生产率水平。企业的生产规模lnscale_ft，选取企业固定资产合计的对数值；中间产量投入lninput_ft，选取企业中间投入合计的对数值；企业获得补贴的情况lnsubsidy_ft，选取企业补贴收入的对数值。是否国有企业SOE，控制企业性质；企业年龄AGE；以及赫希曼-赫芬达尔指数HHI，衡量企业所处行业的市场竞争程度。同时，控制需求方面的因素，一般而言出口目的地人均收入越高，对高质量产品更偏好，因此采用企业出口目的地人均GDP的加权值lnrgdp_ft控制需求方面影响企业出口产品质量的因素。ε为随机项。本文主要变量的统计特征如表 1。

四、回归结果及讨论 (一) 基准回归结果

表 2是基准回归结果，其中模型(1)只控制了企业固定效应，模型(2)加入了企业生产率和企业规模方面的控制变量，模型(3)加入了更多企业层面的控制变量，模型(4)则在企业控制变量基础上再控制了行业、地区、年份的固定效应，模型(5)则加入了关税的二次项，分析贸易成本变化对企业出口产品质量的影响是否存在非线性关系。从回归结果看，不论采用何种回归模型，贸易成本上升都显著的降低了企业出口产品质量；同时，我们发现，贸易成本变化对企业出口产品质量的影响存在U型关系，即当贸易成本较低时，贸易成本的上升会降低企业出口产品质量，而当贸易成本较高时，贸易成本的上升会促进企业的出口产品质量提升。但是拐点值较大，只有少量企业面临的贸易成本大于该值。因此，总体上，贸易成本的上升会降低企业出口产品质量。

其他控制变量看，企业的生产率、生产规模、中间产品投入和获取补贴状况都会显著的提升企业的出口产品质量；而出口地收入水平对企业出口产品质量的影响与预期相反，这可能的原因是我国商品主要依靠成本优势而不是质量优势出口到欧美发达国家。

(二) 分要素密集度考察

贸易成本对不同类型企业的影响可能存在差异，对于出口企业而言，一个重要的异质性就是企业的要素密集度不同，本文将所有企业分为资本密集型企业和劳动密集型企业，分析贸易成本对企业出口产品质量的影响是否随着企业要素密集度不同而存在差异。为了区分资本密集型企业和劳动密集型企业，我们计算出了企业的要素密集度^①，并把位于前50%的企业定义为资本密集型企业，将位于后50%的企业定义为劳动力密集型企业，回归的结果见表 3。

① 要素密集度=固定资产/从业人数。

从不同要素密集度的回归结果看，对于不同要素密集度企业，贸易成本上升对企业出口产品质量的影响存在差异：贸易成本对劳动密集型企业出口产品质量的负向影响更大，接近于贸易成本对资本密集型产业影响的3倍。说明劳动密集型企业的出口产品质量更容易受到贸易成本上升的影响。

(三) 不同贸易方式的考察

加工贸易企业的大量存在也是我国企业异质性的重要方面，区分不同贸易类型，能够更好的理解贸易成本对不同类型企业出口产品质量的影响差异。将所有企业按照贸易方式区分为三类：一般贸易企业、混合贸易企业和加工贸易企业^②。

② 根据中国海关数据库，如果一个企业所有出口信息都是采用一般贸易方式，则定义为一般贸易企业，如果所有出口信息都采用加工贸易方式，则为加工贸易企业，如果既有一般贸易又有加工贸易方式，则为混合贸易企业。

从分贸易类型的回归结果可以发现：贸易成本对一般贸易企业的出口产品质量抑制作用较小，对混合贸易企业的出口产品质量抑制较大，而对纯加工贸易企业的出口产品质量抑制作用最大，几乎是一般贸易企业的6倍。这说明，由于加工贸易企业更依赖国际市场，出口产品质量更容易受到贸易成本的影响。

(四) 中介效应的检验

根据理论模型的预测，贸易成本上升对企业出口产品质量存在着生产率门槛效应和创新抑制效应，我们需要对相关作用机制进行检验。本文按照Sobel(1982)的中介效应模型，检验相关中介机制是否存在。如果中介变量是贸易成本影响企业出口产品质量的重要途径，那么需满足以下四个条件：一是贸易成本对企业出口产品质量的影响显著(19a)，二是中介变量会显著影响企业出口产品质量(19b)，三是贸易成本会显著影响中介变量(19c)，四是在考虑了中介变量对企业出口产品质量的影响后，贸易成本对企业出口产品质量的影响减弱甚至消失(19d)。

$ qualit{y_{ft}} = {\alpha _{10}} + {\beta _{10}}tarif{f_{ft}} + {\gamma _1}X + \varepsilon $

(19a)

$ qualit{y_{ft}} = {\alpha _{20}} + {\beta _{20}}{\rm{ }}inno{\rm{\_}}DU{M_{ft}}{\rm{/}}tfp{\rm{\_}}{d_{ft}}{\rm{ + }}{\gamma _{\rm{2}}}{\rm{X + }}\varepsilon $

(19b)

$ inno{\rm{\_}}DU{M_{ft}}{\rm{/}}tfp{\rm{\_}}{d_{ft}} = {\alpha _{30}} + {\beta _{30}}tarif{f_{ft}}{\rm{ + }}{\gamma _{\rm{3}}}{\rm{X + }}\varepsilon $

(19c)

$ qualit{y_{ft}} = {\alpha _{40}} + {\beta _{40}}tarif{f_{ft}} + {\delta _{40}}inno{\rm{\_}}DU{M_{ft}}{\rm{/}}tfp{\rm{\_}}{d_{ft}}{\rm{ + }}{\gamma _{\rm{4}}}{\rm{X + }}\varepsilon $

(19d)

其中，tfp_dft和Inno_DUMft是中介变量，分别代表生产率门槛效应和创新激励效应。对于生产率门槛效应，根据理论模型，采用企业生产率与行业最低生存生产率之差衡量，即tfp_d_ft=c_D-c=lntfp_ft-lntfp_ht中，lntfp_ft为f企业t时期的生产率，lntfph为f企业所在的四位数h行业t时期生产率最低企业的生产率。随着贸易成本上升，行业生存的生产率门槛会显著降低，放大在位企业的生产率优势(即tfp_dft扩大)，从而促进企业出口产品质量提升。对于创新抑制效应。根据理论模型，贸易成本上升会显著降低企业利润，从而抑制企业创新，降低企业出口产品质量。采用企业是否有专利授权Inno_DUM_ft衡量。表 5是中介效应的检验结果。

从中介效应的检验结果看，理论模型中的生产率门槛效应和创新抑制效应都得到了验证，企业的生产率优势和创新行为会显著提升企业出口产品质量(式2、式5)，随着贸易成本上升，出口企业的生产率优势扩大(式3)，从而提升企业出口产品质量(式4)；而企业创新行为则显著减弱(式6)，从而抑制企业出口产品质量提升。从影响系数上看，创新抑制效应要大于生产率门槛效应，因此总体上看，贸易成本上升后，企业的出口产品质量会下降。

(五) 稳健性检验

前文通过中国微观企业数据检验了理论模型的相关结论，发现贸易成本上升对企业出口产品质量同时存在生产率门槛效应和创新抑制效应，而且创新抑制效应更大，因此总体上贸易成本上升会降低企业出口产品质量。为了使本文的结论稳健，需要进行更多稳健性检验^①。

① 具体回归结果备索。

首先，是回归方程的内生性问题。我们将企业面临的贸易成本和出口产品质量作为内生变量，其他控制变量作为外生变量，采用差分GMM和系统GMM检验相关结论。

其次，企业出口产品质量是本文关键被解释变量。分别采用单位价值法和Khandelwal et al.(2013)方法衡量企业出口产品质量，再次检验相关结论。

再次，贸易成本作为本文的核心解释变量。采用Novy(2013)方法^②计算出国家层面的贸易成本，再以企业实际出口额为权重，求得企业层面的贸易成本，对模型的结论进行检验。

② 贸易成本计算式为${{\tau }_{ij}}={{(\frac{{{t}_{ji}}{{t}_{ij}}}{{{t}_{ii}}{{t}_{jj}}})}^{\frac{1}{2}}}-1={{(\frac{{{X}_{ji}}{{X}_{ij}}}{{{X}_{ii}}{{X}_{jj}}})}^{\frac{1}{2(\sigma -1)}}}-1$，其中X_ij、X_ji为双边贸易额，X_ii、X_jj为国内贸易额，国内贸易x_ii借鉴Wei(1996)的方法，当市场出清时，国内贸易额为总收入减去总出口X_ii=yi-X_i即。此外，总收入根据Anderson(1979)的做法，设y_i=s*GDP，s为GDP中可贸易品份额，本文参照Novy(2008)将s定为0.8。参照Anderson and Wincoop(2004)的做法，本文替代弹性σ取值为8。数据选取上，中国与各国的贸易数据采用联合国贸发会议UN Comtrade数据，各国的总出口和国内生产总值数据采用世界银行《世界发展指数》的数据。

通过以上不同方式对模型的结论进行检验，都证明本文的结论稳健，贸易成本上升对企业出口产品质量同时存在生产率门槛效应和创新抑制效应，而且创新抑制效应更大，因此总体上贸易成本上升会降低企业出口产品质量。

(六) 进一步讨论

前文已经分析了贸易成本变化对企业出口产品质量和企业创新的影响，那么贸易成本变化是否具有滞后效应，我们分别考察了企业面临的当期和滞后三期贸易成本对企业出口产品质量和企业创新的影响，回归结果见表 6。

从回归结果看，贸易成本对企业出口产品质量和创新的滞后影响存在差异：对于出口产品质量而言，滞后效应更明显，分别考察时，滞后一期和滞后二期的贸易成本都会显著降低当期的出口产品质量，同时考虑所有期贸易成本时，滞后一期的贸易成本也都会显著降低企业出口产品质量。对于企业创新而言，分别考察滞后期影响时，滞后一期的贸易成本会显著降低企业的创新行为，同时考虑所有期贸易成本时，贸易成本的滞后效应并不显著，说明企业创新行为主要受当期贸易成本变化影响。

五、结论与政策含义

本文基于Antoniades(2015)模型，将企业创新行为纳入企业产品质量模型，分析贸易成本对企业出口产品质量影响的微观机制，发现：贸易成本上升对企业出口产品质量的影响同时存在生产率门槛效应和创新抑制效应。生产率门槛效应会放大在位企业的生产率优势，进而促进企业出口产品质量提升；而创新抑制效应会削弱企业的创新水平，进而降低企业出口产品质量。采用中国微观企业数据验证相关结论，发现：总体上贸易成本上升显著的降低了企业出口产品质量，其中，贸易成本对劳动密集型企业和加工贸易企业的出口产品质量降低作用更大，而对资本密集型企业和一般贸易企业的降低幅度较小。中介效应的检验发现，生产率门槛效应和创新抑制效应同时存在，但是创新抑制效应更大，因此总体上，贸易成本会降低企业出口产品质量。采用不同方式的稳健性检验证明本文的结论具有稳健性。

本文的政策含义是：贸易成本是影响企业出口产品质量的重要因素，虽然贸易成本同时存在出口产品质量的促进机制和抑制机制，但是总体上贸易成本上升会降低企业出口产品质量，不利于企业创新发展；因此，降低国家间的贸易成本是实现企业创新发展的重要途径，有利于企业提升出口产品质量，这是贸易自由化的又一重收益。新时期，我国要构建新型开放新格局，大力促进贸易成本下降，提升国家间的贸易便利化水平，不但能够实现国家间资源的优化配置，还能有效激发企业的创新活力，提升我国企业出口产品质量，实现我国从贸易大国向贸易强国转变。