中國制造業企業出口產品質量測度※

熊 俊

內容提要：借鑒Khandwal(2013)的測度方法，使用離散選擇模型，采用2000-2013年中國海關數據庫企業-產品-目的國-年份高度細化的貿易數據對中國出口企業的產品質量進行了測度與分析。研究發現：中國出口企業的整體產品質量存在明顯的升級現象，但整體質量的提升主要是由私營企業和外商獨資企業的出口質量升級帶動的。中國企業高技術產品的出口質量呈現不斷上升趨勢，低技術產品的出口質量呈不斷下降趨勢。不同所有制類型企業對不同技術含量的產品出口差異顯著。

一、 引 言

近幾年來，產品質量問題逐漸成為國際貿易領域的重要研究課題，引發了越來越多學者的研究興趣。產品質量是一國或地區專業化生產的重要特征(Schott，2004)，關系到國家之間的貿易模式(Flam & Helpman，1987)，甚至影響到一國或地區的經濟增長方式(Hummels & Klenow，2005)。一國經濟增長方式轉型需要將資源向更有生產效率的企業傾斜；嚴格來說，它依賴于一國所生產的產品質量的改進。高質量產品有助于提高本國企業在國際市場上的競爭力，對于企業提高出口產品定價和出口利潤以及增強本國經濟持續發展動力均具有重要意義。

黨的十九大報告明確我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段。在堅持“質量第一、效益優先”的原則下，現階段經濟轉型的主攻方向是“提高供給體系質量”。而作為中國經濟發展的三駕馬車之一的出口，也必須進行“質量變革、效率變革、動力變革”。中國雖然自2009年以來出口總額位居世界第一，但學者們一致認為中國以往的出口通常是以低廉的價格在國際市場競爭上取勝。貿易量的幾何數增長，使人們忽視了對中國出口產品品質的改善。面對國際市場中貨幣政策的分化，特朗普為代表的美國政府發起的貿易戰爭，歐洲和日本央行的貨幣寬松政策以及其他國家采取的技術壁壘等措施，以往單純的依靠價格競爭手段已不可取，中國出口產品要想長期在國際市場中占據一席之地，就必須從以往對貿易量增長的關注轉向對產品質量的研究上來。

早期研究中多使用“產品單價”作為“產品質量”的間接替代指標，對企業出口產品質量進行刻畫。但在近期研究中，越來越多的學者指出“單價法”的局限性。隨著Khandwal(2010)使用需求反推法、Hallak & Schott(2011)采用貿易收支法以及Feenstra & Romalis(2014)借鑒艾倫-阿爾欽需求定律，學者們以不同理論為工具，使用模型化方法，結合微觀貿易數據，從不同角度探索了各種出口產品質量的測度方法，并使得產品出口質量概念逐漸興起。施炳展等(2013)通過實證分析認為1995-2006年中國出口產品質量呈現下降趨勢；余淼杰和張睿(2017)綜合考慮了供給面和需求面因素，發現2000-2006年中國制造業出口質量水平總體上升了15%。本文在借鑒和完善前人研究的基礎上，采用離散選擇模型，使用工具變量，使用2000-2013年中國海關數據庫企業-產品-目的國-年份高度細化的HS8位產品貿易數據計算了中國企業出口產品質量，并對比了不同所有制類型企業對不同技術含量產品的出口產品質量變化。

二、 出口產品質量測算的理論基礎

離散選擇模型(Discrete Choice Model)最初起源于動物條件的二元反射研究，又被廣泛應用于醫學、交通運輸以及勞動力市場等許多科學研究領域。Warner(1962)首次將其應用于經濟領域。而將這種方法運用到產品質量估計中，主要是希望能從需求函數中反推出產品質量的估計，這需要對每一種產品在既定市場價格與市場份額下測度產品質量。假設產品具有水平差異性與垂直差異性；消費者偏好具有非同位性；效用取決于消費者i的個體特征Di(如收入、年齡、受教育程度等)以及產品j的特征：價格(pj)，可觀測的特征(xj)，以及不可觀測的特征(ξj)，即：

U(Di,pj,xj,ξj; ?)

s. t.pj.nj≤y

其中，?是一組需要估測的參數。

消費者在一定的預算約束下，選擇購買使自己效用最大化的產品。在市場中定義Aj是一種消費者購買產品j的集合：

Aj={D:U(Di,pj,xj,ξj;?)≥U(Di,pk,xk,ξk;?),?k≠j,k≥0}

設P0(D)代表消費者特征D的分布密度函數，產品j的市場份額為：

假定消費者i對產品j的效用函數符合隨機系數模型為：

(1)

其中，βi為消費者平均偏好組成的異質性偏好向量項，而異質性消費者的水平偏好可能與某國(或地區)人口特征相關；α對不同的消費者來說是恒定的；ξj為消費者對于不可觀測的產品特征估價的平均值，比如產品質量等；εij為獨立同分布，并服從I型極值分布。設δj為產品j的“平均效用”水平。

假設消費者的選擇為：

那么在多項logit模型中消費者的選擇概率為：

Pr(yij=1|β,xj′,ξj′,j′=1,…,J)

則j產品的市場份額為(forj=0,…,J)：

(2)

根據δj的定義：

δ1=x1β-αp1+ξ1

…

δJ=xJβ-αpJ+ξJ

對于多項logit模式，已知：

因此，當設δ0=0，則：

…

取對數，可以得到δj的線性方程：

…

得出：

(3)

整理后得到：

(4)

(4)式表明在產品市場份額中剔除產品的價格因素以及可觀測的產品特征后，即可以得出產品質量。

三、 中國制造業企業產品質量的測度

1. 計量模型的設定

我們使用Khandelwal et al.(2010，2013)的方法，將“質量”定義為一種商品具有的不可觀測的屬性，盡管這種高質量商品的定價更高，消費者也愿意購買更多該商品。因此消費者選擇質量垂直差異化產品時，其效用水平取決于產品質量和產品數量：

其中，xi和qi代表產品i的消費數量和質量；σ>1代表產品種類間的替代彈性；Ω代表市場上所有產品種類的集合。因此i產品種類的消費數量xi不僅取決于差異化產品的價格pi，還取決于該產品的質量qi，即：

(5)

其中，pi代表產品種類i的價格，P代表總體的經過質量調整的價格指數；E代表出口市場的總體消費者支出。因此可將質量視為一種需求函數的調節器，將其理解為消費者對產品性能高低的估值。

根據(5)式構建計量模型，數據具有企業-年份-產品-進口國4個維度。將企業f在年份t出口產品h到進口國d的產品質量記為qfhdt，因此消費者需求為：

其中，xfhdt代表進口國d的消費者在t年對f公司出口h產品的需求。對上述公式取對數，然后利用OLS回歸殘差，推斷產品質量：

ln(xfhdt)+σln(pfhdt)=φct+φh+εfhdt

(6)

其中，ln(pfhdt)是企業f在t年出口到目的國d產品h的價格；進口國-年份固定效應φct控制了進口國價格指數Pdt與進口國消費總支出E；產品固定效應φh捕捉了由于產品內在特性引起的不同產品價格與數量的差異性，因此，εfhdt=(σ-1)ln(qfhdt)為包含產品質量特征的殘差項。可以將產品質量定義為：

(7)

進一步借鑒施炳展(2013)對產品質量進行標準化的辦法，定義產品的標準化質量指標為：

(8)

不同層面的質量指標為：

(9)

2. 數據及其處理

本文使用2000-2013年中國海關數據庫企業產品的微觀貿易數據。中國海關數據庫記錄著中國進出口企業信息和月度交易數據。每個企業都具有一個企業海關代碼并且包含一些企業信息，如公司名稱、地址、郵政編碼、聯系人姓名、電話號碼以及email等信息，另外還包含每個企業的所有制特征，如國營企業、私營企業以及中外合資企業、中外合作企業等。每個企業一年中不同月份的每筆交易均包含HS8位數海關編碼、進口商代碼、出口商代碼以及伙伴國(進口為原產地，出口為起運地)。每筆交易均有數量、價值以及單價(價值除以數量)。數量單位為每千克、每個或每套等，價值或單價是按當年或者當月的美元計價的。另外貿易方式變量主要記錄了一般貿易、加工貿易以及其他貿易方式；運輸方式為江海運輸、航空運輸、鐵路運輸等。

為了測算中國企業出口產品質量，對中國海關數據庫的出口數據進行了如下處理。

(1) 中國很多公司會將進出口業務外包給貿易中間商。為了盈利或避稅，貿易中間商可能會調整進出口價格，間接導致產品價格不能真實反映出口產品質量。因此本文刪除了出口企業中的貿易中間商樣本，與Ahn et al.(2011)和Tang & Zhang(2012)處理方法相似：如果公司名稱含有“外貿”、“科貿”、“經貿”、“進出口”、“貿易”、“進口”、“出口”、“工貿”字眼，我們就認為其是貿易中間商。

(2) 剔除了沒有目的國信息或者目的國為中華人民共和國的觀測值。

(3) 剔除了零貿易和數量和價值為缺失值或小于0的觀測樣本。

(4) 同一HS8位數編碼產品，可能存在某些產品出口使用了多種計量單位的情況。為了保證可比性，對于多計量單位產品的情況，僅保留同種產品下最多使用的計量單位樣本。

(5) 海關HS8位數產品編碼在2002年、2007年、2012年進行過三次調整，為了保證數據分類在時間上的一致性，使用聯合國貿易統計數據庫中的HS2002編碼與HS1996編碼轉換碼、HS2007編碼與HS1996編碼轉換碼、HS2012編碼與HS1996編碼轉換碼分別對應2002-2006、2007-2011、2012-2013年的貿易數據進行轉換，使2000-2013年的HS編碼保持一致，并將所有數據整合至HS6位產品編碼上。

(6) 使用Brandt et al.(2012)的方法將出口額用產出品平減指數進行平減。Brandt et al.(2012)中使用的平減指數是4位數中國CIC產業數據，而海關數據中沒有CIC產業代碼。因此，先將HS1996六分位編碼與CIC4位數產業數據編碼進行匹配，再計算得出平減后的HS6位數的出口額。

(7) 將研究范圍集中于制造企業。異質性企業理論一般更直接地針對制造業企業而不是提供出口服務的貿易商或零售商，因此，刪除樣本中的貿易中間商；另外也將樣本與SITC行業分類相匹配，限定研究樣本為SITC中的5～8大類制造業產品，刪除出口農產品或服務的企業。

(8) 使用RAUCH分類方法，刪除同質化產品，只保留差異化產品。Rauch(1999)在《國際貿易中的網絡與市場》一文中，將國際貿易中的交易商品按產品價格的公開程度在SITC第二版4位數水平上將行業分為三種類型：① 主要被用于組織交易的“同質化”產品；② 定期在貿易出版刊物上具有“參考價格”的產品，如《奈特-里德CRB商品年報》和《國際商品市場指導手冊》中的產品；③ 既沒有參考價格也不是由交易所組織交易的商品。如果產品屬于前兩種類型，將其視為同質化產品。按照聯合國統計數據庫中的換算表將海關HS6位數產品(1996版本)與SITC第二版相匹配。

(9) 刪除HS2位數小于50個觀測值的樣本和刪除HS6位數小于200個觀測值的樣本。

通過上述整理最終得到39898664個觀測值，2000-2013年354304家企業出口3507種產品到244個國家和地區，各年度具體觀測值如表1所示。

表1 2000-2013年度企業-產品-進口國觀測值類別數量

續表

資料來源：根據中國海關數據庫貿易數據計算整理。表2、表4同。

3. 測算方法與基本結論

本文使用兩分位HS2編碼來劃分行業，在剔除少于50個觀測值的行業后，使用(6)式在HS2位數的行業層面來估計產品質量。由于(6)式中產品價格ln(pfhdt)可能與εfhdt存在相關性，因此本文使用工具變量法來識別參數。借鑒Fan et al.(2013)的方法，使用各省平均工資作為價格的工具變量。各省平均工資由中國同一省市所有企業的每個工人平均工資計算得出，這一平均工資主要捕捉供給方的成本沖擊帶來的影響。當地工資顯然影響企業生產成本，因此產品價格可以與工資相關，而與產品質量相關聯，比如，更高工資工人能生產更高質量的產品。然而，只要平均工資不影響平均產品質量的標準差，那么該排斥性約束依然有效。換句話說，如果一個企業選擇向目標市場出口更高質量的產品是因為平均工資的影響(一般這樣的可能性不大)，只要當地平均工資不影響企業平均質量的標準差，那么這個工具變量依然是有效的。

數據庫包含了高度細化的產品出口價格xifkt以及含有包含計量單位的數量qifkt，因此可以很容易得出每種產品的單價：uvifkt=xifkt/qifkt。將研究范圍集中于制造業企業，2000-2013年中國企業出口產品質量整體變化如表2所示。

表2 2000-2013年中國企業出口產品質量整體變化趨勢

由測算結果可以看出，整體來看，中國企業出口產品的整體質量呈逐年上升趨勢，但將企業類型進行區分后，不同企業出口產品質量的差距顯著。在內資企業中，國有企業出口產品質量均值為4.997，遠遠高于集體企業出口產品質量均值1.265與私營企業出口產品質量均值2.957；外資企業中，外商獨資企業的出口產品質量顯著高于中外合資企業與中外合作企業，中外合作企業出口產品質量均值在所有企業中最低。從內外企業比較來看，外商獨資企業的出口產品質量均高于所有內資企業，這說明中國入世以來提出的“以市場換質量”，為提高產品質量“騰籠換鳥”的政策效果并不理想，與外資企業的合作并沒有期望的外溢效應，帶來本土企業“質”的提升。

如圖1所示，從變動趨勢來看，各類型企業出口產品質量升級的差異性也很大。外商獨資企業與私營企業的出口產品質量在2007年之前一直呈現上升趨勢，2007-2013年私營企業和外資企業的出口產品質量變化趨勢也基本相同，除2010年出口產品質量上升，其他年份均呈現下降趨勢。中外合作企業的出口產品質量表現最差，這14年一直呈現不斷下降趨勢；而國有企業、中外合資企業、集體企業出口產品質量的表現也并不突出，國有企業從2002年，中外合資企業從2003年即出現出口產品質量下降，說明加入WTO對中國國有企業和中外合資企業的沖擊較大，而集體企業也僅分別在2001年、2002年、2003年與2007年出現出口產品質量上升，其余年份均呈現下降趨勢。

圖1 2001-2013年中國各類型企業出口質量升級比較資料來源：作者根據中國海關數據庫貿易數據計算整理。圖2同。

如圖2所示，從中國各類企業的出口產品質量增長率來看，私營企業的出口產品質量增長表現異常突出，雖然2000年初期私營企業出口產品質量僅為0.331，遠低于其他類型的企業，但經過多年追趕，到2006年私營企業的出口產品質量已超過國有企業與集體企業，2008-2013年私營企業一直是出口產品質量最高的內資企業。

圖2 2001-2013年中國各類型企業出口質量增長率比較

四、 中國企業出口產品質量的進一步分析與比較

為了考查各類型企業在不同技術水平的出口產品質量的差異性，將樣本產品數據按技術水平進行分類，進一步驗證不同類型企業的出口產品質量水平及其變化特征。現有文獻對于技術水平的分類方法各不相同。謝建國(2003)根據產品投入要素密集度不同分為技術密集型產品、勞動密集型產品以及資本密集型產品等。這種方法主要是按SITC兩分位產品編碼進行分類，相對粗糙。Pavitt(1984)將產品歸類為資源產品、勞動密集型產品、規模經濟類制造業、技術制造業以及差異性制造業等。這種方法在行業歸屬上難以區分，易重疊，因此應用起來較為復雜。因此，本文主要采取Lall(2000)的產品技術水平的劃分標準。

Lall(2000)在SITC(Rev. 2)三位數的基礎上，把239種產品按技術含量分成5大類，分別是初級產品、自然資源類產品、低技術產品、中技術產品、高技術產品，具體分類見表3。本文主要根據聯合國貿易數據統計官網上查詢產品編碼對應表，將SITC產品編碼與HS1996編碼相匹配，再根據Lall(2000)的分類方法將HS6位數編碼產品對應到低技術產品、中技術產品以及高技術產品這三個組別上去，得到不同企業類型、不同技術含量產品的出口質量。

表3 按技術密集度的行業分類

資料來源：Sanjaya Lall. The Technological Structure and Performance of Developing Country Manufactured Exports，1985-98，OxfordDevelopmentStudies，2000,28(3)：337-369.

由表4[注]由于篇幅所限，表中僅呈現了部分年份的測算結果，略去的年份結果并不影響出口產品質量的整體趨勢。可以看出，從整體來說，2000-2013年中國企業的高技術產品出口質量呈明顯上升趨勢，中技術產品出口質量的變化趨勢并不顯著，而低技術產品出口質量卻呈顯著的下降趨勢。進一步分企業類型來看，中國內資企業在低技術產品質量上更具比較優勢，而外資企業在高技術產品上出口質量更高。這與Schott(2004)的研究結論相一致。Schott(2004)認為產品內分工能更好地解釋當前的國際貿易現象，發達國家企業與發展中國家企業均生產同一種類產品，但發達國家企業的產品質量更高。將這結論放在中國企業來看：外資企業高技術產品的出口質量要遠高于內資企業；同樣，國有企業、集體企業和私營企業低技術產品的出口質量均高于中外合作企業、中外合資企業以及外商獨資企業。外商獨資企業在高技術產品的出口質量優勢逐漸加大，而低技術產品出口質量不斷降低，充分說明外資企業為了避免來自發展中國家的競爭，逐漸放棄本企業低端技術產品，致力于專業化生產高端技術產品(Martin & Mejean，2014)。

五、 主要結論

本文基于中國海關數據庫微觀貿易數據，測算了中國出口企業的產品質量及其變化趨勢，對不同所有制類型企業、不同技術類型的出口產品質量變化進行了探討與分析。主要得出如下結論。

(1) 中國企業出口產品的整體質量存在明顯的升級現象，從2000年1.063上升到2013年4.952。但整體質量的升級主要是由私營企業與外商獨資企業的出口產品質量升級帶動的。國有企業的出口產品質量雖然在入世之初遠遠高于集體企業、私營企業和中外合作企業，但在入世后卻一直呈現下降趨勢，出口產品質量不斷呈下降趨勢的還包括中外合資企業與中外合作企業。在所有類型的企業中，私營企業在2000年出口產品質量最低，但升級速度卻表現異常突出，2008-2013年私營企業已成為出口產品質量最高的內資企業。

表4 2000-2013年中國各類型企業不同技術類型出口產品質量變化

注：增長率為2007-2013年均值與2000-2006年均值比較計算得出。

(2) 在對出口產品按技術含量進行劃分后，2000-2013年中國企業高技術產品出口質量呈現明顯的上升趨勢，中技術產品出口質量的變化趨勢并不顯著，而低技術產品出口質量卻呈現顯著的下降趨勢。國有企業、集體企業和私營企業在低技術產品的出口質量更具比較優勢，而中外合資企業、外商獨資企業在高技術產品的出口質量更高。但從動態來看，私營企業在高技術產品的出口質量不斷上升，而低技術產品的出口質量不斷下降，很好地說明了私營企業在全球產品內分工中，逐漸放棄低端產品，不斷向產業鏈上端攀升。