全球價值鏈嵌入對出口產品質量的影響

李小平 丁妤婕 肖唯楚

摘 要：全球價值鏈嵌入被認為是促進發展中國家經濟發展的重要舉措。為探究全球價值鏈嵌入對中國出口產品質量的影響是否與其影響經濟貿易的邏輯一致，本文運用微觀和城市層面的結合數據，研究了中國285個城市全球價值鏈嵌入度對出口產品質量的影響，研究發現：（1）整體而言，中國全球價值鏈嵌入度與出口產品質量之間呈倒U型關系。（2）從地區異質性上看，中部地區的檢驗結果與基準結果保持一致，東部地區城市全球價值鏈嵌入度的提高會顯著提升出口產品質量，而西部地區城市全球價值鏈嵌入度對出口產品質量沒有顯著影響。（3）從嵌入度異質性上看，全球價值鏈嵌入度與出口產品質量之間的倒U型關系只存在于高嵌入度城市，且倒U型拐點向后偏移，位于全球價值鏈嵌入度較高的位置。（4）從時間維度上看，全球價值鏈嵌入度與出口產品質量之間的倒U型關系在2007年以后演變為了負向關系，表明在2007年以后，全球價值鏈嵌入度越高，抑制效應越占據主導地位，從而阻礙了出口產品質量升級。本文研究對全球化背景下中國國際貿易的高質量發展具有一定的啟示作用。

關鍵詞：全球價值鏈嵌入度;出口產品質量;高質量發展;城市數據

中圖分類號：F810.543 文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2021）02-0089-10

一、問題的提出

隨著全球化不斷深入，各個國家逐漸或主動或被動地參與到國際貿易中來。中國一直積極參與國際事務，對外貿易規模不斷擴大，經濟快速發展，加入WTO是中國嵌入全球價值鏈的一個重要節點，由此迎來了更廣泛的國際交流和經貿活動，逐步從一個農業大國發展為全球第二大經濟體、世界第一大貨物貿易國。隨著對外開放程度的擴大，中國已經深入地嵌入全球價值鏈當中，這使全球價值鏈成為了當下國內社會關注的焦點之一。一方面，中國通過嵌入全球價值鏈使貿易額逐年增長，2018年中國貨物貿易進出口總額達到305千億元，服務貿易進出口總額達到52千億元，兩者均達到了歷史新高點。與此同時，2018年中國利用外資總額達到13 497千萬美元，約占全球利用外資總額的11.25%。另一方面，雖然中國對外貿易規模在總量上很大，但主要仍集中于加工制造業，部分產業出現產能過剩問題。總的來看，雖然中國在全球價值鏈中的嵌入度越來越深，但長久以來還是依靠較廉價的勞動力優勢從事組裝加工等低附加值環節的生產，在全球價值鏈中始終處于低端鎖定狀態。

Damijan和Rojec[1]認為，全球價值鏈嵌入是促進發展中國家經濟發展的重要舉措;陳德銘[2]指出，中國確實在融入全球價值鏈的過程中獲得了經濟和貿易上的巨大提升。那么，全球價值鏈嵌入對中國出口產品質量的影響是否與其影響經濟貿易的邏輯一致，全球價值鏈嵌入是否能促進出口產品質量的提升？高靜等[3]研究指出，過度嵌入全球價值鏈會降低出口產品質量，但直接探討二者關系的文獻并不多，更多文獻分析的是全球價值鏈嵌入度對生產率以及技術進步的影響。王玉燕等[4]發現，全球價值鏈嵌入度對技術進步的促進作用在到達一定程度后會轉變為抑制作用;呂越等[5]指出，全球價值鏈嵌入度與企業生產率呈倒U型關系。可見，現有研究全球價值鏈和出口產品質量關系的文獻較少且相關研究也主要集中于企業層面。

二、文獻綜述

目前對全球價值鏈與出口產品質量關系的研究比較匱乏。高靜等[3]從企業層面研究了全球價值鏈嵌入與出口產品質量升級的關系，發現全球價值鏈嵌入會通過中間品的質量、規模效應和技術溢出效應提高出口產品質量，但由于低端嵌入的俘獲效應以及內生的技術吸收能力與外來技術不匹配，過度的嵌入反而會降低出口產品質量，兩者之間呈倒U型關系。張曉毅和王明益[4]通過對勞動報酬、價值鏈地位和出口產品質量三者關系的驗證發現，長期來看，勞動報酬對出口產品質量起到促進作用，價值鏈地位的提高能使勞動報酬對出口產品質量的正向影響更顯著。

雖然直接研究全球價值鏈和出口產品質量兩者關系的文獻不多，但仍有許多相關研究，如全球價值鏈嵌入與生產效率之間的關系。目前，學術界普遍認為全球價值鏈嵌入會通過三種途徑提高生產效率，分別是中間品、競爭和市場。Schmitz[5]認為，用更低的價格進口更高質量的中間品可以提高企業的生產效率，并且進口中間品帶來的技術溢出能提高出口產品質量;Sturgeon[6]發現，嵌入全球價值鏈后，更加激烈的競爭促使企業自覺提升創新能力以及生產效率;Yan和Baldwin[7]認為，全球價值鏈嵌入讓企業擁有更大的市場，形成規模效應并且學習先進的技術以提高生產效率;呂越等[8]在已有研究的基礎上對全球價值鏈嵌入和生產效率的關系作了進一步研究，同時考慮到企業異質性對結論的影響，利用合并數據實證研究發現，全球價值鏈嵌入確實可以有效提高生產效率，但過度的嵌入卻具有反作用，全球價值鏈嵌入與企業生產效率之間呈倒U型關系。張鵬楊和唐宜紅[9]運用GMM方法研究發現，外商直接投資會通過推動全球價值鏈的升級來間接影響出口產品國內附加值率。

關于全球價值鏈嵌入和技術進步之間的聯系。Humphrey和Schmitz[10]認為，通過嵌入全球價值鏈，發達國家將加工組裝環節轉移到發展中國家，從而通過技術溢出效應提高發展中國家的技術水平;肖文和殷寶慶[11]就垂直專業化對技術進步的影響進行了實證分析，發現垂直專業分工會促進制造業技術進步，但其中研發投入會在一定程度上抑制技術進步;王玉燕等[12]通過測算工業行業的全球價值鏈嵌入度和全要素生產率分析全球價值鏈嵌入與技術進步之間的關系，結果表明，全球價值鏈嵌入能促進技術進步，但與前文提到的出口產品質量和生產效率相似，在達到一定程度后則會產生抑制作用，兩者呈倒U型關系。

基于此，本文的創新性學術貢獻可能在于：第一，本文采用2000—2013年的微觀數據，將其整合到城市層面，以研究全球價值鏈嵌入度對中國出口產品質量的影響，同時，從城市的角度切入，有助于更明確地了解地域之間的差異，探尋空間分布對出口產品質量的影響，幫助不同類型的城市更大程度地發揮特殊優勢，。本研究的現實意義在于通過分析全球價值鏈嵌入度對出口產品質量的影響，進而探求全球價值鏈嵌入度對中國高質量發展的影響機制。第二，在全球化趨勢不可抗拒的情況下，如何通過出口產品質量的提升以提高中國企業在國際市場上的競爭力，如何充分利用融入全球價值鏈的機遇推動產業向更高層次提升，進而實現長遠持久的高質量發展。

二、理論機制分析及假設提出

通過對以往文獻的總結和歸納，筆者發現，全球價值鏈嵌入對出口產品質量的影響不是單向的，即全球價值鏈嵌入對出口產品質量既有促進效應亦有抑制效應。

（一）促進效應

首先，全球價值鏈嵌入的學習效應。主要包含三個方面：一是余東華和田雙[13]提出的中間品效應，即嵌入全球價值鏈會使企業進口的中間品規模增加。隨著全球價值鏈嵌入程度的加深，發達國家大量的高質量產品被引入中國，而從發達國家進口的中間品技術含量一般高于本國同類產品，企業可以通過學習和模仿先進的技術，以“干中學”的方式用較低的學習成本提升技術水平。二是孫楚仁等[14]提出的因全球價值鏈嵌入引進的外資存在外溢效應，主要體現在外資企業入駐國內后，國內企業在學習國外先進技術的同時，還可以學習國外企業先進的生產和管理方式，企業結合自身特點加以吸收和利用，最終提高自身生產經營效率和生產技術水平。三是如果外資企業以合資的方式進入，在共同的研發生產過程中，本國企業還能以更直接便利的方式接觸到先進技術，與優秀的研發生產團隊共同實現提升、共享優質資源。

其次，全球價值鏈嵌入的競爭效應。這與余東華和田雙[13]提出的倒逼效應以及國際市場效應類似。對企業而言，嵌入全球價值鏈意味著將面對競爭更加激烈的國際市場，因而只有不斷提升自身的國際競爭力，才能保持市場份額和地位優勢。這是因為激烈的市場競爭會重創企業的盈利能力，若其不能及時作出有效調整，則會逐漸失去原有市場份額，甚至被迫退出市場。被競爭效應篩選后能持續經營的企業都具有一些共性，即應對市場環境變化能力強、生產效率高、技術創新水平領先等。而競爭效應對企業生產效率和技術創新能力的提升，最終將體現在出口產品質量升級方面。

最后，要素流動效應。低效率企業的退出會使資源流向高效率企業。許家云等[15]在研究地區制度環境和資源配置對出口產品質量影響時發現，資源配置效率的提高對推動企業乃至整個城市的出口產品質量升級至關重要。此外，邵朝對和蘇丹妮[16]認為，由要素流動效應引發的生產資源重新配置會進一步吸引優質的人力、資本等流向高效率企業，進而提升整個經濟社會的運行效率，這也有助于促進出口產品質量升級。

（二）抑制效應

首先，創新抑制困境。劉曉寧和劉磊[17]指出，由于自主創新的研發投入成本巨大、研發周期漫長，大多數企業會選擇引進技術而非自主研發。長此以往，企業會形成技術引進依賴而放棄自主創新的局面，即所謂的“氣餒效應”，導致整個市場的創新積極性降低。余泳澤等[18]指出，長期依賴技術引進，無異于受制于他人，技術水平必然會一直落后于發達國家，永遠無法做到真正意義上的提高。

其次，低端鎖定困境。嵌入全球價值鏈還可能導致企業難以脫離低附加值的困境或被掌握核心技術的發達國家遏制而被迫陷入低端鎖定的局面。呂越等[19]認為，在低端鎖定困境中，企業技術吸收能力低下或輔助資源無法同步提升等原因也會阻礙其自身的高效發展。由此看來，全球價值鏈嵌入對出口產品質量的影響也可能是負面的。

綜上所述，筆者提出如下研究假設：

假設：在其他條件不變的情況下，由于促進效應和抑制效應同時存在，全球價值鏈嵌入度與出口產品質量之間可能呈非線性關系。

三、模型設計、變量選取和數據說明

（一）模型設計

本文借鑒余泳澤等[18]在研究全球價值鏈嵌入度影響全要素生產率時的模型構建思路，構建如下基準計量模型用于實證檢驗。此外，為驗證全球價值鏈嵌入度與出口產品質量之間的非線性關系，進一步在基準模型中加入全球價值鏈嵌入度的平方項。模型設定如下：

其中，i和t分別表示城市和年份;被解釋變量Quait表示i城市t年的出口產品質量;解釋變量Gvcit表示城市i在t年的全球價值鏈嵌入度;εit表示隨機擾動項;Xit表示控制變量，主要包括財政自主權（finauto）、人均國內生產總值（gdp）、教育科技投入（scieduw）、產業結構（industry）、外商投資（finvest）;εit表示隨機擾動項;α0與β0表示常數項。

（二）變量選取

2000—2013年中國城市全球價值鏈嵌入度密度分布情況，如圖1所示。圖1中全球價值鏈嵌入度按式（3）測算得出，在對應全球價值鏈嵌入度區間內分布的城市越多，密度就越大。密度峰值出現在全球價值鏈嵌入度靠近0的位置，說明中國城市全球價值鏈嵌入度高的城市仍然偏少，城市全球價值鏈嵌入度主要還集中在較低水平，主要集中在0—0.100之間，而全球價值鏈嵌入度在0.800以上的城市極少。

1.被解釋變量

現有文獻中測算出口產品質量的方法很多，本文參照Khandelwal[20]、施炳展和曾祥菲[21]以及王雅琦等[22]的方法，設定出口產品質量指數的估算模型如下：

其中，qijpt表示i城市t年向j國出口的p產品的數量;pijpt是i城市t年向j國出口的p產品的單價;Xjt、Xp分別控制了國家—時間效應以及產品層面效應，對該方程進行回歸求出的殘差εijpt即為出口產品的質量，因為方程是在產品層面上回歸的，因而求出的值代表某個城市某一年向某個國家出口的某一特定產品的質量。則有：

其中，qualityijpt表示某一特定產品的質量;σ表示需求彈性，采用Broda和Weinstein[23]中基于HS3位碼的σ來計算，但是由于σ的取值不同可能會對產品質量的測算造成偏差，因而將產品質量標準化，公式如下：

其中，rqualityijt表示標準化的產品質量;minqualityijt和maxqualityijt表示某一個出口產品最小和最大的產品質量。標準化后產品質量的值處于0—1之間。由于本文最終需要的是城市層面的出口產品質量，標準化后的出口產品質量可以進行不同層次間的比較，因而最終城市層面的出口產品質量為：

其中，TQ表示城市層面的出口產品質量;Ω表示城市層面的一個集合;valueijt表示出口金額，以出口金額作為權重將標準化的出口產品質量換算到城市層面，將城市層面各個企業的產品質量加總得到最終城市層面的出口產品質量。

2.解釋變量

本文參照呂越等[8]的方法，用出口產品國外附加值率來表示全球價值鏈嵌入度。由于本文是從城市層面切入，為了避免由企業層面整合到城市層面計算權重造成的偏差，依據邵朝對和蘇丹妮[16]的方法，先將計算所需的各個部分加總到城市，再根據下式算出城市層面的全球價值鏈嵌入度。

其中，VF表示出口產品國外附加值;Mp表示加工貿易的進口額;Mo表示一般貿易的進口額;Xo表示一般貿易的出口額;D表示企業在國內的銷售額;

用工業企業數據庫中銷售產值與出口交貨值的差表示。X表示企業的出口總額。

本文以2000年為基期，根據各個城市的全球價值鏈嵌入度是否高于當年全球價值鏈嵌入度的中位數，將城市分為高嵌入度城市和低嵌入度城市。該部分的高嵌入度城市和低嵌入度城市表示的是初始嵌入度高和初始嵌入度低的城市，與后文實證分析中分嵌入度回歸部分的劃分標準和表達意思不同。表1報告了2000年和2013年城市出口產品質量的變化情況。從表1中可知，總體上看，2000年和2013年，無論是高嵌入度城市還是低嵌入度城市，城市的出口產品質量都有所上升。低嵌入度城市中出口產品質量平均數增長率高于中位數的增長率，說明該類城市出口產品質量的增長呈現多樣化發展趨勢，各個城市出口產品質量的提升步伐不一致。而在高嵌入度城市中，中位數的增長率高于平均數，說明這類城市的出口產品質量提升情況與低嵌入度城市相比更加趨于一致?？赡艿脑蛟谟?，高嵌入度城市更能有效地吸收城市間技術、人力等資源的溢出，因而更有助于提升產品質量。

對比兩類城市可以發現，雖然低嵌入度城市的出口產品質量始終低于高嵌入度城市，但無論是出口產品質量的平均數還是中位數，低嵌入度城市增長率均高于高嵌入度城市。為了更好地說明嵌入度不同的城市間出口產品質量的變化，筆者繪制了2000年和2013年不同嵌入度城市出口產品質量的分布情況，如圖2和圖3所示。與2000年相比，2013年城市出口產品質量的分布更加集中，且整體向右移動。對比兩類城市，出口產品質量整體提升和集中的情況在低嵌入度城市中更加明顯。以上表現可能與Fan等[24]指出的原因相同，即在貿易自由化后，嵌入全球價值鏈程度較低的企業提升出口產品質量的動機更加強烈，因為他們希望將產品出口到對質量要求更高的高收入市場中，進而使低嵌入度城市表現得更佳。

3.控制變量

財政自主權（finauto），參照余泳澤等[18]，用該城市預算內收入與預算內支出的比值表示;人均國內生產總值（gdp），用人均生產總值表示;教育科技投入（scieduw），用教育科技投入占GDP的比值表示;產業結構（industry），用第三產業的占比來表示;外商投資（finvest），用實際使用外商投資額占GDP的比重表示。

（三）數據說明

本文數據主要來源于《中國工業企業數據庫》《中國海關數據庫》。我們先對數據進行初步篩選，剔除《中國工業企業數據庫》中名稱缺失或重復的企業，剔除職工數小于8的企業，剔除年齡異常的企業（如年齡為負數或大于50的企業），剔除不符合會計統計原則的企業（如固定資產、資產總計、所有者權益為負的企業;工業增加值、出口交貨值為負的企業），剔除海關數據庫中數據異常的企業（如數量小于1、單價為負以及進出口金額小于50的企業）。而后，按照企業的名稱以及郵編和電話后7位匹配兩個數據庫，在匹配數據中剔除貿易商，將帶有“貿易”“進出口”“科貿”“經貿”“外經”的企業剔除，以免中間貿易商的進出口數據造成測算的偏差。由于全球價值鏈嵌入度的測算以中間品為依據，中間品進口總額大于出口總額的企業可能是將中間品進口轉由國內銷售，因而剔除這類企業以減少對后續結果的影響。將BEC代碼與海關HS編碼匹配，使用對應年份的HS編碼

在研究的時間跨度內，HS編碼有變化，因而將編碼統一到同一年后再對應BEC編碼。將一般貿易進口中的8類中間品

8類中間品BEC代碼為“111”“121”“21”“22”“31”“322”“42”“53”。識別出來，以此剔除進口中的資本品和消費品。對于缺失貿易類型的數據，我們依據近兩年一般貿易在全部貿易中的占比，將缺失貿易類型的數據補充為一般貿易。同時，根據企業的所在地和注冊地址來確定企業所屬的城市，獲取本文最終需要的城市層面的數據，并將未能識別出的城市數據剔除。本文控制變量的相關數據來自《中國城市統計年鑒》。

本文選取了2000—2013年的海關數據和工業企業數據進行測算分析，但是由于2004年工業企業數據中缺少測算全球價值鏈嵌入度的一個指標，因而最終實證中用到的為剔除2004年的2000—2013年的數據。由于許多城市層面的數據存在缺失，在不考慮控制變量的情況下，本研究包含2 917個城市總體樣本，285個城市不同年份的非平衡面板數據。各變量的描述性統計結果，如表2所示。

四、實證分析

（一）基準回歸結果

經Hausman檢驗，本文最終采用固定效應模型（FE）進行回歸分析?？傮w樣本回歸結果如表3所示。本文在回歸中依次加入其他控制變量，觀察控制變量加入對全球價值鏈嵌入度與出口產品質量關系的影響。列（1）的結果顯示，在沒有加入任何控制變量時，全球價值鏈嵌入度對出口產品質量的影響顯著為正，系數為0.024。在依次加入各個控制變量后，系數變為0.016，但仍然在5%的水平下顯著為正，表明全球價值鏈嵌入度的提升在一定程度上確實提高了出口產品質量，與理論預期相同。

在未加入其他控制變量時，財政自主權對出口產品質量的影響在1%水平下顯著為負，當財政自主權上升時，出口產品質量下降，但在加入其他變量后，財政自主權對出口產品質量的影響變得不顯著。人均國內生產總值的系數一直為正，在加入所有變量后系數為0.006，在1%的水平下顯著，說明城市整體經濟水平的提高能促進出口產品質量的提升。教育科技投入的增加對出口產品質量的提升有促進作用，列（4）—列（6）的結果顯示，隨著產業結構和外商投資變量的加入，教育科技投入的系數由1.465變為1.754，且都在1%水平下顯著為正，說明教育科技的投入是改善出口產品質量的關鍵。產業結構每提高1%，出口產品質量會提高0.107%，但隨著外商投資變量的加入，產業結構對城市出口產品質量的影響不再顯著。加入所有變量后的回歸結果表明，對出口產品質量產生影響的除了全球價值鏈嵌入度外，還有人均國內生產總值、教育科技投入和外商投資，且它們對出口產品質量的影響均為正。加入所有變量后的回歸結果表明，對城市出口產品質量產生影響的除了全球價值鏈嵌入度外，還有人均國內生產總值、對教育科技投入和外商投資的增加，且它們對出口產品質量的影響均為正。

為了驗證全球價值鏈嵌入度與出口產品質量的非線性關系，本文在回歸模型中加入全球價值鏈嵌入度的平方項，對式（2）進行回歸。列（7）和列（8）的結果顯示，在加入全球價值鏈嵌入度的平方項后，一次項依舊在1%的水平下顯著為正，且系數較未加入二次項前明顯增大，由原先的0.024變為0.109;二次項也在1%的水平下顯著，系數為-0.123?；貧w結果驗證了全球價值鏈嵌入度與出口產品質量之間的非線性關系，同時，相反符號的系數表明，二者呈倒U型關系，與高靜等[3]研究企業層面全球價值鏈嵌入度與出口產品質量關系以及呂越等[8]研究嵌入全球價值鏈對企業生產效率影響的結果相符。在加入控制變量后，兩者關系仍未改變，其他控制變量與出口產品質量的關系與未加入二次項時類似，表明結果具有穩健性。

（二）內生性檢驗

由于變量之間可能存在反向因果關系，如全球價值鏈嵌入度會對出口產品質量產生影響，但出口產品質量也有可能反向影響全球價值鏈嵌入度，因而本文參照一般文獻中的作法，用全球價值鏈嵌入度的滯后一期作為工具變量，并運用GMM方法估計，結果如表4所示。

表4 中Cragg-Donald Wald F統計量的值均大于10，說明工具變量的選擇合理。在解決了內生性問題后，主要變量都在1%的水平下顯著，基準回歸的結果依然成立，表明全球價值鏈嵌入度與出口產品質量之間呈倒U型關系。

（三）穩健性檢驗

穩健性檢驗結果如表5所示。首先，采用更換模型的方法。出口產品質量是經過標準化測算出來的，數值在0—1之間，數據的特征適用于Tobit模型，如列（1）和列（2）所示，與基準回歸結果相似，且主要變量符號和顯著性均未發生改變，二者關系與之前得出的結論相同。控制變量的符號也均未發生改變，只有個別變量如外商投資和全球價值鏈嵌入度平方項在Tobit回歸中顯著性上升，但對文章主要結論不產生影響。其次，采用指標替換的方法?；鶞驶貧w中的出口產品質量測算使用了Broda和Weinstein[23]基于HS3位碼的σ，在以往研究出口產品質量的文獻中，有部分學者選取σ=5或σ=10測算出口產品質量，本文使用σ=5重新對出口產品質量進行測算并作回歸分析，回歸結果如列（3）和列（4）所示，結果表明，全球價值鏈嵌入度與出口產品質量之間仍然呈倒U型關系，雖然變量在系數大小上有輕微變化，但最終得出的結論相同。

（四）異質性分析

1.分地區回歸

中國幅員遼闊，地區間的經濟發展水平存在差距，城市的發展會受到地區發展的影響，城市所處的地理位置可能會影響該城市嵌入全球價值鏈的可能性以及某些資源的可得性。地區異質性檢驗結果，如表6所示。從表6中可知，中部和東部地區城市的樣本數明顯多于西部地區城市，中部和東部地區城市依靠地理和經濟發展優勢相對于西部城市更容易參與到國際分工中。列（1）和列（2）的變量系數都不顯著，說明在西部地區城市，全球價值鏈嵌入度與出口產品質量不存在明顯相關關系。列（5）和列（6）為東部地區城市的回歸結果，只有列（6）的全球價值鏈嵌入度的系數在1%水平下顯著，且系數為0.048，表明東部地區城市的出口產品質量會隨全球價值鏈嵌入度的提高而提高。列（3）和列（4）為中部地區城市的回歸結果，結果與前文得出的結論類似，只是變量的顯著性發生變化。以上結果表明，全球價值鏈嵌入度與出口產品質量的倒U型關系只在中部地區城市成立，可能的原因是東部地區進行產業結構優化，大量傳統行業向中部地區城市轉移，而傳統行業處于價值鏈的低端，附加值低，不利于技術創新，更易受到遏制。

2.分嵌入度回歸

為了探究不同嵌入度的回歸結果，依照全球價值鏈嵌入度最小值到最大值即0—1的三分位數，將總樣本分為低、中、高三個子樣本。嵌入度異質性檢驗結果，如表7所示。從表7中可知，在低嵌入度樣本中，全球價值鏈嵌入度與出口產品質量呈線性關系，全球價值鏈嵌入度每上升1%，出口產品質量將提升0.040%。高嵌入度樣本回歸結果與基準回歸結果一致，這表明全球價值鏈嵌入度與出口產品質量形成的倒U型的拐點靠后，處于全球價值鏈嵌入度較高的位置。

3.分時段回歸

進一步考慮到時間效應對結果的影響，本文將樣本分為不同的時間段進行回歸。由于在對全球價值鏈嵌入度和出口產品質量測算分析時發現，2007年之后其變化趨勢都發生了改變，因而本文將2007年作為一個時間結點，同時考慮到2008年國際金融危機對全球經濟的影響，將2008年以虛擬變量的形式加入回歸中。分時段異質性檢驗結果，如表8所示。從表8中可知，列（1）和列（2）是整個時間跨度的回歸結果，列（3）和列（4）是2007—2013年的回歸結果。對比整個時間跨度的結果，列（3）和列（4）的全球價值鏈嵌入度系數分別為-0.032和-0.039，但在列（4）中，全球價值鏈嵌入度的一次項和二次項都不顯著。從2007年開始全球價值鏈嵌入度與出口產品質量之間的倒U型關系不再成立，兩者不僅不存在非線性關系，全球價值鏈嵌入度的提升還會降低出口產品質量，可能的原因在于，中國的城市更多地以加工貿易的方式參與全球價值鏈，出口產品附加值低。列（5）和列（6）是加入2008年的虛擬變量后的回歸結果，其中，虛擬變量的系數很小且均不顯著，表明2008年國際金融危機對中國出口產品質量的影響不顯著。

五、結論及政策啟示

本文探究了全球價值鏈嵌入度對中國城市出口產品質量的影響，所得結論如下：（1）利用匹配后的《中國工業企業數據庫》《中國海關數據庫》對全球價值鏈嵌入度和出口產品質量這兩個核心變量進行測算，結果顯示，城市的全球價值鏈嵌入度主要集中在較低水平;城市出口產品質量無論是從整體還是分類別來看都有所提升，但總體提升不明顯。（2）通過分析總樣本回歸結果發現，全球價值鏈嵌入度對城市出口產品質量有促進作用，并且兩者呈倒U型關系，本文的假設得到檢驗。同時，人均國內生產總值、外商投資以及科技教育投入的提高都有助于城市出口產品質量的提升，其中科技教育投入的作用最為顯著。（3）將城市劃分為東、中、西三個地區的實證結果表明，總體樣本中全球價值鏈嵌入度對城市出口產品質量的影響只在中東部城市成立，且中部城市呈現非線性關系而東部則是線性關系。（4）分嵌入度高低回歸的結果表明，全球價值鏈嵌入度越高，其與出口產品質量越可能形成非線性關系。（5）在分時段回歸的結果中，2007年后全球價值鏈嵌入度與城市出口產品質量的非線性關系不再存在，甚至全球價值鏈嵌入度的提升會導致出口產品質量的下降。加入2008年的虛擬變量的實證檢驗表明，2008年金融危機對城市出口產品質量一定程度上不產生影響。

本文研究結論對于在全球化背景下如何提升出口產品質量從而實現中國對外貿易的高質量發展具有一定的啟示意義：在繼續擴大開放的基礎上，要改變以往嵌入全球價值鏈的方式，勞動力資源優勢不會也不可能長期存在，應當把更多的資源轉移到發展支持企業高效率生產經營上，尋找和創造新型競爭力，掙脫出依賴勞動力的“陷阱”。其中，最為重要的是要依靠自主創新能力提升來帶動出口產品質量升級，以擺脫發達國家對中國在前沿技術領域的遏制。我國技術還處于發展的初期階段，可以先引進外資和外商，減少國有企業中的國有比例，或者以一種新的制度形式，將國有一定程度的私有化，引進私人資本，這可能在一定的程度上能幫助企業提升創新發展的能力，提高經營的效率。

本文利用《中國工業企業數據庫》《中國海關數據庫》測算2000—2013年中國285個城市的全球價值鏈嵌入度對出口產品質量，在此基礎上探究了中國城市全球價值鏈嵌入度對出口產品質量的影響。研究結果表明：城市全球價值鏈嵌入度的提升能夠對提高出口產品質量起到積極作用，在促進作用和抑制作用的共同影響下，全球價值鏈嵌入度與出口產品質量呈倒U型關系，且全球價值鏈嵌入度與出口產品質量間的關系存在明顯的異質性。其一，從地區而言，全球價值鏈嵌入度與出口產品質量只在中部地區城市呈倒U型關系，在東部地區城市則呈線性關系。其二，從全球價值鏈嵌入度而言，只有在全球價值鏈高嵌入度的情況下，全球價值鏈嵌入度與出口產品質量才呈倒U型關系，這也說明中國城市全球價值鏈嵌入度和出口產品質量間的倒U型曲線拐點比較靠后。其三，從時間維度而言，2007年后全球價值鏈嵌入度的提升會導致出口產品質量的下降。

基于此，筆者認為，在繼續擴大對外開放的基礎上，中國應致力于改變傳統嵌入全球價值鏈的方式。由于勞動力資源優勢不會也不可能長期存在，因而應當把更多的資源轉移到支持企業高效率生產經營上，尋找和創造新型競爭力，掙脫依賴勞動力的“陷阱”。其中，最為重要的是要依靠提升自主創新能力來帶動出口產品質量升級，以擺脫發達國家對中國在前沿技術領域的遏制。本文的研究結論對于理解全球化背景下如何提升中國出口產品質量，從而實現中國對外貿易的高質量發展具有重要的政策啟示：

第一，重點關注“質”而非“量”。主要體現在出口產品質量上，應重點提高出口產品的附加值，把以“量”取勝的優勢轉移到以“質”為核心的競爭力。在由“量”轉“質”的過程中，需要重點關注資源投入的轉化成效。政府應集中力量扶持產業、科技、教育的發展，在投入大量資源的同時，更要關注資源轉化為發展動力的效率問題以及實際落地情況，改善資源投入的方式方法以提高資源利用率，真正發揮政府的扶持和推動作用[24]。

第二，增強產業自主可控能力，營造區域創新氛圍。當前，中國高技術產業受歐美國家遏制情況愈發嚴峻，想要從根本上脫離困境應先掌握自主權，增強產業自主可控能力。而大力發展和創新核心技術，利用核心技術將產品盡可能地“國產化”是增強產業自主可控能力的核心。減輕企業對國外技術引進的依賴，政府應提供政策及資金支持，帶動整個地區的創新氛圍，以創新為動力推動企業和地區的發展。對于技術尚處于發展初期階段的企業，可以先引進外資，減少國有企業中的國有資本比例，或者以一種新的制度形式引入外資參與企業經營，在企業完全掌握核心技術并獲得創新紅利后，再逐步減少外資比例，最終達到推動中國對外貿易的高質量發展的目的。

第三，加快優化產業轉型升級，逐步改善城市發展模式。傳統觀念上的產業升級是指第一、二產業向第三產業的轉型升級，但中國在實施城市產業轉型升級戰略的同時，更要注重產業內部的升級。只有產業內升級和產業間升級雙管齊下，才能真正實現整體經濟的提升。當前，許多深入參與全球價值鏈的城市仍依賴于傳統加工貿易行業，這使其極易陷入低端鎖定。要想實現長遠發展，需從行業內部入手，提升資源利用率和生產經營效率。同時，政府應主動改變發展模式，在維持整體經濟情況穩定的前提下，引導和鼓勵產業服務化或高技術化。

第四，改善區域發展不平衡，因地制宜實施高質量發展戰略。中西部地區城市由于歷史和地理等因素的制約，經濟發展一直不及東部地區城市。目前，中國經濟增速已由高速發展轉為中高速發展，在這樣的背景下要維持長久發展就要著力解決“短板”問題，即區域發展不平衡問題[25]。當前，一線城市已近飽和狀態，投入難以在短時間內見效，而加大對二、三線城市的投入能帶來更顯著的成效。因此，要因地制宜，充分利用地區優勢，鼓勵外資向中西部地區城市聚集，以推動中國各地區經濟的均衡式高質量發展。

第五，加快構建區域價值鏈。隨著中國經濟實力的不斷增強，區域發展模式也需與時俱進，逐步實現從參與者轉變為建設和引導者，實現在參與全球價值鏈的同時積極構建區域價值鏈。構建區域價值鏈應從兩個方面入手：一是構建國內價值鏈，根據地區優勢協調區域專業化分工[26]，將價值鏈構建與地區脫貧致富和產業升級結合，最終均衡多贏。二是構建“一帶一路”背景下的區域價值鏈，團結周邊國家，帶動區域價值鏈的整體提升，實現互惠共贏?？傊?，從國內價值鏈到“一帶一路”區域價值鏈再到全球價值鏈，中國產品和企業應循序漸進，逐步實現中國產業在全球價值鏈上的攀升，穩扎穩打地提升國際地位。

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（責任編輯：徐雅雯）