資源配置效率是否影響了出口產品質量??

楊慧梅 李坤望

(南開大學經濟學院 天津 300071)

一、引 言

加入世界貿易組織(WTO)以來，中國出口貿易迅速發展。截至2019 年，中國已連續十年成為全球貨物貿易第一出口大國，出口占國內生產總值的比重接近20%，市場遍布230 多個國家和地區。①資料來源:2019 年12 月9 日，國務院新聞辦公室《中共中央 國務院關于推進貿易高質量發展的指導意見》 新聞發布會。然而與此同時，相較于快速擴張的出口規模，在出口產品質量上，中國與全球主要經濟體差距明顯，離美國、德國等貿易強國還有不小的距離(Feenstra 和Romalis，2014；謝申祥等，2018)。究其根本，這與長期以來中國依托于勞動力低成本競爭優勢產生的“低質低價”的出口產品特征以及“以量取勝”的粗放型出口增長模式密切相關。近年來，受國內勞動力成本上漲、外部需求增長乏力、貿易摩擦壓力以及不確定性增多等因素的影響，中國出口面臨嚴峻挑戰。出口產品的“提質增效”無疑是加快培育出口競爭新優勢、推進貿易強國建設、未來實現出口可持續發展的必然選擇。而且從經濟發展階段來看，中國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段，提高出口產品質量是增強出口對經濟高質量發展支撐作用的重中之重。那么，出口產品質量提升的動力從何而來?

不少研究從生產率、中間品投入、匯率變動、成本及市場異質性等角度探究了出口產品質量的提升問題。②因篇幅所限，本文省略了與出口產品質量相關的已有研究，感興趣的讀者可在《經濟科學》 官網論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。但事實上，作為高質量發展的重要動力源泉，資源配置效率的潛在影響也不容忽視。現實經濟中，由于壟斷、要素流動限制、市場分割等市場缺陷的存在，資源錯配問題凸顯，經濟運行往往偏離帕累托最優狀態(張建華和鄒鳳明，2015)。當資源得不到有效配置時，經濟中的資源配置效率就會變得低下，這不僅會抑制企業的創新動力、制約企業發展，還會在長期中阻礙經濟的可持續增長。黨的十九大報告提出，經濟體制改革必須以完善產權制度和要素市場化配置為重點，使市場在資源配置中起決定性作用。近期，《中共中央 國務院關于構建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》 的出臺，更是肯定了要素市場化配置的重要地位。應該注意到，要素市場化配置改革有助于促進要素的自主、有序流動，從而提高資源配置效率，進一步激發全社會創造力和市場活力，推動經濟發展質量變革、效率變革、動力變革。由此，我們不禁要問，資源配置效率是否也是出口產品質量的一個影響因素? 資源配置效率的改善能否成為出口產品質量提升的動力? 就目前來看，似乎鮮有文獻對這一問題做出回答。

基于此，本文構建了資源配置效率與出口產品質量的研究框架，試圖通過嚴謹的經濟學分析為資源配置效率是否影響出口產品質量的問題提供回答。與已有研究相比，本文的主要貢獻體現在以下兩個方面:第一，在研究視角上，本文首次構建了資源配置效率與出口產品質量的分析框架，考察了資源配置效率對出口產品質量的影響，不僅對資源配置效率的相關研究形成了有益補充，也為出口產品質量提升動力的探索拓寬了視角。第二，在研究方法上，本文不僅基于動態OP (Olley-Pakes)分解法，從統計上量化了資源配置效應與出口產品質量的關系，還通過實證模型檢驗了資源配置效率對出口產品質量的影響，并同時考察了這一影響的內在機制及異質性表現，較為全面、系統地回答了資源配置效率是否影響出口產品質量的問題，增強了研究結論的可信度。

本文余下內容安排如下:第二部分為中國出口產品質量的特征事實分析，第三部分為研究設計，第四部分為實證分析，第五部分是進一步分析內在機制及異質性表現，最后是結論及啟示。

二、中國出口產品質量的特征事實分析

本部分以出口單位價值作為出口產品質量的代理指標，試圖在相對較長的時間跨度內對中國出口產品質量的演變動態予以描述。具體地，本文先從總體變化和國際比較的維度對中國出口產品質量的現狀做出分析，然后從統計上量化資源配置與出口產品質量的關系。數據來自CEPII (Center for International Prospective Studies)提供的HS 6 產品層面雙邊出口單位價值及貿易流量。①本部分采用出口單位價值代表出口產品質量的原因有兩個:一是數據的客觀性和時間跨度，CEPII數據中提供了HS 6 產品層面雙邊出口單位價值，避免了自行測算的誤差，且時間跨度較長，有助于充分反映中國出口產品質量的變化情況；二是單位價值法應用的普遍性(Schott，2004；Hallak，2006；李坤望等，2014)。

(一)中國出口產品質量的總體變化

1.總體水平

圖1 為2000—2017 年間中國出口產品質量與出口規模的總體變化趨勢。出口規模方面，除2009 年受金融危機沖擊出現下滑、2015—2016 年在全球貿易增長乏力背景下連續兩年出現負增長以外，其他年份中出口規模始終表現為明顯增長態勢。在出口產品質量方面，首先，2001—2002 年間，出口產品質量出現大幅度滑落。根據李坤望等(2014)的研究，這主要是由于2001 年中國入世引致大批生產低質量產品的企業進入國際市場，拉低了出口產品質量的總體水平。而后，中國出口產品質量開始上升，直至2013 年再次出現下降拐點。結合中國出口貿易的結構特征與發展規律可以發現，2013 年后出口產品質量的下降一方面受外部需求低迷的影響，另一方面也受國內勞動力成本不斷上漲的壓制。此外，由圖1 可知，盡管加入WTO 以來中國出口產品質量的總體水平呈上升趨勢，但在質量最高的2017 年也僅0.4 億美元左右，與2000 年相比漲幅不大。

圖1 中國出口產品質量與出口規模總體變化

2.結構分布

本文借鑒Fontagné 等(2007)的方法，采用相對出口單位價值刻畫中國出口產品質量的結構分布情況。具體而言，本文首先在產品層面以出口額占比為權重，加權計算出產品單位價值的世界平均水平，然后以此為基準，將產品質量劃分為高質量產品和低質量產品。圖2 為中國出口產品質量的結構分布，可以發現，中國的出口產品質量存在明顯的高、低分化現象，樣本期內低質量產品的出口規模及增長率遠高于高質量產品，同時，不僅總體出口規模的變化趨勢與低質量產品出口規模的變化趨勢一致，而且低質量產品出口規模與總體出口規模較為接近。盡管在樣本期內高質量產品的出口規模有上浮趨勢，但整體上看漲幅較小。這說明，在中國所出口的產品中，低質量產品仍占主導，意味著從出口產品質量的世界平均水平來看，中國出口產品的質量升級不明顯。

圖2 中國出口產品質量的結構分布

(二)中國出口產品質量的國際比較

上述對中國出口產品質量的描述僅是在一國內不同時間上的對比，那么，在國際市場中，中國出口產品質量處于何等位置? 明確中國出口產品質量的國際地位，不僅可以為中國出口產品質量提升的必要性提供現實依據，還可以為中國出口產品的國際競爭力提供清晰認識。基于此，本部分以出口規模與經濟發展水平為切入點，從國際比較的維度描述中國出口產品質量水平。

1.出口規模與出口產品質量

為比較不同經濟體出口規模與出口產品質量的相對變化情況，本文在每年中篩選出出口規模排名前十位的國家。圖3 為出口規模排名前十國家的出口規模變化，可以發現，中國出口規模的變化尤為顯著，樣本期內增長幅度比較大，且在出口規模的絕對量上處于領先地位。然而，在圖4 反映的出口產品質量變化中，中國的出口產品質量水平遠不及與其出口規模相當的美國、德國等。從出口規模與出口產品質量的相對變化上來看，盡管英國、德國、意大利等國家出口規模的增長速度不顯著，但其出口產品質量的增長比較明顯。在中國卻出現了相反的現象:中國出口規模的增長速度比較快，但相比于其他國家，中國出口產品質量的增長并不明顯。

圖3 出口規模排名前十國家的出口規模

圖4 出口規模排名前十國家的出口產品質量

2.經濟發展水平與出口產品質量

Hallak 和Schott (2011)等研究表明發達國家傾向于出口高質量的產品，因此，出口產品質量水平被認為是一個國家經濟發展水平的重要標志，同時也標志著一個國家的產業和企業在國際市場上的競爭力(余淼杰和張睿，2017)。自改革開放，尤其是2001 年入世以來，中國經濟實現了快速增長，經濟發展水平不斷提高。那么，象征經濟發展水平的出口產品質量是否同樣表現出快速增長態勢呢? 與發達國家相比，中國出口產品質量的水平如何? 本部分基于人均國民總收入(GNI)，從經濟發展水平的視角分析中國出口產品質量的國際地位。

圖5 顯示，與美國、英國、德國、法國及日本這些主要發達國家相比，中國的人均GNI 還存在著一定的差距，但自2006 年以后，中國人均GNI 開始表現出快速增長態勢，至樣本期末，中國人均GNI 與主要發達國家相比，差距已明顯縮小，這反映出近年來中國經濟發展水平在不斷提高。圖6 為中國與主要發達國家的出口產品質量變化，從中可以看出，英國與法國的出口產品質量增長比較明顯，且處于領先地位，其他三個國家即美國、德國和日本的出口產品質量變化幅度略小，但幾乎均高于中國。可見，與主要發達國家相比，盡管中國的經濟發展水平在不斷追趕，但出口產品質量的增長步伐依然比較遲緩。

圖5 中國與主要發達國家的人均GNI

圖6 中國與主要發達國家的出口產品質量

從以上分析中可以看出中國出口產品質量變化的典型特征:第一，2000—2017 年中國出口產品質量總體上有上升趨勢，但總體水平提升不明顯，且在結構分布上仍是低質量產品占主導，從出口產品質量的世界平均水平來看，中國出口產品的質量升級不明顯。第二，在國際地位上，盡管中國出口規模的絕對量及增長速度比較快、經濟發展水平也在不斷提升，但相比于具有相當出口規模的國家及主要發達國家，中國出口產品質量的增長步伐依然比較緩慢，中國出口產品的低端化特征比較明顯。由此可見，在當前推動中國經濟邁向高質量發展的新階段，中國出口產品質量的提升問題亟待解決。

(三)資源配置對出口產品質量的貢獻

余淼杰和張睿(2017)運用Melitz 和Polanec (2015)提出的動態OP 分解方法，基于微觀企業數據，將中國出口產品的總體質量變化分解為持續出口品種效應(品種內效應與品種間效應)、進入/退出品種效應。本文借鑒這一做法，以CEPII 數據報告的出口單位價值為基準，在HS 6 產品層面上對中國出口產品質量的總體水平進行逐年分解。同時本文借鑒Griliches 和Regev (1995)的研究，將品種間效應、進入品種效應和退出品種效應定義為資源配置效應。分解結果①出口產品質量變化的分解公式和分解結果請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展”。中，出口產品質量與資源配置效應呈現出一致變化:總體質量變化為負時，資源配置效應也為負，總體質量變化為正時，資源配置效應也為正；在質量增幅或降幅比較大的年份中，資源配置效應也相應表現出同等變化。這說明資源配置效應變化與出口產品質量變化之間存在正相關關系。那么，這是否證明資源配置效率的改善有助于提高出口產品質量? 下文中我們將對資源配置效率與出口產品質量的關系進行更為嚴謹的實證檢驗與分析。

三、研究設計

(一)模型設定

為明確資源配置效率與出口產品質量之間的關系，本文構建如下計量模型:

其中，i表示企業，j表示CIC 4 分位行業，t表示年份。被解釋變量quality表示出口產品質量；核心解釋變量reallo為資源配置效率，回歸系數β反映了資源配置效率對出口產品質量的影響；X表示一組控制變量，包括生產率tfp、企業規模scale、企業年齡age、資本密集度kl、平均工資wage、融資約束finan、企業利潤率profit、政府補貼subsidy、行業競爭程度HHI、國有企業占比soe以及平均進口關稅tariff；μ表示企業固定效應，用以控制企業層面不隨時間變化的非觀測效應；γ表示時間固定效應，用以控制特定年份宏觀經濟環境的變化；ε為隨機擾動項。

(二)指標構建

1.被解釋變量

出口產品質量quality。考慮到CEPII 數據的優勢所在，前文對中國出口產品質量特征事實的分析是基于單位價值法。然而，產品的單位價值除反映質量以外，還暗含成本因素。并且，要素價格扭曲的存在也會使中國產品存在高質低價的現象 (施炳展，2014)。基于此，區別于特征事實分析中采用的單位價值法，本文在實證檢驗中主要借鑒Khandelwal 等(2013)的做法，采用需求信息回歸推斷法測算出口產品質量①出口產品質量測算方法的具體描述請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展”。，單位價值法測算的出口產品質量將用于穩健性檢驗。

2.核心解釋變量

資源配置效率reallo。Hsieh 和Klenow (2009)區分了企業生產率的兩種形式:一是物質形式的生產率(TFPQ)，二是收益形式的生產率(TFPR)，TFPQ 與產品價格的乘積即是TFPR；并給出了TFPR 離散度與資源錯配的關系，提出可以用TFPR 的離散度衡量資源配置效率。基于此，同時借鑒已有文獻的做法(蔣為，2016)，本文以CIC 4 分位行業收益形式的生產率離散度表示行業的資源配置效率reallo，生產率離散度越大，資源配置效率越低，反之，資源配置效率越高。因此，對于模型(1)中的回歸系數β，我們預期符號為負。生產率離散度以收益形式生產率的標準差衡量，收益形式生產率的測算采用ACF 方法(Ackerberg 等，2015)。另外，為避免行業內企業數量過少帶來的分析偏差，本文參照李蘭冰等(2019)，刪除了企業數目小于6 的行業。

3.控制變量

為剔除其他因素對企業出口產品質量的干擾，本文從企業自身特性、政策環境、行業特征與國際市場層面出發，加入一系列控制變量。(1)企業自身特性包括生產率、企業規模、企業年齡、資本密集度、平均工資、融資約束及企業利潤率。生產率tfp與前文提及的企業收益形式生產率的測算方法一致；企業規模scale用職工人數的對數表示；企業年齡age以數據觀測年份與企業成立年份之差的對數表示；資本密集度kl用固定資產凈值與職工人數比值的對數表示；平均工資wage用本年應付工資總額與職工人數之比的對數表示；融資約束用利息支出與固定資產凈值的比值對數衡量；企業利潤率profit用企業營業利潤與產品銷售收入比值的對數表示。(2)政策環境主要考慮政府補貼subsidy，以企業補貼收入的對數表示。(3)行業特征主要考慮行業競爭程度HHI與國有企業占比soe。其中，行業競爭程度以CIC 4 分位行業的赫芬達爾指數表示，該值越小，表示競爭程度越高。國有企業占比用CIC 4 分位行業內的國有企業數量占該行業內企業總數量的比重表示。(4)國際市場方面主要考慮進口關稅自由化進程對出口產品質量產生的影響，關稅數據以Brandt 等(2017)給出的HS-CIC 對應表為依據，處理為CIC 4 分位行業的平均進口關稅tariff。

(三)數據說明

企業數據來源于2000—2007 年中國工業企業和海關貿易數據的匹配數據。第一，依據Brandt 等(2012)的做法，本文對工業企業的唯一性進行識別、對行業代碼進行調整。第二，本文借鑒Cai 和Liu (2009)、Yu (2015)的做法對兩套數據進行篩選并匹配。其中，對涉及價格的變量，本文均采用Brandt 等(2012)提供的CIC 4 分位產出或投入價格指數進行調整；進口關稅數據來自WITS (Word Integrated Trade Solution)網站。

四、實證分析

(一)基準回歸

基于上述分析，本文首先在模型(1)的基礎上進行普通最小二乘(OLS)回歸，以初步觀察資源配置效率對出口產品質量的影響效果。同時，考慮到模型潛在的序列相關問題會造成估計偏誤，本文在CIC 4 分位行業層面對回歸標準誤進行了聚類調整。回歸結果報告于表1。

表1 基準回歸

表1 是基于全樣本的回歸結果，第(1)— (5)列均控制了企業、時間固定效應。其中，第(1)列未加入任何控制變量，結果顯示以生產率離散度衡量的資源配置效率與企業出口產品質量的關系顯著為負，說明生產率離散度的增加即資源配置效率的下降會降低出口產品質量，而生產率離散度降低帶來的資源配置效率的改善將有助于企業出口產品質量的提升。第(2)列控制了包括生產率、企業規模、企業年齡、資本密集度、平均工資、融資約束及企業利潤率在內的企業自身特性，可以發現回歸結果依然顯著為負。進一步地，第(3)、(4)、(5)列依次考慮了政策環境、行業特征及進口關稅，結果發現資源配置效率的回歸系數依然通過了顯著性檢驗。這說明資源配置效率的提高有利于出口產品質量的提升。

(二)穩健性檢驗①穩健性檢驗結果請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展”。

1.內生性問題的處理

上述結果表明，資源配置效率的改善能夠顯著提升企業的出口產品質量。然而，遺漏變量與反向因果關系的存在可能導致內生性問題，使回歸結果出現偏誤。為此，本文構建工具變量，采用兩階段最小二乘(2SLS)予以克服。

合理有效的工具變量既要與內生解釋變量相關，又要保持足夠的外生性，即要滿足相關性和外生性原則。因此，本文選取兩種不同類型的工具變量。第一，借鑒萬江滔和魏下海(2020)的工具變量選取方法，本文選擇企業所屬CIC 4 分位行業以外的其他行業生產率離散度的平均值，作為該行業生產率離散度的工具變量。原因在于，不同行業之間存在的產業關聯性，比如產品、勞務、原料以及生產技術等方面的前后向聯系，會對相關行業的生產率產生影響，進而使得企業所屬行業以外的其他行業生產率離散度的平均值與企業所屬行業的生產率離散度之間存在相關關系，但其他行業生產率離散度的平均值又不直接影響這一行業中企業的出口產品質量。第二，借鑒Chowdhury 等(2014)、亢宇君和劉曉輝(2019)使用滯后解釋變量作為工具變量的方法，本文采用生產率離散度的滯后一期作為第二種類型的工具變量。這是由于滯后項是已發生變量，屬于前定變量。一方面，行業生產率作為一個動態累積的過程，會受到上一期生產率的影響，這一影響會傳遞至行業的生產率離散度上，使得行業生產率離散度與其滯后項之間也是高度相關的，滿足了工具變量選取的相關性原則；另一方面，滯后項取值已經固定的特性保證了它與當期的擾動項不相關，很好地滿足了外生性原則。回歸結果顯示，在剔除內生性問題的影響之后，以生產率離散度衡量的資源配置效率對出口產品質量依然保持著顯著負向影響，這與表1 所示的結果基本一致，說明基準回歸結果是穩健的。并且，工具變量拒絕識別不足與弱識別檢驗，這進一步說明本文選取的工具變量是可靠的。

2.樣本選擇偏差

非出口企業樣本的刪除可能會帶來樣本選擇偏差，造成估計偏誤。為此，本文采用Heckman (1979)提出的Heckman 兩步法進行進一步檢驗。第一步，估計企業參與出口決策概率的Probit 模型，計算出Mills ratio 統計量；第二步，將Mills ratio 統計量納入模型(1)中進行估計。結果發現，資源配置效率對出口產品質量的影響依然顯著，并且，Mills ratio 統計量通過了1%的顯著性檢驗，說明模型拒絕不存在樣本選擇偏差的原假設，即進行Heckman 兩步法對模型進行修正是必要的。

3.資源配置效率再度量

前文對資源配置效率的衡量采用的是企業生產率在CIC 4 分位行業內的標準差。為嚴謹起見，本文進一步采用生產率的四分位差、90/10 分位差、變異系數、相對均值離差以及泰爾指數。由回歸結果可以發現，各衡量方法下資源配置效率對出口產品質量的影響程度略有差異，但均顯著為負，與基準回歸結果相比也基本一致，這表明前文得到的結論是穩健的。

4.出口產品質量再度量

考慮到CEPII 數據可以在較長時間跨度下呈現中國出口產品質量的演變動態，本文在特征事實分析中主要采用了單位價值法刻畫出口產品質量。而實證檢驗中，為減少偏誤、更準確地識別資源配置效率對出口產品質量的影響效果，本文采用了需求信息回歸推斷法衡量出口產品質量，但可能因度量方法不統一而誤判結論。為避免這一問題，本文在企業層面利用出口單位價值法測算了出口產品質量，再次進行檢驗。結果發現，回歸結果依然表現出顯著負向影響。不同的是，與基準回歸相比，此處得到的回歸系數絕對值較小。這說明以單位價值法度量出口產品質量，會低估資源配置效率對出口產品質量的影響。

5.剔除加工貿易

企業間合同和內部產品轉移等問題，可能導致加工貿易企業在出口貿易行為上與其他企業不同(樊海潮和郭光遠，2015)。而且，相較于一般貿易，加工貿易企業的生產技術水平通常較低，成本水平與投入品情況也比較特殊。用包含加工貿易的樣本研究資源配置效率與出口產品質量的關系，無疑會出現偏倚。為此，本文剔除加工貿易企業①參照Tang 和Zhang (2012)的做法，本文將存在加工貿易交易的企業均定義為加工貿易企業。之后再次進行回歸，發現結果仍然穩健。

6.剔除極端值

極端值的存在也有可能導致回歸結果不準確。為解決這一問題，本文分別對出口產品質量和資源配置效率的分布兩端進行了1%的縮尾處理。結果發現剔除極端值的影響之后，資源配置效率對出口產品質量的估計系數僅在絕對值上略低于基準回歸結果，方向和顯著性均未發生本質改變，這進一步表明前文所得到的結論是穩健的。

五、進一步分析:內在機制及異質性表現

以上實證結果顯示，資源配置效率的提高有助于提升出口產品質量。那么，二者之間的內在機制如何? 更進一步地，現實中，資源配置效率對出口產品質量的影響是否存在異質性表現? 接下來，本文就圍繞這些問題作進一步探討。②機制及異質性檢驗結果請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展”。

(一)內在機制

從理論上講，資源配置效率影響出口產品質量的內在機制可劃分為靜態和動態兩個維度。其中，靜態維度主要體現為在位企業的創新績效；動態維度則主要是進入、退出企業的質量效應。

1.在位企業的創新績效

資源配置效率低下即存在資源錯配(尤其是金融資源錯配)時，資源在企業中的投入和使用偏離了效率最大化原則。此時，對配置資源較少的企業而言，在成本或資金的限制下，企業的創新投入意愿與積極性受到壓制，企業一方面會減少研發投入，另一方面會減少中間品進口或降低中間品投入質量，這會使出口產品質量的提升面臨挑戰。而對配置資源過多的企業而言，雖然有足夠的資金支持，但一些尋租行為的存在不可避免地會擠出企業的研發投入，造成資源浪費，降低創新績效，從而導致出口產品的質量提升受阻。

2.進入、退出企業的質量效應

資源配置的低效率會破壞優勝劣汰的市場競爭機制，導致生產低質量產品的企業得以進入出口市場，而生產高質量產品的企業退出市場，造成出口產品質量總體水平下降。具體而言，由于資源的分配不公，生產低質量產品的企業可能享有更多的資源支持，這就使得這類企業在產品缺乏競爭力的情況下，依然能夠進入出口市場，并得以存活。而那些生產高質量出口產品的企業可能由于資源匱乏得不到有效發展，生存壓力變大，最終退出市場。長期來看，由于缺乏創新活力及質量改進動機，持續存在的低質量產品出口企業還可能面臨低端鎖定的風險，引致出口產品的整體質量水平進一步下滑。

為嚴謹起見，本文進一步設立如下模型對上述機制進行實證檢驗:

其中，innovijt表示CIC 4 分位行業j中企業i在t年的創新績效，以新產品產值的對數表示。entryjt、exitjt分別表示進入、退出企業的質量效應，是通過運用動態OP 分解方法對CIC 4 分位行業出口產品質量的分解得到的，反映了新進入企業、退出企業對行業總體出口產品質量變化的貢獻。Xjt表示模型(1)中行業層面的控制變量，δj為行業固定效應。式(2)—(4)中未提及變量的含義與模型(1)一致。

回歸結果顯示資源配置效率與創新績效、進入及退出企業質量效應的關系均顯著為負。由于資源配置效率是以生產率離散度衡量的，生產率離散度的增加代表資源配置效率的降低，這一回歸結果說明資源配置效率的下降降低了創新績效，同時也降低了進入及退出企業對行業總體出口產品質量變動的貢獻。也就是說，一方面，資源配置效率的下降會通過降低在位企業的創新績效從而對出口產品質量產生不利影響；另一方面，資源配置的低效率會破壞優勝劣汰的市場競爭機制，造成生產低質量產品的企業進入出口市場，而生產高質量產品的企業退出市場。這就進一步佐證了以上關于創新績效與進入退出企業的質量效應是資源配置效率影響出口產品質量內在機制的論述。

(二)異質性表現

1.出口產品種類

特征事實分析部分表明，出口產品質量的變化取決于兩個方面:一是持續出口品種效應，二是進入/退出品種效應。其中，持續出口品種產生的貢獻，不僅包含品種自身的質量提升效應，也包含品種之間的市場份額再分配效應。因此，企業產品的多樣化程度可能會影響到資源配置效率與出口產品質量之間的關系。

本文依據海關貿易數據庫中提供的HS 6 產品信息，統計出企業的出口產品種類，將樣本劃分為單產品出口企業和多產品出口企業。結果發現，兩組回歸系數均顯著為負。為比較二者的系數是否存在顯著差異，我們進一步加入了產品種類虛擬變量variety與資源配置效率reallo的交互項，若企業為單產品出口，variety取1，否則，variety取0。結果顯示，交互項系數顯著為正，說明面對資源配置效率的下降，多產品出口企業的出口產品質量反應更強烈。這是因為相較于單產品企業，多產品企業的質量提升更依賴于產品結構，往往通過產品轉換實現不同產品之間的優化配置，因此，市場中資源配置效率的下降會對多產品企業的出口質量產生更大的負向影響。

2.行業技術水平

結合Griliches 和Regev (1995)可以發現，企業出口產品質量的提升一方面來自企業內效應，另一方面來自企業間和進入/退出帶來的資源配置效應。其中，企業內效應即在位企業自身產生的產品質量提升效應，是在位企業自身出口產品質量變化引致的總體出口產品質量變動，主要取決于企業擁有的技術水平，技術水平較高的企業，生產的產品質量更高。因此，可以推斷，在不同技術水平的企業中，資源配置效率對出口產品質量的影響可能存在差異。

借鑒羅偉和葛順奇(2015)的方法，本文參照國家統計局2002 年《高技術產業統計分類目錄》，以行業技術水平為依據，將樣本劃分為高技術行業和一般技術行業。回歸結果顯示，資源配置效率對出口產品質量的影響僅在一般技術行業中顯著，在高技術行業中不顯著。并且，加入行業技術水平tech(若行業為高技術行業，tech賦值為1，否則tech為0)與資源配置效率reallo交互項后的回歸結果顯示，交互項的系數顯著為正，這表明一般技術行業中出口產品質量對資源配置效率變化的反應更強烈。原因在于，在一般技術行業中，由于技術水平有限，企業自身產生的質量提升效應并不明顯，其出口產品質量的提升主要取決于資源配置效應，相比之下，高技術行業的質量提升則可以依賴于技術構成，從而導致高技術行業的出口產品質量在面對資源配置效率下降時調整幅度更小。

六、結論及啟示

當前，中國經濟正處于從高速增長向高質量發展轉型的攻堅期，提高出口產品質量不僅是加快培育出口競爭新優勢、推進貿易強國建設、未來實現出口可持續發展的必然選擇，也是增強出口對經濟高質量發展支撐作用的重中之重。在此背景下，本文以出口產品質量的提升動力為切入點，構建了資源配置效率與出口產品質量的分析框架。本文得到的主要結論如下:

總體而言，以生產率離散度衡量的資源配置效率與出口產品質量之間存在顯著負相關關系，說明資源配置的低效率不利于出口產品質量的提升，意味著改善資源配置效率能夠對出口產品質量產生積極影響。對影響機制的分析與檢驗表明，創新績效與進入退出企業的質量效應是資源配置效率影響出口產品質量的重要渠道。一方面，資源配置的低效率會降低在位企業的創新績效，阻礙出口產品質量的提升；另一方面，資源配置的低效率會破壞優勝劣汰的市場競爭機制，造成生產低質量產品的企業進入出口市場，而生產高質量產品的企業退出市場。異質性分析表明，這一結論因出口產品種類和行業技術水平而異。與單產品出口企業、高技術行業相比，多產品企業與一般技術行業出口產品質量對資源配置效率變化的反應更強烈，說明面對資源配置效率的下降，多產品企業與一般技術行業出口產品質量的下降幅度更大。

本文的政策含義在于:第一，重視資源配置效率的改善。作為經濟高質量發展的重要動力源泉，資源配置效率對出口產品質量的影響不容忽視，提高資源配置效率有助于提高出口產品質量。不斷推進要素市場化改革，完善要素市場化配置，推動要素自由流動，提升資源配置效率，是當下及未來中國提升出口產品質量，進而培育出口競爭新優勢、建設貿易強國的重要動力。第二，把握企業的異質性。企業之間存在明顯的異質性特征，這會造成企業間出口產品質量決定因素及調整空間的不同。應注意把握企業的自身特征及行業特性，尋找不同類型企業中出口產品質量變動與資源配置效率變化的平衡點，逐步形成富有針對性的資源配置方式和改革體系，增強政策機制設計的結構性。第三，激發企業創新活力，完善優勝劣汰競爭機制。企業創新績效、進入退出企業的質量效應是資源配置效率影響出口產品質量的重要渠道。不斷激發企業的創新投入意愿和積極性，提高企業創新績效，建立健全進入、退出企業的質量監管機制，完善優勝劣汰的市場競爭機制，將有利于改善資源配置效率，提高出口產品質量。