綠色技術創新促進了我國城市出口產品質量升級嗎?

黎元生 陳 華

一、引言與文獻綜述

推動出口產品質量升級是促進國內國際雙循環、建設制造強國和貿易強國、推動經濟高質量發展的重要舉措。從數據上看,2023年中國貨物貿易進出口總額高達41.76萬億元,有望連續7年穩居世界第一,其中出口額為23.77萬億元(1)據海關統計數據,https://www.gov.cn/yaowen/shipin/202401/content_6925752.htm,發布時間:2024年1月12日,訪問時間:2024年3月2日。。相比之下,我國出口產品質量和出口增加值競爭力依然不高,《全球競爭力報告2023》顯示,相關項目中國僅排第21名,我國“大而不強”的貿易地位亟需改善(2)世界競爭力研究中心:《全球競爭力報告2023》,2023年6月20日,https://worldcompetitiveness.imd.org/countryprofile/CN/wcy,訪問時間:2024年2月8日。如果從分項來看,報告認為,中國的優勢在于龐大的市場規模和宏觀經濟穩定性。在市場規模上,中國國內和出口市場相結合得到了100分,位居該項第一。但在創新、機制建設、產品市場效率、金融市場發展等指標上得分較低,導致綜合排名下降。我國外貿呈現出規模大而產品質量競爭力較低的局面。。在此背景下,如何提升出口產品質量,破解我國價值鏈低端鎖定之困,成為各界關注的熱點問題。

出口產品質量一直是學界研究的重點和難點問題。基于不同角度,學者們對出口產品質量的影響因素進行了一定研究。宏觀層面,研究發現外商投資(3)李坤望、王有鑫:《FDI促進了中國出口產品質量升級嗎?——基于動態面板系統GMM方法的研究》,《世界經濟研究》2013年第5期。、政府財政政策(4)蘇丹妮、盛斌、邵朝對:《產業集聚與企業出口產品質量升級》,《中國工業經濟》2018年第11期。、產業集聚(5)張杰、翟福昕、周曉艷:《政府補貼、市場競爭與出口產品質量》,《數量經濟技術經濟研究》2015年第4期。等都會顯著地影響出口產品質量。此外,一些學者從中間品角度考察企業出口產品質量的影響因素,他們發現很多企業特別是發展中國家的企業難以進入發達國家市場,主要原因在于這些企業難以在相同成本下使用本國的中間投入品生產出滿足目的國所需的高質量產品(6)H. Fan, Y. A. Li, and S. R. Yeaple, “On the Relationship between Quality and Productivity: Evidence from China's Accession to the WTO,” in Journal of International Economics, Vol. 110 (2018), pp.28-49.。因此,發達國家的高質量中間投入品進入國內市場可以助力國內企業實現出口產品的質量升級。

當前,我國已進入高質量發展階段,持續的技術創新逐漸成為推動出口產品質量升級的重要路徑(7)羅曲如曉、臧睿:《自主創新、外國技術溢出與制造業出口產品質量升級》,《中國軟科學》2019年第5期。。在我國經濟綠色轉型背景下,外貿高質量發展對技術創新提出了更高的要求,綠色技術創新也日益受到關注。綠色技術這一概念最早于1994年由E.Brawn等學者提出,被界定為能夠降低環境污染水平,同時也能節約能源使用的技術(8)E. Braun, and D. Wield, “Regulation as a Means for the Social Control of Technology,” in Technology Analysis &Strategic Management, Vol. 3(1994), pp.259-272.。從驅動力來看,綠色技術創新動因主要來自環境規制(9)陶鋒、趙錦瑜、周浩:《環境規制實現了綠色技術創新的“增量提質”嗎——來自環保目標責任制的證據》,《中國工業經濟》2021年第21期。。當然也有很多學者研究發現,環境規制對企業綠色技術創新的影響不確定,甚至會存在抑制作用(10)王鋒正、姜濤:《環境規制對資源型產業綠色技術創新的影響——基于行業異質性的視角》,《財經問題研究》2015年第8期。。此外,市場化水平(11)汪明月、李穎明、王子彤:《技術和市場雙重不確定性下企業綠色技術創新及績效》,《系統管理學報》2021年第2期。、家族企業發展(12)馬駿、朱斌、何軒:《家族企業何以成為更積極的綠色創新推動者?——基于社會情感財富和制度合法性的解釋》,《管理科學學報》2020年第9期。等也是影響綠色技術創新的重要因素。

綠色技術創新是否會影響城市層面出口產品質量?具體的作用機制如何?這些問題的回答對于加快推進高質量發展具有重要的理論與現實意義。但是學界目前鮮有直接研究綠色技術創新與城市層面出口產品質量關系的文獻。目前除少數學者直接探究技術創新與出口產品質量關系外,大部分學者還是將技術創新作為中介變量,探究其他諸如制造業服務化等對出口產品質量的影響(13)祝樹金、謝煜、段凡:《制造業服務化、技術創新與企業出口產品質量》,《經濟評論》2019年第6期。。相比已有研究,本文主要的邊際貢獻包括:(1)從理論和實證層面深入探究綠色技術創新與出口產品質量的關系,為拓展綠色技術創新及國際貿易相關領域研究做了有益探索。(2)本文使用城市層面數據,將城市因素綜合考慮在內,豐富了現有研究。(3)從全要素生產率和固定投入效率角度出發,探究綠色技術創新提升城市出口產品質量的具體作用機制,為相關部門制定政策提供建議。

二、理論分析與研究假設

根據經典的質量內生決定理論模型,企業出口產品質量主要由企業生產率和固定投入效率決定(14)施炳展:《中國企業出口產品質量異質性:測度與事實》,《經濟學(季刊)》2014年第13期。。下面我們進一步討論綠色技術創新對全要素生產率和固定投入效率的影響。

從本質上來看,綠色技術創新是技術創新的一種形式。羅麗英和齊月的研究表明,技術創新水平是提升我國企業出口產品質量的重要途徑(15)羅麗英、齊月:《技術創新效率對我國制造業出口產品質量升級的影響研究》,《國際經貿探索》2016年第4期。。作為技術創新的重要表現形式,綠色技術創新也應具有促進企業出口產品質量提升的效應。從事綠色技術創新活動的企業,其技術水平、環保能力和競爭力均將獲得提升,能夠改善原有產品結構,設計和生產質量更高的產品。接下來,從全要素生產率和固定投入效率兩個方面具體闡述綠色技術創新影響出口產品質量的機制。

首先,生產率方面。第一,市場規模效應。一方面,企業使用綠色工藝技術進行生產可以滿足國內市場對綠色產品的需求,擴大國內市場份額。另一方面,使用綠色工藝技術有助于促進企業全球價值鏈攀升、提升國際競爭力、獲得更大的海外市場。第二,資源配置效應。區域綠色技術創新水平提升帶來的直接結果,就是使資源更多地從低生產率企業向高生產率企業流動,這種產業內部的資源配置效應將帶來行業整體生產效率的提升(16)原毅軍、 戴寧:《基于綠色技術創新的中國制造業升級發展路徑》,《科技與管理》2017年第1期。。第三,成本節約效應。綠色技術創新不僅可以在前期降低能源等要素的投入,節約資源成本,而且可以在后期減少廢棄物排放量,降低除污成本。除此之外,使用綠色技術可以提升企業的綠色聲譽,有助于企業更好地獲得金融機構信貸支持,進而降低企業融資成本。

其次,固定投入效率方面。現有研究表明,綠色技術創新改變了制造業生產工藝,使其兼具產品制造、能源轉換、廢棄物消納和資源化功能,提高了資源綜合利用率和循環使用率(17)原毅軍、謝榮輝:《工業結構調整、技術進步與污染減排》,《中國人口·資源與環境》2012年第22期。。可以說,在當前綠色經濟、低碳經濟背景下,綠色技術創新是提升企業固定投入效率的關鍵性因素。微觀層面,企業可以通過綠色工藝和綠色流程提升自身的綠色制造能力以及能源資源投入利用效率。工藝視角下的綠色技術創新以工藝改造、技術升級等為主要途徑,提高生產過程中對原材料和能源的利用效率并降低與之相關的環境成本,這無疑會提升企業固定投入效率。產業層面,原毅軍等研究發現,加強綠色技術創新有利于推進污染密集型制造業向清潔型制造業的轉型升級(18)原毅軍、陳喆:《環境規制、綠色技術創新與中國制造業轉型升級》,《科學學研究》2019年第10期。。這也將提升地區產業層面整體的固定投入效率,從而促進地區出口產品質量。據此,本文提出以下假說:

假說1:綠色技術創新能夠促進城市出口產品質量提升。

假說2:綠色技術創新通過生產率途徑影響城市出口產品質量。

假說3:綠色技術創新通過固定投入效率途徑影響城市出口產品質量。

三、研究設計

(一)模型構建

本文以城市層面的出口產品質量作為被解釋變量,以城市層面綠色技術創新水平作為解釋變量進行實證回歸。基準模型如下:

Qualityct=α0+α1Greenct+α2Controlsct+vc+vt+εct

(1)

其中,被解釋變量Qualityct為城市c在年份t的出口產品質量;Greenct為城市c在年份t的綠色技術創新水平;Controlsct為城市層面的一系列控制變量;α0為常數項;vc與vt分別為個體固定效應和年份固定效應;εct為誤差擾動項。

(二)變量設置

1.被解釋變量。本文被解釋變量為城市出口產品質量(Quality),由城市內部企業出口產品質量加權平均得到。現有文獻對于企業層面出口產品質量的測算主要包括出口產品單位價值法、產品特征法、供給需求法與需求信息反推法等四種方法。其中,需求信息反推法因其測算產品質量更精準、可操作性強而被廣泛使用。具體地,本文參考施炳展(19)施炳展:《中國企業出口產品質量異質性:測度與事實》,《經濟學(季刊)》2014年第13期。的研究對出口產品質量進行測算。

對于海關HS6位碼下的某種類產品j而言,企業i在t年向出口目的國m出口j的數量為:

(2)

其中,q表示產品的數量,p表示產品的價格,λ表示產品的質量,σ>1表示產品種類間的替代彈性,E表示消費者支出,P表示價格指數。

對方程的左右兩邊同時取對數,進行整理后可以得到如下回歸方程式:

lnqijmt=χmt-σlnpijmt+εijmt

(3)

其中,χmt是“出口國—年份”兩維虛擬變量,可以控制出口目的國地理距離、收入水平與總體價格指數;lnpijmt表示企業出口產品的價格;εijmt=(σ-1)lnλijmt,是包含產品質量信息的殘差項。通過OLS方法估計上述模型即可得到殘差項,再據此推導出產品的出口質量。因為本文對于產品質量的計算是建立在產品層面的,已包含了出口產品的技術復雜度等產品特征。

在對公式(3)進行估計時需要注意兩點:首先,公式中未考慮產品種類多元化這一特征,因此本文在估計過程中加入了企業出口產品種類數來控制企業產品種類多元化帶來的異質性。其次,公式中的產品質量與產品價格是相關的,可能產生內生性問題。因此,參考施炳展(20)施炳展:《中國企業出口產品質量異質性:測度與事實》,《經濟學(季刊)》2014年第13期。對于工具變量的構建方式,采用企業在出口國以外的其他出口國的出口產品的平均價格,作為企業在出口國m的出口產品價格的工具變量。之后使用OLS方法對公式(3)進行回歸,可得產品質量的具體計算公式為:

(4)

其中,替代彈性σ的取值為3。由公式(4)可以測算每個企業在每個出口國每個年度出口的某種HS6位碼產品的質量。在將產品質量加總到整體層面以獲得整體質量之前,參考施炳展的研究(21)施炳展:《中國企業出口產品質量異質性:測度與事實》,《經濟學(季刊)》2014年第13期。,對產品質量進行標準化處理。

關于產品質量加總到企業層面的方法,具體公式如下:

(5)

其中,qualityit表示企業層面的產品出口質量,vijmt表示企業i對于出口國m的出口價值量。企業層面的產品質量最后以對數形式進入回歸方程。基于上面得到的企業層面的出口產品質量水平,以企業出口額進行加權平均就可以得到城市層面的出口產品質量(22)不失一般性,后文實證過程中對該指標取對數使用。:

(6)

2.核心解釋變量。本文核心解釋變量是城市綠色技術創新水平(Green),采用城市綠色發明專利數量作為其代理變量,并對城市綠色發明專利數量取對數。在穩健性檢驗部分,本文還使用城市綠色發明數量占全部技術發明專利數量的比重來衡量城市綠色技術創新水平。

3.控制變量。為了盡可能避免遺漏變量偏誤,本文控制以下影響因素:城市地區生產總值(GDP),根據國際貿易引力模型,經濟規模會對一國貿易產生影響;城市第二產業比重(Second),產業結構差異會影響資源配置效率以及企業生產率;人力資本(HC),人力資本積累會影響城市技術創新水平,促進出口產品質量提升;外商直接投資水平(FDI),對外開放會優化資源配置,紓解融資約束,本文使用城市當年實際使用外資規模取對數作為代理變量。此外,在穩健性檢驗部分,本文進一步控制了城市層面的其他變量:城市平均工資水平(Wage_av)、城市SO2排放量(SO2)、人口密度(Density)、固定資產投資占城市GDP的比重(FAI)、城市每萬人在校本科生人數(College)、科研教育外的地方財政支出占 GDP 比重(Government)。對所有名義變量均以2001年為基期進行了平減,對GDP、Wage_av、SO2等變量做了取對數處理。

(三)數據來源

本文樣本數據主要來源于四個數據庫。企業自身的特征數據來自中國工業企業數據庫;企業出口數據來自中國海關進出口貿易數據庫;城市層面的數據來自《中國城市統計年鑒》;綠色創新專利數據來自中國研究數據服務平臺。最后選擇四個樣本的共同區間2001—2013年(23)由于數據可獲得性等原因,目前海關數據在2013年后無法保證數據樣本的質量,參照學界通常做法,我們主要使用2013年及以前的樣本數據,也將本文研究區間定位于2001年至2013年。作為研究期。國際通用商品分類有HS1996、HS2002、HS2007、HS2012共四個版本。本文樣本區間內,上述四個版本編制的數據均有所涉及,為方便數據處理,本文將后三個版本統一轉換為HS1996版本。關于數據匹配,本文首先將中國工業企業數據庫與中國海關進出口貿易數據庫進行匹配,再按照企業所在城市與城市層面數據進行匹配,最終得到275個城市2001—2013年共計3097個樣本數據(非平衡面板數據)。變量描述性統計如表1所示。

表1 變量描述性統計

四、實證結果

(一)基準回歸

首先,我們使用樣本數據對本文的基準觀點進行了驗證,回歸結果如表2所示。

表2 基準回歸結果

由表2可以看出,在三列回歸結果中,城市綠色技術創新水平變量的系數始終為正,且在1%水平高度顯著,初步驗證了本文的假說1。加入的控制變量中,第二產業比重系數顯著為負,表明城市第二產業比重對出口產品質量可能存在負向影響效應。而人力資本變量系數顯著為正,表明城市人力資本水平的提升有助于提升出口產品質量。

(二)穩健性檢驗(24)限于篇幅,穩健性檢驗結果未列出,留存備索。

1.城市層面的其他控制變量影響識別。首先加入了城市平均工資水平、城市SO2排放量、人口密度、固定資產投資水平、每萬人在校本科生人數等變量進行回歸檢驗。在考慮更多城市因素后,核心解釋變量的系數依然顯著為正,這表明本文基準結論依然成立。

2.基于微觀數據的再檢驗。直接考慮城市層面綠色技術創新水平對城市內部企業層面出口產品質量的影響(25)需要說明的是,在該穩健性檢驗中,我們將被解釋變量從城市層面出口產品質量替換為企業層面出口產品質量,研究城市層面綠色技術創新對企業出口產品質量的影響。在回歸過程中,我們也加入了一些企業層面的控制變量,如企業存在時間(Time)、企業融資水平(Financing)、企業規模(Log_size)、外資企業和國有企業虛擬變量(Forfirm;Stfirm)、企業資本密集度(Klratio)等。,回歸結果顯示,在將變量口徑細化到企業層面后,核心解釋變量的系數依然顯著為正,這說明本文基準結論依然成立。

3.替換核心解釋變量。用城市綠色發明專利占總發明專利比重作為解釋變量重新進行回歸,結果顯示,新的解釋變量雖然在系數大小和顯著性方面有變化,但是依然顯著為正,這進一步支持了本文的基準結論。

(三)內生性問題處理(26)限于篇幅,內生性檢驗結果未列出,留存備索。

經濟發展水平高、出口產品質量高的城市可能本身也會有較高的綠色技術水平,這可能會導致雙向因果問題。為了解決這一問題,本文使用城市綠色技術創新水平變量滯后一期作為工具變量重新進行回歸,基準結論沒有受到大的影響。此外,雖然使用前一年數據較大程度上緩解了反向因果引起的內生性問題,但是仍可能存在因遺漏變量引起的內生性問題。參照李雅婷等(27)李雅婷、張竹、武常岐:《綠色創新能否助力中國企業跨國并購?:組織合法性視角》, 《世界經濟研究》2023年第4期。、王雅麗等(28)王雅莉、侯林岐、朱金鶴:《文明城市創建如何“催生”企業“道德血液”?——基于企業社會責任視角的分析》,《財經研究》2022年第6期。的方法,本文以企業所在地區的河流總面積作為工具變量進行回歸。該工具變量的使用可較好地滿足相關性和外生性要求。進一步地,本文使用兩階段工具變量模型(IV2SLS)進行回歸,第二階段的回歸結果表明,綠色技術創新依然對城市出口產品質量存在顯著的正向提升作用。而第一階段結果表明工具變量對綠色技術創新在1%水平上具有正向影響。弱工具變量識別檢驗AR和Wald統計值均顯著,這表明工具變量的選擇是有效的。該部分結果表明本文基準結論是較為穩健的。

(四)異質性分析

1.東部、中部、西部地區。按照企業所屬省份,本文將總樣本分為東部地區、中部地區和西部地區三個子樣本,對應的回歸結果見表3第(1)—(3)列。結果顯示,只有中部地區樣本組核心解釋變量的系數顯著為正。這說明樣本期內,綠色技術創新僅顯著促進了中部地區城市的出口產品質量升級,對于西部和東部地區城市的影響不大。可能的原因是東部地區對外出口貿易發展較快,綠色技術創新所帶來的產品質量升級的空間較小;西部地區一直以來出口貿易相對薄弱,與出口相關的配套措施不足;而中部地區則具備綠色技術創新推動出口產品質量升級的堅實基礎。

表3 異質性分析結果

2.沿海地區與非沿海地區。出口貿易離不開海港,沿海城市發展出口貿易優勢得天獨厚。為進一步考察區位因素對本文核心結果的影響,將樣本分為沿海地區和非沿海地區兩個子樣本分別進行回歸,結果見表3第(4)—(5)列。結果顯示,僅非沿海地區子樣本回歸系數顯著為正,表明綠色技術創新僅顯著促進了非沿海地區城市出口產品質量升級。

3.省會城市與非省會城市。省會城市與非省會城市在經濟發展水平、科技發展水平以及市場化程度等方面都有很大差異,為此,我們將樣本按照是否為省會城市分為兩個子樣本分別進行回歸,結果見表3第(6)—(7)列。結果顯示,非省會城市組別系數顯著為正,表明綠色技術創新有效提高了非省會城市出口產品質量。而省會城市技術發展水平相對比較高,綠色技術創新所帶來的產品質量升級空間較小,故促進作用不顯著。

4.金融市場化程度較低與較高地區。作為一項重要的企業投資行為,出口嚴重依賴金融市場水平以及融資環境。本文使用樊綱和王小魯等編制的《中國分省份市場化指數報告(2016)》中“要素市場發展程度”指數作為地區層面金融市場發展水平的代理變量。該指數主要從三個方面進行了評估:金融業市場化、人力資源供應情況和技術成果市場化。其中,金融業市場化指數是本文關注的重點。按照金融業市場化指數中位數將樣本分為兩個子樣本分別進行回歸,結果見表3第(8)—(9)列。結果顯示,僅金融市場化程度較高地區樣本回歸系數顯著為正,表明綠色技術創新僅顯著促進了金融市場化程度較高地區的出口產品質量升級。

五、進一步研究:影響機制分析

根據理論模型的推導結果,本文提出綠色技術創新主要通過生產率和固定投入效率兩個途徑影響城市出口產品質量升級。我們參考施炳展和邵文波(29)施炳展、邵文波:《中國企業出口產品質量測算及其決定因素——培育出口競爭新優勢的微觀視角》,《管理世界》2014年第9期。的設置,采用企業全要素生產率作為生產率渠道的代理變量,并采用創新投入效率作為固定投入效率渠道的代理變量。參考溫忠麟和葉寶娟(30)溫忠麟、葉寶娟:《中介效應分析:方法和模型發展》,《心理科學進展》2014年第5期。的做法,本文使用中介效應模型進行檢驗:

Mit=α0+α1Greenit+α2controlsit+vi+vt+εit

(7)

Qualityit=β0+β1Greenit+β2Mit+β3controlsit+vi+vt+εit

(8)

其中,Mit為中介變量,包括生產率和固定投入效率。其他設定與基準模型保持一致。

(一)生產率機制

本文采用LP法對企業全要素生產率進行測算估計,城市層面生產率由企業全要素生產率按照出口額加權平均得到。回歸結果見表4第(1)—(2)列。結果顯示,列(1)綠色技術創新變量的系數顯著為正,表明綠色技術創新可以提升城市層面生產率水平。進一步,將生產率作為解釋變量與綠色技術創新一起放進基準模型中,回歸結果見列(2),可以看到,綠色技術創新和全要素生產率變量系數依然顯著為正,本文基準結論保持不變,驗證了假說2。

表4 影響機制分析

(二)固定投入效率機制

參考諸竹君等(31)諸竹君、黃先海、王煌:《產品創新提升了出口企業加成率嗎》,《國際貿易問題》2017年第7期。的做法,本文選取企業新產品產值比重作為衡量企業創新投入效率的代理變量。但是,中國工業企業數據庫2011—2013年的數據中企業的新產品產值數據缺失,故采用2001—2010年數據計算企業創新投入效率。同樣的,城市層面固定投入效率由加權平均得到。回歸結果見表4第(3)—(4)列。列(3)的結果表明綠色技術創新可以提升城市層面固定投入效率。同時,將固定投入效率作為解釋變量與綠色技術創新一起放進基準模型中,回歸結果見列(4),可以看到,綠色技術創新和固定投入效率變量系數依然顯著為正,假說3得以驗證。

六、結論與啟示

優化貿易結構,培育貿易競爭新優勢,實現貿易高質量發展是新形勢下我國對外貿易發展的要求與目標。綠色技術創新正在成為實現我國經濟高質量發展的核心要素和動力源泉。本文主要研究了綠色技術創新對城市層面出口產品質量的影響。研究表明,綠色技術創新能夠顯著提升城市出口產品質量。機制研究表明,綠色技術創新可以通過提高城市全要素生產率和固定投入效率來提升城市出口產品質量。

在經濟發展方式綠色轉型的大背景下,本文研究結論具有如下政策啟示。第一,重視綠色技術創新對提升出口產品質量的關鍵作用,通過加大綠色技術研發投入、優化綠色技術創新環境等措施,推動綠色技術與出口產業深度融合。第二,針對城市異質性特征,政策制定應更具針對性和靈活性。對于中部地區城市,推動綠色技術轉移和擴散,提升出口產品質量競爭力;對于非沿海城市,加大技術研發投入,推進外貿企業生產方式綠色低碳轉型;對于非省會城市,通過優化資源配置、激發創新活力等方式,提高綠色技術創新能力;對于金融市場化程度較高地區的城市,發揮金融服務支撐作用,為綠色技術創新和出口貿易提供資金保障。第三,注重提高全要素生產率和固定投入效率,以實現出口產品質量的全面提升。具體來說,通過加強企業技術改造、推進產業升級、提高資源利用效率等方式,提高全要素生產率;通過優化固定資產投資結構、提高投資效益等方式,提高固定投入效率。