我国企业出口产品质量升级的本地市场效应_孔令池.pdf

南 开 经 济 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES2022 年 第 10 期 No.10 2022 DOI:10.14116/j.nkes.2022.10.001 3 我国企业出口产品质量升级的 本地市场效应 孔令池 郝少博 刘志彪 摘 要：依托本地市场规模扩大实现企业出口产品质量提升，是以国内大循环为主体构建国内国际双循环新发展格局的一个缩影。本文利用中国工业企业和海关贸易数据，对本地市场规模与企业出口产品质量之间的关系及其作用机制进行考察。通过研究发现，本地市场规模扩大显著促进了企业出口产品质量升级，系列稳健性检验证实了上述结论的可靠性。影响机制检验表明，本地市场规模扩大通过提高企业生产率水平、激励市场竞争的筛选机制、增强产业集聚程度推动企业进行产品质量升级。异质性分析结果显示，民营企业和一般贸易企业的正向效应更强，对高技术行业企业的影响效应并不显著。进一步分析发现，地区间市场分割会削弱本地市场规模扩大对企业出口产品质量升级的作用效力；本地市场的消费升级与本地市场规模扩大一样，能够显著促进企业出口产品质量提升。本文的政策含义在于，本地市场规模这一动态比较优势，将取代传统要素比较优势，决定贸易和生产模式的转变，实现国内需求与国际市场、消费侧与供给侧更好对接。关键词：本地市场规模；企业出口产品质量；新发展格局；市场分割；消费升级 一、引 言 我国的经济发展已进入到一个新时代，高质量发展成为经济建设的主旋律。大量理论和事实表明，经济高质量发展的鲜明标识就是实现企业从成本优势向质量优势转变、贸易发展方式从数量扩张型向质量效益型转变、我国由贸易大国升级为贸易强国。更进一步讲，企业出口产品质量作为国家创新力和竞争力的集中体现，是我国推动质量变革和提高全球经贸地位及话语权的重要支撑(苏丹妮等，2018)。改革开放以来，我国企业在出口导向型经济发展模式下，依托资源和生产要素禀赋，积极参与全球价值链分工，推动了我国企业外贸出口的高速增长。我国逐渐发展成为名副其实的“世界工厂”和全球价值链参与程度非常高的国家之一(吕越等，2018)，企业的出口竞争力有了较大幅度的提升。目前，众多理论和实证研究均表明，我国依然位于全球价值链的低 孔令池，南京大学长江产业经济研究院(邮编：210093)，E-mail：；郝少博，南京大学商学院(邮编：210093)，E-mail：；刘志彪，南京大学长江产业经济研究院(邮编：210093)，E-mail：。本文受到研究阐释党的十九届五中全会精神国家社科基金重大项目“内需主导型全球价值链视角下构建双循环新发展格局研究”(21ZDA007)和国家自然科学基金青年项目“我国城市群协同创新网络研究：结构特征、形成机制与绩效评估”(72003087)的资助。孔令池、郝少博、刘志彪：我国企业出口产品质量升级的本地市场效应 4 端环节，“低端制造”仍然是“中国制造”在全球市场中的代表性标签。其中很大一部分原因在于，过去我国企业加入全球贸易体系时，凭借其低成本的比较优势，偏重于“以价取胜”。那么，如何推动企业出口产品质量提升而实现“以质取胜”？对这一问题的回答将有助于为企业向“价值链”高端攀升提供新的思路，为实现经济高质量发展目标提供微观证据。近年来，随着人口红利的消失、要素成本的上升、逆全球化浪潮的侵袭和新冠肺炎疫情的冲击，我国长期以来坚持的出口导向型经济发展模式面临严峻的挑战。2020 年国家提出“逐步形成以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局”。以出口为导向到以国内大循环为主体，从根本上转变了我国经济全球化的发展模式和机制。这一发展模式的转变并不意味着要关起门来封闭运行，相反要更好地利用两个市场和两种资源，依托国内大循环来优化升级国际大循环，提升我国企业在全球价值链中的地位。那么，我国经济沿着从客场经济全球化到主场经济全球化的路径进行深度调整能否实现经济高质量发展？我国巨大的国内市场规模能否打破粗放型出口模式而为企业出口产品质量升级提供广阔的发展空间？如何更好地利用国际国内两个市场、两种资源实现我国企业的转型升级，已经成为影响我国未来经济可持续发展的关键性问题，这也正是本文试图回答的研究问题。就目前来看，似乎少有文献对这一问题做出回答。根据新经济地理学理论和新贸易理论，在规模报酬递增、产品差异化的条件下，内需的扩大会导致差异化产品出口的增加(Krugman，1980)，即“本地市场效应”(Home Market Effects)。具体来说，在存在规模报酬递增和运输成本的基础上，当两个地区进行差异化产品贸易时，拥有相对较大国内市场需求的地区会进行大规模生产并提升生产效率，使得该地区的生产增长大于该地区的需求增长，从而将生产的多余部分供应世界市场，形成出口优势。“本地市场效应”作为新贸易理论的基础，在理论论证和实证检验方面均得到了较大发展和广泛应用。既然在规模报酬递增、产品差异化的假设前提下，本地市场规模扩大能够促进产品出口在数量上的增加，那么当把出口产品的质量特征也考虑在内的话，“本地市场效应”能否像增加出口产品数量一样提升出口产品的质量？从微观层面来讲，产品数量与产品质量都是企业在生产过程中实现利润最大化的决策变量。按照企业产品质量异质性模型的一般设定(Khandelwal等，2013)，针对消费者的效用，企业的产品数量和产品质量是可以相互替代的。在这样的设定下，本地市场规模扩大在促进产品数量增加的同时，也促进了出口产品质量的提升。有鉴于此，本文使用中国工业企业和海关数据，对本地市场规模与企业出口产品质量之间的关系及其作用机制进行了较为系统的考察。本文的研究在政策层面为我国构建新发展格局提供了微观证据，证实了国内大循环和国际大循环互促共进的内在自洽性，对经济高质量发展和扩大内需等问题具有一定参考价值。坚持用全面辩证长远眼光分析经济形势 努力在危机中育新机于变局中开新局N.人民日报，2020-05-24.这一运输成本是广义的，既包括运输网络形成的有形成本，也包括地方保护引起的贸易壁垒等无形成本。南 开 经 济 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES2022 年 第 10 期 No.10 2022 5 与之前的研究相比，本文的边际贡献主要体现在以下两点。第一，进一步补充了有关企业出口产品质量影响因素的研究。本文从宏观视角切入，识别了本地市场规模对企业出口产品质量的影响，对现有文献形成补充，拓展了本地市场效应理论在企业微观层面的应用。此外，本文还关注了本地市场规模对企业出口产品质量的影响效应是否与地区间市场分割程度有关的问题，有效弥补了现有文献对本地市场效应的考察缺乏真实情境带入的缺憾。第二，丰富了本地市场规模经济后果的研究。本文从企业出口产品质量视角提供了更多的经验证据，拓展了本地市场效应的研究内涵。此外，本文研究发现了生产率效应、企业选择效应和集聚效应三个不同的机制，有助于更好地深化对本地市场效应的理解和认识。二、文献综述与研究假说 随着我国经济实力的显著提升和人民生活水平的持续改善，企业产品质量问题受到了广大消费者越来越多的重视，对经济学家来说也是充满魅力的话题。关于企业出口产品质量的研究大致可以分为两方面，一是关于企业出口产品质量测算方法的探索与改进，二是关于企业出口产品质量的影响因素研究。关于企业出口产品质量的测度，较早的文献采用的是产品价格作为产品质量的代理变量(Bastos 和 Silva，2010)。在实际研究中，一些学者认为，单位价值量无法剔除质量以外因素的影响，比如成本对价格的影响(Hallak 和 Sivadasan，2013)。Khandelwal等(2013)综合产品价格和数量的信息，利用事后推理的思路，测算了企业产品质量。基本原理是，在其他条件相同的情况下，质量高的产品更受消费者的青睐。这种事后推理的方法在国内外得到了广泛的应用(施炳展等，2013；Crin 和 Ogliari，2017)。关于企业出口产品质量的影响因素，国内外学者做了比较广泛和深入的研究，主要是从需求和供给两方面展开。在需求方面，Choi 等(2009)基于卢森堡贸易数据和家庭收入数据研究后发现，收入分配通过需求影响进口贸易质量结构，对于平均收入相同的国家而言，收入分配更加不平等的国家对高质量产品有更高的需求。Crin 和Epifani(2012)采用意大利制造业企业的贸易数据的实证研究表明，生产率水平较高的企业更倾向于生产高质量的产品，也更偏向于将高质量产品出口到高收入的国家。殷德生(2011)基于加入 WTO 以来我国与世界所有发达国家之间四位数的行业贸易数据，发现单位贸易成本的下降、出口规模的增加均能显著促进我国出口产品质量的提升。韩会朝和徐康宁(2014)基于中国出口数据，通过实证检验发现，出口目的国的人均 GDP 每增加 1%，我国出口产品质量将提高 0.1386%。谢杰等(2018)应用双重差分法分析发现金融危机下外部收入冲击对高质量产品出口的抑制作用强于其对低质量产品的作用。在供给方面，Bernard 等(2006)发现，出口厂商相对于非出口厂商的生产效率、工人技术水平及生产的产品质量更高。Verhoogen(2008)基于墨西哥制造业面板数据发现生产率更高的企业生产的产品质量也更高。在给定产品的前提下，更高生产 孔令池、郝少博、刘志彪：我国企业出口产品质量升级的本地市场效应 6 率的企业倾向于以更高价格向特定市场出口更多数量的产品(Bastos 和 Silva，2010)。国内学者主要探讨了资本劳动比(施炳展等，2013)、产业集聚(孙楚仁等，2014)、最低工资(许和连和王海成，2016)、人力资本(陈丰龙和徐康宁，2012)、国有企业改革(王海成等，2019)、进口中间产品种类数量(樊海潮等，2020)等供给因素对企业出口产品质量的影响。此外，众多学者还从融资约束(张杰，2015)、市场进入(李坤望等，2014)；人民币汇率(张明智和季克佳，2018)、贸易自由化(Bas 和 Strauss-Kahn，2015)、“一带一路”倡议(卢盛峰等，2021)等方面考察了企业出口产品质量的其他影响因素。上述文献为考察本地市场规模对企业出口产品质量的影响提供了有益借鉴。在梳理相关文献的基础上，本文认为本地市场规模主要从“生产率效应”“企业选择效应”和“集聚效应”三条渠道影响企业出口产品质量。其具体表述如下。第一，本地市场规模通过生产率效应影响出口产品质量。从一国发展的宏观层面来看，市场规模决定了生产要素投入的价值和增值活动能否最终得以实现。只有足够大的市场需求规模作为支撑，企业才能承受起人才、技术等高级生产要素的创新投入成本压力，形成长期积累的技术能力，和在此基础上的技术创新，进而改善企业的生产率水平(Melitz 和 Ottaviano，2008)。“需求引致创新”理论认为，庞大的市场规模会促进企业在研发创新方面的投入和生产要素积累，市场需求冲击会影响企业研发行为的方向和速度(黄先海和张胜利，2019)，进而影响企业生产率水平。随着消费者收入水平的提高，内需市场扩大，对产品的需求从以“数量”为主发展为以“质量”为主，市场需求与企业技术能力的相互依赖和互惠共生增强了本地企业的自主创新能力，实现市场创造技术和企业生产率提升，进而提高出口产品质量的目的(Fan，2005)。第二，本地市场规模通过企业选择效应影响出口产品质量。企业选择效应主要体现为通过竞争使得更有效率或生产率更高的企业得以存续(陈丰龙和徐康宁，2012)。本地市场规模的扩大，会导致越来越多的企业进入，从而增加产品的供给，满足本地市场的需求。大批企业的加入将逐渐减少超额利润，随着需求价格弹性的变化，企业之间为了生存而不得不进行激烈的市场竞争。激烈的市场竞争会促进企业对创新的追求，以及对创新的迅速吸收，从而提供满足市场需求的高质量的、差异化的产品，如此不但可以满足本地消费者的多样化需求，也能增强企业在国际市场上的竞争力。Melitz 和Ottaviano(2008)分别基于封闭经济模型和开放经济模型得到了一致性的结论，即更大规模的市场引致了更为激烈的市场竞争，由此产生了更低的市场价格和更高的生产率。此外，市场经济为企业提供了优胜劣汰的竞争环境，竞争越激烈则企业的进入退出越剧烈，通过企业进入退出条件可以筛选出产业技术或生产率更高的企业。第三，本地市场规模通过集聚效应影响出口产品质量。本地市场需求具备“放大效应”的原因在于空间经济学中的“集聚效应”。市场需求的规模差异是企业区位选择的重要因素，对地区产业结构产生重大影响(范剑勇和谢强强，2010)。如果某种外生冲击改变原有需求的空间分布，扩大了某一区域的需求，则会产生区内市场放大效应，大量外部市场的企业改变原来的区位，进入市场份额更大(更接近消费市场)的地区生产产品，从而本地企业增多，并通过需求关联效应和价格指数效应形成“循环累积因果联 南 开 经 济 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES2022 年 第 10 期 No.10 2022 7 系”，加上可能形成企业区位的某种“锁定效应”，进一步吸引外部企业向该区域集中(安虎森，2009)。生产的集聚效应通过新增长理论的技术外部性和马歇尔产业外部性对企业出口产品质量产生重要影响(苏丹妮等，2018)。集聚效应增强了企业之间的技术和研发等分工协作，共担基础设施、共享劳动力市场，这种规模效应大大降低了企业的研发成本，使得企业有更充足的资金投入到新产品研发。地理上的接近使得企业之间的知识、技术、信息能够通过业务合作等正式途径以及员工非正式的接触和交流实现外溢，也有助于产品更新换代、质量提升。综合上述分析，本文提出待检验的假说：在控制其他因素的条件下，本地市场规模扩大可能通过生产率效应、企业选择效应和集聚效应促使企业出口产品质量提升。三、模型设定、变量说明和数据来源（一）计量模型设定 为评估本地市场规模对企业出口产品质量的影响，相应的计量模型设计如下：012ijktijtijktQualityLnconsumX=+(1)式(1)中，下标i、j、k和t分别表示企业、行业、地区和年份。被解释变量Quality为企业出口产品质量，核心解释变量Lnconsum为本地市场规模。为降低遗漏变量偏差，保证回归结果的准确性，模型中加入了企业层面、城市层面及行业层面的控制变量X。为企业固定效应，用于控制企业层面不随时间变化因素的影响；为行业固定效应，用以控制难以观测且不随时间变化的行业影响效应；为年份固定效应，用以控制随时间变化的宏观经济冲击。为控制序列相关性和异方差对参数标准差估计的影响，随机误差项在企业层面进行聚类处理。（二）变量选取和说明 1.被解释变量：企业出口产品质量(Quality)本文借鉴 Khandelwal 等(2013)事后推理的思路来度量企业出口产品质量，计算公式如下：imptitimptimptmptvalueQualityrqualityvalue=(2)式(2)中，imptvalue表示企业i在t年对国家m出口产品p的价值量，imptrquality为标准化后的企业i在t年对国家m出口产品p的质量。2.核心解释变量：本地市场规模(Lnconsum)采用地级市消费品零售总额的对数值衡量。3.中介变量 企业生产率(LEP_LP)，采用 Levinsohn-Petrin(LP)半参数估计法测算企业全要素 限于篇幅，企业出口产品质量具体测算过程，读者请扫描本文首页二维码，点击“附录”获取。孔令池、郝少博、刘志彪：我国企业出口产品质量升级的本地市场效应 8 生产率。产业专业化集聚程度(Comb)，采用城市四位码行业产值占全国该行业产值的比重测度。企业退出市场的虚拟变量(Exit)，如果企业在下一年不在样本中，则企业在该年的虚拟变量取值为 1，否则取值为 0。4.调节变量：市场分割指数 本文采用价格法测算 20002013 年中国地区间市场分割程度。出于统计口径一致性和数据连续性的考虑，一共选取了 10 类商品进行研究，分别为粮食类、食品类、纺织品类、化妆品类、书报杂志类、中西药品类、家用电器类、服装鞋帽类、建筑建材类、饮料烟酒类。考虑到地区间市场分割很大程度上是因为“以邻为壑”的地方保护主义产生的，因此我们认为地区间市场分割可能会对一地区的企业出口产品质量产生非对称影响。有鉴于此，本文区分本地区对外的市场分割(Lms)和外地的市场分割(Nms)，其中外地市场分割指数是通过计算本地区周围地区的市场分割指数的平均值得到的。5.控制变量 企业层面的控制变量。企业规模(Lnscale)，采用企业的总资产的对数进行衡量；企业年龄(Lnage)，采用企业存续年限的对数加以衡量；企业补贴强度(Sub)，采用企业的补贴收入与总销售收入的比值加以度量；企业广告强度(Adv)：采用企业的广告支出与总销售收入的比值加以度量。行业层面的控制变量。行业内竞争程度(HHI)，采用赫芬达尔指数进行测度。城市层面的控制变量。政府干预程度(Gov)，采用地方政府公共预算收入与支出之和占 GDP 的比例衡量；服务业发展状况(Serv)，采用第三产业增加值占 GDP 的比例衡量；人力资本水平(Edu)，采用高等学校在校生人数占总人口的比例衡量；研发投入强度(Sci)，采用财政支出中的科学技术占比测度。交通基础设施水平(Train)，参考孙浦阳等(2019)的方法，根据不同城市高铁实际开通的时间设定虚拟变量，如果在高铁开通年份及之后则取值为 1，否则为 0。出口贸易成本(Lndistance)，采用城市离最近港口的距离予以衡量。（三）数据与描述性统计 本文的分析主要涉及四类数据。企业-产品层面的数据，来自 20002013 年中国海关总署，用于测度企业出口产品质量及识别企业是否退出市场。企业层面的数据，来自 19982013 年中国工业企业数据库，用于测度企业的规模、年龄、资本深化程度、补贴强度、全要素生产率等企业层面变量，以及产业专业化集聚程度和行业内竞争程度等行业层面的变量。由于 2008 年之后的数据缺少工业增加值和工业中间品投入等关键变量，因此本文只采用了 19982007 年数据计算企业的全要素生产率。鉴于中国工业企业数据库存在样本错配、变量缺失和变量异常等问题，本文参考聂辉华等(2012)的剔除程序对样本数据中的异常值进行处理。城市层面的数据，来自中国城市统计年鉴(20012014)，用于测度本地市场规模、服务业发展水平、政府干预程度及人力资本等城市层面的变量。本文通过铁道部披露的数据手工整理了各城市在 由于本文所使用的样本区间为 20002013 年，为避免将 2013 年的企业样本全部错误地识别为退出市场的样本，故识别的样本区间划定为 20002012 年。南 开 经 济 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES2022 年 第 10 期 No.10 2022 9 20002013 年期间是否开通高铁及开通高铁的具体时间。城市距离最近港口的距离采用 ArcGIS 软件计算获得。省级层面的数据，来自中国统计年鉴(20012014)各省市自治区的环比价格指数。我国在 2003 年采用了新的行业代码分类体系(GB/T 47542002)，取代了 19942002 年使用的旧的分类体系(GB/T 47541994)。为了在整个样本中实现行业代码的一致性，本文借鉴 Brandt 等(2012)提供的行业代码对照表，统一样本数据行业代码，并利用其提供的平减指数对样本数据中的投入产出变量进行平减。在计算出企业层面、行业层面的变量及企业的出口产品质量之后，参考余淼杰(2011)的方法，将工业企业数据与海关数据进行匹配合并，再按照地区与年份匹配城市层面的数据。主要变量统计特征见附录。四、基本结果估计与分析 （一）基准回归结果 为了考察本地市场规模对企业出口产品质量的影响效应，本文对模型(1)进行了回归分析，具体估计结果见表 1。表 1 基准估计结果 (1)(2)(3)(4)Lnconsum 0.0218*0.0026*0.0134*0.0022*(106.58)000000(4.73)0000(38.60)00000(3.96)0000 控制变量 未控制 未控制 控制 控制 _cons 0.2305*0.4954*0.2717*0.4057*(72.50)00000(57.77)00000(5.84)0000(9.75)0000 年份固定效应 否 是 否 是 行业固定效应 否 是 否 是 企业固定效应 是 是 是 是 样本量 283731 283731 282911 282911 R2 0.1070 0.2960 0.1330 0.3010 注：*、*和*分别表示回归系数在 1%、5%和 10%的置信水平上显著，括号内为 t 统计量。下同。表 1 第(1)列和第(2)列只加入了核心解释变量，结果显示无论是否控制年份固定效应、行业固定效应和企业固定效应，本地市场规模的系数均在 1%水平上显著为正，表明本地市场规模扩大能够促使企业提高出口产品质量，与前文理论分析的预期结论一致。表 1 第(3)列和第(4)列加入了企业层面、行业层面及城市层面的控制变量。其回归结果显示，本地市场规模的系数依然显著为正，进一步验证了本地市场规模与企业出口产品质量之间存在正相关关系的稳健性。第(4)列结果显示，本地市场规模每增加 1%，引致出口产品质量提升 0.0022 个单位，相比样本企业 0.5490 的平均出口产品 限于篇幅，请扫描本文首页二维码，点击“附录”获取。孔令池、郝少博、刘志彪：我国企业出口产品质量升级的本地市场效应 10 质量，这一经济效应较为显著。控制变量回归结果(见附录)也基本符合预期，企业规模系数在 1%水平上显著为正，表明企业规模越大，生产的出口产品质量往往越高，与Kugler 和 Verhoogen(2012)的结论一致。企业年龄的估计系数为正，说明在激烈的市场竞争中，能够存活较长时间的企业，往往具备创新的品质，偏向于选择不断更新技术，提升产品质量。高铁开通的系数显著为正，说明以高铁为代表的交通基础设施建设促进了中国企业出口产品质量的提升。地区研发投入强度的系数显著为正，意味着地区加大对科学技术发展的支持力度能显著促进企业出口产品质量的提升，这一结论与Kugler 和 Verhoogen(2012)的研究一致。（二）稳健性检验 为保证实证结果的可靠性，本文将从五个方面进行稳健性检验。一是不同层面加总数据的重新估计，分别从企业-产品层面、城市-行业层面和城市层面进行检验。二是更换测度指标，分别使用企业层面的算术平均出口产品质量作为被解释变量，地区工资总额(Lnwage)和城镇单位就业人数(Lnlabpr)的对数形式作为本地市场规模的替代指标进行检验。三是剔除部分样本，分别去除直辖市样本、对出口产品质量和本地市场规模两端进行 1%的缩尾处理。四是考虑企业的进入与退出，通过逐渐筛选在样本期内存续年限较长的企业样本进行检验。五是内生性问题处理，分别使用 Xue 等(2021)发布的 1648 年和 1866 年我国古代城市面积作为本地市场规模的工具变量来解决潜在的内生性问题。上述稳健性检验结果与基本回归结论保持一致，说明本文核心结论是稳健的。五、机制检验与异质性分析（一）机制检验 本地市场规模可以通过哪些作用机制间接提升企业出口产品质量呢？对此进行研究有助于更深入地理解本地市场规模与企业出口产品质量之间的内在联系。1.生产率效应 这里引入中介效应模型，检验生产率效应对企业出口产品质量的影响，通过对渠道变量回归后可知其对核心变量效应的解释程度。表 2 汇报了基于生产率效应的回归，其中第(2)列结果显示，本地市场规模扩大能显著促进企业全要素生产率提升。企业创新行为本质上是一种市场行为，“以市场促创新”或应成为中国生产率增长的新动力。表 2 第(3)列结果显示，企业全要素生产率的提升能够显著促进企业出口产品质量的升级。表 2 第(4)列回归中同时纳入核心解释变量和中介变量，结果显示，核心解释变量的系数值和显著性水平均明显下降，通过 Sobel 检验值可判定企业生产率是本地市场效应的显著中介变量。中介效应回归表明，企业通过本地市场效应提升了创新 限于篇幅，请扫描本文首页二维码，点击“附录”获取。限于篇幅，请扫描本文首页二维码，点击“附录”获取。南 开 经 济 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES2022 年 第 10 期 No.10 2022 11 能力，通过提升生产率效应增强了出口的产品质量。表 2 生产率效应的检验结果 (1)(2)(3)(4)Quality _LEPLP Quality Quality Lnconsum*0.0005*0.0567*0.0004 (2.04)(3.97)(1.60)_LEPLP *0.0062*0.0062*(20.72)(20.73)*控制变量 控制 控制 控制 控制 _cons*0.4771*1.4566*0.4755*0.4695*(23.74)*(3.10)(22.82)(21.60)*年份固定效应 是 是 是 是 行业固定效应 是 是 是 是 企业固定效应 是 是 是 是 样本量 124554 116032 116171 116032 R2*0.498*0.289*0.502*0.502 2.企业选择效应 本文研究假说部分论述了本地市场规模扩大通过企业进入与退出的选择效应，优化了资源配置效应，进而提升了企业出口产品质量，这里将验证这一机制。表 3 报告了对企业选择效应的检验结果。其第(1)列估计结果表明，本地市场规模的扩大促进了企业退出市场。市场需求规模越大，就会吸引越来越多的企业进入市场，进而提升市场竞争强度，通过“企业选择效应”迫使效率较低、竞争力较差的企业退出市场。表 3 第(2)列的回归结果表明，退出市场的企业往往是生产低质量出口产品的企业，这呼应了第 表 3 企业选择效应的检验结果 (1)(2)(3)(4)Exit Quality Exit Exit Lnconsum*0.0843*0.3649*(7.34)(25.82)Exit *-0.0050*(-22.76)*quality *-7.3019*(-33.39)*_Lnconsumquality *-0.4681*(-33.35)*控制变量 控制 控制 控制 控制 _cons*-1.1086*0.4555*2.8913*-2.0499*(-5.83)*(11.46)(20.23)(-10.77)*年份固定效应 是 是 是 是 行业固定效应 是 是 是 是 企业固定效应 否 是 否 否 样本量 243845 292509 253415 243845 R2*0.025*0.310*0.027*0.028 限于篇幅，控制变量结果请扫描本文首页二维码，点击“附录”获取。下同。孔令池、郝少博、刘志彪：我国企业出口产品质量升级的本地市场效应 12 (1)列的检验结果。我们认为仅根据前两列的估计结果还不足以完全证明，本地市场规模扩张能够淘汰低质量出口产品企业，从而筛选出出口产品质量较高的企业。为此，这里继续使用企业出口产品质量(Quality)对企业退出(Exit)进行面板 logit 回归，如表 3第(3)列的结果所示，出口产品质量较高的企业退出市场的概率较低。在表 3 第(4)列，本文构造企业出口产品质量与本地市场规模的交互项(_Lnconsumquality)，并与核心解释变量同时进入回归模型中，回归结果显示交互项的估计系数显著为负，进一步表明出口产品质量较高的企业在本地市场规模扩大时退出市场的概率较低。综上所述，我们有理由相信，通过企业选择效应促使出口产品质量较低的企业退出市场也是本地市场规模影响企业出口产品质量的一个重要渠道。3.集聚效应 表 4 汇报了基于产业集聚的回归结果。根据表 4 的第(2)列，本地市场规模的扩大促进了产业专业化集聚水平。第(3)列结果显示，产业专业化集聚能够促进企业出口产品质量的提升。第(4)列回归中同时纳入核心解释变量和中介变量，结果显示，核心解释变量的系数值和显著性水平均明显下降，通过 Sobel 检验值可判定产业专业化集聚是本地市场效应的显著中介变量。这组回归证实了本地市场规模扩张通过提升产业专业化集聚水平，促进了企业出口产品质量的升级。表 4 产业集聚效应的检验结果 (1)(2)(3)(4)Quality Comb Quality Quality Lnconsum*0.0022*0.0084*0.0018*(3.92)(9.05)(2.77)Comb *0.0049*0.0049*(4.59)(4.55)控制变量 控制 控制 控制 控制 _cons*0.4213*-0.1099*0.4414*0.4126*(10.25)*(-8.30)*(10.54)*(9.59)年份固定效应 是 是 是 是 行业固定效应 是 否 是 是 城市-行业固定效应 否 是 否 否 企业固定效应 是 否 是 是 样本量 282934 68120 236602 227179 R2*0.301 0.111*0.357*0.351 （二）异质性分析 前文从总体上分析了本地市场规模对企业出口产品质量的影响，但尚未对不同类型的企业、行业加以区分，接下来本文从企业层面和行业层面讨论本地市场规模对企业出口产品质量的影响。1.企业层面的异质性 不同所有制企业。根据登记注册类型将企业划分为私营企业、国有或集体企业、限于篇幅，请扫描本文首页二维码，点击“附录”获取。南 开 经 济 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES2022 年 第 10 期 No.10 2022 13 中外合资企业及外商独资企业四类。本文实证结果表明，本地市场规模扩大能显著促进私营企业提升出口产品质量。其中，私营企业相比其他类型的企业受到的这种正向影响更大，表明私营企业往往更高效、灵活，为提高企业的经营绩效，更有动力改善企业的出口产品质量。国有或集体企业的系数不显著，可能的原因是国有或集体企业长期存在预算软约束现象，其生产经营决策更多可能受到政府战略目标、战略规划等因素的影响，并不完全受市场经济因素的支配，故而对本地市场规模的扩大不太敏感。外商独资企业相比于本地市场企业比较难以了解和掌握本地的消费需求，与本地市场间存在“隔阂”，市场反馈相对迟滞，且外资企业总体生产效率水平较高，因此本地市场规模的变动对其生产经营状况的影响较小。不同贸易方式出口企业。根据贸易方式将企业分为一般贸易企业和加工贸易企业进行回归。实证检验表明，加工贸易企业的本地市场规模系数并不显著，而一般贸易企业的本地市场规模系数显著为正，本地市场规模的扩大能够显著促进一般贸易企业出口产品质量的提升。与一般贸易不同，加工贸易企业主要从事初级产品的生产、加工和组装，属于低附加值制造环节，其人才、资本、技术等高端要素储备不足，转型相对困难。从需求层面来看，加工贸易企业的产品更多具有“大进大出”的特点，对国内中间投入的依赖程度较低，需求方大多不在国内，本地市场规模的变动可能不会对加工贸易企业的出口产品质量产生实质性影响。2.产品层面的异质性 本文参照联合国工业发展组织的 20022003 年世界工业发展报告，按照技术密集度的高低将制造产品分为资源型制成品、低技术制成品、中技术制成品和高技术制成品，然后进行分类回归以讨论本地市场规模对不同技术类型行业企业出口产品质量的影响。我们不难发现，本地市场规模扩大对资源型、低技术、中技术行业的出口产品质量均有显著的提升作用，高技术行业市场规模的估计系数为正但不显著。上述结果表明本地市场规模对高技术产品质量的提升作用弱于其对低技术和中技术产品的作用。其实这一结果并不难理解，长期以来，我国资源型、低技术和中技术行业基于“人口红利”所带来的廉价劳动力成本优势，具有很强的国际竞争力，出口产品主要是“以价竞争”为主。当本地市场规模扩大后，资源型、低技术和中技术行业的价格竞争优势会随着市场竞争加剧而被削弱，过度依赖低价策略的企业出口会下降甚至退出市场，从而“以质竞争”的企业得以存续(张明志和季克佳，2018)。六、进一步讨论（一）基于地区间市场分割的视角 自工业革命以来，交通与通信技术的日益成熟，贸易特别是跨国贸易、跨地区贸易的发展非常迅速，一家企业的产品可以通过贸易网络销往全国甚至全球，企业所面 限于篇幅，请扫描本文首页二维码，点击“附录”获取。孔令池、郝少博、刘志彪：我国企业出口产品质量升级的本地市场效应 14 临的市场环境也渐趋复杂。经过 40 多年的市场化改革，我国已经逐步确立了市场机制在价格形成中的决定地位。虽然我国市场化改革取得斐然成就，但是与其他转轨经济体一样，尚未进入成熟的市场经济阶段，政府仍然习惯于自上而下层层管制，无法处理好“放”与“管”的边界问题。新旧体制转轨为地方市场分割活动提供了机会。刘志彪和孔令池(2021)指出，由于存在市场分割效应，长期以来我国虽然是超大规模国家，但一直没有形成一个超大规模的统一市场，无法享受到超大规模市场国家所具有的独特竞争优势。我国很早就已经提出了建立统一开放竞争有序的国内大市场，目前粤港澳大湾区、长三角地区和京津冀地区都在积极推动区域经济一体化发展，这些都是基于本地市场效应的原因。因此，本文以本地市场效应为前提，探讨地区间的市场分割是否会通过影响市场规模进而对企业的出口产品质量产生消极的影响？这里引入了本地市场分割和外地市场分割两个调节变量，以考察含有交互项的本地市场规模对企业出口产品质量的影响。实证结果表明，随着逐步加入企业、城市和行业层面的控制变量，本地市场规模与外地市场分割(Nms)的交乘项系数一直显著为负，与本地市场分割(Lms)的交乘项估计系数始终不显著，这意味着地方政府“以邻为壑”的地方保护主义对于提升本地区企业的产品质量几乎没有发挥作用，而外地的市场分割对本地区企业的产品质量升级却造成了非常不利的影响。由此可见，地区间市场分割对市场规模与企业出口产品质量之间的关系起到负向调节作用，即在同等程度的本地市场规模下，地区间市场分割越严重其企业出口产品质量的提升幅度将被显著抑制。（二）基于需求质量的视角 前文从需求数量的视角讨论了企业出口产品质量升级的动力机制。随着国内人均收入的持续增加，本地市场的消费需求升级也与本地市场消费需求规模扩张一样，或许能够成为未来一段时间撬动我国企业出口产品质量升级的重要支撑。鉴于此，本部分实证检验本地市场消费需求升级对企业出口产品质量的影响。地区消费需求升级水平采用人均 GDP 的对数(Lngdp)和地区恩格尔系数的对数(LnEN)两种指标进行衡量(具体结果请扫描本文首页二维码，点击“附录”获取)。实证结果表明，度量本地市场消费需求升级的人均 GDP 对企业出口产品质量的作用系数显著为正，表明消费需求升级对企业出口产品质量提升具有正向促进作用。同样，以恩格尔系数度量消费需求升级的回归结果表明，恩格尔系数对企业出口产品质量升级的作用系数显著为负，由于恩格尔系数越大表示消费水平越低，这与人均 GDP 的回归结果具有逻辑一致性，研究结论无本质差异，即消费升级可培育本土新兴产业，增强企业竞争力，在开放条件下促进企业出口产品质量的提升。七、研究结论与启示 本文以新发展格局为前景目标，寻求通过国内大循环优化升级国际大循环，助力我国实现质量强国之路。为此，本文使用中国工业企业和海关数据，较为系统地探讨了 南 开 经 济 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES2022 年 第 10 期 No.10 2022 15 本地市场规模对企业出口产品质量的影响及其间接作用机制。结果表明，本地市场规模扩大能显著促进企业提升出口产品质量，在使用不同层面加总数据、更换测度指标、剔除部分样本、考虑企业进入退出及选用历史数据构造工具变量后，结果仍然是稳健的。异质性分析结果显示，本地市场规模扩大更能显著促进民营企业提升出口产品质量；相对于加工贸易企业，本地市场规模扩大对于一般贸易企业更显重要；随着行业技术复杂度的提高，本地市场规模的变动对于企业产品质量的影响相对减弱。影响机制检验表明，本地市场规模