李小平 肖唯楚

摘 要： 以期望落差為切入點(diǎn)，從微觀層面探討決策者主觀意愿因素對(duì)企業(yè)出口質(zhì)量的影響，運(yùn)用2000—2013年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)企業(yè)期望落差與企業(yè)出口質(zhì)量的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明，隨著期望落差區(qū)間的變化，期望落差與出口質(zhì)量之間整體上呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，同時(shí)期望落差對(duì)出口質(zhì)量的影響在企業(yè)間、地區(qū)間和產(chǎn)品間又存在顯著的異質(zhì)性;對(duì)影響機(jī)制的進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)創(chuàng)新和中間投入品在期望落差作用于出口質(zhì)量的過程中發(fā)揮了中介效應(yīng)。研究結(jié)果可為提升我國(guó)企業(yè)出口質(zhì)量以實(shí)現(xiàn)從出口大國(guó)向出口強(qiáng)國(guó)轉(zhuǎn)變的戰(zhàn)略目標(biāo)提供有益啟示。

關(guān)鍵詞： 期望落差;企業(yè)出口質(zhì)量;研發(fā)創(chuàng)新;中間投入品

一、引言

隨著全球經(jīng)濟(jì)一體化程度不斷加深，中國(guó)積極融入國(guó)際分工體系，實(shí)現(xiàn)了出口貿(mào)易“質(zhì)”和“量”的雙重提升。不斷提升中國(guó)企業(yè)出口質(zhì)量，對(duì)于中國(guó)在全球價(jià)值鏈各環(huán)節(jié)的空間布局以及中國(guó)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長(zhǎng)，都具有深遠(yuǎn)的戰(zhàn)略價(jià)值。在此背景下，對(duì)出口質(zhì)量的研究已成為國(guó)際貿(mào)易研究領(lǐng)域的熱點(diǎn)。關(guān)于出口質(zhì)量的影響因素，現(xiàn)有研究主要從以下三個(gè)方面展開：一是外部宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境，包括貿(mào)易自由化、FDI、匯率變動(dòng)、產(chǎn)業(yè)集聚、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、生產(chǎn)要素等;二是政策因素，包括制度環(huán)境、經(jīng)濟(jì)政策不確定性、環(huán)境規(guī)制、政府補(bǔ)貼、稅收政策、非關(guān)稅壁壘等;三是企業(yè)自身因素，包括生產(chǎn)效率、勞動(dòng)力成本、中間品進(jìn)口、出口強(qiáng)度等。但是，現(xiàn)有研究基本上聚焦于客觀因素對(duì)企業(yè)出口質(zhì)量的影響，鮮有文獻(xiàn)關(guān)注企業(yè)行為中涉及企業(yè)決策主觀因素可能產(chǎn)生的影響。

企業(yè)行為理論（Cyert and March，1963）認(rèn)為決策者習(xí)慣于通過評(píng)估當(dāng)前實(shí)際績(jī)效與期望水平的差距來決定后續(xù)的行為選擇和戰(zhàn)略實(shí)施，而企業(yè)的資源與組織能力又在一定程度上影響企業(yè)的這些行為和戰(zhàn)略，那么企業(yè)出口質(zhì)量的提升作為涉及企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的戰(zhàn)略選擇是否有賴于企業(yè)決策主觀因素作為基礎(chǔ)？又會(huì)不會(huì)受到企業(yè)資源與組織能力的影響呢？近期研究大都關(guān)注企業(yè)對(duì)績(jī)效反饋結(jié)果的響應(yīng)，比如期望差距與企業(yè)戰(zhàn)略調(diào)整的動(dòng)態(tài)關(guān)系（連燕玲等，2014）、期望差距對(duì)企業(yè)國(guó)際化速度的影響（宋鐵波，2017）等，該領(lǐng)域的許多研究都考察了績(jī)效反饋如何影響企業(yè)的研發(fā)投入等冒險(xiǎn)創(chuàng)新活動(dòng)（Fiegenbaum，1990;Greve，1998;賀小剛，2017;呂迪偉，2018），并提出處在期望落差狀態(tài)下的企業(yè)會(huì)隨著業(yè)績(jī)的下降而更傾向于參與創(chuàng)新活動(dòng)。同時(shí)，國(guó)際貿(mào)易研究領(lǐng)域現(xiàn)有文獻(xiàn)中有部分學(xué)者探討了企業(yè)研發(fā)效率、技術(shù)生產(chǎn)率等和出口質(zhì)量之間的關(guān)系（Verhoogen，2008;Bastos and Silva，2010;施炳展，2013），那么期望差距是否會(huì)通過研發(fā)創(chuàng)新又或是其他途徑影響企業(yè)出口質(zhì)量呢？

本文將以企業(yè)行為理論中的期望落差作為切入點(diǎn)，利用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)與海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)測(cè)算出企業(yè)層面的出口質(zhì)量，在此基礎(chǔ)上考察期望落差對(duì)出口質(zhì)量的影響及其作用機(jī)制。本文對(duì)現(xiàn)有研究的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下幾方面：第一，目前關(guān)于出口質(zhì)量的文獻(xiàn)還沒有關(guān)注到?jīng)Q策者意愿相關(guān)的影響因素，也沒有文獻(xiàn)研究期望落差與出口質(zhì)量?jī)烧唛g的關(guān)系。本文將期望落差和出口質(zhì)量納入同一個(gè)分析框架，探討了期望落差與企業(yè)出口質(zhì)量之間的關(guān)系，以期對(duì)出口質(zhì)量研究做出有益補(bǔ)充。第二，基于中國(guó)微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的匹配結(jié)果，本文首次從企業(yè)主觀決策角度對(duì)期望落差與出口產(chǎn)品質(zhì)量的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明，隨著期望落差區(qū)間的變化，期望落差與出口質(zhì)量之間呈現(xiàn)倒U型的非線性關(guān)系。這一研究結(jié)論為出口質(zhì)量領(lǐng)域的研究提供了來自中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。第三，為進(jìn)一步深化對(duì)期望落差與出口產(chǎn)品質(zhì)量關(guān)系的認(rèn)識(shí)，本文對(duì)企業(yè)間、地區(qū)間、產(chǎn)品間分類進(jìn)行了異質(zhì)性分析，考察了期望落差對(duì)不同類型企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量影響的差異性。

二、文獻(xiàn)與理論假設(shè)

期望會(huì)影響決策行為（Kahneman and Tversky，1979），期望差距是導(dǎo)致企業(yè)變革活動(dòng)的決定性因素之一（Lant，1992），尤其是處于期望落差狀態(tài)下的變革更為明顯（Greve，2003）。有研究認(rèn)為企業(yè)變革的力度和方向在不同的落差程度上存在差異，因而需要分區(qū)間進(jìn)行分析（Harris and Bromiley，2007）。從臨近期望水平的落差區(qū)間向遠(yuǎn)離期望水平的區(qū)間轉(zhuǎn)變時(shí)，企業(yè)的搜尋行為或冒險(xiǎn)傾向可能會(huì)發(fā)生逆轉(zhuǎn)，當(dāng)企業(yè)產(chǎn)出水平距離參考點(diǎn)或期望值越來越遠(yuǎn)時(shí)，決策者會(huì)從冒險(xiǎn)動(dòng)機(jī)轉(zhuǎn)變?yōu)轱L(fēng)險(xiǎn)偏好中性（Kahneman and Lovallo，1993;Ref Shapira，2017）。在臨近期望水平的落差狀態(tài)下解決企業(yè)所面臨的問題不需要太苛刻的條件，大部分企業(yè)通過局部探索就可以有效改善現(xiàn)狀，而當(dāng)落差擴(kuò)大到一定程度、處在遠(yuǎn)離期望水平的落差區(qū)間時(shí)，局部探索已無法修復(fù)企業(yè)問題，必須采取利用更多資源與組織能力的非局部探索（Baum and Dahlin，2007），而企業(yè)的資源與組織能力又在一定程度上影響企業(yè)的這些后續(xù)行為選擇。

目前尚未有直接討論期望落差與企業(yè)出口質(zhì)量間關(guān)系的文獻(xiàn)，現(xiàn)有關(guān)于企業(yè)出口質(zhì)量影響因素的研究多圍繞外部宏觀環(huán)境和政策因素等方面，從企業(yè)自身角度出發(fā)的也基本集中在生產(chǎn)率、工資水平、中間品進(jìn)口等客觀因素上，但已有研究涉及了企業(yè)家精神等企業(yè)主觀因素對(duì)企業(yè)經(jīng)濟(jì)（程俊杰，2016）和企業(yè)出口活動(dòng)（李小平等，2017）的影響。期望落差是建立在企業(yè)根據(jù)自身和行業(yè)業(yè)績(jī)選擇某個(gè)心理滿意值的基礎(chǔ)之上的，也是屬于主觀因素的范疇，同時(shí)期望落差狀態(tài)下企業(yè)面對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度以及創(chuàng)新探索的行為與企業(yè)家精神中的冒險(xiǎn)精神和創(chuàng)新精神不謀而合，基于此期望落差可能也會(huì)對(duì)企業(yè)出口活動(dòng)產(chǎn)生影響。進(jìn)一步地，企業(yè)決策者會(huì)根據(jù)企業(yè)實(shí)際業(yè)績(jī)與心理滿意值之間的差距表現(xiàn)出不同的反應(yīng)進(jìn)而作出不同的決策，在這樣一個(gè)由認(rèn)知影響行為的主觀過程中也存在不可忽視的客觀條件，即作為心里滿意值而存在的判斷標(biāo)準(zhǔn)實(shí)際上也是以企業(yè)歷史業(yè)績(jī)和行業(yè)其他企業(yè)業(yè)績(jī)?yōu)榛A(chǔ)而制定的，這些歷史業(yè)績(jī)恰好能一定程度上反映出該企業(yè)的資源配置狀況，而企業(yè)的資源配置狀況無疑會(huì)對(duì)企業(yè)的出口活動(dòng)產(chǎn)生影響（祝樹龍等，2017;耿偉等，2017;蔣含明等，2019），其中就包括了企業(yè)出口質(zhì)量（王明益，2016;吳艷芳等，2018）。

具體而言，當(dāng)企業(yè)面臨不同的期望落差時(shí)，影響企業(yè)出口決策的意愿和資源是存在區(qū)別的（Lin，2014;Xie et al.，2016），意愿和資源會(huì)共同作用于企業(yè)的出口質(zhì)量，期望落差與出口質(zhì)量之間并非簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，而是取決于企業(yè)所處的期望落差區(qū)間。一方面，當(dāng)企業(yè)實(shí)際績(jī)效小于渴望水平但差距不大時(shí)，企業(yè)處于臨近渴望水平的期望落差區(qū)間。基于企業(yè)行為理論，期望落差相對(duì)較小的狀態(tài)下，企業(yè)運(yùn)行并未受到實(shí)質(zhì)性損害，為避免企業(yè)聲譽(yù)和地位受到質(zhì)疑，企業(yè)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的容忍度更高，更傾向于快速發(fā)展提高自身競(jìng)爭(zhēng)力（March and Shapira，1992），則企業(yè)提高出口質(zhì)量的意愿將會(huì)增強(qiáng)。同時(shí)，由于實(shí)際績(jī)效略低于渴望水平，有理由認(rèn)為企業(yè)只是存在暫時(shí)的資源配置不當(dāng)或管理方式問題（Greve，2003），并不會(huì)面臨太大的資源緊缺壓力，企業(yè)仍有能力以較低的成本轉(zhuǎn)移和調(diào)配現(xiàn)有資源（宋鐵波，2017），從而提高出口質(zhì)量。也就是說在臨近期望水平的落差區(qū)間，提高出口質(zhì)量水平的意愿會(huì)隨著期望落差的增加而增強(qiáng)，同時(shí)，此區(qū)間的空閑資源相對(duì)于遠(yuǎn)離期望水平的落差區(qū)間而言較充裕，因此，在企業(yè)處于臨近渴望水平的期望落差區(qū)間時(shí)，企業(yè)有較強(qiáng)的意愿和相對(duì)充裕的資源，在兩者共同作用下，企業(yè)會(huì)表現(xiàn)出出口質(zhì)量提升的趨勢(shì)。另一方面，當(dāng)企業(yè)實(shí)際業(yè)績(jī)與渴望水平間的差距越來越大，即期望落差的值增加，以至于超過某一拐點(diǎn)時(shí)，企業(yè)進(jìn)入遠(yuǎn)離渴望水平的期望落差區(qū)間。實(shí)際業(yè)績(jī)和渴望水平之間的巨大差距會(huì)使企業(yè)面臨生存威脅（Staw et al.，1981），此時(shí)企業(yè)將會(huì)呈現(xiàn)出保持“慣例”的剛性行為，具體表現(xiàn)為信息處理的壓縮、集權(quán)控制和加強(qiáng)資源保護(hù)等避免冒險(xiǎn)活動(dòng)的反應(yīng)（Mc Kinley，2014）。在遠(yuǎn)離期望水平的落差區(qū)間，提高出口質(zhì)量水平的意愿仍會(huì)隨著期望落差的增加而增強(qiáng)，但出于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的傾向，其上升狀態(tài)將呈現(xiàn)出邊際遞減趨勢(shì)，即企業(yè)提高出口質(zhì)量意愿的邊際效應(yīng)會(huì)降低。同時(shí)，遠(yuǎn)離渴望水平的期望落差也表明企業(yè)經(jīng)營(yíng)受到實(shí)質(zhì)性損害，生產(chǎn)力狀況進(jìn)一步惡化，企業(yè)缺乏持續(xù)提高出口質(zhì)量的空閑資源，并且轉(zhuǎn)移現(xiàn)有資源的成本也較高。因此，在處于遠(yuǎn)離渴望水平的期望落差區(qū)間時(shí)，企業(yè)即使有提高出口質(zhì)量的意愿，也缺乏提高出口質(zhì)量的資源，兩者綜合作用最終導(dǎo)致出口質(zhì)量水平隨期望落差的增大而下降即出口質(zhì)量呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)1：當(dāng)企業(yè)處于期望落差狀態(tài)時(shí)，其出口質(zhì)量將會(huì)隨著期望落差的擴(kuò)大呈現(xiàn)出先上升后下降的趨勢(shì)，即期望落差與企業(yè)出口質(zhì)量之間呈倒U型關(guān)系。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）計(jì)量模型設(shè)定及變量測(cè)度

根據(jù)上述假設(shè)，構(gòu)建本文的計(jì)量模型如下：

其中，i、k、d、t分別表示企業(yè)、產(chǎn)品、出口目的國(guó)和年份。αdt為出口目的國(guó)和年份的兩維虛擬變量，既可以控制僅隨出口目的國(guó)變化的變量如地理距離，也可以控制同時(shí)隨出口目的國(guó)和時(shí)間變化的變量，如國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。需要指出的是，由于回歸方程在估計(jì)時(shí)并未考慮產(chǎn)品層面的特征，因此借鑒施炳展（2014）的相關(guān)理論，本文在估計(jì)產(chǎn)品質(zhì)量時(shí)采用分組回歸的估計(jì)方式，對(duì)樣本包含的4836種產(chǎn)品逐一進(jìn)行了回歸，因此控制了產(chǎn)品層面的特征。

本文在HS6分位上測(cè)算產(chǎn)品質(zhì)量，參考樊海潮和郭光遠(yuǎn)（2015）有關(guān)論述，對(duì)所有產(chǎn)品的替代彈性σ均分別選取5和10進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)的殘差項(xiàng)εikdt滿足εikdt=σ-1λikdt，λikdt有關(guān)論述，即為產(chǎn)品出口質(zhì)量?？紤]到出口產(chǎn)品價(jià)格的內(nèi)生性問題，參照施炳展等（2014）的方法，本文還將出口產(chǎn)品在其他市場(chǎng)上的平均價(jià)格作為工具變量，對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量重新進(jìn)行了估計(jì)。

本文在估計(jì)時(shí)使用的地理距離數(shù)據(jù)來源于CEPII的GeoDist數(shù)據(jù)庫(kù)，采用中國(guó)與各國(guó)首都的距離作為地理距離，出口目的國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人均國(guó)民生產(chǎn)總值來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)?；谥笜?biāo)加總和對(duì)比的需要，本文在測(cè)算得到出口產(chǎn)品質(zhì)量后，對(duì)出口質(zhì)量在HS6位碼進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理：

式（1）中的核心解釋變量PAGit為期望落差，考慮到期望落差與企業(yè)出口質(zhì)量之間可能存在非線性關(guān)系，故納入期望落差的平方項(xiàng)。該指標(biāo)由企業(yè)實(shí)際績(jī)效（P）與渴望水平（A）之間的差距來衡量。當(dāng)渴望水平（A）大于實(shí)際績(jī)效（P）時(shí)，兩者之間的差距A-P表示企業(yè)并未實(shí)現(xiàn)渴望水平，即期望落差（PAG）。具體的測(cè)算式為：

其中，企業(yè)實(shí)際績(jī)效P選取生產(chǎn)者最為關(guān)心的盈利指標(biāo)銷售利潤(rùn)率（ROS）作為代理指標(biāo)（Audia et al.，2000）?？释紸由歷史渴望水平（HA）和社會(huì)渴望水平（SA）的線性組合構(gòu)成（Bromiley and Harris，2014），其計(jì)算公式為：

式（1）中的控制變量集X包括：企業(yè)年齡指標(biāo)（lnage）為當(dāng)年年份減去成立年份加1后取對(duì)數(shù)值，年齡對(duì)企業(yè)可能產(chǎn)生正負(fù)兩方面的影響，一方面年齡意味著學(xué)習(xí)曲線效應(yīng)和生產(chǎn)技能的積累，另一方面隨著年齡的增加，企業(yè)潛力和進(jìn)一步發(fā)展的內(nèi)在動(dòng)力會(huì)減弱，因此企業(yè)年齡對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響不確定。勞動(dòng)力成本（lnwage）為應(yīng)付職工薪酬取對(duì)數(shù)，企業(yè)規(guī)模（lnscale）為從業(yè)人數(shù)取對(duì)數(shù)，以上三個(gè)指標(biāo)控制了企業(yè)年齡、工資水平和規(guī)模大小對(duì)出口質(zhì)量的影響。全要素生產(chǎn)率（tfp），由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)數(shù)據(jù)的缺失，無法利用2008年后的數(shù)據(jù)測(cè)算OP法和LP法下的全要素生產(chǎn)率，因此在基準(zhǔn)回歸中采用的全要素生產(chǎn)率測(cè)算公式為：ln（工業(yè)總產(chǎn)值/從業(yè)人數(shù)）-資本貢獻(xiàn)度×ln（固定資產(chǎn)規(guī)模/從業(yè)人數(shù)），其中資本貢獻(xiàn)度取值為1/3，在后續(xù)分析中將會(huì)用OP法下測(cè)算的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn);中間品投入（lninput），借鑒陳林（2018）的方法，以存貨作為中間投入品的代理變量，中間品投入比重=ln存貨-存貨中的產(chǎn)成品/存貨;融資約束（finance），為避免內(nèi)生性問題，借鑒肖文等（2019）的方法，利用企業(yè)年齡和規(guī)模構(gòu)造SA指數(shù)以度量企業(yè)的融資約束程度，SA=-0. 737×scale+0. 043×scale2-0. 04×lnage;出口規(guī)模（lnexportsize），出口額與銷售額的比值取對(duì)數(shù);競(jìng)爭(zhēng)程度（HHI），三分位下的赫芬達(dá)爾指數(shù);省份國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）為企業(yè)所在省份當(dāng)年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，以控制企業(yè)所在地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)出口質(zhì)量的影響。βm為常數(shù)項(xiàng)，ui表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)來源及分析

本文使用數(shù)據(jù)來自中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)，兩個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)的時(shí)間跨度均為2000-2013年。其中，中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)涵蓋了工業(yè)制造業(yè)范圍內(nèi)全部國(guó)有企業(yè)以及銷售額500萬元以上的其他非國(guó)有企業(yè)，主要涉及相關(guān)企業(yè)的基本信息、主要經(jīng)濟(jì)技術(shù)指標(biāo)和財(cái)務(wù)指標(biāo)等;海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)記錄了進(jìn)出口貨物、進(jìn)出口企業(yè)、進(jìn)出口海關(guān)等信息，為了研究的需要，將每家企業(yè)在產(chǎn)品層面（HS6位碼）按照出口類別將月度數(shù)據(jù)加總為年度數(shù)據(jù)。本文的研究重點(diǎn)是考察期望差距對(duì)企業(yè)出口質(zhì)量的影響，考慮到數(shù)據(jù)庫(kù)中的原始數(shù)據(jù)在統(tǒng)計(jì)上及獲得過程中可能存在缺漏值或錯(cuò)誤記錄，為盡量減少數(shù)據(jù)缺失或錯(cuò)誤對(duì)關(guān)鍵性指標(biāo)造成的不利影響，對(duì)合并數(shù)據(jù)進(jìn)行了二次篩選：刪除成立時(shí)間以及企業(yè)年齡不合理的企業(yè)樣本;刪除貿(mào)易額、固定資產(chǎn)凈值、從業(yè)人數(shù)中任何一項(xiàng)存在缺漏值、零值或負(fù)值的企業(yè)樣本。經(jīng)過匹配和刪除一些數(shù)據(jù)后，得到2000-2013年間13128家制造業(yè)出口企業(yè)的67400個(gè)觀測(cè)值，研究 2000-2013年出口企業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)企業(yè)出口質(zhì)量的影響。

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）基準(zhǔn)回歸分析

在具體檢驗(yàn)之前，為確保模型估計(jì)的一致性和有效性，本文對(duì)數(shù)據(jù)做如下處理：（1）采用Winsor統(tǒng)計(jì)辦法進(jìn)行收尾1%的縮尾處理，避免極端值對(duì)計(jì)量結(jié)果的影響;（2）為避免多重共線性，對(duì)交互項(xiàng)中的解釋變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行了中心化處理;（3）對(duì)所有變量進(jìn)行方差膨脹因子診斷，膨脹因子值均小于2，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于10，說明各變量之間不存在多重共線性問題。

基準(zhǔn)回歸中選用的均為σ=10的出口質(zhì)量，表2列示了檢驗(yàn)期望落差與企業(yè)出口質(zhì)量之間關(guān)系假設(shè)的檢驗(yàn)結(jié)果，采用企業(yè)個(gè)體固定效應(yīng)模型回歸，第1-3列中依次加入主效應(yīng)、控制變量、年份固定效應(yīng)。估計(jì)結(jié)果顯示，期望落差PAG的回歸系數(shù)顯著為正，其平方項(xiàng)PAG2的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，這表明在樣本觀察期內(nèi)，期望落差與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量之間呈倒U型關(guān)系，與假設(shè)1相符，假設(shè)1的結(jié)論得到支持。

在數(shù)據(jù)初步整理中發(fā)現(xiàn)，保留下的76282個(gè)觀測(cè)對(duì)象中處在期望落差狀態(tài)下的為67400個(gè)，占比約為88%，說明對(duì)于期望落差狀態(tài)企業(yè)的研究是很有必要的。進(jìn)一步地，根據(jù)基準(zhǔn)回歸大致可以推斷出倒U型曲線的拐點(diǎn)處在PAG=0. 76的位置上，也就是說可以以0. 76為分界點(diǎn)劃分出臨近渴望水平的落差區(qū)間和遠(yuǎn)離渴望水平的落差區(qū)間，對(duì)比期望落差均值0. 10可以看出大部分期望落差狀態(tài)的企業(yè)都處在臨近渴望水平的落差區(qū)間，即期望落差會(huì)對(duì)企業(yè)出口質(zhì)量產(chǎn)生促進(jìn)作用的階段，這與我國(guó)目前企業(yè)出口質(zhì)量不斷提高的現(xiàn)狀相吻合，同時(shí)也為我國(guó)企業(yè)進(jìn)一步提高出口質(zhì)量，由貿(mào)易大國(guó)向貿(mào)易強(qiáng)國(guó)轉(zhuǎn)變提供了一些思路。

（二）內(nèi)生性檢驗(yàn)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于期望落差是以企業(yè)業(yè)績(jī)作為參考標(biāo)準(zhǔn)得出的，而企業(yè)的出口質(zhì)量可能會(huì)通過對(duì)業(yè)績(jī)的影響進(jìn)而影響期望落差，兩者存在互為因果的可能性，同時(shí)還可能存在測(cè)量誤差和遺漏變量等情況，本文采用多種方法以削弱模型估計(jì)存在的內(nèi)生性問題。表3第1列采用企業(yè)所在行業(yè)的其他企業(yè)期望落差的平均水平作為企業(yè)期望落差的工具變量。首先，企業(yè)出口質(zhì)量會(huì)通過業(yè)績(jī)影響期望落差，兩者存在逆向因果關(guān)系，故選取企業(yè)所在行業(yè)中其他企業(yè)期望落差的平均值作為工具變量以解決內(nèi)生性問題;其次，企業(yè)所在行業(yè)的其他企業(yè)期望落差的平均值與企業(yè)的期望落差水平相關(guān)，滿足工具變量的相關(guān)性;再次，行業(yè)中其他企業(yè)期望落差的平均值并不會(huì)影響到該企業(yè)當(dāng)年的出口質(zhì)量水平，滿足工具變量的外生性。識(shí)別不足檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的P值為0. 0000，拒絕工具變量不可識(shí)別的原假設(shè)，弱工具變量檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為128. 815，拒絕弱工具變量的原假設(shè)，工具變量個(gè)數(shù)和內(nèi)生變量相同，故不存在過度識(shí)別問題。另外本文借鑒績(jī)效反饋研究中常見的方式，第2列將期望落差的滯后一期作為解釋變量（Lemmon and Lins，2003;Chen and Miller，2007）;第3列將期望落差滯后三期的均值作為解釋變量（李溪等，2018）;結(jié)果均顯著。

表4第1列采用指標(biāo)替換進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，將基準(zhǔn)回歸中σ值為10的出口質(zhì)量替換為σ值為5的出口質(zhì)量，并將全要素生產(chǎn)率替換為OP法下測(cè)算的生產(chǎn)率。由于2010年以后的數(shù)據(jù)存在大量缺失值和重復(fù)值，為證實(shí)基準(zhǔn)回歸中結(jié)論的準(zhǔn)確性，第2列采用剔除2010年份數(shù)據(jù)后的樣本進(jìn)行回歸分析，第3列選取出口額占銷售收入40%以上的企業(yè)樣本，回歸結(jié)果均顯示期望落差二次項(xiàng)顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，證明了本文假設(shè)1結(jié)論的可靠性。第4列在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上加入期望落差的三次項(xiàng)，回歸結(jié)果顯示期望落差三次項(xiàng)系數(shù)不顯著，排除了期望落差與出口質(zhì)量間非線性關(guān)系為N型的可能性，進(jìn)一步證實(shí)了期望落差與出口質(zhì)量倒U型關(guān)系的結(jié)論。

（三）異質(zhì)性分析

1. 不同地區(qū)企業(yè)分樣本回歸

表5列示了不同地區(qū)企業(yè)的分樣本回歸，結(jié)果顯示期望落差和企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的倒U型曲線僅對(duì)東部地區(qū)企業(yè)成立。東部地區(qū)企業(yè)在地理位置、要素稟賦、信息技術(shù)等各方面都擁有絕對(duì)的天然優(yōu)勢(shì)，當(dāng)企業(yè)處在期望落差狀態(tài)時(shí)其改變現(xiàn)狀的意愿會(huì)非常強(qiáng)烈，同時(shí)東部地區(qū)的企業(yè)家具有強(qiáng)烈的“企業(yè)家精神”，而西部地區(qū)的企業(yè)正好相反，因此期望落差這一主觀意愿因素對(duì)西部地區(qū)企業(yè)的出口質(zhì)量可能并不會(huì)產(chǎn)生太大的影響。

2. 不同所有制企業(yè)分樣本回歸

不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將對(duì)企業(yè)面臨期望落差時(shí)的反應(yīng)產(chǎn)生不同影響（賀小剛等，2016），本文將企業(yè)按照所有權(quán)性質(zhì)劃分為民營(yíng)企業(yè)、外資企業(yè)和國(guó)有企業(yè)三大類，表6列示了不同所有制類型的分樣本回歸，回歸結(jié)果顯示，期望落差與出口質(zhì)量間的倒U型關(guān)系存在于民營(yíng)和外資企業(yè)，國(guó)有企業(yè)中倒U型關(guān)系不成立。

原因可能在于國(guó)有性質(zhì)企業(yè)與政府間具有天然的關(guān)聯(lián)，企業(yè)是否存在政治關(guān)聯(lián)會(huì)影響企業(yè)的決策行為（賀小剛，2017），國(guó)有性質(zhì)企業(yè)的發(fā)展由于政府戰(zhàn)略規(guī)劃等因素的影響，并不完全受經(jīng)濟(jì)因素支配，而私人所有性質(zhì)的企業(yè)和外資性質(zhì)的企業(yè)追求經(jīng)濟(jì)利益最大化的動(dòng)機(jī)則更為強(qiáng)烈。當(dāng)企業(yè)處在臨近渴望水平的期望落差區(qū)間時(shí)，民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)相對(duì)于國(guó)有企業(yè)而言有更強(qiáng)烈的意愿提升出口產(chǎn)品質(zhì)量;當(dāng)企業(yè)處在遠(yuǎn)離渴望水平的期望落差區(qū)間時(shí)，企業(yè)的運(yùn)行管理存在某些較大的問題，很可能缺乏能夠用于提升出口產(chǎn)品質(zhì)量的空閑資源，調(diào)動(dòng)資源的成本也更高，同時(shí)，由于民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)缺乏國(guó)有企業(yè)所具有的“政府兜底”優(yōu)勢(shì)，在企業(yè)面臨問題時(shí)會(huì)更傾向于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的保守戰(zhàn)略，從而提升企業(yè)出口質(zhì)量的意愿相對(duì)較低。基于此我們也將國(guó)有企業(yè)期望差距一次項(xiàng)和三次項(xiàng)分別與出口質(zhì)量進(jìn)行了回歸分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)國(guó)有企業(yè)的期望差距與出口質(zhì)量間并不存在顯著的相關(guān)性，這也進(jìn)一步驗(yàn)證了前述分析中提到的國(guó)有企業(yè)發(fā)展運(yùn)行并不完全受經(jīng)濟(jì)因素影響尤其是企業(yè)自身主觀意愿影響的結(jié)論。

同理，建立式（11）-（13）檢驗(yàn)中間投入品的中介效應(yīng)：

其中，由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中中間投入合計(jì)指標(biāo)缺失較多，本文以存貨作為中間投入品的代理變量（陳林，2018），中間投入=log存貨-存貨中的產(chǎn)成品/存貨

（三）實(shí)證分析

表8第1-3列為研發(fā)創(chuàng)新的中介效應(yīng)，第1列中系數(shù)c為負(fù)，表明解釋變量PAG對(duì)被解釋變量

quality的總效應(yīng)為倒U型，第2列的系數(shù)a和第3列的系數(shù)b分別為負(fù)和正，表明解釋變量PAG與中介變量tfp呈倒U型并且在控制了解釋變量PAG的影響后中介變量tfp與被解釋變量quality正相關(guān)，ab的符號(hào)為負(fù)，與c的符號(hào)一致，參照溫忠麟（2004）的方法對(duì)回歸結(jié)果中不顯著的系數(shù)a進(jìn)行Sobel-Goodman檢驗(yàn)，p值均小于0. 05，符合檢驗(yàn)要求，該結(jié)果驗(yàn)證了期望落差通過研發(fā)創(chuàng)新這一間接路徑對(duì)企業(yè)出口質(zhì)量產(chǎn)生影響，假設(shè)2得到驗(yàn)證。表8第4-6列為中間投入品的中介效應(yīng)，第4列中系數(shù)c為負(fù)，表明解釋變量PAG對(duì)被解釋變量quality的總效應(yīng)為倒U型，第5列的系數(shù)a和第6列的系數(shù)b分別為負(fù)和正，表明解釋變量PAG與中介變量lninput呈倒U型并且在控制了解釋變量PAG的影響后中介變量lninput與被解釋變量quality正相關(guān)，ab的符號(hào)為負(fù)，與c的符號(hào)一致，具有明顯的中介效應(yīng)，該結(jié)果驗(yàn)證了期望落差通過中間投入品這一間接路徑對(duì)企業(yè)出口質(zhì)量產(chǎn)生影響，假設(shè)3得到驗(yàn)證。

六、結(jié)論

本文認(rèn)為當(dāng)企業(yè)面臨不同的期望落差時(shí)，企業(yè)提高出口質(zhì)量的意愿和資源是存在區(qū)別的，而意愿和資源會(huì)共同作用于企業(yè)的出口質(zhì)量。并且，期望落差與出口質(zhì)量之間并非簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，而是取決于企業(yè)所處的期望落差區(qū)間。具體結(jié)論如下：（1）當(dāng)企業(yè)處于期望落差狀態(tài)時(shí)，企業(yè)出口質(zhì)量將會(huì)隨著期望落差的擴(kuò)大呈現(xiàn)出先上升后下降的趨勢(shì)，即期望落差與企業(yè)出口質(zhì)量之間呈倒U型關(guān)系，我國(guó)目前大部分企業(yè)處在倒U型曲線的上升階段。（2）通過異質(zhì)性分析認(rèn)為期望落差對(duì)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響會(huì)因企業(yè)類型的差異而有所不同。從所有制性質(zhì)來看，民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)的期望落差和企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量間呈倒U型關(guān)系，而國(guó)有企業(yè)由于受政策性因素影響較大，其期望落差與出口質(zhì)量間并無顯著的相關(guān)性;從所處地區(qū)來看，期望落差和企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的倒U型關(guān)系僅對(duì)東部地區(qū)企業(yè)成立。從質(zhì)量水平來看，低質(zhì)量企業(yè)的期望落差和出口產(chǎn)品質(zhì)量之間存在倒U型關(guān)系，而高質(zhì)量企業(yè)的期望落差對(duì)其出口質(zhì)量具有顯著的正向影響。（3）中介效應(yīng)分析證明了期望落差并不是直接作用于企業(yè)出口質(zhì)量，而是會(huì)通過企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新和中間投入品對(duì)企業(yè)出口質(zhì)量產(chǎn)生間接的影響。

基于研究結(jié)論，本文提出相關(guān)政策建議：（1）出口質(zhì)量的提升作為企業(yè)出口決策的重要一環(huán)，必須考慮企業(yè)實(shí)際業(yè)績(jī)與預(yù)期之間的差距，判斷自身是否處在出口質(zhì)量提升的合理區(qū)間，以使企業(yè)決策更符合其實(shí)際狀況。由于我國(guó)大部分企業(yè)處在倒U型曲線的上升階段，期望落差的適當(dāng)擴(kuò)大反而會(huì)對(duì)出口質(zhì)量產(chǎn)生正向影響，應(yīng)該利用這一特性，進(jìn)一步提升我國(guó)企業(yè)的出口質(zhì)量。（2）增加企業(yè)研發(fā)投入，加快企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新是一項(xiàng)正確的政策措施?，F(xiàn)代企業(yè)應(yīng)該構(gòu)建具有競(jìng)爭(zhēng)力的人才制度體系，形成富有創(chuàng)新精神的人才隊(duì)伍，成為具有創(chuàng)新優(yōu)勢(shì)的企業(yè)，利用創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)在出口競(jìng)爭(zhēng)中取得先發(fā)優(yōu)勢(shì)。（3）提升中間投入品價(jià)值，充分發(fā)揮中間投入品對(duì)出口質(zhì)量的積極作用。我國(guó)本土企業(yè)尤其是中西部地區(qū)企業(yè)要重視中間投入品的使用，通過在生產(chǎn)中使用中間投入品進(jìn)而學(xué)習(xí)和吸收其中的部分技術(shù)并將其內(nèi)化為企業(yè)的生產(chǎn)力，以達(dá)到優(yōu)化企業(yè)要素配置、提高生產(chǎn)效率的目的。

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How Does Aspiration Drop Affect the Export Quality of Enterprises？

——An Empirical Research Based on the Chinese Micro-enterprise Data

Li Xiaoping and Xiao Weichu

（School of Economics， Zhongnan University of Economics and Law）

Abstract： This article， by making use of the aspiration drop as a starting point， attempts to explore the impact， at the micro level， of the subjective willingness factors on the part of the decision-makers on the export quality of enterprises. The authors， employing the data from the industrial enterprises and Customs offices in China during the 2000-2013 period， conduct an empirical test on the relationship between the aspiration drop of enterprises and their export quality. The results show that with the changes of the aspiration drop， there exists an inverted u-shaped relationship between the aspiration drop and the export quality concerned. At the same time， the impact of the former on the latter exhibits a significant heterogeneity among enterprises， regions and products. Further research on the impact mechanism indicates that R & D innovation and intermediate inputs exert an intermediary effect in the process of aspiration drop affecting export quality. Based on these findings， this article provides useful ideas for the improvement of? ?the export quality in Chinese enterprises， so as to achieve the strategic goal of transforming the country from a ‘major exporter to a ‘powerful one.

Key Words： Aspiration Drop; Export Quality; R&D Innovation; Intermediate Input

責(zé)任編輯 郝 偉