王 歡 黃勝強

（1.上海大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，上海 200444；2.上海海關(guān)學(xué)院海關(guān)與經(jīng)貿(mào)研究院，上海 201204）

一、引言與文獻綜述

2022年，我國貨物貿(mào)易進出口總值為42.07萬億元人民幣，其中，出口值為23.97萬億元，比2021年增長10.5%，繼2009年后我國連續(xù)多年成為世界第一大出口國。然而，我國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量不高的事實尚未改變(呂越和鄧?yán)o，2020)，如何提高企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量是企業(yè)目前面臨的主要問題之一。改革開放40年以來，我國對外開放水平逐漸提高，越來越多的外商直接投資流向服務(wù)領(lǐng)域。據(jù)國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)，2021年，我國服務(wù)業(yè)實際利用外資金額9065億元，同比增長16.7%，占全部利用外資的78.9%，比2012年提高30.7%。服務(wù)業(yè)外資作為制造企業(yè)的重要投入，將極大地影響下游制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)(蘇丹妮和盛斌，2021)。獲取先進技術(shù)是提高企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的途徑之一，然而，大多數(shù)發(fā)展中國家不會為這種技術(shù)付費，獲得先進技術(shù)的一種間接方法是利用外國直接投資。內(nèi)生增長理論強調(diào)，外國直接投資是高端技術(shù)從發(fā)達(dá)國家向發(fā)展中國家轉(zhuǎn)移的主要方式之一(Chenaf-Nicet & Rougier，2016)。另外，隨著我國人口紅利和資源紅利的消失，外部環(huán)境紅利逐漸成為主要的貿(mào)易優(yōu)勢，營商環(huán)境是企業(yè)生存和發(fā)展的基礎(chǔ)，而我國幅員遼闊，地理、歷史、文化、經(jīng)濟發(fā)展和政府干預(yù)程度的不同，不同省份之間的營商環(huán)境差異較大。

隨著微觀企業(yè)層面數(shù)據(jù)的可獲得和出口產(chǎn)品質(zhì)量的可測度，出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響因素近年逐漸成為國際貿(mào)易領(lǐng)域的研究熱點和前沿問題。一些學(xué)者分別從貿(mào)易自由化(李長英等，2022；Amiti et al.，2007)、數(shù)字貿(mào)易(張國峰等，2022)、服務(wù)貿(mào)易自由化(王歡，2023)等角度對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響因素進行了研究。其中，劉曉寧(2021)對我國2000～2013年企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量進行了測度，并對其影響因素進行了分析，發(fā)現(xiàn)我國出口產(chǎn)品質(zhì)量整體呈上升趨勢。

就外資影響制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量而言，現(xiàn)有文獻關(guān)于外資與出口產(chǎn)品質(zhì)量之間關(guān)系尚不明確。一方面，外資的正向技術(shù)溢出效應(yīng)提高企業(yè)的生產(chǎn)率從而提高企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量，但另一方面正向的技術(shù)溢出效應(yīng)也使生產(chǎn)率較低的企業(yè)進入出口市場，這些企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量較低，因此，外資引入對出口產(chǎn)品質(zhì)量的總體影響很難確定(Anwar & S un，2018)。部分學(xué)者認(rèn)為，外資可以為制造企業(yè)提供效率更高、更多種類的中間要素，對制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量有正向促進作用。彭書舟等(2020)從產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的視角出發(fā)，提出服務(wù)業(yè)外資管制放松可以通過降低服務(wù)中間品成本、提高服務(wù)中間品種類來提升制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。還有一些學(xué)者認(rèn)為外國直接投資引發(fā)的競爭效應(yīng)可能會擠出東道國企業(yè)(Herzer，2012)，不利于東道國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。郭家琳和李穎明(2018)提出隨著外資的流入與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量之間呈“U”型變化趨勢。Liu et al.(2022)提出外資的進入加劇了國內(nèi)企業(yè)的競爭，降低了國內(nèi)企業(yè)對新產(chǎn)品質(zhì)量的投資動機，從而對出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)面影響。

一些學(xué)者就營商環(huán)境對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響進行了研究，如徐銘陽和馬遠(yuǎn)(2023)提出完善的營商環(huán)境有利于我國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升；劉宏等(2020)提出營商環(huán)境是外資提升出口產(chǎn)品質(zhì)量的重要因素。但裴長洪(2016)認(rèn)為當(dāng)一國國內(nèi)營商環(huán)境較差時，比如，契約執(zhí)行力度不夠或者效率較低時，反而會倒逼企業(yè)傾向于選擇出口而不是內(nèi)銷，即不良的營商環(huán)境反而會促進企業(yè)的出口。劉晴等(2017)認(rèn)為企業(yè)的出口與外部營商環(huán)境沒有太大關(guān)系。

綜上所述，現(xiàn)有文獻關(guān)于外資對制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響其研究結(jié)論并不一致，且較多文獻是從制造業(yè)外資流入的視角對出口產(chǎn)品質(zhì)量進行研究，而從服務(wù)業(yè)外資管制放松對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響文獻較少，且鮮有文獻涉及營商環(huán)境在其影響過程中起到何種作用。本文可能的創(chuàng)新點在于：(1)研究視角創(chuàng)新，將服務(wù)業(yè)外資管制放松、營商環(huán)境和企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量統(tǒng)一納入分析框架，為充分理解服務(wù)業(yè)外資管制放松對制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量促進效應(yīng)提供了系統(tǒng)性證據(jù)。(2)機制創(chuàng)新，本文提出服務(wù)業(yè)外資管制放松通過緩解融資約束和提高服務(wù)中間品使用兩個機制影響制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，并進一步研究對不同金融依賴度和不同制造業(yè)服務(wù)化水平的影響。(3)采用多種方式對服務(wù)業(yè)外資管制放松指標(biāo)和制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量進行測度，使研究結(jié)論更可靠。(4)本文不僅采用了傳統(tǒng)的工具變量法，還采用了異方差工具變量法和組內(nèi)差分法，在解決內(nèi)生性問題方面更具說服力。

二、機制分析

下面首先對服務(wù)業(yè)外資管制放松影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響機制進行梳理。

我國中小企業(yè)融資困難是阻礙企業(yè)出口的重要因素之一。企業(yè)出口需要大量成本，這些成本無法從留存收益或內(nèi)部現(xiàn)金流提供，比如，相應(yīng)的固定成本(原材料購買和固定資本設(shè)備等)或可變成本(冰山成本、運輸成本、經(jīng)營管理和溝通成本等)，因此，部分企業(yè)出口需要依賴外部資本。服務(wù)業(yè)外資管制放松可以使更多服務(wù)業(yè)外資流入中國，可以緩解企業(yè)面臨的資金缺口。服務(wù)業(yè)外資管制放松通過以下幾種渠道緩解企業(yè)的融資約束。首先，金融服務(wù)業(yè)外資管制的放松，使東道國金融服務(wù)部門開放度提高，可以提高東道國金融體系的發(fā)展和金融資源的配置效率，改善企業(yè)外部融資環(huán)境，東道國制造業(yè)企業(yè)可以獲得更多的外部資金，緩解東道國企業(yè)的融資約束問題。其次，服務(wù)業(yè)外資管制放松使更多外國企業(yè)進入東道國建立外資企業(yè)或者中外合營企業(yè)，與本土企業(yè)相比，外資企業(yè)和中外合營企業(yè)往往擁有更先進的知識和技術(shù)水平，更具有競爭力，被認(rèn)為對當(dāng)?shù)劂y行和金融機構(gòu)更有吸引力，可以更容易進行企業(yè)融資，緩解企業(yè)融資約束。再次，外資企業(yè)和中外合營形式的商業(yè)存在可以緩解企業(yè)與金融機構(gòu)之間的信息不對稱現(xiàn)象，更有利于企業(yè)獲得金融融資。由于企業(yè)創(chuàng)新需要持續(xù)注入大量資金，資金不足是限制企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新的主要原因(段華友等，2023)，通過緩解企業(yè)的融資約束，使更多外部資金注入東道國企業(yè)，資金支持企業(yè)可以持續(xù)進行研發(fā)創(chuàng)新活動，進而提高企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量(Héricourt & Ponc et，2009)。另外，企業(yè)有足夠的資金承擔(dān)出口所需要的成本，企業(yè)會選擇進入國際市場，通過出口帶來的競爭效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)借以提高企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。由此提出如下理論假說：

假說1：服務(wù)業(yè)外資管制放松通過緩解企業(yè)的融資約束提高企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。

服務(wù)業(yè)外資管制放松可以使制造業(yè)企業(yè)使用更多的服務(wù)中間投入品。首先，從供給視角來看，服務(wù)業(yè)外資管制放松，可以使國外服務(wù)要素和服務(wù)中間品以較低價格進入東道國市場，使制造企業(yè)可以較低的成本使用更多種類的服務(wù)要素和服務(wù)中間投入品，而服務(wù)作為制造業(yè)的中間投入要素，為制造業(yè)嵌入更多的“高級要素”。服務(wù)要素位于“微笑曲線”的兩端，為企業(yè)創(chuàng)造更多的核心價值，服務(wù)比產(chǎn)品更加難以超越和模仿，服務(wù)業(yè)將大量的人力資本和知識引入生產(chǎn)過程中，是制造業(yè)持續(xù)競爭力的主要來源(劉志彪，2005)，進而提高制造業(yè)企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量。其次，從需求視角來看，更多種類和更高質(zhì)量的服務(wù)要素進入東道國，增加了制造業(yè)企業(yè)對服務(wù)中間投入品數(shù)量的需求和質(zhì)量的要求(Antoniades，2015)，制造業(yè)企業(yè)使用更多差異化的服務(wù)中間投入品，促進企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。最后，由于產(chǎn)業(yè)鏈上下游的關(guān)聯(lián)效應(yīng)，制造業(yè)企業(yè)被要求進口數(shù)量更多、質(zhì)量更優(yōu)的國外服務(wù)中間投入品，滿足整個生產(chǎn)鏈條對高質(zhì)量要素的需求，進口服務(wù)中間投入品通過將其所包含的知識和技術(shù)通過制造過程轉(zhuǎn)移到產(chǎn)品中，既提高了企業(yè)的生產(chǎn)效率又提高了出口產(chǎn)品質(zhì)量。由此提出如下理論假說：

假說2：服務(wù)業(yè)外資管制放松通過提高服務(wù)中間投入品的使用來提高企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量。

下面進一步對營商環(huán)境在服務(wù)業(yè)外資管制放松影響出口產(chǎn)品質(zhì)量過程中的作用進行梳理。一方面，營商環(huán)境會影響外商直接投資。營商環(huán)境是外國投資者在進行外商直接投資決策時考慮的重要因素之一(Bevan & Estrin，2004)。法律、法規(guī)、市場環(huán)境、相關(guān)政策等會影響外商直接投資的成本，進而影響外商直接投資決策。另一方面，營商環(huán)境會影響國際貿(mào)易的開展。營商環(huán)境可以廣泛地定義為經(jīng)濟環(huán)境的各個方面，如基礎(chǔ)設(shè)施、法律和金融環(huán)境、微觀和宏觀政策以及“不受單個企業(yè)控制，但影響一個國家的貿(mào)易成本、貿(mào)易便利化和可靠性”的社會因素(Carlin & S eabright，2008)。營商環(huán)境可以通過影響企業(yè)的融資約束機制和企業(yè)的利潤與成本進而影響企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量。營商環(huán)境可以改善融資約束機制，企業(yè)融資越難，其創(chuàng)新的動機就越弱，營商環(huán)境的改善可以緩解融資約束問題，促進企業(yè)研發(fā)投入，改善企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量(羅長遠(yuǎn)和陳琳，2011)。另外，營商環(huán)境對國際貿(mào)易的影響明顯大于國內(nèi)貿(mào)易，相對于國內(nèi)貿(mào)易而言，國際貿(mào)易將面臨更高交易風(fēng)險，完善的營商環(huán)境可以降低貿(mào)易的交易成本，企業(yè)將更多的資金用于研發(fā)投入，促進企業(yè)產(chǎn)品升級；完善的營商環(huán)境可以作為出口的比較優(yōu)勢(Acemoglu et al.，2007)，促進企業(yè)出口，使企業(yè)獲得更多出口利潤，并將更多的資本用于企業(yè)研發(fā)等，進而提高企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量。

營商環(huán)境會影響利益相關(guān)者的行為，完善的營商環(huán)境會吸引外商投資，外資企業(yè)傾向于在營商環(huán)境較好的國家進行投資。良好的營商環(huán)境意味著政府為外資企業(yè)在跨境貿(mào)易和納稅方面提供破產(chǎn)保護和知識產(chǎn)權(quán)保護以及適當(dāng)?shù)纳虡I(yè)監(jiān)管和法律制度保障(Contractor et a l.，2020)，會吸引更多外商直接投資的進入，激發(fā)企業(yè)競爭行為，提高出口產(chǎn)品質(zhì)量。而較差的營商環(huán)境會增加外商直接投資的成本(Sabir & Zahid，2012)，營商環(huán)境水平較低意味著政府審批繁瑣、法律法規(guī)不明確、市場準(zhǔn)入壁壘較高、知識產(chǎn)權(quán)保護不足和基礎(chǔ)設(shè)施不健全等現(xiàn)象，這會阻礙外商的投資行為，限制外資企業(yè)的進入，并且阻礙企業(yè)的競爭，可能導(dǎo)致研發(fā)成果被仿制和侵權(quán)等行為的出現(xiàn)，不利于企業(yè)創(chuàng)新和企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的提高。因此，營商環(huán)境水平的高低對服務(wù)業(yè)外資進入的影響可能是非線性的。由此提出如下理論假說：

假說3：完善的營商環(huán)境可以強化服務(wù)業(yè)外資管制放松的正效應(yīng)，且存在非線性特征。

三、特征事實分析

(一)服務(wù)業(yè)外資管制放松的事實描述

圖1呈現(xiàn)了2000～2013年我國服務(wù)業(yè)外資管制放松平均值的變化趨勢。從中可見，我國整體服務(wù)業(yè)外資管制放松水平呈上升趨勢。從2000年的0.2255上升到2013年的0.4605，增幅為104.21%。OECD數(shù)據(jù)庫所提供的FDI管制指數(shù)(FDI Inde x)，通過研究FDI的四種主要限制來衡量一個國家FDI的限制性，包括：(1)股權(quán)限制；(2)審查審核限制；(3)自然人流動限制；(4)其他經(jīng)營限制。從四種不同類別的服務(wù)業(yè)外資限制看，總體上都呈現(xiàn)增長或持平的趨勢。其中，其他經(jīng)營限制和自然人流動的管制放松水平較高，幾乎沒有限制，一直呈水平趨勢。審查審核和股權(quán)限制水平在2004年之前管制水平逐年放松，2004年以后呈水平趨勢和較高的開放水平。

圖1 2000～2013 年我國服務(wù)業(yè)FDI 管制放松平均值變化趨勢圖

(二)制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的特征事實

圖2呈現(xiàn)了2000～2013年我國制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的平均值變化。從中可以看出，我國制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量整體呈上升的趨勢，從2000年的0.5103上升到2013 年0.5238，增幅2.65%。其中，2008年、2009年和2012年有下降的趨勢，這可能與受到2008年和2011年金融危機的影響，我國制造業(yè)出口數(shù)量降低相關(guān)。

圖2 2000～2013 年我國制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量平均值變化趨勢圖

四、計量模型、變量和數(shù)據(jù)說明

為了檢驗服務(wù)業(yè)外資管制放松對制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，本文構(gòu)建如下計量模型：

其中下標(biāo)f、m、d、p、t分別表示企業(yè)、制造業(yè)行業(yè)、目的國、省份、年份；Qualityfdpt為f企業(yè)t年的出口到d目的國p產(chǎn)品的質(zhì)量；FDI_sermt為服務(wù)業(yè)外資開放滲透率；X為控制變量合集；σfpd為企業(yè)-產(chǎn)品-目的國固定效應(yīng)；σm為行業(yè)固定效應(yīng)；σt為年份固定效應(yīng)；?fdpt為隨機擾動項。

1.出口產(chǎn)品質(zhì)量

參考施炳展和劭文波(2014)的做法構(gòu)建的質(zhì)量決定模型，假設(shè)生產(chǎn)者的效用函數(shù)為：

其中λj、qj表示產(chǎn)品的種類和數(shù)量，σ＞1，表示產(chǎn)品間的替代彈性，由此得到下式對應(yīng)的價格指數(shù)：

以及企業(yè)f出口的產(chǎn)品p的數(shù)量：

兩邊取自然對數(shù)得到如下計量回歸方程：

以時間-目的國效應(yīng)χdt代替價格指數(shù)Pdt和消費指數(shù)Edt，殘差項εfdpt=(σ-1)lnqfdpt包含出口產(chǎn)品質(zhì)量信息。由于產(chǎn)品價格和產(chǎn)品質(zhì)量相互影響，為了克服內(nèi)生性，本文選取企業(yè)f對其他國家(除了m國)出口產(chǎn)品p的平均價格作為工具變量進行IV-2SLS估計，通過回歸得到產(chǎn)品質(zhì)量，其計算公式如下：

若已知產(chǎn)品替代彈性的數(shù)值，則可以根據(jù)公式(6)計算出產(chǎn)品的質(zhì)量。本文采用Broda & Weins tein(2006)中所估算的73個國家HS3分位產(chǎn)品的替代彈性值，根據(jù)下式得到產(chǎn)品的標(biāo)準(zhǔn)化質(zhì)量：

2.解釋變量

本文的解釋變量為服務(wù)業(yè)外資管制開放滲透率(FDI_Ser)，并根據(jù)服務(wù)業(yè)外資管制指數(shù)計算我國各服務(wù)部門的外資開放程度。①服務(wù)業(yè)外資管制指數(shù)來源于OECD數(shù)據(jù)庫，由于該數(shù)據(jù)庫提供的FDI服務(wù)管制指數(shù)只包括1997年、2003年、2006年以及2010年之后的每年數(shù)據(jù)，而本文數(shù)據(jù)采用2000～2013年數(shù)據(jù)，因此，針對OECD缺失年份數(shù)據(jù)，本文采用平移法，即2000年、2001年FDI服務(wù)管制指數(shù)數(shù)據(jù)使用1997年的FDI服務(wù)管制指數(shù)，2002年和2004年FDI服務(wù)管制指數(shù)數(shù)據(jù)使用2003年的FDI服務(wù)管制指數(shù)數(shù)據(jù)，2005年和2007年FDI服務(wù)管制指數(shù)數(shù)據(jù)使用2006年FDI服務(wù)管制指數(shù)數(shù)據(jù)，2008年和2009年FDI服務(wù)管制指數(shù)數(shù)據(jù)使用2010年FDI服務(wù)管制指數(shù)數(shù)據(jù)。服務(wù)業(yè)外資開放程度見式(8)，其中，F(xiàn)DI_res為服務(wù)業(yè)外資管制指數(shù)，該值越大表示管制程度越高；FDI_open表示服務(wù)業(yè)外資的開放程度，該數(shù)值越大表示服務(wù)外資開放程度越高。

由于需要考察制造業(yè)和服務(wù)業(yè)之間的聯(lián)系，本文通過投入產(chǎn)出表計算出制造業(yè)對服務(wù)行業(yè)的依賴程度，即服務(wù)業(yè)對制造業(yè)的滲透率。參考張艷等(2013)，計算服務(wù)業(yè)外資管制放松滲透率如式(9)：

其中，αmst為服務(wù)業(yè)s行業(yè)對制造業(yè)m行業(yè)的投入比例，采用完全消耗系數(shù)表示。②完全消耗系數(shù)的計算公式具體如下：Serij=αij+∑k=1nαikαkj+∑s=1n∑k=1nαisαskαkj....，其中Serij代表制造業(yè)j的服務(wù)化水平，第一項代表制造業(yè)j部門對于服務(wù)業(yè)i部門的直接消耗量，第二項為制造業(yè)部門j通過部門k對服務(wù)部門i所產(chǎn)生的第一輪間接消耗，以此類推，直到實現(xiàn)第n輪間接消耗。測算方法可以用矩陣表示為: B=(I-A)-1-I，其中B為完全消耗系數(shù)矩陣，A為直接消耗系數(shù)矩陣，I為同階單位矩陣。

3.控制變量

控制變量包括以下6個：(1)企業(yè)規(guī)模(Scale)，采用企業(yè)的銷售產(chǎn)值取自然對數(shù)表示。(2)企業(yè)利潤率(Profit)，采用營業(yè)利潤與銷售產(chǎn)值的比值表示。(3)企業(yè)生產(chǎn)率(TFP)，TFP=ln(y/l)-sln(k/l)，其中y為企業(yè)銷售收入，l為企業(yè)職工人員平均數(shù)，k為企業(yè)固定資產(chǎn)規(guī)模，s為資本在生產(chǎn)中的份額，設(shè)定為1/3。(4)行業(yè)競爭水平用赫芬達(dá)爾指數(shù)(HHI)表示。(5)由于關(guān)稅政策也會對出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生影響，在控制變量中引入行業(yè)產(chǎn)成品關(guān)稅(Tariff_Output)，本文根據(jù)Brandt et al.(2017)提供的HS代碼同我國CIC四位行業(yè)代碼的轉(zhuǎn)換表，將產(chǎn)品層面關(guān)稅對應(yīng)至行業(yè)層面，將四位行業(yè)下的產(chǎn)品關(guān)稅進行簡單平均，得到我國行業(yè)層面的產(chǎn)成品進口關(guān)稅。

4.數(shù)據(jù)來源

本文主要使用2000～2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫進行匹配得到相關(guān)數(shù)據(jù)，由于2010年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)缺失較多，本文剔除了2010年數(shù)據(jù)。第一步，進行數(shù)據(jù)清理工作。本文參考聶輝華等(2012)剔除無效數(shù)據(jù)。再次，根據(jù)會計核算準(zhǔn)則，刪除不符合常規(guī)樣本。第二步，合并數(shù)據(jù)。通過對比兩個數(shù)據(jù)庫的信息，按照企業(yè)名稱和年份進行匹配，再按照企業(yè)電話號碼后7位和企業(yè)郵編進行匹配，兩次匹配的并值，保留匹配成功的制造業(yè)企業(yè)樣本，共得到9447376個觀測值。

五、實證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)結(jié)果分析

首先，檢驗回歸是否存在多重共線性，VIF均小于10，表明模型不存在多重共線。本文采用逐步回歸法進行回歸，表1 匯報了服務(wù)業(yè)外資管制放松對制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。第(1)列未添加任何控制變量和固定效應(yīng)，第(2)列添加控制變量，第(3)～(5)列逐步加入年份、行業(yè)和企業(yè)-目的國-產(chǎn)品層面的固定效應(yīng)，從回歸結(jié)果看，核心解釋變量顯著為正，表明我國服務(wù)業(yè)外資管制放松提高了企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量。其中，分析企業(yè)層面的控制變量發(fā)現(xiàn)，隨著企業(yè)規(guī)模增加、企業(yè)利潤和企業(yè)生產(chǎn)率的提高可以促進企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提高。從行業(yè)層面的控制變量看，行業(yè)競爭有利于提高制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。產(chǎn)成品關(guān)稅的系數(shù)為正，但并不顯著，產(chǎn)成品關(guān)稅下降，一方面使更多國外產(chǎn)品進入國內(nèi)產(chǎn)生競爭效應(yīng)，并使本國企業(yè)滯留在價值鏈的底端，另一方面，競爭環(huán)境的加劇有利于本國企業(yè)創(chuàng)新和產(chǎn)品質(zhì)量的提高，因此，產(chǎn)成品關(guān)稅下降不一定會影響企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量(何歡浪等，2021)。

表1 基準(zhǔn)回歸

(二)穩(wěn)健性分析

1.替換被解釋變量

(1)采用Bernini & Tomas i(2015)提出的需求份額-價格回歸法來估算中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量?；貧w方程設(shè)定如下：

式(10)中，f、d、t、p、p4分別表示企業(yè)、目的國、年份、HS6位碼產(chǎn)品類別以及HS4位碼產(chǎn)品類別，p為p4的子類別；δdt為目的國-年份效應(yīng)；δfp為企業(yè)-產(chǎn)品效應(yīng)，εfpdt為干擾項。回歸得到為企業(yè)f出口的產(chǎn)品p的質(zhì)量。下面是式(10)中各變量的具體計算公式。其中Sfpdt為中國企業(yè)f在t年向d國出口的HS6產(chǎn)品p的廣義市場份額，Sp4dt為中國企業(yè)f在t年向d國出口的HS4產(chǎn)品p4的廣義市場份額，計算公式分別如下：

其中，ExNumfpdt為中國企業(yè)f在t年向d國出口HS6產(chǎn)品p的總額；ImNumChinap4dt為d國在t年從中國進口的HS4產(chǎn)品p4的總額。ImNumwordp4dt為d國在t年從世界各國進口的HS4產(chǎn)品p4的總額。

式(10)中uvfpdt為中國企業(yè)f在t年向d國出口的HS6產(chǎn)品p的單位價值，數(shù)據(jù)來自海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，nsfpdt為中國企業(yè)f在t年向d國出口的HS6產(chǎn)品的狹義份額，計算公式如下：

其中，ImNumChinapdt為d國在t年從中國進口的HS6產(chǎn)品p的總額；ImNumwordpdt為d國在t年從世界各國進口的HS6產(chǎn)品p的總額。得到上述變量后，采用其他企業(yè)t年向d國出口的HS6產(chǎn)品p的價格均值作為uvfpdt的工具變量，同時，選用同一家企業(yè)t年向d國出口的不同HS6產(chǎn)品種類數(shù)作為nsfpdt的工具變量，按照式(10)進行IV估計，可以獲得企業(yè)-產(chǎn)品-目的國-年份四個維度下的產(chǎn)品質(zhì)量指數(shù)Quality。

(2)替換產(chǎn)品替代彈性，利用σ=3重新測度企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。(3)采用Broda et al.(2008)提供的15個非WTO成員國家的出口供給彈性作為產(chǎn)品的替代彈性。(4)以出口產(chǎn)品價格作為產(chǎn)品質(zhì)量的替代變量作穩(wěn)健性檢驗。經(jīng)過一系列的穩(wěn)健性檢驗后，核心解釋變量系數(shù)顯著為正，說明基準(zhǔn)回歸結(jié)論依舊成立。

2.替換解釋變量

(1)采用我國歷年服務(wù)行業(yè)實際外資額取對數(shù)作為服務(wù)業(yè)外資管制放松水平，數(shù)額指標(biāo)經(jīng)第三產(chǎn)業(yè)GDP指數(shù)平減后取對數(shù)值，并通過公式(9)計算服務(wù)業(yè)外資管制放松滲透率。(2)用直接消耗系數(shù)替代完全消耗系數(shù)，計算服務(wù)業(yè)外資管制放松滲透率?；貧w結(jié)果見表2，結(jié)果依舊穩(wěn)健。

表2 穩(wěn)健性回歸結(jié)果

3.內(nèi)生性問題

(1)傳統(tǒng)工具變量法

本文采用我國337個地級市到最近港口距離的對數(shù)作為服務(wù)業(yè)外資管制放松的工具變量。一方面，城市離港口的距離越近，表明該城市的貿(mào)易自由化越高，其服務(wù)業(yè)的開放水平越高，滿足工具變量的相關(guān)性；另一方面，城市離港口的距離與制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量沒有直接關(guān)系，滿足工具變量的外生性條件。此外，為了排除制造業(yè)開放水平對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，本文在控制變量中，加入了制造業(yè)外資管制放松(Man_FDIopen)的變量。①制造業(yè)外資管制放松指數(shù)來自O(shè)ECD數(shù)據(jù)庫，并通過減去制造業(yè)外資限制指數(shù)得到。表3第(1)列所列結(jié)果表明，核心解釋變量顯著為正，且工具變量通過了相關(guān)的識別檢驗。

表3 內(nèi)生性估計回歸結(jié)果

(2)異方差工具變量法

為了進一步解決內(nèi)生性問題，借鑒Lewbel(2012)的異方差工具變量方法，如果內(nèi)生變量與其他外生變量進行回歸的殘差是異方差，則用該殘差與去中心化的外生變量的乘積可以作為有效的工具變量。表3第(2)列所列的估計結(jié)果表明上述結(jié)論依舊成立。

(3)組內(nèi)差分法

通過組內(nèi)差分法可以消除一部分不隨時間變化的遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。本文借鑒Jayaraman & Milbourn(2012)通過組內(nèi)差異法考察變量之間的動態(tài)關(guān)系。變量通過差分變化后進行回歸，結(jié)果見表3第(3)列，其估計結(jié)果表明上述結(jié)論依舊成立。

(三)異質(zhì)性分析

本部分就服務(wù)業(yè)外資管制放松的管制類型、企業(yè)所有制、要素密集度等方面進行異質(zhì)性檢驗。

1.服務(wù)業(yè)外資的限制類型

為了檢驗不同類型的服務(wù)業(yè)外資管制放松對出口產(chǎn)品質(zhì)量的不同影響，本文進一步將服務(wù)業(yè)外資的管制類型加以細(xì)分為股權(quán)限制、審查審核、自然人流動和其他經(jīng)營限制等四個指標(biāo)，分別進行回歸，結(jié)果見表4，從中可發(fā)現(xiàn)不同類型的服務(wù)業(yè)外資管制放松對制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量都有提升作用。其中，股權(quán)限制和審核審查服務(wù)外資管制放松對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的促進作用最顯著，主要原因為：其一服務(wù)業(yè)外資股權(quán)限制往往是為了保護東道國企業(yè)的獨立經(jīng)營，防止與本國經(jīng)濟命脈相關(guān)的服務(wù)業(yè)被過高比例外資所有和控制，服務(wù)業(yè)外資股權(quán)限制在一定程度上保護了本國企業(yè)的獨立經(jīng)營，但是服務(wù)業(yè)外資股權(quán)限制比例過高，會降低服務(wù)業(yè)外國投資的積極性，減少服務(wù)業(yè)外資流入帶來的正效應(yīng)。放開服務(wù)業(yè)外資股權(quán)比例的限制，國外企業(yè)在東道國的投資比例提高，更多的服務(wù)業(yè)外資進入東道國，實現(xiàn)投資主體的多元化，有效緩解企業(yè)資金不足問題，使更多資金用于企業(yè)的研發(fā)和提高企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量。其二，服務(wù)業(yè)外資審核審查放松可以降低企業(yè)的準(zhǔn)入門檻，進一步放松市場準(zhǔn)入管制，優(yōu)化投資環(huán)境，吸引服務(wù)業(yè)外資的流入，進而提高企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量。由于服務(wù)業(yè)外資股權(quán)限制和審核審查限制是限制服務(wù)業(yè)外資流入的主要原因，因此這兩項限制措施的放松對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響最大。

表4 不同服務(wù)業(yè)外資限制類型的估計結(jié)果

2.企業(yè)所有制

根據(jù)企業(yè)所有制將企業(yè)劃分為國有、外資及私營企業(yè)，并分類進行回歸。表5的回歸結(jié)果表明，服務(wù)業(yè)外資管制放松對外資企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升作用高于國有企業(yè)和私營企業(yè)。首先，外資企業(yè)在母國擁有更成熟的使用服務(wù)中間品的技術(shù)，當(dāng)服務(wù)業(yè)外資管制放松時，其對下游外資企業(yè)的效益作用更強；其次，由于外資提供商與外資企業(yè)可能來自同一國家，雙方擁有相同的商業(yè)文化和習(xí)俗，這種文化相似性可以在服務(wù)要素的使用以及后續(xù)企業(yè)生產(chǎn)中融合度和匹配度更高，對企業(yè)提高其產(chǎn)品質(zhì)量更顯著；最后，我國國有企業(yè)規(guī)模較大，相較于私營企業(yè)而言需要更多的服務(wù)要素，與私營企業(yè)相比，我國服務(wù)業(yè)外資管制放松對國有企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升效果更強。

表5 異質(zhì)性回歸結(jié)果

3.行業(yè)要素密集度

本文根據(jù)制造業(yè)行業(yè)要素密集度將其劃分為資本密集型、技術(shù)密集型和勞動密集型行業(yè)。估計結(jié)果見表5的第(4)～(6)列。結(jié)果表明，我國服務(wù)業(yè)外資管制放松對資本密集型行業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升作用高于技術(shù)密集型和勞動密集型行業(yè)。原因主要在于資本密集型企業(yè)需要大量的技術(shù)和資金，行業(yè)資金周轉(zhuǎn)慢，服務(wù)業(yè)外資管制放松會緩解資本密集型企業(yè)的資金缺口，企業(yè)可以有更多資金提升企業(yè)技術(shù)，從而促進出口產(chǎn)品質(zhì)量的升級；技術(shù)密集型行業(yè)的技術(shù)和知識所占比重大，科研費用高，外資的進入可以帶來先進的設(shè)備和技術(shù)來提升企業(yè)的技術(shù)水平；而傳統(tǒng)勞動密集型行業(yè)使用勞動力較多，對資金和技術(shù)的依賴程度低，服務(wù)業(yè)外資管制放松使更多外資企業(yè)進入東道國，產(chǎn)生競爭效應(yīng)，可能會將傳統(tǒng)的勞動密集型企業(yè)擠出市場，不利于勞動密集型企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提高。

(四)機制檢驗

1.企業(yè)融資約束

為了驗證前文提出的假說1，首先對企業(yè)融資約束機制進行檢驗。

借鑒金朝輝和朱孟楠(2022)的方法計算企業(yè)融資能力指標(biāo)，采用利息支出率、商業(yè)信貸、清償比率、流動性比率、盈利能力5個指標(biāo)反映企業(yè)融資能力，①其中采用利息支出與資產(chǎn)總值之比表示利息支出率；采用應(yīng)收賬款與資產(chǎn)總值之比表示商業(yè)信貸；采用所有者權(quán)益與總負(fù)債之比表示清償比率；采用流動資產(chǎn)與流動負(fù)債之比表示流動性比率；采用營業(yè)利潤與資產(chǎn)總值之比表示盈利能力。并利用主成分分析法，將其合成一個綜合指標(biāo)，該指標(biāo)數(shù)值越高，表示企業(yè)融資越容易，其受到的融資制約力越弱，企業(yè)獲得資金的能力越強。結(jié)果見表6，其第(1)列的核心解釋變量的系數(shù)為正，表明服務(wù)業(yè)外資管制放松可以緩解企業(yè)的融資約束，表6第(2)列的核心解釋變量和融資約束變量系數(shù)均顯著為正，表明服務(wù)業(yè)外資管制放松可以通過緩解融資約束渠道促進企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。由于企業(yè)出口需要大量的固定成本和可變成本，出口商比國內(nèi)生產(chǎn)商更依賴外部融資，如果服務(wù)業(yè)外資管制放松可以緩解融資約束，那么對于外部資本依賴性更強的行業(yè)，其所受到的外資管制放松的影響更大。本文借鑒齊俊妍和向柑霖(2020)的方法計算行業(yè)層面的外部金融依賴度(efdm)，將融資約束和外部金融依賴度變量的交互項引入模型(16)中進行回歸，結(jié)果見表6的第(3)列，其交互項的系數(shù)顯著為正，表明服務(wù)業(yè)外資管制放松通過緩解融資約束渠道提高企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，且對金融依賴度更強行業(yè)的提升更加顯著。

表6 影響機制分析回歸結(jié)果

2.服務(wù)中間投入

為了驗證前文提出的假說2，下面進一步對服務(wù)中間投入機制進行檢驗。

本文選用企業(yè)“制造費用的中間投入”“管理費用的中間投入”“營業(yè)費用的中間投入”和“財務(wù)費用”的總和取自然對數(shù)后作為制造業(yè)企業(yè)的服務(wù)中間投入(Ser_input)，結(jié)果見表6第(4)列，其核心解釋變量的系數(shù)為正，表明服務(wù)業(yè)外資管制放松提高了企業(yè)對服務(wù)中間投入的使用。將服務(wù)業(yè)外資管制放松與服務(wù)中間投入的交互項進行回歸（見表6第(5)列），其交互項的系數(shù)顯著為正，表明服務(wù)業(yè)外資管制放松通過提高服務(wù)中間投入品的投入促進企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。由于制造業(yè)服務(wù)化的水平越高，制造業(yè)對服務(wù)要素的需求量越大，本文將服務(wù)業(yè)外資管制放松與服務(wù)中間投入和制造業(yè)服務(wù)化水平三項的交互項進行回歸，結(jié)果見表6的第(6)列，其系數(shù)顯著為正，表明服務(wù)業(yè)外資管制放松通過提高服務(wù)中間品的投入提高企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量，且制造業(yè)服務(wù)化水平越高的行業(yè)促進作用越強。

六、拓展分析:營商環(huán)境的調(diào)節(jié)作用

(一)營商環(huán)境的調(diào)節(jié)效應(yīng)

本文借鑒楊仁發(fā)和魏琴琴(2021)從宏觀經(jīng)濟環(huán)境、市場環(huán)境、基礎(chǔ)設(shè)施和政策環(huán)境構(gòu)建指標(biāo)體系，并將4個指標(biāo)通過熵權(quán)法合成一個綜合營商環(huán)境指標(biāo)。將營商環(huán)境指標(biāo)(BE)以及服務(wù)業(yè)外資管制放松和營商環(huán)境的交互項(FDI_Ser×BE)引入基準(zhǔn)模型中(見式(20))。由于營商環(huán)境是省份層面的變量，故本文進一步控制省份層面的固定效應(yīng)。回歸結(jié)果見表7。表7第(1)列未加入控制變量和固定效應(yīng)，第(2)列加入控制變量，第(3)列加入固定效應(yīng)，第(1)～(3)列中營商環(huán)境和服務(wù)業(yè)外資管制放松的交互項系數(shù)顯著為正，表明完善的營商環(huán)境可以強化服務(wù)業(yè)外資管制放松的正效應(yīng)。為了檢驗營商環(huán)境的調(diào)節(jié)作用是否具有非線性，通過將營商環(huán)境的平方項與服務(wù)業(yè)外資管制放松的交互項(FDI_ser×BE2)加入到模型中(見式(21))，回歸結(jié)果見表7第(4)列，從中可見FDI_ser×BE2的系數(shù)顯著為正，而FDI_ser×BE的系數(shù)顯著為負(fù)，表明營商環(huán)境可以強化服務(wù)業(yè)外資管制放松的正效應(yīng)，且存在非線性影響，本文的假說3成立。

表7 地區(qū)營商環(huán)境指標(biāo)的回歸結(jié)果

(二)營商環(huán)境調(diào)節(jié)效應(yīng)的異質(zhì)性

優(yōu)化營商環(huán)境可以簡化審批流程，取消前置證明，提高審批效率，以及強化監(jiān)督檢查等，減少企業(yè)的尋租行為，完善的市場競爭機制，防止出現(xiàn)惡性競爭等不良現(xiàn)象。營商環(huán)境可能對不同性質(zhì)的企業(yè)、不同技術(shù)密集度行業(yè)的調(diào)節(jié)作用不同。本文將制造業(yè)行業(yè)分為高端技術(shù)行業(yè)、中低端技術(shù)行業(yè)，①高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)包括通用設(shè)備、交通運輸、專用設(shè)備、電氣機械及器材、通信電子、儀器儀表及文化辦公用機械、化工醫(yī)藥等行業(yè)；中、低端技術(shù)產(chǎn)業(yè)包括石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)、橡膠、塑料、非金融礦物、黑色金屬冶煉、有色金屬冶煉和金屬制品等行業(yè)、食品加工制造、飲料、煙草、紡織、服裝、皮革、木材、家具、造紙、印刷和文體用品及其他制造業(yè)。并將企業(yè)性質(zhì)劃分為本土企業(yè)和外資企業(yè)，然后分別進行回歸，回歸結(jié)果見表8。結(jié)果表明，完善的營商環(huán)境對高端技術(shù)行業(yè)、外資企業(yè)的服務(wù)業(yè)外資管制放松的正向調(diào)節(jié)作用更強。相對于中低端技術(shù)行業(yè)而言，高端技術(shù)行業(yè)對知識產(chǎn)權(quán)保護體系和創(chuàng)新環(huán)境的要求更高，其更容易受到營商環(huán)境的影響。本土企業(yè)規(guī)模較大，計劃性較強，經(jīng)營機制和管理制度相對僵化，而外資企業(yè)的經(jīng)營方式較為靈活，創(chuàng)新性更強，價格更多的是由市場機制決定，其對市場機制和外部環(huán)境更加依賴。

表8 營商環(huán)境調(diào)節(jié)效應(yīng)的異質(zhì)性回歸結(jié)果

七、結(jié)論與政策建議

本文結(jié)論：(1)我國服務(wù)業(yè)外資管制放松可以提高我國制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。(2)異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)，股權(quán)限制和審核審查類型的服務(wù)業(yè)外資管制放松對出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升更強，我國服務(wù)業(yè)外資管制放松對外資企業(yè)、資本密集型行業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量的促進作用更明顯。(3)完善的地區(qū)營商環(huán)境可以強化服務(wù)業(yè)外資的正效應(yīng)，且存在非線性的特征。(4)服務(wù)業(yè)外資管制放松通過緩解融資約束和提高服務(wù)中間投入來提高制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，且對金融依賴度更高的行業(yè)和制造業(yè)服務(wù)化水平更高的行業(yè)的促進作用更強。

基于上述分析與結(jié)論，本文提出以下政策建議：(1)為了提高制造業(yè)出口產(chǎn)品的競爭力，我國應(yīng)該繼續(xù)加大引入高質(zhì)量的服務(wù)業(yè)外資，優(yōu)化外資引入的環(huán)境，通過資本的引入緩解我國金融依賴型行業(yè)缺少資本的現(xiàn)狀，更好地發(fā)揮服務(wù)業(yè)外資帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)，提高本國制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)水平。(2)監(jiān)管部門應(yīng)適度放開我國對服務(wù)業(yè)外資的股權(quán)限制水平，放寬外資準(zhǔn)入，持續(xù)推進服務(wù)業(yè)外資使用的便利化。完善我國服務(wù)業(yè)外資審查制度和流程，減少繁瑣的程序，使服務(wù)業(yè)外資審查更加便利化，降低服務(wù)業(yè)外資進入我國的時間和審查成本，更好地發(fā)揮服務(wù)業(yè)外資對我國制造業(yè)企業(yè)質(zhì)量升級的作用。(3)穩(wěn)定的政治環(huán)境、完善的法律體系、健全的金融市場等能夠加強服務(wù)業(yè)外資對企業(yè)質(zhì)量的提升作用，為了更好地發(fā)揮服務(wù)業(yè)外資對制造業(yè)升級的促進作用，進一步營造良好的外部營商環(huán)境是提高出口產(chǎn)品質(zhì)量、實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要途徑。