交通基础设施建设、市场可达性与企业出口产品质量∗

吴群锋 刘 冲 祁 涵

(1.北京大学经济学院 北京 100871)

(2.深圳大学微众银行金融科技学院 广东深圳 518061)

一、引言与文献评述

推进国内市场一体化是扩大经济内循环的重要条件。作为一个国土广袤的发展中大国，地理因素所产生的自然区域阻隔和市场分割对我国国内市场一体化形成阻碍，而交通基础设施建设的大规模开展，是实现国内各地区之间互联互通、形成更为统一的国内市场的重要方式。伴随着我国经济发展阶段从高速发展转向高质量发展①中国政府网，党的十九大报告全文，http://www.gov.cn/zhuanti/2017-10/27/content_ 5234876.htm。，利用交通基础设施构建完善的国内一体化市场，以更好发挥我国经济规模优势，对扩大我国经济内循环、推动经济实现高质量内生发展至关重要。同时，理解交通基础设施建设所可能产生的高质量发展的完整内涵，需要我们从市场一体化的视角对交通基础设施建设的影响进行度量，从全局均衡的视角围绕交通基础设施建设引起的国内市场一体化对高质量发展的因果效应展开研究。

本文构建市场可达性指标对交通基础设施建设引起的国内市场一体化进行度量，考察国内市场一体化对企业出口产品质量产生的因果效应，研究交通基础设施建设的高质量发展内涵。一个城市的市场可达性，取决于这个城市与所有其他城市之间的最短运输时间的加权平均之和，其中权重为各个城市的经济体量。如此，交通基础设施建设通过降低各个城市与其他城市之间的运输时间，把一个城市与所有其他城市的经济连接起来。这一指标不仅能够反映交通基础设施建设所产生的直接成本下降效应，同时能够度量交通基础设施建设所引起的国内各城市之间互联互通的一体化程度(刘冲等，2020)。一个城市的市场可达性越大，表明这个城市与全国市场形成的一体化程度越高。基于这一思路，本文估算了历年我国331 个城市两两间的最短运输时间和市场可达性变量，匹配企业数据并计算企业出口产品质量指标，研究交通基础设施建设引起的国内市场一体化对企业出口产品质量的因果促进效应。

运用这一指标，本文研究发现，交通基础设施建设引起的国内市场一体化水平的提高，显著促进了企业出口产品质量的提升。本文同时使用计算产品质量和单位产品价值两类质量指标作为企业出口产品质量的代理变量，并考虑了样本使用、市场可达性指标度量、实证模型设定等多种检验方式，市场可达性促进企业出口产品质量的基本发现均高度稳健。为了处理可能存在的内生性问题，本文使用明代驿路作为市场可达性指标的工具变量，结果表明在处理可能存在的内生性问题之后本文结论也稳健。在基准发现基础上，本文从产品差异性和目的地市场发达程度两个视角展开异质性检验。结果表明，对于经济发达的目的地市场以及产品差异性较高的产品，交通基础设施建设引起的市场可达性提高所带来的产品质量提升效应更为显著，从而侧面确证市场可达性对企业产品质量的促进效应。

本文的研究与考察交通基础设施建设对出口影响的文献高度相关。盛丹等(2011)研究了交通基础设施建设对企业出口的促进效应，发现基础设施建设的企业出口增长效应更多体现在扩展边际而非集约边际。黄玖立和徐旻鸿(2012) 研究发现，境内运输成本显著地制约着地区出口贸易流量，降低境内运输成本有助于改善出口模式和出口结构。Cosar 和Demir (2016) 利用来自土耳其的数据同样发现，道路设施的改善有助于地区扩张对外出口。本文从企业出口产品质量的视角，为交通基础设施建设的出口促进效应提供新的证据，对这支文献形成边际贡献。

本文的研究也对我国出口产品质量的相关研究形成补充。Fan 等(2015) 考察了贸易自由化对我国企业产品质量的提升作用，发现贸易自由化、进口关税下降引起的投入品质量上升引致了企业产品质量提升。而国内运输成本的下降与关税成本的下降之间有一定的对称性(Donaldson，2015)，交通基础设施建设引起的国内运输成本的普遍下降和国内市场一体化程度的提升，能够与之类似地促进企业对投入品的最优搜寻，对企业产品质量会产生相似的促进作用。本文的研究从国内交通成本的视角，对考察国际相关因素影响的这部分文献形成补充。

在作者所知范围内，直接从交通基础设施建设角度对企业出口产品质量问题开展的研究还比较少。王永进等(2010) 利用跨国数据研究发现，基础设施对各国出口技术复杂度产生了显著的促进效应。本文利用我国企业层面数据从出口产品质量视角对基础设施建设效应展开研究，与他们的研究形成补充。与本文最接近的文献考察了地理因素对产品价格和质量的影响效应。杨汝岱和李艳(2013) 构建区域地理偏远度指标，研究区位地理与企业出口产品价格的关系，发现区位地理因素能够很好解释企业出口产品价格的差异。交通基础设施建设是改变企业所在地区的区位地理特征的重要途径，本文从交通基础设施建设的视角对企业出口产品质量和单位价值展开研究，构建能够反映交通基础设施建设引起的国内市场一体化的指标，与他们的研究形成相互补充的一致经济逻辑。

在既有文献基础上，本文的核心边际贡献在于实证研究了交通基础设施建设引起的国内市场一体化对企业出口产品质量的促进作用，并以历史驿路信息为工具变量进行估计，发现了二者之间的因果关系。现有文献大多从企业生产率、地区经济发展等视角对交通基础设施建设的福利效应展开研究，很少有文献从企业产品质量的视角对交通基础设施的影响展开分析，本文的研究丰富了对于企业产品质量升级的认识。本文的研究表明，扩大交通基础设施建设所引起的国内市场一体化对产品高质量发展具有显著的促进作用，为验证交通基础设施建设的社会经济福利效应提供了来自企业产品质量层面的证据。

本文余下部分的结构安排如下:第二部分提出交通基础设施建设引起国内企业质量变化的理论解释，并构建国内市场一体化核心指标；第三部分介绍了本文所采用的数据并在此基础上构建计量模型；第四部分采用计量方法就市场一体化对出口产品质量的影响进行检验与分析；第五部分在基准模型的基础上进一步进行异质性影响讨论；最后是本文的主要结论。

二、理论梳理与国内市场一体化指标构建

(一) 理论梳理

我国作为一个国土广袤的发展中大国，地理距离所造成的交通成本客观上将国家内部各个地区分割开，不利于形成全国统一的一体化市场。而大规模交通基础设施建设能够降低国内各地之间的通行成本，有利于实现国内各地区之间的互联互通，克服地理距离对经济交易的阻滞作用，是形成国内统一市场进而促进国内市场一体化水平提升的重要途径。发展经济学创始人之一、德国历史学派经济学家弗里德里希·李斯特(Friedrich List) 在其经典著作《政治经济学的国民体系》 (The National System of Political Economy，1841) 一书中提出，对内破除市场分割进而实现国内经济市场一体化，对外利用世界市场大力开展出口贸易，是经济落后国家赶超先进国家的两大重要方法。基于此，大量文献研究了交通基础设施建设引起的国内市场整合的经济发展效应。Donaldson(2018) 利用来自英属印度时期的经验证据，证明了其时的大规模铁路建设使得印度国内交易成本下降，进而产品价格趋向均等化促使市场实现一体化整合。Hornbeck 和Rotemberg (2019) 进一步利用来自美国的数据发现，当国内市场存在大量的低效率阻碍时，基础设施建设可以消除各地区的低效率阻碍，进而促进社会福利提升。

理论上，全国范围内通行成本的下降，有利于企业以更低的成本开展最优投入品搜寻工作。Bernard 等(2019) 利用来自日本的数据研究表明，日本新干线的建设显著促进了日本企业在全国范围内的中间品搜寻，进而促进企业绩效的提升。在给定价格和投入水平条件下，企业可及的、扩大的国内市场使得企业能够获取更高质量水平的投入品，进而会促进最终生产产品质量的提升。在这一作用基础上，由于相比同质化产品而言，差异化产品的生产对高质量投入品的需求更大(Fan 等，2015)，投入品的更为低成本有效获取的渠道对于差异化产品的生产更为重要。因此，在面临交通基础设施扩张冲击时，差异化产品的出口产品质量提升效应增强。同时，由于发展水平越高的目的市场对于高质量产品的需求越大(Brambilla 和Porto，2016)，产品质量提升对于向发达国家出口的产品也将更为重要，因此市场可达性的提升对于发展水平越高的目的地市场的产品质量提升效应越强。

考察交通基础设施建设引起的市场一体化对企业出口产品质量的影响效应，一个关键是构建适宜的、能够反映市场一体化程度提升的指标。地理距离所造成的交通成本客观上将全国各个城市分割开，而交通基础设施建设能够降低各个城市之间的通行成本，进而缩减由于地理距离所产生的分割，促进市场一体化程度。既有大量文献已经利用到特定路网的距离、特定路网的密度等度量指标，证明了交通基础设施建设降低通行成本进而促进经济发展的机制(盛丹等，2011；Ghani 等，2016；Holl，2016)，但这些指标很少能够刻画交通基础设施建设引起的市场一体化效应。正如Donaldson 和Hornbeck(2016) 在评述福格尔(Robert W.Fogel) 利用传统范式研究铁路建设对美国经济发展影响(Fogel，1964) 时所指出的，这些指标只能度量交通基础设施建设的局部影响，而无法度量其全局作用，也即交通基础设施建设的市场一体化作用。有鉴于此，Donaldson 和Hornbeck (2016) 基于一个一般均衡理论模型框架，构建了一个市场可达性(market access) 指标，对交通基础设施建设在全国范围内的全局影响进行度量，以刻画其国内市场一体化效应。

市场可达性指标能够刻画交通基础设施建设所引起的国内市场一体化效应，其基本经济学直觉在于，全国范围内的交通基础设施建设的铺开，使每一个城市与所有其他国内城市之间的互联互通成本均下降，而市场可达性指标将一个城市与所有其他城市之间的交通成本下降效应均囊括在内，这就将每个城市与全国所有地区的联系程度的提升效应体现出来，交通基础设施建设降低地理距离客观所产生的国内市场分割的作用就能够被完整刻画出来，体现了交通基础设施建设的国内市场一体化影响效应。同时，市场可达性指标也能够刻画与不同经济体量的城市之间的互联程度，把市场规模与交通基础设施建设联系起来，从而完整体现交通基础设施建设的市场一体化影响效应。以下我们进一步介绍市场可达性指标的具体构建方式，更为详细解释市场可达性指标刻画交通基础设施建设引起的国内市场一体化效应的具体细节。

(二) 市场可达性指标的构建

与既有文献关注交通基础设施建设直接影响的研究不同，本文重点关注交通基础设施建设所产生的国内市场一体化效应。基于这一目标，从一般均衡的框架出发，我们借鉴Donaldson 和Hornbeck (2016) 的经济逻辑和度量方法，计算每个城市各个年份的市场可达性指标以刻画交通基础设施建设引起的国内市场一体化，具体计算方式如下:

其中，Popc′t表示c′城市在t年的人口总量，用以衡量当地的经济发展规模①Donaldson 和Hornbeck (2016) 提供了一个一般均衡理论框架，为市场可达性指标的构建提供了理论基础。我们在稳健性检验中也使用了GDP 作为经济发展规模的代理变量。；θ为贸易弹性(trade elasticity)，借鉴既有文献计算方法，设定θ＝8.22；τcc′t表示t年c与c′两城市间的“冰山成本”(iceberg cost)，借鉴Baum-Snow 等(2016)、刘冲等(2020)，计算τcc′t如下:

其中，(hours of travel time) 表示当年c与c′城市之间的最短运输时间；ρ＝0.008(Baum-Snow 等，2016)。我们利用高度细化的全国各类形式交通路网分布对各城市间的最短运输路线进行估算。这一函数形式能够较为灵活地体现全国路网分布、基础设施建设对经济变量的影响结果。

使用市场可达性作为国内市场一体化水平的新度量，对企业出口产品质量进行研究，具有以下两方面的优势。一方面，市场可达性指标能够清晰地反映出我国近年来交通基础设施建设带来的成本下降效果。随着我国各类交通运输线路分布密度、广度乃至互联程度的提高，这一巨大的影响直接反映在我们对城市间最短运输时间的计算上。因此，市场可达性指标能够反映既有文献使用的交通基础设施直接度量指标的经济学内涵。另一方面，市场可达性指标度量了全国范围内交通基础设施网络对我国国内市场一体化的改善。每个城市的市场可达性取决于该城市在全国路网中的地位，以及与所有其他具有不同经济规模的城市的互联互通程度，因此能够更为全面地将市场一体化的整体效应刻画出来。市场可达性这一指标度量了该城市与全国交通网络范围内的全局便利程度，以及该城市与重要经济区域的互联程度，从而对交通基础设施影响企业产品质量的综合效应进行完整度量。

三、数据说明、指标构建与模型设定

(一) 数据说明与指标构建

本文使用四个数据库的匹配数据，分别为交通数据库、工业企业数据库、海关数据库以及区域经济发展数据库，并据以构建市场可达性指标、企业产品质量指标和相关控制变量。

为了对交通基础设施建设引起的国内市场一体化进行测算，本文借鉴Donaldson 和Hornbeck (2016)，计算市场可达性指标作为代理变量。这首先需要测算我国城市间最短交通时间，需要每一年任何两个市级单位的中心坐标和路网分布图。为此，我们首先根据中国市级单位的行政区划边界，利用地理信息系统软件ArcGIS 计算出各地级市的地理中心坐标。其次，我们以国家测绘局提供的2007 年中国1 ∶100 万交通图为底图，结合1994—2009 年中国地图出版社等出版的全国交通地图册进行更新，得到1993—2008 年路网分布电子地图。①我们进一步假设在高速公路、国道、省道、县乡道上行车的平均速度分别为100 km/h、70 km/h、40 km/h、15 km/h，这一假设不仅符合我国不同等级公路的具体实际情况，而且也与文献中的做法相一致(Baum-Snow 等，2016)。在此基础上，我们利用Dijkstra 最短路径算法，计算出每一年任意两个地级市中心间的最短行车时间。最后，在计算出每一年的最短行车时间之后，我们结合地区层面的GDP 和人口信息，构建市场可达性指标作为国内市场一体化的代理变量。

我们进一步需要利用工业企业数据库和海关数据库的匹配数据以计算企业产品质量。基础数据是由国家统计局维护的中国工业企业数据库和海关总署维护的海关数据库。中国工业企业数据库由国家统计局建立，它的数据主要来自于样本企业提交给当地统计局的年报汇总。该数据库的全称为“全部国有及规模以上非国有工业企业数据库”，其样本范围为全部国有工业企业以及规模以上非国有工业企业，其统计单位为企业法人。本文借鉴杨汝岱(2015)、Brandt 等(2012)、聂辉华等(2012) 等文献对数据进行了企业面板匹配、资本与投资测算、价格平减、删除异常值等处理。①我们首先按照Brandt 等(2012) 的处理方式，将企业的ID 匹配起来。我们充分利用了企业的名称、地址、电话、法人代表姓名、6 位行政区划代码、邮编、行业代码以及企业的建立年份等信息。接着，参考现有文献的做法，我们剔除了产值、销售额、固定资产、总资产等重要变量缺省的样本以及职工人数小于8 的样本。然后，我们还剔除了存在问题的样本，比如当年折旧大于累计折旧、总资产小于流动资产、总资产小于固定资产净值的样本。我们还利用价格指数对产值、增加值和销售额进行了平减。最后，我们对每年购买的固定资产名义值进行消胀，得到每年固定资产投资真实值，基于永续盘存法和折旧信息，计算真实资本存量和真实投资。海关数据详细记录了各个企业的进出口目的地、进出口额和进出口量等信息。我们需要将海关数据与中国工业企业数据库对接，由于海关库和工业库没有采用同一套编码系统。本文的基本思路是，首先按工业库和海关库的企业名称完全匹配；接下来将不能完全匹配上的海关库企业，按照贸易额大小排序，将每家企业的企业名称拆分成若干个“词段”，用这些词段去和工业库企业名称搜寻匹配，如果每个词段都能匹配上，赋值匹配类型为“1”，如果只能有部分词段匹配上，按匹配要求的精度可逐步赋值。

基于以上匹配数据，本文以企业出口市场上的产品质量作为研究对象，为了更为全面体现本文结论，借鉴李坤望等(2014) 的做法，本文同时使用产品单位价值和计算产品质量两类指标作为核心被解释变量。具体的，定义产品单位价值为:

其中，Valueihct为企业i在t年向c目的地市场出口的h产品(四位HS 产品②在HS 6 位产品上进行质量测算并进行本文的估计，不会改变本文基本结论。) 的出口额，Quantityihct为相应的出口量，UnitValueihct为相应的产品单位价值。产品单位价值越大，企业出口产品质量水平越高。同时，借鉴Khandelwal 等(2013)，根据下式在同一维度上可得计算产品质量:

其中αh和αct分别表示产品层面和目的地市场×年份层面固定效应，εihct表示残差项。借鉴既有文献做法，我们令σ＝4③使用行业异质性替代弹性，或者将替代弹性取值为5 或10 等其他值，不会改变本文的基本结果。限于篇幅，这些结果没有在文中正式报告，有兴趣可向作者索取。，在估算上式之后获得残差项，并据以得到计算产品质量。相比产品单位价值指标而言，计算产品质量指标进一步剔除了同期产品价格、产品差异和宏观层面冲击等因素的影响。同时利用产品单位价格和计算产品质量这两个指标展开分析，能够体现本文发现的稳健性并更为细致进行经济机理分析。

为了构建核心指标以及增加控制变量，本文还搜集了一系列的地级市经济发展指标，包括GDP、人口等，用以计算市场可达性和作为控制变量。这些数据主要来源于各个年份的《中国城市统计年鉴》。

(二) 模型设定

为考察市场可达性对企业产品质量的影响，本文构建如下计量模型展开实证研究:

其中，Qualityihjct为位于城市j的企业i在t年向c国出口的h产品的质量水平，本文同时考虑单位产品价值和计算产品质量两类产品质量指标；MAjt为j城市t年的市场可达性水平，作为交通基础设施建设引起的国内市场一体化的代理变量，因此β是本文核心关注的估计值，根据前文理论分析，本文预计β的值为正；δi、δht和δct分别为企业、产品×年份和目的地市场×年份层面固定效应，以控制企业层面不随时间变化的因素、产品层面和目的地市场的技术或需求冲击等因素的干扰(传统引力模型中的地理距离、目的地市场GDP 等变量也被固定效应吸收控制)；Xijt是相关控制变量集合，其中包括企业全要素生产率(OP 法计算)、企业年龄、资本劳动比、是否为国有企业虚拟变量，以及城市当年人均GDP 水平、行业层面赫芬达尔指数(HHI)，以控制企业层面异质性、城市发展水平以及竞争程度的可能影响；μihjct为残差项。

为了确证市场可达性影响产品质量的因果关系及其异质性，在实证分析中本文也使用到了两阶段最小二乘估计模型和分样本回归分析。在正式进行回归结果分析之前，本文在表1 中汇报了文中相关重要变量的描述性统计。

四、实证结果与分析

根据本文的计量模型，本节利用工业企业数据库和海关数据库的匹配数据对交通基础设施建设引起的国内市场一体化的产品质量效益进行估计与检验。具体而言，本节分为两个部分，一方面，我们对基准回归进行相应的汇报与分析，对本文的假说进行检验；另一方面，我们从样本稳健性、变量度量与内生性问题等角度对基准回归进行稳健性检验。

(一) 基准结果与分析

本节使用市场可达性指标作为代理变量，对交通基础设施建设引起的国内市场一体化程度的提升展开实证研究，表2 汇报了基准检验结果。其中，第(1)—(3)列以产品单位价值作为企业产品质量的代理变量，第(4)—(6)列以计算产品质量作为企业产品质量的代理变量。所有回归中均加入了企业、产品×年份以及目的地市场×年份三大类固定效应，以分别控制企业层面不随时间变化的因素、产品层面随时间变化的共同因素以及目的地市场层面各类需求供给冲击的影响，诸如产品随时间而变化的共同质量因素、各类引力模型控制变量均被固定效应吸收。较为严格的固定效应控制能够保证本文的结论不受各类外部冲击和不随时间变化的因素的影响。所有的回归系数标准差均在城市—年份层面进行聚类(cluster)，以避免可能存在的序列相关问题的干扰。

表中结果显示，不论是否加入各类控制变量，市场可达性变量的估计系数均为正，且在统计上高度显著。不论是以单位产品价值还是计算产品质量作为考察对象，市场可达性的提升均显著促进了企业产品质量的提升。这一提升效应一方面体现在去除价格因素之后的产品质量上，另一方面体现在企业出口产品的单位价值上，表明交通基础设施建设对企业出口产品质量的提升是全方位的，不仅提升了企业产品质量水平，也使企业能够以更高的价格出口其更高质量水平的产品。交通基础设施建设的大规模开展，使企业所在的城市与所有其他城市之间的通行成本下降，降低了地理距离对经济活动的天然阻碍作用，全国市场的一体化程度随之上升，这一效应体现在本文所构建使用的市场可达性变量值的不断提升中。在此条件下，企业能够以更低的成本获取更适宜的投入品，促进企业以更低的成本生产更高质量的产品。同时，在一体化程度更高的国内市场上，企业面临着更为剧烈的产品市场竞争环境，避免同质化竞争也会促使企业提升产品质量。表2 第(6) 列显示，在加入所有控制变量之后，市场可达性对产品质量的估计弹性为0.077，而市场可达性对数值的均值在2000 年为16.43，在2006 年为16.99，即在本文样本研究时间区间2000—2006 年间市场可达性增长了56%。因此，市场可达性贡献了样本估计时间内产品质量上升的4.3%。

表2 市场可达性与企业产品质量:基准回归

(二) 稳健性检验

(1) 样本稳健性

基准回归结果包含了所有的企业样本，因此市场一体化的产品质量效应同时包括了长期存续样本以及进入退出样本。我们进一步只保留所有年份均连续存续的企业—产品目的地市场样本，以考察市场可达性对企业长期既有产品的质量更新的影响。结果如表3 中第(1)、(2) 列所示，其中第(1) 列以产品单位价值为被解释变量，第(2) 列以计算产品质量为被解释变量。可以发现，市场可达性变量的估计系数依旧高度显著为正，并且其值均大于表2 中包含所有企业样本时的估计结果。这表明，市场可达性提升对企业既有产品的质量提升效应更为显著。

进一步利用长差分模型对市场可达性的产品质量影响进行估计。此时，被解释变量为产品质量首尾年份值之差，解释变量也为原模型中各解释变量首尾年份值之差。利用长差分模型所得具体回归结果如表3 第(3)、(4) 列所示，其中第(3) 列以产品单位价值为被解释变量，第(4) 列以计算产品质量为被解释变量。表中结果显示，市场可达性变量大差分估计系数依旧显著为正。

基准回归中我们已经加入了企业所有制变量(SOE)，以控制企业所有制可能产生的影响。为了进一步排除国有企业改革可能存在的影响，我们将所有的国有企业样本删除，并利用基准回归模型进行估计。具体结果如表3 第(5)、(6) 列所示。可以发现市场可达性变量的估计系数依旧高度显著为正，并且估计值也大于表2 中包含国有企业样本下的估计结果，表明市场可达性提升产品质量的影响对于非国有企业而言更为显著。

表3 市场可达性与企业产品质量:样本稳健性检验

(2) 指标度量稳健性

首先，本文借鉴Donaldson 和Hornbeck (2016) 构建基准市场可达性指标，为了更直观地体现交通基础设施带来运输成本下降的影响，我们采用各个城市初始年份的人口规模构造市场可达性。由于初始年份人口数量不随时间变化，因此通过这一方式计算得到的市场可达性，其跨年变化完全依赖于交通成本的变化，这也在一定意义上缓解了城市规模可能引起的内生性。在表4 第(1)、(2) 列中，我们汇报了这一市场可达性指标的稳健性回归结果。

其次，在基准检验中本文借鉴Donaldson 和Hornbeck (2016) 的做法使用人口作为各个城市的经济规模代理变量计算市场可达性指标。此处本文进一步使用各城市的GDP代替人口规模作为该城市经济规模大小的代理变量，重新计算市场可达性指标。在表4 第(3)、(4) 列中，我们发现，以各城市当年GDP 计算得到的市场可达性系数仍旧显著为正。

最后，为了体现本文结论的稳健性，本文直接使用到最近高速公路距离作为度量变量的结果如表4 中第(5)、(6) 列所示，其估计系数显著为负，这也与本文基准回归结果结论一致。直接使用到最近高速公路距离能够更直观体现交通基础设施建设的成本降低效应，但相对而言，使用市场可达性指标更能体现交通基础设施建设引起的国内市场一体化的综合效应。

表4 市场可达性与企业产品质量:指标稳健性检验

(3) 内生性处理稳健性

在基准回归和其他稳健性检验中，尽管我们尽可能控制了一系列的变量，但估计仍可能因内生性问题而存在偏误。一方面，我们可能面临遗漏变量问题，这些变量既可能影响企业的产品质量，又同时影响市场可达性；另一方面，尽管国家统一规划了高等级公路网，但高产品质量企业所在的经济发达地区的市场可达性一般更大，即还存在反向因果的问题。为了处理内生性，我们借鉴刘冲等(2013) 和Holl (2016) 的做法，利用历史道路信息作为工具变量。

具体地，我们整理了明代全国各地驿路分布信息，并与当代城市地理信息进行匹配。为了获取随时间变化的工具变量，我们以驿路与样本年份当年的全国基础设施建设总投入额的交互项作为城市市场可达性的工具变量。这一工具变量的选择有三方面的优势。第一，工具变量与市场可达性指标满足相关性要求。历史上曾有驿路连接的地区，其交通基础设施水平往往更高(Martincus 等，2017)。古代进行道路基础设施建设技术较低，往往选取有利的自然条件进行驿路修缮，而现代道路更有可能在原有的道路基础之上进行完善。在给定全国基础设施总投入的情况下，有历史驿路联通的地区当代路网可达性更高。同时，历年全国基础设施的投资越高，市场可达性也越大。因此工具变量的两个主要组成变量均满足相关性要求。第二，该工具变量的构造满足外生性。明代驿路哑变量的信息是数百年前的历史信息，各年全国基础设施建设总投入量作为国家层面宏观变量，相对于企业层面的出口质量选择行为是外生的。第三，这一工具变量结合了地区层面的驿路修建的差异和各年总投资的差异，既有区域维度的变化，又有时间维度的变化，不会被本文高度细化的固定效应所吸收。因此这一历史驿路变量满足工具变量的要求。

利用这一工具变量进行两阶段最小二乘回归，所得结果如表5 所示。表5 前三列是以产品单位价值为被解释变量的估计结果，后三列是以计算产品质量为被解释变量的回归结果。表5 下方列出了一阶段回归结果，上方列出了二阶段估计结果。一阶段回归结果表明，与既有文献一致，以历史驿路为工具变量能够很好地对市场可达性指标进行预测。二阶段回归结果中，市场可达性指标估计系数显著为正，表明在考虑了内生性问题的处理之后本文的基准回归结果稳健。二阶段估计结果中市场可达性指标估计系数大于基准回归中回归系数，表明基准回归结果可能低估了市场可达性的产品质量提升效应。

表5 内生性问题处理:工具变量估计

五、机制讨论与分析

本部分通过异质性讨论，对市场一体化促进企业产品质量的影响机制做进一步分析(Fan 等，2015)。基本思路是，如果交通基础设施建设引起的国内市场一体化确实促进了企业投入品搜寻进而促进企业出口产品质量，那么:(1) 由于相比同质化产品而言，差异化产品的生产对高质量投入品的需求更大，投入品的更为低成本有效获取的渠道对于差异化产品的生产更为重要。因此，在面临交通基础设施扩张冲击时，差异化产品的出口产品质量提升效应更强。(2) 由于发展水平越高的目的市场对于高质量产品的需求越大(Brambilla 和Porto，2016)，产品质量提升对于向发达国家出口的产品将更为重要，因此市场可达性的提升引起的投入品质量提升对于发展水平越高的目的地市场的产品质量提升效应越强。我们通过这两个异质性分析对市场一体化促进企业出口产品质量的投入品质量提升机制进行间接检验。

(一) 产品差异性的影响

借鉴Rauch (1999) 提供的分类标准做法，我们将所有产品划分为差异化产品和非差异化产品两类，按照基准回归模型，分别估计市场可达性提升对企业生产这两类产品的质量影响效应。具体估计结果如表6 所示。表中前两列汇报了以产品单位价值作为质量代理变量的估计结果。差异化产品中市场可达性变量的估计系数显著为正，而非差异化产品的估计系数则不显著。从估计系数大小上看，差异化产品的市场可达性指标估计系数显著大于非差异化产品的估计系数，表明市场可达性提升对差异化产品质量的促进效应在经济显著性和统计显著性两方面均高于非差异化产品。表6 中后两列回归结果汇报了以计算质量作为被解释变量的估计结果，我们也发现了类似的结论。在面临交通基础设施建设扩张所引起的更为便利的国内市场时，企业能够以更低的成本进行搜寻中间品的最优决策，对于差异化产品的生产而言，这种便利所产生的质量提升效应更强。

表6 产品差异性异质性检验

(二) 目的地市场发达程度影响

作为一个发展中大国，中国企业出口产品的主要目的地市场以较为发达的国家市场为主，而对于发展中国家市场的出口则较为薄弱。根据经典的林德猜想的预测，发达国家市场收入水平高，对高质量产品的需求也更高，当市场可达性上升时，企业对发达国家出口的产品质量提升也可能更明显。Brambilla 和Porto(2016)也指出，出口目的地市场的发展水平可以作为出口产品质量的体现。因此我们可以进行类似上述供给面的异质性分析，以最终需求市场发达程度特征来区分受影响程度，可以预计市场可达性的提升引起的投入品质量上升对于发展水平越高的目的地市场的产品质量提升效应越强。

具体地，我们将所有样本按照出口目的地市场划分为OECD 国家与非OECD 国家两类，OECD 国家相对而言发展程度和平均收入水平更高。表7 汇报了这一估计结果。表中前两列汇报了以产品单位价值作为质量代理变量的估计结果。OECD 国家样本中市场可达性变量的估计系数显著为正，而非OECD 国家样本的估计系数则不显著。从估计系数大小上看，OECD 国家样本的市场可达性指标估计系数显著大于非OECD 国家样本的估计系数，表明市场可达性提升对向OECD 国家出口的产品质量促进效应在经济显著性和统计显著性两方面均高于非OECD 国家。表7 中后两列回归结果汇报了以计算产品质量作为被解释变量的估计结果，我们发现了类似的结论。

表7 目的地市场发达程度异质性检验:OECD 国家

六、结论与政策建议

我国幅员辽阔，地理因素造成了自然的地区阻隔和市场分割，成为阻碍我国国内市场一体化水平提升的重要因素，而交通基础设施建设成为改善这一局面的重要途径。本文基于Donaldson 和Hornbeck (2016) 的研究方法，构建市场可达性指标对交通基础设施建设引起的国内市场一体化进行度量，考察市场一体化提升对企业出口产品质量的影响效应。研究发现，交通基础设施建设引起的国内市场一体化提升，显著促进了企业出口产品的计算产品质量和出口产品平均价值。本文对这一结论进行了丰富的稳健性检验，并利用明代驿路作为工具变量处理内生性问题，结果均稳健。进一步异质性检验发现，市场一体化的产品质量促进效应，对发达国家市场和差异化产品的影响更为显著，进一步佐证了交通基础设施建设引起的市场一体化的高质量发展效应。本文的研究为验证交通基础设施建设的经济社会福利效应，提供了来自出口产品质量促进的扎实证据。

本文的研究价值主要体现为两点。第一，本文从市场一体化的视角证明了交通基础设施建设对于企业出口产品质量的促进作用，并进行了详细的稳健性检验和异质性分析，这在文献上有一定的边际贡献。第二，在政策应用方面，本文的研究发现对中国中长期的经济发展有重要的政策含义。当前新冠疫情引起的全球冲击巨大，中国对外出口贸易形势不容乐观。如何加强国内经济韧性、进一步采取各类措施推进中国国内经济实现市场一体化进程，进而推进出口贸易发展，是中国克服当前内外部困难形势的必要途径。本文研究表明，最近二十多年来中国政府大规模实施的交通基础设施建设活动对企业出口产品质量具有显著有效的促进作用，是中国经济进一步实现长期高质量发展的重要助力。本文建议要注重对已有路网的更广泛互联，以更小的成本促进全国交通和市场的一体化进程。此外，政府部门不仅应该从交通基础设施建设入手，还需要从其他方面削除各类阻碍国内市场一体化的自然、制度性壁垒，例如破除地方政府保护、促进商品和要素市场的市场化改革，以促进我国国内市场一体化不断完善。

本文的研究也存在不足之处。本文只是初步验证了交通基础设施建设引起的国内市场一体化对企业产品质量的因果影响效应，并基于产品质量的关注重点展开了部分异质性检验。对于其他形式的国内市场一体化以及国内市场一体化对产品质量影响的机制渠道研究还需要有更为细致的数据支持以进一步展开。此外，进一步以一个统一的一般均衡理论框架统筹相关发现并进行深入分析，可能是一个可以拓展的方向。