全球价值链嵌入对出口产品质量的影响

李小平 丁妤婕 肖唯楚

摘 要：全球价值链嵌入被认为是促进发展中国家经济发展的重要举措。为探究全球价值链嵌入对中国出口产品质量的影响是否与其影响经济贸易的逻辑一致，本文运用微观和城市层面的结合数据，研究了中国285个城市全球价值链嵌入度对出口产品质量的影响，研究发现：（1）整体而言，中国全球价值链嵌入度与出口产品质量之间呈倒U型关系。（2）从地区异质性上看，中部地区的检验结果与基准结果保持一致，东部地区城市全球价值链嵌入度的提高会显著提升出口产品质量，而西部地区城市全球价值链嵌入度对出口产品质量没有显著影响。（3）从嵌入度异质性上看，全球价值链嵌入度与出口产品质量之间的倒U型关系只存在于高嵌入度城市，且倒U型拐点向后偏移，位于全球价值链嵌入度较高的位置。（4）从时间维度上看，全球价值链嵌入度与出口产品质量之间的倒U型关系在2007年以后演变为了负向关系，表明在2007年以后，全球价值链嵌入度越高，抑制效应越占据主导地位，从而阻碍了出口产品质量升级。本文研究对全球化背景下中国国际贸易的高质量发展具有一定的启示作用。

关键词：全球价值链嵌入度;出口产品质量;高质量发展;城市数据

中图分类号：F810.543 文献标识码：A

文章编号：1000-176X（2021）02-0089-10

一、问题的提出

随着全球化不断深入，各个国家逐渐或主动或被动地参与到国际贸易中来。中国一直积极参与国际事务，对外贸易规模不断扩大，经济快速发展，加入WTO是中国嵌入全球价值链的一个重要节点，由此迎来了更广泛的国际交流和经贸活动，逐步从一个农业大国发展为全球第二大经济体、世界第一大货物贸易国。随着对外开放程度的扩大，中国已经深入地嵌入全球价值链当中，这使全球价值链成为了当下国内社会关注的焦点之一。一方面，中國通过嵌入全球价值链使贸易额逐年增长，2018年中国货物贸易进出口总额达到305千亿元，服务贸易进出口总额达到52千亿元，两者均达到了历史新高点。与此同时，2018年中国利用外资总额达到13 497千万美元，约占全球利用外资总额的11.25%。另一方面，虽然中国对外贸易规模在总量上很大，但主要仍集中于加工制造业，部分产业出现产能过剩问题。总的来看，虽然中国在全球价值链中的嵌入度越来越深，但长久以来还是依靠较廉价的劳动力优势从事组装加工等低附加值环节的生产，在全球价值链中始终处于低端锁定状态。

Damijan和Rojec[1]认为，全球价值链嵌入是促进发展中国家经济发展的重要举措;陈德铭[2]指出，中国确实在融入全球价值链的过程中获得了经济和贸易上的巨大提升。那么，全球价值链嵌入对中国出口产品质量的影响是否与其影响经济贸易的逻辑一致，全球价值链嵌入是否能促进出口产品质量的提升？高静等[3]研究指出，过度嵌入全球价值链会降低出口产品质量，但直接探讨二者关系的文献并不多，更多文献分析的是全球价值链嵌入度对生产率以及技术进步的影响。王玉燕等[4]发现，全球价值链嵌入度对技术进步的促进作用在到达一定程度后会转变为抑制作用;吕越等[5]指出，全球价值链嵌入度与企业生产率呈倒U型关系。可见，现有研究全球价值链和出口产品质量关系的文献较少且相关研究也主要集中于企业层面。

二、文献综述

目前对全球价值链与出口产品质量关系的研究比较匮乏。高静等[3]从企业层面研究了全球价值链嵌入与出口产品质量升级的关系，发现全球价值链嵌入会通过中间品的质量、规模效应和技术溢出效应提高出口产品质量，但由于低端嵌入的俘获效应以及内生的技术吸收能力与外来技术不匹配，过度的嵌入反而会降低出口产品质量，两者之间呈倒U型关系。张晓毅和王明益[4]通过对劳动报酬、价值链地位和出口产品质量三者关系的验证发现，长期来看，劳动报酬对出口产品质量起到促进作用，价值链地位的提高能使劳动报酬对出口产品质量的正向影响更显著。

虽然直接研究全球价值链和出口产品质量两者关系的文献不多，但仍有许多相关研究，如全球价值链嵌入与生产效率之间的关系。目前，学术界普遍认为全球价值链嵌入会通过三种途径提高生产效率，分别是中间品、竞争和市场。Schmitz[5]认为，用更低的价格进口更高质量的中间品可以提高企业的生产效率，并且进口中间品带来的技术溢出能提高出口产品质量;Sturgeon[6]发现，嵌入全球价值链后，更加激烈的竞争促使企业自觉提升创新能力以及生产效率;Yan和Baldwin[7]认为，全球价值链嵌入让企业拥有更大的市场，形成规模效应并且学习先进的技术以提高生产效率;吕越等[8]在已有研究的基础上对全球价值链嵌入和生产效率的关系作了进一步研究，同时考虑到企业异质性对结论的影响，利用合并数据实证研究发现，全球价值链嵌入确实可以有效提高生产效率，但过度的嵌入却具有反作用，全球价值链嵌入与企业生产效率之间呈倒U型关系。张鹏杨和唐宜红[9]运用GMM方法研究发现，外商直接投资会通过推动全球价值链的升级来间接影响出口产品国内附加值率。

关于全球价值链嵌入和技术进步之间的联系。Humphrey和Schmitz[10]认为，通过嵌入全球价值链，发达国家将加工组装环节转移到发展中国家，从而通过技术溢出效应提高发展中国家的技术水平;肖文和殷宝庆[11]就垂直专业化对技术进步的影响进行了实证分析，发现垂直专业分工会促进制造业技术进步，但其中研发投入会在一定程度上抑制技术进步;王玉燕等[12]通过测算工业行业的全球价值链嵌入度和全要素生产率分析全球价值链嵌入与技术进步之间的关系，结果表明，全球价值链嵌入能促进技术进步，但与前文提到的出口产品质量和生产效率相似，在达到一定程度后则会产生抑制作用，两者呈倒U型关系。

基于此，本文的创新性学术贡献可能在于：第一，本文采用2000—2013年的微观数据，将其整合到城市层面，以研究全球价值链嵌入度对中国出口产品质量的影响，同时，从城市的角度切入，有助于更明确地了解地域之间的差异，探寻空间分布对出口产品质量的影响，帮助不同类型的城市更大程度地发挥特殊优势，。本研究的现实意义在于通过分析全球价值链嵌入度对出口产品质量的影响，进而探求全球价值链嵌入度对中国高质量发展的影响机制。第二，在全球化趋势不可抗拒的情况下，如何通过出口产品质量的提升以提高中国企业在国际市场上的竞争力，如何充分利用融入全球价值链的机遇推动产业向更高层次提升，进而实现长远持久的高质量发展。

二、理论机制分析及假设提出

通过对以往文献的总结和归纳，笔者发现，全球价值链嵌入对出口产品质量的影响不是单向的，即全球价值链嵌入对出口产品质量既有促进效应亦有抑制效应。

（一）促进效应

首先，全球价值链嵌入的学习效应。主要包含三个方面：一是余东华和田双[13]提出的中间品效应，即嵌入全球价值链会使企业进口的中间品规模增加。随着全球价值链嵌入程度的加深，发达国家大量的高质量产品被引入中国，而从发达国家进口的中间品技术含量一般高于本国同类产品，企业可以通过学习和模仿先进的技术，以“干中学”的方式用较低的学习成本提升技术水平。二是孙楚仁等[14]提出的因全球价值链嵌入引进的外资存在外溢效应，主要体现在外资企业入驻国内后，国内企业在学习国外先进技术的同时，还可以学习国外企业先进的生产和管理方式，企业结合自身特点加以吸收和利用，最终提高自身生产经营效率和生产技术水平。三是如果外资企业以合资的方式进入，在共同的研发生产过程中，本国企业还能以更直接便利的方式接触到先进技术，与优秀的研发生产团队共同实现提升、共享优质资源。

其次，全球价值链嵌入的竞争效应。这与余东华和田双[13]提出的倒逼效应以及国际市场效应类似。对企业而言，嵌入全球价值链意味着将面对竞争更加激烈的国际市场，因而只有不断提升自身的国际竞争力，才能保持市场份额和地位优势。这是因为激烈的市场竞争会重创企业的盈利能力，若其不能及时作出有效调整，则会逐渐失去原有市场份额，甚至被迫退出市场。被竞争效应筛选后能持续经营的企业都具有一些共性，即应对市场环境变化能力强、生产效率高、技术创新水平领先等。而竞争效应对企业生产效率和技术创新能力的提升，最终将体现在出口产品质量升级方面。

最后，要素流动效应。低效率企业的退出会使资源流向高效率企业。许家云等[15]在研究地区制度环境和资源配置对出口产品质量影响时发现，资源配置效率的提高对推动企业乃至整个城市的出口产品质量升级至关重要。此外，邵朝对和苏丹妮[16]认为，由要素流动效应引发的生产资源重新配置会进一步吸引优质的人力、资本等流向高效率企业，进而提升整个经济社会的运行效率，这也有助于促进出口产品质量升级。

（二）抑制效应

首先，创新抑制困境。刘晓宁和刘磊[17]指出，由于自主创新的研发投入成本巨大、研发周期漫长，大多数企业会选择引进技术而非自主研发。长此以往，企业会形成技术引进依赖而放弃自主创新的局面，即所谓的“气馁效应”，导致整个市场的创新积极性降低。余泳泽等[18]指出，长期依赖技术引进，无异于受制于他人，技术水平必然会一直落后于发达国家，永远无法做到真正意义上的提高。

其次，低端锁定困境。嵌入全球价值链还可能导致企业难以脱离低附加值的困境或被掌握核心技术的发达国家遏制而被迫陷入低端锁定的局面。吕越等[19]认为，在低端锁定困境中，企业技术吸收能力低下或辅助资源无法同步提升等原因也会阻碍其自身的高效发展。由此看来，全球价值链嵌入对出口产品质量的影响也可能是负面的。

综上所述，笔者提出如下研究假设：

假设：在其他条件不变的情况下，由于促进效应和抑制效应同时存在，全球价值链嵌入度与出口产品质量之间可能呈非线性关系。

三、模型设计、变量选取和数据说明

（一）模型设计

本文借鉴余泳泽等[18]在研究全球价值链嵌入度影响全要素生产率时的模型构建思路，构建如下基准计量模型用于实证检验。此外，为验证全球价值链嵌入度与出口产品质量之间的非线性关系，进一步在基准模型中加入全球价值链嵌入度的平方项。模型设定如下：

其中，i和t分别表示城市和年份;被解释变量Quait表示i城市t年的出口产品质量;解释变量Gvcit表示城市i在t年的全球價值链嵌入度;εit表示随机扰动项;Xit表示控制变量，主要包括财政自主权（finauto）、人均国内生产总值（gdp）、教育科技投入（scieduw）、产业结构（industry）、外商投资（finvest）;εit表示随机扰动项;α0与β0表示常数项。

（二）变量选取

2000—2013年中国城市全球价值链嵌入度密度分布情况，如图1所示。图1中全球价值链嵌入度按式（3）测算得出，在对应全球价值链嵌入度区间内分布的城市越多，密度就越大。密度峰值出现在全球价值链嵌入度靠近0的位置，说明中国城市全球价值链嵌入度高的城市仍然偏少，城市全球价值链嵌入度主要还集中在较低水平，主要集中在0—0.100之间，而全球价值链嵌入度在0.800以上的城市极少。

1.被解释变量

现有文献中测算出口产品质量的方法很多，本文参照Khandelwal[20]、施炳展和曾祥菲[21]以及王雅琦等[22]的方法，设定出口产品质量指数的估算模型如下：

其中，qijpt表示i城市t年向j国出口的p产品的数量;pijpt是i城市t年向j国出口的p产品的单价;Xjt、Xp分别控制了国家—时间效应以及产品层面效应，对该方程进行回归求出的残差εijpt即为出口产品的质量，因为方程是在产品层面上回归的，因而求出的值代表某个城市某一年向某个国家出口的某一特定产品的质量。则有：

其中，qualityijpt表示某一特定产品的质量;σ表示需求弹性，采用Broda和Weinstein[23]中基于HS3位码的σ来计算，但是由于σ的取值不同可能会对产品质量的测算造成偏差，因而将产品质量标准化，公式如下：

其中，rqualityijt表示标准化的产品质量;minqualityijt和maxqualityijt表示某一个出口产品最小和最大的产品质量。标准化后产品质量的值处于0—1之间。由于本文最终需要的是城市层面的出口产品质量，标准化后的出口产品质量可以进行不同层次间的比较，因而最终城市层面的出口产品质量为：

其中，TQ表示城市层面的出口产品质量;Ω表示城市层面的一个集合;valueijt表示出口金额，以出口金额作为权重将标准化的出口产品质量换算到城市层面，将城市层面各个企业的产品质量加总得到最终城市层面的出口产品质量。

2.解释变量

本文参照吕越等[8]的方法，用出口产品国外附加值率来表示全球价值链嵌入度。由于本文是从城市层面切入，为了避免由企业层面整合到城市层面计算权重造成的偏差，依据邵朝对和苏丹妮[16]的方法，先将计算所需的各个部分加总到城市，再根据下式算出城市层面的全球价值链嵌入度。

其中，VF表示出口产品国外附加值;Mp表示加工贸易的进口额;Mo表示一般贸易的进口额;Xo表示一般贸易的出口额;D表示企业在国内的销售额;

用工业企业数据库中销售产值与出口交货值的差表示。X表示企业的出口总额。

本文以2000年为基期，根据各个城市的全球价值链嵌入度是否高于当年全球价值链嵌入度的中位数，将城市分为高嵌入度城市和低嵌入度城市。该部分的高嵌入度城市和低嵌入度城市表示的是初始嵌入度高和初始嵌入度低的城市，与后文实证分析中分嵌入度回归部分的划分标准和表达意思不同。表1报告了2000年和2013年城市出口产品质量的变化情况。从表1中可知，总体上看，2000年和2013年，无论是高嵌入度城市还是低嵌入度城市，城市的出口产品质量都有所上升。低嵌入度城市中出口产品质量平均数增长率高于中位数的增长率，说明该类城市出口产品质量的增长呈现多样化发展趋势，各个城市出口产品质量的提升步伐不一致。而在高嵌入度城市中，中位数的增长率高于平均数，说明这类城市的出口产品质量提升情况与低嵌入度城市相比更加趋于一致。可能的原因在于，高嵌入度城市更能有效地吸收城市间技术、人力等资源的溢出，因而更有助于提升产品质量。

对比两类城市可以发现，虽然低嵌入度城市的出口产品质量始终低于高嵌入度城市，但无论是出口产品质量的平均数还是中位数，低嵌入度城市增长率均高于高嵌入度城市。为了更好地说明嵌入度不同的城市间出口产品质量的变化，笔者绘制了2000年和2013年不同嵌入度城市出口产品质量的分布情况，如图2和图3所示。与2000年相比，2013年城市出口产品质量的分布更加集中，且整体向右移动。对比两类城市，出口产品质量整体提升和集中的情况在低嵌入度城市中更加明显。以上表现可能与Fan等[24]指出的原因相同，即在贸易自由化后，嵌入全球价值链程度较低的企业提升出口产品质量的动机更加强烈，因为他们希望将产品出口到对质量要求更高的高收入市场中，进而使低嵌入度城市表现得更佳。

3.控制变量

财政自主权（finauto），参照余泳泽等[18]，用该城市预算内收入与预算内支出的比值表示;人均国内生产总值（gdp），用人均生产总值表示;教育科技投入（scieduw），用教育科技投入占GDP的比值表示;产业结构（industry），用第三产业的占比来表示;外商投资（finvest），用实际使用外商投资额占GDP的比重表示。

（三）数据说明

本文数据主要来源于《中国工业企业数据库》《中国海关数据库》。我们先对数据进行初步筛选，剔除《中国工业企业数据库》中名称缺失或重复的企业，剔除职工数小于8的企业，剔除年龄异常的企业（如年龄为负数或大于50的企业），剔除不符合会计统计原则的企业（如固定资产、资产总计、所有者权益为负的企业;工业增加值、出口交货值为负的企业），剔除海关数据库中数据异常的企业（如数量小于1、单价为负以及进出口金额小于50的企业）。而后，按照企业的名称以及邮编和电话后7位匹配两个数据库，在匹配数据中剔除贸易商，将带有“贸易”“进出口”“科贸”“经贸”“外经”的企业剔除，以免中间贸易商的进出口数据造成测算的偏差。由于全球价值链嵌入度的测算以中间品为依据，中间品进口总额大于出口总额的企业可能是将中间品进口转由国内销售，因而剔除这类企业以减少对后续结果的影响。将BEC代码与海关HS编码匹配，使用对应年份的HS编码

在研究的时间跨度内，HS编码有变化，因而将编码统一到同一年后再对应BEC编码。将一般贸易进口中的8类中间品

8类中间品BEC代码为“111”“121”“21”“22”“31”“322”“42”“53”。识别出来，以此剔除进口中的资本品和消费品。对于缺失贸易类型的数据，我们依据近两年一般贸易在全部贸易中的占比，将缺失贸易类型的数据补充为一般貿易。同时，根据企业的所在地和注册地址来确定企业所属的城市，获取本文最终需要的城市层面的数据，并将未能识别出的城市数据剔除。本文控制变量的相关数据来自《中国城市统计年鉴》。

本文选取了2000—2013年的海关数据和工业企业数据进行测算分析，但是由于2004年工业企业数据中缺少测算全球价值链嵌入度的一个指标，因而最终实证中用到的为剔除2004年的2000—2013年的数据。由于许多城市层面的数据存在缺失，在不考虑控制变量的情况下，本研究包含2 917个城市总体样本，285个城市不同年份的非平衡面板数据。各变量的描述性统计结果，如表2所示。

四、实证分析

（一）基准回归结果

经Hausman检验，本文最终采用固定效应模型（FE）进行回归分析。总体样本回归结果如表3所示。本文在回归中依次加入其他控制变量，观察控制变量加入对全球价值链嵌入度与出口产品质量关系的影响。列（1）的结果显示，在没有加入任何控制变量时，全球价值链嵌入度对出口产品质量的影响显著为正，系数为0.024。在依次加入各个控制变量后，系数变为0.016，但仍然在5%的水平下显著为正，表明全球价值链嵌入度的提升在一定程度上确实提高了出口产品质量，与理论预期相同。

在未加入其他控制变量时，财政自主权对出口产品质量的影响在1%水平下显著为负，当财政自主权上升时，出口产品质量下降，但在加入其他变量后，财政自主权对出口产品质量的影响变得不显著。人均国内生产总值的系数一直为正，在加入所有变量后系数为0.006，在1%的水平下显著，说明城市整体经济水平的提高能促进出口产品质量的提升。教育科技投入的增加对出口产品质量的提升有促进作用，列（4）—列（6）的结果显示，随着产业结构和外商投资变量的加入，教育科技投入的系数由1.465变为1.754，且都在1%水平下显著为正，说明教育科技的投入是改善出口产品质量的关键。产业结构每提高1%，出口产品质量会提高0.107%，但随着外商投资变量的加入，产业结构对城市出口产品质量的影响不再显著。加入所有变量后的回归结果表明，对出口产品质量产生影响的除了全球价值链嵌入度外，还有人均国内生产总值、教育科技投入和外商投资，且它们对出口产品质量的影响均为正。加入所有变量后的回归结果表明，对城市出口产品质量产生影响的除了全球价值链嵌入度外，还有人均国内生产总值、对教育科技投入和外商投资的增加，且它们对出口产品质量的影响均为正。

为了验证全球价值链嵌入度与出口产品质量的非线性关系，本文在回归模型中加入全球价值链嵌入度的平方项，对式（2）进行回归。列（7）和列（8）的结果显示，在加入全球价值链嵌入度的平方项后，一次项依旧在1%的水平下显著为正，且系数较未加入二次项前明显增大，由原先的0.024变为0.109;二次项也在1%的水平下显著，系数为-0.123。回归结果验证了全球价值链嵌入度与出口产品质量之间的非线性关系，同时，相反符号的系数表明，二者呈倒U型关系，与高静等[3]研究企业层面全球价值链嵌入度与出口产品质量关系以及吕越等[8]研究嵌入全球价值链对企业生产效率影响的结果相符。在加入控制变量后，两者关系仍未改变，其他控制变量与出口产品质量的关系与未加入二次项时类似，表明结果具有稳健性。

（二）内生性检验

由于变量之间可能存在反向因果关系，如全球价值链嵌入度会对出口产品质量产生影响，但出口产品质量也有可能反向影响全球价值链嵌入度，因而本文参照一般文献中的作法，用全球价值链嵌入度的滞后一期作为工具变量，并运用GMM方法估计，结果如表4所示。

表4 中Cragg-Donald Wald F统计量的值均大于10，说明工具变量的选择合理。在解决了内生性问题后，主要变量都在1%的水平下显著，基准回归的结果依然成立，表明全球价值链嵌入度与出口产品质量之间呈倒U型关系。

（三）稳健性检验

稳健性检验结果如表5所示。首先，采用更换模型的方法。出口产品质量是经过标准化测算出来的，数值在0—1之间，数据的特征适用于Tobit模型，如列（1）和列（2）所示，与基准回归结果相似，且主要变量符号和显著性均未发生改变，二者关系与之前得出的结论相同。控制变量的符号也均未发生改变，只有个别变量如外商投资和全球价值链嵌入度平方项在Tobit回归中显著性上升，但对文章主要结论不产生影响。其次，采用指标替换的方法。基准回归中的出口产品质量测算使用了Broda和Weinstein[23]基于HS3位码的σ，在以往研究出口产品质量的文献中，有部分学者选取σ=5或σ=10测算出口产品质量，本文使用σ=5重新对出口产品质量进行测算并作回归分析，回归结果如列（3）和列（4）所示，结果表明，全球价值链嵌入度与出口产品质量之间仍然呈倒U型关系，虽然变量在系数大小上有轻微变化，但最终得出的结论相同。

（四）异质性分析

1.分地区回归

中国幅员辽阔，地区间的经济发展水平存在差距，城市的发展会受到地区发展的影响，城市所处的地理位置可能会影响该城市嵌入全球价值链的可能性以及某些资源的可得性。地区异质性检验结果，如表6所示。从表6中可知，中部和东部地区城市的样本数明显多于西部地区城市，中部和东部地区城市依靠地理和经济发展优势相对于西部城市更容易参与到国际分工中。列（1）和列（2）的变量系数都不显著，说明在西部地区城市，全球价值链嵌入度与出口产品质量不存在明显相关关系。列（5）和列（6）为东部地区城市的回归结果，只有列（6）的全球价值链嵌入度的系数在1%水平下显著，且系数为0.048，表明东部地区城市的出口产品质量会随全球价值链嵌入度的提高而提高。列（3）和列（4）為中部地区城市的回归结果，结果与前文得出的结论类似，只是变量的显著性发生变化。以上结果表明，全球价值链嵌入度与出口产品质量的倒U型关系只在中部地区城市成立，可能的原因是东部地区进行产业结构优化，大量传统行业向中部地区城市转移，而传统行业处于价值链的低端，附加值低，不利于技术创新，更易受到遏制。

2.分嵌入度回归

为了探究不同嵌入度的回归结果，依照全球价值链嵌入度最小值到最大值即0—1的三分位数，将总样本分为低、中、高三个子样本。嵌入度异质性检验结果，如表7所示。从表7中可知，在低嵌入度样本中，全球价值链嵌入度与出口产品质量呈线性关系，全球价值链嵌入度每上升1%，出口产品质量将提升0.040%。高嵌入度样本回归结果与基准回归结果一致，这表明全球价值链嵌入度与出口产品质量形成的倒U型的拐点靠后，处于全球价值链嵌入度较高的位置。

3.分时段回归

进一步考虑到时间效应对结果的影响，本文将样本分为不同的时间段进行回归。由于在对全球价值链嵌入度和出口产品质量测算分析时发现，2007年之后其变化趋势都发生了改变，因而本文将2007年作为一个时间结点，同时考虑到2008年国际金融危机对全球经济的影响，将2008年以虚拟变量的形式加入回归中。分时段异质性检验结果，如表8所示。从表8中可知，列（1）和列（2）是整个时间跨度的回归结果，列（3）和列（4）是2007—2013年的回归结果。对比整个时间跨度的结果，列（3）和列（4）的全球价值链嵌入度系数分别为-0.032和-0.039，但在列（4）中，全球价值链嵌入度的一次项和二次项都不显著。从2007年开始全球价值链嵌入度与出口产品质量之间的倒U型关系不再成立，两者不仅不存在非线性关系，全球价值链嵌入度的提升还会降低出口产品质量，可能的原因在于，中国的城市更多地以加工贸易的方式参与全球价值链，出口产品附加值低。列（5）和列（6）是加入2008年的虚拟变量后的回归结果，其中，虚拟变量的系数很小且均不显著，表明2008年国际金融危机对中国出口产品质量的影响不显著。

五、结论及政策启示

本文探究了全球价值链嵌入度对中国城市出口产品质量的影响，所得结论如下：（1）利用匹配后的《中国工业企业数据库》《中国海关数据库》对全球价值链嵌入度和出口产品质量这两个核心变量进行测算，结果显示，城市的全球价值链嵌入度主要集中在较低水平;城市出口产品质量无论是从整体还是分类别来看都有所提升，但总体提升不明显。（2）通过分析总样本回归结果发现，全球价值链嵌入度对城市出口产品质量有促进作用，并且两者呈倒U型关系，本文的假设得到检验。同时，人均国内生产总值、外商投资以及科技教育投入的提高都有助于城市出口产品质量的提升，其中科技教育投入的作用最为显著。（3）将城市划分为东、中、西三个地区的实证结果表明，总体样本中全球价值链嵌入度对城市出口产品质量的影响只在中东部城市成立，且中部城市呈现非线性关系而东部则是线性关系。（4）分嵌入度高低回归的结果表明，全球价值链嵌入度越高，其与出口产品质量越可能形成非线性关系。（5）在分时段回归的结果中，2007年后全球价值链嵌入度与城市出口产品质量的非线性关系不再存在，甚至全球价值链嵌入度的提升会导致出口产品质量的下降。加入2008年的虚拟变量的实证检验表明，2008年金融危机对城市出口产品质量一定程度上不产生影响。

本文研究结论对于在全球化背景下如何提升出口产品质量从而实现中国对外贸易的高质量发展具有一定的启示意义：在继续扩大开放的基础上，要改变以往嵌入全球价值链的方式，劳动力资源优势不会也不可能长期存在，应当把更多的资源转移到发展支持企业高效率生产经营上，寻找和创造新型竞争力，挣脱出依赖劳动力的“陷阱”。其中，最为重要的是要依靠自主创新能力提升来带动出口产品质量升级，以摆脱发达国家对中国在前沿技术领域的遏制。我国技术还处于发展的初期阶段，可以先引进外资和外商，减少国有企业中的国有比例，或者以一种新的制度形式，将国有一定程度的私有化，引进私人资本，这可能在一定的程度上能帮助企业提升创新发展的能力，提高经营的效率。

本文利用《中国工业企业数据库》《中国海关数据库》测算2000—2013年中国285个城市的全球价值链嵌入度对出口产品质量，在此基础上探究了中国城市全球价值链嵌入度对出口产品质量的影响。研究结果表明：城市全球价值链嵌入度的提升能够对提高出口产品质量起到积极作用，在促进作用和抑制作用的共同影响下，全球价值链嵌入度与出口产品质量呈倒U型关系，且全球价值链嵌入度与出口产品质量间的关系存在明显的异质性。其一，从地区而言，全球价值链嵌入度与出口产品质量只在中部地区城市呈倒U型关系，在东部地区城市则呈线性关系。其二，从全球价值链嵌入度而言，只有在全球价值链高嵌入度的情况下，全球价值链嵌入度与出口产品质量才呈倒U型关系，这也说明中国城市全球价值链嵌入度和出口产品质量间的倒U型曲线拐点比较靠后。其三，从时间维度而言，2007年后全球价值链嵌入度的提升会导致出口产品质量的下降。

基于此，笔者认为，在继续扩大对外开放的基础上，中国应致力于改变传统嵌入全球价值链的方式。由于劳动力资源优势不会也不可能长期存在，因而应当把更多的资源转移到支持企业高效率生产经营上，寻找和创造新型竞争力，挣脱依赖劳动力的“陷阱”。其中，最为重要的是要依靠提升自主创新能力来带动出口产品质量升级，以摆脱发达国家对中国在前沿技术领域的遏制。本文的研究结论对于理解全球化背景下如何提升中国出口产品质量，从而实现中国对外贸易的高质量发展具有重要的政策启示：

第一，重点关注“质”而非“量”。主要体现在出口产品质量上，应重点提高出口产品的附加值，把以“量”取胜的优势转移到以“质”为核心的竞争力。在由“量”转“质”的过程中，需要重点关注资源投入的转化成效。政府应集中力量扶持产业、科技、教育的发展，在投入大量资源的同时，更要关注资源转化为发展动力的效率问题以及实际落地情况，改善资源投入的方式方法以提高资源利用率，真正发挥政府的扶持和推动作用[24]。

第二，增强产业自主可控能力，营造区域创新氛围。当前，中国高技术产业受欧美国家遏制情况愈发严峻，想要从根本上脱离困境应先掌握自主权，增强产业自主可控能力。而大力发展和创新核心技术，利用核心技术将产品尽可能地“国产化”是增强产业自主可控能力的核心。减轻企业对国外技术引进的依赖，政府应提供政策及资金支持，带动整个地区的创新氛围，以创新为动力推动企业和地区的发展。对于技术尚处于发展初期阶段的企业，可以先引进外资，减少国有企业中的国有资本比例，或者以一种新的制度形式引入外资参与企业经营，在企业完全掌握核心技术并获得创新红利后，再逐步减少外资比例，最终达到推动中国对外贸易的高质量发展的目的。

第三，加快优化产业转型升级，逐步改善城市发展模式。传统观念上的产业升级是指第一、二产业向第三产业的转型升级，但中国在实施城市产业转型升级战略的同时，更要注重产业内部的升级。只有产业内升级和产业间升级双管齐下，才能真正实现整体经济的提升。当前，许多深入参与全球价值链的城市仍依赖于传统加工贸易行业，这使其极易陷入低端锁定。要想实现长远发展，需从行业内部入手，提升资源利用率和生产经营效率。同时，政府应主动改变发展模式，在维持整体经济情况稳定的前提下，引导和鼓励产业服务化或高技术化。

第四，改善区域发展不平衡，因地制宜实施高质量发展战略。中西部地区城市由于历史和地理等因素的制约，经济发展一直不及东部地区城市。目前，中国经济增速已由高速发展转为中高速发展，在这样的背景下要维持长久发展就要着力解决“短板”问题，即区域发展不平衡问题[25]。当前，一线城市已近饱和状态，投入难以在短时间内见效，而加大对二、三线城市的投入能带来更显著的成效。因此，要因地制宜，充分利用地区优势，鼓励外资向中西部地区城市聚集，以推动中国各地区经济的均衡式高质量发展。

第五，加快构建区域价值链。随着中国经济实力的不断增强，区域发展模式也需与时俱进，逐步实现从参与者转变为建设和引导者，实现在参与全球价值链的同时积极构建区域价值链。构建区域价值链应从两个方面入手：一是构建国内价值链，根据地区优势协调区域专业化分工[26]，将价值链构建与地区脱贫致富和产业升级结合，最终均衡多赢。二是构建“一带一路”背景下的区域价值链，团结周边国家，带动区域价值链的整體提升，实现互惠共赢。总之，从国内价值链到“一带一路”区域价值链再到全球价值链，中国产品和企业应循序渐进，逐步实现中国产业在全球价值链上的攀升，稳扎稳打地提升国际地位。

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（责任编辑：徐雅雯）