人力资本、融资约束与企业出口产品质量

廖 涵 方明朋 谢 靖

一 引 言

历经数十年的对外开放，中国业已成为世界第一大出口贸易国。然而这份傲人成绩的背后，潜藏的贸易结构性问题正因外部环境的持续波动而日益凸显，这其中出口产品质量备受关注。相关研究表明，我国企业出口产品质量虽有小幅提升，但仍与发达国家存在较大差距(施炳展和邵文波，2014[1]；李小平等，2015[2])。一个亟待研究的重要议题是：该如何提升我国出口产品质量？诚然，近些年来学者们对上述问题展开了丰富的讨论，视角涉及贸易自由化、补贴、产业集群等多个方面，然而对人力资本的作用却一直缺乏深入分析。究其原因，较为重要的一点是，现有文献多从出口企业已具备的人力资本视角说明其与产品质量的关系，这一做法内生的反向因果问题致使在识别两者之间的因果关系和相应内在机制时存在一定的困难(刘啟仁和铁瑛，2020)[3]。国务院办公厅在《关于推进对外贸易创新发展的实施意见》(下简称《意见》)中强调“创新要素投入，优化商品结构”。显然，作为其中的重要方面，厘清人力资本积累(要素投入)与出口产品质量(商品结构)之间的内在机制联系是政策关注的焦点。为契合政策导向并克服存在的识别困难，一个较为可行的策略是将人力资本作为企业面对的外在条件展开分析。值得一提的是，在国家政策的大力支持下我国人力资本快速积累，2019年，本专科的毕(结)业生人数达到758万，相较2001年年均增长11.07%(1)数据来源：《中国统计年鉴》。。这为深入理解人力资本促进出口产品质量的作用及其内在机制提供了重要依据。

以上事实中，令人疑惑的是为何在人力资本快速积累的背景下出口产品质量的发展却相对滞后？如果人力资本没有抑制出口产品质量的提升，问题又出在何处？对此，有学者认为我国进口产品质量下降所导致的人力资本与中间投入品错配是重要原因之一(刘啟仁和铁瑛，2020)[3]。但结合现阶段我国外贸企业仍普遍存在的“融资难、融资贵”现象，可能融资约束的制约作用更能回答上述疑问。具体而言，融资约束不仅通过限制高素质劳动力和中间品投入制约了出口产品质量的提升(王海成等，2019)[4]，还凭借对专业化人才使用的限制，阻碍了企业通过R&D投资升级产品质量(鞠晓生等，2013)[5]。而人力资本进步与中间品投入滞后的错配效应则恰恰包含于以上限制机制之中。可见，忽略融资约束在人力资本与出口产品质量之间的作用将带来较大的识别偏误。不仅如此，通过分析融资约束对人力资本作用出口产品质量渠道的掣肘，还可更进一步明确我国出口企业利用人力资本升级产品质量的主要依赖路径及企业质量升级所处层次。《意见》亦着重指出，需要在市场化的原则下继续强化对出口企业的金融支持力度。在此背景下，结合融资约束展开分析无疑为进一步引导企业提升出口竞争层次提供了重要参考。

为了明确人力资本影响企业出口产品质量的内在机制，重新审视可能存在的促进作用，本文借鉴Hallak和Sivadasan(2013)[6]的思路，通过划分加工生产率与产品生产率以区分人力资本促进出口产品质量提升的生产率渠道，并进一步拓展出规模扩张的新路径。做出以上区分的原因在于：其一，人力资本与企业生产率的密切关系，使得在分析人力资本与出口产品质量的关系时通过生产率渠道产生的作用不容忽视；其二，传统出口产品质量研究为简化分析仅考虑单一生产率的作用，该生产率主要与边际成本相关并仅挂钩于企业的直接劳动力投入。但根据Hallak和Sivadasan(2013)[6]的研究，与企业R&D紧密联系的产品生产率亦对质量提升至关重要，且其同样高度依赖人力资本；其三，企业吸收人力资本往往会通过资本—劳动、资本—技能以及劳动—中间品等互补关系与其余生产投入产生交互作用，从而导致整体投入规模扩大并诱使企业积极扩张自身规模，因此，人力资本的规模效应同样是重要渠道。本文在以上划分的基础上，进一步纳入融资约束因素，分析梳理其与上述机制渠道的内在逻辑关系，同时提出相应的研究假说。

本文利用2000-2010年中国工业企业和海关进出口的匹配数据库检验理论假说，在使用代理变量明确相应渠道的基础上，识别人力资本促进企业出口产品质量提升的作用及机制，同时借助中介效应的方法讨论融资约束在其中起到的作用，并通过明确各类作用渠道的受限情况来判断我国出口企业的产品质量升级层次。基于以上分析发现，从融资约束视角来看，我国人力资本积累对出口产品质量产生的促进作用主要来自于企业的规模扩张渠道，这也成为融资约束在总体层面制约二者的直接原因。不同的生产率渠道虽均有积极作用但不构成主要路径。这一结论表明，在加入WTO后的对外贸易高速增长时期，我国出口企业仍处在较低层次的产品质量升级阶段，即主要通过规模扩张的粗放方式提升产品质量，对人力资本的利用缺乏由量到质的转变，补充解释了为何在人力资本快速积累的背景下我国出口产品质量却升级缓慢。未来除了继续深化人力资本积累外，在资金上给企业松绑，激发出口企业自主升级产品质量并向高端化迈进亦至关重要。

综上，本文的边际贡献在于：(1)尝试将人力资本积累作为企业面对的外生条件，部分规避了多数学者利用企业自身人力资本所存在的内生性问题，并使进一步的渠道作用识别可行。(2)传统研究在讨论人力资本对出口产品质量的作用渠道时未做出详细的区分，或只考虑单一生产率问题(Brambilla和Porto，2016)[7]， 或只考虑要素间的匹配问题(许和连和王海成，2016[8]；刘啟仁和铁瑛，2020[3])。本文将人力资本对企业出口产品质量作用的路径进一步细分为加工生产率、产品生产率以及规模扩张渠道，并利用经验数据进行了验证，丰富了对人力资本与出口贸易关系的认识；(3)把融资约束因素纳入分析框架中，修正将其简单看成控制变量引起的识别偏误的同时，还借由融资约束对人力资本作用渠道的限制分析了我国企业提升出口产品质量的主要依赖路径，为相应的质量升级阶段识别提供了新思路。

接下来的内容安排是：第二部分为文献综述；第三部分为理论机制分析，在详述人力资本促进出口产品质量提升的渠道及融资约束影响的基础上，提出待检验假说；第四部分为模型设定、变量与数据说明；第五部分为基本估计结果分析，考察人力资本对企业出口产品质量的基本作用效果和融资约束是否存在总体层面的抑制效应；第六部分为人力资本对企业出口产品质量作用的渠道分析；最后为结论与启示。

二 文献综述

围绕人力资本、融资约束和企业出口产品质量这一重要主题，相关文献主要从以下两个方面展开讨论。

一是人力资本对企业出口产品质量提升的促进作用及渠道。总体而言，大部分研究认为人力资本与出口产品质量间存在正相关关系。Verhoogen(2008)[9]认为企业为生产高质量产品而投入更高素质的劳动力是导致工资差异的原因之一。许多文献也认同高质量产品生产具有提高人力资本需求的效应(Kugler和Verhoogen，2012[10]；Brambilla et al.，2013[11]；Rankin和Schöer，2013[12]；Wang和Zhao，2015[13]；Brambilla和Porto，2016[7]；喻美辞和蔡宏波，2019[14])。不过从研究视角来看，上述文献均偏重于分析出口质量升级如何影响企业的人力资本需求，却未讨论企业该如何利用人力资本的扩张提升出口产品质量。这种视角的局限一方面导致人力资本被作为企业的内生变量，引发了反向因果问题，另一方面又使得对人力资本的内在作用机制的讨论不充分。多数研究直接将人力资本纳入质量的生产方程之中，并通过设定不同的参数将其与一般的劳动投入区分，或直接排除一般要素的使用(Verhoogen，2008[9]；Brambilla et al.，2013[11]；Brambilla和Porto，2016[7])，认为企业出口产品质量升级中人力资本确实是一种具备更高生产率的要素。但该做法的问题在于无法识别暗含于生产率渠道中的异质性作用机制，例如把人力资本直接进入生产阶段提升的生产率与通过R&D活动提升的生产率混同，亦忽略了其他作用路径。这将导致无法清晰地判别企业具体利用人力资本提升出口产品质量的路径与所处层次。

二是探讨人力资本和融资约束在企业出口产品质量提升中的互动关系。Brambilla和Porto(2016)[7]在研究出口企业雇佣本国熟练劳工的问题时发现，为提升出口质量而扩大高技术工人需求的现象未显著存在于欠发达国家。这说明，人力资本对出口产品质量的促进作用并非一成不变，对于广大发展中国家来说，其中可能存在其他限制因素。他们进一步分析认为人力资本匮乏和生产率水平低下是促成以上现象的重要原因。刘啟仁和铁瑛(2020)[3]则从低质量中间品进口与企业雇佣结构的错配视角给出了部分解释。但结合欠发达国家普遍存在的金融发展滞后以及资金不足问题(张杰，2015)[15]，特别是针对我国人力资本和出口产品质量发展不匹配的现状，融资约束具备更强的解释力。具体而言，融资约束限制出口产品质量提升的途径可分为两类：一类是通过限制企业高质量的中间投入(Wagner，2014[16]；王海成等，2019[4])，从而降低企业出口产品质量(Kugler和Verhoogen，2012[10]；Bas和Strauss-Kahn，2015[17]；孔祥贞等，2020[18])；另一类是通过减少企业的创新投资(张杰等，2012[19]；鞠晓生等，2013[5])抑制企业提升出口产品质量(Crinò和Ogliari，2017)[20]。综合可以发现：其一，无论是通过生产率还是中间品进口导致的出口产品质量下降均可部分归结为融资约束造成的限制；其二，中间投入和企业R&D均与人力资本的利用密切相关，表明人力资本对企业出口产品质量的作用在很大程度上会受到融资约束的制约。但该分析并未在相关文献中得到充分的体现，这也使得对以上可能存在的限制作用展开深入的异质性讨论较为薄弱。若要进一步识别我国人力资本积累对企业出口产品质量的促进效果，以及存在的制约与困境，回答上述问题至关重要。

概括而言，现有研究缺乏人力资本影响企业出口产品质量升级的针对性分析，未充分识别和讨论相关渠道机制，较少考虑融资约束在人力资本和企业出口产品质量关系中的作用。因此，本文先通过理论机制分析梳理人力资本促进企业出口产品质量提升的渠道以及融资约束在其中的作用，同时据此提出研究假说，再利用工业企业和海关的匹配数据库进行实证检验，以明晰我国出口产品质量发展的阶段、路径、存在的问题以及未来的升级方向。

三 理论机制分析

为了明确人力资本积累对企业出口产品质量的作用及路径，并结合融资约束的影响对二者关系进行更为深入的分析，本部分在人力资本通过生产率渠道对出口产品质量产生促进作用的基础上，拓展探讨了规模扩张的新渠道，将融资约束因素纳入考量，进一步探析企业利用人力资本提升出口产品质量的层次。

(一)生产率渠道

首先考察不同生产率对企业出口产品质量的异质性作用。为简化分析，当前的出口产品质量理论模型通常假设企业单一生产率异质性，这导致企业的产出和质量均取决于同一生产率(Baldwin和Harrigan，2011[21]；Kugler和Verhoogen，2012[10]；Feenstra和Romalis，2014[22]；Fan et al.，2020[23])。不过当深入考察企业的最优质量决策时，上述做法就显得缺乏解释力。具体而言，依据前文的分析，企业提升产品质量的渠道主要包括直接强化中间投入和自身R&D投资。在单一生产率异质性的假设下，高生产率的企业会同时兼顾这两类路径。但经验研究表明，并非所有进口高质量中间品的企业都存在相关的R&D投入。依据Hallak 和Sivadasan(2013)[6]的分析，若存在双重生产率异质性，则企业会依据在这两类路径上所具有的不同生产率优势形成差异化的质量升级选择。在此基础上他们将传统的单一生产率划分为加工生产率和产品生产率，前者影响企业的中间投入效率，后者影响企业的相关R&D效率。加工生产率的提高减少了企业生产的边际成本，在不改变定价的条件下使其可以具备更充足的资金以使用高质量的中间投入。而产品生产率则直接作用于企业的质量生产投资，可提升固定投资水平下的质量产出。

其次考察人力资本条件的改善对不同生产率的作用。从产品生产视角来看，包含较高人力资本的劳动投入一般具备更高的技能水平、更熟练的操作、更努力的态度和更良好的纪律性(Brambilla et al.，2013[11]；Wang和Zhao，2015[13]；喻美辞和蔡宏波，2019[14])。这意味着其可直接在生产流程中增进生产效率从而降低边际成本，即人力资本的改善可以提升企业的加工生产率水平。从企业研发活动视角来看，一方面高技术人才可直接成为企业开展R&D活动的重要投入要素(张杰等，2012)[19]，作用于企业的产品生产率；另一方面人力资本的改善亦可形成高素质人才团队(邵敏和武鹏，2019)[24]，通过团队内部的协作与知识技能互补提升企业R&D效率。因此，人力资本的改善也会提升企业的产品生产率。

综上，结合人力资本对生产率以及生产率对出口产品质量的影响，提出研究假说1。

假说1：人力资本的积累可分别通过加工生产率和产品生产率途径提升企业出口产品质量。

(二)规模扩张渠道

根据要素间的替代理论，人力资本条件的提高增进了劳动的边际产出，企业扩大劳动要素需求，这又增加了资本相对劳动的边际产出，进而导致资本要素投入的上升。不同要素间的交互作用，使得人力资本条件的改善最终引致企业扩大整体要素的投入规模，也即扩大了企业的生产规模(许和连和王海成，2016)[8]。倘若考虑要素间的质量匹配问题，依据资本—技能互补假说，先进的设备需要与高技术人才搭配才能形成较高的生产率。同时也有研究表明，企业的劳动力雇佣结构会与中间品进口形成互补(刘啟仁和铁瑛，2020)[3]。为了充分发挥人力资本的潜能，企业同样具备扩大生产规模的动机。生产规模的扩大一方面直接通过整体中间投入的增加改善产品质量(王海成等，2019)[4]，另一方面也会通过规模经济、收益扩张、干中学等效应提高企业的质量生产能力，从而促进其出口产品质量的提升(Kugler和Verhoogen，2012)[10]。通过以上分析，进一步提出研究假说2。

假说2：人力资本条件可通过扩大整体要素投入的规模扩张渠道对企业出口产品质量产生作用。

(三)融资约束的作用

首先分析融资约束对生产率渠道的限制作用。有关融资约束的一些研究认为，无论是企业的外源融资还是内源融资，其根本目的在于最优化企业的投资规模(Fazzari et al.，1988[25]；连玉君等，2010[26]；孙灵燕和李荣林，2012[27])。也就是说，融资约束对企业的限制多体现在企业投资层面，而对其最基本的生产活动不构成较大的制约。进一步结合不同生产率路径的作用差异来看，加工生产率路径对劳动力的技术水平要求较低，工人可直接参与到生产过程当中而无需企业付出较多的培训投入，故这一渠道并不会受到融资约束的显著限制；而产品生产率渠道与企业的R&D投入密切相关(Hallak和Sivadasan，2013)[6]，一般技术人员的正式参与需要企业搭配更多的资金投入，包括人员培训以及更为专业化的配套设备引入等(Hall，2002)[28]，因此其更易受到融资约束的限制(2)同时相比于从事非R&D的人员，为这类劳动力支付较高的薪酬亦可以看成企业需要额外资金投入。。

其次分析融资约束对规模扩张渠道的限制。由于涉及多种要素和中间品投入的增加，且不乏对相关固定资产的投资，生产成本的提升致使通过规模渠道产生的影响对资金有较高需求。且根据现有研究，企业规模水平已被研究证明与企业融资约束存在较直接的关联，相对来说只有融资情况良好的企业才倾向于扩大自身的生产规模(鞠晓生等，2013)[5]。因此，融资约束会对人力资本条件的规模扩张渠道产生较强的负面影响。综上，提出研究假说3。

假说3：融资约束对人力资本促进企业出口产品质量具有限制作用，并主要体现在对产品生产率渠道和规模扩张渠道的制约，而加工生产率渠道并非限制的来源。

需补充的是，融资约束限制机制的发挥可能还源于企业在提升出口产品质量时存在明确的路径依赖。倘若融资约束并未就某类渠道产生显著的制约作用，一定程度上表明此并非出口企业利用人力资本升级产品质量的主要路径(3)本文此处的路径判断主要基于企业总体而言，而非单一企业。故即使从实证结果来看，融资约束对某一渠道的作用并不显著，也只能代表所有企业的总体趋势，而对于个体来说，仍有部分企业选择此类路径提升出口产品质量。。由此，可通过渠道是否受限判断企业身处哪一类质量升级层次，判断依据为：加工生产率渠道由于无需企业较多的行动便可生效，说明处在较低的出口质量升级层次；生产规模的扩大主要依赖于企业的粗犷扩张，缺乏对相关核心知识技术的投入，且自身质量存在对外界较强的依赖，说明所处层次亦较低；产品生产率渠道因与企业R&D投入联系密切，说明处在质量升级的较高层次。综上，当产品生产率渠道未受融资约束的限制时，可认为企业利用人力资本升级出口产品质量仍处在较低层次。

四 模型、变量与数据

(一)模型设定

根据前文分析，设定如下计量模型实证检验人力资本、融资约束和企业出口产品质量的关系：

qualityit=α0+α1fcit+α2hcit+α3Xit+α4dfc*hcit+α5dfc*fcit+u+εit

(1)

其中qualityit表示i企业t年所有出口产品的平均质量；fcit表示企业i在t年受到的融资约束；hcit表示企业i在t年面临的人力资本条件；dfc是反映融资约束强弱的二值变量；Xit表示控制变量集；dfc*hc用于检验融资约束是否限制了人力资本对出口产品质量的促进作用；dfc*fc反映融资约束强弱是否会产生质量限制作用的异质性，从而进一步检验融资约束指标的适用性；u为地区、行业和时间的固定效应，εit为随机误差项。

(二)变量说明

1.出口产品质量(quality)。参考Khandelwal et al.(2013)[29]的做法，测算企业出口产品质量：

lnqimt=θmt-σlnρimt+ξimt

(2)

式(2)是基于企业-产品层面设定的，其中qimt为企业i在t年向m国出口某一产品的数量；ρimt表示产品的价格；θmt表示进口国-年份的虚拟变量，主要衡量进口国m的特征；ξimt=(σ-1)lnλimt为包含企业产品质量信息的随机误差项。

直接利用POLS估计式(2)会产生较大偏误。施炳展和邵文波(2014)[1]认为产品价格与质量的相关性可能导致上述估计产生内生性问题，且式(2)中并未包含产品种类的影响同样会导致估计的非一致性。基于此，本文借鉴施炳展和邵文波(2014)[1]的方法，利用t年企业向其他国家出售同一产品的平均价格作为该企业向m国出售某一产品价格的工具变量。同时参考孔祥贞等(2020)[18]的做法，利用企业所在区域的人口数量代表其面临的国内市场规模，在控制企业出口产品种类异质性的同时保证数据的变异性，并避免引入新的内生性。

根据需求弹性σ与残差项ξimt，可以计算出口产品质量的对数表达形式qualityimct=lnλimt=ξimt/(σ-1)。进一步利用加权平均的方法将质量加总到企业-年份层面，得到企业层面的出口产品质量(4)部分学者利用Broda和Weinstein(2006)[30]测算的73个国家1994-2003年间的需求弹性进行计算。这里考虑到本文测算数据包含进口国数量和年限问题，选择参考樊海潮和郭光远(2015)[31] 的设定取σ=5。。

2.融资约束(fc)。融资约束的测度方法较多，一是选择适当的财务指标近似表示企业的融资约束(孙灵燕和李荣林，2012[27]；施炳展和邵文波，2014[1]；Fan et al.，2015[32]；Ciani和Bartoli，2015[33])。然而遗漏变量会导致计量模型的内生性问题。二是利用特定的回归方法估算企业的融资约束指标(张杰等，2012[19]；鞠晓生等，2013[5]；Bernini et al.，2015[34])，但也可能因所使用的变量与融资约束相互决定而导致结论的偏误(鞠晓生等，2013)[5]。针对上述问题，本文借鉴阳佳余和徐敏(2015)[35]使用的企业财务打分法。该法利用多个指标进行综合统计评价，可以较为有效地避免遗漏变量与回归的内生问题。选取8个在现有文献中具有代表性的指标作为打分依据，将这些指标分别按照由小到大的取值顺序，根据相应的分位数划分出0%～20%、20%～40%、40%～60%、60%～80%、80%～100%五个区间，对应赋值1～5。在此基础上将各个指标得分加总得到企业的融资约束指标，该指标数值越大，表明企业受到的融资约束越弱。

本文选取的8个指标分别为：(1)企业规模，用企业总资产的对数表示。企业规模越大抗风险能力越强，从而越具备融资能力。(2)企业现金流比率，用现金流占总资产的比重表示。企业现金流越充足越具备内源融资的能力。(3)利息支付率，用企业利息支出占总资产的比重表示。根据施炳展和邵文波(2014)[1]的分析，若企业可以获得银行贷款，则可以由外部融资渠道缓解融资约束，利息支出一定程度上可以反映企业获得的银行贷款。(4)商业信贷比率，用应付账款占总资产的比重表示。商业信贷主要来自于企业之间利用货款延期支付形成的资金拆借，是我国企业在融资困难下的主要资金来源，该比率越高，说明企业越容易获得商业信贷(阳佳余和徐敏，2015)[35]。(5)偿债能力，用固定资产占总资产的比重表示。固定资产规模作为国内银行判断企业风险和偿债能力的重要依据，其比例越高则企业越容易获得贷款融资(张杰等，2012)[19]。(6)清偿比率，用所有者权益与总负债的比值表示。反映企业的偿债能力。(7)资产收益率，用企业净利润除以总资产表示。收益率越高企业的盈利能力越强，越具备融资能力。(8)销售利润率，用净利润与销售收入的比值衡量。其反映内容与上一指标大致相同。

3.人力资本条件(hc)。现有研究多采用教育和工资水平作为人力资本的代理变量。教育方面，有部分学者利用人均受教育年限、人口受教育程度、大学生数量等指标进行衡量(赖明勇等，2005[36]；邵敏和武鹏，2019[24]；夏怡然和陆铭，2019[37])。工资方面，孙楚仁等(2014)[38]、许和连和王海成(2016)[8]利用人均工资测度区域人力资本条件。本文首先利用省级人均工资水平的对数作为区域人力资本的代理变量。其次，为了规避工资变量所包含的成本因素的干扰，利用各省份普通高等学校毕业生数量的对数进行稳健性分析。

4.控制变量(X)。(1)企业的全要素生产率(tfp)。利用TFP来衡量企业的生产效率φ，并采用LP法进行估计以避免OP法下大量企业缺少投资数据而带来的样本缺失问题(5)针对TFP计算中所需要的投入产出指标，均利用相应的平减指数进行处理。平减指数来自:https://feb.kuleuven.be/public/N07057/CHINA/appendix/。。(2)企业规模(size)。根据企业异质性理论，出口企业规模越大越具备生产率、产品质量等方面的优势。度量指标选择同上文。(3)企业年龄(age)。现有研究认为企业的年龄与企业的出口产品质量正相关(张杰，2015)[15]，利用统计年减去企业开业年加1计算企业的年龄，并对其进行对数处理。(4)企业现金流水平(cash)。企业现金流除了反映企业的融资约束状况，也与其各项决策行为密切相关。故用企业现金流与总资产的比率衡量这一指标。(5)企业工资水平(wage)。其部分衡量了企业的要素投入、生产成本以及人力资本状况，用企业应付工资的对数来衡量。(6)补贴收入(sub)。李秀芳和施炳展(2013)[39]研究认为补贴有利于企业出口产品质量的提升，但在融资约束下作用较弱。本文运用企业补贴收入占总资产的比重衡量。

(三)数据来源与处理

由于本研究涉及企业财务和出口贸易指标，故选择工业企业与海关的合并数据库作为主要数据来源，研究样本期间为2000-2010年。原因在于，虽然目前工业企业数据与海关数据的使用期限最新到2013年，但自2011年开始工业企业数据库的统计口径发生了较大变化，部分指标的统计也发生了变动。而本文所需使用的财务指标较多，且又涉及人力资本这一国家-省份层面的核心变量，故需尽量保证企业样本不发生较大的结构性变化，以规避统计口径变动造成的不必要偏误。

对于2000-2010年间的样本，由于相关指标存在不同年份和不同程度的缺失，故实际使用样本期间做出如下安排：(1)基本分析中，主要采用2000-2006年的数据，而将2000-2010年的数据用作稳健性检验。首先，2008年与2009年的数据缺漏较为严重，许多计算控制变量所需的指标取值存在缺失，如补贴收入和应付工资(6)在利用2000-2010年数据进行稳健性分析时，对部分变量进行如下处理：(1)由于对出口产品质量的分析必须控制企业生产率，为近似补齐2008年与2009年的缺失数据，利用世界投入产出表(WIOT)中这两年ISIC Rev.3下的各行业增加值率测算企业相应年份的中间投入和工业增加值，进而计算出TFP。(2)对其余缺失数据的控制变量，利用前后两年数据进行平均补缺。；其次，自2007年以来海关数据库从按月份统计转变为按年份统计，可能造成数据加总后不同年限的口径不一致。同时在匹配中发现，自2007年开始匹配率出现较为明显的下降，这也会对本文的部分识别策略(如涉及时间序列的GMM估计)产生影响。(2)在人力资本的作用机制分析中，不再利用2000-2010年的数据进行稳健性识别。原因在于：首先，机制分析中需要将企业TFP作为主要识别变量，但2008年和2009年，由于缺少中间投入品和工业增加值数据，无法计算企业的TFP。因此目前涉及生产率的研究主要采用2007年之前的数据。其次，无形资产作为本文识别产品生产率渠道的重要指标，在2007年与2010年的统计中存在错漏，当年该指标样本值全为0，纳入估计会造成较大偏误。

对工业企业数据库进行如下处理：首先，参考施炳展和邵文波(2014)[1]的方法，仅保留制造业数据(7)为了成功区分出制造业企业，将HS6分位编码与ISIC Rev.3、SITC Rev.3在4分位编码上对齐。针对HS编码2002年前后的变动，分别利用HS96与HS02进行上述匹配操作。编码之间的转换标准来自世界银行的WITS。，并删除如下企业样本：没有名称、ID以及关键指标；企业成立时间无效；实收资本小于或等于0；员工数量小于8个；流动资产大于总资产；固定资产净值和总固定资产大于总资产。其次，在保留了相应指标后，对该数据库的企业分别利用法人代码、企业名称、法人名称和邮政编码进行匹配识别。最终保留观测值数量为2325456个，占到数据总量的80.73%。

针对海关数据库，同样参考施炳展和邵文波(2014)[1]的做法，删除以下数据：贸易金额小于50和贸易数量小于1的数据；样本量少于200的HS6分位产品数据；非制造业数据；企业名称中含“贸易”和“进出口”的数据；缺少工具变量的数据；关键指标缺失数据。最终得到103974家企业向242个国家和地区出口2537个产品的数据，样本量为9660293个，占2000-2010年HS6分位下有效出口总数据的61.92%。

由于需要同时利用企业的财务和出口信息，对工业企业数据库和海关数据库进行了跨库匹配。借鉴樊海潮和郭光远(2015)[31]的方法，首先利用企业名称进行第一轮的匹配，匹配数占最终匹配总数的88.18%；之后对未成功匹配的企业再利用企业电话加邮政编码的方法进行二轮匹配，匹配数占到了总数的11.82%。最终成功匹配到3744293个观测值，占海关数据库制造业出口有效数据的38.76%。针对合并后的数据，进一步进行企业层面的加总规整，最终得到183121个观测值。最后，人力资本数据来自《中国统计年鉴》。对部分关键指标在1%与99%水平上进行了双边的缩尾处理，以此减少离群值的影响。

(四)统计描述

为了直观反映融资约束对关键指标产生的影响，按fc指标数值划分样本为融资约束强和融资约束弱两组。基本描述统计结果如表1所示。

表1 变量描述性统计分析

由表1可以看出，受较强融资约束的企业出口产品质量平均为0.4840，融资约束较弱的企业为0.5385，利用t检验得出二者的差异在1%水平上显著，这一结果初步说明融资约束对企业出口产品质量确实起到限制作用。同时，受融资约束较强一组的人力资本条件也不及融资约束弱的一组，这可能与企业的区域分布相关。除此之外，融资约束较弱企业的全要素生产率、企业规模、企业年龄、现金流、工资和补贴均值均明显高于融资约束较强的企业，初步符合本文之前的论述。

五 估计结果分析

本部分将对人力资本、融资约束和企业出口产品质量的基本关系进行检验，为下一部分的路径分析提供经验基础。

(一)基准回归结果

基准回归部分，分别使用混合最小二乘回归(POLS)、随机效应回归(RE)以及固定效应回归(FE)，并逐步加入控制变量以体现出口产品质量与各变量的相关关系，回归结果见表2。列(1)-列(4)为POLS，其中列(1)-列(3)使用2000-2006年的数据，列(1)中只加入融资约束与人力资本变量，列(2)中加入了其余控制变量，列(3)加入了年份、行业和地区固定效应。列(5)和列(6)分别为基于同样数据区间的固定效应估计(FE)与随机效应估计(RE)。列(4)和列(7)使用2000-2010年的数据分别进行POLS和FE估计，进一步反映估计结果的稳健性。从列(1)-列(7)可以看出，人力资本在1%或5%的显著性水平上均正向作用于企业出口产品质量；融资约束亦在较高的显著性水平上负向作用于企业的出口产品质量(8)本文对FE、RE两种方法在稳健方差下进行了比较检验(利用stata中xtoverid命令)，结果强烈支持FE回归方法。。这与现有研究结论保持一致，也符合本文理论机制分析的结论。由上述结果，在控制融资约束的情况下，人力资本能够促进企业出口产品质量的提升。

表2 基准回归结果

(续上表)

其余控制变量结果显示：全要素生产率、现金流和工资水平的回归系数均显著为正，与已有研究相一致；企业规模显著促进了出口产品质量的提升，这一结论符合异质性企业贸易理论关于更大规模出口企业更具备能力生产高质量产品的推论(Kugler和Verhoogen，2012)[10]；除列(7)外，企业的年龄与出口产品质量显著负相关，原因可能在于大量年轻的外资企业存在出口年份较短而出口质量较高现象；补贴与出口产品质量的关系在RE与FE回归中并不显著，可能的解释是政企之间存在的信息不对称与寻租行为使得政府补贴未对企业产生显著激励作用(安同良等，2009[40]；张志昌和任淮秀，2020[41])，导致补贴无法促进出口产品质量的提升。

(二)含融资约束影响的结果

仅控制企业面临的融资约束可能无法充分刻画融资约束强弱对企业出口产品质量的异质影响，以及外部人力资本产生的质量促进作用对融资约束的反应，因此，进一步在回归中纳入代表融资约束强弱的哑变量(dfc)与融资约束和人力资本的交互项。结果见表3列(1)和列(2)，估计方法仍为FE，其中列(2)使用2000-2010年数据。从回归结果不难看出，虽然融资约束下外部人力资本条件的作用依然稳健，但是融资约束加重(减轻)会显著降低(提高)上述作用的大小。这说明虽然人力资本供给端改善对出口产品质量影响的外生性较强，受到的干扰较少，但是由于融资约束涉及出口企业的资金状况，与生产环节密不可分，对生产要素引致需求的干扰较大，故人力资本对出口产品质量的作用很难摆脱融资约束的影响。当然，这种干扰存在多种可能的形式，会在后文中对这些异质性进行识别。值得注意的是，融资约束的减轻明显降低了企业出口产品质量对融资约束的敏感性，这说明随着企业融资状况不断好转，上述约束产生的出口产品质量限制效果存在着下降的趋势。这亦可解释为何融资约束减轻，人力资本的作用会增强。其余控制变量回归结果均与前文相同，故不再赘述。

表3 融资约束影响检验结果

(三)异质性回归结果

考虑到不同类型的企业，在融资需求、融资能力以及高技能劳工需求上存在差异，可能产生人力资本、融资约束以及二者交互项对出口产品质量的异质性作用，本文分别从贸易方式、所有制类型、行业类型三个方面进行分样本检验。估计方法均为FE，估计结果见表3列(3)-列(8)(9)这里受篇幅限制，只报告了包含交互作用的异质性结果。从结果来看其亦可应用于基准回归的异质性分析。。其中，考虑到加工贸易在我国出口贸易中占有较高的比重，将出口企业区分为加工贸易与一般贸易两部分，结果见列(3)、 列(4)；考虑到不同所有制形式在融资问题上存在的差异，又将出口企业区分为内资与外资两类，结果见列(5)、 列(6)；本文还参考廖涵和谢靖(2018)[42]的分类方法，按照要素密集度将制造业行业分为劳动密集型行业与资本技术密集型行业，结果见列(7)、 列(8)。

1.对基准回归的异质性讨论

列(3)-列(8)结果显示，无论是融资约束还是人力资本，回归系数均在较高的显著性水平上通过检验，虽然人力资本对内资企业的回归显著性水平为15%，但其p值为0.114，并未对10%产生较大偏离。说明融资约束下，外部人力资本条件的改善能够促进企业出口产品质量提升，且这一结论具备一定的普遍性。控制变量的回归结果与基准结果基本一致，之后分析不再详述。

2.融资约束影响的异质性讨论

列(3)-列(6)回归结果中，企业出口产品质量的融资约束敏感性随着所面临融资约束强度的下降而下降的结论依然成立，同时较弱的融资约束提高了外部人力资本对企业出口产品质量的正向作用。这说明，企业在不同贸易方式和不同所有制类型上的异质性未改变融资约束能够部分影响人力资本对出口产品质量促进作用的结论。

分行业样本回归中，融资约束对劳动密集型企业和资本技术密集型企业的影响不同。对于劳动密集型企业，虽然总效应仍然符合先前结论，但此时融资约束强弱并未能显著改变人力资本的作用。可能的原因是，劳动密集型企业开展的与出口产品质量升级相关的R&D活动较少且资金投入规模不大(10)一个较为明显的证据是，在回归样本中，劳动密集型企业R&D为0的观测值占比为54%，高于资本技术密集型企业的42%，且其R&D投入金额的均值与方差也都小于资本技术密集型企业。，故人力资本作用于产品质量的R&D渠道不显著，也就导致虽然融资约束限制了企业的R&D投资，但是以此间接影响出口产品质量的能力有限。相比之下，限制作用在资本技术密集型企业上十分显著，说明基准回归结论之所以成立，与人力资本促进出口产品质量提升的间接渠道存在一定关联。不过除了企业R&D，其他因素间的差异也可能导致上述回归结果，具体原因需要进一步识别。

(四)稳健性检验

本文分别通过更换融资约束和外部人力资本的代理变量、更换估计方法、扩充估计样本的方式来检验人力资本可以在融资约束下促进企业出口产品质量提升结论的稳健性(11)限于篇幅，本文未列出稳健性检验结果，作者备索。。

1.更换代理变量

前述估计选取的融资约束指标并未考虑FDI带来的作用，进一步参照阳佳余和徐敏(2015)[35]的方法，在其中加入外商资本金比例这一指标，形成新的融资约束指标(fc_new)。与此同时，用区域高校毕业生数作为人力资本代理变量。这里考虑到高校毕业生从毕业到实际寻找到工作或真正融入工作环境需要一定的时间，选取了该变量的当期(hc_new)以及滞后一期值进行回归。从估计结果来看，相关指标回归系数符号和显著性均与前文一致，说明前文回归结果具有稳健性。值得注意的是，对于新的外部人力资本条件度量指标，其当期回归系数均不显著，而一阶滞后均显著，这印证了关于这一代理变量的假设。

2.更换估计方法

根据现有文献的观点，模型中企业层面解释变量可能与出口产品质量存在双向的因果关系(张杰，2015)[15]，同时出口企业本身也可能存在产品质量的“干中学”效应，故在模型中加入出口产品质量的一阶滞后，并利用系统GMM方法重新进行估计。从估计结果来看，出口产品质量的一阶滞后项系数显著为正，与现有研究结论一致。外部人力资本条件与融资约束的估计系数符号均与前文相同，在新的估计方法下证明了基准结论的稳健性。需要指出的是，系统GMM法在5%的显著性水平上通过了残差项的序列相关检验，且Hansen检验、Sargan检验均显示无过度识别约束，这说明利用系统GMM法进行回归具备一定合理性。

3.扩充估计样本

考虑对样本区间的限制，进一步扩充样本进行稳健性检验。由于2008-2009年缺少外商资本数据，故只扩充了2007年的数据。从估计结果可看出，前文结论依旧稳健。

4.融资约束影响的稳健性检验

针对融资约束干扰了人力资本对企业出口产品质量的促进作用这一结论，沿用前述分析中更换融资约束和人力资本指标以及扩充样本的方法，运用FE估计进行稳健性分析。其中回归分类均与前文相同，dfc*fcn与dfc*hcn分别为新指标下的交互项。估计结果显示，总体和分样本回归均与前文保持一致，部分之前显著性较低的结果在稳健性分析中显著性有所加强。在行业层面，外部人力资本改善对劳动密集型企业出口产品质量的影响依旧没有受到融资约束的显著限制，对融资约束的敏感性也有相同结果，与前文结论一致。

六 人力资本促进企业出口产品质量作用的机制分析

借鉴现有研究，本文采用中介效应方法对假说进行识别，估计方程如下：

qualityit=α0+α1hcit+α2dfc*hc+α3Xit+c+εit

(3)

Kit=β0+β1hcit+β2dfc*hc+β3Xit+c+εit

(4)

qualityit=γ0+γ1Kit+γ2hcit+γ3dfc*hc+γ4Xit+c+εit

(5)

式(3)-式(5)中，Xit表示控制变量；c为所有的固定效应；εit为随机误差项；Kit表示中介变量。总体的中介效应为：(α1+α2dfc)-(γ2+γ3dfc)=γ1(β1+β2dfc)。其中，如果β1、β2不显著则表明不存在中介效应，β2不显著则表明dfc对这种中介作用的调节并不存在。

(一)中介变量的选取说明

理论机制分析部分表明，人力资本可能通过企业生产率渠道产生出口产品质量促进作用。根据Hallak和Sivadasan(2013)[6]对企业质量生产率的描述，单纯利用TFP可能只能描述企业的加工生产率，无法完全刻画人力资本的全部质量影响渠道。对于企业的产品生产率，其更多反映在R&D当中。虽然TFP与R&D高度相关，却不能完全替代。此外，Kugler和Verhoogen(2012)[10]认为TFP在测算过程中利用了要素投入同质的前提假设，无法充分体现质量信息，故其在研究中利用了企业的R&D投入作为企业产品质量差异和质量生产投入的体现。综合来看，R&D投入由于能够包含企业更多的质量信息，所以相对而言更能作为质量生产能力的体现。综上所述，本文分别选取企业的TFP 与R&D投入作为中介变量，以检验外部人力资本的加工生产率和产品生产率渠道。

考虑到本文使用的企业数据主要来自工业企业数据库，其在许多年份缺乏直接度量企业R&D的相关数据，故借鉴施炳展和邵文波(2014)[1]的方法，利用企业无形资产刻画R&D水平。由于2003年的无形资产数据存在异常，对包含R&D的部分估计采取舍去这一年份的策略。此外，企业无形资产完全包含在企业总资产当中，因此本部分用企业职工数量作为企业规模的代理变量，以替换总资产。

(二)生产率渠道检验

全样本回归结果见表4，其中列(1)-列(3)为产品生产率中介，列(4)-列(6)为加工生产率中介。从回归结果可以初步看出，无论对于哪一种渠道，人力资本的回归系数都显著为正。这说明假说1和假说2所表示的生产率渠道效应存在，即人力资本可以通过加工生产率和产品生产率影响企业出口产品质量。同时，在控制了中介变量后，人力资本的估计系数仍然高度显著，即存在部分中介效应。为了充分检验以下的中介渠道，利用Sobel检验来识别其在统计意义上是否显著。对于产品生产率中介，z统计量的p值为0.0494，在5%的水平上显著；加工生产率中介的z统计量p值为0.000，在1%的水平上显著。

表4 中介效应：全样本估计结果

进一步地，列(2)、 列(5)中融资约束与人力资本的交互项均不显著，反映了以上中介效应中并不包含路径的调节作用，也即融资约束的高低并不会显著影响人力资本的生产率作用渠道。可能的原因有两个方面：第一，人力资本通过加工生产率作用于产品质量属于较为直接的渠道，在维持基本生产前提下受融资约束的波及也较小；第二，在样本期内，我国出口企业无形资产的占比并不高，只有47.1%，其中非零中位数只有1937。这也就可能导致了我国出口企业R&D或产品生产率并非外部人力资本作用的主要渠道，也使得融资约束的作用不显著。

以上分析表明假说3并未完全被证实，产品生产率渠道没有表现出被融资约束制约。结合前文分析，可以认为，加入WTO后我国出口企业利用人力资本提升产品质量仍处在较低层次，未充分利用专业化、高级化的有利人力资本条件走向核心产品质量培育的更高层次。这也在融资约束的限制之外，补充解释了为何我国在快速人力资本扩张的背景下出口产品质量升级缓慢的事实。

(三)规模扩张渠道检验

为了完整地检验假说3，进一步从企业规模的角度进行分析。从表5列(2)可以看出，人力资本的直接作用、与融资约束的交互作用均高度显著，列(3)中企业规模亦显著作用于企业出口产品质量。中介效应Sobel检验的z统计量p值为0.000，在1%水平上显著(12)调节中介效应检验的基本思想与一般Sobel检验相似，关键在于明确中介效应估计系数的标准差，具体推导过程见Preacher et al.(2007)[43]的研究。此外，他们在文章中亦给出了Bootstrap下的检验策略，同样将其应用在规模扩张渠道的识别上，结果依然显著。限于篇幅，详细结果备索。。这一结果说明，融资约束高低对人力资本的规模渠道中介效应起到了较为明显的影响，即对受融资约束较弱的企业，人力资本能够通过规模扩大对出口产品质量产生更大的作用，这也回答了为何从总体来看，融资约束降低了人力资本促进出口产品质量的作用。上述结论基本符合假说3。

表5 中介效应：规模扩张渠道结果

(四)相关渠道的稳健性检验

表5列(4)-列(6)、表6为对上述中介效应的稳健性检验，检验方法依然是通过同时更换外部人力资本、融资约束的代理变量进行FE估计。表6的全样本稳健性检验支持了不存在融资约束对企业加工生产率和产品生产率渠道的影响；表5结果同样支持了外部人力资本的规模渠道受到了融资约束的影响。

表6 中介效应：稳健性检验结果

此外，为了说明R&D对企业出口产品质量的影响并非完全通过TFP产生，又对R&D的TFP中介进行了检验，基准结果见表7。同样地，列(2)与列(3)中的R&D以及列(3)中的生产率回归系数均显著，说明存在的中介效应并非完全中介效应，与先前的推理相符。在表7列(4)-列(6)更换融资约束与人力资本指标的稳健性检验中，相关结论依然成立。

表7 中介效应：研发的生产率效应检验

(续上表)

(五)渠道机制的异质性检验

鉴于基准回归中劳动密集型企业并未出现融资约束对人力资本促进出口产品质量作用的影响，在渠道分析当中进一步对其进行异质性检验，以证明前述结论的稳健性。回归结果见表8，其中列(1)、 列(2)为产品生产率渠道，列(3)、 列(4)为加工生产率渠道，列(5)、 列(6)为规模扩张渠道。

表8 中介效应：异质性检验结果

从估计结果来看，人力资本的上述三种渠道在劳动密集型企业中依然存在。与此同时，由这三种渠道产生的出口产品质量促进作用均未对融资约束的变动作出反应。结合之前的结论可以发现，产品生产率渠道并非是劳动密集型企业产生融资约束作用差异的主要原因。而从中介作用来看原因可能在于，融资约束没有限制劳动密集型企业从规模扩张渠道提升产品质量。当然这一异质性分析同样印证了前文假说1-假说3的讨论。

七 结论与启示

本文利用2000-2010年间中国工业企业与海关进出口匹配数据库，分析人力资本提升企业出口产品质量的效果和机制，进一步结合融资约束进行深入讨论，并据此探究了我国出口企业利用人力资本升级产品质量的层次。结论表明，人力资本的积累能够促进我国企业改善出口产品质量，且存在加工生产率、产品生产率和规模扩张三类作用渠道。这一结论在相关异质性和稳健性检验中均得到支持。考虑我国企业普遍受融资问题的困扰，进一步结合融资约束对上述作用及机制进行了分析。结果显示，融资约束显著地阻碍了人力资本提升企业出口产品质量，这与理论分析相符。不过存在差异的是，加工生产率渠道并未受到融资约束的影响，规模扩张渠道受限构成总体层面抑制作用的主要原因。该发现虽与本文的假说3部分相悖，但却表明在我国对外贸易高速发展时期，出口企业利用人力资本条件升级出口产品质量仍处于较低层次，缺乏内部化、高级化的高层次质量升级行为。同时，这一现象也补充解释了我国人力资本快速积累但出口产品质量发展却相对缓慢的问题。

本文相应的扩展分析为理解融资约束限制我国企业出口产品质量升级提供了新的解释视角。与此同时，纳入融资约束的讨论既在一定程度减轻了传统识别的偏误，又有助于探究出口企业的产品质量升级阶段，为进一步的施策提供经验依据。本文结论的政策意义在于：(1)单纯以培育劳动力的基本知识技能推动人力资本积累虽可避免融资约束的干预，但已难以满足我国出口企业未来的质量发展需求。结合现阶段我国“创新驱动”的重要发展理念，人力资本的积累需向专业化、高级化的方向转变。通过进一步强化大学及其以上学历人才和专业技能人才的培养，促进高素质人力资本队伍的形成，为企业进行高层次的质量研发创新创造有利条件。(2)融资约束得不到缓解，企业内在潜能便无法得到充分发挥，这会极大地抑制我国人力资本积累的效率。应积极通过金融体制改革降低融资成本并扩大融资渠道，改善当前出口企业普遍面临的“融资难、融资贵”问题，以此激发企业的微观主体活力，促使其向更高的质量升级层次转变。(3)针对我国出口企业质量升级阶段较低且规模扩张渠道严重受阻的现象，不仅要积极引导企业凭借新竞争优势培育政策以及“一带一路”的优势平台，在新的出口产业与市场中开拓出新的质量提升道路，摆脱低端锁定的尴尬处境，还要充分激发出口优势企业的“龙头效应”，带动后进企业做大做强。