融资约束与中国出口产品质量——来自信息技术行业的经验证据

杨青龙 谢 颖 杨林生

一、引言与文献综述

改革开放以来，中国的对外贸易取得了长足发展，外贸实力不断增强，成为拉动经济增长的“三驾马车”之一。但是，中国的外贸增长主要建立在人口红利和资源红利基础之上(杨青龙，2019)，总体位于全球价值链的中低端，无法完全融入全球中高端产品市场。党的十九大提出中国经济已进入高质量发展阶段；2017年12月召开的中央经济工作会议指出，“促进贸易平衡，更加注重提升出口质量和附加值”。因此，当下唯有提升中国出口产品质量才可以改变其在全球价值链中的中低端地位和出口产品“多而不强”的现状，中国外贸战略的重心应该逐步由突破出口障碍向提升出口产品质量的方向转变。作为21世纪的支柱产业，信息技术行业已成为衡量一个国家综合国力的关键领域，其不仅关系到一个国家或地区参与全球价值链分工的水平和层次，而且深刻影响着生产技术进步、产业结构升级乃至经济社会发展转型等各个方面。当前，新的应用需求不断驱动信息技术行业快速发展，在一系列产业政策的推动作用下，中国信息技术行业发展迎来了新的契机，行业潜能在所有行业中名列前茅(王静，2011)。然而，中国信息技术行业整体的出口产品质量仍然落后于大多数发达经济体，且“融资难”仍然是制约企业生产经营和规模扩张的主要因素之一。在此背景下，探讨如何通过化解企业融资约束困境从而提升中国信息技术行业的出口产品质量，具有重要的现实意义。

Fazzari等(1988)开创性地提出了融资约束概念。从类别上看，融资约束可分为内源融资约束和外源融资约束，其中的外源融资又可进一步细分为企业向银行融资的银行信贷和企业之间相互融资的商业信贷(陈清萍和鲍晓华，2014)。从融资约束的诱因来看，根据经典的莫迪利亚尼-米勒理论(MM理论)，公司的投资决策不受融资决策影响，公司内部融资成本与外部融资成本一致，企业的投资行为只与企业的投资需求有关，且在理想情况下并不会受到公司财务状况的影响(Modigliani & Miller，1958)。但是，在现实世界中，由于资本市场本身存在信息不对称，没有完美的资本市场，委托-代理和交易成本等现实问题使得外部融资成本高于内部资本成本，于是产生了融资约束的问题(罗斯等，2012)。

出口产品质量受众多因素影响。其中，贸易自由化(Aghion & Howitt，2008)、自由贸易协定(王明涛和谢建国，2019)、外商直接投资(李坤望和王有鑫，2013)、市场竞争(Bustos，2011；张杰，2015)、产业集聚(苏丹妮等，2018)都有助于提升中国企业的出口产品质量，而融资约束(Manova，2013)、创新与技术差距(Glass & Wu，2007)则在一定程度上抑制了出口产品质量的提升。此外，林秀梅和孙海波(2016)发现，从整体上看，知识产权保护强度与制造业出口产品质量之间呈现倒U型关系；分样本看，在资本密集型产业和劳动密集型产业中表现为知识产权保护强度与出口产品质量之间的倒U型关系，在技术密集型产业中则表现为严格的知识产权保护促进了出口产品质量升级。

融资约束是影响企业出口的重要因素之一(史恩义等，2019)。在融资约束与企业出口产品质量方面，Fan等(2013)在异质性企业模型中引入融资约束和内生质量，指出融资约束对企业出口产品质量提升存在一定的抑制作用，且该抑制作用通过价格调整效应实现；通过测算行业层面的融资约束，利用2000—2006年中国企业出口数据验证了融资约束与出口产品质量之间呈负向关系。相较于发达国家的金融市场，中国的金融市场存在信息不对称、资金配置效率低等问题。例如，汪建新和黄鹏(2015)分析了融资约束制约企业生产高质量产品的原因在于企业无法获得足够的投入资金，并利用中国海关统计的2004—2006年企业进出口数据和2003—2005年中国国家统计局公布的规模以上企业数据，验证了融资约束对出口产品质量提升的抑制作用。然而，张杰(2015)认为，融资约束对出口产品质量的影响存在门槛效应，并在回归模型中引入融资约束及其二次项后发现，融资约束与出口产品质量之间存在倒U型关系，即当低于某个门槛值时，融资约束程度并未对出口产品质量形成显著制约；只有当高于某个门槛值时，融资约束程度才会对出口产品质量形成显著制约。进一步地，许明(2016)引入了市场竞争因素，考察市场竞争、融资约束的相互作用对企业出口产品质量的影响，发现两者相互作用最终导致企业实际出口产品质量低于有效出口产品质量的幅度达到20.36%。王学君等(2017)发现，融资约束对中国食品企业出口产品质量的提升存在显著的抑制效应，且这种抑制效应在分地区、分所有制的异质性企业之间有显著的差异。孔祥贞等(2020)研究了融资约束对中国制造业出口产品质量的影响，发现中间品进口是融资约束影响企业出口产品质量的重要机制。

现有文献针对出口产品质量、融资约束及二者之间的关系展开了较为系统的探索，为本文的进一步研究提供了有益素材和重要启发。但纵览上述文献，可发现仍存在如下不足：在信息技术行业地位日益凸显的背景下，鲜有文献关注融资约束对信息技术行业出口产品质量的影响。现有的关于融资约束影响出口产品质量的文献中，大多利用全行业数据加以分析，而信息技术行业的发展对融资约束这一变量高度敏感，因此亟需补充相关研究。

本文其余部分安排如下：第二部分是理论分析，拟提出本文的待检验假说；第三部分是实证分析，拟针对第二部分提出的待检验假说进行验证；第四部分是结论与对策建议。

二、理论分析

融资约束对出口产品质量的影响有直接路径与间接路径之分。首先，融资约束通过影响生产和出口环节(如企业高端生产设备等固定资产投入、高质量中间品投入以及企业出口选择)等直接路径，对出口产品质量的提升产生抑制作用；其次，融资约束还可通过影响企业研发投入、人力资本投入等间接路径，对出口产品质量的提升产生抑制作用。

(一)直接路径

融资约束影响信息技术行业出口产品质量的直接路径主要体现在生产设备投入等带来的固定生产成本、中间品成本以及出口选择等三个方面。

第一，若企业面临严重的融资约束，意味着缺少充足的营运资金(Ciani & Bartoli，2013)，则企业投资于生产设备的资金将会被占用。在企业的实际生产过程中，体现为固定生产成本方面的投资主要包括：对先进生产设备的引进以及对现有生产设备的维护和更新。当内源融资和外源融资均无法覆盖生产设备的固定成本时，企业便没有充足的资金购置先进生产设备，从而不利于高质量产品的生产。企业即使通过各种融资渠道取得了一定资金，也会考虑后期的投资风险问题。企业对于生产设备的投入是有形的且在短期内是固定的，而随着技术的进步，生产设备需要持续维护和更新，即使企业当前通过内源融资或外源融资取得了对先进生产设备的投入，倘若成本回收期较长，当面临股东压力、利息压力以及高债务可能带来的破产风险时，也会导致后期无法继续维护和更新生产设备，从而不利于出口产品质量的提升。

第二，融资约束对出口产品质量的直接效应体现在企业生产所需的中间品方面。首先，中间品会通过产品质量传递效应影响企业出口产品质量。对于企业而言，生产过程中投入的中间品质量(尤其是关键零部件的质量)会直接决定最终产品的质量。例如，中央处理器(CPU)和显卡的质量往往决定了电脑的性能、运行速度和使用体验。因此，对于部分产品而言，中间品质量的高低将直接传递至最终产品。中国信息技术行业出口产品中有很大一部分属于加工贸易，如果是简单的组装加工，中间品质量几乎决定了最终产品质量，即投入中间品对出口产品质量的传递效应非常明显。其次，虽然高质量的中间品价格较高，但其往往蕴含着较为先进的技术，企业可以直接将其应用于产品生产和工艺提升，从而可带动企业自身的研发创新活动，通过“仿制+改进”的方式可在短时间内生产较为先进的终端产品，从而实现出口产品质量升级。

第三，融资约束对出口产品质量的直接效应还体现在企业的出口选择方面。一般而言，中国信息技术行业出口企业并非只生产一种产品，企业可能会面临不同的出口选择。若企业的融资渠道较多或有充足的流动资金，即不存在融资约束问题时，企业在出口选择时会更多关注自身的比较优势，尽可能出口利润率较高的产品。若企业面临较强的融资约束，可能会对出口产品的品种和范围进行重新选择。换言之，当企业没有足够的内部资金和外部资金的支持时，企业可能会放弃高质量产品的出口。原因在于，高质量产品对应的研发活动不仅需要投入固定成本，还可能需要承担研发失败的损失。由于低质量产品不需要过多的资源投入，其固定成本和可变成本相较于高质量产品更低，对资金投入量的要求相对较少，企业很可能只选择出口低质量产品，从而导致企业出口产品质量无法得到提升。

基于上述分析，本文提出如下假设：

H1：融资约束对出口产品质量提升存在一定的抑制作用。

(二)间接路径

1.企业研发投入

出口产品质量的提升并非单纯依靠大量资源投入就能完成，往往需要足够的研发投入才能实现，而融资约束降低了民营企业从事研发活动的意愿，形成了对研发投入的挤出效应(余泳泽等，2019)，导致企业没有足够的资金进行研发创新等活动，出口产品质量难以提升。本文认为，当企业面临较强的融资约束时，融资约束将会通过挤占研发投入资金的方式影响出口产品质量提升，具体有如下四个方面原因：

第一，研发投入面临的不确定性较强。研发投入与产出并不一定成正比，当企业面临融资约束问题时，其对研发投入持更为谨慎的态度。Hall(2002)认为，产品质量属于企业的无形资产，研发活动是将企业有形资产转变为无形资产的中间过程。这一行为虽然能在一定概率上提升企业出口产品的质量，但是倘若研发投入的产出达不到预期，则企业不仅面临投资失败风险，而且可能面临亏损甚至破产。因此，当企业考虑到研发投入面临的不确定性较强时，其进行研发创新的积极性就会降低，可能削弱研发投入强度，从而不利于出口产品质量提升。

第二，研发投入加大了企业的财务风险。企业在研发投入相关决策上会考虑当下的融资约束情况，若企业面临较强的融资约束，一般会谨慎考虑将资金投入无法在短期内获得现金流回报的高额研发活动，而是更倾向于保持一定的现金流以保证企业经营活动的正常进行。由于低质量产品的成本相对较低，不会过多增加企业外部债务负担，资金回流较快，能从内部直接解决融资约束问题。当面临融资约束时，考虑到研发投入带来的财务风险，企业会更倾向于将研发投入转变为其他周期更短、资金回流更快的生产经营活动，减少研发投入资金，从而不利于出口产品质量提升。

第三，研发投入提高了企业的融资成本。如前所述，研发活动是将企业有形资产转变为无形资产的过程，在此过程中伴随着企业有形资产的减少和无形资产的增加。企业在通过信贷方式进行外部融资时，投资者往往更多地关注有形资产。当企业的有形资产减少时，投资者往往在投资条件中要求更高的融资成本(如提高融资利息)，从而强化了企业面临的融资约束。简而言之，当面临融资约束时，考虑到融资成本问题，企业会相应地减少研发投入，从而不利于出口产品质量提升。

第四，企业日常经营活动直接挤占了研发投入资金。企业在资金不足的情况下，将会重新分配资金，把现金流主要投入日常生产和经营活动，从而直接减少了研发投入或者暂时放弃了研发投入(Ciani & Bartoli，2013)。因此，当面临融资约束问题时，为了维持日常经营活动，企业通常会选择减少研发投入资金，从而导致提升出口产品质量受阻。

基于上述分析，本文提出如下假设：

H2：融资约束通过影响企业研发投入，对出口产品质量的提升产生抑制作用。

2.企业人力资本投入

当企业面临融资约束问题时，人力资本投入减少，无法实现技术水平升级，从而抑制企业出口产品质量的提升。人力资本的价值在于自身所具有的边际报酬递增的属性。融资约束通过影响人力资本投入进而影响企业出口产品质量，主要体现在技术进步和人力资本自身的作用机制。

首先，讨论技术进步的作用机制。一方面，从事技术发明创造的高技能劳动力既可以通过自主创新的方式推动技术进步，也可以通过竞争效应带动整个行业的创新能力提升。企业通过自主创新的方式，研发出新产品，提升其在市场中的竞争力，满足市场中买方不断变化的需求，从而促进出口产品质量的提升。另一方面，高水平的人力资本可以通过国际化知识外溢的方式快速学习国际先进技术，从而推动技术进步，发挥企业发展过程中的后发优势。在全球化背景下，高水平的人力资本可以通过国家和地区间的知识外溢，以最快的速度吸收最新研究成果和管理经验，并在此基础上作出改进，从而推动技术进步，促进出口产品质量提升。然而，融资约束的存在会导致人力资本投入减少，进而抑制高技能劳动力主导的自主创新和高水平人力资本对新技术的吸收，不利于出口产品质量提升。

其次，分析人力资本自身的作用机制。一是更复杂、更高技术难度的生产活动需要有相对应的高素质劳动力与之匹配。在生产过程中，高水平的人力资本直接促成了高质量产品的生产，降低了生产过程中的差错率，可直接促进企业出口产品质量的提升。二是人力资本水平提高可促进其他投入要素效率的提升。高素质劳动力可以使人力资本与所投入的其他要素高效结合，最大限度地利用各种投入要素的内在价值，促进出口产品质量的提升。三是人力资本结构改善有助于不同技能的劳动力发挥各自的比较优势。这不仅可有效降低企业的生产经营成本，而且可提升企业在研发、生产和管理等环节的效率，从而提升企业出口产品质量。然而，融资约束的存在会导致人力资本投入减少，进而抑制人力资本的积极效应，不利于出口产品质量提升。

基于上述分析，本文提出如下假设：

H3：融资约束通过影响企业人力资本投入，对出口产品质量的提升产生抑制作用。

三、实证分析

(一)测算方法

1.出口产品质量的测算方法

本文的讨论基于企业产品质量异质性分析，在企业产品质量异质性模型框架下，借鉴施炳展(2014)的方法测算出口产品质量。

从企业层面而言，企业i在t年对m国的出口数量为：

(1)

其中，pimt是企业i在t年对m国的出口产品价格，λimt是企业i在t年对m国的出口产品质量，σ是产品种类间的替代弹性，Emt是m国消费者在t年的总支出，Pmt是m国在t年的价格指数。对模型(1)两边取自然对数，整理后可得：

lnqimt=χmt-σlnpimt+εimt

(2)

其中，χmt=lnEmt-lnPmt表示进口国-时间虚拟变量，随时间和进口国变化而变化；lnpimt表示企业i在t年对m国的出口产品价格的对数形式，εimt=(σ-1)lnλimt是包含产品质量信息的残差项。模型(2)是针对某一产品的回归方程，即本文的计算在产品层面进行，控制了产品技术复杂度等特征。模型(2)的估计结果仍不够准确，原因在于其既没有考虑产品种类多样化，也没有考虑产品价格与产品质量之间的内生性问题。因此，一方面，借鉴Khandelwal(2010)的方法，引入企业国内市场需求规模；另一方面，借鉴Nevo(2001)的方法，利用该企业在其他市场上产品的平均价格作为在m国出口产品价格pimt的工具变量。在考虑产品种类和内生性后对模型(2)进行回归分析，根据回归分析结果，通过模型(3)定义出口产品质量：

(3)

对模型(3)的质量指标进行标准化处理，得到：

(4)

其中，r-quality表示经过标准化处理后的出口产品质量；min和max分别表示最小值和最大值，其中r-quality在0与1之间，且不存在测度单位。以此为基础，根据企业i对m国的出口额加权后得到企业出口产品质量指标qualityit。

2.融资约束的测算方法

融资约束的定量测算一直是实证分析过程中的一个难点，现有文献通过综合指标、单一财务指标等方式对企业的融资约束进行了定量刻画。考虑到内源融资约束和外源融资约束对出口产品质量的影响，本文参考张杰等(2013)的做法，采用企业现金流指标衡量企业的内源融资约束，以“企业现金流/企业总资产”来度量；采用企业流动性指标衡量企业的外源融资约束，以“(企业流动资产-企业流动负债)/企业总资产”来度量。由此计算出的内源融资约束和外源融资约束指标越大，表示企业面临的融资约束越弱。

(二)模型构建

为了考察融资约束如何影响中国信息技术行业的企业出口产品质量，首先设定基础模型如下：

qualityit=α0+α1infinit+α2Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(5)

qualityit=β0+β1exfinit+β2Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(6)

其中，qualityit是被解释变量，代表企业i在t年的出口产品质量。本文分别构建了内源融资约束指标和外源融资约束指标，其中infinit表示内源融资约束，exfinit表示外源融资约束。Xit是关于企业层面的其他控制变量，主要涵盖企业补贴收入、企业年龄、企业生产率、企业利润率等企业特征。由于出口产品质量可能受到经济周期和供求变化的影响，模型(5)和模型(6)中控制了年份固定效应；由于可能存在影响出口产品质量的企业层面、产品层面不可观测的个体因素，模型(5)和模型(6)中控制了企业固定效应和产品固定效应；由于出口产品质量可能会受到目的国的影响，模型(5)和模型(6)中控制了目的国固定效应。λt是年份固定效应，λi和λp分别是企业固定效应和产品固定效应，λs是目的国固定效应，εit是随机误差项。

(三)变量说明与数据来源

本文的被解释变量为信息技术行业上市公司的出口产品质量，用quality表示。本文采用Khandelwal(2010)、Hallak & Schott(2011)、Hallak & Sivadasan(2013)事后推理的思想，在测算方法上借鉴施炳展(2014)、施炳展和邵文波(2014)的做法，建立相应的计量回归方程。本文的解释变量为融资约束，采用企业现金流指标衡量企业的内源融资约束，用infinit表示；采用企业流动性指标衡量企业的外源融资约束，用exfinit表示。

影响出口产品质量的因素较多，为了更好地考察融资约束对信息技术行业出口产品质量的影响，本文纳入如下四个控制变量：(1)企业补贴(lnsubsidy)，采用企业补贴收入的对数值来度量；(2)企业年龄(lncompanyage)，采用当年年份与企业成立年份的差值加1，然后取对数值来度量；(3)企业生产率(lnefficiency)，采用企业总产出与员工人数之比的对数值来度量；(4)企业利润率(profit)，采用企业净利润与销售收入之比来度量。

本文使用的数据来源于2006—2015年海关贸易数据库和万得(Wind)数据库，前者提供了企业产品层面的出口信息，后者提供了中国上市公司的企业财务数据。本文对信息技术行业的界定采用的是国证指数行业分类(1)国证指数行业分类是深圳证券信息有限公司(深交所全资子公司)为服务于投资需要设立的行业分类标准，该标准借鉴了国内外主要行业分类标准，充分考虑了中国经济的发展阶段及中国证券市场结构的特点。，其中的信息技术行业包括软件与服务、技术硬件与设备、半导体。具体而言，软件与服务包括互联网软件与服务、信息技术服务、软件；技术硬件与设备包括电脑与外围设备、电子设备及服务、电子元器件、光电子器件；半导体主要包括集成电路和分立器件。

(四)实证结果及分析

1.变量的描述性统计

对被解释变量、解释变量和控制变量进行描述性统计，从总体上分析各变量的数值特征，结果如表1所示。

表1 变量的描述性统计

由表1可知，对出口产品质量进行标准化处理后的均值为0.55，最大值和最小值分别为0.90和0.16；内源融资约束的均值为0.05，最大值和最小值分别为0.89和-0.36；外源融资约束的均值为0.38，最大值和最小值分别4.61和0.01；企业补贴的均值为16.21，最大值和最小值分别为20.77和8.29；企业年龄的均值为2.65，最大值和最小值分别为4.04和1.39；企业生产率的均值为13.48，最大值和最小值分别为16.40和11.32；企业利润率的均值为0.07，最大值和最小值分别为1.24和-8.91。

2.基准回归结果分析

由于本文选取的是上市公司与海关数据匹配而来的非平衡面板数据，融资约束指标为年份-企业层面的数据，出口产品质量为年份-企业-产品-目的国层面的数据，采用多维固定效应固定年份、企业、产品和目的国并逐步引入企业特征相关控制变量进行基准回归分析。内源融资约束和外源融资约束影响中国信息技术行业出口产品质量的基准回归分析结果分别如表2和表3所示。

表2 内源融资约束影响中国信息技术行业出口产品质量的基准回归分析结果

(续表)

在表2中，列(1)为固定年份、企业、产品、目的国的情形下，围绕内源融资约束指标对中国信息技术行业出口产品质量的影响展开回归分析，回归系数为0.0382，且在1%的显著性水平下显著。列(2)至列(5)逐步引入企业补贴收入、企业年龄、企业生产率、企业利润率等控制变量。

在关键解释变量方面，infin是指企业内源融资约束情况，使用企业现金流/企业总资产来度量。企业内源融资约束指标的值越小，表示企业面临的融资约束越强，按照前文的理论分析，此时出口产品质量会越低，故回归系数的预期符号为正。表2各列内源融资约束指标的系数在1%的显著性水平下为正，且差异不大，说明内源融资约束会抑制中国信息技术行业出口产品质量的提升。

在控制变量方面，企业补贴收入、企业年龄、企业生产率和企业利润率均显著为正，这与有关出口产品质量影响因素的研究结果基本保持一致，说明补贴收入越高、成立时间越久、生产率越高、利润率越高的企业，其出口产品质量也越高。

表3 外源融资约束影响中国信息技术行业出口产品质量的基准回归分析结果

(续表)

在表3中，列(1)为固定年份、企业、产品、目的国的情形下，围绕外源融资约束指标对中国信息技术行业出口产品质量的影响展开回归分析，回归系数为0.0221，且在1%的显著性水平下显著。列(2)至列(5)逐步引入企业补贴收入、企业年龄、企业生产率、企业利润率等控制变量。

在关键解释变量方面，exfin是指企业外源融资约束情况，使用“(企业流动资产-企业流动负债)/企业总资产”来度量。企业外源融资约束指标的数值越小，表示企业面临的融资约束越强，按照前文的理论分析，此时出口产品质量会越低，故回归系数的预期符号为正。表3各列外源融资约束指标的系数显著为正，说明外源融资约束会抑制中国信息技术行业出口产品质量的提升。在控制变量方面，企业补贴收入、企业年龄、企业生产率和企业利润率均显著为正，这与表2中的回归分析结果基本保持一致。

3.分样本回归结果分析

中国各地区经济发展水平及信息技术行业发展状况存在较大差异，且企业经营环境和市场竞争程度不同，这些因素均可能影响企业融资能力。为了更好地分析不同地区内源融资约束和外源融资约束对信息技术行业出口产品质量的影响，按照东部地区、中部地区、西部地区(2)按照国家统计局的划分，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、广西、海南12个省份；中部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南9个省份；西部地区包括重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、宁夏、青海、新疆10个省份。进行分样本回归分析。与基准回归分析类似，进行分样本回归分析时控制了年份、企业、产品、目的国固定效应，不同地区的内源融资约束和外源融资约束影响信息技术行业出口产品质量的回归分析结果如表4所示。

表4 不同地区的内源和外源融资约束影响信息技术行业出口产品质量的回归分析结果

(续表)

由表4可以看出，东部地区内源融资约束对信息技术行业出口产品质量的影响在5%的显著性水平下为正，而中部地区和西部地区的内源融资约束对信息技术行业出口产品质量的影响不显著，这说明内源融资约束对信息技术行业出口产品质量提升的抑制作用主要集中在东部地区。东部地区外源融资约束对信息技术行业出口产品质量的影响在1%的显著性水平下为正，而中部地区和西部地区的外源融资约束对信息技术行业出口产品质量的影响不显著，这说明外源融资约束对中国信息技术行业出口产品质量提升的抑制作用主要集中在东部地区。由于中国信息技术行业上市公司主要集中在东部地区，中部地区和西部地区样本量相对较少，占总样本量的比重仅为约7%，这也是造成中部地区、西部地区的内源融资约束指标和外源融资约束指标的系数不显著的原因之一。

考虑到基准回归分析过程中可能存在指标测度不准确、模型的结论只在特定的情况成立等问题，本文将进行一系列稳健性检验，表5报告了稳健性检验结果。

表5 稳健性检验结果

(续表)

为避免用固定替代弹性计算出的中国信息技术行业出口产品质量不够准确这一问题，在此用各国产品替代弹性的平均值计算该行业出口产品质量。表5列(1)和列(2)为更换出口产品质量计算公式中的替代弹性后的回归分析结果；列(3)和列(4)为对中国信息技术行业出口产品质量进行缩尾5%处理后的回归分析结果；列(5)和列(6)为对内源融资约束指标和外源融资约束指标进行缩尾5%处理后的回归分析结果。回归分析结果均显示，内源融资约束指标和外源融资约束指标的系数依然显著为正，这表明前述实证分析结论是稳健的。

(五) 机制检验

为了检验融资约束会通过何种渠道对中国信息技术行业出口产品质量产生影响，本文分别从企业研发投入和企业人力资本投入两个方面检验融资约束如何间接影响该行业出口产品质量。

1.企业研发投入的中介效应检验

为了检验融资约束是否会通过企业研发投入渠道影响信息技术行业出口产品质量(H2)，建立模型(7)至模型(10)，其中模型(7)和模型(8)是为了验证内源融资约束是否会通过企业研发投入渠道影响中国信息技术行业出口产品质量，模型(9)和模型(10)是为了验证外源融资约束是否会通过企业研发投入渠道影响中国信息技术行业出口产品质量。

resit=α01+α11infinit+α31Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(7)

qualityit=α02+α12infinit+α22resit+α32Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(8)

resit=β01+β11exfinit+β31Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(9)

qualityit=β02+β12exfinit+β22resit+β32Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(10)

其中，resit是企业研发投入变量，用企业研发投入金额表示并进行标准化处理，其他变量含义与模型(5)和模型(6)相同。

以内源融资约束是否通过企业研发投入渠道影响信息技术行业出口产品质量为例，进行中介效应检验。根据温忠麟等(2004)的方法，对于是否存在中介效应，代表性的检验步骤是：第一步，检验前述模型(5)中系数α1是否显著，如果显著，则继续进行第二步的检验；第二步，分别检验模型(7)和模型(8)中的系数α11和α22，如果都显著，说明内源融资对信息技术行业出口产品质量的影响至少有一部分是通过中介变量实现的；第三步，检验模型(8)中系数α12，其不显著可说明融资约束对信息技术行业出口产品质量的影响是完全中介过程，如果显著，则可说明融资约束对信息技术行业出口产品质量的影响是部分中介过程。

表6报告了检验结果，其中列(1)和列(2)是对基准模型即模型(5)和模型(6)的估计结果；列(3)和列(4)是对模型(7)和模型(8)的估计结果；列(5)和列(6)是对模型(9)和模型(10)的估计结果。

表6 企业研发投入渠道的中介效应检验

在表6中，列(1)内源融资约束的系数在1%的显著性水平下为正，列(3)内源融资约束的系数在1%的显著性水平下为正，列(4)企业研发投入的系数在1%的显著性水平下为正，且列(4)内源融资约束的系数在5%的显著性水平下为正，这可初步说明企业研发投入是内源融资约束影响中国信息技术行业出口产品质量的部分中介变量，即内源融资约束的缓解可显著提升企业研发投入，从而提升中国信息技术行业出口产品质量。另外，列(2)外源融资约束的系数在5%的显著性水平下为正，列(5)外源融资约束的系数在1%的显著性水平下为正，列(6)企业研发投入的系数在1%的显著性水平下为正，但列(6)外源融资约束的系数不显著，说明这是一个完全中介过程，即企业研发投入是外源融资约束影响中国信息技术行业出口产品质量的中介变量。

2.企业人力资本投入的中介效应检验

为了检验融资约束是否会通过人力资本投入渠道影响信息技术行业出口产品质量(H3)，建立模型(11)至模型(14)。其中，模型(11)和模型(12)是为了验证内源融资约束是否会通过企业人力资本投入渠道影响中国信息技术行业出口产品质量，模型(13)和模型(14)是为了验证外源融资约束是否会通过企业人力资本投入渠道影响中国信息技术行业出口产品质量。

hcapit=α03+α13infinit+α33Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(11)

qualityit=α04+α14infinit+α24hcapit+α34Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(12)

hcapit=β03+β13exfinit+β33Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(13)

qualityit=β04+β14exfinit+β24hcapit+β34Xit+λi+λt+λp+λs+εit

(14)

其中，hcapit是企业人力资本投入变量，用企业当年人均薪资的对数值表示，其他变量含义与式(5)和式(6)相同。

表7报告了检验结果，其中列(1)和列(2)是对基准模型即模型(5)和模型(6)的估计结果；列(3)和列(4)是对模型(11)和模型(12)的估计结果；列(5)和列(6)是对模型(13)和模型(14)的估计结果。

表7 人力资本渠道的中介效应检验

(续表)

在表7中，列(1)内源融资约束的系数在1%的显著性水平下为正，列(3)内源融资约束的系数在1%的显著性水平下为正，列(4)企业人力资本投入的系数在10%的显著性水平下为正，且内源融资约束的系数在5%的显著性水平下为正，这可初步说明企业人力资本投入是内源融资约束影响中国信息技术行业出口产品质量的部分中介变量，即内源融资约束的缓解可显著提升企业人力资本投入，从而提升中国信息技术行业出口产品质量。由于列(5)外源融资约束的系数与列(6)企业人力资本投入的系数乘积为负，与列(6)外源融资约束的系数符号不同，故不能说明企业人力资本投入是外源融资约束影响中国信息技术行业出口产品质量的中介变量。

四、结论与对策建议

本文从理论上分析了融资约束对出口产品质量的影响机制，分别测算了中国信息技术行业内源融资约束、外源融资约束和出口产品质量，并基于2006—2015年中国信息技术行业上市公司的非平衡面板数据，运用多维固定效应模型检验了融资约束对中国信息技术行业出口产品质量的影响。研究表明，融资约束对中国信息技术行业出口产品质量的提升存在明显的抑制作用。不论是内源融资约束还是外源融资约束，均在一定程度上抑制了中国信息技术行业出口产品质量的提升；通过对中国东部地区、中部地区和西部地区的分样本回归分析发现，融资约束对中国不同地区信息技术行业出口产品质量提升的抑制作用存在一定的异质性，即东部地区的融资约束对信息技术行业出口产品质量提升的抑制作用更为明显，中部地区和西部地区的融资约束对信息技术行业出口产品质量的影响并不显著，这表明在经济发展水平不同的地区，中国信息技术行业出口产品质量对融资约束的敏感程度不同。中介效应分析发现，内源融资约束和外源融资约束的缓解会通过提高企业研发投入间接提升中国信息技术行业的出口产品质量，内源融资约束的缓解会通过提高企业人力资本投入间接提升中国信息技术行业的出口产品质量。

当前，中国制造业出口产品质量仍然存在较大的提升空间。为了促进中国信息技术行业的出口产品质量提升，本文提出如下对策建议：第一，政府有必要拓宽企业融资渠道，激发企业发展的内在动力。本文的实证研究表明，融资约束会抑制中国信息技术行业出口产品质量的提升，而提升出口产品质量是中国建设贸易强国的关键举措。因此，政府有必要拓宽企业融资渠道，完善融资体系建设，切实降低企业融资成本，更好地缓解信息技术企业“融资难”问题。第二，信息技术企业自身要合理配置资金，提高资金使用效率。信息技术企业在分配企业资金时，需要将企业研发投入和人力资本投入放在重要位置，以进一步提升企业创新能力，从而提升出口产品质量。第三，政府要因地制宜，制定符合地区发展阶段的产业政策。本文实证研究表明，东部地区、中部地区和西部地区的融资约束对信息技术行业出口产品质量的影响存在较大差异，且东部地区融资约束对该行业出口产品质量提升的抑制作用比中部地区和西部地区更为明显。因此，政府在进行产业扶持或制定政策缓解企业融资约束时，需要考虑不同地区产业发展的差异性，因地制宜地制定符合信息技术行业发展特征的政策。