建设全国统一大市场的出口产品质量效应——微观机理与实证检验

刘宏楠，闫玉科，杨景院

（广东海洋大学 经济学院，广东 湛江 524088）

一、引言

随着对外开放程度的持续扩大，中国目前已经稳居世界最大贸易国的位置。但中国出口产品的“质”与“量”却没有得到均衡发展。随着人口红利的逐渐消退，同时印度等发展中国家的人力成本显现出竞争优势，意味着中国不能继续依靠劳动力资源禀赋实现高质量发展。在这一背景下，提高产品质量成为培育出口竞争新优势的重要途径。既有文献研究结果表明，中国出口产品质量整体上呈现缓慢上升的趋势，而充分发挥市场机制，能够降低资源错配进而促进产品质量升级[1]。党的二十大报告中再次强调了实体经济的重要性，报告指出要坚持把实体经济作为经济发展的着力点，把高质量作为经济发展的核心竞争力。中国目前正处在由贸易大国向贸易强国迈进的攻坚期，工业企业作为实体经济的重要组成部分，提升其出口产品质量是“质量强国”和“贸易强国”战略的重要突破点。

目前，我国正处在经济结构转型升级阶段，因此，制度背景是分析出口产品质量升级问题时不容忽视的因素。既有经验表明，市场能在资源配置中发挥最有效的作用，加快建设全国统一大市场是促进我国工业经济供给和需求形成内循环的重保障。2022 年4 月，《中共中央 国务院关于加快建设全国统一大市场的意见》 发布，表明打破市场分割、大力发展市场经济、建设国内统一大市场的重要性与紧迫性。然而，在中国实际的资源配置过程中，政府过度干预导致的市场分割对企业产生了深远影响。市场分割看似为当地政府和企业带来了经济利益，实则造成了地区间的割裂和经济发展的不平衡，严重阻碍了市场化进程，还会为此付出规模不经济的代价。在建设全国统一大市场过程中，市场分割对于企业出口产品质量的影响究竟如何？是促进还是抑制？市场分割是通过何种途径来影响企业出口产品质量？在高质量发展的战略背景下，解答这些问题对于提升中国出口产品的国际竞争力实现质量强国、贸易强国目标具有重大意义。

然而，鲜有文献考虑到中国市场化转型过程中出现的内部结构失衡也是制约企业出口产品质量升级的重要因素。具体而言，文章的边际贡献在于：第一，文章考虑中国市场化进程中独特的制度背景，将市场分割纳入异质性产品质量分析模型中，研究市场分割对出口产品质量的影响，是对现有关于出口产品质量升级方面研究的丰富与扩展。第二，文章分别利用居民消费价格指数、工资指数和资本价格指数构建商品市场分割指数、劳动力市场分割指数和资本品市场分割指数，并基于此构建总体市场分割指数。第三，在内生性问题上，文章选取地形起伏度和公路密度作为市场分割的工具变量，进一步证明研究结果的稳健性。

二、理论分析与研究假设

1. 市场分割与出口产品质量的非线性关系

文章在Stiglitz&Dixit(1977)[2]的CES 效应函数基础上构建关于产品质量的CES 效应函数。并在Hallak&Sivadasan(2013)[3]的模型基础上进行融合和扩展，引入市场分割因素，建立企业基本供给模型，从理论上推导影响企业出口产品质量的关键因素。

（1） 消费者效用函数

在一个垄断竞争市场中，假定产品质量ηw会对消费者效用产生影响。对于连续型产品w，令w的取值范围为[0，1]，则代表消费者的差异化产品CES 效应函数可以表示为：

其中，ηw表示产品质量，qw表示消费量，σ 表示产品间的替代弹性，并满足σ>1。

（2） 需求函数

当市场存在分割时，要素价格会随之发生改变。市场分割发生后，会引起产品在边际成本、生产率、研发投入以及价格、需求、利润等方面的一系列变化，最终对产品质量产生影响。

假设消费者的收到大小为E的预算约束，则其预算约束方程可以表示为：

结合效用函数和预算方程可以得出，消费者对产品w的消费量为：

市场层面的理想价格指数为对同一行业内的所有企业产品的价格按产品质量进行调整后的综合价格指数，如下所示：

由于行业内企业数量众多，每个企业都不会影响到该指数，因此，可以认为该价格指数是恒定的。

（3） 产品生产

假定产品w的生产过程中需要投入生产成本和质量成本两种成本。市场分割会影响企业的产品质量选择，假设生产成本是产品质量和市场分割的函数。则产品w的生产成本函数和质量升级成本分别可以表示为Cf和Cq，则总成本函数可以表示为：

其中，α，β(α>0，β>0)为产品质量系数，系数越大，意味着产品质量升级难度越大；γ 为市场分割指数；F和f为固定成本；k产品研发所投入的研发成本。

通过上述分析可以发现，市场分割通过直接和间接两种途径来影响企业生产成本：一方面，市场分割直接影响企业固定成本和研发成本的投入；另一方面，市场分割通过影响企业的质量选择来间接影响企业生产成本。市场分割对企业生产成本的影响主要取决于α 和β 的数值大小。

由此，可以得到利润函数为：

在垄断竞争市场上，根据利润最大化的定价条件，可以得到：

为了简洁起见，令：

为了考察市场分割对产品质量的影响方向，将式(7)对市场分割求一阶导数，可以得：

由上式很容易看出，一阶导数的正负号与ρ 的密切相关，当α>(1-β)(σ-1)>0 时，ρ>0，产品质量对市场分割的一阶导数大于0；当0<α<(1-β)(σ-1)时，产品质量对市场分割的一阶导数小于0。即市场分割与产品质量之间的关系可能是非线性的。

为了进一步验证市场分割与产品质量之间的非线性关系，继续对市场分割指数求二阶导数得：

可以看出，当ρ<0 或ρ>1 时，二阶导数大于0，此时产品质量随市场分割的增加而得到提升；当0<ρ<1 时，二阶导数小于0，此时随着市场分割程度的扩大，产品质量将逐渐降低。因此，文章提出如下假设：

假设H1：市场分割对产品质量具有双重效应，体现为倒“U”型的非线性关系。

2. 市场分割对出口产品质量的影响机制

理论分析表明市场分割与出口产品质量之间存在非线性关系，出现上述情况的原因主要在于市场分割对本地企业产品质量提升具有两种相反的影响。原因在于，各地方政府通过行政手段阻碍地区间的要素流动，对生产要素进行人为分配，并对本地企业进行资金、资源、技术等方面的支持，使得本地企业在短时间内得以迅速发展，导致“以邻为壑”式的市场分割现象层出不穷, 大大增加了本地企业跨区经营成本。进一步地，文章从创新效应、企业成本效应和生产率效应三方面深入分析市场分割对出口产品质量的影响机制。

（1） 创新效应

创新对于企业发展的重要性不言而喻，来自政府的选择性补贴和竞争性补贴，可以缓解企业面临的生产、研发资金短缺问题[4]。特别是对于那些刚刚起步的新兴中小企业而言，来自当地政府的资金支持以及政策保护能够有效地帮助他们渡过艰难的研发初期。而当市场分割继续加剧时，会导致一些企业的危机意识减弱，认为在当地的“小圈子”内可以安稳发展，大大削减了企业进行研发创新以及参与市场竞争的积极性。此外，考虑到技术和知识传播的渠道，来自地区间的阻碍，大大削弱了创新的溢出效应[5]。其中，政府依据其发展偏好对企业进行补贴，来自政府的选择性补贴具有很强的主观性，符合政府偏好的企业较容易就获得大量补贴资金从而产生“惰性”，而真正需要研发资金的企业却因得不到政府的帮组而导致研发停滞[6]；竞争性补贴则不容易受政府主观偏好的影响，在一定程度上可以避免因企业寻租行为而导致的腐败现象发生。因此，政府提供的竞争性补贴将为那些真正有能力进行研发创新的企业提供助力，大大降低企业的研发风险，进而促进企业技术和产品质量的提升。因此，文章提出如下假设：

假设H2：市场分割通过倒“U”型关系作用于企业创新，进而影响企业出口产品质量，促成市场分割与出口产品质量的倒“U”型关系。

（2） 成本效应

由于体制性壁垒或行政性壁垒的存在，一方面会导致外来新企业进入时会面临许可证、核发执照、原材料等多重管制；另一方面会使得地区内已经适应这种体制壁垒的行业或企业产生政策依赖，进而难以形成以市场竞争为导向的行业良性发展局面，导致规模经济、客户忠诚度、绝对成本优势、产品差别化等都无从体现。此外，要素配置扭曲会对行业及市场发展产生深远影响[7]，在市场分割初期，地方政府通过财政补贴、政策优惠等方式对本地企业进行扶持，并通过限制外地企业入驻以及要素外流，为本地企业的发展创造了良好的环境，也避免了来自其他地区竞争对手的挑战。但当企业发展到一定程度时，需要不断的扩大其发展规模，而来自当地的生产要素则愈发不能满足企业的发展需求，市场分割所造成的要素配置受阻的弊端也开始逐步显现。要素流通受阻导致企业经营成本大幅增加，会使得企业不得不削减在产品质量上的投入，进而抑制出口产品质量的提升。因此，文章提出如下假设：

假设H3：市场分割通过“U”型曲线效应影响企业生产成本，进而影响企业出口产品质量，促成市场分割与出口产品质量的倒“U”型关系。

（3） 生产率效应

与市场壁垒相对应的就是行业垄断，行业垄断的存在导致以提升效率为主导的发展模式难以为继[8]。作为新贸易理论的开山之作，Melitz(2003)[9]关于异质性企业贸易的模型表明生产率是企业进入国际市场进而获取利润的重要因素，而生产率也成为提升产品质量的关键。国内学者关于市场分割与生产率的研究结论也不尽相同。从宏观层面，黄赜琳、姚婷婷(2020)运用省级面板数据，研究发现商品市场分割与地区生产率之间呈倒“U”型关系[10]。从微观层面，徐保昌、谢建国(2016)运用微观企业数据，研究发现市场分割与企业生产率之间存在倒“U”型关系[11]。事实上，在经济发展初期，各国政府均采取不同手段，实施差异化政策优先发展某一地区，并在短期内取得了显著经济效果。但长期发展而言，统一的大市场经济才是经济稳定发展的关键。市场分割虽然短期内提高了企业全要素生产率，但长期而言，由于缺乏公平竞争的大环境，是不利于企业持续发展的。依据Melitz(2003)[9]的异质性理论可以推论，市场分割通过间接影响企业的生产率进而对企业出口产品质量产生影响。因此，文章提出如下假设：

假设H4：市场分割通过倒“U”型曲线效应影响企业全要素生产率，进而影响企业出口产品质量，促成市场分割与出口产品质量的倒“U”型关系。

三、研究设计

1. 基准模型

基于上文的分析，文章构建了包含市场分割及其二次项的基准模型来考察市场分割对出口产品质量的影响：

其中，i表示企业，t表示年份，Stdqualityit为企业层面的产品质量，Segit为市场分割指数。Xit为控制变量，ηi和ωt分别为行业固定效应和时间固定效应，εit为随机扰动项。

2. 变量选取

（1） 被解释变量

出口产品质量(Stdquality)由于缺少关于产品质量的直接数据，文章参考施炳展(2014)[12]的方法，根据出口产品价格和数量来估计产品的质量。根据公式(3)可得：

其中，q和η 分别表示出口产品数量和产品质量，p为价格，P是加总的价格指数，E表示总支出，i、h、j、t分别表示企业、HS 六位数编码、出口目的国和出口时间。对上式两边取对数整理得：

其中，θjt=lnEjt-(1-σ)lnPjt是一个随出口目的国和时间变化的虚拟变量，作为固定效应处理；ωihjt=(σ-1)lnηihjt表示包含产品质量的残差项。

对式(13)进行OLS 回归，并由残差项可以求得产品质量为：

对上式进行标准化处理，从而获得在每一种产品上每个企业、每个年度在每个市场上的准化质量指标：

将得到的产品层面标准化指标按企业贸易额进行加总，即可得到企业层面的产品质量：

其中，weight表示产品出口额占企业出口总额的比例。借鉴Fan 等(2015)[13]的做法，文章中σ 分别选取5 和10 进行估计。

（2） 核心解释变量

市场分割指数(Seg)，目前各种商品和要素价格指数的统计数据已经非常详实，价格指数已经能够反映市场经济的方方面面。因此，文章运用“冰川成本”模型，以相对价格法来测算中国地区间的市场分割程度[14]。具体而言，先利用价格指数可以计算得到相邻地区的相对价格，并对其取绝对值，以考察相对水平：

其中，m，n分别代表两个相邻的地区，k表示某一类商品或要素，t表示年份。进一步，采用去均值法以消除商品自身特性带来的系统性偏差，具体做法为：

将上式进行OLS 回归，可以求得每两个相邻地区间相对价格波动的方差再将所得的方差取组内均值，即可得到文章所需的市场分割指数。如上海的市场分割指数就是上海与江苏、上海与浙江之间各类价格波动方差的均值。

（3） 其他控制变量

为了实证结果的稳健性，文章加入了如下控制变量：劳动生产率(Labtfp)、企业规模(Size)、企业存续时间(Exist)、资本密集度(Capital)、薪资水平(Salary)、行业竞争度(HHI)。

3. 数据说明

文章借鉴Brandt 等(2012)[15]的做法，对工业企业数据进行清洗，然后根据电话和邮编等信息与海关数据匹配。文章测算企业出口产品质量的原始数据来源于中国海关数据库，测算市场分割的原始数据来源于中国统计年鉴，所使用的数据年限为2000—2013 年。主要变量的定义及描述性统计如表1 所示。

表1 变量定义与描述性统计

四、计量估计结果

1. 基准回归结果

总体市场分割对企业出口产品质量的基准回归结果如表2所示。具体而言，在列(1)和列(2)中将整体市场分割指数对出口产品质量单独回归，结果显著为正；在列(3)和列(4)中加入市场分割的二次项后，市场分割一次项的系数仍显著为正，而二次项系数显著为负。这一结果说明，在市场分割初期，来自市场分割带来的“专项”保护将使企业更好地进入成熟期，进而促进产品质量的提升。市场分割带来保护的同时也阻断了本地企业与外地之间的竞争，导致企业安于现状，丧失进取精神。随着市场分割的继续加剧，地区间的要素流通严重受阻，企业跨区经营成本增加，进而抑制产品质量提升。当市场分割度足够大，负面影响将超过正面影响，进一步从整体上抑制了产品质量提升，假设H1 得以验证。

表2 整体市场回归结果

文章还计算了综合市场分割指数对企业出口产品质量由正转负的拐点。由表2 列(3)可以算出不加控制变量时市场分割的阈值为0.519；由列(4)可以算出加入所以控制变量时市场分割的阈值为0.532 。也就是说，当整体市场分割程度低于0.532时，市场分割将会促进企业出口产品质量的提升；当整体市场分割程度高于0.532 时，将会显著抑制企业出口产品质量升级。

2. 三大市场分割回归结果

进一步，文章将市场分割细分为商品市场分割、劳动品市场分割和资本品市场分割，进而检验不同市场类型分割对于企业出口产品质量的影响。回归结果如表3 所示。

表3 三大市场分割回归结果

具体而言，商品市场分割的一次项系数显著为正，二次项系数不显著，说明企业出口产品质量会随着商品市场分割度的提升而不断提高。商品市场分割有利于企业更加专注于自身产品的研发和设计，形成更专业的生产工艺，促进产品质量的提升。劳动品市场分割的一次项系数显著为正，二次项系数显著为负。这一结果说明，在劳动力市场分割初期，来自地方政府的保护，促进了本地劳动就业率的提升，为企业初期发展提供了劳动力保证。而长期而言，缺乏高技术人才和先进技术的引进，企业将难以实现由“量”到“质”的飞越。因此，劳动力市场分割对出口产品质量的影响呈现倒“U”型的关系。资本品市场分割一次项的系数显著为负，二次项的系数不显著，表明资本品市场分割抑制了企业出口产品质量的提升。企业发展到一定程度时，需要扩大生产规模和增加研发投入来获取规模报酬，资本品市场分割阻碍了这一过程的形成。

3. 稳健性检验

为了进一步检验研究结论的可靠性，文章首先运用Heckman 两步法解决基于样本选择偏误带来的系统偏误，其次运用指标变换以及工具变量法来检验研究结论的稳健性。

（1） 样本选择偏误

为了避免由于样本选择偏误带来的稳健性问题，文章采用Heckman 两步法对研究模型进行再次估计。从表4 列(2)的估计结果可以看出，逆米尔斯比率(invmillsss)的回归结果显著为正，即存在样本选择偏误。Heckman 两步法的估计结果与前文基准回归结果一致，市场分割对产品质量的影响一次项系数显著为正，二次项系数显著为负，进一步验证了文章的结论。

表4 稳健性检验

（2） 指标变换

作为市场分割的对立面，市场化进程在一定程度上能够反应市场分割的大小，市场化指数越高的地区，市场分割越低。因此，文章选取樊纲、王小鲁等人编著的《中国市场化指数》中的综合指数作为市场分割的替代变量，回归结果如表4 列(3)所示，其中市场化指数的一次项的系数显著为负，二次项系数显著为正，即市场化进程与企业出口产品质量呈“U”型的关系。在市场化改革初期，推行市场化改革将难免会遇到来自各方面的阻力与困难，并对企业出口产品质量提升起到抑制作用；当市场化水平发展到一定程度时，将会显著促进企业出口产品质量升级。这一结果从反面验证了文章市场分割与企业出口产品质量之间倒“U”型的关系，也证实了中国目前推行市场化转型政策的科学性与重要性。

（3） 工具变量

为了进一步克服可能存在的内生性问题而导致的研究偏误，文章采用地形起伏度(rdls)作为市场分割的工具变量。地形起伏度作为一种天然的地理客观因素，可以认为该指标不会对出口产品质量产生直接影响。但中国“以邻为壑”的市场分割的形成与地形起伏有着紧密联系，地形起伏度会影响地区间人口和劳动力分布产，是地区间分割的天然屏障，会对市场分割度产生一定影响。因此，把地形起伏度作为市场分割的工具变量是合理的。此外，文章选取公路密度作为市场分割的第二个工具变量。公路作为基础设施的重要组成部分，可以视为外生性因素，不会对企业产品质量产生直接影响。公路在一定程度上可以减少地区间的割裂，促进要素、资源的流通，进而对市场分割产影响。地形起伏度和公路密度工具变量回归的结果见表4 列(4)和列(5)。工具变量一阶段的F 检验值均大于10%水平的临界水平，说明不存在弱工具变量问题。从工具变量的回归结果看出，地形起伏度和公路密度作为工具变量时一次项系数均显著为正，二次项系数均显著为负，再次验证了市场分割与出口产品质量之间的倒“U”型关系。说明在克服了模型内生性问题后，市场分割与企业出口产品的关系具有较强的稳健性。

4. 异质性分析

（1） 企业所有制差异

文章分别依据注册登记类型和实收资本将企业划分为民营企业、国有企业、港澳台资企业和外资企业。从表5 的回归结果可以看出，无论是依据注册登记类型划分，还是依据实收资本划分，市场分割对国有企业的回归结果均不显著。这一结果表明，由于行政垄断和历史沿革的因素，国有企业获得雄厚的发展基础，其在国内产业链上也相对处于较上游的位置，因此市场分割对国有企业的影响很小。市场分割对港澳台资企业、民营企业的影响均呈现倒“U”型的关系，即较低水平的市场分割促进了这些企业出口产品质量的提升，而当市场分割超过一定程度时，对企业产生的负向效应将远超正向效应，进而抑制了企业出口产品质量的提升。具体而言，港澳台资企业受影响最严重，国家一直致力于香港、澳门以及台湾地区的发展，因此各地政府也给予港澳台资企业巨大的优惠待遇，大大促进了港澳台资企业的发展和产品质量的提升；但由于港澳台资企业的本土亲和性不强，当其想继续扩大生产规模时，更容易受到市场分割的制约。民营企业受到的待遇较港澳台资企业以及外资企业相差较大，因此初期市场分割对民营企业出口产品质量的促进作用最弱，而市场分割继续加剧时，由于民营企业具有本地地缘优势，其受市场分割的负面影响也相对较小。

表5 异质性检验：所有制差异

（2） 企业贸易方式差异

文章根据海关数据的划分，将企业贸易方式分为混合贸易、加工贸易和一般贸易。改革开放40 余年来，得益于中国劳动力资源禀赋和人口红利，中国的加工贸易经历了从无到有，从小到大的巨大转变。回归结果显示（篇幅有限，留存备索），市场分割对加工贸易企业出口产品质量作用最强，其次是混合贸易和一般贸易。主要是因为加工贸易其生产原材料来自国外，国内加工贸易企业主要受劳动力资源的影响，中国劳动力资源禀赋成为当地政府实行市场分割的重要手段，短期内市场分割有效促进了加工贸易企业出口的提升；当本地人口红利消失，加工贸易企业将因为市场分割的加剧而难以获得来自外地的人力资源和生产技术。而从事一般贸易的企业需要承担出口产品原料采购、研发设计、生产、包装以及销售等全部生产流程，影响其出口产品质量的因素较多，因此来自地方政府的“援助”之手对其的影响可能较弱。

（3） 分地区差异

分地区结果显示，东部、中部地区市场分割对企业出口产品质量影响呈倒“U”型的关系，而西部地区的影响不显著。且市场分割对东部地区企业出口产品质量的影响要大于中部地区。究其原因，跟我国地区间发展不平衡有很大关系。东部地区经济发展水平较高，企业可以从政府获取更多的资金、资源、技术引进等方面的援助，从而在短期内，市场分割可以显著促进企业出口产品质量的提升。随着市场分割的加剧，一方面会造成众多本地企业间的恶性竞争；另一方面，市场分割的加剧限制了优秀企业发展的舞台。而西部地区，经济发展较为落后，各项基础设施建设不完备，从事出口的企业也较少。来自地方政府的“援助之手”，也较难为西部地区企业的发展吸引到更多的技术、人才以及企业的入驻。因此，西部地区的发展，不仅需要市场的不断整合发展，更需要全国的共同努力。

五、进一步分析：影响机制检验

结合前文的分析，文章选择创新激励、企业成本平以及企业生产率作为中介变量。为了检验市场分割对企业出口产品质量影响的非线性关系，文章借鉴陈旭等(2019)[16]关于非线性中介效应的思路，构建如下的中介效应模型：

其中，Mit表示中介变量，具体包括创新激励水平(RD)，文章用新产品值占总产值的比重表示；企业成本(Cost)，采用主营成本与主营收入的比值表示；企业生产率，文章用LP 和OP 两种方法计算得到的TFP表示，由于工业企业数据库2008 年以后的关键指标数据缺失，因此这里计算的企业生产率为2000—2007 年的数据。模型(19)用来检验市场分割对中介变量的非线性影响关系；模型(20)将市场分割与两个中介变量的交互项分别引入模型，观察交互估计结果；模型(21)将模型(19)中介变量的拟合值Mit_Hat引入基准模型中，验证中介效应。

1. 创新激励效应

从表6 的列(1)可以看出，市场分割对于企业研发的一次项系数显著为正，二次项系数显著为负，表明市场分割与企业研发之间呈倒“U”型的关系，与市场分割与企业出口产品质量升级的关系相呼应。列(2)的结果表明，市场分割与企业研发的交互项系数在1%水平上显著为正，这说明市场分割可以通过创新激励效应对企业出口产品质量产生显著促进作用。列(3)结果显示，市场分割一次项和二次项的系数与基准回归一致，RD_Hat的回归系数显著为正，表明企业研发投入在市场分割对出口产品质量的影响中发挥部分中介效应。研发投入的增加，可以形成创新激励效应，缓解企业因市场分割加剧造成的不利影响，验证了假设H2。

表6 影响机制检验：创新激励和企业成本效应

2. 企业成本效应

从表6 的列(4)可以看出，市场分割对于企业成本的一次项系数显著为负，二次项系数显著为正，表明市场分割与企业研发之间呈“U”型的关系，即初期的市场分割可能会给企业带来成本收益，但随着市场分割的加剧，大大增加了企业长期成本。列(5)的结果表明，市场分割与企业成本的交互项系数在1%水平上显著为负，这说明市场分割会增加企业成本负担，不利于企业出口产品质量提升。列(6)结果显示，市场分割一次项和二次项的系数与基准回归一致，Cost_Hat的回归系数显著为负，表明企业研发投入在市场分割对出口产品质量的影响中发挥部分中介效应。即渡过发展期的企业要获得进一步发展，就需要更多的资源，扩大生产规模。而市场分割程度的持续加深，大大增加了企业跨区经营的成本负担，不利于出口产品质量提升，验证了假设H3。

3. 企业生产率效应

表7 报告了两种方法计算的TFP作为中介变量的回归结果。从列(1)、列(4)的回归结果可以看出，市场分割一次项系数均显著为正，二次项系数显著为负，表明市场分割与企业生产率之间存在倒“U”型的关系。列(2)、列(5)交互项的系数分别在1%和5%水平上显著，表明全要素生产率的提升扩大了市场分割对出口产品质量升级的促进作用。列(3)、列(6)全要素生产率的拟合值的系数分别在10%和5%水平上显著为正，再次说明中介效应的存在，假设H4 得以验证。

表7 影响机制检验：企业生产率效应

六、结论与启示

随着经济社会的不断发展，对高质量发展的追求已经成为时代的主旋律，中国对于“质”的重视已经上升到国家层面，提升出口产品质量、提高中国的贸易竞争力，是新时代贸易环境下的重要话题。文章利用微观层面的企业数据，通过将市场分割引入企业出口决策模型中，分析了市场分割对企业出口产品质量的影响及作用机制。研究发现：第一，市场分割与企业出口产品质量之间存在倒“U”型的关系，在市场分割水平较低时，市场分割能有效促进企业出口产品质量的提升，而当市场分割继续加剧时，则会对企业出口产品质量产生严重的阻碍作用。通过Heckman 两步法、变换指标以及工具变量法等稳健性检验后，研究结论依然稳健。第二，异质性检验发现，市场分割对企业出口产品质量的影响存在企业所有制、贸易方式以及地区差异。市场分割对国有企业出口产品质量的影响最小，而对港澳台资企业和民营企业的影响最大，且也呈现倒“U”型关系；分贸易类型的研究结果表示，市场分割对混合贸易、加工贸易和一般贸易企业出口产品质量的影响均呈倒“U”型，其中市场分割对于从事加工贸易的企业影响最大，其次是混合贸易和一般贸易；分地区而言，市场分割对东部、中部地区企业出口产品质量之间存在显著的倒“U”型影响，且对东部地区的影响大于中部地区，而对西部地区的影响不显著。第三，影响渠道的检验发现，市场分割通过研发、成本、资源配置等方面对企业出口产品质量产生影响。一方面，市场分割通过增加研发和提高资源配置效率来促进企业出口产品质量的提升，另一方面，市场分割会导致成本的上升进而抑制企业出口产品质量的提升。

根据上述研究结论，提出如下几方面的政策启示：首先，要充分发挥市场在资源配置中的效率，让不同类型、不同贸易方式的企业都能最大限度发挥其规模效率。其次，要减少地区间的发展差距，通过统一大市场的形成，促进地区间的交流与合作，东部发展较好的地区带动西部发展较落后的地区，实现经济的全面发展。最后，产品质量升级是培育企业出口竞争力的重要途径，国家和企业要坚定不移地走高质量发展路径，通过国家—地方政府—微观企业三个层面的努力，为实现我国质量强国、贸易强国目标而奋斗。