要素流动视角下县域高铁开通对中国企业出口产品质量的影响研究*

祝树金, 彭 彬, 段 凡 ,汤 超

(1.湖南大学 经济与贸易学院,湖南 长沙 410079;2.中国社会科学院 经济研究所,北京 100732;3.湖南财政经济学院 经济学院,湖南 长沙 410205)

2020年我国对外贸易规模升至5.3万亿美元,首超美国成为全球第一大贸易国。对外贸易作为我国开放型经济的重要组成部分,既是国民经济发展的重要推动力量,也是畅通国内国际双循环的关键枢纽。然而,我国对外贸易在一定程度上存在着“大而不强”的现实问题,整体出口产品质量与世界主要发达国家存在一定差距。“十四五”规划因此将“推动对外贸易高质量发展”作为对外贸易发展的主要目标。党的二十大报告也提出“推动货物贸易优化升级”“加快建设贸易强国”。2023年2月,国务院印发的《质量强国建设纲要》将“质量强国建设”作为推动高质量发展、促进我国经济由大向强转变的重要举措和满足人民美好生活需要的重要途径,并将“加快产品质量提档升级”作为建设质量强国的重要内容。现有出口产品质量研究主要考察中间品投入、融资约束、制度环境和汇率等因素对出口产品质量的影响,而忽视了中国大规模交通基础设施建设这一重要事实,尤其是高速铁路的发展。2021年铁路统计公报显示,全国铁路投运新线4208千米中有2168千米属于高速铁路,而全国15万千米的铁路营业里程中高速铁路部分已达到了4万千米。高速铁路作为生产要素在空间上流动的重要载体,在促进要素资源整合、推动区域经济协调发展和推进外贸转型升级方面发挥着重要作用。在出口贸易发展从“重视数量”向“提升质量”转变的大背景下,高速铁路能否有效提高我国出口竞争力,成为质量强国建设亟待探究的重要问题。

高速铁路的区域经济效应一直都是交通基础设施经济效应研究的重点,但鲜有文献深入考察高速铁路建设与贸易高质量发展之间的联系。分析高速铁路通达性对企业出口产品质量的影响,对深刻理解高速铁路建设的政策含义和升级出口产品质量的路径探索具有重要现实意义。相比于既有文献[1],本文的边际贡献主要体现在以下方面:①研究视角的扩展。现有文献针对高速铁路与出口质量的分析往往落脚在高铁开通的成本效应上,很少关注高铁开通的要素流动效应。本文基于要素流动视角,利用县域高速铁路数据及微观企业产品数据,探讨高铁开通对企业出口产品质量的影响。②理论机制的创新。本文基于要素流动效应论述高铁开通影响企业出口质量时,从企业管理、研发创新及中间品投入三个方面深入阐释了高铁开通可能促进企业出口产品质量升级的内在机制,丰富了这类研究的理论分析。③政策内涵的延拓。本文将企业异质性、产品差异化及城市区位等多维因素纳入考察范围,探究高铁开通对企业出口产品质量的异质性影响,进一步丰富了研究的政策启示。

一 高铁开通影响出口产品质量机制:要素流动视角的解释

相对于传统交通运输方式,高铁作为重要的现代交通运输方式,凭借快速、安全和高效等特征,大幅缩短了区域间的时间距离,显著改善了区域交通的可达性,使区域之间的经济联系愈发紧密,此即为高铁的“时空压缩”效应。已有研究指出,随着区域交通便利性的改善,区域资源、要素的跨区域流动性会显著增强。因此,在高铁的这一“时空压缩”效应的作用下,区域的要素空间结构和经济分布面临重塑[2]。作为区域经济重要载体,企业要素跨区域流动性的变化会对企业的管理效率、研发创新及中间品投入产生影响,最终会影响企业产品的质量。结合新经济地理学的相关理论和梳理、综合现有文献,本文基于高铁开通对要素流动的影响,从上述三个方面阐述高铁开通提升企业出口产品质量的微观机制。

区别于已有高铁开通对企业产品质量的影响研究,本文引入企业管理效率,并将其视为企业产品质量异质性的来源,据此研究企业对于高铁开通的反应。现有许多文献关注了企业管理效率的重要性,例如Gort和Lee发现企业管理效率对美国制造业的全要素生产率具有显著贡献,并确定企业管理效率的三个来源,依次是优渥的初始管理禀赋、管理知识的学习积累和有效市场对企业内部管理资源的配置作用[3]。高铁的快速和便捷将有效缩短企业的时间距离,缓解企业因地理距离过远而引发的信息不对称,缓和由此产生的代理冲突[4],提升企业的管理效率。委托代理理论认为,企业管理层会为追求个人利益而损害企业利益,使得企业的资源配置偏离最优状态。地理距离的遥远会阻碍外部监管者对企业的有效监督,以地方国有企业为例,Opie等的研究就表明,地理距离的遥远使得控股股东有效监督企业的难度增加,由此造成企业投资的低效率[5]。随着地理距离的缩短,外部监管者对企业的审核监督会越发严厉,Kubick等就发现美国国税局更倾向于对地理距离相对邻近的企业进行税务审计[6]。然而,外部监管者将会因高铁开通而缩短往返时间,这将降低其调研和监督企业的成本。杨青等的研究表明,分析师对上市企业实地调研的次数因高铁开通而显著增加,这将使外部监管者更好地发挥监督作用,有效抑制企业高管代理问题,并规避企业管理层的短视行为,使其做出对企业产品质量升级有益的管理决策,提升企业的产品质量[7]。企业管理效率的提升还依赖于企业学习积累管理知识和有效市场对企业内部管理资源的配置。高铁提高了沿线区域交通的可达性,不仅节省了企业外部监管者的交通时间,也会节省企业高级管理人才的通勤成本,并吸引这类人力资本的迁移,这将改变高铁沿线区域内企业管理禀赋,促进上述区域积累管理知识,提升企业的产品质量。杜兴强等研究发现,高速铁路将促进拥有博士学历、频繁出差的高级管理人才向沿线上市企业集聚[8]。另外,地理距离过远会分割区域间的市场,高铁开通缩短区域间的时间距离,将有利于区域间市场的整合,促进企业内部管理资源的知识溢出,进一步提高高铁沿线区域内企业的管理效率,有利于企业升级产品质量,据此提出本文的第一个研究假说:

H1:高铁开通加速要素流动形成的管理效率提升效应,将有利于企业出口产品质量的升级。

高铁开通加速创新要素流动,为地区间创新技术的扩散、创新知识的溢出与创新活力的释放提供有利条件,能够提高高铁沿线区域内企业的创新能力。即使在通信科技发达的今天,仍然存在创新知识溢出的地理距离约束[9]。高铁的开通有助于打破人员流动的障碍性壁垒,为创新型人才跨地区交流提供更多可能,有利于技术和知识等向高铁沿线区域内企业转移和扩散。卞元超等的研究表明,高速铁路能够促进R&D人才向沿线城市集聚,东部地区尤其如此[10]。类似地,基于专利发明人流动视角,杨金玉等也发现高质量专利发明人向沿线企业集聚的概率因高铁开通而显著增加[11]。作为知识吸收的载体,人力资本决定了企业吸收新知识的能力,也决定了企业的创新水平。而高铁网络将吸引高学历人才流入铁路沿线企业的科研部门,促进高学历人才向高学历科技人才的转变,有利于企业创新水平的显著提高[12,13]。创新知识和技术以物化的形式凝聚于商品之中,商品流通速度的加快会促进创新知识和技术的转移和扩散。高铁开通已被证明改变了货运物流的格局,它以其特有的运输形式提升地区货运能力,释放既有铁路干线的货运能力,有效缓解原铁路货运能力的紧张状况,促进商品的跨区域流通,使得高铁沿线区域内企业有更多的机会接触嵌入前沿创新知识和技术的商品,为企业的自主创新积累经验和提供技术借鉴,促进企业技术进步和创新能力提升。另外,良好的交通基础设施会有效地降低贸易成本和促进市场一体化,这将有利于价格的趋同及波动性的下降,并产生新的比较优势使得资源沿着交通线路重新配置,由此带来市场规模的扩张,使得高铁沿线区域内企业能够从专业化、边际报酬递增和促竞争效应中受益,从而激励上述企业创新,提升企业的创新能力[14],而企业创新能力提高又是出口产品质量升级的核心动力源,因此提出本文的第二个研究假说:

H2:高铁开通加速创新要素流动形成的驱动研发创新效应,将有利于企业出口产品质量的升级。

2017年8月,为提升物流发展水平,国务院出台了系列文件,其中的重要举措就是加快高铁物流的发展。当前的高铁运输仍然以客运为主,打破人口流动的时空壁垒,促进高素质劳动力的跨区域流动是高铁开通最为直接的影响。研究表明,高质量劳动力有助于企业提升产品质量,但若只依赖高质量劳动力可能无法实现企业生产工序的升级,尚需与之相匹配的优质进口中间品共同发挥作用,以促进企业产品质量的提升[15,16]。一方面,优质中间品和熟练劳动力作为企业优质产品生产的互补性投入[17]。进口中间品往往因内嵌国外先进的技术、知识而成为国内出口企业中间品投入的首选。高铁开通将使沿线区域内企业能够获取更多优质的进口中间品,优质进口中间品将通过企业投入品种类的丰富及内嵌的先进技术,促进企业产品质量的升级[18]。另一方面,进口中间品投入与企业研发之间存在互补性,通过使用进口中间品投入,企业的研发创新也可能受益于进口中间品投入的技术嵌入,带来企业研发成本的降低,提高企业研发效率,激励企业的研发创新[19,20],最终提高企业产品质量。由于企业间的投入产出联系,优质进口中间品的获取也对那些使用国内中间品的企业有利,这类企业的技能结构和企业产品质量也将因此有显著提升[17]。在全球化时代,中间品供应商不仅遍布全国,甚至可能分布于世界各个角落。一方面,高铁开通能够有效节省企业与中间品供应商间的谈判成本、增进双方的软信息交流,从而使得企业能够选择更远距离的供应商,以获取更有价格、质量优势的中间产品,促进企业产品质量的优化。另一方面,高铁开通产生的市场规模效应或市场整合会对中间品供应商形成吸引,改变中间品供应商的布局战略,将其中间品供应网络节点拓展至高铁沿线区域,高铁沿线区域因此更有可能形成中间品供应商的集聚,提高企业供应链的整体质量,有利于企业产品质量的提升,基于此提出本文的第三个研究假说:

H3:高铁开通加速要素流动形成的优质进口中间品匹配效应,将有利于企业出口产品质量的升级。

二 模型与数据

(一)计量模型构建

高铁建设并非一个纯粹的外生政策冲击,因为政府对于高铁线路规划和站点选址往往具有目的性,且各个县市高铁开通的时间存在差异,因此本文使用多期DID模型估计高铁开通对企业出口产品质量的影响,构建模型如下:

qualityijpdt=α+βAfterit×HSRit+γXit+

θWjt+ρZdt+μd+λj+ωi+εp+δt+εijpdt

(1)

其中,被解释变量qualityijpdt为t年份d县域j行业i企业p产品的质量的对数,解释变量是“是否开通高铁”(HSR)和“通车前后”(After)的交互项,若企业在样本期间开通高铁,则HSR取值为1,否则取值为0,若样本年份在高铁开通年份之后,则After取值为1,否则取值为0。控制变量集Xit、Wjt、Zdt分别反映了企业、行业和县域的特征差异。具体地,Xit涵盖了企业生产率、杠杆率、资产收益率、企业规模和企业年限,Wjt则涵盖企业对应行业的竞争程度,Zdt则包括县域产业结构、财政支出状况、地区金融发展状况,μd、λj、ωi、εp和δt分别表示县域、行业、企业、产品和时间固定效应,εijpdt表示随机误差。

(二)指标测度

1．出口产品质量(quality)

本文运用需求推断法对出口产品质量予以测度,Khandelwal等基于CES效用函数推导出包含企业出口产品质量的需求函数[21],然后根据这一函数对影响需求的其他因素(不含产品质量)如产品价格、价格指数、消费支出等予以控制,据此将得到的需求残差作为企业出口产品质量的估计依据[22]。测算过程具体如下,基于CES效用函数,可得企业i在t年出口产品p到c国的数量:

(2)

其中,xitpc、qitpc和pitpc分别为i企业在t年出口到c国的HS6位码产品p的数量、质量与价格;Pct为进口国c在t年总的价格指数;Ect表示进口国c在t年总的消费支出;σ为产品间的替代弹性,且σ>1。对式(2)两边取自然对数,得

lnxitpc+σlnpitpc=φp+κct+νitpc

(3)

(4)

借鉴Fan等和Broda等的方法,使用HS2位码上的产品替代弹性数据估计出口产品质量,以使质量估计结果更加准确[23,24],进一步规范出口产品质量标准,并将其按照出口价值占比赋予权重加总至产品层面,以获取企业-产品-年份层面的出口产品质量。具体做法见式(5):

(5)

其中,max和min分别代表求最大值和最小值,是针对某一HS6位码产品p,在所有年度、所有企业、所有进口国层面求最值,exitpc表示i企业在t年出口到c国的HS6位码产品p的价值量。

2．控制变量

①企业生产率(tfp),相较于OLS回归采用索洛余值估算企业生产率,OP法因为能够更好地解决内生性问题和选择性偏误问题而被较多的研究者所接受,因此本文选择OP法对企业生产率进行估算[25]。②企业杠杆率(lever),用企业总负债除以总资产衡量。③资产收益率(roa),用企业总利润除以总资产衡量。④企业规模(size),用企业雇佣人数的对数衡量。⑤企业年限,用观测值所在年份减去成立年份衡量。⑥竞争程度(hhi),用赫芬达尔指数衡量,分年度分行业使用销售收入测度。⑦县域产业特征,用第二产业、第三产业各自所占比重来反映。⑧财政支出状况(fiscal),采用县域财政支出占生产总值比重衡量。⑨金融发展状况(finance),用年末金融机构各项贷款余额除以各县生产总值衡量。

(三)数据说明

本文将2007-2013年中国制造业企业作为研究样本,使用数据涉及中国工业企业数据库和中国海关数据库。中国工业企业数据库覆盖了规模以上的工业企业,包含了上述企业的基本信息及财务数据,中国海关数据库包含了企业-产品(HS8位码)-国家层面的进出口记录。其中,出口贸易数量和出口单价是本文计算出口产品质量的关键。县域层面的高铁开通状况并无现成的数据库,通过逐一查找官方网站获取,反映2007-2013年县域经济状况的数据则从2008-2014年县域统计年鉴中获取。关于工业企业数据库和海关数据库的合并,依照Cai等的做法对原始数据进行清洗[26],借鉴Brandt等及杨汝岱的方法逐年合并工业企业数据以构建企业面板数据[27,28],进一步参考田巍等和樊海潮等的做法,以企业名称、企业联系人、邮政编码和电话号码后七位数字作为参数指标与海关数据进行跨库合并[29,30];在此基础上,按照对应年份和县域代码将县域经济数据和相应的高铁开通数据进行匹配。本文主要变量的描述性统计见表1。

表1 变量的描述性统计

三 实证结果分析

(一)基准回归

基准回归结果如表2所示,在分别对年份、县域、行业、企业和产品固定效应予以控制的条件下,第(1)列将高铁开通的核心解释变量After×HSR与企业出口产品质量quality单独进行回归;第(2)列加入企业特征变量;第(3)列加入行业特征变量;第(4)列加入县域特征变量。通过逐步加入控制变量,第(1)～(4)列回归结果显示,高铁开通对企业出口产品质量升级具有显著正向作用,且影响系数大小基本稳定。第(4)列的基准回归结果表明,县域内开通高铁后企业的出口产品质量有显著提高。控制变量基本符合预期,其中企业杠杆率、行业竞争度、县域产业特征、县域金融发展状况对企业出口产品质量提升具有显著正向促进作用。

表2 基准回归结果

(二)平行趋势检验

使用双重差分法的一个重要前提就是模型必须满足平行趋势假定,本文借鉴孙文浩等的研究,定义8个年份虚拟变量,year-3、year-2、year-1、year0、year1、year2、year3、year4分别代表高铁开通的前3年、前2年、前1年、当年、后1年、后2年、后3年、后4年,并将其与HSR交互后进行回归[31]。从图1和表3第(1)列可知,year-3×HSR、year-2×HSR、year-1×HSR的系数估计值均不显著,表明县域高铁开通之前,实验组与对照组企业的出口产品质量并不存在显著差异,通过平行趋势假设检验,year0×HSR、year1×HSR、year2×HSR及year3×HSR、year4×HSR的估计系数显著为正,表明县域高铁开通能够促进沿线制造业企业的产品质量升级,且这种影响存在动态效应。

图1 高铁开通影响企业出口产品质量的平行趋势检验

表3 平行趋势检验结果

为进一步说明县域高铁开通能影响企业出口产品质量的升级,借鉴吉赟等的方法,本文进一步进行反事实检验[13]。基本思路是,假若县域高铁的开通真能够促进企业出口产品质量升级,那么改变县域高铁开通的时间,构建一个伪高铁开通事件冲击,将不会显著影响企业出口产品质量的升级。本文因此假设分别将各个县域高铁开通的时间前置1年、2年,构建伪高铁开通变量After×HSR-1和After×HSR-2,用其依次取代式(1)中的变量After×HSR进行回归,估计结果见表3列(2)和列(3)。从表3中可知,前置高铁开通的时间对其沿线制造业企业的出口产品质量并不存在显著影响,这一反事实检验从侧面印证了县域高铁开通能够促进企业出口产品质量升级这一核心结论。

(三)稳健性分析

1．改变出口产品质量的测度方法

在基准回归中,本文选择Broda等基于HS2位码行业数据估算出的贸易弹性系数作为度量依据,避免了回归过程中的价格内生性问题[24,32]。但贸易弹性系数的选择还是会对出口产品质量的估计产生影响,为此本文借鉴Fan等关于贸易弹性的设定,分别赋值贸易弹性系数σ=5和σ=10,对企业出口产品质量重新予以估计[23]。表4第(1)列和第(2)列报告了使用新出口产品质量数据对式(1)重新估计的实证结果,After×HSR交互项系数均显著为正,与基准回归结果一致,这就表明高铁开通能够促进企业出口产品质量升级这一基准结论不受产品质量测算过程中贸易弹性系数选择的影响。

2．以出口产品价格衡量出口产品质量

Kugler等、Hallak等、Bastos等的研究表明,哥伦比亚、印度和葡萄牙企业生产的高质量产品将以更高的定价在市场上售卖,因此可使用出口产品价格作为出口产品质量的代理指标[33-35]。将出口产品价格作为被解释变量对式(1)重新予以估计,回归结果见表4列(3)。After×HSR的回归系数仍显著为正,说明县域高铁开通会显著促进企业出口产品价格(质量)的提升。

3．样本双边缩尾处理

尽管对样本数据进行谨慎处理,但仍难以排除样本存在潜在异常值的可能,为此本文对所有变量予以缩尾处理,分别在第1百分位和第99百分位进行缩尾。表4第(4)列报告样本缩尾处理后的回归结果,估计结果表明,After×HSR交互项的系数仍然保持稳健。

(四)内生性问题讨论

1．工具变量法

借鉴吉赟等、陈丰龙等的做法,本文通过构建不同的工具变量对模型进行估计,以此解决基准模型可能存在的潜在内生性问题[13,36]。一方面,借鉴吉赟等的构建策略,使用地理坡度和年份变量的交互项(slope×year)作为高铁开通的工具变量[13],具体估计通过两阶段最小二乘法(2SLS)实现,模型设定如下:

Afterit×HSRit=α+βslopei×yeart+γXit+

θWjt+ρZdt+μd+λj+ωi+εp+δt+εijpdt

(6)

qualityijpdt=α+βprob(Afterit×HSRit)+

γXit+θWjt+ρZdt+μd+λj+ωi+εp+

δt+εijpdt

(7)

其中,第一阶段回归如式(6)所示,将企业所在县市是否开通高铁(After×HSR)作为被解释变量,地理坡度和年份变量的交互项(slope×year)作为解释变量,通过执行probit回归生成制造业企业所在县域开通高铁概率的拟合值prob(After×HSR),然后根据式(7)构建模型以考察这一拟合值对制造业企业出口产品质量的影响。表5列(1)汇报了第2阶段回归结果,在工具变量回归下,高铁开通后沿线企业的出口产品质量显著提升。另一方面,借鉴陈丰龙等的做法构建一个复合工具变量,即使用明朝驿路、地理坡度与年份变量的交互项(stage×year、slope×year)作为高铁开通的工具变量[36],实证设计思路与前述一致,使用stage×year和slope×year对slope×year予以替代,表5列(2)汇报了第2阶段回归结果,在这一复合工具变量回归下,高铁开通后沿线企业的出口产品质量显著提升。

表5 内生性问题讨论结果

2．倾向得分匹配法

在基准回归中,本文直接使用双重差分法对模型进行估计,若样本存在选择偏误,可能会影响模型估计结果的准确性。进一步地,本文又使用PSM-DID方法对模型进行估计,以期通过倾向得分匹配降低可能存在的样本选择偏误,使得双重差分法估计的结果更可靠。具体做法如下:首先,以企业所在县域是否开通高铁为因变量,将县域财政支出状况、县域金融发展状况和二、三产业占比作为协变量,通过Logit回归生成倾向得分;其次,根据Logit回归估计出的倾向得分,分别使用最近邻匹配、马氏距离匹配、核密度匹配等方法进行配对;最后,分别对上述匹配样本进行双重差分估计,具体结果见表5列(3)～(6)。与基准回归相一致,After×HSR回归系数仍显著为正,这进一步排除了可能存在的样本选择性偏误的干扰,说明县域高铁开通能够促进企业出口产品质量升级这一核心结论具有稳健性。

四 机制检验及异质性分析

(一)机制检验

在理论基础部分,本文基于要素流动视角,从企业管理、研发创新和中间品投入三个方面论述高铁开通对企业出口产品质量的影响,提出了高铁开通影响企业出口产品质量的管理效率提升、驱动研发创新和优质进口中间品匹配三条渠道,本节对上述渠道予以实证检验。

1．管理效率提升效应

管理效率是对企业管理水平的评估,它能够反映生产过程中企业管理者的组织协调运营能力。本文借鉴Bloom等以及Qiu等利用管理费用残差的估计思想测度企业管理效率[37,38]。除了企业管理效率,企业的其他因素如企业规模、出口行为、成本加成等也能够影响企业的管理费用支出,若能够对上述其他因素予以控制,则剩余管理费用就应属于企业管理效率的作用。据此构建企业管理效率估计模型如下:

ln G&Ait=α1lnlit+α2ln expit+α3markupit+

ωi+σt+εit

(8)

MEdistijdt=α+βAfterit×HSRit+γXit+

θWjt+ρZdt+μd+λj+ωi+εp+δt+εijpdt

(9)

qualityijpdt=α+βMEdistijdt+γXit+θWjt+

ρZdt+μd+λj+ωi+εp+δt+εijpdt

(10)

表6列(1)和(2)汇报了上述实证的回归结果。表6第(1)列展示了高铁开通对企业管理效率水平的影响估计。结果显示,After×HSR的估计系数显著为负,且在1%水平上通过了显著性检验,由于MEdist值越小表示企业的管理效率越高,说明高铁开通显著提升了企业管理效率。本文进而检验了企业管理效率对企业出口产品质量的影响[见表6第(2)列],结果表明,企业管理效率的系数显著为负,说明企业管理效率的提升能够促进企业出口产品质量升级。综上说明,县域高铁开通将通过提升企业管理效率来促进企业出口产品质量升级。

表6 机制检验结果

2．驱动研发创新效应

高铁开通还可能会通过驱动企业研发创新来提升企业出口产品质量,为验证这一机制的存在性,本文使用企业研发费用对销售收入占比这一指标作为衡量企业研发创新(RD)的代理变量,构建计量模型如下:

RDijdt=α+βAfterit×HSRit+γXit+θWjt+

ρZdt+μd+λj+ωi+εp+δt+εijpdt

(11)

qualityijpdt=α+βRDijdt+γXit+θWjt+ρZdt+

μd+λj+ωi+εp+δt+εijpdt

(12)

表6列(3)和列(4)反映了上述实证的回归结果。表6第(3)列展示了高铁开通对企业研发创新的影响估计。结果显示,After×HSR的估计系数显著为正,且在5%水平上通过了显著性检验,说明高铁开通显著促进了企业的研发创新水平。表6第(4)列检验了企业研发创新对企业出口产品质量的影响。结果显示,企业研发创新的系数显著为正,说明企业研发创新能够显著促进企业出口产品质量升级。综上所述,县域高铁开通会通过驱动企业研发创新提高企业的出口产品质量。

3．优质进口中间品匹配效应

在指标测度部分已对最终产品的质量测度进行详细介绍,按照同样的逻辑思路,本文使用中国海关的进口数据对企业的进口中间品质量加以测度,而企业层面的进口中间品质量(impqua)则是借鉴施炳展等的方法,通过对产品层面的进口中间品质量标准化、赋予权重加总得到[42]。为验证县域高铁开通是否将通过优质中间品进口影响企业出口产品质量升级,构建计量模型如下:

impquaijdt=α+βAfterit×HSRit+γXit+

θWjt+ρZdt+μd+λj+ωi+εp+δt+εijpdt

(13)

qualityijpdt=α+βimpquaijdt+γXit+θWjt+

ρZdt+μd+λj+ωi+εp+δt+εijpdt

(14)

表6第(5)列显示了县域高铁开通对企业进口中间品质量的影响,第(6)列显示了企业进口中间品质量对企业出口产品质量的影响,其中After×HSR的估计系数显著为正,且在5%水平通过了显著性检验,说明高铁开通显著促进企业进口中间品质量的提升,而进口中间品质量关于企业出口产品质量的系数显著为正,说明进口中间品质量的提升有利于企业出口产品质量的升级。综上所述,县域高铁开通会通过中间品质量匹配效应促进企业出口产品质量的升级。

(二)异质性分析

因企业异质性、产品差异性和区位特征等因素,高铁开通对企业出口产品质量的影响可能存在异质性,本文对此做出进一步探究。

1．基于企业管理效率的异质性分析

借鉴Qiu等的分类方法,按行业将企业管理费用残差升序排列,定义企业管理费用残差小于第10百分位管理费用残差数值的企业为高效率企业,企业管理费用残差大于第90百分位管理费用残差数值的企业为低效率企业[38],并分别设立对应的虚拟变量Hig、Low。为考察高铁开通对不同管理效率企业出口产品质量的影响差异,本文构建如下计量模型:

qualityijpdt=α+β0Afterit×HSRit+

β1Afterit×HSRit×Higit+β2Afterit×

HSRit×Lowit+γXit+θWjt+ρZdt+μd+

λj+ωi+εp+δt+εijpdt

(15)

回归结果如表7第(1)列所示,After×HSR×Hig的系数值显著为正,表明高铁开通对管理效率高组别企业出口产品质量的促进效应显著,After×HSR×Low的系数值显著为负,表明相对于其他组别的企业,高铁开通对管理效率低组别企业出口产品质量的促进效应相对更弱。

2．基于企业产品差异化的异质性分析

按照Kugler等的定义,将企业产品划分为异质性产品和同质性产品[33]。本文进一步考察高铁开通对不同类别产品出口质量的差异化影响,设置虚拟变量Diff,Diff=1表示该产品为异质性产品,Diff=0则表示该产品为同质性产品,将其与高铁开通变量After×HSR进行交互,执行关于企业出口产品质量的回归,回归结果见表7第(2)列。After×HSR×Diff的系数值显著为正,表明相对于同质性产品,高铁开通对异质性产品质量升级的促进效应更显著。

3．基于多产品企业资源配置的异质性分析

借鉴Bernard等和Eckel等划分方法,根据企业产品出口额进行排序,将出口额最大的产品划分为该企业的核心产品[43,44],构建对应的虚拟变量Core,将其与高铁开通变量After×HSR进行交互,执行关于企业出口产品质量的回归,以考察高铁开通对资源配置类别不同的产品的出口产品质量影响。表7第(3)列回归结果显示,After×HSR×Core的系数值为正,且在1%的水平上显著,表明相对于非核心产品,县域高铁开通对企业核心产品质量升级的促进效应更显著。

4．基于地理距离的异质性分析

核心-边缘理论认为,在虹吸效应的作用下,边缘地区资源要素会向中心城市集聚。利用县域与其所在地级市之间距离数据,本文进一步考察高铁开通对企业出口产品质量影响的距离差异,将县域与其所在地级市之间距离变量Dist与高铁开通变量After×HSR进行交互,执行关于企业出口产品质量的回归,回归结果见表7第(4)列。结果显示,After×HSR×Dist的系数值显著为正,且在1%水平上显著,表明对于距离中心城市较远的县域而言,县域高铁开通能够促进其县域内企业出口产品质量的升级,说明县域高铁开通能够缓解中心城市对该县域的虹吸效应。

五 结论与政策讨论

以高铁为代表的中国大规模交通基础设施建设,为研究交通基础设施与贸易高质量发展的关系提供了前所未有的叙事背景。本文利用县域高铁数据及微观企业产品数据,基于要素流动视角研究了县域高铁开通对企业出口产品质量的影响。研究发现,县域高铁开通促进要素流动通过管理效率提升效应、驱动研发创新效应和优质中间品匹配效应促进企业出口产品质量升级。对于管理效率高的企业、异质性产品和核心产品及距离中心城市较远的县域,高铁开通的质量升级效应更显著。基于此,为促进要素自主有序流动和推动贸易高质量发展,本文提出以下建议:

一是加快交通基础设施供给侧结构性改革,推动铁路运输的高质量发展。一方面,通过推进铁路运输市场化改革来优化铁路运输结构和运力配置,结合高铁快捷便利、普通铁路廉价环保的特性,充分发挥高铁和普通铁路各自在客运和货运方面的优势;另一方面,更合理规划高铁的站点选址和运行线路,充分发挥高铁对区域间人员流动的促进作用,进一步释放高铁的人力资本效应。

二是积极营造有利于自主创新的产业生态,充分发挥企业研发创新对出口产品质量升级的推动作用。首先,政府应重视对基础科研的投入,完善基础性技术供给体系,奠定企业研发应用基础;其次,利用市场机制实现创新成果的可交易性,增强企业间创新的互补性,通过企业间的错位创新提高资源的利用效率;最后,企业的研发创新应以补全供应链、解决“卡脖子”问题、发展核心技术为导向,依靠技术创新突破企业发展瓶颈的束缚。

三是改变企业内部所面临的要素约束格局,积极引进多样化、高质量的进口中间品。出口企业应结合自身发展实际,积极开拓与国外中间商的业务往来,扩大进口国外核心零部件和技术装备,降低企业自身发展面临的供给侧障碍。在涉及要素供应链稳定的重点领域,政府应对产业链各个环节的外部要素依存度加以评估,制定稀缺要素和关键短板技术清单,在加强自主技术攻关的同时,寻找切实有效的预案,为经济高质量发展提供持续性保障。