用机制的理论框架〔“），并釆用门槛效应模型从整体和多维异质性视角揭示了加总贸易成本对出口产品质量的实际 作用机理。研究结果表明：首先，加总贸易成本对出口产品质量的作用机制呈现出显著的非线性，这种非线性不 仅在理论分析框架中成立，在整体层面和区域、地理优势异质性层面均稳健成立；其次，加总贸易成本对出口产 品质量既存在“利润侵蚀型负效应”，也存在“倒逼革新型正效应”，但这种倒逼正效应存在一定\"天花板”， 跨过\"天花板”后加总贸易成本增加将显著降低出口产品质量；最后，虽然2002-2015年间中国出口产品质量有所 提升，但提升幅度相对有限。提高贸易便利性、科学提升工业规模和提升全要素生产率能有效促进中国出口产品 质量升级。关键词：出口产品质量；加总贸易成本；面板门槛；非线性中图分类号：G647.23 文献标识码:A 文章编: 1008-472X（ 2019 ）04-0031-17收稿日期：2019-09-19基金项目：本文为浙江省高校重大人文社科攻关计划项目“制造业与生产性服务资源错配型耦合的演进机
理、经济效应与浙江破解路径研究” （2018GH011）研究成果。作者简介：刘 慧（1982-）,女，山东临沂人，浙江理工大学经济管理学院，副教授，研究方向：产品质
量；蒋 丽（1990-）,女，浙江金华人，浙江理工大学经济管理学院，硕士，研究方向：出口贸易。—'引言改革开放以来，中国的对外贸易取得了举世瞩目的成就，出口额从1978年的97.5亿美元上升到了
2017年的2.26万亿美元，出口总额增加了 230多倍，创造了令学界惊叹的“出口奇迹”。然而，与“出 口奇迹”相伴随的中国现实却是：中国企业的盈利能力十分有限，不仅生产环节处于全球价值链分工地 位的低端，还长期以“低质低价”的形象介入国际市场⑶。中国出口量急剧增长与出口产品“低质低价” 并存的事实特征使得出口产品的“质”远比“量”重要的观点逐渐成为了学界共识⑷，并且出口产品质
量也成为了衡量一国生产能力的重要标志［役这也使得出口产品质量成为了学界研究的热点，学界多从
出口产品质量的测度、出口产品质量的影响因素和出口产品质量演进的经济效应等三个方面展开［5'11］o 研究结果多表明：中国出口产品质量并不高，甚至还表现出一定的下降趋势©叫中国出口产品长期维持于“低质低价”运转很大程度上得益于国内廉价的要素和非要素成本［句。然
而，近几年中国的要素成本和非要素成本均呈现快速上升的趋势，如魏浩、李掰的研究表明：2010年中 国的劳动力价格是2001年的3.56倍，增长幅度远超过巴西和墨西哥等发展中国家［卬。此外，随着贸易
保护主义的兴起，美国采取的诸如加征中国出口品关税、与部分国家签订有“排中”嫌疑的自贸协定以 及退出部分贸易便利化组织（如万国邮联）等措施势必会在一定程度上增加贸易难度，提高中国的加总
贸易成本。持续增长的要素成本和非要素成本使得中国长期所依赖的“低成本-低质量-低获利能力”模 式难以为继，由此，我们自然就产生一个疑问，加总贸易成本对出口产品质量的作用机制是怎样的呢？ 未来可能增加的贸易成本会成为我国出口产品质量提升的障碍吗？31降低贸易成本和提升产品质量是提升我国经济增长质量的重要途径，为此，揭示上述问题的答案对 中国制定经济增长质量提升、应对潜在贸易成本提升风险和优化对外贸易方式等方面的政策均具有较高
的参考价值。然而，令人遗憾的是：虽然学术界对加总贸易成本和出口产品质量分别进行了大量而深入 的研究113441,但目前尚无学者深入分析加总贸易成本对出口产品质量的作用机制，更无剖析上述机制的
理论框架，因而无法为上述问题提供科学的答案。有鉴于此，本文在融合学者Hallk、Sivadasan, Medin 研究的基础上［口】，构建了剖析加总贸易成本对出口产品质量作用机理的理论框架，从理论视角证实二 者作用机制的存在性，并运用门槛效应模型首次对二者的关系进行细致的经验分析，进而在为该领域的
研究提供一个基础性理论模型的基础上，弥补二者交叉关系经验研究缺乏的遗憾，并为中国制定实现对
外经济发展方式转变方面的政策提供更科学的理论依据。二、理论模型借鉴学者Hallk、Sivadasan. Medin的研究冋，本文假设在一个垄断竞争市场中，存在两个国家，
分别为出口国(生产国)i和进口国八假设i国的出口企业存在异质性，即企业间生产率和产品质量存 在一定的差异，进一步假设企业的进入和退出是自由的，且企业从不出口到出口所需支付的加总贸易成 本分为可变贸易成本和固定贸易成本两类。(-)消费者行为根据学者Hallk、Sivadasan的模型⑴，增加产品质量后的CES形式的需求函数可以表示为：其中，q/f弋表i国企业出口到丿国市场的产品销售量，表示i国产品在/国市场上的销售价格，入表 示产品质量，o为产品替代弹性，E为消费支出水平，P为价格指数。式(1)说明在一定的价格水平下,
质量高的产品具有更大的市场需求量。(二)生产者行为在垄断竞争市场结构下，企业生产的产品是具有差异的，其边际成本主要取决于企业的生产率和产 品质量，可以用下式来表示：c(D =詈；1巴 0 \" < 1
(2)其中(P为企业的生产率，B为边际成本的质量弹性，Co为常数。除了边际成本，企业生产过程中还涉
及固定生产成本。为了更好地刻画企业的固定生产成本，本文引入了一个衡量固定成本异质性的变量
即固定投入效率，此时，企业的固定生产成本可以表示为：F(A, =
a>(l_0)@_l)
(3)其中Fo为企业初始运营的固定成本，f为常数，a为固定成本的质量弹性。参照Medin (2003)的做 法⑵，在垄断竞争市场中，由边际收益等于边际成本可得：(4)由式(2)和(4)可求得岀口国(i)企业的出厂价为:LI (T-1 (Pp =旦.£2# (5)(三)开放市场下的均衡根据学者Hallk、Sivadasan的研究⑴，在国际贸易中，加总贸易成本包含可变贸易成本(冰山成本)
和固定贸易成本两类，此时i国企业出口品的出厂价(为)与其在丿国市场销售价(pj)间的关系可以表
示为：Pj =PiT = Pi(^-V)32(6)其中T为衡量冰山运输成本等可变贸易成本（T>1），卩为加总贸易成本，包括可变贸易成本（T）和
固定贸易成本（V）=此时i国企业由出口带来的利润为：7T = （pj — c）qj — F — v
（7）将式（1） （2） （3） （5） （6）代入式（7）整理可得：n = TnXa'（jj. — v）1_CT - — v）~a — Fo 一 f 护—v （8）其中m =（》）（^1）号，a，= （1 — 0）（o■-1）,且0 < a/ < a。在开放市场下的均衡需满足利润函数的一阶条件，即詈=一 u）—入aJ 一 乎ma'Qa'-ie 一 护一乎卩-i = 0
将（9）式化简可得：ma'fji -
（/z - u -
（9）（10）由（10）式可得市场均衡条件下的出口产品质量（入*）和加总贸易成本（从）之间的函数表达式为:]入* = [magu）%-u-专）忙
_
（n）af结合（11）可以判定：二者的作用关系存在均衡状态，加总贸易成本是影响出口产品质量变迁的重
要变量，但由于口的系数和指数均不等于0,且“总会存在指数不为1的项，为此，二者的作用关系可能 具有非线性特征。三、关键变量的测度与特征分析（-）中国加总贸易成本的测度与分析参考学者Novy和许统生、梁肖的做法[14-151,笔者采用引力模型测度中国加总贸易成本，根据学者 Anderson和Wincoop的研究“6）, —般均衡的引力模型可以表示如下：1-(7xiJ =筝(12)切表示从国家i出口到国家丿的名义出口额，％表示国家i的名义收入，广表示世界收入，其中
yw =》f=iyj, o> 1是货物之间的替代弹性,山和号分别表示国家i和国家/的价格指数。切表示i国出 口到丿国的贸易成本。此时i国的国内贸易成本（x“）可以表示为：切=勞（誅）'°经过适当的变形，可得式（14）：(13)吋=（器尸如将式（12）乘以切，可得式（15）：(14)切切=（笋）（盘胡）将式（14）代入式（15）,可得:1-CT(15)辿=(切切严
tiitjj \\XijXjiJ(16)33由于两国间的贸易成本可能不对称（如工轨），且两国国内的贸易成本也可能不对称的（t“丰tjj）, 借鉴Novy的研究［⑸，采用几何平均值减去1可得双边贸易成本（t“）:1 1其中Xu，Xjj分别为i国和丿国的国内贸易，国内贸易等于GDP与本国出口额之差2】。Anderso和 Wincoop认为替代弹性取值一般为5-10之间〔⑺，参照学者Novy、Milner和McGowan,以及许统生、梁
肖的做法［“\"，冈，本文将替代弹性。设定为8。基于上述方法，本文首先测度了中国各省级区域与86国的双边贸易成本①，进一步借鉴Milner和
McGowan的做法〔冈，笔者以各省对不同国家的岀口额为权重对双边贸易成本进行加权获得加总贸易成
本，具体方法如下：tCst = S Tsjt X yiy ；；伟
（18 ）基于国研网对外贸易数据库提供的贸易数据，本文测度了 2002-2015年31个省级区域的加总贸易
成本。图1报告了 2015年我国省级区域的加总贸易成本，可知：东部的广东、上海、江苏和浙江的加
总贸易成本最低，而西部的西藏、青海、甘肃和内蒙古的加总贸易成本最高，可见西部地区参与国际贸
易的便利性远低于东部，根据新经济地理学的基本观点可知：降低加总贸易成本可以扩大一国出口，为 此，对于外需面临较大压力的中国而言，逐步降低中西部地区加总贸易成本可以成为改变出口增速乏力
的一个重要手段。图1： 2015年中国31个省级区域加总贸易成本6 \"15 -Liiiiiiiiiiiiiiiiiiiiiiiiiiiil广上江浙山天福辽北新广重河四湖河江陕湖安海吉云山宁贵黑内甘青西 东海苏江东津建宁京疆西庆南川北北西西南徽南林南西夏州龙蒙肃海藏
江古图2：中国省级区域加总贸易成本的核密度估计曲线图2进一步报告了 31个省级区域加总贸易成本的核密度分布，可知：Kernel密度估计曲线均呈单 峰和正态分布特征，这符合大数据分布的一般规律，也一定程度上表明本文测度结果的科学性。从趋势
34上看，2002-2008年间，峰值呈不断下降并左移的趋势，从高而窄变为低而宽，这表明：加总贸易成本
在2002-2008年间不断降低，且地区间的加总贸易成本差异在不断缩小。而2009年的峰值突然大幅右
移，这表明：在金融危机引致的贸易保护主义刺激下，中国的加总贸易成本呈现大幅度的提升，但2012
年和2015年的曲线均呈现出左移趋势，且曲线明显位于2002年曲线的左侧。由此，我们可以得到如下 推论：一是整体而言中国的加总贸易成本呈现逐渐降低的趋势；二是美国加征关税等贸易保护主义举措
可能会增加中国的加总贸易成本。（二）出口产品质量与加总贸易成本本文采用事后反推法来测度2002-2015年中国各省级区域的出口产品质量②。省份s在t年对丿国出 口产品i的数量（g）可以表示为：Qsijt = Psijt^-sijt 證 （19）qsijt，Psijf久皿分别表示省份s在/年对丿国出口产品i的数量、价格和质量，。＞1表示产品种类
间的替代弹性，E为消费者的总支出，P为价格指数，对式（19）两边取自然对数，可得：ln%i八=Xsjt - olnpsijt + Jjt （20）其中Xsjt = lnEsjt - lnPsjt,包含随着进口国和时间变化的变量信息，如国家的地理距离、人均GDP 和部分年份的制度改革等2】。因此，使用国家虚拟变量和年份虚拟变量来表示，以控制国家和时间固定
效应。残差Esljt = （ct - l）lnAsijt,其中包含着在r年对丿国出口产品j的质量信息Asijto通过回归可得价
格的系数f和残差詬，因此推导出产品，的质量为：qualitysi八=lnAsijt =器=\"需芽讥
（21）上式测算出的是每年省份s出口到各个市场的产品i的质量。为了最终测算出省级层面的出口产品
质量，减少加总过程中的误差，将式（21）进行标准化处理，可得：r_quality50t =qualitys^t-m 加qualitysi” maxqualitySi 兀一minqualitysi jt(22)其中min和max分别表示求最小值和最大值，出口产品质量被标准化后可以进行加总处理和跨期、
跨截面的比较分析。省份s产品i在/年的总体质量表示为：qualitysk = Sy 式益 r_qualitysiyt （23 ）其中，权数为每个省份每年对各目的国出口的各类产品的出口份额比重。借助上述方法进行多次回
归，分别提取回归的价格系数和残差，进行计算和标准化处理后，可得到每一个省份s在/年出口各类
产品j的出口产品质量指标，再将各类产品以出口量为权重加总到省级层面，进而获得各省级区域的出
口产品质量。表1报告了不同加总贸易成本下中国东中西部出口产品的平均质量，可知：首先，在高中低加总贸
易成本区间下，不同区域2015年出口产品质量均高于2002年，这表明：2002-2015年间中国的岀口产
品质量呈现出上升的趋势，令人遗憾的是提升幅度并不高；其次，在三个区间内东部地区出口产品质量 增加幅度明显大于中西部，这既表明加入WTO后东部地区企业进行质量提升的力度大于中西部，也表
明东部地区质量效应型发展模式走在了中西部地区的前列；再次，从出口产品质量均值上看，东部地区
高贸易成本和低贸易成本区间的出口产品质量均高于中贸易成本区间，中西部地区三类加总贸易成本区
间内出口产品质量并未表现出明显的趋势性递增或趋势性递减特征，这一定程度上表明：加总贸易成本 对出口产品质量的影响呈现出显著的非线性特征，从描述性统计视角印证了前文理论模型的科学性；最 后，在低加总贸易成本区间和中加总贸易成本区间中，中西部存在大量的缺失值，可见部分年份中西部
省份的加总贸易成本均大于1.5,而东部加总贸易成本历年均有低于1.5的情况，由此可以推定：中西部
省份的加总贸易成本大于东部，就贸易便利性而言，中西部地区处于相对不利地位。35表1:不同加总贸易成本区间下的东、中西部平均出口产品质量加总贸易成本
地区低区间(tcvl.5)中区间(1.50CV2)高区间(tQ2)东部0.4105东部0.42020.42520.43460.4404
中西部东部中西部0.4421中西部2002 年--0.40190.40680.48140.42820.42350.42362003 年2004 年2005 年2006 年2007 年0.48640.43080.42520.43260.4072-0.43760.49450.45880.42790.47860.47660.43330.43170.44110.47510.49650.41110.46390.45500.40000.43470.50160.41080.48300.44470.44060.42802008 年2009 年2010 年2011 年0.51180.50750.51120.41340.4137--0.48020.43900.49020.40300.48280.45700.44010.44470.51060.52060.50420.5198
--0.45432012 年2013 年2014 年0.56870.54250.47740.46340.46力0.48710.54770.57480.45390.4584-0.47980.44400.46980.51250.45630.42850.072015 年0.505420.28--0.481617.32增幅(%)15.306.27注：表中的代表某年中西部地区的加总贸易成本并不位于该区间，增幅为2002-2015年的增幅。四、计量结果与分析(一)模型设定与变量的选择理论模型和描述性统计均表明加总贸易成本对出口产品质量的作用机制可能为非线性，为此，本文 采用Hanse的面板门槛模型进行分析④㈤】，构建如下面板门槛模型：quality* =他 + ”血-/(tcu < yj + p2tcit •心 < tcit < y2) +.......+ pmtcit • < tcit < ym) +(24)......+ Bm% -KYm-1 < tcit < Ym) + pM+itCit - l(.tcit > yM) + 9tXit + eit其中，quality*为出口产品质量，冷为加总贸易成本，1(*)为门槛效应估计模型的示性函数，M表 示门槛效应模型的门槛总个数，他为个体效应，％为随机干扰项，冷为控制变量。本文以2002-2015年 31个省级区域为研究对象，选取了以下变量作为控制变量：(1)研发密度(rd),用R&D经费内部支
出与地区生产总值的比值来衡量，其中R&D经费内部支出数据来自于《中国科技统计年鉴》，地区生
产总值数据来源于《中国统计年鉴》。(2)区域工业规模(size),以本区域规模以上工业企业主营业
务收入的自然对数来表示。该数据来源于《中国统计年鉴》。(3)全要素生产率(tfp),以DEA-Malmquist
指数法测度所得的全要素生产率变化程度表示。为确保数据的可获得性及统计口径的一致性，样本数据
选取中国31个省市自治区的规模以上工业企业主要指标(2002-2015年)，借鉴常亚青、宋来(2006) 的研究0】，输入数据包含企业单位数、企业实收资本、企业销售费用、企业流动资产、企业流动负债和
企业所有者权益等6个指标，输出数据包含企业销售产值、企业主营业务收入和企业出口交货值等3个
指标，以上各数据均来自于《中国统计年鉴》。为提高估计结果的可靠性，回归时还纳入了全要素生产
率变化程度的平方项。(4)资本密集度(kl),用规模以上工业企业固定资产与就业总人数之比表示，
此外为了进一步探索加总成本对高资本密集度区域岀口产品质量的影响，我们在部分实证方程中加入了
资本密集度与加总贸易成本的交叉项。36表2：面板模型门槛数检验结果模型单一门槛F值9.598**10.814**3.079P值0.027BS次数300300临界值1%5%10%13.37233.0557.5355.893双重门槛三重门槛0.0407.7515.0354.4280.1133009.6823.582注：P值和临界值均为釆用“自抽样法” （Bootstrap）反复抽样300次得到的结果；***、**和*分别表示在1%、5%
和10%水平下显著，下同。（二）整体性基准回归结果在进行面板门槛效应估计前需确定数据样本的门槛数和门槛值，表2和3分别报告了在自由抽样
（Bootstrap） 300次下的整体层面门槛数和门槛值估计结果。由表2可知，单一门槛和双重门槛的F值
的概率分别为0.027和0.040,均通过了 5%的显著性检验，三重门槛的F值则未能通过10%的显著性检
验，为此，整体层面的门槛模型为双重门槛模型。结合表3的结果可知：加总贸易成本的门槛值分别应
设定为1.699和2.143。表3：门槛值估计结果门槛数门槛估计值1.69995%置信区间[1.378,2.313]门槛值1门槛值22.143[2.104, 2.168]图3和4分别报告了两个门槛估计值和置信区间的似然比值函数图，门槛参数的估计值实际上是似 然比检验统计量LR=0时门槛值的取值，各个门槛估计值的95%置信区间是指所有LR值小于5%显著性
水平下的临界值（对应图3和图4中的虚线）的门槛值构成的区间，从图3和图4可以看出两个门槛值
明显处于LR曲线下方，也一定程度上印证了两个门槛值的可靠性。图3：第一个门槛的估计值和置信区间图4：第二个门槛的估计值和置信区间1.52.5门■数（tc>37本文采用逐项添加不同控制变量的方式来探讨加总贸易成本对出口产品质量的影响，门槛效应模型
回归类型（固定效应或随机效应）由Hausman检验结果判定。表4报告了自由抽样300次的门槛效应模 型估计结果，可知：列（1） - （6）中加总贸易成本在三个区间内的系数符号均分别为负、负、正，且
均至少在5%的显著性水平上显著，这进一步印证了加总贸易成本与出口产品质量间的非线性关系，即
前文的理论推导和描述性统计是科学可靠的。具体地来看，当在低加总贸易成本（小于1.699）阶段时，
加总贸易成本对出口产品质量的影响为显著的负相关，当跨越第一个门槛值后，这种负相关性逐渐变大，
在达到第二个门槛值之后（大于2.143）,加总贸易成本对出口产品质量的关系由负相关转变为正相关, 为此整体而言加总贸易成本对出口产品质量的作用机制呈现U型关系。其内在的主要机制可能为：一方
面，在越过第二个门槛前，加总贸易成本的增加往往意味着企业利润被侵蚀，而这种侵蚀往往会削弱企
业进行产品质量改进和技术创新的能力，从而对出口产品质量产生不利影响，而越过第一个门槛后这种 不利影响则明显加剧了；另一方面，在越过第二个门槛后，加总贸易成本对企业利润的挤占效应明显增
加，使得企业的盈利能力十分有限，此时部分无法消化高加总贸易成本的低质量、低生产率企业会退出 市场冏，或者停止本企业低质量产品的销售，从而使得本区域出口产品质量平均水平得以提升。与此同
时，较高的加总贸易成本也会倒逼企业研发质量更高的产品，以抵消高贸易成本对利润的侵蚀，进而更
好地参与市场竞争，而企业的这一行为也会对出口产品质量产生一定的正效应。表4：全国层面门槛模型参数估计结果系数(1)FE(2)RE(3)(4)FE(5)(6)RE3.179**FE11.81***FErdsize12.57***(7.67)4.111***7.490***(3.64)(3.33)(7.37)(2.49)0.0458***0.0354***(5.68)-0.201***(-4-32)0.0262***(3.28)-0.177***0.0367***(4.95)(5.26)-0.207***-0.189***(-4.00)(-3.81)(-4.36)tfp2kl0.296***0.259***0.298***(4.12)0.0294***0.257***(3.64)0.0153*(4.18)(3.66)(3.22)(1.80)-0.00846**tc*kl-0.0146***(-3.69)(223)-0.0634***(-3.46)-0.0893***tc 1tc 2tc 3-0.0507**-0.0583***(-3.12)-0.0540**-0.0644***(-2.85)-0.159***(-5.09)-0.0711***(-2.18)-0.126***
(-2.39)・0.152***(-3.15)・0.111***-0.0993***(-3.94)0.0243***(2.71)(422)0.0252***(2.99)-0.970***(482)0.0262***(3.00)-0.645***(-3.25)0.0290***(3.25)(-3.36)0.0252***0.0316***(3.60)-0.813***(-9.97)(3.04)consN-0.709***(-11.00)-0.993***(-10.14)-0.986***(-10.93)(-12.95)(-10.06)4340.1584344340.2084344340.230434R-sq0.18737.970.2290.2361Hausman水平上显著，以下同。3820.24***26.52***14.33*17.05**14.41注:tc_l＜门槛值1,门槛值1 仅能有效描述解释变量和被解释变量之间的结构变化，还可以减少样本自由度的损失〔2223],故本文借鉴 徐嬪、孙戈兵、连玉君等学者的处理方法da】，中西部地区也采用双重门槛模型，经过300次双重门槛 效应识别，门槛值分别为2.508和3.873o表5：面板模型门槛数：东部地区和中西部地区地区模型F值23.241***11.675**P值BS次数300300300300300300临界值1%5%10%单一门槛0.00720.09116.13420.95910.254&2265.9105.454&8274.4862.374东部地区双重门槛0.0230.2800.033三重门槛单一门槛4.7107.152**13.2536.16411.30214.85510.819中西部地区双重门槛三重门槛24.526***7.692**0.0005.4185.2860.0273.427表6：门槛值估计结果：东部地区和中西部地区 地区东部地区门槛数门槛估计值95%置信区间[0.869,0.876]门槛值1门槛值20.8692.3602.508[1.641,2.484][1.791,2.882][3.873,3.873]中西部地区门槛值1门槛值23.873表7报告了东部地区和中西部地区的门槛效应估计结果，可知：分地区估计后，加总贸易成本与出 口产品质量之间依然存在非线性关系，但这种非线性关系具有地区差异。具体而言，东部地区在加总贸 易成本低于第一个门槛值0.869时，加总贸易成本会对出口产品质量产生显著的负效应，可见当加总贸易 成本较低时，其对出口产品质量具有显著的“利润侵蚀型负效应”。当加总贸易成本位于（0.869, 2.360） 区间内时，加总贸易成本增加能有效地倒逼东部出口产品质量升级，即加总贸易成本表现出显著的“倒 逼革新型正效应”，但是一旦加总贸易成本跨越第二个门槛值2.360时，加成贸易成本将会对出口产品产 生显著的负效应。中西部地区加总贸易成本低于第一个门槛值2.508时，加总贸易成本会显著促进出口产 品质量升级，当加总贸易成本介于第一个门槛值2.508和第二个门槛值3.873之间时，加总贸易成本对出 口产品质量的作用力方向并不显著，当加总贸易成本跨越第二个门槛值3.873时，加总贸易成本会抑制中 西部地区出口产品质量升级。综合全国、东部和中西部的实证结果可以得到如下结论：加总贸易成本对 出口产品质量的倒逼效应有“天花板”，当东部地区加总贸易成本大于2.360、中西部地区加总贸易成本 大于3.873时，加总贸易成本对出口产品质量具有显著的负效应。导致这一现象出现的原因可能在于：过 高的加总贸易成本会使得出口企业觉得国际贸易利润过低甚至无利可图，进而重心转向国内贸易，并逐 步退出国际市场，从而导致出口产品质量普遍下滑，即此时过高的加总贸易成本扮演了 “禁止性关税” 的角色。结合2015年中国省级区域加总贸易成本的测度结果可知：东部地区加总贸易成本均在倒逼型正 效应区间内（东部加总贸易成本最低为上海0.9049,最高为海南2.2072）,中西部地区的西藏（4.9881） 和青海（3.8123）已经跨越了 “天花板”进入负效应区间，山西（2.526）、宁夏（2.6079）、贵州（2.627）、 黑龙江（2.6667）、内蒙古（2.8825）、甘肃（2.8829）等地的加总贸易成本也已经跨越了正效应区间， 无助于出口产品质量升级。39表7：门槛模型参数估计结果：东部地区和中西部地区东部地区中西部地区系数(1)(2)(3)(1)(2)(3)FEFEFERERERErd-5.982*・ 1.098(-1-70)(-0.41)size0.141***0.141***0.159***0.0223***0.0276***(7.20)(6.98)(7.01)(3.96)(3.17)trp-0.265-0.282・0.138***-0.0997** ・0.105**(-0.77)(-0.82)(-3.12)(-2.27)(-2.37)ttp0.8641.0470.262***0.219***0.230***(0.44)(0.53)(4.29)(3.61)(3.73)kl0.142***0.144***0.168***0.00997(5.70)(5.72)(5.86)(0.84)tc*kl-0.118***-0.121***・0.134***-0.00507(-6.62)(-6.64)(-6.82)(-101)tc 1-0.173***-0.169***-0.192***0.0163**0.0204**0.0201**(-3.92)(-3.79)(4⑸(1-98)(2.52)(2.47)tc 20.428***0.442***0.483***-0.0378-0.004720.0159(3.50)(3.57)(3.86)(-1.57)(-0.19)(0.51)tc 3-0.0693***-0.0673***・0.0716***-0.0585***-0.0642***-0.0681***(-3.14)(-2.93)(-3.⑵(-4.93)(-5.51)(-5.54)cons-2.665***-2.669***-2.817***-0.756***-1.030***-1.107***(-9.49)(-9.39)(-9.53)(-11.60)(-10.98)(-9.60)N154154154280280280R-sq0.5600.5630.5720.21450.25030.2544Hausman12.74*15.00*37.68***5.021.454.88（四）贸易地理优势异质性分析根据新经济地理学理论的观点，贸易地理优势对国际贸易发挥着重要的作用，其也是加总贸易成本 异质性产生的重要影响因素，那么地理优势异质性会对二者的关系产生什么样的影响呢？本部分将全国 31个省市自治区分为沿海地区和非沿海地区分析贸易地理优势对二者作用关系的影响驚表8和9分别报告了沿海与非沿海地区的门槛数与门槛值检验结果。可知沿海地区和非沿海地区均 为双重门槛效应模型，沿海地区的门槛值为0.869和2.360,非沿海地区的门槛值为2.143和2.672,可 见加总贸易成本对出口产品质量的非线性作用机制在沿海和非沿海层面依然成立。表10报告了沿海和 非沿海地区的双重门槛效应估计结果。沿海层面的估计结果与东部地区的估计结果在系数上虽有差异， 但显著性和符号方向与东部较为一致，这与东部省份多为沿海省份密切相关，这也在一定程度上对东部 地区进行了稳健性检验，说明前文东部地区实证结果的可靠性，且加总贸易成本对出口产品质量倒逼型 正效应存在“天花板”。非沿海地区的实证结果与全国层面的实证结果存在一定的相似性，呈现先负后 正，沿海地区正效应区间的加总贸易成本值明显小于非沿海地区，这表明：东部沿海地区能在较小的加 总贸易成本条件下实现良性的“倒逼机制”，而非沿海地区正效应区间的加总贸易成本较大，这一定程 度上表明：东部沿海地区加总贸易成本对出口产品质量的作用机制优于非沿海地区，为此，优化两者的 作用机制可以成为改善非沿海地区出口产品质量的重要切入点。40表8：面板模型门槛数：沿海地区和非沿海地区地区模型F值19.111***P值0.0100.0070.1100.013BS次数-临界值1%5%10.70510%6.3794.6004.646单一门槛30030030018.61613.3479.769&669沿海双重门槛三重门槛单一门槛14.875***7.3336.1703.9514.5157.230**6.818**3003003003.1844.7283.006非沿海双重门槛三重门槛0.0400.13712.2647.7136.3664.9292.383表9：门槛值估计结果：沿海地区和非沿海地区地区门槛数门槛估计值0.8692.36095%置信区间沿海地区非沿海地区门槛值1门槛值2r0.869,0.895][2.326,2.439]fl.905,2.471]门槛值1门槛值22.1432.672[2.620,2.755]表10：门槛模型参数估计结果：沿海地区和非沿海地区沿海地区非沿海地区系数(1)(2)FE-4.001(3)(1)(2)RE(3)RE■0.104FEFE■4.325(-1-13)0.147***RE0.0131(-1.06)0.138***(0.01)0.0202***(3.43)(-0.07)0.0244***(3.02)0.149***(6.72)0.0201***(3」6)(7.07)1屮(6.53)-0.265-0.203***(-4.86)-0.203***-0.205***(-4.80)0.277***(-0.74)1.690(-4.86)0.277***tfbup20.276***(0.80)0.153***(4.48)(4.48)(4.39)-0.00529(-0.46)0.000972kl0.170***(6.16)・0.134***0.172***(6.84)(6」8)-0.136*** ・ 0.125***(-7.62)(-7.17)(-7.14)-0.181***(0.20)tc 1tc 2-0.164***(-3.72)0.496***■0.181”*(-3.86)-0.0257***(-3.15)-0.0257***(-3.13)・0.169***-0.0264***(-3.83)0.522***(-3.18)0.521***(4.64)-0.169***(-6.49)0.0269***(2.92)・0.169***(-5.84)(4.51)(4.61)-0.0806***(-6.40)0.0269***tc 3consN-0.0760***(-3.53)-2.770***(-9.55)-0.0782***(-3.62)■2.876s*\"(-9.38)1540.02力\"*(2.96)・0.620***(-3.54)(2.92)-2.850***(-9」9)-0.594***(-6.74)-0.593*** (-6.70)(-6.10)2801541540.5612800.21732800.2174 R-sq0.5550.5590.21845.2341Hausman18.35\"25.47***22.89***4.876.68（五）金融冲击异质性分析2008年爆发的金融危机对世界贸易格局产生了较为深远的冲击，那么这种冲击是否会改变加总贸 易成本对出口产品质量的作用机制呢？为此，本文将样本分为金融危机前（2002-2008年）和金融危机 后（2009-2015年）两个时间段进行研究。表11和12分别报告了金融危机前后的门槛数和门槛值检验 结果，危机前和危机后均通过了双重门槛检验，故将模型设为双重门槛模型，金融危机前的门槛值分别 为1.691和3.504,金融危机后的门槛值分别为1.336和3.873,可见：金融危机前后门槛值变化差异并 不大，二者依然呈现非线性关系。表11：面板模型门槛数：金融危机前和金融危机后时间段模型F值P值0.0370.023BS次数-300300300300300临界值1%5%10%单一门槛7.597**10.37110.6886.2753.5714.1263.8542002-2008双重门槛三重门槛&180**3.3735.5035.2894.8830.110&263单一门槛4.455*0.0630.0000.64010.106&7763.7183.1683.7732009-2015双重门槛三重门槛24.108***0.3425.9995.93930010.967表12：门槛值估计结果：金融危机前和金融危机后时间段门槛数门槛估计值95%置信区间2002-2008 年2009-2015 年门槛值11.6913.504[1.401,2.368 1[3.504,3.846][0.928,3.0291门槛值2门槛值1门槛值21.3363.873[3.812,3.873]表13报告了金融危机前后的门槛效应估计结果。金融危机前加总贸易成本三个门槛区间的估计系 数分别为负、正、负，均通过了至少10%的显著性检验，金融危机后三个门槛区间的估计系数分别为正、 正、负，第二门槛区间未能通过10%的显著性检验，其余两个门槛均通过了 10%的显著性检验。可知金 融危机过后加总贸易成本对出口产品质量的倒逼正效应门槛有所“降低”，导致这一现象出现的原因可 能在于：金融危机过后，国际市场需求的下降和融资约束加大使得利润总额下降，企业通过降低利润率 来消化加总贸易成本提升的机制逐渐变得难以为继，从而使得企业更倾向于出口更高质量的产品来消化 加总成本提升，进而使得倒逼效应的出现有略微“提前”。值得一提的是：倒逼效应的“天花板”在金 融危机前后均显著存在。综合分析整体和异质性层面的估计结果还可以发现：首先，资本密集度与加总贸易成本的交叉项要 么显著为负，要么不显著，这表明在其他条件相同的情况下，加总贸易成本给高资本密集度地区出口产 品质量带来的负向冲击远大于资本密集度相对较低地区。东部发达省份是中国高资本密集度集聚地，也 是经济增长、发展方式转变和科技创新的核心区域。为此，釆取自由贸易区、“最多跑一次”和优化贸 易流程等降低加总贸易成本的行为对东部而言显得尤为重要；其次，区域工业规模变量在整体和异质性 分析中均显著为正，这一定程度上表明，区域工业规模的扩大有助于推动中国出口产品质量的升级，对 于处在大量产业产能过剩的中国而言，应采取适当提升高品质产品的产能，以在发挥工业规模对出口产 品质量促进作用的基础上，降低工业规模扩大对产能过剩带来的压力；最后，全要素生产率的平方项在 多数情况下显著为正，为此，全要素生产率增长幅度对出口产品质量的作用力可能呈现U型，可见大幅 提升制造业全要素生产率也可以成为推动出口产品升级的一个重要手段。为此，大力优化生产技术、降 低要素错配程度和提升要素质量等有助全要素生产率提升的措施能有效的促进出口产品质量升级。42表13：门槛模型参数估计结果：金融危机前和金融危机后2002-2008 年系数(1)2009-2015 年(2)RE4.173**(3)RE4.030**(1)RE(2)RE0.932(0.61)(3)RERErdsize0.632(2.28)0.0493***(4.12)(2.17) 0.0434***(0.40)0.0430***0.0465***(3.95)0.0428***(3.05)0.0419***(2.93)(3.54)-0.0921(2.98)-0.0673tfptfp2kl (-1.12)・0.190(-1.15)0.192***(-0.77) 0.0622***(3.37) (2.76)0.01500.0485**(2.54) -0.0240**0.0503***(2.59) 0.0133(1.18) -0.00699(-1.37)0.0495*0.0172(1.52) -0.00910*(1-38) tc*kl tc_l -0.0292***-0.0243**-0.00766(-2.66)-0.0456*(-2.17)-0.0518**(217) -0.0503*(-1-54)0.0498*(-1.77)0.0447*(1.72)0.0447(-1.80)0.0816*(1.88) -0.0822***(-2.05)0.0792*(-195)(1.92)0.0463(1.09)-0.0777***(-5.07)(1.90)0.0487(1.14) -0.0786***(-5.11) tc_2 0.0824*(1.78) -0.0866***(1.84)(1.04) tc_3 -0.0808***(402)-0.0782***(-4-39) (-4.04)-1.396*** (423) -1.376***(-8.24)217consN -1.400***•1.277…-1.284***(-6.34)217-1.283***(-6.32)217(-8.86)217(-9.01)217(-6.34)217R-sq0.245510.580.25020.263412.140.20460.20420.2303Hausman9.819.2410.216.44（六）稳健性检验为了保证前文实证结果的可靠性，本文通过剔除异常样本的形式进行稳健性检验，具体检验分为三 类：一类是剔除2015年人均GDP最高的三个省级区域（北京、上海、天津）和人均GDP最低的三个 省级区域（云南、甘肃、贵州），分别从整体和异质性层面进行稳健性检验；二是剔除2015年外贸占 比最大的广东（55.02%）和上海（48.57%）与最小的内蒙古（1.97%）和吉林（2.04%）,分别从整体 和异质性层面进行稳健性检验；三是金融危机过后，2008年受到的冲击最直接，为此本文在剔除2008 年数据的基础上再进行稳健性检验。表14和15报告了第一类稳健性检验的门槛数和门槛值检验结果， 可知整体层面在至少10%的显著性水平上通过了单一门槛检验和双重门槛检验，门槛值分别为1.687和 2.143,这与总体估计时的门槛值较为接近。表16报告了第一类稳健性检验的门槛模型参数估计结果， 其结果与前文的估计结果在预期符号和方向上基本一致，故前文的结论是稳健可靠的。此外还对异质性 分析中的模型均做了稳健性检验，其结果表明各个模型都是稳健可靠的，其余两类稳健性检验也得到了 类似的结论，限于篇幅，此处不再一一赘述。43表14：面板模型门槛数（剔除北京、上海、天津、云南、甘肃、贵州）模型F值P值BS次数临界值1%5%10%单一门槛8.438*0.05330017.562&8786.625双重门槛7.360**0.0373001&3976.2383.978三重门槛2.9090.1373009.4635.0833.516表15：门槛值估计结果（剔除北京、上海、天津、云南、甘肃' 贵州）门槛数门槛估计值95%置信区间门槛值11.687[1.381,2.487]门槛值22.143[2.080,2.301]表16：门槛模型参数估计结果（剔除北京、上海、天津、云南、甘肃、贵州）系数(1)(2)(3)(1)(2)(3)FEREFERERERErd16.12***&896***15.00***8.978***6.528***(7.89)(3.94)(7.49)(4.06)(2.75)size0.0245***0.0186**0.0377***0.0231**(2.99)(2.28)(4.48)(2.35)・0.192***-0.172***-0.201*** -0.191***(-3-87)(-3.43)(-3.90)(-3.74)tfp20.288***0.248***0.284***0.274***(3.89)(3.33)(3.73)(3.64)kl0.0367***0.0247**(3-46)(2.18)tc*kl-0.0165***-0.0112**(-3.72)(-2.32)tc 1-0.0456*-0.0457**-0.0499**-0.0513**-0.0623***-0.0574***(-1.84)(-2.22)(-2.06)(253)(>3.06)(-2.84)tc 2・0.128***-0.102***-0.158***・0.128***-0.0855***-0.0985***(-3-59)(-3.82)(447)(-4.69)(-2.84)(-3.27)tc 30.0279***0.0254***0.0300***0.0263***0.0245***0.0251***(2.86)(2.76)(3.16)(2.90)(2.69)(2.77)cons-0.729***-0.923***-0.654***-0.815***-0.984***-0.894***(-9.89)(-10.21)(-8.89)（■&力）(-9.21)(-8.08)N350350350350350350R-sq0.1950.21020.2440.24950.23680.2586Hausman9.40*7.5414.87**12.5811.5911.8744五\\结论与启示提升出口产品质量是我国实现对外贸易发展方式转变和经济增长质量提升的重要手段，然而中国出 口产品质量偏低、获利能力有限和相对偏高的加总贸易成本一直是困扰我国对外贸易发展的两大难题， 为此在政府一再强调提升经济增长质量的内部环境和贸易保护主义抬头引致型加总贸易成本攀升风险 日益提升的外部环境下，揭示加总贸易成本对出口产品质量的作用力具有一定的紧迫性。有鉴于此，本 文在拓展Hallk, Sivadasan和Medin研究的基础上构建了刻画加总贸易成本对出口产品质量作用机制的 理论框架［切，并采用门槛效应模型，从整体和多维异质性视角揭示了加总贸易成本对出口产品质量的实 际作用机理。研究结果表明：首先，加总贸易成本对出口产品质量的作用机制呈现出显著的非线性，这 种非线性不仅在理论分析框架中成立，在整体层面和区域、地理优势异质性层面均稳健成立，也不受金 融危机冲击的影响；其次加总贸易成本对岀口产品质量既存在“利润侵蚀型负效应”，也存在“倒逼革 新型正效应”，但这种倒逼正效应存在一定“天花板”，跨过“天花板”后加总贸易成本增加将显著降 低出口产品质量。为此，适度降低加总贸易成本可以成为避免跨越“天花板”现象出现的重要手段；再 次，虽然2002-2015年间中国出口产品质量有所提升，但提升幅度相对有限，中西部地区的加总贸易成 本明显高于中部，中西部加总成本加高这一特征，已经在一定程度上阻碍了其对外经济发展方式的优化； 最后，提高贸易便利性、科学提升工业规模和提升全要素生产率会对中国出口产品质量升级产生显著的 正效应。本文所蕴含的政策启示主要体现在以下几个方面：首先，充分利用加总贸易成本对出口产品质量的 非线性作用机制可以成为提升中国出口产品质量的重要手段，具体为：消除和规避利润侵蚀给出口产品 质量升级带来的负效应，充分发挥倒逼机制给出口产品质量带来的正效应，避免加总贸易成本跨越“天 花板”现象的出现。为此，一方面应该优化企业的成本应对机制，提高企业对成本递增做出质量提升决 策的敏感性，使得企业的加总贸易成本侵蚀效应区间逐步转变为倒逼效应区间，进而提升原倒逼型正效 应区间的边际作用力；另一方面应采取贸易便利化措施来消除美国贸易保护主义引致的加总贸易成本上 升带来的负效应，使得加总贸易成本始终低于“天花板”；其次，整体而言我国出口产品质量提升速度 相对较慢，2002-2015年间仅提升了 20%左右，这不利于我国加快经济发展方式转变和提升经济增长质 量战略的实施，可以通过优化产能结构（减少低质量产品产能、提升高质量产品产能）、革新全球价值 链生产环节（逐步退出低质量、低技术含量生产环节，蛙跳介入高质量生产环节）和优化资源配置效率 （逐步消除要素价格扭曲，通过技术引进和自我革新的方式采用配置效率更高的技术，以推动全要素生 产率提升）等方式加快我国出口产品质量升级的步伐；最后，中西部地区加总贸易成本普遍高于东部， 这不仅不利于出口量增加，还对部分省份出口产品质量产生不利影响，为此，可以通过构建边疆自贸区、 逐步消除贸易的制度型障碍（如推进通关一体化和进出口环节“去繁就简”等）和促进中西部地区企业 向交通便利区域集聚等措施逐步扭转中西部地区的上述不利局面。［注释］① 参照学者许统生、梁肖的做法，本文选取了 86国作为研究对象。具体为：塞浦路斯、中国香港、印度、印度尼西亚、 以色列、日本、约旦、黎巴嫩、马来西亚、阿曼、菲律宾、沙特阿拉伯、新加坡、韩国、斯里兰卡、泰国、土耳其、 越南、哈萨克斯坦、吉尔吉斯斯坦、阿尔及利亚、贝宁、博茨瓦那、埃及、埃塞俄比亚、科特迪瓦共和国、马达加 斯加、毛里求斯、摩洛哥、莫桑比克、塞内加尔、南非、坦桑尼亚、突尼斯、乌干达、赞比亚、比利时、丹麦、英 国、德国、法国、爱尔兰、意大利、卢森堡、荷兰、希腊、葡萄牙、西班牙、奥地利、保加利亚、芬兰、匈牙利、 马耳他、挪威、波兰、罗马尼亚、瑞典、瑞士、爱沙尼亚、拉脱维亚、立陶宛、俄罗斯联邦、乌克兰、斯洛文尼亚、 克罗地亚、捷克、斯洛伐克、阿根廷、巴西、智利、哥斯达黎加、厄瓜多尔、危地马拉、圭亚那、牙买加、墨西哥、 尼加拉瓜、巴拉圭、秘鲁、萨尔瓦多、乌拉圭、委内瑞拉、加拿大、美国、澳大利亚和新西兰。45② 为了更精确地测算岀口产品质量，笔者并未将对外贸易数据库中所有出口品为研究对象测度省级区域平均出口产品 质量。而是剔除所属产业类别不明晰的产品（第二十类和第二十二类）和无法体现出口产品质量提升的产品（第十 四类和第二十一类），最终纳入此次研究的产品种类共有十七类，详见HS码分类表。③ 考虑到前文核密度估计曲线的峰值多位于2附近，笔者以2为加总贸易成本高与低的分界线，为进一步细化低加总 贸易成本区间，我们以1.5为界,将加总贸易成本小于1.5的省份划分到低加总贸易成本区间，将加总贸易成本在（1.5,2] 的省份纳入到中加总贸易成本区间，加总贸易成本大于2的省份则归入到高加总贸易成本区间。④ 该方法的优势在于：既适用于线性关系，也适用于非线性关系。当变量为线性关系时，门槛数为0,当变量为非线性 关系时，门槛数大于0。⑤ 其中沿海省份包括辽宁、河北、天津、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东、广西和海南，其他省份为非沿海地 区。[参考文献][1] [2] HALLAK J C,SIVADASAN J.Product and process productivity:Implications for quality choice and conditional exporter premia [J]Joumal of International Economics,2013,91 (1 ):53-67.MEDIN H.Firms' export decisions—fixed trade costs and the size of the export market[J] Journal of International Economics,2003,61( 1):225-241.⑶黄先海，金泽成,余林徽•出口、创新与企业加成率:基于要素密集度的考量[几世界经济,2018,41(5):125-146.[4] 余淼杰，李乐融.贸易自由化与进口中间品质量升级——来自中国海关产品层面的证据[J].经济学(季 刊),2016,15(3):1011-102&[5] [6] [7] KHANDELWAL A.The Long and Short (of) Quality Ladders[J]. 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It uses the threshold model to reveal the actual mechanism of the effect of total trade costs on the quality of export products from the perspective of overall and multidimensional heterogeneity. The results are as follows. Firstly, the mechanism of the effect of total trade cost on the quality of export products shows a significant nonlinearity. This nonlinearity not only exists in the theoretical analysis framework, but also at the overall level and regional, geographical heterogeneity level. Secondly, the total trade cost has a \"profit-erosion negative effect\" on the quality of export products, and there is also a \"forced innovative positive effect\". However, this forced positive effect has a certain \"ceiling\". And the increase in total trade costs will significantly reduce the quality of export products after crossing the \"ceiling\". Finally, the increase is relatively limited, despite the improved quality of China's export products during 2002-2015. It will be effective to upgrade the quality of export products through further trade facilitation, larger industrial scale and more efficient total factor productivity.Key words: quality of export products; total trade cost; panel threshold model; nonlinear本文推荐专家：杨君，浙江理工大学国际贸易系副主任，副教授，研究方向：资本回报率与出口结构。 陈晓华，浙江理工大学经济管理学院副院长，教授，研究方向：出口质量与出口技术复杂度。47 因篇幅问题不能全部显示，请点此查看更多更全内容