不可靠性（Kugler结合2000?2006年间超过2500万条中国海关数据样本观测值，本文着重考虑如何设计契合中国背景的有效工具变量以及控制变量，来有效处理需求结构模型计量框架中出口产品价格和需求之间的内生性问题，以及其它因素可能导致的一系列内生性问题。本文可能在以下方面有所贡献：其一，现有的分析对象多集中于发达国家，而对于中国这样的既是大发展中国家同时又是大对外贸易国的研究相对匮乏。本文所做的工作在于，从经验事实层面来发现中国加入WT0以来出口产品质量如何变化的基本事实，从而力图准确回答中国出口产品质量是否得到提升这一重大命题。因此，本文的经验事实和发现是相关研究领域的一个有益补充；其二，与以往仅仅局限于国家一产品层面对出口产品质量所进行的研究不同，本文采取更为细致的研究视角，即通过对观测样本单元企业x出口产品种类x出口目的国x出口贸易方式x年份这五维视角的特别定义，来深人研究中国情景下出口产品质量的变化特征；其三，考虑到中国情景的特殊性，本文从所有制、贸易方式、行业层面多重视角来更为深入细致地探讨中国出口产品质量的变化趋势。并且，本文并未停留在这一研究层面，而是进一步从进人和增长两个视角对出口产品质量U型变化的动因及其内在作用机理做了相应解释。基于这些经验事实发现，本文为中国政府采取相应政策措施来提高出口产品质量，有效提升出口竞争力，提供合理的理论支撑和政策建议。
二、中国情景下出口产品质量的测算与有效性检验（一）计量模型框架与内生性问题的解决Smagghue（2013）指出的，估算企业层面出口产品质量的计量模型中，一个突出问题就是企业出口产品价格和产品需求之间存在的内生性问题。其主要籴源于两个方面：（1）企业可能会将受到的外部需求冲击通过对价格加成（make-up）的调整来应对，从而造成企业出口产品价格和产品需求之间同步性（simultaneity）内生性问题；（2）企业出口产品价格的测量误差问题。
一般的研究中企业出口产品价格并不是直接观察所得，而是通过企业离岸价（简称FOB）方式的出口额与出口数的比值得到，这就会对企业出口产品价格造成衰减偏误（attenuationbias）形式的测量误差内生性问题。此外，还有两个问题要加以关注：U）出口产品价格信息。不仅仅包含产品质量信息，同时也包含了产品成本、需求层次差异、需求冲击等信息；（2）出口产品价格的行业异质性，不同行业的产品价格反映的信息是不同的，用价格作为出口产品质量的代理变量无法实现跨行业比较。
有指出，进口关税和出口退税率可能是较为有效的工具变量。然而，我们认为这两个工具变量在中国背景下未必适用，理由在于：一是对进口关税而言，进口关税的变化可能会导致企业进口的中间产品或资本品质量发生变化。比如，进口关税的降低可能会导致企业进口质量更高的中间产品或资本品。特别是在中国情景下，加工贸易类型企业更倾向于依赖进口关键零配件和生产机器设备，来生产符合国外消费者对产品质量高需求的出口产品，进而造成工具变量与企业出口产品质量之间存在特定影响关系。而且，中国情景下加工贸易类型企业中间产品及资本品进口由于受到特定的贸易关稗优惠政策，可能并不会受到进口关税的影响。二是对出口退税率来说，中国政府往往会根据外部出口市场的需求冲击来主动调整出口退税率以刺激或平稳出口，这就会造成出口产品的外部需求和出口退税率之间存在密切联系，因此，在中国背景下其也不是一个有效工具变量。
Sinagghue（2013）的研究思路，本文拟采用企业中间产品①进口国的真实汇率，作为解决企业出口产品价格和产品需求之间内生性问题的工具变量。其理由在于：一方面，企业进口中间产品来源国的真实汇率变化带来的冲击，会对企业生产成本造成直接冲击，从而对企业出口产品价格造成影响；另一方面，企业进口中间产品来源国的真实汇率变化带来的冲击，并不会直接影响到企业产品出口国的消费者需求，也不会直接影响到企业出口产品质量。工具变量，的具体设计方法见公x企业出口目的国这三个维度的虚拟变量的固定效应，从而来吸收其可能产生的内生性问题。此外，我们在构造工具变量中用来加权的企业各类中间产品进口额比重，采用的是样本期初2000年的数值，这可消除企业中间产品进口额的变化可能带来的冲击影响；第二，当企业中间产品的进口面临汇率冲击而使得企业出口产品价格发生波动时，这可能会影响到企业在出口市场的竞争，从而对企业出口产品的外部需求造成影响。然而，这样的影响效应可能非常有限，汇率变动对出口产品需求的冲击与对出口同类产品企业的冲击效应一致，不会产生针对单个企业的额外影响。
为尽可能地消除这类潜在性影响，我们在需求结构计量模型中加入“market”性质的固定效应控制变①这里，考虑到中国情形下较多企业是采用进口技术更为先进的生产设备来提高出口产品质量，以满足国外消费者对出口产品质量的苛刻要求，使用资本品进口的汇率信息可能会导致该指标与企业出口产品质量变量之间存在内生性问题。因此，并不适合采用资本品进口的汇率信息。
量，即纳人产品种类（8位码）x出口目的国x年份这三个维度的虚拟变量的固定效应；第三，企业中间产品进口国的汇率波动会直接影响企业的出口产品质量。当进口中间产品企业面临进口来源国的汇率变化冲击时，企业可能会据此来调整不同质量层次中间产品的进口，从而对企业出口产品质量造成影响。解决这种可能有内生性问题的办法：一是加人利用企业向进口中间产品的来源国出口产品数量作为加权指标，设置企业进口中间产品来源国的人均真实GDP，作为控制变量；二是加入利用企业进口中间产品数量作为加权指标，设置企业进口中间产品来源国的人均真实GDP作为控制变量，见公式（3）：的企业进口中间产品来源国的人均真实GDP，表示以企业进口中间产品来源国的进口中间产品额为加权权重、计算得到的加权的企业进口中间产品来源国的人均真实GDP.依据以上讨度f、p、d、w和t依次表示的是企业x出口产品种类（8位码）x出口目的国x出口方x年份。心Way/，是企业出口为加工贸易或一般贸易的虚拟变量。表示企业出口产品目的国和中的贸易地理距离表示与中国是否为同一文化圈的虚拟变量，设置的方法是如果某国的第二语言为中文，即将之作为与中国具有相同需求偏好的同一文化圈。是则为1，否则为和如分别表示为“flow”和“market”性质的固定效应。终，本文得到的样本单元出口产品质量的估算公估计结果的有效性检验①表1列示了运用计量方程（4）式的回归结果。模型1一3报告了使用0LS方法的估计结果，可以发现，无论是否加人控制变量，抑或对控制变量做如何调整，各模型中样本出口产品价格变量Logprice的系数均在1的水平上显著为正。这表明，在不考虑出口产品价格和需求之间内生性问题的前提下，样本出口产品的需求价格弹性为正，这显然违背了为基本的需求定律（thelawofdemand）。模型4一6报告了针对需求结构模型使用2SLS方法的估计结果，各模型中样本出口产品价格变量Logprice的系数均在1的高度水平上显著为负。这表明，在考虑了估计方程中出口产品价格和需求之间内生性问题的前提下，样本出口产品的需求价格弹性为负，满足需求定律。而且，模型46的估计结果显示样本出口产品价格变量Logprice的系数稳定在-0 77至-089之间，表明总体样本出口产品的需求价格弹性具有稳定性。以上两种回归结果的对比，初步验证了本文构造的需求结构计量模型的有效性，同时也验证了本文设计工具变量的合理性。
考虑了不同产品（类似于行业含义）层面需求价格弹性的异质性影响，较好的办法是对每个大类产品的层面单独进行估算。表2报告按照中国海关HS编码所定义的二十二大类产品分别进行估算的结果，结果显示：（1）从0LS方法的分产品大类的估计结果来看，除了第3、5两大类产品的需求价格弹性显著为负，其它大类产品的需求价格弹性均显著为正，这表明LS方法的局限性。而从采用DSM计量框架以及采用工具变量方法的估计结果来看，除了45章（软木及制品）、46章（稻草、①为了尽可能保证本文结果的可靠性，本文还做了其他类型的大量有效性检验，限于篇幅，未报告结果。
表1 OLS方法和需求结构模型（DSM）方法的估计结果解释变量控制常数Rz值观测值注：、“、?分别表示在1、5和1的统计水平上显著，圆括号内为t值或2值。表2、表3同。
秸秆等制品）、66章（雨伞等）、67章（羽毛制品等）以及84章（核反应堆）等没有中间产品进口的行业外，其它大类产品的需求价格弹性均显著为负。这验证了本文计量框架与工具变量的合理性；（2）在中国出口规模排在前列的电气设备及零件、纺织制品、矿产品、贱金属及其制品、仪器设备精密仪器及设备等产品大类来看，这些行业同时也是中间产品进口规模排在前列的产品大类，而从这些“大进大出”的产品大类的需求价格弹性的估计结果来看，均呈现出显著为负的基本特征；（3）各产品大类的需求价格弹性的差异较大，分布在-.118和-12.124之间。食品相关产品的需求价格弹性的数值均小于1，说明这些产品由于是必需品，必然缺乏弹性。比如，第1大类的动物产品、第2大类的植物产品；进口资源依赖型产品的需求价格弹性的数值均小于1，说明这些产品是缺乏弹性的。具体如，第6大类的化学产品、第7大类的塑料与橡胶产品、第9大类的木制产品、第11大类的纺织产品、第20大类的家具产品；中间产品进口依赖型产品的需求价格弹性的数值也均小于1，说明这些产品是缺乏弹性的，比如，第16大类的电气设备产品、第17大类的运输设备产品、第18大类的精密仪器设备产品。表2产品种类大类层面的估计结果产品大类2位码产品名称出口中间品进口章节份额系数T值系数Z值活动物、动物产品植物产品动植物油、脂及分解产品食品，饮料、酒及醋，烟萆及代用品50续表2产品大类2位码产品名称出口中间品进口章节份额系数T值系数Z值矿产品化学工业及相关工业产品塑料及其制品橡肢及其制品生皮皮革毛皮及制品；旅行用品、手提包类似品木及木制品木浆及制品、纸及其制品纺织制品鞋帽伞等制品石料、陶瓷、玻璃等制品珍珠、宝石、责金属等制品贱金属及其制品电气设备及零件车辆、航空器、船舶及相关运输设备仪器设备、精密仪器及设备杂项制品（家具等）表3列示了对样本单元的出口产品价格和出口产品质量相关关系的检验。模型1一4的回归结果显示，采用全样本和OLS方法估计的出口产品质量qualityols与采用有中间产品进口的样本和OLS方法估计的出口产品质量qUalityls2，均与样本出口产品价格之间存在显著负向关系。既有理论均证明，企业出口产品价格中必然会包含产品质量的信息，企业出口产品价格应该与出口产品质量之间表现出显著的正相关性（Robertsetal.，2012）。模型5?6估计结果显示，采用本文测算方法对有中间产品进口样本估计的出口产品质量qualityv和样本出口产品价格之间存在显著正向关系，这与既有的理论假设和检验结果相一致，由此进一步验证了本文测算方法的有效性。
表3出口产品质董和出口产品价格的关系检验被解释变量不控制控制不控制控制不控制控制不控制控制不控制控制不控制控制R2值观测值三、中国出口产品质量变化趋势的分析2000?2006年间中国出口产品质量的变化趋势，可以发现：（1）无论是从qUalityols还是qualityols2的变化趋势来看，表明中国企业出的产品质量至少在2000?2006年间处于一个持续下降的态势。而且，这二者变化趋势几乎一致，这表明，是否有中间产品进口的样本数量的差异并不会从本质上影响到中国企业出口产品质量整体变化趋势。这样的对比结果也就证明本文所采用的有中间产品进口的6位码样本并不存在明显样本选择偏差效应。从qUalityiv的变化趋势来看，其反映出的信息是中国出口产品质量在2000?2006年间处于一个先下降再上升的U型变化趋势。这与0LS估计方法得到的结果有很大出人；（2）从qualityiv的U型变化趋势来看，2000年中国出口产品质量达到样本观察期的高值，为10. 074，在2001年底加人WT0后逐步下降，在2003年达到低值9.820，下降幅度达到-2.58个百分点。2004年开始处于一个逐步上升通道中，2005年和2006年分别达到10.005和9.968，这期间上升幅度达到1.72个百分点。整体来看，2006年相比于2001年，总体样本出口产品质量轻微下降0. 085个百分点。由此说明，在样本观察期内，中国出口产品质量总体呈现轻微下降态势。但是，2004年中国出口产品质量已经呈现出一个向好的积极变化信号。
（二）不同所有制样本的变化趋势报告了六种不同所有制类型样本出口产品质量的变化趋势，可以发现：（1）外资性质样本的出口产品质量均高于本土性质样本。在样本观察期内，中外合资、中外合作、外商独资这三种外资性质样本的出口产品质量均值依次为10.853、10.693、10. 602，而国有、集体、私营这三种本土性质样本的出口产品质量的均值依次为10. 289、10.084、9.330.对比来看，外资性质样本出口产品质量的加权均值为10.724，要高出本土性质样本出口产品质量的加权均值9. 893约8.40个百分点；（2）只有民营性质样本的出口产品质量呈现显著U型变化，而且其是样本整体层面呈现U型变化的主导因素。民营性质样本的出口产品质量由2000年的9. 635逐年下降到2003年的8.937，下降幅度达到7.8个百分点，之后又逐步上升到2006年的9. 473，上升幅度达到6.0个百分点。同期，国有、集体、外商独资、中外合资性质样本出口产品质量的变化趋势中，先下降的幅度分别为点。整体来看，这六种所有制性质样本组中，只有民营性质样本2006年的出口产品质量低于2000年，下降幅度达到1.68个百分点，同期，国有、集体、外商独资、中外合资和中外合作性质样本2006 22000?2006年间六种所有制类型的出口产品质置的变化趋势年的出口产品质量均高于2000年，增长幅度分别为5. 39、5.23、2.12、3.43和5.63个百分点；（3）无论是针对有中间产品进口样本还是全样本的结果来看，LS方法估计的六种所有制性质样本出口产品质量基本都呈现出一致变化趋势。由此我们认为，即便本文估计结果主要是针对有中间产品进口的有偏差样本所得，中间产品是否进口造成的样本选择偏差效应，应该不会从本质上导致我们研究结果在变化趋势方面出现较大偏差性。
第四，从三种本土性质和三种外资性质样本组出口产品质量差距的变化趋势来看：（1）国有性质样本与外商独资、中外合资样本出口产品质量的差距呈逐步缩小态势，差距由2000年的0.541和0801分别逐步下降到2006年的0.226和0.634，下降幅度分别为58. 1和20.9个百分点。而国有样本与中外合作样本出口产品质量的差距呈倒U型态势，2003年前呈现逐步增大而2003年呈现逐步减少态势。整体来看，二者差距由2000年的0 492扩大到2006年的0543，增幅为10.5个百分点；（2）集体性质样本与外商独资、中外合资样本出口产品质量的差距也呈逐步缩小态势，差距由2000年的0380和0.640分别逐步下降到2006年的0. 072和0480，降幅分别达到80.9和20.1个百分点。而集体性质样本企业与中外合作样本的差距仍呈现倒U型态势，2003年前呈逐步增大而2003年呈逐步减少态势。整体来看，二者差距由2000年的0.331扩大到2006年的0.389，增幅为17.7个百分点；（3）与国有和集体性质样本的表现有所不同，私营性质样本与外商独资、中外合资、中外合资样本出口产品质量的差距，均呈现倒U型变化态势，表现出2003年前逐步增大2003年逐步减少态势，而且私营性质样本与中外合资、中外合资样本的差距在2006年还表现出一个翘尾上升特征。整体来看，私营性质样本与外商独资、中外合资、中外合资样本的差距均分别为44.6、47.3、92.2个百分点。因此，在本土性质样本中，私营性质样本与外资样本出口产品质量的差距在逐步扩大，而国有和集体性质样本与外资样本的差距逐步缩小。
（三）不同贸易类型样本的变化趋势从不同贸易方式角度来看：（1）从事加工贸易样本出口产品质量均值为11. 193，从事一般贸易样本的均值为9.825，前者比后者高出13. 92个百分点。无论是何种所有制性质样本组中，从事加工贸易样本出口产品质量均高于从事一般贸易样本。国有、集体、私营、外商独资、中外合资和中外合作这六种性质样本组中，高出幅度分别为9.18、9. 74、19.63、8.72、11.73和6.25个百分点。中外合作和外商独资性质样本中加工贸易和一般贸易的出口产品质量差距呈轻微缩小态势，而其它所有制性质样本中二者差距呈现基本稳定态势；（2）国有、集体、外商独资、中外合资和中外合作这五种性质样本组中，加工贸易和一般贸易的出口产品质量在2000?2006年间均呈稳步上升态势。
而从事加工贸易私营性质样本的出口产品质量在2000?2006年间经历一个U型变化趋势。整体来看，私营性质样本2006年出口产品质量为11.285，略高于2000年的11.250.从事一般贸易私营性质样本出口产品质量同期也经历一个U型变化趋势，2006年为9.432，低于2000年的9. 631.这说明，从事一般贸易私营性质样本出口产品质量在2000?2006年间的走低，是造成中国出口产品质量总体轻微下降的主导因素。
按照产品大类划分的出口产品质量的变化趋势显示：（1）20个大类产品中，2006年的出口产品质量相对于2000年增长的行业有7个，分别是：第1大类产品（+4. 35），第3大类产品（+6.47），第4大类产品（+0.05），第8大类产品（+2. 16），第9大类产品（+2.29），第I2大类产品（+1.92），第15大类产品（+2.23）。2006年出口产品质量相对于200年下降的行业有13个，分别是：第2大类产品（-0.74），第5大类产品（-3. 75），第6大类产品（-2.45），第7大类产品中塑料制品（-3. 33），第7大类产品中橡胶制品（-1.93），第10大类产品（-3. 64），第11大类产品（-4.09），第13大类产品（-0.75），第14大类产品第2大类产品（2.46）。值得重视的是，在中国情形下技术复杂程度高的产品大类的出口产品质量均呈现不同程度的下降态势；（2）20个大类产品中，呈现U型变化趋势的有第4、6、7b、10、13、15、16、17、18、20这10个大类产品，呈现倒U型变化趋势的有第2、8、12、14这4个大类产品，呈现逐步下降趋势的有第5、7a、ll这3个大类产品，呈现逐步上升趋势的有第1、3、8、9这4个大类产品。由此可见，在样本观察期内，中国大多数产品大类的出口产品质量均出现了改善迹象，特别是在电机电器设备制品（16大类）、运输设备（17大类）、仪器设备制品（18大类）这三个技术含量较高行业中出口产品质量呈先降后升的变化趋势，说明中国在重点行业的出口产品质量出现逐步回升的积极现象。
四、中国出口产品质量U型变化特征动因的解释表4提供的数据表明：（1）总体来看，在样本观察期内，连续存在、进人、退出、至少连续存在两年、反复进人以及只存在一年这六种存在类型样本的出口产品质量均值，分别为12. 477、11.198、11.120、10.283、10.152和9.278.只存在一年类型样本的出口产品质量要显著低于其它类型样本，这就说明，只存在一年类型样本是造成中国出口产品质量低下的主导原因。而且，这六种存在类型的样本中，连续存在类型样本的出口产品质量表现出显著持续增长态势，至少连续存在两年类型样本的出口产品质量表现出基本稳定状态。进人、退出、反复进人和只存在一年这四种类型样本则表现出不同程度的U型变化态势，反复进人和只存在一年这两种存在类型样本的U型变化态势更为明显；（2）存在一年类型样本的比重在2000?2006年间得到显著增长，7年间增长了3.39倍，而且所占比重高，远高于其它类型样本。进人类型样本的比重在2000?2006年间也得到显著增长，6年间增长了22.67倍，所占比重次高。反复进人类型样本的比重在2000?2006年间呈现缓慢增长态势，7年间增长了1.00倍。退出类型样本的比重在2000?2006年间呈缓慢下降态势，6年间下降了0.94倍。至少连续存在两年类型样本比重在2000?2006年间呈显倒U型变化趋势，由2001年的1.228上升到2004年的4.113，再下降到2005年的2. 362.以上信息深刻表明，存在一年和反复进入类型样本出口产品质量的U型变化，是导致中国出口产品质量U型变化的主导因素。
表4不同存在类型全样本的出口产品质量的变化趋势存在类型出口产品质置存在一年持续存在反复进入进入退出至少连续存在两年所占比重存在一年持续存在反复进入进入退出至少连续存在两年从所有制类型的角度来看①：无论是在何种所有制样本中，只存在一年和反复进人这两种样本的出口产品质量均呈现U型变化特征。而且这两种类型样本的出口产品质量也是相应低的。
私营性质样本中，只存在一年和反复进人这两种类型样本的出口产品质量U型变化趋势更为显著。私营性质样本中只存在一年类型样本所占总样本的比重，要高于其它所有制性质样本，其增长幅度也远远超过其它所有制性质样本。具体来看，私营、国有、外资和集体性质的样本中，只存在一年类型样本所占总样本的比重依次为20.2、16.96、7.45和2，61，而且，206年相比于2000年的增幅依次为169. 82倍、0.22倍、3.46倍和410倍。在不同所有制类型的样本观测值中，私营、国有、外资和集体性质样本所占比重依次为38.4、31. 5、236和6.5，而且，从数量来看，中国本土企业特别是私营企业的出口产品在出口产品种类和出口目的国多样化数量方面都远①限于篇幅，我们这里未报告六种所有制类型样本的分解结果，有兴趣的读者可向作者索取。
高于外资企业。据此，我们认为，只存在一年私营性质样本出口产品质量的U型变化态势，是导致私营性质样本出口产品质量U型变化特征的主导因素，从而也是造成中国出口产品质量总体上呈U型变化特征的主要原因。这就为前文发现提供了进一步的支撑证据。
综合以上两方面信息，我们对中国出口产品质量U型变化动因的解释是：中国加人WTO后，由于企业进入国外市场壁垒的整体降低，导致低产品质量的企业开始大量进人出口市场，而这些进入出口市场企业由于自身能力较弱，难以支撑出口前和出口中的高额固定成本和沉淀成本，很快又退出出口市场。特别是在私营企业中这种现象表现得为典型。这种由大量私营性质样本的短暂进入和退出现象，导致了中国出口产品质量总体层面呈现U型变化特征。而且，对只存在一年私营性质样本出口产品质量的U型变化态势的解释是：当中国刚加人WTO之后随着进人壁垒的大幅度降低，导致那些出口产品质量更低（通常也是生产效率相对较低）的私营企业能够进人出口市场，随着加入WTO后出口中学习效应和出口产品市场竞争程度的强化，导致之后新进人与退出出口市场的私营企业的出口产品质量得到促进和提高，这就导致了只存在一年的私营性质样本出口产品质量U型变化态势的形成动因。
接下来，本文将考虑使用BHC（Baily-HuIten-Campbell）分解方法（Nishidaetal.，2013），从出口产品质量增长的视角，从而对驱动中国出口产品质量变化的因素进行更为深人细致的研究：净进a效应unit、退出样本unit①。，代表第；个样本unit第t年的产品质量表示第i个样本unit第t年的出口额，第t年的出口额。久b叩，F<，=.需要说明的是，由于测算样本出口产品质量的增长率必然会将样本观察期内只存活一年的样本排除在外，只存在一年样本所占总样本比重为47.2，这里BHC分解使用的样本为至少存在两年以上的比重为表5列示了BHC方法的分解结果。从总体来看，进人、净进入和交叉效应这三个方面因素对中国出口产品质量增长起到的是促进效应，贡献率依次为74. 91、18.88和6.20.而退出、组间和组内效应这三个方面因素对中国出口产品质量增长造成负面效应，贡献率依次为-56.04、-22.05和-2.40，二者效应应相互抵消，导致中国出口产品质量年增长率只有微弱的0.624.从各年的变化趋势来看，仍然是进入、净进人和交叉效应这三个方面因素起到了促进效应，而退出、组间和组内效应这三个方面因素起的是抑制效应。其中，进入、净进人和交叉效应这三个方面因素在2001?2006年间均呈现出类似的较为微弱的倒U型变化趋势，而且2006年的数值与2001年相比变化不大。退出、组间这两个方面因素在2001?2006年间也呈现出较为微弱的倒U型变化趋势，且2006年的数值与2001年相比变化不大。但是，组间效应在2001?2006年间呈现出明显下降趋势，贡献率由2001年的-2. 884下降到2006年的-2.004.以上结果说明：一方面，从进入和退出角度来看，中国出口产品质量增长主要是由样本进人以及新进入者对旧进人者的更替所带来的，而高出口产品质量样本的退出对中国出口产品质量增长造成负面贡献，很大程度上抵消了进人者带来的正向贡献，是造成中国出口产品质量长乏力的主要因素；另一方面，从资源配置效应角度来看，交叉效应所内涵的资源配置效应的改善，对中国出口产品质量增长起到一定的正向贡献作用，但是组内效应和组间效应，特别是组间效应所内涵的资源配置效应，对中国出口产品质量增长起到了较大负向贡献作用。因此，总体来看，资源配置效应对中国出口产品质量增长贡献率起到的是负面效应，证明了中国要素资源配置效率低下是导致中国出口竞争力提升的重大障碍效应。
表5对中国出口产品质量增长的BHC分解结果（，总样本）年份增长贡献率组内效应组间效应交叉效应进入效应退出效应净进入效应平均从不同所有制性质的BHC方法分解结果来看私营、外资和集体性质样本对中国出口产品质量增长起到的是正向贡献，贡献率依次为8.11、2.21和0. 53，而国有性质样本对中国出口产品质量增长的贡献率为负，高达-10. 22.在国有性质样本中，正向贡献大因素是交叉效应，为2.151，负向贡献大因素是组间效应，为-10.974.在集体性质样本中，并没有哪种因素表现出特别重要的正向或负向贡献。在私营性质样本中，正向贡献率大因素是净进人效应，贡献率为7.45，且没有哪个因素表现出特别重大的负向贡献。在外资性质样本中，正向贡献大因素是净进人效应，为10.728，且组间效应也表现出一定程度的正向贡献，为3. 147，而负向贡献大因素是组间效应，为-10.512.从各年份的变化趋势来看，私营、外资和国有性质样本对中国出口产品质量增长贡献率在2001?2006年间均呈现倒U型变化态势，而集体性质样本2001?2006年间的贡献率呈逐步减小趋势。具体到不同因素作用效应的变化趋势来看：对于组内效应而言，国有和外资性质样本中组内效应的负向贡献呈逐步减弱趋势，而私营性质样本中组内效应的负向贡献呈逐步增加趋势；对于组间效应而言，国有性质样本中组间效应的负向贡献呈倒U型变化趋势，集体性质样本中组间效应的贡献率由正转负，且负向贡献呈逐步加大态势。私营性质样本中组间效应的贡献率由正转负，且呈倒U型变化态势。外资性质样本中组间效应的负向贡献率呈逐步减小趋势；对于交叉效应而言，国有性质样本中交叉效应的正向贡献率呈逐步减弱趋势，集体性质样本中交叉效应的贡献率呈倒U型变化态势，私营性质样本中交叉效应的正向贡献率呈逐步增加态势，外资性质样本中交叉效应的正向贡献率呈U型变化态势；对于净进入效应而言，国有性质样本中净进入效应的贡献率呈由正转负又转正的变化态势，集体性质样本中净进入效应的贡献率呈由正转负的减弱态势，私营性质样本中净进人效应的正向贡献率呈倒U型变化且整体增加的态势，外资性质样本中净进人效应的正向贡献率呈倒U型变化且整体减弱的态势。
①限于篇幅，我们这里未报告分所有制类型样本的分解结果，有兴趣的读者可向作者索取。
上述结果表明：一方面，私营性质样本对中国出口产品质量增长的正向贡献率要远大于其它所有制性质样本，而国有性质样本对中国出口产品质量增长起到了较大负面作用。由此证明私营企业对中国出口竞争力提升起到了一定程度的促进作用，而国有企业起到的是负面作用；另一方面，国有性质样本中资源配置效率对中国出口产品质量增长贡献率的负面作用为突出，而私营性质样本中资源配置效率对中国出口产品质量增长贡献率呈正向作用，虽然这种正向作用相对较弱。
由此证明国有部门资源配置效率的低下阻碍了中国出口竞争力提升。
五、简要结论与政策含义在采用DSM计量模型框架和设计多重工具变量的基础上，利用中国海关贸易统计库中2000?2006年间的2500多万条研究样本，本文的主要发现可归纳为如下四个方面：，发现在2000?2006年间中国出口产品质量整体呈现U型变化特征，2006年的出口产品质量相对于2000年略有下降；第二，私营性质样本出口产品质量在2000?2006年间呈现出显著的U型变化态势，而且其2006年的出口产品质量相对于2000年有所下降。其它所有制性质样本的出口产品质量均呈现不同程度的上升态势，其中，国有和集体性质这两类本土性质样本的出口产品质量在样本观察期内得到了提升；第三，只存在一年和反复进人退出类型的私营性质样本出口产品质量相比其它类型低，且呈现显著U型变化态势。因此，只存在一年和反复进人退出类型的私营性质样本是导致中国出口产品质量总体层面U型变化的主导因素；第四，通过BHC的分解结果发现，在剔除了只存在一年的样本中，私营和外资性质样本对中国出口产品质量的增长做出了正向贡献，其中，私营性质样本对中国出口产品质量增长的贡献率高，而国有性质样本则对中国出口产品质量增长产生了较为显著的负向贡献。
本文的研究结论对中国现行贸易政策的调整具有启发意义，具体表现在以下三个层面：首先，采取措施促进私营企业出口存活率的提升，是促进中国出口产品质量提升的重要途径。大量私营企业的短暂进人和退出国际市场，背后反映的是中国私营企业出口竞争力仍处于相对较弱地位的基本事实。事实上，现阶段中国对私营部门的各种进人壁皇与隐性限制政策（比如金融抑制政策）以及“国进民退”政策的实施，极大限制了私营企业竞争力提升的空间。因此，从根本上打破这些壁垒和限制政策是促进中国出口竞争力转型升级的必要手段；其次，加快国有企业的改革，是促进中国出口产品质量提升的重要途径。鉴于私营部门发展对中国出口产品质量增长起的是显著促进作用，而国有企业产生的是显著抑制作用，现阶段应加快推进国有企业混合所有制改革，弱化国有企业特殊垄断地位，减少对私营部门的不公平政策待遇，营造公平的市场竞争环境，从而激发中国出口产品质量可持续增长的内生动力，形成促进中国出口竞争力转型升级的内生环境；后，全面推进市场化改革、有效促进资源配置效率提升，是促进中国出口产品质量提升的重要途径。国有企业一直受到政府各项特殊优惠政策的支持。比如，政府补贴向国有部门的集中，国有企业能以更低利率获得数量庞大的银行贷款，以及资源要素向国有部门的相对集中，并没有从根本上促进社会资源配置效率的提升，相反，弱化了资源配置效率以及抑制了出口产品质量提升。因而，只有重新界定政府与市场的边界，切实推进市场化改革，以市场这只“无形的手”为主导，全面促进资源要素配置效率的提升，才能从根本上促进中国出口竞争力的可持续发展。
QQ交流群
