陈爱贞，闫中晓 | 出口强度、资源错配与产品质量

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出口强度、资源错配与产品质量

作者简介

陈爱贞，女，福建福州人，经济学博士。厦门大学经济学院国际经济与贸易系教授、博士生导师，国家社科基金重大项目首席专家。2012-2013年乔治.华盛顿大学访问学者，2018-2019年康奈尔大学访问学者。2017年入选福建省新世纪人才。研究领域为产业经济学与国际经济学，长期以来坚持从开放条件下对中国产业创新发展和关于中国装备制造业发展问题的研究，主持了国家自科（2项）和国家社科（2项）等省部级以上项目10项，在《管理世界》等学术杂志发表论文50多篇。

闫中晓，女，山东高唐人，厦门大学经济学院博士研究生。

摘要：产品质量水平是一国经济发展水平的重要标志。立足中国存在资源错配的现实基础，可从企业内部产品层面分析出口强度增大过程中产品结构和出口目的地结构调整对产品质量的影响机理。基于2000—2007年中国工业企业数据库和中国海关数据库匹配数据的实证检验表明，出口强度增大会抑制其产品质量提升，特别是对一般贸易、出口到中等收入国家的产品质量的抑制作用更大；基于2000—2011年数据的结果依然稳健。进一步的计量检验验证了资源错配会强化出口强度对产品质量的抑制效应；同时，出口强度增大会进一步加重企业资源错配，进而抑制产品质量提升。可见，提升资源配置效率是促进产品质量升级的关键，为此，需要促进资源在区域间、行业间、行业内企业间、企业内产品间的有效流动。

关键词：出口强度；资源错配；产品质量；出口目的地；产品结构

一、引言

近年来，中国企业在参与国际分工时被制约于全球价值链中低端环节，贸易结构和产业结构水平升级较快但垂直升级乏力，使得中国产品发展陷入“质量低—价格低—创新升级能力低—质量低”的锁定效应。产品质量水平是一国经济发展水平的重要标志，直接决定了一国的产业和企业在国际市场上的竞争力和获利能力。党的十九大报告提出在当前中国经济由“高速增长阶段转向高质量发展阶段”，“必须坚持质量第一、效益优先”，“推动经济发展质量变革”。但在当前面临各种要素成本上升和双重国际竞争压力下，我国如何实现产品质量升级，从而由贸易大国向贸易强国转变？可以说，这直接决定了中国能否实现创新驱动、质量为先的产业转型升级，以及能否最终成功跨越“中等收入陷阱”，提高人民生活水平。

从资源配置视角来看，产品质量升级就是更多资源从低质量环节或低质量产品流向高质量环节或高质量产品的过程，该过程体现为高质量产品比重提升和低质量产品生产、出口减少。Griliches 和 Regev将存活企业间资源再配置效应、进入和退出企业出口产品质量效应称为资源再配置效应。基于此，苏丹妮等对 2000—2007 年中国行业出口产品质量变动的分解结果表明，资源再配置效应对出口产品质量提升的贡献为64.98%。而现实中，国际贸易主要由出口多种产品和出口到多个目的地的企业主导，企业内不同产品质量结构及其变动是理解企业出口绩效的关键。可以说，资源在企业内部不同质量产品间的再配置，是影响一国产品质量的微观基础。

已有研究表明，在经济全球化背景下出口贸易是影响企业产品质量的重要因素。大量文献分析了出口的学习效应、国际R&D溢出效应、不同目的地的质量溢价效应等对企业产品质量提升的积极作用。然而，对中国这样的贸易大国而言，大量企业已经进入出口市场，其当前面临的是是否进一步提升贸易规模和贸易强度的选择，这意味着研究的视角需要进一步从出口贸易深入到出口强度。

出口强度提升引致的企业内部资源再配置，往往会带来资源在不同企业间的再配置，从而改变行业的资源配置效率。资源配置效率是影响质量驱动型资源配置（quality-driven reallocation）的关键因素，由于发达国家市场化程度较高，在以这些国家为样本的研究中，资源自由流动成为基本的假设前提。然而，在中国，由于政府干预、市场不完全等因素，生产要素在国民经济中配置效率较低，产品市场和要素市场的资源错配较为严重。Hsieh 和Klenow指出中国劳动和资本市场存在的错配降低了企业生产率。刘宇英和白俊红认为，出口导向型政策下的贸易开放加剧了资源错配。陈晓华和沈成燕研究发现，出口过度依赖传统优势产品和“质量革新惰性”是近几年中国出口产品质量下降的主要原因，而其背后最深层的原因可能来自资源错配带来的结构调整粘性。因此，研究出口强度对中国企业产品质量的影响，不能不考虑资源错配这个重要的现实基础。

基于此，本文引入资源错配这个重要变量，从企业内部产品层面分析出口强度对产品质量的影响效应。相较于已有研究成果，本文可能的边际贡献主要有：其一，立足中国存在资源错配的现实基础，分析了存在资源错配的情况下出口强度增大对产品质量的影响效应，丰富了新新贸易理论框架下关于出口产品质量影响因素的研究；其二，深入到企业内部多产品和出口多目的地层面，分析了出口强度增大过程中企业内部资源再配置进而影响产品质量结构的机制，有助于从产品微观层面深入理解贸易规模不断扩大但产品质量升级乏力的困境；其三，利用更细致的企业-产品-目的地-贸易模式数据进行计量分析，有助于为推动中国由贸易大国向贸易强国转变的具体路径，提供来自微观层面的有价值的实践与政策参考依据。

二、研究假说

一般地，对发展中国家企业来说，国外消费者在产品质量和标准方面要求更为苛刻，而且可能具有一定歧视性，出口企业需要不断学习，改进工艺流程、技术标准和机器设备，以及对工人再培训来提高企业生产率，以保证企业产品质量。因此，出口规模和出口强度增大能增强企业的“出口学习效应”，往往有助于促进产品质量升级。此外，企业在进入出口市场后随着出口规模和出口强度的增大，可获得规模经济效应从而有助于分摊工艺、设备升级和员工培训等成本，进而带来边际成本下降；而且，由于不需要再支付进入国际市场的固定成本，产品的平均成本也会降低。这些可以增强企业产品的国际竞争力，进而增强其提升产品质量的动力和能力。然而，当存在资源错配时，这一方面意味着低效率企业保留在了市场，带来出口市场的“生产率悖论”，大量资源沉淀在低效率企业中，这些企业出口规模和出口强度增大，必然对高效率企业、高质量产品的资源造成进一步的挤出效应，另一方面意味着企业资源配置效率低，企业生产的边际成本相对较高，制约企业产品质量升级。

从企业内部产品层面来看，企业出口每个市场和出口每种产品都面临固定成本，企业进入出口市场能否盈利存在不确定性，为此，企业在出口的初期往往只出口有限种类的产品到一个或少数几个市场，随着经验积累，企业将向更多市场出口。如Albornoz等对阿根廷制造业企业2002—2007年数据分析发现，79%的新出口企业只进入一个市场，当确定其出口可以获利，企业会增加第一个出口国的出口量并往更多出口市场扩张。一般来说，生产率越高的企业出口的产品种类越多并出口到越多的国家。而在资源错配造成企业生产率低的情况下，企业的这种“序列出口”（sequential exporting）现象往往会使得企业主要是通过出口更多数量的产品和到更多的目的地来提升出口强度，而不是通过增加更高质量产品种类的出口。Bernard等也发现，随着出口企业能力提升，出口产品价格下降，企业会增加每个出口市场的出口规模和出口国家数量，并增加出口较低质量的产品。可见，生产和出口多种产品可能会产生排斥效应（cannibalization effect），随着贸易可变成本下降，企业出口产品价格下降，出口企业会增加出口较低质量的产品，尤其在资源错配的情况下,“序列出口”容易加剧低质量产品对高质量产品的排斥效应。

很显然，企业出口规模和出口强度增大过程所引发的低质量产品对高质量产品的排斥效应，以及忙于向更多目的地进行序列扩展而不是投入创新要素进行质量提升，会加剧企业内部的资源错配，使得大量企业堆积在低端市场打价格战。同时，这些低效率的企业进一步的出口规模和出口强度增加，也会对高效率企业带来进一步的资源挤出效应，恶化企业之间和行业之间的资源再配置效应。资源配置效率降低，不但会降低企业的生产率，提高产品生产和营销的可变成本、固定成本，还会使得企业丢失成本优势降低加成率，导致企业缺乏充足的资金投入以进行产品质量的升级。因而，资源配置效率降低，会进一步降低企业产品质量。

综上所述，如图1所示，出口强度增大带来的学习效应和成本效应会促进其产品质量提升，而当存在资源错配时，出口强度增大的多产品排斥效应和多目的序列出口效应，会抑制其产品质量提升，并进一步加剧企业内部的资源错配，降低企业生产效率，提高生产成本，拉低企业加成率，进而弱化企业提升产品质量的能力。为此，本文提出2个假说：

假说1：在存在资源错配的情况下，出口强度增大容易通过多产品间的排斥效应和多出口目的地间的序列出口效应而制约资源往高质量产品流动，从而抑制产品质量提升。

假说2：出口强度增大引致的多产品间的排斥效应和多出口目的地间的序列出口效应，容易进一步强化资源错配，从而影响产品质量提升。

三、模型、变量及数据说明

（一）计量模型

基于假说1，为验证出口强度对产品质量的影响，本文构建以下计量模型：

（1）

其中，quality_ijgt是t年i企业向目的地j出口的产品g的质量；Rexport_ijgt表示企业出口强度；X_ijt为一系列控制变量；μ_c、μ_s、μ_t分别为区域、行业、时间固定效应；ε_ijgt为扰动项。

（二） 指标测度

1.出口产品质量测算模型

本文以Feenstra 和Romalis的企业内生化质量决策框架为基础，借鉴余淼杰和张睿的研究，利用公式ln(z_ijgt)=θ_gt[ln(κ_1jgt)+ln(p^ijgt)+ln(φ_it)-ln(w_it)]测算中国企业出口产品质量。企业生产率、产品价格越高，产品质量越高；投入成本越高，产品质量越低。其中， z_ijgt、p^ijgt为企业i在t年销售到j国的g类产品的质量和离岸价格；0＜θ_g＜1为在产品类别g中衡量成本递增效应大小的参数；φ_it、w_it分别为企业i在t年的生产率和投入成本；κ_1jg=α_jgθ_g (σ_g-1)/[1+α_jg θ_g (σ_g-1)]，σ_g为在同一产品类别g中，不同品种之间的替代弹性，参数α_jg反映了j国消费者对于产品类别g的“质量偏好程度”。并且，为了避免极端值的影响，本研究将样本中低于1%和高于99%分位数的观测值去除。为使得不同产品类别的产品质量可加总可比，本研究进一步对产品质量进行标准化处理：quality_ijgt=ln(z_ijgt)-ln(z_10%-gt)，其中，quality_ijgt为标准化后的产品质量，ln(z_10%-gt)为产品类别g的总体产品质量的10%分位数。

2.资源错配测算模型

假设最终产品市场是完全竞争的且产出满足C-D形式，中间产品行业S是垄断竞争市场；假定存在资本扭曲，由企业最大化条件整理可得：

3.主要参数及变量

（1）出口离岸价格p^ijgt=value_ijgt/quantity_ijgt，value_ijgt和quantity_ijgt分别为企业i在t年向j国出口的产品类别g的离岸价值和数量。

（2）全要素生产率（tfp）作为φ_it的度量。企业的生产函数为 Y_it=φ_itK^α_it L^β_it，采用面板固定效应估计资本份额α，并使用OLS、LP、OP方法分别计算tfp。企业总产出Y_it以工业增加值衡量，利用工业品出厂价格指数进行平减。企业劳动投入L_it以员工人数来度量。企业资本存量K_it用永续盘存法核算：K_it=K_it-1+I_it-D_it。其中，K_it-1为企业上期资本存量。基期资本存量K₀利用各企业2000年的固定资产净值，或初次出现在数据库的年份所对应的固定资产净值，利用固定资产投资价格指数平减，由于中国工业企业数据库中2009—2011年固定资产净值缺失，参考董敏杰等的做法用固定资产原价与累计折旧差额作为基期资本存量。企业层面的固定资产实际投资额I_it为相邻两年固定资产原价差额，并予以平减。D_it为固定资产年折旧额。

（3）投入品成本wt,利用ln(w_t)=α′ln(w^K_t)+β′ln(w^L_t)计算。其中，劳动成本w^L_t=(Wage_t+Compensation_t)/Employee_t，Wage_t、Compensation_t分别为两位码行业中t年企业应付工资总额和应付福利总额，并予以价格平减，Employee_t为两位码行业中t年总的企业就业人数。资本成本w^K_t=0.1；α′和β′的计算公式为α′=α/(α+β)，β′=β/(α+β)，α和β估计值在计算企业全要素生产率的过程中得到。测算资源错配时，参考Hsieh 和 Klenow的做法，资本使用成本r设定为0.1，其中包括5%的实际利率和5%的折旧率。w采用企业每年应付工资总额和应付福利总额与企业员工人数的比值衡量。

（4）结构性参数α_jg、θ_g和σ_g。在海关数据HS六位产品码与SITC第二版四位码匹配的基础上，根据Feenstra 和 Romalis 估计的SITC四位码产品层面的参数，得到每个HS六位产品码国家层面的值；HS六位码所对应SITC四位码层面的参数值缺失的，则由对应的SITC三位码的平均值求得。

（5）产品替代弹性σ。为得到保守的估算结果，参考王文和牛泽东的做法设定为3。本文的主要解释变量为出口强度，以出口额占销售额比重度量。梳理相关研究，选取三类控制变量：（1）反映企业层面的，生产效率（tfp）；企业年均员工数的对数（lnscale）；企业年龄加1取对数（lnage）；投入品成本（lnw）；出口离岸价格取对数（lnp）；是否受到政府补贴（sub），是则为1，否则为0；企业利息支出/企业总资产，加1取对数（lnfinance）；根据企业登记注册类型，将企业分为国有企业（state）、集体企业（collective）、独立法人企业（legal）、私人企业（private）、外资企业（foreign）和港澳台企业（HMT）6类。（2）反映行业层面的，市场竞争程度（HHI），采用产业内企业出口市场份额的平方和。（3）反映需求层面的，进口国人均gdp取对数（lngdp）。

（三）数据说明

1.数据来源与匹配处理

产品层面的贸易数据来源于中国海关数据库。产品类别以HS六位产品分类码为准，在HS1996、HS2002、HS2007几个版本间进行协调并统一到HS1996版本。企业层面的财务数据来源于中国工业企业数据库。借鉴余淼杰等的研究，我们删除违背会计准则的样本，并删除了从业人员小于8的样本。各国人均GDP和汇率数据来自世界银行。各国HS六位码产品进口数据来自CEPII-BACI数据库。由于2007年以后关键指标缺失较严重，本文以2000—2007年样本数据为基准，共有3687423个样本观测值，以2000—2011年样本数据做稳健性检验。

参考余淼杰和张睿的研究，我们对海关和中国工业企业数据库进行匹配。首先，根据企业中文名字和年份进行匹配；其次，按照邮政编码和公司电话号码的最后7位数字匹配其余未合并的样本。此后，我们参考Amiti等的做法剔除了所有的中间贸易代理商（企业名称中包含进出口、经贸、贸易、科贸、外经）。

2.补充缺失指标

2001年缺失工业增加值，2004年缺失工业增加值和工业总产值，2008年缺失本年折旧、工业增加值、中间投入；2009年缺失工业增加值、中间投入、本年折旧、累计折旧、固定资产原价、本年应付工资和应付福利、固定资产净值；2010年缺失本年折旧、应付总工资和应付福利、中间投入、固定资产净值；2011年缺失应付总福利、固定资产净值、工业增加值、中间投入。2012年缺少中间投入、工业增加值、固定资产净值、本年应付福利。数据补充方法为：参考刘小玄和李双杰的做法，工业总产值 = 产品销售额(主营业务收入)-期初存货+期末存货，工业增加值=工业总产值-中间投入+本年应交增值税；参考余淼杰等的做法，用两位码行业层面折旧率计算企业的折旧值，中间投入值=产出值*销售成本/销售收入-工资支付-折旧值，本年应付工资额缺失的年份，利用工资率乘以每个企业的劳动力进行估计，工资率为《中国劳动统计年鉴》中两位码行业的城镇就业人员的平均工资；应付福利参考李小平和卢现祥的做法，假定各年度工资与福利之比与2000—2008年平均值相同推算得出；借鉴李小平和卢现祥的做法，假定企业固定资产和累计折旧占两位码行业比率与固定资产原价和累计折旧占两位码行业比率相同，分别推算出2009年固定资产原价和累计折旧。两位码行业固定资产原价值和累计折旧值来自于《中国工业统计年鉴》。

（四）描述性统计

表1为主要变量的描述性统计。首先，利用OLS和OP方法测算的生产率均值（3.977和3.796）比FE和LP方法计算的生产率均值（5.914和6.227）小，而且这四种方法测算的生产率的最大值都大于10，最小值都在1左右，说明企业间生产率存在较大的差异。其次，根据不同生产率测算的出口产品质量，其质量均值都在0.8左右，标准差都接近1，说明不同企业以不同贸易方式出口到不同国家的产品质量具有较大的差异。出口强度的均值为0.016，最小值和最大值分别为0和1，标准差为0.347，说明不同企业产品出口强度存在一定程度的差异。

（五）中国出口产品质量和资源错配的典型事实

1.出口产品质量

图2是使用OLS、OP、LP、FE方法测算的出口产品质量，由于不同方法的产出弹性不同，测算的出口产品质量值略有不同，但以每种产品出口额在当年出口总额中的占比为权重计算出的各自平均水平，2000—2005年都呈上升趋势，之后有所下降，2010年后再次上升。这四种方法测算的出口产品质量平均水平趋势一致，也与黄先海等的研究结果一致。从图3每年出口产品质量的分布区间来看，产品质量的高端水平提升的同时，低端水平在下降，说明产品质量梯度在增大，这使得中位数曲线稳中略有下降。这也是中国出口产品质量平均水平呈下降趋势的原因，初步验证了本文理论部分假说1的产品结构调整情况。

2.资源错配程度

图4是四种方法测算的资源错配平均水平，2000—2004年间中国资源错配水平略有上升；2004年后开始有较大幅度下降，但资源错配情况还较为严重，且2010年后又大幅上升。可见，中国资源错配情况一直存在且并未得到有效改善，这与多数学者的研究结论一致，也验证了本文假说1中的资源错配的事实。

四、实证研究结果

（一）基准回归

表2为出口强度对产品质量影响的回归结果，考虑到产品质量提升过程涉及到资源重新配置、技术升级等需要一定的时间，本文还同时回归了出口强度滞后一期（L.Rexport） 和二期（L2.Rexport）的情况。从表2可以看出，未加入控制变量与加入控制变量后，不管是否有滞后期，出口强度系数在当期和滞后期都显著为负，说明出口强度增大会抑制产品质量提升。上文图4测算结果表明中国存在较为严重的资源错配的现实，本回归结果可以初步验证假说1。

（二）稳健性检验

为了验证结果稳健性，本文做了一系列检验：首先，为克服补充指标时计算方法带来的偏差，剔除关键指标在工业企业数据库有缺失的年份，分别剔除2001、2004年样本以及同时剔除2001年和2004年样本后，再进行计量检验；其次，分别使用LP、FE、OLS方法测算出的生产率及出口产品质量指标来替换；再次，增加遗漏重要变量，研发投入是影响出口产品质量的重要因素，以是否有新产品产值作为研发投入的代理变量加入基准模型，因数据缺失剔除2004年样本；最后，以2000—2011年样本进行计量检验。以上检验结果均稳健，表明本文研究结论具有较高的可靠性。

（三）内生性检验

考虑到出口强度与企业产品质量之间可能存在内生性问题，参考张杰和郑文平的做法，以目的地扣除中国进口外的世界进口需求（WID）作为出口强度指标的工具变量（IV）。世界进口需求与出口强度密切相关，目的国从世界其他国家进口越多，则从中国进口越少，使得中国企业对其出口强度越低，但目的国从世界其他国家进口越多并不会直接影响中国企业出口产品质量。以世界进口需求为工具变量进行2SLS回归，结果如表3所示。无论当期还是滞后期，一阶段估计均显示工具变量与出口强度显著负相关；二阶段回归中，出口强度当期和滞后期的系数符号和显著性都未发生本质性变化。考虑到工具变量的合理性将直接影响估计结果的有效性和一致性，我们对表3第一阶段的工具变量进行如下检验：（1）Anderson-LM统计量对应的P值均为0.0000，在1%的显著水平上强烈拒绝工具变量识别不足的原假设；（2）Cragg-Donald Wald-F统计量远大于Stock-Yogo检验，在10%水平上的临界值为16.38，拒绝弱工具变量假设。这说明本文选取的工具变量是合适的。 

（四）异质性检验

考虑到不同贸易模式与出口到不同目的地的影响可能存在差异，根据海关数据库中“贸易方式”，将样本分为一般贸易、加工贸易两个类别。同时，参照世界银行划分标准，根据海关数据库中“目的地”将样本分为高收入、中等收入、低收入三个类别。出口强度对不同贸易方式产品质量的影响，从回归结果表4可知：两种贸易类型出口强度增大均会抑制其产品质量的提升。从系数大小来看，出口强度增大对一般贸易的影响更大。其原因可能在于中国以成本优势发展加工贸易，在中国出口导向型政策下，这类贸易进入成本较低，大量企业及生产要素涌入到这些生产环节中，资源处于饱和状态，致使企业间竞争更加激烈，从而使得多产品间的排斥效应和多出口目的地间的序列效应较弱。

表5为出口强度对出口到不同目的地产品质量的影响结果：三种类型出口强度增大都会抑制其产品质量的提升。从系数大小来看，出口强度增大对出口到中等收入国家的产品质量抑制作用最大。其原因可能在于:由于出口自我选择机制，出口到越高收入国家的产品质量越高，出口到低收入国家的产品质量最低，随着中国企业技术水平提高和设备更新，其从低端质量往中端质量升级的成本比较低，而出口到中等收入国家的中等质量产品往高端升级的成本往往就比较高。相对于高收入国家，中等收入国家的消费者收入相对较低，在产品质量和标准方面要求较为宽松，企业更偏向出口到更多目的地和多种低质量产品以扩大市场；而高收入国家消费者往往更偏好产品质量，企业出口到更多目的地和多种低质量产品以扩大市场的意愿相对比较小。但高收入国家的市场竞争也更激烈，中国企业在高端产品上缺乏技术优势，因而出口规模增大往往不是以提升产品质量为主要途径，这使得出口强度增大对产品质量的作用为负，但抑制效应也相对小些。 

五、进一步分析：资源错配对出口强度的产品质量效应的影响

（一）出口强度与产品质量：资源错配的调节作用

为进一步验证假说1中资源错配对出口强度的产品质量效应的影响，引入交互项进行验证：

（2）

其中，mis_it为i企业在t年的资源配置效率，衡量各个企业资源配置状况。利用公式（2）进行的回归结果如表6所示，资源错配系数显著为负，说明资源错配越严重，产品质量越低；无论当期还是滞后期的出口强度与资源错配交互项的系数都显著为负，说明资源错配越严重，出口强度增大对产品质量的抑制作用越大。在放入资源错配及其与出口强度的交互项后，当期出口强度的系数仍为负。与表2的回归结果对比可以发现，当期和滞后期的出口强度的系数的绝对值变小，滞后期由显著变为不显著，说明了资源错配的影响效应较大，进一步佐证了假说1。

（二）出口强度与产品质量：资源错配的中介效应

基于假说2，为进一步探究出口强度增大引致资源配置效应对产品质量的影响，我们在公式（1）的基础上，使用中介效应模型进行验证，具体如下：

（3）

（4）

资源错配的中介效应检验结果如表7所示。第（1）—（3）列出口强度系数无论当期还是滞后期都显著为正，说明出口强度越大，资源错配越严重。第（4）—（6）列加入资源错配后，资源错配系数都显著为负，说明资源错配越严重，企业出口产品质量越低。出口强度系数无论在当期还是滞后期都为负，且其绝对值依次相对于表2第（4）—（6）列的结果均有所下降，说明出口强度增大会进一步加重资源错配，进而抑制产品质量提升，验证了假说2。

六、结论

本文立足中国存在资源错配的现实，理论分析了出口贸易强度对产品质量的影响，并利用2000—2007年中国工业企业数据和中国海关贸易数据库匹配数据进行实证研究。研究发现：（1）出口强度增大会抑制产品质量提升，内生性和用2000—2011年数据等方法做的稳健性检验都表明结果稳健；异质性分析发现，出口强度对一般贸易、出口到中等收入国家的产品质量负向效应最大。（2）资源错配对出口强度的产品质量抑制效应具有调节作用和中介效应，资源错配越严重，出口强度增大对产品质量抑制作用越大，出口强度增大会进一步加重企业资源错配，进而抑制产品质量升级。可见，产品质量提升是实现中国由贸易大国向贸易强国转变的重要基础，但资源错配破坏了企业通过出口强度增大来促进产品结构优化和产品质量升级的机制。

由于最新数据不可获得，本文无法获得最新的实证结果，但资源错配制约出口强度的产品质量提升效应，与大量关于资源错配制约生产率提升和生产率低影响产品质量提升的研究结果是一致的。可以说，本文的研究结论具有较强的理论和实践支撑。此外，近十年来，中国的资源错配问题依然严重，而且中国出口增速虽然有所下滑，然而依然面临规模扩大但质量升级乏力的困境。因此，本文的实证结果对当前中国实践还具有较强的政策指导意义，中国要促进产品质量提升需要以提高资源配置效率为抓手。资源错配源于资源无法从低效率组织流向高效率组织。从中国现实来看，现有体制下的地区政策和产业政策扭曲是关键因素，其必然直接导致资源在区域间和行业间配置低效，进而影响企业间和企业内部的资源配置效率。为此，资源配置效率提升需要从多个层面采取措施：

（1）推进要素市场一体化，提升区域间资源配置效率。当前中国产品市场一体化程度已经比较高，但要素市场一体化还面临诸多障碍。由此，除了要切实转变政府职能，大幅减少政府对资源的直接配置，还要考虑到中国作为一个发展中经济大国的现实，应该分区域、分步骤、分阶段推进要素市场化配置，城市圈、区域一体化等措施有助于从要素区域一体化走向全国市场一体化。

（2）打破行业壁垒，提升行业间资源配置效率。资源更多地流向高生产率行业，是产品质量水平升级的微观基础。影响中国行业间资源配置效率有两个因素，一是各种行业进入壁垒制约了资源在行业间自由流动，二是非市场因素造成行业间的利润率差异致使资源不愿流入效率高但利润率低的领域。由此，要打破行业进入壁垒，促进资源流动，降低非市场因素对行业收益差距的影响；尤其要促进金融供给侧结构性改革，逐渐取消为“重点产业或项目”提供低成本资金等的利率管制，硬化预算约束，减少资源在低效率领域沉淀和对高效率领域的挤出效应。

（3）强化竞争政策的基础性地位，提升行业内不同企业间的资源配置效率。行业内资源更多地流向高生产率企业，是产品质量垂直升级的微观基础。行业内不同所有制企业的竞争地位差异、龙头企业的垄断势力等，是制约行业内资源在企业间流动的重要障碍，因此，需要从产业政策为主竞争政策为辅转向竞争政策为主产业政策为辅，实现竞争中性、所有制中性，使得市场可通过资源转让、交易等方式，促进存量资源在企业间有效流动。

（4）推进更高水平的开放，提升企业内不同产品间的资源配置效率。对不同产品市场和不同目的地市场更高水平的开放，不但有助于企业通过“走出去”和“引进来”方式获取各种资源，提升产品国际竞争力，而且更多领域、更大范围的国际竞争压力，将助推企业根据国际市场需求调整不同质量产品间的资源配置，提升产品质量结构。

原文刊发于《厦门大学学报（哲学社会科学版）》2020年第6期“中国宏观经济分析与预测”专栏，第91-104页。因篇幅问题，注释删略。

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