自由贸易试验区与企业出口产品质量——基于上海自贸试验区的经验分析

谢申祥 王 晖 范鹏飞

(1. 山东财经大学 经济学院，山东 济南 250014；2. 山东财经大学 财政税务学院，山东 济南 250014)

一、引言

经国务院批准，中国(上海)自由贸易试验区(以下简称“自贸试验区”)于2013年9月正式挂牌成立，由此拉开了我国新一轮扩大开放与深化改革的序幕。与以往不同，自贸试验区建设不再单纯通过税收优惠设置“税收洼地”，而是致力于通过制度创新削弱市场壁垒，主动参与国际间的竞争与合作，故自贸试验区建设也肩负着拓宽对外贸易、培育贸易新业态和新模式的重任。近年来，在复杂严峻的国际经济形势下，中国坚持深化改革和扩大开放的方向不变、决心不变。2020年9月，国务院批复了北京、湖南、安徽新设自贸试验区和浙江自贸试验区扩区的方案，我国自贸试验区在空间上逐渐形成“1+3+7+1+6+3”的全新布局，也彰显出未来自贸试验区建设将呈现“升级”和“扩容”同步发展的趋势。

由于中美贸易摩擦和新冠肺炎疫情的影响，我国出口贸易发展面临前所未有的挑战，进一步推动高水平的开放无疑是摆脱目前困境的关键。在此背景下，自贸试验区的设立能否化被动为主动，积极推动出口贸易高质量发展，已成为目前亟待深入研究的问题。量化分析自贸试验区建设对企业出口产品质量的影响和机理，既有助于未来自贸试验区建设中内部“升级”政策及外部“扩容”政策的制定，也有助于深化供给侧结构性改革，促进出口贸易高质量发展。因此，关于自贸试验区建设对企业出口产品质量作用的探讨，既有一定的理论研究价值，同时也对解决一些现实问题具有十分重要的借鉴意义。

作为引领新一轮改革与开放的重大制度创新，自贸试验区在建设伊始便已引起学界的密切关注，早期的研究主要集中于探讨自贸试验区对区域经济的促进作用。例如，在上海自贸试验区设立之初，王孝松等(2014)便在理论层面分析了自贸试验区设立和运营的基础以及未来发展前景等重大问题，并指出自贸试验区可以依靠制度创新持续释放红利，最终将促进区域乃至全国经济的转型和升级[1]。之后，谭娜等(2015)以上海自贸试验区为例，采用“反事实”识别方法进行经验分析，发现设立自贸试验区可以显著促进上海经济的发展[2]。

自贸试验区的特征在于使国内的贸易在更高水平上与国际规则接轨，因此，在随后的研究中，自贸试验区的贸易效应深受关注。殷华和高维和(2017)重点分析了上海自贸试验区产生的“制度红利”效应，发现自贸试验区显著促进了上海市进出口贸易的增长[3]。王利辉和刘志红(2017)利用合成控制法再次肯定了上海自贸试验区对进出口贸易总量的积极作用[4]。随着自贸试验区批次和数量的增多，自贸试验区效应的研究对象也相应拓展，刘秉镰和吕程(2018)将研究对象拓宽为上海、天津、广东和福建四个自贸试验区，指出尽管各自贸试验区因区位和批次不同，在贸易方面呈现出明显的差异化特征，但自贸试验区对区域内的贸易都存在积极影响[5]。此外，内陆自贸试验区同样具有强烈的贸易创造效应，促进当地企业的出口数量和种类快速增长[6]，同时也促进当地的制造业结构和对外贸易结构明显改善[7][8]。

可以看出，以往文献聚焦于宏观层面，验证了自贸试验区为区域经济发展带来的贡献。就本文关注的贸易而言，已有文献大多从“量”的角度开启自贸试验区的贸易效应研究，鲜有来自“质”的考察。自贸试验区带动了区域内进出口贸易总量的明显增加，但如果这种增加源于大量低质量产品的出口，那么自贸试验区对出口贸易的促进效果将大打折扣，因此，我们关注自贸试验区建设对企业出口产品质量的影响及机理。本文的边际贡献在于：第一，从微观层面探讨了自贸试验区设立所带来的经济影响，见微方可知著，从微观层面揭示自贸试验区建设对企业的影响机理，有助于我们加深对自贸试验区经济效应的认识。第二，本研究尝试从“质”的角度出发，探究自贸试验区设立对企业出口产品质量的提升作用，这不仅是对自贸试验区设立效果方面研究的补充和拓展，而且可以为深化供给侧结构性改革和促进出口贸易高质量发展提供有力的理论支撑。鉴于样本在时间上的局限性，我们的研究仅能以上海自贸试验区为例进行分析，相关结论反映了上海自贸试验区设立的短期效应，这也在一定程度上为日后自贸试验区的长期出口效应研究奠定基础。

本文剩余部分结构安排如下：第二部分为理论机制分析，第三部分为研究设计，第四部分为实证结果与分析，第五部分为异质性分析，最后一部分为本文的研究结论与政策建议。

二、理论机制分析

在深化供给侧结构性改革背景下，发展质量问题被摆在经济社会发展中的突出位置，在国际贸易领域，出口产品质量也顺势成为出口研究的热点话题。提升企业出口产品质量的关键在于有效解决企业遇到的实际问题，现有研究指出，我国企业长期以来面临市场竞争和融资约束两个方面的问题：第一，在市场化进程中，我国市场竞争机制基本形成，但仍然存在市场竞争体系不够完善、市场竞争环境不够有效的问题，中国市场化改革进程任重而道远；第二，企业尤其是中小企业普遍面临融资难、融资贵的问题，而出口企业存在进入成本高、风险大、资金收回时间长的特点，这就使得出口企业普遍存在融资约束[9][10]。上海自贸试验区旨在以更高水平的开放，倒逼监管方式改革创新，为企业创造良好的营商环境，以更大力度谋划和推进自贸试验区高质量发展。为此，我们基于上海自贸试验区的制度创新特征和企业面临的现实问题，提出同业竞争和融资约束两个对企业出口产品质量产生影响的渠道。

(一)同业竞争

上海自贸试验区自设立以来，形成了以公平高效的市场准入管理为基础，以“放管服”等政府职能转变为辅助，以适应市场化、法治化和国际化营商环境的法律体系为保障的一整套创新制度。在制度优势的引领下，上海自贸试验区对标国际标准，破除以往繁冗的行政体系，率先形成了投资贸易便利、货币兑换自由、监管高效便捷的营商环境[1]。自贸试验区在税收政策和税收征管方面拥有自主权,企业可以获得优惠的税收政策与弹性的税收监管。同时，以负面清单管理为核心的外商投资管理制度基本建立，政府权力的自我约束可以充分保障各类投资者进入市场，企业因此获得了更多自由，自贸试验区内的市场开放程度明显提高。市场经济的基本要求是要素的流动自由, 自贸试验区能够打破市场垄断，降低税费和贸易成本，加速外资准入并放松管制，促进要素自由流动，提高了资源的配置效率，体现了发展市场经济的必然要求，从而充分释放市场活力。由此看来，自贸试验区内具有公平高效的市场化竞争环境和有力的优惠政策，这将吸引大量的国内外优质企业入驻自贸试验区[11]，同行业企业间的市场竞争会明显加剧。当市场竞争加剧时，一方面，同类商品中更高质量的产品容易赢得出口市场，而缺乏核心技术、生产效率低的企业则会退出出口产品市场[12]，在市场竞争的产品选择效应下，出口产品质量会明显提升[13]。另一方面，在竞争压力加剧的情况下, 企业的利润空间受到挤压，企业为了保持市场地位并持续经营，可能实行研发创新等差异化经营战略，不断生成企业生存发展的内在动力，从而推动出口产品质量提升[9][14][15]。

(二)融资约束

融资约束是影响出口产品质量的重要因素[14]，过高的债务负担与流动性紧张等所引起的融资约束对企业出口产品质量提升造成了显著的负向影响[16][17]。企业在开展出口业务时，为了覆盖企业生产经营活动中产生的高额成本，往往需要大规模资金投入，因此，出口企业普遍有较强的融资需求。若企业面临较强的融资约束，一方面，因受到现金流动性约束，企业会将时间和精力投入到保障企业正常运营的生产活动中，缺乏提升出口产品质量的动力，在情况严峻时，部分企业甚至会采取降低最优产品价格、出售低质量产品的策略[16]，从而抑制出口产品质量升级。另一方面，企业在生产技术、设备管理和人力资本等方面的投资行为也会进一步受到资金约束，阻碍企业出口产品质量升级。《中国(上海)自由贸易试验区总体方案》中的一项关键内容是金融开放，这也是上海自贸试验区制度创新的一大特色。自贸试验区在人民币资本项目可兑换、利率市场化、人民币跨境使用等方面创造了优先且便利的条件，企业可充分利用境内外资源和市场，真正实现跨境融资自由化，获得畅通的融资渠道。在资本市场资源配置优化、企业外部融资渠道通畅的条件下，企业的融资约束困境得以缓解，这为企业的产品质量升级提供了强有力的资金支撑[16][18]，企业产生提升产品质量的动力，进而增加研发和专用设备投资，提高产品技术水平，从而有效提升出口产品质量[9]。

综上分析，本文提出如下推断：上海自贸试验区可能通过促进同业竞争和缓解融资约束来带动企业出口产品质量提升。在实证分析部分，我们将会对上述两个影响渠道进行验证。

三、研究设计

(一)数据来源及处理

本文的经验分析数据来自中国海关统计数据库和中国工业企业数据库，鉴于两种数据库中企业的编码系统不同，本文参考田巍和余淼杰(2013)的方法，采用企业名称、电话号码以及邮政编码等信息将两类数据逐期匹配[19]。然后，借鉴Brandt等(2012)的序贯匹配方法，将上述匹配成功的数据跨期合并[20]。

考虑到数据的准确性和可获得性，本文选择的样本期为2011～2015年。需要说明的是，样本期始于2011年的原因在于，2010年工业企业数据库中的数据质量相对较低。在此基础上，本文还对合并后的企业样本进行如下处理：(1)删除存在数据异常的企业样本，即删除员工人数小于8的企业样本，删除年龄小于0的企业样本，删除以中国为出口目的国的企业样本，删除出口总额、销售总额、中间投入、固定资产、总负债以及总资产中任意一项小于0的企业样本；(2)删除存在加工贸易的出口企业，仅保留从事一般贸易的出口企业样本，以防止中间产品的质量相差过大干扰本次识别；(3)依据Lall(2000)的产品分类标准，删除产品质量依赖于自然禀赋的资源品和初级品的生产企业样本[21]；(4)对各主要连续变量在上下0.1%的水平上进行缩尾处理；(5)删除自贸试验区建成前后未持续出口的企业样本；(6)删除广东省、天津市、福建省内的企业样本，原因是2015年4月津闽粤自贸区获批，如不剔除上述三省市的企业样本，可能会低估上海自贸试验区设立对企业出口产品质量产生的促进作用；(7)删除上海市处于非自贸试验区内的企业，原因是自贸试验区成立后可能产生溢出效应，带动自贸试验区外企业的出口产品质量提升，从而低估自贸试验区的政策效果。

(二)模型设定

自贸试验区的设立在研究中可以视为一项“准自然实验”，且其对于区域内企业而言属于外生事件。因此，可以通过双重差分法(Difference-in-Differences，DID)来识别自贸试验区设立对企业出口产品质量的影响。根据上述设计思路，本文构建如下回归方程：

Qualityit=α1+β1Treati×Postt+γ1Zit+ηi+ηt+ξit

(1)

式(1)中，下标i和t分别代表企业和年份，Qualityit代表企业出口产品质量。Treati为标识企业是否位于自贸试验区的虚拟变量，若出口企业位于上海自贸试验区内，则被设置为本次实验的处理组，记作Treati=1；没有位于上海自贸试验区内的企业则被设置为对照组，并记为Treati=0。Postt为标识自贸试验区设立前后年份的虚拟变量，上海自贸试验区在2013年9月29日正式挂牌成立，考虑到其作用的发挥可能存在滞后性，故本文将上海自贸试验区生效的时间调整为2014年，相应地2014年之前的年份令Postt=0，在2014年及2015年则令Postt=1。Zit表示与企业产品质量相关的其他控制变量，ηi和ηt分别为企业固定效应和年份固定效应，ξit表示均值为0的回归残差项。根据双重差分法的基本原理，交乘项Treati×Postt的系数β1为本文重点关注的系数，当β1的识别结果显著为正时，即可判断自贸试验区设立有助于促进企业出口产品质量提升。

为了保证处理组企业与其对照组企业在产品质量方面具备可比性，同时对组间差异予以适当控制，本文采用谢申祥等(2021)提出的序列匹配方式[22]，为处理组上海自贸试验区内的出口企业寻找行业相同、经营状况相似的出口企业作为对照组，共同参与下个阶段的双重差分分析。经样本筛选和序列匹配后，我们最终获得时间跨度为2011～2015年，处理组和对照组总计2770个样本的面板数据。

(三)变量设定与说明

1.被解释变量：出口产品质量

在被解释变量的设定方面，本文采用Khandelwal等(2013)的事后推理方法测算企业出口产品质量[23]。基于双层嵌套的CES效用函数，可得企业i向c国出口f类产品的数量为：

(2)

式(2)中，picft和λicft分别表示企业i生产的f类出口产品的价格和质量，Ecft和Pcft分别表示c国消费者在f类产品上的总支出和f类产品的价格指数。

对式(2)两侧进行对数化处理，即可获得：

lnqicft=χcft-σflnpicft+εicft

(3)

式(3)中，残差项εicft包含了企业i生产f类产品的质量，σf表示f类产品间的替代弹性(σf>1)。而χcft表示随时间和出口目的国变动而变动的指标，可由年份-目的国二维虚拟变量加以控制。将式(3)在产品层面(HS6分位)进行回归，根据回归结果即可获得产品层面(企业-年份-国家-产品)的产品质量。

(4)

随后，依据式(5)对其在产品层面进行标准化处理。

(5)

式(5)中，min[·]和max[·]分别代表取最小值和最大值的函数，标准化后的产品质量位于[0，100]之间，可以进行跨行业、跨期、加总和加权等分析。鉴于企业i在t年可能拥有多种出口产品和多个目的国，本文通过式(6)计算企业层面(企业-年份)的产品质量。

(6)

式(6)中，Git和Nit分别表示企业i在t年出口产品和出口目的国的集合，vicft表示企业i对c国出口f类产品的价值量，采用产品出口价值量在总出口价值量中的占比作为权重，对产品层面的出口产品质量(Qualityicft)进行加权处理，即可获得企业层面的出口产品质量(Qualityit)。

2.控制变量

在生产过程中，企业的产品质量可能受到财务、关联方和企业性质等多种因素的影响。财务指标反映了企业经营状况，企业当下与未来的生产决策和生产活动都要立足于企业本身的经营状况，产品质量也会受到企业经营状况的影响。经营状况更好、财务指标更可观的企业，提升产品质量的可能性就更大。因此，我们参考谢申祥和范鹏飞(2020)、余静文等(2021)的思路[24][25]，在回归中添加企业规模(size)、资产负债率(lev)和利润率(roa)来控制财务状况所产生的影响。进一步，我们添加补贴强度(sub)来控制关联方行为所产生的影响，添加所有制性质(own)和所在行业(inds)来控制企业性质所带来的影响。从2012年开始，“营改增”政策改革试点在全国范围内逐步推行，考虑到该政策与本文样本区间有时间上的重合，我们添加了“营改增”(VAT)变量来控制该政策所带来的影响。变量名称及衡量方式如表1所示。

表1 变量名称及衡量方式

(四)描述性统计

在进行经验分析前，首先对样本企业进行分组描述性统计，其结果如表2所示。从产品质量的角度来看，处理组企业的出口产品质量(Quality)明显低于对照组企业，这种情况可以归因于企业地理位置的差异。上海自贸试验区优越的地理位置有助于降低企业的运输成本，这使得其产品在国际市场上具有一定的价格优势，即使产品质量相对较低，企业也依然可以参与出口贸易。就财务状况而言，处理组企业与对照组企业水平相当，具体表现在对照组企业的总资产利润率(roa)相对较高，而处理组企业却拥有更大的规模(size)和更低的资产负债率(lev)。来自关联方的情况则显示，处理组企业国有化程度(own)较高，但双方在政府补贴强度(sub)上基本一致。

表2 主要变量的描述性统计

四、实证分析

(一)平行趋势检验

双重差分法有效的前提是组间产品质量存在平行趋势，即处理组与对照组在产品质量上的分布趋势一致。如果在自贸试验区设立前，处理组和对照组的产品质量差距每年都不发生明显变化，即可认定双方在产品质量上的分布趋势一致。据此，借鉴Beck等(2010)的分析方法[26]，构建模型(7)进行平行趋势检验，其中，Yeart为虚拟变量，当Year=t时赋值为1，否则赋值为0，而其余变量设定均与模型(1)相同。

(7)

表3展示了具体的检验结果。可以看出，在加入其他控制变量前后，Treat×Year2012和Treat×Year2013的估计系数都不显著，并且数值都接近于0。上述检验结果表明，处理组企业和对照组企业在自贸试验区设立之前，在产品质量上不存在显著的差异，满足平行趋势假设。

表3 平行趋势检验

(二)基准回归

依据研究设计中的模型(1)对所得企业样本进行回归分析，基准回归结果如表4所示。第(1)列的回归仅加入交乘项(Treat×Post)，在第(2)～(4)列的回归中逐渐加入“营改增”(VAT)、企业层面的控制变量、关联方行为以及所有制等因素的影响。结果显示，第(1)～(4)列交乘项(Treat×Post)的估计系数都至少通过了5%的显著性检验。在考虑全部控制变量的情况下，第(4)列中交乘项(Treat×Post)的估计系数为1.967，表明与其他省市内最相似的出口企业相比，自贸试验区建成后区域内企业的出口产品质量上升了1.967个单位。基准回归的结果说明，自贸试验区设立有助于推动企业出口产品质量提升。

表4 基准回归

(三)稳健性检验

为了进一步验证基准回归结论是否稳健可靠，本文还从以下角度进行了稳健性检验。

1.安慰剂检验

在自贸试验区设立的有效性上，为了确保上文中自贸试验区设立产生的积极影响并非来自企业的随机分组，本文采用如下两种方案对其进行安慰剂检验。第一种方案是提前自贸试验区设立时间[27]，将自贸试验区的生效时间提前至2012年或2013年，然后识别其对企业出口产品质量的影响。第二种方案是随机抽样，在面板数据匹配所得企业样本中，随机抽取一半数量的企业作为处理组，另一半数量的企业作为对照组，以此构建虚拟的政策冲击，并对其效果进行识别。在重复进行500次随机抽样后，根据全部汇总结果判断，自贸试验区设立对企业出口产品质量的促进作用是否真实有效。

第一种方案的检验结果由表5第(1)(2)列呈现，其中交乘项的估计系数在统计上均不显著，表明提前自贸试验区设立时间并不会对企业出口产品质量产生显著影响。第二种方案的检验结果如图1所示，其中曲线是估计系数的核密度曲线，而散点则表示与估计系数对应的p统计值，右侧垂线代表基准回归中自贸试验区建设所产生的真实影响。通过对比垂线与核密度曲线的位置，可以发现自贸试验区建设产生的效果在安慰剂检验中属于明显的离群值。至此，本文可以推断，区域内企业出口产品质量的提升源于自贸试验区设立，而非随机分组产生。

图1 安慰剂检验

2.剔除匹配异常样本

在面板数据匹配的结果中，少量处理组企业与其对照企业的状况差距较大，为了排除这种异常匹配对最终识别结果的干扰，本文设置了两种异常匹配的判别标准。其中，较为严格的标准为，当匹配企业双方的年平均倾向得分值差异大于0.05%时，将被定义为异常匹配。而较为宽松的标准为，当匹配企业双方的年平均倾向得分值差异大于0.1%时，才被定义为异常匹配。随后，本文依据上述两种标准分别将异常匹配的企业样本剔除，并依据研究设计重新进行回归分析。据此，可以通过观察估计系数和显著性的变化情况，判断基准回归结果是否稳健。具体结果由表5第(3)(4)列呈现，通过与基准回归结果相对比，可以发现其交乘项的估计系数仅发生了微小波动，且都能保持在5%的水平上显著，表明本文的识别结果并不会受异常匹配企业的影响。

3.更换产品质量测算方法

在出口产品质量的测算方面，本文采用了相对流行的事后推理法，而目前也存在其他几种衡量方法，具有代表性的是单位价值量法和供需信息加总法[28]。本文进一步采用这两种方法计算产品质量，继而代入模型中进行回归，结果由表5第(5)(6)列呈现，其中交乘项的估计系数分别为2.112和1.922，而基准回归结果恰好介于二者之间，且三者均显著为正。根据上述结果可以推断，上文中出口产品质量的测算方法的确稳健可靠。

表5 稳健性检验(一)

4.控制生产效率的影响

上海市地理位置优越，经济发展水平较高，该市高新技术的飞速发展可能使得区域内企业生产效率普遍较高。考虑到生产效率对出口产品质量可能存在一定程度的影响，从而干扰本文基准回归结论，我们采用OP法计算企业全要素生产率(tfp)，将其作为控制变量加入基准回归中。表6第(1)列为控制了企业生产效率(tfp)之后的回归结果，可以看出，核心解释变量(Treat×Post)的系数仍然在1%的水平上显著大于0，验证了本文基准回归结论的稳健性。

5.控制行业趋势

在现实中，不同行业可能存在各不相同的发展趋势，不同行业企业受自贸试验区建设的影响可能也会有所不同[29]。为此，本文采用面板数据匹配保证了处理组与对照组企业在行业(inds)上相同，在双重差分的作用下可以控制来自行业发展趋势的影响。但为了更加彻底地排除行业发展趋势对自贸区建设效果识别的干扰，本文在回归中添加行业与时间的交乘项(行业×时间)。具体的回归结果由表6第(2)(3)列呈现，与基准回归相比，交乘项(Treat×Post)的估计系数和显著性几乎都没有改变，表明上文中行业趋势已经得到有效控制，基准回归结果确实稳健可靠。

6.考虑辐射效应的影响

上海自贸试验区建成后，也会对附近地区产生强烈的辐射效应，如果这种辐射效应的作用范围超出上海市，将会促进上海周边地区企业出口产品质量提升。为了避免辐射效应干扰本文的基准回归结论，本文借鉴Lu等(2019)的思路[30]，结合上海自贸试验区地理位置的现实状况，剔除了在地缘上与上海市接壤的苏州市和嘉兴市样本企业，重新为处理组匹配对照组样本并进行政策效应识别。结果汇报于表6第(4)(5)列中，可以看出，交乘项的估计系数通过了1%的显著性检验，表明在考虑了辐射效应的情况下，基准回归的研究结论依然成立。

值得关注的是，与表3的基准回归结果相比，此处的交乘项估计系数略有上升。这意味着当对照组样本包含苏州和嘉兴两市的企业时，自贸试验区建成后，处理组与对照组的产品质量呈较小的差距；当对照组剔除苏州市与嘉兴市企业后，处理组与新的对照组之间产品质量差异增加。这可能是因为自贸试验区建成后，苏州市和嘉兴市企业的产品质量上升，拉高了原对照组的整体产品质量水平，从而导致处理组与对照组的产品质量差异缩小；当对照组剔除苏州市与嘉兴市企业后，对照组的整体产品质量下降，与处理组的产品质量差异继而增加。该结果在一定程度上说明上海自贸试验区设立对周边地区产生了辐射效应，即带动了周边地市企业出口产品质量提升，对周边地区的经济发展产生了积极影响。

表6 稳健性检验(二)

(四)机制分析

在上文中我们提出，自贸试验区设立可能通过促进同业竞争和缓解融资约束提升企业出口产品质量，本部分旨在考察同业竞争和融资约束是否在自贸试验区促进企业出口产品质量提升的过程中发挥了中介作用。

1.同业竞争机制

为了验证同业竞争机制，本文构建如下计量经济模型，借此考察上海自贸试验区设立对同业竞争的影响。

HHIit=α3+β3Treati×Postt+γ3Xit+ηi+ηt+ξit

(8)

式(8)中，HHI表示同业竞争，本文采用赫芬达尔指数衡量区域内企业面临的行业内市场竞争程度，该指数的计算方法如式(9)所示：

(9)

式(9)中，sale代表企业的销售收入，pro代表省份，而hs代表h省份中的s行业，式(9)的本质是采用各省(市)中行业(剔除企业自身后)的赫芬达尔指数反映企业面临的同业竞争压力。当企业位于所属行业的头部时，其产品销售收入在行业总销售收入中的占比相对较高，剔除自身后的赫芬达尔指数将会较小，体现出企业面临的竞争压力也相对较小。表7第(1)列的回归结果显示，模型的交乘项系数在1%的水平上显著大于0，说明上海自贸试验区设立加剧了企业面临的同行业市场竞争程度。激烈的竞争环境不仅会挤出低效率企业[12]，还会促使企业加强模仿与自主创新，使用先进技术改进生产效率，从而推动企业出口产品质量有效提升[9][14][15]。

2.融资约束机制

为了考察融资约束机制，本文继续构建如下模型检验上海自贸试验区设立对企业融资约束的影响。

FINit=α3+β3Treati×Postt+γ3Xit+ηi+ηt+ξit

(10)

式(10)中，被解释变量FIN为企业融资约束。本文借鉴张杰(2015)的做法，采用企业运营资本投资现金流敏感性指标衡量融资约束[31]，该指标的计算方法如下所示：

(11)

式(11)中，n代表某一企业的年份观测数，CF代表企业现金流，K代表期初固定资产净额，θ为企业运营资本投资对其他影响因素的回归残差[31]。企业运营资本投资现金流敏感性指标(FIN)越大，则意味着企业面临的融资约束越大。表7第(2)列的回归结果显示，模型的交乘项系数在5%的水平上显著为负，说明上海自贸试验区内的金融开放有效缓解了企业融资约束水平。融资约束缓解可以稳定现金流，减少营运资本波动，企业可以为研发创新和固定资产投资提供有力的资金支持，进而帮助企业提升出口产品质量[9][16][18]。

表7 中介机制检验

五、异质性分析

上文基于全样本视角证实了自贸试验区设立确实可以推动企业出口产品质量提升。在这一部分，我们从企业和行业两个层面选取了企业规模、企业性质、要素密集类型、产品差异程度和行业技术水平五个维度，尝试探讨自贸试验区设立对不同类型企业出口产品质量的影响差异。

(一)企业特征异质性分析

1.企业规模

自贸试验区设立对企业所产生的促进作用可能受到企业规模的制约。大型企业的生产状况和销售市场都相对稳定，面临的竞争压力和融资约束也相对较小，且其生产线升级通常需要消耗庞大的改造费用。而中小企业则恰好相反，普遍存在“船小好调头”的天然优势，在获得新的生产技术和资金支持后，将会快速完成生产线的升级与改造，然而这类企业大多处于融资难、融资贵的困境，同时也面临着较为激烈的市场竞争。因此，在自贸试验区建成后，中小企业出口产品质量的提升效果可能更为明显。鉴于此，本文依据行业内企业规模的中位数，将企业划分为中小型企业和大型企业两种类型，并据此展开分类回归。具体结果由表8第(1)(2)列呈现，仅第(1)列核心变量的系数显著为正，表明自贸试验区设立对中小型企业出口产品质量的促进作用更为显著，与预期一致。

2.企业性质

企业性质往往决定了企业的经营目标和经营形式。学者们一般认为，国有企业对市场变化并不敏感[32]，因此其对竞争压力的反应相对较小，同时，国有企业由于承担了社会职能往往被给予较多的政策优惠，所面临的融资约束也相对较小。自贸试验区对外资企业实行负面清单管理，鼓励跨国公司在自贸试验区建立区域总部，外资企业在自贸试验区可以享受便利的优惠政策和良好的营商环境，有助于产品质量进一步提升。外资企业所拥有的高新技术一定程度上加剧了市场竞争，而私营企业对竞争压力较为敏感，资本短缺问题较为严重，这可能令私营企业受自贸试验区设立的影响程度相对较深。基于此，本文依据所有制性质将全部企业划分为国有企业、私营企业和外资企业，并对其进行分类回归。具体结果由表8第(3)～(5)列呈现，第(4)列和第(5)列核心变量的回归结果通过了显著性检验，第(3)列结果在统计上并不显著。由此可见，自贸试验区设立对区域内国有企业产品质量的提升作用不显著，对私营企业和外资企业的出口产品质量提升作用较为明显，且私营企业受到的正向影响更大。

表8 基于企业特征的异质性分析

(二)行业特征异质性分析

1.要素密集类型

自贸试验区设立后，吸引了大量的外商直接投资和国内投资。理论上，资本增加将提升区域内劳动的边际产出，有利于劳动密集型企业出口产品质量提升。基于此，本文借鉴谢申祥等(2019)的方法[33]，将企业划分为劳动密集型企业和资本密集型企业两个子样本，并分别进行回归。具体结果由表9第(1)(2)列呈现，其中交乘项的估计系数分别为1.813和2.047，且都在5%的水平上显著，说明自贸试验区设立对两类企业的出口产品质量都有显著的提升作用。为了进一步比较两类样本估计系数的差异，我们进行了邹至庄检验(chow test)，检验结果中交乘项系数的P值在统计意义上不显著，表明自贸试验区设立对两类企业出口产品质量的提升作用没有显著差异。可能的原因在于，上海市人口快速流动和大量高素质人才落户对新增资本产生了吸附作用。根据历年《上海统计年鉴》，在样本期内，上海浦东新区的常住人口提升幅度高达5.35%，劳动人口尤其是高素质劳动人口的增加，有效缓解了资本增加所产生的边际效用递减问题，最终使得两类企业出口产品质量的提升幅度相近。

表9 基于行业特征的异质性分析

2.产品差异程度

自贸试验区设立对企业产品质量的提升作用，可能与企业产品的差异化程度紧密相关。生产差异化产品的企业通常具有较高的盈利潜力，而生产同质化产品的企业盈利空间有限。为此，外商直接投资和国内投资更加青睐生产差异化产品的企业，预期自贸试验区设立对生产差异化产品企业的质量提升作用更为明显。本文参考余淼杰和李晋(2015)的分类标准，将全部行业划分为产品同质性行业和产品差异化行业两种类型[34]，并进一步对样本企业进行分类回归。具体结果由表9第(3)(4)列呈现，第(3)列的交乘项系数不显著，第(4)列的交乘项系数显著大于0，表明自贸试验区设立对生产差异化产品企业的促进作用更明显。国内外资金对投资标的企业的偏好是产生上述作用差异的原因。

3.行业技术水平

技术水平不同的企业受自贸试验区设立的影响可能也不相同，本文参考Lall(2000)的划分标准，将产品划分为资源品、初级品、低技术品、中技术品和高技术品五类[21]。其中，资源品和初级品的质量主要依赖自然禀赋，与之相关的样本已提前剔除。为了方便研究，本文依据余下的产品类型将企业划分为低技术型企业和中高技术型企业两个子样本，并分别对其进行回归。具体结果由表9第(5)(6)列呈现，仅第(6)列的回归结果显著为正，表明自贸试验区设立对中高技术型企业的出口产品质量提升作用更为明显。这一方面可以归因于国内外资金的投资偏好，自贸试验区设立所吸引的新增投资主要集中于中高技术型企业[35]。另一方面，迁移进入自贸试验区的企业也大多为中高技术型企业，行业间竞争进一步加剧，中高技术型企业必然会更加积极地提升其产品质量。

六、研究结论与政策建议

面对日益复杂多变的国际环境，自贸试验区设立能否通过扩大开放和深化改革促进出口贸易的高质量发展，已成为各方关注的焦点。鉴于此，本文以上海自贸试验区设立为例，基于2011～2015年工业企业和海关的微观数据，采用面板数据匹配和双重差分的识别方法，系统地探究了自贸试验区设立对我国企业出口产品质量的影响及作用机理。研究发现，自贸试验区设立显著促进了区域内企业出口产品质量提升，进而验证了自贸试验区对我国出口贸易高质量发展的重要作用。机制分析显示，自贸试验区设立主要通过缓解企业融资约束和促进同业竞争来推动企业出口产品质量提升。此外，自贸试验区设立的作用会因企业和行业特征的差异表现出明显的异质性，具体表现为：区域内中小型企业、私营企业、外资企业、中高技术型企业以及生产差异化产品企业的出口产品质量提升更为明显；自贸试验区内劳动密集型和资本密集型企业的出口产品质量均衡提升，整体劳动力素质水平得到改善，从而有效缓解了资本增加所产生的边际效用递减问题。

本文的政策建议也直接蕴含于结论之中。首先，上海自贸试验区的设立对企业出口产品质量具有显著的积极影响，这意味着自贸试验区的设立为供给侧结构性改革和出口贸易高质量发展提供了一条可行之路。因此，自贸试验区内的政策制定和制度创新应立足企业实际诉求，致力于增强产业集群能力和产业核心竞争力，有针对性地制定产业创新政策；充分利用上海自贸试验区内富有特色的金融创新制度，借鉴新加坡和中国香港地区的金融发展经验，取长补短进一步完善金融制度体系，在自贸试验区内高度自由化的环境中，强化金融风险管理功能，在前期基础上进一步完善金融服务和产品体系，实现与国际接轨的高水平开放。

其次，自贸试验区对不同类型企业的影响差异也值得关注。在自贸试验区设立后，中小型企业和私营企业迅速反应，抓住有利政策契机，率先实现了出口产品质量的提升，而大型企业和国有企业作为国民经济的重要组成部分，短期内出口产品质量的提升微乎其微。基于此，在自贸试验区后期的规划中，可积极推进国有企业混合所有制改革，通过硬化预算约束的方式优化国有企业经营模式；对大型企业而言，要不断优化公司治理结构，提高内部管理水平，强化自身优势，将优势和区内的各项便利制度相结合，提高运行效率。在自贸试验区的开放环境中，生产差异化产品的企业与中高技术型企业由于其特有的行业竞争优势更容易受到国内外投资的青睐，而低技术型企业和生产同质化产品的企业相对弱势，因此只有提升企业自身的竞争力和比较优势，方能在贸易开放的环境中获得更大的红利。当前，自贸试验区内企业需要抓住机遇，充分利用自贸试验区提供的各种平台，将自身条件和区内环境相衔接，以获得持续高质量发展。