目前研究融资约束对出口产品质量影响的文献很少。Fan等（2012）在Arkolakis（2010）异质性企业出口模型基础上引入融资约束因素，构建了在生产率和融资约束异质性下企业出口产品的最优价格、质量和广告投入的决定模型，发现在质量内生假设下，融资约束使企业选择了更低质量的产品。这是融资约束的质量调整效应，当质量调整效应支配价格分布时，融资约束降低了产品的价格。同时Fan等（2012）对中国出口企业数据进行检验发现，融资约束确实降低了产品的质量。第四章分析指出，金融发展对企业出口产品质量同时存在产品质量升级效应和扩展边际效应。金融发展对出口产品质量的最终影响要看质量升级效应和扩展边际效应哪一种更大。当质量升级效应更大时，金融发展会提升产品质量；当扩展边际效应更大时，金融发展并未对提高产品质量起到促进作用。

第四章的回归分析发现金融发展确实促进了企业出口更多产品，而本章第四节的回归分析发现企业出口产品数量多元化会降低产品质量。本节进一步验证金融发展对企业出口产品质量的影响，本节使用的数据与本章第四节一样。自Goldsmith（1969）提出金融相关率指标后，该指标被广泛用作地区金融发展的代理变量，在实证分析中用地区金融机构的存贷款总额与地区名义GDP的比值测量。本节考虑信贷市场发展与缓解企业融资约束更直接相关，使用地区金融机构贷款总额与名义GDP的比值FD作为金融发展的代理变量。本节同样使用相对单位价值ln Pricef代理产品的质量作为被解释变量，其他控制变量包括企业出口产品数量ln Prod、出口目的地数量ln Dest、出口额ln Export、企业加工贸易占全部出口的比重Process、是否使用进口中间品虚拟变量d_imp。

企业的出口行为可能会影响地区经济发展，例如出口企业产品质量升级可能会带动非出口企业产品质量升级，从而提升地区经济的竞争力，地区工业经济的发展又进一步带动金融业的发展，于是出口产品质量便与地区金融发展存在内生性。鉴于企业出口产品质量对地区金融发展与企业出口总量和出口广度对地区金融发展有类似的影响机制，本章使用第四章第四节的工具变量来处理内生性，即用企业所在省份城乡居民储蓄总额与名义GDP的比值，并使用滞后两年的数据作为贷款与GDP比值的工具变量。通过Kleibergen-Paap检验拒绝了工具变量和原解释变量不相关的假设；通过Cragg-Donald检验，发现不存在弱工具变量问题。综合来看这依然是个合理的工具变量。

表5.9和表5.10分别是采用FE模型和2SLS模型的回归结果。表5.10的Hausman检验P值表明，只有国有企业样本的回归模型不存在内生性，其余模型均存在内生性，所以本节选择表5.13中方程（2）和（6）以及表5.14中方程（1）（3）（4）（5）的结果进行分析。表5.14方程（1）中金融发展FD的回归系数为-0.221，这表明总体上贷款与名义GDP的比值每增加1，会让出口企业的产品质量下降0.221%。从中可以看出，金融发展对企业出口的扩展边际效应远大于质量升级效应，这表明在信贷市场发展壮大提高了企业融资便利性、缓解了企业融资约束后，企业更倾向于使用资金去增加出口产品数量，而不是增加研发提高产品质量。这可能也是张杰等（2014）、李坤望等（2014）所认为的我国出口产品质量没能得到提升的原因。从分类样本看，在外资企业、加工贸易企业和一般贸易企业中，金融发展对企业产品质量均有显著的负向影响，其中对外资企业的负向影响最大。

表5.13　地区金融发展对产品质量的影响（FE模型）

续表

(www.daowen.com)

注：括号内为稳健性t值；*，**，***分别表明显著性水平为0.1，0.05，0.01。

表5.14　地区金融发展对产品质量的影响（2SLS模型）

续表

注：括号内为稳健性z值；*，**，***分别表明显著性水平为0.1，0.05，0.01。

本节检验了金融发展对企业出口产品质量的影响，发现金融发展并未促进出口产品质量的提升。这表明金融发展对企业出口的扩展边际效应远大于质量升级效应，在金融发展缓解了企业融资约束后，企业更愿意使用资金去增加出口产品数量，而不是增加研发提高产品的质量。增加出口产品数量可以在短期内增加利润，但可能会让企业长期停留在低价低质的竞争阶段。企业的研发投入要较长时间才能实现盈利，且存在很大风险，但一旦成功会大幅提高产品和企业的竞争力。从回归结果也可以间接看出，我国出口企业更注重短期利润而不是长期竞争力，这可能与我国出口企业大多是规模较小的私营企业有关。进一步研究发现，金融发展对企业产品质量的负向影响在外资企业中最大，但这并不表明金融发展对产品质量升级有不利作用，而是企业在方便得到资金后选择了不同的用途所致。金融发展对私营企业和国有企业的产品质量没有显著的影响。