企业创新与出口产品质量提升——基于中国制造业企业的实证研究

耿晔强, 常德鸿

(山西大学 经济与管理学院,太原 030006)

一、引言

加入世界贸易组织以来，中国出口贸易额实现了快速增长，在全球贸易中发挥重要作用。货物贸易出口额从2001年的2661亿美元增长到2017年的22634亿美元，年均增速15.3%，占世界出口额比重从4.4%上升到14.2%(1)由作者根据UNComtrade出口数据计算得出。。这一成就主要得益于我国低廉的成本比较优势和规模扩张。然而，近年来我国成本比较优势逐渐丧失，资源和环境约束不断加剧，与他国的贸易摩擦频繁发生，依赖出口导向型的发展模式面临重大的挑战。这说明我国在贸易的发展上注重“量”的增长模式难以为继，急需探索出口产品“质”的提升。与此同时，随着居民人均收入的增长，消费者对产品质量提出了新要求，产品质量直接影响企业在国际市场的竞争力，质量升级有利于调节收入分配差距和推动贸易增长(Verhoogen，2008；Hallak和Sivadasan，2013)[1～2]。在这种背景下，习近平总书记在十九大报告中指出，加强创新能力开放合作，推动经济发展质量变革，加快培育国际经济合作和竞争新优势，培育贸易新业态新模式，推进贸易强国建设。产品质量提升的主体在于微观企业，因此，本文研究企业创新能力如何影响出口产品质量提升具有重要的现实意义。

产品质量的异质性特征导致其一直都是新贸易理论的热点研究问题。最初，对出口产品质量的测度是这一研究的起点。以往的文献多数采用企业产品单位价格作为企业产品质量的替代指标 (Auer和Chaney，2009；Bastos和Silva，2010)[3～4]，并且得到广泛应用。但是一些学者认为在实际研究中单位价值量无法剔除质量以外信息对价格的影响(Hallak和Sivadasan，2013)[2]，从而不能很好地反映其质量状况。随着贸易数据在微观层面的不断细化，学者们趋向于利用企业层面的贸易数据进行产品质量测度。例如，Amiti和Khandelwal(2013)[5]利用事后推理的方法，得出了结合产品价格和数量信息的微观出口产品质量测算方法；Feenstra和Romalis(2014)[6]给出了另一种测算产品质量的思路，通过分析供给和需求两个方面的因素，利用宏观数据得到国家-产品层面上的出口产品质量。

随着深入研究产品质量“是什么”的问题后，国内外学者开始探讨出口产品质量的影响因素有哪些。目前国外与产品质量相关的文献基本上集中关注收入水平、生产要素禀赋和生产率等因素对产品质量的影响。从宏观层面出发，Linder(1961)[7]指出更富裕的国家对高质量的产品有更大的偏好，高质量产品的市场需求能够推动收入水平较高的国家生产高质量产品；Schott(2004)[8]认为相比劳动力禀赋，具有技术禀赋的国家在生产高质量产品上更具优势，另外，出口国生产技术中的资本密集度也会影响产品单位价值；Amiti和Khandelwal(2013)[5]从进口竞争这一因素入手考察对出口产品质量的影响，他们将出口国生产的产品按照质量水平的相对高低分为两种情况，当产品质量水平与世界前沿水平差距较小时，关税减免引起的竞争加剧会促进这部分产品的质量提升，反之会抑制产品质量提升。之后研究逐渐转向了微观领域，学者们开始对企业层面质量的影响因素进行探讨。Bernard等(2006)[9]以及Kugler和Verhoogen(2005)[10]的实证研究表明，出口厂商相对于非出口厂商的生产率更高以及工人技术水平更高，出口厂商生产的产品质量水平更高；Kugler和Verhoogen(2012)[11]提出了异质企业的内生投入和产出质量选择模型，并得出企业生产的产品质量与规模大小相关的结论；Fan等(2015)[12]认为，进口关税的下降会降低中国企业进口中间品的成本，通过进口中间品这一路径，进而促进异质性企业的产品质量升级。国内诸多学者的研究视角主要集中于关税减免(余淼杰和李乐融，2015；汪建新，2014 )、企业生产率(樊海潮和郭光远，2015)、汇率(许家云等，2015)、政府补贴(施炳展和邵文波，2014； 张杰等，2015)、 资本密集度(施炳展等，2013)和中间品进口(许家云等，2017)等因素对出口产品质量的影响[13～20]。张杰等(2014)[21]利用2000—2006年中国海关数据，得出中国出口产品质量总体上呈现轻微下降并呈U型变化的结论，文章还比较分析了不同所有制、贸易方式以及行业下中国出口产品质量的变化趋势。

研究出口产品质量的决定因素要立足于本国的实际情况。目前，我国自主创新尤其是原始创新能力不强，与创新型国家在关键领域核心技术上存在一定差距，由此产生的科学技术供给质量不高，技术供给与需求的结构性矛盾突出，已成为我国进行产品质量升级、推动贸易增长的短板和软肋。黄先海等(2018)[22]研究发现，创新作为企业出口提升产品竞争力的重要途径，能够解释1/3左右企业出口带来的加成率增长。可见，创新因素普遍限制异质性企业出口的问题是客观存在的。当前，只有少数学者从创新这一视角来研究出口产品质量的影响因素。Glass和Wu(2007)[23]发现对外直接投资可以通过技术外溢以促进质量提升；施炳展与邵文波(2014)[17]在探求中国企业出口产品质量的决定因素时，从研发投入和研发效率两个维度探讨研究开发对出口产品质量的影响，得出研发投入对产品质量并没有稳健积极的影响，研发效率提升是关键的结论。不足的是，以上研究没有得到创新因素本身对产品质量影响的准确结论，更没有就企业创新对出口产品质量的异质性影响和作用渠道进行深入细致的研究。

与既有文献相比，本文可能的边际创新在于：第一，首次通过构建理论模型，将企业创新和出口产品质量纳入统一的分析框架，考察企业创新对出口产品质量的影响机制，有利于探索打开影响出口产品质量的“黑匣子”；第二，考虑到现实中不同所有制、贸易方式、地区分布和生产率的样本企业存在差异性，本文进行了这四方面的异质性分析，深入研究创新对不同特征企业产品质量的异质性影响，较相关文献有所突破；第三，借鉴Griliches和Regev(1995)[24]分解生产率的做法，对出口产品质量进行动态分解，进一步探究创新对集约边际效应和扩展边际效应的影响，从而丰富了本文的研究结论。

二、理论模型构建

(一)价格竞争阶段

假定每个消费者最多购买一单位产品，则效用函数的表达式是：

Uθ=sθ-p

(1)

式(1)中，s表示产品质量，我们假定两企业生产差异化的产品，外国产品质量s1大于本国s2；p表示质量s对应的产品价格。θ表示消费者的偏好参数，均匀分布在区间[0,1]内；无差异消费者(消费本国产品和外国产品带来的效用相同)的偏好θ12满足θ12s1-p1=θ12s2-p2；边际消费者(消费本国产品和不消费产品的效用相同)的偏好θ20满足θ20s2-p2=0，这样两企业所面临的市场需求分别是：

D1=1-θ12，D2=θ12-θ20

(2)

基于本国政府实施的关税政策，两国企业收入函数的表达式为：

(3)

其中，t为本国政府实施的进口关税税率。根据利润最大化的条件且联立可得均衡状态下两国企业产品价格：

(4)

将(4)式代入(2)、(3)式得到均衡时两企业的市场需求及收入函数：

(5)

(6)

这时国内外企业的均衡收入由税率t和产品质量s1、s2共同决定，从表达式中也可以看出，本国政府增加税收，促进了企业的生产，致使本国企业收入水平提高。

(二)贸易关税的选择阶段

在本阶段本国政府以制定贸易关税的形式选择最优的贸易政策，本国总福利函数为：

(7)

其中CS为消费者剩余，T为税收，剩下的是本国总利润，C2为本国企业参与价格竞争时的沉没成本。将(4)、(5)式代入式(7)可得均衡状态下的国内福利水平：

(8)

为实现福利的最大化，由(8)式对t求导可得均衡时的最优税率：

(9)

式(9)中t*>0，说明政府在缺乏可信机制的保证下，不会选择自由贸易政策。进一步，将(9)式代入(6)式容易求得均衡时国内外企业的收入函数分别为：

(10)

(11)

(三)质量选择阶段

本国企业生产高质量产品的生产成本由创新程度(μ)、产品质量水平(s2)以及企业投资成本效益(r2)决定，故假定本国企业的成本函数为：

(12)

(12)式中，r2为本国企业的投资成本效益，越低表示投资越有效；μ[0,1]表示技术溢出的程度或创新的程度。

上述过程已得到了本国企业含质量参数的收入函数(11)和成本函数(12)，为了进一步简化模型，我们引入σ、q来重新对收入和成本公式进行表达。具体地，由于决策结构的连续性以及外国企业质量决策不受本国企业的影响，假定：

(13)

q=r2s1

(14)

其中σ表示本国企业的质量决策变量，σ[0,∞)；q表示外国企业的质量决策变量，q[0,∞)。这样一来，本国企业的收入函数和成本函数可以改写成：

(15)

(16)

本国企业的净利润函数为Π2(σ,q)-C2(σ,q)，根据利润最大化条件，可得本国企业生产的产品质量：

(17)

式(17)是单调递增的，即假定外国企业质量决策是外生变量，本国企业为了获取出口优势，往往会通过技术创新μ来带动产品质量σ的升级。因此，本文提出假说：企业提高创新能力，能够提高生产效率，降低生产成本，从而激励企业出口产品质量的提升。

三、模型设定、变量及数据说明

(一)计量模型

为考察企业创新对出口产品质量的影响，我们构建以下回归模型：

lnqualityit=c1+c2lninvit+c3D+φi+λt+μit

(18)

41其中，下标i、t分别表示企业和年份，qualityit表示出口产品质量，invit表示企业创新；D为模型的控制变量集合，具体包括：企业规模(lnsize)、全要素生产率(tfp)、工资水平(lnwage)、资本密集度(lncap)、贸易类型(trade)、所有制类型(ownership)；c1、c2、c3为估计系数；λt、φi分别表示年份和企业固定效应；μit为残差项。

(二)指标测度

1.企业产品质量的测算

为测算出口企业的产品质量，我们借鉴Amiti和Khandelwal(2013)[5]的方法，建立如下计量模型：

lnqijt=τjt-σlnpijt+εijt

(19)

(20)

其中max(qualityijt)、min(qualityijt)分别表示某一产品在年份-企业-出口国维度上的的质量最大值和最小值。在此基础上，我们按照(21)式计算企业-年份维度上的出口产品质量：

(21)

其中,valueijt表示企业i在t期出口到j国的产品金额。

2.企业创新测算

在以往的经验研究中衡量企业创新的变量主要有：研发经费、新产品产值、发明和专利数目。其中，研发经费用来衡量创新投入，新产品产值以及发明和专利数目用来衡量创新产出。考虑到使用研发经费时，创新投入转化成创新产出存在时滞性;另外，发明和专利数目在生产过程中不一定均能投入生产，因此我们认为新产品产值可以更准确地衡量创新，具体在回归中我们采用新产品产值取对数作为企业创新的衡量指标。

3.其他控制变量的设定及说明

(1)企业规模(lnsize)，采用从业人数取对数来衡量企业规模。在新贸易理论框架下，企业自身规模具有明显的成本优势，预期该项系数为正。(2)全要素生产率(tfp)，使用Head和Rise(2003)[26]提出的估计方法，将其近似表达为tfp=ln(y/l)-sln(k/l)(2)y为工业增加值，l为年均从业人员数，k为固定资产规模，s为生产函数中资本的贡献度，我们设定为1/3。，预期符号为正。(3)工资水平(lnwage)，用应付工资总额和全部从业人数的比值进行衡量，预期该项系数为正。(4)资本密集度(lncap)，用固定资产净值年平均余额与全部从业人员的比值进行衡量。(5)贸易类型(trade),本文将出口企业划分为3类: 一般贸易企业(nor)，即企业仅从事一般贸易方式的出口；加工贸易企业(pro)，即企业仅从事加工贸易方式的出口；混合贸易企业(mix)，除了从事以上两种贸易方式的其他企业，三种类型企业分别为0—1虚拟变量，为相应类型赋值为1，否则为0。(6)企业所有制类型(ownership)，根据企业登记注册类型，我们将企业分为国有企业(nat)、集体企业(gro)、独立法人企业(leg)、私人企业(pri)和外资企业(for)五类，它们均为0-1虚拟变量，相应类型赋值为1，否则为0。

(三)数据来源

本文在计量检验时主要使用工业企业数据库和海关贸易数据库。创新以及其他企业层面的控制变量信息来自前者，本文需要的产品质量信息来源于后者，我们参照施炳展和曾祥菲(2015)[27]的方法分别对其进行了预处理。接下来，我们参照Yu(2015)[28]与Upward(2013)[29]的做法将其匹配并进行如下处理：通过行业代码筛选制造业样本；删除职工人数小于8的样本；删除工业总产值、应付工资、实收资本、中间品投入、总资产以及固定资产净值年平均余额中任一项存在零值或缺漏的样本；删除不符合会计准则的样本；剔除销售额小于500的样本企业，最后得到208954家企业7年的样本数据(3)由于在工业企业数据库中2004年的新产品产值字段存在缺失，我们的样本只包含2000—2003年和2005—2007年共7年。。

四、实证结果及分析

(一)基准估计结果及分析

我们利用计量模型(19)和处理好的2000—2007年非平衡面板数据进行回归，得到表1的基准回归结果。第(1)列展示了核心解释变量创新和出口产品质量的回归结果，第(2)～(7)列是逐次加入控制变量后的实证结果。根据基准估计结果可以发现，创新与出口产品质量的估计系数均显著为正，且在0.027～0.055的范围内小幅波动，说明创新对出口产品质量有着显著的促进作用。观察第(7)列完整的回归结果同样可以看出，企业创新能力提高有利于培育出口产品的质量优势(4)表1第(7)列可以看出创新每提高一个百分点，出口产品质量提高约0.027个百分点。。基于上述分析，本文的理论分析假说得到了验证，有效地证实了创新能力在出口产品质量升级中扮演着重要作用。

观察各个控制变量的情况，企业规模的估计系数均显著为正且较大，说明企业规模越大，企业借助规模经济的推动作用，进而在产品质量升级等方面具有更大优势；全要素生产率的系数均显著为正，表明企业生产效率是产品质量提升的重要影响因素，这与许和连等(2016)[30]的研究相符；工资水平的估计系数显著为正，这说明对员工的激励程度越高，企业的人力资本投入越大，产出质量水平越高，与预期相符；是否加工贸易的系数显著为正且系数较大，加工贸易以进口国外中间品为主要特点，高质量的中间品投入有利于出口产品质量的提升，因此相应的最终产品质量较高，这一结论与王永进等(2014)[31]的研究相符；是否为独立法人企业的估计系数显著为正，可能的原因是，独立法人企业拥有独立的经营组织，更有动力进行技术升级，进而提高产品质量；资本密集度对出口产品质量的影响不确定(基准回归中资本密集度的估计系数为正，但经过替换创新指标以及内生性问题处理后，发现资本密集度对出口产品质量的影响并不稳健)。

表1 基准估计结果

表1(续)

注：小括号内为标准误；*、**、***分别表示变量在10%、5%、1%的水平上显著，下同。

(二)内生性问题的处理

在基准回归中创新对出口产品质量的影响存在内生性问题，使模型所得结果出现偏误。一方面，企业的产品质量很大程度上体现企业的经营状况，经营状况好的企业往往对企业内部研发创新有更高的要求，因此创新和出口产品质量可能存在逆向因果关系；另一方面，政策因素如政府补贴是影响企业创新的因素，从而说明创新并非是严格外生的。为了得到更稳健的估计结果，我们借鉴林薛栋等(2017)[32]的做法，使用核心解释变量创新的滞后一期作为工具变量，并采用两阶段最小二乘法(2SLS)得到表2(1)列的实证结果。

与基准回归相比，主变量和其他控制变量的回归结果都符合预期，说明考虑了内生性后，本文的回归结果依然稳健。值得注意的是，创新的估计系数较基准回归明显增大，这说明内生性的存在使得基准估计结果有向下偏移的趋势。另外，我们还对工具变量进行了内生性检验和弱识别检验，DWH检验证实了创新并非绝对外生(5)表2(1)列DWH内生性检验中的P值为0，说明DWH检验在1%的显著性水平上拒绝了创新没有内生性的原假设。，弱识别检验的结果表明滞后变量与当期变量有强相关性，可以充当工具变量。

(三)稳健性检验

为了保证回归结果的可靠性，在工具变量的基础上，我们从以下三方面进行稳健性检验：第一，对新产品产值为零的样本予以剔除；第二，借鉴许和连等(2016)[30]的做法，将lnquality进行1%水平的双边截尾，从而剔除异常值对回归结果的影响；第三，改变创新的测度指标，采用研发经费作为创新的替代变量，来检验创新对出口产品质量的影响的稳健性，回归结果见表2。从表中可以看出，主要解释变量以及控制变量结果与基准回归差别不大，说明本文所得结论具有稳健性。

表2 内生性处理和稳健性检验

表2(续)

注：中括号内数值为相应统计量的P值。

(四)异质性分析

1.企业贸易方式的异质性

为验证企业创新对不同贸易类型企业出口产品质量的差异化影响，我们根据海关数据将样本企业区分为三组贸易方式子样本: 加工贸易企业(proce) 、一般贸易企业(normal) 和其他(qita) 。按照贸易方式将其生成虚拟变量，以加工贸易为对照组，在基准回归模型中引入企业创新与虚拟变量的交互项进行回归，回归结果见表 3 第(1)列。该结果表明，相比一般贸易企业，当企业从事加工贸易时，创新对出口产品质量的促进作用更大。具体地，创新程度提高 1%，企业在加工贸易方式下的出口产品质量会提高0.034%，而一般贸易下质量提高 0.025%(6)0.034+(-0.009)=0.025，这说明创新对出口产品质量的提升效应因加工贸易得到强化。可能的解释为：在中国对外贸易中加工贸易占据了大部分，加工贸易“两头在外”的显著特点决定了其有更多机会吸收进口中间品带来的研发成果和先进科学技术知识，进而有利于提高本企业的出口产品质量。

2.所有制异质性

考虑到创新对出口产品质量的影响可能受到所有制的干扰，我们将样本分为国有企业(soes)、私营企业(private)和外资企业(foreign)，并且以外资企业为对照组，使用企业创新与所有制虚拟变量的交互项进行回归。从回归结果来看，私营企业的估计系数不显著，而外资企业和国有企业的影响系数都至少在10%的水平下显著为正，说明创新对外资企业与国有企业出口产品质量的影响力度大于私营企业，且对外资企业的促进作用最大。上述现象可能的解释是，外资企业全球化的生产网络使其不断适应外部创新的冲击，且外资企业比本土企业可以获得更多先进技术，因此创新对外资企业的促进作用发挥的更好。对于私营企业来说，原因可能是，私营企业在人力资源管理中采取了“大棒式管理方法”，通过压低工资的方式增加企业利润、扩大企业规模，企业难以可持续发展，高质量经济发展中的创新问题难以解决。

表3 企业创新对出口产品质量异质性影响的估计结果

3.地区异质性

参考工业企业数据库中的省份代码，我们按照地域分布把所有样本企业划分为东部地区(east)、中部地区(mid)和西部地区(west)，更为详细地评估不同地区创新对出口产品质量的异质性影响，回归结果见表4(1)列。该结果显示：创新对不同地区企业出口的产品质量都起到了一定的促进作用，并且对东部地区企业产品质量产生的促进作用总体大于中西部地区。对此可能的解释是，与中西部相比，东部地区与外国产品的技术势差较小，根据熊彼特增长范式里的“阻退竞争效应”，竞争的市场环境会倒逼企业主动进行技术创新，使得创新对出口产品质量的促进作用更明显。另外，东部地区技术水平先进、信息发达、基础设施良好，也都有利于发挥创新对产品质量的积极作用。

4.企业生产率的异质性

表4(2)列考察了创新对不同生产率企业的差异化影响，首先我们将生产率从小到大排序并取4分位数，以生产率4分位数为界限生成相应的虚拟变量(t1、t2、t3、t4)。其次在基准模型的基础上引入创新和企业生产率4个虚拟变量的乘积项。表4(2)报告了创新对生产率差异下企业出口产品质量的回归结果。估计结果显示，创新与生产率4分位虚拟变量交互项的估计系数都显著为正，且随着生产率的提高而变大，说明了创新对出口产品质量的促进作用通过生产率的提高而得到了加强。可能的原因是：企业生产率水平越高，发明新产品、新工艺、对原有产品进行改进的效率越高，进而不断提高了出口产品质量。

表4 企业创新对出口产品质量异质性影响的估计结果

表4(续)

五、进一步研究

我们通过基准回归和分组回归检验了企业创新与出口产品质量的关系，回归结果显著地支持了企业创新促进出口产品质量提升这一理论假说。那么，企业创新能力是如何对出口产品质量产生影响的？企业的动态调整行为在其中有没有发挥作用？回答上述问题可以保证分析的完整性并进一步检验本文结论的可靠性，为此，本文进一步对制造业行业总体出口产品质量变动进行分解，深入考察创新与行业层面出口产品质量分解效应之间的关系，重点关注集约效应在其中的作用。

借鉴施炳展、曾祥菲(2015)[27]的思路(7)施炳展和曾祥菲(2015)将2000—2006年企业层面的进口产品质量进行了分解；许家云等(2017)将2000—2007年企业出口产品质量进行了分解，并进一步探索中间品进口对出口产品质量的影响渠道。，行业总体出口产品质量的变动主要源于“集约边际(intensivemargin)”和“扩展边际(extensivemargin)”。集约边际是指持续出口企业的质量变化引起的总体质量的变化，涵盖企业间效应(acrossfirmeffect)以及企业内效应(withinfirmeffect)这两部分，扩展边际是指企业的进入、退出行为导致的总体质量变动，包括进入效应(entryeffect)和退出效应(exiteffect)。企业内效应代表持续出口企业自身质量变动所引起的总体出口产品质量变动；企业间效应代表持续出口企业间市场份额调整所引起的变动；进入效应代表新进入企业所引起的总体产品质量变动；退出效应代表出口企业的市场退出行为导致的变动。因此，从另一个维度来看，出口产品质量变动同时也由企业内效应、企业间效应、进入效应和退出效应组成。具体分解过程如下：

在t期j行业的总体出口产品质量为：

(22)

其中，θj表示行业j的企业集合；Quait表示企业i在t时期的出口产品质量；Sit表示企业与所在行业出口额的比值。两期内的出口行业产品质量变动为:

(23)

其中，D、EN和EX分别表示持续出口、进入和退出(8)如果企业i在第t-1期不存在，而在第t期存在，则企业i为第t期进入的；如果在第t-1期存在，而在第t期及之后时期不存在，则企业i为第t期退出的；其余样本则为持续出口状态。的企业集合。构建如下的动态分解恒等式：

(24)

通过(24)式，我们把行业出口产品质量变动分解为四部分：企业内效应、企业间效应、进入效应和退出效应，其中，前两项的和是出口质量变动的集约边际效应，后两项的和是扩展边际效应。

接下来，为考察创新影响出口产品质量变动的主要渠道，我们设定如下计量模型：

lnQtj=co+c1lninvtj+εtj

(25)

其中，Qtj表示质量变动(分别用总体质量变动和各个分解效应表示)，inv表示行业层面的研发费用(9)2000—2007年的行业研发费用数据来源于科技统计年鉴。，用来衡量创新变量，co、c1为估计系数，回归结果分析如下。

表5(1)以行业总体出口产品质量为因变量，回归结果表明，创新显著提高了行业总体出口产品质量，为本文研究结论提供了行业层面的经验证据。第(2)～(7)行分别是各个效应充当因变量的回归结果。从第(2)行可以看出创新对企业内效应的影响显著为正且较大，即创新提高有利于持续出口企业的产品质量升级，进一步肯定了前文的研究结论。第(3)行可以看出创新对企业间效应的回归系数显著为正，说明创新促进了市场份额由产品质量较低的持续出口企业向质量较高企业的再分配，进而提高整个行业的出口产品质量。将企业内效应和企业间效应的和作为计量模型的因变量进行回归，可以得到创新对集约效应的回归结果。第(6)行表明创新对集约效应的估计系数显著为正，且通过了5%的显著性水平检验，说明创新对持续出口企业进行质量升级具有积极作用。从第(4)行可以看出，创新对进入效应的估计系数为负，且通过了10%的显著性水平检验，可能的解释是进入企业由于边际成本较高，创新所取得的产品质量进步水平较低，会拉低总体出口产品质量。第(5)、第(7)行表明创新对退出效应和扩展效应的影响不显著。总体来看，集约效应的估计系数较为稳健且为正，而扩展效应并不稳健，并且集约效应的估计系数大于扩展效应，这说明创新对出口产品质量提升更大程度是通过集约效应实现的。

表5 创新对出口产品质量分解效应影响的估计结果

六、结论及政策启示

本文构建了企业创新与出口产品质量的理论分析框架，基于2000—2007年中国工业企业数据和海关贸易数据，实证检验了创新对出口产品质量的影响。进一步，本文按照企业所有制、贸易方式、地区分布和生产率对全样本进行分类，发现创新对不同特征企业出口产品质量的影响具有异质性。具体表现为：企业创新对出口产品质量的促进作用因贸易方式的差异而不同，其中对加工贸易企业促进作用最大；企业创新对东部地区企业产品质量产生的促进作用总体大于中西部地区企业；不同所有制类型企业中外资企业创新对出口产品质量升级的影响最强；创新对出口产品质量的促进作用通过企业生产率的提高而得到了加强。进一步从行业视角分析发现，创新通过提高个体企业产品质量和推动企业间市场份额再分配，从而促进行业总体出口产品质量的提升。

上述研究结果具有鲜明的政策含义。从宏观角度看，创新水平的提高对中国出口产品质量升级具有十分重要的意义，因此，政府应建立共性技术支撑平台，鼓励企业成立科技创新基金，以财税政策为工具扶持创新型企业，推动企业建立创新投融资平台，从而有效激发企业的创新能力。从微观角度来看，创新要素对企业提高产品质量、改善经营环境十分关键，制造业企业应从以下两方面入手：第一，西部地区是东部发达地区制造业转移的主要方向，但市场力量薄弱，创新机制相对不够健全，未来促进企业创新发展将成为西部地区培育出口竞争新优势的重要选项；第二，企业应以自身产品为基础，着眼全球制造业市场的发展，以引进消化-吸收-再创新为思路逐渐实现自身品牌质量的创新，确保企业品牌品质。