張寶友 呂旭芬 楊玉香 孟麗君

一 引 言

黨的十九屆五中全會明確提出“要堅持走中國特色自主創(chuàng)新道路、實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略”“要強化國家戰(zhàn)略科技力量，提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力”。企業(yè)是國家經(jīng)濟活動的細胞，是創(chuàng)新決策、研發(fā)投入、科研組織及成果轉(zhuǎn)化的主體。因此，如何快速提升我國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，對于加快建設(shè)科技強國，進而實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展目標至關(guān)重要。

如何提升我國企業(yè)創(chuàng)新能力，一直是學(xué)界關(guān)注的焦點話題。除企業(yè)規(guī)模與年限、公司治理、市場競爭、政府補貼和金融發(fā)展等研究外(馮根福等，2021)[1]，基礎(chǔ)設(shè)施投資對企業(yè)創(chuàng)新的影響近年來廣受關(guān)注(蔡曉慧和茹玉驄，2016)[2]。關(guān)于傳統(tǒng)基礎(chǔ)設(shè)施(交通、能源與電力等)投資對企業(yè)創(chuàng)新的影響，有學(xué)者認為基礎(chǔ)設(shè)施可以開辟市場并保證能源供應(yīng)，進而實現(xiàn)大規(guī)模生產(chǎn)，市場機會將誘發(fā)企業(yè)開展技術(shù)創(chuàng)新活動(Krugman,1980[3];Cohen和Klepper,1996[4])。但也有學(xué)者指出，大量資源被投入到基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，導(dǎo)致資金使用成本上漲，企業(yè)將減少研發(fā)投入，造成研發(fā)擠出效應(yīng)(Mountford和Uhlig,2009[5];Furceri和Sousa,2011[6])。相對而言，我國學(xué)者在新型基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域的研究結(jié)論較為一致，多認為新型基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)有利于資源配置效率提升和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展：如網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不僅可以提升資源配置效率，也使得創(chuàng)新水平大大提高(劉傳明和馬青山,2020[7];薛成等,2020[8])；科技基礎(chǔ)設(shè)施投入通過影響技術(shù)創(chuàng)新這一中介變量作用于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展(潘雄鋒等，2019)[9]；新型數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施日益成為我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的基礎(chǔ)依托 (孫早和徐遠華,2018[10];荊文君和孫寶文,2019[11];鈔小靜,2020[12])。隨著我國“質(zhì)量強國”戰(zhàn)略的提出和實施，如何通過質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施(Quality Infrastructure,簡稱QI)促進我國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力提升，已成為核心研究問題(蔣家東等，2020[13]；梁琦，2020[14])。質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施是一個國家或地區(qū)建立和執(zhí)行計量、標準、認證認可和檢驗檢測等所需的質(zhì)量體制機制框架，它既像傳統(tǒng)基礎(chǔ)設(shè)施那樣通過檢驗檢測所需的儀器設(shè)備和實驗室等“硬件”設(shè)施的投資進而拉動經(jīng)濟發(fā)展，也如新型基礎(chǔ)設(shè)施那樣通過法律法規(guī)、管理體系等“軟件”設(shè)施影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新進而促進經(jīng)濟增長質(zhì)量提升(胡楊等，2018[15]；張豪和蔣家東，2020[16]；黃夢蝶等，2020[17]；張寶友等，2021[18])。但已有研究對質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)在機理、兩者關(guān)系是否存在地區(qū)和行業(yè)部門異質(zhì)性的分析較少。另外，已有成果多基于行業(yè)或地區(qū)層面的宏觀數(shù)據(jù)展開考察，缺乏基于我國制造業(yè)企業(yè)微觀層面數(shù)據(jù)的實證檢驗，其結(jié)論的可靠性存疑。

與已有文獻相比，本文的邊際貢獻在于以下幾個方面：(1)將質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施這一重要公共政策因素作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的重要影響因素，從企業(yè)研發(fā)能力和融資約束兩個維度分析質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響機理。這在理論上拓展了研究范圍，在實踐中為探討質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供了微觀企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新行為的新視角。(2)現(xiàn)有多數(shù)文獻仍局限于知識產(chǎn)權(quán)保護對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的單一靜態(tài)影響，可事實上知識產(chǎn)權(quán)保護制度的完善是一個動態(tài)變化過程。進一步考慮我國各地經(jīng)濟或社會條件存在差異的事實，各地知識產(chǎn)權(quán)保護的偏離度將導(dǎo)致我國區(qū)域間企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新非均衡程度進一步拉大。(3)在具體測算指標上，本文不僅從質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施整體投入產(chǎn)出效率視角，也從計量、標準和合格評定等核心要素的效率、耦合關(guān)系視角全面考察質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響和程度，使研究結(jié)論更可靠，對準確理解企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新背后的驅(qū)動要素亦有一定貢獻。

二 理論假設(shè)

(一)質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新

質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施是具有技術(shù)屬性和制度屬性的“硬件”和“軟件”的結(jié)合體，它通過企業(yè)的研發(fā)能力提升和融資約束下降進而影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新(張寶友等，2021)[18]。從質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施的技術(shù)屬性看，計量與檢驗檢測技術(shù)是評估產(chǎn)品技術(shù)水平是否達至某項標準要求的基礎(chǔ)，其水平提升或突破將倒逼企業(yè)通過創(chuàng)新提升自身的技術(shù)水平(Kafetzopoulos et al.,2015)[19]；標準尤其是技術(shù)標準在微觀上是引領(lǐng)產(chǎn)品質(zhì)量提升和管理水平改善的指向，中觀層面上是推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的技術(shù)支撐，也是新技術(shù)推廣的通用語言，在宏觀上更是優(yōu)化社會治理的重要工具(Goncalves和Peuchert, 2016)[20]；合格評定是對標準執(zhí)行程度的評定，它往往是發(fā)達國家普遍使用的一種技術(shù)性貿(mào)易措施(胡楊等,2018[15]；張豪和蔣家東，2020[16]；黃夢蝶等，2020[17])。概言之，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施通過內(nèi)含的技術(shù)要素推動企業(yè)研發(fā)能力提升進而促進企業(yè)創(chuàng)新。另外，從質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施的新技術(shù)傳播效應(yīng)來看，其也將通過新技術(shù)推廣和加速技術(shù)擴散途徑促進企業(yè)創(chuàng)新。首先，先進的質(zhì)量管理手段及科學(xué)研究方法可以推動新技術(shù)的應(yīng)用驗證與市場推廣，這一過程不僅促進了產(chǎn)品質(zhì)量與企業(yè)管理水平的提升，更是為企業(yè)培養(yǎng)了一大批能夠從事創(chuàng)新工作的專業(yè)技術(shù)人員(黃夢蝶等，2020)[17]。其次，標準所具備的兼容和重復(fù)使用等特性，使標準在傳播過程中實現(xiàn)了知識外溢效應(yīng)，這種非競爭性的知識交換也可以提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力(Jaffe和Lerner,2001)[21]。最后，隨著企業(yè)創(chuàng)新的邊際成本下降和效率提升，以及擁有較強創(chuàng)新能力的技術(shù)人員，技術(shù)擴散速度越快越有利于企業(yè)研發(fā)能力提升(Ntlhane,2015[22];Moljevic,2016[23])。

質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施作為一種以保障產(chǎn)品和流程滿足預(yù)定規(guī)范體系的制度安排，是用于控制、管理和執(zhí)行標準以及向社會提供標準證明的所有制度網(wǎng)絡(luò)和法律框架。計量為經(jīng)濟行為的統(tǒng)一性、公允性、準確性和符合性提供保障；標準為企業(yè)行為提供規(guī)范指引；認證認可為企業(yè)建立信用；檢驗檢測為企業(yè)提供技術(shù)支撐。在這種制度安排下，可以通過降本增效和吸引外資等渠道緩解我國企業(yè)創(chuàng)新的融資約束(張豪和蔣家東，2020[16]；黃夢蝶等，2020[17])。首先，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施體系通過技術(shù)規(guī)范性文件和技術(shù)規(guī)范要求的證明等方式影響生產(chǎn)活動的規(guī)范性和有序性，弱化產(chǎn)品質(zhì)量信息不對稱進而減少交易不確定性，比如合格評定能解決貿(mào)易往來中的信息不對稱問題，提升交易雙方的信任度(Daddi et al.,2015)[24]；通過第三方質(zhì)檢機構(gòu)的檢驗工作和質(zhì)量主管機構(gòu)的監(jiān)管，實現(xiàn)產(chǎn)品統(tǒng)一性和規(guī)格一致性，減少技術(shù)性貿(mào)易壁壘，最終實現(xiàn)降低市場交易成本的目標(Keckley和Underwood,2009)[25]。其次，質(zhì)量法規(guī)體系可以抑制生產(chǎn)活動的機會主義，激勵提供好產(chǎn)品的企業(yè)獲得市場平均利潤的溢出部分(胡楊等,2018)[15]。最后，市場嚴厲的執(zhí)法是優(yōu)化營商環(huán)境的有效保障，進而能夠吸引更多更優(yōu)質(zhì)的FDI。由此可以合理地認為，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施通過降低交易成本、提升企業(yè)獲得的溢出利潤和促進FDI流入緩解我國企業(yè)融資約束，進而促進企業(yè)創(chuàng)新活動(Howell,2016[26]; 毛其淋,2019[27])。綜上，本文提出研究假設(shè)1。

假設(shè)1：質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施促進了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，其作用渠道為企業(yè)研發(fā)能力提升和融資約束減弱。

馮根福等(2021)[1]基于我國九大經(jīng)濟學(xué)權(quán)威期刊和A股上市公司數(shù)據(jù)的實證檢驗發(fā)現(xiàn)，在影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的諸因素中，企業(yè)規(guī)模的重要性占17.416%。那么質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對不同規(guī)模企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新促進效果是否也存在差別?基于經(jīng)濟規(guī)模效應(yīng)和投資擠出效應(yīng)，本文認為：首先，大企業(yè)擁有更為豐富的管理經(jīng)驗和更為充足的技術(shù)人員，較容易采納市場上推廣的新技術(shù)，具有更強的外溢知識學(xué)習(xí)與吸收能力，有能力承受質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對企業(yè)提出的標準化、合格評定與計量的高要求(梁琦，2020)[14]。其次，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施通過標準化有助于企業(yè)擴大產(chǎn)品生產(chǎn)規(guī)模和進入新市場，進而實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新成本的分攤。大企業(yè)追加部分生產(chǎn)性投資就能擴大產(chǎn)品生產(chǎn)規(guī)模，而小企業(yè)想要達到同等規(guī)模產(chǎn)量可能需要增加整條生產(chǎn)線。進一步，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施通過標準化產(chǎn)品與合格評定的認證手段擴大產(chǎn)品市場銷售范圍，大企業(yè)可以將更多產(chǎn)品向更大的市場擴散，在擴大市場的同時也降低生產(chǎn)成本和交易成本，提升企業(yè)利潤進而減弱融資約束(張豪和蔣家東，2020[16]；黃夢蝶等，2020[17])。最后，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施投資對企業(yè)研發(fā)投入具有擠出效應(yīng)。作為一種固定資產(chǎn)投資(實驗室、儀器與設(shè)施等)，政府增加質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施投資時，會通過金融市場擠出私人投資，從而影響到企業(yè)研發(fā)投入(Lerner和Hall,2010)[28]，而這種擠出效應(yīng)可能主要體現(xiàn)在小企業(yè)而非大企業(yè)。理由是大企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模較大，不僅可以解決當?shù)氐木蜆I(yè)問題，也是政府稅收的主要來源，且與國有銀行存在著長期合作關(guān)系，對地方政府和銀行具有更強的議價能力，更易從金融市場上獲得融資，但小企業(yè)就不能獲得這些好處(蔡曉慧和茹玉驄，2016)[2]。綜上，本文提出研究假設(shè)2。

假設(shè)2：質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進作用在不同規(guī)模企業(yè)之間存在差異，相對而言，對大企業(yè)的促進程度更為明顯。

(二)知識產(chǎn)權(quán)保護的調(diào)節(jié)作用

知識產(chǎn)權(quán)保護對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新是一把“雙刃劍”：一方面，適度的知識產(chǎn)權(quán)保護被認為是一種可以加強企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新行為的制度安排，使企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新成果具備較高的專有性，進而提升創(chuàng)新企業(yè)將技術(shù)創(chuàng)新收益內(nèi)部化的能力(Kanwar和Evenson,2003[29]; Cohen,2009[30])。首先，因為知識產(chǎn)權(quán)保護制度較完善地區(qū)的侵權(quán)成本較高，在法律上確認具有剽竊或模仿等侵權(quán)行為的企業(yè)可能受到法律制裁或巨額罰款，從而有效阻止違法行為，保證企業(yè)創(chuàng)新所獲得的技術(shù)具有專有性(毛其淋,2019)[27]；其次，從事創(chuàng)新活動的企業(yè)擁有了強有力的技術(shù)知識專有性，不僅可以通過專有技術(shù)生產(chǎn)出高溢價產(chǎn)品出售，也可以通過出售專有技術(shù)而獲得經(jīng)濟補償，即企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的經(jīng)濟回報得到有效保障(Kanwar和Evenson,2003[29]; Cohen,2009[30])。最后，適度的知識產(chǎn)權(quán)保護可以讓外資進入后通過提升進口和促進創(chuàng)新等渠道，使得本土企業(yè)接觸到前沿技術(shù)，進而提升其自身創(chuàng)新能力(沈國兵和黃鑠珺,2020)[31]。另一方面，過于嚴苛的知識產(chǎn)權(quán)保護，使得那些既得利益企業(yè)由于擁有行業(yè)壟斷地位而減弱技術(shù)創(chuàng)新的動力(Maskus,2008)[32]，同時也因具備較多的專利保護途徑而降低知識溢出效應(yīng)，可能影響到供應(yīng)鏈上下游其他企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新(唐保慶等,2018)[33]。另外，從市場擠出效應(yīng)看，過于強勢的知識產(chǎn)權(quán)保護會促使在位的實力較強企業(yè)對實力較弱競爭者實施價格策略或非價格策略的打壓，迫使后者退出市場(Hahanov,2011)[34]。尤其是在我國整體產(chǎn)業(yè)競爭力較弱的狀態(tài)下，較強創(chuàng)新能力的外資企業(yè)擁有更強的壟斷勢力，若本土企業(yè)生產(chǎn)率得不到明顯提升，他們就不得不縮小經(jīng)營范圍直至最終退出市場，談不上資本積累和技術(shù)升級(羅偉和葛順奇，2015)[35]。我國質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)剛被提上議事日程，處于初級發(fā)展階段，適度的知識產(chǎn)權(quán)保護制度可以通過法律制裁或經(jīng)濟罰款等手段阻止侵權(quán)行為，有利于保護從事創(chuàng)新活動企業(yè)的技術(shù)知識專有性以及由此帶來的經(jīng)濟回報，從而促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。但是，隨著知識產(chǎn)權(quán)保護強度的進一步提升，可能抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(梁琦，2020)[14]。綜上，本文提出研究假設(shè)3。

假設(shè)3：知識產(chǎn)權(quán)保護在質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系中起倒“U”型的調(diào)節(jié)作用。

由知識產(chǎn)權(quán)保護在質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系中起倒“U”型調(diào)節(jié)作用可知，理論上存在最有利于質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的知識產(chǎn)權(quán)保護強度，本文稱之為“最適強度”。當某區(qū)域的知識產(chǎn)權(quán)保護實際強度(指在我國相關(guān)法律法規(guī)要求條件下各區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護的實際執(zhí)行力度，它受限于各地政府監(jiān)管部門對知識產(chǎn)權(quán)保護重視程度和資源投入水平)與最適強度比較接近時，即知識產(chǎn)權(quán)實際強度與最適強度之間的差距(本文稱之為“偏離度”)越小，將越有利于質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)發(fā)揮，反之則越難(Hahanov,2011)[34]。考慮到我國各區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平等方面均存在明顯差異，以及地方政府在政治晉升和經(jīng)濟利益等多重因素疊加作用下，對知識產(chǎn)權(quán)保護的重視程度和資源投入并不相同的事實，各區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護的偏離度并不相同(唐保慶等，2020)[33]。從經(jīng)濟發(fā)展視角看，東部區(qū)域省份擁有較快的經(jīng)濟發(fā)展速度、較佳的人力資源配置和較高效率的公共資源配置能力；從法制建設(shè)視角看，東部區(qū)域省份擁有我國絕大多數(shù)經(jīng)濟特區(qū)和沿海開放城市，作為經(jīng)濟“試驗田”的同時更是承擔(dān)了法制“試驗田”的任務(wù)。它們共同決定了東部區(qū)域的制度設(shè)計與實施能力要高于中部和西部區(qū)域，其知識產(chǎn)權(quán)保護偏離度較小(沈國兵和黃鑠珺,2020[31];張寶友等,2021[18])。

經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的“累積循環(huán)”效應(yīng)，原本在物質(zhì)資本、人力資本、創(chuàng)新能力、營商環(huán)境和產(chǎn)業(yè)政策方面具有良好表現(xiàn)的東部各省，其質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平以及企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力均表現(xiàn)不俗，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)具有得天獨厚的優(yōu)勢。在此種先天優(yōu)勢下，東部各省份較小的知識產(chǎn)權(quán)保護偏離度將進一步激發(fā)質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施通過企業(yè)研發(fā)能力提升和融資約束減弱等渠道促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的效應(yīng)(梁琦，2020)[14]。與此相反，受自身經(jīng)濟條件與社會發(fā)展條件的限制，中部和西部各省份的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力和質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平原本就比東部各省份要差。此時中部和西部各省份的知識產(chǎn)權(quán)保護偏離度越大，對質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)作用越弱，甚至可能阻礙質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)發(fā)揮(蔣家東等，2020)[13]?？梢姡斣揪蛽碛匈|(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新等先天優(yōu)勢的東部區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護偏離度小于中西部區(qū)域時，東部區(qū)域質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的優(yōu)勢將進一步拉大與中西部區(qū)域的差距，即東部與中西部之間的區(qū)域不均衡程度會增加。由此，本文提出研究假設(shè)4。

假設(shè)4：質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進作用存在區(qū)域非均衡性，且受各區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護偏離度的影響，區(qū)域非均衡程度呈擴大趨勢。

基于上述分析，本文構(gòu)建質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的理論模型如圖1所示。

圖1 QI影響制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新及知識產(chǎn)權(quán)調(diào)節(jié)作用的理論模型

三 計量模型與數(shù)據(jù)來源

(一)計量模型

首先構(gòu)建式(1)檢驗我國質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。然后利用式(2)檢驗知識產(chǎn)權(quán)保護強度是否強化了質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。

Innovijft=β0+β1QIijt+μPit+αIjt+δEijft+λi+λf+λj+λt+εijft

(1)

Innovijft=β0+β1QIijt+β2IPPijt+β3IPPijt2+β4QIijt×IPPijt+μPit+αIjt+δEijft+λi+λf+λj+λt+εijft

(2)

其中，Innovijft代表第t年i省份j行業(yè)中f企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平，QIijt、IPPijt分別代表第t年i省份j行業(yè)的質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平和知識產(chǎn)權(quán)保護的實際強度，交叉項QIijt×IPPijt用于判斷知識產(chǎn)權(quán)保護是否強化了質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。IPPijt2用于判斷知識產(chǎn)權(quán)保護在質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系之間是否存在先升后降的倒“U”型調(diào)節(jié)效應(yīng)。Pit、Ijt和Eijft分別代表地區(qū)、行業(yè)和企業(yè)特征的控制變量，λi、λf、λj和λt分別代表省份、企業(yè)、行業(yè)和時間的固定效應(yīng)，εijft是隨機擾動項。

為檢驗假設(shè)4，參考唐保慶等(2018)[33]的研究，構(gòu)建式(3)：

αIjt+δEijft+λi+λf+λj+λt+εijft

(3)

需要指出的是，式(1)主要考察質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的條件期望影響，本質(zhì)上是一種均值回歸的計量模型，容易受極端值的影響。為有效刻畫質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施在企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新極值區(qū)域的影響效果，構(gòu)建如下分位數(shù)回歸模型(4)：

Innovijft(τ)=β0(τ)+β1(τ)QIijt+μ(τ)Pit+α(τ)Ijt+δ(τ)Eijft+λt+εijft

(4)

其中，τ(0<τ<1)代表條件分布的不同分位點，分別取0.1、0.25、0.5、0.75和0.9。本文關(guān)注核心估算系數(shù)β1(τ)，它反映了質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施在不同分位點對我國制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的邊際影響。

(二)變量說明

1.被解釋變量

(1)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新(Innovijft)。參考毛其淋(2019)[27]的研究，采用企業(yè)新產(chǎn)品銷售額的對數(shù)值(lnSale)代表創(chuàng)新成果的質(zhì)量，考慮到有些企業(yè)的新產(chǎn)品銷售額可能為0，因此采用ln(1+新產(chǎn)品銷售額)來計算。在穩(wěn)健性分析部分，采用企業(yè)專利申請量(Patent)代表創(chuàng)新成果的數(shù)量。需要說明的是，新產(chǎn)品銷售額意味著企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動在市場上實現(xiàn)了“驚險且成功的一跳”，體現(xiàn)了創(chuàng)新活動由量變到質(zhì)變的自我價值，代表著企業(yè)創(chuàng)新成果的質(zhì)量水平。

(2)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新區(qū)域失衡度(Ration_Innove-ms, t)。參考張寶友等(2021)[18]的研究，東部與中西部間的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新區(qū)域失衡度的計算如式(5)：

Ratio_Innove-ms, t=(Innove， i, t-Innovms, l, t)/Innovms, l, t

(5)

其中，Innove， i， t代表東部區(qū)域第i個企業(yè)在第t年的技術(shù)創(chuàng)新，Innovms， l, t代表中部和西部區(qū)域第l個企業(yè)在第t年的技術(shù)創(chuàng)新。以此類推可計算出中部與東西部、西部與東中部之間的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新區(qū)域失衡度。

2.核心解釋變量

(1)質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施(QIijt)。與以往學(xué)者用基礎(chǔ)設(shè)施投資額這一數(shù)量型指標衡量其建設(shè)水平不同，本文采用質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施“質(zhì)量型”指標——我國制造業(yè)第t年i省份j行業(yè)質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施的效率值作為QIijt的替代，參考張寶友等(2022)[36]的研究，具體計算方法是第t年i省份的質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施投入產(chǎn)出效率值(QQI)與j行業(yè)相對研發(fā)密度(REEDjt)的乘積。行業(yè)相對研發(fā)密度(REEDjt)的計算如式(6)：

(6)

(7)

(2)質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施的差異度(Ration_QIe-ms, t)。參考張寶友等(2021)[18]的研究，東部與中西部間的質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施差異度計算如式(8)：

Ration_QIe-ms, t=(QIe， i, t-QIms, l, t)/QIms, l, t

(8)

其中，QIe, i, t代表東部區(qū)域第i個省份在第t年的質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施效率值，QIms, l, t代表中部和西部區(qū)域第l個省份在第t年的質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施效率值。以此類推可計算出中部與東西部、西部與東中部之間質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施的差異度。

(3)知識產(chǎn)權(quán)保護的實際強度(IPPijft)。參考沈國兵和黃鑠珺(2020)[31]的研究，并與質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施保持一致，也用行業(yè)知識產(chǎn)權(quán)保護強度替代，等于國家知識產(chǎn)權(quán)保護強度與行業(yè)知識產(chǎn)權(quán)保護程度的乘積，其中，行業(yè)知識產(chǎn)權(quán)保護程度用行業(yè)相對研發(fā)密度(REEDjt)替代。另外，ΔIPPijt通過式(9)計算：

ΔIPPijt=|Fact_IPPijt-Ideal_IPPijt|

(9)

其中，F(xiàn)act_IPPijt、Ideal_IPPijt分別代表第i個省份j行業(yè)在第t年的知識產(chǎn)權(quán)保護實際強度和最適強度，最適強度參考唐保慶等(2018)[33]的計算方法測算而得。

3.控制變量

參考唐保慶等(2018)[33]、毛其淋(2019)[27]、沈國兵和黃鑠珺(2020)[31]的研究，本文控制變量包括：省份教育水平(Eduit)，用高校在校學(xué)生數(shù)占本省總?cè)丝诘谋壤饬?；省份人均GDP(GDPit)，用省份GDP除以總?cè)丝诘玫?；政府補貼虛擬變量(Statedumft)，如果企業(yè)在第t年獲得了政府補貼，賦值為1，否則為0；行業(yè)市場集中度(HHIjt)，用2分位行業(yè)中企業(yè)銷售收入計算得到的赫芬達爾指數(shù)替代；行業(yè)關(guān)稅率(Traiffjt)，用2分位制造業(yè)行業(yè)的簡單平均進口關(guān)稅率衡量；企業(yè)生產(chǎn)率(TFPijft)，運用固定效應(yīng)模型估計企業(yè)生產(chǎn)率；企業(yè)資本密集度(KSijft)，用企業(yè)固定資產(chǎn)除以員工總?cè)藬?shù)衡量。

利用省級質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施和制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的數(shù)據(jù)進行假設(shè)檢驗時，式(1)可能存在以下兩個問題，本文分別設(shè)計了解決辦法。

第一，樣本自選擇問題及其解決方法。我國地域遼闊，各省份經(jīng)濟非均衡發(fā)展使得企業(yè)在各省份的分布并非隨機。質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)可提升當?shù)禺a(chǎn)品質(zhì)量標準和用工標準，而這意味著不能承受高生產(chǎn)成本與用工成本的企業(yè)，只能往西部區(qū)域遷移，留下承受能力強的企業(yè)，它們往往是生產(chǎn)率高的企業(yè)。長期以往，東部區(qū)域便留下高生產(chǎn)率的企業(yè)，它們也是技術(shù)創(chuàng)新的主力軍，使質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施投資與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新呈正相關(guān)。參考蔡曉慧和茹玉驄(2016)[2]的研究，本文用企業(yè)面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型處理樣本自選擇問題，且基于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新概率和密度兩維度估算質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新決策的影響。

第二，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施投資的空間溢出效應(yīng)及其解決方法。已有研究表明，交通、通訊和電力等基礎(chǔ)設(shè)施具有顯著的空間溢出效應(yīng)。質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施中的計量和標準具有明顯的空間正向溢出效應(yīng)，而合格評定的空間溢出效應(yīng)為負向(張寶友等，2021)[18]。因此，隨著區(qū)域經(jīng)濟一體化日益深入發(fā)展，忽視質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施的空間溢出效應(yīng)，將高估質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施的本地效應(yīng)。參考曹躍群等(2019)[37]的研究，在回歸模型中加入質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施投資的空間滯后項，減少估算偏差。為此，構(gòu)建綜合考慮地理距離和經(jīng)濟因素的經(jīng)濟空間權(quán)重矩陣，權(quán)重公式如式(10)：

(10)

其中，GDPit、GDPjt分別代表第t年i省和j省的人均GDP。式(10)表示，兩地距離越短，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出效應(yīng)越強。加入空間滯后解釋變量后，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)被細分為本地效應(yīng)和溢出效應(yīng)。

(三)數(shù)據(jù)說明

本文所用數(shù)據(jù)來源于2005—2019年間我國280個地級市質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施數(shù)據(jù)與制造業(yè)上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)，并將兩者按上市公司注冊所在地信息進行匹配。其中，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施數(shù)據(jù)來源于2005—2019年的《中國質(zhì)量監(jiān)督檢驗檢疫年鑒》、合格評定國家認可委員會公布的《CNAS認證機構(gòu)、實驗室、檢驗機構(gòu)認可通報》、國家市場監(jiān)督管理總局計量司(https://www.jls.aqsiq.gov.cn)公布的相關(guān)信息、國家市場監(jiān)督管理總局公布的《全國檢驗檢測服務(wù)業(yè)統(tǒng)計簡報》和中國合格評定國家認可委員會公布的《認證機構(gòu)認可年報》等數(shù)據(jù)整理，部分原始數(shù)據(jù)來源于課題組的實地調(diào)研。制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)服務(wù)中心(CSMAR),補充性數(shù)據(jù)來源于上市公司的官網(wǎng)。為與已有文獻保持一致，制造業(yè)按2017年實施的《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》(GB/T 4754-2017)又細分為31個大類部門(2位碼)。本文研究對象覆蓋了我國國有制造業(yè)企業(yè)以及主營業(yè)務(wù)收入大于500萬元的非國有企業(yè)，參考蔡曉慧和茹玉驄(2016)[2]的研究，將樣本中企業(yè)總資產(chǎn)在75%分位數(shù)以上的企業(yè)劃入大企業(yè)行列，把25%分位數(shù)以下劃入小企業(yè)行列?？紤]到統(tǒng)計過程中存在少量異常值，本文還剔除了員工為0或行業(yè)數(shù)據(jù)不完整的異常點。最后，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施只有省市(自治區(qū))和國家層面數(shù)據(jù)，無法得到產(chǎn)業(yè)部門的數(shù)據(jù)，其以國家層面的數(shù)據(jù)乘以系數(shù)(系數(shù)=產(chǎn)業(yè)增加值/國內(nèi)生產(chǎn)總值)估算。

四 實證檢驗

(一)基準回歸

首先利用式(1)檢驗假設(shè)1，結(jié)果見表1列(1)—列(4)。表1列(1)只控制了地區(qū)、行業(yè)、企業(yè)和年份等固定效應(yīng)，QIijt的估計系數(shù)顯著為正，表明質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施有利于我國制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，假設(shè)1得到驗證。列(2)控制了各固定效應(yīng)和地區(qū)層面影響因素，結(jié)果顯示地區(qū)內(nèi)教育水平與GDP增長有利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，表明人力資本與經(jīng)濟發(fā)展水平是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的重要影響因素。政府財政補貼對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響顯著為正，表明政府實施優(yōu)惠政策能顯著地促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。列(3)進一步控制了行業(yè)層面因素。行業(yè)市場集中度對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響顯著為負，說明市場集中度越低，企業(yè)間的競爭越激烈，越有利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。行業(yè)關(guān)稅率情況相似，低行業(yè)關(guān)稅率有利于外資企業(yè)進入，或是有利于高新技術(shù)產(chǎn)品的進口，通過技術(shù)溢出效應(yīng)促進本土企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動。列(4)進一步控制了企業(yè)層面的影響因素。發(fā)現(xiàn)企業(yè)生產(chǎn)率和企業(yè)資本密集度對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響均顯著為正，表明高生產(chǎn)率的企業(yè)可以獲得較高利潤回報，而高利潤又有利于企業(yè)增加研發(fā)投入，形成良性循環(huán)。資本密集型企業(yè)相比于傳統(tǒng)勞動密集型企業(yè)，更加注重設(shè)備改造與技術(shù)創(chuàng)新，有利于企業(yè)創(chuàng)新。綜上，假設(shè)1得到驗證。

表1列(5)和列(6)分別代表質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對制造業(yè)中大型企業(yè)和小型企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，均顯著為正，但中大型企業(yè)的估計系數(shù)是小型企業(yè)的近三倍，即我國質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的水平存在企業(yè)規(guī)模的異質(zhì)性，假設(shè)2得到驗證。可見，大企業(yè)擁有較豐富研發(fā)資源，可以通過質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施實現(xiàn)企業(yè)研發(fā)能力提升，開展技術(shù)創(chuàng)新活動。同時，我國質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施雖然提高了公共質(zhì)量服務(wù)水平，但不同規(guī)模企業(yè)由此獲得的收益卻不相同。當質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施改善進而擴大市場時，大企業(yè)更易利用其品牌及強有力的售后服務(wù)獲取新客戶，擠占小企業(yè)的市場份額，實現(xiàn)經(jīng)濟規(guī)模效應(yīng)。另外，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施投資對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的擠出效應(yīng)也視企業(yè)規(guī)模而存在差異。政府如果通過融資平臺加強質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施投資，會推動融資市場利率上升，而不同規(guī)模企業(yè)對此的“抗壓能力”是不同的。不論是政府還是銀行業(yè)，出于就業(yè)、稅收和回收資金等因素考慮，優(yōu)先保大企業(yè)而放棄小企業(yè)。因此，對小企業(yè)的投資擠出效應(yīng)明顯超過大企業(yè)。

其次，運用式(2)檢驗假設(shè)3，結(jié)果見表1列(7)。結(jié)果顯示，知識產(chǎn)權(quán)保護有利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，并且在考慮了知識產(chǎn)權(quán)保護的調(diào)節(jié)效應(yīng)時促進作用更加顯著。究其原因，當知識產(chǎn)權(quán)保護較弱時，多數(shù)企業(yè)為了短期內(nèi)獲得經(jīng)濟收益，以模仿為主，創(chuàng)新積極性不高。隨著知識產(chǎn)權(quán)保護強度在一個適度范圍內(nèi)的提升，受創(chuàng)新經(jīng)濟效應(yīng)顯著企業(yè)的示范效應(yīng)以及違法懲罰力度增大的警示效應(yīng)影響，企業(yè)創(chuàng)新活動增加。另外，IPPijt2估計系數(shù)為負，表明知識產(chǎn)權(quán)保護對質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)呈倒“U”型，即存在知識產(chǎn)權(quán)保護的最適強度，假設(shè)3得到驗證。

表1 基準回歸結(jié)果

(二)分位數(shù)回歸結(jié)果

運用式(1)測算的結(jié)果是基于質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施在均值區(qū)間對制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用效果，可能忽略了其在極端值區(qū)域的尾部狀態(tài)特征。實際上，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響可能呈非線性關(guān)系。相比于技術(shù)創(chuàng)新能力較低的傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施可以借助技術(shù)創(chuàng)新能力較高的現(xiàn)代制造業(yè)的優(yōu)質(zhì)投入資源和管理組織能力實現(xiàn)兩者的快速融合，其影響效果更為積極。為了精確刻畫上述兩者之間的非對稱影響，有效獲得質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施和制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新分布的尾部特征，接下來以式(4)分別估算在0.1、0.25、0.5、0.75和0.9分位點上制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新受質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施影響的分位數(shù)方程。由表2的回歸結(jié)果可知，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施的回歸系數(shù)均顯著為正，表明質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新各分位點均具有促進作用。并且，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施的回歸系數(shù)大小隨著分位數(shù)的增大而呈現(xiàn)上升態(tài)勢，表明增加質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施供給更有利于現(xiàn)代制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。

表2 質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施影響制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的分位數(shù)回歸結(jié)果

(三)知識產(chǎn)權(quán)保護偏離度差異擴大了我國質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的區(qū)域失衡

運用式(1)檢驗質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用是否存在區(qū)域差異性，表1列(8)—列(10)分別代表我國東部、西部和中部三個區(qū)域質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對本區(qū)域內(nèi)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。結(jié)果顯示，它們均通過了顯著性檢驗，但各區(qū)域估計系數(shù)存在差異，東部大于中部，中部大于西部，表明我國質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施確實存在企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性。接下來運用式(3)驗證假設(shè)4。表3列(1)和列(2)是整體制造業(yè)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，區(qū)域間質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施差異是造成企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新區(qū)域失衡的重要原因，而區(qū)域內(nèi)知識產(chǎn)權(quán)保護偏離度進一步激化了這種關(guān)系。表3列(3)—列(5)是將2005—2019年劃分成三個不同時間段的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，在考察期內(nèi)，不僅區(qū)域間質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施差異造成了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的區(qū)域失衡，且影響程度逐漸增加，同時，區(qū)域內(nèi)知識產(chǎn)權(quán)保護偏離度對兩者關(guān)系的激化作用逐漸加強，假設(shè)4得到驗證。

表3 區(qū)域質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施差異、知識產(chǎn)權(quán)保護偏離度與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新區(qū)域失衡關(guān)系檢驗

(四)穩(wěn)健性分析

1.替換企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新指標。使用企業(yè)專利申請量(Patent)衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新成果數(shù)量進行穩(wěn)健性分析。為進一步考察企業(yè)創(chuàng)新模式的差異，本文將專利申請分為發(fā)明專利申請(Patenti)和實用新型專利申請(Patentu)兩類。發(fā)明專利必需具備“新穎性、創(chuàng)造性和實用性”等特征，而實用新型專利則只需類似的專利申請之前未曾被批準過，可以認為它們分別代表了企業(yè)高端創(chuàng)新模式和低端創(chuàng)新模式。表4列(1)、 列(2)顯示，我國質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新成果產(chǎn)出具有顯著影響，且質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對企業(yè)實用新型專利的影響更大。說明面對日益增強的規(guī)制成本壓力，制造業(yè)企業(yè)不得不開展技術(shù)創(chuàng)新活動加以應(yīng)對。但質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對實用新型專利的影響要大于對發(fā)明專利的影響，表明質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)并未促使我國制造業(yè)企業(yè)真正擺脫過度追求專利數(shù)量的現(xiàn)狀。當然，上述結(jié)論依然可以證明基準回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

2.替換質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施指標。質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施作為一個由計量、標準和合格評定三要素組成的技術(shù)支撐體系，能否通過制度特征和技術(shù)特征影響到企業(yè)研發(fā)能力和融資約束進而促進企業(yè)創(chuàng)新活動，不僅與自身的投入產(chǎn)出效率密切相關(guān)，更與三者各自投入產(chǎn)出效率及其協(xié)調(diào)發(fā)展密切相關(guān)(張豪和蔣家東，2020[16]；張寶友等，2021[18])。因此，本文分別采用計量、標準和合格評定各自的投入產(chǎn)出效率值，以及三者的耦合系數(shù)作為質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施指標替代變量，具體計算時仍用效率值(或耦合系數(shù))和行業(yè)相對研發(fā)密度(REEDjt)的乘積。檢驗結(jié)果見表4列(3)—列(6)，這與表1列(7)的基準回歸結(jié)果一致。

3.替換知識產(chǎn)權(quán)保護實際強度(IPPijt)指標。選取樊綱和王小魯歷年的《中國市場化指數(shù)》中的知識產(chǎn)權(quán)保護指標(記作IPPchina)作為知識產(chǎn)權(quán)保護實際強度的替代指標。與前文一樣，仍然乘以行業(yè)研發(fā)密度作為行業(yè)知識產(chǎn)權(quán)保護強度。檢驗結(jié)果見表4列(7)，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施、IPPchina和兩者交叉項的估計系數(shù)均顯著為正，表明基準回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

4.內(nèi)生性問題。主要包括了遺漏變量和反向因果可能造成的內(nèi)生性問題。已有文獻表明，外資進入和技術(shù)性進口均能提升國內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新水平(毛其淋，2019[27]；沈國兵和黃鑠珺，2020[31])，外資進入(FDIijt)用第t年i省份j行業(yè)外資進入額度的對數(shù)值替代，技術(shù)性進口(IMTEijft)用企業(yè)進口技術(shù)含量衡量，計算方法詳見Cohen(2009)[30]的研究?；貧w結(jié)果如表4列(8)所示，外資進入的估計系數(shù)為正但不顯著，而進口技術(shù)含量的估計系數(shù)顯著為正，表明后者能顯著促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。在添加控制變量后，交叉項IPPijt×QIijt的估計系數(shù)依然顯著為正，證明基準回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。對于反向因果可能引致的內(nèi)生性問題，主要采用滯后一期回歸進行處理，表4列(9)顯示：質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施滯后項與知識產(chǎn)權(quán)保護強度滯后項交叉項的估計系數(shù)仍顯著為正，證明基準回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表4 穩(wěn)健性檢驗

五 進一步分析：作用渠道

本文在理論分析部分指出，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施通過提升企業(yè)研發(fā)能力和降低融資約束兩種渠道促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，接下來將利用中介效應(yīng)模型對上述作用機制進行檢驗。具體模型設(shè)定如下：

Innovijft=β0+β1QIijt+β2IPPijt+β3QIijt×IPPijt+δCRL+λi+λf+λj+λt+εijft

(11)

Mijft=γ0+γ1QIijt+γ2IPPijt+γ3QIijt×IPPijt+ξCRL+λi+λf+λj+λt+εijft

(12)

Innovijft=θ0+θ1QIijt+θ2IPPijt+θ3QIijt×IPPijt+θ4Mijt+φCRL+λi+λf+λj+λt+εijft

(13)

其中，Mijft是中介變量，分別代表企業(yè)研發(fā)能力(Innoabilityijft)和融資約束(Finaconstijft)，具體用企業(yè)全要素生產(chǎn)率和企業(yè)應(yīng)收賬款占銷售收入比率衡量(于洪霞等，2011[38]；張杰，2015[39])；CRL為控制變量向量。本文對QIijt、IPPijt及其交叉項的估計系數(shù)感興趣，具體就是關(guān)注γ1和θ4是否在統(tǒng)計上顯著。檢驗步驟如下：首先，檢驗式(11)中的系數(shù)β1，如果顯著為正則表明質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施有利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新；其次，檢驗式(12)中的系數(shù)γ1和式(13)中的系數(shù)θ4，如果兩者均統(tǒng)計顯著，則代表存在中介效應(yīng)；最后，檢驗式(13)中的系數(shù)θ1，如果統(tǒng)計上不顯著，說明存在完全中介效應(yīng)，如果系數(shù)θ1和θ4均統(tǒng)計上顯著，表明具有部分中介效應(yīng)。在上述中介效應(yīng)檢驗過程中，對所有連續(xù)變量進行中心化處理。

表5報告了檢驗結(jié)果。列(1)是式(11)的估計結(jié)果，系數(shù)β1顯著為正，表明質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施顯著促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。列(2)以企業(yè)研發(fā)能力為因變量，系數(shù)γ1顯著為正，表明質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施有利于提升企業(yè)研發(fā)能力。列(3)是以企業(yè)融資約束為因變量的估計結(jié)果，系數(shù)γ1顯著為負，表明在控制了其他變量之后，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施有利于增強企業(yè)融資能力。列(4)—列(6)進一步報告了因變量對自變量和中介變量影響的回歸結(jié)果，可以看出，企業(yè)研發(fā)能力的系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)研發(fā)能力的提升能促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，而企業(yè)融資約束的回歸結(jié)果正好與企業(yè)研發(fā)能力相反，表明企業(yè)融資約束確實是阻礙企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)鍵因素。更有意思的發(fā)現(xiàn)是，表5列(6)是同時將企業(yè)研發(fā)能力和融資約束兩個中介變量加入回歸模型后的估計結(jié)果，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的估計系數(shù)值又比列(4)和列(5)下降了一些，表明兩者在質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新過程中具有重要意義。綜合上述檢驗結(jié)果，可以認為質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施通過企業(yè)研發(fā)能力和融資約束兩種作用渠道影響了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

表5 基于中介效應(yīng)的渠道檢驗回歸

六 結(jié)論與啟示

本文基于2005—2019年我國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與其他統(tǒng)計年鑒的數(shù)據(jù)，研究了質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。結(jié)果表明：(1)質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)有利于制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，其作用渠道是提升研發(fā)能力和減弱融資約束。(2)基于經(jīng)濟規(guī)模效應(yīng)和投資擠出效應(yīng)差異視角，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對大企業(yè)(或技術(shù)創(chuàng)新能力強的企業(yè))技術(shù)創(chuàng)新的影響明顯大于對小企業(yè)(或技術(shù)創(chuàng)新能力較弱的企業(yè))技術(shù)創(chuàng)新的影響，且質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響存在區(qū)域非均衡特征。(3)知識產(chǎn)權(quán)保護對質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系存在倒“U”型的調(diào)節(jié)作用，且受各區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護偏離度影響，質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的區(qū)域非均衡程度呈擴大趨勢。上述研究結(jié)論在考慮質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施、企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新、知識產(chǎn)權(quán)保護等指標的替代變量以及內(nèi)生性問題后仍然穩(wěn)健。

由研究結(jié)論得到的啟示為：一是大力推動質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。首先，政府部門要堅持優(yōu)化質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)環(huán)境，在加快出臺頂層質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施體系設(shè)計和發(fā)展計量測試、標準化服務(wù)和合格評定等新興服務(wù)業(yè)態(tài)的同時，協(xié)調(diào)好三者的關(guān)系以及設(shè)計較合適的知識產(chǎn)權(quán)保護強度，加快培育壯大質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施“一體化”服務(wù)平臺。其次，政府需要制定相關(guān)產(chǎn)業(yè)政策，促進企業(yè)研發(fā)能力提升和企業(yè)融資渠道暢通，使質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進作用最大化。二是要拓展質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施的應(yīng)用場景，加強質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施與制造業(yè)尤其是傳統(tǒng)制造業(yè)的嘗試融合。首先，要充分掌握質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施在不同區(qū)域不同行業(yè)的影響機理與融合方式，分地區(qū)、分行業(yè)推動質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施在產(chǎn)業(yè)智能化、自動化和數(shù)字化制造中的普及與應(yīng)用；其次，要鼓勵和引導(dǎo)與質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施相關(guān)的供應(yīng)商和服務(wù)商的發(fā)展，更多地依靠市場力量推動適應(yīng)市場需求的質(zhì)量基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。