李仁宇 鐘騰龍

摘要：創(chuàng)新型城市試點建設(shè)是推動城市創(chuàng)新的重大舉措。本文從國家創(chuàng)新型城市試點政策角度出發(fā)，考察創(chuàng)新型城市試點建設(shè)對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。以國家創(chuàng)新型城市試點政策為“準自然實驗”，設(shè)立雙重差分模型，利用2007—2013年的中國工業(yè)企業(yè)和海關(guān)出口匹配數(shù)據(jù)，實證檢驗了試點政策對屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。研究發(fā)現(xiàn)：試點政策顯著提升了試點城市屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，且這一影響在企業(yè)層面、行業(yè)層面和城市層面均存在顯著的異質(zhì)性。進一步的檢驗表明，“政策效應(yīng)”和“創(chuàng)新溢出效應(yīng)”是試點政策影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的重要傳導機制。

關(guān)鍵詞：城市創(chuàng)新;創(chuàng)新型城市試點;企業(yè)出口;產(chǎn)品質(zhì)量;雙重差分模型;異質(zhì)性

文獻標識碼：A

文章編號：100228482021（03）004412

開放科學（資源服務(wù)）標識碼（OSID）：

一、引言

黨的十九大報告指出我國經(jīng)濟發(fā)展已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，推動企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級成為我國新一輪高水平對外開放與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在要求。而創(chuàng)新是企業(yè)出口質(zhì)量升級的關(guān)鍵動力要素，城市又是企業(yè)創(chuàng)新的主要載體。當前，國家正以創(chuàng)新型城市建設(shè)為載體提升區(qū)域創(chuàng)新能力和水平。那么，國家創(chuàng)新型城市建設(shè)是否促進了屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量了呢？本文以國家創(chuàng)新型城市試點政策（試點政策）為準自然實驗，建立雙重差分模型考察國家創(chuàng)新型城市建設(shè)的企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量效應(yīng)，對此問題做出回答。

與本文關(guān)系密切的文獻主要包括兩部分，分別是試點政策的效應(yīng)研究和政府政策對出口產(chǎn)量質(zhì)量的影響研究。第一支文獻考察了試點政策的效應(yīng)。當前，相關(guān)研究主要集中在試點政策是否促進了地區(qū)創(chuàng)新，以及如何促進地區(qū)創(chuàng)新。李政等[1]利用2003—2016年間的城市面板數(shù)據(jù)和雙重差分方法，實證研究表明試點政策有利于城市創(chuàng)新指數(shù)提升，但這種效應(yīng)呈現(xiàn)出先增強后減弱的態(tài)勢，進一步分析表明試點政策主要通過政府戰(zhàn)略引領(lǐng)、要素集聚、企業(yè)創(chuàng)新投資和創(chuàng)新環(huán)境等方面影響城市創(chuàng)新水平。陳晨等[2]以人均專利數(shù)量來度量城市創(chuàng)新能力，實證檢驗表明試點政策對試點城市屬地創(chuàng)新能力的促進效應(yīng)在長短期都存在。由于企業(yè)是創(chuàng)新的最活躍細胞[3]，一些研究從微觀層面展開，劉佳等[4]指出試點政策通過財政政策和金融引導政策促進了企業(yè)專利產(chǎn)出，特別是促進了地區(qū)高新技術(shù)企業(yè)的發(fā)明專利產(chǎn)出。晏艷陽等[5]指出試點政策確實提升了轄區(qū)內(nèi)微觀企業(yè)專利申請數(shù)量，這主要因為創(chuàng)新型城市建設(shè)增強了企業(yè)集聚度，提高了金融中介機構(gòu)服務(wù)強度，促進更多外資進入。

第二支文獻考察了政府政策對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。由于政府補貼是各國政府常用的干預(yù)出口的重要政策工具[6]，已有研究側(cè)重檢驗分析了政府補貼對出口質(zhì)量提升的效應(yīng)，但并沒有得到一致性的結(jié)論。一方面，多數(shù)研究認為政府補貼能夠顯著促進企業(yè)出口質(zhì)量[7-8]。張洋[9]發(fā)現(xiàn)政府補貼主要促進了民營企業(yè)、一般貿(mào)易企業(yè)以及融資約束程度高的企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量。張健等[10]認為政府補貼、信貸利率以及企業(yè)所得稅稅率等產(chǎn)業(yè)政策有助于促進我國企業(yè)出口轉(zhuǎn)型升級。唐丹丹等[11]認為政府補貼雖然總體上有利于我國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升，但制度條件不同的地區(qū)影響不同。另一方面，張杰等[6]實證發(fā)現(xiàn)政府補貼抑制了我國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升，主要原因是政府補貼降低了企業(yè)生產(chǎn)成本，促使企業(yè)采用低價競爭模式出口。

綜上，已有研究表明試點政策能夠顯著促進企業(yè)創(chuàng)新，且政府政策是企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的重要影響因素。然而，當前關(guān)于試點政策效應(yīng)的研究主要落腳到創(chuàng)新方面，鮮有考察其對企業(yè)出口特別是出口質(zhì)量的影響。當前對外貿(mào)易高水平發(fā)展和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展均須由要素驅(qū)動轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動模式，試點政策作為推動城市創(chuàng)新的重要政策，其是否推進了屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升值得探討。

與已有研究相比，本文以國家創(chuàng)新型城市試點政策為“準自然實驗”，研究對象落腳到企業(yè)層面的出口產(chǎn)品質(zhì)量，考察試點政策對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，并揭示這種影響可能存在的異質(zhì)性及其影響機制。本文的邊際貢獻在于：第一，從企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的角度，首次考察了試點政策對企業(yè)出口的影響，有助于擴大認識試點政策所產(chǎn)生的效應(yīng)，也為進一步實施試點政策提供政策啟示;第二，考察創(chuàng)新型城市建設(shè)的企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量效應(yīng)，在當前創(chuàng)新驅(qū)動和高質(zhì)量發(fā)展背景下，為進一步理解城市創(chuàng)新與出口高質(zhì)量發(fā)展之間的關(guān)系提供了證據(jù)，也為進一步實施政府政策推動對外貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展提供政策啟示。

二、政策背景與典型事實

創(chuàng)新型城市建設(shè)是推動創(chuàng)新型國家建設(shè)的重要組成部分，也是重要的著力點。國家發(fā)改委及科技部提出建設(shè)創(chuàng)新型城市的目標，因深圳在自主創(chuàng)新方面的優(yōu)勢和重要作用，2008年成為全國首個創(chuàng)建國家創(chuàng)新型城市試點。為推動區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展，國家進一步批準一批城市試點。2010年國家分兩批支持包括南京、寧波、嘉興、合肥、廈門、武漢、長沙、廣州、大連等城市作為試點城市。2011年批準連云港、鎮(zhèn)江、秦皇島、呼和浩特等作為試點城市。2012年，批復(fù)鄭州、南通、烏魯木齊等城市作為試點。2013年批準宜昌市等12個城市作為試點。2018年4月，又有17個城市獲批建設(shè)國家創(chuàng)新型城市。截止到2019年底，國家共確立78個創(chuàng)新型試點城市。其中，除了4個直轄市的轄區(qū)和石河子、昌吉兩個自治縣、自治州外，這78個城市中共包括72個地級市。經(jīng)測算發(fā)現(xiàn)，近年來試點城市出口占全國的比重始終保持超過60%，且呈現(xiàn)一定的上升趨勢，而試點城市GDP占全國的比重也基本維持在50%以上。由此說明，這些創(chuàng)新型試點城市無論是經(jīng)濟總量還是出口規(guī)模均在全國占有重要地位。

創(chuàng)新型城市試點的開展具有重要的現(xiàn)實意義。開展創(chuàng)新型城市建設(shè)旨在加大政府對創(chuàng)新活動的引領(lǐng)，增強企業(yè)自主創(chuàng)新能力，強化創(chuàng)新服務(wù)，提升城市創(chuàng)新水平。各試點城市確立了國家創(chuàng)新型試點城市建設(shè)工作實施方案，明確提出了試點目標，就是把試點城市建設(shè)成為創(chuàng)新體系健全、創(chuàng)新要素聚集、自主創(chuàng)新能力強、創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)突出、創(chuàng)新效益顯著、創(chuàng)新服務(wù)輻射能力強的國家創(chuàng)新型城市。實施方案得以貫徹落實的關(guān)鍵保障是有效發(fā)揮政策效應(yīng)，其中財政政策和金融引導政策是試點城市政府發(fā)揮政策效應(yīng)的兩個重要工具[4]。而各類政府獎補、科技專項投入、稅收優(yōu)惠等是試點城市財政政策發(fā)揮效應(yīng)的政策手段。而貸款貼息、科技擔保等是政府金融引導政策的政策手段。為達成國家創(chuàng)新型城市試點目標，各試點城市紛紛加大財政科技投入，并強調(diào)財政科技投入對全社會科技創(chuàng)新的引導作用。圖1報告了2007年以來試點城市（處理組樣本）和非試點城市（控制組樣本）財政科技投入變化態(tài)勢。一方面，2007年以來，各試點城市財政科技投入的絕對水平（財政科技投入規(guī)模）和相對水平（財政科技支出占地方財政支出的比重）均高于非試點城市的水平;另一方面，在試點的時間節(jié)點2010年以前，試點城市和非試點城市的財政科技支出之間的差距較為穩(wěn)定，二者保持共同的變化趨勢

因為本文后續(xù)的實證分析選擇的是2010年的國家創(chuàng)新型試點城市樣本，而所選樣本沒有保留其他批次的試點城市，為保持前后研究的一致性，這里所選的試點城市和非試點城市樣本與實證分析樣本一致。。但是2010年之后，試點城市財政科技支出總體上呈現(xiàn)出明顯的增長趨勢，而非試點城市的財政科技支出沒有保持持續(xù)增長，近年來投入規(guī)模甚至出現(xiàn)下降態(tài)勢。

試點政策將主要通過“政策效應(yīng)”和“創(chuàng)新溢出效應(yīng)”兩個方面對屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生影響?！罢咝?yīng)”指試點政策所伴隨的政府補貼、稅收優(yōu)惠和信貸支持等政策手段對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響;“創(chuàng)新溢出效應(yīng)”指試點政策通過影響試點城市屬地企業(yè)創(chuàng)新溢出而影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。

首先，從“政策效應(yīng)”來看，政府補貼、稅收優(yōu)惠和信貸支持這些政策手段對試點城市屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量具有重要作用。第一，政府補貼一直以來是政府實施財政政策的重要手段，其不僅能夠直接刺激企業(yè)研發(fā)，而且還可以緩解企業(yè)成本壓力，提升企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。此外政府補貼能夠一定程度上緩解企業(yè)所面臨的融資約束，使得企業(yè)有更大的能力開展產(chǎn)品質(zhì)量提升活動，如自主創(chuàng)新、高質(zhì)量中間品進口等。第二，稅費優(yōu)惠能夠降低企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的成本，提升企業(yè)的利潤水平，從而增強企業(yè)進行產(chǎn)品質(zhì)量提升的實力;同時稅費優(yōu)惠還可以增加企業(yè)的現(xiàn)金流，一定程度上緩解企業(yè)的融資約束，也有利于企業(yè)進行產(chǎn)品質(zhì)量升級。第三，信貸支持有助于緩解企業(yè)的融資約束。在創(chuàng)新型城市建設(shè)背景下，信貸支持增加有利于企業(yè)相關(guān)創(chuàng)新活動的開展，提升企業(yè)用于產(chǎn)品質(zhì)量提升活動的相關(guān)設(shè)備、技術(shù)以及中間品的進口，從而有利于企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。然而，無論是政府補貼、信貸支持還是稅收優(yōu)惠都可能通過信號機制給企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量帶來一定的不利影響。政府政策在企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動中發(fā)揮著重要信號機制，一定程度上對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營產(chǎn)生方向性引導作用，從而，政府政策可能產(chǎn)生資源錯配效應(yīng)，不利于企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。綜上來看，試點政策會帶來政府補貼、稅費優(yōu)惠和信貸支持等政策支持力度的增加，而如此一方面通過刺激企業(yè)研發(fā)、降低生產(chǎn)和創(chuàng)新成本、緩解融資約束等推進企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級;另一方面還可能通過信號機制不利于企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。本文預(yù)期總體上來看正向影響將居于主導地位。

其次，從“創(chuàng)新溢出效應(yīng)”來看，試點城市通過加大政府投入，搭建各類創(chuàng)新平臺，引導和推動企業(yè)開展各類創(chuàng)新活動，形成良好的創(chuàng)新氛圍，這不僅有利于企業(yè)自身創(chuàng)新，而且有助于形成“創(chuàng)新溢出效應(yīng)”，即對其他企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生帶動效應(yīng)。而創(chuàng)新是驅(qū)動出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的重要途徑[12]。顯然，試點政策將通過“創(chuàng)新溢出效應(yīng)”對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生積極影響。

從試點政策的實施效果來看，一方面，試點城市在獲得立項后其創(chuàng)新水平得到了顯著提升。根據(jù)寇宗來等[13]發(fā)布的《中國城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新力報告2017》，2010年獲得立項的試點城市創(chuàng)新指數(shù)平均水平從2009年的不足10個單位增長到2016年的接近60個單位。另一方面，試點城市屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量也產(chǎn)生了明顯變化。圖2顯示，在2010年之前，試點（處理組樣本）和非試點城市（控制組樣本）屬地企業(yè)的平均出口產(chǎn)品質(zhì)量具有較為一致的變化態(tài)勢，但試點城市的水平始終高于非試點城市的水平，而且二者之間的差距總體上較為穩(wěn)定。而2010年試點政策開始后，試點和非試點城市屬地企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量出現(xiàn)差異，二者的企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量水平的差距有所擴大。

三、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定

創(chuàng)新型城市試點對推動地區(qū)創(chuàng)新和經(jīng)濟發(fā)展具有重要意義。然而，所在城市能否被確立為試點建設(shè)城市對于試點城市屬地的企業(yè)而言是難以預(yù)測的，短期內(nèi)企業(yè)行為也難以影響到政府決策。因此，試點城市的確立對屬地企業(yè)可以看作一次明顯的外生沖擊，也相當于一次外生的“準自然實驗”，為此，本文運用雙重差分方法考察試點政策的企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量效應(yīng)。

采用雙重差分方法的一大關(guān)鍵是選擇合適的處理組和控制組。由于測算企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量需要微觀層面的海關(guān)出口數(shù)據(jù)，而本文所能獲取到的最新海關(guān)出口數(shù)據(jù)為2013年，因此本文不能夠?qū)?013年后的創(chuàng)新型試點城市樣本納入進來。另外，由于2010年確立的31個創(chuàng)新型試點城市數(shù)量最多，綜合考慮樣本時間跨度和估計結(jié)果的代表性，僅保留2010年國家確立的試點城市作為處理組。另外，為避免其它批次創(chuàng)新型城市對估計結(jié)果的干擾，本文將其它批次包括深圳等在內(nèi)的試點城市樣本刪除，同時將石河子和昌吉兩個自治縣、自治州等樣本刪除。

綜合上述討論，本文構(gòu)建如下形式的雙重差分模型，考察試點政策的企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量效應(yīng)。

Qualityict=α+βDc×Tt+γZict+δi+φt+θc+εict（1）

其中，i表示企業(yè)，c表示城市，t表示時間。被解釋變量Qualityict為c城市內(nèi)的企業(yè)i在時期t的出口產(chǎn)品質(zhì)量。公式右邊，D表示城市c是否為國家批準建設(shè)的創(chuàng)新型試點城市，如c是創(chuàng)新型試點城市，則D取值為1，否則取值為0。T為時間虛擬變量，表示創(chuàng)新型試點城市在試點政策之前的年份取0，試點政策當年及以后的年份取1。Z為企業(yè)層面的控制變量;δi表示企業(yè)固定效應(yīng);φt表示時間固定效應(yīng);θc表示城市固定效應(yīng);εict則為隨機誤差項。

（二）變量選取

被解釋變量為企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。借鑒Amiti等[14-15]使用的需求推斷法，首先構(gòu)建如下形式的需求函數(shù)：

xipct=qσ-1ipctp-σipctP1-σctYct（2）

其中，qipct表示t年企業(yè)i出口到目的地c的產(chǎn)品p的質(zhì)量;xipct表示t年企業(yè)i出口到目的地c產(chǎn)品p的數(shù)量，反映t年目的地c對企業(yè)i的產(chǎn)品需求量，pipct表示t年企業(yè)i出口到目的地c產(chǎn)品p的價格，Pct表示t年目的地c市場價格指數(shù)，Yct表示t年目的地c的總收入水平。σ為產(chǎn)品替代彈性系數(shù)。

對式（2）兩側(cè)同時取對數(shù)，得到估計方程：

lnxipct+σlnpipct=φp+φct+εipct（3）

其中，φct為目的地-年份組合固定效應(yīng)，控制出口目的地相關(guān)的特征變量，包括式（2）中的市場價格指數(shù)和收入水平;φp為產(chǎn)品固定效應(yīng)，控制不隨時間變化的產(chǎn)品個體差異，并保證不同計量單位的產(chǎn)品能夠進入同一個計量估計方程;包含隨機誤差項的表達式εipct/（σ-1）為產(chǎn)品質(zhì)量。參照Fan等[16]的做法，首先將σ賦值為5，然后在穩(wěn)健性檢驗部分選取Broda等[17]估計的中國HS3位碼層面需求價格彈性，式（3）中出口數(shù)量和出口價格數(shù)據(jù)均直接從中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫獲取，采用OLS估計計量模型（3），得到產(chǎn)品質(zhì)量估計值為qualityipct=ipct/（σ-1）。

目前計算得到的企業(yè)-產(chǎn)品-目的地-年份的質(zhì)量只能在產(chǎn)品-目的地內(nèi)可比，但是在不同產(chǎn)品和不同目的地之間不可比。為此，本文借鑒現(xiàn)有文獻的做法，對出口質(zhì)量進行0-1標準化，具體計算表達式如下：

qualityipct=qualityipct-min（qualityipct）max（qualityipct）-min（qualityipct）（4）

其中，maxqualityipct和minqualityipct分別為樣本期間產(chǎn)品內(nèi)企業(yè)和目的地間出口質(zhì)量的最大值和最小值。進而我們以出口份額為權(quán)重，將標準化后的企業(yè)-產(chǎn)品-目的地-年份層面的出口質(zhì)量加總到企業(yè)-年份層面。

本文選取的控制變量包括：

（1）企業(yè)生產(chǎn)率水平（tfp），借鑒Head等[18]提出的近似生產(chǎn)率測算方法來測算。

（2）企業(yè)的規(guī)模（lnscale），以企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)值來衡量。

（3）企業(yè)的資本密集度水平（lncapital），用企業(yè)固定資產(chǎn)總值與企業(yè)雇傭人數(shù)之比反映。

（4）企業(yè)年齡（lnage），為樣本報告年份與企業(yè)成立年份之差。

（5）融資約束（SA），借鑒張璇等[19]的相關(guān)研究，以SA指數(shù)來衡量

SA指數(shù)的具體計算方法為SA=0.043×lnscale2-0.04×Age-0.737×lnscale。其中，lnscale為企業(yè)規(guī)模的自然對數(shù)，Age為企業(yè)的年齡。

，SA指數(shù)的絕對值越大，表明企業(yè)受到的融資約束程度越高。

（6）政府補貼（subsidy），根據(jù)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫信息，以企業(yè)是否獲得政府補貼設(shè)置虛擬變量，如果企業(yè)在該年度有政府補貼，則subsidy取值為1，否則其取值為0。

（7）國有企業(yè)（state），根據(jù)企業(yè)實收資本中來自國有投資的比重來界定，如果這一比重超過50%，則界定為國有企業(yè)，state取值為1，否則其取值為0。

（8）外資企業(yè)（foreign），根據(jù)企業(yè)實收資本中來自外商投資包括港澳臺投資的比重來界定，如果這一比重超過50%，則界定為外資企業(yè)，foreign取值為1，否則其取值為0。

（三）數(shù)據(jù)處理

本文主要使用如下兩套數(shù)據(jù)：第一套是海關(guān)出口數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫詳細記錄了各地區(qū)中國海關(guān)商品協(xié)調(diào)編碼8分位（HS8）的出口商品信息，包括企業(yè)海關(guān)編碼、金額、數(shù)量等信息。本文對企業(yè)海關(guān)編碼、出口金額、出口數(shù)量等重要信息缺失的商品予以刪除。第二套是中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫詳細記載了我國工

業(yè)企業(yè)的企業(yè)名稱、法人代碼、企業(yè)地址、成立年份、工業(yè)總產(chǎn)值等指標信息。本文對該數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)進行了如下處理：首先，僅保留了制造業(yè)企業(yè)樣本數(shù)據(jù);其次，對總產(chǎn)值、銷售總額、工資總額等重要指標缺失的觀測值予以刪除;另外，依據(jù)公認會計準則基礎(chǔ)，刪除流動資產(chǎn)或固定資產(chǎn)合計大于總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈值大于總資產(chǎn)、企業(yè)的法人代碼缺失、成立時間無效等觀測值。在對上述兩套數(shù)據(jù)初步整理基礎(chǔ)上，本文參考田巍等[20]的做法，將海關(guān)數(shù)據(jù)與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)相匹配。此外，為盡可能減少其它因素對樣本數(shù)據(jù)的干擾，本文僅保留2007—2013年期間的樣本數(shù)據(jù)進行回歸。

四、實證檢驗

（一）基準回歸

表1報告了根據(jù)計量模型（1）得到的倍差法估計結(jié)果。

第（1）列估計結(jié)果顯示，在沒有控制其他變量情況下，倍差項（D×T）的估計系數(shù)為0.0022，在5%的顯著性水平下為正。這一估計結(jié)果表明，試點政策實施后，與非試點城市相比，試點城市屬地企業(yè)的平均出口產(chǎn)品質(zhì)量水平得到了顯著提升。

第（2）列引入了企業(yè)生產(chǎn)率，此時倍差項的估計系數(shù)大小和顯著性等均幾乎沒有變化;

第（3）列進一步加入了企業(yè)規(guī)模、企業(yè)的資本密集度、融資約束、政府補貼、國有企業(yè)和外資企業(yè)等控制變量，但沒有控制城市固定效應(yīng);

第（4）列進一步控制了城市固定效應(yīng)。第（3）（4）列估計結(jié)果完全一致，表明加入控制變量后，倍差項的估計系數(shù)及顯著性幾乎沒有變化，也就是說，倍差項對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量影響的估計結(jié)果沒有受到其他控制變量的明顯干擾。這些估計結(jié)果印證了本文的理論分析，表明試點政策確實提高了試點城市屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。其他控制變量的估計結(jié)果與現(xiàn)有研究具有一致性。

（二）平行趨勢及動態(tài)效應(yīng)檢驗

能夠采用雙重差分的一個前提條件是處理組和控制組在政策實施前具有共同的變化趨勢，即要滿足共同趨勢檢驗假設(shè)。本文設(shè)定如下形式的計量模型進一步檢驗平行趨勢假設(shè)，并考察試點政策的動態(tài)效應(yīng)：

Qualityict=α+β1D×T2008+β2D×T2009+β3D×T2011+β4D×T2012+γZict+λi+λt+λc+μict（6）

其中，T±n代表一系列時間虛擬變量，這里n=2008、2009、2011和2012，T-n表示試點政策實施前的第n年及以后的年份取1;T+n表示試點政策實施后的第n年及以后的年份取1;其他情況下T±n為0。其他變量的符號和含義與式（1）相同。根據(jù)計量模型（6）和樣本數(shù)據(jù)，得到表2的回歸結(jié)果?？梢姡瑹o論是否加入控制變量情況下，當t=2008和2009時，估計系數(shù)都不顯著，這也可以說明在試點政策前，試點城市和非試點城市企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量并無顯著的差異。據(jù)此不能拒絕共同趨勢假設(shè)。從試點政策后的情況來看，當t=2011時回歸系數(shù)不顯著，表明試點政策對試點城市屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響存在滯后效應(yīng)。當t=2012時回歸系數(shù)在5%的顯著性水平下為正，且回歸系數(shù)相對于基準結(jié)果而言明顯較大。總體上看，這些結(jié)果說明試點政策對試點城市屬地企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量具有顯著的正向影響。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.改變被解釋變量出口產(chǎn)品質(zhì)量的測度方法

根據(jù)估算出口產(chǎn)品質(zhì)量的計量模型（3）可知，貿(mào)易替代彈性系數(shù)的選擇至關(guān)重要。為了避免回歸結(jié)果受到貿(mào)易彈性系數(shù)選擇的影響，此處使用Broda等[17]估算的中國HS3位碼行業(yè)層面的貿(mào)易彈性系數(shù)，并再次估計計量模型（3），并使用式（4）計算得到新的出口產(chǎn)品質(zhì)量。根據(jù)表3第（1）列的回歸結(jié)果，倍差項的估計系數(shù)仍然顯著為正，與基準回歸一致。這表明基準回歸結(jié)果不受到產(chǎn)品質(zhì)量測算中貿(mào)易替代彈性系數(shù)選擇的影響。

2.PSM-DID法重新估計

表1的基準估計結(jié)果均為直接運用倍差法得到，然而仍然可能面臨潛在的內(nèi)生性問題，因為國家創(chuàng)新型試點城市的設(shè)立并不是真正意義上的“自然實驗”，即創(chuàng)新型試點城市的設(shè)立本身可能是一個內(nèi)生事件，從而違背雙重差分模型的共同趨勢假定。鑒于此，接下來，本文使用基于傾向得分匹配的雙重差分法（PSM-DID）重新估計試點政策對試點城市屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。本文首先選擇企業(yè)的生產(chǎn)率、企業(yè)的規(guī)模、企業(yè)的資本密集度、企業(yè)年齡、企業(yè)的融資約束程度、企業(yè)是否獲得政府補貼等作為匹配變量，運用近鄰匹配方法進行匹配，確立新的處理組和控制組。根據(jù)PSM得到的處理組和控制組，進一步運用倍差法估計。表3中第（2）列結(jié)果顯示，倍差項的估計系數(shù)依然顯著為正，這為基準回歸的穩(wěn)健性提供了證據(jù)。

3.多期倍差法重新估計

考慮到我國創(chuàng)新型試點城市是分批設(shè)立的，自2008年深圳被確立為試點城市以來，到2018年已經(jīng)分批確立了78個試點城市。前文的回歸僅保留了2010年確立的試點城市樣本，但這可能帶來樣本選擇偏誤的問題。為更好地考察試點政策對試點城市屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，本文接下來將2013年前確立的試點城市樣本盡可能都考慮進來，采用多期雙重差分模型重新估計。表3中第（3）列結(jié)果顯示，采用多期倍差法估計后，倍差項的估計結(jié)果仍與表1中一致，進一步驗證了估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

4.縮尾處理

為檢驗試點政策的企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量效應(yīng)是否受到異常值的影響，本文對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量數(shù)據(jù)進行縮尾處理。根據(jù)表3中第（4）列估計結(jié)果，此時倍差項的估計系數(shù)無論是大小還是顯著性幾乎沒有變化，表明表1中的基準估計結(jié)果沒有受到出口產(chǎn)品質(zhì)量數(shù)據(jù)異常值的影響。

五、異質(zhì)性分析

（一）企業(yè)層面的異質(zhì)性

1.生產(chǎn)率水平不同

由表1的估計結(jié)果可知，企業(yè)生產(chǎn)率水平是企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的重要影響因素，而生產(chǎn)率異質(zhì)性是企業(yè)異質(zhì)性最重要的體現(xiàn)。那么面對國家創(chuàng)新型城市試點政策的沖擊，不同生產(chǎn)率水平的企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量是否均得到顯著提升了呢？為此，本文根據(jù)樣本中企業(yè)生產(chǎn)率的中位數(shù)劃分為低生產(chǎn)率企業(yè)和高生產(chǎn)率企業(yè)兩組樣本，考察試點政策對生產(chǎn)率異質(zhì)性企業(yè)的影響是否具有異質(zhì)性。從表4第（1）（2）列估計結(jié)果可知，對于低生產(chǎn)率組企業(yè)而言，倍差項的估計系數(shù)為正但不顯著，而其在高生產(chǎn)率組的估計系數(shù)在1%顯著性水平下為正。這一估計結(jié)果表明試點政策主要促進了高生產(chǎn)率企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量。這一實證結(jié)論與現(xiàn)有研究結(jié)論具有一致性，一方面，樊海潮等[21]指出企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量由生產(chǎn)率內(nèi)生決定，高生產(chǎn)率的企業(yè)會選擇生產(chǎn)高質(zhì)量的出口產(chǎn)品;另一方面，一些文獻如耿曄強等[22]發(fā)現(xiàn)企業(yè)生產(chǎn)率的提高會增強創(chuàng)新因素對產(chǎn)品質(zhì)量的促進作用。

2.企業(yè)所有制不同

所有制差異是影響企業(yè)經(jīng)營行為的重要因素，本部分檢驗試點政策對不同所有制類型的企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。表4第（3）（5）列估計結(jié)果顯示，試點政策對不同所有制類型的企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量影響顯著不同。具體而言，對于國有企業(yè)而言，倍差項的估計系數(shù)為正，但沒有通過10%的顯著性水平檢驗;而對于私營企業(yè)和外資企業(yè)而言，倍差項的估計系數(shù)均顯著為正。這些估計結(jié)果表明，試點政策顯著推動了試點城市屬地私營企業(yè)和外資企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量提升，對國有企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量提升無顯著影響。一種可能的解釋是，相對而言，國有企業(yè)通過政治關(guān)聯(lián)更容易享受到試點城市的相關(guān)支持政策如政府補貼，因而試點政策對試點城市屬地國有企業(yè)進一步提升出口產(chǎn)品質(zhì)量的推動作用有限，而且現(xiàn)有研究表明國有企業(yè)利用政府補貼的效力相對較低，補貼能顯著提升私營企業(yè)和外資企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量[15]。由于私營企業(yè)平時受政府補貼等財政支持相對有限，試點政策通過系列政策手段干預(yù)有利于調(diào)動私營企業(yè)創(chuàng)新的積極性，從而顯著有利于私營企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。

（二）行業(yè)層面的異質(zhì)性

1.行業(yè)集中度不同

行業(yè)集中度一定程度上能夠反映行業(yè)市場競爭程度，而市場競爭程度會通過促進企業(yè)創(chuàng)新而有利于出口產(chǎn)品質(zhì)量[6]。因此，以創(chuàng)新為導向的試點政策對不同市場競爭程度的行業(yè)內(nèi)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量影響是否存在差異值得探究。本文使用赫芬達爾指數(shù)（HHI）來衡量行業(yè)集中度，并根據(jù)不同行業(yè)集中度指數(shù)的中位數(shù)，將高于中位數(shù)的行業(yè)定義為高集中度行業(yè)，而將低于中位數(shù)的行業(yè)定義為低集中度行業(yè)，分別估計計量模型（1），得到表5中第（1）（2）列結(jié)果。結(jié)果表明，對低市場集中度行業(yè)樣本而言，倍差項的估計系數(shù)為正，且通過了5%的顯著性水平檢驗;對高市場集中度行業(yè)樣本而言，倍差項的估計系數(shù)為正但不顯著，而且其系數(shù)相對較小。據(jù)此說明，試點政策主要促進了低市場集中度即市場競爭程度高的行業(yè)內(nèi)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。這可能是由于面對試點政策，市場競爭程度高的行業(yè)內(nèi)企業(yè)有更強的動力去推進企業(yè)創(chuàng)新，從而對出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生重要影響。

2.行業(yè)要素密集度不同

行業(yè)要素密集度反映了不同行業(yè)生產(chǎn)不同要素投入之間的關(guān)系，不同行業(yè)生產(chǎn)要素投入的差異與出口產(chǎn)品質(zhì)量的差異存在密切的關(guān)系[23]。那么，試點政策可能會給不同行業(yè)要素密集度的行業(yè)內(nèi)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量帶來差異化的影響。為此，本文首先根據(jù)HS編碼與制造業(yè)行業(yè)代碼之間的關(guān)系匹配起來，然后按照資源密集度分類法，將樣本數(shù)據(jù)劃分為勞動密集型行業(yè)、資本密集型行業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè)，進而考察試點政策對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響是否存在要素密集度方面的異質(zhì)性。由表5中第（3）（5）列可知，勞動密集型和資本密集型樣本回歸中，倍差項的估計系數(shù)雖然均為正，但都不顯著，意味著試點政策對勞動密集型和資本密集型行業(yè)內(nèi)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升無顯著影響。對于技術(shù)密集型行業(yè)而言，倍差項的估計系數(shù)顯著為正（0.0037），表明國家創(chuàng)新型城市試點顯著提升了技術(shù)密集型行業(yè)內(nèi)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。顯然，這與國家啟動創(chuàng)新型試點城市建設(shè)的初衷是一致的，試點政策就是要借助政策導向推動城市創(chuàng)新水平提升，而城市創(chuàng)新水平的提升依賴于技術(shù)密集型行業(yè)的發(fā)展，因此試點政策會加大對這些行業(yè)的支持力度，從而對這些行業(yè)內(nèi)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升帶來顯著的積極影響。

（三）城市層面的異質(zhì)性

根據(jù)《中國城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新力報告2017》，本文計算了2001—2016年各個城市創(chuàng)新指數(shù)的均值，并在此基礎(chǔ)上測算發(fā)現(xiàn)各個城市創(chuàng)新指數(shù)的方差達到了22.49，說明不同城市的創(chuàng)新水平存在顯著的差異。此外，即使是同為國家創(chuàng)新型試點城市，這些城市間的創(chuàng)新水平也存在顯著差異。南京、廣州、武漢等屬于創(chuàng)新水平相對較高的城市，城市創(chuàng)新指數(shù)的均值均超過了40，而景德鎮(zhèn)、西寧、寶雞、銀川、包頭等屬于創(chuàng)新水平相對較低的城市，城市創(chuàng)新指數(shù)不足2。那么，試點政策對不同創(chuàng)新水平的試點城市屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量影響是否存在差異呢？接下來，本文首先計算出試點城市啟動前各個城市創(chuàng)新指數(shù)的均值，以各個城市創(chuàng)新指數(shù)均值排名后的中位數(shù)為界限，將高于該中位數(shù)的城市劃分為創(chuàng)新水平高的城市樣本，將低于中位數(shù)的城市劃分為創(chuàng)新水平低的城市樣本，并分組進行回歸。從表5中第（6）（7）列可知，倍差項的估計系數(shù)在創(chuàng)新水平高的樣本城市組中為正但不顯著，而其在創(chuàng)新水平低的樣本城市組中為0.0118，且通過了1%的顯著性水平檢驗。這一結(jié)果表明試點政策啟動后，對創(chuàng)新水平低的試點城市屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生了顯著的正向影響?？赡艿脑蚴牵捎趧?chuàng)新是影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的重要因素，試點政策雖然能夠促進城市創(chuàng)新水平提升，但隨著城市創(chuàng)新水平提高，試點政策的促進作用不斷減弱[1]，那么，對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的促進作用也會減弱。

六、影響機制檢驗

（一）中介效應(yīng)模型的構(gòu)建

前文分析指出，試點政策將通過“政策效應(yīng)”和“創(chuàng)新溢出效應(yīng)”兩個方面對屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升產(chǎn)生重要影響。為此，本文一方面引入政府補貼、稅收優(yōu)惠和信貸支持作為“政策效應(yīng)”的代理中介變量，檢驗“政策效應(yīng)”;另一方面，借鑒李賁等[24]的研究，以企業(yè)的創(chuàng)新成果作為創(chuàng)新溢出的代理中介變量，檢驗“創(chuàng)新溢出效應(yīng)”。以企業(yè)“補貼收入”的對數(shù)值來衡量政府補貼（lnsub），該對數(shù)值越大表明政府對企業(yè)的補貼力度越大;以企業(yè)優(yōu)惠稅率衡量稅收優(yōu)惠（tax），其計算公式為tax=法定稅率-etr，而etr為企業(yè)所得稅支出占總利潤的比率（企業(yè)實際支付的所得稅稅率）。法定稅率在2008年以前取值為0.33%，2008年及以后取值為0.25%。企業(yè)優(yōu)惠稅率越大表明政府對企業(yè)的稅收優(yōu)惠力度越大。以貸款優(yōu)惠率來衡量信貸支持，具體而言，首先計算出企業(yè)當年利息支出占負債總額的比率作為企業(yè)實際支付的貸款利率，然后用行業(yè)平均貸款利率減去企業(yè)實際支付的貸款利率得到貸款優(yōu)惠率。貸款優(yōu)惠率越大表明信貸支持力度越大。以上測算政府補貼、稅收優(yōu)惠和信貸支持的原始數(shù)據(jù)均來自我國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。本文進一步將海關(guān)出口數(shù)據(jù)、中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和企業(yè)專利數(shù)據(jù)相匹配，以企業(yè)專利申請數(shù)的對數(shù)（lnpatent）來衡量企業(yè)創(chuàng)新成果

使用企業(yè)專利授權(quán)量和專利申請量作為企業(yè)創(chuàng)新成果得到的實證結(jié)論是一致的，故這里僅報告了使用企業(yè)專利申請量的回歸結(jié)果。，考察試點政策是否給企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量帶來“創(chuàng)新溢出效應(yīng)”。企業(yè)專利的原始數(shù)據(jù)來自CNRDS專利數(shù)據(jù)庫。

（二）“政策效應(yīng)”和“創(chuàng)新溢出效應(yīng)”的機制檢驗

表6報告了中介效應(yīng)模型的檢驗結(jié)果。首先，對是否存在“政策效應(yīng)”進行檢驗。具體來看，第一，以政府補貼作為被解釋變量時，倍差項的估計系數(shù)在5%的顯著性水平下為正，表明試點政策實施后，試點城市的政府補貼顯著增加;而第（2）列以企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量為被解釋變量，同時解釋變量中加入了政府補貼變量，此時政府補貼的估計系數(shù)在1%的顯著性水平下為正。結(jié)合第（1）（2）列的估計結(jié)果，根據(jù)中介效應(yīng)的檢驗程序，表明試點政策通過政府補貼渠道給企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量帶來了顯著的正向效應(yīng)。第二，以稅收優(yōu)惠作為被解釋變量時，倍差項的估計系數(shù)為正，但沒有通過10%的顯著性水平檢驗，表明試點政策會帶來一定的稅收優(yōu)惠。第（4）列以稅收優(yōu)惠為解釋變量進行回歸，稅收優(yōu)惠的估計系數(shù)為正但不顯著，即稅收優(yōu)惠力度增加有利于企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升，這與張健等[10]的結(jié)論是一致的。然而需要指出的是，根據(jù)本文的樣本數(shù)據(jù)和估計方法，稅收優(yōu)惠沒有產(chǎn)生顯著的中介效應(yīng)。第三，以貸款優(yōu)惠率作為被解釋變量時，倍差項的估計系數(shù)為正且通過了5%的顯著性水平檢驗，意味著試點政策顯著提高了企業(yè)的貸款優(yōu)惠率，即企業(yè)獲得的信貸支持力度增加。第（6）列加入貸款優(yōu)惠率作為解釋變量進行回歸，其估計系數(shù)也為正，但沒有通過10%的顯著性水平檢驗。此時要判斷中介效應(yīng)是否顯著，需要進行Sobel檢驗。通過計算可得Sobel檢驗統(tǒng)計量為0.535，遺憾的是該統(tǒng)計量的絕對值小于Sobel檢驗在5%顯著性水平下的臨界值（0.97左右），沒有通過Sobel檢驗，據(jù)此可認為信貸支持作為中介變量的中介效應(yīng)不顯著。綜合上面三點來看，試點政策帶來了政府補貼、稅收優(yōu)惠和信貸支持力度的增加，同時給屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升帶來了一定的“政策效應(yīng)”。未來隨著更新年份數(shù)據(jù)的可獲得性，這一效應(yīng)還有待進一步考察。

其次，對是否存在“創(chuàng)新溢出效應(yīng)”進行檢驗。第（7）列估計結(jié)果顯示，以企業(yè)專利申請數(shù)為被解釋變量時，倍差項的估計系數(shù)為正，通過了5%的顯著性水平檢驗。第（8）列仍然以企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量為被解釋變量，同時解釋變量中加入了以企業(yè)專利申請數(shù)衡量的企業(yè)創(chuàng)新成果這一變量，結(jié)果顯示，企業(yè)專利申請數(shù)的估計系數(shù)為正，且通過了5%的顯著性水平檢驗，這一結(jié)果表明企業(yè)創(chuàng)新成果增加將顯著促進企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升，這與現(xiàn)有研究結(jié)論是一致的。綜合第（7）（8）列的估計結(jié)果，說明試點政策給企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量帶來了顯著的“創(chuàng)新溢出效應(yīng)”。

七、結(jié)論與政策建議

創(chuàng)新是推動企業(yè)出口質(zhì)量升級的關(guān)鍵動力因素，城市是企業(yè)創(chuàng)新的主要載體。為充分發(fā)揮城市在推進自主創(chuàng)新的核心帶動作用，2008年以來，國家分批啟動了創(chuàng)新型城市試點政策工作。本文正是從這一試點政策角度出發(fā)，考察創(chuàng)新型城市試點建設(shè)對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。

本文認為試點政策主要通過“政策效應(yīng)”和“創(chuàng)新溢出效應(yīng)”兩個方面對試點城市屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生影響。“政策效應(yīng)”指試點政策所伴隨的政府補貼、稅收優(yōu)惠和信貸支持等政策手段對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響;“創(chuàng)新溢出效應(yīng)”指試點政策通過影響試點城市屬地企業(yè)創(chuàng)新溢出而影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。接下來，本文以試點政策為準自然實驗，構(gòu)建雙重差分模型，利用2007—2013年中國工業(yè)企業(yè)與海關(guān)出口匹配數(shù)據(jù)，使用倍差法對創(chuàng)新型城市建設(shè)的企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量效應(yīng)進行了實證檢驗。結(jié)果表明，試點政策確實給試點城市屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量帶來了顯著的促進作用。在改變被解釋變量出口產(chǎn)品質(zhì)量的測度方法、采用PSM-DID、使用多期倍差法及縮尾處理等進行穩(wěn)健性檢驗后，得到與基準估計結(jié)果一致的結(jié)論。進一步從企業(yè)層面、行業(yè)層面和城市層面考察了試點政策對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的異質(zhì)性影響。研究發(fā)現(xiàn)：從企業(yè)層面來看，試點政策主要促進了生產(chǎn)率高的企業(yè)、私營和外資企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升;從行業(yè)層面來看，試點政策主要促進了低市場集中度行業(yè)、技術(shù)密集型行業(yè)內(nèi)的企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升;從城市層面來看，試點政策主要促進了創(chuàng)新水平相對較低的城市屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。利用中介效應(yīng)模型進行的影響機制檢驗結(jié)果表明，“政策效應(yīng)”“創(chuàng)新溢出效應(yīng)”是國家創(chuàng)新型城市試點影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的重要傳導機制。具體來看，“政策效應(yīng)”表現(xiàn)在試點政策通過促使政府補貼、稅收優(yōu)惠和信貸支持力度增加，進而帶來試點城市屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升;“創(chuàng)新溢出效應(yīng)”表現(xiàn)在試點政策通過促使企業(yè)創(chuàng)新成果增加，進而顯著促進企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。

本研究具有以下政策含義：其一，國家應(yīng)該進一步推動創(chuàng)新型城市試點建設(shè)，以此推動屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升;其二，應(yīng)優(yōu)化和完善創(chuàng)新型城市試點的政策支持體系，提升政策支持的針對性，著力完善融資支持體系，緩解企業(yè)的融資約束程度，進一步加強對私營企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的支持，出臺差異性政策重點支持生產(chǎn)率高的企業(yè)創(chuàng)新和出口產(chǎn)品質(zhì)量提升活動;其三，以國家創(chuàng)新型試點城市建設(shè)為契機，進一步引導和鼓勵地方技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展，帶動城市整體出口產(chǎn)品質(zhì)量提升;其四，既然國家創(chuàng)新型城市試點政策對創(chuàng)新能力弱的城市屬地企業(yè)出口質(zhì)量促進效應(yīng)強，則一方面在政策設(shè)計時要充分考慮不同城市創(chuàng)新的階段特征，并考慮試點城市的代表性，采取差異性支持政策，引導和支持相關(guān)城市企業(yè)的創(chuàng)新和質(zhì)量提升活動;另一方面也要進一步完善試點政策的考評機制，增強試點政策內(nèi)容的競爭性。

本文以國家創(chuàng)新型城市試點政策為準自然實驗，使用2007—2013年中國工業(yè)企業(yè)與海關(guān)出口匹配數(shù)據(jù)，利用雙重差分方法考察了創(chuàng)新型城市建設(shè)的企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量效應(yīng)。結(jié)果表明，試點政策確實給試點城市屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量帶來了顯著的促進作用。進一步從企業(yè)層面、行業(yè)層面和城市層面考察了試點政策對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的異質(zhì)性影響，研究發(fā)現(xiàn)：從企業(yè)層面來看，試點政策主要促進了生產(chǎn)率高的企業(yè)、私營和外資企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升;從行業(yè)層面來看，試點政策主要促進了低市場集中度行業(yè)、技術(shù)密集型行業(yè)內(nèi)的企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升;從城市層面來看，試點政策主要促進了創(chuàng)新水平相對較低的城市屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。利用中介效應(yīng)模型進行的影響機制檢驗結(jié)果表明，“政策效應(yīng)”和“創(chuàng)新溢出效應(yīng)”是國家創(chuàng)新型城市試點影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的重要傳導機制。

本研究具有以下政策含義：其一，國家應(yīng)該進一步推動創(chuàng)新型城市試點建設(shè)，以此推動屬地企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升;其二，應(yīng)優(yōu)化和完善創(chuàng)新型城市試點的政策支持體系，提升政策支持的針對性，著力完善融資支持體系，緩解企業(yè)的融資約束程度，進一步加強對私營企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的支持，出臺差異性政策重點支持生產(chǎn)率高的企業(yè)創(chuàng)新和出口產(chǎn)品質(zhì)量提升活動;其三，以國家創(chuàng)新型試點城市建設(shè)契機，進一步引導和鼓勵地方技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展，帶動城市整體出口產(chǎn)品質(zhì)量提升;其四，既然國家創(chuàng)新型城市試點政策對創(chuàng)新能力弱的城市屬地企業(yè)出口質(zhì)量促進效應(yīng)強，則一方面在政策設(shè)計時要充分考慮不同城市創(chuàng)新的階段特征，并考慮試點城市的代表性，采取差異性支持政策，引導和支持相關(guān)城市企業(yè)的創(chuàng)新和質(zhì)量提升活動，另一方面也要進一步完善試點政策的考評機制，增強試點政策內(nèi)容的競爭性。

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責任編輯、校對： 李再揚

A Research on the Effect of the Pilot Project of Innovative Cities on the Quality of Firms Export Products

LI Renyu1， ZHONG Tenglong2

（1. Hunan Institute of Innovation and Development， Hunan University of Science and Technology， Xiangtan 411201， China;

2. School of International Trade and Economics， Central University of Finance and Economics， Beijing 102206， China）

Abstract： The pilot project of innovative cities is an important measure to promote urban innovation. This paper investigates the effect of innovative city project on the quality of firms export products from the perspective of national innovative city pilot policy. Based on the quasi-natural experiment of national innovative city pilot policy， this paper establishes a difference in difference model， and empirically tests the effect of the pilot policy on the quality of firms export products by using the matching data of Chinas industrial enterprise custom export data from 2007 to 2013. The empirical study finds that the pilot policy significantly improves the quality of firms export products for the pilot cities， and this effect has significant heterogeneity at the enterprise level， industry level and city level. The further tests show that “policy effect” and “innovation spillover effect” are the important influence mechanisms of pilot policies affecting the quality of firms export products.

Keywords： urban innovation; innovative pilot cities; enterprise export; product quality; difference in difference model; heterogeneity