契約執行制度對出口產品質量的影響研究
——基于企業創新視角

一、引言及文獻綜述

加入WTO以來，中國對外貿易迎來“爆發式”增長的同時，出口商品結構不斷優化，國際競爭優勢不斷增強。工業制成品出口占比從1980年的49.7%增長到2020年的95.5%，年均增幅16.3%；化學品、輕紡產品、橡膠制品及礦冶產品出口占比逐年減少，機械及運輸設備在工業制成品出口中的占比卻逐年上升，已從9.4%增加到50.6%

。可見，出口商品結構優化主要源于我國低要素成本優勢、全球產業結構調整過程中的產業鏈分割及其國際梯度轉移

。不容忽視的是，在積極融入國際分工體系、嵌入全球價值鏈的同時，我國的比較優勢主要集中于勞動密集型產品、高技術產品的勞動密集型生產環節，以至于“出口產品質量提升”成為未來構建新發展格局的重點和難點。在推動外貿轉型發展的背景下，我國不僅面臨自然資源、勞動力等內部約束，新冠肺炎疫情帶來的有效外需不足和全球供應鏈受挫、貿易保護主義和單邊主義盛行、全球經濟發展不穩定因素增多等外部環境也將嚴重制約對外貿易發展。因此，原有的粗放型外貿發展方式亟需轉變，而提高出口產品質量是解決這一問題的根本途徑之一。

企業是科技創新和提高出口產品質量的主體。除一般生產要素外，創新活動還需高質量的人力資本、物質資本、中間品。創新成果源于各類要素間的有機融合，這種融合的深度和廣度決定了創新成果的質量，它離不開契約及與契約執行相關的制度。契約是現代市場經濟最基本的構成要素，契約執行制度是保障契約執行的一系列制度安排的總和。原材料及中間品采購、勞資關系確立、人力資本及物質資本投資、產品銷售等幾乎所有生產經營環節都離不開契約。相關研究表明，越復雜的高技術產品對契約的依賴程度越高，因為這些產品的投入要素間、各生產環節間的相互依賴程度更強，各方的特定關系型投資更多

。與此同時，契約及其執行具有不完全性

，需外在制度加以約束。如果缺乏保障契約執行、創新收益分配、產權保護等方面完善的契約執行制度，創新成果將無償地外溢，價格機制扭曲，創新積極性受損，從而不利于企業創新和產品質量提升。良好的契約執行制度不僅可提高契約執行效率，加強交易各方合作，刺激生產和投資，還是各方形成穩定預期的根本保證。基于此，本文探討契約執行制度在企業科技創新和提高出口產品質量中的重要作用，為我國提高出口產品質量、實現外貿高質量發展提供新的分析視角和解決路徑。

與本文密切相關的文獻主要包括兩類：一是契約執行制度及其貿易效應；二是出口產品質量的影響因素。

在契約執行制度對國際貿易影響的理論研究層面，現有文獻主要集中于制度如何影響并形成一國的比較優勢。良好的契約執行制度通過行業契約密集度差異、企業生產決策行為、中間品生產、特定關系型投資、降低交易成本等途徑形成一國的比較優勢

。Williamson(1985)認為契約執行制度不完善顯著影響企業的生產決策，促使其將更多生產經營活動“內部化”以獲取更多“剩余控制權”。在跨國公司主導的國際分工環境下，它必將影響一國的貿易模式

。Li等(2013)認為良好的制度環境能降低交易成本和促進貿易，且主要是通過減少交易伙伴間的機會主義行為來實現的

，而交易成本的降低和契約內容的實現則提高交易效率，促進生產的專業化分工，進而提升企業生產效率和技術水平

。也有學者持相反的觀點。Gibert和kristiansen(2018)認為上游企業開發技術并轉讓給下游企業，由于契約執行不完全，出讓方會降低特許權使用費并減少利潤，此時下游企業的創新活動增加

。

契約執行制度貿易效應的經驗研究主要體現在兩個方面。一是契約執行制度對貿易規模和貿易收益的影響。經驗研究結果無一例外地證明良好的制度環境對擴大貿易規模和增加貿易收益的積極作用

。Acemoglu等(2005)認為16—19世紀荷蘭和英國的貿易發展及巨額財富積累源于其優良且不斷改進的制度，而葡萄牙、西班牙等國卻沒有從制度改善中獲益

。此外，盡管轉型國家和新興市場國家的制度建設相對不足，制度改善對其進出口的積極影響也同樣顯著

。二是契約執行制度對貿易結構的差異化影響，體現為國家(地區)差異性、產品(行業)差異性和企業差異性。Ranjan和Lee(2007)發現異質性商品更易受伙伴國契約執行制度的影響(與同質性商品相比)，出口國契約執行制度對雙邊貿易的影響更顯著(與進口國相比)

。張杰等(2010)、茹玉驄和張利鳳(2011)分別從制度質量和契約執行效率層面解釋中國地區間產業比較優勢差異的原因

。劉鵬飛和李俊青(2018)認為契約執行制度對國有企業全要素生產率的促進作用更大

。Feenstra等(2012)發現加工貿易和外資企業(尤其是獨資企業)出口更易受契約執行制度的影響

。

出口產品質量及其影響因素一直是對外貿易領域研究的熱點。影響出口產品質量的因素很多，包括產業集聚、企業生產效率、貿易自由化等

。制度及企業創新對出口產品質量的影響是與本文密切相關的文獻。制度質量、貿易壁壘、貿易便利化、非正式制度等是影響出口產品質量的重要制度因素，相關研究一致認為良好的制度環境在不同程度上促進了出口產品質量提升

。企業創新對出口產品質量影響的研究主要從兩方面展開。一是探討企業創新的直接影響。企業生產效率越高，承擔高質量產品生產所需的高成本的能力越強，進而推動更多高質量產品出口

。曲如曉和臧睿(2019)從宏觀層面分析自主創新對中國制造業出口產品質量升級的積極影響

。二是把企業創新作為影響出口產品質量的中介渠道。多數文獻認為企業創新作為中介變量對出口產品質量提升具有正向作用。比如，對外直接投資和制造業服務化對出口產品質量提升的促進作用均部分地通過企業創新渠道來實現

。當然，也有與此相反的觀點。宋躍剛和鄭磊(2020)認為企業創新能直接促進產品質量提升，但制約了中間品進口對出口產品質量提升的正向作用

。

現有文獻較多研究契約執行制度對一國或地區甚至某些產業比較優勢的影響，較少從企業層面展開分析，而企業又是形成上述比較優勢最根本的來源。同時，研究企業創新的出口產品質量中介效應主要從中間品進口、對外直接投資等視角展開，鮮見分析契約執行制度在企業創新和促進出口產品質量提升中的作用機制。沿著這一思路，本文試圖細致考察契約執行制度如何通過企業創新影響出口產品質量提升，不僅有助于探尋契約執行制度在我國外貿轉型發展中的重要作用，對各級政府如何激勵企業創新進而提高出口產品質量也具有很強的現實指導意義。

二、影響機制分析

由于契約及其執行的不完全性，企業之間極易產生機會主義行為、逆向選擇和道德風險等問題，因而需良好的契約執行制度以促進交易和鼓勵創新，進而提高出口產品質量。

相對于物質資本的固定性和易控性，企業對人力資本及其投資的管理較難。在企業(尤其是廣大中小企業)管理制度普遍不完善的背景下，不完全的勞動契約既無法激勵企業進行人力資本投資，也難以激勵高技術員工深入學習和開展創新活動。此時，執行完備的勞動合同相關法律、勞動仲裁等制度安排能有效保障勞資雙方的合法權益，并對人力資本投資形成良好激勵，從而提高企業科技創新績效和出口產品質量。Costinot(2005)認為在不完全契約條件下，企業勞動分工過程中極易遭遇道德風險問題，進而影響生產團隊規模、復雜產品生產效率及利潤獲取，產生嚴重的逆向選擇問題，不利于出口產品質量的提高

。程銳和馬莉莉(2020)研究發現1999年高校擴招引起的高級人力資本增加顯著促進了中國制造業出口產品質量提升

。改善企業雇傭結構也能顯著促進出口產品質量升級

。不僅如此，中間品質量與企業雇傭結構之間還存在顯著的互補性，中間品質量越高，企業雇傭結構對出口產品質量升級的促進作用越明顯

。基于以上分析，我們提出假設1：良好的契約執行制度能彌補勞動契約不完全帶來的人力資本投資不足的缺陷，激勵人力資本投資尤其是高級人力資本投資，進而提高企業科技創新績效和出口產品質量，即產生“人力資本投資效應”。

高質量產品的生產研發需大量特定關系型投資和中間品。Nunn(2007)認為當最終品制造商需中間品供應商為其定制產品時，各自的投資是基于這一特定關系展開的，契約不完全導致特定關系型投資不足，尤其是生產過程復雜且需大量中間品的契約密集型行業(往往也是技術密集型行業)。進一步研究發現，契約執行制度質量較高的國家在特定關系型行業更具有比較優勢

。同時，中間品在提高最終品質量中也具有重要作用，制度環境不僅直接提高企業生產效率和促進出口產品質量升級，還強化中間品貿易自由化對企業生產效率和出口產品質量的影響

。此外，高質量產品的生產研發還需良好的契約執行制度作為保障，以激勵企業的高技術選擇。契約不完全通過抑制中間品供應商的投資水平和技術選擇而影響最終品的比較優勢

。契約越不完全，中間品供應商選擇先進技術后被最終品制造商“鎖定”的風險越大，中間品生產投資不足情況也越明顯，尤其是中間品在最終品生產中越重要時，該影響更為顯著。由于契約不完全在很大程度上源于契約執行制度不佳，因此契約執行制度成為阻礙企業投資行為和技術選擇的重要因素，最終阻礙出口產品質量提升。高技術產品研發及生產的不確定性很大，逆向選擇問題更明顯，因而需良好的外部制度環境以鼓勵企業選擇先進技術

。基于以上分析，我們提出假設2：良好的契約執行制度減少研發不確定性，增加特定關系型投資，激勵企業選擇更先進的技術生產，進而提高生產效率和出口產品質量，即產生“先進技術選擇效應”。

市場中的侵權行為不僅無法保障企業的研發收益，難以為科技創新活動提供持續的源動力，還不利于社會營造良好的創新氛圍并促進一個國家整體技術水平的提升。不完全契約條件下的最終品制造商與中間品供應商(不論國外還是國內)之間存在利益博弈，若中間品生產技術很容易被最終品制造商模仿，則中間品供應商無法獲得與其投資相匹配的利益索取權，增加了其投資被“鎖定”的風險

。在契約密集度越高的產業，最終品制造商的機會主義行為傾向越明顯，此時更需良好的契約執行制度保障中間品供應商的投資權益，并提高最終品的技術水平。同時，創新保護還通過提高中間品質量和激勵企業技術創新來促進出口產品質量提升

。由于社會信用體系缺失和知識產權保護制度缺位，我國出口市場出現較多的代工或貼牌現象，廣大中小企業只需用較低的模仿成本即可生產出與研發產品功能類似的替代品，高科技企業卻要承擔前期較高的研發成本和創新失敗的巨大風險而難以享受更多出口收益，這顯然不利于高技術企業技術研發和產品競爭力提升

。基于以上分析，我們提出假設3：良好的契約執行制度能降低研發成果被侵權的風險，在一定程度上保障了創新收益并激勵企業的持續研發行為，進而從整體上提高一國出口產品質量，即產生“創新權益保障效應”。

目前，激光淬火技術的研究、開發、應用還處于上升階段，在形狀較為復雜的工件中仍存在一些問題。但是，激光淬火是一新型的熱處理前沿技術，采用此技術可以解決傳統表面淬火難以實現的技術目標。并且在淬火生產中，不需要任何冷卻介質，符合國內外熱處理行業規定的“少無氧化生產、綠色生產”的環保發展目標要求，在今后國內鋼鐵冶金、汽車、國防建設、航天航空等領域會發揮越來越重要的作用。

三、模型設定及數據說明

(一)模型設定與變量選取

根據前文所述，良好的契約執行制度通過“人力資本投資效應”“先進技術選擇效應”和“創新權益保障效應”三條路徑激勵企業創新并提高出口產品質量。這里，借鑒祝樹金和湯超(2020)的做法，我們使用中介效應模型檢驗契約執行制度通過企業創新渠道影響出口產品質量

，并設定如下的模型：

=

+

+

+

+

+

(1)

=

+

+

+

+

+

(2)

3.企業創新力度(

)。企業創新力度具有許多外在表現形式，包括專利申請數量、技術改造項目或資金使用情況、采用新生產技術(方法/工藝)、開拓新市場、創新企業管理方法及組織方式等方面。前三種反映了企業創新力度，最終均呈現為創新成果，加上企業層面數據的可獲得性難題，本文選用企業每年的新產品價值來間接衡量其研發能力和創新力度。企業創新最直接地體現為產品質量提升和市場競爭力增強，這種促進作用在契約執行制度質量更高的地區更明顯，因此預測公式(3)中的

>0。

(3)

其中，下標

、

、

、

分別表示省份、行業、企業和年份，

表示出口產品質量，

和

分別表示契約執行制度和企業創新力度，

為擾動項。根據中介效應模型的“三步”檢驗法，在

、

、

顯著不為0的情況下，

=0或

<

時，中介效應成立，說明契約執行制度通過企業創新影響出口產品質量。

為控制中介變量后契約執行制度對出口產品質量的直接影響效應，

×

為間接影響效應(即中介效應)。

表示控制變量，參考許家云等(2017)、李俊青和苗二森(2018)的做法

，這里選取的企業層面控制變量包括企業年齡、資本-勞動比、融資約束、補貼強度、員工平均工資、銷售收入及省級層面控制變量人均GDP。

表示省份、行業和企業層面的固定效應變量，

表示年份固定效應變量。

(二)指標測度及說明

1.出口產品質量(

)。根據現有研究，地區、國家或行業層面的出口產品質量可用出口技術復雜度來衡量，且大多采用Hausman等(2005)的方法進行測算

。具體分為兩個步驟：首先，以一國某行業出口占總出口的比重作為權重計算的該國人均收入表示該產業的出口技術復雜度；其次，以各行業出口占該國總出口的比重為權重，采用該國所有出口行業的出口技術復雜度的加權平均值來測度該國整體的出口技術復雜度。雖然諸多學者依據研究目的對此進行了各種改進和拓展，但均以該思路為核心。沿著這一分析思路，本文以企業出口占其主營業務收入的比重來衡量企業層面的出口產品質量，因為在“質量為王”的激烈市場競爭中，出口規模越大，說明出口產品的市場競爭力越強，其質量也越高。

2.契約執行制度(

)。我國制度質量的地區差異性已得到廣泛證實

。本文使用中國經濟改革研究基金會國民經濟研究所的“市場化進程相對指數”中“對生產者合法權益的保護”這一分項指標衡量各省份契約執行制度的質量。該分項指標以各地區經濟案件收案數量與地區GDP的比重、經濟案件結案數量與收案數量的比重分別表示市場秩序和執法效率。前者的比重越大，說明生產者合法權益受到較多侵害，市場秩序不佳；后者的比重越大，說明人民法院執法效率越高，法律制度環境越好。這與前述的影響機制部分的思想非常接近。劉鵬飛和李俊青(2018)、羅煜等(2016)采用該指標分別測度了中國地區間的契約執行效率和司法系統的執法水平

。總體來看，高效率的契約執行制度能更好地激勵企業創新，創新成果被盜用的可能性降低，交易成本下降，更有利于企業提高出口產品質量，因此預測

>0、

>0、

≥0。

有計劃、有步驟地規劃建設具有現代物質裝備、現代科技支撐、現代管理水平，生態效益、經濟效益、社會效益相統一的現代城區，力求將景城區建設成為現代產業、醫療、科教、居住和旅游的先行區和示范區。

=

+

+

+

+

+

+

4

控制變量。(1)企業年齡(

)，以2020減去開業年份表示。(2)資本-勞動比(

)，以固定資產總額與企業員工人數之比表示，反映單位勞動者的資本賦值和企業生產的資本密集度。(3)融資約束(

)，以每年企業利息支出與固定資產總額之比表示。(4)補貼強度(

)，考慮到部分企業沒有補貼收入，為增加樣本容量，我們以補貼收入加1后與銷售收入之比表示。(5)員工平均工資(

)，以企業每年支付的工資總額與員工人數之比表示。(6)銷售收入(

)，以企業每年主營業務收入表示。(7)人均GDP(

)，主要是考察各省份市場規模對出口產品質量提升的影響。為減少實證分析中的異方差問題，新產品價值、銷售收入和人均GDP均取自然對數。

第1次追肥在春茶開采前50天，每畝茶園用尿素8～10公斤開淺溝5～10厘米施用，或表面撒施+施后淺旋耕(5～8厘米)混勻。第2次追肥在春茶結束重修剪前或6月下旬，每畝用尿素8～10公斤開淺溝5～10厘米施用，或表面撒施+施后淺旋耕(5～8厘米)混勻。

(三)數據來源及處理

他的堅持與努力，讓每一個人都受到了鼓舞，跟隨著他先后完成黑龍江省佳南實驗農場河道改移工程、黑龍江省佳南實驗農場道路改移工程、佳木斯站綜合改造工程和平街下穿工程、佳木斯市政道路學府街公鐵立交工程、佳木斯市政道路通江街及通園巷公鐵立交工程。在每一次的工程建設中，王維振經常熬到深夜，研究施工方案及倒行方案，攻堅克難解決拆遷等一系列卡脖子問題。隨后，身先士卒參與節點兌現，吃在現場、住在現場，連續奮戰助力工程開通。

四、實證檢驗

(一)基準回歸檢驗

在上述三種情況下，加入所有控制變量后的契約執行制度系數均顯著為正，但均比沒有控制變量時要小。若同時考慮直接和間接影響效應，企業銷售收入和人均GDP的系數均在1%的水平上顯著為正，企業年齡、資本-勞動比和補貼強度的系數在不同的顯著性水平上為負。員工平均工資的系數為正、融資約束的系數為負，二者均未通過顯著性檢驗。可見，企業收入不僅為其研發活動提供強大的資金保障，還為出口產品質量提升貢獻來自使用者源源不斷的真實可靠的改進意見。在國內市場分割現象尚未得到有效緩解的觀察期內，較高的人均收入為企業銷售提供廣闊的國內市場，并為出口產品質量提升和種類優化奠定堅實的基礎，這與易先忠等(2014)的研究結論一致

。企業年齡、資本-勞動比、融資約束、補貼強度均沒能對出口產品質量產生積極影響。但需說明一點的是，企業年齡、資本-勞動比、補貼強度三個指標均積極推動了企業創新，說明企業經營時間越長，越能通過“干中學”強化技術創新。同時，資本稟賦也是企業創新的重要支撐。

文中各省份的GDP數據來源于《中國統計年鑒》，并以1998年為基期進行價格平減后得到。人口數據來自《新中國六十年統計資料匯編》，企業層面的數據來源于《中國工業企業數據庫》。2004年，工業企業統計數據增加了許多新內容的同時，原有指標部分缺失(如企業規模、出口交貨值等)且1998年以前該數據庫處于試運行階段，因此本文選擇1998—2013年(除2004年外，下同)作為樣本的觀察期

。在具體樣本企業的處理上，我們遵循如下的思路：選擇出口交貨值大于5萬元且新產品價值大于5萬元的企業；剔除企業年齡小于0、固定資產合計為空或小于(等于)0、出口交貨值占企業主營業務收入大于1或小于0的企業。由于西藏沒有滿足上述條件的企業，海南滿足上述條件的企業非常少(1998和1999年僅有2家，2000年3家，2001—2003年為0)，因此省級樣本剔除西藏和海南后共計29個省份，最后得到樣本企業71441個。

孫莉軍介紹到，當前，工業區已建立起一個立體的環境監測網絡，不僅對地面的生產企業實行監控，而且對大氣實施自動監測。通過與國家安全科學研究院合作，工業區在30家重點企業周圍安裝VOCs網格化監控系統傳感器，依托監測體系的實時數據，分析各項污染物濃度趨勢，形成月度報告，為改善區域環境質量提供依據。同時，工業區推進雨水三級應急體系建設，包括24個入河口水閘，企業雨水應急閥門和河道聯閘聯控系統，進一步降低工業區水污染風險，提升水污染突發事故的應急處置能力。

這里，我們運用1998—2013年29個省份企業層面的面板數據實證檢驗契約執行制度和企業創新力度對出口產品質量的影響。眾所周知，不管省份、行業還是企業層面，均存在個體異質性，所以回歸時不能使用混合回歸。同時，從邏輯上看，反映個體特征的變量與回歸方程中其他解釋變量之間存在很強的相關性，因此應選用固定效應模型進行回歸。通過Hausman檢驗，公式(1)—(3)的p值均在1%的顯著性水平上拒絕原假設，故選擇固定效應模型是合理的。固定效應回歸主要考察個體組內離差信息，即使個體特征與其他解釋變量相關，其估計結果也是一致的，因而能較好地避免解釋變量間的多重共線性問題。

表1報告了基準回歸檢驗的結果。(1)列僅考慮契約執行制度對出口產品質量的影響，(2)列加入了所有控制變量。在此兩種情形下，契約執行制度均在1%的水平上顯著為正，說明在契約執行制度質量越高的地區，企業出口產品質量越高。在此基礎上，根據中介效應的“三步”檢驗法對公式(2)進行估計。從(3)、(4)列可看出，契約執行制度顯著促進企業創新，加入控制變量后的系數有所下降但仍顯著。進一步地，(5)、(6)列是對公式(3)回歸的結果，發現企業創新力度的系數顯著為正，契約執行制度的系數與公式(1)相比均呈不同程度下降。這說明中介效應成立，契約執行制度不僅直接促進出口產品質量的提高，還通過企業創新渠道間接提高出口產品質量。α

×β表示契約執行制度通過企業創新對出口產品質量的間接影響效應。在考慮控制變量的情況下，契約執行制度通過企業創新對出口產品質量提升的間接影響效應為0.0015、直接影響效應為0.0105，間接影響效應占總效應的12.5%。

(二)分類估計：產業類別

契約密集度越大的產業，在契約執行制度質量越高的地區，其比較優勢越明顯

。參考Nunn(2007)對行業契約密集度的測算結果

，我們將《中國工業企業數據庫》中的二位碼產業與之匹配，選出具有代表性的4個產業：紡織業(17)；交通運輸設備制造業(37)；電氣機械及器材制造業(39)；通信設備、計算機及其他電子設備制造業(40)

。由于基準回歸已驗證中介效應成立，因此本文直接利用公式(3)對代表性產業進行回歸(結果見表2所示)。可見，4個產業的契約執行制度和企業創新力度的系數均顯著為正，加入所有控制變量后的結果依然顯著。同時，4個產業的回歸系數還呈現一定的規律性：除紡織業外，通信設備、計算機及其他電子設備制造業的契約執行制度系數最小，然后依次為交通運輸設備制造業和電氣機械及器材制造業，這與Nunn(2007)的測算結果排序一一對應

，說明在契約執行制度質量越高的省份，契約密集度越高的產業和企業的出口產品質量更優。另外，4個產業的企業創新力度系數在紡織業最小，然后依次為通信設備、計算機及其他電子設備制造業，交通運輸設備制造業和電氣機械及器材制造業，說明契約密集度越高的產業，企業創新對契約執行制度的依賴程度越高。此外，其他控制變量的回歸系數符號與基準回歸一致，雖然顯著性水平不同。當然，這種顯著性水平的差異與產業特征有關。

不同所有制類別的企業對契約執行制度的依賴程度也不同

。利用公式(3)對企業進行分類回歸的結果見表3所示

。可見，契約執行制度和企業創新力度的系數均顯著為正。進一步地，不管契約執行制度還是企業創新力度，其系數均滿足以下特征：民營企業的系數最大，其次是外資企業，國有企業的系數最小。這說明契約執行制度對民營企業創新和出口產品質量提高的影響最大，對國有企業的影響最小。民營企業難以通過人際關系等非正式制度與政府各部門建立并保持良好關系，解決各類糾紛只能依靠正式制度，其出口產品質量的提升也更多依賴于正式的契約執行制度。外資企業在技術、市場、資金、供應鏈等方面的強大優勢使其出口產品質量受契約執行制度的影響相對較小。由于國有企業承擔更多的創新性研究甚至基礎性研究，受契約執行制度的影響更多地體現在企業創新上，而非出口產品質量提升上。加之與政府千絲萬縷的聯系，國有企業出口產品質量較少受正式制度的影響。

(三)分類估計：企業所有制類別

阿姨，您現在見不到李碧汝，將來會見到的。我們幫您找，但現在您得配合我們。您告訴我，是不是瞄了許武生好長時間了？

(四)穩健性檢驗

通常，實證分析中可能產生因測量誤差、逆向因果關系和遺漏變量而帶來的估計偏誤。首先，現有文獻對契約執行制度的測度標準各不相同，因此可能存在測量誤差。該誤差一旦出現，基準回歸中核心解釋變量的系數可能被低估，若能克服測量誤差，其系數應比基準回歸中的結果更大，從而進一步強化前文的研究結論。這里，我們選用世界銀行《2008中國營商環境報告》中強制執行合同指標數據進行穩健性檢驗。其次，逆向因果關系不存在或不明顯的理由為：制度環境是企業生產經營的外部宏觀環境，企業一般難以顯著影響宏觀環境。因此，只存在契約執行制度作用于企業創新和出口產品質量，而不存在反向影響或反向影響不明顯。最后，加入較多的企業層面和省級層面的控制變量，以盡可能解決遺漏變量問題。盡管如此，遺漏變量問題也難以徹底解決，因為影響企業創新和出口產品質量提升的變量眾多，根本無法窮盡。這里，我們將被解釋變量的滯后一期作為解釋變量，運用動態面板數據進行估計，可較好地解決遺漏變量和可能存在的逆向因果關系問題

。

1.使用世界銀行的強制執行合同指標。世界銀行《2008中國營商環境報告》測度了中國2006—2007年30個主要省會城市(或地區首府)企業經營便利化程度，以反映該省份的營商環境。其中，強制執行合同指標以司法系統解決私營企業商業糾紛案件的訴訟時間、訴訟程序數量和訴訟成本來衡量，訴訟時間越短或訴訟程序數量越少或訴訟成本越低，說明契約執行制度質量越高。盡管它具有一定的科學性和權威性，但由于其調查年份主要為2006年，不能用于面板或時間序列分析，僅常用于穩健性檢驗

。這里，我們將各省份的訴訟時間和訴訟成本分別除以全國平均水平并予以標準化處理，然后取倒數將負向指標正向化，經簡單的算術平均后得到各省份的強制執行合同的效率指標，以反映各省份的契約執行制度質量。表4的(1)、(2)列匯報了采用2006年數據和公式(3)進行OLS回歸的估計結果，發現契約執行制度的系數在1%的水平上顯著為正，說明選擇“對生產者合法權益的保護”作為衡量契約執行制度的指標是合適的，并未產生明顯的因測量誤差帶來的估計偏誤。加入控制變量后的契約執行制度的系數也顯著為正。

2.加入被解釋變量滯后項的動態面板估計。為更好地解決遺漏變量問題，同時考慮到企業創新和出口產品質量提升的持續性特征，我們將出口產品質量的滯后一期作為解釋變量，構建動態面板數據模型進行估計。為提高估計效率，本文使用系統GMM法對其進行估計。在使用系統GMM法估計時，需對原有的解釋變量予以歸類。出于研究目的，我們將原來的控制變量設定為外生變量，契約執行制度和企業創新力度設定為內生變量。同時，將穩健標準誤作為估計系數的標準誤，以減少異方差可能帶來的影響。表4的(3)、(4)列是采用“兩步法”對公式(3)進行系統GMM估計的結果。(3)列僅考慮內生變量，(4)列同時考慮內生和外生變量。可見，被解釋變量滯后一期作為解釋變量的系數在1%的水平上顯著為正，加入滯后二期的被解釋變量時，其系數也為正但不顯著。契約執行制度和企業創新力度的系數均在不同的水平上顯著為正，再次證實了基準回歸結果的穩健性。所有χ

統計量在1%的水平上顯著，進一步說明本文選擇的解釋變量是有效的。對工具變量進行Sargan過度識別檢驗后發現，估計結果在1%的水平上顯著，接受所有工具變量都有效的原假設，表明系統GMM估計是有效的。

五、結論及政策啟示

本文考察契約執行制度如何通過企業創新影響出口產品質量，運用我國29個省份1998—2013年的工業企業數據進行實證檢驗，得出如下的幾點結論：完善的契約執行制度不僅直接促進出口產品質量提升，還通過激勵企業創新渠道間接推動出口產品質量提升；契約執行制度質量越高的地區，企業和勞動者都將更多地投資人力資本，以彌補勞動契約不完全帶來的投資不足，產生“人力資本投資效應”；激勵企業進行特定關系型投資和選擇先進技術，產生“先進技術選擇效應”；保護企業創新成果，產生“創新權益保障效應”。從產業類別來看，契約密集度越高的行業，在契約執行制度質量越高的省份，其生產效率越高，企業創新的邊際效應越大、出口產品質量更優；從企業所有制類別來看，契約執行制度對民營企業創新和出口產品質量提升的影響最大，對國有企業的影響最小。改變核心解釋變量的測度方法和運用系統GMM法估計后，結果依然顯著。

省級廣播電視大學教師的身份是高校教師，而基層電大教師則屬于輔導教師，從身份上看，基層電大教師是被邊緣化的，處于高校教師與職校教師的中間地帶，缺乏社會認同感。在“互聯網+”開放教育新模式下，網絡技術及多媒體技術在教學中的廣泛應用，對教師教學能力要求更高。然而，基層電大教師對于科研、業務培訓及專業進修參與不多，造成課程輔導教師在遠程教育理念、理論、媒體特征等知識和網絡教學系統設計能力等方面有不同程度的欠缺。

本文的政策意義也非常明顯。第一，在加快外貿轉型升級、推動經濟高質量發展、積極應對新冠肺炎疫情帶來眾多不確定性因素的背景下，提高出口產品質量是構建新發展格局的重要路徑之一。因此，須完善科技創新體制機制，為企業研發活動提供更寬松、更規范、更優良、更有競爭力的制度環境，更好地激發企業創新活力、保障其創新收益，畢竟企業才是科技創新的主體。第二，雖然我國在改善制度環境方面取得了巨大成就，但在完善合同法律法規體系、提高合同糾紛解決效率、保護知識產權等方面還有許多工作要做。第三，制度質量差異已被認為是地區間經濟發展差距難以縮小的最根本原因，因此各級政府(特別是中西部地區)仍需花大力氣加強制度創新，為企業創新、縮小發展差距和地區經濟可持續發展提供不竭動力。第四，由于對契約執行制度的依賴具有行業差異性，在“質量為王”的市場競爭環境中，更需政府科學制定戰略性貿易政策，在保障企業創新利益的前提下，更好地發揮創新的外部經濟效應，最終從整體上提高出口產品質量。

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