質量基礎設施、知識產權保護與企業技術創新

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新道路、實施創新驅動發展戰略”“要強化國家戰略科技力量，提升企業技術創新能力”。企業是國家經濟活動的細胞，是創新決策、研發投入、科研組織及成果轉化的主體。因此，如何快速提升我國企業技術創新能力，對于加快建設科技強國，進而實現經濟高質量發展目標至關重要。

如何提升我國企業創新能力，一直是學界關注的焦點話題。除企業規模與年限、公司治理、市場競爭、政府補貼和金融發展等研究外(馮根福等，2021)[1]，基礎設施投資對企業創新的影響近年來廣受關注(蔡曉慧和茹玉驄，2016)[2]。關于傳統基礎設施(交通、能源與電力等)投資對企業創新的影響，有學者認為基礎設施可以開辟市場并保證能源供應，進而實現大規模生產，市場機會將誘發企業開展技術創新活動(Krugman,1980[3];Cohen和Klepper,1996[4])。但也有學者指出，大量資源被投入到基礎設施建設，導致資金使用成本上漲，企業將減少研發投入，造成研發擠出效應(Mountford和Uhlig,2009[5];Furceri和Sousa,2011[6])。相對而言，我國學者在新型基礎設施領域的研究結論較為一致，多認為新型基礎設施建設有利于資源配置效率提升和經濟高質量發展：如網絡基礎設施建設不僅可以提升資源配置效率，也使得創新水平大大提高(劉傳明和馬青山,2020[7];薛成等,2020[8])；科技基礎設施投入通過影響技術創新這一中介變量作用于經濟高質量發展(潘雄鋒等，2019)[9]；新型數字基礎設施日益成為我國經濟高質量發展的基礎依托 (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“質量強國”戰略的提出和實施，如何通過質量基礎設施(Quality Infrastructure,簡稱QI)促進我國企業技術創新能力提升，已成為核心研究問題(蔣家東等，2020[13]；梁琦，2020[14])。質量基礎設施是一個國家或地區建立和執行計量、標準、認證認可和檢驗檢測等所需的質量體制機制框架，它既像傳統基礎設施那樣通過檢驗檢測所需的儀器設備和實驗室等“硬件”設施的投資進而拉動經濟發展，也如新型基礎設施那樣通過法律法規、管理體系等“軟件”設施影響企業技術創新進而促進經濟增長質量提升(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])。但已有研究對質量基礎設施影響企業技術創新的內在機理、兩者關系是否存在地區和行業部門異質性的分析較少。另外，已有成果多基于行業或地區層面的宏觀數據展開考察，缺乏基于我國制造業企業微觀層面數據的實證檢驗，其結論的可靠性存疑。

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

二 理論假設

(一)質量基礎設施與企業技術創新

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

質量基礎設施作為一種以保障產品和流程滿足預定規范體系的制度安排，是用于控制、管理和執行標準以及向社會提供標準證明的所有制度網絡和法律框架。計量為經濟行為的統一性、公允性、準確性和符合性提供保障；標準為企業行為提供規范指引；認證認可為企業建立信用；檢驗檢測為企業提供技術支撐。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創新的融資約束(張豪和蔣家東，2020[16]；黃夢蝶等，2020[17])。首先，質量基礎設施體系通過技術規范性文件和技術規范要求的證明等方式影響生產活動的規范性和有序性，弱化產品質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]；通過第三方質檢機構的檢驗工作和質量主管機構的監管，實現產品統一性和規格一致性，減少技術性貿易壁壘，最終實現降低市場交易成本的目標(Keckley和Underwood,2009)[25]。其次，質量法規體系可以抑制生產活動的機會主義，激勵提供好產品的企業獲得市場平均利潤的溢出部分(胡楊等,2018)[15]。最后，市場嚴厲的執法是優化營商環境的有效保障，進而能夠吸引更多更優質的FDI。由此可以合理地認為，質量基礎設施通過降低交易成本、提升企業獲得的溢出利潤和促進FDI流入緩解我國企業融資約束，進而促進企業創新活動(Howell,2016[26]; 毛其淋,2019[27])。綜上，本文提出研究假設1。

假設1：質量基礎設施促進了企業技術創新，其作用渠道為企業研發能力提升和融資約束減弱。

馮根福等(2021)[1]基于我國九大經濟學權威期刊和A股上市公司數據的實證檢驗發現，在影響企業技術創新的諸因素中，企業規模的重要性占17.416%。那么質量基礎設施對不同規模企業的技術創新促進效果是否也存在差別?基于經濟規模效應和投資擠出效應，本文認為：首先，大企業擁有更為豐富的管理經驗和更為充足的技術人員，較容易采納市場上推廣的新技術，具有更強的外溢知識學習與吸收能力，有能力承受質量基礎設施對企業提出的標準化、合格評定與計量的高要求(梁琦，2020)[14]。其次，質量基礎設施通過標準化有助于企業擴大產品生產規模和進入新市場，進而實現技術創新成本的分攤。大企業追加部分生產性投資就能擴大產品生產規模，而小企業想要達到同等規模產量可能需要增加整條生產線。進一步，質量基礎設施通過標準化產品與合格評定的認證手段擴大產品市場銷售范圍，大企業可以將更多產品向更大的市場擴散，在擴大市場的同時也降低生產成本和交易成本，提升企業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，質量基礎設施投資對企業研發投入具有擠出效應。作為一種固定資產投資(實驗室、儀器與設施等)，政府增加質量基礎設施投資時，會通過金融市場擠出私人投資，從而影響到企業研發投入(Lerner和Hall,2010)[28]，而這種擠出效應可能主要體現在小企業而非大企業。理由是大企業生產規模較大，不僅可以解決當地的就業問題，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2。

假設2：質量基礎設施對企業技術創新的促進作用在不同規模企業之間存在差異，相對而言，對大企業的促進程度更為明顯。

(二)知識產權保護的調節作用

知識產權保護對企業技術創新是一把“雙刃劍”：一方面，適度的知識產權保護被認為是一種可以加強企業技術創新行為的制度安排，使企業技術創新成果具備較高的專有性，進而提升創新企業將技術創新收益內部化的能力(Kanwar和Evenson,2003[29]; Cohen,2009[30])。首先，因為知識產權保護制度較完善地區的侵權成本較高，在法律上確認具有剽竊或模仿等侵權行為的企業可能受到法律制裁或巨額罰款，從而有效阻止違法行為，保證企業創新所獲得的技術具有專有性(毛其淋,2019)[27]；其次，從事創新活動的企業擁有了強有力的技術知識專有性，不僅可以通過專有技術生產出高溢價產品出售，也可以通過出售專有技術而獲得經濟補償，即企業技術創新的經濟回報得到有效保障(Kanwar和Evenson,2003[29]; Cohen,2009[30])。最后，適度的知識產權保護可以讓外資進入后通過提升進口和促進創新等渠道，使得本土企業接觸到前沿技術，進而提升其自身創新能力(沈國兵和黃鑠珺,2020)[31]。另一方面，過于嚴苛的知識產權保護，使得那些既得利益企業由于擁有行業壟斷地位而減弱技術創新的動力(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，可能影響到供應鏈上下游其他企業的技術創新(唐保慶等,2018)[33]。另外，從市場擠出效應看，過于強勢的知識產權保護會促使在位的實力較強企業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業競爭力較弱的狀態下，較強創新能力的外資企業擁有更強的壟斷勢力，若本土企業生產率得不到明顯提升，他們就不得不縮小經營范圍直至最終退出市場，談不上資本積累和技術升級(羅偉和葛順奇，2015)[35]。我國質量基礎設施建設剛被提上議事日程，處于初級發展階段，適度的知識產權保護制度可以通過法律制裁或經濟罰款等手段阻止侵權行為，有利于保護從事創新活動企業的技術知識專有性以及由此帶來的經濟回報，從而促進企業技術創新。但是，隨著知識產權保護強度的進一步提升，可能抑制企業技術創新活動(梁琦，2020)[14]。綜上，本文提出研究假設3。

假設3：知識產權保護在質量基礎設施與企業技術創新關系中起倒“U”型的調節作用。

由知識產權保護在質量基礎設施與企業技術創新關系中起倒“U”型調節作用可知，理論上存在最有利于質量基礎設施促進企業技術創新的知識產權保護強度，本文稱之為“最適強度”。當某區域的知識產權保護實際強度(指在我國相關法律法規要求條件下各區域知識產權保護的實際執行力度，它受限于各地政府監管部門對知識產權保護重視程度和資源投入水平)與最適強度比較接近時，即知識產權實際強度與最適強度之間的差距(本文稱之為“偏離度”)越小，將越有利于質量基礎設施的企業技術創新效應發揮，反之則越難(Hahanov,2011)[34]。考慮到我國各區域經濟發展水平、基礎設施建設和企業技術創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濟利益等多重因素疊加作用下，對知識產權保護的重視程度和資源投入并不相同的事實，各區域知識產權保護的偏離度并不相同(唐保慶等，2020)[33]。從經濟發展視角看，東部區域省份擁有較快的經濟發展速度、較佳的人力資源配置和較高效率的公共資源配置能力；從法制建設視角看，東部區域省份擁有我國絕大多數經濟特區和沿海開放城市，作為經濟“試驗田”的同時更是承擔了法制“試驗田”的任務。它們共同決定了東部區域的制度設計與實施能力要高于中部和西部區域，其知識產權保護偏離度較小(沈國兵和黃鑠珺,2020[31];張寶友等,2021[18])。

經濟發展具有顯著的“累積循環”效應，原本在物質資本、人力資本、創新能力、營商環境和產業政策方面具有良好表現的東部各省，其質量基礎設施建設水平以及企業技術創新能力均表現不俗，質量基礎設施的企業技術創新效應具有得天獨厚的優勢。在此種先天優勢下，東部各省份較小的知識產權保護偏離度將進一步激發質量基礎設施通過企業研發能力提升和融資約束減弱等渠道促進企業技術創新的效應(梁琦，2020)[14]。與此相反，受自身經濟條件與社會發展條件的限制，中部和西部各省份的企業技術創新能力和質量基礎設施建設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權保護偏離度越大，對質量基礎設施與企業技術創新關系的調節作用越弱，甚至可能阻礙質量基礎設施的企業技術創新效應發揮(蔣家東等，2020)[13]。可見，當原本就擁有質量基礎設施和企業技術創新等先天優勢的東部區域知識產權保護偏離度小于中西部區域時，東部區域質量基礎設施促進企業技術創新效應的優勢將進一步拉大與中西部區域的差距，即東部與中西部之間的區域不均衡程度會增加。由此，本文提出研究假設4。

假設4：質量基礎設施對企業技術創新的促進作用存在區域非均衡性，且受各區域知識產權保護偏離度的影響，區域非均衡程度呈擴大趨勢。

基于上述分析，本文構建質量基礎設施影響企業技術創新的理論模型如圖1所示。

圖1 QI影響制造業企業技術創新及知識產權調節作用的理論模型

三 計量模型與數據來源

(一)計量模型

首先構建式(1)檢驗我國質量基礎設施對企業技術創新的影響。然后利用式(2)檢驗知識產權保護強度是否強化了質量基礎設施對企業技術創新的影響。

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行業中f企業技術創新水平，QIijt、IPPijt分別代表第t年i省份j行業的質量基礎設施建設水平和知識產權保護的實際強度，交叉項QIijt×IPPijt用于判斷知識產權保護是否強化了質量基礎設施對企業技術創新的影響。IPPijt2用于判斷知識產權保護在質量基礎設施與企業技術創新關系之間是否存在先升后降的倒“U”型調節效應。Pit、Ijt和Eijft分別代表地區、行業和企業特征的控制變量，λi、λf、λj和λt分別代表省份、企業、行業和時間的固定效應，εijft是隨機擾動項。

為檢驗假設4，參考唐保慶等(2018)[33]的研究，構建式(3)：

αIjt+δEijft+λi+λf+λj+λt+εijft

(3)

需要指出的是，式(1)主要考察質量基礎設施對企業技術創新的條件期望影響，本質上是一種均值回歸的計量模型，容易受極端值的影響。為有效刻畫質量基礎設施在企業技術創新極值區域的影響效果，構建如下分位數回歸模型(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。本文關注核心估算系數β1(τ)，它反映了質量基礎設施在不同分位點對我國制造業企業技術創新的邊際影響。

(二)變量說明

1.被解釋變量

(1)企業技術創新(Innovijft)。參考毛其淋(2019)[27]的研究，采用企業新產品銷售額的對數值(lnSale)代表創新成果的質量，考慮到有些企業的新產品銷售額可能為0，因此采用ln(1+新產品銷售額)來計算。在穩健性分析部分，采用企業專利申請量(Patent)代表創新成果的數量。需要說明的是，新產品銷售額意味著企業技術創新活動在市場上實現了“驚險且成功的一跳”，體現了創新活動由量變到質變的自我價值，代表著企業創新成果的質量水平。

(2)企業技術創新區域失衡度(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技術創新區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代表東部區域第i個企業在第t年的技術創新，Innovms， l, t代表中部和西部區域第l個企業在第t年的技術創新。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技術創新區域失衡度。

2.核心解釋變量

(1)質量基礎設施(QIijt)。與以往學者用基礎設施投資額這一數量型指標衡量其建設水平不同，本文采用質量基礎設施“質量型”指標——我國制造業第t年i省份j行業質量基礎設施的效率值作為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省份的質量基礎設施投入產出效率值(QQI)與j行業相對研發密度(REEDjt)的乘積。行業相對研發密度(REEDjt)的計算如式(6)：

(6)

(7)

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

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

(8)

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

(3)知識產權保護的實際強度(IPPijft)。參考沈國兵和黃鑠珺(2020)[31]的研究，并與質量基礎設施保持一致，也用行業知識產權保護強度替代，等于國家知識產權保護強度與行業知識產權保護程度的乘積，其中，行業知識產權保護程度用行業相對研發密度(REEDjt)替代。另外，ΔIPPijt通過式(9)計算：

ΔIPPijt=|Fact_IPPijt-Ideal_IPPijt|

(9)

其中，Fact_IPPijt、Ideal_IPPijt分別代表第i個省份j行業在第t年的知識產權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)，用高校在校學生數占本省總人口的比例衡量；省份人均GDP(GDPit)，用省份GDP除以總人口得到；政府補貼虛擬變量(Statedumft)，如果企業在第t年獲得了政府補貼，賦值為1，否則為0；行業市場集中度(HHIjt)，用2分位行業中企業銷售收入計算得到的赫芬達爾指數替代；行業關稅率(Traiffjt)，用2分位制造業行業的簡單平均進口關稅率衡量；企業生產率(TFPijft)，運用固定效應模型估計企業生產率；企業資本密集度(KSijft)，用企業固定資產除以員工總人數衡量。

利用省級質量基礎設施和制造業企業技術創新的數據進行假設檢驗時，式(1)可能存在以下兩個問題，本文分別設計了解決辦法。

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

第二，質量基礎設施投資的空間溢出效應及其解決方法。已有研究表明，交通、通訊和電力等基礎設施具有顯著的空間溢出效應。質量基礎設施中的計量和標準具有明顯的空間正向溢出效應，而合格評定的空間溢出效應為負向(張寶友等，2021)[18]。因此，隨著區域經濟一體化日益深入發展，忽視質量基礎設施的空間溢出效應，將高估質量基礎設施的本地效應。參考曹躍群等(2019)[37]的研究，在回歸模型中加入質量基礎設施投資的空間滯后項，減少估算偏差。為此，構建綜合考慮地理距離和經濟因素的經濟空間權重矩陣，權重公式如式(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，質量基礎設施空間溢出效應越強。加入空間滯后解釋變量后，質量基礎設施的企業技術創新效應被細分為本地效應和溢出效應。

(三)數據說明

本文所用數據來源于2005—2019年間我國280個地級市質量基礎設施數據與制造業上市公司相關數據，并將兩者按上市公司注冊所在地信息進行匹配。其中，質量基礎設施數據來源于2005—2019年的《中國質量監督檢驗檢疫年鑒》、合格評定國家認可委員會公布的《CNAS認證機構、實驗室、檢驗機構認可通報》、國家市場監督管理總局計量司(https://www.jls.aqsiq.gov.cn)公布的相關信息、國家市場監督管理總局公布的《全國檢驗檢測服務業統計簡報》和中國合格評定國家認可委員會公布的《認證機構認可年報》等數據整理，部分原始數據來源于課題組的實地調研。制造業上市公司數據主要來源于國泰安數據服務中心(CSMAR),補充性數據來源于上市公司的官網。為與已有文獻保持一致，制造業按2017年實施的《國民經濟行業分類》(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企業以及主營業務收入大于500萬元的非國有企業，參考蔡曉慧和茹玉驄(2016)[2]的研究，將樣本中企業總資產在75%分位數以上的企業劃入大企業行列，把25%分位數以下劃入小企業行列。考慮到統計過程中存在少量異常值，本文還剔除了員工為0或行業數據不完整的異常點。最后，質量基礎設施只有省市(自治區)和國家層面數據，無法得到產業部門的數據，其以國家層面的數據乘以系數(系數=產業增加值/國內生產總值)估算。

四 實證檢驗

(一)基準回歸

首先利用式(1)檢驗假設1，結果見表1列(1)—列(4)。表1列(1)只控制了地區、行業、企業和年份等固定效應，QIijt的估計系數顯著為正，表明質量基礎設施有利于我國制造業企業技術創新，假設1得到驗證。列(2)控制了各固定效應和地區層面影響因素，結果顯示地區內教育水平與GDP增長有利于企業技術創新，表明人力資本與經濟發展水平是企業技術創新的重要影響因素。政府財政補貼對企業技術創新的影響顯著為正，表明政府實施優惠政策能顯著地促進企業技術創新。列(3)進一步控制了行業層面因素。行業市場集中度對企業技術創新的影響顯著為負，說明市場集中度越低，企業間的競爭越激烈，越有利于企業技術創新。行業關稅率情況相似，低行業關稅率有利于外資企業進入，或是有利于高新技術產品的進口，通過技術溢出效應促進本土企業技術創新活動。列(4)進一步控制了企業層面的影響因素。發現企業生產率和企業資本密集度對企業技術創新影響均顯著為正，表明高生產率的企業可以獲得較高利潤回報，而高利潤又有利于企業增加研發投入，形成良性循環。資本密集型企業相比于傳統勞動密集型企業，更加注重設備改造與技術創新，有利于企業創新。綜上，假設1得到驗證。

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

其次，運用式(2)檢驗假設3，結果見表1列(7)。結果顯示，知識產權保護有利于企業技術創新，并且在考慮了知識產權保護的調節效應時促進作用更加顯著。究其原因，當知識產權保護較弱時，多數企業為了短期內獲得經濟收益，以模仿為主，創新積極性不高。隨著知識產權保護強度在一個適度范圍內的提升，受創新經濟效應顯著企業的示范效應以及違法懲罰力度增大的警示效應影響，企業創新活動增加。另外，IPPijt2估計系數為負，表明知識產權保護對質量基礎設施與企業技術創新之間的調節效應呈倒“U”型，即存在知識產權保護的最適強度，假設3得到驗證。

表1 基準回歸結果

(二)分位數回歸結果

運用式(1)測算的結果是基于質量基礎設施在均值區間對制造業企業技術創新的作用效果，可能忽略了其在極端值區域的尾部狀態特征。實際上，質量基礎設施對制造業企業技術創新的影響可能呈非線性關系。相比于技術創新能力較低的傳統制造業企業，質量基礎設施可以借助技術創新能力較高的現代制造業的優質投入資源和管理組織能力實現兩者的快速融合，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，有效獲得質量基礎設施和制造業企業技術創新分布的尾部特征，接下來以式(4)分別估算在0.1、0.25、0.5、0.75和0.9分位點上制造業企業技術創新受質量基礎設施影響的分位數方程。由表2的回歸結果可知，質量基礎設施的回歸系數均顯著為正，表明質量基礎設施對制造業企業技術創新各分位點均具有促進作用。并且，質量基礎設施的回歸系數大小隨著分位數的增大而呈現上升態勢，表明增加質量基礎設施供給更有利于現代制造業企業的技術創新。

表2 質量基礎設施影響制造業企業技術創新的分位數回歸結果

(三)知識產權保護偏離度差異擴大了我國質量基礎設施對企業技術創新效應的區域失衡

運用式(1)檢驗質量基礎設施對企業技術創新的作用是否存在區域差異性，表1列(8)—列(10)分別代表我國東部、西部和中部三個區域質量基礎設施對本區域內企業技術創新的影響。結果顯示，它們均通過了顯著性檢驗，但各區域估計系數存在差異，東部大于中部，中部大于西部，表明我國質量基礎設施確實存在企業技術創新效應的區域異質性。接下來運用式(3)驗證假設4。表3列(1)和列(2)是整體制造業的回歸結果。結果顯示，區域間質量基礎設施差異是造成企業技術創新區域失衡的重要原因，而區域內知識產權保護偏離度進一步激化了這種關系。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果。結果顯示，在考察期內，不僅區域間質量基礎設施差異造成了企業技術創新的區域失衡，且影響程度逐漸增加，同時，區域內知識產權保護偏離度對兩者關系的激化作用逐漸加強，假設4得到驗證。

表3 區域質量基礎設施差異、知識產權保護偏離度與企業技術創新區域失衡關系檢驗

(四)穩健性分析

1.替換企業技術創新指標。使用企業專利申請量(Patent)衡量企業技術創新成果數量進行穩健性分析。為進一步考察企業創新模式的差異，本文將專利申請分為發明專利申請(Patenti)和實用新型專利申請(Patentu)兩類。發明專利必需具備“新穎性、創造性和實用性”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高端創新模式和低端創新模式。表4列(1)、 列(2)顯示，我國質量基礎設施對企業技術創新成果產出具有顯著影響，且質量基礎設施對企業實用新型專利的影響更大。說明面對日益增強的規制成本壓力，制造業企業不得不開展技術創新活動加以應對。但質量基礎設施對實用新型專利的影響要大于對發明專利的影響，表明質量基礎設施建設并未促使我國制造業企業真正擺脫過度追求專利數量的現狀。當然，上述結論依然可以證明基準回歸結果是穩健的。

2.替換質量基礎設施指標。質量基礎設施作為一個由計量、標準和合格評定三要素組成的技術支撐體系，能否通過制度特征和技術特征影響到企業研發能力和融資約束進而促進企業創新活動，不僅與自身的投入產出效率密切相關，更與三者各自投入產出效率及其協調發展密切相關(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出效率值，以及三者的耦合系數作為質量基礎設施指標替代變量，具體計算時仍用效率值(或耦合系數)和行業相對研發密度(REEDjt)的乘積。檢驗結果見表4列(3)—列(6)，這與表1列(7)的基準回歸結果一致。

3.替換知識產權保護實際強度(IPPijt)指標。選取樊綱和王小魯歷年的《中國市場化指數》中的知識產權保護指標(記作IPPchina)作為知識產權保護實際強度的替代指標。與前文一樣，仍然乘以行業研發密度作為行業知識產權保護強度。檢驗結果見表4列(7)，質量基礎設施、IPPchina和兩者交叉項的估計系數均顯著為正，表明基準回歸結果是穩健的。

4.內生性問題。主要包括了遺漏變量和反向因果可能造成的內生性問題。已有文獻表明，外資進入和技術性進口均能提升國內企業創新水平(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行業外資進入額度的對數值替代，技術性進口(IMTEijft)用企業進口技術含量衡量，計算方法詳見Cohen(2009)[30]的研究。回歸結果如表4列(8)所示，外資進入的估計系數為正但不顯著，而進口技術含量的估計系數顯著為正，表明后者能顯著促進企業技術創新。在添加控制變量后，交叉項IPPijt×QIijt的估計系數依然顯著為正，證明基準回歸結果是穩健的。對于反向因果可能引致的內生性問題，主要采用滯后一期回歸進行處理，表4列(9)顯示：質量基礎設施滯后項與知識產權保護強度滯后項交叉項的估計系數仍顯著為正，證明基準回歸結果是穩健的。

表4 穩健性檢驗

五 進一步分析：作用渠道

本文在理論分析部分指出，質量基礎設施通過提升企業研發能力和降低融資約束兩種渠道促進企業技術創新，接下來將利用中介效應模型對上述作用機制進行檢驗。具體模型設定如下：

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，分別代表企業研發能力(Innoabilityijft)和融資約束(Finaconstijft)，具體用企業全要素生產率和企業應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感興趣，具體就是關注γ1和θ4是否在統計上顯著。檢驗步驟如下：首先，檢驗式(11)中的系數β1，如果顯著為正則表明質量基礎設施有利于企業技術創新；其次，檢驗式(12)中的系數γ1和式(13)中的系數θ4，如果兩者均統計顯著，則代表存在中介效應；最后，檢驗式(13)中的系數θ1，如果統計上不顯著，說明存在完全中介效應，如果系數θ1和θ4均統計上顯著，表明具有部分中介效應。在上述中介效應檢驗過程中，對所有連續變量進行中心化處理。

表5報告了檢驗結果。列(1)是式(11)的估計結果，系數β1顯著為正，表明質量基礎設施顯著促進企業技術創新。列(2)以企業研發能力為因變量，系數γ1顯著為正，表明質量基礎設施有利于提升企業研發能力。列(3)是以企業融資約束為因變量的估計結果，系數γ1顯著為負，表明在控制了其他變量之后，質量基礎設施有利于增強企業融資能力。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果，可以看出，企業研發能力的系數顯著為正，表明企業研發能力的提升能促進企業技術創新，而企業融資約束的回歸結果正好與企業研發能力相反，表明企業融資約束確實是阻礙企業技術創新的關鍵因素。更有意思的發現是，表5列(6)是同時將企業研發能力和融資約束兩個中介變量加入回歸模型后的估計結果，質量基礎設施對企業技術創新的估計系數值又比列(4)和列(5)下降了一些，表明兩者在質量基礎設施促進企業技術創新過程中具有重要意義。綜合上述檢驗結果，可以認為質量基礎設施通過企業研發能力和融資約束兩種作用渠道影響了企業技術創新。

表5 基于中介效應的渠道檢驗回歸

六 結論與啟示

本文基于2005—2019年我國制造業企業數據與其他統計年鑒的數據，研究了質量基礎設施對制造業企業技術創新的影響。結果表明：(1)質量基礎設施建設有利于制造業企業技術創新，其作用渠道是提升研發能力和減弱融資約束。(2)基于經濟規模效應和投資擠出效應差異視角，質量基礎設施建設對大企業(或技術創新能力強的企業)技術創新的影響明顯大于對小企業(或技術創新能力較弱的企業)技術創新的影響，且質量基礎設施對企業技術創新的影響存在區域非均衡特征。(3)知識產權保護對質量基礎設施與企業技術創新關系存在倒“U”型的調節作用，且受各區域知識產權保護偏離度影響，質量基礎設施對企業技術創新影響的區域非均衡程度呈擴大趨勢。上述研究結論在考慮質量基礎設施、企業技術創新、知識產權保護等指標的替代變量以及內生性問題后仍然穩健。

由研究結論得到的啟示為：一是大力推動質量基礎設施建設。首先，政府部門要堅持優化質量基礎設施建設環境，在加快出臺頂層質量基礎設施體系設計和發展計量測試、標準化服務和合格評定等新興服務業態的同時，協調好三者的關系以及設計較合適的知識產權保護強度，加快培育壯大質量基礎設施“一體化”服務平臺。其次，政府需要制定相關產業政策，促進企業研發能力提升和企業融資渠道暢通，使質量基礎設施對企業技術創新的促進作用最大化。二是要拓展質量基礎設施的應用場景，加強質量基礎設施與制造業尤其是傳統制造業的嘗試融合。首先，要充分掌握質量基礎設施在不同區域不同行業的影響機理與融合方式，分地區、分行業推動質量基礎設施在產業智能化、自動化和數字化制造中的普及與應用；其次，要鼓勵和引導與質量基礎設施相關的供應商和服務商的發展，更多地依靠市場力量推動適應市場需求的質量基礎設施建設。