张宝友 吕旭芬 杨玉香 孟丽君

一 引 言

党的十九届五中全会明确提出“要坚持走中国特色自主创新道路、实施创新驱动发展战略”“要强化国家战略科技力量，提升企业技术创新能力”。企业是国家经济活动的细胞，是创新决策、研发投入、科研组织及成果转化的主体。因此，如何快速提升我国企业技术创新能力，对于加快建设科技强国，进而实现经济高质量发展目标至关重要。

如何提升我国企业创新能力，一直是学界关注的焦点话题。除企业规模与年限、公司治理、市场竞争、政府补贴和金融发展等研究外(冯根福等，2021)[1]，基础设施投资对企业创新的影响近年来广受关注(蔡晓慧和茹玉骢，2016)[2]。关于传统基础设施(交通、能源与电力等)投资对企业创新的影响，有学者认为基础设施可以开辟市场并保证能源供应，进而实现大规模生产，市场机会将诱发企业开展技术创新活动(Krugman,1980[3];Cohen和Klepper,1996[4])。但也有学者指出，大量资源被投入到基础设施建设，导致资金使用成本上涨，企业将减少研发投入，造成研发挤出效应(Mountford和Uhlig,2009[5];Furceri和Sousa,2011[6])。相对而言，我国学者在新型基础设施领域的研究结论较为一致，多认为新型基础设施建设有利于资源配置效率提升和经济高质量发展：如网络基础设施建设不仅可以提升资源配置效率，也使得创新水平大大提高(刘传明和马青山,2020[7];薛成等,2020[8])；科技基础设施投入通过影响技术创新这一中介变量作用于经济高质量发展(潘雄锋等，2019)[9]；新型数字基础设施日益成为我国经济高质量发展的基础依托 (孙早和徐远华,2018[10];荆文君和孙宝文,2019[11];钞小静,2020[12])。随着我国“质量强国”战略的提出和实施，如何通过质量基础设施(Quality Infrastructure,简称QI)促进我国企业技术创新能力提升，已成为核心研究问题(蒋家东等，2020[13]；梁琦，2020[14])。质量基础设施是一个国家或地区建立和执行计量、标准、认证认可和检验检测等所需的质量体制机制框架，它既像传统基础设施那样通过检验检测所需的仪器设备和实验室等“硬件”设施的投资进而拉动经济发展，也如新型基础设施那样通过法律法规、管理体系等“软件”设施影响企业技术创新进而促进经济增长质量提升(胡杨等，2018[15]；张豪和蒋家东，2020[16]；黄梦蝶等，2020[17]；张宝友等，2021[18])。但已有研究对质量基础设施影响企业技术创新的内在机理、两者关系是否存在地区和行业部门异质性的分析较少。另外，已有成果多基于行业或地区层面的宏观数据展开考察，缺乏基于我国制造业企业微观层面数据的实证检验，其结论的可靠性存疑。

与已有文献相比，本文的边际贡献在于以下几个方面：(1)将质量基础设施这一重要公共政策因素作为企业技术创新的重要影响因素，从企业研发能力和融资约束两个维度分析质量基础设施对企业技术创新的影响机理。这在理论上拓展了研究范围，在实践中为探讨质量基础设施推动经济高质量发展提供了微观企业技术创新行为的新视角。(2)现有多数文献仍局限于知识产权保护对企业技术创新的单一静态影响，可事实上知识产权保护制度的完善是一个动态变化过程。进一步考虑我国各地经济或社会条件存在差异的事实，各地知识产权保护的偏离度将导致我国区域间企业技术创新非均衡程度进一步拉大。(3)在具体测算指标上，本文不仅从质量基础设施整体投入产出效率视角，也从计量、标准和合格评定等核心要素的效率、耦合关系视角全面考察质量基础设施对企业技术创新的影响和程度，使研究结论更可靠，对准确理解企业技术创新背后的驱动要素亦有一定贡献。

二 理论假设

(一)质量基础设施与企业技术创新

质量基础设施是具有技术属性和制度属性的“硬件”和“软件”的结合体，它通过企业的研发能力提升和融资约束下降进而影响企业技术创新(张宝友等，2021)[18]。从质量基础设施的技术属性看，计量与检验检测技术是评估产品技术水平是否达至某项标准要求的基础，其水平提升或突破将倒逼企业通过创新提升自身的技术水平(Kafetzopoulos et al.,2015)[19]；标准尤其是技术标准在微观上是引领产品质量提升和管理水平改善的指向，中观层面上是推动产业转型升级的技术支撑，也是新技术推广的通用语言，在宏观上更是优化社会治理的重要工具(Goncalves和Peuchert, 2016)[20]；合格评定是对标准执行程度的评定，它往往是发达国家普遍使用的一种技术性贸易措施(胡杨等,2018[15]；张豪和蒋家东，2020[16]；黄梦蝶等，2020[17])。概言之，质量基础设施通过内含的技术要素推动企业研发能力提升进而促进企业创新。另外，从质量基础设施的新技术传播效应来看，其也将通过新技术推广和加速技术扩散途径促进企业创新。首先，先进的质量管理手段及科学研究方法可以推动新技术的应用验证与市场推广，这一过程不仅促进了产品质量与企业管理水平的提升，更是为企业培养了一大批能够从事创新工作的专业技术人员(黄梦蝶等，2020)[17]。其次，标准所具备的兼容和重复使用等特性，使标准在传播过程中实现了知识外溢效应，这种非竞争性的知识交换也可以提升企业技术创新能力(Jaffe和Lerner,2001)[21]。最后，随着企业创新的边际成本下降和效率提升，以及拥有较强创新能力的技术人员，技术扩散速度越快越有利于企业研发能力提升(Ntlhane,2015[22];Moljevic,2016[23])。

质量基础设施作为一种以保障产品和流程满足预定规范体系的制度安排，是用于控制、管理和执行标准以及向社会提供标准证明的所有制度网络和法律框架。计量为经济行为的统一性、公允性、准确性和符合性提供保障；标准为企业行为提供规范指引；认证认可为企业建立信用；检验检测为企业提供技术支撑。在这种制度安排下，可以通过降本增效和吸引外资等渠道缓解我国企业创新的融资约束(张豪和蒋家东，2020[16]；黄梦蝶等，2020[17])。首先，质量基础设施体系通过技术规范性文件和技术规范要求的证明等方式影响生产活动的规范性和有序性，弱化产品质量信息不对称进而减少交易不确定性，比如合格评定能解决贸易往来中的信息不对称问题，提升交易双方的信任度(Daddi et al.,2015)[24]；通过第三方质检机构的检验工作和质量主管机构的监管，实现产品统一性和规格一致性，减少技术性贸易壁垒，最终实现降低市场交易成本的目标(Keckley和Underwood,2009)[25]。其次，质量法规体系可以抑制生产活动的机会主义，激励提供好产品的企业获得市场平均利润的溢出部分(胡杨等,2018)[15]。最后，市场严厉的执法是优化营商环境的有效保障，进而能够吸引更多更优质的FDI。由此可以合理地认为，质量基础设施通过降低交易成本、提升企业获得的溢出利润和促进FDI流入缓解我国企业融资约束，进而促进企业创新活动(Howell,2016[26]; 毛其淋,2019[27])。综上，本文提出研究假设1。

假设1：质量基础设施促进了企业技术创新，其作用渠道为企业研发能力提升和融资约束减弱。

冯根福等(2021)[1]基于我国九大经济学权威期刊和A股上市公司数据的实证检验发现，在影响企业技术创新的诸因素中，企业规模的重要性占17.416%。那么质量基础设施对不同规模企业的技术创新促进效果是否也存在差别?基于经济规模效应和投资挤出效应，本文认为：首先，大企业拥有更为丰富的管理经验和更为充足的技术人员，较容易采纳市场上推广的新技术，具有更强的外溢知识学习与吸收能力，有能力承受质量基础设施对企业提出的标准化、合格评定与计量的高要求(梁琦，2020)[14]。其次，质量基础设施通过标准化有助于企业扩大产品生产规模和进入新市场，进而实现技术创新成本的分摊。大企业追加部分生产性投资就能扩大产品生产规模，而小企业想要达到同等规模产量可能需要增加整条生产线。进一步，质量基础设施通过标准化产品与合格评定的认证手段扩大产品市场销售范围，大企业可以将更多产品向更大的市场扩散，在扩大市场的同时也降低生产成本和交易成本，提升企业利润进而减弱融资约束(张豪和蒋家东，2020[16]；黄梦蝶等，2020[17])。最后，质量基础设施投资对企业研发投入具有挤出效应。作为一种固定资产投资(实验室、仪器与设施等)，政府增加质量基础设施投资时，会通过金融市场挤出私人投资，从而影响到企业研发投入(Lerner和Hall,2010)[28]，而这种挤出效应可能主要体现在小企业而非大企业。理由是大企业生产规模较大，不仅可以解决当地的就业问题，也是政府税收的主要来源，且与国有银行存在着长期合作关系，对地方政府和银行具有更强的议价能力，更易从金融市场上获得融资，但小企业就不能获得这些好处(蔡晓慧和茹玉骢，2016)[2]。综上，本文提出研究假设2。

假设2：质量基础设施对企业技术创新的促进作用在不同规模企业之间存在差异，相对而言，对大企业的促进程度更为明显。

(二)知识产权保护的调节作用

知识产权保护对企业技术创新是一把“双刃剑”：一方面，适度的知识产权保护被认为是一种可以加强企业技术创新行为的制度安排，使企业技术创新成果具备较高的专有性，进而提升创新企业将技术创新收益内部化的能力(Kanwar和Evenson,2003[29]; Cohen,2009[30])。首先，因为知识产权保护制度较完善地区的侵权成本较高，在法律上确认具有剽窃或模仿等侵权行为的企业可能受到法律制裁或巨额罚款，从而有效阻止违法行为，保证企业创新所获得的技术具有专有性(毛其淋,2019)[27]；其次，从事创新活动的企业拥有了强有力的技术知识专有性，不仅可以通过专有技术生产出高溢价产品出售，也可以通过出售专有技术而获得经济补偿，即企业技术创新的经济回报得到有效保障(Kanwar和Evenson,2003[29]; Cohen,2009[30])。最后，适度的知识产权保护可以让外资进入后通过提升进口和促进创新等渠道，使得本土企业接触到前沿技术，进而提升其自身创新能力(沈国兵和黄铄珺,2020)[31]。另一方面，过于严苛的知识产权保护，使得那些既得利益企业由于拥有行业垄断地位而减弱技术创新的动力(Maskus,2008)[32]，同时也因具备较多的专利保护途径而降低知识溢出效应，可能影响到供应链上下游其他企业的技术创新(唐保庆等,2018)[33]。另外，从市场挤出效应看，过于强势的知识产权保护会促使在位的实力较强企业对实力较弱竞争者实施价格策略或非价格策略的打压，迫使后者退出市场(Hahanov,2011)[34]。尤其是在我国整体产业竞争力较弱的状态下，较强创新能力的外资企业拥有更强的垄断势力，若本土企业生产率得不到明显提升，他们就不得不缩小经营范围直至最终退出市场，谈不上资本积累和技术升级(罗伟和葛顺奇，2015)[35]。我国质量基础设施建设刚被提上议事日程，处于初级发展阶段，适度的知识产权保护制度可以通过法律制裁或经济罚款等手段阻止侵权行为，有利于保护从事创新活动企业的技术知识专有性以及由此带来的经济回报，从而促进企业技术创新。但是，随着知识产权保护强度的进一步提升，可能抑制企业技术创新活动(梁琦，2020)[14]。综上，本文提出研究假设3。

假设3：知识产权保护在质量基础设施与企业技术创新关系中起倒“U”型的调节作用。

由知识产权保护在质量基础设施与企业技术创新关系中起倒“U”型调节作用可知，理论上存在最有利于质量基础设施促进企业技术创新的知识产权保护强度，本文称之为“最适强度”。当某区域的知识产权保护实际强度(指在我国相关法律法规要求条件下各区域知识产权保护的实际执行力度，它受限于各地政府监管部门对知识产权保护重视程度和资源投入水平)与最适强度比较接近时，即知识产权实际强度与最适强度之间的差距(本文称之为“偏离度”)越小，将越有利于质量基础设施的企业技术创新效应发挥，反之则越难(Hahanov,2011)[34]。考虑到我国各区域经济发展水平、基础设施建设和企业技术创新水平等方面均存在明显差异，以及地方政府在政治晋升和经济利益等多重因素叠加作用下，对知识产权保护的重视程度和资源投入并不相同的事实，各区域知识产权保护的偏离度并不相同(唐保庆等，2020)[33]。从经济发展视角看，东部区域省份拥有较快的经济发展速度、较佳的人力资源配置和较高效率的公共资源配置能力；从法制建设视角看，东部区域省份拥有我国绝大多数经济特区和沿海开放城市，作为经济“试验田”的同时更是承担了法制“试验田”的任务。它们共同决定了东部区域的制度设计与实施能力要高于中部和西部区域，其知识产权保护偏离度较小(沈国兵和黄铄珺,2020[31];张宝友等,2021[18])。

经济发展具有显著的“累积循环”效应，原本在物质资本、人力资本、创新能力、营商环境和产业政策方面具有良好表现的东部各省，其质量基础设施建设水平以及企业技术创新能力均表现不俗，质量基础设施的企业技术创新效应具有得天独厚的优势。在此种先天优势下，东部各省份较小的知识产权保护偏离度将进一步激发质量基础设施通过企业研发能力提升和融资约束减弱等渠道促进企业技术创新的效应(梁琦，2020)[14]。与此相反，受自身经济条件与社会发展条件的限制，中部和西部各省份的企业技术创新能力和质量基础设施建设水平原本就比东部各省份要差。此时中部和西部各省份的知识产权保护偏离度越大，对质量基础设施与企业技术创新关系的调节作用越弱，甚至可能阻碍质量基础设施的企业技术创新效应发挥(蒋家东等，2020)[13]。可见，当原本就拥有质量基础设施和企业技术创新等先天优势的东部区域知识产权保护偏离度小于中西部区域时，东部区域质量基础设施促进企业技术创新效应的优势将进一步拉大与中西部区域的差距，即东部与中西部之间的区域不均衡程度会增加。由此，本文提出研究假设4。

假设4：质量基础设施对企业技术创新的促进作用存在区域非均衡性，且受各区域知识产权保护偏离度的影响，区域非均衡程度呈扩大趋势。

基于上述分析，本文构建质量基础设施影响企业技术创新的理论模型如图1所示。

图1 QI影响制造业企业技术创新及知识产权调节作用的理论模型

三 计量模型与数据来源

(一)计量模型

首先构建式(1)检验我国质量基础设施对企业技术创新的影响。然后利用式(2)检验知识产权保护强度是否强化了质量基础设施对企业技术创新的影响。

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行业中f企业技术创新水平，QIijt、IPPijt分别代表第t年i省份j行业的质量基础设施建设水平和知识产权保护的实际强度，交叉项QIijt×IPPijt用于判断知识产权保护是否强化了质量基础设施对企业技术创新的影响。IPPijt2用于判断知识产权保护在质量基础设施与企业技术创新关系之间是否存在先升后降的倒“U”型调节效应。Pit、Ijt和Eijft分别代表地区、行业和企业特征的控制变量，λi、λf、λj和λt分别代表省份、企业、行业和时间的固定效应，εijft是随机扰动项。

为检验假设4，参考唐保庆等(2018)[33]的研究，构建式(3)：

αIjt+δEijft+λi+λf+λj+λt+εijft

(3)

需要指出的是，式(1)主要考察质量基础设施对企业技术创新的条件期望影响，本质上是一种均值回归的计量模型，容易受极端值的影响。为有效刻画质量基础设施在企业技术创新极值区域的影响效果，构建如下分位数回归模型(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)代表条件分布的不同分位点，分别取0.1、0.25、0.5、0.75和0.9。本文关注核心估算系数β1(τ)，它反映了质量基础设施在不同分位点对我国制造业企业技术创新的边际影响。

(二)变量说明

1.被解释变量

(1)企业技术创新(Innovijft)。参考毛其淋(2019)[27]的研究，采用企业新产品销售额的对数值(lnSale)代表创新成果的质量，考虑到有些企业的新产品销售额可能为0，因此采用ln(1+新产品销售额)来计算。在稳健性分析部分，采用企业专利申请量(Patent)代表创新成果的数量。需要说明的是，新产品销售额意味着企业技术创新活动在市场上实现了“惊险且成功的一跳”，体现了创新活动由量变到质变的自我价值，代表着企业创新成果的质量水平。

(2)企业技术创新区域失衡度(Ration_Innove-ms, t)。参考张宝友等(2021)[18]的研究，东部与中西部间的企业技术创新区域失衡度的计算如式(5)：

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

(5)

其中，Innove， i， t代表东部区域第i个企业在第t年的技术创新，Innovms， l, t代表中部和西部区域第l个企业在第t年的技术创新。以此类推可计算出中部与东西部、西部与东中部之间的企业技术创新区域失衡度。

2.核心解释变量

(1)质量基础设施(QIijt)。与以往学者用基础设施投资额这一数量型指标衡量其建设水平不同，本文采用质量基础设施“质量型”指标——我国制造业第t年i省份j行业质量基础设施的效率值作为QIijt的替代，参考张宝友等(2022)[36]的研究，具体计算方法是第t年i省份的质量基础设施投入产出效率值(QQI)与j行业相对研发密度(REEDjt)的乘积。行业相对研发密度(REEDjt)的计算如式(6)：

(6)

(7)

(2)质量基础设施的差异度(Ration_QIe-ms, t)。参考张宝友等(2021)[18]的研究，东部与中西部间的质量基础设施差异度计算如式(8)：

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

(8)

其中，QIe, i, t代表东部区域第i个省份在第t年的质量基础设施效率值，QIms, l, t代表中部和西部区域第l个省份在第t年的质量基础设施效率值。以此类推可计算出中部与东西部、西部与东中部之间质量基础设施的差异度。

(3)知识产权保护的实际强度(IPPijft)。参考沈国兵和黄铄珺(2020)[31]的研究，并与质量基础设施保持一致，也用行业知识产权保护强度替代，等于国家知识产权保护强度与行业知识产权保护程度的乘积，其中，行业知识产权保护程度用行业相对研发密度(REEDjt)替代。另外，ΔIPPijt通过式(9)计算：

ΔIPPijt=|Fact_IPPijt-Ideal_IPPijt|

(9)

其中，Fact_IPPijt、Ideal_IPPijt分别代表第i个省份j行业在第t年的知识产权保护实际强度和最适强度，最适强度参考唐保庆等(2018)[33]的计算方法测算而得。

3.控制变量

参考唐保庆等(2018)[33]、毛其淋(2019)[27]、沈国兵和黄铄珺(2020)[31]的研究，本文控制变量包括：省份教育水平(Eduit)，用高校在校学生数占本省总人口的比例衡量；省份人均GDP(GDPit)，用省份GDP除以总人口得到；政府补贴虚拟变量(Statedumft)，如果企业在第t年获得了政府补贴，赋值为1，否则为0；行业市场集中度(HHIjt)，用2分位行业中企业销售收入计算得到的赫芬达尔指数替代；行业关税率(Traiffjt)，用2分位制造业行业的简单平均进口关税率衡量；企业生产率(TFPijft)，运用固定效应模型估计企业生产率；企业资本密集度(KSijft)，用企业固定资产除以员工总人数衡量。

利用省级质量基础设施和制造业企业技术创新的数据进行假设检验时，式(1)可能存在以下两个问题，本文分别设计了解决办法。

第一，样本自选择问题及其解决方法。我国地域辽阔，各省份经济非均衡发展使得企业在各省份的分布并非随机。质量基础设施建设可提升当地产品质量标准和用工标准，而这意味着不能承受高生产成本与用工成本的企业，只能往西部区域迁移，留下承受能力强的企业，它们往往是生产率高的企业。长期以往，东部区域便留下高生产率的企业，它们也是技术创新的主力军，使质量基础设施投资与企业技术创新呈正相关。参考蔡晓慧和茹玉骢(2016)[2]的研究，本文用企业面板数据固定效应模型处理样本自选择问题，且基于企业技术创新概率和密度两维度估算质量基础设施对企业技术创新决策的影响。

第二，质量基础设施投资的空间溢出效应及其解决方法。已有研究表明，交通、通讯和电力等基础设施具有显著的空间溢出效应。质量基础设施中的计量和标准具有明显的空间正向溢出效应，而合格评定的空间溢出效应为负向(张宝友等，2021)[18]。因此，随着区域经济一体化日益深入发展，忽视质量基础设施的空间溢出效应，将高估质量基础设施的本地效应。参考曹跃群等(2019)[37]的研究，在回归模型中加入质量基础设施投资的空间滞后项，减少估算偏差。为此，构建综合考虑地理距离和经济因素的经济空间权重矩阵，权重公式如式(10)：

(10)

其中，GDPit、GDPjt分别代表第t年i省和j省的人均GDP。式(10)表示，两地距离越短，质量基础设施空间溢出效应越强。加入空间滞后解释变量后，质量基础设施的企业技术创新效应被细分为本地效应和溢出效应。

(三)数据说明

本文所用数据来源于2005—2019年间我国280个地级市质量基础设施数据与制造业上市公司相关数据，并将两者按上市公司注册所在地信息进行匹配。其中，质量基础设施数据来源于2005—2019年的《中国质量监督检验检疫年鉴》、合格评定国家认可委员会公布的《CNAS认证机构、实验室、检验机构认可通报》、国家市场监督管理总局计量司(https://www.jls.aqsiq.gov.cn)公布的相关信息、国家市场监督管理总局公布的《全国检验检测服务业统计简报》和中国合格评定国家认可委员会公布的《认证机构认可年报》等数据整理，部分原始数据来源于课题组的实地调研。制造业上市公司数据主要来源于国泰安数据服务中心(CSMAR),补充性数据来源于上市公司的官网。为与已有文献保持一致，制造业按2017年实施的《国民经济行业分类》(GB/T 4754-2017)又细分为31个大类部门(2位码)。本文研究对象覆盖了我国国有制造业企业以及主营业务收入大于500万元的非国有企业，参考蔡晓慧和茹玉骢(2016)[2]的研究，将样本中企业总资产在75%分位数以上的企业划入大企业行列，把25%分位数以下划入小企业行列。考虑到统计过程中存在少量异常值，本文还剔除了员工为0或行业数据不完整的异常点。最后，质量基础设施只有省市(自治区)和国家层面数据，无法得到产业部门的数据，其以国家层面的数据乘以系数(系数=产业增加值/国内生产总值)估算。

四 实证检验

(一)基准回归

首先利用式(1)检验假设1，结果见表1列(1)—列(4)。表1列(1)只控制了地区、行业、企业和年份等固定效应，QIijt的估计系数显著为正，表明质量基础设施有利于我国制造业企业技术创新，假设1得到验证。列(2)控制了各固定效应和地区层面影响因素，结果显示地区内教育水平与GDP增长有利于企业技术创新，表明人力资本与经济发展水平是企业技术创新的重要影响因素。政府财政补贴对企业技术创新的影响显著为正，表明政府实施优惠政策能显著地促进企业技术创新。列(3)进一步控制了行业层面因素。行业市场集中度对企业技术创新的影响显著为负，说明市场集中度越低，企业间的竞争越激烈，越有利于企业技术创新。行业关税率情况相似，低行业关税率有利于外资企业进入，或是有利于高新技术产品的进口，通过技术溢出效应促进本土企业技术创新活动。列(4)进一步控制了企业层面的影响因素。发现企业生产率和企业资本密集度对企业技术创新影响均显著为正，表明高生产率的企业可以获得较高利润回报，而高利润又有利于企业增加研发投入，形成良性循环。资本密集型企业相比于传统劳动密集型企业，更加注重设备改造与技术创新，有利于企业创新。综上，假设1得到验证。

表1列(5)和列(6)分别代表质量基础设施对制造业中大型企业和小型企业技术创新的影响，均显著为正，但中大型企业的估计系数是小型企业的近三倍，即我国质量基础设施影响企业技术创新的水平存在企业规模的异质性，假设2得到验证。可见，大企业拥有较丰富研发资源，可以通过质量基础设施实现企业研发能力提升，开展技术创新活动。同时，我国质量基础设施虽然提高了公共质量服务水平，但不同规模企业由此获得的收益却不相同。当质量基础设施改善进而扩大市场时，大企业更易利用其品牌及强有力的售后服务获取新客户，挤占小企业的市场份额，实现经济规模效应。另外，质量基础设施投资对企业技术创新的挤出效应也视企业规模而存在差异。政府如果通过融资平台加强质量基础设施投资，会推动融资市场利率上升，而不同规模企业对此的“抗压能力”是不同的。不论是政府还是银行业，出于就业、税收和回收资金等因素考虑，优先保大企业而放弃小企业。因此，对小企业的投资挤出效应明显超过大企业。

其次，运用式(2)检验假设3，结果见表1列(7)。结果显示，知识产权保护有利于企业技术创新，并且在考虑了知识产权保护的调节效应时促进作用更加显著。究其原因，当知识产权保护较弱时，多数企业为了短期内获得经济收益，以模仿为主，创新积极性不高。随着知识产权保护强度在一个适度范围内的提升，受创新经济效应显著企业的示范效应以及违法惩罚力度增大的警示效应影响，企业创新活动增加。另外，IPPijt2估计系数为负，表明知识产权保护对质量基础设施与企业技术创新之间的调节效应呈倒“U”型，即存在知识产权保护的最适强度，假设3得到验证。

表1 基准回归结果

(二)分位数回归结果

运用式(1)测算的结果是基于质量基础设施在均值区间对制造业企业技术创新的作用效果，可能忽略了其在极端值区域的尾部状态特征。实际上，质量基础设施对制造业企业技术创新的影响可能呈非线性关系。相比于技术创新能力较低的传统制造业企业，质量基础设施可以借助技术创新能力较高的现代制造业的优质投入资源和管理组织能力实现两者的快速融合，其影响效果更为积极。为了精确刻画上述两者之间的非对称影响，有效获得质量基础设施和制造业企业技术创新分布的尾部特征，接下来以式(4)分别估算在0.1、0.25、0.5、0.75和0.9分位点上制造业企业技术创新受质量基础设施影响的分位数方程。由表2的回归结果可知，质量基础设施的回归系数均显著为正，表明质量基础设施对制造业企业技术创新各分位点均具有促进作用。并且，质量基础设施的回归系数大小随着分位数的增大而呈现上升态势，表明增加质量基础设施供给更有利于现代制造业企业的技术创新。

表2 质量基础设施影响制造业企业技术创新的分位数回归结果

(三)知识产权保护偏离度差异扩大了我国质量基础设施对企业技术创新效应的区域失衡

运用式(1)检验质量基础设施对企业技术创新的作用是否存在区域差异性，表1列(8)—列(10)分别代表我国东部、西部和中部三个区域质量基础设施对本区域内企业技术创新的影响。结果显示，它们均通过了显著性检验，但各区域估计系数存在差异，东部大于中部，中部大于西部，表明我国质量基础设施确实存在企业技术创新效应的区域异质性。接下来运用式(3)验证假设4。表3列(1)和列(2)是整体制造业的回归结果。结果显示，区域间质量基础设施差异是造成企业技术创新区域失衡的重要原因，而区域内知识产权保护偏离度进一步激化了这种关系。表3列(3)—列(5)是将2005—2019年划分成三个不同时间段的回归结果。结果显示，在考察期内，不仅区域间质量基础设施差异造成了企业技术创新的区域失衡，且影响程度逐渐增加，同时，区域内知识产权保护偏离度对两者关系的激化作用逐渐加强，假设4得到验证。

表3 区域质量基础设施差异、知识产权保护偏离度与企业技术创新区域失衡关系检验

(四)稳健性分析

1.替换企业技术创新指标。使用企业专利申请量(Patent)衡量企业技术创新成果数量进行稳健性分析。为进一步考察企业创新模式的差异，本文将专利申请分为发明专利申请(Patenti)和实用新型专利申请(Patentu)两类。发明专利必需具备“新颖性、创造性和实用性”等特征，而实用新型专利则只需类似的专利申请之前未曾被批准过，可以认为它们分别代表了企业高端创新模式和低端创新模式。表4列(1)、 列(2)显示，我国质量基础设施对企业技术创新成果产出具有显著影响，且质量基础设施对企业实用新型专利的影响更大。说明面对日益增强的规制成本压力，制造业企业不得不开展技术创新活动加以应对。但质量基础设施对实用新型专利的影响要大于对发明专利的影响，表明质量基础设施建设并未促使我国制造业企业真正摆脱过度追求专利数量的现状。当然，上述结论依然可以证明基准回归结果是稳健的。

2.替换质量基础设施指标。质量基础设施作为一个由计量、标准和合格评定三要素组成的技术支撑体系，能否通过制度特征和技术特征影响到企业研发能力和融资约束进而促进企业创新活动，不仅与自身的投入产出效率密切相关，更与三者各自投入产出效率及其协调发展密切相关(张豪和蒋家东，2020[16]；张宝友等，2021[18])。因此，本文分别采用计量、标准和合格评定各自的投入产出效率值，以及三者的耦合系数作为质量基础设施指标替代变量，具体计算时仍用效率值(或耦合系数)和行业相对研发密度(REEDjt)的乘积。检验结果见表4列(3)—列(6)，这与表1列(7)的基准回归结果一致。

3.替换知识产权保护实际强度(IPPijt)指标。选取樊纲和王小鲁历年的《中国市场化指数》中的知识产权保护指标(记作IPPchina)作为知识产权保护实际强度的替代指标。与前文一样，仍然乘以行业研发密度作为行业知识产权保护强度。检验结果见表4列(7)，质量基础设施、IPPchina和两者交叉项的估计系数均显著为正，表明基准回归结果是稳健的。

4.内生性问题。主要包括了遗漏变量和反向因果可能造成的内生性问题。已有文献表明，外资进入和技术性进口均能提升国内企业创新水平(毛其淋，2019[27]；沈国兵和黄铄珺，2020[31])，外资进入(FDIijt)用第t年i省份j行业外资进入额度的对数值替代，技术性进口(IMTEijft)用企业进口技术含量衡量，计算方法详见Cohen(2009)[30]的研究。回归结果如表4列(8)所示，外资进入的估计系数为正但不显著，而进口技术含量的估计系数显著为正，表明后者能显著促进企业技术创新。在添加控制变量后，交叉项IPPijt×QIijt的估计系数依然显著为正，证明基准回归结果是稳健的。对于反向因果可能引致的内生性问题，主要采用滞后一期回归进行处理，表4列(9)显示：质量基础设施滞后项与知识产权保护强度滞后项交叉项的估计系数仍显著为正，证明基准回归结果是稳健的。

表4 稳健性检验

五 进一步分析：作用渠道

本文在理论分析部分指出，质量基础设施通过提升企业研发能力和降低融资约束两种渠道促进企业技术创新，接下来将利用中介效应模型对上述作用机制进行检验。具体模型设定如下：

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是中介变量，分别代表企业研发能力(Innoabilityijft)和融资约束(Finaconstijft)，具体用企业全要素生产率和企业应收账款占销售收入比率衡量(于洪霞等，2011[38]；张杰，2015[39])；CRL为控制变量向量。本文对QIijt、IPPijt及其交叉项的估计系数感兴趣，具体就是关注γ1和θ4是否在统计上显著。检验步骤如下：首先，检验式(11)中的系数β1，如果显著为正则表明质量基础设施有利于企业技术创新；其次，检验式(12)中的系数γ1和式(13)中的系数θ4，如果两者均统计显著，则代表存在中介效应；最后，检验式(13)中的系数θ1，如果统计上不显著，说明存在完全中介效应，如果系数θ1和θ4均统计上显著，表明具有部分中介效应。在上述中介效应检验过程中，对所有连续变量进行中心化处理。

表5报告了检验结果。列(1)是式(11)的估计结果，系数β1显著为正，表明质量基础设施显著促进企业技术创新。列(2)以企业研发能力为因变量，系数γ1显著为正，表明质量基础设施有利于提升企业研发能力。列(3)是以企业融资约束为因变量的估计结果，系数γ1显著为负，表明在控制了其他变量之后，质量基础设施有利于增强企业融资能力。列(4)—列(6)进一步报告了因变量对自变量和中介变量影响的回归结果，可以看出，企业研发能力的系数显著为正，表明企业研发能力的提升能促进企业技术创新，而企业融资约束的回归结果正好与企业研发能力相反，表明企业融资约束确实是阻碍企业技术创新的关键因素。更有意思的发现是，表5列(6)是同时将企业研发能力和融资约束两个中介变量加入回归模型后的估计结果，质量基础设施对企业技术创新的估计系数值又比列(4)和列(5)下降了一些，表明两者在质量基础设施促进企业技术创新过程中具有重要意义。综合上述检验结果，可以认为质量基础设施通过企业研发能力和融资约束两种作用渠道影响了企业技术创新。

表5 基于中介效应的渠道检验回归

六 结论与启示

本文基于2005—2019年我国制造业企业数据与其他统计年鉴的数据，研究了质量基础设施对制造业企业技术创新的影响。结果表明：(1)质量基础设施建设有利于制造业企业技术创新，其作用渠道是提升研发能力和减弱融资约束。(2)基于经济规模效应和投资挤出效应差异视角，质量基础设施建设对大企业(或技术创新能力强的企业)技术创新的影响明显大于对小企业(或技术创新能力较弱的企业)技术创新的影响，且质量基础设施对企业技术创新的影响存在区域非均衡特征。(3)知识产权保护对质量基础设施与企业技术创新关系存在倒“U”型的调节作用，且受各区域知识产权保护偏离度影响，质量基础设施对企业技术创新影响的区域非均衡程度呈扩大趋势。上述研究结论在考虑质量基础设施、企业技术创新、知识产权保护等指标的替代变量以及内生性问题后仍然稳健。

由研究结论得到的启示为：一是大力推动质量基础设施建设。首先，政府部门要坚持优化质量基础设施建设环境，在加快出台顶层质量基础设施体系设计和发展计量测试、标准化服务和合格评定等新兴服务业态的同时，协调好三者的关系以及设计较合适的知识产权保护强度，加快培育壮大质量基础设施“一体化”服务平台。其次，政府需要制定相关产业政策，促进企业研发能力提升和企业融资渠道畅通，使质量基础设施对企业技术创新的促进作用最大化。二是要拓展质量基础设施的应用场景，加强质量基础设施与制造业尤其是传统制造业的尝试融合。首先，要充分掌握质量基础设施在不同区域不同行业的影响机理与融合方式，分地区、分行业推动质量基础设施在产业智能化、自动化和数字化制造中的普及与应用；其次，要鼓励和引导与质量基础设施相关的供应商和服务商的发展，更多地依靠市场力量推动适应市场需求的质量基础设施建设。