契约执行制度对出口产品质量的影响研究——基于企业创新视角

一、引言及文献综述

加入WTO以来，中国对外贸易迎来“爆发式”增长的同时，出口商品结构不断优化，国际竞争优势不断增强。工业制成品出口占比从1980年的49.7%增长到2020年的95.5%，年均增幅16.3%；化学品、轻纺产品、橡胶制品及矿冶产品出口占比逐年减少，机械及运输设备在工业制成品出口中的占比却逐年上升，已从9.4%增加到50.6%

。可见，出口商品结构优化主要源于我国低要素成本优势、全球产业结构调整过程中的产业链分割及其国际梯度转移

。不容忽视的是，在积极融入国际分工体系、嵌入全球价值链的同时，我国的比较优势主要集中于劳动密集型产品、高技术产品的劳动密集型生产环节，以至于“出口产品质量提升”成为未来构建新发展格局的重点和难点。在推动外贸转型发展的背景下，我国不仅面临自然资源、劳动力等内部约束，新冠肺炎疫情带来的有效外需不足和全球供应链受挫、贸易保护主义和单边主义盛行、全球经济发展不稳定因素增多等外部环境也将严重制约对外贸易发展。因此，原有的粗放型外贸发展方式亟需转变，而提高出口产品质量是解决这一问题的根本途径之一。

企业是科技创新和提高出口产品质量的主体。除一般生产要素外，创新活动还需高质量的人力资本、物质资本、中间品。创新成果源于各类要素间的有机融合，这种融合的深度和广度决定了创新成果的质量，它离不开契约及与契约执行相关的制度。契约是现代市场经济最基本的构成要素，契约执行制度是保障契约执行的一系列制度安排的总和。原材料及中间品采购、劳资关系确立、人力资本及物质资本投资、产品销售等几乎所有生产经营环节都离不开契约。相关研究表明，越复杂的高技术产品对契约的依赖程度越高，因为这些产品的投入要素间、各生产环节间的相互依赖程度更强，各方的特定关系型投资更多

。与此同时，契约及其执行具有不完全性

，需外在制度加以约束。如果缺乏保障契约执行、创新收益分配、产权保护等方面完善的契约执行制度，创新成果将无偿地外溢，价格机制扭曲，创新积极性受损，从而不利于企业创新和产品质量提升。良好的契约执行制度不仅可提高契约执行效率，加强交易各方合作，刺激生产和投资，还是各方形成稳定预期的根本保证。基于此，本文探讨契约执行制度在企业科技创新和提高出口产品质量中的重要作用，为我国提高出口产品质量、实现外贸高质量发展提供新的分析视角和解决路径。

与本文密切相关的文献主要包括两类：一是契约执行制度及其贸易效应；二是出口产品质量的影响因素。

在契约执行制度对国际贸易影响的理论研究层面，现有文献主要集中于制度如何影响并形成一国的比较优势。良好的契约执行制度通过行业契约密集度差异、企业生产决策行为、中间品生产、特定关系型投资、降低交易成本等途径形成一国的比较优势

。Williamson(1985)认为契约执行制度不完善显著影响企业的生产决策，促使其将更多生产经营活动“内部化”以获取更多“剩余控制权”。在跨国公司主导的国际分工环境下，它必将影响一国的贸易模式

。Li等(2013)认为良好的制度环境能降低交易成本和促进贸易，且主要是通过减少交易伙伴间的机会主义行为来实现的

，而交易成本的降低和契约内容的实现则提高交易效率，促进生产的专业化分工，进而提升企业生产效率和技术水平

。也有学者持相反的观点。Gibert和kristiansen(2018)认为上游企业开发技术并转让给下游企业，由于契约执行不完全，出让方会降低特许权使用费并减少利润，此时下游企业的创新活动增加

。

契约执行制度贸易效应的经验研究主要体现在两个方面。一是契约执行制度对贸易规模和贸易收益的影响。经验研究结果无一例外地证明良好的制度环境对扩大贸易规模和增加贸易收益的积极作用

。Acemoglu等(2005)认为16—19世纪荷兰和英国的贸易发展及巨额财富积累源于其优良且不断改进的制度，而葡萄牙、西班牙等国却没有从制度改善中获益

。此外，尽管转型国家和新兴市场国家的制度建设相对不足，制度改善对其进出口的积极影响也同样显著

。二是契约执行制度对贸易结构的差异化影响，体现为国家(地区)差异性、产品(行业)差异性和企业差异性。Ranjan和Lee(2007)发现异质性商品更易受伙伴国契约执行制度的影响(与同质性商品相比)，出口国契约执行制度对双边贸易的影响更显著(与进口国相比)

。张杰等(2010)、茹玉骢和张利凤(2011)分别从制度质量和契约执行效率层面解释中国地区间产业比较优势差异的原因

。刘鹏飞和李俊青(2018)认为契约执行制度对国有企业全要素生产率的促进作用更大

。Feenstra等(2012)发现加工贸易和外资企业(尤其是独资企业)出口更易受契约执行制度的影响

。

出口产品质量及其影响因素一直是对外贸易领域研究的热点。影响出口产品质量的因素很多，包括产业集聚、企业生产效率、贸易自由化等

。制度及企业创新对出口产品质量的影响是与本文密切相关的文献。制度质量、贸易壁垒、贸易便利化、非正式制度等是影响出口产品质量的重要制度因素，相关研究一致认为良好的制度环境在不同程度上促进了出口产品质量提升

。企业创新对出口产品质量影响的研究主要从两方面展开。一是探讨企业创新的直接影响。企业生产效率越高，承担高质量产品生产所需的高成本的能力越强，进而推动更多高质量产品出口

。曲如晓和臧睿(2019)从宏观层面分析自主创新对中国制造业出口产品质量升级的积极影响

。二是把企业创新作为影响出口产品质量的中介渠道。多数文献认为企业创新作为中介变量对出口产品质量提升具有正向作用。比如，对外直接投资和制造业服务化对出口产品质量提升的促进作用均部分地通过企业创新渠道来实现

。当然，也有与此相反的观点。宋跃刚和郑磊(2020)认为企业创新能直接促进产品质量提升，但制约了中间品进口对出口产品质量提升的正向作用

。

现有文献较多研究契约执行制度对一国或地区甚至某些产业比较优势的影响，较少从企业层面展开分析，而企业又是形成上述比较优势最根本的来源。同时，研究企业创新的出口产品质量中介效应主要从中间品进口、对外直接投资等视角展开，鲜见分析契约执行制度在企业创新和促进出口产品质量提升中的作用机制。沿着这一思路，本文试图细致考察契约执行制度如何通过企业创新影响出口产品质量提升，不仅有助于探寻契约执行制度在我国外贸转型发展中的重要作用，对各级政府如何激励企业创新进而提高出口产品质量也具有很强的现实指导意义。

二、影响机制分析

由于契约及其执行的不完全性，企业之间极易产生机会主义行为、逆向选择和道德风险等问题，因而需良好的契约执行制度以促进交易和鼓励创新，进而提高出口产品质量。

相对于物质资本的固定性和易控性，企业对人力资本及其投资的管理较难。在企业(尤其是广大中小企业)管理制度普遍不完善的背景下，不完全的劳动契约既无法激励企业进行人力资本投资，也难以激励高技术员工深入学习和开展创新活动。此时，执行完备的劳动合同相关法律、劳动仲裁等制度安排能有效保障劳资双方的合法权益，并对人力资本投资形成良好激励，从而提高企业科技创新绩效和出口产品质量。Costinot(2005)认为在不完全契约条件下，企业劳动分工过程中极易遭遇道德风险问题，进而影响生产团队规模、复杂产品生产效率及利润获取，产生严重的逆向选择问题，不利于出口产品质量的提高

。程锐和马莉莉(2020)研究发现1999年高校扩招引起的高级人力资本增加显著促进了中国制造业出口产品质量提升

。改善企业雇佣结构也能显著促进出口产品质量升级

。不仅如此，中间品质量与企业雇佣结构之间还存在显著的互补性，中间品质量越高，企业雇佣结构对出口产品质量升级的促进作用越明显

。基于以上分析，我们提出假设1：良好的契约执行制度能弥补劳动契约不完全带来的人力资本投资不足的缺陷，激励人力资本投资尤其是高级人力资本投资，进而提高企业科技创新绩效和出口产品质量，即产生“人力资本投资效应”。

高质量产品的生产研发需大量特定关系型投资和中间品。Nunn(2007)认为当最终品制造商需中间品供应商为其定制产品时，各自的投资是基于这一特定关系展开的，契约不完全导致特定关系型投资不足，尤其是生产过程复杂且需大量中间品的契约密集型行业(往往也是技术密集型行业)。进一步研究发现，契约执行制度质量较高的国家在特定关系型行业更具有比较优势

。同时，中间品在提高最终品质量中也具有重要作用，制度环境不仅直接提高企业生产效率和促进出口产品质量升级，还强化中间品贸易自由化对企业生产效率和出口产品质量的影响

。此外，高质量产品的生产研发还需良好的契约执行制度作为保障，以激励企业的高技术选择。契约不完全通过抑制中间品供应商的投资水平和技术选择而影响最终品的比较优势

。契约越不完全，中间品供应商选择先进技术后被最终品制造商“锁定”的风险越大，中间品生产投资不足情况也越明显，尤其是中间品在最终品生产中越重要时，该影响更为显著。由于契约不完全在很大程度上源于契约执行制度不佳，因此契约执行制度成为阻碍企业投资行为和技术选择的重要因素，最终阻碍出口产品质量提升。高技术产品研发及生产的不确定性很大，逆向选择问题更明显，因而需良好的外部制度环境以鼓励企业选择先进技术

。基于以上分析，我们提出假设2：良好的契约执行制度减少研发不确定性，增加特定关系型投资，激励企业选择更先进的技术生产，进而提高生产效率和出口产品质量，即产生“先进技术选择效应”。

市场中的侵权行为不仅无法保障企业的研发收益，难以为科技创新活动提供持续的源动力，还不利于社会营造良好的创新氛围并促进一个国家整体技术水平的提升。不完全契约条件下的最终品制造商与中间品供应商(不论国外还是国内)之间存在利益博弈，若中间品生产技术很容易被最终品制造商模仿，则中间品供应商无法获得与其投资相匹配的利益索取权，增加了其投资被“锁定”的风险

。在契约密集度越高的产业，最终品制造商的机会主义行为倾向越明显，此时更需良好的契约执行制度保障中间品供应商的投资权益，并提高最终品的技术水平。同时，创新保护还通过提高中间品质量和激励企业技术创新来促进出口产品质量提升

。由于社会信用体系缺失和知识产权保护制度缺位，我国出口市场出现较多的代工或贴牌现象，广大中小企业只需用较低的模仿成本即可生产出与研发产品功能类似的替代品，高科技企业却要承担前期较高的研发成本和创新失败的巨大风险而难以享受更多出口收益，这显然不利于高技术企业技术研发和产品竞争力提升

。基于以上分析，我们提出假设3：良好的契约执行制度能降低研发成果被侵权的风险，在一定程度上保障了创新收益并激励企业的持续研发行为，进而从整体上提高一国出口产品质量，即产生“创新权益保障效应”。

目前，激光淬火技术的研究、开发、应用还处于上升阶段，在形状较为复杂的工件中仍存在一些问题。但是，激光淬火是一新型的热处理前沿技术，采用此技术可以解决传统表面淬火难以实现的技术目标。并且在淬火生产中，不需要任何冷却介质，符合国内外热处理行业规定的“少无氧化生产、绿色生产”的环保发展目标要求，在今后国内钢铁冶金、汽车、国防建设、航天航空等领域会发挥越来越重要的作用。

三、模型设定及数据说明

(一)模型设定与变量选取

根据前文所述，良好的契约执行制度通过“人力资本投资效应”“先进技术选择效应”和“创新权益保障效应”三条路径激励企业创新并提高出口产品质量。这里，借鉴祝树金和汤超(2020)的做法，我们使用中介效应模型检验契约执行制度通过企业创新渠道影响出口产品质量

，并设定如下的模型：

=

+

+

+

+

+

(1)

=

+

+

+

+

+

(2)

3.企业创新力度(

)。企业创新力度具有许多外在表现形式，包括专利申请数量、技术改造项目或资金使用情况、采用新生产技术(方法/工艺)、开拓新市场、创新企业管理方法及组织方式等方面。前三种反映了企业创新力度，最终均呈现为创新成果，加上企业层面数据的可获得性难题，本文选用企业每年的新产品价值来间接衡量其研发能力和创新力度。企业创新最直接地体现为产品质量提升和市场竞争力增强，这种促进作用在契约执行制度质量更高的地区更明显，因此预测公式(3)中的

>0。

(3)

其中，下标

、

、

、

分别表示省份、行业、企业和年份，

表示出口产品质量，

和

分别表示契约执行制度和企业创新力度，

为扰动项。根据中介效应模型的“三步”检验法，在

、

、

显著不为0的情况下，

=0或

<

时，中介效应成立，说明契约执行制度通过企业创新影响出口产品质量。

为控制中介变量后契约执行制度对出口产品质量的直接影响效应，

×

为间接影响效应(即中介效应)。

表示控制变量，参考许家云等(2017)、李俊青和苗二森(2018)的做法

，这里选取的企业层面控制变量包括企业年龄、资本-劳动比、融资约束、补贴强度、员工平均工资、销售收入及省级层面控制变量人均GDP。

表示省份、行业和企业层面的固定效应变量，

表示年份固定效应变量。

(二)指标测度及说明

1.出口产品质量(

)。根据现有研究，地区、国家或行业层面的出口产品质量可用出口技术复杂度来衡量，且大多采用Hausman等(2005)的方法进行测算

。具体分为两个步骤：首先，以一国某行业出口占总出口的比重作为权重计算的该国人均收入表示该产业的出口技术复杂度；其次，以各行业出口占该国总出口的比重为权重，采用该国所有出口行业的出口技术复杂度的加权平均值来测度该国整体的出口技术复杂度。虽然诸多学者依据研究目的对此进行了各种改进和拓展，但均以该思路为核心。沿着这一分析思路，本文以企业出口占其主营业务收入的比重来衡量企业层面的出口产品质量，因为在“质量为王”的激烈市场竞争中，出口规模越大，说明出口产品的市场竞争力越强，其质量也越高。

2.契约执行制度(

)。我国制度质量的地区差异性已得到广泛证实

。本文使用中国经济改革研究基金会国民经济研究所的“市场化进程相对指数”中“对生产者合法权益的保护”这一分项指标衡量各省份契约执行制度的质量。该分项指标以各地区经济案件收案数量与地区GDP的比重、经济案件结案数量与收案数量的比重分别表示市场秩序和执法效率。前者的比重越大，说明生产者合法权益受到较多侵害，市场秩序不佳；后者的比重越大，说明人民法院执法效率越高，法律制度环境越好。这与前述的影响机制部分的思想非常接近。刘鹏飞和李俊青(2018)、罗煜等(2016)采用该指标分别测度了中国地区间的契约执行效率和司法系统的执法水平

。总体来看，高效率的契约执行制度能更好地激励企业创新，创新成果被盗用的可能性降低，交易成本下降，更有利于企业提高出口产品质量，因此预测

>0、

>0、

≥0。

有计划、有步骤地规划建设具有现代物质装备、现代科技支撑、现代管理水平，生态效益、经济效益、社会效益相统一的现代城区，力求将景城区建设成为现代产业、医疗、科教、居住和旅游的先行区和示范区。

=

+

+

+

+

+

+

4

控制变量。(1)企业年龄(

)，以2020减去开业年份表示。(2)资本-劳动比(

)，以固定资产总额与企业员工人数之比表示，反映单位劳动者的资本赋值和企业生产的资本密集度。(3)融资约束(

)，以每年企业利息支出与固定资产总额之比表示。(4)补贴强度(

)，考虑到部分企业没有补贴收入，为增加样本容量，我们以补贴收入加1后与销售收入之比表示。(5)员工平均工资(

)，以企业每年支付的工资总额与员工人数之比表示。(6)销售收入(

)，以企业每年主营业务收入表示。(7)人均GDP(

)，主要是考察各省份市场规模对出口产品质量提升的影响。为减少实证分析中的异方差问题，新产品价值、销售收入和人均GDP均取自然对数。

第1次追肥在春茶开采前50天，每亩茶园用尿素8～10公斤开浅沟5～10厘米施用，或表面撒施+施后浅旋耕(5～8厘米)混匀。第2次追肥在春茶结束重修剪前或6月下旬，每亩用尿素8～10公斤开浅沟5～10厘米施用，或表面撒施+施后浅旋耕(5～8厘米)混匀。

(三)数据来源及处理

他的坚持与努力，让每一个人都受到了鼓舞，跟随着他先后完成黑龙江省佳南实验农场河道改移工程、黑龙江省佳南实验农场道路改移工程、佳木斯站综合改造工程和平街下穿工程、佳木斯市政道路学府街公铁立交工程、佳木斯市政道路通江街及通园巷公铁立交工程。在每一次的工程建设中，王维振经常熬到深夜，研究施工方案及倒行方案，攻坚克难解决拆迁等一系列卡脖子问题。随后，身先士卒参与节点兑现，吃在现场、住在现场，连续奋战助力工程开通。

四、实证检验

(一)基准回归检验

在上述三种情况下，加入所有控制变量后的契约执行制度系数均显著为正，但均比没有控制变量时要小。若同时考虑直接和间接影响效应，企业销售收入和人均GDP的系数均在1%的水平上显著为正，企业年龄、资本-劳动比和补贴强度的系数在不同的显著性水平上为负。员工平均工资的系数为正、融资约束的系数为负，二者均未通过显著性检验。可见，企业收入不仅为其研发活动提供强大的资金保障，还为出口产品质量提升贡献来自使用者源源不断的真实可靠的改进意见。在国内市场分割现象尚未得到有效缓解的观察期内，较高的人均收入为企业销售提供广阔的国内市场，并为出口产品质量提升和种类优化奠定坚实的基础，这与易先忠等(2014)的研究结论一致

。企业年龄、资本-劳动比、融资约束、补贴强度均没能对出口产品质量产生积极影响。但需说明一点的是，企业年龄、资本-劳动比、补贴强度三个指标均积极推动了企业创新，说明企业经营时间越长，越能通过“干中学”强化技术创新。同时，资本禀赋也是企业创新的重要支撑。

文中各省份的GDP数据来源于《中国统计年鉴》，并以1998年为基期进行价格平减后得到。人口数据来自《新中国六十年统计资料汇编》，企业层面的数据来源于《中国工业企业数据库》。2004年，工业企业统计数据增加了许多新内容的同时，原有指标部分缺失(如企业规模、出口交货值等)且1998年以前该数据库处于试运行阶段，因此本文选择1998—2013年(除2004年外，下同)作为样本的观察期

。在具体样本企业的处理上，我们遵循如下的思路：选择出口交货值大于5万元且新产品价值大于5万元的企业；剔除企业年龄小于0、固定资产合计为空或小于(等于)0、出口交货值占企业主营业务收入大于1或小于0的企业。由于西藏没有满足上述条件的企业，海南满足上述条件的企业非常少(1998和1999年仅有2家，2000年3家，2001—2003年为0)，因此省级样本剔除西藏和海南后共计29个省份，最后得到样本企业71441个。

孙莉军介绍到，当前，工业区已建立起一个立体的环境监测网络，不仅对地面的生产企业实行监控，而且对大气实施自动监测。通过与国家安全科学研究院合作，工业区在30家重点企业周围安装VOCs网格化监控系统传感器，依托监测体系的实时数据，分析各项污染物浓度趋势，形成月度报告，为改善区域环境质量提供依据。同时，工业区推进雨水三级应急体系建设，包括24个入河口水闸，企业雨水应急阀门和河道联闸联控系统，进一步降低工业区水污染风险，提升水污染突发事故的应急处置能力。

这里，我们运用1998—2013年29个省份企业层面的面板数据实证检验契约执行制度和企业创新力度对出口产品质量的影响。众所周知，不管省份、行业还是企业层面，均存在个体异质性，所以回归时不能使用混合回归。同时，从逻辑上看，反映个体特征的变量与回归方程中其他解释变量之间存在很强的相关性，因此应选用固定效应模型进行回归。通过Hausman检验，公式(1)—(3)的p值均在1%的显著性水平上拒绝原假设，故选择固定效应模型是合理的。固定效应回归主要考察个体组内离差信息，即使个体特征与其他解释变量相关，其估计结果也是一致的，因而能较好地避免解释变量间的多重共线性问题。

表1报告了基准回归检验的结果。(1)列仅考虑契约执行制度对出口产品质量的影响，(2)列加入了所有控制变量。在此两种情形下，契约执行制度均在1%的水平上显著为正，说明在契约执行制度质量越高的地区，企业出口产品质量越高。在此基础上，根据中介效应的“三步”检验法对公式(2)进行估计。从(3)、(4)列可看出，契约执行制度显著促进企业创新，加入控制变量后的系数有所下降但仍显著。进一步地，(5)、(6)列是对公式(3)回归的结果，发现企业创新力度的系数显著为正，契约执行制度的系数与公式(1)相比均呈不同程度下降。这说明中介效应成立，契约执行制度不仅直接促进出口产品质量的提高，还通过企业创新渠道间接提高出口产品质量。α

×β表示契约执行制度通过企业创新对出口产品质量的间接影响效应。在考虑控制变量的情况下，契约执行制度通过企业创新对出口产品质量提升的间接影响效应为0.0015、直接影响效应为0.0105，间接影响效应占总效应的12.5%。

(二)分类估计：产业类别

契约密集度越大的产业，在契约执行制度质量越高的地区，其比较优势越明显

。参考Nunn(2007)对行业契约密集度的测算结果

，我们将《中国工业企业数据库》中的二位码产业与之匹配，选出具有代表性的4个产业：纺织业(17)；交通运输设备制造业(37)；电气机械及器材制造业(39)；通信设备、计算机及其他电子设备制造业(40)

。由于基准回归已验证中介效应成立，因此本文直接利用公式(3)对代表性产业进行回归(结果见表2所示)。可见，4个产业的契约执行制度和企业创新力度的系数均显著为正，加入所有控制变量后的结果依然显著。同时，4个产业的回归系数还呈现一定的规律性：除纺织业外，通信设备、计算机及其他电子设备制造业的契约执行制度系数最小，然后依次为交通运输设备制造业和电气机械及器材制造业，这与Nunn(2007)的测算结果排序一一对应

，说明在契约执行制度质量越高的省份，契约密集度越高的产业和企业的出口产品质量更优。另外，4个产业的企业创新力度系数在纺织业最小，然后依次为通信设备、计算机及其他电子设备制造业，交通运输设备制造业和电气机械及器材制造业，说明契约密集度越高的产业，企业创新对契约执行制度的依赖程度越高。此外，其他控制变量的回归系数符号与基准回归一致，虽然显著性水平不同。当然，这种显著性水平的差异与产业特征有关。

不同所有制类别的企业对契约执行制度的依赖程度也不同

。利用公式(3)对企业进行分类回归的结果见表3所示

。可见，契约执行制度和企业创新力度的系数均显著为正。进一步地，不管契约执行制度还是企业创新力度，其系数均满足以下特征：民营企业的系数最大，其次是外资企业，国有企业的系数最小。这说明契约执行制度对民营企业创新和出口产品质量提高的影响最大，对国有企业的影响最小。民营企业难以通过人际关系等非正式制度与政府各部门建立并保持良好关系，解决各类纠纷只能依靠正式制度，其出口产品质量的提升也更多依赖于正式的契约执行制度。外资企业在技术、市场、资金、供应链等方面的强大优势使其出口产品质量受契约执行制度的影响相对较小。由于国有企业承担更多的创新性研究甚至基础性研究，受契约执行制度的影响更多地体现在企业创新上，而非出口产品质量提升上。加之与政府千丝万缕的联系，国有企业出口产品质量较少受正式制度的影响。

(三)分类估计：企业所有制类别

阿姨，您现在见不到李碧汝，将来会见到的。我们帮您找，但现在您得配合我们。您告诉我，是不是瞄了许武生好长时间了？

(四)稳健性检验

通常，实证分析中可能产生因测量误差、逆向因果关系和遗漏变量而带来的估计偏误。首先，现有文献对契约执行制度的测度标准各不相同，因此可能存在测量误差。该误差一旦出现，基准回归中核心解释变量的系数可能被低估，若能克服测量误差，其系数应比基准回归中的结果更大，从而进一步强化前文的研究结论。这里，我们选用世界银行《2008中国营商环境报告》中强制执行合同指标数据进行稳健性检验。其次，逆向因果关系不存在或不明显的理由为：制度环境是企业生产经营的外部宏观环境，企业一般难以显著影响宏观环境。因此，只存在契约执行制度作用于企业创新和出口产品质量，而不存在反向影响或反向影响不明显。最后，加入较多的企业层面和省级层面的控制变量，以尽可能解决遗漏变量问题。尽管如此，遗漏变量问题也难以彻底解决，因为影响企业创新和出口产品质量提升的变量众多，根本无法穷尽。这里，我们将被解释变量的滞后一期作为解释变量，运用动态面板数据进行估计，可较好地解决遗漏变量和可能存在的逆向因果关系问题

。

1.使用世界银行的强制执行合同指标。世界银行《2008中国营商环境报告》测度了中国2006—2007年30个主要省会城市(或地区首府)企业经营便利化程度，以反映该省份的营商环境。其中，强制执行合同指标以司法系统解决私营企业商业纠纷案件的诉讼时间、诉讼程序数量和诉讼成本来衡量，诉讼时间越短或诉讼程序数量越少或诉讼成本越低，说明契约执行制度质量越高。尽管它具有一定的科学性和权威性，但由于其调查年份主要为2006年，不能用于面板或时间序列分析，仅常用于稳健性检验

。这里，我们将各省份的诉讼时间和诉讼成本分别除以全国平均水平并予以标准化处理，然后取倒数将负向指标正向化，经简单的算术平均后得到各省份的强制执行合同的效率指标，以反映各省份的契约执行制度质量。表4的(1)、(2)列汇报了采用2006年数据和公式(3)进行OLS回归的估计结果，发现契约执行制度的系数在1%的水平上显著为正，说明选择“对生产者合法权益的保护”作为衡量契约执行制度的指标是合适的，并未产生明显的因测量误差带来的估计偏误。加入控制变量后的契约执行制度的系数也显著为正。

2.加入被解释变量滞后项的动态面板估计。为更好地解决遗漏变量问题，同时考虑到企业创新和出口产品质量提升的持续性特征，我们将出口产品质量的滞后一期作为解释变量，构建动态面板数据模型进行估计。为提高估计效率，本文使用系统GMM法对其进行估计。在使用系统GMM法估计时，需对原有的解释变量予以归类。出于研究目的，我们将原来的控制变量设定为外生变量，契约执行制度和企业创新力度设定为内生变量。同时，将稳健标准误作为估计系数的标准误，以减少异方差可能带来的影响。表4的(3)、(4)列是采用“两步法”对公式(3)进行系统GMM估计的结果。(3)列仅考虑内生变量，(4)列同时考虑内生和外生变量。可见，被解释变量滞后一期作为解释变量的系数在1%的水平上显著为正，加入滞后二期的被解释变量时，其系数也为正但不显著。契约执行制度和企业创新力度的系数均在不同的水平上显著为正，再次证实了基准回归结果的稳健性。所有χ

统计量在1%的水平上显著，进一步说明本文选择的解释变量是有效的。对工具变量进行Sargan过度识别检验后发现，估计结果在1%的水平上显著，接受所有工具变量都有效的原假设，表明系统GMM估计是有效的。

五、结论及政策启示

本文考察契约执行制度如何通过企业创新影响出口产品质量，运用我国29个省份1998—2013年的工业企业数据进行实证检验，得出如下的几点结论：完善的契约执行制度不仅直接促进出口产品质量提升，还通过激励企业创新渠道间接推动出口产品质量提升；契约执行制度质量越高的地区，企业和劳动者都将更多地投资人力资本，以弥补劳动契约不完全带来的投资不足，产生“人力资本投资效应”；激励企业进行特定关系型投资和选择先进技术，产生“先进技术选择效应”；保护企业创新成果，产生“创新权益保障效应”。从产业类别来看，契约密集度越高的行业，在契约执行制度质量越高的省份，其生产效率越高，企业创新的边际效应越大、出口产品质量更优；从企业所有制类别来看，契约执行制度对民营企业创新和出口产品质量提升的影响最大，对国有企业的影响最小。改变核心解释变量的测度方法和运用系统GMM法估计后，结果依然显著。

省级广播电视大学教师的身份是高校教师，而基层电大教师则属于辅导教师，从身份上看，基层电大教师是被边缘化的，处于高校教师与职校教师的中间地带，缺乏社会认同感。在“互联网+”开放教育新模式下，网络技术及多媒体技术在教学中的广泛应用，对教师教学能力要求更高。然而，基层电大教师对于科研、业务培训及专业进修参与不多，造成课程辅导教师在远程教育理念、理论、媒体特征等知识和网络教学系统设计能力等方面有不同程度的欠缺。

本文的政策意义也非常明显。第一，在加快外贸转型升级、推动经济高质量发展、积极应对新冠肺炎疫情带来众多不确定性因素的背景下，提高出口产品质量是构建新发展格局的重要路径之一。因此，须完善科技创新体制机制，为企业研发活动提供更宽松、更规范、更优良、更有竞争力的制度环境，更好地激发企业创新活力、保障其创新收益，毕竟企业才是科技创新的主体。第二，虽然我国在改善制度环境方面取得了巨大成就，但在完善合同法律法规体系、提高合同纠纷解决效率、保护知识产权等方面还有许多工作要做。第三，制度质量差异已被认为是地区间经济发展差距难以缩小的最根本原因，因此各级政府(特别是中西部地区)仍需花大力气加强制度创新，为企业创新、缩小发展差距和地区经济可持续发展提供不竭动力。第四，由于对契约执行制度的依赖具有行业差异性，在“质量为王”的市场竞争环境中，更需政府科学制定战略性贸易政策，在保障企业创新利益的前提下，更好地发挥创新的外部经济效应，最终从整体上提高出口产品质量。

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