智慧城市建设与企业出口产品质量升级

景国文

（南开大学经济学院，天津 300071）

一、引言与文献综述

伴随着中国经济持续增长，中国对外贸易快速发展，进出口规模位居世界前列。但是，多年来由于依靠廉价劳动力等比较优势，中国企业出口竞争更多是依靠价格优势，而非质量优势，导致企业出口竞争力薄弱。而且，受到国际贸易摩擦、贸易保护主义抬头等因素的影响，中国企业出口面临较大的不确定性，因此需要提高企业出口竞争力。出口产品质量是企业出口竞争力的重要体现，探究如何推动企业出口产品质量升级，是提高企业出口竞争优势首先要解决的重要问题。

当前数字经济正磅礴发展，人工智能、5G 技术、大数据等技术正影响着企业生产效率、管理效率、企业数字化转型等，这进一步为提升企业出口竞争能力提供了可能。2012 年中国开始推动智慧城市建设，第一批试点包含90 个地区，之后分别实施了第二批、第三批试点。从建设内容来看，智慧城市推动了地区互联网宽带等网络基础设施建设，推动了5G技术、区块链等信息技术应用，推动了智慧交通、智慧金融等智能应用普及，促进了地区数字经济发展水平的提高。从有关智慧城市建设的文献来看，当前研究已对智慧城市建设的经济效果及环境效应等进行深入研究，但更多侧重智慧城市建设对地区产业升级、技术创新、全要素生产率、环境污染等方面的研究，少数文献探究了智慧城市建设对地区出口、地区出口技术复杂度的影响，但并未涉及智慧城市建设如何影响企业出口产品质量。

鉴于此，本文利用智慧城市建设这一准自然实验，利用2002—2014 年工业企业数据库与海关数据库，采用双重差分模型，探究智慧城市建设对企业出口产品质量升级的影响以及作用机制，这对于揭示智慧城市建设与出口产品质量升级之间的关系，及进一步推动数字经济发展与促进对外贸易高质量发展具有重要的学理意义与政策价值。

与本文直接相关的文献主要分为两类，第一类是与企业出口产品质量影响因素有关的文献，主要是探讨其他因素如何影响企业出口产品质量；第二类是与智慧城市建设有关的文献，主要是探究智慧城市建设对地区经济发展、环境污染等有何影响。

首先，与企业出口产品质量影响因素有关的文献。此方面文献可谓是汗牛充栋。一些研究文献不仅认为企业生产效率（Verhoogen，2008；Crinò and Epifani，2012；施炳展和邵文波，2014）[1,2,3]、汇率变动（张夏等，2022）[4]、人力资本（方森辉和毛其淋，2021）[5]、税收（Amiti and Khandelwal，2013；Fan et al.，2018）[6,7]、中间品进口（李秀芳和施炳展，2016）[8]、环境规制（张明和赵映雪，2023）[9]、要素价格扭曲（袁红林等，2023）[10]等都会影响企业出口产品质量，而且还发现劳动合同（李波和杨先明，2021）[11]、融资约束（Crinò and Ogliari，2017；杨青龙等，2022）[12,13]等也会影响企业出口产品质量。此外，相关研究发现，互联网搜索能够通过提升企业生产效率、促进创新效率提高、降低信息成本促进企业出口产品质量升级（金祥义和施炳展，2022）[14]。

其次，与智慧城市政策评估有关的文献。当前关于智慧城市的政策评估文献众多，部分文献关注智慧城市建设的环境污染治理效应，研究发现智慧城市建设能够通过技术创新效应、资源配置效应、结构效应改善地区的环境污染，减少二氧化硫等污染物的排放（石大千等，2018）[15]，减少碳排放（黄和平等，2022）[16]，提高陆地植被固碳量（张荣博和钟昌标，2022）[17]，降低污水排放（Xu and Yang，2022）[18]，降低城市二氧化氮排放（Chen et al.，2022）[19]，促进绿色高质量发展（郭庆宾和汪涌，2022）[20]，以及地区和企业绿色技术创新（宋德勇等，2021；韦琳和马梦茹，2022）[21,22]。

还有部分文献关注智慧城市建设的经济效应，研究发现智慧城市建设能够促进产业结构优化（张阿城等，2022）[23]，优化地区营商环境（于扬和夏德峰，2022）[24]，缓解城乡之间的收入差距（张万里等，2022）[25]，促进绿色全要素生产率提升（Jiang 等，2021）[26]，促进城市经济高质量发展（刘成杰等，2021）[27]，提高企业全要素生产率（温湖炜和钟启明，2022）[28]。此外，还有文献关注了智慧城市建设对数字经济发展的影响，例如，许钊等（2022）[29]研究发现，智慧城市建设促进了地区的数字金融发展；宫攀和袁炳顺（2022）[30]研究发现，智慧城市建设促进地区数字经济发展水平的提高；赖晓冰和岳书敬（2022）[31]研究发现，智慧城市能够促进企业数字化转型发展。也有文献考察了智慧城市建设对国际贸易的影响，相关研究发现智慧城市建设促进了地区出口（周记顺和宋颜希，2022）[32]，且促进地区出口复杂度的提高（张兵兵等，2022）[33]。

当前关于数字经济和智慧城市对企业出口产品质量升级的研究文献比较少，还处于起步阶段，并且也鲜有文献涉及数字经济影响企业出口产品质量的理论机制。关于智慧城市的文献，多数重点考察了智慧城市在环境污染治理、经济发展等方面的作用，但少有文献从国际贸易的视角，探究智慧城市建设对地区贸易的影响，少数文献仅从地区层面，考察了智慧城市建设对地区出口数量、出口复杂度等方面的影响。缺乏从企业微观视角研究智慧城市建设对企业出口产品质量的影响，也并未深入探究智慧城市建设对企业出口竞争力的作用机理。

因此，在已有文献的基础上，本文可能的研究贡献在于：（1）利用智慧城市创建这一准自然实验，建立双重差分模型，探究智慧城市建设对企业出口产品质量的影响，与以往文献采用综合指标表示数字经济发展水平相比，能够较好的克服智慧城市与企业出口产品质量之间存在的内生性问题，从而识别出智慧城市建设与企业出口产品质量升级之间的因果关系，更好的解释数字经济发展对企业出口产品质量升级的影响；（2）考虑企业异质性问题，从企业规模、地理位置、所有制等方面考察，并且从融资约束、技术创新、信息化程度提高、资源配置效率改善四个角度检验智慧城市影响企业出口产品质量升级的理论机制，从而使得本文的研究结论更加细化，为政府部门制定相关决策提供支撑。

二、理论机制与研究假设

智慧城市建设能促进地区数字经济发展水平提高，完善地区的网络基础设施，推动地区大数据等数字基础设施建设，以及智慧金融等智能应用普及，对企业的技术创新、信息搜寻等方面产生积极影响。结合当前文献，本文从缓解融资约束、技术创新、信息化程度、资源配置等方面，分析智慧城市建设对企业出口产品质量的影响机制。

首先，缓解融资约束。智慧城市在促进地区金融发展方面已经得到相关文献的证实（韦琳和马梦茹，2023；许钊等，2023）[22,29]。智慧城市通过完善城市的网络基础设施，推动了互联网宽带、生物识别、区块链、大数据等基础设施建设，提高了地区的信息传输效率，提高了地区金融机构的信息化程度，并且智慧金融也是智慧城市建设的重要内容之一，智慧金融解决了企业贷款时的信息不对称性问题，智慧城市建设使得金融机构的信贷部门能够使用大数据等技术对企业的资产负债等情况进行审核，使得金融机构可以全面挖掘信贷客户的信息，有助于企业充分了解贷款企业的信息，提高金融机构的信贷需求识别能力、风险管控能力，提高了金融机构信贷审核的精准性，从而缓解企业的融资压力（韦琳和马梦茹，2022）[22]。从当前文献来看，缓解融资约束，一方面可以使企业投入更多资金用于产品的升级，从而推动企业出口产品质量升级（孙禄等，2022）[34]；另一方面又可以减少企业营运资金、增加企业固定资产等投资，进而促进企业出口产品质量升级。此外，缓解融资约束可以促进企业提高人力资本投入和中间品投入，进而实现出口产品质量升级。基于此，提出本文的假设H1。

H1：智慧城市建设能够通过缓解企业融资约束来促进企业出口产品质量升级。

其次，技术创新。智慧城市建设对技术创新的影响主要体现在两个方面。一方面，智慧城市建设通过促进创新要素集聚促进技术创新。智慧城市通过推动5G 技术、云计算、区块链等建设，促进地区的新能源、新材料等高新技术产业发展，而这些高新技术产业本身具有高附加值、高利润等特征，有助于促进地区的人才、资金等创新要素的集聚（石大千等，2019）[15]，推动技术创新。另一方面，智慧城市建设通过促进技术或者知识扩散促进技术创新。知识或者信息扩散有助于推动技术创新，知识或者技术的溢出效应可以促进企业使用新技术、新知识等，促进企业研发科技人员进行技术创新。网络基础设施、5G技术、数据库等对知识或者技术溢出效应有促进作用（周记顺和宋颜希，2022）[32]，这些信息基础设施可以促进科技人员彼此间进行沟通交流，及时获取最新的前言知识或者技术信息，降低信息不对称对技术创新的负面影响，从而促进技术创新。Dechezlepretre 和Sato（2017）[35]研究认为，出口产品质量升级的本质就是技术创新的体现，技术创新可以促进企业生产新产品、提高生产效率、降低企业固定成本等，进而促进企业出口产品质量升级。基于此，提出本文的假设H2。

H2：智慧城市建设通过促进技术创新来促进企业出口产品质量升级。

再次，信息化程度提高。当前研究发现智慧城市对数字经济、企业数字化转型具有促进作用（宫攀和袁炳顺，2022；赖晓冰和岳书敬，2022）[30,31]。智慧城市建设加大了网络基础设施、5G 技术、区块链、云计算、数据存储等数字基础设施的建设，以及地区的互联网普及率，提高了互联网的传输效率与速度，建立了数据存储平台等，使得地区信息化程度提高，有助于降低企业信息成本。信息化程度主要从两方面影响企业出口产品质量。一是降低出口企业获取出口目的地市场的信息搜寻成本。不同的出口目的地对出口产品质量有不同的要求，一般国外市场的要求要高于国内，若企业不能获取出口目的地的市场需求信息，则很难生产出符合出口要求的产品，不利于出口产品质量的提高。智慧城市建设提高了信息化程度，提高了信息传输速度，企业通过充分了解出口目的地的出口信息，可以了解到出口目的地的法律法规、消费者的偏好等信息，有助于企业提高产品质量以迎合市场需求。二是降低企业与客户之间的信息沟通成本。由于出口信息获取困难，部分出口企业为获取出口订单，一般通过贸易中介进行出口，而智慧城市促进数字经济基础设施建设，有利于企业及时获取市场信息，有利于企业与国外的客户及时进行沟通，了解国外客户的产品质量要求，从而降低企业与国外客户的沟通成本。通过及时了解客户的市场需求信息，推动企业经营模式变革，促进企业向以客户为中心的经营模式转变，以适应国外消费者或者客户的需求偏好，有助于提高企业的产品管理能力，改进产品的生产、研发设计等环节，促进企业出口产品质量升级。此外，信息沟通成本和信息搜寻成本的下降，减小了由于贸易中介等因素而产生的“冰山成本”，促进企业资金的节约，进而提高企业研发投入，提高企业生产效率及创新能力，推动企业出口产品质量升级。基于此，提出本文的假设H3。

H3：智慧城市建设通过促进信息化程度提高来促进出口产品质量提高。

最后，资源配置效率。资源配置效率下降，导致劳动、资本等要素不能合理流动，不能够提高企业生产效率，抑制企业出口产品质量提升。因此，提高资源配置效率对于提升企业出口产品质量具有重要意义。从文献来看，杨慧梅和李坤望（2022）[37]研究发现，资源配置效率改善有助于企业出口产品质量升级，唐青青等（2023）[38]也有类似的研究发现。一方面，智慧城市建设推动地区数字经济发展水平提高，完善的数字设施有助于提高市场主体的沟通效率，降低市场主体的交易成本，促进各类要素在企业间、产业间的流动，推动资本、劳动等要素的合理配置，完善资源配置效率。例如，智慧城市通过推动智慧交通、智慧能源等建设，促进区域内的人流、物流等高效率运转，提高了资源配置效率（周记顺和宋颜希，2022）[32]。另一方面，伴随着信息服务平台的建设，及信息技术在企业内的应用，企业内部管理效率提高。企业能够应用数据管理等设备对其生产流程进行优化，推动内部管理变革，并能够及时调整劳动、资本的配置，改善资源配置效率。此外，智慧城市建设还提升了政府部门的信息化水平，政府对经济的管理效率，使得政府部门可以及时掌握要素流动，有助于提高资源配置效率，而资源错配会抑制企业生产效率，降低企业出口产品质量。随着智慧城市推动资源配置效率改善，提高企业生产效率，促进各类要素的节约使用，避免了资源错配对企业出口产品质量的负面影响，促进企业出口产品质量提升。基于此，提出本文的假设H4。

H4：智慧城市建设能够通过促进资源配置效率提高来促进企业出口产品质量提升。

三、研究设计

（一）模型设计

通过前文分析，本文认为智慧城市建设将会通过促进企业技术创新、缓解企业融资约束、推动信息化水平提升、提高资源配置效率来提升企业出口产品质量。因此，采用工业企业数据库与海关数据库来检验智慧城市建设对企业出口产品质量的影响及作用机制。具体而言，本文利用智慧城市建设这一准自然实验，建立双重差分模型进行研究，相应的模型设计如下：

（二）变量说明

被解释变量：企业出口产品质量（quality）。企业出口产品质量借鉴施炳展等（2014）[3]的做法，采用事后推理的方法进行计算。此外，为验证研究结论的可靠性，还借鉴Broda 和Weinstein（2006）[38]的研究，采用HS2 分位数的产品替代弹性重新计算企业出口产品质量。

核心解释变量：智慧城市试点政策（smartcity）。其中，smartcity等于post和type的乘积，post是各个智慧城市试点地区的政策开始时间虚拟变量，若时间大于智慧城市的政策起始时间则post等于1，否则post等于0；type是智慧城市试点地区的虚拟变量，若某地区是智慧城市试点地区，则type等于1，否则type等于0。

控制变量：参考张明和赵映雪（2023）[9]、袁红林等（2023）[10]、李波和杨先明（2021）[11]的研究选择控制变量。其中，企业年龄（lnage），企业的存续时间越长，企业的生产效率及管理效率的越高，因此越有可能促进企业出口；营业收入（lnsr），采用企业的主营业务收入的对数表示；企业规模（labor），采用企业的年末从业人数的对数表示；企业资本密集度（lnkl），采用企业的固定资产总额除以从业人数的对数表示；劳动生产率（lnlfp），采用企业的人均工业生产总值的对数表示。此外，还控制了地区层面的控制变量：经济发展水平（lngdp），采用地区的实际人均GDP 的对数表示；人口密度（people），采用地区的年末总人口与地区行政区域面积的比值表示。

（三）数据说明

为避免2001 年12 月中国加入WTO 对样本的影响，本文采用2002—2014 年工业企业数据库、海关数据库的数据，其中，企业成立年份、营业收入、企业固定资产总额、企业员工人数、工业总产值等数据来自工业企业数据库；企业出口数量、出口产品价值、出口目的地等数据来自海关数据库，并将海关数据库中出口目的地不详或者为中国及企业名称缺失的样本删除，将海关HS8 分位编码统一到1996 版本六分位编码。此外，还删除了贸易中间商。人均GDP、人口密度来自《中国城市统计年鉴》。本文还根据会计准则对工业企业数据库进行处理；工业企业数据库与海关数据库采用企业名称、邮编、电话号码进行匹配。城市层面数据根据城市名称和时间进行匹配，各个变量的描述性统计如表1 所示。

表1 变量的描述性统计

四、实证分析

（一）基准分析结果

表2 是智慧城市建设影响企业出口产品质量升级的回归结果。其中，第（1）列并未加入任何控制变量，从回归结果可知smartcity的回归系数大小为正，且在1%的水平上显著，说明智慧城市建设能够显著促进企业出口产品质量提升；第（2）列和第（3）列分别是逐渐加入企业层面控制变量的回归结果，可知在第（2）列、第（3）列中的smartcity的回归系数均在1%的水平上显著为正，说明智慧城市建设能够显著促进企业出口产品质量提升；为避免城市层面特征因素对企业出口产品质量的影响，本文进一步加入城市层面的控制变量，第（4）列是对应的回归结果，可知smartcity的回归系数大小为0.005 2，在1%的水平上显著为正，说明智慧城市建设显著促进了企业出口产品质量提升。

表2 基准回归结果

从第（4）列控制变量的系数来看，企业年龄（lnage）的回归系数显著为正，说明企业存续时间延长可以提高企业的生产效率或者管理效率，企业能够及时调整生产决策进而影响出口产品质量；劳动生产率（lnlfp）的回归系数显著为正，表明提高企业生产效率，可以提高企业出口产品质量；企业规模（labor）的回归系数显著为正，说明企业生产规模扩大，企业的内部生产分工更加合理，企业的生产设备技术水平提高，从而提高企业出口产品质量；资本密集度（lnkl）的回归系数显著为正，说明企业的资本投入提升，能够有助于企业采用更多的生产设备和仪器，从而提升企业出口产品质量。营业收入（lnsr）的回归系数显著为正，说明企业的营业收入提高，企业可以获取更多的收入，从而改进企业的生产设备和工序，促进企业出口产品质量提高。从城市层面的控制变量来看，人口密度（people）的回归系数显著为负，经济发展水平（lngdp）的回归系数并不显著。

（二）稳健性检验

1.平行趋势检验。上述结论说明智慧城市建设显著促进企业出口产品质量升级，但由于本文的计量模型是双重差分模型，而双重差分模型要求实验组与对照组之间满足平行趋势假设。因此，还需要检验智慧城市与非智慧城市试点地区之间在政策实施之前关于企业出口产品质量是否有共同的变化趋势，若不存在共同的变化趋势，那么无法准确识别智慧城市建设的出口产品质量提升效应。因此，进行动态效应检验。

其中，以各试点地区政策实施前1 年为基准期，考察政策实施前6 年和后2 年内的动态变化，动态效应的回归系数绘制在图2 中，发现政策实施之前的回归系数并不显著，而在政策实施之后当期及第1 期的回归系数显著，说明智慧城市试点政策实施之后促进了企业出口产品质量升级。但是，在实施第2 期后的回归系数开始不显著，这可能是各地区政策执行中力度不同、政策执行松紧不同导致。

2）激励机制缺乏。虽然我国已对绿色建筑提出了各类政策，但建设单位对绿色建筑的落实的积极性不高，难以推动绿色建筑的发展。例如，政府虽然制定了鼓励绿色建筑发展的各项策略，但是由于成本及运营维护等方面的经济与技术问题的制约，导致其激励作用难以发挥，使建设单位及施工方的积极性不高[2]。

图1 平行趋势检验结果

图2 安慰剂检验结果

2.高维固定效应。基准回归中固定了双向固定效应，能够减少遗漏变量的影响，但由于样本是微观企业数据，对于企业而言，可能在省份还存在着随时间变化的因素，而这些随时间变化的因素可能会影响智慧城市建设提升企业出口产品质量的政策效果。因此，在基准计量模型中控制省份—时间联合固定效应，有助于控制在省份层面的随时间变化的因素，可以增强本文研究结论的稳健性。控制省份—时间联合固定效应的具体回归结果分别见表3 的第（1）列，从结果可知smartcity的回归系数均显著为正，说明在采用高维固定效应后，本文的研究结论仍旧稳健，表明省份层面随时间变化的因素不会影响智慧城市促进企业出口产品质量提升的政策效果。

表3 稳健性检验结果1

3.控制特征因素的线性时间趋势。由于本文对智慧城市试点的选择可能并非严格随机，而是基于各个城市的特征因素进行选择，即可能是基于地区的产业结构、城市的行政级别、城市的地理位置等因素进行选择，因此，将城市的特征因素与线性时间趋势的交互项加入到的基准模型中，其中，选择各个地区是否是1998 两控区、是否是行政等级高的地区（行政等级高的地区包括省会城市、副省级城市、直辖市）、是否是东部地区城市。表3 的第（2）列—第（4）列表示加入特征因素与线性时间趋势的交互项的回归结果，smartcity的回归系数显著为正，可知智慧城市建设能够显著促进企业出口产品质量升级，这一结论并未受到各地区特征因素的干扰。

4.PSM-DID。智慧城市试点地区可能是基于各地区的产业结构、经济发展水平等进行选择，因此存在样本选择偏误的问题，进而会导致基准回归结果存在偏误。为避免智慧城市的试点地区与非试点地区之间在经济发展、产业结构、企业规模等方面存在较大的差距，本文采用PSM-DID 检验，通过PSM 降低试点地区与非试点地区之间的差异。PSM-DID 的具体做法是通过PSM 的方式为试点地区的企业匹配合适的对照组，采用logit 模型回归及近邻一比四的方式进行匹配，协变量是上述基准回归所采用的控制变量。在PSM 匹配以后发现各个变量的偏差率的绝对值都小于20%，说明可以进行DID 回归。PSM-DID 的回归结果具体见表4 的第（5）列，可知smartcity的回归系数显著为正，说明样本选择偏误没有影响智慧城市建设促进企业出口产品质量提升的政策效果。

表4 稳健性检验结果2

5.排除其他政策的影响。研究结论表明，智慧城市建设促进了企业出口产品质量升级，但也存在其他的一些影响企业出口产品质量的政策。因此，基于当前的文献及政策，分析中欧班列开通、低碳城市试点政策、“一带一路”倡议、环境污染源信息披露的影响。具体而言，中欧班列开通后，通过降低内陆地区企业的出口成本，以及财政补贴等途径降低企业融资压力促进企业出口产品质量提升；低碳城市试点政策通过促进技术创新及资源配置效应促进企业出口产品质量提升；“一带一路”倡议通过改善沿线城市的政策环境、提高政府对企业创新的支持力度促进企业出口产品质量提升；环境信息披露通过刺激企业技术创新及提高生产效率等途径促进企业出口产品质量提升。表4 的第（1）列—第（4）列依次表示加入“一带一路”倡议、中欧班列开通、低碳城市、环境污染源信息披露后的回归结果，可知在加入上述政策的影响之后，smartcity的回归系数仍然显著为正，说明其他政策不会影响智慧城市促进企业出口产品质量升级的政策效果。

6.改变出口产品质量计算方式。为检验结论的稳健性，借鉴王鹏和岑聪（2022）[39]、戴翔和张铨稳（2023）[40]的做法，采用替换变量的方式进行稳健性检验。在本文的出口产品质量计算中，产品的替代弹性会影响企业出口产品质量的结果，因此重新计算企业出口产品质量，以避免出口贸易弹性的影响。具体而言，借鉴Broda 和Weinstein（2006）[38]研究，采用中国出口产品HS2 分位的贸易弹性大小，作为企业出口产品质量的弹性系数，然后采用事后推理的方法，重新计算企业出口产品质量。表4 的第（5）列中smartcity的回归系数显著为正，并且仍然在1%的水平上显著，说明在替换企业出口产品质量指标后，智慧城市建设促进企业出口产品质量升级的研究结论仍然稳健。

7.内生性问题。智慧城市试点的选择并非企业层面所能干预，二者之间很难存在双向因果关系，但本文也可能存在遗漏变量的影响，进而导致存在内生性问题。因此，采用1984 年的电话数量作为工具变量，将其与智慧城市的时间虚拟变量相乘，形成工具变量（iv）。由于1984 年的电话机数量属于历史变量，难以影响到当前的企业出口产品质量，满足工具变量的外生性条件，而早期互联网的上网方式采用电话机拨号方式进行上网，因此，1984 年的电话机数量与当前地区的互联网发展水平有较大的相关性，也与智慧城市的选择有一定的相关性。表5 的第（1）列和第（2）列分别是2SLS 的第一阶段、第二阶段的回归结果，可知第一阶段的Kleibergen-Paap rk Wald F 值大于其10%的临界值，而且第二阶段的smartcity的回归系数显著为正，说明采用工具变量后，智慧城市建设仍显著促进了企业出口产品质量的提高，表明内生性问题不会影响本文的研究结论。

表5 稳健性检验结果3

表6 地理位置异质性检验结果

8.改变标准误。在基准回归中，本文将标准误聚类到企业层面，为验证研究结论的稳健性，分别将标准误聚类到城市层面、省份层面、城市—行业层面，以检验在不同的标准误情况下，智慧城市建设促进企业出口产品质量提升的效果是否稳健。表5 的第（3）列、第（5）列分别是将标准误聚类到城市层面、省份层面、城市—行业层面的回归结果，可知在改变标准误之后，变量smartcity的回归系数显著性没有实质性变化，系数依然为正，说明智慧城市建设提升企业出口产品质量的效果是稳健的。

9.安慰剂检验。尽管基准模型中已经加入企业与城市层面的控制变量，并且控制了企业与时间固定效应，但也很难避免一些遗漏变量对研究结论的影响。对此，本文采用安慰剂检验验证结论的稳健性。具体做法是，随机产生智慧城市的起始时间，为每一个智慧城市试点地区随机产生政策的起始时间，因为智慧城市的起始时间不是真实的时间，所以在形成核心解释变量进行回归后，对应的回归系数应该不显著。由于样本量较大，导致每次回归用时较长，因此仅随机重复上述过程100 次，将100 次的回归系数绘制在图2 中，由于对应的回归系数不显著，使这100 个回归系数的大小以0 为中心呈正态分布，且100 次回归系数的均值和0 接近，表明智慧城市建设促进企业出口产品质量提升的政策效果没有受到其他遗漏变量的影响。

五、异质性分析

（一）地理位置

智慧城市的试点地区分布在东中西部地区，而各地区之间在财政收入、政府重视程度等方面存在较大的差距，并且企业在技术创新、研发投入等方面也存在差异，进而预计智慧城市建设对企业出口产品质量的影响可能存在东、中、西部地区差异。因此，以样本中企业所在的地区为依据，将各个企业划分为东部、中部、西部地区样本进行分组回归。表7 的第（1）列—第（3）列分别是东部地区、中部地区、西部地区的回归结果，可知在东部地区，smartcity的回归系数显著为正，说明智慧城市建设可以显著促进企业出口产品质量提升；在中部地区，变量smartcity的回归系数显著为正，说明智慧城市建设促进企业出口产品质量提高；在西部地区，变量smartcity的回归系数为正但并不显著，说明智慧城市建设并未促进企业出口产业质量提高。可能是因为东部地区和中部地区企业技术创新能力较强，并且政府在网络基础设施建设、智慧应用推广等方面力度较大，因此，比西部地区在发展数字经济方面更有优势，智慧城市建设显著促进了东部地区、中部地区的企业出口产品质量提升。

表7 异质性检验结果

（二）企业规模

不同规模的企业在管理效率、生产决策等方面存在差异，这些差异会造成企业采用信息技术的差异，进而影响企业出口产品质量。对此，本文依据企业的工业生产总值将企业划分为大规模企业、中小规模企业两部分，探究智慧城市对企业出口产品质量的影响是否受到企业生产规模的影响。表7 的第（3）列和第（4）列分别是中小规模企业和大规模企业的回归结果，可知无论哪种类型的企业，智慧城市建设都能够促进企业出口产品质量提升，但对比二者的回归系数大小可知，智慧城市促进企业出口产品质量提高的效果在大规模企业中更为明显。可能的原因是，大规模企业在运用先进技术方面经验更加丰富，更有可能采用智慧城市建设完善的信息技术平台，从而推动企业出口产品质量提高。

（三）贸易方式

不同贸易方式的企业，在技术创新、融资需求、信息获取等方面存在较大的差距，加工贸易企业主要对进口的原材料等进行加工之后再出口，对技术创新、出口信息获取等方面的要求较低，与一般贸易企业相比，加工贸易企业出口所需要支付的费用较低，企业的融资压力较小，也就是说，智慧城市建设推动地区数字经济发展，更多的是缓解一般贸易企业的融资约束，降低一般贸易企业信息成本，促进一般贸易企业技术创新。因此，本文预计与加工贸易企业相比，智慧城市建设能够显著促进一般贸易企业出口产品质量提升。对此，本文根据各个企业的贸易方式进行划分，将企业一般贸易出口占比大于50%的企业视为一般贸易企业，剩余的其他企业视为加工贸易企业，进行分组回归。表7 的第（1）列和第（2）列分别表示一般贸易、加工贸易企业的回归结果，对于一般贸易企业而言，智慧城市建设促进了企业出口产品质量提升，但对于加工贸易企业而言，智慧城市建设的回归系数并不显著，说明并未促进企业出口产品质量提高。可能是因为与加工贸易企业比较，一般贸易企业面临的融资约束更高、技术创新能力要求更高，而智慧城市建设对一般贸易企业的融资约束和技术创新的影响更大，所以智慧城市建设在促进一般贸易企业的出口产品质量提高时的政策效果更加明显。

（四）国有控股

由于信息不对称、信贷偏好等原因影响，传统的金融机构更多青睐国有企业，使得国有企业的融资压力较小，非国有企业的融资压力较大，而智慧城市建设推动了地区的金融发展，因此智慧城市建设缓解非国有企业的融资约束的作用更加明显，并促使非国有企业出口产品质量提升。对此，根据企业的控股情况，本文将各类企业划分为国有控股企业、非国有控股企业，进行分组回归。表7 的第（3）列和第（4）列分别表示非国有控股企业和国有控股企业的回归结果。从结果可知在非国有控股企业样本中，变量smartcity的回归系数显著为正，说明智慧城市建设显著促进了企业出口产品质量提升，但对于国有控股企业而言，变量smartcity的回归系数不显著，说明智慧城市建设并未促进企业出口产品质量提升。可能的原因是，与非国有控股企业相比，国有控股企业自身的融资压力不大，因此智慧城市建设更容易缓解非国有控股企业的融资约束，使得智慧城市建设能够显著促进非国有控股企业的出口产品质量提高。

六、机制检验

上述研究结论已经表明智慧城市建设能够显著促进企业出口产品质量提升，那么智慧城市建设是通过什么渠道作用于企业出口产品质量升级？在理论机制中，本文提出智慧城市建设主要是通过缓解企业融资约束、促进技术创新、促进信息化程度提升、提高要素配置效率来促进企业出口产品质量升级。因此，分别从缓解企业融资约束、促进技术创新、促进信息化程度提升、提高要素配置效率四个角度进行分析，以检验本文的研究假设。机制检验的具体模型设置如下：

其中，变量median分别表示融资约束、技术创新、信息化程度、资源配置四个机制变量。

融资约束（SA），融资约束指标有多种表示方法，如KZ指数、WW指数、利息支出占资产的比重等，但上述指标均存在一定的内生性问题，而SA指数则是采用企业规模、企业年龄两个相对外生的指标来构建企业融资约束指标，能够很好地避免融资约束与变量之间相关影响的问题，因此本文采用SA指数进行表示，SA指数的公式如下：

其中，size表示企业的固定资产规模；age表示企业的年龄。SA指数为负，因此若smartcity的回归系数为负，则表明智慧城市建设缓解了企业融资约束。

技术创新（patent），一些文献采用企业新产品的产值、是否有新产品产值作为企业的技术创新代理变量，但在工企数据库中部分年份的新产品产值缺失，因此不能采用新产品产值作为本文的技术创新变量。此外，还有文献采用研发投入表示企业技术创新，但工企数据库中企业的研发投入数据缺失，因此也难以采用研发投入表示企业技术创新。还有文献采用专利数量表示企业技术创新，而在企业专利中，发明专利的质量最高，并且发明专利的审核过程及标准比其他专利更为严格，因此采用发明专利的对数表示。

信息化程度（csr），由于受数据制约，难以测度企业层面信息成本，因此无法直接研究智慧城市建设对企业信息成本的影响。通常而言，地区的信息化程度越高，地区企业与外界沟通的信息成本越低，而智慧城市建设推动试点地区互联网、云平台等建设提高了地区信息化程度，因此借鉴周记顺和宋颜希（2022）[32]的思路，构建指标体系将地区互联网用户、移动电话用户、互联网从业人数用熵值法进行测度。

资源配置效率，一些文献采用企业全要素生产率表示企业资源配置效率，但由于工业企业数据库中2008 年及以后缺乏相关的增加值、中间投入等数据，难以从企业层面计算企业全要素生产率，因此借鉴唐青青等（2023）[37]的做法，资本的配置效率和劳动的配置效率分别采用地区资本存量与工业增加值的比值（capital）和地区劳动力与工业增加值的比值表示（labe）。

表8 是机制检验回归结果，其中，第（1）列是融资约束渠道的回归结果，可知smartcity的回归系数为负，在1%的水平上显著，说明智慧城市建设能够显著缓解企业融资约束，减少了企业的融资压力，会推动企业在人力资本、中间品等方面的投入，同时还促进企业合理利用资金，将部分资金用于产品的质量提升方面，从而推动企业出口产品质量升级。第（2）列是技术创新渠道的回归结果，可知smartcity的回归系数在1%的水平上显著为正，说明智慧城市建设显著促进了技术创新，而技术创新能够推动企业提高生产效率，降低企业生产成本，从而有助于促进企业出口产品质量升级。第（3）列是信息化程度的回归结果，可知smartcity的回归系数在1%的水平上显著为正，说明智慧城市建设显著促进了信息化程度提高，降低企业的信息获取成本，促进企业与国外企业进行交流，有利于企业获取国外消费者的需求信息，也有助于进口企业生产产品所需要的中间品，从而提升企业出口产品质量。第（4）列和第（5）列分别是资本和劳动资源配置效率的回归结果，而smartcity回归系数均显著为正，说明智慧城市建设能够显著改善资本配置效率、劳动配置效率，进而避免资源错配导致的资源浪费，提高企业生产效率，提高企业出口产品质量。

表8 机制检验结果

七、结论与建议

（一）研究结论

本文将智慧城市建设视为一次外生政策冲击，探究智慧城市建设对企业出口产品质量升级的影响，得到一些结论。第一，智慧城市建设显著促进了企业出口产品质量提升。第二，机制检验表明，智慧城市建设主要通过促进技术创新、缓解融资约束、促进信息化程度提高、提高资源配置效率来实现企业出口产品质量提升。第三，异质性检验发现，在东部地区和中部地区，智慧城市建设可以显著促进企业出口产品质量升级，但在西部地区，智慧城市建设并未促进企业出口产品质量升级；无论企业规模大小，智慧城市建设均能够促进企业出口产品质量提升，但对大规模企业出口产品质量的提升效果更加明显；对于一般贸易企业，智慧城市建设均可以显著促进企业出口产品质量升级，但对于加工贸易企业而言，智慧城市建设并未促进企业出口产品质量升级；对于非国有控股企业而言，智慧城市建设显著促进了企业出口产品质量升级，但未促进国有控股企业出口产品质量升级。本文的研究结论对于今后更好推动数字经济发展及出口贸易高质量发展具有重要的政策启示。

（二）对策建议

第一，积极扩大智慧城市建设范围。研究发现，智慧城市建设显著促进了企业出口产品质量升级。因此，为推动对外贸易高质量发展，建设国内国际双循环，需要继续扩大智慧城市的建设范围，将更多地区纳入到智慧城市的建设范围中，同时不断扩展智慧建设的内容，推动智慧交通、智慧办公等智能应用推广，提高地区的智慧水平，并加大地区的数字基础设施建设，加大互联网基础设施建设，提高地区的互联网宽带传输效率和质量，完善网络基础设施建设，提升地区数字经济发展水平，为实现对外贸易高质量发展创造良好的条件。

第二，要积极拓展提高企业出口产品质量的渠道。研究发现，技术创新和融资约束等是促进企业出口产品质量提高的重要渠道。因此，今后要重视激励企业进行研发创新，增加企业在研发方面的财政补贴，建立完善的数据和信息平台，促进企业研发信息获取，激发企业创新的动力。推动数字金融、智慧金融等应用，推动金融服务企业的精准性和时效性，降低企业融资负担和压力。此外，还需要发挥信息技术在促进要素流动方面的作用，建立信息平台，促进企业及时获取要素相关信息，减少阻碍区域要素流动的不合理因素，提高资源配置效率。

第三，注意地区与企业间的差异性，提高智慧城市建设的包容性。异质性研究表明，智慧城市建设对企业出口产品质量的影响在东中部地区、大规模企业、国有控股、一般贸易企业更加明显，表明智慧城市建设促进企业出口产品质量的影响存在明显的差异性。对此，在积极推动智慧城市的建设过程中，要注重地区之间在财政收入、经济发展等方面的差距，充分考虑不同地区间的异质性，此外，还需要注重不同企业间的差异，在建设智慧城市过程中充分考虑企业的贸易方式、企业的国有属性、企业的外资背景等因素，提升智慧城市政策的包容性，从而更好地推动地区的金融发展、技术创新、信息化建设等。

（三）不足与展望

尽管本文考察了智慧城市建设对企业出口产品质量升级的影响，检验了智慧城市建设对企业出口产品质量的影响机制，但仍然存在需要改进与完善的地方。受数据的限制，2007 年后的工业企业数据库相关变量缺失，使得难以在企业层面检验信息成本、资源配置对企业出口产品质量升级的影响。未来随着数据的完善，可以进一步在企业层面构建新的指标，探究智慧城市建设对企业出口产品质量的作用机制，从而得到更为完善的研究结论。