质量强市示范城市建设对企业全要素生产率的影响效应研究.pdf

【摘要】在我国经济转入高质量发展阶段，质量强市示范城市建设对社会经济的贡献日益显著。根据 2012 年争创“全国质量强市示范城市”活动指导意见，以质量强市示范城市建设为准自然实验，结合 20102020 中国沪深 A 股上市公司数据，采用双重差分模型实证检验了质量强市示范城市建设与企业全要素生产率之间的关系。研究表明：质量强市示范城市建设的开展可以显著促进示范城市企业全要素生产率的提升，进一步分析内在机制表明，质量强市示范城市建设可以促进示范城市企业创新水平提升来促进企业全要素生产率提升，内部控制质量的中介效应不显著；分城市等级和企业性质来看，质量强市示范城市建设对企业全要素生产率的提升作用在省会及副省级城市企业和非国有企业当中更加显著。研究结论为评估质量强市示范城市建设的效果提供了分析思路和经验证据，为经济高质量发展的路径探寻提供了政策参考。【关键词】质量强市示范城市；企业全要素生产率；技术创新；内部控制质量【中图分类号】F273【文献标识码】A【文章编号】1674-2362（2023）04-0067-07收稿日期：2023-05-06基金项目：国家社会科学基金青年项目“政府补贴机制调整与中国战略性新兴产业绩效提升研究”（17CGL009）作者简介：马永军（1984），男，河北邯郸人，副教授，博士，硕士生导师，主要从事数字经济和企业创新研究；聂耀辉（1994），女，河南开封人，硕士研究生，主要从事政策效应和企业创新研究。天津商业大学学报Journal of Tianjin University of Commerce第 43 卷第 4 期圆园23 年 4 月Vol.43 No.4Apri.2023质量强市示范城市建设对企业全要素生产率的影响效应研究马永军，聂耀辉（湖南工业大学经济与贸易学院，湖南株洲 412000）党的十九大报告中指出，我国的经济已由高速增长阶段转入高质量发展阶段。现阶段，面对全球经济下行压力大等不利因素的影响，要实现经济高质量发展，需要提高企业全要素生产率，提高企业全要素生产率是经济高质量发展的动力源泉。目前关于企业全要素生产率的影响因素研究有很多1-2，从企业层面来看，有融资约束3、资本配置效率4、内部控制质量5、技术创新6、高管特征7、企业异质性8等；从宏观层面来看，有经济不确定性9、政府补助10、政府政策11、资源错配12等。在企业全要素生产率的众多影响因素中，政府政策是一项很重要的因素，政策的制定是为了促进企业活力，助力社会经济高质量发展而制定实施的，因此都会对企业全要素生产率产生或多或少的影响，例如，环境保护费改税13、政府引导基金14、金融改革15、知识产权示范城市建设16、中国专利质押试点17、智慧城市建设试点18等政策都对企业全要素生产率有显著促进作用。质量是一个地区经济实力、社会发展的综合反映，也是企业核心竞争力的集中体现。中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035 年远景目标纲要 中提出要深化供给侧结构性改革，提高供给适应引领创造新需求能力，以创新驱动、高质量供给引领和创造新需求，加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局。“质量强国”战略在 2011 年 1 月召开的“全国质检工作会议”上首次明确提出，自2012 年以来，先后有四批城市获批开展质量强市示范城市建设。现阶段，我国实体经济结构性供需失衡矛盾和问题仍然突出，特别是中高端产品和服务有效供给不足，迫切需要提高质量，推动我国经济发展进入质量时代。那么，我国质量强市示范城市建设是否能发挥促进企业高质量发展的预期效果，其中的内在机制如何？在不同的城市开展会不会有所差别？为了解答上述问题，本文以质量强市示范城市建设为准自然实验，结合 20102020 年我国沪深 A 股上市公司数据，采用双重差分模型实证检验了质天津商业大学学报2023 年量强市示范城市建设与企业全要素生产率之间的关系及影响机制，为评估其效果提供了分析思路和经验证据，为经济高质量发展的路径探寻提供了政策参考。1理论分析与假说1.1质量强市示范城市建设与企业全要素生产率企业全要素生产率综合体现了企业产品创新升级、组织制度完善和管理水平2。企业技术创新水平和内部控制质量越高，越有助于提升企业全要素生产率19，一方面，当企业创新水平低下，生产的都是市场上同质化很严重的产品，这会使得企业失去竞争优势，不利于企业全要素生产率的增长；另一方面，内部控制是企业重要的治理机制，贯穿企业决策、执行和监督的全过程20，当企业内部控制水平低时，不利于企业进行决策、执行和监督的职责分配，降低了企业内部管理效率和投资效率，不仅不利于企业长远发展，也不利于企业全要素生产率的提升。质量强市示范城市建设不仅可以提高示范城市企业的创新意愿、能力和动机，还能促进企业内部控制质量提高，这不仅有利于企业长远发展、提高企业核心竞争力，还有利于企业进行产品升级、增强内部管理效率，进而会促进企业全要素生产率提升。综上所述，提出假设 1：H1：质量强市示范城市建设可以提升企业全要素生产率。质量强市示范城市建设可以提高试点城市企业的技术创新，进而提升企业的全要素生产率。首先，培育壮大民族企业和知名品牌，引导企业提升产品和服务附加值，形成自己独有的比较优势，这为企业提升产品和服务质量指明了方向，质量强市示范城市建设的初衷是提高供给侧产品和服务的质量，而高质量的供给是建立在技术创新基础上的，这就给予了示范城市企业创新的意愿。其次，在开展质量强市示范城市建设的城市，政府会为企业提供更多的创新基础设施，比如：建设产业集聚区、国家自主创新示范区、高新技术产业园区、国家新型工业化产业示范基地等，这会形成良好的创新氛围，依托这些平台，促进企业的技术研发能力，进而提高企业的创新能力。最后，在质量强市示范城市会更加注重知识产权的保护，增加建立质量分级制度，倡导优质优价，引导、保护企业质量创新和质量提升的积极性，这些措施的实施都会促进企业创新动力。质量创新有助于企业全要素生产率提升21，而质量强市示范城市建设可以促进企业创新意愿、能力和动力的提升，进一步会促使企业全要素生产率的上升。综上所述，提出假设 2：H2：质量强市示范城市建设通过促进技术创新提升企业全要素生产率。质量强市示范城市建设可以提高示范城市企业的内部控制质量，进而提升企业全要素生产率。一方面，示范城市会开展产品和服务质量监督工作，例如，打击侵犯知识产权和制售假冒伪劣商品，开展质量问题产品专项整治和区域集中整治，严厉查处质量违法行为等，这一系列监督活动会给企业加强内部控制环境的压力，示范城市也会加大行政处罚等政府信息公开力度，企业为了在政府和消费者面前保持良好的形象，也会进一步强化企业内部控制管理；另一方面，在其他企业都在提高质量控制的压力下，企业为了获得和保持竞争优势，也会主动去加强企业的控制活动和内部监督，促使企业内部控制质量提升。有效的内部控制能够及时发现企业人力资源因素、管理因素、创新因素、财务因素和安全环保因素等存在的风险5，并通过预防性控制与发现性控制相结合的方法，将风险控制在可承受度之内，确保对研发项目风险评估活动的持续性，识别研发投入等影响创新目标实现的各种潜在风险，提高企业资源配置效率，促进企业全要素生产率的增长。综上所述，提出假设 3：H3：质量强市示范城市建设通过提高内部控制质量提升企业全要素生产率。1.2异质性分析企业所处地区的不同会影响到质量强市示范城市建设的效果，一方面，省会及副省级城市支持企业发展的基础设施会更加健全，会汇集更多的人才资本，为企业发展提供助力，制度建设会更加完善，基层对于政策的响应程度会更快，更有利于发挥其应有的效用；另一方面，处于省会及副省级城市的企业面临的竞争环境会更激烈，其会更加快速及时的对政策作出反应，以抢占先机，获得竞争优势，所以，相比于非省会及副省级城市，省会及副省级城市开展质量强市示范城市建设会为企业全要素生产率带来更大的增长。综上所述，提出假设 4：H4：相比于非省会及副省级城市，省会及副省68第 4 期2.3模型设计本文将质量强市示范城市建设作为一个准自然实验，采用双重差分模型来研究其对企业全要素生产率的影响，通过对比示范城市与非示范城市的企业全要素生产率在示范前后的差异，进而识别其净效应。本文设定的双重差分模型如式（1）所示：TFPit=琢0+琢1Treat伊timeit+移ni=1琢jcontrolitj+移year+移industry+着it（1）参照江艇24的研究，在模型（1）的基础上进一表 1主要变量定义级城市开展质量强市示范城市建设对企业全要素生产率的促进作用更显著。企业的产权性质也会影响质量强市示范城市建设。首先，国有资本入股能够使企业获得信贷资源和政府补贴优势，国有企业对人才的吸引力也更大，这些资源会增强国有企业本身的竞争能力，所以，相比于国有企业，非国有企业更有动力抓住机遇，提升企业竞争能力。其次，非国有企业之间竞争会激烈，对于开展质量强市示范城市建设的反响也是最强的，为了保持自身的竞争优势，会比国有企业更加努力，所以，相对于国有企业，质量强市示范城市建设对非国有企业全要素生产率的促进作用更强。综上所述，提出假设 5：H5：相比于国有企业，质量强市示范城市建设对非国有企业全要素生产率的促进更强。2模型、变量与数据2.1数据来源说明本文选取了 20102020 年我国沪深 A 股上市公司数据，数据来源于 CSMAR 数据库、Wind数据库。其中对样本进行了如下处理：剔除了 ST 公司样本，剔除金融行业、房地产行业，删除了存在数据缺失的样本。最终获得了 3 273 家企业 23 358 个观测值。2.2变量定义2.2.1被解释变量：企业全要素生产率借鉴姚圣文等18的做法，使用学术界较为常用的 lp 算法来计算企业全要素生产率。2.2.2核心解释变量本文的核心解释变量为质量强市示范城市建设的虚拟变量。若样本期间内上市企业所在区域开展质量强市示范城市建设，则该指标取值为 1，否则为 0。将开展质量强市示范城市建设作为处理组，其余为对照组。2.2.3中介变量：技术创新、内部控制质量借鉴权小锋等22的做法，用两种方法来衡量创新，第一种为发明、实用新型以及外观设计专利的总申请量加上 1 的自然对数（lnpart1），第二种为发明专利申请量加上 1 的自然对数（lnpart2）；内部控制质量，借鉴梁日新23的做法，用迪博内部控制指数取对数来衡量，值越大表明企业的内部控制质量越高。2.2.4控制变量参照相关研究，本文选取了对企业全要素生产率有影响的常见变量，包括企业规模、企业年龄、财务杠杆、机构投资者持股水平、管理层持股水平、独立董事占比、人力资本结构、销售收入增长率，衡量标准详见表 1。变量名称变量符号变量说明企业全要素生产率TFP通过 lp 法计算获得质量强市Treat受到冲击则赋值为 1，否则为 0time受到冲击之前赋值为 0，受到冲击之后赋值为 1技术创新lnpart1发明、实用新型以及外观设计专利的总申请量加上 1 的自然对数lnpart2发明专利申请量加上 1 的自然对数内部控制IC迪博内部控制指数取对数企业规模lnSize用总资产的自然对数表示企业年龄age用观测年度减去企业成立年份加 1 的自然对数表示财务杠杆lev用总负债除以总资产表示机构投资者持股水平IO Share用机构投资者持股数占总股数比例表示管理层持股水平CEO Share用管理层总持股数占总股数比例表示独立董事占比Independence用独立董事人数占董事人数比例表示人力资本结构Master rate硕士及以上学历的员工占比年份year年份虚拟变量销售收入增长率gsale用（t+1）年营业收入-t 年营业收入/t 年营业收入表示行业Industry行业虚拟变量马永军，等：质量强市示范城市建设对企业全要素生产率的影响效应研究69天津商业大学学报2023 年3实证结果3.1平行趋势检验双重差分估计的一个前提是处理组与控制组满足平行趋势假设，本文将 2016 年设置为质量强市示范城市建设的实施年份，以 2016 年的前四年和后四年进行动态效应检验，如图 1 所示。根据图1，在质量强市示范城市建设实施前，示范与非示范城市的企业全要素生产率不存在明显差异，满足平行趋势假定。从动态效应来看，质量强市示范城市建设系数第一年最大，第二年和第三年有下降趋势，第四年又上升，表明对企业全要素生产率的影响先递增再递减又递增。3.2基准回归按照模型（1）的设计，表 4 展示了基准回归结果。第（1）列为不加控制变量回归结果，第（2）列为加入控制变量不控制行业和年份回归结果，第（3）列为加入控制变量不控制行业控制年份回归结果，第（4）列为加入控制变量控制行业和年份回归结果，质量强市系数在 1%显著性水平下显著为正，可以显著促进企业全要素生产率的提升，H1 得到验证。3.3稳健性检验3.3.1PSM-DID为了使样本更具有可比性，本文对样本进行一对一最近邻匹配、半径匹配与核匹配之后，再分别对筛选的样本进行回归（限于篇幅，稳健性检回归结果省略），质量强市的系数均在 1%的显著性水平下显著为正，可以显著促进企业全要素生产率提升，说明本文结论是稳健的。3.3.2替换被解释变量考虑到不同的企业全要素生产率的计算方法会影响结论，本文借鉴用宋敏等25采用 op 法计算出的结果代替 lp 法计算出的结果进行回归，质量强市的系数在 1%的显著性水平下显著为正，表明更换被解释变量的衡量方法之后，本文的结果依旧是稳健的。表 3方差膨胀因子变量levIO ShareMaster ratelnSizegsaleageTreat伊timeIndependenceMeanVIF1.341.251.021.571.011.011.031.011.161/VIF0.7470.7980.9770.6380.9900.9610.9690.990步构建了模型（2），来验证企业创新与内部控制质量在质量强市示范城市建设与企业全要素生产率之间的中介作用，具体如式（2）：Mit=茁0+茁1Treat伊timeit+移ni=1茁jcontrolitj+移year+移industry+着it（2）其中，TFP 代表企业全要素生产率，treat 表示受质量强市示范城市建设冲击的状态，受到冲击则赋值为 1，否则为 0；time 表示受质量强市示范城市建设冲击的时间，受到冲击之前赋值为 0，受到冲击之后赋值为 1；M 代表中介变量，指企业创新（lnpart1和lnpart2）和内部控制质量（IC），Control代表控制变量，year 代表年份，Industry 代表行业，为不可观测因素，i 代表样本个体，t 代表样本年度。2.4描述性统计表 2 展示了所有变量的平均值、标准差、最小值和最大值。所有变量的值均在合理范围之内，不存在明显异常的变量值。表 3 展示了变量的方差膨胀因子，所有变量的方差膨胀因子均小于 2，且均值为 1.16，表明变量之间不存在多重共线性问题。表 2描述性统计变量名称样本数平均值标准差最小值最大值TFP23 3589.0651.081-6.82512.079Treat伊time23 3580.4160.49301lnpart123 3582.5441.70306.662lnpart223 3581.7941.49605.878IC23 3583.5600.225-2.6303.884lnSize23 35822.1181.230-19.47525.984age23 3582.8490.339-1.6093.497lev23 3580.4150.202-0.0480.966IO Share23 35842.92924.727-0.31091.981Indepen原dence23 35837.5115.336-33.33057.140Master rate23 3580.0310.04900.278gsale23 3580.1740.423-0.6153.109图 1平行趋势动态效应分析d_4d4d3d2d10d_1d_2d_3平行趋势检验（动态效应分析）210-170第 4 期（1）（2）（3）（4）（5）（6）TFPlnpart1TFPlnpart2TFPICTreat伊time0.030*0.067*0.030*0.067*0.030*0.004（3.941）（3.714）（3.941）（4.089）（3.941）（1.346）常数项-6.447*-12.959*-6.447*-12.199*-6.447*2.848*（-66.293）（-56.561）（-66.293）（-58.673）（-66.293）（80.697）IndustryyesyesyesyesyesyesN23 35823 35823 35823 35823 35823 358r20.7670.4780.7670.4430.7670.293ar20.7650.4750.7650.4400.7650.289yearyesyesyesyesyesyes控制变量yesyesyesyesyesyes表 5中介效应检验结果表 4基准回归结果（1）（2）（3）（4）TFPTFPTFPTFPTreat伊time0.035*0.051*0.063*0.030*（2.49）（6.200）（7.321）（3.941）lnSize0.663*0.665*0.679*（164.754）（162.179）（179.658）age-0.010-0.0100.007（-0.814）（-0.754）（0.570）lev0.568*0.559*0.423*（25.026）（24.360）（20.017）IO Share0.001*0.001*0.002*（7.100）（7.086）（11.642）Independence-0.000-0.000-0.001*（-0.558）（-0.663）（-2.276）Master rate-0.110-0.1130.121（-1.346）（-1.376）（1.516）gsale0.185*0.185*0.187*（19.695）（19.597）（22.628）_cons8.391*-5.899*-5.894*-6.447*（95.720）（-65.782）（-62.685）（-66.293）IndustryyesnonoyesyearyesnoyesyesN23 35823 35823 35823 358r20.2180.6880.6900.767ar20.2160.6870.6900.7663.3.3滞后一期考虑到政策实施会有滞后效应，本文将滞后一期进行回归，质量强市的系数在 5%的显著性水平下显著为正，能有效促进企业全要素生产率的提升，本文结论是稳健的。3.3.4安慰剂检验本文双重差分的结果显示，质量强市示范城市建设可以显著提高企业全要素生产率，但这种政策是否受其他因素的影响需要进一步确定，故运用安慰剂检验。采用改变政策发生时间和将实验组随机化来执行安慰剂检验，对样本数据中的城市和时间点进行不重复的随机抽样，每次选取 95 个城市作为虚拟示范城市，20102020 年中的时间段选取随机的模拟政策时间点。重复 500 次上述随机抽样过程并进行回归，进而获得 500 个虚拟 DID 的回归系数。如图 2 所示，实线表示 DID 回归系数的概率密度累计分布，虚线表示正态分布，从图 2 可以看出真实回归系数位于安慰剂检验置换参数曲线的低尾处，属于虚拟实验组回归的异常值，表明本研究的基准回归结果通过了安慰剂检验，这说明实施的政策效应不受其他因素干扰，也就是表明质量强市示范城市建设可以显著提高示范城市企业的全要素生产率。3.4机制效应分析利用上述模型，表 5 展示了技术创新的中介效应检验回归结果，表 5 第（1）和（2）列展示了将发明、实用新型以及外观设计专利的总申请量作为技术创新的代理变量的回归结果，第（2）列中质量强市的系数在 1%的显著性水平下显著为正，可以有效促进企业技术创新，表明质量强市示范城市建设可以通过促进企业技术创新来提高企业全要素生产率。表 5 第（3）和（4）列展示了将发明专利申请数量作为技术创新的代理变量的回归结果，第（4）列质量强市的系数在 1%的显著性水平下显著为正，可以显著促进企业技术创新，表明质量强市示范城市建设可以促进企业技术创新提高企业全要素生产率。H2得到验证。注：*、*、*分别表示为 10%、5%、1%的显著水平，括号中为 t 值，下同。马永军，等：质量强市示范城市建设对企业全要素生产率的影响效应研究图 2安慰剂检验系数累计分布估计系数1.00.80.60.40.202520151050安慰剂检验71天津商业大学学报2023 年表 5 的第（5）列和第（6）列展示了内部控制质量的中介效应检验的回归结果，第（5）列质量强市系数在 1%显著性水平下显著为正，第（6）列质量强市的系数不显著，并不能促进企业内部控制质量的提升，表明中介效应不成立，不可以通过提高企业内部控制质量促进企业全要素生产率提升。H3未得到验证。其可能的原因在于，首先，质量强市示范城市建设采取的质量监督措施都是外部监管机构发起的，并且具有政府强制力量，这使得质量强市示范城市建设对企业内部控制质量的提升作用不明显。其次，企业内部控制质量的提升需要一定的时间，在所选样本期间质量强市对企业内部控制质量的提升作用还未显现出来。3.5异质性分析3.5.1企业所在地异质性分析根据国家省会城市、副省级城市的划分将所有企业根据所在地分类为非省会城市及副省级城市的企业和省会城市及副省级城市的企业，分别进行回归，回归结果如表 6 第（1）和（2）列所示，非省会城市及副省级城市的质量强市的系数不显著，省会城市及副省级城市的质量强市的系数在 5%的显著性水平下显著为正，在省会城市及副省级城市所在地的企业当中对企业全要素生产率有促进作用，H4 得到验证。3.5.2产权性质异质性根据企业所有权性质将样本分为国有企业和非国有企业，分别进行回归，回归结果如表 6 第（3）和（4）列所示，非国有企业的质量强市的系数在 1%的显著性水平下显著为正，而国有企业的质量强市的系数不显著，表明质量强市示范城市建设对非国有企业的全要素生产率有更强的促进作用，H5 得到验证。4结论与建议本文构建双重差分模型，基于 20102020 我国沪深 A 股上市公司数据，实证检验了质量强市示范城市建设对企业全要素生产率的影响。研究发现：质量强市示范城市建设可以显著促进企业全要素生产率的提升，进一步分析内在机制表明，可以促进企业技术创新水平提升来促进企业全要素生产率提升，并且对企业全要素生产率的提升作用在省会及副省级城市和非国有企业当中更加显著。基于以上研究结论，提出以下建议：第一，政府应稳步推进质量强市示范城市建设。质量强市示范城市建设有助于企业全要素生产率提升，政府应稳步推进，不断扩大示范范围，惠及更多企业，但同时也要建立健全经验分享和问题反馈机制，帮助更多企业全要素生产率提升，为经济社会高质量发展助力。第二，示范城市企业应抓住政策机遇，审视自身，助力自身企业全要素生产率的提升。示范城市企业要衡量自身优势与劣势，查漏补缺，抓住政策机遇，加大技术创新投入和加强内部管理，合理配置企业资源，增强企业全要素生产率。第三，政府要因地制宜推行质量强市示范城市建设。质量强市示范城市建设对企业全要素生产率的促进作用存在异质性，政府在实施政策时，要考虑到不同企业之间的不同，有针对性的开展工作，不要千篇一律，这样才能发挥其最大效用。参考文献：1 KLENOW P J.Misallocation and manufacturing TFP in China andIndia J.Quarterly Journal of Economics，2009，124（4）：1403-1448.2 白万平，孙溶镁，白鸽.数字经济发展提高了企业全要素生产率吗?基于 A 股上市公司的分析 J.经济与管理评论，2022（5）：5-19.3 刘家悦，胡颖，李波.人力资本、融资约束与企业全要素生产率来自中国制造业企业的微观证据 J.华东经济管理，2020（10）：112-119.4 杜传忠，金华旺.制造业产融结合、资本配置效率与企业全要素生产率 J.经济与管理研究，2021（2）：28-40.5 郭檬楠，李校红.内部控制、社会审计与企业全要素生产率：协同监督抑或互相替代 J.统计与信息论坛，2020（11）：77-84.6 郭南芸，黄典.企业创新行为、制度环境与工业全要素生产率提升 J.首都经济贸易大学学报，2021（6）：43-58.7 张丽，管烨萱.高管团队海外背景、金融错配与企业全要素生产率 J.哈尔滨商业大学学报（社会科学版），2022（4）：105-表 6异质性分析回归结果TFPTFPTFPTFPTreat伊time0.0090.045*0.053*0.005（0.941）（2.297）（5.870）（0.356）常数项-6.556*-6.293*-6.232*-6.993*（-58.678）（-31.077）（-47.766）（-44.019）IndustryyesyesyesyesN16 8656 49314 6538 284r20.7690.7810.7370.784ar20.7670.7780.7350.781yearyesyesyesyes控制变量yesyesyesyes（3）非国有企业（4）国有企业（2）省会城市及副省级城市（1）非省会城市及副省级城市72第 4 期Effect of exemplary quality city construction on total factorproductivity of enterprisesMA Yongjun,NIE Yaohui（School of Economics and Trade,Hunan University of Technology,Zhuzhou 412000,Hunan,China）Abstract：As Chinas economy shifts to the stage of high quality development,the contribution of exemplary quality cityconstruction to the social economy is becoming increasingly significant.According toGuidelines on building-up nationalexemplary quality city in 2012，taking exemplary quality city construction as a quasiy-natural experiment,this paperuses the double difference model to empirically examine the relationship between the exemplary quality city constructionand the total factor productivity of enterprises based on the data of Chinese listed companies in A-share market inShanghai and Shenzhen Stock Exchanges from 2010 to 2020.The study shows that the implementation of the exemplaryquality city construction can significantly improve the total factor productivity of enterprises.Further analysis of theintrinsic mechanism shows that the exemplary quality city construction can enhance the total factor productivity byimproving the innovation level of enterprises in the exemplary city,and the mediating effect of internal control quality isnot significant.The effect of the exemplary quality city construction on the total factor productivity is more significant inthe enterprises of provincial and sub-provincial cities and non-state enterprises.The findings of this paper provideanalytical ideas and empirical evidence for assessing the effect of the exemplary quality city construction,and give policyreferences for exploring the path of high quality economic development.Key words：exemplary quality city construction;total factor productivity of enterprises;technological innovation;internalcontrol quality（责任编辑王帅林）马永军，等：质量强市示范城市建设对企业全要素生产率的影响效应研究118.8 NGO Q T，TRAN Q V.Firm heterogeneity and total factor pro原ductivity：new panel-data evidence from Vietnamese manufactur原ingfirms J .ManagementScienceLetters，2020，10（7）：1505-1512.9 张豪，戴静，张建华.政策不确定、官员异质性与企业全要素生产率 J.经济学动态，2017（8）：49-61.10胡春阳，余泳泽.政府补助与企业全要素生产率对 U 型效应的理论解释及实证分析 J.财政研究，2019（6）：72-85.11王清刚，汪帅.区域经济政策与企业全要素生产率基于“长江经济带”经济政策的准自然实验研究 J.中南财经政法大学学报，2022（5）：134-146.12韩瑞栋，杜邢晔，薄凡.资本错配对企业全要素生产率的影响研究 J.宏观经济研究，2022（6）：57-72.13杨洁，马从文，刘运材.环境保护费改税对企业全要素生产率的影响 J.华东经济管理，2022（9）：55-65.14程于思，张慧雪，黄波.政府引导基金能促进企业全要素生产率提高吗?J.中国流通经济，2022（8）：105-116.15闫永生，李凌飞，邵传林.金融改革对民营企业全要素生产率的影响基于国家设立金融综合改革试验区的准自然实验 J.经济体制改革，2022（3）：142-148.16刘建江，熊智桥，罗双成.知识产权保护是否提升了企业全要素生产率?基于知识产权示范城市建设的准自然实验J.南京财经大学学报，2022（2）：1-11.17孟祥旭.专利质押是否提升了企业全要素生产率?基于中国专利质押试点的准自然实验 J.经济科学，2022（4）：124-137.18姚圣文，赵兰香，张耀坤.智慧城市建设提高企业全要素生产率了吗?J.科学学研究，2022（11）：1957-1967.19陈思阳，孙光国.董事在关联行业任职、创新能力与企业全要素生产率 J.经济与管理研究，2022（7）：37-58.20田丹，吕文栋，刘凯丽.内部控制对创新风险的作用机制基于风险缓和模型的研究 J.财贸经济，2022（5）：129-144.21程虹，陈川.质量创新与全要素生产率来自湖北省的经验证据 J.理论月刊，2017（1）：135-140.22权小锋，刘佳伟，孙雅倩.设立企业博士后工作站促进技术创新吗基于中国上市公司的经验证据 J.中国工业经济，2020（9）：175-192.23梁日新，李英.年报文本语调与审计费用来自我国 A 股上市公司的经验数据 J.审计研究，2021（5）：109-119.24江艇.因果推断经验研究中的中介效应与调节效应 J.中国工业经济，2022（5）：100-120.25宋敏，周鹏，司海涛.金融科技与企业全要素生产率“赋能”和信贷配给的视角 J.中国工业经济，2021（4）：138-155.2023 年