質(zhì)量政策對企業(yè)出口和競爭力有影響嗎？

摘 要：【目的】從實踐的視角，探究質(zhì)量政策的有效性，驗證其對出口和企業(yè)國際競爭力的影響?！痉椒ā窟x取1996—2022年我國質(zhì)量政策累計量、出口總量和我國進入世界500強企業(yè)的盈利數(shù)據(jù)，通過VAR模型、脈沖響應、方差分解等方法分析質(zhì)量政策對出口和企業(yè)國際競爭力的影響作用。【結(jié)果】質(zhì)量政策在短期內(nèi)對出口總量具有顯著促進效應，而對企業(yè)競爭力的促進作用具有滯后性。通過中介模型，進一步驗證了出口總量在質(zhì)量政策對我國進入世界500強企業(yè)盈利水平的影響過程中起到完全中介作用?！窘Y(jié)論】證實了質(zhì)量政策對提高出口、增強企業(yè)國際競爭力的重要作用，為進一步提高質(zhì)量政策的有效性提供參考。

關鍵詞：質(zhì)量政策；出口；競爭力；VAR模型；中介效應

DOI編碼：10.3969/j.issn.1674-5698.2025.02.010

0 引 言

質(zhì)量發(fā)展是興國之道、強國之策。為此，中共中央、國務院和國家部委及各地方政府都相繼出臺了一系列質(zhì)量政策，以促進高質(zhì)量發(fā)展[1]。出臺質(zhì)量政策的目的是提高產(chǎn)品質(zhì)量，從而提升企業(yè)的競爭力。這些質(zhì)量政策是否得到有效落地實施，實施效果如何，需要構(gòu)建評價指標進行科學驗證。

測量質(zhì)量政策效果的指標有很多，但最首要的是產(chǎn)品、工程和服務質(zhì)量的提升。對產(chǎn)品而言，反映質(zhì)量提升的重要指標之一就是產(chǎn)品、工程和服務出口的增加。不少學者從不同微觀產(chǎn)業(yè)政策視角，如碳減排政策、人工智能產(chǎn)業(yè)政策、林業(yè)產(chǎn)業(yè)政策等，分析了這些質(zhì)量政策對產(chǎn)品出口的影響[2-4]。此外，還有學者從政策穩(wěn)定性角度出發(fā)研究其對我國進出口的影響[5-7 ]。但這些研究基本從微觀角度探究某一具體行業(yè)領域的政策變化對出口的影響，少有學者在宏觀的視角下，研究我國質(zhì)量政策對出口總量的影響。

對企業(yè)而言，測量質(zhì)量政策效果的指標同樣較多，企業(yè)國際市場競爭力的提升，無疑是重要的測量指標之一。許多學者將出口額作為衡量企業(yè)國際競爭力的指標，這是由于國外消費者對產(chǎn)品和服務質(zhì)量的要求及國際市場的激烈競爭，會對出口企業(yè)的創(chuàng)新行為產(chǎn)生正向激勵，從而提高企業(yè)的國際競爭力[8]。王琦等[9]從農(nóng)產(chǎn)品出口角度分析了我國農(nóng)產(chǎn)品和農(nóng)業(yè)企業(yè)的國際競爭力；郭建芳[10]則從中國陶瓷的國際市場占有率、出口額等數(shù)據(jù)進行分析總結(jié)陶瓷產(chǎn)業(yè)國際競爭力并給出對策建議。除了出口，還有許多學者將世界500強企業(yè)數(shù)據(jù)作為企業(yè)國際競爭力的指標。胡鞍鋼等[11]運用世界500強企業(yè)數(shù)據(jù)分析了我國國有企業(yè)的國際競爭力，并認為世界500強企業(yè)數(shù)據(jù)更具代表性和典型性，更能反映出企業(yè)的國際競爭力。高玉婷[12]通過對比中國、美國和日本進入世界500強企業(yè)的總數(shù)量、總營收等，分析了三國的國際競爭力及其變化。韓民春等[13]提出，隨著我國進入世界500強企業(yè)數(shù)量的增加，營收門檻提高，我國的質(zhì)量政策也應向生產(chǎn)性服務業(yè)轉(zhuǎn)變。通過上述分析可以發(fā)現(xiàn)，出口及世界500強企業(yè)的數(shù)據(jù)都可以作為企業(yè)國際競爭力的衡量指標。然而，大部分對于出口的研究都是從微觀產(chǎn)業(yè)入手，對于宏觀形勢下企業(yè)國際競爭力的分析也大都停留在對不同國家企業(yè)國際競爭力之間的對比上，少有學者將出口總量和世界50 0強企業(yè)的數(shù)據(jù)作為企業(yè)國際競爭力指數(shù)，驗證宏觀條件下質(zhì)量政策的有效性。

質(zhì)量政策的作用擴大了出口，提升了企業(yè)競爭力，使企業(yè)進入世界50 0強企業(yè)，這是質(zhì)量政策作用的一個理論邏輯。政策的實施是否能起到這樣的效果，有待進一步檢驗。基于此，本文選取了1996—2022年質(zhì)量政策累計量、出口總量及我國進入世界500強企業(yè)盈利總額三個指標，構(gòu)建VAR模型，實證分析了三者之間的關系，并在此基礎上，進一步進行中介效應檢驗，為更好提高我國出口產(chǎn)品質(zhì)量，加快走出去的步伐提供基礎。

1 理論分析與研究假說

1.1 質(zhì)量政策與出口

近年來，我國對產(chǎn)品質(zhì)量水平的關注度顯著提高，質(zhì)量政策也日益完善。張志強和曹坤鵬[14]通過研究42年間中國質(zhì)量政策的發(fā)展變遷發(fā)現(xiàn)，我國的質(zhì)量政策經(jīng)歷初步探索階段、穩(wěn)步調(diào)整階段、振興提升階段和創(chuàng)新發(fā)展階段，其廣度和深度不斷擴展，質(zhì)量政策的地位不斷上移。許多學者從質(zhì)量政策的角度研究其對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響，周科選和余林徽[3]以中國人工智能產(chǎn)業(yè)政策作為切入點，探究其對中國出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。結(jié)果顯示，人工智能產(chǎn)業(yè)政策能夠通過降低成本和技術(shù)創(chuàng)新等方式提高出口產(chǎn)品質(zhì)量；同時，政策不確定性的下降能夠有效促進出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升[5]；與之對應的，若質(zhì)量政策不到位，政府扶持力度不夠，則會影響高新技術(shù)產(chǎn)品的出口貿(mào)易[15]。

進一步研究有關出口產(chǎn)品質(zhì)量的文獻可以發(fā)現(xiàn)，小宗農(nóng)產(chǎn)品，如大蒜，在產(chǎn)品質(zhì)量和規(guī)模上具有較弱的國際競爭力[16]。這是由于早期的中國出口采用粗獷式的增長方式，以更低的價格打入海外市場，低質(zhì)量、低附加值的問題同樣突出[17 ]。因此，要加快精細化生產(chǎn)，提高產(chǎn)品質(zhì)量，才能有效增加產(chǎn)品附加價值，促進出口貿(mào)易發(fā)展。施炳展[18]同樣指出，企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量與其出口持續(xù)時間和出口廣度密切相關，產(chǎn)品出口質(zhì)量越高，出口時間越長，出口廣度越大?；谏鲜龇治隹梢园l(fā)現(xiàn)，質(zhì)量政策的頒布實施能夠有效提升出口產(chǎn)品質(zhì)量，而高質(zhì)量的出口產(chǎn)品能夠改善產(chǎn)品出口廣度，提高我國出口總量。因此，本文提出假設1。

假設1：質(zhì)量政策的頒布實施能夠提高我國出口總量。

1.2 質(zhì)量政策與世界500強企業(yè)營收

1996年以來，我國的質(zhì)量政策發(fā)展先后經(jīng)歷了質(zhì)量振興階段、質(zhì)量發(fā)展階段和高質(zhì)量發(fā)展階段[19]。1996年，國務院發(fā)布《質(zhì)量振興綱要（1996-2010年）》，此時，我國產(chǎn)品質(zhì)量、工程質(zhì)量、服務質(zhì)量的總體水平還不能滿足人民生活水平日益提高和社會不斷發(fā)展的需要，與經(jīng)濟發(fā)達國家相比仍有很大差距。然而，隨著質(zhì)量政策的不斷完善與更新，我國又先后頒布了《質(zhì)量發(fā)展綱要（2011-2020年）》《質(zhì)量強國建設綱要》，使得我國質(zhì)量事業(yè)實現(xiàn)跨越式發(fā)展，質(zhì)量強國建設取得歷史性成效。劉剛[2 0]指出，質(zhì)量政策不僅可以通過強制性認證措施或質(zhì)量標準影響企業(yè)發(fā)展，還可以通過增加或減少產(chǎn)品監(jiān)管頻次、加大或減弱品牌扶持力度等方式影響企業(yè)發(fā)展。

質(zhì)量政策提升了產(chǎn)品質(zhì)量，產(chǎn)品質(zhì)量的提升擴大了出口，出口的擴大提升了企業(yè)的國際競爭力，如何從宏觀角度來衡量企業(yè)的國際競爭力？《財富》期刊每年發(fā)布的世界50 0強企業(yè)名單，可以說是反映企業(yè)國際競爭力的“晴雨表”。從我國進入世界50 0強企業(yè)數(shù)量及盈利情況可以看出，1996年，我國僅有4家企業(yè)進入世界500強，之后，進入世界500強企業(yè)數(shù)量逐年增加，于2014年，首次突破10 0家，并于2020年，首次超過美國。雖然目前我國進入世界500強企業(yè)數(shù)量的增速放緩，但其年度總營收及總利潤仍然保持較高的增長率。這是由于質(zhì)量政策的頒布對企業(yè)發(fā)展提出更高要求，有助于加快企業(yè)轉(zhuǎn)型升級，增強企業(yè)的國際競爭力，同時，出口的擴大拓寬了企業(yè)“走出去”的渠道，為企業(yè)提高國際競爭力提供助力。綜合上述分析，本文提出假設2和假設3。

假設2：我國質(zhì)量政策的發(fā)展迭代能夠為企業(yè)發(fā)展指明方向，提高出口產(chǎn)品質(zhì)量的國際競爭力，提高企業(yè)的總體利潤水平。

假設3：出口總量的擴大在質(zhì)量政策和企業(yè)國際競爭力之間起到中介作用。

2 研究設計

2.1 指標的選取與處理

2.1.1 指標選取

（1）質(zhì)量政策

質(zhì)量政策是指政府部門為維持并發(fā)展更高效的質(zhì)量基礎設施而采取的政策，包括法律法規(guī)、行政規(guī)劃和規(guī)章制度等[14]。本文選取了1996—2022年國家層面的質(zhì)量政策累計量作為質(zhì)量政策的衡量指標，并以“質(zhì)量”作為關鍵詞在北大“法寶”法律法規(guī)數(shù)據(jù)庫（https：//www.pkulaw.com）中進行檢索，人工剔除重復項和低相關性政策，最終得到自1996年起，每年的質(zhì)量政策累計量，記為Policyt，具體數(shù)據(jù)見表1。

（2）出口總量

“十四五”規(guī)劃指出，要進一步完善出口政策，優(yōu)化出口產(chǎn)品質(zhì)量和結(jié)構(gòu)，穩(wěn)步提高出口附加值；同時要優(yōu)化國際市場布局，擴大與周邊國家的貿(mào)易規(guī)模，穩(wěn)定國際市場份額。高質(zhì)量的產(chǎn)品是我國出口企業(yè)的核心競爭力[17 ]，出口總額是檢驗產(chǎn)品質(zhì)量和服務水平的重要指標。因此，本文選取1996—2022年我國出口總量作為檢驗質(zhì)量政策有效性的指標之一，記為Export t，數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國海關總署官網(wǎng)統(tǒng)計月報（ht t p： //w w w.customs.gov.cn），具體數(shù)值見表2。

（3）我國進入世界500強企業(yè)盈利總額

高玉婷[12]指出，盈利水平是最能反映企業(yè)經(jīng)營績效，考察企業(yè)經(jīng)濟效益的核心指標。企業(yè)想要做強，就必須將重心從追求高產(chǎn)值轉(zhuǎn)移到追求高質(zhì)量、高效益上來。因此，本文選取我國進入世界50 0強企業(yè)的盈利總額作為企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量競爭力水平的指標之一，記為Profit t，數(shù)據(jù)來源于《財富》官網(wǎng)（https：//fortune.com/ranking/global500），見表3。

2.1.2 指標處理

獲取數(shù)據(jù)后，需對數(shù)據(jù)進行去量綱和統(tǒng)一數(shù)據(jù)特性處理。本文參考宋明順等[22]所采用的均值化法，對所獲各數(shù)據(jù)進行均值化處理，消除指標量綱與數(shù)量級的影響，并保留原始數(shù)據(jù)的全部統(tǒng)計信息[23]。計算公式具體如下。

最后，為進一步消除異方差影響，本文對均值化后的數(shù)據(jù)進行取對數(shù)處理，并將處理后的數(shù)據(jù)分別記為lnpolicyt、lnexportt和lnprofitt，各變量的描述性統(tǒng)計見表4。

2.2 模型設計

2.2.1 VAR模型的構(gòu)建

基于上述理論分析，本文通過建立VAR模型來分析質(zhì)量政策、出口總量與我國進入世界50 0強企業(yè)盈利總額之間的關系。VAR模型主要用于分析一定時間內(nèi)經(jīng)濟變量間的相互影響機制及隨機擾動對變量的動態(tài)沖擊，多用于宏觀經(jīng)濟研究[21]。本文建立的VAR模型如式（3）所示。

2.2.2 中介模型的構(gòu)建

通過VAR模型可以得到變量之間的影響關系，但無法得到出口總量在質(zhì)量政策對500強企業(yè)的盈利水平的影響過程中起到了多大程度的中介效應。因此，為進一步探究出口總量的中介效應，本文參考溫忠麟和葉寶娟[2 4]提出的中介效應檢驗方式，采用逐步回歸法建立如下模型。

3 實證結(jié)果及檢驗

3.1 基于VAR模型的實證分析

3.1.1 單位根檢驗

在對時間序列進行回歸分析之前，需要先對其進行單位根檢驗，以避免分析過程中出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。本文運用STATA 16軟件對各數(shù)據(jù)進行分析，具體檢驗結(jié)果見表5。由ADF檢驗結(jié)果表可以看出，lnpolicyt為平穩(wěn)序列，lnexportt和lnprofitt為非平穩(wěn)序列，而它們的二階差分項均為平穩(wěn)的時間序列，即lnpolicyt、lnexportt和lnprofitt這三個序列均為I（2）過程，可以構(gòu)建VAR模型。

3.1.2 最優(yōu)滯后階數(shù)的確定與協(xié)整檢驗

本文通過信息準則最小化的方法來確定模型最優(yōu)滯后階數(shù)發(fā)現(xiàn)，AIC、SBIC和HQIC均在滯后4期時達到最小，且LR、FPE也在滯后4期時達到最優(yōu)，因此本文所構(gòu)建的VAR模型及協(xié)整檢驗的最佳滯后階數(shù)為4。

確定最優(yōu)滯后階數(shù)后，本文進一步運用Johansen協(xié)整檢驗來判斷質(zhì)量政策、出口總量和我國進入世界500強企業(yè)的盈利總額之間是否具有長期協(xié)整關系，檢驗結(jié)果見表6。從檢驗結(jié)果中可以看出，質(zhì)量政策、出口總量和我國進入世界50 0強企業(yè)盈利總額之間至少存在兩個長期協(xié)整關系。

3.1.3 VAR模型估計

通過以上檢驗可以得出，lnprofit t、lnexport t和lnprofit t 三個變量二階平穩(wěn)，最優(yōu)滯后階數(shù)為4，并且通過了協(xié)整檢驗，具有長期協(xié)整關系，滿足VAR模型的估計要求。VAR模型估計結(jié)果見表7。

從表7中可以看出，質(zhì)量政策在滯后1期時對出口總量具有顯著正向影響，回歸系數(shù)為2.465，這表明，通過政策發(fā)布對產(chǎn)品質(zhì)量進行把控升級有助于出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升，并在短期內(nèi)便對產(chǎn)品出口海外市場具有明顯的正向促進作用，假設1得到驗證。

從質(zhì)量政策對我國進入世界50 0強企業(yè)盈利水平的估計結(jié)果可以看出，質(zhì)量政策在滯后1期對企業(yè)盈利有顯著正向影響，回歸系數(shù)為1.852，但在滯后2期和滯后3期對企業(yè)盈利產(chǎn)生了一定的負向影響。這是由于，受到政府所制定的產(chǎn)業(yè)激勵政策的影響，企業(yè)會增加研發(fā)投入，促進技術(shù)創(chuàng)新的數(shù)量和質(zhì)量[25]，而創(chuàng)新活動往往持續(xù)時間長，風險大，且需要大量的資金支持[2 6 ]，導致質(zhì)量創(chuàng)新成本的增加，企業(yè)盈利出現(xiàn)暫時性的降低；當企業(yè)進一步提高產(chǎn)品質(zhì)量創(chuàng)新能力后，不僅能夠得到政府資金支持，還能夠提高自身產(chǎn)品在國際市場的競爭力及其盈利水平。因此，質(zhì)量政策在滯后4期時對企業(yè)盈利總額表現(xiàn)出顯著正向激勵作用，回歸系數(shù)為1.018，假設2得到驗證。

3.1.4 平穩(wěn)性檢驗與格蘭杰因果關系檢驗

在進行了VAR模型估計后，需要對其進行平穩(wěn)性檢驗。本文首先運用STATA 16軟件對其進行LM自相關檢驗。結(jié)果顯示，本文所構(gòu)建的VAR模型滯后階無自相關。其次，進一步對該模型的平穩(wěn)性進行檢驗，通過繪制VAR系統(tǒng)平穩(wěn)性判別圖來檢驗所建立的VAR模型是否平穩(wěn)，若所有單位根均在單位圓內(nèi)，則表示該模型穩(wěn)健。從圖1可見，所有特征根都在單位圓內(nèi)，表明本文所建立的VAR模型是平穩(wěn)且有效的，可用于后續(xù)檢驗。

為進一步研究質(zhì)量政策、出口總量和我國進入世界500強企業(yè)盈利總額之間的因果關系，本文對其進行格蘭杰因果檢驗。結(jié)果顯示，質(zhì)量政策是出口總量的格蘭杰原因，同時也是企業(yè)盈利總額的格蘭杰原因，并且，出口總量和企業(yè)盈利總額互為格蘭杰原因。這表明，質(zhì)量政策的頒布能夠有效影響企業(yè)的產(chǎn)品出口及其盈利水平，對企業(yè)的國際競爭力水平具有顯著影響。

3.1.5 脈沖響應

脈沖響應圖可以更加直觀地反映出當其中一個變量受到?jīng)_擊時，對其他變量的當期及長期影響。因此，本文進一步對質(zhì)量政策、出口總量和我國進入世界50 0強企業(yè)盈利總額進行脈沖響應分析，結(jié)果如圖2所示。

從圖2中可以看出，質(zhì)量政策對出口總量具有明顯的正向沖擊，并具有波動性趨勢隨后趨于平穩(wěn)，表明質(zhì)量政策的出臺對產(chǎn)品出口具有顯著的促進作用，且作用時間較長；從質(zhì)量政策對我國進入世界500強企業(yè)盈利總額的脈沖響應圖可以發(fā)現(xiàn)，在給予質(zhì)量政策一個標準差單位沖擊后，企業(yè)盈利做出了正向響應，但在第二期時轉(zhuǎn)為負向響應，并在第三期后重新回正。這是由于企業(yè)為應對質(zhì)量政策所提出的新要求會加大對質(zhì)量創(chuàng)新和技術(shù)開發(fā)的資金投入。企業(yè)的生產(chǎn)成本增加，導致盈利總額降低，而當企業(yè)的產(chǎn)品和服務質(zhì)量得到進一步完善提升后，其盈利狀況明顯回正，且企業(yè)盈利在第四期的響應幅度大于第一期。這表明，質(zhì)量政策的頒布能夠督促企業(yè)進一步提升自身產(chǎn)品質(zhì)量和服務水平，從而提高企業(yè)的盈利水平，但由于企業(yè)的質(zhì)量升級需要一定時間和成本投入，因此企業(yè)盈利水平增長具有一定滯后性。

通過脈沖響應分析同樣可以驗證質(zhì)量政策對出口總量和企業(yè)盈利的促進作用，假設1和假設2得證。

3.1.6 方差分解

從脈沖響應圖中可以看出各變量在特定沖擊下的響應幅度，但是不能比較不同沖擊對某一特定變量的影響比例，而利用方差分解可以進一步研究變量的正交化沖擊對其他變量變化的解釋比例[2 7-2 8]。因此，本文通過方差分解對各變量的貢獻程度進行評價。表 8為出口總量和我國進入世界500強企業(yè)盈利總額的方差分解結(jié)果。

根據(jù)表8的結(jié)果，在出口總量的方差分解中，出口總量在第一期對自身的占比最大，隨后明顯減少并最終維持在28%，50 0強企業(yè)盈利總額在第1期對出口總量的貢獻為0，但質(zhì)量政策對出口總量的貢獻在第一期便達到了44.1%，并在第2期達到最高點60.7%，之后穩(wěn)定在50%以上。這表明，質(zhì)量政策對出口總量的影響作用具有及時性和穩(wěn)定性，能在第1期時就對出口總量產(chǎn)生顯著影響并始終維持較高的占比，進一步驗證假設1。

在我國進入世界50 0強企業(yè)盈利總額的方差分解中，500強企業(yè)盈利總額在第1期對自身的占比最大，達到了95.7%，出口總額占比4.2%，質(zhì)量政策占比僅有0.1%，但在之后幾期，盈利總額對自身的占比不斷降低，出口總額和質(zhì)量政策的占比逐漸上升，其中，質(zhì)量政策對企業(yè)盈利總額的貢獻程度在第5期時達到最大，為59.8%，之后也均維持在57%以上。這表明，質(zhì)量政策對500強企業(yè)盈利總額的影響具有滯后性和穩(wěn)定性，在第1期時對企業(yè)盈利的貢獻很小，直到第5期才達到最大值，且在之后能穩(wěn)定保持較高的占比，假設2得證。

通過對比出口總量和企業(yè)盈利的方差分解結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，長期來看，質(zhì)量政策對我國進入世界50 0強企業(yè)盈利總額的影響大于對出口總額的影響，但在質(zhì)量政策對企業(yè)盈利總額的影響過程中是否存在出口總量的中介作用有待進一步檢驗。

3.2 基于中介效應模型的實證分析

為進一步驗證出口總量在質(zhì)量政策影響我國進入世界500強企業(yè)盈利的過程中是否發(fā)揮了中介作用，本文通過三步法和Bootstrap檢驗對假設3進行驗證，結(jié)果見表9和表10。

從中介效應檢驗結(jié)果可以看出，在不引入出口總量時，質(zhì)量政策對我國進入世界500強企業(yè)盈利水平具有顯著正向促進作用，其回歸系數(shù)c為1.122；在引入出口總量后，質(zhì)量政策對出口總量、出口總量對企業(yè)盈利均具有顯著正向影響，回歸系數(shù)a、b分別為0.592和1.438，表明間接效應顯著。進一步通過Bootstrap檢驗可以發(fā)現(xiàn)，_bs_1系數(shù)為0.851，且其置信區(qū)間不包含0，同樣證明，出口總量在質(zhì)量政策影響500強企業(yè)盈利過程中具有中介效應。

但在引入出口總量后，質(zhì)量政策對我國進入世界50 0強盈利水平并不顯著，這說明出口總量在質(zhì)量政策對我國進入世界500強盈利水平的影響過程中起到了完全中介作用，其中介效應值為0.851?；诖?，可以得出，質(zhì)量政策是通過提升出口總量來影響我國進入世界50 0強企業(yè)盈利水平的，假設3得證。

3.3 實證檢驗小結(jié)

通過上述實證檢驗，本文所提出的三個研究假設均得到驗證（具體結(jié)果如表11所示），即我國質(zhì)量政策得到了有效落地實施，能夠促進出口總量，提高企業(yè)的總體盈利水平，增強企業(yè)國際競爭力，并進一步驗證了，出口總量在質(zhì)量政策與企業(yè)國際競爭力之間起到完全中介作用。

4 結(jié) 語

本文通過建立VAR模型、脈沖響應、方差分解等，實證驗證了質(zhì)量政策對出口總量和我國進入世界50 0強企業(yè)盈利總額的影響。結(jié)果顯示，三者之間具有長期協(xié)整關系，且質(zhì)量政策對出口總量具有顯著正向影響，雖然質(zhì)量政策對我國進入世界500強企業(yè)盈利總額會產(chǎn)生短期的負向沖擊，但從長期來看，當企業(yè)完成新一輪研發(fā)投入和質(zhì)量升級后，其產(chǎn)品質(zhì)量和服務水平將得到明顯提升并顯著促進企業(yè)盈利的增長。這表明，我國的質(zhì)量政策得到了有效落地實施，能夠極大地促進產(chǎn)品質(zhì)量的提升，增加出口并提升企業(yè)國際競爭力。

進一步通過中介效應檢驗可以發(fā)現(xiàn)，出口總量在質(zhì)量政策對我國進入世界500強企業(yè)盈利水平的影響過程中起到完全中介作用，即質(zhì)量政策能夠通過擴大出口影響企業(yè)的盈利水平，從而提高企業(yè)的國際競爭力。

企業(yè)的創(chuàng)新能力不足，核心產(chǎn)品競爭力薄弱等都是影響產(chǎn)品出口的重要因素，要想加快產(chǎn)品出口步伐，需進一步加強企業(yè)自身發(fā)展，提高產(chǎn)品質(zhì)量，強化品牌效應，提高創(chuàng)新能力。同時，政府等各部門應進一步加強對出口產(chǎn)品質(zhì)量的監(jiān)督，最大化地發(fā)揮質(zhì)量政策的引領作用，將發(fā)展重心從增加產(chǎn)品數(shù)量轉(zhuǎn)移到提高產(chǎn)品和服務質(zhì)量上來，打造具有國際競爭力的中國品牌，提升中國企業(yè)的國際影響力。

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