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[摘要]本文以2000～2010年的中国制造业企业数据为基础，使用DID方法全面考察人民币升值对出口企业创新的影响。研究发现，人民币升值显着促进了中国出口企业的创新能力提升，人民币升值对企业创新的积极影响随着企业出口强度的提高而增强；引入企业异质性的分析表明，人民币升值对出口企业创新的影响受到企业融资状况和企业规模的制约；通过将生存分析方法纳入分析框架发现人民币升值与企业创新持续时间呈正比，即人民币升值有益于延长企业的创新持续期。

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[关键词]人民币升值；企业创新；出口企业；成本节约效应；市场竞争效应 本文来自织梦

一、引言

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中国经济在1978年改革开放之后取得了突破性的发展，人均GDP从改革开放之初的382元上升到2014年的46 629元[1]，一跃成为世界第二大经济体。但是，在当前经济新常态、人口结构转型和环境资源约束增强的形势下，能否实现要素驱动型经济增长模式向创新驱动型经济增长模式的转型便成为中国成功跨越中等收入陷阱，向高等收入国家迈进的重要驱动因素。汇率作为开放宏观经济中的重要价格因素在经济增长模式转型中扮演重要角色。当前，已有大量学者分析了汇率变动对企业行为和绩效的影响，并得出了本币升值对本土企业生产绩效的正向作用，而上述问题的关键便是企业的创新能力（Berman，et al.，2012；Li，et al.，2015；郝中中，2015；曹兰英，2016）。人民币兑美元的汇率自2005年汇率改革以来整体上呈持续上升的趋势，与此同时，中国企业的创新活动不断增加，研发支出费用以23.3％的年平均增长率迅速增长[2]。在经济新常态的背景下，技术创新无疑成为中国拓展外贸发展空间，驱动经济长期增长的内原动力。 本文来自织梦

但是，研发经费的增加并没有带来中国出口企业创新能力的同步升级，中国出口产品仍然被贴上低价产品的标签，出口企业技术创新和产品升级问题迫在眉睫。因此，有学者认为，人民币升值引致的市场竞争加剧可能并没有促进出口企业技术创新能力的提升，在某种程度上甚至压制了企业创新的积极性。围绕上述疑问，结合已有相关研究，本文尝试使用微观企业数据并利用2005年人民汇率制度改革这一自然实验来系统考察人民币汇率上升与出口企业创新之间的关系。

通过梳理已有相关研究，我们将汇率升值对出口企业创新的影响机制概括为成本节约效应和市场竞争效应两个方面：首先是成本节约效应。人民币升值会降低国内企业进口国外中间品的价格和成本，通过进口种类繁多的高质量中间品，从而有利于企业技术创新。Goldberg等（2010）研究发现进口新类型的中间产品会使企业进口中间品的价格指数下降4.7％。显然，在进口中间品和国内生产的中间品之间具有不完全替代性的情况下，人民币升值增加了国内企业可以使用和选择的中间品种类，并降低了其中间品进口成本，因此有更充足的资金进行产品质量升级和技术创新方面的投入（李惠娟、蔡伟宏，2016）。概括来讲，汇率升值以后，通过进口种类繁多的中间品，企业可以实现国内外两个市场和资源的最优配置和互补，为企业技术升级提供了保障（张杰等，2015）。其次是市场竞争效应。市场结构影响企业创新行为，本币汇率升值会加剧本国市场的竞争程度，而企业进行研发和创新会出现逃离竞争的局面，产生较高的创新和研发收益，因此当本币升值引致市场竞争加大的时候，企业创新的动机会更加强烈。Galdón—Sánchez和Schmitz（2002）基于20世纪80年代钢铁行业的实证研究发现，市场竞争程度的加剧提高了铁矿厂的创新水平和生产率。关于汇率变动引致竞争环境变化的研究也层出不穷。比如，Harris（2001）认为加拿大元的实际贬值通过提高进口价格的方式显着降低了企业的生产率和创新能力。Fung和Liu（2009）以台湾地区企业为研究样本，使用20世纪90年代台湾地区经历的大幅贬值这一事件分析了汇率变动对生产率的影响。Tang（2010）对加拿大的分析表明加拿大货币实际升值有利于企业采纳新技术提高生产率。Ekholm等（2012）以挪威进入21世纪出现的货币升值作为自然实验，考察了本国货币汇率升值对企业经营绩效的影响效应。

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二、计量模型构建与数据说明

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（一）计量模型设定

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按照实际有效汇率来计算，2005～2007年这3年间，人民币实际升值15.15％，2005～2013年这9年间，人民币实际升值幅度高达41.25％。汇率升值通过成本节约效应和市场竞争效应影响了企业的创新能力和创新决策，本文假定进口商品的变化对所有企业一样，比如，如果进口中间品价格更加便宜，制造业企业将更加倾向于选择进口中间投入品[3]。本文基于2000～2010年11年的中国制造业微观出口企业的数据进行实证研究，并将2005年汇率制度改革作为一个自然实验使用倍差法对样本进行回归分析。具体模型设定如下： 织梦内容管理系统

innoit=α0+α1Tt×exi+α2Zit+vj+vt+εit（1） 内容来自dedecms

式（1）中，innoit）_表示企业创新强度，借鉴许家云、毛其淋（2016）的做法，用企业总销售额中新产品销售额所占的比例来表示；ex是一个虚拟变量，如果企业i是出口企业，则ex=1[4]，表示该企业是处理组企业，反之，ex=0，表示该企业是对照组企业。值得注意的是，为了保证处理组企业和对照组企业在进口方面的一致性，我们将加工贸易企业从样本中删除掉。T表示时间虚拟变量，若企业i所处的年份t大于2005年，则将其赋值为l，否则将其赋值为0[5]。控制变量集合Zit主要包括企业生产率（tfp）、企业融资约束（fin）、企业年龄（age）、资本密集度（kl）、企业负债率（zfz）、企业所有制类型虚拟变量（for）以及市场结构（herf）。此外，我们还控制了不可观测的行业层面（vj）和时间层面（vt）的固定效应。 dedecms.com

此外，考虑到结论的稳健性，并为分析出口强度在人民币汇率上升影响企业创新中的作用，仍将企业创新强度纳入模型框架，并建立以下回归方程：

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innoit=β0+β1Tt×exini+β2zit+vj+vt+εit（2） 织梦好，好织梦

式（2）中，exini表示企业i的出口强度，用企业i在样本期内总销售额中出口销售额所占的比例来表示。其他变量含义同式（1）。 内容来自dedecms

在式（1）中，如果α1大于零，意味着相对于没有出口行为的企业而言，人民币升值更加有利于提高出口企业的创新水平，反之则相反。式（2）中，若β1为正，说明相对于较低出口强度的企业而言，人民币升值对较高出口强度的企业创新水平的积极影响更大，反之则相反。 dedecms.com

（二）指标测度 织梦内容管理系统

1.企业生产效率（tfp）。本文借鉴许家云等（2015）的做法，使用OP法来计算企业的tfp，从而相比OLS估计法，可以较好地解决估计参数不一致的问题[6]。首先，在估计资本弹性时，存在产量影响投资的反向因果关系，误差项作为全要素生产率存在遗漏变量问题，全要素生产率既影响产出又影响资本投入；其次，样本选择偏误问题，比如最后能够存活的企业往往是那些生产率较高的企业。一般解决办法是加入固定效应减少共时性偏误，消除不随时间变化的因素影响，但是这一方法并不能完全解决反向因果的关系，无法应对随时间变化的因素。如果删除样本期内选择退出的企业，将样本变为平衡面板，那么样本量的减少导致了信息的浪费，并且这样也忽视了企业的动态决策过程。Olley和Pakes（1996）通过使用两步估计的方法来解决上述不足。首先用OLS估计中间投入品和劳动的产出弹性；其次用非线性最小二乘（non—linear least squares）估计资本的产出弹性；最后利用估计得到的中间投人、劳动力和资本的产出弹性，便可以求得全要素生产率。 copyright dedecms

2.其他控制变量包括：

（1）企业融资约束（fin），与许家云等（2015）的做法相同，使用企业利息支出在其固定资产中的比例来表示fin，Fung和Liu（2009）的研究发现市场规模的扩大能够提高企业生产率。值得注意的是，fin越大，说明该企业的融资能力越强。 织梦内容管理系统

（2）企业资本密集度（k1），本文用企业人均固定资产拥有量来表示，并且相关数据都使用了相应的价格指数进行了平减处理。

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（3）企业负债率指标（zfz），本文用企业资产总额中负债所占的比例来表示，企业负债率越高越不利于自身创新水平的提高。

（4）企业年龄（age），本文使用该企业当年年份与其成立年份的差额来表示。 织梦内容管理系统

（5）企业所有制类型变量（for），当企业为外资企业时for=1，否则for=0。

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（6）市场结构（herf），在方程中引入可以反映市场结构的赫芬达尔指数来考察市场结构对创新的作用，具体公式为：其中，Qit表示市场占有率，是单个企业年度销售额Saleit与企业所在行业整体销售额salejt的比值，该值越大市场垄断程度越高。 本文来自织梦

（三）数据说明 本文来自织梦

本文的实证分析主要涉及两个数据库：中国工业企业数据库、中国海关数据库，根据数据的可获得性，我们选取其中2000～2010年这段数据样本进行分析。其中，两个数据库的具体合并方法主要来自Yu（2015）和Upward等（2013），我们采用海关数据和工业企业数据库中的企业名称和年份对这两个数据库之间进行匹配合并，此外，还利用企业邮政编码和相应的电话号码信息进行匹配合并。样本合并完成之后，借鉴许家云等（2015）的做法进行了一系列剔除异常值的处理，并得到最终样本。

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三、实证结果及分析 dedecms.com

（一）汇率变动对出口企业创新的影响

表1的第（1）列～第（3）列是基于式（1）的基准倍差法估计结果，第（4）列和第（5）列则是基于式（2）的估计结果。首先来分析基准倍差法的估计结果。第（1）列仅考虑人民币汇率对创新的影响，结果表明ex的估计系数为正并且较为显着，说明相比没有出口行为的企业而言，出口企业的创新水平更高；第（2）YO在第（1）列的基础上进一步加入了其他控制变量和固定效应，回归结果也在一定程度上证明了本文的基准结论。进一步看，我们关注的核心变量t×ex的系数显着为正，即相比没有出口行为的企业而言，人民币升值使出口企业的创新水平显着提高了0.2个单位。

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为进一步检验人民币升值对出口企业创新的影响渠道，在式（1）的基础上引入T×ex与企业i在第t年的边际成本（cost）的交互项以及Txex与反映市场结构的赫芬达尔指数（herf）的交互项，以分别考察人民币升值是否通过成本节约效应和市场竞争效应对出口企业的创新产生影响。其中，借鉴许家云、毛其淋（2016）的方法构造企业层面的边际成本指标[7]。表1的第（3）列结果显示，两个交互项T×ex×cost、T×ex×herf的回归系数均显着为正，这表明人民币升值通过成本节约效应和市场竞争效应显着地提高了出口企业的创新水平[8]。 织梦内容管理系统

控制变量的回归结果显示：生产率越高、融资能力越强的企业往往可以借助规模经济优势降低生产成本，继续企业的创新活动；企业年龄与出口企业的创新呈反比的原因可能是历史悠久的企业需要为资深员工支付高昂的工资，由此加重了企业的财务负担，并减少了企业可以进行技术创新的资源；此外，资本密集度水平与企业创新水平呈正相关关系；在所有制方面，相比内资企业，外资企业的创新水平更高。

基于稳健性的考虑，在表1的第（4）列和第（5）列进一步报告了基于式（2）的倍差法估计结果。具体来看，交互项T×exin的估计系数为正并通过了1％的显着性检验，这说明人民币升值对出口企业创新的影响随着企业出口强度的提高而增强。具体看，T×exin的回归系数为0.17，即人民币汇率每升值1％，出口企业的创新水平将比非出口企业多提高0.17个单位。表1中控制变量的回归结果，我们发现其与前两列结果相比并没有发生根本的变化，从而验证了本文结论的稳健性。 本文来自织梦

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（二）稳健性检验 织梦内容管理系统

1.同趋势性假设。同趋势假设是倍差法估计的前提条件，假设其他条件不变，本文中出口企业和没有出口行为的企业的创新行为将具有相同的变化趋势，这被称为同趋势假设。这里，基于2001～2004年间的样本，在式（1）的基础上，将2002年[9]作为事件冲击进行倍差法估计，以考察本文中的模型是否满足同趋势假设。表2的第（1）列结果表明前文的分析符合同趋势性的假设，即在其他条件不变的情况下，出口企业和没有出口行为的企业的创新行为具有相同的变化趋势，从而证明本文使用倍差法估计得到的结论较为稳健。 本文来自织梦

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2.企业创新指标的其它测算方法。在前文的实证分析中，我们用企业总销售额中新产品销售额所占的比例来表示企业创新，为进行稳健性检验，这里进一步使用企业研发支出占企业总销售额的比重来衡量企业的创新强度，并用新的创新强度指标作为被解释变量使用倍差法进行估计，表2的第（2）列结果表明，T×ex交互项的估计系数为正，再次印证了人民币升值有利于促进出口企业创新的结论。此外，其他控制变量的估计结果也没有发生实质的变化，说明本文结论较为稳健。 内容来自dedecms

3.外销转内销的讨论。本文利用2005年人民币汇率制度改革这一自然实验来识别人民币升值对企业创新的影响。但可能存在这样一种情况，即从事出口的企业在外部竞争加剧的情况下将产品销售向国内市场转移，那么人民币升值引起的企业面临的外部竞争加剧会由于国内销售份额增加而得到一定程度的缓解。当这种情况出现时，前文估计就存在偏误。鉴于此，本文对从事出口企业的销售份额进行分析，考察其随时间变化的趋势。如果2005年人民币升值后，出现了出口企业因竞争加剧将产品出口转内销，那么上述情况即成立，反之则反是。从本文的微观数据来看，出口企业出口销售份额在2005年之后并没有出现显着下降，相反还出现了上升，其趋势与2005年之前较为类似；从中国宏观贸易数据来看，中国出口在2005年之后也未表现出明显的下降。这就排除了人民币实际升值引起的外部竞争环境加剧迫使企业减少出口份额的情况。这里进一步剔除出口转内销样本后进行了一组稳健性回归，具体结果如表2的第（3）列所示。结果表明本文结论较稳健并不会受出口转内销样本的干扰。 本文来自织梦

四、人民币汇率与出口企业创新：异质性检验 织梦内容管理系统

前文将所有的样本混合在一起进行了整体估计，并没有分别考察人民币升值对不同特征出口企业创新的差异化作用。但在现实经济生活中，企业在融资能力和生产规模等方面均存在显着差异。Aghion等（2005）认为企业的研发和创新需要大量资源的投入，在外源融资受到限制的时候，这些资源投入需要依赖利润的累积，而融资限制会降低企业进行技术创新的积极性并减少相应的投入，从而不利于企业创新。此外，汇率变动对企业创新的影响还可能会受到企业规模异质性的制约。基于此，下面通过构建式（3）和式（4）来研究人民币升值对出口企业创新的影响是否受到企业融资约束和企业规模两个因素的制约：

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式（3）（4）中，C表示企业融资能力和企业规模，qr表示用企业融资变量和企业规模[10]的样本平均值为基础将企业划分为4个等份，qr取值为1，2，3，4，qr越大表示企业的融资能力越强，企业规模也越大。 dedecms.com

（一）企业融资约束的异质性

表3的前两列结果显示，Tt×exi与Cit_qr的交叉项的估计系数均显着为正，也就是说人民币升值对出口企业创新的影响受到企业融资能力的显着制约，这证实了前文的理论分析。进一步地，比较4个交叉项的估计系数不难发现，随着企业融资能力的提高，人民币升值对出口企业创新的积极影响也越来越大。这可能是因为：第一，企业在出口市场从事生产和销售活动往往会面临巨额的进入成本，因此，人民币升值之后，由于国内市场竞争加剧，融资能力强的企业有能力从外部融资渠道获得足够的资金支持继续进行技术创新。第二，汇率升值使得最难以获得融资的那部分企业可能会选择退出出口市场，部分存活下来的企业，也会流失部分生产要素和经济资源，最终导致这部分企业的竞争力衰退和创新动力不足。 织梦内容管理系统

（二）企业规模的异质性 本文来自织梦

表3的后两列分析了企业规模在人民币汇率影响出口企业创新中的作用。观察回归结果可以发现，T×ex×C_I的估计系数在第（3）列和第（4）列中均为正，但显着性并不强，这表明小规模企业往往是初级产品或者劳动密集型产品的生产者，盈利能力有限，同时自身资金能力有限，在汇率升值引致的激烈市场竞争面前，其往往无力进行技术创新或者选择退出出口市场；T×ex×C 2和T×ex×C_3的估计系数为正且分别通过了5％和1％的显着性检验，即对于中等规模出口企业而言，人民币升值能显着地拉动其创新能力提升；Txex×C_4的估计系数在绝对值和显着性水平方面与前三个分位数相比，均有显着提高，表明人民币升值对出口企业创新的正向影响会因企业规模的扩大而提高，这与许家云等（2015）的结论相吻合。

五、进一步分析：人民币升值会影响企业创新持续时间吗? 内容来自dedecms

前文就人民币升值对企业创新强度的影响效应进行了考察，发现人民币升值能够显着促进出口企业的创新能力提升，并且上述效应因企业融资状况和企业规模的不同而具有显着的差异，但上述研究没有考察企业的创新时间持续问题。那么由此引出的问题是：人民币升值究竟有利于延长中国制造业出口企业的创新寿命，还是缩短其创新寿命，两者之间究竟存在怎样的关系?接下来，本文将基于生存分析模型围绕上述问题进行进一步的探讨。 copyright dedecms

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（一）数据处理和初步检验

企业停止创新活动时可能会处于两种情况：其一，企业的创新投入或创新产出为零但企业仍然正常经营；其二，企业由于经营不善而退出市场。借鉴许家云等（2015）的做法，这里将考察对象限定为1999~2010年间持续经营的企业，从而对于本文的样本而言，“风险事件”是由第一种情况中企业停止创新活动所导致。进一步地，在样本时间段内，关于企业创新状态的更早时期的数据我们是不得而知的，这种情况被称为左侧删失，而忽略左侧删失问题会导致对企业创新持续时间的错误估计。为避免数据左侧删失[11]，我们将最终用于分析的样本限定于那些在1999年没有创新活动但在2000～2010年间有创新活动的企业。从而在样本中，企业创新持续时间最长为11年。此外，我们的样本依然无法给出晚于样本期的企业其创新状况是怎样的，这种情况被称为右侧删失，但值得庆幸的是，使用生存方法可以解决样本右侧删失问题。 本文来自织梦

生存函数或风险函数描绘了生存分析方法中生存时间的具体分布特征，在样本时间段内，如果一家企业有创新活动则将其视为“存活”，反之，若企业在该时间段内停止创新活动，则将其定义为风险事件。企业持续创新的连续时间段用T来表示（ti=1，2，3…），如果在一个持续时间段内没有发生企业中止创新活动的行为，ci=0，否则，ci=1。生存函数公式具体为：

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开始分析之前，首先使用Kaplan-Meier方法进行生存估计。具体地，使用企业层面的人民币汇率水平的中位数值进行样本分组[12]：汇率水平大于中位数值的纳入高汇率水平组，其余的归人低汇率水平组。

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图1给出了高汇率水平组和低汇率水平组企业创新的生存函数和风险函数估计结果。图1中的左图显示，在样本期内，高汇率水平组的生存曲线始终高于低汇率水平组，即人民币汇率水平高的企业的创新持续时间大于人民币汇率水平低的企业，人民币升值有可能会延长企业的创新时间。图l中的右图给出了两组企业的风险率曲线，不难发现，高汇率水平组的风险曲线始终低于低汇率组，也就是说高汇率组企业停止创新活动的风险率要低于低汇率组企业，这与左图的结论一致，即人民币升值对延长出口企业的创新期有积极影响。此外，观察图l中的风险率曲线，可以发现企业创新活动的风险随着时间的推进而降低。 copyright dedecms

（二）估计结果及分析 dedecms.com

接下来，通过构建以下clog109模型，准确考察人民币汇率变动对企业创新时间的作用（毛其淋、盛斌.2013），模型具体设定如下：

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式（9）中，hit=Pr（Ti<t+1 | Ti≥t，xit）表示离散时间风险率；τt表示基准风险率；xit表示协变量，包括企业层面的实际有效汇率指标lnreit[13]和控制变量组合此外，其他变量与式（1）的基准分析类似。 copyright dedecms

人民币升值对企业创新持续时间的具体估计结果显示在表4中。首先，表4中的第（1）列结果表明，人民币升值降低了企业停止创新活动的概率，但作用并不明显。这从计量的角度验证了图1的结论。进一步地，在第（2）列回归结果中控制了不可观测的异质性因素，rho值代表模型中控制异方差因素的必要性，在第（2）列中rho为0.326，并且其似然比检验在1％的显着性水平显着，即在模型中控制不可观测的异质性可以提高模型估计的稳健性和准确性。第（2）列结果显示，人民币汇率指标的回归系数显着为负，这再次表明人民币升值确实延长了企业的创新持续期。此外，对于控制变量方面可以发现：企业生产效率（tip）、融资约束（fin）、企业年龄（age）的估计系数均在1％水平显着为负，即出口企业的生产率越高、融资能力越强以及其在市场上存活的时间越久，则其创新持续时间也就越长；另外，企业所有制（for）和资本密集度（k1）的估计系数为负，但都不显着，因此，企业所有制和资本密集度等因素对食业创新时间的积极影响较为微弱。 本文来自织梦

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出于估计结果稳健性的考虑，在前两列估计结果的基础上，将第一个存续时间段样本以及唯一存续时间段样本独立出来，分别进行离散时间模型分析，以验证本文结论是否具有稳定性[14]。具体回归结果分别汇报在表4的最后两列中，观察回归结果不难发现，人民币汇率变动的估计系数与前两列结果相比并没有发生根本的变化，也就是说人民币升值的确对延长出口企业的创新期有积极影响。除此之外，控制变量的估计系数和显着性水平也符合我们通常的预期。 内容来自dedecms

六、结论 织梦内容管理系统

本文使用DID方法全面考察人民币升值对中国制造业出口企业创新的作用。结果表明，人民币升值对制造业出口企业的创新能力提高有积极影响，并且企业出口依赖程度越高，上述积极影响越大。在改变企业创新的衡量方法等的因素之后，上述结论依然稳健。此外，人民币升值对出口企业创新的影响受到企业融资状况和企业规模的制约。人民币升值对出口企业创新的积极影响与企业融资能力和企业生产规模呈正比。最后，通过将离散时间生存分析方法引入汇率与出口企业创新问题的分析框架，可以发现人民币升值与企业创新持续时间呈正比，即升值引致的市场竞争加剧有助于延长企业进行创新的持续时间。此外，企业的创新时间还受到企业融资能力、资本密集度等因素的制约。 copyright dedecms

中国经济已由高速增长转为中高速增长，过去依赖要素驱动的增长模式难以持续。本文研究从微观层面揭示了汇率在中国出口企业创新中的重要作用。首先，人民币升值有利于出口企业创新这一结论可以为汇率冲击背景下出口企业的创新策略提供来自发展中国家的经验证据。汇率变动通过影响出口企业所面临的竞争压力，导致企业调整自身的创新水平。在国内生产成本上升、外需不确定性增大的严峻国内外形势下，本文的分析表明，人民币升值引致的竞争既是压力，也是驱使企业技术革新和竞争力升级的重要动力。如何应对日益激烈的竞争态势，将外在压力转化为创新升级、产业转型的机遇和内在动力，是中国制造业在今后的全球市场竞争中无法回避的命题和挑战。

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其次，人民币升值对于较低程度融资约束和较大规模企业的创新提升促进作用更大。企业的流动性短缺问题在升值阶段变得异常重要，而不容置疑，企业进行技术创新需要建立在巨大资金支持的技术投资基础之上，因此，人民币升值会抑制融资能力较弱的企业进行技术创新和研发投资的积极性和动力，如果金融市场不发达或者配置金融资源的能力较弱，则面临资金缺口的出口企业其创新行为可能会止于流动性短缺问题。因此，应继续深化国内金融市场改革，合理促成民营出口企业创新和金融资源的良性结合，扶持民营出口企业的发展和创新。同时出口企业应立足国际市场要求，通过增加研发支出、集聚规模经济等方式提升自身创新能力。 dedecms.com

本文相比已有研究的突破和贡献主要体现为：首先，通过将汇率变动引入创新与出口企业行为的分析框架，可以为中国政府的创新与汇率决策提供一定的政策参考价值。其次，尝试使用倍差法（DID）估计人民币升值对出口企业创新的微观影响，在研究方法方面可以较好地控制样本选择偏差和内生性问题，所得结论较为稳健和可信。此外，还进一步考察人民币汇率上升对不同特征（包括融资约束和企业规模两个方面）出口企业创新的影响是否有差异。最后，将生存分析模型引入汇率变动与出口企业创新问题的研究中，从企业创新动态的视角分析人民币升值对企业创新持续时间的影响，以丰富和拓展同类相关研究的视角。

[参考文献]

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曹兰英，2016.当前人民币国际化进程面临的困境与机遇研究——与日元国际化进程的比较[J].世界经济与政治论坛，（6）：120-128.

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郝中中，2015.人民币汇率与中美利率联动机制分析[J].金融论坛，（1）：35-40.

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李惠娟、蔡伟宏，2016.离岸生产性服务中间投入对中国制造业出口技术复杂度的影响[J].世界经济与政治论坛，（3）：122-141.

毛其淋、盛斌，2013.中国制造业企业的进入退出与生产率动态演化[J].经济研究，（4）：16-29.

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许家云、毛其淋，2016.中国企业的市场存活分析：中间品进口重要吗?[J].金融研究，（10）：127-142. 内容来自dedecms

许家云、佟家栋、毛其淋，2015.人民币汇率与企业生产率变动：来自中国的经验证据[J].金融研究，（10）：1-16. 内容来自dedecms

章贵桥、施汉忠、蔡海静，2016.人民币汇率波动、预算软约束与企业现金持有水平[J].金融论坛，（6）：27-39. 织梦内容管理系统

张杰、郑文平、陈志远，2015.进口与企业生产率——中国的经验证据[J].经济学（季刊），14（3）：1029-1052. 织梦好，好织梦

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[1]数据来源：国家统计局网站。

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[2]数据来源：国家统计局网站。 本文来自织梦

[3] Ekholm等（2012）做了类似假定。

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[4]只要企业在2000～2004年期间从事过出口贸易，我们就认定该企业为出口企业。

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[5] T为标示企业所处的年份t在2005年前后的哑变量。本文的结果并不受时间切割点的影响，将2004年作为切割点进行稳健性检验，发现回归结果没有发生实质的变化。

[6]关于OP方法可参阅Olley和Pakes（1996）。企业全要素生产率的估计中，资本存量是按照永续盘存法计算得来，并通过固定资产投资价格指数调整为实际值。产出和中间投入均通过产出平减指数和投入平减指数调整为实际值，其中产出平减指数和投入平减指数均为年度两位数分行业分类指数，处理方面与Brandt等（2012）存在两点不同。首先，国民经济行业分类两位数分行业总产出环比价格指数来自《中国城市（镇）生活与价格年鉴2011》；其次，使用了1997年、2002年、2007年三年的投入产出表加权求得投入平减指数。 本文来自织梦

[7] costit=priceit/mupit。其中，priceit表示企业层面的出口价格，mupit表示企业i在第t年的边际生产成本。 内容来自dedecms

[8]感谢审稿人的宝贵意见 织梦内容管理系统

[9]以2003年为分界点的结果也.证实了本文结论的稳健性。 dedecms.com

[10]企业规模用企业就业人数来表示。 本文来自织梦

[11]比如，如果某企业在1999年有创新活动，但根据掌握的数据，我们并不清楚该企业开始有创新活动的具体时间。

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[12]这里使用企业层面贸易加权的人民币实际有效汇率指标，具体计算方法借鉴许家云等（2015）的方法。 copyright dedecms

[13]具体测算方法与许家云等（2015）的方法相同.这里不再赘述。 内容来自dedecms

[14]比如，某企业在2000～2002年有创新活动，2003年停止创新活动并持续至2005年，2006年再次开始创新活动，但在2010年又停止创新活动，那么2000～2002年即为首个创新持续时间段。若该企业在2000～2002年有创新活动，2003年之后停止创新活动并不再开始新的创新活动，则2000～2002年为唯一创新持续时间段。（nc-19201705）