創新型城市試點政策對創新效率的影響研究

楊璐璐

摘?要：文章基于280個地級市的面板數據，構建城市創新效率指標體系，通過DEA方法測算城市創新效率，采取雙重差分法評估創新型城市試點政策效果，主要得出以下結論：一是創新型城市試點政策對城市創新效率提升具有顯著促進作用，此結果在經過多項穩健性檢驗后仍然成立；二是試點政策發揮政策效果受制于城市的區域位置；三是創新型城市試點政策施展政策效力受到城市經濟發展水平的影響，經濟相對落后的地級市受政策影響創新效率提升作用更顯著。

關鍵詞：創新型城市；創新效率；政策效果評估；雙重差分法

中圖分類號：F124.3;F299.2文獻標識碼：A文章編號：1005-6432（2024）02-0021-04

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2024.02.006

1?引言

建設創新型城市是實施創新驅動發展戰略的關鍵步驟，是將我國建設成為實力強勁的創新型國家的基石[1]。

從2008年深圳成為第一個創新型城市試點至今，共有103個城市進入創新型城市建設試點行列。我國通過創新型城市建設構建區域創新體系，推動了國家創新能力的快速提升，是適應中國經濟發展現狀的重要舉措之一[2]。

文章聚焦于新時代背景下，我國創新型城市試點政策的政策效果，回答以下問題：試點能否提升城市創新效率？其效應差異是如何來體現的？區域特征是否會影響政策對創新效率的影響？上述問題對于評估創新型城市試點政策、提升城市創新能力、推動國家創新發展具有重要意義。

文章基于2000—2020年280個地級市的面板數據，構建城市創新效率指標體系，通過DEA方法測算城市創新效率，通過DID雙重差分法評估政策效果，以期為優化創新型城市試點政策提出政策建議與完善對策。

2?模型選擇與變量說明

文章采用雙重差分法（DID）來評估創新型城市試點政策，并提高城市創新效率的凈效應。文章未將數據缺失較多的城市作為研究主體，將樣本數據分為70個實驗組和210個對照組，借鑒Beck等的做法[3]，筆者采用雙向固定效應模型來進行雙重差分估計，具體模型如式（1）所示：

IEi，t=α+βtreatedi，t×posti，t+δcontrolsi，t+μi+t+εi，t

其中，IEi，t為被解釋變量，表示第i個城市在第t年的創新效率，文章通過構建DEA中的BBC模型來進行測度；treated×post為核心解釋變量——政策虛擬變量，系數β反映了政策對創新效率的影響效應。μi、θi表示個體和時間固定效應，εi，t表示隨機誤差項；controlsi，t代表一系列控制變量，主要包括：①經濟發展水平（人均GDP的對數值表示，Inpgdp）；②金融水平（金融機構年末存貸款余額對數表示，Fin）；③城鄉發展水平（城市居民人均可支配收入和農民人均純收入的對數表示，Pciur、Pcirr）；④城市產業結構（第三產業占GDP的比重表示，Instru）；⑤城市規模（常住人口的對數表示，Density）；⑥政府財力（用地方政府財政收入對數表示，Finim）。

文章創新型城市名單及設立時間以2008年以來科技部發布的文件為準，數據來源于各城市統計年鑒，缺失值采取插值法和均值法進行補齊。

3?實證結果及分析

3.1?城市創新效率測度

DEA的基本原理是保持決策單元的輸入或輸出不變，借助線性規劃和統計數據確定相對有效的生產前沿面，通過比較決策單元偏離前沿面的程度來判斷相對有效性[4]。

文章選取BCC模型進行測度，首先要構建指標體系，文章參考現有研究，結合中國城市特點構建出了城市創新效率測度指標體系，見表1。

文章利用DEAP測算出創新效率，在DID中將其作為被解釋變量的代理值。由于城市數目較多，時間跨度較長，具體結果不能完整展示。

3.2?描述性統計

文章利用Stata軟件評估創新型城市試點政策效果，表2為變量的描述性統計結果。

其中，treated×post的樣本均值為0.09，反映出在文章選取的時間范圍內有約9.1%的樣本實施了創新型城市試點政策，控制變量的樣本最大值與最小值之間數值相差較大，反映出不同城市發展水平存在較大差距。詳見表2。

3.3?基準回歸結果

回歸結果如表3所示，模型（1）中，文章只加入政策虛擬變量，結果顯示，政策虛擬變量系數在1%的水平上顯著為正，反映出試點政策對創新效率具有顯著促進作用。在模型（2）至模型（8）中，文章依次添加控制變量，β在1%的水平上始終顯著為正，表明該政策能有效促進創新效率的提升。

在引入的控制變量中，城市人均GDP、農村居民人均純收入、產業結構、地方金融水平與城市創新效率的提升顯著正相關，表明提升地區經濟發展水平、改善農村居民生活、完善產業結構、推進金融發展能夠提高城市創新效率。

城市人口密度與創新效率呈負相關，城市規模的不斷擴張給地區創新資源分配帶來了挑戰，城市在發展過程中應處理好城市規模和創新發展之間的關系。而城市居民人均可支配收入和地方政府財力沒有通過10%的顯著性，隨城市創新效率增長的影響較小。

3.4?平行趨勢檢驗

在進行政策效應評估時，選擇DID的前提條件是需要滿足同質性假設[5]。平行趨勢檢驗能夠反映出處理組與控制組的目標變量在政策節點前的發展趨勢是否具有同質性，若處理組與控制組在政策之前就存在大的差異，那么用DID產生的結果就不能代表政策的凈效應。

文章借助Stata軟件得到的平行趨勢檢驗結果是通過的，模型使用是科學合理的。

3.5?異質性檢驗

3.5.1?區域異質性

文章在基準回歸的基礎上，將樣本按照地理位置分為東、中、西部依次進行回歸分析，具體回歸結果依次如表4中的模型（1）至模型（3）所示。

結果顯示，創新型城市試點政策對我國東部、西部地級市的城市創新效率具有更顯著的促進作用，對中部城市的促進作用略小于其他區域。

我國東部的地級市大多處于發展前列，經濟發展速度較快，試點政策能夠產生更為明顯的促進作用，推動創新要素流動，增強市場主體的創新動力。

而中、西部地區發展速度略慢，城市的主要目標仍是經濟發展，對創新的重視程度較低，對創新型城市試點政策的政策需求較低，使其缺乏落實該政策的驅動力[6]，導致試點政策在短時間內難以發揮作用。

3.5.2?經濟異質性

地區的經濟發達程度是影響城市創新效率高低的重要影響因素。文章以城市人均GDP這一指標作為依據，將地級市的經濟發達程度進行賦值，分為四檔，具體回歸結果如表4模型（4）至模型（7）所示。

結果表明，創新型城市試點政策對經濟發達程度相對較低的地區產生的創新效率提升效應較為明顯，充分說明了經濟落后地區能夠最大程度地利用比較優勢。對于經濟較為落后的地區，最大的比較優勢是其因為落后而產生的后發優勢，后發優勢的存在為其趕超經濟發達地區提供了可能性[7]。

例如，經濟欠發達地區可以從經濟發達的地區引進已經成熟的先進的科學技術，可以節約財政成本和時間成本。

同時，當地勞動力成本較低，自然資源豐富，隨時做好了經濟發達地區產業結構的升級所帶來的現代產業向本地轉移的準備等。

4?結論與政策建議

4.1?結論

通過分析實證結果得出以下結論：一是創新型城市試點政策對城市創新效率提升具有顯著促進作用，結果在經過多項穩健性檢驗后仍成立；二是試點政策發揮效果受制于城市的區域位置，東部城市從該政策中得到的邊際效應大于中西部城市；三是試點政策施展政策效力受經濟發展水平影響，相較于經濟發展程度較高的城市，經濟相對落后的城市受政策影響作用更顯著。

總體而言，創新型城市試點政策在很大程度上促進了城市創新效率的提升，但效果具有一定的異質性和復雜性。

4.2?政策建議

文章基于實證結果提出以下政策建議：一是進一步加大國家創新型城市建設力度，擴大現有試點范圍，借鑒典型城市建設經驗，使創新型城市試點政策最大程度發揮作用；二是明確政府管理職能，準確定位城市功能，因地制宜制定創新發展策略；三是著力營造創新生態，強化創新意識，做好城市創新服務，讓每個創新主體都積極參與到創新活動之中。

參考文獻：

[1]童紀新，李菲.創新型城市創新集聚效應比較研究[J].科技進步與對策，2015（10）：35-39.

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[7]曾國安，鄭美琴.經濟落后地區經濟發展的后發劣勢、后發優勢與政府作用[J].湖北經濟學院學報，2003（4）：17-23.