區域創新政策對微觀主體創新行為的影響

晏艷陽 謝曉鋒

摘?要：以是否獲批創新型城市建設試點單位為基本條件，采用多期雙重差分法和三重差分法進行“準自然實驗”，研究創新型城市建設對企業創新的促進作用及其作用機理。結果發現：創新型城市作為創新型國家建設的一個重要組成部分，能積極推動轄區內的企業創新活動;并且其主要通過增強企業集聚度、提高金融中介機構服務強度與擴大對外開放引進外商投資等途徑對企業創新活動起到激勵與保障作用。非試點城市應該借鑒這些先行經驗，并結合自身的經濟發展狀況，推出系列政策以促進企業創新。

關鍵詞： 創新型城市;企業創新;影響機制

中圖分類號：F276.6?文獻標識碼：?A?文章編號：1003-7217（2019）06-0002-07

一、引?言

中國改革開放四十年以來，經濟增長先后經歷了由勞動驅動和資本驅動的階段。然而，隨著人口紅利的消失以及經濟去杠桿的推進，這兩種模式已經不能滿足中國經濟高速增長的需求。新古典經濟增長模型指出，改善全要素生產率是經濟能夠持續穩定增長的根本原因，提高生產效率意味著技術進步。鮑克（1994）提出創新政策是政府為了鼓勵技術發展及其商業化以提高競爭力的各種社會經濟政策的總和，處于經濟政策的中心位置，直接鼓勵創造與變化[1]。因此，國家“十三五”規劃綱要提出實施創新驅動發展戰略，選擇一部分城市開展試點，探索不同地區的城市創新發展路徑，推動若干城市率先實現創新驅動發展，為實現創新型國家目標奠定基礎。

西方學者Hospers（2003）的研究表明，創新型城市是知識驅動經濟發展的典型代表，一個富有競爭力的城市必然具備資源集聚性和多樣性的能力[2]。政府可以通過R&D與技術服務、教育、信息、財政、稅收等多個手段建立創新政策框架，積極推動企業創新，加快產業升級。建設創新型城市將為企業開展創新活動提供有利的土壤環境，一方面，提供宏觀公用基礎設施等硬條件;另一方面，營造良好的創新服務環境，主要包括政府制度、科研院校、中介機構、金融信貸等建設。

從2008年深圳試點開始到2016年年底，全國已經有61個城市成為國家創新型建設試點城市。隨著創新型城市建設深入開展，學術界開始關注有關創新型城市建設的研究，近年來有不少文獻集中研究了創新型城市的創新績效[3，4]，但是很少有文章涉及創新型城市建設對城市創新主體——企業創新行為的影響。對該問題的研究不僅有助于厘清創新型城市的建設對微觀企業創新行為的影響，而且通過探究內在影響機制，最大限度地營造企業創新良好環境，對全國所有其他非創新型試點城市激發本地企業創新潛力具有借鑒意義。

二、創新型城市建設對企業創新影響的機理分析

優良的創新系統是促進企業創新活動的必要條件，政府在創新系統中起到重要的作用[5]。與單純地選擇特定企業給予政策支持不同[6，7]，創新型城市建設為城市轄區內的企業開展創新活動提供了優良的創新環境，包括創新資源集聚環境、財政政策支持環境、金融服務融資環境、對外開放交流環境等，從而提升區域內企業的創新效率。

創新型城市建設致力于集中資源優勢打造生產企業的集群區，比如高新技術開發區或者工業園區等。產業集聚的優勢在于傳送和接受信息更為便捷和高效，不同行業、不同技術人員可以進行專業知識互補，從而為企業創新提供更好的思路。有研究發現產業集聚的地方，企業更加傾向于創新活動，產業集聚具有正向外部效應[8]。其次，政府除了打造產業集聚區，還積極引導產學研合作，強調當地的高校、企業、金融機構之間的互動。產學研合作三大主體之間由于人才、技術、資金等資源具有差異性和互補性，所以，互相之間形成了互惠共生模式。通過優化人才、技術、資金等資源配置，可以顯著提升企業的創新能力和效率[9，10]。

除了上述集群與連動效應，企業進行研發活動需要投入大量的資金。為了保證企業研發資金的充足，政府采取加大科技財政支出和財政優惠力度等措施。有研究表明，政府補貼與稅收優惠政策的確能夠顯著增強企業的創新投入[11，12]。同時，從市場獲取資金的情況來看，因為創新投入的高風險性而導致的融資成本上升，使得企業無法通過外部融資得到充足的資金進行研發投資 [13，14]。而豐富的金融體系在企業創新過程中起到融通資金的作用，可以有效解決企業創新信息不對稱的問題。篩選優質企業創新項目，提高資金匹配效率，可以起到有效的風險分散和激勵約束的作用，促進企業開展創新研發活動[15，16]。此外，為了企業能夠從外部獲取更先進的技術和知識，政府會進一步擴大地區對外開放水平，鼓勵外商直接投資。跨國公司帶來的不僅僅是技術、人才、資金等資源，更重要的是推動了當地產業集群的發展，起到“孵化器”的作用[17]。隨著地區開放水平的提高，外資企業與外商資本的大量涌入，企業自主研發活動對創新績效的促進作用越明顯[18]。

三、數據來源與指標說明、模型設定

（一）數據來源與指標說明

本文城市層面的統計數據來源于各地級市的統計年鑒，企業專利申請數據來源于國泰安數據庫，企業的財務特征數據來源于WIND金融數據庫。由于選擇的創新型建設試點城市的獲批時間分布在2008-2013年之間，故樣本區間確定為2006—2016年，確保最早獲批為國家創新型城市前有至少兩年的數據。鑒于部分地級市的上市企業數量低于5家，不具有統計性，故從樣本城市中剔除，最終確定為57個樣本城市，具體見表1。其中實驗組包括25個城市樣本，對照組32個城市樣本，對象為樣本城市的所有上市企業。

本文實證模型選取的被解釋變量Y代表企業的創新活動，考慮創新型城市的建設重在強調創新成果，借鑒學術界的一般做法，采用企業申請的專利數量的對數（lnpatent）描述企業的創新活動。控制變量X的選取主要參照溫軍和馮根福（2012）[19]的研究，包括衡量公司規模的資產自然對數（lnsize）、表示公司資本結構的資產負債率（leve）、代表公司盈利能力的總資產報酬率（roa）、代表企業成長能力的營業收入同比增長率（oigr）以及代表企業性質的虛擬變量nature（nature=1，表示國有企業;nature=0，為非國有企業）。此外，根據證監會的行業分類標準還設置了行業控制變量，控制行業因素對企業創新的影響，同時設置了年份控制變量控制不同年份的宏觀經濟環境對企業創新活動的影響。具體變量定義見表2。

（二）模型設定

創新型城市建設試點工作是逐步開展的，2008年深圳率先成為創新型建設試點城市，之后國家科技部和發改委每一年都會審批一部分城市開展試點。為探究創新型城市企業創新能力與非創新型城市企業創新能力差異，建立回歸模型如下：

考慮到各城市在創建創新型城市的時間起點不同，本文采用多期雙重差分法進行實證研究。由于開展創新活動的企業大部分位于東部地區，故選取東部地區的地級市作為樣本。出于實證合理性考慮，選擇2008-2013年被列為創新型建設試點的城市作為實驗組，非試點城市作為對照組。根據審批獲建的時間定義政策和時間虛擬變量：innovation為政策虛擬變量，即樣本城市在2008-2013年是否成為創新型建設試點城市，innovation=1，表示已經成為創新型城市;innovation=0，表示非創新型城市。post為時間虛擬變量;post=1表示當年城市獲批為創新型城市的當年與之后的年度，之前為0。為了定量考察創新型城市建設對企業創新的影響，借鑒Beck等（2010）的研究構建如下多期雙重差分模型[20]：

式（2）中，f表示企業，i為行業，c為城市，t為時間。Yfict表示f企業的創新成果，AAC為解釋變量，是政策虛擬變量innovation與時間虛擬變量post的乘積，AAC=1，表示獲批為創新型城市同時是在獲批當年及之后的年度的樣本;AAC=0，表示獲批為創新型城市但是在獲批年份之前的樣本以及非創新型城市的樣本。估計系數β反映創新型城市建設對企業創新的影響。式（1）和式（2）中，系數β>0且在統計上顯著時，說明創新型城市建設促進了企業創新;反之，則表明創新型城市建設對企業創新沒有作用。Xfict代表企業層面的控制變量，γi為行業控制變量，ηt為時間控制變量，εfict為誤差項。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計分析

首先，將樣本城市劃分為創新型城市和非創新型城市，為了更好地理解這兩類城市之間的差異，對一些城市指標進行描述性統計分析，具體如表3所示。創新型城市的企業平均專利數量遠遠大于非創新型城市，表明創新型城市的企業創新能力優于非創新型企業。從城市指標來看，創新型城市的工業企業數量、實際利用外商直接投資額、科技財政支出、金融機構貸款都高于非創新型城市，這也反映創新型城市的政策環境好于非創新型城市，企業能夠更好地進行創新活動。

收集研究期間內樣本數據，計算各變量的統計特征值如表4所示。為了消除變量極端值的影響，利用縮尾處理方法對變量1%水平上的極端值進行處理。由表4可以看到，企業的專利申請量（lnpatent）平均為2.728，最小的數為0，最大值為6.635，不同企業之間創新產出存在不小的差距。至于企業層面的控制變量，同樣能夠看出不同企業間的差距。例如代表企業成長能力的營業收入同比增長率（oigr）的最小值為-38.25%，而最大值為156.2%，企業不同的成長能力也會影響到企業未來對研發的投入，影響企業的創新。

（二）相關性分析

各變量之間的相關性檢驗結果如表5所示。可以得出解釋變量AAC與控制變量lnsize、leve、roa以及oigr和被解釋變量lnpatent之間呈顯著的正相關關系，即企業的創新行為與這些變量有緊密的聯系，后續進一步利用雙重差分模型進行實證，來驗證這種關系。此外，除了企業規模與企業資產負債率相關性較高以外，其余變量之間的相關性系數都很低，說明實證模型中各變量間發生嚴重的多重共線性的可能性很低。

（三）模型回歸結果分析

利用樣本區間內的數據實證檢驗創新型城市的建立對企業創新活動的影響。首先，在多期雙重差分模型中先加入行業控制變量和年份控制變量，對模型進行回歸;之后，再加入企業層面的控制變量;進一步，按企業性質不同對樣本進行分組，考察創新型城市建設對不同性質企業的創新行為的影響。具體回歸結果見表6。

從表6的第1列可以看出，innovation的系數顯著為正，說明創新型城市的企業創新能力顯著高于非創新城市企業。從表6第2列得出，當不考慮企業特征時，只考慮行業固定效應和時間固定效應時，解釋變量AAC的系數為正，且在5%的水平上顯著，即創新型城市的建設能夠促進企業的創新活動。在（2）的基礎上加入企業的財務特征變量lnsize、leve、roa、oigr以及企業性質虛擬變量nature，根據列（3）可以得到不變的結論，創新型城市的建立對企業的創新具有顯著促進作用。但是企業性質虛擬變量nature對被解釋變量lnpatent的回歸系數在5%的水平上顯著為負，說明企業的性質能夠影響企業的創新活動，并且國有企業的創新產出不如非國有企業。按照企業的性質對全樣本企業進行分組回歸，得到列（4）和列（5）的結果。列（4）中解釋變量的系數不顯著，而列（5）中解釋變量的系數在1%的水平上顯著為正，表明創新型城市建設對國有企業的創新行為沒有影響，而對非國有企業的創新具有顯著正向影響。此外，列（3）、列（4）和列（5）中的其余控制變量lnsize、leve、roa、oigr的回歸系數均顯著為正，驗證了前面相關性分析得到的結論，企業的財務特征會顯著正向影響企業的創新，企業的規模越大，資產負債率越高、總資產報酬率越高、營業收入增長率越高，企業的專利申請數量越多。

五、穩健性檢驗與影響機制檢驗

（一）穩健性檢驗

1.控制樣本選擇偏差。前面使用多期雙重差分模型進行實證時，默認創新型城市建設與地區企業的創新產出無關，但是沒有得到證實。如果創新型城市建設與該城市企業的創新產出有關，即創新型建設的試點城市集中于企業創新產出較多的城市，那么，上述的回歸結果便沒有意義。為此，設立probit模型進行檢驗，以地級市是否為創新型城市為被解釋變量（innovation），城市內所有上市企業的專利申請量自然對數的平均值為解釋變量（average），由表7的列（1）發現average的系數不顯著，即地區企業的創新產出并不影響創新型建設城市的選擇。由此，證實上述回歸結論的意義。

2.安慰劑檢驗。為了檢驗上述估計結果的穩健性，進行安慰劑檢驗。選取最早被審批為創新型試點城市的2008年前兩年的樣本進行政策虛擬變量innovation的回歸，由表7的列（2）發現innovation的系數不顯著，即2008年之前各地級市都還未成為創新型試點城市時，實驗組和控制組的企業創新行為不存在顯著差異。

3.其他穩健性檢驗。由于企業的創新產出需要一定的時間，創新型城市建設對企業創新活動的影響不是即時的，會有延遲，故將上述多期雙重差分模型中的被解釋變量lnpatent前推一期，其余保持不變。由表7的列（3）得到解釋變量AAC的系數為正，并且在1%的水平上顯著，即證實創新型城市建設能夠顯著促進企業創新。

（二）影響機制檢驗

如前所述，創新型城市的建立確實能夠促進企業的創新活動。具體來講，創新型城市具有以下特性：一是形成生產企業的集群區，企業共享基礎設備和信息設施;二是積極引導產學研合作，促進高校研發成果轉化;三是加大科技財政支出和財政優惠力度，支持當地企業的研發創新;四是推進金融服務，有效解決企業的融資需求;五是進一步擴大對外開放水平，引進外來資本和先進技術。從理論上來看，創新型城市的這些外部條件會極大地推進企業的創新活動。下面從實證角度檢驗分析創新型城市對企業創新的影響機制。

借鑒相關文獻研究，以地級市規模以上的工業企業數量的對數（lnqy）來衡量企業集聚度，以地級市的科技財政支出占地方一般預算內財政支出（fe）描述政府的財政政策支持，以地級市年末金融機構各項貸款余額的對數代表金融中介機構對企業創新活動的服務強度（lnfin），以地級市實際利用外商直接投資額的對數（lnfdi）反映地區的對外開放水平與技術引入。為了考察上述因素的影響機制，參照Beck等（2010）的研究在模型（1）的基礎上構建多期三重差分模型進行識別檢驗，具體模型如下所示：

其中I依次表示lnqy、lnkj、lnfin以及lnfdi這四個指標，其余的變量設置與模型（1）一致，系數β反映了創新型城市是否通過影響上述四個因素而間接地對企業創新產生促進作用。如果系數β通過顯著性檢驗，則說明創新型城市建設對企業創新的存在內在影響機制。回歸結果見表8。

由表8的列（1）可以得到，三重交乘項AAC×lnqy的系數為正，且在1%的水平上保持顯著，說明創新型城市通過提高企業聚集度這一途徑從而促進企業的創新產出，證實了前面的分析。建立生產企業的集群區不僅使企業能夠享用基礎設施，為企業開展創新活動提供便利條件，還有助于企業之間進行信息共享和技術交流，營造良好的創新氛圍。同樣地，根據表8的列（3）和列（4），發現三重交乘項AAC×lnfin與AAC×lnfdi的系數均在1%的水平上顯著為正，意味著創新型城市建設對企業創新的影響途徑可以是金融中介機構的貸款支持與引入外商投資。金融服務越完善，企業創新活動的開展越順利，這也體現了創新型城市建設為企業創新提供良好的創新土壤的一種方式。此外，隨著創新型城市建設的開展，地區的開放水平越來越高，能夠吸引大量的外資資本，為本地企業帶來先進的管理理念和創新技術，進而提高企業自主創新能力。但表8的列（2）中三重交乘項AAC×fe的系數雖通過了10%的顯著性水平檢驗，卻是負數，表明創新型城市通過一定的財政支持政策反而會抑制企業的創新活動，換言之，政府的財政支持沒有達到應有的目標，反而可能會被企業所利用。安同良（2009）的研究也表明，當政府與企業之間存在信息不對稱時，企業常常發出虛假的“創新類型”信息，從而獲取政府的研發補貼，此時，用于激勵企業創新的財政補貼政策將產生負向激勵作用[21]。

現有研究中，除了創新產出，還可以用創新投入來衡量企業的創新活動。因此，用企業的研發支出占營業收入比重來表示企業的創新投入，解釋變量與其他控制變量同模型（1），以此考察創新型城市建立對企業創新投入的影響。由于上市企業從2007年起才開始公布研發支出數據，故使用2007-2016年企業的研發支出數據進行回歸檢驗。模型回歸結果見表8的列（5），解釋變量AAC的系數在5%的水平上顯著為正，證明創新型城市的建立同樣促進了企業的創新投入。

六、研究結論與啟示

以上研究表明，創新型城市建設能夠顯著促進當地企業的創新投入和創新產出，不過由于企業的特殊性質，國有企業的創新活動沒有受到影響。從影響機制來看，創新型城市的建設通過增強企業集聚度、提高金融中介機構服務強度與擴大對外開放引進外商投資，進而促進企業的創新能力。但是由于政府與企業之間的信息不對稱，激勵企業創新的財政補貼政策反而被企業所利用，產生了負向激勵作用。

因此，應在堅持創新驅動發展戰略下，建設創新型城市。創新型城市的企業創新能力普遍高于非創新城市的企業創新能力，尤其是民營企業。對于創新型城市而言，第一，應該繼續加強企業集聚度，形成區域產業特色群，便于企業之間進行信息交流與技術分享，充分接觸新的知識，培養更活躍的創新思維;第二，堅持大力發展金融服務業，構建多元化的融資環境，完善金融中介機構服務，有效解決企業開展創新活動的融資需求;第三，進一步擴大地區對外開放水平，吸引外商資本投資參與企業創新活動，營造開放的創新環境，為本地企業學習先進的技術和知識提供機會;第四，嚴格跟蹤那些獲取財政補貼的企業的資金利用情況，防止財政資金擠出企業自身的研發投入，產生過多的虛假“創新信息”。對于非創新型城市而言：努力達到創新型城市建設要求，盡早成為創新型城市，從而有利于對外吸引企業入駐。同時，應該學習效仿創新型城市，為企業創造良好的創新土壤，營造濃厚的區域創新環境氛圍，促進企業將創新活動變成一種自覺行為，凝聚成文化，從而盡早實現創新型國家建設的目標。

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（責任編輯：寧曉青）