國(guó)家創(chuàng)新型城市對(duì)屬地創(chuàng)新能力影響效應(yīng)評(píng)估
——政策動(dòng)態(tài)過程與政企互動(dòng)視角

陳 晨，張廣勝

(遼寧大學(xué) 商學(xué)院，遼寧 沈陽(yáng) 110036)

0 引言

為充分發(fā)揮科技創(chuàng)新的“引擎”作用，習(xí)近平總書記在2016年科技創(chuàng)新和兩院院士大會(huì)上指出，因地制宜探索差異化創(chuàng)新發(fā)展路徑，加快打造具有全球影響力的科技創(chuàng)新中心，建設(shè)若干具有強(qiáng)大帶動(dòng)力的創(chuàng)新型城市和區(qū)域創(chuàng)新中心。其中，提到允許差異化創(chuàng)新發(fā)展路徑，指明各城市可根據(jù)自身發(fā)展特點(diǎn)，先于周邊區(qū)域探索創(chuàng)新發(fā)展之路，通過示范作用，帶動(dòng)城市或城市群發(fā)展。科技部聯(lián)合發(fā)改委于2018年4月發(fā)布文件，在我國(guó)11個(gè)省市自治區(qū)中選取17個(gè)城市確立為國(guó)家創(chuàng)新型城市，為我國(guó)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展作出示范。但此次并非我國(guó)第一次確立國(guó)家創(chuàng)新型城市，早在2008年科技部就將深圳確立為我國(guó)第一個(gè)國(guó)家創(chuàng)新型城市，其后分別在2010-2013年分批次確立了60個(gè)國(guó)家創(chuàng)新型城市，可見國(guó)家對(duì)科技創(chuàng)新的重視以及以科技創(chuàng)新提升國(guó)家核心競(jìng)爭(zhēng)力的決心和企盼。然而，區(qū)域政策實(shí)施雖然有利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂[1]，但也可能因政治尋租效應(yīng)而導(dǎo)致政策陷阱的出現(xiàn)[2-3]。

此外，科技部提出在國(guó)家創(chuàng)新型城市政策建設(shè)前，于2006年聯(lián)合國(guó)資委和全國(guó)總工會(huì)發(fā)文提出國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)建設(shè)政策，并于當(dāng)年確立103家企業(yè)作為國(guó)家第一批國(guó)家創(chuàng)新型試點(diǎn)企業(yè)。其后，于2008年、2009年、2010年、2012年和2013年又分別確立573家企業(yè)。鑒于兩項(xiàng)國(guó)家創(chuàng)新型試點(diǎn)主體確立政策時(shí)間相近且交錯(cuò)實(shí)施，那么在宏觀城市主體政策與微觀政策主體互動(dòng)下政策實(shí)施效果存在何種差異？企業(yè)主體特征異質(zhì)性能否造成政策效果差異？本文考慮到國(guó)家創(chuàng)新型城市建設(shè)分批依次、長(zhǎng)期建設(shè)的動(dòng)態(tài)特性，以及屬地宏微觀主體政策交錯(cuò)互動(dòng)的現(xiàn)實(shí)情形，研究國(guó)家創(chuàng)新型城市政策對(duì)屬地創(chuàng)新能力提升的作用。

1 文獻(xiàn)綜述

學(xué)界現(xiàn)有對(duì)創(chuàng)新型城市創(chuàng)新能力的研究主要集中在以下兩個(gè)方面：

(1)創(chuàng)新型城市創(chuàng)新能力測(cè)度及其評(píng)價(jià)研究。主要通過構(gòu)建創(chuàng)新能力評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，采用不同測(cè)度方法，評(píng)價(jià)創(chuàng)新型城市間的創(chuàng)新能力差異。①以創(chuàng)新型城市基礎(chǔ)構(gòu)成要素為視角，從創(chuàng)新基礎(chǔ)要素資源、制度環(huán)境、政策支持等方面構(gòu)建指標(biāo)體系，測(cè)度創(chuàng)新型城市創(chuàng)新能力發(fā)展水平[4-9]；②從創(chuàng)新型城市發(fā)展過程動(dòng)態(tài)視角出發(fā)，以創(chuàng)新投入、創(chuàng)新轉(zhuǎn)化、創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新輻射過程為鏈條，探尋主要作用因素，構(gòu)建指標(biāo)體系測(cè)評(píng)創(chuàng)新型城市間的創(chuàng)新能力差異[10-13]。上述研究主要是基于國(guó)外城市創(chuàng)新能力過程要素，結(jié)合我國(guó)現(xiàn)實(shí)國(guó)情和經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求，選取合理測(cè)度方法對(duì)比評(píng)價(jià)創(chuàng)新型城市創(chuàng)新發(fā)展水平。

(2)典型創(chuàng)新型城市發(fā)展模式研究。主要是以典型的單案例研究和代表性區(qū)域研究為主，探究未來創(chuàng)新型城市發(fā)展趨勢(shì)。①以典型城市創(chuàng)新發(fā)展模式研究為重點(diǎn)。以先期成立的代表性城市，如深圳模式、智慧上海、創(chuàng)業(yè)溫州等，探究其城市建設(shè)模式及發(fā)展路徑，為后期創(chuàng)新型城市建設(shè)指明方向[14-16]。相關(guān)學(xué)者認(rèn)為后發(fā)區(qū)域雖然不確定性高，但通過創(chuàng)新環(huán)境建設(shè)和政策支持，仍可突破創(chuàng)新“達(dá)爾文海”效應(yīng)，實(shí)現(xiàn)趕超[17]；②城市帶或城市群政策評(píng)估研究。主要以長(zhǎng)株潭試驗(yàn)區(qū)及長(zhǎng)三角城市群等為研究對(duì)象，采用異質(zhì)化測(cè)度評(píng)價(jià)模型，評(píng)估創(chuàng)新型城市政策對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力的提升效應(yīng)[18-20]。上述文獻(xiàn)以代表性區(qū)域模式借鑒、評(píng)價(jià)為研究重點(diǎn)。

通過梳理現(xiàn)有研究可知，有關(guān)創(chuàng)新型城市政策評(píng)價(jià)的研究較少，且主要為典型城市區(qū)域的代表性研究，缺乏政策實(shí)施過程動(dòng)態(tài)評(píng)價(jià)研究。此外，有學(xué)者指出創(chuàng)新型城市確立是國(guó)家政策的一個(gè)實(shí)驗(yàn)過程，需要中央和地方動(dòng)態(tài)互動(dòng)，形成中國(guó)實(shí)驗(yàn)主義治理模式[21]。因此，本文以政策效果評(píng)估為主，兼顧政策逐步實(shí)施過程特點(diǎn)和研究對(duì)象完整性，采用漸進(jìn)雙重差分模型方法，準(zhǔn)確測(cè)度國(guó)家創(chuàng)新型城市對(duì)屬地創(chuàng)新能力的作用效果。此外，從政策實(shí)施動(dòng)態(tài)過程和政企互動(dòng)雙重視角，研究國(guó)家創(chuàng)新型城市政策實(shí)施過程中的長(zhǎng)期效應(yīng)和時(shí)間批次效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，考慮屬地創(chuàng)新型企業(yè)政策和企業(yè)特征異質(zhì)性對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，以更貼合城市政策實(shí)施目的和現(xiàn)實(shí)需求，擴(kuò)展現(xiàn)有政策研究動(dòng)態(tài)效應(yīng)和互動(dòng)效應(yīng)。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 國(guó)家創(chuàng)新型城市政策對(duì)屬地創(chuàng)新能力作用效果

政府政策支持是科技創(chuàng)新的重要助推力量，尤其是在以政府宏觀調(diào)控為主導(dǎo)的市場(chǎng)型國(guó)家，政策導(dǎo)向和財(cái)政扶持是推進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新的必要因素[22]。在聲譽(yù)機(jī)制作用下，試點(diǎn)及示范對(duì)象選取具有認(rèn)證效應(yīng)[23]，能夠有效彌補(bǔ)創(chuàng)新活動(dòng)中正外部性缺失，提高科技創(chuàng)新研發(fā)投入積極性。此外，信號(hào)理論強(qiáng)調(diào)試點(diǎn)示范選取通過媒體向外界傳播利好信號(hào)，可為區(qū)域創(chuàng)新引進(jìn)更多資金、技術(shù)和人力資本。但政府政策支持下研發(fā)科技投入過多、管控力度過強(qiáng)，導(dǎo)致政府干預(yù)過度，容易造成企業(yè)創(chuàng)新活力不足，反而對(duì)創(chuàng)新績(jī)效提升產(chǎn)生抑制作用[24]。而且，現(xiàn)階段以多維政績(jī)考核官員晉升，地方官員在不同政治情境和政治價(jià)值選擇下，既可能選擇成為廉潔政府和民眾代理人，也可能成為受自身價(jià)值利益驅(qū)動(dòng)的自主行動(dòng)派，從而對(duì)區(qū)域創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展產(chǎn)生截然不同的效果[25]。基于政策層層落實(shí)過程，中央政策通過地方各級(jí)政策層層落實(shí)，制度規(guī)范下的尋租行為可能導(dǎo)致政策初衷無法實(shí)現(xiàn)[26-27]。基于以上分析，本文提出以下假設(shè)：

H1a：國(guó)家創(chuàng)新型城市政策促進(jìn)屬地創(chuàng)新能力提升；

H1b：國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)政策抑制屬地創(chuàng)新能力提升。

2.2 國(guó)家創(chuàng)新型城市對(duì)屬地創(chuàng)新能力的動(dòng)態(tài)效應(yīng)

創(chuàng)新政策實(shí)施過程分為政策采納和政策落實(shí)兩個(gè)階段，不同階段因決策機(jī)制不同、作用因素異質(zhì)性和政策擴(kuò)散效應(yīng)時(shí)滯性，其政策落實(shí)效果不同[28]。政策享受主體因定期取得政府專項(xiàng)資金、技術(shù)支持和關(guān)注，科技財(cái)政支出不斷增長(zhǎng)，對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生累積效應(yīng)[29]。而且，在聲譽(yù)機(jī)制作用下，政策認(rèn)證效應(yīng)及媒體關(guān)注效應(yīng)為區(qū)域招商引資和人才引進(jìn)提供了優(yōu)厚的便利條件，創(chuàng)新投入要素持續(xù)醞釀和疊加，科技研發(fā)成果長(zhǎng)期內(nèi)不斷攀升。此外，由于政府創(chuàng)新資助響應(yīng)時(shí)間差[30]，加之創(chuàng)新從投入到產(chǎn)出存在一定時(shí)滯性[31]，使得創(chuàng)新型城市政策效果呈逐漸強(qiáng)化趨勢(shì)。另外，在政府創(chuàng)新扶持政策與地區(qū)資源稟賦逐漸契合過程中，政策對(duì)屬地創(chuàng)新能力的促進(jìn)效果得以顯現(xiàn)。政府創(chuàng)新資助及城市創(chuàng)新能力提升產(chǎn)生資源虹吸效應(yīng)，進(jìn)而促進(jìn)屬地創(chuàng)新產(chǎn)出螺旋式增長(zhǎng)。但由于政治績(jī)效考核，某些官員“逆向選擇”以晉升為目的，其會(huì)選擇短期快速提升經(jīng)濟(jì)政績(jī)行為，摒棄建設(shè)周期長(zhǎng)、產(chǎn)出不確定性大的創(chuàng)新政績(jī)提升行為[25]。官員制度治理理論指出，官員為規(guī)避任期內(nèi)政治晉升中存在的風(fēng)險(xiǎn)，會(huì)選擇性忽視政績(jī)考核中不確定性較大的地方治理政策，選擇短期內(nèi)績(jī)效可觀的政策進(jìn)行落實(shí)，此種為官不為的行為，容易造成長(zhǎng)期政策效果偏離目的初衷[32]。基于以上分析，本文提出以下假設(shè)：

H2a：國(guó)家創(chuàng)新型城市政策對(duì)屬地創(chuàng)新能力提升具有長(zhǎng)期疊加效應(yīng)；

H2b：國(guó)家創(chuàng)新型城市政策對(duì)屬地創(chuàng)新能力提升具有長(zhǎng)期政策失靈效應(yīng)。

2.3 國(guó)家創(chuàng)新型城市對(duì)屬地創(chuàng)新能力的過程效應(yīng)

信息經(jīng)濟(jì)學(xué)中信號(hào)傳遞理論指出，“明星效應(yīng)”下政策認(rèn)證能夠提升區(qū)域名望、聲譽(yù)和關(guān)注度，早期享受政策優(yōu)惠的國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)公眾認(rèn)可度更高、資源獲取能力更強(qiáng)、資源獲取效應(yīng)更大[33]。此外，前期確立的企業(yè)因享受政策時(shí)間更長(zhǎng)，獲取的創(chuàng)新要素資源更豐厚，在政策效果的疊加作用下，創(chuàng)新產(chǎn)出效應(yīng)顯著強(qiáng)于后期。而且，當(dāng)政策逐步普及后，更多城市享受政策，創(chuàng)新引領(lǐng)性下降，資源搶奪加劇，后期確立城市的榮譽(yù)性和創(chuàng)新積極性相較前期確立預(yù)期有所減弱，導(dǎo)致創(chuàng)新活力不足，政策批次效應(yīng)遞減。但政策從初期試點(diǎn)到后期逐漸推廣，先期試點(diǎn)階段政策支持力度可能存在明顯不足，后期推廣階段政策支持強(qiáng)度更大，配套措施趨于合理，此時(shí)后期政策創(chuàng)新效應(yīng)大于前期政策效果。此外，政策在逐步落實(shí)中不斷糾偏和完善，后期創(chuàng)新政策落實(shí)更具針對(duì)性和契合性，更能夠滿足區(qū)域自主創(chuàng)新的現(xiàn)實(shí)需求，對(duì)屬地創(chuàng)新績(jī)效提升的推動(dòng)作用更大。而且，后期批次確立的國(guó)家創(chuàng)新型城市能夠通過借鑒先期批次城市的建設(shè)經(jīng)驗(yàn)，降低創(chuàng)新失敗風(fēng)險(xiǎn)，吸收先進(jìn)技術(shù)等，因此在同等政策支持下，創(chuàng)新正向溢出性更強(qiáng)，最終呈現(xiàn)政策批次增長(zhǎng)效應(yīng)。基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

H3a：國(guó)家創(chuàng)新型城市政策對(duì)屬地創(chuàng)新能力提升具有批次遞減效應(yīng)；

H3b：國(guó)家創(chuàng)新型城市政策對(duì)屬地創(chuàng)新能力提升具有批次增長(zhǎng)效應(yīng)。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 變量說明

3.1.1被解釋變量

城市創(chuàng)新能力(index)。現(xiàn)有研究對(duì)城市創(chuàng)新能力的量化方式不一，主要采用創(chuàng)新專利產(chǎn)出、科技研發(fā)投入等單一指標(biāo)，但科技研發(fā)投入最終并不一定能夠成功轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新成果，也可能是資源消耗；抑或采用熵值法、DEA、主成分分析等方法從不同維度構(gòu)建指標(biāo)體系進(jìn)行測(cè)度，但橫向?qū)Ρ榷容^差。因此，本文在參考相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，借鑒余永澤等[34]的處理方法，采用人均專利數(shù)量衡量城市創(chuàng)新能力，量化方式為地級(jí)市年末專利授權(quán)量除以地級(jí)市年末戶籍人口數(shù)。

3.1.2 解釋變量

(1)國(guó)家創(chuàng)新型城市政策變量(treated)。鑒于國(guó)家創(chuàng)新型城市分批依次設(shè)立的特性，基本雙重差分模型僅存在一個(gè)政策時(shí)點(diǎn)，因此構(gòu)建政策時(shí)間、主體虛擬變量和兩者交乘項(xiàng)方式不再適用。本文借鑒郭峰等[35]的處理方式，采用漸進(jìn)雙重差分模型，通過構(gòu)造變量treatedit，若i城市t年被確立為國(guó)家創(chuàng)新型城市，則被確立當(dāng)年和此后各年treatedit=1，否則treatedit=0。此種設(shè)置政策變量的形式能夠有效避免一般雙重差分模型下一個(gè)政策時(shí)點(diǎn)的不利情形，減少構(gòu)造3種變量形式的繁復(fù)工作，直接形成城市是否受政策和時(shí)間影響的雙重差異。

(2)創(chuàng)新型城市年齡(trend)。為研究城市被確立為國(guó)家創(chuàng)新型城市后對(duì)屬地創(chuàng)新能力增長(zhǎng)趨勢(shì)的影響，本文參考郭峰等[35]的處理方法，構(gòu)造國(guó)家創(chuàng)新型城市年齡變量trendit。具體方式為：若t>si，則trendit=t-si，否則trendit=0。其中，t為數(shù)據(jù)報(bào)告年份，si為城市i被確立為國(guó)家創(chuàng)新型城市的具體年份。

3.1.3 調(diào)節(jié)變量

(1)創(chuàng)新型企業(yè)政策變量(policye)。當(dāng)國(guó)家創(chuàng)新型城市中存在國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)時(shí)polocyeit=1，否則polocyeit=0。此指標(biāo)主要考察當(dāng)城市中存在國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)時(shí)，其能否為國(guó)家創(chuàng)新型城市屬地創(chuàng)新能力提升起到促進(jìn)作用。

(2)國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)數(shù)量(qe)。城市國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)數(shù)量越多，微觀主體知識(shí)溢出效應(yīng)越大，對(duì)地區(qū)整體創(chuàng)新能力的提升作用越顯著。因此，本文通過整理國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)注冊(cè)地信息，按照歸屬地追溯統(tǒng)計(jì)至285個(gè)樣本城市中國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)數(shù)量，手工構(gòu)造得到樣本數(shù)據(jù)指標(biāo)變量qe。

(3)國(guó)家創(chuàng)新型上市公司數(shù)量(company)。企業(yè)上市需要公司規(guī)模和盈利能力達(dá)到相應(yīng)要求，并通過上市方式拓寬企業(yè)融資渠道；另外，上市能夠擴(kuò)大公司影響力，在聲譽(yù)機(jī)制作用下增強(qiáng)企業(yè)資源能力獲取，包含人才、技術(shù)等各面。因此，本文按照企業(yè)注冊(cè)地信息，構(gòu)造屬地國(guó)家創(chuàng)新型上市公司數(shù)量變量company，驗(yàn)證是否屬地國(guó)家創(chuàng)新型上市公司數(shù)量更有利于國(guó)家創(chuàng)新型城市創(chuàng)新能力增強(qiáng)。

(4)國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)集團(tuán)數(shù)量(group)。筆者通過對(duì)國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)名單進(jìn)行整理，發(fā)現(xiàn)5批676家國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)中共有創(chuàng)新型城市集團(tuán)49家，同樣按照公司注冊(cè)地信息統(tǒng)計(jì)至地級(jí)市層面，得到各城市國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)集團(tuán)數(shù)量指標(biāo)group。因集團(tuán)企業(yè)相較于其它企業(yè)規(guī)模更大，能夠?qū)⒏噘Y金、人力和知識(shí)投入到創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)中，因此可能對(duì)屬地創(chuàng)新能力提升作用更強(qiáng)。

(5)國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)集團(tuán)上市公司數(shù)量(qgroup)。鑒于企業(yè)集團(tuán)間資源流動(dòng)性和共享性相較于一般上市公司更高，且企業(yè)上市后知識(shí)、資源溢出效應(yīng)大于未上市企業(yè)，從而企業(yè)集團(tuán)中上市公司數(shù)量越多，越能夠?yàn)閷俚乜萍紕?chuàng)新提供更為便捷的資源條件，從而對(duì)國(guó)家創(chuàng)新型城市創(chuàng)新能力的影響效應(yīng)更大。因此，本文通過對(duì)國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)名單中企業(yè)集團(tuán)控股上市公司逐一進(jìn)行挑選整理，依據(jù)屬地原則，對(duì)應(yīng)至各個(gè)城市，最終得到各城市國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)集團(tuán)上市公司數(shù)量變量指標(biāo)qgroup。

3.1.4 控制變量

(1)政府干預(yù)程度(gov)。國(guó)家創(chuàng)新型城市在政府推動(dòng)下創(chuàng)立，政府在其建設(shè)過程發(fā)揮了重要作用。在城市科技創(chuàng)新中，政府資金支持使地區(qū)獲得了更多競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，但政府過度干預(yù)將導(dǎo)致創(chuàng)新活力不足、創(chuàng)新產(chǎn)出下降。由于政府干預(yù)活動(dòng)比較隱性，無法獲取直接反映地方政府干預(yù)程度的指標(biāo)，只能通過間接指標(biāo)反映。因此，本文借鑒褚敏和蹤家峰[36]的處理方式，從政府干預(yù)動(dòng)機(jī)視角出發(fā)，選取財(cái)政支出與地區(qū)生產(chǎn)總值之比對(duì)政府干預(yù)程度進(jìn)行量化。

(2)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度(dev)。城市經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)、基礎(chǔ)資源環(huán)境越優(yōu)良、科技創(chuàng)新配套設(shè)施越完備、服務(wù)越便捷，則越有利于地區(qū)創(chuàng)新能力提升。本文以地區(qū)人均生產(chǎn)總值產(chǎn)出衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度。

(3)科技研發(fā)投入強(qiáng)度(rd)。城市科技研發(fā)投入力度與創(chuàng)新產(chǎn)出相關(guān)，科技人才越多，后備知識(shí)儲(chǔ)量越豐富、知識(shí)溢出效應(yīng)越大，對(duì)地區(qū)創(chuàng)新能力的提升作用越顯著。因此，本文借鑒韋功鼎和李雪梅[37]的做法，選用城市科學(xué)技術(shù)產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量的對(duì)數(shù)衡量科技研發(fā)投入強(qiáng)度。

(4)城市規(guī)模(scale)。人口聚集形成資源聚集，在規(guī)模效應(yīng)下促使城市規(guī)模逐漸擴(kuò)大。以人力、資本及知識(shí)為基礎(chǔ)的科技創(chuàng)新活動(dòng)在資源豐沛地區(qū)，其產(chǎn)出效應(yīng)更大。因此，本文以人口規(guī)模量化衡量城市規(guī)模，采用2014年國(guó)務(wù)院頒布的城市規(guī)模調(diào)整標(biāo)準(zhǔn)，將選取的285個(gè)城市按照人口數(shù)量劃分為6個(gè)數(shù)值等級(jí)，分別取值1～6，城市人口數(shù)量越多，規(guī)模越大，scale數(shù)值越大。

綜上所述，本文相關(guān)變量及定義見表1。

表1 變量定義與說明

3.2 模型構(gòu)建

考慮到國(guó)家創(chuàng)新型城市政策實(shí)施的多時(shí)點(diǎn)特性，基本雙重差分單一時(shí)點(diǎn)變量設(shè)置方式不能滿足需求，因此本文采用漸進(jìn)雙重差分模型進(jìn)行研究。

3.2.1 漸進(jìn)雙重差分模型

本文借鑒郭峰等[35]的處理方法，通過變量構(gòu)造方式轉(zhuǎn)換，將基本雙重差分模型中政策主體啞變量、政策時(shí)間啞變量和政策主體與時(shí)間變量以一個(gè)treatedit變量替代，構(gòu)造如下模型：

indexit=β0+β1treatedit+β2trendit+β3Controlit+εit

(1)

其中，indexit表示各城市各年創(chuàng)新能力；treatedit表示若i城市在t年被確立的國(guó)家創(chuàng)新型城市，確立當(dāng)年及以后各年treatedit=1，否則treatedit=0；trendit表示確立國(guó)家創(chuàng)新型城市的年齡；Controlit表示各控制變量。按照模型(1)中主要解釋變量treatedit處理方式，解決政策逐步實(shí)施而單一政策時(shí)點(diǎn)無法刻畫的情形，其回歸系數(shù)β1代表國(guó)家創(chuàng)新型城市政策對(duì)屬地創(chuàng)新能力影響效果。trendit回歸系數(shù)β2代表為國(guó)家創(chuàng)新型城市政策對(duì)屬地創(chuàng)新能力增長(zhǎng)的趨勢(shì)效應(yīng)。

3.2.2 固定效應(yīng)漸進(jìn)雙重差分模型

當(dāng)政策樣本選擇不隨機(jī)時(shí)，若由可控因素影響，則直接將其置入回歸模型即可，若基于非可控因素，可將其分解為：①不隨時(shí)間變化的固定效應(yīng)偏差αi；②隨時(shí)間變化的時(shí)變誤差μit。為避免非可控因素造成的政策主體選擇偏差，本文借鑒王智波等[38]的處理方式，構(gòu)建固定效應(yīng)漸進(jìn)雙重差分模型。

indexit=β0+β1treatedit+β2trendit+β3Controlit+αi+μit

(2)

3.2.3 處理效應(yīng)漸進(jìn)雙重差分模型

為修正雙重差分模型虛擬變量設(shè)定可能產(chǎn)生的樣本內(nèi)生選擇性偏差和遺漏變量問題，本文借鑒王智波[38]的處理方式，構(gòu)造處理效應(yīng)漸進(jìn)雙重差分模型。

主回歸模型：

indexit=β0+β1treatedit+β2trendit+β3Controlit+εit

(3)

樣本選擇模型：

Treatedi*=ωHit+μit

(4)

其中，Hit代表影響政策主體是否為享受政策措施的一組變量，該變量組合僅參與樣本選擇模型回歸過程，不放入政策主回歸漸進(jìn)雙重差分模型中，但該組變量并非隨機(jī)選擇變量，其由影響政策主體被選擇概率的相關(guān)指標(biāo)組成。樣本選擇模型中Treatedi*為潛在變量，若Treatedi*>0，則政策主體選擇變量treatedit=1，否則treatedit=0，主要影響treatedit發(fā)生的概率。因此，對(duì)于Hit變量組合中的指標(biāo)選取，基于國(guó)家創(chuàng)新型城市基礎(chǔ)特征，本文選擇城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平dev和科技投入rd兩項(xiàng)指標(biāo)。

3.3 數(shù)據(jù)說明

鑒于深圳市被確立為第一個(gè)國(guó)家創(chuàng)新型城市的時(shí)間為2008年，最近的創(chuàng)新型城市確立時(shí)間為2018年，因此本文數(shù)據(jù)更新時(shí)間截至2018年。為分析國(guó)家創(chuàng)新型城市設(shè)立前后屬地創(chuàng)新能力的前后變化情況，需首先保證政策實(shí)施點(diǎn)前后時(shí)間段范圍。因此，本文選取285個(gè)城市樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，在處理組樣本數(shù)據(jù)處理中，剔除2018年確立的17個(gè)城市，僅選取2008-2013年確立的61個(gè)國(guó)家創(chuàng)新型城市作為樣本組，其余224個(gè)城市作為對(duì)照組。其中，被解釋變量中城市專利授權(quán)量數(shù)據(jù)來源于中國(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)數(shù)據(jù)庫(kù)，具體按照城市進(jìn)行分類匯總；解釋變量中政策變量和政策年齡變量數(shù)據(jù)主要為筆者通過科技部和發(fā)改委發(fā)布的政策文件數(shù)據(jù)手工搜集整理得到；調(diào)節(jié)變量中通過三部委發(fā)布的企業(yè)名單和各企業(yè)官網(wǎng)信息手工整理得到；其余控制變量來源于2005-2018年《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和部分省市統(tǒng)計(jì)年鑒。

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 雙重差分模型適用性檢驗(yàn)

雙重差分模型使用需滿足以下條件：①政策主體選擇外生性；②主體選擇前后變化趨勢(shì)一致性。為保證模型合理性和適用性，本文進(jìn)行如下檢驗(yàn)：

(1)反向因果檢驗(yàn)，即外生性檢驗(yàn)。鑒于國(guó)家創(chuàng)新型城市設(shè)立的批次性特征，本文進(jìn)行分組回歸檢驗(yàn)，形式如下：第一組將2008年設(shè)立的深圳市作為處理組，其后設(shè)立城市作為其對(duì)照組；以此類推設(shè)置第二至第四組；第五組將2013年確立的城市作為處理組，2018年確立的城市作為對(duì)照組。由于政策實(shí)施變量設(shè)定為二值虛擬變量，故本文借鑒朱曉文[39]的做法，采用邏輯回歸模型。

Logit(treatedit)=α0+α1Perfomance(L.indexit)+α2L.Controlit+εit

(5)

其中，為考察前期城市基礎(chǔ)是否影響政策設(shè)立，城市創(chuàng)新能力和控制變量均選用一期滯后值。若α1系數(shù)不顯著，則滿足模型政策主體選擇的外生性假定。最終，5組回歸中各變量系數(shù)均不顯著，滿足外生假定(限于篇幅限制，反向因果和平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果均不予列示)。

(2)平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，即趨勢(shì)一致性檢驗(yàn)。本文借鑒朱曉文等[39]的方式，構(gòu)造政策實(shí)施前時(shí)間啞變量，模型如下：

(6)

其中，d_j為政策實(shí)施前時(shí)間啞變量，表示城市被確立為國(guó)家創(chuàng)新型城市前的年數(shù)，并將該時(shí)間啞變量與treatedit交乘，若交乘項(xiàng)系數(shù)不顯著，則滿足政策實(shí)施前趨勢(shì)一致。同模型(5)處理方式一致，分成5組進(jìn)行分組回歸。分組回歸結(jié)果除第一組因深圳市僅一個(gè)樣本系數(shù)顯著外，其余四組交乘項(xiàng)系數(shù)均不顯著，由此可見滿足模型趨勢(shì)一致性假定。

4.2 國(guó)家創(chuàng)新型城市對(duì)屬地創(chuàng)新能力提升效應(yīng)評(píng)估

鑒于國(guó)家創(chuàng)新型城市分批次設(shè)立特性，本文采用漸進(jìn)性雙重差分模型進(jìn)行回歸分析。為更好地控制政策主體選擇內(nèi)生性問題，將基本模型擴(kuò)展為固定效應(yīng)雙重差分模型和處理效應(yīng)漸進(jìn)效應(yīng)雙重差分模型，回歸結(jié)果如表2所示。

表2 國(guó)家創(chuàng)新型城市對(duì)屬地創(chuàng)新能力基礎(chǔ)效果

注：***、**、*分別代表在1%、5%、10%的水平上顯著。其中，估計(jì)系數(shù)下括號(hào)內(nèi)的報(bào)告數(shù)值為經(jīng)過異方差穩(wěn)健標(biāo)注調(diào)整的t統(tǒng)計(jì)量值，下同

根據(jù)表2回歸結(jié)果，第(1)列采用漸進(jìn)雙重差分模型，第(2)列采用固定效應(yīng)雙重差分模型，第(3)列采用處理效應(yīng)漸進(jìn)雙重差分模型，3種方法下treated回歸系數(shù)在1%顯著性水平下為正，說明國(guó)家創(chuàng)新型城市確立對(duì)屬地創(chuàng)新能力提升具有促進(jìn)作用。處理效應(yīng)雙重差分模型中rho值為負(fù)，說明基本漸進(jìn)雙重差分模型低估了國(guó)家創(chuàng)新型城市政策對(duì)屬地創(chuàng)新能力的作用。在控制內(nèi)生影響后，其對(duì)城市創(chuàng)新能力的作用從17.245提升至21.187。政府干預(yù)、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、科技研發(fā)投入和城市規(guī)模均對(duì)城市創(chuàng)新能力提升起到顯著正向促進(jìn)作用，說明城市在被確立為國(guó)家創(chuàng)新型城市后，還應(yīng)該改善地區(qū)資源條件，為政策落實(shí)提供輔助支持作用。

4.3 動(dòng)態(tài)過程視角下國(guó)家創(chuàng)新型城市政策對(duì)屬地創(chuàng)新能力的影響

(1)動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析。為分析長(zhǎng)期政策實(shí)施中每期效果大小，本文借鑒Thorsten40]的處理方法，構(gòu)建政策實(shí)施后各期時(shí)間啞變量dj，當(dāng)政策實(shí)施第j年，dj=1，否則dj=0。 然后，與treatedit交乘，置入3種漸進(jìn)雙重差分模型展開回歸，驗(yàn)證不同時(shí)期的政策效果，具體結(jié)果如表3所示。

表3 國(guó)家創(chuàng)新型城市對(duì)屬地創(chuàng)新能力不同時(shí)期的作用效果

在表3回歸結(jié)果中，3種方法下交乘項(xiàng)回歸系數(shù)整體在1%顯著性水平下為正，且通過回歸系數(shù)縱向比較發(fā)現(xiàn)，政策實(shí)施年份時(shí)間越長(zhǎng)，交乘項(xiàng)回歸系數(shù)越大，說明國(guó)家創(chuàng)新型城市對(duì)屬地創(chuàng)新能力提升產(chǎn)生的累加性效應(yīng)越明顯。因此，政府應(yīng)匹配更為充足的政策條件支持，充分發(fā)揮城市政策在屬地長(zhǎng)期創(chuàng)新能力提升中的作用。通過3種方法系數(shù)比較發(fā)現(xiàn)，處理效應(yīng)漸進(jìn)差分模型系數(shù)顯著性高于其它兩種模型，說明控制政策內(nèi)生選擇性偏誤，能夠更為準(zhǔn)確地估計(jì)國(guó)家創(chuàng)新型城市設(shè)立對(duì)城市創(chuàng)新能力的作用，且作用效果顯著增強(qiáng)。

(2)過程效應(yīng)分析。為驗(yàn)證政策確立批次效應(yīng)，本文借鑒郭峰和熊瑞祥[40]的處理方法，構(gòu)建如下模型：

(7)

表4列示了3種雙重差分模型下5個(gè)批次的政策平均效應(yīng)和趨勢(shì)效應(yīng)。其中，(1)(3)(5)列為3種雙重差分模型下批次效應(yīng)的平均效果，(2)(4)(6)列為批次效應(yīng)的趨勢(shì)效果。從回歸結(jié)果可知，各批次平均效應(yīng)和趨勢(shì)效應(yīng)系數(shù)在1%顯著性水平下為負(fù)，說明與第一次批次對(duì)照組相比較，之后批次確立的國(guó)家創(chuàng)新型城市對(duì)屬地創(chuàng)新能力的提升作用顯著小于第一批次確立的城市。可能原因在于：先期確立的地區(qū)能夠獲得更多政府支持和媒體關(guān)注，信息傳遞下城市聲譽(yù)增強(qiáng)，吸引了更多資金注入和人才聚集，為科技研發(fā)注入了新資源和活力，帶動(dòng)地區(qū)創(chuàng)新能力不斷攀升；后期確立的國(guó)家創(chuàng)新型城市聲譽(yù)效應(yīng)和吸引力相較而言不如先期城市，從而對(duì)地區(qū)創(chuàng)新能力提升效果不及前期批次。因此，為帶動(dòng)地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出效能最大化，應(yīng)盡早申請(qǐng)被確立為國(guó)家創(chuàng)新型城市，通過效能累加作用，以創(chuàng)新帶動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證上述結(jié)果的可靠性，進(jìn)行如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：①替換因變量：將城市創(chuàng)新能力變量替換為地級(jí)市人均使用專利授權(quán)量和城市創(chuàng)新指數(shù)兩種指標(biāo)加以量化；②傾向匹配得分法：按照1∶1近鄰匹配方式為國(guó)家創(chuàng)新型城市配比對(duì)照組樣本，消除基礎(chǔ)城市資源差異導(dǎo)致的樣本選擇偏差；③安慰劑檢驗(yàn)，采用虛假因變量形式，將城市創(chuàng)新能力變量替換為不受政策影響的城市生態(tài)環(huán)境效率變量，該變量采用DEA-Malmquist指數(shù)法加以測(cè)度。經(jīng)上述處理后采用3種模型回歸分析，替換因變量和傾向匹配得分法結(jié)果與基本回歸一致，安慰劑檢驗(yàn)回歸系數(shù)不顯著，說明基礎(chǔ)回歸結(jié)果穩(wěn)健(限于篇幅，具體結(jié)果不列示)。

5 屬地政企互動(dòng)政策作用分析

區(qū)域創(chuàng)新能力提升功能主體為企業(yè)，加之政府支持和產(chǎn)學(xué)研相輔相成，2010年1月6日國(guó)家發(fā)展改革委發(fā)布的《關(guān)于推進(jìn)國(guó)家創(chuàng)新型城市試點(diǎn)工作的通知(發(fā)改高技)[2010]30號(hào)》指出創(chuàng)新型城市建設(shè)的主要任務(wù)為“突出企業(yè)創(chuàng)新主體地位”，2016年《建設(shè)創(chuàng)新型城市工作指引》中指出創(chuàng)新型城市建設(shè)的十大重點(diǎn)任務(wù)之一為“抓創(chuàng)新企業(yè)的培育”。因此，本文進(jìn)一步探討城市內(nèi)企業(yè)享受創(chuàng)新政策和企業(yè)類型異質(zhì)性對(duì)區(qū)域創(chuàng)新政策效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，在下述回歸中剔除非國(guó)家創(chuàng)新型城市樣本。

表4 國(guó)家創(chuàng)新型城市對(duì)屬地創(chuàng)新能力的批次效應(yīng)

5.1 政企互動(dòng)政策影響分析

第一批國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)確立時(shí)間為2006年，本文按照企業(yè)注冊(cè)地址將國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)匹配到相應(yīng)城市中，若國(guó)家創(chuàng)新型城市存在國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)，則政策間產(chǎn)生交互作用效果，否則城市僅受到單一政策的影響，回歸結(jié)果如表5所示。

表5 國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)政策交互影響結(jié)果

表5回歸結(jié)果中，(1)(3)(5)列為國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)對(duì)國(guó)家創(chuàng)新型城市屬地創(chuàng)新能力平均效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用；(2)(4)(6)列為對(duì)趨勢(shì)效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)政策與政策平均效應(yīng)和趨勢(shì)效應(yīng)的交乘項(xiàng)回歸系數(shù)顯著為正，說明國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)政策實(shí)施對(duì)國(guó)家創(chuàng)新型城市創(chuàng)新能力提升無論是在短期還是長(zhǎng)期均具有正向調(diào)節(jié)作用。因此，在后期城市建設(shè)中，地方政府應(yīng)加大對(duì)城市創(chuàng)新型企業(yè)的培育和扶持力度，實(shí)現(xiàn)宏微觀主體協(xié)同發(fā)展。

5.2 企業(yè)類型異質(zhì)性影響

上述結(jié)果驗(yàn)證了城市主體中微觀主體國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)政策正向調(diào)節(jié)屬地創(chuàng)新能力。本文進(jìn)一步探討不同企業(yè)特征數(shù)量對(duì)國(guó)家創(chuàng)新型城市建設(shè)的影響。①對(duì)于國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)而言，其是地區(qū)創(chuàng)新的主要抓手和重要主體，文件指出“培育具有較強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)力的創(chuàng)新型領(lǐng)軍企業(yè)和一批小而強(qiáng)、小而專、小而精的科技型中小企業(yè)”，因此國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)數(shù)量多寡直接影響城市創(chuàng)新質(zhì)量；②對(duì)于國(guó)家創(chuàng)新型上市公司而言，因其擁有良好的聲譽(yù)相應(yīng)、更廣的融資渠道和更強(qiáng)的要素集聚能力，從而對(duì)城市創(chuàng)新能力的提升作用強(qiáng)于一般企業(yè)；③對(duì)于國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)集團(tuán)而言，蔡衛(wèi)星等[41]指出相對(duì)于獨(dú)立企業(yè)，企業(yè)集團(tuán)具有更強(qiáng)的職能作用，能夠緩解科技創(chuàng)新中融資約束、信息匱乏和激勵(lì)不足等問題。黃俊等[42]指出企業(yè)集團(tuán)具有更強(qiáng)的資源整合能力，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)作用更強(qiáng)。因此，基于上述作用機(jī)理，國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)集團(tuán)比一般創(chuàng)新型企業(yè)對(duì)城市創(chuàng)新能力提升作用更顯著。針對(duì)企業(yè)性質(zhì)與類型異質(zhì)性是否導(dǎo)致調(diào)節(jié)效應(yīng)不同，本文從城市中一般國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)數(shù)量、國(guó)家創(chuàng)新型上市公司數(shù)量和國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)集團(tuán)數(shù)量3個(gè)方面研究企業(yè)性質(zhì)差異導(dǎo)致的政策效果差異。

(1)國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)數(shù)量。通過手工梳理國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)名單，將676家企業(yè)按照注冊(cè)地信息分類至各城市樣本中，統(tǒng)計(jì)得到各城市的國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)數(shù)量，探究創(chuàng)新型企業(yè)數(shù)量更多城市是否存在更大的知識(shí)溢出效應(yīng)，以及對(duì)城市創(chuàng)新能力提升效果是否更為顯著。具體結(jié)果如表6所示。

表6 國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)數(shù)量調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

在表6回歸結(jié)果中，國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)數(shù)量與國(guó)家創(chuàng)新型城市政策平均效應(yīng)和趨勢(shì)效應(yīng)的交乘項(xiàng)系數(shù)大部分在1%顯著性水平上為正，說明國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)數(shù)量對(duì)國(guó)家創(chuàng)新型城市屬地創(chuàng)新能力提升起到正向調(diào)節(jié)作用。因此，屬地城市國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)數(shù)量越多，企業(yè)間信息溝通成本越少，資源越能夠更為便捷地融通，知識(shí)和技術(shù)溢出效應(yīng)越大，從而對(duì)屬地創(chuàng)新能力提升效果越顯著。

(2)國(guó)家創(chuàng)新型上市公司。將國(guó)家創(chuàng)新型上市公司加以統(tǒng)計(jì)，同國(guó)家創(chuàng)新型城市的平均政策效應(yīng)和趨勢(shì)效應(yīng)交乘，通過對(duì)比一般企業(yè)交乘項(xiàng)系數(shù)，驗(yàn)證企業(yè)性質(zhì)類型差異政策效應(yīng)差異，結(jié)果如表7 所示。

表7 國(guó)家創(chuàng)新型上市公司調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

從中可見，在3種差分模型下，國(guó)家創(chuàng)新型上市公司與政策平均效應(yīng)和趨勢(shì)效應(yīng)的交乘項(xiàng)系數(shù)均為正，說明地區(qū)創(chuàng)新型上市公司數(shù)量越多，屬地被確立為國(guó)家創(chuàng)新型城市后創(chuàng)新能力提升效果越大。根據(jù)變量統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，城市中國(guó)家創(chuàng)新型上市公司的平均數(shù)明顯小于國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)數(shù)量，而表7國(guó)家創(chuàng)新型上市公司數(shù)量交乘項(xiàng)系數(shù)相比表6中國(guó)家創(chuàng)新型一般企業(yè)數(shù)量交乘項(xiàng)回歸系數(shù)更大，說明上市公司通過上市渠道獲取資金更加便利、聲譽(yù)效應(yīng)更加顯著，從而對(duì)屬地創(chuàng)新能力效果更明顯。

(3)國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)集團(tuán)。表8列示了3種漸進(jìn)雙重差分模型下，國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)集團(tuán)數(shù)量對(duì)國(guó)家創(chuàng)新型城市創(chuàng)新能力政策平均效應(yīng)和趨勢(shì)效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。表8中6列交乘項(xiàng)回歸系數(shù)均在1%顯著性水平下顯著為正，說明屬地國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)集團(tuán)數(shù)量對(duì)國(guó)家創(chuàng)新型城市創(chuàng)新能力提升及其增長(zhǎng)趨勢(shì)均存在正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。同樣，將表8中交乘項(xiàng)系數(shù)與表6和表7中交乘項(xiàng)系數(shù)大小進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)，無論是政策平均效應(yīng)還是趨勢(shì)效應(yīng)，國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)集團(tuán)交乘項(xiàng)系數(shù)均大于另外兩者的交乘項(xiàng)系數(shù)，說明企業(yè)集團(tuán)因集團(tuán)內(nèi)各公司彼此支持和資源共享特性，城市在微觀主體支撐下，獲得了更多人力、資金和知識(shí)資源，從而創(chuàng)新能力提升效果更為顯著。

6 結(jié)語(yǔ)

6.1 研究結(jié)論

鑒于國(guó)家創(chuàng)新型城市分批依次設(shè)立的特性，本文采用基本、固定效應(yīng)、處理效應(yīng)漸進(jìn)雙重差分模型，探究國(guó)家創(chuàng)新型城市的政策效應(yīng)、長(zhǎng)期效應(yīng)和批次效應(yīng)。此外，從創(chuàng)新主體企業(yè)角度出發(fā)，分析國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)政策及企業(yè)類型異質(zhì)性對(duì)屬地創(chuàng)新能力效果的影響差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：被確立為國(guó)家創(chuàng)新型城市對(duì)屬地創(chuàng)新能力有顯著提升作用，且長(zhǎng)期內(nèi)產(chǎn)生疊加效應(yīng)，呈現(xiàn)增強(qiáng)趨勢(shì)；更早批次確立的城市政策創(chuàng)新效應(yīng)更強(qiáng)。此外，存在國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)的城市對(duì)創(chuàng)新能力起到正向促進(jìn)作用，且數(shù)量越多，促進(jìn)作用越強(qiáng)；企業(yè)類型異質(zhì)性下，集團(tuán)因內(nèi)部資源整合力較強(qiáng)，對(duì)屬地創(chuàng)新能力提升效果大于公司；上市公司因聲譽(yù)優(yōu)勢(shì)和便捷的融資渠道，對(duì)屬地創(chuàng)新能力的提升作用大于一般企業(yè)。

6.2 建議

(1)加大國(guó)家創(chuàng)新型城市建設(shè)力度。鑒于政策屬地創(chuàng)新提升作用，應(yīng)突破城市規(guī)模壁壘，擴(kuò)大建設(shè)范圍，借鑒深圳市等典型城市的建設(shè)經(jīng)驗(yàn)，通過政策資金、技術(shù)和人才扶持，發(fā)揮自身特色，提升城市創(chuàng)新能力，實(shí)現(xiàn)2020年國(guó)家創(chuàng)新型城市建設(shè)擴(kuò)圍目標(biāo)，為我國(guó)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展奠定基礎(chǔ)。

表8 國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)集團(tuán)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

(2)不斷完善配套措施建設(shè)。鑒于政策的長(zhǎng)期疊加效應(yīng)，且效果逐漸顯現(xiàn)，因此各級(jí)地方政府應(yīng)避免短視行為，持續(xù)加大創(chuàng)新資金投入力度，強(qiáng)化創(chuàng)新技術(shù)契合度，提升創(chuàng)新人才引進(jìn)力度和激勵(lì)程度，積累要素資源，達(dá)到政策邊際效應(yīng)最大化。此外，考慮到城市建設(shè)批次效應(yīng)，未確立的地級(jí)市應(yīng)逐步完善配套措施，提早進(jìn)入國(guó)家創(chuàng)新型城市建設(shè)行列。科技部等對(duì)國(guó)家創(chuàng)新城市應(yīng)盡力確立早期試點(diǎn)個(gè)數(shù)，充分發(fā)揮創(chuàng)新型城市的批次引領(lǐng)作用，借力城市創(chuàng)新發(fā)展帶動(dòng)國(guó)家創(chuàng)新能力提升。

(3)地方政府應(yīng)加大對(duì)屬地內(nèi)不同類型國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)的扶持。城市創(chuàng)新由政府、企業(yè)、高校和科研機(jī)構(gòu)四方主力構(gòu)成，但相關(guān)政策應(yīng)突出企業(yè)創(chuàng)新主體地位。結(jié)合研究結(jié)果，國(guó)家創(chuàng)新型企業(yè)政策與國(guó)家創(chuàng)新型城市政策呈現(xiàn)協(xié)同效應(yīng)，因此在地方建設(shè)中，應(yīng)兩類政策并舉，充分調(diào)動(dòng)微觀主體的主觀能動(dòng)性。鑒于企業(yè)類型特征異質(zhì)性下資源稟賦差異性，應(yīng)著重培育城市創(chuàng)新型企業(yè)集團(tuán)，支持企業(yè)上市，整合資源，實(shí)現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新和區(qū)域創(chuàng)新聯(lián)動(dòng)發(fā)展。

6.3 不足與展望

然而，本文仍存在以下不足：①受數(shù)據(jù)可獲得性限制，國(guó)家創(chuàng)新型城市樣本僅選取了前5批次，缺乏對(duì)2018年17個(gè)城市政策效應(yīng)的評(píng)價(jià)研究，有待后續(xù)完善延伸；②僅從創(chuàng)新產(chǎn)出角度衡量城市創(chuàng)新能力，未來研究應(yīng)更注重城市創(chuàng)新效率和創(chuàng)新質(zhì)量的改善效應(yīng)；③國(guó)家創(chuàng)新型城市建設(shè)初衷為借助典型城市的優(yōu)先發(fā)展，對(duì)周邊區(qū)域形成輻射和引領(lǐng)作用。因此，未來研究應(yīng)注重政策和城市創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)，評(píng)估國(guó)家創(chuàng)新型城市政策對(duì)創(chuàng)新型國(guó)家建設(shè)的貢獻(xiàn)。