國家自主創新示范區、政府創新偏好與區域創新能力

秦海波，肖鴻波，烏 靜，張秀峰

（1.新疆大學 a.政治與公共管理學院；b.國家安全研究省部共建協同創新中心；c.經濟與管理學院，新疆 烏魯木齊 830046；2.河南師范大學 商學院，河南 新鄉 453007）

一、引 言

創新在我國現代化建設全局中位于核心地位，科技自立自強是我國發展的戰略支撐。黨的十八大以來，我國的基礎創新投入與創新產出快速增加，取得了一系列重大科技創新成就，但科技創新過程中關鍵核心技術的自主創新能力依然有待增強［1］。黨的十九大提出要加快建設創新型國家，探索具有中國特色的自主創新道路成為新時期的發展戰略。同時，隨著各經濟體參與全球科技創新程度的日益提高［2］，國際經貿關系和科技創新競合關系的不確定性進一步加深［3］，中國在高科技領域面臨著關鍵技術“斷供”和產業脫鉤的嚴峻挑戰［4］，自主創新活動將在未來可持續發展和大國博弈中發揮日益重要的作用。

為強化國家高新區在復雜試水環境中的創新驅動和內生增長作用［5］，并以國家高新區為牽引，提高我國的自主研發創新能力，自2009年以來，國務院共批復建設了北京中關村、武漢東湖、江西鄱陽湖等21個國家自主創新示范區（以下簡稱“自創區”）。從目標定位來看，自創區是加快高新技術發展及相應體制機制創新的先行先試區域［6］，而自創區政策試點則是加快高新技術發展及相應體制機制創新的重要政策工具，對于推動創新驅動發展和完善相關體制機制發揮著重要的示范、引領、帶動作用［7］。

從研發創新活動的實踐來看，區域研發創新活動離不開政府部門的支持和參與，政府創新偏好直接反映了政府對技術創新活動的支持力度。在眾多創新資源配置方式中，財政經費支持無疑是政府參與和支持區域研發創新活動的基本手段［8-9］。國家提出并開展實施的自創區政策試點，旨在強化自創區的示范引領作用，提升區域研發創新能力，這勢必會引起地方政府財政支持對自創區研發創新活動的傾斜。然而值得思考的是，政策試點往往是以目標為導向的，自創區政策試點自實施以來，是否發揮了示范及帶動效應，并且是否通過政府創新偏好，即是否通過引導地方政府部門加強對自創區政策試點的配套支持，從而提升了區域創新能力？本文擬通過對自創區政策試點的實施效果進行分析，總結政策試點的運行經驗并提出若干建議，對于政府部門完善自創區政策具有一定參考價值，能夠為我國自主創新能力體系的培育提供必要理論支撐。

二、文獻回顧

（一）國家自主創新示范區

自創區試點政策的主要功能是著力實施創新引領戰略，實現技術創新領先的目標，打造世界一流的高科技園區［10］。自創區試點政策具有濃厚的中國特色，目前國外關于自創區的研究幾近空白［5］，僅有少數學者以中關村［11］、張江［12］等園區為例，探索區位導向性集群政策所產生的聚集經濟及人才流動的知識溢出效應等。國外相關研究更多聚焦于科技園區對企業績效及創新活動的影響，研究表明，科技園區是重要的區域創新政策之一［13］，對企業的創新績效具有積極影響［14］。

國內學者關于自創區試點政策已開展了豐富的研究，主要集中于以下四個方面：①自創區宏觀戰略定位與建設方略的把握。張威奕［7］對17 個自創區的宏觀定位、建設任務與策略進行比較分析，為創新驅動發展戰略的實施提供有益建議。解佳龍和胡樹華［15］從高新區示范能力要素出發，構建了自創區“四力”甄選指標體系，為自創區的遴選與創建提供了新的評價思路。此外還有學者從自創區建設的政策安排出發，為自創區建設提出新的展望與探索方向［6，16］。②自創區相關政策文本的評價。部分學者從自創區政策文本［17-18］、大學生創業政策［19］及科技人才政策［5］三個角度進行政策量化評價分析。③自創區創新體系的構建或創新能力的評價。石書玲［20］基于系統經濟學理論，嘗試構建了自創區創新政策體系模型，為試點政策的完善提供了借鑒。還有學者對部分自創區的創新能力進行評價分析，研究結果表明，山東半島的自創區具有良好的發展趨勢［21］；北京中關村、上海張江等10 個自創區的創新能力形成原因各不相同，但擁有相似的成功經驗或不足之處［22］。④自創區對地區經濟或創新績效的影響。現有研究表明，自創區試點政策對地區總體及人均經濟增長具有顯著促進作用［23-24］，并且顯著促進了區域企業的創新能力，東部政策效果明顯強于中西部地區［10］，對發明專利的影響強于外觀專利［25］。李卓文［26］運用雙重差分法對全國283 個地級市的實證分析表明，自創區的建設顯著提升了城市技術創新水平。張秀峰等［3］從研發質量的角度出發，分析自創區對國家高新區研究績效的影響，實證結果表明，自創區試點政策顯著提升了國家高新區發明專利績效。

此外，還有部分學者嘗試基于相關理論，進一步探討自創區對區域經濟或績效影響的內在機理。現有研究發現，自創區對地區經濟的影響主要源自創新［23-24］產生的效應；對高新區利潤水平的影響主要源于發明專利績效［3］產生的效應。

從上述研究成果來看，國內學者對自創區政策開展了大量的研究工作，既包括自創區的內部建設、評價等問題，也包括自創區對區域經濟增長的影響。上述研究為本文提供了有益的啟示與借鑒，同時也引出了本文擬提出的問題，即政府行為、自創區、區域創新能力三者間存在怎樣的關系？自創區政策試點是否引導地方政府部門加強了對自創區研發創新活動的配套支持？現有研究較少關注這一問題，本文擬采用雙重差分法（DID）對該問題進行分析和檢驗。

（二）政府行為與區域創新能力

地方政府作為參與區域創新系統建設、支持區域研發創新活動開展的重要主體，往往其行為對區域創新活動會產生深遠的影響［27］。現有研究結果表明，提高政府創新偏好能夠有效發揮政府職能，推動區域創新效率提升［28］；政府的科技資助［29］、創新投入［30］及創新政策［31］對區域創新績效與創新能力具有顯著促進作用。從自創區政策核心定位來看，自創區作為政府倡導的重要區位導向性群聚政策，享有諸多政策紅利［32］。中央政府通過加大財政科技資金投入、政策優惠等措施引導高校、科研機構和企業等創新主體積極參與自創區建設，同時也激勵地方政府支持和參與自創區政策試點［33］。那么地方政府創新偏好在自創區與區域創新能力提升的關系中是否起到了中介作用？這也是本文擬提出的第二個核心問題。

綜上，已有研究在自創區對區域創新績效影響方面進行了積極嘗試，但政策效果探究明顯滯后于我國對自主創新能力提升的現實需求。一方面鮮有研究探討自創區試點政策效果的異質性，難以提出具有針對性的政策建議；另一方面也鮮有研究對自創區政策試點影響區域創新能力的機制進行檢驗，缺少對影響機制的根本性把握，也尚未有學者將政府創新偏好納入自創區政策試點對區域創新能力的影響研究中。鑒于此，本文運用雙重差分法評估自創區政策試點對區域創新能力的影響，同時引入地方政府創新偏好作為中介變量，解構自創區政策試點對區域創新能力的傳導機制路徑，并進一步分析政策效果的異質性。在此基礎上提出具有針對性的政策建議，期望為自創區政策試點進一步調整與完善提供參考和借鑒。

三、研究設計

（一）理論假說

作為推動創新驅動發展戰略的重要載體，自創區的戰略定位是深化科技體制改革，成為區域創新一體化的創新型經濟發展高地。首先，從自創區政策試點的核心定位來看，自創區試點的政策效應有利于形成以創新資源集聚為特色的創新發展機制。一方面，高素質的勞動力是城市創新的核心［34］，人力資本能夠促進技術進步，誘發創新行為［35］。自創區集聚了大批科技人才資源，通過科技人才創業、研發新技術和新產品，能夠促進高新技術產業的發展［36］，同時通過政策試點吸引高層次、高質量的人才進入自創區高技術企業開展研發創新活動，促進自創區研發創新水平的提升。另一方面，地方政府通過財政經費支持、稅收和金融優惠政策給予自創區內企業扶持，降低資源獲取成本、補償科技金融風險，同時能夠促使產業集聚的形成，并更加精準地支持其開展更高質量的自主研發創新活動，從而產生規模經濟，即形成“集聚效應”［25，37］。其次，從資源配置角度來看，自創區作為創新要素集聚、資源密集程度較高的區域，能夠通過技術與知識溢出等渠道促進城市創新發展。熊彼特認為創新是以全新的知識為基礎，打破既有技術軌道，以全新的產品、生產方式等，對市場或產業做出顛覆性改造的創新模式［38］。本文認為，自創區政策試點對城市創新能力的溢出影響機制主要有三種方式：第一，企業間的知識溢出。園區內外企業通過中間產品或技術轉讓形成聯系或者加強合作，形成以自創區為中心的創新網絡，進而向城市邊界不斷輻射，帶動城市創新能力的提升。第二，不同創新主體的聯結。創新往往涉及不同主體，依托各自的優勢不斷完善創新活動，主要表現為產學研協同創新。自創區企業在創新過程中，對于知識和技術的需求會帶動城市創新主體之間的資源整合，促進產學研協同創新效率提升。第三，人才的流動溢出。自創區的設立會加速人才的流動，人才流動會加速知識和技術的擴散與交融，為城市提供創新動力。此外，從政策工具視角看，自創區通過政府扶持、政策激勵等方式構建自主創新平臺，完善創新孵化環境，構建“大學—產業—政府”三螺旋自主創新模式［39］，形成整體聯動、統籌發展的創新一體化發展機制，從而促使自創區高新技術產業從模仿式創新向自主式創新的轉變。

創新是推動經濟長期高質量、可持續發展的動力，只有創新驅動才能有效帶動經濟轉型升級［40］。政府相關政策的推動和實施往往具有“自上而下”的特點，即政策由上級部門提出和推動，具體則由地方各級政府加以貫徹和實施。在此過程中，上級政府部門通過行政命令、配套政策等方式給予地方政府相關政策優惠、財政支持等，同時要求地方政府部門在政策實施方面予以積極配合和支持，從而能夠激勵和督促地方政府支持和參與中央開展的政策試點。除了上述地方政府參與和支持區域創新的外部動力之外，地方政府部門還存在較強的內在動力，這是因為政府部門現有的晉升錦標賽機制和高質量發展戰略能夠引導地方政府部門更加注重通過區域科技創新提升本地經濟社會高質量發展，從激烈的地方競爭中脫穎而出。因此，在晉升錦標賽治理模式［41］下，竭力提升經濟績效的地方政府通常受到增強區域創新能力的驅策。自創區的設立，使得地方政府獲得了提升區域創新能力的重要依托。為實現創新驅動型經濟增長，地方政府會加大財政科技支出［42］，支持自創區政策試點的開展，并帶動本地經濟高質量、可持續發展，體現為自創區提升了政府創新偏好，間接實現區域創新能力的提升。依據上述分析，本文提出假設1、假設2。

H1：自創區試點政策能夠顯著提升區域創新能力。

H2：自創區試點政策能夠提升政府創新偏好，激發地方政府加大財政科技支出的意愿，促使政府優化創新資源配置，促進區域創新能力的提升，即政府創新偏好在自創區政策試點提升區域創新能力的過程中能夠起到重要的中介作用。

基于自然條件、歷史原因等因素的影響，我國四大板塊區域在經濟發展等方面存在顯著現實差異，整體上形成了西部大開發、東北振興、中部崛起、東部率先發展的區域發展戰略［7］，區域創新能力呈現出“東強西弱”的總體態勢［43］。自創區的整體布局思路遵從我國宏觀區域發展戰略，同時兼顧區域發展平衡。東部地區是我國區域創新發展的重心，著重打造東部創新發展高地，形成立足國際的創新驅動發展體系，強化自主創新能力與水平，推動研發創新向高質量方向發展，充分發揮引領示范作用，帶動實現區域協同發展。中西部地區是結合本地高校、科研院所等科研資源及產業特點，發展特色優勢高技術產業，并積極引進、推廣先進產品與技術。東北地區則是結合東北振興戰略，推動新興高技術產業與傳統產業融合，并帶動傳統產業升級，提升傳統產業創新水平。因此，不同區域創新發展水平不同、特點不同，自創區試點政策對不同區域創新能力的促進作用可能存在差異。

一方面，自創區政策試點能夠通過加強自主創新形成區域研發創新高地，提高試點區域的自主創新能力和水平，與鄰近區域相比能夠形成顯著技術勢差，從而能夠對鄰近區域形成有效的技術溢出效應；另一方面，自創區通過推動創新要素的跨區域流動產生集聚效應，創新資源在自創區范圍的集聚也會產生區際技術溢出［44］、知識溢出和集體學習等效應，降低創新人才交易成本，提高科研教育水平［45］，從而促使鄰近地區創新能力的提升。依據上述分析，本文提出假設3—假設5。

H3：自創區試點政策對東部地區創新能力的促進作用最強，中部地區次之，西部地區則最弱。

H4：自創區試點政策能推動區域創新產出向高水平方向轉化，即自創區試點政策能夠促進區域創新能力高質量發展。

H5：自創區試點政策對區域創新能力的促進作用具有溢出效應，即自創區能夠通過正向溢出效應，輻射周邊城市，帶動鄰近地區創新能力的提升。

（二）模型構建

為有效評估自創區設立對區域創新能力影響的凈效應，本文將自創區的設立視為一項準自然實驗，運用雙重差分法（DID）處理研究中的內生性問題，將設立自創區的城市視為處理組，而將沒有設立的城市視為控制組。由于自創區是分批次逐漸展開的，本文參照 Beck［46］、Li 等［47］的研究，模型設立如下：

其中：i和t分別代表地級市和年份；被解釋變量Creit為地級市i在t年的創新能力，用專利申請量來表示；DIDit表示雙重差分估計量，β0表示政策試點對創新能力的影響效應；Χit表示其他影響區域創新能力的控制變量組；γi和θt分別表示個體固定效應和時間固定效應；εit表示隨機誤差項。通過包含個體效應和時間效應的雙重固定效應模型，驗證估計系數β0的大小，若β0的系數顯著大于0，則試點政策有效促進了區域創新能力提升。

為進一步分析試點政策對區域創新能力的傳導機制，驗證假設2，本文借鑒Baron和Kenny［48］、王春楊等［49］的模型設定，以政府創新偏好作為自創區設立影響區域創新能力的中介效應進行驗證。按照逐步回歸的步驟，在式（1）的基礎上構建以下檢驗方程：

其中：Mpreit表示政府創新偏好；β0表示自創區政策的總效應；β2表示直接效應；β1?表示中介效應。根據中介效應模型的檢驗步驟，若回歸中β0、β2、?顯著為正且β0大于β2，或者β0、β2顯著為正、?顯著為負且β0小于?，則Mpreit是部分中介變量；如果β2不顯著?顯著，則Mpreit為完全中介變量。

（三）變量說明

（1）被解釋變量：區域創新能力（Create）。目前學術界多采用創新投入與產出等指標對區域創新能力進行衡量評估，其中創新產出是區域創新能力的最直觀體現［50-51］。參照相關研究［52-53］，本文選取地級市專利申請量來衡量區域創新能力。

（2）核心解釋變量：政策虛擬變量（DID）。本文以虛擬變量0、1來表示國家自創區的設立狀態，在所涉及的116個城市樣本中，如果城市i在t年設立為國家自創區，那么城市i在t年及之后的時間中DID=1，否則為0。

（3）中介變量：政府創新偏好（Prefer）。政府支持對區域創新活動會產生深刻的影響，支持創新活動的方式主要包括直接提供資金支持等，而這些支持方式均需要通過一定的財政支出來實現［28，54］。本文選取政府財政科技支出占地方財政支出比重衡量政府參與區域創新活動程度。

（4）控制變量。區域創新能力會受多種因素的干擾，為降低實證研究偏誤，本文選取人均地區生產總值、政府控制、人力資本、產業結構及開放水平變量進行控制。①人均地區生產總值（PGDP）。地區的經濟發展水平會對產業技術升級改造和企業轉型升級造成影響，而這些都會促進地區創新水平的提升［55］，本文選取各城市地區生產總值除以年末總人口的值表征地區經濟發展水平。②政府控制（Gov）。區域創新要素流動受政府經濟政策導向影響顯著［56］，本文選取政府財政支出占GDP 的比重表示政府對區域創新系統的干預水平。③人力資本（Hum）。人力資本作為城市創新能力的重要影響因素，有利于提升本地區對知識、技術等要素的吸收能力［57］，本文選取每萬人高等學校在校生數近似表征地區人力資本質量。④產業結構（Stru）。產業結構主要反映了各城市的發展階段和所面臨的機遇［58］，本文選取第三產業增加值占地區生產總值的比重衡量地區產業結構發展特征。⑤開放水平（Open）。開放程度易通過外包合作、人才流動等途徑產生技術擴散效應，從而影響區域創新［59］，本文選取用人民幣表示的進出口總額與GDP 的比值來反映地區開放水平。

上述變量的描述性統計分析結果見表1所列。

表1 樣本描述性統計分析結果

（四）樣本選擇與數據來源

自創區設立對區域創新能力的影響根本上體現為對城市創新能力的影響，因此，在樣本選擇時本文進行了如下處理：①自創區是在國家高新區基礎上建立的［60］，為保證處理組與控制組的可比性，本文以國家高新區所在的城市為基礎研究樣本。因此，在國家高新區所在的城市中，將設立為自創區的城市視為處理組，與之對照的則是未設立自創區的國家高新區所在城市。②在基礎研究樣本的選擇方面，由于自創區自2009 年開始獲批建設，因此本文選取2009 年及之前成立的國家高新區共計116 個城市為研究對象。③2015 年之后成立的自創區發展時間較短，缺乏研究數據，為合理評估政策效果，在基準模型中將其剔除。

實證研究中所涉及的各個城市數據主要源于歷年《中國城市統計年鑒》、各省市統計年鑒，其中缺失的部分數據采用插值法及平均增長率進行補齊，最終得到116個地級市2005—2018年的平衡面板數據。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸結果

對式（1）進行估計，回歸結果見表2 所列。由回歸結果可知，方差膨脹因子VIF均小于6，所以模型不存在嚴重的多重共線性，模型整體的擬合效果較好。

表2 基準回歸結果

表2中模型（1）結果表明，在1%的顯著性水平下自創區的設立與區域創新能力存在顯著正向因果關系，即試點政策會顯著促進區域創新能力的提升，本文假設1 得到驗證。具體而言，自創區的設立使處理組比控制組的研發創新產出平均提高14%左右，初步達到了政策設立的目標。模型（2）中，以政府創新偏好作為被解釋變量，自創區政策試點對政府創新偏好的影響系數均在1%水平下顯著為正。結果表明，相較于未設立自創區的城市，自創區這一政策試點顯著提升了政府創新偏好。為進一步解構自創區影響區域創新能力的作用機制，模型（3）在基礎模型上加入政府創新偏好變量。結果顯示，政府創新偏好的回歸系數在1%的水平下顯著為正，表明自創區政策試點通過激勵政府創新偏好進而提高了自創區所在城市的創新水平。Sobel 檢驗及Bootstrap 檢驗均在1%的水平下顯著，且中介效應占比為15.94%，驗證了政府創新偏好的中介作用顯著存在，即政府創新偏好是自創區政策影響區域創新能力提升的重要路徑。本文假設2得到驗證。

（二）識別假定檢驗

雙重差分法的重要前提之一是要滿足共同趨勢假設，即設立自創區的城市與未設立自創區的城市在政策實施之前創新能力應具有相同的變動趨勢，否則模型會高估或低估政策實施的效果。為了驗證此前提，本文借鑒Li等［47］及曹清峰［61］的做法，設立以下模型進行平行趨勢檢驗：

圖1 平行趨勢檢驗結果

圖1 顯示，在試點政策實施前，政策試點城市與非政策試點城市的專利申請量不存在明顯的趨勢差異，表現為α-5至α-2的系數并沒有呈現一定的規律，且系數在統計上并不顯著異于0。而試點政策實施后，專利申請量開始累積增長，說明自創區的設立對區域創新能力具有明顯正向促進作用，且這一效應在隨后幾年內不斷增強。這一結果充分證明，上文模型滿足平行趨勢假定。由此可見，模型（1）滿足平行趨勢假定，即處理組與控制組在政策實施之前具有相同的變化趨勢。雙重差分法的適用條件成立。

（三）穩健性檢驗

（1）安慰劑檢驗。安慰劑檢驗是源自醫學領域的概念，其最初是檢驗某種新研發藥物療效的醫學實驗。通過將試藥群體劃分為實驗組（即服用真藥的群體）與對照組（即服用安慰劑的群體），且試藥群體并不知曉自己所服用的是安慰劑還是真藥，以此來避免試藥群體心理作用對其藥效的干預和影響，安慰劑檢驗現常用于經濟政策的穩健性檢驗中。為進一步排除其他未知因素對試點城市選擇的影響，確保上文回歸結果的穩健性，證實區域創新能力的提升確實因政策實施引起，需要進行安慰劑檢驗。安慰劑檢驗通過在所有樣本中隨機選擇虛擬處理組，然后進行若干次與基準回歸一致的處理，為結論提供穩健性保證。具體而言，本文在116 個樣本城市中隨機選擇部分城市作為處理組，重新完成式（1）的基準回歸，如此重復500 次抽樣，結果如圖2 所示。估計結果表明，回歸系數分布在-0.015 左右，遠小于基準回歸結果中的0.14，即上述基準回歸結果顯著不同于安慰劑檢驗結果，這表明自創區試點對區域創新能力的提升確實起到了積極作用，并非源于其他因素。

圖2 安慰劑檢驗結果

（2）傾向得分匹配（PSM-DID）。自創區在試點選擇方面可能會使上述回歸模型存在選擇性偏差，因此使用PSM-DID 修正選擇性偏誤。具體而言，本文以經濟發展水平、人力資本、產業結構和政府干預作為匹配變量，按1∶1進行近鄰匹配；同時，由于實驗組接受自創區這一試點政策的沖擊時點不同，因此對樣本采用逐年匹配的方法。根據PSM方法的思想，首先對多維變量進行logit 回歸，計算原本樣本實驗組和對照組得分，其次根據得分匹配合適的對照組，形成新的回歸樣本。經過匹配以后的樣本按照基準模型重新進行回歸，結果見表3所列。從模型（4）來看，在1%的水平下回歸結果仍然顯著，證實了上文的結果，即自創區試點的設立顯著提升了專利申請量，促進了區域創新能力的提升。

（3）控制變量滯后一期。為了降低潛在的內生性，避免聯立偏誤，本文將所有控制變量滯后一期處理，實證結果見表3 中模型（5）所列。結果表明DID 的系數依然在1%的水平下顯著，再次驗證了上文回歸結果的穩健性。

表3 穩健性檢驗結果

（四）政策異質性分析

事實上，地理位置、經濟發展水平、資源稟賦等因素的不同，可能會導致創新水平與政策實施效果存在明顯差異，有必要對回歸結果的異質性做進一步探討。本文將從區域異質性和創新水平異質性兩個角度進行政策效果的異質性分析。

（1）區域異質性。區域創新存在的差異會影響我國創新型國家建設和創新驅動發展戰略的實施［62］，對自創區政策效果的區域異質性分析有助于提升創新資源配置效率，推動我國區域發展戰略進一步完善。本文根據地理區位對樣本分組回歸，結果見表4 所列。模型（6）-（8）的回歸結果表明，西部地區自創區政策對創新能力的驅動效應大于東部地區，在中部地區該作用并不顯著。這一結果產生的可能原因在于：與其他區域相比，西部地區二、三產業發展相對較為落后，整體的研發創新能力和水平較低，在我國市場與政府雙軌制資源配置模式［63］背景下，以高新技術產業為主的自創區設立對西部地區政府有效配置創新資源更加有利，對地區產業結構高度化的促進作用［64］也更為顯著，自創區試點政策能夠起到更好的“雪中送炭”［65］的效果，從而能夠較大幅度提升西部地區的創新能力。與其他區域相比，東部地區擁有更加完善的基礎設施和科教資源，市場經濟發展和研發創新活動也已經具有相對較高的水平。因此，自創區政策試點對東部地區政府配置資源能力和創新能力的強化與提升作用較為有限，自創區更多起到的是“錦上添花”［65］的作用，邊際效用較小。中部地區的創新增長處于低增長或較低增長水平［43］，其戰略定位與東部地區形成優勢互補態勢，充分發揮中部地區生產潛力，與自創區提升自主創新能力的核心定位存在顯著差異。此外，自創區對中部地區高新技術產業結構高度化的量的促進效用可能存在門檻效應，目前仍處于上升空間，可能未達到門檻值，導致試點政策的促進作用不顯著。

（2）創新水平異質性。發明專利是專利中新知識含量最高的一類，更能反映科技研發活動的創新性與高質量特點［3］。因此本文將被解釋變量替換為更具體的發明專利申請量和非發明專利申請量進行回歸，結果見表4 中模型（9）（10）所列。自創區試點政策對發明專利的促進作用更加明顯，驗證了本文的假設4，即自創區的實施推動了區域高質量創新發展。這也體現了自創區設立的核心定位，與推動高新技術產業高質量發展、強化我國原創性創新的政策初衷相吻合。

表4 政策異質性分析結果

續表4

五、進一步討論：空間效應

創新溢出效應對區域經濟增長、技術發展有著極其顯著的影響［66］，隨著地區間經濟發展關聯性增強，不同地區之間在空間上的交互影響逐漸加深。因此引用空間計量方法，從空間關聯性的視角探究自創區政策對創新能力的影響效應顯得尤為重要，對我國自創區的遴選與建設具有重要意義。

在進行空間回歸之前，應首先對變量之間是否存在空間相關性進行檢驗，避免因模型錯選而導致回歸結果產生偏誤。因此，本文基于地理鄰接矩陣、逆地理距離矩陣采用運用廣泛的Moran'sI指數法來檢驗樣本城市創新能力的全局相關性，見表5 所列。

表5 莫蘭指數檢驗結果

同時，為更直觀地識別不同空間上創新水平的空間關聯模式，本文選擇Local Moran'sI來檢驗局部相關性，Moran'I散點圖如圖3 所示。可以看出，Create 全部為正且全部通過了1%的顯著性檢驗，散點圖表明Create主要集中于一、三象限，這表明區域創新能力在空間存在很強的正向相關性和相似的聚集特征。這也說明選擇空間回歸模型是比較合適的。

圖3 區域創新能力莫蘭散點圖

在考察了空間關聯性后，基于上文的空間權重矩陣，本文通過與空間誤差和空間滯后相結合的空間杜賓模型（SDM）來探討自創區政策對創新發展水平的空間效應，表6報告了兩種空間權重矩陣下自創區設立對城市創新發展水平的空間回歸模型結果。可以發現，SDM模型中區域創新能力的空間自回歸系數ρ顯著為正，這表明地區之間的創新能力存在空間上的路徑依賴性，即本地創新能力的提升將對鄰近地區或經濟相關性較高的地區產生明顯的溢出效應。自創區政策試點設立的空間交互項W×Did 顯著為負，表明自創區政策試點建設會對鄰近城市的創新能力產生顯著“虹吸效應”，推翻了上文的假設5，可能的原因在于本地地區依托政策優勢，使得資金、人力等要素產生集聚效應，擠占周邊地區的資源，從而抑制鄰近地區的創新能力與創新發展。

表6 空間效應檢驗結果

六、結論與建議

本文基于2005—2018 年中國116 個城市的面板數據，利用雙重差分方法，系統地分析和檢驗了自創區對區域創新能力的影響及政策效果的異質性，并引入政府創新偏好作為中介變量，分析了政策試點對區域創新能力提升的作用機制。主要研究結論如下：①自創區試點政策顯著促進了區域創新能力的提升，而在此過程中政府創新偏好發揮了重要中介作用，即政策試點能夠調動地方政府部門的積極性和創新投入，從而進一步提升和促進區域創新能力。②自創區試點政策對西部地區創新能力的促進作用最強，東部地區次之，對中部地區的促進作用不顯著。③專利類別比較發現，自創區試點政策對發明專利的促進作用更加明顯，即自創區政策試點的實施能夠更加有效地推動區域高質量創新發展。④自創區試點政策效果具有虹吸效應，抑制了鄰近城市的創新能力和創新發展。

依據上述研究結論，本文提出以下建議：

第一，要依靠中國本土自主創新能力體系的系統化培育來突破和實現先進技術和關鍵核心技術創新，進一步強化對自創區的政策支持力度和支持精度，加強對國家高新區高技術企業高質量研發創新活動的精準化支持力度，深化相應特色創新體制機制改革，鞏固自創區示范帶動作用，打造統籌協調的創新一體化發展平臺，將自創區作為完善我國自主創新體系、全面建設社會主義現代化國家的重要抓手。

第二，加強對地方政府財政科技支出的監管、引導和激勵，提高地方政府研發創新資源的配置效率。一方面，合理評估地方政府創新偏好的科學性和有效性，以提高地方政府研發創新資源的配置效率，構建“創新驅動發展—發展帶動高質量創新”的良性循環；另一方面，充分發揮地方政府在區域創新系統中的關鍵作用，調動地方政府支持和參與區域創新活動的積極性，促進區域創新能力提升。

第三，依據不同板塊區域的經濟發展狀況、區域創新能力強弱、高技術產業發展特點與特色等，科學評估自創區的甄別與遴選建設模式，基于長期戰略發展目光，充分考慮自創區所產生的集聚與對鄰近地區的虹吸效應，因地制宜完善自創區的建設機制。