基于雙重差分模型的長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略創(chuàng)新效應與機理研究

郝華勇

推動長江經(jīng)濟帶發(fā)展是以習近平同志為核心的黨中央做出的重大決策，是關(guān)系國家發(fā)展全局的重大戰(zhàn)略。習近平總書記一直心系長江經(jīng)濟帶發(fā)展，2016年1月5日，習近平總書記在重慶主持召開推動長江經(jīng)濟帶發(fā)展座談會，提出“生態(tài)優(yōu)先、綠色發(fā)展”的戰(zhàn)略定位和“共抓大保護、不搞大開發(fā)”的戰(zhàn)略導向；2018 年4 月26 日，習近平總書記在武漢主持召開深入推動長江經(jīng)濟帶發(fā)展座談會，詳細闡述了推動長江經(jīng)濟帶發(fā)展關(guān)鍵是要正確把握“整體推進和重點突破、生態(tài)環(huán)境保護和經(jīng)濟發(fā)展、總體謀劃和久久為功、破除舊動能和培育新動能、自身發(fā)展和協(xié)同發(fā)展”五大關(guān)系；2020 年11 月14 日，習近平總書記在南京主持召開全面推動長江經(jīng)濟帶發(fā)展座談會，賦予了長江經(jīng)濟帶生態(tài)優(yōu)先綠色發(fā)展主戰(zhàn)場、暢通國內(nèi)國際雙循環(huán)主動脈、引領(lǐng)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展主力軍的新戰(zhàn)略使命，指出長江經(jīng)濟帶要踐行新發(fā)展理念，構(gòu)建新發(fā)展格局，推動高質(zhì)量發(fā)展。從“推動”到“深入推動”再到“全面推動”，習近平總書記的三次重要講話既一脈相承，又循序漸進，為推動長江經(jīng)濟帶發(fā)展提供了思想指引和根本遵循。

創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是構(gòu)建現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的戰(zhàn)略支撐?！笆奈濉睍r期的背景是立足新發(fā)展階段、貫徹新發(fā)展理念、構(gòu)建新發(fā)展格局，新發(fā)展階段建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家需要創(chuàng)新驅(qū)動；貫徹新發(fā)展理念中，創(chuàng)新位居其首；構(gòu)建新發(fā)展格局的本質(zhì)是高水平的自立自強，這些都需要塑造創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展新優(yōu)勢。長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略實施以來，沿線各地區(qū)以“共抓大保護、不搞大開發(fā)”倒逼區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，實現(xiàn)新舊動能轉(zhuǎn)換，取得了顯著成效。2016年國家發(fā)改委等部門發(fā)布《長江經(jīng)濟帶創(chuàng)新驅(qū)動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級方案》，從推動改革創(chuàng)新、增強內(nèi)生動力，完善市場環(huán)境、營造創(chuàng)新氛圍，優(yōu)化人才環(huán)境、加強智力建設(shè)等方面提出創(chuàng)新發(fā)展的具體路徑。2020 年，習近平總書記在全面推動長江經(jīng)濟帶發(fā)展座談會上強調(diào)，“要勇于創(chuàng)新，堅持把經(jīng)濟發(fā)展的著力點放在實體經(jīng)濟上，圍繞產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)高級化、產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化，發(fā)揮協(xié)同聯(lián)動的整體優(yōu)勢，全面塑造創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展新優(yōu)勢”?？梢?，新形勢下推動長江經(jīng)濟帶高質(zhì)量發(fā)展，仍需要緊扣創(chuàng)新驅(qū)動和一體化協(xié)同，提升整體的發(fā)展效益。因此，本文試圖研究長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略實施對創(chuàng)新效益的影響，利用31 個省市2011—2019 年的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建固定效應的雙重差分模型，分析長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略實施對不同地區(qū)的異質(zhì)性影響并分析創(chuàng)新效應的作用機制。

一、文獻評述

區(qū)域經(jīng)濟政策的實施在理論上能夠為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展提供驅(qū)動力，但是同一政策的實施效果會基于不同區(qū)域、產(chǎn)業(yè)和企業(yè)的差異而呈現(xiàn)出差別。張成等（2011）基于中國東中西三大板塊構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型對30 個省份工業(yè)部門的環(huán)境規(guī)制程度和企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系進行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)東部和中部省份在時間維度上兩者呈現(xiàn)“U”型關(guān)系，即較弱的環(huán)境規(guī)制強度會阻礙企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，適度的環(huán)境管制對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新會有促進作用。鄭新業(yè)等（2011）運用雙重差分方法將河南省的省直管縣作為自然實驗組進行研究，發(fā)現(xiàn)省直管縣得益于政策效應實現(xiàn)經(jīng)濟快速增長，增長來源主要是吸引周邊縣市投資的極化效應。作為“政策試驗田”的國家級高新區(qū)建設(shè)顯著促進地區(qū)經(jīng)濟增長，中小城市從國家級高新區(qū)建設(shè)中獲得了更多的政策利好，為地區(qū)差距的縮小提供了成功范例。陳勁等（2013）探索了中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的集聚程度和創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)專業(yè)化集聚和多樣化集聚在不同的集聚程度下對創(chuàng)新效益影響不同，當集聚程度較高時，產(chǎn)業(yè)專業(yè)化集聚有利于促進創(chuàng)新的提高。余明桂等（2016）采用上市企業(yè)數(shù)據(jù)驗證中國產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)技術(shù)進步的影響，研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策顯著提高重點鼓勵行業(yè)中的企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，這種正外部性在民營企業(yè)中的表現(xiàn)更為明顯。長江經(jīng)濟帶的區(qū)域一體化使長三角城市群技術(shù)變動系數(shù)顯著為正，對成渝城市群全要素生產(chǎn)率提高的作用顯著，對整個長江經(jīng)濟帶區(qū)域技術(shù)進步具有促進作用。因此長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略實施對區(qū)域要素集聚、流動和效率都會產(chǎn)生顯著影響。

創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，在新發(fā)展理念中更是擺在首位。從宏觀角度看，創(chuàng)新發(fā)展與其所在區(qū)位和環(huán)境密切相關(guān)。王郁蓉等（2015）認為創(chuàng)新環(huán)境與創(chuàng)新績效相關(guān)性較強，二者存在顯著的交互關(guān)系，而創(chuàng)新環(huán)境具體就是指宏觀經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展水平。孫伍琴等（2013）利用30 個省份面板數(shù)據(jù)實證研究金融增長對創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)銀行規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)和研發(fā)投入可以顯著促進地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新，其中東中部地區(qū)金融發(fā)展對創(chuàng)新績效的提升高于西部地區(qū)。白俊紅等（2015）將空間面板計量模型應用到區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新研究中，發(fā)現(xiàn)財政支持、校企聯(lián)合和產(chǎn)學研融合有助于區(qū)域創(chuàng)新績效的提升，同時研發(fā)人員和研發(fā)資本在區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)中的流動將帶動區(qū)域創(chuàng)新績效的空間溢出效應。鄭潔等（2020）從新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學視角重新闡釋了波特假說，環(huán)境規(guī)制對我國技術(shù)創(chuàng)新結(jié)構(gòu)的影響主要體現(xiàn)在以自主性創(chuàng)新為主的創(chuàng)新行為，主要包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)移機制和自主性創(chuàng)新的技術(shù)進步機制。高鐵等交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)顯著提高了沿線地區(qū)的創(chuàng)新水平，便捷的交通促使人才移動是高鐵改變區(qū)域創(chuàng)新空間結(jié)構(gòu)演變的重要機理。

微觀角度方面，熊捷等（2017）從企業(yè)視角探討社會資本、知識獲取和創(chuàng)新績效之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)隱性技術(shù)知識的獲取對企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力和產(chǎn)品創(chuàng)新績效等方面都具有不可或缺的促進作用，同時技術(shù)創(chuàng)新能力對產(chǎn)品創(chuàng)新績效也存在正向反饋作用。張中元等（2012）以不同所有制結(jié)構(gòu)企業(yè)為研究對象，運用省級面板數(shù)據(jù)實證檢驗發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制強度在國有企業(yè)、私營企業(yè)和“三資”企業(yè)中對技術(shù)進步存在異質(zhì)性影響。長江經(jīng)濟帶國家級高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)園區(qū)產(chǎn)城融合對創(chuàng)新績效有明顯的正效應，其中推動職住平衡和就業(yè)平衡、增加公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)可以顯著提高產(chǎn)業(yè)區(qū)創(chuàng)新水平。可見知識獲取、環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)城融合等也會對區(qū)域創(chuàng)新績效產(chǎn)生影響。

綜觀目前該領(lǐng)域研究現(xiàn)狀，雖然雙重差分模型在區(qū)域戰(zhàn)略與政策實施效應的檢驗中已經(jīng)得到了廣泛運用，但大多研究是政策沖擊對區(qū)域經(jīng)濟增長即地區(qū)生產(chǎn)總值的影響作用，而檢驗區(qū)域戰(zhàn)略政策的微觀效應，如區(qū)域創(chuàng)新能力的研究相對較少；區(qū)域戰(zhàn)略與政策對創(chuàng)新能力的影響有待于深化研究、提供更多實證論據(jù)，尤其是推動長江經(jīng)濟帶發(fā)展已經(jīng)從一項重要區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略上升為關(guān)系國家發(fā)展全局的重大戰(zhàn)略，更是需要提高創(chuàng)新在引領(lǐng)高質(zhì)量發(fā)展中的貢獻，而目前圍繞長江經(jīng)濟帶該領(lǐng)域的研究有待于拓展。因此，驗證分析長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略實施對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的促進效應和影響機制，具有重要的理論意義和緊迫的現(xiàn)實意義。

二、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定

本文研究重點是長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略實施影響創(chuàng)新績效的準自然實驗，以長江經(jīng)濟帶11個省市作為實驗組，國內(nèi)其余20個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）作為控制組。眾多研究表明區(qū)域創(chuàng)新會受到各種因素影響，因此本文通過雙重差分模型來度量長江經(jīng)濟帶綜合政策對區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展的凈效應。此外，考慮不同區(qū)域的創(chuàng)新環(huán)境存在較大差異，且同一省份在不同年份也存在明顯的差異性，因此選用雙向固定效應構(gòu)建基準模型如下：

其中，Inno表示創(chuàng)新績效，p代表省份，t代表年份；Treat代表省份p的戰(zhàn)略實施，屬于長江經(jīng)濟帶的省份賦值為1（實驗組），否則為0（控制組）；Period是時間虛擬變量，長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略在2014年9 月提出，但考慮到政策時滯，故以2015 年作為政策沖擊年份，t≥2015時，Period賦值為1，否則為0；交互項Treat×Period的系數(shù)值就是雙重差分的估計量，代表長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略實施對創(chuàng)新能力提升的凈效應，如果＞0，說明長江經(jīng)濟帶綜合政策對創(chuàng)新效應有顯著正向影響。 X代表不同城市的控制變量；μ表示省份個體固定效應；λ是時間固定效應，是誤差擾動項。

為了驗證長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略對不同省份所帶來的異質(zhì)性效應，本文將模型（1）修正如下：

式（2）中，Pr為省份個體虛擬變量，將長江經(jīng)濟帶11 省市分為上游（重慶、四川、貴州、云南）、中游（安徽、湖北、湖南、江西）和下游（上海、江蘇、浙江），當檢驗上游省份時，將上游省份賦值為1，其余省份賦值為0，以此類推；其中交互項Treat×Pr×Period的系數(shù)估計值就是不同區(qū)域省份雙重差分的估計量。

（二）變量選取

根據(jù)已有文獻，衡量某地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出水平的代表性方法主要有Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)、TFP全要素生產(chǎn)率、研發(fā)投入和專利等。眾多學者將研發(fā)投入作為衡量一個地理單元科技創(chuàng)新的重要指標，因此，本文用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研發(fā)經(jīng)費（億元）占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重（RDGDP）來衡量研發(fā)投入強度，并以此作為被解釋變量來描述31 個省份的創(chuàng)新水平。

為了驗證長江經(jīng)濟帶創(chuàng)新績效增長是經(jīng)濟發(fā)展的自然趨勢還是戰(zhàn)略實施的結(jié)果，選用Treat和Period的交互項作為核心解釋變量，其中Treat代表省份p的戰(zhàn)略政策，屬于長江經(jīng)濟帶的省份賦值為1（實驗組），否則為0（控制組）；Period是時間虛擬變量，由于長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略在2014 年提出，通過回歸結(jié)果對比發(fā)現(xiàn)，以2015 年為政策沖擊時間比2014年的模型擬合效果更好，這也說明了政策從實施到收效存在一定的時滯性，基準回歸模型以2015年作為政策沖擊年份，t≥2015時，Period賦值為1，否則為0。另外，為了驗證長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略的創(chuàng)新效益存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性特征，分別將三個區(qū)域設(shè)置虛擬變量，以對比長江經(jīng)濟帶上游、中游和下游省份戰(zhàn)略實施以來不同的受益程度。

由于長江經(jīng)濟帶創(chuàng)新效益改善并非只受到政策沖擊的影響，還有規(guī)模經(jīng)濟、人力資本、交通便利度和社會活力等各種外生性因素的干擾，因此本文選取了人力資本（hum_cap）、企業(yè)平均規(guī)模（scale）、投資強度（far）、外資依存度（fdi）、交通便利度（transport）等來作為控制變量。企業(yè)平均規(guī)模用規(guī)模以上企業(yè)利潤總額和規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)單位數(shù)之比衡量；投資強度用固定資產(chǎn)投資占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示；外資依存度用實際利用外資金額占地區(qū)生產(chǎn)總值比重表示；每萬人中本?？拼髮W生數(shù)量來衡量人力資本；每個省份的公路里程與區(qū)域面積的比重來衡量交通便利度。

（三）數(shù)據(jù)說明

本文選取全國31 個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）為樣本，其中長江經(jīng)濟帶涵蓋的11個省市作為實驗組，其他省份作為控制組，構(gòu)建了2011—2019年的面板數(shù)據(jù)，使用的數(shù)據(jù)來源是CSMAR 國泰安數(shù)據(jù)庫以及各省各年份的《統(tǒng)計年鑒》和統(tǒng)計公報，部分變量值在回歸過程中取對數(shù)處理，涉及價格因素的變量均以2011 年價格為基期進行平減。主要變量描述性統(tǒng)計如表1 所示。由Pearson 相關(guān)性檢驗結(jié)果可知，除少數(shù)變量間的相關(guān)性大于0.4，其余變量之間的相關(guān)性均小于0.4，主要變量之間的相關(guān)性較小，初步判定不存在多重共線性問題。通過對主要變量進行方差膨脹因子檢驗發(fā)現(xiàn)，各變量方差膨脹因子均在2.0以下，平均VIF僅為1.6，進一步證明了變量選取的科學性和回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

三、實證結(jié)果分析

（一）平行趨勢檢驗

Bertrand（2004）指出運用雙重差分方法進行檢驗的最重要的一個前提是實驗組和控制組在政策沖擊前的變動趨勢不存在顯著性差異，即存在平行趨勢，在政策實施年份之后實驗組和控制組的因變量變動趨勢呈現(xiàn)顯著差異。為了驗證使用雙重差分模型的合理性，本文首先對實驗組和控制組的研發(fā)投入強度進行了平行趨勢檢驗。圖1 顯示，創(chuàng)新效益平行趨勢符合雙重差分模型的假定前提，即在2015 年之前，實驗組和控制組變化趨勢一致，而2015 年長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略提出以后，實驗組的創(chuàng)新效應開始顯著提升，并與控制組產(chǎn)生較大差異。

圖1 創(chuàng)新效應平行趨勢檢驗

（二）基準回歸結(jié)果

長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略實施的創(chuàng)新效益基準模型回歸結(jié)果如表2所示，第（1）列是不加入任何控制變量的回歸結(jié)果，戰(zhàn)略政策對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)生顯著正向影響。第（2）—（6）列展示了依次加入控制變量后固定效應雙重差分模型回歸結(jié)果，核心解釋變量的顯著性并未發(fā)生明顯變化，從而證明了模型的穩(wěn)健性。無論是否加入控制變量，核心解釋變量treatperiod的系數(shù)值都為正且均在1%的水平上顯著，回歸系數(shù)一致，說明長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略的實施確實提高了本地區(qū)的技術(shù)進步和創(chuàng)新水平。其中，人力資本對區(qū)域創(chuàng)新能力提升作用在5%水平上顯著為負，原因可能是教育投資回報存在一定程度的時滯，每萬人中在校大學生數(shù)短時間內(nèi)未實現(xiàn)創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化。利用外資量對區(qū)域創(chuàng)新的影響在1%水平上顯著為負，說明長江經(jīng)濟帶外資利用主要集中在勞動、資源密集型等高投入低產(chǎn)出、效率低的產(chǎn)業(yè)上，相反，固定資產(chǎn)投資對創(chuàng)新的作用在1%的水平上顯著，說明固定資產(chǎn)投資對區(qū)域創(chuàng)新的促進作用較穩(wěn)定。規(guī)上工業(yè)企業(yè)平均規(guī)模和交通密度對創(chuàng)新水平具有正外部效應，企業(yè)平均規(guī)模與區(qū)域創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)，從而驗證了規(guī)模經(jīng)濟有利于區(qū)域創(chuàng)新的經(jīng)典理論。交通便利度對長江經(jīng)濟帶區(qū)域創(chuàng)新的影響在5%的水平上顯著為正，長江經(jīng)濟帶綜合立體交通廊道建設(shè)取得初步成效，但長江黃金水道黃金效益的發(fā)揮仍有提升空間。

表2 基準回歸結(jié)果

（三）異質(zhì)性檢驗

長江經(jīng)濟帶橫跨我國東中西三大地帶，區(qū)域內(nèi)部梯度差異明顯，東部省份江蘇2019年的地區(qū)生產(chǎn)總值是西部貴州的5.88 倍。那么戰(zhàn)略實施對不同省份創(chuàng)新績效影響的顯著性是否有差別呢？為了證明這一問題，對長江經(jīng)濟帶上游（重慶、四川、貴州、云南）、中游（安徽、湖北、湖南、江西）和下游（上海、江蘇、浙江）三個區(qū)域進行雙向固定效應模型的對照分析，表3 是對方程（2）的回歸結(jié)果。對比發(fā)現(xiàn)，上游和中游省份的核心解釋變量系數(shù)值為正且在1%水平上顯著，且中游的顯著性水平大于上游。原因在于中游省份憑借科教優(yōu)勢和人力資本積累、完備的產(chǎn)業(yè)體系和便捷的綜合交通網(wǎng)絡(luò)，得益于長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略的實施促進了中部地區(qū)的創(chuàng)新能力的提升。而下游省份核心解釋變量的系數(shù)不顯著，一個可能的解釋是：下游的長三角地區(qū)是我國發(fā)達的經(jīng)濟區(qū)域，經(jīng)過長期積累已形成緊密的產(chǎn)業(yè)協(xié)作、市場融合、協(xié)同創(chuàng)新的一體化發(fā)展區(qū)域，長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略的實施短期內(nèi)的創(chuàng)新效應并不顯著。

表3 長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略的創(chuàng)新效應異質(zhì)性分析

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.替換變量檢驗

在前文的模型中，均以研發(fā)投入強度為觀察對象來衡量地區(qū)的創(chuàng)新水平。為了驗證模型合理性，企業(yè)研發(fā)項目數(shù)量一定程度上反映了區(qū)域創(chuàng)新能力，本節(jié)選擇規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研究與發(fā)展項目數(shù)的對數(shù)值（lnRDc）來作為被解釋變量，如果回歸結(jié)果與前文一致，則證明了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。表4中（1）（2）列展示了以lnRDc 作為被解釋變量的回歸結(jié)果，對比分析未加入控制變量和加入控制變量后政策實施對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響效果，發(fā)現(xiàn)核心解釋變量treatperiod 的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，從而說明了基準模型回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.反事實檢驗

經(jīng)過前文論證可知，2014年實施的長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略顯著提升該區(qū)域的創(chuàng)新能力，并且驗證了長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略實施對中游地區(qū)的影響最為顯著。但需要進一步的穩(wěn)健性檢驗才能驗證結(jié)論的可靠性，在本文模型中，政策沖擊時間這個虛擬變量發(fā)揮著重要作用，若將政策沖擊時間提前，長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略實施對區(qū)域創(chuàng)新效益影響變得不顯著則說明了結(jié)論的可靠性，故本文選用調(diào)整樣本窗口期方法進行反事實檢驗。表4中（3）和（4）列分別表示將政策沖擊提前至2012 年和2013 年，發(fā)現(xiàn)戰(zhàn)略實施對區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新的影響均變得不顯著，從而驗證了政策沖擊時間虛擬變量的重要性和結(jié)論的可靠性。

表4 長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略的創(chuàng)新效應穩(wěn)健性檢驗

四、長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略對區(qū)域創(chuàng)新的作用機制

（一）環(huán)境治理規(guī)制機制

波特假說認為，適當?shù)沫h(huán)境管制將刺激技術(shù)革新，彌補因環(huán)境保護產(chǎn)生的遵循成本，從而提高全要素生產(chǎn)率。最優(yōu)的環(huán)境規(guī)制拐點是一個動態(tài)演進過程，要素稟賦升級是環(huán)境規(guī)制的創(chuàng)新補償效應的根本驅(qū)動機制。為檢驗長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略通過環(huán)境規(guī)制倒逼企業(yè)要素升級來提升區(qū)域創(chuàng)新能力，本文構(gòu)建中介效應模型來檢驗其內(nèi)在傳導機制：

其中，Envir代表t年p省份的環(huán)境規(guī)制，工業(yè)廢水作為城市的主要有害污染排放物，近年來受到政府政策的嚴格監(jiān)管和限制，尤其是長江經(jīng)濟帶沿岸省份更加重視。因此選用每單位地區(qū)生產(chǎn)總值工業(yè)廢水排放量來衡量地區(qū)的環(huán)境規(guī)制程度，環(huán)境規(guī)制強度與單位產(chǎn)出工業(yè)廢水排放量呈負相關(guān)關(guān)系。2016年3月發(fā)改委等部門印發(fā)《關(guān)于加強長江黃金水道環(huán)境污染防控治理的指導意見的通知》，隨后長江經(jīng)濟帶便將生態(tài)文明建設(shè)的先行示范帶作為首要的戰(zhàn)略定位，加大環(huán)境治理和生態(tài)保護修復力度，因此方程（3）（4）將2016年作為生態(tài)保護政策沖擊年份進行回歸，其余符號所表示內(nèi)容與前文一致。方程（3）主要關(guān)注核心解釋變量Treat×Period的系數(shù)估計值的符號及顯著性，若的符號為負且顯著，則說明長江經(jīng)濟帶環(huán)境規(guī)制政策有效降低了工業(yè)廢水的排放。方程（4）是在基準模型的基礎(chǔ)上加入環(huán)境規(guī)制解釋變量，關(guān)注的是環(huán)境規(guī)制強度對創(chuàng)新效應的顯著影響，即的符號與顯著性水平。

通過對方程（3）（4）進行固定效應回歸，表5 中第（1）（2）列報告了環(huán)境規(guī)制作為中介變量的檢驗結(jié)果。模型（1）以表現(xiàn)環(huán)境規(guī)制的單位產(chǎn)出工業(yè)廢水排放量作為被解釋變量，在控制其他可能的影響因素后進行固定效應回歸顯示，長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略實施對單位產(chǎn)出工業(yè)廢水排放量的影響系數(shù)在5%的水平上顯著為負，說明長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略實施確實顯著改善了該區(qū)域的環(huán)境質(zhì)量。模型（2）在基準模型的基礎(chǔ)上加入環(huán)境規(guī)制變量，回歸結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明隨著環(huán)境規(guī)制強度的增加，倒逼企業(yè)不得不自發(fā)轉(zhuǎn)型升級，更新技術(shù)設(shè)備、淘汰落后產(chǎn)能，單位產(chǎn)出工業(yè)廢水排放量減少，并投入更多的人力資本和技術(shù)等要素，從而使得區(qū)域創(chuàng)新能力提升。

表5 長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略影響區(qū)域創(chuàng)新的作用機制分析

（二）政府科技投入機制

為營造優(yōu)良的創(chuàng)新環(huán)境同時激發(fā)創(chuàng)新主體積極性，地方政府會給予部分行業(yè)一定的創(chuàng)新投入。長江經(jīng)濟帶區(qū)域的創(chuàng)新能力通過政府的創(chuàng)新投入機制來提升，為了驗證這一假設(shè)，構(gòu)建如下模型：

其中，ln Sub表示t 年p 省份的政府創(chuàng)新投入，用政府一般預算內(nèi)科學技術(shù)支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示。方程（5）主要關(guān)注核心解釋變量Treat×Period的系數(shù)估計值的符號及顯著性，如果符號為正且顯著，說明長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略的實施使得各地政府加大了對科技的財政支持。方程（6）是在基準模型的基礎(chǔ)上加入創(chuàng)新投入解釋變量，關(guān)注的是政府創(chuàng)新投入對創(chuàng)新效應的顯著影響，即的符號與顯著性水平。

通過對方程（5）（6）進行固定效應回歸，表5 中第（3）（4）列報告了政府科技支出作為中介變量的創(chuàng)新效應結(jié)果。模型（3）以政府一般預算內(nèi)科學技術(shù)支出占地區(qū)生產(chǎn)總值比重的對數(shù)值作為被解釋變量，在控制其他可能的影響因素后進行固定效應回歸顯示，長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略實施對政府科技支出的影響系數(shù)在5%的水平上顯著為正，說明長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略通過政府加強科學技術(shù)支出來充分發(fā)揮創(chuàng)新正外部性。模型（4）在基準模型的基礎(chǔ)上加入政府科技支出變量，結(jié)果顯示，解釋變量的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，證明了長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略實施通過政府科技支出機制來提升區(qū)域創(chuàng)新能力的理論假說。這也表明，地方政府在落實長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略中強化創(chuàng)新驅(qū)動引領(lǐng)，通過政府加大創(chuàng)新投入吸引社會資本投入，進而提升區(qū)域創(chuàng)新能力，促進新舊動能轉(zhuǎn)換。

（三）人力資本積累機制

習近平總書記指出，創(chuàng)新驅(qū)動本質(zhì)上是人才驅(qū)動。長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略的創(chuàng)新效應通過高素質(zhì)人才培養(yǎng)和引進來實現(xiàn)，為了驗證這一假設(shè)，構(gòu)建如下模型：

其中，ln Tal表示t年p省份的人力資本，用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的研發(fā)人員全時當量（人）的對數(shù)值表示。方程（7）主要關(guān)注核心解釋變量Treat×Period的系數(shù)估計值的符號及顯著性，如果符號為正且顯著，說明長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略實施對人才培養(yǎng)引進、人力資本積累都有政策傾斜。方程（8）是在基準模型的基礎(chǔ)上加入人力資本解釋變量，關(guān)注的是研發(fā)人員數(shù)量對創(chuàng)新效應的顯著影響，即的符號與顯著性水平。

通過對方程（7）（8）進行固定效應回歸，表5 中第（5）（6）列報告了人力資本作為中介變量的創(chuàng)新效益結(jié)果。模型（5）以規(guī)上企業(yè)研發(fā)人員全時當量作為被解釋變量，在控制其他可能的影響因素后進行固定效應回歸顯示，長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略實施對人才培養(yǎng)引進的影響系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略通過人力資本投資和吸引高素質(zhì)人才來充分發(fā)揮創(chuàng)新正外部性。模型（6）在基準模型的基礎(chǔ)上加入研究與發(fā)展人員數(shù)量變量，結(jié)果顯示，解釋變量的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，證明了長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略實施通過人力資本積累機制提升了區(qū)域創(chuàng)新能力的理論假說。長江經(jīng)濟帶集中了全國近一半的科技創(chuàng)新人才，是創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略實施的重要驅(qū)動帶和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的重要引擎，沿線的四川、重慶、湖北、湖南、安徽、浙江、江蘇、上海等省市均有國家自主創(chuàng)新示范區(qū)，創(chuàng)新平臺集聚創(chuàng)新人才，創(chuàng)新人才支撐新興產(chǎn)業(yè)成長，形成人才與創(chuàng)新的良性互動。

五、結(jié)論與啟示

（一）國家區(qū)域戰(zhàn)略的創(chuàng)新效應明顯

本文通過實證檢驗證明，長江經(jīng)濟帶發(fā)展戰(zhàn)略自2014年提出以后，區(qū)域內(nèi)的創(chuàng)新水平和創(chuàng)新能力有顯著的提升，這將為長江經(jīng)濟帶實現(xiàn)綠色發(fā)展、高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)型提供強勁動力。對長江經(jīng)濟帶上游、中游和下游的區(qū)域異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)，長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略實施對中游（湖北、湖南、江西、安徽）省份的創(chuàng)新效應最為明顯，上游、下游次之。表明區(qū)域戰(zhàn)略創(chuàng)新效應的發(fā)揮有賴于各地產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)、科教資源，中游地區(qū)體現(xiàn)出的邊際效應最高、受益最為明顯；而區(qū)域發(fā)展格局受循環(huán)累積因果論影響，下游地區(qū)憑借積累優(yōu)勢引領(lǐng)全國的創(chuàng)新發(fā)展，因此長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略對下游地區(qū)的邊際貢獻不及中游地區(qū)。

（二）嚴格的環(huán)境規(guī)制促進區(qū)域創(chuàng)新能力提升

區(qū)域創(chuàng)新能力的提升既有自身技術(shù)進步的內(nèi)生推動，也有區(qū)域競爭或政策倒逼的外生壓力。長江經(jīng)濟帶過去一個時期呈現(xiàn)生態(tài)透支、環(huán)境污染負荷加劇的粗放型發(fā)展慣性，自2016 年1 月，習近平總書記為長江經(jīng)濟帶發(fā)展確定“共抓大保護、不搞大開發(fā)”基調(diào)后，沿線地區(qū)都將長江流域的生態(tài)修復、環(huán)境保護擺在首位，這客觀上形成了生態(tài)修復、環(huán)境治理的倒逼機制，促進了沿線地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和創(chuàng)新動能的培育。例如聚焦長江經(jīng)濟帶的城鎮(zhèn)污水垃圾污染、化工污染、農(nóng)業(yè)面源污染、船舶污染和尾礦庫污染等重點領(lǐng)域采取措施，這都會形成對新技術(shù)需求的刺激，通過提高研發(fā)投入提升污染治理的效率，通過技術(shù)進步促進清潔生產(chǎn)轉(zhuǎn)型。

（三）發(fā)揮政府科技支出對創(chuàng)新投入的引導作用

創(chuàng)新投入對創(chuàng)新能力的提升至關(guān)重要，研發(fā)經(jīng)費投入強度一直是衡量創(chuàng)新水平的重要指標。長江經(jīng)濟帶在推進綠色發(fā)展轉(zhuǎn)型過程中，沿線省市通過加大研發(fā)經(jīng)費投入、構(gòu)建區(qū)域創(chuàng)新體系、提高科研成果轉(zhuǎn)化效率來服務(wù)地方產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)高級化和產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化，尤其是長江流域水生態(tài)修復、水環(huán)境治理具有公共物品屬性，更是依賴于政府的科技創(chuàng)新支出來破解投入不足的難題。沿線區(qū)域得益于長江經(jīng)濟帶國家戰(zhàn)略實施和專項規(guī)劃的項目扶持，政府科技支出更多投向重大科技創(chuàng)新平臺建設(shè)、基礎(chǔ)研究和應用基礎(chǔ)研究領(lǐng)域，攻克關(guān)鍵共性技術(shù)難題，促進了區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。并且，上海、江蘇、浙江、湖北等省市遵循科技創(chuàng)新的發(fā)展規(guī)律，發(fā)揮財政資金、社會資本、金融資本不同主體的優(yōu)勢，政府科技支出靈活采取資助與補助并行、政府投入與社會資本聯(lián)動等多種形式，更多面向區(qū)域創(chuàng)新體系建設(shè)、公共科技服務(wù)等方面，形成多元化科技投入體系提高科技創(chuàng)新水平。

（四）強化人才集聚對創(chuàng)新驅(qū)動的支撐作用

長江經(jīng)濟帶在推進創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展、綠色發(fā)展轉(zhuǎn)型過程中，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)和生態(tài)環(huán)保產(chǎn)業(yè)的成長壯大客觀上對人才形成需求刺激，同時長江經(jīng)濟帶區(qū)域內(nèi)的上海、南京、杭州、武漢、重慶、成都等城市作為人才高地，依托于既有的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)、科研院所、創(chuàng)新平臺已形成一定的人才集聚，能夠為創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展提供人才供給，形成人才需求與供給的良性互動。特別是長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略的實施，各地均把吸引高端人才作為支撐創(chuàng)新驅(qū)動的重要舉措，面向海內(nèi)外吸引高端科技創(chuàng)新人才，競相拿出優(yōu)厚待遇吸引人才落戶，成立新型研發(fā)機構(gòu)提高人才資源的配置效益和科研成果的轉(zhuǎn)化效率，依托產(chǎn)業(yè)聯(lián)盟實現(xiàn)人才、技術(shù)、設(shè)備等創(chuàng)新要素的整合與共享，這都有力助推了長江經(jīng)濟帶創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展。