國家開發區設立對地區技術創新能力的影響效應研究
——來自中國284個地級市的經驗證據

王 偉，陳本良，毛 偉，2

（1. 廣東海洋大學 經濟學院，廣東 湛江 524088；2. 廣東沿海經濟帶發展研究院，廣東 湛江 524088）

一、引言

《中共中央關于黨的百年奮斗重大成就和歷史經驗的決議》中提到我國要推進關鍵核心技術攻關和自主創新，加快建設創新型國家，邁入世界科技強國行列。由此可見，技術創新在國家發展戰略中具有重要地位。我國開發區政策的起源可以追溯至經濟特區的設立，我國于1980年設立了深圳、珠海、汕頭和廈門經濟特區，在經濟特區試驗成功的基礎上，又于1984年設立了14個沿海開放城市，與此同時，這些城市相應地建立了國家經濟技術開發區和國家高新技術產業開發區，于是國家開發區政策應運而生。截至2018年①，我國設立了包括219個國家經濟技術開發區、156個國家高新技術產業開發區、135個海關特殊監管區域、19個邊境/跨境經濟合作區和23個其他類型開發區在內的共552個國家級開發區，以及1991個省級開發區。

經過改革開放四十余年的迅猛發展，我國已一躍成為世界第二大經濟體。開發區在過去四十余年里作為重要政策“抓手”之一，在經濟發展、對外貿易、技術創新、產業升級等方面作出了巨大貢獻。當下我國正處在兩個百年奮斗目標的歷史交匯點，面臨著經濟轉型和升級、經濟增長方式的轉變等問題，深化改革勢在必行。因此，開發區政策也應與時俱進，在“雙創”和加快建設創新型國家的號召下，緊跟主要矛盾的變化，時刻走在改革前沿。在以上背景下，國家開發區的設立能否提升地區技術創新能力，激發地區和企業的創新創造活力與動力，關乎我國經濟高質量發展和可持續發展。

二、文獻綜述

（一）國家開發區相關文獻

國家開發區的實證研究主要涉及開發區政策實施對經濟發展、產業結構優化與升級、對外貿易、集聚溢出、消費拉動、企業發展等方面的影響。在開發區設立對經濟發展的影響效應方面，王美霞等（2020）使用湖南省縣級面板數據，構建固定效應模型，檢驗開發區設立對湖南省縣級區域經濟發展的影響，實證結果表明開發區設立通過乘數效應和集聚效應從整體上提升了縣級經濟發展水平，且影響效應呈現出邊際遞增的特征[1]。王利曉等（2015）使用陜西省城市面板數據，研究發現國家高新技術產業開發區產業集聚以及外商直接投資將會顯著促進城市經濟增長，且國家高新技術產業開發區產業集聚和外商直接投資之間也有顯著的促進效應[2]。在國家開發區設立對產業結構合理化的影響效應方面，劉滿鳳等（2019）使用雙重差分法研究國家開發區設立對產業結構合理化的政策效應，發現國家開發區的設立并沒有顯著促進產業結構合理化，其中國家經濟技術開發區和國家高新技術產業開發區的設立對產業結構合理化的影響效應不顯著，而其余類型國家級開發區的設立顯著地促進了地區產業結構合理化。此外，在進行城市等級異質性分析時，發現城市等級越高，國家開發區設立對地區產業結構合理化的促進效應越明顯[3]。在開發區設立對企業發展的影響效應方面，李賁等（2018）基于中國工業企業數據庫，使用傾向得分匹配-雙重差分法進行實證分析，研究結果表明國家開發區設立總體上促進了企業規模成長，并進一步對開發區等級、行業要素密集度和企業生命周期進行了異質性分析[4]。在開發區政策對地區消費拉動的影響效應方面，孫偉增等（2020）基于省級開發區面板數據，使用雙重差分模型對開發區政策的消費拉動效應進行實證分析，研究結果表明開發區升級對消費拉動具有顯著促進效應，并且開發區升級主要通過生產力水平的提升促進消費拉動[5]。在開發區政策對出口貿易的影響效應方面，沈鴻等（2017）使用1998-2007年我國企業微觀數據，基于二元邊際和地區差異視角，發現開發區設立會顯著提升企業的出口集約邊際，且只有當地區經濟發展到一定程度時，開發區產業政策才會擴大企業的出口規模[6]。

（二）地區技術創新能力相關文獻

關于地區技術創新能力指標的測度，目前國內外并沒有統一的、絕對的測評體系，學者們提出了不同的評價指標體系。李金剛等（2022）以南京市為例，基于行業相互關系與專利視角，提出了一種技術創新能力的測度方法，并驗證了該測度法的有效性[7]。金玉石（2019）基于吉林省數據，使用灰色關聯模型進行量化分析，得出了省域技術創新能力測度指標[8]。張仲梁等（2013）對創新能力內涵作出進一步界定，構建了五個維度的測度指標體系，并從量和質兩方面構建了資本和結構兩大指標[9]。Florida（2002）構建了包括Technology（科技）、Talent（人才）、Tolerance（包容）的3T評價指標，以此進行城市技術創新能力的評估[10]。

關于影響地區技術創新能力的因素，大多數研究都認為地區科研經費投入、經濟水平、產業結構、對外開放水平和固定資產投資水平等是影響地區技術創新能力的主要因素。李軍峰（2022）基于河北省地級市的空間面板數據，使用空間杜賓和自相關模型進行分析，研究表明科研經費投入是影響技術創新能力的重要因素，各地級市技術創新能力之間存在空間相關性[11]。張司飛等（2022）基于我國280個地級市數據，使用分層線性模型進行分析，研究結果表明經濟水平、產業結構和研發經費支出是影響地區技術創新能力的主要因素[12]。夏杰（2020）基于我國省域面板數據，使用熵值法進行分析，研究結果表明經濟發展水平、對外開放水平和固定資產投資水平對技術創新能力有積極的推進作用[13]。Hu等（2005）研究發現發展中國家可以通過國內研發、技術轉移承接和外商直接投資取得技術進步[14]。

（三）國家開發區對地區技術創新能力影響的相關文獻

關于國家開發區設立能否促進地區技術創新能力的提高，目前有兩種截然不同的觀點。第一種觀點認為國家開發區的設立促進了地區技術創新能力的提升。吳敏等（2021）基于我國1985-2011年縣域數據，分析國家開發區設立對地區技術創新的政策影響，研究發現開發區的設立顯著提高了地區的專利申請量和授權量，此外，國家開發區的設立會通過促進企業集聚、增加科技投入和降低企業稅負三種方式促進技術創新[15]。張杰等（2021）通過開發區升級的準自然試驗，研究發現國家高新區“以升促建”政策顯著促進了地區技術創新能力的提高[16]。晏國菀等（2020）采用傾向得分匹配-雙重差分法（PSM-DID），研究表明國家開發區設立能夠顯著促進企業的技術創新能力，并通過政策激勵和風險承擔等渠道對企業技術創新能力造成影響[17]。Alder 等（2016）基于我國1988-2010 年的地級市數據分析開發區設立對經濟發展的政策效應，發現我國開發區設立顯著促進了全要素生產率（TFP）的提升[18]。第二種觀點則認為國家開發區的設立不利于地區技術創新能力的提升。余珮等（2016）基于創新效率測度模型，使用因子分析定權法計算國家高新區的創新效率，研究結果表明國家高新區三個階段的創新效率較低，大多數高新區存在不同階段的創新短板[19]。Schminke等（2013）的研究結果表明在貿易規模和企業出口數量增加的驅動下，開發區企業的出口價值明顯提高，但全要素生產率及技術創新能力并沒有提高[20]。

以上文獻對本文開展國家開發區設立與地區技術創新能力的關系研究具有一定的參考價值，但是通過梳理發現既有研究仍存在可拓展之處：（1）較少有文獻對國家開發區設立對地區技術創新能力影響效益的機制和傳導路徑進行分析。本文以地區技術創新能力為對象，對國家開發區這一區位導向型政策的政策效果進行檢驗評估并且進行作用機制檢驗。（2）大部分文獻都是圍繞經濟技術開發區和高新技術產業開發區的設立進行政策效應分析，但是隨著開發區政策的深入，海關特殊監管區域、邊境/跨境經濟合作區和其他類型開發區的戰略意義和地位越發凸顯。本文從國家開發區這一整體出發，對五種不同類型國家開發區的政策效果逐一進行檢驗和評估。（3）大部分文獻使用全要素生產率或者專利授權數作為單個創新產出變量衡量地區技術創新能力。本文從創新投入和創新產出兩個方面來衡量地區技術創新能力。（4）大部分文獻主要從地區方位上進行開發區政策效應的異質性分析。本文從較少關注的國家開發區類型和城市等級兩個方面進行異質性分析。綜上所述，本文試圖回答以下問題：國家開發區的設立對地區技術創新能力起到了積極的推進作用么？如果存在正向的政策效應，它的影響路徑又是什么？不同類型的國家開發區對地區技術創新能力的影響是否存在差異？國家開發區在不同等級的城市設立的效應是否存在差異？準確評估國家開發區設立對地區技術創新能力的影響，對開發區政策的實施具有積極的現實意義。

本文接下來的安排如下：第三部分是作用機制與研究假說；第四部分是研究設計，包括模型構建、變量選取、數據來源及描述性統計；第五部分是實證分析，包括基準回歸結果、平行趨勢檢驗、單差法和安慰劑檢驗；第六部分是機制檢驗與進一步分析；第七部分是結論及政策建議。

三、作用機制與研究假說

國家開發區設立會通過政策和制度優勢對地區技術創新能力造成影響。國家開發區的設立，伴隨著眾多優惠和補貼，進一步促進集聚效應和資源配置效應的產生，形成創新激勵，極大地推動地區的技術創新效率。黃玖立等（2013）的研究表明國家開發區借鑒了發達國家的案例，通過制度完善訂立了許多有利于企業發展的法律條例，促進了契約實施效率的提升[21]。劉平宇（2010）認為制度變遷和政府政策對民營企業技術創新有直接影響，并提出綜合利用政府、市場和民營經濟主體三方面的力量進行制度創新以帶動民營企業技術創新[22]。綜上所述，改善營商環境、提升行政效率，為企業的技術研發提供良好的環境和條件，有利于加快企業的創新發展。基于此，本文提出假設1。

H1：國家開發區的設立會顯著促進地區技術創新能力的提升。

國家開發區設立會通過集聚效應對地區技術創新能力造成影響。國家開發區設立將促進要素流動，吸引產業集聚和集群，而產業的集聚將會產生知識溢出效應和競爭效應，促進要素服務的共享。Feldman（1994）研究發現，集聚可以促進隱性知識的轉移和傳播，地理位置相近的企業間分享或共享隱性知識可以提升企業研發水平并減少其不確定性[23]。楊林等（2021）以長三角地區的城市為例，構建面板模型和空間計量模型，分析產業協同集聚對地區創新能力的影響，研究結果表明產業協同集聚會顯著促進地區技術創新能力，但對鄰近地區的技術創新能力有不顯著的抑制效應[24]。開發區設立產生的集聚效應，會進一步加大企業間的競爭和合作，從而帶動地區技術創新能力的提升。基于此，本文提出假設2。

H2：國家開發區設立會通過集聚效應促進地區技術創新能力的提升，即集聚效應在國家開發區設立對地區技術創新能力的提升中具有調節效應。

國家開發區設立會通過資源配置效應對地區技術創新能力造成影響。國家開發區擁有良好的制度優勢和環境，將極大地吸引生產要素，優化資源配置。通過優化金融資源配置及金融結構，為企業研發、科研機構攻關等提供充足物質基礎。藺鵬等（2020）基于我國省級面板數據，使用超越對數隨機前沿模型，分析金融結構對技術創新的影響效應，研究結果表明銀行金融結構優化顯著促進了技術創新[25]。此外，開發區設立還會通過資源配置效應促使人才、技術、資本等要素流向高效率部門，緩解信息不對稱問題，從而促進企業創新投入和產出。基于此，本文提出假設3。

H3：國家開發區設立會通過資源配置效應促進地區技術創新能力的提升，即資源配置效應在國家開發區設立對地區技術創新能力的提升中具有調節效應。

國家開發區設立對地區技術創新能力產生影響的作用機制如圖1所示。

圖1 作用機制

四、研究設計

（一）模型構建

1984年國務院設立第一批國家經濟技術開發區，在之后的三十余年里，我國設立了多種類型的國家開發區，總體可分為經濟技術開發區、高新技術產業開發區、海關特殊監管區、邊境/跨境經濟合作區和其他類型開發區，國家開發區的數量也從1984年的10個增長至2018年的552個。本文將國家開發區的設立作為一個準自然實驗，由于除了國家開發區設立這一政策因素外，仍有許多影響地區技術創新能力的因素，此外還考慮到國家開發區的設立是分批次的，因此運用多時點雙重差分法檢驗國家開發區設立對地區技術創新能力的影響。

截至2019年，本文選取的284個地級市樣本里，共有185個城市獲批設立國家開發區，有99個城市未設立國家開發區，因此將獲批設立國家開發區的城市樣本納入處理組，將未設立國家開發區的城市樣本納入控制組。本文按照各地級市獲批設立國家開發區的時間，設置了虛擬變量sezit，如果該城市在當年設立了開發區，則sezit=1，否則sezit=0。綜上，構建雙向固定效應模型如下：

式（1）中，i代表第i個城市，t代表第t年；INNit為被解釋變量，表示第i個城市第t年的技術創新能力；β1為核心估計參數，衡量國家開發區設立對地區技術創新能力的凈效應，若β1顯著為正，則說明國家開發區設立有利于提高地區技術創新能力，反之則存在阻礙效應；sezit為核心解釋變量，表示第i個城市第t年是否設立國家開發區；Cit為其他控制變量，包括經濟發展水平、政府發展規模、金融發展水平、創業發展水平、對外開放程度、人口密度、信息化水平和人力資本水平；ωi表示個體固定效應；νt表示時間固定效應；εit為隨機干擾項。

（二）變量選取

結合數據可獲得性、客觀性和科學性，參考現有研究成果，選取以下變量進行基準回歸檢驗。

被解釋變量：地區技術創新能力（INN）。參考高增安等（2019）和溫軍等（2012）的分析方法，將地區技術創新能力細分為創新投入（Inn-inp）和創新產出（Inn-out）兩個指標[26～27]。創新投入用地區科學技術支出占地區政府公共財政支出的比值表示；創新產出用地區專利授權量表示。

核心解釋變量：國家開發區（sezit）。sezit=treat*time，研究政策實施凈效應及動態效應。一是根據政策是否實施設置分組虛擬變量treat，設立開發區，則treat=1，反之，則treat=0；二是根據國家開發區設立的時間先后設置分期虛擬變量time，開發區設立后，則time=1，反之，則time=1。本文選取的時間段為2005-2019年，根據《中國開發區審核公告目錄（2018 年版）》，將國家開發區與各地級市一一匹配，對虛擬變量進行賦值。此外，本文在賦值過程中對國家開發區的設立時間進行了如下處理：若地級市在該年份的上半年獲批設立國家開發區，則其設立初始年份為該年；若其在下半年獲批設立國家開發區，則其設立初始年份為下一年份。

控制變量：基于已有文獻資料及研究成果，本文選取以下變量作為控制變量：經濟發展水平（eco-dev）。用人均gdp衡量，進行對數化處理；政府發展規模（gov-dev）。用地區政府公共財政支出占地區gdp的比值來衡量；金融發展水平（fin-dev）。用銀行存貸款余額占地區gdp的比值來衡量；創業發展水平（ent-dev）。用私營和個體從業者人數占年末戶籍人口的比值來衡量；對外開放程度（ope-up）。用地區實際使用外資金額占地區gdp的比值來衡量，由于地區實際使用外資金額以美元為單位，因此參考歷年《國家外匯管理局年報》公布的年平均人民幣匯率中間價進行換算；人口密度（pop-den）。用年末戶籍人口數占行政區域面積的比值來衡量；信息化水平（inf-lev）。用地區郵電業務收入占地區gdp 的比值來衡量；人力資本水平（hum-cap）。用高等學校及中等專業學校在校生人數之和占年末戶籍人口的比值來衡量。

具體變量及計算方法如表1所示。

表1 具體變量及計算方法

（三）數據來源及描述性統計

本文選取2005-2019年全國284個地級市數據作為樣本，對樣本城市的選取有以下要求：第一，為消除地級市行政等級變化的影響，選取2005-2019年內行政等級從未變化的地級市；第二，由于西藏自治區各城市的數據大量缺失，因此刪除西藏自治區的城市數據。

本文所有數據出自歷年《中國城市統計年鑒》《中國城市建設統計年鑒》《國家外匯管理局年報》、各省城市統計年鑒和中國研究數據服務平臺（CNRDS）數據庫。數據缺失值使用插值法補全。各變量的描述性統計如表2所示。

表2 各變量描述性統計

五、實證分析

（一）基準回歸結果

本文對式（1）的雙向固定效應模型進行回歸，以檢驗國家開發區設立對地區技術創新能力的影響，基準回歸結果如表3所示。模型（1）和（2）是以創新投入為被解釋變量的回歸結果，模型（3）和（4）是以創新產出為被解釋變量的回歸結果。模型（1）和（3）是未加入控制變量時的回歸結果，模型（2）和（4）是加入控制變量時的回歸結果。

由表3可知，無論是否加入控制變量，國家開發區的設立都顯著提升了地區技術創新投入和創新產出的水平，這一結論驗證了H1。當被解釋變量為創新投入時，未加入控制變量的回歸系數為0.003，在1%的水平下顯著為正；加入控制變量后的回歸系數稍有下降，為0.002，但同樣在1%的水平下顯著為正。當被解釋變量為創新產出時，未加入控制變量的回歸系數為0.114，在5%的水平下顯著為正；加入控制變量后的回歸系數為0.077，但仍在10%的水平下顯著為正。綜上所述，國家開發區的設立顯著提升了地區技術創新能力。進一步分析國家開發區設立的凈效應，發現國家開發區的設立給予城市政策試驗田的優勢，一方面通過政策和制度優勢吸引創新型企業集聚，吸引人才和其他生產要素；另一方面，通過競爭效應及溢出效應增強企業的創新意識，加大企業研究與開發的投入。此外，在經濟高質量發展的要求下，政府和企業會更注重創新和科學技術的投入。

表3 基準回歸模型

從控制變量的回歸結果上來看，創業發展水平在10%的水平上顯著提升了創新投入水平，人力資本水平在5%的水平上顯著提升了創新投入水平；金融發展水平在10%的水平上顯著提升了創新產出水平，創業發展水平在1%的水平上顯著提升了創新產出水平，人口密度在5%的水平上顯著提升了創新產出水平。綜上所述，地區技術創新能力高，地方企業創新活力大，直接影響到地區技術創新投入與產出；地區人力資本的質量高，影響到地區對人才的投入狀況以及對人才的吸引能力，從而影響地區技術創新能力；地區金融發展水平高，為研究與開發提供資本基礎，與地區技術創新能力密切相關；地區人口密度反映地區的勞動力資源，勞動力資源的數量和質量直接決定企業的創新行為，進而影響地區技術創新能力。

（二）穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

本文采用Beck等（2010）[28]的方法對多期雙重差分模型的平行趨勢進行檢驗。圖2左側匯報了被解釋變量為創新投入時的平行趨勢檢驗，圖2右側匯報了被解釋變量為創新產出時的平行趨勢檢驗。圖2兩側的橫坐標-11～-1表示城市建立國家開發區的前1～11年，current 表示城市建立國家開發區的當年，1～14表示城市建立國家開發區后的1～14年。縱坐標表示地區技術創新能力的回歸系數。

圖2 平行趨勢檢驗

由圖2可知，在國家級開發區設立的前11年里，創新投入和創新產出的回歸系數均不顯著，說明處理組和控制組的地區技術創新能力不存在顯著差異，通過了平行趨勢檢驗。在國家開發區設立后，創新投入和創新產出的回歸系數為正并且通過了顯著性檢驗。

2. 單差法

本文采用劉瑞明等（2015）[29]的單差法來檢驗國家開發區設立對地區技術創新能力的影響效應，將2009年及以前設立國家開發區的城市作為處理組，其余城市為控制組，具體檢驗結果如表4所示。

表4 單差法結果

虛擬變量DID是時間虛擬變量和個體虛擬變量的交叉項，其回歸系數反映國家開發區設立對地區技術創新能力的影響效應。由表4可知，四個模型的回歸系數均在10%以內的置信水平下顯著為正，這說明單差法下的國家開發區設立顯著提升了地區技術創新能力，證明基準回歸模型和結果具備穩定性。

3. 安慰劑檢驗

本文采用范子英等（2013）[30]的反事實檢驗法，進一步檢驗基準回歸模型和結果的穩定性。改變國家開發區設立這一政策的實施時間，將處理組設立國家開發區的時間提前1～3年，變量sezit-advance1是指國家開發區設立提前1年，變量sezit-advance2是指國家開發區設立提前2年，變量sezit-advance3是指國家開發區設立提前3年，具體檢驗結果如表5所示。模型（1）～（3）是被解釋變量為創新投入時的回歸結果，模型（4）～（6）是被解釋變量為創新產出時的回歸結果。如果變量sezit-advance1、sezit-advance2和sezit-advance3的回歸系數顯著，則說明地區技術創新能力的變化可能來自其他因素，而非國家開發區的設立；若是其回歸系數不顯著，則說明地區技術創新能力的變化來自國家開發區的設立。

表5 反事實檢驗

由表5可知，國家開發區設立的時間提前1～3年的回歸結果都不顯著，反事實檢驗的結果說明地區技術創新能力的變化來自國家開發區的設立，進一步驗證了基準回歸模型和結果的穩健性。

六、機制檢驗與進一步分析

（一）機制檢驗

1. 集聚效應的作用機制檢驗

本文采用關愛萍等（2014）[31]的方法測算集聚效應，使用協同聚集指數和區位熵來測度制造業和生產性服務業的集聚水平，進而度量集聚效應。具體計算公式如下：

式（2）中，LE表示區位熵，i表示制造業和生產性服務業，j表示各地級市，pij表示j地區的i產業城鎮就業人口數，Pi表示所有地區i產業的城鎮就業人口數，pj表示j地區所有產業的城鎮就業人口數，P表示所有地區所有產業的城鎮就業人口數。LE的值越大，地區的產業集聚水平就越高。

式（3）中，CAI表示集聚效應指數，m表示制造業，s表示生產性服務業，LEmj表示j地區制造業的區位熵，LEsj表示j地區生產性服務業的區位熵。CAI的值越大，則該地區產業的協同集聚水平就越高，集聚效應就越佳。構建回歸模型如下：

式（4）中，CAI*sezit表示國家開發區設立與協同聚集指數的交互項，其他符號含義與式（1）相同，如果回歸系數顯著為正，則表示集聚效應在國家開發區設立對地區技術創新能力的影響中起到正向調節作用。具體回歸結果如表6。

表6 集聚效應的作用機制檢驗

由表6可知，模型（1）和模型（3）報告了未加入控制變量時的回歸結果，模型（2）和模型（4）報告了加入控制變量時的回歸結果，可以發現無論是否加入控制變量，CAI*sezit對創新投入的回歸系數始終顯著為正，表明集聚效應越強，國家開發區設立對地區創新投入的促進效應越大。CAI*sezit對創新產出的回歸系數雖然為正，但是結果不顯著，因此集聚效應的調節作用比較模糊，這說明現階段集聚效應在國家開發區設立與地區創新產出的關系中沒有充分發揮出顯著的調節效應。這可能與相關產業企業的創新發展水平有關，一方面，相關企業某領域的創新能力可能有欠缺；另一方面，創新產出具有周期性，有一定的風險系數。但從整體上看，集聚效應在國家開發區設立對地區技術創新能力的影響中具有一定的調節效應，這一結論驗證了H2。

2. 資源配置效應的作用機制檢驗

本文采用王小魯等（2018）[32]的市場化指數對資源配置效應進行測度，構建模型如下：

式（5）中，MI*sezit表示國家開發區設立與市場化指數的交互項，其他符號含義與式（1）相同，如果回歸系數顯著為正，則表示資源配置效應在國家開發區設立對地區技術創新能力的影響中起到正向調節作用。具體回歸結果見表7。

表7 資源配置效應的作用機制檢驗

由表7可知，模型（1）和模型（3）報告了未加入控制變量時的回歸結果，模型（2）和模型（4）報告了加入控制變量時的回歸結果，可以發現無論是否加入控制變量，MI*sezit對創新投入和創新產出的回歸系數都通過了1%的顯著性水平且為正。綜上所述，資源配置效應越強，國家開發區設立對地區技術創新能力的影響越大，即資源配置效應在國家開發區設立對地區技術創新能力的影響中具有顯著且正向的調節效應。這一結論驗證了H3。

（二）進一步分析

根據基準回歸和穩健性檢驗可以確定國家開發區的設立能夠促進地區技術創新能力的提升，并且這一結論具備穩健性。我國經濟總量雖已位居世界第二，但是國內經濟發展狀況復雜，特別是各地區和城市的發展情況差異很大，相互間具有不同的資源稟賦、經濟發展水平、區位環境等。因此，為了探究國家開發區設立對地區和城市的影響是否存在差異性，本文將從國家開發區類型和城市等級兩方面進行異質性分析。

1. 開發區類型異質性分析

本文依據《中國開發區審核公告目錄（2018年版）》將國家開發區分為經濟技術開發區（219家）、高新技術產業開發區（156 家）、海關特殊監管區域（135 家）、邊境/跨境經濟合作區（19 家）和其他類型開發區（23家），分別用變量sezit1、sezit2、sezit3、sezit4和sezit5表示，構建模型如下：

其中，虛擬變量variety 表示開發區類型，并取其與虛擬變量sezit的交互項，其他符號含義與式（1）相同。具體回歸結果如表8所示。模型（1）～（5）是被解釋變量為創新投入時的回歸結果，模型（6）～（10）是被解釋變量為創新產出時的回歸結果。

由表8可知，不同類型的國家開發區對地區技術創新能力的影響存在差異，經濟技術開發區、高新技術產業開發區和海關特殊監管區域無論是創新投入為被解釋變量還是創新產出為被解釋變量，其回歸系數都顯著為正，而邊境/跨境經濟合作區和其他類型開發區無論是創新投入為被解釋變量還是創新產出為被解釋變量，其回歸系數都顯著為負。究其成因，首先，相比邊境/跨境經濟合作區和其他類型開發區，經濟技術開發區、高新技術產業開發區和海關特殊監管區域在制度設計上更關注地區和城市創新要素的投入以及創新型人才的吸引與培育；其次，經濟技術開發區、高新技術產業開發區和海關特殊監管區域具有更大的創新要素吸引力，能夠依托國家開發區設立的制度優勢吸引更多創新型企業，集聚創新型產業；最后，邊境/跨境經濟合作區和其他類型開發區的主導產業多以貿易運輸為主，相比經濟技術開發區、高新技術產業開發區和海關特殊監管區域更缺乏創新投入和創新要素。

表8 開發區類型異質性分析

表8 開發區類型異質性分析（續）

2. 開發區城市等級異質性分析

本文根據新一線城市研究所發布的《2021中國城市商業魅力排行榜》將設立國家開發區的城市分為一線、二線、三線、四線和五線城市，分別用變量sezit_first-tier、sezit_second-tier、sezit_third-tier、sezit_fourth-tier和sezit_fifth-tier表示，構建模型如下：

其中，虛擬變量level表示城市等級，并取其與虛擬變量sezit的交互項，其他符號含義與式（1）相同。具體回歸結果如表9所示。模型（1）～（5）是被解釋變量為創新投入時的回歸結果，模型（6）～（10）是被解釋變量為創新產出時的回歸結果。

由表9可知，處于不同城市等級的國家開發區對地區技術創新能力的影響存在顯著差異，被解釋變量為創新投入時，一二三線城市的回歸系數顯著為正，而四線城市的回歸系數不顯著為負、五線城市的回歸系數顯著為負；被解釋變量為創新產出時，一二線城市的回歸系數顯著為正，而三線城市的回歸系數不顯著為負、四五線城市的回歸系數顯著為負。究其成因，首先，一二線城市多數處于工業化后期，能夠極大地吸引創新和技術要素的集聚；其次，相比于四五線城市，一二三線城市經濟發展水平更高，有足夠的資本投入，因此創新投入的優勢更大；最后，一二線城市相比三四五線城市擁有更好的創業就業資源和環境，能夠更大程度地吸引人才，具備更高質量的人力資本。

表9 開發區城市等級異質性分析

七、結論及政策建議

（一）研究結論

隨著全面小康社會的建成，我國正式邁入建成社會主義現代化強國的第二個百年奮斗目標，在強調經濟發展新常態和經濟高質量發展的新征程上，創新驅動發展戰略位于五大新發展理念的首位，顯得尤為重要。國家開發區作為改革試驗田和被廣泛推行的政策，對高質量發展和創新驅動發展有著深遠影響，因此檢驗國家開發區對地區技術創新能力的影響效應意義重大。本文基于我國2005-2019年的284個地級市面板數據，構建雙向固定效應模型，采用漸進雙重差分法檢驗國家開發區設立對地區技術創新能力的影響效應。基準回歸結果顯示，國家開發區的設立顯著提高了創新投入和創新產出，因此國家開發區的設立顯著提高了地區技術創新能力。此外，模型和結果通過平行趨勢檢驗，也通過了單差法與反事實法的穩健性檢驗，因此可以確定基準回歸模型的可靠性和穩健性。進一步分析不同開發區類型和不同開發區城市等級是否會影響國家開發區設立對地區技術創新能力的凈效應，研究結果顯示，在國家開發區類型異質性分析中，經濟技術開發區、高新技術產業開發區和海關特殊監管區域的設立將會顯著推動創新投入的提升，經濟技術開發區和高新技術產業開發區的設立將會顯著推動創新產出的提升。因此相比其他三種類型開發區，經濟技術開發區、高新技術產業開發區的設立對地區技術創新能力的促進效應更強。在開發區城市等級異質性分析中，開發區的城市等級越高，則國家開發區設立對地區技術創新能力的促進效應就越顯著。綜上所述，從整體來看，國家開發區的設立能夠顯著地提升地區技術創新能力。

（二）政策建議

第一，加快“雙創”步伐，實現創新驅動發展。積極貫徹落實“大眾創業，萬眾創新”的雙創政策，實施創新驅動發展戰略。國家級開發區政府及其職能部門應進一步加強與高等院校、研究所等科研機構的產學研合作，發揮好政府職能，打造良好營商環境，提高效率和公平，確保資源的有效配置。創新型企業應進一步深化校企合作，推動科研成果的創造性轉化和創新性發展，此外，創新型企業應當重視創新的投入和產出，加大研究與開發力度，為技術和研發人才提供良好的就業與企業環境。

第二，完善專利及知識產權的保護機制，探索鼓勵及激發創新創造的新模式。成熟的專利和知識產權保護體系將進一步激發企業和人才的創新創業熱情，為創新創業成果提供良好的制度保障。關于專利和知識產權的制度創新，應加大對專利及知識產權的質量考核，摒棄單純從申請量上評估創新水平的思維方式，更加注重授權量及成果轉化的效益，此外，還需進一步加大對違法違規行為懲罰力度，強化制度保障。

第三，強化創新創業人才的吸引及引進力度，改善創新創業人才的培育體制。一方面，開發區應完善人才引進政策，以此吸引更多創新創業人才定居落戶，注重人才的生活工作和成長，為創新創業人才提供良好生活和工作環境，在交通、醫療、福利、住房、教育等方面做出成績，留住創新創業人才。另一方面，開發區應以人為本，大力發展創新創業人才的培育孵化項目，為經濟社會各領域培育優秀人才。

第四，打造科技創新產業集群，建設特色優勢創新創業平臺。開發區應充分利用政策和制度優勢，吸引科技創新型企業入駐，形成科技創新產業集聚和集群，推促企業實現規模經濟和范圍經濟。聯合政府、科研機構和企業，打造創新創業平臺，為創新型企業和人才提供良好的資源和環境，縮短科研成果的轉化時間，提高科研成果的轉化效率。

第五，推進國家開發區高質量發展，積極探索開發區建設發展新路徑和新模式。實踐證明，國家開發區的設立從整體上推動了地區技術創新能力提升。借鑒現有國家開發區的建設案例和成熟經驗，因地制宜地發展多類型國家開發區，發揮各類型開發區的創新驅動效應。對經濟技術開發區和高新技術產業開發區，應當進行深入的政策試驗，保持創新創造活力，更好地將政策優勢轉化為發展動力。對海關特殊監管區域、邊境/跨境經濟合作區和其他類型開發區，應充分利用區位條件，進行技術創新、人才引進，從而更好地提升地區的技術創新能力。

注 釋：

①本文的研究時段為2005-2019年。由于2019年國家開發區設立與2018年相比變動不大，因此參考《中國開發區審核公告目錄（2018年版）》，收集國家開發區具體信息。