創新型城市建設對城市創新能力的影響研究

■ 侯林岐

我國經濟發展進入新常態，經濟增長由要素驅動型向創新驅動型轉變，這意味著科技創新要在更大范圍和更深層次上發揮對經濟增長的引領與支撐作用。與此同時，隨著城鎮化進程的不斷推進，城市成為創新要素和資源的匯集地，是承載科技創新活動開展的空間主體，也是知識創造和應用的重要基地[1]。因此，建設城市創新體系、激發城市創新活力、挖掘城市創新潛力、提高城市創新能力成為建設創新型國家和提高城市綜合競爭力的客觀選擇，地方政府參與創新型城市創建成為整合城市資源、優化城市創新、提高城市創新能力的重要舉措。

學術界針對政府參與和政策支持對城市創新能力的影響展開了廣泛研究與有益探索，包括政府支持與創新的關系、創新政策的有效性和創新環境建設等多個方面。有學者認為，政府支持能夠顯著提高企業創新活躍度，對企業創新產生積極影響[2-3]，政府創新政策有利于促進產學研協同創新體系的形成[4]，推動區域創新體系的發展[5]。但也有部分學者指出，政府參與對創新活動影響并不顯著，企業為獲取補貼而產生的尋租行為會弱化政府政策補貼效果[6]，政府對創新活動的補貼會對企業研發投入產出擠出效應[7]。此外，由于信息不對稱、政府與企業創新偏好不對稱等問題的存在，也使政府對創新活動的支持難以發揮應有效用，反而阻礙區域創新效率的提升[8]。因此，如何準確評估創新型城市建設對城市創新能力的影響，識別試點政策的作用機制，對發揮城市創新在國家創新體系中的基礎作用和支持作用具有重要意義。基于此，本文將創新型城市試點政策作為一項準自然實驗，基于2003—2018年266個地級市面板數據，運用雙重差分法考察創新型城市建設對城市創新能力的影響，并綜合運用PSM-DID等方法對結論進行穩健性檢驗。

一、文獻回顧與研究假設

關于創新型城市建設，現有文獻已從創新型城市概念[9]、創新型城市發展模式[10]、城市創新能力評價[11]和經濟效果[12]等多個角度展開豐富討論。本文主要從以下角度分析創新型城市試點政策對城市創新能力的影響。一是從區域宏觀層面來看，建設創新型城市是推進國家創新體系建設的關鍵環節，地方政府對試點政策多樣化的理解有利于推動城市依托自身資源稟賦、產業特征和區位優勢來探索創新發展模式[13]。二是從產業中觀層面來看，創新型城市建設有利于提高區域創新要素集聚水平，強化城市體系中各經濟主體之間的相互聯系、相互依賴，促進產業間與產業內形成網絡布局[14]，從而實現高新技術產業集群和新興產業集群，推動傳統產業由粗放、低技術水平向集約、高技術水平發展模式轉變[15]。三是從企業微觀層面來看，創新型城市建設通過財政支持、人才引進、信息化建設和營造創新環境等方面推動以城市為主體的創新體系建設[16]，政府能夠通過創新政策彌補技術外部性導致的市場激勵不足的問題，推動企業開展創新研發活動。由此可見，創新型城市試點政策通過探索創新發展模式、集聚區域創新資源、推動建設城市創新體系來推動城市創新能力的提升。因此，本文提出研究假設1。

假設1：創新型城市建設有利于促進城市創新能力的提升。

創新型城市建設對城市創新能力的影響機制主要表現在政府政策引領與區域創新環境建設兩個方面。從政府政策引領的視角來看，創新型城市建設是政府參與和支持城市創新活動的一種重要探索，匯集國家和地方政府的政策合力，能夠顯著地刺激創新要素集聚，進而推動城市創新能力的提升。通過政府政策引領創新型城市建設可以優化城市創新資源配置與要素使用效率。城市創新能力的提升是城市經濟內生演變與政府外生引導綜合作用的結果，城市創新能力的提升無法僅僅依靠內生經濟演變獲得，需要政府政策的引領和支持。一方面，地方政府會通過制定科學的城市創新發展規劃完善城市創新功能、探索城市創新模式，在市場配置資源的基礎上引導城市創新資源向具有發展優勢的領域配置，因此推動城市創新資源使用效率和城市創新能力的提高[6]。另一方面，在政府政策引領下的創新型城市建設有利于提高城市創新資源集聚能力與要素供給能力。基礎知識與共性技術研發所具有的風險高、外部性強和回報不明顯等特征導致企業在基礎知識和共性技術研發領域缺少投入激勵[17]，這也成為阻礙城市創新能力提高的一大因素。然而在政府政策引領下，創新型城市不僅可以通過加大政府對創新的資金投入來鼓勵高校、科研機構開展基礎知識和共性技術研發，保障企業開展創新活動所需要的知識基礎供給，也可以通過企業與高校、科研機構等主體的合作來強化創新網絡構建和促進創新要素的流動，推動科研成果的傳播與共享，增強城市技術儲備和持續創新能力[18]。

從區域創新環境建設角度來看，創新型城市建設激勵地方政府營造有利于創新活動的軟環境和硬環境，從而提高城市創新能力。在硬環境建設方面，創新型城市建設能激勵地方政府增加新基建領域的財政支持力度。首先，交通、通信等基礎設施的完善有利于降低創新市場上的信息不對稱，促進城市創新資源配置效率優化[6]。其次，基礎設施的完善可降低企業間交通運輸成本、拉近企業間地理距離、縮短知識和技術傳播的時間，為城市創新與知識創新提供良好的發展環境。最后，基礎設施建設有利于促進知識的溢出、傳播和共享，不僅可以降低企業創新需要面臨的不確定性和復雜性，而且能夠有效促進創新主體搜索、吸收和利用外部創新資源，以突破企業在創新過程中面臨的人才、資金、技術知識等資源瓶頸[19]。在軟環境建設方面，營造公平的市場環境、探索經濟政策與科技政策協調發展的改革和管理是創新型城市建設的重要組成部分。一方面，減少創新主體開展研發活動所面臨的無效率管制，營造公平的市場競爭環境，有利于激發民間創新活力和企業創新動力，提高城市創新能力[18]；另一方面，完善和強化知識產業保護機制也為創新主體提高創新私人收益提供了良好的制度保障，有利于穩定企業創新收益預期，激發企業家精神，提高企業開展創新活動的積極性。由此，本文提出研究假設2.1和假設2.2。

假設2.1：創新型城市建設能夠在政府政策引領下顯著地刺激創新要素集聚，進而推動城市創新能力提升。

假設2.2：創新型城市建設能夠在區域環境建設中有效地完善創新活動軟環境和硬環境，進而推動城市創新能力提高。

二、研究設計

（一）研究方法

由于影響城市創新能力的因素眾多，因此無法直接比較政策試點城市在獲批創新型城市前后創新能力的變化。一方面，被確立為創新型城市后其城市創新能力的提升可能并非因為政策作用，而是內部資源、外部環境及宏觀經濟形勢變動的結果[20]；另一方面，同一時期內實施的其他區域政策也可能存在影響創新型城市的獲批或城市創新能力的因素，對創新型城市政策評估帶來較大的干擾與估計偏誤[21]。若使用單差分法直接評估創新型城市對城市創新績效的影響，通過比較城市創新績效在獲批創新型城市前后的變化，則無法排除其他共時性因素在同期內可能對模型帶來的影響，往往會導致實際政策效應存在估計偏誤[22]。因此，本文使用雙重差分法來控制處理組與控制組政策實施前后差異，克服政策評估中存在的內生性問題[23]，從而更好地估計出政策實施對創新型城市創新能力的凈效應。本文基于雙重差分法的研究框架將受到政策影響的城市樣本作為處理組，基于反事實框架將未受到政策影響的城市樣本作為對照組，通過對比分析處理組和對照組的差異來評估創新型城市獲批對城市創新效應的影響。

本文借鑒霍春輝等人[22]的處理方式，按照政策在不同城市間實施時序的差異來構建漸進性雙重差分模型，嚴格控制城市和時間兩個維度，確保兩組樣本在政策實施前滿足共同發展趨勢，以避免模型中可能存在的反向因果、遺漏變量和樣本不足等問題。基本計量模型如式（1）所示。

其中，Innovate為城市創新能力；Treated為獲批創新型城市試點后的政策效應，其中α1為創新型城市建設政策對城市創新影響的平均凈效應，若α1回歸系數為正，說明創新型城市建設政策有效地推動了城市創新能力的提升，反之則說明創新型城市建設政策并未推動城市創新能力的提升；Contril為一系列城市層面的控制變量；city和year為城市和年份的虛擬變量；ε為模型不可觀測的隨機誤差項；下標i和t分別表示城市個體和年份。

（二）變量說明

被解釋變量為Innovate。目前文獻多采用地區專利數量來衡量區域創新能力[24]，但是使用專利數量衡量城市創新能力存在一定的不足。一方面，專利數量只能體現城市創新產出水平，缺乏對城市創新投入情況的描述，難以準確反映出城市創新能力；另一方面，專利數量并不能準確反映出專利價值，不同專利的價值差異較大，采用專利數量來衡量城市創新能力存在較大的誤差[21]。因此，本文采用北京大學國家發展研究院張曉波發布的《中國區域創新創業指數（2019）》中區域創新創業指數來衡量城市創新能力，該指標將技術、人力和投資等多領域創新數據以企業角度有機統一聯系起來，多維角度綜合構建評價體系，從而能夠更客觀、真實地評估城市創新能力。

核心解釋變量是Treated。為研究城市被確立為創新型城市試點后城市創新能力的變化情況，以政策性虛擬變量作為核心解釋變量。依據國家已公布的創新型城市名單，某城市確立為創新型城市試點當年及此后各年Treated設定為1，否則設定為0，此方式以單一變量直接體現政策差分效應，直觀地體現出政策逐漸實施的過程。

為了避免遺漏變量而產生內生性問題，確保實證結果的可信度，本文參考已有文獻將可能影響城市創新能力的因素作為控制變量進行處理。一是經濟發展水平（GDP），本文采用人均GDP對數來代表城市經濟發展水平；二是財政支出規模（EXP），本文采用政府財政支出與GDP的比值來刻畫地方政府對創新的財政支出力度；三是固定資產投資（INV），本文采用固定資產投資與GDP的比值來衡量城市基礎設施投入規模；四是金融發展水平（FIN），本文采用銀行信貸規模與地區GDP比值衡量建設創新型城市的金融環境；五是人力資本水平（HUM），本文采用在校大學生人數對數來描述城市創新所需要的人力資本情況；六是貿易開放水平（FDI），本文采用外商直接投資取對數來衡量技術溢出效應對城市創新的影響；七是產業結構（IND），本文采用第二產業與第三產業占GDP的比重來衡量城市產業結構。

（三）數據來源與描述性統計

在數據來源方面，被解釋變量城市創新能力使用《中國區域創新創業指數（2019）》中的相應數據進行計量，其余變量數據來源于對應年份的《中國城市統計年鑒》。在數據處理方面，本文剔除數據缺失較為嚴重的部分城市樣本，最終采用2003—2018年266個地級市面板數據，其中包含試點城市59個，非試點城市207個。變量描述性統計結果見表1。

表1 變量描述性統計結果

三、實證結果及分析

（一）基準回歸結果分析

本文采用逐步回歸法分析獲批創新型城市試點后的政策效應對城市創新能力的影響，回歸結果見表2。從估計系數可以看出，無論是否加入控制變量，在單差分法、雙重差分法和廣義最小二乘法下雙重差分這三種模型的估計方法下，核心解釋變量對城市創新能力影響的政策平均效應均呈現顯著正向影響，表明獲批創新型城市試點后能夠有效促進城市創新能力的提高。對比單差分法與雙重差分法的政策估計系數可以看出，在僅考慮是否為創新型城市試點的情況下，創新型城市試點政策對城市創新能力的平均效應大于雙重差分法下的政策平均效應估計值，說明若不考慮創新型城市試點政策實施時間會導致對政策實際實施效果的高估。由表2中的模型3至模型6的估計結果可以看出，在使用異方差標準誤和FGLS兩種方法修正異方差問題后創新型城市試點的政策效應依然顯著，表明模型估計結果具有有效性。

表2 基準回歸結果

（二）分批效應和動態效應檢驗

考慮到創新型城市試點的獲批是分批次進行的，那么不同批次之間的政策效應是否相同？隨著創新型城市試點的逐漸增加，創新型城市建設對城市創新能力的影響是否能夠持續？為了檢驗獲批創新型城市試點后的分批效應和動態效應，本文按創新型城市試點獲批時間，將創新型城市試點按2008年、2010年、2011年、2012年和2013年的順序依次劃分為第一批、第二批、第三批、第四批和第五批，從時間角度考察獲批創新型城市試點后的政策效應對城市創新能力影響的動態趨勢。從表3的回歸結果可以看出，不同批次的創新型城市試點在獲批后的政策效應均對城市創新能力提升存在顯著的促進作用，但不同批次的政策效應其促進效果存在差異，整體表現出遞減趨勢，即隨著創新型城市試點批次增加，獲批創新型城市試點后的政策效應對城市創新能力的促進作用逐漸降低。從動態效應檢驗來看，在開展創新型城市建設當年，政策對城市創新能力的促進作用并不顯著，表明獲批創新型城市試點后的政策效應存在一定的滯后性，該滯后性隨著試點批次的增加而逐漸減弱。

表3 分批效應和動態效應檢驗回歸結果

（四）穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

為了檢驗漸進性雙重差分模型的適當性，本文借鑒胡兆廉等人[25]的研究方法，回歸結果如圖1所示。圖1展示了在95%置信區間下創新型城市建設對城市創新能力的回歸系數，從回歸結果中可以看出，在試點政策實施前，政策變量對城市創新能力的影響并不顯著且呈現負向影響，在試點政策實施后，政策變量對城市創新能力的影響顯著為正且呈現逐漸遞增的趨勢，表明整體上處理組與對照組滿足平行趨勢假設，即假設1成立，本文的結論具有穩健性。

圖1 平行趨勢假設檢驗結果

2.基于PSM-DID的穩健性檢驗

本文引入傾向匹配的雙重差分方法對回歸結果進行穩健性檢驗，該方法能夠通過將處理組與控制組樣本進行匹配以降低模型中存在的選擇性偏誤問題。借鑒李政和楊思瑩[6]的研究方法，估計結果見表4。估計結果表明獲批創新型城市試點對促進城市創新能力提升依然存在顯著的政策效應，這說明了基準回歸結果具有一定的穩健性。

表4 穩健性檢驗結果

3.子樣本檢驗

本文參考饒品貴等人[26]的研究方法，通過剔除樣本中的重點城市以降低非隨機選擇對模型估計結果的干擾，采用剔除處理組城市樣本中直轄市、省會和副省級城市后的子樣本對獲批創新型城市試點后的政策效應進行估計，回歸結果見表4。從回歸結果中可以看出，在排除重點城市可能引起的非隨機性干擾后，獲批創新型城市試點對促進城市創新能力提升的政策效應依然將顯著，表明在滿足隨機性假設后研究結論依然穩健。對比子樣本與基準回歸結果可以發現，政策效應的估計系數相較于全樣本估計結果有所下降，說明獲批創新型城市試點后的政策效應對普通城市創新能力的促進作用弱于對重點城市創新能力的促進作用。

4.安慰劑檢驗

為避免其他原因而非創新型城市政策導致的差異與城市創新能力提升產生關聯，本文借鑒霍春輝等人[22]的研究方法，通過改變創新型城市試點獲批時間來構建反事實檢驗方法對模型進行檢驗，結果見表4。可以看出，隨著政策實施年份不斷提前，政策假定執行時間的政策效應與實際執行時間的政策效應偏離度不斷加大，估計系數也不斷降低，反事實檢驗的估計系數與顯著性水平隨著假定時點與實際時點偏離程度增加而不斷減弱，說明隨著時間虛擬變量的提前，獲批創新型城市試點的地級市與未獲批創新型城市試點的地級市之間促進城市創新能力提升的因素差異逐漸消失，再次驗證基準回歸結果的穩健性。

5.替代被解釋變量

專利作為研發與創新活動產出的重要成果，也是衡量城市創新能力的重要指標之一。為了更加全面地分析創新型城市建設對城市創新能力的影響，本文進一步選用專利申請量（Innovate1）的對數和專利授予量（Innovate2）的對數來替代城市創新能力作為被解釋變量以檢驗結論的穩健性，回歸結果見表4。可以看出，被解釋變量被替換后獲批創新型城市試點帶來的政策效應依然對城市創新能力呈現出顯著的促進作用，表明本文的研究結論不受被解釋變量替代的影響。

四、機制檢驗

為進一步檢驗創新型城市建設對城市創新能力的影響機制，本文參考溫忠麟等人的方法[27]，在式（1）的基礎上構建中介效應計量模型，如式（2）、式（3）所示。

其中，Media為中介變量。式（2）為獲批創新型城市試點后的政策效應對中介變量的回歸方程，式（3）為同時納入獲批創新型城市試點后的政策效應與中介變量的回歸方程。根據前文關于創新型城市試點對城市創新能力影響的分析，本文從獲批創新型城市試點后的政策效應對城市創新要素集聚水平、基礎設施建設水平和市場化環境三個維度檢驗政策沖擊對城市創新能力的影響。第一，衡量創新要素集聚水平（Gather），選取企業R&D投入作為中介變量，研究獲批創新型城市試點對創新要素集聚的影響。由于企業R&D投入難以獲取地級市層面數據，本文借鑒肖葉等人[28]的研究方法，將省級數據與地級市數據進行匹配取自然對數帶入回歸，采用省級層面數據在一定程度上能夠緩解創新型城市試點與區域創新之間的雙向因果導致的內生性問題。第二，衡量基礎設施建設水平（Basic），選取年末市區道路面積作為基礎設施建設水平的衡量指標，基礎設施的完善能夠降低企業間交流成本，縮短知識和技術傳播時滯，從而推動創新活動開展。第三，衡量市場化水平（Market），良好的市場化環境能夠提高城市創新資源配置效率，促進企業探索新工藝、研發新產品與開拓新市場。因此，本文選取樊綱等人[29]編制的市場化指數作為創新活動軟環境建設的衡量指標，同樣采取省級數據與地級市數據匹配的方式帶入模型。

中介效應檢驗結果見表5。從表5的回歸結果中可以看出，獲批創新型城市試點能夠顯著提高城市創新要素集聚水平，提高城市基礎設施建設水平，完善市場化環境，從而推動城市創新能力提高。具體來看，獲批創新型城市試點后的政策效應這一變量對創新要素集聚水平、基礎設施建設水平和市場化水平的回歸結果均顯著為正，說明創新要素集聚、基礎設施建設水平和市場化水平的提升能夠有效促進城市創新能力的提升，即假設2.1和假設2.2成立。

表5 中介效應檢驗結果

五、異質性檢驗

（一）區域異質性檢驗

不同區位的城市在發展過程中會衍生出各自的區域特質，城市區位的不同導致城市在交通便利程度、對外開放水平、人才集聚水平和創新政策等方面存在較大差異。為了更加全面地考察創新型城市建設對城市創新能力的影響，本文按照地理位置將樣本分為東部城市、中部城市與西部城市帶入回歸模型，分析區域異質性下創新型城市建設的政策效應差異，結果見表6。從表6可以看出，創新型城市建設對不同區域城市創新能力的提升均呈現顯著的促進作用，但是該作用效果的大小存在區域異質性差異。整體來看，對不同區域城市創新能力的促進作用呈現出由東向西遞減的趨勢。其原因在于，東部地區城市在基礎設施建設、制度環境和經濟實力等方面相對領先于中、西部地區城市，使得東部地區城市集聚了較多的創新資源，從而在創新型城市試點的政策激勵下更好地促進城市創新能力提升；而中、西部地區城市在創新方面的基礎設施薄弱、激勵機制不健全，使得創新型城市試點的政策沒能最大化驅動城市創新能力的提高。

表6 異質性檢驗回歸結果

（二）規模異質性檢驗

城市規模是影響城市創新能力的重要因素之一，規模大的城市能夠為高風險的創新活動提供多樣化資源和物質保障，從而在創新領域具有一般城市不可比擬的優勢。為了分析創新型城市建設在規模異質性下對城市創新能力作用的差異，本文按照《國務院關于調整城市規模劃分標準的通知》[30]中的城市規模劃分標準，將樣本劃分為超大特大型城市、Ⅰ型大城市和Ⅱ型大城市三組，回歸結果見表6。從結果中可以看出，創新型城市建設能夠有效促進大城市創新能力的提高，但不同規模城市之間的政策效應存在較強的異質性，整體上表現為隨城市規模下降而呈現遞減趨勢。這說明獲批創新型城市試點后對城市創新能力提升的政策效應具有較強的規模效應，伴隨著城市規模的增加，創新型城市試點對城市創新能力促進作用的政策效應越明顯。其原因在于大城市具備較強的創新人才與創新資源集聚效應，在建設創新型城市的過程中能夠更好地發揮創新優勢，推動城市轉型，而中小城市創新人才與資源儲備薄弱，在建設創新型城市的過程中需要較長時間的準備，因而創新型城市試點對其創新能力提升的驅動效果較弱。

六、結論與建議

本文將創新型城市試點政策作為一項準自然實驗，基于266個地級市2003—2018年的面板數據，利用雙重差分模型分析了創新型城市建設對城市創新能力的影響，得出以下結論。

第一，創新型城市建設是政府參與和支持城市創新活動的一種重要探索，匯集了國家和地方政府的政策合力，能夠顯著地刺激創新要素集聚，進而推動城市創新能力提升。與非創新型試點城市相比，創新型試點城市創新能力比非試點城市平均高出0.344個單位。

第二，從批次效應檢驗結果來看，不同批次的創新型城市試點在獲批后的政策效應均對城市創新能力提升存在顯著的促進作用，但不同批次的政策效應的促進效果存在差異，整體表現出遞減趨勢，即隨著創新型城市試點批次增加，獲批創新型城市試點的政策效應對城市創新能力的促進作用逐漸降低。其原因在于，后期獲批城市在建設過程中存在“形式模仿”，即為了獲得創新型城市試點批復，在創新能力發展方面對前期獲批城市進行形式上的模仿，削弱了獲批創新型城市試點后的政策效應對城市創新能力的促進作用[14]。

第三，從動態效應檢驗結果來看，創新型城市建設對城市創新能力的動態作用呈現邊際遞增趨勢，即隨著建設時間的增加，創新型城市建設對城市創新能力的促進作用越強，表明創新型城市建設能夠通過內生作用拉動城市創新能力的增長，這對于中國實施創新驅動戰略、實現新舊動能轉化具有重要的現實意義。

第四，在作用機制檢驗方面，本文從城市創新要素集聚水平、基礎設施建設水平和市場化環境三個維度檢驗政策對城市創新能力的影響。結果表明，政府政策引導與城市創新活動的軟硬件環境完善是創新型城市建設推動城市創新能力的作用機制。

第五，在異質性檢驗方面，區域異質性檢驗表明創新型城市建設對城市創新能力的促進作用呈現出由東向西遞減的規律；規模異質性檢驗表明創新型城市建設對城市創新能力提升的政策效應隨著城市規模增加而增強。

基于以上研究結論，本文提出以下政策建議。

第一，在經濟增長由要素驅動向創新驅動轉變的大背景下，創新型城市建設能夠對促進城市創新能力的提高發揮積極作用，這意味著建設創新型城市是城市經濟高質量發展的重要路徑，推動城市創新能力提高需要總結創新型城市試點經驗，進一步完善、推廣創新型城市試點制度，充分發揮中央政府對地方創新戰略指導和規劃作用。

第二，創新型城市試點分批次分區域推進，不同批次和區域的試點的政策對城市創新能力的推動效應存在差異，因此要注重創新型城市試點政策的批次效應和協同效應，通過設計創新型城市梯度發展戰略，明確不同批次不同城市創新重點，因地制宜，強化地區間創新協同效應，充分發揮多種政策疊加對創新的促進作用。

第三，探索創新型城市試點政策推動城市創新能力發展的多維路徑，完善城市創新發展體系。在創新型試點城市建設過程中，應堅持政府政策引領，加大政府科技投入和科研補貼力度，激發城市創新活力，促進城市創新能力提升。

第四，以高質量發展作為創新型試點城市的建設目標，優化創新創業生態環境。完善城市基礎設施建設，優化城市金融服務體系，支持新興產業發展，不斷擴大創新市場需求。完善以市場調控為主、政府和市場相結合的產業扶持手段和工具，激發企業創新熱情，加快創新人才引進與創新人才培養，為創新活動的開展儲備充足、優質的要素和資源，營造良好的創新環境。

第五，創新型城市建設需要綜合考慮城市自身經濟發展優勢，優化創新資源配置效率，根據城市所在區位、城市人口規模、城市行政級別等條件因地制宜、因時而異實施創新策略，從而提高城市創新能力，構建具有區域特色的城市創新體系，避免單一創新模式導致的創新資源浪費，必要時可以建立創新型城市試點退出機制，充分增強國家創新體系的靈活性和監督性。