“國家創新型城市”試點政策是否有助于居民增收?※

內容提要：以“國家創新型城市”試點政策為背景,厘清了其影響勞動力收入的理論路徑。并使用在異質性處理效應下仍然有效的異質性穩健DID估計量,同時基于個體與城市面板數據,構建多期DID模型展開實證研究。研究發現,“國家創新型城市”試點政策對勞動力產生了顯著的、隨時間推移日益增強的正向工資溢出效應。在排除測量誤差、其他政策干擾、樣本自選擇、競爭性解釋等問題后,該結論依然穩健。另一個發現是,工資溢出效應主要體現在高教育水平、從事技能工種與服務行業的個體上。城市的知識保護程度、市場化成熟度提高有利于擴大試點工作對勞動力增收的作用。與其他類型城市相比,技術創新能力突出的創新增長極型試點城市產生了相對較高的工資溢出效應。根據研究發現,提出了促進“國家創新型城市”試點政策積極工資作用發揮的政策建議。

一、 引 言

近年來國內外經濟形勢發生了巨大變化,中國經濟發展面臨挑戰,轉變經濟發展方式成為時代要求。國務院先后頒布了《關于實施科技規劃綱要增強自主創新能力的決定》《國家中長期科學和技術發展規劃綱要(2006-2020年)》等政策文件,正式提出將中國建設成為創新型國家的戰略目標。中共十八屆五中全會上,習近平總書記進一步提出創新、協調、綠色、開放、共享的新發展理念,指出創新是第一發展動力。在以上政策背景下,自2008年起科技部、國家發改委持續性組織推進了全國范圍內的“國家創新型城市”建設工作。由于中國幅員遼闊,各地區資源稟賦、經濟發展水平等存在明顯差異,因此“國家創新型城市”的建設工作采取了“試點先行、積累經驗、逐步推開”的方式。

目前國內已有不少研究采用一般的多期DID研究方法,發現“國家創新型城市”的試點工作通過傾注財政支持、優化創新環境、引導人才集聚、刺激企業投資等路徑對試點城市的創新水平在企業(曹希廣等,2022)與城市(李政和楊思瑩,2019)層面均產生了顯著促進作用,會使得創業活動在區域更為活躍(白俊紅等,2022)。但同時,試點工作也改變了創新水平在不同產業間、不同所有制企業間的結構體現。如試點政策呈現出“重服務、輕制造”的階段性特征(胡兆廉等,2021),對國有企業創新行為的推動作用顯著強于非國有企業(閆昊生等,2021)等。

中共十九大報告明確提出“我國社會主要矛盾已經轉化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發展之間的矛盾”。提高人民的生活水平與質量也就成為中國經濟發展的根本目標。作為中國重要的發展戰略,厘清“國家創新型城市”試點工作對人民收入的影響本就是對其政策效應評估的重要內容。而已有研究對“國家創新型城市”試點工作的創新效應與其他經濟影響的證實,則進一步明晰了討論該試點工作的收入效應在研究上的意義。因為,一方面,創新本就具有較為復雜的勞動力收入影響(Benos和Tsiachtsiras,2019;Guo,2019)。另一方面,“國家創新型城市”試點政策豐富的文本規劃還會從除創新外的其他方面如創業、產業集聚等改變勞動力收入水平。

李仁宇和鐘騰龍(2022)從企業層面研究了國家創新型城市試點工作對勞動收入份額的影響,發現試點政策顯著提升了當地企業的勞動力收入份額。但該文獻只討論了試點政策通過推動技術進步進而對企業勞動力收入份額產生影響的機制,未針對試點政策本身形成更全面的機制考慮。另一方面該研究是從企業的角度出發研究收入分配問題,沒有直接回答試點政策對勞動力收入的影響,也沒有分析這種影響的動態效應以及在不同地區、對異質性勞動力是否存在差異等問題。

本文則基于微觀個體數據與中觀城市數據,開展多期DID回歸分析,探究“國家創新型城市”試點政策對勞動力的工資是否產生顯著影響及產生了怎樣的影響。考慮到傳統DID估計量的有效性基于不同期與同期不同處理點間的處理效應均同質的假設,而自2008年起至2022年,持續性地有新的“國家創新型城市”試點成立,在長達14年的期間內,無論是國家抑或地區的經濟發展環境與條件均發生了顯著變化,這一嚴苛假設很難成立。因此本文使用不再依托于同質性假設的異質性穩健DID估計量進行研究。由于Borusyak等(2022)所提出的估計量相較于其他異質性穩健DID估計量在高斯-馬爾科夫定理下更為有效,在估計處理效應時最大限度地利用了樣本信息,關于平行趨勢的檢驗也最為嚴格,結合“國家創新型城市”試點政策的特征,本文在實證分析中主要使用了該估計量。

本文研究發現,“國家創新型城市”試點政策顯著促進了當地勞動力工資增長,這種促進效應隨著時間的推移日益顯現,此外高教育水平個體、從事工種對技能水平要求更高的個人及工作屬于服務行業的勞動力將從政策中獲得更為顯著的收入增長。同時,當城市的知識產權保護意識越強、市場化程度越高,會越有利于試點政策工資溢出效應的實現。而在將“國家創新型城市”劃分為創新策源地、創新增長極與創新集聚地時,發現不同類型的“國家創新型城市”試點均對勞動力工資產生了顯著的正向影響,但創新增長極型試點的工資溢出效應最為突出,說明技術創新是推動中國經濟發展的最主要動力,知識創新的源頭作用有待加強,產學研的合作機制尚不健全。

本文的主要貢獻在于,第一,以“國家創新型城市”試點工作為出發點,將政策文本與相關經濟學理論緊密結合,對試點工作的工資效應問題進行了更為全面的理論分析。并在實證上開展了較為豐富的討論,同時使用微觀個體與城市層面的工資數據檢驗國家創新型城市建設的工資影響及動態效應。第二,在計量方法上較其他研究考慮了試點的異質性問題,采用異質性穩健DID估計量,在“國家創新型城市”試點政策對工資影響的議題上提供更為可靠的研究結論。第三,開展與理論分析相對應的異質性討論,從側面驗證理論假說的同時,也為日后“創新型城市建設”試點工作的開展提供了有價值的參考依據。

接下來,本文的結構安排是:第二部分對“國家創新型城市”試點政策進行詳細的介紹,并厘清“創新型城市”建設對勞動力收入影響的理論機制;第三部分為研究設計與數據說明;第四部分使用微觀調查數據研究試點政策對勞動力收入的影響,并展開較為豐富的穩健性檢驗;第五部分基于更長時間維度的城市面板數據,在對試點政策與勞動力工資間關系進行再檢驗的同時,分析前者對后者影響的動態效應;第六部分則同時使用個體與城市數據,從驗證理論假說的角度出發開展異質性研究;第七部分是研究結論與政策建議。

二、 政策背景與理論分析

如前文所述,在迫切需要將中國經濟增長方式由資源依賴型向創新驅動型轉變的時代背景下,2006年初中國頒布了《關于實施科技規劃綱要增強自主創新能力的決定》,明確作出建設創新型國家的戰略部署。而后各地政府出于提高本地競爭力等需要紛紛積極響應,在一年內就有106個城市提出要將本地打造成創新型城市的目標,這一數量在日后仍持續性增長,說明建設“創新型城市”成為地方政府的共識(1)高博:《“創新”引領城市發展的潮流》,《科技日報》2010年3月28日第2版。。而面對中國幅員遼闊、不同地區經濟發展水平與結構都大不相同的事實,要又快又好地實現國家經濟發展方式的轉變,先建設一批成熟的創新型城市試點,而后發揮試點城市的帶動與示范作用逐步引領全國范圍內的創新發展成為必然選擇。

在充分考慮全國各個城市的創新基礎、經濟發展條件與對周邊地區的帶動作用后,2008年國家發改委批復深圳市成為中國首個“國家創新型城市”試點。隨著深圳經驗的積累與成功,科技部與國家發改委于2010年啟動了在中國共36個城市(地區)的創新型城市(區)試點工作。而后在2011年至2013年間、2018年與2022年均有城市被批準成為新的試點,詳細歷程如表1所示。

表1 “國家創新型城市”試點名單

以2016年科技部與國家發改委出臺的《建設創新型城市工作指引》(以下簡稱《指引》)為標志,可進一步將至今的“國家創新型城市”試點工作劃分為兩個階段。《指引》在公布至2016年中國“國家創新型城市”試點名單的同時,更頒布了試點工作的組織實施意見與自驗收評估體系,這意味著中國的“國家創新型城市”試點工作邁入了更為成熟的階段。

在2021年的《國家創新型城市創新能力評價報告》中也對試點工作的成效從研發經費投入、財政科技投入、有效發明專利產出、高新技術企業培育等方面給予了高度的評價。那么,“國家創新型城市”試點政策對居民收入的影響又如何呢?

由于勞動力的工資水平主要由勞動力市場的供求關系與勞動力本身的生產率高低決定,因此本文基于《指引》中對試點工作的任務部署,從任務是否可能對勞動力生產率或就業機會產生影響的角度出發,分析其中可能對個體工資產生影響的舉措。

首先,《指引》中提出試點城市要通過政策激勵,大力增強企業的自主創新能力,促進形成創新型企業。企業要增強自主創新能力就要增加對高技術附加值生產要素的投入,進而提高對高技能勞動力的雇傭比例。高技能勞動力在區域與企業的集聚將通過知識外溢效應對其他勞動力的生產率產生積極影響。而企業自主創新能力提升的成果主要體現在生產過程創新與產品創新兩方面。生產過程的創新一方面是生產機器等有形生產要素的進步,另一方面也包括生產活動組織管理方式等軟投入的改進。因此創新型企業的形成對勞動力收入的影響主要有以下三個源頭:其一,企業在生產過程中所使用生產機器的改進將導致機器對人的替代,產生對勞動力尤其是低技能勞動力的“就業擠出”效應,但也會引致對機器本身更多的需求,進而在機器生產企業創造新的就業機會(Say,1964)。而仍在就業市場的勞動力使用更為先進的機器從事生產,其自身勞動生產率也將提高。其二,企業生產活動組織管理方式的創新對勞動力的替代效應將相對有限,但其同樣有益于在職勞動力生產效率的提升,勞動力的工資水平也將提高。其三,企業在產品方面的有效創新將刺激新的消費需求,而勞動力一方面將直接參與新增營業利潤的分配(Boyer,1988),另一方面新的消費需求也將催生更多新的企業,進而產生新的勞動力需求(Marx,2004)。

可以發現,當企業的自主創新主要體現在生產過程上時,將同時產生對高技能勞動力的“就業創造效應”與對低技能勞動力的“就業替代效應”及“就業補償效應”,進而將提高高技能勞動力的工資水平,對低技能勞動工資收入的影響并不確定。而當企業的創新主要表現為產品創新時,其對勞動力的工資影響將以積極影響為主。在創新發展的初期,將以產品創新為主,隨著創新機會的減少,企業才會更多地追求生產方式上的革新(Vivarelli,2014)。因此,以中國創新發展尚處初級階段為背景,創新型企業的建設將對勞動力,尤其是高技能勞動力的工資水平產生正向促進作用。

其次,《指引》強調在試點工作中要大力扶持中小企業發展,提高技術輻射與產業配套能力,促進形成產業集群。一方面,中小企業相較于其他企業數量龐大,吸納就業的能力更強(周天勇,2006)。同時它們的創新水平也普遍較低,其業務上無論是深化抑或泛化發展,都將增加對于勞動力的需求。另一方面,產業集群的形成,在吸引更多企業建廠生產進而提供新的就業機會的同時,也將通過集聚效應與選擇效應,提高勞動力的生產率(劉海洋等,2015),進而促進勞動力工資的提升。

再次,《指引》指出試點城市要進一步轉變政府職能,激發民間創造活力,營造公平的競爭環境,并推動高水平的創新創業人才在區域集聚。創業在區域的活躍首先將直接創造新的就業機會(Ashcroft和Love,1996),其次,也可能促使已在位企業退出市場,進而對現有就業機會產生擠出效應(Van Stel和Storey,2004)。濃烈的創業氛圍也將使得企業間的競爭更為激烈,推動在位企業不斷尋求更先進的生產方式(Aghion和Howitt,1992),從而提高勞動生產率。此外,創業推動下的創新、革新活動,會通過前文所分析的企業自主創新渠道對勞動力工資產生影響。

最后,《指引》多次提到試點城市要進一步加大科技人才投入,建立覆蓋創新全過程的研發基地、研發組織與創新服務載體,并指出要落實人才強國戰略,提高就業人員中受教育與科技人員比例。這將在企業出于自身創新需要,增加對技能勞動力需求的同時,進一步激發其他組織與機構對于高技能勞動力的需求,進而促進高技能勞動力的收入增長。

以上為試點政策對勞動力收入產生影響的可能機制,而地區經濟的不同特點也會使得“國家創新型城市”試點工作對當地勞動力收入產生差異性影響。具體而言,一方面,企業從事創新活動、科研機構開展研發工作的熱情均會受到地區對創新成果保護強度的影響,當地對相關專利技術、知識產權的保護越強,意味著創新企業能夠在更長時間保持其壟斷性利潤,研發機構能夠獲得更多的工作認同感,當地自主創新活動也將更為活躍(吳超鵬和唐菂,2016)。結合上文所述,這會影響以產品創新為主的自主創新對勞動力工資的積極作用。

另一方面,地區的市場化發展程度越高也將越有利于試點政策對勞動力正向工資效應的發揮。首先,地區市場化的成熟意味著要素市場的發育更加完善,進而將提高創新要素的流轉效率。這不僅有利于企業創新能力總的提升(陳修德等,2014),勞動力市場壁壘的降低也將使前文理論分析中所提到的隨企業自主創新而產生的“就業補償效應”“就業創造效應”在更大程度上得以體現,中小企業發展與產業集群過程中的新增就業需求最大限度得以滿足(崔琳昊,2023)。其次,地區的市場化程度更高也代表著地區產品市場的成熟。而產品市場的完善將形成更為靈敏的價格傳導機制,廠商也將更及時地獲得市場對新產品的反饋(戴魁早和劉友金,2013),進而由“消費創造效應”引致的新增就業也會更快出現。最后,隨著市場化程度的提高,市場的競爭也將越為激烈。企業的創新與創業行為也將更為活躍,相應地,勞動生產效率也將在更大程度上提升。

基于上述理論分析,本文提出以下研究假說:

假說1:“國家創新型城市”試點政策將對勞動力工資產生積極正向影響。

假說2:“國家創新型城市”試點工作將對高技能勞動力工資產生更為顯著的積極影響。

假說3:在知識產權保護意識更強、市場化發展更完善的地區,“國家創新型城市”的試點工作將產生更大幅度的正向工資溢出效應。

三、 研究設計、數據來源與描述性分析

本文構建多期DID模型展開實證分析。在對多期DID模型的估計中,大多研究使用的是同時控制個體與時間固定效應的雙向固定效應估計方法(TWFE),這種估計方法的有效性基于較為嚴苛的平行趨勢、無事先預期、不同時期的處理組或同時期處理組內的不同處理樣本受到外生政策同質影響等假設。然而中國在采取“試點”的方式對政策組織實施時,往往是考慮到中國幅員遼闊,不同省市間的社會經濟條件差異顯著,政策可能在差異性區域發揮異質性作用。因此,在分析“國家創新型城市”試點建設對勞動力的工資影響問題時,并不能簡單地采用TWFE的估計方法。

針對在多期DID研究問題中時常存在不能滿足傳統TWFE估計方法同質性假設的情況,不少學者從是否存在動態效應、處理變量是否為二值變量等方面出發,基于不同設定,發展了在異質性處理效應下依然穩健的異質性穩健DID估計量。本文基于“國家創新型城市”試點政策的特點,在實證中主要使用了Borusyak等(2022)基于插補框架提出的異質性穩健DID估計量。選擇的依據是,相較于其他同樣針對動態處理效應、處理變量為二值變量、事件為多期的估計量——如Callaway和Sant’Anna(2021)、Sun和Abraham(2021),該估計量具有在高斯-馬爾科夫定理下更為有效、能夠最大限度地利用樣本信息、可進行更為嚴格的平行趨勢檢驗等優點(De Chaisemartin和D’Haultfoeuille,2022)。這一方面對研究樣本量較少的情形更為友好,另一方面相關檢驗結果也更為可信。此外,Borusyak等(2022)使用處理前的所有結果變量平均值作為基準,而其他異質性DID估計量僅使用處理前一期的結果作為基準,因此Borusyak等(2022)估計量在樣本觀測值的期數非連續時更為適用。

由于勞動力的工資往往顯著地受到個體特征影響,為更準確地識別出“國家創新型城市”試點政策的工資效應,在基礎回歸中本文使用了個體層面的工資收入作為被解釋變量。具體而言,本文構建如下模型展開研究:

lnincomeict=α+βtreatict+γXit+θMct+IndividualFE+YearFE+εict

(1)

其中,lnincomeict為城市c的居民i在t年的工資收入對數。treatict為個體i所在城市c在t時是否受到“國家創新型城市”試點政策干預的虛擬變量,當個體i所在城市c在t年被確立為“國家創新型城市”試點,treatict在該年及以后的取值為1,而在t年前的取值為0。Xit為一系列個體層面會對工資收入產生影響的控制變量,主要包括年齡(age)、年齡的平方數(age2)、政治面貌(pstatus,中共黨員取值為1,其余為0)、是否為農業戶口(ahukou,非農業戶口取值為1,其余為0)、是否獲得過專業技術資格證書(certification,獲得過取值為1,其余為0)、受教育水平(education,學歷越高取值越大)、婚姻狀況(marriage,在婚取值為1,非在婚取值為0)。Mct則為可能對個體勞動力工資水平產生影響的城市層面控制變量,具體有城市的整體經濟狀況(lngdp,為人均地區生產總值對數)、金融發展水平(lnfinance,取年末金融機構各項貸款余額與當年地區生產總值比值對數)、就業密度(density,為非農產業年末單位從業人員數與行政區域土地面積比值)、公共服務水平(hospital,為醫院、衛生院床位數與常住人口數比值)與人力資本水平(lnstudent,取普通高等學校在校學生數與常住人口數比值對數)。IndividualFE為個體層面的固定效應(2)由于個體在研究期間內處于同一城市,因此對個體固定效應的控制也就控制了不隨時間變動的城市層面干擾項對回歸結果的影響。,YearFE為年份固定效應,εict為隨機擾動項。β為重點關注系數,其顯著為正,則說明“國家創新型城市”試點工作的開展對勞動力工資收入產生顯著正向影響。

本文研究中個體變量的數據來源于2012-2018年中國勞動力動態調查(CLDS)。該調查自2012年起每兩年在全國的29個省區市(除港澳臺、西藏與海南)展開一次。在樣本選擇方面,CLDS調查以2012年的訪問對象為基因成員,之后每期的樣本選取采取輪換追蹤方式。本文以各次調查中的個體編號為依據,將同一追蹤樣本在不同年間的調查數據整合成一非平衡面板,構成雙重差分研究的基礎數據。值得說明的是,每一次的CLDS調查均訪問的是調查個體在上一年的特征屬性與經濟情況,因此,本文所使用的個體層面數據為2011年、2013年、2015年與2017年度數據。模型(1)中城市層面變量的數據也取對應年份值,主要來源于2012年、2014年、2016年與2018年的《中國城市統計年鑒》及各省市統計年鑒。

從研究目的出發,本文對實證數據進行了如下清洗:在個體工資數據方面,首先刪除了缺失工資收入數據以及工資記載不為正的個體樣本;其次,因為2008年與2010年被設立為“國家創新型城市”試點的地區在基礎回歸研究期間內一直為處理組,本文對屬于這些地區的個體樣本予以刪除;在僅保留有追蹤數據的個體樣本及經過上述處理后,發現處理組的樣本主要分布于2012年與2013年被確立為“國家創新型城市”試點的城市。因而,本文進一步將缺失2011年工資數據的個體樣本刪除;最后,雖然CLDS調查采用的是多階段、多層次與勞動規模成比例的PPS抽樣方法,但為避免抽樣及經篩選后留存的個別樣本并不能代表該地當年的平均工資水平,本文對觀測數小于10的城市(地區)予以剔除。在城市變量的數據處理中,常住人口數為地區生產總值與人均地區生產總值的比值。對于整體經濟水平(lngdp)、金融發展水平(lnfinance)以及個體工資性收入(lnincome)等價值性變量,本文將各期數據均平減至2010年水平。

表2為本文變量的描述性統計特征。可以發現,處理組城市層面變量的均值略高于控制組。而從微觀個體特征看,除個人工資收入與年齡外,控制組的個體變量均值略高于處理組。通常而言,除個人年齡與其工資收入呈非線性關系外,其余個體層面控制變量應與個體收入間存在正向相關關系。然而表2表明,控制組的樣本平均個人工資收入要明顯低于處理組,這說明,處理組存在外生于本地勞動力個人屬性外的因素對其個人工資收入產生了正向影響。

表2 變量描述性統計

表3列出了處理組與控制組各期的平均工資均值,可以發現,處理組的個人工資收入均值在研究期間始終高于控制組。但是2011年處理組與控制組的工資均值僅相差1620.97元,而在處理組城市被確立為“國家創新型城市”試點后,處理組與控制組在勞動力工資收入水平間的差距明顯擴大,一直保持在5000元左右,這在一定程度上說明政策試點可能對當地勞動力的工資收入產生了影響。

表3 處理組與控制組工資收入均值的描述性統計分析

由于本文所構建的微觀面板數據受數據可得性限制只有1期處理前數據,無法適用于平行趨勢檢驗。因此,進一步將研究期間劃分為處理前與處理后,使用均值差異檢驗,以期初步排除“處理組在成為試點前便有與控制組存在顯著差異的工資水平”這一內生性問題。表4為控制組與處理組平均工資在處理前與處理后的均值差異檢驗結果。發現在處理前,控制組的平均工資與處理組不存在顯著差異。而在處理后,控制組居民平均工資顯著低于處理組,兩者間存在十分顯著的差異。

表4 控制組與處理組平均工資均值差異檢驗

四、 實證結果分析

1. 基準回歸結果

如前文所述,異質性穩健DID估計量較一般的DID估計量允許試點城市存在異質性,其更寬松的假設提高了研究結果的可靠性。因此,本文依據數據結構特征使用了Borusyak 等(2022)異質性TWFE估計量對模型(1)進行回歸分析,基準結果如表5所示。

表5 基準回歸結果

其中,第(1)列是在未考慮任何控制變量、未控制任何固定效應情況下對“國家創新型城市”試點與勞動力工資收入間關系的初探,發現是否成為試點與勞動力的工資收入間呈正向相關關系。第(2)列則在第(1)列的基礎上進一步對年份與個體固定效應加以控制,核心解釋變量系數大小明顯下降,但仍顯著為正。

第(3)列在前一列的基礎上進一步控制了對城市層面隨時間變化可能對工資收入產生影響的可觀測干擾性因素,同樣發現treat變量為正,盡管其顯著性有所降低。最后一列是在回歸中同時加入城市與個體層面控制變量、控制個體與時間固定效應后的估計結果,發現試點政策的積極工資效應始終顯著。此外,在控制了個體固定效應后,個體層面的控制變量均不顯著,說明在研究期間內,樣本的個體屬性并未發生明顯變化。

總之,以上基礎回歸結果表明,“國家創新型城市”試點政策對居民工資有顯著正向溢出效應,假說1得到驗證。效應大小方面,以第(4)列為例,發現“國家創新型城市”試點政策所帶來的一系列資金與資源的傾斜及引致的創新與創業發展、產業集群的促成,將使試點城市勞動力的工資收入提高約15.24個百分點。這一數值的經濟含義為,在處理組被批復成為“國家創新型城市”試點前,其勞動力的平均年工資收入為20015.94元(3)由于第(4)列的估計系數是在刪除所有個體層面控制變量存在缺失值的樣本后的結果,因此這里關于處理前本地勞動力年平均工資的計算也是基于同一樣本集。具體地,計算了2011年處理組所有不存在控制變量缺失問題的個體樣本的年平均工資。,而建設“國家創新型城市”工作的開展會使勞動力年工資收入平均增加3050.43元(=20015.94×0.1524)。

2. 穩健性檢驗結果

為檢驗與論證基準回歸結果的科學性,本文繼續使用異質性穩健DID估計量展開穩健性分析。

首先,為排除測量誤差帶來的內生性問題,對被解釋變量的度量方式予以調整:在表6第(1)列以各期各城市分組,對個體工資進行上下1%的縮尾處理后取對數再進行回歸分析,該列結果與基礎回歸一致。考慮到勞動力之間每年工作時長可能存在一定差異,本文進一步將勞動力的年工資收入轉化為小時工資進行相關分析(4)具體轉化方式為: 年平均小時工資=年工資收入總額/(每日工作時長×每周工作天數×4周×12月)。。回歸結果如第(2)列所示,treat變量系數依然顯著為正。此外,雇員樣本相較于其他個體,其工資數據會更為透明與準確,因此僅保留就業身份為雇員的樣本開展穩健性分析,表6第(3)列表明基準回歸結果的穩健性再次得到論證。

表6 穩健性檢驗結果(1)

其次,表6第(4)至(7)列是為排除遺漏變量所導致的內生性問題進行的嘗試。其中,第(4)列是在基準回歸的基礎上進一步在門類層面控制行業固定效應,發現基準回歸結果依然穩健。第(5)至(7)列從排除同期可能對勞動力工資收入產生影響的其他政策干擾性作用出發,在回歸中分別加入自貿區建設(李磊等,2012)、承接產業轉移示范區成立(熊廣勤和石大千,2021)、高鐵開通(董艷梅和朱英明,2016)的虛擬變量進行穩健性檢驗,結果表明“國家創新型城市”試點政策對勞動力工資的積極影響依然顯著。

接下來,本文從緩解樣本選擇性問題出發,開展穩健性檢驗。首先,在中國已成立的“國家創新型城市”試點中,有不少為省會城市,而省會城市在中國經濟發展的歷程中一直享有政策上的資源集聚優勢。在試點政策作用于勞動力工資的過程中,省會城市或許能夠發揮更好的資源整合能力,使得試點政策的積極工資影響顯著高于其他非省會城市。因此本文進一步刪除處于省會城市的研究樣本進行穩健性檢驗,檢驗結果如表7第(1)列所示,與前文結論無明顯差異。

表7 穩健性檢驗結果(2)

考慮到,有部分城市在基準回歸研究期間內即2011-2017年尚未被設立為“國家創新型城市”試點,屬于控制組,但在2018年與2022年被設立為試點城市。為避免預期效應引起估計結果的偏誤,在表7第(2)列本文刪除了這些樣本,回歸結果仍穩健。

同時,在本文回歸中只保留了在研究期間內均參加工作的追蹤樣本,但往往是處于個人產出峰值的、教育水平滿足市場需求的、享有的社會福利越不完善的微觀個體越有可能選擇就業,他們的工資水平往往高于其他群體。因此參考劉娜和陳安平(2021),本文使用Heckman兩步法修正這一內生性問題(5)選擇了微觀個體的年齡、年齡平方、性別、是否在婚、身體健康狀況、受教育水平、是否享有養老保險、是否享有健康保險、是否享有失業保險等變量對其是否在近一年參與工作進行probit回歸。,結果如表7第(3)列所示,試點政策仍然對本地勞動力的工資收入具有促進作用。此外,逆米爾斯比對工資收入的回歸系數也是顯著的,這說明原模型的估計存在一定的樣本選擇性問題需要修正。

考慮到在成為“國家創新型城市”試點前,處理組的居民特征可能與控制組本就存在差異,如處理組的居民收入本就高于控制組,即存在樣本自選擇問題。本文采用PSM-DID的研究方法進行相關穩健性分析。在匹配時,由于僅有2011年1期的處理前數據,因此參考何靖(2016)的做法,使用這一年個體樣本的年齡、性別、是否為農業戶口、是否獲得專業資格證書、受教育水平、婚姻狀況、城市地區生產總值、就業密度作為協變量,基于核匹配原則使用logit模型估計各樣本的傾向得分值(6)較匹配前,匹配后控制組與處理組間協變量的標準化均值偏差大多有所下降,且大部分在10%以內,能夠較好地滿足平衡性檢驗。并且,平衡性檢驗結果還顯示,匹配前的logit估計偽R2為0.286,匹配后為0.025,出現了顯著的減小。。表7列(4)列(5)則是分別以權重不為0和頻數加權為依據進行匹配后估計的結果,表明回歸依然穩健。

鑒于PSM-DID的估計方法在協變量選取上具有一定主觀性,本文進一步開展了安慰劑檢驗。由于Borusyak等(2022)估計量使用城市設立為試點的年份(set)作為分組變量,因此本文對處理時間進行隨機抽樣。而檢驗的依據是,觀察隨機抽樣形成的偽set變量對被解釋變量依然產生顯著正向影響的概率。倘若在隨機抽樣形成的虛擬時間下,該政策對工資收入的影響依然顯著為正,則說明基準研究結果的顯著正向影響很可能并非來自真實的“國家創新型城市”試點政策。在對set變量進行500次抽樣估計后的系數核密度分布與p值分布如圖1所示。其中,虛直線為估計所得的實際“國家創新型城市”試點工作對勞動力工資的影響系數即表5第(4)列的估計結果。

圖1 隨機抽樣下的系數估計值分布

圖1顯示,在抽樣隨機形成的set變量下估計得到的處理效應呈均值為0的正態分布,且大多取值與基準回歸所得的真實值有一定差距。在500次抽樣下,494次的系數結果位于實際回歸結果的左側,雙側檢驗下得到的p值為0.024,說明抽樣估計的系數與基準回歸結果存在明顯差異,也就有理由認為基準回歸結果是穩健的。

最后,由于Borusyak等(2022)估計量相較于其他同樣假設處理時間多時點、存在動態處理效應及處理變量為0-1變量的異質性穩健DID估計量,其更有效性基于更為嚴格的平行趨勢假設與更嚴苛的序列非相關條件。倘若事實并非如此,Borusyak等(2022)估計量可能會得到更加有偏的結果。因此,本文同樣使用了Callaway和Sant’Anna(2021)的異質性穩健DID估計量進行穩健性檢驗,結果見表7第(6)列,發現“國家創新型城市”試點政策依然能夠顯著促進個體工資增長。

五、 城市層面的分析

如前文所述,微觀層面的觀測數據能夠大大緩解本文估計中潛在的遺漏變量問題。但由于數據可得性限制,在基準回歸中本文使用的微觀個體工資數據所覆蓋的時間維度較短,在處理組方面只涉及了2012年與2013年被設立為“國家創新型城市”試點的地區。因此“創新型城市”建設對勞動力工資的顯著促進作用是這兩期試點的特有效果,抑或普遍性成效需要進一步探索。同時由于時間維度的局限性,在基準回歸中開展平行趨勢檢驗與進一步的動態性分析較為困難。因此,本文進一步基于2003-2017年城市層面數據,構建模型(2),使用Borusyak等(2022)異質性穩健DID估計量展開分析。

wagect=α+βtreatct+θMct+CityFE+YearFE+εct

(2)

其中,wagect為城市c在t時的平均工資,主要使用在崗職工平均工資衡量,并平減至2003年水平。同樣,treatct為城市c在t時是否成為“國家創新型城市”的虛擬變量,Mct為城市層面的控制變量,主要控制了各城市的人口規模(people,常住人口數,萬人)、消費水平(consumption,社會消費品零售總額與地區生產總值之比)、金融發展水平(finance,年末金融機構各項貸款余額與地區生產總值比值)、政府管控強度(government,地方財政一般預算內支出與地區生產總值比值)、人力資本水平(student,普通高等學校在校學生數,人)、基建成熟度(transport,公路客運量與年末戶籍人口比值)、就業密度(density,非農從業人員數與行政區域土地面積比值,萬人/平方公里)與對外經濟發展程度(foreign,外商實際投資額/地區生產總值)。CityFE與YearFE分別為城市固定效應與年份固定效應,εct為誤差項。各變量數據均來源于2004-2018年《中國城市統計年鑒》。

在樣本清洗方面,由于國家在北京市、天津市、上海市與重慶市四個直轄市設立試點時,是以區為單位的,為避免政策效果低估的問題出現,在此將這四個城市樣本予以剔除。同時,在2003年至2017年間中國市級層面的行政劃分也有一定程度的調整,其中儋州市、畢節市、銅仁市與海東市為近年新設立市,樣本觀測值有限,同樣刪除。

表8為相關回歸結果。其中,第(1)列是使用Borusyak等(2022)異質性穩健DID估計量,控制了時間與城市固定效應,在城市層面對“國家創新型城市”試點政策與勞動力收入間相關關系的分析,發現treat變量系數顯著為正。第(2)列在第(1)列的基礎上增加了城市層面的控制變量,結果表明,試點政策依舊對勞動力工資產生顯著正向影響。表8第(3)列則為防止政策預測效應對回歸結果的干擾,刪除2018年與2022年成為“國家創新型城市”試點的地區后的估計結果,試點對工資的正向影響依然顯著。最后,在第(4)列進一步控制了城市是否成為自貿區(trade_treat)、承接產業轉移示范區(indtrans_treat)及是否開通高鐵(gaotie_treat)的虛擬變量,發現城市成為“國家創新型城市”試點后的政策福利平均將使地區的勞動力工資性年收入提升約251.67元。這一數值較個體層面的分析結果有所下降,很可能是地區的人口結構特征所致。但不可否認的是,“國家創新型城市”的建設工作將顯著幫助勞動力實現增收,假說1在使用城市層面數據的分析中再次得到驗證。

表8 城市層面的回歸結果

此外,本文基于時間維度更長的城市面板數據,進一步估計“國家創新型城市”試點政策對勞動力收入的動態與長期影響。由于傳統TWFE的DID估計量一方面在分析動態效應時不能考慮預期效應,另一方面在研究長期處理效應時,其同質性假設將導致對這一效應的高估(Borusyak等,2022)。因此本文基于表8第(4)列的模型設定與變量控制,使用Borusyak等(2022)異質性穩健DID估計量進行考慮預期效應的回歸、平行趨勢檢驗與動態效應分析。首先,假設當地企業與勞動力對所在城市被設立成為“國家創新型城市”有一定預期,因此會更早地調整其生產與人力資本投資行為,進而處理效應將更早地出現。表8第(5)列為考慮一期預期效應的估計結果,treat變量的正向回歸系數依然顯著。

使用Borusyak等(2022)估計量的平行趨勢檢驗與動態效應分析結果如圖2所示。由于全國最早的“國家創新型城市”試點在2008年成立,因此對試點成立前5年的平行趨勢進行檢驗。發現在成為“國家創新型城市”試點前,處理組與控制組間的地區工資變化趨勢不存在明顯差異,通過平行趨勢檢驗。而在城市被確立為試點后,處理組與控制組間的工資差異日益擴大,并且,正向處理效應日益顯現。

圖2 平行趨勢檢驗與分期估計結果

六、 進一步分析

在該部分,本文將使用個體微觀數據與城市中觀數據同時開展異質性分析,以進一步探究“國家創新型城市”試點政策對勞動力收入影響的更深入特征,并側面論證本文理論分析中的假說2與假說3。

首先,本文以勞動力的最高學歷水平是否處于高中及以上為標準將其劃分為高教育水平與低教育水平群體。如表9列(1)列(2)所示,“國家創新型城市”試點政策主要促進了高技能勞動力的工資水平提高,對低教育水平群體的收入尚未產生顯著正向影響。同時,本文也以個體對于問題“在您看來,目前工作是否需要接受專門的訓練或培訓?”的回答為依據,將其劃分為從事技能工種與從事非技能工種的勞動力,表9列(3)列(4)為相關回歸結果。由于該問題僅針對就業身份為“雇員”的個體進行詢問,因此樣本量有所減少。同樣發現,試點工作僅促進了從事技能工種勞動力的工資提高。至此,假說2得到驗證。

表9 基于微觀數據的異質性分析

本文最后使用個體微觀數據,從行業層面討論試點政策對勞動力工資的異質性影響。發現政策的正向工資效應主要表現在服務行業,“國家創新型城市”試點工作的開展并未提高制造行業勞動力的工資水平,這與胡兆廉等(2021)的研究結論一致。

接下來,本文使用城市層面數據展開異質性分析,對假說3進行檢驗。其中,由于地區對于知識產權保護、專利維護的力度會影響到企業與科研機構的創新活力,本文主要參考沈國兵和黃鑠珺(2019)的做法,將城市劃分為知識保護程度強與弱的地區。具體而言,人工收集了2017年北大法寶司法案例庫中記錄的各城市案由為知識產權與競爭糾紛的案例數,并以顯性比較優勢指數的構建方法,設計城市層面知識產權保護強度指標。計算得到各城市的知識產權保護強度后,以全國的平均值為界,將高于或等于平均值的城市劃分為知識產權保護強地區,其余為知識產權保護弱城市。城市層面知識產權保護強度指標的具體計算方法如下:

(3)

其中,knowledgect為城市c在t年的知識產權保護強度,know_courtct為城市c在t時有關知識產權與競爭糾紛的案例數,GDPct為城市c在t年的地區生產總值。而know_courtt與GDPt為全國層面的對應指標值。

相應回歸結果如表10列(1)列(2)所示。可以看出,無論是知識產權保護較強的地區抑或知識產權保護意識較弱的城市,“國家創新型城市”的試點政策都將顯著促進當地勞動力增收。本文針對兩組回歸進行了分組回歸系數差異性檢驗,處理效應的組間差異p值為0.09,即在知識產權保護強的地區,試點政策對勞動力的工資溢出效應顯著高于知識產權保護弱的城市。這說明雖然試點建設帶來的一攬子政策福利能夠有效地改變企業的生產行為進而對勞動力收入產生積極影響,但要實現這一積極影響的最大化,更廣泛地加強人們對知識產權保護重要性的認識尤為關鍵。

表10 基于城市數據的異質性分析

為探究地區市場化發展程度在“國家創新型城市”試點工作對當地勞動力工資收入影響中的重要作用,表10列(3)列(4)展開相關分析。其中,關于市場化程度的衡量,由于數據限制,主要遵循樊綱等(2003)的做法,計算了各省2017年的市場化指數,并將其匹配至屬地城市,而后將市場化指數高于全國平均值的地區劃分為市場成熟的城市,其余則為欠成熟城市。發現,在市場化程度更高的地區,“國家創新型城市”試點工作更大幅度地促進了本地勞動力的收入增長,組間經驗p值為0.04,即這種組間差異是顯著存在的。因此,要更大程度地激發試點工作對勞動力收入的正向溢出效應,推動提高地區的市場完善度同樣至關重要。總之,通過表10中列(1)至列(4)的回歸分析,本文假說3也得以論證。

最后,根據中國科學技術信息研究所編制的《國家創新型城市創新能力評價報告2021》,本文進一步將現有的“國家創新型城市”劃分為創新策源地、創新增長極與創新集聚區。其中創新策源地為創新型城市中原始創新能力高,具有重要意義的原創性成果產出多的地區,同時它們也有較高的技術創新能力;創新增長極為技術創新水平最突出的城市;而創新集聚區為創新型城市中原始創新力與技術創新力相對較弱的區域。由表10列(5)至列(7)估計結果可以看出,無論是何種類型的“國家創新型城市”,試點政策同樣都為勞動力帶來了增收的積極影響。但似乎意外的是,在創新增長極型的試點城市,政策帶來的工資增收效應最為顯著,而后是創新策源地與創新集聚區(7)由于經驗p值分析僅適用于分組回歸,而表10列(5)至列(7)的異質性分析主要是更換了處理組,控制組并未發生變化,并非完全的分組回歸,因此不再進行經驗p值的分析。。這說明,在“國家創新型城市”的建設工作中,知識創新的重要作用尚未發揮。這可能是由于知識創新本身的質量存在不足,亦可能是產學研部門間的聯動機制尚未健全。而創新增長極型試點城市最為顯著的工資溢出效應驗證了企業活動在政策影響勞動力工資過程中的重要作用。

七、 結論與政策建議

本文以《建設創新型城市工作指引》的文本內容為依據,結合創新、創業、勞動力市場等相關理論,較為全面地分析了“國家創新型城市”試點工作對勞動力工資收入的影響路徑與特征。在此基礎上,基于2012-2018年CLDS微觀調查數據與2003-2017年的城市樣本數據,使用異質性穩健DID估計量修正傳統TWFE估計量因異質性處理效應而存在的估計偏誤問題,研究了“國家創新型城市”試點政策對勞動力工資收入的影響。并且從排除測量誤差、遺漏變量、選擇性問題等方面出發,開展了較為詳實的穩健性檢驗。最后從理論出發,展開了一系列異質性分析。

研究發現:“國家創新型城市”試點工作顯著幫助勞動力實現了增收,并且這種積極作用隨著時間的推移會愈發顯現。但主要是對高教育水平、從事技能工作的個體工資產生積極促進作用,并且只促進了服務行業的勞動力收入增長。從地區層面來看,雖然試點工作普遍提高了當地勞動力工資待遇。但當區域對于知識產權的保護程度越強、其市場化發展越為成熟,這種正向工資溢出效應也將擴大。同時,創新策源地、創新增長極與創新集聚區型的“國家創新型城市”試點工作也都顯著促進了勞動力工資水平提升,但是單單技術創新能力最突出的創新增長極型試點城市最高水平地促進了當地勞動力的工資上漲。

基于研究發現,為在創新驅動發展中實現居民增收,本文提出以下政策建議,首先,勞動力素質與技能教育的提升在建設創新型城市的背景下更為重要。可通過提供更豐富的基礎教育在線網絡課程、暢通成人自考等升學渠道、降低職業教育門檻等提升勞動力的平均教育水平。

其次,不可忽視制造業的就業創造能力,可通過將衡量制造業創新水平的指標納入“國家創新型城市”試點工作考評體系等方式,進一步推動實現試點政策對制造行業勞動力工資的積極影響。并引導服務行業與制造行業的創新良性互動,以在更廣泛的經濟活動中發揮試點政策的積極工資效應。

再次,要不斷推進地區市場化發展,在落實試點政策為企業、區域創新帶來的一系列支持的同時,加強與其他地區的正式與非正式交流,降低勞動力跨區域流動、資本跨區域投資、商品跨區域交易的壁壘,將政府對市場的干預控制在合理范圍。

同時,也要完善專利認定與保護制度,在更廣泛群體中宣傳對知識的尊重意識。還應同步拓寬專利交易、講座授課等正規知識交流途徑,使得知識擁有者更受保護,知識購買方承擔相對更低且風險更小的社會經濟成本,加入到知識創新、知識交易的活動中。

最后,要推動產學研各部門在創新中的聯結與合作,如支持研發機構與企業間的課題合作、調研協作、經驗交流等,使得知識創新與技術創新有機協調,實現試點政策經濟效益的最大化,規避與減少政策資源浪費。