創新型城市建設對服務業高質量發展影響的實證檢驗

宣 燁，彭 婕

（1.南京財經大學國際經貿學院，南京 210023；2.上海財經大學城市與區域科學學院，上海 200433）

0 引言

近年來中國服務業占比日趨提高，但生產率相對較低的困境尚未得到紓解。為解決動能和效率難題，基于創新驅動的創新型城市建設應運而生。該政策始于2008 年，依靠創新環境和設施，以創新投入和人才培育為動力，在試點城市不斷推進技術和知識創新。截至2022 年底，我國創新型城市建設開展了4 批試點，共計103 個試點城市。《國家創新型城市創新能力監測報告2022》顯示，這些城市占據全國85%的R&D經費投入和72%的地方財政科技投入，產出全國81%的高新技術企業營收。不難看出，創新型城市建設對國內服務業尤其是高端服務業發展具有巨大推動效果。那么試點政策能否促進服務業結構優化升級？這種政策效應由哪些路徑驅動？

創新型城市早在1999 年便被提出，國外學者主要聚焦概念模式、形成要素、創新政策作用等展開研究[1]。國內自2006年“建設創新型國家”目標提出以來便開始初步探索創新型城市的設立。目前學者關于創新型城市建設對區域經濟影響的相關研究主要集中在創新績效、低碳減排、產業發展等方面[2,3]。本文重點關注試點政策對服務業領域的影響研究。一方面，創新型城市建設的集聚效應是地區經濟平穩運行的關鍵一環[4,5]；另一方面，創新型城市建設可優化服務業內部各部門的資源要素配置[6]。在對現有文獻進行梳理后發現，國內外學者就有關創新型城市建設與集聚效應的研究較多，并且現有服務業領域的相關文獻大多局限于單一行業視角，鮮有學者對服務業內部整體結構展開深入系統的研究。目前刻畫服務業結構升級的指標大多只從“比重”視角出發[7]，較少考慮到服務業內部結構和層級的緊密聯系。

基于上述不足，本文利用2004—2019 年的城市面板數據構建漸進DID模型，綜合考慮到服務業內部結構和層次的高端化轉型和高級化演變，從結構優化升級視角探究創新型城市建設對服務業高質量發展的影響。同時，本文基于城市特征探究政策異質性效果并從科技創新效應、金融支撐效應和集聚驅動效應來剖析政策的作用路徑。

1 理論機制與研究假設

1.1 創新型城市建設對服務業發展質量的影響

創新型城市建設能夠不斷激活城市內部主體的創新意識、整合城市創新資源、創造創新實踐成果，并將成果應用于城市發展生產，從而實現促創新、穩增長的發展目標。從城市主體視角來看，創新型城市建設可通過政府、企業、院校機構等聯手合作，助推服務業高質量發展。試點城市政府在重點科技項目等方面的財政支出能夠有效改善配置扭曲問題，在提供創新資金的同時集聚創新資源、提升全要素生產率和對外開放度[8]，促進產品服務質量和服務業內部部門的趨優演變。試點政策減稅、創新獎補等舉措會促使微觀企業的額外經濟利益增加，這將有助于緩解公司融資約束、加強研發投入和對外合作，從而激發企業科技創新活力[9]。此外，城市各大院校和研發機構在政策紅利的號召下也會不斷加大自身科研力度，同時與當地知識密集型或技術密集型企業展開積極合作，實現城市產學研創新體系的深化發展。在政策紅利下，知識技術密集型服務業企業開始快速成長，城市服務業結構和層級將得到優化提升。由此，本文提出以下假設：

假設1：創新型城市建設可有效助推試點城市服務業實現高質量發展。

1.2 創新型城市建設影響服務業發展質量的作用機制

試點政策能夠推動城市內部實現科技進步和研發創新。熊彼特創新理論指出，創新作為經濟發展的重要源泉，推動企業家對生產要素進行重新組合。創新型城市建設主要通過以下兩點來激勵創新，促進服務業高質量發展。第一，人才是創新的根基，創新驅動的核心在于“人”。試點城市強調人才的培育和引進，如推行“人才新政”，這將有效吸引高素質人才集聚，緩解服務業創新人才缺口問題。第二，高風險、長周期的創新活動依賴外來資金流入和政府扶持。從制度視角來看，試點政策不僅要求地方政府加快簡政放權和服務改革，而且強調科技創新的核心地位。不少創新型城市推行的政策意見均對特定指標以上的創新給予補助、獎勵和減免，這些研發費用和激勵補貼不斷用于高校和企業的知識技術創新活動，并在城市內部向服務業擴散[10]，有效推動產業向價值鏈高端環節延伸。

試點政策能夠改善城市金融環境、引導投資偏好。金融壓抑理論認為，大多數微觀主體在企業規模的歧視下普遍面臨融資難的困境。而創新型城市建設的出現能夠緩解這一難題。一方面，試點政策強調完善金融信貸扶持體系，如為高科技企業提供信用擔保，這一舉措將有效解決企業資金短缺問題、發揮防范風險功能[11]。同時地區金融深化也能夠削弱企業間契約執行過程中的信息不對稱，降低創新創業企業的融資門檻，彌補原有市場缺陷。另一方面，“高新技術企業占比”“知識密集型服務業占比”等作為考核機制的關鍵指標，明確凸顯出政策的“服務業”偏向性特征。這種“利好信號”將堅定投資者的投資信心并合理引導城市資本流向，為服務業發展提供資金支持。

試點政策也能夠加速城市產業集聚程度，具體表現為高端服務業優先集聚并帶動其他產業共同發展。集聚外部性理論認為，同類產業集聚可產生MAR外部性，不同產業集聚可產生Jacobs外部性和Porter外部性。創新型城市建設強調加大創新行業的信息和網絡建設補貼，這將打破供需雙方信息不對稱的桎梏，實現知識、技術、資金等要素的優化配置，為高端服務業集聚創造條件。同時試點城市也能通過科技項目招引、建設基礎研究基地等舉措吸引國內外關聯企業入駐，以此形成集聚效應和規模經濟。高端服務業處于城市產業價值鏈的高端，是以高新技術為支撐的知識密集型生產性服務業[12]，具有極強的知識創造和產業帶動能力，可有效協同其他產業共同集聚，加速實現服務業高質量發展。由此，本文提出以下假設：

假設2a：創新型城市建設可通過科技創新效應助推試點城市服務業實現高質量發展。

假設2b：創新型城市建設可通過金融支撐效應助推試點城市服務業實現高質量發展。

假設2c：創新型城市建設可通過集聚驅動效應助推試點城市服務業實現高質量發展。

2 研究設計

2.1 模型構建

本文構建的DID模型如下：

其中，Opserit和Upserit為服務業結構優化和高級化，下標i和t分別表示城市和年份。Cic表示不同城市i在不同年份t是否為創新型試點城市。Controlit為影響服務業發展質量的其他相關因素；γi和μt為城市和年份固定效應；εit為隨機誤差項。

2.2 變量說明

2.2.1 被解釋變量

借鑒產業結構效應的相關定義，本文將服務業發展質量表征為服務業結構優化和高級化，以展現城市服務業在發展過程中向高端延伸和高級化演變的質量標準。

服務業結構優化（Opser）指標從結構優化視角刻畫服務業發展質量，以高端服務業從業人數占比表示。

服務業結構高級化（Upser）指標從層級提升視角刻畫服務業發展質量。延續產業結構高級化[13]的測算方法，本文將服務業劃分為消費性服務業、公共性服務業和生產性服務業。上述劃分依據為相較于直接面向社會公眾的消費性和公共性服務業，保障生產活動的生產性服務業對城市經濟發展的“生產力”功能更加突出。研究表明前兩類服務業占比的提升是“鮑莫爾成本病”的根源，被視為勞動生產率的“停滯部門”，而生產性服務業則恰恰相反，被歸類為“進步部門”[14]。因此將這三類細分行業從業人數占服務業從業人數的比值作為空間向量里的一個分量，從而構成一組3 維向量X0=(X1,0,X2,0,X3,0)。然后分別計算X0與服務業層級由低到高的向量X1=(1,0,0)、X2=(0,1,0)、X3=(0,0,1)的夾角θ1、θ2、θ3，就可得到服務業結構高級化（Upser）：

2.2.2 解釋變量

創新型城市建設（Cic）為本文的核心解釋變量。不同于單時點政策，若城市i在t年成為創新型城市，則城市i在t年及之后年份中的Cic=1，否則為0。

2.2.3 中介變量

科技創新效應。從投入產出視角出發，科創投入主要指人才培育（Edu）與政策扶持（Bud），分別以高等學校在校生數與總人口的比值、政府財政科技支出占比刻畫；科技產出（Inv）以每萬人專利申請數的對數值衡量。

金融支撐效應。一方面，金融扶持（Fin）作為產業創新的重要保障，能夠為微觀主體緩解融資約束，以年末金融機構存貸款余額的對數值衡量；另一方面，投資支撐（Vcp）與企業資本可得性緊密相關，有助于開展創新研發活動，以《中國區域創新創業指數》中的風險投資指數刻畫。

集聚驅動效應。高端服務業集聚（Sag）由區位熵指數Sag=(Hiprois/Totali)/(Hipros/Toatal)計算得出，其中，Hiprois表示i城市的高端服務業從業人數，Hipros表示所有城市高端服務業從業人數，Totali表示i城市的全部從業人數，Toatal表示所有城市的全部從業人數。而高端服務業與制造業協同集聚（Coag）由區位熵指數Coag=1-|(Dsm-Sag)/(Dsm+Sag)|+(Dsm+Sag)計算得出，其中，Dsm表示由區位熵所得的制造業集聚。

2.2.4 控制變量

參考已有研究，本文控制以下可能影響服務業發展的變量：財政自主權（Fd）、經濟發展水平（Pgdp）、城市發展規模（Scale）、網絡通達程度（Inte）和外商直接投資（Fdi）。具體變量說明和描述性統計如表1所示。

表1 變量說明和描述性統計

2.3 樣本選擇和數據來源

考慮到服務業從業人員細分數據僅更新至2019 年，本文將樣本期間控制在2004—2019 年。截至2022 年，我國共103個城市獲批創新型城市，其中2008—2018年先后設立78 個創新型城市。鑒于昌吉市、石河子市和拉薩市數據的缺失，在281 個城市總體樣本中，樣本處理組共有75 個創新型城市。實證檢驗中城市經濟數據來源于《中國城市統計年鑒》《中國城市建設統計年鑒》和各地方政府統計公報，專利申請數據來自中國研究數據服務平臺（CNRDS）和國家知識產權局專利數據庫，執業律師數據來源于司法部、各省份司法廳和律師協會官方網站。為消除通貨膨脹的影響，本文以2004年為基期，利用國內生產總值的實際增長率對名義國內生產總值進行調整，并對實際使用外資金額以當年平均匯率進行換算。為消除異常值影響，對個別年份的缺失數據采用線性插值法補齊，對所有連續變量進行上下1%的縮尾處理。

3 實證結果與分析

3.1 政策效應分析

表2匯報了全樣本數據的回歸結果。由列（1）、列（2）可知，在控制其他影響變量和固定效應后，創新型城市建設仍能顯著提高城市服務業結構的優化程度，試點政策的確有助于促進服務業內部結構向高端化發展。列（3）、列（4）反映城市服務業在層級提升上的政策效應，無論是否加入控制變量，政策實施對城市服務業結構高級化程度的影響均顯著為正，這表明創新型城市的設立有效推動了試點城市內部服務業從低層級消費性服務業、公共性服務業到高層級生產性服務業的轉變，假設1得到驗證。

表2 政策效應分析結果

3.2 異質性分析

考慮到城市經濟、政治等特征差異，本文以政策前一年區域市場化程度、網絡通達度、法治化水平和外商直接投資中位數為界進行分組回歸。上述變量分別以樊綱市場化指數、人均互聯網用戶數、每萬人執業律師擁有量和實際利用外資占GDP的比重衡量。異質性分析結果見下頁表3。

表3 異質性分析結果

從市場化程度來看，表3 列（1）至列（4）顯示，就服務業結構優化而言，市場化程度越高地區的政策效果越明顯。就服務業結構高級化而言，試點政策對兩組地區的服務業結構高級化均可起到顯著正向作用，但費舍爾組合檢驗結果表明，經驗P值為0.025，在5%的水平上顯著，意味著兩組的政策影響存在明顯差異。相較于高市場化程度地區，低市場化程度地區的估計系數明顯較低，這表明創新型城市建設對市場配置存在較高要求，政策紅利更傾向于流向市場條件更優越的地區。由事實可知，試點政策依靠知識、人力、技術等驅動發展，而市場化程度越高的城市其創新資源越富裕、資源配置越高效，因此也就越能夠助推試點城市服務業實現高質量發展。

從網絡通達度來看，表3 列（5）至列（8）顯示，低網絡通達度地區的回歸系數并不顯著，而高網絡通達度地區的回歸系數顯著為正，這表明創新型城市建設對信息基礎有較高要求。網絡通達度越高的地區越能夠滿足高端產業發展所需的數字化與智能需求。因此相比其他地區，網絡基礎雄厚地區的產業發展將得到更快轉型升級，從而助推當地服務業向價值鏈高端延伸。

從法治水平來看,表3 列（9）至列（12）顯示，高法治化水平地區的政策效應顯著為正，而低法治化水平地區的回歸系數并不顯著，這表明創新型城市建設對法治更完善地區的服務業存在明顯促進作用。由于創新產出具有不確定性和非競爭性，微觀企業的科創活動無法全面保障，當地方法治化水平較完善時，科創活動的沉沒成本和“搭便車”現象將會緩解，以此保障創新者權益。因此高法治化水平城市的產業創新更為活躍，服務業結構和層級也就更高。

從外商直接投資來看,表3列（13）至列（16）顯示，低外商直接投資水平地區的回歸系數并不顯著，而高外商直接投資水平地區的政策推行可起到顯著正向作用。其可能的原因是外資引入較高地區能夠積極開展研發創新、吸納先進技術和經驗，而外資引入較低地區的經濟發展較為落后，交通、信息等基礎較為薄弱，因此政策實施對這類地區的效果并不明顯。

3.3 內生性問題處理

本文試圖采用工具變量法來緩解雙向因果關系。試點城市主要依據創新基礎條件、經濟發展狀況等進行有條件地選擇，而根據已有研究，歷史古都和1997年高校數量可反映地區經濟基礎和知識水平，滿足相關性條件。同時上述變量屬于歷史值，與當期擾動項無關，滿足外生性要求。因此本文構造上述變量與政策時間虛擬變量的交互項來進行內生性檢驗。結果顯示，當考慮到工具變量后，創新型城市建設對服務業結構優化和高級化的政策效應依舊在1%的水平上顯著，并且兩個工具變量均不存在弱工具變量問題和不可識別問題。

3.4 穩健性檢驗

3.4.1 平行趨勢檢驗

使用DID方法有一個重要前提，即政策實施前的服務業結構優化升級不存在顯著差異，而在政策實施之后出現明顯轉變。因此本文對平行趨勢假設進行檢驗。圖1 顯示，政策實施前的服務業結構優化和高級化指標在統計上均不顯著，滿足平行趨勢假設。同時政策效應具有滯后性和長期動態性，隨著創新型城市建設的實施，服務業發展質量在政策推行后2~3 年才逐漸產生顯著影響?？赡茉驗椋瑥闹醒牍荚圏c名單到城市政府開展工作，再到政策效果凸顯，這其中存在一定時間差。

圖1 平行趨勢分析

3.4.2 PSM-DID

為保證本文結論的可靠性，本文在DID 分析前進行逐年傾向得分匹配，即采用1 對1 近鄰匹配方法為試點城市樣本逐年匹配對照組以自選擇偏誤問題。結果顯示，回歸系數在1%的水平上保持顯著，因此本文結論較為穩健。

3.4.3 安慰劑檢驗

本文通過隨機化試點城市和年份的方式形成新的處理組和控制組，并重新估計其基準回歸結果。在進行上述過程200次后，本文得到隨機化的均值分布圖（略）。真實回歸系數顯著異于安慰劑檢驗中的估計系數，可被視為極端值。

3.4.4 更換測量方式

本文將服務業結構優化指標以生產性服務業從業人數與服務業從業人數的比值刻畫，服務業結構高級化指標參考陳潔等（2019）[15]的三維和二維向量方法重新計算。結果顯示，新構造的服務業結構優化和服務業結構高級化指標在政策影響下的回歸系數仍舊顯著為正。

3.5 作用機制檢驗

科技創新效應。下頁表4 為以科技創新效應為中介的回歸結果，其中科創投入、科創產出與政策的交互項系數均顯著為正，因此創新型城市建設的確能夠通過人才培育和政策扶持等科創投入來引導城市產業創新，并且試點政策的實施也的確能夠促進城市創新成果增加，有助于推動服務業向創新鏈價值鏈高端延伸，假設2a 得到驗證。由事實可知，我國大多數試點城市政府都在不斷推進創新區、科技園等領域的深化改革，通過創新人才技術、防范創新風險、構建良好環境的方式來服務城市居民并助推微觀企業開展研發創新，以達到服務業提質增效的目標。

表4 中介機制檢驗：科技創新效應

金融支撐效應。表5 Panel A是以金融支撐效應為中介的回歸結果，其中金融扶持（Fin）和投資支撐（Vcp）與試點政策的交互項系數均在1%的水平上顯著。這表明創新型城市建設不僅能夠通過政策實施來優化試點城市金融扶持體系，還能夠釋放“利好信號”來吸引外來投資者，助推試點城市服務業實現高質量發展，假設2b得到驗證。

表5 中介機制檢驗：金融支撐效應與集聚驅動效應

集聚驅動效應。表5 Panel B 是以集聚驅動效應為中介的回歸結果，無論是高端服務業集聚還是高端服務業與制造業協同集聚，創新型城市建設均可通過這兩個渠道來助推服務業高質量發展，假設2c得到驗證。

4 結論與建議

在眾多以“創新驅動發展戰略”為指導的創新政策中，創新型城市建設的實施對我國城市服務業健康發展具有重要意義。與現有研究不同，本文創新性地從服務業結構優化升級的視角出發，采用漸進雙重差分法來探究創新型城市對服務業發展質量的影響效應。研究發現：（1）創新型城市建設可顯著提升以結構優化升級表征的服務業發展質量，在經過內生性問題處理和穩健性檢驗后該基準結論依然成立。（2）創新型城市建設對較高市場化程度、網絡通達度、法治化水平和外商直接投資地區的服務業發展質量具有更強的提升效果。（3）創新型城市建設主要通過科技創新效應、金融發展和集聚驅動效應作用于服務業，從而提升試點城市服務業結構優化和高級化程度，助推服務業實現高質量發展。

根據上述研究結論，本文提出以下建議：（1）關注城市特征差異，筑牢產業發展基石。我國應進一步完善市場化改革措施，地方也需注重網絡基礎升級和法律保障維護，從而高效發揮“有效市場”和“有為政府”作用，培養城市循環創新生態系統，推動區域技術革新和產業升級。（2）激勵企業創新創業，深化政策扶持體系。我國創新型城市建設需進一步加強對知識創造、人才培養等方面的支持力度，完善創新型城市政府的管理辦法和激勵機制，優化試點政策在金融、法治等方面的防范措施。（3）發揮高端服務業的產業引領與帶動作用。必須加快新舊動能轉換，在引導高端服務業率先發展的同時創新制造業與服務業的生產模式與分工模式。