贸易开放提升了中国城市创新能力吗？——来自产业结构转型升级的解释

黄凌云，张 宽

（重庆大学 经济与工商管理学院，重庆 400030）

早在20世纪初期，约瑟夫·熊彼特就指出经济发展是创新的结果，没有创新，经济增长就无法实现质的飞跃。当前中国经济发展正处于由高速增长向高质量发展转变的关键时期，必须依靠创新驱动打造经济发展新引擎和培育经济增长新动能。因而，如何有效增强创新能力是落实创新驱动战略实现经济高质量增长的关键环节。在经济全球化过程中，贸易开放是指国家或地区参与国际贸易的强度，从国际贸易视角反映其市场的对外开放程度。贸易开放带来的技术溢出被认为是推动发展中国家科技进步和增强创新能力的重要原因[1]。中国改革开放40余年来，经济发展的一个典型事实就是，伴随贸易开放水平不断提高，国家创新能力显著增强。据《2017年全球创新指数》报告，中国创新指数位列全球第22名，是全球创新指数排名前25名中唯一的中等收入经济体。那么，在中国情境下，贸易开放有助于提升创新能力吗？在开放经济条件下，随着国际产业分工深化和产品市场规模扩大，贸易开放对产业结构转型升级的重要作用不容忽视[2]。技术进步是产业转型升级的动力，但同时创新能力又必须以强大的产业作为支撑[3]。在工业化过程中不断促进产业结构转型升级，在产业升级过程中又不断累积创新体量，这有助于持续增强国家创新能力[4]。在讨论中国贸易开放与创新能力关系时，一个不争的事实是，在中国贸易开放过程中，随着国内工业化进程加速推进，第一产业逐步向二、三产业转变，三次产业无论是结构还是劳动力配置以及相对劳动生产率已经发生了深刻的变化。令人遗憾的是，现有文献更多地讨论创新在产业结构升级中的重要作用，一定程度上忽视了产业结构转型升级对区域创新能力的影响[5-6]。由此，本文关注的另一个重要问题是：贸易开放作用于创新能力时，产业结构转型升级在其中扮演了何种角色？产业结构转型升级能否有效解释长期以来中国贸易开放水平和创新能力同步上升的经济现象？以上问题的解答，对于中国在全面开放新格局下促进产业结构转型升级和建设创新型国家具有重要的理论与现实意义。

从已有文献来看，当前关于国际贸易与创新的讨论普遍建立在学习效应假说以及市场结构效应假说基础之上。例如：DAMIJIAN和KOSTEVC［7］基于西班牙的微观企业数据检验了国际贸易中的学习效应及其与创新的联系，他们发现企业可以通过进出口贸易获得学习效应，表现为引进新的产品，开始进行学习、模仿和创新，其中特别强调了进口对于企业学习和创新的重要性。与此同时，来自出口市场的学习效应对创新活动的积极影响也被证实［8］。同样地，BLOOM等［9］使用中国在欧洲市场上的进口贸易数据，从竞争视角讨论了中国进口冲击对12个欧洲国家创新的影响，他们发现2000—2007年间中国进口竞争显著提升了这些发达国家的创新水平，而来自发达国家的进口竞争对创新影响并不显著。类似的证据在发展中国家也有所发现［10］。另一类文献则是从贸易自由化的视角来考察关税削减与贸易壁垒减少和创新的因果效应。一方面，以关税降低和贸易壁垒减少为代表的贸易自由化，将促进国内市场竞争加剧，这种竞争将有助于提升本国的创新水平［11］。另一方面，贸易自由化形成的市场需求效应和收入效应刺激了企业创新，这一效应又可以总结为市场规模扩大带来的市场扩张效应［12-13］。COELLI等［14］利用近100个国家的企业层级专利数据的最新研究表明，全球6%的创新都归功于贸易自由化，同时他们还指出贸易为国家带来了巨大的动态收益。类似的有关创新对贸易自由化具有积极反应的观点在印度和中国等新兴发展中国家也被支持［15-16］。

通过以上文献的梳理可知，相关学者从不同视角强调了对外贸易对创新的重要作用，但同时也应该看到，以上研究均是从微观企业视角切入，重点关注微观企业在贸易开放过程中的创新活动决策行为及其内在机理，这一类文献建立在创新主体互不关联的假设基础上，一定程度上忽视了创新系统内部各个主体之间的关联效应。城市作为连接区域经济增长重要节点，其创新能力很大程度上凸显了该城市经济发展潜力，而目前还鲜有文献考察贸易开放在城市创新能力提升方面的重要作用。本文立足于中国现实情境，试图从产业结构转型升级的事实出发，为理解贸易开放和创新能力关系做一些初步尝试。本文的边际贡献如下。①不同于已有文献仅使用专利数量来反映创新能力，本文使用的城市创新指数不仅包含了传统度量创新的专利数量，还考虑了专利价值，使用该指数来度量城市创新能力，能够较为全面准确地衡量城市创新能力。②本文从城市产业结构转型升级的视角考察贸易开放与创新能力的关系，以弥补以往文献忽视产业转型升级作为创新载体的重要事实，这一工作有助于深入理解贸易开放背景下产业结构转型升级在提升城市创新能力方面的重要作用。③本文在不同经济发展水平条件下对产业结构转型升级在贸易开放对城市创新影响过程中的传导效应进行对比分析，这有利于在区域非平衡发展视角下重新审视当前的相关政策，进而为促进贸易开放和产业结构转型升级协调发展，并最终为提升城市创新能力提供经验参考。

1 理论分析与研究假设

1.1 贸易开放与城市创新能力

在经济日益全球化的今天，产品、服务、技术、知识甚至文化及制度都沿着国际贸易网络不断扩散和传播。国际贸易作为有形货物和无形产品在国际传播中的载体，其开放程度越高，意味着拥有更大的贸易流量和更加频繁而丰富的物质文化交流。新经济增长理论的基本思想就在于广大发展中国家可以通过贸易开放以更低的成本接触世界前沿科学技术知识，在学习、模仿、再创新的“干中学”效应下促进国内技术创新和实现技术赶超，并最终作用于本国经济增长［17-18］。面对日趋激烈的国际竞争环境，当前广大发展中国家积极融入经济全球化的发展潮流，各国政府都不断加大对内改革力度和强化对外开放措施。具体体现在进一步减少对外贸易壁垒，降低贸易成本，促进本国进出口额的持续增长［19］。世界范围内的商品通过贸易开放可以轻易进入本国市场，这在一定程度上会加剧国内市场竞争程度，这种市场竞争将有助于通过降低代理成本使创新获益［20］。同时，市场竞争加剧还有利于激励企业通过增加创新投入保证产品持续更新以避开同类产品的竞争，进而获取相应的市场份额［21］。贸易开放使本土企业面临的市场从国内跃升到国际层面，市场规模的扩张效应使企业分散了其开发新技术的投资成本［13］。

结合中国贸易开放的历程，特别是2001年正式加入世界贸易组织，中国贸易自由化步伐进一步加快，中国以更加开放、主动和包容的姿态融入经济全球化潮流，积极参与国际竞争与合作。依托贸易开放的窗口，中国“制造”正向中国“智造”转变，科技实力大幅跃升，国家创新能力显著增强，制造大国正在向制造强国转变。以上经济发展现象恰好在时间维度上高度重叠，贸易开放可能有助于提升中国城市创新能力。因此，本文提出以下假设。

H1 在其他因素不变的情况下，贸易开放有助于提升中国城市创新能力。

1.2 贸易开放、产业结构转型升级与城市创新能力

经典的配第克拉克定理指出，随着发展中国家工业化进程发展，一国产业结构将遵循由农业经济向工业经济过渡，再向服务经济转变的演进规律。在贸易开放背景下，来自国际市场规模扩张效应将带动一国具有比较优势产业繁荣和发展，这在产业结构上具体表现为具有出口优势的产业在国民经济中比重不断上升［22］。在国际分工日益切片化背景下，比较优势产业的迅速发展又会通过产业间的各种关联效应带动其他产业增长，进而引发整个产业结构的变动。在具有比较优势的产业受益于国际贸易而蓬勃发展的过程中，同时还伴随着生产要素在产业之间的再分配［9］，这种再分配效应显然又会推动三次产业在国民经济发展过程中的相对变化。

随着国际分工日益深化和终端产品消费升级，贸易开放对产业结构影响还体现在要素供给侧和产品创新升级的需求侧。从要素供给侧看，参与全球分工意味着要素可以在全球范围内流动和重新配置。要素分工发展将为发展中国家在对外贸易中激发和培育更多的比较优势，这就是所谓的“比较优势创造效应”。贸易开放可以促进生产要素跨国流动，在此过程中不同国家或地区的要素重新组合和匹配，在“比较优势的激发效应”作用下，发展中国家许多优势要素甚至闲置要素都被激活成为新的比较优势［23］。上述理论充分表明，一国的比较优势并非一成不变，比较优势随着要素禀赋结构的变化而变化，而最终比较优势的动态变化都反映在产业结构的变迁上。而从消费者视角来看，国际贸易带来的经济增长效应被一些实施外向型经济发展战略的国家所表现出的经济增长事实所佐证。例如，20世纪60年代初新加坡、韩国等国家推行的出口导向型战略大获成功，最终实现国民收入持续增长。这种经济增长带来的收入效应显然会刺激消费需求升级，来自消费终端的信号会传递至生产端，激发新的产品和服务出现，进而引致产业结构的变迁和升级。

综上所述，可以得出一个基本判断，在贸易开放的过程中总是伴随着深刻的产业结构转型与升级。随着贸易开放程度提高和参与国际分工深化，产业或部门间升级已经逐步转变为在参与全球价值链的背景下工艺、产品、功能和价值链等多种形态的升级［24］。因此，在开放经济条件下，宏观层面的产业结构转型升级已经成为构建国家创新能力的重要逻辑承载桥梁。产业结构转型升级是要素的重组和再分配过程，在这一过程中国家内部形成的竞争效应、区域协同效应等将促进国内研发投入增加以及知识技术扩散，进而逐步提升区域创新能力［3］。因此，本文提出以下假设。

H2 在其他因素不变的情况下，产业结构转型升级是联系贸易开放与创新能力的重要逻辑桥梁，贸易开放可以通过产业结构转型升级来提升城市创新能力。

2 计量模型、变量与数据

2.1 计量模型设定

为了考察贸易开放对城市创新能力影响的直接效应，参考BLOOM等［9］的模型设定形式，本文设定的城市i在时间为t时以城市创新能力为被解释变量、贸易开放度为核心解释变量的基准方程如下。

其中：IN表示城市创新能力；TO代表城市贸易开放水平，其系数β为证实H1的核心参数，若在控制一系列城市特征变量后，其系数显著为正，则说明贸易开放确实有助于提升城市创新能力，贸易开放水平越高城市创新能力越强；X表示一些可能影响城市创新能力的控制变量集合。除此之外，τi和γt分别表示城市个体固定效应和时间效应，以缓解遗漏变量的危害；最后，μit为随机误差项，这里假设服从零均值的正态分布。

为进一步验证H2，考察贸易开放通过不同产业结构升级维度影响城市创新能力的渠道，引入贸易开放和产业结构升级指标的交互项TOit×STit，并且参考郑新业等［25］的模型设置方法，将之纳入交互模型。

其中，如果交互项系数ω显著为正，则说明贸易开放通过产业结构转型升级推动城市创新能力提升的机制存在。

2.2 变量说明

2.2.1 城市创新能力（IN） 传统文献在度量创新时主要采用全要素生产率（TFP）、研发（R&D）投入和专利。在中国情境下使用TFP和R&D投入来衡量创新活动存在一些重要缺陷。例如，在不完全竞争市场上，TFP在度量创新水平时存在较大的测量偏误，R&D投入数据则在创新激励政策驱使下容易被人为虚报，造成数据失真。而专利作为创新产出数据，通常是经过国家相关部门审核并公布，被人为操纵可能性较低，同时信息更新及时能够较为及时反映技术变化趋势。《中国城市和产业创新能力报告》［26］发布的中国各个城市创新指数，改进了仅用专利数量衡量创新绩效的传统做法，基于国家知识产权局和国家工商总局的微观大数据，使用专利更新模型计算了专利价值，客观地衡量了中国各个城市的创新能力，具有较强的权威性，本文采用该指数作为城市创新能力的度量指标①关于创新指数构建的具体方法可以参见《中国城市和产业创新能力报告》［26］的附录。作者非常感谢复旦大学产业发展研究中心的寇宗来教授提供的各个城市的年度创新指数数据。。

2.2.2 贸易开放（TO） 遵循经验文献的通常构建方法，本文使用各个城市对外贸易进出口总额与国内生产总值的比值表示贸易开放程度。包群［27］构建了5种指标来衡量贸易开放，认为上述方法度量贸易开放最为优良。该指标又名贸易依存度，以往很多优秀的经验研究文献均使用这一指标，例如蔡海亚和徐盈之［2］与张成思和朱越腾［28］的研究，这一指标已经被大多数学者接受并逐步演变成一种反映贸易开放的标准构建方法。

束定芳教授将需求分为社会需求和个人需求两类[5]。其中个人需求是指学习者目标的实际水平和希望达到预期水平间的差距，具体包括学习者学习能力差距、个体愿望、学习过程需求以及学习环境需求四个维度[2]。本文主要调查前两个维度三个方面：一是包含学习者对目前各项英语技能的自我评价以及学习困难评价两个方面的学习能力差距；二是学生提高各项英语技能的个体愿望，分别从学生的客观情况和主观需求探究后续课程建设的必要性，同时为后续课程目标和内容提供实际依据。

2.2.3 产业结构转型升级（ST） 在度量产业结构转型升级时，考虑到产业结构转型升级的内涵结合中国经济现实情境，如果仅将产业结构转型升级界定为农业、工业和服务业依据经典的克拉克定律在产业层次上由农业向非农产业转变的过程，可能在一定程度上忽视了产业结构转型升级过程中劳动生产率提升和产业间协调发展的内涵本质。因此，本文从产业结构变迁的数量、质量和合理化3个维度来度量产业结构转型升级。数量表示三次产业在国民经济中所占份额的总体变化程度［29］，质量反映产业结构数量变迁过程中三次产业劳动生产率是否同比提升［30］，合理化表征三次产业间协调发展程度和资源合理化利用水平［31］。借鉴相关文献的成果，首先，本文采用目前学界普遍使用的产业层级系数来度量产业结构数量转型升级，其计算公式如下。

其中，ST1it表示i城市t时期的产业结构数量转型升级，sn，it代表三次产业中第n产业的增加值在GDP中的占比，n∈（1,2,3）。

其次，使用产业之间比例关系与各个产业劳动生产率的乘积加权来度量产业结构质量转型升级，该指数又称为结构高度化指数，具体计算公式如下。

其中，ST2it代表产业结构质量转型升级，Yn，it和Ln，it分别表示i地区n产业在t时期的GDP实际增加值与劳动从业人数，两者比值为实际劳动生产率，n∈（1,2,3）。

最后，在度量产业结构合理化升级时学界一般采用产业结构偏离度指标，该指标认为经济均衡状态时产业结构最合理的表现是各个产业间的劳动生产率相同，但后来学者认为该指标忽视了产业在经济发展过程中的重要程度。因此，与吴万宗等［32］一致，本文采用经过广义熵改进的结构偏度系数来度量产业结构合理化升级，其构建方式如下。

2.2.4 控制变量（X） 根据经验文献中的通常设定，本文选择以下9个指标来控制不同城市的经济社会环境的异质性［3，33］。①金融发展水平（FD），利用金融机构存贷款余额占GDP比重表示。②地区经济发展水平（GDP），用各个城市实际人均生产总值测度。③信息化程度（IFM），使用城市互联网接入人数占城市常住人口比重表示。④人口密度（DP），使用城市常住人口与城市区划面积的比值表示，即每平方公里承载的人口数。⑤外商直接投资（FDI），利用人均拥有外商资本存量表示。⑥政府行为（GC），使用政府财政支出占GDP比重表示。⑦基础设施（RT），使用城市人均道路拥有面积代理。⑧制度状况（MI），使用王小鲁等［34］发布市场化指数反映②《中国分省份市场化指数报告2016》中只公布了2008—2014年分省份市场化指数，本文样本数据期限长度为2005—2015年。由于《中国市场化指数：各地区市场化相对进程2011年报告》与《中国分省份市场化指数报告2016》测算指标发生了轻微变化，因此不能直接使用，本文根据前一份报告市场化指数的变动幅度推算了2005—2007年各省份市场化指数，2015年则是根据2005—2014年平均变动幅度进行外推得到。。⑨人力资本（HU），使用《中国人力资本指数报告2016》③作者非常感谢中央财经大学中国人力资本与劳动经济研究中心提供的人力资本数据，本文使用居民消费价格指数将该指标平减为以2005年为基期的可比值。的人力资本存量表示［35］。在实证结果与分析部分使用前7个控制变量，制度状况和人力资本变量作为稳健性讨论，以测试实证结果是否受遗漏变量的干扰。

2.3 数据说明与描述性统计

本文选取中国274个城市为研究样本，研究期限为2005—2015年④这里包括了北京市、天津市、上海市和重庆市4个直辖市，其余均为270个地级市，后文使用剔除4大直辖市作为一种稳健性测试，测试表明对本文相关结果几乎无影响。，一共3 014个观察值，样本涵盖了中国大陆90%以上的城市，具有较强的代表性。主要数据来源于2006—2016年的《中国城市统计年鉴》和CCER数据库，其中，城市创新指数来自《中国城市和产业创新力报告2017》。中国西藏以及港澳台地区由于数据缺失暂未涵盖，同时西部地区一些省份城市数据缺失也较严重，以及一些城市行政级别变动，在数据处理时均剔除了这一部分样本，最终得到274个城市的样本数据⑤例如，甘肃省的一些城市数据缺失非常严重，其他西部省份个别城市也存在多个年度数据连续缺失；在城市行政级别变动导致数据不可得方面，包括安徽的巢湖市和云南的毕节市等。。需要说明的是，数据整理过程中发现有个别城市数据缺失，本文通过查阅各个城市年度统计公报进行补缺⑥例如，一些城市个别年份缺乏对外进出口额，均是从该市年度统计公报上获得。。变量中涉及货币价值的指标均利用GDP平减指数统一核算为2005年的不变价。为了分析变量之间弹性变化和减少异方差影响，对所有变量均对数化后代入计量方程，变量的描述性统计见表1。考虑中国区域经济发展非常不平衡的经济现实，在后文的异质性分析部分，根据经验文献通常做法，根据城市经济发展水平差异将样本城市分为经济发达城市和经济落后城市，以捕捉异质性效应⑦划分标准为2015年名义劳动生产率达到世界银行2014年公布的中等收入标准3 956美元。。

表1 变量的统计指标Tab.1 Statistical indicatorsof the variables

续 表

3 实证分析与结果

由于本文采用面板数据集，在对上述计量方程进行估计时需要确定个体效应是以随机效应还是固定效应形式存在，进而选择是以随机效应模型还是固定效应模型进行分析。由于标准豪斯曼检验建立在随机效应模型最有效率（扰动项不存在异方差）基础上，而现实经验数据往往难以满足该项强硬假设条件。在随机扰动项存在异方差情形下，标准豪斯曼检验失效。因此，本文使用假设更弱的稳健豪斯曼检验进行模型形式判别。在随机效应模型估计形式下，本文采用相关学者开发的Xtoverid命令进行稳健豪斯曼检验，以判断应该使用随机效应模型还是固定效应模型进行分析。本文所有估计方程的稳健豪斯曼检验表明，双向固定效应模型更为合适。

3.1 贸易开放对城市创新能力影响的基准估计检验

以城市创新能力为被解释变量，贸易开放为核心解释变量，在式（1）基础上分别利用混合效应（POLS）、随机效应（RE）和固定效应（FE）进行参数估计，相关结果见表2。

表2 贸易开放对城市创新能力影响的回归结果Tab.2 Resultsof the impactof tradeopennesson urban’s innovation capacity

首先，本文对式（1）进行不包括控制变量进行回归，同时为了避免遗漏不可观测个体效应带来的系数估计偏误，在RE模型下加入时间虚拟变量，进一步在FE模型下再控制城市个体效应。其次，加入相关控制变量，再重复上述回归过程。计量结果表明，在3种模型形式估计下，无论是否加入控制变量，TO的系数都至少在5%水平显著为正。这一结果充分说明，随着各个城市贸易开放程度提高，城市的创新能力确实不断增强，即存在显著的贸易创新效应。表2的模型（6）在包含控制变量的双向固定效应模型估计下，TO系数为0.066，其经济含义在于贸易开放水平每提高1%，城市创新能力将上升0.066%。在整个样本期内，贸易开放水平每上升一个标准差（1.457），城市创新能力将增加0.0541个标准差左右⑧标准化系数计算方法为解释变量标准差与被解释变量标准差的商再乘以解释变量估计系数。。这一研究结果证实了H1，贸易开放是提升中国城市创新能力的重要动力。

3.2 产业结构转型升级的机制分析

为了进一步分析产业结构转型升级在贸易开放提升城市创新能力过程中的重要作用，本文分别引入贸易开放与产业结构数量升级（ST1）、产业结构质量升级（ST2）以及产业结构合理化升级（ST3）的交互项。如果该交互项系数显著为正，则为H2提供了经验证据支持。利用式（2），分别使用RE和FE估计贸易开放与产业结构转型升级的交互项参数，结果见表3。其中的模型1、模型2报告了贸易开放与产业结构数量升级的交互项系数估计结果，TO×ST系数在上述2个回归方程中均至少在5%统计水平显著为正。这说明贸易开放有利于促进农业向工业和服务业整体转变，而工业和服务业在国民经济中的重要性上升又有助于进一步释放贸易开放的创新效应。再看产业结构质量升级，表3的模型3、模型4中，TO×ST系数均在1%统计水平显著为正。这说明贸易开放对城市创新能力提升作用存在产业结构质量升级渠道效应，贸易开放有助于提升三次产业间的劳动生产率进而增强城市创新能力。最后，表3中模型5、模型6报告了贸易开放和产业结构合理化的交互项参数估计结果，TO×ST的系数在RE估计下符号为正，在FE估计下表现为5%统计水平为正。这说明贸易开放能够有效通过促进三次产业资源投入产出合理化和提升产业间协同发展程度来增强城市创新能力。

表3 产业结构转型升级的机制检验结果Tab.3 Test resultsof themechanism of industrial restructuringand upgrading

综上所述，产业结构转型升级是贸易开放影响城市创新能力的重要逻辑渠道。在贸易开放水平不断提升过程中，促进产业结构转型升级是构建区域自主创新能力的重要抓手，这与H2的预测一致。产业结构转型升级是生产要素在时间和空间上的重新分配组合过程。一般而言，在进行对外贸易时，工业和服务业产品相比农业产品的贸易价值含量更高、产品需求弹性更大。在工业化过程中，包括创新要素在内的生产要素分配又不断向二、三产业倾斜，这使二、三产业在经济中的比重不断上升，而使得这些产业在创新投入上也更具有优势［4，36］。同时，在产品市场需求、竞争和学习等效应的综合作用驱使下，产业研发投入不断加大，促进了产业劳动生产率持续提升，进而又为创新提供了更多的准租金［7，13］。而在产业结构转型升级过程中，产业间要素资源投入产出的逐步合理化，意味着更自由的市场竞争和要素流动体系，这将极大地缓解要素扭曲从而提升资源利用效率，进而带动产业创新能力持续增强［37-38］。

此外，再根据城市经济发展水平进行分组，估计结果如表4所示。在控制其他因素的FE估计下，TO×ST系数在经济发达城市样本中均至少在5%统计水平显著为正，而在经济发展落后城市样本中该系数并不显著。这一结果说明，在经济发展水平较高的城市，贸易开放能够通过产业结构数量升级、质量升级和合理化升级3个维度的产业结构转型来提升城市创新能力；而在低经济发展水平城市，贸易开放无法通过产业转型升级渠道推动城市创新能力。这一结果产生的原因可能在于以下方面：①如果城市经济发展水平较为落后，意味着要素报酬较低，城市对要素的吸引和集聚能力就非常弱，这非常不利于当地的产业结构转型升级；②这些较低劳动生产率城市大多位于中西部地区，天然的地理区位不佳，基础设施建设不够完善，外向型经济发展战略受到一定限制；③由于经济发展水平的约束，研发投入能力较弱，技术进步程度不高，技术进步和产业结构转型升级之间还未形成良好的互动机制。

表4 不同经济发展阶段异质性检验结果Tab.4 Heterogeneity test resultson differentstagesofeconomic development

4 稳健性讨论

4.1 考虑变量之间反向因果关系

贸易开放和产业结构转型升级是影响城市创新能力的重要因素，但城市创新能力对贸易开放以及产业结构转型升级亦具有重要影响，这种经济变量之间的同期反向因果关系将导致固定效应回归出现参数偏差。同时，经济理论表明经济变量之间影响需要一定滞后期才能发挥作用。因此，考虑模型内生性问题和贸易开放及其通过产业结构转型升级影响城市创新能力的滞后作用，本文根据李磊等［39］经验文献的通常做法，将本文核心解释变量贸易开放、产业结构转型升级以及其他控制变量均滞后一期，重新代入前文设定的计量模型进行回归。表5中模型1～模型4的回归估计结果表明，贸易开放滞后一期系数在RE和FE这2种方法和4类不同策略估计下仍然都至少在10%水平显著为正。表6中模型1～模型3报告了贸易开放与产业结构转型升级3个维度指标的交互项滞后期估计结果，所有交互项系数都在5%水平显著为正，与前文结果一致。以上分析表明，变量之间反向因果关系没有对前文结论造成实质影响，本文研究结论具有一定稳健性。

表5 基准回归的稳健性检验Tab.5 Resultsof the robustness test forbenchmark regression

续 表

表6 机制分析的稳健性检验Tab.6 Robustness test resultsofmechanism analysis

4.2 增加人力资本与制度变量的稳健分析

影响城市创新能力的因素较多，尽管前文计量模型已经控制了较多可能影响城市创新能力的其他因素，但仍然有可能因为遗漏重要解释变量导致的模型内生性问题。因此，本文将包括人力资本和制度因素在内的9个控制变量全部纳入回归方程，以验证前文的结论是否稳健。如果核心解释变量系数变化不大且均有统计学上的显著意义，那么说明遗漏重要解释变量导致的内生性问题对本文实证模型的影响并不大，研究结论具有稳健性。为了稳妥起见，本文仍然将这2个变量滞后一期，代入计量方程进行重新进行双向固定效应估计。综合表5的模型5、表6的模型4～模型6以及表7中的估计结果来看，增加制度因素和人力资本后，相关结果仍然与前文一致，结论高度稳健。

表7 异质性分析稳健性检验Tab.7 Robustness test resultsofheterogeneity analysis

4.3 其他稳健性策略讨论

在上述稳健性分析的基础上，考虑到本文样本中还包括一些特殊的城市样本，例如四大直辖市，因此，剔除四大直辖市重复上述实证研究过程。研究结果表明系数显著性和方向均未发生实质性变化。除此之外，离群值可能对论文相关结论造成一定影响，因此对前文样本上下5%水平进行Winsor处理，再次重复上文回归步骤。进行Winsor处理后样本实证结果仍然与前文结果一致，说明本文研究样本受离群值影响较小，再次说明了结论的稳健性⑨这一部分所有稳健性报告未在文中报告，留存备索。。

5 研究结论与启示

积极拓展对外贸易空间，不断提升贸易开放水平是中国加快构建开放型经济新体制的重要内容。创新是经济增长的源泉，有效增强区域创新能力对于促进地方经济高质量发展具有重要现实意义。产业是构建区域创新能力的基础，产业结构转型升级可能是理解贸易开放与区域创新能力关系的重要线索。基于以上思考，本文从产业结构转型升级的视角切入，构建了一个认识贸易开放与城市创新能力关系的分析框架。基于中国2005—2015年274个城市面板数据，分别从“数量”“质量”和“合理化”3个维度构建了反映产业结构转型升级的指标，同时使用包含专利数量和专利价值的创新指数反映城市创新能力，在面板计量模型框架下采用多种实证策略深入系统地分析了贸易开放对城市创新能力的影响以及产业结构转型升级在其中的重要作用。主要研究结论如下：总体上看，贸易开放水平越高，城市创新能力越强，贸易开放显著地提升了城市创新能力；产业结构转型升级能够有效解释贸易开放对城市创新能力的提升效应，即产业结构数量升级、产业结构质量升级和产业结构合理化升级三类产业结构转型升级的渠道效应均显著存在，贸易开放能够通过产业结构转型升级提升城市创新能力；经济发展水平异质性分析表明，在经济发展水平发达城市样本中，贸易开放通过产业结构转型升级提升城市创新能力的机制显著成立，而经济发展水平落后城市样本则不支持上述机制。考虑贸易开放的滞后效应、模型内生性等对计量结果的干扰，本文通过滞后核心解释变量、增加控制变量以及删减特殊样本等实证策略进行稳健性分析，相关检验结果依旧支持上述研究结论。

基于以上研究结论，本文得到如下政策启示。①在国家层面，应该进一步完善自由贸易区战略、一带一路倡议等贸易开放手段的顶层设计，围绕互惠共赢原则稳妥有序地消除贸易壁垒，不断提升对外贸易自由化水平；对于地方政府而言，决策者应该结合国家贸易开放政策，健全地方对外贸易服务体系，积极培育外贸主体，提升区域贸易开放水平，充分利用全球资源强化城市创新能力。②充分依托贸易开放增强城市创新能力，还必须在贸易开放背景下积极推动地方产业结构转型升级，以高质量的产业构筑强大的城市创新能力。具体来讲，在对外贸易过程中，应当综合考虑当地的比较优势产业、产业间劳动生产率和产业协调程度，全面推动产业结构数量升级向质量升级和合理化升级转变，这样才有利于释放产业结构红利、激发产业创新活力，进而塑造产业的国际竞争优势的同时提升城市创新能力。③面对中国区域发展不平衡的现实，应正视区域发展差距，特别是当前经济发展水平较低的城市应当结合自身要素禀赋，破除要素流动机制障碍，抓住新一轮国家对外发展战略机遇期，打通贸易开放与产业结构转型升级之间的传导瓶颈。进一步以贸易开放为推手，扶持当地具有比较优势产业积极参与国际竞争与合作，加快推进产业向信息化、智能化、绿色化和服务化转型升级，逐步形成一个良性互动循环局面，即贸易开放水平不断提升，产业结构持续转型升级，城市创新能力不断增强，而创新又最终作用于更高质量的贸易开放和产业结构升级。