金融改革与区域创新能力——基于国家金融综合改革试验区设立的准自然实验

闫永生，李凌飞，邵传林

（1.西北大学 经济管理学院，陕西 西安 710127；2.华侨大学 经济与金融学院，福建 泉州 362021）

一、引 言

创新是引领发展的第一动力，实现创新驱动发展对转变经济方式、优化产业结构、实现经济高质量发展有着重要的意义。尤其在我国人口红利逐渐消失，国外核心技术对华封锁加剧的背景下，进一步深化金融领域改革，增强自主创新能力势在必行。党的十九大报告指出，深化科技体制改革，建立以企业为主体、市场为导向、产学研深度融合的技术创新体系。自改革开放以来，我国实施了一系列金融体制改革，旨在降低金融市场摩擦，缓解企业面临的融资约束（吕朝凤、毛霞，2020）［1］。经过多年的发展，我国在科技金融、绿色金融、普惠金融等方面不断探索，积累了一定的经验，但当前我国科技型企业仍面临融资约束问题，制约着科技创新成果产出。2012年国家在温州设立首个金融综合改革试验区，随后在珠三角、泉州、云南、广西、青岛、泰州、兰考、贵州等地设立了国家级金融综合改革试验区，旨在进一步深化金融体制改革，提高金融服务实体经济效率。那么，国家设立金融综合改革试验区作为一项制度创新，是否促进了地区的科技创新？又是通过哪些机制实现的？此外，试点地区在地理区位、区位禀赋等方面存在较大的差异，试点政策对地区创新的影响是否存在显著差异？已有研究尚未直接进行探讨。鉴于此，本文利用双重差分法评估金融综合改革试验区试点对地区创新的影响，对深化金融体制改革、实施创新驱动战略具有现实意义。

Schumpeter（1911）［2］首次将创新引入经济学研究领域，并将其定义为企业家对生产要素和生产条件实行新的组合。目前，关于金融改革与区域创新涌现了大量文献，从已有研究来看，主要涉及以下三个方面：一是金融改革的宏微观效应研究。有学者研究发现，金融改革有助于缓解资本配置扭曲（韩瑞栋、薄凡，2020）［3］，也有助于促进地区产业结构优化升级（邓向荣等，2021）［4］。也有学者认为，金融改革有助于提高试验区的全要素生产率（陈晔婷等，2018）［5］，同时也会带来微观效应，有助于提升企业全要素生产率（王贤彬等，2020）［6］。二是关于创新的影响因素研究。在宏观层面，区域技术创新受到区位因素约束，主要通过区位内源、区位通道、区位场对区域技术创新产生约束（孙卫东、鲁铭，2013）［7］。此外，金融发展（Meierrieks D，2014；王世强、张金山，2020）［8-9］、财政分权（龚刚敏、赵若男，2021）［10］和数字金融（徐子尧等，2020；郑万腾等，2021）［11-12］等因素对创新产生影响。在微观层面，企业家精神（潘健平等，2015）［13］、高管职能背景（刘鑫等，2020）［14］、公司规模（Schumpeter，1942）［15］及盈利能力（Aghion等，2012）［16］等对企业创新产生不同的影响。三是关于制度与创新之间关系的研究。陈怀超等（2020）探究了制度支持与产学研协同创新之间的关系，研究发现，正式和非正式制度支持均有助于产学研协同创新［17］。还有学者发现，知识产权保护（Yongmin Chen and Thitima Puttitanun）［18］、营改增（袁始烨，2019）［19］和环境规制（冯宗宪、贾楠亭，2021）［20］等对创新产生不同影响。

综上所述，已有文献大多集中在金融改革与地区经济增长关系方面的研究，尚未发现有学者直接研究金融改革与地区创新之间的关系，也鲜有学者基于城市层面数据考察金融改革对地区创新水平的影响。尽管已有学者从制度视角探究了制度优化对创新的影响，但大多数研究方法难以克服内生性问题，使得研究结论不够稳健，因此，现有的研究仍然存在可完善之处。基于此，本文基于2005—2019年中国283个地级市面板数据，运用双重差分模型定量评估金融改革对地区创新水平的影响。

本文可能的边际贡献体现在如下几方面：第一，在研究视角上，与以往文献侧重于探究金融改革对经济增长影响不同，本文着重考察金融改革对地区创新的影响，并探究了金融改革可以通过优化金融资源配置效率促进区域创新水平提升，丰富了相关领域研究。此外，通过探析金融改革对地区创新的影响因不同地区初始禀赋差异而呈现地区异质性，拓展了相关结论。第二，在研究方法上，本文将国家设立金融综合改革试验区作为一项准自然实验，采用双重差分模型科学识别金融改革对地区创新的效应，有效克服了金融改革与地区创新之间互为因果的问题，避免了内生性问题，使估计结果更加可靠。第三，在政策启示上，金融改革可有效提高金融服务实体经济的效率，从而缓解企业融资约束。本文从异质性视角考察了金融改革对地区创新差异化的影响，为各地区因地制宜深化金融改革提供了政策启示。

二、制度背景与理论分析

（一）制度背景

金融制度作为经济发展过程中的基础性制度，对国民经济发展起着重要的支撑作用（彭俞超等，2018）［21］。不断深化金融体制改革，释放改革红利，有助于我国经济实现高质量发展。中国将金融体制改革“自上而下”的顶层设计与“自下而上”的基层创新有机结合起来（韩瑞栋、薄凡，2020）［3］。2012以来，国家在金融体制改革、实体企业融资、金融业态创新及化解地方金融风险等领域进行了试点探索，这些探索既解决了试点地区的突出问题，也为其他地区提供了有效借鉴，使改革和发展有效地衔接。与以往的改革不同，金融综合改革试验区更加注重特色定位，鼓励金融创新，化解金融风险。旨在畅通社会资本进入金融领域的渠道，深化金融体制改革，扩大金融开放，让金融回归服务实体经济的本质，从而促进经济高质量发展。我国金融改革试验区的设立情况见表1所列。

表1 金融改革试验区设立情况

续表1

（二）理论分析

金融改革试点可以看作中央向地方下放金融自主权的体现，地方政府在金融制度设计、金融监管、金融资源分配等方面具有更大的自主权（王贤彬等，2020）［6］。摆脱传统经济体制的束缚，能够更加灵活地制定相关金融政策支持地方经济发展。通过设立金融改革试验区，既有助于优化金融供给结构，提高金融资源配置效率，也有助于减少行政干预，创造良好的资本环境，从而激励创新创业。

（1）金融改革有助于提高金融资源配置效率，缓解企业融资约束，从而提升地区创新水平。一方面，金融改革的目的在于改善与经济发展不适应的政策壁垒，减少政府对金融资源配置的干预，让市场在金融资源配置中充分发挥作用，降低资本配置扭曲程度，从而提高资金配置效率（邓向荣等，2021）［4］。资金配置效率越高，越有助于降低市场中的交易成本，使得信贷资金更可能投入到具有“高风险、高收益”的创新项目中，有助于增加地区的创新产出，从而提高地区的创新水平。另一方面，由于创新活动具有资金需求大、投资周期长、风险高等特点，融资约束一直是制约企业创新的重要因素。金融改革试验区的设立，在制度层面放宽了金融机构准入标准，比如许可民营资本进入金融业，进一步加大金融对外开放等政策，均有助于优化金融业格局，增加信贷资金供给，缓解企业融资约束，使企业避免将资金投向“短平快”项目，激励企业加大创新投入，从而提高地区创新水平。此外，金融改革带来的一系列优惠政策丰富了金融产品供给，比如加大对部分领域的再贷款、再贴现力度，支持企业发行“双创”公司债券等金融创新产品，均有助于缓解企业融资约束，从而增加创新活动投入，提高地区创新水平。

（2）金融改革有助于优化资本市场环境，从而提升创新水平。金融改革旨在减少管制，降低金融市场准入门槛，扩大金融对外开放。政府管制项目的减少有助于遏制政府官员的“攫取之手”，降低企业的制度性交易成本，从而有助于科技创新。降低民营资本准入金融市场的门槛，有助于增加货币市场信贷供给，加剧金融机构之间的竞争，使金融机构提供更加优质的金融服务，降低企业的信贷成本，从而促进创新。此外，金融对外开放步伐的加大，国外优质的金融机构进入中国市场，激发资本市场活力，有助于优化资本市场环境。通过有效的金融改革，在区域内建立起正向激励兼容机制，为各类金融主体提供公平的竞争环境，有助于优化金融生态环境，从而提升地区创新水平。

（3）金融改革试验区的设立为市场主体创造了良好的外部制度环境，既有助于吸引企业进入，提升企业的创新竞争程度，也有助于吸引外资及人才流入，产生创新溢出效应。一方面，试验区的企业在利润最大化的目标下，为了在市场中占有一席之地，势必会提高生产效率，加大创新投入，从而提高自身在市场中的竞争优势（刘秉镰、王钺，2018）［22］。另一方面，伴随外部资金及国外先进技术和管理经验的进入，通过学习融合国外先进技术，会对本区域的创新产生正的外部性，从而提高本区域的创新产出。此外，人才的跨区域流动会带来新知识的外溢，在开放的环境下，各企业之间的合作与竞争日益增多，相应的人才流动也会加大，人才的流动更有助于新知识得到交流和互动，从而提升本区域的创新水平。基于以上分析，本文提出研究假说1。

H1：金融改革有助于促进地区创新水平提升。

此外，金融改革对地区创新水平的影响也可能因各城市所处的地理区位、创新水平及市场化程度不同而存在差异。首先，由于城市地理区位差异，其初始要素禀赋也存在差异。对于东部城市而言，金融集聚度较高，各项基础设施较为完善，产业结构较为合理，经济实力较强，企业所面临的融资约束较小，可为企业创新活动提供全方位的支持。金融改革对于东部地区城市创新而言更多是扮演“锦上添花”的角色，金融改革对创新的边际效用会递减。相反，对于中西部城市而言，金融改革为区域内企业提供了高质量的金融服务，提高了金融资源配置效率，为面临融资约束的企业创新提供了资金支持，有助于激发企业创新活力，从而提升地区创新水平。其次，由于城市创新水平的差异，其拥有的创新资源也存在差异。对于创新水平较高的城市而言，政府支持企业创新活动的政策较为完善，拥有更多的创新资金、人才等资源，制度等因素对其创新影响的边际效用有所下降；而对于创新水平较低的城市而言，通过金融改革激发了潜在的创新水平，为企业创新活动创造了良好的金融生态环境，良好的金融支持政策有助于吸引各类创新资源集聚，提高创新产出水平。最后，由于市场化程度的差异，政府对金融资源配置的权利存在差异。已有研究表明，在市场化程度较低的地区，政府在经济资源配置中拥有更大的权力（Ang et al，2014）［23］，这使得政府官员更有机会去攫取经济租金，增加了企业创新的制度性交易成本，不利于企业创新。金融改革减少了政府管制，有效遏制了“攫取之手”，同时也减少了企业的寻租动机，有助于企业将更多的资金投入到科研创新活动中，增加科技创新产出。基于以上分析，本文提出假说2。

H2：金融改革对中西部城市、创新水平较低及市场化程度较低地区的创新水平影响更大。

三、研究设计

（一）数据来源与样本选择

本研究选取的样本为2005—2019年283个城市面板数据。实验和稳健性检验所需数据来自《中国城市统计年鉴》，专利数据通过国家知识产权局网站手工整理获得；核心解释变量数据包括2005—2019年成立的国家级金融改革试验区，根据各地方政府官网通过手工整理所得。为了消除极端值的影响，本文对所有连续变量在上下1%分位数上进行了缩尾处理。

（二）变量定义

1.被解释变量

本文选择城市创新水平作为被解释变量。关于城市创新水平的衡量，已有学者主要使用城市专利申请数和专利授权数来衡量。本文从两个方面加以衡量：一方面，本文选择地级市专利申请量来衡量一个地区的创新产出水平，主要用专利申请总数（inno）、实质性创新（Invention）及策略性创新（Strategic）表示；另一方面，本文采用地级市专利授权总数（inno2）来衡量。鉴于专利申请数据更能直接反映一个地区的创新意愿，因此本文以地级市专利申请数量作为主要衡量指标，其他变量作为稳健性检验的替代变量。

2.核心解释变量

关于金融改革的衡量，本文采用国家设立金融综合改革试验区来度量。由于双重差分法需要考察政策前后的差异影响，受数据样本时间所限，本文在金融改革变量的设置上，将2012—2017年国家设立金融改革试验区的49个地级市作为处理组，其余地级市为控制组。在时间上，按照国家设立金融改革试验区的年份及月份来确定，将国家确定设立金融改革试验区的地级市当年及其后年份设置为1，否则为0。进一步地，本文考虑金融改革试验区设立的时间滞后性，根据金融改革试验区设立的月份，将7月份（含）之后设立的金融改革试验区划归为次年设立。由此，本文得到核心解释变量reform，为多期DID的核心变量。

3.控制变量

为了控制其他因素对城市创新水平的影响，借鉴已有学者的做法，本文选择地区经济发展水平（pgdp）、地区开放程度（pfdi）、地区金融发展水平（fin）、地区人口规模（pop）、地区科技支出（expen）作为控制变量。

上述所有变量具体定义及设计方式见表2所列。

表2 变量定义

（三）模型构建

为了更为准确地评估金融改革对城市创新水平的影响，本文采用多期双重差分模型进行检验。将国家设立金融改革试验区视为一项准自然实验，通过构造合适的处理组和控制组能够较好地检验出因变量与自变量之间的关系。借鉴已有研究，将国家设立金融改革试验区的地级市作为处理组，其余为控制组，在时间上由于各金融改革试验区设立的时间节点不同，故采用多期DID方法进行估计。为了验证前文的假说，本文构建多期DID检验金融改革对城市创新水平的影响。

其中：Y it为被解释变量，表示地级市创新水平，主要由专利申请数（inno）、实质性创新（Invention）、策略性创新（Strategic）和专利授权数（inno2）来衡量；核心解释变量为reformit，用国家设立金融改革试验区来度量；Controlit为控制变量的集合，主要包括地区经济发展水平（pgdp）、地区开放程度（pfdi）、地区金融发展水平（fin）、地区人口规模（pop）和地区科技支出（expen）；δi表示城市固定效应；γt表示年份固定效应；εit为随机误差项。在模型（1）中，本文关注的重点是reformit的回归系数β1，如果系数β1显著为正，则表明金融改革有助于促进城市创新，反之亦然。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

表3列示了主要变量的描述性统计。从均值来看，专利申请数的均值为6.990，实质性创新的均值为5.654，策略性创新的均值为6.613，专利授权数的均值为6.686。金融改革的均值为0.052，即较少地级市设立了金融综合改革试验区。从标准差来看，地区创新代理变量的标准差较大，表明各地区之间的创新存在较大差异。此外，地级市层面大多控制变量的标准差较小，表明不存在较大的异常值。

表3 描述性统计

续表3

（二）相关性分析

表4列示了各主要变量的Pearson相关系数矩阵。因变量城市创新与其他自变量均存在一定的相关关系，区域创新（inno）与金融改革（reform）变量之间存在着显著的正相关关系，相关系数为0.18，意味着两者之间存在显著的正相关，但相关关系并非因果关系，需进一步加以检验。

表4 主要变量相关系数

（三）基准回归结果

表5报告了金融改革（reform）与城市创新（inno）的基准回归结果。列（1）为不加控制变量下的回归结果，金融改革（reform）的系数为0.320，在1%水平下显著为正；列（2）为控制了其他因素下的回归结果，金融改革（reform）的系数为0.289，在1%水平下显著为正。据此验证了H1成立，即金融改革显著促进了城市创新水平。可见，金融改革对城市创新有着重要的意义，通过制度性改革激发了市场主体的创新活力，提高了城市创新水平。

表5 基准回归结果

续表5

（四）稳健性检验

前文利用双重差分模型检验了金融改革（reform）对城市创新（inno）的影响，为了使以上结论更具可靠性，本文主要采用替换变量法、平行趋势检验和内生性分析进行稳健性检验。

1.替换被解释变量

考虑城市创新衡量标准的差异可能会影响研究结论的可靠性，本文借鉴已有研究的衡量标准，选取了实质性创新（innovate）、策略性创新（strategic）和专利授权数（inno2）作为地区创新的替换变量，进一步实证检验金融改革对城市创新的影响。估计结果见表6所列，列（1）-（3）中，核心解释变量（reform）的系数均显著为正。以上检验进一步验证了前文基准回归的稳健性，意味着金融改革有助于促进城市创新水平。

表6 基于其他被解释变量的检验

2.平行趋势检验

双重差分模型能够较好地评估政策效应，但使用双重差分法的一个重要前提是为满足平行趋势假设，即要求处理组和控制组在政策实施前其结果变量的趋势是一致的。为了检验这一假设条件，本文设定如下模型：

其中：past3、past2、past1分别为系列试点虚拟变量，当处理组在试点前的某年时，past取值为1，其余为0；同理，当处理组在试点后的某年时，future取值为1，其余为0。回归结果中的past、future系数就是用来与控制组相比，由此判断在金融改革试点前后的某年，处理组与控制组的创新水平是否存在明显差异。回归结果见表7所列，第（1）列为未添加控制变量的回归结果，第（2）列为添加控制变量后的回归结果。可以发现，金融改革试点前三年的系数均不显著，金融改革试点后各年的系数均显著为正，且系数呈递增趋势，说明本文采用的双重差分模型满足平行趋势假设条件。

表7 平行趋势检验

3.内生性分析

引起内生性问题的原因有多种，本文所涉及的内生性问题可能来源于遗漏变量及样本选择偏误，为此，本文进一步加以讨论。

（1）遗漏变量问题。本文虽然已经控制了地区、时间等方面因素的影响，但仍然可能存在遗漏因素，如其他政策的影响及地区随时间变化的特征差异。首先，为了排除其他支持区域创新政策对估计结果的干扰，借鉴已有学者的做法，本文选择2008年的国家创新性城市试点政策（inno_city），将这类政策加入模型（1）后，回归结果见表8所列。列（1）为加入国家创新性城市试点政策后的回归结果，金融改革（reform）的系数仍然显著为正，这表明金融改革仍然有助于促进区域创新。其次，由于各省出台的支持创新政策的力度存在差异，并且不同时间段对创新支持的力度也不尽相同，故本文控制了省份—年份联合固定效应来描述地区随时间变化的特征，使回归结果更加准确。表8列（2）表示控制了省份—年份联合效应的结果，金融改革（reform）的系数仍然显著为正，这表明金融改革仍然有助于促进区域创新，进一步验证了本文的结论。

表8 考虑遗漏变量的影响

（2）样本选择偏误问题。为了消除样本选择偏误所引起的内生性问题，本文进一步采用倾向得分匹配法（PSM）来检验金融改革对城市创新的影响。本文采取1∶1近邻匹配方法根据城市层面特征变量选择合适的控制组进行检验，检验结果见表9所列，核心解释变量金融改革（reform）的系数显著为正，在1%水平下显著为正，再次验证H1结论的稳健性。

表9 基于PSM-DID法的检验

（五）异质性分析

为了检验金融改革对城市创新的异质性影响，本文按照城市地理区划，将样本分为东部地区和中西部地区两组，回归结果见表10第（1）列、第（2）列。金融改革的系数为0.488，且在1%水平下显著为正，表明金融改革试验区的设立显著促进了中西部城市创新水平。意味着相对于东部地区而言，金融改革对中西部地区城市创新水平的促进作用更明显。另外，本文采用北京大学发布的区域创新创业指数［24］，按年度均值将样本分为创新水平较高地区和较低地区两组，回归结果见表10第（3）、第（4）列。金融改革的系数在地方创新水平较低组更大，且在1%水平下显著为正，意味着相对于地方创新水平较高的地区，金融改革对创新水平较低地区的促进作用更明显。此外，由于樊纲市场化指数为省级层面，难以刻画城市层面的市场化程度，因此本文借鉴贺光烨、吴晓刚（2015）［25］的思路，采用私营部门就业人数与总就业人数的比值来衡量城市层面的市场化程度，若某地私营部门的就业人数占比越高，表明该地的政府干预力度较小，市场环境中的竞争机制作用更加明显，市场化程度越高。具体地，本文按照年份均值将样本分为市场化程度高和市场化程度较低两组，估计结果见表10第（5）列、第（6）列。金融改革的系数在市场化程度较低组更大，在1%水平下显著为正，意味着相对于市场化程度较高地区，金融改革对市场化程度较低地区创新水平的促进作用更明显。综上，验证了本文H2。

表10 异质性检验

（六）机制检验

金融改革的初衷就是优化金融资源配置，有效增加金融供给，使更多的金融资源向科技型企业倾斜，纾解创新型企业融资难、融资贵问题。换言之，国家设立金融综合改革试验区在一定程度上弥补了地方信贷资源配置低效的状况，缓解了企业融资约束，提高了地区创新水平。倘若这一机制存在，那么可以认为金融资源配置效率较低的地区，金融改革对其创新水平的促进作用更大。本文借鉴徐子尧等（2020）［11］的做法，采用年末金融机构人民币各项贷款余额占GDP的比重表示金融资源配置效率（loan），该值越大，表明地区信贷资源配置越充分。表11报告了机制检验结果，列（1）、列（2）分别表示未添加控制变量和添加控制变量后的回归结果。金融改革（reform）的系数在1%水平下显著为正，交互项（reform×loan）的系数在1%水平下显著为负，这与前文的预测一致，即在金融资源配置效率较不充分的地区，金融改革对区域技术创新的影响更大，金融改革能够通过优化金融资源配置效率促进区域技术创新。

表11 机制检验

五、结论与启示

注重创新发展对经济实现高质量发展具有重要的现实意义，不断优化激励创新产出的体制，破除企业创新过程中的机制障碍将成为我国经济迈向更高发展阶段的关键。本文可能的边际贡献在于：从国家设立金融综合改革试验区这一机制创新视角，探讨了金融体制机制创新对地区科技创新的影响。本文以国家设立金融改革试验区为准自然实验，基于中国283个地级市面板数据，采用双重差分法考察了金融改革政策对城市创新水平的影响。研究表明：金融改革政策促进了城市创新水平提升，经过一系列稳健性检验之后，结论依然成立；进一步分析发现，金融改革对城市创新的促进作用主要存在于中西部、地区创新水平较低、市场化程度较低地区；机制检验发现，金融改革可以通过优化金融资源配置效率促进区域创新水平提升。这些发现将为我国深化金融体制改革、实施创新驱动战略具有现实意义。

本文的发现具有一定的政策启示：①金融改革能够显著促进地区创新水平提升。因此，国家应进一步支持试点地区先行先试，加大改革力度，结合试验区特色加大对企业创新活动资金支持，为企业提供优质高效的金融服务，破解科技企业面临的融资困境，为其他地区金融改革积累可借鉴的经验。同时，国家应进一步扩大试点范围，将符合基本条件的地区纳入改革试点序列，不断丰富金融改革的类型，科学评估金融改革成效，部分成效不明显的地区要及时调整相关政策，使得金融改革见实效。②各试点地区应结合本地禀赋、产业结构制定符合自身发展实际的改革举措。尤其对于资源禀赋较低地区应制定更加完善的金融改革配套体系，在人才引进、简政放权、公共基础服务等方面提高服务能力，充分保障金融改革的措施得到有效的实施。③完善资本市场要素配置体系，切实提高金融服务实体经济的能力。应破除金融服务实体经济效率的机制障碍，发挥市场的作用，充分利用国内外优质金融资源缓解实体经济发展面临的融资约束。同时，要优化资本市场供给体系，大力支持多种形式的金融创新产品，推动区域经济实现高质量发展。