城市创新试点政策对城市经济发展的影响研究

王源源

(南京审计大学，江苏 南京 211815)

0 引言

随着城市化的发展，城市成为创新发展的活动载体，也是区域经济发展的中心。为推动形成以国内大循环为主体、国内国际双循环的新发展格局，充分发挥我国内需潜力，城市在经济发展中的支撑作用与促进作用就显得更具有重要意义。当前，城市创新试点建设仍处于探索深入阶段，国家希望通过实施城市创新试点政策，提升城市经济发展水平。在全国范围内，不同城市对城市创新试点政策的实施效果存在着明显差异，随着创新试点范围的不断扩大，城市经济发展不均衡、城市创新试点政策的影响不显著等问题也逐渐突出。这些问题仅仅从理论上来判断是明显不足的，因此需要进一步研究城市创新试点政策对城市经济发展是否起到增长效应，探讨各城市之间对城市创新试点的反应程度差异的形成因素，具体分析城市创新试点政策对城市经济增长的影响方面，探讨促使城市创新试点增长效应可持续化的有效措施。基于此，本文结合了2003—2016 年的城市数据，对城市创新试点政策进行多期双重差分模型分析，从而对城市实施创新试点政策对经济发展的影响有更深入的了解和把握。

1 文献综述

1.1 城市经济发展的影响因素

首先，城市经济发展必然受到城市自身区位优势的影响。王家庭和贾晨蕊[1]提出城市地理区位的不同会让城市经济发展呈现出不同的反应，主要体现在东部地区的城市经济增长水平普遍较高，西部地区的城市经济增长水平普遍较低。

其次，城市的经济发展离不开中央和各地政府的政策支持，李政等[2]认为政府主导并直接参与有助于提升区域创新效率。段巍等[3]肯定该观点并提出政府对行政等级高的城市具有一定的政策偏向，使得这些城市在获取更多指标的同时，进一步提高了城市首位度，也带动了城市GDP 水平的提升，促进城市的经济增长。

再次，城市经济发展也离不开企业发展，企业发展同样也需要政府的帮助，郭玥[4]指出政府创新补助会促进企业创新投入和创新产出的增加。企业获得创新补助后会向外释放积极信号，继而吸引更多的资源集聚，这样也就促使了城市经济的增长。同时，陈利等[5]认为产业专业化程度的提升有助于激励城市经济增长。

最后，陈海山[6]认为城市经济发展还需要人口和资本等经济要素的积累，在这些经济要素集聚的基础上，城市也就拥有一定的发展水平。韩峰和李玉双[7]提出产业发展有利于提高所在城市人口规模，使城市人口增长与企业发展形成协同作用。但也只有适度的产业发展水平才能对企业创新起到积极作用，有效降低技术创新风险[8]。

1.2 城市创新试点政策的影响

城市创新试点政策是国家支持的城市发展项目，按照梅林和席强敏[9]所说，为了实现城市经济增长，国家必须要坚持试行城市创新试点政策，坚持因城施策，探索出符合城市自身发展阶段的创新路径。

随着城市创新试点政策的深入发展，Wang等[10]指出城市高等院校的科研水平越高，城市创新效率也会越高，对国家级创新城市的促进效应也会随之提升。同时，聂飞和刘海云[11]还指出国家创新型城市建设总体上提升了我国的外商直接投资(FDI)的质量，并且对东部以及中部地区的城市FDI具有更明显的促进作用，也就促进了城市产业水平提升，从而使得城市创新试点政策对城市经济发展也产生了积极的带动作用。张浩然和衣保中[12]认为城市创新试点政策能够优化城市空间结构，减少资源浪费，有利于整合资源要素，促进城市经济发展。在此基础上，陈超凡等[13]认为城市创新试点政策能够将城市与绿色有效结合，促进城市绿色可持续发展，推进低碳经济，在经济发展的同时保护环境[14]。

2 理论分析

从理论上来讲，国家实施城市创新试点政策对城市的经济发展会产生显著的增长作用，原因主要是以下几个方面。

2.1 政府引领作用增强

城市创新试点政策是在国家创新发展战略和建设战略的基础上产生的，结合了国家和地方的共同合作力量，从部分试点到广泛普及，继而推动了城市经济发展水平的提升。政府行为会给产业创新效率带来一定的影响，同时也就会给城市经济发展带来影响[15]。这就意味着在城市创新试点政策的实施中政府的参与必不可少。政府必须在具体实施创新试点政策时起到正确的引领作用，科学合理地规划城市创新发展路线，这样才能使得创新试点政策产生积极的影响。

2.2 要素集聚效率提高

城市创新试点政策提高了城市的资源分配和集聚的效率，给城市创新要素供给提供更有力的保障，带动了城市经济发展。一方面，政府大力支持高新技术的发展，政府对高校的资金补助以及人才的大力培养，形成基础的知识要素供给链。另一方面，城市创新试点政策还积极促进高等学校建设科学研究基地，与市场上的企业进行共同合作。在此基础上，知识要素与技术要素的结合，形成了一定的人口要素。在试点政策的基础上，政府提出针对人才发展的方案，为城市经济发展奠定了良好的要素基础，从而能够提高城市经济发展水平。

2.3 企业主体地位提升

城市创新试点政策也涉及城市的企业发展方面的一系列措施，有利于加快吸引企业创新投入，激励国内企业提高创新水平。正是试点政策的实施，激发了城市创新活力，为企业创新搭建更好的平台。城市创新试点政策提升了企业在城市创新中的主体地位，促使创新要素向企业集聚，增强了企业的国际竞争力和对外贸易程度，有利于激励企业增加创新固定资产投资。这也就在企业层面增加了城市创新试点政策的影响力，即表明了试点政策对城市经济发展起到了积极的带动作用。

2.4 城市创新环境优化

城市创新试点政策为城市发展营造了一个全新的环境，也带来全新的经济发展动力。政府通过加强基础设施建设，完善交通运输等方面的基础条件，为城市经济发展提供更便捷的提升通道。试点政策的实施给市场环境带来新的生机，促进产学研之间的协同创新合作，同时也给市场提供了一个更加公平安全的竞争创新机会，促使企业之间良性竞争、自由创新创业。此外，城市创新试点政策是一项长期项目，需要政府长期跟踪、监测与考察其创新效果。因此试点政策也优化了政府职能，提高政府工作效率。

3 实证研究

3.1 模型构建

自2008 年至2018 年，国家陆续设立了78 个创新试点城市，本文选取了2008—2013 年的47 个试点城市，将试点城市作为实验考察对象，与其他非试点城市进行对照。由于城市创新试点政策实施时间存在不同，本文采取了多期DID 分析方法，从而对试点政策对城市经济发展的带动效应进行实践检验。本文借鉴了Autor[16]、李政和杨思莹[17]的做法，根据各城市创新试点政策的实施时间将试点政策设为虚拟变量，即对试点政策实施当年及以后的年份赋值为1，对未实施试点政策的年份赋值为0。同时，构建起多期双重差分模型:

如上式中所表示，Ued 表示城市经济发展水平，testit表示城市创新试点政策，∂1用来表示试点政策对城市经济发展的影响效果。yeark表示所有测度范围的时间虚拟变量，Xjit表示所有的控制变量，μcity表示各城市个体固定效应，εit为随机误差项。

3.2 变量选取和数据处理

城市经济发展是本文的被解释变量。本文中用地区生产总值来衡量城市经济发展状况。

城市创新试点政策是本文的核心解释变量。通过虚拟变量的形式将其设定。同时，本文中还有其他影响因素加以衡量，具体包括:外商直接投资、人力资本水平、金融发展水平、产业结构水平。

本文诸多城市样本中剔除了一些数据缺失严重的城市，同时也剔除了2018 年最新设立的17 个创新试点城市的数据，最终本文中一共包含了245 个城市，数据选取时间为2003—2016 年。其中，实施城市创新试点政策的城市仅有47 个，没有实施试点政策的城市有198 个。本文从国家统计局官网上获取到这14 年的国内生产总值的年度数据，四个控制变量的数据则皆来自EPS 数据平台。

3.3 实证结果分析

3.3.1 描述性统计

基于以上数据，进行简单的描述性统计。统计结果如表1 所示。

表1 描述性统计

3.3.2 单位根检验

由表2 结果可知，所有变量单位根检验显著拒绝变量非平稳的原假设，检验结果显示为平稳，因此不存在单位根，可以直接进行回归分析。

表2 单位根检验

3.3.3 相关性分析

为了防止出现共线性问题形成偏误，本文对选取的变量进行相关分析。其中，treat 用来表示虚拟变量，即用treat＝1 来表示试点城市，treat＝0 表示非试点城市。

如表3 所示，城市创新试点政策与城市经济发展之间的相关系数为0.558，即在1%的水平上显著为正。在此基础上可以初步推断城市创新试点政策能够对城市经济发展起到一定的增长效应。同时在表3 中可以看出，所有的自变量之间的相关系数最大没有超过0.8，因此不存在共线性问题。

表3 相关性分析

3.3.4 平行趋势检验

本文为了进一步进行多期DID 研究，通过平行趋势假说来考察实验组与对照组是否在政策实施前具有共同趋势。

如图1 所示，横轴表示年份，纵轴表示系数。从图中显示的系数可以看出，在政策实施前，即横轴t以前的图像上，系数都在0 轴附近，这表明实验组与对照组之间没有太大差别；在政策实施后，即在横轴t之后的图像上，我们可以明显看出城市创新试点政策的影响系数有显著增加，由此可以推断出在城市创新试点政策的影响下，城市经济发展水平显著提高。

图1 平行趋势检验

3.3.5 双重差分模型及稳健性检验

由于本文中使用的是多期DID 模型，所以需要关注试点政策treat 这一虚拟变，通过逐步加入控制变量的方法来进行研究分析。结果如表4 所示。在回归分析(1)中，首先只加入了城市创新试点政策这一个虚拟变量，可以得出试点政策这一虚拟变量在1%的水平上显著为正。这就说明了城市创新试点政策对城市经济发展可以起到促进作用。在回归分析(2)中，加入了影响城市经济发展的控制变量，包括外商直接投资水平、人力资本水平，在回归分析(3)中，又加入了金融发展水平和产业结构水平两个控制变量，从表中可以看出试点政策变量的回归系数始终保持在1%的水平上显著为正。这就说明了城市创新试点政策对城市经济发展具有显著的增长提升作用。

表4 稳健性检验

在此基础上，为了能够顺利进行PSM－DID(双重差分倾向得分匹配)检验，我们就需要在此之前进行一次平衡趋势检验(表5)。

表5 PSM 平衡趋势检验

从表5 中%bias 数值可以看出，匹配前的变量之间存在较大差异，若直接将处理组与控制组进行比较分析，那么得到的结果将不可信；一般认为，匹配后的标准化均值差异的绝对值小于10%可被认为是匹配质量较佳且结果可信，从表中可以看出，匹配后所有协变量的%bias 均小于10%，且都明显小于匹配前的%bias，%bias 的绝对值较匹配前大幅下降了78.5%～97.8%，说明匹配后的处理组与控制组在各变量上均已不存在显著的差异，匹配效果理想。

在此基础上，我们进行双重差分倾向得分匹配检验(表6)。从表6 可以得知，基于双重差分倾向匹配得分模型进行的稳健性检验，城市创新试点政策这一虚拟变量的回归系数始终在1%的水平上显著为正。这也就进一步说明了城市创新试点政策对城市经济发展具有带动效应。

表6 基于双重差分模型的稳健性检验

4 结论

创新作为国家经济发展的重要动力，尤其是在新的发展背景下，分析城市创新试点政策给城市经济发展所能带来的影响就显得更为重要。根据上述研究，首先从整体来看城市创新试点政策对城市经济发展起到正向的增长效应，有效提高了城市经济发展水平。其次，该研究表明了城市创新试点政策是可以通过政府资金支持、加大企业投资力度、提高城市人才集中水平以及促进城市要素整合等方式，对城市经济发展起到带动作用。

基于上述结论，本文提出以下几点关于城市创新试点政策的发展建议:

第一，从城市层面，推动城市创新试点需要坚持因地制宜的原则，形成多元化发展战略；加强对试点城市的效果评价与检测，总结经验，及时调整试点措施。要实现城市创新试点政策对经济发展的增长效应，必须坚持因城施策，探索符合城市自身发展阶段的创新路径。

第二，从企业角度考虑，要加快实现城市创新试点目标，加快建设创新型国家，带动城市经济增长，必须要鼓励实体经济提高实体投资，实现“脱虚向实”，促进多层次市场健康持续发展。企业在市场上发挥主体作用，加大企业创新成本投资，积极促进企业与高校人才的配合，提高企业投资水平。

第三，在政府层面上，政府在制定试点政策的过程中，应该重点关注更具活力和创新能力的中小型企业，同时也应该把政策重点放在经济欠发达的城市或地区。为促进城市经济发展，政府还需要对城市的公用事业进行有效的监管，建立完备的监管体系。

第四，在科学技术创新方面，经济与科技的深度融合是必然趋势。在城市创新试点过程中，要以科技创新来推动经济的高质量增长，必须要促进科技和经济的融合，加快产学研的建构。同时，必须在城市中营造多样化的创业创新环境，更好地促进城市经济增长，扩大城市创新的带动效应。