郭金花，陳 鑫，郭檬楠

(1.山西財(cái)經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院， 山西 太原 030006；2.山西財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院， 山西 太原 030006)

一、 引言

在中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展的新階段，單純依靠勞動(dòng)力、資本等傳統(tǒng)要素驅(qū)動(dòng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式難以為繼，通過(guò)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)實(shí)現(xiàn)要素投入向結(jié)構(gòu)效率良性轉(zhuǎn)變，促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)成為經(jīng)濟(jì)向高質(zhì)量發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的重要路徑。國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)創(chuàng)新政策試點(diǎn)(簡(jiǎn)稱“創(chuàng)新政策試點(diǎn)”)作為推進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展的綜合載體與科技創(chuàng)新合作的前沿陣地[1]，是貫徹落實(shí)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略、建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家的重大戰(zhàn)略部署。2021年3月的政府工作報(bào)告中明確指出，支持有條件的地方建設(shè)國(guó)際和區(qū)域科技創(chuàng)新中心，增強(qiáng)國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)的帶動(dòng)作用。自2009年北京中關(guān)村國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)獲批以來(lái)，先后批準(zhǔn)了21個(gè)國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)開(kāi)展先行先試，其承擔(dān)著集聚創(chuàng)新資源、培育創(chuàng)新性企業(yè)、推進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展等多種角色。目前，隨著創(chuàng)新政策試點(diǎn)的推進(jìn)，大量人才、資本等創(chuàng)新要素向示范區(qū)匯聚，激發(fā)了試點(diǎn)地區(qū)的創(chuàng)新活力與創(chuàng)新潛能，成為帶動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要力量。

國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)作為政府參與和支持創(chuàng)新活動(dòng)的重要舉措[2]，旨在打造高水平創(chuàng)新示范載體，全面推進(jìn)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略實(shí)施。高質(zhì)量發(fā)展背景下，國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)試點(diǎn)能否在建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家和實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略中發(fā)揮創(chuàng)新引領(lǐng)作用，帶動(dòng)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，對(duì)推進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展意義重大。梳理相關(guān)研究，學(xué)者們?cè)谠擃I(lǐng)域進(jìn)行了諸多有益探究。一方面，學(xué)者們就典型個(gè)案示范區(qū)的發(fā)展模式與戰(zhàn)略措施等進(jìn)行了分析探討，如陳遠(yuǎn)燕等[3]深入考察了中關(guān)村國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)內(nèi)稅收優(yōu)惠政策；解佳龍等[4]梳理了中關(guān)村、光谷和張江等典型國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)的科技人才政策實(shí)施效果；張永安和關(guān)永娟[5]發(fā)現(xiàn)中關(guān)村國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)政策顯著促進(jìn)了創(chuàng)新能力提升進(jìn)而對(duì)北京地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮了重要影響，也有研究指出推動(dòng)國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)高質(zhì)量發(fā)展應(yīng)不斷完善其產(chǎn)業(yè)鏈布局、建立創(chuàng)新評(píng)價(jià)體系、吸引并激發(fā)創(chuàng)新要素集聚效應(yīng)發(fā)揮[1]，但總體上這些研究?jī)H聚焦于部分典型示范區(qū)某類具體政策對(duì)當(dāng)?shù)貏?chuàng)新發(fā)展的帶動(dòng)效應(yīng)。另一方面，學(xué)者們關(guān)注到了國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)試點(diǎn)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)以及創(chuàng)新能力提升效應(yīng)等，如魏麗和卜偉[6]對(duì)國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)政策試點(diǎn)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)效應(yīng)進(jìn)行整體平均化評(píng)估與個(gè)案評(píng)估發(fā)現(xiàn)，該類示范區(qū)設(shè)立的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)明顯，但也存在地區(qū)異質(zhì)性；顧偉忠和周新苗[7]采用隨機(jī)前沿模型對(duì)中關(guān)村示范區(qū)的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算以挖掘其波動(dòng)特征并尋找影響因素；周陽(yáng)敏和王前前[8]指出國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)政策試點(diǎn)是促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和完善區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)的重要戰(zhàn)略，并實(shí)證發(fā)現(xiàn)示范區(qū)能顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化。也有學(xué)者從宏微觀不同層面重點(diǎn)關(guān)注了國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)政策試點(diǎn)的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)效應(yīng)，如有學(xué)者基于“要素—結(jié)構(gòu)—功能”分析范式，從創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新主體及創(chuàng)新環(huán)境等維度綜合評(píng)價(jià)典型示范區(qū)的創(chuàng)新能力[9-10]；梁向東和陽(yáng)柳[11]發(fā)現(xiàn)國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)建設(shè)提高了地區(qū)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)效率，但其創(chuàng)新溢出效應(yīng)不明顯；晏艷陽(yáng)和嚴(yán)瑾[12]指出示范區(qū)設(shè)立帶來(lái)的“政策效應(yīng)”和“集聚效應(yīng)”能夠顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新；郭金花等[2]指出創(chuàng)新政策試點(diǎn)可通過(guò)加強(qiáng)政策激勵(lì)、促進(jìn)良性市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)等促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提升。

學(xué)者們關(guān)注到了部分典型示范區(qū)某類具體政策對(duì)當(dāng)?shù)貏?chuàng)新發(fā)展的帶動(dòng)效應(yīng)，也有學(xué)者從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)以及創(chuàng)新效應(yīng)等多方面、多維度對(duì)國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)建設(shè)的總體政策效應(yīng)進(jìn)行評(píng)價(jià)，但僅有少數(shù)學(xué)者挖掘政策效應(yīng)發(fā)揮作用的內(nèi)在機(jī)理。高質(zhì)量發(fā)展下，全要素生產(chǎn)率作為衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的重要指標(biāo)，國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)創(chuàng)新政策試點(diǎn)在助推城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)方面發(fā)揮了怎樣的影響效應(yīng)，具體機(jī)理是什么，鮮有研究專門就此議題進(jìn)行深入探究。

基于此，本文選取2006—2017年中國(guó)285個(gè)城市樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)創(chuàng)新政策試點(diǎn)對(duì)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的政策效應(yīng)及作用機(jī)制。主要貢獻(xiàn)在于：(1)以國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)創(chuàng)新政策試點(diǎn)為準(zhǔn)自然試驗(yàn)，采用雙重差分模型實(shí)證檢驗(yàn)該創(chuàng)新政策試點(diǎn)對(duì)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的政策效果，有效克服了傳統(tǒng)估計(jì)方法由于遺漏變量等導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題；(2)從創(chuàng)新要素集聚視角切入，深入揭示了創(chuàng)新政策試點(diǎn)通過(guò)促進(jìn)人才、資金及技術(shù)等要素集聚促進(jìn)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的作用機(jī)制，有助于厘清創(chuàng)新政策試點(diǎn)發(fā)揮作用的路徑機(jī)制；(3)考察了不同地理區(qū)位、行政等級(jí)及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平類型城市，創(chuàng)新政策試點(diǎn)影響城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)政策效應(yīng)的異質(zhì)性。

二、 理論機(jī)制與研究假設(shè)

(一) 創(chuàng)新政策試點(diǎn)與城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)

國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)創(chuàng)新政策試點(diǎn)是引領(lǐng)、帶動(dòng)與輻射各地區(qū)開(kāi)展自主創(chuàng)新活動(dòng)的綜合載體和增長(zhǎng)極，包括以單個(gè)城市進(jìn)行試點(diǎn)的自主創(chuàng)新示范區(qū)和以城市群為基礎(chǔ)單元組成的跨區(qū)域自主創(chuàng)新示范區(qū)，主要通過(guò)發(fā)揮創(chuàng)新政策引領(lǐng)者、創(chuàng)新環(huán)境營(yíng)造者和創(chuàng)新活動(dòng)資助者等角色，對(duì)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。

一是創(chuàng)新政策試點(diǎn)著力在創(chuàng)新體制機(jī)制上有所突破，出臺(tái)實(shí)施各種有利于創(chuàng)新活動(dòng)開(kāi)展的政策、法規(guī)，如開(kāi)展股權(quán)激勵(lì)試點(diǎn)、深化科技金融改革創(chuàng)新試點(diǎn)、支持新型產(chǎn)業(yè)組織參與國(guó)家重大科技項(xiàng)目等，著力打破創(chuàng)新資源配置的條塊分割，賦予了各創(chuàng)新主體更大自主權(quán)積極開(kāi)展創(chuàng)新活動(dòng)，能夠幫助各主體準(zhǔn)確識(shí)別創(chuàng)新機(jī)會(huì)，合理配置創(chuàng)新資源，提高創(chuàng)新的成功率進(jìn)而促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。二是創(chuàng)新政策試點(diǎn)著力營(yíng)造寬松的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)環(huán)境，完善創(chuàng)新服務(wù)、優(yōu)化新型基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等，對(duì)推動(dòng)創(chuàng)新成果加快轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力，促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)發(fā)揮了重要作用。如加快科技園區(qū)、創(chuàng)新孵化器建設(shè)、搭建“雙創(chuàng)”平臺(tái)等，為城市創(chuàng)新活動(dòng)的開(kāi)展提供了基礎(chǔ)設(shè)施條件，能打破科技創(chuàng)新活動(dòng)的時(shí)空距離障礙，降低科技市場(chǎng)信息不對(duì)稱，提高城市創(chuàng)新效率[13]，進(jìn)而對(duì)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)產(chǎn)生積極影響。三是國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)創(chuàng)新政策試點(diǎn)享有的人才、金融、稅收、土地利用等與創(chuàng)新相關(guān)的眾多優(yōu)惠政策，為促進(jìn)自主研發(fā)和構(gòu)建創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)創(chuàng)造了良好的政策環(huán)境[6]，特別是對(duì)區(qū)內(nèi)企業(yè)科技投入、補(bǔ)貼等優(yōu)惠和扶持，以及政府鼓勵(lì)高校、科研機(jī)構(gòu)開(kāi)展基礎(chǔ)知識(shí)與共性技術(shù)開(kāi)發(fā)，會(huì)直接推動(dòng)城市全要素生產(chǎn)率提升?；诖?，提出假說(shuō)1。

假說(shuō)1：創(chuàng)新政策試點(diǎn)有利于促進(jìn)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。

(二) 要素集聚是創(chuàng)新政策試點(diǎn)促進(jìn)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的重要作用路徑

創(chuàng)新活動(dòng)的開(kāi)展并非依賴于單一類型的創(chuàng)新要素，創(chuàng)新始于技術(shù)，重在人才，成于資本，城市創(chuàng)新發(fā)展離不開(kāi)人才、資本、技術(shù)等要素的支撐及協(xié)同互動(dòng)[14-15]。要素集聚是指人才、資金、技術(shù)、設(shè)備等各類要素的集中與匯合，能夠產(chǎn)生“1+1>2”集聚效應(yīng)，加快創(chuàng)新速度[16]，是驅(qū)動(dòng)城市持續(xù)創(chuàng)新發(fā)展的核心力量。以人才、資本、技術(shù)等為核心的要素集聚引起了各要素在地理空間范圍內(nèi)重新分布與優(yōu)化配置，有利于促進(jìn)各類要素間共享、匹配與學(xué)習(xí)[17]，發(fā)揮集聚的規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)與知識(shí)外溢效應(yīng)等[18-19]，推動(dòng)資源高效率配置進(jìn)而對(duì)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)發(fā)揮了重要作用。

良好的政策福利、創(chuàng)新環(huán)境條件等是促進(jìn)人才、資本、技術(shù)等要素集聚的前提[15]。國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)試點(diǎn)著力在創(chuàng)新體制機(jī)制上有所突破，通過(guò)優(yōu)化創(chuàng)新平臺(tái)與創(chuàng)新服務(wù)以及提供各類補(bǔ)貼及特殊政策優(yōu)惠和扶持等為要素集聚提供了良好的“政策效應(yīng)”，可吸引各類要素有效集聚。如政府補(bǔ)貼能為各類人才創(chuàng)造較為豐厚的薪資空間、福利待遇和創(chuàng)新獎(jiǎng)勵(lì)[20]，減免稅收以減少相關(guān)企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)成本等不斷地推進(jìn)示范區(qū)大量創(chuàng)新要素匯聚、形成創(chuàng)新“高地”。具體地，一是集聚區(qū)內(nèi)各創(chuàng)新主體可共享研發(fā)設(shè)備與創(chuàng)新基礎(chǔ)設(shè)施等，在減小研發(fā)投入成本的同時(shí)有利于促進(jìn)資源要素共享及利用效率提升，進(jìn)而獲得規(guī)模經(jīng)濟(jì)效率，促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)；二是人才、資本等要素集聚降低了創(chuàng)新活動(dòng)供需雙方的搜尋成本，促進(jìn)了各類要素的優(yōu)化組合，有助于市場(chǎng)匹配效率提升，如人才、資本及技術(shù)等要素集聚能凝聚集體智慧、形成創(chuàng)新鏈條、提供合作機(jī)會(huì)，優(yōu)化資源配置效率進(jìn)而促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)；三是因地理、知識(shí)鄰近性等，示范區(qū)內(nèi)多樣化創(chuàng)新要素間能保持高頻率互相來(lái)往和互動(dòng)，易于形成非正式面對(duì)面交流和學(xué)習(xí)機(jī)會(huì)使得創(chuàng)新活躍度明顯提升，也增強(qiáng)了高技能人才間的交流與學(xué)習(xí)進(jìn)而產(chǎn)生知識(shí)溢出，推進(jìn)創(chuàng)新成果數(shù)量與質(zhì)量提升并產(chǎn)生更大的生產(chǎn)收益[21]，促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)?；诖?，提出假說(shuō)2。

假說(shuō)2：人才、資本和技術(shù)等要素集聚是創(chuàng)新政策試點(diǎn)促進(jìn)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的作用路徑。

三、 模型構(gòu)建與變量說(shuō)明

(一) 實(shí)證模型構(gòu)建

基于前文理論分析，為識(shí)別創(chuàng)新政策試點(diǎn)對(duì)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響效應(yīng)，本文運(yùn)用雙重差分模型(DID)進(jìn)行政策效果評(píng)估。截至2020年，中國(guó)先后批設(shè)了21家國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)，分布于40多個(gè)城市，為本研究提供了一個(gè)較好的準(zhǔn)自然試驗(yàn)，同時(shí)，由于國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)批復(fù)設(shè)立是分批進(jìn)行的，而傳統(tǒng)雙重差分模型僅能對(duì)單一時(shí)點(diǎn)的政策試點(diǎn)效果進(jìn)行評(píng)估。因此，本文借鑒相關(guān)研究的做法[22-23]，構(gòu)建多期雙重差分模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，具體見(jiàn)模型(1)。

TFPit=α0+α1treatedit+φXit+μi+vt+εit

(1)

其中，TFP表示城市全要素生產(chǎn)率；treated表示創(chuàng)新政策試點(diǎn)，其系數(shù)反映創(chuàng)新政策試點(diǎn)對(duì)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響效應(yīng)；Xit表示控制變量，包括城市化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府干預(yù)、人力資本等；α0為常數(shù)項(xiàng)，μi表示個(gè)體固定效應(yīng)，vt表示時(shí)間固定效應(yīng)，εit表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

同時(shí)，為進(jìn)一步考察創(chuàng)新政策試點(diǎn)影響城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的作用機(jī)制，參考溫忠麟和葉寶娟[24]的中介效應(yīng)模型，本文在模型(1)基礎(chǔ)上，依次構(gòu)建了模型(2)與模型(3)進(jìn)行檢驗(yàn)。

aggit=β0+β1treatedit+φXit+μi+vt+εit

(2)

TFPit=γ0+γ1treated+γ2aggit+φXit+μi+vt+εit

(3)

模型(2)與模型(3)中agg表示要素集聚中介變量；模型(2)中treated的系數(shù)β1表示創(chuàng)新政策試點(diǎn)對(duì)要素集聚的影響效應(yīng)；若模型(2)中treated的系數(shù)β1與模型(3)中agg的系數(shù)γ2均顯著，表明要素集聚是創(chuàng)新政策試點(diǎn)促進(jìn)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的重要路徑；其余變量同前文定義一致。

(二) 樣本選擇與變量說(shuō)明

1. 全要素生產(chǎn)率(TFP)。參考相關(guān)研究，本文采用全域SBM方向性距離函數(shù)構(gòu)建Malmquist-Luenberger指數(shù)測(cè)算[25]。其中，期望產(chǎn)出采用城市地區(qū)生產(chǎn)總值表征，并以2005年為基期選用對(duì)應(yīng)城市所在省份的GDP價(jià)格指數(shù)平減成2005年不變價(jià)，以消除通貨膨脹因素；非期望產(chǎn)出采用城市二氧化硫排放量、煙塵排放量及工業(yè)廢水排放量三項(xiàng)指標(biāo)表征。投入指標(biāo)包括三個(gè)方面：勞動(dòng)力投入采用城市歷年單位從業(yè)人員數(shù)表征；資本投入采用城市固定資產(chǎn)資本存量表征，并借助永續(xù)盤存法進(jìn)行估算，公式為：Kit=Kit-1(1-δ)+Iit，其中，初始資本存量采用基期固定資產(chǎn)投資額除以10%表示，δ折舊率設(shè)定為9.6%；能源投入，采用城市用電量表征。

2. 創(chuàng)新政策試點(diǎn)(treated)。根據(jù)國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)創(chuàng)新政策試點(diǎn)獲批與否及獲批的時(shí)間，設(shè)置虛擬變量treated，將獲批國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)創(chuàng)新政策試點(diǎn)所在的城市定義為實(shí)驗(yàn)組，沒(méi)有獲批的城市定義為控制組。并結(jié)合獲批時(shí)間，將國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)設(shè)立當(dāng)年及以后實(shí)驗(yàn)組對(duì)應(yīng)的treated變量賦值為1，設(shè)立之前的賦值為0，其余控制組對(duì)應(yīng)的treated變量賦值為0。

3. 要素集聚(agg)。人才是一個(gè)城市創(chuàng)新發(fā)展中最具活力的要素，是技術(shù)研發(fā)活動(dòng)的直接參與主體；資金是維持創(chuàng)新活動(dòng)的物質(zhì)基礎(chǔ)，研發(fā)活動(dòng)開(kāi)展、科技基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等均離不開(kāi)資金支撐；而先進(jìn)管理經(jīng)驗(yàn)、技術(shù)等能為科技研發(fā)及成果轉(zhuǎn)化提供良好支撐，三者構(gòu)成了創(chuàng)新的核心要素。因此，本文采用人才集聚、研發(fā)資金集聚與技術(shù)集聚三個(gè)方面的加權(quán)平均值綜合反映城市要素集聚水平。其中，人才集聚(talent)，采用從事金融業(yè)、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)、科學(xué)研究、教育業(yè)、文化體育和娛樂(lè)業(yè)以及租賃和商業(yè)服務(wù)業(yè)人員的區(qū)位熵指數(shù)表征；研發(fā)資金集聚(capi)，采用科學(xué)技術(shù)支出占GDP比重表征；技術(shù)集聚(tech)，采用人均發(fā)明專利、實(shí)用新型專利與外觀設(shè)計(jì)專利總授權(quán)量表征。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

4. 控制變量。為了控制其他因素對(duì)城市全要素生產(chǎn)率的影響，在梳理相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上[26-28]，本文選擇了如下控制變量：城市化水平采用城鎮(zhèn)從業(yè)人員占總?cè)丝诒戎睾饬?；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)采用配第-克拉克產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù)衡量，其中，indu=θ1t+2θ2t+3θ3t，θit表示在t時(shí)期第i(i=1,2,3)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重；人力資本水平采用城市普通高校在校生人數(shù)占總?cè)丝诒戎睾饬?；?duì)外開(kāi)放水平采用城市年度實(shí)際外商投資額占GDP比重衡量，并利用歷年人民幣年平均匯率進(jìn)行換算。另外，本文還加入政府干預(yù)、信息化水平、市場(chǎng)化水平等變量用以控制其對(duì)城市全要素生產(chǎn)率的影響，其中，政府干預(yù)采用政府科學(xué)教育支出占財(cái)政總支出比重衡量；信息化水平采用城市年末郵電業(yè)務(wù)量占GDP比重衡量；市場(chǎng)化水平采用省級(jí)層面測(cè)算的市場(chǎng)化水平與城市數(shù)據(jù)匹配獲得，即“非國(guó)有經(jīng)濟(jì)占工業(yè)總產(chǎn)值的比重、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)在全社會(huì)固定資產(chǎn)總投資中的比重及非國(guó)有經(jīng)濟(jì)就業(yè)人口占總就業(yè)人口比重”三個(gè)指標(biāo)加權(quán)平均衡量。本文選取2006—2017年中國(guó)285個(gè)地級(jí)市面板數(shù)據(jù)為研究樣本，數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》等，變量描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

圖1 共同趨勢(shì)檢驗(yàn)

四、 實(shí)證結(jié)果分析

(一) 基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

采用雙重差分模型的一個(gè)重要前提是政策實(shí)施前的實(shí)驗(yàn)組與控制組具有共同趨勢(shì)。為了檢驗(yàn)研究問(wèn)題是否滿足這一前提，本文對(duì)實(shí)驗(yàn)組與控制組政策試點(diǎn)前后的城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)變化進(jìn)行了共同趨勢(shì)檢驗(yàn)(見(jiàn)圖1)。結(jié)合圖1可知，在創(chuàng)新政策試點(diǎn)實(shí)施的前3年，每個(gè)時(shí)期的政策變量系數(shù)均與0無(wú)顯著差異，表明滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，即本文政策效果評(píng)估適用于雙重差分模型。在創(chuàng)新政策試點(diǎn)實(shí)施后的3年，各時(shí)期政策變量的系數(shù)整體顯著大于0，初步驗(yàn)證了創(chuàng)新政策試點(diǎn)對(duì)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)具有顯著的正向影響。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

基準(zhǔn)回歸結(jié)果顯示，表2中列(1)為不加入控制變量的情況下，政策變量(treated)的回歸系數(shù)為0.199，在1%水平下顯著；列(2)為不加入控制變量但控制時(shí)間和地區(qū)效應(yīng)的情況下，treated的回歸系數(shù)為0.097，在10%水平下顯著；列(3)為加入控制變量且控制時(shí)間和地區(qū)效應(yīng)的情況下，treated的回歸系數(shù)為0.109，在5%水平下顯著，表明創(chuàng)新政策試點(diǎn)能顯著促進(jìn)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，假說(shuō)1得到驗(yàn)證。

從控制變量看，城鎮(zhèn)化水平對(duì)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的回歸系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，究其原因，在城鎮(zhèn)化過(guò)程中，生產(chǎn)資源進(jìn)一步集聚，其中人口數(shù)量集聚和質(zhì)量提升均會(huì)對(duì)城市全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，負(fù)向影響在一定程度上反映了目前我國(guó)城鎮(zhèn)化更多的是勞動(dòng)力數(shù)量不斷向城鎮(zhèn)集聚的過(guò)程而非質(zhì)量提升[29]，而勞動(dòng)力數(shù)量高度集聚可能會(huì)出現(xiàn)“城市病”等擁擠效應(yīng)現(xiàn)象[30]，在一定程度上抑制了城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)在10%水平下顯著為負(fù)，表明目前產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍未能有效促進(jìn)“結(jié)構(gòu)紅利”充分釋放，對(duì)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)產(chǎn)生了一定的抑制作用；對(duì)外開(kāi)放程度的回歸系數(shù)在1%水平下顯著為正，表明對(duì)外開(kāi)放有利于吸引外資，特別是先進(jìn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)的引入有利于促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)；而其余變量的影響均不顯著。

(二) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 剔除直轄市樣本?？紤]到北京、天津、上海與重慶四個(gè)直轄市在行政等級(jí)及經(jīng)濟(jì)規(guī)模等方面的特殊性，本文將其從研究樣本中予以剔除，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由表3中列(1)與列(2)可知，創(chuàng)新政策試點(diǎn)變量對(duì)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，本文研究結(jié)論不變。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2. PSM-DID檢驗(yàn)。創(chuàng)新政策試點(diǎn)不是隨機(jī)進(jìn)行的，而對(duì)非隨機(jī)樣本直接進(jìn)行估計(jì)將產(chǎn)生樣本選擇性偏差，同時(shí)，對(duì)于進(jìn)行創(chuàng)新政策試點(diǎn)與未進(jìn)行政策試點(diǎn)的城市而言，其全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的部分差異也可能是由其他不可觀測(cè)因素導(dǎo)致。傾向得分匹配-雙重差分法(PSM-DID)可有效克服這些問(wèn)題，得到一個(gè)干凈的政策處理效應(yīng)，因此，采用PSM-DID方法再次進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體地，采用Logit回歸及1∶1鄰近匹配得到傾向值得分，并根據(jù)得分值對(duì)未進(jìn)行政策試點(diǎn)的城市與進(jìn)行政策試點(diǎn)的城市進(jìn)行匹配，將配對(duì)成功的樣本視為實(shí)驗(yàn)組，再次進(jìn)行回歸估計(jì)。表3中列(3)與列(4)顯示，政策變量的回歸系數(shù)至少在10%水平下顯著為正，研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

3. 基于單一時(shí)點(diǎn)DID估計(jì)。借鑒已有研究[31]，本文通過(guò)選擇某一時(shí)間節(jié)點(diǎn)進(jìn)行創(chuàng)新政策試點(diǎn)的城市為研究對(duì)象，進(jìn)行單一時(shí)點(diǎn)雙重差分穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體地，以2009年第一批國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)創(chuàng)新政策試點(diǎn)為時(shí)間節(jié)點(diǎn)，并將2009年進(jìn)行創(chuàng)新政策試點(diǎn)的城市作為實(shí)驗(yàn)組，其余城市作為對(duì)照組，同時(shí)為了避免2009年之后進(jìn)行創(chuàng)新政策試點(diǎn)城市樣本對(duì)回歸結(jié)果的干擾，本文剔除了2009年之后進(jìn)行試點(diǎn)的城市并進(jìn)行回歸估計(jì)。其中，treated0為時(shí)間虛擬變量(year)和組別虛擬變量(test)的交乘項(xiàng)，表示政策效應(yīng)，結(jié)合表3中列(5)與列(6)可知，創(chuàng)新政策試點(diǎn)的回歸系數(shù)均在1%水平下顯著為正，研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

圖2 核密度分布

4. 安慰劑檢驗(yàn)。為排除本研究中城市全要素生產(chǎn)率變化是否受同一時(shí)期其他政策或隨機(jī)因素干擾，本文進(jìn)一步采用安慰劑檢驗(yàn)。具體地，在285個(gè)城市樣本中隨機(jī)選出52個(gè)城市作為虛擬實(shí)驗(yàn)組，剩余233個(gè)城市樣本作為對(duì)照組，隨機(jī)抽樣100次按模型(1)回歸估計(jì)，估計(jì)系數(shù)的核密度分布見(jiàn)圖2。由圖2知，100次抽樣中絕大多數(shù)估計(jì)系數(shù)t值的絕對(duì)值分布在2以內(nèi)，這表明創(chuàng)新政策試點(diǎn)變量估計(jì)系數(shù)絕大多數(shù)在統(tǒng)計(jì)上未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，即未被觀測(cè)到的其他政策或隨機(jī)因素對(duì)結(jié)果的影響較小。

五、 進(jìn)一步分析：作用機(jī)制與異質(zhì)性檢驗(yàn)

(一) 作用機(jī)制檢驗(yàn)

為驗(yàn)證“創(chuàng)新政策試點(diǎn)—要素集聚—城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)”這一作用機(jī)制，本文采用中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)合表4，列(1)與列(2)分別為創(chuàng)新政策試點(diǎn)對(duì)要素集聚的回歸結(jié)果以及創(chuàng)新政策試點(diǎn)、要素集聚對(duì)城市全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。列(1)中要素集聚變量的回歸系數(shù)為7.683，且在1%水平下顯著，表明創(chuàng)新政策試點(diǎn)有利于促進(jìn)城市要素集聚；列(2)中政策變量的回歸系數(shù)不顯著，要素集聚的回歸系數(shù)為0.004，且在5%水平下顯著，要素集聚發(fā)揮了完全中介效應(yīng)，表明創(chuàng)新政策試點(diǎn)通過(guò)促進(jìn)城市要素集聚促進(jìn)了城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，初步驗(yàn)證了假說(shuō)2。同時(shí)，Sobel檢驗(yàn)也證實(shí)了要素集聚中介效應(yīng)的存在性，要素集聚的中介效應(yīng)系數(shù)為0.035，約占總效應(yīng)的21.29%。

表4 作用機(jī)制檢驗(yàn)回歸結(jié)果

進(jìn)一步地，列(3)與列(4)分別為創(chuàng)新政策試點(diǎn)對(duì)人才集聚的回歸結(jié)果以及創(chuàng)新政策試點(diǎn)、人才集聚對(duì)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的回歸結(jié)果。列(3)中人才集聚變量的回歸系數(shù)為0.143，且在1%水平下顯著，表明創(chuàng)新政策試點(diǎn)有利于促進(jìn)城市人才集聚；列(4)中創(chuàng)新政策試點(diǎn)與人才集聚變量的回歸系數(shù)依次為0.101與0.053，且均在10%水平下顯著，表明創(chuàng)新政策試點(diǎn)通過(guò)吸引城市人才集聚，為城市創(chuàng)新發(fā)展奠定了良好的人力資本基礎(chǔ)，進(jìn)而促進(jìn)了城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。同時(shí)，Sobel檢驗(yàn)進(jìn)一步證實(shí)了人才集聚中介效應(yīng)的存在性，中介效應(yīng)系數(shù)為0.104，約占總效應(yīng)的6.35%。

列(5)與列(6)分別為創(chuàng)新政策試點(diǎn)對(duì)研發(fā)資本集聚的回歸結(jié)果以及創(chuàng)新政策試點(diǎn)、研發(fā)資本集聚對(duì)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的回歸結(jié)果。結(jié)合列(5)可知，研發(fā)資本集聚變量的回歸系數(shù)為13.443，且在1%水平下顯著，表明創(chuàng)新政策試點(diǎn)有利于促進(jìn)城市研發(fā)資本集聚。列(6)中創(chuàng)新政策試點(diǎn)與研發(fā)資本集聚變量的回歸系數(shù)依次為0.100與0.001，且在10%與5%水平下顯著，表明創(chuàng)新政策試點(diǎn)能有效促進(jìn)城市研發(fā)資本集聚，為城市創(chuàng)新活動(dòng)的開(kāi)展提供了有力的資金支持，進(jìn)而有利于促進(jìn)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。同時(shí)，Sobel檢驗(yàn)進(jìn)一步證實(shí)了研發(fā)資金集聚中介效應(yīng)的存在性，且其中介效應(yīng)系數(shù)為0.023，約占總效應(yīng)的14.08%。

同理，結(jié)合列(7)與列(8)可知，列(7)中技術(shù)集聚變量的回歸系數(shù)為9.462，在1%水平下顯著，表明創(chuàng)新政策試點(diǎn)有利于促進(jìn)城市技術(shù)集聚。列(8)中創(chuàng)新政策試點(diǎn)與技術(shù)集聚變量的回歸系數(shù)依次為0.070與0.004，且僅技術(shù)集聚變量在1%水平下顯著，即存在完全中介效應(yīng)，表明創(chuàng)新政策試點(diǎn)能有效促進(jìn)城市技術(shù)集聚，為城市科技研發(fā)及成果轉(zhuǎn)化提供先進(jìn)管理經(jīng)驗(yàn)與技術(shù)支撐，進(jìn)而促進(jìn)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。同時(shí)，Sobel檢驗(yàn)進(jìn)一步證實(shí)了技術(shù)集聚中介效應(yīng)的存在性，且其中介效應(yīng)系數(shù)為0.016，約占總效應(yīng)的9.94%。

(二) 區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)

由于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非均衡性，各城市在地理區(qū)位、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等方面差異明顯,創(chuàng)新政策試點(diǎn)效果也往往存在一定的差異性。一般而言，具備優(yōu)勢(shì)區(qū)位條件的城市經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、科技創(chuàng)新能力和商業(yè)活躍度相對(duì)較強(qiáng)，同時(shí)，也具有獲取要素資源便捷、交易成本較低等特征，因此，這類城市實(shí)施創(chuàng)新政策試點(diǎn)有利于促進(jìn)政策效應(yīng)發(fā)揮；而對(duì)于非省會(huì)城市、三線及以下城市等缺乏優(yōu)勢(shì)特征的城市，其自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展、地緣缺陷及配套產(chǎn)業(yè)不完善等導(dǎo)致承載各類要素的配套高技術(shù)產(chǎn)業(yè)相對(duì)缺乏，仍沒(méi)有形成以創(chuàng)新要素為主導(dǎo)支撐的長(zhǎng)效機(jī)制，一定程度上不利于政策效應(yīng)的發(fā)揮。因此，為了檢驗(yàn)創(chuàng)新政策試點(diǎn)對(duì)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)影響的區(qū)域異質(zhì)性，本文進(jìn)一步將研究樣本進(jìn)行細(xì)分：依據(jù)城市地理區(qū)位將樣本劃分為東部城市、中部城市和西部城市，依據(jù)城市行政等級(jí)將樣本劃分為省會(huì)城市與非省會(huì)城市，依據(jù)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平將樣本劃分為一、二線城市與三線及以下城市，進(jìn)而深入考察不同類型城市創(chuàng)新政策試點(diǎn)對(duì)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)影響的區(qū)域異質(zhì)性，結(jié)果見(jiàn)表5。

對(duì)不同地理區(qū)位城市，結(jié)合表5，列(1)中東部城市創(chuàng)新政策試點(diǎn)變量的回歸系數(shù)為0.124，在5%水平下顯著，表明東部城市創(chuàng)新政策試點(diǎn)對(duì)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的促進(jìn)作用明顯；列(2)顯示中西部城市創(chuàng)新政策試點(diǎn)變量的回歸系數(shù)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明創(chuàng)新政策試點(diǎn)對(duì)中西部城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的政策效果不明顯。究其原因，東部地區(qū)城市經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較好、以及國(guó)家不斷加強(qiáng)東部沿海地區(qū)對(duì)外開(kāi)放的政策紅利等具有一定的區(qū)位優(yōu)勢(shì)，而中西部地區(qū)城市囿于經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較弱、科技創(chuàng)新能力不足以及交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展滯后等，在一定程度上導(dǎo)致創(chuàng)新政策試點(diǎn)效果在東部地區(qū)城市和中西部地區(qū)城市差異明顯。

對(duì)不同行政等級(jí)城市，結(jié)合表5，列(3)中省會(huì)城市創(chuàng)新政策試點(diǎn)變量的回歸系數(shù)為0.236，在1%水平下顯著；列(4)中非省會(huì)城市創(chuàng)新政策試點(diǎn)變量的回歸系數(shù)為0.107，在10%水平下顯著，表明相比于非省會(huì)城市，省會(huì)城市創(chuàng)新政策試點(diǎn)對(duì)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更明顯。究其原因，不同行政等級(jí)城市在經(jīng)濟(jì)規(guī)模、創(chuàng)新資源配置效率等方面具有較大差異，一般而言，省會(huì)及副省會(huì)城市是各省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的戰(zhàn)略中心和先行者，其經(jīng)濟(jì)規(guī)模、政策優(yōu)勢(shì)以及創(chuàng)新資源配置能力等均優(yōu)于省內(nèi)其他城市，這種行政等級(jí)差異在一定程度上強(qiáng)化了創(chuàng)新政策試點(diǎn)的政策效應(yīng)發(fā)揮。

對(duì)不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平城市，結(jié)合表5中列(5)與列(6)可知，一、二線城市政策變量的回歸系數(shù)在5%水平下顯著為正，三線及以下城市政策變量的回歸系數(shù)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明一、二線城市創(chuàng)新政策試點(diǎn)對(duì)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的促進(jìn)作用明顯，相比較而言，三線及以下城市政策試點(diǎn)效果不明顯。究其原因，一、二線城市相比于三線及以下城市而言，在綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力、城市發(fā)展水平、科技創(chuàng)新能力等各層面均有較大差距，這在一定程度上有利于強(qiáng)化一、二線城市政策效應(yīng)的發(fā)揮。

表5 不同類型城市異質(zhì)性回歸結(jié)果

六、 結(jié)論與啟示

基于2006—2017年中國(guó)285個(gè)城市面板數(shù)據(jù)，本文采用雙重差分模型實(shí)證考察了國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)創(chuàng)新政策試點(diǎn)對(duì)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響效應(yīng)及作用機(jī)制。研究結(jié)果表明：(1)創(chuàng)新政策試點(diǎn)有利于促進(jìn)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，通過(guò)變換城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)測(cè)度指標(biāo)、PSM-DID方法及單一時(shí)點(diǎn)雙重差分估計(jì)等檢驗(yàn)，均表明研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。(2)創(chuàng)新政策試點(diǎn)通過(guò)要素集聚促進(jìn)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，具體地，創(chuàng)新政策試點(diǎn)有利于城市吸引人才集聚、研發(fā)資金集聚及技術(shù)集聚進(jìn)而推動(dòng)了城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。(3)不同類型城市創(chuàng)新政策試點(diǎn)效果區(qū)域異質(zhì)性明顯，創(chuàng)新政策試點(diǎn)顯著促進(jìn)了東部城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，但對(duì)中西部城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響不顯著；創(chuàng)新政策試點(diǎn)對(duì)省會(huì)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的促進(jìn)作用明顯高于非省會(huì)城市；一、二線城市創(chuàng)新政策試點(diǎn)對(duì)城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的促進(jìn)作用明顯，三線及以下城市創(chuàng)新政策試點(diǎn)效果不明顯。

基于上述結(jié)論，本文提出如下對(duì)策建議：(1)總結(jié)國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)試點(diǎn)城市“先行先試”的成功經(jīng)驗(yàn)并加以推廣，切實(shí)推動(dòng)城市全要素生產(chǎn)率提升。對(duì)于已進(jìn)行政策試點(diǎn)的城市，應(yīng)持續(xù)推進(jìn)其試點(diǎn)改革，增強(qiáng)其輻射帶動(dòng)力，更大程度地發(fā)揮政策試點(diǎn)城市自主創(chuàng)新的引領(lǐng)示范作用，同時(shí)，也要對(duì)示范區(qū)運(yùn)行實(shí)施實(shí)時(shí)、有效的監(jiān)控，定期評(píng)估其經(jīng)濟(jì)績(jī)效及示范帶動(dòng)作用等，并予以及時(shí)反饋與調(diào)整，必要時(shí)可將試點(diǎn)效果不佳的城市采取退出機(jī)制。(2)激發(fā)創(chuàng)新要素的潛在增值能量，發(fā)揮各示范區(qū)要素集聚的“乘數(shù)效應(yīng)”。結(jié)合國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)政策試點(diǎn)的政策優(yōu)勢(shì)、產(chǎn)業(yè)發(fā)展目標(biāo)等，強(qiáng)化政府對(duì)科技研發(fā)活動(dòng)的戰(zhàn)略引領(lǐng)及科技支出等作用；制定更加寬松的人才引進(jìn)政策；開(kāi)展股權(quán)激勵(lì)試點(diǎn)、深化科技金融改革創(chuàng)新試點(diǎn)等，促進(jìn)示范區(qū)人才、金融資本、研發(fā)資金、高端技術(shù)等創(chuàng)新要素合理集聚，著力建設(shè)技術(shù)創(chuàng)新體系、制度創(chuàng)新體系和創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)，激發(fā)市場(chǎng)主體活力，推進(jìn)城市全要素生產(chǎn)率提升。(3)完善創(chuàng)新政策試點(diǎn)城市建設(shè)合理布局，堅(jiān)持因地制宜的差異化模式，提高政策試點(diǎn)的包容性與靈活性。各城市地理區(qū)位、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等差異明顯，不同類型城市在試點(diǎn)經(jīng)驗(yàn)推廣過(guò)程中，應(yīng)因地制宜地借鑒和汲取試點(diǎn)經(jīng)驗(yàn)，防止盲目追隨、模仿，構(gòu)建具有地方特色自主創(chuàng)新示范區(qū)，使各城市創(chuàng)新體系建設(shè)更具包容性、多元性。同時(shí)，也可通過(guò)政策設(shè)計(jì)強(qiáng)化對(duì)部分示范區(qū)的支持和傾斜，借助“互聯(lián)網(wǎng)+”、數(shù)字經(jīng)濟(jì)等搭建平臺(tái)推動(dòng)創(chuàng)新要素跨區(qū)域流動(dòng)，改善創(chuàng)新環(huán)境，優(yōu)化創(chuàng)新資源配置效率，全面提升各城市全要素生產(chǎn)率，緩減區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展差距。