景國文

(南開大學 經(jīng)濟學院，天津 300071)

一、前言

當前中國經(jīng)濟發(fā)展面臨國際貿易摩擦加劇、人口紅利減少、資源約束趨緊等多方面的問題，為此，需要加快轉變經(jīng)濟發(fā)展模式，實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展由創(chuàng)新驅動、促進經(jīng)濟增長向全要素生產(chǎn)率提升的內生型經(jīng)濟增長方式轉變。黨的十九大報告指出，當前中國經(jīng)濟已由高速增長階段轉入高質量發(fā)展階段。為建設創(chuàng)新型國家，2008年國務院頒布《國家知識產(chǎn)權戰(zhàn)略綱要》，2011年國家知識產(chǎn)權局印發(fā)《國家知識產(chǎn)權試點和示范城市(城區(qū))評定辦法》，為建設知識產(chǎn)權強國提供了一系列的制度支撐和政策保障，在2012—2019年間國家知識產(chǎn)權局先后評選了六批次的知識產(chǎn)權示范城市，知識產(chǎn)權示范城市對城市知識產(chǎn)權管理和服務能力、完善知識產(chǎn)權政策體系等方面都提出了明確的要求。那么，知識產(chǎn)權示范城市作為知識產(chǎn)權制度建設的先行示范區(qū)，究竟是否會驅動經(jīng)濟發(fā)展模式轉變、促進城市全要素生產(chǎn)率提升？如果能促進城市全要素生產(chǎn)率提升，又通過何種作用機制促進城市全要素生產(chǎn)率提升？其政策效果是否會存在異質性？對這些問題的研究所得出的研究結論，對于有序推動知識產(chǎn)權示范城市建設及促進經(jīng)濟高質量發(fā)展具有積極的政策啟示。

二、文獻綜述

現(xiàn)有關于全要素生產(chǎn)率相關方面的文獻比較豐富，已有文獻從基礎設施(孫廣召和黃凱南，2019)[1]、數(shù)字經(jīng)濟(劉傳明和馬青山，2020)[2]、融資約束(項松林和魏浩，2014；Chang and Tang，2006)[3～4]、金融摩擦(Midrigan and Xu，2014)[5]、外商直接投資(Kugler，2006；Driffield et al.，2010)[6～7]等方面進行研究。而眾多文獻中與本文相關的文獻主要包括知識產(chǎn)權保護對全要素生產(chǎn)率的影響、知識產(chǎn)權示范城市的政策評估兩方面。

第一，研究知識產(chǎn)權保護對全要素生產(chǎn)率的影響。從研究方法來看，主要是通過構建知識產(chǎn)權保護強度指標進行研究，朱樹林(2013)[8]采用立法強度和執(zhí)法強度的交互項來表示知識產(chǎn)權保護強度，研究發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權保護強度提升可以促進全要素生產(chǎn)率提升。彭衡和李揚(2019)[9]通過構建知識產(chǎn)權保護強度指標，研究發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權保護強度提升抑制了綠色全要素生產(chǎn)率提升，但是提升了沿海地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率。郭彥彥和吳福象(2021)[10]通過構建專利權保護指標，研究發(fā)現(xiàn)專利權保護程度主要通過促進關鍵性技術創(chuàng)新促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。

第二，知識產(chǎn)權示范城市政策評估方面的研究。已有研究多從技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級、創(chuàng)業(yè)等方面進行研究。在企業(yè)創(chuàng)新方面，徐揚和韋東明(2021)[11]研究發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權示范城市設立不僅能促進企業(yè)創(chuàng)新專利數(shù)量增加，而且能夠促進企業(yè)創(chuàng)新質量提升。在城市創(chuàng)新方面，張建剛等(2020)[12]研究發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權示范城市設立能通過促進企業(yè)創(chuàng)新、創(chuàng)新環(huán)境優(yōu)化等途徑促進城市創(chuàng)新水平提升。紀祥裕和顧乃華(2021)[13]研究發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權示范城市設立主要通過政府戰(zhàn)略引領、知識產(chǎn)權制度供給、創(chuàng)新要素配置促進城市創(chuàng)新質量提升。覃波和高安剛(2020)[14]研究發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權示范城市設立能夠通過優(yōu)化宏觀經(jīng)濟環(huán)境等途徑促進城市產(chǎn)業(yè)結構升級，并且在大城市、人力資本水平高的地區(qū)政策效果更加顯著。此外，知識產(chǎn)權示范城市設立還有助于促進創(chuàng)業(yè)(趙富森和李璐，2021)[15]。

上述文獻為本文研究知識產(chǎn)權示范城市設立對城市全要素生產(chǎn)率的影響提供了有益的參考，但是仍有一定的局限：一是關于知識產(chǎn)權保護指標的衡量，已有文獻構建知識產(chǎn)權保護指標，而指標的選取存在主觀性，難以準確全面反映知識產(chǎn)權的保護程度；二是關于知識產(chǎn)權示范城市設立政策評估方面的研究，主要集中在企業(yè)創(chuàng)新、城市創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級等方面，雖然技術創(chuàng)新一定程度上能夠反映地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質量，但全要素生產(chǎn)率是國家經(jīng)濟高質量發(fā)展的重要體現(xiàn)(陳中飛和江康奇，2021)[16]，因此研究知識產(chǎn)權示范城市設立對城市全要素生產(chǎn)率的影響，對于促進經(jīng)濟高質量發(fā)展具有重要的政策啟示。

與已有文獻相比，本研究可能的邊際貢獻主要有以下幾點：一是利用知識產(chǎn)權示范城市設立這一準自然實驗，研究知識產(chǎn)權示范城市設立對城市全要素生產(chǎn)率的影響，減少內生性問題的影響；二是從技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級兩方面，構建知識產(chǎn)權示范城市設立影響城市全要素生產(chǎn)率的作用機制，并且從地理位置、經(jīng)濟規(guī)模、人口規(guī)模、行政等級方面研究知識產(chǎn)權示范城市設立對城市全要素生產(chǎn)率的異質性影響，豐富了全要素生產(chǎn)率相關方面的文獻，對如何提升城市全要素生產(chǎn)率具有積極啟示。

三、政策背景與理論機制

(一)政策背景

為建設創(chuàng)新型國家，發(fā)揮知識產(chǎn)權在驅動城市經(jīng)濟發(fā)展中的重要作用，2005年國務院成立國家知識產(chǎn)權戰(zhàn)略制定工作小組，2008年6月頒布《國家知識產(chǎn)權戰(zhàn)略綱要》(以下簡稱“綱要”)，“綱要”提出了明確的知識產(chǎn)權戰(zhàn)略目標以及戰(zhàn)略要求。因此國家知識產(chǎn)權局2011年發(fā)布了《國家知識產(chǎn)權試點和示范城市(城區(qū))評定辦法》，并在2012年首次評選出第一批知識產(chǎn)權示范城市作為試點，之后2013年、2015年、2016年、2018年、2019年又先后評選出五批次知識產(chǎn)權示范城市。2014年《國家知識產(chǎn)權試點示范城市(城區(qū))評定和管理辦法》發(fā)布，其對知識產(chǎn)權示范城市的申報條件、申報程序、具體管理提出了明確的要求。知識產(chǎn)權示范城市的主要任務是加強知識產(chǎn)權的管理和服務能力，健全知識產(chǎn)權政策體系，加強知識產(chǎn)權政策的實施力度、深度以及相關政策的協(xié)調性，提升知識產(chǎn)權執(zhí)法效果，提升知識產(chǎn)權服務業(yè)的發(fā)展水平。因此知識產(chǎn)權示范城市的設立，為本文研究知識產(chǎn)權保護如何影響城市全要素生產(chǎn)率提供了契機。表1報告了知識產(chǎn)權示范城市名單。

表1 知識產(chǎn)權示范城市

表1(續(xù))

(二)理論機制

基于已有文獻，知識產(chǎn)權示范城市設立對城市全要素生產(chǎn)率的影響主要通過以下兩條渠道：技術創(chuàng)新渠道和產(chǎn)業(yè)結構升級渠道。具體內容如下：

第一，技術創(chuàng)新渠道。已有文獻表明知識產(chǎn)權示范城市可以促進城市創(chuàng)新、企業(yè)創(chuàng)新(徐揚和韋東明，2021；張建剛等，2020)[11～12]。知識產(chǎn)權示范城市主要通過以下渠道影響技術創(chuàng)新：一是知識產(chǎn)權示范城市設立，讓地方政府對知識產(chǎn)權的保護工作由“被動調整”轉化為“主動安排”，地方政府主動制定本地區(qū)知識產(chǎn)權發(fā)展規(guī)劃，將知識產(chǎn)權相關工作納入到地方政府議事日程中，政府積極主動參與知識產(chǎn)權的審查、申報工作，有助于提升創(chuàng)新質量(紀祥裕和顧乃華，2021)[13]；此外，在政策推行過程中，國家知識產(chǎn)權局也會加強知識產(chǎn)權示范城市的動態(tài)管理，對試點地區(qū)進行考核，因此地方政府也會加強知識產(chǎn)權的審查隊伍建設、審查制度工作的調整(紀祥裕和顧乃華，2021)[13]，有助于提升知識產(chǎn)權審查工作效率，從而有助于提升技術創(chuàng)新質量。二是知識產(chǎn)權示范城市設立后，提升了地區(qū)知識產(chǎn)權保護力度，促進地區(qū)創(chuàng)新環(huán)境和營商環(huán)境優(yōu)化，企業(yè)進行創(chuàng)新活動的預期收益增加，有助于促進創(chuàng)新人才、創(chuàng)新資本等要素的流入，促進企業(yè)人力資本提升和研發(fā)投入提高(徐揚和韋東明，2021)[11]，有助于地區(qū)技術創(chuàng)新水平提升。三是知識產(chǎn)權示范城市建設完善了試點城市相關法律法規(guī)，降低了企業(yè)知識產(chǎn)權被侵犯的概率，提升了企業(yè)進行技術創(chuàng)新的積極性，有助于促進地區(qū)創(chuàng)新水平提升。而技術創(chuàng)新，有助于提升企業(yè)生產(chǎn)效率，優(yōu)化生產(chǎn)要素配置，降低企業(yè)對勞動和資本的依賴，促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升(Cohen and Levinthal，1990；王薇和艾華，2018)[17～18]，進而促進地區(qū)全要素生產(chǎn)率提升。

第二，產(chǎn)業(yè)結構升級渠道。已有文獻表明知識產(chǎn)權示范城市設立有助于城市產(chǎn)業(yè)結構升級(覃波和高安剛，2020)[14]。知識產(chǎn)權示范城市主要通過以下渠道影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級：一是知識產(chǎn)權示范城市設立后，完善地區(qū)知識產(chǎn)權保護體制機制，保護企業(yè)的合法權益，通過促進創(chuàng)新要素流動，形成創(chuàng)新成本下降效應(紀祥裕和顧乃華，2021)[13]，讓企業(yè)可以低成本的享受知識和技術創(chuàng)新的成果，促進傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)進行技術改造以提升生產(chǎn)效率，提升傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品附加值，促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級。二是從已有文獻來看，覃波和高安剛(2020)[14]認為知識產(chǎn)權示范城市設立，通過提升政府知識產(chǎn)權行政管理水平，以及出臺有助于創(chuàng)新的優(yōu)惠政策，優(yōu)化地區(qū)宏觀經(jīng)濟環(huán)境，有助于地區(qū)擴大總需求和改善投資結構，促進產(chǎn)業(yè)結構升級。三是知識產(chǎn)權示范城市的設立優(yōu)化了地區(qū)營商環(huán)境(覃波和高安剛，2020)[14]，提升了城市的品牌價值，有利于地區(qū)進行招商引資，有助于引進戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)和催生新興產(chǎn)業(yè)，促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，進而促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級。而關于產(chǎn)業(yè)結構升級和全要素生產(chǎn)率提升已經(jīng)得到不少文獻支持，例如，劉傳明和馬青山(2020)[2]研究認為產(chǎn)業(yè)結構升級使得產(chǎn)業(yè)之間的分工更加明確，能夠降低生產(chǎn)成本，提高生產(chǎn)效率，此外，產(chǎn)業(yè)結構升級還可以通過新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展發(fā)揮示范作用，促進其他企業(yè)生產(chǎn)效率提升。

據(jù)此，提出如下假設：

H1：知識產(chǎn)權示范城市能夠通過促進技術創(chuàng)新促進城市全要素生產(chǎn)率提升。

H2：知識產(chǎn)權示范城市能夠通過促進產(chǎn)業(yè)結構升級促進城市全要素生產(chǎn)率提升。

四、研究設計

(一)模型設立

將知識產(chǎn)權示范城市設立視為準自然實驗，建立漸近雙重差分模型，研究知識產(chǎn)權示范城市設立對城市全要素生產(chǎn)率的影響。具體模型設置如下：

TFPit=a+βTreated+θX+vt+ui+eit

其中，i和t分別表示城市和時間；TFP表示被解釋變量，即城市的全要素生產(chǎn)率；Treated表示核心解釋變量；X表示控制變量；v表示時間固定效應，u表示城市固定效應，e表示殘差項。所有回歸均采用聚類到地級及以上城市層面的標準誤。

(二)變量說明

1.被解釋變量

全要素生產(chǎn)率(TFP)。采用DEA數(shù)據(jù)包絡分析malmquist指數(shù)法計算城市全要素生產(chǎn)率。其中，由于采用malmquist指數(shù)法計算出的是TFP的增長率，因此將2004年設為基期，通過累計相乘計算出TFP值。其中，產(chǎn)出變量為實際國內生產(chǎn)總值，以2004年為基期，采用各個地級及以上城市所在省份的國內生產(chǎn)總值指數(shù)進行平減。投入變量分別為就業(yè)人數(shù)和資本存量，就業(yè)人數(shù)的計算方法借鑒邱子訊和周亞虹(2021)[19]的研究，資本存量采用永續(xù)盤存法進行計算，其中，基期的資本存量借鑒張軍等(2004)[20]的做法進行計算，資本折舊率采用9.6%。

2.核心解釋變量

知識產(chǎn)權示范城市政策(Treated)。其中，Treated等于treat和post的乘積；treat表示個體虛擬變量，若城市屬于知識產(chǎn)權示范城市，則treat等于1，否則等于0；post表示時間虛擬變量，若年份大于等于知識產(chǎn)權示范城市設立時間，則post等于1，否則等于0。

3.控制變量

社會消費(consumer)，采用地級及以上城市社會零售銷售總額占國內生產(chǎn)總值的比重表示。

教育投入(education)，采用地級及以上城市的教育投入占政府財政支出的比重表示。

第二產(chǎn)業(yè)比重(industry)，采用地級及以上城市第二產(chǎn)業(yè)增加值占國內生產(chǎn)總值的比重表示。

第三產(chǎn)業(yè)比重(service)，采用地級及以上城市第三產(chǎn)業(yè)增加值占國內生產(chǎn)總值的比重表示。

經(jīng)濟發(fā)展(lngdp)，采用地級及以上城市的實際人均國內生產(chǎn)總值表示，單位是元(人民幣)，取對數(shù)處理。

(三)數(shù)據(jù)來源

采用2004—2019年地級及以上城市的面板數(shù)據(jù)，其中，國內生產(chǎn)總值、就業(yè)人數(shù)、年末總人口、固定資產(chǎn)投資、社會零售消費總額、教育支出、政府財政支出、第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》、各省份統(tǒng)計年鑒、各個城市統(tǒng)計公報，各省份的國內生產(chǎn)總值指數(shù)、固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)來自國家統(tǒng)計局官網(wǎng)。為避免異常值的影響，對各個連續(xù)變量進行1%的縮尾處理，各變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計

表2(續(xù))

五、實證分析

(一)基準回歸

表3是基準模型的回歸結果。表3的(1)～(4)列表示依次加入控制變量的回歸結果，可知核心解釋變量的回歸系數(shù)均顯著為正，說明知識產(chǎn)權示范城市設立后能夠顯著促進城市全要素生產(chǎn)率提升，且與(1)列相比，核心解釋變量回歸系數(shù)的大小有所下降，說明應該加入控制變量，以避免遺漏變量對基準回歸結果的干擾。

此外，從表3的(4)列來看，社會消費的回歸系數(shù)為負，在1%的水平上顯著，說明社會消費抑制了城市全要素生產(chǎn)率提升；而教育投入的回歸系數(shù)為正，在1%的水平上顯著，說明教育投入促進了城市全要素生產(chǎn)率提升。雖然第二產(chǎn)業(yè)增加值比重、第三產(chǎn)業(yè)增加值比重、經(jīng)濟發(fā)展的回歸系數(shù)均為正，但是均不顯著。

表3 基準回歸結果

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

借鑒Beck和 Levkov(2010)[21]的做法，檢驗平行趨勢假設是否滿足。以政策實施前1年為基準期，為直觀反映動態(tài)效應的回歸結果，則畫出動態(tài)效應的回歸系數(shù)大小和90%的置信區(qū)間，具體結果如圖1所示?？芍谥R產(chǎn)權示范城市設立之前，回歸系數(shù)均不顯著，表明通過了平行趨勢檢驗；此外，從政策實施之后的動態(tài)效應回歸情況來看，2017年及以后的回歸系數(shù)才開始顯著，說明知識產(chǎn)權示范城市提升城市全要素生產(chǎn)率的政策效果存在滯后性。

圖1 平行趨勢檢驗結果注：由于平行趨勢檢驗以政策實施前1年為基準期，因此圖1中沒有2011年。

2.安慰劑檢驗

基準回歸結果表明知識產(chǎn)權示范城市設立顯著促進了城市全要素生產(chǎn)率提升，但是也可能存在其他不可觀測的因素影響政策效果。為此，進行安慰劑檢驗，具體做法是隨機選擇政策的處理組，并且保持政策的起始時間保持不變，生成虛擬核心解釋變量，帶入基準回歸模型進行回歸，得到回歸系數(shù)的大小。重復500次后，最后畫出500次回歸系數(shù)的核密度圖，如圖2所示，可知500次隨機選擇處理組的回歸系數(shù)均勻分布在0的兩側，表明回歸系數(shù)基本呈現(xiàn)正態(tài)分布的狀態(tài)，表明通過了安慰劑檢驗。

圖2 安慰劑檢驗結果

3.反事實檢驗

為進一步驗證結論的穩(wěn)健性，借鑒聶長飛等(2021)[22]的做法，采用知識產(chǎn)權示范城市設立之前的樣本，將知識產(chǎn)權示范城市設立時間視為同一年開始，并且分別提前2年、3年、4年、5年進行回歸，以此進行反事實檢驗。如果回歸系數(shù)并不顯著，說明通過反事實檢驗，說明回歸結果是穩(wěn)健的。具體回歸結果如表4所示，其中，(1)～(4)列分別表示時間提前2年、3年、4年、5年的回歸結果，可知回歸系數(shù)均不顯著，表明通過反事實檢驗。

表4 反事實檢驗回歸結果

4.排除其他政策

知識產(chǎn)權示范城市起始于2012年，而在這段時間內還存在其他的政策會對城市的全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。為此，分別考慮文明城市評選(culture)、全面創(chuàng)新改革試驗區(qū)(dudt)、“一帶一路”倡議(belt)對城市全要素生產(chǎn)率的影響，其中，文明城市包括2004—2017年內評選為文明城市作為樣本，全面創(chuàng)新改革試驗區(qū)起始于2015年，分別包括京津冀、上海、重慶、四川等，“一帶一路”倡議的沿線地區(qū)來自《推動共建絲綢之路經(jīng)濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景和行動》?；貧w結果如表5所示，其中，(1)～(3)列表示分別考慮文明城市評選、全面創(chuàng)新改革試驗區(qū)、“一帶一路”倡議政策后的回歸結果，可知核心解釋變量均顯著為正；(4)列表示同時考慮文明城市、全面創(chuàng)新改革試驗區(qū)、“一帶一路”倡議后的回歸結果，可知核心解釋變量的回歸系數(shù)為正，在5%的水平上顯著，說明在控制其他政策的影響之后，知識產(chǎn)權示范城市設立依然顯著促進城市全要素生產(chǎn)率的提升。

表5 排除其他政策回歸結果

5.省份-時間聯(lián)合固定效應

本研究的樣本為地級及以上城市層面數(shù)據(jù)，但是知識產(chǎn)權示范城市設立也可能會受到各個城市所處省份因素的影響，因此為控制省份層面因素的影響，控制省份-時間聯(lián)合效應，以避免省份層面宏觀因素的影響，回歸結果如表6的(1)列所示，可知在控制省份-時間聯(lián)合效應后，核心解釋變量的回歸系數(shù)依然顯著為正，說明省份層面的宏觀經(jīng)濟因素不會影響本文的研究結論。

表6 穩(wěn)健性檢驗回歸結果

表6(續(xù))

6.政策外生性檢驗

知識產(chǎn)權示范城市設立時間可能非隨機，會導致城市存在預期效應，進而影響政策的外生性。為此，進行預期效應檢驗，驗證政策的外生性。在基準模型中加入政策起始前1年的時間虛擬變量和個體虛擬變量的交互項(treat×year2011)。具體回歸結果如表6的(2)列所示，可知預期效應的回歸系數(shù)(treat×year2011)并不顯著，核心解釋變量仍然顯著為正，說明在考慮預期效應后，知識產(chǎn)權示范城市設立能夠顯著促進城市全要素生產(chǎn)率提升。

7.平行趨勢再檢驗

動態(tài)效應檢驗表明通過評選趨勢檢驗，為此，借鑒李志遠和曹哲正(2021)[23]的做法，以政策開始前1年為基期，如果知識產(chǎn)權示范城市設立之前的回歸系數(shù)均不顯著，則表明通過平行趨勢檢驗，回歸結果如表6的(3)列所示，可知知識產(chǎn)權示范城市設立之前年份的回歸系數(shù)均不顯著，而核心解釋變量顯著為正，表明通過平行趨勢檢驗。

8.逐年PSM-DID

知識產(chǎn)權示范城市試點的選擇非隨機，為避免可能會導致存在樣本選擇偏誤，因此采用逐年傾向匹配得分法(PSM)進行匹配，具體做法是采用logit回歸，進行半徑卡尺(卡尺=0.02)進行匹配，然后采用雙重差分模型進行回歸。逐年PSM平衡性檢驗結果如表7所示(1)限于文章篇幅，僅報告2013年平衡性檢驗結果。，可知大部分年份的協(xié)變量的偏差率絕對值均小于20%，而且t值并不顯著，說明進行PSM后的結果是合理的。之后進行回歸，回歸結果如表6的(4)列所示，可知核心解釋變量依舊顯著。

表7 2013年PSM平衡性檢驗結果

9.其他穩(wěn)健性檢驗

知識產(chǎn)權示范城市分多批次實施，因此雙重差分模型屬于疊加DID，政策的處理效應是加權平均處理效應。對此，采用twowayfeweights命令進行檢驗，檢驗權重是否存在負數(shù)，檢驗結果發(fā)現(xiàn)權重不存在負值，都是正值，說明研究結論是穩(wěn)健的。此外，知識產(chǎn)權示范城市政策存在多個時間點，因此疊加DID采用雙向固定效應(TWFE)的估計結果可能會受到時間異質性的影響。對此，采用Goodman-bacon分解進行觀察,結果如表8所示?？芍M管受到“后處理VS先處理”這樣壞的對照組的影響，會使得雙向固定效應(TWFE)的估計量降低，但是DID的回歸系數(shù)大概有93.8%的權重來自“示范地區(qū)”與“非示范地區(qū)”的比較，說明研究結論是穩(wěn)健的。

表8 Goodman-bacon分解結果

由圖3可知，水平線表示TWFE的估計量，越靠近右邊的點表示對雙向固定效應的估計量的影響越大，同時“后處理VS先處理”的深黑色符號“×”的權重非常小，非常直觀地說明雙向固定效應的估計量沒有受到太大的影響。

圖3 Bacon分解圖

六、異質性分析

第一，地理位置。以地級及以上城市所處省份為依據(jù)，把各個地級及以上城市劃分為東部、中部、西部地區(qū)，設置地級及以上城市是否屬于東部、中部、西部地區(qū)虛擬變量(area)，構建核心解釋變量與地區(qū)虛擬變量的交互項，進行回歸。具體結果如表9的(1)～(3)列所示。其中，(1)～(3)列分別表示東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)的回歸結果，可知在東部地區(qū)，交互項的回歸系數(shù)顯著為正，表明與中西部地區(qū)相比，東部地區(qū)知識產(chǎn)權示范城市設立能夠顯著促進城市全要素生產(chǎn)率提升?？赡艿脑蚴侵形鞑康貐^(qū)城市，由于經(jīng)濟發(fā)展水平還比較落后，地區(qū)的科技創(chuàng)新水平還比較低，因此難以發(fā)揮知識產(chǎn)權示范城市設立對城市全要素生產(chǎn)率的提升效應。

第二，城市行政等級。將省會城市、直轄市、副省級城市視為行政等級高的城市，將其他城市視為一般城市，設置城市屬性虛擬變量(class)，構建核心解釋變量與城市屬性的交互項，回歸結果如表9的(4)列所示，可知交互項的回歸系數(shù)顯著為正，表明與城市行政等級一般的城市相比，城市行政等級高的地區(qū)知識產(chǎn)權示范城市設立后能夠顯著促進城市全要素生產(chǎn)率的提升，可能是因為行政等級高的城市在經(jīng)濟發(fā)展、產(chǎn)業(yè)升級、營商環(huán)境優(yōu)化等方面有很大的優(yōu)勢，政府的行政資源更加豐富，因此在行政等級高的城市，知識產(chǎn)權示范城市設立顯著促進城市全要素生產(chǎn)率的提升。

第三，經(jīng)濟規(guī)模。根據(jù)各個城市的國內生產(chǎn)總值與所有城市的國內生產(chǎn)總值的中位數(shù)大小進行分組，國內生產(chǎn)總值高于中位數(shù)的地區(qū)為經(jīng)濟規(guī)模大的城市，其他城市為經(jīng)濟規(guī)模小的城市，設置城市經(jīng)濟規(guī)模虛擬變量(gdpm)，構建核心解釋變量與城市經(jīng)濟規(guī)模虛擬變量交互項，回歸結果如表9的(5)列所示，可知與經(jīng)濟規(guī)模小的地區(qū)相比，經(jīng)濟規(guī)模大的地區(qū)知識產(chǎn)權示范城市設立后能夠顯著促進城市全要素生產(chǎn)率的提升。

第四，人口規(guī)模。根據(jù)各個城市的年末總人口與所有城市的年末總人口的中位數(shù)大小進行分組，年末總人口高于中位數(shù)的為人口規(guī)模大的城市，其他城市為人口規(guī)模小的城市，設置人口規(guī)模虛擬變量(poem)，構建核心解釋變量和人口規(guī)模虛擬變量的交互項，回歸結果如表9的(6)列所示，可知與人口規(guī)模小的城市相比，人口規(guī)模大的地區(qū)知識產(chǎn)權示范城市設立后能顯著促進城市的全要素生產(chǎn)率提升。

表9 異質性檢驗回歸結果

七、作用機制檢驗

本研究的理論分析表明知識產(chǎn)權示范城市主要通過技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級促進城市全要素生產(chǎn)率提升，為此，借鑒邵朝對等(2021)[24]的做法進行機制檢驗，具體模型設置如下：

Mit=a+βTreated+θX+vt+ui+eit

TFPit=a+βTreated×M+γM+θX+vt+ui+eit

其中，M表示作用機制變量，分別表示技術創(chuàng)新(lnpatent)、產(chǎn)業(yè)結構升級(upgrade)。技術創(chuàng)新，采用地級及以上城市的科技支出占政府財政預算支出的比重表示。產(chǎn)業(yè)結構升級，采用如下公式進行計算：

其中，third表示第三產(chǎn)業(yè)增加值，Second表示第二產(chǎn)業(yè)增加值，first表示第一產(chǎn)業(yè)增加值。

第一步檢驗知識產(chǎn)權示范城市設立對作用機制變量的影響，檢驗知識產(chǎn)權示范城市設立是否促進城市的技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級；第二步檢驗知識產(chǎn)權示范城市設立是否通過技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級促進城市的全要素生產(chǎn)率提升，交互項的回歸系數(shù)是關注的變量，若其顯著為正，表明知識產(chǎn)權示范城市可以通過促進技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級來促進全要素生產(chǎn)率提升，此外，還控制了機制變量的水平項，由于本文預期技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級均促進城市全要素生產(chǎn)率提升，因此預期機制變量水平項的回歸系數(shù)均顯著為正。

作用機制檢驗結果如表10的(1)～(4)列所示。其中，(1)～(2)列表示技術創(chuàng)新作用機制回歸結果，從(1)列可知知識產(chǎn)權示范城市設立顯著促進城市技術創(chuàng)新，從(2)列可知技術創(chuàng)新的水平項以及技術創(chuàng)新與核心解釋變量的交互項均顯著為正，表明知識產(chǎn)權示范城市設立通過促進技術創(chuàng)新來促進城市全要素生產(chǎn)率提升；(3)～(4)列表示產(chǎn)業(yè)結構升級作用機制的回歸結果，從(3)列可知知識產(chǎn)權示范城市設立能顯著促進城市產(chǎn)業(yè)結構升級，從(4)列可知產(chǎn)業(yè)結構升級的水平項以及產(chǎn)業(yè)結構升級與核心解釋變量的交互項均顯著為正，說明知識產(chǎn)權示范城市設立通過促進產(chǎn)業(yè)結構升級來促進城市的全要素生產(chǎn)率提升。從而驗證了假設H1和H2成立。

表10 作用機制檢驗回歸結果

表10(續(xù))

八、拓展分析：知識產(chǎn)權示范城市影響城市全要素生產(chǎn)率的空間溢出

本研究表明知識產(chǎn)權示范城市設立促進城市的全要素生產(chǎn)率提升，那么知識產(chǎn)權示范城市設立是否存在空間溢出效應？即知識產(chǎn)權示范城市設立是否會促進周圍其他地區(qū)的全要素生產(chǎn)率提升？對此，采用各個地級及以上城市的彼此距離的倒數(shù)作為空間權重矩陣，進一步采用空間雙重差分模型，檢驗知識產(chǎn)權示范城市設立是否存在空間溢出效應。

(一)空間相關性檢驗

對各個城市全要素生產(chǎn)率進行空間相關性檢驗，以驗證是否可以進行空間雙重差分模型檢驗，各個城市的全局莫蘭指數(shù)檢驗結果如表11所示。從表11可知，2005—2019年全要素生產(chǎn)率的全局莫蘭指數(shù)均顯著為正，說明各個城市全要素生產(chǎn)率之間存在空間依賴性。

表11 空間相關性檢驗

(二)空間計量模型的選擇

從表12可知，先進行LM檢驗，發(fā)現(xiàn)無論是LM_error和LM_lag檢驗，還是LM_erro_robust和LM_lag_robust檢驗，P值均顯著，表明可以采用空間杜賓模型。此外，進行LR和Wald檢驗，以驗證選擇空間杜賓模型是否合理，而LR和Wald檢驗表明選擇空間杜賓模型是合理的。

表12 LM，LR，Wald檢驗

(三)空間杜賓模型回歸結果

表13表示空間杜賓模型的回歸結果。其中，(1)列表示空間杜賓模型的主回歸結果，發(fā)現(xiàn)空間自相關系數(shù)(rho)顯著為正，說明被解釋變量存在空間依賴性。通過偏微分分解將主回歸分解為直接效應、間接效應。(2)列表示直接效應，可知知識產(chǎn)權示范城市設立促進本地區(qū)全要素生產(chǎn)率提升。(3)列表示間接效應，可知知識產(chǎn)權示范城市設立能夠促進其他地區(qū)全要素生產(chǎn)率提升。

表13 空間杜賓模型回歸結果

表13(續(xù))

九、研究結論與政策建議

將中國知識產(chǎn)權示范城市設立視為準自然實驗，采用2004—2019年地級及以上城市面板數(shù)據(jù)，建立雙重差分模型，研究知識產(chǎn)權示范城市設立對城市全要素生產(chǎn)率的影響以及作用機制。研究發(fā)現(xiàn)，一是知識產(chǎn)權示范城市設立顯著促進城市全要素生產(chǎn)率提升。二是作用機制檢驗發(fā)現(xiàn)，技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構升級是知識產(chǎn)權示范城市影響全要素生產(chǎn)率的作用機制。三是異質性檢驗發(fā)現(xiàn)，與中西部地區(qū)相比，東部地區(qū)知識產(chǎn)權示范城市設立促進城市全要素生產(chǎn)率提升；與城市行政等級一般的地區(qū)相比，城市行政等級高的地區(qū)知識產(chǎn)權示范城市設立促進城市全要素生產(chǎn)率提升；與經(jīng)濟規(guī)模小的地區(qū)相比，經(jīng)濟規(guī)模大的地區(qū)知識產(chǎn)權示范城市設立能夠促進城市全要素生產(chǎn)率提升；與人口規(guī)模小的地區(qū)相比，人口規(guī)模大的地區(qū)知識產(chǎn)權示范城市設立顯著促進城市全要素生產(chǎn)率提升。拓展分析表明，知識產(chǎn)權示范城市設立對城市全要素生產(chǎn)率的影響存在空間溢出效應。

本文的研究結論對于推進知識產(chǎn)權示范城市建設和提升城市全要素生產(chǎn)率具有積極的政策啟示。

第一，加強頂層設計，有序推動知識產(chǎn)權示范城市建設。要進一步優(yōu)化知識產(chǎn)權示范城市的評選標準，提高知識產(chǎn)權示范城市的考核機制，及時解決知識產(chǎn)權示范城市建設中出現(xiàn)的問題，及時跟進知識產(chǎn)權示范城市政策評估，以更好發(fā)揮知識產(chǎn)權示范城市促進經(jīng)濟高質量發(fā)展的示范引領作用。此外，根據(jù)自身實際，建立知識產(chǎn)權示范城市建設目標，通過目標引領和政府指導，與周邊地區(qū)共同協(xié)同處理知識產(chǎn)權保護，有序引導企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新，從而高質量推動知識產(chǎn)權示范城市建設。

第二，以知識產(chǎn)權示范城市設立為契機，推動產(chǎn)業(yè)結構升級和城市技術創(chuàng)新。要積極改善當?shù)貭I商環(huán)境，以知識產(chǎn)權示范城市設立為契機，積極引進新興產(chǎn)業(yè)，促進高科技產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展，積極引進高附加值產(chǎn)業(yè)，淘汰低附加值產(chǎn)業(yè)，提升產(chǎn)業(yè)競爭能力，促進產(chǎn)業(yè)結構升級；要協(xié)調相應的專利申請和保護機構，加強知識產(chǎn)權保護，提高知識產(chǎn)權保護執(zhí)法力度，促進跨區(qū)域知識產(chǎn)權保護協(xié)調，完善地區(qū)知識產(chǎn)權保護體系，加大企業(yè)知識產(chǎn)權權益保護，妥善解決企業(yè)之間的知識產(chǎn)權糾紛，降低企業(yè)維護知識產(chǎn)權的成本。此外，還需要完善研發(fā)創(chuàng)新資助體系，創(chuàng)新科研人員管理機制，優(yōu)化促進創(chuàng)新人才、資金流動的機制，獎勵企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)行為，對企業(yè)的技術創(chuàng)新給與適當?shù)馁Y助，提高地區(qū)的創(chuàng)新質量，為地區(qū)技術創(chuàng)新提供良好的外部環(huán)境，促進城市技術創(chuàng)新。

第三，要注重地區(qū)差異，因地制宜實施知識產(chǎn)權示范城市建設方案。在創(chuàng)建知識產(chǎn)權示范城市過程中，要注重城市之間的差異，要因地制宜實施知識產(chǎn)權示范城市建設方案，出臺適合本地區(qū)實際情況的知識產(chǎn)權保護方案，促進地區(qū)的知識產(chǎn)權保護體系形成，經(jīng)濟規(guī)模小、人口規(guī)模小、一般行政等級、中西部地區(qū)的城市要積極縮小與其他地區(qū)在知識產(chǎn)權權益保護、營商環(huán)境優(yōu)化、創(chuàng)新要素流動等方面的差距，要增強地區(qū)在知識產(chǎn)權保護方面的軟實力，完善試點地區(qū)在知識產(chǎn)權申請、保護等方面的服務保障機制，進而推動知識產(chǎn)權示范城市高質量建設。