付 奎，張 杰，劉炳榮

(石河子大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆 石河子 832003)

0 引言

改革創(chuàng)新是推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的動力和源泉。堅(jiān)定不移地走改革開放道路是我國社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得一系列矚目成就的制勝法寶，也是推動實(shí)現(xiàn)“兩個(gè)一百年”奮斗目標(biāo)的重要制度保障。中共十八大以來，國家為破除經(jīng)濟(jì)社會等諸多領(lǐng)域存在的體制機(jī)制弊端與深層次利益矛盾，提出了全面深化改革的戰(zhàn)略部署，在重要領(lǐng)域和關(guān)鍵環(huán)節(jié)持續(xù)釋放制度紅利。作為新時(shí)期全面深化改革的重大戰(zhàn)略部署，全面創(chuàng)新改革為深入推進(jìn)國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略、破除體制機(jī)制障礙提供了制度供給，也為發(fā)揮新型舉國體制優(yōu)勢、構(gòu)建國家現(xiàn)代科技創(chuàng)新體系提供了制度引擎[1]。2020和2021年國務(wù)院《政府工作報(bào)告》明確提出推廣全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)相關(guān)舉措，以創(chuàng)新驅(qū)動、高質(zhì)量供給引領(lǐng)和創(chuàng)造新需求，推動構(gòu)建新發(fā)展格局。因此，持續(xù)推進(jìn)全面創(chuàng)新改革、不斷激發(fā)各類要素創(chuàng)新創(chuàng)造活力、推動形成新的增長動力，成為新發(fā)展格局下實(shí)現(xiàn)科技自立自強(qiáng)和創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的必由之路。

中共十八大以來，國家實(shí)施了一系列創(chuàng)新激勵(lì)政策，設(shè)立了自貿(mào)區(qū)、綜改區(qū)等各類國家級改革試驗(yàn)區(qū)，大幅提升了我國整體創(chuàng)新水平。根據(jù)世界知識產(chǎn)權(quán)組織《2020年全球創(chuàng)新指數(shù)報(bào)告》，我國專利申請量連續(xù)9年位居世界首位，創(chuàng)新環(huán)境明顯優(yōu)化，創(chuàng)新產(chǎn)出持續(xù)增加。但總體創(chuàng)新質(zhì)量依然不高，創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化能力偏弱，創(chuàng)新領(lǐng)域存在條塊分割，制約了我國創(chuàng)新體系建設(shè)[2]。為深化體制機(jī)制改革、加快實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，中共中央于2015年5月審議通過《關(guān)于在部分區(qū)域系統(tǒng)推進(jìn)全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)的總體方案》，提出在京津冀、廣東、安徽等地區(qū)設(shè)立全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)，開展制度先行先試。歷時(shí)7年多，試驗(yàn)區(qū)已經(jīng)形成100多項(xiàng)可復(fù)制的創(chuàng)新改革政策舉措，并在全國范圍內(nèi)推廣落實(shí)。作為新一輪創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的“試驗(yàn)田”，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)將最大程度地發(fā)揮市場機(jī)制在創(chuàng)新資源配置中的決定性作用，有效激發(fā)創(chuàng)新驅(qū)動活力和內(nèi)生增長動力。那么，全面創(chuàng)新改革能否有效推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，成為引領(lǐng)高質(zhì)量發(fā)展的新動能？

從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，與本文密切相關(guān)的研究主要可以歸納為以下幾類：第一，圍繞創(chuàng)新領(lǐng)域相關(guān)改革的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究。如學(xué)者們發(fā)現(xiàn)，科技體制綜合改革有利于推動地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[3]，促進(jìn)科技創(chuàng)新和全要素生產(chǎn)率提升[4-5]。適度的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度能夠產(chǎn)生較強(qiáng)的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而過強(qiáng)的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)會削弱技術(shù)擴(kuò)散和市場競爭，進(jìn)而阻礙經(jīng)濟(jì)增長[6-7]。第二，重點(diǎn)探究各類國家級改革試驗(yàn)區(qū)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，主要圍繞國家綜合改革試驗(yàn)區(qū)[8]、自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)[9]、金融改革試驗(yàn)區(qū)[10]等展開研究。學(xué)者們發(fā)現(xiàn)，上述改革試驗(yàn)區(qū)建設(shè)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長、技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整釋放了較強(qiáng)的制度紅利。第三，聚焦于全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)的政策效應(yīng)評估，一部分研究基于目標(biāo)評估邏輯框架構(gòu)建科學(xué)的綜合指標(biāo)體系(王再進(jìn)，田德錄，劉輝,2018)，另一部分研究采用大數(shù)據(jù)分析方法評估試驗(yàn)區(qū)改革的政策效果[11]，并運(yùn)用空間計(jì)量等方法探究其創(chuàng)新效應(yīng)及推廣價(jià)值[12]。綜合來看，以往文獻(xiàn)展開了豐富有益的探索，使得相關(guān)研究得以深入，但仍存在一定不足，特別是缺乏從宏觀層面對國家級全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的探討，也尚未厘清創(chuàng)新體制改革影響經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)渠道，相關(guān)作用機(jī)理也未得到系統(tǒng)的理論闡釋與實(shí)證檢驗(yàn)。

受各種因素影響，新時(shí)期我國經(jīng)濟(jì)增速將面臨持續(xù)下行壓力，亟需深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，增強(qiáng)科技自立自強(qiáng)能力，培育新增長點(diǎn)和內(nèi)生增長動力[13]?；诖耍疚膶壹壢鎰?chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用雙重差分法探究其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)與傳導(dǎo)機(jī)制。可能的創(chuàng)新貢獻(xiàn)在于：一是基于全面創(chuàng)新改革的視角探究創(chuàng)新體制改革對經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)理，有助于豐富制度創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長研究，拓展創(chuàng)新改革政策效應(yīng)評估成果。二是在研究內(nèi)容上將全面創(chuàng)新改革制度紅利的釋放聚焦于經(jīng)濟(jì)效應(yīng)分析，從創(chuàng)新驅(qū)動、結(jié)構(gòu)優(yōu)化、資源配置等傳導(dǎo)渠道系統(tǒng)檢驗(yàn)全面創(chuàng)新改革經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制，并從“有為政府”和“有效市場”視角探究政府效率與要素市場化配置的作用效果，為全面創(chuàng)新改革的深層次推廣提供參考。三是研究方法上采用雙重差分法識別和評估全面創(chuàng)新改革的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，并結(jié)合工具變量估計(jì)、傾向得分匹配雙重差分法、替換夜間燈光亮度等多種穩(wěn)健性策略，精準(zhǔn)識別政策效應(yīng)。

1 制度背景與理論假設(shè)

1.1 制度背景

創(chuàng)新決勝未來，改革關(guān)乎國運(yùn)。改革開放40多年來，我國社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展和市場化改革取得突出成就，但是科技體制機(jī)制與社會主義市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展還存在諸多不足。為此，自中共十八大以來要求全面深化經(jīng)濟(jì)社會領(lǐng)域改革，提出了包括科技體制改革、行政審批制度改革等在內(nèi)的一系列改革方案，旨在破除各種制約科技創(chuàng)新的體制機(jī)制藩籬，深入推動創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略。為探索新一輪全面深化改革的制度創(chuàng)新，2015年5月，中共中央審議通過了《關(guān)于在部分區(qū)域系統(tǒng)推進(jìn)全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)的總體方案(以下簡稱《全創(chuàng)改方案》)》，并于當(dāng)年9月印發(fā)。此后，各地方陸續(xù)出臺了一系列與改革試驗(yàn)相配套的政策舉措，并形成多項(xiàng)可復(fù)制的改革經(jīng)驗(yàn)。

《全創(chuàng)改方案》提出，選擇京津冀、上海、廣東、安徽、四川、武漢、西安、沈陽等地區(qū)開展全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)，以破除科技創(chuàng)新的體制機(jī)制障礙為主攻方向，探索和推廣改革舉措。在政策供給方面，國家級全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立既體現(xiàn)了中央授權(quán)地方先行先試的頂層設(shè)計(jì)，又凸顯了中央尊重地方制度創(chuàng)新的自主選擇[1]，對激發(fā)地區(qū)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活力具有重要作用。在政策內(nèi)容方面，重點(diǎn)圍繞科技金融創(chuàng)新、創(chuàng)新政策支持、知識產(chǎn)權(quán)制度與科技管理體制改革、人才培養(yǎng)和引進(jìn)以及科技成果轉(zhuǎn)化等方面大膽探索，推進(jìn)改革舉措先行先試，取得了一系列創(chuàng)新發(fā)展的新經(jīng)驗(yàn)和新成果。2021年4月，國家發(fā)改委、科技部進(jìn)一步將浙江、江蘇和重慶納入新一批全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)，在創(chuàng)新主體、創(chuàng)新要素、創(chuàng)新環(huán)境等方面多維協(xié)同發(fā)力，實(shí)施了有利于突破關(guān)鍵核心技術(shù)的“揭榜掛帥”等制度變革。

1.2 理論分析與研究假設(shè)

作為新一輪制度創(chuàng)新的“試驗(yàn)田”，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)通過發(fā)揮市場在科技資源配置與創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化中的決定性作用，充分釋放創(chuàng)新驅(qū)動、結(jié)構(gòu)優(yōu)化和資源配置效應(yīng)，產(chǎn)生推動經(jīng)濟(jì)增長的制度紅利。

(1)創(chuàng)新驅(qū)動效應(yīng)。內(nèi)生增長理論認(rèn)為，創(chuàng)新是推動經(jīng)濟(jì)長期穩(wěn)定增長的內(nèi)生動力[14]。全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策能夠通過加快技術(shù)創(chuàng)新，產(chǎn)生推動經(jīng)濟(jì)增長的創(chuàng)新驅(qū)動效應(yīng)。具體地，一是加快創(chuàng)新要素集聚。《全創(chuàng)改方案》指出，試驗(yàn)區(qū)享有制度創(chuàng)新先行先試。各地試驗(yàn)區(qū)在政策推行中實(shí)施了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)、創(chuàng)新人才引進(jìn)等一系列改革舉措，加快推動了高新技術(shù)企業(yè)、人才及資本等創(chuàng)新要素向試驗(yàn)區(qū)聚集，而創(chuàng)新要素集聚進(jìn)一步強(qiáng)化了區(qū)域間知識技術(shù)的擴(kuò)散溢出和規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，有助于經(jīng)濟(jì)增長。二是提高創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化能力。創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化離不開政策激勵(lì)和財(cái)政支持[15]。在試驗(yàn)政策的推動下，多個(gè)試驗(yàn)區(qū)加大對創(chuàng)新活動的支持。如廣東試驗(yàn)區(qū)實(shí)施了科技人才股權(quán)激勵(lì)與收入分配機(jī)制，將職務(wù)發(fā)明成果轉(zhuǎn)化收益用于研發(fā)團(tuán)隊(duì)獎(jiǎng)勵(lì)的比例提高至50%以上，大大提高了研發(fā)人員創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化主動性?？梢?，試驗(yàn)區(qū)制度創(chuàng)新有效激發(fā)了各類創(chuàng)新主體的創(chuàng)造活力和創(chuàng)新潛能，提升了科技成果轉(zhuǎn)化效率和效益[16]。三是促進(jìn)區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新。試驗(yàn)區(qū)為高技術(shù)企業(yè)、高校院所、科研機(jī)構(gòu)等創(chuàng)新主體間的知識交流和研發(fā)合作提供了良好的集聚載體，為產(chǎn)學(xué)研深度融合和軍民融合創(chuàng)新搭建了優(yōu)質(zhì)的科技交流平臺，有助于加快知識和技術(shù)要素在多元?jiǎng)?chuàng)新主體間的擴(kuò)散溢出，通過資源共享、協(xié)作互動形成“1+1>2”的協(xié)同創(chuàng)新，推動區(qū)域創(chuàng)新績效提升和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。

H1：全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策通過創(chuàng)新驅(qū)動效應(yīng)助力地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

(2)結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)理論認(rèn)為，體制創(chuàng)新和科技創(chuàng)新是促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟(jì)增長的核心驅(qū)動力(周叔蓮，王偉光，2001)。全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策能夠通過加快中高端制造業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，產(chǎn)生推動經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)。區(qū)域創(chuàng)新政策通過財(cái)稅政策優(yōu)惠和制度創(chuàng)新供給吸引創(chuàng)新型企業(yè)集聚，特別是知識和技術(shù)密集型中高端產(chǎn)業(yè)集聚，而產(chǎn)業(yè)集聚又能夠通過規(guī)模經(jīng)濟(jì)、知識外溢效應(yīng)等機(jī)制，推動產(chǎn)業(yè)分工專業(yè)化和價(jià)值鏈延伸，從而實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和經(jīng)濟(jì)增長(韓峰，陽立高，2020)?！度珓?chuàng)改方案》指出，試驗(yàn)區(qū)應(yīng)把加快推動創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展、實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展向中高端邁進(jìn)作為改革試驗(yàn)的重點(diǎn)任務(wù)。該目標(biāo)導(dǎo)向不僅有助于直接推動試驗(yàn)區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，而且有助于加大地方政府對試驗(yàn)區(qū)科技與產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新活動的財(cái)政支持和金融資源供給，有效推動高新技術(shù)制造業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)企業(yè)集聚。由此帶來的試驗(yàn)區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚會產(chǎn)生競爭效應(yīng)、學(xué)習(xí)效應(yīng)、規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)，既能通過產(chǎn)業(yè)與技術(shù)間的融合創(chuàng)新，促進(jìn)知識技術(shù)向傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的滲透和擴(kuò)散，推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，又能通過創(chuàng)新型企業(yè)與中高端產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展，推動數(shù)字科技、高端制造等戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由傳統(tǒng)勞動密集型轉(zhuǎn)向中高端知識和技術(shù)密集型，為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展培育新增長點(diǎn)。

H2：全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策通過結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)助力地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

(3)資源配置效應(yīng)。全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策可以通過優(yōu)化生產(chǎn)要素配置，發(fā)揮資源優(yōu)化配置效應(yīng)，進(jìn)而推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。具體地：一是提高政府服務(wù)效率。《全創(chuàng)改方案》指出，試驗(yàn)區(qū)要加快推進(jìn)政府職能轉(zhuǎn)變，完善政府管理機(jī)制，形成高效、有力的創(chuàng)新治理體系。各地試驗(yàn)區(qū)在政策施行中采取了優(yōu)化行政審批等改革舉措，有效提升了政府治理能力。如上海試驗(yàn)區(qū)深化商事制度、“多規(guī)合一”等改革，最大限度取消了審批管理事項(xiàng)，實(shí)現(xiàn)了行政審批線上線下的全天候辦理，有效提高了政府服務(wù)企業(yè)的效率。由此，全面創(chuàng)新改革有效提高了政府治理能力，有助于營造優(yōu)質(zhì)的營商環(huán)境，為企業(yè)家創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)提供理想的外部環(huán)境，從而強(qiáng)化試驗(yàn)區(qū)集聚效應(yīng)，加速知識與技術(shù)的擴(kuò)散溢出，推動技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)率提升[17]。二是強(qiáng)化市場競爭機(jī)制?！度珓?chuàng)改方案》指出，試驗(yàn)區(qū)應(yīng)最大限度發(fā)揮市場配置創(chuàng)新資源的決定性作用，加快推進(jìn)知識產(chǎn)權(quán)、市場準(zhǔn)入等改革，營造公平競爭的市場環(huán)境。各地試驗(yàn)區(qū)通過打造寬松的市場環(huán)境，吸引國內(nèi)外優(yōu)質(zhì)企業(yè)入駐，通過市場的自發(fā)選擇實(shí)現(xiàn)“優(yōu)勝劣汰”，促使低生產(chǎn)率企業(yè)退出和高生產(chǎn)率企業(yè)創(chuàng)新[18]，促進(jìn)地區(qū)資源配置效率提升和經(jīng)濟(jì)增長。三是緩解要素資源錯(cuò)配。《全創(chuàng)改方案》指出，試驗(yàn)區(qū)以破除科技創(chuàng)新的體制機(jī)制障礙為主攻方向，開展制度創(chuàng)新先行先試。試驗(yàn)區(qū)通過破除體制機(jī)制障礙，有效降低了技術(shù)、人才等要素跨區(qū)域跨行業(yè)流動的制度性壁壘，加速資源由低生產(chǎn)率部門流向高生產(chǎn)率部門，有助于矯正要素配置扭曲，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

H3：全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策通過資源配置效應(yīng)推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

圖1 作用機(jī)制傳導(dǎo)Fig.1 Transmission of mechanism of action

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 模型設(shè)定

為識別全面創(chuàng)新改革與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的因果效應(yīng)，將2015年開始實(shí)施的全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策視為一項(xiàng)相對外生的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，構(gòu)建如下雙重差分模型。

Yit=α0+α1didit+Xitφ+μi+γt+proj×yeart+εit

(1)

其中，i、j、t分別為城市、省份和年份。Y為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，核心解釋變量did為全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策虛擬變量，系數(shù)α1為核心估計(jì)參數(shù)，表示全面創(chuàng)新改革對經(jīng)濟(jì)增長的凈效應(yīng)，若該城市進(jìn)行改革試點(diǎn)，則政策實(shí)施當(dāng)年及之后為1，其余為0；X為一系列控制變量；μi和γt分別表示城市與時(shí)間固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。考慮到改革試驗(yàn)在跨省級地區(qū)、省級區(qū)域以及副省級城市等地區(qū)實(shí)施，為控制不同地區(qū)隨時(shí)間而變化的政策及其它因素影響，借鑒劉瑞明等[19]的做法，納入省份—時(shí)間聯(lián)合固定效應(yīng)(pro×year)以識別政策凈效應(yīng)。

進(jìn)一步地，為檢驗(yàn)全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制，借鑒溫忠麟等[20]的思路，構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型：

Mit=β0+β1didit+Χitφ+μi+γt+εit

(2)

Yit=χ0+χ1didit+χ2Mit+Χitφ+μi+γt+εit

(3)

其中，M為中介變量，依次為技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化和全要素生產(chǎn)率衡量的創(chuàng)新驅(qū)動、結(jié)構(gòu)優(yōu)化和資源配置效應(yīng)。若α1、β1和χ1顯著，且χ1系數(shù)相比α1變小或顯著性水平有所下降，則表明存在部分中介效應(yīng)；若α1和β1均顯著，χ1不顯著，則表明存在完全中介效應(yīng)；若β1和χ2至少一個(gè)不顯著，則需要進(jìn)行Bootstrap檢驗(yàn)。其余變量同上。

2.2 樣本與變量選取

(1)樣本選取。全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)的選擇并非是完全外生的政策沖擊，《全創(chuàng)改方案》要求選擇在“創(chuàng)新成果多、體制基礎(chǔ)好、轉(zhuǎn)型走在前、短期能突破”的地區(qū)設(shè)立試驗(yàn)區(qū)，同時(shí)滿足“已設(shè)有或納入國家統(tǒng)籌的國家自主創(chuàng)新示范區(qū)、綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)、自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)”等基本條件，并與“國家自主創(chuàng)新示范區(qū)…創(chuàng)新型試點(diǎn)省份…創(chuàng)新型試點(diǎn)城市…”等相關(guān)工作做好銜接。為提升試驗(yàn)組和控制組的一致性，在上述地區(qū)篩選控制組。具體地，控制組為未開展試點(diǎn)的國家綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)、自主創(chuàng)新示范區(qū)、自由貿(mào)易區(qū)、創(chuàng)新型試點(diǎn)省份、創(chuàng)新型城市(共182個(gè))；試驗(yàn)組為推進(jìn)全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)的京津冀地區(qū)、上海市、廣東省、安徽省、四川省、武漢市、西安市和沈陽市等省域或城市(共72個(gè))，以便識別出全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策對經(jīng)濟(jì)增長的凈效應(yīng)。

(2)變量選取。被解釋變量為城市經(jīng)濟(jì)增長。借鑒劉瑞明等[19]的做法，采用城市實(shí)際人均GDP對數(shù)值衡量，以2005年為基期，采用城市所在省份GDP平減指數(shù)計(jì)算得出實(shí)際GDP。

核心解釋變量為全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)建設(shè)虛擬變量。采用雙重差分模型中城市虛擬變量和時(shí)間虛擬變量的交乘項(xiàng)表示，其系數(shù)反映了全面創(chuàng)新改革的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

控制變量如下：①固定資產(chǎn)投資占比，采用全社會固定資產(chǎn)投資額占城市GDP比重衡量；②居民儲蓄水平，采用城鄉(xiāng)居民儲蓄年末余額占城市GDP比重衡量；③城市人口密度，采用城市人口密度對數(shù)衡量；④外商直接投資，采用實(shí)際利用外資額占城市GDP比重衡量，并通過美元與人民幣平均匯率進(jìn)行調(diào)整；⑤金融發(fā)展水平，采用金融存貸款余額之和占城市GDP比值衡量；⑥人力資本水平，采用普通高等學(xué)校在校生人數(shù)占城市總?cè)丝诒戎睾饬?；⑦政府支出?guī)模，采用一般財(cái)政預(yù)算支出占城市GDP比重衡量；⑧信息基礎(chǔ)設(shè)施，采用郵電業(yè)務(wù)收入占城市GDP比重衡量。變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果Tab.1 Variable descriptive statistics

2.3 數(shù)據(jù)來源

采用2011—2018年我國254個(gè)地級市平衡面板數(shù)據(jù)評估全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和EPS數(shù)據(jù)庫，夜間燈光數(shù)據(jù)來源于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(CNRDS)中公布的校準(zhǔn)后的地級市VIIRS/DNB衛(wèi)星燈光數(shù)據(jù)。

3 實(shí)證分析結(jié)果

3.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

采用雙重差分模型評估全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響，考察創(chuàng)新改革的增長效應(yīng)。表2第1列至第5列依次展示了逐步加入控制變量后的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，在控制城市固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)以及省份—年份聯(lián)合固定效應(yīng)并依次加入一系列控制變量后，差分項(xiàng)系數(shù)值在1%的水平上顯著，表明全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策顯著促進(jìn)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，釋放了較強(qiáng)的增長紅利。這也表明全面創(chuàng)新改革能有效破除創(chuàng)新發(fā)展的體制機(jī)制障礙，吸引研發(fā)人才等創(chuàng)新要素向試驗(yàn)區(qū)集聚，助力地區(qū)資源優(yōu)化配置和結(jié)構(gòu)升級，從而推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。其它控制變量基本符合理論預(yù)期。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果Tab.2 Baseline regression results

3.2 動態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)

考慮到政策實(shí)施可能出現(xiàn)動態(tài)趨勢效應(yīng)。為此，將試驗(yàn)組和對照組城市政策虛擬變量與年度虛擬變量依次交乘并納入基準(zhǔn)模型中，觀察不同年度虛擬變量系數(shù)的大小和顯著性，識別其動態(tài)增長效應(yīng)。表3第1列和第2列結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，政策實(shí)施前虛擬變量系數(shù)及顯著性并不存在系統(tǒng)性差異，而政策實(shí)施后虛擬變量系數(shù)在5%及以上的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，且隨著政策施行，系數(shù)和顯著性逐年增大，說明隨著時(shí)間推移，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)政策的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)表現(xiàn)出增強(qiáng)態(tài)勢，即諸多領(lǐng)域的改革能夠不斷激發(fā)城市內(nèi)生增長動力，產(chǎn)生持續(xù)推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的制度紅利。

表3 動態(tài)效應(yīng)回歸結(jié)果Tab.3 Dynamic effect regression results

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.3.1 平行趨勢檢驗(yàn)

DID政策評估的前提是滿足平行趨勢假設(shè)，即假定不存在全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)的政策沖擊，試驗(yàn)組與對照組間的經(jīng)濟(jì)增長趨勢基本一致。借鑒Beck等[21]的事件分析法，構(gòu)建如下模型：

(4)

式(4)中，βt是重點(diǎn)關(guān)注的估計(jì)系數(shù)，分別表示政策施行前三年和后三年的基本情況，其余變量設(shè)置與式(1)相同。采用圖示法比較政策實(shí)施前后經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變化趨勢，繪制βt系數(shù)及其95%的置信區(qū)間，見圖2?？梢园l(fā)現(xiàn)，政策實(shí)施前系數(shù)均未通過顯著性檢驗(yàn)，試驗(yàn)組與對照組城市不存在顯著性差異，平行趨勢檢驗(yàn)得以滿足；政策實(shí)施后系數(shù)估計(jì)值和顯著性逐年增大，表明試驗(yàn)區(qū)政策的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)呈現(xiàn)出動態(tài)增強(qiáng)態(tài)勢，進(jìn)一步支持了前文實(shí)證結(jié)果。

圖2 事件分析法平行趨勢檢驗(yàn)Fig.2 Parallel trend test of event analysis

3.3.2 反事實(shí)檢驗(yàn)

(1)虛擬樣本反事實(shí)檢驗(yàn)。為排除其它不可觀測因素的干擾，進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。具體地，在政策發(fā)生當(dāng)年隨機(jī)抽取相同數(shù)量的虛擬樣本城市作為試驗(yàn)組，其它為對照組，將隨機(jī)產(chǎn)生的虛擬政策代替真實(shí)試驗(yàn)進(jìn)行循環(huán)1 000次的自抽樣回歸，若隨機(jī)模擬的系數(shù)值趨近于零，則表明回歸結(jié)果穩(wěn)健。圖3描繪了系數(shù)的概率密度分布，不難發(fā)現(xiàn)，通過隨機(jī)抽取樣本得出的估計(jì)系數(shù)均值趨近于0，且近似地服從正態(tài)分布，表明上述基準(zhǔn)結(jié)果較為穩(wěn)健。

圖3 隨機(jī)模擬1 000次的安慰劑檢驗(yàn)Fig.3 Randomised simulation of 1 000 placebo tests

(2)虛擬時(shí)間反事實(shí)檢驗(yàn)。為進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，借鑒劉瑞明等[19]的做法，通過改變政策執(zhí)行時(shí)間進(jìn)行反事實(shí)檢驗(yàn)。具體地，假設(shè)各地區(qū)政策試點(diǎn)時(shí)間提前1～3年，若此時(shí)差分項(xiàng)顯著為正，則表明地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長可能來自其它政策或隨機(jī)性因素影響，而非全面創(chuàng)新改革的影響；反之，則表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果較穩(wěn)健。表4中第1～3列為試驗(yàn)時(shí)間提前1-3年的情況，結(jié)果顯示，政策提前后虛擬的差分項(xiàng)并不顯著或僅在10%的統(tǒng)計(jì)水平下為負(fù)，表明基準(zhǔn)回歸較為穩(wěn)健。

表4 反事實(shí)檢驗(yàn)：政策實(shí)施前1～3年Tab.4 Counterfactual test: policy brought forward by one to three years

3.3.3 變換經(jīng)濟(jì)增長度量指標(biāo)

考慮到官方GDP指標(biāo)可能存在測量誤差等問題，容易引致估計(jì)偏誤，借鑒徐康寧等[22]的做法，采用城市夜間燈光強(qiáng)度數(shù)據(jù)衡量經(jīng)濟(jì)增長并重新估計(jì)，以期對傳統(tǒng)GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行“補(bǔ)缺”和“糾偏”。表5第2列結(jié)果顯示，在被解釋變量更換為夜間燈光強(qiáng)度數(shù)據(jù)后，政策差分項(xiàng)系數(shù)值有所增大，且依然在1%水平上顯著為正，表明全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)較穩(wěn)健。

表5 變換被解釋變量與工具變量的回歸結(jié)果Tab.5 Regression results of the transformed explained and instrumental variables

3.3.4 內(nèi)生性問題討論

內(nèi)生性問題一般源于遺漏變量和反向因果問題。為減弱可能存在的內(nèi)生性問題，基于歷史角度建立工具變量。具體地，借鑒董志強(qiáng)等(2012)的思路，將各城市開埠通商歷史作為全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的工具變量。一方面，制度變遷過程中往往存在路徑依賴，各城市越早開埠通商、建立近代先進(jìn)制度，往往越具備推行制度改革的基礎(chǔ)條件和歷史基因，從而為政策試點(diǎn)奠定良好的制度基礎(chǔ)，因此滿足工具變量相關(guān)性；另一方面，開埠通商作為歷史變量足夠外生，并不會直接影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，只會通過影響制度環(huán)境變遷進(jìn)而影響現(xiàn)今制度改革，而當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展卻不可能影響城市開埠通商歷史，故滿足工具變量外生性。

表5第3和第4列展示了工具變量的估計(jì)結(jié)果，第一階段結(jié)果表明，城市開埠通商歷史與全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立呈顯著正相關(guān)關(guān)系，且工具變量一階段的F值為38.36(大于10)，Cragg-Donald Wald檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為442.91，高于臨界值標(biāo)準(zhǔn)，排除了弱工具變量問題，表明工具變量有效；第二階段結(jié)果表明，無論是否加入控制變量，政策差分項(xiàng)系數(shù)均在1%水平下顯著為正，且比基準(zhǔn)模型系數(shù)大，表明基準(zhǔn)結(jié)果較為穩(wěn)健。

3.3.5 其它穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1)剔除直轄市樣本。鑒于直轄市與一般地級市在行政等級、管理權(quán)限和經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度上存在較大差異，故實(shí)證中剔除該部分樣本。表6第1列結(jié)果顯示，政策差分項(xiàng)和控制變量系數(shù)及顯著性均與基準(zhǔn)結(jié)果無顯著差異，即表明全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)較穩(wěn)健。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果(一)Tab.6 Robustness test results (1)

(2)運(yùn)用PSM-DID方法。作為國家重大改革戰(zhàn)略，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立并非隨機(jī)，而是在統(tǒng)籌考慮各地區(qū)創(chuàng)新和改革發(fā)展基礎(chǔ)上的選擇，這容易導(dǎo)致試驗(yàn)組與對照組城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在差異，從而影響政策評估。為此，先依次采用卡尺、半徑、核匹配等方法對試驗(yàn)組與非試驗(yàn)組城市樣本進(jìn)行傾向得分匹配，為試驗(yàn)組匹配經(jīng)濟(jì)特征最為接近的對照組，再采用匹配后的樣本進(jìn)行估計(jì)。表6第2至第4列結(jié)果顯示，3種匹配方法的差分項(xiàng)系數(shù)在1%的水平下依然顯著為正，表明實(shí)證結(jié)果較穩(wěn)健。

(3)剔除當(dāng)期樣本數(shù)據(jù)。為降低政策實(shí)施當(dāng)期的影響，剔除2015年樣本數(shù)據(jù)重新回歸。由表6第5列結(jié)果可知，差分項(xiàng)系數(shù)在1%水平下依然顯著且有所增大，表明在剔除當(dāng)期樣本后，全面創(chuàng)新改革的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)依然顯著且有所增強(qiáng)。

(4)控制變量滯后一期。為減弱控制變量與被解釋變量之間可能存在的互為因果關(guān)系，將所有控制變量滯后一期重新納入模型。表6第6列結(jié)果顯示，差分項(xiàng)系數(shù)在1%水平下依然顯著為正，即政策效應(yīng)較穩(wěn)健。

(5)排除其它政策干擾。為有效識別政策的凈效應(yīng)，借鑒劉瑞明等[19]的思路，依次將自貿(mào)區(qū)、綜改區(qū)和自創(chuàng)區(qū)政策虛擬變量納入實(shí)證模型中。由表7第1至第4列可知，在排除其它政策影響后全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策效應(yīng)依然穩(wěn)健。

(6)改變政策實(shí)施前后時(shí)間窗寬。選取政策實(shí)施前后1年和2年為窗寬，檢驗(yàn)不同時(shí)間段政策效應(yīng)的差異。由表7第5列和第6列結(jié)果可知，改變觀測窗寬并不會改變?nèi)鎰?chuàng)新改革試驗(yàn)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，且前后窗寬2年的差分項(xiàng)系數(shù)及顯著性甚于前后窗寬1年，進(jìn)一步表明政策試驗(yàn)具有較強(qiáng)的動態(tài)效應(yīng)，能夠持續(xù)釋放推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的制度紅利。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果(二)Tab.7 Robustness test results (2)

4 影響機(jī)制分析

以上實(shí)證結(jié)果表明，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)建設(shè)具有經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，且持續(xù)釋放動態(tài)的制度紅利。那么它是通過何種傳導(dǎo)機(jī)制實(shí)現(xiàn)的呢？結(jié)合前文理論分析和假設(shè)，運(yùn)用中介效應(yīng)模型從創(chuàng)新驅(qū)動、結(jié)構(gòu)優(yōu)化和資源配置效應(yīng)等方面，探究其內(nèi)在機(jī)制，結(jié)果如表8所示。

表8 影響機(jī)制回歸結(jié)果Tab.8 Influence mechanism regression results

表8中第1列、第2列為技術(shù)創(chuàng)新的中介機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果。本文采用每萬人發(fā)明專利授權(quán)數(shù)衡量技術(shù)創(chuàng)新，以表征創(chuàng)新驅(qū)動效應(yīng)并將其帶入中介效應(yīng)模型。結(jié)果顯示，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策顯著促進(jìn)了城市技術(shù)創(chuàng)新，且技術(shù)創(chuàng)新在全面創(chuàng)新改革促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長中呈現(xiàn)出較強(qiáng)的中介效應(yīng)。即全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策產(chǎn)生了創(chuàng)新驅(qū)動效應(yīng)進(jìn)而推動經(jīng)濟(jì)增長，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。從理論上看，創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展是促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵引擎。全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)建設(shè)通過一系列制度創(chuàng)新和政策支持，有效破除了制約科技創(chuàng)新的體制機(jī)制障礙，通過加快創(chuàng)新要素集聚、加速創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化、促進(jìn)區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新，強(qiáng)化了促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的創(chuàng)新驅(qū)動效應(yīng)。

表8中第3列、第4列為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的中介機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果。借鑒袁航等[23]做法，測算產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化指數(shù)，以此衡量結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)并納入上述模型。結(jié)果顯示，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策促進(jìn)了城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，且在納入中介變量后差分項(xiàng)系數(shù)也有所下降，而中介變量系數(shù)僅在10%水平上顯著，為穩(wěn)妥起見采用Bootstrap檢驗(yàn)，經(jīng)驗(yàn)證發(fā)現(xiàn)，該中介效應(yīng)顯著，即全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，假設(shè)H2得到驗(yàn)證。但進(jìn)一步測算發(fā)現(xiàn)，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重僅為6.11%，說明結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)盡管成立但相對較弱。從政策實(shí)施看，試驗(yàn)區(qū)建設(shè)通過財(cái)稅等政策優(yōu)惠能夠吸引創(chuàng)新型企業(yè)進(jìn)入，強(qiáng)化試驗(yàn)區(qū)的集聚效應(yīng)，產(chǎn)生推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的規(guī)模經(jīng)濟(jì)和結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)。但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整是一個(gè)循序漸進(jìn)的過程，短期內(nèi)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的效應(yīng)并不顯著，且從具體部署來看，各地試驗(yàn)區(qū)在政策推行中較少實(shí)施與產(chǎn)業(yè)升級協(xié)同的創(chuàng)新改革舉措，這在一定程度上弱化了政策效果，由此使得結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)較弱。

表8中第5列、第6列為全要素生產(chǎn)率的中介機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果。借鑒余泳澤等(2015)做法，采用隨機(jī)前沿分析法和超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)估算全要素生產(chǎn)率，以此衡量資源配置效應(yīng)并納入上述模型。結(jié)果顯示，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策顯著提升了城市全要素生產(chǎn)率，且全要素生產(chǎn)率在全面創(chuàng)新改革影響城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展中呈現(xiàn)出較強(qiáng)的中介效應(yīng)。即全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策產(chǎn)生了資源配置效應(yīng)進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，假設(shè)H3得到驗(yàn)證。從政策內(nèi)容看，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)建設(shè)通過深化科技管理體制改革等，有效提高了政府治理能力，通過推行知識產(chǎn)權(quán)、市場準(zhǔn)入、金融創(chuàng)新等制度改革，營造公平競爭的市場環(huán)境，更好地發(fā)揮了市場在資源配置中的決定性作用，產(chǎn)生了促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的資源配置效應(yīng)。

5 異質(zhì)性分析

黨的十九屆五中全會提出“推動有效市場和有為政府更好結(jié)合”的重要戰(zhàn)略部署，進(jìn)一步探究“有為政府”和“有效市場”在全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)建設(shè)中的作用機(jī)制對總結(jié)與推廣創(chuàng)新改革經(jīng)驗(yàn)具有現(xiàn)實(shí)意義。本文將從政府治理效率和要素市場化配置兩方面對試驗(yàn)區(qū)建設(shè)的異質(zhì)性經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行討論。

5.1 政府效率異質(zhì)性

制度改革和政策施行往往離不開政府治理。擁有不同治理效率的地方政府在推進(jìn)國家戰(zhàn)略試點(diǎn)和引領(lǐng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中所發(fā)揮的作用也不盡相同，由此引致全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)建設(shè)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)在不同政府效率地區(qū)有所差異?；诖?，將聶輝華等[24]測算的新型政商關(guān)系指數(shù)作為政府效率的代理變量，并按照中位數(shù)，將政商關(guān)系指數(shù)(gov)較高的城市賦值為1，較低的賦值為0，并與政策差分項(xiàng)交乘代入回歸。表9第1列結(jié)果顯示，政策差分項(xiàng)與政府效率的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，即表明全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)對政府效率較高地區(qū)的經(jīng)濟(jì)拉動作用較強(qiáng)。從實(shí)踐來看，治理效率較高的地方政府往往擁有較規(guī)范的制度管理和較強(qiáng)的政策執(zhí)行能力，在推進(jìn)改革試驗(yàn)過程中更能發(fā)揮“有為政府”功能，構(gòu)建親清新型政商關(guān)系，提供優(yōu)質(zhì)的公共服務(wù)供給，解決“專利數(shù)量擠出創(chuàng)新質(zhì)量”等匹配錯(cuò)位的市場失靈問題，更好地促進(jìn)各類創(chuàng)新要素的優(yōu)化配置，從而推動地區(qū)技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長。因此，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)建設(shè)的深層次推進(jìn)離不開與之相適應(yīng)的政府治理能力。

5.2 要素市場化程度異質(zhì)性

市場是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的主體，要素市場化配置程度會影響全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策紅利的發(fā)揮。基于此，采用王小魯?shù)萚25]的市場化指數(shù)作為要素市場化程度的代理變量，并依據(jù)中位數(shù)將市場化指數(shù)(market)較高的城市賦值為1，較低的賦值為0，并與政策差分項(xiàng)相乘代入回歸。由表9第2列結(jié)果可知，政策差分項(xiàng)與市場化指數(shù)的交互項(xiàng)系數(shù)在5%的水平上顯著為正，即表明全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)建設(shè)對要素市場化程度較高地區(qū)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)更顯著。與政府效率結(jié)果比較后發(fā)現(xiàn)，在納入與市場化指數(shù)的交互項(xiàng)后，政策差分項(xiàng)系數(shù)的顯著性有較大幅度降低，表明要素市場化程度較高地區(qū)的全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)更能激發(fā)市場在資源配置中的決定性作用從而推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，也進(jìn)一步凸顯了試驗(yàn)區(qū)建設(shè)中“有效市場”的重要性。從理論上看，要素市場化程度較高地區(qū)通常更容易建立公平公正的市場，形成與產(chǎn)權(quán)制度和要素市場化配置配套的市場競爭秩序，從而強(qiáng)化“優(yōu)勝劣汰”的市場競爭機(jī)制。同時(shí)，全面創(chuàng)新改革的系列舉措也更多地依靠市場“無形之手”的作用，通過完善知識產(chǎn)權(quán)制度不斷提高市場主體的創(chuàng)造活力，激發(fā)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)的創(chuàng)新驅(qū)動和資源配置效應(yīng)，促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提升。

表9 異質(zhì)性回歸結(jié)果Tab.9 Heterogeneous regression results

6 結(jié)論與政策啟示

探索全面創(chuàng)新改革政策是新形勢下我國推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重大戰(zhàn)略舉措，是激發(fā)創(chuàng)新驅(qū)動活力、強(qiáng)化內(nèi)生增長動力的關(guān)鍵抓手。本文實(shí)證研究結(jié)果表明：①全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)建設(shè)顯著促進(jìn)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，該結(jié)論在工具變量估計(jì)、傾向得分匹配雙重差分法、替換夜間燈光亮度等多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立；②從動態(tài)效應(yīng)看，隨著時(shí)間推移，全面創(chuàng)新改革促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的制度紅利持續(xù)釋放；③從影響機(jī)制看，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)建設(shè)通過創(chuàng)新驅(qū)動、結(jié)構(gòu)優(yōu)化和資源配置等途徑推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，其中，結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)相對較弱；④從異質(zhì)性作用看，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對政府效率和要素市場化配置程度較高地區(qū)的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用更顯著。據(jù)此，提出如下政策啟示：

第一，深化新一輪全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)，激發(fā)經(jīng)濟(jì)增長新動能。全面創(chuàng)新改革能夠增強(qiáng)地區(qū)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活力，產(chǎn)生推動經(jīng)濟(jì)增長的制度紅利。為進(jìn)一步發(fā)揮試驗(yàn)區(qū)優(yōu)勢，建議賦予更大的改革自主權(quán)，明確其在新發(fā)展格局下的優(yōu)勢定位與目標(biāo)導(dǎo)向，有序擴(kuò)大試點(diǎn)范圍，可在經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較好、創(chuàng)新人才豐裕的地級市及縣級市深化新一輪全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)，全面有序推廣創(chuàng)新改革相關(guān)舉措，構(gòu)建推進(jìn)全面創(chuàng)新改革的長效機(jī)制，依靠內(nèi)生制度創(chuàng)新形成“改革創(chuàng)新高地”，更好地發(fā)揮試驗(yàn)區(qū)引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的示范效應(yīng)，為我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長增添新動力。

第二，結(jié)合地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和創(chuàng)新資源稟賦，推動形成科技創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級協(xié)同互動的創(chuàng)新改革路徑?？傮w上看，全面創(chuàng)新改革通過促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級釋放增長紅利的作用相對較弱，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級是推動我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵舉措。因此，地方政府在試驗(yàn)區(qū)創(chuàng)建和示范推廣過程中，應(yīng)結(jié)合地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和創(chuàng)新基礎(chǔ)，重點(diǎn)加強(qiáng)與產(chǎn)業(yè)數(shù)字化、低碳化轉(zhuǎn)型升級有效協(xié)同的創(chuàng)新改革戰(zhàn)略舉措，制定引導(dǎo)中高端戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)有效集聚的適宜性產(chǎn)業(yè)政策，從供給端和需求側(cè)協(xié)同發(fā)力，為創(chuàng)新改革與產(chǎn)業(yè)升級協(xié)同互動和深度融合提供物質(zhì)保障及需求驅(qū)動，切實(shí)提高科技創(chuàng)新助力傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的支撐能力，推動形成全面創(chuàng)新改革、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的良性循環(huán)。

第三，堅(jiān)持科技創(chuàng)新和制度創(chuàng)新“雙輪驅(qū)動”，構(gòu)建有為政府和有效市場協(xié)同互促的中國特色創(chuàng)新激勵(lì)機(jī)制。進(jìn)一步明晰市場與政府的政策邊界和功能定位，在發(fā)揮市場在資源配置中決定性作用的基礎(chǔ)上，建立與有效市場協(xié)同互促的有為政府。首先，要深層次推進(jìn)要素市場化改革，發(fā)揮有效市場在資源配置中的決定性作用，加快推動知識產(chǎn)權(quán)等制度改革，營造公平競爭的市場環(huán)境，促進(jìn)創(chuàng)新、人才等各類要素的自由配置，推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動力變革，強(qiáng)化改革試驗(yàn)的市場驅(qū)動力；其次，轉(zhuǎn)變地方政府職能，提高政府服務(wù)效率，建立與市場協(xié)同互促的有為政府，積極發(fā)揮地方政府的戰(zhàn)略導(dǎo)向作用，健全財(cái)政、產(chǎn)業(yè)等政策保障，有效破除創(chuàng)新要素區(qū)域間、市場間、產(chǎn)業(yè)間的分割，為市場高效運(yùn)行提供良好的制度環(huán)境，增強(qiáng)創(chuàng)新改革引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)增長的“政府推動力”，最終形成有為政府和有效市場協(xié)同互促的創(chuàng)新激勵(lì)體制，持續(xù)釋放全面創(chuàng)新改革激發(fā)增長新動能的制度紅利。