國家創新型城市對屬地創新能力影響效應評估
——政策動態過程與政企互動視角

陳 晨，張廣勝

(遼寧大學 商學院，遼寧 沈陽 110036)

0 引言

為充分發揮科技創新的“引擎”作用，習近平總書記在2016年科技創新和兩院院士大會上指出，因地制宜探索差異化創新發展路徑，加快打造具有全球影響力的科技創新中心，建設若干具有強大帶動力的創新型城市和區域創新中心。其中，提到允許差異化創新發展路徑，指明各城市可根據自身發展特點，先于周邊區域探索創新發展之路，通過示范作用，帶動城市或城市群發展。科技部聯合發改委于2018年4月發布文件，在我國11個省市自治區中選取17個城市確立為國家創新型城市，為我國創新驅動經濟高質量發展作出示范。但此次并非我國第一次確立國家創新型城市，早在2008年科技部就將深圳確立為我國第一個國家創新型城市，其后分別在2010-2013年分批次確立了60個國家創新型城市，可見國家對科技創新的重視以及以科技創新提升國家核心競爭力的決心和企盼。然而，區域政策實施雖然有利于區域經濟收斂[1]，但也可能因政治尋租效應而導致政策陷阱的出現[2-3]。

此外，科技部提出在國家創新型城市政策建設前，于2006年聯合國資委和全國總工會發文提出國家創新型企業建設政策，并于當年確立103家企業作為國家第一批國家創新型試點企業。其后，于2008年、2009年、2010年、2012年和2013年又分別確立573家企業。鑒于兩項國家創新型試點主體確立政策時間相近且交錯實施，那么在宏觀城市主體政策與微觀政策主體互動下政策實施效果存在何種差異？企業主體特征異質性能否造成政策效果差異？本文考慮到國家創新型城市建設分批依次、長期建設的動態特性，以及屬地宏微觀主體政策交錯互動的現實情形，研究國家創新型城市政策對屬地創新能力提升的作用。

1 文獻綜述

學界現有對創新型城市創新能力的研究主要集中在以下兩個方面：

(1)創新型城市創新能力測度及其評價研究。主要通過構建創新能力評價指標體系，采用不同測度方法，評價創新型城市間的創新能力差異。①以創新型城市基礎構成要素為視角，從創新基礎要素資源、制度環境、政策支持等方面構建指標體系，測度創新型城市創新能力發展水平[4-9]；②從創新型城市發展過程動態視角出發，以創新投入、創新轉化、創新產出、創新輻射過程為鏈條，探尋主要作用因素，構建指標體系測評創新型城市間的創新能力差異[10-13]。上述研究主要是基于國外城市創新能力過程要素，結合我國現實國情和經濟發展需求，選取合理測度方法對比評價創新型城市創新發展水平。

(2)典型創新型城市發展模式研究。主要是以典型的單案例研究和代表性區域研究為主，探究未來創新型城市發展趨勢。①以典型城市創新發展模式研究為重點。以先期成立的代表性城市，如深圳模式、智慧上海、創業溫州等，探究其城市建設模式及發展路徑，為后期創新型城市建設指明方向[14-16]。相關學者認為后發區域雖然不確定性高，但通過創新環境建設和政策支持，仍可突破創新“達爾文海”效應，實現趕超[17]；②城市帶或城市群政策評估研究。主要以長株潭試驗區及長三角城市群等為研究對象，采用異質化測度評價模型，評估創新型城市政策對區域創新能力的提升效應[18-20]。上述文獻以代表性區域模式借鑒、評價為研究重點。

通過梳理現有研究可知，有關創新型城市政策評價的研究較少，且主要為典型城市區域的代表性研究，缺乏政策實施過程動態評價研究。此外，有學者指出創新型城市確立是國家政策的一個實驗過程，需要中央和地方動態互動，形成中國實驗主義治理模式[21]。因此，本文以政策效果評估為主，兼顧政策逐步實施過程特點和研究對象完整性，采用漸進雙重差分模型方法，準確測度國家創新型城市對屬地創新能力的作用效果。此外，從政策實施動態過程和政企互動雙重視角，研究國家創新型城市政策實施過程中的長期效應和時間批次效應。在此基礎上，考慮屬地創新型企業政策和企業特征異質性對區域創新能力的影響，以更貼合城市政策實施目的和現實需求，擴展現有政策研究動態效應和互動效應。

2 理論分析與研究假設

2.1 國家創新型城市政策對屬地創新能力作用效果

政府政策支持是科技創新的重要助推力量，尤其是在以政府宏觀調控為主導的市場型國家，政策導向和財政扶持是推進區域創新的必要因素[22]。在聲譽機制作用下，試點及示范對象選取具有認證效應[23]，能夠有效彌補創新活動中正外部性缺失，提高科技創新研發投入積極性。此外，信號理論強調試點示范選取通過媒體向外界傳播利好信號，可為區域創新引進更多資金、技術和人力資本。但政府政策支持下研發科技投入過多、管控力度過強，導致政府干預過度，容易造成企業創新活力不足，反而對創新績效提升產生抑制作用[24]。而且，現階段以多維政績考核官員晉升，地方官員在不同政治情境和政治價值選擇下，既可能選擇成為廉潔政府和民眾代理人，也可能成為受自身價值利益驅動的自主行動派，從而對區域創新驅動發展產生截然不同的效果[25]。基于政策層層落實過程，中央政策通過地方各級政策層層落實，制度規范下的尋租行為可能導致政策初衷無法實現[26-27]。基于以上分析，本文提出以下假設：

H1a：國家創新型城市政策促進屬地創新能力提升；

H1b：國家創新型企業政策抑制屬地創新能力提升。

2.2 國家創新型城市對屬地創新能力的動態效應

創新政策實施過程分為政策采納和政策落實兩個階段，不同階段因決策機制不同、作用因素異質性和政策擴散效應時滯性，其政策落實效果不同[28]。政策享受主體因定期取得政府專項資金、技術支持和關注，科技財政支出不斷增長，對區域創新績效產生累積效應[29]。而且，在聲譽機制作用下，政策認證效應及媒體關注效應為區域招商引資和人才引進提供了優厚的便利條件，創新投入要素持續醞釀和疊加，科技研發成果長期內不斷攀升。此外，由于政府創新資助響應時間差[30]，加之創新從投入到產出存在一定時滯性[31]，使得創新型城市政策效果呈逐漸強化趨勢。另外，在政府創新扶持政策與地區資源稟賦逐漸契合過程中，政策對屬地創新能力的促進效果得以顯現。政府創新資助及城市創新能力提升產生資源虹吸效應，進而促進屬地創新產出螺旋式增長。但由于政治績效考核，某些官員“逆向選擇”以晉升為目的，其會選擇短期快速提升經濟政績行為，摒棄建設周期長、產出不確定性大的創新政績提升行為[25]。官員制度治理理論指出，官員為規避任期內政治晉升中存在的風險，會選擇性忽視政績考核中不確定性較大的地方治理政策，選擇短期內績效可觀的政策進行落實，此種為官不為的行為，容易造成長期政策效果偏離目的初衷[32]。基于以上分析，本文提出以下假設：

H2a：國家創新型城市政策對屬地創新能力提升具有長期疊加效應；

H2b：國家創新型城市政策對屬地創新能力提升具有長期政策失靈效應。

2.3 國家創新型城市對屬地創新能力的過程效應

信息經濟學中信號傳遞理論指出，“明星效應”下政策認證能夠提升區域名望、聲譽和關注度，早期享受政策優惠的國家創新型企業公眾認可度更高、資源獲取能力更強、資源獲取效應更大[33]。此外，前期確立的企業因享受政策時間更長，獲取的創新要素資源更豐厚，在政策效果的疊加作用下，創新產出效應顯著強于后期。而且，當政策逐步普及后，更多城市享受政策，創新引領性下降，資源搶奪加劇，后期確立城市的榮譽性和創新積極性相較前期確立預期有所減弱，導致創新活力不足，政策批次效應遞減。但政策從初期試點到后期逐漸推廣，先期試點階段政策支持力度可能存在明顯不足，后期推廣階段政策支持強度更大，配套措施趨于合理，此時后期政策創新效應大于前期政策效果。此外，政策在逐步落實中不斷糾偏和完善，后期創新政策落實更具針對性和契合性，更能夠滿足區域自主創新的現實需求，對屬地創新績效提升的推動作用更大。而且，后期批次確立的國家創新型城市能夠通過借鑒先期批次城市的建設經驗，降低創新失敗風險，吸收先進技術等，因此在同等政策支持下，創新正向溢出性更強，最終呈現政策批次增長效應。基于以上分析，本文提出如下假設：

H3a：國家創新型城市政策對屬地創新能力提升具有批次遞減效應；

H3b：國家創新型城市政策對屬地創新能力提升具有批次增長效應。

3 研究設計

3.1 變量說明

3.1.1被解釋變量

城市創新能力(index)。現有研究對城市創新能力的量化方式不一，主要采用創新專利產出、科技研發投入等單一指標，但科技研發投入最終并不一定能夠成功轉化為創新成果，也可能是資源消耗；抑或采用熵值法、DEA、主成分分析等方法從不同維度構建指標體系進行測度，但橫向對比度較差。因此，本文在參考相關研究的基礎上，借鑒余永澤等[34]的處理方法，采用人均專利數量衡量城市創新能力，量化方式為地級市年末專利授權量除以地級市年末戶籍人口數。

3.1.2 解釋變量

(1)國家創新型城市政策變量(treated)。鑒于國家創新型城市分批依次設立的特性，基本雙重差分模型僅存在一個政策時點，因此構建政策時間、主體虛擬變量和兩者交乘項方式不再適用。本文借鑒郭峰等[35]的處理方式，采用漸進雙重差分模型，通過構造變量treatedit，若i城市t年被確立為國家創新型城市，則被確立當年和此后各年treatedit=1，否則treatedit=0。此種設置政策變量的形式能夠有效避免一般雙重差分模型下一個政策時點的不利情形，減少構造3種變量形式的繁復工作，直接形成城市是否受政策和時間影響的雙重差異。

(2)創新型城市年齡(trend)。為研究城市被確立為國家創新型城市后對屬地創新能力增長趨勢的影響，本文參考郭峰等[35]的處理方法，構造國家創新型城市年齡變量trendit。具體方式為：若t>si，則trendit=t-si，否則trendit=0。其中，t為數據報告年份，si為城市i被確立為國家創新型城市的具體年份。

3.1.3 調節變量

(1)創新型企業政策變量(policye)。當國家創新型城市中存在國家創新型企業時polocyeit=1，否則polocyeit=0。此指標主要考察當城市中存在國家創新型企業時，其能否為國家創新型城市屬地創新能力提升起到促進作用。

(2)國家創新型企業數量(qe)。城市國家創新型企業數量越多，微觀主體知識溢出效應越大，對地區整體創新能力的提升作用越顯著。因此，本文通過整理國家創新型企業注冊地信息，按照歸屬地追溯統計至285個樣本城市中國家創新型企業數量，手工構造得到樣本數據指標變量qe。

(3)國家創新型上市公司數量(company)。企業上市需要公司規模和盈利能力達到相應要求，并通過上市方式拓寬企業融資渠道；另外，上市能夠擴大公司影響力，在聲譽機制作用下增強企業資源能力獲取，包含人才、技術等各面。因此，本文按照企業注冊地信息，構造屬地國家創新型上市公司數量變量company，驗證是否屬地國家創新型上市公司數量更有利于國家創新型城市創新能力增強。

(4)國家創新型企業集團數量(group)。筆者通過對國家創新型企業名單進行整理，發現5批676家國家創新型企業中共有創新型城市集團49家，同樣按照公司注冊地信息統計至地級市層面，得到各城市國家創新型企業集團數量指標group。因集團企業相較于其它企業規模更大，能夠將更多資金、人力和知識投入到創新研發活動中，因此可能對屬地創新能力提升作用更強。

(5)國家創新型企業集團上市公司數量(qgroup)。鑒于企業集團間資源流動性和共享性相較于一般上市公司更高，且企業上市后知識、資源溢出效應大于未上市企業，從而企業集團中上市公司數量越多，越能夠為屬地科技創新提供更為便捷的資源條件，從而對國家創新型城市創新能力的影響效應更大。因此，本文通過對國家創新型企業名單中企業集團控股上市公司逐一進行挑選整理，依據屬地原則，對應至各個城市，最終得到各城市國家創新型企業集團上市公司數量變量指標qgroup。

3.1.4 控制變量

(1)政府干預程度(gov)。國家創新型城市在政府推動下創立，政府在其建設過程發揮了重要作用。在城市科技創新中，政府資金支持使地區獲得了更多競爭優勢，但政府過度干預將導致創新活力不足、創新產出下降。由于政府干預活動比較隱性，無法獲取直接反映地方政府干預程度的指標，只能通過間接指標反映。因此，本文借鑒褚敏和蹤家峰[36]的處理方式，從政府干預動機視角出發，選取財政支出與地區生產總值之比對政府干預程度進行量化。

(2)地區經濟發達程度(dev)。城市經濟越發達、基礎資源環境越優良、科技創新配套設施越完備、服務越便捷，則越有利于地區創新能力提升。本文以地區人均生產總值產出衡量經濟發達程度。

(3)科技研發投入強度(rd)。城市科技研發投入力度與創新產出相關，科技人才越多，后備知識儲量越豐富、知識溢出效應越大，對地區創新能力的提升作用越顯著。因此，本文借鑒韋功鼎和李雪梅[37]的做法，選用城市科學技術產業從業人員數量的對數衡量科技研發投入強度。

(4)城市規模(scale)。人口聚集形成資源聚集，在規模效應下促使城市規模逐漸擴大。以人力、資本及知識為基礎的科技創新活動在資源豐沛地區，其產出效應更大。因此，本文以人口規模量化衡量城市規模，采用2014年國務院頒布的城市規模調整標準，將選取的285個城市按照人口數量劃分為6個數值等級，分別取值1～6，城市人口數量越多，規模越大，scale數值越大。

綜上所述，本文相關變量及定義見表1。

表1 變量定義與說明

3.2 模型構建

考慮到國家創新型城市政策實施的多時點特性，基本雙重差分單一時點變量設置方式不能滿足需求，因此本文采用漸進雙重差分模型進行研究。

3.2.1 漸進雙重差分模型

本文借鑒郭峰等[35]的處理方法，通過變量構造方式轉換，將基本雙重差分模型中政策主體啞變量、政策時間啞變量和政策主體與時間變量以一個treatedit變量替代，構造如下模型：

indexit=β0+β1treatedit+β2trendit+β3Controlit+εit

(1)

其中，indexit表示各城市各年創新能力；treatedit表示若i城市在t年被確立的國家創新型城市，確立當年及以后各年treatedit=1，否則treatedit=0；trendit表示確立國家創新型城市的年齡；Controlit表示各控制變量。按照模型(1)中主要解釋變量treatedit處理方式，解決政策逐步實施而單一政策時點無法刻畫的情形，其回歸系數β1代表國家創新型城市政策對屬地創新能力影響效果。trendit回歸系數β2代表為國家創新型城市政策對屬地創新能力增長的趨勢效應。

3.2.2 固定效應漸進雙重差分模型

當政策樣本選擇不隨機時，若由可控因素影響，則直接將其置入回歸模型即可，若基于非可控因素，可將其分解為：①不隨時間變化的固定效應偏差αi；②隨時間變化的時變誤差μit。為避免非可控因素造成的政策主體選擇偏差，本文借鑒王智波等[38]的處理方式，構建固定效應漸進雙重差分模型。

indexit=β0+β1treatedit+β2trendit+β3Controlit+αi+μit

(2)

3.2.3 處理效應漸進雙重差分模型

為修正雙重差分模型虛擬變量設定可能產生的樣本內生選擇性偏差和遺漏變量問題，本文借鑒王智波[38]的處理方式，構造處理效應漸進雙重差分模型。

主回歸模型：

indexit=β0+β1treatedit+β2trendit+β3Controlit+εit

(3)

樣本選擇模型：

Treatedi*=ωHit+μit

(4)

其中，Hit代表影響政策主體是否為享受政策措施的一組變量，該變量組合僅參與樣本選擇模型回歸過程，不放入政策主回歸漸進雙重差分模型中，但該組變量并非隨機選擇變量，其由影響政策主體被選擇概率的相關指標組成。樣本選擇模型中Treatedi*為潛在變量，若Treatedi*>0，則政策主體選擇變量treatedit=1，否則treatedit=0，主要影響treatedit發生的概率。因此，對于Hit變量組合中的指標選取，基于國家創新型城市基礎特征，本文選擇城市經濟發展水平dev和科技投入rd兩項指標。

3.3 數據說明

鑒于深圳市被確立為第一個國家創新型城市的時間為2008年，最近的創新型城市確立時間為2018年，因此本文數據更新時間截至2018年。為分析國家創新型城市設立前后屬地創新能力的前后變化情況，需首先保證政策實施點前后時間段范圍。因此，本文選取285個城市樣本數據進行回歸分析，在處理組樣本數據處理中，剔除2018年確立的17個城市，僅選取2008-2013年確立的61個國家創新型城市作為樣本組，其余224個城市作為對照組。其中，被解釋變量中城市專利授權量數據來源于中國知識產權數據庫，具體按照城市進行分類匯總；解釋變量中政策變量和政策年齡變量數據主要為筆者通過科技部和發改委發布的政策文件數據手工搜集整理得到；調節變量中通過三部委發布的企業名單和各企業官網信息手工整理得到；其余控制變量來源于2005-2018年《中國城市統計年鑒》、《中國城市建設統計年鑒》和部分省市統計年鑒。

4 實證結果分析

4.1 雙重差分模型適用性檢驗

雙重差分模型使用需滿足以下條件：①政策主體選擇外生性；②主體選擇前后變化趨勢一致性。為保證模型合理性和適用性，本文進行如下檢驗：

(1)反向因果檢驗，即外生性檢驗。鑒于國家創新型城市設立的批次性特征，本文進行分組回歸檢驗，形式如下：第一組將2008年設立的深圳市作為處理組，其后設立城市作為其對照組；以此類推設置第二至第四組；第五組將2013年確立的城市作為處理組，2018年確立的城市作為對照組。由于政策實施變量設定為二值虛擬變量，故本文借鑒朱曉文[39]的做法，采用邏輯回歸模型。

Logit(treatedit)=α0+α1Perfomance(L.indexit)+α2L.Controlit+εit

(5)

其中，為考察前期城市基礎是否影響政策設立，城市創新能力和控制變量均選用一期滯后值。若α1系數不顯著，則滿足模型政策主體選擇的外生性假定。最終，5組回歸中各變量系數均不顯著，滿足外生假定(限于篇幅限制，反向因果和平行趨勢檢驗結果均不予列示)。

(2)平行趨勢檢驗，即趨勢一致性檢驗。本文借鑒朱曉文等[39]的方式，構造政策實施前時間啞變量，模型如下：

(6)

其中，d_j為政策實施前時間啞變量，表示城市被確立為國家創新型城市前的年數，并將該時間啞變量與treatedit交乘，若交乘項系數不顯著，則滿足政策實施前趨勢一致。同模型(5)處理方式一致，分成5組進行分組回歸。分組回歸結果除第一組因深圳市僅一個樣本系數顯著外，其余四組交乘項系數均不顯著，由此可見滿足模型趨勢一致性假定。

4.2 國家創新型城市對屬地創新能力提升效應評估

鑒于國家創新型城市分批次設立特性，本文采用漸進性雙重差分模型進行回歸分析。為更好地控制政策主體選擇內生性問題，將基本模型擴展為固定效應雙重差分模型和處理效應漸進效應雙重差分模型，回歸結果如表2所示。

表2 國家創新型城市對屬地創新能力基礎效果

注：***、**、*分別代表在1%、5%、10%的水平上顯著。其中，估計系數下括號內的報告數值為經過異方差穩健標注調整的t統計量值，下同

根據表2回歸結果，第(1)列采用漸進雙重差分模型，第(2)列采用固定效應雙重差分模型，第(3)列采用處理效應漸進雙重差分模型，3種方法下treated回歸系數在1%顯著性水平下為正，說明國家創新型城市確立對屬地創新能力提升具有促進作用。處理效應雙重差分模型中rho值為負，說明基本漸進雙重差分模型低估了國家創新型城市政策對屬地創新能力的作用。在控制內生影響后，其對城市創新能力的作用從17.245提升至21.187。政府干預、地區經濟發展水平、科技研發投入和城市規模均對城市創新能力提升起到顯著正向促進作用，說明城市在被確立為國家創新型城市后，還應該改善地區資源條件，為政策落實提供輔助支持作用。

4.3 動態過程視角下國家創新型城市政策對屬地創新能力的影響

(1)動態效應分析。為分析長期政策實施中每期效果大小，本文借鑒Thorsten40]的處理方法，構建政策實施后各期時間啞變量dj，當政策實施第j年，dj=1，否則dj=0。 然后，與treatedit交乘，置入3種漸進雙重差分模型展開回歸，驗證不同時期的政策效果，具體結果如表3所示。

表3 國家創新型城市對屬地創新能力不同時期的作用效果

在表3回歸結果中，3種方法下交乘項回歸系數整體在1%顯著性水平下為正，且通過回歸系數縱向比較發現，政策實施年份時間越長，交乘項回歸系數越大，說明國家創新型城市對屬地創新能力提升產生的累加性效應越明顯。因此，政府應匹配更為充足的政策條件支持，充分發揮城市政策在屬地長期創新能力提升中的作用。通過3種方法系數比較發現，處理效應漸進差分模型系數顯著性高于其它兩種模型，說明控制政策內生選擇性偏誤，能夠更為準確地估計國家創新型城市設立對城市創新能力的作用，且作用效果顯著增強。

(2)過程效應分析。為驗證政策確立批次效應，本文借鑒郭峰和熊瑞祥[40]的處理方法，構建如下模型：

(7)

表4列示了3種雙重差分模型下5個批次的政策平均效應和趨勢效應。其中，(1)(3)(5)列為3種雙重差分模型下批次效應的平均效果，(2)(4)(6)列為批次效應的趨勢效果。從回歸結果可知，各批次平均效應和趨勢效應系數在1%顯著性水平下為負，說明與第一次批次對照組相比較，之后批次確立的國家創新型城市對屬地創新能力的提升作用顯著小于第一批次確立的城市。可能原因在于：先期確立的地區能夠獲得更多政府支持和媒體關注，信息傳遞下城市聲譽增強，吸引了更多資金注入和人才聚集，為科技研發注入了新資源和活力，帶動地區創新能力不斷攀升；后期確立的國家創新型城市聲譽效應和吸引力相較而言不如先期城市，從而對地區創新能力提升效果不及前期批次。因此，為帶動地區創新產出效能最大化，應盡早申請被確立為國家創新型城市，通過效能累加作用，以創新帶動區域經濟高質量發展。

4.4 穩健性檢驗

為保證上述結果的可靠性，進行如下穩健性檢驗：①替換因變量：將城市創新能力變量替換為地級市人均使用專利授權量和城市創新指數兩種指標加以量化；②傾向匹配得分法：按照1∶1近鄰匹配方式為國家創新型城市配比對照組樣本，消除基礎城市資源差異導致的樣本選擇偏差；③安慰劑檢驗，采用虛假因變量形式，將城市創新能力變量替換為不受政策影響的城市生態環境效率變量，該變量采用DEA-Malmquist指數法加以測度。經上述處理后采用3種模型回歸分析，替換因變量和傾向匹配得分法結果與基本回歸一致，安慰劑檢驗回歸系數不顯著，說明基礎回歸結果穩健(限于篇幅，具體結果不列示)。

5 屬地政企互動政策作用分析

區域創新能力提升功能主體為企業，加之政府支持和產學研相輔相成，2010年1月6日國家發展改革委發布的《關于推進國家創新型城市試點工作的通知(發改高技)[2010]30號》指出創新型城市建設的主要任務為“突出企業創新主體地位”，2016年《建設創新型城市工作指引》中指出創新型城市建設的十大重點任務之一為“抓創新企業的培育”。因此，本文進一步探討城市內企業享受創新政策和企業類型異質性對區域創新政策效應的調節作用，在下述回歸中剔除非國家創新型城市樣本。

表4 國家創新型城市對屬地創新能力的批次效應

5.1 政企互動政策影響分析

第一批國家創新型企業確立時間為2006年，本文按照企業注冊地址將國家創新型企業匹配到相應城市中，若國家創新型城市存在國家創新型企業，則政策間產生交互作用效果，否則城市僅受到單一政策的影響，回歸結果如表5所示。

表5 國家創新型企業政策交互影響結果

表5回歸結果中，(1)(3)(5)列為國家創新型企業對國家創新型城市屬地創新能力平均效應的調節作用；(2)(4)(6)列為對趨勢效應的調節作用。國家創新型企業政策與政策平均效應和趨勢效應的交乘項回歸系數顯著為正，說明國家創新型企業政策實施對國家創新型城市創新能力提升無論是在短期還是長期均具有正向調節作用。因此，在后期城市建設中，地方政府應加大對城市創新型企業的培育和扶持力度，實現宏微觀主體協同發展。

5.2 企業類型異質性影響

上述結果驗證了城市主體中微觀主體國家創新型企業政策正向調節屬地創新能力。本文進一步探討不同企業特征數量對國家創新型城市建設的影響。①對于國家創新型企業而言，其是地區創新的主要抓手和重要主體，文件指出“培育具有較強競爭力的創新型領軍企業和一批小而強、小而專、小而精的科技型中小企業”，因此國家創新型企業數量多寡直接影響城市創新質量；②對于國家創新型上市公司而言，因其擁有良好的聲譽相應、更廣的融資渠道和更強的要素集聚能力，從而對城市創新能力的提升作用強于一般企業；③對于國家創新型企業集團而言，蔡衛星等[41]指出相對于獨立企業，企業集團具有更強的職能作用，能夠緩解科技創新中融資約束、信息匱乏和激勵不足等問題。黃俊等[42]指出企業集團具有更強的資源整合能力，對企業創新驅動作用更強。因此，基于上述作用機理，國家創新型企業集團比一般創新型企業對城市創新能力提升作用更顯著。針對企業性質與類型異質性是否導致調節效應不同，本文從城市中一般國家創新型企業數量、國家創新型上市公司數量和國家創新型企業集團數量3個方面研究企業性質差異導致的政策效果差異。

(1)國家創新型企業數量。通過手工梳理國家創新型企業名單，將676家企業按照注冊地信息分類至各城市樣本中，統計得到各城市的國家創新型企業數量，探究創新型企業數量更多城市是否存在更大的知識溢出效應，以及對城市創新能力提升效果是否更為顯著。具體結果如表6所示。

表6 國家創新型企業數量調節效應檢驗結果

在表6回歸結果中，國家創新型企業數量與國家創新型城市政策平均效應和趨勢效應的交乘項系數大部分在1%顯著性水平上為正，說明國家創新型企業數量對國家創新型城市屬地創新能力提升起到正向調節作用。因此，屬地城市國家創新型企業數量越多，企業間信息溝通成本越少，資源越能夠更為便捷地融通，知識和技術溢出效應越大，從而對屬地創新能力提升效果越顯著。

(2)國家創新型上市公司。將國家創新型上市公司加以統計，同國家創新型城市的平均政策效應和趨勢效應交乘，通過對比一般企業交乘項系數，驗證企業性質類型差異政策效應差異，結果如表7 所示。

表7 國家創新型上市公司調節效應檢驗結果

從中可見，在3種差分模型下，國家創新型上市公司與政策平均效應和趨勢效應的交乘項系數均為正，說明地區創新型上市公司數量越多，屬地被確立為國家創新型城市后創新能力提升效果越大。根據變量統計發現，城市中國家創新型上市公司的平均數明顯小于國家創新型企業數量，而表7國家創新型上市公司數量交乘項系數相比表6中國家創新型一般企業數量交乘項回歸系數更大，說明上市公司通過上市渠道獲取資金更加便利、聲譽效應更加顯著，從而對屬地創新能力效果更明顯。

(3)國家創新型企業集團。表8列示了3種漸進雙重差分模型下，國家創新型企業集團數量對國家創新型城市創新能力政策平均效應和趨勢效應的調節作用。表8中6列交乘項回歸系數均在1%顯著性水平下顯著為正，說明屬地國家創新型企業集團數量對國家創新型城市創新能力提升及其增長趨勢均存在正向調節效應。同樣，將表8中交乘項系數與表6和表7中交乘項系數大小進行比較發現，無論是政策平均效應還是趨勢效應，國家創新型企業集團交乘項系數均大于另外兩者的交乘項系數，說明企業集團因集團內各公司彼此支持和資源共享特性，城市在微觀主體支撐下，獲得了更多人力、資金和知識資源，從而創新能力提升效果更為顯著。

6 結語

6.1 研究結論

鑒于國家創新型城市分批依次設立的特性，本文采用基本、固定效應、處理效應漸進雙重差分模型，探究國家創新型城市的政策效應、長期效應和批次效應。此外，從創新主體企業角度出發，分析國家創新型企業政策及企業類型異質性對屬地創新能力效果的影響差異。結果發現：被確立為國家創新型城市對屬地創新能力有顯著提升作用，且長期內產生疊加效應，呈現增強趨勢；更早批次確立的城市政策創新效應更強。此外，存在國家創新型企業的城市對創新能力起到正向促進作用，且數量越多，促進作用越強；企業類型異質性下，集團因內部資源整合力較強，對屬地創新能力提升效果大于公司；上市公司因聲譽優勢和便捷的融資渠道，對屬地創新能力的提升作用大于一般企業。

6.2 建議

(1)加大國家創新型城市建設力度。鑒于政策屬地創新提升作用，應突破城市規模壁壘，擴大建設范圍，借鑒深圳市等典型城市的建設經驗，通過政策資金、技術和人才扶持，發揮自身特色，提升城市創新能力，實現2020年國家創新型城市建設擴圍目標，為我國創新驅動發展奠定基礎。

表8 國家創新型企業集團調節效應檢驗結果

(2)不斷完善配套措施建設。鑒于政策的長期疊加效應，且效果逐漸顯現，因此各級地方政府應避免短視行為，持續加大創新資金投入力度，強化創新技術契合度，提升創新人才引進力度和激勵程度，積累要素資源，達到政策邊際效應最大化。此外，考慮到城市建設批次效應，未確立的地級市應逐步完善配套措施，提早進入國家創新型城市建設行列。科技部等對國家創新城市應盡力確立早期試點個數，充分發揮創新型城市的批次引領作用，借力城市創新發展帶動國家創新能力提升。

(3)地方政府應加大對屬地內不同類型國家創新型企業的扶持。城市創新由政府、企業、高校和科研機構四方主力構成，但相關政策應突出企業創新主體地位。結合研究結果，國家創新型企業政策與國家創新型城市政策呈現協同效應，因此在地方建設中，應兩類政策并舉，充分調動微觀主體的主觀能動性。鑒于企業類型特征異質性下資源稟賦差異性，應著重培育城市創新型企業集團，支持企業上市，整合資源，實現企業創新和區域創新聯動發展。

6.3 不足與展望

然而，本文仍存在以下不足：①受數據可獲得性限制，國家創新型城市樣本僅選取了前5批次，缺乏對2018年17個城市政策效應的評價研究，有待后續完善延伸；②僅從創新產出角度衡量城市創新能力，未來研究應更注重城市創新效率和創新質量的改善效應；③國家創新型城市建設初衷為借助典型城市的優先發展，對周邊區域形成輻射和引領作用。因此，未來研究應注重政策和城市創新的空間溢出效應，評估國家創新型城市政策對創新型國家建設的貢獻。