開發區設立提升了企業創新質量嗎
——來自中國A股上市公司的經驗證據

楊 波，李 波

(中南財經政法大學 經濟學院，湖北 武漢 430073)

0 引言

中共十九屆四中全會提出，完善科技創新體制機制，建立以企業為主體、市場為導向、產學研深度融合的技術創新體系。對政府來說，只有構建市場機制有效、微觀主體有活力和宏觀調控相結合的科技創新體系，才能有效實現經濟高質量發展。在眾多政策調控方式中，開發區設立作為一項區位導向性產業政策[1]，對創新起基礎性調節作用，不僅擴大了企業規模[2]，而且縮小了地區間經濟增長差距[3]。截至2018年底，219家國家級經開區GDP總值為9.5萬億元，占全國GDP的比重為11%。其中，高新技術企業約2.2萬家，較上年末增長20%，每萬人發明專利擁有量72件，是全國平均水平的6.3倍。與此同時，企業作為科技創新體系構建的微觀主體，對轉變經濟發展方式、促進產業結構轉型至關重要。但在當前市場化改革關鍵期，開發區設立能否提升企業創新質量？本文旨在對上述問題進行探索，為政府推動開發區轉型，促進產業結構優化升級，實現經濟高質量發展尋找最佳路徑。

相關文獻大多認為，開發區設立具有正向促進作用，主要歸納為宏觀、產業和微觀3個層面。在宏觀層次上，鄭智等[4]發現開發區通過增速和溢出效應促進不同地區經濟增長；在產業層面，周茂等(2018)通過對制造業分行業技術復雜度的測算，發現開發區對地區制造業升級產生了積極影響；在微觀層面，胡浩然等[5]發現，開發區通過產業集聚效應提升了企業生產率。但在開發區設立能否促進企業創新上，學者們持有不同觀點。如部分學者認為，開發區設立促進了企業創新。例如，譚靜等[6]認為，開發區設立通過一系列政策支持，提升了企業生產率。另一部分學者則持相反觀點，如吳一平[7]采用中國工業企業數據，將企業新產品產值作為創新衡量指標，結果發現，開發區設立抑制了規模較大類型企業創新。

綜上所述，已有文獻主要關注企業創新的“量”，而忽略企業創新的“質”，缺少基于企業創新質量視角對開發區的政策評估。同時，現有文獻大多采用2007年之前的工業企業數據，不能有效反映現階段開發區的政策效應。基于上述分析，本文將國家級開發區設立作為一項準自然實驗，采用2000—2018年滬深A股上市企業數據，運用地理信息系統(ArcGIS)軟件識別上市企業經緯度是否位于區內，建立漸進式雙重差分模型，實證考察開發區設立對企業創新質量的影響。可能的邊際貢獻有以下3個方面：第一，微觀企業數據較新，能夠有效反映當前開發區設立的政策效應；第二，有效解決樣本選擇偏誤、自變量和因變量之間互為因果可能引起的內生性問題；第三，考察開發區設立對企業創新質量的作用機制，以及在不同市場環境、地理區位、企業所有制和行業要素密集度下的異質性影響。

1 理論分析與研究假設

本文從開發區設立對企業創新質量的作用機制與異質性影響兩個視角出發，將其分為基礎性理論和擴展性理論。一方面，基礎性理論主要依據比較優勢和集聚經濟理論，重點闡述開發區設立如何通過政策效應、競爭效應和集聚效應3個機制提升企業創新質量；另一方面，擴展性理論從市場環境、地理區位、企業所有制和行業要素密集度4個維度，分析開發區設立對企業創新質量的異質性影響，并提出相應假設。

1.1 基礎性理論分析

開發區設立作為政府進行資源配置，促進經濟高質量發展的重要手段，對企業創新質量的微觀作用機制體現為以下3個方面：第一，政府可采取選擇性和功能性產業政策的行政手段，給予區內企業相應優惠待遇，發揮政策效應；第二，區內企業可以自由進入與退出，提高資源分配效率，促進企業技術溢出，形成競爭效應；第三，開發區促使產業鏈上下游企業實現集聚，推進企業間資本、技術和勞動力資源共享，產生集聚效應。

1.1.1 政策效應

第一，開發區設立通過政府提供的各項財政補貼和稅收減免政策，對當地主導產業進行選擇性政策支持[8]：一方面，對入駐企業提供無形的政策租金[9]，以財政補貼形式向企業進行轉移支付，增加企業資金來源；另一方面，給予企業一定的稅收減免，為其創造便利的貿易條件[10]，提升其出口績效，實現規模經濟[11]。第二，開發區設立通過實施功能性產業政策，為企業提供完善的基礎設施和配套服務。在基礎設施方面，開發區地理位置相對優越，入駐企業能及時進行原材料采購和產成品銷售，降低物流成本；在配套服務方面，簡化企業流通手續，促使企業獲取先進的技術中間品，從而提升創新質量。

1.1.2 競爭效應

進入區內的企業自發展開良性競爭，生產率較低的企業退出開發區，生產率較高的企業進入開發區，產品服務國內市場甚至出口國外[12]，企業間通過技術競爭，從而增加研發支出。具體表現在以下兩個方面：第一，開發區設立的競爭效應促使企業自由進入與退出，進入區內的企業可以通過競爭效應提升創新競爭力。退出開發區的企業則生產率較低，創新能力不足；第二，開發區設立的競爭效應可以促進企業之間相互學習，通過區內企業技術外溢所帶來的同群效應[13]提高企業研發支出，形成企業間良性競爭[14]。

1.1.3 集聚效應

產業集聚理論認為，當企業在區域內進行規模集聚時能夠降低成本，提升企業輻射力和正外部效應，促進企業間知識、高技能勞動力和技術中間品共享[15]，從而提升企業創新質量。首先，開發區的設立可促進行業間分工，增強企業間信任，更容易促進資源分享和單個企業創新能力提升[16]。其次，開發區設立為區內企業提供更多的高技能勞動力，降低企業搜尋成本[17]。最后，區內企業大多是產業鏈上下游關聯企業，有利于企業集群形成，通過推動中間技術品等要素資源自由流動[18]，促進企業創新質量提升。

綜上所述，本文提出以下假設：

H1：與未進入開發區的上市企業相比，開發區設立可以顯著提升區內企業創新質量。

1.2 擴展性理論分析

在擴展性理論分析上，本文主要從市場環境、地理區位、企業所有制和行業要素密集度4個異質性視角分析開發區設立對企業創新質量的影響。

1.2.1 市場環境

在不同市場環境視角下，開發區設立對企業創新質量存在差異化影響。市場環境越完善，生產要素資源配置越有效，就越能發揮政府職能。同時，政府通過出臺增長甄別和因勢利導的措施，能夠將其自身主觀能動性在不同資源之間進行有效配置，從而更好地提升企業創新質量。因此，本文提出以下假設；

H2：市場環境越完善，開發區設立對企業創新質量的提升效應越顯著。

1.2.2 地理區位

在不同地理區位下，開發區設立對企業創新質量的影響也可能不同。借鑒國家統計局對我國地理區位的劃分方法，分為東部、中部、西部和東北地區。第一，東部地區不僅是中國最早建立開發區的地區，也是享受產業政策最多的地區。當前，開發區設立所帶來的增長效應已呈現邊際遞減現象；第二，隨著國家加大中西部地區政策傾斜力度，優化資源配置能有效提升地區內企業創新質量；第三，東北地區存在產業結構僵化、要素配置不合理，甚至資本逃離現象，故本文提出以下假設：

H3：在中東部地區，開發區設立對企業創新質量的提升效應更顯著。

1.2.3 企業所有制

企業所有制是開發區設立對企業創新質量影響的重要因素。在各種所有制企業中，國企可以看作為一種準政府組織[19]。一方面，國有企業可以更多地獲得地方政府給予的政策與資源支持(張莉等，2019)；另一方面，民營企業受限于資金、技術等約束，更多依靠技術引進或技術模仿方式提升自身創新能力[20]。因此，本文提出以下假設：

H4：開發區設立更好地提升了國有企業創新質量。

1.2.4 行業要素密集度

在不同行業要素密集度下，開發區設立對企業創新質量的影響也可能存在差異。魯桐[21]提出，從行業要素密集度看，技術、資本和勞動密集型行業對技術的需求是依次遞減的。在開發區設立之后，技術、資本密集型行業通過優惠政策更多地獲取資金、技術等要素資源，更容易提升企業創新質量，而勞動密集型行業多是從事產業鏈下游、附加值低的行業，開發區設立的促進作用相對較弱。因此，本文提出以下假設：

H5：開發區設立對技術、資本密集型企業創新質量的正向促進作用更強。

2 研究設計

2.1 數據來源與樣本選擇

2.1.1 開發區數據

本研究考慮到企業發明專利申請認證的滯后性，根據國家發改委提供的《中國開發區審核公告目錄》(2018年版)，選取2000—2015年成立的國家級開發區作為樣本數據。同時，未將省級開發區納入研究樣本，主要是因為其邊界信息無法獲取，而以往文獻主要通過郵政編碼對省級開發區進行識別，導致識別后的開發區編碼近似代表所在縣市。

2.1.2 企業數據

上市企業基本信息和財務數據來自國泰安，專利數據來自中國研究數據服務平臺，合并以上兩個數據庫并作如下處理：刪除金融保險服務類企業；刪除含有ST、ST*、PT、PT*類企業；刪除控制變量缺失企業；刪除成立時間晚于上市時間企業；刪除上市日期位于所在城市開發區設立之后的企業。對所有變量進行首尾1%的Winsor處理。

2.1.3 企業識別

本文采取以下3個步驟識別企業是否位于開發區[22]：第一，依據《國家級開發區四至范圍公告目錄》(2018年版)，采用地理信息系統軟件(ArcGIS)識別上市企業經緯度是否位于區域內；第二，進一步將企業所在地郵政編碼前4位與開發區包含的郵政編碼前4位進行匹配，如果一致則將該企業納入開發區內，反之亦然；第三，手動篩選地址中含有“國家級高新區”、“國家級經開區”等關鍵詞的企業并將其作為開發區企業。

2.2 變量定義及描述性統計

2.2.1 變量定義

表1列示了變量解釋與定義。首先，被解釋變量為企業創新質量，本文采用企業發明專利申請數量的對數(LnPatent)衡量企業創新質量[23]。具體原因在于：①中國企業發明專利從申請到授權的平均時間為兩年，甚至更久。根據國家知識產權局公開資料，2019年上半年，我國發明專利審查周期為22.7個月，高價值專利審查周期為20.5個月，存在一定的時滯性；②相比實用新型和外觀專利，企業發明專利申請標準較高，能夠較好地衡量企業創新質量；③本文采用企業專利授權數量進行穩健性檢驗[24]。其次，核心解釋變量是開發區設立這一政策(Policy)，控制變量包括企業規模(Size)、年齡(Age)、固定資產占比(PPE)、流動資產負債占比(Liquid)、總資產負債占比(Lev)、現金流量(CF)和資本性支出比率(Cap)。

2.2.2 描述性統計

表2為變量描述性統計結果，企業創新質量平均值為1.14，標準差為1.44，最小值為0，最大值為8.62，表明不同企業發明專利申請數量差異較小，其它變量統計結果詳見表2。

表1 變量解釋與定義

表2 變量描述性統計結果

2.3 模型構建

國家級開發區設立是分批次批復的，意味著樣本中開發區設立事件發生時間和地點不一致(陳釗、熊瑞祥，2015)。故本文采用漸進式雙重差分，設置開發區設立(Policyi,t)虛擬變量，若企業i在時期t首次進入開發區，則企業i在時期t及之后所對應的開發區設立(Policyi,t)取值為1，否則為0，如式(1)所示。

(1)

InPatenti,t,表示企業發明專利申請數的對數，Policyi,t表示開發區設立的虛擬變量，Controli,t為控制變量集，τi、γt分別為企業和年份固定效應，εi,t為擾動項。本文重點關注系數β1，以衡量開發區設立對企業創新質量的凈效應。若開發區設立能促進企業創新質量提升，則β1顯著為正，反之則β1不顯著或顯著為負。

3 實證分析

3.1 基準回歸

表3為開發區設立對企業創新質量的基準回歸結果，第(1)列為簡單的OLS單變量回歸，開發區設立(Policy)系數正向顯著，第(2)-(3)列為雙重差分估計結果。其中，第(2)列只控制企業和年份固定效應，第(3)列在第(2)列的基礎上進一步控制了省份和行業固定效應，開發區設立(Policy)系數依然顯著為正。第(4)-(6)列分別在第(1)-(3)列的基礎上加入控制變量，開發區設立(Policy)系數均通過1%的正向顯著性檢驗，表明開發區設立可以顯著提升企業創新質量，驗證了H1。與此同時，在第(6)列中，控制變量企業規模(Size)、年齡(Age)和固定資產占比(PPE)系數均顯著為正，而企業年齡的平方(Age2)和總資產負債占比(Lev)的系數顯著為負。

3.2 平行趨勢與動態效應檢驗

(2)

本文采用動態雙重差分方法進行平行趨勢和動態效應檢驗，構建模型如式(2)所示(羅鳴令等，2019)。重點考察系數βj的顯著性(J∈[0，3]，且J為整數)。如圖1所示，橫坐標表示企業首次進入開發區的年份，其中，before1-before3分別表示企業進入開發區的前1～3年，current表示企業進入開發區的當年，而after1-after3分別表示企業進入開發區后的1～3年，縱坐標表示企業創新質量回歸系數。由圖1可知，在企業進入開發區的前3年，處理組與控制組的企業創新質量之間不存在顯著性差異，滿足平行趨勢檢驗。同時，從動態效應分析結果看，開發區對企業創新質量的促進作用在企業進入開發區當年及之后呈現遞增趨勢。

3.3 穩健性檢驗

3.3.1 反事實分析

表4為反事實分析結果。首先，在第(1)-(2)列中，進行安慰劑檢驗(周玉龍等，2018)。將2012年首次加入開發區企業作為處理組和所有對照組企業，并將企業進入開發區的時間節點分別向前平移兩年和一年，Policy2010和Policy2011的系數均不顯著，排除了其它政策的影響。其次，如第(3)列所示，替換核心解釋變量，只保留經開區和高新區作為開發區代理變量，開發區設立(Policy_jg)的系數依然正向顯著。最后，在第(4)列中，同時控制“年份×省份”和“年份×行業”的聯合固定效應，開發區設立(Policy)系數正向顯著。

表3 基準回歸結果——基于雙重差分法

圖1 平行趨勢與動態效應檢驗

3.3.2 替換被解釋變量

表5為采用替換被解釋變量進行穩健性檢驗的結果。第一，在第(1)-(6)列中，被解釋變量分別為企業申請實用新型、申請外觀設計專利、申請專利總數、授權發明專利、授權實用新型和授權專利總數，除外觀設計專利外，開發區設立系數(Policy)均為正向顯著；第二，如第(7)列所示，將控制變量滯后一期，開發區設立(Policy)系數依然正向顯著，上述穩健性檢驗與基準回歸結果一致。

4 異質性及機制分析

4.1 異質性分析

4.1.1 市場環境異質性分析

本文進一步結合市場環境，重點從市場競爭程度與要素市場扭曲程度兩個方面探究開發區設立對企業創新質量的異質性影響。

(1)市場競爭程度。采用赫芬達爾指數(HHI)和勒納指數(Lerner)加以衡量，其中，HHI指數計算如式(3)所示。

HHI=∑(Xi/X)2(其中，X=∑Xi)

(3)

Xi是某一行業內企業主營業務收入。HHI越大，意味著行業內企業市場競爭程度越低。Lerner也是一種衡量行業內企業壟斷勢力的方法，其具體計算過程如下：第一，計算個股勒納指數，個股勒納指數=(營業收入-營業成本-銷售費用-管理費用)/營業收入；第二，計算行業勒納指數，公式如下：行業勒納指數(Lerner)=(單個公司營業收入/行業內營業收入合計)×個股勒納指數。勒納指數(Lerner)越高，表明在該行業內企業壟斷勢力指數越高，市場競爭程度越低。如表6第(1)-(2)列所示，被解釋變量為企業創新質量(LnPatent)。其中，第(1)-(2)列中，開發區設立(Policy)系數均在1%的顯著性水平上為正，赫芬達爾指數交互項(Policy×HHI)和勒納指數交互項(Policy×Lerner)的系數，分別通過5%和1%的負向顯著性檢驗，說明市場壟斷程度提升明顯抑制了開發區設立對企業創新質量的促進作用。反過來說，市場競爭程度越高，就越有助于強化開發區設立對企業創新質量的促進作用。

(2)要素市場扭曲程度。采用要素市場扭曲程度衡量市場環境[25]。其中，借鑒王小魯[26]的研究方法，要素市場扭曲程度(Distort)=(產品市場發育程度-要素市場發育程度)/產品市場發育程度，采用2008—2014年數據。在表6第(3)列中，開發區設立(Policy)的系數顯著為正，而交互項(Policy×Distort)的系數負向顯著，說明市場扭曲程度提升，會抑制開發區對企業創新質量的促進作用，驗證了H2。

表4 反事實分析結果

表5 替換被解釋變量檢驗結果

4.1.2 地理區位異質性分析

如表6所示，第(4)-(7)分別表示東部地區、中部地區、西部地區和東北地區，在前3列中，Policy系數均通過正向顯著性檢驗，而在第(7)列中，Policy系數不顯著。以上結果說明，東、中、西部地區開發區設立顯著促進了企業創新質量提升，而在東北地區，開發區設立對企業創新質量沒有影響，從而驗證了H3。可能原因是，中西部地區由于資源配置效率較低、機制不完善等原因，促使國家加大政策性轉移支付力度，從而有利于提升企業創新質量。

表6 市場環境與地理區位異質性分析結果

4.1.3 企業所有制異質性分析

從企業所有制視角進行分組檢驗，按照企業所有制類型劃分為國有企業與非國有企業，如表7所示。在第(1)列中，開發區設立(Policy)系數在5%的水平下顯著為正，表明開發區設立顯著提升了國有企業創新質量。第(2)列所示開發區設立(Policy)系數不顯著，表明開發區設立對非國有企業創新質量沒有影響。這說明開發區設立對國有企業創新質量提升的促進作用更顯著，H4得以驗證。

4.1.4 行業要素密集度異質性分析

開發區設立對不同行業要素密集企業的創新質量會產生差異性影響，本文根據行業標準[21]，將其劃分為勞動、資本和技術密集型行業。如表7第(3)-(5)列所示，分別代表勞動、資本和技術密集型行業，開發區設立(Policy)的系數分別為不顯著、5%水平下正向顯著和10%水平下正向顯著。這表明開發區設立促進了資本密集型和技術密集型行業企業創新質量提升，但對勞動密集型行業企業創新質量沒有影響，驗證了H5。這可能是因為資本、技術密集型行業企業創新研發成本高、周期長，從而能享受到更多政策優惠。

表7 企業所有制與行業要素密集度異質性分析結果

4.2 中介機制分析

為了驗證開發區設立主要通過政策效應、競爭效應和集聚效應3個傳導機制提升企業創新質量，本文構建中介效應模型并進行如下檢驗[27,28]。

4.2.1 政策效應

(4)

(5)

開發區內企業能否享受到更加優惠的政策效應？構建中介效應模型，將企業獲得的政府補助(Lnsub)作為財政補貼的代理變量(邵敏、包群，2012)，將補貼的對數作為開發區設立效應的中介變量，如式(4)和(5)所示。如表8所示，第(1)列中，Policy系數通過10%的顯著性檢驗且結果為正，說明開發區內獲得政府補貼的企業增長速度更快；第(2)列將企業創新質量作為被解釋變量，開發區設立(Policy)和政府補助對數(Lnsub)的系數均為正且通過1%的顯著性檢驗，即政府通過財政補貼促進企業創新質量提升，驗證了政策效應。

4.2.2 競爭效應

(6)

(7)

構建開發區設立對企業創新質量影響的中介模型，如(6)-(7)式所示，將企業研發投入的對數(LnR&D)作為中介變量，剔除缺失值后，獲得2006—2018年企業研發投入數據。表8第(3)列中，以企業研發投入的對數作為被解釋變量，開發區設立(Policy)的系數為正向顯著。第(4)列中，開發區設立(Policy)和企業研發投入對數(LnR&D)的系數正向顯著，說明開發區設立通過增強區內企業間研發投入所產生的正向競爭效應，提升企業創新質量。

4.2.3 集聚效應

(8)

開發區設立也會促使區內企業間形成集聚效應，這種效應能否促進企業間相互學習？本研究將每年區內企業數量(Num)作為集聚效應的代理變量，建立模型如(8)所示。在表8第(5)列中，剔除自始至終沒有進入開發區的企業，保留每年開發區內企業，每年開發區內企業數量(Num)的系數為正且通過10%的顯著性檢驗，說明開發區設立通過集聚效應提升了企業創新質量。

5 結語

5.1 結論

本文利用開發區設立所帶來的外生沖擊，通過雙重差分法實證檢驗開發區設立對企業創新質量作用的政策評估結果，得出以下結論：

(1)整體而言，在控制企業規模、年齡、固定資產占比、流動資產負債占比、總資產負債占比、現金流量和資本性支出比率等變量之后，開發區設立提升了企業創新質量。同時，滿足平行趨勢和動態效應假設。此外，在進行穩健性檢驗后，結果依然不變。

(2)從市場環境、地理區位、企業所有制和行業要素密集度視角進行異質性分析。從市場環境看，市場環境越完善，開發區設立對企業創新質量的提升作用越顯著；從區位條件看，開發區設立對中西部地區企業創新質量的促進作用更顯著；從企業所有制看，開發區設立對國有企業創新質量的促進作用更加顯著；從行業要素密集度看，開發區設立對技術、資本密集型企業創新質量的促進作用更顯著。

(3)對開發區設立的傳導機制分析發現，開發區主要通過政策效應、競爭效應和集聚效應3種途徑向區內企業提供優惠的財政補貼，激勵企業研發投入和促進企業間技術溢出，從而提升企業創新質量。

表8 中介機制分析結果

5.2 政策建議

(1)中央政府應當合理調節開發區資源配置，促進區域協調發展，充分發揮政策支持和引領作用。一方面，在積極推進京津冀協同發展、長三角一體化等戰略規劃下，通過區域一體化方式降低中西部地區要素流動障礙，優化生產要素空間配置，營造公平的市場氛圍，構建良好的制度環境，最大限度地發揮開發區的創新導向功能；另一方面，鼓勵并支持開發區發展大數據中心、人工智能、工業互聯網等先進制造業，對企業進行財政及稅收激勵，將資源配置到高新技術產業，形成更大規模的產業集聚，發揮知識和技術的正外部性，推動經濟高質量增長，促進東、中、西部地區均衡發展。

(2)地方政府應當加快推進開發區轉型，主導發展新材料、綠色低碳、數字經濟等新興產業，推動科技創新成果智能化、產業化。具體包括以下4個方面：第一，在當前全球價值鏈升級和重構的前提下，地方政府應積極吸引高端芯片制造等先進裝備企業進駐，發展價值鏈上游、附加值高的產業；第二，地方政府應主動承接國家重大科技攻關項目，依托開發區平臺，促進新興科技成果快速產業化；第三，設立開發區企業發展基金，將園區建設與公共基礎設施有效銜接，推進構建智能園區，創建新型創新創業空間環境；第四，制定和完善開發區內知識產權保護條例，推動開發區建設創新驅動發展模式。

(3)企業應該充分利用開發區平臺，與地方高校展開技術研發和資源共享，提升企業價值鏈、產業鏈和創新鏈高度。一方面，企業應依托開發區平臺，構建共同研發、技術合作等共享科技創新機制，分擔研發成本并降低研發風險，發展高端芯片等高精尖技術，促進技術創新；另一方面，區內企業應注重與地方高校合作，依托高校大數據中心、重點實驗室等研發平臺，引進優秀人才，推動科學技術快速產業化，提升創新質量，促進企業高質量發展。

5.3 不足與展望

本研究基于比較優勢和集聚經濟理論視角，研究開發區設立對企業創新質量的影響及作用機理，豐富了開發區對企業創新質量影響的相關文獻。首先，目前國內外文獻更多的是關注開發區政策對企業創新數量和創效效率的影響，忽略了企業創新質量，而本文基于企業創新質量視角，為開發區提升企業創新質量提供了新證據。其次，現有文獻更多從開發區設立之后相關的政策支持出發，而忽略了充分發揮開發區平臺為企業帶來的良性競爭效應與集聚效應，而本文不僅從開發區設立的政策、競爭與集聚效應出發，同時重點關注開發區平臺的轉型升級，為更好地發揮開發區提升企業創新質量提供了依據。

本研究存在以下不足之處：第一，鑒于企業專利創新數據可得性，本文主要采用企業專利申請數據衡量企業創新質量指標，使用授權專利數據進行穩健性檢驗，未考慮企業專利引用等其它維度數據。因此，未來可以從多維視角測度企業專利創新質量，完善企業創新質量指標，彌補現有研究不足。第二，主要從開發區設立的政策效應、競爭效應和集聚效應3個機制分析開發區設立對企業創新質量的直接影響，可能忽視了資本、勞動力、產品等要素資源配置所產生的間接影響。第三，就開發區設立對企業創新質量的影響，未來可以進一步考察企業融資約束、全要素生產率、高質量人力資本、產能利用率等因素的異質性影響，從而充實和完善開發區設立提升企業創新質量的理論框架。