金融改革與區域創新能力
——基于國家金融綜合改革試驗區設立的準自然實驗

閆永生，李凌飛，邵傳林

（1.西北大學 經濟管理學院，陜西 西安 710127；2.華僑大學 經濟與金融學院，福建 泉州 362021）

一、引 言

創新是引領發展的第一動力，實現創新驅動發展對轉變經濟方式、優化產業結構、實現經濟高質量發展有著重要的意義。尤其在我國人口紅利逐漸消失，國外核心技術對華封鎖加劇的背景下，進一步深化金融領域改革，增強自主創新能力勢在必行。黨的十九大報告指出，深化科技體制改革，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。自改革開放以來，我國實施了一系列金融體制改革，旨在降低金融市場摩擦，緩解企業面臨的融資約束（呂朝鳳、毛霞，2020）［1］。經過多年的發展，我國在科技金融、綠色金融、普惠金融等方面不斷探索，積累了一定的經驗，但當前我國科技型企業仍面臨融資約束問題，制約著科技創新成果產出。2012年國家在溫州設立首個金融綜合改革試驗區，隨后在珠三角、泉州、云南、廣西、青島、泰州、蘭考、貴州等地設立了國家級金融綜合改革試驗區，旨在進一步深化金融體制改革，提高金融服務實體經濟效率。那么，國家設立金融綜合改革試驗區作為一項制度創新，是否促進了地區的科技創新？又是通過哪些機制實現的？此外，試點地區在地理區位、區位稟賦等方面存在較大的差異，試點政策對地區創新的影響是否存在顯著差異？已有研究尚未直接進行探討。鑒于此，本文利用雙重差分法評估金融綜合改革試驗區試點對地區創新的影響，對深化金融體制改革、實施創新驅動戰略具有現實意義。

Schumpeter（1911）［2］首次將創新引入經濟學研究領域，并將其定義為企業家對生產要素和生產條件實行新的組合。目前，關于金融改革與區域創新涌現了大量文獻，從已有研究來看，主要涉及以下三個方面：一是金融改革的宏微觀效應研究。有學者研究發現，金融改革有助于緩解資本配置扭曲（韓瑞棟、薄凡，2020）［3］，也有助于促進地區產業結構優化升級（鄧向榮等，2021）［4］。也有學者認為，金融改革有助于提高試驗區的全要素生產率（陳曄婷等，2018）［5］，同時也會帶來微觀效應，有助于提升企業全要素生產率（王賢彬等，2020）［6］。二是關于創新的影響因素研究。在宏觀層面，區域技術創新受到區位因素約束，主要通過區位內源、區位通道、區位場對區域技術創新產生約束（孫衛東、魯銘，2013）［7］。此外，金融發展（Meierrieks D，2014；王世強、張金山，2020）［8-9］、財政分權（龔剛敏、趙若男，2021）［10］和數字金融（徐子堯等，2020；鄭萬騰等，2021）［11-12］等因素對創新產生影響。在微觀層面，企業家精神（潘健平等，2015）［13］、高管職能背景（劉鑫等，2020）［14］、公司規模（Schumpeter，1942）［15］及盈利能力（Aghion等，2012）［16］等對企業創新產生不同的影響。三是關于制度與創新之間關系的研究。陳懷超等（2020）探究了制度支持與產學研協同創新之間的關系，研究發現，正式和非正式制度支持均有助于產學研協同創新［17］。還有學者發現，知識產權保護（Yongmin Chen and Thitima Puttitanun）［18］、營改增（袁始燁，2019）［19］和環境規制（馮宗憲、賈楠亭，2021）［20］等對創新產生不同影響。

綜上所述，已有文獻大多集中在金融改革與地區經濟增長關系方面的研究，尚未發現有學者直接研究金融改革與地區創新之間的關系，也鮮有學者基于城市層面數據考察金融改革對地區創新水平的影響。盡管已有學者從制度視角探究了制度優化對創新的影響，但大多數研究方法難以克服內生性問題，使得研究結論不夠穩健，因此，現有的研究仍然存在可完善之處。基于此，本文基于2005—2019年中國283個地級市面板數據，運用雙重差分模型定量評估金融改革對地區創新水平的影響。

本文可能的邊際貢獻體現在如下幾方面：第一，在研究視角上，與以往文獻側重于探究金融改革對經濟增長影響不同，本文著重考察金融改革對地區創新的影響，并探究了金融改革可以通過優化金融資源配置效率促進區域創新水平提升，豐富了相關領域研究。此外，通過探析金融改革對地區創新的影響因不同地區初始稟賦差異而呈現地區異質性，拓展了相關結論。第二，在研究方法上，本文將國家設立金融綜合改革試驗區作為一項準自然實驗，采用雙重差分模型科學識別金融改革對地區創新的效應，有效克服了金融改革與地區創新之間互為因果的問題，避免了內生性問題，使估計結果更加可靠。第三，在政策啟示上，金融改革可有效提高金融服務實體經濟的效率，從而緩解企業融資約束。本文從異質性視角考察了金融改革對地區創新差異化的影響，為各地區因地制宜深化金融改革提供了政策啟示。

二、制度背景與理論分析

（一）制度背景

金融制度作為經濟發展過程中的基礎性制度，對國民經濟發展起著重要的支撐作用（彭俞超等，2018）［21］。不斷深化金融體制改革，釋放改革紅利，有助于我國經濟實現高質量發展。中國將金融體制改革“自上而下”的頂層設計與“自下而上”的基層創新有機結合起來（韓瑞棟、薄凡，2020）［3］。2012以來，國家在金融體制改革、實體企業融資、金融業態創新及化解地方金融風險等領域進行了試點探索，這些探索既解決了試點地區的突出問題，也為其他地區提供了有效借鑒，使改革和發展有效地銜接。與以往的改革不同，金融綜合改革試驗區更加注重特色定位，鼓勵金融創新，化解金融風險。旨在暢通社會資本進入金融領域的渠道，深化金融體制改革，擴大金融開放，讓金融回歸服務實體經濟的本質，從而促進經濟高質量發展。我國金融改革試驗區的設立情況見表1所列。

表1 金融改革試驗區設立情況

續表1

（二）理論分析

金融改革試點可以看作中央向地方下放金融自主權的體現，地方政府在金融制度設計、金融監管、金融資源分配等方面具有更大的自主權（王賢彬等，2020）［6］。擺脫傳統經濟體制的束縛，能夠更加靈活地制定相關金融政策支持地方經濟發展。通過設立金融改革試驗區，既有助于優化金融供給結構，提高金融資源配置效率，也有助于減少行政干預，創造良好的資本環境，從而激勵創新創業。

（1）金融改革有助于提高金融資源配置效率，緩解企業融資約束，從而提升地區創新水平。一方面，金融改革的目的在于改善與經濟發展不適應的政策壁壘，減少政府對金融資源配置的干預，讓市場在金融資源配置中充分發揮作用，降低資本配置扭曲程度，從而提高資金配置效率（鄧向榮等，2021）［4］。資金配置效率越高，越有助于降低市場中的交易成本，使得信貸資金更可能投入到具有“高風險、高收益”的創新項目中，有助于增加地區的創新產出，從而提高地區的創新水平。另一方面，由于創新活動具有資金需求大、投資周期長、風險高等特點，融資約束一直是制約企業創新的重要因素。金融改革試驗區的設立，在制度層面放寬了金融機構準入標準，比如許可民營資本進入金融業，進一步加大金融對外開放等政策，均有助于優化金融業格局，增加信貸資金供給，緩解企業融資約束，使企業避免將資金投向“短平快”項目，激勵企業加大創新投入，從而提高地區創新水平。此外，金融改革帶來的一系列優惠政策豐富了金融產品供給，比如加大對部分領域的再貸款、再貼現力度，支持企業發行“雙創”公司債券等金融創新產品，均有助于緩解企業融資約束，從而增加創新活動投入，提高地區創新水平。

（2）金融改革有助于優化資本市場環境，從而提升創新水平。金融改革旨在減少管制，降低金融市場準入門檻，擴大金融對外開放。政府管制項目的減少有助于遏制政府官員的“攫取之手”，降低企業的制度性交易成本，從而有助于科技創新。降低民營資本準入金融市場的門檻，有助于增加貨幣市場信貸供給，加劇金融機構之間的競爭，使金融機構提供更加優質的金融服務，降低企業的信貸成本，從而促進創新。此外，金融對外開放步伐的加大，國外優質的金融機構進入中國市場，激發資本市場活力，有助于優化資本市場環境。通過有效的金融改革，在區域內建立起正向激勵兼容機制，為各類金融主體提供公平的競爭環境，有助于優化金融生態環境，從而提升地區創新水平。

（3）金融改革試驗區的設立為市場主體創造了良好的外部制度環境，既有助于吸引企業進入，提升企業的創新競爭程度，也有助于吸引外資及人才流入，產生創新溢出效應。一方面，試驗區的企業在利潤最大化的目標下，為了在市場中占有一席之地，勢必會提高生產效率，加大創新投入，從而提高自身在市場中的競爭優勢（劉秉鐮、王鉞，2018）［22］。另一方面，伴隨外部資金及國外先進技術和管理經驗的進入，通過學習融合國外先進技術，會對本區域的創新產生正的外部性，從而提高本區域的創新產出。此外，人才的跨區域流動會帶來新知識的外溢，在開放的環境下，各企業之間的合作與競爭日益增多，相應的人才流動也會加大，人才的流動更有助于新知識得到交流和互動，從而提升本區域的創新水平。基于以上分析，本文提出研究假說1。

H1：金融改革有助于促進地區創新水平提升。

此外，金融改革對地區創新水平的影響也可能因各城市所處的地理區位、創新水平及市場化程度不同而存在差異。首先，由于城市地理區位差異，其初始要素稟賦也存在差異。對于東部城市而言，金融集聚度較高，各項基礎設施較為完善，產業結構較為合理，經濟實力較強，企業所面臨的融資約束較小，可為企業創新活動提供全方位的支持。金融改革對于東部地區城市創新而言更多是扮演“錦上添花”的角色，金融改革對創新的邊際效用會遞減。相反，對于中西部城市而言，金融改革為區域內企業提供了高質量的金融服務，提高了金融資源配置效率，為面臨融資約束的企業創新提供了資金支持，有助于激發企業創新活力，從而提升地區創新水平。其次，由于城市創新水平的差異，其擁有的創新資源也存在差異。對于創新水平較高的城市而言，政府支持企業創新活動的政策較為完善，擁有更多的創新資金、人才等資源，制度等因素對其創新影響的邊際效用有所下降；而對于創新水平較低的城市而言，通過金融改革激發了潛在的創新水平，為企業創新活動創造了良好的金融生態環境，良好的金融支持政策有助于吸引各類創新資源集聚，提高創新產出水平。最后，由于市場化程度的差異，政府對金融資源配置的權利存在差異。已有研究表明，在市場化程度較低的地區，政府在經濟資源配置中擁有更大的權力（Ang et al，2014）［23］，這使得政府官員更有機會去攫取經濟租金，增加了企業創新的制度性交易成本，不利于企業創新。金融改革減少了政府管制，有效遏制了“攫取之手”，同時也減少了企業的尋租動機，有助于企業將更多的資金投入到科研創新活動中，增加科技創新產出。基于以上分析，本文提出假說2。

H2：金融改革對中西部城市、創新水平較低及市場化程度較低地區的創新水平影響更大。

三、研究設計

（一）數據來源與樣本選擇

本研究選取的樣本為2005—2019年283個城市面板數據。實驗和穩健性檢驗所需數據來自《中國城市統計年鑒》，專利數據通過國家知識產權局網站手工整理獲得；核心解釋變量數據包括2005—2019年成立的國家級金融改革試驗區，根據各地方政府官網通過手工整理所得。為了消除極端值的影響，本文對所有連續變量在上下1%分位數上進行了縮尾處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量

本文選擇城市創新水平作為被解釋變量。關于城市創新水平的衡量，已有學者主要使用城市專利申請數和專利授權數來衡量。本文從兩個方面加以衡量：一方面，本文選擇地級市專利申請量來衡量一個地區的創新產出水平，主要用專利申請總數（inno）、實質性創新（Invention）及策略性創新（Strategic）表示；另一方面，本文采用地級市專利授權總數（inno2）來衡量。鑒于專利申請數據更能直接反映一個地區的創新意愿，因此本文以地級市專利申請數量作為主要衡量指標，其他變量作為穩健性檢驗的替代變量。

2.核心解釋變量

關于金融改革的衡量，本文采用國家設立金融綜合改革試驗區來度量。由于雙重差分法需要考察政策前后的差異影響，受數據樣本時間所限，本文在金融改革變量的設置上，將2012—2017年國家設立金融改革試驗區的49個地級市作為處理組，其余地級市為控制組。在時間上，按照國家設立金融改革試驗區的年份及月份來確定，將國家確定設立金融改革試驗區的地級市當年及其后年份設置為1，否則為0。進一步地，本文考慮金融改革試驗區設立的時間滯后性，根據金融改革試驗區設立的月份，將7月份（含）之后設立的金融改革試驗區劃歸為次年設立。由此，本文得到核心解釋變量reform，為多期DID的核心變量。

3.控制變量

為了控制其他因素對城市創新水平的影響，借鑒已有學者的做法，本文選擇地區經濟發展水平（pgdp）、地區開放程度（pfdi）、地區金融發展水平（fin）、地區人口規模（pop）、地區科技支出（expen）作為控制變量。

上述所有變量具體定義及設計方式見表2所列。

表2 變量定義

（三）模型構建

為了更為準確地評估金融改革對城市創新水平的影響，本文采用多期雙重差分模型進行檢驗。將國家設立金融改革試驗區視為一項準自然實驗，通過構造合適的處理組和控制組能夠較好地檢驗出因變量與自變量之間的關系。借鑒已有研究，將國家設立金融改革試驗區的地級市作為處理組，其余為控制組，在時間上由于各金融改革試驗區設立的時間節點不同，故采用多期DID方法進行估計。為了驗證前文的假說，本文構建多期DID檢驗金融改革對城市創新水平的影響。

其中：Y it為被解釋變量，表示地級市創新水平，主要由專利申請數（inno）、實質性創新（Invention）、策略性創新（Strategic）和專利授權數（inno2）來衡量；核心解釋變量為reformit，用國家設立金融改革試驗區來度量；Controlit為控制變量的集合，主要包括地區經濟發展水平（pgdp）、地區開放程度（pfdi）、地區金融發展水平（fin）、地區人口規模（pop）和地區科技支出（expen）；δi表示城市固定效應；γt表示年份固定效應；εit為隨機誤差項。在模型（1）中，本文關注的重點是reformit的回歸系數β1，如果系數β1顯著為正，則表明金融改革有助于促進城市創新，反之亦然。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

表3列示了主要變量的描述性統計。從均值來看，專利申請數的均值為6.990，實質性創新的均值為5.654，策略性創新的均值為6.613，專利授權數的均值為6.686。金融改革的均值為0.052，即較少地級市設立了金融綜合改革試驗區。從標準差來看，地區創新代理變量的標準差較大，表明各地區之間的創新存在較大差異。此外，地級市層面大多控制變量的標準差較小，表明不存在較大的異常值。

表3 描述性統計

續表3

（二）相關性分析

表4列示了各主要變量的Pearson相關系數矩陣。因變量城市創新與其他自變量均存在一定的相關關系，區域創新（inno）與金融改革（reform）變量之間存在著顯著的正相關關系，相關系數為0.18，意味著兩者之間存在顯著的正相關，但相關關系并非因果關系，需進一步加以檢驗。

表4 主要變量相關系數

（三）基準回歸結果

表5報告了金融改革（reform）與城市創新（inno）的基準回歸結果。列（1）為不加控制變量下的回歸結果，金融改革（reform）的系數為0.320，在1%水平下顯著為正；列（2）為控制了其他因素下的回歸結果，金融改革（reform）的系數為0.289，在1%水平下顯著為正。據此驗證了H1成立，即金融改革顯著促進了城市創新水平。可見，金融改革對城市創新有著重要的意義，通過制度性改革激發了市場主體的創新活力，提高了城市創新水平。

表5 基準回歸結果

續表5

（四）穩健性檢驗

前文利用雙重差分模型檢驗了金融改革（reform）對城市創新（inno）的影響，為了使以上結論更具可靠性，本文主要采用替換變量法、平行趨勢檢驗和內生性分析進行穩健性檢驗。

1.替換被解釋變量

考慮城市創新衡量標準的差異可能會影響研究結論的可靠性，本文借鑒已有研究的衡量標準，選取了實質性創新（innovate）、策略性創新（strategic）和專利授權數（inno2）作為地區創新的替換變量，進一步實證檢驗金融改革對城市創新的影響。估計結果見表6所列，列（1）-（3）中，核心解釋變量（reform）的系數均顯著為正。以上檢驗進一步驗證了前文基準回歸的穩健性，意味著金融改革有助于促進城市創新水平。

表6 基于其他被解釋變量的檢驗

2.平行趨勢檢驗

雙重差分模型能夠較好地評估政策效應，但使用雙重差分法的一個重要前提是為滿足平行趨勢假設，即要求處理組和控制組在政策實施前其結果變量的趨勢是一致的。為了檢驗這一假設條件，本文設定如下模型：

其中：past3、past2、past1分別為系列試點虛擬變量，當處理組在試點前的某年時，past取值為1，其余為0；同理，當處理組在試點后的某年時，future取值為1，其余為0。回歸結果中的past、future系數就是用來與控制組相比，由此判斷在金融改革試點前后的某年，處理組與控制組的創新水平是否存在明顯差異。回歸結果見表7所列，第（1）列為未添加控制變量的回歸結果，第（2）列為添加控制變量后的回歸結果。可以發現，金融改革試點前三年的系數均不顯著，金融改革試點后各年的系數均顯著為正，且系數呈遞增趨勢，說明本文采用的雙重差分模型滿足平行趨勢假設條件。

表7 平行趨勢檢驗

3.內生性分析

引起內生性問題的原因有多種，本文所涉及的內生性問題可能來源于遺漏變量及樣本選擇偏誤，為此，本文進一步加以討論。

（1）遺漏變量問題。本文雖然已經控制了地區、時間等方面因素的影響，但仍然可能存在遺漏因素，如其他政策的影響及地區隨時間變化的特征差異。首先，為了排除其他支持區域創新政策對估計結果的干擾，借鑒已有學者的做法，本文選擇2008年的國家創新性城市試點政策（inno_city），將這類政策加入模型（1）后，回歸結果見表8所列。列（1）為加入國家創新性城市試點政策后的回歸結果，金融改革（reform）的系數仍然顯著為正，這表明金融改革仍然有助于促進區域創新。其次，由于各省出臺的支持創新政策的力度存在差異，并且不同時間段對創新支持的力度也不盡相同，故本文控制了省份—年份聯合固定效應來描述地區隨時間變化的特征，使回歸結果更加準確。表8列（2）表示控制了省份—年份聯合效應的結果，金融改革（reform）的系數仍然顯著為正，這表明金融改革仍然有助于促進區域創新，進一步驗證了本文的結論。

表8 考慮遺漏變量的影響

（2）樣本選擇偏誤問題。為了消除樣本選擇偏誤所引起的內生性問題，本文進一步采用傾向得分匹配法（PSM）來檢驗金融改革對城市創新的影響。本文采取1∶1近鄰匹配方法根據城市層面特征變量選擇合適的控制組進行檢驗，檢驗結果見表9所列，核心解釋變量金融改革（reform）的系數顯著為正，在1%水平下顯著為正，再次驗證H1結論的穩健性。

表9 基于PSM-DID法的檢驗

（五）異質性分析

為了檢驗金融改革對城市創新的異質性影響，本文按照城市地理區劃，將樣本分為東部地區和中西部地區兩組，回歸結果見表10第（1）列、第（2）列。金融改革的系數為0.488，且在1%水平下顯著為正，表明金融改革試驗區的設立顯著促進了中西部城市創新水平。意味著相對于東部地區而言，金融改革對中西部地區城市創新水平的促進作用更明顯。另外，本文采用北京大學發布的區域創新創業指數［24］，按年度均值將樣本分為創新水平較高地區和較低地區兩組，回歸結果見表10第（3）、第（4）列。金融改革的系數在地方創新水平較低組更大，且在1%水平下顯著為正，意味著相對于地方創新水平較高的地區，金融改革對創新水平較低地區的促進作用更明顯。此外，由于樊綱市場化指數為省級層面，難以刻畫城市層面的市場化程度，因此本文借鑒賀光燁、吳曉剛（2015）［25］的思路，采用私營部門就業人數與總就業人數的比值來衡量城市層面的市場化程度，若某地私營部門的就業人數占比越高，表明該地的政府干預力度較小，市場環境中的競爭機制作用更加明顯，市場化程度越高。具體地，本文按照年份均值將樣本分為市場化程度高和市場化程度較低兩組，估計結果見表10第（5）列、第（6）列。金融改革的系數在市場化程度較低組更大，在1%水平下顯著為正，意味著相對于市場化程度較高地區，金融改革對市場化程度較低地區創新水平的促進作用更明顯。綜上，驗證了本文H2。

表10 異質性檢驗

（六）機制檢驗

金融改革的初衷就是優化金融資源配置，有效增加金融供給，使更多的金融資源向科技型企業傾斜，紓解創新型企業融資難、融資貴問題。換言之，國家設立金融綜合改革試驗區在一定程度上彌補了地方信貸資源配置低效的狀況，緩解了企業融資約束，提高了地區創新水平。倘若這一機制存在，那么可以認為金融資源配置效率較低的地區，金融改革對其創新水平的促進作用更大。本文借鑒徐子堯等（2020）［11］的做法，采用年末金融機構人民幣各項貸款余額占GDP的比重表示金融資源配置效率（loan），該值越大，表明地區信貸資源配置越充分。表11報告了機制檢驗結果，列（1）、列（2）分別表示未添加控制變量和添加控制變量后的回歸結果。金融改革（reform）的系數在1%水平下顯著為正，交互項（reform×loan）的系數在1%水平下顯著為負，這與前文的預測一致，即在金融資源配置效率較不充分的地區，金融改革對區域技術創新的影響更大，金融改革能夠通過優化金融資源配置效率促進區域技術創新。

表11 機制檢驗

五、結論與啟示

注重創新發展對經濟實現高質量發展具有重要的現實意義，不斷優化激勵創新產出的體制，破除企業創新過程中的機制障礙將成為我國經濟邁向更高發展階段的關鍵。本文可能的邊際貢獻在于：從國家設立金融綜合改革試驗區這一機制創新視角，探討了金融體制機制創新對地區科技創新的影響。本文以國家設立金融改革試驗區為準自然實驗，基于中國283個地級市面板數據，采用雙重差分法考察了金融改革政策對城市創新水平的影響。研究表明：金融改革政策促進了城市創新水平提升，經過一系列穩健性檢驗之后，結論依然成立；進一步分析發現，金融改革對城市創新的促進作用主要存在于中西部、地區創新水平較低、市場化程度較低地區；機制檢驗發現，金融改革可以通過優化金融資源配置效率促進區域創新水平提升。這些發現將為我國深化金融體制改革、實施創新驅動戰略具有現實意義。

本文的發現具有一定的政策啟示：①金融改革能夠顯著促進地區創新水平提升。因此，國家應進一步支持試點地區先行先試，加大改革力度，結合試驗區特色加大對企業創新活動資金支持，為企業提供優質高效的金融服務，破解科技企業面臨的融資困境，為其他地區金融改革積累可借鑒的經驗。同時，國家應進一步擴大試點范圍，將符合基本條件的地區納入改革試點序列，不斷豐富金融改革的類型，科學評估金融改革成效，部分成效不明顯的地區要及時調整相關政策，使得金融改革見實效。②各試點地區應結合本地稟賦、產業結構制定符合自身發展實際的改革舉措。尤其對于資源稟賦較低地區應制定更加完善的金融改革配套體系，在人才引進、簡政放權、公共基礎服務等方面提高服務能力，充分保障金融改革的措施得到有效的實施。③完善資本市場要素配置體系，切實提高金融服務實體經濟的能力。應破除金融服務實體經濟效率的機制障礙，發揮市場的作用，充分利用國內外優質金融資源緩解實體經濟發展面臨的融資約束。同時，要優化資本市場供給體系，大力支持多種形式的金融創新產品，推動區域經濟實現高質量發展。