國家級全面創新改革試驗區建設的經濟效應：制度紅利與傳導機制

付 奎，張 杰，劉炳榮

(石河子大學 經濟與管理學院，新疆 石河子 832003)

0 引言

改革創新是推動經濟高質量發展的動力和源泉。堅定不移地走改革開放道路是我國社會經濟發展取得一系列矚目成就的制勝法寶，也是推動實現“兩個一百年”奮斗目標的重要制度保障。中共十八大以來，國家為破除經濟社會等諸多領域存在的體制機制弊端與深層次利益矛盾，提出了全面深化改革的戰略部署，在重要領域和關鍵環節持續釋放制度紅利。作為新時期全面深化改革的重大戰略部署，全面創新改革為深入推進國家創新驅動發展戰略、破除體制機制障礙提供了制度供給，也為發揮新型舉國體制優勢、構建國家現代科技創新體系提供了制度引擎[1]。2020和2021年國務院《政府工作報告》明確提出推廣全面創新改革試驗相關舉措，以創新驅動、高質量供給引領和創造新需求，推動構建新發展格局。因此，持續推進全面創新改革、不斷激發各類要素創新創造活力、推動形成新的增長動力，成為新發展格局下實現科技自立自強和創新驅動發展的必由之路。

中共十八大以來，國家實施了一系列創新激勵政策，設立了自貿區、綜改區等各類國家級改革試驗區，大幅提升了我國整體創新水平。根據世界知識產權組織《2020年全球創新指數報告》，我國專利申請量連續9年位居世界首位，創新環境明顯優化，創新產出持續增加。但總體創新質量依然不高，創新成果轉化能力偏弱，創新領域存在條塊分割，制約了我國創新體系建設[2]。為深化體制機制改革、加快實施創新驅動發展戰略，中共中央于2015年5月審議通過《關于在部分區域系統推進全面創新改革試驗的總體方案》，提出在京津冀、廣東、安徽等地區設立全面創新改革試驗區，開展制度先行先試。歷時7年多，試驗區已經形成100多項可復制的創新改革政策舉措，并在全國范圍內推廣落實。作為新一輪創新驅動發展戰略的“試驗田”，全面創新改革試驗區將最大程度地發揮市場機制在創新資源配置中的決定性作用，有效激發創新驅動活力和內生增長動力。那么，全面創新改革能否有效推動地區經濟增長，成為引領高質量發展的新動能？

從現有文獻看，與本文密切相關的研究主要可以歸納為以下幾類：第一，圍繞創新領域相關改革的宏觀經濟效應研究。如學者們發現，科技體制綜合改革有利于推動地區產業結構升級[3]，促進科技創新和全要素生產率提升[4-5]。適度的知識產權保護制度能夠產生較強的創新激勵效應，促進經濟增長，而過強的知識產權保護會削弱技術擴散和市場競爭，進而阻礙經濟增長[6-7]。第二，重點探究各類國家級改革試驗區的經濟效應，主要圍繞國家綜合改革試驗區[8]、自由貿易試驗區[9]、金融改革試驗區[10]等展開研究。學者們發現，上述改革試驗區建設對地區經濟增長、技術創新和產業結構調整釋放了較強的制度紅利。第三，聚焦于全面創新改革試驗的政策效應評估，一部分研究基于目標評估邏輯框架構建科學的綜合指標體系(王再進，田德錄，劉輝,2018)，另一部分研究采用大數據分析方法評估試驗區改革的政策效果[11]，并運用空間計量等方法探究其創新效應及推廣價值[12]。綜合來看，以往文獻展開了豐富有益的探索，使得相關研究得以深入，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新改革試驗區經濟效應的探討，也尚未厘清創新體制改革影響經濟增長的傳導渠道，相關作用機理也未得到系統的理論闡釋與實證檢驗。

受各種因素影響，新時期我國經濟增速將面臨持續下行壓力，亟需深化供給側結構性改革，增強科技自立自強能力，培育新增長點和內生增長動力[13]。基于此，本文將國家級全面創新改革試驗區的設立作為準自然實驗，運用雙重差分法探究其經濟效應與傳導機制。可能的創新貢獻在于：一是基于全面創新改革的視角探究創新體制改革對經濟增長的作用機理，有助于豐富制度創新與經濟增長研究，拓展創新改革政策效應評估成果。二是在研究內容上將全面創新改革制度紅利的釋放聚焦于經濟效應分析，從創新驅動、結構優化、資源配置等傳導渠道系統檢驗全面創新改革經濟效應的傳導機制，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新改革的經濟效應，并結合工具變量估計、傾向得分匹配雙重差分法、替換夜間燈光亮度等多種穩健性策略，精準識別政策效應。

1 制度背景與理論假設

1.1 制度背景

創新決勝未來，改革關乎國運。改革開放40多年來，我國社會經濟發展和市場化改革取得突出成就，但是科技體制機制與社會主義市場經濟發展還存在諸多不足。為此，自中共十八大以來要求全面深化經濟社會領域改革，提出了包括科技體制改革、行政審批制度改革等在內的一系列改革方案，旨在破除各種制約科技創新的體制機制藩籬，深入推動創新驅動發展戰略。為探索新一輪全面深化改革的制度創新，2015年5月，中共中央審議通過了《關于在部分區域系統推進全面創新改革試驗的總體方案(以下簡稱《全創改方案》)》，并于當年9月印發。此后，各地方陸續出臺了一系列與改革試驗相配套的政策舉措，并形成多項可復制的改革經驗。

《全創改方案》提出，選擇京津冀、上海、廣東、安徽、四川、武漢、西安、沈陽等地區開展全面創新改革試驗，以破除科技創新的體制機制障礙為主攻方向，探索和推廣改革舉措。在政策供給方面，國家級全面創新改革試驗區的設立既體現了中央授權地方先行先試的頂層設計，又凸顯了中央尊重地方制度創新的自主選擇[1]，對激發地區創新創業活力具有重要作用。在政策內容方面，重點圍繞科技金融創新、創新政策支持、知識產權制度與科技管理體制改革、人才培養和引進以及科技成果轉化等方面大膽探索，推進改革舉措先行先試，取得了一系列創新發展的新經驗和新成果。2021年4月，國家發改委、科技部進一步將浙江、江蘇和重慶納入新一批全面創新改革試驗區，在創新主體、創新要素、創新環境等方面多維協同發力，實施了有利于突破關鍵核心技術的“揭榜掛帥”等制度變革。

1.2 理論分析與研究假設

作為新一輪制度創新的“試驗田”，全面創新改革試驗區通過發揮市場在科技資源配置與創新成果轉化中的決定性作用，充分釋放創新驅動、結構優化和資源配置效應，產生推動經濟增長的制度紅利。

(1)創新驅動效應。內生增長理論認為，創新是推動經濟長期穩定增長的內生動力[14]。全面創新改革試驗政策能夠通過加快技術創新，產生推動經濟增長的創新驅動效應。具體地，一是加快創新要素集聚。《全創改方案》指出，試驗區享有制度創新先行先試。各地試驗區在政策推行中實施了知識產權保護、創新人才引進等一系列改革舉措，加快推動了高新技術企業、人才及資本等創新要素向試驗區聚集，而創新要素集聚進一步強化了區域間知識技術的擴散溢出和規模經濟效應，有助于經濟增長。二是提高創新成果轉化能力。創新成果轉化離不開政策激勵和財政支持[15]。在試驗政策的推動下，多個試驗區加大對創新活動的支持。如廣東試驗區實施了科技人才股權激勵與收入分配機制，將職務發明成果轉化收益用于研發團隊獎勵的比例提高至50%以上，大大提高了研發人員創新成果轉化主動性。可見，試驗區制度創新有效激發了各類創新主體的創造活力和創新潛能，提升了科技成果轉化效率和效益[16]。三是促進區域協同創新。試驗區為高技術企業、高校院所、科研機構等創新主體間的知識交流和研發合作提供了良好的集聚載體，為產學研深度融合和軍民融合創新搭建了優質的科技交流平臺，有助于加快知識和技術要素在多元創新主體間的擴散溢出，通過資源共享、協作互動形成“1+1>2”的協同創新，推動區域創新績效提升和地區經濟增長。

H1：全面創新改革試驗政策通過創新驅動效應助力地區經濟發展。

(2)結構優化效應。產業結構理論認為，體制創新和科技創新是促進產業結構升級與經濟增長的核心驅動力(周叔蓮，王偉光，2001)。全面創新改革試驗政策能夠通過加快中高端制造業和生產性服務業集聚，促進產業結構優化升級，產生推動經濟增長的結構優化效應。區域創新政策通過財稅政策優惠和制度創新供給吸引創新型企業集聚，特別是知識和技術密集型中高端產業集聚，而產業集聚又能夠通過規模經濟、知識外溢效應等機制，推動產業分工專業化和價值鏈延伸，從而實現產業結構升級和經濟增長(韓峰，陽立高，2020)。《全創改方案》指出，試驗區應把加快推動創新型產業集群發展、實現產業發展向中高端邁進作為改革試驗的重點任務。該目標導向不僅有助于直接推動試驗區產業結構優化，而且有助于加大地方政府對試驗區科技與產業創新活動的財政支持和金融資源供給，有效推動高新技術制造業和生產性服務業企業集聚。由此帶來的試驗區產業集聚會產生競爭效應、學習效應、規模經濟效應和技術溢出效應，既能通過產業與技術間的融合創新，促進知識技術向傳統產業的滲透和擴散，推動傳統產業轉型升級，又能通過創新型企業與中高端產業集群發展，推動數字科技、高端制造等戰略性新興產業發展，促進產業結構由傳統勞動密集型轉向中高端知識和技術密集型，為地區經濟發展培育新增長點。

H2：全面創新改革試驗政策通過結構優化效應助力地區經濟發展。

(3)資源配置效應。全面創新改革試驗政策可以通過優化生產要素配置，發揮資源優化配置效應，進而推動地區經濟增長。具體地：一是提高政府服務效率。《全創改方案》指出，試驗區要加快推進政府職能轉變，完善政府管理機制，形成高效、有力的創新治理體系。各地試驗區在政策施行中采取了優化行政審批等改革舉措，有效提升了政府治理能力。如上海試驗區深化商事制度、“多規合一”等改革，最大限度取消了審批管理事項，實現了行政審批線上線下的全天候辦理，有效提高了政府服務企業的效率。由此，全面創新改革有效提高了政府治理能力，有助于營造優質的營商環境，為企業家創新創業提供理想的外部環境，從而強化試驗區集聚效應，加速知識與技術的擴散溢出，推動技術進步和生產率提升[17]。二是強化市場競爭機制。《全創改方案》指出，試驗區應最大限度發揮市場配置創新資源的決定性作用，加快推進知識產權、市場準入等改革，營造公平競爭的市場環境。各地試驗區通過打造寬松的市場環境，吸引國內外優質企業入駐，通過市場的自發選擇實現“優勝劣汰”，促使低生產率企業退出和高生產率企業創新[18]，促進地區資源配置效率提升和經濟增長。三是緩解要素資源錯配。《全創改方案》指出，試驗區以破除科技創新的體制機制障礙為主攻方向，開展制度創新先行先試。試驗區通過破除體制機制障礙，有效降低了技術、人才等要素跨區域跨行業流動的制度性壁壘，加速資源由低生產率部門流向高生產率部門，有助于矯正要素配置扭曲，促進經濟增長。

H3：全面創新改革試驗政策通過資源配置效應推動地區經濟發展。

圖1 作用機制傳導Fig.1 Transmission of mechanism of action

2 研究設計

2.1 模型設定

為識別全面創新改革與地區經濟增長的因果效應，將2015年開始實施的全面創新改革試驗政策視為一項相對外生的準自然實驗，構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為地區經濟發展水平，核心解釋變量did為全面創新改革試驗政策虛擬變量，系數α1為核心估計參數，表示全面創新改革對經濟增長的凈效應，若該城市進行改革試點，則政策實施當年及之后為1，其余為0；X為一系列控制變量；μi和γt分別表示城市與時間固定效應；εit為隨機誤差項。考慮到改革試驗在跨省級地區、省級區域以及副省級城市等地區實施，為控制不同地區隨時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—時間聯合固定效應(pro×year)以識別政策凈效應。

進一步地，為檢驗全面創新改革試驗政策影響地區經濟增長的作用機制，借鑒溫忠麟等[20]的思路，構建如下中介效應模型：

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，依次為技術創新、產業結構高級化和全要素生產率衡量的創新驅動、結構優化和資源配置效應。若α1、β1和χ1顯著，且χ1系數相比α1變小或顯著性水平有所下降，則表明存在部分中介效應；若α1和β1均顯著，χ1不顯著，則表明存在完全中介效應；若β1和χ2至少一個不顯著，則需要進行Bootstrap檢驗。其余變量同上。

2.2 樣本與變量選取

(1)樣本選取。全面創新改革試驗區的選擇并非是完全外生的政策沖擊，《全創改方案》要求選擇在“創新成果多、體制基礎好、轉型走在前、短期能突破”的地區設立試驗區，同時滿足“已設有或納入國家統籌的國家自主創新示范區、綜合配套改革試驗區、自由貿易試驗區”等基本條件，并與“國家自主創新示范區…創新型試點省份…創新型試點城市…”等相關工作做好銜接。為提升試驗組和控制組的一致性，在上述地區篩選控制組。具體地，控制組為未開展試點的國家綜合配套改革試驗區、自主創新示范區、自由貿易區、創新型試點省份、創新型城市(共182個)；試驗組為推進全面創新改革試驗的京津冀地區、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)，以便識別出全面創新改革試驗政策對經濟增長的凈效應。

(2)變量選取。被解釋變量為城市經濟增長。借鑒劉瑞明等[19]的做法，采用城市實際人均GDP對數值衡量，以2005年為基期，采用城市所在省份GDP平減指數計算得出實際GDP。

核心解釋變量為全面創新改革試驗區建設虛擬變量。采用雙重差分模型中城市虛擬變量和時間虛擬變量的交乘項表示，其系數反映了全面創新改革的經濟效應。

控制變量如下：①固定資產投資占比，采用全社會固定資產投資額占城市GDP比重衡量；②居民儲蓄水平，采用城鄉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衡量；④外商直接投資，采用實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行調整；⑤金融發展水平，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，采用普通高等學校在校生人數占城市總人口比重衡量；⑦政府支出規模，采用一般財政預算支出占城市GDP比重衡量；⑧信息基礎設施，采用郵電業務收入占城市GDP比重衡量。變量描述性統計結果見表1。

表1 變量描述性統計結果Tab.1 Variable descriptive statistics

2.3 數據來源

采用2011—2018年我國254個地級市平衡面板數據評估全面創新改革試驗區設立的經濟效應。數據來源于《中國城市統計年鑒》和EPS數據庫，夜間燈光數據來源于中國研究數據服務平臺(CNRDS)中公布的校準后的地級市VIIRS/DNB衛星燈光數據。

3 實證分析結果

3.1 基準回歸結果

采用雙重差分模型評估全面創新改革試驗政策對地區經濟增長的影響，考察創新改革的增長效應。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回歸結果。結果顯示，在控制城市固定效應、年份固定效應以及省份—年份聯合固定效應并依次加入一系列控制變量后，差分項系數值在1%的水平上顯著，表明全面創新改革試驗政策顯著促進了地區經濟增長，釋放了較強的增長紅利。這也表明全面創新改革能有效破除創新發展的體制機制障礙，吸引研發人才等創新要素向試驗區集聚，助力地區資源優化配置和結構升級，從而推動地區經濟增長。其它控制變量基本符合理論預期。

表2 基準回歸結果Tab.2 Baseline regression results

3.2 動態效應檢驗

考慮到政策實施可能出現動態趨勢效應。為此，將試驗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模型中，觀察不同年度虛擬變量系數的大小和顯著性，識別其動態增長效應。表3第1列和第2列結果顯示，無論是否加入控制變量，政策實施前虛擬變量系數及顯著性并不存在系統性差異，而政策實施后虛擬變量系數在5%及以上的統計水平下顯著，且隨著政策施行，系數和顯著性逐年增大，說明隨著時間推移，全面創新改革試驗區政策的經濟效應表現出增強態勢，即諸多領域的改革能夠不斷激發城市內生增長動力，產生持續推動地區經濟增長的制度紅利。

表3 動態效應回歸結果Tab.3 Dynamic effect regression results

3.3 穩健性檢驗

3.3.1 平行趨勢檢驗

DID政策評估的前提是滿足平行趨勢假設，即假定不存在全面創新改革試驗的政策沖擊，試驗組與對照組間的經濟增長趨勢基本一致。借鑒Beck等[21]的事件分析法，構建如下模型：

(4)

式(4)中，βt是重點關注的估計系數，分別表示政策施行前三年和后三年的基本情況，其余變量設置與式(1)相同。采用圖示法比較政策實施前后經濟發展水平的變化趨勢，繪制βt系數及其95%的置信區間，見圖2。可以發現，政策實施前系數均未通過顯著性檢驗，試驗組與對照組城市不存在顯著性差異，平行趨勢檢驗得以滿足；政策實施后系數估計值和顯著性逐年增大，表明試驗區政策的經濟效應呈現出動態增強態勢，進一步支持了前文實證結果。

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

3.3.2 反事實檢驗

(1)虛擬樣本反事實檢驗。為排除其它不可觀測因素的干擾，進行安慰劑檢驗。具體地，在政策發生當年隨機抽取相同數量的虛擬樣本城市作為試驗組，其它為對照組，將隨機產生的虛擬政策代替真實試驗進行循環1 000次的自抽樣回歸，若隨機模擬的系數值趨近于零，則表明回歸結果穩健。圖3描繪了系數的概率密度分布，不難發現，通過隨機抽取樣本得出的估計系數均值趨近于0，且近似地服從正態分布，表明上述基準結果較為穩健。

圖3 隨機模擬1 000次的安慰劑檢驗Fig.3 Randomised simulation of 1 000 placebo tests

(2)虛擬時間反事實檢驗。為進一步檢驗結果的穩健性，借鑒劉瑞明等[19]的做法，通過改變政策執行時間進行反事實檢驗。具體地，假設各地區政策試點時間提前1～3年，若此時差分項顯著為正，則表明地區經濟增長可能來自其它政策或隨機性因素影響，而非全面創新改革的影響；反之，則表明基準回歸結果較穩健。表4中第1～3列為試驗時間提前1-3年的情況，結果顯示，政策提前后虛擬的差分項并不顯著或僅在10%的統計水平下為負，表明基準回歸較為穩健。

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

3.3.3 變換經濟增長度量指標

考慮到官方GDP指標可能存在測量誤差等問題，容易引致估計偏誤，借鑒徐康寧等[22]的做法，采用城市夜間燈光強度數據衡量經濟增長并重新估計，以期對傳統GDP數據進行“補缺”和“糾偏”。表5第2列結果顯示，在被解釋變量更換為夜間燈光強度數據后，政策差分項系數值有所增大，且依然在1%水平上顯著為正，表明全面創新改革試驗政策的經濟效應較穩健。

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

3.3.4 內生性問題討論

內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生性問題，基于歷史角度建立工具變量。具體地，借鑒董志強等(2012)的思路，將各城市開埠通商歷史作為全面創新改革試驗區設立的工具變量。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、建立近代先進制度，往往越具備推行制度改革的基礎條件和歷史基因，從而為政策試點奠定良好的制度基礎，因此滿足工具變量相關性；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經濟發展，只會通過影響制度環境變遷進而影響現今制度改革，而當前的經濟發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結果，第一階段結果表明，城市開埠通商歷史與全面創新改革試驗區設立呈顯著正相關關系，且工具變量一階段的F值為38.36(大于10)，Cragg-Donald Wald檢驗統計量為442.91，高于臨界值標準，排除了弱工具變量問題，表明工具變量有效；第二階段結果表明，無論是否加入控制變量，政策差分項系數均在1%水平下顯著為正，且比基準模型系數大，表明基準結果較為穩健。

3.3.5 其它穩健性檢驗

(1)剔除直轄市樣本。鑒于直轄市與一般地級市在行政等級、管理權限和經濟發達程度上存在較大差異，故實證中剔除該部分樣本。表6第1列結果顯示，政策差分項和控制變量系數及顯著性均與基準結果無顯著差異，即表明全面創新改革試驗政策的經濟效應較穩健。

表6 穩健性檢驗結果(一)Tab.6 Robustness test results (1)

(2)運用PSM-DID方法。作為國家重大改革戰略，全面創新改革試驗區的設立并非隨機，而是在統籌考慮各地區創新和改革發展基礎上的選擇，這容易導致試驗組與對照組城市的經濟發展水平存在差異，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組與非試驗組城市樣本進行傾向得分匹配，為試驗組匹配經濟特征最為接近的對照組，再采用匹配后的樣本進行估計。表6第2至第4列結果顯示，3種匹配方法的差分項系數在1%的水平下依然顯著為正，表明實證結果較穩健。

(3)剔除當期樣本數據。為降低政策實施當期的影響，剔除2015年樣本數據重新回歸。由表6第5列結果可知，差分項系數在1%水平下依然顯著且有所增大，表明在剔除當期樣本后，全面創新改革的經濟效應依然顯著且有所增強。

(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系，將所有控制變量滯后一期重新納入模型。表6第6列結果顯示，差分項系數在1%水平下依然顯著為正，即政策效應較穩健。

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

(6)改變政策實施前后時間窗寬。選取政策實施前后1年和2年為窗寬，檢驗不同時間段政策效應的差異。由表7第5列和第6列結果可知，改變觀測窗寬并不會改變全面創新改革試驗的經濟效應，且前后窗寬2年的差分項系數及顯著性甚于前后窗寬1年，進一步表明政策試驗具有較強的動態效應，能夠持續釋放推動地區經濟增長的制度紅利。

表7 穩健性檢驗結果(二)Tab.7 Robustness test results (2)

4 影響機制分析

以上實證結果表明，全面創新改革試驗區建設具有經濟增長效應，且持續釋放動態的制度紅利。那么它是通過何種傳導機制實現的呢？結合前文理論分析和假設，運用中介效應模型從創新驅動、結構優化和資源配置效應等方面，探究其內在機制，結果如表8所示。

表8 影響機制回歸結果Tab.8 Influence mechanism regression results

表8中第1列、第2列為技術創新的中介機制檢驗結果。本文采用每萬人發明專利授權數衡量技術創新，以表征創新驅動效應并將其帶入中介效應模型。結果顯示，全面創新改革試驗政策顯著促進了城市技術創新，且技術創新在全面創新改革促進經濟增長中呈現出較強的中介效應。即全面創新改革試驗政策產生了創新驅動效應進而推動經濟增長，假設H1得到驗證。從理論上看，創新驅動發展是促進中國經濟增長的關鍵引擎。全面創新改革試驗區建設通過一系列制度創新和政策支持，有效破除了制約科技創新的體制機制障礙，通過加快創新要素集聚、加速創新成果轉化、促進區域協同創新，強化了促進經濟增長的創新驅動效應。

表8中第3列、第4列為產業結構高級化的中介機制檢驗結果。借鑒袁航等[23]做法，測算產業結構高級化指數，以此衡量結構優化效應并納入上述模型。結果顯示，全面創新改革試驗政策促進了城市產業結構優化，且在納入中介變量后差分項系數也有所下降，而中介變量系數僅在10%水平上顯著，為穩妥起見采用Bootstrap檢驗，經驗證發現，該中介效應顯著，即全面創新改革試驗政策通過產業結構優化進而促進經濟增長，假設H2得到驗證。但進一步測算發現，中介效應占總效應的比重僅為6.11%，說明結構優化效應盡管成立但相對較弱。從政策實施看，試驗區建設通過財稅等政策優惠能夠吸引創新型企業進入，強化試驗區的集聚效應，產生推動地區經濟增長的規模經濟和結構優化效應。但產業結構優化調整是一個循序漸進的過程，短期內試驗區建設促進產業轉型升級的效應并不顯著，且從具體部署來看，各地試驗區在政策推行中較少實施與產業升級協同的創新改革舉措，這在一定程度上弱化了政策效果，由此使得結構優化效應較弱。

表8中第5列、第6列為全要素生產率的中介機制檢驗結果。借鑒余泳澤等(2015)做法，采用隨機前沿分析法和超越對數生產函數估算全要素生產率，以此衡量資源配置效應并納入上述模型。結果顯示，全面創新改革試驗政策顯著提升了城市全要素生產率，且全要素生產率在全面創新改革影響城市經濟發展中呈現出較強的中介效應。即全面創新改革試驗政策產生了資源配置效應進而促進經濟增長，假設H3得到驗證。從政策內容看，全面創新改革試驗區建設通過深化科技管理體制改革等，有效提高了政府治理能力，通過推行知識產權、市場準入、金融創新等制度改革，營造公平競爭的市場環境，更好地發揮了市場在資源配置中的決定性作用，產生了促進經濟增長的資源配置效應。

5 異質性分析

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合”的重要戰略部署，進一步探究“有為政府”和“有效市場”在全面創新改革試驗區建設中的作用機制對總結與推廣創新改革經驗具有現實意義。本文將從政府治理效率和要素市場化配置兩方面對試驗區建設的異質性經濟效應進行討論。

5.1 政府效率異質性

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國家戰略試點和引領地區經濟發展中所發揮的作用也不盡相同，由此引致全面創新改革試驗區建設的經濟效應在不同政府效率地區有所差異。基于此，將聶輝華等[24]測算的新型政商關系指數作為政府效率的代理變量，并按照中位數，將政商關系指數(gov)較高的城市賦值為1，較低的賦值為0，并與政策差分項交乘代入回歸。表9第1列結果顯示，政策差分項與政府效率的交互項系數顯著為正，即表明全面創新改革試驗對政府效率較高地區的經濟拉動作用較強。從實踐來看，治理效率較高的地方政府往往擁有較規范的制度管理和較強的政策執行能力，在推進改革試驗過程中更能發揮“有為政府”功能，構建親清新型政商關系，提供優質的公共服務供給，解決“專利數量擠出創新質量”等匹配錯位的市場失靈問題，更好地促進各類創新要素的優化配置，從而推動地區技術進步和經濟增長。因此，全面創新改革試驗區建設的深層次推進離不開與之相適應的政府治理能力。

5.2 要素市場化程度異質性

市場是現代經濟運行的主體，要素市場化配置程度會影響全面創新改革試驗政策紅利的發揮。基于此，采用王小魯等[25]的市場化指數作為要素市場化程度的代理變量，并依據中位數將市場化指數(market)較高的城市賦值為1，較低的賦值為0，并與政策差分項相乘代入回歸。由表9第2列結果可知，政策差分項與市場化指數的交互項系數在5%的水平上顯著為正，即表明全面創新改革試驗區建設對要素市場化程度較高地區的經濟效應更顯著。與政府效率結果比較后發現，在納入與市場化指數的交互項后，政策差分項系數的顯著性有較大幅度降低，表明要素市場化程度較高地區的全面創新改革試驗更能激發市場在資源配置中的決定性作用從而推動地區經濟增長，也進一步凸顯了試驗區建設中“有效市場”的重要性。從理論上看，要素市場化程度較高地區通常更容易建立公平公正的市場，形成與產權制度和要素市場化配置配套的市場競爭秩序，從而強化“優勝劣汰”的市場競爭機制。同時，全面創新改革的系列舉措也更多地依靠市場“無形之手”的作用，通過完善知識產權制度不斷提高市場主體的創造活力，激發試驗區建設的創新驅動和資源配置效應，促進地區經濟發展質量提升。

表9 異質性回歸結果Tab.9 Heterogeneous regression results

6 結論與政策啟示

探索全面創新改革政策是新形勢下我國推動經濟高質量發展的重大戰略舉措，是激發創新驅動活力、強化內生增長動力的關鍵抓手。本文實證研究結果表明：①全面創新改革試驗區建設顯著促進了地區經濟增長，該結論在工具變量估計、傾向得分匹配雙重差分法、替換夜間燈光亮度等多種穩健性檢驗后依然成立；②從動態效應看，隨著時間推移，全面創新改革促進經濟增長的制度紅利持續釋放；③從影響機制看，全面創新改革試驗區建設通過創新驅動、結構優化和資源配置等途徑推動地區經濟增長，其中，結構優化效應相對較弱；④從異質性作用看，全面創新改革試驗區設立對政府效率和要素市場化配置程度較高地區的經濟促進作用更顯著。據此，提出如下政策啟示：

第一，深化新一輪全面創新改革試驗，激發經濟增長新動能。全面創新改革能夠增強地區創新創業活力，產生推動經濟增長的制度紅利。為進一步發揮試驗區優勢，建議賦予更大的改革自主權，明確其在新發展格局下的優勢定位與目標導向，有序擴大試點范圍，可在經濟基礎較好、創新人才豐裕的地級市及縣級市深化新一輪全面創新改革試驗，全面有序推廣創新改革相關舉措，構建推進全面創新改革的長效機制，依靠內生制度創新形成“改革創新高地”，更好地發揮試驗區引領經濟發展的示范效應，為我國經濟的持續增長增添新動力。

第二，結合地區產業結構和創新資源稟賦，推動形成科技創新與產業升級協同互動的創新改革路徑。總體上看，全面創新改革通過促進產業結構升級釋放增長紅利的作用相對較弱，而產業結構優化升級是推動我國經濟高質量發展的關鍵舉措。因此，地方政府在試驗區創建和示范推廣過程中，應結合地區產業結構和創新基礎，重點加強與產業數字化、低碳化轉型升級有效協同的創新改革戰略舉措，制定引導中高端戰略性新興產業有效集聚的適宜性產業政策，從供給端和需求側協同發力，為創新改革與產業升級協同互動和深度融合提供物質保障及需求驅動，切實提高科技創新助力傳統產業轉型升級的支撐能力，推動形成全面創新改革、產業結構升級與實體經濟高質量發展的良性循環。

第三，堅持科技創新和制度創新“雙輪驅動”，構建有為政府和有效市場協同互促的中國特色創新激勵機制。進一步明晰市場與政府的政策邊界和功能定位，在發揮市場在資源配置中決定性作用的基礎上，建立與有效市場協同互促的有為政府。首先，要深層次推進要素市場化改革，發揮有效市場在資源配置中的決定性作用，加快推動知識產權等制度改革，營造公平競爭的市場環境，促進創新、人才等各類要素的自由配置，推動經濟發展質量變革、效率變革、動力變革，強化改革試驗的市場驅動力；其次，轉變地方政府職能，提高政府服務效率，建立與市場協同互促的有為政府，積極發揮地方政府的戰略導向作用，健全財政、產業等政策保障，有效破除創新要素區域間、市場間、產業間的分割，為市場高效運行提供良好的制度環境，增強創新改革引領經濟增長的“政府推動力”，最終形成有為政府和有效市場協同互促的創新激勵體制，持續釋放全面創新改革激發增長新動能的制度紅利。