自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入
——基于政府和企業(yè)投入的分析

曹 翔，李慎婷，郭立萍

(1.海南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，海南 ?？?570228;2.海南大學(xué)教學(xué)質(zhì)量評估中心，海南 ?？?570228)

0 引言

自首個自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)于2013年在上海成立以來，中國已累計(jì)設(shè)立21個自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)。從各自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)總體方案看，發(fā)展高技術(shù)產(chǎn)業(yè)已成為當(dāng)下經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要目標(biāo)。在當(dāng)前我國高精尖核心技術(shù)相對薄弱、存在諸多 “卡脖子”技術(shù)以及美國對中國進(jìn)行 “科技封鎖”的國內(nèi)外背景下，加大我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入比以往任何時候都更為緊迫。然而，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入存在明顯的 “過度依賴政府”現(xiàn)象。根據(jù) 《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，2018年中國政府對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投入為150.58億元，占高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總研發(fā)投入的99.92%，而企業(yè)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投入僅為0.12億元，僅占高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總研發(fā)投入的0.08%。與此同時，董直慶等[1]研究發(fā)現(xiàn)，我國研發(fā)資本存在東部地區(qū)配置相對不足的空間錯配現(xiàn)象。結(jié)合 《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》可以發(fā)現(xiàn)，2018年政府對自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)省份高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投入為108.80億元，占全國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總研發(fā)投入的72.20%。那么，作為開放型經(jīng)濟(jì)新體制改革先鋒陣地的自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)究竟如何影響政府、企業(yè)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投入？這些影響是否存在差異？自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)是否促進(jìn)研發(fā)投入從非自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)省份轉(zhuǎn)向自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)省份？自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)是否促進(jìn)研發(fā)投入從省內(nèi)非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向省內(nèi)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)？客觀回答這些問題可以為如何充分發(fā)揮自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的促進(jìn)作用提供參考依據(jù)和政策啟示。

與本文密切相關(guān)的文獻(xiàn)主要包括兩類文獻(xiàn)。第一類文獻(xiàn)是與自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)相關(guān)的研究。起初，學(xué)者們主要對自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)進(jìn)行了理論探討。例如，李墨絲等[2]通過與中美BIT談判對比，系統(tǒng)討論了自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)負(fù)面清單制度如何完善；陳麗芬等[3]分析自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級的戰(zhàn)略思路；孟廣文[4]闡述中國建立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的模式選擇以及理論基礎(chǔ)。隨著數(shù)據(jù)的豐富，學(xué)界開展了大量實(shí)證研究。例如，Seyoum等[5]通過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立為自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)省份帶來一系列政策紅利；王鵬等[6]通過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立促進(jìn)了貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級。第二類文獻(xiàn)是與創(chuàng)新要素流動相關(guān)的研究。一部分學(xué)者對創(chuàng)新要素流動規(guī)律進(jìn)行了相關(guān)研究。例如，Vence-Deza等[7]發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會影響創(chuàng)新要素空間流動；馮南平等[8]考察創(chuàng)新要素流動的方向和力度。另一部分學(xué)者對創(chuàng)新要素流動動因進(jìn)行了相關(guān)研究。例如，魏浩等[9]認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和教育質(zhì)量會直接影響人才的流動方向。綜上可見，將自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)來評估其對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入影響的文獻(xiàn)幾乎沒有。

本文以2009—2018年30個省份高技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為研究樣本，以自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用多期雙重差分模型評估自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入、企業(yè)研發(fā)投入的影響，并進(jìn)行異質(zhì)性與影響路徑分析。相比已有文獻(xiàn)，本文可能的邊際貢獻(xiàn)是：①評估自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中政府和企業(yè)研發(fā)投入的影響，拓寬了自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)實(shí)施效果的評估范疇；②在多期雙重差分模型中進(jìn)一步運(yùn)用工具變量法進(jìn)行內(nèi)生性處理，提高了評估結(jié)果的可靠性；③對自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策效應(yīng)的異質(zhì)性及影響路徑進(jìn)行深入分析，可以為自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)戰(zhàn)略的制定和調(diào)整提供參考依據(jù)。

1 研究假設(shè)

1.1 自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對研發(fā)投入的影響

2020年之前發(fā)布的眾多自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)總體方案中多次強(qiáng)調(diào)重點(diǎn)發(fā)展高技術(shù)產(chǎn)業(yè)；2020年發(fā)布的 《關(guān)于北京、湖南、安徽自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)總體方案及浙江自由貿(mào)易區(qū)擴(kuò)展區(qū)域方案的通知》更是明確表示著力發(fā)展科技創(chuàng)新和數(shù)字經(jīng)濟(jì)等?？梢?，科技創(chuàng)新在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)中尤為重要，而科技創(chuàng)新的發(fā)展離不開政府資金的支持。政府補(bǔ)貼能夠促進(jìn)高端制造領(lǐng)域研發(fā)投入[10]，從而提高創(chuàng)新的效率[11]，對創(chuàng)新產(chǎn)生激勵作用[12]。因此，政府為了加快自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)內(nèi)高端產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新和發(fā)展會在一定程度上加大對其補(bǔ)貼力度。另外，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)內(nèi)政府補(bǔ)貼能夠彌補(bǔ)企業(yè)因研發(fā)投入失敗而產(chǎn)生的資金成本[13]，緩解企業(yè)融資約束[14-15]，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)增加研發(fā)投入?；诖?，提出假設(shè)H1a：自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立會促進(jìn)政府對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加研發(fā)投入；假設(shè)H1b：自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立會促進(jìn)企業(yè)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加研發(fā)投入。

1.2 自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的地區(qū)異質(zhì)性影響

根據(jù)新經(jīng)濟(jì)地理理論，單個企業(yè)即使再強(qiáng)大也可能會因?yàn)橐?guī)模遞減而衰敗，而產(chǎn)業(yè)的空間集聚會帶來報酬遞增、規(guī)模經(jīng)濟(jì)等效應(yīng)。中國東部地區(qū)多為沿海發(fā)達(dá)地區(qū)，交通設(shè)施較齊全，運(yùn)輸成本較小；創(chuàng)新要素活躍，吸引了大量的人才和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)入駐[16]，從而產(chǎn)生了巨大的產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。伴隨著創(chuàng)新要素的不斷流入和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的不斷集聚，東部地區(qū)勞動生產(chǎn)率逐漸提高，規(guī)模報酬遞增[17]。因此，相較于中西部地區(qū)而言，東部地區(qū)政府和企業(yè)更愿意將研發(fā)資金投入到高技術(shù)產(chǎn)業(yè)。一方面，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，財(cái)政收入較高，使得政府和企業(yè)能向高技術(shù)產(chǎn)業(yè)投入更多研發(fā)資金；另一方面，東部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)創(chuàng)新、技術(shù)進(jìn)步等亟需政府和企業(yè)資金的支持，并且這些資金能夠緩解東部地區(qū)創(chuàng)新要素不足的空間錯配現(xiàn)象[1]?；诖?，提出假設(shè)H2：相對于中西部地區(qū)而言，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立能使東部地區(qū)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)省份高技術(shù)產(chǎn)業(yè)獲得更多的研發(fā)投入。

1.3 自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)研發(fā)投入的政策吸引作用

自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立為自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)省份帶來了一系列政策紅利。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)突破性地使用負(fù)面清單制度，進(jìn)一步降低了市場準(zhǔn)入的門檻[18]。除此之外，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)以制度創(chuàng)新為核心，擴(kuò)大投資、金融和服務(wù)業(yè)開放，加快行政審批進(jìn)程，推動貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級，加快政府職能轉(zhuǎn)換、簡政放權(quán)為打造全方位開放格局服務(wù)。由于創(chuàng)新要素流動受地區(qū)發(fā)展水平、國家政策導(dǎo)向等因素的影響[12]，因此，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的政策紅利會吸引包括政府和企業(yè)研發(fā)投入在內(nèi)的創(chuàng)新要素向自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)省份流動?；诖耍岢黾僭O(shè)H3：相比非自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)省份而言，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立會使自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)省份高技術(shù)產(chǎn)業(yè)獲得更多的研發(fā)投入。

2 政策背景與模型構(gòu)建

2.1 政策背景

目前，中國累計(jì)批準(zhǔn)設(shè)立了21個自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，形成了 “1+3+7+1+6+3”的全面開放新格局。各大自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)總體方案多次明確提出要重點(diǎn)發(fā)展高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，提高技術(shù)創(chuàng)新水平。例如，2013年9月，《中國(上海)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)總體方案》明確指出要努力形成促進(jìn)投資和創(chuàng)新的政策支持體系。2015年4月，《中國(廣東)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)總體方案》提出要重點(diǎn)發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)。2017年3月，遼寧、陜西、四川、浙江等省份的 《中國自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)總體方案》均提到要重點(diǎn)發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)。2018年9月，《中國(海南)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)總體方案》提出要以旅游業(yè)、現(xiàn)代服務(wù)業(yè)、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)。2018年11月，《國務(wù)院關(guān)于支持自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)深化改革創(chuàng)新若干措施的通知》再次強(qiáng)調(diào)了要加大自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的改革創(chuàng)新。2020年9月，《關(guān)于北京、湖南、安徽自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)總體方案及浙江自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)擴(kuò)展區(qū)域方案的通知》多處強(qiáng)調(diào)高新技術(shù)創(chuàng)新。

2.2 模型構(gòu)建

基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取2013—2017年設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的11個省份為處理組，將其他省份設(shè)為對照組，構(gòu)建如下多期雙重差分模型。

Ypit=α+β×DIDpt+δ×Controlpit+ηpi+γt+εpit

(1)

式中，p代表省份，i代表行業(yè)，t代表年份；Ypit是被解釋變量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入；DIDpt為核心解釋變量自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)交互項(xiàng)；ηpi代表省份行業(yè)固定效應(yīng)；γt代表年份固定效應(yīng)；εpit代表隨機(jī)誤差項(xiàng)。

模型(1)需滿足處理組和對照組的被解釋變量具有共同變化趨勢的假設(shè)，即平行趨勢假設(shè)[19]。如果處理組和對照組的控制變量及其時間變化趨勢存在差異，則對平行趨勢假設(shè)構(gòu)成威脅。故本文在模型(1)基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入各控制變量分別與時間趨勢變量的1～2次方的交互項(xiàng)，以控制其對平行趨勢假設(shè)的潛在威脅[20]，具體模型如下：

Ypit=α+β×DIDpt+δ×Controlpit+μk×(Controlpit×f(T))+ηpi+γt+εpit

(2)

其中，f(T)代表時間趨勢變量T的1～2階項(xiàng)，其他變量的含義與模型(1)一致。

2.3 指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來源

(1)被解釋變量：高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入。本文選取R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出中政府資金額、企業(yè)資金額來表示高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入，并對其進(jìn)行對數(shù)處理。

(2)核心解釋變量：自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)交互項(xiàng)。其表達(dá)式為DIDpt=Treatmentp×Postt。其中，Treatmentp和Postt分別為政策虛擬變量和時間虛擬變量，對應(yīng)的取值設(shè)定規(guī)則為：當(dāng)省份p為上海且t≥2013，省份p為天津、福建、廣東且t≥2015，省份p為河南、湖北、遼寧、陜西、四川、浙江、重慶且t≥2017，DIDpt取值為1，否則為0。

(3)控制變量。借鑒趙增耀等[21]、李韻等[22]、劉樹林等[23]的做法，選取研發(fā)機(jī)構(gòu)人員數(shù)量、資產(chǎn)總額、利潤總額、技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)支出、新增固定資產(chǎn)作為控制變量。由此，本文從 《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》獲得了2009—2018年分省份分行業(yè)的面板數(shù)據(jù)。對于部分缺失數(shù)據(jù)，進(jìn)行插值法處理。為了降低異方差，進(jìn)行對數(shù)化處理。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析見表1。

表1 各變量描述性統(tǒng)計(jì)

3 基準(zhǔn)回歸

3.1 政府對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投入

自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入的影響見表2。其中，(1)列為未加入控制變量的回歸結(jié)果，(2)列為加入控制變量的回歸結(jié)果，(3)列為在(2)列的基礎(chǔ)上加入控制變量與時間趨勢變量一次項(xiàng)的交互項(xiàng)的回歸結(jié)果，(4)列則在(3)列的基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入控制變量與時間趨勢變量二次項(xiàng)的交互項(xiàng)。不難發(fā)現(xiàn)，DID的估計(jì)系數(shù)均顯著為正。這表明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立顯著促進(jìn)了設(shè)立省份高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入，即驗(yàn)證了假設(shè)H1a。

表2 政府研發(fā)投入的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

3.2 企業(yè)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投入

自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入的影響見表3。由表3可見，無論是否加入控制變量以及控制變量與時間趨勢變量的1～2次方交互項(xiàng)，變量DID的估計(jì)系數(shù)均不顯著。這表明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立并未顯著帶動企業(yè)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投入，即不支持假設(shè)H1b。其原因可能是：一方面，中國作為新興經(jīng)濟(jì)體，市場勢力較弱導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)積極性不高[24]；另一方面，由于企業(yè)通過尋租活動可以獲得超額收益，因此企業(yè)會將更多的資源轉(zhuǎn)移到尋租活動中，從而減少企業(yè)研發(fā)投入[25]。

表3 企業(yè)研發(fā)投入的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

4 識別條件檢驗(yàn)與穩(wěn)健性分析

前文結(jié)果表明，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立顯著促進(jìn)了政府對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入。為驗(yàn)證這一結(jié)果的可靠性，本部分將進(jìn)行識別條件檢驗(yàn)與穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

4.1 識別條件檢驗(yàn)

(1)政策隨機(jī)性檢驗(yàn)。借鑒王立勇等[26]的研究思路，本文采用Logit模型來檢驗(yàn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)省份的選取是否受到該省份高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入的影響。具體來說，本文以 “是否為自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)省份”為因變量，選取研發(fā)機(jī)構(gòu)人員數(shù)量、資產(chǎn)總額、利潤總額、技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)支出、新增固定資產(chǎn)的對數(shù)值作為自變量，回歸結(jié)果見表4。表4中兩列高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入的估計(jì)系數(shù)均不顯著，即政策隨機(jī)性假設(shè)成立。

表4 政策隨機(jī)性檢驗(yàn)

(2)平行趨勢假設(shè)檢驗(yàn)。借鑒羅鳴令等[27]的方法，本文以自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立前3年中每一年份虛擬變量與處理組虛擬變量的交互項(xiàng)替換模型(2)中的DID進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn)，見表5。由表5可知，在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的前3年，處理組與對照組的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入并不存在顯著差異，即滿足平行趨勢假設(shè)。

表5 平行趨勢檢驗(yàn)

(3)安慰劑檢驗(yàn)。本文通過設(shè)定虛假自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立年份構(gòu)建雙重差分交互項(xiàng)進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，見表6。表6中(1)～(4)列依次顯示了將自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立年份虛假設(shè)定為提前1年、提前2年、提前3年和提前4年的安慰劑回歸結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，變量DID的估計(jì)系數(shù)并不顯著，從而支持了基準(zhǔn)回歸結(jié)果。

表6 時間維度安慰劑檢驗(yàn)

4.2 穩(wěn)健性分析

(1)非觀測遺漏變量影響檢驗(yàn)。盡管本文在數(shù)據(jù)可獲得性的基礎(chǔ)上盡可能地控制了可觀測變量和固定效應(yīng)，但仍然可能存在非觀測遺漏變量影響本文評估結(jié)果的可靠性。為此，參照Cai等[28]、Ferrara等[29]的做法，采用非參數(shù)置換檢驗(yàn)法進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。具體做法是：對所有省份進(jìn)行不重復(fù)隨機(jī)抽樣，每年抽樣數(shù)量為當(dāng)年自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的省份數(shù)量，將抽中的省份作為虛假處理組進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)；然后將該隨機(jī)過程重復(fù)1000次。交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)的概率密度分布如圖1所示。由圖1可知，隨機(jī)抽樣的交互項(xiàng)系數(shù)的均值分布在0附近。不難發(fā)現(xiàn)，表2(4)列基準(zhǔn)回歸結(jié)果交互項(xiàng)系數(shù)(0.2350)與隨機(jī)抽樣安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果中的交互項(xiàng)系數(shù)值存在明顯差異。這表明，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對設(shè)立省份高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入的正向效應(yīng)并未受到其他非觀測隨機(jī)因素的影響。

圖1 基于隨機(jī)抽樣的安慰劑檢驗(yàn)

(2)更換政策實(shí)施年份界定方法。為了考察政策實(shí)施年份界定標(biāo)準(zhǔn)對基準(zhǔn)回歸結(jié)果的影響，本文借鑒郭俊杰等[20]的研究思路，將設(shè)立時間為下半年的自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的政策實(shí)施年份設(shè)置為下一年份，再次進(jìn)行回歸。表7(1)列顯示，DID的估計(jì)系數(shù)在10%的水平上顯著，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

(3)兩期倍差法。由于多期雙重差分法可能會存在序列相關(guān)問題，從而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果存在偏誤。為此，本文借鑒周茂等[30]的研究思路，以自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)首次設(shè)立時間為界限，將樣本期間劃分為設(shè)立前和設(shè)立后兩個部分，分別采用被解釋變量和控制變量均值進(jìn)行回歸。表7(2)列顯示，DID的估計(jì)系數(shù)在5%的水平上顯著。這表明在緩解了可能存在的序列相關(guān)問題后，基準(zhǔn)回歸結(jié)果依然成立。

(4)剔除少數(shù)民族自治區(qū)的干擾。在本文的樣本中，存在5個少數(shù)民族自治區(qū)，分別為內(nèi)蒙古自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)、西藏自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)。考慮到政府對少數(shù)民族自治區(qū)往往賦予優(yōu)惠政策，本文將這5個少數(shù)民族自治區(qū)剔除，回歸結(jié)果見表7(3)列?？梢钥闯觯珼ID的估計(jì)系數(shù)顯著為正，再次支持了基準(zhǔn)回歸結(jié)果。

(5)控制變量滯后1期。為了緩解潛在反向因果關(guān)系所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文將控制變量滯后1期，回歸結(jié)果見表7(4)列。結(jié)果顯示DID的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這表明在控制潛在反向因果關(guān)系后，基準(zhǔn)回歸結(jié)果仍然成立。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(6)工具變量法。前文多期雙重差分模型和穩(wěn)健性檢驗(yàn)雖然能夠緩解潛在反向因果、非觀測遺漏變量等導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，但依然可能存在因處理組樣本選擇非完全隨機(jī)而帶來的內(nèi)生性問題。為此，本文借鑒Tsoutsoura[31]、王桂軍等[32]的研究思路，采用工具變量法來進(jìn)行處理。工具變量的有效性取決于其是否滿足相關(guān)性和外生性[33]。本文選取2008年開發(fā)區(qū)平均面積、2008年高技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)平均面積、2008年海關(guān)特殊監(jiān)管區(qū)域平均面積、2008年經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)平均面積與Post的交互項(xiàng)作為交互項(xiàng)DID的工具變量，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于中國開發(fā)區(qū)網(wǎng)。工具變量的選取理由是：①相關(guān)性。某省份開發(fā)區(qū)平均面積、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)平均面積、海關(guān)特殊監(jiān)管區(qū)域平均面積、經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)平均面積越大，越有可能在該省份建立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，即滿足相關(guān)性。②外生性。由于本文樣本時間跨度為2009—2018年，因此2008年開發(fā)區(qū)平均面積、2008年高技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)平均面積、2008年海關(guān)特殊監(jiān)管區(qū)域平均面積、2008年經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)平均面積不影響樣本期間高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入，即滿足外生性。

上述4個工具變量的第一階段回歸結(jié)果見表8(1)(3)(5)(7)列。不難發(fā)現(xiàn)，IV×Post的估計(jì)系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，即驗(yàn)證了相關(guān)性；F統(tǒng)計(jì)量均大于臨界值10，即表明不存在弱工具變量問題。上述4個工具變量的第二階段回歸結(jié)果見表8(2)(4)(6)(8)列。不難發(fā)現(xiàn)，DID的估計(jì)系數(shù)均顯著為正。這表明，在緩解處理組選擇非完全隨機(jī)導(dǎo)致的內(nèi)生性問題后，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立仍然顯著促進(jìn)了設(shè)立省份高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入。

表8 工具變量回歸

5 異質(zhì)性與影響路徑分析

5.1 異質(zhì)性檢驗(yàn)

由于各地區(qū)在經(jīng)濟(jì)、文化、地理位置等方面存在差異，因此本文進(jìn)一步將30個省份劃分為東部和中西部地區(qū)進(jìn)行異質(zhì)性分析，檢驗(yàn)結(jié)果見表9。上海、福建、廣東、天津、遼寧、浙江、北京、河北、海南、山東、江蘇等省份為東部地區(qū)；其余省份為中西部地區(qū)。表9(1)列變量DID的估計(jì)系數(shù)為0.3800，并在5%的水平上顯著；表9(2)列變量DID的估計(jì)系數(shù)不顯著。這表明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立顯著促進(jìn)了東部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入，但對中西部地區(qū)的推動作用不明顯，從而驗(yàn)證了假設(shè)H2。

表9 異質(zhì)性檢驗(yàn)

5.2 影響路徑分析

為了進(jìn)一步探究自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立究竟通過哪些路徑影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入，本文首先構(gòu)造數(shù)學(xué)恒等式將高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入完全分解出省際轉(zhuǎn)移和省內(nèi)跨行業(yè)轉(zhuǎn)移兩大部分，然后以這兩類高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入轉(zhuǎn)移量分別為被解釋變量，最后采用雙重差分法識別。

首先，本文將高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入分解出政府對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的省際轉(zhuǎn)移。具體表示為：

(3)

其中，p代表省份，t代表年份，fpt代表t年p省的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入凈流量。

其次，由于本文采用分省份分行業(yè)面板數(shù)據(jù)，因此加入行業(yè)分類后可將上式改寫為：

(4)

進(jìn)一步將(3)式代入(4)式，可得：

(5)

由此，本文分別以Ynat,t代表高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入的省際轉(zhuǎn)移(源于中央政府和地方政府研發(fā)投入)，以Ypro,t代表各省份地方政府研發(fā)投入的省內(nèi)跨行業(yè)轉(zhuǎn)移，構(gòu)建如下多期雙重差分模型來檢驗(yàn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)如何影響政府對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的省際轉(zhuǎn)移和省內(nèi)跨行業(yè)轉(zhuǎn)移。

Yj,t=α+β×DIDpit+δ×Controlpit+μk×(Controlpit×f(T))+ηpi+γt+εpit

(6)

其中，被解釋變量Yj,t(j的取值范圍為nat、pro)代表來自不同方式的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入轉(zhuǎn)移量，其余變量含義同模型(2)。對應(yīng)的回歸結(jié)果見表10。表10(1)(2)列變量DID的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，(3)(4)列變量DID的估計(jì)系數(shù)均不顯著。這表明，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立促進(jìn)了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入從非自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)向自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的省際轉(zhuǎn)移，但未促進(jìn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)省份將研發(fā)投入從非高技術(shù)行業(yè)向高技術(shù)行業(yè)進(jìn)行省內(nèi)跨行業(yè)轉(zhuǎn)移，從而驗(yàn)證了假設(shè)H3。

表10 影響路徑分析結(jié)果

5.3 異質(zhì)性視角下的影響路徑分析

本部分在對樣本進(jìn)行異質(zhì)性分組的基礎(chǔ)上，就自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對東部地區(qū)和中西部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入影響路徑的差異性進(jìn)行考察，其結(jié)果見表11。表11(1)列變量DID的估計(jì)系數(shù)顯著為正，(2)列變量DID的估計(jì)系數(shù)不顯著，(3)(4)列變量DID的估計(jì)系數(shù)均不顯著。這表明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立促進(jìn)了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入從東部非自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)向東部自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的省際轉(zhuǎn)移，未促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入從中西部非自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)向中西部自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的省際轉(zhuǎn)移，也未促進(jìn)東部地區(qū)和中西部地區(qū)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)省份將政府研發(fā)投入從非高技術(shù)行業(yè)向高技術(shù)行業(yè)進(jìn)行省內(nèi)跨行業(yè)轉(zhuǎn)移。

表11 異質(zhì)性視角下的影響路徑分析

6 研究結(jié)論與政策啟示

本文利用2009—2018年分省分行業(yè)面板數(shù)據(jù)，采用多期雙重差分模型就自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的影響進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)顯著促進(jìn)了政府對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投入，但未能有效刺激企業(yè)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投入；第二，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對政府在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用僅在東部地區(qū)顯著存在，而在中西部地區(qū)不明顯；第三，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)顯著促進(jìn)了政府研發(fā)投入從非自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)省份向自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)省份轉(zhuǎn)移，未能促進(jìn)政府研發(fā)投入從非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)向高技術(shù)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移；第四，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)促進(jìn)了東部地區(qū)政府研發(fā)投入從非自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)省份轉(zhuǎn)向自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)省份，但這一效應(yīng)在中西部地區(qū)不明顯。

基于上述結(jié)論，本文得到如下政策啟示：第一，政府在設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的過程中對企業(yè)創(chuàng)新的支持力度應(yīng)該適度，企業(yè)應(yīng)該擴(kuò)大自身對創(chuàng)新的研發(fā)投入，而不是過度依賴政府；第二，已有研究表明 “創(chuàng)新要素在東部地區(qū)配置相對不足”的現(xiàn)象。本文研究表明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立顯著促進(jìn)了設(shè)立省份和東部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)投入，即反向證明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立改善了創(chuàng)新要素錯配的現(xiàn)象。因此，政府在繼續(xù)貫徹實(shí)施自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的過程中，應(yīng)繼續(xù)合理的配備要素資源，使創(chuàng)新要素得到最大限度的利用，發(fā)揮自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對設(shè)立省份的政策效應(yīng)；第三，前文發(fā)現(xiàn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)省份政府研發(fā)投入從非高技術(shù)行業(yè)向高技術(shù)行業(yè)進(jìn)行省內(nèi)跨行業(yè)轉(zhuǎn)移的推動作用不明顯。因此政府應(yīng)該出臺相應(yīng)政策，將非高技術(shù)產(chǎn)業(yè)(尤其是產(chǎn)能過剩行業(yè))研發(fā)投入向高技術(shù)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。這樣不僅能夠減少產(chǎn)能過剩、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，而且能夠進(jìn)一步促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。