金融改革與區(qū)域創(chuàng)新能力
——基于國家金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立的準自然實驗

閆永生，李凌飛，邵傳林

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

一、引 言

創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展對轉(zhuǎn)變經(jīng)濟方式、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)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(shù)對華封鎖加劇的背景下，進一步深化金融領(lǐng)域改革，增強自主創(chuàng)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(yè)為主體、市場為導向、產(chǎn)學研深度融合的技術(shù)創(chuàng)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(yè)面臨的融資約束（呂朝鳳、毛霞，2020）［1］。經(jīng)過多年的發(fā)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(jīng)驗，但當前我國科技型企業(yè)仍面臨融資約束問題，制約著科技創(chuàng)新成果產(chǎn)出。2012年國家在溫州設(shè)立首個金融綜合改革試驗區(qū)，隨后在珠三角、泉州、云南、廣西、青島、泰州、蘭考、貴州等地設(shè)立了國家級金融綜合改革試驗區(qū)，旨在進一步深化金融體制改革，提高金融服務實體經(jīng)濟效率。那么，國家設(shè)立金融綜合改革試驗區(qū)作為一項制度創(chuàng)新，是否促進了地區(qū)的科技創(chuàng)新？又是通過哪些機制實現(xiàn)的？此外，試點地區(qū)在地理區(qū)位、區(qū)位稟賦等方面存在較大的差異，試點政策對地區(qū)創(chuàng)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(qū)試點對地區(qū)創(chuàng)新的影響，對深化金融體制改革、實施創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略具有現(xiàn)實意義。

Schumpeter（1911）［2］首次將創(chuàng)新引入經(jīng)濟學研究領(lǐng)域，并將其定義為企業(yè)家對生產(chǎn)要素和生產(chǎn)條件實行新的組合。目前，關(guān)于金融改革與區(qū)域創(chuàng)新涌現(xiàn)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(fā)現(xiàn)，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(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)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(qū)的全要素生產(chǎn)率（陳曄婷等，2018）［5］，同時也會帶來微觀效應，有助于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率（王賢彬等，2020）［6］。二是關(guān)于創(chuàng)新的影響因素研究。在宏觀層面，區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新受到區(qū)位因素約束，主要通過區(qū)位內(nèi)源、區(qū)位通道、區(qū)位場對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生約束（孫衛(wèi)東、魯銘，2013）［7］。此外，金融發(fā)展（Meierrieks D，2014；王世強、張金山，2020）［8-9］、財政分權(quán)（龔剛敏、趙若男，2021）［10］和數(shù)字金融（徐子堯等，2020；鄭萬騰等，2021）［11-12］等因素對創(chuàng)新產(chǎn)生影響。在微觀層面，企業(yè)家精神（潘健平等，2015）［13］、高管職能背景（劉鑫等，2020）［14］、公司規(guī)模（Schumpeter，1942）［15］及盈利能力（Aghion等，2012）［16］等對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生不同的影響。三是關(guān)于制度與創(chuàng)新之間關(guān)系的研究。陳懷超等（2020）探究了制度支持與產(chǎn)學研協(xié)同創(chuàng)新之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，正式和非正式制度支持均有助于產(chǎn)學研協(xié)同創(chuàng)新［17］。還有學者發(fā)現(xiàn)，知識產(chǎn)權(quán)保護（Yongmin Chen and Thitima Puttitanun）［18］、營改增（袁始燁，2019）［19］和環(huán)境規(guī)制（馮宗憲、賈楠亭，2021）［20］等對創(chuàng)新產(chǎn)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(qū)經(jīng)濟增長關(guān)系方面的研究，尚未發(fā)現(xiàn)有學者直接研究金融改革與地區(qū)創(chuàng)新之間的關(guān)系，也鮮有學者基于城市層面數(shù)據(jù)考察金融改革對地區(qū)創(chuàng)新水平的影響。盡管已有學者從制度視角探究了制度優(yōu)化對創(chuàng)新的影響，但大多數(shù)研究方法難以克服內(nèi)生性問題，使得研究結(jié)論不夠穩(wěn)健，因此，現(xiàn)有的研究仍然存在可完善之處?；诖?，本文基于2005—2019年中國283個地級市面板數(shù)據(jù)，運用雙重差分模型定量評估金融改革對地區(qū)創(chuàng)新水平的影響。

本文可能的邊際貢獻體現(xiàn)在如下幾方面：第一，在研究視角上，與以往文獻側(cè)重于探究金融改革對經(jīng)濟增長影響不同，本文著重考察金融改革對地區(qū)創(chuàng)新的影響，并探究了金融改革可以通過優(yōu)化金融資源配置效率促進區(qū)域創(chuàng)新水平提升，豐富了相關(guān)領(lǐng)域研究。此外，通過探析金融改革對地區(qū)創(chuàng)新的影響因不同地區(qū)初始稟賦差異而呈現(xiàn)地區(qū)異質(zhì)性，拓展了相關(guān)結(jié)論。第二，在研究方法上，本文將國家設(shè)立金融綜合改革試驗區(qū)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(qū)創(chuàng)新的效應，有效克服了金融改革與地區(qū)創(chuàng)新之間互為因果的問題，避免了內(nèi)生性問題，使估計結(jié)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(jīng)濟的效率，從而緩解企業(yè)融資約束。本文從異質(zhì)性視角考察了金融改革對地區(qū)創(chuàng)新差異化的影響，為各地區(qū)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(jīng)濟發(fā)展過程中的基礎(chǔ)性制度，對國民經(jīng)濟發(fā)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(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。中國將金融體制改革“自上而下”的頂層設(shè)計與“自下而上”的基層創(chuàng)新有機結(jié)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(yè)融資、金融業(yè)態(tài)創(chuàng)新及化解地方金融風險等領(lǐng)域進行了試點探索，這些探索既解決了試點地區(qū)的突出問題，也為其他地區(qū)提供了有效借鑒，使改革和發(fā)展有效地銜接。與以往的改革不同，金融綜合改革試驗區(qū)更加注重特色定位，鼓勵金融創(chuàng)新，化解金融風險。旨在暢通社會資本進入金融領(lǐng)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(jīng)濟的本質(zhì)，從而促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。我國金融改革試驗區(qū)的設(shè)立情況見表1所列。

表1 金融改革試驗區(qū)設(shè)立情況

續(xù)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(quán)的體現(xiàn)，地方政府在金融制度設(shè)計、金融監(jiān)管、金融資源分配等方面具有更大的自主權(quán)（王賢彬等，2020）［6］。擺脫傳統(tǒng)經(jīng)濟體制的束縛，能夠更加靈活地制定相關(guān)金融政策支持地方經(jīng)濟發(fā)展。通過設(shè)立金融改革試驗區(qū)，既有助于優(yōu)化金融供給結(jié)構(gòu)，提高金融資源配置效率，也有助于減少行政干預，創(chuàng)造良好的資本環(huán)境，從而激勵創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)。

（1）金融改革有助于提高金融資源配置效率，緩解企業(yè)融資約束，從而提升地區(qū)創(chuàng)新水平。一方面，金融改革的目的在于改善與經(jīng)濟發(fā)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(fā)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(chuàng)新項目中，有助于增加地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出，從而提高地區(qū)的創(chuàng)新水平。另一方面，由于創(chuàng)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(yè)創(chuàng)新的重要因素。金融改革試驗區(qū)的設(shè)立，在制度層面放寬了金融機構(gòu)準入標準，比如許可民營資本進入金融業(yè)，進一步加大金融對外開放等政策，均有助于優(yōu)化金融業(yè)格局，增加信貸資金供給，緩解企業(yè)融資約束，使企業(yè)避免將資金投向“短平快”項目，激勵企業(yè)加大創(chuàng)新投入，從而提高地區(qū)創(chuàng)新水平。此外，金融改革帶來的一系列優(yōu)惠政策豐富了金融產(chǎn)品供給，比如加大對部分領(lǐng)域的再貸款、再貼現(xiàn)力度，支持企業(yè)發(fā)行“雙創(chuàng)”公司債券等金融創(chuàng)新產(chǎn)品，均有助于緩解企業(yè)融資約束，從而增加創(chuàng)新活動投入，提高地區(qū)創(chuàng)新水平。

（2）金融改革有助于優(yōu)化資本市場環(huán)境，從而提升創(chuàng)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(yè)的制度性交易成本，從而有助于科技創(chuàng)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(gòu)之間的競爭，使金融機構(gòu)提供更加優(yōu)質(zhì)的金融服務，降低企業(yè)的信貸成本，從而促進創(chuàng)新。此外，金融對外開放步伐的加大，國外優(yōu)質(zhì)的金融機構(gòu)進入中國市場，激發(fā)資本市場活力，有助于優(yōu)化資本市場環(huán)境。通過有效的金融改革，在區(qū)域內(nèi)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(huán)境，有助于優(yōu)化金融生態(tài)環(huán)境，從而提升地區(qū)創(chuàng)新水平。

（3）金融改革試驗區(qū)的設(shè)立為市場主體創(chuàng)造了良好的外部制度環(huán)境，既有助于吸引企業(yè)進入，提升企業(yè)的創(chuàng)新競爭程度，也有助于吸引外資及人才流入，產(chǎn)生創(chuàng)新溢出效應。一方面，試驗區(qū)的企業(yè)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(chǎn)效率，加大創(chuàng)新投入，從而提高自身在市場中的競爭優(yōu)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(shù)和管理經(jīng)驗的進入，通過學習融合國外先進技術(shù)，會對本區(qū)域的創(chuàng)新產(chǎn)生正的外部性，從而提高本區(qū)域的創(chuàng)新產(chǎn)出。此外，人才的跨區(qū)域流動會帶來新知識的外溢，在開放的環(huán)境下，各企業(yè)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(qū)域的創(chuàng)新水平?；谝陨戏治?，本文提出研究假說1。

H1：金融改革有助于促進地區(qū)創(chuàng)新水平提升。

此外，金融改革對地區(qū)創(chuàng)新水平的影響也可能因各城市所處的地理區(qū)位、創(chuàng)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(qū)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(chǔ)設(shè)施較為完善，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較為合理，經(jīng)濟實力較強，企業(yè)所面臨的融資約束較小，可為企業(yè)創(chuàng)新活動提供全方位的支持。金融改革對于東部地區(qū)城市創(chuàng)新而言更多是扮演“錦上添花”的角色，金融改革對創(chuàng)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(qū)域內(nèi)企業(yè)提供了高質(zhì)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(yè)創(chuàng)新提供了資金支持，有助于激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力，從而提升地區(qū)創(chuàng)新水平。其次，由于城市創(chuàng)新水平的差異，其擁有的創(chuàng)新資源也存在差異。對于創(chuàng)新水平較高的城市而言，政府支持企業(yè)創(chuàng)新活動的政策較為完善，擁有更多的創(chuàng)新資金、人才等資源，制度等因素對其創(chuàng)新影響的邊際效用有所下降；而對于創(chuàng)新水平較低的城市而言，通過金融改革激發(fā)了潛在的創(chuàng)新水平，為企業(yè)創(chuàng)新活動創(chuàng)造了良好的金融生態(tài)環(huán)境，良好的金融支持政策有助于吸引各類創(chuàng)新資源集聚，提高創(chuàng)新產(chǎn)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(quán)利存在差異。已有研究表明，在市場化程度較低的地區(qū)，政府在經(jīng)濟資源配置中擁有更大的權(quán)力（Ang et al，2014）［23］，這使得政府官員更有機會去攫取經(jīng)濟租金，增加了企業(yè)創(chuàng)新的制度性交易成本，不利于企業(yè)創(chuàng)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(yè)的尋租動機，有助于企業(yè)將更多的資金投入到科研創(chuàng)新活動中，增加科技創(chuàng)新產(chǎn)出?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僬f2。

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

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)。實驗和穩(wěn)健性檢驗所需數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》，專利數(shù)據(jù)通過國家知識產(chǎn)權(quán)局網(wǎng)站手工整理獲得；核心解釋變量數(shù)據(jù)包括2005—2019年成立的國家級金融改革試驗區(qū)，根據(jù)各地方政府官網(wǎng)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(xù)變量在上下1%分位數(shù)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(chuàng)新水平作為被解釋變量。關(guān)于城市創(chuàng)新水平的衡量，已有學者主要使用城市專利申請數(shù)和專利授權(quán)數(shù)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(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出水平，主要用專利申請總數(shù)（inno）、實質(zhì)性創(chuàng)新（Invention）及策略性創(chuàng)新（Strategic）表示；另一方面，本文采用地級市專利授權(quán)總數(shù)（inno2）來衡量。鑒于專利申請數(shù)據(jù)更能直接反映一個地區(qū)的創(chuàng)新意愿，因此本文以地級市專利申請數(shù)量作為主要衡量指標，其他變量作為穩(wěn)健性檢驗的替代變量。

2.核心解釋變量

關(guān)于金融改革的衡量，本文采用國家設(shè)立金融綜合改革試驗區(qū)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(shù)據(jù)樣本時間所限，本文在金融改革變量的設(shè)置上，將2012—2017年國家設(shè)立金融改革試驗區(qū)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(shè)立金融改革試驗區(qū)的年份及月份來確定，將國家確定設(shè)立金融改革試驗區(qū)的地級市當年及其后年份設(shè)置為1，否則為0。進一步地，本文考慮金融改革試驗區(qū)設(shè)立的時間滯后性，根據(jù)金融改革試驗區(qū)設(shè)立的月份，將7月份（含）之后設(shè)立的金融改革試驗區(qū)劃歸為次年設(shè)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(chuàng)新水平的影響，借鑒已有學者的做法，本文選擇地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平（pgdp）、地區(qū)開放程度（pfdi）、地區(qū)金融發(fā)展水平（fin）、地區(qū)人口規(guī)模（pop）、地區(qū)科技支出（expen）作為控制變量。

上述所有變量具體定義及設(shè)計方式見表2所列。

表2 變量定義

（三）模型構(gòu)建

為了更為準確地評估金融改革對城市創(chuàng)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(shè)立金融改革試驗區(qū)視為一項準自然實驗，通過構(gòu)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(guān)系。借鑒已有研究，將國家設(shè)立金融改革試驗區(qū)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(qū)設(shè)立的時間節(jié)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(gòu)建多期DID檢驗金融改革對城市創(chuàng)新水平的影響。

其中：Y it為被解釋變量，表示地級市創(chuàng)新水平，主要由專利申請數(shù)（inno）、實質(zhì)性創(chuàng)新（Invention）、策略性創(chuàng)新（Strategic）和專利授權(quán)數(shù)（inno2）來衡量；核心解釋變量為reformit，用國家設(shè)立金融改革試驗區(qū)來度量；Controlit為控制變量的集合，主要包括地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平（pgdp）、地區(qū)開放程度（pfdi）、地區(qū)金融發(fā)展水平（fin）、地區(qū)人口規(guī)模（pop）和地區(qū)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(guān)注的重點是reformit的回歸系數(shù)β1，如果系數(shù)β1顯著為正，則表明金融改革有助于促進城市創(chuàng)新，反之亦然。

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表3列示了主要變量的描述性統(tǒng)計。從均值來看，專利申請數(shù)的均值為6.990，實質(zhì)性創(chuàng)新的均值為5.654，策略性創(chuàng)新的均值為6.613，專利授權(quán)數(shù)的均值為6.686。金融改革的均值為0.052，即較少地級市設(shè)立了金融綜合改革試驗區(qū)。從標準差來看，地區(qū)創(chuàng)新代理變量的標準差較大，表明各地區(qū)之間的創(chuàng)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(tǒng)計

續(xù)表3

（二）相關(guān)性分析

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

表4 主要變量相關(guān)系數(shù)

（三）基準回歸結(jié)果

表5報告了金融改革（reform）與城市創(chuàng)新（inno）的基準回歸結(jié)果。列（1）為不加控制變量下的回歸結(jié)果，金融改革（reform）的系數(shù)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(jié)果，金融改革（reform）的系數(shù)為0.289，在1%水平下顯著為正。據(jù)此驗證了H1成立，即金融改革顯著促進了城市創(chuàng)新水平?？梢姡鹑诟母飳Τ鞘袆?chuàng)新有著重要的意義，通過制度性改革激發(fā)了市場主體的創(chuàng)新活力，提高了城市創(chuàng)新水平。

表5 基準回歸結(jié)果

續(xù)表5

（四）穩(wěn)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(chuàng)新（inno）的影響，為了使以上結(jié)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(nèi)生性分析進行穩(wěn)健性檢驗。

1.替換被解釋變量

考慮城市創(chuàng)新衡量標準的差異可能會影響研究結(jié)論的可靠性，本文借鑒已有研究的衡量標準，選取了實質(zhì)性創(chuàng)新（innovate）、策略性創(chuàng)新（strategic）和專利授權(quán)數(shù)（inno2）作為地區(qū)創(chuàng)新的替換變量，進一步實證檢驗金融改革對城市創(chuàng)新的影響。估計結(jié)果見表6所列，列（1）-（3）中，核心解釋變量（reform）的系數(shù)均顯著為正。以上檢驗進一步驗證了前文基準回歸的穩(wěn)健性，意味著金融改革有助于促進城市創(chuàng)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(shè)，即要求處理組和控制組在政策實施前其結(jié)果變量的趨勢是一致的。為了檢驗這一假設(shè)條件，本文設(shè)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?；貧w結(jié)果中的past、future系數(shù)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(chuàng)新水平是否存在明顯差異。回歸結(jié)果見表7所列，第（1）列為未添加控制變量的回歸結(jié)果，第（2）列為添加控制變量后的回歸結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，金融改革試點前三年的系數(shù)均不顯著，金融改革試點后各年的系數(shù)均顯著為正，且系數(shù)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(shè)條件。

表7 平行趨勢檢驗

3.內(nèi)生性分析

引起內(nèi)生性問題的原因有多種，本文所涉及的內(nèi)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(jīng)控制了地區(qū)、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(qū)隨時間變化的特征差異。首先，為了排除其他支持區(qū)域創(chuàng)新政策對估計結(jié)果的干擾，借鑒已有學者的做法，本文選擇2008年的國家創(chuàng)新性城市試點政策（inno_city），將這類政策加入模型（1）后，回歸結(jié)果見表8所列。列（1）為加入國家創(chuàng)新性城市試點政策后的回歸結(jié)果，金融改革（reform）的系數(shù)仍然顯著為正，這表明金融改革仍然有助于促進區(qū)域創(chuàng)新。其次，由于各省出臺的支持創(chuàng)新政策的力度存在差異，并且不同時間段對創(chuàng)新支持的力度也不盡相同，故本文控制了省份—年份聯(lián)合固定效應來描述地區(qū)隨時間變化的特征，使回歸結(jié)果更加準確。表8列（2）表示控制了省份—年份聯(lián)合效應的結(jié)果，金融改革（reform）的系數(shù)仍然顯著為正，這表明金融改革仍然有助于促進區(qū)域創(chuàng)新，進一步驗證了本文的結(jié)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(nèi)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(chuàng)新的影響。本文采取1∶1近鄰匹配方法根據(jù)城市層面特征變量選擇合適的控制組進行檢驗，檢驗結(jié)果見表9所列，核心解釋變量金融改革（reform）的系數(shù)顯著為正，在1%水平下顯著為正，再次驗證H1結(jié)論的穩(wěn)健性。

表9 基于PSM-DID法的檢驗

（五）異質(zhì)性分析

為了檢驗金融改革對城市創(chuàng)新的異質(zhì)性影響，本文按照城市地理區(qū)劃，將樣本分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)兩組，回歸結(jié)果見表10第（1）列、第（2）列。金融改革的系數(shù)為0.488，且在1%水平下顯著為正，表明金融改革試驗區(qū)的設(shè)立顯著促進了中西部城市創(chuàng)新水平。意味著相對于東部地區(qū)而言，金融改革對中西部地區(qū)城市創(chuàng)新水平的促進作用更明顯。另外，本文采用北京大學發(fā)布的區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)指數(shù)［24］，按年度均值將樣本分為創(chuàng)新水平較高地區(qū)和較低地區(qū)兩組，回歸結(jié)果見表10第（3）、第（4）列。金融改革的系數(shù)在地方創(chuàng)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(chuàng)新水平較高的地區(qū)，金融改革對創(chuàng)新水平較低地區(qū)的促進作用更明顯。此外，由于樊綱市場化指數(shù)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(yè)人數(shù)與總就業(yè)人數(shù)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(yè)人數(shù)占比越高，表明該地的政府干預力度較小，市場環(huán)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(jié)果見表10第（5）列、第（6）列。金融改革的系數(shù)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(qū)，金融改革對市場化程度較低地區(qū)創(chuàng)新水平的促進作用更明顯。綜上，驗證了本文H2。

表10 異質(zhì)性檢驗

（六）機制檢驗

金融改革的初衷就是優(yōu)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(yè)傾斜，紓解創(chuàng)新型企業(yè)融資難、融資貴問題。換言之，國家設(shè)立金融綜合改革試驗區(qū)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(yè)融資約束，提高了地區(qū)創(chuàng)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(qū)，金融改革對其創(chuàng)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(gòu)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(qū)信貸資源配置越充分。表11報告了機制檢驗結(jié)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(jié)果。金融改革（reform）的系數(shù)在1%水平下顯著為正，交互項（reform×loan）的系數(shù)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(qū)，金融改革對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響更大，金融改革能夠通過優(yōu)化金融資源配置效率促進區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新。

表11 機制檢驗

五、結(jié)論與啟示

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

本文的發(fā)現(xiàn)具有一定的政策啟示：①金融改革能夠顯著促進地區(qū)創(chuàng)新水平提升。因此，國家應進一步支持試點地區(qū)先行先試，加大改革力度，結(jié)合試驗區(qū)特色加大對企業(yè)創(chuàng)新活動資金支持，為企業(yè)提供優(yōu)質(zhì)高效的金融服務，破解科技企業(yè)面臨的融資困境，為其他地區(qū)金融改革積累可借鑒的經(jīng)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(qū)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(qū)要及時調(diào)整相關(guān)政策，使得金融改革見實效。②各試點地區(qū)應結(jié)合本地稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)制定符合自身發(fā)展實際的改革舉措。尤其對于資源稟賦較低地區(qū)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(quán)、公共基礎(chǔ)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(jīng)濟的能力。應破除金融服務實體經(jīng)濟效率的機制障礙，發(fā)揮市場的作用，充分利用國內(nèi)外優(yōu)質(zhì)金融資源緩解實體經(jīng)濟發(fā)展面臨的融資約束。同時，要優(yōu)化資本市場供給體系，大力支持多種形式的金融創(chuàng)新產(chǎn)品，推動區(qū)域經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。