國(guó)家全面創(chuàng)新改革如何引領(lǐng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展※
—— 基于政策驅(qū)動(dòng)和制度激勵(lì)雙重視角

內(nèi)容提要：作為國(guó)家創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的重要引擎，全面創(chuàng)新改革釋放的制度紅利對(duì)新時(shí)期激發(fā)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)新動(dòng)能、引領(lǐng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展至關(guān)重要。以全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立為準(zhǔn)自然試驗(yàn)，從政策驅(qū)動(dòng)和制度激勵(lì)雙重視角，探究了全面創(chuàng)新改革對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。研究發(fā)現(xiàn)：全面創(chuàng)新改革政策試驗(yàn)顯著促進(jìn)了企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，且政策效果呈現(xiàn)動(dòng)態(tài)增強(qiáng)趨勢(shì)。機(jī)制分析表明，政策驅(qū)動(dòng)下試驗(yàn)政策通過(guò)加大政府財(cái)政補(bǔ)貼，有效緩解了企業(yè)融資約束，制度激勵(lì)下創(chuàng)新改革顯著降低了制度性交易成本，促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新，兩者協(xié)同推動(dòng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，上述改革帶來(lái)的制度紅利在行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)和要素市場(chǎng)化程度較高城市企業(yè)以及高研發(fā)密集度和民營(yíng)企業(yè)中更為顯著。上述發(fā)現(xiàn)為新時(shí)期深入推進(jìn)國(guó)家全面創(chuàng)新改革，助推實(shí)體企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供了新的微觀層面經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

一、 引 言

改革創(chuàng)新是中國(guó)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制不斷完善的動(dòng)力支撐，以體制機(jī)制改革激發(fā)創(chuàng)新活力、形成適應(yīng)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展要求的制度環(huán)境，是中國(guó)邁入創(chuàng)新型國(guó)家行列的重要保障(王永進(jìn)和馮笑，2018)。中共十八大以來(lái)，為深入推動(dòng)全面深化改革和創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略，中共中央和國(guó)務(wù)院于2015年作出系統(tǒng)推進(jìn)全面創(chuàng)新改革的重大部署，在京津冀等八大區(qū)域設(shè)立全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)，圍繞科技金融創(chuàng)新、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)等探索制度創(chuàng)新，取得了顯著成效，并于2017年、2018年、2020年分三批在全國(guó)推廣56項(xiàng)創(chuàng)新改革舉措。2021年4月國(guó)家發(fā)改委、科技部將重慶、浙江、江蘇三省市納入新一輪全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)建設(shè)部署，進(jìn)一步彰顯了中央對(duì)深化科技創(chuàng)新體制改革的決心。作為國(guó)家創(chuàng)新體制改革的先行區(qū)和示范區(qū)，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)承擔(dān)著破除體制機(jī)制桎梏、驅(qū)動(dòng)創(chuàng)新高質(zhì)量發(fā)展的戰(zhàn)略任務(wù)，為切實(shí)發(fā)揮新型舉國(guó)體制優(yōu)勢(shì)、建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家提供了關(guān)鍵制度引擎，對(duì)增強(qiáng)創(chuàng)新發(fā)展活力和塑造實(shí)體經(jīng)濟(jì)韌性具有重要作用。由此，以新發(fā)展理念和全面深化改革引領(lǐng)高質(zhì)量發(fā)展成為“十四五”時(shí)期政府科學(xué)決策的重要支撐。新發(fā)展格局背景下，深化新一輪全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)，切實(shí)增強(qiáng)國(guó)家創(chuàng)新新優(yōu)勢(shì)成為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的必由之路。

全要素生產(chǎn)率是高質(zhì)量發(fā)展的動(dòng)力源泉，切實(shí)提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率是關(guān)乎中國(guó)經(jīng)濟(jì)能否實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的微觀基礎(chǔ)，而這其中激勵(lì)制度的改善和外部需求的拉動(dòng)尤為關(guān)鍵(劉小玄和吳延兵，2009)。改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)市場(chǎng)化改革和一系列制度設(shè)計(jì)，極大地改善了企業(yè)自身的激勵(lì)機(jī)制，促進(jìn)了企業(yè)投資、技術(shù)升級(jí)和分工深化，影響著微觀企業(yè)生產(chǎn)效率(馬光榮，2014)。作為新時(shí)期創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的重要抓手，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立為企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展提供了良好的平臺(tái)和載體，在政策傾斜、改革創(chuàng)新、金融支持等共同作用下，能夠?yàn)槠髽I(yè)激發(fā)內(nèi)生動(dòng)力提供強(qiáng)大的制度激勵(lì)(Park和Lee，2004)。這一國(guó)家級(jí)改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立既體現(xiàn)了“自上而下”的中央授權(quán)、頂層設(shè)計(jì)，又彰顯了“自下而上”的地方選擇、制度創(chuàng)新(張杰和付奎，2021)。同時(shí)，試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立有利于打破各地區(qū)制約各類創(chuàng)新要素流動(dòng)的藩籬，改善區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境，加快推動(dòng)各創(chuàng)新主體和技術(shù)要素的優(yōu)化配置，試驗(yàn)區(qū)一系列政策舉措在有效降低交易成本的同時(shí)，也為企業(yè)研發(fā)投資和主業(yè)經(jīng)營(yíng)提供了良好的外部環(huán)境，有助于推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新。那么，在政策驅(qū)動(dòng)和制度激勵(lì)的雙重作用下，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)所帶來(lái)的制度創(chuàng)新究竟如何影響企業(yè)生產(chǎn)投資決策和全要素生產(chǎn)率，進(jìn)而影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展？新時(shí)期背景下科學(xué)評(píng)估全面創(chuàng)新改革的微觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，對(duì)于制定新一輪創(chuàng)新改革相關(guān)政策，推動(dòng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

從現(xiàn)有文獻(xiàn)來(lái)看，目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要從以下方面展開(kāi)：一是探究制度改革的生產(chǎn)率效應(yīng)?？扑购椭Z斯最先運(yùn)用產(chǎn)權(quán)制度與交易費(fèi)用理論，研究制度及其變遷在社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用(Coase，1960；North，1990)，其后Acemoglu等(2007)和Costinot(2009)等拓展了上述研究，發(fā)現(xiàn)良好的制度有助于降低契約不完全程度，深化勞動(dòng)分工和技術(shù)革新，從而促進(jìn)企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率提升。馬光榮(2014)、余林徽等(2014)等進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，制度改革能夠通過(guò)激勵(lì)機(jī)制設(shè)計(jì)促進(jìn)企業(yè)內(nèi)部資源配置效率提升，完善的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率有顯著的正向影響。二是探究創(chuàng)新相關(guān)政策及制度改革與企業(yè)生產(chǎn)率的內(nèi)在關(guān)系。Zhu等(2006)研究發(fā)現(xiàn)，政府創(chuàng)新激勵(lì)政策顯著增加了企業(yè)研發(fā)投入，有效緩解了融資約束，對(duì)企業(yè)生產(chǎn)效率具有積極影響。吳超鵬和唐菂(2016)、寇宗來(lái)和劉學(xué)悅(2020)進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新與生產(chǎn)績(jī)效具有“助推”和“擠出”兩種效應(yīng)。三是評(píng)估全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)的政策效應(yīng)。王慧中等(2019)采用大數(shù)據(jù)分析方法評(píng)估試驗(yàn)政策效果，王欣和杜寶貴(2021)、王敏等(2022)運(yùn)用雙重差分法探究了試驗(yàn)政策對(duì)區(qū)域創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響。綜上來(lái)看，現(xiàn)有文獻(xiàn)多從宏觀層面探究制度改革的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，或評(píng)估全面創(chuàng)新改革的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)和產(chǎn)業(yè)升級(jí)效應(yīng)，鮮有探究全面創(chuàng)新改革帶來(lái)的微觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，尤其是缺乏對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的探索。該問(wèn)題的研究對(duì)進(jìn)一步深化新一輪全面創(chuàng)新改革，最大限度釋放制度紅利、推動(dòng)實(shí)體企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有豐富的政策涵義。

基于此，本文以全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立為準(zhǔn)自然試驗(yàn)，利用雙重差分法探究全面創(chuàng)新改革對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。可能的創(chuàng)新之處在于：一是研究視角，從微觀視角探究了全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，將創(chuàng)新改革的制度紅利拓展至微觀企業(yè)層面，提供了中國(guó)特色制度改革的生產(chǎn)率紅利相關(guān)研究的新解釋。二是研究方法，將中央政府統(tǒng)籌推進(jìn)的全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)作為相對(duì)外生的政策沖擊，采用雙重差分模型以及多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)，較好地解決了傳統(tǒng)計(jì)量中的內(nèi)生性和樣本選擇問(wèn)題，從而有效識(shí)別了全面創(chuàng)新改革推動(dòng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的凈效應(yīng)。三是研究?jī)?nèi)容，從政策驅(qū)動(dòng)和制度激勵(lì)雙重視角剖析全面創(chuàng)新改革助推企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的作用路徑，并從企業(yè)特征、行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)和地區(qū)市場(chǎng)環(huán)境等方面探究試驗(yàn)政策的異質(zhì)性效果。本文的研究結(jié)論為新時(shí)期深入推進(jìn)全面創(chuàng)新改革，破解制約企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的制度性約束，更好地促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供了政策參考。

二、 理論分析

優(yōu)良的制度環(huán)境是企業(yè)生產(chǎn)率提升的關(guān)鍵。完善的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度、寬松的金融融資環(huán)境和親清的新型政商關(guān)系能夠?yàn)槠髽I(yè)生產(chǎn)和研發(fā)創(chuàng)新提供良好的外部環(huán)境，助力企業(yè)生產(chǎn)率提升(Lin等，2010)。全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)通過(guò)一系列創(chuàng)新改革舉措，產(chǎn)生了推動(dòng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的政策驅(qū)動(dòng)和制度激勵(lì)機(jī)制，釋放了有利于資源配置優(yōu)化和經(jīng)營(yíng)效益提升的制度紅利，如圖1所示。

1. 政策驅(qū)動(dòng)機(jī)制

全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)通過(guò)創(chuàng)新政策引領(lǐng)、創(chuàng)新環(huán)境培育和科技金融支持等舉措，產(chǎn)生推動(dòng)企業(yè)生產(chǎn)率提升的政策驅(qū)動(dòng)機(jī)制。一是創(chuàng)新政策引領(lǐng)。試驗(yàn)區(qū)建設(shè)帶來(lái)了一系列激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新的財(cái)稅補(bǔ)貼政策，這些稅收優(yōu)惠與創(chuàng)新補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)和生產(chǎn)率提升具有重要的推動(dòng)作用(Harris和Trainor，2005)。特別是，試驗(yàn)區(qū)給予高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)稅收減免和專項(xiàng)補(bǔ)貼等政策，極大地緩解了企業(yè)的融資約束，降低了交易成本，有效提高了企業(yè)創(chuàng)新投資意愿，從而促進(jìn)了生產(chǎn)率提升(Brinkman等，2015)。此外，試驗(yàn)區(qū)實(shí)施的創(chuàng)新人才引進(jìn)政策，進(jìn)一步加快了人才、知識(shí)、技術(shù)等創(chuàng)新要素的轉(zhuǎn)移流動(dòng)，強(qiáng)化了試驗(yàn)區(qū)建設(shè)的創(chuàng)新集聚效應(yīng)，增強(qiáng)了企業(yè)技術(shù)擴(kuò)散和知識(shí)溢出的“涓流效應(yīng)”，這有助于提高企業(yè)生產(chǎn)效率。二是創(chuàng)新環(huán)境培育。試驗(yàn)區(qū)強(qiáng)化了區(qū)域內(nèi)外各創(chuàng)新主體之間的技術(shù)合作，搭建了企業(yè)、高校、科研機(jī)構(gòu)與地方政府多元協(xié)同的創(chuàng)新服務(wù)平臺(tái)，為企業(yè)的生產(chǎn)和研發(fā)營(yíng)造了良好的創(chuàng)新環(huán)境，有利于減少創(chuàng)新所面臨的諸多風(fēng)險(xiǎn)，從而優(yōu)化企業(yè)經(jīng)營(yíng)和投資決策，為企業(yè)生產(chǎn)率提升提供良好的制度環(huán)境。三是科技金融支持。試驗(yàn)區(qū)實(shí)施了一系列科技金融助推實(shí)體企業(yè)發(fā)展的政策舉措，能夠有效引導(dǎo)各類創(chuàng)新資源流向?qū)嶓w企業(yè)研發(fā)和主業(yè)經(jīng)營(yíng)，降低企業(yè)創(chuàng)新和科技成果轉(zhuǎn)化的風(fēng)險(xiǎn)，拓展科技型企業(yè)的融資渠道，促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率和競(jìng)爭(zhēng)力提升。比如，多個(gè)試驗(yàn)區(qū)推行了貸款、保險(xiǎn)、財(cái)政風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償捆綁的專利權(quán)質(zhì)押融資服務(wù)，該項(xiàng)科技金融政策為關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)鏈中的大企業(yè)和供應(yīng)商中小微企業(yè)提供了高效的金融服務(wù)和信貸支持，分?jǐn)偭藙?chuàng)新主體間技術(shù)合作的成本和風(fēng)險(xiǎn)，有利于促進(jìn)企業(yè)間研發(fā)合作、技術(shù)融合以及突破性創(chuàng)新(Laursen和Salter，2006)，實(shí)現(xiàn)更高質(zhì)量的生產(chǎn)率。

2. 制度激勵(lì)機(jī)制

作為創(chuàng)新體制改革的制度創(chuàng)新，全面創(chuàng)新改革通過(guò)完善知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度、加快行政審批制度改革、強(qiáng)化市場(chǎng)公平競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制等途徑，產(chǎn)生助推企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的制度紅利。一是完善知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度。完善的產(chǎn)權(quán)保護(hù)和法律制度，通過(guò)保障專利發(fā)明者在一段期限內(nèi)的壟斷收益，能夠有效防止企業(yè)研發(fā)技術(shù)被他人非法占有和使用，從而降低侵權(quán)行為發(fā)生的概率，為企業(yè)開(kāi)展持續(xù)性的創(chuàng)新活動(dòng)提供了激勵(lì)(Lemley和Shapiro，2005)。試驗(yàn)區(qū)通過(guò)實(shí)施嚴(yán)格的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度，加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)司法保護(hù)和行政執(zhí)法，為解決知識(shí)產(chǎn)權(quán)糾紛和杜絕侵權(quán)行為提供法律支撐，這有助于提高企業(yè)的創(chuàng)新收益預(yù)期，激勵(lì)企業(yè)加大研發(fā)投入，推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展。二是加快行政審批制度改革。繁瑣的審批程序、冗長(zhǎng)的審批時(shí)間和高額的審批費(fèi)用會(huì)增加交易成本，降低企業(yè)生產(chǎn)效率。高效的行政審批和良好的營(yíng)商環(huán)境則有助于降低企業(yè)生產(chǎn)和研發(fā)過(guò)程中的交易成本，促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新(魯桐和黨印，2015)。試驗(yàn)區(qū)在行政審批改革等一系列制度“松綁”下，大大縮短了行政審批時(shí)間，規(guī)范了管理收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)，這有助于降低企業(yè)制度性交易成本(夏杰長(zhǎng)和劉誠(chéng)，2017)，激勵(lì)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)效率提升。三是強(qiáng)化市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制。試驗(yàn)區(qū)通過(guò)先行先試的制度優(yōu)勢(shì)，降低了高新技術(shù)及外商企業(yè)的準(zhǔn)入門(mén)檻，這會(huì)進(jìn)一步強(qiáng)化市場(chǎng)“優(yōu)勝劣汰”的競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制，產(chǎn)生較強(qiáng)的“鯰魚(yú)效應(yīng)”，提高行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度。各企業(yè)為了在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中占據(jù)“一席之地”，往往有更強(qiáng)的激勵(lì)和動(dòng)力加大研發(fā)創(chuàng)新來(lái)提高生產(chǎn)效率，形成全面創(chuàng)新改革的制度激勵(lì)效應(yīng)(呂洪燕等，2020)。

圖1 理論機(jī)制傳導(dǎo)圖

三、 研究設(shè)計(jì)

1. 計(jì)量模型設(shè)計(jì)

本文借鑒張杰和付奎(2021)做法，構(gòu)建如下雙重差分模型，考察全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響：

TFPit=β0+β1didit+β2treati+β3postt+βi∑controlit+εit

(1)

其中，i和t表示企業(yè)和年份；TFP為企業(yè)全要素生產(chǎn)率；did為全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策的雙重差分項(xiàng)，即treat和post的交互項(xiàng)，其系數(shù)β1為本文的核心估計(jì)系數(shù)，若大于0，表明試驗(yàn)政策顯著促進(jìn)了企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升；control為一系列企業(yè)和地區(qū)層面控制變量；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2. 變量定義

(1) 被解釋變量：企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平。借鑒已有文獻(xiàn)常用做法，采用全要素生產(chǎn)率衡量企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平。全要素生產(chǎn)率的測(cè)度方法主要包括OLS、FE、GMM、OP和LP等，其中OP和LP方法能夠有效規(guī)避樣本選擇性偏差，在以往文獻(xiàn)中較為常用。故本文采用TFP_OP和TFP_LP衡量企業(yè)全要素生產(chǎn)率。具體地，產(chǎn)出變量采用主營(yíng)業(yè)務(wù)收入衡量，投入變量依次采用職工總?cè)藬?shù)衡量勞動(dòng)投入，固定資產(chǎn)凈額衡量資本投入，購(gòu)建固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金衡量企業(yè)當(dāng)期投資，購(gòu)入商品和勞務(wù)的現(xiàn)金支出衡量中間品投入，并通過(guò)工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)對(duì)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入和固定資產(chǎn)凈額進(jìn)行調(diào)整。

(2) 核心解釋變量：全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策。采用雙重差分模型中地區(qū)虛擬變量(treat)和時(shí)間虛擬變量(post)的交乘項(xiàng)衡量，若上市公司位于全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)，則treat為1，否則為0；2015年之后post為1，否則為0。

(3) 控制變量。參考已有研究做法，進(jìn)一步控制了影響企業(yè)生產(chǎn)率的企業(yè)和地區(qū)層面特征因素。具體如下：反映企業(yè)基本狀況的變量包括企業(yè)規(guī)模和上市年限；財(cái)務(wù)狀況變量包括盈利能力、經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流比率、杠桿率和成長(zhǎng)性；治理特征變量包括獨(dú)立董事比例和前十大股東持股比例。此外，還控制了一些地區(qū)層面特征變量，包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、金融發(fā)展水平和創(chuàng)新水平。具體衡量方式見(jiàn)表1。

表1 主要變量衡量方式

3. 樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用2011-2018年滬深兩市A股上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，對(duì)原始數(shù)據(jù)做如下處理：剔除金融和房地產(chǎn)類企業(yè)；剔除ST及*ST類企業(yè)；剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失及指標(biāo)異常的企業(yè)。最終得到年度-企業(yè)共15167個(gè)樣本觀測(cè)值的非平衡面板數(shù)據(jù)。為避免極端值的干擾，對(duì)連續(xù)性變量進(jìn)行1%縮尾(Winsorize)處理。企業(yè)數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，部分缺失數(shù)據(jù)通過(guò)查閱上市公司年報(bào)補(bǔ)充。城市數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省市統(tǒng)計(jì)年鑒。具體變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表2。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、 實(shí)證結(jié)果分析

1. 基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。(1)至(4)列為依次加入企業(yè)與城市層面特征變量并控制了時(shí)間、城市及行業(yè)固定效應(yīng)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，其中被解釋變量采用OP和LP兩種方式衡量，(1)和(3)列未加入控制變量，(2)和(4)列為納入控制變量的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，在綜合考慮控制變量和多重固定效應(yīng)后，雙重差分項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為0.0674和0.0683，且均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，即試驗(yàn)政策的推行使得試驗(yàn)區(qū)企業(yè)全要素生產(chǎn)率相較非試驗(yàn)區(qū)平均提高了6.74%～6.83%?？梢?jiàn)，國(guó)家全面創(chuàng)新改革能夠有效釋放微觀層面的制度紅利，助推和引領(lǐng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(續(xù)表)

2. 動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)

國(guó)家全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)的政策效果可能具有一定的動(dòng)態(tài)性和持續(xù)性，對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。為此，本文依次將政策實(shí)施后(2015年)的實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組地區(qū)虛擬變量與年度虛擬變量交乘，形成交互項(xiàng)tt15、tt16、tt17、tt18，并納入基準(zhǔn)模型，以識(shí)別其動(dòng)態(tài)效應(yīng)。表4第(2)和(4)列的結(jié)果表明，上述交互項(xiàng)系數(shù)均在至少5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，且政策實(shí)施效果在兩年內(nèi)不斷增強(qiáng)，第三年有所下降，第四年進(jìn)一步提升?？傮w來(lái)看，試驗(yàn)政策對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)出動(dòng)態(tài)增強(qiáng)的趨勢(shì)。上述結(jié)果的政策涵義在于，國(guó)家全面創(chuàng)新改革政策的深入實(shí)施和相關(guān)制度創(chuàng)新舉措的逐步推進(jìn)，為企業(yè)生產(chǎn)率的提升提供了良好的創(chuàng)新和制度環(huán)境，能夠產(chǎn)生推動(dòng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的動(dòng)態(tài)制度紅利。

表4 動(dòng)態(tài)回歸結(jié)果

3. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1) 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。雙重差分法的前提是實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組在政策實(shí)施前滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。如圖2和圖3所示，LP和OP兩種方法測(cè)算的全要素生產(chǎn)率結(jié)果顯示，政策實(shí)施前(2015年)，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組企業(yè)全要素生產(chǎn)率的均值均呈現(xiàn)平行增長(zhǎng)趨勢(shì)，故滿足共同趨勢(shì)假設(shè)；且政策實(shí)施后，兩者間差距逐漸擴(kuò)大。可見(jiàn)，平行趨勢(shì)檢驗(yàn)得以通過(guò)。

圖2 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)(TFP_LP)

圖3 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)(TFP_OP)

(2) 傾向得分匹配。為緩解樣本選擇性偏差問(wèn)題，本文采用傾向得分匹配法為實(shí)驗(yàn)組企業(yè)匹配在特征變量方面盡可能一致的對(duì)照組企業(yè)。具體步驟如下：將全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)地區(qū)企業(yè)作為試驗(yàn)組，其他地區(qū)企業(yè)為控制組；以TFP_LP為被解釋變量，企業(yè)規(guī)模、上市年限、盈利能力、經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流比率、杠桿率、成長(zhǎng)性、獨(dú)立董事比例和前十大股東持股比例等為協(xié)變量，進(jìn)行Logit回歸，計(jì)算傾向得分值；采用核匹配方法進(jìn)行逐年匹配，具體結(jié)果見(jiàn)表5。匹配后結(jié)果通過(guò)了樣本平衡性檢驗(yàn)。其中，t檢驗(yàn)表明，匹配后協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均有較大幅度下降(低于5%)；聯(lián)合檢驗(yàn)表明，匹配后樣本的偏R2由0.006下降至0.000，LR統(tǒng)計(jì)量的p值增加為0.823。這表明核匹配的效果較好，匹配后各個(gè)協(xié)變量的系統(tǒng)性差異下降，通過(guò)平衡性檢驗(yàn)。

表5 傾向得分匹配平衡性檢驗(yàn)

此外，本文也采用了最近鄰匹配，結(jié)果見(jiàn)表6。可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)匹配后雙重差分項(xiàng)系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上依然顯著為正，且系數(shù)值有所增大。由此，在采用傾向得分匹配方法后，基準(zhǔn)回歸結(jié)論依然穩(wěn)健。

(3) 反事實(shí)檢驗(yàn)。為緩解因遺漏重要變量產(chǎn)生的偏誤問(wèn)題，本文借鑒Li等(2016)的做法，采用反事實(shí)的安慰劑檢驗(yàn)。具體地，在政策實(shí)施當(dāng)期，采用計(jì)算機(jī)隨機(jī)生成的方法，抓取相同數(shù)量的虛擬樣本城市作為實(shí)驗(yàn)組，其他為對(duì)照組，并生成新的虛擬政策差分項(xiàng)進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，將上述抓取過(guò)程運(yùn)用循環(huán)命令重復(fù)1000次。圖4描繪了估計(jì)系數(shù)的核密度概率分布，可以發(fā)現(xiàn)，隨機(jī)生成的虛擬政策差分項(xiàng)系數(shù)值集中分布于0兩側(cè)，且估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差小于0.01，服從正態(tài)分布，表明國(guó)家全面創(chuàng)新改革促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的政策效應(yīng)并不存在遺漏不可觀測(cè)變量的干擾。

(4) 內(nèi)生性問(wèn)題討論。上述反事實(shí)檢驗(yàn)在一定程度上緩解了遺漏變量的問(wèn)題，但可能還存在反向因果等內(nèi)生性問(wèn)題。為此，本文借鑒曹春方和賈凡勝(2020)的做法，通過(guò)式(2)檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸是否存在反向因果的問(wèn)題。具體地，將企業(yè)全要素生產(chǎn)率作為解釋變量，試驗(yàn)虛擬變量treat作為被解釋變量，同時(shí)進(jìn)一步控制城市、行業(yè)和時(shí)間固定效應(yīng)，采用Logit模型進(jìn)行估計(jì)。若TFP的系數(shù)不顯著，則說(shuō)明不存在反向因果關(guān)系。具體結(jié)果見(jiàn)表7?？梢钥闯?，TFP_OP和TFP_LP的系數(shù)均不顯著，表明由反向因果引致的內(nèi)生性問(wèn)題較小，結(jié)果較為穩(wěn)健。

表6 傾向得分匹配雙重差分法回歸結(jié)果

圖4 隨機(jī)模擬1000次的安慰劑檢驗(yàn)

Logit(treati)=γ0+γ1TFPit+βi∑controlit+εit

(2)

表7 內(nèi)生性回歸結(jié)果

(5) 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)。結(jié)果見(jiàn)表8。

剔除北上廣深城市企業(yè)樣本?？紤]到上述城市在人口規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展等方面與一般地級(jí)市差異較大，故剔除該部分城市企業(yè)樣本重新估計(jì)。(1)列結(jié)果表明，在剔除上述樣本后，政策差分項(xiàng)系數(shù)值與基準(zhǔn)結(jié)果相比有所降低，且依然在5%水平上顯著為正，這表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

控制變量滯后1期。為進(jìn)一步緩解內(nèi)生性問(wèn)題，將所有控制變量取滯后1期，重新代入模型估計(jì)。(2)列結(jié)果顯示，采用控制變量滯后1期樣本數(shù)據(jù)后，政策差分項(xiàng)系數(shù)值與基準(zhǔn)結(jié)果無(wú)顯著差異，進(jìn)一步表明基準(zhǔn)結(jié)果的穩(wěn)健性。

替換被解釋變量。為增強(qiáng)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，采用FE和GMM方法重新測(cè)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并代入實(shí)證模型估計(jì)。(3)列結(jié)果顯示，替換被解釋變量后，政策差分項(xiàng)系數(shù)值有所減少，且依然在5%水平上顯著，驗(yàn)證了上述結(jié)果的穩(wěn)健性。

排除其他政策影響。為精準(zhǔn)識(shí)別全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，排除其他政策干擾。借鑒劉瑞明等(2018)的思路，依次將自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)(FTZ)、綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)(SRT)和國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)(IDZ)政策虛擬變量納入基準(zhǔn)模型。(4)列結(jié)果顯示，在排除其他政策影響后，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策依然顯著促進(jìn)了企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

五、 異質(zhì)性分析(1)為避免表格內(nèi)容過(guò)多，后續(xù)分析均展示LP測(cè)算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率回歸結(jié)果，OP方法實(shí)證結(jié)果備索。

接下來(lái)，為進(jìn)一步探究哪些因素會(huì)影響全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策的微觀生產(chǎn)率效應(yīng)，本文依次從企業(yè)、地區(qū)及行業(yè)三個(gè)方面，考察全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策的異質(zhì)性作用。

1. 企業(yè)特征因素

(1) 技術(shù)密度。根據(jù)科技部對(duì)高新技術(shù)領(lǐng)域的認(rèn)定，參考權(quán)小鋒等(2020)的研究，將醫(yī)藥制造業(yè)、鐵路船舶航空航天和其他運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)、化學(xué)纖維材料制造業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、儀器儀表制造業(yè)、計(jì)算機(jī)通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)等劃為高新技術(shù)行業(yè)：其余行業(yè)為非高新技術(shù)行業(yè)，分組估計(jì)全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策對(duì)不同技術(shù)密度行業(yè)企業(yè)的影響效果，結(jié)果如表9所示。由(1)和(2)列可知，高技術(shù)企業(yè)樣本組中差分項(xiàng)系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，低技術(shù)企業(yè)樣本組并不顯著，即全面創(chuàng)新改革政策顯著促進(jìn)了高技術(shù)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，對(duì)低技術(shù)企業(yè)的影響尚不顯著。這表明，技術(shù)密度更高的企業(yè)在全面創(chuàng)新改革政策中受益更多。結(jié)合政策內(nèi)容來(lái)看，國(guó)家全面創(chuàng)新改革引致的制度創(chuàng)新和科技創(chuàng)新，加快推動(dòng)了試驗(yàn)區(qū)內(nèi)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、科技創(chuàng)新體制等制度改革，有效降低了企業(yè)尤其是高技術(shù)密度企業(yè)在研發(fā)創(chuàng)新中面臨的風(fēng)險(xiǎn)，促進(jìn)了高技術(shù)企業(yè)研發(fā)和生產(chǎn)率提升。故而，相較于低技術(shù)企業(yè)，試驗(yàn)政策對(duì)高技術(shù)企業(yè)的制度激勵(lì)作用更強(qiáng)。

表9 異質(zhì)性回歸結(jié)果(一)

(2) 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)。作為地方政府和金融機(jī)構(gòu)重點(diǎn)關(guān)注的目標(biāo)，國(guó)有企業(yè)更容易受到銀行信貸資源的扶持(張杰等，2013)，而民營(yíng)企業(yè)則面臨較高的融資成本和約束。為探究全面創(chuàng)新改革政策對(duì)不同所有制企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展影響的差異，根據(jù)企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將其劃分為國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)，分組回歸結(jié)果見(jiàn)表9中(3)和(4)列。在民營(yíng)企業(yè)樣本組，全面創(chuàng)新改革政策在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著推動(dòng)了企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，而在國(guó)有企業(yè)樣本組這一效果并未顯現(xiàn)。這表明，相對(duì)于國(guó)有企業(yè)，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策對(duì)民營(yíng)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更強(qiáng)，或者說(shuō)民營(yíng)企業(yè)作為地區(qū)高質(zhì)量發(fā)展的重要驅(qū)動(dòng)力量，在國(guó)家全面創(chuàng)新改革中獲得了更多的制度紅利。這是因?yàn)?，全面?chuàng)新改革有效降低了制約創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的制度性成本約束，較大程度上緩解了民營(yíng)企業(yè)面臨的融資約束困境，為民營(yíng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新?tīng)I(yíng)造了優(yōu)質(zhì)的投資和研發(fā)環(huán)境，促進(jìn)了民營(yíng)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)率提升。

2. 地區(qū)市場(chǎng)環(huán)境

通常而言，要素市場(chǎng)發(fā)育程度較高的地區(qū)市場(chǎng)信息不對(duì)稱性較弱，各類要素更容易實(shí)現(xiàn)優(yōu)化配置從而產(chǎn)生更高的效率。本文采用王小魯?shù)?2019)的市場(chǎng)化指數(shù)衡量市場(chǎng)環(huán)境，根據(jù)市場(chǎng)化指數(shù)是否高于年度-行業(yè)中位數(shù)判別市場(chǎng)環(huán)境的優(yōu)劣程度，將其劃分為要素市場(chǎng)發(fā)育程度較高和較低的地區(qū)企業(yè)樣本進(jìn)行分組回歸，結(jié)果如表10中(1)和(2)列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，在要素市場(chǎng)發(fā)育程度較高的樣本組，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，而在要素市場(chǎng)發(fā)育程度較低的樣本組并不顯著。上述結(jié)果表明，良好的要素市場(chǎng)能夠?yàn)槿鎰?chuàng)新改革試驗(yàn)提供優(yōu)質(zhì)的外部環(huán)境，促使信息高效、透明地傳遞，從而有效降低制度性交易成本，促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)和投資交易，激發(fā)創(chuàng)新改革帶來(lái)的生產(chǎn)率紅利。進(jìn)一步引申來(lái)看，統(tǒng)一大市場(chǎng)建設(shè)能夠通過(guò)完善國(guó)內(nèi)要素市場(chǎng)進(jìn)而增強(qiáng)全面創(chuàng)新改革帶來(lái)的制度紅利，助推企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

表10 異質(zhì)性回歸結(jié)果(二)

3. 行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度

一般而言，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)會(huì)迫使企業(yè)盡可能地降低資金供需雙方的信息不對(duì)稱，從而以較低成本獲取外部資金。為探究不同行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度地區(qū)全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響差異，本文借鑒陳志斌和王詩(shī)雨(2015)的做法，采用行業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率的標(biāo)準(zhǔn)差測(cè)度行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度，數(shù)值越大表明行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度越小，并根據(jù)年度-行業(yè)中位數(shù)將其劃分為行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度較高和較低的地區(qū)企業(yè)樣本，分組回歸結(jié)果如表10中(3)和(4)列所示。可以發(fā)現(xiàn)，在行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度較高的樣本組，全面創(chuàng)新改革政策對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向作用在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這一效果在行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度較低的樣本組并不顯著。這說(shuō)明國(guó)家全面創(chuàng)新改革顯著提高了行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度較高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。結(jié)合實(shí)際來(lái)看，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)通過(guò)強(qiáng)化知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、簡(jiǎn)化行政審批手續(xù)等舉措，為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和主業(yè)經(jīng)營(yíng)營(yíng)造了良好的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境。這有助于推動(dòng)潛在優(yōu)勢(shì)企業(yè)進(jìn)入和在位劣勢(shì)企業(yè)淘汰，同時(shí)行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度的加劇會(huì)迫使該行業(yè)內(nèi)的企業(yè)為爭(zhēng)奪市場(chǎng)份額，不斷加大技術(shù)創(chuàng)新以獲得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，從而引致試驗(yàn)地區(qū)各創(chuàng)新主體全面創(chuàng)新的繁榮局面。

六、 作用機(jī)制分析

上述研究結(jié)果表明，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策顯著提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，能夠助力企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。那么，具體的傳導(dǎo)機(jī)制究竟如何？根據(jù)前文的理論分析，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策可以通過(guò)政策驅(qū)動(dòng)和制度激勵(lì)作用于企業(yè)生產(chǎn)率，其中政策驅(qū)動(dòng)主要為政府創(chuàng)新補(bǔ)貼和企業(yè)融資約束緩解，制度激勵(lì)更多地表現(xiàn)為創(chuàng)新制度改革所引致的制度性交易成本降低和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。本文接下來(lái)從政府補(bǔ)貼、融資約束、制度性交易成本以及技術(shù)創(chuàng)新等方面探究作用機(jī)制。其中，政府財(cái)政補(bǔ)貼采用企業(yè)獲得的政府補(bǔ)助(Sub)衡量，融資約束(Abssa)借鑒Hadlock和Yang(2010)做法，采用測(cè)算得出的SA指數(shù)衡量(具體計(jì)算公式為：-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age)，制度性交易成本(Cost)借鑒王永進(jìn)等(2018)做法，采用銷(xiāo)售費(fèi)用、管理費(fèi)用和財(cái)務(wù)費(fèi)用之和與總利潤(rùn)比率衡量，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新分別采用研發(fā)投入與總資產(chǎn)比率(RD)和專利申請(qǐng)數(shù)量對(duì)數(shù)值(Patent)衡量創(chuàng)新投入和產(chǎn)出。

回歸結(jié)果如表11所示。(1)列政策差分項(xiàng)系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，表明全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策顯著增加了試驗(yàn)區(qū)企業(yè)的政府補(bǔ)貼。試驗(yàn)區(qū)企業(yè)通過(guò)政府產(chǎn)業(yè)政策扶持，可獲得大量的創(chuàng)新補(bǔ)貼和稅收減免(Aghion等，2015)，能夠直接或間接地緩解企業(yè)融資約束，從而為創(chuàng)新活動(dòng)和生產(chǎn)率提升提供必要的資金支持。(2)列政策差分項(xiàng)系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，表明試驗(yàn)政策能夠有效緩解企業(yè)面臨的融資約束。結(jié)合前文異質(zhì)性回歸結(jié)果，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策能夠在較大程度上緩解企業(yè)尤其是民營(yíng)企業(yè)和高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投資和生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)所面臨的資金短缺問(wèn)題，有效滿足實(shí)業(yè)投資的需求，避免企業(yè)因資金不足而導(dǎo)致的資源錯(cuò)配問(wèn)題，從而推動(dòng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。(3)列政策差分項(xiàng)系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，表明試驗(yàn)政策顯著降低了企業(yè)的制度性交易成本，即試驗(yàn)區(qū)的制度創(chuàng)新使得各類生產(chǎn)要素降低了交易成本，提高了生產(chǎn)效率。(4)和(5)列政策差分項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，這說(shuō)明全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策通過(guò)制度創(chuàng)新，有效激勵(lì)了企業(yè)將更多資源投入到研發(fā)創(chuàng)新領(lǐng)域，顯著促進(jìn)了企業(yè)技術(shù)研發(fā)和創(chuàng)新產(chǎn)出，進(jìn)而推動(dòng)企業(yè)生產(chǎn)率提升。

表11 作用機(jī)制回歸結(jié)果

上述分析表明，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策通過(guò)加大政府補(bǔ)貼、緩解融資約束、降低制度性交易成本和激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新等機(jī)制，有效促進(jìn)了微觀企業(yè)生產(chǎn)率提升，進(jìn)一步驗(yàn)證了前文理論機(jī)制。由此可見(jiàn)，作為新一輪創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的“升級(jí)版”，全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)建設(shè)所帶來(lái)的創(chuàng)新制度改革和創(chuàng)新環(huán)境改善，為企業(yè)交易成本降低和研發(fā)創(chuàng)新提供了有益的條件，顯著提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，從而推動(dòng)了企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

七、 結(jié)論與建議

作為新時(shí)代深入實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的制度創(chuàng)新，國(guó)家全面創(chuàng)新改革為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供了關(guān)鍵的制度激勵(lì)和政策驅(qū)動(dòng)。本文基于2011-2018年城市層面與滬深兩市A股上市公司層面的匹配數(shù)據(jù)，以全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用雙重差分模型探究了全面創(chuàng)新改革試驗(yàn)政策對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，全面創(chuàng)新改革顯著提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，這一結(jié)論在采用傾向得分匹配、反事實(shí)檢驗(yàn)以及考慮內(nèi)生性問(wèn)題等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然成立。機(jī)制分析表明，試驗(yàn)政策一方面通過(guò)加大政府財(cái)政補(bǔ)貼，有效緩解了企業(yè)融資約束，產(chǎn)生了政策驅(qū)動(dòng)效應(yīng)；另一方面有效降低了制度性交易成本，加快推動(dòng)了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，發(fā)揮了制度激勵(lì)作用。上述機(jī)制的協(xié)同作用，有力推動(dòng)了企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。異質(zhì)性結(jié)果表明，要素市場(chǎng)發(fā)育程度和行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度較高的城市，全面創(chuàng)新改革對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更為明顯，且全面創(chuàng)新改革對(duì)高研發(fā)密集度企業(yè)和民營(yíng)性質(zhì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更為顯著。此外，統(tǒng)一大市場(chǎng)建設(shè)有助于進(jìn)一步增強(qiáng)全面創(chuàng)新改革帶來(lái)的制度紅利，助推企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

上述研究表明，國(guó)家全面創(chuàng)新改革在助力企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展中產(chǎn)生了顯著的微觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。據(jù)此提出政策建議如下：一是深化新一輪全面創(chuàng)新改革，擴(kuò)大創(chuàng)新改革在微觀企業(yè)層面的試點(diǎn)和推廣。新一輪試驗(yàn)區(qū)建設(shè)應(yīng)著重發(fā)揮政策驅(qū)動(dòng)和制度激勵(lì)雙重作用，優(yōu)化創(chuàng)新環(huán)境、激發(fā)創(chuàng)新主體活力，釋放創(chuàng)新領(lǐng)域改革對(duì)微觀企業(yè)創(chuàng)新的制度紅利。二是強(qiáng)化試驗(yàn)區(qū)的制度創(chuàng)新改革，激發(fā)試驗(yàn)區(qū)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的制度活力。在適當(dāng)政策傾斜下著力構(gòu)建破解制約微觀企業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的制度激勵(lì)舉措，不斷消除制度性隱性壁壘，加快推進(jìn)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、市場(chǎng)準(zhǔn)入、行政審批等制度改革，推動(dòng)形成服務(wù)實(shí)體企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的改革舉措，助力企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。三是構(gòu)建助推企業(yè)提質(zhì)增效的多元化政策激勵(lì)體系。應(yīng)針對(duì)不同地區(qū)、不同行業(yè)及不同企業(yè)特征，完善差異化的試驗(yàn)區(qū)政策制定，打造政產(chǎn)學(xué)研多元互動(dòng)、優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)的創(chuàng)新服務(wù)平臺(tái)，為高新技術(shù)企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)提供良好的融資政策和創(chuàng)新環(huán)境，推動(dòng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。四是立足于統(tǒng)一大市場(chǎng)建設(shè)，構(gòu)建全面創(chuàng)新改革與要素市場(chǎng)化改革協(xié)同互促的制度創(chuàng)新路徑，培育公平公正的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制。健全市場(chǎng)準(zhǔn)入和準(zhǔn)出的動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制，營(yíng)造公平競(jìng)爭(zhēng)的良好市場(chǎng)環(huán)境，充分激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新的內(nèi)生動(dòng)力，為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供微觀企業(yè)創(chuàng)新活力。