自貿(mào)區(qū)設(shè)立的城市創(chuàng)新效應(yīng)實證研究

魯靖，馮受秦

（南京審計大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，江蘇 南京 211815）

一、引言

2008年金融危機之后，世界經(jīng)濟增速放緩。在國際形勢上，貿(mào)易保護主義抬頭，區(qū)域經(jīng)濟一體化進程和全球分工體系遭到嚴(yán)重破壞。在國內(nèi)發(fā)展上，我國經(jīng)濟發(fā)展已面臨劉易斯拐點，伴隨著人口紅利、改革開放紅利和資源紅利等優(yōu)勢逐漸消失，中等收入陷阱及發(fā)展不充分不平衡等問題日益突出［1］（蔡昉，2010），中國經(jīng)濟進入結(jié)構(gòu)調(diào)整的深水區(qū)。為尋找新的經(jīng)濟增長極，培育增長新動能，中國政府先后批復(fù)成立了上海、廣東、天津、福建等21個省級自貿(mào)區(qū)，探索改革開放的新路徑，以對外開放倒逼國內(nèi)改革，助推中國經(jīng)濟換擋增速。

十八大報告明確提出“實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，以科技創(chuàng)新作為經(jīng)濟社會發(fā)展的驅(qū)動力”。根據(jù)世界知識產(chǎn)權(quán)組織2022年發(fā)布的最新報告，2021年我國專利申請量為6.95萬件，同比增長0.9%，連續(xù)三年排全球第一。內(nèi)生增長理論強調(diào)技術(shù)創(chuàng)新是經(jīng)濟持續(xù)增長的源泉，自貿(mào)區(qū)作為我國新一輪開放型經(jīng)濟的制度增長點，是否對創(chuàng)新這一經(jīng)濟發(fā)展源動力具有促進作用，是我國在國際經(jīng)濟新秩序下實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵。因此本文將自貿(mào)區(qū)建設(shè)看作“準(zhǔn)自然實驗”，研究自貿(mào)區(qū)設(shè)立對試點城市片區(qū)創(chuàng)新水平的影響，以期為我國自貿(mào)區(qū)建設(shè)提供可參考的政策建議。

二、文獻綜述

在現(xiàn)有關(guān)于自貿(mào)區(qū)政策效果評估的文獻中，學(xué)界研究熱點主要集中于經(jīng)濟增長效應(yīng)、資本流動效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)等方面。在關(guān)注度最高的經(jīng)濟增長效應(yīng)方面，其中最為經(jīng)典的觀點是國外學(xué)者Helpman和Krugman（1985）［2］提出自貿(mào)區(qū)設(shè)立有利于促進國際貿(mào)易，形成規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，進而增加國民收入。譚娜等（2015）［3］從定量的角度，以上海自貿(mào)區(qū)等單一自貿(mào)區(qū)為研究對象，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)設(shè)立顯著促進了當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟增長。劉秉鐮和呂程（2018）［4］從比較分析的視角切入，認為自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應(yīng)因各自的政策功能定位而存在差異性。但也有學(xué)者從定性的角度指出自貿(mào)區(qū)可能會由于地方省市過度競爭政策、資源而導(dǎo)致沖突與擠出效應(yīng)，形成零和博弈，最終產(chǎn)生經(jīng)濟“負”效應(yīng)［5］（陳琪和劉衛(wèi)，2014）。在資本流動效應(yīng)方面，項后軍和何康（2016）［6］關(guān)注自貿(mào)區(qū)金融改革的這一制度安排，證明了上海自貿(mào)區(qū)對于吸引外資和對外投資都具有顯著的正向拉動作用。司春曉等（2021）［7］考察了影響資本流動的因素后，結(jié)果顯示不同自貿(mào)區(qū)的資本流動效應(yīng)存在異質(zhì)性，并且在試點城市中具有一定程度的外資轉(zhuǎn)移效應(yīng)。在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)方面，黎紹凱等（2019）［8］通過對上海自貿(mào)區(qū)的評估，發(fā)現(xiàn)相較于加工程度高度化，自貿(mào)區(qū)設(shè)立對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化具有更強的正向影響。馮銳等（2020）［9］從政策角度分析了自貿(mào)區(qū)建設(shè)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響機制，認為自貿(mào)區(qū)設(shè)立所帶來的貿(mào)易自由化，通過資源配置效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)等途徑來促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化。

部分文獻關(guān)注了自貿(mào)區(qū)設(shè)立帶來的創(chuàng)新效應(yīng)。劉秉鐮和王鉞（2018）［10］利用合成控制法檢驗了自貿(mào)區(qū)建立對上海市創(chuàng)新能力的影響。徐潔香等（2020）［11］則聚焦于自貿(mào)區(qū)的創(chuàng)新質(zhì)量效應(yīng)，選取滬粵津閩四個自貿(mào)區(qū)作為樣本，探討了自貿(mào)區(qū)對不同專利申請量的影響。

通過對上述文獻的對比與梳理，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有文獻存在以下幾點不足：第一，現(xiàn)有文獻大多集中于研究自貿(mào)區(qū)設(shè)立對宏觀經(jīng)濟因素的影響，較少關(guān)注自貿(mào)區(qū)設(shè)立的創(chuàng)新效應(yīng)，并且未深入探討自貿(mào)區(qū)設(shè)立驅(qū)動創(chuàng)新發(fā)展的影響機制，其作用的“黑箱”尚未被打開；第二，早期國內(nèi)針對自貿(mào)區(qū)的研究主要使用省級層面數(shù)據(jù)，多從單一自貿(mào)區(qū)的設(shè)立開展研究，缺乏對自貿(mào)區(qū)城市片區(qū)的評估。隨著我國自貿(mào)區(qū)建設(shè)進程的推進，自貿(mào)區(qū)試點城市由點到面，由沿海到內(nèi)陸鋪開，因此存在研究滯后于現(xiàn)實的現(xiàn)象；第三，學(xué)界多直接采用傳統(tǒng)雙重差分法，一方面，無法對多個時間節(jié)點成立的自貿(mào)區(qū)進行整體識別；另一方面，在選擇對照組時，可能存在樣本選擇性偏誤等問題。

鑒于此，本文以自貿(mào)區(qū)城市片區(qū)為研究對象，采用多時期雙重差分模型實證檢驗自貿(mào)區(qū)的城市創(chuàng)新效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，進一步探究自貿(mào)區(qū)對于城市創(chuàng)新能力的內(nèi)在作用機制，并針對不同自貿(mào)區(qū)的城市創(chuàng)新效應(yīng)進行異質(zhì)性分析。

在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，本文的邊際貢獻主要有三個方面：第一，在研究內(nèi)容上，構(gòu)建自貿(mào)區(qū)設(shè)立對城市創(chuàng)新水平產(chǎn)生影響的理論分析框架，嘗試從市場化制度改革方面打開自貿(mào)區(qū)產(chǎn)生城市創(chuàng)新效應(yīng)的“黑匣子”；第二，在研究對象上，本文針對自貿(mào)區(qū)城市片區(qū)進行研究，數(shù)據(jù)覆蓋到2020年之前掛牌成立的40個試點城市片區(qū)，提高了評估的精確性，避免了以往文獻使用省級層面數(shù)據(jù)而導(dǎo)致的結(jié)論不適用等問題；第三，在研究方法上，本文使用多時期雙重差分法進行識別分析，鑒于可能存在的樣本選擇性偏誤問題，采用PSM-DID方法進行穩(wěn)健性檢驗。

三、理論分析及研究假設(shè)

（一）自貿(mào)區(qū)設(shè)立對于城市創(chuàng)新水平的影響

自貿(mào)區(qū)設(shè)立有效促進了區(qū)域經(jīng)濟增長這一觀點已得到了學(xué)界的驗證［3-4］（譚娜等，2015；劉秉鐮和呂程，2018）。自貿(mào)區(qū)建設(shè)的本質(zhì)是通過一系列的制度變革來降低關(guān)稅壁壘和政府干預(yù)程度，進而促進資本、要素等自由流動，提升投資自由化、貿(mào)易便利化水平。根據(jù)《自由貿(mào)易試驗區(qū)外商投資準(zhǔn)入特別管理措施（負面清單）（2021年版）》，外商投資負面清單經(jīng)過7次修改后，限制措施從190條下降至30條。另外，中國商務(wù)部統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2021年我國自貿(mào)區(qū)進出口總額達到6.8萬億元，實際利用外資金額2310億元，占國土面積4‰的自貿(mào)試驗區(qū)，進出口總額占全國的17.3%，利用外資占全國的18.5%。結(jié)合我國自貿(mào)區(qū)建設(shè)的政策文件與發(fā)展現(xiàn)狀，本文擬從國際貿(mào)易和資本流動兩個方面來展開自貿(mào)區(qū)對城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生影響的理論分析。

在國際貿(mào)易方面，自貿(mào)區(qū)一系列貿(mào)易便利化改革措施促進了試點城市的貿(mào)易開放。首先，貿(mào)易開放鼓勵外商企業(yè)進入和本土企業(yè)“走出去”，實現(xiàn)了生產(chǎn)要素在全球范圍內(nèi)的合理配置，改變各國的要素稟賦結(jié)構(gòu)，從而激發(fā)出比較優(yōu)勢，全球分工進一步深化。在此基礎(chǔ)上，有利于關(guān)聯(lián)企業(yè)形成產(chǎn)業(yè)集聚和MAR外部性，增強企業(yè)之間的信息交流與技術(shù)合作，產(chǎn)生知識外溢效應(yīng)，深化創(chuàng)新成果；其次，貿(mào)易開放帶來市場的擴張，加劇行業(yè)競爭，企業(yè)根據(jù)利潤最大化的目標(biāo)，將不斷改進技術(shù)、工藝和生產(chǎn)流程，進行產(chǎn)品創(chuàng)新，進而維持市場地位；最后，貿(mào)易開放帶來的收入增長，將擴大市場需求，刺激消費升級，新產(chǎn)品和服務(wù)的需求傳導(dǎo)到生產(chǎn)端，最終引起技術(shù)進步［12］（黃凌云和張寬，2020）。

在資本流動方面，投資自由化是自貿(mào)區(qū)試驗的主題，也是傳統(tǒng)貨物貿(mào)易自由化的延續(xù)和發(fā)展。自貿(mào)區(qū)實施的負面清單管理模式和外商投資準(zhǔn)入前國民待遇等措施，促使外資審批手續(xù)便利化和投資領(lǐng)域開放化，大大降低了外商投資限制，吸引外資流入。同時，自貿(mào)區(qū)內(nèi)相關(guān)金融創(chuàng)新政策，緩解企業(yè)的融資約束，鼓勵本土企業(yè)“走出去”，有利于我國企業(yè)積極開展OFDI活動，這有效的促進了資本流動。

新增長理論將知識積累納入增長函數(shù)中，認為知識存量增加導(dǎo)致的技術(shù)進步是資本投入和資本深化的結(jié)果。資本流動帶動技術(shù)進步主要來源于三個方面：第一，作為資本形態(tài)的FDI主要通過示范效應(yīng)和競爭效應(yīng)來產(chǎn)生正的技術(shù)外溢。外資企業(yè)進入國內(nèi)市場后，本土企業(yè)面臨巨大市場競爭壓力，會迫使企業(yè)通過模仿學(xué)習(xí)國外先進技術(shù)，增大R&D研發(fā)投入，來推動技術(shù)進步，提高產(chǎn)品競爭力，搶占市場份額；第二，作為技術(shù)形態(tài)的FDI產(chǎn)生的轉(zhuǎn)移效應(yīng)。包括專利、設(shè)計和生產(chǎn)設(shè)備等技術(shù)FDI為本國帶來的直接技術(shù)轉(zhuǎn)移或者本土企業(yè)將轉(zhuǎn)移的技術(shù)吸收消化后內(nèi)生模仿出的新技術(shù)，都將促進技術(shù)創(chuàng)新；第三，OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。母國基于技術(shù)尋求動機的OFDI可以獲取國外先進生產(chǎn)要素，學(xué)習(xí)投資國領(lǐng)先的技術(shù)，產(chǎn)生學(xué)習(xí)效應(yīng)和關(guān)聯(lián)效應(yīng)等，進而帶動母國全要素生產(chǎn)率的提高［13］（王恕立和向姣姣，2014）。基于此，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：自貿(mào)區(qū)設(shè)立顯著提升了城市創(chuàng)新水平。

（二）市場化改革的中介作用

制度經(jīng)濟學(xué)理論指出合理的制度因素為企業(yè)創(chuàng)新提供了良好的外部環(huán)境，通過影響技術(shù)吸收能力和資源配置效率來促進區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展。一方面，各自貿(mào)區(qū)不斷簡化行政審批流程，推動簡政放權(quán)和放管結(jié)合，提升事中和事后監(jiān)管能力。如根據(jù)河南省政府2021年出臺的《河南省“證照分離”改革全覆蓋實施方案》，河南自貿(mào)區(qū)直接取消審批68項、審批改為備案15項、實行告知承諾37項、優(yōu)化審批服務(wù)406項；另外，重慶市政府2021年頒發(fā)的《重慶市深化“證照分離”改革進一步激發(fā)市場主體發(fā)展活力實施方案》顯示，重慶自貿(mào)區(qū)直接取消審批82項、審批改為備案31項、實行告知承諾77項、優(yōu)化審批服務(wù)405項。自貿(mào)區(qū)的市場化改革通過整合政府相關(guān)職能部門，實行數(shù)字化、規(guī)范化和便利化的審批模式，打造服務(wù)型政府，進而改變政府和市場的關(guān)系，突破體制障礙。在經(jīng)濟發(fā)展過程中，減少政府干預(yù)，充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，降低交易成本，釋放創(chuàng)新活力。

另一方面，市場化改革提高了資源配置效率和微觀經(jīng)濟效率，顯著促進了技術(shù)進步與創(chuàng)新。其一，在資金配置上，市場化改革可以改善資源扭曲和錯配程度，調(diào)整企業(yè)融資結(jié)構(gòu)，降低企業(yè)融資成本，促使企業(yè)增加R&D投入，并且形成金融集聚，有助于社會閑散資金投入到企業(yè)的創(chuàng)新活動中，積累更多的研發(fā)資本［14］（解維敏和方紅星，2011）；其二，在信息配置上，市場化改革解決了信息不完全和不對稱問題，促進企業(yè)之間的信息交流，形成知識溢出效應(yīng)。另外，信息效率的改善降低了市場的不確定性，有利于企業(yè)增加研發(fā)支出，促進技術(shù)創(chuàng)新；其三，在生產(chǎn)要素配置上，市場化改革將按照生產(chǎn)效率合理分配要素所得，促使資本、技術(shù)、人才的自由流動，誘導(dǎo)創(chuàng)新資源流入到高效率的生產(chǎn)部門，有利于創(chuàng)新產(chǎn)出的最大化。同時改善研發(fā)人員等勞動要素報酬，從而促使高素質(zhì)勞動力集聚、技術(shù)交流機會增加和人力資本積累提升，最終提高企業(yè)創(chuàng)新績效［15］（卓乘風(fēng)和鄧峰，2021）。據(jù)此，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：市場化改革是自貿(mào)區(qū)提升城市創(chuàng)新水平的重要邏輯橋梁，具有中介作用。

四、研究設(shè)計與數(shù)據(jù)說明

（一）研究設(shè)計

自2013年上海自貿(mào)區(qū)成立以來，截至2020年，我國共設(shè)立40個自貿(mào)區(qū)城市片區(qū)。從成立時間來看，各個自貿(mào)片區(qū)存在差異，這為本文研究提供了一個良好的“準(zhǔn)自然實驗”。在本文284個地級及以上城市樣本中，獲批建立自貿(mào)區(qū)的城市構(gòu)成實驗組，其余未獲批建立自貿(mào)區(qū)的城市作為處理組。根據(jù)自貿(mào)片區(qū)設(shè)定的時間節(jié)點，設(shè)定虛擬變量FTZ。借鑒劉瑞明和趙仁杰（2015）［16］的做法，本文構(gòu)建雙向固定效應(yīng)多時點雙重差分模型來識別自貿(mào)區(qū)的創(chuàng)新效應(yīng)：

其中，下標(biāo)i為城市標(biāo)識，t表示年份。因變量Innovation表示第i個城市第t年的城市創(chuàng)新水平。FTZ為自貿(mào)區(qū)設(shè)立虛擬變量，其回歸系數(shù)α1是本文關(guān)注的重點，反映了自貿(mào)區(qū)設(shè)立對城市創(chuàng)新水平的凈影響，如果α1顯著為正，則說明自貿(mào)區(qū)設(shè)立提升了城市創(chuàng)新水平。Xit代表城市層面所有控制變量的集合，γyear為時間固定效應(yīng)，μcity為城市個體固定效應(yīng)，εit為隨機誤差項。

（二）變量與數(shù)據(jù)

被解釋變量為城市創(chuàng)新水平。本文采用每萬人城市發(fā)明專利申請數(shù)來衡量城市創(chuàng)新水平。主要因為：首先，作為創(chuàng)新產(chǎn)出的專利包含了科技創(chuàng)新的主要信息，以專利來代表區(qū)域創(chuàng)新水平已獲得了學(xué)界的普遍認可；其次，我國專利總量雖已居世界第一，但專利數(shù)量的增加并未提升我國全要素生產(chǎn)率的增長率，存在著“專利泡沫”現(xiàn)象。為提升我國專利質(zhì)量，國家知識產(chǎn)權(quán)局發(fā)布《2020年深入實施國家知識產(chǎn)權(quán)戰(zhàn)略加快建設(shè)知識產(chǎn)權(quán)強國推進計劃》通知，其中要求推動地方全面取消實用新型、外觀設(shè)計和商標(biāo)申請注冊環(huán)節(jié)的資助與獎勵。我國專利主要分為發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設(shè)計專利三種類型。其中，發(fā)明專利技術(shù)含量最高，因此最能從實質(zhì)上反映城市創(chuàng)新水平；最后，我國發(fā)明專利平均審查周期大約為19個月，若采用專利授權(quán)量作為被解釋變量，可能會導(dǎo)致時間滯后等問題，無法及時體現(xiàn)城市創(chuàng)新水平的變化。

核心解釋變量是自貿(mào)區(qū)設(shè)立虛擬變量。本文的具體做法是城市在獲批建立自貿(mào)區(qū)之前賦值為0，獲批當(dāng)年及之后賦值為1①在本文樣本中，試點城市有：上海、廣州、深圳、珠海、福州、廈門、天津、大連、沈陽、營口、舟山、鄭州、開封、洛陽、武漢、襄陽、宜昌、重慶、成都、瀘州、西安、海口、三亞、濟南、青島、煙臺、南京、蘇州、連云港、南寧、欽州、崇左、石家莊、唐山、保定、廊坊、昆明、哈爾濱、黑河、牡丹江共40個城市。。由于個別自貿(mào)區(qū)城市片區(qū)設(shè)立的月份較晚，為提高估計的準(zhǔn)確性，本文做進一步的處理：若自貿(mào)片區(qū)設(shè)立月份在上半年，則將當(dāng)年計為起始年份。若自貿(mào)片區(qū)設(shè)立月份在下半年，則將下一年作為起始年份。如：上海自貿(mào)片區(qū)于2013年9月正式掛牌成立，則其FTZ虛擬變量在2014年及其之后為1，其余為0。廣州自貿(mào)片區(qū)于2015年4月成立，則其FTZ變量在2015年及其之后為1，其余為0。

為降低遺漏變量引起的內(nèi)生性影響，本文選取可能會對城市創(chuàng)新水平產(chǎn)生影響的控制變量。主要包括：（1）經(jīng)濟發(fā)展水平：采用地區(qū)當(dāng)年GDP增長率（GDPgrowth）來表示；（2）金融發(fā)展水平：采用金融機構(gòu)存貸款余額占GDP比重（Finc）表示；（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平：使用第二、第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占GDP比重（Isi）表示；（4）人力資本水平：使用高等學(xué)校學(xué)生人數(shù)占城市總?cè)丝诒戎兀⊿tu）表示；（5）政府支持程度：使用政府財政支出中科學(xué)與技術(shù)支出所占比重（Tec）表示。

考慮到2008年金融危機對宏觀經(jīng)濟的影響，本文將研究的時間跨度設(shè)定為2009—2020年。其次，由于巢湖在2011年撤市立縣以及海東、拉薩等城市數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失，所以剔除了這些城市的數(shù)據(jù)。受限于評估數(shù)據(jù)的可獲性，最終樣本包含了284個地級及以上城市2009—2020年的數(shù)據(jù)。其中城市發(fā)明專利申請數(shù)通過手工檢索國家知識產(chǎn)權(quán)局出版的《中國專利數(shù)據(jù)庫》獲得，其余城市數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和各年份的《中國城市統(tǒng)計年鑒》，部分缺失數(shù)據(jù)采用均值法進行填充。以上變量的統(tǒng)計特征如表1所示，其中城市每萬人城市發(fā)明專利申請數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差為11.980，說明城市之間的創(chuàng)新水平差異較大。

表1 變量描述性統(tǒng)計

五、實證分析

(一)基準(zhǔn)回歸分析

根據(jù)基準(zhǔn)回歸方程式（1）進行回歸分析，自貿(mào)區(qū)設(shè)立與城市創(chuàng)新水平的雙重差分估計結(jié)果如表2所示。第（1）列和第（2）列為未加入控制變量的估計結(jié)果。第（1）列將自貿(mào)區(qū)設(shè)立虛擬變量單獨與被解釋變量進行回歸，結(jié)果顯示自貿(mào)區(qū)設(shè)立顯著促進了城市創(chuàng)新水平的提升，每萬人發(fā)明專利申請數(shù)平均增加10.685。第（2）列進一步控制了時間效應(yīng)和城市個體效應(yīng)，自貿(mào)區(qū)設(shè)立的創(chuàng)新效應(yīng)依舊顯著。第（3）列和第（4）列為加入經(jīng)濟發(fā)展水平、金融發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平、人力資本水平、政府支持程度等控制變量后的回歸結(jié)果，其中第（3）列顯示在加入控制變量后，F(xiàn)TZ的估計系數(shù)下降，但顯著性水平未發(fā)生變化。第（4）列在第（3）列的基礎(chǔ)上，控制了時間效應(yīng)和城市個體效應(yīng)，自貿(mào)區(qū)設(shè)立虛擬變量的系數(shù)仍在1%的顯著性水平下通過檢驗，估計值為6.617。上述回歸結(jié)果表明，無論是否加入控制變量或者是否控制時間效應(yīng)和城市個體效應(yīng)，核心解釋變量FTZ的回歸估計系數(shù)均在1%的水平下顯著為正值，說明自貿(mào)區(qū)設(shè)立顯著提升了試點城市片區(qū)的城市創(chuàng)新水平，驗證了假設(shè)1。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（二）平行趨勢假設(shè)檢驗

采用多時期雙重差分法進行政策評估最重要的前提假設(shè)是在實施自貿(mào)區(qū)政策之前，實驗組和控制組的時間發(fā)展趨勢是一致的，不存在系統(tǒng)性的差異。如果違反這一假設(shè)，意味著自貿(mào)區(qū)試點城市在受到政策沖擊之前就有著比未試點城市更強的創(chuàng)新能力，從而影響估計值的有效性。本文借鑒Becker（2010）［17］的研究，運用事件分析法進行平行趨勢檢驗，設(shè)定模型如下：

其中φ-ω表示自貿(mào)區(qū)設(shè)立前ω期產(chǎn)生的影響，φ+ω表示自貿(mào)區(qū)設(shè)立后ω期產(chǎn)生的影響，φ表示自貿(mào)區(qū)設(shè)立當(dāng)期產(chǎn)生的影響。當(dāng)個體為實驗組且年份為處理當(dāng)期，Dit為1，其余為0。其余變量與基準(zhǔn)模型一致。

處理結(jié)果如圖1所示。在處理前3期，所有的回歸結(jié)果均不顯著，虛擬變量系數(shù)與0無顯著差異，說明在受到自貿(mào)區(qū)政策沖擊之前，實驗組和控制組不存在系統(tǒng)性差異，滿足平行趨勢假定。而在自貿(mào)區(qū)設(shè)立后，虛擬變量系數(shù)顯著上升，進一步驗證了本文的結(jié)論，即自貿(mào)區(qū)設(shè)立促進了城市創(chuàng)新水平的提升。

圖1 平行趨勢檢驗圖

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.PSM-DID方法

考慮到國家在確定自貿(mào)區(qū)試點城市時，可能會存在挑選贏家的行為，優(yōu)先選擇經(jīng)濟發(fā)達、對外開放程度高和區(qū)位優(yōu)勢大的城市作為試點。在現(xiàn)實中，此類樣本選擇偏差往往難以避免，為提高估計的準(zhǔn)確性，本文采用基于傾向得分匹配的多時點雙重差分法（PSM-DID）進行穩(wěn)健性檢驗，最大程度上使實驗組和控制組具有相同的時間趨勢。首先根據(jù)城市的特征變量經(jīng)濟發(fā)展水平、金融發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平、人力資本水平、政府支持程度等對自貿(mào)區(qū)設(shè)立虛擬變量進行逐年回歸，使用Logit模型計算出每個城市的傾向得分，其次采用一對一近鄰匹配方法進行匹配，得到匹配后的樣本。在此基礎(chǔ)上再次進行雙重差分估計，結(jié)果如表3中第（1）列所示，自貿(mào)區(qū)設(shè)立虛擬變量在1%的顯著性水平下為正值，驗證了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.更換被解釋變量

本文進一步采用城市實用新型專利和外觀設(shè)計專利來充當(dāng)城市創(chuàng)新水平的替代變量，來檢驗自貿(mào)區(qū)設(shè)立的創(chuàng)新效應(yīng)。表3第（2）列和第（3）列分別是以每萬人實用新型專利申請數(shù)和每萬人外觀設(shè)計專利申請數(shù)為被解釋變量的回歸結(jié)果，可以看出自貿(mào)區(qū)設(shè)立對技術(shù)含量較高的實用新型專利數(shù)量的處理效應(yīng)顯著為正，而對技術(shù)含量較低的外觀設(shè)計專利數(shù)量的處理效應(yīng)為正但不顯著，說明自貿(mào)區(qū)設(shè)立對試點城市片區(qū)創(chuàng)新水平的影響上更多的體現(xiàn)在創(chuàng)新質(zhì)量方面，實證結(jié)果通過穩(wěn)健性檢驗。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

3.安慰劑檢驗

為排除一些無法觀測的隨機因素對本文結(jié)論的干擾，本文借鑒呂越等（2019）［18］的做法，采取隨機生成實驗組的方式進行安慰劑檢驗。具體做法是在各年份中隨機抽取相應(yīng)數(shù)量的城市作為試點城市，產(chǎn)生虛假的實驗組，進行多期雙重差分估計，并將此過程重復(fù)1000次，得到1000個自貿(mào)區(qū)設(shè)立虛擬變量回歸系數(shù)。圖2為估計系數(shù)的核密度分布圖，可以看出估計系數(shù)均值接近于0（系數(shù)為-0.0008）,本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果6.617明顯屬于異常值，由此說明本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

圖2 安慰劑檢驗結(jié)果

（四）進一步分析

1.市場化改革中介效應(yīng)檢驗

為驗證自貿(mào)區(qū)政策是否通過市場化改革機制促進城市創(chuàng)新，本文借鑒余泳澤和李啟航（2019）［19］的做法，構(gòu)建中介效應(yīng)模型。第一步，檢驗市場化改革對城市創(chuàng)新水平的影響，如果回歸系數(shù)α1顯著為正，說明市場化改革能夠促進城市創(chuàng)新水平；第二步，市場化改革代理變量與自貿(mào)區(qū)設(shè)立虛擬變量回歸，如果回歸系數(shù)β2顯著為正值，表明自貿(mào)區(qū)設(shè)立推動了市場化改革；第三步，將自貿(mào)區(qū)設(shè)立虛擬變量與市場化改革代理變量同時和城市創(chuàng)新水平進行回歸，如果系數(shù)γ1與未加入中介變量相比數(shù)值變小或者顯著性下降，則表示市場化改革的中介效應(yīng)存在。設(shè)定模型如下：

其中Marketit代表市場化改革代理變量，其余變量與基準(zhǔn)模型一致。學(xué)界關(guān)于市場化改革的衡量多采用樊綱等（2011）［20］提出的市場化指數(shù)，該指數(shù)在實證研究中已得到廣泛運用，因此本文將市場化指數(shù)作為市場化改革的代理變量①數(shù)據(jù)來源于《中國分省份市場化指數(shù)報告（2018）》，該數(shù)據(jù)為省份市場化總指數(shù)，時間跨度為2008—2016年，同時考慮到本文研究對象為城市，筆者以省級市場化指數(shù)代替。。

市場化改革中介效應(yīng)檢驗結(jié)果如表4所示。第（1）列表明市場化改革有利于城市創(chuàng)新水平的提升，系數(shù)為正，且通過了1%的顯著性檢驗。第（2）列回歸結(jié)果表明自貿(mào)區(qū)設(shè)立顯著促進了市場化改革。由第（3）列和第（4）列可以發(fā)現(xiàn)，在回歸方程中加入中介變量后，自貿(mào)區(qū)設(shè)立虛擬變量系數(shù)變小，說明市場化改革在自貿(mào)區(qū)影響城市創(chuàng)新水平的過程中起到中介作用，驗證了假設(shè)2。

表4 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

2.異質(zhì)性分析

基準(zhǔn)回歸結(jié)果驗證的是自貿(mào)區(qū)政策總體上的創(chuàng)新效應(yīng)，但未考慮到不同城市的地理區(qū)位和資源稟賦而導(dǎo)致的政策效果差異。對于發(fā)展程度不同的城市，政策效果是否存在異質(zhì)性？本文將從地理區(qū)位和城市規(guī)模對這一問題做出分析。

1.城市區(qū)位異質(zhì)性

本文參考《2014年中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》的劃分方法①東部地區(qū)包括：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南。中西部地區(qū)包括：山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆。，將我國地級及以上城市劃分為東部城市和中西部城市，進行分樣本回歸。由表5第（1）列和第（2）列可知，東部城市憑借著交通便利和政策傾斜的優(yōu)勢，聚集了大量的創(chuàng)新資源，自貿(mào)區(qū)設(shè)立所產(chǎn)生的創(chuàng)新效應(yīng)大于中西部城市。

2.城市人口規(guī)模異質(zhì)性

本文依據(jù)2014年國務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于調(diào)整城市規(guī)模劃分標(biāo)準(zhǔn)的通知》中對城市規(guī)模的劃分標(biāo)準(zhǔn)，根據(jù)2014年各市市區(qū)常住人口，將常住人口大于等于100萬的城市劃分為大城市，常住人口小于100萬的城市劃分為中小城市，并進行分樣本回歸。由表5第（3）列和第（4）列可知，相比于中小城市，自貿(mào)區(qū)設(shè)立對大城市的創(chuàng)新水平提升作用更大。

表5 異質(zhì)性檢驗結(jié)果

以上兩方面的異質(zhì)性說明自貿(mào)區(qū)在創(chuàng)新方面具有“極化效應(yīng)”，自貿(mào)區(qū)設(shè)立更顯著促進了東部經(jīng)濟發(fā)達城市和人口規(guī)模大的城市每萬人發(fā)明專利申請數(shù)的增加。表明試點城市創(chuàng)新水平的提升需要相關(guān)創(chuàng)新基礎(chǔ)設(shè)施與外部環(huán)境的配套，而位于中西部的城市和人口規(guī)模小的城市無法在人才集聚、產(chǎn)學(xué)研合作和市場環(huán)境等方面滿足要求，導(dǎo)致自貿(mào)區(qū)政策產(chǎn)生的城市創(chuàng)新效應(yīng)更小。

六、研究結(jié)論和政策啟示

本文從自貿(mào)區(qū)設(shè)立的制度改革出發(fā)，分析自貿(mào)區(qū)設(shè)立對城市創(chuàng)新水平的影響機制，基于2009—2020年地級及以上城市面板數(shù)據(jù)，采用多時期雙重差分模型，實證檢驗了自貿(mào)區(qū)設(shè)立產(chǎn)生的城市創(chuàng)新效應(yīng)。

本文的結(jié)論表明：（1）自貿(mào)區(qū)設(shè)立顯著提升了城市創(chuàng)新水平，且這一結(jié)論通過了更換被解釋變量和安慰劑檢驗等穩(wěn)健性檢驗。（2）影響機制結(jié)果顯示自貿(mào)區(qū)設(shè)立通過市場化改革提升城市創(chuàng)新水平，即市場化改革具有中介效應(yīng)。（3）自貿(mào)區(qū)設(shè)立的創(chuàng)新效應(yīng)因城市空間區(qū)位和人口規(guī)模的不同而具有異質(zhì)性，自貿(mào)區(qū)設(shè)立對于東部城市創(chuàng)新水平的促進作用大于中西部城市，并且大城市比中小城市更有優(yōu)勢，自貿(mào)區(qū)設(shè)立所產(chǎn)生的創(chuàng)新效應(yīng)更大。

上述結(jié)論彌補了現(xiàn)有文獻關(guān)于自貿(mào)區(qū)對于城市創(chuàng)新水平影響的研究，對我國自貿(mào)區(qū)建設(shè)及試點城市戰(zhàn)略布局具有以下政策啟示：

第一，政府應(yīng)持續(xù)推進自貿(mào)區(qū)建設(shè)。充分發(fā)揮自貿(mào)區(qū)在構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局中的示范引領(lǐng)作用，總結(jié)各試點城市的成功經(jīng)驗，并在全國范圍內(nèi)復(fù)制推廣。完善自貿(mào)區(qū)的申報審批程序，切勿盲目跟風(fēng)，有序推動自貿(mào)區(qū)試點城市增量擴容，進一步釋放自貿(mào)區(qū)設(shè)立所帶來的創(chuàng)新效應(yīng)，為經(jīng)濟系統(tǒng)注入強勁的動力，實現(xiàn)以創(chuàng)新驅(qū)動的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

第二，深化自貿(mào)區(qū)市場化改革進程，強調(diào)市場在資源配置中所起到的重要地位。加快轉(zhuǎn)變政府職能，處理好整合行政部門過程中的利益分配問題，減少跨自貿(mào)區(qū)的政策沖突，不斷簡化行政審批流程，提升事中和事后監(jiān)管能力。逐步降低商投資限制門檻，優(yōu)化負面清單管理模式，營造公平競爭的營商環(huán)境，降低制度性交易成本，從而激發(fā)市場活力，為城市創(chuàng)新活動提供良好的制度環(huán)境。

第三，自貿(mào)區(qū)建設(shè)在城市戰(zhàn)略布局上應(yīng)重視“創(chuàng)新極化效應(yīng)”。針對不同空間區(qū)位和人口規(guī)模的試點城市實施差異化政策，避免“一刀切”的做法。對于東部城市、大城市等初始要素稟賦處于優(yōu)勢的城市，強調(diào)制度改革的質(zhì)量，突出其“以點帶面”的作用，帶動周邊城市創(chuàng)新發(fā)展。對于中西部城市、中小城市等初始要素稟賦處于劣勢的城市，給予相應(yīng)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、人才集聚和產(chǎn)業(yè)政策等方面的政府支持，促使其發(fā)揮后發(fā)優(yōu)勢，促進城市間經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。