京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的區(qū)域科技創(chuàng)新效應(yīng)分析

趙建強(qiáng)，張佳磊

摘要：隨著京津冀協(xié)同不斷向縱深推進(jìn)，協(xié)同發(fā)展的科技創(chuàng)新效應(yīng)受到廣泛關(guān)注，將京津冀協(xié)同發(fā)展視為一次準(zhǔn)自然實驗，采用合成控制法對京津冀協(xié)同發(fā)展政策科技創(chuàng)新效應(yīng)進(jìn)行評估。研究發(fā)現(xiàn)，京津冀協(xié)同發(fā)展有效提升了京津冀地區(qū)科技創(chuàng)新水平。京津冀三地政策效應(yīng)具有差異性，其中北京政策效應(yīng)最為顯著，河北呈現(xiàn)明顯的政策時滯，這種差異則可能與區(qū)域創(chuàng)新資源配置水平和創(chuàng)新分工有關(guān)。

關(guān)鍵詞：京津冀協(xié)同發(fā)展；科技創(chuàng)新；合成控制法

中圖分類號：F127 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1007-2101（2023）03-0078-11

一、研究背景及文獻(xiàn)綜述

京津冀協(xié)同發(fā)展是重大國家戰(zhàn)略，創(chuàng)新能力是推動京津冀地區(qū)跨越式發(fā)展，打造引領(lǐng)我國高質(zhì)量發(fā)展的重要動力之一[1]。2014年習(xí)近平總書記在北京主持召開座談會，強(qiáng)調(diào)實現(xiàn)京津冀協(xié)同發(fā)展要以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級和實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展作為合作重點，并明確將京津冀協(xié)同發(fā)展上升為國家戰(zhàn)略。2015年，中共中央、國務(wù)院出臺《京津冀協(xié)同發(fā)展規(guī)劃綱要》標(biāo)志著京津冀協(xié)同發(fā)展頂層設(shè)計基本完成。在科技創(chuàng)新方面，《京津冀協(xié)同發(fā)展規(guī)劃綱要》進(jìn)一步明確北京作為全國科技創(chuàng)新中心、天津全國先進(jìn)制造業(yè)研發(fā)基地、河北產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級試驗區(qū)的功能定位。2015年6月，三地科技主管部門在國務(wù)院科技部的牽頭下召開第一次京津冀創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)集群協(xié)同發(fā)展工作座談會，會議圍繞“京津冀協(xié)同發(fā)展，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級”進(jìn)行交流研討。2015年7月，國務(wù)院工業(yè)和信息化部出臺《京津冀及其周邊工業(yè)資源綜合利用產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展行動計劃》，探索資源綜合利用產(chǎn)業(yè)區(qū)域協(xié)同發(fā)展新模式。2016年9月，國務(wù)院發(fā)布《北京加強(qiáng)全國科技創(chuàng)新中心建設(shè)總體方案》，明確提出要堅持和強(qiáng)化北京全國科技創(chuàng)新中心地位，在京津冀協(xié)同發(fā)展中發(fā)揮引領(lǐng)和核心支撐作用。天津作為京津冀地區(qū)重要對外交流窗口，2015年4月國務(wù)院印發(fā)《中國（天津）自由貿(mào)易試驗區(qū)總體方案》，提出要探索擴(kuò)大開放新模式，打造京津冀協(xié)同發(fā)展對外開放新引擎。2018年12月，國務(wù)院批復(fù)《河北雄安新區(qū)總體規(guī)劃（2018—2035）》，同意河北高起點、高規(guī)劃、高標(biāo)準(zhǔn)建設(shè)雄安新區(qū)，打造國際一流的創(chuàng)新型城市。

促進(jìn)地區(qū)科技創(chuàng)新水平提升是京津冀協(xié)同創(chuàng)新共同體構(gòu)建的重要內(nèi)容，同時也是眾多學(xué)者研究的熱點。國內(nèi)眾多高校、研究機(jī)構(gòu)都十分關(guān)注京津冀科技創(chuàng)新問題，如首都經(jīng)貿(mào)大學(xué)的《京津冀協(xié)同發(fā)展報告》、北京大學(xué)首都發(fā)展研究院發(fā)布的《京津冀協(xié)同創(chuàng)新指數(shù)2021》以及中國社會科學(xué)院“京津冀協(xié)同發(fā)展指數(shù)課題組”等均有關(guān)注到京津冀科技創(chuàng)新問題。國內(nèi)學(xué)者也從不同視角對京津冀科技創(chuàng)新問題進(jìn)行討論與研究。呂曉靜[2]、靖鯤鵬[3]、溫科[4]、王德起[5]等基于“創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)”的視角進(jìn)行研究，認(rèn)為京津冀地區(qū)科技創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)有待提高，整體創(chuàng)新活力相對缺乏，區(qū)域內(nèi)部創(chuàng)新活力差異顯著，存在創(chuàng)新“馬太效應(yīng)”等?；趧?chuàng)新“溢出效應(yīng)”和“虹吸效應(yīng)”視角的研究，學(xué)界尚未形成統(tǒng)一結(jié)論，孫瑜康等[6]研究認(rèn)為京津冀協(xié)同發(fā)展過程中的“溢出效應(yīng)”不明顯，北京創(chuàng)新輻射帶動作用沒有有效發(fā)揮；姚東旭[7]認(rèn)為京津冀協(xié)同創(chuàng)新不存在“虹吸效應(yīng)”，而在企業(yè)研發(fā)活動過程中產(chǎn)生明顯“溢出效應(yīng)”；祝爾娟等[8]認(rèn)為北京創(chuàng)新要素溢出顯著，但對天津、河北的輻射作用尚未充分發(fā)揮。近年來，基于“技術(shù)創(chuàng)新效率”的相關(guān)研究普遍認(rèn)為京津冀協(xié)同發(fā)展促進(jìn)了區(qū)域創(chuàng)新效率提升[9-11]。此外，還有眾多學(xué)者基于“創(chuàng)新績效”[12-14]“創(chuàng)新要素”[15]“耦合協(xié)同度”[16]視角等對京津冀協(xié)同發(fā)展過程中的科技創(chuàng)新問題進(jìn)行研究。

目前關(guān)于京津冀協(xié)同發(fā)展與地區(qū)科技創(chuàng)新水平提升的研究十分豐富，但尚未形成一致結(jié)論，并且現(xiàn)有研究結(jié)論在一定程度上存在外推性不足的問題。筆者認(rèn)為，想要明確京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略對區(qū)域科技創(chuàng)新的政策效應(yīng)需要進(jìn)行新的研究設(shè)計。

二、研究設(shè)計

（一）方法選擇

“自然試驗”是評估某一變量對試驗對象影響的理想方法，簡言之，即在相同的試驗環(huán)境下建立實驗組與控制組，尋找完全相同的試驗對象分別進(jìn)入實驗組和控制組，并且對實驗組對象施加變量干預(yù)，通過對比兩組實驗對象的差異來評估變量效果。在政策評估領(lǐng)域，如果將區(qū)域政策視為一個試驗變量，那么可以建立類似于“自然試驗”的一種“準(zhǔn)自然試驗”，即可以將受到政策影響的地區(qū)視為實驗組對象，而沒有受到政策影響的地區(qū)視為控制組對象，通過對比實驗組地區(qū)和控制組地區(qū)之間的差異可以對該區(qū)域政策進(jìn)行評估。京津冀協(xié)同在2014年實際上進(jìn)入新的協(xié)同發(fā)展階段，目前學(xué)界的相關(guān)研究也普遍認(rèn)可這個政策時間點。同時，京津冀協(xié)同發(fā)展政策具有外生性，是黨中央、國務(wù)院立足區(qū)域發(fā)展大局為促進(jìn)京津冀地區(qū)協(xié)同發(fā)展、探索區(qū)域協(xié)同發(fā)展新格局的一次政策設(shè)計，且京津冀協(xié)同發(fā)展以來三地均受到協(xié)同發(fā)展政策的密切影響，政策效應(yīng)已經(jīng)初步顯現(xiàn)。因此，筆者認(rèn)為可以將京津冀協(xié)同發(fā)展作為一次政策實施的“準(zhǔn)自然試驗”來研究京津冀協(xié)同發(fā)展對區(qū)域科技創(chuàng)新的政策效應(yīng)。

雙重差分法（Difference-in-Differences Method，DID）、斷點回歸法（Regression Discontinuity，RD）以及合成控制法（Synthetic Control Method，SCM）就是根據(jù)“準(zhǔn)自然試驗”方法進(jìn)行的政策評估。相對于雙重差分法和斷點回歸法，合成控制法作為一種非參數(shù)估計方法能夠通過預(yù)測變量的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)來構(gòu)造“合成對象”，避免了控制組選擇的主觀推斷，使得處理效應(yīng)的估計更加科學(xué)。近十年來，合成控制法逐漸成為政策處理效應(yīng)評估的主要方法之一，眾多國外學(xué)者也對合成控制法的概念、估計方法等不斷進(jìn)行修正和完善[17-20]，國內(nèi)學(xué)者在合成控制法的應(yīng)用上也進(jìn)行了有益的探索，如行政區(qū)劃調(diào)整與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展[21]、房地產(chǎn)稅試點政策評估[22]等。國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于合成控制法的一系列研究說明，合成控制法作為政策評估的一種新型方法已經(jīng)被學(xué)界所認(rèn)可，也為本文相關(guān)研究提供了規(guī)范指導(dǎo)。不可否認(rèn)的是，不少學(xué)者對合成控制法仍存在質(zhì)疑，主要集中在經(jīng)典合成控制法關(guān)于權(quán)重矩陣的估計上。由于經(jīng)典合成控制法中實際計算過程中可能不存在使得模型方程組恰好成立的解，因此需要通過近似解來確定權(quán)重矩陣W*，這樣就可能出現(xiàn)最優(yōu)權(quán)重矩陣不唯一的情況。Abadie和L'Hour為了解決經(jīng)典合成控制法中可能存在的解不唯一的情況，提出了一種帶有懲罰項的合成控制估計方法（penalized version of the synthetic control），相對于經(jīng)典合成控制法，該估計方法在最小均方誤差估計中添加了一個“懲罰項（Penalized）”[20]，懲罰項的出現(xiàn)既可以增加系數(shù)矩陣估計的準(zhǔn)確性，也可以防止出現(xiàn)“合成地區(qū)”過度擬合的問題。Abadie和L'Hour在他們的研究中證實了這種新的估計方法的可靠性，筆者將采用這種帶懲罰項的估計方法。

（二）計量過程

如果將區(qū)域政策的實施看作一項準(zhǔn)自然試驗，那么可以根據(jù)觀測到的地區(qū)是否受到政策干預(yù)將其分為試驗組地區(qū)和控制組地區(qū)。假設(shè)得到n個地區(qū)的實際觀測值，引入二分類變量D，如果地區(qū)i受到政策影響，則令Di=1，否則令Di=0。可以得到對于地區(qū)i在受到政策干預(yù)與沒有受到政策干預(yù)的結(jié)果情況為：

Yi=Y1iDi=1

Y0iDi=0

其中，Y1i表示地區(qū)i受到政策影響的情況，Y0i表示地區(qū)i未受到政策干預(yù)的情況。因此對于地區(qū)i的處理效應(yīng)可以定義為Y1i-Y0i。但是對于同一地區(qū)，無法同時觀察到Y(jié)1i與Y0i，因此一個可行的方法就是將個體處理效應(yīng)轉(zhuǎn)移到群體層面，用Y的平均效應(yīng)（Average Treatment Effect，ATE）來進(jìn)行估計。假設(shè)觀察到n1個試驗組地區(qū)，n0個控制組地區(qū)，實驗組地區(qū)受到政策干預(yù)，其產(chǎn)出為Y1i，控制組地區(qū)未受到政策干預(yù)，其產(chǎn)出為Y0i，因此實驗組的處理效應(yīng)可以表示為τi=Y1i-Y0i（i=1，2，3…n1）①，平均處理效應(yīng)為：

τ=1n1∑n1i=1（Y1i-Y0i）（1）

當(dāng)存在多個估計量時，引入矩陣Vi，式（1）可以改寫為以下形式：

τ=1n1∑ni=1YiDi-1n0∑ni=1Yi（1-Di）Vi（2）

控制組地區(qū)的權(quán)重與實驗組地區(qū)的相似程度有關(guān)，即為了使得合成地區(qū)的結(jié)果變量的預(yù)測值與對應(yīng)實驗組地區(qū)預(yù)測值接近，將每一個實驗組地區(qū)進(jìn)行“合成控制”從而確定相應(yīng)權(quán)重。經(jīng)典合成控制法的一般估計過程如下②：

對于實驗組地區(qū)，i=1，2，3，…，n1，計算權(quán)重矩陣W*i=（W*i，n1+1，…，W*i，n）

minwiRn0‖Xi-∑nj=n1+1Wi，jXj‖2（3）

s.t.Wi，n1+1≥0，…，Wi，n≥0，

∑nj=n1+1Wi，j=1

W*i，j是使得控制組地區(qū)j與實驗組地區(qū)i最為接近的權(quán)重矩陣，矩陣X是包含各地區(qū)預(yù)測變量信息的矩陣，即回歸方程中的協(xié)變量和被解釋變量。合成控制法對于實驗組地區(qū)i處理效應(yīng)的估計為：

i=Yi-∑nj=n1+1W*i，jYj（4）

平均處理效應(yīng)為③：

=1n1∑n1i=1（Yi-∑nj=n1+1W*i，jYj）（5）

但是，當(dāng)存在多個控制組地區(qū)時，尋找一個能體現(xiàn)實驗組地區(qū)各方面特性的“合成地區(qū)”可能是不唯一的。為了解決這個問題，Abadie和L'Hour提出在式（3）中添加一個“懲罰項”（Penalized），構(gòu)建一個“帶懲罰項的合成控制”（penalized version of the synthetic control），并且給予懲罰項一個正的系數(shù)λ。帶懲罰項的權(quán)重矩陣W*i，j滿足：

minwiRn0‖Xi-∑nj=n1+1Wi，jXj‖2+λ∑nj=n1+1Wi，j‖Xi-Xj‖2（6）

s.t.Wi，n1+1≥0，…，Wi，n≥0，

∑nj=n1+1Wi，j=1

實驗組地區(qū)i帶懲罰項的處理效應(yīng)的估計為：

i（λ）=Yi-∑nj=n1+1W*i，j（λ）Yj（7）

平均處理效應(yīng)的估計為：

（λ）=1n1∑n1i=1［Yi-∑nj=n1+1W*i，j（λ）Yj］（8）

調(diào)優(yōu)參數(shù)λ（tuning parameter）的選擇是至關(guān)重要的。當(dāng)λ→0時，“懲罰項估計”成為經(jīng)典合成控制匹配；當(dāng)λ→∞時，“懲罰項估計”成為單一最近鄰匹配。為此，Abadie和LHour提出用兩種方法分別來估計政策實施前和政策實施后的λ。在政策實施前，采用“政策前時間點有放回驗證（Pre-Intervention Holdout）”，即在政策實施前的一段時間有放回地抽取不同時間點上實驗組與控制組的樣本，計算出其差異并最小化，從而求出λ的值。其具體估計過程如下：

假設(shè)T0為政策窗口期，在整個觀測期T上，觀測到k期政策干預(yù)前的情況，則對于政策實施前t{T0-k+1，…，T0}，可得④：

i，t（λ）=Yi，t-∑nj=n1+1W*i，j（λ）Yj，t（9）

λ滿足最小化誤差條件：

min∑n1i=1∑T0t=T0-k+1［i，t（λ）］2

在政策實施后，采用“去一法交叉驗證（Leave-One-Out Cross-Validation）”，即在政策實施到觀測期結(jié)束的時間段內(nèi)輪流挑選一個控制組地區(qū)m，將m與實驗組地區(qū)i互換，由于m沒有受到政策影響，所以真實m與合成m應(yīng)該沒有明顯差異，因此將真實m與合成m的差異最小化后計算出λ，具體估計過程如下。

假設(shè)T0為政策窗口期，在整個觀測期T上，對于政策實施后t{T0+1，…，T}，可得：

i，t（λ）=Ym，t-∑nj=n1+1，j≠mW*i，j（λ）Yj，t（10）

λ滿足最小化誤差條件：

min∑nm=n1+1∑Tt=T0+1［i，t（λ）］2

考慮到合成控制法的偏差校正（bias-corrected versions of synthetic control estimators）問題，最終對式（8）的估計方法⑤為：

bc（λ）=1n1∑n1i=1{［Yi-0（Xi）］-

∑nj=n1+1W*i，j（λ）［Yj-0（Xj）］}（11）

式（11）中的偏差校正解決了實驗組地區(qū)和控制組地區(qū)中參與合成地區(qū)特征不匹配的問題。

（三）變量選擇

本文中的政策效應(yīng)變量為科技創(chuàng)新（tech），變量指標(biāo)選擇每萬人新增專利授權(quán)量。預(yù)測變量分別為：（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（gdp），用區(qū)域人均GDP表示；（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（indus），用區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重表示；（3）科技人才（hum），用區(qū)域R&D人員全時當(dāng)量表示；（4）政府支持（gov），用地方政府科學(xué)技術(shù)支出占一般預(yù)算支出的比重表示；（5）消費水平（consume），用區(qū)域人均消費支出表示。數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》等。在實際計量過程中對相關(guān)變量取對數(shù)運算，主要變量全樣本描述性統(tǒng)計如表1所示。

三、實證結(jié)果

（一）政策處理效應(yīng)

1.合成地區(qū)構(gòu)建。表2中分別顯示了控制組中參與合成地區(qū)的權(quán)重系數(shù)，其中W1、W2、W3、W4分別表示控制組中參與合成北京、合成天津、合成河北以及合成京津冀地區(qū)的權(quán)重情況，所有地區(qū)權(quán)重均為正，且權(quán)重之和為1。合成北京由上海、浙江組成，其中上海權(quán)重最大，為0.821；合成天津由上海、江蘇、福建、廣東組成，其中福建權(quán)重最大，為0.554；合成河北由內(nèi)蒙古、黑龍江、西藏、江西、河南、新疆組成，其中河南所占權(quán)重最大，為0347；合成京津冀地區(qū)由上海、遼寧構(gòu)成，其中遼寧權(quán)重最大為0.831。RMSPE為政策干預(yù)前的均方誤差，可以衡量政策干預(yù)前合成地區(qū)與實際地區(qū)的擬合效果。表3顯示了實際地區(qū)與合成地區(qū)預(yù)測變量之間差值的絕對值，用來說明預(yù)測變量之間的差異。預(yù)測變量主要用來控制可能影響政策效應(yīng)的其他因素，實際地區(qū)與合成地區(qū)預(yù)測變量差值的絕對值越小，說明越可以較好地控制可能影響政策效應(yīng)的其他因素，即合成地區(qū)較好地擬合了實際地區(qū)可能影響政策效應(yīng)的其他因素。由此可以看到，主要預(yù)測變量差值較小，說明合成控制法較好地控制了其他可能影響政策效應(yīng)的因素，為下一步分析政策效應(yīng)打好了基礎(chǔ)。

2.政策處理效應(yīng)。圖1—4分別顯示了實際北京與合成北京、實際天津與合成天津、實際河北與合成河北以及實際京津冀與合成京津冀在觀測期內(nèi)科技創(chuàng)新的對比情況，該圖不僅可以反映政策實施前實際地區(qū)與合成地區(qū)在政策效應(yīng)變量的擬合情況，也可以直觀反映政策干預(yù)后的政策效應(yīng)。圖1顯示了北京的情況，可以看到在政策實施前實際北京的科技創(chuàng)新情況與合成北京的科技創(chuàng)新情況十分接近，甚至合成北京略高于實際北京，但是在2012年之后，實際北京的科技創(chuàng)新情況開始明顯超過合成北京，京津冀協(xié)同發(fā)展促進(jìn)了北京地區(qū)科技創(chuàng)新。圖2顯示了天津的情況，可以看到在政策實施前，合成天津也較好地擬合了實際天津的科技創(chuàng)新情況，并且在2012年之后也逐漸產(chǎn)生政策效應(yīng)，但是相較于北京而言，政策效應(yīng)并不明顯。圖3顯示了河北的情況，可以看到在政策實施前，合成河北與實際河北的政策效應(yīng)變量幾乎重合，這說明合成河北非常好地擬合了實際河北在政策實施前的科技創(chuàng)新情況，2014年后政策效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)，并且有逐漸擴(kuò)大的趨勢，這說明在京津冀協(xié)同發(fā)展過程中河北的科技創(chuàng)新水平在穩(wěn)步提升。

圖4顯示了京津冀地區(qū)整體科技創(chuàng)新情況，可以看到合成京津冀地區(qū)在政策實施前較好地擬合了實際京津冀地區(qū)科技創(chuàng)新的增長變化情況，并且在2013年之后，實際京津冀地區(qū)科技創(chuàng)新情況明顯高于合成地區(qū)，說明京津冀協(xié)同發(fā)展促進(jìn)了京津冀整體科技創(chuàng)新。

圖5—8分別顯示了帶懲罰項的合成控制法估計的北京、天津、河北與京津冀整體政策處理效應(yīng)變化情況。在政策實施前，處理組和控制組均沒有受到政策影響，因此理論上兩組地區(qū)均不應(yīng)有政策效應(yīng)，對應(yīng)圖中為政策實施前Gap值應(yīng)接近于0。圖5顯示了北京的政策處理效應(yīng)，可以看到，北京政策效應(yīng)在2013年之前就開始顯現(xiàn)，具有一定的政策前置特征，2014年京津冀協(xié)同發(fā)展使得每萬人新增專利授權(quán)量提高了約10.95個單位，2019年北京政策效應(yīng)最為顯著，使得北京地區(qū)每萬人新增專利授權(quán)量提高了約17.437個單位。圖6顯示了天津政策處理效應(yīng)，天津政策效應(yīng)也具有一定的前置性，2014年京津冀協(xié)同發(fā)展使得了天津地區(qū)每萬人新增專利授權(quán)量提高了約3942個單位，2019年天津政策效應(yīng)最為顯著，使得天津每萬人新增專利授權(quán)量提高了約9.88個單位。圖7顯示了河北的政策處理效應(yīng)，2014年京津冀協(xié)同發(fā)展對河北地區(qū)科技創(chuàng)新效應(yīng)較小，但隨后政策效應(yīng)穩(wěn)步提升，政策效應(yīng)具有一定滯后性，2020年河北政策效應(yīng)最為顯著，使得河北地區(qū)每萬人新增專利授權(quán)量提高了約2.91個單位。圖8顯示了京津冀整體政策處理效應(yīng)呈現(xiàn)前置性特征，2013年政策效應(yīng)開始顯現(xiàn)，2020年政策效應(yīng)最為顯著，使得京津冀地區(qū)整體每萬人新增專利授權(quán)數(shù)量提高了7.401個單位。

表4顯示了京津冀協(xié)同發(fā)展政策效應(yīng)隨時間變化情況。2014年前后京津冀地區(qū)政策效應(yīng)開始顯現(xiàn)，其中北京政策效應(yīng)最為顯著，遠(yuǎn)超天津和河北以及京津冀整體，但在2020年有一定回落，全部政策效應(yīng)觀測期內(nèi)京津冀協(xié)同發(fā)展使得北京地區(qū)每萬人新增專利授權(quán)量平均提高了約15.615個單位；天津政策效應(yīng)次之，在2013年政策效應(yīng)開始顯現(xiàn)并逐步增加，2020年也有一定回落，全部政策效應(yīng)觀測期內(nèi)京津冀協(xié)同發(fā)展使得天津地區(qū)每萬人新增專利授權(quán)量平均提高了約7.315個單位；河北政策效應(yīng)較差，2014年以后政策效應(yīng)開始顯現(xiàn)并逐步增加，全部政策效應(yīng)觀測期內(nèi)京津冀協(xié)同發(fā)展使得河北地區(qū)每萬人新增專利授權(quán)量平均提高了個單位約0.971個單位。京津冀整體政策效應(yīng)每年逐步增加，全部政策效應(yīng)觀測期內(nèi)京津冀協(xié)同發(fā)展使得京津冀地區(qū)每萬人新增專利授權(quán)量平均提高了約5.655個單位。

（二）穩(wěn)健性檢驗

合成控制法能夠通過構(gòu)造合成的反事實地區(qū)來模擬該地區(qū)未受到政策影響時的情況，但是合成地區(qū)的科技創(chuàng)新發(fā)展路徑與實際地區(qū)的一致性是不確定的，即試驗地區(qū)的變化是否是一種隨機(jī)變化而非政策影響的結(jié)果是不確定的，因此需要對模型結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗，以確定真實的政策效果。合成控制法作為一種非參數(shù)估計方法，對于其結(jié)果的檢驗最常用的方法為“安慰劑檢驗（Placebo test）”和“排序檢驗（Permutation test）”。

1.地區(qū)安慰劑檢驗?！鞍参縿┬?yīng)”是指在醫(yī)學(xué)試驗中將參與試驗的人隨機(jī)分為實驗組和對照組，實驗組人員服用試驗藥物，對照組人員服用完全沒有療效的安慰劑，以避免受試者由于其主觀因素對試驗結(jié)果產(chǎn)生影響。如果將京津冀協(xié)同政策看作一次準(zhǔn)自然試驗，那么在對照組中可能也存在著“安慰劑效應(yīng)”，因此可以通過對對照組中權(quán)重最大的地區(qū)進(jìn)行檢驗，以排除其他因素的影響。對照組地區(qū)并未受到京津冀協(xié)同政策的影響，如果對該地區(qū)進(jìn)行同樣的合成控制分析，理論上該地區(qū)不會出現(xiàn)與實驗組一樣的政策效應(yīng)。一般情況下，選取對照組中占“合成地區(qū)”權(quán)重最大的地區(qū)進(jìn)行安慰劑檢驗，因為權(quán)重越大說明該地區(qū)與實際地區(qū)在各方面創(chuàng)新特征上越為接近。

圖9—12分別顯示了合成地區(qū)中權(quán)重最大地區(qū)的安慰劑檢驗結(jié)果。圖9顯示了北京的安慰劑檢驗情況，上海是構(gòu)成合成北京中權(quán)重最大的地區(qū)，因此用上海來進(jìn)行北京地區(qū)安慰劑檢驗?？梢钥吹剑捎谏虾]有受到京津冀協(xié)同發(fā)展的影響，因此上海沒有產(chǎn)生與北京相同的政策效應(yīng)。圖10—12分別顯示了天津、河北、京津冀整體的安慰劑檢驗結(jié)果，進(jìn)行安慰劑檢驗的地區(qū)分別為福建、河南、遼寧。福建進(jìn)行地區(qū)安慰劑檢驗時也產(chǎn)生了政策效應(yīng)，但是與天津的政策效應(yīng)的時間趨勢并不一致。這說明在2014年前后，福建可能受到其他因素影響從而提高了當(dāng)?shù)乜萍紕?chuàng)新水平。河南、遼寧進(jìn)行地區(qū)安慰劑檢驗均沒有產(chǎn)生與試驗地區(qū)相同的政策效應(yīng)，說明本文研究結(jié)論具有一定穩(wěn)健性。

2.排序檢驗。排序檢驗是為了檢驗控制組中其他地區(qū)出現(xiàn)和實驗組一樣處理效應(yīng)的概率，類似于統(tǒng)計中秩檢驗的一種“準(zhǔn)秩檢驗”。排序檢驗主要考慮Gap曲線的分布情況，排序檢驗會將控制組所有地區(qū)進(jìn)行一次合成控制分析，讓所有樣本城市都依次進(jìn)入實驗組，假設(shè)其受到政策影響，然后繪制出Gap曲線的分布情況。由于控制組地區(qū)沒有受到政策影響，因此實驗組地區(qū)的政策處理效應(yīng)應(yīng)當(dāng)高于控制組地區(qū)。

圖13—16分別顯示了北京、天津、河北以及京津冀整體排序檢驗結(jié)果。北京排序檢驗結(jié)果表明控制組地區(qū)中沒有產(chǎn)生與北京相同的政策處理效應(yīng)，并且所有控制組地區(qū)Gap值均小于北京地區(qū)。這說明京津冀協(xié)同發(fā)展的科技創(chuàng)新效應(yīng)在北京真實存在且明顯優(yōu)于同時期其他地區(qū)科技創(chuàng)新因素的影響。天津排序檢驗結(jié)果與北京類似。河北排序檢驗結(jié)果并不理想，可能的原因在于控制組地區(qū)在同期同樣受到其他科技創(chuàng)新因素影響，并且產(chǎn)生相應(yīng)的處理效應(yīng)。京津冀整體排序檢驗結(jié)果也表明京津冀協(xié)同發(fā)展的科技創(chuàng)新效應(yīng)并不具有隨機(jī)性。

四、主要結(jié)論及解釋

通過合成控制法分析，筆者發(fā)現(xiàn)京津冀協(xié)同發(fā)展有效促進(jìn)了北京、天津、河北三地科技創(chuàng)新，對地區(qū)整體科技創(chuàng)新水平提升也產(chǎn)生正的政策處理效應(yīng)。具體而言，北京政策效應(yīng)最明顯且具有一定政策效應(yīng)前置特征，天津也顯現(xiàn)一定政策效應(yīng)前置特征；河北政策效應(yīng)具有滯后性特征；京津冀整體政策處理效應(yīng)也具有前置特征。

（一）對京津冀地區(qū)政策效應(yīng)的解釋

京津冀協(xié)同發(fā)展有效促進(jìn)了京津冀地區(qū)整體科技創(chuàng)新水平的提升，主要是三地政策互動日益深化推動創(chuàng)新資源共享，協(xié)同創(chuàng)新效能被有效激發(fā)。第一，在《京津冀協(xié)同發(fā)展規(guī)范綱要》的引領(lǐng)下，京津冀地區(qū)協(xié)同創(chuàng)新頂層設(shè)計不斷完善。2016年《京津冀系統(tǒng)推進(jìn)全面創(chuàng)新改革試驗方案》獲國務(wù)院批準(zhǔn)，要求圍繞京津冀協(xié)同發(fā)展，促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新資源合理配置、開放共享、高效利用，建立健全區(qū)域創(chuàng)新體系，推動形成京津冀協(xié)同創(chuàng)新共同體。北京率先提出建設(shè)京津冀協(xié)同創(chuàng)新共同體的工作方案，天津、河北也提出一系列協(xié)同創(chuàng)新的行動計劃、試驗方案等。第二，京津冀共建協(xié)同創(chuàng)新載體取得一定成效。京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略實施以來，三地先后共建海淀—中關(guān)村科技園、北京未來科技城、京津冀大數(shù)據(jù)綜合試驗區(qū)、河北曹妃甸中關(guān)村高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)基地等，三地共建科技創(chuàng)新園區(qū)等協(xié)同創(chuàng)新載體為京津冀地區(qū)科技創(chuàng)新與技術(shù)交流提供了依附載體，進(jìn)一步促進(jìn)了京津冀地區(qū)科技交流與創(chuàng)新活動發(fā)展。與此同時，三地進(jìn)一步探索產(chǎn)業(yè)合作新路徑，先后成立多家產(chǎn)業(yè)合作發(fā)展聯(lián)盟，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)合作交流。第三，京津冀金融投資體系賦能協(xié)同創(chuàng)新發(fā)展。京津冀地區(qū)金融政策實現(xiàn)有效對接，2018年三地科技部門與財政部門聯(lián)合發(fā)文決定京津冀地區(qū)“創(chuàng)新券”互認(rèn)互通，加速了政府創(chuàng)新資金流動；京津冀地區(qū)先后成立京津冀協(xié)同創(chuàng)新科技成果轉(zhuǎn)化創(chuàng)業(yè)投資基金、京津冀協(xié)同發(fā)展基金、京津冀產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整引導(dǎo)基金等區(qū)域創(chuàng)新合作基金，為京津冀協(xié)同發(fā)展提供了投融資保障；三地還進(jìn)一步出臺區(qū)域投資稅收優(yōu)惠政策助力創(chuàng)新活動開展等。

京津冀協(xié)同發(fā)展有效促進(jìn)了北京、天津與河北三地科技創(chuàng)新水平的提升，可能是協(xié)同創(chuàng)新分工有效激發(fā)了區(qū)域創(chuàng)新活力。北京創(chuàng)新優(yōu)勢顯著，堅持和強(qiáng)化全國科技創(chuàng)新中心的核心功能定位，進(jìn)一步釋放北京科技研發(fā)動能；天津是京津冀對外開放的重要門戶，同時具備實現(xiàn)京津冀地區(qū)科技創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化的重要產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)，天津依托“國家級自主創(chuàng)新示范區(qū)”全域推進(jìn)科技創(chuàng)新活動，推動“一區(qū)二十一園”創(chuàng)新發(fā)展先進(jìn)裝備制造業(yè)基地，為京津冀地區(qū)科技成果轉(zhuǎn)化提供堅實基礎(chǔ)；河北處于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵期，京津冀協(xié)同發(fā)展為河北產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型與高質(zhì)量發(fā)展提供了戰(zhàn)略機(jī)遇，同時河北依托石（家莊）保（定）廊（坊）國家級高新技術(shù)開發(fā)區(qū)推進(jìn)石保廊區(qū)域全面創(chuàng)新改革，積極探索創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展新路徑。區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通為京津冀協(xié)同創(chuàng)新奠定堅實基礎(chǔ)。京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略實施以來，北京、天津、河北三地在基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通上取得重要進(jìn)展，有效地促進(jìn)了區(qū)域技術(shù)協(xié)同創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展。在促進(jìn)京津冀協(xié)同發(fā)展的一系列政策影響下，三地在科技創(chuàng)新領(lǐng)域的合作也逐漸深入，三地創(chuàng)新資源流動加快，京津冀一體化技術(shù)交易市場蓬勃發(fā)展。2014—2019年三地技術(shù)合同成交額達(dá)到1 063億元，三地共建科技園區(qū)、創(chuàng)新基地、技術(shù)市場、創(chuàng)新聯(lián)盟等創(chuàng)新載體平臺超過210家，北京中關(guān)村企業(yè)在天津、河北開設(shè)分支機(jī)構(gòu)超8 000余家。京津冀協(xié)同發(fā)展使得京津冀三地科技創(chuàng)新活動聯(lián)系日益密切，有效促進(jìn)京津冀地區(qū)科技創(chuàng)新水平提升，見圖17。

（二）京津冀地區(qū)政策效應(yīng)差異的解釋

京津冀協(xié)同發(fā)展促進(jìn)了三地以及京津冀整體科技創(chuàng)新水平提升，但是政策效應(yīng)存在顯著地區(qū)差異。北京的科技創(chuàng)新增長效應(yīng)明顯高于天津與河北，且北京、天津地區(qū)顯現(xiàn)出政策效應(yīng)前置特征，而河北則呈現(xiàn)滯后特征。京津冀地區(qū)政策效應(yīng)的區(qū)域差異可能與三地在創(chuàng)新鏈中的分工有關(guān)。京津冀協(xié)同創(chuàng)新共同體內(nèi)部，北京為策源中心和引擎，天津、河北則為成果轉(zhuǎn)化與應(yīng)用中心。處于前端的京津政策效應(yīng)突出，前置特征顯著，河北則后置特征明顯。

橫向來看，北京、天津、河北的創(chuàng)新要素與產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新基礎(chǔ)存在差異。經(jīng)濟(jì)發(fā)展能力強(qiáng)的地區(qū)在區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新過程中往往處于核心地位，對區(qū)域創(chuàng)新集群中其他地區(qū)產(chǎn)生重要影響。北京作為京津冀地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長重要一極，京津冀創(chuàng)新鏈布局無疑也是圍繞北京為中心而展開。北京一流高校、科研院所等集聚了大量知識型創(chuàng)新人才，從而能夠有效發(fā)揮區(qū)域知識創(chuàng)造優(yōu)勢；高新技術(shù)企業(yè)、數(shù)字經(jīng)濟(jì)等吸引應(yīng)用型創(chuàng)新人才集聚，應(yīng)用型創(chuàng)新人才集聚能夠激發(fā)區(qū)域研發(fā)優(yōu)勢，產(chǎn)生以核心關(guān)鍵技術(shù)為中心新業(yè)態(tài)；作為全國政治中心，北京政策環(huán)境同樣為地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展提供重要條件。天津、河北相對而言則處于京津冀創(chuàng)新鏈的從屬地位。天津依托港口海運和外貿(mào)產(chǎn)業(yè)為京津冀區(qū)域擴(kuò)大對外交流窗口與吸引外部創(chuàng)新資源提供機(jī)遇；天津制造業(yè)基礎(chǔ)也同樣為發(fā)展高端裝備制造等先進(jìn)產(chǎn)業(yè)提供條件。河北作為工業(yè)大省為京津創(chuàng)新產(chǎn)出提供了廣闊的技術(shù)應(yīng)用市場，是京津冀協(xié)同發(fā)展的直接受益者。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是河北目前面臨的主要任務(wù)，河北產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中形成了以鋼鐵、醫(yī)藥、輕紡等為主的輕重工業(yè)交替、傳統(tǒng)新興交織的產(chǎn)業(yè)格局。探索區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級、創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展新路徑是京津冀協(xié)同發(fā)展的一個重要任務(wù)，河北的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征則成為探索這一新路徑的重要突破點。

縱向來看，北京、天津、河北在京津冀創(chuàng)新鏈各環(huán)節(jié)中所發(fā)揮的作用也不同，在創(chuàng)新要素整合環(huán)節(jié)基本上形成了以北京為核心的科研體系。在這一體系中，一方面以高校、科研機(jī)構(gòu)、高新技術(shù)企業(yè)等為載體集聚不同類型高端創(chuàng)新人才形成創(chuàng)新知識儲備；另一方面政策、產(chǎn)業(yè)等集聚創(chuàng)新資金、設(shè)備、信息等形成創(chuàng)新物質(zhì)儲備。天津、河北則相對處于這一體系的外圍，一方面為北京輸送高端創(chuàng)新要素，另一方面接受北京方面的創(chuàng)新溢出。在研發(fā)創(chuàng)造環(huán)節(jié)基本上形成了以京津聯(lián)動，河北參與的格局。京津兩地依托海港、空港、陸港聯(lián)動加快構(gòu)建高層次對外開放格局；天津大力建設(shè)京津合作示范區(qū)，依托濱?！嘘P(guān)村科技園、京津中關(guān)村科技城等全方位對接北京創(chuàng)新研發(fā)資源，形成良好的京津聯(lián)動機(jī)制。在創(chuàng)新成果市場化環(huán)節(jié)，河北技術(shù)市場發(fā)展成為京津冀創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化的重要支撐。一方面，產(chǎn)業(yè)發(fā)展需要更大的地域空間，并且由于京津城市空間有限，所以京津產(chǎn)業(yè)空間不斷向河北地區(qū)擴(kuò)展；另一方面，河北自身產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級也依賴于京津冀協(xié)同發(fā)展。協(xié)同發(fā)展以前，河北經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)一定的“低端產(chǎn)業(yè)路徑鎖定”局面，主要以鋼鐵、煤炭、水泥建材等高污染、高耗能產(chǎn)業(yè)為主。在京津冀協(xié)同發(fā)展的框架下河北主動淘汰落后產(chǎn)能，發(fā)展新興產(chǎn)業(yè)，京津產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和河北產(chǎn)業(yè)升級極大促進(jìn)了河北技術(shù)市場發(fā)展，同時也為京津冀創(chuàng)新產(chǎn)出提供應(yīng)用領(lǐng)域。

京津冀協(xié)同發(fā)展改變了京津冀地區(qū)原有發(fā)展路徑，重塑了京津冀協(xié)同創(chuàng)新格局，打破原有地區(qū)發(fā)展壁壘，推動了區(qū)域創(chuàng)新資源整合，有效促進(jìn)了北京、天津、河北三地科技創(chuàng)新發(fā)展，產(chǎn)生了“1+1+1>3”的區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)，但這些效應(yīng)產(chǎn)生的微觀機(jī)制還有待進(jìn)一步深入研究。

注釋：

①為說明方便，假設(shè)實驗組地區(qū)與控制組地區(qū)順序為實驗組在前，控制組在后，即i=1，2，3…n1均為實驗組地區(qū)，i=n1+1，n1+2，n1+3，…，n均為控制組地區(qū)。

②在政策實施前，為了合成地區(qū)與實際地區(qū)更為接近，合成控制法一般采用最小均方誤差的估計方法。

③實驗組地區(qū)與合成地區(qū)之間的差值一般稱為“處理效應(yīng)（gap）”，是合成控制法最關(guān)心的數(shù)據(jù)變化。

④W*i，j為式（6）中估計出的權(quán)重矩陣。

⑤0（x）為包含一系列協(xié)變量Xi=x的結(jié)果變量Yi的回歸預(yù)測值。

參考文獻(xiàn)：

［1］李曉琳，李星壇.高水平推動京津冀協(xié)同創(chuàng)新體系建設(shè)［J］.宏觀經(jīng)濟(jì)管理，2022（1）：60-67.

［2］呂曉靜，劉霽晴，張恩澤.京津冀創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)活力評價及障礙因素識別［J］.中國科技論壇，2021（9）：93-103.

［3］靖鯤鵬，宋之杰.健康度視角下區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)的進(jìn)化與提升路徑——京津冀與長三角的實證研究［J］.企業(yè)經(jīng)濟(jì)，2022（1）：143-152.

［4］溫科，張貴.京津冀三地區(qū)域創(chuàng)新生態(tài)發(fā)展評價及耦合研究——生態(tài)位視角［J］.科技管理研究，2020（10）：112-119.

［5］王德起，何皛彥，吳件.京津冀區(qū)域創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)：運行機(jī)理及效果評價［J］.科技進(jìn)步與對策，2020（10）：53-61.

［6］孫瑜康，李國平.京津冀協(xié)同創(chuàng)新中北京輻射帶動作用的發(fā)揮效果與提升對策研究［J］.河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)學(xué)報，2021（5）：78-84.

［7］姚東旭.京津冀協(xié)同創(chuàng)新是否存在“虹吸效應(yīng)”——基于與珠三角地區(qū)對比分析的視角［J］.經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2019（9）：89-97.

［8］祝爾娟，何皛彥.京津冀協(xié)同創(chuàng)新水平測度與提升路徑研究［J］.河北學(xué)刊，2020（2）：137-144.

［9］韓素芬，王鑫斌.基于Malmquist指數(shù)的京津冀創(chuàng)新效率動態(tài)演變趨勢［J］.工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2021（10）：109-115.

［10］李健，馬曉芳.京津冀城市綠色創(chuàng)新效率時空差異及影響因素分析［J］.系統(tǒng)工程，2019（5）：51-61.

［11］馬宇博，裴桂芬.京津冀城市群全要素生產(chǎn)率測評與提升路徑研究［J］.經(jīng)濟(jì)問題，2019（6）：104-112.

［12］于樹江，趙麗嬌.京津冀裝備制造業(yè)產(chǎn)業(yè)政策對技術(shù)創(chuàng)新績效的影響研究——產(chǎn)業(yè)集聚的調(diào)節(jié)作用［J］.工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2019（2）：36-43.

［13］趙濱元.京津冀協(xié)同創(chuàng)新績效影響因素分析——基于空間杜賓模型［J］.商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2021（1）：162-166.

［14］陳紅軍，謝富紀(jì).京津冀產(chǎn)學(xué)協(xié)同創(chuàng)新績效影響因素分析——基于多維鄰近性視角［J］.技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2021（10）：108-118.

［15］陳玉玲，路麗，趙建玲.區(qū)域創(chuàng)新要素協(xié)同發(fā)展水平測度及協(xié)同機(jī)制構(gòu)建——以京津冀地區(qū)為例［J］.工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2021（4）：129-133.

［16］謝泗薪，胡偉.區(qū)域科技創(chuàng)新水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量協(xié)調(diào)性評價研究——基于京津冀經(jīng)濟(jì)圈科技及經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量數(shù)據(jù)的實證分析［J］.價格理論與實踐，2020（4）：164-167+178.

［17］ABADIE A，DIAMOND A，HAINMUELLER J. Synthetic Control Methods for Comparative Case Studies： Estimating the Effect of California's Tobacco Control Program［J］.Journal of the American Statistical Association， 2010（490）：493-505.

［18］XU Y.Generalized Synthetic Control Method： Causal Inference with Interactive Fixed Effects Models［J］. Political Analysis， 2017（1）： 57-76.

［19］BEN-MICHAEL E，F(xiàn)ELLER A，ROTHSTEIN J.The Augmented Synthetic Control Method［J］. Journal of the American Statistical Association，2021（536）：1789-1803.

［20］ABADIE A，L'HOUR J.A Penalized Synthetic Control Estimator for Disaggregated Data［J］. Journal of the American Statistical Association，2021（536）：1817-1834.

［21］王賢彬，聶海峰.行政區(qū)劃調(diào)整與經(jīng)濟(jì)增長［J］.管理世界，2010（4）：42-53.

［22］劉甲炎，范子英.中國房產(chǎn)稅試點的效果評估：基于合成控制法的研究［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2013（11）：117-135.

責(zé)任編輯：李金霞

Analysis of the Regional Scientific and Technological Innovation Effect of the Beijing-Tianjin-Hebei Coordinated Development Strategy

——Empirical Evaluation Based on the Synthetic Control Method

Zhao Jianqiang1，2， Zhang Jialei1

（1.School of Public Administration， Hebei University of Economics and Business，Shijiazhuang Hebei 050061，China；

2.Hebei Collaborative Innovation Center for Urban-rural Integrated Development， Shijiazhuang Hebei 050061，China）

Abstract：With the deepening of the Beijing-Tianjin-Hebei coordination， the scientific and technological innovation effect of the coordinated development has been concerned. The coordinated development of Beijing-Tianjin-Hebei is regarded as a quasi-natural experiment， and the synthetic control method is adopted to evaluate the scientific and technological innovation effect of the policy. The study found that the coordinated development of the Beijing-Tianjin-Hebei has effectively promoted the level of scientific and technological innovation in the Beijing-Tianjin-Hebei region. The policy effects of Beijing， Tianjin and Hebei are different， among which the policy effect of Beijing is the most significant， the policy effect of Hebei shows obvious policy lag. The difference may be related to the level of regional innovation resource allocation and innovation division of region.

Key words：coordinated development in the Beijing-Tianjin-Hebei region; scientific and technological innovation; the synthetic control method