創(chuàng)新型城市試點政策對城市高質量發(fā)展的影響

趙亞南，方 煒

（西北工業(yè)大學管理學院，西安 710072）

0 引言

城市是區(qū)域人口、產業(yè)和要素資源的集聚地，城市高質量發(fā)展不僅是提升我國整體經濟發(fā)展質量和效益的要求，還是解決城市化過程中人口過度集中、交通擁堵、空氣污染嚴重的“城市病”和城市內產業(yè)發(fā)展不均衡等問題的現(xiàn)實需要。創(chuàng)新引領經濟高質量發(fā)展是習近平新時代中國特色社會主義經濟思想的重要組成部分，也是推動經濟持續(xù)健康增長的重要思路?！笆奈濉币?guī)劃提出，要開展城市現(xiàn)代化試點，促進不同類型城市協(xié)同發(fā)展、特色化發(fā)展，推動城市創(chuàng)新性發(fā)展。創(chuàng)新型城市試點政策是轉變發(fā)展方式、培育城市發(fā)展新業(yè)態(tài)、提升區(qū)域發(fā)展質量的核心戰(zhàn)略部署。自2008 年我國批準建設首批創(chuàng)新型城市以來，試點城市始終以增強城市經濟綜合實力、區(qū)域競爭力和可持續(xù)發(fā)展能力為主要任務。作為經濟高質量發(fā)展的助推器，創(chuàng)新型城市試點政策在新發(fā)展階段這一關鍵時期如何充分利用其政策優(yōu)勢發(fā)揮輻射帶動效應，推動經濟平穩(wěn)高效運行，值得深入探究。探索創(chuàng)新型城市試點政策對城市經濟高質量發(fā)展的影響以及區(qū)域差異、作用機制，對于打造具有強大帶動力和國際影響力的創(chuàng)新型城市和創(chuàng)新示范高地，提升城市綜合發(fā)展水平，推動創(chuàng)新型國家建設具有重要意義。

1 理論分析與研究假設

1.1 創(chuàng)新型城市試點政策與城市高質量發(fā)展

創(chuàng)新型城市試點政策是我國在推動城市全面創(chuàng)新、促進可持續(xù)發(fā)展方面頗具特色的政策探索，關于試點政策實施效果，眾多學者進行了相關評估。學者們普遍認為創(chuàng)新型城市試點政策促進了創(chuàng)新要素集聚，顯著提升了城市創(chuàng)新能力。此外，也有研究提出，創(chuàng)新型城市建設能夠促進城市結構轉型升級。比如，聶長飛等（2021）[1]基于漸進性雙重差分法分析得出創(chuàng)新型城市建設有利于促進中國經濟發(fā)展的綠色轉型的結論；張揚（2021）[2]認為創(chuàng)新型城市試點政策通過人力資本與產業(yè)結構兩個途徑作用于科技人才集聚，需要更多關注城市人才爭奪下的人才吸引力；霍春輝等（2020）[3]研究發(fā)現(xiàn)試點政策通過強化試點城市內企業(yè)的創(chuàng)新能力，提升勞動力聚集程度，發(fā)揮地方政府的戰(zhàn)略引領作用，從而推動產業(yè)結構升級。

目前已有大量研究對城市高質量發(fā)展的評價體系和影響因素進行了分析。關于城市高質量發(fā)展的評價體系，方愷等（2021）[4]構建了在生產和消費視角下生態(tài)效率評估的投入產出評價模型，對城市綠色高質量發(fā)展水平進行測算。關于城市高質量發(fā)展的影響因素，Raspe 和Van（2006）[5]認為技術創(chuàng)新和人力資本與區(qū)域經濟高質量發(fā)展密切相關；上官緒明和葛斌華（2020）[6]、魏奇鋒等（2021）[7]采用空間杜賓模型和灰色關聯(lián)分析法考察了科技創(chuàng)新和環(huán)境規(guī)制對經濟發(fā)展質量的提升作用；張躍等（2021）[8]采用雙重差分法實證分析了區(qū)域一體化對長三角城市群經濟高質量發(fā)展的影響。

基于上述分析和試點政策內涵，本文認為創(chuàng)新型城市試點政策與高質量發(fā)展的關聯(lián)性集中體現(xiàn)在兩個方面：一方面，創(chuàng)新型城市試點政策為高質量發(fā)展提供了重要的政策支撐，試點城市利用科教資源和經濟發(fā)展優(yōu)勢輻射帶動周圍城市高質量發(fā)展；另一方面，創(chuàng)新型城市試點政策吸引了科技人才和高技術產業(yè)集聚，推動了城市產業(yè)體系的現(xiàn)代化，從而帶動區(qū)域經濟高質量發(fā)展。由此，本文提出：

假設1：創(chuàng)新型城市試點政策顯著提升了城市高質量發(fā)展水平。

1.2 創(chuàng)新型城市試點政策對城市高質量發(fā)展的作用機制

創(chuàng)新型城市試點政策可以通過促進高技術產業(yè)集聚影響城市高質量發(fā)展。同時，高技術產業(yè)集聚對城市高質量發(fā)展的正向促進作用已被許多學者證實。馬昱等（2020）[9]分析了高技術產業(yè)對經濟發(fā)展數(shù)量和經濟發(fā)展質量在達到閾值后的提升作用；封偉毅和楊碩（2020）[10]對高技術產業(yè)集聚度進行測算和比較，提出通過吸引高技術人才、建立高技術產業(yè)園區(qū)來推動區(qū)域經濟高質量發(fā)展；謝會強等（2021）[11]研究發(fā)現(xiàn)高技術產業(yè)技術創(chuàng)新對經濟高質量發(fā)展具有促進作用。由此，本文提出：

假設2：創(chuàng)新型城市試點政策通過促進高技術產業(yè)集聚對城市高質量發(fā)展產生積極效用。

2 研究設計

2.1 模型構建

為科學衡量創(chuàng)新型城市試點政策對城市高質量發(fā)展的影響，本文采用連續(xù)雙重差分法進行實證分析。將創(chuàng)新型城市試點政策視為一項準自然實驗，分析創(chuàng)新型城市試點政策對經濟高質量發(fā)展的影響。借鑒Beck 等（2010）[12]的研究，設定基準模型如下:

其中，hqdit代表城市高質量發(fā)展水平，time_treatit=1表示城市i在年份t屬于創(chuàng)新型試點城市，time_treatit=0表示城市i在年份t不屬于創(chuàng)新型試點城市。Controlsit為控制變量集合，μi為城市固定效應，λt為時間固定效應，εit為隨機擾動項。

檢驗高技術產業(yè)集聚是否在創(chuàng)新型城市試點政策與城市高質量發(fā)展之間發(fā)揮中介作用，構建中介效應模型如下：

其中，aggloit為高技術產業(yè)集聚，其他變量含義與基準模型一致。

2.2 變量選取

（1）被解釋變量：城市高質量發(fā)展（hqd）。考慮到評價指標的全面性，在參考文獻[13]的基礎上，構建由產業(yè)結構、經濟增長、技術創(chuàng)新、綠色發(fā)展、開放發(fā)展和居民生活水平組成的評價指標體系（見表1），并運用熵權法測算出城市高質量發(fā)展水平。

表1 城市高質量發(fā)展評價指標體系

（2）解釋變量：創(chuàng)新型城市試點政策（time_treat）。創(chuàng)新型城市試點政策是時間虛擬變量timeit和政策虛擬變量treatit的交互項，將被認定的創(chuàng)新型試點城市設置為1，否則為0，將試點政策實施前后年份的城市賦值為0和1。

（3）中介變量：高技術產業(yè)集聚（agglo）。本文采用區(qū)位熵方法進行測算，計算公式為：

其中，Hit表示t時期i城市的高技術產業(yè)從業(yè)人數(shù)，Pit表示t時期i城市的總就業(yè)人數(shù)，Ht和Pt分別表示t時期全國高技術產業(yè)從業(yè)人數(shù)和全國總就業(yè)人數(shù)。

（4）控制變量：經濟發(fā)展水平（pgdp）、人力資本（humcapit）、外商直接投資（fdi）、政府支出規(guī)模（govern）和金融發(fā)展水平（finan）。用人均GDP的對數(shù)值衡量經濟發(fā)展水平；用城市每萬人中高等學校在校人數(shù)衡量人力資本；用實際利用外商投資額與GDP 的比值衡量外商直接投資；用政府財政支出與GDP 的比值衡量政府支出規(guī)模；用機構存貸款余額與GDP的比值衡量金融發(fā)展水平。

2.3 數(shù)據(jù)來源及變量描述性統(tǒng)計

截至2018年12月，我國共確定了78個創(chuàng)新型試點城市。本文以2004—2019 年未發(fā)生行政級別變化，以及相關數(shù)據(jù)可在《中國城市統(tǒng)計年鑒》中收集為標準，將75 個城市作為實驗組，209個城市作為控制組。個別缺失值采用線性插值法補全。主要變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計

3 實證結果分析

3.1 平行趨勢檢驗

使用雙重差分法的前提是平行趨勢檢驗成立，也就是說，在創(chuàng)新型城市試點政策實施之前，不同城市的發(fā)展水平存在相同的變化趨勢。本文借鑒Beck 等（2010）[12]和Chen等（2017）[14]的做法，利用事件分析法對平行趨勢進行檢驗，估計方程如下：

其中，為一系列虛擬變量，表示創(chuàng)新型城市試點政策開始實施的第k年。具體來說，t0表示城市i實施創(chuàng)新型城市試點政策的第一年，k表示開始實施創(chuàng)新型城市試點政策之后的第k年。為避免試點城市認定時間和考察周期的差異造成的共線性，本文將試點城市設立當年數(shù)據(jù)剔除，使用政策前第一期作為基準期。圖1描繪了的估計系數(shù)及相應90%的置信區(qū)間。可以看出，在政策實施的前四年，time_treat的交互項系數(shù)均不顯著，即滿足共同趨勢條件，而在政策實施之后，time_treat的交互項系數(shù)有明顯提高且顯著性增強，進一步證明試點政策對城市高質量發(fā)展有促進作用。

3.2 基準回歸結果

本文采用雙重差分法就創(chuàng)新型城市試點政策對高質量發(fā)展的影響進行回歸分析（見表3）。列（1）顯示，試點政策實施后城市高質量發(fā)展水平顯著提升。其原因可能在于兩個方面：一是城市發(fā)展水平本身具備逐年提升趨勢的時間效應，二是試點政策顯著提升了城市發(fā)展水平的政策效應。列（2）納入時間固定效應和城市固定效應，即在控制第一種因素的影響后，試點政策對城市高質量發(fā)展的影響系數(shù)仍顯著為正，說明試點政策實施對城市發(fā)展水平提升具有顯著正向影響。列（3）和列（4）納入控制變量后，試點政策對城市高質量發(fā)展的影響顯著為正，說明與非試點城市相比，試點城市發(fā)展水平得到顯著提升。假設1得以證實。

表3 基準回歸結果

3.3 作用機制分析

本文使用中介效應模型檢驗創(chuàng)新型城市試點政策是否通過促進高技術產業(yè)集聚，進而促進城市高質量發(fā)展，結果見表4。列（1）顯示，創(chuàng)新型城市試點政策的系數(shù)顯著為正，表明創(chuàng)新型城市試點政策顯著促進了城市高質量發(fā)展。由列（2）可知，創(chuàng)新型城市試點政策對高技術產業(yè)集聚具有顯著促進作用。由列（3）可知，將試點政策和高技術產業(yè)集聚同時納入模型后，試點政策通過1%水平的顯著性檢驗，高技術產業(yè)集聚通過10%水平的顯著性檢驗。綜上所述，同時加入試點政策與高技術產業(yè)集聚，高技術產業(yè)集聚對城市高質量發(fā)展的影響被試點政策擠占，說明高技術產業(yè)集聚在試點政策與高質量發(fā)展之間發(fā)揮了中介作用。假設2得以證實。

表4 中介效應模型估計結果

3.4 異質性檢驗

3.4.1 城市區(qū)位異質性分析

考慮到客觀存在的區(qū)域發(fā)展差異可能導致創(chuàng)新型城市試點政策的效果不同，本文將城市進一步分為東部、中部和西部城市進行分析，結果如表5所示。

表5 城市區(qū)位異質性分析結果

可以發(fā)現(xiàn)，東部和中部地區(qū)實施創(chuàng)新型城市試點政策能夠顯著提高其發(fā)展水平，而當前在西部地區(qū)設立試點城市并不能有效推動其城市高質量發(fā)展。原因在于，創(chuàng)新型城市在全國扮演著核心支點的角色，其設立的本質在于強化城市創(chuàng)新功能，推動城市產業(yè)結構升級和健全創(chuàng)新網絡體系。因此，創(chuàng)新型城市必須具備全國范圍中心性和區(qū)域國際性兩大特征，國家在選擇建設創(chuàng)新型城市時需要基于經濟發(fā)展水平和創(chuàng)新資源基礎進行統(tǒng)籌規(guī)劃。

3.4.2 發(fā)展水平異質性分析

鑒于不同發(fā)展水平城市的資源稟賦、創(chuàng)新活力、產業(yè)發(fā)展狀況等均存在顯著差異，創(chuàng)新型城市試點政策的效應勢必具有異質性。按照城市發(fā)展等級，本文將其分為三組，表6報告了估計結果。一二線城市和三線城市的回歸系數(shù)顯著為正，四五線城市的回歸系數(shù)并不顯著。原因在于，一二線城市和三線城市的綜合經濟實力和輻射帶動能力較強，而四五線城市的經濟基礎和交通設施建設較為薄弱，成規(guī)模的企業(yè)數(shù)量有限，從而導致他們對科技人才和新興企業(yè)的吸引力不同。

表6 發(fā)展水平異質性分析結果

3.4.3 城市規(guī)模異質性分析

本文根據(jù)人口規(guī)模將城市劃分為特大城市、大型城市、中型城市和小型城市，結果如表7所示?？梢钥闯?，特大城市、大型城市和中型城市的估計系數(shù)顯著為正，而小型城市的估計系數(shù)不顯著。原因在于，相較于小型城市，大中型城市具有良好的創(chuàng)新資源和科研基礎，因此，在創(chuàng)新政策的引導下，大中型城市能夠發(fā)揮政策疊加優(yōu)勢，加速產業(yè)鏈創(chuàng)新鏈整合，從而實現(xiàn)全面快速發(fā)展。

表7 城市規(guī)模異質性分析結果

3.5 穩(wěn)健性檢驗結果

（1）PSM-DID檢驗

政府可能優(yōu)先將科教資源豐富、產業(yè)基礎雄厚、技術創(chuàng)新能力強、市場化程度高和科技金融環(huán)境良好的城市作為試點城市，從而產生選擇性偏差。因此，本文通過傾向得分匹配法，按照一對一近鄰匹配法進行匹配，尋找經濟特征更為相似的樣本作為研究對象。具體地，以城市高質量發(fā)展作為結果變量，以經濟發(fā)展水平、人力資本、外商直接投資、政府支出規(guī)模和金融發(fā)展水平作為匹配變量進行匹配。表8報告了匹配后樣本的回歸結果?？梢园l(fā)現(xiàn)，回歸系數(shù)仍顯著為正，說明創(chuàng)新型城市試點政策對城市高質量發(fā)展的促進作用是穩(wěn)健的。

表8 PSM-DID模型檢驗結果

（2）安慰劑檢驗

本文采用反事實檢驗來避免同時期其他隨機因素對創(chuàng)新型城市試點政策效應造成的干擾。依據(jù)反事實檢驗的思路，依次將創(chuàng)新型城市試點政策的實施時間提前1年、2年和3年，分別考察回歸系數(shù)是否顯著。表9結果顯示，無論是提前1年、2年還是3年，作為政策實施時間，估計系數(shù)均不顯著，這驗證了城市高質量發(fā)展來源于創(chuàng)新型城市試點政策的影響。

表9 反事實檢驗結果

作為創(chuàng)新型試點城市，直轄市僅將某一個區(qū)列為試點（如北京海淀區(qū)、天津濱河新區(qū)、上海楊浦區(qū)和重慶沙坪壩區(qū)），從而可能對估計結果產生影響。因此，本文將直轄市樣本刪除并重新進行估計。表10 結果顯示，估計系數(shù)仍顯著為正，驗證了基準回歸結果的穩(wěn)健性。

表10 剔除部分樣本和考慮其他政策的檢驗結果

不同城市自身的特征以及一些與創(chuàng)新型城市試點政策無關的事件或隨機因素也可能對估計結果造成影響。本文進行安慰劑檢驗，以排除上述因素的影響。具體做法為：按照各年份創(chuàng)新型城市數(shù)量隨機分配創(chuàng)新型城市，將該過程重復1000 次，進行估計并對估計系數(shù)進行分析。圖2 為估計系數(shù)分布的散點圖和核密度圖，可以看出，隨機處理后的估計系數(shù)均值為-0.031，與基準結果相比非常接近于0，說明城市高質量發(fā)展確實源于創(chuàng)新型城市試點政策的影響。

圖2 間接性安慰劑檢驗

（3）考慮其他政策的影響

本文考慮了同期城市層面的重大導向政策——智慧城市建設政策的影響，對住房和城鄉(xiāng)建設部公布的2012年和2013年智慧城市試點中的72個試點城市與212個非試點城市進行估計。結果如表10 中列（3）和列（4）所示，此時的估計系數(shù)比較接近表3中的基準回歸系數(shù)，說明智慧城市建設政策并未使估計結果產生偏誤。

4 結論與建議

本文以創(chuàng)新型城市試點政策作為準自然實驗，基于2004—2019年我國284個城市的面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分法探討了創(chuàng)新型城市試點政策對城市高質量發(fā)展的影響。得出如下結論：（1）創(chuàng)新型城市試點政策顯著提升了城市高質量發(fā)展水平，這一結果在經過平行趨勢檢驗和穩(wěn)健性檢驗后仍然成立。（2）機制分析發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新型城市試點政策對高技術產業(yè)集聚存在顯著正向影響，且創(chuàng)新型城市試點政策通過促進高技術產業(yè)集聚進而推動城市高質量發(fā)展。（3）異質性分析發(fā)現(xiàn)，試點政策的效果受城市區(qū)位、發(fā)展水平和城市規(guī)模的影響。東、中部城市的政策效應更突出；發(fā)展水平越高的城市試點政策效果越強；規(guī)模越大的城市試點政策效果越明顯。

對此，本文提出如下建議：

第一，善用創(chuàng)新型城市試點政策優(yōu)勢，有序推進試點城市建設，發(fā)揮其對城市高質量發(fā)展的輻射帶動作用。各城市應強化政策支持力度、積極推進試點政策的實施。同時，建立創(chuàng)新型試點城市分類評價機制和動態(tài)管理制度，進一步總結試點經驗，為城市高質量發(fā)展提供持續(xù)動力。

第二，設計創(chuàng)新型試點城市差異化發(fā)展路徑，優(yōu)化試點城市空間布局，最大化釋放創(chuàng)新型城市建設的政策效應。由于試點政策實施效果因城市區(qū)位、發(fā)展水平和城市規(guī)模而存在差異，因此應避免單一化做法，有針對性地制定各具特色的建設方案。

第三，推進高技術產業(yè)集聚，探索創(chuàng)新政策多維發(fā)展途徑，實現(xiàn)城市高質量發(fā)展。建立高技術產業(yè)化基地、孵化園和合作交流中心，提升高技術產業(yè)整體聚集程度。同時，加強各地區(qū)創(chuàng)新主體的協(xié)同發(fā)展，多途徑發(fā)揮政策效果，營造高質量發(fā)展環(huán)境，以長期保證城市高質量發(fā)展。