鲁靖，冯受秦

（南京审计大学 经济学院，江苏 南京 211815）

一、引言

2008年金融危机之后，世界经济增速放缓。在国际形势上，贸易保护主义抬头，区域经济一体化进程和全球分工体系遭到严重破坏。在国内发展上，我国经济发展已面临刘易斯拐点，伴随着人口红利、改革开放红利和资源红利等优势逐渐消失，中等收入陷阱及发展不充分不平衡等问题日益突出［1］（蔡昉，2010），中国经济进入结构调整的深水区。为寻找新的经济增长极，培育增长新动能，中国政府先后批复成立了上海、广东、天津、福建等21个省级自贸区，探索改革开放的新路径，以对外开放倒逼国内改革，助推中国经济换挡增速。

十八大报告明确提出“实施创新驱动发展战略，以科技创新作为经济社会发展的驱动力”。根据世界知识产权组织2022年发布的最新报告，2021年我国专利申请量为6.95万件，同比增长0.9%，连续三年排全球第一。内生增长理论强调技术创新是经济持续增长的源泉，自贸区作为我国新一轮开放型经济的制度增长点，是否对创新这一经济发展源动力具有促进作用，是我国在国际经济新秩序下实现创新驱动高质量发展的关键。因此本文将自贸区建设看作“准自然实验”，研究自贸区设立对试点城市片区创新水平的影响，以期为我国自贸区建设提供可参考的政策建议。

二、文献综述

在现有关于自贸区政策效果评估的文献中，学界研究热点主要集中于经济增长效应、资本流动效应、产业结构升级效应等方面。在关注度最高的经济增长效应方面，其中最为经典的观点是国外学者Helpman和Krugman（1985）［2］提出自贸区设立有利于促进国际贸易，形成规模经济效应，进而增加国民收入。谭娜等（2015）［3］从定量的角度，以上海自贸区等单一自贸区为研究对象，发现自贸区设立显著促进了当地的经济增长。刘秉镰和吕程（2018）［4］从比较分析的视角切入，认为自贸区的经济增长效应因各自的政策功能定位而存在差异性。但也有学者从定性的角度指出自贸区可能会由于地方省市过度竞争政策、资源而导致冲突与挤出效应，形成零和博弈，最终产生经济“负”效应［5］（陈琪和刘卫，2014）。在资本流动效应方面，项后军和何康（2016）［6］关注自贸区金融改革的这一制度安排，证明了上海自贸区对于吸引外资和对外投资都具有显著的正向拉动作用。司春晓等（2021）［7］考察了影响资本流动的因素后，结果显示不同自贸区的资本流动效应存在异质性，并且在试点城市中具有一定程度的外资转移效应。在产业结构升级效应方面，黎绍凯等（2019）［8］通过对上海自贸区的评估，发现相较于加工程度高度化，自贸区设立对产业结构高度化具有更强的正向影响。冯锐等（2020）［9］从政策角度分析了自贸区建设对产业结构的影响机制，认为自贸区设立所带来的贸易自由化，通过资源配置效应和产业集聚效应等途径来促进产业结构高度化。

部分文献关注了自贸区设立带来的创新效应。刘秉镰和王钺（2018）［10］利用合成控制法检验了自贸区建立对上海市创新能力的影响。徐洁香等（2020）［11］则聚焦于自贸区的创新质量效应，选取沪粤津闽四个自贸区作为样本，探讨了自贸区对不同专利申请量的影响。

通过对上述文献的对比与梳理，发现现有文献存在以下几点不足：第一，现有文献大多集中于研究自贸区设立对宏观经济因素的影响，较少关注自贸区设立的创新效应，并且未深入探讨自贸区设立驱动创新发展的影响机制，其作用的“黑箱”尚未被打开；第二，早期国内针对自贸区的研究主要使用省级层面数据，多从单一自贸区的设立开展研究，缺乏对自贸区城市片区的评估。随着我国自贸区建设进程的推进，自贸区试点城市由点到面，由沿海到内陆铺开，因此存在研究滞后于现实的现象；第三，学界多直接采用传统双重差分法，一方面，无法对多个时间节点成立的自贸区进行整体识别；另一方面，在选择对照组时，可能存在样本选择性偏误等问题。

鉴于此，本文以自贸区城市片区为研究对象，采用多时期双重差分模型实证检验自贸区的城市创新效应。在此基础上，进一步探究自贸区对于城市创新能力的内在作用机制，并针对不同自贸区的城市创新效应进行异质性分析。

在现有研究的基础上，本文的边际贡献主要有三个方面：第一，在研究内容上，构建自贸区设立对城市创新水平产生影响的理论分析框架，尝试从市场化制度改革方面打开自贸区产生城市创新效应的“黑匣子”；第二，在研究对象上，本文针对自贸区城市片区进行研究，数据覆盖到2020年之前挂牌成立的40个试点城市片区，提高了评估的精确性，避免了以往文献使用省级层面数据而导致的结论不适用等问题；第三，在研究方法上，本文使用多时期双重差分法进行识别分析，鉴于可能存在的样本选择性偏误问题，采用PSM-DID方法进行稳健性检验。

三、理论分析及研究假设

（一）自贸区设立对于城市创新水平的影响

自贸区设立有效促进了区域经济增长这一观点已得到了学界的验证［3-4］（谭娜等，2015；刘秉镰和吕程，2018）。自贸区建设的本质是通过一系列的制度变革来降低关税壁垒和政府干预程度，进而促进资本、要素等自由流动，提升投资自由化、贸易便利化水平。根据《自由贸易试验区外商投资准入特别管理措施（负面清单）（2021年版）》，外商投资负面清单经过7次修改后，限制措施从190条下降至30条。另外，中国商务部统计数据显示，2021年我国自贸区进出口总额达到6.8万亿元，实际利用外资金额2310亿元，占国土面积4‰的自贸试验区，进出口总额占全国的17.3%，利用外资占全国的18.5%。结合我国自贸区建设的政策文件与发展现状，本文拟从国际贸易和资本流动两个方面来展开自贸区对城市创新能力产生影响的理论分析。

在国际贸易方面，自贸区一系列贸易便利化改革措施促进了试点城市的贸易开放。首先，贸易开放鼓励外商企业进入和本土企业“走出去”，实现了生产要素在全球范围内的合理配置，改变各国的要素禀赋结构，从而激发出比较优势，全球分工进一步深化。在此基础上，有利于关联企业形成产业集聚和MAR外部性，增强企业之间的信息交流与技术合作，产生知识外溢效应，深化创新成果；其次，贸易开放带来市场的扩张，加剧行业竞争，企业根据利润最大化的目标，将不断改进技术、工艺和生产流程，进行产品创新，进而维持市场地位；最后，贸易开放带来的收入增长，将扩大市场需求，刺激消费升级，新产品和服务的需求传导到生产端，最终引起技术进步［12］（黄凌云和张宽，2020）。

在资本流动方面，投资自由化是自贸区试验的主题，也是传统货物贸易自由化的延续和发展。自贸区实施的负面清单管理模式和外商投资准入前国民待遇等措施，促使外资审批手续便利化和投资领域开放化，大大降低了外商投资限制，吸引外资流入。同时，自贸区内相关金融创新政策，缓解企业的融资约束，鼓励本土企业“走出去”，有利于我国企业积极开展OFDI活动，这有效的促进了资本流动。

新增长理论将知识积累纳入增长函数中，认为知识存量增加导致的技术进步是资本投入和资本深化的结果。资本流动带动技术进步主要来源于三个方面：第一，作为资本形态的FDI主要通过示范效应和竞争效应来产生正的技术外溢。外资企业进入国内市场后，本土企业面临巨大市场竞争压力，会迫使企业通过模仿学习国外先进技术，增大R&D研发投入，来推动技术进步，提高产品竞争力，抢占市场份额；第二，作为技术形态的FDI产生的转移效应。包括专利、设计和生产设备等技术FDI为本国带来的直接技术转移或者本土企业将转移的技术吸收消化后内生模仿出的新技术，都将促进技术创新；第三，OFDI的逆向技术溢出效应。母国基于技术寻求动机的OFDI可以获取国外先进生产要素，学习投资国领先的技术，产生学习效应和关联效应等，进而带动母国全要素生产率的提高［13］（王恕立和向姣姣，2014）。基于此，本文提出假设1。

假设1：自贸区设立显著提升了城市创新水平。

（二）市场化改革的中介作用

制度经济学理论指出合理的制度因素为企业创新提供了良好的外部环境，通过影响技术吸收能力和资源配置效率来促进区域创新发展。一方面，各自贸区不断简化行政审批流程，推动简政放权和放管结合，提升事中和事后监管能力。如根据河南省政府2021年出台的《河南省“证照分离”改革全覆盖实施方案》，河南自贸区直接取消审批68项、审批改为备案15项、实行告知承诺37项、优化审批服务406项；另外，重庆市政府2021年颁发的《重庆市深化“证照分离”改革进一步激发市场主体发展活力实施方案》显示，重庆自贸区直接取消审批82项、审批改为备案31项、实行告知承诺77项、优化审批服务405项。自贸区的市场化改革通过整合政府相关职能部门，实行数字化、规范化和便利化的审批模式，打造服务型政府，进而改变政府和市场的关系，突破体制障碍。在经济发展过程中，减少政府干预，充分发挥市场在资源配置中的决定性作用，降低交易成本，释放创新活力。

另一方面，市场化改革提高了资源配置效率和微观经济效率，显著促进了技术进步与创新。其一，在资金配置上，市场化改革可以改善资源扭曲和错配程度，调整企业融资结构，降低企业融资成本，促使企业增加R&D投入，并且形成金融集聚，有助于社会闲散资金投入到企业的创新活动中，积累更多的研发资本［14］（解维敏和方红星，2011）；其二，在信息配置上，市场化改革解决了信息不完全和不对称问题，促进企业之间的信息交流，形成知识溢出效应。另外，信息效率的改善降低了市场的不确定性，有利于企业增加研发支出，促进技术创新；其三，在生产要素配置上，市场化改革将按照生产效率合理分配要素所得，促使资本、技术、人才的自由流动，诱导创新资源流入到高效率的生产部门，有利于创新产出的最大化。同时改善研发人员等劳动要素报酬，从而促使高素质劳动力集聚、技术交流机会增加和人力资本积累提升，最终提高企业创新绩效［15］（卓乘风和邓峰，2021）。据此，本文提出假设2。

假设2：市场化改革是自贸区提升城市创新水平的重要逻辑桥梁，具有中介作用。

四、研究设计与数据说明

（一）研究设计

自2013年上海自贸区成立以来，截至2020年，我国共设立40个自贸区城市片区。从成立时间来看，各个自贸片区存在差异，这为本文研究提供了一个良好的“准自然实验”。在本文284个地级及以上城市样本中，获批建立自贸区的城市构成实验组，其余未获批建立自贸区的城市作为处理组。根据自贸片区设定的时间节点，设定虚拟变量FTZ。借鉴刘瑞明和赵仁杰（2015）［16］的做法，本文构建双向固定效应多时点双重差分模型来识别自贸区的创新效应：

其中，下标i为城市标识，t表示年份。因变量Innovation表示第i个城市第t年的城市创新水平。FTZ为自贸区设立虚拟变量，其回归系数α1是本文关注的重点，反映了自贸区设立对城市创新水平的净影响，如果α1显著为正，则说明自贸区设立提升了城市创新水平。Xit代表城市层面所有控制变量的集合，γyear为时间固定效应，μcity为城市个体固定效应，εit为随机误差项。

（二）变量与数据

被解释变量为城市创新水平。本文采用每万人城市发明专利申请数来衡量城市创新水平。主要因为：首先，作为创新产出的专利包含了科技创新的主要信息，以专利来代表区域创新水平已获得了学界的普遍认可；其次，我国专利总量虽已居世界第一，但专利数量的增加并未提升我国全要素生产率的增长率，存在着“专利泡沫”现象。为提升我国专利质量，国家知识产权局发布《2020年深入实施国家知识产权战略加快建设知识产权强国推进计划》通知，其中要求推动地方全面取消实用新型、外观设计和商标申请注册环节的资助与奖励。我国专利主要分为发明专利、实用新型专利和外观设计专利三种类型。其中，发明专利技术含量最高，因此最能从实质上反映城市创新水平；最后，我国发明专利平均审查周期大约为19个月，若采用专利授权量作为被解释变量，可能会导致时间滞后等问题，无法及时体现城市创新水平的变化。

核心解释变量是自贸区设立虚拟变量。本文的具体做法是城市在获批建立自贸区之前赋值为0，获批当年及之后赋值为1①在本文样本中，试点城市有：上海、广州、深圳、珠海、福州、厦门、天津、大连、沈阳、营口、舟山、郑州、开封、洛阳、武汉、襄阳、宜昌、重庆、成都、泸州、西安、海口、三亚、济南、青岛、烟台、南京、苏州、连云港、南宁、钦州、崇左、石家庄、唐山、保定、廊坊、昆明、哈尔滨、黑河、牡丹江共40个城市。。由于个别自贸区城市片区设立的月份较晚，为提高估计的准确性，本文做进一步的处理：若自贸片区设立月份在上半年，则将当年计为起始年份。若自贸片区设立月份在下半年，则将下一年作为起始年份。如：上海自贸片区于2013年9月正式挂牌成立，则其FTZ虚拟变量在2014年及其之后为1，其余为0。广州自贸片区于2015年4月成立，则其FTZ变量在2015年及其之后为1，其余为0。

为降低遗漏变量引起的内生性影响，本文选取可能会对城市创新水平产生影响的控制变量。主要包括：（1）经济发展水平：采用地区当年GDP增长率（GDPgrowth）来表示；（2）金融发展水平：采用金融机构存贷款余额占GDP比重（Finc）表示；（3）产业结构水平：使用第二、第三产业生产总值占GDP比重（Isi）表示；（4）人力资本水平：使用高等学校学生人数占城市总人口比重（Stu）表示；（5）政府支持程度：使用政府财政支出中科学与技术支出所占比重（Tec）表示。

考虑到2008年金融危机对宏观经济的影响，本文将研究的时间跨度设定为2009—2020年。其次，由于巢湖在2011年撤市立县以及海东、拉萨等城市数据严重缺失，所以剔除了这些城市的数据。受限于评估数据的可获性，最终样本包含了284个地级及以上城市2009—2020年的数据。其中城市发明专利申请数通过手工检索国家知识产权局出版的《中国专利数据库》获得，其余城市数据来源于国泰安数据库和各年份的《中国城市统计年鉴》，部分缺失数据采用均值法进行填充。以上变量的统计特征如表1所示，其中城市每万人城市发明专利申请数标准差为11.980，说明城市之间的创新水平差异较大。

表1 变量描述性统计

五、实证分析

(一)基准回归分析

根据基准回归方程式（1）进行回归分析，自贸区设立与城市创新水平的双重差分估计结果如表2所示。第（1）列和第（2）列为未加入控制变量的估计结果。第（1）列将自贸区设立虚拟变量单独与被解释变量进行回归，结果显示自贸区设立显著促进了城市创新水平的提升，每万人发明专利申请数平均增加10.685。第（2）列进一步控制了时间效应和城市个体效应，自贸区设立的创新效应依旧显著。第（3）列和第（4）列为加入经济发展水平、金融发展水平、产业结构水平、人力资本水平、政府支持程度等控制变量后的回归结果，其中第（3）列显示在加入控制变量后，FTZ的估计系数下降，但显著性水平未发生变化。第（4）列在第（3）列的基础上，控制了时间效应和城市个体效应，自贸区设立虚拟变量的系数仍在1%的显著性水平下通过检验，估计值为6.617。上述回归结果表明，无论是否加入控制变量或者是否控制时间效应和城市个体效应，核心解释变量FTZ的回归估计系数均在1%的水平下显著为正值，说明自贸区设立显著提升了试点城市片区的城市创新水平，验证了假设1。

表2 基准回归结果

（二）平行趋势假设检验

采用多时期双重差分法进行政策评估最重要的前提假设是在实施自贸区政策之前，实验组和控制组的时间发展趋势是一致的，不存在系统性的差异。如果违反这一假设，意味着自贸区试点城市在受到政策冲击之前就有着比未试点城市更强的创新能力，从而影响估计值的有效性。本文借鉴Becker（2010）［17］的研究，运用事件分析法进行平行趋势检验，设定模型如下：

其中φ-ω表示自贸区设立前ω期产生的影响，φ+ω表示自贸区设立后ω期产生的影响，φ表示自贸区设立当期产生的影响。当个体为实验组且年份为处理当期，Dit为1，其余为0。其余变量与基准模型一致。

处理结果如图1所示。在处理前3期，所有的回归结果均不显著，虚拟变量系数与0无显著差异，说明在受到自贸区政策冲击之前，实验组和控制组不存在系统性差异，满足平行趋势假定。而在自贸区设立后，虚拟变量系数显著上升，进一步验证了本文的结论，即自贸区设立促进了城市创新水平的提升。

图1 平行趋势检验图

（三）稳健性检验

1.PSM-DID方法

考虑到国家在确定自贸区试点城市时，可能会存在挑选赢家的行为，优先选择经济发达、对外开放程度高和区位优势大的城市作为试点。在现实中，此类样本选择偏差往往难以避免，为提高估计的准确性，本文采用基于倾向得分匹配的多时点双重差分法（PSM-DID）进行稳健性检验，最大程度上使实验组和控制组具有相同的时间趋势。首先根据城市的特征变量经济发展水平、金融发展水平、产业结构水平、人力资本水平、政府支持程度等对自贸区设立虚拟变量进行逐年回归，使用Logit模型计算出每个城市的倾向得分，其次采用一对一近邻匹配方法进行匹配，得到匹配后的样本。在此基础上再次进行双重差分估计，结果如表3中第（1）列所示，自贸区设立虚拟变量在1%的显著性水平下为正值，验证了回归结果的稳健性。

2.更换被解释变量

本文进一步采用城市实用新型专利和外观设计专利来充当城市创新水平的替代变量，来检验自贸区设立的创新效应。表3第（2）列和第（3）列分别是以每万人实用新型专利申请数和每万人外观设计专利申请数为被解释变量的回归结果，可以看出自贸区设立对技术含量较高的实用新型专利数量的处理效应显著为正，而对技术含量较低的外观设计专利数量的处理效应为正但不显著，说明自贸区设立对试点城市片区创新水平的影响上更多的体现在创新质量方面，实证结果通过稳健性检验。

表3 稳健性检验结果

3.安慰剂检验

为排除一些无法观测的随机因素对本文结论的干扰，本文借鉴吕越等（2019）［18］的做法，采取随机生成实验组的方式进行安慰剂检验。具体做法是在各年份中随机抽取相应数量的城市作为试点城市，产生虚假的实验组，进行多期双重差分估计，并将此过程重复1000次，得到1000个自贸区设立虚拟变量回归系数。图2为估计系数的核密度分布图，可以看出估计系数均值接近于0（系数为-0.0008）,本文基准回归结果6.617明显属于异常值，由此说明本文基准回归结果具有稳健性。

图2 安慰剂检验结果

（四）进一步分析

1.市场化改革中介效应检验

为验证自贸区政策是否通过市场化改革机制促进城市创新，本文借鉴余泳泽和李启航（2019）［19］的做法，构建中介效应模型。第一步，检验市场化改革对城市创新水平的影响，如果回归系数α1显著为正，说明市场化改革能够促进城市创新水平；第二步，市场化改革代理变量与自贸区设立虚拟变量回归，如果回归系数β2显著为正值，表明自贸区设立推动了市场化改革；第三步，将自贸区设立虚拟变量与市场化改革代理变量同时和城市创新水平进行回归，如果系数γ1与未加入中介变量相比数值变小或者显著性下降，则表示市场化改革的中介效应存在。设定模型如下：

其中Marketit代表市场化改革代理变量，其余变量与基准模型一致。学界关于市场化改革的衡量多采用樊纲等（2011）［20］提出的市场化指数，该指数在实证研究中已得到广泛运用，因此本文将市场化指数作为市场化改革的代理变量①数据来源于《中国分省份市场化指数报告（2018）》，该数据为省份市场化总指数，时间跨度为2008—2016年，同时考虑到本文研究对象为城市，笔者以省级市场化指数代替。。

市场化改革中介效应检验结果如表4所示。第（1）列表明市场化改革有利于城市创新水平的提升，系数为正，且通过了1%的显著性检验。第（2）列回归结果表明自贸区设立显著促进了市场化改革。由第（3）列和第（4）列可以发现，在回归方程中加入中介变量后，自贸区设立虚拟变量系数变小，说明市场化改革在自贸区影响城市创新水平的过程中起到中介作用，验证了假设2。

表4 中介效应检验结果

2.异质性分析

基准回归结果验证的是自贸区政策总体上的创新效应，但未考虑到不同城市的地理区位和资源禀赋而导致的政策效果差异。对于发展程度不同的城市，政策效果是否存在异质性？本文将从地理区位和城市规模对这一问题做出分析。

1.城市区位异质性

本文参考《2014年中国卫生统计年鉴》的划分方法①东部地区包括：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南。中西部地区包括：山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、四川、重庆、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、宁夏、青海、新疆。，将我国地级及以上城市划分为东部城市和中西部城市，进行分样本回归。由表5第（1）列和第（2）列可知，东部城市凭借着交通便利和政策倾斜的优势，聚集了大量的创新资源，自贸区设立所产生的创新效应大于中西部城市。

2.城市人口规模异质性

本文依据2014年国务院发布的《关于调整城市规模划分标准的通知》中对城市规模的划分标准，根据2014年各市市区常住人口，将常住人口大于等于100万的城市划分为大城市，常住人口小于100万的城市划分为中小城市，并进行分样本回归。由表5第（3）列和第（4）列可知，相比于中小城市，自贸区设立对大城市的创新水平提升作用更大。

表5 异质性检验结果

以上两方面的异质性说明自贸区在创新方面具有“极化效应”，自贸区设立更显著促进了东部经济发达城市和人口规模大的城市每万人发明专利申请数的增加。表明试点城市创新水平的提升需要相关创新基础设施与外部环境的配套，而位于中西部的城市和人口规模小的城市无法在人才集聚、产学研合作和市场环境等方面满足要求，导致自贸区政策产生的城市创新效应更小。

六、研究结论和政策启示

本文从自贸区设立的制度改革出发，分析自贸区设立对城市创新水平的影响机制，基于2009—2020年地级及以上城市面板数据，采用多时期双重差分模型，实证检验了自贸区设立产生的城市创新效应。

本文的结论表明：（1）自贸区设立显著提升了城市创新水平，且这一结论通过了更换被解释变量和安慰剂检验等稳健性检验。（2）影响机制结果显示自贸区设立通过市场化改革提升城市创新水平，即市场化改革具有中介效应。（3）自贸区设立的创新效应因城市空间区位和人口规模的不同而具有异质性，自贸区设立对于东部城市创新水平的促进作用大于中西部城市，并且大城市比中小城市更有优势，自贸区设立所产生的创新效应更大。

上述结论弥补了现有文献关于自贸区对于城市创新水平影响的研究，对我国自贸区建设及试点城市战略布局具有以下政策启示：

第一，政府应持续推进自贸区建设。充分发挥自贸区在构建国内国际双循环相互促进的新发展格局中的示范引领作用，总结各试点城市的成功经验，并在全国范围内复制推广。完善自贸区的申报审批程序，切勿盲目跟风，有序推动自贸区试点城市增量扩容，进一步释放自贸区设立所带来的创新效应，为经济系统注入强劲的动力，实现以创新驱动的经济高质量发展。

第二，深化自贸区市场化改革进程，强调市场在资源配置中所起到的重要地位。加快转变政府职能，处理好整合行政部门过程中的利益分配问题，减少跨自贸区的政策冲突，不断简化行政审批流程，提升事中和事后监管能力。逐步降低商投资限制门槛，优化负面清单管理模式，营造公平竞争的营商环境，降低制度性交易成本，从而激发市场活力，为城市创新活动提供良好的制度环境。

第三，自贸区建设在城市战略布局上应重视“创新极化效应”。针对不同空间区位和人口规模的试点城市实施差异化政策，避免“一刀切”的做法。对于东部城市、大城市等初始要素禀赋处于优势的城市，强调制度改革的质量，突出其“以点带面”的作用，带动周边城市创新发展。对于中西部城市、中小城市等初始要素禀赋处于劣势的城市，给予相应的基础设施建设、人才集聚和产业政策等方面的政府支持，促使其发挥后发优势，促进城市间经济协调发展。