區(qū)域一體化與城市創(chuàng)新：基于長三角擴容的準(zhǔn)自然實驗

邵漢華，王 瑤，羅 俊

(南昌大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，江西 南昌 330000)

0 引言

黨的十九大報告明確提出，要深入實施區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略，加快形成以創(chuàng)新為引領(lǐng)、城市群為主體的協(xié)調(diào)發(fā)展新格局。作為我國經(jīng)濟最具活力、開放程度最高、創(chuàng)新能力最強的區(qū)域之一，長三角在全國經(jīng)濟中承擔(dān)著重要使命，具有極強的示范帶動作用。為此，《2019政府工作報告》特別強調(diào)，將長三角區(qū)域一體化上升為國家戰(zhàn)略，堅決破除地區(qū)之間的利益藩籬和行政壁壘，加快形成統(tǒng)籌有力、競爭有序、共享共贏的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新機制，促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。而長三角擴容作為一項打破區(qū)域行政分割、促進一體化發(fā)展的關(guān)鍵政策，對實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要作用，特別是在推動區(qū)域創(chuàng)新合作、構(gòu)建區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新共同體、促進長三角創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展方面意義重大。在此背景下，探討區(qū)域一體化戰(zhàn)略對城市創(chuàng)新的實際影響，對于新時期都市圈一體化高質(zhì)量發(fā)展具有重要現(xiàn)實意義。

目前，國內(nèi)外學(xué)術(shù)界關(guān)于區(qū)域一體化的研究主要集中在兩個方面：一是考察區(qū)域一體化環(huán)境效應(yīng)。如Chen & Huang[1]以歐盟擴容為題材，發(fā)現(xiàn)歐盟一體化發(fā)展能夠顯著抑制污染排放總量、污染排放強度和人均污染排放量，具有一定的減排效應(yīng)；趙領(lǐng)娣等[2]基于水污染視角，使用拓展STIRPAT模型，結(jié)合理論推演和實證研究發(fā)現(xiàn)區(qū)域一體化政策給長三角城市帶來負(fù)面環(huán)境效應(yīng)；張可[3]基于雙重差分法的研究發(fā)現(xiàn)，區(qū)域一體化顯著促進城市間污染排放強度收斂，有利于城市減排。二是關(guān)于經(jīng)濟發(fā)展。Muphy[4]研究發(fā)現(xiàn)，一體化發(fā)展有助于消除原位城市和新進城市的貿(mào)易投資壁壘，降低交易成本，推動區(qū)域內(nèi)貿(mào)易與投資量增加，促進整體歐盟成員國經(jīng)濟增長；Szeles[5]通過研究歐盟一體化對成員國經(jīng)濟增長的平衡發(fā)展問題發(fā)現(xiàn)，其能夠顯著縮小成員國間的經(jīng)濟差距；李雪松等[6]的研究表明，區(qū)域一體化通過促進要素流動、結(jié)構(gòu)升級以及加強區(qū)域合作，進而實現(xiàn)效率提升；陳喜強等[7]研究發(fā)現(xiàn)，區(qū)域一體化實施能夠改善區(qū)域分工模式，對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生優(yōu)化調(diào)整作用。

綜上所述，盡管學(xué)界圍繞區(qū)域一體化展開了廣泛的研究，但卻鮮有學(xué)者關(guān)注擴容視角下長三角一體化對城市創(chuàng)新的影響。自1982年上海全境、江蘇和浙江部分范圍內(nèi)10個城市被納入上海經(jīng)濟區(qū)以來，長三角城市群范圍經(jīng)歷了“迅速擴展—驟然縮小—穩(wěn)步擴容”的過程[2]。憑借豐富的擴容經(jīng)驗，長三角城市群成為具有代表性的擴容政策效果評估樣本[8]，特別是2010年長三角首次穩(wěn)步擴容，實現(xiàn)長三角行政關(guān)系由“兩省一市”向“三省一市”的突破。本次擴容不僅涉及行政區(qū)劃多且擴容范圍廣，擴容至今已有多年時間，能夠為政策評估提供大量可觀測數(shù)據(jù)。因此，本文首先基于準(zhǔn)自然實驗法，利用“長三角擴容”作為外生政策事件，結(jié)合合成控制法和倍差法，研究城市創(chuàng)新水平在長三角擴容政策前后的變化；其次，從異質(zhì)性角度考察是否為科創(chuàng)走廊城市，以及在不同通達性水平下擴容政策效果差異；最后，從時間維度對擴容政策的滯后效應(yīng)進行分析。

本文的邊際貢獻在于：①以擴容為研究視角，利用準(zhǔn)自然實驗法評估長三角區(qū)域一體化對城市創(chuàng)新的影響，能夠有效避免一體化指標(biāo)測度造成的誤差。同時，相較于傳統(tǒng)研究方法，以合成控制法和雙重差分法為代表的準(zhǔn)自然實驗法能夠有效避免參數(shù)估計的內(nèi)生性和樣本選擇偏誤問題；②現(xiàn)有研究僅關(guān)注區(qū)域一體化對經(jīng)濟增長[9]、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化[10]和企業(yè)行為[11-12]等方面的影響，忽視了在創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的國際形勢下，區(qū)域一體化對城市創(chuàng)新的影響，本研究可有效彌補相關(guān)研究領(lǐng)域的空白；③不僅從整體層面驗證長三角區(qū)域一體化擴容政策的有效性，還從城市異質(zhì)性和時滯性角度深入分析擴容政策對城市創(chuàng)新的影響效應(yīng)，可為打造高質(zhì)量發(fā)展先行示范區(qū)，形成可復(fù)制、可推廣的創(chuàng)新高質(zhì)量發(fā)展新路徑提供借鑒。

1 研究背景與理論機制

1992，上海、無錫、寧波等14個城市經(jīng)協(xié)委(辦)發(fā)起成立長江三角洲十四城市協(xié)作辦(委)主任聯(lián)席會，而后于1997年納入泰州市正式成立長江三角洲城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會。歷經(jīng)20多年發(fā)展，截至2018年經(jīng)濟協(xié)調(diào)會已經(jīng)擴容至34個城市?？梢哉f，長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會的成立為各城市提供了良好的交流合作機會，特別是在2010年以后，長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會進行了各種專題合作，包括交通和人力資源合作[13]以及區(qū)域內(nèi)政府、企業(yè)和科研院校產(chǎn)學(xué)研合作等[14]。這種城市間的交流與合作能夠有效推動城市群產(chǎn)業(yè)分工協(xié)作與生產(chǎn)要素自由流動，加快先進技術(shù)在不同區(qū)域間的溢出和擴散，發(fā)揮城市群的正外部性效應(yīng)[15]，促進城市創(chuàng)新水平提升。因此，本文從創(chuàng)新資源整合效應(yīng)、知識與技術(shù)溢出效應(yīng)和市場規(guī)模擴大效應(yīng)3個方面揭示擴容政策影響城市創(chuàng)新的相關(guān)理論機制。

(1)長三角擴容通過創(chuàng)新資源流動整合效應(yīng)促進城市創(chuàng)新。擴容之所以能夠影響城市創(chuàng)新水平，是由于其可以推動研發(fā)要素在區(qū)域間自由流動，促進資源在各相關(guān)創(chuàng)新主體間有效轉(zhuǎn)移整合，提高資源配置效率。大量研究表明，創(chuàng)新要素合理配置是影響創(chuàng)新的關(guān)鍵因素[16]。研發(fā)要素流動本質(zhì)上是對創(chuàng)新資源的整合優(yōu)化過程，通過研發(fā)要素跨區(qū)域整合，不僅能使研發(fā)人員充分發(fā)揮自身專業(yè)優(yōu)勢，同時還能擴大研發(fā)資本影響范圍，提高城市技術(shù)創(chuàng)新水平(劉軍等，2017)。擴容政策對創(chuàng)新資源的整合作用主要體現(xiàn)在兩個方面：一是擴容有利于弱化區(qū)域之間的“邊界效應(yīng)”[18]，破除頑固的地方保護主義行為，完善技術(shù)市場競爭機制，倒逼企業(yè)進行技術(shù)改進和創(chuàng)新，增強市場調(diào)節(jié)信號的有效性，引導(dǎo)研發(fā)要素在行業(yè)之間調(diào)整，實現(xiàn)跨區(qū)域資源整合；另一方面，長三角擴容有助于完善區(qū)域間交通網(wǎng)絡(luò)，極大地促進科研技術(shù)人員以及資金流、信息流的流通和擴散，有利于長三角城市群內(nèi)資源有效配置和空間結(jié)構(gòu)優(yōu)化，推動技術(shù)創(chuàng)新的實現(xiàn)。

(2)長三角擴容帶來的知識與技術(shù)溢出有助于推動區(qū)域創(chuàng)新能力提升。知識和技術(shù)因具有極高的資產(chǎn)專用性與交易不確定性，因此在交易過程中存在高額的交易成本[18]，成為阻礙城市創(chuàng)新的重要因素。隨著城市群一體化水平的不斷提升，核心城市在發(fā)揮集聚優(yōu)勢的同時還能夠推動知識溢出，提高企業(yè)創(chuàng)新效率。另外，一體化市場體系能夠促進高技術(shù)含量商品在區(qū)域間自由流通，實現(xiàn)科學(xué)技術(shù)傳播與擴散，在區(qū)域間產(chǎn)生正向技術(shù)溢出效應(yīng)[19]。具體來說，擴容政策通過以下途徑實現(xiàn)知識技術(shù)溢出：一是通過合作研發(fā)實現(xiàn)創(chuàng)新知識技術(shù)外溢，即地方企業(yè)為降低研發(fā)成本和風(fēng)險，以合作方式交換異質(zhì)性知識，在提高創(chuàng)新效率的同時實現(xiàn)技術(shù)傳播與擴散；二是通過跨區(qū)域技術(shù)交易方式實現(xiàn)技術(shù)溢出，也即技術(shù)落后企業(yè)通過使用先進技術(shù)改變現(xiàn)有落后生產(chǎn)方式，促進先進技術(shù)推廣和擴散，同時對現(xiàn)有技術(shù)商品進行技術(shù)模仿和二次創(chuàng)新，對外溢知識技術(shù)充分吸收，縮短產(chǎn)品研發(fā)周期，推動城市創(chuàng)新；三是通過科研人員正式和非正式交流，實現(xiàn)前沿知識、技術(shù)交流和共享，加快科學(xué)技術(shù)傳播速度。由此可見，擴容通對科學(xué)知識與技術(shù)的溢出效應(yīng)，進而促進城市創(chuàng)新能力提升。

(3)長三角擴容對市場規(guī)模的擴大效應(yīng)也能夠提升城市整體創(chuàng)新水平。熊彼特理論認(rèn)為，市場規(guī)模擴大能夠幫助企業(yè)在技術(shù)資金風(fēng)險分擔(dān)和創(chuàng)新成果收益上取得先發(fā)性優(yōu)勢，增強技術(shù)創(chuàng)新能力。同時，市場規(guī)模擴張能夠拉動創(chuàng)新產(chǎn)品需求，加速產(chǎn)品多樣化發(fā)展步伐，引致新創(chuàng)新、新技術(shù)的出現(xiàn)。因此，擴容政策帶來的技術(shù)成果需求增大，有助于整體城市創(chuàng)新能力提升。具體來說，在長三角經(jīng)濟協(xié)調(diào)會成立之前，各城市間存在嚴(yán)重的市場分割現(xiàn)象，為保護本土企業(yè)利益，政府會設(shè)置外來技術(shù)壁壘，新技術(shù)難以以市場化方式在本地應(yīng)用和推廣[20]，不利于企業(yè)對新技術(shù)的學(xué)習(xí)和吸收，由此嚴(yán)重阻礙創(chuàng)新發(fā)展進程。擴容政策實施使一體化市場體系更加健全，有利于形成區(qū)域技術(shù)交易大市場[21]，促使技術(shù)交易變得更加公開透明，準(zhǔn)確反映技術(shù)創(chuàng)新供需關(guān)系，為創(chuàng)新主體提供及時有效的市場信號，激發(fā)區(qū)域創(chuàng)新活力。

上述分析表明，長三角擴容政策能夠優(yōu)化區(qū)域間創(chuàng)新資源配置，形成一體化市場創(chuàng)新與交易環(huán)境，實現(xiàn)區(qū)域間創(chuàng)新知識技術(shù)交互與共享，進而對城市創(chuàng)新產(chǎn)生提升效應(yīng)。

2 研究方法、變量說明與數(shù)據(jù)來源

2.1 合成控制法

合成控制法(synthetic control method, SCM) 最早于2003年由Abadie等[22]提出，用于評估2010年美國加州控?zé)煼ò感?yīng)。合成控制法的基本思想是通過對多個控制單元進行合成加權(quán)，構(gòu)造一個與處理組特征大致相似的控制組，分析政策實施前后處理組與加權(quán)后控制組的差別以評估政策效果[23]。本研究具體步驟為：①選取合適的預(yù)測變量，通過預(yù)測變量得出控制組權(quán)重；②依據(jù)權(quán)重擬合出一個與長三角擴容城市特征相似的反事實合成控制城市;③比較長三角擴容城市與合成控制城市的創(chuàng)新水平，評估長三角擴容政策效應(yīng)。

I'j,t=αtσtZj+θtμj+εj,t(2)

2.2 PSM-DID模型

本文研究長三角擴容政策對城市創(chuàng)新的影響，然而擴容政策施行后，城市創(chuàng)新水平的影響主要來源于兩部分：一是擴容政策沖擊帶來的“政策處理效應(yīng)”；二是隨時間或城市創(chuàng)新環(huán)境變化而形成的“時間效應(yīng)”。如何區(qū)分時間效應(yīng)和政策效應(yīng)，進而得出擴容政策實施的凈效應(yīng)是本文研究重點。為此，本文采用雙重差分法(DID)評估擴容政策效果，這也是目前多數(shù)學(xué)者用于研究政策效果的主流方法之一，其優(yōu)勢在于可以很大程度上避免內(nèi)生性問題，相較于傳統(tǒng)最小二乘法，雙重差分法能夠客觀準(zhǔn)確地估計政策效應(yīng)。本文將擴容政策實施后的30個城市作為處理組，其它城市作為控制組。假設(shè)在長三角擴容政策之前兩組“時間效應(yīng)”趨勢相同，設(shè)立如下基本回歸模型：

Lncxit=α0+α1duit+α2dtit+α3duit×dtit+εit(7)

其中，Lncxit表示城市i在t時期的創(chuàng)新水平，duit為政策虛擬變量，加入擴容的城市取值為1，反之為0;dtit為時間虛擬變量，在本文中對應(yīng)政策實施年份之后賦值為1，反之賦值為0;εit代表隨機擾動項。交互項duit×dtit的系數(shù)是α3關(guān)注的重點，α3顯著為正表示擴容政策能夠促進城市創(chuàng)新水平提升；α3為負(fù)則表明擴容反而會抑制城市創(chuàng)新發(fā)展;α3不顯著則表明擴容政策對創(chuàng)新無實質(zhì)性影響。

但是，實際上不同地區(qū)之間存在很大的異質(zhì)性，導(dǎo)致處理組與控制組樣本偏差較大，前文提及的平行趨勢假設(shè)在現(xiàn)實中很難滿足。為解決這一問題，本文在DID差分之前，采用由羅森鮑姆、魯賓提出的傾向得分匹配方法(PSM)找到與實驗組可觀測變量大致相似的控制組樣本數(shù)據(jù)。該方法在本文中的具體思路為：首先，根據(jù)城市一系列可觀測變量如政府科技支出、金融發(fā)展水平、人力資本水平、經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)計算傾向得分值；其次，根據(jù)傾向得分值確定控制組中傾向得分值與實驗組相近的城市作為對照組，使實驗組與控制組各匹配變量無顯著差異；最后，以傾向得分匹配后的樣本數(shù)據(jù)進行DID回歸。設(shè)定的PSM-DID回歸方程如下：

LncitxPSM=α0+α1duit+α2dtit+α3duit×dtit+α4Zit+εit(8)

上式中，Zit表示一組影響城市創(chuàng)新的控制變量，也是傾向得分匹配的計算變量，其它變量與前文相同。

2.3 變量與數(shù)據(jù)說明

2.3.1 被解釋變量

城市創(chuàng)新水平(lncx)：本文中的城市創(chuàng)新主要指技術(shù)創(chuàng)新，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出能夠科學(xué)測度一個地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新成果，同時也能反映地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新的綜合實力[24]?，F(xiàn)有研究主要用新產(chǎn)品銷售收入和專利等衡量創(chuàng)新產(chǎn)出，但是新產(chǎn)品銷售收入這一指標(biāo)忽略了科技創(chuàng)新中的知識創(chuàng)造部分，而專利申請數(shù)則能直接體現(xiàn)城市科技創(chuàng)新產(chǎn)出。因此，本文用專利申請數(shù)作為衡量城市創(chuàng)新的依據(jù)。

2.3.2 核心解釋變量

本文核心解釋變量為長三角擴容政策虛擬變量和時間虛擬變量的交乘項，政策虛擬變量根據(jù)國家公布的長三角擴容后的城市名單賦值，如果該城市為擴容實施城市，則賦值為1，否則為0。時間虛擬變量在政策實施之前統(tǒng)一設(shè)置為0，實施年份之后設(shè)置為1。

2.3.3 控制變量

本文選取的控制變量主要包括：①政府科技支出(kj)，用各城市科技支出占財政支出的比重測度；②人力資本水平(lnedu)，借鑒劉金鳳等[25]的做法，用高等學(xué)校學(xué)生數(shù)表示；③產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(cyjg)，采用二產(chǎn)產(chǎn)值與三產(chǎn)產(chǎn)值的比重衡量；④經(jīng)濟發(fā)展水平(lngdp)，用各城市人均GDP的對數(shù)衡量該城市經(jīng)濟發(fā)展水平；⑤金融發(fā)展水平(fin)，用金融貸款總值和地區(qū)GDP總值的比值測度。

2.3.4 數(shù)據(jù)來源

本文選取2003-2018年中國內(nèi)地283個地級市數(shù)據(jù)作為原始樣本，將長三角擴容后的34個城市設(shè)為處理組，其余253個城市作為控制組。本文控制變量數(shù)據(jù)主要來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》和各市國民經(jīng)濟發(fā)展統(tǒng)計公報。其中，各城市專利申請數(shù)據(jù)來源于中國知識產(chǎn)權(quán)局，由筆者手工整理得到。

3 實證結(jié)果分析

3.1 長三角擴容對城市創(chuàng)新的影響

圖1-圖3為整體城市、原位城市、新進城市的實際創(chuàng)新水平路徑和合成的創(chuàng)新水平路徑。其中，實線表示實際路徑，虛線表示合成路徑。從圖中可以看出，整體上城市創(chuàng)新水平隨著時間推移呈現(xiàn)不斷上升趨勢，但是，在擴容政策實施前后存在一定差距。具體來說，在政策實施之前，實際創(chuàng)新水平路徑和合成創(chuàng)新水平路徑近乎完全重合，在一定程度上說明合成控制法的擬合效果較好。在2010年擴容政策實施后，整體城市、原位城市和新進城市的實際創(chuàng)新路徑均明顯高于合成創(chuàng)新路徑，說明長三角擴容政策能夠顯著提升城市創(chuàng)新水平。另外，擴容政策效應(yīng)在不同區(qū)域間存在差異，2010年之后新進城市的實際創(chuàng)新路徑與合成創(chuàng)新路徑偏離度明顯高于原位城市，表明新進城市的政策效果明顯強于原位城市。

圖1整體城市

3.2 基于PSM-DID的估計結(jié)果

為進一步驗證擴容政策對城市創(chuàng)新的提升效應(yīng)，本文采用PSM-DID方法對樣本數(shù)據(jù)進行回歸分析，在此之前，利用pstest命令檢驗傾向得分匹配的有效性，結(jié)果如表1所示。從中可見，在傾向得分匹配前，實驗組與控制組兩組樣本協(xié)變量均存在顯著性差異，但匹配后城市特征差異均大幅縮小，甚至部分變量幾乎無差異，樣本選擇性偏差基本消除。同時，從t檢驗結(jié)果看，所有t檢驗均不拒絕處理組與控制組無系統(tǒng)差異的原假設(shè)，各變量在兩組樣本間的分布變得均衡。這說明，本文選取的可觀測變量和匹配方法有效且兩組樣本匹配結(jié)果較為滿意，PSM-DID在本文中的適用性與有效性得到驗證。

表1 均衡性檢驗結(jié)果

在樣本數(shù)據(jù)通過均衡性檢驗的基礎(chǔ)上，在模型(8)中用Stata12.0軟件對處理組與控制組進行回歸分析。同時，為檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，依次逐步加入控制變量進行分析，相應(yīng)回歸結(jié)果見表2。其中，Model1為不加入控制變量的結(jié)果，did的系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明加入長三角經(jīng)濟協(xié)調(diào)能夠顯著促進該地區(qū)城市創(chuàng)新發(fā)展。擴容政策能夠促進區(qū)域間創(chuàng)新要素流動與重整，產(chǎn)生知識與技術(shù)溢出效應(yīng)，形成更大規(guī)模的技術(shù)及交易市場，從而對地區(qū)科技創(chuàng)新活動產(chǎn)生促進作用。Model2-Model6為依次加入控制變量后的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)核心解釋變量系數(shù)依舊顯著，由此驗證本文實證結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

表2 基本回歸結(jié)果

從控制變量結(jié)果看，政府財政科技支出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟發(fā)展水平和金融發(fā)展水平均在1%顯著性水平上為正，表明加大政府財政科技支出力度能夠顯著促進城市創(chuàng)新能力提升，因為企業(yè)經(jīng)營、投資活動都需要一定的資源作為支撐(解維敏等，2016)，特別是企業(yè)創(chuàng)新，更需要充足的資金和較為完善的設(shè)備等保證創(chuàng)新活動的順利開展。同時，隨著城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷升級，城市創(chuàng)新環(huán)境隨之不斷完善，產(chǎn)業(yè)相關(guān)知識與技術(shù)更加密集，有助于推動城市創(chuàng)新發(fā)展。而且，地區(qū)經(jīng)濟基礎(chǔ)和金融發(fā)展基礎(chǔ)越好，對地區(qū)研發(fā)創(chuàng)新活動越有利。人力資本水平系數(shù)在10%水平上顯著為正，說明人力資本對促進城市創(chuàng)新水平提升具有重要推動作用。

表3為分樣本回歸結(jié)果，主要考察擴容政策對整體城市以及先后兩批擴容新進城市政策效應(yīng)的差異性。結(jié)果顯示，did回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，說明擴容政策無論是對原位城市還是新進城市創(chuàng)新能力均有提升效應(yīng)，這與前文結(jié)論一致。且從新進城市分樣本回歸系數(shù)看，擴容政策對2010年新進城市的政策效應(yīng)強于原位城市，可能是因為原位城市中諸如上海、無錫、南京等城市本身創(chuàng)新水平較高，更多扮演著知識輸出角色；而新進城市受擴容政策的沖擊更大，擴容政策的實施使其從核心城市中獲得更多知識溢出和技術(shù)支持，創(chuàng)新能力隨之大幅提升，所以擴容政策效應(yīng)更強。同時，2013年新進城市的政策效應(yīng)低于原位城市和2010年新進城市，原因可能在于2013年擴容城市(如馬鞍山、淮安、衢州等)創(chuàng)新環(huán)境處于弱勢，導(dǎo)致在政策沖擊下創(chuàng)新能力提升效應(yīng)相比其它城市弱。

表3 分樣本回歸結(jié)果

3.3 異質(zhì)性檢驗

基于前文分析得出長三角擴容政策能夠推動城市創(chuàng)新的結(jié)論，本文通過異質(zhì)性分析，進一步研究擴容對城市創(chuàng)新的作用是否還受其它因素的影響。

3.3.1 科創(chuàng)走廊城市異質(zhì)性分析

作為中國經(jīng)濟活力最強、城鎮(zhèn)化水平最高的區(qū)域之一，科創(chuàng)走廊沿線城市有著先決性的優(yōu)越創(chuàng)新條件，共包含上海、嘉興、杭州、金華、蘇州、湖州、宣城、蕪湖和合肥9個城市。作為長三角一體化先試區(qū)，特別是上海、杭州等擁有大量創(chuàng)新人才、資金和高端信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)資源優(yōu)勢，加之創(chuàng)新走廊空間布局不斷完善，沿線城市交通也更加便利，有利于加快創(chuàng)新要素流動速度，提高創(chuàng)新資源整合效率，充分發(fā)揮創(chuàng)新強輻射效應(yīng)，帶動區(qū)域創(chuàng)新一體化發(fā)展。因此，創(chuàng)新走廊沿線城市能夠強化擴容政策對城市創(chuàng)新能力的提升效應(yīng)。

本文借鑒Cai等[26]的做法，將283個實驗組樣本城市劃分為科創(chuàng)走廊城市和非科創(chuàng)走廊城市，結(jié)合PSM-DID模型分別進行回歸分析，結(jié)果如表4所示。從中可見，擴容政策對城市創(chuàng)新的提升效應(yīng)受到科創(chuàng)走廊政策的顯著影響，加入長三角經(jīng)濟協(xié)調(diào)會且屬于科創(chuàng)走廊的城市，其對城市創(chuàng)新的促進作用更加顯著?？苿?chuàng)走廊沿線城市科技要素較為活躍、產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)雄厚且交通聯(lián)系便利，更加有利于區(qū)域間創(chuàng)新資源互補與共享，因此有助于發(fā)揮擴容政策對城市創(chuàng)新的促進作用。

3.3.2 通達性異質(zhì)性分析

“通達性”最早由Hansen[27]提出，表示交通網(wǎng)絡(luò)中各節(jié)點相互作用機會的大小。簡言之，就是一個地方到達另一個地方的難易程度[28-29]。對不同城市而言，創(chuàng)新水平提升不僅取決于自身創(chuàng)新要素，還依靠城市其它創(chuàng)新要素的流動[30]。同時，創(chuàng)新活動具有一定的復(fù)雜性和知識高密集性，單個主體很難獨立完成，需要主體以合作形式實現(xiàn)。而區(qū)域間通達性提升能夠有效壓縮地理“時空距離”，加快創(chuàng)新要素流動速度、擴大流動范圍，特別是作為創(chuàng)新中堅力量科技人才的流動，能夠加強創(chuàng)新知識溢出，促進科學(xué)知識技術(shù)傳播與擴散，提升城市創(chuàng)新水平。

表4 異質(zhì)性分析結(jié)果

3.4 滯后效應(yīng)

上述回歸結(jié)果驗證了擴容政策對城市創(chuàng)新的提升效應(yīng)，但只能反映樣本期間擴容對城市創(chuàng)新的平均影響，無法體現(xiàn)擴容政策是否存在時間滯后效應(yīng)以及政策效果是否具有可持續(xù)性。為此，本文將政策虛擬變量1～5年的滯后項引入模型，研究擴容政策與城市創(chuàng)新的滯后關(guān)系，相應(yīng)回歸結(jié)果如表5所示。從Model1-Model5did系數(shù)顯著性可知，長三角擴容政策對城市創(chuàng)新具有持續(xù)性影響。從虛擬變量系數(shù)關(guān)系發(fā)現(xiàn)，伴隨著顯著性水平的下降，did系數(shù)呈現(xiàn)逐漸遞減趨勢，說明擴容政策效應(yīng)具有邊際遞減特征?？赡茉蛟谟冢跀U容初期，長三角內(nèi)部城市都在積極利用經(jīng)濟協(xié)調(diào)會機制迅速獲取自身所需知識信息，然而隨著時間的延長，區(qū)域間創(chuàng)新水平差距不斷縮小，導(dǎo)致知識信息邊際量呈現(xiàn)遞減效應(yīng)[32]，擴容政策對城市創(chuàng)新的提升效應(yīng)也隨之變小。

表5 滯后效應(yīng)分析結(jié)果

3.5 穩(wěn)健性檢驗

(1)更換被解釋變量。前文用創(chuàng)新產(chǎn)出衡量城市創(chuàng)新水平，但由于不同城市創(chuàng)新政策不同以及對創(chuàng)新資源的配置存在差異，由此可能造成結(jié)果出現(xiàn)偏差。因此，本文參考楊思瑩等[33]的思路，通過更換被解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗，選取復(fù)旦大學(xué)《中國城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新報告2017》中的城市創(chuàng)新指數(shù)[34]作為城市創(chuàng)新水平測度指標(biāo)(lncx1)，估計結(jié)果如表6所示。從中可見，無論是否加入控制變量，交互項系數(shù)均顯著為正，表明長三角擴容有利于推動城市創(chuàng)新。與上述研究結(jié)論一致，再一次證實了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

(2)改變樣本時間窗。樣本數(shù)據(jù)時間差異可能會對估計結(jié)果產(chǎn)生不利影響，為觀測不同時間段內(nèi)長三角擴容對城市創(chuàng)新水平的影響，本文通過改變樣本時間窗寬進一步驗證結(jié)果的穩(wěn)健性。為此，借鑒董艷梅等[35]的做法，由于擴容政策有兩個時間節(jié)點也即2010年和2013年，所以本文將樣本時間區(qū)間分別改為2009-2014年、2008-2015年、2007-2016年，再次進行回歸分析，以檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性。若估計結(jié)果無明顯變化，則說明本文研究結(jié)果相對穩(wěn)健。由表6可知，改變時間窗寬后的結(jié)果均顯著為正，表明各年份區(qū)間內(nèi)擴容政策均顯著促進城市創(chuàng)新水平提升，本文研究結(jié)果穩(wěn)健。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

4 結(jié)論與建議

4.1 研究結(jié)論

實施區(qū)域一體化戰(zhàn)略是黨中央作出的一項重大決策部署，已經(jīng)成為中國推動區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的重要戰(zhàn)略支點，對區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生了重要影響[36]。2010年長三角城市群擴容作為推動區(qū)域一體化發(fā)展的一次重要嘗試，對打破區(qū)域間市場分割，增強長三角地區(qū)創(chuàng)新能力和競爭力、引領(lǐng)全國創(chuàng)新高質(zhì)量發(fā)展發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。本文采用2003-2018年中國內(nèi)地283個地級市面板數(shù)據(jù)，將“長三角擴容”作為一項準(zhǔn)自然實驗，綜合運用合成控制法和PSM-DID回歸模型，檢驗長三角擴容對城市創(chuàng)新的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①從整體看，長三角擴容政策實施顯著提高了城市創(chuàng)新水平，且擴容對新進城市創(chuàng)新的提升作用強于原位城市。這說明，長三角區(qū)域一體化戰(zhàn)略實施能夠加強區(qū)域間知識技術(shù)溢出，實現(xiàn)創(chuàng)新資源的充分流動和高效整合，形成城市創(chuàng)新聯(lián)動效應(yīng)，推動區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新發(fā)展；②異質(zhì)性分析結(jié)果顯示，相較于非科創(chuàng)走廊城市，擴容政策對科創(chuàng)走廊城市創(chuàng)新水平的提升效應(yīng)更強。同時，城市通達性水平提升，能夠加強擴容政策對城市創(chuàng)新的正向作用。這一結(jié)論確定了長三角城市群間基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通對推動區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新攻關(guān)一體化發(fā)展的重要作用；③對擴容政策滯后效應(yīng)的分析表明，擴容政策效應(yīng)具有一定的持續(xù)性，且呈現(xiàn)出邊際效應(yīng)遞減特征。也即在擴容政策實施后1～3年，擴容政策對城市創(chuàng)新有持續(xù)正向促進作用，但是這種促進作用隨著時間推移逐漸減弱。

4.2 政策建議

本文研究結(jié)論對深入實施區(qū)域一體化發(fā)展戰(zhàn)略，加強創(chuàng)新策源能力建設(shè)，打造全國創(chuàng)新高質(zhì)量發(fā)展樣板區(qū)具有重要啟示意義。根據(jù)上述研究結(jié)論，提出以下3點政策建議：

(1)暢通一體化綜合交通網(wǎng)絡(luò)，提高人流、物流、資金流、信息流的便捷性。實現(xiàn)“無障礙”合作共享、資源整合和要素流動，尤其要打通區(qū)域間人才流動壁壘。具體而言：①加快建設(shè)長三角城市群內(nèi)集高速鐵路、普速鐵路、城際鐵路、市域(郊)鐵路、城市軌道交通于一體的現(xiàn)代軌道交通運輸體系，形成高質(zhì)高速的軌道交通網(wǎng)絡(luò)；②促進城市間人員流動和交流，特別是高技術(shù)人員流動，發(fā)揮中心城市創(chuàng)新溢出效應(yīng)和輻射帶動能力，形成區(qū)域協(xié)調(diào)創(chuàng)新發(fā)展新格局；③加快省際高速公路建設(shè)，對擁堵嚴(yán)重的高速公路進行整改擴建，提升省際公路通達水平和主要城市間的通行效率；④不斷優(yōu)化長三角機場體系和港口布局，增強面向全國的創(chuàng)新輻射能力。

(2)加強區(qū)域合作聯(lián)動。一方面，不斷加強區(qū)域間人力資源協(xié)作，通過聯(lián)合開展就業(yè)洽談會和專場招聘會等形式，推動人才資源互認(rèn)共享，實現(xiàn)區(qū)域間人力資源特別是高層次人才流動和優(yōu)化配置。同時，暢通長三角市場網(wǎng)絡(luò)，推動跨地域技術(shù)市場互聯(lián)互通、資源共享，加強長三角中心區(qū)與周邊區(qū)域的深度合作，輻射帶動周邊地區(qū)協(xié)同發(fā)展。不斷優(yōu)化科技資源共享服務(wù)平臺建設(shè)，推動重大科研基礎(chǔ)設(shè)施、大型科研儀器、科技文獻、科學(xué)數(shù)據(jù)等科技資源合理流動與開放共享；另一方面，加快復(fù)制推廣長三角一體化發(fā)展經(jīng)驗，充分發(fā)揮示范區(qū)引領(lǐng)帶動作用，構(gòu)建更大范圍的區(qū)域一體科技創(chuàng)新鏈。充分發(fā)揮江蘇科教資源豐富、浙江數(shù)字經(jīng)濟領(lǐng)先和安徽創(chuàng)新活力強勁等地區(qū)特色優(yōu)勢，加快自主創(chuàng)新示范區(qū)建設(shè)，打造極具影響力的科技創(chuàng)新策源地，強化區(qū)域聯(lián)動創(chuàng)新發(fā)展。與此同時，加快落實G60科創(chuàng)走廊發(fā)展規(guī)劃，以G60科創(chuàng)走廊為長條形創(chuàng)新增長極，強化對沿線周邊城市的輻射效應(yīng)，加速走廊創(chuàng)新發(fā)展蔓延，形成科創(chuàng)走廊產(chǎn)業(yè)帶的高水平布局與合作，激發(fā)地區(qū)創(chuàng)新活力。

(3)持續(xù)完善長三角一體化發(fā)展體制機制，加速打破傳統(tǒng)行政區(qū)劃隔離壁壘，由各級政府協(xié)商制定相關(guān)政策措施，建立統(tǒng)一的重點領(lǐng)域制度規(guī)則和重大政策溝通協(xié)調(diào)機制，提高政策制定和執(zhí)行的協(xié)同性。同時，充分發(fā)揮政府在長三角一體化發(fā)展中的領(lǐng)導(dǎo)作用，不斷完善經(jīng)濟協(xié)調(diào)會成員合作機制。設(shè)立地區(qū)間創(chuàng)新要素流動、配置效率評估相關(guān)部門，對創(chuàng)新要素配置效率情況進行持續(xù)優(yōu)化和調(diào)整，提升要素利用效率。另外，積極轉(zhuǎn)變地方政府區(qū)域發(fā)展理念，深入貫徹習(xí)總書記的“一盤棋”思想，堅決抵制地方保護主義，實現(xiàn)創(chuàng)新競爭由同質(zhì)化到多樣化的轉(zhuǎn)變，共同打造創(chuàng)新高質(zhì)量發(fā)展的長三角城市群。