馮 銳，馬青山，劉傳明

(1.中央財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，北京 100081；2.中南財經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，湖北 武漢，430073)

0 引言

提高全要素生產(chǎn)率是中國經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的主要動力，然而目前我國全要素生產(chǎn)率增速低于2%，對經(jīng)濟增長質(zhì)量的提升作用有限，需要充分發(fā)揮科技創(chuàng)新的關(guān)鍵作用。由于科技創(chuàng)新具有復(fù)雜程度高、風(fēng)險大、周期長等特點，科技型中小企業(yè)融資難問題成為制約科技創(chuàng)新水平提升的瓶頸。中國科技型企業(yè)直接融資比例在10%以下，遠(yuǎn)低于歐洲發(fā)達國家80%的直接融資比例。間接融資依然是企業(yè)融資的首選，但中小企業(yè)貸款在銀行業(yè)貸款余額中占比不足30%，以銀行間接融資為主的傳統(tǒng)金融體系并不能有效解決融資難問題，而科技金融能夠充分整合多元化金融資源、提升融資效率。如何促進科技和金融結(jié)合，加快科技成果轉(zhuǎn)化，發(fā)揮金融對于科技創(chuàng)新的重要支持作用，對于提升城市全要素生產(chǎn)率，進而促進中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。為此，國家積極探索提升城市全要素生產(chǎn)率的有效途徑，其中，促進科技和金融結(jié)合試點備受關(guān)注。

中國促進科技和金融結(jié)合試點政策(以下簡稱“試點政策”)經(jīng)歷了由淺入深、分批次逐漸推進的探索式發(fā)展過程。目前，我國共批復(fù)了兩批試點地區(qū)，首批科技和金融結(jié)合試點于2011年獲批復(fù)，涉及16個地區(qū)，包括43個地級市(區(qū))。在第一批試點地區(qū)的影響下，我國于2016年確定批復(fù)第二批試點，涉及9個城市。至此，促進科技和金融結(jié)合試點達到52個地級市。試點政策實施后，各試點城市積極創(chuàng)新財政科技投入方式，搭建新型科技創(chuàng)新投融資平臺，科技信貸產(chǎn)品創(chuàng)新層出不窮，提升了試點城市創(chuàng)新能力和融資能力。需要關(guān)注的問題是試點政策是否促進了全要素生產(chǎn)率增長？試點政策通過哪些機制影響全要素生產(chǎn)率增長？試點政策對全要素生產(chǎn)率的影響是否具有異質(zhì)性？上述問題的答案對于促進中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

近年來，隨著中國經(jīng)濟進入高質(zhì)量發(fā)展階段，全要素生產(chǎn)率增長研究逐漸受到重視，學(xué)者們從不同角度對科技金融與全要素生產(chǎn)率進行研究。本文通過對現(xiàn)有文獻的梳理，將主要文獻分為3類：第一類研究關(guān)注科技發(fā)展對于全要素生產(chǎn)率的影響。Romer[1]、Mizobuchi[2]、陳繼勇等[3]、尹向飛與段文斌[4]、李政與楊思瑩[5]研究發(fā)現(xiàn)，科技發(fā)展對于經(jīng)濟發(fā)展和全要素生產(chǎn)率提升具有重要作用。第二類研究關(guān)注金融發(fā)展對于全要素生產(chǎn)率的影響。國內(nèi)外學(xué)者較早關(guān)注了金融發(fā)展對全要素生產(chǎn)率的影響，但未形成統(tǒng)一結(jié)論，主要提出3種觀點：第一種觀點中，Buera等[6]、Méon & Weill[7]、張杰與高德歩[8]、徐思遠(yuǎn)與洪占卿[9]認(rèn)為，金融發(fā)展阻礙全要素生產(chǎn)率提升。第二種觀點中，冉芳[10]、李占風(fēng)與郭小雪[11]、馬勇與張航[12]、李健與盤宇章[13]研究認(rèn)為，金融發(fā)展促進全要素生產(chǎn)率提升。第三種觀點將試點政策作為準(zhǔn)自然實驗，分析該政策對創(chuàng)新水平、企業(yè)競爭力等因素的影響。現(xiàn)有研究將試點政策視為一項準(zhǔn)自然實驗，分析科技和金融結(jié)合對城市創(chuàng)新水平的影響。馬凌遠(yuǎn)與李曉敏[14]、鄭石明等[15]發(fā)現(xiàn)，科技和金融結(jié)合可以顯著提升試點城市創(chuàng)新水平；何震[16]和吳凈[17]發(fā)現(xiàn)，科技和金融結(jié)合可以顯著提高企業(yè)創(chuàng)新水平；孔一超、周丹[18]研究科技和金融結(jié)合試點對高新技術(shù)企業(yè)生產(chǎn)效率的影響；程翔等(2020)研究科技和金融結(jié)合試點對競爭力的影響，發(fā)現(xiàn)試點政策可以促進企業(yè)生產(chǎn)效率和競爭力提升。

綜上所述，現(xiàn)有研究大多探討科技或者金融對經(jīng)濟發(fā)展或全要素生產(chǎn)率的影響，雖然科技進步對全要素生產(chǎn)率的積極作用被廣泛認(rèn)可，但金融發(fā)展對于全要素生產(chǎn)率的提升作用卻莫衷一是。目前，學(xué)術(shù)界尚未關(guān)注科技和金融結(jié)合試點政策對全要素生產(chǎn)率的影響。因此，本文采用雙重差分法試點政策對全要素生產(chǎn)率的影響填補了理論空白。

本文可能的邊際貢獻主要在于：①首次利用雙重差分法評估試點政策對城市全要素生產(chǎn)率的影響，豐富科技和金融結(jié)合與城市全要素生產(chǎn)率增長研究；②研究方法上，利用雙重差分等方法能夠有效解決內(nèi)生性問題，確保試點政策評估結(jié)果的穩(wěn)健性；③對試點政策的異質(zhì)性進行分析，并深入探究該政策對城市全要素生產(chǎn)率的作用機制，提出促進全要素增長的作用機制。

1 理論機制與研究假設(shè)

試點政策以多元化金融資源為基礎(chǔ)，形成促進科技創(chuàng)新的合力，主要從以下方面促進全要素生產(chǎn)率增長：首先，試點政策有助于緩解企業(yè)融資約束，從而有效推動城市全要素生產(chǎn)率提升。實施試點政策的目的在于緩解科技型企業(yè)融資難問題，通過頂層制度設(shè)計促進科技和金融結(jié)合，對試點地區(qū)組織實施內(nèi)容作出具體規(guī)定，助力科技型中小企業(yè)發(fā)展。其次，試點政策有助于促進企業(yè)創(chuàng)新水平提升，從而促進全要素生產(chǎn)率增長。地方政府申請成為試點的目標(biāo)在于促進金融資源集聚，推動地方創(chuàng)新體系建設(shè)，加快地方科技體制改革和金融體制改革，從而促進地方經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。第三，試點政策有助于推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，從而促進全要素生產(chǎn)率增長。試點政策能夠引導(dǎo)金融機構(gòu)加大對科技型企業(yè)、戰(zhàn)略性新興企業(yè)的融資支持力度，改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，促進新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展，有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，進而促進城市全要素生產(chǎn)率提升。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H1：試點政策有助于城市全要素生產(chǎn)率提升；試點政策通過創(chuàng)新效應(yīng)、融資效應(yīng)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)促進全要素生產(chǎn)率增長。

試點政策提升城市全要素生產(chǎn)率的機制分析包括以下內(nèi)容：

(1)試點政策通過發(fā)揮創(chuàng)新效應(yīng)提升城市全要素生產(chǎn)率。一方面，試點地區(qū)匯聚國家與地方政府合力，以提升科技創(chuàng)新水平為主要目標(biāo)。首先，Lin & Monga[19]認(rèn)為，試點地區(qū)政府可以因勢利導(dǎo)，根據(jù)地方經(jīng)濟金融發(fā)展基礎(chǔ)進行甄別，在發(fā)揮市場決定性作用的基礎(chǔ)上，通過充分整合創(chuàng)新資源開展創(chuàng)新活動，促進城市創(chuàng)新水平提升；李政、楊思瑩[5]認(rèn)為，可以因勢利導(dǎo)，對積極從事技術(shù)創(chuàng)新的企業(yè)給予一定的資助和補貼，從而促進企業(yè)創(chuàng)新水平提升。其次，試點城市通過加強創(chuàng)新資源投入促進創(chuàng)新要素集聚，從而提升創(chuàng)新水平。試點政策可以通過促進試點地區(qū)創(chuàng)新科技投入，優(yōu)化科技投入結(jié)構(gòu)從而促進創(chuàng)新水平提升。此外，試點地區(qū)可以積極鼓勵高校、企業(yè)和科研機構(gòu)開展創(chuàng)新合作，通過加強創(chuàng)新基地建設(shè)和服務(wù)平臺建設(shè)，促進科技成果轉(zhuǎn)化，推動創(chuàng)新水平提升。因此，試點設(shè)立的主要目標(biāo)就是通過促進科技和金融結(jié)合，以金融資源支持技術(shù)創(chuàng)新，從而實現(xiàn)科技創(chuàng)新水平提升。另一方面，城市創(chuàng)新水平提升有助于促進城市全要素生產(chǎn)率增長。Fare等[20]研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)進步和技術(shù)效率提升會極大地促進全要素生產(chǎn)率提升；余泳澤和張先軫[21]發(fā)現(xiàn)，在增長動力轉(zhuǎn)換的關(guān)鍵時期，傳統(tǒng)土地、勞動力和資本等生產(chǎn)要素明顯不能滿足經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展需求，技術(shù)創(chuàng)新和升級成為全要素生產(chǎn)率提升的關(guān)鍵?？梢?，促進科技和金融結(jié)合試點通過創(chuàng)新效應(yīng)可以有效提升城市全要素生產(chǎn)率。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H1a：試點政策通過創(chuàng)新效應(yīng)提升城市全要素生產(chǎn)率。

(2)試點政策通過融資效應(yīng)促進城市全要素生產(chǎn)率提升。一方面，試點地區(qū)可以極大地提升企業(yè)融資效率。首先，試點地區(qū)積極采取貼息、補助和股權(quán)融資等方式提升中小科技企業(yè)融資效率。并且，試點地區(qū)積極創(chuàng)新金融機構(gòu)服務(wù)模式，專門為中小高新技術(shù)企業(yè)提供特有的貸款計劃和審批程序，加大科技信貸投入，從而提升中小科技企業(yè)投融資效率。此外，試點地區(qū)積極引入民間資本，進一步緩解高新技術(shù)企業(yè)融資難問題。其次，唐松等(2019)研究發(fā)現(xiàn)，科技和金融結(jié)合促使金融業(yè)依托大數(shù)據(jù)、云計算等先進技術(shù)，降低長尾市場信息不對稱成本，打破資金投向少量高端客戶的“二八定律”，為長尾市場需求群體提供便捷的金融服務(wù)，從而提升創(chuàng)新型企業(yè)融資效率。最后，科技和金融結(jié)合可以分散融資風(fēng)險，試點地區(qū)加強和完善科技保險服務(wù)，提高保險中介服務(wù)質(zhì)量，推出科技企業(yè)融資保障類保險。積極開展科技企業(yè)信用體系建設(shè)，根據(jù)信用評級進一步精確甄別科技企業(yè)投融資需求，從而提升融資效率。另一方面，試點城市企業(yè)融資效率提升有利于促進全要素生產(chǎn)率增長。隨著科技資源和金融資源有效對接，融資效率提升為科技型中小企業(yè)發(fā)展注入新的活力。融資效率提升為科技型中小企業(yè)積極開展科技研發(fā)活動創(chuàng)造了條件，促進企業(yè)自主創(chuàng)新能力和生產(chǎn)效率提升，進而促進全要素生產(chǎn)率增長。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H1b：試點政策通過融資效應(yīng)提升城市全要素生產(chǎn)率。

(3)試點政策通過結(jié)構(gòu)效應(yīng)提升城市全要素生產(chǎn)率。一方面，鄧雅君、張毅[22]研究指出，試點政策能夠助力戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展。首先，試點政策依托多元化金融資源，帶動試點地區(qū)以人才、技術(shù)為導(dǎo)向的戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)集聚，從而促進戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展。其次，劉克逸[23]發(fā)現(xiàn)，試點政策能夠改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，促進傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)整合。與勞動力、資本等傳統(tǒng)生產(chǎn)要素促進經(jīng)濟增長的模式相比，試點政策依托豐富的金融資源促進科技發(fā)展，采用大數(shù)據(jù)、知識、技術(shù)等生產(chǎn)要素，而上述新型生產(chǎn)要素具有規(guī)模報酬遞增的特點，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)與新型生產(chǎn)要素相結(jié)合，不斷提升產(chǎn)業(yè)運行效率，促進傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。另一方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級能夠促進全要素生產(chǎn)率增長。楊仁發(fā)和李娜娜[24]基于馬克思主義政治經(jīng)濟學(xué)視角研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對質(zhì)量型經(jīng)濟增長具有顯著推動作用，進而促進全要素生產(chǎn)率增長。隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式為試點地區(qū)提供示范作用，帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展先進技術(shù)，提高生產(chǎn)效率，從而促進試點地區(qū)全要素生產(chǎn)率提升。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H1c：試點政策通過結(jié)構(gòu)效應(yīng)提升城市全要素生產(chǎn)率。

圖1 理論研究機制

2 研究設(shè)計與數(shù)據(jù)說明

2.1 雙重差分模型構(gòu)建

2011年以來，科技部、中國人民銀行、中國銀監(jiān)會、中國證監(jiān)會、中國保監(jiān)會發(fā)布了《關(guān)于印發(fā)促進科技和金融結(jié)合試點實施方案的通知》，結(jié)合各地促進科技和金融結(jié)合試點方案，在天津等42個城市實施試點政策，為檢驗試點政策對城市全要素生產(chǎn)率的影響提供了良好的準(zhǔn)自然實驗素材。本文將2011年實施的試點政策視為一項準(zhǔn)自然實驗場景，采用雙重差分法對該政策與全要素生產(chǎn)率增長的因果關(guān)系進行識別。試點城市可作為準(zhǔn)自然實驗的實驗組，未列入計劃的城市可作為準(zhǔn)自然實驗的對照組，采用雙重差分法識別該政策的凈效應(yīng)。因此，本文構(gòu)建雙重差分的雙向固定效應(yīng)模型如下：

(1)

式中，TFP為在DEA框架下采用基于非期望產(chǎn)出的超效率SBM模型測度的城市全要素生產(chǎn)率，分別以規(guī)模不變條件下的CRS和規(guī)模報酬可變條件下的VRS表示，period表示時間虛擬變量，2011年試點政策實施之前period=0，試點政策實施后period=1。treat表示組間虛擬變量，42個試點城市為準(zhǔn)自然實驗的實驗組，treat=1，未列入計劃的其它城市treat=0。period×treat是雙重差分項，表示試點政策對城市全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)。Control表示一組控制變量，包括經(jīng)濟發(fā)展水平、金融相關(guān)率、教育支出、科學(xué)支出、人口數(shù)量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等。地區(qū)固定效應(yīng)μ表示不隨時間變化的因素，時間固定效應(yīng)γ是對時間趨勢的控制，v為隨機擾動項。傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)回歸模型僅對個體固定效應(yīng)進行檢驗，未考慮不同時間、不同城市的殘差相關(guān)性，因而導(dǎo)致回歸結(jié)果存在偏誤。如果不考慮時間異質(zhì)性和個體異質(zhì)性，該偏誤會隨時間推移呈增大趨勢。為克服傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)回歸模型的偏誤，本文采用包含個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)的雙向固定效應(yīng)模型檢驗試點政策對全要素生產(chǎn)率增長的影響，確?；貧w結(jié)果穩(wěn)健可靠。

2.2 動態(tài)模型構(gòu)建

前文構(gòu)建的雙重差分法，其基準(zhǔn)回歸模型表示試點政策對城市全要素生產(chǎn)率的影響只是理論上的結(jié)果，實際上，試點受政策實施強度、配套措施、生產(chǎn)要素調(diào)整等因素影響，可能不會取得立竿見影的效果。一方面，試點政策具有緩沖期和消化期，導(dǎo)致政策實施效果具有一定的滯后性，對城市全要素生產(chǎn)率具有長期動態(tài)影響。另一方面，在對試點政策與城市全要素生產(chǎn)率的因果關(guān)系進行研究時，需要滿足共同趨勢假定，即如果沒有實施試點政策，隨著時間推移，實驗組與對照組的城市全要素生產(chǎn)率沒有顯著差異。基于以上原因，借鑒劉傳明和馬青山[25]的研究成果，本文構(gòu)建如下動態(tài)效應(yīng)模型：

(2)

式中，TFP表示城市全要素生產(chǎn)率，dummy表示一組反事實虛擬變量，假設(shè)試點政策從2011年前的τ年實施(τ=2011、2010…2005)，則dummy=1，其它年份dummy=0；假設(shè)結(jié)合試點政策從2011年之后的η年實施(τ=2011、2012…2017)，則dummy=1，其它年份dummy=0，試點政策實施的2011年dummy=1，其它年份dummy=0。如果回歸系數(shù)θτ沒有通過顯著性檢驗，說明在政策實施前，實驗組與對照組城市全要素生產(chǎn)率并沒有顯著差異，如果θη通過顯著性水平檢驗，說明在試點政策制度實施之后，實驗組和對照組城市全要素生產(chǎn)率存在顯著性差異，滿足共同趨勢假設(shè)。本文采用圖示方式對共同趨勢假設(shè)進行描述，采用繪制圖表方式對動態(tài)性進行展示。

2.3 中介效應(yīng)模型構(gòu)建

本文將城市創(chuàng)新能力、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、城市融資能力作為為中介變量，采用復(fù)旦大學(xué)產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究中心公布的2005—2016年中國城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新力指數(shù)作為城市創(chuàng)新能力衡量指標(biāo)，采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占城市生產(chǎn)總值的比重作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級衡量指標(biāo)，采用存款和貸款之和除以城市生產(chǎn)總值作為融資能力衡量指標(biāo)。

借鑒Baron&Kenny[26]、溫忠麟等[27]的研究成果，本文構(gòu)建中介效應(yīng)模型，主要步驟如下：首先，將城市全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量，將科技和金融結(jié)合試點作為核心解釋變量進行回歸，如果試點政策回歸系數(shù)顯著為正，則表示科技和金融結(jié)合試點能夠促進城市全要素生產(chǎn)率提升。其次，將城市創(chuàng)新能力、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、城市融資能力作為中介變量，考察試點政策對中介變量的影響，如果回歸系數(shù)為正且顯著，說明試點政策實施可以促進城市產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力、融資能力提升，從而加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。第三，采用中介變量對城市全要素生產(chǎn)率進行回歸，如果回歸結(jié)果為正且通過顯著性水平檢驗，說明中介變量能夠促進城市全要素生產(chǎn)率提升。第四，將試點政策和中介變量同時納入回歸模型，觀察二者對城市全要素生產(chǎn)率的影響。接下來，按照中介效應(yīng)檢驗步驟構(gòu)建模型如下：

(3)

(4)

(5)

(6)

其中，tfp表示城市全要素生產(chǎn)率；Time表示試點政策的時間虛擬變量，2011年前為0，2011年后為1；Group表示試點組間虛擬變量，試點城市為1，否則為0；Time×Group表示試點政策變量；X和H是一組控制變量，innov表示技術(shù)創(chuàng)新。mid表示中介變量，其中包括城市創(chuàng)新能力(innov)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(indu)、融資能力(capital)。

2.4 數(shù)據(jù)來源與說明

(1)被解釋變量：城市全要素生產(chǎn)率增長(TFP)。本文在DEA框架下，采用基于非期望產(chǎn)出全局參比的超效率SBM模型對城市全要素生產(chǎn)率進行測度，基于規(guī)模報酬不變假設(shè)測度的城市全要素生產(chǎn)率為CRS，基于規(guī)模報酬可變假設(shè)測度的城市全要素生產(chǎn)率為VRS。城市全要素生產(chǎn)率投入指標(biāo)采用資本、勞動、用水、電力衡量，期望產(chǎn)出指標(biāo)采用實際GDP、綠色覆蓋率、政府支出衡量，非期望產(chǎn)出采用工業(yè)廢水、工業(yè)SO2、工業(yè)煙塵、PM2.5衡量。核心解釋變量為試點政策，試點城市treat=1，不屬于試點城市treat=0，政策實施后period=1，政策實施前period=0，treat×period表示試點政策。

(2)控制變量：城市經(jīng)濟發(fā)展水平(lngdp)采用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量；城市金融發(fā)展水平(finan)采用金融相關(guān)率衡量，金融相關(guān)率采用城市存款與貸款之和與城市經(jīng)濟發(fā)展水平的比值衡量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(indu)采用第二產(chǎn)業(yè)增加值占城市生產(chǎn)總值的比例衡量；技術(shù)進步(lnsci)采用城市科學(xué)支出的對數(shù)衡量，科學(xué)支出反映了城市研發(fā)支出情況；教育水平(lnedu)采用城市教育支出的對數(shù)衡量；人口總量(popu)采用人口總量的對數(shù)衡量城市人口密度。以上數(shù)據(jù)來自于《中國城市統(tǒng)計年鑒》，城市PM2.5濃度數(shù)據(jù)來自美國國家航空航天局公布的衛(wèi)星遙感數(shù)據(jù)，基于周亮等[28]利用國家基礎(chǔ)地理信息中心提供的 1:400萬中國基礎(chǔ)地理信息數(shù)據(jù)，裁剪得到各城市歷年P(guān)M2.5濃度均值。

3 平行趨勢檢驗與基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

3.1 平行趨勢檢驗

平行趨勢檢驗是采用雙重差分法進行政策評估的前提，圖2為規(guī)模報酬不變假設(shè)下城市全要素生產(chǎn)率測算與分析結(jié)果，可以看出，試點政策對城市全要素生產(chǎn)率的影響在實施4年后開始顯現(xiàn)，政策實施具有滯后性。圖3為規(guī)模報酬可變假設(shè)下城市全要素生產(chǎn)率測算與分析結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，試點政策對城市全要素生產(chǎn)率的影響在試點實施一年后開始顯現(xiàn)，第2、3年不產(chǎn)生影響，第4年又開始顯現(xiàn)，體現(xiàn)出試點政策實施效果具有一定的動態(tài)性和不穩(wěn)定性?？傮w來看，試點政策實施促進了城市全要素生產(chǎn)率增長，在實施試點政策之前，實驗組與對照組的城市全要素生產(chǎn)率沒有顯著差異，說明在未真正實施試點政策前，虛擬試點政策并未對城市全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著影響。由此，證明本研究滿足共同趨勢假定。

圖2 平行趨勢檢驗(規(guī)模報酬不變)

圖3 平行趨勢檢驗(規(guī)模報酬可變)

3.2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

表1為以雙重差分法就試點對城市全要素生產(chǎn)率影響的評估結(jié)果?；谝?guī)模報酬不變假設(shè)進行分析，第(1)列結(jié)果表明，試點政策實施后城市全要素生產(chǎn)率顯著提升。其原因可能包括：第一，時間趨勢效應(yīng)，即城市全要素生產(chǎn)率本身具備逐年提升趨勢；第二，試點政策實施的確顯著提升了城市全要素生產(chǎn)率。在第(2)列，同時控制時間固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)，即在控制第一種原因的影響后，試點政策對城市全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)仍顯著為正，并且從時間虛擬變量回歸結(jié)果看，城市全要素生產(chǎn)率存在逐年提升趨勢，說明試點政策實施對城市全要素生產(chǎn)率具有顯著正向影響。第(3)和第(4)列為加入控制變量后的回歸結(jié)果，試點政策對全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)通過了1%的顯著性水平，說明試點政策能夠顯著帶動城市全要素生產(chǎn)率提升。控制變量結(jié)果顯示，人口對全要素生產(chǎn)率增長的影響為正且通過顯著性檢驗，說明人口數(shù)量增加能夠充分發(fā)揮人口紅利，促進全要素生產(chǎn)率增長。第二產(chǎn)業(yè)占比對全要素生產(chǎn)率增長的影響為負(fù)值，但未通過顯著性水平檢驗。這是由于第二產(chǎn)業(yè)具有高投入、高能耗特征，對全要素生產(chǎn)率存在負(fù)向影響，但隨著經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，這種影響變得不顯著。金融發(fā)展水平對全要素生產(chǎn)率的影響顯著為正，說明金融能夠為經(jīng)濟發(fā)展提供融資支持，促進全要素生產(chǎn)率增長。人均GDP對全要素生產(chǎn)率的影響為負(fù)，說明人均GDP只能表征經(jīng)濟發(fā)展 “量”的增加，過分強調(diào)“量”的增長，會阻礙經(jīng)濟發(fā)展“質(zhì)”的提升。因此，要繼續(xù)推動經(jīng)濟發(fā)展提質(zhì)增效。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

4 異質(zhì)性分析

4.1 區(qū)域異質(zhì)性

中國東部地區(qū)擁有地理條件優(yōu)勢，加上國家對于沿海開放地區(qū)的政策傾斜度較大，該地區(qū)是諸多試點政策的先行者。因此，相比于中部、西部地區(qū)，東部地區(qū)在科技創(chuàng)新要素集聚等方面擁有獨特的優(yōu)勢，這種區(qū)位優(yōu)勢可能造成試點政策對于城市全要素生產(chǎn)率的影響存在顯著地區(qū)差異。為驗證這一異質(zhì)性，本文對東部、中部以及西部地區(qū)城市進行分組回歸，結(jié)果如表2所示?？梢钥吹?，在東部地區(qū)和中部地區(qū)，無論加入控制變量與否，回歸結(jié)果均顯著為正，表明試點政策可以顯著提升東部地區(qū)和中部地區(qū)城市全要素生產(chǎn)率，而在西部地區(qū)試點政策效果卻不明顯?？赡茉蛟谟跂|部地區(qū)城市處于科技創(chuàng)新發(fā)展的中級甚至高級階段，試點政策具有良好的基礎(chǔ)環(huán)境支撐。與東部地區(qū)相比，中部地區(qū)雖然存在顯著差距，但隨著中部崛起戰(zhàn)略深入實施，中原城市群、武漢都市圈、長株潭城市群在金融資源集聚以及科技創(chuàng)新方面發(fā)揮了強有力的帶動作用，一定程度上彌補了這一差距。可見，試點政策在中部地區(qū)表現(xiàn)出良好的政策效果。

表2 區(qū)域異質(zhì)性檢驗結(jié)果

與中、東部地區(qū)相比，西部地區(qū)科技金融環(huán)境存在較大差距。因此，現(xiàn)階段試點政策在西部地區(qū)并沒有表現(xiàn)出良好的政策效果。

4.2 科教水平異質(zhì)性

較高的城市科教水平為科技創(chuàng)新和城市全要素生產(chǎn)率提升提供了良好的基礎(chǔ)，為檢驗城市間因科教水平差異導(dǎo)致的異質(zhì)性，本文將地級市劃分為科教水平較高城市和較低城市，劃分依據(jù)參考李政與楊思瑩[5]的做法，根據(jù)該城市是否擁有“211工程大學(xué)”，如果有則認(rèn)為該城市科教水平較高，否則該城市為科教水平較低城市，回歸結(jié)果如表3所示?？梢钥闯?，無論是否加入控制變量，在高科教水平城市，試點政策顯著提升了城市全要素生產(chǎn)率，而在低科教水平城市，試點政策實施效果并不顯著?？赡茉蚴浅鞘虚g科技創(chuàng)新和全要素生產(chǎn)率的競爭歸根結(jié)底是人才競爭，較高的科教水平能夠為科技與金融發(fā)展提供高素質(zhì)人才，高水平人才集聚可以為試點政策實施提供人力和智力支持?？平趟捷^低城市沒有“211”工程大學(xué)，高水平人才較少，往往在“搶人大戰(zhàn)”中處于劣勢。因此，試點實施效果因科教水平不同呈現(xiàn)出顯著差異。

表3 科教水平與金融發(fā)展異質(zhì)性檢驗結(jié)果

4.3 金融發(fā)展水平異質(zhì)性

較高的金融發(fā)展水平可以為試點政策實施提供財力支撐，并且金融發(fā)展水平較高地區(qū)，其市場運作更為規(guī)范和成熟，能夠為試點設(shè)立過程中的科技資源和金融資源對接提供便利。為檢驗因金融發(fā)展水平差異導(dǎo)致的試點實施效果，本文將地級市樣本劃分為金融發(fā)展水平較高地區(qū)和較低地區(qū)，劃分依據(jù)為與2005年所有地級市貸款平均數(shù)相比，如果該城市貸款數(shù)額高于此平均數(shù)，則認(rèn)為該城市為高金融發(fā)展水平城市，反之亦然，回歸結(jié)果如表6所示。與低金融發(fā)展城市相比，高金融發(fā)展城市組無論是否加入控制變量，試點政策實施均能有效提升城市全要素生產(chǎn)率。在低金融發(fā)展水平城市，試點政策實施并未顯著提升城市全要素生產(chǎn)率?？赡茉蚴歉呓鹑诎l(fā)展水平城市往往具有良好的金融基礎(chǔ)，具備先發(fā)優(yōu)勢，能夠引領(lǐng)城市科技金融發(fā)展，因而可以為試點政策實施創(chuàng)造條件。金融發(fā)展水平較低城市，因地方財力匱乏，加上創(chuàng)新能力較弱，導(dǎo)致科技金融融合比較困難，試點政策效果難以凸顯。

5 影響機制分析

本文采用雙重差分法考察試點政策對城市全要素生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)試點政策能夠顯著促進城市全要素生產(chǎn)率提升。根據(jù)前文理論機制分析，本文認(rèn)為，試點政策通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)、融資效應(yīng)、創(chuàng)新效應(yīng)等3個途徑對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。接下來，對3種影響渠道進行中介模型實證檢驗。

5.1 城市創(chuàng)新能力的中介效應(yīng)分析

本文認(rèn)為，試點政策能夠提高城市創(chuàng)新能力，從而提高城市全要素生產(chǎn)率。表4為中介效應(yīng)模型回歸結(jié)果，模型1結(jié)果顯示，試點政策對城市全要素生產(chǎn)率的影響回歸系數(shù)為0.029 7，通過1%的顯著性水平檢驗，說明試點政策可以促進城市全要素生產(chǎn)率提升，與前文結(jié)果一致。模型2結(jié)果表明，試點政策對城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力影響的回歸系數(shù)為34.077 3，通過1%的顯著性水平檢驗，意味著試點政策可以促進城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力提高。模型3回歸結(jié)果顯示，城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力對城市全要素生產(chǎn)率影響的回歸系數(shù)為0.001 09且通過了1%的顯著性水平檢驗，說明城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力可以促進城市全要素生產(chǎn)率提升。將試點政策與城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力同時納入回歸模型(模型4)發(fā)現(xiàn)，試點政策回歸結(jié)果為-0.008 5，未通過顯著性檢驗；城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力對城市全要素生產(chǎn)率影響的回歸系數(shù)為0.001 12，通過1%的顯著性水平檢驗。綜上所述，同時加入試點政策與城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力后，試點政策對全要素生產(chǎn)率的影響被城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力擠占，說明城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力在試點政策與城市全要素生產(chǎn)率間發(fā)揮中介效應(yīng)。因此，H1a得到驗證。

表4 城市創(chuàng)新能力中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

5.2 城市融資能力的中介效應(yīng)分析

本文認(rèn)為，試點政策能夠提高城市融資能力，從而提高城市全要素生產(chǎn)率。表5為將城市融資能力作為中介變量時的回歸結(jié)果，模型1結(jié)果顯示,試點政策對城市全要素生產(chǎn)率的影響回歸系數(shù)為0.030，通過5%的顯著性水平檢驗，說明試點政策促進城市全要素生產(chǎn)率提升，與前文結(jié)果一致。模型2結(jié)果表明，試點政策對城市融資能力影響的回歸系數(shù)為1.021，通過1%的顯著性水平檢驗，意味著試點政策提高了城市融資能力。模型3回歸結(jié)果顯示，城市融資能力對城市全要素生產(chǎn)率影響的回歸系數(shù)為0.044且通過了1%的顯著性水平檢驗，說明城市融資能力可促進城市全要素生產(chǎn)率提升。將試點政策與城市融資能力同時納入回歸模型(模型4)發(fā)現(xiàn)，試點政策回歸結(jié)果為-0.016，未通過顯著性檢驗；城市融資能力對城市全要素生產(chǎn)率影響的回歸系數(shù)為0.045，通過1%的顯著性水平檢驗。與模型3回歸結(jié)果相比，模型4中的融資能力系數(shù)有所上升。綜上所述，同時加入試點政策與城市融資能力后，試點政策對全要素生產(chǎn)率的影響被城市融資能力擠占，說明城市融資能力在試點政策與城市全要素生產(chǎn)率間發(fā)揮中介效應(yīng)。因此，H1b得到驗證。

表5 城市融資能力中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

5.3 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的中介效應(yīng)分析

本文認(rèn)為，試點政策能夠促進城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，從而提高城市全要素生產(chǎn)率。表6為中介效應(yīng)模型的回歸結(jié)果，模型1結(jié)果顯示，試點政策對城市全要素生產(chǎn)率影響的回歸系數(shù)為0.030，通過了5%的顯著性水平檢驗，說明科試點政策可以促進城市全要素生產(chǎn)率提升，與前文結(jié)果一致。模型2結(jié)果表明，試點政策對城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的回歸系數(shù)為0.019，通過了5%的顯著性水平檢驗，意味著試點政策可以促進城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。模型3回歸結(jié)果顯示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對城市全要素生產(chǎn)率影響的回歸系數(shù)為0.132且通過了1%的顯著性水平檢驗，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有利于城市全要素生產(chǎn)率提升。將試點政策與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同時納入回歸模型(模型4)發(fā)現(xiàn)，試點政策對城市全要素生產(chǎn)率影響的回歸結(jié)果為0.027，通過了5%的顯著性檢驗；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對城市全要素生產(chǎn)率的影響回歸系數(shù)為0.130，通過1%的顯著性水平檢驗。綜上所述，促進科技和金融結(jié)合試點政策通過顯著促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，提升了城市全要素生產(chǎn)率。因此，H1c得到驗證。

表6 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

6 結(jié)語

6.1 結(jié)論

本文利用2005—2017年283個城市面板數(shù)據(jù)，通過雙重差分法實證檢驗科技金融結(jié)合試點政策對城市全要素生產(chǎn)率的影響，主要結(jié)論如下：

(1)整體來看，試點政策實施可以顯著提升規(guī)模報酬不變情況下的城市全要素生產(chǎn)率，該結(jié)論在假設(shè)規(guī)模報酬可變的情況下依然成立。

(2)異質(zhì)性研究發(fā)現(xiàn)，試點政策對城市全要素生產(chǎn)率的影響具有異質(zhì)性(因城市區(qū)位、科教水平、金融水平不同所致)。在東部、中部地區(qū)，以及科教水平、金融水平較高的城市，試點政策實施能夠顯著提升城市全要素生產(chǎn)率。而在西部地區(qū)，以及科教水平、金融發(fā)展水平較低的城市，試點政策實施效果并不顯著。

(3)試點政策能夠通過提升城市創(chuàng)新水平、融資效率以及優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方式，對城市全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生間接促進作用。試點政策對城市創(chuàng)新的促進作用，以及對融資效率的提升作用是其促進城市全要素生產(chǎn)率提升的重要原因。

6.2 政策建議

(1)及時總結(jié)經(jīng)驗，有序擴大試點實施范圍，推動城市全要素生產(chǎn)率普遍提升。研究發(fā)現(xiàn)，試點政策對城市全要素生產(chǎn)率具有重要提升作用。因此，應(yīng)加快“中央制定—地方試點—中央總結(jié)—地方推廣”的試點政策實施步伐，促進試點制定與實施的互動機制構(gòu)建。當(dāng)前，我國于2011年設(shè)立的第一批試點取得了階段性成效，并于2016年進一步擴大了試點范圍。未來需要進一步總結(jié)試點經(jīng)驗，加快試點城市科技成果轉(zhuǎn)化，形成一般性規(guī)律經(jīng)驗，加快推廣速度，從而促進科技和金融深度融合。

(2)堅持因地制宜，提升政策執(zhí)行的靈活度和包容性。由于試點政策實施效果存在因區(qū)域、科教水平及金融發(fā)展水平差異導(dǎo)致的異質(zhì)性，故在試點政策實施和推廣過程中，應(yīng)避免單一化做法。例如，西部地區(qū)，由于金融資源匱乏且科技創(chuàng)新水平較低，在試點政策實施過程中應(yīng)充分發(fā)揮財稅政策的引領(lǐng)作用，加強資金支持，探索多元化財政支持方式，為試點政策實施營造良好的科技和金融環(huán)境。科教水平和金融發(fā)展水平較低城市，應(yīng)重視人力資本積累與金融基礎(chǔ)完善。同時，應(yīng)積極構(gòu)建具有地方特色的科技金融體系，充分發(fā)揮地方獨特優(yōu)勢，從而促進試點政策實施。此外，應(yīng)重視試點政策監(jiān)督和評價，構(gòu)建科學(xué)合理的退出機制，將試點政策效果不佳的城市剔除。

(3)積極探索試點政策多維路徑，提升試點政策實施效果。研究發(fā)現(xiàn)，試點政策能夠通過提升城市創(chuàng)新水平、融資效率以及優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方式促進城市全要素生產(chǎn)率提升。因此，應(yīng)加大政府科技支出力度，充分調(diào)動企業(yè)創(chuàng)新積極性，大力提升城市創(chuàng)新水平；改善城市金融基礎(chǔ)環(huán)境，推動傳統(tǒng)金融業(yè)模式創(chuàng)新，規(guī)范金融交易市場秩序，為試點政策實施營造良好的金融環(huán)境。此外，應(yīng)促進城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，從多維度、多路徑發(fā)揮試點政策對城市全要素生產(chǎn)率的提升作用。