牧术蝕济与管搜研老2020年第11期
徐苑琳
背侧丘脑(1.四川大学亚洲基础设施研究院，四川成都610000;2.中共成都市委党校四川成都610000)
摘要：基于我国2007-2018年创新型城市建设的面板数据，文章从理论和实证角度检验了创新型城市建设与城市产业升级之间的关系。结果表明，创新型城市设立能够显著促进城市产业结构的优化升级，直接表现为提升城市的全要素生产率。进一步考察发现，创新型城市建设过程中政府参与创新的不同形式所带来的效果具有异质性，即相较于政策引领，政府直接参与以及营造创新环境对城市产业升级的影响效果更加显著。鉴于此，建议加快创新型城市的建设步伐，提升政府公共服务的能力，充分发挥政府在城市产业升级中的助推作用。 关键词：创新型城市；产业升级；全要素生产率；双重差分模型
中图分类号：F713.50文献标识码：A文章编号：1004-292X(2020)11-0110-05
Research on Innovative City Construction Promoting Urban Industry Upgrading
XU Yuan-lin
(1.Institute of Asian Infrastructure Studies,Sichuan University,Chengdu Sichuan610000,China；
2.Party School of Chengdu Committee,Chengdu Sichuan610000,China)
Abstract:Based on the panel data of China's innovative city from2007to2018,this paper tests the impact of innovative city construction on the industrial structure upgrading from theoretical and empirical perspectives.It is found that the establishment of innovative cities can promote the optimization and upgrading of urban industrial structure,which is directly reflected in improving the total factor productivity of cities.Further study,the effect of different forms of government participation in innovation is also heterogeneous.It is found that compared with the policy guidance,the direct participation of the government and the creation of innovation environment have more significant impact on the urban industrial upgrading.In view of this,it is suggested to speed up the construction of innovative cities,improve the capacity of government public services,and give full play to the role of the government in promoting the upgrading of urban industries.
Key words:Innovative city；Industrial structure upgrading；Total factor productivity；Difference-in-differenc model
—、引言
目前，我国经济发展步入新时代，经济增长正经历由高速增长向高质量发展的转型。这就意味着以往主要依赖劳动力和资本集聚拉动经济发展的粗放型增长模式不再具有可持续性，迫切要求经济发展转向由主要依靠科技创新推动经济增长的集约型发展模式。创新是缓解制约经济发展的资源约束，实现经济集约化发展的强劲动力。鉴于此，我国陆续推出鼓励创新驱动经济的系列举措。在城市创新能力建设方面最为突出的就是推动创新型城市的设立。2008年，深圳市作为首个国家级创新型试点城市。至今，我国陆续设立的创新型城市已达到78个。建设创新型城市是贯彻党中央、国务院关于创新驱动发展、推动新型城镇化建设的必然要求，有利于集中发挥对区域创新资源的集聚、配置和优化功能，为推动中国新时代经济向更高质量发展起到重要的引领作用。在建设创新型国家的时代大潮下，政府的创新政策如何影响区域产业发展，产业结构如何适应政府的创新政策，在创新型城市建设中政府参与应扮演怎样的角，成为当下社会各界探讨的重要课题。
为支持创新型城市的建设，国家给试点城市提供了大量的资金、高端设备和人力等关键资源，并且在制度设计、经济秩序维护和创新环境建设方面加以规范和引导。从影响城市产业
收稿日期：2020-06-29
基金项目：2019年全国地方党校（行政学院）重点调研课题（2019dfdxktl61）。
作者简介：徐苑琳（1980-），女，四川成都人，副教授，主要从事文化科技发展研究。-
创新型城市建设促进城市产业升级研究
发展的角度看，一方面，城市创新政策有助于营造大众创新的良好氛围，资金、人才、技术等关键资源的大量投入，有助于快速打造新兴产业，为推动城市高新技术产业的发展提质加速；另一方面，创新政策也有助于推动传统产业转变发展方式，由原来的粗放发展向现代的集约发展转变。总体而言，来自政府的创新政策是促进产业结构优化，提升创新发展动能的重要驱动力。
二、理论分析与研究假设
创新型城市建设是目前国内外诸多学者的研究热点。已有创新型城市的研究主要聚焦在五个方向：一是对创新型城市概念、内涵的研究。杨冬梅等(2006)认为，创新型城市是一种以创新驱动发展的的新型城市发展模式，是由四种构成要素组成的城市进程知识化的外在表现。二是对创新型城市发展模式和建设路径的探讨。张剑等(2017)基于驱动力量和地理区位等要素，对我国创新型城市发展的模式和路径进行总结叫三是对城市创新能力评价指标的构建。朱凌等(2008)在分析创新型城市建设现状的基础上，构建了衡量创新型城市建设状况的包含多个维度的评测体系。许治和邓芹凌(2013)基于技术成就指数，对我国创新型城市创新能力的区域异质性实施评价。四是对促成国家创新型城市建设的影响因素的识别。吴素春和聂鸣(2013)的研究发现，创新资源的集聚和流动性对创新城市建设具有重要意
义霧杨思莹等(2019)认为，产城融合、城市扩张等因素对创新城市建设的影响正逐步增强冋。五是对创新型城市的经济效果进行评估，这是当前有关创新型城市建设的研究热点。王保乾和罗伟峰(2018)以我国长三角地区为研究对象，对城市的创新绩效进行评估，发现城市的创新绩效与其是否为国家创新型城市并无必然联系叫刘佳等(2019)采用三重差分的方法，实证研究了创新型城市建设对微观实体企业创新产出的影响冋。武倩和冯涛(2020)研究发现，国家创新型城市建设能够显著提升城市的运作效率，且这一促进作用会随着时间推移而递增叫具体到产业发展方面，现有的研究文献普遍支持来自政府的创新扶持有助于加大创新投入，促使产业绩效提升的观点。文章预期，在创新型城市的建设中，来自政府的资金、人力、技术和设备等关键的资源支持。一方面，能够引导发展高新技术产业，打造新兴产业集；另一方面，对于传统产业也具有一定的技术推动作用，促使其实现由粗放向集约、低技术水平向高技术水平发展模式的转变。据此，提出文章的基本假设：假设1：创新型城市的建设能够促进城市产业结构的升级。
政府的干预行为会对区域、产业以及企业的创新效率产生深刻影响冋。纵观已有研究，对相关创新型城市建设经济后果的话题已经进行了较为深入的发掘，而对建设创新型城市过程中不同的政府参与创新活动有效性的评价却并不多见。在创新型城市的建设过程中，政府在创新环境建设、创新政策引领等方面扮演着重要角。据此，文章将政府参与创新型城市建设过程中的创新行为分为三类，包括直接干预、建设创新环境和政策引领三种形式。
市场机制的固有缺陷，必然导致其在调节资源配置等方面存在非效率性［叫企业规模有限，市场信息不透明、不充分，导致其往往无法达到技术创新活动的效率最优［11］，带来创新资源的浪费。因此，政府部门需要以资助、补贴等方式直接干预区域创新活动。典型的政府直接参与创新活动的行为包括：给予高新技术企业的创新补贴、退税；资助高校、研究院所的科技项目；国有企业参与、设置专项科研项目等。短期来看，政府直接参与创新活动能够迅速协调区域创新系统各主体间的利益，加快形成产学研相结合的完备的创新链条。
良好的创新环境是实施创新活动的重要保障，建设创新环境同样是政府部门的重要职责。通常地，创新环境可以大致分为硬环境和软环境。政府部门加强对知识产权的保护力度，提高公共服务水平，构建完备的制度保障体系，属于创新软环境的建设，有助于提升区域企业的自主创新活力和积极性，提升其创新效率。此外，政府加快区域通讯信息、交通物流、科技园区等基础设施的建设，属于创新硬环境的建设，有利于打破信息交换的时空障碍，增强创新主体创新信息的获取能力。因此，构建完备的软、硬创新环境也将对城市产业升级产生重要的助推作用。
政府的政策引领是培育经济增长新动能的重要方式。不过，也有众多学者研究发现政府制定的创新战略可能引发投资过热和产能剩余［12］，引发资源配置的非效率。当前我国部分战略性新兴产业存在的产能过剩在较大程度上就是由于政府制定的战略规划过度干预产业发展所造成的。此外，政府的创新决策会不可避免的出现时滞性或者片面性，战略纲要从出台到项目规划、项目落地与项目建成同样
是一个漫长的过程，容易导致在战略执行丧失最佳时间，文章预期政府的创新引领政策在短期内将不会发挥明显的效果。
综合以上对政府不同参与创新活动的分类表述，文章提出如下假设：
假设2：在政府参与创新活动的不同方式中，相较于政策引领，政府的直接参与、建设创新环境对城市产业结构的提升作用会更加明显。
三、研究设计
1.样本说明
文章的样本包含来自31个省(自治区)的所有地市级城市，主要考察对象为国家级创新型城市。深圳市作为首个创新型试点城市于2008年设立，截止2018年年底，我国已正式设 立78个创新型城市。样本时间跨度为2007-2018年，为了充分衡量创新政策的冲击效果，文章选择了除2018当年获批的17个城市以外的61个城市作为处理组。城市层面的数据来自(历年中国统计年鉴》《中国城市统计年鉴》和各省市统计局等。根据数据可得性，经处理文章的有效城市样本为241个，取得有效的“城市一年度”观测值2892个。
2.变量设置
(1)产业结构升级
城市产业结构的升级主要体现在各生产要素的有效配置以及科技创新能力和管理水平的提高。借鉴孙早和席建成(2015)的做法［13］，文章使用常见的全要素生产率(TFP)作为衡量产业升级的代理变量。全要素生产率通常被定义为生产率增长中去除
-
牧术蝕济与管搜研老2020年第11期
人力和资本后的其他因素对生产率增长的贡献。文章的全要素生产率由作者运用SFA方法进行测算所得。
(2)创新型城市
根据国家公布的创新型城市名单，若该城市被批准为国家创新型城市(Inovative cities)，则将其纳入处理组(treat=l)，否则纳入控制组(treat=0)o在该城市获批为创新型城市当年及以后年度，代表时期的变量post赋值为1，否则赋值0。二者交乘项(post X treat)的系数即为创新型城市设立后所带来的净效应，为文章的主要观测值。
(3)政府参与创新活动
据前文表述，文章将政府参与创新活动的行为分成三类，即直接参与(Dgov)、创新环境建设(Env)和政策引领(Stra)。已有针对创新型城市的研究尚未关注不同的政府参与形式所带来效果的差异性。
文章对政府参与创新活动的划分依据主要来自李政等(2018)的做法叫具体而言，政府直接参与主要表现为以资金补贴、资助等方式直接支持实体企业创新。因此，地方财政中科 学技术支出能较好反应政府直接参与区域创新活动的努力程度，文章选择财政科学技术支出占地方财政总支出的比例来衡量政府的直接参与行为。创新环境的建设方面，区域创新环境总体包括软环境和硬环境，政府公共服务水平能够较好代表软环境的能力，为鼓励科技创新所建设的基础设施能够较好代表硬环境的能力。文章用地方财政支出中一般公共服务支出所占比例来衡量创新软环境，以科研技术投入、信息传输、交通运输等公共基础设施的投资占全社会固定资产投资的比例作为硬环境建设的代理指标，而后取软、硬件环境建设能力指标的均值作为政府营造创新环境的总测度指标。政策引领方面，政府部门对市场前景广阔或关系重大民生问题的领域设立重点课题、加大研发投资，以达到引导区域创新重点的效果。因此，文章选择区域研发费用内部支出中政府支出占比来反映政府政策引领的程度
411主要变量定义表
变量类别符号变量说明
被解释变量TFP
大学生职业测评系统城市全要素生产率，借鉴孙早和席
建成(2015)的做法，采用SFA方法进
行测算得出。
被解释变量Ic
创新型城市(Inovative cities)的设立，
实际为Post和Treat的交乘项。
控制变量
GDP经济发展水平，城市的经济生产总值。Stateowned
国有经济比重，城市国有企业总产
值占GDP的比例。
HHI竞争水平，采用赫芬达尔指数衡量。Pdensity
人口密集度，采用年末城市总人口
与城市土地面积的比值衡量。
Expt
外贸开放水平，城市出口贸易总额
占GDP的比例。
Budget
财政预算支出，城市财政预算内支
出取对数。
政府参与
Dgov
直接参与，财政科学技术支出占地
方财政总支出的比例。
Env
创新环境建设，借鉴李政等(2018)的
做法，将软、硬件环境建设能力指
标的均值作为政府营造创新环境的
总测度指标。
Stra
政策引领，区域研发费用内部支出
中政府支出所占比例。
(4)控制
变量
借鉴以往
的研究［13，14］，
文章城市层面
的控制变量包
括经济发展水
平(GDP)、国有
经济比重(Sta-
teowned)、竞
争水平(HHI)、
人口密度©de
nsity)、贸易开
放程度(Expt)、
政府预算支出
(Budget)o变量
定义见表1。
3.回归模型
为探讨创新型城市建设对城市产业结构升级的影响，文章
设定如下双重差分模型：
TFP c，t=a+0(Pos txTre at')c，t+p1Pos t t+/32Treat c+A Control。，
+%+%+&，,(1)
模型中，下标c、t分别代表城市和年度。TFP代表产业升
级，是文章的被解释变量，以城市的全要素生产率来衡量。
Post代表时间变量，Treat代表处理组变量，二者交乘项(Post X
Treat)的系数0代表创新型城市设立后的净效应，是文章的主要
观测对象。Contro/代表控制变量，a为常数项，Y。、Y，分别代表
城市和年度固定效应，&，，为随机项。
四、实证结果与分析
1.相关系数检验
首先对文章主要变量的相关性进行检验，所得pearson相关
系数见表2。可以看到，创新型城市的设立(IC)与城市全要素生
产率(TFP)之间的相关系数为0.043，且在5%水平上具有显著
性，说明创新型城市设立会在一定程度上促进城市产业结构的
升级，符合文章的基本预期。控制变量方面，经济发展水平
(GDP)、市场竞争程度(HHI)、贸易开放程度(Expt)均与全要素生
产率呈显著正相关关系，符合之前的研究。各变量间的相关系
数未超过0.5，表明不存在严重的多重共线性问题。
注：*、**、***分别代表的显著性水平为10%、5%、1%。
表2；目关系数表
变量TFP IC GDP Stateowned HHI Pdensity Expt Budget
TFP1
IC0.043**1
GDP0.055***0.015***1
Staieowned0.126*0.0190.432***1
HHI0.055**0.340**0.341**-0.402***1
Pdensity0.0100.244*0.320**0.024***0.150***1
Expt0.387**0.006***-0.056**0.190*-0.006*0.083**1
Budget0.026**0.078***0.072*0.0170.0190.060***0.004*1
2.基准回归结果
为验证创新型城市建设对城市产业结构升级的影响，文章
运用双重差分方法对所有样本执行多元回归，结果见表3。表
3中的第(1)列表示随机效应模型，第(2)、⑶列表示固定效应模
型的回归结果。具体地，列⑴纳入了控制变量，但没有控制城
市和年度固定效应，列⑵仅控制了城市和年度效应，列⑶在列
(2)的基础上增加了控制变量。
据前文表述，Post x Treat的系数代表创新型城市设立的净效
应，是主要的观测值。从表3的估计结果可以看出，Post x Treat
的系数均至少在5%水平上显著为正。也就是说，创新型城市
的设立会有效的促进城市产业结构优化升级。如第⑶列的结果
显示，在控制住其他变量以及城市、年度固定效应后，Post X
Treat的交乘项系数为0.045，且在1%水平上显著，说明在其他
条件不变的情况下，创新型城市的设立会促使城市产业升级的
水平提高约4.5%。除此之外，代表时期的变量Post的系数均在
10%水平上对城市产业结构升级具有提升作用，表示创新型城
市的设立会对城市产业结构产生一定的影响。表3的回归结果-
创新型城市建设促进城市产业升级研究
表3创新型城市与城市产业
结构升级
注：括号内为P 值；*、**、***分别代表
的显著性水平为10%、5%、1%o
变量
(1)
(2)(3)Post x Treai
0.012**0.092***0.045***
(0.022)(0.002)(0.008)Post
0.124*0.047*0.356*
(0.057)(0.071)(0.051)Treat
0.0210.092 1.056
(0.102)(0.311)(0.185)GDP
2.356*** 1.158**
(0.000)(0.040)Stateowned
3.328**0.507*
(0.035)(0.061)HHI
0.507***0.204
(0.004)(0.206)Pdensity
-6.5770.802**
(0.163)(0.039)Expt
19.232**11.056*
(0.012)(0.085)Budget
7.963*** 5.415**
(0.002)(0.019)常数项
5.546*** 3.489***
6.561***
(0.002)(0.000)(0.005)
城市效应不控制控制控制年度效应不控制控制控制控制变量控制不控制控制
289228922892
Adj R 20.4510.4110.426
很好的验证了前文的推测，
即创新型城市设立后，来自 国家、政府的诸多创新政策
会引导产业结构进行转型升 级，吸引高新技术产业发展 以及传统产业转型升级，从 而提升城市的全要素生产 率。文章的假设1得以验证。
3.穩健性检验
为确保基本关系的准确 与合理，文章采用了如下两
种方式实行稳健性检验：第
一，实施安慰剂测试以避免 自然增长趋势的影响。具体
地，为避免真实发生时点的 影响，文章虚拟了创新型城 市的设立时点，使其分别在
真实发生时点的左右两侧，
将虚拟后的样本执行回归； 第二，执行倾向得分匹配以
避免由样本选择偏差所导致的内生性问题。文章在原样本的基
础上执行1:1倾向得分匹配，将匹配后的样本执行回归。
(1
) 虚拟创新型城市设立时间
首先，把所有创新型城市设立的时间往前推移2年，时间
窗口限定在[-4, 0]，观测值完全位于真实时点的左侧；其次，
把所有创新型城市的设立时间往后推移2年，时间窗口限定在 [0, 4]，观测值完全位于真实时点的右侧。表4的回归结果显 示，若非真实的创新型城市设立，其对产业升级的影响均不会
具有统计意义上的显著性。反之，则验证了前文的回归结果是
可靠的，即城市产业结构升级就是由创新型城市设立所带来的 净效应。
(2)
倾向得分匹配
文章采用1:1的比例实施倾向得分匹配法。从图1的匹配
前后组间核密度分布图可以看出，匹配前的处理组和控制组之 间存在一定的差异，经过匹配后两组的分布趋于一致，说明匹
配效果较好。
基于匹配后样本的多元回归结果见表6。可以看出，尽管
经匹配后的样本数有所减少，但回归结果进一步支持了前文的 结论。据表5的回归结果显示，
创新型城市设立均在 1%水平上 显著促进了城市产业结构的优化
升级， 表明前文基本关系的回归 结论具有稳健性。
五、不同政府参与创新活动 的异质性分析
政府参与在建设创新型城市 的过程中扮演着重要角。文章
将建设创新型城市过程中的政府
参与创新活动划分为直接参与、培养创新环境和政策引领三种 方式。据前文所述，文章预期不同的政府参与创新方式将产生 不一样的效果。因此，为验证创新型城市建设过程中不同政府
参与方式所具有的效果，文章设定如下回归模型：
TFPc,t
=0+0i (Post x Dgov )c,t +02(Post x Env )c,t +03(Post x Stra!)c,t
+0fost c ,+入 Control .,(2)
上式中，下标c 、t 分别表示城市和年度。TFP 代表城市的 全要素生产率，Post 代表时期变量，创新型城市设立的年度后
取1，否则取0。Dgov 表示以资金补贴、资助为代表的政府直 接参与创新活动，Env 代表创新环境的建设，Stra 代表政府的
政策引领。Control 代表控制变量，Y 分别表示城市和年度效应，
&表示残差项。据前文假设，政府直接参与和营造良好的创新
环境将对产业升级起到明显的助推效果，预计其系数显著为正;
而来自政府的政策引领，由于存在时滞性，对产业升级的短期 影响效果并不明显，因此预计其系数不具有显著性。
表4安慰剂测试
注：括号内为P 值；*、**、***分别代表的显著性水平为10%、5%、1%。
变量
虚拟设立期-2；窗口期[-4, 0]
虚拟设立期+2；窗口期[0, +4]
(1)(2)(3)(4)(5)(6)Post x Treai
1.129 1.7220.463
1.9280.687 1.566(0.733)(0.408)(0.635)(0.213)(0.171)(0.481)Post
1.383-1.290-1.505
-0.3230.5230.583(0.122)(0.687)(0.508)(0.688)(0.168)(0.102)Treat
2.281-0.3210.523
-1.249-1.095 5.557(0.453)(0.203)(0.156)(0.113)(0.341)(0.192)GDP
4.444*-0.187
4.286*** 1.262(0.060)(0.864)(0.000)(0.185)Stateowned
9.371***-1.290
-1.505 2.870(0.000)(0.687)(0.508)(0.231)HHI
桂林旅游高等专科学校学报0.367-0.321
0.523*-0.580*(0.129)
(0.217)(0.068)(0.054)Pdensity
13.300***-10.221
-1.095 5.545(0.001)(0.149)(0.866)(0.392)
Expt
-3.35514.727
9.124**
3.106***(0.812)(0.401)(0.028)(0.007)Budget
-0.1210.183*
-0.580-0.321(0.267)(0.052)(0.154)(0.203)常数项
9.636** 6.154**8.889*
6.149*** 4.406*** 5.427**(0.019)
(0.038)(0.073)(0.000)(0.002)(0.041)城市固定效应不控制控制控制不控制控制控制年度固定效应不控
制控制控制不控制控制控制控制变量控制不控制控制控制不控制控制观测值994994994132313231323Adj R20.3340.5810.643
0.3100.4890.346
回归结果显示，在控制其他变量以及城市、年度固定效应
后，代表创新型城市设立的时期变量Post 的系数均在10%水平
上显著， 表明创新型城市的设立对城市产业升级具有显著正向
•113-
牧术蝕济与管搜研老2020年第11期
表5基于匹配后样本的基本
关系回归
注：括号内为P 值；*、**、***分别代表
的显著性水平为10%、5%、1%。
变量
(1)
(2)(3)Post x Treai
0.051***0.092***0.045***
(0.002)(0.000)(0.004)Post
0.124*0.047*0.356*
(0.057)(0.071)(0.051)Treat
0.0210.092 1.056
(0.102)(0.311)(0.185)GDP
2.356*** 1.158**
(0.000)(0.040)Staieowned
3.328**0.507*
(0.035)(0.061)HHI
0.507***0.204
(0.004)(0.206)Pdensity
-6.5770.802**
(0.163)(0.039)Expt
19.232**11.056*
(0.012)(0.085)Budget
7.963*** 5.415**
(0.002)(0.019)常数项
5.546*** 3.489***
6.561***
(0.002)(0.000)(0.005)
城市效应
不控制控制控制年度效应不控制控制控制控制变量控制不控制控制
N 146414641464Adj R2
0.3260.4110.446
表6政府参与与城市产业
皓构升圾
注：括号内为P 值；*、**、***分别代表
的显著性水平为10%、5%、1%。
变量
(1)(2)(3)
Post x Dgov
0.142***
(0.001)
Post x Env 0.107***(0.000)
Post x Sira 0.081(0.118)
Post
0.023*0.018*0.025*
(0.056)(0.072)(0.079)GDP
2.356*** 1.602** 1.158**
(0.000)(0.037)(0.040)Stateowned
3.328** 1.3040.507*
(0.035)(0.248)(0.061)HHI
0.017***0.056*0.204
(0.004)(0.085)(0.206)Pdensity
-6.577-2.5440.802**
(0.163)(0.819)
(0.039)Expt
1.232**
2.156*** 1.056*
(0.012)(0.000)(0.085)Budget
7.963*** 3.328** 5.415**
(0.002)(0.035)(0.019)常数项
4.516***
5.989*** 5.511***
(0.004)(0.001)(0.002)城市效应
控制控制控制年度效应控制控制控制控制变量
控制控制控制
N 289228922892Adj R 2
0.4210.3200.408
的影响效果。加入政府参 与，第⑴、⑵列的交互项系 数均显示在1%水平上显著， 第(3)列的系数为正但不具有 显著性，说明政府参与中的
直接参与和建设创新环境对 创新型城市建设的政策效应 具有显著的正向调节作用，
而政策引领对创新型城市设 立的政策效应具有一定的抑 制性。表6的结果表明，政
府参与在创新型城市建设促 进产业结构升级的过程中起 到了重要的调节作用，而不
同的政府参与方式所起的调 节效用也不一样。具体地 说，政府直接参与、营造良
好的创新环境会对产业升级 起直接的正向推动作用，而
政府政策引领对产业升级的
影响却并不明显，甚至对创
新型城市设立对产业升级的 影响具有抑制作用。原因可 能在于，政府直接参与以及
营造良好的创新环境，有助 于打造重点创新领域，直接
推动产业结构升级， 而政策 引领受限于漫长的时滞性，
所带来的效果并不明显。表 6的检验结果较好的印证了
前文的假设2。
六、研究结论与启示
文章利用2007-2018年
我国创新型城市设立的面板 数据，系统评估了创新型城
市建设对城市产业升级的影 响， 并对创新型城市建设过
程中政府参与的不同形式作 了进一步的异质性分析。实
证研究发现，创新型城市的
设立对产业结构升级具有显
著的正向促进效应，具体表现在全面提升城市的全要素生产
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率。在三类政府参与的形式中，政府直接参与和营造良好的创 新环境对于产业升级具有显著的促进作用， 而政府的政策引领 则相对不明显。可能的原因在于，政府直接参与创新活动主要
体现提供创新资金补助，可以向市场传达明确的信号，直接减
轻企业资金负担；营造良好的创新软硬件环境，有助于培育大 众创新的氛围，激发企业创新活力，总体有利于产业的转型升
级。而政府的政策引领，通常要经历一个漫长的过程，较长的 时滞性容易导致资源分配的非效率，短期内对产业升级的促进 作用并不明显。
文章的研究结论具有较强的政策启发。总体而言，加快国 内创新型城市的建设步伐，有利于我国城市产业结构的优化升
级，推动新型城镇化加速发展。在创新型城市建设过程中，要
充分发挥政府的助推作用，针对创新型城市建设过程中不同政 府参与方式的效果异质性，文章提出如下几点建议：第一，要
积极完善政府职能，大力建设服务型政府，充分发挥政府在创 新型城市建设过程中的保障作用。提高公共服务水平，减少决 策过程中的繁琐程序，提升服务效率；第二，加大软硬件创新
环境的建设力度，加强政府在关键技术领域的资源配置权利，
为构建良好的创新环境提供政策倾斜，以弥补市场在资源配置
过程中的固有缺陷；第三，政府制定的战略纲要，需要充分考 虑实施过程中的时滞性，减少不必要的审批程序，充分协调好
区域内各创新主体的利益。
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