于明超 丁玉潔

摘要：基于2011—2020年滬深A(yù)股的上市公司面板數(shù)據(jù)，以自貿(mào)區(qū)設(shè)立為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用多期雙重差分法實(shí)證檢驗(yàn)自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的政策影響，并借助多中介的因果機(jī)制分析法從融資約束和政府補(bǔ)助兩方面分析其作用渠道。研究發(fā)現(xiàn)：自貿(mào)區(qū)的設(shè)立使得企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出提升12.9%，創(chuàng)新投入增加55.7%，其中發(fā)明專利數(shù)量增加14%，表明自貿(mào)區(qū)的設(shè)立能夠顯著提升企業(yè)的創(chuàng)新水平。該結(jié)論在經(jīng)過動(dòng)態(tài)性檢驗(yàn)、反事實(shí)檢驗(yàn)后依舊成立。從自貿(mào)區(qū)位置來看，沿海自貿(mào)區(qū)內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平提升效果比內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)更為顯著；從企業(yè)類型角度來看，小規(guī)模、非國有、高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新水平更容易受到自貿(mào)區(qū)的政策影響。進(jìn)一步分析可知，自貿(mào)區(qū)設(shè)立主要通過增加政府補(bǔ)助額、改善企業(yè)融資環(huán)境的方式來提高區(qū)內(nèi)企業(yè)的創(chuàng)新水平。

關(guān)鍵詞：自貿(mào)區(qū)；企業(yè)創(chuàng)新；融資約束；政府補(bǔ)助

中圖分類號(hào)：F741.2;F272

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1673-5595（2023）02-0056-11

一、引言

創(chuàng)新是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不竭動(dòng)力，是推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展的重要支點(diǎn)。企業(yè)作為市場活動(dòng)和技術(shù)創(chuàng)新的主體，在構(gòu)建新時(shí)代科技創(chuàng)新體系中扮演著重要角色。在新的時(shí)代背景下，進(jìn)一步深究促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的外在驅(qū)動(dòng)因素，不僅對(duì)我國實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)目標(biāo)具有重要意義，而且對(duì)提升國家整體競爭實(shí)力同樣具有重要的現(xiàn)實(shí)價(jià)值。

設(shè)立自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)（以下簡稱“自貿(mào)區(qū)”）是黨中央結(jié)合當(dāng)前中國發(fā)展現(xiàn)狀做出的重要決策，是構(gòu)建高水平創(chuàng)新發(fā)展格局的重要途徑。自2013年首個(gè)自貿(mào)區(qū)——上海自貿(mào)區(qū)設(shè)立以來，我國先后批復(fù)了21個(gè)省份的自貿(mào)區(qū)建設(shè)，共涉及67個(gè)自貿(mào)片區(qū)，逐步構(gòu)成了由東部到西部、由沿海到內(nèi)陸的高水平對(duì)外開放新格局。設(shè)立自貿(mào)區(qū)旨在以政策優(yōu)惠和制度創(chuàng)新為手段，促進(jìn)國內(nèi)外資本流動(dòng)，借助一定規(guī)模的集聚效應(yīng)來提高企業(yè)創(chuàng)新水平。自貿(mào)區(qū)借助各項(xiàng)制度改革為企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展?fàn)I造了良好的外部環(huán)境。同時(shí)，自貿(mào)區(qū)內(nèi)各項(xiàng)金融開放舉措又為改善企業(yè)融資約束環(huán)境探索了新的路徑。基于此，本文立足于前4批的12個(gè)自貿(mào)區(qū)，采用多期雙重差分的方法研究自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的政策效應(yīng)，并從政府補(bǔ)助和融資約束兩個(gè)方面分析其作用機(jī)制，試圖從微觀企業(yè)創(chuàng)新視角進(jìn)一步豐富自貿(mào)區(qū)相關(guān)研究。

本文的貢獻(xiàn)在于以下方面：首先，現(xiàn)有自貿(mào)區(qū)的研究多集中于宏觀層面，如推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長、促進(jìn)資本流動(dòng)、提高進(jìn)出口總額等，而對(duì)自貿(mào)區(qū)設(shè)立影響微觀企業(yè)的部分研究較少。本文從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩方面出發(fā)，實(shí)證研究自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)微觀企業(yè)創(chuàng)新水平的影響。其次，本文使用多期雙重差分模型，將自貿(mào)區(qū)的設(shè)立視為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，相較于傳統(tǒng)的雙重差分模型，將自貿(mào)區(qū)擴(kuò)容和設(shè)立時(shí)點(diǎn)不同的情況納入實(shí)證過程，使得研究對(duì)象和研究內(nèi)容更加全面，進(jìn)一步緩解研究過程中可能存在的內(nèi)生性問題，保證了研究結(jié)果的穩(wěn)健性。最后，區(qū)別于傳統(tǒng)的中介機(jī)制分析，本文使用多中介的因果中介分析法，將兩個(gè)中介變量同時(shí)納入中介分析中，考慮了自貿(mào)區(qū)與中介間的交互作用、中介與交互的共同作用。本文借助多中介的因果中介法，將總效應(yīng)細(xì)分為四個(gè)部分，為自貿(mào)區(qū)的政策效應(yīng)分解以及多中介時(shí)的機(jī)制分析提供新的研究思路。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）自貿(mào)區(qū)設(shè)立的政策效應(yīng)

自我國自貿(mào)區(qū)設(shè)立以來，學(xué)者們對(duì)自貿(mào)區(qū)的政策效應(yīng)研究從未間斷?，F(xiàn)有文獻(xiàn)一部分從某一宏觀指標(biāo)出發(fā)，研究自貿(mào)區(qū)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響；另一部分專注于研究自貿(mào)區(qū)政策效果的異質(zhì)性，對(duì)自貿(mào)區(qū)設(shè)立促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制進(jìn)行分析。

在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方面，王利輝和劉志紅^［1］發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)的設(shè)立能夠顯著增加人均GDP、固定資產(chǎn)投資以及進(jìn)出口總額。葉修群^［2］從GDP增長率出發(fā)，通過研究發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)地區(qū)GDP增長率有顯著的正向作用。李蕊等^［3］研究發(fā)現(xiàn)，伴隨著自貿(mào)區(qū)的設(shè)立，區(qū)內(nèi)營商環(huán)境逐漸優(yōu)化，外商投資水平得到了顯著提升。通過對(duì)比自貿(mào)區(qū)設(shè)立前后的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)的設(shè)立確實(shí)促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長。在不同自貿(mào)區(qū)政策效應(yīng)差異化研究方面，劉秉鐮和呂程^［4］發(fā)現(xiàn)，天津自貿(mào)區(qū)則更側(cè)重于出口貿(mào)易的發(fā)展，福建、廣東自貿(mào)區(qū)對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用更為明顯。韓瑞棟和薄凡^［5］的研究表明，上海、天津自貿(mào)區(qū)的設(shè)立顯著地促進(jìn)了資本雙向流動(dòng)，廣東、福建自貿(mào)區(qū)的資本流入效應(yīng)較差。在作用機(jī)制方面，邢孝兵和雷穎飛^［6］的研究表明，自貿(mào)區(qū)的設(shè)立會(huì)通過增加進(jìn)出口貿(mào)易、固定資產(chǎn)投資的方式，來釋放改革紅利，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。葉霖莉^［7］認(rèn)為自貿(mào)區(qū)主要借助提高對(duì)外開放水平和吸引外商投資兩種途徑來實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。綜上，現(xiàn)有文獻(xiàn)多從宏觀經(jīng)濟(jì)層面來分析自貿(mào)區(qū)設(shè)立的政策效應(yīng)，缺乏從微觀企業(yè)視角對(duì)其進(jìn)行詳細(xì)探討。

（二）自貿(mào)區(qū)設(shè)立影響創(chuàng)新水平的相關(guān)研究

隨著政府進(jìn)一步深化改革、建設(shè)更高水平開放型經(jīng)濟(jì)新體制目標(biāo)的提出，已有學(xué)者開始研究作為改革開放試驗(yàn)田的自貿(mào)區(qū)在提升區(qū)域創(chuàng)新水平上的重要作用。張穎和逯宇鐸^［8］發(fā)現(xiàn)遼寧自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)區(qū)域創(chuàng)新有顯著提升作用，且遠(yuǎn)大于其對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用。高增安和李肖萌^［9］借助雙重差分法發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)的設(shè)立能夠顯著提升區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出水平。葉霖莉^［10］通過研究發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)設(shè)立可以顯著提升區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平，并且伴隨著自貿(mào)區(qū)設(shè)立時(shí)間的增加，其促進(jìn)作用更加明顯。西愛琴等^［11］基于合成控制法，研究了滬津閩粵自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)區(qū)域創(chuàng)新水平的影響，發(fā)現(xiàn)廣東和天津自貿(mào)區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出有顯著提升。吳文潔和白又竹^［12］認(rèn)為自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)區(qū)域創(chuàng)新水平的影響存在異質(zhì)性，其中沿海自貿(mào)區(qū)的區(qū)域創(chuàng)新提升效果明顯優(yōu)于內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)。關(guān)于自貿(mào)區(qū)影響區(qū)域創(chuàng)新水平的作用機(jī)制問題，現(xiàn)有文獻(xiàn)認(rèn)為其主要借助市場競爭、技術(shù)溢出、政策福利、貿(mào)易紅利等方式來提高區(qū)域創(chuàng)新水平。誠然，上述文獻(xiàn)主要從區(qū)域整體來研究自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)創(chuàng)新水平的影響，但文章中的研究思路和研究方法對(duì)本文研究微觀企業(yè)創(chuàng)新具有重要的借鑒意義。

自貿(mào)區(qū)作為改革開放的試驗(yàn)田，旨在以政策優(yōu)惠和金融制度創(chuàng)新為手段，促進(jìn)國內(nèi)外資本流動(dòng)，為企業(yè)營造良好的投、融資環(huán)境，加快企業(yè)“引進(jìn)來”“走出去”的步伐，促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新水平的提升。一方面，自貿(mào)區(qū)建設(shè)中的稅收優(yōu)惠和政策傾斜措施為企業(yè)創(chuàng)新提供了充足的資金支持。另一方面，自貿(mào)區(qū)內(nèi)的金融開放制度放松了資本管制，加快了區(qū)內(nèi)資本的雙向流動(dòng)，改善了企業(yè)的外部融資環(huán)境。因此，在微觀層面上，自貿(mào)區(qū)的設(shè)立會(huì)通過增加政府補(bǔ)助、改善融資約束環(huán)境的方式促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

政府補(bǔ)助作為宏觀政策中的重要工具，可以直接增加企業(yè)的創(chuàng)新投入，降低企業(yè)的創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)和創(chuàng)新成本，激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新積極性，從而提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平^［13-15］。自貿(mào)區(qū)補(bǔ)助政策作為自貿(mào)區(qū)設(shè)立的區(qū)域紅利，在企業(yè)落戶、生產(chǎn)、經(jīng)營、貿(mào)易等方面給予優(yōu)惠政策，為區(qū)內(nèi)企業(yè)提供創(chuàng)新資金的同時(shí)，也降低了企業(yè)創(chuàng)新中的試錯(cuò)成本^［16］。此外，融資約束是影響企業(yè)創(chuàng)新的另一個(gè)重要因素^［17］。外部融資環(huán)境對(duì)企業(yè)創(chuàng)新有很強(qiáng)的約束力。融資約束的改善會(huì)激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行探索性創(chuàng)新，可以有效提升創(chuàng)新投入水平^［18-19］。金融開放作為自貿(mào)區(qū)制度創(chuàng)新的重要舉措，加快了區(qū)內(nèi)資本流動(dòng)，境外資本在自貿(mào)區(qū)內(nèi)集聚，改善了企業(yè)的外部融資環(huán)境，為企業(yè)創(chuàng)新注入更強(qiáng)的動(dòng)力?；诖?，本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)1：伴隨著自貿(mào)區(qū)的設(shè)立，企業(yè)的創(chuàng)新水平會(huì)得到提升。

假設(shè)2：自貿(mào)區(qū)主要通過增加政府補(bǔ)助額、緩解企業(yè)融資約束的方式來激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新積極性，提升企業(yè)創(chuàng)新水平。

三、研究設(shè)計(jì)與變量說明

（一）數(shù)據(jù)來源

參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文基于2011—2020年滬深A(yù)股非金融類上市公司企業(yè)數(shù)據(jù)，對(duì)自貿(mào)區(qū)設(shè)立影響企業(yè)創(chuàng)新的因素及機(jī)制進(jìn)行實(shí)證分析。受一些自貿(mào)區(qū)政策實(shí)施時(shí)長所限，本文選取自2013年設(shè)立的上海自貿(mào)區(qū)至2018年設(shè)立的海南自貿(mào)區(qū)，共計(jì)12個(gè)自貿(mào)區(qū)。通過一一比對(duì)企業(yè)注冊(cè)地址和自貿(mào)區(qū)政策范圍來識(shí)別企業(yè)是否位于自貿(mào)區(qū)。在原始數(shù)據(jù)的獲取方面，政府補(bǔ)貼數(shù)據(jù)來自于WIND金融數(shù)據(jù)庫，專利數(shù)據(jù)來自于CNRDS數(shù)據(jù)庫，其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)由WIND和CSMAR數(shù)據(jù)庫相互補(bǔ)充獲得。我們對(duì)數(shù)據(jù)做如下處理：（1）剔除金融行業(yè)以及ST、PT類公司年度樣本；（2）剔除數(shù)據(jù)缺失的公司樣本；（3）對(duì)主要變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理，消除極端值對(duì)回歸結(jié)果的影響；（4）去除上市時(shí)間在2017年后的企業(yè)數(shù)據(jù)。經(jīng)過以上處理后，最終得到2011—2020年滬深A(yù)股上市公司21 376條“公司—年度數(shù)據(jù)”。實(shí)證分析過程中使用Stata16軟件進(jìn)行分析，多中介因果機(jī)制分析中的四向分解部分采用R4.1.2軟件。

（二）研究設(shè)計(jì)

本文重點(diǎn)研究自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響及機(jī)制，在模型的構(gòu)建上，本文借助雙重差分模型，通過對(duì)比處理組和對(duì)照組的差異來評(píng)估自貿(mào)區(qū)實(shí)施的政策效果。在傳統(tǒng)的雙重差分模型中，處理組僅受單一政策時(shí)點(diǎn)的沖擊，而本文12個(gè)自貿(mào)區(qū)的設(shè)立時(shí)間存在先后差異，傳統(tǒng)的雙重差分模型無法滿足實(shí)驗(yàn)需求，因此本文構(gòu)建了以下的多期雙重差分模型。針對(duì)2011—2020年的滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，結(jié)合政策實(shí)施節(jié)點(diǎn)以及企業(yè)注冊(cè)地是否在自貿(mào)區(qū)內(nèi)，將企業(yè)分為處理組和對(duì)照組，并在此基礎(chǔ)上控制時(shí)間和個(gè)體的固定效應(yīng)，具體的模型構(gòu)建如式（1）所示。

Innovation_it=α+βFTZ_it+ηX_it+δ_i+γ_t+μ_it（1）

其中，Innovation_it是被解釋變量，表示企業(yè)的創(chuàng)新能力，本文主要從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩方面進(jìn)行衡量。用企業(yè)獨(dú)立年度專利授權(quán)數(shù)加1的對(duì)數(shù)來衡量企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平，用研發(fā)支出總額占營業(yè)收入的比值來衡量企業(yè)創(chuàng)新投入。為了剔除黎文靖和鄭曼妮^［20］指出的企業(yè)策略性創(chuàng)新行為對(duì)研究結(jié)果的影響，我們后續(xù)將采用企業(yè)年度發(fā)明專利授權(quán)數(shù)的對(duì)數(shù)來檢驗(yàn)企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量，即企業(yè)是否為實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。FTZ_it為解釋變量，企業(yè)處于自貿(mào)區(qū)內(nèi)賦值為1，反之為0。X_it為控制變量，參考已有文獻(xiàn)，本文的控制變量如下所示：企業(yè)規(guī)模（LSIZE）用平減后的年末總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)來表示，凈資產(chǎn)收益率（ROE）為凈利潤與股東權(quán)益平均余額的比值，資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）為負(fù)債與總資產(chǎn)的比值，企業(yè)年齡（AGE）為企業(yè)成立至今的差值取對(duì)數(shù)，總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）為利潤與財(cái)務(wù)費(fèi)用之和與平均資產(chǎn)的比值，股權(quán)集中度（OC）是公司前五位大股東持股比例之和，現(xiàn)金流凈額（CF）為現(xiàn)金流凈額與營業(yè)收入之比；δ_i為個(gè)體固定效應(yīng)，γ_t為時(shí)間固定效應(yīng)，i為樣本個(gè)體，t為年份。此外，模型通過包含個(gè)體虛擬變量的方式來控制隨時(shí)間不變的和未觀察到的個(gè)體因素，保證研究結(jié)果的可靠性。β是指在政策沖擊下，自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平的政策效應(yīng)；符號(hào)方面，正的表示促進(jìn)作用，負(fù)的表示阻礙作用。μ_it為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

以上所涉及的變量符號(hào)、名稱及處理方式如表1所示。

四、計(jì)量模型與實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性檢驗(yàn)

表2呈現(xiàn)的是2011—2020年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，從表中可以發(fā)現(xiàn)，21 376個(gè)數(shù)據(jù)中受自貿(mào)區(qū)影響的僅占3%。從創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)來看，企業(yè)年度獨(dú)立授權(quán)專利量的對(duì)數(shù)（Z），其最大值為9.212，最小值為0.693，均值為2.979，各企業(yè)樣本在創(chuàng)新產(chǎn)出上存在較大差異；企業(yè)發(fā)明授權(quán)專利量亦是如此。從創(chuàng)新支出角度來看，公司年度研發(fā)支出總額占營業(yè)收入的比值（RDP），其最大值為137.45，最小值為0，相較于創(chuàng)新產(chǎn)出，創(chuàng)新支出指標(biāo)受行業(yè)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模等因素的影響更大，企業(yè)在研發(fā)支出和營業(yè)收入上有所不同。從投入和產(chǎn)出兩個(gè)角度來衡量企業(yè)創(chuàng)新水平的變化，能夠更準(zhǔn)確地判斷自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平的影響，為后續(xù)的深入研究奠定基礎(chǔ)。

各變量間的相關(guān)關(guān)系如表3所示。以左上至右下的斜對(duì)角為分界線，下三角是Pearson相關(guān)系數(shù)，上三角是Spearman相關(guān)系數(shù)。從表中可以看出，創(chuàng)新相關(guān)變量（Z、FM、RDP）與解釋變量FTZ存在顯著的相關(guān)關(guān)系，初步佐證了本文的假設(shè)，其他控制變量間的相關(guān)關(guān)系也具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

（二）平行趨勢檢驗(yàn)

本文的基準(zhǔn)回歸采用的是多期雙重差分方法，該方法的使用需要確定處理組和控制組在核心解釋變量上存在相同的趨勢。就本文而言，控制組企業(yè)和處理組企業(yè)在自貿(mào)區(qū)成立之前創(chuàng)新指標(biāo)增長趨勢一致。而多期DID與單期DID的研究思路是類似的，依舊是借用事件研究法對(duì)政策的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行動(dòng)態(tài)趨勢的分解。多期DID在處理政策時(shí)間點(diǎn)時(shí)，采用當(dāng)前時(shí)間減去各自政策實(shí)施時(shí)間來確定?；诖?，我們建立式（2）回歸模型：

其中，Innovation_it表示企業(yè)創(chuàng)新，用企業(yè)獨(dú)立年度專利授權(quán)量加1的對(duì)數(shù)來表示。FTZ_i，t-j是一個(gè)虛擬變量，表示企業(yè)i在t-j時(shí)期享受了自貿(mào)區(qū)設(shè)立的福利政策，此時(shí)取1，反之則取0。模型中的M、N表示政策時(shí)點(diǎn)前和政策時(shí)點(diǎn)后的期數(shù)。如果φ-M到φ-1都顯著為0，那么說明政策實(shí)施前第1-M期的處理組和控制組間不存在顯著差異，即企業(yè)間在自貿(mào)區(qū)設(shè)立之前處理組和控制組的創(chuàng)新能力沒有顯著差異，平行趨勢檢驗(yàn)通過。在該模型中我們將政策實(shí)施前一年作為基準(zhǔn)期。如圖1所示，虛線位置代表置信區(qū)間，在自貿(mào)區(qū)設(shè)立之前的估計(jì)系數(shù)在0的附近波動(dòng)，而在自貿(mào)區(qū)設(shè)立之后的幾年里估計(jì)系數(shù)不為0，并且隨著自貿(mào)區(qū)設(shè)立時(shí)間的增加，一直保持為正。正如我們前文的理論假設(shè)，處理組和控制組在自貿(mào)區(qū)設(shè)立之前創(chuàng)新能力沒有顯著差異，滿足平行趨勢假設(shè)。在自貿(mào)區(qū)設(shè)立之后對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的正向政策效應(yīng)在我們的研究范圍內(nèi)一直持續(xù)，該結(jié)論具有穩(wěn)健性。

（三）自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果分析

如表4所示，（1）～（4）分別從創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)Z、創(chuàng)新投入指標(biāo)RDP兩個(gè)方面，采用多期雙重差分法研究自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，并對(duì)個(gè)體（CODE）和年度（YEAR）變量進(jìn)行了雙向固定。由表中數(shù)據(jù)可知，自貿(mào)區(qū)設(shè)立（FTZ）對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新投入均在1%的水平上顯著為正，回歸系數(shù)分別為0.129和0.557，即自貿(mào)區(qū)設(shè)立使得企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出提升12.9%，創(chuàng)新投入增加55.7%。此外，企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)的創(chuàng)新水平一般越高。企業(yè)年齡的大小在創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新投入上存在差異，企業(yè)年齡越大，企業(yè)積累的技術(shù)和人才就越多，自然其創(chuàng)新產(chǎn)出也越多；企業(yè)年齡越小，越注重技術(shù)創(chuàng)新，在研發(fā)投入上也就越多。

為進(jìn)一步了解自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量是否存在影響，本文將總專利中科技含量較低、申請(qǐng)較為容易的實(shí)用新型專利和外觀專利這兩項(xiàng)予以去除，僅保留發(fā)明專利數(shù)據(jù)。對(duì)企業(yè)年度獨(dú)立授權(quán)專利（Z）和企業(yè)年度獨(dú)立授權(quán)發(fā)明專利（FM）的回歸結(jié)果進(jìn)行了比較，具體的實(shí)證結(jié)果如表4所示。由表4的回歸結(jié)果可知，自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)企業(yè)總專利（Z）和發(fā)明專利（FM）的影響均在1%的水平上顯著為正，回歸系數(shù)分別為0.129和0.14，即自貿(mào)區(qū)設(shè)立使得企業(yè)總專利和發(fā)明專利水平提升12.9%和14%，且發(fā)明專利的政策效果更為明顯。基于以上實(shí)證結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)不論是從企業(yè)創(chuàng)新投入還是從企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量、質(zhì)量上來說，自貿(mào)區(qū)的設(shè)立確實(shí)提升了企業(yè)的創(chuàng)新水平。

（四）安慰劑檢驗(yàn)

1．改變政策處理時(shí)間

企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的提升受到多種因素的影響^［21-22］，如公司內(nèi)部的財(cái)務(wù)決策、高管治理，市場層面的產(chǎn)業(yè)與銀行金融市場的競爭，國家層面的財(cái)稅政策和法律條款的實(shí)施，這些干擾因素都會(huì)使我們對(duì)政策效應(yīng)的評(píng)估存在誤差。為此，我們通過改變自貿(mào)區(qū)設(shè)立時(shí)間來進(jìn)行反事實(shí)檢驗(yàn)，將政策時(shí)間統(tǒng)一提前2年。如果模型中估計(jì)量FTZ的系數(shù)依舊顯著為正，意味著我們的結(jié)論不穩(wěn)健，自貿(mào)區(qū)內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新水平提升并不是設(shè)立自貿(mào)區(qū)帶來的，而可能是其他因素導(dǎo)致的。反之，如果估計(jì)量FTZ的系數(shù)不顯著，則說明區(qū)內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新是自貿(mào)區(qū)成立所帶來的。如表5所示，當(dāng)改變自貿(mào)區(qū)設(shè)立時(shí)間時(shí)，企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)的多期DID估計(jì)量FTZ的系數(shù)變得都不顯著，進(jìn)一步證實(shí)了企業(yè)創(chuàng)新能力提升是由自貿(mào)區(qū)設(shè)立產(chǎn)生的，排除了其他政策因素的影響，上述的基準(zhǔn)回歸結(jié)論具有穩(wěn)健性。

2.生成隨機(jī)處理組

關(guān)于雙重差分模型的安慰劑檢驗(yàn)，除了改變前置處理組政策時(shí)點(diǎn)外，對(duì)處理組的隨機(jī)化處理也是較為常見的做法。本文選取2017年的樣本數(shù)據(jù)，該年份中共有處理組169個(gè)，控制組2 830個(gè)。參照余泳澤和張少輝^［23］的做法，從2 999家企業(yè)中隨機(jī)抽取169家企業(yè)，作為偽政策處理組并重復(fù)500次實(shí)驗(yàn)，得到圖2中所示的安慰劑檢驗(yàn)系數(shù)和p值分布，其中橫軸表示偽政策處理組估計(jì)系數(shù)的大小，縱軸表示其密度值和p值，位于圖片右側(cè)的虛線是多期雙重差分模型的真實(shí)值0.129，水平虛線是顯著性水平0.1。通過觀察隨機(jī)化處理后的偽政策處理組，估計(jì)系數(shù)在-0.05到0.05之間，聚集在0的周圍，顯著偏離真實(shí)值0.129；圖上隨機(jī)化處理得到的p值大部分大于0.1，表明在10%的水平上不顯著，說明安慰劑對(duì)因變量的作用并不顯著，進(jìn)一步驗(yàn)證了以上基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

（五）異質(zhì)性分析

考慮到我國自貿(mào)區(qū)分布較廣，自貿(mào)區(qū)所處位置的不同可能會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生不同的政策影響，并且自貿(mào)區(qū)內(nèi)公司自身的企業(yè)規(guī)模、企業(yè)性質(zhì)以及行業(yè)類型等方面也會(huì)影響其政策效應(yīng)的吸收，因此本文嘗試從自貿(mào)區(qū)的異質(zhì)性和企業(yè)的異質(zhì)性兩個(gè)角度來研究不同自貿(mào)區(qū)、不同企業(yè)的創(chuàng)新差異。

1.自貿(mào)區(qū)異質(zhì)性分析

本文以自貿(mào)區(qū)所在省份是否沿海為依據(jù)，將自貿(mào)區(qū)分為沿海和內(nèi)陸兩個(gè)部分，其中上海、廣東、天津、福建、浙江、遼寧、海南為沿海地區(qū)，河南、重慶、四川、陜西、湖北為內(nèi)陸地區(qū)，分樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6所示。由表6可知，自貿(mào)區(qū)的設(shè)立顯著提高了內(nèi)陸上市公司的創(chuàng)新投入和沿海上市公司的創(chuàng)新產(chǎn)出。沿海部分的自貿(mào)區(qū)大多對(duì)外開放較早，其本身的創(chuàng)新基礎(chǔ)、創(chuàng)新環(huán)境及所在企業(yè)的創(chuàng)新實(shí)力都較內(nèi)陸地區(qū)更好，所以其創(chuàng)新產(chǎn)出水平也較顯著；內(nèi)陸部分的自貿(mào)區(qū)設(shè)立時(shí)間較短，自身的創(chuàng)新基礎(chǔ)薄弱，企業(yè)的創(chuàng)新能力不夠，主要依靠自貿(mào)區(qū)帶來的政策優(yōu)惠激勵(lì)企業(yè)增加創(chuàng)新投入。企業(yè)的創(chuàng)新成果并不是一蹴而就的，常伴隨著較長的周期，因而內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出并不顯著，但企業(yè)創(chuàng)新投入?yún)s是顯著提高的。

2.企業(yè)異質(zhì)性分析

（1）企業(yè)規(guī)模

基于熊彼特的創(chuàng)新理論，相較于小企業(yè)，規(guī)模較大的企業(yè)因其資金充沛，在創(chuàng)新投入和風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)上具有很大優(yōu)勢。因而在企業(yè)創(chuàng)新能力上，大規(guī)模企業(yè)比小規(guī)模企業(yè)要更強(qiáng)。那么在自貿(mào)區(qū)這一討論背景之下，這一理論是否依舊適用呢？本文以企業(yè)年末總資產(chǎn)對(duì)數(shù)（LSIZE）的平均值對(duì)企業(yè)進(jìn)行劃分，將低于平均值的樣本劃為小規(guī)模企業(yè)，反之，則為大規(guī)模企業(yè)。分組回歸結(jié)果如表7所示。不論是從創(chuàng)新產(chǎn)出角度還是創(chuàng)新投入角度來看，小規(guī)模企業(yè)的多期雙重差分估計(jì)量FTZ的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，而大規(guī)模企業(yè)的系數(shù)不顯著，說明相較于大規(guī)模企業(yè)，自貿(mào)區(qū)的設(shè)立能顯著地促進(jìn)區(qū)域內(nèi)小規(guī)模企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新投入。

（2）企業(yè)性質(zhì)

本文以WIND數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)實(shí)際控制人為依據(jù)進(jìn)行分組，將地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)均記為國有企業(yè)，其余的記為非國有企業(yè)，其分組回歸結(jié)果如表7所示。自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)非國有企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新投入在1%的水平上顯著為正，而對(duì)國有企業(yè)的創(chuàng)新水平?jīng)]有顯著影響，說明自貿(mào)區(qū)設(shè)立的政策效應(yīng)在非國有企業(yè)中更為明顯，可以顯著促進(jìn)非國有企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新投入，而對(duì)于國有企業(yè)，自貿(mào)區(qū)設(shè)立所帶來的各種政策扶持、經(jīng)營環(huán)境的改善并沒有給其帶來更多的創(chuàng)新刺激。

（3）行業(yè)類型

本文依據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫中的高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定項(xiàng)目類型進(jìn)行分類，將其中認(rèn)定項(xiàng)目類型含有“高新技術(shù)企業(yè)”標(biāo)簽的公司劃為高新技術(shù)企業(yè)，其余的為非高新技術(shù)企業(yè)。具體回歸結(jié)果如表8所示。從創(chuàng)新產(chǎn)出角度來看，自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)高新技術(shù)企業(yè)和非高新技術(shù)企業(yè)均有顯著的促進(jìn)作用，相對(duì)于高新技術(shù)企業(yè)，非高新技術(shù)企業(yè)的產(chǎn)出增幅更為明顯；從創(chuàng)新投入角度來看，自貿(mào)區(qū)設(shè)立與企業(yè)創(chuàng)新變量的顯著關(guān)系僅存在于高新技術(shù)企業(yè)中，在非高新技術(shù)企業(yè)中并不顯著，這表明自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的提升作用在高新技術(shù)企業(yè)中更能發(fā)揮作用。

五、作用渠道及多中介因果機(jī)制分析

（一）自貿(mào)區(qū)與企業(yè)創(chuàng)新間的作用渠道分析

關(guān)于自貿(mào)區(qū)與企業(yè)創(chuàng)新間的具體作用機(jī)制，前文已經(jīng)從理論和現(xiàn)有文獻(xiàn)研究的角度進(jìn)行了合理假設(shè)，本文認(rèn)為在自貿(mào)區(qū)建設(shè)的推進(jìn)過程中，自貿(mào)區(qū)被賦予更多的改革自主權(quán)，自貿(mào)區(qū)的政策逐漸完備，體制機(jī)制也更加靈活。伴隨著跨境金融業(yè)務(wù)的成熟、政府扶持政策的傾斜，區(qū)內(nèi)的投、融資環(huán)境也得到了很大改善。本文為強(qiáng)化自貿(mào)區(qū)與企業(yè)創(chuàng)新之間的因果關(guān)系論證，將融資約束、政府補(bǔ)助與自貿(mào)區(qū)的交互項(xiàng)引入公式（1）中，變量的選取規(guī)則在表1中已提及，這里不再重復(fù)。具體的回歸結(jié)果如表9所示。

通過觀察交互項(xiàng)系數(shù)的顯著性，我們可以看出融資約束與企業(yè)創(chuàng)新指標(biāo)間存在明顯的負(fù)向關(guān)系，表明隨著自貿(mào)區(qū)投、融資環(huán)境的改善，企業(yè)的外部融資約束逐漸降低，企業(yè)的創(chuàng)新專利數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量都有顯著提升。自貿(mào)區(qū)的建立，作為我國一項(xiàng)重要的政策性試驗(yàn)，因其獨(dú)特的制度優(yōu)勢使得大批國內(nèi)外資金、技術(shù)在區(qū)內(nèi)集聚，降低了企業(yè)的貿(mào)易成本，改善了區(qū)域的融資約束環(huán)境，也更有利于企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)的開展。此外，觀察表中數(shù)據(jù)，我們發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)助與企業(yè)創(chuàng)新有顯著的正向關(guān)系，隨著自貿(mào)區(qū)建設(shè)探索的逐漸成熟，針對(duì)不同自貿(mào)區(qū)企業(yè)的問題，政府因地制宜借助各種政策工具進(jìn)行經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)，將更多的資源向區(qū)內(nèi)企業(yè)傾斜。隨著政府補(bǔ)助額的增加，企業(yè)的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出水平都有了顯著提升。政府補(bǔ)助作為推進(jìn)自貿(mào)區(qū)建設(shè)的重要工具，一方面，可以為企業(yè)創(chuàng)新提供直接的外部資金支持，幫助企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)；另一方面，政府通過向特定企業(yè)提供補(bǔ)貼的方式向外傳遞積極信號(hào)，有利于企業(yè)吸引更多的社會(huì)關(guān)注，提高企業(yè)的社會(huì)價(jià)值，改善企業(yè)的外部融資約束條件，為企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)提供更多的資金支持。

（二）多中介的因果中介機(jī)制分析

借助多中介的因果中介分析方法對(duì)總效應(yīng)進(jìn)行細(xì)分，即分析FTZ經(jīng)由中介變量影響Z的效應(yīng)占比以及FTZ直接影響Z部分的作用占比情況。現(xiàn)有文獻(xiàn)多采用逐步法和構(gòu)建結(jié)構(gòu)模型的方式進(jìn)行中介效應(yīng)分析。在采用逐步法的研究過程中，常常在現(xiàn)實(shí)生活中無法保證中介變量的外生性，在1 000次的數(shù)據(jù)模擬中，采用逐步法研究中介效應(yīng)時(shí)只有6.9%的概率可以得到正確結(jié)論^［24］。當(dāng)存在多個(gè)中介變量時(shí)，傳統(tǒng)中介分析方法無法做到對(duì)總效應(yīng)進(jìn)行分解。因此，本文參照因果中介分析中的自然效應(yīng)模型，結(jié)合Vanderweele和Vansteelandt提出的多中介參數(shù)化方法^［25-26］，對(duì)自貿(mào)區(qū)設(shè)立影響企業(yè)創(chuàng)新的機(jī)制進(jìn)行分解，借助R軟件的CMAverse程序包（由Baoyi Shi，Christine Choirat，Linda Valeri開發(fā)）對(duì)政府補(bǔ)助和融資約束兩個(gè)中介變量進(jìn)行總效應(yīng)的四向分解（公式3），結(jié)果如表10所示。

TE=CDE+INT_ref+INT_med+PNIE（3）

由表10可知，總效應(yīng)（TE）的估計(jì)系數(shù)為0.103 2，表明自貿(mào)區(qū)的設(shè)立使得企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出提升10.3%；受控直接效應(yīng)（CDE）顯著為正，說明當(dāng)中介變量政府補(bǔ)助和稅收優(yōu)惠被控制在均值水平上時(shí)，自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新水平仍有顯著的正向作用；總自然間接效應(yīng)（TNIE）顯著為正，表示在沒有設(shè)立自貿(mào)區(qū)時(shí)，僅通過調(diào)整政府補(bǔ)助金額和市場融資約束環(huán)境，也會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生一定的影響，而自貿(mào)區(qū)的設(shè)立進(jìn)一步放大了中介變量對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用；自貿(mào)區(qū)設(shè)立和政府補(bǔ)助、融資約束間的參照交互作用（INT_ref）系數(shù)為負(fù)，但僅占總效應(yīng)的1.55%，對(duì)總效用的影響不大；而中介交互作用（INT_med）在1%的水平上顯著為正，其中自貿(mào)區(qū)、融資約束與政府補(bǔ)助間的中介交互作用占總效用的比例為31%，除去融資約束和政府補(bǔ)助兩個(gè)中介變量，自貿(mào)區(qū)建設(shè)通過其他途徑（CDE）影響企業(yè)創(chuàng)新，這一直接效應(yīng)占總效應(yīng)的41.9%?；诠?，我們可以得出，純自然間接效應(yīng)占總效應(yīng)的28.8%，而伴隨著自貿(mào)區(qū)的設(shè)立，融資約束和政府補(bǔ)助中介交互作用所產(chǎn)生的總間接效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為59.7%，進(jìn)一步強(qiáng)化了前文的因果關(guān)系論證，也對(duì)自貿(mào)區(qū)如何促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新提供了更多的政策啟發(fā)。

六、結(jié)論與建議

本文基于2011—2020年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，從企業(yè)創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出兩個(gè)方面，采用多期雙重差分的方法分析12個(gè)自貿(mào)區(qū)設(shè)立的政策效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平具有顯著的提升作用。在此基礎(chǔ)上，無論是從創(chuàng)新投入、產(chǎn)出還是從創(chuàng)新的數(shù)量、質(zhì)量上來看，自貿(mào)區(qū)的設(shè)立都對(duì)企業(yè)創(chuàng)新有顯著的正向作用，并且此結(jié)論在經(jīng)過平行趨勢檢驗(yàn)、反事實(shí)檢驗(yàn)等穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立。進(jìn)一步，本文通過分組研究發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對(duì)沿海地區(qū)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出、內(nèi)陸地區(qū)企業(yè)的創(chuàng)新投入有顯著正向作用；小規(guī)模、非國有企業(yè)的創(chuàng)新水平更容易受到自貿(mào)區(qū)的政策影響。此外，本文還將中介變量與自貿(mào)區(qū)的交互項(xiàng)引入模型中，從作用渠道的角度進(jìn)一步論證了因果關(guān)系的存在；借助因果中介分析中的自然效應(yīng)模型對(duì)總效應(yīng)進(jìn)行細(xì)分，發(fā)現(xiàn)中介交互作用占總政策效應(yīng)的31%。

基于以上研究結(jié)論，本文認(rèn)為自貿(mào)區(qū)的設(shè)立確實(shí)提升了企業(yè)的創(chuàng)新水平。對(duì)內(nèi)改革、對(duì)外開放，在新的發(fā)展階段我國應(yīng)進(jìn)一步擴(kuò)大自貿(mào)區(qū)規(guī)模，通過在中、西部設(shè)立更多、更大范圍的自貿(mào)區(qū)，帶動(dòng)區(qū)域內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。從企業(yè)類型角度來看，自貿(mào)區(qū)設(shè)立對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平的影響存在著異質(zhì)性，企業(yè)規(guī)模、企業(yè)性質(zhì)、行業(yè)類型的差異都會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平產(chǎn)生極大的影響，因此，各自貿(mào)區(qū)在貫徹各項(xiàng)政策的同時(shí)，也要結(jié)合本自貿(mào)區(qū)企業(yè)的實(shí)際情況，切勿生搬硬套。此外，政府也應(yīng)該多嘗試通過稅費(fèi)返還、金融開放等制度創(chuàng)新政策，多角度、多途徑地激發(fā)不同類型企業(yè)的積極性；進(jìn)一步簡化行政審批流程，給予高新技術(shù)企業(yè)更多便利，鼓勵(lì)區(qū)內(nèi)更多的企業(yè)開展技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)；在區(qū)內(nèi)補(bǔ)助政策的制定上，要更加側(cè)重對(duì)技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級(jí)的政策引導(dǎo)，促使企業(yè)更多地將生產(chǎn)重心放在技術(shù)密集型、高附加值的產(chǎn)品上，進(jìn)一步加快區(qū)內(nèi)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)。

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責(zé)任編輯：陳可闊

Research on the Impact of the Establishment of Free Trade Zones on the Level of Enterprise Innovation

YU Mingchao， DING Yujie

（School of Business， Nanjing Normal University， Nanjing 210023， Jiangsu，China）

Abstract： Based on the panel data of listed companies in Shanghai and Shenzhen A-shares from 2011 to 2020， this paper uses the multi-period difference-in-difference method to empirically test the policy impact of the establishment of the free trade zone on enterprise innovation based on the natural experiment of the establishment of the free trade zone， and analyzes its impacting channels from the aspects of financing constraints and government subsidies with the help of multi-intermediary causal mechanism analysis. It is found that the establishment of the free trade zone has increased the innovation output of enterprises by 11.9% and the innovation input by 55.7%， among which the number of invention patents has increased by 14%. The above improvements indicate that the establishment of the free trade zone can significantly improve the innovation level of enterprises. This conclusion is still valid after the dynamic test and the counterfactual test. From the perspective of the location of the free trade zone， the improvement of the innovation output level of enterprises in the coastal free trade zone is more significant than that in the inland free trade zone. From the perspective of enterprise types， the innovation level of small-scale， non-state-owned and high-tech enterprises is more susceptible to the policies of the free trade zone. Further analysis reveals that the establishment of the free trade zone mainly improves the innovation level of enterprises in the zone by increasing the amount of government subsidies and improving the financing environment for enterprises.

Key words： free trade zone; enterprise innovation; financing constraints; government subsidies

英文編校：馬志強(qiáng)