摘要：文章将国家知识产权示范城市政策视为一项准自然实验，基于2008—2022年中国281个地级及以上城市的面板数据，实证分析国家知识产权示范城市政策对新质生产力的影响效应及中介机制。结果表明，国家知识产权示范城市政策可显著促进新质生产力发展。相比资源型城市、老工业基地城市，国家知识产权示范城市政策对非资源型城市、非老工业基地城市新质生产力的促进作用更强。突破式创新、数字产业化在国家知识产权示范城市政策对新质生产力的影响中发挥中介作用。国家知识产权示范城市政策对新质生产力的影响存在正向空间溢出效应。
关键词：国家知识产权示范城市政策，新质生产力，突破式创新，数字产业化
0 引言
新质生产力作为马克思主义生产力理论的中国式创新的实践成果，是科技创新交叉融合突破所产生的根本性产物，属于符合新发展理念的先进生产力质态。当前，中国正处在新旧动能转换、产业转型升级的关键时期，将培育和发展新质生产力作为经济工作的关键抓手，对于重构全球经济格局位势、重塑社会经济结构具有重要战略意义。2024年政府工作报告强调，要大力推进现代化产业体系建设，加快发展新质生产力。面向经济高质量发展与中国式现代化战略布局的时代景象，全面驱动新质生产力涌现及发展既是大势所趋，又是形势所迫。而早在2012年，国家知识产权局就已颁发国家知识产权示范城市政策，通过修正创新外部性、构建全方位制度体系等多项措施并举，渐次筑牢知识产权基底。随后，国家知识产权局持续拓宽国家知识产权示范城市政策试点范围，并逐步完善知识产权相关制度，为新质生产力形成及发展提供充足动力。那么，国家知识产权示范城市政策是否能够发挥新质生产力“源头活水”的积极效用？回答这一问题，对新发展阶段促进传统生产力结构跃迁、新质生产力发展具有重要现实意义。
自新质生产力概念被提出以来，学术界围绕新质生产力的影响因素、理论作用进行广泛探讨，充分拓宽了新质生产力的研究视角。在新质生产力的影响因素层面，有学者认为，数字经济可从微观、中观及宏观层面驱动新质生产力发展[1]。另外，也有学者指出，科技创新是促进新质生产力发展的动力源泉[2]。在新质生产力的理论作用层面，基于产业视角，有学者认为新质生产力可促进农业高质量发展[3]；基于社会经济视角，有学者认为新质生产力可赋能经济高质量发展[4]。另外，学术界围绕国家知识产权示范城市的政策效应也进行了深入探讨。已有研究表明，国家知识产权示范城市政策既可从微观层面促进科技人才集聚[5]，又可从宏观层面推动社会经济发展提质增效[6]。另外，已有研究围绕国家知识产权示范城市政策与技术突破、生产要素配置、产业转型升级的关系进行广泛研究。其一，技术革命性突破的驱动效应。已有研究证实，国家知识产权示范城市政策可促进企业数字技术创新[7]，并从宏观角度检验得知国家知识产权示范城市政策可显著提升创新质量[8]。其二，生产要素创新性配置的驱动效应。已有文献表明，国家知识产权示范城市政策可通过吸引高新技术企业集聚、提高本地技术吸纳量来提升创新要素配置效率[9]。其三，产业深度转型升级的驱动效应。国家知识产权示范城市政策可吸引人才集聚、增加研发投入、提升科技成果转化水平来促进产业结构升级[10]。
本文在以下方面进行了拓展：首先，设定国家知识产权示范城市为一项准自然实验，实证检验其对新质生产力的影响效应，丰富国家知识产权示范城市政策的政策效应与新质生产力驱动因素的研究视角。其次，深度辨析国家知识产权示范城市政策与新质生产力之间的中介机制，在避免假性相关的基础上，为稳步推动新质生产力发展提供借鉴。最后，基于政策虹吸效应与示范作用的空间关联特征，检验国家知识产权示范城市对新质生产力影响的空间溢出效应，为区域新质生产力协同提升提供参考。
1 研究假设
1.1 国家知识产权示范城市政策与新质生产力发展的直接联系
国家知识产权示范城市政策作为知识产权生态建设的重要抓手，可从包括创新链、产业链在内的多重维度释放支持效能，驱动新质生产力加速涌现与高效发展。就创新链视角而言，国家知识产权示范城市政策以推进市场主体知识产权培育、强化知识产权保护工作为工作重点，发挥多维度制度支持效能，激励市场主体开展原始创新活动，以科技创新赋能新质生产力发展。就产业链视角而言，国家知识产权示范城市政策以完善知识产权管理体系、健全知识产权服务体系为工作抓手，促使知识产权服务各类产业的效能持续增强，成为传统产业升级换代的加速器[11]，以产业深度转型升级催动新质生产力发展。另外，国家知识产权示范城市政策也围绕未来制造、未来信息、未来材料等新产业、新业态探索完善知识产权保护制度，有效驱动新质生产力发展。基于上述分析，提出如下假设：
假设1：国家知识产权示范城市政策能推动新质生产力发展。
1.2 国家知识产权示范城市政策与新质生产力发展的间接联系
国家知识产权示范城市政策可通过前端、后端全链赋能，为突破式创新注入知识产权动能。在突破式创新前端，国家知识产权示范城市政策通过建立健全知识产权质押融资制度，充分缓解市场主体突破式创新的成本投入压力，夯实突破式创新的要素投入支撑。在突破式创新后端，国家知识产权示范城市政策通过立法制规、司法保护与行政保护的三重加持，提高市场主体研发投入的期望收益，激励市场主体主动涉足技术难度更高、知识构成更加复杂的突破式创新领域，稳步推动突破式创新发展[12]。而新质生产力是由技术革命性突破而催生的先进生产力，需要突破式创新给予动能支撑。具体而言，突破式创新可充分避免关键领域核心技术“卡脖子”的现实困境，使原创性、颠覆性科技创新成果竞相涌现，有助于培育竞争新优势、积蓄发展新动能，助力新质生产力发展。基于上述分析，提出如下假设：
假设2：突破式创新在国家知识产权示范城市政策对新质生产力发展的影响中发挥中介作用。
作为一类高度依赖数字技术创新与数据生产要素的数字经济业态，数字产业化具有技术密集、知识密集的典型特征。基于这一特点可以推断，系统全面的知识产权保障与激励措施是数字产业化发展的关键支撑。国家知识产权示范城市政策依托知识产权制度规范，以知识产权法院形式合理且高效地处置技术侵权及其他争端，充分维护数字产业化对象及有关主体的基本权益，充分驱动数字产业化发展。而数字产业化可推动物联网、云计算等数字技术同向传统产业深度渗透融合，充分破除传统产业主体的资源依赖模式、降低产业主体联动的边际成本，发挥边际效应递增效能，促进传统生产力实现创新性变革，加速新质生产力涌现。同时，数字产业化亦可凭借产业数字化的跨界融合驱动要素自由流动，充分缓解要素供需矛盾，以要素赋能技术升级与生产效率提升[13]，推动新质生产力发展。基于上述分析，提出如下假设：
假设3：数字产业化在国家知识产权示范城市政策促进新质生产力发展的过程中具有中介作用。
1.3 国家知识产权示范城市政策与新质生产力发展的空间联系
国家知识产权示范城市政策具有空间联动、示范作用的典型特征，可能促使其对新质生产力的影响产生空间溢出效应。就负向空间溢出效应而言，国家知识产权示范城市政策的核心是通过集聚海量资源要素，先行推动试点区域完善知识产权体系。然而，国家知识产权示范城市政策推出的各项支持制度与优惠政策，可能对周边区域的市场主体产生虹吸效应，导致各类市场主体集聚于试点区域，阻碍周边地区新质生产力发展。就正向空间溢出效应而言，国家知识产权示范城市政策在知识产权管理体制改革方面充分发挥示范引领作用，即在知识产权创造、保护、运用、服务等方面形成可复制与可推广的经验，带动周边区域知识产权保护水平协同提升，为周边区域新质生产力发展保驾护航。基于以上分析，提出如下假设：
假设4：国家知识产权示范城市政策对新质生产力发展的影响具有空间溢出效应。
2 研究设计
2.1 模型设定
2.1.1 多期双重差分模型
考虑到国家知识产权示范城市政策在不同时间节点分批设立，构建多期双重差分模型进行政策效应检验：
其中，i、t分别为城市、年份，NQPFit为新质生产力，α0为截距项，α1为政策冲击系数，NIPDCPit为政策虚拟变量，α2为控制变量系数，CONTROLit为控制变量的集合，μi为城市固定效应，vt为年份固定效应，εit为随扰动项。
2.1.2 中介效应模型
为验证突破式创新与数字产业化的中介作用，依据江艇（2022）[14]的研究构建中介效应模型：
其中，M代表中介变量，包括突破式创新与数字产业化，其余变量含义均同式（1）。
2.1.3 空间双重差分模型
构建空间杜宾双重差分模型进行空间溢出效应检验：
其中，W为空间权重，本文选择地理距离空间权重矩阵与经济距离空间权重矩阵。
2.2 指标选取
2.2.1 核心解释变量
本文的核心解释变量为国家知识产权示范城市政策（NIPDCP），使用城市与时间虚拟变量的交互项测算得到：
NIPDCPit=CITYi×TIMEt（5）
其中，CITYi为城市虚拟变量，若样本城市属于试点范围，则赋值为1，否则为0；TIMEt为时间虚拟变量，在2012年以前赋值为0，在2012年以后赋值为1。
2.2.2 被解释变量
本文的被解释变量为新质生产力（NQPF）。基于新质生产力“劳动者、劳动资料、劳动对象及其优化组合的跃升”这一内涵，结合已有研究[15，16]，构建新质生产力评价指标体系，如表1所示。使用熵权-TOPSIS法测算新质生产力指数。
2.2.3 中介变量
设定突破式创新为第一个中介变量，用BI表示。以《国际专利分类表》（IPC分类）为依托，使用IPC二级分类被引证次数的对数衡量突破式创新。
设定数字产业化为第二个中介变量，用DI表示。依据国家统计局颁布的《数字经济及其核心产业统计分类（2021）》，以数字产业化（包括数字产品制造业、数字产品服务业、数字技术应用业、数字要素驱动业）总产值的对数表示。
2.2.4 控制变量
本文选取的控制变量包括：技术外向度（TE），使用国外技术引进合同金额表示；外贸依存度（FTD），使用区域进出口总额占GDP的比重衡量；市场化程度（ML），依据省级市场化指数测算得到城市层面市场化指数；资源投入度（RID），使用煤炭、石油的能源消费总量表示；税收优惠度（TI），使用固定资产加速折旧、研发费用加计扣除减免税务金额之和的对数表示。
2.3 样本选取与数据说明
剔除常熟、昆山在内的9个县级市，以及北京、天津、重庆、上海4个直辖市，将60个地级及以上城市作为实验组①，基于双重差分模型的对照需求将其他221个地级及以上城市设为对照组。另外，国家知识产权局于2012年设立首批国家知识产权示范城市政策，基于多期双重差分模型的适用性考虑与政策效应的纵向比较，将样本期设定为2008—2022年，共得到4215个观测值。数据主要来源于《中国城市统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国环境统计年鉴》、工业和信息化部官方网站、中国城市数据库及国泰安数据库。针对部分指标数据缺失的情况，采用均值插补法补充。
3 实证结果分析
3.1 基准回归结果分析
由下页表2可知，政策虚拟变量的系数始终显著为正，说明国家知识产权示范城市政策可促进新质生产力发展，初步证实假设1成立。究其原因，由理论研究至技术开发再到产业应用，知识产权制度始终与技术创新有紧密关系。国家知识产权示范城市政策通过深层次与多维度的知识产权创造、运用、保护、管理和服务，为科技创新及产业创新提供系统、规范、实用的持续支撑，为新质生产力的发展提供扎实支撑。
3.2 稳健性检验
3.2.1 异质性效应处理
在双向固定效应下应用多期双重差分模型进行政策效应检验，可能因样本、时期的异质性导致估计偏误及负权重的问题，导致回归结果有偏。为规避异质性效应的影响，采用培根分解法对异质性效应所导致的结果偏误程度进行检验，结果显示，不合适的处理效应的系数为0.103，权重占比仅为3.18%，远低于合适处理效应的权重占比（82.54%），说明基准回归结果稳健。
3.2.2 更换被解释变量衡量方式
为进一步检验基准回归结果的稳健性，使用AHP-熵值法替换熵权-TOPSIS法测算新质生产力，结果见表3列（1）。在更换被解释变量衡量方式后，国家知识产权示范城市政策对新质生产力的影响系数为2.224，在1%的水平上显著，充分验证基准回归结果可靠。
3.2.3 控制同期其他政策
在国家知识产权示范城市政策实施过程中，政府部门也在这一期间实施其他可能影响新质生产力发展的试点政策，导致系数估计偏高。其中，创新型城市试点可促进科技创新与产业创新，是推动新质生产力的重要政策；智慧城市试点可建立健全数字基础设施，赋能传统产业结构升级，也是推动新质生产力的典型政策。为排除同期其他政策影响，构设创新型城市试点、智慧城市试点的虚拟变量（入选试点城市赋值为1，否则为0），并将其纳入基准模型进行回归分析。表3列（2）、列（3）结果显示，在控制了创新型城市试点、智慧城市试点之后，国家知识产权示范城市政策对新质生产力的影响效应依然显著为正，证明基准回归结果稳健。
3.2.4 排除极端数值影响
应用Winsorize对所有变量做1%分位及99%分位的缩尾处理，对应回归结果列于表3列（4）、列（5）。可以发现，国家知识产权示范城市政策的系数符号均与基准回归结果一致，仅在数值方面有所差异，证实上文结论具有稳健性。
3.2.5 平行趋势检验
本文构建国家知识产权示范城市政策设立之前4年及当年的虚拟变量，即CITY×TIME-4至CITY×TIME0开展检验，结果显示，在国家知识产权示范城市政策选定试点之前，前4年及当年虚拟变量的系数均不显著，说明处理组与对照组不存在明显差异，满足平行趋势检验的要求。
3.3 异质性分析
3.3.1 资源特征异质性
资源型城市主要依靠对矿产、森林、水等自然资源的开发和利用驱动城市经济发展，典型特征是产业结构单一、过分依赖资源产出。在此背景下，该类型城市可能更倾向于探索产业结构转型，短期内难以充分发挥国家知识产权示范城市政策对新质生产力的驱动效应。而非资源型城市并无资源禀赋优势，更倾向于利用科技创新、产业创新赋能经济发展，可充分推动新质生产力涌现。依据《全国资源型城市可持续发展规划（2013—2020年）》，将样本划分为资源型城市与非资源型城市进行异质性检验，结果见表4列（1）、列（2）。国家知识产权示范城市政策对非资源型城市的影响系数更大，且在1%的水平上显著，对资源型城市的影响系数相对较小，且在5%的水平上显著，说明国家知识产权示范城市政策对非资源型城市新质生产力发展的促进作用更为显著。
3.3.2 老工业基地异质性
老工业基地曾为我国经济发展和工业化进程作出突出贡献，是新发展阶段推动经济高质量发展的重要载体。然而，老工业基地的发展在当下也面临资金、人才、基础设施等方面制约，导致国家知识产权示范城市政策的效应在短期内难以发挥。而非老工业基地城市在自由探索过程中，国家知识产权示范城市政策可为其提供技术创新、成果转化、产业应用的全流程保障，加速科技创新与战略性新兴产业布局，以此助力新质生产力发展。由此推断，国家知识产权示范城市政策对老工业基地城市与非老工业基地城市新质生产力发展具有差异化影响。根据《全国老工业基地调整改造规划（2013—2020年）》，将样本划分为老工业基地城市与非老工业基地城市进行异质性检验，结果见表4列（3）、列（4）。结果表明，国家知识产权示范城市政策对老工业基地城市新质生产力的影响系数为2.020，在5%的水平上显著；对非老工业基地城市影响系数为2.470，在1%的水平上显著。由此证实，相比老工业基地城市，国家知识产权示范城市政策对非老工业基地城市新质生产力发展的促进作用更强。
3.4 中介效应分析
表5列（1）显示，国家知识产权示范城市政策对突破式创新的影响系数为1.333，在1%的水平上通过显著性检验。结合列（2）来看，突破式创新对新质生产力的影响系数为0.364，在1%的水平上通过显著性检验。产生这一结果的原因可能是：国家知识产权示范城市政策聚焦市场主体的突破式创新需求，通过配置知识产权服务资源、强化知识产权法治保障等手段建立健全知识产权生态体系，以知识产权为依托推动市场主体突破式创新发展。而突破式创新是新质生产力形成和发展的基础要件，可通过技术革命性突破加速推动传统产业升级与未来产业涌现，以此推动新质生产力发展。由此可知，突破式创新在国家知识产权示范城市政策对新质生产力的影响中发挥中介效应，假设2成立。
根据表5列（3）可知，国家知识产权示范城市政策对数字产业化的影响系数为1.235，在1%的水平上通过显著性检验。结合列（4）结果来看，数字产业化对新质生产力的影响系数为0.375，在1%的水平上通过显著性检验。国家知识产权示范城市政策可通过数据收集、存储、加工、使用的知识产权范围界定，逐步完善同数字产业化有关的知识产权制度体系，进一步促进数字产业化的知识产权价值实现，加速推动数字产业化发展。数字产业化所衍生的新兴产业既是新质生产力培育的载体，又是催生新质生产力的主体，可依托于数字技术加速驱动新产业、新业态、新模式涌现，助力新质生产力发展。由此可知，国家知识产权示范城市政策可通过数字产业化间接赋能新质生产力发展，假设3成立。
3.5 空间溢出效应分析
以地理距离空间权重矩阵为基准，就新质生产力的莫兰指数和吉尔里指数开展检验。结果显示，新质生产力的莫兰指数均显著且大于0，吉尔里指数均显著且小于1。由此可知，新质生产力具有显著的正向空间集聚特征，同时也证实本文应用空间杜宾双重差分模型补充空间溢出效应分析是合理的。
表6结果表明，以地理距离空间权重矩阵和经济距离空间权重矩阵进行空间杜宾双重差分检验时，空间自回归系数ρ均显著为正，进一步证实新质生产力具有显著的正向空间相关性。在不同空间权重矩阵下，国家知识产权示范城市政策的直接效应、间接效应、总效应系数均显著为正，说明国家知识产权示范城市政策对新质生产力的影响存在正向空间溢出效应，假设4成立。
4 结论与建议
本文以2008—2022年中国281个地级及以上城市的面板数据为基础，将国家知识产权示范城市政策设为一项准自然实验，实证检验国家知识产权示范城市政策对新质生产力的影响效应及作用机制。结果表明：（1）国家知识产权示范城市政策可显著促进新质生产力发展，且这一结论经过异质性效应处理、替换被解释变量衡量方式、控制同期其他政策、排除极端数值影响后依然成立。（2）相比资源型城市、老工业基地城市，国家知识产权示范城市政策对非资源型城市、非老工业基地城市新质生产力发展的促进作用更强。（3）突破式创新与数字产业化在国家知识产权示范城市政策促进新质生产力发展的过程中发挥中介作用。（4）国家知识产权示范城市政策对新质生产力的影响存在正向空间溢出效应。
基于上述实证分析结果，提出以下建议：
第一，政府部门应当加快推进国家知识产权示范城市政策试点拓展与深化，筑牢新质生产力发展的知识产权底座。具体而言，政府可基于现行国家知识产权示范城市政策实施经验，以2～3年为周期分批拓展试点范围，逐步拓宽地级市试点范围。在此基础上，应针对《数字经济及其核心产业统计分类（2021）》的数字产业化范围完善知识产权保护体系建设，为新质生产力发展筑牢知识产权基础。
第二，政府部门应全面深化数字产业化战略布局，“铺好”新质生产力发展的实践路径。应统筹推进数字技术基础研究、数字基础设施建设，打造数字产业化的支撑条件。此外，应着力推进人工智能、量子计算等数字产业集聚，补齐区域数字产业化发展短板，统筹布设集成电路“强芯”、先进计算“固链”等数字产业化重点工程，驱动新质生产力发展。
第三，应以因地制宜发展新质生产力为抓手，根据城市资源属性、工业属性进行针对性布局，加速推动新质生产力发展。一方面，资源型城市可依托前期资源禀赋形成的经济基础，利用资源优势吸引高精尖产业入驻，逐步摆脱资源依赖和产业单一的局限发展模式，形成第一、二、三产业协调发展、资源产业和其他产业相互促进的协同发展格局，加速推动新质生产力发展。另一方面，非老工业基地城市须根植第二产业的基础，着力推进生物制造、低空经济等战略性新兴产业及量子科学和生命科学这些未来产业发展，为新质生产力发展夯实产业基底。
注释：
①武汉、广州、深圳、成都、杭州、济南、青岛、南京、西安、大连、哈尔滨、长沙、苏州、南通、镇江、郑州、洛阳、东营、烟台、福州、泉州、温州、芜湖、厦门、宁波、长春、东莞、无锡、株洲、泰州、潍坊、淄博、合肥、嘉兴、南阳、湖州、昌吉、新乡、贵阳、宜昌、湘潭、攀枝花、佛山、中山、南昌、德阳、绵阳、惠州、石家庄、徐州、沈阳、昆明、盐城、金华、南宁、珠海、马鞍山、汕头、石家庄、徐州。
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作者简介：陈舒慧（1983—），女，浙江衢州人，博士，副教授，研究方向：文化产业。高丽楠（1983—），女，内蒙古呼伦贝尔人，博士，副教授，研究方向：生态旅游、生态学。
