近年来，随着创新驱动发展战略的提出，中国在5G技术、量子通信、卫星导航等前沿科技创新领域取得长足进步，国家综合创新实力不断提升。然而，面对逆全球化趋势以及美国推行“小院高墙、脱钩断链”政策，中国企业在关键核心技术、基础材料、元器件等领域面临的“卡脖子”困境日渐严峻。变革既有创新模式，促进企业自主创新能力的提升，加强创新链对产业链的支撑作用，成为政策层和学术界关注的重要议题。对此，在2017年“中德论坛—共塑创新”上，中国政府前瞻性地提出以社会实际需求和价值创造为导向的“融通创新”概念。党的十九届四中全会、“十四五”规划进一步明确该前沿创新模式的要义，即旨在推动上中下游企业、大中小企业等有强异质性的创新主体围绕产业链分工协作，基于优势互补、资源共享、价值共创的原则，形成相互依存、相互促进的创新合作“生态圈”。
相比于传统创新模式，融通创新摒除零和博弈思维，强调企业与外部异质性创新主体在创新要素、价值目标、组织模式上的融通。然而，随着技术创新复杂性的增强，各类异质性企业创新主体间的创新资源与能力差异会抑制产业链创新链协同发展。行业技术是企业核心竞争力与关键“私有物品”，对外共享该类技术不仅会消耗企业资源与精力，还会因国内知识产权保护体系不完善、企业阻止内部知识外溢能力不足等，引起关键核心技术外泄而损害自身发展优势。在当前经济发展不稳定和不确定性较大的背景下，创新主体间供需信息不对称性的增强也将进一步阻滞企业间创新互动的通畅性。因此，为构筑良好的创新生态系统，促进企业融通创新的实现，需要充分发挥政府的赋能作用。
新质生产力是习近平总书记2023年在黑龙江考察调研期间提出的新理念，是以颠覆性技术和前沿技术催生新产业、新模式、新动能的先进生产力质态。该理念自首次亮相以来，即受到社会各界的关注，各级地方政府纷纷将发展和培育新质生产力纳入工作报告中。根据注意力基础理论，作为隐性的战略导向制度，政府对特定领域的关注通过向市场传递政策预期与公共信号，影响微观主体在与环境、行为动态交互过程中的认知，进而改变资源配置的引导方向和微观主体的战略决策。从这个意义上，城市新质生产力关注将激发地方政府重视整合科技创新资源，促使企业探索革命性技术创新的实现路径，从而为推动企业开展融通创新提供契机。基于此演绎逻辑，本文以政府注意力配置为切入点，试图厘清城市新质生产力关注为何以及如何影响企业融通创新，以期为更好发挥政府赋能、助力国家自主创新能力提升提供政策建议和管理启示。
目前，与本文相关的研究有如下三支文献。一是探讨融通创新的前置性驱动机理，围绕企业和政府双重视角展开。基于融通创新对资源融合与畅通的内涵要求，关注数字化转型通过增强创新知识流动与多样化而对企业融通创新产生的驱动作用，并进一步区分底层技术运用和技术实践应用探讨差异性影响效应。基于融通创新潜在的知识产权风险及实践应用场景，关注政府依托公共技术服务中心、重大工程平台等对融通创新的赋能机制。二是探讨新质生产力培育和发展的路径，既有围绕颠覆性技术创新、ABCD数字元素、人力资本与产业体系等单维视角的研究，也有围绕“生产方式—生产关系—生产要素”三维重构、“要素特质—结构承载—功能取向”三重向度、“产业链—创新链—人才链—教育链”四链融合等多维视角的研究。另外，还需关注有效市场和有为政府协同的基础条件。三是探讨地方政府注意力配置赋能创新发展的效应。作为地方政府在行动目标、政策重点、资源布局上隐性战略导向制度，地方政府注意力配置不仅对企业创新活动本身具有显著的驱动作用，还会通过强化资源补偿与管理层认知，提升创新持续性。
可以看到，尽管已有研究确切指出，政府在培育新质生产力、推动融通创新进程方面发挥着关键作用，然而，针对特定空间范畴内，政府对新质生产力的关注究竟如何作用于微观市场主体的融通创新，其内在影响机理与实际效应尚缺乏系统性剖析。本文以2015—2022年沪深A股上市公司为研究样本，着重从企业外部正式制度与内部战略响应两个视角，检验城市新质生产力关注度对企业融通创新的影响。同时，基于董事经历、高管激励、行业竞争、媒体关注等，从企业内部治理与外部压力两个视角考察该影响可能面临的情境效应。本文的研究贡献主要体现在：第一，从以城市空间为载体的政府注意力配置视角，补充企业融通创新前置性驱动因素的研究。第二，将新质生产力研究由培育路径视角延伸至引入政府注意力配置下的经济效应视角，拓展对新质生产力理念建构所产生作用的量化讨论。第三，探索地方政府新质生产力注意力配置对企业融通创新活动产生影响的机制与情境性差异，深化对政府赋能创新发展的认识，从而为优化政策工具的选择提供决策依据。
（一）城市新质生产力关注度与企业融通创新
在加速构建新发展格局的时代背景下，积极培育与发展新质生产力已成为推动高质量发展的核心战略支点。依据注意力基础理论，公共决策主体对特定领域的关注，不仅映射出决策主体认知的动态变迁，更将触发技术、资金、人才、劳动力、数据、土地及管理等一系列资源的重新配置，以助力该领域决策目标的顺利达成。预期管理理论指出，当公共决策主体通过发布公共信息而展现出对新质生产力培育与发展的高度重视时，企业会敏锐地捕捉到这一信号，进而调整自身的行为模式与战略决策，以灵活应对政策导向的变化。从这个意义上说，城市新质生产力关注度对企业融通创新产生影响的理论根源在于，有为政府的市场干预手段有效引导并塑造企业的预期与行为。
政府对市场施行的干预措施涵盖制定显性的产业政策和财税政策，以及布局隐性的战略导向等方面。已有研究表明，显性的产业或财税政策能够调整人才、资本、信息、技术等创新要素的整合与配置，对研发的风险和成本产生作用，并最终影响创新合作的互利性以及技术上的重大突破。以城市新质生产力关注度为基础的隐性战略导向制度或环境同样会对创新主体之间的资源融合与畅通产生影响。
从资源配置效应视角看，基于城市新质生产力关注度的战略导向可以被视作一种整体统筹型隐性政策安排，能够帮助企业拓宽组织边界，优化多元创新主体间的资源配置与协作交流，促进融通创新的开展。由于政府与企业之间存在合作博弈关系，当城市对培育和发展新质生产力的关注度不断提升时，城市空间范围内的社会各方力量都可能受到调动而参与科技创新资源的整合，以带动新经济增长点的涌现。根据资源基础观，这不仅有助于企业探索与自身供需相匹配的合作主体，实现创新资源的跨组织边界流动；还有助于企业加强与外部创新主体的沟通，提高企业间想法、知识、技术等创新要素的交流、传递与融合速度，从而促进融通创新的实现。
从管理层认知视角看，基于城市新质生产力关注度的战略导向能够强化企业管理层培育和发展新质生产力的意识，激发管理层主动探索实现突破性技术创新的路径，进而引导企业积极应用新技术、合理配置生产要素，最终促进融通创新的开展。新质生产力是由技术革命性突破、生产要素创新性配置、产业深度转型升级而催生的当代先进生产力。依据信号传递理论，城市对培育和发展新质生产力的关注实际上是向市场主体传递长期稳定的政策方向，表明所在城市的地方政府对掌握关键核心技术、畅通各类先进优质生产要素、发展新兴产业等战略规划的重视，有助于企业管理层明确创新发展的方向和目标。一方面，城市新质生产力关注度越强，企业管理层培育和发展新质生产力的认知就越强烈，进而促使企业管理层有意愿持续进行突破性技术创新活动。这需要稳定的资金、知识、技术等资源流支撑，将增强企业从其他外部主体身上获取创新资源的动机，引发企业加入开放合作的创新网络，通过资源的融合共享促进融通创新的实现。另一方面，由于新质生产力是相对于传统生产力而言，是通过大量运用人工智能、区块链、云计算、大数据等新技术与高素质劳动者、现代金融、数据信息等要素紧密结合而催生的新产业、新技术、新产品和新业态，为了响应政府的战略规划，企业管理者还会积极应用数字技术，优化创新要素配置效率。相关研究指出，这些活动有助于降低要素流转过程中的信息不对称问题，提升企业创新能力、吸收能力和适应能力，促进融通创新的实现。
综合上述分析，本文提出如下研究假说H1。
H1：给定其他条件，城市新质生产力关注度对企业融通创新具有促进作用
（二）正式制度与企业战略响应视角的机制分析
在建立跨界融合创新联盟获取互补资源的过程中，创新主体面临着关键核心技术泄露、路径依赖及战略关注偏差等风险。这些风险可能导致企业创新绩效的下降，削弱创新主体之间开展融通创新活动的动力。然而，在中央与地方分权的制度背景下，各个城市的公共政策制定主体对培育和发展新质生产力的关注程度不同。这种差异性关注不仅会直接影响城市范围内知识产权保护政策的制定与执行强度，还会形成面向城市新质生产力培育和发展的企业战略响应。因此，本文将从正式制度视角与企业战略响应视角，探讨地区知识产权保护力度与企业战略差异度在城市新质生产力关注度与企业融通创新之间的中介机制作用。
首先，城市对培育和发展新质生产力的关注会强化地区知识产权保护力度，进而降低创新主体在合作研发过程中关键核心技术外泄的风险，推动企业融通创新的开展。知识产权保护政策是政府为知识生产者构筑“技术围栏”提供的重要工具，既能帮助创新主体锁定创新成果收益，激发其开展持续性创新活动的动力；也有助于维持创新生态系统稳定，防止企业与外部创新主体在协同研发中专有知识外泄，调动创新主体合作创新的积极性。既有研究充分证实，发挥政府的知识产权保护作用对推动融通创新的实现具有积极作用。
新质生产力的本质特征和核心要义是科技创新。在以数据和算法为核心的数字生态系统竞争环境下，培育和发展新质生产力尤其需要强化知识产权保护制度，以确保技术变革和创新策源。城市新质生产力关注作为地方政府在科技创新、产业升级等方面的“软推动”方式，处于新的生产力发展形势下知识产权保护政策制定与实施的前端，能够指引城市范围内的公共政策制定主体布局与出台更多符合本地区新质生产力培育和发展的保障政策，促进既有知识产权保护政策的实施。特别是在当前中央与地方分权的制度背景下，地方政府对既有知识产权保护政策的重视程度与落地执行力度不相同，甚至有的地方因地方保护主义而纵容当地企业的模仿或侵权行为，导致创新主体在知识产权维权方面陷入困境，使政策执行偏离政策目标。值得关注的是，中国现有的知识产权保护政策存在明显的异质性，表现为知识产权侵权惩罚性赔偿制度等“硬规制”模式与知识产权法治意识宣传等“软激励”模式。前者通过设立负面清单和惩罚性赔偿，后者通过强化知识产权保护的执行意愿和政策倾向，助力营造良好创新环境。随着城市新质生产力关注度提升，地方政府将逐渐加大知识产权保护力度，以“硬规制+软激励”的方式增强企业在创新网络中有效保护专业知识和创新成果的信心，从而促进融通创新的实现。基于此，本文提出研究假说H2。
H2：给定其他条件，城市新质生产力关注度通过增强地区知识产权保护力度促进企业融通创新
其次，城市对培育和发展新质生产力的关注还会促进企业形成面向新生产力发展形势的战略响应，进而缩小企业战略差异度，推动融通创新的开展。组织新制度主义理论指出，组织为保持在制度环境中的合法性地位，必然会形成战略响应以满足特定制度主体对合法性的要求。与强制性制度安排不同，城市新质生产力关注更重视地方政府在加快新质生产力培育以推动高质量发展中的宏观战略导向与资源配置导向。企业“感知”到城市新质生产力关注这类隐性制度需求，会以形成“两新三高一持续”为特点的新质生产力作为企业社会责任的战略响应方式制定技术创新战略。根据资源基础观和利益相关者理论，战略型企业社会责任响应能够为企业和社会创造共享价值的机会，从而缩小企业实施的战略相对行业常规战略的差异程度。在主导逻辑的“惯性”递增报酬路径影响下，战略差异度的缩小意味着企业在研发创新过程中面临的各类不确定性风险将相应下降，获取外部创新要素资源的速度也更快，且能更加便捷地借鉴既有经验，匹配研发创新所需的潜在外部合作主体，促进融通创新的实现。基于此，本文提出研究假说H3。
H3：给定其他条件，城市新质生产力关注度通过缩小企业战略差异度促进企业融通创新
（三）企业内部治理和外部压力视角的情境分析
企业面临的内部治理与外部压力是决定其行为与战略决策的制度基础。在不同的内部治理和外部压力情境下，企业对城市新质生产力关注的响应具有异质性，从而可能产生不同的创新决策。以下探讨在不同的企业内部治理和外部压力情境下，城市新质生产力关注度将如何影响企业融通创新。
1.企业内部治理视角的情境分析
企业内部治理由监督机制和激励机制实现，前者通过董事会履行监督管理层与提供决策咨询建议的职责，后者通过管理层薪酬激励高管维护所有者利益。根据高阶梯队理论，董事的不同背景特征会影响其思维逻辑与认知水平，进而对董事会监督和咨询职能的发挥以及企业的战略抉择产生影响。拥有海外学习或工作经历的董事能够汲取多元文化知识，具有广博的国际视野，使得企业对城市新质生产力关注的响应意识更强，更可能开展融通创新。从资源配置角度看，董事团队的丰富海外经历具有“明星效应”，能够向市场传递企业重视开放发展、追求长期价值创造的积极信号，从而吸引更多优质人才、资金与技术的支持。同时，丰富的董事团队海外经历有助于提升企业对创新不确定性的容忍度，强化持续性创新的理念，进而降低信息不对称程度，抑制管理层的短视行为，为企业实施融通创新决策的资源融合与畅通提供环境基础。从社会网络角度看，董事团队的海外经历越丰富，企业在人脉关系和社会网络方面积累得越广泛，越容易寻找到与自身供需相匹配的合作对象进行融通创新。此外，海外留学或进修区域主要集中在欧美发达国家，这些国家在应对知识产权风险以保护企业专有知识和创新成果方面有着丰富的经验。这使得拥有丰富海外经历的董事团队能更有效地完善企业知识产权保护体系，从而提升企业与外部创新主体进行融通创新的意愿。基于上述分析，本文提出研究假说H4a。
H4a：给定其他条件，董事海外经历能够强化城市新质生产力关注度对企业融通创新的促进作用
根据经济人假设，将高管薪酬与企业绩效挂钩的激励方式是吸纳人才和解决委托代理问题的重要制度安排，能够有效提升企业内部治理水平。在适当的机制设计下，高管薪酬激励有助于促进股东与管理层之间利益协同，增强管理层的业绩感知，进而缓解代理冲突，提升企业创新能力。特别地，在投资风险和经营不确定性较低的环境中，薪酬激励将促使高管重视战略思考和长期发展联动，进一步提升企业决策治理。城市新质生产力关注作为隐性的战略导向制度，能够反映地方政府的长期稳定政策方向。在此前提下，高管薪酬激励将强化企业对城市新质生产力关注的响应，促使其不断优化自身资源配置、畅通其他先进优质生产要素流动、发展新兴产业战略规划，进而实现企业综合效率的提升。另外，为了确保薪酬激励的持续性，高管也将积极提升企业信息透明度，合理配置资源投入。这将形成正向的激励反馈，为企业明确创新需求与开展合作创新活动提供动力。基于上述分析，本文提出研究假说H4b。
H4b：给定其他条件，高管薪酬激励能够强化城市新质生产力关注度对企业融通创新的促进作用
2.企业外部压力视角的情境分析
根据市场竞争理论，在面临激烈的行业竞争压力时，股东和外部利益相关者会联合向管理者施压，迫使其调整企业原有战略，并寻找新的创新发展优势，以维持市场占有率。由于创新需要大量的内部资源和持续的研发投入，当行业竞争压力较大时，企业面临的生存压力增大，其自主创新的不确定性和失败风险也相应增加。为了突破创新困境，企业可能会通过搜索潜在的研发合作伙伴开展融通创新活动。从这个意义上，在激烈的行业竞争压力下，企业会增强对城市新质生产力关注度的响应，促进融通创新的实现。从互动关系维度，城市新质生产力关注能够为企业明确战略发展方向，进而缓解企业在行业竞争激烈情形下可能面临的信息缺失问题，降低创新主体间合作研发的监督成本。从资源整合维度，城市新质生产力关注促使地方政府整合社会各方创新资源。这为企业在行业竞争激烈情形下突破路径依赖，进而与外部合作伙伴进行深度创新合作提供条件。根据上述分析，本文提出研究假说H5a。
H5a：给定其他条件，行业竞争能够强化城市新质生产力关注度对企业融通创新的促进作用
根据组织新制度主义理论，组织战略决策与行为选择受到制度场域内合法性取向的影响。作为非正式制度监督主体下的合法性取向，媒体关注通过强化政府、公众对企业战略运营的关注而对企业产生监督压力。当前，在新质生产力已经成为高质量发展重要引擎的背景下，媒体关注将进一步强化企业对城市新质生产力关注的响应，提升企业开展融通创新的意愿和动力。一方面，媒体关注可通过对企业整合资源、迭代技术、变革管理等塑造新质生产力模式的报道，从社会预期视角为企业匹配创新合作的供需对象提供便利。另一方面，媒体关注可通过改善公众、政府与企业等主体之间的信息不对称问题，发挥媒体对企业信息披露环境的监督治理作用。这既有助于资源流动和优化配置，也有助于降低创新合作主体之间的监督成本，从而促进融通创新的实现。根据上述分析，本文提出研究假说H5b。
H5b：给定其他条件，媒体关注能够强化城市新质生产力关注度对企业融通创新的促进作用
（一）模型设定
1.基准模型
参考阳镇等的研究，构建如下非观测效应面板数据模型，检验城市新质生产力关注度对企业融通创新的影响。
其中，下标i和t分别代表企业i和年份t；coinno是被解释变量，代表企业融通创新；novelty是解释变量，代表城市新质生产力关注度；firmctrls和cityctrls分别代表企业和城市层面控制变量；firm和year分别代表企业和年份固定效应；ε是随机扰动项。为控制潜在的异方差问题，采用省份层面与行业层面双聚类的稳健标准误进行统计推断。回归系数β是模型（1）的关注重点，衡量城市新质生产力关注度对企业融通创新的作用效应。倘若β显著为正，则表明城市新质生产力关注度有助于促进企业开展融通创新活动。
2.机制分析
根据前文的理论分析，城市新质生产力关注度主要通过影响地区知识产权保护力度和企业战略差异度而作用于企业融通创新。为检验该作用机制，借鉴江艇的做法，构建如下中介效应模型进行分析。
其中，mechanism是机制变量，代表地区知识产权保护力度（knowauth）和企业战略差异度（stratdiff）。回归系数b是模型（2）的关注重点。根据研究假说，预期地区知识产权保护力度对城市新质生产力关注度的回归系数b显著为正，而企业战略差异度对城市新质生产力关注度的回归系数b则显著为负。
3.情境效应
前文的理论分析指出，在不同的企业内部治理与外部压力情境下，城市新质生产力关注度对企业融通创新的影响效应可能存在差异。为检验该情境效应，借鉴Zhou et al.的做法，运用情境变量进行分组，并利用模型（1）对每个子样本组进行回归分析。其中，情境变量主要包括两组：一组反映企业内部治理状况，用董事海外经历变量（oversea）和高管薪酬激励变量（exsalary）衡量；另一组反映企业外部压力状况，用行业竞争变量（indcomp）和媒体关注变量（media）衡量。为确保分组回归的估计结果具有可比性，采用自助抽样bootstrap方法进行组间系数检验。
（二）变量定义
1.被解释变量：企业融通创新
企业融通创新通过整合企业自主创新、企业之间协同创新、产学研合作创新等主要创新模式，形成新型开放式创新生态网络。因此，借鉴葛鹏飞和黄秀路的研究，通过判定企业是否同时存在上述三种创新方式，衡量企业是否进行融通创新。如果同时存在，则对企业融通创新变量（coinno）赋值1，否则赋值0。具体地，通过整理A股上市制造业企业的公告，倘若企业存在研发投入或发明专利产出，则视其进行了自主创新；倘若企业与上下游企业或其他不同类型的企业进行创新合作，则视其进行了协同创新；倘若企业与大学、科研机构合作研发，或其设有博士后流动站，则视其进行了产学研合作创新。
2.解释变量：城市新质生产力关注度
借鉴阳镇等的研究，通过对各地级市政府发布的年度工作报告进行文本分析，构建城市新质生产力关注度指标。具体过程如下：第一步，定义种子词汇。以国家发展和改革委员会网站公布的资料为蓝本，确定包括“新质生产力”“数字经济”等在内的16个种子词汇，以涵盖新质生产力的“数字化、智能化、高效能”等核心特征。第二步，基于种子词汇，借助Word2Vec神经网络模型和深度学习技术，从2023年9月至2024年4月间国家发展和改革委员会网站发布的有关“新质生产力”新闻文章中，提取与种子词汇语义相近的词汇。为确保测量的精确性，仅保留与种子词汇相似度超过0.85的词汇，同时剔除人名等与主题无关的词汇，最终识别出61个与新质生产力相关的高频词汇。第三步，运用Jieba工具包对各地级市政府年度报告进行分词处理，剔除在种子词汇及相似词汇前存在“没”“无”“不”等否定意义的表达。最后，统计各种子词汇及相似词汇的频数，加总求和后获得城市新质生产力的总词频。为便于比较，将词频加一后取自然对数，形成城市新质生产力关注度变量（lnnovelty）。
3.机制变量
（1）地区知识产权保护力度。参考沈国兵和黄铄珺的做法，基于显示性比较优势指数，采用经城市GDP调整后的城市人民法院对知识产权审判结案数与经国内GDP调整后的全国人民法院对知识产权审判结案数的比率，衡量地区知识产权保护力度。该指标越大，意味着地区知识产权保护力度越强。具体公式如式（3）所示，其中，
和
分别代表年份t企业i所属城市的GDP及其人民法院对知识产权审判结案数；
和
分别代表年份t全国总体GDP及知识产权审判结案数。
（2）企业战略差异度。参考叶康涛等的做法，通过计算企业战略相对行业常规水平的平均绝对偏离度，衡量企业战略差异度，如式（4）。其中，
代表年份t企业i在战略j上的指标，
和
分别代表年份t企业i所属行业在战略j上的指标平均值和标准差；战略j包括企业广告和宣传投入、研发投入、资本密集度、固定资产更新程度、管理费用投入、财务杠杆等六个维度。该指标越大，意味着企业战略差异越大。
4.情境变量
（1）董事海外经历。参考宋建波和文雯的做法，将拥有境外学习或工作经历的董事人数占董事会人员数的比值，衡量董事海外经历变量。
（2）高管薪酬激励。参考李健和孙玉阳的做法，取高管团队平均薪酬的自然对数，衡量高管薪酬激励变量。
（3）行业竞争。通过计算行业赫芬达尔指数，衡量行业竞争变量。
（4）媒体关注。考虑到媒体正面报道和负面报道对企业融通创新的影响可能存在差异，基于CNRDS数据库，分别计算媒体正面报道数量和负面报道数量的自然对数，衡量媒体关注变量。
5.控制变量
参考葛鹏飞和黄秀路的做法，控制企业和城市层面可能影响企业融通创新的变量。其中，企业层面控制变量包括企业规模、杠杆率、净资产收益率、托宾Q值、流动性比率、股权集中度、两职合一、所有制性质、历史创新活动等；城市层面控制变量包括经济发展水平、产业结构、政府研发支出、对外开放程度等。
此外，还控制了企业层面和时间层面的双向固定效应。在实证研究中，还从省份层面与行业层面对回归标准误进行了双重聚类调整。
（三）样本选择与数据来源
鉴于企业融通创新数据在2015年之前呈稀疏性特征，本文以2015—2022年中国沪深A股上市公司为研究对象。通过对研究样本作如下处理：①剔除金融与房地产行业的上市公司，②剔除ST、*ST与退市的上市公司，③剔除主要变量值缺失较为严重的上市公司，最终获得12305组“企业—年份”样本观测值。为避免异常值的干扰，对连续变量在1%的分位数水平上进行双边缩尾处理。
本文使用的企业微观数据来源于CSMAR数据库、CNRDS数据库及WIND数据库，企业年报来源于巨潮资讯网，城市经济数据来源于《中国城市统计年鉴》及地方政府官方网站，城市知识产权审判结案数来源于《中国法院知识产权司法保护状况》及北大法宝。表1展示主要变量的定义及描述性统计。
表1 主要变量的定义及描述性统计
（一）基准回归
本部分基于模型（1），实证考察城市新质生产力关注度对企业融通创新的影响，估计结果见表2。其中，列（1）-（3）均控制企业固定效应和年份时间固定效应。列（1）是未加入任何控制变量的估计结果，可以发现，城市新质生产力关注度（novelty）对企业融通创新（coinno）的回归系数为0.016，且在1%的置信水平下显著，表明城市新质生产力关注度有助于推动企业开展融通创新活动。为保证研究结论的无偏性和有效性，列（2）引入企业层面的财务、治理等特征变量，novelty的回归系数为0.017，在5%的置信水平下显著；列（3）进一步控制城市层面的特征变量，novelty的回归系数为0.019，在1%的置信水平下显著。以上结果意味着，城市新质生产力关注度在企业融通创新决策中发挥了积极作用，有助于激发企业开展融通创新的动力。据此，研究假说H1得以验证。
表2 基准回归结果
注：括号内数值是在省份与行业层面进行双聚类的稳健标准误，*、**、***分别表示在10%、5%、1%的置信水平下显著。下同。
（二）稳健性检验
1.替换被解释变量和核心解释变量
首先，在基准回归中，本文基于创新决策视角，采用0—1虚拟变量反映企业是否开展融通创新活动。为确保结论的可靠性，参考葛鹏飞和黄秀路提供的与企业融通创新相关的词汇，利用Jieba工具包对企业年报“管理层讨论与分析”板块进行文本分析，并以统计出的词频的自然对数构建企业融通创新水平指标，重新衡量企业融通创新。表3中列（1）至（3）报告了重塑被解释变量的衡量指标后的回归估计结果。可以看到，无论是否引入控制变量，城市新质生产力关注度对企业融通创新水平指标的回归系数均在1%的置信水平下显著为正。
其次，虽然城市新质生产力关注度关键词汇的词频绝对数能够反映政府培育新质生产力的工作态度，但城市新质生产力关注度关键词汇占政府工作报告文本词汇的百分比也是衡量政府对新质生产力培育的重视程度。因此，本文进一步以城市新质生产力关注度关键词汇的占比作为解释变量。表3中列（4）至（6）报告了重塑城市新质生产力关注度变量后的回归估计结果。可以看到，无论是否引入控制变量，城市新质生产力关注度关键词汇的占比对企业融通创新的回归系数均在5%或1%的置信水平下显著为正。这表明，替换被解释变量或解释变量的衡量方式并不会影响基准结论。
表3 稳健性检验：替换被解释变量和核心解释变量
2.控制区位及行业时变因素，纳入时间聚类标准误调整
考虑到企业所属区域及行业特征的演变会对企业开展融通创新活动造成影响，本文进一步控制“省份—时间”联合固定效应和“行业—时间”联合固定效应，重新对城市新质生产力关注度与企业融通创新之间的关系进行计量分析。表4中列（1）至（3）报告相应的估计结果。此外，鉴于误差项可能在所有省份及不同行业的企业之间相互关联，本文还纳入时间层面对回归系数的标准误进行聚类调整。表4中列（4）报告相应的估计结果。
不难发现，在控制区位及行业时变因素、纳入时间聚类标准误调整后，城市新质生产力关注度（novelty）对企业融通创新（coinno）的回归系数仍然在1%的置信水平下显著为正，表明基准结论具有稳健性。
表4 稳健性检验：控制区位及行业时变因素，纳入时间聚类标准误调整
3.改变样本范围
首先，根据工业和信息化部、国家发展改革委、科技部等十一部门联合印发的《关于开展“携手行动”促进大中小企业融通创新（2022—2025年）的通知》，制造业企业是开展融通创新活动的主力军。为了避免基准结论是由特定类型企业的战略决策所引致，本文将研究对象分别限定为制造业上市企业和非制造业上市企业，重新对城市新质生产力关注度与企业融通创新之间的关系进行回归分析，估计结果如表5中列（1）和（2）所示。
其次，考虑到行政级别较高的城市享有丰富的政策红利，对发展新质生产力的重视程度也会先天性地增强，本文先后通过剔除直辖市、省会城市进行稳健性检验，估计结果分别展示于表5中列（3）和列（4）。
最后，尽管2015年以前，企业开展融通创新活动的数据较为稀疏，但为了确保研究结论的可靠性，本文还基于样本数据的可得性，将研究样本时间拓展至2011—2022年进行计量分析，估计结果如表5中列（5）所示。
可以发现，城市新质生产力关注度（novelty）对企业融通创新（coinno）的回归系数仍然在10%、5%或1%的置信水平下显著为正，表明基准结论并不会因为样本范围的改变而发生实质性变化，从而具有稳健性。
表5 稳健性检验：改变样本范围
（三）内生性分析
尽管上述稳健性检验都支持本文的基准结论，即城市新质生产力关注度有助于促进企业开展融通创新活动，但仍存在两方面内生性问题。一是源自样本的自选择偏差。不同城市在经济发展水平、产业结构等特征上存在差异，城市对发展新质生产力的重视程度也会有所差异。一般地，城市越重视发展新质生产力，其技术创新活动会更加活跃，越会鼓励创新主体之间相互协调、合作创新，导致基准回归估计系数出现偏误。为解决这类样本的自选择偏误问题，本文运用倾向匹配法（PSM）对样本进行匹配，并基于匹配后的样本，重新考察城市新质生产力关注度如何影响企业融通创新。在应用PSM方法时，参考Dong et al.的做法，将城市新质生产力关注度位于较高30%分位数的样本设置为处理组，将位于较低70%分位数的样本设置为对照组，并以经济发展水平（gpdp）、产业结构（indsec）、政府研发支出（rdexp）、对外开放程度（open）等城市特征变量作为协变量，运用probit模型和核密度匹配方式进行匹配。表6中列（1）和（2）报告相应的内生性检验估计结果。可以看到，无论采用混合匹配还是逐年匹配方式，城市新质生产力关注度（novelty）对企业融通创新（coinno）的回归系数都在1%的置信水平下显著为正。
此外，受政策导向影响，城市新质生产力关注度与企业融通创新之间还可能互为因果。为解决该问题，本文以地形起伏度（geoiv）作为工具变量，运用两阶段最小二乘法（2SLS），重新考察城市新质生产力关注度如何影响企业融通创新。一方面，地区的生产力发展状况受到地形起伏等地理要素的影响。不同的地理环境所适宜发展的产业不同，地方公共决策主体在发展生产力方面的注意力配置也将有所差异，意味着地形起伏度符合工具变量的相关性要求。另一方面，地形起伏度与企业创新决策不存在直接关联，符合工具变量的外生性要求。鉴于地形起伏度是不随时间变动的截面数据，借鉴Manacorda and Tesei的做法，利用地形起伏度与年度趋势变量的乘积作为工具变量进行2SLS回归。表6中列（3）和（4）报告相应的估计结果。根据Kleibergen-Paap rk LM检验，显著拒绝模型识别不足的原假设，表明工具变量与内生解释变量相关。Kleibergen-Paap rk Wald F统计量远大于Stock-Yogo弱工具变量检验的临界值，表明模型不存在弱工具变量问题。根据列（4），城市新质生产力关注度（novelty）对企业融通创新（coinno）的回归系数都在5%的置信水平下显著为正。以上研究表明，即使在考虑潜在的内生性问题后，城市新质生产力关注度对企业融通创新仍然有显著促进作用，进一步验证基准结论的稳健性。
表6 内生性检验
（一）正式制度视角的机制检验：城市新质生产力关注度和地区知识产权保护力度
城市新质生产力关注度激发企业开展融通创新活动的第一个机制是地区知识产权保护力度的增强。表7报告城市新质生产力关注度对地区知识产权保护力度的影响结果。可以发现，无论是否引入控制变量，城市新质生产力关注度（novelty）对地区知识产权保护力度（knowauth）的回归系数均在5%或1%的置信水平下显著为正。以列（3）为例，novelty的回归系数为0.072，在1%的置信水平下显著，表明城市新质生产力关注度每提升10%，地区知识产权保护力度将相对其均值增强0.976%。本文认为，基于城市新质生产力关注度的战略导向是地方政府对技术变革和创新策源的“软推动”方式，能够指引城市出台更多符合本地区新质生产力培育和发展的保障政策，促进既有知识产权保护政策的实施，从而维持创新生态系统稳定，防止企业专有知识外泄，提升企业进行融通创新的动力。由此，研究假说H2得以验证。
表7 正式制度视角的机制分析：城市新质生产力关注度和地区知识产权保护力度
（二）企业战略响应视角的机制检验：城市新质生产力关注度和企业战略差异度
城市新质生产力关注度激发企业开展融通创新活动的第二个机制是企业战略差异度的缩小。表8报告城市新质生产力关注度对企业战略差异度的影响结果。可以发现，无论是否引入控制变量，城市新质生产力关注度（novelty）对企业战略差异度（stratdiff）的回归系数均在1%或5%的置信水平下显著为负。以列（3）为例，novelty的回归系数为-0.013，在5%的置信水平下显著，表明城市新质生产力关注度每提升10%，企业战略差异度将随之缩小0.307%。本文认为，基于城市新质生产力关注度的战略导向会促使企业形成面向新生产力发展形势的战略响应，企业战略差异度也相应缩小，进而降低企业研发创新不确定性风险，提升企业获取外部创新要素资源和匹配潜在外部研发合作主体的速度，促进融通创新的实现。由此，研究假说H3得以验证。
表8 企业战略响应视角的机制分析：城市新质生产力关注度和企业战略差异度
（一）企业内部治理视角的情境效应分析
1.基于董事海外经历的情境效应分析
为了检验不同的董事海外经历情境对城市新质生产力关注度与企业融通创新之间关系的影响，本文以分行业分年度的董事海外经历平均值为标准，区分董事海外经历较高的样本组和董事海外经历较低的样本组，并分别在两组样本中考察城市新质生产力关注度对企业融通创新的影响效应。表9中列（1）和（2）报告相应的分组回归估计结果。
可以发现，对于董事海外经历较高的样本组，城市新质生产力关注度（novelty）对企业融通创新（coinno）的回归系数为0.035，在1%的置信水平下显著。对于董事海外经历较低的样本组，novelty的回归系数不显著。进一步地，利用费舍尔组合检验评估组间系数差异可知，novelty的回归系数在两组样本中的差异在5%的置信水平下显著。上述发现意味着，城市新质生产力关注度对企业融通创新的促进作用在董事海外经历较高的企业中更强。本文认为，董事海外经历越丰富，企业的国际视野更广博，对城市新质生产力关注的响应意识更强，从而更可能强化持续性创新理念，促进融通创新的实现。由此，研究假说H4a得以验证。
2.基于高管薪酬激励的情境效应分析
为了检验不同的高管薪酬激励情境对城市新质生产力关注度与企业融通创新之间关系的影响，本文以分行业分年度的高管薪酬激励平均值为标准，区分高管薪酬激励较强的样本组和高管薪酬激励较弱的样本组，并分别在两组样本中考察城市新质生产力关注度对企业融通创新的影响效应。表9中列（3）和（4）报告相应的分组回归估计结果。
可以发现，对于高管薪酬激励较强的样本组，城市新质生产力关注度（novelty）对企业融通创新（coinno）的回归系数为0.026，在1%的置信水平下显著。对于高管薪酬激励较弱的样本组，novelty的回归系数不显著。进一步地，利用费舍尔组合检验评估组间系数差异可知，novelty的回归系数在两组样本中的差异在10%的置信水平下显著。上述发现意味着，城市新质生产力关注度对企业融通创新的促进作用在高管薪酬激励较强的企业中更强。本文认为，在长期稳定的地方政府战略导向下，高管薪酬激励越强，企业对城市新质生产力关注的响应越灵敏，从而更可能促使资源优化配置、畅通先进生产要素流动，促进融通创新的实现。由此，研究假说H4b得以验证。
表9 基于企业内部治理状况的情境效应分析
注：在进行费舍尔组合检验时，组间系数差异及其P值皆基于自助抽样bootstrap 500次回归结果所得。下同。
（二）企业外部压力视角的情境效应分析
1.基于行业竞争的情境效应分析
为了检验不同的行业竞争情境对城市新质生产力关注度与企业融通创新之间关系的影响，本文以分年度行业赫芬达尔指数的平均值为标准，区分面临较强行业竞争的企业样本组和面临较弱行业竞争的企业样本组，并分别在两组样本中考察城市新质生产力关注度对企业融通创新的影响效应。
表10中列（1）和（2）报告相应的分组回归估计结果。可以知道，在面临较强行业竞争的企业样本组中，城市新质生产力关注度（novelty）对企业融通创新（coinno）的回归系数为0.020，在1%的置信水平下显著。而在面临较弱行业竞争的企业样本组中，未发现显著的回归系数。根据费舍尔组合检验的组间系数差异结果，两组样本的回归系数大小在10%的置信水平下显著不同。上述发现意味着，对于所属行业的竞争程度更为激烈的企业，城市新质生产力关注度对企业融通创新的促进作用更强。本文认为，当行业竞争较为激烈时，企业会通过增强对城市新质生产力关注度的响应，明确自身战略发展方向，整合各方创新资源，突破路径依赖，进而促进融通创新的实现。由此，研究假说H5a得以验证。
2.基于媒体关注的情境效应分析
为了检验不同的媒体关注情境对城市新质生产力关注度与企业融通创新之间关系的影响，本文以分行业分年度的媒体报道平均值为标准，区分受媒体关注较高的企业样本组和受媒体关注较低的企业样本组，并分别在两组样本中考察城市新质生产力关注度对企业融通创新的影响效应。
考虑到媒体对企业的正面报道和负面报道均能反映媒体对企业的关注程度，表10中列（3）和（4）报告在以媒体正面报道衡量的媒体关注情境下的分组回归估计结果，列（5）和（6）报告在以媒体负面报道衡量的媒体关注情境下的分组回归估计结果。可以发现，无论是以媒体正面还是以媒体负面报道衡量媒体关注，对于媒体关注较高的样本组，城市新质生产力关注度（novelty）对企业融通创新（coinno）的回归系数均在1%的置信水平下显著为正，而对于媒体关注较低的样本组，novelty的回归系数则不显著。根据费舍尔组合检验的组间系数差异结果，两组样本的回归系数大小也皆在1%的置信水平下显著不同。上述发现意味着，城市新质生产力关注度对企业融通创新的促进作用在受媒体关注较高的企业中更强。本文认为，媒体关注作为非正式制度监督主体下的合法性取向，通过对企业新质生产力模式塑造的报道以及对企业信息披露环境的监督治理作用，强化企业对城市新质生产力关注的响应，从而推动资源有效流动和优化配置，促使融通创新的实现。由此，研究假说H5b得以验证。
表10 基于企业外部压力状况的情境效应分析
融通创新是变革技术创新范式以应对“卡脖子”困境的必然演进结果。推动融通创新的实现，需要在遵循市场发展规律的基础上充分发挥政府的作用。本文基于培育和发展新质生产力的时代背景，以政府注意力配置为切入点，利用2015—2022年沪深A股上市公司的样本数据，考察城市新质生产力关注度对企业融通创新的影响。主要研究结论如下：（1）城市新质生产力关注度显著促进企业开展融通创新。在替换核心变量、纳入时变与多维聚类因素、改变样本范围、实施倾向匹配与工具变量分析等一系列稳健性与内生性检验后，该结论仍然成立。（2）从正式制度与战略响应视角，城市新质生产力关注度主要通过强化地区知识产权保护力度、缩小企业战略差异度，促进企业融通创新的开展。（3）基于内部治理与外部压力情境，在董事海外经历越丰富、高管薪酬激励越强、行业竞争越激烈、媒体关注越高的情境下，城市新质生产力关注度对企业融通创新的促进效应更显著。
本文的研究结论对助力提升国家自主创新能力、加速构建新发展格局具有重要启示意义。（1）在政策层面：第一，各级政府应重视以新质生产力培育和发展为战略导向的“指挥棒”作用，通过给予该理念以充足且持续的关注度，避免周期性政策跃迁引致不确定性对企业融通创新实现的干扰。第二，基于有为政府理念优化政策目标，加快推进先进要素向发展新质生产力聚集和促进融通创新实现的制度体系建设。通过畅通研发资源配置基础设施，完善正式制度性质的知识产权保护体系，充分发挥政府新质生产力关注度提升下的“预期引导”与“信号供给”作用，激励企业合力形成良性创新网络和创新“生态圈”。第三，引导行业理性竞争，通过合理的政企互动，缓释研发合作供需双方的信息不对称性和监督成本，为增强企业对城市新质生产力关注度的融通创新响应提供环境保障。（2）在企业层面：第一，企业应明确创新模式已经发生深刻变革，通过追踪政府在新质生产力培育和发展上的注意力配置，并加强对自身关键核心技术的产权管理和布局，顺势突破单点式创新思维范式，积极加入融通创新行列。第二，重视对企业战略目标的动态调整与牵引，通过制定合意的激励机制，增强管理者的战略响应敏感性，充分激发企业董事及高管对国家“卡脖子”技术创新需求的“预见”能力，推动企业开展融通创新。（3）在外部治理层面：媒体应增强对政府发展新质生产力理念、配置政策的报道与解读，通过发挥第三方的非正式引导与治理职能，强化城市新质生产力关注度对企业融通创新投资的激励效应。