吳中慶 劉永健

摘 要：區(qū)域一體化通過資源共享、市場共建、產(chǎn)業(yè)共興、政策共商等路徑改善企業(yè)的內(nèi)部生產(chǎn)條件和外部營商環(huán)境，降低企業(yè)生產(chǎn)成本和交易成本，進而促進企業(yè)績效的提升。以“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”中1996—2013年滬蘇浙皖的制造業(yè)企業(yè)為樣本，將企業(yè)所在城市是否加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”作為準自然實驗，采用PSM-DID方法分析區(qū)域一體化影響企業(yè)績效的政策效應(yīng)，結(jié)果表明：總體上，區(qū)域一體化對企業(yè)績效具有顯著穩(wěn)健趨于強化的促進作用，且后期加入企業(yè)具有較強的預期效應(yīng);區(qū)域一體化對多數(shù)行業(yè)的企業(yè)績效具有提升作用，但對少數(shù)行業(yè)的企業(yè)績效有不利影響;區(qū)域一體化前期對規(guī)模較大企業(yè)的績效提升更顯著，而后期對規(guī)模較小企業(yè)的績效提升更顯著;入會城市距離核心城市上海越遠，區(qū)域一體化提升企業(yè)績效的政策效應(yīng)越弱。在發(fā)揮區(qū)域一體化提升企業(yè)績效的積極作用時，應(yīng)注意政策效應(yīng)的多樣化和多變化，盡量平衡各地區(qū)和各類經(jīng)濟主體之間的政策效應(yīng)差異;同時，應(yīng)實施多層次區(qū)域一體化戰(zhàn)略，弱化城市距離對區(qū)域一體化政策效應(yīng)的消減作用。

關(guān)鍵詞：區(qū)域一體化;企業(yè)績效;政策效應(yīng);長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會;傾向得分匹配-倍差法

中圖分類號：F127;F061.5 文獻標志碼：A 文章編號：1674-8131（2021）02-0061-16

一、引言

中國特色社會主義進入新時代，我國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。因而，在新發(fā)展階段，要貫徹新發(fā)展理念，構(gòu)建新發(fā)展格局，以實現(xiàn)高質(zhì)量的協(xié)調(diào)充分發(fā)展。區(qū)域一體化發(fā)展是實現(xiàn)協(xié)調(diào)發(fā)展和形成國內(nèi)國際雙循環(huán)新發(fā)展格局的必然要求和有效路徑。近年來，我國經(jīng)濟基礎(chǔ)較好、資源稟賦較優(yōu)的京津冀、長三角、珠三角等地區(qū)的一體化發(fā)展取得顯著成效，已經(jīng)逐步發(fā)展成為三大世界級城市群。其中，長江三角洲（以下簡稱長三角）地區(qū)是我國經(jīng)濟發(fā)展最活躍、開放程度最高、創(chuàng)新能力最強的區(qū)域之一，在國家現(xiàn)代化建設(shè)大局和全方位開放格局中具有舉足輕重的戰(zhàn)略地位[1]。為進一步推動長三角一體化發(fā)展，2019年12月，中共中央、國務(wù)院印發(fā)了《長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》，長三角一體化發(fā)展上升為國家戰(zhàn)略，也為長三角一體化發(fā)展提出了更高要求，并要為全國區(qū)域一體化發(fā)展提供示范。

實際上，長三角一體化發(fā)展由來已久，各級地方政府和經(jīng)濟主體也積極推動和參與。其中，“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”的成立和發(fā)展發(fā)揮了重要的積極作用?！伴L三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”成立于1997年，其前身是1992年建立的長江三角洲15個城市協(xié)作部門主任聯(lián)席會議制度。“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”成立之初包括上海、無錫、寧波、舟山、蘇州、揚州、杭州、紹興、南京、南通、常州、湖州、嘉興、鎮(zhèn)江、泰州等15個城市;2003年8月第1次擴容，臺州加入;2010年3月第2次擴容，合肥、鹽城、馬鞍山、金華、淮安、衢州等6個城市加入;2013年4月第3次擴容，徐州、蕪湖、滁州、淮南、麗水、溫州、宿遷、連云港等8個城市加入;2018年4月第4次擴容，銅陵、安慶、池州、宣城等4個城市加入;2019年10月第5次擴容，黃山、蚌埠、六安、淮北、宿州、亳州、阜陽等7個城市加入。作為一個區(qū)域性經(jīng)濟合作組織，“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”目前已覆蓋滬蘇浙皖一市三省的全部地級以上城市，其不斷擴容和升級的發(fā)展歷程也為研究區(qū)域一體化的政策效應(yīng)提供了很好的案例和素材。

深入研究區(qū)域一體化的經(jīng)濟社會效應(yīng)，明確相關(guān)政策有效發(fā)揮作用的機制和路徑，有利于進一步的政策優(yōu)化和機制完善，進而促進區(qū)域一體化發(fā)展的提質(zhì)升級。隨著區(qū)域一體化理論和實踐的日益豐富，關(guān)于區(qū)域一體化政策效應(yīng)的研究也不斷深化。以長三角一體化發(fā)展為例，研究發(fā)現(xiàn)：區(qū)域一體化可以提高地區(qū)勞動生產(chǎn)率并降低地區(qū)之間的市場分割（張學良 等，2017）[2]，提高就業(yè)水平并促進就業(yè)均衡（王曉芳 等，2018）[3]，提高全要素生產(chǎn)率（張躍，2020）[4]，優(yōu)化生態(tài)環(huán)境（賀祥民 等，2016;張可，2019;胡艷 等，2020）[5-7]，促進企業(yè)出口（強永昌 等，2020）[8]，等等?？傮w上看，在經(jīng)驗分析方面，現(xiàn)有研究主要基于國家層面和城市層面的宏觀或中觀數(shù)據(jù)分析區(qū)域一體化的經(jīng)濟效應(yīng)和社會效應(yīng)，然而基于企業(yè)微觀層面的研究還很少見，尤其缺乏關(guān)于區(qū)域一體化對企業(yè)績效的影響研究。同時，相關(guān)研究大多單獨采用傾向得分匹配（PSM）或雙重差分（DID）等因果推斷方法進行區(qū)域一體化的政策效應(yīng)評估，而這兩種方法各具優(yōu)勢：前者的優(yōu)勢在于處理內(nèi)生性問題，后者的優(yōu)勢在于精細化考察。目前，綜合運用這兩種方法進行政策效應(yīng)評估的文獻還不多。

有鑒于此，本文在理論機制探討的基礎(chǔ)上，以“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”中長三角地區(qū)的制造業(yè)企業(yè)為研究樣本，將企業(yè)所在城市是否加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”作為準自然實驗，采用傾向得分匹配-倍差法（PSM-DID）分析區(qū)域一體化對企業(yè)經(jīng)營績效的影響，并進一步細致考察該政策影響的時間動態(tài)效應(yīng)、行業(yè)異質(zhì)性以及調(diào)節(jié)效應(yīng)等，以期形成更加多樣化更有針對性的研究成果，進而為長三角及全國實現(xiàn)更高層次更高質(zhì)量的區(qū)域一體化發(fā)展提供經(jīng)驗借鑒和政策啟示。

二、理論分析與研究思路

區(qū)域一體化發(fā)展的本質(zhì)就是要減少和消除區(qū)域內(nèi)部各地區(qū)間的經(jīng)濟聯(lián)系障礙，促進要素資源的自由流動和效率提升，進而優(yōu)化經(jīng)濟活動的空間布局，在發(fā)揮區(qū)域比較優(yōu)勢的過程中實現(xiàn)帕累托改進。區(qū)域一體化通常會形成“城市群經(jīng)濟”，經(jīng)濟活動的空間集聚可以通過共享中間投入品和基礎(chǔ)設(shè)施、技術(shù)溢出及干中學等路徑提高城市群經(jīng)濟效率（Fujita et al，2005）[9]，并帶來外部正效應(yīng)。區(qū)域一體化對企業(yè)發(fā)展的正外部效應(yīng)，宏觀上主要表現(xiàn)為要素與產(chǎn)品市場的效率增進以及產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展和營商環(huán)境優(yōu)化等。具體來講，區(qū)域一體化可以通過資源共享、市場共建、產(chǎn)業(yè)共興、政策共商等路徑改善企業(yè)的內(nèi)部生產(chǎn)條件和外部營商環(huán)境，降低企業(yè)生產(chǎn)成本和交易成本，進而促進企業(yè)績效的提升。

第一，資源共享。目前，中國在消除資源錯配以規(guī)避效率損失方面還有很大的提升空間（Hsieh et al，2009）[10]。區(qū)域一體化打破了要素領(lǐng)域的地方保護主義和市場分割，能夠促進勞動、資本等生產(chǎn)要素按照市場規(guī)律進行合理流動，有效降低生產(chǎn)領(lǐng)域資源需求端（企業(yè)）和資源供給端（要素擁有者）之間搜尋和匹配的成本，實現(xiàn)要素和資源的優(yōu)化配置。區(qū)域一體化還能帶來產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)（Duranton et al，2004）[11]，有利于促進要素資源的集聚和配置效率提升，進而矯正資源錯配，增進企業(yè)生產(chǎn)效率，實現(xiàn)企業(yè)經(jīng)營績效的提升。

第二，市場共建。市場擴大引致的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)可以增強企業(yè)的競爭力，并提高其盈利水平（Krugman，1980）[12]。區(qū)域一體化打破了產(chǎn)品領(lǐng)域的行政壁壘和流通障礙，能夠加快形成統(tǒng)一開放的市場體系。更大規(guī)模市場的形成，可以強化規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，加快研發(fā)、生產(chǎn)、管理、營銷等技術(shù)外溢，推動產(chǎn)品質(zhì)量和結(jié)構(gòu)升級，提升企業(yè)產(chǎn)品競爭力和經(jīng)營績效。

第三，產(chǎn)業(yè)共興。隨著社會分工和生產(chǎn)力的發(fā)展，基于區(qū)域比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)空間布局也將持續(xù)演進。區(qū)域一體化將整合各地區(qū)的比較優(yōu)勢和競爭優(yōu)勢，統(tǒng)一制定適合各地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的區(qū)域產(chǎn)業(yè)政策，實施差異化產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展戰(zhàn)略，促進區(qū)域內(nèi)各地區(qū)之間進行專業(yè)化分工和上下游產(chǎn)業(yè)聯(lián)動。以長三角為例，上海要積極推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展并有序疏解一般制造等功能，江蘇擁有制造業(yè)發(fā)達、開放程度高等優(yōu)勢，浙江城市擁有數(shù)字經(jīng)濟領(lǐng)先、民營經(jīng)濟發(fā)達等優(yōu)勢，后期進入長三角的安徽城市則擁有制造特色鮮明、內(nèi)陸腹地廣闊等優(yōu)勢。區(qū)域內(nèi)各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)互補和融合發(fā)展有利于生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)的構(gòu)建與升級，也有利于企業(yè)的合作共贏，進而促進企業(yè)整體績效的持續(xù)提升。

第四，政策共商。實施區(qū)域一體化發(fā)展戰(zhàn)略將賦予地方政府新的身份，這種身份治理有利于協(xié)調(diào)地方政府之間的關(guān)系，減少區(qū)域內(nèi)部的行政性壁壘，提高各地政策的協(xié)調(diào)性（陳喜強 等，2017）[13]。如“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”成立以來，在聯(lián)動執(zhí)法、信息互通、標準互認等市場一體化建設(shè)方面不斷推進。自2018年11月到2020年10月，就推出實施了69項制度創(chuàng)新，簽署了132個合作協(xié)議，建設(shè)了67個合作平臺，制定了56項規(guī)劃和相關(guān)的政策等[14];在“一網(wǎng)通辦”“最多跑一次”“不見面審批”等商事制度改革方面取得了積極成效，特別是核心城市上海依托自貿(mào)試驗區(qū)以轉(zhuǎn)變政府職能為核心的事中事后監(jiān)管制度創(chuàng)新，在帶動區(qū)域優(yōu)化營商環(huán)境方面起到了示范效應(yīng)并發(fā)揮了建設(shè)性作用根據(jù)世界銀行發(fā)布的《營商環(huán)境報告2020》，在全球參評的190個經(jīng)濟體中，我國營商環(huán)境2020年位列第31位（上海的權(quán)重為55%），較2018年和2019年分別提升15位和47位。。營商環(huán)境的優(yōu)化為企業(yè)持續(xù)健康發(fā)展提供了良好的經(jīng)營環(huán)境，降低了企業(yè)交易成本，有利于企業(yè)經(jīng)營績效提升。

綜上所述，區(qū)域一體化在促進地區(qū)間合作交流的同時，會為企業(yè)發(fā)展塑造新優(yōu)勢，提供新動能，培育新市場，并完善營商環(huán)境，降低生產(chǎn)成本和交易成本，促進企業(yè)績效提升。但是，區(qū)域一體化發(fā)展是一個漸進的過程，相關(guān)政策影響的領(lǐng)域和行為主體是逐漸擴展的，政策強度和執(zhí)行力度也是逐漸強化的，因而，對于不同的領(lǐng)域、不同的主體在不同的發(fā)展階段，區(qū)域一體化的政策效應(yīng)是不同的。起步于20世紀后期的長三角一體化，從區(qū)域性發(fā)展策略逐漸上升為國家戰(zhàn)略，政策覆蓋面不斷拓寬，政策支持力度不斷增強，政策效應(yīng)必然是多樣化、動態(tài)化的，需要進行深入細致的分析。

具體到“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”對企業(yè)績效的影響，政策效應(yīng)的多樣化可能主要來自以下方面：一是時間上的動態(tài)變化。由于“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”成立時間長，其政策效應(yīng)不可避免地存在時變性;同時，由于其擴容式發(fā)展可能導致政策效應(yīng)在不同時間入會城市的企業(yè)之間也存在差異。二是不同類型企業(yè)的差異性。比如行業(yè)差異，區(qū)域一體化發(fā)展要凸顯區(qū)域比較優(yōu)勢，其政策支持通常傾向于優(yōu)勢行業(yè)或發(fā)展?jié)摿^大的行業(yè)，因而對于不同行業(yè)的企業(yè)具有不同的政策效應(yīng);再如企業(yè)規(guī)模差異，一方面，區(qū)域一體化對不同規(guī)模企業(yè)的支持可能存在差異且可能發(fā)生階段性變化，另一方面地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展階段的變化也可能帶來聚集效應(yīng)與擴展效應(yīng)的轉(zhuǎn)換，進而使區(qū)域一體化對不同規(guī)模的企業(yè)產(chǎn)生差異化的政策效應(yīng)并具有時變性。三是與核心城市距離的影響。“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”成立之初是以上海為核心的，《長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》也明確提出“進一步發(fā)揮上海龍頭帶動作用”。由于距離是影響企業(yè)間經(jīng)濟聯(lián)系以及擴散（輻射）效應(yīng)的關(guān)鍵變量之一，因而入會城市與核心城市上海距離的不同也可能帶來政策效應(yīng)的差異。

基于上述分析，本文將實證檢驗長三角企業(yè)所在城市加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”對企業(yè)績效的影響，并在總體平均效應(yīng)檢驗的基礎(chǔ)上，進一步分析該政策效應(yīng)可能存在的多樣性：一是在時間上的動態(tài)效應(yīng)，包括加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”后政策效應(yīng)隨時間的變化和不同時點加入的差異;二是行業(yè)上的異質(zhì)性，探究區(qū)域一體化提升企業(yè)績效的政策效應(yīng)在不同行業(yè)間是否存在差異以及存在怎樣的差異;三是企業(yè)規(guī)模和與核心城市距離的調(diào)節(jié)效應(yīng)，檢驗企業(yè)規(guī)模的大小和與上海距離的遠近是否會導致區(qū)域一體化提升企業(yè)績效政策效應(yīng)的不同。

三、研究方法與樣本匹配

1.實證檢驗方法與數(shù)據(jù)來源

如前所說，加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”的城市并非隨機的，加入城市的企業(yè)與未加入城市的企業(yè)可能存在較大的異質(zhì)性，而這些異質(zhì)性也可能帶來企業(yè)經(jīng)營績效的差異。為克服由樣本自選擇偏誤帶來的內(nèi)生性問題，本文選用PSM-DID方法來評估加入?yún)^(qū)域一體化組織對企業(yè)績效的因果效應(yīng)。PSM-DID方法的主要思想是，先采用傾向得分匹配（PSM）方法構(gòu)造有效的實驗組與對照組樣本，再運用雙重差分（DID）方法進行政策（行為）效應(yīng)評估。

PSM方法基于樣本數(shù)據(jù)針對是否進入實驗組的二元虛擬變量與其影響因素（匹配變量）進行二值選擇回歸，由此得到每一個觀測樣本的傾向得分值（Propensity Score），進而根據(jù)傾向得分情況可以為實驗組匹配特征最為相似的對照組[15-16]。該方法本質(zhì)上是通過由多個維度聚焦到一個維度的綜合考量，把觀測樣本合理地劃分實驗組和對照組。通過PSM方法匹配后得到與實驗組對應(yīng)的對照組后，進一步建立計量模型進行DID分析，可以對處理效應(yīng)進行細致分析。DID方法要求實驗組和對照組樣本在政策（行為）實施之前存在共同趨勢，而采用PSM方法篩選得到的基本特征較為相似的實驗組和對照組樣本，能夠較好地滿足共同趨勢條件。

本文把加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”視為一個準自然實驗，將加入該區(qū)域一體化組織的城市的企業(yè)作為實驗組樣本，未加入的城市的企業(yè)作為對照組樣本，并運用PSM方法對其進行篩選，再采用DID方法對篩選出的樣本進行政策效應(yīng)檢驗?？紤]到樣本企業(yè)數(shù)量較多，且不同年份之間差異較大，本文在控制城市效應(yīng)和時間效應(yīng)的基礎(chǔ)上進行Pooled OLS估計，計量模型構(gòu)建如下：

本文實證分析的數(shù)據(jù)源于“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”。由于國家統(tǒng)計局官網(wǎng)公布的中國制造業(yè)微觀企業(yè)數(shù)據(jù)截止時間為2013年，本文以1996—2013年的上海、江蘇、浙江和安徽的制造業(yè)企業(yè)為初始樣本，參考聶輝華等（2012）的做法[17]，對主要指標的異常情況按照以下標準進行剔除：銷售額、職工人數(shù)、總資產(chǎn)或固定資產(chǎn)凈值缺失，職工人數(shù)少于8，總資產(chǎn)小于流動資產(chǎn)，總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)凈值，累計折舊小于當期折舊，銷售額低于500萬元，實收資本小于或等于0。由于在樣本期間，“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”在1997年成立后，分別于2003和2010年有2次擴容，為檢驗在不同時間加入的政策效應(yīng)是否存在差異，進一步將整體樣本劃分為“第一批城市”“第一次擴容”和“第二次擴容”三個樣本，并用“區(qū)域一體化1”“區(qū)域一體化2”“區(qū)域一體化3”分別表示企業(yè)所在城市是否為“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”第一批城市、第一次擴容城市和第二次擴容城市的虛擬變量。表1為初始樣本變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

2.樣本匹配

從“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”成員城市的擴容路徑來看，總體上是以上海為核心按照城市能級順次擴容。地理空間上遵從“由近及遠”的規(guī)律，即先包括江蘇和浙江的部分城市，然后再逐漸吸收蘇北、浙西及安徽的城市入會。因此，“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”在城市選擇上表現(xiàn)出“中心-外圍”的特點，第一批城市包括上海及江蘇和浙江省域內(nèi)最具經(jīng)濟活力的蘇錫常、杭嘉湖等城市，第一次和第二次擴容則基本上按照城市效率優(yōu)先的原則進行吸納。企業(yè)績效是直接體現(xiàn)城市能級的微觀證據(jù)，因而影響企業(yè)績效的特征變量在一定程度上也是影響其所在城市是否加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”的先行因素。因此，本文在進行PSM時選用前述的控制變量作為匹配變量，采用最近鄰匹配法，并按照1﹕1的比例進行匹配。圖1為實驗組與對照組樣本在匹配前后的核密度（Kdensity）圖，匹配前實驗組與對照組樣本的傾向得分分布存在明顯差異，匹配后則較為接近，表明匹配效果較好。

表2是針對第一批加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”樣本匹配前后的平衡性檢驗結(jié)果。樣本匹配前實驗組和對照組的匹配變量均存在較大的差異，匹配后各變量的標準化偏差大幅減少，最大偏差只有3.1%。可見，通過PSM法進行樣本匹配后，實驗組和對照組樣本的數(shù)據(jù)得到了均衡，有效解決了兩組樣本的個體特征差異問題（Rosenbaum et al，1985）[15]。針對“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”第一次和第二次擴容的樣本，圖2更為直觀地展示了平衡性檢驗結(jié)果，匹配后實驗組和對照組樣本的數(shù)據(jù)同樣更加均衡。

四、政策效應(yīng)檢驗結(jié)果

1.基準回歸分析

表3報告了基準回歸結(jié)果，其中，模型（1）針對整體樣本，模型（2）（3）（4）分別針對“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”的“第一批城市”“第一次擴容城市”“第二次擴容城市”。模型（1）中的實驗組樣本企業(yè)受到政策影響的時間節(jié)點不一致（存在3個政策時點），因而采用多期DID方法分析;模型（2）（3）（4）中的實驗組樣本企業(yè)受到政策影響的時間節(jié)點相同，采用傳統(tǒng)DID方法分析。從基準回歸結(jié)果來看，在引入各控制變量并通過控制城市效應(yīng)和時間效應(yīng)緩解遺漏變量偏誤問題的情況下，“區(qū)域一體化”的回歸系數(shù)均顯著為正，表明企業(yè)所在城市加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”能夠促進企業(yè)績效的提升。從“區(qū)域一體化”回歸系數(shù)的大小來看，第一次擴容的政策效應(yīng)最大，第二次擴容樣本的政策效應(yīng)最小，可能的原因是：在長三角一體化先行先試的過程中，一些影響資源配置的制度性問題逐漸得到破解，區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的政策紅利逐漸顯現(xiàn)，“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”第一次擴容的城市獲得了良好的后發(fā)優(yōu)勢，對其轄域內(nèi)企業(yè)績效產(chǎn)生了更為顯著的促進效應(yīng)。然而，區(qū)域聯(lián)動發(fā)展還存在不平衡的問題，“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”第二批擴容的蘇北、浙西和安徽的城市由于經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后，在通過融入長三角一體化促進企業(yè)發(fā)展方面還存在一些障礙，致使加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”對其企業(yè)績效的促進效應(yīng)相對較弱。另外，各控制變量的回歸系數(shù)與理論預期及相關(guān)研究結(jié)論基本一致，表明本文的分析結(jié)果可信。

2.穩(wěn)健性檢驗

本文通過虛擬政策實施時間進行反事實檢驗，進而驗證基準分析結(jié)論的穩(wěn)健性。假設(shè)企業(yè)所在城市加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”的政策實施時間為1997年

由于整體樣本和“第一批城市”樣本起始觀測年份為1996年，而事實上政策效應(yīng)起作用的年份為1998年，所以只能選取1997年作為虛擬政策實施時間進行反事實檢驗。，重新進行回歸，結(jié)果見表4?！皡^(qū)域一體化”的回歸系數(shù)不顯著，可以排除加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”之外的其他因素促進企業(yè)績效提升的可能性，從而表明本文分析的區(qū)域一體化促進企業(yè)績效提升的因果效應(yīng)具有穩(wěn)健性。接下來，針對第一次擴容和第二次擴容樣本，進一步在1998年至擴容前1年的時間跨度內(nèi)，采用隨機抽樣的方式選取虛擬政策實施時間進行反事實檢驗。圖3展示了基于有放回隨機抽樣（Bootstrap）方法（n=500）得到的“區(qū)域一體化”的回歸系數(shù)、p值及其分布情況，回歸系數(shù)總體上也不顯著（p值<5%的頻數(shù)占隨機抽樣500次的比重遠低于95%）第一次擴容樣本的“區(qū)域一體化”回歸系數(shù)p值<5%的頻數(shù)為387，占隨機抽樣總次數(shù)的77.4%;第二次擴容樣本的“區(qū)域一體化”回歸系數(shù)p值<5%的頻數(shù)為204，占隨機抽樣總次數(shù)的40.8%。。因此，總體上看，所在城市加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”有利于企業(yè)績效提升的結(jié)論是穩(wěn)健的。

3.平行趨勢和動態(tài)效應(yīng)檢驗

使用DID方法進行政策效應(yīng)評估，一個重要的前提條件是滿足平行趨勢假設(shè)?；鶞驶貧w得到“區(qū)域一體化”正向影響“企業(yè)績效”的結(jié)論，從總體上考察了政策的平均效應(yīng)，但細化到每一年份的動態(tài)效應(yīng)還是一個尚未打開的“黑箱”。為進行平行趨勢假設(shè)檢驗，并更加細致地考察區(qū)域一體化影響企業(yè)績效的動態(tài)效應(yīng)，引入年份虛擬變量與實驗組樣本的交互項“區(qū)域一體化i”

i =1996，1997，…，2013。當觀測樣本為被考察年份i的實驗組企業(yè)時，“區(qū)域一體化i”取值為1;否則，取值為0。同時，為消除完全共線性問題，將“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”成立的當年視作為基期并予以剔除。，替代基準模型的核心解釋變量“區(qū)域一體化”進行回歸分析，基于整體樣本的回歸結(jié)果見表5。從平行趨勢檢驗結(jié)果來看：“區(qū)域一體化i”（i<2011）的回歸系數(shù)絕大多數(shù)不顯著，表明在整體樣本完全受到政策影響的2011年之前，實驗組和對照組的樣本企業(yè)績效沒有顯著的差異，通過了平行趨勢假設(shè)檢驗。從動態(tài)效應(yīng)回歸結(jié)果來看：“區(qū)域一體化2008”“區(qū)域一體化2009”的回歸系數(shù)顯著為正，表明隨著區(qū)域一體化的深入推進，其促進企業(yè)績效提升的政策效應(yīng)逐漸顯現(xiàn);“區(qū)域一體化2011”“區(qū)域一體化2012”“區(qū)域一體化2013”的回歸系數(shù)逐漸增大且顯著性逐漸增強，表明加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”對企業(yè)績效提升具有持續(xù)強化的促進效應(yīng)。

進一步對“第一批城市”“第一次擴容”和“第二次擴容”三個樣本進行平行趨勢和動態(tài)效應(yīng)檢驗，將“區(qū)域一體化i”的回歸系數(shù)繪制成二維圖（見圖4）。從平行趨勢檢驗結(jié)果來看：“第一批城市”和“第一次擴容”樣本中，“區(qū)域一體化i”的回歸系數(shù)在政策實施（1998年和2004年）之前均不顯著，通過了平行趨勢假設(shè)檢驗;在政策實施后，“區(qū)域一體化i”的回歸系數(shù)漸進顯著為正，表明前期的區(qū)域一體化對企業(yè)績效提升的促進存在一定的滯后效應(yīng)，但滯后期趨于縮短;“第二次擴容”樣本中，“區(qū)域一體化i”的回歸系數(shù)在1996—1997年依然不顯著，但在政策實施（2011年）之前的其他年份多數(shù)顯著為正，表明自1997年第一批城市加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”之后，后期的區(qū)域一體化在促進企業(yè)績效提升方面萌發(fā)了預期效應(yīng)。從動態(tài)效應(yīng)回歸結(jié)果來看：“區(qū)域一體化i”在政策實施后基本上顯著為正（除國際金融危機期間表現(xiàn)出階段性的回調(diào)外），從總體上看，加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”對企業(yè)績效提升的促進作用存在逐漸增強的良好勢頭。

4.行業(yè)異質(zhì)性檢驗

為檢驗加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”對企業(yè)績效提升的促進效應(yīng)是否具有行業(yè)異質(zhì)性，根據(jù)二分位國民經(jīng)濟行業(yè)分類（GB/T4754-2017）標準，將樣本企業(yè)劃分為31個行業(yè)，分別進行估計分析，整體樣本的回歸結(jié)果見表6。農(nóng)副食品加工業(yè)等4個行業(yè)與基準回歸結(jié)論保持一致，食品制造業(yè)等9個行業(yè)“區(qū)域一體化”的回歸系數(shù)顯著為負，其他18個行業(yè)“區(qū)域一體化”的回歸系數(shù)不顯著?；貧w結(jié)果較為分散的原因可能是，整體樣本企業(yè)所在城市涉及的區(qū)域包括上海周邊、蘇北、浙西和安徽，區(qū)域比較優(yōu)勢和產(chǎn)業(yè)發(fā)展導向的差異性較大。因此，按照政策時點分批次考察政策效應(yīng)的行業(yè)異質(zhì)性可能更有價值。

具體行業(yè)如下：農(nóng)副食品加工業(yè)（13），食品制造業(yè)（14），酒、飲料和精制茶制造業(yè)（15），煙草制品業(yè)（16），紡織業(yè)（17），紡織服裝、服飾業(yè)（18），皮革、皮毛、羽毛及其制品和制鞋業(yè)（19），木材加工和木、竹、藤、棕、草制品業(yè)（20），家具制造業(yè)（21），造紙和紙制品業(yè)（22），印刷和記錄媒介復制業(yè)（23），文教、工美、體育和娛樂用品制造業(yè)（24），石油加工、煉焦和核燃料加工業(yè)（25），化學原料和化學制品制造業(yè)（26），醫(yī)藥制造業(yè)（27），化學纖維制造業(yè)（28），橡膠和塑料制品業(yè)（29），非金屬礦物制品業(yè)（30），黑色金屬冶煉和壓延加工業(yè)（31），有色金屬冶煉和壓延加工業(yè)（32），金屬制品業(yè)（33），通信設(shè)備制造業(yè)（34），專用設(shè)備制造業(yè)（35），汽車制造業(yè)（36），鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設(shè)備制造業(yè)（37），電氣機械和器材制造業(yè)（38），計算機、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)（39），儀器儀表制造業(yè)（40），其他制造業(yè)（41），廢棄資源綜合利用業(yè)（42），金屬制品、機械和設(shè)備修理業(yè)（43）。

進一步對“第一批城市”“第一次擴容”和“第二次擴容”三個樣本進行行業(yè)異質(zhì)性檢驗，將分組回歸后核心解釋變量的回歸系數(shù)及其95%置信區(qū)間繪制成二維圖（見圖5）：“區(qū)域一體化”的回歸系數(shù)集中度明顯提高，在大部分行業(yè)均顯著為正，少數(shù)不顯著，個別顯著為負。其中，“第一次擴容”樣本中，只有“木材加工和木、竹、藤、棕、草制品業(yè)”和“電氣機械和器材制造業(yè)”2個行業(yè)“區(qū)域一體化”的回歸系數(shù)顯著為負;“第二次擴容”樣本中，“皮革、皮毛、羽毛及其制品和制鞋業(yè)”“家具制造業(yè)”“鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設(shè)備制造業(yè)”“計算機、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)”和“儀器儀表制造業(yè)”5個行業(yè)“區(qū)域一體化”的回歸系數(shù)顯著為負。其原因可能在于：一方面，一些附加值不高的制造業(yè)與長三角的比較優(yōu)勢和發(fā)展重點不匹配，需要考慮向內(nèi)陸地區(qū)轉(zhuǎn)移產(chǎn)能;另一方面，隨著長三角擴容步伐的加快，區(qū)域差異性愈加明顯，樣本企業(yè)所在城市產(chǎn)業(yè)發(fā)展環(huán)境分化加劇，導致區(qū)域一體化對企業(yè)績效的影響表現(xiàn)出更為明顯的行業(yè)異質(zhì)性。

5.調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

借鑒張學良等（2017）的做法[3]，在基準模型中分別引入“區(qū)域一體化”與“企業(yè)規(guī)?！钡慕换ロ棧▍^(qū)域一體化×企業(yè)規(guī)模）和“區(qū)域一體化”與“與核心城市距離”的交互項（區(qū)域一體化×城市距離），以檢驗企業(yè)規(guī)模和城市距離在區(qū)域一體化影響企業(yè)績效中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，計量模型設(shè)定如下：

其中，“與核心城市距離”用樣本城市與長三角核心城市上海之間距離的自然對數(shù)來衡量，各城市與上海的距離通過百度地圖搜索得到（起點設(shè)為“××市人民政府”，終點設(shè)為“上海市人民政府”）。基于整體樣本的回歸結(jié)果表明（見表7），區(qū)域一體化對企業(yè)績效提升的促進效應(yīng)總體上受到企業(yè)規(guī)模的正向調(diào)節(jié)（β'2>0，且p<1%）和城市距離的負向調(diào)節(jié)（β''2<0，且p<1%）。進一步對“第一批城市”“第一次擴容”和“第二次擴容”樣本分別進行考察。

從企業(yè)規(guī)模的調(diào)節(jié)效應(yīng)來看：“第一批城市”和“第一次擴容”樣本中，企業(yè)規(guī)模具有顯著的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)（β'2>0，且p<1%），即規(guī)模越大的企業(yè)其所在城市加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”后績效提升越明顯;在“第二次擴容”樣本中，企業(yè)規(guī)模具有顯著的負向調(diào)節(jié)效應(yīng)（β'2<0，且p<1%），即規(guī)模越小的企業(yè)，其所在城市加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”后績效提升越明顯。可能的原因是，區(qū)域一體化在前期對企業(yè)發(fā)展的政策紅利存在門檻條件，在經(jīng)濟合作政策上也可能向大企業(yè)傾斜，且規(guī)模較大的企業(yè)積聚資源和要素的能力更強，因而區(qū)域一體化對規(guī)模較大企業(yè)績效的增進效應(yīng)更強;隨著區(qū)域一體化不斷推進，政策導向逐漸轉(zhuǎn)向普惠性甚至開始向中小企業(yè)傾斜，而且大企業(yè)的輻射效應(yīng)也開始顯現(xiàn)并不斷增強，因而中小企業(yè)可以在區(qū)域一體化中享受到更多的政策紅利，表現(xiàn)出更強的績效提升效應(yīng)。

從與核心城市距離的調(diào)節(jié)效應(yīng)來看：在“第一批城市”和“第二次擴容”樣本中，與核心城市距離具有顯著的負向調(diào)節(jié)效應(yīng)（β''2<0，且p<1%），所在城市與上海的距離越遠，加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”對企業(yè)績效提升的促進作用越弱。也就是說，只有在一定的地域范圍內(nèi)，加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”才會顯著提升企業(yè)績效。其中，在“第一批城市”樣本中，該距離的上限大約為3 173公里，即exp（0.038 7/0.004 8）;在“第二次擴容”樣本中，該距離的上限大約為401公里，即exp（0.555 0/0.092 6）。在第二次擴容樣本中，合肥距離上海最遠，達到463.8公里（超過了401公里），意味著其加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”可能并不會顯著提升企業(yè)的經(jīng)營績效。這也說明，地方政府推動的區(qū)域一體化具有一定局限性，區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展還需要更高層面的政策安排，應(yīng)把長三角一體化發(fā)展上升為國家戰(zhàn)略。2019年12月，《長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》的出臺標志著長三角一體化發(fā)展成為國家戰(zhàn)略并將大力推進，這無疑會在更大范圍更大力度上促進企業(yè)績效提升和區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。

五、結(jié)論與啟示

區(qū)域一體化有利于提高資源配置效率，優(yōu)化企業(yè)空間布局，改善企業(yè)營商環(huán)境，降低企業(yè)生產(chǎn)成本和交易成本，增強企業(yè)競爭力，進而提升企業(yè)經(jīng)營績效。本文以企業(yè)所在城市是否加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”為準自然實驗，基于“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”高度細化的企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，采用PSM-DID方法實證檢驗區(qū)域一體化對企業(yè)績效的影響，并進一步分析該政策影響的時間動態(tài)效應(yīng)、行業(yè)異質(zhì)性以及企業(yè)規(guī)模和與核心城市距離的調(diào)節(jié)效應(yīng)，得到以下結(jié)論：（1）從總體平均效應(yīng)來看，企業(yè)所在城市加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”對企業(yè)績效提升具有顯著且穩(wěn)健的促進作用，表明區(qū)域一體化促進企業(yè)績效提升的政策效應(yīng)明顯。（2）從動態(tài)效應(yīng)來看，加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”對企業(yè)績效提升的促進作用趨于增強，但也會受國際金融危機等的影響而弱化;后期加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”城市的企業(yè)表現(xiàn)出顯著的預期效應(yīng)，說明區(qū)域一體化對提升企業(yè)發(fā)展信心具有積極作用。（3）從行業(yè)異質(zhì)性來看，加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”對多數(shù)行業(yè)的企業(yè)績效具有提升作用，但對少數(shù)行業(yè)（如一些不具有區(qū)域比較優(yōu)勢的行業(yè)）的企業(yè)績效有不利影響，同時大范圍的擴容會強化區(qū)域一體化政策效應(yīng)的行業(yè)異質(zhì)性，因此區(qū)域一體化需要基于各地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的優(yōu)勢和水平協(xié)同推進。（4）從調(diào)節(jié)效應(yīng)來看，在區(qū)域一體化前期和后期，企業(yè)規(guī)模分別正向和負向調(diào)節(jié)加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”對企業(yè)績效提升的促進效應(yīng)，反映出區(qū)域一體化政策的變化及企業(yè)發(fā)展階段的演進;與核心城市距離始終負向調(diào)節(jié)加入“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”對企業(yè)績效的提升作用，說明完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，尤其是加快推進交通一體化可以強化區(qū)域一體化的政策效應(yīng)。

基于上述結(jié)論，本文認為，在充分發(fā)揮區(qū)域一體化提升企業(yè)績效的政策效應(yīng)的同時，也應(yīng)注意政策效應(yīng)的多樣化和多變化，基于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的階段和實際，及時調(diào)整和優(yōu)化相關(guān)政策，實現(xiàn)更高層次更高質(zhì)量的區(qū)域一體化發(fā)展。進而提出以下政策啟示：第一，加快區(qū)域一體化發(fā)展進程，充分利用其促進企業(yè)績效提升的政策效應(yīng)，以企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展推動區(qū)域一體化發(fā)展的轉(zhuǎn)型升級。第二，區(qū)域一體化要重視發(fā)達地區(qū)與欠發(fā)達地區(qū)之間以及各類經(jīng)濟主體之間的協(xié)調(diào)發(fā)展，盡量平衡各地區(qū)和各類經(jīng)濟主體之間的政策效應(yīng)差異，尤其應(yīng)增強對較落后地區(qū)和中小企業(yè)的政策效應(yīng)。第三，區(qū)域一體化要與產(chǎn)業(yè)升級相協(xié)同，從整體上規(guī)劃好各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展路徑，既要科學布局與區(qū)域比較優(yōu)勢相匹配的產(chǎn)業(yè)項目，也要積極穩(wěn)妥地推進產(chǎn)能轉(zhuǎn)移和功能疏解。第四，實施多層次區(qū)域一體化戰(zhàn)略，構(gòu)建“多中心一體化”的城市群體系，通過次中心城市的發(fā)展弱化和消除與核心城市距離對區(qū)域一體化政策效應(yīng)的消減作用。第五，要加強基礎(chǔ)設(shè)施的互聯(lián)互通建設(shè)，完善區(qū)域內(nèi)運輸網(wǎng)，通過交通一體化和信息共享縮短外圍城市與中心城市之間的經(jīng)濟距離。

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Abstract： ?Regional integration improves the internal production condition and external business environment of the enterprises， reduces the production cost and transaction cost of the enterprises and further boosts the promotion of the enterprise performance by the paths such as resources sharing， market co-construction， industrial co-vitalization and policy negotiation and so on. Taking the Yangtze River Delta Urban Economic Coordination Commission as a quasi-natural experiment， based on the micro-data of manufacturing enterprises in Shanghai， Jiangsu， Zhejiang and Anhui from 1996 to 2013 in China industrial enterprise database， this paper uses PSM-DID method to test the impact of regional integration on enterprise performance. The results show that， as a whole， regional integration has a significantly， steadily and intensifyingly boosting effect on enterprise performance and has stronger predictive effect on the enterprises joined latterly. Regional integration has promoting effect on the enterprise performance in many industries but has unfavorable effect on the enterprise performance in few industries. The promoting effect of regional integration is more significant on the performance of the enterprises with bigger scale at the initial stage but is more significant on the performance of the enterprises with smaller scale at the late stage. The farer the distance between Shanghai and the city joining the Commission is， the weaker the policy effect of regional integration on enterprise performance is. While regional integration boosts enterprise performance， we should pay attention to the diversification and changes of the policy effect， try to balance the difference of the policy effect between different regions and different economic subjects， meanwhile， implement multi-layer regional integration strategy， and weaken the waning effect of city distance on regional integration policies. Key words： ?regional integration; enterprise performance; policy effect; Yangtze River Delta Urban Economic Coordination Commission; PSM-DID

CLC number：F127;F061.5Document code：A Article ID：1674-8131（2021）02-0061-16

（編輯：朱德東）