吳青山 吳玉鳴 蔡慧潔

摘 要：以城市群擴(kuò)容為代表的區(qū)域一體化作為推動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的重要制度設(shè)計，其帶來的企業(yè)創(chuàng)新效應(yīng)如何？基于此，選取2010年長三角城市群擴(kuò)容作為一項準(zhǔn)自然實(shí)驗，采用精確地理斷點(diǎn)回歸方法考察區(qū)域一體化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響。研究發(fā)現(xiàn)，區(qū)域一體化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量具有提升效應(yīng)，即處理組企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量大約提升61.99%～93.36%，且在放松“偽隨機(jī)性”假設(shè)、反事實(shí)檢驗等多種穩(wěn)健性檢驗下該結(jié)論仍成立；區(qū)域一體化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響存在異質(zhì)性效應(yīng)，成立時間長、成長能力強(qiáng)、規(guī)模大的企業(yè)受到區(qū)域一體化的正向作用更顯著；機(jī)制檢驗結(jié)果表明，降低企業(yè)成本和擴(kuò)大企業(yè)需求是發(fā)揮區(qū)域一體化作用的主要路徑。上述研究結(jié)論為推進(jìn)城市群區(qū)域一體化發(fā)展戰(zhàn)略，構(gòu)建統(tǒng)一開放、競爭有序的統(tǒng)一大市場提供了微觀證據(jù)。

關(guān)鍵詞：區(qū)域一體化；企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量；成本需求機(jī)制；精確地理斷點(diǎn)回歸法

DOI：10.6049/kjjbydc.2022010291

中圖分類號：F273.1

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1001-7348（2023）10-0090-10

0 引言

隨著我國經(jīng)濟(jì)邁入新發(fā)展階段，創(chuàng)新已成為推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的新引擎。黨的十九大報告指出“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐”，并強(qiáng)調(diào)要堅定實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略。城市群正在成為承載區(qū)域要素資源配置的主要空間載體，是暢通科技創(chuàng)新活動及知識溢出的重要樞紐，是推動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展和高質(zhì)量發(fā)展的核心載體。以城市群擴(kuò)容為代表的區(qū)域一體化有助于破除省際、城市間的行政壁壘以及邊界效應(yīng)，推動城市群內(nèi)創(chuàng)新要素資源有效整合、構(gòu)建區(qū)域協(xié)調(diào)創(chuàng)新共同體，為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展注入強(qiáng)勁活力。在國際市場震蕩、疫情波動及競爭加劇的外部沖擊下，企業(yè)創(chuàng)新面臨“數(shù)量充足、質(zhì)量偏低”困境，企業(yè)如何借助城市群區(qū)域一體化著力激發(fā)自身創(chuàng)新活力、提升創(chuàng)新質(zhì)量成為亟待解決的重要議題。同時，在當(dāng)前我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展格局由“行政區(qū)經(jīng)濟(jì)”轉(zhuǎn)向“城市群經(jīng)濟(jì)”的背景下，科學(xué)評估城市群擴(kuò)容的企業(yè)創(chuàng)新效應(yīng)可為區(qū)域一體化政策制定提供決策參考，對推動城市群高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

區(qū)域一體化旨在通過市場機(jī)制和政府手段實(shí)現(xiàn)區(qū)域內(nèi)資源共享、要素自由流動、公共服務(wù)均等、產(chǎn)業(yè)分工協(xié)作等，以便形成跨行政區(qū)的市場資源整合。城市群擴(kuò)容是典型的細(xì)碎型“行政區(qū)經(jīng)濟(jì)”向整合型“城市群經(jīng)濟(jì)”的動態(tài)變化，擴(kuò)容后的新進(jìn)城市可享受到城市群內(nèi)低交易成本、強(qiáng)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系、要素資源共享等政策便利，而外圍城市無法獲得相應(yīng)政策紅利^［1］，從而形成新進(jìn)城市與外圍城市之間的城市群邊界效應(yīng)。城市群邊界效應(yīng)可視為城市群擴(kuò)容政策對不同城市經(jīng)濟(jì)活動的差異化影響，也是從側(cè)面體現(xiàn)城市群區(qū)域一體化的重要指標(biāo)^［2］。因此，許多文獻(xiàn)選擇以城市群擴(kuò)容為代表的區(qū)域一體化政策沖擊作為準(zhǔn)自然實(shí)驗，衡量區(qū)域一體化政策對經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境污染的影響效應(yīng)。國外學(xué)者以歐盟擴(kuò)容為代表，研究發(fā)現(xiàn)，歐盟擴(kuò)容通過降低貿(mào)易成本和促進(jìn)要素流動，顯著提升成員國工資水平與就業(yè)率^［3］，推動歐盟整體經(jīng)濟(jì)增長^［4］，縮小歐盟成員國地區(qū)收入差距^［5］。國內(nèi)學(xué)者以長三角擴(kuò)容為代表，研究發(fā)現(xiàn)，城市群擴(kuò)容有助于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，特別是對新進(jìn)城市的促進(jìn)作用更顯著^［6］，同時，緩解市場分割^［7］。相比而言，關(guān)于區(qū)域一體化的環(huán)境效應(yīng)，許多文獻(xiàn)得出不同研究結(jié)論。如Chen和Huang^［8］、尤濟(jì)紅和陳喜強(qiáng)^［9］等分別以歐盟與長三角擴(kuò)容為政策沖擊，認(rèn)為區(qū)域一體化具有顯著的減排效應(yīng)，降低原成員污染排放強(qiáng)度；趙領(lǐng)娣和徐樂^［10］則持相反論斷，在拓展STIRPAT模型的基礎(chǔ)上，他們的研究發(fā)現(xiàn)區(qū)域一體化擴(kuò)容提高了工業(yè)廢水排放強(qiáng)度、降低了污水集中處理率，且原位城市的負(fù)面環(huán)境效應(yīng)強(qiáng)于新進(jìn)城市。

現(xiàn)有文獻(xiàn)多關(guān)注區(qū)域一體化在宏觀層面的政策效應(yīng)，較少涉及區(qū)域一體化政策對微觀企業(yè)的影響。如鄧慧慧和李慧榕^［11］基于精確地理斷點(diǎn)回歸估計方法，從企業(yè)成長角度評估區(qū)域一體化的微觀企業(yè)效應(yīng)，研究表明，區(qū)域一體化顯著促進(jìn)了企業(yè)成長，該結(jié)論在一系列穩(wěn)健性檢驗下仍成立；李璟和陳勝藍(lán)^［12］利用2008-2016年資本市場上市公司為研究樣本，采用雙重差分法考察加入“城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會”對公司創(chuàng)新的影響，研究發(fā)現(xiàn)，加入“城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會”顯著促進(jìn)上市公司創(chuàng)新數(shù)量增加，且存在不同異質(zhì)性效應(yīng)。企業(yè)作為實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的微觀主體，在城市群區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展中扮演關(guān)鍵角色。那么，在以城市群擴(kuò)容為代表的區(qū)域一體化背景下，企業(yè)如何利用區(qū)域一體化的政策紅利和市場優(yōu)勢提升自身創(chuàng)新質(zhì)量呢？區(qū)域一體化能否成為穩(wěn)定創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的有力工具呢？厘清上述問題，有助于科學(xué)評判以城市群擴(kuò)容為代表的區(qū)域一體化政策效應(yīng)，這對提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量、實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略具有重大意義，同時 為區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展和高質(zhì)量發(fā)展提供經(jīng)驗證據(jù)與決策參考。

本文可能存在的邊際貢獻(xiàn)表現(xiàn)為：第一，在研究內(nèi)容方面，關(guān)注企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量而非創(chuàng)新數(shù)量，考察以城市群擴(kuò)容為代表的區(qū)域一體化對本地企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)，不僅有助于豐富企業(yè)創(chuàng)新研究視角，更拓寬了區(qū)域一體化政策評估的微觀視角；第二，在識別策略方面，采取精確地理斷點(diǎn)回歸的非參數(shù)估計方法，識別區(qū)域一體化與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的因果關(guān)系，即城市群擴(kuò)容政策外生沖擊所帶來的跳躍效應(yīng)，比較擴(kuò)容后新進(jìn)城市與外圍城市的企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量在空間維度和時間維度的雙重差異，從而降低內(nèi)生性估計偏誤；第三，在機(jī)制路徑方面，從企業(yè)成本機(jī)制和需求機(jī)制兩方面探究區(qū)域一體化影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的微觀機(jī)理，有助于推動有效市場和有為政府的結(jié)合。

1 政策背景與理論分析

1.1 政策背景

“十四五”規(guī)劃強(qiáng)調(diào)推動以人為核心的城市發(fā)展，充分發(fā)揮中心城市和城市群在區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展中的帶動作用，培育發(fā)展現(xiàn)代化都市圈。城市群正在成為承載區(qū)域要素資源配置的主要空間載體，實(shí)現(xiàn)資源要素由城市群周邊向中心城市集聚，再由中心城市向周邊輻射的良性循環(huán)，推動城市群協(xié)調(diào)發(fā)展。本文選擇長三角城市群擴(kuò)容作為外部沖擊，評估區(qū)域一體化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)，主要基于兩點(diǎn)考慮：第一，長三角區(qū)域一體化發(fā)展上升為國家戰(zhàn)略，為國家高質(zhì)量發(fā)展打造創(chuàng)新平臺和新增長極，為新發(fā)展格局探索新道路，為其它城市群發(fā)揮帶動作用提供經(jīng)驗參考。第二，長三角區(qū)域合作包含三省一市，空間范圍廣、發(fā)展時間維度長，為區(qū)域一體化擴(kuò)容政策效應(yīng)研究提供了數(shù)據(jù)支撐。改革開放后，長三角區(qū)域合作大致經(jīng)歷了1982-1991 年上海經(jīng)濟(jì)區(qū)誕生、1992-2004年長三角區(qū)域自發(fā)合作、2005-2012年長三角區(qū)域制度建設(shè)、2013年后長三角區(qū)域國家戰(zhàn)略發(fā)展4個階段，具體如表1所示。

1.2 理論分析

市場整合的“順市場”力量和市場分割的“逆市場”力量貫穿于我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展全過程^［13］。城市群是引領(lǐng)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的重要載體，城市群內(nèi)部城市經(jīng)濟(jì)效率遠(yuǎn)高于外圍城市^［14］，城市群內(nèi)外城市間存在邊界效應(yīng)。城市群邊界效應(yīng)是指由于區(qū)劃邊界導(dǎo)致城市群邊界兩側(cè)城市存在跨區(qū)域的要素資源流動、產(chǎn)業(yè)分工協(xié)作阻礙等，影響了邊界兩側(cè)城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系和空間作用^［15］，導(dǎo)致邊界兩側(cè)城市差異逐步凸顯。一方面，城市群擴(kuò)容后的新進(jìn)城市通過與城市群中心城市的產(chǎn)業(yè)互動、要素自由流動、資源共享及知識溢出等享受到中心城市的輻射效應(yīng)，降低新進(jìn)城市創(chuàng)新成本和融資風(fēng)險，激發(fā)本地企業(yè)創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新活力，從而提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量^［16］；另一方面，由于存在城市群邊界，導(dǎo)致未加入城市群的外圍城市與城市群中心城市之間要素資源流動受阻、交易成本上升，且與中心城市距離較遠(yuǎn)，受到中心城市的輻射效應(yīng)較小，因此城市群擴(kuò)容對外圍城市企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響較小，未能形成集聚效應(yīng)。此外，以城市群擴(kuò)容為代表的區(qū)域一體化有助于區(qū)域間形成統(tǒng)一大市場，擴(kuò)大城市群市場規(guī)模，促進(jìn)創(chuàng)新要素在城市群范圍內(nèi)自由流動，降低企業(yè)交易成本和研發(fā)成本，擴(kuò)大商品市場需求空間，從而形成有利于創(chuàng)新質(zhì)量提升的企業(yè)成本效應(yīng)和需求效應(yīng)。

就企業(yè)成本效應(yīng)來看，創(chuàng)新要素配置是市場選擇和政府決策共同作用的結(jié)果^［17］，地方政府制定以城市群擴(kuò)容為代表的區(qū)域一體化戰(zhàn)略，形成區(qū)域統(tǒng)一大市場，有利于企業(yè)發(fā)揮市場規(guī)模效應(yīng)，降低區(qū)際、企業(yè)間交易成本，使企業(yè)擁有更多資金進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新，從而形成“創(chuàng)新要素集聚—市場規(guī)模擴(kuò)大—企業(yè)成本降低—創(chuàng)新能力提升”的成本效應(yīng)路徑。具體而言，一方面，區(qū)域一體化通過破除行政壁壘、地方保護(hù)主義及市場分割等障礙性因素，促進(jìn)區(qū)域間創(chuàng)新要素資源自由流動^［18］，降低創(chuàng)新研發(fā)成本，提高創(chuàng)新能力和創(chuàng)新質(zhì)量；另一方面，區(qū)域一體化有利于推動形成統(tǒng)一大市場，形成創(chuàng)新要素市場集聚效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)，提高信息傳遞效率，降低企業(yè)創(chuàng)新失敗風(fēng)險和研發(fā)成本，從而有助于提高企業(yè)創(chuàng)新能力和創(chuàng)新質(zhì)量。

基于此，本文提出研究假設(shè)H₁。

H₁：從企業(yè)成本角度，區(qū)域一體化能夠通過形成統(tǒng)一大市場，降低企業(yè)成本，提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。

就企業(yè)需求效應(yīng)來看，“鏈接模型”認(rèn)為，技術(shù)和需求的共同作用有助于促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，其中，市場需求不僅有助于降低創(chuàng)新失敗風(fēng)險，而且有助于激勵企業(yè)提高創(chuàng)新水平^［19］。對于企業(yè)而言，是否進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新活動由市場預(yù)期收益和投入成本決定。只有較大的市場需求規(guī)模才能夠分擔(dān)相應(yīng)的研發(fā)風(fēng)險，當(dāng)某項產(chǎn)品擁有足夠的市場需求以致市場預(yù)期收益大于投入成本時，企業(yè)才有意愿進(jìn)行創(chuàng)新活動^［20］。地方政府為保護(hù)本地企業(yè)市場份額、免受外地企業(yè)的競爭沖擊，往往采取限制外地企業(yè)進(jìn)入的方式。但這種地方保護(hù)主義將會導(dǎo)致周邊地區(qū)的模仿和報復(fù)行為^［21］，從而抑制本地企業(yè)市場需求規(guī)模，降低潛在市場空間^［22］。在區(qū)域一體化進(jìn)程中，國內(nèi)統(tǒng)一大市場逐步形成，通過破除行政壁壘、地方保護(hù)主義及市場分割等障礙性因素，能有效擴(kuò)大企業(yè)產(chǎn)品市場需求空間，推動要素資源自由流動和高效整合，激發(fā)創(chuàng)新潛能，從而提高企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量。

基于此，本文提出研究假設(shè)H₂。

H₂：從企業(yè)需求角度，區(qū)域一體化擴(kuò)容能夠通過擴(kuò)大企業(yè)市場需求空間，降低創(chuàng)新失敗風(fēng)險，從而提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。

區(qū)域一體化在影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量過程中存在異質(zhì)性特征：第一，企業(yè)成立時間異質(zhì)性。生命周期理論認(rèn)為，依據(jù)企業(yè)成立時間可以大致判斷企業(yè)所處發(fā)展階段，在不同發(fā)展階段企業(yè)擁有的研發(fā)資金、創(chuàng)新人才等要素資源稟賦不同。在區(qū)域一體化擴(kuò)容后，處于不同發(fā)展階段的企業(yè)對市場空間擴(kuò)大、創(chuàng)新要素空間配置的反應(yīng)程度不同，因此企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量也會受到異質(zhì)性影響。第二，企業(yè)成長能力異質(zhì)性。一般來說，成長能力強(qiáng)的企業(yè)擁有更強(qiáng)的盈利能力和更大發(fā)展?jié)撃埽軌蚋斓匚{所需創(chuàng)新資源，并將之轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新產(chǎn)出。當(dāng)區(qū)域市場成為統(tǒng)一大市場時，這些企業(yè)對市場規(guī)模擴(kuò)大、創(chuàng)新要素空間配置的敏感性更強(qiáng)，因此企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的提升幅度更大。第三，企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性。不同規(guī)模企業(yè)在要素市場和產(chǎn)品市場擁有不同競爭優(yōu)勢，企業(yè)創(chuàng)新技術(shù)水平和創(chuàng)新意愿也有所不同。當(dāng)區(qū)域一體化擴(kuò)容后，大規(guī)模企業(yè)更有意愿激勵企業(yè)吸納創(chuàng)新要素資源，提升創(chuàng)新水平和創(chuàng)新質(zhì)量。因此，大規(guī)模企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的提升幅度更大。

基于此，本文提出研究假設(shè)H₃。

H₃：區(qū)域一體化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響存在企業(yè)成立時間異質(zhì)性、企業(yè)成長能力異質(zhì)性和企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性。

2 研究設(shè)計與數(shù)據(jù)說明

2.1 研究方法與識別策略

斷點(diǎn)回歸法作為政策評估和因果識別的準(zhǔn)自然實(shí)驗方法，自Thistlethwaite&Campbell^［23］提出后，被廣泛應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)、社會學(xué)等領(lǐng)域的政策分析和因果識別。斷點(diǎn)回歸法的基本原理是：當(dāng)結(jié)果變量及由某連續(xù)驅(qū)動變量依據(jù)某規(guī)則所決定的處置變量在驅(qū)動變量臨界值附近出現(xiàn)間斷性跳躍，而控制變量并未發(fā)生跳躍時，證明結(jié)果變量受到處置變量的影響。一般來說，斷點(diǎn)回歸主要依靠區(qū)域政策實(shí)施時間節(jié)點(diǎn)或自然地理邊界作為驅(qū)動變量的劃分依據(jù)，以個體相對政策時間節(jié)點(diǎn)的長度或相對地理邊界的位置判斷是否接受處置。若臨界值附近觀測值一邊完全接受處置效應(yīng)，另一邊完全不接受處置，則為精確斷點(diǎn)回歸；若臨界值附近觀測值接受處理效應(yīng)的概率是隨機(jī)的，則為模糊斷點(diǎn)回歸。Dell^［24］首次在斷點(diǎn)回歸中引入地理距離，以地理距離為驅(qū)動變量，考察米塔勞役制度對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。鄧慧慧和李慧榕^［9］利用精確地理斷點(diǎn)回歸法評估了區(qū)域一體化擴(kuò)容政策對企業(yè)成長的影響。

本文研究選取2010年長三角城市群擴(kuò)容為準(zhǔn)自然實(shí)驗，采用精準(zhǔn)地理斷點(diǎn)回歸及一系列穩(wěn)健性檢驗，通過比較2010年長三角擴(kuò)容邊界附近地級市企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量變化，進(jìn)而識別區(qū)域一體化政策對企業(yè)的影響效應(yīng)。之所以選取2010年擴(kuò)容城市作為研究樣本，主要考慮到2010年擴(kuò)容范圍首次從二省一市擴(kuò)展為三省一市，具備行政區(qū)劃多、擴(kuò)容范圍大和可觀測性強(qiáng)的特點(diǎn)^［6］。此外，由于采取精確地理斷點(diǎn)回歸方法，而企業(yè)辦公地址更改與城市是否屬于城市群擴(kuò)容范圍無關(guān)，即不存在長三角擴(kuò)容邊界附近的個體觀測值為了享受政策而隨意更改自身相對于邊界位置的情況。

參考Ito和Zhang^［25］、鄧慧慧和李慧榕^［11］的精確地理斷點(diǎn)回歸方法研究，本文計量模型設(shè)定為：

Y_i=β₀+β₁D_i+β₂fD_i，Distance_i+γZ_i+μ_i（1）

其中，Y_i為企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量，在本文的基準(zhǔn)回歸中用上市公司申請專利的被引用次數(shù)作為代理變量。fD_i，Distance_i表示驅(qū)動變量Distance_i和處置變量D_i的非參數(shù)形式。驅(qū)動變量Distance_i表示地級市政府所在地到2010年長三角城市群邊界的最短距離，本文運(yùn)用ArcGIS軟件確定城市群邊界，測量地級市中心到邊界的多個距離，并選取其中的最短距離。當(dāng)城市不處于城市群范圍內(nèi)時，Distance_i取距離的相反數(shù)。若Distance_i>0，則處置變量D_i=1，表示地級市處于城市群范圍內(nèi)；若Distance_i<0，則處置變量D_i=0，表示地級市處于城市群范圍外。若Distance_i=0，則表示本文研究的邊界線即斷點(diǎn)處。Z_i為控制變量。

本文重點(diǎn)關(guān)注處置變量D_i的估計系數(shù)β₁，以捕捉區(qū)域一體化擴(kuò)容影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的凈效應(yīng)。若β₁<0且顯著，則表明區(qū)域一體化擴(kuò)容不利于提高企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量；若β₁>0且顯著，則表明區(qū)域一體化擴(kuò)容有助于提高企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量；若β₁不顯著，則表明區(qū)域一體化擴(kuò)容對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的作用效果不明顯。

本文使用局部擬合模型的非參數(shù)估計方法對結(jié)果變量Y_i在驅(qū)動變量臨界值（斷點(diǎn)處）兩側(cè)極限進(jìn)行估計，以精準(zhǔn)識別區(qū)域一體化擴(kuò)容對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)β₁，其非參數(shù)表達(dá)式為：

最優(yōu)帶寬h^*選擇取決于如何權(quán)衡估計結(jié)果的無偏性和有效性。一般來說，帶寬越大，可觀測的樣本量越多，估計結(jié)果有效性越高，但估計偏誤增大；帶寬越小，可觀測的樣本量越少，估計結(jié)果有效性越弱，但估計偏誤降低。本文在基準(zhǔn)回歸估計中采用Imbens&Kalyanaraman^［26］提出的最優(yōu)帶寬選擇方法（IK帶寬），并分別使用矩形核函數(shù)、三角核函數(shù)及Epanechinikov核函數(shù)對臨近斷點(diǎn)觀測值進(jìn)行加權(quán)。

2.2 變量說明及數(shù)據(jù)來源

（1） 被解釋變量： 企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。Schumpeter^［27］在《經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論》中指出，沒有被應(yīng)用到現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)活動中的發(fā)明不能帶來實(shí)際利益，且不能被稱為“創(chuàng)新”。只有當(dāng)一項技術(shù)發(fā)明應(yīng)用于某項經(jīng)濟(jì)活動時才能真正稱之為“創(chuàng)新”。在已有研究中，部分學(xué)者以發(fā)明專利申請數(shù)或新型實(shí)用專利申請數(shù)作為衡量創(chuàng)新質(zhì)量水平的代理變量^［28］、以發(fā)明專利授權(quán)數(shù)量作為創(chuàng)新質(zhì)量的代理變量^［29］。從嚴(yán)格意義上來說，專利申請數(shù)和授權(quán)數(shù)僅能衡量創(chuàng)新數(shù)量，并不能反映企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。一般而言，實(shí)用性強(qiáng)、技術(shù)水平高、重要等級高的專利被引用頻次較高，更能有效反映企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。因此，本文使用上市公司當(dāng)年申請專利的被引用次數(shù)度量企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量^［30-31］，在實(shí)證研究中，以企業(yè)專利被引用次數(shù)加1取自然對數(shù)處理，用Citations表示。

（2）核心解釋變量：是否屬于城市群擴(kuò)容新進(jìn)城市。本文將城市樣本是否屬于城市群新進(jìn)城市作為虛擬變量。若某城市屬于城市群擴(kuò)容新進(jìn)城市，則作為處理組樣本并賦值為1，否則作為控制組樣本且賦值為0，進(jìn)而通過計算核心解釋變量的估計系數(shù)測度加入城市群與未加入城市群的城市企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量是否存在顯著差異。

（3） 驅(qū)動變量： 地級市到城市群邊界線的最短距離。鑒于地理斷點(diǎn)回歸模型的設(shè)定，將城市群擴(kuò)容后新加入城市（處理組）到邊界線的最短距離取正值，未加入城市群的城市（控制組）到邊界線的最短距離取負(fù)值（即相反數(shù)）。首先，利用ArcGIS劃定2010年原有城市與新進(jìn)城市的城市群邊界線；其次，在ArcGIS中描繪處理組與控制組城市政府所在地，并用點(diǎn)表示；最后，利用ArcGIS工具測算城市政府所在地到邊界線的距離，并取其中的最短距離作為本文驅(qū)動變量。

（4） 控制變量。為了控制其它因素對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響，參考以往研究，引入如下控制變量：企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、托賓Q值、資產(chǎn)收益率、固定資產(chǎn)比率、資產(chǎn)負(fù)債率與董事會人數(shù)。關(guān)于控制變量的度量，企業(yè)規(guī)模（Size）以資產(chǎn)總額取自然對數(shù)表征；企業(yè)年齡（Age）以樣本期年限與企業(yè)成立或注冊時間的差值，并取自然對數(shù)表征；董事會人數(shù)（Board）以董事會人員數(shù)表征；資產(chǎn)收益率（Roa）以凈利潤與資產(chǎn)總額的比值表征，反映企業(yè)盈利能力；資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）以負(fù)債總額與資產(chǎn)總額的比值表征，反映企業(yè)負(fù)債水平；固定資產(chǎn)比率（Fixed_asset）以固定資產(chǎn)凈額與資產(chǎn)總額的比值表征，反映企業(yè)是否充分利用現(xiàn)有固定資產(chǎn)；資本性支出（Inv）以資本支出/資產(chǎn)總額的比值表征，反映企業(yè)支出狀況。

研究樣本為2000—2019 年25個城市上市公司面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和我國專利數(shù)據(jù)庫。表2 報告了變量含義和描述性統(tǒng)計結(jié)果。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

在進(jìn)行斷點(diǎn)回歸分析前，通過圖形直觀展示地級市到城市群邊界線的距離與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量關(guān)系，即反映結(jié)果變量在臨界值處的“跳躍”效應(yīng)，見圖1。圖中的垂直線表示城市群擴(kuò)容后的邊界線，邊界線右側(cè)表示新進(jìn)城市（處理組），左側(cè)是其余未進(jìn)入城市群的城市（控制組）；散點(diǎn)表示每個城市企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量均值，以避免原始數(shù)據(jù)可能存在的噪音。兩側(cè)曲線表示依據(jù)散點(diǎn)分布進(jìn)行非參數(shù)回歸的擬合值，可以發(fā)現(xiàn)，新進(jìn)城市企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量存在明顯的向上“跳躍”效應(yīng)，初步說明區(qū)域一體化擴(kuò)容有助于提高企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。原因在于城市群擴(kuò)容后新進(jìn)城市與城市群中心城市共享要素資源、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚等，從而為新進(jìn)城市企業(yè)提供了寬松的外部融資環(huán)境、通暢的知識溢出渠道、快捷的信息交互方式等便利條件，進(jìn)一步激發(fā)創(chuàng)新意愿和強(qiáng)化創(chuàng)新投資活力，從而提升企業(yè)創(chuàng)新能力和創(chuàng)新質(zhì)量。

進(jìn)一步，通過局部擬合模型的非參數(shù)估計得到更精確結(jié)果。表3展示了區(qū)域一體化擴(kuò)容對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的回歸結(jié)果，其中，第（1）列至第（3）列依次報告了當(dāng)核函數(shù)為矩形內(nèi)核、三角內(nèi)核和Epanechnikov 內(nèi)核的非參數(shù)估計結(jié)果。第一行是不同核函數(shù)加權(quán)以及最優(yōu)帶寬方法（IK帶寬）的估計結(jié)果，第二行則是兩倍最優(yōu)帶寬情形下的估計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，除最優(yōu)帶寬+矩形內(nèi)核模型設(shè)定情形外，在其余模型設(shè)定情形下，長三角區(qū)域一體化擴(kuò)容對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響顯著為正，說明區(qū)域一體化擴(kuò)容顯著提高了企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。從估計系數(shù)值看，相比于控制組城市，新加入長三角城市群的城市企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量平均提升了0.640 6～0.946 8。由于企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量在樣本期的均值為1.033 4，該估計系數(shù)表明區(qū)域一體化擴(kuò)容對新進(jìn)城市企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量約提高61.99%～93.36%，可見提高效應(yīng)顯著。

3.2 有效性檢驗

使用斷點(diǎn)回歸進(jìn)行因果識別需基于兩個假設(shè)：第一，驅(qū)動變量在斷點(diǎn)附近是連續(xù)分布，也即個體無法精確操作驅(qū)動變量。由于本文采取精確地理斷點(diǎn)回歸方法，而企業(yè)辦公地址更改與城市是否屬于城市群擴(kuò)容范圍無關(guān)，即不存在長三角擴(kuò)容邊界附近的個體觀測值為了享受政策而隨意更改自身相對于邊界的位置，企業(yè)地址相對于邊界線位置是局部隨機(jī)的。因此，驅(qū)動變量在臨界值處不存在跳躍，滿足斷點(diǎn)回歸應(yīng)用的識別假設(shè)前提。第二，控制變量滿足連續(xù)性假設(shè)，即排除企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量在臨界值處的跳躍效應(yīng)是由控制變量引起的。本文檢驗了其它控制變量在驅(qū)動變量臨界值處是否存在跳躍，表4報告了三角核函數(shù)情形下局部擬合的非參數(shù)估計結(jié)果?？梢钥闯?，除企業(yè)規(guī)模外，其它控制變量在臨界值處均不顯著，即不存在明顯跳躍，滿足連續(xù)性假設(shè)。這也表明長三角區(qū)域一體化擴(kuò)容的政策效應(yīng)不受上述協(xié)變量影響，證明采用精確地理斷點(diǎn)回歸進(jìn)行因果識別是合理的。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

通過放松“偽隨機(jī)性”假設(shè)、地理斷點(diǎn)反事實(shí)檢驗、雙重差分法等不同方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。此外，還考察2010年以前臨界值兩側(cè)企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的差異以及更換企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量表征變量后，研究結(jié)果是否與基準(zhǔn)結(jié)果一致。

3.3.1 斷點(diǎn)區(qū)間估計

參考Gerard等^［32］的研究方法，進(jìn)一步采用斷點(diǎn)區(qū)間估計進(jìn)行結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗。具體而言，臨界值處平均政策效應(yīng)的上界和下界分別為：

ΓLower_SRD=EY|X=c+，Y≤Q_Y|X=c+1－τ－EY|X=c－ ????（3）

ΓUpper_SRD=EY|X=c+，Y≤Q_Y|X=c+τ－EY|X=c－ ????（4）

其中，X是驅(qū)動變量，c是本文的斷點(diǎn)臨界值，τ=1－f_Xc－/f_Xc+衡量驅(qū)動變量的被操縱程度，即可操縱驅(qū)動變量比例；Q_Y|X=c⁺（*）表示結(jié)果變量Y在臨界值處條件分布的分位數(shù)，以衡量在驅(qū)動變量條件下結(jié)果變量的被操縱程度。

通過運(yùn)用Gerard等^［32］的局部多項式回歸估計，計算結(jié)果變量Y在臨界值處左右兩側(cè)的條件分布及驅(qū)動變量在臨界值處的條件密度，得到臨界值處政策效果的區(qū)間范圍為［0.4724，1.0163］。從估計結(jié)果看，一方面，不同情形下的精確地理斷點(diǎn)回歸結(jié)果均在這一區(qū)間范圍內(nèi)，證實(shí)了政策效果的有效性；另一方面，政策效果的區(qū)間估計范圍均大于0，進(jìn)一步證實(shí)政策效果確實(shí)存在，且方向與本文估計一致。

3.3.2 地理斷點(diǎn)的反事實(shí)估計

為進(jìn)一步排除結(jié)果變量在驅(qū)動變量臨界值的跳躍效應(yīng)不是因為地理邊界的偶然因素所導(dǎo)致，參考鄧慧慧和李慧榕^［11］的做法，對城市群擴(kuò)容后的邊界選擇進(jìn)行隨機(jī)化處理，即分別將城市群邊界外推30Km、25Km、15Km以及內(nèi)推5Km、15Km，以此作為本文地理斷點(diǎn)的反事實(shí)檢驗。若斷點(diǎn)設(shè)定有效，企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量在這些反事實(shí)臨界值處不存在顯著的“跳躍”效應(yīng)，即“假邊界線”兩側(cè)的企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量不存在顯著差異。由表5可以發(fā)現(xiàn)，上述5種隨機(jī)化處理的“假邊界線”兩側(cè)不存在顯著的政策效果，即區(qū)域一體化擴(kuò)容政策在虛設(shè)邊界值處對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量不具備顯著正向影響，充分說明前文識別策略穩(wěn)健。

3.3.3 雙重差分法估計

雙重差分法用于評估政策實(shí)施前后處理組與控制組是否有顯著差異，也是政策評估的常用方法。雙重差分模型設(shè)定如下：

Y_it=β₀+β₁DID_it+β₂X_it+δ_i+μ_t+ε_it（5）

其中，Y表示被解釋變量，即企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量，DID_it表示區(qū)域一體化擴(kuò)容的政策評估量，若城市i∈新進(jìn)城市且t≥2010，則DID_it=1，在其余情形下，DID_it=0。X_it表示影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的系列控制變量，δ_i和μ_t分別表示個體與時間固定效應(yīng)。重點(diǎn)關(guān)注DID_it的估計系數(shù)β₁，表示區(qū)域一體化擴(kuò)容對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的凈效應(yīng)。

表6 為雙重差分法估計結(jié)果，其中，第（1）-（4）列表示不包含控制變量不同固定效應(yīng)設(shè)定下的估計結(jié)果，第（5）-（8）列表示包含控制變量相應(yīng)模型設(shè)定下的估計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論是否包含控制變量，DID的估計系數(shù)均顯著為正，即長三角區(qū)域一體化擴(kuò)容有助于提高企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量，與前文斷點(diǎn)回歸結(jié)論一致，證實(shí)了基準(zhǔn)結(jié)論的穩(wěn)健性。

3.3.4 判斷擴(kuò)容前是否存在“跳躍”效應(yīng)

為進(jìn)一步排除擴(kuò)容前結(jié)果變量在驅(qū)動變量臨界值處并不存在“跳躍”效應(yīng)，對2010年之前研究期臨界值處兩側(cè)是否存在“跳躍”效應(yīng)進(jìn)行檢驗。若本文斷點(diǎn)設(shè)定有效，則2010年之前研究期的臨界值處不存在顯著“跳躍”效應(yīng)，即擴(kuò)容前處理組與控制組不存在顯著差異。表7第（1）列至第（3）列依次報告了當(dāng)核函數(shù)為矩形內(nèi)核、三角內(nèi)核和Epanechnikov 內(nèi)核時的非參數(shù)估計結(jié)果。第一行是不同核函數(shù)加權(quán)以及最優(yōu)帶寬方法（IK帶寬）的估計結(jié)果，而第二行則是兩倍最優(yōu)帶寬情形下的估計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，在任何核函數(shù)或倍數(shù)的最優(yōu)帶寬下，臨界值處均不存在顯著的“跳躍”效應(yīng)，也就是說在2010年擴(kuò)容前處理組與控制組并不存在顯著差異，這也充分說明前文識別策略具有有效性和穩(wěn)健性。

3.3.5 更換企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的代理變量

在已有研究中，常用授權(quán)專利數(shù)作為申請專利數(shù)的替代變量以衡量企業(yè)創(chuàng)新水平?；诖耍疚倪M(jìn)一步將授權(quán)專利的被引用次數(shù)作為代理變量，進(jìn)行精確地理斷點(diǎn)回歸的穩(wěn)健性檢驗。在其余條件設(shè)定不變的情況下，表8報告了更換企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量代理變量后的估計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論是最優(yōu)帶寬還是兩倍最優(yōu)帶寬情形，企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量在驅(qū)動變量臨界值處均存在顯著“跳躍”效應(yīng)，表征區(qū)域一體化擴(kuò)容有助于提高企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量，研究結(jié)論穩(wěn)健。

3.4 異質(zhì)性分析

3.4.1 企業(yè)成立時間異質(zhì)性

一般來說，成立時間較長的企業(yè)，為了進(jìn)一步提升市場競爭地位，更傾向增加研發(fā)投入，用于提升企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量。而成立時間較短的企業(yè)盡管也投入資金用于產(chǎn)品創(chuàng)新，但由于研發(fā)初期技術(shù)能力不足導(dǎo)致研發(fā)風(fēng)險較高，從而不能很好地提升企業(yè)創(chuàng)新能力，因此企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的提升效應(yīng)較弱^［33］。另外，企業(yè)年齡是影響企業(yè)創(chuàng)新的重要因素之一^［34］。企業(yè)成立時間越長，與其它企業(yè)聯(lián)系越緊密，有助于降低研發(fā)成本，推動企業(yè)研發(fā)合作，提高研發(fā)創(chuàng)新質(zhì)量。在實(shí)施區(qū)域一體化擴(kuò)容政策后，新進(jìn)城市的成熟企業(yè)為了在城市群內(nèi)的統(tǒng)一大市場中維持相應(yīng)競爭地位，更有意愿進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新，進(jìn)而呈現(xiàn)出顯著的創(chuàng)新質(zhì)量提升效應(yīng)。

按企業(yè)成立時間是否大于平均值，將企業(yè)分為兩組予以討論?；贗K最優(yōu)帶寬法進(jìn)行精確地理斷點(diǎn)回歸估計，表9報告了區(qū)域一體化擴(kuò)容對不同成立時間上市公司創(chuàng)新質(zhì)量的影響效果。第（1）列—第（4）列依次報告了當(dāng)核函數(shù)為三角內(nèi)核和Epanechnikov 內(nèi)核的非參數(shù)估計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論在哪種核函數(shù)情形下，對成立時間長的上市公司而言，長三角區(qū)域一體化擴(kuò)容對上市公司的創(chuàng)新質(zhì)量有顯著正向效應(yīng)，企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量平均提升近2倍。而對于成立時間短的上市公司而言，并不存在上述效應(yīng)。

3.4.2 企業(yè)成長能力異質(zhì)性

成長能力在一定時期內(nèi)反映了企業(yè)盈利能力和發(fā)展?jié)摿?sup>［^35］。一般而言，成長能力較弱的企業(yè)所擁有的研發(fā)資金、創(chuàng)新人才、高精設(shè)備等資源也較匱乏，不能充分地將創(chuàng)新資源轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新產(chǎn)出，創(chuàng)新能力有待提高。在實(shí)施區(qū)域一體化擴(kuò)容政策后，成長能力強(qiáng)的企業(yè)對城市群統(tǒng)一大市場更敏感，能夠快速吸納相應(yīng)創(chuàng)新要素，并通過研發(fā)創(chuàng)新活動，整合轉(zhuǎn)化為相應(yīng)創(chuàng)新產(chǎn)出，進(jìn)一步提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。因此，區(qū)域一體化擴(kuò)容帶來的政策效應(yīng)會受到企業(yè)成長能力的制約，即區(qū)域一體化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響因企業(yè)成長能力不同而存在差異。

按企業(yè)成長能力是否大于平均值，將企業(yè)分為兩組予以討論。基于IK最優(yōu)帶寬法進(jìn)行精確地理斷點(diǎn)回歸估計，表10報告了區(qū)域一體化擴(kuò)容對不同成長能力上市公司創(chuàng)新質(zhì)量的影響效果。第（1）列—第（4）列分別報告了當(dāng)核函數(shù)為三角內(nèi)核和Epanechnikov 內(nèi)核的非參數(shù)估計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論哪種核函數(shù)情形，對成長能力強(qiáng)的上市公司而言，長三角區(qū)域一體化擴(kuò)容對上市公司的創(chuàng)新質(zhì)量有顯著正向效應(yīng)，企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量平均約提升62.69%～63.78%。而對于成長能力較弱的上市公司而言，并不存在這種效應(yīng)。

3.4.3 企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性

Schumpeter^［36］指出，大型企業(yè)具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)和壟斷競爭優(yōu)勢，能夠承擔(dān)較高研發(fā)風(fēng)險，同時，有助于提升企業(yè)創(chuàng)新能力。相比之下，這些優(yōu)勢是小企業(yè)無法擁有的。在實(shí)施區(qū)域一體化擴(kuò)容政策后，新進(jìn)城市的大型企業(yè)希望通過激勵研發(fā)創(chuàng)新活動，增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新能力以獲取更高技術(shù)壟斷地位，維持企業(yè)相應(yīng)利潤水平。因此，在不同規(guī)模企業(yè)中，區(qū)域一體化擴(kuò)容帶來的政策效應(yīng)會受到企業(yè)規(guī)模的制約，即區(qū)域一體化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響因企業(yè)規(guī)模不同而存在差異。

按企業(yè)規(guī)模是否大于平均值，將企業(yè)分為兩組予以討論?；贗K最優(yōu)帶寬法進(jìn)行精確地理斷點(diǎn)回歸估計，表11報告了區(qū)域一體化擴(kuò)容對不同企業(yè)規(guī)模上市公司創(chuàng)新質(zhì)量的影響效果。第（1）列—第（4）列分別報告了當(dāng)核函數(shù)為三角內(nèi)核和Epanechnikov 內(nèi)核的非參數(shù)估計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論是哪種核函數(shù)情形，對大規(guī)模上市公司而言，長三角區(qū)域一體化擴(kuò)容對創(chuàng)新質(zhì)量有顯著正向效應(yīng)，企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量平均提高約116.02%～123.61%。而對于企業(yè)規(guī)模較小的上市公司而言，并不存在這種效應(yīng)。至此，假設(shè)H₃得到驗證。

4 進(jìn)一步分析：機(jī)制檢驗

前文識別了區(qū)域一體化與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量間的因果關(guān)系，即以長三角城市群擴(kuò)容為準(zhǔn)自然實(shí)驗的區(qū)域一體化顯著提高了企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量，那么，擴(kuò)容政策的外部沖擊如何影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量？本文將從降低企業(yè)成本和增加企業(yè)需求兩個視角出發(fā)，實(shí)證檢驗區(qū)域一體化影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的內(nèi)在機(jī)制。具體做法是，分別以企業(yè)成本和企業(yè)需求作為被解釋變量進(jìn)行回歸。參考夏杰長和劉誠^［37］的做法，以銷售費(fèi)用、財務(wù)費(fèi)用以及管理費(fèi)用三者之和與資產(chǎn)總額的比值衡量企業(yè)成本（Cost）。參考卞元超和白俊紅^［22］的做法，以銷售收入與資產(chǎn)總額的比值衡量企業(yè)需求（Demand）。

表12報告了區(qū)域一體化影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的機(jī)制檢驗結(jié)果，第（1）列和第（2）列分別表示以企業(yè)成本與企業(yè)需求為被解釋變量的非參數(shù)估計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，區(qū)域一體化擴(kuò)容對企業(yè)成本具有顯著負(fù)向作用，即區(qū)域一體化顯著降低了區(qū)域內(nèi)企業(yè)成本，使得企業(yè)成本平均下降131.38%，效果較顯著。區(qū)域一體化擴(kuò)容對企業(yè)需求具有顯著正向作用，即區(qū)域一體化顯著增強(qiáng)了區(qū)域內(nèi)企業(yè)需求，使得企業(yè)需求平均提升182.78%，效果顯著。究其原因，以城市群擴(kuò)容為代表的區(qū)域一體化政策有助于破除行政壁壘、市場分割等制度性障礙，使得區(qū)域內(nèi)形成統(tǒng)一大市場，促進(jìn)創(chuàng)新要素在城市群內(nèi)自由流動和高效集聚，形成集聚效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)，從而降低企業(yè)各類成本，進(jìn)一步擴(kuò)大企業(yè)產(chǎn)品在統(tǒng)一大市場的需求空間。因此，區(qū)域一體化可以通過降低企業(yè)成本和增加企業(yè)需求進(jìn)而提高企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量，假設(shè)H₁和H₂得到驗證。

5 主要結(jié)論與政策啟示

在當(dāng)前全球經(jīng)濟(jì)萎靡的外部環(huán)境下，必須發(fā)揮國內(nèi)超大規(guī)模市場優(yōu)勢，加快形成以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局。區(qū)域一體化戰(zhàn)略作為黨中央作出的一項重要決策，是推動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的重要政策，為區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展指明了方向——在構(gòu)建長三角科技創(chuàng)新共同體建設(shè)背景下，圍繞新一輪區(qū)域一體化形成的城市群或都市圈擴(kuò)容建設(shè)，引領(lǐng)中國未來經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，并成為新增長極。區(qū)域一體化進(jìn)程究竟如何影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量呢？鑒于此，本文將2010年長三角城市群擴(kuò)容視為一項準(zhǔn)自然實(shí)驗，采用精確地理斷點(diǎn)回歸方法識別區(qū)域一體化與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的因果關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：①在整體上，相比控制組而言，新進(jìn)城市的企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提高了0.640 6～0.946 8，約為樣本均值的61.99%～93.36%，意味著區(qū)域一體化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量具有提升效應(yīng)；②區(qū)域一體化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響存在異質(zhì)性。成立時間長、成長能力強(qiáng)、規(guī)模大的企業(yè)受到區(qū)域一體化的正向作用更顯著，即區(qū)域一體化對這些企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量具有顯著提升效應(yīng)；③機(jī)制分析結(jié)果表明，區(qū)域一體化顯著降低企業(yè)成本、拓展企業(yè)需求，這也是企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提高的內(nèi)在機(jī)制。此外，在經(jīng)過放松“偽隨機(jī)性”假設(shè)、地理斷點(diǎn)的反事實(shí)檢驗、雙重差分法、考察2010年前邊界兩側(cè)差異和更換替代變量等一系列穩(wěn)健性檢驗后，研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

本文研究結(jié)論對推動城市群區(qū)域一體化發(fā)展、切實(shí)提升企業(yè)創(chuàng)新活力和創(chuàng)新質(zhì)量具有重要啟示意義。

第一，推動城市群內(nèi)新進(jìn)城市與原位城市協(xié)同發(fā)展。當(dāng)前企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提升緩慢的一大原因在于行政壁壘、地方保護(hù)主義和市場分割等制度性障礙。因此，要著力推動長三角城市群“一盤棋”建設(shè)，打破制度限制和行政邊界限制，推動城市群內(nèi)新進(jìn)城市與原位城市協(xié)同發(fā)展，充分發(fā)揮新進(jìn)城市的要素價格優(yōu)勢和原位城市的輻射效應(yīng)，打造引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的新增長極。

第二，著力構(gòu)建區(qū)域一體化，有效降低企業(yè)成本和釋放企業(yè)市場需求空間。以城市群擴(kuò)容為代表的區(qū)域一體化會形成市場規(guī)模效應(yīng)，降低企業(yè)成本、增加企業(yè)市場需求，有助于提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。因此，打通市場經(jīng)濟(jì)循環(huán)的堵點(diǎn)卡點(diǎn)，促進(jìn)研發(fā)、生產(chǎn)、消費(fèi)等生產(chǎn)者和消費(fèi)者之間暢通，實(shí)現(xiàn)區(qū)域一體化內(nèi)質(zhì)和量的雙重提升。一方面，鼓勵地方政府通過稅收優(yōu)惠和政府補(bǔ)貼等政策降低企業(yè)成本，通過成本效應(yīng)激勵企業(yè)加大創(chuàng)新投入，提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量；另一方面，地方政府通過創(chuàng)造新的市場空間和提高市場容量，釋放企業(yè)市場需求空間，為區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供新引擎。

第三，以區(qū)域市場一體化推動全國統(tǒng)一大市場建設(shè)。建設(shè)全國統(tǒng)一大市場，關(guān)鍵在于破除地方保護(hù)主義和行政壁壘，打通各區(qū)域內(nèi)的小循環(huán)或者內(nèi)循環(huán)，全面清理阻礙外地企業(yè)進(jìn)入本地市場的政策壁壘。通過積極推動區(qū)域市場一體化發(fā)展，充分發(fā)揮區(qū)域市場一體化的規(guī)模效應(yīng)和引領(lǐng)示范作用。在推動各區(qū)域市場一體化協(xié)調(diào)發(fā)展的基礎(chǔ)上，以點(diǎn)擴(kuò)面，擴(kuò)大區(qū)域市場一體化范圍，推動全國統(tǒng)一大市場建設(shè)。

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（責(zé)任編輯：胡俊?。?/p>

Regional Integration and Innovation Quality of Enterprises： Evidence

from the Enlargement of the Yangtze River Delta Urban Agglomeration

Wu Qingshan¹，Wu Yuming¹，Cai Huijie²

（1.School of Business ，East China University of Science and Technology，Shanghai 200237，China；

2.Contemporary Jiangxi Magazine of CPC Jiangxi Provincial Committee，Nanchang 330006，China）

Abstract：Regional integration is an important institutional design for coordinated regional development， and it is also a source of vitality for promoting high-quality economic development. Urban agglomerations are becoming the main spatial carriers for the allocation of regional factor resources， important hubs for smooth scientific and technological innovation activities and knowledge spillovers， and core carriers for promoting regional coordinated development and high-quality development. Regarding the policy effects of regional integration， existing research focuses more on economic development， environmental pollution and employment， and less literature deals with the impact of regional integration policies on micro-enterprises. Therefore， this study aims to deeply explore the impact of regional integration on the quality of enterprise innovation and its underlying mechanism.

Regional integration is expected to achieve the free flow of factors， resource sharing and industrial division of labor in the region through market mechanisms and government means， so as to form the integration of market resources across administrative regions. The expansion of urban agglomeration is a dynamic change from a typical fragmented "administrative region economy"? to an integrated "urban agglomeration economy". After expansion， new entrants enjoy policy conveniences such as reduced transaction costs and strengthened economic ties within the urban agglomeration， and achieve corresponding policy dividends， thus forming the boundary effect of urban agglomeration between newly entered cities and peripheral cities. This paper selects the quasi-natural experiment of the expansion of the Yangtze River Delta urban agglomeration in 2010， adopts an sharp geographic regression discontinuity， and identifies the quality effect of enterprise innovation brought by regional integration by comparing the changes in the quality of enterprise innovation in expanding cities and marginal cities.

This paper has the following marginal contributions. First， in terms of research content， it focuses on the quality of corporate innovation rather than the quantity of innovation， which not only enriches the research perspective of corporate innovation， but also broadens the micro perspective of regional integration policy evaluation. Second， in terms of identification strategies， the non-parametric estimation method of sharp geographic regression discontinuity is adopted to identify the causal relationship between regional integration and the quality of enterprise innovation， that is， the jump effect brought by the exogenous impact of urban agglomeration expansion policies. The dual differences in the spatial and temporal dimensions of corporate innovation quality between new entrants and peripheral cities can reduce the endogenous estimation bias; thirdly， in terms of mechanism paths， it explores regional integration from the perspectives of corporate cost mechanism and demand mechanism. It will help promote a better combination of efficient markets and promising governments by clarifying the micro-mechanisms that affect the quality of enterprise innovation.

It is confirmed that regional integration construction has significantly improved the quality of enterprise innovation in expanding cities， and after a series of robustness tests， this conclusion is still valid. There is a firm heterogeneity effect of regional integration on innovation quality of enterprises， with more significant positive effect on enterprises that have long established， strong growth capacity and large scale. The mechanism test shows that reducing business costs and increasing business demand are the main paths to play the role of regional integration.

Finally， this paper puts forward policy suggestions to promote the regional integrated development of urban agglomerations and improve the quality of enterprise innovation. The first is to promote the coordinated development of new cities and in situ cities within the urban agglomeration. Second， it is essential to focus on building regional integration to effectively reduce corporate costs and release corporate market demand space. Last but not the least， it is important to promote the construction of a unified national market with regional market integration. The key is to break the vicious cycle of protectionism and administrative barriers， i.e. break the small circle or internal circle in each region， and comprehensively clean up the policy barriers that prevent foreign enterprises from entering the local market.

Key Words：Regional Integration; Innovation Quality of Enterprises; Cost Demand Mechanism; Sharp Geographic Regression Discontinuity