區域一體化提升企業績效的政策效應研究

吳中慶 劉永健

摘 要：區域一體化通過資源共享、市場共建、產業共興、政策共商等路徑改善企業的內部生產條件和外部營商環境，降低企業生產成本和交易成本，進而促進企業績效的提升。以“中國工業企業數據庫”中1996—2013年滬蘇浙皖的制造業企業為樣本，將企業所在城市是否加入“長三角城市經濟協調會”作為準自然實驗，采用PSM-DID方法分析區域一體化影響企業績效的政策效應，結果表明：總體上，區域一體化對企業績效具有顯著穩健趨于強化的促進作用，且后期加入企業具有較強的預期效應;區域一體化對多數行業的企業績效具有提升作用，但對少數行業的企業績效有不利影響;區域一體化前期對規模較大企業的績效提升更顯著，而后期對規模較小企業的績效提升更顯著;入會城市距離核心城市上海越遠，區域一體化提升企業績效的政策效應越弱。在發揮區域一體化提升企業績效的積極作用時，應注意政策效應的多樣化和多變化，盡量平衡各地區和各類經濟主體之間的政策效應差異;同時，應實施多層次區域一體化戰略，弱化城市距離對區域一體化政策效應的消減作用。

關鍵詞：區域一體化;企業績效;政策效應;長三角城市經濟協調會;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轉化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發展之間的矛盾。因而，在新發展階段，要貫徹新發展理念，構建新發展格局，以實現高質量的協調充分發展。區域一體化發展是實現協調發展和形成國內國際雙循環新發展格局的必然要求和有效路徑。近年來，我國經濟基礎較好、資源稟賦較優的京津冀、長三角、珠三角等地區的一體化發展取得顯著成效，已經逐步發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）地區是我國經濟發展最活躍、開放程度最高、創新能力最強的區域之一，在國家現代化建設大局和全方位開放格局中具有舉足輕重的戰略地位[1]。為進一步推動長三角一體化發展，2019年12月，中共中央、國務院印發了《長江三角洲區域一體化發展規劃綱要》，長三角一體化發展上升為國家戰略，也為長三角一體化發展提出了更高要求，并要為全國區域一體化發展提供示范。

實際上，長三角一體化發展由來已久，各級地方政府和經濟主體也積極推動和參與。其中，“長三角城市經濟協調會”的成立和發展發揮了重要的積極作用。“長三角城市經濟協調會”成立于1997年，其前身是1992年建立的長江三角洲15個城市協作部門主任聯席會議制度。“長三角城市經濟協調會”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。作為一個區域性經濟合作組織，“長三角城市經濟協調會”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展歷程也為研究區域一體化的政策效應提供了很好的案例和素材。

深入研究區域一體化的經濟社會效應，明確相關政策有效發揮作用的機制和路徑，有利于進一步的政策優化和機制完善，進而促進區域一體化發展的提質升級。隨著區域一體化理論和實踐的日益豐富，關于區域一體化政策效應的研究也不斷深化。以長三角一體化發展為例，研究發現：區域一體化可以提高地區勞動生產率并降低地區之間的市場分割（張學良 等，2017）[2]，提高就業水平并促進就業均衡（王曉芳 等，2018）[3]，提高全要素生產率（張躍，2020）[4]，優化生態環境（賀祥民 等，2016;張可，2019;胡艷 等，2020）[5-7]，促進企業出口（強永昌 等，2020）[8]，等等。總體上看，在經驗分析方面，現有研究主要基于國家層面和城市層面的宏觀或中觀數據分析區域一體化的經濟效應和社會效應，然而基于企業微觀層面的研究還很少見，尤其缺乏關于區域一體化對企業績效的影響研究。同時，相關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域一體化的政策效應評估，而這兩種方法各具優勢：前者的優勢在于處理內生性問題，后者的優勢在于精細化考察。目前，綜合運用這兩種方法進行政策效應評估的文獻還不多。

有鑒于此，本文在理論機制探討的基礎上，以“中國工業企業數據庫”中長三角地區的制造業企業為研究樣本，將企業所在城市是否加入“長三角城市經濟協調會”作為準自然實驗，采用傾向得分匹配-倍差法（PSM-DID）分析區域一體化對企業經營績效的影響，并進一步細致考察該政策影響的時間動態效應、行業異質性以及調節效應等，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更高層次更高質量的區域一體化發展提供經驗借鑒和政策啟示。

二、理論分析與研究思路

區域一體化發展的本質就是要減少和消除區域內部各地區間的經濟聯系障礙，促進要素資源的自由流動和效率提升，進而優化經濟活動的空間布局，在發揮區域比較優勢的過程中實現帕累托改進。區域一體化通常會形成“城市群經濟”，經濟活動的空間集聚可以通過共享中間投入品和基礎設施、技術溢出及干中學等路徑提高城市群經濟效率（Fujita et al，2005）[9]，并帶來外部正效應。區域一體化對企業發展的正外部效應，宏觀上主要表現為要素與產品市場的效率增進以及產業協同發展和營商環境優化等。具體來講，區域一體化可以通過資源共享、市場共建、產業共興、政策共商等路徑改善企業的內部生產條件和外部營商環境，降低企業生產成本和交易成本，進而促進企業績效的提升。

第一，資源共享。目前，中國在消除資源錯配以規避效率損失方面還有很大的提升空間（Hsieh et al，2009）[10]。區域一體化打破了要素領域的地方保護主義和市場分割，能夠促進勞動、資本等生產要素按照市場規律進行合理流動，有效降低生產領域資源需求端（企業）和資源供給端（要素擁有者）之間搜尋和匹配的成本，實現要素和資源的優化配置。區域一體化還能帶來產業集聚效應（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，增進企業生產效率，實現企業經營績效的提升。

第二，市場共建。市場擴大引致的規模經濟效應可以增強企業的競爭力，并提高其盈利水平（Krugman，1980）[12]。區域一體化打破了產品領域的行政壁壘和流通障礙，能夠加快形成統一開放的市場體系。更大規模市場的形成，可以強化規模經濟效應，加快研發、生產、管理、營銷等技術外溢，推動產品質量和結構升級，提升企業產品競爭力和經營績效。

第三，產業共興。隨著社會分工和生產力的發展，基于區域比較優勢的產業空間布局也將持續演進。區域一體化將整合各地區的比較優勢和競爭優勢，統一制定適合各地區產業發展的區域產業政策，實施差異化產業集群發展戰略，促進區域內各地區之間進行專業化分工和上下游產業聯動。以長三角為例，上海要積極推動經濟高質量發展并有序疏解一般制造等功能，江蘇擁有制造業發達、開放程度高等優勢，浙江城市擁有數字經濟領先、民營經濟發達等優勢，后期進入長三角的安徽城市則擁有制造特色鮮明、內陸腹地廣闊等優勢。區域內各地區的產業互補和融合發展有利于生產網絡的構建與升級，也有利于企業的合作共贏，進而促進企業整體績效的持續提升。

第四，政策共商。實施區域一體化發展戰略將賦予地方政府新的身份，這種身份治理有利于協調地方政府之間的關系，減少區域內部的行政性壁壘，提高各地政策的協調性（陳喜強 等，2017）[13]。如“長三角城市經濟協調會”成立以來，在聯動執法、信息互通、標準互認等市場一體化建設方面不斷推進。自2018年11月到2020年10月，就推出實施了69項制度創新，簽署了132個合作協議，建設了67個合作平臺，制定了56項規劃和相關的政策等[14];在“一網通辦”“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試驗區以轉變政府職能為核心的事中事后監管制度創新，在帶動區域優化營商環境方面起到了示范效應并發揮了建設性作用根據世界銀行發布的《營商環境報告2020》，在全球參評的190個經濟體中，我國營商環境2020年位列第31位（上海的權重為55%），較2018年和2019年分別提升15位和47位。。營商環境的優化為企業持續健康發展提供了良好的經營環境，降低了企業交易成本，有利于企業經營績效提升。

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

具體到“長三角城市經濟協調會”對企業績效的影響，政策效應的多樣化可能主要來自以下方面：一是時間上的動態變化。由于“長三角城市經濟協調會”成立時間長，其政策效應不可避免地存在時變性;同時，由于其擴容式發展可能導致政策效應在不同時間入會城市的企業之間也存在差異。二是不同類型企業的差異性。比如行業差異，區域一體化發展要凸顯區域比較優勢，其政策支持通常傾向于優勢行業或發展潛力較大的行業，因而對于不同行業的企業具有不同的政策效應;再如企業規模差異，一方面，區域一體化對不同規模企業的支持可能存在差異且可能發生階段性變化，另一方面地區經濟發展階段的變化也可能帶來聚集效應與擴展效應的轉換，進而使區域一體化對不同規模的企業產生差異化的政策效應并具有時變性。三是與核心城市距離的影響。“長三角城市經濟協調會”成立之初是以上海為核心的，《長江三角洲區域一體化發展規劃綱要》也明確提出“進一步發揮上海龍頭帶動作用”。由于距離是影響企業間經濟聯系以及擴散（輻射）效應的關鍵變量之一，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的差異。

基于上述分析，本文將實證檢驗長三角企業所在城市加入“長三角城市經濟協調會”對企業績效的影響，并在總體平均效應檢驗的基礎上，進一步分析該政策效應可能存在的多樣性：一是在時間上的動態效應，包括加入“長三角城市經濟協調會”后政策效應隨時間的變化和不同時點加入的差異;二是行業上的異質性，探究區域一體化提升企業績效的政策效應在不同行業間是否存在差異以及存在怎樣的差異;三是企業規模和與核心城市距離的調節效應，檢驗企業規模的大小和與上海距離的遠近是否會導致區域一體化提升企業績效政策效應的不同。

三、研究方法與樣本匹配

1.實證檢驗方法與數據來源

如前所說，加入“長三角城市經濟協調會”的城市并非隨機的，加入城市的企業與未加入城市的企業可能存在較大的異質性，而這些異質性也可能帶來企業經營績效的差異。為克服由樣本自選擇偏誤帶來的內生性問題，本文選用PSM-DID方法來評估加入區域一體化組織對企業績效的因果效應。PSM-DID方法的主要思想是，先采用傾向得分匹配（PSM）方法構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）效應評估。

PSM方法基于樣本數據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“長三角城市經濟協調會”視為一個準自然實驗，將加入該區域一體化組織的城市的企業作為實驗組樣本，未加入的城市的企業作為對照組樣本，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檢驗。考慮到樣本企業數量較多，且不同年份之間差異較大，本文在控制城市效應和時間效應的基礎上進行Pooled OLS估計，計量模型構建如下：

本文實證分析的數據源于“中國工業企業數據庫”。由于國家統計局官網公布的中國制造業微觀企業數據截止時間為2013年，本文以1996—2013年的上海、江蘇、浙江和安徽的制造業企業為初始樣本，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、總資產或固定資產凈值缺失，職工人數少于8，總資產小于流動資產，總資產小于固定資產凈值，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，“長三角城市經濟協調會”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“區域一體化1”“區域一體化2”“區域一體化3”分別表示企業所在城市是否為“長三角城市經濟協調會”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計結果。

2.樣本匹配

從“長三角城市經濟協調會”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，“長三角城市經濟協調會”在城市選擇上表現出“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最具經濟活力的蘇錫常、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先的原則進行吸納。企業績效是直接體現城市能級的微觀證據，因而影響企業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“長三角城市經濟協調會”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“長三角城市經濟協調會”樣本匹配前后的平衡性檢驗結果。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據得到了均衡，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“長三角城市經濟協調會”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果，匹配后實驗組和對照組樣本的數據同樣更加均衡。

四、政策效應檢驗結果

1.基準回歸分析

表3報告了基準回歸結果，其中，模型（1）針對整體樣本，模型（2）（3）（4）分別針對“長三角城市經濟協調會”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受到政策影響的時間節點不一致（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受到政策影響的時間節點相同，采用傳統DID方法分析。從基準回歸結果來看，在引入各控制變量并通過控制城市效應和時間效應緩解遺漏變量偏誤問題的情況下，“區域一體化”的回歸系數均顯著為正，表明企業所在城市加入“長三角城市經濟協調會”能夠促進企業績效的提升。從“區域一體化”回歸系數的大小來看，第一次擴容的政策效應最大，第二次擴容樣本的政策效應最小，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，區域協調發展的政策紅利逐漸顯現，“長三角城市經濟協調會”第一次擴容的城市獲得了良好的后發優勢，對其轄域內企業績效產生了更為顯著的促進效應。然而，區域聯動發展還存在不平衡的問題，“長三角城市經濟協調會”第二批擴容的蘇北、浙西和安徽的城市由于經濟發展水平相對落后，在通過融入長三角一體化促進企業發展方面還存在一些障礙，致使加入“長三角城市經濟協調會”對其企業績效的促進效應相對較弱。另外，各控制變量的回歸系數與理論預期及相關研究結論基本一致，表明本文的分析結果可信。

2.穩健性檢驗

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論的穩健性。假設企業所在城市加入“長三角城市經濟協調會”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，結果見表4。“區域一體化”的回歸系數不顯著，可以排除加入“長三角城市經濟協調會”之外的其他因素促進企業績效提升的可能性，從而表明本文分析的區域一體化促進企業績效提升的因果效應具有穩健性。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，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“區域一體化”的回歸系數、p值及其分布情況，回歸系數總體上也不顯著（p值<5%的頻數占隨機抽樣500次的比重遠低于95%）第一次擴容樣本的“區域一體化”回歸系數p值<5%的頻數為387，占隨機抽樣總次數的77.4%;第二次擴容樣本的“區域一體化”回歸系數p值<5%的頻數為204，占隨機抽樣總次數的40.8%。。因此，總體上看，所在城市加入“長三角城市經濟協調會”有利于企業績效提升的結論是穩健的。

3.平行趨勢和動態效應檢驗

使用DID方法進行政策效應評估，一個重要的前提條件是滿足平行趨勢假設。基準回歸得到“區域一體化”正向影響“企業績效”的結論，從總體上考察了政策的平均效應，但細化到每一年份的動態效應還是一個尚未打開的“黑箱”。為進行平行趨勢假設檢驗，并更加細致地考察區域一體化影響企業績效的動態效應，引入年份虛擬變量與實驗組樣本的交互項“區域一體化i”

i =1996，1997，…，2013。當觀測樣本為被考察年份i的實驗組企業時，“區域一體化i”取值為1;否則，取值為0。同時，為消除完全共線性問題，將“長三角城市經濟協調會”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“區域一體化”進行回歸分析，基于整體樣本的回歸結果見表5。從平行趨勢檢驗結果來看：“區域一體化i”（i<2011）的回歸系數絕大多數不顯著，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績效沒有顯著的差異，通過了平行趨勢假設檢驗。從動態效應回歸結果來看：“區域一體化2008”“區域一體化2009”的回歸系數顯著為正，表明隨著區域一體化的深入推進，其促進企業績效提升的政策效應逐漸顯現;“區域一體化2011”“區域一體化2012”“區域一體化2013”的回歸系數逐漸增大且顯著性逐漸增強，表明加入“長三角城市經濟協調會”對企業績效提升具有持續強化的促進效應。

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效應檢驗，將“區域一體化i”的回歸系數繪制成二維圖（見圖4）。從平行趨勢檢驗結果來看：“第一批城市”和“第一次擴容”樣本中，“區域一體化i”的回歸系數在政策實施（1998年和2004年）之前均不顯著，通過了平行趨勢假設檢驗;在政策實施后，“區域一體化i”的回歸系數漸進顯著為正，表明前期的區域一體化對企業績效提升的促進存在一定的滯后效應，但滯后期趨于縮短;“第二次擴容”樣本中，“區域一體化i”的回歸系數在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顯著為正，表明自1997年第一批城市加入“長三角城市經濟協調會”之后，后期的區域一體化在促進企業績效提升方面萌發了預期效應。從動態效應回歸結果來看：“區域一體化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出階段性的回調外），從總體上看，加入“長三角城市經濟協調會”對企業績效提升的促進作用存在逐漸增強的良好勢頭。

4.行業異質性檢驗

為檢驗加入“長三角城市經濟協調會”對企業績效提升的促進效應是否具有行業異質性，根據二分位國民經濟行業分類（GB/T4754-2017）標準，將樣本企業劃分為31個行業，分別進行估計分析，整體樣本的回歸結果見表6。農副食品加工業等4個行業與基準回歸結論保持一致，食品制造業等9個行業“區域一體化”的回歸系數顯著為負，其他18個行業“區域一體化”的回歸系數不顯著。回歸結果較為分散的原因可能是，整體樣本企業所在城市涉及的區域包括上海周邊、蘇北、浙西和安徽，區域比較優勢和產業發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的行業異質性可能更有價值。

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

進一步對“第一批城市”“第一次擴容”和“第二次擴容”三個樣本進行行業異質性檢驗，將分組回歸后核心解釋變量的回歸系數及其95%置信區間繪制成二維圖（見圖5）：“區域一體化”的回歸系數集中度明顯提高，在大部分行業均顯著為正，少數不顯著，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”和“電氣機械和器材制造業”2個行業“區域一體化”的回歸系數顯著為負;“第二次擴容”樣本中，“皮革、皮毛、羽毛及其制品和制鞋業”“家具制造業”“鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業”“計算機、通信和其他電子設備制造業”和“儀器儀表制造業”5個行業“區域一體化”的回歸系數顯著為負。其原因可能在于：一方面，一些附加值不高的制造業與長三角的比較優勢和發展重點不匹配，需要考慮向內陸地區轉移產能;另一方面，隨著長三角擴容步伐的加快，區域差異性愈加明顯，樣本企業所在城市產業發展環境分化加劇，導致區域一體化對企業績效的影響表現出更為明顯的行業異質性。

5.調節效應檢驗

借鑒張學良等（2017）的做法[3]，在基準模型中分別引入“區域一體化”與“企業規模”的交互項（區域一體化×企業規模）和“區域一體化”與“與核心城市距離”的交互項（區域一體化×城市距離），以檢驗企業規模和城市距離在區域一體化影響企業績效中的調節效應，計量模型設定如下：

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（起點設為“××市人民政府”，終點設為“上海市人民政府”）。基于整體樣本的回歸結果表明（見表7），區域一體化對企業績效提升的促進效應總體上受到企業規模的正向調節（β'2>0，且p<1%）和城市距離的負向調節（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。

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

從與核心城市距離的調節效應來看：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節效應（β''2<0，且p<1%），所在城市與上海的距離越遠，加入“長三角城市經濟協調會”對企業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，加入“長三角城市經濟協調會”才會顯著提升企業績效。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“長三角城市經濟協調會”可能并不會顯著提升企業的經營績效。這也說明，地方政府推動的區域一體化具有一定局限性，區域協調發展還需要更高層面的政策安排，應把長三角一體化發展上升為國家戰略。2019年12月，《長江三角洲區域一體化發展規劃綱要》的出臺標志著長三角一體化發展成為國家戰略并將大力推進，這無疑會在更大范圍更大力度上促進企業績效提升和區域協調發展。

五、結論與啟示

區域一體化有利于提高資源配置效率，優化企業空間布局，改善企業營商環境，降低企業生產成本和交易成本，增強企業競爭力，進而提升企業經營績效。本文以企業所在城市是否加入“長三角城市經濟協調會”為準自然實驗，基于“中國工業企業數據庫”高度細化的企業微觀數據，采用PSM-DID方法實證檢驗區域一體化對企業績效的影響，并進一步分析該政策影響的時間動態效應、行業異質性以及企業規模和與核心城市距離的調節效應，得到以下結論：（1）從總體平均效應來看，企業所在城市加入“長三角城市經濟協調會”對企業績效提升具有顯著且穩健的促進作用，表明區域一體化促進企業績效提升的政策效應明顯。（2）從動態效應來看，加入“長三角城市經濟協調會”對企業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“長三角城市經濟協調會”城市的企業表現出顯著的預期效應，說明區域一體化對提升企業發展信心具有積極作用。（3）從行業異質性來看，加入“長三角城市經濟協調會”對多數行業的企業績效具有提升作用，但對少數行業（如一些不具有區域比較優勢的行業）的企業績效有不利影響，同時大范圍的擴容會強化區域一體化政策效應的行業異質性，因此區域一體化需要基于各地區產業發展的優勢和水平協同推進。（4）從調節效應來看，在區域一體化前期和后期，企業規模分別正向和負向調節加入“長三角城市經濟協調會”對企業績效提升的促進效應，反映出區域一體化政策的變化及企業發展階段的演進;與核心城市距離始終負向調節加入“長三角城市經濟協調會”對企業績效的提升作用，說明完善基礎設施建設，尤其是加快推進交通一體化可以強化區域一體化的政策效應。

基于上述結論，本文認為，在充分發揮區域一體化提升企業績效的政策效應的同時，也應注意政策效應的多樣化和多變化，基于區域經濟發展的階段和實際，及時調整和優化相關政策，實現更高層次更高質量的區域一體化發展。進而提出以下政策啟示：第一，加快區域一體化發展進程，充分利用其促進企業績效提升的政策效應，以企業的高質量發展推動區域一體化發展的轉型升級。第二，區域一體化要重視發達地區與欠發達地區之間以及各類經濟主體之間的協調發展，盡量平衡各地區和各類經濟主體之間的政策效應差異，尤其應增強對較落后地區和中小企業的政策效應。第三，區域一體化要與產業升級相協同，從整體上規劃好各地區的產業發展路徑，既要科學布局與區域比較優勢相匹配的產業項目，也要積極穩妥地推進產能轉移和功能疏解。第四，實施多層次區域一體化戰略，構建“多中心一體化”的城市群體系，通過次中心城市的發展弱化和消除與核心城市距離對區域一體化政策效應的消減作用。第五，要加強基礎設施的互聯互通建設，完善區域內運輸網，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濟距離。

參考文獻：

[1]中共中央國務院印發長江三角洲區域一體化發展規劃綱要[N].人民日報，2019-12-02（001）.

[2] 張學良，李培鑫，李麗霞.政府合作、市場整合與城市群經濟績效——基于長三角城市經濟協調會的實證檢驗[J].經濟學（季刊），2017（7）：1563-1582.

[3] 王曉芳，謝賢君.經濟增長與產業集聚雙重視角下區域一體化的就業效應研究——基于長江經濟帶的實證研究[J].經濟問題探索，2018（6）：84-90.

[4] 張躍.政府合作與城市群全要素生產率——基于長三角城市經濟協調會的準自然實驗[J].財政研究，2020（4）：83-98.

[5] 賀祥民，賴永劍，聶愛云.區域一體化與地區環境污染排放收斂——基于長三角區域一體化自然實驗研究[J].軟科學，2016（3）：41-45.

[6] 張可.市場一體化有利于改善環境質量嗎？ ——來自長三角地區的證據[J].中南財經政法大學報，2019（4）：67-77.

[7] 胡艷，張安偉.長三角區域一體化生態優化效應研究[J].城市問題，2020（6）：20-28.

[8] 強永昌，楊航英.長三角區域一體化擴容對企業出口影響的準自然實驗研究[J].世界經濟研究，2020（6）：44-56.

[9] FUJITA M，MORI T. Transport development and the evolution of economic geography[J]. Portuguese Economic Journal， 2005，4（2）：129-156.

[10]HSIEH C T，KLENOW P J. Misallocation and manufacturing TFP in China and India[J].Quarterly Journal of Economics[J]. 2009，124（4）：1403-1448.

[11]DYRANTON G，PUGA D. Micro-foundations of urban agglomeration economies[J]. Handbook of Regional and Urban Economics，2004（4）：2063-2117.

[12]KRUGMAN P. Scale economies，product differentiation，and the pattern of trade[J]. The American Economic Review， 1980，70（5）：950-959.

[13]陳喜強，傅元海，羅云.政府主導區域經濟一體化戰略影響制造業結構優化研究——以泛珠三角區域為例的考察[J].中國軟科學，2017（9）：69-81.

[14]馬春雷.長三角一體化還需解決行政分割等三個突出問題[EB/OL] （2020-10-15）[2020-12-11]. 易網號，https：//dy. 163.com/article/FP0U07VA0534A4SC.html.

[15]ROSENBAUM P R，RUBIN D B. Assessing sensitivity to an unobserved binary covariate in an observational study with binary outcome[J]. Journal of the Royal Statistical Society，1983，45（2）：212-218.

[16]HECKMAN J J，ICHIMURA H，TODD P E. Matching as an econometric evaluation estimator：Evidence from evaluating a job training programme[J]. The Review of Economic Studies，1997，64（4）：605-654.

[17]聶輝華，江艇，楊汝岱.中國工業企業數據庫的使用現狀和潛在問題[J].世界經濟，2012（5）：142-158.

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）