國家級新區(qū)建設(shè)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率
——基于中國上市公司數(shù)據(jù)的分析

惠獻波

（河南財政金融學(xué)院，河南 鄭州 451464）

一、引言

改革開放以來，中國工業(yè)化和城市化進程快速推進，在發(fā)展型政府制度框架下，中國經(jīng)濟持續(xù)快速增長，創(chuàng)造了舉世矚目的“中國奇跡”。然而，以高污染、高排放、高能耗為代價的經(jīng)濟發(fā)展模式，給生態(tài)環(huán)境造成了巨大壓力。因此，如何加快新舊動能轉(zhuǎn)換，提高資源配置效率，全面實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，已成為新常態(tài)下中國經(jīng)濟亟待解決的重大問題之一。

作為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的重要空間載體，國家級新區(qū)在促進經(jīng)濟增長過程中具有不可替代的作用。國家級新區(qū)是中國創(chuàng)新密集區(qū)域的典型代表，相比于一般功能區(qū)域，其擁有較高的行政層級、更大的權(quán)限和探索空間，是新時期重構(gòu)城市空間架構(gòu)、城市權(quán)力結(jié)構(gòu)的重要載體。國家級新區(qū)承載了眾多國家創(chuàng)新核心戰(zhàn)略，部分國家級新區(qū)還被賦予了創(chuàng)新引領(lǐng)的特殊使命，被直接定位為區(qū)域經(jīng)濟增長極。國家級新區(qū)不僅肩負著為深化改革開墾“試驗田”、培育經(jīng)濟“增長極”的重任，還承擔著深化改革和擴大開放探索新路徑、積累新經(jīng)驗的責任。那么，國家級新區(qū)政策對經(jīng)濟的促進作用能否在微觀層面上體現(xiàn)出來，進一步提升域內(nèi)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，亟需科學(xué)評判與客觀精確分析，這些問題的研究對有效釋放國家級新區(qū)政策效用，最終形成新的聚集效應(yīng)具有重要的理論意義與現(xiàn)實價值。

國家級新區(qū)自設(shè)立以來，得到了學(xué)者們的廣泛關(guān)注。學(xué)者們普遍認為國家級新區(qū)是中國新一輪改革開放的排頭兵，是科技創(chuàng)新高地與經(jīng)濟增長的重要引擎。曹清峰(2020)實證檢驗了國家級新區(qū)的設(shè)立對城市經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，國家級新區(qū)政策的實施能夠持續(xù)帶動了區(qū)域經(jīng)濟增長達七年之久[1]。郭松洋(2020)認為國家級新區(qū)成立對屬地省份經(jīng)濟增長具有正向、顯著激勵作用，且存在1～2年的政策預(yù)期效應(yīng)，并且隨著時間的不斷延續(xù)，顯著性水平與影響效應(yīng)逐漸增強[2]。郭志儀等(2020)認為國家級新區(qū)政策對省域全要素生產(chǎn)率變遷具有正向影響，然而國家級新區(qū)的擴散效應(yīng)仍處于初期階段，政策影響顯著性不高[3]。張平淡、袁浩銘(2018)從“五化”協(xié)同的視角，對國家級新區(qū)的帶動效應(yīng)進行了實證性研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，國家級新區(qū)設(shè)立能夠顯著提升城市經(jīng)濟發(fā)展水平[4]。范巧、王成綱(2017)實證檢驗了重慶兩江新區(qū)對重慶市的區(qū)、縣經(jīng)濟發(fā)展的輻射帶動作用，認為其帶動效應(yīng)主要受當?shù)叵M水平、城鎮(zhèn)化率、財政投入等因素的影響[5]。

雖然現(xiàn)有文獻對國家級新區(qū)發(fā)展做出了有意義的探索，但是由于國家級新區(qū)成立時間較晚，多數(shù)文獻研究重點主要集中在國家級新區(qū)宏觀效應(yīng)方面，鮮有文獻研究過國家級新區(qū)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)的影響。國家級新區(qū)屬于綜合型的經(jīng)濟功能區(qū)，是中國改革開放的“窗口”和“試驗田”。因此，研究國家級新區(qū)設(shè)立對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，對進一步探索深化改革、擴大開放新路徑，培育新的經(jīng)濟增長極具有十分重要的理論意義與實踐價值。

二、理論分析

企業(yè)作為微觀經(jīng)濟的主體，是經(jīng)濟發(fā)展的重要參與者和行動者，在實現(xiàn)中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)中發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。對于企業(yè)而言，國家級新區(qū)對企業(yè)的微觀效應(yīng)主要有以下三點。

1.政策效應(yīng)

為了吸引企業(yè)入駐，國家級新區(qū)為企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營行為提供良好的“硬件”環(huán)境的同時，也為企業(yè)成長創(chuàng)造良好的“軟環(huán)境”，入駐國家級新區(qū)就意味著擁有并享受各項優(yōu)惠政策的權(quán)利。一方面，對于入駐國家級新區(qū)的企業(yè)而言，政府部門給予企業(yè)的財政補貼、稅收優(yōu)惠等誘人的“政策租金”，對緩解企業(yè)融資約束困境，提升企業(yè)獲取未來資源的水平，開展設(shè)備更新、技術(shù)更新等再投資活動具有正向促進作用。另一方面，政府會通過金融契約激勵和監(jiān)管模式的創(chuàng)新，引導(dǎo)金融資源向國家級新區(qū)內(nèi)流動，緩解借貸雙方信息不對稱難題，強化企業(yè)融資能力，從而破解金融資源錯配、“融資歧視”等問題。

2.集聚效應(yīng)

國家級新區(qū)的設(shè)立為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供了政策、資金與人才支持，促進了資本、勞動力和企業(yè)主體一定區(qū)域內(nèi)的轉(zhuǎn)遷移、集聚與重構(gòu)。首先，國家級新區(qū)可以促使各種資源要素在特定區(qū)域內(nèi)的集聚，國家級新區(qū)擁有豐富的創(chuàng)新資源，可以間接引導(dǎo)高素質(zhì)人才、引進先進技術(shù)和設(shè)備向國家級新區(qū)內(nèi)流動，形成較強的集聚經(jīng)濟。企業(yè)集聚可以帶來原材料和產(chǎn)品市場、勞動力池共享與知識和技術(shù)的溢出，不僅有助于區(qū)域內(nèi)企業(yè)降低獲取資源的難度和費用，還有利于同行業(yè)間開展激烈競爭，全面提高資源利使用效率。其次，國家級新區(qū)內(nèi)企業(yè)大多是產(chǎn)業(yè)鏈上下游關(guān)聯(lián)企業(yè)，不僅降低了生產(chǎn)要素的購買成本，還通過專業(yè)化分工提高了企業(yè)生產(chǎn)效率。

3.競爭效應(yīng)

在吸引大量企業(yè)入駐形成規(guī)模集聚的同時，國家級新區(qū)的設(shè)立也強化了企業(yè)與企業(yè)之間的競爭。首先，國家級新區(qū)內(nèi)企業(yè)形成的優(yōu)勝劣汰機制更有利于合理配置資源，引導(dǎo)資源從創(chuàng)新能力不足的企業(yè)流向較高效率的優(yōu)質(zhì)企業(yè)。其次，良性競爭機制利于企業(yè)之間持續(xù)的相互比較，可以促進企業(yè)之間相互借鑒學(xué)習(xí)、互通有無，從而形成微觀的同群效應(yīng)與宏觀的規(guī)模效應(yīng)。

三、研究設(shè)計

1.數(shù)據(jù)來源

（1）國家級新區(qū)數(shù)據(jù)

文章數(shù)據(jù)源于歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》。文章選取2008—2020年作為樣本區(qū)間，主要原因在于：第一，在2005年以前，中國城市行政區(qū)規(guī)劃經(jīng)歷了調(diào)整，可能會對實證結(jié)果造成影響；第二，上海浦東新區(qū)和天津濱海新區(qū)批復(fù)設(shè)立時間較早，其發(fā)展目標與重心與區(qū)域企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)注度并不高，為加強樣本城市處理組與控制組之間的可比性，剔除了上海浦東新區(qū)、天津濱海新區(qū)的樣本；第三，2007年新會計準則實施后，中國上市公司的研發(fā)投入等相關(guān)信息才開始向社會披露。

（2）企業(yè)數(shù)據(jù)

上市公司基本特征、財務(wù)特征等數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫與萬得數(shù)據(jù)庫。為了提高數(shù)據(jù)質(zhì)量，對樣本數(shù)據(jù)進行了如下處理：一是剔除金融類公司、資不抵債公司、股票受證監(jiān)會特別處理的上市公司年度樣本；二是剔除上市時間不滿一年的企業(yè)；三是剔除主要變量嚴重缺失的樣本公司；四是為避免異常值對實證分析結(jié)果的影響，運用Winsor2命令所有連續(xù)變量進行了1%和99%雙側(cè)縮尾處理，最終共獲得18706個公司年度觀測樣本。

2.模型選取

國家級新區(qū)設(shè)立時間存在先后之分，是一個漸進的過程，而傳統(tǒng)多期雙重差分模型(DID)一般要求政策發(fā)生點為同一時間，故采用非一致政策節(jié)點的多期雙重差分模型來識別國家級新區(qū)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的凈效應(yīng)，具體模型如下所示：

其中，yit表示企業(yè)全要素生產(chǎn)率，如果某城市i在第t年獲批設(shè)立國家級新區(qū)，那么，此城市i在第t年及其后年份中的DIDit=1，否則DIDit=0。β1為文章所關(guān)注的核心，如果β1值顯著為正，則表示國家級新區(qū)政策能夠顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。controlit為公司年齡(Age)、公司規(guī)模(Size)等反映公司及地區(qū)特征的一系列控制變量；λi為企業(yè)固定效應(yīng)；Vt為年份固定效應(yīng)；εit為殘差項。

（1）被解釋變量

企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)。基于此，文章借鑒魯曉東、連玉君(2012)思路[6]，以O(shè)P法(Olley-Pakes)法測算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率進行基礎(chǔ)回歸，以LP法(Levinsohn-Petrin)測算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率做穩(wěn)健性檢驗。

（2）控制變量

參照已有文獻的做法，文章選取如下8個變量為控制變量：公司年齡(Age)、公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Lev)、資產(chǎn)收益(Roa)、營業(yè)收入增長率(Growth)、企業(yè)現(xiàn)金流(Cash)、股權(quán)集中度(share)、地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平(Develop)。

四、實證結(jié)果及分析

1.基準回歸結(jié)果分析

國家級新區(qū)政策的實施對企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)影響凈效應(yīng)如表1所示。表1第(1)列只檢驗了解釋變量的影響，表1第(2)列是在第(1)列基礎(chǔ)上，控制了地區(qū)固定效應(yīng)、企業(yè)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)的估計結(jié)果。第(3)列則在第(2)列的基礎(chǔ)上，加入控制變量的實證檢驗結(jié)果。

由表1檢驗結(jié)果可以看出，國家級新區(qū)政策的實施能夠顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。此外，控制變量方面，顯著性和符號方向與現(xiàn)有文獻基本一致。

表1基準回歸結(jié)果

2.識別假定條件檢驗

平行趨勢假定是DID估計量無偏的關(guān)鍵假設(shè)，即國家級新區(qū)政策未實施之前，實驗組和控制組的企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)應(yīng)具有相同的時間趨勢。為此，文章運用事件分析法(Event Study)進行平行趨勢檢驗。具體而言，將式(1)中的DID換成表示國家級新區(qū)設(shè)立前(國家級新區(qū)設(shè)立之后)若干年的啞變量，其他因變量含義不變，估計方程如下：

其中，Ds是國家級新區(qū)設(shè)立年份的啞變量，s取負數(shù)表示國家級新區(qū)設(shè)立之前s年，正數(shù)表示國家級新區(qū)設(shè)立后s年。由于國家級新區(qū)批準設(shè)立前的時期較長，文章以國家級新區(qū)設(shè)立當年為中心，考察了政策實施前四年、后五年的動態(tài)效應(yīng)。結(jié)果如圖1所示，可以看出，在國家級新區(qū)批準設(shè)立前，企業(yè)全要素生產(chǎn)率不存在顯著性差異，在國家級新區(qū)批準設(shè)立后，企業(yè)全要素生產(chǎn)率差異明顯，滿足平行性假定。

圖1國家級新區(qū)設(shè)立的動態(tài)效應(yīng)——平行趨勢檢驗

3.穩(wěn)健性檢驗

（1）更換被解釋變量測度方法

文章參考王修華等(2021)[7]的做法，使用LP法對企業(yè)全要素生產(chǎn)率進行重新測算，回歸結(jié)果如表2第(1)列所示，可以看出，國家級新區(qū)政策依然可以顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，這與表1的回歸結(jié)果一致，這表明文章核心結(jié)論不受被解釋變量測算方法的影響。

（2）排除其他政策干擾

除了受國家級新區(qū)設(shè)立影響外，企業(yè)全要素生產(chǎn)率還會受到其他國家層面政策的影響，如自由貿(mào)易試驗區(qū)設(shè)立、國家綜合配套改革試驗區(qū)政策等。為了排除這些區(qū)位導(dǎo)向性政策的影響，文章在基準回歸模型中加入自由貿(mào)易試驗區(qū)、國家綜合配套改革試驗區(qū)兩個虛擬變量，以增加回歸結(jié)果的準確性。在式(1)基礎(chǔ)上構(gòu)建如下方程：

式(3)中DID1與DID2分別表示國家綜合配套改革試驗區(qū)與自由貿(mào)易試驗區(qū)政策變量，如果某城市在第t年獲批國家綜合配套改革試驗區(qū)，則在第t年及之后的年份中，DID1=1，否則，DID1=0；同樣，如果某城市在第t年獲批自由貿(mào)易試驗區(qū)，則在第t年及之后的年份中，DID2=1，否則，DID2=0。

估計結(jié)果如表2第(2)列～第(4)列所示，可以看出，不論是加入自貿(mào)區(qū)虛擬變量，還是加入國家綜合配套改革試驗區(qū)虛擬變量，國家級新區(qū)設(shè)立均可以顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，即企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升確實是由國家級新區(qū)政策實施導(dǎo)致的，而非其他政策帶來的影響。

五、異質(zhì)性分析

1.外部環(huán)境異質(zhì)性

（1）區(qū)位條件

對疆域遼闊的中國而言，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡、不充分問題十分突出，區(qū)位條件是影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的關(guān)鍵因素，那么國家級新區(qū)政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響是否具有區(qū)域性差異？為此，根據(jù)區(qū)域位置不同，文章將樣本企業(yè)注冊地分為兩大類別，即東部地區(qū)和中、西部地區(qū)，并根據(jù)公式(1)構(gòu)建如下擴展模型：

其中，cityposition代表城市區(qū)位分類變量；β1用于識別國家級新區(qū)微觀經(jīng)濟效應(yīng)；當國家級新區(qū)位于東部地區(qū)時，設(shè)定East=1，Mid-west=0，當國家級新區(qū)位于中、西部地區(qū)時，設(shè)定East=0，Mid-west=1。

回歸結(jié)果如表3第(1)列、第(2)列所示，由表3第(1)列、第(2)列可知，在中、西部地區(qū)，國家級新區(qū)政策的實施顯著提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率；在東部地區(qū)，國家級新區(qū)政策效應(yīng)沒有通過顯著性檢驗。可能的解釋是：在中、西部地區(qū)，國家級新區(qū)政策更多扮演的是“雪中送炭”角色，國家級新區(qū)設(shè)立對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進效應(yīng)處在上升階段，尚未達到門檻上限，邊際效應(yīng)遞增趨勢明顯；在東部地區(qū)，國家級新區(qū)政策的實施則更多屬于“錦上添花”，其對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的帶動效應(yīng)已達到門檻上限，邊際效應(yīng)開始呈現(xiàn)遞減趨勢。

（2）城市行政等級

不同行政等級的城市發(fā)展?jié)摿Σ町惥薮螅恼滦栩炞C國家級新區(qū)政策效應(yīng)因所處城市的級別不同是否存在明顯差異。為此，文章引入主要城市(major)和一般城市(general)兩個虛擬變量，其中，主要城市是指直轄市、省會城市和副省級城市，根據(jù)公式(1)構(gòu)建如下擴展模型：

其中，β1用于識別在不同行政等級城市設(shè)立的國家級新區(qū)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的帶動效應(yīng)；grade代表城市等級分類變量；當樣本企業(yè)位于主要城市國家級新區(qū)內(nèi)時，設(shè)定major=1、general=0，當樣本企業(yè)位于一般城市的國家級新區(qū)內(nèi)時，設(shè)定major=0、general=1。

回歸結(jié)果如表3第(3)列、第(4)列所示，由表3第(3)列、第(4)列可知，在低行政等級城市，國家級新區(qū)政策能夠顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，在高行政等級城市，國家級新區(qū)政策效應(yīng)沒有通顯著性檢驗。可能的原因是高行政等級城市（如上海等直轄市）享受多項政策優(yōu)惠條件，政策“疊羅漢”現(xiàn)象比較突顯，同樣的政策優(yōu)惠，在高行政等級城市發(fā)揮的影響作用就會較小，從而弱化了國家級新區(qū)政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。

表3外部環(huán)境異質(zhì)性檢驗結(jié)果

（3）市場發(fā)育程度

從理論方面來講，市場化程度較高的地區(qū)，信息不對稱程度較低、信貸資源配置效率較高，國家級新區(qū)政策與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系也會受到地區(qū)市場化程度差異的影響，基于此，文章以王小魯?shù)?2021)[8]編制的中國各省“要素市場發(fā)育指數(shù)”作為調(diào)節(jié)變量，引入國家級新區(qū)政策(DID)與要素市場發(fā)育指數(shù)(market)交互項，根據(jù)公式(1)構(gòu)建如下擴展模型：

其中，marktet代表市場化指數(shù)變量；β1用于識別處于不同市場化程度的國家級新區(qū)對于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)。

回歸結(jié)果如表3第(5)列所示，由表3第(5)列可知，交互項(DID×market)系數(shù)顯著為負，這表明在市場化程度較高的地區(qū)，國家級新區(qū)設(shè)立對企業(yè)要素生產(chǎn)率影響效應(yīng)較小，市場化程度較高的國家級新區(qū)，市場環(huán)境比較完善，資源配置主要依靠市場發(fā)揮作用，國家級新區(qū)政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響力較小。

2.企業(yè)條件異質(zhì)性

（1）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

國有企業(yè)與非國有企業(yè)之間存在不平等的競爭已經(jīng)是不爭的事實上，國有企業(yè)在信息獲取、信貸方面享有得天獨厚的優(yōu)勢，擁有更多的融資渠道。然而，非國有企業(yè)遭受著不同程度的“所有制歧視”，其面臨著的貸款條件更為嚴苛。基于此，按照產(chǎn)權(quán)屬性，文章引入國家新區(qū)政策(DID)與企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Poe)的交互項，根據(jù)公式(1)構(gòu)建如下擴展模型：

其中，Poe代表企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，其中，Poe=1，代表國有企業(yè)，Poe=0代表非國有企業(yè)；β1用于識別國家級新區(qū)政策對于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)。

回歸結(jié)果如表4第(1)列所示，可以看出，交互項(DID×Poe)系數(shù)在5%的統(tǒng)計水平上顯著為正，這意味著在國有企業(yè)中，國家級新區(qū)政策的實施對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響更加顯著。

（2）企業(yè)規(guī)模

在公式(1)基礎(chǔ)上，文章構(gòu)建如下擴展模型檢驗國家級新區(qū)政策對于不同規(guī)模企業(yè)的影響效應(yīng)：

其中，Size代表企業(yè)規(guī)模；β1用于識別國家級新區(qū)政策對于不同規(guī)模企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。

回歸結(jié)果如表4第(2)列所示，可以看出，交互項(DID×Size)系數(shù)顯著為正，這意味著國家級新區(qū)政策對較大規(guī)模企業(yè)影響程度更顯著。在實施優(yōu)惠政策配置過程中，規(guī)模較大企業(yè)會受到政府部門與社會各界的關(guān)注與重點支持，更容易獲得來自政府部門的政策性紅利，顯著提升了大規(guī)模企業(yè)影響效應(yīng)。

表4企業(yè)條件異質(zhì)性檢驗結(jié)果

（3）企業(yè)生命周期

借鑒董曉芳、袁燕(2014)[9]兩位學(xué)者的研究思路，文章根據(jù)企業(yè)年齡(Age)將樣本企業(yè)劃分為三個階段：初創(chuàng)期（企業(yè)年齡1～6年）、成長期（企業(yè)年齡7～11年）和成熟期（企業(yè)年齡12年及以上）。同時，設(shè)置初創(chuàng)期(Cycle1)、成長期(Cycle2)、成熟期(Cycle3)三個虛擬變量，根據(jù)公式(1)構(gòu)建如下擴展模型：

其中，Cycle代表樣本企業(yè)生命周期，當樣本企業(yè)處于初創(chuàng)期時，Cycle1=1，否則，Cycle1=0；當樣本企業(yè)處于成長期時，Cycle2=1，否則，Cycle2=0；當樣本企業(yè)處時成熟期時，Cycle3=1，否則，Cycle3=0；β1用于識別國家級新區(qū)政策對于不同生命周期企業(yè)的影響。

回歸結(jié)果如表4第(3)列、(4)列、(5)列所示。表4第(3)列、(4)列報告了初創(chuàng)期企業(yè)、成長期企業(yè)的回歸分析結(jié)果，可以看出，交互項(DID×Cycle1)、(DID×Cycle2)系數(shù)分別為0.03568、0.03692，且均在1%統(tǒng)計水平下通過了顯著性檢驗，這說明國家級新區(qū)政策的實施可以正向、顯著提升初創(chuàng)期企業(yè)、成長期樣本企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。可能的解釋是：企業(yè)處于初創(chuàng)期時，其深受資源約束的困擾，對各類資源需求較大，國家級新區(qū)系列優(yōu)惠政策是其獲取資源的重要渠道，決定了國家級新區(qū)設(shè)立能夠正向、顯著地提升全要素生產(chǎn)率。成長期企業(yè)處于快速擴張的階段，其不但不能放松新增投資，還要大量追加投資，仍然需要大量的人力、物力、財力等資源，因此，國家級新區(qū)的“政策效應(yīng)”和“集聚效應(yīng)”依舊發(fā)揮著正向、顯著的作用。表4第(5)列報告了成熟期企業(yè)的回歸結(jié)果，可以看出，交互項(DID×Cycle3)估計系數(shù)為正，但沒有通過顯著性檢驗，這說明國家級新區(qū)政策對成熟期企業(yè)沒有產(chǎn)生顯著性影響。成熟期企業(yè)業(yè)務(wù)已經(jīng)成熟，市場份額與利潤來源也趨于穩(wěn)定，不再面臨資本約束的困惑，受國家級新區(qū)政策的影響效果較弱。

六、機制分析

文章已經(jīng)實證了國家級新區(qū)設(shè)立能夠顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，那么國家級新區(qū)政策是如何提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的，其影響渠道與作用機理是什么？基于此，文章借鑒溫忠麟等(2004)[10]提出的中介效應(yīng)模型，以政策效應(yīng)、集聚效應(yīng)、競爭效應(yīng)作為中介變量進行回歸檢驗。

1.政策效應(yīng)檢驗

文章從政府補貼(Subsidy)和稅收(Tax)兩方面度量國家級新區(qū)“政策效應(yīng)”，具體來說，以企業(yè)獲得的“政府補助”作為衡量政府補貼的代理變量，以“所得稅費用－遞延所得稅”衡量企業(yè)應(yīng)繳所得稅(Tax)并作為稅收的代變量。

檢驗結(jié)果如表5所示，其中，表5第(1)列、第(2)列報告了政府補貼機制的檢驗結(jié)果，由表5第(1)列可知，DID系數(shù)顯著為正，表明國家級新區(qū)設(shè)立能夠顯著地增加企業(yè)的政府補貼；表5第(2)列中，政府補貼(Subsidy)系數(shù)為正，且在1%的統(tǒng)計水平下通過了顯著性檢驗，這說明政府補貼(Subsidy)有助于提升企業(yè)全要素生率，DID系數(shù)為0.0257，較表1而言系數(shù)值有所降低，且在1%統(tǒng)計水平下通過了顯性檢驗，這說明財政補貼是國家級新區(qū)政策提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機制之一。

表5第(3)列、第(4)列報告了稅收機制的檢驗結(jié)果，由表5第(3)列可知，DID系數(shù)為負，且在1%的統(tǒng)計水平下通過了顯著性檢驗，說明企業(yè)享受到了國家級新區(qū)提供的優(yōu)惠的稅收政策，在表5第(4)列中，稅收(Tax)變量系數(shù)為負，且在1%統(tǒng)計水平下通過了顯性檢驗，DID系數(shù)為正，且在1%統(tǒng)計水平下通過了顯性檢驗，這表明雖說稅收水平對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長具有明顯的抑制效應(yīng)，然而，國家級新區(qū)政策明顯降低了企業(yè)應(yīng)繳稅負，最終提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，即稅收機制是國家級新區(qū)影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用機制之一。

表5政策效應(yīng)估計結(jié)果

綜合表5的結(jié)果可知，國家級新區(qū)通過“政策效應(yīng)”可以顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

2.集聚效應(yīng)檢驗

國家級新區(qū)集聚效應(yīng)主要表現(xiàn)在資源、創(chuàng)新人才集聚兩方面。參考蔡慶豐等(2021)[11]經(jīng)驗，文章用樣本企業(yè)研發(fā)人員數(shù)量的自然對數(shù)(R＆D)作為人才資源集聚效應(yīng)的代理變量，以企業(yè)年度新增融資額(ΔDebet)為資源集聚效應(yīng)的代理變量，公式如下：

表6第(1)列～第(5)列報告了“集聚效應(yīng)”機制的檢驗結(jié)果，由表6第(1)列、(3)列可知，DID的系數(shù)分別為0.0553、0.0208，且在1%的統(tǒng)計水平下通過了顯著性檢驗，這表明國家級新區(qū)政策的實施可以提升企業(yè)融資數(shù)額、增加研發(fā)人員數(shù)量。

表6第(2)、第(4)列可知，企業(yè)新增融資額(ΔDebet)和研發(fā)人員數(shù)量(R＆D)系數(shù)分別為0.0505、0.0188，且均在1%統(tǒng)計水平下通過了顯著性檢驗，這表明企業(yè)融資額和研發(fā)人員的增加有助于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

另外，參照林毅夫等(2018)[12]的研究思路，實證檢驗企業(yè)數(shù)量的自然對數(shù)(Firm)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。回歸結(jié)果如表6第(5)列所示，可以看出，國家級新區(qū)內(nèi)的企業(yè)數(shù)量對全要素生產(chǎn)率有正向、顯著的促進效應(yīng)。因此，綜合表6的回歸結(jié)果可知，國家級新區(qū)的“集聚效應(yīng)”顯著提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

3.競爭效應(yīng)檢驗

文章構(gòu)建赫芬達爾指數(shù)(HHI)衡量行業(yè)的競爭程度，赫芬達爾指數(shù)(HHI)值越大，說明行業(yè)壟斷程度越高，反之，則說明行業(yè)之間競爭程度較大。

表6第(6)、第(7)列報告了“競爭效應(yīng)”機制的檢驗結(jié)果。以赫芬達爾指數(shù)(HHI)作為被解釋變量的回歸結(jié)果如表6第(6)列所示，DID系數(shù)顯著為負，表明國家級新區(qū)的設(shè)立加劇了企業(yè)之間的競爭程度。表6第(7)列報告了以企業(yè)全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量的回歸結(jié)果，赫芬達爾指數(shù)(HHI)系數(shù)為負，未通過顯著性檢驗，說明企業(yè)之間競爭程度尚不足以對樣本企業(yè)的生存構(gòu)成較大的“威脅”，未能形成有效“倒逼”機制。可能的解釋是，雖說行業(yè)競爭可以提高企業(yè)生產(chǎn)效率，但競爭程度過于激烈也可能會大幅度抬高生產(chǎn)要素價格，從而提升邊際成本。

表6集聚效應(yīng)與競爭效應(yīng)估計結(jié)果

七、結(jié)論及政策建議

文章將國家級新區(qū)設(shè)立視為一次自然實驗，選取2008—2020年中國上市公司的面板數(shù)據(jù)，在“反事實”框架下，運用多期雙重差分模型(Time-varying DID)，實證分析了國家級新區(qū)政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)的影響效應(yīng)及其作用機理。結(jié)果表明：第一，國家級新區(qū)設(shè)立對企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有正向、顯著促進作用。第二，機制分析表明，國家級新區(qū)設(shè)立主要通過“政策效應(yīng)”“集聚效應(yīng)”提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。第三，異質(zhì)性分析表明，國家級新區(qū)政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響不僅與區(qū)位條件、市場發(fā)育程度等外部環(huán)境因素相關(guān)，還因企業(yè)產(chǎn)權(quán)歸屬、企業(yè)規(guī)模和成長周期不同而存在明顯差異。基于以上研究結(jié)論，文章提出以下三點政策建議：

第一，重視國家級新區(qū)核心戰(zhàn)略定位。進一步深化體制機制改革，破解制約經(jīng)濟發(fā)展的制度障礙，全力推進供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，推動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

第二，完善國家級新區(qū)空間布局。針對不同區(qū)域、不同行政等級分類指導(dǎo)、精準施策，向等級較低的中西部地區(qū)逐步傾斜，打造“專精特新”的特色產(chǎn)業(yè)集群。與此同時，不斷探索國家級新區(qū)創(chuàng)新發(fā)展新路徑和新模式，推動科學(xué)技術(shù)快速產(chǎn)業(yè)化，全面提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

第三，強化國家級新區(qū)的“政策效應(yīng)”“集聚效應(yīng)”。國家級新區(qū)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的最終效果是“政策效應(yīng)”“集聚效應(yīng)”的綜合，因此，在國家級新區(qū)建設(shè)中，要立足自身功能定位，依據(jù)區(qū)域資源稟賦和環(huán)境消納能力，積極開展創(chuàng)新研發(fā)、關(guān)鍵技術(shù)轉(zhuǎn)移等工作，形成更大規(guī)模的產(chǎn)業(yè)集聚，開展良性競爭,促進企業(yè)均衡、高質(zhì)量發(fā)展。