地方政府間合作有利于提高企業全要素生產率嗎

摘 要 實現城市群經濟高質量發展是中國未來經濟發展的主要任務之一，而城市群地方政府間的合作是否有助于此項任務的完成具有重大的理論和現實指導意義。文章利用2003—2012 年工業企業數據和203 個地級市相關數據，基于2010 年長三角地區六個地方政府加入長三角城市經濟協調會的準自然實驗，分析長三角城市群地方政府間的合作對企業全要素生產率的影響。研究發現，長三角城市群地方政府間的合作顯著提高了企業的全要素生產率。利用手工搜集和整理的地方政府間合作文本數據，也證實了這一結論。這一提升主要來源于企業間資源錯配的改善、地方政府對企業的財政支持力度的增加和企業融資約束的降低。私營企業、出口型企業和原位城市企業的全要素生產率從地方政府間合作中受益更多。本文的研究是對區域發展新格局和促進經濟高質量增長的學術回應，也為實現全國統一大市場和暢通國內大循環提供了政策實施的依據。

關鍵詞 地方政府合作;全要素生產率;資源錯配

0 引言

2020 年10 月29 日，中國共產黨第十九屆中央委員會第五次全體會議通過了《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二〇三五年遠景目標的建議》（以下簡稱《建議》），其中明確表示，“十四五” 時期經濟社會發展要以推動高質量發展為主題，在質量效益明顯提升的基礎上實現經濟持續健康發展。這意味著經濟高質量增長已成為中國今后經濟建設的指導方針和主要目標。另一方面，由于快速推進的城市化和工業化，同時要素在地理上的分布呈現出集中的趨勢，使得城市群在整個國家的經濟發展中戰略地位越來越突出（張學良等，2017）。未來中國的城市化和經濟社會的進步需要憑借以城市群為主的空間發展形態（原倩，2016）。鑒于此，如何促進城市群內部地區經濟高質量增長，進而使城市群成為中國經濟發展的新增長極以及帶動全國高質量發展的新動力源就成為當前的重要議題之一。

全要素生產率的提高被認為是經濟實現高質量發展的主要標志（Hsieh andKlenow，2010）。而國民經濟全要素生產率的提高又需要以微觀企業生產率的提升為基礎（宣燁和余永澤，2017），所以，如何提高企業全要素生產率，一直是促進中國經濟結構轉型和實現中國經濟高質量增長的應有之義，亦是推動實現城市群高質量發展的核心內容。在中國有為政府制度背景下，地方政府這只“看得見的手”在經濟發展過程中占據著主導地位。而在經濟分權和政治集權的雙重激勵下，地方政府擁有相對獨立的經濟利益，對轄區內經濟發展表現出極大的熱情，會通過各種手段參與到地區經濟發展過程中（ 徐現祥和王賢彬，2010）。這使中國經濟出現“增長奇跡”的同時，也帶來了諸多負面影響。其中，有學者認為，地方政府為實現地區經濟利益和自身政治利益最大化，采取市場分割和地方保護等手段展開對稀缺資源和要素的競爭（ 王永欽等，2007），要素市場因此無法形成有效供給，而且造成了要素脫離了優資本相對深度，形成了資源錯配， 最終抑制了企業全要素生產率的提高（ Restuccia and Rogerson，2017）。因此，在理解全要素生產率為何難以提升時，地方政府競爭被視為主要因素（付強和喬岳，2011;吳俊培等，2017;高琳和高偉華，2018;鄧曉蘭等，2019）。

為了以良好的區域發展格局和區域政府間關系提高全要素生產率進而推動實現經濟高質量發展，2017 年黨的十九大和2018 年分別將區域協調發展和長三角區域一體化上升為國家戰略。而《建議》中則明確了：“ 推動區域協調發展，要健全區域戰略統籌、市場一體化發展，區域合作互助、區域利益補償等機制”。這為“十四五”時期如何促進區域協調發展和區域一體化指明了方向。據此，可以發現，中央政府寄希望于地方政府能夠通過良性合作實現區域發展。在“頂層設計”的引導下，區域內地方政府間的關系或許將得到重構，區域政府合作在區域經濟發展過程中預計會起到重要的作用。那么，地方政府間合作究竟是否會成為企業全要素生產率提升的“援助之手”呢？ 或者說，在國家倡導區域內政府應當積極構建合作體制的背景下，本位城市通過主動與其他城市合作，是否會對本轄區的企業發展產生積極影響？ 兩者之間又是通過何種機制渠道產生關聯？ 企業全要素生產率與城市群地方政府間合作的關聯性需要充分驗證和科學評估，這不僅有利于正確認識區域和企業發展中地方政府的作用，探索區域一體化發展的制度體系和路徑模式，為全國進一步貫徹區域協調發展和區域一體化戰略提供科學依據，更重要的是為推動經濟高質量發展提供科學啟示。

然而，現有研究尚未對城市群內部地方政府間的合作和企業全要素生產率之間的關系予以重視，更是少有涉及兩者之間的微觀機制渠道。部分研究主要是基于地區層面的數據，并利用城市群擴容作為地方政府間合作的準自然實驗，發現城市群內部地方政府間的合作有利于促進群內城市經濟共同增長（ 劉乃全和吳友，2017;丁煥峰等，2020），并且這種增長的實現不以犧牲環境為代價（尤濟紅和陳喜強，2019）。之后，有的學者或從城市產業發展的角度（楊建坤和曾龍，2019），或從城市外商直接投資強度的角度（梁軍和從振楠，2020），或從城市資源錯配的角度（吳青山等，2021），均發現了地方政府間合作帶來的積極效應。當把這一結論置于縣域層面時，也同樣成立（ 鄧慧慧等，2021）。也有學者發現城市群地方政府間的合作實現了地區全要素生產率的提高（ 張躍，2020）。可以看出，現有研究多是基于地區層面的宏觀數據， 僅有強永昌和楊航英（2020）、鄧慧慧和李慧榕（2021）利用企業層面的數據圍繞這一議題展開討論，但是他們只是分別探討了地方政府間合作的企業出口效應和企業利潤率，未涉及企業全要素生產率方面。而地方政府間合作究竟是否可以提高企業全要素生產率，值得進一步探討。除此以外，當前研究雖然利用城市群擴容，即地方政府是否加入區域合作組織（協調會）作為地方政府間合作的準自然實驗，但協調會畢竟只是一個制定合作總體規劃的組織平臺，而具體的合作領域和事項則需要由協調會成員自行商討、擬定和實施，地方政府間合作的實際情況究竟如何，不得而知。換言之，當前研究缺少準確衡量地方政府間合作的指標。為此，本文通過手工搜集、整理了長三角城市群內24 個核心城市間的合作文本數據，將其分別匹配到長三角企業和城市層面，從而更加客觀地刻畫地方政府間合作的經濟效應。

本文可能的貢獻在于：當前對于地方政府合作經濟績效的研究多集中于宏觀層面，微觀層面的實證分析依然相對不足。本文重點以2003—2012 年工業企業數據為樣本，利用長三角城市群內的地方政府自愿構建的制度化合作平臺，即長三角城市群內不同的城市在不同時間加入長三角城市經濟協調會（ 以下簡稱為“協調會”）所形成的準自然實驗，使用雙重差分法來識別加入協調會與企業全要素生產率之間的因果效應。該方法比較了位于協調會成員城市的企業（處理組）和位于其他城市的企業（控制組） 在加入協調會前后，其全要素生產率變動的差異。由于是否加入協調會較少受到企業層面的因素影響，所以對于企業而言，這一事件較為外生，有助于科學評估區域政府合作對企業全要素生產率的因果效應;其次，為彌補當前研究僅將是否加入協調會衡量地方政府間合作的不足，本文通過手工搜集、整理了長三角地方政府間合作的精細文本數據，分別將其匹配到企業和城市層面，以進一步科學和客觀地探討地方政府間合作效應;最后，本文重點從資源錯配的角度，研究了地方政府間合作影響企業、城市TFP 的作用機制，從而更加全面地認識地方政府間合作究竟是通過何種渠道影響企業、城市TFP 的。

后文安排如下：第1 部分是文獻述評;第2 部分是制度背景;第3 部分是研究設計;第4 部分為采用雙重差分法檢驗地方政府間合作對企業TFP 的影響;第5 部分是擴展性分析，包括利用多處理單元合成控制法實證檢驗地方政府合作對城市TFP 的影響和利用地方政府間合作的文本精細數據探討地方政府合作對企業、城市TFP 的影響;第6 部分是機制分析，包括地方政府合作影響企業TFP 的微觀作用機制和地區層面的TFP 分解效應;最后為研究結論。

1 文獻述評

本文按照是否直接實證檢驗地方政府合作在區域發展中的作用，將現有文獻從以下兩個角度進行分類，在此基礎上進行述評。

視角一，探討地區之間的市場分割、市場一體化或者區域一體化程度，間接討論地方政府間合作對經濟增長的重要性。這類研究主要集中在對市場分割程度的測量及其對經濟發展的影響等方面。從概念上看，市場分割、市場一體化與區域一體化是相對應的概念，都是為了逐步放松行政管制，減少市場一體化的制度障礙，實現生產要素自由流動，最終達到地區經濟整合狀態（銀溫泉和才婉茹，2001）。陸銘和陳釗（2009） 利用價格指數法測度了省級之間的市場分割程度，同時就其對省級經濟增長的關系進行了實證檢驗，得出分割市場對于當地即期和未來的經濟增長具有倒U 型的影響。該結論得到了有關學者的進一步證實（付強和喬越，2011）。但是這些研究均是基于省級數據，未能細化到市級層面。因此，有學者不僅測量了省級層面的市場分割程度，還探討了地級市層面的市場分割程度，得出中國的地區市場分割只存在于省級層面，并未在地級市之間發現明顯的分割跡象的結論（馬草原等，2021）。唐為（2021）進一步基于Hsieh-Klenow 模型和工業企業數據庫，提出區域間要素市場整合的計算方法，認為我國要素市場一體化水平在不斷提高。

在探討市場分割所帶來的影響時，徐現祥和李郇（2005）在指出長三角城市經濟協調會能夠降低市場分割對區域一體化的阻礙作用。李雪松等（2017） 采用長江經濟帶105 個城市的面板數據，實證檢驗了區域一體化對城市全要素生產效率、技術效率以及技術變動的影響。黃文和張羽瑤（2019） 則利用2007—2016 年中國長江經濟帶111 個城市的面板數據，證實了區域一體化戰略對中國城市經濟高質量發展的積極影響。也有學者從環境治理的角度出發，證實了長三角的區域一體化具有明顯的減排效應，有利于提高城市群經濟發展的整體質量（尤濟紅和陳喜強，2019）。然而，上述研究基本上均是將地方政府合作作為背景或者在得出結論之后論述地方政府合作的重要性，未對地方政府合作在區域經濟發展中的作用進行直接的實證檢驗。另外，市場分割程度的降低或市場一體化和區域一體化程度的提高更可能是地方政府合作和市場化同時加強的結果，因此這類研究也可能難以分離出地方政府合作的實際影響。為彌補這類研究的不足，部分研究直接從地方政府在區域發展中的合作行為出發，探討地方政府合作對區域經濟發展的影響。

視角二，基于區域經濟聯盟擴容作為政府合作的準自然實驗，探討其對經濟增長的影響。促進城市群內的市場一體化，重點在于建立一個可行的區域間協調機制（Ostrom et al. ，1961）。區域經濟聯盟實際上是國家或地方政府為促進區域發展而搭建的合作平臺。這類文獻直接考察了地方政府間的合作對區域發展的影響。國外研究則是以“歐盟擴容”為準自然實驗，探討加入歐盟對于本國經濟績效的影響。Campos et al. （2015） 的研究，將經濟一體化區分為政治一體化和經濟一體化，實證探討了挪威在經濟方面實現歐盟一體化而在政治方面未能融入到歐盟中的經濟績效表現，發現挪威如果完全實現與歐盟的一體化能夠產生更高的經濟效益。同樣是基于Campos et al. （2019） 的研究，其采用了合成控制法和雙重差分法分析了1973、1980、1995 以及2004 年歐盟四輪擴容對于加入歐盟國家的經濟影響。結論得出，除希臘以外的國家均能夠從歐盟擴容中獲得經濟收益。然而，歐盟擴容是探討一國之外的國際組織吸納本國后對本國的整體影響，而一國之內的區域合作組織如若擴容，又會給國家內部被擴容的地區帶來何種效應，國外研究則很少涉及。

對于中國而言，地方政府始終是制度變革的“第一行動者”。因此，城市群的發展必然不能忽視地方政府這一行為主體。國內在借鑒“歐盟擴容” 研究的基礎上，探討了地方政府加入城市群之后對地區經濟績效的影響。劉乃全和吳友（2017）以2010 年協調會擴容為準自然實驗，利用合成控制法和雙重差分法分別探討了城市群擴容對整體城市、新進城市和原位城市經濟增長的影響，并就背后的機制進行了探討。之后，張學良等（2017）、張躍（2019）、楊建坤和曾龍（2020）等分別探討了長三角地方政府間的合作對地區勞動力生產率、地區全要素生產率、地區產業結構升級的影響，均得出了正面的結論。當把這一結論推廣到縣域層面，也同樣成立（鄧慧慧等，2020）。也有學者探討了珠三角城市群擴容對新進城市經濟增長的影響（丁煥峰等，2021）。可以看出，無論是國外還是國內研究， 多是以區域政府合作的宏觀經濟績效為切入點。陳勝藍等（2019）、強永昌和航英（2020）分別探討了加入區域合作組織對地區上市公司高管薪酬和企業出口行為的影響。與本文密切相關的兩篇文獻，分別是安禮偉和蔣元明（2020）、鄧慧慧和李慧榕（2021） 的研究。前者是將2010 年長三角出臺《長江三角洲地區區域規劃》作為準自然實驗，探討其對先進制造業全要素生產率的影響。后者遵循傳統做法，將2010 年長三角城市群擴容作為準自然實驗，實證分析其對企業利潤的影響。這些研究為地方政府合作是否影響區域微觀經濟績效提供了實證證據。

總體而言，國內外雖然存在研究范圍上的區別，但基本上是對同一問題進行的探討，即區域政府間關系對區域經濟發展的影響。另外的相似性則體現在國內研究方面，相對于探討其他區域經濟發展，多數研究主要以長三角城市群為研究對象。其原因是，長三角城市群成立以及運行的協調會可以視為區域政府合作或者區域一體化的一項準自然實驗，這能夠科學識別區域政府間關系和區域經濟發展的因果效應。另外，珠三角城市群是以省內城市群為主，而長三角城市群是由跨越省級行政界線的城市組成，相對于珠三角城市群的擴容，長三角城市群的擴容所引致的區域經濟增長效應對于當前如何打破省級行政壁壘進而促進更大范圍的要素自由流動更具有普遍的借鑒意義。

然而，上述研究依然存在一些不足之處，表現在：相對于探討區域政府合作的宏觀經濟績效，關于區域政府合作的微觀經濟績效的研究仍然十分缺乏。陳勝藍等（2019）、強永昌和楊航英（2020） 雖然填補了這一研究的空白，但前者是以上市公司作為研究對象，由于上市公司通常是那些資質較好的公司，所以考察區域政府合作對上市公司的影響，未必能剝離出地方政府合作在區域經濟發展中的實際作用。除此以外，該研究是從公司治理的角度出發，探討加入協調會對上市公司高管薪酬激勵的影響。可是，從現實情況來看，促進企業或地區經濟的發展或許是區域政府間合作的首要目標，區域政府合作究竟是否會影響高管超額薪酬值得商榷。安禮偉和蔣元明（2020） 的研究樣本只涉及先進制造業，同樣不利于全面審視地方政府間合作的企業促進效應。另外，該研究的視角是從產業政策出發，處理組和控制組的劃分也只是以企業是否為先進制造業依據，實際上并未直接體現出地方政府合作在區域發展中的作用。鄧慧慧和李慧榕（2021）的研究沒有涉及企業全要素生產率方面。與此同時，以上研究均未使用地方政府間合作的文本數據進行經驗分析。

基于此，本文則從實踐中區域政府合作的客觀目的出發，以區域經濟發展的關鍵微觀經濟主體即企業作為研究對象，探討區域政府合作對企業發展質量，即企業全要素生產率的影響，進而切實反映區域政府合作的微觀經濟績效。除此以外，現有研究多是將地方政府組建的區域經濟協調會視為地方政府合作的準自然實驗，但是僅僅利用地方政府是否加入區域合作組織衡量地方政府合作較為粗糙，并且合作平臺最多算一攬子計劃，地方政府之間究竟有沒有發生合作行為也不得而知。為此，本文通過多種資料和渠道手工搜集了長三角地區政府之間的合作文本數據，將其分別匹配到長三角城市和企業層面，更加準確和客觀地探討地方政府合作對企業乃至地區經濟高質量發展帶來的影響。

2 制度背景

當前，我國各區域內部的政府合作呈現出組織類型眾多，且形式多樣化的特征，例如政府之間簽訂的行政協議、市長聯席會議制度、城市政府聯合體等。與其他區域的政府合作體制相比，長三角城市群的政府間在長期的博弈過程中逐漸形成了具有制度化、程序化的合作體制。縱觀改革開放以后長三角跨地區政府合作的歷史，長三角城市政府合作體制的構建經歷了一個十分曲折的過程。

1997 年，長三角地區15 個城市自愿成立新的經濟組織———長江三角洲城市經濟協調會。2003 年，臺州市在協調會第四次會議上被接納為正式成員。之后，協調會經歷了“ 北上、南下、西進” 的穩步發展（ 劉乃全和吳友，2017）。在2010 年，協調會將合肥、馬鞍山、金華、衢州、鹽城和淮安6 個城市吸納為成員后，標志著長三角城市群再一次突破了省級行政區劃的壁壘，走向了泛長三角時代。2019 年12 月，《長江三角洲區域一體化發展規劃綱要》將長三角城市群范圍擴展至滬蘇浙皖全境。經過20 余年的不斷擴容和持續發展，協調會不僅逐漸擺脫了中央政府的干預，而且打破了行政分割型治理模式的桎梏，走向以經濟性議題為主的制度化合作模式，“一體化” 和“高質量” 是協調會持續關注的重點主題，推進長三角區域一體化進程進入新階段。

雖然在1997 年以后，中央政府在長三角城市政府合作體制的構建中也起到一定的作用，但往往是全局性的指導方針，現階段長三角城市政府合作體制是各城市政府通過平等協商、自愿且自下而上建立而成的。協調會為長三角城市政府的正式合作和非正式合作提供了平臺、組織基礎和制度保障。在合作內容方面，協調會通過每屆會議設立的專題工作涉及了經濟社會的各方面，從交通、能源、通訊、物流、信息、科技創新、金融、旅游到環保、信用、社會保障、公共衛生、市場建設等。這些領域的合作均是以一體化思路和舉措打破行政壁壘、提高政策協同，讓各類生產要素在各類經濟主體之間或更大范圍內暢通流動，發揮地區比較優勢，實現合理分工，促進經濟高質量發展，把長三角城市群打造成強勁活躍增長極。

基于此，可以認為：協調會的成立與運行有利于城市政府之間各項合作工作的順利展開，也是長三角區域政府合作走向深入的表現，已然演變成為促進長三角地方政府合作以及區域經濟一體化的最具代表性質的機構和方式;其次，長三角城市群政府合作涉及江浙皖滬的41 座城市，能夠為跨行政區合作提供積極的借鑒;最后，長三角城市群內的政府間合作是一個漸進的過程。這些特征是其他區域政府合作所不具有的。因此，以長三角城市政府加入協調會作為區域政府合作的準自然實驗，進而以此評估其對企業全要素生產率的影響具有科學性。

3 研究設計

3.1 研究方法與模型設定

借鑒以往研究，將長三角內部的地方政府加入協調會視為地方政府合作的準自然實驗，采用雙重差分法，識別長三角地方政府間合作和企業全要素生產率之間的因果效應。

基本的雙重差分法的模型設定如式（1）所示：

tfpi，k，t = β0 + β1aftert × cori，k + β2controli，k，t +δi + μt +σf +εi，k，t （1）

其中，下腳標i 表示城市、k 表示企業、t 表示時間;tfpi，k，t 為城市i 的企業k 在t年的TFP;aftert 為時間虛擬變量，2010 年加入協調會之前，aftert = 0，2010 年加入及之后，aftert =1;cori，k 為處理組虛擬變量，當企業K 位于協調會成員的城市i時（上文提及的于2010 年加入協調會的合肥、鹽城、馬鞍山、衢州、淮安、鹽城6座城市），其為處理組企業，cori，k =1，反之則為0;controli，k，t 為一組城市層面和企業層面的控制變量;δi 城市固定效應，μt 為時間固定效應，σf 為企業固定效應，εi，k，t 為隨機擾動項。本文重點關注的是aftert 和cori，k 交互項系數β1，其估計了相比于那些不位于協調會成員城市的企業，那些位于協調會成員城市的企業，其全要素生產率隨所在城市加入協調會后的變化，即β1 代表了地方政府合作對企業全要素生產率影響的因果效應。

3.2 數據處理、變量構建與定義

由于2003 年之前城市層面的控制變量嚴重缺失，而本文接下來使用的多處理單元的合成控制法要求數據類型為不存在缺失值或者缺失值較少的平衡面板數據，本文就以2003—2012 年工業企業和203 個地級市為研究樣本。具體地，本研究主要圍繞2010 年加入協調會的6 座城市及其所轄企業展開研究①②。一方面，由于樣本研究期間為2003—2012 年，選擇該6 座城市是為了排除過早加入協調會的樣本對識別造成的干擾。另一方面，2010 年協調會吸納合肥和馬鞍山標志著的長三角從“兩省一市” 走向“三省一市”，跨區域政府合作實現了突破性的進展。本文主要以《中國城市統計年鑒》、《中國區域經濟統計年鑒》以及中國工業企業微觀數據庫為數據來源。其中，工業數據庫的處理，主要借鑒Cai and Liu（2009）以及聶輝華等（2012） 的方法。本文具體變量的定義與構建方式如下：

（1） 因變量：企業全要素生產率（TFP）。目前針對工業企業全要素生產率的測算主要有LP 法和OP 法，兩種方法各有優劣，在具體測算時，LP 法需要企業的工業增加值、從業人數、固定資產凈值以及中間投入合計等信息，而OP 法需要企業的工業增加值、從業人數、固定資產凈值、固定資產投資以及企業是否退出市場的虛擬變量等信息。然而，工業增加值的時間跨度僅為2003—2007、2010 年，所以無論使用LP 法還是OP 法，都會對本文樣本區間內的TFP 測算造成一定挑戰。相較于OP 法，LP 法還需要企業的中間投入品變量，可是該變量的時間跨度僅為2003—2007 年，這意味著LP 法將比OP 法損失更多的觀測值，從整體上看，OP 法在有效觀測值方面優于LP 法。基于此，本文主要采取OP法測算2003—2012 年的企業全要素生產率。對于2008—2009、2011—2012 年的全要素生產率，本文主要借鑒王貴東（2018） 的研究，利用工業企業數據庫中的其他變量信息進行輔助測算①。其中，工業增加值的價格平減利用了各省工業出廠品價格指數，而資本的價格平減則采用各省固定資產投資價格指數。所需平減指數數據全部來自EPS 數據庫，并以2003 年作為基期。

（2） 控制變量。對控制變量的選擇，我們需要考慮的不僅是控制變量會影響城市以及企業全要素生產率，還要考慮這些變量會影響下文機制分析中作為機制變量的企業資源錯配度。基于這點，借鑒相關學者的研究（ 劉貫春等，2017;李欣澤等，2017;黃群慧等，2019），本文選取了如下控制變量。

城市層面的控制變量，主要包括：政府干預GC，利用地方政府財政支出占地區GDP 的比重表示;對外開放FDI，選取外商直接投資占地區GDP 比重衡量;金融深化FD，選用金融機構貸款余額占地區GDP 的比重測度;城市人口規模POP，以控制人口因素對TFP 的影響;人力資本EDU，選取每萬人在校大學生數衡量;交通水平TC，利用客運總量占地區總人口比重表示。企業層面的控制變量，包括：企業的規模SIZE，利用從業人員數衡量;企業的年齡AGE，以企業成立至觀測值所在年份的年數構建;企業的資本密集度IK，用企業單位產出資本比衡量。其中，對城市人口規模、人力資本、企業規模進行了對數處理。

3.3 變量的描述性統計

從表1 的描述性統計來看，位于協調會成員城市的企業的TFP 均值要低于非協調會成員城市的企業。但是，根據表2 中依據政策發生前后統計的處理組和對照組之間的TFP 差異來看，當城市加入協調會之后，轄區內企業的TFP 比加入之前出現了提高的現象，而且比政策發生后對照組企業的TFP 也要高。這初步說明，政府間的合作有利于企業TFP 的提高。

4 實證分析

該節實證分析思路如下：（1）基于企業層面的微觀數據，運用雙重差分法檢驗區域政府合作對轄區企業的TFP 的影響;（2） 對基準回歸結果進行穩健性檢驗;（3）根據企業屬性和城市分類，進行異質性分析。

4.1 雙重差分法實證結果

表3 報告了長三角地方政府間合作對企業TFP 的影響。列（1） ～（3） 依次報告了未加控制變量、加入城市層面的控制變量、加入企業層面的控制變量后的回歸結果。由這些結果表明，無論是否加入控制變量，區域內政府間合作的回歸系數顯著為正，意味著城市群內地方政府間合作有助于本轄區企業全要素生產率的提高。

4.2 穩健性檢驗

（1） 平行趨勢假設檢驗與政策動態效應。圖1 是利用事件研究法得到的結果，在城市加入協調會之前，處理組企業的TFP 和控制組企業的TFP 具有大致相同的路徑軌跡，表明本文總體上滿足平行趨勢檢驗①。

（2） PSM-DID 估計。為了進一步提高估計結果的有效性，本文采取PSMDID的估計方法，以緩解樣本自選擇所帶來的偏誤問題，相關結果見表4 中的列（2）。結果表明，本文的基準回歸結果依然穩健。

（3） 為了進一步緩解樣本可能存在的非隨機性帶來的偏誤問題，本文參考Li et al. （2016）的識別策略，即在回歸中加入處理組的時間趨勢項和控制變量與時間趨勢的高階交互項、處理組的時間趨勢項和控制變量與時間固定效應的交互項等方法。該方法放松平行趨勢假設檢驗，允許控制變量和處理組隨時間而改變，并且控制住這些趨勢，以識別因果效應。表4 中的列（3） 和列（4） 給出了使用該識別策略下的結果，可見本文的結論依然穩健。

（4） 基準模型中控制的主要是同期變量，其中部分同期控制變量本身就很可能受到“加入協調會” 這一事件的影響，即屬于“ 壞的控制變量”②。為此，本文重新選取發生在處理時點之前的前定變量作為控制變量，并將其與時間趨勢項或時間虛擬變量進行交乘之后重新進行估計，結果如表4 中的列（4） ～（6）所示，可以發現本文的估計結果不會因控制變量的選取而發生改變。

（5） 刪除2010 年之前加入協調會的城市企業樣本。為了保證2010 年加入協調會的城市企業TFP 的提高不受在此之前就已加入協調會的城市企業影響，本文刪除了位于2010 年之前加入協調會城市的企業樣本，估計結果見表4 列（7）。系數雖然下降，但是估計結果依然顯著。

（6） 只考慮長三角城市群內的企業樣本。長三角與其他地區可能在政策、資源稟賦等方面存在不可觀測的差異，這樣不僅可能使本文的控制組選擇過于寬泛，導致處理組和控制組不具有比較性，而且無法徹底排除其他同期事件的干擾。因此，借鑒安禮偉和蔣元明（2020） 的做法，將樣本局限于長三角區域。然而，另外，即使將樣本局限于長三角區域，但是在2010 年之前加入協調會的城市，其經濟狀況本身就比在2010 年加入協調會的城市要好，企業發展的差異可能在這6 個城市加入協調會之前就已經存在。綜合考慮這些問題，本文在將樣本局限于長三角區域的同時，加入了處理組時間趨勢項和控制變量與年份固定效應的交互項，結果見表4 列（8） 。由估計結果可知，當只考慮長三角區域時，政策本身的積極效應相較于基準結果有些加強，且系數依然顯著。

（7） 安慰劑檢驗。本文在刪除事件發生前已經加入協調會的城市樣本后，依據Li et al. （2016）的研究，從剩下的187 個城市中隨機選取6 個城市作為“偽處理組”，假設這6 個城市加入了協調會，其他城市作為控制組，然后再逐一為這6 個“偽處理組”隨機抽取一個年份作為政策時點（“偽政策時間”）。這樣的過程重復500 次。得到的結果如圖2 所示。從圖2 中可以看出，估計系數大都集中在-0. 02 到0. 02 這個區間，并且集中在0 附近，而根據表3 列（3） 的估計結果，本文的真實估計值0. 17 是一個明顯的異常值，這表明本文的基準估計結果受到其他干擾因素影響的可能性較低。

4.3 異質性分析

（1） 地方政府間合作對不同所有制企業TFP 的影響。本文分別估計地方政府間的合作對國有企業、私營企業和外資企業TFP 的影響，結果見表5 列（1） ～（3）。結果表明，地方政府間的合作均提高了這三類企業的TFP。進一步地，對比這三組類型的企業，地方政府間合作對私營企業TFP 的促進作用gt;外資企業gt;國有企業。可能的原因在于：國有企業和外資企業相對于私營企業一直享受著地方政府較大的支持力度和較多的優惠措施，導致地方政府間的合作對于這兩種類型的企業TFP 的邊際貢獻較小。私營企業長期遭受著政策歧視，而近些年長三角城市間的合作主要圍繞如何促進要素自由流動和降低市場準入門檻等方面展開，這些都為私營企業的發展提供了有利條件，進而對私營企業有著更大的積極影響。

（2） 地方政府間合作對不同出口屬性企業TFP 的影響。表5 列（4） 和（5）分別是內銷型企業與出口型企業的回歸結果：地方政府間的合作對內銷型和出口型企業的全要素生產率的增加都會產生顯著的促進作用，但對出口型企業的影響作用更大。一方面，長三角是出口型企業的主要聚集地之一（ 施震凱等，2018），這些企業可以更容易享受到長三角地方政府間的合作所帶來的紅利。另一方面，例如長三角地方政府間在交通和信息領域等方面的合作，不僅加速了國際市場新產品、新標準、新設計等信息的傳播與溢出，而且降低了出口型企業向內陸地區運銷的貨物運輸成本。這些因素綜合起來導致出口型企業受地方政府間合作的影響更為顯著。

（3） 根據有關研究（劉乃全和吳友，2017），本文還從城市異質性探討長三角地方政府間合作對整體城市和原位城市企業TFP 的影響。表5 列（6） 和（7）結果表明，無論是原位城市還是整體城市企業的TFP 均從2010 年長三角政府間的合作中受益。進一步分析原位城市和整體城市的系數大小，容易發現新一輪的政府間合作對原位城市企業TFP 的提升作用相對更大，說明政府間合作的企業TFP 促進效應主要源于原位城市。原位城市憑借成熟的合作經驗，能夠快速融入到新一輪政府間合作中去，充分享用新進城市帶來的合作政策紅利。此外，根據表5 列（6）的結果，新進城市與長三角其他城市進行合作后，長三角政府間合作的企業TFP 促進效應對整體城市企業的影響較原位城市企業有所減弱[表2 中列（3）系數為0. 17]，但均高于新進城市，說明新一輪的政府間合作不但顯著提升了新進城市企業的TFP，還提升了長三角城市群總體TFP。新進城市加入長三角一體化組織后“共享”到區域一體化合作的政策紅利，進一步鞏固了長三角區域一體化合作提升企業TFP 的優勢。

5 擴展性分析

本節將從以下兩個方面進行拓展性分析，分別是：（1） 基于城市層面的數據，利用多處理單元合成控制法識別城市群地方政府間合作和城市TFP 之間的因果效應;（2）利用手工搜集、整理的地方政府間合作文本數據，將其作為衡量地方政府間合作的指標，以客觀、準確衡量地方政府間合作，從而分別考察其對企業TFP 和城市TFP 的影響。

5.1 基于城市層面———合成控制法的考察

Abadie and Gardeazabal（ 2003）、Abadie et al. （ 2010） 提出的合成控制法（Synthetic Control Method，簡稱SCM） 的適用場景僅限于干預組中只有一個個體。由于共有6 座城市于2010 年加入了協調會，所以本文的處理組的個體不止一個。除此以外，本文主要探討的是長三角區域政府合作對長三角企業全要素生產率的影響，而目前合成控制法的評估對象往往是一個城市、地區或國家。基于這兩類問題，本文無法直接借鑒Abadie 等的研究，而是利用Cavallo et al.（2013）和Galiani and Quistorff（2017）設計的多處理單元的合成控制法評估長三角區域政府合作對企業加總在城市層面的全要素生產率的影響。結果如圖3 所示。

圖3（a）顯示了城市實際與合成的TFP 增長路徑，其中實線代表實際TFP增長路徑，虛線代表合成TFP 增長路徑，垂直虛線代表城市加入協調會的起始年份（2010 年）。結果顯示，在與其他城市合作之前，城市實際與合成的TFP 增長路徑幾乎完全重合，說明合成分析單元較好地擬合了合作之前各城市的TFP狀態。而在與區域內其他城市合作之后，城市的實線均在虛線之上，說明處理組的實際TFP 增長路徑均高于其合成TFP 增長路徑。由此可見，與區域內其他城市政府合作，能夠促進城市自身TFP 的增長，即區域政府合作有利于城市TFP 的提高。圖3（b）是穩健性檢驗，即在樣本中放入2010 年之前加入協調會的城市。可以看出，城市群地方政府合作依然促進了城市TFP 的增長。

為了更具體地觀測區域政府合作對城市TFP 增長的影響，本研究計算了在與其他城市合作后，城市實際與合成的TFP 增長差異。整體而言，城市TFP 的實際值與合成值之間的差異在逐年遞減，如本位城市在2010 年實際與合成TFP增長的差異為0. 05，而該差異在2011 年和2012 年分別減少到0. 04 和0. 03。這表明，在樣本期內，區域政府合作對城市全要素生產率的促進作用呈現逐年減弱的態勢。

5.2 基于地方政府間合作文本數據的考察

當前研究基本均是將長三角城市群擴容或者地方政府加入協調會作為地方政府合作的準自然實驗，以此來檢驗地方政府合作對區域發展的影響。然而，長三角城市經濟協調會僅是一個合作平臺，制訂的是一攬子合作計劃，具體的合作計劃則需要由成員城市自行協商制定和實施。因此，城市群擴容或者加入協調會只是粗略地衡量了地方政府之間的合作，現有研究沒有找到合適的指標客觀衡量地方政府之間的合作程度和實際情況，這可能無法科學判定地方政府合作對區域發展的影響。

本文利用城市間簽訂的合作協議中關于公共物品合作的信息①，在此基礎上計算出某一個城市與其他地方政府的合作次數，之后將其作為衡量長三角城市群內地方政府合作的主要指標。從搜集到的文本信息來看，一份合作協議往往涉及多種公共物品的合作。因此，為了使衡量指標更加客觀，本文主要以合作協議中所涉及的公共物品類型刻畫地方政府間合作。另外，本文在計算長三角地方政府間的合作次數時，采用重復累計計算方式。具體的衡量方式如下：

某一年，A 城市與B 城市簽訂了合作協議，那么，該協議不僅歸屬于A 城市，而且也計入B 城市在該年簽訂的合作協議。與此同時，如果在某一年，A 地方政府與B 地方政府簽署了n 份合作協議，并且每份協議中涉及了M 種類型的區域公共物品，那么該城市在這一年的合作次數就為n×M，其他城市的合作次數也是按照這種計算方式。但是這種計算方式只適合合作協議的簽署主體僅涉及兩個地方政府的情況，而對于兩個以上的地方政府間簽署的合作協議，計算方式是其他地方政府的數量乘上合作協議的數量，再將其乘上協議中涉及的公共物品類型。例如，長三角內部的南京都市圈，其由南京、鎮江、揚州、淮安、馬鞍山、滁州、蕪湖、宣城等城市組成，這些城市共同簽署了一份或多份合作協議，每份合作協議涉及多種區域公共物品。對于這種情況，本文認為，對于每一個城市而言，實際上與其他城市都構建了合作關系，也即相當于與其他地方政府分別簽署了一份合作協議，只是合作協議的內容是一樣的。

采用以上計算方式的理由是：首先，合作是一種行為主體間互動的行為，因此對于合作協議，不可能只歸屬于其中一方;其次，該計算方式也可以保證每個城市在每一年都有關于地方政府合作的數據，有利于數據的完整和樣本量的增加。

由于2010 年之前很難搜集到完整的文本數據，所以本部分中的樣本年份為2010—2019 年。另外，安徽省的銅陵市、池州市、宣城市的關于地方政府合作的信息缺失較為嚴重，這三個城市在2010—2019 年間并不是每一年都與其他地方政府構建了合作關系，所以本文剔除了這三個城市。也即，這部分主要以長三角城市群24 個核心城市為樣本，包括上海市、南京、無錫、常州、蘇州、南通、揚州、鎮江、鹽城、泰州、杭州、寧波、溫州、湖州、嘉興、紹興、金華、舟山、臺州、合肥、蕪湖、馬鞍山、安慶、滁州。這些城市在2019 年之前都已經加入了長三角城市經濟協調會，形成了比較緊密的合作關系。

關于地方政府合作的文本數據，主要來源于兩個途徑：第一，針對長三角24個城市政府的文本歷史數據，以各城市日報、各城市年鑒、《長江三角洲城市年鑒》為主要渠道收集;第二，通過對24 個城市政府的門戶網站、對外合作交流等政府部門網站、城市新聞門戶的網頁內容進行檢索。基于以上兩個途徑收集原始文本數據，在對原始文本數據進行清洗、篩選、甄別后，主要提取出以市級政府為主導的公共物品合作信息。這些公共物品的合作主要集中在交通、能源、旅游、跨地醫療結算、公交一卡通等方面。圖4 表明，長三角地方政府間的合作次數總體上呈現出增加的趨勢。

經過上述步驟，得到了每一個城市每年與其他地方政府的合作次數之后，將其分別匹配到工業企業層面和地級市層面。由于起始年份是2010 年，所以本文只能使用2010—2012 年的工業企業微觀數據庫，將其與長三角2010—2012 年的地方政府合作精細數據進行匹配。與此同時，本文也計算了2010—2019 年長三角城市層面的TFP，利用地方政府合作的文本數據考察地方政府合作對城市TFP 的影響。為了緩解可能存在的內生性問題，本文根據地方政府競爭的相關研究（Yu et al. ，2016），將同一省份內其他所有地方政府的平均合作次數作為本位地方政府合作狀況的工具變量①。理由如下：由于同一省份內的地方政府官員處在同一官場上，面臨著共同的政治錦標賽，地方政府可能會通過與其他地方政府加快構建合作關系以促進本地區的發展。如果省內其他地方政府合作的步伐要快于本位地方政府，那么可能會給本位地方政府帶來合作的激勵和壓力，進而導致本位地方政府也加快構建合作關系。省內其他地方政府的合作狀況不會對本位城市或者其企業發展狀況產生直接的影響。

表6 給出了基于地方政府合作文本數據，利用兩階段最小二乘法后的估計結果。工具變量的結果顯示，同一省份其他城市構建的合作次數越多，越會激勵本位城市加快合作，并且F 統計量均為42，表明不存在弱工具變量的現象。與此同時，二階段估計結果顯示：無論是企業層面抑或是城市層面，長三角內地方政府間的合作對兩者TFP 的提高均產生了促進作用。再次證明了，地方政府間的合作不僅有利于企業TFP 的提高，還會對城市TFP 的提高產生積極的影響。

6 影響機制分析

經實證發現，長三角城市群內地方政府間的合作促進了區域內企業TFP 的提高，那么另一個值得關注的問題是，政策沖擊究竟以何種機制對企業微觀行為產生影響的？ 本節分別從微觀機制和宏觀機制兩個方面，對此問題進行理論和實證分析。

6.1 微觀機制

長三角城市群擴容有利于加強區域內地區間的經濟聯系、有利于協調各城市之間的產業分工與布局、有益于各城市之間錯位競爭和有序競爭以及統一市場，進而促進了區域的經濟增長（劉乃全和吳友，2017）。也有學者認為，政府間的合作能夠通過群內各個城市之間的市場整合來實現資源的優化配置和緩解城市層面的資源錯配（張學良等，2017;楊建坤和曾龍，2020）。但是，這些研究并未探討政府間合作是通過何種微觀機制影響區域微觀主體行為的。鄧慧慧和李慧榕（2021）基于現有文獻和政策梳理，認為區域一體化可以通過以下四個微觀渠道促進企業的成長，分別是：產業集聚效應、投資拉動效應、財政支持效應、融資約束緩解效應。前兩個渠道是憑借市場機制發揮作用，而后兩個渠道側重的是政府機制。然而，該研究依然對政府合作如何作用企業發展的微觀機制沒有充分挖掘，尤其是忽略了資源錯配在兩者產生關聯中的作用。實際上，市場機制下的產業集聚效應和投資拉動效應更像是資源實現自由流動后的結果，所以該研究在機制分析上的邏輯鏈條也不夠完整。例如，對于產業集聚效應而言，前提是資源要素的集聚（彭洋等，2019）。無論是基于相關理論抑或基于地方政府實踐，都可以發現資源錯配在區域發展中的重要作用。

從理論上看，企業間資源錯配程度被認為是影響企業TFP 提高的關鍵因素之一（Hsieh and Klenow，2009）。城市群由于涵蓋多個地級市，且多數城市群跨越兩個以上省份。因此，城市群經濟的形成關鍵在于商品、勞動、資本等在城市群內部可以自由流動（唐為，2021）。然而，中國地方政府間普遍存在著引資競爭，導致生產要素無法在地區之間實現自由流動（ Young，2000;周黎安，2004）。

這種情形顯然不利于企業的發展。Ostrom et al. （1961） 認為，促進城市群內的市場一體化，重點在于建立一個可行的區域間協調機制。有研究表明，我國城市群內部要素市場一體化的程度正在不斷提高，并且主要出現在長三角和珠三角地區（ 唐為，2021） 。那么，這種現象是否可以歸功于地方政府間的合作呢？或者，企業TFP 的提高，是否因為地方政府間合作降低了資源在企業間的錯配？從實踐上看，近些年來，長三角城市群內的地方政府也逐漸認識到資源共享和互補對于實現區域高質量發展的重要性，并且制定和簽署了許多協議以促進要素自由流動。例如，早在2005 年協調會的第六次會議上，當時與會成員共同簽署了《長江三角洲地區城市合作（南通） 協議》，其中就強調：推動區域內生產要素合理流動、資源互補共享。而在之后的協調會上①，均涉及了深化長三角一體化，進一步降低市場準入門檻，促進經濟要素自由流動等內容。這為要素在企業間的優化配置提供了良好的政策制度環境。

基于上述理由，本文重點檢驗企業之間的資源錯配程度，其是否是地方政府間合作促進企業TFP 提高的又一關鍵影響機制。借鑒Hsieh and Klenow（2009）的研究，本文使用企業層面的全要素生產率與行業平均全要素生產率的比值，衡量某一企業之間的資源錯配程度，并將其作為因變量，檢驗地方政府間合作是否會對企業之間的資源錯配產生影響。Hsieh and Klenow（2009） 認為在不存在資源錯配或者扭曲的情況下，行業內不同企業的全要素生產率應當相同，或者說不存在資源錯配的情況下，生產要素在企業間的配置完全取決于企業的生產效率，因此企業全要素生產率對行業平均全要素生產率的任何偏離則是反映了企業間的資源錯配程度。為了完整刻畫地方政府間合作影響企業TFP 的中介機制，本文也同時根據鄧慧慧和李慧榕（2021）的研究中關于政府機制，即財政支持效應和融資緩解約束效應對企業發展的影響①。探討地方政府間合作是否導致企業獲得了更多財政支持，以及是否降低了企業的融資成本。其中，前者用企業補貼收入占營業收入的比重衡量。后者用企業利息支出比重與行業內利息支出比重平均水平的比值衡量，數值越大說明企業可獲得的外界融資越多，融資約束越小。相關結果見表7。

由表7 的結果可知，地方政府間合作顯著降低了企業之間的資源錯配程度，同時顯著增加了企業獲得的財政和資金支持。另外，從估計的系數來看，在三種中介渠道之中，受地方政府合作影響最大的便是資源錯配。這就說明，企業之間的資源錯配是地方政府合作影響企業TFP 提高的主要中介機制。

6.2 地區層面TFP 的分解效應

上述結果發現，長三角城市群地方政府間的合作不僅有利于提升企業的TFP，還會對地區TFP 的提高產生積極影響。有兩種方法可以實現地區TFP 的提高。首先，地區內現有的企業會對政策沖擊作出反應，調整投入和產出，進而提高了自身的TFP，即所謂的集約邊際;其次，具有較高生產率的新企業進入本地區，而具有較低生產率的企業從本地區退出，即所謂的廣延邊際（ Bo，2020）。因此，本文將地區層面的TFP 分解為集約邊際和廣延邊際，以考察地方政府間合作究竟是通過哪種渠道提高城市TFP 的。

本文借鑒Foster et al. （2001）、Lu et al. （2019）、Bo（2020）等的研究，將地區層面的TFP 按照如下公式進行了分解：

按照上述分解思路，本文得到總效應、企業內效應、企業間效應、交互效應、進入效應、退出效應、凈進入效應（進入效應和退出效應的合并） 等7 種效應指標①，再將其作為被解釋變量，分別對地方政府間合作進行回歸，以探究地方政府間合作影響城市TFP 的具體機制，具體結果見表8。

表8 報告了城市層面上，長三角城市群地方政府間合作對于資源再配置效應的估計結果。從列（1）估計結果可以看出，長三角地方政府間的合作會導致資源再配置總效應的提高，降低了資源錯配程度。列（2） ～（5） 是將“ 資源再配置總效應”進一步的分解。從估計結果來看，地方政府間合作提高城市TFP 主要是通過企業內效應、企業間效應、進入效應和凈進入效應發揮作用。進一步看，企業間效應，即地方政府間的合作促進了資源在企業間實現了優化配置，或者要素從低生產率企業向高生產率企業的流動，是地方政府合作能夠提高城市TFP 的最主要原因。換言之，集約邊際效應發揮了最關鍵的作用。

7 結論與政策建議

準確把握地方政府合作機制對區域高質量發展的政策效果，不僅對于實現區域發展新格局和經濟高質量增長具有重要的促進作用，而且對于“十四五”規劃和2035 年遠景目標的實現具有重要的理論和現實指導意義。本文采用中國工業企業數據實證檢驗了地方政府間合作對于企業TFP 的影響效應。結果表明，長三角城市群地方政府間的合作促進了企業TFP 的提高。且該結論經過多種穩健性檢驗依然成立，同時私營企業和出口型企業以及原位城市的企業從地方政府間合作中獲得效益最多。基于城市層面的數據和多處理單元合成控制法，地方政府間的合作也同樣有利于城市TFP 的提升。為了彌補當前研究無法客觀衡量地方政府間合作的不足，本文進一步手工整理了長三角地方政府間合作的文本精細數據，采用工具變量法分別實證檢驗了重新衡量后的地方政府間合作對企業TFP 和城市TFP 的影響，結論依然證實了地方政府間合作對于兩者的積極作用。地方政府間合作主要通過降低企業資源錯配程度、增加企業財政支持效應、減少企業融資緩解約束效應以及提高城市層面的集約邊際效應等渠道推動了企業、城市TFP 的提高。

本文的研究結論對三類行為主體具有如下政策啟示：對于企業而言，區域地方政府間合作，是改革進入關鍵時期之后促進企業發展的重要措施。伴隨著城市群一體化逐漸成為國家發展戰略的重要組成部分，企業應充分利用地方政府釋放的紅利，最大限度地提高自己的競爭優勢。將自己的比較優勢和資源優勢與地方政府間的發展規劃相匹配，以提升資源利用率;積極對接地方政府合作事宜，在合作中尋求發展機會。對于長三角地方政府而言，在堅持“市場決定性作用”的原則下，要充分發揮“有為政府” 的服務職能，繼續加強合作，進一步突破行政區劃藩籬，促進要素資源流動，形成區域統一大市場，從而支撐區域企業發展和區域高質量增長，以期能夠持續增加政府合作的積極效應。對于長三角以外的地方政府而言，需要打破地區間惡性競爭的場面，積極學習長三角地方政府間的合作經驗，同時因地制宜，建立符合本區域實際情況的合作機制，互相開放以降低要素流動壁壘，從而促進本區域高質量發展。綜上，通過地方政府間合作，形成政府之間、區域之間、政府與企業之間的銜接，逐步形成國內統一市場，從而支撐國內大循環。

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