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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.
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随着我国经济迈入新发展阶段,创新已成为推动经济高质量发展的新引擎。党的十九大报告指出“创新是引领发展的第一动力,是建设现代化经济体系的战略支撑”,并强调要坚定实施创新驱动发展战略。城市群正在成为承载区域要素资源配置的主要空间载体,是畅通科技创新活动及知识溢出的重要枢纽,是推动区域协调发展和高质量发展的核心载体。以城市群扩容为代表的区域一体化有助于破除省际、城市间的行政壁垒以及边界效应,推动城市群内创新要素资源有效整合、构建区域协调创新共同体,为经济高质量发展注入强劲活力。在国际市场震荡、疫情波动及竞争加剧的外部冲击下,企业创新面临“数量充足、质量偏低”困境,企业如何借助城市群区域一体化着力激发自身创新活力、提升创新质量成为亟待解决的重要议题。同时,在当前我国区域经济发展格局由“行政区经济”转向“城市群经济”的背景下,科学评估城市群扩容的企业创新效应可为区域一体化政策制定提供决策参考,对推动城市群高质量发展具有重要的现实意义。
区域一体化旨在通过市场机制和政府手段实现区域内资源共享、要素自由流动、公共服务均等、产业分工协作等,以便形成跨行政区的市场资源整合。城市群扩容是典型的细碎型“行政区经济”向整合型“城市群经济”的动态变化,扩容后的新进城市可享受到城市群内低交易成本、强经济联系、要素资源共享等政策便利,而外围城市无法获得相应政策红利[1],从而形成新进城市与外围城市之间的城市群边界效应。城市群边界效应可视为城市群扩容政策对不同城市经济活动的差异化影响,也是从侧面体现城市群区域一体化的重要指标[2]。因此,许多文献选择以城市群扩容为代表的区域一体化政策冲击作为准自然实验,衡量区域一体化政策对经济发展和环境污染的影响效应。国外学者以欧盟扩容为代表,研究发现,欧盟扩容通过降低贸易成本和促进要素流动,显著提升成员国工资水平与就业率[3],推动欧盟整体经济增长[4],缩小欧盟成员国地区收入差距[5]。国内学者以长三角扩容为代表,研究发现,城市群扩容有助于促进经济增长,特别是对新进城市的促进作用更显著[6],同时,缓解市场分割[7]。相比而言,关于区域一体化的环境效应,许多文献得出不同研究结论。如Chen和Huang[8]、尤济红和陈喜强[9]等分别以欧盟与长三角扩容为政策冲击,认为区域一体化具有显著的减排效应,降低原成员污染排放强度;赵领娣和徐乐[10]则持相反论断,在拓展STIRPAT模型的基础上,他们的研究发现区域一体化扩容提高了工业废水排放强度、降低了污水集中处理率,且原位城市的负面环境效应强于新进城市。
现有文献多关注区域一体化在宏观层面的政策效应,较少涉及区域一体化政策对微观企业的影响。如邓慧慧和李慧榕[11]基于精确地理断点回归估计方法,从企业成长角度评估区域一体化的微观企业效应,研究表明,区域一体化显著促进了企业成长,该结论在一系列稳健性检验下仍成立;李璟和陈胜蓝[12]利用2008-2016年资本市场上市公司为研究样本,采用双重差分法考察加入“城市经济协调会”对公司创新的影响,研究发现,加入“城市经济协调会”显著促进上市公司创新数量增加,且存在不同异质性效应。企业作为实施创新驱动发展战略的微观主体,在城市群区域协调发展中扮演关键角色。那么,在以城市群扩容为代表的区域一体化背景下,企业如何利用区域一体化的政策红利和市场优势提升自身创新质量呢?区域一体化能否成为稳定创新驱动发展战略的有力工具呢?厘清上述问题,有助于科学评判以城市群扩容为代表的区域一体化政策效应,这对提升企业创新质量、实施创新驱动发展战略具有重大意义,同时 为区域协调发展和高质量发展提供经验证据与决策参考。
本文可能存在的边际贡献表现为:第一,在研究内容方面,关注企业创新质量而非创新数量,考察以城市群扩容为代表的区域一体化对本地企业创新质量的影响效应,不仅有助于丰富企业创新研究视角,更拓宽了区域一体化政策评估的微观视角;第二,在识别策略方面,采取精确地理断点回归的非参数估计方法,识别区域一体化与企业创新质量的因果关系,即城市群扩容政策外生冲击所带来的跳跃效应,比较扩容后新进城市与外围城市的企业创新质量在空间维度和时间维度的双重差异,从而降低内生性估计偏误;第三,在机制路径方面,从企业成本机制和需求机制两方面探究区域一体化影响企业创新质量的微观机理,有助于推动有效市场和有为政府的结合。
“十四五”规划强调推动以人为核心的城市发展,充分发挥中心城市和城市群在区域协调发展中的带动作用,培育发展现代化都市圈。城市群正在成为承载区域要素资源配置的主要空间载体,实现资源要素由城市群周边向中心城市集聚,再由中心城市向周边辐射的良性循环,推动城市群协调发展。本文选择长三角城市群扩容作为外部冲击,评估区域一体化对企业创新质量的影响效应,主要基于两点考虑:第一,长三角区域一体化发展上升为国家战略,为国家高质量发展打造创新平台和新增长极,为新发展格局探索新道路,为其它城市群发挥带动作用提供经验参考。第二,长三角区域合作包含三省一市,空间范围广、发展时间维度长,为区域一体化扩容政策效应研究提供了数据支撑。改革开放后,长三角区域合作大致经历了1982-1991 年上海经济区诞生、1992-2004年长三角区域自发合作、2005-2012年长三角区域制度建设、2013年后长三角区域国家战略发展4个阶段,具体如表1所示。
表1 长江三角洲城市经济协调会演化历程
Tab.1 Evolution of urban economic coordination in the Yangtze River Delta
长三角合作阶段历次扩容时间长三角区域演化范围1982-1991 年上海经济区诞生1982-1988年上海经济区由两省一市扩展至五省一市(1988年被撤销)1992-2004年长三角区域自发合作1992年上海、南京、无锡、苏州、常州、扬州、镇江、杭州、绍兴、南通、宁波、舟山、湖州、嘉兴14个市1997年新增泰州市2003年新增台州市2005-2012年长三角区域制度建设2010年新增合肥、马鞍山、淮安、盐城、衢州、金华6个市2013年后长三角区域国家战略发展 2013年新增温州、丽水、徐州、宿迁、连云港、滁州、芜湖、淮南8 个市2018年新增池州、铜陵、宣城、安庆4个市2019年新增六安、宿州、阜阳、亳州、淮北、蚌埠和黄山7个市
市场整合的“顺市场”力量和市场分割的“逆市场”力量贯穿于我国区域经济发展全过程[13]。城市群是引领区域协调发展的重要载体,城市群内部城市经济效率远高于外围城市[14],城市群内外城市间存在边界效应。城市群边界效应是指由于区划边界导致城市群边界两侧城市存在跨区域的要素资源流动、产业分工协作阻碍等,影响了边界两侧城市经济联系和空间作用[15],导致边界两侧城市差异逐步凸显。一方面,城市群扩容后的新进城市通过与城市群中心城市的产业互动、要素自由流动、资源共享及知识溢出等享受到中心城市的辐射效应,降低新进城市创新成本和融资风险,激发本地企业创新意愿和创新活力,从而提升企业创新质量[16];另一方面,由于存在城市群边界,导致未加入城市群的外围城市与城市群中心城市之间要素资源流动受阻、交易成本上升,且与中心城市距离较远,受到中心城市的辐射效应较小,因此城市群扩容对外围城市企业创新质量的影响较小,未能形成集聚效应。此外,以城市群扩容为代表的区域一体化有助于区域间形成统一大市场,扩大城市群市场规模,促进创新要素在城市群范围内自由流动,降低企业交易成本和研发成本,扩大商品市场需求空间,从而形成有利于创新质量提升的企业成本效应和需求效应。
就企业成本效应来看,创新要素配置是市场选择和政府决策共同作用的结果[17],地方政府制定以城市群扩容为代表的区域一体化战略,形成区域统一大市场,有利于企业发挥市场规模效应,降低区际、企业间交易成本,使企业拥有更多资金进行研发创新,从而形成“创新要素集聚—市场规模扩大—企业成本降低—创新能力提升”的成本效应路径。具体而言,一方面,区域一体化通过破除行政壁垒、地方保护主义及市场分割等障碍性因素,促进区域间创新要素资源自由流动[18],降低创新研发成本,提高创新能力和创新质量;另一方面,区域一体化有利于推动形成统一大市场,形成创新要素市场集聚效应和规模效应,提高信息传递效率,降低企业创新失败风险和研发成本,从而有助于提高企业创新能力和创新质量。
基于此,本文提出研究假设H1。
H1:从企业成本角度,区域一体化能够通过形成统一大市场,降低企业成本,提升企业创新质量。
就企业需求效应来看,“链接模型”认为,技术和需求的共同作用有助于促进企业创新,其中,市场需求不仅有助于降低创新失败风险,而且有助于激励企业提高创新水平[19]。对于企业而言,是否进行技术创新活动由市场预期收益和投入成本决定。只有较大的市场需求规模才能够分担相应的研发风险,当某项产品拥有足够的市场需求以致市场预期收益大于投入成本时,企业才有意愿进行创新活动[20]。地方政府为保护本地企业市场份额、免受外地企业的竞争冲击,往往采取限制外地企业进入的方式。但这种地方保护主义将会导致周边地区的模仿和报复行为[21],从而抑制本地企业市场需求规模,降低潜在市场空间[22]。在区域一体化进程中,国内统一大市场逐步形成,通过破除行政壁垒、地方保护主义及市场分割等障碍性因素,能有效扩大企业产品市场需求空间,推动要素资源自由流动和高效整合,激发创新潜能,从而提高企业创新数量和创新质量。
基于此,本文提出研究假设H2。
H2:从企业需求角度,区域一体化扩容能够通过扩大企业市场需求空间,降低创新失败风险,从而提升企业创新质量。
区域一体化在影响企业创新质量过程中存在异质性特征:第一,企业成立时间异质性。生命周期理论认为,依据企业成立时间可以大致判断企业所处发展阶段,在不同发展阶段企业拥有的研发资金、创新人才等要素资源禀赋不同。在区域一体化扩容后,处于不同发展阶段的企业对市场空间扩大、创新要素空间配置的反应程度不同,因此企业创新质量也会受到异质性影响。第二,企业成长能力异质性。一般来说,成长能力强的企业拥有更强的盈利能力和更大发展潜能,能够更快地吸纳所需创新资源,并将之转化为创新产出。当区域市场成为统一大市场时,这些企业对市场规模扩大、创新要素空间配置的敏感性更强,因此企业创新质量的提升幅度更大。第三,企业规模异质性。不同规模企业在要素市场和产品市场拥有不同竞争优势,企业创新技术水平和创新意愿也有所不同。当区域一体化扩容后,大规模企业更有意愿激励企业吸纳创新要素资源,提升创新水平和创新质量。因此,大规模企业创新质量的提升幅度更大。
基于此,本文提出研究假设H3。
H3:区域一体化对企业创新质量的影响存在企业成立时间异质性、企业成长能力异质性和企业规模异质性。
断点回归法作为政策评估和因果识别的准自然实验方法,自Thistlethwaite&Campbell[23]提出后,被广泛应用经济学、社会学等领域的政策分析和因果识别。断点回归法的基本原理是:当结果变量及由某连续驱动变量依据某规则所决定的处置变量在驱动变量临界值附近出现间断性跳跃,而控制变量并未发生跳跃时,证明结果变量受到处置变量的影响。一般来说,断点回归主要依靠区域政策实施时间节点或自然地理边界作为驱动变量的划分依据,以个体相对政策时间节点的长度或相对地理边界的位置判断是否接受处置。若临界值附近观测值一边完全接受处置效应,另一边完全不接受处置,则为精确断点回归;若临界值附近观测值接受处理效应的概率是随机的,则为模糊断点回归。Dell[24]首次在断点回归中引入地理距离,以地理距离为驱动变量,考察米塔劳役制度对经济发展的影响。邓慧慧和李慧榕[9]利用精确地理断点回归法评估了区域一体化扩容政策对企业成长的影响。
本文研究选取2010年长三角城市群扩容为准自然实验,采用精准地理断点回归及一系列稳健性检验,通过比较2010年长三角扩容边界附近地级市企业创新质量变化,进而识别区域一体化政策对企业的影响效应。之所以选取2010年扩容城市作为研究样本,主要考虑到2010年扩容范围首次从二省一市扩展为三省一市,具备行政区划多、扩容范围大和可观测性强的特点[6]。此外,由于采取精确地理断点回归方法,而企业办公地址更改与城市是否属于城市群扩容范围无关,即不存在长三角扩容边界附近的个体观测值为了享受政策而随意更改自身相对于边界位置的情况。
参考Ito和Zhang[25]、邓慧慧和李慧榕[11]的精确地理断点回归方法研究,本文计量模型设定为:
Yi=β0+β1Di+β2f(Di,Distancei)+γZi+μi
(1)
其中,Yi为企业创新质量,在本文的基准回归中用上市公司申请专利的被引用次数作为代理变量。f(Di,Distancei)表示驱动变量Distancei和处置变量Di的非参数形式。驱动变量Distancei表示地级市政府所在地到2010年长三角城市群边界的最短距离,本文运用ArcGIS软件确定城市群边界,测量地级市中心到边界的多个距离,并选取其中的最短距离。当城市不处于城市群范围内时,Distancei取距离的相反数。若Distancei>0,则处置变量Di=1,表示地级市处于城市群范围内;若Distancei<0,则处置变量Di=0,表示地级市处于城市群范围外。若Distancei=0,则表示本文研究的边界线即断点处。Zi为控制变量。
本文重点关注处置变量Di的估计系数β1,以捕捉区域一体化扩容影响企业创新质量的净效应。若β1<0且显著,则表明区域一体化扩容不利于提高企业创新质量;若β1>0且显著,则表明区域一体化扩容有助于提高企业创新质量;若β1不显著,则表明区域一体化扩容对企业创新质量的作用效果不明显。
本文使用局部拟合模型的非参数估计方法对结果变量Yi在驱动变量临界值(断点处)两侧极限进行估计,以精准识别区域一体化扩容对企业创新质量的影响效应β1,其非参数表达式为:
(2)
最优带宽h*选择取决于如何权衡估计结果的无偏性和有效性。一般来说,带宽越大,可观测的样本量越多,估计结果有效性越高,但估计偏误增大;带宽越小,可观测的样本量越少,估计结果有效性越弱,但估计偏误降低。本文在基准回归估计中采用Imbens&Kalyanaraman[26]提出的最优带宽选择方法(IK带宽),并分别使用矩形核函数、三角核函数及Epanechinikov核函数对临近断点观测值进行加权。
(1) 被解释变量: 企业创新质量。Schumpeter[27]在《经济发展理论》中指出,没有被应用到现实经济活动中的发明不能带来实际利益,且不能被称为“创新”。只有当一项技术发明应用于某项经济活动时才能真正称之为“创新”。在已有研究中,部分学者以发明专利申请数或新型实用专利申请数作为衡量创新质量水平的代理变量[28]、以发明专利授权数量作为创新质量的代理变量[29]。从严格意义上来说,专利申请数和授权数仅能衡量创新数量,并不能反映企业创新质量。一般而言,实用性强、技术水平高、重要等级高的专利被引用频次较高,更能有效反映企业创新质量。因此,本文使用上市公司当年申请专利的被引用次数度量企业创新质量[30-31],在实证研究中,以企业专利被引用次数加1取自然对数处理,用Citations表示。
(2)核心解释变量:是否属于城市群扩容新进城市。本文将城市样本是否属于城市群新进城市作为虚拟变量。若某城市属于城市群扩容新进城市,则作为处理组样本并赋值为1,否则作为控制组样本且赋值为0,进而通过计算核心解释变量的估计系数测度加入城市群与未加入城市群的城市企业创新质量是否存在显著差异。
(3) 驱动变量: 地级市到城市群边界线的最短距离。鉴于地理断点回归模型的设定,将城市群扩容后新加入城市(处理组)到边界线的最短距离取正值,未加入城市群的城市(控制组)到边界线的最短距离取负值(即相反数)。首先,利用ArcGIS划定2010年原有城市与新进城市的城市群边界线;其次,在ArcGIS中描绘处理组与控制组城市政府所在地,并用点表示;最后,利用ArcGIS工具测算城市政府所在地到边界线的距离,并取其中的最短距离作为本文驱动变量。
(4) 控制变量。为了控制其它因素对企业创新质量的影响,参考以往研究,引入如下控制变量:企业规模、企业年龄、托宾Q值、资产收益率、固定资产比率、资产负债率与董事会人数。关于控制变量的度量,企业规模(Size)以资产总额取自然对数表征;企业年龄(Age)以样本期年限与企业成立或注册时间的差值,并取自然对数表征;董事会人数(Board)以董事会人员数表征;资产收益率(Roa)以净利润与资产总额的比值表征,反映企业盈利能力;资产负债率(Lev)以负债总额与资产总额的比值表征,反映企业负债水平;固定资产比率(Fixed_asset)以固定资产净额与资产总额的比值表征,反映企业是否充分利用现有固定资产;资本性支出(Inv)以资本支出/资产总额的比值表征,反映企业支出状况。
研究样本为2000—2019 年25个城市上市公司面板数据,数据来源于国泰安数据库和我国专利数据库。表2 报告了变量含义和描述性统计结果。
表2 变量含义与描述性分析结果
Tab.2 Meaning and descriptive statistical analysis results of each variable
变量名称变量含义观测值均值标准差企业创新质量ln(企业专利被引用次数+1)1 5891.033 41.401 2公司规模ln(资产总额)1 58921.818 21.174 8企业年龄ln(样本年限-注册年限)1 5872.519 60.508 7资本性支出资本支出/资产总额1 5840.058 20.052 5资产收益率净利润/资产总额1 5890.043 40.064 5固定资产比率固定资产净额/资产总额1 5890.259 80.159 9资产负债率负债总额/资产总额1 5890.415 40.191 1董事会人数董事会人员数量1 5828.970 91.714 7
在进行断点回归分析前,通过图形直观展示地级市到城市群边界线的距离与企业创新质量关系,即反映结果变量在临界值处的“跳跃”效应,见图1。图中的垂直线表示城市群扩容后的边界线,边界线右侧表示新进城市(处理组),左侧是其余未进入城市群的城市(控制组);散点表示每个城市企业创新质量均值,以避免原始数据可能存在的噪音。两侧曲线表示依据散点分布进行非参数回归的拟合值,可以发现,新进城市企业创新质量存在明显的向上“跳跃”效应,初步说明区域一体化扩容有助于提高企业创新质量。原因在于城市群扩容后新进城市与城市群中心城市共享要素资源、促进产业集聚等,从而为新进城市企业提供了宽松的外部融资环境、通畅的知识溢出渠道、快捷的信息交互方式等便利条件,进一步激发创新意愿和强化创新投资活力,从而提升企业创新能力和创新质量。
图1 边界线两侧企业创新质量的“跳跃”效应
Fig.1 The "jump" effect of innovation quality of enterprises on both sides of the boundary line
进一步,通过局部拟合模型的非参数估计得到更精确结果。表3展示了区域一体化扩容对企业创新质量的回归结果,其中,第(1)列至第(3)列依次报告了当核函数为矩形内核、三角内核和Epanechnikov 内核的非参数估计结果。第一行是不同核函数加权以及最优带宽方法(IK带宽)的估计结果,第二行则是两倍最优带宽情形下的估计结果。可以发现,除最优带宽+矩形内核模型设定情形外,在其余模型设定情形下,长三角区域一体化扩容对企业创新质量的影响显著为正,说明区域一体化扩容显著提高了企业创新质量。从估计系数值看,相比于控制组城市,新加入长三角城市群的城市企业创新质量平均提升了0.640 6～0.946 8。由于企业创新质量在样本期的均值为1.033 4,该估计系数表明区域一体化扩容对新进城市企业创新质量约提高61.99%～93.36%,可见提高效应显著。
表3 基于局部拟合模型的非参数估计结果
Tab.3 Non-parametric estimation results based on locally fitted models
带宽(1)(2)(3)h=h*0.597 1(0.388 1)0.676 3*(0.365 1)0.640 6*(0.376 0)h=2*h*0.946 8***(0.301 8)0.728 1**(0.292 5)0.745 2***(0.290 4)核函数UniformTriangleEpanechinikov
注:括号中为标准误。*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著。h*为Imbens and Kalyanaraman(2012) 提出的最优带宽方法(IK)下估计的最优带宽,下同
使用断点回归进行因果识别需基于两个假设:第一,驱动变量在断点附近是连续分布,也即个体无法精确操作驱动变量。由于本文采取精确地理断点回归方法,而企业办公地址更改与城市是否属于城市群扩容范围无关,即不存在长三角扩容边界附近的个体观测值为了享受政策而随意更改自身相对于边界的位置,企业地址相对于边界线位置是局部随机的。因此,驱动变量在临界值处不存在跳跃,满足断点回归应用的识别假设前提。第二,控制变量满足连续性假设,即排除企业创新质量在临界值处的跳跃效应是由控制变量引起的。本文检验了其它控制变量在驱动变量临界值处是否存在跳跃,表4报告了三角核函数情形下局部拟合的非参数估计结果。可以看出,除企业规模外,其它控制变量在临界值处均不显著,即不存在明显跳跃,满足连续性假设。这也表明长三角区域一体化扩容的政策效应不受上述协变量影响,证明采用精确地理断点回归进行因果识别是合理的。
通过放松“伪随机性”假设、地理断点反事实检验、双重差分法等不同方法进行稳健性检验。此外,还考察2010年以前临界值两侧企业创新质量的差异以及更换企业创新质量表征变量后,研究结果是否与基准结果一致。
3.3.1 断点区间估计
参考Gerard等[32]的研究方法,进一步采用断点区间估计进行结果的稳健性检验。具体而言,临界值处平均政策效应的上界和下界分别为:
ΓLowerSRD=E(Y|X=c+,Y≤QY|X=c+(1-τ))-E(Y|X=c-)
(3)
ΓUpperSRD=E(Y|X=c+,Y≤QY|X=c+(τ))-E(Y|X=c-)
(4)
其中,X是驱动变量,c是本文的断点临界值,τ=1-fX(c-)/fX(c+)衡量驱动变量的被操纵程度,即可操纵驱动变量比例;QY|X=c+(*)表示结果变量Y在临界值处条件分布的分位数,以衡量在驱动变量条件下结果变量的被操纵程度。
通过运用Gerard等[32]的局部多项式回归估计,计算结果变量Y在临界值处左右两侧的条件分布及驱动变量在临界值处的条件密度,得到临界值处政策效果的区间范围为[0.4724,1.0163]。从估计结果看,一方面,不同情形下的精确地理断点回归结果均在这一区间范围内,证实了政策效果的有效性;另一方面,政策效果的区间估计范围均大于0,进一步证实政策效果确实存在,且方向与本文估计一致。
3.3.2 地理断点的反事实估计
为进一步排除结果变量在驱动变量临界值的跳跃效应不是因为地理边界的偶然因素所导致,参考邓慧慧和李慧榕[11]的做法,对城市群扩容后的边界选择进行随机化处理,即分别将城市群边界外推30Km、25Km、15Km以及内推5Km、15Km,以此作为本文地理断点的反事实检验。若断点设定有效,企业创新质量在这些反事实临界值处不存在显著的“跳跃”效应,即“假边界线”两侧的企业创新质量不存在显著差异。由表5可以发现,上述5种随机化处理的“假边界线”两侧不存在显著的政策效果,即区域一体化扩容政策在虚设边界值处对企业创新质量不具备显著正向影响,充分说明前文识别策略稳健。
表4 控制变量的连续性检验结果
Tab.4 Continuity test results of control variables
变量企业规模企业年龄资本性支出资产收益率固定资产比率资产负债率董事会人数h=h*1.186 4***-0.709 710.002 6-0.097 50.017 3)0.031 2-0.629 0(0.417 5)(0.518 )(0.142 5)(0.071 1)(0.048 3)(0.050 2)(0.927 6)
注:括号中为标准误。*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著,下同
表5 地理断点的反事实估计结果
Tab.5 Results of counterfactual estimation for geographic discontinuity
边界变换(1)(2)(3)外推30Km-0.079 2(0.206 3)-0.226 1(0.183 1)-0.247 7(0.183 1)外推25Km-0.285 0(0.246 3)-0.315 7(0.242 3)-0.311 6(0.242 1)外推15Km0.147 7(0.275 1)0.217 8(0.208 2)0.215 0(0.250 5)内推5Km0.070 9(0.503 4)0.536 8(0.362 9)0.515 3(0.371 2)内推15Km-0.372 2(0.384 1)0.367 2(0.384 6)核函数UniformTriangleEpanechinikov
3.3.3 双重差分法估计
双重差分法用于评估政策实施前后处理组与控制组是否有显著差异,也是政策评估的常用方法。双重差分模型设定如下:
Yit=β0+β1DIDit+β2Xit+δi+μt+εit
(5)
其中,Y表示被解释变量,即企业创新质量,DIDit表示区域一体化扩容的政策评估量,若城市i∈新进城市且t≥2010,则DIDit=1,在其余情形下,DIDit=0。Xit表示影响企业创新质量的系列控制变量,δi和μt分别表示个体与时间固定效应。重点关注DIDit的估计系数β1,表示区域一体化扩容对企业创新质量的净效应。
表6 为双重差分法估计结果,其中,第(1)-(4)列表示不包含控制变量不同固定效应设定下的估计结果,第(5)-(8)列表示包含控制变量相应模型设定下的估计结果。可以发现,无论是否包含控制变量,DID的估计系数均显著为正,即长三角区域一体化扩容有助于提高企业创新质量,与前文断点回归结论一致,证实了基准结论的稳健性。
3.3.4 判断扩容前是否存在“跳跃”效应
为进一步排除扩容前结果变量在驱动变量临界值处并不存在“跳跃”效应,对2010年之前研究期临界值处两侧是否存在“跳跃”效应进行检验。若本文断点设定有效,则2010年之前研究期的临界值处不存在显著“跳跃”效应,即扩容前处理组与控制组不存在显著差异。表7第(1)列至第(3)列依次报告了当核函数为矩形内核、三角内核和Epanechnikov 内核时的非参数估计结果。第一行是不同核函数加权以及最优带宽方法(IK带宽)的估计结果,而第二行则是两倍最优带宽情形下的估计结果。可以发现,在任何核函数或倍数的最优带宽下,临界值处均不存在显著的“跳跃”效应,也就是说在2010年扩容前处理组与控制组并不存在显著差异,这也充分说明前文识别策略具有有效性和稳健性。
3.3.5 更换企业创新质量的代理变量
在已有研究中,常用授权专利数作为申请专利数的替代变量以衡量企业创新水平。基于此,本文进一步将授权专利的被引用次数作为代理变量,进行精确地理断点回归的稳健性检验。在其余条件设定不变的情况下,表8报告了更换企业创新质量代理变量后的估计结果。可以发现,无论是最优带宽还是两倍最优带宽情形,企业创新质量在驱动变量临界值处均存在显著“跳跃”效应,表征区域一体化扩容有助于提高企业创新质量,研究结论稳健。
表6 区域一体化对企业创新质量的影响(基于双重差分)
Tab.6 Impact of regional integration expansion on the innovation quality of enterprises (Based on DID)
带宽(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)DID1.139 7***(0.089 3)1.770 7***(0.108 2)0.304 7***(0.082 1)0.409 2***(0.100 8)0.686 7***(0.093 2)1.056 5***(0.117 4)0.333 2***(0.081 4)0.443 2***(0.102 7)控制变量NNNNYYYY个体效应NYNYNYNY时间效应NNYYNNYY
表7 考察2010年扩容前是否存在“跳跃”效应
Tab.7 Examining whether there was a "jump" effect before the year of 2010
带宽(1)(2)(3)h=h*0.082 5-0.010 3-0.012 1(0.252 9)(0.287 7)(0.285 0)h=2*h*0.234 60.315 20.317 7(0.238 1)(0.249 8)(0.244 6)核函数UniformTriangleEpanechinikov
表8 更换企业创新质量代理变量的回归结果
Tab.8 Change the proxy variable of innovation quality of enterprises
带宽(1)(2)(3)h=h*1.097 8***0.908 8***0.919 0***(0.297 8)(0.287 1)(0.285 4)h=2*h*0.726 1***0.806 9***0.803 9***(0.277 6)(0.271 1)(0.270 7)核函数UniformTriangleEpanechinikov
3.4.1 企业成立时间异质性
一般来说,成立时间较长的企业,为了进一步提升市场竞争地位,更倾向增加研发投入,用于提升企业创新数量和创新质量。而成立时间较短的企业尽管也投入资金用于产品创新,但由于研发初期技术能力不足导致研发风险较高,从而不能很好地提升企业创新能力,因此企业创新质量的提升效应较弱[33]。另外,企业年龄是影响企业创新的重要因素之一[34]。企业成立时间越长,与其它企业联系越紧密,有助于降低研发成本,推动企业研发合作,提高研发创新质量。在实施区域一体化扩容政策后,新进城市的成熟企业为了在城市群内的统一大市场中维持相应竞争地位,更有意愿进行研发创新,进而呈现出显著的创新质量提升效应。
按企业成立时间是否大于平均值,将企业分为两组予以讨论。基于IK最优带宽法进行精确地理断点回归估计,表9报告了区域一体化扩容对不同成立时间上市公司创新质量的影响效果。第(1)列—第(4)列依次报告了当核函数为三角内核和Epanechnikov 内核的非参数估计结果。可以发现,无论在哪种核函数情形下,对成立时间长的上市公司而言,长三角区域一体化扩容对上市公司的创新质量有显著正向效应,企业创新质量平均提升近2倍。而对于成立时间短的上市公司而言,并不存在上述效应。
表9 成立时间异质性检验结果
Tab.9 Heterogeneity of establishment time
带宽(1)企业成立时间短(2)企业成立时间长(3)企业成立时间短(4)企业成立时间长h=h*-0.133 42.009***-0.151 91.963 1***(0.381 5) (0.501 2)(0.386 6) (0.517 2)核函数TriangleTriangleEpanechinikovEpanechinikov样本量631928631928
3.4.2 企业成长能力异质性
成长能力在一定时期内反映了企业盈利能力和发展潜力[35]。一般而言,成长能力较弱的企业所拥有的研发资金、创新人才、高精设备等资源也较匮乏,不能充分地将创新资源转化为创新产出,创新能力有待提高。在实施区域一体化扩容政策后,成长能力强的企业对城市群统一大市场更敏感,能够快速吸纳相应创新要素,并通过研发创新活动,整合转化为相应创新产出,进一步提升企业创新质量。因此,区域一体化扩容带来的政策效应会受到企业成长能力的制约,即区域一体化对企业创新质量的影响因企业成长能力不同而存在差异。
按企业成长能力是否大于平均值,将企业分为两组予以讨论。基于IK最优带宽法进行精确地理断点回归估计,表10报告了区域一体化扩容对不同成长能力上市公司创新质量的影响效果。第(1)列—第(4)列分别报告了当核函数为三角内核和Epanechnikov 内核的非参数估计结果。可以发现,无论哪种核函数情形,对成长能力强的上市公司而言,长三角区域一体化扩容对上市公司的创新质量有显著正向效应,企业创新质量平均约提升62.69%～63.78%。而对于成长能力较弱的上市公司而言,并不存在这种效应。
表10 成长能力异质性检验结果
Tab.10 Heterogeneity of growth ability
带宽(1)企业成长能力弱(2)企业成长能力强(3)企业成长能力弱(4)企业成长能力强h=h*0.917 00.647 8*0.870 30.659 1* (0.569 0) (0.389 2)(0.581 4)(0.386 7)核函数TriangleTriangleEpanechinikovEpanechinikov样本量820769820769
3.4.3 企业规模异质性
Schumpeter[36]指出,大型企业具有规模经济和垄断竞争优势,能够承担较高研发风险,同时,有助于提升企业创新能力。相比之下,这些优势是小企业无法拥有的。在实施区域一体化扩容政策后,新进城市的大型企业希望通过激励研发创新活动,增强企业创新能力以获取更高技术垄断地位,维持企业相应利润水平。因此,在不同规模企业中,区域一体化扩容带来的政策效应会受到企业规模的制约,即区域一体化对企业创新质量的影响因企业规模不同而存在差异。
按企业规模是否大于平均值,将企业分为两组予以讨论。基于IK最优带宽法进行精确地理断点回归估计,表11报告了区域一体化扩容对不同企业规模上市公司创新质量的影响效果。第(1)列—第(4)列分别报告了当核函数为三角内核和Epanechnikov 内核的非参数估计结果。可以发现,无论是哪种核函数情形,对大规模上市公司而言,长三角区域一体化扩容对创新质量有显著正向效应,企业创新质量平均提高约116.02%～123.61%。而对于企业规模较小的上市公司而言,并不存在这种效应。至此,假设H3得到验证。
表11 企业规模异质性检验结果
Tab.11 Heterogeneity test results of enterprise size
带宽(1)企业规模小(2)企业规模大(3)企业规模小(4)企业规模大h=h*0.266 5 (0.401 3)1.277 4** (0.558 1)0.312 0(0.409 6)1.198 9** (0.600 2)核函数TriangleTriangleEpanechinikovEpanechinikov样本量842747842747
前文识别了区域一体化与企业创新质量间的因果关系,即以长三角城市群扩容为准自然实验的区域一体化显著提高了企业创新质量,那么,扩容政策的外部冲击如何影响企业创新质量?本文将从降低企业成本和增加企业需求两个视角出发,实证检验区域一体化影响企业创新质量的内在机制。具体做法是,分别以企业成本和企业需求作为被解释变量进行回归。参考夏杰长和刘诚[37]的做法,以销售费用、财务费用以及管理费用三者之和与资产总额的比值衡量企业成本(Cost)。参考卞元超和白俊红[22]的做法,以销售收入与资产总额的比值衡量企业需求(Demand)。
表12报告了区域一体化影响企业创新质量的机制检验结果,第(1)列和第(2)列分别表示以企业成本与企业需求为被解释变量的非参数估计结果。可以发现,区域一体化扩容对企业成本具有显著负向作用,即区域一体化显著降低了区域内企业成本,使得企业成本平均下降131.38%,效果较显著。区域一体化扩容对企业需求具有显著正向作用,即区域一体化显著增强了区域内企业需求,使得企业需求平均提升182.78%,效果显著。究其原因,以城市群扩容为代表的区域一体化政策有助于破除行政壁垒、市场分割等制度性障碍,使得区域内形成统一大市场,促进创新要素在城市群内自由流动和高效集聚,形成集聚效应和规模效应,从而降低企业各类成本,进一步扩大企业产品在统一大市场的需求空间。因此,区域一体化可以通过降低企业成本和增加企业需求进而提高企业创新质量,假设H1和H2得到验证。
表12 机制检验结果
Tab.12 Mechanism test results
带宽(1)企业成本(2)企业需求h=h*-0.136 5***0.042 6)1.384 9***(0.255 4)最优带宽方法IKIK核函数TriangleTriangle
在当前全球经济萎靡的外部环境下,必须发挥国内超大规模市场优势,加快形成以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局。区域一体化战略作为党中央作出的一项重要决策,是推动区域协调发展的重要政策,为区域经济高质量发展指明了方向——在构建长三角科技创新共同体建设背景下,围绕新一轮区域一体化形成的城市群或都市圈扩容建设,引领中国未来经济高质量发展,并成为新增长极。区域一体化进程究竟如何影响企业创新质量呢?鉴于此,本文将2010年长三角城市群扩容视为一项准自然实验,采用精确地理断点回归方法识别区域一体化与企业创新质量的因果关系。研究发现:①在整体上,相比控制组而言,新进城市的企业创新质量提高了0.640 6～0.946 8,约为样本均值的61.99%～93.36%,意味着区域一体化对企业创新质量具有提升效应;②区域一体化对企业创新质量的影响存在异质性。成立时间长、成长能力强、规模大的企业受到区域一体化的正向作用更显著,即区域一体化对这些企业的创新质量具有显著提升效应;③机制分析结果表明,区域一体化显著降低企业成本、拓展企业需求,这也是企业创新质量提高的内在机制。此外,在经过放松“伪随机性”假设、地理断点的反事实检验、双重差分法、考察2010年前边界两侧差异和更换替代变量等一系列稳健性检验后,研究结论依然稳健。
本文研究结论对推动城市群区域一体化发展、切实提升企业创新活力和创新质量具有重要启示意义。
第一,推动城市群内新进城市与原位城市协同发展。当前企业创新质量提升缓慢的一大原因在于行政壁垒、地方保护主义和市场分割等制度性障碍。因此,要着力推动长三角城市群“一盘棋”建设,打破制度限制和行政边界限制,推动城市群内新进城市与原位城市协同发展,充分发挥新进城市的要素价格优势和原位城市的辐射效应,打造引领经济高质量发展的新增长极。
第二,着力构建区域一体化,有效降低企业成本和释放企业市场需求空间。以城市群扩容为代表的区域一体化会形成市场规模效应,降低企业成本、增加企业市场需求,有助于提升企业创新质量。因此,打通市场经济循环的堵点卡点,促进研发、生产、消费等生产者和消费者之间畅通,实现区域一体化内质和量的双重提升。一方面,鼓励地方政府通过税收优惠和政府补贴等政策降低企业成本,通过成本效应激励企业加大创新投入,提升企业创新质量;另一方面,地方政府通过创造新的市场空间和提高市场容量,释放企业市场需求空间,为区域经济高质量发展提供新引擎。
第三,以区域市场一体化推动全国统一大市场建设。建设全国统一大市场,关键在于破除地方保护主义和行政壁垒,打通各区域内的小循环或者内循环,全面清理阻碍外地企业进入本地市场的政策壁垒。通过积极推动区域市场一体化发展,充分发挥区域市场一体化的规模效应和引领示范作用。在推动各区域市场一体化协调发展的基础上,以点扩面,扩大区域市场一体化范围,推动全国统一大市场建设。
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