區(qū)域一體化是否優(yōu)化了企業(yè)生產(chǎn)率？
——來自長江經(jīng)濟帶的證據(jù)

■李毅婷 韋莊禹 武可棟

一、引言

制造業(yè)在經(jīng)濟增長中扮演著舉足輕重的角色。近年，各國紛紛實施推進計劃促進制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。德國提出了德國工業(yè)4.0，英國推出了“英國制造2050”，法國制定了“新工業(yè)法國”計劃，美國出臺了《重振美國制造業(yè)框架》《先進制造業(yè)國家戰(zhàn)略計劃》等政策。為順應(yīng)世界經(jīng)濟發(fā)展趨勢，我國也推出了《中國制造2025》。要實現(xiàn)經(jīng)濟提質(zhì)增效的目標，我國必須重塑制造業(yè)，全面提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，促進轉(zhuǎn)型升級。

當前我國經(jīng)濟正處于換擋階段，如何實現(xiàn)以協(xié)調(diào)為核心的高質(zhì)量發(fā)展受到學(xué)界的廣泛關(guān)注。加強區(qū)域間合作、實施區(qū)域一體化有利于打破財政分權(quán)背景下地方經(jīng)濟發(fā)展各自為政的局面，進而促進協(xié)調(diào)發(fā)展，助推轉(zhuǎn)型升級。從國際經(jīng)驗來看，實施區(qū)域一體化是大勢所趨。近年來我國經(jīng)濟活動也逐漸改變以往個體分散的形式，朝著區(qū)域一體化方向發(fā)展。我國先后提出珠三角經(jīng)濟區(qū)、泛珠三角合作區(qū)、長江經(jīng)濟帶、京津冀協(xié)同等區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略。其中，長江經(jīng)濟帶覆蓋東中西部三個地區(qū)，GDP 總和占我國GDP 比重超40%，在我國區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略中起著不可忽視的作用。事實上，早在20世紀80年代初國家提出長江“一線”戰(zhàn)略構(gòu)想時，長江經(jīng)濟帶就已經(jīng)初具雛形，但由于城市間經(jīng)濟合作并沒有實質(zhì)性發(fā)展，區(qū)域一體化效果不佳。2005年，長江沿線的七省二市（上海、江蘇、安徽、江西、湖北、湖南、重慶、四川、云南）簽訂了《長江經(jīng)濟帶合作協(xié)議》，加快了區(qū)域合作步伐，區(qū)域一體化也邁入新征程。

從現(xiàn)實情況來看，企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營需要投入一系列要素資源，而過去地方政府出于地方保護的目的，人為設(shè)置行政壁壘，導(dǎo)致要素難以自由流動，極大阻礙了企業(yè)生產(chǎn)效率的優(yōu)化和提升，也制約著各地區(qū)的經(jīng)濟增長。實施長江經(jīng)濟帶區(qū)域一體化戰(zhàn)略可以弱化行政壁壘，釋放要素和市場活力，影響企業(yè)生產(chǎn)率。然而，實施區(qū)域一體化戰(zhàn)略能夠在多大程度上影響企業(yè)生產(chǎn)率？這種影響效應(yīng)是正向的還是負向的？這一影響背后的作用機制是怎樣的？這些問題值得進一步深入探討。

二、文獻綜述

一體化的概念最早是在1952年由經(jīng)濟學(xué)家Tinbergen 提出，在歐洲經(jīng)濟共同體等組織成立后，區(qū)域一體化的相關(guān)研究逐漸深化?？v觀既有文獻，國內(nèi)外學(xué)者主要圍繞區(qū)域一體化的測度和效果展開研究。在區(qū)域一體化的測度方面，為準確識別區(qū)域一體化水平，學(xué)者采用多種方法來測算，主流的方法包括價格法[1，2]、貿(mào)易法[3]和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)法[4，5]。近年來，區(qū)域一體化的內(nèi)涵持續(xù)豐富，學(xué)者們傾向于使用構(gòu)建綜合評價指標體系的方法估算區(qū)域一體化水平，但不同方法測算出的區(qū)域一體化水平有所差異。就我國而言，在財政分權(quán)背景下各城市之間行政壁壘和市場分割問題突出，“以鄰為壑”式的增長模式會阻礙經(jīng)濟活力的釋放，因而區(qū)域一體化的發(fā)展模式逐漸受到關(guān)注。盡管中國的區(qū)域一體化程度還不夠高，但總體呈現(xiàn)上升的趨勢[6，7]。李雪松等[8]從市場一體化、行政一體化和社會一體化等三個維度選取了二十四個指標來測算長江中游城市群一體化的水平，發(fā)現(xiàn)長江中游的三個城市群一體化水平總體是增長的，三個城市群的一體化水平存在明顯差異，但差距呈縮小的趨勢。在區(qū)域一體化的效果方面，這類研究更加注重探討數(shù)量關(guān)系。大部分研究認為區(qū)域一體化能正向促進經(jīng)濟增長[9，10]，其背后邏輯是區(qū)域一體化能通過推動要素流動、調(diào)整優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)促進經(jīng)濟增長。不僅如此，區(qū)域一體化還對城市創(chuàng)新[11，12]、直接投資[13]產(chǎn)生影響。

從影響企業(yè)生產(chǎn)率的因素出發(fā)梳理現(xiàn)有研究可以發(fā)現(xiàn)，企業(yè)進出口[14，15]、跨國并購[16]、對外直接投資[17]等經(jīng)營行為會影響生產(chǎn)率。當然，企業(yè)經(jīng)營績效好壞也依賴于整個宏觀環(huán)境，其生產(chǎn)率高低受外部環(huán)境的影響。外部環(huán)境中，政府補貼與企業(yè)生產(chǎn)率息息相關(guān)。政府補貼對企業(yè)轉(zhuǎn)變發(fā)展方式有導(dǎo)向作用[18]，可以抵消融資約束的負向影響[19]，從而提升企業(yè)生產(chǎn)率，但這種影響可能是非線性的，當補貼力度超過某一閾值時，該效應(yīng)由正轉(zhuǎn)負，進而對企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制作用[20]。此外，產(chǎn)業(yè)政策作為政府宏觀調(diào)控的手段，對企業(yè)生產(chǎn)率也會產(chǎn)生影響。宋凌云等[21]和Aghion等[22]的研究結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)政策對生產(chǎn)率也具有促進作用。但張莉等[23]通過梳理各省九五、十五和十一五規(guī)劃中的產(chǎn)業(yè)政策，從微觀層面驗證了產(chǎn)業(yè)政策的“生產(chǎn)率效應(yīng)”，認為產(chǎn)業(yè)政策會引導(dǎo)資源流向重點產(chǎn)業(yè)，從而扭曲要素在行業(yè)間的配置，導(dǎo)致企業(yè)過度投資、降低投資效率，抑制企業(yè)生產(chǎn)率提升。Lee[24]基于韓國各行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，使用計量模型研究了政府干預(yù)對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，同樣發(fā)現(xiàn)政府對行業(yè)的干預(yù)不利于企業(yè)生產(chǎn)率的增長。隨著研究的深入，學(xué)者分析不同政府政策對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，但研究區(qū)域一體化對企業(yè)生產(chǎn)率影響的成果仍然相對匱乏。

與既有文獻相比，本文的邊際貢獻包括：從研究視角來看，現(xiàn)有文獻主要聚焦在區(qū)域一體化的經(jīng)濟增長效應(yīng)方面，且基本停留在省域或城市層面，本文將區(qū)域一體化與企業(yè)生產(chǎn)率納入統(tǒng)一分析框架，將研究視角下沉到微觀層面，拓展了區(qū)域一體化的政策研究視域，也深化了研究程度。從研究方法來看，使用不同方法測算出的區(qū)域一體化水平存在偏差，為有效避免估算偏差，本文將“區(qū)域一體化”視為一個準自然實驗，通過傾向匹配得分-雙重差分模型（PSM-DID），有效避免了樣本的選擇性誤差以及模型遺漏變量偏誤所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。此外，本文使用的是我國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，大樣本統(tǒng)計推斷無疑使研究結(jié)論具有更強的可靠性。

三、理論機制與假設(shè)

區(qū)域一體化帶來的區(qū)域間合作、市場一體化能有效破除企業(yè)因行政壁壘引致的經(jīng)濟活動在地理空間上的限制和要素資源流動的約束，從而激發(fā)企業(yè)生產(chǎn)積極性，提高生產(chǎn)效率。

從區(qū)域間合作角度出發(fā)，在區(qū)域尚未實施一體化戰(zhàn)略時，地方政府各自為政，沒有發(fā)揮資源最大化優(yōu)勢，企業(yè)生產(chǎn)率自然低下。加上區(qū)域間產(chǎn)業(yè)趨同現(xiàn)象嚴重，企業(yè)之間會出現(xiàn)惡性競爭，追求短期效益，難以開展資金投入大、研發(fā)周期長的創(chuàng)新活動，不利于企業(yè)的長期發(fā)展。而在區(qū)域一體化戰(zhàn)略實施后，各地區(qū)之間的合作更加密切，各地區(qū)能夠有效避免惡性競爭，發(fā)展具有自身比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)，專業(yè)分工明顯，企業(yè)專業(yè)化水平提升，生產(chǎn)率也將提高。同時，企業(yè)間的合作更加密切，在技術(shù)合作、創(chuàng)新協(xié)同的影響下，企業(yè)創(chuàng)新效率和創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化率提高，進而提升了企業(yè)的生產(chǎn)效率。

從市場一體化角度出發(fā)，區(qū)域一體化反映的是地理空間外部性的內(nèi)部化過程[25]，其本質(zhì)是為降低貿(mào)易壁壘和成本[26]，建立跨區(qū)域的共同市場，使得區(qū)域間的貿(mào)易活動更加活躍，市場規(guī)模會隨貿(mào)易自由度的提升而擴大。一方面，伴隨市場規(guī)模的擴大，企業(yè)貿(mào)易范圍更廣，交易對象更多，在產(chǎn)品和要素市場上的貿(mào)易選擇機會更多，能以更低的成本選擇更優(yōu)質(zhì)的中間投入品來進行生產(chǎn)，由諸多企業(yè)集聚所帶來的規(guī)模效應(yīng)會直接降低其生產(chǎn)成本，提高企業(yè)生產(chǎn)率。另一方面，市場規(guī)模擴大意味著市場競爭趨于激烈，企業(yè)經(jīng)營壓力更大，在競爭機制下，為避免被市場淘汰，企業(yè)必須主動適應(yīng)市場環(huán)境變化，通過發(fā)揮專業(yè)優(yōu)勢和激發(fā)創(chuàng)造活力提升企業(yè)生產(chǎn)效率?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：區(qū)域一體化有利于提高企業(yè)生產(chǎn)率。

區(qū)域一體化背景下，要素自由流動會改變資源配置格局，在各部門的生產(chǎn)效率存在差異的情形下，要素資源會從低效率部門流向高效率部門，不同行業(yè)內(nèi)的企業(yè)生產(chǎn)率受到不同影響。在同一行業(yè)內(nèi)，高端人才、資本資源將逐漸流向高要素回報率、高生產(chǎn)率的企業(yè)，而隨著企業(yè)把這些高級生產(chǎn)要素投入到生產(chǎn)中，投資規(guī)模擴張將進一步提高生產(chǎn)效率[27]，提升競爭力，以此循環(huán)往復(fù)。馬太效應(yīng)一方面使得優(yōu)質(zhì)企業(yè)生產(chǎn)率越來越高，另一方面使得低生產(chǎn)率企業(yè)逐漸失去競爭優(yōu)勢，從而退出市場，整個行業(yè)的生產(chǎn)效率得以提高。不同行業(yè)間的資源也會重新配置進而影響企業(yè)的生產(chǎn)率，那些具有高成長、高收益和比較優(yōu)勢行業(yè)中的企業(yè)會因區(qū)域一體化而獲利，擴張企業(yè)規(guī)模從而影響生產(chǎn)率?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)2：區(qū)域一體化對企業(yè)生產(chǎn)率的影響具有行業(yè)異質(zhì)性。

不同行政等級的城市在行政和財政方面具有較大的差異。一般來說，直轄市和省會城市在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、財稅土地政策、營商環(huán)境和社會文化背景等方面表現(xiàn)更加優(yōu)越，這些城市往往具備虹吸效應(yīng)。因此，實施區(qū)域一體化將有助于吸引更多優(yōu)質(zhì)要素流入，進而提升企業(yè)生產(chǎn)率。但值得注意的是，由于直轄市和省會城市本身已經(jīng)集聚了大量的企業(yè)和資源，產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨于飽和，擁擠效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)，生產(chǎn)生活環(huán)境開始惡化，區(qū)域一體化形成的市場一體化可能導(dǎo)致本地要素特別是人才等高級生產(chǎn)要素外流，進而對本地企業(yè)的生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制作用?；诖?，區(qū)域一體化戰(zhàn)略對直轄市和省會城市的企業(yè)生產(chǎn)率的影響具有不確定性。對于一般城市來說，區(qū)域一體化戰(zhàn)略強化了城市間合作，特別是要素的流入以及各種人才、科技的“飛地建設(shè)”，加速了知識交換，隱性知識的溢出和擴散也為欠發(fā)達城市提供了有利的發(fā)展條件，從而有助于提高企業(yè)生產(chǎn)率?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)3：區(qū)域一體化對企業(yè)生產(chǎn)率的影響具有城市異質(zhì)性。具體而言，區(qū)域一體化對直轄市和省會城市的企業(yè)生產(chǎn)率的影響具有不確定性，但可以提高一般城市的企業(yè)生產(chǎn)率。

四、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定和變量說明

本文將2005年長江沿線七省兩市共同簽訂《長江經(jīng)濟帶合作協(xié)議》作為一項準自然實驗。考慮到實施區(qū)域一體化產(chǎn)生效果會出現(xiàn)時滯性，將覆蓋上海市、江蘇省、安徽省、江西省、湖北省、湖南省、重慶市、四川省、云南省在內(nèi)的城市在2006年及以后時期作為實驗組，以此檢驗實施區(qū)域一體化對企業(yè)生產(chǎn)率的影響。在估計二者是否有影響時，即使加入部分除區(qū)域一體化外其他影響企業(yè)生產(chǎn)率的控制變量，也難以避免因遺漏變量等內(nèi)生問題而導(dǎo)致的估計結(jié)果偏差。為此，本文使用雙重差分法（DID）解決內(nèi)生性問題。雙重差分法有效的前提條件是實驗組與控制組的樣本是隨機分配的，顯然這一條件在本實驗中難以得到滿足。為解決“樣本選擇偏差”問題，參照Heckman 等[28]和李賁等[29]的研究方法，本文將所有樣本分為實驗組和控制組兩個組，并設(shè)立After 和Treat 兩個虛擬變量。Treat 為城市是否為長江經(jīng)濟帶虛擬變量，當城市屬于長江經(jīng)濟帶時賦值為1，否則為0；After為實驗期虛擬變量，2006年及之后的時期屬于實驗期，賦值為1，若時間早于2006年則賦值為0；定義After 和Treat 的交互項識別“區(qū)域一體化效應(yīng)”，即實施區(qū)域一體化對企業(yè)生產(chǎn)率的影響。最終采用傾向匹配雙重差分法（PSM-DID）對政策的效果進行估計，模型設(shè)定如下：

其中，After、Treat 以及交互項AfterTreat 是核心解釋變量。tfp-fe為被解釋變量，即企業(yè)生產(chǎn)率?？紤]到研究的樣本期為1998—2012年，而從2008年開始，工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中缺失了工業(yè)增加值和工業(yè)中間投入品等關(guān)鍵指標，故無法利用LP 法和OP 法計算企業(yè)全要素生產(chǎn)率。因此，本文參考李磊等[30]的方法，在使用生產(chǎn)函數(shù)法的基礎(chǔ)上利用面板固定效應(yīng)法對企業(yè)全要素生產(chǎn)率進行估計，具體操作過程中，將工業(yè)總產(chǎn)值作為產(chǎn)出指標，固定資產(chǎn)凈值和平均從業(yè)人員數(shù)作為投入指標。此外，本文還使用傳統(tǒng)的索羅殘差法對全要素生產(chǎn)率進行估計（tfp-ols），并將其作為穩(wěn)健性測試的一部分。

參照企業(yè)生產(chǎn)率相關(guān)研究成果，本文從企業(yè)和城市層面選取以下變量構(gòu)成m個控制變量（control）：債務(wù)比率（Debt），用期末負債總額占資產(chǎn)總額比重的對數(shù)來度量。負債比率較大意味著企業(yè)面臨著較大的經(jīng)營風險，企業(yè)可能會采取一些損害生產(chǎn)率的行為以避免資金鏈斷裂。人力資本（Hum），采用本年應(yīng)付工資總額與企業(yè)從業(yè)人員的比重取對數(shù)估計。人力資本是企業(yè)生產(chǎn)過程中必不可少的要素投入，人力資本越高說明勞動力素質(zhì)越高，其從事復(fù)雜工作的能力越強，能為企業(yè)帶來更大價值，從而提升生產(chǎn)率。人均固定資產(chǎn)量（Cap），使用企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額與從業(yè)人數(shù)的比重取對數(shù)衡量。人均固定資本量越大說明企業(yè)的資金實力相對雄厚，設(shè)備更新或購買新設(shè)備的機會更大，能通過使用先進機器設(shè)備來提高生產(chǎn)率。融資約束（Lim），采用企業(yè)利息支出占固定資產(chǎn)合計比重的對數(shù)來測算。融資約束對企業(yè)生產(chǎn)率具有雙面作用：一方面當受到融資約束時，由于資金的匱乏，企業(yè)不能及時更新設(shè)備和投入研發(fā)，難以實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟，且在面臨不確定因素時不得不放棄投資機會，造成資源配置效率低下，從而損失企業(yè)生產(chǎn)率；另一方面當受到較大的融資約束時，企業(yè)會有更強的創(chuàng)新動力提高生產(chǎn)率從而獲得收益并保持競爭力[31]。在城市層面，加入人均GDP這一變量。GDP以1998年為基期，使用GDP 平減指數(shù)消除價格因素后折算得到實際GDP。

（二）數(shù)據(jù)來源及處理

本文搜集了1998—2012年中國各地級市和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)。城市數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域統(tǒng)計年鑒》、CSMAR 數(shù)據(jù)庫、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，設(shè)立時間晚于1998年的地級市予以刪除，最終保留228個地級市。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的處理分為三部分：第一，參照Brandt 等[32]的方法，對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進行序貫識別，生成企業(yè)-年度面板數(shù)據(jù)。第二，借鑒聶輝華等[33]的研究思路，對合成的面板數(shù)據(jù)進行如下處理：（1）剔除平均職工人數(shù)少于8人的觀測值；（2）剔除總資產(chǎn)小于流動資產(chǎn)，總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)凈值，總資產(chǎn)小于長期投資，或者累計折舊小于當期折舊等明顯不符合會計準則的觀測值；（3）剔除銷售額低于500萬元即不符合“規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)”的觀測值；（4）剔除實收資本小于或等于0以及工業(yè)總產(chǎn)值小于0的異常值；（5）以1998年為基期對價格消費指數(shù)和工業(yè)品出廠指數(shù)對相關(guān)指標進行平減。第三，利用省地縣碼的前四位數(shù)與地級市的識別碼進行橫向匹配，生成用于實證分析的城市-企業(yè)-年度三維面板數(shù)據(jù)。此外，為了保證樣本期內(nèi)企業(yè)觀測的連貫性，本文選擇所屬城市在1998年及之前成立且在1998年至2012年間連續(xù)生存的企業(yè)作為研究樣本，最終獲得172159個樣本。

（三）樣本匹配及統(tǒng)計描述

本文先將樣本分為實驗組和控制組，使用傾向匹配方法尋找控制組，然后將所有樣本數(shù)據(jù)隨機排序，并使用債務(wù)比率、人力資本、人均固定資本和融資約束四個變量作為協(xié)變量，采用常用的卡尺內(nèi)K近鄰方法進行數(shù)據(jù)匹配（其中K=4），使用Logit 模型計算得分，從而得到最終的樣本。

雙重差分傾向匹配結(jié)果有效的前提條件是，實驗組和控制組的樣本在完成匹配之后沒有明顯差異，即必須滿足“平行趨勢”。通過觀察協(xié)變量在匹配后的標準偏差和T檢驗結(jié)果可以判別傾向匹配是否有效。一般地，協(xié)變量在匹配以后標準偏差的絕對值越小，匹配效果越好，一般要小于20%[34]；T檢驗的原假設(shè)是“各協(xié)變量不存在顯著差異”，若t 統(tǒng)計量不拒絕原假設(shè)，則說明兩組樣本在經(jīng)過匹配以后并不存在明顯差異。平衡檢驗結(jié)果如表1所示。表1中的T 檢驗結(jié)果顯示，所有協(xié)變量的t 統(tǒng)計量均不顯著，表明匹配使用的協(xié)變量和匹配方法是合適的。

表1 平衡檢驗結(jié)果

表2為被解釋變量和控制變量等主要指標的描述性統(tǒng)計特征，可見各變量還是存在個體差異的。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

五、估計結(jié)果與分析

（一）基準回歸結(jié)果

表3匯報了基于PSM-DID 模型估計的區(qū)域一體化對企業(yè)生產(chǎn)率的影響結(jié)果，（1）至（5）列為逐步加入企業(yè)債務(wù)比率、人力資本、人均固定資產(chǎn)量、融資約束和所在城市的人均GDP 五個控制變量的結(jié)果。從實證結(jié)果來看，交互項AfterTreat的系數(shù)顯著為正，這驗證了在控制其他影響因素后，區(qū)域一體化總體上有助于提升企業(yè)生產(chǎn)率。且在依次加入控制變量的情形下，系數(shù)始終在1%的水平上顯著，未發(fā)生顯著改變，說明假說1成立。

表3 PSM-DID回歸結(jié)果

控制變量方面，企業(yè)債務(wù)比率的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明過高的負債會使企業(yè)經(jīng)營波動較大，不能總是采取適用自身經(jīng)營的最佳戰(zhàn)略，從而降低其生產(chǎn)效率。企業(yè)層面的人力資本、人均固定資產(chǎn)量、融資約束和城市層面的人均GDP變量系數(shù)均為正，前三者系數(shù)均通過了1%的顯著性水平檢驗，說明人力資本、人均固定資產(chǎn)量和融資約束與企業(yè)生產(chǎn)率呈正相關(guān)關(guān)系，人力資本水平越高、人均固定資產(chǎn)量越高以及融資約束越大，則越有助于提升企業(yè)生產(chǎn)率，人均GDP系數(shù)暫時不顯著。

（二）基于行業(yè)和城市行政級別的異質(zhì)性分析

由于制造業(yè)內(nèi)部細分行業(yè)在要素投入種類、數(shù)量和比例等方面均存在明顯差異，各產(chǎn)業(yè)之間的企業(yè)生產(chǎn)方式也會因此產(chǎn)生巨大的差異，因此區(qū)域一體化對不同行業(yè)之間的企業(yè)生產(chǎn)率影響有可能表現(xiàn)出異質(zhì)性。根據(jù)韓峰等[35]的研究，本文將工業(yè)按不同標準劃分為不同類型的行業(yè)：按要素密集程度分為勞動密集型、資本密集型和技術(shù)密集型行業(yè)；按技術(shù)層次劃分為高端技術(shù)、中端技術(shù)和低端技術(shù)行業(yè)。以此驗證假說2是否成立。

表4報告了區(qū)域一體化對屬于不同要素密集型行業(yè)內(nèi)的企業(yè)生產(chǎn)率的估計結(jié)果，結(jié)果發(fā)現(xiàn)無論是勞動密集型、資本密集型還是技術(shù)密集型行業(yè)，區(qū)域一體化至少在5%的水平上顯著促進了行業(yè)內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)率提升，且該正向效應(yīng)的作用在技術(shù)密集型、資本密集型和勞動密集型行業(yè)依次減弱，符合經(jīng)驗現(xiàn)實?？赡艿脑蚴?，技術(shù)密集型行業(yè)的企業(yè)生產(chǎn)率提高主要來源于技術(shù)進步，而技術(shù)進步又極大程度上依賴于高素質(zhì)人才特別是“高精尖”人才。過去受各種因素制約，部分要素無法自由流動，實施區(qū)域一體化可以降低各地方行政區(qū)的行政壁壘和放松戶籍制度管制，高素質(zhì)人才會從生產(chǎn)率較低的勞動力和資本密集型等行業(yè)內(nèi)的企業(yè)流向生產(chǎn)率較高的技術(shù)密集型行業(yè)內(nèi)的企業(yè)，且這類高級生產(chǎn)要素具有規(guī)模報酬遞增的特質(zhì)，更大程度上帶動技術(shù)密集型行業(yè)內(nèi)的企業(yè)生產(chǎn)率提升。勞動密集型行業(yè)內(nèi)的企業(yè)生產(chǎn)率受勞動力價格因素影響最為明顯，盡管區(qū)域一體化引致的市場一體化有助于降低勞動力市場的均衡價格，但與此同時也應(yīng)當認識到，隨著中國經(jīng)濟體量的不斷擴大，對各個層次勞動力的需求規(guī)模都逐漸提升，勞動力價格整體處于持續(xù)攀升的階段，區(qū)域一體化戰(zhàn)略降低勞動力價格進而促進勞動密集型行業(yè)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率提升的作用是最小的。而資本密集型行業(yè)則處于技術(shù)和勞動力密集型行業(yè)中間，因此區(qū)域一體化帶來的企業(yè)生產(chǎn)率提升效應(yīng)也處于二者之間。

表4 按要素密集型行業(yè)分類的回歸結(jié)果

產(chǎn)業(yè)分類多種多樣，為盡量捕捉區(qū)域一體化對不同類型行業(yè)內(nèi)的企業(yè)生產(chǎn)率影響的異質(zhì)性特征，本文進一步將制造業(yè)按技術(shù)層次劃分為高端技術(shù)行業(yè)、中端技術(shù)行業(yè)和低端技術(shù)行業(yè)三個類別，以檢驗區(qū)域一體化對不同技術(shù)層次的行業(yè)中的企業(yè)生產(chǎn)率的影響。表5報告了按技術(shù)層次劃分行業(yè)的回歸結(jié)果。從表5的結(jié)果來看，區(qū)域一體化對不同技術(shù)層次行業(yè)內(nèi)的企業(yè)生產(chǎn)率都表現(xiàn)出正向促進作用，值得注意的是，區(qū)域一體化僅對高端技術(shù)行業(yè)和中端技術(shù)行業(yè)的正向效應(yīng)是顯著的，而對低端技術(shù)行業(yè)中的企業(yè)生產(chǎn)率并沒有產(chǎn)生實質(zhì)性的積極影響。

表5 按技術(shù)層次劃分行業(yè)的回歸結(jié)果

根據(jù)中國城市行政級別的劃分并結(jié)合長江經(jīng)濟帶的情況，本文將經(jīng)濟帶城市劃分為三種類型，分別是直轄市、省會城市和一般城市。表6的結(jié)果顯示，區(qū)域一體化的實施僅能對一般城市內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)率產(chǎn)生積極作用，而對直轄市和省會城市的企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生并不顯著的負向影響?？赡艿脑蚴?，本文所選用的企業(yè)樣本均屬于制造業(yè)。張萃[36]的研究結(jié)果表明，制造業(yè)逐漸由頂級城市向其他城市擴散，一般城市集聚的制造業(yè)企業(yè)越來越多，因而區(qū)域一體化對一般城市內(nèi)的企業(yè)生產(chǎn)率影響較大。除樣本因素之外，更深層次的原因可能是直轄市和省會城市享有更大的自主權(quán)，政府為經(jīng)濟發(fā)展采取的行政干預(yù)程度更高。由于財政資金相對充裕，政府會通過補貼的形式幫助和扶持企業(yè)發(fā)展。本文認為，盡管實施區(qū)域一體化整體上有利于提升企業(yè)生產(chǎn)率，但由于政府補貼行為影響了區(qū)域一體化對企業(yè)生產(chǎn)效率的影響效果，導(dǎo)致區(qū)域一體化對直轄市和省會城市內(nèi)的企業(yè)生產(chǎn)效率的影響并不顯著。

表6 按城市分類的回歸結(jié)果

為深化研究，使用企業(yè)補貼收入與固定資產(chǎn)凈值的對數(shù)來衡量政府補貼，在式（1）的基礎(chǔ)上加入AfterTreat與政府補貼的交互項Support，并以直轄市和省會城市兩種類型的城市樣本進行回歸，以進一步揭示其企業(yè)生產(chǎn)率不顯著的原因。若交互項Sup?port 的系數(shù)顯著為負，則說明直轄市和省會城市因政府補貼的關(guān)系制約了區(qū)域一體化對企業(yè)生產(chǎn)率的作用。

從表7可以看出，無論是使用直轄市和省會城市的總樣本還是各自的分樣本，Support的系數(shù)均顯著為負。這說明對直轄市和省會城市內(nèi)的企業(yè)進行補貼，可能導(dǎo)致企業(yè)競爭動力不足，從而對企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生負面影響。盡管區(qū)域一體化有助于提升整體的企業(yè)生產(chǎn)率，但在政府補貼的負向效應(yīng)作用下，正反效應(yīng)相互抵消，使得區(qū)域一體化不能對直轄市和省會城市內(nèi)的企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的影響。

表7 城市異質(zhì)性的機制檢驗結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗

為盡量使估計結(jié)果真實可靠，本文進行三個穩(wěn)健性測試。

第一，更換匹配方法和匹配對象。一是改變匹配距離，將卡尺內(nèi)的K 近鄰匹配中的K=4 分別替換成K=2和K=3，檢驗結(jié)果是否受樣本數(shù)量影響；二是增加匹配變量，在原有基礎(chǔ)上加入用企業(yè)凈利潤占總資產(chǎn)比重的對數(shù)衡量的資產(chǎn)收益率（Roa），觀察回歸結(jié)果是否受匹配變量的數(shù)量影響。表8（1）至（3）列顯示了估計結(jié)果，核心解釋變量和控制變量的系數(shù)符號和顯著性都沒有發(fā)生明顯的變化，說明改變匹配方法和匹配對象并不會對結(jié)果造成巨大沖擊，證實基準回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

第二，更換被解釋變量。將使用OLS 方法計算出的企業(yè)生產(chǎn)率作為被解釋變量，結(jié)果見表8（4）列。實證結(jié)果表明，即使替換了被解釋變量，結(jié)果依然沒有發(fā)生實質(zhì)性的變化，表明基準回歸結(jié)果是真實可靠的，再次佐證了區(qū)域一體化的確能提高企業(yè)生產(chǎn)率這一事實。

第三，由于本文的樣本期為1998—2012年，在此期間可能存在其他對長江經(jīng)濟帶企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生影響的其他政策或重大事件（如中國加入WTO和金融危機等），為了盡可能減少外部沖擊對本文基本結(jié)論產(chǎn)生的影響，本文在穩(wěn)健性測試中使用劉瑞明等[37]的方法：首先，刪除2001年以及之前的樣本，保留2002—2012年間的樣本進行回歸分析，以此消除中國加入WTO可能對于本文基本結(jié)論帶來的影響；其次，采用類似的做法，刪除2008年及以后的樣本，保留1998—2007年的樣本進行回歸分析，以此消除金融危機可能對本文基本結(jié)論產(chǎn)生的影響。在具體操作過程中，除樣本期變化外，文章的模型設(shè)定均與前文保持一致。PSM-DID 的回歸結(jié)果匯報于表8（5）和（6）列，可以看到，消除這兩項可能對企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生影響的外部沖擊后，區(qū)域一體化仍然對企業(yè)生產(chǎn)率有積極影響，進一步說明前文的研究結(jié)論具備穩(wěn)健性。

表8 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

六、總結(jié)和政策建議

本文以長江經(jīng)濟帶為例，利用1998—2012年的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和長江經(jīng)濟帶的城市數(shù)據(jù)，使用傾向匹配得分—雙重差分模型來識別區(qū)域一體化對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，結(jié)果表明區(qū)域一體化總體上能夠顯著提升企業(yè)生產(chǎn)率。在進一步分析中，本文從行業(yè)性質(zhì)、城市類型等角度探討區(qū)域一體化對企業(yè)生產(chǎn)率影響的異質(zhì)性，發(fā)現(xiàn)：將所有制造業(yè)行業(yè)按要素投入密集程度劃分類別時，區(qū)域一體化對各類別行業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率正向影響效應(yīng)由勞動密集型、資本密集型和技術(shù)密集型依次遞增；按行業(yè)技術(shù)層次劃分時，該正向影響效應(yīng)由小到大依次是低端技術(shù)行業(yè)、高端技術(shù)行業(yè)和中端技術(shù)行業(yè)；在不同類型城市中，僅一般城市內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)率能受到區(qū)域一體化的顯著影響，而區(qū)域一體化對直轄市和省會城市內(nèi)的企業(yè)未產(chǎn)生實質(zhì)性影響。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明，在更換匹配方法、匹配變量和被解釋變量后，估計結(jié)果均未發(fā)生明顯變化，表明區(qū)域一體化促進區(qū)域內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率提升這一結(jié)論具有穩(wěn)健性。根據(jù)以上研究結(jié)論，本文提出政策啟示：

第一，經(jīng)驗數(shù)據(jù)表明區(qū)域一體化能夠提高企業(yè)生產(chǎn)率是不可否認的事實，但值得注意的是這種正向影響效應(yīng)還不夠大，應(yīng)進一步激發(fā)區(qū)域一體化的“生產(chǎn)率效應(yīng)”。為激發(fā)企業(yè)經(jīng)營活力，釋放經(jīng)濟增長潛力，亟須繼續(xù)深化改革，加強區(qū)域之間的合作力度，積極實施區(qū)域一體化戰(zhàn)略，實現(xiàn)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級，區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。第二，一般城市應(yīng)該更積極主動地對接發(fā)達地區(qū)，增強城市間的溝通和合作力度，優(yōu)化營商環(huán)境，為企業(yè)營造良好的發(fā)展環(huán)境。■