京津冀協(xié)同發(fā)展對企業(yè)成長的影響效應及作用機制

李素英 劉 珊

一、引言

企業(yè)是市場經(jīng)濟中最為重要的主體之一，企業(yè)成長的好壞明顯關系到經(jīng)濟的持續(xù)快速健康發(fā)展[1］。尤其是對于中國這種轉軌型經(jīng)濟國家來說，企業(yè)成長的好壞，不僅僅影響到企業(yè)本身，而且會影響到消費者、社會等，具有牽一發(fā)而動全身的關鍵作用。因此，促進企業(yè)健康成長一直是社會各界關注的焦點。企業(yè)能否健康成長，除了與企業(yè)管理人員自身素質、員工人力資本、企業(yè)制度構建等密切相關以外，外部環(huán)境對企業(yè)的成長也會起到非常重要的作用。中國一直在積極營造更加“親”企業(yè)的營商環(huán)境，營商環(huán)境的好壞對于企業(yè)發(fā)展起到了非常關鍵的影響[2-3］。

京津冀協(xié)同發(fā)展的目標就是要通過京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的執(zhí)行來促進北京市、天津市和河北省三地的產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展，實現(xiàn)創(chuàng)新水平的提升，從而推動京津冀地區(qū)經(jīng)濟實現(xiàn)高質量可持續(xù)發(fā)展。就目前而言，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的執(zhí)行產(chǎn)生了顯著的效果[4］，京津冀三地開始邁向經(jīng)濟高質量發(fā)展，人民生活幸福感和獲得感得到進一步提升，在三地協(xié)同努力下，京津冀環(huán)境質量，尤其是空氣質量和水環(huán)境質量都實現(xiàn)了顯著改善。除此之外，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略，對在經(jīng)濟運行中發(fā)揮重要支撐作用的企業(yè)產(chǎn)生了什么樣的影響，是否促進了企業(yè)的成長呢？對這一問題的回答，對于進一步完善京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略，進一步提升京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的政策效果具有重要的現(xiàn)實意義。另一方面，京津冀地區(qū)是中國北方非常重要的經(jīng)濟增長極，京津冀協(xié)同發(fā)展的過程，對于探索地區(qū)經(jīng)濟一體化的政策效果也具有重要的意義。京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的執(zhí)行和推進是北方地區(qū)探索中國式現(xiàn)代化，實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展的重要嘗試。

二、文獻述評

(一)京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的影響效應研究

京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略主要目的是促進京津冀三地的經(jīng)濟協(xié)調發(fā)展。京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略提出的初期，更多工作主要是單方面的協(xié)作，存在著碎片化協(xié)調合作的問題，隨著進入到縱深階段，京津冀三地逐步找到了合作機制，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施進一步促進了三地經(jīng)濟的高質量發(fā)展[5］，而在經(jīng)濟高質量發(fā)展階段，全要素生產(chǎn)率是核心，只有全要素生產(chǎn)率提升了，才能夠進一步支撐經(jīng)濟的可持續(xù)健康發(fā)展。京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略之所以能促進三地經(jīng)濟高質量發(fā)展，一個最重要的原因就是，其促進了三地勞動力、資本等生產(chǎn)要素的流動，提高了資源配置效率，進而提升了全要素生產(chǎn)率水平。[6］就全要素生產(chǎn)率的改善來說，天津市在第二產(chǎn)業(yè)、河北省在第三產(chǎn)業(yè)方面的改善效果最為顯著。[7］但是京津冀三地在創(chuàng)新和開放方面仍存在著較大的內部差異，并且京津冀地區(qū)內部經(jīng)濟發(fā)展也存在著較大的不平衡、不協(xié)調的問題，尤其是京津冀南部地區(qū)的經(jīng)濟高質量發(fā)展程度較低[8］，甚至在創(chuàng)新方面存在著虹吸效應[9］。安樹偉和董紅燕認為，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施在京津冀三地交通協(xié)調發(fā)展、環(huán)境聯(lián)合治理和緩解北京大城市病等方面產(chǎn)生了積極的效果，但是并未產(chǎn)生產(chǎn)業(yè)協(xié)同效應。[10］可能的原因是，北京市、天津市與河北省的發(fā)展水平和城市功能差距較大。[11］

(二)企業(yè)成長的影響因素研究

企業(yè)是一地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的關鍵，企業(yè)成長的好壞關系到京津冀地區(qū)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展水平的高低，更是深刻影響京津冀地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展實現(xiàn)與否。企業(yè)成長影響因素一般分為內外部兩種。第一種，就內部因素而言，一方面企業(yè)成長更多與企業(yè)領導者及領導團隊有著密切關系。就初創(chuàng)民營企業(yè)而言，好的創(chuàng)業(yè)者是企業(yè)成長的內源性力量，好的創(chuàng)業(yè)者可以通過資源整合促進企業(yè)規(guī)模的擴張和企業(yè)成長。[12］當企業(yè)高管具有相對全備的素質時，企業(yè)會具有相對完善的信息披露制度，而完善的信息披露可以提高企業(yè)在市場上的信息透明程度，降低信息不對稱程度，更有利于企業(yè)獲得相應的資金支持。因此，企業(yè)高管素質越高，企業(yè)的信息越完善，越有利于企業(yè)成長。[13］另一方面，對于中小企業(yè)的成長而言，企業(yè)領導者的素養(yǎng)更加關鍵?！叭藷o信不立”，企業(yè)也一樣，當企業(yè)領導者具有較高的誠信水平時，企業(yè)往往會走上正向發(fā)展的軌道，逐步實現(xiàn)企業(yè)規(guī)模和聲譽的成長，相反，如果中小企業(yè)的領導者不具有誠信的基本素養(yǎng)，那么企業(yè)成長將“荊棘滿地”。更進一步來說，當中小企業(yè)的領導者具有較高的誠信素養(yǎng)時，企業(yè)良好的組織氛圍，將會起到“錦上添花”的作用。[14］

第二種，從外部環(huán)境對企業(yè)成長的研究來看，行政審批制度的改革可以促進企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的擴大及資本的增長。但是其對民營企業(yè)的促進作用要高于對國有企業(yè)的促進作用。[15］就民營企業(yè)而言，政府在商事制度改革方面可以降低民營企業(yè)的制度成本(管理費用、銷售費用和營業(yè)費用)，帶動企業(yè)資源配置效率的提升和生產(chǎn)效率的改善，從而促進企業(yè)成長。[16］產(chǎn)業(yè)政策是另一重要的外部原因，集中體現(xiàn)在開發(fā)區(qū)的設立上。經(jīng)濟技術開發(fā)區(qū)的設立可以促進企業(yè)獲得更多的政府財政補貼支持，緩解企業(yè)融資約束，降低經(jīng)濟政策不確定性，并且還可以通過促進企業(yè)創(chuàng)新水平的提升，提高企業(yè)競爭力，促進企業(yè)成長壯大。[17-18］將開發(fā)區(qū)政策效應擴大到空間結構來說，也就是開發(fā)區(qū)政策對開發(fā)區(qū)以外的周邊地區(qū)的企業(yè)成長則可能會造成一定的擠出效應，并沒有很好地促進開發(fā)區(qū)周邊企業(yè)的健康成長[19］。

與本文密切相關的文獻主要有經(jīng)濟發(fā)展當中的區(qū)域經(jīng)濟融合對企業(yè)成長的影響研究。鄧慧慧和李慧榕以長三角城市群的不斷擴展為研究切入點，分析了地區(qū)經(jīng)濟在融合發(fā)展過程中，區(qū)域經(jīng)濟一體化對企業(yè)成長所產(chǎn)生的影響。[20］長三角城市群在不斷擴容實現(xiàn)經(jīng)濟一體化過程中，一方面通過市場的力量促進了企業(yè)的成長，在市場力量發(fā)揮作用的過程中促進了長三角城市群的產(chǎn)業(yè)集聚，并且進一步擴大了企業(yè)投資進而促進了企業(yè)的成長。另一方面，隨著長三角城市群的不斷擴容，政府會給予其足夠的財政支撐，企業(yè)的外部融資約束也會得到一定程度的緩解，從而推動了企業(yè)成長。因此，長三角城市群的不斷拓展通過市場和政府的力量共同發(fā)力，促進了所在地企業(yè)的成長壯大。內嵌于區(qū)域經(jīng)濟一體化的過程，城市群也會對企業(yè)成長產(chǎn)生積極的作用。在城市群中會存在不同城市之間的空間分工，相互補充的空間分工體系，提升了企業(yè)的集聚水平，增加了集聚的多樣化程度，降低了交易成本，從而促進了企業(yè)成長。[21］

綜上所述，目前關于企業(yè)成長因素的研究多從企業(yè)內外部因素進行分析，外部因素更多的是從營商環(huán)境切入，闡述其機制并進行實證檢驗，雖有區(qū)域經(jīng)濟一體化戰(zhàn)略對企業(yè)成長的研究，但主要是從長三角一體化——城市擴容視角分析，目前鮮有京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施對企業(yè)成長影響的理論和實證研究。京津冀一體化戰(zhàn)略的實施，對于疏解北京非首都功能，縮小京津冀三地發(fā)展差距，緩解京津冀不平衡問題，以及帶動北方地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，進而緩解南北經(jīng)濟差距擴大的趨勢具有極其重要的意義。因此，本文將采用DID模型分析方法進行深入研究，在有效地緩解實證分析中的內生性問題的基礎上，更好地評估京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略對企業(yè)成長的影響。

三、理論分析及研究假設

京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施能促進企業(yè)投資支出效率的提升，從而帶動企業(yè)成長。具體來說，一是，經(jīng)濟政策的不穩(wěn)定和不協(xié)調會提高企業(yè)對未來經(jīng)濟發(fā)展的悲觀程度，進而會降低企業(yè)的投資預期，不利于企業(yè)長期成長。京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施需要北京市、天津市和河北省三地統(tǒng)一協(xié)調發(fā)展，位于三地的企業(yè)在政策預期方面將具有更強的穩(wěn)定性和可預見性。政策可預見性提高，將有助于企業(yè)制定長期的戰(zhàn)略并增強企業(yè)戰(zhàn)略定力。企業(yè)長期戰(zhàn)略的規(guī)劃執(zhí)行依賴于經(jīng)濟政策的確定性，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施提高了三地經(jīng)濟政策的穩(wěn)定性，企業(yè)會增加投資，進而帶動投資支出率的提高，而企業(yè)投資的提高進一步會提升企業(yè)的成長性。二是，產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展有利于企業(yè)的成長，但是京津冀三地在協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略實施之前，產(chǎn)業(yè)之間的關聯(lián)程度較弱，二三產(chǎn)業(yè)之間及產(chǎn)業(yè)內部關聯(lián)程度均較低，這樣不利于形成產(chǎn)業(yè)的聯(lián)動效應，不能很好地帶動企業(yè)投資。隨著京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施，產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展逐步提上日程，并落地規(guī)劃，促進了京津冀三地產(chǎn)業(yè)之間和產(chǎn)業(yè)內部的聯(lián)系，產(chǎn)業(yè)協(xié)同的規(guī)模效應逐步顯現(xiàn)，促進了企業(yè)的投資支出，從而帶動了企業(yè)成長。三是，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施提高了企業(yè)的支出效率，企業(yè)支出效率的提升，在企業(yè)生產(chǎn)建設過程中，一方面可以提升企業(yè)的新建投資和企業(yè)規(guī)模的投資效率，降低企業(yè)在新建投資和擴張過程中的冗余資本和非效率投資，進而提高企業(yè)的投資質量，帶動企業(yè)高質量發(fā)展，反映在企業(yè)規(guī)模上則是企業(yè)規(guī)模的提升，從而帶動企業(yè)的成長。另一方面，提升投資效率，降低非效率投資和冗余資本，可以為企業(yè)的研發(fā)投資提供進一步的內部資金，促進企業(yè)招聘研發(fā)人員，或者對在職研發(fā)人員進行再培訓，提升人力資本水平，進而帶動企業(yè)成長。據(jù)此，本文提出研究假設1。

研究假設1：京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略能促使企業(yè)投資支出率提高，從而促進企業(yè)成長。

經(jīng)濟政策不確定性的增大可能會促使企業(yè)更多參與到尋租過程中，以期進一步企穩(wěn)對未來的政策預期，因此，經(jīng)濟政策不確定性會增加企業(yè)的經(jīng)營成本，企業(yè)經(jīng)營成本的增加，一方面會擠占企業(yè)投資資金、降低投資規(guī)模，另一方面也會降低企業(yè)的研發(fā)支出，使企業(yè)創(chuàng)新能力降低，進而削弱企業(yè)在市場中的競爭力，不利于企業(yè)的成長。而隨著京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施，北京市、天津市和河北省在經(jīng)濟政策、產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展、環(huán)境保護聯(lián)合治理等方面具有較強的一致性和可預期性，從而降低了企業(yè)的尋租成本和經(jīng)營成本，促進了企業(yè)的成長。

京津冀地區(qū)在之前的發(fā)展過程中存在著嚴重的市場分割和本地市場保護等問題，市場分割不利于三地資金、勞動力、技術及知識等生產(chǎn)要素的市場化流動，進而提高了企業(yè)的經(jīng)營成本。隨著京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施，三地在市場一體化建設方面取得了長足的發(fā)展，市場分割程度降低，本地市場保護問題也逐步減弱，促進了生產(chǎn)要素的市場化流動，生產(chǎn)要素的供給和需求逐步匹配，降低了企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本，企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營成本的降低促進了企業(yè)成長。

京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施降低了企業(yè)經(jīng)營成本，企業(yè)經(jīng)營成本的降低有助于節(jié)約企業(yè)資源，提高企業(yè)研發(fā)水平，從而促進企業(yè)成長。一方面，企業(yè)經(jīng)營成本的降低節(jié)約了企業(yè)資源，促進了企業(yè)成長。企業(yè)經(jīng)營成本的降低反映了企業(yè)組織能力和生產(chǎn)能力的改善，相關能力改善可以進一步提升企業(yè)的組織效率和生產(chǎn)效率，尤其是改善企業(yè)組織和生產(chǎn)過程中的非效率部分，進而提升企業(yè)成長性。另一方面，企業(yè)經(jīng)營成本的降低，提高了企業(yè)研發(fā)水平，促進了企業(yè)成長。企業(yè)經(jīng)營成本的降低，在企業(yè)收入水平和外部融資水平一定的情況下，可以為企業(yè)節(jié)約更多的資金，有助于提升市場占有率，提高市場競爭能力，提升研發(fā)水平，以促進企業(yè)通過研發(fā)水平的提升獲得更大的市場競爭力，而市場競爭能力的提升是促進企業(yè)成長的關鍵要素。因此，經(jīng)營成本的降低促進了企業(yè)成長。據(jù)此，本文提出研究假設2。

研究假設2：京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略降低了企業(yè)的經(jīng)營成本，從而促進了企業(yè)成長。

四、模型設定和變量說明

(一)模型設定

1.基本回歸模型設定

本文研究京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略對京津冀地區(qū)企業(yè)成長的影響，主要目的是考察京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的政策效果，對此，本文主要使用DID模型進行實證檢驗。具體來說，本文按照京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略提出和實施時間(2014年)，劃分了政策執(zhí)行前和政策執(zhí)行后兩個類別，即當時間在2014年之前時，政策執(zhí)行時間Time取值為0，當時間在2014年及之后時，政策執(zhí)行時間Time取值為1。根據(jù)京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施范圍劃定為實驗組和對照組，即當上市公司處于北京市、天津市和河北省時，該企業(yè)屬于實驗組，也就是Codev取值為1，當上市公司位于非京津冀地區(qū)時，Codev取值為0。位于京津冀地區(qū)的上市公司為實驗組，非京津冀地區(qū)(遼寧省、內蒙古自治區(qū)、山西省、河南省和山東省)的上市公司為對照組。因此，通過政策執(zhí)行時間前后和政策實驗組與非實驗組兩組差分，形成了京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的政策評估變量BTH(Time與Codev的交乘項)。對此，基本回歸模型設定為：

Grouwthy，i=c+α1BTHy，i+α2Timey+α3Codevp+α4Xy，i+βy+δp+εy，i

(1)

其中，Grouwthy，i表示企業(yè)成長性，使用托賓Q來衡量，BTHy，i表示京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略這一核心解釋變量，回歸系數(shù)α反映了京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略對企業(yè)成長的影響效果。Timey為時間變量，以2014年為界設定虛擬變量。Codevp表示政策執(zhí)行地區(qū)變量，以企業(yè)是否處于京津冀地區(qū)設定虛擬變量。Xy，i表示企業(yè)層面的控制變量，具體包括企業(yè)年齡、總資產(chǎn)凈利潤率、營業(yè)收入、管理費用率。βy表示時間固定效應，本文的時間固定效應是年份固定效應。δp表示地區(qū)固定效應，本文的地區(qū)固定效應是省份固定效應。εy，i表示隨機誤差項。

2. 機制檢驗模型設定

在確定京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略對企業(yè)成長影響的基礎上，本文進一步分析京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略影響企業(yè)成長的作用機制，參考廖正方和王麗、杜劍等、包群和廖賽男等采用的機制檢驗方法[22-24］，本文的機制檢驗模型設定為：

Investy，i=c+χ1BTHy，i+χ2Timey+χ3Codevp+χ4Xy，i+βy+δp+εy，i

(2)

Costy，i=c+φ1BTHy，i+φ2Timey+φ3Codevp+φ4Xy，i+βy+δp+εy，i

(3)

其中，Investy，i表示企業(yè)的投資支出率；Costy，i表示企業(yè)的經(jīng)營成本。其他變量含義同公式(1)。

3. 平行趨勢和時間效應檢驗模型設定

平行趨勢和時間效應檢驗模型設定為：

Grouwthy，i=c+γ1BTHy，i+γ2Timey+γ3Codevp+γ4Xy，i+βy+δp+εy，i

(4)

具體來說，本文以2013年為基準年份，2013年之前和之后每個年份分別依次取值為1，其他的年份取值為0?；貧w系數(shù)表示度量年份和2013年相比是否存在差異，如果回歸系數(shù)顯著，則表明該年份與2013年在企業(yè)成長方面存在顯著的差異，如果回歸系數(shù)不顯著，則表明企業(yè)成長在該年份與2013年不存在顯著的差異。因此，如果要滿足平行趨勢檢驗，則2010年、2011年和2012年企業(yè)成長性與2013年不存在顯著的差異，即回歸系數(shù)不顯著。

(二)變量說明

1. 被解釋變量

企業(yè)成長(TBQ)。本文使用托賓Q值來衡量企業(yè)的成長性。企業(yè)市場價值是衡量企業(yè)成長性的關鍵指標，企業(yè)的市場價值高才能表征企業(yè)的成長特性。因此，本文選取托賓Q值作為企業(yè)成長性的衡量指標。

2. 核心解釋變量

京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略(BTH)。本文根據(jù)DID模型的計算方式，根據(jù)政策實施時間和政策實施范圍，獲取京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的核心解釋變量，即京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略是通過時間變量(Time)和政策實施范圍變量(Codev)相乘而得。

3. 控制變量

本文確定的控制變量主要有：第一，企業(yè)年齡(Age)。具體計算公式為：企業(yè)年齡=計算年份-企業(yè)成立年份+1。第二，總資產(chǎn)凈利潤率(Profits)?？傎Y產(chǎn)凈利潤率使用凈利潤與總資產(chǎn)之比來度量。第三，營業(yè)收入(Income)。營業(yè)收入使用企業(yè)營業(yè)收入的絕對數(shù)取對數(shù)來衡量。第四，管理費用率(Fees)。企業(yè)管理費用率使用管理費用與總資產(chǎn)之比來衡量。第五，投資支出率(Invest)。投資支出率使用購建的固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)的現(xiàn)金支出與總資產(chǎn)的比率來衡量。第六，經(jīng)營成本(Cost)。經(jīng)營成本采用上市公司營業(yè)成本進行衡量。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自2010-2020年國泰安中國滬深上市公司數(shù)據(jù)，剔除掉了ST和ST*的上市公司，并且剔除了金融類的上市公司，此外，還刪除掉了關鍵變量缺失的上市公司樣本數(shù)據(jù)，最后形成本文研究的樣本數(shù)據(jù)庫。

五、實證結果分析

(一)基本回歸結果分析

表1報告了京津冀協(xié)同發(fā)展對企業(yè)成長影響的基本回歸結果。其中，第1-4列，分別為未固定地區(qū)和時間效應、未加入企業(yè)層面控制變量的回歸結果，未固定地區(qū)和時間效應、加入企業(yè)層面控制變量的回歸結果，固定地區(qū)和時間效應、未加入企業(yè)層面控制變量的回歸結果，固定地區(qū)和時間效應、加入企業(yè)層面控制變量的回歸結果。結果顯示，京津冀協(xié)同發(fā)展的回歸系數(shù)分別為0.2480、0.2446、0.2800、0.3545，前兩列的回歸結果均未通過顯著性檢驗，而后兩列均在10%的顯著水平上通過檢驗。隨著地區(qū)固定效應和時間固定效應及企業(yè)層面控制變量的加入，回歸結果趨于可靠?；貧w結果表明，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施顯著促進了京津冀地區(qū)企業(yè)的成長?？赡艿脑蚴?，2014年京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略提出以來，京津冀三地相互協(xié)作，降低了政府對市場的不當干預，改善了營商環(huán)境，從而促進了京津冀地區(qū)的企業(yè)成長。

表1 京津冀協(xié)同發(fā)展對企業(yè)成長影響的基本回歸結果

(二)平行趨勢和時間效應檢驗結果分析

DID模型的適用前提是被解釋變量的變動趨勢需滿足平行趨勢檢驗，也就是說在京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略實施之前，北京市、天津市和河北省的企業(yè)成長趨勢與遼寧省、內蒙古自治區(qū)、山西省、河南省和山東省的企業(yè)成長變動趨勢相一致。為了驗證實驗組和對照組企業(yè)成長的平行趨勢和時間效應，本文根據(jù)公式(4)進行回歸估計，檢驗結果見表2?；貧w結果顯示，BTH-4，BTH-3，BTH-2的回歸系數(shù)均沒有通過顯著性檢驗，也就意味著從2010年到2012年的3年間，企業(yè)成長趨勢和2013年沒有顯著差異，平行趨勢檢驗滿足要求。時間效應檢驗發(fā)現(xiàn)，從2014年開始回歸系數(shù)均顯著為正，意味著從2014年開始企業(yè)成長與2013年有顯著的差異，而且存在正向差異，表明京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施對企業(yè)成長具有持續(xù)的積極影響。

表2 平行趨勢和時間效應檢驗

(三)穩(wěn)健性檢驗

1. 變換對照組省份

在基本回歸結果中，采取了與京津冀三地接壤省份的上市公司樣本作為對照組。本部分按照中國地理區(qū)劃重新選擇對照組，將華北地區(qū)的省份山西省和內蒙古自治區(qū)的上市公司作為對照組，再次進行回歸。在采用DID模型進行回歸估計的過程中，實驗組為北京市、天津市和河北省，對照組若選擇地理位置相近的省份，那么之前各地區(qū)的經(jīng)濟、社會和文化差異較小，越符合DID的基本要求，山西省和內蒙古自治區(qū)同屬于華北地區(qū)，與京津冀相似性更高，因此，對照組只選擇位于華北地區(qū)的山西省和內蒙古自治區(qū)的企業(yè)，進行再次回歸。回歸結果見表3第1列。結果顯示，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的回歸系數(shù)為0.9445，且在5%的統(tǒng)計水平上顯著。這表明，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略促進企業(yè)成長的結論并未因改變對照組而產(chǎn)生改變。

2. 變換對照組城市

本文按照與京津冀地區(qū)城市相接壤城市的上市公司作為對照組進行再次回歸。具體而言，與京津冀地區(qū)城市相接壤的城市有葫蘆島市、朝陽市、赤峰市、烏蘭察布市、大同市、忻州市、陽泉市、晉中市、長治市、安陽市、濮陽市、聊城市、德州市和濱州市。選擇與京津冀相接壤城市的上市公司作為對照組的回歸結果見表3第2列。京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的回歸系數(shù)為0.8655，且在5%的統(tǒng)計水平上顯著?；貧w結果再次顯示，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略促進企業(yè)成長的結果并未因改變對照組而產(chǎn)生變化。

3. 提前政策時點

在使用DID模型評估京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略對企業(yè)成長的影響時，時間變量的取值以2014年為界，2014年及其以后取值為1，之前取值為0。但是，如果提前該政策時間，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的回歸系數(shù)仍然顯著為正的話，就說明京津冀地區(qū)企業(yè)的成長并不是因京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略所導致的，而是另有其他原因，那么，該政策效果將不能準確地評估京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略對企業(yè)成長的影響。如果提前了政策時點之后，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的回歸系數(shù)不顯著，則說明京津冀地區(qū)企業(yè)的成長的確是由京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施所驅動的。

基于此，本文將京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的時間點提前至2011年和2012年，回歸結果見表3第3-4列?；貧w結果顯示，政策時點提前到2011年時，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的回歸系數(shù)為-0.0003，沒有通過顯著性檢驗。政策時點提前到2012年時，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的回歸系數(shù)為0.2645，同樣沒有通過顯著性檢驗。綜上，政策時點提前的檢驗結果表明，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的確促進了京津冀地區(qū)企業(yè)的成長，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略促進企業(yè)成長的結果具有一致性。

表3 京津冀協(xié)同發(fā)展對企業(yè)成長影響的穩(wěn)健性檢驗結果

4.縮小時間區(qū)間

本文在進行京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略對企業(yè)成長影響的研究過程中，時間跨度是從2010年到2020年，而京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略是在2014年提出的，就整個樣本時間區(qū)間而言，存在著前后窗寬不對稱問題。因此，本文選取京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略提出前后2年、3年和4年分別進行回歸，回歸結果見表4第1-3列。京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略提出前后2年的樣本回歸結果顯示，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的回歸系數(shù)為0.3685，并在10%的統(tǒng)計水平上顯著。京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略提出前后3年的樣本回歸結果顯示，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的回歸系數(shù)為0.4002，且在10%的統(tǒng)計水平上顯著。京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略提出前后4年的樣本回歸結果顯示，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略回歸系數(shù)為0.3406，并在10%的統(tǒng)計水平上顯著。因此，改變京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略實施的前后窗寬，仍然證實了京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略促進了企業(yè)成長。

表4 京津冀協(xié)同發(fā)展對企業(yè)成長影響的穩(wěn)健性檢驗結果

5.縮小企業(yè)樣本

本文在基本回歸估計過程中使用的是2010-2020年所有京津冀地區(qū)及對照組的上市公司樣本，但是由于有些企業(yè)是在2014年成立，并在2014年之后才上市。因此，為了進一步驗證回歸結果的可靠性，本文刪除了2014年之后成立的企業(yè)，檢驗結果見表4第4列?；貧w結果顯示，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的回歸系數(shù)為0.3525，且在10%的統(tǒng)計水平顯著，即刪除2014年之后成立的企業(yè)，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略仍然促進了企業(yè)的成長。

6.添加遺漏變量

為了進一步驗證研究結果的穩(wěn)健性，本文進一步加入企業(yè)層面和省份層面的控制變量。具體地，企業(yè)層面控制變量在基本回歸的基礎上進一步加入了企業(yè)規(guī)模、企業(yè)就業(yè)人數(shù)、企業(yè)銀行貸款數(shù)額、高管人數(shù)、高管持股比例和高管團隊平均年齡；省份層面的控制變量加入了各省GDP、人均GDP、年末常住人口、外商直接投資額、進出口貿(mào)易額、道路面積、普通高等學校在校學生人數(shù)(本科和專科)以及國內專利申請受理量，回歸結果見表4第5-7列。結果表明，在只加入企業(yè)層面控制變量的回歸結果中，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的回歸系數(shù)為0.1272，且在10%的統(tǒng)計水平通過顯著性檢驗；在只加入省份層面控制變量的回歸結果中，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的回歸系數(shù)為0.9272，并在5%的統(tǒng)計水平通過顯著性檢驗；同時在加入企業(yè)和省份層面控制變量的回歸結果中，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的回歸系數(shù)為0.2207，并在10%的統(tǒng)計水平通過顯著性檢驗。綜上表明，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施促進了京津冀地區(qū)的企業(yè)成長，該結論穩(wěn)定可靠。

六、機制檢驗

前文已經(jīng)驗證了京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施顯著促進了京津冀地區(qū)上市公司的成長，但是如何促進并未進行分析。因此，本部分進一步進行京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略促進企業(yè)成長的機制檢驗。本文的機制變量主要包括投資支出率和經(jīng)營成本，根據(jù)機制檢驗公式(2)和(3)進行京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略對企業(yè)成長的作用機制回歸估計，檢驗結果見表5。投資支出率的機制結果顯示，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的回歸系數(shù)為0.0073，且在5%的統(tǒng)計水平上顯著，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略顯著促進了企業(yè)投資支出率的提高，假設1得以驗證。經(jīng)營成本的機制結果顯示，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的回歸系數(shù)為-3.8999，同樣是在5%的統(tǒng)計水平上顯著，表明京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略促進了京津冀地區(qū)企業(yè)經(jīng)營成本的下降，假設2得以驗證。機制檢驗結果表明，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略主要通過促進投資支出率的提升和經(jīng)營成本的下降兩條路徑促進了企業(yè)成長。

表5 京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略對企業(yè)成長的機制檢驗結果

經(jīng)濟政策不確定性的提高會增加企業(yè)的信息不對稱程度和企業(yè)對未來的保守預期，從而不利于企業(yè)做出投資決策，進而不利于企業(yè)成長。但是，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略是國家重大戰(zhàn)略，國家戰(zhàn)略的提出和實施，進一步降低了經(jīng)濟政策的不確定性程度，提高了企業(yè)對未來預期的可靠性，這有利于企業(yè)進一步制定和執(zhí)行企業(yè)戰(zhàn)略，促進企業(yè)成長。而且，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施，在推進過程中，三地的營商環(huán)境均出現(xiàn)了顯著改善，市場分割程度有所下降，市場一體化程度有所提升，降低了企業(yè)在經(jīng)營過程中的經(jīng)營成本，而經(jīng)營成本的降低，可以進一步提升企業(yè)的決策效率，降低企業(yè)成長過程中的融資約束，進而促進企業(yè)進一步投資和加強研發(fā)強度，從而促進企業(yè)成長。因此，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施通過提高企業(yè)投資支出效率和降低企業(yè)經(jīng)營成本來兩條路徑促進京津冀地區(qū)企業(yè)的成長。

七、異質性分析

(一)企業(yè)所有制異質性分析

2012年以后，中國民營經(jīng)濟的發(fā)展逐步進入到高質量發(fā)展階段，民營經(jīng)濟技術創(chuàng)新水平已經(jīng)取得了長足的進步，但是民營經(jīng)濟在發(fā)展過程中仍然存在著較多的不足與壁壘，尤其是制度性壁壘較多。對于北方地區(qū)來說，更需要激活民營經(jīng)濟來促進市場活力的提升。因此，在基本回歸的基礎上，本文進一步展開企業(yè)所有制差異的檢驗，回歸結果見表6第1-2列。其中，在國有企業(yè)樣本中，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的回歸系數(shù)為0.3667，未通過顯著性檢驗，而在非國有企業(yè)樣本中，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的回歸系數(shù)為0.2443，并在10%的統(tǒng)計水平上顯著。檢驗結果表明，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略促進了非國有企業(yè)的成長，提升了民營經(jīng)濟的活力。

可能的原因在于，一方面，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施進一步降低了民營企業(yè)的制度性壁壘，民營企業(yè)和國有企業(yè)擁有了更加公平的市場環(huán)境，民營企業(yè)在獲得融資貸款等方面的壁壘進一步降低。外部融資約束降低，提升了民營企業(yè)的投資，降低了其經(jīng)營成本，從而促進了民營企業(yè)的成長。另一方面，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施，促進了京津冀三地的交流合作，降低了市場分割，促進了市場一體化進程，從而促進了民營企業(yè)的成長。

表6 所有制和企業(yè)年齡異質性檢驗結果

(二)企業(yè)年齡異質性檢驗

企業(yè)年齡會影響企業(yè)的競爭力，初創(chuàng)型企業(yè)往往在競爭力方面不如成熟期企業(yè)。但是企業(yè)年齡較低的企業(yè)一般來說有更為靈活的企業(yè)政策。隨著企業(yè)年齡的增長，企業(yè)在行業(yè)經(jīng)驗、企業(yè)戰(zhàn)略、政策應對等方面更具有“章法”。因此，本文參考楊本建和黃海珊[25］對企業(yè)年齡的劃分方法，將企業(yè)年齡劃分為小于3年和大于3年的兩個組別，進一步根據(jù)企業(yè)年齡進行異質性分析，回歸結果見表6第3-4列。結果顯示，當企業(yè)年齡小于3年時，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的回歸系數(shù)為0.3779，并在10%的統(tǒng)計水平上顯著。當企業(yè)年齡大于3年時，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的回歸系數(shù)為0.3008，同樣在10%的統(tǒng)計水平上顯著?；貧w結果表明，不論企業(yè)年齡大小，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略均促進了企業(yè)的成長。

(三)勞動生產(chǎn)率異質性分析

表7第1-2列報告了勞動生產(chǎn)率異質性的回歸結果。在勞動生產(chǎn)率的低水平組別中，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略回歸系數(shù)為0.2798，未通過顯著性檢驗。在勞動生產(chǎn)率高水平組別中，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略回歸系數(shù)為0.6132，且在1%的統(tǒng)計水平顯著。京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施顯著地提高了勞動生產(chǎn)率高水平組的企業(yè)成長，對低水平組的促進作用不明顯。

表7 勞動生產(chǎn)率和公司規(guī)模異質性檢驗結果

京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略促進勞動生產(chǎn)率更高的企業(yè)發(fā)展的原因有以下兩個方面。一是，勞動生產(chǎn)率高的企業(yè)，擁有更強的企業(yè)吸收能力，能夠更好與京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略相結合，從而實現(xiàn)“1+1>2”的政策效果。而勞動生產(chǎn)率較低的企業(yè)自身內生發(fā)展能力相對較欠缺，雖有政策加持，但是效果“不盡如人意”。二是，勞動生產(chǎn)率高的企業(yè)的資源配置效率更高，在京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略實施過程中，勞動生產(chǎn)率高的企業(yè)可以更加有效地配置資源，提升自己的市場競爭力，進而促進了企業(yè)成長。

(四)公司規(guī)模異質性分析

一般來說公司規(guī)模越大，越有利于實現(xiàn)正向發(fā)展。因為規(guī)模較大的公司具有正循環(huán)效應，規(guī)模越大，在市場中越具有競爭力，企業(yè)獲得生存乃至發(fā)展的機會越多。而且，公司規(guī)模越大，不論是內部融資還是外部融資也越容易，企業(yè)的融資約束降低，企業(yè)會獲得更多的資金用于企業(yè)成長。企業(yè)規(guī)模越大也更容易獲得政府的財政補貼等一系列的政策支持，從而更有利于企業(yè)的成長。因此，本文按照公司就業(yè)人數(shù)的中位數(shù)進行劃分，低于中位數(shù)的公司歸為小規(guī)模公司樣本組別，高于中位數(shù)的公司歸為大規(guī)模公司樣本組別，公司規(guī)模的進一步回歸結果見表7第3-4列。在公司規(guī)模較小的樣本中，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的回歸系數(shù)為0.4949，未通過顯著性檢驗，在公司規(guī)模較大的樣本中，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的回歸系數(shù)為0.2795，且在5%的統(tǒng)計水平顯著。檢驗結果表明，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施有利于較大規(guī)模公司的繼續(xù)成長，而對于規(guī)模較小的公司促進作用不明顯。

因此，公司規(guī)模越大越容易在京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略中獲得先機。規(guī)模較大的企業(yè)，通過京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施可以更好地享受到政策紅利，將政策紅利與企業(yè)的資源配置結合，最大限度地發(fā)揮政策效用，提升企業(yè)的資源配置效率，從而促進規(guī)模較大企業(yè)的成長。此外，規(guī)模較大的企業(yè)本身在創(chuàng)新水平、市場競爭力、產(chǎn)品質量等方面存在著較大的競爭優(yōu)勢，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略過程中，該競爭優(yōu)勢更容易發(fā)揮出來，從而促進了企業(yè)的成長。

八、研究結論與政策建議

(一)研究結論

本文利用2010-2020年的中國上市公司樣本數(shù)據(jù)，采用DID模型實證檢驗了京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略對企業(yè)成長的影響效應、作用機制及異質性表現(xiàn)。研究結論主要為：第一，本文將遼寧省、內蒙古自治區(qū)、山西省、河南省和山東省的上市公司作為研究分析的對照組企業(yè)，將位于京津冀地區(qū)的上市公司作為實驗組企業(yè)，研究發(fā)現(xiàn)，相較于對照組企業(yè)而言，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略顯著地改善了京津冀地區(qū)企業(yè)的成長性，促進了企業(yè)成長，且該研究結論具有較強的穩(wěn)定性。第二，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略主要通過促進企業(yè)投資支出率的提升和降低企業(yè)的經(jīng)營成本兩條路徑來促進企業(yè)的成長。第三，異質性分析發(fā)現(xiàn)，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略對民營企業(yè)、勞動生產(chǎn)率較高的企業(yè)、規(guī)模較大的企業(yè)以及不論是低年齡還是高年齡組的企業(yè)的成長均具有積極的促進作用。

(二)政策建議

第一，應進一步降低經(jīng)濟政策的不確定性。盡管京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的實施降低了北京市、天津市和河北省經(jīng)濟政策的不確定性，但是由于市場機制的不完善，京津冀三地的經(jīng)濟政策仍然存在著諸多不確定性，由此增加了企業(yè)的經(jīng)營成本和戰(zhàn)略實施的不穩(wěn)定性。建議應以雄安新區(qū)建設為抓手，促進三地共同出臺經(jīng)濟發(fā)展政策，提高經(jīng)濟政策的可預期性和穩(wěn)定性，如此才能夠進一步提升企業(yè)的投資支出率并降低企業(yè)的經(jīng)營成本，為企業(yè)成長帶來更加確定的外部環(huán)境。

第二，應加大對國有企業(yè)的改革力度。研究結果發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)在京津冀協(xié)同發(fā)展實施進程中的企業(yè)成長性并沒有明顯的改善，這表明國有企業(yè)改革雖然取得了巨大進步，在國民經(jīng)濟發(fā)展過程中起到了巨大的作用。但是，由于國有企業(yè)規(guī)模較大，積弊已久，需要加大力氣進行國有企業(yè)改革，推進國有企業(yè)混合所有制改革，提高國有企業(yè)的組織效率和生產(chǎn)效率，積極提升國有企業(yè)的支出效率，降低經(jīng)營成本，促進國有企業(yè)成長水平的提升。

第三，應加大對小規(guī)模企業(yè)和勞動生產(chǎn)率較低企業(yè)的幫扶。研究結果發(fā)現(xiàn)，京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略對小規(guī)模企業(yè)和低勞動生產(chǎn)率企業(yè)的成長不具有顯著的促進作用。而小規(guī)模企業(yè)往往也是勞動生產(chǎn)率較低的企業(yè)。因此，在京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略下一步縱深推進過程中，可以成立中小企業(yè)專項基金，以設立基金的方式，為小規(guī)模企業(yè)和低勞動生產(chǎn)率企業(yè)提供資金支持，緩解其發(fā)展過程中的融資約束，實現(xiàn)定點扶持，這樣可以降低大規(guī)模企業(yè)和勞動生產(chǎn)率高的企業(yè)對其資金的擠占。