王清剛 汪 帥

(中南財經(jīng)政法大學 會計學院，湖北 武漢 430074)

一、引言

當前，我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段。黨的十九大報告明確提出“以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，推動經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動力變革，提高全要素生產(chǎn)率”。在經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展階段，市場在資源配置中起決定性的作用，但政策引導也不容忽視。在中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵期，從高質(zhì)量發(fā)展的角度探討區(qū)域經(jīng)濟政策與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系及其作用機理，具有重要的學術(shù)價值和實踐價值。

作為政府調(diào)控經(jīng)濟、縮小區(qū)域發(fā)展差距的重要手段，區(qū)域經(jīng)濟政策在國內(nèi)得到了長期且廣泛的運用。許多學者就區(qū)域經(jīng)濟政策實施效果問題展開了研究，如陳紅霞(2017)研究了開發(fā)區(qū)產(chǎn)城融合政策對京津冀區(qū)域發(fā)展的影響[1]，劉雪燕等(2021)從學習效應(yīng)和選擇效應(yīng)兩個角度研究了區(qū)域減稅政策對西部地區(qū)生產(chǎn)率和資產(chǎn)配置效率的促進作用[2]，孫林和周科選(2020)考察了區(qū)域貿(mào)易政策對中國出口東盟的企業(yè)投資行為變化[3]。上述學者普遍認為區(qū)域經(jīng)濟政策對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展有一定促進作用，但在實踐中區(qū)域經(jīng)濟政策是否有效，還有賴于政策本身是否與地區(qū)特征相契合，否則可能會造成產(chǎn)出效率低，甚至失效[4]。上述文獻主要研究了相關(guān)區(qū)域政策對西部地區(qū)、東部地區(qū)、沿海地區(qū)以及跨國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響，而長江經(jīng)濟帶作為新時代經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的一個重要部分，從經(jīng)濟發(fā)展的角度對其經(jīng)濟政策進行評估探討，學術(shù)界并不常見。當前涉及長江流域的研究主要集中在綠色創(chuàng)新[5]、污染治理[6]、碳排放[7]和綠色全要素生產(chǎn)率[8]等方面，更多地以城市為單元展開分析，而對微觀企業(yè)的研究，如從企業(yè)全要素生產(chǎn)率的角度評估長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策實施效果的文獻較為少見，這也成為本文研究的出發(fā)點。

本文從長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策實施這一準自然實驗切入，運用DID-PSM方法考察了區(qū)域經(jīng)濟政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，并進一步檢驗了區(qū)域經(jīng)濟政策影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用機制并且識別其對長江上中下游企業(yè)的差異性影響。相比以往文獻，本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面：第一，已有文獻關(guān)注了西部地區(qū)、東部地區(qū)、沿海城市和跨國政策的作用，本文重點關(guān)注長江區(qū)域政策。具體地，以長江經(jīng)濟帶為切入點，從高質(zhì)量發(fā)展的角度檢驗區(qū)域經(jīng)濟政策對長江經(jīng)濟帶企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響及作用機制。這對縮小區(qū)域發(fā)展差距、實現(xiàn)共同富裕和促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有參考作用。第二，已有研究多從企業(yè)內(nèi)部因素和外部干預(yù)方面探討對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，而本文從宏觀政策著手分析長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用，豐富和拓展了區(qū)域經(jīng)濟政策和企業(yè)全要素生產(chǎn)率的文獻。第三，基于長江上中下游地理位置和發(fā)展程度的差異，本文還檢驗了區(qū)域經(jīng)濟政策對長江上中下游企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的異質(zhì)性，豐富了對區(qū)域經(jīng)濟政策經(jīng)濟價值的評估探討，同時也為如何深入推進區(qū)域經(jīng)濟政策提供一定參考。

二、相關(guān)文獻回顧、理論分析與研究假設(shè)

(一)相關(guān)文獻回顧

與本文密切相關(guān)的文獻包括兩個方面：一是全要素生產(chǎn)率影響因素研究，二是長江經(jīng)濟帶區(qū)域研究。作為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵，企業(yè)全要素生產(chǎn)率長期以來被學術(shù)界和實務(wù)界廣泛關(guān)注。大量研究表明，融資約束[9]、信息不對稱[10]和信貸配置扭曲[11]等會降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率，而一定的內(nèi)部因素和外部干預(yù)會緩解上述問題。

從企業(yè)內(nèi)部因素來看，已有文獻發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)配置轉(zhuǎn)變[12]、信息技術(shù)能力[13]、企業(yè)財務(wù)結(jié)構(gòu)與錯配[14]和知識管理[15]會影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率。而在外部干預(yù)上，地區(qū)公共債務(wù)[16]、產(chǎn)業(yè)政策[17]和人口集聚[18]也能對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生一定作用。

在區(qū)域政策方面，學者們發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)區(qū)域經(jīng)濟政策對西部污染型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進作用較大[2]；有學者聚焦京津冀區(qū)域，研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)城融合是保證區(qū)域可持續(xù)發(fā)展的必然選擇，能為其提供外部動力[19]，并且城市之間的協(xié)調(diào)發(fā)展會加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級進程，促進京津冀企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高[1]。深入到區(qū)域經(jīng)濟政策作用機制領(lǐng)域，有學者發(fā)現(xiàn)激發(fā)企業(yè)研發(fā)活力[20]、發(fā)揮技術(shù)學習效應(yīng)和稅收選擇效應(yīng)[2]、促進產(chǎn)能結(jié)構(gòu)升級[21]等均能促進全要素生產(chǎn)率的提高。上述研究支持了區(qū)域經(jīng)濟政策的積極效應(yīng)，但在實踐中，區(qū)域經(jīng)濟政策是否有效還與政策實施、區(qū)域自身特點有關(guān)，創(chuàng)新政策[22]、產(chǎn)業(yè)政策[23]的實施效率在不同區(qū)域之間存在明顯差異。同時，不同政策對地區(qū)生產(chǎn)效率的作用機制也不盡相同，違背自身優(yōu)勢的政策實施會造成效率損失，甚至政策失效[4]。

關(guān)于長江經(jīng)濟帶的研究，已有文獻主要集中在綠色創(chuàng)新、污染治理、碳排放和綠色全要素生產(chǎn)率方面。如鄭飛鴻和李靜(2022)發(fā)現(xiàn)科技型環(huán)境規(guī)制促進了長江經(jīng)濟帶城市產(chǎn)業(yè)綠色創(chuàng)新，且具有一定空間溢出效應(yīng)，并在不同流域、不同類型的城市之間存在差異[5]。李標等(2021)研究發(fā)現(xiàn)長江經(jīng)濟帶發(fā)展戰(zhàn)略有助于城市污染減排[6]。張晨露和張凡(2022)發(fā)現(xiàn)生態(tài)保護對長江經(jīng)濟帶地區(qū)的碳排放具有顯著抑制作用[7]。尹禮匯等(2022)發(fā)現(xiàn)命令控制型和市場激勵型環(huán)境規(guī)制對長江經(jīng)濟帶制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著促進作用[8]。

綜上所述，較少有文獻從高質(zhì)量發(fā)展的角度考察區(qū)域經(jīng)濟政策對長江經(jīng)濟帶企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，探究其影響路徑和對上中下游企業(yè)影響差異的研究更是少見。故本文擬將深入分析區(qū)域經(jīng)濟政策與長江經(jīng)濟帶企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，并檢驗其作用機制和對長江上中下游企業(yè)影響的異質(zhì)性，驗證長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策的有效性和經(jīng)濟價值，以期為推動區(qū)域經(jīng)濟政策、促進經(jīng)濟統(tǒng)籌發(fā)展提供一定參考。

(二)制度背景與研究假設(shè)

自改革開放以來，長江沿線地區(qū)經(jīng)濟迅速發(fā)展，但這種粗放式的經(jīng)濟高速增長帶來了一定隱患。2016年1月26日，習近平總書記在中央財經(jīng)領(lǐng)導小組第十二次會議上的講話中指出：“推動長江經(jīng)濟帶發(fā)展，理念要先進，堅持生態(tài)優(yōu)先、綠色發(fā)展，把生態(tài)環(huán)境保護擺上優(yōu)先地位，涉及長江的一切經(jīng)濟活動都要以不破壞生態(tài)環(huán)境為前提，共抓大保護，不搞大開發(fā)?！嵘l(fā)展質(zhì)量和效益?！?016年3月，中共中央審議通過《長江經(jīng)濟帶發(fā)展規(guī)劃綱要》，《規(guī)劃綱要》從大力保護長江生態(tài)環(huán)境、加快構(gòu)建綜合立體交通走廊、創(chuàng)新驅(qū)動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級、積極推進新型城鎮(zhèn)化、努力構(gòu)建全方位開放新格局、創(chuàng)新區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展體制機制及保障措施等方面描繪了長江經(jīng)濟帶發(fā)展的宏偉藍圖，這是推動長江經(jīng)濟帶發(fā)展重大國家戰(zhàn)略的綱領(lǐng)性文件。推動長江經(jīng)濟帶高質(zhì)量發(fā)展，必須依托區(qū)域人才、智力密集優(yōu)勢，堅定不移推進供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，堅決淘汰落后過剩產(chǎn)能，大力激發(fā)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)創(chuàng)造活力，實現(xiàn)由要素驅(qū)動、投資驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動的轉(zhuǎn)變，使之成為培育新動能、引領(lǐng)轉(zhuǎn)型發(fā)展的創(chuàng)新驅(qū)動帶。

全要素生產(chǎn)率一直是學術(shù)界和實務(wù)界關(guān)注的重點，已有研究表明，企業(yè)全要素生產(chǎn)率會受到諸如融資、創(chuàng)新和人才質(zhì)量等因素的影響[24][25]26]。結(jié)合長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策背景，本文認為區(qū)域經(jīng)濟政策會通過改善融資環(huán)境、研發(fā)環(huán)境和人才環(huán)境三個方面提高長江經(jīng)濟帶企業(yè)全要素生產(chǎn)率，促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

第一，區(qū)域經(jīng)濟政策會改善融資環(huán)境，促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高。企業(yè)面臨融資約束問題會導致企業(yè)現(xiàn)金流減少，投資機會減少，進而造成資源配置扭曲、生產(chǎn)率下降[24]，因此要提高全要素生產(chǎn)率，解決企業(yè)融資問題至關(guān)重要。從具體金融政策來看①，地方政府會引導銀行業(yè)提高支持力度，主要表現(xiàn)為對長江經(jīng)濟帶企業(yè)加大貸款規(guī)模，降低利率水平、延長貸款期限和簡化信貸審批流程，使得企業(yè)所處融資環(huán)境得到一定改善。同時，沿線地區(qū)金融監(jiān)管部門會針對銀行業(yè)金融機構(gòu)和企業(yè)特點，實施分類劃分，確保金融資源配置到位，滿足企業(yè)發(fā)展需求，這使得企業(yè)融資渠道和信息更為清晰透明[27]，融資約束問題得到緩解[28]。由此可見，區(qū)域經(jīng)濟政策可通過改善企業(yè)面臨的融資環(huán)境，緩解企業(yè)融資約束問題進而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

第二，區(qū)域經(jīng)濟政策會改善研發(fā)環(huán)境，促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高。創(chuàng)新不僅能夠改變企業(yè)生產(chǎn)方式，還能促進關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，是提高全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵[25]。具體支持創(chuàng)新的政策主要包括以下三個方面②：首先，打造上海創(chuàng)新示范高地，加強長江經(jīng)濟帶現(xiàn)有科研中心建設(shè)，建立和完善創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)移轉(zhuǎn)化中心、知識產(chǎn)權(quán)運營中心和產(chǎn)業(yè)專利聯(lián)盟，改善科研基礎(chǔ)條件、保障科研成果產(chǎn)權(quán)。這為研發(fā)工作提供了支持平臺，調(diào)動了企業(yè)合作研發(fā)積極性、促進了研發(fā)工作的學習和交流。同時對于創(chuàng)新成果溢出效應(yīng)還具有一定的促進作用，有助于長江沿線地區(qū)企業(yè)科技創(chuàng)新的進一步發(fā)展。其次，對企業(yè)而言，區(qū)域經(jīng)濟政策改善了融資環(huán)境，緩解了企業(yè)創(chuàng)新的資金壓力，使企業(yè)能投入更多資源進行創(chuàng)新，激發(fā)創(chuàng)新活力[21]。最后，地方政府還有針對性地發(fā)放企業(yè)創(chuàng)新補貼、創(chuàng)新獎勵等以鼓勵企業(yè)自主創(chuàng)新，這有助于充分調(diào)動企業(yè)創(chuàng)新積極性和緩解企業(yè)創(chuàng)新資金壓力，提升創(chuàng)新水平進而提高全要素生產(chǎn)率[25]。從以上三點來看，區(qū)域經(jīng)濟政策會通過改善企業(yè)研發(fā)環(huán)境，促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高。

第三，區(qū)域經(jīng)濟政策會改善人才環(huán)境，促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高。勞動力質(zhì)量是技術(shù)進步和技術(shù)效率提高的關(guān)鍵因素[26]，對全要素生產(chǎn)率具有明顯的促進作用[29]。政策綱要提到，要“集聚人才優(yōu)勢，國家各類人才計劃結(jié)合長江經(jīng)濟帶人才需求予以積極支持”。具體的人才政策表現(xiàn)為③，對于新來的人才給予一次性補助、房貼、月工資補助等，同時落實個人所得稅優(yōu)惠、科研經(jīng)費等，吸引高質(zhì)量人才創(chuàng)業(yè)就業(yè)，使人才環(huán)境得到一定改善。除引進人才外，合理完善的培訓機制也可促進人才質(zhì)量的提高，人才補助能夠促進企業(yè)對自身員工加強培訓和繼續(xù)教育，提高員工整體素質(zhì)水平。因此，區(qū)域經(jīng)濟政策會通過改善地區(qū)人才環(huán)境，促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高。

基于以上分析，本文認為區(qū)域經(jīng)濟政策會提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，且主要是通過改善融資環(huán)境、研發(fā)環(huán)境和人才環(huán)境促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高，故提出假設(shè)：

H1：區(qū)域經(jīng)濟政策會促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高。

H2a：區(qū)域經(jīng)濟政策會通過改善融資環(huán)境提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

H2b：區(qū)域經(jīng)濟政策會通過改善研發(fā)環(huán)境提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

H2c：區(qū)域經(jīng)濟政策會通過改善人才環(huán)境提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本文選取2013-2019年中國資本市場A股上市公司為研究樣本，原因如下：第一，選擇7年為一個時間周期，政策發(fā)生前后都為3年樣本，使結(jié)果更為穩(wěn)??；第二，2020年受到新冠疫情嚴重影響，因此本文樣本選擇到2019年。為了避免異常樣本的不利影響，本文進行了如下篩選：首先，剔除了ST和PT等非正常交易狀態(tài)的觀測值；其次，剔除金融、保險行業(yè)的觀測值；最后，剔除了相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的觀測值。經(jīng)過篩選，最終剩余19291個觀測值，涉及3508家上市公司。此外，本文還對所有連續(xù)變量在1%和99%分位進行了winsorize處理。其余相關(guān)數(shù)據(jù)均來自CSMAR國泰安數(shù)據(jù)庫，分析軟件為stata15.0。

(二)傾向得分匹配法(PSM)樣本匹配

為了保證實驗組和控制組之間樣本的可比性，本文運用PSM為實驗組尋找合適可對比的控制組。具體地，選擇企業(yè)規(guī)模Size、財務(wù)杠桿Lev、股權(quán)集中度Top5、成長能力Grow、獨立董事比例Indep、董事會規(guī)模Board、高管薪酬Sala、高管持股比例Hold和年度虛擬變量Year作為協(xié)變量。PSM采用Logit回歸，對二值變量Treat(是否為實驗組樣本)按照1:2的權(quán)重比例進行回歸匹配，最終剩余15301個樣本。

匹配后的均衡結(jié)果如表1所示，可以看到：(1)匹配前，Size、Lev、Indep和Sala等4個協(xié)變量的均值在實驗組(Treat=1)和對照組(Treat=0)之間的差異均在1%的水平上顯著，而在匹配后，這些變量的取值在兩組間的差異已經(jīng)不再統(tǒng)計顯著；(2)匹配后協(xié)變量偏差率絕對值相比匹配前有所減小，且均小于10%，表明匹配后協(xié)變量的標準化差距較小。以上結(jié)果表明PSM匹配滿足均衡性假設(shè)。

(三)模型設(shè)定

為了緩解區(qū)域經(jīng)濟政策和企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的內(nèi)生性問題，更好地檢驗區(qū)域經(jīng)濟政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本文以長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策作為準自然實驗，設(shè)置實驗組和控制組，參考劉曄和林陳聃(2021)的做法[30]，構(gòu)建了如下DID估計模型：

TFP=β0+β1Post×Treat+β2Size+β3Lev+β4Top5+β5Grow+β6Board+

β7Indep+β8Sala+β9Hold+μ+γ+ε

(1)

式(1)中，被解釋變量TFP表示企業(yè)全要素生產(chǎn)率，為使結(jié)果更為穩(wěn)健，本文分別用常規(guī)法、OP法和LP法進行衡量，生成變量TFPC、TFPO和TFPL。Treat等于1代表長江經(jīng)濟帶的企業(yè)，Treat等于0則表示非長江經(jīng)濟帶的企業(yè)，長江經(jīng)濟帶覆蓋上海、江蘇、浙江、安徽、江西、湖北、湖南、重慶、四川、云南、貴州11個省市。Post為時間虛擬變量，《長江經(jīng)濟帶發(fā)展規(guī)劃綱要》在2016年3月審議通過，故以2016年為界限，即2016年及之后Post定義為1，2016以前Post則為0。

此外，本文還控制了企業(yè)規(guī)模Size，等于企業(yè)期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；財務(wù)杠桿Lev，等于企業(yè)期末負債總額與期末資產(chǎn)總額的比值；股權(quán)集中度Top5，等于前五大股東持股數(shù)與總股數(shù)的比值；成長能力Grow，等于企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入增長率；獨立董事比例Indep，等于獨立董事人數(shù)與董事會總?cè)藬?shù)的比值；董事會規(guī)模Board，等于董事會總?cè)藬?shù)的自然對數(shù)；高管薪酬Sala，等于企業(yè)前三位高管薪酬總額的自然對數(shù)；高管持股比例Hold，等于高管持股數(shù)與總股數(shù)的比值。此外，模型還控制了個體固定效應(yīng)μ和年度固定效應(yīng)γ。

在模型中，本文主要關(guān)注的是交乘項Post×Treat的系數(shù)β1，其衡量了區(qū)域經(jīng)濟政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，若β1顯著為正，則說明區(qū)域經(jīng)濟政策顯著提高了長江經(jīng)濟帶企業(yè)全要素生產(chǎn)率，支持了假設(shè)H1。

為了檢驗區(qū)域經(jīng)濟政策是否通過改善融資環(huán)境、研發(fā)環(huán)境和人才環(huán)境進而影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，本文在模型(1)的基礎(chǔ)上構(gòu)建模型(2)：

TFP=β0+β1Post×Treat+β2Post×Treat×Z+β3Z+β4Size+β5Lev+β6Top5+

β7Grow+β8Board+β9Indep+β10Sala+β11Hold+μ+γ+ε

(2)

式(2)中，Z代表影響機制變量。融資環(huán)境，本文用跨期投資模型計算的企業(yè)融資約束變量WW進行衡量，WW越大，企業(yè)融資約束程度越高，表明融資環(huán)境越差；研發(fā)環(huán)境，本文用研發(fā)資金的自然對數(shù)表示的研發(fā)投入RD進行度量，RD越高，表明研發(fā)環(huán)境越好；人才環(huán)境，本文使用平均職工薪酬的自然對數(shù)表示的勞動力質(zhì)量HC進行度量，HC越高，表明人才環(huán)境越好。其余控制變量Control與模型(1)相同，μ和γ分別為個體固定效應(yīng)和年度固定效應(yīng)。在此模型中，主要關(guān)注β2的符號。

(四)描述性統(tǒng)計

表2列示了主要研究變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。TFPC、TFPO和TFPL的標準差分別為2.1649、2.1630和2.1608，表明不同企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在一定差異；Top5的平均值等于0.5266，最大值為0.8858，表明樣本內(nèi)公司前五大股東的平均持股比例為52.66%，最大為88.58%，反映出中國上市公司股權(quán)集中度在經(jīng)歷股權(quán)分置改革后仍然較高的事實；Indep的均值等于0.3758，表明獨立董事比例平均占比為37.58%，符合獨立董事最低1/3比例的規(guī)定?？刂谱兞吭诓煌髽I(yè)之間都存在一定差異，這為本文考察區(qū)域經(jīng)濟政策對全要素生產(chǎn)率的影響提供了支持。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果分析

為考察區(qū)域經(jīng)濟政策沖擊是否影響以及如何影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，本文依次進行如下兩個檢驗：第一，運用單變量雙重差分法，初步考察區(qū)域經(jīng)濟政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響；第二，引入各控制變量，使用DID模型進行實證檢驗，進一步考察區(qū)域經(jīng)濟政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。

(一)單變量雙重差分結(jié)果

本文初步采用單變量雙重差分法進行實證檢驗。表3列示了控制組和實驗組在區(qū)域經(jīng)濟政策調(diào)整前后企業(yè)全要素生產(chǎn)率TFPC、TFPO和TFPL的差異分析結(jié)果，本文主要關(guān)注第(7)列用實驗組變動減去控制組變動的雙重差分值。可以看到，第(7)列企業(yè)全要素生產(chǎn)率TFPO和TFPL的雙重差分值依次為0.1362和0.1199，在10%的水平上顯著為正，以上結(jié)果初步表明區(qū)域經(jīng)濟政策顯著促進了企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高，支持了研究假設(shè)H1。

表3 單變量雙重差分結(jié)果

(二)區(qū)域經(jīng)濟政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響：雙重差分回歸結(jié)果

上文運用單變量雙重差分法的檢驗結(jié)果初步顯示，長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策實施之后，相比控制組企業(yè)，實驗組企業(yè)全要素生產(chǎn)率顯著上升。但需要指出的是，在上文的單變量檢驗中，本文并未控制其他可能影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的因素，這可能對區(qū)域經(jīng)濟政策與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系產(chǎn)生一定影響。為了更加清晰地識別出區(qū)域經(jīng)濟政策影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的因果效應(yīng)，本文進一步控制了相關(guān)控制變量、年度固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)，即模型(1)，結(jié)果如表4所示。

表4 長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策對全要素生產(chǎn)率雙重差分回歸結(jié)果

可以看到，在第(1)(2)和(3)列中，Post×Treat的系數(shù)分別為0.1178、0.1479和0.1380，均在1%的水平顯著為正，表明長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著促進作用，支持了研究假設(shè)H1。在政策指導下，為實現(xiàn)規(guī)劃發(fā)展目標，地方政府會相應(yīng)實施信貸、補貼補助及相關(guān)鼓勵政策，不僅會緩解地區(qū)企業(yè)融資約束問題，同時還會促進地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新、提升勞動力質(zhì)量，進而促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高。

控制變量中，以第(1)列為例，Size的系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)規(guī)模越大，全要素生產(chǎn)率越高；Lev的系數(shù)顯著為負，表明企業(yè)杠桿水平越高，全要素生產(chǎn)率越低；Top5的系數(shù)顯著為正，表明前五大股東持股比例會顯著促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高；Grow的系數(shù)顯著為正，表明成長能力越高，企業(yè)全要素生產(chǎn)率越高；Sala的系數(shù)顯著為正，表明高管薪酬增加會促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高。

(三)敏感性測試

為了提升研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進行了如下系列敏感性測試：

1. 平行趨勢檢驗。雙重差分估計有效的前提之一是滿足平行趨勢檢驗。為此，參考黃鍵斌等的研究[25]，本文運用事件研究法檢驗平行趨勢。為避免共線性問題，本文以長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策發(fā)布前一年(2015年)作為基準組，分別構(gòu)造政策發(fā)生前即2013年和2014年時間虛擬變量與處理組虛擬變量Treat的交乘項，依次生成變量D_2、D_1；政策發(fā)生后即2016年、2017年、2018年和2019年時間虛擬變量與處理組虛擬變量Treat的交乘項，依次生成變量D1、D2、D3和D4，并參考模型(1)進行檢驗?；貧w后的結(jié)果如表5所示，在第(1)(2)和(3)列中，可以看到D_2、D_1的系數(shù)不顯著，D1、D2、D3、D4的系數(shù)為正，表明長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著正向作用，且隨著時間推移仍然能夠持續(xù)發(fā)揮促進作用。

表5 穩(wěn)健性檢驗：平行趨勢檢驗

2. 虛假政策時間點的反事實檢驗。參考黃建斌等的研究[25]，本文進一步采用反事實方法進行穩(wěn)健性檢驗。具體地，在政策實施前選取一個時間點(2014年)，檢驗偏離政策實施真實時間點的政策沖擊對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果如表6所示，可以看到Post×Treat的系數(shù)不顯著，這使得本文研究結(jié)論更為穩(wěn)健。

表6 穩(wěn)健性檢驗：虛假政策時間點

3. 隨機選擇地區(qū)的安慰劑檢驗。參考曹春方和張超的研究[31]，讓政策對省份地區(qū)的影響隨機(由計算機隨機生成)，即國內(nèi)31個地區(qū)中隨機抽取11個作為處理組，Treat取1；剩余的作為對照組，Treat取0，再次代入模型(1)檢驗(全要素生產(chǎn)率選取TFPC)。將這個過程重復(fù)200次，結(jié)果見圖1，其中X軸表示“偽交乘虛擬變量”估計系數(shù)的大小，Y軸表示密度值和p值大小，曲線是估計系數(shù)的核密度分布，圓點是估計系數(shù)對應(yīng)的p值，可以發(fā)現(xiàn)交乘項Treat×Post的系數(shù)集中分布在0附近，遠小于估計的真實值0.1178，且大多系數(shù)未通過10%的顯著性檢驗，這反向說明本文結(jié)論較為穩(wěn)健。

圖1 穩(wěn)健性檢驗：隨機選擇地區(qū)

4. 排除其他政策影響。考慮到長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策實施期間，還存在其他政策同時進行，如西部大開發(fā)政策、“一帶一路”政策等。為此，參考Chen等的研究[32]，分別將受到西部大開發(fā)政策和“一帶一路”政策影響的地區(qū)刪除，西部大開發(fā)政策影響地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、內(nèi)蒙古和廣西等12個省市；“一帶一路”政策影響地區(qū)包括新疆、陜西、寧夏、甘肅、青海、內(nèi)蒙古、黑龍江、吉林、遼寧、廣西、云南、西藏、上海、福建、浙江、廣東、海南和重慶等18個省市。結(jié)果如表7所示，第(1)列中Post×Treat的系數(shù)均顯著為正，第(2)列中Post×Treat對TFPC的系數(shù)雖然不顯著，但系數(shù)為正，可能系樣本缺失過多所致，其他列中Post×Treat的系數(shù)均顯著為正，以上結(jié)果表明本文研究結(jié)論較為穩(wěn)健。

表7 穩(wěn)健性檢驗：排除其他政策影響

5. 滯后變量法。為更好地評估長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策的影響，本文進一步將解釋變量和控制變量進行滯后一期處理，并重新進行分析。結(jié)果如表8所示，Post×Treat的系數(shù)均顯著為正，說明本文結(jié)論較為穩(wěn)健。

表8 穩(wěn)健性檢驗：滯后變量法

6. 全樣本檢驗。上文為了消除選擇性偏誤問題，采用 PSM 匹配樣本作為控制組。下面進一步采用未經(jīng)過匹配的全樣本數(shù)據(jù)作為控制組。對此重新進行檢驗，具體結(jié)果如表9所示：Post×Treat的系數(shù)未發(fā)生實質(zhì)性改變，這說明本文研究結(jié)論較為穩(wěn)健。

表9 穩(wěn)健性檢驗：全樣本

(四)影響機制分析

表10報告了影響機制檢驗結(jié)果，可以看到第(1)列中Post×Treat×WW的系數(shù)顯著為負，表明長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策會通過改善融資環(huán)境進而促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高；第(2)列中Post×Treat×RD的系數(shù)顯著為正，表明長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策會通過改善研發(fā)環(huán)境進而提高全要素生產(chǎn)率；第(3)列中Post×Treat×HC的系數(shù)顯著為正，表明長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策會通過改善人才環(huán)境進而提高全要素生產(chǎn)率。以上結(jié)果支持了假設(shè)H2a、H2b和H2c。

表10 機制分析：長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

五、進一步分析

根據(jù)上文實證分析，長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策實施后，各地方政府會相應(yīng)制定出與自身優(yōu)勢相結(jié)合的具體政策或規(guī)定，包括信貸優(yōu)惠、政府補助、創(chuàng)新補貼和人才引進等，進而促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。在此背景下，基于地理位置和市場發(fā)展程度差異，長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策對長江上中下游區(qū)域的影響可能不同，影響路徑也存在異質(zhì)性。為此，本文擬將進一步探究區(qū)域經(jīng)濟政策對長江經(jīng)濟帶上中下游地區(qū)的影響差異，以深入理解長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策的經(jīng)濟價值。

具體地，長江經(jīng)濟帶下游區(qū)域包括上海、江蘇、浙江和安徽；中游區(qū)域包括湖北、湖南和江西；下游區(qū)域包括重慶、四川、云南和貴州?？紤]到下游區(qū)域公司較多，本文將分別考察經(jīng)濟政策對下游企業(yè)和中上游企業(yè)的影響，即生成Treat1和Treat2，若為長江經(jīng)濟帶下游企業(yè)，則Treat1為1，否則為0；若為長江經(jīng)濟帶中上游企業(yè)，則Treat2為1，否則為0。參考模型(1)進行回歸分析，結(jié)果如表11所示。

從表11中可以看出，在下游企業(yè)分組中，第(1)(2)和(3)列Post×Treat的系數(shù)分別為0.0948、0.1306和0.1180，均顯著為正；而在中上游企業(yè)中，第(1)(2)和(3)列Post×Treat的系數(shù)相比下游企業(yè)有所提高，且均顯著為正。以上結(jié)果聯(lián)合表明，與下游企業(yè)相比，長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策對中上游企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有更強的促進作用。且進一步的分析結(jié)果顯示④，在下游企業(yè)中改善融資環(huán)境和改善人才環(huán)境發(fā)揮的作用更強，而在中上游企業(yè)中改善研發(fā)環(huán)境發(fā)揮的作用更強。

表11 異質(zhì)性分析：長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

之所以出現(xiàn)這一結(jié)果，可能的原因在于，長江經(jīng)濟帶下游區(qū)域地理占據(jù)優(yōu)勢，且相對較為發(fā)達，易吸引創(chuàng)業(yè)和就業(yè)人才集聚，而中上游區(qū)域由于發(fā)展相對落后，科技創(chuàng)新程度不高，研發(fā)水平和總體發(fā)展提高空間較大。因此，相比長江經(jīng)濟帶下游企業(yè)，經(jīng)濟政策對中上游企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高作用較大，且在中上游企業(yè)中改善研發(fā)環(huán)境發(fā)揮的作用更強；而對于下游企業(yè)改善融資環(huán)境和改善人才環(huán)境發(fā)揮的作用更強。

六、結(jié)論與啟示

如何有效提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率一直是學術(shù)界和實務(wù)界關(guān)注的重點問題。在我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期，區(qū)域經(jīng)濟政策是否會影響以及如何影響長江經(jīng)濟帶企業(yè)全要素生產(chǎn)率等重要問題值得探究。本文以長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策實施為準自然實驗，運用傾向得分匹配-雙重差分法分析了區(qū)域經(jīng)濟政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟政策實施之后，企業(yè)全要素生產(chǎn)率明顯提高，且主要是通過改善融資環(huán)境、研發(fā)環(huán)境和人才環(huán)境對企業(yè)全要素生產(chǎn)率發(fā)揮作用；該區(qū)域經(jīng)濟政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用具有豐富的異質(zhì)性，與下游企業(yè)相比，區(qū)域經(jīng)濟政策對中上游企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進作用更強，在中上游企業(yè)中改善研發(fā)環(huán)境發(fā)揮的作用更強，而在下游企業(yè)中改善融資環(huán)境和人才環(huán)境發(fā)揮的作用更強。

本文不僅拓展了區(qū)域經(jīng)濟政策和企業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究，同時有助于政府引導優(yōu)化資源配置，促進全要素生產(chǎn)率的提高以確保經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。根據(jù)研究結(jié)論，本文可以得出以下三點政策啟示：

第一，合適的區(qū)域經(jīng)濟政策對經(jīng)濟發(fā)展具有促進作用，各省政府應(yīng)結(jié)合自身優(yōu)勢實施配套規(guī)定、措施以實現(xiàn)政策目標，促進地區(qū)經(jīng)濟協(xié)調(diào)共進，推動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。長江經(jīng)濟帶位處中國版圖中心，肩負著協(xié)調(diào)中國經(jīng)濟發(fā)展的重任，將是未來中國經(jīng)濟增長的潛力區(qū)域。因此，在新階段繼續(xù)積極推動長江經(jīng)濟帶發(fā)展政策，不僅會促進長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟發(fā)展，同時對全國經(jīng)濟統(tǒng)籌協(xié)調(diào)發(fā)展，帶動周邊地區(qū)經(jīng)濟增長也具有一定的積極作用。

第二，長江經(jīng)濟發(fā)展政策會通過改善融資環(huán)境、研發(fā)環(huán)境和人才環(huán)境促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高，結(jié)合區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展政策作用機理，各省政府如何做到因地制宜識別自身優(yōu)勢與劣勢顯得尤為重要。在長江經(jīng)濟帶涉及區(qū)域中，如山西存在煤炭資源優(yōu)勢、云南與境外接壤存在外貿(mào)地理優(yōu)勢等，但缺乏創(chuàng)新和人才，則要將重點放在改善研發(fā)環(huán)境和人才環(huán)境方面，促進經(jīng)濟的全面高質(zhì)量發(fā)展。

第三，長江上中下游企業(yè)地理位置和經(jīng)濟發(fā)展程度迥異，區(qū)域經(jīng)濟政策的影響存在一定異質(zhì)性，因此在政策的落實與執(zhí)行層面應(yīng)針對不同企業(yè)采取異質(zhì)性的措施。本文研究表明，中上游企業(yè)更易從政策中受益，且中上游企業(yè)中研發(fā)環(huán)境改善發(fā)揮的作用更強，而下游企業(yè)中則是融資環(huán)境改善和人才環(huán)境改善發(fā)揮的作用更強。因此，在政策實施過程中，可以重點支持中上游企業(yè)研發(fā)項目，促進其科技創(chuàng)新發(fā)展，緩解下游企業(yè)融資困境和完善人才引進政策，這有利于激發(fā)長江不同區(qū)域企業(yè)經(jīng)濟活力，保證資源的合理配置。

注釋：

①金融政策方面，如中國農(nóng)業(yè)銀行與湖北省交通投資集團簽署《助推長江經(jīng)濟帶發(fā)展戰(zhàn)略債務(wù)融資工具承銷協(xié)議》；郵儲銀行湖北分行鼓勵各級分行積極創(chuàng)新，探索研發(fā)新產(chǎn)品，搭建起“融資+融智”的科技企業(yè)新型金融服務(wù)平臺，為科技企業(yè)以“知識產(chǎn)權(quán)、股權(quán)、應(yīng)收款、倉單質(zhì)押”等信用方式獲取創(chuàng)業(yè)融資。

②創(chuàng)新推動方面，如安徽省印發(fā)《蕪湖市系統(tǒng)推進全面創(chuàng)新改革試驗實施方案》，旨在蕪湖將加快突破核心技術(shù)，培育發(fā)展新模式，大力推動重大基地、重大工程和重大專項建設(shè)，傾力打造戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)“蕪湖板塊，將蕪湖市建設(shè)成為長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新中心。

③人才政策方面，如湖北省委、省政府印發(fā)《深化人才引進人才評價機制改革推動創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的若干意見》，突出基礎(chǔ)性人才、高技能人才、海外領(lǐng)軍人才三類人才，聚焦人才引進機制、人才評價機制兩個方面改革，明確了六個方面二十條措施；印發(fā)《關(guān)于實施“我選湖北”計劃大力促進大學生在鄂就業(yè)創(chuàng)業(yè)的意見》，明確規(guī)定各級機關(guān)事業(yè)單位特別是企業(yè)接納大學生實習實訓，給予每人每月不少于500元的生活補貼，省級對各地按補貼總額的50%以獎代補給予支持。五年內(nèi)擬在全省建立5000個大學生實習實訓基地。

④限于篇幅，進一步分析結(jié)果留存?zhèn)渌鳌?/p>