吳青山 吳玉鳴 蔡慧潔

摘 要：以城市群擴容為代表的區(qū)域一體化作為推動區(qū)域協(xié)調發(fā)展的重要制度設計，其帶來的企業(yè)創(chuàng)新效應如何？基于此，選取2010年長三角城市群擴容作為一項準自然實驗，采用精確地理斷點回歸方法考察區(qū)域一體化對企業(yè)創(chuàng)新質量的影響。研究發(fā)現，區(qū)域一體化對企業(yè)創(chuàng)新質量具有提升效應，即處理組企業(yè)創(chuàng)新質量大約提升61.99%～93.36%，且在放松“偽隨機性”假設、反事實檢驗等多種穩(wěn)健性檢驗下該結論仍成立；區(qū)域一體化對企業(yè)創(chuàng)新質量的影響存在異質性效應，成立時間長、成長能力強、規(guī)模大的企業(yè)受到區(qū)域一體化的正向作用更顯著；機制檢驗結果表明，降低企業(yè)成本和擴大企業(yè)需求是發(fā)揮區(qū)域一體化作用的主要路徑。上述研究結論為推進城市群區(qū)域一體化發(fā)展戰(zhàn)略，構建統(tǒng)一開放、競爭有序的統(tǒng)一大市場提供了微觀證據。

關鍵詞：區(qū)域一體化；企業(yè)創(chuàng)新質量；成本需求機制；精確地理斷點回歸法

DOI：10.6049/kjjbydc.2022010291

中圖分類號：F273.1

文獻標識碼：A

文章編號：1001-7348（2023）10-0090-10

0 引言

隨著我國經濟邁入新發(fā)展階段，創(chuàng)新已成為推動經濟高質量發(fā)展的新引擎。黨的十九大報告指出“創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力，是建設現代化經濟體系的戰(zhàn)略支撐”，并強調要堅定實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略。城市群正在成為承載區(qū)域要素資源配置的主要空間載體，是暢通科技創(chuàng)新活動及知識溢出的重要樞紐，是推動區(qū)域協(xié)調發(fā)展和高質量發(fā)展的核心載體。以城市群擴容為代表的區(qū)域一體化有助于破除省際、城市間的行政壁壘以及邊界效應，推動城市群內創(chuàng)新要素資源有效整合、構建區(qū)域協(xié)調創(chuàng)新共同體，為經濟高質量發(fā)展注入強勁活力。在國際市場震蕩、疫情波動及競爭加劇的外部沖擊下，企業(yè)創(chuàng)新面臨“數量充足、質量偏低”困境，企業(yè)如何借助城市群區(qū)域一體化著力激發(fā)自身創(chuàng)新活力、提升創(chuàng)新質量成為亟待解決的重要議題。同時，在當前我國區(qū)域經濟發(fā)展格局由“行政區(qū)經濟”轉向“城市群經濟”的背景下，科學評估城市群擴容的企業(yè)創(chuàng)新效應可為區(qū)域一體化政策制定提供決策參考，對推動城市群高質量發(fā)展具有重要的現實意義。

區(qū)域一體化旨在通過市場機制和政府手段實現區(qū)域內資源共享、要素自由流動、公共服務均等、產業(yè)分工協(xié)作等，以便形成跨行政區(qū)的市場資源整合。城市群擴容是典型的細碎型“行政區(qū)經濟”向整合型“城市群經濟”的動態(tài)變化，擴容后的新進城市可享受到城市群內低交易成本、強經濟聯(lián)系、要素資源共享等政策便利，而外圍城市無法獲得相應政策紅利^［1］，從而形成新進城市與外圍城市之間的城市群邊界效應。城市群邊界效應可視為城市群擴容政策對不同城市經濟活動的差異化影響，也是從側面體現城市群區(qū)域一體化的重要指標^［2］。因此，許多文獻選擇以城市群擴容為代表的區(qū)域一體化政策沖擊作為準自然實驗，衡量區(qū)域一體化政策對經濟發(fā)展和環(huán)境污染的影響效應。國外學者以歐盟擴容為代表，研究發(fā)現，歐盟擴容通過降低貿易成本和促進要素流動，顯著提升成員國工資水平與就業(yè)率^［3］，推動歐盟整體經濟增長^［4］，縮小歐盟成員國地區(qū)收入差距^［5］。國內學者以長三角擴容為代表，研究發(fā)現，城市群擴容有助于促進經濟增長，特別是對新進城市的促進作用更顯著^［6］，同時，緩解市場分割^［7］。相比而言，關于區(qū)域一體化的環(huán)境效應，許多文獻得出不同研究結論。如Chen和Huang^［8］、尤濟紅和陳喜強^［9］等分別以歐盟與長三角擴容為政策沖擊，認為區(qū)域一體化具有顯著的減排效應，降低原成員污染排放強度；趙領娣和徐樂^［10］則持相反論斷，在拓展STIRPAT模型的基礎上，他們的研究發(fā)現區(qū)域一體化擴容提高了工業(yè)廢水排放強度、降低了污水集中處理率，且原位城市的負面環(huán)境效應強于新進城市。

現有文獻多關注區(qū)域一體化在宏觀層面的政策效應，較少涉及區(qū)域一體化政策對微觀企業(yè)的影響。如鄧慧慧和李慧榕^［11］基于精確地理斷點回歸估計方法，從企業(yè)成長角度評估區(qū)域一體化的微觀企業(yè)效應，研究表明，區(qū)域一體化顯著促進了企業(yè)成長，該結論在一系列穩(wěn)健性檢驗下仍成立；李璟和陳勝藍^［12］利用2008-2016年資本市場上市公司為研究樣本，采用雙重差分法考察加入“城市經濟協(xié)調會”對公司創(chuàng)新的影響，研究發(fā)現，加入“城市經濟協(xié)調會”顯著促進上市公司創(chuàng)新數量增加，且存在不同異質性效應。企業(yè)作為實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的微觀主體，在城市群區(qū)域協(xié)調發(fā)展中扮演關鍵角色。那么，在以城市群擴容為代表的區(qū)域一體化背景下，企業(yè)如何利用區(qū)域一體化的政策紅利和市場優(yōu)勢提升自身創(chuàng)新質量呢？區(qū)域一體化能否成為穩(wěn)定創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的有力工具呢？厘清上述問題，有助于科學評判以城市群擴容為代表的區(qū)域一體化政策效應，這對提升企業(yè)創(chuàng)新質量、實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略具有重大意義，同時 為區(qū)域協(xié)調發(fā)展和高質量發(fā)展提供經驗證據與決策參考。

本文可能存在的邊際貢獻表現為：第一，在研究內容方面，關注企業(yè)創(chuàng)新質量而非創(chuàng)新數量，考察以城市群擴容為代表的區(qū)域一體化對本地企業(yè)創(chuàng)新質量的影響效應，不僅有助于豐富企業(yè)創(chuàng)新研究視角，更拓寬了區(qū)域一體化政策評估的微觀視角；第二，在識別策略方面，采取精確地理斷點回歸的非參數估計方法，識別區(qū)域一體化與企業(yè)創(chuàng)新質量的因果關系，即城市群擴容政策外生沖擊所帶來的跳躍效應，比較擴容后新進城市與外圍城市的企業(yè)創(chuàng)新質量在空間維度和時間維度的雙重差異，從而降低內生性估計偏誤；第三，在機制路徑方面，從企業(yè)成本機制和需求機制兩方面探究區(qū)域一體化影響企業(yè)創(chuàng)新質量的微觀機理，有助于推動有效市場和有為政府的結合。

1 政策背景與理論分析

1.1 政策背景

“十四五”規(guī)劃強調推動以人為核心的城市發(fā)展，充分發(fā)揮中心城市和城市群在區(qū)域協(xié)調發(fā)展中的帶動作用，培育發(fā)展現代化都市圈。城市群正在成為承載區(qū)域要素資源配置的主要空間載體，實現資源要素由城市群周邊向中心城市集聚，再由中心城市向周邊輻射的良性循環(huán)，推動城市群協(xié)調發(fā)展。本文選擇長三角城市群擴容作為外部沖擊，評估區(qū)域一體化對企業(yè)創(chuàng)新質量的影響效應，主要基于兩點考慮：第一，長三角區(qū)域一體化發(fā)展上升為國家戰(zhàn)略，為國家高質量發(fā)展打造創(chuàng)新平臺和新增長極，為新發(fā)展格局探索新道路，為其它城市群發(fā)揮帶動作用提供經驗參考。第二，長三角區(qū)域合作包含三省一市，空間范圍廣、發(fā)展時間維度長，為區(qū)域一體化擴容政策效應研究提供了數據支撐。改革開放后，長三角區(qū)域合作大致經歷了1982-1991 年上海經濟區(qū)誕生、1992-2004年長三角區(qū)域自發(fā)合作、2005-2012年長三角區(qū)域制度建設、2013年后長三角區(qū)域國家戰(zhàn)略發(fā)展4個階段，具體如表1所示。

1.2 理論分析

市場整合的“順市場”力量和市場分割的“逆市場”力量貫穿于我國區(qū)域經濟發(fā)展全過程^［13］。城市群是引領區(qū)域協(xié)調發(fā)展的重要載體，城市群內部城市經濟效率遠高于外圍城市^［14］，城市群內外城市間存在邊界效應。城市群邊界效應是指由于區(qū)劃邊界導致城市群邊界兩側城市存在跨區(qū)域的要素資源流動、產業(yè)分工協(xié)作阻礙等，影響了邊界兩側城市經濟聯(lián)系和空間作用^［15］，導致邊界兩側城市差異逐步凸顯。一方面，城市群擴容后的新進城市通過與城市群中心城市的產業(yè)互動、要素自由流動、資源共享及知識溢出等享受到中心城市的輻射效應，降低新進城市創(chuàng)新成本和融資風險，激發(fā)本地企業(yè)創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新活力，從而提升企業(yè)創(chuàng)新質量^［16］；另一方面，由于存在城市群邊界，導致未加入城市群的外圍城市與城市群中心城市之間要素資源流動受阻、交易成本上升，且與中心城市距離較遠，受到中心城市的輻射效應較小，因此城市群擴容對外圍城市企業(yè)創(chuàng)新質量的影響較小，未能形成集聚效應。此外，以城市群擴容為代表的區(qū)域一體化有助于區(qū)域間形成統(tǒng)一大市場，擴大城市群市場規(guī)模，促進創(chuàng)新要素在城市群范圍內自由流動，降低企業(yè)交易成本和研發(fā)成本，擴大商品市場需求空間，從而形成有利于創(chuàng)新質量提升的企業(yè)成本效應和需求效應。

就企業(yè)成本效應來看，創(chuàng)新要素配置是市場選擇和政府決策共同作用的結果^［17］，地方政府制定以城市群擴容為代表的區(qū)域一體化戰(zhàn)略，形成區(qū)域統(tǒng)一大市場，有利于企業(yè)發(fā)揮市場規(guī)模效應，降低區(qū)際、企業(yè)間交易成本，使企業(yè)擁有更多資金進行研發(fā)創(chuàng)新，從而形成“創(chuàng)新要素集聚—市場規(guī)模擴大—企業(yè)成本降低—創(chuàng)新能力提升”的成本效應路徑。具體而言，一方面，區(qū)域一體化通過破除行政壁壘、地方保護主義及市場分割等障礙性因素，促進區(qū)域間創(chuàng)新要素資源自由流動^［18］，降低創(chuàng)新研發(fā)成本，提高創(chuàng)新能力和創(chuàng)新質量；另一方面，區(qū)域一體化有利于推動形成統(tǒng)一大市場，形成創(chuàng)新要素市場集聚效應和規(guī)模效應，提高信息傳遞效率，降低企業(yè)創(chuàng)新失敗風險和研發(fā)成本，從而有助于提高企業(yè)創(chuàng)新能力和創(chuàng)新質量。

基于此，本文提出研究假設H₁。

H₁：從企業(yè)成本角度，區(qū)域一體化能夠通過形成統(tǒng)一大市場，降低企業(yè)成本，提升企業(yè)創(chuàng)新質量。

就企業(yè)需求效應來看，“鏈接模型”認為，技術和需求的共同作用有助于促進企業(yè)創(chuàng)新，其中，市場需求不僅有助于降低創(chuàng)新失敗風險，而且有助于激勵企業(yè)提高創(chuàng)新水平^［19］。對于企業(yè)而言，是否進行技術創(chuàng)新活動由市場預期收益和投入成本決定。只有較大的市場需求規(guī)模才能夠分擔相應的研發(fā)風險，當某項產品擁有足夠的市場需求以致市場預期收益大于投入成本時，企業(yè)才有意愿進行創(chuàng)新活動^［20］。地方政府為保護本地企業(yè)市場份額、免受外地企業(yè)的競爭沖擊，往往采取限制外地企業(yè)進入的方式。但這種地方保護主義將會導致周邊地區(qū)的模仿和報復行為^［21］，從而抑制本地企業(yè)市場需求規(guī)模，降低潛在市場空間^［22］。在區(qū)域一體化進程中，國內統(tǒng)一大市場逐步形成，通過破除行政壁壘、地方保護主義及市場分割等障礙性因素，能有效擴大企業(yè)產品市場需求空間，推動要素資源自由流動和高效整合，激發(fā)創(chuàng)新潛能，從而提高企業(yè)創(chuàng)新數量和創(chuàng)新質量。

基于此，本文提出研究假設H₂。

H₂：從企業(yè)需求角度，區(qū)域一體化擴容能夠通過擴大企業(yè)市場需求空間，降低創(chuàng)新失敗風險，從而提升企業(yè)創(chuàng)新質量。

區(qū)域一體化在影響企業(yè)創(chuàng)新質量過程中存在異質性特征：第一，企業(yè)成立時間異質性。生命周期理論認為，依據企業(yè)成立時間可以大致判斷企業(yè)所處發(fā)展階段，在不同發(fā)展階段企業(yè)擁有的研發(fā)資金、創(chuàng)新人才等要素資源稟賦不同。在區(qū)域一體化擴容后，處于不同發(fā)展階段的企業(yè)對市場空間擴大、創(chuàng)新要素空間配置的反應程度不同，因此企業(yè)創(chuàng)新質量也會受到異質性影響。第二，企業(yè)成長能力異質性。一般來說，成長能力強的企業(yè)擁有更強的盈利能力和更大發(fā)展?jié)撃埽軌蚋斓匚{所需創(chuàng)新資源，并將之轉化為創(chuàng)新產出。當區(qū)域市場成為統(tǒng)一大市場時，這些企業(yè)對市場規(guī)模擴大、創(chuàng)新要素空間配置的敏感性更強，因此企業(yè)創(chuàng)新質量的提升幅度更大。第三，企業(yè)規(guī)模異質性。不同規(guī)模企業(yè)在要素市場和產品市場擁有不同競爭優(yōu)勢，企業(yè)創(chuàng)新技術水平和創(chuàng)新意愿也有所不同。當區(qū)域一體化擴容后，大規(guī)模企業(yè)更有意愿激勵企業(yè)吸納創(chuàng)新要素資源，提升創(chuàng)新水平和創(chuàng)新質量。因此，大規(guī)模企業(yè)創(chuàng)新質量的提升幅度更大。

基于此，本文提出研究假設H₃。

H₃：區(qū)域一體化對企業(yè)創(chuàng)新質量的影響存在企業(yè)成立時間異質性、企業(yè)成長能力異質性和企業(yè)規(guī)模異質性。

2 研究設計與數據說明

2.1 研究方法與識別策略

斷點回歸法作為政策評估和因果識別的準自然實驗方法，自Thistlethwaite&Campbell^［23］提出后，被廣泛應用經濟學、社會學等領域的政策分析和因果識別。斷點回歸法的基本原理是：當結果變量及由某連續(xù)驅動變量依據某規(guī)則所決定的處置變量在驅動變量臨界值附近出現間斷性跳躍，而控制變量并未發(fā)生跳躍時，證明結果變量受到處置變量的影響。一般來說，斷點回歸主要依靠區(qū)域政策實施時間節(jié)點或自然地理邊界作為驅動變量的劃分依據，以個體相對政策時間節(jié)點的長度或相對地理邊界的位置判斷是否接受處置。若臨界值附近觀測值一邊完全接受處置效應，另一邊完全不接受處置，則為精確斷點回歸；若臨界值附近觀測值接受處理效應的概率是隨機的，則為模糊斷點回歸。Dell^［24］首次在斷點回歸中引入地理距離，以地理距離為驅動變量，考察米塔勞役制度對經濟發(fā)展的影響。鄧慧慧和李慧榕^［9］利用精確地理斷點回歸法評估了區(qū)域一體化擴容政策對企業(yè)成長的影響。

本文研究選取2010年長三角城市群擴容為準自然實驗，采用精準地理斷點回歸及一系列穩(wěn)健性檢驗，通過比較2010年長三角擴容邊界附近地級市企業(yè)創(chuàng)新質量變化，進而識別區(qū)域一體化政策對企業(yè)的影響效應。之所以選取2010年擴容城市作為研究樣本，主要考慮到2010年擴容范圍首次從二省一市擴展為三省一市，具備行政區(qū)劃多、擴容范圍大和可觀測性強的特點^［6］。此外，由于采取精確地理斷點回歸方法，而企業(yè)辦公地址更改與城市是否屬于城市群擴容范圍無關，即不存在長三角擴容邊界附近的個體觀測值為了享受政策而隨意更改自身相對于邊界位置的情況。

參考Ito和Zhang^［25］、鄧慧慧和李慧榕^［11］的精確地理斷點回歸方法研究，本文計量模型設定為：

Y_i=β₀+β₁D_i+β₂fD_i，Distance_i+γZ_i+μ_i（1）

其中，Y_i為企業(yè)創(chuàng)新質量，在本文的基準回歸中用上市公司申請專利的被引用次數作為代理變量。fD_i，Distance_i表示驅動變量Distance_i和處置變量D_i的非參數形式。驅動變量Distance_i表示地級市政府所在地到2010年長三角城市群邊界的最短距離，本文運用ArcGIS軟件確定城市群邊界，測量地級市中心到邊界的多個距離，并選取其中的最短距離。當城市不處于城市群范圍內時，Distance_i取距離的相反數。若Distance_i>0，則處置變量D_i=1，表示地級市處于城市群范圍內；若Distance_i<0，則處置變量D_i=0，表示地級市處于城市群范圍外。若Distance_i=0，則表示本文研究的邊界線即斷點處。Z_i為控制變量。

本文重點關注處置變量D_i的估計系數β₁，以捕捉區(qū)域一體化擴容影響企業(yè)創(chuàng)新質量的凈效應。若β₁<0且顯著，則表明區(qū)域一體化擴容不利于提高企業(yè)創(chuàng)新質量；若β₁>0且顯著，則表明區(qū)域一體化擴容有助于提高企業(yè)創(chuàng)新質量；若β₁不顯著，則表明區(qū)域一體化擴容對企業(yè)創(chuàng)新質量的作用效果不明顯。

本文使用局部擬合模型的非參數估計方法對結果變量Y_i在驅動變量臨界值（斷點處）兩側極限進行估計，以精準識別區(qū)域一體化擴容對企業(yè)創(chuàng)新質量的影響效應β₁，其非參數表達式為：

最優(yōu)帶寬h^*選擇取決于如何權衡估計結果的無偏性和有效性。一般來說，帶寬越大，可觀測的樣本量越多，估計結果有效性越高，但估計偏誤增大；帶寬越小，可觀測的樣本量越少，估計結果有效性越弱，但估計偏誤降低。本文在基準回歸估計中采用Imbens&Kalyanaraman^［26］提出的最優(yōu)帶寬選擇方法（IK帶寬），并分別使用矩形核函數、三角核函數及Epanechinikov核函數對臨近斷點觀測值進行加權。

2.2 變量說明及數據來源

（1） 被解釋變量： 企業(yè)創(chuàng)新質量。Schumpeter^［27］在《經濟發(fā)展理論》中指出，沒有被應用到現實經濟活動中的發(fā)明不能帶來實際利益，且不能被稱為“創(chuàng)新”。只有當一項技術發(fā)明應用于某項經濟活動時才能真正稱之為“創(chuàng)新”。在已有研究中，部分學者以發(fā)明專利申請數或新型實用專利申請數作為衡量創(chuàng)新質量水平的代理變量^［28］、以發(fā)明專利授權數量作為創(chuàng)新質量的代理變量^［29］。從嚴格意義上來說，專利申請數和授權數僅能衡量創(chuàng)新數量，并不能反映企業(yè)創(chuàng)新質量。一般而言，實用性強、技術水平高、重要等級高的專利被引用頻次較高，更能有效反映企業(yè)創(chuàng)新質量。因此，本文使用上市公司當年申請專利的被引用次數度量企業(yè)創(chuàng)新質量^［30-31］，在實證研究中，以企業(yè)專利被引用次數加1取自然對數處理，用Citations表示。

（2）核心解釋變量：是否屬于城市群擴容新進城市。本文將城市樣本是否屬于城市群新進城市作為虛擬變量。若某城市屬于城市群擴容新進城市，則作為處理組樣本并賦值為1，否則作為控制組樣本且賦值為0，進而通過計算核心解釋變量的估計系數測度加入城市群與未加入城市群的城市企業(yè)創(chuàng)新質量是否存在顯著差異。

（3） 驅動變量： 地級市到城市群邊界線的最短距離。鑒于地理斷點回歸模型的設定，將城市群擴容后新加入城市（處理組）到邊界線的最短距離取正值，未加入城市群的城市（控制組）到邊界線的最短距離取負值（即相反數）。首先，利用ArcGIS劃定2010年原有城市與新進城市的城市群邊界線；其次，在ArcGIS中描繪處理組與控制組城市政府所在地，并用點表示；最后，利用ArcGIS工具測算城市政府所在地到邊界線的距離，并取其中的最短距離作為本文驅動變量。

（4） 控制變量。為了控制其它因素對企業(yè)創(chuàng)新質量的影響，參考以往研究，引入如下控制變量：企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、托賓Q值、資產收益率、固定資產比率、資產負債率與董事會人數。關于控制變量的度量，企業(yè)規(guī)模（Size）以資產總額取自然對數表征；企業(yè)年齡（Age）以樣本期年限與企業(yè)成立或注冊時間的差值，并取自然對數表征；董事會人數（Board）以董事會人員數表征；資產收益率（Roa）以凈利潤與資產總額的比值表征，反映企業(yè)盈利能力；資產負債率（Lev）以負債總額與資產總額的比值表征，反映企業(yè)負債水平；固定資產比率（Fixed_asset）以固定資產凈額與資產總額的比值表征，反映企業(yè)是否充分利用現有固定資產；資本性支出（Inv）以資本支出/資產總額的比值表征，反映企業(yè)支出狀況。

研究樣本為2000—2019 年25個城市上市公司面板數據，數據來源于國泰安數據庫和我國專利數據庫。表2 報告了變量含義和描述性統(tǒng)計結果。

3 實證結果與分析

3.1 基準回歸結果

在進行斷點回歸分析前，通過圖形直觀展示地級市到城市群邊界線的距離與企業(yè)創(chuàng)新質量關系，即反映結果變量在臨界值處的“跳躍”效應，見圖1。圖中的垂直線表示城市群擴容后的邊界線，邊界線右側表示新進城市（處理組），左側是其余未進入城市群的城市（控制組）；散點表示每個城市企業(yè)創(chuàng)新質量均值，以避免原始數據可能存在的噪音。兩側曲線表示依據散點分布進行非參數回歸的擬合值，可以發(fā)現，新進城市企業(yè)創(chuàng)新質量存在明顯的向上“跳躍”效應，初步說明區(qū)域一體化擴容有助于提高企業(yè)創(chuàng)新質量。原因在于城市群擴容后新進城市與城市群中心城市共享要素資源、促進產業(yè)集聚等，從而為新進城市企業(yè)提供了寬松的外部融資環(huán)境、通暢的知識溢出渠道、快捷的信息交互方式等便利條件，進一步激發(fā)創(chuàng)新意愿和強化創(chuàng)新投資活力，從而提升企業(yè)創(chuàng)新能力和創(chuàng)新質量。

進一步，通過局部擬合模型的非參數估計得到更精確結果。表3展示了區(qū)域一體化擴容對企業(yè)創(chuàng)新質量的回歸結果，其中，第（1）列至第（3）列依次報告了當核函數為矩形內核、三角內核和Epanechnikov 內核的非參數估計結果。第一行是不同核函數加權以及最優(yōu)帶寬方法（IK帶寬）的估計結果，第二行則是兩倍最優(yōu)帶寬情形下的估計結果?？梢园l(fā)現，除最優(yōu)帶寬+矩形內核模型設定情形外，在其余模型設定情形下，長三角區(qū)域一體化擴容對企業(yè)創(chuàng)新質量的影響顯著為正，說明區(qū)域一體化擴容顯著提高了企業(yè)創(chuàng)新質量。從估計系數值看，相比于控制組城市，新加入長三角城市群的城市企業(yè)創(chuàng)新質量平均提升了0.640 6～0.946 8。由于企業(yè)創(chuàng)新質量在樣本期的均值為1.033 4，該估計系數表明區(qū)域一體化擴容對新進城市企業(yè)創(chuàng)新質量約提高61.99%～93.36%，可見提高效應顯著。

3.2 有效性檢驗

使用斷點回歸進行因果識別需基于兩個假設：第一，驅動變量在斷點附近是連續(xù)分布，也即個體無法精確操作驅動變量。由于本文采取精確地理斷點回歸方法，而企業(yè)辦公地址更改與城市是否屬于城市群擴容范圍無關，即不存在長三角擴容邊界附近的個體觀測值為了享受政策而隨意更改自身相對于邊界的位置，企業(yè)地址相對于邊界線位置是局部隨機的。因此，驅動變量在臨界值處不存在跳躍，滿足斷點回歸應用的識別假設前提。第二，控制變量滿足連續(xù)性假設，即排除企業(yè)創(chuàng)新質量在臨界值處的跳躍效應是由控制變量引起的。本文檢驗了其它控制變量在驅動變量臨界值處是否存在跳躍，表4報告了三角核函數情形下局部擬合的非參數估計結果?？梢钥闯?，除企業(yè)規(guī)模外，其它控制變量在臨界值處均不顯著，即不存在明顯跳躍，滿足連續(xù)性假設。這也表明長三角區(qū)域一體化擴容的政策效應不受上述協(xié)變量影響，證明采用精確地理斷點回歸進行因果識別是合理的。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

通過放松“偽隨機性”假設、地理斷點反事實檢驗、雙重差分法等不同方法進行穩(wěn)健性檢驗。此外，還考察2010年以前臨界值兩側企業(yè)創(chuàng)新質量的差異以及更換企業(yè)創(chuàng)新質量表征變量后，研究結果是否與基準結果一致。

3.3.1 斷點區(qū)間估計

參考Gerard等^［32］的研究方法，進一步采用斷點區(qū)間估計進行結果的穩(wěn)健性檢驗。具體而言，臨界值處平均政策效應的上界和下界分別為：

ΓLower_SRD=EY|X=c+，Y≤Q_Y|X=c+1－τ－EY|X=c－ ????（3）

ΓUpper_SRD=EY|X=c+，Y≤Q_Y|X=c+τ－EY|X=c－ ????（4）

其中，X是驅動變量，c是本文的斷點臨界值，τ=1－f_Xc－/f_Xc+衡量驅動變量的被操縱程度，即可操縱驅動變量比例；Q_Y|X=c⁺（*）表示結果變量Y在臨界值處條件分布的分位數，以衡量在驅動變量條件下結果變量的被操縱程度。

通過運用Gerard等^［32］的局部多項式回歸估計，計算結果變量Y在臨界值處左右兩側的條件分布及驅動變量在臨界值處的條件密度，得到臨界值處政策效果的區(qū)間范圍為［0.4724，1.0163］。從估計結果看，一方面，不同情形下的精確地理斷點回歸結果均在這一區(qū)間范圍內，證實了政策效果的有效性；另一方面，政策效果的區(qū)間估計范圍均大于0，進一步證實政策效果確實存在，且方向與本文估計一致。

3.3.2 地理斷點的反事實估計

為進一步排除結果變量在驅動變量臨界值的跳躍效應不是因為地理邊界的偶然因素所導致，參考鄧慧慧和李慧榕^［11］的做法，對城市群擴容后的邊界選擇進行隨機化處理，即分別將城市群邊界外推30Km、25Km、15Km以及內推5Km、15Km，以此作為本文地理斷點的反事實檢驗。若斷點設定有效，企業(yè)創(chuàng)新質量在這些反事實臨界值處不存在顯著的“跳躍”效應，即“假邊界線”兩側的企業(yè)創(chuàng)新質量不存在顯著差異。由表5可以發(fā)現，上述5種隨機化處理的“假邊界線”兩側不存在顯著的政策效果，即區(qū)域一體化擴容政策在虛設邊界值處對企業(yè)創(chuàng)新質量不具備顯著正向影響，充分說明前文識別策略穩(wěn)健。

3.3.3 雙重差分法估計

雙重差分法用于評估政策實施前后處理組與控制組是否有顯著差異，也是政策評估的常用方法。雙重差分模型設定如下：

Y_it=β₀+β₁DID_it+β₂X_it+δ_i+μ_t+ε_it（5）

其中，Y表示被解釋變量，即企業(yè)創(chuàng)新質量，DID_it表示區(qū)域一體化擴容的政策評估量，若城市i∈新進城市且t≥2010，則DID_it=1，在其余情形下，DID_it=0。X_it表示影響企業(yè)創(chuàng)新質量的系列控制變量，δ_i和μ_t分別表示個體與時間固定效應。重點關注DID_it的估計系數β₁，表示區(qū)域一體化擴容對企業(yè)創(chuàng)新質量的凈效應。

表6 為雙重差分法估計結果，其中，第（1）-（4）列表示不包含控制變量不同固定效應設定下的估計結果，第（5）-（8）列表示包含控制變量相應模型設定下的估計結果?？梢园l(fā)現，無論是否包含控制變量，DID的估計系數均顯著為正，即長三角區(qū)域一體化擴容有助于提高企業(yè)創(chuàng)新質量，與前文斷點回歸結論一致，證實了基準結論的穩(wěn)健性。

3.3.4 判斷擴容前是否存在“跳躍”效應

為進一步排除擴容前結果變量在驅動變量臨界值處并不存在“跳躍”效應，對2010年之前研究期臨界值處兩側是否存在“跳躍”效應進行檢驗。若本文斷點設定有效，則2010年之前研究期的臨界值處不存在顯著“跳躍”效應，即擴容前處理組與控制組不存在顯著差異。表7第（1）列至第（3）列依次報告了當核函數為矩形內核、三角內核和Epanechnikov 內核時的非參數估計結果。第一行是不同核函數加權以及最優(yōu)帶寬方法（IK帶寬）的估計結果，而第二行則是兩倍最優(yōu)帶寬情形下的估計結果?？梢园l(fā)現，在任何核函數或倍數的最優(yōu)帶寬下，臨界值處均不存在顯著的“跳躍”效應，也就是說在2010年擴容前處理組與控制組并不存在顯著差異，這也充分說明前文識別策略具有有效性和穩(wěn)健性。

3.3.5 更換企業(yè)創(chuàng)新質量的代理變量

在已有研究中，常用授權專利數作為申請專利數的替代變量以衡量企業(yè)創(chuàng)新水平?；诖?，本文進一步將授權專利的被引用次數作為代理變量，進行精確地理斷點回歸的穩(wěn)健性檢驗。在其余條件設定不變的情況下，表8報告了更換企業(yè)創(chuàng)新質量代理變量后的估計結果?？梢园l(fā)現，無論是最優(yōu)帶寬還是兩倍最優(yōu)帶寬情形，企業(yè)創(chuàng)新質量在驅動變量臨界值處均存在顯著“跳躍”效應，表征區(qū)域一體化擴容有助于提高企業(yè)創(chuàng)新質量，研究結論穩(wěn)健。

3.4 異質性分析

3.4.1 企業(yè)成立時間異質性

一般來說，成立時間較長的企業(yè)，為了進一步提升市場競爭地位，更傾向增加研發(fā)投入，用于提升企業(yè)創(chuàng)新數量和創(chuàng)新質量。而成立時間較短的企業(yè)盡管也投入資金用于產品創(chuàng)新，但由于研發(fā)初期技術能力不足導致研發(fā)風險較高，從而不能很好地提升企業(yè)創(chuàng)新能力，因此企業(yè)創(chuàng)新質量的提升效應較弱^［33］。另外，企業(yè)年齡是影響企業(yè)創(chuàng)新的重要因素之一^［34］。企業(yè)成立時間越長，與其它企業(yè)聯(lián)系越緊密，有助于降低研發(fā)成本，推動企業(yè)研發(fā)合作，提高研發(fā)創(chuàng)新質量。在實施區(qū)域一體化擴容政策后，新進城市的成熟企業(yè)為了在城市群內的統(tǒng)一大市場中維持相應競爭地位，更有意愿進行研發(fā)創(chuàng)新，進而呈現出顯著的創(chuàng)新質量提升效應。

按企業(yè)成立時間是否大于平均值，將企業(yè)分為兩組予以討論。基于IK最優(yōu)帶寬法進行精確地理斷點回歸估計，表9報告了區(qū)域一體化擴容對不同成立時間上市公司創(chuàng)新質量的影響效果。第（1）列—第（4）列依次報告了當核函數為三角內核和Epanechnikov 內核的非參數估計結果?？梢园l(fā)現，無論在哪種核函數情形下，對成立時間長的上市公司而言，長三角區(qū)域一體化擴容對上市公司的創(chuàng)新質量有顯著正向效應，企業(yè)創(chuàng)新質量平均提升近2倍。而對于成立時間短的上市公司而言，并不存在上述效應。

3.4.2 企業(yè)成長能力異質性

成長能力在一定時期內反映了企業(yè)盈利能力和發(fā)展?jié)摿?sup>［^35］。一般而言，成長能力較弱的企業(yè)所擁有的研發(fā)資金、創(chuàng)新人才、高精設備等資源也較匱乏，不能充分地將創(chuàng)新資源轉化為創(chuàng)新產出，創(chuàng)新能力有待提高。在實施區(qū)域一體化擴容政策后，成長能力強的企業(yè)對城市群統(tǒng)一大市場更敏感，能夠快速吸納相應創(chuàng)新要素，并通過研發(fā)創(chuàng)新活動，整合轉化為相應創(chuàng)新產出，進一步提升企業(yè)創(chuàng)新質量。因此，區(qū)域一體化擴容帶來的政策效應會受到企業(yè)成長能力的制約，即區(qū)域一體化對企業(yè)創(chuàng)新質量的影響因企業(yè)成長能力不同而存在差異。

按企業(yè)成長能力是否大于平均值，將企業(yè)分為兩組予以討論?；贗K最優(yōu)帶寬法進行精確地理斷點回歸估計，表10報告了區(qū)域一體化擴容對不同成長能力上市公司創(chuàng)新質量的影響效果。第（1）列—第（4）列分別報告了當核函數為三角內核和Epanechnikov 內核的非參數估計結果?？梢园l(fā)現，無論哪種核函數情形，對成長能力強的上市公司而言，長三角區(qū)域一體化擴容對上市公司的創(chuàng)新質量有顯著正向效應，企業(yè)創(chuàng)新質量平均約提升62.69%～63.78%。而對于成長能力較弱的上市公司而言，并不存在這種效應。

3.4.3 企業(yè)規(guī)模異質性

Schumpeter^［36］指出，大型企業(yè)具有規(guī)模經濟和壟斷競爭優(yōu)勢，能夠承擔較高研發(fā)風險，同時，有助于提升企業(yè)創(chuàng)新能力。相比之下，這些優(yōu)勢是小企業(yè)無法擁有的。在實施區(qū)域一體化擴容政策后，新進城市的大型企業(yè)希望通過激勵研發(fā)創(chuàng)新活動，增強企業(yè)創(chuàng)新能力以獲取更高技術壟斷地位，維持企業(yè)相應利潤水平。因此，在不同規(guī)模企業(yè)中，區(qū)域一體化擴容帶來的政策效應會受到企業(yè)規(guī)模的制約，即區(qū)域一體化對企業(yè)創(chuàng)新質量的影響因企業(yè)規(guī)模不同而存在差異。

按企業(yè)規(guī)模是否大于平均值，將企業(yè)分為兩組予以討論?；贗K最優(yōu)帶寬法進行精確地理斷點回歸估計，表11報告了區(qū)域一體化擴容對不同企業(yè)規(guī)模上市公司創(chuàng)新質量的影響效果。第（1）列—第（4）列分別報告了當核函數為三角內核和Epanechnikov 內核的非參數估計結果?？梢园l(fā)現，無論是哪種核函數情形，對大規(guī)模上市公司而言，長三角區(qū)域一體化擴容對創(chuàng)新質量有顯著正向效應，企業(yè)創(chuàng)新質量平均提高約116.02%～123.61%。而對于企業(yè)規(guī)模較小的上市公司而言，并不存在這種效應。至此，假設H₃得到驗證。

4 進一步分析：機制檢驗

前文識別了區(qū)域一體化與企業(yè)創(chuàng)新質量間的因果關系，即以長三角城市群擴容為準自然實驗的區(qū)域一體化顯著提高了企業(yè)創(chuàng)新質量，那么，擴容政策的外部沖擊如何影響企業(yè)創(chuàng)新質量？本文將從降低企業(yè)成本和增加企業(yè)需求兩個視角出發(fā)，實證檢驗區(qū)域一體化影響企業(yè)創(chuàng)新質量的內在機制。具體做法是，分別以企業(yè)成本和企業(yè)需求作為被解釋變量進行回歸。參考夏杰長和劉誠^［37］的做法，以銷售費用、財務費用以及管理費用三者之和與資產總額的比值衡量企業(yè)成本（Cost）。參考卞元超和白俊紅^［22］的做法，以銷售收入與資產總額的比值衡量企業(yè)需求（Demand）。

表12報告了區(qū)域一體化影響企業(yè)創(chuàng)新質量的機制檢驗結果，第（1）列和第（2）列分別表示以企業(yè)成本與企業(yè)需求為被解釋變量的非參數估計結果?？梢园l(fā)現，區(qū)域一體化擴容對企業(yè)成本具有顯著負向作用，即區(qū)域一體化顯著降低了區(qū)域內企業(yè)成本，使得企業(yè)成本平均下降131.38%，效果較顯著。區(qū)域一體化擴容對企業(yè)需求具有顯著正向作用，即區(qū)域一體化顯著增強了區(qū)域內企業(yè)需求，使得企業(yè)需求平均提升182.78%，效果顯著。究其原因，以城市群擴容為代表的區(qū)域一體化政策有助于破除行政壁壘、市場分割等制度性障礙，使得區(qū)域內形成統(tǒng)一大市場，促進創(chuàng)新要素在城市群內自由流動和高效集聚，形成集聚效應和規(guī)模效應，從而降低企業(yè)各類成本，進一步擴大企業(yè)產品在統(tǒng)一大市場的需求空間。因此，區(qū)域一體化可以通過降低企業(yè)成本和增加企業(yè)需求進而提高企業(yè)創(chuàng)新質量，假設H₁和H₂得到驗證。

5 主要結論與政策啟示

在當前全球經濟萎靡的外部環(huán)境下，必須發(fā)揮國內超大規(guī)模市場優(yōu)勢，加快形成以國內大循環(huán)為主體、國內國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局。區(qū)域一體化戰(zhàn)略作為黨中央作出的一項重要決策，是推動區(qū)域協(xié)調發(fā)展的重要政策，為區(qū)域經濟高質量發(fā)展指明了方向——在構建長三角科技創(chuàng)新共同體建設背景下，圍繞新一輪區(qū)域一體化形成的城市群或都市圈擴容建設，引領中國未來經濟高質量發(fā)展，并成為新增長極。區(qū)域一體化進程究竟如何影響企業(yè)創(chuàng)新質量呢？鑒于此，本文將2010年長三角城市群擴容視為一項準自然實驗，采用精確地理斷點回歸方法識別區(qū)域一體化與企業(yè)創(chuàng)新質量的因果關系。研究發(fā)現：①在整體上，相比控制組而言，新進城市的企業(yè)創(chuàng)新質量提高了0.640 6～0.946 8，約為樣本均值的61.99%～93.36%，意味著區(qū)域一體化對企業(yè)創(chuàng)新質量具有提升效應；②區(qū)域一體化對企業(yè)創(chuàng)新質量的影響存在異質性。成立時間長、成長能力強、規(guī)模大的企業(yè)受到區(qū)域一體化的正向作用更顯著，即區(qū)域一體化對這些企業(yè)的創(chuàng)新質量具有顯著提升效應；③機制分析結果表明，區(qū)域一體化顯著降低企業(yè)成本、拓展企業(yè)需求，這也是企業(yè)創(chuàng)新質量提高的內在機制。此外，在經過放松“偽隨機性”假設、地理斷點的反事實檢驗、雙重差分法、考察2010年前邊界兩側差異和更換替代變量等一系列穩(wěn)健性檢驗后，研究結論依然穩(wěn)健。

本文研究結論對推動城市群區(qū)域一體化發(fā)展、切實提升企業(yè)創(chuàng)新活力和創(chuàng)新質量具有重要啟示意義。

第一，推動城市群內新進城市與原位城市協(xié)同發(fā)展。當前企業(yè)創(chuàng)新質量提升緩慢的一大原因在于行政壁壘、地方保護主義和市場分割等制度性障礙。因此，要著力推動長三角城市群“一盤棋”建設，打破制度限制和行政邊界限制，推動城市群內新進城市與原位城市協(xié)同發(fā)展，充分發(fā)揮新進城市的要素價格優(yōu)勢和原位城市的輻射效應，打造引領經濟高質量發(fā)展的新增長極。

第二，著力構建區(qū)域一體化，有效降低企業(yè)成本和釋放企業(yè)市場需求空間。以城市群擴容為代表的區(qū)域一體化會形成市場規(guī)模效應，降低企業(yè)成本、增加企業(yè)市場需求，有助于提升企業(yè)創(chuàng)新質量。因此，打通市場經濟循環(huán)的堵點卡點，促進研發(fā)、生產、消費等生產者和消費者之間暢通，實現區(qū)域一體化內質和量的雙重提升。一方面，鼓勵地方政府通過稅收優(yōu)惠和政府補貼等政策降低企業(yè)成本，通過成本效應激勵企業(yè)加大創(chuàng)新投入，提升企業(yè)創(chuàng)新質量；另一方面，地方政府通過創(chuàng)造新的市場空間和提高市場容量，釋放企業(yè)市場需求空間，為區(qū)域經濟高質量發(fā)展提供新引擎。

第三，以區(qū)域市場一體化推動全國統(tǒng)一大市場建設。建設全國統(tǒng)一大市場，關鍵在于破除地方保護主義和行政壁壘，打通各區(qū)域內的小循環(huán)或者內循環(huán)，全面清理阻礙外地企業(yè)進入本地市場的政策壁壘。通過積極推動區(qū)域市場一體化發(fā)展，充分發(fā)揮區(qū)域市場一體化的規(guī)模效應和引領示范作用。在推動各區(qū)域市場一體化協(xié)調發(fā)展的基礎上，以點擴面，擴大區(qū)域市場一體化范圍，推動全國統(tǒng)一大市場建設。

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（責任編輯：胡俊?。?/p>

Regional Integration and Innovation Quality of Enterprises： Evidence

from the Enlargement of the Yangtze River Delta Urban Agglomeration

Wu Qingshan¹，Wu Yuming¹，Cai Huijie²

（1.School of Business ，East China University of Science and Technology，Shanghai 200237，China；

2.Contemporary Jiangxi Magazine of CPC Jiangxi Provincial Committee，Nanchang 330006，China）

Abstract：Regional integration is an important institutional design for coordinated regional development， and it is also a source of vitality for promoting high-quality economic development. Urban agglomerations are becoming the main spatial carriers for the allocation of regional factor resources， important hubs for smooth scientific and technological innovation activities and knowledge spillovers， and core carriers for promoting regional coordinated development and high-quality development. Regarding the policy effects of regional integration， existing research focuses more on economic development， environmental pollution and employment， and less literature deals with the impact of regional integration policies on micro-enterprises. Therefore， this study aims to deeply explore the impact of regional integration on the quality of enterprise innovation and its underlying mechanism.

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.

Key Words：Regional Integration; Innovation Quality of Enterprises; Cost Demand Mechanism; Sharp Geographic Regression Discontinuity