吳中慶 劉永健

摘 要：區(qū)域一體化通過資源共享、市場(chǎng)共建、產(chǎn)業(yè)共興、政策共商等路徑改善企業(yè)的內(nèi)部生產(chǎn)條件和外部營商環(huán)境，降低企業(yè)生產(chǎn)成本和交易成本，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)績效的提升。以“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”中1996—2013年滬蘇浙皖的制造業(yè)企業(yè)為樣本，將企業(yè)所在城市是否加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用PSM-DID方法分析區(qū)域一體化影響企業(yè)績效的政策效應(yīng)，結(jié)果表明：總體上，區(qū)域一體化對(duì)企業(yè)績效具有顯著穩(wěn)健趨于強(qiáng)化的促進(jìn)作用，且后期加入企業(yè)具有較強(qiáng)的預(yù)期效應(yīng);區(qū)域一體化對(duì)多數(shù)行業(yè)的企業(yè)績效具有提升作用，但對(duì)少數(shù)行業(yè)的企業(yè)績效有不利影響;區(qū)域一體化前期對(duì)規(guī)模較大企業(yè)的績效提升更顯著，而后期對(duì)規(guī)模較小企業(yè)的績效提升更顯著;入會(huì)城市距離核心城市上海越遠(yuǎn)，區(qū)域一體化提升企業(yè)績效的政策效應(yīng)越弱。在發(fā)揮區(qū)域一體化提升企業(yè)績效的積極作用時(shí)，應(yīng)注意政策效應(yīng)的多樣化和多變化，盡量平衡各地區(qū)和各類經(jīng)濟(jì)主體之間的政策效應(yīng)差異;同時(shí)，應(yīng)實(shí)施多層次區(qū)域一體化戰(zhàn)略，弱化城市距離對(duì)區(qū)域一體化政策效應(yīng)的消減作用。

關(guān)鍵詞：區(qū)域一體化;企業(yè)績效;政策效應(yīng);長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì);傾向得分匹配-倍差法

中圖分類號(hào)：F127;F061.5 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1674-8131（2021）02-0061-16

一、引言

中國特色社會(huì)主義進(jìn)入新時(shí)代，我國社會(huì)主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。因而，在新發(fā)展階段，要貫徹新發(fā)展理念，構(gòu)建新發(fā)展格局，以實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量的協(xié)調(diào)充分發(fā)展。區(qū)域一體化發(fā)展是實(shí)現(xiàn)協(xié)調(diào)發(fā)展和形成國內(nèi)國際雙循環(huán)新發(fā)展格局的必然要求和有效路徑。近年來，我國經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較好、資源稟賦較優(yōu)的京津冀、長三角、珠三角等地區(qū)的一體化發(fā)展取得顯著成效，已經(jīng)逐步發(fā)展成為三大世界級(jí)城市群。其中，長江三角洲（以下簡稱長三角）地區(qū)是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展最活躍、開放程度最高、創(chuàng)新能力最強(qiáng)的區(qū)域之一，在國家現(xiàn)代化建設(shè)大局和全方位開放格局中具有舉足輕重的戰(zhàn)略地位[1]。為進(jìn)一步推動(dòng)長三角一體化發(fā)展，2019年12月，中共中央、國務(wù)院印發(fā)了《長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》，長三角一體化發(fā)展上升為國家戰(zhàn)略，也為長三角一體化發(fā)展提出了更高要求，并要為全國區(qū)域一體化發(fā)展提供示范。

實(shí)際上，長三角一體化發(fā)展由來已久，各級(jí)地方政府和經(jīng)濟(jì)主體也積極推動(dòng)和參與。其中，“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”的成立和發(fā)展發(fā)揮了重要的積極作用?！伴L三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”成立于1997年，其前身是1992年建立的長江三角洲15個(gè)城市協(xié)作部門主任聯(lián)席會(huì)議制度。“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”成立之初包括上海、無錫、寧波、舟山、蘇州、揚(yáng)州、杭州、紹興、南京、南通、常州、湖州、嘉興、鎮(zhèn)江、泰州等15個(gè)城市;2003年8月第1次擴(kuò)容，臺(tái)州加入;2010年3月第2次擴(kuò)容，合肥、鹽城、馬鞍山、金華、淮安、衢州等6個(gè)城市加入;2013年4月第3次擴(kuò)容，徐州、蕪湖、滁州、淮南、麗水、溫州、宿遷、連云港等8個(gè)城市加入;2018年4月第4次擴(kuò)容，銅陵、安慶、池州、宣城等4個(gè)城市加入;2019年10月第5次擴(kuò)容，黃山、蚌埠、六安、淮北、宿州、亳州、阜陽等7個(gè)城市加入。作為一個(gè)區(qū)域性經(jīng)濟(jì)合作組織，“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”目前已覆蓋滬蘇浙皖一市三省的全部地級(jí)以上城市，其不斷擴(kuò)容和升級(jí)的發(fā)展歷程也為研究區(qū)域一體化的政策效應(yīng)提供了很好的案例和素材。

深入研究區(qū)域一體化的經(jīng)濟(jì)社會(huì)效應(yīng)，明確相關(guān)政策有效發(fā)揮作用的機(jī)制和路徑，有利于進(jìn)一步的政策優(yōu)化和機(jī)制完善，進(jìn)而促進(jìn)區(qū)域一體化發(fā)展的提質(zhì)升級(jí)。隨著區(qū)域一體化理論和實(shí)踐的日益豐富，關(guān)于區(qū)域一體化政策效應(yīng)的研究也不斷深化。以長三角一體化發(fā)展為例，研究發(fā)現(xiàn)：區(qū)域一體化可以提高地區(qū)勞動(dòng)生產(chǎn)率并降低地區(qū)之間的市場(chǎng)分割（張學(xué)良 等，2017）[2]，提高就業(yè)水平并促進(jìn)就業(yè)均衡（王曉芳 等，2018）[3]，提高全要素生產(chǎn)率（張躍，2020）[4]，優(yōu)化生態(tài)環(huán)境（賀祥民 等，2016;張可，2019;胡艷 等，2020）[5-7]，促進(jìn)企業(yè)出口（強(qiáng)永昌 等，2020）[8]，等等?？傮w上看，在經(jīng)驗(yàn)分析方面，現(xiàn)有研究主要基于國家層面和城市層面的宏觀或中觀數(shù)據(jù)分析區(qū)域一體化的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和社會(huì)效應(yīng)，然而基于企業(yè)微觀層面的研究還很少見，尤其缺乏關(guān)于區(qū)域一體化對(duì)企業(yè)績效的影響研究。同時(shí)，相關(guān)研究大多單獨(dú)采用傾向得分匹配（PSM）或雙重差分（DID）等因果推斷方法進(jìn)行區(qū)域一體化的政策效應(yīng)評(píng)估，而這兩種方法各具優(yōu)勢(shì)：前者的優(yōu)勢(shì)在于處理內(nèi)生性問題，后者的優(yōu)勢(shì)在于精細(xì)化考察。目前，綜合運(yùn)用這兩種方法進(jìn)行政策效應(yīng)評(píng)估的文獻(xiàn)還不多。

有鑒于此，本文在理論機(jī)制探討的基礎(chǔ)上，以“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”中長三角地區(qū)的制造業(yè)企業(yè)為研究樣本，將企業(yè)所在城市是否加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用傾向得分匹配-倍差法（PSM-DID）分析區(qū)域一體化對(duì)企業(yè)經(jīng)營績效的影響，并進(jìn)一步細(xì)致考察該政策影響的時(shí)間動(dòng)態(tài)效應(yīng)、行業(yè)異質(zhì)性以及調(diào)節(jié)效應(yīng)等，以期形成更加多樣化更有針對(duì)性的研究成果，進(jìn)而為長三角及全國實(shí)現(xiàn)更高層次更高質(zhì)量的區(qū)域一體化發(fā)展提供經(jīng)驗(yàn)借鑒和政策啟示。

二、理論分析與研究思路

區(qū)域一體化發(fā)展的本質(zhì)就是要減少和消除區(qū)域內(nèi)部各地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系障礙，促進(jìn)要素資源的自由流動(dòng)和效率提升，進(jìn)而優(yōu)化經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間布局，在發(fā)揮區(qū)域比較優(yōu)勢(shì)的過程中實(shí)現(xiàn)帕累托改進(jìn)。區(qū)域一體化通常會(huì)形成“城市群經(jīng)濟(jì)”，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間集聚可以通過共享中間投入品和基礎(chǔ)設(shè)施、技術(shù)溢出及干中學(xué)等路徑提高城市群經(jīng)濟(jì)效率（Fujita et al，2005）[9]，并帶來外部正效應(yīng)。區(qū)域一體化對(duì)企業(yè)發(fā)展的正外部效應(yīng)，宏觀上主要表現(xiàn)為要素與產(chǎn)品市場(chǎng)的效率增進(jìn)以及產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展和營商環(huán)境優(yōu)化等。具體來講，區(qū)域一體化可以通過資源共享、市場(chǎng)共建、產(chǎn)業(yè)共興、政策共商等路徑改善企業(yè)的內(nèi)部生產(chǎn)條件和外部營商環(huán)境，降低企業(yè)生產(chǎn)成本和交易成本，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)績效的提升。

第一，資源共享。目前，中國在消除資源錯(cuò)配以規(guī)避效率損失方面還有很大的提升空間（Hsieh et al，2009）[10]。區(qū)域一體化打破了要素領(lǐng)域的地方保護(hù)主義和市場(chǎng)分割，能夠促進(jìn)勞動(dòng)、資本等生產(chǎn)要素按照市場(chǎng)規(guī)律進(jìn)行合理流動(dòng)，有效降低生產(chǎn)領(lǐng)域資源需求端（企業(yè)）和資源供給端（要素?fù)碛姓撸┲g搜尋和匹配的成本，實(shí)現(xiàn)要素和資源的優(yōu)化配置。區(qū)域一體化還能帶來產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)（Duranton et al，2004）[11]，有利于促進(jìn)要素資源的集聚和配置效率提升，進(jìn)而矯正資源錯(cuò)配，增進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)效率，實(shí)現(xiàn)企業(yè)經(jīng)營績效的提升。

第二，市場(chǎng)共建。市場(chǎng)擴(kuò)大引致的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)可以增強(qiáng)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力，并提高其盈利水平（Krugman，1980）[12]。區(qū)域一體化打破了產(chǎn)品領(lǐng)域的行政壁壘和流通障礙，能夠加快形成統(tǒng)一開放的市場(chǎng)體系。更大規(guī)模市場(chǎng)的形成，可以強(qiáng)化規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，加快研發(fā)、生產(chǎn)、管理、營銷等技術(shù)外溢，推動(dòng)產(chǎn)品質(zhì)量和結(jié)構(gòu)升級(jí)，提升企業(yè)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力和經(jīng)營績效。

第三，產(chǎn)業(yè)共興。隨著社會(huì)分工和生產(chǎn)力的發(fā)展，基于區(qū)域比較優(yōu)勢(shì)的產(chǎn)業(yè)空間布局也將持續(xù)演進(jìn)。區(qū)域一體化將整合各地區(qū)的比較優(yōu)勢(shì)和競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，統(tǒng)一制定適合各地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的區(qū)域產(chǎn)業(yè)政策，實(shí)施差異化產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展戰(zhàn)略，促進(jìn)區(qū)域內(nèi)各地區(qū)之間進(jìn)行專業(yè)化分工和上下游產(chǎn)業(yè)聯(lián)動(dòng)。以長三角為例，上海要積極推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展并有序疏解一般制造等功能，江蘇擁有制造業(yè)發(fā)達(dá)、開放程度高等優(yōu)勢(shì)，浙江城市擁有數(shù)字經(jīng)濟(jì)領(lǐng)先、民營經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)等優(yōu)勢(shì)，后期進(jìn)入長三角的安徽城市則擁有制造特色鮮明、內(nèi)陸腹地廣闊等優(yōu)勢(shì)。區(qū)域內(nèi)各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)互補(bǔ)和融合發(fā)展有利于生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)的構(gòu)建與升級(jí)，也有利于企業(yè)的合作共贏，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)整體績效的持續(xù)提升。

第四，政策共商。實(shí)施區(qū)域一體化發(fā)展戰(zhàn)略將賦予地方政府新的身份，這種身份治理有利于協(xié)調(diào)地方政府之間的關(guān)系，減少區(qū)域內(nèi)部的行政性壁壘，提高各地政策的協(xié)調(diào)性（陳喜強(qiáng) 等，2017）[13]。如“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”成立以來，在聯(lián)動(dòng)執(zhí)法、信息互通、標(biāo)準(zhǔn)互認(rèn)等市場(chǎng)一體化建設(shè)方面不斷推進(jìn)。自2018年11月到2020年10月，就推出實(shí)施了69項(xiàng)制度創(chuàng)新，簽署了132個(gè)合作協(xié)議，建設(shè)了67個(gè)合作平臺(tái)，制定了56項(xiàng)規(guī)劃和相關(guān)的政策等[14];在“一網(wǎng)通辦”“最多跑一次”“不見面審批”等商事制度改革方面取得了積極成效，特別是核心城市上海依托自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)以轉(zhuǎn)變政府職能為核心的事中事后監(jiān)管制度創(chuàng)新，在帶動(dòng)區(qū)域優(yōu)化營商環(huán)境方面起到了示范效應(yīng)并發(fā)揮了建設(shè)性作用根據(jù)世界銀行發(fā)布的《營商環(huán)境報(bào)告2020》，在全球參評(píng)的190個(gè)經(jīng)濟(jì)體中，我國營商環(huán)境2020年位列第31位（上海的權(quán)重為55%），較2018年和2019年分別提升15位和47位。。營商環(huán)境的優(yōu)化為企業(yè)持續(xù)健康發(fā)展提供了良好的經(jīng)營環(huán)境，降低了企業(yè)交易成本，有利于企業(yè)經(jīng)營績效提升。

綜上所述，區(qū)域一體化在促進(jìn)地區(qū)間合作交流的同時(shí)，會(huì)為企業(yè)發(fā)展塑造新優(yōu)勢(shì)，提供新動(dòng)能，培育新市場(chǎng)，并完善營商環(huán)境，降低生產(chǎn)成本和交易成本，促進(jìn)企業(yè)績效提升。但是，區(qū)域一體化發(fā)展是一個(gè)漸進(jìn)的過程，相關(guān)政策影響的領(lǐng)域和行為主體是逐漸擴(kuò)展的，政策強(qiáng)度和執(zhí)行力度也是逐漸強(qiáng)化的，因而，對(duì)于不同的領(lǐng)域、不同的主體在不同的發(fā)展階段，區(qū)域一體化的政策效應(yīng)是不同的。起步于20世紀(jì)后期的長三角一體化，從區(qū)域性發(fā)展策略逐漸上升為國家戰(zhàn)略，政策覆蓋面不斷拓寬，政策支持力度不斷增強(qiáng)，政策效應(yīng)必然是多樣化、動(dòng)態(tài)化的，需要進(jìn)行深入細(xì)致的分析。

具體到“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”對(duì)企業(yè)績效的影響，政策效應(yīng)的多樣化可能主要來自以下方面：一是時(shí)間上的動(dòng)態(tài)變化。由于“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”成立時(shí)間長，其政策效應(yīng)不可避免地存在時(shí)變性;同時(shí)，由于其擴(kuò)容式發(fā)展可能導(dǎo)致政策效應(yīng)在不同時(shí)間入會(huì)城市的企業(yè)之間也存在差異。二是不同類型企業(yè)的差異性。比如行業(yè)差異，區(qū)域一體化發(fā)展要凸顯區(qū)域比較優(yōu)勢(shì)，其政策支持通常傾向于優(yōu)勢(shì)行業(yè)或發(fā)展?jié)摿^大的行業(yè)，因而對(duì)于不同行業(yè)的企業(yè)具有不同的政策效應(yīng);再如企業(yè)規(guī)模差異，一方面，區(qū)域一體化對(duì)不同規(guī)模企業(yè)的支持可能存在差異且可能發(fā)生階段性變化，另一方面地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的變化也可能帶來聚集效應(yīng)與擴(kuò)展效應(yīng)的轉(zhuǎn)換，進(jìn)而使區(qū)域一體化對(duì)不同規(guī)模的企業(yè)產(chǎn)生差異化的政策效應(yīng)并具有時(shí)變性。三是與核心城市距離的影響?！伴L三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”成立之初是以上海為核心的，《長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》也明確提出“進(jìn)一步發(fā)揮上海龍頭帶動(dòng)作用”。由于距離是影響企業(yè)間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系以及擴(kuò)散（輻射）效應(yīng)的關(guān)鍵變量之一，因而入會(huì)城市與核心城市上海距離的不同也可能帶來政策效應(yīng)的差異。

基于上述分析，本文將實(shí)證檢驗(yàn)長三角企業(yè)所在城市加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”對(duì)企業(yè)績效的影響，并在總體平均效應(yīng)檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析該政策效應(yīng)可能存在的多樣性：一是在時(shí)間上的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，包括加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”后政策效應(yīng)隨時(shí)間的變化和不同時(shí)點(diǎn)加入的差異;二是行業(yè)上的異質(zhì)性，探究區(qū)域一體化提升企業(yè)績效的政策效應(yīng)在不同行業(yè)間是否存在差異以及存在怎樣的差異;三是企業(yè)規(guī)模和與核心城市距離的調(diào)節(jié)效應(yīng)，檢驗(yàn)企業(yè)規(guī)模的大小和與上海距離的遠(yuǎn)近是否會(huì)導(dǎo)致區(qū)域一體化提升企業(yè)績效政策效應(yīng)的不同。

三、研究方法與樣本匹配

1.實(shí)證檢驗(yàn)方法與數(shù)據(jù)來源

如前所說，加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”的城市并非隨機(jī)的，加入城市的企業(yè)與未加入城市的企業(yè)可能存在較大的異質(zhì)性，而這些異質(zhì)性也可能帶來企業(yè)經(jīng)營績效的差異。為克服由樣本自選擇偏誤帶來的內(nèi)生性問題，本文選用PSM-DID方法來評(píng)估加入?yún)^(qū)域一體化組織對(duì)企業(yè)績效的因果效應(yīng)。PSM-DID方法的主要思想是，先采用傾向得分匹配（PSM）方法構(gòu)造有效的實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組樣本，再運(yùn)用雙重差分（DID）方法進(jìn)行政策（行為）效應(yīng)評(píng)估。

PSM方法基于樣本數(shù)據(jù)針對(duì)是否進(jìn)入實(shí)驗(yàn)組的二元虛擬變量與其影響因素（匹配變量）進(jìn)行二值選擇回歸，由此得到每一個(gè)觀測(cè)樣本的傾向得分值（Propensity Score），進(jìn)而根據(jù)傾向得分情況可以為實(shí)驗(yàn)組匹配特征最為相似的對(duì)照組[15-16]。該方法本質(zhì)上是通過由多個(gè)維度聚焦到一個(gè)維度的綜合考量，把觀測(cè)樣本合理地劃分實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組。通過PSM方法匹配后得到與實(shí)驗(yàn)組對(duì)應(yīng)的對(duì)照組后，進(jìn)一步建立計(jì)量模型進(jìn)行DID分析，可以對(duì)處理效應(yīng)進(jìn)行細(xì)致分析。DID方法要求實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組樣本在政策（行為）實(shí)施之前存在共同趨勢(shì)，而采用PSM方法篩選得到的基本特征較為相似的實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組樣本，能夠較好地滿足共同趨勢(shì)條件。

本文把加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”視為一個(gè)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，將加入該區(qū)域一體化組織的城市的企業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組樣本，未加入的城市的企業(yè)作為對(duì)照組樣本，并運(yùn)用PSM方法對(duì)其進(jìn)行篩選，再采用DID方法對(duì)篩選出的樣本進(jìn)行政策效應(yīng)檢驗(yàn)。考慮到樣本企業(yè)數(shù)量較多，且不同年份之間差異較大，本文在控制城市效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)的基礎(chǔ)上進(jìn)行Pooled OLS估計(jì)，計(jì)量模型構(gòu)建如下：

本文實(shí)證分析的數(shù)據(jù)源于“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”。由于國家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)公布的中國制造業(yè)微觀企業(yè)數(shù)據(jù)截止時(shí)間為2013年，本文以1996—2013年的上海、江蘇、浙江和安徽的制造業(yè)企業(yè)為初始樣本，參考聶輝華等（2012）的做法[17]，對(duì)主要指標(biāo)的異常情況按照以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行剔除：銷售額、職工人數(shù)、總資產(chǎn)或固定資產(chǎn)凈值缺失，職工人數(shù)少于8，總資產(chǎn)小于流動(dòng)資產(chǎn)，總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)凈值，累計(jì)折舊小于當(dāng)期折舊，銷售額低于500萬元，實(shí)收資本小于或等于0。由于在樣本期間，“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”在1997年成立后，分別于2003和2010年有2次擴(kuò)容，為檢驗(yàn)在不同時(shí)間加入的政策效應(yīng)是否存在差異，進(jìn)一步將整體樣本劃分為“第一批城市”“第一次擴(kuò)容”和“第二次擴(kuò)容”三個(gè)樣本，并用“區(qū)域一體化1”“區(qū)域一體化2”“區(qū)域一體化3”分別表示企業(yè)所在城市是否為“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”第一批城市、第一次擴(kuò)容城市和第二次擴(kuò)容城市的虛擬變量。表1為初始樣本變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

2.樣本匹配

從“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”成員城市的擴(kuò)容路徑來看，總體上是以上海為核心按照城市能級(jí)順次擴(kuò)容。地理空間上遵從“由近及遠(yuǎn)”的規(guī)律，即先包括江蘇和浙江的部分城市，然后再逐漸吸收蘇北、浙西及安徽的城市入會(huì)。因此，“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”在城市選擇上表現(xiàn)出“中心-外圍”的特點(diǎn)，第一批城市包括上海及江蘇和浙江省域內(nèi)最具經(jīng)濟(jì)活力的蘇錫常、杭嘉湖等城市，第一次和第二次擴(kuò)容則基本上按照城市效率優(yōu)先的原則進(jìn)行吸納。企業(yè)績效是直接體現(xiàn)城市能級(jí)的微觀證據(jù)，因而影響企業(yè)績效的特征變量在一定程度上也是影響其所在城市是否加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”的先行因素。因此，本文在進(jìn)行PSM時(shí)選用前述的控制變量作為匹配變量，采用最近鄰匹配法，并按照1﹕1的比例進(jìn)行匹配。圖1為實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組樣本在匹配前后的核密度（Kdensity）圖，匹配前實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組樣本的傾向得分分布存在明顯差異，匹配后則較為接近，表明匹配效果較好。

表2是針對(duì)第一批加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”樣本匹配前后的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果。樣本匹配前實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的匹配變量均存在較大的差異，匹配后各變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差大幅減少，最大偏差只有3.1%?？梢?，通過PSM法進(jìn)行樣本匹配后，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組樣本的數(shù)據(jù)得到了均衡，有效解決了兩組樣本的個(gè)體特征差異問題（Rosenbaum et al，1985）[15]。針對(duì)“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”第一次和第二次擴(kuò)容的樣本，圖2更為直觀地展示了平衡性檢驗(yàn)結(jié)果，匹配后實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組樣本的數(shù)據(jù)同樣更加均衡。

四、政策效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

1.基準(zhǔn)回歸分析

表3報(bào)告了基準(zhǔn)回歸結(jié)果，其中，模型（1）針對(duì)整體樣本，模型（2）（3）（4）分別針對(duì)“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”的“第一批城市”“第一次擴(kuò)容城市”“第二次擴(kuò)容城市”。模型（1）中的實(shí)驗(yàn)組樣本企業(yè)受到政策影響的時(shí)間節(jié)點(diǎn)不一致（存在3個(gè)政策時(shí)點(diǎn)），因而采用多期DID方法分析;模型（2）（3）（4）中的實(shí)驗(yàn)組樣本企業(yè)受到政策影響的時(shí)間節(jié)點(diǎn)相同，采用傳統(tǒng)DID方法分析。從基準(zhǔn)回歸結(jié)果來看，在引入各控制變量并通過控制城市效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)緩解遺漏變量偏誤問題的情況下，“區(qū)域一體化”的回歸系數(shù)均顯著為正，表明企業(yè)所在城市加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”能夠促進(jìn)企業(yè)績效的提升。從“區(qū)域一體化”回歸系數(shù)的大小來看，第一次擴(kuò)容的政策效應(yīng)最大，第二次擴(kuò)容樣本的政策效應(yīng)最小，可能的原因是：在長三角一體化先行先試的過程中，一些影響資源配置的制度性問題逐漸得到破解，區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的政策紅利逐漸顯現(xiàn)，“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”第一次擴(kuò)容的城市獲得了良好的后發(fā)優(yōu)勢(shì)，對(duì)其轄域內(nèi)企業(yè)績效產(chǎn)生了更為顯著的促進(jìn)效應(yīng)。然而，區(qū)域聯(lián)動(dòng)發(fā)展還存在不平衡的問題，“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”第二批擴(kuò)容的蘇北、浙西和安徽的城市由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)落后，在通過融入長三角一體化促進(jìn)企業(yè)發(fā)展方面還存在一些障礙，致使加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”對(duì)其企業(yè)績效的促進(jìn)效應(yīng)相對(duì)較弱。另外，各控制變量的回歸系數(shù)與理論預(yù)期及相關(guān)研究結(jié)論基本一致，表明本文的分析結(jié)果可信。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文通過虛擬政策實(shí)施時(shí)間進(jìn)行反事實(shí)檢驗(yàn)，進(jìn)而驗(yàn)證基準(zhǔn)分析結(jié)論的穩(wěn)健性。假設(shè)企業(yè)所在城市加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”的政策實(shí)施時(shí)間為1997年

由于整體樣本和“第一批城市”樣本起始觀測(cè)年份為1996年，而事實(shí)上政策效應(yīng)起作用的年份為1998年，所以只能選取1997年作為虛擬政策實(shí)施時(shí)間進(jìn)行反事實(shí)檢驗(yàn)。，重新進(jìn)行回歸，結(jié)果見表4?！皡^(qū)域一體化”的回歸系數(shù)不顯著，可以排除加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”之外的其他因素促進(jìn)企業(yè)績效提升的可能性，從而表明本文分析的區(qū)域一體化促進(jìn)企業(yè)績效提升的因果效應(yīng)具有穩(wěn)健性。接下來，針對(duì)第一次擴(kuò)容和第二次擴(kuò)容樣本，進(jìn)一步在1998年至擴(kuò)容前1年的時(shí)間跨度內(nèi)，采用隨機(jī)抽樣的方式選取虛擬政策實(shí)施時(shí)間進(jìn)行反事實(shí)檢驗(yàn)。圖3展示了基于有放回隨機(jī)抽樣（Bootstrap）方法（n=500）得到的“區(qū)域一體化”的回歸系數(shù)、p值及其分布情況，回歸系數(shù)總體上也不顯著（p值<5%的頻數(shù)占隨機(jī)抽樣500次的比重遠(yuǎn)低于95%）第一次擴(kuò)容樣本的“區(qū)域一體化”回歸系數(shù)p值<5%的頻數(shù)為387，占隨機(jī)抽樣總次數(shù)的77.4%;第二次擴(kuò)容樣本的“區(qū)域一體化”回歸系數(shù)p值<5%的頻數(shù)為204，占隨機(jī)抽樣總次數(shù)的40.8%。。因此，總體上看，所在城市加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”有利于企業(yè)績效提升的結(jié)論是穩(wěn)健的。

3.平行趨勢(shì)和動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)

使用DID方法進(jìn)行政策效應(yīng)評(píng)估，一個(gè)重要的前提條件是滿足平行趨勢(shì)假設(shè)?；鶞?zhǔn)回歸得到“區(qū)域一體化”正向影響“企業(yè)績效”的結(jié)論，從總體上考察了政策的平均效應(yīng)，但細(xì)化到每一年份的動(dòng)態(tài)效應(yīng)還是一個(gè)尚未打開的“黑箱”。為進(jìn)行平行趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn)，并更加細(xì)致地考察區(qū)域一體化影響企業(yè)績效的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，引入年份虛擬變量與實(shí)驗(yàn)組樣本的交互項(xiàng)“區(qū)域一體化i”

i =1996，1997，…，2013。當(dāng)觀測(cè)樣本為被考察年份i的實(shí)驗(yàn)組企業(yè)時(shí)，“區(qū)域一體化i”取值為1;否則，取值為0。同時(shí)，為消除完全共線性問題，將“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”成立的當(dāng)年視作為基期并予以剔除。，替代基準(zhǔn)模型的核心解釋變量“區(qū)域一體化”進(jìn)行回歸分析，基于整體樣本的回歸結(jié)果見表5。從平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果來看：“區(qū)域一體化i”（i<2011）的回歸系數(shù)絕大多數(shù)不顯著，表明在整體樣本完全受到政策影響的2011年之前，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的樣本企業(yè)績效沒有顯著的差異，通過了平行趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn)。從動(dòng)態(tài)效應(yīng)回歸結(jié)果來看：“區(qū)域一體化2008”“區(qū)域一體化2009”的回歸系數(shù)顯著為正，表明隨著區(qū)域一體化的深入推進(jìn)，其促進(jìn)企業(yè)績效提升的政策效應(yīng)逐漸顯現(xiàn);“區(qū)域一體化2011”“區(qū)域一體化2012”“區(qū)域一體化2013”的回歸系數(shù)逐漸增大且顯著性逐漸增強(qiáng)，表明加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”對(duì)企業(yè)績效提升具有持續(xù)強(qiáng)化的促進(jìn)效應(yīng)。

進(jìn)一步對(duì)“第一批城市”“第一次擴(kuò)容”和“第二次擴(kuò)容”三個(gè)樣本進(jìn)行平行趨勢(shì)和動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)，將“區(qū)域一體化i”的回歸系數(shù)繪制成二維圖（見圖4）。從平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果來看：“第一批城市”和“第一次擴(kuò)容”樣本中，“區(qū)域一體化i”的回歸系數(shù)在政策實(shí)施（1998年和2004年）之前均不顯著，通過了平行趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn);在政策實(shí)施后，“區(qū)域一體化i”的回歸系數(shù)漸進(jìn)顯著為正，表明前期的區(qū)域一體化對(duì)企業(yè)績效提升的促進(jìn)存在一定的滯后效應(yīng)，但滯后期趨于縮短;“第二次擴(kuò)容”樣本中，“區(qū)域一體化i”的回歸系數(shù)在1996—1997年依然不顯著，但在政策實(shí)施（2011年）之前的其他年份多數(shù)顯著為正，表明自1997年第一批城市加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”之后，后期的區(qū)域一體化在促進(jìn)企業(yè)績效提升方面萌發(fā)了預(yù)期效應(yīng)。從動(dòng)態(tài)效應(yīng)回歸結(jié)果來看：“區(qū)域一體化i”在政策實(shí)施后基本上顯著為正（除國際金融危機(jī)期間表現(xiàn)出階段性的回調(diào)外），從總體上看，加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”對(duì)企業(yè)績效提升的促進(jìn)作用存在逐漸增強(qiáng)的良好勢(shì)頭。

4.行業(yè)異質(zhì)性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”對(duì)企業(yè)績效提升的促進(jìn)效應(yīng)是否具有行業(yè)異質(zhì)性，根據(jù)二分位國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類（GB/T4754-2017）標(biāo)準(zhǔn)，將樣本企業(yè)劃分為31個(gè)行業(yè)，分別進(jìn)行估計(jì)分析，整體樣本的回歸結(jié)果見表6。農(nóng)副食品加工業(yè)等4個(gè)行業(yè)與基準(zhǔn)回歸結(jié)論保持一致，食品制造業(yè)等9個(gè)行業(yè)“區(qū)域一體化”的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，其他18個(gè)行業(yè)“區(qū)域一體化”的回歸系數(shù)不顯著。回歸結(jié)果較為分散的原因可能是，整體樣本企業(yè)所在城市涉及的區(qū)域包括上海周邊、蘇北、浙西和安徽，區(qū)域比較優(yōu)勢(shì)和產(chǎn)業(yè)發(fā)展導(dǎo)向的差異性較大。因此，按照政策時(shí)點(diǎn)分批次考察政策效應(yīng)的行業(yè)異質(zhì)性可能更有價(jià)值。

具體行業(yè)如下：農(nóng)副食品加工業(yè)（13），食品制造業(yè)（14），酒、飲料和精制茶制造業(yè)（15），煙草制品業(yè)（16），紡織業(yè)（17），紡織服裝、服飾業(yè)（18），皮革、皮毛、羽毛及其制品和制鞋業(yè)（19），木材加工和木、竹、藤、棕、草制品業(yè)（20），家具制造業(yè)（21），造紙和紙制品業(yè)（22），印刷和記錄媒介復(fù)制業(yè)（23），文教、工美、體育和娛樂用品制造業(yè)（24），石油加工、煉焦和核燃料加工業(yè)（25），化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)（26），醫(yī)藥制造業(yè)（27），化學(xué)纖維制造業(yè)（28），橡膠和塑料制品業(yè)（29），非金屬礦物制品業(yè)（30），黑色金屬冶煉和壓延加工業(yè)（31），有色金屬冶煉和壓延加工業(yè)（32），金屬制品業(yè)（33），通信設(shè)備制造業(yè)（34），專用設(shè)備制造業(yè)（35），汽車制造業(yè)（36），鐵路、船舶、航空航天和其他運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)（37），電氣機(jī)械和器材制造業(yè)（38），計(jì)算機(jī)、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)（39），儀器儀表制造業(yè)（40），其他制造業(yè)（41），廢棄資源綜合利用業(yè)（42），金屬制品、機(jī)械和設(shè)備修理業(yè)（43）。

進(jìn)一步對(duì)“第一批城市”“第一次擴(kuò)容”和“第二次擴(kuò)容”三個(gè)樣本進(jìn)行行業(yè)異質(zhì)性檢驗(yàn)，將分組回歸后核心解釋變量的回歸系數(shù)及其95%置信區(qū)間繪制成二維圖（見圖5）：“區(qū)域一體化”的回歸系數(shù)集中度明顯提高，在大部分行業(yè)均顯著為正，少數(shù)不顯著，個(gè)別顯著為負(fù)。其中，“第一次擴(kuò)容”樣本中，只有“木材加工和木、竹、藤、棕、草制品業(yè)”和“電氣機(jī)械和器材制造業(yè)”2個(gè)行業(yè)“區(qū)域一體化”的回歸系數(shù)顯著為負(fù);“第二次擴(kuò)容”樣本中，“皮革、皮毛、羽毛及其制品和制鞋業(yè)”“家具制造業(yè)”“鐵路、船舶、航空航天和其他運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)”“計(jì)算機(jī)、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)”和“儀器儀表制造業(yè)”5個(gè)行業(yè)“區(qū)域一體化”的回歸系數(shù)顯著為負(fù)。其原因可能在于：一方面，一些附加值不高的制造業(yè)與長三角的比較優(yōu)勢(shì)和發(fā)展重點(diǎn)不匹配，需要考慮向內(nèi)陸地區(qū)轉(zhuǎn)移產(chǎn)能;另一方面，隨著長三角擴(kuò)容步伐的加快，區(qū)域差異性愈加明顯，樣本企業(yè)所在城市產(chǎn)業(yè)發(fā)展環(huán)境分化加劇，導(dǎo)致區(qū)域一體化對(duì)企業(yè)績效的影響表現(xiàn)出更為明顯的行業(yè)異質(zhì)性。

5.調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

借鑒張學(xué)良等（2017）的做法[3]，在基準(zhǔn)模型中分別引入“區(qū)域一體化”與“企業(yè)規(guī)?！钡慕换ロ?xiàng)（區(qū)域一體化×企業(yè)規(guī)模）和“區(qū)域一體化”與“與核心城市距離”的交互項(xiàng)（區(qū)域一體化×城市距離），以檢驗(yàn)企業(yè)規(guī)模和城市距離在區(qū)域一體化影響企業(yè)績效中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，計(jì)量模型設(shè)定如下：

其中，“與核心城市距離”用樣本城市與長三角核心城市上海之間距離的自然對(duì)數(shù)來衡量，各城市與上海的距離通過百度地圖搜索得到（起點(diǎn)設(shè)為“××市人民政府”，終點(diǎn)設(shè)為“上海市人民政府”）?；谡w樣本的回歸結(jié)果表明（見表7），區(qū)域一體化對(duì)企業(yè)績效提升的促進(jìn)效應(yīng)總體上受到企業(yè)規(guī)模的正向調(diào)節(jié)（β'2>0，且p<1%）和城市距離的負(fù)向調(diào)節(jié)（β''2<0，且p<1%）。進(jìn)一步對(duì)“第一批城市”“第一次擴(kuò)容”和“第二次擴(kuò)容”樣本分別進(jìn)行考察。

從企業(yè)規(guī)模的調(diào)節(jié)效應(yīng)來看：“第一批城市”和“第一次擴(kuò)容”樣本中，企業(yè)規(guī)模具有顯著的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)（β'2>0，且p<1%），即規(guī)模越大的企業(yè)其所在城市加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”后績效提升越明顯;在“第二次擴(kuò)容”樣本中，企業(yè)規(guī)模具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)（β'2<0，且p<1%），即規(guī)模越小的企業(yè)，其所在城市加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”后績效提升越明顯?？赡艿脑蚴?，區(qū)域一體化在前期對(duì)企業(yè)發(fā)展的政策紅利存在門檻條件，在經(jīng)濟(jì)合作政策上也可能向大企業(yè)傾斜，且規(guī)模較大的企業(yè)積聚資源和要素的能力更強(qiáng)，因而區(qū)域一體化對(duì)規(guī)模較大企業(yè)績效的增進(jìn)效應(yīng)更強(qiáng);隨著區(qū)域一體化不斷推進(jìn)，政策導(dǎo)向逐漸轉(zhuǎn)向普惠性甚至開始向中小企業(yè)傾斜，而且大企業(yè)的輻射效應(yīng)也開始顯現(xiàn)并不斷增強(qiáng)，因而中小企業(yè)可以在區(qū)域一體化中享受到更多的政策紅利，表現(xiàn)出更強(qiáng)的績效提升效應(yīng)。

從與核心城市距離的調(diào)節(jié)效應(yīng)來看：在“第一批城市”和“第二次擴(kuò)容”樣本中，與核心城市距離具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)（β''2<0，且p<1%），所在城市與上海的距離越遠(yuǎn)，加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”對(duì)企業(yè)績效提升的促進(jìn)作用越弱。也就是說，只有在一定的地域范圍內(nèi)，加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”才會(huì)顯著提升企業(yè)績效。其中，在“第一批城市”樣本中，該距離的上限大約為3 173公里，即exp（0.038 7/0.004 8）;在“第二次擴(kuò)容”樣本中，該距離的上限大約為401公里，即exp（0.555 0/0.092 6）。在第二次擴(kuò)容樣本中，合肥距離上海最遠(yuǎn)，達(dá)到463.8公里（超過了401公里），意味著其加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”可能并不會(huì)顯著提升企業(yè)的經(jīng)營績效。這也說明，地方政府推動(dòng)的區(qū)域一體化具有一定局限性，區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展還需要更高層面的政策安排，應(yīng)把長三角一體化發(fā)展上升為國家戰(zhàn)略。2019年12月，《長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》的出臺(tái)標(biāo)志著長三角一體化發(fā)展成為國家戰(zhàn)略并將大力推進(jìn)，這無疑會(huì)在更大范圍更大力度上促進(jìn)企業(yè)績效提升和區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。

五、結(jié)論與啟示

區(qū)域一體化有利于提高資源配置效率，優(yōu)化企業(yè)空間布局，改善企業(yè)營商環(huán)境，降低企業(yè)生產(chǎn)成本和交易成本，增強(qiáng)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，進(jìn)而提升企業(yè)經(jīng)營績效。本文以企業(yè)所在城市是否加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，基于“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”高度細(xì)化的企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，采用PSM-DID方法實(shí)證檢驗(yàn)區(qū)域一體化對(duì)企業(yè)績效的影響，并進(jìn)一步分析該政策影響的時(shí)間動(dòng)態(tài)效應(yīng)、行業(yè)異質(zhì)性以及企業(yè)規(guī)模和與核心城市距離的調(diào)節(jié)效應(yīng)，得到以下結(jié)論：（1）從總體平均效應(yīng)來看，企業(yè)所在城市加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”對(duì)企業(yè)績效提升具有顯著且穩(wěn)健的促進(jìn)作用，表明區(qū)域一體化促進(jìn)企業(yè)績效提升的政策效應(yīng)明顯。（2）從動(dòng)態(tài)效應(yīng)來看，加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”對(duì)企業(yè)績效提升的促進(jìn)作用趨于增強(qiáng)，但也會(huì)受國際金融危機(jī)等的影響而弱化;后期加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”城市的企業(yè)表現(xiàn)出顯著的預(yù)期效應(yīng)，說明區(qū)域一體化對(duì)提升企業(yè)發(fā)展信心具有積極作用。（3）從行業(yè)異質(zhì)性來看，加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”對(duì)多數(shù)行業(yè)的企業(yè)績效具有提升作用，但對(duì)少數(shù)行業(yè)（如一些不具有區(qū)域比較優(yōu)勢(shì)的行業(yè)）的企業(yè)績效有不利影響，同時(shí)大范圍的擴(kuò)容會(huì)強(qiáng)化區(qū)域一體化政策效應(yīng)的行業(yè)異質(zhì)性，因此區(qū)域一體化需要基于各地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的優(yōu)勢(shì)和水平協(xié)同推進(jìn)。（4）從調(diào)節(jié)效應(yīng)來看，在區(qū)域一體化前期和后期，企業(yè)規(guī)模分別正向和負(fù)向調(diào)節(jié)加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”對(duì)企業(yè)績效提升的促進(jìn)效應(yīng)，反映出區(qū)域一體化政策的變化及企業(yè)發(fā)展階段的演進(jìn);與核心城市距離始終負(fù)向調(diào)節(jié)加入“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)”對(duì)企業(yè)績效的提升作用，說明完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，尤其是加快推進(jìn)交通一體化可以強(qiáng)化區(qū)域一體化的政策效應(yīng)。

基于上述結(jié)論，本文認(rèn)為，在充分發(fā)揮區(qū)域一體化提升企業(yè)績效的政策效應(yīng)的同時(shí)，也應(yīng)注意政策效應(yīng)的多樣化和多變化，基于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的階段和實(shí)際，及時(shí)調(diào)整和優(yōu)化相關(guān)政策，實(shí)現(xiàn)更高層次更高質(zhì)量的區(qū)域一體化發(fā)展。進(jìn)而提出以下政策啟示：第一，加快區(qū)域一體化發(fā)展進(jìn)程，充分利用其促進(jìn)企業(yè)績效提升的政策效應(yīng)，以企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展推動(dòng)區(qū)域一體化發(fā)展的轉(zhuǎn)型升級(jí)。第二，區(qū)域一體化要重視發(fā)達(dá)地區(qū)與欠發(fā)達(dá)地區(qū)之間以及各類經(jīng)濟(jì)主體之間的協(xié)調(diào)發(fā)展，盡量平衡各地區(qū)和各類經(jīng)濟(jì)主體之間的政策效應(yīng)差異，尤其應(yīng)增強(qiáng)對(duì)較落后地區(qū)和中小企業(yè)的政策效應(yīng)。第三，區(qū)域一體化要與產(chǎn)業(yè)升級(jí)相協(xié)同，從整體上規(guī)劃好各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展路徑，既要科學(xué)布局與區(qū)域比較優(yōu)勢(shì)相匹配的產(chǎn)業(yè)項(xiàng)目，也要積極穩(wěn)妥地推進(jìn)產(chǎn)能轉(zhuǎn)移和功能疏解。第四，實(shí)施多層次區(qū)域一體化戰(zhàn)略，構(gòu)建“多中心一體化”的城市群體系，通過次中心城市的發(fā)展弱化和消除與核心城市距離對(duì)區(qū)域一體化政策效應(yīng)的消減作用。第五，要加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施的互聯(lián)互通建設(shè)，完善區(qū)域內(nèi)運(yùn)輸網(wǎng)，通過交通一體化和信息共享縮短外圍城市與中心城市之間的經(jīng)濟(jì)距離。

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Abstract： ?Regional integration improves the internal production condition and external business environment of the enterprises， reduces the production cost and transaction cost of the enterprises and further boosts the promotion of the enterprise performance by the paths such as resources sharing， market co-construction， industrial co-vitalization and policy negotiation and so on. Taking the Yangtze River Delta Urban Economic Coordination Commission as a quasi-natural experiment， based on the micro-data of manufacturing enterprises in Shanghai， Jiangsu， Zhejiang and Anhui from 1996 to 2013 in China industrial enterprise database， this paper uses PSM-DID method to test the impact of regional integration on enterprise performance. The results show that， as a whole， regional integration has a significantly， steadily and intensifyingly boosting effect on enterprise performance and has stronger predictive effect on the enterprises joined latterly. Regional integration has promoting effect on the enterprise performance in many industries but has unfavorable effect on the enterprise performance in few industries. The promoting effect of regional integration is more significant on the performance of the enterprises with bigger scale at the initial stage but is more significant on the performance of the enterprises with smaller scale at the late stage. The farer the distance between Shanghai and the city joining the Commission is， the weaker the policy effect of regional integration on enterprise performance is. While regional integration boosts enterprise performance， we should pay attention to the diversification and changes of the policy effect， try to balance the difference of the policy effect between different regions and different economic subjects， meanwhile， implement multi-layer regional integration strategy， and weaken the waning effect of city distance on regional integration policies. Key words： ?regional integration; enterprise performance; policy effect; Yangtze River Delta Urban Economic Coordination Commission; PSM-DID

CLC number：F127;F061.5Document code：A Article ID：1674-8131（2021）02-0061-16

（編輯：朱德東）