李荣林,汪 泽

(南开大学 经济学院,天津 710019)

一、引言

长期以来,政治锦标赛式的激励机制在促进中国经济快速增长的同时,形成了地方政府本位主义的发展模式。而鉴于近年来中美贸易争端加剧、国际外部需求放缓、全球贸易保护主义抬头等因素使得以单打独斗为基础的发展路径难以为继,促使中国不得不构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局。为构建新发展格局,国家颁布了《关于加快建设全国统一大市场的意见》,意见指出要打破地方保护和市场分割,打通制约经济循环的关键堵点。与此同时,党的二十大报告明确提出要“着力推动高质量发展”“着力提高全要素生产率”。统一大市场建设对发展质量的影响是一个值得深思的问题。在过去推动中国城市化进程中的撤县设区政策,在一定程度上打破了区县间的地方保护,其在降低市场分割、促进市场融合方面发挥了积极作用(唐为、王媛,2015)[1]。那么撤县设区作为缓解市场分割、提升地级市内部区域一体化的重要方式,是否有助于企业全要素生产率的提升进而推动企业和地区的高质量发展?其中的逻辑和机理是什么,是一个亟待考察的问题。

改革开放以来,中国的城镇化水平发展迅猛,城镇化水平在近四十年提高了近50%。中国用不足半个世纪的时间完成了西方发达国家近百年的城镇化历程。“撤县设市”和“撤县设区”作为政府在不同时期推动城市化进程的重要工具在促进城市规模扩张和城市数量增长方面起到了举足轻重的作用(Fan等,2012;唐为、王媛,2015)[2][1]。鉴于城市数量的饱和和城市规模的不足,自1999年以来“撤县设区”成为推动中国城市化进程的主要抓手,仅1999—2013年间县级行政区划调整(撤县设区)141次,共涉及27个省级行政单位和137个地级市,长时间多地区的行政区划整合为我们考察企业和地区的高质量发展提供了良好契机。始于Fan等(2012)[2]对中国撤县设市的定量分析,学者们逐渐开始关注撤县设区政策所带来的经济影响。从城市角度,有学者发现撤县设区不仅有助于当地人口集聚,还促进了城市经济的短期增长和发展质量提升(唐为、王媛,2015;邵朝对等,2018;詹新宇、曾傅雯,2021)[1][3～4],甚至有助于抑制本地房价的上涨(张清源等,2018)[5];对政府而言,有学者认为撤县设区行政管理改革弱化了县域经济的经济事务激励,促进了当地民生支出,通过加强被撤并县同市辖区之间的联系,降低了城市内部的资源错配(卢盛峰、陈思霞,2017;卢盛峰等,2017;张莉等,2018;唐为,2019)[6～9]。就微观主体而言,现有研究主要探讨对企业创新、出口绩效和税负的影响(卢盛峰、陈思霞,2016;范子英、赵仁杰,2020;陈熠辉等,2022)[10～12],但鲜有学者就撤县设区对企业发展质量及其机理进行系统研究。因此,本文针对撤县设区这一政策变化,利用1998—2013年发生的撤县设区改革,结合中国工业企业数据库采用多时点DID检验区域行政整合对企业发展质量的影响效应。

与既有文献相比,本文的贡献主要体现在以下几个方面:首先,现阶段基于统一大市场的研究大多停留在测度方面,且大多数研究以省级和地级市为主,本文基于撤县设区改革以区域行政整合为立足点丰富了统一大市场相关文献的研究;其次,学者就撤县设区的研究集中于区域宏观层面,基于微观企业层面的研究相对较少,本文采用工业企业数据库,以多时点DID模型系统分析了区域行政整合对域内企业高质量发展的影响,对撤县设区改革的影响研究进行了有益补充;第三,拓宽了政府政策对企业发展质量——全要素生产率影响机制的研究。近年来关于企业全要素生产率的研究屡见不鲜,但还未涉及撤县设区对企业核心竞争力的因果分析,本文填补了现有文献的空白;第四,本文从市场规模和管理效率的角度厘清了区域行政整合对企业发展质量提升的作用机制,为现阶段统一大市场建设和优化营商环境、增强企业家信心提供了证据支持;最后,本文借鉴Melitz和Polance(2015)[13]的分析框架,以企业微观数据为基础证明了区域行政整合有助于县级行政区划内部之间的资源再配置,提升了县域经济的发展质量。本文的研究结论为通过构建统一大市场、优化民营企业发展环境、充分发挥市场在资源配置中的决定性作用以提升企业发展质量提供了经验证据。

二、理论分析

(一)撤县设区政策与市场规模扩张

撤县设区可以打破行政壁垒,扩大市场规模。长期以来,中国以经济增长为基础的晋升锦标赛制度在激励地方政府推动经济高速增长的同时,也促使地方政府官员始终处于经济和政治双重竞争的零和博弈,形成了以行政区划为边界的市场分割和恶性竞争(Young,2000;周黎安,2004;周黎安,2007)[14～16]。地区之间“以邻为壑”的发展模式阻碍区域间经济合作和专业化分工造成效率损失的同时(郑毓盛、李崇高,2003)[17],也促使本土企业在跨地区经营时面临制度性障碍,导致不同生产技术的企业首选进入国外市场(朱希伟等,2005;宋渊洋、黄礼伟,2014)[18～19]。而撤县设区政策一方面可以通过行政权力升格加强产业协调发展的顶层设计以发挥各地区的比较优势从而降低地区间产业同质化所导致的各自为政;另一方面,撤县设区政策可以打破区域之间的行政壁垒,促进资源要素在地区之间的自由流动以推进区域市场的整合和一体化(王贤彬、谢小平,2012)[20],无效竞争的降低和区域市场一体化的形成均有助于企业市场规模的扩大。

撤县设区改革可以通过扩大企业市场规模来促进企业发展质量的提升。首先,市场规模的扩大加剧了企业之间的竞争,低效率企业在激烈的市场竞争中通过市场筛选机制被迫退出(Melitz和Ottaviano,2008;Combes等,2012)[21～22],提高了企业的整体质量;其次,企业产出的增加提高了企业参与研发的边际收益,从而促使企业更有动力增加研发进而提高了企业的发展质量(Aghion等,2022)[23];最后,区域间有形或无形壁垒的破除降低了企业的运输成本,伴随着市场规模的扩大有利于集聚经济的产生,产业间的紧密关联和分工协作进一步推动了企业发展质量的改善(Krugman,1991;唐为、王媛,2015)[24][1]。

(二)撤县设区政策与企业管理效率

撤县设区不仅体现为行政区划的变更,更重要的是促进了新设区“软”实力的提升。一方面,在城乡二元背景下,城市相较农村往往拥有更高的工资水平和更加完善的公共基础服务,城乡之间资源的不均等促使高技能人才不断向城市聚集。撤县设区作为推动城市化的有效工具在显著提升当地公共服务水平的同时(陈妤凡、王开泳,2019;段龙龙、王林梅,2019)[25～26],也吸引着高技能劳动者的流入(陆铭等,2012;夏怡然、陆铭,2015;王春超、叶蓓,2021)[27～29],高技能人才的流入可以有效改善企业的人力资本结构;另一方面,长期以来营商环境的建设重城市而轻县域,县域政府作为最基层的行政单位在主导当地经济发展的同时常常带来严重的资源错配问题。正式制度环境建设的缺位和公平竞争机制的缺失,既不利于企业家长期经营企业的恒心,也不利于企业家才能的充分展现,强化了企业投资的短期行为(黄玖立、李坤望,2013;何轩等,2014)[30～31],而撤县设区可以在一定程度上弱化县域政府的行政主导(卢盛峰、陈思霞,2016;张莉等,2018)[10][8],促使县域经济向城市经济转变,提升市场化程度,有效发挥市场“看不见的手”的作用。

Bloom和Reenen(2010)[32]认为企业和地区生产力差异主要来自于企业之间管理实践的差异,管理实践的差异可以引起不同国家或同一国家内部企业之间全要素生产率差异近30%,其影响甚至超过了企业研发和IT,而市场化程度的提高和人力资本结构的改善有助于企业管理实践能力的提升(Bloom等, 2016;Bloom等,2019)[33～34]。通常而言,管理效率高的企业往往更善于利用人力资源以及金融和物质资本来提高产出效率从而对企业生产率产生重要影响,正如Bloom等(2013)[35]通过提供管理咨询服务的随机试验,发现印度纺织企业管理效率的改善促使实验组相较对照组平均生产率水平提高了11%,Lev和Radhakrishnan(2005)[36]也认为组织资本是影响企业绩效和成长的主要特质资源,组织资本的提高可以有效提升企业发展质量。

据此,本文提出如下假设:

假设1:撤县设区改革有助于企业发展质量的提升。

假设2:撤县设区改革通过扩大企业市场规模和改善企业管理效率两个渠道提升了企业发展质量。

三、数据说明与计量模型设定

(一)数据来源与处理

本文使用的数据主要来源于中国工业企业数据库,鉴于2010年数据缺失较为严重,无法测算生产率等核心指标,所以借鉴余淼杰等(2018)[37]的思路,将2010年数据予以剔除。为提高样本可靠性,借鉴Brandt等(2012)[38]文献中的标准做法对可能的异常值做以下处理:(1)剔除测算生产率所需的关键指标中小于零或缺失的观测值,如工业总产值、工业增加值、年末员工人数、中间投入品等;(2)剔除总资产小于流动资产、累计折旧小于当期折旧的观测值;(3)剔除员工人数小于8的观测值;(4)剔除所使用指标1%的极端值。为了研究的准确性,本文将样本范围进一步限定在发生过撤县设区的城市,即若行政区划代码为“123456”的县级行政单位在样本期内发生了行政区划变更,那么控制组的选择为管辖该行政区划的市级行政单位所包含的所有县区内的企业(行政区划代码为:1234XX),这样做的目的是可以为处理组选择发展程度相仿的对照组,因为相较于未发生过行政变更的城市,发生过县域行政变更的城市具有更好的发展潜力,包含所有城市样本可能会高估撤县设区政策的影响。最后,鉴于直辖市行政区划的特殊性,本文将直辖市企业样本予以剔除,所以本文包含的数据样本为1998—2009年及2011—2013年发生过县域行政区划调整的地级市内企业共15年的面板数据。

(二)变量定义和统计描述

撤县设区。撤县设区数据来源于民政部网站。民政部网站详细地记录了1999年以来县级及县级以上行政区划的变更情况,本文通过手工整理主要聚焦于县级市和县级行政单位变更为区级行政单位的数据变化。1999—2013年,县级行政区划调整共发生141次,共涉及27个省级行政单位和137个地级市,其中县级市共变更74次,县变更67次。图1为1999年以来县级行政区划调整分布情况,可以发现行政区划调整密集发生于2000—2003年和2011—2013年,本文的研究样本时间恰好包含了这一政策密集变动期。

图1 历年县级行政区划调整一览

企业发展质量。全要素生产率水平的提升彰显着企业发展质量的改善(黄贤环、王瑶,2019)[39],所以本文使用全要素生产率表征企业发展质量。全要素生产率的测算是本文的关键,现在学者所使用的方法包括OP法、LP法和ACF法等。Olley和Pakes(1996)[40]最早提出了两步一致估计方法,但是该方法假定投资与总产出始终保持单调关系,对企业样本具有较高的要求(鲁晓东、连玉君,2012)[41]。为减少样本损耗,Levinsohn和Petrin(2003)[42]在OP法的基础上进行了改进,用更加常见的中间投入代替投资作为代理变量提出了LP法。但是,OP法和LP法均以企业面对生产率冲击时能够进行无成本的及时调整为前提,为了弥补OP法和LP法的不足,Ackerberg等(2015)[43]发展出了ACF法。所以本文使用ACF法测算企业的全要素生产率,在稳健性检验中同时使用OP法和LP法来验证本文结论的稳健。本文基本变量的描述性统计见表1,可以看到衡量企业发展质量的全要素生产率最大值为6.9,最小值为0.49,均值水平为3.93;撤县设区政策的虚拟变量均值大小为0.208,证明本文样本期内处理组与对照组的样本分布结构较为合理,其他控制变量分布也同预期基本一致。

(三)计量模型设定

本文采用渐进双重差分模型来考察撤县设区政策对企业发展质量的影响。因为撤县设区政策具有准自然实验的性质,将行政区划变更的内部企业与未发生行政区域变更内的企业分别作为处理组和对照组,通过对比“撤县设区”前后处理组和对照组之间的差异,可以更好地评估这一政策对企业发展质量的影响。而且撤县设区政策并非发生在同一时间,因此,本文采用渐进双重差分模型进行估计,模型设定如式(1)所示:

TFPit=β1+β2treatj×postjt+βXit+δi+δt+δct+εit

(1)

其中,(1)式左边TFPit表示企业i在第t年的企业发展质量,用全要素生产率水平来表征;而(1)式右边treatj为虚拟变量,代表当某一县或县级市在1998—2013年发生撤县设区则取1(处理组),未发生则取0(控制组);postjt表示地区j若在第t年发生撤并则在当年及之后取值为1,其余均为0。X代表相关控制变量,借鉴包群、梁贺(2022)[44]的方法,本文控制变量为:(1)企业规模,企业员工人数的对数值(lnsize);(2)企业年龄变量,用企业当期年份减去企业创建时间并取对数(lnage);(3)人均资本存量,用企业资本总额除以年末职工总数并取对数表征(lnk);(4)资产负债率,用企业的负债总额除以总资产来表征(dr)。此外,鉴于中国加入WTO、放松外资企业管制等外生因素对企业全要素生产率的影响,使用行业层面的赫芬达尔指数(HHI)来衡量行业竞争程度,借鉴Lu和Yu(2015)[45]的方法,采用行业层面外资企业数的对数值来衡量外资管制的放松。式(1)中δi表示企业层面固定效应,δt代表时间固定效应;鉴于城市层面无法观测的时变因素可能给本文的估计带来影响,进一步加入了城市与年份的联合固定效应δct;此外,εit表示随机扰动项;为了结论的稳健,将标准误聚类在企业层面。

表1 描述性统计

四、实证结果

(一)基本估计结果

基于模型(1),本文实证分析了撤县设区对企业发展质量的影响,回归结果见表2。在表2中(1)列,仅加入撤县设区政策冲击的交互项,发现交互项的系数在1%的显著性水平上显著为正。在表2中(2)列,加入了企业年龄、企业规模、企业人均资本存量及企业资产负债比,发现加入企业层面控制变量后,核心解释变量依旧在1%的显著性水平上显著;在表2中(3)列,在企业层面控制变量的基础上,加入了企业层面固定效应和时间固定效应,发现在考虑时间异质性和企业层面异质性情况下,系数有明显的下降;而在(4)列进一步加入城市时间联合固定效应来排除城市层面随时间变化的影响因素,发现核心解释变量依然稳健;最后,(5)和(6)列为加入行业层面控制变量后的结果,发现回归结果与(3)和(4)列没有较大差异,(6)列回归结果显示撤县设区对企业全要素生产率具有显著的正向影响,行政区域整合后企业全要素生产率会提高2.4%,证明区域行政整合有助于企业发展质量的提高。此外,由控制变量可以看出,行业垄断程度和外资占比程度越高企业发展质量越好,而企业规模、企业人均资本和企业资产负债比越高则不利于企业发展质量提升。

表2 基准回归

表2(续)

(二)平行趋势检验

双重差分法最重要的条件就是要满足平行趋势检验,即处理组与对照组在政策发生前的被解释变量要具有相同的趋势变化。如果平行趋势条件无法得到满足,那么估计系数是有偏误的,这一政策变化就无法通过双重差分模型来判断因果。所以,满足平行趋势检验是本文分析和验证模型合理性的基础。此外,本文还关注撤县设区对企业发展质量的动态影响。基准回归显示了撤县设区对企业发展质量的平均影响,但是它不能反映这一政策对企业全要素生产率影响的时间变化。基于此,为了验证本文模型的合理性及考察撤县设区的动态效果,设定模型如下:

(2)

其中,Yearp表示撤县设区前后各年的虚拟变量,p为负值表示撤县设区前,包含撤县设区前5期,将政策冲击前一期作为基准期,而p为正值表示撤县设区后,也包含5期,其他设定同基本模型相一致。

图2 平行趋势检验

图2刻画了模型(2)中交互项系数的估计值及其95%的置信区间。可以看出,在发生撤县设区之前,交互项的系数均在10%的显著性水平上不显著,在95%置信区间内包含0,说明处理组与对照组企业的全要素生产率在撤县设区之前发展趋势是一致的,证明撤县设区对企业TFP的影响满足平行趋势假定。与此同时,可以看到在政策发生当年,企业的全要素生产率水平也没有明显的变化。但是,在撤并政策发生后的第一期,对照组与处理组的全要素生产率水平开始发生显著差异,处理组企业的TFP相较于对照组有了明显的提升,且在第1期至第4期均显著为正,并在第2期达到最大,随后略有下降,证明撤县设区政策对企业发展质量的影响是动态且持续的。

表3 稳健性检验1

(三)稳健性检验

为了验证结论的可靠,本文分别通过预期效应的排除、加入产业时间趋势项、两期倍差法、更换样本时间、更改样本量、安慰剂检验等多种方式来验证本文结论的稳健。

1.预期效应

首先,本文借鉴Cui和Li(2023)[46]的方法来检验撤县设区政策是否具有预期效应。如果当地企业提前预见到本地区将要发生行政区划整合从而做出相应调整,那么企业全要素生产率可能会提前增长,这将会影响DID的估计结果。所以,在表3中(1)列加入撤县设区前一期和前两期时间虚拟变量与撤县设区政策的交互项,回归结果显示撤县设区前两期的交互项不显著且核心解释变量基本保持不变,排除了预期效应的存在,证明模型估计的合理性。

2.产业时间趋势

企业的发展质量可能受未观察到的随时间变化的产业层面因素的影响,诸如地区层面的产业政策调整、本地区的产业升级等。为排除这一可能的干扰,在基准模型的基础上加入产业时间趋势项,回归结果见表3中(2)列,发现核心解释变量依然在1%的显著性水平上显著为正。

3.将样本调整为两期

为了处理可能存在的序列相关,进一步采用两期倍差法来验证本文结论的稳健。具体而言,以实际政策冲击作为节点将样本分为政策冲击前和政策冲击后,并在每一时期对每一家企业的每一个变量求算术平均从而构造新的回归样本,以此来消除序列相关对回归结果产生的干扰。两期倍差法的回归结果见表3中(3)列,结果同基准模型一致,交叉项的估计系数在1%的显著性水平上显著为正,证明了本文结论的稳健。

4.2008年以前样本

本文通过改变样本时间,使用1998—2007年发生过区域行政整合的地区进行稳健性检验。回归结果见表3中(4)列,发现相较于基准回归,1998—2007年这一政策对企业发展质量有更明显的提升,可能的原因有以下两点,首先2008年之后政策变动多发生于2011年左右,由于样本量时间限制并不能很好地估计政策效果;其次,中国工业企业数据库在2007年以后的数据质量不如2007年之前,测量误差的存在使2008年以后的数据可能会对回归结果产生干扰,从而低估结果。

5.国有企业改革

长期以来国有企业改革作为改善企业绩效的重要抓手一直被稳步推进,为了防止国有企业改革对区域内企业发展质量提升效应的干扰,本文借鉴白重恩等(2006)[47]的做法,使用总资本中非国有资本的占比情况来控制国企改革对企业全要素生产率的影响。回归结果见表3中(5)列,发现国有企业改革的确会影响企业发展质量,其系数在1%的显著性水平上显著为正。与此同时,可以看到国有企业改革并没有影响本文核心解释变量,回归结果依旧显著为正,且相较于基准回归核心解释变量的系数有了较小的提升。

表4 稳健性检验2

6.加入直辖市

鉴于直辖市地位的特殊性,在基准回归中,本文将直辖市剔除在外,没有考虑直辖市内部撤县设区对企业生产率的影响。而在表4中(1)列,本文将直辖市包含在内,发现核心解释变量的估计系数仍然在1%的显著性水平上显著且相较于基准回归有了小幅提升,因为直辖市拥有较高的经济和政治主导权,且拥有较多的政策红利,所以将直辖市包含在内会推高原有的估计结果。

7.全样本

基准模型为了更好地进行撤县设区的比较,将企业样本限制在那些发生过撤县设区的城市来避免可能的外生干扰,为了验证结论稳健,将未发生过撤县设区的城市企业样本纳入进来一起作为对照组,回归结果见表4中(2)列,发现核心解释变量系数较基准回归系数变得更大,这也符合本文的预期,因为相较未发生过撤县设区的企业,经历撤县设区的城市具有较大的发展潜力,从而经历了更快的全要素生产率提升。

8.更换被解释变量

基准回归中本文使用ACF方法测算企业的生产率水平,为了验证结论的稳健,进一步分别使用OP法、LP法来重新测算,与此同时使用企业劳动生产率(增加值除以年末员工总数的对数值)来代表企业生产率水平,回归结果见表4中(3)至(5)列,发现核心解释变量依然在1%的显著性水平上显著,且与基准回归结果无较大差异。

9.安慰剂检验

撤县设区交互项系数的显著可能是因为遗漏了其他随机因素,为了排除政策冲击是非随机及区县异质性的影响,本文随机选取实验组进行500次基准回归,得到的估计系数分布如图3。基于随机样本估计得到的系数在0附近呈现出正态分布,且估计系数均小于本文基准回归的估计系数,证明撤县设区生产率提升效应不是由于其他随机因素造成的,验证了本文结论稳健可靠。

图3 安慰剂检验

10. PSM-DID

尽管本文已经通过随机抽样的方式解决可能存在的非随机分组问题,但是撤县设区存在明显的自选择效应,因为往往经济发展程度较好的县更有可能被撤并。所以,本文使用企业规模、人均资本存量、资产负债率水平及所属行业的外资企业数作为匹配协变量,采用1∶1逐年最近邻匹配为处理组,选择相应的控制组来验证本文的基本结论,回归结果见表4中(6)列,发现回归结果相较于基准回归有了较小幅度的下降,但仍旧在1%的显著性水平上显著为正,证明结论稳健。

11. Goodman-Bacon分解

鉴于使用双向固定效应估计交叠DID可能存在偏误(Goodman-Bacon,2021)[48],本文使用Goodman-Bacon分解将整体交叠DID分解为未受政策处理的“好”控制组和已经受到政策处理的 “坏”控制组。由于“坏”处理组可能会引起估计结果产生偏误,出于稳健,本文通过分解来量化“坏”控制组对结果的影响。表5为不同控制组的估计系数和权重大小,可以看到,有91.6%的估计效应来自于 “好”的控制组,而8.4%的估计效应来自于“坏”控制组,且“好”控制组的估计系数同基准回归系数相一致,证明估计结果并没有受到“坏”控制组的较大干扰。

表5 Bacon分解

(四)机制检验

前文经过一系列稳健性检验证实撤县设区促进了企业全要素生产率水平的提升。那么,撤县设区的作用机制是什么?研究假设提出,企业市场规模的扩大和企业管理效率的改善是两个重要机制。事实是否如此?本文使用企业销售额来反映企业市场规模,而鉴于工业企业数据库只提供了企业管理费用,所以为了测算企业管理效率,本文借鉴 Fang等(2018)[49]和谢红军等(2023)[50]的做法,采用两步法测算企业管理效率。具体而言,第一步考察决定管理费用的企业层面因素,构建模型如下:

lnAEijt=AX+aj+at+εijt

(3)

其中LnAEijt代表t时j行业中企业i的管理费用的对数值,X是影响企业管理费用的企业层面变量,aj代表行业固定效应,at代表时间固定效应。借鉴谢红军等(2023)[50]的方法控制了以下变量:企业销售额的对数值、总资产占销售的比值、员工人数占销售额的比例、固定资产占总资产的比重、工业产值增长率以及表示企业产出是否下降的虚拟变量。在扣除可观察到的影响管理费用因素的基础上,通过式(4)计算企业管理效率水平MS:

MSijt=lnAEijt-AX-aj-at

(4)

鉴于管理费用中的经济因素已被扣除,那么MS就以残差的形式测度了其他非正常支出,数值越大表示企业的管理松弛越严重,管理效率越差。表6为机制检验回归结果。(1)和(2)列仅汇报了核心解释变量对企业管理效率的回归结果,发现撤县设区交互项的系数在1%的显著性水平上显著为负;更进一步,在(2)列加入了其他控制变量,由控制变量可以看出企业年龄的增长、外商企业占比的提升均有助于企业管理效率的改善,而核心解释变量依然在1%的显著性水平上显著为负,且在加入了企业和行业特征后撤县设区政策对企业管理效率的改善更加明显,其系数大小约为0.05,证明撤县设区促使企业5%的管理效率有了改善。与此同时,为考察企业市场扩张机制,表6中(3)和(4)列检验了撤县设区政策对企业销售额的影响。估计结果显示,撤县设区政策也显著地提升了企业销售规模,即使加入企业控制变量和行业控制变量的情况下,核心解释变量仍旧在5%的显著性水平上显著为正,证明区域行政整合的确降低了市场分割、打破了市场保护,促进了区域一体化的形成,从而促使企业销售规模有明显的提升。证明了撤县设区政策对企业发展质量提升的影响途径,研究假设2得证。

表6 机制检验

(五)异质性分析

前文阐述了撤县设区对企业发展质量的平均影响效应和机制。本部分将结合中国实际,从多维度考察撤县设区对企业发展质量提升的异质性影响效应。

1.不同技术行业的影响

使用国家统计局2017年高技术产业(制造业)分类目录,将电子及通信设备制造业、航天器及设备制造业、医药制造业等六个大类的86个4位码行业设定为高技术产业来分析行政区划整合政策对中国不同技术产业企业发展质量的影响。回归结果如表7中(1)和(2)列,发现撤县设区显著地促进了中国中低技术产业企业的发展质量,而对高技术行业的企业并没有显著的影响,一方面是因为高技术产业优先在人力资本和基础软硬件设施条件较好的城市进行布局,在撤并县布局较少;而另一方面,高技术产业一定也是不同地区重点政策扶持的对象,所以其发展不太会受行政区域整合的影响。

2.所有制类型

本文进一步根据企业的注册登记类型将样本分为国有企业、外资企业和民营企业,表7中(3)至(5)列汇报了不同所有制企业的回归结果。从中可以看到,在民营企业和外资企业的子样本回归中,核心解释变量显著为正,而国有企业子样本回归系数不显著,表明撤县设区政策显著提升了民营企业和外资企业的发展质量。可能的解释是外资企业和民营企业在撤县设区之后可以更好地吸纳人才,在提高管理效率的同时扩大市场规模以提升企业生产率水平,而国有企业往往处于市场垄断地位,外部环境的变化并不能有效影响其内部组织环境和企业的外部市场规模。

表7 异质性检验1

3.是否出口

本文基于出口交货值判断企业是否参与国际贸易来考察不同类型企业对撤县设区生产率提升效应的异质性影响。如表8中(1)和(2)列所示,其中(1)列为出口企业,(2)列为非出口企业,回归结果发现撤县设区政策对于非出口企业的影响是显著为正的,而对出口企业没有影响。这一结论进一步验证了本文机制的合理性,即相较于本土企业,出口企业往往拥有更强的组织管理能力、更大的海外市场规模,因此撤县设区政策所导致的外部环境变化首先促进了非出口企业管理效率和市场规模的提升,进而提升了企业发展质量。

4. 区分撤县设区与撤县级市设区

在表8中(3)列本文考察了撤县级市设区,(4)列显示了撤县设区,发现无论是撤县设区还是撤县级市设区均促进了本地区企业的TFP水平,但是相较于县,县级市的促进作用更大。出现这一结果的原因在于虽然县级市和县同属县级行政单位,但是县级市的城镇化水平和工商业发展程度较高,与此同时县级市的行政权限相较县也要更大,由此导致的市场分割和对经济发展的行政干预便更为明显,所以在撤县设区之后原县级市的TFP的提升空间相较于县更为明显。

在表8中(5)和(6)列,进一步根据企业员工人数的中位数水平将企业样本分为大规模企业和小规模企业,回归发现TFP的促进作用对于小企业更为显著,而大企业却不显著,因为一方面小规模企业容易在进入市场时被掣肘,而撤县设区之后打破地方保护才能凸显规模效应,另一方面小规模企业更需要良好的制度环境实现公平竞争,并通过外部环境的变化吸引高技能人才,改善人力资本结构从而提高企业管理效率。

表8 异质性检验2

(六)区域行政整合与地区高质量发展

为了研究区域行政整合是否有助于县域发展质量的提升,借鉴Melitz和Polance(2015)[13]的方法,以企业全要素生产率为基础测算县区层面的全要素生产率水平。区县层面总体生产率变化可以表示为存活企业内的生产率水平效应、存活企业间的资源再配置效应、区县内部新进入企业引发的企业生产率效应和区县内企业退出导致的总体生产率的变化效应,具体分解结果如下:

Δtfp=(tfpS2-tfpS1)+sE2(tfpE2-tfpS2)+sX1(tfpS1-tfpX1)

(5)

(6)

式(6)第一项为存活企业全要素生产率水平效应,表示若存活企业的增加值份额在前后两个时期保持不变,由存活企业自身全要素生产率变化所引致的县区总体全要素生产率的变动;第二项为存活企业间资源的再配置效应,即当维持存活企业的TFP不变,由存活企业增加值份额变化引致的区县全要素生产率的变动,该项为正表明资源由低增加值企业向高增加值存活企业的资源再配置,存活企业间资源再配置效率提高;第三项为新进入企业生产率的水平效应,其为正表明新企业进入促进了区县总体TFP的提升;最后一项为退出企业的生产率水平效应,其为正表明退出企业平均生产率水平低于存活企业。

表9为1998—2013年间发生行政区域整合地区的生产率分解结果,(1)至(4)列分别是企业内效应、企业间效应、进入企业效应和退出企业效应所引起的地区制造业生产率变动,在表中各数值代表以各种生产率方法为基础测算的各效应项的大小,而方括号内展示了各效应项占总效应的比重。可以发现在1998—2013年间,地区全要素生产率水平有了较为明显的提升。以ACF为基础分解的结果为例,进入企业生产率水平贡献了地区75.7%的生产率提升,增量约为2.7,占比最高;而企业内效应增量约为1.662,对地区生产率的贡献约为46.5%;正向贡献最低的为企业间效应,增长约为0.019,占总效应的0.5%。值得注意的是退出效应对总效应的贡献为负,约为-22.7%,可能的原因在于本文的样本都以撤县设区为主,在城市化进程中不符合在城市发展且拥有较高生产率的制造业企业不得不面临关停或向城市周边转移,因此促使退出企业效应对总效应的贡献为负。与此同时,不仅计算了以ACF方法的分解结果,还在表9中3至5行提供了以OP法、LP法和劳动生产率为基础测算的分解结果,可以看到OP、LP亦或是以劳动生产率为基础的分解仅在数值大小上有差异,对于总效应的贡献度较为相似,其中以LP法测算的总效应数值最大,而OP法最小。

表9 地区生产率变动的分解结果

基于逐年分解的区县层面全要素生产率变动,本文进一步考察撤县设区是否是促进地区发展质量提升的重要途径,为此,将计量模型设置成如下形式:

(7)

表10 生产率的动态分解

五、主要结论与政策建议

(一)研究结论

地方保护和市场分割是当前阻碍中国高质量发展的重要因素。国家多次将统一大市场作为构建新发展格局的工作重点,要求打破地方保护和市场分割,打通制约经济循环的关键堵点。撤县设区作为促进区域行政和地区市场一体化的有效手段,有助于破除贸易壁垒、营造公平透明的营商环境。本文以中国1998—2013年撤县设区改革为契机,使用中国工业企业数据库,采用多时点DID方法检验了区域行政整合能否促进市场一体化从而推动企业高质量发展。研究发现:首先,撤县设区能够显著提升区域内企业全要素生产率水平,并且这一结论在经过平行趋势检验、安慰剂检验、加入产业时间趋势、两期倍差法和指标替换等一系列稳健性检验之后依然显著,证明区域行政整合有助于企业发展质量的提升;第二,企业市场规模的扩大和企业管理效率的改善是撤县设区政策促进企业高质量发展的主要途径;第三,进一步考察了撤县设区对县级行政区高质量发展的影响,发现行政区划调整通过促进企业自身全要素生产率的提高和由低增加值企业向高增加值企业的资源再配置,促进了被撤并县全要素生产率水平总体的改善,从而促进了地区的发展质量提升;最后,异质性检验发现,这一促进作用主要是通过民营企业、非出口企业和小规模企业及中低技术行业来实现的,而相较于县,县级市的撤并效果更为明显。

(二)政策建议

上述研究结论不仅为客观评价撤县设区行政区划改革的影响提供了经验证据,而且也为统一大市场这一重大现实问题提供了有益启示。首先,行政区划整合是统一大市场建设的有力抓手,要合理发挥区域行政整合对企业高质量发展的促进作用。现阶段中国东西部地区县域经济发展不均衡,针对人口流失较为严重的中西部县镇,在统一大市场建设中可以优先撤并人口小县,精简行政机构推动地方和企业的高质量发展;而对于东部地区经济发展水平较高和人口规模较大的县镇在满足升格条件时要赋予其更高的经济主导权,助力其发展质量的提升。

其次,扩大市场规模是助力企业高质量发展的重要条件。要逐步消除地方政府之间隐性的行政壁垒,破除地方保护,减少政府对市场的干预,充分发挥市场在资源配置中的决定性作用。要持续推动高效畅通国内大循环的实现,促使资源向拥有高增加值的企业转移,在供给和需求互相促进的过程中实现需求质量和供给质量的提升以此来助力地区和企业的高质量发展。同时,要加强产业发展布局的顶层设计,充分发挥各地区比较优势,因地制宜的为地区高质量发展擘画蓝图,避免重复低效的市场竞争对资源的浪费。

再次,扩大内需。统一大市场建设是对现有要素流动和资源配置的优化,是对现有市场规模的再分配,旨在通过提升资源利用效率来提高发展质量,而扩大内需则是通过国内存量的增长来助推地区和企业的产业升级,是推动高质量发展的不竭动力。内需的改善同人民群众的收入水平息息相关,因此,要切实做好收入分配,提升人均可支配收入、扩大中等收入群体的比重,实现高质量发展的健康、稳定和可持续。

最后,要通过加强不同地区之间基本公共服务均等化建设,提高县域企业高技能人才占比,同时要保护和尊重企业家权益,弘扬企业家精神,推动高质量发展。习近平总书记指出“推动高质量发展,必须把人才资源开发放在最优先位置”,现阶段中国正从“人口红利”向“人才红利”转变,所以要推动公共服务均等化建设,缩小地区间公共服务差距,让人才向中西部地区流动,使专业人才可以为企业创新、地区发展提供有力支撑。