城市群內企業創新投資是否存在聯動效應
——來自國家級城市群的證據

郝盼盼，曹碧倖，賀亞楠

(山西財經大學會計學院，山西 太原 030006)

0 引言

城市群作為國家城鎮化的主體形態，承載著國家及地區的發展使命，象征著城市的未來。城市群是促進創新要素聚集、實現企業融合創新進而打造世界級創新平臺和增長極的重要載體。黨的十九屆五中全會通過的 《建議》提出要健全區域協調發展體制機制，這將城市群的協同發展提到新高度。截至2019年2月18日，國務院先后批復了10個國家級城市群，城市群不僅是解決大城市病的主要途徑，更是發揮虹吸效應、促進區域發展均衡的重要引擎。

企業是城市群內重要的經濟驅動單元。《國家 “十四五”規劃綱要》強化企業創新主體地位，支持企業牽頭組建創新聯合體。已有研究側重從微觀視角出發關注個體企業創新投資決策，例如企業內部控制、分析師跟蹤，媒體負面報道數量等[1-3]，忽略了企業之間創新投資的聯動，尤其缺少在城市群這一大背景下的研究。那么，在國家級城市群中，企業創新投資是否存在聯動性呢？這種聯動能否進一步引起產出聯動進而推動區域聯動？這是本文需要探究的一系列問題，考慮到在我國區域協同發展中京津冀城市群的作用不可或缺，除已批復的10個國家級城市群外，也將其納入本文的研究范圍。

本文的邊際貢獻主要有兩個方面：①拓展企業創新理論，為宏觀區域研究找到微觀證據。立足城市群層面，探究企業創新投資的聯動性，突破已有個體決策及區域創新差異對比的研究局限。②基于大力鼓勵創新成果有效轉化的現實，將創新投資到創新產出再到經濟后果這一完整的研發過程納入分析框架，為研發投資效率提供新的分析路徑，同時有助于為構建區域協調發展機制提供微觀政策建議。

1 文獻回顧

近年來，突破傳統的研究框架，學者開始關注財務決策的 “趨同效應”“同群效應”和 “模仿效應”等，包括同行業[4-7]、同群體[8-9]、同地區[10-13]的決策聯動。關于同地域聯動性的研究最早源于股票投資，有學者[14]研究得出投資具有地區效應，表現為投資者更傾向于投資本地公司的股票。在資本結構決策中，企業的資產負債率和現金持有等決策存在地區效應[10]。在企業違規行為決策中，企業的違規傾向會隨著同地區其他企業的上升而升高，這種效應在規模相近或CEO年齡相仿的企業中更明顯[15]。近期，學者[11]開始關注企業投資決策的地域聯動性，以美國上市公司為樣本發現鄰近公司對焦點公司的投資有影響，其甚至受到同地區不同行業其他公司投資的影響。以我國上市公司為樣本，企業投資也具有同伴效應，地方政府干預會提升這種效應[16]。梳理上述文獻的啟發是：①與一般投資方式不同，企業創新投資決策具有高風險、高不確定性；②城市群這一地域環境具有空間組織緊湊、經濟聯系緊密等特殊性，在此地域下創新投資聯動現象的研究更重要，但已有研究較欠缺。因此，選取國家級城市群這一特殊地域為樣本，從地域聯動角度探究企業創新活動，具有重要的理論和現實意義。

2 理論分析與研究假設

2.1 城市群內企業創新投資的聯動效應分析

創新經濟學理論提出創新是一種復雜的動態學習過程，它既受個體發展的影響，又需要個體之間的交互作為支撐。創新技術知識的隱含屬性通過個體交流等方式才能獲得；創新過程的不確定性激勵組織組成互動網絡；創新的復雜性決定聚集可降低信息成本。企業創新活動存在其社會網絡下的同群效應[17]，而且企業研發投入同儕效應的形成機制在于獲取決策相關信息和保持競爭優勢[18]。此外，企業地理距離越近，其研發支出正相關關系越強[19]。

城市群是一種天然的集聚。聚集經濟效益理論認為，企業的地理空間相鄰能產生巨大經濟效益。例如，城市群內基礎設施和服務的共享、中間投資品的關聯等將導致成本聯動；企業所在城市的其他企業在地理上集聚而產生的外部經濟會影響企業創新[20]；產業集聚能為企業提供寬松的外部金融環境以進行創新投資和強化生產力[21]；勞動力市場共享會引起人力資本聯動；不同行業間的知識溢出和信息傳播利于信息聯動，生產性服務業和制造業集聚對區域創新效率的提升更多是通過知識溢出來實現的[22]。因而，城市群的空間聚集效應可為企業間的信息交互提供便利條件。本研究按企業總部所在城市群及行業屬性進行分組，作出如下定義：不同城市群同行業間的創新聯動反映的是行業聯動[11]；同城市群不同行業間的聯動將行業效應分離出去，反映了地域聯動性，這種聯動性得到的遞增收益更能為該區域帶來活力[23]；同城市群同行業間的聯動則綜合了地域和行業雙重效應。本文將重點關注地域聯動性，由此提出假設H1：同一城市群內不同行業的企業創新投資具有明顯的地域聯動性。

2.2 城市群內主導行業及核心城市企業創新的輻射帶動作用

基礎性產業憑借區域內資源稟賦發展成為主導行業，成為當地經濟發展的核心支柱[24]。為了促進資源配置和調整產業結構，我國實施了一些遵循地方比較優勢的產業政策，這些政策有利于區域主導行業的發展[25-26]。有學者[26-28]驗證主導行業在緩解融資約束、增長出口貿易和促進企業績效等方面發揮積極效果。主導行業處在產業鏈核心位置，在城市群內的高度集中能夠發揮其正向溢出效應，向其他企業傳播新知識和新技術。不同行業在進行創新投資決策時，為增加創新投資成功率、降低獲取研發有關的信息成本，會對主導行業的創新決策產生學習行為[14]。據此提出假設H2a：在同一城市群內，其主導行業企業的創新投資對其他行業具有帶動作用。

核心城市在國家級城市群中有著重要戰略地位，其擁有的經濟實力、科技水平等主導著一個地區的發展進程。根據美國經濟學家赫爾曼在 《經濟發展戰略》提出的觀點，長期來看發達區域的發展將帶動欠發達區域經濟增長。核心城市對城市群發展具有輻射效應的表現有：各城市經濟規模、工業化程度等存在差異導致的關聯產業效應；生產成本升高導致產業轉移的梯度轉移效應；各類型產業的不同企業之間以及不同行為主體之間產生的聚集效應[29]，這些發生在核心城市及其他城市之間的現象均有助于共同提升發展競爭力。2015年3月我國出臺 《國家創新驅動發展戰略綱要》，為核心城市推動區域創新作出政策指引，系統推進全面創新成為全面增強區域經濟發展的動力，從而成為提升輻射能力的重要渠道。據此提出假設H2b：在同一城市群內，其核心城市的企業創新投資對其他城市具有輻射作用。

3 研究設計

3.1 樣本選擇和劃分

本文以滬深A股上市的制造業和信息技術企業為樣本，這類企業R&D投資較大且相關R&D信息披露全面，樣本期為2008—2019年。同時對樣本進行如下調整：①考慮到企業創新活動存在持續性，剔除連續3年未披露研發費用的企業；②剔除財務數據缺失及異常的企業；③對模型中的連續變量進行1%分位上的Winsorize處理。

本研究根據企業j所屬的行業i和總部所在城市所屬的城市群a對其進行劃分。其中，行業分類按照2012年證監會發布的 《上市公司行業分類指引》中的二級行業標準劃分；企業所屬城市群的界定標準根據國家級城市群的城市名單進行確認。例如，德賽電池科技股份有限公司所屬的行業i為電氣機械及器材制造業，其總部所在城市為廣東省深圳市，故其所屬的城市群a為粵港澳大灣區。

此外，為了探究城市群內企業創新投資是否存在聯動性，需要劃分以下類別企業：①同群不同行業企業：與焦點企業j處于同一城市群，但屬于不同行業的企業；②不同群同行業企業：與焦點企業j處于不同城市群，但屬于同一行業的企業；③同群同行業企業：與焦點企業既屬于同一城市群又屬于同一行業的企業。

3.2 數據來源

本文的R&D支出數據通過查詢CSMAR數據庫及CNRDS數據庫得到，研發人員數量占比來自CNRDS數據庫，高鐵站點數據查閱中國鐵路總公司網站取得，其他財務數據均來源于CSMAR數據庫。

3.3 變量定義

(1)創新投資變量。企業的R&D支出經常被用來代表企業創新投資水平。本研究采用研發支出與年初總資產之比測度企業的創新投資水平[30-31]。

(2)其他控制變量。考慮到企業創新活動還受到企業其他因素的影響，本研究加入一系列控制變量進行探析，包括資產收益率、托賓Q值、銷售收入、銷售增長率、現金流、企業規模及資產負債率等。

3.4 模型構建

為了驗證城市群內企業創新投資是否存在聯動性，構建如下模型[11]：

(1)

表1 變量定義

4 實證結果與分析

4.1 描述性統計

本文研究的11個國家級城市群按照東中西部劃分所得的2008—2019年企業創新投資趨勢如圖1所示。本文利用國家統計局在進行農村住戶調查時對東中西部的劃分確定東中西部所轄省區[32],分類結果為：①東部地區城市群有北部灣、京津冀、長江三角洲城市群及粵港澳大灣區；②中部地區城市群為哈長、呼包鄂榆、長江中游及中原城市群；③西部地區城市群有成渝、關中平原和蘭西城市群。由圖1可知，位于不同地區城市群的創新投資差距是很明顯的，且這種差距存在持續性，甚至有逐漸擴大趨勢。處于東部地區城市群的創新投資是西部地區城市群的2倍多，與中部地區城市群的倍差雖相對較小，但差距仍較大。相比于中部地區與西部地區，東部地區的經濟發展速度較快，這一發現表明城市群經濟發展水平的不同是造成企業創新投資存在差異的一大因素。

圖1 2008—2019年東中西部地區城市群內企業創新投資對比

本文所選樣本的描述性統計結果見表2。表2中，樣本企業創新投資最大值為0.151，最小值為0.0005，說明企業創新發展狀況是不均衡的，部分企業可能還沒有意識到創新重要性，預示其成為企業發展的主要動力還需要漫長時間。此外，不同群同行業企業的創新投資平均值最大，為0.0334，說明與西方國家高新技術企業創新投資相比，我國企業仍具有很大差距，投資水平亟待提高。

4.2 城市群內企業創新投資的聯動效應分析

通過模型檢驗城市群內企業創新投資的聯動性是否存在，實證結果見表3。表3中，列 (1)(2)是對不同城市群同行業企業和同城市群不同行業企業組合單獨進行回歸的結果，其分別在1%和5%的水平下顯著，影響系數為0.1968和-0.0601，因而不同城市群同行業企業組合與同城市群不同行業企業組合內的創新投資均具有明顯的關聯性，證明行業效應和地域效應的存在性。驗證了假設H1。列 (3)對同群同行業企業組合進行回歸，結果顯示在1%的顯著性水平下存在正相關關系，這再次證明城市群內企業創新投資同時存在行業效應和地域聯動效應。列 (4)～ (6)分別是對3個不同組合同期、滯后1期及滯后2期進行回歸的結果。其中，不同群同行業企業組合及同群同行業企業組合同期及滯后期的估計系數正向顯著，這再次說明企業創新投資行業效應、地域效應及其交叉效應的存在性。需要注意，在同城市群不同行業組合中滯后2期時，回歸系數在10%的顯著性水平下存在正相關性。這一現象出現的原因可能是在同一城市群內不同行業間創新信息傳遞存在一定的滯后性，且信息獲取到創新決策的實施也存在滯后，因此同城市群內不同行業企業創新投資的聯動效應存在明顯的滯后性。

變量平均值中位數最小值最大值標準差樣本量RDi,aj,t0.03150.01540.00050.1510.025710703RD-i,ap,t-k0.03260.02750.01160.08640.009711287RDi,-ap,t-k0.03340.02980.00710.1010.016711487RDi,ap,-j,t-k0.03310.02330.00200.08470.016411345Size21.7621.6219.7325.261.11712224ROA0.04920.0471-0.1870.2070.055512225Q2.1211.35260.9397.6661.19811797Sales0.6270.39420.1372.1890.35412227Sales growth0.1770.0060-0.3991.7500.31211067Book leverage0.3600.20700.04600.7880.18512225CF18.7917.843714.8922.621.4659928Corerd0.03470.02850.00250.05570.00916693Domrd0.03110.02760.00070.06490.011110579

表3 城市群內企業創新投資聯動效應的回歸結果

主導行業處于產業鏈關鍵環節，具有較強的上下游縱向關聯效應，且擁有的先進技術和新知識在城市群內擴散和流動，促進企業間信息融合[33]。而核心城市不僅在經濟發展水平等外部因素上有優勢，其現代開放的文化氛圍有助于信息流通。基于此，將進一步檢驗城市群主導行業 (核心城市)是否對去除主導行業 (核心城市)的其他行業企業 (其他城市企業)的創新投資有影響。對于城市群主導行業和核心城市的確定，本文將主導行業界定為城市群內上市公司市值占比最高的行業，核心城市則按國家發展改革委的規定確定。表4和表5分別列示了城市群主導行業和核心城市的回歸結果。需要說明的是，蘭西城市群由于樣本缺乏，未得出相應結果。

城市群內主導行業的帶動作用檢驗結果見表4。表4中，列 (1)為北部灣城市群的主導行業醫療制造業對其他行業企業創新投資的影響。其他列類似，變量Domrd表示各主導行業對其他行業企業創新投資的影響，其系數大多在1%和5%的水平下顯著。可以看出，主導行業作為交易市場核心，能夠幫助其他行業提高創新水平。上述結果驗證了假設H2a。

表4 城市群內主導行業的帶動作用檢驗結果

核心城市輻射作用的檢驗結果見表5。表5中，變量Corerd表示各城市群核心城市對其他城市企業創新投資的影響。可見，除南寧、呼和浩特和北京外，其他核心城市的企業創新投資均具有正向帶動效應，假設H2b得到驗證。對于京津冀城市群而言，北京作為其核心城市卻沒有表現出明顯帶動作用，這可能是因為除了北京以外，天津的發展水平也名列前茅，對其他城市的創新發展具有類似帶動作用，且雄安新區的建立在一定程度上疏解了北京的城市功能，影響了京津冀城市群的發展格局。然而南寧和呼和浩特的輻射作用不強，可能是由于它們所在城市群仍處于初步成長階段，核心城市的輻射帶動作用還未顯現。

表5 城市群內核心城市的輻射作用檢驗結果

4.3 調節機制分析

(1)政商關系的調節作用分析。社會主義市場經濟的發展離不開政商關系的構建。對于新型政商關系的構建，習近平總書記指出新型政商關系就是 “親”“清”兩個字。健康穩定的政商關系能提升市場主體的創新動力和競爭活力，利于推動經濟高質量發展[34]。根據中國人大國發院的政商關系排行榜對樣本企業進行分組檢驗，樣本企業總部所在地城市政商關系分數大于中位數定義為政商關系較好組，否則為政商關系較差組，以此研究政商關系對城市群創新投資聯動性的調節作用。

通過比較兩組數據可以發現，對于不同群同行業企業組合來說，其帶來的行業效應在政商關系較差和政商關系較好時都有很顯著的正向影響，同期關系分別為0.0887和0.0687，且存在滯后效應；對于同群同行業企業組合帶來的地域及行業交叉效應，可以看到在政商關系較好的環境下，其正向影響更加顯著。本文重點關注不同政商關系下城市群內企業創新投資聯動的差異性：只有在政商關系較好時，同群不同行業企業創新投資才具有顯著的正向聯動性，且具有滯后性，滯后1期和2期的系數分別為0.1044和0.6948。這說明在政商關系較好時，政府為企業構建了良好發展環境，利于提升企業創新水平，為企業的健康、高效成長指明道路。

(2)企業信息環境的調節作用。企業的信息環境是否透明決定了市場參與者能否獲得其相關信息。根據信息學習理論，為了減少決策不確定性，提高投資效率，焦點企業會產生向其他企業的學習行為[35]。那么，當企業所處的信息環境比較好時，城市群內企業創新投資聯動效應會更加明顯嗎？本部分采用企業股價同步性來捕捉企業的信息環境[36]。已有研究表明，股價同步性與企業信息環境透明度負相關[7,37]，據此將股價同步性高于中位數的企業定義為企業信息環境較差組，否則為信息環境較好組。

企業信息環境的調節作用檢驗結果是，當企業信息環境較差時，不同群同行業企業組合在同期的回歸系數都是極其顯著的，分別為0.3456、0.1474和0.0651，且存在滯后效應；同群同行業企業組合的創新投資存在聯動性。此外，同群不同行業企業組合系數均不顯著，整體來看，在企業信息環境較差時，同行業企業組合的創新投資聯動更加明顯，原因可能是在此種情況下，為了增加可參考性，提高投資效率，焦點企業更優先于向自身同行企業學習。需要注意，當企業信息環境較好時，同群不同行業企業組合的創新聯動效應顯現，同期的系數分別為-0.9697，-1.0415和-2.0746，且滯后2期的系數在1%的水平下正顯著，說明良好的企業信息環境有助于加強同群不同行業企業帶來的地域效應。

5 穩健性檢驗

5.1 考慮 “研發人員占比”控制變量的再檢驗

人才是第一資源，研發人員作為企業核心生產要素，是企業最珍貴的資源和創新主力軍。考慮到這一重要性，在本部分加入研發人員數量占比 (RDP)作為控制變量探究其對企業創新聯動性的影響。結果與前文一致，驗證了結果的穩健性。

5.2 考慮 “高鐵開通”控制變量的再檢驗

隨著中國步入高鐵時代，時空距離大為縮短，地理易達性帶來信息效率的提升[38]。那么，這種低成本高效率的出行方式的實施是否會促進城市群企業的信息交互，進而影響創新投資聯動效應呢？本部分將高鐵開通作為增加的控制變量進行檢驗，通過城市高鐵站點數量加1后取對數來衡量高鐵的建設水平。回歸結果與前文一致，再次驗證了本文結論的穩健性。

5.3 變量縮尾的再檢驗

上文對研究中使用到的連續變量進行1%和99%水平上的縮尾處理，為進一步驗證前文結論的穩健性，本部分對相關變量進行5%分位上的雙邊縮尾[39]，3個不同企業組合的創新投資聯動性依然存在，再次證明了結論的穩健性。

6 進一步分析：城市群內企業創新投資聯動效應的經濟后果

創新是將知識、技術和材料轉化成顧客所需產品的全過程，不僅包括創新投資，還包括創新產出。已有研究往往忽視了創新產出的轉化作用，在知識經濟時代的大背景下，創新專利在提高企業商業價值，促進生產率進步及經濟大幅增長等方面發揮了重要作用[40]。基于以上分析，將創新全過程納入分析體系，檢驗 “創新投資—創新產出—經濟后果”全過程的聯動性。為了檢驗企業層面的經濟后果，構建模型如下：

LnPATi,t=β0+β1Comovementi,t-1+β2Control+∑Ind+∑YEAR+ε

(2)

通過專利申請量來衡量創新產出，并將專利細分為發明、實用新型及外觀設計對比分析，其中發明專利為創新質量最高的專利，回歸結果見表6。表6中，列 (1)表示Comovementi,t-1系數在5%顯著性水平下呈現正相關關系，為0.0167，這說明城市群內企業創新投資的聯動性會進一步提高企業創新產出。分析專利細分結果可見，變量Comovementi,t-1只有與發明專利申請數在1%顯著性水平下存在正相關關系，這說明城市群內企業創新投資的聯動會提高發明專利這類質量較高的創新產出，利于進一步提高企業商業價值和競爭力。

表6 城市群內企業創新投資聯動對創新產出的影響

在檢驗區域發展層面上的經濟后果時，把模型 (2)中被解釋變量替換為Differencei,a,t，用城市群內人均GDP來刻畫城市群的區域發展差異性，其數據來源于 《中國城市統計年鑒》。城市群內區域層面創新產出聯動性檢驗回歸結果見表7。表7中，列 (1)(2)Comovementi,t-1影響系數分別在5%和1%水平下顯著，當城市群內企業創新投資聯動性提高1%，城市群內城市的全市人均GDP會增加3.17%，以市轄區人均GDP衡量會增加3.79%，說明創新聯動性帶來的經濟效應在市轄區表現得更加明顯，同時揭示了企業創新投資聯動有利于提高城市群內城市發展水平，從而縮小城市之間的發展差距。

表7 城市群內區域層面創新產出聯動性檢驗

7 結論與政策建議

本文立足11個國家級城市群來探究企業創新投資聯動效應的存在性，并進一步分析其帶來的經濟后果，得出以下結論：①城市群內企業創新投資存在明顯的地域效應，也具有顯著的行業效應，且二者均存在一定滯后性；②城市群內主導行業進行創新活動能夠帶動其他行業進行創新投資，且核心城市對其他城市的創新具有正向輻射作用；③相對較差的政商關系而言，在良好的政商關系下城市群內企業創新投資的聯動效應更明顯；④在企業信息環境較透明時，城市群內企業創新投資的聯動性更強；⑤城市群內企業創新投資的聯動性會提高企業的創新產出，尤其是發明專利的申請量；同時這種聯動性也會提高城市群內人均GDP，縮小區域發展差距。

本文得出的啟示與建議如下：企業在進行創新決策時，應結合自身特點并積極關注同地域及同行業企業的創新活動，在減少信息成本的同時響應國家政策，不斷提高創新水平,增加創新產出，改善信息環境，提高企業間交流效率。政府需要扮演好自己的角色：大力推進經濟結構調整，為企業的創新活動提供一個良好的經濟環境；積極構建 “親”“清”政商關系，為企業的創新活動提供一個和諧的人文環境；加強區域基礎設施建設，如構建發達的交通網絡，發揮高鐵帶來的積極作用，為企業之間的信息交流提供便利；大力鼓勵企業進行創新，針對企業的創新績效給予合理獎勵，在推進企業創新活動的同時帶動人均GDP增長，從而縮小城市群間的發展差距，最終致力于解決區域發展不平衡不充分問題。