京津冀協同發展對企業成長的影響效應及作用機制

李素英 劉 珊

一、引言

企業是市場經濟中最為重要的主體之一，企業成長的好壞明顯關系到經濟的持續快速健康發展[1］。尤其是對于中國這種轉軌型經濟國家來說，企業成長的好壞，不僅僅影響到企業本身，而且會影響到消費者、社會等，具有牽一發而動全身的關鍵作用。因此，促進企業健康成長一直是社會各界關注的焦點。企業能否健康成長，除了與企業管理人員自身素質、員工人力資本、企業制度構建等密切相關以外，外部環境對企業的成長也會起到非常重要的作用。中國一直在積極營造更加“親”企業的營商環境，營商環境的好壞對于企業發展起到了非常關鍵的影響[2-3］。

京津冀協同發展的目標就是要通過京津冀協同發展戰略的執行來促進北京市、天津市和河北省三地的產業協同發展，實現創新水平的提升，從而推動京津冀地區經濟實現高質量可持續發展。就目前而言，京津冀協同發展戰略的執行產生了顯著的效果[4］，京津冀三地開始邁向經濟高質量發展，人民生活幸福感和獲得感得到進一步提升，在三地協同努力下，京津冀環境質量，尤其是空氣質量和水環境質量都實現了顯著改善。除此之外，京津冀協同發展戰略，對在經濟運行中發揮重要支撐作用的企業產生了什么樣的影響，是否促進了企業的成長呢？對這一問題的回答，對于進一步完善京津冀協同發展戰略，進一步提升京津冀協同發展戰略的政策效果具有重要的現實意義。另一方面，京津冀地區是中國北方非常重要的經濟增長極，京津冀協同發展的過程，對于探索地區經濟一體化的政策效果也具有重要的意義。京津冀協同發展戰略的執行和推進是北方地區探索中國式現代化，實現經濟高質量發展的重要嘗試。

二、文獻述評

(一)京津冀協同發展戰略的影響效應研究

京津冀協同發展戰略主要目的是促進京津冀三地的經濟協調發展。京津冀協同發展戰略提出的初期，更多工作主要是單方面的協作，存在著碎片化協調合作的問題，隨著進入到縱深階段，京津冀三地逐步找到了合作機制，京津冀協同發展戰略的實施進一步促進了三地經濟的高質量發展[5］，而在經濟高質量發展階段，全要素生產率是核心，只有全要素生產率提升了，才能夠進一步支撐經濟的可持續健康發展。京津冀協同發展戰略之所以能促進三地經濟高質量發展，一個最重要的原因就是，其促進了三地勞動力、資本等生產要素的流動，提高了資源配置效率，進而提升了全要素生產率水平。[6］就全要素生產率的改善來說，天津市在第二產業、河北省在第三產業方面的改善效果最為顯著。[7］但是京津冀三地在創新和開放方面仍存在著較大的內部差異，并且京津冀地區內部經濟發展也存在著較大的不平衡、不協調的問題，尤其是京津冀南部地區的經濟高質量發展程度較低[8］，甚至在創新方面存在著虹吸效應[9］。安樹偉和董紅燕認為，京津冀協同發展戰略的實施在京津冀三地交通協調發展、環境聯合治理和緩解北京大城市病等方面產生了積極的效果，但是并未產生產業協同效應。[10］可能的原因是，北京市、天津市與河北省的發展水平和城市功能差距較大。[11］

(二)企業成長的影響因素研究

企業是一地區經濟發展的關鍵，企業成長的好壞關系到京津冀地區產業協同發展水平的高低，更是深刻影響京津冀地區經濟高質量發展實現與否。企業成長影響因素一般分為內外部兩種。第一種，就內部因素而言，一方面企業成長更多與企業領導者及領導團隊有著密切關系。就初創民營企業而言，好的創業者是企業成長的內源性力量，好的創業者可以通過資源整合促進企業規模的擴張和企業成長。[12］當企業高管具有相對全備的素質時，企業會具有相對完善的信息披露制度，而完善的信息披露可以提高企業在市場上的信息透明程度，降低信息不對稱程度，更有利于企業獲得相應的資金支持。因此，企業高管素質越高，企業的信息越完善，越有利于企業成長。[13］另一方面，對于中小企業的成長而言，企業領導者的素養更加關鍵。“人無信不立”，企業也一樣，當企業領導者具有較高的誠信水平時，企業往往會走上正向發展的軌道，逐步實現企業規模和聲譽的成長，相反，如果中小企業的領導者不具有誠信的基本素養，那么企業成長將“荊棘滿地”。更進一步來說，當中小企業的領導者具有較高的誠信素養時，企業良好的組織氛圍，將會起到“錦上添花”的作用。[14］

第二種，從外部環境對企業成長的研究來看，行政審批制度的改革可以促進企業生產規模的擴大及資本的增長。但是其對民營企業的促進作用要高于對國有企業的促進作用。[15］就民營企業而言，政府在商事制度改革方面可以降低民營企業的制度成本(管理費用、銷售費用和營業費用)，帶動企業資源配置效率的提升和生產效率的改善，從而促進企業成長。[16］產業政策是另一重要的外部原因，集中體現在開發區的設立上。經濟技術開發區的設立可以促進企業獲得更多的政府財政補貼支持，緩解企業融資約束，降低經濟政策不確定性，并且還可以通過促進企業創新水平的提升，提高企業競爭力，促進企業成長壯大。[17-18］將開發區政策效應擴大到空間結構來說，也就是開發區政策對開發區以外的周邊地區的企業成長則可能會造成一定的擠出效應，并沒有很好地促進開發區周邊企業的健康成長[19］。

與本文密切相關的文獻主要有經濟發展當中的區域經濟融合對企業成長的影響研究。鄧慧慧和李慧榕以長三角城市群的不斷擴展為研究切入點，分析了地區經濟在融合發展過程中，區域經濟一體化對企業成長所產生的影響。[20］長三角城市群在不斷擴容實現經濟一體化過程中，一方面通過市場的力量促進了企業的成長，在市場力量發揮作用的過程中促進了長三角城市群的產業集聚，并且進一步擴大了企業投資進而促進了企業的成長。另一方面，隨著長三角城市群的不斷擴容，政府會給予其足夠的財政支撐，企業的外部融資約束也會得到一定程度的緩解，從而推動了企業成長。因此，長三角城市群的不斷拓展通過市場和政府的力量共同發力，促進了所在地企業的成長壯大。內嵌于區域經濟一體化的過程，城市群也會對企業成長產生積極的作用。在城市群中會存在不同城市之間的空間分工，相互補充的空間分工體系，提升了企業的集聚水平，增加了集聚的多樣化程度，降低了交易成本，從而促進了企業成長。[21］

綜上所述，目前關于企業成長因素的研究多從企業內外部因素進行分析，外部因素更多的是從營商環境切入，闡述其機制并進行實證檢驗，雖有區域經濟一體化戰略對企業成長的研究，但主要是從長三角一體化——城市擴容視角分析，目前鮮有京津冀協同發展戰略的實施對企業成長影響的理論和實證研究。京津冀一體化戰略的實施，對于疏解北京非首都功能，縮小京津冀三地發展差距，緩解京津冀不平衡問題，以及帶動北方地區經濟發展，進而緩解南北經濟差距擴大的趨勢具有極其重要的意義。因此，本文將采用DID模型分析方法進行深入研究，在有效地緩解實證分析中的內生性問題的基礎上，更好地評估京津冀協同發展戰略對企業成長的影響。

三、理論分析及研究假設

京津冀協同發展戰略的實施能促進企業投資支出效率的提升，從而帶動企業成長。具體來說，一是，經濟政策的不穩定和不協調會提高企業對未來經濟發展的悲觀程度，進而會降低企業的投資預期，不利于企業長期成長。京津冀協同發展戰略的實施需要北京市、天津市和河北省三地統一協調發展，位于三地的企業在政策預期方面將具有更強的穩定性和可預見性。政策可預見性提高，將有助于企業制定長期的戰略并增強企業戰略定力。企業長期戰略的規劃執行依賴于經濟政策的確定性，京津冀協同發展戰略的實施提高了三地經濟政策的穩定性，企業會增加投資，進而帶動投資支出率的提高，而企業投資的提高進一步會提升企業的成長性。二是，產業協同發展有利于企業的成長，但是京津冀三地在協同發展戰略實施之前，產業之間的關聯程度較弱，二三產業之間及產業內部關聯程度均較低，這樣不利于形成產業的聯動效應，不能很好地帶動企業投資。隨著京津冀協同發展戰略的實施，產業協同發展逐步提上日程，并落地規劃，促進了京津冀三地產業之間和產業內部的聯系，產業協同的規模效應逐步顯現，促進了企業的投資支出，從而帶動了企業成長。三是，京津冀協同發展戰略的實施提高了企業的支出效率，企業支出效率的提升，在企業生產建設過程中，一方面可以提升企業的新建投資和企業規模的投資效率，降低企業在新建投資和擴張過程中的冗余資本和非效率投資，進而提高企業的投資質量，帶動企業高質量發展，反映在企業規模上則是企業規模的提升，從而帶動企業的成長。另一方面，提升投資效率，降低非效率投資和冗余資本，可以為企業的研發投資提供進一步的內部資金，促進企業招聘研發人員，或者對在職研發人員進行再培訓，提升人力資本水平，進而帶動企業成長。據此，本文提出研究假設1。

研究假設1：京津冀協同發展戰略能促使企業投資支出率提高，從而促進企業成長。

經濟政策不確定性的增大可能會促使企業更多參與到尋租過程中，以期進一步企穩對未來的政策預期，因此，經濟政策不確定性會增加企業的經營成本，企業經營成本的增加，一方面會擠占企業投資資金、降低投資規模，另一方面也會降低企業的研發支出，使企業創新能力降低，進而削弱企業在市場中的競爭力，不利于企業的成長。而隨著京津冀協同發展戰略的實施，北京市、天津市和河北省在經濟政策、產業協同發展、環境保護聯合治理等方面具有較強的一致性和可預期性，從而降低了企業的尋租成本和經營成本，促進了企業的成長。

京津冀地區在之前的發展過程中存在著嚴重的市場分割和本地市場保護等問題，市場分割不利于三地資金、勞動力、技術及知識等生產要素的市場化流動，進而提高了企業的經營成本。隨著京津冀協同發展戰略的實施，三地在市場一體化建設方面取得了長足的發展，市場分割程度降低，本地市場保護問題也逐步減弱，促進了生產要素的市場化流動，生產要素的供給和需求逐步匹配，降低了企業的生產經營成本，企業生產經營成本的降低促進了企業成長。

京津冀協同發展戰略的實施降低了企業經營成本，企業經營成本的降低有助于節約企業資源，提高企業研發水平，從而促進企業成長。一方面，企業經營成本的降低節約了企業資源，促進了企業成長。企業經營成本的降低反映了企業組織能力和生產能力的改善，相關能力改善可以進一步提升企業的組織效率和生產效率，尤其是改善企業組織和生產過程中的非效率部分，進而提升企業成長性。另一方面，企業經營成本的降低，提高了企業研發水平，促進了企業成長。企業經營成本的降低，在企業收入水平和外部融資水平一定的情況下，可以為企業節約更多的資金，有助于提升市場占有率，提高市場競爭能力，提升研發水平，以促進企業通過研發水平的提升獲得更大的市場競爭力，而市場競爭能力的提升是促進企業成長的關鍵要素。因此，經營成本的降低促進了企業成長。據此，本文提出研究假設2。

研究假設2：京津冀協同發展戰略降低了企業的經營成本，從而促進了企業成長。

四、模型設定和變量說明

(一)模型設定

1.基本回歸模型設定

本文研究京津冀協同發展戰略對京津冀地區企業成長的影響，主要目的是考察京津冀協同發展戰略的政策效果，對此，本文主要使用DID模型進行實證檢驗。具體來說，本文按照京津冀協同發展戰略提出和實施時間(2014年)，劃分了政策執行前和政策執行后兩個類別，即當時間在2014年之前時，政策執行時間Time取值為0，當時間在2014年及之后時，政策執行時間Time取值為1。根據京津冀協同發展戰略的實施范圍劃定為實驗組和對照組，即當上市公司處于北京市、天津市和河北省時，該企業屬于實驗組，也就是Codev取值為1，當上市公司位于非京津冀地區時，Codev取值為0。位于京津冀地區的上市公司為實驗組，非京津冀地區(遼寧省、內蒙古自治區、山西省、河南省和山東省)的上市公司為對照組。因此，通過政策執行時間前后和政策實驗組與非實驗組兩組差分，形成了京津冀協同發展戰略的政策評估變量BTH(Time與Codev的交乘項)。對此，基本回歸模型設定為：

Grouwthy，i=c+α1BTHy，i+α2Timey+α3Codevp+α4Xy，i+βy+δp+εy，i

(1)

其中，Grouwthy，i表示企業成長性，使用托賓Q來衡量，BTHy，i表示京津冀協同發展戰略這一核心解釋變量，回歸系數α反映了京津冀協同發展戰略對企業成長的影響效果。Timey為時間變量，以2014年為界設定虛擬變量。Codevp表示政策執行地區變量，以企業是否處于京津冀地區設定虛擬變量。Xy，i表示企業層面的控制變量，具體包括企業年齡、總資產凈利潤率、營業收入、管理費用率。βy表示時間固定效應，本文的時間固定效應是年份固定效應。δp表示地區固定效應，本文的地區固定效應是省份固定效應。εy，i表示隨機誤差項。

2. 機制檢驗模型設定

在確定京津冀協同發展戰略對企業成長影響的基礎上，本文進一步分析京津冀協同發展戰略影響企業成長的作用機制，參考廖正方和王麗、杜劍等、包群和廖賽男等采用的機制檢驗方法[22-24］，本文的機制檢驗模型設定為：

Investy，i=c+χ1BTHy，i+χ2Timey+χ3Codevp+χ4Xy，i+βy+δp+εy，i

(2)

Costy，i=c+φ1BTHy，i+φ2Timey+φ3Codevp+φ4Xy，i+βy+δp+εy，i

(3)

其中，Investy，i表示企業的投資支出率；Costy，i表示企業的經營成本。其他變量含義同公式(1)。

3. 平行趨勢和時間效應檢驗模型設定

平行趨勢和時間效應檢驗模型設定為：

Grouwthy，i=c+γ1BTHy，i+γ2Timey+γ3Codevp+γ4Xy，i+βy+δp+εy，i

(4)

具體來說，本文以2013年為基準年份，2013年之前和之后每個年份分別依次取值為1，其他的年份取值為0。回歸系數表示度量年份和2013年相比是否存在差異，如果回歸系數顯著，則表明該年份與2013年在企業成長方面存在顯著的差異，如果回歸系數不顯著，則表明企業成長在該年份與2013年不存在顯著的差異。因此，如果要滿足平行趨勢檢驗，則2010年、2011年和2012年企業成長性與2013年不存在顯著的差異，即回歸系數不顯著。

(二)變量說明

1. 被解釋變量

企業成長(TBQ)。本文使用托賓Q值來衡量企業的成長性。企業市場價值是衡量企業成長性的關鍵指標，企業的市場價值高才能表征企業的成長特性。因此，本文選取托賓Q值作為企業成長性的衡量指標。

2. 核心解釋變量

京津冀協同發展戰略(BTH)。本文根據DID模型的計算方式，根據政策實施時間和政策實施范圍，獲取京津冀協同發展戰略的核心解釋變量，即京津冀協同發展戰略是通過時間變量(Time)和政策實施范圍變量(Codev)相乘而得。

3. 控制變量

本文確定的控制變量主要有：第一，企業年齡(Age)。具體計算公式為：企業年齡=計算年份-企業成立年份+1。第二，總資產凈利潤率(Profits)。總資產凈利潤率使用凈利潤與總資產之比來度量。第三，營業收入(Income)。營業收入使用企業營業收入的絕對數取對數來衡量。第四，管理費用率(Fees)。企業管理費用率使用管理費用與總資產之比來衡量。第五，投資支出率(Invest)。投資支出率使用購建的固定資產、無形資產和其他長期資產的現金支出與總資產的比率來衡量。第六，經營成本(Cost)。經營成本采用上市公司營業成本進行衡量。

(三)數據來源

本文使用的數據來自2010-2020年國泰安中國滬深上市公司數據，剔除掉了ST和ST*的上市公司，并且剔除了金融類的上市公司，此外，還刪除掉了關鍵變量缺失的上市公司樣本數據，最后形成本文研究的樣本數據庫。

五、實證結果分析

(一)基本回歸結果分析

表1報告了京津冀協同發展對企業成長影響的基本回歸結果。其中，第1-4列，分別為未固定地區和時間效應、未加入企業層面控制變量的回歸結果，未固定地區和時間效應、加入企業層面控制變量的回歸結果，固定地區和時間效應、未加入企業層面控制變量的回歸結果，固定地區和時間效應、加入企業層面控制變量的回歸結果。結果顯示，京津冀協同發展的回歸系數分別為0.2480、0.2446、0.2800、0.3545，前兩列的回歸結果均未通過顯著性檢驗，而后兩列均在10%的顯著水平上通過檢驗。隨著地區固定效應和時間固定效應及企業層面控制變量的加入，回歸結果趨于可靠。回歸結果表明，京津冀協同發展戰略的實施顯著促進了京津冀地區企業的成長。可能的原因是，2014年京津冀協同發展戰略提出以來，京津冀三地相互協作，降低了政府對市場的不當干預，改善了營商環境，從而促進了京津冀地區的企業成長。

表1 京津冀協同發展對企業成長影響的基本回歸結果

(二)平行趨勢和時間效應檢驗結果分析

DID模型的適用前提是被解釋變量的變動趨勢需滿足平行趨勢檢驗，也就是說在京津冀協同發展戰略實施之前，北京市、天津市和河北省的企業成長趨勢與遼寧省、內蒙古自治區、山西省、河南省和山東省的企業成長變動趨勢相一致。為了驗證實驗組和對照組企業成長的平行趨勢和時間效應，本文根據公式(4)進行回歸估計，檢驗結果見表2。回歸結果顯示，BTH-4，BTH-3，BTH-2的回歸系數均沒有通過顯著性檢驗，也就意味著從2010年到2012年的3年間，企業成長趨勢和2013年沒有顯著差異，平行趨勢檢驗滿足要求。時間效應檢驗發現，從2014年開始回歸系數均顯著為正，意味著從2014年開始企業成長與2013年有顯著的差異，而且存在正向差異，表明京津冀協同發展戰略的實施對企業成長具有持續的積極影響。

表2 平行趨勢和時間效應檢驗

(三)穩健性檢驗

1. 變換對照組省份

在基本回歸結果中，采取了與京津冀三地接壤省份的上市公司樣本作為對照組。本部分按照中國地理區劃重新選擇對照組，將華北地區的省份山西省和內蒙古自治區的上市公司作為對照組，再次進行回歸。在采用DID模型進行回歸估計的過程中，實驗組為北京市、天津市和河北省，對照組若選擇地理位置相近的省份，那么之前各地區的經濟、社會和文化差異較小，越符合DID的基本要求，山西省和內蒙古自治區同屬于華北地區，與京津冀相似性更高，因此，對照組只選擇位于華北地區的山西省和內蒙古自治區的企業，進行再次回歸。回歸結果見表3第1列。結果顯示，京津冀協同發展戰略的回歸系數為0.9445，且在5%的統計水平上顯著。這表明，京津冀協同發展戰略促進企業成長的結論并未因改變對照組而產生改變。

2. 變換對照組城市

本文按照與京津冀地區城市相接壤城市的上市公司作為對照組進行再次回歸。具體而言，與京津冀地區城市相接壤的城市有葫蘆島市、朝陽市、赤峰市、烏蘭察布市、大同市、忻州市、陽泉市、晉中市、長治市、安陽市、濮陽市、聊城市、德州市和濱州市。選擇與京津冀相接壤城市的上市公司作為對照組的回歸結果見表3第2列。京津冀協同發展戰略的回歸系數為0.8655，且在5%的統計水平上顯著。回歸結果再次顯示，京津冀協同發展戰略促進企業成長的結果并未因改變對照組而產生變化。

3. 提前政策時點

在使用DID模型評估京津冀協同發展戰略對企業成長的影響時，時間變量的取值以2014年為界，2014年及其以后取值為1，之前取值為0。但是，如果提前該政策時間，京津冀協同發展戰略的回歸系數仍然顯著為正的話，就說明京津冀地區企業的成長并不是因京津冀協同發展戰略所導致的，而是另有其他原因，那么，該政策效果將不能準確地評估京津冀協同發展戰略對企業成長的影響。如果提前了政策時點之后，京津冀協同發展戰略的回歸系數不顯著，則說明京津冀地區企業的成長的確是由京津冀協同發展戰略的實施所驅動的。

基于此，本文將京津冀協同發展戰略的時間點提前至2011年和2012年，回歸結果見表3第3-4列。回歸結果顯示，政策時點提前到2011年時，京津冀協同發展戰略的回歸系數為-0.0003，沒有通過顯著性檢驗。政策時點提前到2012年時，京津冀協同發展戰略的回歸系數為0.2645，同樣沒有通過顯著性檢驗。綜上，政策時點提前的檢驗結果表明，京津冀協同發展戰略的確促進了京津冀地區企業的成長，京津冀協同發展戰略促進企業成長的結果具有一致性。

表3 京津冀協同發展對企業成長影響的穩健性檢驗結果

4.縮小時間區間

本文在進行京津冀協同發展戰略對企業成長影響的研究過程中，時間跨度是從2010年到2020年，而京津冀協同發展戰略是在2014年提出的，就整個樣本時間區間而言，存在著前后窗寬不對稱問題。因此，本文選取京津冀協同發展戰略提出前后2年、3年和4年分別進行回歸，回歸結果見表4第1-3列。京津冀協同發展戰略提出前后2年的樣本回歸結果顯示，京津冀協同發展戰略的回歸系數為0.3685，并在10%的統計水平上顯著。京津冀協同發展戰略提出前后3年的樣本回歸結果顯示，京津冀協同發展戰略的回歸系數為0.4002，且在10%的統計水平上顯著。京津冀協同發展戰略提出前后4年的樣本回歸結果顯示，京津冀協同發展戰略回歸系數為0.3406，并在10%的統計水平上顯著。因此，改變京津冀協同發展戰略實施的前后窗寬，仍然證實了京津冀協同發展戰略促進了企業成長。

表4 京津冀協同發展對企業成長影響的穩健性檢驗結果

5.縮小企業樣本

本文在基本回歸估計過程中使用的是2010-2020年所有京津冀地區及對照組的上市公司樣本，但是由于有些企業是在2014年成立，并在2014年之后才上市。因此，為了進一步驗證回歸結果的可靠性，本文刪除了2014年之后成立的企業，檢驗結果見表4第4列。回歸結果顯示，京津冀協同發展戰略的回歸系數為0.3525，且在10%的統計水平顯著，即刪除2014年之后成立的企業，京津冀協同發展戰略仍然促進了企業的成長。

6.添加遺漏變量

為了進一步驗證研究結果的穩健性，本文進一步加入企業層面和省份層面的控制變量。具體地，企業層面控制變量在基本回歸的基礎上進一步加入了企業規模、企業就業人數、企業銀行貸款數額、高管人數、高管持股比例和高管團隊平均年齡；省份層面的控制變量加入了各省GDP、人均GDP、年末常住人口、外商直接投資額、進出口貿易額、道路面積、普通高等學校在校學生人數(本科和專科)以及國內專利申請受理量，回歸結果見表4第5-7列。結果表明，在只加入企業層面控制變量的回歸結果中，京津冀協同發展戰略的回歸系數為0.1272，且在10%的統計水平通過顯著性檢驗；在只加入省份層面控制變量的回歸結果中，京津冀協同發展戰略的回歸系數為0.9272，并在5%的統計水平通過顯著性檢驗；同時在加入企業和省份層面控制變量的回歸結果中，京津冀協同發展戰略的回歸系數為0.2207，并在10%的統計水平通過顯著性檢驗。綜上表明，京津冀協同發展戰略的實施促進了京津冀地區的企業成長，該結論穩定可靠。

六、機制檢驗

前文已經驗證了京津冀協同發展戰略的實施顯著促進了京津冀地區上市公司的成長，但是如何促進并未進行分析。因此，本部分進一步進行京津冀協同發展戰略促進企業成長的機制檢驗。本文的機制變量主要包括投資支出率和經營成本，根據機制檢驗公式(2)和(3)進行京津冀協同發展戰略對企業成長的作用機制回歸估計，檢驗結果見表5。投資支出率的機制結果顯示，京津冀協同發展戰略的回歸系數為0.0073，且在5%的統計水平上顯著，京津冀協同發展戰略顯著促進了企業投資支出率的提高，假設1得以驗證。經營成本的機制結果顯示，京津冀協同發展戰略的回歸系數為-3.8999，同樣是在5%的統計水平上顯著，表明京津冀協同發展戰略促進了京津冀地區企業經營成本的下降，假設2得以驗證。機制檢驗結果表明，京津冀協同發展戰略主要通過促進投資支出率的提升和經營成本的下降兩條路徑促進了企業成長。

表5 京津冀協同發展戰略對企業成長的機制檢驗結果

經濟政策不確定性的提高會增加企業的信息不對稱程度和企業對未來的保守預期，從而不利于企業做出投資決策，進而不利于企業成長。但是，京津冀協同發展戰略是國家重大戰略，國家戰略的提出和實施，進一步降低了經濟政策的不確定性程度，提高了企業對未來預期的可靠性，這有利于企業進一步制定和執行企業戰略，促進企業成長。而且，京津冀協同發展戰略的實施，在推進過程中，三地的營商環境均出現了顯著改善，市場分割程度有所下降，市場一體化程度有所提升，降低了企業在經營過程中的經營成本，而經營成本的降低，可以進一步提升企業的決策效率，降低企業成長過程中的融資約束，進而促進企業進一步投資和加強研發強度，從而促進企業成長。因此，京津冀協同發展戰略的實施通過提高企業投資支出效率和降低企業經營成本來兩條路徑促進京津冀地區企業的成長。

七、異質性分析

(一)企業所有制異質性分析

2012年以后，中國民營經濟的發展逐步進入到高質量發展階段，民營經濟技術創新水平已經取得了長足的進步，但是民營經濟在發展過程中仍然存在著較多的不足與壁壘，尤其是制度性壁壘較多。對于北方地區來說，更需要激活民營經濟來促進市場活力的提升。因此，在基本回歸的基礎上，本文進一步展開企業所有制差異的檢驗，回歸結果見表6第1-2列。其中，在國有企業樣本中，京津冀協同發展戰略的回歸系數為0.3667，未通過顯著性檢驗，而在非國有企業樣本中，京津冀協同發展戰略的回歸系數為0.2443，并在10%的統計水平上顯著。檢驗結果表明，京津冀協同發展戰略促進了非國有企業的成長，提升了民營經濟的活力。

可能的原因在于，一方面，京津冀協同發展戰略的實施進一步降低了民營企業的制度性壁壘，民營企業和國有企業擁有了更加公平的市場環境，民營企業在獲得融資貸款等方面的壁壘進一步降低。外部融資約束降低，提升了民營企業的投資，降低了其經營成本，從而促進了民營企業的成長。另一方面，京津冀協同發展戰略的實施，促進了京津冀三地的交流合作，降低了市場分割，促進了市場一體化進程，從而促進了民營企業的成長。

表6 所有制和企業年齡異質性檢驗結果

(二)企業年齡異質性檢驗

企業年齡會影響企業的競爭力，初創型企業往往在競爭力方面不如成熟期企業。但是企業年齡較低的企業一般來說有更為靈活的企業政策。隨著企業年齡的增長，企業在行業經驗、企業戰略、政策應對等方面更具有“章法”。因此，本文參考楊本建和黃海珊[25］對企業年齡的劃分方法，將企業年齡劃分為小于3年和大于3年的兩個組別，進一步根據企業年齡進行異質性分析，回歸結果見表6第3-4列。結果顯示，當企業年齡小于3年時，京津冀協同發展戰略的回歸系數為0.3779，并在10%的統計水平上顯著。當企業年齡大于3年時，京津冀協同發展戰略的回歸系數為0.3008，同樣在10%的統計水平上顯著。回歸結果表明，不論企業年齡大小，京津冀協同發展戰略均促進了企業的成長。

(三)勞動生產率異質性分析

表7第1-2列報告了勞動生產率異質性的回歸結果。在勞動生產率的低水平組別中，京津冀協同發展戰略回歸系數為0.2798，未通過顯著性檢驗。在勞動生產率高水平組別中，京津冀協同發展戰略回歸系數為0.6132，且在1%的統計水平顯著。京津冀協同發展戰略的實施顯著地提高了勞動生產率高水平組的企業成長，對低水平組的促進作用不明顯。

表7 勞動生產率和公司規模異質性檢驗結果

京津冀協同發展戰略促進勞動生產率更高的企業發展的原因有以下兩個方面。一是，勞動生產率高的企業，擁有更強的企業吸收能力，能夠更好與京津冀協同發展戰略相結合，從而實現“1+1>2”的政策效果。而勞動生產率較低的企業自身內生發展能力相對較欠缺，雖有政策加持，但是效果“不盡如人意”。二是，勞動生產率高的企業的資源配置效率更高，在京津冀協同發展戰略實施過程中，勞動生產率高的企業可以更加有效地配置資源，提升自己的市場競爭力，進而促進了企業成長。

(四)公司規模異質性分析

一般來說公司規模越大，越有利于實現正向發展。因為規模較大的公司具有正循環效應，規模越大，在市場中越具有競爭力，企業獲得生存乃至發展的機會越多。而且，公司規模越大，不論是內部融資還是外部融資也越容易，企業的融資約束降低，企業會獲得更多的資金用于企業成長。企業規模越大也更容易獲得政府的財政補貼等一系列的政策支持，從而更有利于企業的成長。因此，本文按照公司就業人數的中位數進行劃分，低于中位數的公司歸為小規模公司樣本組別，高于中位數的公司歸為大規模公司樣本組別，公司規模的進一步回歸結果見表7第3-4列。在公司規模較小的樣本中，京津冀協同發展戰略的回歸系數為0.4949，未通過顯著性檢驗，在公司規模較大的樣本中，京津冀協同發展戰略的回歸系數為0.2795，且在5%的統計水平顯著。檢驗結果表明，京津冀協同發展戰略的實施有利于較大規模公司的繼續成長，而對于規模較小的公司促進作用不明顯。

因此，公司規模越大越容易在京津冀協同發展戰略中獲得先機。規模較大的企業，通過京津冀協同發展戰略的實施可以更好地享受到政策紅利，將政策紅利與企業的資源配置結合，最大限度地發揮政策效用，提升企業的資源配置效率，從而促進規模較大企業的成長。此外，規模較大的企業本身在創新水平、市場競爭力、產品質量等方面存在著較大的競爭優勢，京津冀協同發展戰略過程中，該競爭優勢更容易發揮出來，從而促進了企業的成長。

八、研究結論與政策建議

(一)研究結論

本文利用2010-2020年的中國上市公司樣本數據，采用DID模型實證檢驗了京津冀協同發展戰略對企業成長的影響效應、作用機制及異質性表現。研究結論主要為：第一，本文將遼寧省、內蒙古自治區、山西省、河南省和山東省的上市公司作為研究分析的對照組企業，將位于京津冀地區的上市公司作為實驗組企業，研究發現，相較于對照組企業而言，京津冀協同發展戰略顯著地改善了京津冀地區企業的成長性，促進了企業成長，且該研究結論具有較強的穩定性。第二，京津冀協同發展戰略主要通過促進企業投資支出率的提升和降低企業的經營成本兩條路徑來促進企業的成長。第三，異質性分析發現，京津冀協同發展戰略對民營企業、勞動生產率較高的企業、規模較大的企業以及不論是低年齡還是高年齡組的企業的成長均具有積極的促進作用。

(二)政策建議

第一，應進一步降低經濟政策的不確定性。盡管京津冀協同發展戰略的實施降低了北京市、天津市和河北省經濟政策的不確定性，但是由于市場機制的不完善，京津冀三地的經濟政策仍然存在著諸多不確定性，由此增加了企業的經營成本和戰略實施的不穩定性。建議應以雄安新區建設為抓手，促進三地共同出臺經濟發展政策，提高經濟政策的可預期性和穩定性，如此才能夠進一步提升企業的投資支出率并降低企業的經營成本，為企業成長帶來更加確定的外部環境。

第二，應加大對國有企業的改革力度。研究結果發現，國有企業在京津冀協同發展實施進程中的企業成長性并沒有明顯的改善，這表明國有企業改革雖然取得了巨大進步，在國民經濟發展過程中起到了巨大的作用。但是，由于國有企業規模較大，積弊已久，需要加大力氣進行國有企業改革，推進國有企業混合所有制改革，提高國有企業的組織效率和生產效率，積極提升國有企業的支出效率，降低經營成本，促進國有企業成長水平的提升。

第三，應加大對小規模企業和勞動生產率較低企業的幫扶。研究結果發現，京津冀協同發展戰略對小規模企業和低勞動生產率企業的成長不具有顯著的促進作用。而小規模企業往往也是勞動生產率較低的企業。因此，在京津冀協同發展戰略下一步縱深推進過程中，可以成立中小企業專項基金，以設立基金的方式，為小規模企業和低勞動生產率企業提供資金支持，緩解其發展過程中的融資約束，實現定點扶持，這樣可以降低大規模企業和勞動生產率高的企業對其資金的擠占。