产城融合、交易成本与企业创新.pdf

2023 年第 7 期 调研世界 总第 358 期 38 产城融合、交易成本与企业创新*韦庄禹 武可栋 内容摘要：本文基于地级市产城融合与 A 股上市公司的合并数据，利用面板固定效应模型实证分析产城融合对企业创新的影响及其内在机制，研究发现：产城融合显著促进了企业创新，工具变量检验和其他稳健性检验均支持该结论；产城融合主要通过成本节约效应对企业创新产生积极作用，体现为当企业内部交易成本或外部交易成本更高时，产城融合对企业创新的正面作用更强；产城融合对企业创新的积极作用在非国有企业和小规模企业中更显著。未来，我国要集聚创新创业资源，引领产城融合发展；发挥数字经济功能优势，构建智慧城市治理体系；抓住产城融合机遇，加强产城融合示范区建设。关键词：产城融合；交易成本；企业创新 中图分类号：F830.9 文献标识码：A 文章编号：1004-7794(2023)07-0038-08 DOI:10.13778/ki.11-3705/c.2023.07.004 *韦庄禹，广西大学经济学院在读博士研究生，研究方向为产业经济学、数量经济学。武可栋（通讯作者），获经济学博士学位，广西财经学院工商管理学院经济师，研究方向为劳动经济学，邮箱：。中国政府网：http:/ 中国正在全面建设创新型国家，创新是一个涉及人才合作、产业支撑和城市功能配套等多方协作的创造过程，协调好人才、产业、城市的关系显得越发重要。国家新型城镇化规划（20142020 年）的出台为实现产城协调融合发展提供了明确的发展思路，实现城市和产业的融合发展已经成为未来发展的一个重点。2016 年国家发改委印发的关于支持各地开展产城融合示范区建设的通知，提出建设一批产城融合示范区的重点任务。可见，我国不仅将产城融合作为推动新型城镇化的关键举措，亦将其视为促进经济发展的重要抓手。可是，产城融合究竟对企业经济活动产生了多大影响？当前研究并未对此做出解答。本文从企业创新的角度研究产城融合的经济效应及其内在机制，力图丰富产城融合经济效应的相关研究。二、文献综述（一）产城融合 Chenery（1975）是研究工业化和城市化的先驱者，他对工业化和城市化之间的关系进行了测度与分析1。产城融合理念由张道刚（2011）提出，他认为应该平衡产业和城市的互动发展，以产业发展促进人才集聚，激发城市活力。以齐全的城市功能为产业提供优质环境，促进产业集聚，激发产业发展动力2。在产城融合的测度方面，王霞等（2013）运用因子分析与聚类分析法测度了中国主要城市高新区的产城融合水平3。何育静等（2017）在综合考虑产业、人口、就业、收入和生活、土地和环境设施、产城融合、交易成本与企业创新 39 社会发展等因素的基础上，对江苏省的产城融合度进行评价4。在产城融合的经济效应方面，张建清等（2017）发现产业平衡与职住平衡对国家高新区的创新绩效产生了积极影响5。丛海彬等（2019）研究了产城融合的福利效应，发现当产城融合度较高时，补贴支出更能促进产业集聚，当产城融合度较低时，优化城市区位条件更能促进产业集聚6。刘诗源等（2021）发现产城融合度与区域创新显著正相关，相较于“先产后城”的路径而言，“先城后产”的发展路径更有利于创新；人本导向、产业变迁和功能匹配则是作用的内在渠道7。（二）企业创新 与一般的企业行为不同，企业创新活动具备投资量大、耗时长、技术风险高等特点8。毫无疑问，企业创新会受其内部因素影响。孔东民等（2017）发现，企业管理层与普通员工的薪酬差距有利于企业创新，该积极效应源自管理层薪酬溢价而非员工的薪酬溢价9。公司治理对企业创新影响也早有定论，较具代表性的是冯根福等（2008）的研究，他们发现股权集中度对企业创新的影响呈现“倒 U 形”特征，国有持股与企业创新显著负相关，机构投资者和独立董事制度则与企业创新显著正相关10。外部因素也会影响企业创新。党力等（2015）发现反腐败提高了企业图谋政治关联的成本，能激励企业技术创新，并且对民营企业和反腐力度更强地区的企业激励作用更强11。顾夏铭等（2018）研究发现经济政策不确定性通过创新激励效应和选择效应来促进企业创新，这一积极效应因补贴力度、融资约束、产权性质和行业性质的差异而有所不同12。纵观既有文献，不难发现研究产城融合创新效应的成果还并不多见，企业创新的研究成果虽然丰富，但却缺乏从产城融合视角开展的研究。基于此，本文利用地级市产城融合与 A 股上市公司的合并数据，考察产城融合的企业创新效应。三、理论分析与假设提出 产城融合是促进市场化、实现资源要素配置均衡的重要行动路径13。产城融合及其配套的政策体系可以优化制度环境，对地方营商环境产生积极作用，推动要素资源配置方式的市场化改革，发挥市场配置生产要素的基础性功能，减少政府对经济活动的干预，包括矫正土地违约行为和土地权益分配的不平衡14，保障自然资源合理开发，促进劳动人口流动，提高劳动力质量与金融资本配置效率，从而对企业创新产生正面影响。此外，产城融合表现为城市与产业的深度依存、居住与就业的有机融合以及生产与服务的良性互动15，高度契合建立高标准、高水平统一大市场的顶层设计，有利于建设区域一体化大市场，完善全产业链，释放技术交易需求，激励企业增加研发投入。在产城分离的状态下，环境污染、交通拥堵和粗放管理等“城市病”频发，产业园区功能受限，产业与城市联动不足，企业创新活动从产业端获取的助力有限，也无法得到城市功能的有效支持5。产城融合可以促进产业集聚，拉动城市发展，城市的合理规划又能反作用于产业集群，加强产业集聚的规模经济效应16，形成城市功能改善和产业持续发展的科学共生架构，这有利于加强企业间的互动学习和分工协作，促进产业集聚、结构升级和区域一体化市场构建，从而降低生产要素的获取成本和流通成本17-19。同时，产城融合有利于创新活动对全产业链和城市经济生活的全面嵌入，能加快知识和技术在产业间的溢出和渗透，增强产业和城市对创新活动的功能支持，打通创新活动的流程阻碍，降低交易成本，丰富创新机遇，提高企业创新活动的外部性7,20。此外，产城融合能够显著改善职工的工作与生活环境，让大量企业员工得以摆脱职住分离的困境，这不仅能削减企业为员工支付的通勤成本和其他补偿性支出，也有助于加强企业雇员的工作获得感和幸福感，提升员工的创新激励，间接降低企业的运营和管理成本，从而对企业创新产生积极作用。基于上述分析，提出如下假设。假设 1：产城融合能显著促进企业创新。2023 年第 7 期 调研世界 总第 358 期 40 假设 2：产城融合能通过降低交易成本来促进企业创新。四、研究设计（一）数据与处理 本文使用了 20112020 年的数据，城市数据来自中国城市统计年鉴，公司数据来自 CSMAR数据库，市场化指数来自樊纲和王小鲁编制的中国分省份市场化指数报告。本文根据以下方法处理原始数据：（1）将金融业样本剔除；（2）剔除关键变量缺失的样本；（3）剔除与会计准则相悖的样本；（4）利用地市编码将城市数据与公司数据合并；（5）对连续型变量进行双侧1%的缩尾处理。（二）模型设定 012lnijtjtjtijttijtPataDZXu（1）在式（1）中，lnPatijt代表企业创新；Djt代表城市产城融合度；Zjt代表城市层面的控制变量集；Xijt代表企业层面的控制变量集；u是行业固定效应，t为年份固定效应，ijt代表随机误差项。（三）变量定义 1.企业创新（lnPat）。企业专利数据具有容易获取、相对准确的特点，得到研究者的广泛青睐12，因此本文采用企业专利申请量+1 的对数刻画企业创新。2.产城融合度（D）。丛海彬等（2017）指出，产城融合的测度是一项庞大且涉及多方面的系统性工程，既需要考量产业布局和城市规划在时间和空间维度上的契合，又要充分反映新型城镇化进程中人的发展，不适宜使用单一指标测度6。所以他们从产业支撑、功能匹配和人本导向等三个方面构建了地级市产城融合度的评价体系，并利用耦合协调模型进行测算。本文在丛海彬等（2017）的基础上构建如下指标体系评价我国地级市的产城融合度6。表 1 产城融合综合评价指标体系 目标层 准则层 A 准则层 B 指标 产城融合度 人本导向 居住 人均住宅投资 城市人口密度 人口 人口自然增长率 就业 年末城镇登记失业人数比重 非农产业从业人员比重 产业支撑 规模 单位建成区面积产值 规模以上工业企业资产合计 结构 第二产业产值占 GDP 比重 第三产业产值占 GDP 比重 功能匹配 服务 人均邮政业务量 每万人拥有医生数 每万人拥有教师数 设施 每万人拥有公共汽车数 人均公共图书馆藏书 人均城市道路面积 环境 建成区绿化覆盖率 3.控制变量。企业控制变量：企业规模（size），用企业年末总资产的对数表示；企业年龄（age），用样本年份减 中国城市统计年鉴的最新数据只更新到 2020 年。中国各省份市场化指数数据库：https:/。产城融合、交易成本与企业创新 41 去企业成立年份+1 的对数衡量；总负债率（tl），用企业总负债与总资产的比值测度；现金流量（cflow），用企业经营产生的现金流量净额与总资产的比值衡量；资产收益率（roa），用企业总利润与总资产的比值衡量；企业价值（tobin），用企业的市场价值与账面价值之比表示。城市控制变量：城市经济发展水平（lnPgdp），用城市人均 GDP 的对数衡量；城市人口规模（lnPeople），用城市常住人口数的对数衡量。五、实证结果分析（一）基本结果 表 2 汇报了产城融合影响企业创新的基本结果。第（1）列仅加入了核心解释变量产城融合度（D），第（2）（3）列逐步增加了企业和城市控制变量，所有回归均控制了年份和行业固定效应，考虑到稳健性以及企业创新可能存在的滞后性，本文同时汇报了企业创新提前项的回归结果。在第（1）（6）列中，产城融合度（D）始终在 1%的水平下显著为正，说明产城融合显著促进了企业创新。在 21 世纪初，我国大多数城市不能同时兼备产业化和城市化的发展条件，通常只能先重点发展其中一侧，之后再寻找时机发展另一侧6，这样的策略符合时代背景，但也导致了之后我国各地区频繁出现“产城分离”“产业空心化”等现象，限制了我国企业的创新活动。近年来，我国政府对产城融合的重视程度日渐增强，产城融合度提升明显，产业发展和城市功能的合理匹配对市场化进程形成助力，降低企业成本，从而对企业创新产生积极作用。表 2 基本结果 变量（1）lnPat（2）lnPat（3）lnPat（4）F.lnPat（5）F.lnPat（6）F.lnPat D 0.7963*0.7705*0.8955*0.7584*0.7249*0.7558*常数项 3.4251*8.9386*8.2839*3.5122*8.4763*8.2388*企业控制变量 No Yes Yes No Yes Yes 城市控制变量 No No Yes No No Yes 行业/年份 Yes Yes Yes Yes Yes Yes 观测值 9319 8989 8977 8057 7709 7697 r2 0.1758 0.2452 0.2456 0.1777 0.2456 0.2461 注：*、*和*分别代表在 10%、5%和 1%的水平下显著，下同。（二）稳健性检验 1.内生性处理：工具变量法。本文在实证分析中使用了宏观层面的城市产城融合数据和微观层面的企业创新数据，能够有效减少反向因果关系对回归结果造成的不利影响，因为城市的宏观经济活动会影响企业创新，但企业个体行为却通常无法影响城市经济活动。此外，在估计中纳入了一系列控制变量，也有助于减弱遗漏变量偏误。然而，城市产城融合与企业创新之间仍然可能存在潜在内生性问题，这是因为：第一，如果某个城市内的企业具有群体性行为，企业集群产出的大量创新成果可能会促进所在城市的产城融合发展，此时就形成了反向因果关系；第二，遗漏变量问题。为了解决上述问题，使用工具变量法进行估计。本文考虑了两种工具变量：第一，城市所在省份中除了该城市外其他城市产城融合度的均值（D_ave