区域一体化对企业绿色技术创新的影响研究——基于长三角城市经济协调会扩容的准自然实验

邹晓峰，陈 鹏，马培敏

（贵州财经大学，贵州 贵阳 550025）

一、问题的提出

统一市场是构建新发展格局的基础支撑和内在要求。随着经济的快速发展，城镇化和工业化进程产生了巨大的能源消耗，企业作为主要污染承担者，逐渐成为低碳发展的重要责任主体和行动单元。2010 年《长江三角洲地区区域规划》明确提出要加快区域科技创新一体化发展，推动长三角地区率先建成国家创新综合试验示范区。2019年《长三角生态绿色一体化发展示范区总体方案》获国务院批复同意，方案重点强调要鼓励区域一体化实现绿色经济、高品质生活、可持续发展有机统一。2022年《中共中央国务院关于加快建设全国统一大市场的意见》再次指出要优先推进区域协作，持续培育发展全国统一的生态环境市场并促进科技创新和产业升级。创新、协调、绿色、开放、共享的新发展理念不断得到重视，已成为生态文明建设和经济社会发展的主题。支持区域一体化创新、协调、绿色发展的相关政策不断出台，体现了我国推动绿色创新、实现低碳发展的决心和信心，而企业是实现经济高质量发展，落实创新、协调、绿色开放、共享新发展理念的关键主体之一，考察区域一体化协调发展对企业绿色技术创新的政策效应可为进一步发挥政策有效性提供参考。

既有文献从区域一体化发展对减排、创新的影响，以及企业绿色技术创新等角度进行了研究。Baghdadi［1］发现加入区域一体化组织国家和未加入区域一体化组织国家的污染排放均逐渐走向收敛。陆铭［2］、豆建民［3］认为经济活动的空间集聚能够在一定程度上改善环境质量。张可［4］构建了测度区域一体化的新方法，证实长三角、珠三角城市群发展显著促进了城市间污染排放的收敛。郭艺［5］证实了长三角一体化显著降低了城市碳排放，并通过促进产业结构升级和城市技术水平提升产生渠道效应。现有文献都得出了区域一体化有利于减排的结论。

关于区域一体化对创新的影响，卞元超［6］认为在政府的支持和引导下，区域创新要素配置会得到不断优化，这将有利于缓解空间资源错配对创新的影响。白俊红［7］认为跨区域联系会通过产业价值链延伸和专业化分工而愈加紧密，区域协同创新能有效促进创新绩效提升。梁军［8］、强永昌［9］研究了长三角城市群扩容事件，发现区域内贸易、投资等创新活动的市场空间会随着区域一体化发展而逐渐扩大。林洲钰［10］、夏后学［11］等提出创新活动涉及多方主体，会受到外商投资、创新环境、税收政策、人力资本等因素的影响。综上，现有文献一致认为区域一体化会通过多渠道效应影响区域创新。

关于企业绿色技术创新，从宏观层面来看，绿色技术创新正成为绿色发展的重要推动力，是我国打赢污染防治攻坚战和推动经济高质量发展的引擎；从微观层面来看，绿色技术创新是提升企业自身竞争优势的重要驱动力，对加快企业节能减排和绿色转型有重要作用。关于企业绿色技术创新的影响因素，Hojnik［12］认为环境规制政策、市场规制政策、企业组织结构都会成为绿色技术创新的影响因素。其中，环境规制政策涉及减排计划、能源管制、政府补助、环保执法等方面［13-14］；市场规制政策与碳排放权交易、环境权益交易等活动关系密切［15-16］；企业组织结构涉及公司治理机制、环境质量管理体系、利益相关者压力等方面［17-18］。现有文献对环境规制政策的创新效应进行了多方面考察［14,19］，主要采用微观数据实证检验了环境规制政策对资源配置和企业绿色技术创新的影响。

现有研究为本文提供了丰富参考，但鲜有文献关注区域一体化对企业绿色技术创新的影响及其作用渠道。基于此，本文的边际贡献在于：一是拓展了区域一体化政策效应的研究范围。现有基于宏观层面对区域一体化政策效应的研究多涉及区域间资源配置、创新水平、经济增长等方面，基于微观层面的研究相对比较匮乏，且主要集中在企业绩效、出口、垂直分工水平等方面。本文将区域一体化协调发展与企业绿色技术创新联系起来，不仅丰富了区域一体化对微观企业层面影响的研究，还能够检验区域一体化发展能否有效将创新、协调、绿色、开放、共享的新发展理念融入更为微观的企业层面。二是扩展了区域一体化政策效应的研究框架。现有关于区域一体化对微观企业绿色技术创新政策效应的研究相对缺乏，对其渠道传导效应、异质性企业的非对称影响等更是鲜有提及。本文通过直接政策效应观测、多渠道传导机制分析和多维度异质性分析对区域一体化政策执行中的成功和不足之处进行细致探究，更具现实意义。

二、理论机制与研究假说

（一）政策背景

学界普遍认为我国区域一体化发展以1982 年上海经济区的成立为起点［9，20］，1992 年我国确定了推动长江三角洲区域一体化经济合作并促进地区可持续发展的14城协作部门主任联席会议制度，即长江三角洲城市经济协调会前身。1997年，这14个城市和新成立的泰州市通过平等协商自愿组成长江三角洲城市经济协调会。经过20 多年的发展，长三角城市经济协调会经历了多次扩容，尤其是2010 年的第二次扩容和2013 年的第三次扩容对我国区域经济发展意义重大。各城市加入长三角城市经济协调会这一事件具有外生性，各地方政府和企业无法预知协调会扩容的具体范围和准确时间，更无法事先调整自身行为，如此便为考察区域一体化扩容事件的影响提供了一个理想的观测条件。

（二）理论基础与研究假说

社会学理论认为社会是一个有机整体，企业是构成该有机整体的基本单元之一，不能脱离社会而孤立存在。利益和价值最大化是企业发展的目标，社会内部成员共同利益的实现是社会发展的目标，企业的活动以社会为背景，企业利益受社会利益约束，企业发展目标与社会发展目标紧密相连，甚至服从于社会发展目标，因此社会宏观经济环境和政策必然会影响企业发展。根据共生理论，社会经济系统本质上具有两大功能即资源分配和资源利用，前者主要由市场完成，后者主要由企业完成。企业发展无法脱离其生存的自然环境、社会环境，企业与其生存环境存在共生关系。区域一体化是国家促进经济发展的重大战略，是建设和完善现代化经济体系的关键环节，也是推动经济高质量发展的有效路径。企业是经济发展的主要推动器，宏观一体化政策与企业微观行为必然存在着某种关联机制［21］，如市场机制和政府机制。市场机制通过产业集聚效应和投资拉动效应对企业产生影响，政府机制通过财政支持效应和融资约束缓解效应影响企业行为。

社会经济观认为，为保证企业的可持续经营，企业家更应关注长期资本收益率的最大化，而实现这一点最基本的要求就是承担社会义务及因此而产生的成本。减排和降污染是政府和社会要求企业履行的不可避免的社会责任，是影响企业生存和发展的不可忽视的重要因素。长三角区域一体化旨在实现区域经济高质量发展，推进工业、建筑、交通、能源供应、废弃物管理等高耗能高排放行业的低碳化，从而控制污染排放并在此过程中促进企业绿色技术创新。新经济地理学理论以城市集聚经济为切入点，认为区域经济协作的空间集聚可以通过中间投入品、公共设施共享、技术溢出、干中学等机制提高城市群经济效率［22］，而区域一体化通常以城市群经济发展为依托。实现区域一体化首先要求核心城市的集聚作用不断增强，然后扩散形成多中心的巨型城市和都市圈，并带动其他相邻城市的发展，形成由若干城市共同组成的都市圈，随着核心城市日益多中心化，区域内的都市圈和城市组团逐步发展，通过密切联系实现城市群区域一体化。

基于以上分析，本文提出研究假说H1：区域一体化对企业绿色技术创新具有促进作用。

企业绿色技术创新受诸多因素影响。从宏观层面来看，区域一体化发展能逐步消除地方市场分割，打破城市群内部的地方政府保护和贸易壁垒，降低生产要素流动成本，有效缓解劳动力市场扭曲，最终改善劳动力错配［23］。袁志刚［24］提出生产要素的跨区域流动有助于资源再配置和区域空间结构再优化，也有助于消除阻碍劳动力跨部门流动的各种制度障碍。吕承超［25］认为改善劳动力错配能促进上市公司技术创新，要素资源错配程度越低，技术创新水平越高。区域一体化能有效促进劳动力流动，改善劳动力错配。从微观层面来看，企业规模、股权结构、管理者能力、大股东持股比例、所有权属性等都会对企业绿色技术创新产生影响。金融是经济的重要组成部分，区域一体化发展必然需要借助资本市场的力量进行资金融通，如此便对区域金融发展水平提出了新的要求。区域金融发展水平的提升会直接通过增加多样化的金融产品和新的金融服务模式降低投资者的交易成本和面临的非系统性风险，为企业提供更多融资渠道，缓解企业在创立、生产经营、创新过程中面临的融资难题。此外，社会和政府对企业减排、降污染及企业自身可持续发展的要求，会进一步促进企业绿色技术创新。区域一体化可改善内部金融条件，对区域金融发展产生影响。企业进行绿色技术创新推动低碳化转型需要适当的金融支持，而多元化的金融产品和金融服务模式可以降低银企之间的信息不对称程度，拓宽中小企业融资渠道，提高其融资效率。融资效率的提高也会促使企业根据现实需求适时改变资金使用策略，提高企业抗流动性风险能力，刺激企业绿色技术创新。

基于以上分析，本文提出研究假说H2a 和H2b。H2a：区域一体化可通过缓解劳动力错配和提升地区金融发展水平，促进企业绿色技术创新；H2b：区域一体化可通过缓解企业融资约束，促进企业绿色技术创新。

三、研究设计

（一）数据来源与说明

本文以我国沪深A股上市公司为研究样本，选取其2007—2019年绿色专利申请数据，以及行业和城市层面的相关数据，数据主要来源于CSMAR 数据库、中国研究数据服务平台、国家知识产权局、样本企业年报以及网易财经等相关网站。考虑到长三角城市经济协调会2010 年和2013 年扩容规模较大，选取这两次扩容事件作为本文实证研究的准自然实验。对数据进行如下处理：一是剔除金融行业企业；二是剔除2010年12月31日以后上市的企业；三是剔除样本期内破产倒闭的企业；四是剔除被标注为ST 和*ST 的企业；五是剔除主要解释变量数据缺失的企业；六是剔除2018 年和2019 年长三角城市经济协调会第四次、第五次扩容城市区域内企业①2018年和2019年扩容后，受新冠疫情影响，企业受系统性风险影响较大，使企业有关数据不能较好地检验政策效果，对实证结果的噪音干扰较强，因此不将2018年和2019年扩容后的企业纳入研究。；七是由于个别企业绿色技术创新数据存在较大值，因此对被解释变量进行前后1%缩尾处理。经过上述处理，最终得到13395个观测值的面板数据。

（二）变量选取

1.被解释变量。本文旨在探讨区域一体化对企业绿色技术创新的影响，参考徐佳［26］的做法，将企业绿色专利申请数（AGInv_Invjg_Umjgijkt）作为被解释变量。为进一步体现绿色专利的不同创新性和价值性，将企业绿色专利申请数细分为整体绿色专利数（AllGreInvijkt）、绿色发明型专利数（GreInvjgijkt）、绿色实用新型专利数（GreUmjgijkt)，一般认为绿色发明型专利的创新性强于绿色实用新型专利［16］。在使用倾向得分匹配法（PSM）匹配时采用的Logit模型中，YRDrii为被解释变量，表示长三角城市经济协调会区域的虚拟变量，若企业i位于长三角城市经济协调会区域内则取值为1，否则取值为0。

2.解释变量。本文的解释变量为长三角城市经济协调会区域内实体企业虚拟变量与时间虚拟变量的交乘项（Placeikt×Yearit），其系数为双重差分估计的区域一体化对企业绿色技术创新影响的净效应。其中Placeikt为长三角城市经济协调会区域的分组虚拟变量，当样本企业位于长三角城市经济协调会区域内时该值取值为1，否则取值为0；Yearit为时间虚拟变量，在城市加入长三角城市经济协调会前该值取值为0，加入后取值为1。

3.控制变量。考虑到城市层面和企业层面的其他因素可能对企业绿色技术创新带来潜在影响，参照孙晓华［27］、徐佳［26］的做法，选取可能影响企业绿色技术创新的因素作为控制变量，主要包括企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、账面市值比（BM）、企业价值（TobinQ）、盈利水平（ROE）、无形资产（lntasset）、外商投资占比（FDI）、产业结构（idust）。此外，本文还控制了地区差异、行业差异、时间差异等相关因素对计量结果的影响。

（三）模型设定

考察某特定事件、行为、政策对单位主体的影响，常用方法是比较同一单位主体在受到该特定事件、行为、政策影响下和不受该特定事件、行为、政策影响下的相对差异。因此，本文通过倾向得分匹配法（PSM）构造“反事实”样本，即假设存在一个位于长三角城市经济协调会区域外的企业，与区域内某企业极度相似，这种极度相似可以理解为两个企业在规模、盈利水平、资产、负债等方面的情况近乎等同。区域一体化组织扩容在为扩容区带来经济发展机遇的同时也推进了市场化进程，是政府针对经济发展实施的重要政策，并且该政策对于各地区来说都存在着时间差异和空间差异，这为本文采用双重差分模型（DID）提供了一个优良的准自然实验。DID模型是研究政策效应的有效方法，常被学者们用来分析政策实施前后的相对差异。为降低内生性影响，本文使用倾向得分匹配法（PSM）解决企业层面可能存在的样本选择性偏差问题。模型具体形式如下：

模型（1）中：被解释变量YRDrii为企业是否位于长三角城市经济协调会区域的虚拟变量，匹配控制变量选取了企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、账面市值比（BM）、企业价值（TobinQ）、无形资产（lntasset）、盈利水平（ROE），∁i为误差项。该模型用于PSM 匹配的Logit 回归。模型（2）中：被解释变量为企业绿色专利申请数（AGInv_Invjg_Umjgijkt），将其细分为整体绿色专利数（AllGreInvijkt）、绿色发明型专利数（GreInvjgijkt）、绿色实用新型专利数（GreUmjgijkt），其中i、j、k、t分别表示个体、行业、地区、时间；解释变量为交乘项（Placeikt×Yearit）；ConVarsijkt为控制变量；ωk、δj、τt、εit分别表示地区固定效应、行业固定效应、时间固定效应、残差项。

（四）描述性统计

本文将样本分为处理组和控制组，处理组表示位于长三角城市经济协调会区域内的企业，控制组表示位于长三角城市经济协调会区域外的企业。各变量的描述性统计结果如表1 所示，可知样本期内处理组整体绿色专利数、绿色发明型专利数、绿色实用新型专利数的平均值与控制组水平基本一致；处理组整体绿色专利数和绿色实用新型专利数的标准差大致比控制组低约0.2，绿色发明型专利数的标准差两组大致相当，说明长三角城市经济协调会区域内企业的绿色技术创新水平差距相对其他地区较小；处理组和控制组绿色实用新型专利数的平均值均高于绿色发明型专利数，说明企业对绿色技术创新价值较低但实际使用价值较高的实用新型专利更为重视。

表1 变量的描述性统计结果

四、实证分析

（一）PSM匹配结果

本文利用倾向得分匹配法（PSM）将位于长三角城市经济协调会区域内的实体企业设置为处理组，其他区域企业设置为控制组。为满足DID 模型的平衡趋势假设，将两组非重合区域删除后，观测特征变量的匹配效果，平衡性检验结果（限于篇幅未列示）显示，匹配后两组样本主要变量的标准差均小于10%，t检验结果也表明样本在匹配变量上不存在显著差异。匹配前两组样本的核密度曲线存在明显差异，匹配后核密度曲线接近于重合，说明匹配后两组样本在特征变量上较为接近，匹配效果较好，匹配变量选取较为合理，匹配后的估计结果有效且可靠。

（二）实证检验结果

本文根据基准模型（2），考察区域一体化对企业绿色技术创新的影响，结果如表2 所示。表2 列（a）中交乘项系数在5%水平显著为正，控制了时间、行业、地区3 种固定效应后，列（b）中交乘项系数依然在5%水平显著为正，且影响程度高于前者。这说明时间、行业、地区层面因素确实会影响企业绿色技术创新，因此本文在基准模型中同时控制3种固定效应是有必要的，如此模型能更为准确地检验区域一体化的净效应。剔除可能影响实证结果的因素后可以发现，区域一体化的实施推动了企业绿色技术创新。

进一步区分不同专利类型，交乘项系数在列（c）（e）中都在5%水平显著为正，但在列（e）中数值更大，说明区域一体化对企业绿色实用新型专利数的影响更大。同时，在控制了时间、行业、地区3种固定效应后，交乘项系数在列（d）（f）中均在1%水平显著为正，说明无论是绿色发明型专利数还是绿色实用新型专利数，区域一体化均能促进区域内企业实现绿色技术创新和转型升级，助力企业实现“降碳”和“减碳”等低碳化目标。此外，根据结果可知区域一体化对企业绿色实用新型专利数的促进作用强于对绿色发明型专利数的促进作用，说明在区域一体化背景下，企业更倾向于进行实用新型绿色技术的创新，其可为企业带来更多实际效用。研究假说H1得证。相关控制变量企业规模、资产负债率、无形资产、盈利水平、企业价值、外商投资占比均对企业绿色技术创新有一定程度的促进作用，与预期相符；账面市值比和产业结构对企业绿色技术创新产生了抑制作用。

（三）稳健性检验

1.安慰剂检验。本文使用“反事实”方法检验处理组与控制组之间是否存在共同趋势，具体过程如下：将长三角城市经济协调会扩容的时间分别提前至2008 年和2009 年，构造相应的虚拟变量再次进行PSM-DID 回归，如果交乘项系数均不显著，则表明处理组与控制组之间存在共同趋势，就能证实企业绿色技术创新水平提升受到了区域一体化的影响，前文结果稳健；反之，则说明前文结果不稳健。安慰剂检验结果（限于篇幅未列示）显示，将长三角城市经济协调会扩容时间提前至2008年和2009年后，交乘项系数均不显著。这说明经过PSM 匹配后得到的处理组与控制组满足双重差分模型的使用条件，通过了安慰剂检验，前文实证结果稳健。

2.更换匹配方法。半径匹配与核匹配是倾向得分匹配中的两种常见方法，为使实证结果更具有说服力，本文在对原始样本进行PSM匹配时重新进行半径匹配与核匹配，以检验基准回归结果的稳健性，结果（限于篇幅未列示）显示，无论是半径匹配还是核匹配估计结果，区域一体化对企业绿色技术创新的影响均为正，与前文结论一致，前文实证结果稳健。

3.第三次扩容再检验。长三角城市经济协调会经历过不止一次扩容，2013 年长三角城市经济协调会再次得到扩充：安徽芜湖、滁州、淮南，江苏连云港、徐州、宿迁，浙江丽水、温州等8个城市成为长三角城市经济协调会会员。因此本文以长三角城市经济协调会2013 年第三次扩容事件作为准自然实验，继续检验前文实证结果的稳健性，结果（限于篇幅未列示）显示长三角城市经济协调会第三次扩容依然显著促进了区域内企业绿色技术创新水平的提升，区域一体化促进企业绿色技术创新的结论依然成立，前文实证结果稳健。

4.增加匹配变量。为进一步验证前文结果的稳健性，在满足平衡趋势假设的前提下，本文继续增加实体企业的匹配变量总资产周转率（Tota）、董事会人数（lnboard）、两权分离度（Dual）、所有权属性（Soe）、金融错配程度（fmis）、产业集中度（Hhia）对样本进行双重差分模型回归，结果（限于篇幅未列示）显示增加匹配变量后交乘项系数依然在5%水平显著为正，表明区域一体化促进了企业绿色技术创新水平提升，与前文结论一致，前文实证结果稳健。

五、影响机制分析

（一）中介效应模型

本文使用中介效应方法对区域一体化促进企业绿色技术创新的作用渠道进行检验。参考温忠麟［28］的做法，在基准回归结果成立的基础上进行中介效应分析，模型具体形式如下：

其中，Mijkt为中介变量，包括宏观城市区域层面变量如劳动力错配（tl）、区域金融发展水平（Fdl）、市场化水平（mr）、城镇化率（clization），以及微观企业层面变量如融资约束（SA）和政府补助（Gov）。区域金融发展水平（Fdl）参考张志强［29］的做法，以金融机构贷款总额占GDP 的比重进行测算；市场化水平（mr）参考樊纲［30］的做法，采用由各地级市相关数据计算得出的市场化指数测度；劳动力错配（tl）参考陈永伟［31］的做法，采用劳动力相对价格扭曲系数测度；城镇化率（clization）参考刘耀林［32］的做法，以人口城镇化率表示。融资约束（SA）参考姜付秀［33］的做法，以SA 指数代表企业融资约束水平；对于政府补助（Gov），企业并不是每年都会获得政府补助，且由于企业在规模、性质等方面存在差异，所获得的政府资金支持也各不相同，因此本文采用虚拟变量对政府补助进行量化，若企业当年获得政府补助，则取值为1，反之则取值为0。β1是判断中介效应存在的核心系数，若该系数符号符合理论预期且具有统计意义，则说明Mijkt是区域一体化促进企业绿色技术创新的作用渠道之一。但仅凭系数β1不能完全确定中介效应存在，需要结合模型（4）中系数ρ1的显著性进行判断。若ρ1显著，则说明中介效应存在；若β1与ρ1中至少有一个不显著，则应在此基础上进行Sobel检验，以确认中介效应是否存在。

（二）宏观层面渠道检验

区域一体化加速了要素流动，随着市场竞争的加剧，区域一体化会促使生产要素流入回报率更高的行业，实现资源的高效配置。区域一体化的持续发展能显著提高市场化程度，使区域内企业竞争更接近于完全竞争，企业会主动提高自身资源利用效率和创新能力来增强市场竞争力。区域一体化发展会形成产业集聚，提高区域生产效率，促进区域金融发展，提升城镇化水平。区域一体化推动了城市间的经济交流，可促进地区金融发展、缓解劳动力错配、加速市场化进程、提升城镇化水平，企业也可借力实现绿色技术创新。劳动力错配（tl）、区域金融发展水平（Fdl）、市场化水平（mr）、城镇化率（clization）的中介效应检验结果见表3、表4。

表3 劳动力错配和区域金融发展水平的中介效应检验结果

表4 市场化水平和城镇化率的中介效应检验结果

表3、表4 中列（a）（e）（i）（m）分别以劳动力错配、区域金融发展水平、市场化水平、城镇化率作为被解释变量进行回归，结果显示区域一体化会缓解地区劳动力错配、促进区域金融发展水平提升、加速市场化进程、提高城镇化率。表3列（b）～（d）为在模型（4）中加入劳动力错配中介变量后的结果，可知交乘项系数依然显著为正，说明劳动力错配在区域一体化促进企业绿色技术创新中发挥了部分中介作用；列（f）～（h）为在模型（4）中加入地区金融发展水平中介变量后的结果，可知交乘项系数依然显著为正，说明地区金融发展水平在区域一体化促进企业绿色技术创新中发挥了部分中介作用。表4列（j）～（l）为在模型（4）中加入市场化水平中介变量后的结果，可知交乘项系数依然显著为正；列（l）中，市场化水平对绿色实用新型专利数的作用不显著，进行Sobel检验后Z值为6.518，拒绝原假设，说明市场化水平在区域一体化促进企业绿色技术创新中发挥了部分中介作用；列（n）～（p）为在模型（4）中加入城镇化率中介变量后的结果，可知交乘项系数显著为正，说明城镇化水平在区域一体化促进企业绿色技术创新中发挥了部分中介作用。因此，促进区域金融发展、缓解劳动力错配、加速市场化进程、提升城镇化水平是区域一体化促进企业绿色技术创新的重要渠道。研究假说H2a得证。

（三）微观层面渠道检验

区域一体化使企业、金融机构、政府之间的互动更为频繁，有助于企业缓解融资约束并获得更多政府补助，促进企业绿色技术创新。企业融资约束（SA）和政府补助（Gov）的中介效应检验结果见表5。

表5 企业融资约束和政府补助的中介效应检验结果

表5 中列（a）（e）分别为将企业融资约束和政府补助加入模型（3）的回归结果，可知区域一体化能显著缓解企业融资约束，使区域内企业获得更多政府资金支持。列（b）～（d）为将融资约束加入模型（4）的回归结果，交乘项系数显著为正，说明企业融资约束在区域一体化促进企业绿色技术创新的过程中发挥了部分中介作用，缓解企业融资约束是区域一体化促进企业绿色技术创新的重要渠道之一。列（f）～（h）为将政府补助加入模型（4）的回归结果，可知交乘项系数显著为正但Gov系数不显著，进行Sobel检验后列（f）（g）中Z值明显大于临界值，且p值小于0.01，拒绝原假设，说明区域一体化可使区域内企业获得更多政府资金支持从而促进企业绿色技术创新水平的提升。研究假说H2b得证。

六、异质性分析

（一）企业所有权异质性分析

在我国经济转型背景下，国有企业是实现国家创新战略的主力军。在创新资源的配置过程中，国有企业具有较大的政策优势，可获得比民营企业更多的创新资源，因此本文认为国有企业相较于民营企业在获取创新激励等相关信息方面更具优势。同时政府和相关银行机构在给予国有企业贷款贴息优惠方面更为积极，相较于民营企业，区域一体化对国有企业绿色技术创新水平提升的影响更为明显。本文将样本企业分为国有企业组和非国有企业组分别进行回归，结果见表6。由表6 可知，国有企业样本中交乘项系数在1%和5%水平显著为正，民营企业样本中交乘项系数只有绿色实用新型专利数显著，结果证实了本文的观点。基于政策优势、信息优势、地位优势，区域一体化能显著促进国有企业绿色技术创新，而民营企业相对来说缺乏优势，因此企业绿色技术创新水平并没有得到显著提升，仅有创新价值相对较低的绿色实用新型专利数有一定提升。

表6 企业所有权异质性检验结果

（二）企业规模异质性分析

企业规模有大有小，面对区域一体化政策，不同规模企业的经营策略、投资方向、战略定位有所差异。大规模企业与小规模企业相比无论是在资金还是人力方面都更具优势：大规模企业占有的市场份额更大，融资能力更强，交易成本也更低；小规模企业获取的资源有限，面临融资难融资贵问题，交易成本高。绿色技术创新前期需要投入大量的人力和财力，且研发过程面临着极大的不确定性，资金相对匮乏的小规模企业很难将有限的资金投入研发项目中，而大规模企业在人力和财力上都相对充裕，其更偏向于将资金投入研发项目以获得更大的利益。因此，本文认为相较于小规模企业，大规模企业更容易借助区域一体化实现绿色技术创新水平的提升。本文将样本企业的年末总资产与其所在行业当年年末总资产的中位数相比，当企业的年末总资产大于中位数时，该企业为大规模企业，反之则为小规模企业，并分组进行实证检验，结果（限于篇幅未列示）显示区域一体化对大规模企业绿色技术创新水平提升有显著的促进作用，而对小规模企业绿色技术创新水平没有显著影响。

（三）原位城市与新加入城市异质性分析

长三角城市经济协调会扩容是推动区域一体化协调发展的有益尝试，既有研究已证实该政策的实施为参与城市带来了共同经济增长，显著促进了城市创新水平的提升，同时产生了有利于区域经济高质量发展的城市污染转移效应。生产要素在区域一体化过程中得到了重新配置，区域一体化原位城市能将污染产业转移产生减排效应，而新加入的城市在获得区域一体化政策红利的同时，承接了转移的污染产业。在环保政策的压力下，新加入城市内企业是否会积极进行绿色技术研发？原位城市在早已获得政策红利的情况下是否会继续坚持绿色发展、绿色创新和高质量发展？这些问题值得深入探讨。因此，本文采用2010年和2013年长三角城市经济协调会扩容涉及区域原位城市和新加入城市内企业的面板数据，考察区域一体化对原位城市和新加入城市内企业绿色技术创新水平的影响是否存在异质性，结果（限于篇幅未列示）显示，无论是原位城市还是新加入城市内企业，区域一体化都显著促进了其绿色技术创新水平提升，但区域一体化对新加入城市内企业绿色技术创新水平提升的促进作用强于原位城市内企业。主要原因可能在于新加入城市内企业刚刚获得区域一体化政策红利，会更加注重企业现阶段的绿色技术创新，而原位城市内企业早已获得了政策红利，相较于新加入城市内企业来说其绿色技术创新已经渡过了高速增长区间。

七、结论与建议

本文利用我国沪深A股上市公司2007—2019年数据实证检验了区域一体化对企业绿色技术创新的政策效应，并对其作用渠道和异质性进行了分析。研究发现区域一体化会促进企业绿色技术创新，企业整体绿色专利数、绿色发明型专利数、绿色实用新型专利数均有所增加。这一作用分别会通过促进区域金融发展、缓解劳动力错配、加速市场化进程、提升城镇化水平、改善企业融资约束、获得更多政府补助等渠道得以实现，进行一系列稳健性检验后结论依然成立。此外，区域一体化对企业绿色技术创新的影响存在异质性，对国有企业、大规模企业绿色技术创新水平提升的促进作用更显著，对新加入城市内企业绿色技术创新水平提升的作用强于原位城市内企业。

基于以上研究结论，本文提出如下建议：一是持续推动区域一体化协调发展。区域一体化可以促进企业绿色技术创新，推动绿色低碳发展。区域一体化协调发展作为区域层面的经济策略，在深入贯彻新发展理念的同时也需要结合地区产业结构和实际情况推动低碳发展，进而实现经济高质量发展。其他地区可以借鉴长三角区域一体化发展经验，成立类似长三角城市经济协调会等区域组织，综合考虑各地区融合因素，因地制宜、量体裁衣，打通并优化区域一体化促进企业绿色技术创新的作用渠道，持续推动区域一体化发展，从区域层面为我国统一大市场、实现经济高质量发展的目标作出贡献。二是完善具有针对性的企业扶持制度。在追求社会目标的过程中，要有针对性地对关键企业、关键地区进行引导。政府部门可鼓励金融机构针对有关地区和有关企业创新金融产品，拓宽企业融资渠道，增强民营企业和中小企业的融资能力。可成立数据共享平台，实时分享各行业企业融资数据，公布金融机构的产品供给，缓解金融机构和融资企业之间的信息不对称，降低融资成本。三是强化政企合作，深度发掘区域一体化政策效应。政府需要充分发挥不同政策工具的绿色技术创新效应，倡导几种政策的协同使用，进一步扩大政策覆盖的企业范围。通过政府引导，借鉴优秀项目经验并组织本地区企业学习，深化政企合作。同时企业也需要配合政府工作，积极响应并用好政策，在融合新发展理念的政策中找到适合企业自身的发展路径。