东西部对口帮扶政策与企业异地投资

卢盛峰 马菁遥

摘要：对口帮扶作为一种横向转移支付方式，在缓解地区发展不平衡等方面取得了突出成就。文章基于2010—2020年地级市层面异地投资子公司数量的面板数据，以2016年《关于进一步加强东西部扶贫协作工作的指导意见》为政策背景，运用双重差分法探讨了对口帮扶对企业异地投资的政策效应。研究发现，两地建立对口帮扶结对关系显著促进了帮扶地对被帮扶地进行跨区域投资，且不存在地理距离远近和产权性质不同的异质性影响，但受到市场化水平和方言异质性的影响。进一步分析发现，对口帮扶政策在两城市行政等级不同组合下呈现出不同的影响效应。最后，从帮扶双方角度分别探究该政策对异地投资的调节效应。本文研究结论对新时期开展对口帮扶政策的研究创新提供了新的经验证据。

关键词：对口帮扶；异地投资；产业合作；营商环境

中图分类号：F812.2  文献标识码：A  文章编号：011415

近年来，我国致力于解决经济社会发展的不平衡、不充分问题，而不平衡问题的其中一个重要表现为区域发展的不平衡。从世界各国区域治理经验看，政府的财政转移支付是推进区域经济协调发展的重要举措［1］，而萌发于社会主义建设初期的中国特色对口支援机制，在解决区域发展不均衡问题、加强区域合作、打赢脱贫攻坚战、实现共同富裕等方面发挥了关键性作用，在长期发展中取得了突出成就［2］。对口支援这个概念的规范性在于“对口”，即稳定的配对关系，采用“对口”结对的方式进行支援［3］。国内学者多将对口支援界定为地方政府间“财政横向转移支付”［45］。1996年10月，中央召开了扶贫开发工作会议，在《关于尽快解决农村贫困人口温饱问题的决定》中确立了对口帮扶政策，要求东部经济发展省市对口帮扶包括广西、贵州、云南等西部贫困省区，在扶贫援助、经济技术合作和人才交流等方面开展协作，此后对口帮扶政策在实践中不断完善和发展。习近平总书记指出，东西部扶贫协作和对口支援，是实现先富帮后富、最终实现共同富裕目标的大举措，必须长期坚持下去。在“十四五”期间，我国将进一步完善地区帮扶机制，“深入实施区域协调发展战略，在发展中促进相对平衡；完善对口支援、对口帮扶等机制，强化智力扶持，加强重点领域合作。2021年1月，国家发改委等部门联合印发《“十四五”支持革命老区巩固拓展脱贫攻坚成果衔接推进乡村振兴实施方案》，其明确提出，中央和国家机关及有关单位完善对口支援和定点帮扶机制，加大对口支援工作力度，巩固提升帮扶成效，继续加强东西部协作等各类帮扶机制。这些政策对缩小东西部差距和推进区域协调发展以及助力贫困地区的脱贫起到了重要作用［6］。

对口帮扶政策在推动国家经济均衡发展方面取得了突出绩效，学术界对其背后机制和经济影响的讨论也不断增加。而既有文献对对口帮扶的实证研究多聚焦于橫向的财政转移支付对受援地当地经济社会发展的影响，但以对口帮扶对企业行为选择影响角度的研究较少。已有相关文献表明，对口帮扶政策对欠发达地区经济社会各方面的提升有显著成效。通过政策本身的创新，向受援区域内输入资本、技术、信息、知识、管理等要素，直接影响被帮扶地的经济增长［7］。也有学者借助准自然实验，建立双重差分等计量模型对其政策效应进行分析，发现对口援疆等对口帮扶政策有效促进了地区总体劳动生产率的提升且提升效应依赖于经济禀赋条件，促进了当地社会经济的增长［8］；对口帮扶政策通过转移支付弥补地区间的财力差异，实现地区间的财政均等化、基本公共服务均等化［9］。

企业的异地投资行为是资源和资本在区域间有序流动的微观表现形式［10］，是指母公司跨越其注册地向其所在的行政区以外的地区通过设立子公司等方式进行投资经营的行为。国内跨地区经营有助于企业充分利用各地区的市场机会和异质性资源，是企业实现可持续成长的重要战略选择［11］。随着市场化改革的逐步深化，我国企业跨区域投资呈现不断上升的趋势。企业在国内跨地区经营要考虑成本和收益［12］，以盈利为主要目的的企业对于投资区位的选择会关注当地市场环境、劳动力水平、政治环境、文化环境等因素。国内研究多聚焦于国内上市公司的跨区域投资行为，从企业自身的性质、城市政策背景、两地经济社会文化差异等角度出发，研究企业异地投资行为选择和区位选择的动机及影响因素，如通过两地之间高铁连通探究交通基础设施对企业投资区位的经济效应［1314］。企业在进行跨区域投资区位选择时，也可能会考虑企业自身风格与目标地区文化环境认同度的匹配度，且倾向于到与自身风格更加匹配的地区进行异地投资［1516］。也有文献证明财政激励政策对地方国有企业在异地设立子公司有积极作用，有利于推动市场一体化发展［17］。此外，不同区域地理距离［18］和政府关系［19］也是影响企业进行跨区域经营的重要因素。

对口支援作为宏观政策，在微观上对企业的投资行为也具有一定影响。2016年年底，中共中央办公厅、国务院办公厅印发《关于进一步加强东西部扶贫协作工作的指导意见》（以下简称《意见》），《意见》中明确指出帮扶双方需加强产业合作，鼓励帮扶双方研究出台相关政策，大力推动落实产业合作项目，在立足资源禀赋和产业基础的前提下，激发企业到贫困地区投资的积极性。本文从这一视角切入，提出问题：对口帮扶政策是否会带来两地之间企业资本的流动？

本文将2016年《意见》作为政策冲击，实证分析对口帮扶政策对企业异地投资的影响，为对口帮扶政策的不断完善提出基于影响企业行为选择的政策建议。本文通过整理上市公司跨区域设立子公司数量及注册地、投资关系等数据，构造“地级市（母公司所在地）—地级市（子公司所在地）—年份”的面板数据，控制了一系列地级市层面的变量差异及时间、个体固定效应后，研究发现，两地建立对口帮扶结对关系显著促进了帮扶地对被帮扶地进行跨区域投资，该结论经过一系列稳健性检验后依旧成立。

相比已有研究，本文的贡献主要为：（1）进一步丰富了对口帮扶、对口支援的政策影响效应等相关文献，补充了对微观企业影响的证据。对口帮扶、对口支援等现有文献多聚焦宏观经济效应［20］，探究对地区产业发展、基础设施、公共服务水平等方面的影响，鲜少探究对企业微观层面的影响。本文提供了系统稳健的经验证据证明城市间对口帮扶政策会带来城市间的跨区域投资，丰富和拓展了有关对口帮扶的文献。（2）从城市层面对企业异地投资行为进行研究。国内关于异地投资的相关文献多将企业跨区域与投资归总到企业、母公司注册地（地级市）进行汇总分析，但少有文献将异地投资数量在地级市—地级市层面进行分析，以此衡量地级市层面的两地的资本流动。本文依靠城市间的对口帮扶结对关系研究，将企业异地投资行为归纳到城市层面进行分析，揭示了对口帮扶政策对城市之间的跨区域投资影响。（3）在现实价值方面，通过探究微观企业在对口帮扶政策支持下的行为选择和积极影响，在我国寻求高质量发展的背景下，为新时期对口帮扶政策的实施提供更多分析思路和重要参考。

一、政策背景与理论分析

（一）政策背景

中国的对口支援萌发于20世纪五六十年代社会主义建设初期，起初主要用于工农业现代化进程中的地方城乡工农协作［2］，此后，在长期的发展过程中，对口支援机制围绕着不同时期经济社会发展的突出矛盾和任务不断演变发展。1996年，国务院下发《关于尽快解决农村贫困人口温饱问题的决定》《国务院扶贫开发领导小组关于组织经济较发达地区与经济欠发达地区开展扶贫协作的通知》，初步建立了东西部对口帮扶协作关系，但建立起来的是省份与省份之间、单列市城市与省份之间，并未建立起完整的、有效的城市间对口帮扶体系。1996—2016年虽然也有一些对口帮扶政策的实践，但更多是地方自主性的实施，中央并未有一个统一的、硬性的政策文件约束要求。2016年年底，《意见》的颁布则是面对人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的社会主要矛盾提出的，对对口支援机制进行了权责关系明确，对东西部扶贫协作结对关系进行了进一步调整，强调一市帮扶一市或多市合作帮扶一市，各省市在中央文件的号召下相继出台了本省城市与对口省城市明确的、完整的、统一的城市间的对口帮扶体系。相较于之前文件强调政府层面的脱贫政策，2016年《意见》提出的帮扶双方需要加强产业合作，鼓励帮扶双方研究出台相关政策，大力推动落实产业合作项目，立足资源禀赋和产业基础，激发企业到贫困地区投资的积极性。鼓励企业前往贫困地區投资，这是一个重大进步，强调除了政府，微观经济体也应该参与国家治理和解决地区发展不平衡问题，这标志着中国对口帮扶计划在不断发展完善中进入了一个全新的阶段。因此，我们选择2016年《意见》作为本文主要的政策背景。

2016年的《意见》是全面贯彻落实《中共中央、国务院关于打赢脱贫攻坚战的决定》和中央扶贫开发工作会议、东西部扶贫协作座谈会精神，做好东西部扶贫协作，贯彻好对口支援工作提出的指导性方针。图1为利用Python软件进行统计的该政策的词频统计图。该政策是以东西部对口帮扶“扶贫”“脱贫”为主要任务，提出要以城市间的“结对”关系为基础进行对口支援，在政治层面要加强组织领导，完善政策支持，加强政府各部门对东西部扶贫协作和对口支援工作的指导和支持。《意见》多次提到推动“产业”合作以促进地区发展，以地区产业发展带动脱贫，包括鼓励企业到贫困地区投资，建设贫困人口参与高的特色产业基地，培育龙头企业，引进提供更多就业岗位的劳动密集型企业，并依托其产业发展加强劳务协作与人才支援。

《意见》对东西部扶贫协作结对关系进行了进一步调整，确定对口帮扶结对关系为：北京市帮扶内蒙古自治区、河北省张家口市和保定市；天津市帮扶甘肃省、河北省承德市；辽宁省大连市帮扶贵州省六盘水市；上海市帮扶云南省、贵州省遵义市；江苏省帮扶陕西省、青海省西宁市和海东市，苏州市帮扶贵州省铜仁市；浙江省帮扶四川省，杭州市帮扶湖北省恩施土家族苗族自治州、贵州省黔东南苗族侗族自治州，宁波市帮扶吉林省延边朝鲜族自治州、贵州省黔西南布依族苗族自治州；福建省帮扶宁夏回族自治区，福州市帮扶甘肃省定西市，厦门市帮扶甘肃省临夏回族自治州；山东省帮扶重庆市，济南市帮扶湖南省湘西土家族苗族自治州，青岛市帮扶贵州省安顺市、甘肃省陇南市；广东省帮扶广西壮族自治区、四川省甘孜藏族自治州，广州市帮扶贵州省黔南布依族苗族自治州和毕节市，佛山市帮扶四川省凉山彝族自治州，中山市和东莞市帮扶云南省昭通市，珠海市帮扶云南省怒江傈僳族自治州。《意见》要求各省根据实际情况，在本行政区域内具体开展结对帮扶工作。各省也发布相关文件政策指导本省的对口支援工作，响应中央精准扶贫号召，例如，《广东省人民政府、广西壮族自治区人民政府印发关于进一步加强粤桂扶贫协作工作意见的通知》《京津两市对口帮扶河北省张承环京津相关地区工作方案》《江苏省对口帮扶青海省西宁市和海东市扶贫协作规划》等。

（二）理论分析

对口帮扶政策与企业异地投资是否存在联系？从对口帮扶的具体内容来看，对口帮扶不仅仅是作为横向转移支付方式对欠发达地区的资金支持，还包括产业合作、技术支持、人才支援等各项任务要求，其中重点关注产业合作方面。一些城市的地方保护主义可能会阻碍企业在本地投资设立子公司，但对口帮扶政策下两地建立友好的扶贫协作结对关系，受帮扶地政府可能对企业到本地投资设立子公司提供税收、土地等方面的支持或者补贴优惠，降低企业投资成本，从而激发企业向对口城市进行投资设立子公司的积极性。并且帮扶城市对被帮扶城市产业上的扶持可能会倾向于本地较优势的产业，被帮扶地相关产业的发展也会吸引对方城市的公司关注到这里的发展潜力从而进行异地投资行为。除了产业合作，资金支持可以帮助受帮扶地缓解财政收入不足的问题，增加受帮扶地区对基础设施的建设；技术支持则会促进当地生产力水平提升，优化当地产业结构，人才支援则将人力资本优势带动到受帮扶地区，促进当地劳动力质量上升；以上种种对企业到当地投资设立子公司都有正向效应。基于以上分析，本文提出研究假说：

假说1：对口帮扶政策建立结对关系，会促进帮扶城市企业对被帮扶城市进行异地投资设立子公司。

除此之外，帮扶地和被帮扶地两方的政策表现也会影响到建立对口帮扶关系对两地跨区域投资的效果。具体表现在：一方面，市场化营商环境优化会促进企业投资，甚至出现过度投资现象［21］，因而被帮扶地本级政府重视优化本地营商环境可能会吸引更多的企业来本地投资兴业，从而促进对口帮扶对跨区域投资的影响效果；另一方面，若帮扶地政府更重视对本地或本省落后地区的扶贫工作，则可能对其他地区的对口帮扶扶贫协作上的重视程度会相对较低，对被帮扶方的资源分配和政策支持力度较低，这有可能会抑制建立对口帮扶结对关系对两地跨区域投资的影响效果。依据上述分析，本文进一步提出以下两个研究假说：

假说2a：被帮扶地重视优化本地营商环境会促进建立对口帮扶结对关系对两地跨区域投资的影响效果。

假说2b：帮扶地更重视对本地或本省落后地区的扶贫工作会抑制建立对口帮扶结对关系对两地跨区域投资的影响效果。

二、实证策略

（一）模型设定

本研究以2016年的《意见》作为准自然实验，探讨建立扶贫协作结对关系对两地之间异地投资的影响作用。分别将提供帮扶的省份内所有城市和接受帮扶的省份内所有城市列为两个城市序列，并使其一一组合成“城市对—年份”的样本，将《意见》和各省发布的相关政策文件明确建立的对口帮扶结对关系的城市对作为实验组，其他未建立结对关系的城市对设为对照组。计算出样本期间内每个城市对之间设立的子公司数量，构建出如下双重差分模型：

其中式（1）中Numijt为本文中的被解释变量，表示第t年城市i在城市j设立的子公司个数。Assistij×Postt为关键解释变量，测度了对口帮扶政策对上市公司异地投资的影响。Assistij是一个虚拟变量，若两城市之间存在对口帮扶结对关系，则取值为1，否则为0。Postt表示对口帮扶政策实施时点。由于政策文件《意见》是在2016年11月颁布，再者考虑到政策具有滞后性，且上市公司在注册地之外开办子公司存在一定的时间周期，则将政策时点设为2017年。

政策实施前取0，政策实施后取1。Xijt是一组随时间变化的城市层面的特征变量，控制了人均GDP、城镇化水平、公路里程等社会经济因素。β是估计系数，在本模型中表示对口协作关系对帮扶地母公司对受帮扶地异地设立子公司的影响。εijt为随机干扰项，将标准误聚类在城市对层面。此外，δij控制了城市i—城市j配对层面的个体固定效应。μt控制了年度固定效应。值得一提的是，在標准DID模型中，除了纳入处理组/对照组、政策前/政策后这两者的交互项以外，同样需要将两者水平项纳入控制。但是在本文的双重差分模型设定下，这两项水平效应实际上在城市对的个体固定效应和时间固定效应上进行了吸收控制。

（二）样本与数据

本文主要研究城市与城市之间建立对口帮扶结对关系是否会带来帮扶地企业异地投资行为，即帮扶城市在被帮扶城市设立子公司的行为。本文参照马光荣等关于异地投资的数据处理方法，将异地投资行为定义为上市公司（母公司）在其注册地之外的地级市所设立的子公司行为［13］。

考虑到企业从东部发达地区向西部地区投资与西部企业到东部发达地区开分公司是两个目标差异很大的行为，根据本政策的性质和内容，《意见》中强调帮扶双方需加强产业合作，主要是鼓励帮扶双方通过出台相关政策推动落实产业合作项目，立足资源禀赋和产业基础的前提下，激发东部发达地区企业到贫困地区投资的积极性。对于西部贫困地区到东部地区设立子公司与本政策意义并不完全相符，在本研究中意义不大。因此，本研究只考虑了东部地区对西部地区投资设立子公司的情况，并非二者之间的相互投资行为。我们根据2016年《意见》的结对关系，将涉及提供帮扶省份的所有城市纳入城市序列a，即帮扶城市序列（83个），并剔除北京市、上海市、天津市三个直辖市；《意见》中涉及的接受帮扶省份的所有城市纳入城市序列b，即被帮扶城市序列（95个）。以2010—2020年为数据期间，将第一个城市序列a的城市分别与城市序列b的城市组成城市对，并生成有向化的城市—城市—年份的面板数据，例如“深圳市—遵义市—2010”，计算出数据期间内每一年帮扶地（母公司所在地）i在被帮扶地（子公司所在地）j设立的子公司数量。由于对口帮扶涉及多个少数民族自治州，因此也把黔东南苗族侗族自治州等自治州当作地级市考虑在内。

1.被解释变量：城市对异地投资

本文选取2010—2020年城市序列i（帮扶城市序列）的上市公司在城市序列j异地投资已设立的子公司数量作为被解释变量（Num）（见表1）。上市公司母公司、子公司地理信息均来自CSMAR数据库中上市公司基本信息表和上市公司关联信息基本信息表，保留上市公司证券代码、关联公司名称、直接或间接持股比、上市公司和关联公司注册地等数据信息，并作了如下筛选：（1）仅保留A股上市公司样本；（2）仅保留母公司持股比例大于50%的境内子公司；（3）删除ST或ST*的上市公司；（4）删除金融行业样本。然后在城市对层面上进行加总，得到设立子公司个数Num和其取对数的结果lnNum=ln（子公司数量+1）。对于CSMAR数据库中子公司注册地信息缺失的情况，主要通过以下方式补充：（1）子公司名称，如“××地区××公司”判断子公司注册地；（2）企查查、天眼查等网络企业工商信息查询系统核实并一一补全。

2.核心解释变量：对口帮扶结对关系

本文主要根据2016年中共中央办公厅、国务院办公厅印发的《关于进一步加强东西部扶贫协作工作指导意见》中提出的结对关系，并参照之后各省发布的相关地方政策文件确定城市—城市层面的结对关系。如果在《意见》中建立扶贫协作结对关系，则设为1，否则为0。本文主要聚焦于城市对层面的结对关系，因此有省份—省份层面的对口帮扶关系但未明确有城市间的结对关系的省市则未纳入样本内。

3.控制变量

地方经济发展水平、产业发展水平、交通发展水平等都会影响企业跨区域投资的选择。因此，本文参考了胡萌［10］、马光荣等［13］研究文献，选取了地级市层面的可能会影响上市公司投资区位选择的相关变量，控制了母子公司地区间的人均GDP差异、产业结构差异、城镇化率差异、公路里程差异以及市场化程度差异。数据来源均为中国城市统计年鉴和各省城市统计年鉴。具体计算方式如下：

三、实证结果分析

通过双重差分模型探讨对口帮扶政策对上市公司异地投资的影响，本文使用固定效应模型进行估计，固定了样本的年份效应以及固定了城市—城市对固定效应，估计结果如表2所示。其中，第（1）、（3）列的被解释变量为异地投资设立子公司数量，第（3）列则加入了城市层面的控制变量，结果显示，回归系数均在5%的水平上显著为正，表明若两城市形成对口帮扶结对关系，那么上市公司在异地投资设立子公司的数量会显著增加。本文在最后一行加入了核心解释变量的系数与被解释变量Num的均值之比，它针对政策的经济显著性进行检验。第（3）列结果显示，平均而言对口帮扶对于城市来说增加了“0.3”家子公司，虽然绝对数值上看起来比较小，但是实际上相对于原本Num的均值而言，这个效应是非常巨大的。在政策实施之前，东部地区企业到遥远的西部异地投资的数量是非常少的，企业平均每年只投资了0.110家；现在的0.3家实际上相对于之前已经增加了30473倍。这是非常强的经济显著性，也凸显了这一政策改革影响的重要性。同时考虑到城市之间设立子公司可能存在部分极端值的影响，将异地投资数量取自然对数，并加入城市层面控制变量，结果如第（2）、（4）列显示，结果在1%的水平上显著为正。相应地，计算出核心解释变量的系数与被解释变量lnNum的均值之比，用于呈现政策的经济显著性特征。

在地区层面的控制变量中，企业所在地与投资目标地区间市场化程度差异系数显著为正，说明地区良好的市场环境对企业投资具有较强的吸引力。而企业所在地与投资目标地区间城镇化水平差异的系数显著为负，则说明上市公司异地投资的区位选择可能更会倾向于与本地城镇化水平更相近的地区。

四、稳健性检验

（一）平行趋势及动态效应检验

本文使用双重差分模型探讨对口帮扶政策对上市公司异地投资的影响，对此进行了双重差分模型的平行趋势检验。为了验证双重差分模型下回归结果的有效性，本部分进一步对对口帮扶政策在2010—2020年的动态趋势进行解构分析及动态效应检验。其中，current指2017年政策实施当年，若受到政策影响当年则取值为1，否则为0。pre表示在对口帮扶政策发生年份之前的年份的经济效应，例如，pre1指如果受到政策影响的前一年，则赋值为1，否则为0。相应地，post则是对口帮扶政策发生年度之后的年份的效应。在对口帮扶政策实施前，关键解释变量的系数均不显著，而2017年及之后的政策效应明显。可以认为，本研究满足了双重差分模型的平行趋势这一假设前提条件。另外，2017年到2019年期间的系数逐年增加，表示对口帮扶政策对城市间上市公司异地投资的影响逐年增大。

在此基础上，利用stata软件绘制了平行趋势检验图（见图2）。图2直观地显示了对口帮扶政策在不同年份之间的动态效应。在2017年以前，实验组与控制组发展趋势基本相同，由此进一步证明了双重差分模型的有效性。图中显示，post3期置信区间与0相交，关键解释变

量的系数不到5%水平上显著，同时政策效果也带有一定的衰减趋势。背后的一种可能解释在于：这一政策的影响作用存在一定的时效性。

（二）安慰剂检验

考虑到上述结果可能出现的遗漏变量和随机因素等对对口帮扶政策的评估结果产生影响，本文采用安慰剂检验的方法。

1.假设对口帮扶政策发生在实际建设年份之前。参照严兵等［22］，建立虚假事件时间进行回归，即将对口帮扶政策调整到实际发生年份之前，并将政策实际发生的时间及之后的年份的样本删掉，由此检验是否还存在对口帮扶政策促进异地投资的效应。本文删除了2017级之后的数据样本后，将政策时点分别提前2年和3年，即设定在2014年、2013年。结果如表4第（1）—（4）列显示，发现核心解释变量不显著，由此可以排除可能存在其他不可测事件对异地投资行为的影响。

2.随机抽取实验组。

本研究数据样本中66个城市对之间存在对口帮扶结对关系，即实验组，由此本部分随机抽取66个城市对，设定为伪实验组，剩余的城市对则纳入控制组。由于伪实验组是随机生成的，因此如果没有显著的遗漏变量偏差，安慰剂处理变量的系数会集中分布在0附近。而如果估计系数显著偏离零点，则说明模型存在随机因素等影响。对新生成的实验组和控制组样本，按照表2的第（3）列进行回归，并重复了500次，绘出关键变量的估计系数分布图（见图3）。结果显示，随机处理生成的估计系数主要集中在0附近，验证了本文的评估结果是稳健的，对口帮扶政策对异地投资的正向效应并不是偶然的。

（三）PSMDID

使用倾向得分匹配后的双重差分模型进行分析。在基本回归分析中，本文只纳入了存在对口帮扶协作关系的省份城市样本，并将两个城市序列两两组合形成城市对，没有结对关系的城市组合则作为控制组。

本文在控制了人均GDP差异、市场化程度差异、产业结构差异、公路里程差异等变量的基础上，将被解释变量设为异地投资数量的对数lnNum，建立城市对是否为对口帮扶结对关系的Logit模型，采用近邻1∶4匹配方式对城市对样本进行重新匹配，绘出匹配前和匹配后的核密度图（见图4、图5）。再用匹配后的样本重新進行多元回归分析，结果如表3所示，其中第（1）、（2）列分别表示使用权重不为空的样本和使用满足共同支撑假设的样本，两种样本的结果均表明，在匹配了更精确的样本后，对口帮扶对企业异地投资的影响依旧显著为正，结果与基准回归分析一致，进一步证明了结果的稳健性。

（四）替换被解释变量

在之前的讨论中，被解释变量以上市公司异地已经设立的子公司数量来衡量异地投资数量。本部分参照曹春方和贾凡胜［22］、胡萌［10］研究，将本文的被解释变量替换为城市间上市公司异地设立子公司的增量，并类似地取异地投资增量的自然对数，分别进行回归分析。表3的（1）至（2）列展示了更换被解释变量后的结果，结果表明，核心解释变量的系数在5%的水平上依旧显著为正，证明本文对口帮扶政策对上市公司异地设立子公司的影响的主要结论依旧是稳健的。

（五）调整样本范围

中国的城市行政等级体系下，直辖市与普通地级市的行政等级不同，是地方最高一级行政区，行政地位与省相同，在地域面积、城市职能、经济水平、政治性质等方面也存在较大差异，具有相对于地级市更大的经济发展优势。在之前的分析中，考虑到北京市、上海市和天津市作为直辖市上市公司数量较多，且存在一个区帮扶一个市等对口结对关系，以及京、津两市对口帮扶河北省张家口市、保定市及承德市存在雄安新区建设的政策背景的情况，可能对本研究结果产生影响，故已将三个直辖市剔除出帮扶城市序列中。而由于山东省与重庆市的对口帮扶结对关系，重庆市被保留在被帮扶城市序列中。基于此，本文重新调整样本，进一步剔除了重庆市子公司样本，回归结果在表4的（3）至（4）列。本文的关键解释变量的系数显著为正，基准结果保持稳健，说明本文回归结果不是由于样本选择偏误引起的。

（六）考虑更早出现的相关政策影响

正如前文所述，1996年东西部对口帮扶协作关系初步建立，但建立起来的是省份与省份之间、单列市城市与省份之间的较为粗略的对口帮扶关系体系。具体如下：北京帮内蒙古，天津帮甘肃，上海帮云南，广东帮广西，江苏帮陕西，浙江帮四川，山东帮新疆，辽宁帮青海，福建帮宁夏，深圳、青岛、大连、宁波帮贵州。此后不断改善这些在2016年以前建立起来的对口支援关系，可能会对双方异地投资行为产生影响，从而减少本文研究结果的可信度，故本文将尝试减少以往政策的影响，增加了控制变量“是否在之前建立起对口帮扶结对关系”，结果见表5的（3）至（4）列，本文的关键解释变量的系数显著为正，基准结果保持稳健。

五、异质性分析

（一）地理距离异质性分析

普遍来说，企业跨区域投资与区域内投资关注点倾向不同，研究关注点也不同，企业异地投资更加关注如地区间的地理距离等地区因素对企业投资决策的影响。相对来说，考虑到地方保护主义、市场分割、市场逐步扩张、异地投资成本收益等因素，企业更倾向于在地理距离较近的地区投资设立子公司。因考虑到地理距离对异地投资的难以忽视的影响，本部分以城市间地理距离的中位数为划分依据，将研究样本划分为地理距离较近和较远的两组数据，以异地投资数量的自然对数值为被解释变量，分别进行回归分析，结果如表6第（1）至（2）列显示。

基于地理距离远近的分样本来看，核心解释变量的系数在地理距离较近的城市对样本中为正，且在5%的水平上显著。而在地理距离较远的样本间，估计系数在10%的水平上显著为正。这说明在相对地理距离不同的两个样本中，两地建立对口帮扶结对关系对企业异地投资均有正向影响，且地理距离较近的样本中政策效应更明显。

（二）产权性质异质性分析

在目前的制度背景下，国有企业会受到更多的政府干预［23］，国有企业政治关联或是政企纽带相对于民营企业更强，已有研究表明国有企业政企纽带较强，相对而言异地投资的可能性更小［24］。本部分则将上市公司企业按产权性质分为国有企业和民营企业两个样本，分别将异地投资设立的子公司数量在城市—城市层面进行加总，并取对数作为被解释变量，由此来检验产权性质的异质性。分样本回归结果由表6第（3）至（4）列显示，关键解释变量的估计系数均在10%的水平上显著为正。其中，民营企业样本的系数超过国有企业样本的系数，表明对口帮扶政策对异地投资的影响效应在民营企业中更明显。

（三）不同行政等级的城市

城市定位不同，其享受到的资源倾斜和经济政治政策也不同，而经济发展水平和市场活跃度等也存在较大差异。参考马光荣等［13］的相关研究，本文将省会城市、四个直辖市、五个计划单列市设为中心城市，其他城市列为一般地级市。母公司所在地和子公司所在地的城市对数据则划分为中心城市—中心城市、中心城市—一般城市、一般城市—中心城市、一般城市—一般城市四组，构建了与关键解释变量的交互项，加入原模型中进行回归分析。结果如表7显示，位于中心城市的母公司对无论中心城市还是一般地级市的异地投资的行为受政策效应的影响都相对明显，表7第（3）列显示中心城市到一般城市设立子公司比到中心城市设立子公司增加了约0.8个，原因可能在于，西部地区省会城市相对贫困城市有较为丰富的基础设施、人才资源和更多的政策和资金支持，更加吸引企业在本地设立子公司。而母公司所在地为一般城市时，其对中心城市的异地投资受到政策的影响不明显，对同为一般地级市的异地投资结果在10%的水平上显著为正，原因可能在于，考虑到同省对不同等级城市资源分配更倾向于中心城市，那么为寻求较为对等的协作关系，与西部地区中心城市建立对口帮扶结对关系的多为东部地区的中心城市，而东部地区一般地区城市多和西部地区的一般城市结为对口帮扶结对关系。

六、机制分析

前文的研究表明，两地建立对口帮扶结对关系对两地间跨区域异地投资有正向影响效应。那么，还存在哪些因素会影响这一效应的实现呢？本文认为，从被帮扶地角度来看，被帮扶地重视优化本地营商环境可能会吸引更多的企业来本地投资兴业，会促进对口帮扶对跨区域投资的影响效果；从帮扶地角度来看，帮扶地更重视对本地或本省落后地区的扶贫工作，可能对其他地区的对口帮扶扶贫协作重视度较低，从而会抑制对口帮扶对跨区域投资的影响效果。

一是被帮扶地区营商环境的改善。我们采用调节效应模型，首先加入被帮扶城市序列地级市政府工作报告中“营商环境”等相关词频的变量，表示政府对优化本地营商环境的重视程度，并构建这一变量与核心解释变量的交叉项，加入原回归模型进行分析，结果如表8所示。地方政府对改善营商环境的重视程度对上市公司选择该地进行异地投资具有积极影响，即地方政府工作报告中越频繁提到“营商环境”，越重视改善本地营商环境，越能吸纳外地上市公司在本地投资建立子公司。值得一提的是，被帮扶地改善市场环境的重视程度对建立对口帮扶协作关系对企业异地投资的影响关系有显著的正向调节效应，但是当被解释变量为异地投资绝对数量时，这一变量与核心解释变量的交叉项的系数不再显著。这一结果出现的原因可能是除了估计结果本身更容易受到绝对指标两侧极端值影响以外，也可能意味着被帮扶当地的营商环境在这一政策作用过程中没有那么重要，即：这一政策还是更多基于行政指令驱动，而不是出于市场投资动机。但是这部分分析结果依然表明：被帮扶地区政府在政策上发力，持续优化营商环境，可以加大对口帮扶对吸引上市公司去往较落后地区异地投资的影响。这验证了之前的假设。

二是帮扶地区的本地扶贫。本文将帮扶城市序列地级市政府工作报告中提到的“扶贫”等相关词频作为帮扶地区本地扶贫的重视程度，构建与解释变量的交互项，加入回归模型进行分析，结果如表9所示，交互项的系数显著为负，这可能是因为帮扶地更重视对本地或本省落后地区的扶贫工作，从而对其他地区的对口帮扶扶贫协作的重视程度相对较低，因此抑制了建立对口帮扶结对关系对两地跨区域投资的影响效果。这验证了本部分开头的假设。

三是其他潜在的影响机制。企业经营成本除了生产成本，也包括交易成本等与生产没有直接关系的成本［25］。不同地区不同的制度环境、市场分割、地方保护主义等问题［2627］，导致异地投资经营面临着较高的交易成本，因此以利润为主要目的的公司在无法获得较高收益的情况下不会开展异地投资行为。在扶贫协作的框架下，两地政府开展多方面合作，帮扶方政府提供基金支持和政策引导鼓励企业到被帮扶地区投资兴业。例如“沪企入滇”工程，被帮扶地区可以提供税收、土地等方面的支持或者补贴优惠，降低异地企业前来本地建立子公司的成本。根据对口帮扶政策的主要内容，除了前文主要探讨的产业合作，还有资金支持、技术支持、人才支援等各种支持。帮扶地可以向被帮扶地区直接进行资金援助，这些资金会缓解受帮扶地财政收入不足的问题，帮助受帮扶地区改善基础设施建设。基础设施尤其是交通促进了国内市场一体化，提升了要素的跨地区流动［28］，从而降低了企业的交易成本及異地开展子公司业务的顾虑。同时，人才支援会将人力资本优势带到受帮扶地区，促进当地劳动力质量上升，为企业经营提供优质的人才资源。以上情况都说明了对口帮扶政策对东部地区企业到西部建立子公司的正向促进效应。

七、结论与建议

本文基于2010—2020年地级市—地级市层面异地投资子公司数量的面板数据，以2016年《关于进一步加强东西部扶贫协作工作的指导意见》为政策冲击，运用双重差分法探讨了对口帮扶政策建立的结对关系对企业异地设立子公司的政策效应。研究结果发现，两地建立对口帮扶结对关系显著促进了帮扶地对被帮扶地进行跨区域投资，该结论在进行了平行趋势检验以及安慰剂检验等多种稳健性检验后依旧成立。不存在地理距离远近和产权性质不同的异质性影响，但受到受援地市场化水平异质性以及两地方言异质性的影响。进一步研究还发现，对口帮扶政策在对母公司所在城市和子公司所在城市行政等级不同组合下呈现出不同的影响效应。最后，从帮扶双方进行调节效应分析，发现：被帮扶地重视优化本地营商环境可能会吸引更多的企业来本地投资，会促进对口帮扶对跨区域投资的影响效果；帮扶地更重视对本地或本省落后地区的扶贫工作，对其他地区的对口帮扶扶贫协作重视度较低，从而会抑制对口帮扶对跨区域投资的影响效果。

2021年中国在脱贫攻坚方面取得了全面胜利。在新的发展时期，如何缓解依然存在的地区发展不平衡问题、东西部经济发展差距较大问题，面对新的社会主要任务和主要矛盾，中国特色对口支援、对口帮扶机制如何创新工作内容、深化地区协作、促进共同发展，这些是我们应该思考的问题。本文通过研究对口帮扶政策对微观企业异地投资的影响，基于实证结果提出以下建议：

第一，健全对西部落后地区的长效帮扶机制，重视产业合作，构建有效的产业帮扶机制。要充分认识东西部协作和对口支援、对口帮扶机制对缓解地区发展差距的作用，根据新时代出现的新问题、新矛盾，应不断完善和细化产业帮扶政策，健全西部落后地区的长效帮扶机制。对口帮扶应重视微观企业在支持产业合作中所起的关键作用，以企业合作为载体，推动东部人才、资金、技术向西部贫困地区流动。通过东西部产业合作、优势互补，西部地区可以通过发展产业来增强自我造血能力，东部地区也能在产业互补中促进自身发展。

第二，西部受帮扶地要提高自身发展能力，优化营商环境助力产业招商引资。西部地区要立足本地资源禀赋和产业基础，充分发挥本地的自然资源优势，发掘更多市场潜力，巩固脱贫成效，不断加强本地基础设施建设，发展教育提高劳动力质量，吸引高质量企业来本地投资兴业。

第三，对东部帮扶地政府推动对口帮扶工作建立有效的监督管理机制，努力协调本省内扶贫和省间的扶贫协作，大力推进本省扶贫工作的同时也要加大对西部贫困落后地区的帮扶力度。加强协作双方扶贫工作交流，不断完善协作模式，提高扶贫协作实效性。

第四，破除影响跨区域资本流动的各种障碍。在进行和接受对口帮扶时，各省市应及时废除各地区含有地方保护、市场分割、指定交易等妨碍统一市场和公平竞争的政策，减少地方保护、市场分割对资本跨区域投资的阻碍作用，使资本的跨区域流动更为顺畅。各省市应继续推进国有企业改革，鼓励支持国有企业进行跨区域投资。

［1］GRAMLICHEM.Subnationalfiscalpolicy［J］.PerspectivesonLocalPublicFinanceandPublicPolicy，1987，3：327.

［2］凌瑛.对口支援政策的区域协调发展效应［J］.经济研究导刊，2022，522（28）：4749.

［3］王禹澔.中国特色对口支援机制：成就、经验与价值［J］.管理世界，2022，38（6）：7185.

［4］伍文中.从对口支援到横向财政转移支付：文献综述及未来研究趋势［J］.财经论丛，2012，163（1）：3439.

［5］石绍宾，樊丽明.对口支援：一种中国式横向转移支付［J］.财政研究，2020（1）：312，44.

［6］黄承伟.东西部扶贫协作的实践与成效［J］.改革，2017（8）：5457.

［7］刘晔.经济制度变迁影响经济增长的实证研究［J］.经济经纬，2017（3）：7185.

［8］刘金山，徐明.对口支援政策有效吗？——来自19省市对口援疆自然实验的证据［J］.世界经济文汇，2017，239（4）：4361.

［9］花中东.对口支援促进基本公共服务均等化效应分析——以四川地震灾区为例［J］.西安财经学院学报，2010，23（5）：7581.

［10］胡萌.方言距离对上市公司异地投资的影响机制研究［D］.南宁：广西大学，2022.

［11］宋渊洋，黄礼伟.为什么中国企业难以国内跨地区经营？［J］.管理世界，2014（12）：115133.

［12］宋渊洋，李元旭.制度环境多样性、跨地区经营经验与服务企业产品市场绩效——来自中国证券业的经验证据［J］.南开管理评论，2013，16（1）：7082.

［13］马光荣，程小萌，杨恩艳.交通基础设施如何促进资本流动——基于高铁开通和上市公司异地投资的研究［J］.中国工业经济，2020，387（6）：523.

［14］毛琦梁，颜宇彤.高铁开通、风险投资与文化企业选址［J］.产业经济研究，2021，115（6）：2943.

［15］DATTADK，PUIAG.Crossborderacquisitions：anexaminationoftheinfluenceofrelatednessandculturalfitonshareholdervaluecreationinUSacquiringfirms［J］.ManagementInternationalReview，1995，35（4）：337359.

［16］李丹.地区文化、企业风格与企业异地投资［D］.北京：中央財经大学，2019.

［17］范子英，周小昶.财政激励、市场一体化与企业跨地区投资——基于所得税分享改革的研究［J］.中国工业经济，2022，407（2）：118136.

［18］BLANCBRUDEFG，COOKSONG，PIESSEJ，etal.TheFDIlocationdecision：distanceandtheeffectsofspatialdependence［J］.InternationalBusinessReview，2014，23（4）：797810.

［19］楊继彬，李善民，杨国超，等.省际双边信任与资本跨区域流动——基于企业异地并购的视角［J］.经济研究，2021，56（4）：4159.

［20］林繁，王谨.对口支援的宏观经济效应及作用机制研究［J］.经济论坛，2021（12）：115130.

［21］邵传林，李晓慧.市场化营商环境、投资潮涌与民营企业过度投资［J］.首都经济贸易大学学报，2021，23（5）：8397.

［22］曹春方，贾凡胜.异地商会与企业跨地区发展［J］.经济研究，2020，55（4）：150166.

［23］唐松，孙铮.政治关联、高管薪酬与企业未来经营绩效［J］.管理世界，2014，248（5）：93105，187188.

［24］夏立军，陆铭，余为政.政企纽带与跨省投资——来自中国上市公司的经验证据［J］.管理世界，2011，214（7）：128140.

［25］NORTHDC.Institutions，institutionalchangeandeconomicperformance［M］.NewYork：CambridgeUniversityPress，1990.

［26］黄赜琳，王敬云.地方保护与市场分割：来自中国的经验数据［J］.中国工业经济，2006（2）：6067.

［27］李善同，侯永志，刘云中等.中国国内地方保护问题的调查与分析［J］.经济研究，2004（11）：7884，95.

［28］蒲龙，马光荣，黄勃.基础设施、税收竞争与企业税负——基于国内市场一体化的视角［J］.数量经济技术经济研究，2022，39（9）：5069.

EastWestPairingAssistanceandCrossRegionalInvestment

LUShengfeng1，2，MAJingyao2

1.CenterforEconomicDevelopmentResearch，WuhanUniversity，Wuhan430072，China;

2.EconomicsandManagementSchool，WuhanUniversity，Wuhan430072，China

Pairingassistance，asaformofhorizontaltransferpayment，hasachievedoutstandingachievementsinmitigatingregionaldevelopmentimbalances.Usingpaneldataonthenumberofcrossregionalinvestmentsubsidiariesofthecityofprefecturelevelfrom2010to2020，thispaperusesthedifferenceindifferencesmethodtoexplorethepolicyeffectsofpairingassistanceonenterprisecrossregionalinvestmentinthecontextofthe2016“GuidingOpinionsonFurtherStrengtheningEastWestPovertyAlleviationCooperation.”Theresearchfindingsshowthattheestablishmentofapairingassistancerelationshipbetweenthetworegionssignificantlypromotescrossregionalinvestmentoftheassistingregionintheassistedregion.Moreover，thereisnoheterogeneityeffectofgeographicaldistanceorpropertyrights，whilethereisanimpactfrommarketizationanddialectheterogeneity.Furtheranalysisfindsthattheeffectsofpairingassistancepolicyoncrossregionalinvestmentvarywiththedifferentcombinationsofadministrativelevelsbetweenthetwocities.Finally，thepaperexplorestheregulatoryeffectsofthepairingassistancepolicyoncrossregionalinvestmentfromtheperspectivesofboththeassistingandassistedparties.Theresearchfindingsprovidenewempiricalevidencefortheinnovativedevelopmentofpairingassistancepolicyinthenewera.

pairingassistance;crossregionalinvestment;industrialcooperation;businessenvironment