鄧慧慧 ， 潘雪婷 ， 李慧榕

（對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 國際經(jīng)濟(jì)研究院，北京 100029）

一、 引 言

中共十九大報(bào)告明確提出實(shí)施區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略，以城市群為主體構(gòu)建大中小城市和小城鎮(zhèn)協(xié)調(diào)發(fā)展的城鎮(zhèn)格局，為新時代推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化指明了方向和路徑。作為對十九大報(bào)告的現(xiàn)實(shí)呼應(yīng)，2018年11月，中央決定支持長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展并將其上升為國家戰(zhàn)略；2019年12月，中共中央、國務(wù)院印發(fā)《長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》，把長三角一體化發(fā)展放在國家區(qū)域發(fā)展總體戰(zhàn)略全局中進(jìn)行統(tǒng)籌謀劃；2020年8月，習(xí)近平總書記在扎實(shí)推進(jìn)長三角一體化發(fā)展座談會上要求長三角區(qū)域緊扣一體化和高質(zhì)量兩個關(guān)鍵詞，率先形成以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局，賦予長三角新的重大歷史使命。新時代中國經(jīng)濟(jì)正處于全球經(jīng)貿(mào)秩序重構(gòu)、經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的歷史疊加期，尤其是2018年以來，世界經(jīng)濟(jì)進(jìn)入深度調(diào)整和變革期，以WTO為基礎(chǔ)的自由貿(mào)易體制受到?jīng)_擊和挑戰(zhàn)，面臨全球化的一系列不確定因素，新一輪產(chǎn)業(yè)升級就成為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的核心和關(guān)鍵。在此背景下，城市群建設(shè)作為新一輪區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的引擎能否通過對市場空間縱深化的利用與整合發(fā)揮“大國”超大規(guī)模市場優(yōu)勢，在更大范圍和更深層次上挖掘產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的新動力成為一個自然而現(xiàn)實(shí)的問題，有必要對此做深入的研究與探討。

長三角是國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的核心區(qū)域之一，也是國際大循環(huán)的一個支點(diǎn)，在構(gòu)建“雙循環(huán)”新格局的過程中承擔(dān)“探路者”的歷史使命。分步擴(kuò)容是中國城市群穩(wěn)步發(fā)展的常用范式，長三角的區(qū)域經(jīng)濟(jì)地理格局隨著交通體系的擴(kuò)展、經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的增強(qiáng)以及政策調(diào)整的不斷變化，從最初的自然地理學(xué)范疇到現(xiàn)在的經(jīng)濟(jì)一體化范疇，“長江三角洲”的概念逐漸泛化（劉雅媛和張學(xué)良，2020）。長三角區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化始于1982年國務(wù)院通知成立上海經(jīng)濟(jì)區(qū)，隨后安徽、江西和福建陸續(xù)申請加入，于1986年擴(kuò)展到五省一市。但是由于財(cái)政分權(quán)、“行政區(qū)經(jīng)濟(jì)”沖擊等多種因素的影響，1988年國家計(jì)委通知撤銷上海經(jīng)濟(jì)區(qū)規(guī)劃辦公室。1990年浦東開發(fā)后，長三角一體化被重新提上日程。1992年，在發(fā)展長江三角洲經(jīng)濟(jì)的政策背景下，江蘇省7市（常州、南京、南通、蘇州、無錫、揚(yáng)州、鎮(zhèn)江）、浙江省6市（杭州、湖州、嘉興、寧波、紹興、舟山）以及上海直轄市兩省一市共同建立了長江三角洲城市協(xié)作辦（委）主任聯(lián)席會議制度，成為現(xiàn)在長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會的雛形。1997年長江三角洲經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會成立，取代了原有聯(lián)席會議，并吸納江蘇省泰州市加入。第二次擴(kuò)容發(fā)生在2003年，長江三角洲經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會第四次會議吸納浙江省臺州市為成員，自此，以江浙滬16城市為主體的長三角城市群框架一直保持穩(wěn)定，并受到普遍認(rèn)可。

從2008年至2019年，區(qū)域規(guī)劃層面的長江三角洲概念由江蘇、浙江、上海兩省一市逐漸泛化至江浙滬皖三省一市的范圍。2010年，長江三角洲經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會第十次會議正式吸收江蘇省2市（鹽城、淮安）、浙江省2市（金華、衢州）以及安徽省2市（合肥、馬鞍山），長三角一體化首次實(shí)現(xiàn)了由“兩省一市”向“三省一市”的突破。2013年，長江三角洲經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會第十三次會議接收安徽省3市（蕪湖、滁州、淮南）、江蘇省3市（徐州、宿遷、連云港）以及浙江省2市（麗水、溫州），標(biāo)志著江蘇、浙江全境納入長三角城市群。2018年第十八次市長聯(lián)席會議和2019年長江三角洲經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會第十九次會議接連吸納了安徽省的其余城市，至此，江浙滬皖三省一市41個地級及以上城市全部加入長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會。

從1982年提出“以上海為中心建立長三角經(jīng)濟(jì)圈”開始，到2018年長三角一體化上升為國家戰(zhàn)略，歷經(jīng)36年，長三角的概念和城市群空間范圍一直處在持續(xù)的調(diào)整和擴(kuò)展之中，城市群擴(kuò)容可能產(chǎn)生的諸多政策效應(yīng)也逐漸引發(fā)學(xué)術(shù)界關(guān)注。劉乃全和吳友（2017）發(fā)現(xiàn)擴(kuò)容的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)顯著，張學(xué)良等（2017）發(fā)現(xiàn)加入長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會顯著提高了城市群勞動生產(chǎn)率，趙領(lǐng)娣和徐樂（2019）、尤濟(jì)紅和陳喜強(qiáng)（2019）重點(diǎn)考察了長三角擴(kuò)容的環(huán)境效應(yīng)。過去40年，中國的對外開放戰(zhàn)略通過貿(mào)易自由化提升了比較優(yōu)勢和規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，對產(chǎn)業(yè)升級產(chǎn)生了深層次影響。隨著我國外部環(huán)境發(fā)生重大變化，大國競爭與博弈更趨激烈，國際外循環(huán)受限受阻；同時，新冠肺炎疫情嚴(yán)重沖擊國際產(chǎn)業(yè)鏈和供應(yīng)鏈，外部需求萎縮疊加國際經(jīng)貿(mào)摩擦倒逼中國加快構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局。在此背景下，區(qū)域一體化帶來的對國內(nèi)市場空間縱深化的利用與整合對推動產(chǎn)業(yè)升級的重要意義凸顯。因此，與已有文獻(xiàn)的研究對象不同，本文將聚焦城市群的產(chǎn)業(yè)升級，目的是識別城市群擴(kuò)容是否是一種有效的激勵地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級的方式。

本文的主要貢獻(xiàn)在于：第一，本文旨在為區(qū)域一體化如何影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級提供微觀證據(jù)，并通過城市群擴(kuò)容前后的企業(yè)行為反映一體化過程中要素配置的空間變動。由此本文的一個關(guān)鍵創(chuàng)新之處在于，我們提供了多維視角來反映區(qū)域一體化對企業(yè)活動的影響。第二，本文是對城市群經(jīng)濟(jì)效應(yīng)相關(guān)研究的有益補(bǔ)充。現(xiàn)有文獻(xiàn)鮮有從產(chǎn)業(yè)升級視角分析城市群擴(kuò)容的經(jīng)濟(jì)績效，本文結(jié)合各地區(qū)內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和細(xì)分產(chǎn)業(yè)的技術(shù)復(fù)雜度，從技術(shù)進(jìn)步的角度刻畫長三角地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級，在此基礎(chǔ)上全面、深入地討論城市群擴(kuò)容的產(chǎn)業(yè)升級效果。第三，本文從縣域角度為區(qū)域一體化與產(chǎn)業(yè)升級的關(guān)系提供新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。相關(guān)研究大多以地級市為分析單元，考慮到長三角縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，本文將分析從地級層面擴(kuò)展到縣域?qū)用妫蚤L三角的地級市市轄區(qū)、縣級市和縣作為基本空間單元進(jìn)行檢驗(yàn)，并使用合成控制法和基于傾向得分匹配的雙重差分方法進(jìn)行估計(jì)，討論長三角城市群擴(kuò)容對整體縣（市、區(qū)）、原位縣（市、區(qū)）和新進(jìn)縣（市、區(qū)）產(chǎn)業(yè)升級的異質(zhì)性影響。這對通過制度創(chuàng)新有效降低區(qū)域間要素的流動障礙、實(shí)現(xiàn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級和打造世界先進(jìn)制造業(yè)集群提供參考。

二、 城市群擴(kuò)容影響產(chǎn)業(yè)升級的機(jī)制分析

城市群是推進(jìn)城市化的主體形態(tài)，長三角城市群從最初的10個城市分步擴(kuò)容到現(xiàn)在的三省一市全境，實(shí)行的是動態(tài)發(fā)展策略。城市群擴(kuò)容在地理空間上表現(xiàn)為核心圈向外圍的擴(kuò)張，這更有利于外圍城市享受中心城市的輻射（許政等，2010）。長三角周邊城市積極融入長三角主要是為了追求城市群內(nèi)部一體化的集聚效應(yīng)和區(qū)域合作平臺，空間集聚通過共享、匹配和學(xué)習(xí)產(chǎn)生集聚經(jīng)濟(jì)，城市群內(nèi)部區(qū)域通過共享公共物品和基礎(chǔ)設(shè)施，實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置以及知識的溢出和創(chuàng)新（Krugman，1991；Duranton和Puga，2004）。不論是對于城市群本身還是新進(jìn)城市來說，集聚都促進(jìn)了要素的優(yōu)化配置，增強(qiáng)了技術(shù)外溢，從而推動產(chǎn)業(yè)向高端環(huán)節(jié)發(fā)展。城市群的發(fā)展有利于打破地區(qū)間過度競爭的格局并構(gòu)建良性的地方政府合作關(guān)系（張學(xué)良等，2020）。良好的政府合作有助于建立協(xié)調(diào)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)政策和制度規(guī)章，政府在基礎(chǔ)設(shè)施一體化、科技創(chuàng)新投入以及產(chǎn)學(xué)研等領(lǐng)域的合作，在很大程度上能夠降低市場分割，實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)要素在區(qū)域與產(chǎn)業(yè)間的自由流動，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級。城市群擴(kuò)容的傳導(dǎo)機(jī)制見圖1。

圖1 城市群擴(kuò)容的傳導(dǎo)機(jī)制

（一）要素優(yōu)化配置效應(yīng)

擴(kuò)容后生產(chǎn)要素可以在城市群內(nèi)部重新優(yōu)化配置，弱化了原長三角城市群與周邊城市行政區(qū)經(jīng)濟(jì)帶來的資源分散和市場分割問題，通過促進(jìn)生產(chǎn)要素流動、資源互補(bǔ)、人口集聚和區(qū)域統(tǒng)一市場為產(chǎn)業(yè)升級提供良好的資源支持和市場支持（吳福象和劉志彪，2008；劉明宇和芮明杰，2009；劉乃全和吳友，2017）。新進(jìn)城市充足的土地資源和勞動力資源為長三角城市群產(chǎn)業(yè)升級提供良好的資源支持，削弱了原本城市間勞動力市場分割產(chǎn)生的制度性“溢價”，實(shí)現(xiàn)勞動力資源的優(yōu)化配置。城市群發(fā)展過程中，企業(yè)作為市場中最為活躍的單元，往往會以資本的形式快速進(jìn)入該地區(qū)的某種行業(yè)或退出原有地區(qū)的某種行業(yè)，因此地區(qū)層面的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會在擴(kuò)容發(fā)生后因企業(yè)的進(jìn)出而產(chǎn)生變化。

（二）市場規(guī)模擴(kuò)大效應(yīng)

城市群擴(kuò)容弱化了原有的邊界效應(yīng)，減輕了行政區(qū)經(jīng)濟(jì)帶來的市場分割問題（徐現(xiàn)祥和李郇，2005），能夠促進(jìn)生產(chǎn)要素流動、人口集聚和市場一體化。城市群在本質(zhì)上使市場內(nèi)在的各種聯(lián)系更加密切，分工和專業(yè)化的程度不斷提高，市場規(guī)模擴(kuò)大引致國內(nèi)外投資在具有比較優(yōu)勢的領(lǐng)域有效配置，從而加速物質(zhì)資本積累的形成。整體市場規(guī)模的擴(kuò)大也會使市場競爭更加充分，加劇產(chǎn)業(yè)間要素流動的競爭，而市場競爭既能通過創(chuàng)造性機(jī)制推動微觀層面的技術(shù)升級，又會通過破壞性機(jī)制推動高技術(shù)產(chǎn)業(yè)進(jìn)入和低技術(shù)產(chǎn)業(yè)退出，進(jìn)而通過資源再配置效應(yīng)推動總量層面的技術(shù)升級（簡澤等，2017）。

（三）技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)

城市群擴(kuò)容能夠促進(jìn)知識的傳播和溢出（Boix和Trullén，2007；葉靜怡等，2016），根據(jù)外部性理論，產(chǎn)業(yè)集聚有利于企業(yè)之間的合作與競爭，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)內(nèi)技術(shù)貿(mào)易，營造更好的創(chuàng)新環(huán)境，提升產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率（徐康寧和馮偉，2010；莫長煒和龍小寧，2018）。從市場擴(kuò)大的角度來看，區(qū)域內(nèi)的競爭更加充分，產(chǎn)業(yè)間的要素流動加劇，一方面通過創(chuàng)造性機(jī)制刺激微觀層面企業(yè)創(chuàng)新，加快新技術(shù)研發(fā)及應(yīng)用；另一方面通過破壞性機(jī)制推動技術(shù)層面的轉(zhuǎn)型升級，從而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級。同時，政府通過打造重大創(chuàng)新平臺一體化，不斷深化長三角區(qū)域創(chuàng)新體系建設(shè)，促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

（四）政府合作效應(yīng)

城市群擴(kuò)容有利于從政府層面降低城市間的地方保護(hù)和資源的無序與惡意競爭。“中國式分權(quán)”使得縣、市級行政機(jī)構(gòu)的財(cái)權(quán)和人事權(quán)相對獨(dú)立，在“晉升錦標(biāo)賽”的激勵下，地方政府形成了“唯GDP”的發(fā)展模式（周黎安，2004）。這種競爭模式一定程度上促進(jìn)了地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，但財(cái)政補(bǔ)貼和行政手段制造的貿(mào)易壁壘和地區(qū)封鎖違背了市場規(guī)律，加大了各區(qū)域發(fā)展比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的成本壓力和市場分割程度（林毅夫等，2010；張學(xué)良等，2020），甚至?xí)?dǎo)致地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的趨同化和低級化。城市群本質(zhì)是特定空間內(nèi)由不同規(guī)模等級的城市在分工與協(xié)作基礎(chǔ)上所形成的具有密切聯(lián)系的一體化功能區(qū)域（劉志彪，2014；李培鑫和張學(xué)良，2019），在一系列影響和扭曲區(qū)域一體化發(fā)展進(jìn)程和發(fā)展水平的因素中，真正有可能發(fā)揮系統(tǒng)性作用的是政府的行政力量和行政壁壘（陳云賢，2019）。以城市群經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展的經(jīng)濟(jì)效益緩解了城市間的競爭，地區(qū)間的合作交流和協(xié)議簽訂推動了城市群產(chǎn)業(yè)的分工協(xié)作和要素的自由流動，從而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級。

上述分析表明，區(qū)域一體化逐步打破和消除了地方的市場分割，使生產(chǎn)要素可以在城市間進(jìn)行再配置，原位城市享受到了相對廉價而充足的生產(chǎn)要素和擴(kuò)大的市場規(guī)模，新進(jìn)城市也會受益于更加廣泛的分工效應(yīng)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)（丁煥峰等，2020）。但是，由于長三角城市群原有成員和新進(jìn)成員之間（尤其是安徽省的新進(jìn)城市）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相差較大，生產(chǎn)要素的“用腳投票”會更迅速地向更發(fā)達(dá)的城市轉(zhuǎn)移，有可能發(fā)生原位城市對新進(jìn)城市的回流效應(yīng)超過擴(kuò)散效應(yīng)，從而惡化了新進(jìn)城市的產(chǎn)業(yè)發(fā)展（劉乃全和吳友，2017）。總體而言，城市群擴(kuò)容的推動作用可能受城市特征的影響，即區(qū)域一體化對新進(jìn)城市和原位城市的影響有所不同。因此，本文不僅驗(yàn)證城市群擴(kuò)容對產(chǎn)業(yè)升級可能產(chǎn)生的促進(jìn)或抑制效應(yīng)，也關(guān)注這種影響在不同縣（市、區(qū)）的差異以及差異產(chǎn)生的原因。

三、 研究方法、變量說明與數(shù)據(jù)來源

（一）合成控制法

合成控制方法（Synthetic Control Method，SCM）是近年來政策評價領(lǐng)域的主流工具之一，與傳統(tǒng)的雙重差分法（DID）和傾向得分匹配方法（PSM）相比具有一定的優(yōu)越性。SCM通過數(shù)據(jù)驅(qū)動（data-driven）確定權(quán)重，即對多個控制對象加權(quán)來模擬目標(biāo)對象政策實(shí)施前的情況，這樣不僅可以清晰地反映每個控制對象對“反事實(shí)”事件的貢獻(xiàn)，也避免了過分外推（extrapolation），減少主觀選擇的誤差，緩解了政策內(nèi)生性問題。類似于DID中的差異設(shè)計(jì)，SCM利用處理單元和未處理單元在相關(guān)事件中的差異來評估政策的效應(yīng)，然而與DID設(shè)計(jì)相比，SCM并沒有在比較中給所有未經(jīng)處理的單元相同的權(quán)重。相反，它生成未處理單元的加權(quán)平均值，該平均值與處理單元在預(yù)處理期間（pretreatment）的值非常接近，然后使用預(yù)處理中確定的權(quán)重將該合成控制的結(jié)果預(yù)測到政策處理后（posttreatment）的階段，由此估計(jì)被處理單元的反事實(shí)結(jié)果（Abadie和Gardeazabal，2003；Abadie等，2010；Galiani和Quistorff，2017）。

基準(zhǔn)模型采用Abadie等（2010）的設(shè)定，令Djt為在時間t對單元j進(jìn)行處理的指標(biāo)，可觀測的結(jié)果變量Yjt是 隨時間變化的處理效應(yīng) αjtDjt和 反事實(shí)對照組的總和，由因子模型指定：

其中，δt是 不可觀測的時間變量；Zj是 (r×1) 階 不受處理影響的可觀測協(xié)變量， θt是 (1×r)階的未知參數(shù)向量； μj是未知的因子負(fù)荷（factor loading）變量，表示各單元對共同沖擊的不同反應(yīng)；λt是時間固定效應(yīng)；標(biāo)準(zhǔn)誤差項(xiàng) εjt獨(dú)立于個體與時間且均值為0。假定第一個單元為處理單元，然后用未處理單元的加權(quán)平均值來近似估計(jì)處理效應(yīng)：

如果 λtμj=φj，則式（1）簡化為傳統(tǒng)的固定效應(yīng)模型，但固定效應(yīng)模型只允許存在未觀察到且不隨時間變化的異質(zhì)性，而SCM使用的因子模型則允許未觀察到的混雜因素隨時間變化，即在控制可觀察值之后，已處理和未處理單元之間可以存在非平行趨勢。具體來說，假設(shè)共有（1 +J）個地區(qū)，其中第1個地區(qū)為受到擴(kuò)容沖擊的城市，而其余J個城市未受沖擊由此構(gòu)成潛在的對照組（donor pool）。T為總的樣本期，本文中為2000?2013年；T0為是預(yù)處理期（pretreatment），本文中為2000?2009年。結(jié)果變量Yj是 (T×1)階 的向量，本文中表示城市j的產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度；Y0是 (T×J)階 矩陣，在本文中表示所有對照組的產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度。假設(shè)W是 (J×1)階的觀測權(quán)重（observation-weight）矩陣 (w2,w3,···,wJ+1)′， 且滿足構(gòu)造對照組結(jié)果變量的加權(quán)平均值Y0W，將結(jié)果分為預(yù)處理向量Yj和 處理后向量并令X代表k個預(yù)處理特征（即預(yù)測變量）均值構(gòu)成的向量，其中X包括協(xié)變量Z以及結(jié)果變量部分預(yù)處理向量的M個線性組合，因此k=r+M。類似地，令X0為 (k×J) 階 對照組的預(yù)測變量矩陣，令V為 (k×k)可變權(quán)重對角矩陣，由此來指示預(yù)測變量的相對重要性。

在給定Y和X的情況下，對SCM的估計(jì)包括找到最佳加權(quán)矩陣W和V。對于給定的V，選擇W以最小化預(yù)測變量 ||X1?X0W||V的均方根預(yù)測誤差（RMSPE）。推論過程對任何V均有效，但Abadie等（2010）建議采用滿足MSPE最小化條件的V以最大程度地減少處理組與合成控制組在預(yù)處理結(jié)果上的預(yù)測誤差。如果能找到合適的權(quán)重值，使合成控制組與預(yù)處理階段的處理單元相匹配，并且是 非奇異的，則 a1的 偏差將隨著預(yù)處理期數(shù)相對于 εjt的比例增大而變?yōu)榱恪?/p>

（二）變量說明

1.產(chǎn)業(yè)升級變量。中國整體工業(yè)化進(jìn)程已經(jīng)進(jìn)入中后期，在今后較長一段時間內(nèi)，工業(yè)化的重點(diǎn)不僅是推動三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，更在于通過工業(yè)化提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量和競爭力，而技術(shù)進(jìn)步正是實(shí)現(xiàn)這種攀升的基本動力。因此，本文借鑒周茂等（2018）的方法，結(jié)合各地區(qū)制造業(yè)內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和細(xì)分產(chǎn)業(yè)的技術(shù)復(fù)雜度，從技術(shù)進(jìn)步的角度刻畫產(chǎn)業(yè)升級。因?yàn)闊o論企業(yè)采用哪種升級策略，無論企業(yè)在產(chǎn)品或產(chǎn)業(yè)價值鏈上發(fā)生怎樣的變化，最終都會在制造業(yè)內(nèi)部使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和細(xì)分產(chǎn)業(yè)的技術(shù)復(fù)雜度得到體現(xiàn)。為了計(jì)算產(chǎn)業(yè)升級指標(biāo)，本文首先參照Hausmann等（2007）的方法計(jì)算行業(yè)內(nèi)HS6位產(chǎn)品層面的技術(shù)復(fù)雜度，計(jì)算公式如下：

其中，Prodyk表示HS6位產(chǎn)品k的技術(shù)復(fù)雜度，Exportmk/Exportm表示m國對產(chǎn)品k的出口額占該國總出口的比重，Ym表示m國的人均GDP。然后采用縣級層面的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)為權(quán)重對行業(yè)復(fù)雜度進(jìn)行加權(quán)平均，以得到的縣級層面的技術(shù)復(fù)雜度（sophct）作為產(chǎn)業(yè)升級指標(biāo)。與常用的出口復(fù)雜度相比，地區(qū)技術(shù)復(fù)雜度的優(yōu)勢在于通過測度一個地區(qū)制造業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的升級而不僅是出口結(jié)構(gòu)的升級，可以更為方便地識別地區(qū)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的影響。具體計(jì)算方法如下：

其中，Prodyi,1997表 示1997年i行業(yè)的技術(shù)復(fù)雜度，由行業(yè)內(nèi)對應(yīng)的所有HS6位產(chǎn)品層面的技術(shù)復(fù)雜度平均得到①與周茂等（2016）一致，本文將行業(yè)的技術(shù)復(fù)雜度固定在1997年，主要是為了克服內(nèi)生性問題，同時排除樣本期內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)內(nèi)生變化的干擾。。

2.控制變量。根據(jù)相關(guān)研究，本文將影響產(chǎn)業(yè)升級的主要因素設(shè)定為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pergdp）、城市化率（urban）、基礎(chǔ)設(shè)施水平（infra）、政府規(guī)模（gov）、金融發(fā)展水平（finan）、人力資本水平（human）和人口密度（density）。其中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是一個地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)，對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生巨大影響，本文采用人均地區(qū)生產(chǎn)總值（萬元/人）表示；城市化率反映了產(chǎn)業(yè)所需的實(shí)物資本和人力資本向城市積累的路徑，為產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供了大量建成區(qū)土地和勞動力，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文使用第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重（%）衡量；金融發(fā)展水平采用地區(qū)年末金融機(jī)構(gòu)貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值（%）來表示；基礎(chǔ)設(shè)施對產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有重要作用，采用固定資產(chǎn)投資占GDP的比重（%）來計(jì)算；政府規(guī)模反映了地區(qū)政府的調(diào)控水平，用地區(qū)財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重（%）來表示；人力資本水平用中等學(xué)校在校人數(shù)占總?cè)藬?shù)的比例（%）來表示；人口密度采用每平方公里人口數(shù)（人/平方公里）來度量。

3.樣本選擇與數(shù)據(jù)說明。縣域產(chǎn)業(yè)復(fù)雜度的計(jì)算主要基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的微觀數(shù)據(jù)，由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫存在企業(yè)數(shù)據(jù)誤報(bào)情況，使用該數(shù)據(jù)庫估算區(qū)域產(chǎn)業(yè)復(fù)雜度和進(jìn)行實(shí)證研究前需要清理異常值。參照Brandt等（2012）和聶輝華等（2012），本文做如下處理：剔除總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)、中間投入品與工業(yè)增加值等主要缺失變量或者小于0的企業(yè)樣本；為了保持非國有企業(yè)與國有企業(yè)的可比性，本文選擇保留“規(guī)模以上”標(biāo)準(zhǔn)的觀測值，即去除企業(yè)雇員人數(shù)小于30人的企業(yè)樣本。

在本文樣本窗口期，中國行業(yè)代碼標(biāo)準(zhǔn)（GB/T4754-1994）分別在2002年和2011年進(jìn)行了重新調(diào)整（GB/T4754-2002，2011），為了使企業(yè)在研究期間保持一致的行業(yè)代碼，本文采用Brandt等（2012）提供的2002年以及2011年前后行業(yè)代碼對應(yīng)表對企業(yè)行業(yè)代碼進(jìn)行統(tǒng)一調(diào)整與匹配。同時《中華人民共和國行政區(qū)劃代碼》也有4個版本的調(diào)整（GB/T2260，1995，1999，2002，2007），本文根據(jù)民政部官網(wǎng)各年的行政區(qū)劃代碼，以2010年為標(biāo)準(zhǔn)，根據(jù)6位數(shù)地區(qū)代碼對企業(yè)行政代碼進(jìn)行合并、替代與刪減，同時對一些無法判斷、代碼缺失的企業(yè)，通過郵政編碼、企業(yè)名稱等確定其行政區(qū)劃。對2004年缺失工業(yè)總產(chǎn)值的情況，本文參考聶輝華等（2012）的方法，根據(jù)會計(jì)準(zhǔn)則估算工業(yè)總產(chǎn)值（產(chǎn)品銷售額?期初存貨+期末存貨）。

長三角地區(qū)的行政區(qū)劃調(diào)整相對活躍，對縣域樣本的選取要慎重，所以本文對樣本期內(nèi)有過撤縣設(shè)區(qū)、撤縣設(shè)市等調(diào)整的縣域進(jìn)行有選擇的剔除或合并。本文采用2010年的行政區(qū)劃為標(biāo)準(zhǔn)，以2000–2013年長三角196個縣級層面行政區(qū)劃作為基準(zhǔn)樣本。將2010年長三角城市群擴(kuò)容后的22個城市所有的縣、縣級市和市轄區(qū)（99個）設(shè)定為處理組，其余城市所含縣域設(shè)定為對照組。由于合成控制法僅能對單個分析單元的評估變量進(jìn)行合成，而對多個分析單元進(jìn)行整體評估時，則需要將多個分析單元合并為一個新的分析單元（Abadie等，2010），因此本文將99個處理組分為整體縣（市、區(qū)）、原位縣（市、區(qū)）與新進(jìn)縣（市、區(qū)）三個類別，在此基礎(chǔ)上將不同類別的均值與其他區(qū)域的加權(quán)平均合成未發(fā)生擴(kuò)容的地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級情況。樣本涵蓋長三角地區(qū)的上海、江蘇、浙江、安徽三省一市所有41個城市包含的縣級行政區(qū)，因變量根據(jù)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行計(jì)算，控制變量來源為相應(yīng)年份的《中國縣域統(tǒng)計(jì)年鑒》。表1是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)，為了減少異方差，地區(qū)發(fā)展水平以及人口密度均進(jìn)行對數(shù)處理。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、 經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)

（一）基準(zhǔn)檢驗(yàn)

本文以2010年長三角城市群擴(kuò)容為準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)考查22個整體城市的縣（市、區(qū)）、16個原位城市的縣（市、區(qū)）和6個新增城市的縣（市、區(qū)）的產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)。圖2是對三類縣（市、區(qū)）的檢驗(yàn)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，在2010年擴(kuò)容政策實(shí)施之前，實(shí)際與合成的地區(qū)產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度基本上能夠重合或呈現(xiàn)相同趨勢，即合成分析單元較好地?cái)M合了政策前的地區(qū)產(chǎn)業(yè)復(fù)雜度路徑?？梢钥闯觯?010年后三類縣（市、區(qū)）的實(shí)際地區(qū)產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度路徑（實(shí)線）均超過合成產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度路徑（虛線），說明長三角擴(kuò)容有效促進(jìn)了各類縣（市、區(qū)）的產(chǎn)業(yè)升級，且新進(jìn)縣（市、區(qū)）的地區(qū)產(chǎn)業(yè)復(fù)雜度的提升明顯高于原位縣（市、區(qū)），即城市群擴(kuò)容對原有成員和新進(jìn)成員均有較為顯著的產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)。具體而言，整體縣（市、區(qū)）的產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度提升了0.45千美元，原位縣（市、區(qū)）的產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度提升了0.31千美元，新進(jìn)縣（市、區(qū)）的產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度提升了0.54千美元，其中新進(jìn)成員的受益更大。

圖2 縣級行政區(qū)實(shí)際與合成的產(chǎn)業(yè)升級路徑對比

表2展示了2010年擴(kuò)容之前真實(shí)區(qū)域與合成區(qū)域主要特征變量的擬合對比，可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城市化率、基礎(chǔ)設(shè)施水平、政府規(guī)模、金融發(fā)展水平、人力資本水平和人口密度的擬合值與真實(shí)值差異較小，說明合成城市縣（市、區(qū)）較為有效地?cái)M合了三類城市縣（市、區(qū)）的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況。

表2 預(yù)測變量真實(shí)值與合成值對照

（二）安慰劑檢驗(yàn)

本節(jié)采用安慰劑法（Placebo Test）驗(yàn)證基準(zhǔn)結(jié)論的有效性，具體做法是將原來的對照組作為“假”處理組，假設(shè)這些區(qū)域在2010年也實(shí)施了相似的擴(kuò)容政策，并采用同樣的方法來評估政策影響。由于對照組縣域較多（98個），本文參考劉乃全和吳友（2017）的方法，選取對照組中權(quán)重大的樣本來做新的對照組，權(quán)重越大，表明與目標(biāo)區(qū)域越相似。以整體區(qū)域樣本為例，在98個對照組縣域中統(tǒng)計(jì)合成權(quán)重不為零的樣本（本文整體數(shù)據(jù)顯示依舊是98個），并計(jì)算其權(quán)重均值，為0.0102（1/98），整體縣（市、區(qū)）選擇權(quán)重大于均值的21個縣（市、區(qū)）來進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。類似地，原位縣（市、區(qū)）中我們選擇了16個縣（市、區(qū)），新進(jìn)縣（市、區(qū)）選擇了17個縣（市、區(qū)）。圖3展示了整體、原位和新進(jìn)區(qū)域的產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度與以安慰劑“處理組”分別作為預(yù)測變量時的差值分布（深色線是真實(shí)處理組，淺色線是安慰劑“處理組”）?？梢园l(fā)現(xiàn)，政策實(shí)施前真實(shí)處理組具有較好的擬合程度（差值在0附近），而在2010年之后有明顯上升，且真實(shí)處理組的政策效果大于多數(shù)安慰劑“處理組”，說明利用合成控制法分析長三角擴(kuò)容促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級的結(jié)果是可靠的。

圖3 安慰劑檢驗(yàn)——產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度差值分布

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步確保估計(jì)結(jié)果的可信性和有效性，本文從更換因變量度量指標(biāo)、更換對照組以及變換估計(jì)方法三方面對結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.更換因變量度量指標(biāo)。在基準(zhǔn)回歸中，本文在對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行度量時采用的是不同產(chǎn)業(yè)的規(guī)模數(shù)據(jù)，那么前文結(jié)論是否是由于計(jì)算方法的特殊性造成的？為此，本文采用從業(yè)人數(shù)和實(shí)用資本代替工業(yè)總產(chǎn)出賦予縣域?qū)用嫘碌漠a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)權(quán)重，對因變量進(jìn)行重新計(jì)算。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，三類縣（市、區(qū)）在擴(kuò)容發(fā)生后均表現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)升級現(xiàn)象，即因變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)權(quán)重改變后基準(zhǔn)結(jié)果依舊穩(wěn)健。

2.更換對照組。長三角地區(qū)行政區(qū)劃調(diào)整頻繁，這些因素對該區(qū)域的產(chǎn)業(yè)升級可能產(chǎn)生影響。為了得到更加“干凈”的擴(kuò)容效應(yīng)，本文對所選的合成樣本進(jìn)行調(diào)整和控制：（1）長三角地區(qū)撤地設(shè)市、撤縣設(shè)區(qū)、撤縣設(shè)市等行政區(qū)劃調(diào)整在1998?2005年間較為頻繁，1997年長三角新增15個城市（上海、無錫、寧波、舟山、蘇州、揚(yáng)州、杭州、紹興、南京、南通、常州、泰州、湖州、嘉興、鎮(zhèn)江），以及中國在2001年加入WTO等都會對產(chǎn)業(yè)升級造成影響（周茂等，2016，2018）。因此，本節(jié)對2000–2005年的樣本進(jìn)行剔除，僅觀察2006–2013年（共8年）的樣本合成效果。檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，城市群擴(kuò)容促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級的基準(zhǔn)結(jié)論依舊穩(wěn)健。（2）2000–2013年長三角進(jìn)行了兩次主要的擴(kuò)容，一次是本文采用的政策節(jié)點(diǎn)即2010年，另一次發(fā)生在2013年協(xié)調(diào)會第十三次會議上，增補(bǔ)了蕪湖、連云港、徐州、滁州、淮南、麗水、宿遷、溫州8個城市。為了排除樣本期內(nèi)的第二次擴(kuò)容對基準(zhǔn)結(jié)論可能造成的干擾，本文剔除第二次擴(kuò)容的城市所含縣（市、區(qū)）后重新進(jìn)行合成，結(jié)果依舊顯著。

3.變換估計(jì)方法?？紤]到對照組和處理組縣級行政區(qū)差異較大，我們進(jìn)一步采用基于傾向得分匹配的雙重差分法（PSM-DID）進(jìn)行檢驗(yàn)，表3為回歸結(jié)果?？傮w來看，擴(kuò)容促進(jìn)了整體縣（市、區(qū)）的產(chǎn)業(yè)升級，原位縣（市、區(qū)）的促進(jìn)效果在5%的水平上顯著。而新進(jìn)縣（市、區(qū)）的結(jié)果并不顯著且結(jié)果為負(fù)，可能的原因是新進(jìn)區(qū)域多在安徽的皖江經(jīng)濟(jì)帶和合肥經(jīng)濟(jì)圈，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對較低，盡管加入長三角城市圈后能夠享受到更大范圍的規(guī)模經(jīng)濟(jì)和技術(shù)溢出，從而帶動產(chǎn)業(yè)升級，但是新進(jìn)縣（市、區(qū)）的生產(chǎn)要素向原位縣（市、區(qū)）轉(zhuǎn)移，從而不利于產(chǎn)業(yè)升級。為了驗(yàn)證這個推測，我們對在其他經(jīng)濟(jì)圈中的對照組縣（市、區(qū)）進(jìn)行剔除并重新進(jìn)行PSMDID估計(jì)，發(fā)現(xiàn)剔除后的新進(jìn)縣（市、區(qū)）的估計(jì)結(jié)果為正，驗(yàn)證了基準(zhǔn)結(jié)論的穩(wěn)健性。

表3 PSM-DID 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：擴(kuò)容對產(chǎn)業(yè)升級的影響

（四）異質(zhì)性檢驗(yàn)

黨的十九屆五中全會提出“提高中心城市和城市群綜合承載和資源優(yōu)化配置能力”，這是針對我國城鎮(zhèn)化發(fā)展現(xiàn)狀，從城市空間布局的角度提出的符合我國國情的城市發(fā)展戰(zhàn)略。在區(qū)域一體化的背景下，以中國對外開放最前沿、行政區(qū)關(guān)系最復(fù)雜、經(jīng)濟(jì)發(fā)展問題最突出的長三角城市群為例，從小尺度的空間單元入手，進(jìn)一步區(qū)分縣域、縣級市和市轄區(qū)，分析城市群擴(kuò)容對不同行政等級地區(qū)的影響顯得尤為重要與迫切。

市轄區(qū)、縣級市和縣都屬于縣級行政區(qū)，其中市轄區(qū)、縣級市從行政等級上雖然均屬于縣級行政區(qū)，但在經(jīng)濟(jì)形態(tài)上則屬于城市經(jīng)濟(jì)的范疇，縣域經(jīng)濟(jì)既有顯著的鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)屬性，也有一定的城市經(jīng)濟(jì)屬性?？h、縣級市、市轄區(qū)的設(shè)立標(biāo)準(zhǔn)涉及人口、基礎(chǔ)設(shè)施、財(cái)政支出、行政級別等諸多因素，這些都會對地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)造成一定影響。

圖4展現(xiàn)了長三角擴(kuò)容對縣的產(chǎn)業(yè)升級的影響，其中原位城市的縣所受到的促進(jìn)作用較小，其產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度僅提升0.16千美元，基本與擴(kuò)容前的趨勢保持一致。從圖4可以看出，縣的升級效應(yīng)大多來源于新進(jìn)縣，在擴(kuò)容發(fā)生后的兩年內(nèi)新進(jìn)縣的產(chǎn)業(yè)復(fù)雜度呈現(xiàn)急速上升，直到2013年增速才放緩，整體產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度提升0.76千美元。從原位城市和新進(jìn)城市所有縣的數(shù)據(jù)可以看出，擴(kuò)容發(fā)生后兩類城市的縣的產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度基本相同，區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度差距顯著縮小。

圖4 縣實(shí)際與合成的產(chǎn)業(yè)升級路徑對比

圖5 展示了縣級市的產(chǎn)業(yè)升級路徑，兩類城市的縣級市產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度均有所提高，但是原位縣級市效應(yīng)較為顯著，提升效果也較明顯，而新進(jìn)縣級市效應(yīng)在兩年后才有所體現(xiàn)，且促進(jìn)效果較弱，產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度僅提升0.12千美元，原位縣級市的產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度依舊高于新進(jìn)縣級市。

圖5 縣級市實(shí)際與合成的產(chǎn)業(yè)升級路徑對比

雖然縣、縣級市和市轄區(qū)均由地級市管轄（縣由地級市代管），同屬一個行政級別，但是縣和縣級市是一級獨(dú)立政府，具有相對獨(dú)立的財(cái)政權(quán)、審批權(quán)和規(guī)劃權(quán)，而市轄區(qū)則是由地級市直接管轄，以落實(shí)和實(shí)施地級市的決策和工作部署為重點(diǎn)，與縣和縣級市相比，缺少獨(dú)立的規(guī)劃權(quán)、審批權(quán)和財(cái)政權(quán)?？h級市的行政權(quán)力最大，縣次之，而市轄區(qū)最小，從圖6的檢驗(yàn)結(jié)果來看，行政權(quán)力最小的市轄區(qū)顯現(xiàn)出最強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)，其中原位市轄區(qū)的產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度提升0.74千美元，新進(jìn)市轄區(qū)提升0.7千美元。但是從趨勢看，兩類市轄區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級效果均逐年放緩，原位市轄區(qū)升級放緩速度低于新進(jìn)市轄區(qū)，即原位市轄區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級促進(jìn)效應(yīng)更持久。

圖6 市轄區(qū)實(shí)際與合成的產(chǎn)業(yè)升級路徑對比

綜合來看，城市群擴(kuò)容給城市的市轄區(qū)帶來的影響最大，縣級市的產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)次之，這可能得益于縣級市與地級市之間較為接近的地理區(qū)位和經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，由此能夠更多地接受經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為成熟的中心城市的輻射。新進(jìn)城市的縣級市和縣的發(fā)展正好與原位城市相反，城市群擴(kuò)容后縣受益最大，產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度提升最多，原因可能在于新進(jìn)城市的縣在擴(kuò)容后土地資源豐富，且區(qū)位靠近原位城市的邊界，也從一個側(cè)面說明產(chǎn)業(yè)升級可能是來源于城市群內(nèi)部的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。

五、 機(jī)制分析

（一）資源配置機(jī)制

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的形成和調(diào)整是由資源的初始配置和再配置決定的，一個特定區(qū)域的產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級，實(shí)際是其空間內(nèi)生產(chǎn)要素配置效率的提高。因此，下文主要從生產(chǎn)要素流動和資源空間再配置視角來分析區(qū)域一體化對產(chǎn)業(yè)升級的影響機(jī)制。

本節(jié)參考周茂等（2016，2018）的分解方法，將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整動力分解為來自縣（市、區(qū)）間和來自縣（市、區(qū)）內(nèi)資源優(yōu)化再配置兩個部分，進(jìn)一步討論擴(kuò)容沖擊下資源的跨產(chǎn)業(yè)和跨區(qū)域再配置過程。等號左邊是對回歸方程（4）進(jìn)行一階差分分解，等號右邊是對長三角擴(kuò)容的虛擬變量和控制變量進(jìn)行一階差分，同時差分還消除了固定效應(yīng)。這里將Outputi,c,t和Prodyi,1997用Xi,c,t和Pi,97簡單表示。被解釋變量的具體分解方程如下：

根據(jù)公式（5），縣（市、區(qū)）層面的技術(shù)復(fù)雜度由縣（市、區(qū)）的總產(chǎn)出變化（ ΔSophc,t）和縣（市、區(qū)）間的產(chǎn)出變化、縣（市、區(qū)）內(nèi)每個產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出變化以及誤差項(xiàng)共同決定，其中前兩項(xiàng)都是建立在持續(xù)生存的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)上，誤差項(xiàng)代表產(chǎn)業(yè)的進(jìn)入與退出①本文把新進(jìn)入企業(yè)定義為第一次出現(xiàn)在數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)，退出企業(yè)為上一年出現(xiàn)在數(shù)據(jù)庫中但從下一年開始不再出現(xiàn)的企業(yè)。。根據(jù)以上分解結(jié)果，將三個分解變量分別替代原來的被解釋變量進(jìn)行回歸，表4展示了整體縣（市、區(qū)）的資源再配置效應(yīng)。從表4可以發(fā)現(xiàn)，長三角擴(kuò)容對產(chǎn)業(yè)升級的影響主要來自不同縣（市、區(qū)）間再配置，即縣（市、區(qū)）間的資源重新配置提升了要素的配置效率。這一結(jié)果反映了城市群擴(kuò)容會通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和要素優(yōu)化配置推動產(chǎn)業(yè)升級。

表4 長三角縣（市、區(qū)）的資源再配置效應(yīng)

（二）中介路徑檢驗(yàn)

在資源配置的視角下，本節(jié)采用中介效應(yīng)模型（Baron和Kenny，1986）進(jìn)一步討論長三角城市群擴(kuò)容促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級的具體路徑。這里構(gòu)建如下遞歸模型：

其中，Soph′ct表示以產(chǎn)業(yè)總值為權(quán)重的城市制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度，MVct表示中介變量，Xct是控制變量。模型（6）中didct的系數(shù)c代表長三角對產(chǎn)業(yè)升級的總效應(yīng)，模型（7）中didct的系數(shù)a與模型（8）中MVct的系數(shù)b的 乘積ab代 表長三角擴(kuò)容對產(chǎn)業(yè)升級的間接效應(yīng)，模型（8）中didct的系數(shù)c′則 是直接效應(yīng)?？傂?yīng)等于間接效應(yīng)與直接效應(yīng)之和，即c=c′+ab。

結(jié)合依次檢驗(yàn)和Bootstrap檢驗(yàn)的思路（溫忠麟和葉寶娟，2014），本文中介檢驗(yàn)流程如下：（1）依次檢驗(yàn)后，若系數(shù)a、b結(jié) 果均顯著，說明間接效應(yīng)顯著。（2）依次檢驗(yàn)后，若發(fā)現(xiàn)系數(shù)a和系數(shù)b有任何一個不顯著，則需要采用Bootstrap方法對H0:ab=0進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。結(jié)果若顯著，則說明間接效應(yīng)顯著；若系數(shù)c′不 顯著，則說明直接效應(yīng)不顯著，存在完全中介效應(yīng)。（3）若c′顯著并且ab與c′系數(shù)符號相同，說明部分中介效應(yīng)顯著。

根據(jù)第二部分的理論分析，本節(jié)選取四類中介機(jī)制變量，包括要素流動、市場分割、政府競爭和技術(shù)創(chuàng)新。其中，要素流動指標(biāo)與技術(shù)創(chuàng)新指標(biāo)來源于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS），其余指標(biāo)數(shù)據(jù)根據(jù)各年份《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》整理。

1.要素流動指標(biāo)：參考王必達(dá)和蘇婧（2020）的研究，以地區(qū)在崗職工平均人數(shù)和工業(yè)企業(yè)數(shù)作為勞動要素和資本要素的代理變量?？紤]到要素流動突出的是流量，所以這里用職工增長人數(shù)代表勞動要素流動，企業(yè)增長數(shù)代表資本要素流動。

2.市場分割指標(biāo)：借鑒丁煥峰等（2020）的研究，選取要素層面的勞動參工率和市場層面的市場活躍度兩個變量來衡量市場分割削弱。其中，勞動參工率采用單位從業(yè)人口占總?cè)丝诒戎兀?）來衡量地區(qū)勞動人口的數(shù)量及素質(zhì)；市場活躍度以居民消費(fèi)規(guī)模來代表，采用實(shí)際人均社會消費(fèi)品零售總額（元/人）的對數(shù)來衡量。

3.政府競爭指標(biāo)：參考彭洋等（2019）的研究，選取稅收負(fù)擔(dān)與政府補(bǔ)貼兩項(xiàng)來表示政府競爭對市場的扭曲。其中，稅收負(fù)擔(dān)用企業(yè)所得稅與利潤總額的比重（%）來衡量，政府補(bǔ)貼用企業(yè)補(bǔ)貼收入與工業(yè)總產(chǎn)值的比值（%）來衡量。

4.技術(shù)創(chuàng)新指標(biāo)：采用實(shí)際財(cái)政科技支出（萬元）的對數(shù)來表示政府對創(chuàng)新的支持，選取專利權(quán)申請成功率（%）和增長率（%）作為研發(fā)創(chuàng)新外溢效應(yīng)的另一指標(biāo)。

表5為依次檢驗(yàn)的結(jié)果，其中第（1）列是中介模型（6）的結(jié)果（總效應(yīng)為0.2305）。由表5a可知，長三角擴(kuò)容顯著促進(jìn)了整體城市群的要素流動，減輕了市場分割程度，佐證了理論分析。表5b中的直接效應(yīng)均顯著，但是中介變量在表5b中均不顯著，還需要進(jìn)一步做Bootstrap檢驗(yàn)。

表5 城市群擴(kuò)容影響產(chǎn)業(yè)升級的中介路徑檢驗(yàn)結(jié)果

表6為長三角擴(kuò)容對產(chǎn)業(yè)升級的政府行為與創(chuàng)新中介效應(yīng)的結(jié)果。由表6a可知，長三角擴(kuò)容一定程度上提升了政府對企業(yè)的補(bǔ)貼，擴(kuò)容的創(chuàng)新效應(yīng)表現(xiàn)相對更好，擴(kuò)容提升了政府對科技的支出，同時企業(yè)的專利增長率和申請成功率均有顯著提升。表6b進(jìn)一步顯示，政府科技支出和專利增長率均通過逐步檢驗(yàn)，即長三角擴(kuò)容通過加強(qiáng)科技平臺建設(shè)與增大科技財(cái)政支出促進(jìn)了城市群產(chǎn)業(yè)升級，并且企業(yè)通過知識外溢和學(xué)習(xí)增強(qiáng)了發(fā)明創(chuàng)造能力，從而提升了地區(qū)整體的產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度。

表6 政府行為與創(chuàng)新中介路徑逐步檢驗(yàn)結(jié)果

表7展示的是Bootstrap檢驗(yàn)法以及各中介變量的效應(yīng)量。在重復(fù)1000次后，Bootstrap匯報(bào)的職工增長人數(shù)、企業(yè)增長數(shù)、市場活躍度與專利申請成功率間接效應(yīng)系數(shù)的置信區(qū)間均不包含0，即在5%的置信區(qū)間均顯著。這說明城市群擴(kuò)容是通過促進(jìn)要素流動、削弱市場分割和驅(qū)動技術(shù)創(chuàng)新來推動地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級的。其中，要素流動和政府創(chuàng)新支出的影響最大，企業(yè)本身的創(chuàng)新效果對產(chǎn)業(yè)升級影響稍弱。

表7 長三角擴(kuò)容影響產(chǎn)業(yè)升級的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

六、 結(jié)論與啟示

2021年3月，十三屆全國人大第四次會議表決通過了《中華人民共和國國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》，其核心是加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局。促進(jìn)國內(nèi)大循環(huán)，必須打破國內(nèi)市場上存在的各種顯性與隱性要素流通障礙，通過促進(jìn)要素在國內(nèi)的自由流動來塑造大國的統(tǒng)一大市場。長三角經(jīng)過40多年的發(fā)展，已經(jīng)成為國際大循環(huán)的一個支點(diǎn)，深深地融入了世界；同時長三角也是科技創(chuàng)新、高端制造、高端服務(wù)和高端消費(fèi)的所在地，對構(gòu)建國內(nèi)大循環(huán)至關(guān)重要。

本文采用合成控制法和基于傾向得分匹配的雙重差分方法，選取2010年的長三角城市群擴(kuò)容為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，對長三角一體化范圍內(nèi)的三類區(qū)域，即整體縣（市、區(qū)）、原位縣（市、區(qū)）和新進(jìn)縣（市、區(qū)）的產(chǎn)業(yè)升級路徑進(jìn)行模擬與比較，得出長三角擴(kuò)容提升了三類縣（市、區(qū)）產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的穩(wěn)健結(jié)論。本文還進(jìn)一步對縣、縣級市和市轄區(qū)樣本進(jìn)行考查，發(fā)現(xiàn)擴(kuò)容對市轄區(qū)的影響最大，其中原位城市的市轄區(qū)受到的促進(jìn)作用大于新進(jìn)城市的市轄區(qū)；原位城市的縣級市產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)大于新進(jìn)城市的縣級市；對縣級區(qū)域來說，原位城市所有縣在擴(kuò)容中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整較小，新進(jìn)城市所有縣的產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)更加明顯。進(jìn)一步研究證實(shí)，這種促進(jìn)作用源自區(qū)域一體化引導(dǎo)資源在不同縣（市、區(qū)）間的優(yōu)化再配置和利用效率的提高。在資源配置的視角下，城市群擴(kuò)容的產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)主要是通過發(fā)揮市場規(guī)模效應(yīng)、促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新以及加快要素流動等渠道實(shí)現(xiàn)的。

長三角一體化不僅承擔(dān)為雙循環(huán)新發(fā)展格局探路的重大歷史使命，也肩負(fù)著為我國科技與產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新開路的先鋒重任。推動區(qū)域一體化發(fā)展，關(guān)鍵在于如何通過制度創(chuàng)新有效降低區(qū)域間要素流動的障礙，為地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級和打造世界先進(jìn)制造業(yè)集群提供強(qiáng)大動力。本文的研究結(jié)論對政策實(shí)踐有一定的啟示：（1）一體化的重點(diǎn)在于打破行政壁壘，提高政策協(xié)同，讓要素在更大范圍內(nèi)暢通流動，實(shí)現(xiàn)更合理的分工，凝聚更強(qiáng)大的合力，推動以技術(shù)進(jìn)步為核心的產(chǎn)業(yè)升級。一體化既是長三角區(qū)域一體化這一國家戰(zhàn)略的題中之義，也是區(qū)域協(xié)同發(fā)展最大的難點(diǎn)之一。要通過長三角合作示范區(qū)建設(shè)加快推進(jìn)長三角核心區(qū)和新加入城市發(fā)揮各自比較優(yōu)勢，使長三角三省一市政府之間的合作機(jī)制更加常態(tài)化并逐步深化，探索建立區(qū)域分割的負(fù)面清單，完善相應(yīng)的成本分?jǐn)偂⒗娣窒砗蛽p失補(bǔ)償機(jī)制。（2）市轄區(qū)因自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展優(yōu)勢而獲得更大的產(chǎn)業(yè)升級效果，不同城市的縣和縣級市的受益也不盡相同。從長三角地區(qū)頻繁的行政區(qū)劃調(diào)整考慮，撤縣設(shè)區(qū)相對于撤縣設(shè)市更能促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級，城市群日益成為新型城鎮(zhèn)化的主體形態(tài)和現(xiàn)代化建設(shè)的重要載體，將城市群中的核心城市所轄縣改為區(qū)，是落實(shí)國家新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略與區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略的具體安排，有利于發(fā)揮中心城市和城市群的帶動作用，以更好地建設(shè)現(xiàn)代化都市圈。（3）深化區(qū)域科技創(chuàng)新合作、以協(xié)同創(chuàng)新推進(jìn)科技創(chuàng)新，提高區(qū)域整體創(chuàng)新能力是突破長三角產(chǎn)業(yè)升級瓶頸的必然選擇。要促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新要素的自由流動和高效配置，建設(shè)更具活力的創(chuàng)新型區(qū)域，以創(chuàng)新引領(lǐng)長三角一體化發(fā)展。具體來說，不僅要不斷優(yōu)化區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新環(huán)境，加快推進(jìn)長三角地區(qū)創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)建設(shè)，還要發(fā)揮首創(chuàng)精神，借助上海自貿(mào)區(qū)制度優(yōu)勢，鼓勵有條件的地區(qū)在科技服務(wù)一體化、“創(chuàng)新券”通兌通用、共建共享科技基礎(chǔ)設(shè)施以及創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新載體等方面先行先試，加快創(chuàng)新資源要素在城市群內(nèi)外的合理流動和開放共享。