方和遠 孫啟明 孫寧

摘 要 區(qū)域一體化已經(jīng)成為我國經(jīng)濟新常態(tài)下縮小貧富差距、推動產(chǎn)業(yè)結構升級、實現(xiàn)區(qū)域協(xié)同發(fā)展的重要途徑。本文在區(qū)域一體化影響產(chǎn)業(yè)結構升級的邏輯框架下，利用2000—2018年長三角41個城市的面板數(shù)據(jù)，采用多期雙重差分法實證檢驗了長三角一體化對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的凈效應。研究發(fā)現(xiàn)：長三角一體化雖然促進了產(chǎn)業(yè)結構合理化，但阻礙了產(chǎn)業(yè)結構高級化，未能發(fā)揮出對產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化作用;隨著長三角一體化程度的推進，其對產(chǎn)業(yè)結構高級化的阻礙作用減弱，對產(chǎn)業(yè)結構合理化的促進作用逐漸增強;長三角一體化的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化效應存在顯著差異，在安徽顯現(xiàn)出“趨優(yōu)演化”效應，而在江蘇和浙江顯現(xiàn)出“轉(zhuǎn)型拖累”效應。因此，未來長三角一體化發(fā)展應消除市場分割，建立多層次的長效協(xié)調(diào)機制，推動長三角整體產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。

關鍵詞 區(qū)域一體化 長三角一體化 產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化 產(chǎn)業(yè)結構高級化 產(chǎn)業(yè)機構合理化

作者簡介：方和遠，管理學博士，無錫學院商學院講師;孫啟明，無錫學院商學院教授;孫寧，理學博士，無錫學院商學院講師。

基金項目：江蘇高校哲學社會科學研究項目“江蘇產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展效應評價、影響機制及對策研究”（2021SJA2301）;江蘇高校哲學社會科學研究一般項目“長三角生態(tài)綠色一體化發(fā)展背景下江蘇經(jīng)濟綠色發(fā)展路徑研究”（2020SJA2281）

一、引 言

隨著我國經(jīng)濟發(fā)展步入“穩(wěn)增長、調(diào)結構、促改革”的新階段，縮小區(qū)域差距、提升增長效率、實現(xiàn)協(xié)同發(fā)展已成為新的經(jīng)濟社會發(fā)展目標，區(qū)域一體化正是完成這一戰(zhàn)略任務的重要途徑。在此背景下，中央政府自“十一五”以來出臺或批復了70多個與區(qū)域一體化相關的政策，涉及多個核心經(jīng)濟區(qū)，2018年的中央經(jīng)濟工作會議更是將區(qū)域經(jīng)濟一體化視為促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要舉措。目前我國經(jīng)濟正處于優(yōu)化結構、轉(zhuǎn)變發(fā)展方式的攻關期，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化將成為未來經(jīng)濟增長的重要突破口，也是經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要標志。那么，區(qū)域一體化戰(zhàn)略是否促進了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展？它對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級產(chǎn)生了怎樣的影響？本文擬以我國最早實踐區(qū)域一體化的長三角為研究對象，探索區(qū)域一體化對產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化的綜合影響效應。

關于區(qū)域一體化影響產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的理論研究較多，主要集中在區(qū)域一體化對制造業(yè)分工、經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展、創(chuàng)新績效的影響等方面。多數(shù)研究認為市場一體化能夠降低城市間貿(mào)易壁壘，降低產(chǎn)品和要素的流動成本，產(chǎn)生區(qū)域性的規(guī)模效應，從而增強制造業(yè)合理化水平，最終實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。比如，盛斌等認為國內(nèi)市場一體化對人均GDP有顯著的促進作用，且對內(nèi)陸地區(qū)的影響更強。盛斌、毛其淋：《貿(mào)易開放、國內(nèi)市場一體化與中國省際經(jīng)濟增長：1985～2008年》，《世界經(jīng)濟》，2011年第11期，第44頁。李雪松等以長江經(jīng)濟帶城市為例，驗證了區(qū)域一體化對TFP的影響，認為在區(qū)域一體化戰(zhàn)略框架下，地方政府基于共同的戰(zhàn)略目標，積極推動區(qū)域分工與合作，促進區(qū)域內(nèi)資源高效流動和整合，從而帶動了區(qū)域全要素生產(chǎn)率的提高。李雪松、張雨迪、孫博文：《區(qū)域一體化促進了經(jīng)濟增長效率嗎？——基于長江經(jīng)濟帶的實證分析》，《中國人口·資源與環(huán)境》，2017年第1期，第10頁。陳喜強等認為政府主導的區(qū)域一體化戰(zhàn)略可以彌補區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展過程中市場趨利性和盲目性所帶來的失靈問題，改變區(qū)域內(nèi)部地方經(jīng)濟發(fā)展兩極分化的格局。陳喜強、鄧麗：《政府主導區(qū)域一體化戰(zhàn)略帶動了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展嗎？——基于產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化視角的考察》，《江西財經(jīng)大學學報》，2019年第1期，第43頁。然而，也有部分學者認為雖然市場一體化提高了資源配置效率，但發(fā)達地區(qū)往往具備顯著的區(qū)位和技術優(yōu)勢，這導致制造業(yè)仍然在發(fā)達地區(qū)之間進行轉(zhuǎn)移和調(diào)整，影響制造業(yè)結構優(yōu)化。銀溫泉、才婉茹：《我國地方市場分割的成因和治理》，《經(jīng)濟研究》，2001年第6期，第3頁。比如，陸銘等認為在市場一體化進程中，地方政府認為在一定程度上分割市場有利于當?shù)亟?jīng)濟增長，從而進一步引發(fā)地方政府間的分割市場競賽，導致經(jīng)濟開放加劇地方保護。陸銘、陳釗：《分割市場的經(jīng)濟增長——為什么經(jīng)濟開放可能加劇地方保護？》，《經(jīng)濟研究》，2009年第3期，第42頁。陳喜強等在考慮區(qū)域一體化戰(zhàn)略具有身份治理效應的前提下，發(fā)現(xiàn)受到政府干預和經(jīng)濟一體化發(fā)展機制交互作用的影響，珠三角一體化雖然能夠提高制造業(yè)合理化水平和產(chǎn)業(yè)分工，但降低了制造業(yè)高級化水平。陳喜強、傅元海、羅云：《政府主導區(qū)域經(jīng)濟一體化戰(zhàn)略影響制造業(yè)結構優(yōu)化研究——以泛珠三角區(qū)域為例的考察》，《中國軟科學》，2017年第9期，第69頁。

長三角在區(qū)域擴容前，受市場機制不完善的影響，出現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)同構化發(fā)展的趨勢。陳建軍：《長江三角洲地區(qū)的產(chǎn)業(yè)同構及產(chǎn)業(yè)定位》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》，2004年第2期，第19頁。2010年和2013年長三角先后經(jīng)歷兩次擴容，給區(qū)域內(nèi)各城市帶來了不同程度的影響。對于外圍新進城市而言，長三角一體化通過產(chǎn)業(yè)分工和市場統(tǒng)一等機制顯著促進了經(jīng)濟發(fā)展，提升了城市創(chuàng)新能力和區(qū)域資本配置效率，但是并未推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。劉乃全、吳友：《長三角擴容能促進區(qū)域經(jīng)濟共同增長嗎》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》，2017年第6期，第79頁。邵漢華、王瑤、羅俊：《區(qū)域一體化與城市創(chuàng)新：基于長三角擴容的準自然實驗》，《科技進步與對策》，2020年第24期，第37頁。蔡欣磊、范從來、林鍵：《區(qū)域一體化擴容能否促進高質(zhì)量發(fā)展——基于長三角實踐的準自然實驗研究》，《經(jīng)濟問題探索》，2021年第2期，第84頁。而對于長三角原有城市而言，一體化通過專業(yè)化分工和差異化分工有效推動了產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，且差異化分工的中介作用更為顯著。趙海峰、張穎：《區(qū)域一體化對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響——來自長三角擴容的經(jīng)驗證據(jù)》，《軟科學》，2020年第12期，第81頁。有學者通過構建區(qū)域一體化指標體系對長三角一體化水平進行了測度，并評估了一體化水平對產(chǎn)業(yè)結構的影響，發(fā)現(xiàn)一體化對長三角整體產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級具有促進作用。汪雅珍：《長三角一體化對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響研究》，碩士學位論文，安徽大學，2021年，第36頁。然而，部分學者并不完全支持該結論。比如，吳俊等認為區(qū)域經(jīng)濟不平衡發(fā)展過程中產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)擴散是導致邊界效應的主要原因，而長三角一體化未能完全消除區(qū)域邊界效應。吳俊、楊青：《長三角擴容與經(jīng)濟一體化邊界效應研究》，《當代財經(jīng)》，2015年第7期，第86頁。王全忠等通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)，長三角城市群擴容的加入效應低于預期，加入城市群對周邊城市經(jīng)濟增長的拉動效應有限。王全忠、彭長生：《城市群擴容與經(jīng)濟增長——來自長三角的經(jīng)驗證據(jù)》，《經(jīng)濟經(jīng)緯》，2018年第5期，第51頁。04E89231-89A6-43CC-9DE5-9BFFB06D449E

綜上所述，關于區(qū)域（長三角）一體化是否能夠有效促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級目前尚未得出一致結論。相關研究還存在如下難點或不足：第一，由于產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級受到多重因素的綜合影響，很難通過構建指標體系來準確評估長三角一體化對產(chǎn)業(yè)結構的直接影響，導致無法測算一體化的凈效應。第二，雖然長三角在2010年通過擴容實現(xiàn)了行政關系由“兩省一市”向“三省一市”的突破，但是實際上長三角的擴容始于2003年，之后在多個時間節(jié)點上均有城市加入，僅以某一年作為政策實施期進行實證分析并不準確。

基于此，本文梳理長三角一體化成員擴容具體進程，構建區(qū)域經(jīng)濟一體化影響產(chǎn)業(yè)結構的邏輯框架，將產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級分解為高級化和合理化兩個維度進行測度，在此基礎上采用多期DID方法評估長三角一體化對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的影響，在擴展基準模型以后，從動態(tài)時滯性和區(qū)域異質(zhì)性角度深入探討了長三角一體化的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化效應，不僅有效檢驗了長三角一體化對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的凈效應，而且避免了成員擴容造成的時間偏誤問題。

二、政策背景與機制分析

（一）政策背景

2019年國務院印發(fā)《長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》，要求長三角緊扣“一體化”和“高質(zhì)量”兩個關鍵，帶動長江經(jīng)濟帶和華東地區(qū)發(fā)展，明確將長三角一體化提升為國家戰(zhàn)略。事實上，長三角一體化發(fā)展始于1992年建立的“長江三角洲十四城市協(xié)作辦（委）主任聯(lián)席會”制度，成員為上海、蘇南五市、浙北六市、蘇中的揚州和南通，每兩年舉辦一次經(jīng)濟協(xié)作會議以加強經(jīng)濟合作。隨著1996年江蘇省行政區(qū)劃調(diào)整，揚州被拆分為揚州和泰州兩市，長三角成員正式增加到15個，聯(lián)席會議也正式升格為“長江三角洲城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”，一體化程度有所提升。在2003年舉行的第四次長江三角洲城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會上，浙江臺州被納入長三角，這是長三角第一個真正意義上的新進城市。2008年，國務院印發(fā)《關于進一步推進長江三角洲地區(qū)改革開放和經(jīng)濟社會發(fā)展的指導意見》，首次提出長三角城市群要擴容，隨后安徽省部分城市于2009年開始參加長三角合作發(fā)展會議，2010年合肥、馬鞍山加入長三角，同年，蘇北、浙南也有四座城市加入長三角。 2013年江浙兩省所有城市均被納入長三角，安徽的蕪湖、滁州、淮南加入長三角，長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會成員擴容至30個。2018年，銅陵、安慶、池州和宣城加入長三角。2019年，《長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》出臺，標志著長三角成員范圍包括了江浙滬皖全部城市。圖1為長三角一體化成員擴容進程。

（二）機制分析

我國市場機制尚不完善，區(qū)域一體化發(fā)展的主要形式為中央政府賦予不同層級地方政府資源配置權力，市場對資源優(yōu)化配置起促進作用。Henderson J V， Shalizi Z， Venables A J， “Geography and development”， Journal of Economic Geogphy， vol.1， no.1 （2001）， pp.81-105.即中央政府賦予特定區(qū)域的地方政府新的身份定位，使其獲得新的行政權力和資源，從而推動區(qū)域內(nèi)各地方政府根據(jù)自身定位探尋合適的經(jīng)濟發(fā)展路徑，這實質(zhì)上是一種身份治理效應。在這一過程中，地方政府引導和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)分工與布局時獲得了更多的政策工具，區(qū)域則贏得了經(jīng)濟結構調(diào)整和經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的契機。然而在現(xiàn)實中，區(qū)域一體化并不一定能夠發(fā)揮細化專業(yè)分工、提高勞動生產(chǎn)率、促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的預期政策效果，甚至還可能阻礙產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。理論上，區(qū)域一體化可能帶來兩種截然相反的影響。

一方面，區(qū)域一體化要求地方政府基于共同的戰(zhàn)略目標推動區(qū)域分工與合作，降低要素流動成本，縮小區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展差距，進而促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。

首先，任何區(qū)域一體化政策都有總體發(fā)展目標，在此目標下，基于各城市的產(chǎn)業(yè)基礎和資源稟賦賦予其不同的城市定位。各地依據(jù)自身的比較優(yōu)勢選擇主導產(chǎn)業(yè)，可以避免區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展過程中市場趨利性和盲目性所帶來的失靈問題以及區(qū)域內(nèi)城市產(chǎn)業(yè)同構化問題。此外，區(qū)域一體化還能夠為區(qū)域經(jīng)濟增長帶來政策紅利和新的資源，形成新的發(fā)展優(yōu)勢，帶動區(qū)域整體產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。陳喜強、鄧麗：《政府主導區(qū)域一體化戰(zhàn)略帶動了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展嗎？——基于產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化視角的考察》，《江西財經(jīng)大學學報》，2019年第1期，第43頁。其次，打破各自為政、促進生產(chǎn)要素自由流動、實現(xiàn)市場一體化是區(qū)域一體化戰(zhàn)略的重要目標。市場一體化能夠降低要素跨區(qū)域流通成本。在一體化戰(zhàn)略實施區(qū)域內(nèi)，產(chǎn)業(yè)在空間上集中與擴散的成本更低，為產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移創(chuàng)造了條件。在產(chǎn)業(yè)集聚與轉(zhuǎn)移的過程中，地方政府基于共同的戰(zhàn)略目標積極推動區(qū)域分工與合作，能夠促進區(qū)域內(nèi)資源高效流動和整合，同時根據(jù)自身的城市定位和比較優(yōu)勢合理選擇和承接產(chǎn)業(yè)，有利于產(chǎn)業(yè)差異化發(fā)展。最后，縮小區(qū)域內(nèi)各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距、實現(xiàn)協(xié)同發(fā)展是區(qū)域一體化戰(zhàn)略的另一個重要目標。也就是說，在各方共同努力下，區(qū)域內(nèi)的經(jīng)濟發(fā)展不平衡問題將逐步得到解決。在區(qū)域一體化戰(zhàn)略范圍內(nèi)，基礎設施建設快速發(fā)展，交通、信息互聯(lián)互通不斷加強，地區(qū)發(fā)揮自身特長，產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展，呈現(xiàn)出較強的經(jīng)濟社會互動性，經(jīng)濟差距逐漸縮小甚至消除。因此，區(qū)域一體化通過推動區(qū)域分工與合作、降低要素流動成本、縮小區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展差距促進了產(chǎn)業(yè)結構升級。

另一方面，區(qū)域一體化不能消除地方政府之間的競爭，落后地區(qū)可能因此而產(chǎn)生“創(chuàng)新惰性”，完善的交通網(wǎng)加劇了非核心城市的人才流失，阻礙產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。

首先，盡管目前地方政府追求的發(fā)展目標涉及多個方面，但是財政收入最大化仍然是其最重要的目標，因此爭政策、上項目的行為仍然廣泛存在。發(fā)達地區(qū)相較于落后地區(qū)擁有更大的區(qū)位和技術優(yōu)勢，考慮到區(qū)域內(nèi)部各地之間的經(jīng)濟利益競爭關系，地方政府認為一定程度的分割市場有利于當?shù)亟?jīng)濟增長，Poncet S， “A fragmented China： Measure and determinants of Chinese domestic market disintegration”， Review of International Economics， vol.13， no.3（2005）， pp.409-430.為了保證財政收入和經(jīng)濟增長，不僅在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出方面行動不積極，還會出臺優(yōu)惠政策、利用區(qū)域一體化機遇吸引更多產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)入，而這些產(chǎn)業(yè)的引進并不一定依據(jù)自身的比較優(yōu)勢。在信息不對稱與風險規(guī)避條件下，各地將采取模仿經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略的方式最大化自身利益，最終導致區(qū)域內(nèi)重復布局、重復建設現(xiàn)象頻繁發(fā)生，從而加劇了區(qū)域內(nèi)的政府間競爭和產(chǎn)業(yè)同構化發(fā)展。劉瑞明：《晉升激勵、產(chǎn)業(yè)同構與地方保護：一個基于政治控制權收益的解釋》，《南方經(jīng)濟》，2007年第6期，第61頁。在區(qū)域一體化大背景下，發(fā)達地區(qū)即使進行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出，往往也是將低附加值產(chǎn)業(yè)外推，這導致少數(shù)地區(qū)從事高端產(chǎn)業(yè)而較多地區(qū)從事低端產(chǎn)業(yè)的格局，降低了區(qū)域整體產(chǎn)業(yè)高級化水平，阻礙產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。其次，雖然區(qū)域一體化降低了要素流動成本，為區(qū)域內(nèi)的技術流動創(chuàng)造了更加便利的條件，但是也會導致落后地區(qū)更加依賴技術引進。在區(qū)域一體化戰(zhàn)略框架下，落后地區(qū)比以往更容易得到較先進的技術，有利于提高生產(chǎn)效率，但是能否及時、順利消化吸收先進技術，并進行二次創(chuàng)新以形成自身的競爭優(yōu)勢，這是落后地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構持續(xù)優(yōu)化升級的關鍵。如果落后地區(qū)對先進技術的使用僅僅停留在引進階段，那么將會產(chǎn)生“創(chuàng)新惰性”，影響自主創(chuàng)新能力提升和產(chǎn)業(yè)結構持續(xù)優(yōu)化升級。袁航、朱承亮：《西部大開發(fā)推動產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級了嗎？——基于PSM-DID方法的檢驗》，《中國軟科學》，2018年第6期，第67頁。最后，交通基礎設施的共建共享是區(qū)域一體化的重要內(nèi)容，張勛、王旭、萬廣華等：《交通基礎設施促進經(jīng)濟增長的一個綜合框架》，《經(jīng)濟研究》，2018年第1期，第50頁。在此目標下，區(qū)域內(nèi)同城化發(fā)展極為迅速，“一小時通勤圈”廣泛存在于區(qū)域一體化戰(zhàn)略規(guī)劃中，這有可能加劇核心城市對高質(zhì)量人力資本的虹吸效應。交通網(wǎng)的不斷完善為更多的非核心城市高質(zhì)量人力資本選擇在核心城市工作提供了可能，也導致非核心城市高質(zhì)量人力資本更加稀缺。因此，核心城市對高端人力資本的虹吸效應制約了非核心城市的產(chǎn)業(yè)結構高級化與合理化發(fā)展。04E89231-89A6-43CC-9DE5-9BFFB06D449E

綜上，區(qū)域一體化對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的凈效應是上述兩個方面力量博弈的結果。

三、計量模型設計與變量處理

（一）計量模型設計

雙重差分法（DID）是一種常用的政策效應評估方法，可以在很大程度上避免內(nèi)生性問題，本文將運用該方法實證檢驗長三角一體化對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的實際政策效果。早在2003年長三角就開始擴容，到2019年已經(jīng)涵蓋長三角三省一市的所有41個城市，這正好為雙重差分法模型提供了準自然實驗?？紤]到政策效果的滯后效應，將2018年以后加入的11個城市設定為控制組，其余30個城市均歸入實驗組。在使用雙重差分法進行政策評估時，一般需要根據(jù)政策實施時間對實驗組成員構造虛擬變量。在政策實施當年及以前將實驗組對應的分組虛擬變量賦值為0，在政策實施以后將其賦值為1?？刂平M對應的虛擬變量始終賦值為0。經(jīng)典的雙重差分法模型要求所有實驗組成員受政策影響的時間是統(tǒng)一的，但考慮到長三角的階段性擴容特征，這里借鑒Beck等的方法Beck T， Levine R， Levkov A， “Big bad banks？ The winners and losers from bank deregulation in the United States”， The Journal of Finance， vol.65， no.5（2010）， pp.1637-1667.，根據(jù)各城市加入長三角的時間，將每個實驗組成員加入長三角當年及之前對應的虛擬變量賦值為0，將其加入長三角后對應的虛擬變量賦值為1，控制組仍然賦值為0。具體模型如下：

Insit=β0+β1DIDit+β2Xit+ηt+μi+εit（1）

其中，Ins代表產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化水平，為被解釋變量，DID代表長三角一體化的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化凈效應，為模型的核心解釋變量，X代表各控制變量，η和μ分別代表時間固定效應和個體固定效應，i和t分別表示城市序號和年份。

（二）變量選擇與處理

1.被解釋變量

采用產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構合理化指標來衡量被解釋變量產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化水平。只有當核心解釋變量長三角一體化對產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構合理化都具有促進作用時，才表明長三角一體化推動了產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。

根據(jù)克拉克定律，產(chǎn)業(yè)結構高級化通常利用非農(nóng)產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重來反映，有學者在此基礎上提出了Moore指數(shù)、層次系數(shù)等多個衡量指標。但是從客觀經(jīng)驗來看，有些地區(qū)通過有悖經(jīng)濟增長邏輯、超越經(jīng)濟發(fā)展客觀約束、以嚴重損害資源配置效率為代價的方式提升所謂的產(chǎn)業(yè)結構高級化水平，產(chǎn)生了“虛高級”現(xiàn)象，因此對產(chǎn)業(yè)結構高級化的衡量必須考慮勞動生產(chǎn)率，即要考慮勞動生產(chǎn)率較高的產(chǎn)業(yè)所占的比重。劉偉、張輝、黃澤華：《中國產(chǎn)業(yè)結構高度與工業(yè)化進程和地區(qū)差異的考察》，《經(jīng)濟學動態(tài)》，2008年第11期，第4頁。本文對產(chǎn)業(yè)結構高級化（記為Hl）定義如下：

Hlit=∑3m=1vimt×lpimt（2）

其中，v表示產(chǎn)業(yè)占比，lp表示勞動生產(chǎn)率（取值為經(jīng)濟增加值與就業(yè)人數(shù)的比值），m代表三次產(chǎn)業(yè)，其他變量同（1）式。由于v不含量綱而lp含量綱，所以在利用（2）式前需對lp進行無量綱處理。

一般采用泰爾指數(shù)或產(chǎn)業(yè)結構偏離度來衡量產(chǎn)業(yè)結構合理化水平。泰爾指數(shù)考慮了不同類型產(chǎn)業(yè)的相對權重，可以體現(xiàn)三次產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟地位，衡量結果比產(chǎn)業(yè)結構偏離度更加準確。泰爾指數(shù)計算公式為：

Theilit=∑3m=1vimt×ln（vimt/limt）（3）

其中，l表示產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口在總就業(yè)人口中所占的比重，Theil表示衡量產(chǎn)業(yè)結構合理化水平的泰爾指數(shù)，該指數(shù)取值大于0，越接近0表示產(chǎn)業(yè)結構越合理，越遠離0表示產(chǎn)業(yè)結構越不合理，該指標為逆向指標。

2.解釋變量

分組虛擬變量DID為模型的核心解釋變量，其含義為在剔除其他影響因素后，城市加入長三角對其產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的凈影響，具體賦值方法前文已述。

3.控制變量

文獻表明，除區(qū)域一體化之外，影響產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的因素還包括政府干預度、經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放度、人力資本質(zhì)量、信息化水平和區(qū)域創(chuàng)新能力等。政府干預度（記為gi）采用政府財政支出占GDP的比重來測度陳喜強、傅元海、羅云：《政府主導區(qū)域經(jīng)濟一體化戰(zhàn)略影響制造業(yè)結構優(yōu)化研究——以泛珠三角區(qū)域為例的考察》，《中國軟科學》，2017年第9期，第69頁。。經(jīng)濟發(fā)展水平（記為eco）采用GDP的對數(shù)來測度。對外開放度（記為open）采用實際使用外資金額與GDP的比值來測度，實際使用外資利用當年平均匯率進行折算。人力資本質(zhì)量（記為stu）采用高等院校在校生數(shù)量與本地常住人口的比值來測度。信息化水平（記為inf），采用人均郵政業(yè)務收入進行測度袁航、朱承亮：《西部大開發(fā)推動產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型升級了嗎？——基于PSM-DID方法的檢驗》，《中國軟科學》，2018年第6期，第67頁。。區(qū)域創(chuàng)新能力（記為rd）采用地區(qū)R&D經(jīng)費支出進行測度。

本文選取2000—2018年長三角三省一市41個城市的面板數(shù)據(jù)為樣本。所有數(shù)據(jù)均來源于歷年中國城市和各省級行政區(qū)統(tǒng)計年鑒，這里利用人均GDP與GDP總額對缺失的常住人口數(shù)據(jù)進行了推算，用插值法對其他缺失數(shù)據(jù)進行了補齊，各變量的描述性統(tǒng)計見表1。

四、實證結果

根據(jù)Beck等的建議，多期雙重差分法模型成立的前提條件為各樣本受政策沖擊的時間不受被解釋變量的影響，即在進行實證之前要先驗證實驗組成員加入長三角的時間與產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化水平無關。表2顯示，無論是否考慮控制變量，實驗組成員加入長三角的時間與產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化水平均無關，p值均在0.38以上。04E89231-89A6-43CC-9DE5-9BFFB06D449E

（一）基準模型檢驗

首先采用多期雙重差分法模型檢驗長三角一體化對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的凈效應，基準模型具體回歸結果見表3，其中模型1與模型3未加入控制變量，模型2與模型4加入了控制變量。

回歸結果顯示，無論是否加入控制變量，長三角一體化對于產(chǎn)業(yè)結構高級化均具有顯著的阻礙作用，凈影響系數(shù)分別為-0.117和-0.108，這可能存在兩方面原因。一方面，雖然長三角一體化發(fā)展已有較長時間，但當前長三角都市圈仍處于擴散效應的初始階段，除上海以外，其他城市之間的競爭難以避免汪立鑫、左川：《中心城市回蕩擴散效應框架下城市間政府競爭的演化——以長三角都市圈為例》，《上海經(jīng)濟研究》，2018年第10期，第55頁。，地方政府爭政策、上項目的行為仍然存在，導致各地區(qū)勞動生產(chǎn)率較高的產(chǎn)業(yè)占比不高，產(chǎn)業(yè)結構高級化發(fā)展受到限制。另一方面，我國的區(qū)域一體化主要由政府主導，在這一背景下，地方政府對產(chǎn)業(yè)集聚的干預抑制了市場在資源配置中作用的充分發(fā)揮，導致產(chǎn)業(yè)集聚范圍內(nèi)企業(yè)組織環(huán)境僵化、創(chuàng)新生態(tài)惡化，降低了企業(yè)高端創(chuàng)新的可能性，使企業(yè)陷入低成本競爭的惡性循環(huán)并引發(fā)“創(chuàng)新惰性”胡彬、萬道俠：《產(chǎn)業(yè)集聚如何影響制造業(yè)企業(yè)的技術創(chuàng)新模式——兼論企業(yè)“創(chuàng)新惰性”的形成原因》，《財經(jīng)研究》，2017年第11期，第30頁。。專門檢驗長三角一體化對創(chuàng)新能力的影響限于篇幅，此處省略了具體實證過程，讀者如果感興趣，可以向作者索取。，會發(fā)現(xiàn)一體化變量的凈影響系數(shù)為-8.38，在1%的顯著水平下通過檢驗，這表明落后地區(qū)確實存在創(chuàng)新惰性。再來檢驗長三角一體化對人力資本質(zhì)量的影響，會發(fā)現(xiàn)一體化變量的凈影響系數(shù)為-0.002，也在1%的顯著水平下通過檢驗，表明從高質(zhì)量人力資本角度看，現(xiàn)階段長三角核心城市對非核心城市的影響以虹吸效應為主，滲漏效應尚未顯現(xiàn)。加入長三角在短期內(nèi)加劇了非核心城市高質(zhì)量人力資本流失，影響這些城市自主創(chuàng)新能力的形成，阻礙勞動生產(chǎn)率提升。

在未加入控制變量的情形下，長三角一體化對于產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響不顯著（模型3），而加入控制變量后回歸系數(shù)為-0.021且在1%的顯著水平下通過檢驗（模型4），因此長三角一體化對于產(chǎn)業(yè)結構合理化有顯著的促進作用（泰爾指數(shù)為逆向指標）。該結果表明長三角一體化協(xié)調(diào)組織對于成員城市根據(jù)區(qū)位和資源優(yōu)勢制定產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃和明確城市定位具有重要的引導作用。各城市各司其職、充分挖掘自身的比較優(yōu)勢實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展目標，從而促進區(qū)域分工專業(yè)化，使區(qū)域內(nèi)資源配置更加有效、產(chǎn)業(yè)間關聯(lián)更加緊密?？傮w上看，雖然長三角一體化顯著促進了地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的合理化發(fā)展，但是也顯著阻礙了產(chǎn)業(yè)結構的高級化發(fā)展。只有當合理化和高級化同時被促進時才能認為該戰(zhàn)略具有產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級效應，所以長三角一體化未能有效促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，甚至可能存在“轉(zhuǎn)型拖累”現(xiàn)象。

再來看控制變量。除了模型4中的信息化水平和區(qū)域創(chuàng)新能力之外，其余控制變量均對產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化有顯著影響，但在影響方向方面存在差異。政府干預度和對外開放度顯著阻礙產(chǎn)業(yè)結構的高級化發(fā)展，而經(jīng)濟發(fā)展水平、人力資本質(zhì)量、區(qū)域創(chuàng)新能力和信息化水平能夠顯著促進產(chǎn)業(yè)結構的高級化發(fā)展。政府干預度、人力資本質(zhì)量對產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響為正，而經(jīng)濟發(fā)展水平和對外開放度對產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響為負。

（二）穩(wěn)健性討論

以下選用增加控制變量的方法對雙重差分模型實證結果的穩(wěn)健性進行檢驗錢雪松、康瑾、唐英倫等：《產(chǎn)業(yè)政策、資本配置效率與企業(yè)全要素生產(chǎn)率——基于中國2009年十大產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃自然實驗的經(jīng)驗研究》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》，2018年第8期，第42頁。。根據(jù)已有文獻選取基礎設施建設水平、能源使用效率和政府投資為新增控制變量，依次使用城市道路面積率、單位生產(chǎn)總值電能消耗和年度投資額進行測度。然后在模型2和模型4的基礎上逐個加入新增的控制變量進行回歸分析。模型5和模型8加入了控制變量基礎設施建設水平，模型6和模型9加入了控制變量能源使用效率，模型7和模型10加入了控制變量政府投資。穩(wěn)健性檢驗（表4）表明實證結果具有穩(wěn)健性。

（三）動態(tài)性探討

實踐經(jīng)驗表明，戰(zhàn)略規(guī)劃主要起到政策指導作用，政策效果會隨著政策的逐步貫徹落實而顯現(xiàn)。因此，雖然前述實證結果表明長三角一體化未能推動區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，但是是否會在后期逐步產(chǎn)生作用，還需要深入分析。為此，以下進行動態(tài)性檢驗。將加入長三角的時間推遲1至4年，相應的檢驗結果見表5，其中模型11和模型13未加入控制變量，模型12和模型14加入了控制變量。

模型11和模型12的檢驗結果表明，加入長三角雖然對產(chǎn)業(yè)結構高級化發(fā)展產(chǎn)生了一定的阻礙作用，如果推遲加入時間，這種阻礙作用會逐步減弱。在未加入控制變量的情況下，影響系數(shù)從-0.124變化為-0.106，加入控制變量后從-0.112變化為-0.097，且顯著性水平均下降。這是因為在加入長三角一體化的初期，新進城市的目標發(fā)展產(chǎn)業(yè)或承接的核心城市產(chǎn)業(yè)受限于當?shù)芈浜蟮馁Y本、技術和人力資本質(zhì)量，導致勞動生產(chǎn)率低下，從而增加了該地區(qū)低勞動生產(chǎn)率產(chǎn)業(yè)的比重，但是隨著一體化發(fā)展的深入，資金、人力、技術等生產(chǎn)要素流動成本降低，逐步提高了后加入城市的勞動生產(chǎn)率，從而減弱了對產(chǎn)業(yè)結構高級化發(fā)展的阻礙作用。

模型13和模型14檢驗了長三角一體化對產(chǎn)業(yè)結構合理化的動態(tài)影響。在未加入控制變量的情況下，長三角一體化對產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響系數(shù)從-0.01變?yōu)?0.015，且在推遲3年和4年加入的情況下，影響系數(shù)在10%的顯著水平下通過檢驗。在加入控制變量的情況下，所有影響系數(shù)均通過顯著性檢驗，如果忽略“推遲1年加入”，影響系數(shù)從-0.018變?yōu)?0.019。這表明長三角一體化顯著促進了產(chǎn)業(yè)結構的合理化發(fā)展，這與長三角一體化對區(qū)域?qū)I(yè)化分工、資源有效配置和產(chǎn)業(yè)關聯(lián)性的促進作用有密切關系，而且隨著一體化的深入發(fā)展，它對產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響會不斷增強。04E89231-89A6-43CC-9DE5-9BFFB06D449E

（四）區(qū)域異質(zhì)性分析

盡管從整體來看長三角一體化的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級作用有限，但是在長三角三省一市中，各城市的經(jīng)濟發(fā)展水平、基礎設施、人力資本質(zhì)量、信息化水平等均存在較大差異，是否所有地區(qū)都受到“轉(zhuǎn)型拖累”效應的影響呢？這里對安徽、江蘇和浙江三個省逐個進行了實證檢驗，結果見表6。

模型15、模型17和模型19的檢驗結果表明，長三角一體化對產(chǎn)業(yè)結構高級化的影響存在顯著差異。第一，長三角一體化并沒有阻礙安徽的產(chǎn)業(yè)結構高級化發(fā)展，其影響系數(shù)為-0.058且未通過顯著性檢驗?？赡艽嬖趦蓚€方面原因：一方面，安徽是長三角經(jīng)濟發(fā)展相對落后的地區(qū)，也是我國的糧食主產(chǎn)區(qū)，考慮到發(fā)達地區(qū)通常是以低附加值產(chǎn)業(yè)外推方式進行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移這一客觀事實，安徽各城市在加入長三角初期承接的產(chǎn)業(yè)多為低附加值產(chǎn)業(yè)，這些產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率與當?shù)卦械漠a(chǎn)業(yè)接近，勞動生產(chǎn)率高的產(chǎn)業(yè)占的比重還未發(fā)生顯著變化;另一方面，安徽各城市加入長三角的時間普遍較晚，在短期內(nèi)“創(chuàng)新惰性”、高質(zhì)量勞動力流失等問題尚不明顯。第二，長三角一體化對江蘇和浙江的產(chǎn)業(yè)結構高級化影響系數(shù)分別為-0.389和-0.067，均在5%的顯著水平下通過檢驗，這表明長三角一體化顯著阻礙江蘇和浙江兩省的產(chǎn)業(yè)結構高級化發(fā)展，且對江蘇產(chǎn)業(yè)結構高級化發(fā)展的阻礙作用強于浙江。江蘇各城市之間的競爭程度高于浙江。以蘇南地區(qū)為例，蘇州、無錫和常州三市都將“工業(yè)立市”“優(yōu)化營商環(huán)境”作為經(jīng)濟發(fā)展的重要目標，導致產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移受限，即使不得不進行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，也是優(yōu)先轉(zhuǎn)移勞動生產(chǎn)率較低的產(chǎn)業(yè)。例如，2007年太湖藍藻污染事件后，無錫將大量污染嚴重的低端化工企業(yè)轉(zhuǎn)移到蘇北地區(qū)。

模型16、模型18和模型20的檢驗結果顯示，長三角一體化對三省產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響系數(shù)分別為-0.042、-0.034和-0.022，且至少在5%的顯著水平下通過檢驗。這表明長三角一體化對三省產(chǎn)業(yè)結構合理化均產(chǎn)生了顯著的促進作用，且影響系數(shù)的差異較小。不論城市自身的既有條件如何，其比較優(yōu)勢都將因為區(qū)域一體化而得到充分挖掘，區(qū)域分工專業(yè)化不斷深化，最終促進了產(chǎn)業(yè)結構的合理化發(fā)展。

五、結論與啟示

本文基于2000—2018年長三角三省一市41個城市的面板數(shù)據(jù)，運用多期雙重差分法對長三角一體化的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化凈效應進行了實證檢驗。結果表明：長三角一體化阻礙產(chǎn)業(yè)結構高級化，但能夠促進產(chǎn)業(yè)結構合理化，總體上未能發(fā)揮出產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級作用，甚至會產(chǎn)生“轉(zhuǎn)型拖累”效應;長三角一體化程度的不斷提高對產(chǎn)業(yè)結構高級化的阻礙作用減弱，但對產(chǎn)業(yè)結構合理化的促進作用逐漸增強;長三角一體化的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化效應在安徽、江蘇、浙江三省之間存在差異，在安徽顯現(xiàn)“趨優(yōu)演化”效應，而在江蘇和浙江顯現(xiàn)“轉(zhuǎn)型拖累”效應。

上述結論對推動長三角整體產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化、促進經(jīng)濟高質(zhì)量增長、縮小區(qū)域內(nèi)部發(fā)展差距、實現(xiàn)經(jīng)濟社會協(xié)同發(fā)展具有重要的政策啟示。第一，區(qū)域一體化阻礙產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的一個重要原因在于地方政府為實現(xiàn)財政收入最大化而利用行政手段干預市場機制，因此長三角必須加強市場一體化發(fā)展，推進基礎設施共建共享，促進生產(chǎn)要素跨區(qū)域流動，充分發(fā)揮市場對資源的優(yōu)化配置作用，消除市場分割帶來的不利影響。第二，發(fā)展市場一體化并不是放棄政府作用，地方政府之間應當建立不同層級的長效協(xié)調(diào)機制，彌補市場機制的不足。一方面，要充分發(fā)揮長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會等組織的協(xié)調(diào)機制，鼓勵和引導各城市建立差異化的發(fā)展目標，推動產(chǎn)業(yè)合理分工和布局;另一方面，要解決市場機制難以有效發(fā)揮作用的知識產(chǎn)權保護、收入分配不平等、生態(tài)環(huán)境保護等問題，為實現(xiàn)長三角整體產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化目標提供優(yōu)良的發(fā)展環(huán)境。第三，長三角區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟社會發(fā)展相對落后地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級還受到“創(chuàng)新惰性”和人才流失的影響，相對落后地區(qū)一定要積極地吸收消化技術溢出，努力在自身比較優(yōu)勢的基礎上進行必要的再創(chuàng)新，形成特色，同時，要不惜代價留住關鍵人才，加大力度引進與區(qū)域特色產(chǎn)業(yè)發(fā)展密切相關的優(yōu)秀人才，從而提高特色產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率，促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。

〔責任編輯：來向紅〕04E89231-89A6-43CC-9DE5-9BFFB06D449E