梁軍

摘 要? 在全球分工體系日趨成熟的背景下，城市群逐漸成為一國或一地區(qū)參與國際資本競爭的核心單元。本文基于2003—2016年我國253個地級以上城市的面板數(shù)據(jù)，采用數(shù)據(jù)驅動的合成控制法評估了2010年長三角擴容對該地區(qū)外商直接投資強度所產(chǎn)生的政策效應。結果表明：城市群擴容的一體化政策顯著提高了整體城市、原位城市、新晉城市的FDI強度，且對原位城市所產(chǎn)生的政策效應遠遠大于新晉城市;中心—外圍城市的異質性分析顯示，長三角擴容對中心城市和外圍城市所產(chǎn)生的處理效應均為正值，但這一效應在中心城市中表現(xiàn)地比外圍城市更明顯;安慰劑法、控制組縮減法、迭代法等穩(wěn)健性檢驗結果進一步證實了所得結論的有效性。本文的研究結論對于推動我國城市群一體化建設、深化對外開放具有積極意義。

關鍵詞? 長三角擴容 城市群一體化 外商直接投資 合成控制法

一、問題的提出

隨著戈特曼“大都市帶”（Megalopolis）概念的提出和歐盟對“功能性城市地域”（Mega-City Region）研究的不斷深入，城市群的地位逐漸超越中心城市和“國際化都市”，成為各國實施區(qū)域政策規(guī)劃、參與全球價值分工和國際競爭體系的核心單元。就我國的城市發(fā)展現(xiàn)狀來看，城市群和城市體系承載著絕大部分人口和經(jīng)濟總量，在我國城鎮(zhèn)化改革、擴大對外開放、參與全球資源配置的過程中發(fā)揮著重要作用，同時后工業(yè)化進程加快、交通基礎設施的完善也使得我國城市群的發(fā)展規(guī)模進一步壯大。中共十九大報告指出：“以城市群為主體構建大中小城市和小城鎮(zhèn)協(xié)調發(fā)展的城鎮(zhèn)格局”，這表明通過推動城市群一體化建設、發(fā)揮城市體系分工協(xié)作優(yōu)勢已上升為國家戰(zhàn)略導向。

城市群一體化發(fā)展能通過產(chǎn)業(yè)布局優(yōu)化、勞動力流動、城市規(guī)模借用等途徑提高地域間的聯(lián)系強度，從而能夠在相對較小的土地面積范圍內(nèi)實現(xiàn)高效率的經(jīng)濟產(chǎn)出。技術效率的提高使資源配置更多地集中在城市群內(nèi)部，使得城市群的輻射影響范圍不斷擴大，并成為城市群擴容和區(qū)域一體化合作的推動力。反觀我國城市群建設的歷程，現(xiàn)階段發(fā)展較為成熟的城市群普遍經(jīng)歷著由單一到多元的發(fā)展歷程，并在分步式擴容的過程中不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)分工體系和城際合作網(wǎng)絡。長三角城市群作為中國最大的經(jīng)濟區(qū)，其分步式擴容的一體化發(fā)展策略為我國其他城市群的發(fā)展提供了良好的思路借鑒。長三角城市群的前身為1982年成立的“上海經(jīng)濟區(qū)”，經(jīng)由1997年長三角城市經(jīng)濟協(xié)調會對長三角范圍的重新確定，2010年吸收合肥等6市，直至2016年國家發(fā)改委頒布《長江三角洲城市群發(fā)展規(guī)劃》后，長三角已由最初10個城市擴容到目前的26座城市。長三角擴容的發(fā)展模式使得長三角周邊的城市刮起一股“融入長三角”之風，同時也促進了該城市群內(nèi)部一體化水平的大幅度提高（劉乃全和吳友，2017）。

在去工業(yè)化、郊區(qū)化和人口老齡化加劇的全球城市發(fā)展趨勢下，城市空間或城市體系的“精明收縮”往往被看作是從擴張型發(fā)展模式向集約型發(fā)展模式所進行的更有效率的回歸。而在當前區(qū)際合作程度不斷加深的趨勢下，城市群擴容正在逐漸演變?yōu)槲覈鞘腥嚎臻g結構調整和一體化融合的重要策略。這不禁讓我們產(chǎn)生疑問，作為全球分工體系的基本參與單元，城市群擴容的一體化發(fā)展策略是否有利于我國城市深化國際分工合作？能否推進我國城市群進一步擴大開放？為回答以上問題，本文從外商直接投資強度的角度出發(fā)，以長三角2010年擴容的政策作為評估對象，采用合成控制法（synthetic control method）來科學探究城市群擴容這一政策的實施對于FDI強度所產(chǎn)生的因果效應，以期為我國城市群一體化發(fā)展、國際資本競爭力的提升提供有效的政策建議。

二、文獻綜述和述評

區(qū)域和城市一體化能夠通過地方政府間的合作促進社會資源合理配置和要素的自由流動，打破地區(qū)間貿(mào)易壁壘，推動產(chǎn)業(yè)結構的高級化和產(chǎn)業(yè)布局的合理化演變，從而提高經(jīng)濟運行效率。國外學者大多以歐盟擴容為背景，探究了區(qū)域一體化對經(jīng)濟增長、工資水平、勞動力就業(yè)的影響。Bass和Brücker（2010）采用考慮了工資剛性的CGE模型對歐盟東擴的經(jīng)濟效應進行了研究，結果表明歐盟擴容對于原有成員國和新成員國的GDP、工資和就業(yè)都產(chǎn)生了積極影響;Elsner（2013a，2013b）認為2004年歐盟東擴造成的移民浪潮提高了成員國的實際工資和社會福利水平，且移民浪潮改變了人口流入國家的收入分配結構。與上述研究所針對的問題不同，Redding和Sturm（2008）對二戰(zhàn)后德國分裂的準自然實驗進行研究，發(fā)現(xiàn)聯(lián)邦德國和民主德國之間設置的邊界造成了聯(lián)邦德國邊境地區(qū)市場潛能和經(jīng)濟密度的急劇下降。

區(qū)域一體化和經(jīng)濟全球化是當今時代并行不悖的兩股發(fā)展趨勢，區(qū)域一體化能夠提高單個城市或國家的經(jīng)濟輻射度和產(chǎn)業(yè)控制力，推動地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展在全球價值鏈高端環(huán)節(jié)攀升，最終影響到經(jīng)濟全球化的進程。部分國外學者從國際資本流動的角度出發(fā)，考察了歐盟擴容對于歐盟成員國外商直接投資強度的影響。Brouwer等（2008）證實了2004年歐盟擴容對中東歐國家的FDI和貿(mào)易流量具有積極效應，并進一步發(fā)現(xiàn)加入歐盟后這些國家的FDI和貿(mào)易之間存在著正向因果關系;Breuss等（2010）研究發(fā)現(xiàn)結構基金的再分配促進了歐盟新成員國FDI數(shù)量增長;Galego等（2004）、Medve-Bálint（2014）認為歐盟擴容是中東歐國家近10年以來FDI存量迅速增長的重要原因之一;Nakamura等（2012）采用泊松偽極大似然估計方法檢驗了加入歐盟對波羅的海地區(qū)FDI存量的影響，結果顯示加入歐盟后該地區(qū)FDI存量的平均水平比加入歐盟前增長了6%;Jones等（2018）研究結果表明歐盟擴容對于FDI強度的影響會受到邊境成本的制約，具體而言，較低的邊境成本顯著提高了FDI強度。

城市群一體化是我國區(qū)域和城市一體化合作的主要形式之一。作為我國對外開放程度最大、經(jīng)濟發(fā)展最具活力的城市群，長三角城市群分步式擴容的發(fā)展模式被認為是區(qū)域一體化合作在我國城市規(guī)劃進程中的典型實踐。自2010年長三角城市群的范圍首次從“兩省一市”擴容至“三省一市”以來，城市群擴容這一問題逐漸得到了國內(nèi)學術界的關注。相關文獻主要從經(jīng)濟增長、環(huán)境污染兩個角度對長三角擴容的政策效應進行了評價。劉乃全和吳友（2017）使用基于反事實框架的合成控制法（SCM）對長三角擴容的經(jīng)濟增長效應進行了評估，發(fā)現(xiàn)長三角擴容顯著促進了在位城市、新晉城市和整體城市的人均GDP增長;王全忠和彭長生（2018）利用1997—2014年長三角34個城市的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，城市群擴容對于經(jīng)濟增長的拉動效應不具有統(tǒng)計顯著性，且經(jīng)濟增長的主要驅動力來源于要素投入。從長三角擴容的環(huán)境治理效應出發(fā)，趙領娣和徐樂（2019）認為長三角的一體化政策提高了該地區(qū)整體的污水排放強度，同時降低了污水處理率，對該城市群的環(huán)境治理產(chǎn)生了消極影響;尤濟紅和陳喜強（2019）采用雙重差分法考察了長三角擴容對于地區(qū)污染轉移的影響，實證結果顯示，長三角擴容總體上降低了污染排放量，但可能存在從原位城市到新加入城市的污染轉移。

從上述文獻梳理中可看出，國外學者從經(jīng)濟增長、收入分配、勞動力就業(yè)、FDI等多個角度對歐盟東擴的國際區(qū)域一體化舉措帶來的經(jīng)濟績效進行了綜合研究;而針對我國內(nèi)部城市群擴容的一體化政策，我國學者僅從經(jīng)濟增長和環(huán)境治理兩方面對其進行了評估，所做的定量研究仍然為數(shù)甚少?；仡欓L三角城市群的發(fā)展歷程，自20世紀90年代以來，F(xiàn)DI就已成為該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構調整和市場機制完善的重要融資來源，并始終支持著長三角城市群經(jīng)濟的高速增長（于津平和許小雨，2011）。而在經(jīng)濟轉向質量型增長的新時期，我國傳統(tǒng)經(jīng)濟發(fā)展模式所依賴的要素資源稟賦和“人口紅利”已趨于弱化，F(xiàn)DI仍需進一步參與到長三角乃至全國地區(qū)新舊動能轉換、產(chǎn)業(yè)布局優(yōu)化、全球價值鏈攀升的過程當中。2008年全球金融危機過后，發(fā)達國家逐步實施“再工業(yè)化”和“制造業(yè)回歸”戰(zhàn)略，發(fā)展中國家紛紛以廉價勞動力優(yōu)勢吸引外資，國際資本競爭日趨激烈，我國引進外資之路面臨著“前堵后追”的局面。在此背景下，科學評估長三角城市群擴容對FDI強度所帶來的影響效應，并提供合理有效的政策建議，顯得尤為重要和迫切。

通過對現(xiàn)有文獻進行總結，可以將城市群擴容一體化政策對FDI強度的作用機理歸納為以下幾點：首先，城市群擴容的政策降低了原有城市、新晉城市之間的市場分割程度和交易成本，增強了城市之間的制度統(tǒng)一性，這有利于生產(chǎn)要素的自由流動和投資效率的提高（Jones et al.，2018）;其次，城市群一體化政策的實施有利于不同城市之間進行分工協(xié)作與產(chǎn)業(yè)布局的優(yōu)化調整，這避免了臨近城市之間產(chǎn)業(yè)結構同質化而帶來的無效競爭，同時各層級城市之間的規(guī)模借用也大大提高了資源配置的效率，使外資企業(yè)能容易地以更低成本從其他城市內(nèi)部獲得高端和稀缺的生產(chǎn)要素，這有助于城市群“網(wǎng)絡外部性”的發(fā)揮和外資企業(yè)規(guī)模經(jīng)濟效應的實現(xiàn)（劉勝和申明浩，2018）;最后，城市群擴容后形成的多中心式空間結構降低了企業(yè)的生產(chǎn)成本和勞動力的生活成本，并且促進了不同要素資源稟賦的城市之間進行知識交流、技術共享，這也成為了吸引外資進入的有利條件（Feils and Rahman，2011）。

在貿(mào)易保護主義盛行和中美貿(mào)易摩擦的影響下，城市群擴容的一體化政策是否有利于我國城市群生產(chǎn)分工合作環(huán)節(jié)在全球價值鏈上攀升？能否推動我國城市群吸引外資、擴大開放？基于以上問題，本文針對長三角2010年擴容的案例，采用純數(shù)據(jù)驅動的合成控制法評估了長三角擴容的一體化發(fā)展模式對該城市群FDI強度所產(chǎn)生的政策效應。本研究的邊際貢獻主要有以下幾點：（1）依據(jù)長三角2010年擴容后地理和行政邊界發(fā)生的變化，將該城市群劃分為整體城市、原位城市、新晉城市，并采用合成控制法科學評估了該項政策實施對三類城市的FDI強度所產(chǎn)生的處理效應，克服了傳統(tǒng)回歸分析法中可能出現(xiàn)的內(nèi)生性問題和樣本自選擇偏誤，同時能觀測到政策處理效應隨時間變動的趨勢;（2）從中心—外圍城市分異的角度出發(fā)，對長三角擴容的政策效應進行了異質性分析，且不同于以往研究所得到的樣本平均效應，本文對單個城市產(chǎn)生的處理效應分別進行了估計，以顯示政策實施給各城市帶來的具體影響及其差異性;（3）為說明本文主要結論的有效性，采用安慰劑法、控制組縮減法、迭代法進行了一系列的穩(wěn)健性檢驗。

三、研究設計、數(shù)據(jù)來源與變量說明

（一）研究設計

2010年長三角協(xié)調會第十次會議在長三角城市群原有16個城市的基礎上，吸收了淮安、鹽城、金華、衢州、合肥、馬鞍山6座城市，擴容到“三省一市”的22座城市。本文以2010年此次擴容的歷史事件作為研究案例，以評估城市群擴容的一體化策略對外商直接投資強度的影響，所采用方法為Abadie和Gardeazabal（2003）所提出，并由Abadie等（2010，2015）完善的合成控制法（synthetic control method）。該研究方法的基本思路如下：若要評估某政策實施對處理組地區(qū)產(chǎn)生的凈效應，則對控制組中若干個對象賦予適當?shù)臋嘀?，并通過線性擬合構造出一個合成控制對象，以作為處理組的反事實替身，所觀測到的處理組與合成控制組之間結果變量的差異即為政策效應。由于合成控制法擴展了傳統(tǒng)雙重差分法（DID）的研究框架，允許個體的非觀測因素隨時間而變，同時避免了過分外推而帶來的偏誤，因而該方法在政策評估的研究中具有獨特的優(yōu)勢（Abadie et al.，2010）。

假設共觀測到J+1個城市的外商直接投資數(shù)據(jù)，其中第1個城市在第T0+1時期受到了城市群擴容政策的干預，而其余J個城市為潛在的控制組，觀測數(shù)據(jù)共包含T個時期。FDINit表示i城市在t時期若未受到政策干預時所對應的外商直接投資水平，F(xiàn)DIIit為T0+1時期受到政策干預的城市i在t時期所對應的外商直接投資水平。若i城市在t時期受到了城市群擴容的影響，可將政策實施的處理效應表示為：αit=FDIIit-FDINit，其中，αit為待評估的政策效應。以二元變量Dit來度量i城市t時期是否受到了政策干預，則該城市可觀測到的外商直接投資水平為：FDIit=FDINit+Ditαit。若i城市在t期受到了政策干預，Dit取值為1;否則取值為0。對于處理組的城市而言，當i=1且t>T0時，α1t=FDII1t-FDIN1t=FDI1t-FDIN1t。由于FDII1t為可觀測變量，α1t為估計政策實施的因果效應，使用Abadie等（2010）提出的因子模型來表示反事實狀態(tài)下處理組的外商直接投資水平：

FDINit=ρt+θtZi+λtμi+εit? （1）

其中，ρt表示時間固定效應，Zi是可觀測的協(xié)變量向量，代表未受政策干預的對象所對應的控制變量，θt為（1×n）維未知參數(shù)向量，μi是（K×1）維不可觀測的城市固定效應，λt是（1×K）維未觀測到的共同因子向量，εit為誤差項，表示地區(qū)層面上受到的隨機沖擊干擾，且E εit =0。要評估城市群擴容的政策效應，則需要估計不受政策干預的狀態(tài)下處理組的外商直接投資水平FDINit，故我們構建一個權重向量W= w2，…，wJ+1 ，并滿足對任意j∈[2，J+1]，都有 wj≥0，且w2+…+wJ+1=1，向量W中的每個特定值均代表相應的控制組成員進行線性擬合時被賦予的權重。對控制組地區(qū)的結果變量和預測變量進行加權得：

∑ J+1 j=2? wjFDIjt=ρt+θt ∑ J+1 j=2? wjZj+λt ∑ J+1 j=2? wjμj+ ∑ J+1 i=2? wjεjt? （2）

若存在權重向量W*= w*2，…，w*J+1 ，使得：

∑ J+1 j=2? w*jFDIj1=FDI11，∑ J+1 j=2? w*jFDIj2=FDI12，……，∑ J+1 j=2? w*jFDIjT0=FDI1T0，且∑ J+1 j=2? w*jZj=Z1 （3）

當矩陣∑T0i=1 λ′tλt為非奇異（nonsingular）時，下式可得到滿足：

FDIN1t-∑ J+1 j=2? w*jFDIjt= ∑ J+1 j=2? w*j ∑ T0 s=1? λt ∑ T0 n=1? λ′nλn -1λ′s εjs-ε1s - ∑ J+1 j=2? w*j εjt-ε1t? ?（4）

Abadie等（2010）證得，在一般情況下，等式（4）的右邊趨近于0，因而當t∈ T0+1，…，T 時，政策效應的估計量可表示為實驗組與合成控制組結果變量的差值，即：α1t? ^? =FDI1t- ∑ J+1 j=2? w*jFDIjt。當權重向量W*能夠較好地擬合處理組地區(qū)受到政策干預之前的結果變量時，即可認為∑ J+1 j=2? w*jFDIjt是FDIN1t的無偏估計。

要估計城市群擴容的政策效應α1t，先要確定最優(yōu)權重向量W*，我們以最小化X1到X0W之間的距離 X1-X0W 為求解原則進行計算。X1表示處理組城市在政策實施之前所對應的（k×1）維特征向量矩陣，X0表示控制組的J個城市在政策期之前所對應的（k×J）維特征向量矩陣。X1到X0W之間的距離用公式表示為：

X1-X0W =? X1-X0W ′V X1-X0W? ? （5）

其中，矩陣V為一個（k×k）階的對稱半正定矩陣，且對于任意的j∈[2，J+1]，均有wj≥0。依據(jù)均方預測誤差（MSPE）最小的原則，確定出最優(yōu)矩陣V*和權重向量W*，代入式α1t? ^? =FDI1t- ∑ J+1 j=2? w*jFDIjt中即可計算出城市群擴容對外商直接投資所產(chǎn)生的因果效應。

（二）數(shù)據(jù)來源和變量說明

本研究旨在評估2010年長三角擴容對外商直接投資強度所產(chǎn)生的政策效應，故所采用數(shù)據(jù)集為2003—2016年全國253個地級以上城市的面板數(shù)據(jù)，政策起始時間為2010年。其中，以長三角城市群擴容以后所包含的22個城市作為處理組，其他231個城市為對照組。考慮到外商直接投資的各種影響因素，選擇人均GDP、人力資本水平、基礎設施建設、政府規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結構、城市化率作為預測變量。各變量的原始數(shù)據(jù)均來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，省際層面的平減價格指數(shù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和國家統(tǒng)計局，部分缺失數(shù)據(jù)使用線性插值法進行補充。

為排除城市群擴容后自身的規(guī)模變化對結果變量測度所帶來的干擾，以外商直接投資強度（FDIit）來反映各城市外商直接投資水平，具體采用當年實際使用的FDI額度與該城市GDP總量的比值來衡量;人均GDP（PGDPit）以i城市t時期的GDP總量與該城市年末總人口的比值來度量;人力資本水平（hrit）用每萬人中高等學校在校生人數(shù)予以表示;基礎設施建設（infit）采用市轄區(qū)年末人均道路鋪裝面積來衡量;政府規(guī)模（finit）以財政支出水平進行度量，具體采用各城市預算內(nèi)財政支出與GDP總量的比值來刻畫;產(chǎn)業(yè)結構（indit）采用年末第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)和第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)的比值來表示;城市化率（urbit）采用非農(nóng)從業(yè)人數(shù)占年末總從業(yè)人數(shù)的比值來反映。實驗組和對照組各變量整體的描述性統(tǒng)計如下表所示：

四、實證分析

由于合成控制法只能對單個地區(qū)的政策效應進行評估，當處理組包含多個待評估單元時，可將涉及到的多個地區(qū)合并為一個整體的地區(qū)，以評估該區(qū)域受到政策影響的整體效應（Abadie et al.，2010）。同時考慮到長三角城市群擴容前后地理范圍所發(fā)生的變化，參考劉乃全和吳友（2017）的做法，將處理組中的22個城市劃分為整體城市、原位城市、新晉城市三種類型，以評估城市群擴容對處理組城市的FDI強度所造成的共同影響及其類別差異。

（一）合成控制法估計結果

將長三角城市群2010年擴容后所包含的22座城市設置為處理組，利用未受到政策影響的231座地級市對處理組的反事實狀態(tài)進行線性擬合。表1匯報了城市特征變量的觀測結果與合成控制結果?？梢钥闯?，整體城市、原位城市和新晉城市各變量的實際觀測值與合成控制對象的變量數(shù)值非常接近，且相對于231個控制組城市的變量均值，合成控制組對長三角城市群經(jīng)濟特征的擬合結果更加接近實際的長三角，這說明了合成控制法處理思路的合理性與有效性。

進一步地，圖1到圖3依次匯報了整體城市、原位城市、新晉城市實際路徑與合成路徑的FDI強度對比折線圖。如圖例所示，實線代表了三類城市FDI強度的實際變化情況，虛線代表了相應合成控制對象（假設處理組成員未受到政策干預時）FDI強度的演變狀況。從圖中可以看出：首先，2003—2016年長三角城市群FDI強度的實際值逐年下降，這說明我國經(jīng)濟發(fā)展和外資引進長期以來所依賴的廉價勞動力優(yōu)勢和“人口紅利”正在逐漸趨于弱化，同時自主創(chuàng)新能力增強、研發(fā)投入比重加大的技術進步特征使我國越來越多地依靠本土產(chǎn)業(yè)競爭力的提高來實現(xiàn)全球價值鏈攀升，這使得FDI占GDP的份額逐年減小;其次，在2010年城市群擴容政策實施之前，合成控制組與實際長三角的FDI強度增長路徑幾乎完全重合，這再次說明合成控制法能夠較好地擬合長三角城市群FDI強度的變動情況，而在2010年城市群擴容政策實施之后，長三角城市群的實際FDI增長路徑顯著高于合成控制路徑，這說明長三角擴容提高了整體城市、原位城市、新晉城市的FDI強度，即該政策的實施通過縮減交易成本、降低市場分割程度、優(yōu)化資源配置效率、發(fā)揮技術溢出效應等途徑對外資企業(yè)產(chǎn)生了更強的吸引力，從而表現(xiàn)出正向的政策效應。具體來看，對于整體城市和原位城市而言，實際路徑和合成路徑的差異（即政策的凈效應）在政策實施之后呈現(xiàn)出在波動中上升的態(tài)勢;對于新晉城市而言，城市群一體化政策對FDI強度產(chǎn)生的凈效應在2009—2012年之間逐年遞增，而在2012—2014年間急速下降，最終又呈現(xiàn)出上升趨勢;而不論是對于整體城市、原有城市還是新晉城市，城市群擴容的一體化政策對FDI強度所產(chǎn)生的影響均存在“預期效應”，即在政策開始實施之前，影響效應便已開始顯現(xiàn)，這主要是由于地方政府在政策實施之前作出的前置性規(guī)劃（林細細等，2018）和外商投資者主體的事先預期所導致的。

為了更加清晰地描述城市群一體化政策對于整體城市、原位城市、新晉城市FDI強度影響的時間變動趨勢，我們以具體數(shù)值來量化各年度政策實施所產(chǎn)生的凈效應。城市群擴容對長三角整體城市2010年FDI強度所產(chǎn)生的凈效應為0.005，而在2016年這一效應累積到0.013，為2010年政策效應的2.6倍，即政策效應的年均增長率為17.26%;而對于原位城市來說，2010年所表現(xiàn)出的政策效應為0.005，2016年增長到0.016，年平均增長率為21.39%;對于新晉城市而言，2010年城市群擴容所產(chǎn)生的政策效應為0.005，2016年為0.004，2010—2016年城市群一體化政策對外商直接投資所產(chǎn)生的平均效應為0.005。由此可見，長三角擴容對FDI強度的影響在不同城市之間表現(xiàn)出不同的路徑，但整體上來看，該政策的實施有利于長三角城市群吸引外資。

（二）安慰劑檢驗

為確保合成控制法所識別的長三角擴容政策對FDI強度的因果效應中不包含其他非觀測因素的影響，借鑒Abadie等（2010）、劉秉鐮和呂程（2017）的思路，采用安慰劑檢驗（Placebo test）對合成控制法所得結果的有效性進行驗證。假設對照組中的一個或多個城市在2010年也受到了城市群邊界擴張的影響，此時以合成控制法為主要檢驗手段，使用對照組中的其他城市來構造出這些城市的合成控制對象，所得虛假的政策效應即為安慰劑效應。同時，由于政策干預后的RMSPE

并不能反映出政策干預前預測變量對處理組城市的擬合狀況，應采用“干預后RMSPE”與“干預前RMSPE”的比值（Post-RMSPE/ Pre-RMSPE）作為安慰劑效應與真實政策效應大小的比較標準，具體分析思路如下：

對于長三角城市群而言，若城市群擴容政策對FDI強度產(chǎn)生了顯著影響，則在政策實施之后，合成長三角的FDI強度無法較好地擬合真實長三角FDI強度的觀測值，“干預后RMSPE”的值較大;對于控制組中的城市而言，若在城市群擴容政策實施以前，合成控制法就無法對真實地區(qū)的結果變量進行擬合，則政策實施之 后得到較好擬合狀態(tài)的概率會更小，此時“干預后RMSPE”的數(shù)值也較大，故“干預后RMSPE”無法準確反映政策實施效果的有效性。因而我們采用“干預后RMSPE”與“干預前RMSPE”的比值來比較真實政策效應與安慰劑效應的相對大小。當長三角城市群干預前和干預后RMSPE的比值遠遠大于其他控制組城市時，說明其他城市的安慰劑效應較小，即城市群擴容的政策效應較為顯著。

圖4從左至右依次報告了整體城市、原位城市、新晉城市的安慰劑檢驗結果，其中虛線柱為處理組地區(qū)干預后RMSPE與干預前RMSPE的比值，實線柱為安慰劑檢驗所涉及城市干預前與干預后RMSPE的比值。由于安慰劑檢驗通常選取和處理組單元各方面較為相似的控制組單元作為實驗對象，在此以合成控制法生成權重大于對照組平均權重（1/231）的城市作為安慰劑檢驗的分析對象，整體城市、原位城市、新晉城市的安慰劑檢驗分別包含了19、14、14座城市。由圖4可知，在整體城市與原位城市的檢驗結果中，都僅有1個對照組城市的安慰劑效應大于處理組地區(qū)的真實政策效應;而在新晉城市的檢驗結果中，處理組地區(qū)的政策效應顯著大于其他對照組城市的安慰劑效應，這說明：在對照組成員干預前RMSPE具有有效性的前提下，要得到和處理組地區(qū)同樣大的政策估計效應是一個小概率事件，即合成控制法所得結果未包含其他非觀測因素的影響。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）穩(wěn)健性檢驗一：控制組縮減

長三角2010年擴容之后所包含的22座城市均處于東部地區(qū)和中部地區(qū)，而在上文的基準實證分析中，控制組所包含的231座城市則廣泛地分布于我國東、中、西部地區(qū)?？紤]到我國西部地區(qū)部分城市的社會文化環(huán)境、經(jīng)濟發(fā)展狀況較之于長三角地區(qū)存在較大差異，若使用西部城市對長三角城市群進行合成，容易造成“內(nèi)插偏差”（interpolation bias）。因而我們將原對照組內(nèi)西部地區(qū)的60座城市予以剔除，并采用合成控制法對長三角擴容的政策效應進行再估計，以檢驗上文所得結論是否仍具有穩(wěn)健性。

圖5到圖7依次匯報了整體城市、原位城市、新晉城市的穩(wěn)健性檢驗結果，可以看出在縮小控制組范圍后，三類城市合成路徑與實際路徑的FDI強度變動趨勢幾乎沒有發(fā)生改變。這說明了上文實證分析所得結論的有效性，即在嚴格控制了對照組城市的經(jīng)濟特征后，合成控制法所估計出的城市群擴容對FDI強度的政策效應依然顯著存在。

（二）穩(wěn)健性檢驗二：迭代法的敏感性分析

為進一步探究合成控制法估計結果是否隨著對照組中的組成成員及其權重大小的不同而發(fā)生變化，采取迭代法對處理組單元進行敏感性分析，以驗證本文基準實證結果的穩(wěn)健性。具體處理方式為：采用多次迭代的方式對長三角城市群擴容的政策效應進行評估，每一次迭代過程均從對照組中剔除一個對合成長三角權重的貢獻大于0的城市，以檢驗合成控制法所估計出的政策效應是否會因為某個特定的對照組城市的缺失而發(fā)生改變。

圖4匯報了長三角城市群整體城市的迭代法穩(wěn)健性檢驗結果（受篇幅所限，此處不再報告原位城市、新晉城市的迭代法估計結果）。從圖4中可以看出，當將對照組中權重大于0的個體逐個剔除后，長三角擴容對FDI強度的影響效應依然顯著為正，多次迭代的結果再次證明了本文分析結論的穩(wěn)健性。

六、中心城市和外圍城市的異質性分析

上文的實證研究根據(jù)長三角擴容后地理邊界范圍發(fā)生的改變，將該城市群劃分為整體城市、原位城市和新晉城市，并證明了城市群擴容的一體化政策對三類城市的FDI強度產(chǎn)生了顯著的正向作用。依據(jù)中心—外圍理論，城市群由中心城市和外圍城市構成，并將在中心城市和外圍城市之間所產(chǎn)生的“向心力”和“離心力”不斷作用的過程中由離散走向均衡，最終實現(xiàn)城市群的一體化發(fā)展（林細細等，2018）。而在當前經(jīng)濟發(fā)展狀況下，長三角擴容政策對中心城市、外圍城市所產(chǎn)生的處理效應是否因兩類城市間存在的城市地位差異和區(qū)位差異而有所不同？本文依據(jù)國務院2014年頒布的《依托黃金水道推動長江經(jīng)濟帶發(fā)展的指導意見》以及國家發(fā)改委2016年頒布的《長江三角洲城市群發(fā)展規(guī)劃》，將長三角擴容后的22座城市劃分為中心城市和外圍城市，其中以上海市、南京市、杭州市、合肥市4座城市作為中心城市，其他18座城市作為外圍城市。從中心城市和外圍城市中挑選出擬合狀況較好、代表性較強的4座城市（上海市、杭州市、湖州市、鹽城市）來進行異質性分析，以反映和對比城市群擴容在這兩類城市之間產(chǎn)生的影響效應及其個體差異。

圖9到圖12依次報告了上海市、杭州市、湖州市、鹽城市的實際路徑與合成路徑對比結果。其中，以上海市和杭州市代表中心城市，湖州市和鹽城市代表外圍城市，實線表示這4座城市FDI強度實際路徑的變化情況，虛線則代表相應的合成路徑。從圖中可觀察到，在2010年城市群擴容政策實施以前，這4座城市FDI強度的合成路徑均能夠很好地擬合實際路徑的觀測值，Pre-RMSPE較小;而在2010年城市群擴容政策實施之后，各城市實際路徑與合成路徑之間差異的變動趨勢有所不同。具體來看，上海、杭州、湖州3座城市對長三角擴容所反饋出的政策效應均為正數(shù)，同時上海市和杭州市所顯示出的政策效應遠遠大于湖州市，這說明城市群擴容對中心城市FDI強度所造成的影響要顯著大于外圍城市;而對于鹽城市而言，長三角擴容的政策效應大約從2009年開始顯現(xiàn)，在2012年達到峰值（0.015），隨后開始迅速下降，并于2013年過后開始表現(xiàn)為負值，最終于2016年開始再度增加。

以具體數(shù)值來對上海、杭州、湖州、鹽城這4座城市所表現(xiàn)出的政策效應進行量化，可以發(fā)現(xiàn)：城市群擴容對上海市2010年的FDI強度的影響效應為-0.006，而到2016年這一效應增長到0.032;對于杭州市而言，2010年所產(chǎn)生的政策效應為0.006，2016年的政策效應為0.007，2010—2016年間的政策效應的年平均值為0.007;對于湖州市來說，2010年和2016年政策的凈效應分別為0.003和0.012;同時，由于鹽城市政策效應的時間變動趨勢較為復雜，我們將長三角擴容對其FDI強度的影響劃分為短期效應（2010—2013年）和長期效應（2010—2016年），經(jīng)計算得，鹽城市受到政策影響的短期效應為0.009，長期效應約等于 0.003。綜上所述，長三角擴容的一體化政策 在整體上提高了中心城市和外圍城市的FDI強度，且這一政策效應在不同的城市個體之間表現(xiàn)出不同的時間變動趨勢;但大體上來看，中心城市所反映出的政策效應顯著地大于外圍城市。關于中心城市和外圍城市對政策干預所表現(xiàn)出的異質性結果，可能是由于中心城市的產(chǎn)業(yè)? 輻射力和生產(chǎn)要素聚集能力相對較強，在與外圍城市進行競爭與互補的過程中產(chǎn)生了“虹吸效應”，這使得外資企業(yè)進入東道國市場時，往往也更愿意投資于中心城市，本文的這一研究結論與Muli和Aduda（2017）的研究結論相一致。

七、研究結論和政策建議

在全球價值分工體系日趨成熟的背景下，城市群逐漸成為一國或一地區(qū)參與國際資本競爭的核心單元。本文以長三角城市群2010年的擴容事件為例，采用反事實框架下的合成控制法進行比較案例研究，評估了長三角擴容的一體化政策的實施對該城市群FDI強度所產(chǎn)生的因果效應。研究發(fā)現(xiàn)：首先，長三角擴容對整體城市、原位城市、新晉城市所產(chǎn)生的政策效應均為正向，且對原位城市所產(chǎn)生的處理效應遠大于新晉城市;其次，把長三角城市群按照城市地位差異和區(qū)位差異劃分為中心城市和外圍城市，并進行了異質性分析，發(fā)現(xiàn)長三角城市群擴容對兩類城市所產(chǎn)生的平均處理效應均為正向，但對中心城市所產(chǎn)生的政策效應更為明顯，且這一效應在不同的城市個體中隨時間變動的趨勢也有所不同;最后，本文還使用安慰劑法、控制組縮減法、迭代法對主要研究結論進行了一系列的穩(wěn)健性檢驗，所得結果均支持本文研究結論的有效性。

為提高城市群一體化程度，促進長三角地區(qū)進一步吸引高質量外資流入，推動我國城市群產(chǎn)業(yè)發(fā)展在全球生產(chǎn)體系高端環(huán)節(jié)攀升，結合上述的研究結論，本文提出如下政策建議：

（1）大力推動城市群產(chǎn)業(yè)布局優(yōu)化，構建各城市間產(chǎn)業(yè)互補的發(fā)展模式。引導新晉城市和外圍城市積極承接來自中心城市的產(chǎn)業(yè)轉移，同時加快中心城市的產(chǎn)業(yè)結構升級，培育城市群自主創(chuàng)新能力;在城市群內(nèi)部構建完整的產(chǎn)業(yè)鏈，促進各城市上下游產(chǎn)業(yè)之間的互聯(lián)互通，提高城市群整體的產(chǎn)業(yè)控制力和要素配置能力，在全球范圍內(nèi)吸引更高質量的FDI流入。

（2）規(guī)避城市間產(chǎn)業(yè)的同質化競爭，為外圍城市培育優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)。鼓勵產(chǎn)業(yè)的多樣化發(fā)展，防止各城市之間出現(xiàn)產(chǎn)業(yè)同構和無序競爭的現(xiàn)象;針對新晉城市和外圍城市，因地制宜地培育優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，避免中心城市對外圍城市FDI流入所產(chǎn)生的“虹吸效應”，充分發(fā)揮市場潛能的積極作用，實現(xiàn)中心城市和外圍城市的“組合式”發(fā)展。

（3）打破城市間行政壁壘，提高城市群一體化融合程度。引導地方政府間積極合作，共同謀劃長三角經(jīng)濟帶的長遠發(fā)展目標;采取政策措施消除各城市勞動力市場分割的局面，鼓勵勞動力市場一體化和生產(chǎn)要素的自由流動，吸引高端人才、科技創(chuàng)新企業(yè)、科研單位集聚，充分發(fā)揮城市群的網(wǎng)絡外部性;加大城市群基礎設施建設，推進交通網(wǎng)絡一體化共建，降低城市間的通勤成本，建立良好的外商直接投資環(huán)境。

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（ 責任編輯： 彭琳）