楊建坤 曾 龍

(1.南開大學(xué) 周恩來政府管理學(xué)院，天津 300350；2.湖南農(nóng)業(yè)大學(xué) 公共管理與法學(xué)學(xué)院，湖南 長沙 410125)

一、引言

當(dāng)前中國經(jīng)濟已步入“中高速、優(yōu)結(jié)構(gòu)、新動力、多挑戰(zhàn)”的新常態(tài)，解決好區(qū)域內(nèi)部和區(qū)域間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理配置問題，不僅是實現(xiàn)中國經(jīng)濟高質(zhì)量增長和中國在全球價值鏈攀升的關(guān)鍵任務(wù)[1]，而且是構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局的必然要求①。現(xiàn)實情況中，各地區(qū)產(chǎn)業(yè)高度雷同和重復(fù)建設(shè)，第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展不足、第二產(chǎn)業(yè)過度發(fā)展導(dǎo)致的產(chǎn)能過剩和資源嚴(yán)重浪費，服務(wù)業(yè)尤其是高端服務(wù)業(yè)以及新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展嚴(yán)重滯后于消費需求和生產(chǎn)需求，這些問題都迫使區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)亟需優(yōu)化升級[2]。城市群作為區(qū)域發(fā)展和國家參與全球競爭與國際分工的主要空間載體[3]，其產(chǎn)業(yè)的布局和結(jié)構(gòu)的調(diào)整對整個國家經(jīng)濟發(fā)展的質(zhì)量、效率、動力變革起到關(guān)鍵性的引領(lǐng)和帶動作用。根據(jù)《2016年中國城市群發(fā)展報告》的數(shù)據(jù)顯示，中國城市群集聚了全國75.19%的人口，創(chuàng)造了全國80.05%的GDP[4]。另一方面，2020年《政府工作報告》強調(diào)：“加快落實區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略。深入推進京津冀協(xié)同發(fā)展、粵港澳大灣區(qū)建設(shè)、長三角一體化發(fā)展。”由此可見，城市群的經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r在整個國家的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略中占據(jù)著舉足輕重的地位，促進城市群內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級成為當(dāng)務(wù)之急。

根據(jù)“中國特色的財政聯(lián)邦主義”理論和“晉升錦標(biāo)賽”理論，中國的地方政府被視為發(fā)展型政府[5]，地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整不可避免地受到了地方政府行為的影響[6]。而地方政府間的過度競爭則被認為是阻礙地區(qū)間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的主要因素[7]。地方政府競爭在一定程度上造就了中國經(jīng)濟的快速增長，但地方政府在過度競爭中不僅采取貿(mào)易壁壘和地區(qū)封鎖等行政性干預(yù)策略,增加了各區(qū)域發(fā)展比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的成本和壓力[8]，而且驅(qū)使地方政府在布局和調(diào)整地區(qū)產(chǎn)業(yè)中，扎堆投資某些相似或相近的行業(yè)[9]，造成區(qū)域陷入低端技術(shù)層面過度競爭的困局，低效占用了大量生產(chǎn)要素，在部分新興領(lǐng)域甚至出現(xiàn)“開新車走老路”和“新瓶裝舊酒”現(xiàn)象，即地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)出現(xiàn)了趨同化和制造業(yè)低級化[1]。這一現(xiàn)象在多中心結(jié)構(gòu)的城市群中尤其明顯，城市群內(nèi)的中心城市因?qū)嵙ο喈?dāng)，發(fā)展優(yōu)勢和水平相近，其戰(zhàn)略定位和分工不明，往往出現(xiàn)低水平重復(fù)建設(shè)和過度競爭，引發(fā)了地區(qū)間對熱門產(chǎn)業(yè)和項目的激烈爭奪[4]。不禁令人疑問的是，地方政府間的競爭既然對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有消極影響，那么作為地方政府競爭的對立面，即地方政府合作是否有利于城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級？其背后的作用機制又是什么？

在地方政府競合行為的研究中，中國經(jīng)濟分權(quán)和政治集權(quán)的體制，使地方政府競爭而非合作成為中國在轉(zhuǎn)型過程中的一個典型特征[10]，這導(dǎo)致了學(xué)術(shù)界多集中探討地方政府競爭的經(jīng)濟后果，較少關(guān)注地方政府合作的經(jīng)濟績效。隨著城市群戰(zhàn)略地位的崛起，城市群內(nèi)部跨轄區(qū)進行交流和合作的現(xiàn)象日漸增多，這表現(xiàn)在主要城市群內(nèi)部的地方政府為應(yīng)對共同發(fā)展的問題，相繼成立了一些區(qū)域經(jīng)濟合作組織，例如，“環(huán)渤海區(qū)域合作市長聯(lián)席會”“長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會”“泛珠三角 9 + 2”等。中央也強調(diào)，要提倡和鼓勵地方政府合作協(xié)調(diào)發(fā)展，以推動區(qū)域一體化、市場一體化②。可是，地方政府合作在多大程度上能夠帶來城市群內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化和高度化，該問題值得學(xué)術(shù)界進一步的探索。有鑒于此，本文以政府合作的宏觀經(jīng)濟績效為切入點，將長三角135個縣(市、區(qū))政府在不同時間段內(nèi)加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會作為準(zhǔn)自然實驗，利用雙重差分法實證研究地方政府合作和地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的關(guān)系及其影響機制。

本文可能的研究貢獻在于：(1)從近幾年的研究來看，地方政府合作的經(jīng)濟效應(yīng)越來越受到學(xué)者的關(guān)注[11][12]。然而，相較于研究地方政府競爭的經(jīng)濟后果，探討地方政府合作的經(jīng)濟績效依舊少見，甚至鮮有文獻分析地方政府合作的區(qū)域宏觀經(jīng)濟效應(yīng)。有鑒于此，本文實證研究了地方政府合作對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，進一步補充了有關(guān)地方政府合作經(jīng)濟效應(yīng)的研究。(2)本文透析并檢驗了要素配置扭曲在地方政府合作影響地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中的作用機理，以期完整認識地方政府合作影響區(qū)域經(jīng)濟績效的機制渠道。(3)本文的研究樣本是長三角地區(qū)三省一市的41個地級市的135個縣(市、區(qū))1999～2017年的面板數(shù)據(jù)，這不僅可以觀察地方政府合作對城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的短期效應(yīng)，而且可以從動態(tài)的角度審視地方政府合作對城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的長期效果。同時，本文利用多種估計策略緩解了樣本自選擇帶來的內(nèi)生性偏誤問題，科學(xué)判定了地方政府合作和區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間真實的因果效應(yīng)。

二、文獻述評

國外研究主要是從“區(qū)域擴容”的角度間接探討地方政府間合作的經(jīng)濟效應(yīng)。城市群的發(fā)展在地理空間上表現(xiàn)出區(qū)域合作組織是逐步由核心圈層向外圍擴張的特征。而這樣的特征被國外學(xué)者稱為“擴容現(xiàn)象”。從當(dāng)前國外研究來看，對這一支文獻的探討以歐盟為題材居多。這些文獻實證研究歐盟擴容對區(qū)域經(jīng)濟社會發(fā)展的影響，且研究成果主要集中于探討歐盟擴容對經(jīng)濟發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新的影響[13]、歐盟擴容的邊界效應(yīng)[14]、擴容對地區(qū)間收入差距的影響[15]等。雖然國外直接實證分析地方政府合作的經(jīng)濟績效的文獻并不多，但是間接研究表明學(xué)者越來越意識到這一話題的重要性。同時，從當(dāng)前國外研究來看，對于地方政府間關(guān)系的構(gòu)建而引致的區(qū)域經(jīng)濟社會效應(yīng)，更多是將其置于更廣的地理范圍內(nèi)探討。

城市群的崛起已成為近年來中國區(qū)域發(fā)展最為突出的特征，以城市群為核心的空間發(fā)展格局正日益形成[3]。學(xué)術(shù)界也開始關(guān)注如何促進城市群內(nèi)部協(xié)調(diào)發(fā)展，并著眼于通過重塑區(qū)域發(fā)展的政治經(jīng)濟學(xué)邏輯引導(dǎo)地區(qū)發(fā)展，主要是以打破城市群內(nèi)地區(qū)間過度競爭的格局和構(gòu)建良性的地方政府合作關(guān)系為手段來促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。國內(nèi)近期以長三角城市群為實證題材的研究，主要從地方政府合作為切入點或從城市群擴容的間接視角，探討兩者對長三角城市群經(jīng)濟發(fā)展的影響，而這些研究又可以分為三個層次。第一個層次是實證研究地方政府合作的微觀經(jīng)濟績效，這一部分研究的共性都將長三角城市群內(nèi)的城市加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會這一組織視為地方政府合作的代理變量，并將參與協(xié)調(diào)會視為準(zhǔn)自然實驗，利用雙重差分法實證評估地方政府合作的經(jīng)濟后果。例如，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)群內(nèi)地區(qū)加入這一合作組織后，勞動生產(chǎn)率得到顯著提升，且這種效應(yīng)呈現(xiàn)出隨時間逐漸增強的趨勢[3]。還有學(xué)者認為地方政府合作能夠作用于微觀經(jīng)濟主體的行為，并證實了加入長三角城市群經(jīng)濟協(xié)調(diào)會明顯降低地區(qū)所轄上市公司的高管超額薪酬和薪酬黏性[11][12]。最近的一項研究關(guān)注了地區(qū)全要素生產(chǎn)率提高背后的地方政府合作因素[4]。第二個層次是實證研究地方政府合作與其他政策的聯(lián)動共同對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響。宋東林和姚常成利用2003～2015年長三角城市群34個地級市的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)長三角地區(qū)市場融合的背后既有高鐵開通的作用，也有來自經(jīng)濟協(xié)調(diào)會合作機制的貢獻。第三個層次是實證研究“長三角擴容”的經(jīng)濟效應(yīng)，主要包括長三角擴容的邊界效應(yīng)[16]以及擴容對區(qū)域經(jīng)濟共同增長的影響[17]。從國內(nèi)研究現(xiàn)狀來看，實證分析地方政府合作的經(jīng)濟效應(yīng)已經(jīng)逐漸進入學(xué)者們的研究視線，但依然不夠全面。少數(shù)研究僅停留在地方政府合作的微觀經(jīng)濟績效，缺乏宏觀經(jīng)濟層面的研究。雖然從實證方法上來看，城市群擴容和地方政府合作都是將群內(nèi)的地區(qū)加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會視為準(zhǔn)自然實驗，可是前者更多強調(diào)的是地域空間的外向擴展對于區(qū)域經(jīng)濟社會發(fā)展的影響[17]，而后者重視的是地方政府行為或關(guān)系在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中的作用。有鑒于此，本文從城市群地方政府間合作的角度分析其對城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，進一步完善和補充了有關(guān)地方政府合作經(jīng)濟效應(yīng)的研究。

一直以來，長三角地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同現(xiàn)象尤為突出。2016年長三角地區(qū)15個城市，除舟山市外，其他14個城市地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似性系數(shù)大部分在0.97以內(nèi)，以上海、南京、杭州、蘇州、無錫五個城市相互之間的相似系數(shù)最大，絕大部分在0.98以上。不過，關(guān)于這一現(xiàn)象是否合理的問題，不同學(xué)者持不同的看法。有學(xué)者認為長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的趨同現(xiàn)象是因長三角城市群內(nèi)的大中小城市的區(qū)位條件和資源稟賦存在較高的相似性，是由市場機制推動自然形成的結(jié)果，他們認為長三角區(qū)域內(nèi)部的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同構(gòu)有其必然性[18]。也有學(xué)者指出長三角城市群內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)雷同和重復(fù)建設(shè)現(xiàn)象十分嚴(yán)重，并將其歸因于長三角地方政府非制度化的、非規(guī)范化的過度競爭[19]，并提出應(yīng)以充分發(fā)揮市場的作用為基本前提，地方政府提供政策環(huán)境，建立區(qū)域之間的合作制度，以遏制相互封鎖與惡性競爭，促進傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)衰退城市的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和結(jié)構(gòu)調(diào)整，推進城鄉(xiāng)融合和產(chǎn)業(yè)多樣化[20]。然而，長三角城市群內(nèi)地方政府間的合作究竟是否能夠促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與升級仍需要科學(xué)判定。

三、制度背景和研究假設(shè)

(一)制度背景

為推動和加強長三角地區(qū)經(jīng)濟聯(lián)合與協(xié)作，促進長三角地區(qū)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展，1992年，上海、無錫、寧波、舟山、蘇州、揚州、杭州、紹興、南京、南通、常州、湖州、嘉興和鎮(zhèn)江14個城市的市政府發(fā)起組織建立了長江三角洲14個城市協(xié)作部門主任聯(lián)席會議制度。1997年，上述14個城市和泰州市共15個城市自愿組成新的經(jīng)濟協(xié)調(diào)組織——長江三角洲城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會。在2003年8月第四次會議上，協(xié)調(diào)會接納臺州市為正式成員。2010年3月26日，合肥、鹽城、馬鞍山、金華、淮安和衢州6個城市正式成為長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會成員。此次擴容后，協(xié)調(diào)會成員城市達22個。2013年4月13日，第十三次市長聯(lián)席會議召開，正式吸收徐州、蕪湖、滁州、淮南、麗水、溫州、宿遷和連云港8個城市成為長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會成員。2018年4月12日，第十八次市長聯(lián)席會議審議通過了關(guān)于吸納銅陵、安慶、池州和宣城加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會的提案。歷經(jīng)4次擴容，長三角協(xié)調(diào)會成員單位達到34個。2019年10月15日上午，第十九次會議審議通過安徽黃山、蚌埠、六安、淮北、宿州、亳州和阜陽7個城市加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會。至此，長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會包括了滬蘇浙皖一市三省41個地級及以上城市。

長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會是長三角城市群內(nèi)最具實質(zhì)性的一個政府合作體制，也是促進長三角區(qū)域經(jīng)濟一體化的最具代表性質(zhì)的機構(gòu)和方式，其主要職責(zé)是具體制定并實施各領(lǐng)域合作計劃，協(xié)商解決有關(guān)問題。一方面，長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會不依賴于中央政府的行政干預(yù)，是由分權(quán)化改革和市場化改革雙重力量推動長三角各個城市政府自發(fā)聯(lián)合與合作成立的非政府組織。另一方面，不同于長三角地區(qū)內(nèi)其他政府合作途徑，長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會在組織機構(gòu)方面，實行常任和輪值相結(jié)合的管理模式。并且在運營模式方面實行定期召開的“三題一議”，即常設(shè)專題、熱點專題、前沿課題和合作協(xié)議[4]，為后續(xù)地方政府在各自領(lǐng)域的合作提供了政策綱領(lǐng)和制度條件。如2003年8月，長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會第四次會議在南京舉行，本次會議的主要內(nèi)容之一就是圍繞如何促進產(chǎn)業(yè)布局和產(chǎn)業(yè)分布協(xié)作體系更趨合理展開。長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會的組織架構(gòu)與運營模式在一定程度上支撐著各城市經(jīng)濟合作、協(xié)同發(fā)展與區(qū)域治理[21]，其成立與持續(xù)運行意味著長三角區(qū)域合作走向了經(jīng)濟性議題領(lǐng)域的制度性締結(jié)階段，長三角區(qū)域合作有了常規(guī)性和功能性的制度保障，在合作層次、領(lǐng)域和深度上都有了較大的提高[17]。另外，長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會為檢驗政府合作影響城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級提供了理想的準(zhǔn)自然實驗平臺[5]。

(二)研究假設(shè)

周振華系統(tǒng)性地介紹了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)理論，將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級分為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化[22]，該分類指標(biāo)被學(xué)者們廣泛使用。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化關(guān)注的是地區(qū)內(nèi)各個產(chǎn)業(yè)相互之間的比例關(guān)系和協(xié)調(diào)程度。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化一方面是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從勞動密集型到資本密集型、再到知識技術(shù)密集型的順次轉(zhuǎn)換，或由低附加值產(chǎn)業(yè)向高附加值產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變，或由初級產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)占優(yōu)勢向制造中間產(chǎn)品、最終產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)占優(yōu)勢轉(zhuǎn)換；另一方面是傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的持續(xù)升級創(chuàng)新或產(chǎn)品技術(shù)含量的提高。表1梳理了長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面的議題。

表1 長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會擬解決的產(chǎn)業(yè)發(fā)展議題

從表1中可以看出，在實踐過程中，地方政府通過長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會，既有區(qū)域產(chǎn)業(yè)分工協(xié)作、合理布局方面的共識，也有在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)方面，例如大數(shù)據(jù)、互聯(lián)網(wǎng)前沿技術(shù)和新能源方面的合作，所以從理論上而言，地方政府間的合作可能有利于城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化升級。

假設(shè)1：地方政府合作既有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，也能夠促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化。

如果政府合作可以促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，那背后具體作用機制又是什么？基于對歷年長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會議題的文本觀察③和機制變量的可度量性，本文認為要素配置可能是地方政府合作影響城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的主要機制渠道。

區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在需求側(cè)受到區(qū)域市場規(guī)模的影響，在供給側(cè)受到區(qū)域要素的制約。給定收入水平，區(qū)域的市場需求是不變的，產(chǎn)業(yè)部門發(fā)展規(guī)模的變化、低收益部門的萎縮和新生部門的發(fā)展是要素投入變化的直接結(jié)果。因此，無論是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化還是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化，都與要素的配置狀況有關(guān)。要素在不同產(chǎn)業(yè)和地區(qū)之間的配置和再配置，是區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)形成的直接推動力量[1][23]。地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級與優(yōu)化，涉及資本、勞動力、技術(shù)等要素的重新配置與優(yōu)化[24]。另一方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化由于是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的不同表現(xiàn)，兩者對于要素的配置和再配置需求可能并不一樣。不過，地方政府之間的合作可以使要素與地區(qū)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不同調(diào)整需求相匹配，進而實現(xiàn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，具體表現(xiàn)為：

從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的內(nèi)涵來看，其強調(diào)的是地區(qū)內(nèi)產(chǎn)業(yè)間的要素資源配置狀況、協(xié)調(diào)和利用效率[5]，關(guān)注的是地區(qū)是否按照自身比較優(yōu)勢合理布局產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和發(fā)展優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)。長期以來，地方政府受經(jīng)濟增長的資源和要素的稀缺性所制約以及本地區(qū)的財稅和官員晉升利益最大化的邏輯所支配，往往不顧地區(qū)產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)和比較優(yōu)勢，將勞動力、商品、技術(shù)和資本等生產(chǎn)要素用于建設(shè)一些能夠保證地區(qū)經(jīng)濟在短期內(nèi)快速得到增長的產(chǎn)業(yè)，這助長了“大而全”“小而全”的不顧規(guī)模經(jīng)濟的重復(fù)建設(shè)和盲目投資，導(dǎo)致地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同以及嚴(yán)重的產(chǎn)能過剩[25]。地方政府合作可以緩解這種現(xiàn)象，通過區(qū)域合作組織和交流平臺，地方政府可以共同制定區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的經(jīng)濟政策和制度規(guī)章，形成以分工協(xié)作為基礎(chǔ)的區(qū)域性產(chǎn)業(yè)網(wǎng)絡(luò)，地方政府就制定或規(guī)劃各自的支柱和比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)達成共識，促使統(tǒng)一市場下產(chǎn)業(yè)內(nèi)分工、產(chǎn)業(yè)鏈分工、產(chǎn)品分工興起，地區(qū)可以轉(zhuǎn)變各自發(fā)展優(yōu)勢，通過產(chǎn)業(yè)鏈上下游的合作，更深入推動產(chǎn)業(yè)分工、發(fā)展更細化的產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域，培養(yǎng)自身的優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，從而實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)內(nèi)協(xié)調(diào)發(fā)展、錯位式發(fā)展、差異化發(fā)展，從產(chǎn)業(yè)同構(gòu)走向功能協(xié)同。這使得勞動力、商品、技術(shù)和資本等生產(chǎn)要素在產(chǎn)業(yè)間自由流動，實現(xiàn)資源的優(yōu)化配置和經(jīng)濟效應(yīng)的最大化，降低要素的重置成本，緩解了地區(qū)發(fā)展比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)和合理布局地區(qū)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)成本壓力，從而促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的另一種表現(xiàn)是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高度化，要求產(chǎn)業(yè)比例關(guān)系的變化和勞動生產(chǎn)率的提高，涉及產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新、新技術(shù)的研發(fā)和產(chǎn)業(yè)的“服務(wù)化”等領(lǐng)域[5]。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級需要有相關(guān)的硬性和軟性的公共物品和服務(wù)支撐，特別是與人力資本集聚、勞動力自由流動相關(guān)的一系列制度和非制度性要素。勞動力要素的自由流動和結(jié)構(gòu)變動是企業(yè)生產(chǎn)高附加值產(chǎn)品的關(guān)鍵性因素[24]。一直以來，地區(qū)間存在的戶籍制度、社會保障制度、教育差距等因素導(dǎo)致勞動力市場分割，限制了勞動力的自由流動，勞動力過剩和短缺的同時存在增加了企業(yè)的生產(chǎn)機會成本，這對勞動者自身利益造成損害的同時也顯著提高了企業(yè)的用工成本[1]，壓縮了企業(yè)的利潤率，使得企業(yè)生產(chǎn)高新技術(shù)和高附加值產(chǎn)品的激勵不足，進而不利于地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化。地方政府間的合作為勞動力的自由流動提供了制度和非制度性的條件。如長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會成立與運行深化了城市群內(nèi)地方政府在以下領(lǐng)域的合作：首先，在戶籍制度方面，長三角城市群的地方政府正在積極探索戶籍準(zhǔn)入年限同城化累計互認機制；其次，在社會保障方面，長三角城市群的地方政府積極推進公共服務(wù)共享發(fā)展，在醫(yī)療等衛(wèi)生領(lǐng)域，探索異地醫(yī)保結(jié)算，目前長三角區(qū)域41個城市全部實現(xiàn)了醫(yī)?！耙豢ㄍā?，覆蓋三省一市醫(yī)療機構(gòu)已達3500余家；最后，長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會常設(shè)人才合作專題，并率先在教育領(lǐng)域展開合作，協(xié)力打造長三角人才高地。這些都表明了地方政府間的合作有利于消除勞動力跨地區(qū)流動的政策性障礙。除此以外，長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會也為地方政府在物質(zhì)資本方面合作提供了基礎(chǔ)。在長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會的調(diào)節(jié)機制下，地方政府不僅在基礎(chǔ)設(shè)施一體化，例如跨區(qū)交通、港口發(fā)展、能源管道和網(wǎng)絡(luò)通信等方面進行合作④，而且不斷加強金融、科技創(chuàng)新、產(chǎn)學(xué)研等領(lǐng)域的合作⑤，這能在較大程度上降低資本的市場分割，促進了資本在城市群內(nèi)的自由流動，降低群內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)所需的原材料、能源、技術(shù)和資金使用成本，增加群內(nèi)企業(yè)利潤率的同時也提高了企業(yè)的生產(chǎn)效率，有利于企業(yè)轉(zhuǎn)向新興技術(shù)的研發(fā)和創(chuàng)造，促進群內(nèi)企業(yè)在中國乃至全球價值鏈的攀升，進而推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化。

假設(shè)2：地方政府合作能夠通過緩解要素配置扭曲實現(xiàn)要素合理配置，進而推動城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高度化。

四、研究設(shè)計

(一)模型設(shè)定

本文將加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會的縣(市、區(qū))作為處理組，未加入的縣(市、區(qū))作為對照組，采用多期雙重差分法來估計政府合作與長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的因果效應(yīng)。

1.基本估計模型。模型(1)用來估計地方政府合作對長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響的平均效應(yīng)。

Yit=α0+β×Cit+θ×X+λi+δt+μpt+εit

(1)

模型(1)中，Yit為被解釋變量，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化(SRit)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化(SHit)表示。Cit為縣(市、區(qū))加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會的虛擬變量。X為控制變量，主要包括人力資本水平、政府規(guī)模、城市化水平、經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放度和金融發(fā)展水平。模型中各變量的定義見表2。λi為地區(qū)固定效應(yīng)，δt為時間固定效應(yīng)，εit為誤差項，μpt為省份虛擬變量與時間虛擬變量的交乘項，μpt用來控制各個省份在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷方面可能存在的不同時間趨勢。

2.拓展模型。使用雙重差分法的一個前提條件是處理組和對照組的因變量在改革前具有相同的時間趨勢，本文參考相關(guān)研究[26]，利用模型(2)檢驗處理組和對照組的因變量改革前的同趨勢性。

(2)

模型(2)中DCti 0+k為縣(市、區(qū))加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會第k年的虛擬變量，若第t年是縣(市、區(qū))加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會的第k年，則DCti 0+k取1，否則為0，其中，k=-4、-3、-2、-1、0、1、2、3、4，分別表示加入前4年、前3年、前2年、前1年、加入當(dāng)年、加入后1年、加入后2年、加入后3年、加入后4年。DCi為樣本期內(nèi)縣(市、區(qū))是否加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會的虛擬變量，Tyears為年份虛擬變量，DCi×Tyears用以控制兩組的時間趨勢。模型(2)其他變量設(shè)定同模型(1)。根據(jù)模型(2)的設(shè)定，如果處理組和對照組在改革前滿足同趨勢假設(shè)，則虛擬變量DCti 0+k，k≤-1的估計系數(shù)應(yīng)該不顯著。

(二)變量定義

1.核心被解釋變量。本文分別選用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)(SR)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)(SH)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。現(xiàn)有研究多以要素投入結(jié)構(gòu)和產(chǎn)出結(jié)構(gòu)的耦合程度度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離度，借鑒相關(guān)學(xué)者的做法[6][22][27]，具體衡量方式為：

(3)

式(3)中，Y 表示產(chǎn)出，L 表示勞動投入，i是第i 產(chǎn)業(yè)部門，n 為產(chǎn)業(yè)總數(shù)。該指標(biāo)SR值越小，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越均衡，也即越合理；SR值越大，各產(chǎn)業(yè)之間差異越大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越無法得到升級。

現(xiàn)有研究主要采取以下兩種方法衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化：一種是根據(jù)克拉克定律，利用第二、第三產(chǎn)業(yè)比值度量[25]；另一種是以各產(chǎn)業(yè)部門產(chǎn)出占比和勞動生產(chǎn)率的乘積衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化[5][27]。由于簡單的產(chǎn)值占比無法反映出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從第二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化，所以本文主要遵循第二種做法，具體衡量公式為：

SH=y1,i,t×lp1,i,t+y2,i,t×lp2,i,t+y3,i,t×lp3,i,t

(4)

式(4)中，y1,i,t、y2,i,t、y3,i,t分別代表i地區(qū)第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)在t時占總產(chǎn)出的比重，lp1,i,t、lp2,i,t、lp3,i,t分別為i地區(qū)第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)在t時的勞動生產(chǎn)率，而某產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率用該產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值與其從業(yè)人數(shù)的比值表示。另外，參考有關(guān)做法[27]，對勞動生產(chǎn)率進行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。如果SH值越高，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越高度化。

2.中介變量。為了考察要素配置扭曲是否是政府合作影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的中間渠道。借鑒相關(guān)研究，使用生產(chǎn)函數(shù)法對縣(市、區(qū))層面的要素市場扭曲程度進行測算[28]，設(shè)定的C-D 形式生產(chǎn)函數(shù)如下：

(5)

式(5)兩邊取對數(shù)，變換后的模型如下：

lnYit=c+αlnKit+βlnLit+εit

(6)

那么，資本要素的邊際產(chǎn)出為：

MPKit=αYit/Kit

(7)

勞動力要素的邊際產(chǎn)出為：

MPLit=βYit/Lit

(8)

第二步假設(shè)資本價格為r，勞動價格為w，則兩種生產(chǎn)要素的價格扭曲為:

distKit=MPKit/rit

(9)

distLit=MPLit/wit

(10)

總要素扭曲可以表示為：

(11)

式(5)中，Y表示縣(市、區(qū))產(chǎn)出水平，K表示資本存量，L為勞動力投入。i表示年份。A為生產(chǎn)技術(shù)的初始值。據(jù)式(6)計算出要素貢獻參數(shù)α和β，分別為0.967和0.017。資本存量使用永續(xù)盤存法進行計算[29]；L為勞動力投入，用各城市就業(yè)人口表示；r為資本價格，用固定資產(chǎn)價格指數(shù)衡量；w為勞動價格，用各縣(市、區(qū))當(dāng)年就業(yè)人員平均工資表示。

3.核心解釋變量。本文主要將2003年、2010年和2013年加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會的64個縣(市、區(qū))作為實驗組，而將剩下的71個縣(市、區(qū))作為對照組。參考相關(guān)做法[3]，以縣(市、區(qū))加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會之后的下一年開始作為起始年份。例如，2013年加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會的縣(市、區(qū))，我們視2014年為其加入的起始年份。

4.控制變量。參考已有文獻以及結(jié)合數(shù)據(jù)可得性[5]，影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的控制變量主要包括：人力資本水平，采用中小學(xué)在校人數(shù)與地區(qū)年末總?cè)丝诘谋戎禍y度；政府規(guī)模，采用政府公共財政支出與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值測度；城市化水平，用年末地區(qū)人口密度近似表示；經(jīng)濟發(fā)展水平，采用人均GDP指標(biāo)測度；對外開放度，采用實際使用外資金額與地區(qū)生產(chǎn)總值比值測度；金融發(fā)展水平，采用地區(qū)年末金融機構(gòu)存款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值比值測度。表2是變量的描述性統(tǒng)計。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

(三)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以1999～2017年長三角135個縣(市、區(qū))為樣本⑥，樣本選取主要遵循以下標(biāo)準(zhǔn)：首先，因與縣(市、區(qū))樣本有關(guān)的變量在1999年之前嚴(yán)重缺失，故本文的時間樣本跨度為1999～2017年；其次，安徽省的縣(市)變量在樣本期間缺失嚴(yán)重，所以本文的樣本不包含安徽省的縣(市)；最后，第一批加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會的縣(市、區(qū))的時間是1997年，而2019年又吸納了安徽省6個市加入，這一部分樣本的許多變量也在研究期內(nèi)嚴(yán)重缺失，所以本文主要圍繞2003年、2010年和2013年加入的縣(市、區(qū))作為研究對象。本文的數(shù)據(jù)主要來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》。文中的價值變量統(tǒng)一核算成了以1998年GDP為基期的不變價，資本價格使用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減后再計算實際值，勞動力價格使用消費價格指數(shù)進行平減，且對人口密度和人均GDP取對數(shù)。

五、實證結(jié)果與分析

(一)地方政府合作與城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級

本文首先考慮加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會是否促進了長三角縣(市、區(qū))產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，結(jié)果如表3所示。在表3中，列(1)為控制年份固定效應(yīng)、地區(qū)固定效應(yīng)以及省份趨勢項之后政府合作對縣(市、區(qū))產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化影響的結(jié)果。初步發(fā)現(xiàn)，政府合作C的系數(shù)為-0.09，且在1%的水平上顯著。列(2)的結(jié)果表明，在加入一系列控制變量之后，地方政府合作依然有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化。對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化，列(4)在控制了一系列控制變量后的結(jié)果顯示，縣(市、區(qū))在加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會后，其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化可以提高約3%，且在1%的水平上顯著。這表明地方政府合作有利于城市群從傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)向高新技術(shù)和高附加值產(chǎn)業(yè)演進。以上分析，驗證了本文的假設(shè)1。

表3 地方政府合作與城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級

(二)穩(wěn)健性檢驗

下文從以下六個方面進行了穩(wěn)健性檢驗⑦，分別是：

1.同趨勢檢驗。為了檢驗在加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會前作為實驗組的縣(市、區(qū))樣本與對照組縣(市、區(qū))樣本的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是否滿足同趨勢假設(shè)，本文基于拓展模型(2)進行了相關(guān)檢驗。結(jié)果表明，無論是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化還是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化，加入前虛擬變量的系數(shù)基本上都不顯著，這說明加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會的實驗組與未加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會的對照組滿足加入前同趨勢假設(shè)。

2.考慮樣本間的組內(nèi)相關(guān)性。為了控制潛在的序列相關(guān)性和異方差問題，本文分別采用了城市層面的聚類標(biāo)準(zhǔn)誤以及城市與年份交互項的聚類標(biāo)準(zhǔn)誤。另外，我們還將基準(zhǔn)模型(1)中控制的省份趨勢項換成城市趨勢項，考慮各個城市在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷方面可能存在的不同時間趨勢。結(jié)果依然表明，地方政府之間的合作顯著促進了長三角地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化。

3.更換樣本。2019年《長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》確定了上海等27個城市為長三角中心城市⑧，這是公認的長三角城市群的核心區(qū)，城市之間的合作較為成熟。由于本文的樣本包含了長三角三省一市全域，除中心城市以外的縣(市、區(qū))屬于泛長三角區(qū)域的外圍區(qū)，與核心區(qū)的融合目前難以真正達到城市群的標(biāo)準(zhǔn)[3]，所以本文單獨考察中心城市的樣本。另外，長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會成立于1997年，相較于1997年之后加入的縣(市、區(qū))，第一批加入經(jīng)濟協(xié)調(diào)會的縣(市、區(qū))往往是經(jīng)濟社會綜合實力較為發(fā)達的區(qū)域，而這些樣本可能會對識別政府合作和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的因果關(guān)系造成干擾。為了證明本文的主要結(jié)論不受這些地區(qū)樣本的影響，我們將1997年加入的縣(市、區(qū))從樣本中剔除。在更換樣本后，本文的結(jié)論依然穩(wěn)健。

4.PSM-DID檢驗。普通DID可能無法解決樣本非隨機性導(dǎo)致的估計結(jié)果偏誤問題。因此，本文進一步采用傾向得分匹配—雙重差分法(PSM-DID)進行估計。由于本文使用的研究樣本是多期面板數(shù)據(jù)，所以采用逐年匹配的方法為各年的處理組找到匹配的對照組。在匹配過程中，為了檢驗匹配結(jié)果的可靠性，本文首先檢驗了平衡性假設(shè)。檢驗結(jié)果顯示，在PSM之后各個特征變量的t值均有明顯的下降，也就是說加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會的縣(市、區(qū))和未加入城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會的縣(市、區(qū))之間的特征已比較接近。為了驗證PSM-DID結(jié)果的穩(wěn)健性，本文也同時使用了1∶1最近鄰匹配和核匹配兩種估計方法。PSM-DID的估計結(jié)果表明本文的研究結(jié)論依然成立。

5.為了進一步緩解樣本自選擇導(dǎo)致的被解釋變量的長期趨勢與縣(市、區(qū))加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會可能存在的相關(guān)性，本文采用了四種更加嚴(yán)格的估計策略[26]。首先在回歸中加入控制變量與時間趨勢的高階項(一次項、二次項與三次項)的交互項，這樣允許控制變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響也遵循特定的時間趨勢；其次，在回歸中加入控制變量與是否加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會虛擬變量的交互項，這樣可以控制住控制變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響在處理前后的差異；再次，在回歸中加入控制變量與年份虛擬變量的交互項，這樣可以更加靈活地控制住控制變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有可能存在的時間影響；最后，只考慮加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會的縣(市、區(qū))樣本?；貧w結(jié)果一致表明，政府合作既有利于縣(市、區(qū))產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理發(fā)展，也有利于縣(市、區(qū))產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)向高附加值產(chǎn)業(yè)演進。

6.安慰劑檢驗。我們利用反事實的方法進行安慰劑檢驗，以排除潛在遺漏變量和改革偶然性問題。具體而言，從135個縣(市、區(qū))中，隨機抽取64個縣(市、區(qū))作為處理組，其余縣(市、區(qū))作為對照組，通過構(gòu)造偽樣本進行估計從而得到虛假效應(yīng)估計系數(shù)的t統(tǒng)計量。如果不存在由遺漏重要變量造成的干擾，那么虛假效應(yīng)估計系數(shù)的t統(tǒng)計量應(yīng)該以0呈對稱的倒U型分布。本文重復(fù)了500次這樣的隨機抽樣和虛假回歸。圖1和圖2呈現(xiàn)了虛假效應(yīng)估計系數(shù)的t統(tǒng)計量的分布圖，可以看到估計系數(shù)的t統(tǒng)計量呈現(xiàn)明顯的以0為對稱軸的倒U型分布，即虛構(gòu)的縣(市、區(qū))加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會對縣(市、區(qū))產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級沒有顯著的影響，再次證明了本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

圖1 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化安慰劑檢驗

圖2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化安慰劑檢驗

(三)異質(zhì)性分析⑨

本文主要從以下兩個角度考察地方政府之間的合作對長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級可能存在的異質(zhì)性影響：一是探討金融危機即2008年前后，政府合作和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的關(guān)系是否有所不同；二是主要分析政府合作對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響是否會因地區(qū)行政級別不同而不同。

1.外部沖擊：金融危機的影響。2008年的金融危機不僅使各國經(jīng)濟紛紛探底,而且造成中國經(jīng)濟發(fā)展依靠的“全球性紅利”基本透支，這在以長期依靠外貿(mào)發(fā)展的長三角地區(qū)更加明顯[30]。因此，本文以2008年為時間節(jié)點，分樣本考察地方政府合作和城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的關(guān)系是否會受到金融危機的影響。結(jié)果表明，政府合作對長三角縣(市、區(qū))產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高度化只有在2008年之后才產(chǎn)生顯著影響，而在2008年之前兩者之間的因果關(guān)系并不顯著。這可能意味著，在金融危機之前，在以出口導(dǎo)向為特征的經(jīng)濟全球化中，長三角地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展更多依靠國際市場，地方政府間合作并沒有對長三角縣(市、區(qū))產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級發(fā)揮明顯作用。然而，在金融危機之后，接踵而至的是逆全球化，國際市場不再像過去那樣為長三角經(jīng)濟發(fā)展提供動力，長三角地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展需要更多依靠 “制度創(chuàng)新紅利”[30],外部風(fēng)險的加劇促使長三角地方政府加快推進了長三角一體化的步伐[31]，積極清除制度障礙，尤其是阻礙生產(chǎn)要素自由流動的行政壁壘，強化區(qū)域存在的資源和要素的互補性，加速了長三角縣(市、區(qū))產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。

2.地區(qū)行政等級的影響。中國城市受到優(yōu)惠政策的程度與其行政等級密不可分[32]，不同行政等級的城市擁有的要素資源存在差異。另外，不同行政級別的城市其產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)也不一樣。因此，地區(qū)行政級別可能會影響地方政府合作與城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的關(guān)系。為了驗證地方政府合作對城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響是否因地區(qū)行政級別而產(chǎn)生差異，本文將樣本分為市轄區(qū)和縣(市)進行了分樣本回歸。結(jié)果表明，地方政府合作明顯有利于縣(市)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，卻導(dǎo)致了市轄區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不均衡發(fā)展。而無論是市轄區(qū)還是縣(市)，地方政府合作均促進了兩類地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高度化，但這一影響在市轄區(qū)更大?？赡艿脑蚴牵休爡^(qū)一般擁有發(fā)展二、三產(chǎn)業(yè)的良好的基礎(chǔ)設(shè)施以及生產(chǎn)要素，地方政府合作更加匹配了要素供給與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的需求，促進了市轄區(qū)二、三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，但也導(dǎo)致農(nóng)業(yè)發(fā)展在一定程度上被擱置，進而影響了第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。而縣(市)地區(qū)由于鄰近農(nóng)村地區(qū)，一般依然承載著農(nóng)業(yè)發(fā)展的功能。同時，縣(市)地區(qū)隨著地方政府之間的合作，也加快了要素在地區(qū)之間的自由流動，緩解了這些地區(qū)發(fā)展工業(yè)企業(yè)以及生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的要素投入不足問題，促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。

(四)影響機制檢驗

表4匯報了地方政府合作通過要素配置影響城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的機制檢驗結(jié)果。其中，第(1)～(2)列回歸分別使用了資本配置扭曲和勞動力配置扭曲作為被解釋變量，以檢驗地方政府之間的合作與兩者之間的關(guān)系。第(3)列使用總扭曲作為被解釋變量，以衡量政府合作是否能夠降低整體要素配置的扭曲度。結(jié)果表明，縣(市、區(qū))在加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會后，勞動力配置扭曲度和總扭曲度都得到了顯著降低，而資本的扭曲度卻不受影響。這就說明，縣(市、區(qū))通過加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會實現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，主要是因為縣(市、區(qū))的勞動力要素配置扭曲和要素總扭曲得到了緩解。假設(shè)2得到部分驗證。不同行政管轄區(qū)的地方政府之間的合作，有利于跨區(qū)交通和信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、戶籍制度改革以及教育、醫(yī)療等公共服務(wù)資源的便利共享等，促進了要素的自由流動尤其是勞動力的自由流動，使要素可以向具有比較優(yōu)勢的區(qū)域集聚，勞動力可以向工資更高、就業(yè)機會更多的地方遷移，緩解了要素和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的不匹配程度，也為縣(市、區(qū))發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)提供了條件。而政府合作之所以未能緩解資本的扭曲度，可能是因為現(xiàn)階段資本的稀缺性仍占主導(dǎo)以及資本在短期內(nèi)能夠?qū)崿F(xiàn)“短平快”類型的制造業(yè)發(fā)展[33]，導(dǎo)致以轄區(qū)財政利益最大化和晉升利益最大化的地方政府之間仍存在著激烈的資本競爭，資本要素市場受制于地方政府的行政干預(yù)，造成了資本與地區(qū)生產(chǎn)要素稟賦相背離。

表4 地方政府合作影響城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的機制檢驗

(五)動態(tài)趨勢分析

為進一步分析地方政府合作對城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的長期影響，將縣(市、區(qū))加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會的時間虛擬變量分解為加入后的4個年份，根據(jù)拓展模型(2)進行回歸，估計結(jié)果如表5所示。第(1)列結(jié)果表明，從縣(市、區(qū))地方政府之間合作的初期到合作后4年，政府合作從整體上始終有利于縣(市、區(qū))產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化，即使這一影響隨著年份有所起伏。列(2)的結(jié)果表明，地方政府合作不僅對縣(市、區(qū))產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高度化產(chǎn)生顯著的長期影響，而且從估計的系數(shù)結(jié)果來看，這一影響效應(yīng)逐年加強。

表5 地方政府合作影響城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的動態(tài)趨勢

綜合上述機制分析和動態(tài)影響效應(yīng)的結(jié)果可以得出：在縣(市、區(qū))加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會之后，要素可以在產(chǎn)業(yè)內(nèi)和產(chǎn)業(yè)間自由流動，降低了要素的重置成本，緩解了地區(qū)發(fā)展比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)和合理布局地區(qū)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)成本壓力，有利于地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化。另外，生產(chǎn)要素的流動尤其是勞動力的自由流動促使人力資本和產(chǎn)業(yè)在城市集聚，并通過人力資本的創(chuàng)新和溢出效應(yīng),以及本地市場需求效應(yīng)對經(jīng)濟中高附加值行業(yè)的提升作用高于低附加值行業(yè)[34]，使地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)逐漸向高附加值行業(yè)進發(fā)[24]，進而提升了地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高度。

六、結(jié)論與政策啟示

長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在中國經(jīng)濟質(zhì)量體系的轉(zhuǎn)變中具有舉足輕重的地位，2019年《長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》更是印證了長三角地區(qū)對引領(lǐng)全國高質(zhì)量發(fā)展、建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的重大意義。然而，在轄區(qū)財政利益最大化和政治晉升最大化兩位一體的政府競爭制度背景下，中國城市群的發(fā)展會受到一定程度的限制，難以發(fā)揮城市群在國家現(xiàn)代化建設(shè)大局和全方位開放格局中的戰(zhàn)略地位。作為市場機制下地方政府自發(fā)自愿成立的跨區(qū)合作組織，長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會打破了地方保護主義，為地方政府從競爭走向合作提供了交流平臺，這有利于實現(xiàn)要素在地區(qū)之間和產(chǎn)業(yè)之間的自由流動以及優(yōu)化配置,從而促進了城市群的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

本文將長三角內(nèi)的地區(qū)加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會這一政府合作組織為一項準(zhǔn)自然實驗，基于長三角三省一市135個縣(市、區(qū))1999～2017年的數(shù)據(jù)，運用雙重差分法檢驗地方政府合作是否有利于城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。結(jié)果顯示，加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會不僅有利于長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)之間的合理發(fā)展，而且促進了長三角地區(qū)從傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)向高新技術(shù)和高附加值的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變。本文的主要結(jié)論在進行多種穩(wěn)健性檢驗之后依然成立。地方政府合作和城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的關(guān)系受到地區(qū)行政等級和金融危機的影響。進一步地，為了分析地方政府合作影響城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的機制渠道，本文測度了長三角各縣(市、區(qū))的資本配置扭曲度、勞動力配置扭曲度以及要素配置總扭曲度，并考察了地方政府合作對三者的影響，發(fā)現(xiàn)縣(市、區(qū))加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會之所以能夠?qū)崿F(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，主要是因為地方政府合作緩解了縣(市、區(qū))的勞動力配置扭曲和要素配置總扭曲。另外，本文還考察了地方政府合作對城市群產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的長期影響，發(fā)現(xiàn)地方政府合作始終有利于長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化，而且地方政府合作對后者的影響效應(yīng)逐年增強。

基于上述結(jié)論，本文得到如下政策啟示：第一，未來要發(fā)揮城市群在國家經(jīng)濟戰(zhàn)略中的重要作用，關(guān)鍵是在繼續(xù)堅持市場在資源配置中占主導(dǎo)地位的基礎(chǔ)上，正確引導(dǎo)地方政府在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展和構(gòu)建更加完善的要素市場化配置體制機制中的角色，尤其是培養(yǎng)地方政府之間的合作意識。通過創(chuàng)新區(qū)域合作協(xié)商機制，逐步消除地方保護主義，推動區(qū)域產(chǎn)業(yè)分工和跨區(qū)域資源配置，實現(xiàn)良性的府際競合關(guān)系。第二，本文的結(jié)論也暗示著，政府之間的合作并不必然會緩解資本配置的扭曲，由于勞動力要素的流動亦需要資本的自由流動支撐，例如交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)就可以為勞動力要素在地區(qū)間和產(chǎn)業(yè)間的配置提供條件。因此，未來除了發(fā)揮地方政府合作在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展和要素配置中的積極作用外，還需要進一步完善市場、政府以及社會組織在區(qū)域治理和資本要素市場化改革中的功能互補。

注釋：

①2020年5月14日，習(xí)近平總書記在中共中央政治局常委會會議中提出：構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局，需要我們充分發(fā)揮體制機制優(yōu)勢，努力在關(guān)鍵領(lǐng)域?qū)崿F(xiàn)突破。產(chǎn)業(yè)是根基，鏈接全球要實施產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)再造和產(chǎn)業(yè)鏈提升工程，鞏固傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，強化優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)領(lǐng)先地位，抓緊布局戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)、未來產(chǎn)業(yè)，提升產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)高級化、產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化水平，尤其要利用我們?nèi)蜃钔陚洚a(chǎn)業(yè)配套體系和超大規(guī)模市場的獨特優(yōu)勢，做全球產(chǎn)業(yè)鏈、供應(yīng)鏈的“穩(wěn)定器”。

②詳見2019年中共中央國務(wù)院印發(fā)的《長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》。

③例如，2005年和2013年長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會第六次會議和第十三次會議，分別提出與“推動區(qū)域內(nèi)生產(chǎn)要素合理流動”和“促進經(jīng)濟要素自由流動”相關(guān)議題。

④例如2011年的長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會第十一次聯(lián)席市長會議。

⑤例如2010年的長三角城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會第第十次和2013年第十三次聯(lián)席市長會議。

⑥參考張學(xué)良等(2017)的研究思路，采用縣級單位作為樣本主要是考慮到本文的時間區(qū)間較長，只采用41個地級市進行實證分析會出現(xiàn)大T小N的情況，從而影響估計結(jié)果。此外，以縣級單位進行估計從經(jīng)濟層面上講本身也比地級單位更加準(zhǔn)確。我們將每個地級市的所有市轄區(qū)作為一個分析單元，將下轄的每個縣或縣級市也作為一個分析單元，這樣共有135個縣(市、區(qū))。當(dāng)某個地級市加入?yún)f(xié)調(diào)會時，我們認為其所含的縣(市、區(qū))都加入。對于行政區(qū)劃的變動，本文也做了相應(yīng)調(diào)整。

⑦限于篇幅，正文中略去了第2～5種穩(wěn)健性檢驗中的表格部分，讀者如若感興趣，可聯(lián)系作者索取。

⑧以上海市，江蘇省南京、無錫、常州、蘇州、南通、揚州、鎮(zhèn)江、鹽城、泰州，浙江省杭州、寧波、溫州、湖州、嘉興、紹興、金華、舟山、臺州，安徽省合肥、蕪湖、馬鞍山、銅陵、安慶、滁州、池州、宣城等27個城市為中心區(qū)。

⑨限于篇幅，正文中未報告表格中的回歸結(jié)果。