王晨曦，李海杰

隨著長三角一體化發(fā)展上升為國家戰(zhàn)略，體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作同時被納入重點工作范疇之內(nèi)，這標志著借助于長三角一體化合作框架這一機遇，長三角體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展踏上高質(zhì)量一體化發(fā)展的新征程。作為我國體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展引擎，長三角是最早實施體育產(chǎn)業(yè)區(qū)域協(xié)作的地區(qū)。經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展背景下，長三角體育產(chǎn)業(yè)對培育體育產(chǎn)業(yè)增長極以及區(qū)域經(jīng)濟增長新動能的貢獻越發(fā)突出。2018年，長三角地區(qū)體育產(chǎn)業(yè)總規(guī)模達8 620 億元，占當年全國體育產(chǎn)業(yè)總規(guī)模的32.4%，體育產(chǎn)業(yè)增加值達到2 948 億元。同年，長三角地區(qū)體育產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展推進會落實了先前計劃的“共同促進體育產(chǎn)業(yè)聯(lián)動發(fā)展”任務，審議并原則上同意了《長三角地區(qū)體育產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展三年行動計劃（2018—2020 年）》。這意味著，長三角體育產(chǎn)業(yè)從區(qū)域產(chǎn)業(yè)協(xié)作向更高質(zhì)量的發(fā)展要求邁進。本文從區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨勢、區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)一體化內(nèi)涵和區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)一體化與經(jīng)濟增長的關系方面，探討區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)一體化的政策效應與集聚經(jīng)濟。將長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化作為一項區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)布局政策，對其實施準自然實驗，采用傾向得分匹配雙重差分法，依據(jù)長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對經(jīng)濟增長因果效應的估計，判斷長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展能否成為經(jīng)濟增長新動能。

1 文獻綜述、理論框架與研究假設

1.1 文獻綜述

1.1.1 區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的趨勢 從時間演變來看，區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨勢由最初單一化地強調(diào)區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)合作，逐漸向區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展、融合化發(fā)展和集群化發(fā)展方向演變[1-4]。體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展日益強調(diào)空間區(qū)位疊加集聚經(jīng)濟的發(fā)展模式，發(fā)揮政策宏觀調(diào)控與市場多元主體的作用[5-6]。利用體育產(chǎn)業(yè)政策手段，形成以運動休閑特色小鎮(zhèn)建設探索體育產(chǎn)業(yè)精準扶貧與創(chuàng)新業(yè)態(tài)路徑[7-8]；以國家體育產(chǎn)業(yè)基地建設促進產(chǎn)業(yè)融合，發(fā)揮集聚經(jīng)濟效應[9]；以社會資本投入擴寬融資渠道，激發(fā)體育市場活力，培育體育產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)，催生體育產(chǎn)業(yè)集群[10]。區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展無疑是體育產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展、融合化發(fā)展和集群化發(fā)展的空間和載體，其實踐與落實使體育產(chǎn)業(yè)融入經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展框架中，讓體育產(chǎn)業(yè)成為區(qū)域經(jīng)濟增長的新動能。

1.1.2 區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)一體化的內(nèi)涵 戴健等[11]在對長三角地區(qū)競技體育一體化的論述中，將“一體化”界定為制度約束下體育資源的充分流動。周清明等[12]則認為，區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)一體化作為一種產(chǎn)業(yè)區(qū)域協(xié)作發(fā)展方式，目的是為促進區(qū)域內(nèi)體育產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)要素和產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的有效配置與自由流動。新時代新發(fā)展理念下，結合區(qū)域經(jīng)濟一體化內(nèi)涵與體育產(chǎn)業(yè)特性，廉濤等[13]將長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化視為一種制度創(chuàng)新過程，具體過程為區(qū)域內(nèi)政府通過打破行政邊界，利用協(xié)議等構建出具有約束力和行政管理能力的產(chǎn)業(yè)合作組織，從而獲利。自區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)一體化被提出后，學者對其概念與內(nèi)涵的界定從完全借鑒區(qū)域一體化，到遵循體育產(chǎn)業(yè)自身發(fā)展規(guī)律，從實踐出發(fā)將區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)一體化視為一項產(chǎn)業(yè)布局政策，解析其內(nèi)部運行機制以及集聚經(jīng)濟效應。

1.1.3 區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)一體化與經(jīng)濟增長的關系 學者將促進長三角地區(qū)一體化高質(zhì)量發(fā)展的經(jīng)濟影響總結為：有利于優(yōu)化區(qū)域資源的合理配置，形成區(qū)域的協(xié)同創(chuàng)新機制，增加勞動就業(yè)和提高就業(yè)質(zhì)量，由此提升企業(yè)經(jīng)濟效益，推動區(qū)域經(jīng)濟增長[14-16]。曹可強[17]指出，區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)一體化是在區(qū)域經(jīng)濟一體化背景下的必然趨勢，是經(jīng)濟集約化發(fā)展和體育產(chǎn)業(yè)合理化布局的需要。孫立海等[18]指出，良好的經(jīng)濟社會基礎和外部動力能夠支持體育產(chǎn)業(yè)一體化，從而帶動經(jīng)濟增長。孫雷鳴[19]指出，構建體育一體化發(fā)展的實質(zhì)是，借此發(fā)展形態(tài)衍生出區(qū)域體育發(fā)展新思路，強化城市間的產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟聯(lián)系，促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。由此看出，政府政策效應與市場主體集聚化是推動區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)一體化的主要路徑，企業(yè)之間的跨地區(qū)聯(lián)動發(fā)展和集聚化發(fā)展所產(chǎn)生的集聚經(jīng)濟，將激發(fā)經(jīng)濟增長的內(nèi)生效應，而政府干預性手段只能驅(qū)動經(jīng)濟增長的外部環(huán)境優(yōu)化。梳理文獻發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結構高度化、金融融資能力、產(chǎn)業(yè)規(guī)?；潭?、固定資產(chǎn)投資、財政收入和財政支出等可以綜合反映一個區(qū)域的發(fā)展水平，而各城市間這些方面的差異往往導致政府政策效果不同[20-21]，即長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化對城市經(jīng)濟增長的政策效應或因城市發(fā)展水平不同而不同。綜上所述，提出假設1：長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作能夠推動區(qū)域經(jīng)濟增長；假設2：區(qū)域發(fā)展水平會影響長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對經(jīng)濟增長的政策作用。

1.2 理論框架

1.2.1 區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)一體化的政策效應 正處于成長期的體育產(chǎn)業(yè)，需要依靠具有針對性的體育產(chǎn)業(yè)政策來彌補市場失靈以及市場無法自組織運行的固有缺陷，通過強制性的制度變遷、宏觀調(diào)控的體育產(chǎn)業(yè)政策等政府直接干預與間接誘導的手段來縮短體育產(chǎn)業(yè)的趕超時間，實現(xiàn)體育產(chǎn)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展[22]。從產(chǎn)業(yè)政策類型來看，區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)一體化屬于體育產(chǎn)業(yè)布局政策，具體又是一種產(chǎn)業(yè)集中發(fā)展戰(zhàn)略選擇[23]。該戰(zhàn)略通過政府規(guī)劃的方式，將擬重點發(fā)展的體育產(chǎn)業(yè)集中于所規(guī)劃區(qū)域內(nèi)，既可以發(fā)揮由體育產(chǎn)業(yè)集中布局所產(chǎn)生的規(guī)模集聚經(jīng)濟效益，又可以方便今后政府扶持體育政策的實施。

區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展在起步階段時，以政府為主導的一系列地區(qū)產(chǎn)業(yè)合作框架、合作協(xié)議、協(xié)作組織的達成與發(fā)展共識，將體育產(chǎn)業(yè)變革、制度創(chuàng)新和政策合力存在的深層次隱性效益轉化為實際收益，以彌補市場機制在布局政策實施過程出現(xiàn)的過度競爭、壟斷行為和資源浪費等固有弊端。長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展實踐，正是以政府政策為主導，在已聯(lián)合江、浙、滬、皖“三省一市”所共同搭建的體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作框架基礎之上，定期召開協(xié)作會議，簽訂產(chǎn)業(yè)協(xié)作協(xié)議與合作項目，穩(wěn)步落實長三角體育產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量一體化發(fā)展。

1.2.2 區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)一體化的集聚經(jīng)濟 區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)一體化效益獲得的關鍵是，培育企業(yè)成為體育產(chǎn)業(yè)協(xié)同聯(lián)動的主體，依靠政策紅利推動以企業(yè)為主體的產(chǎn)業(yè)項目合作，形成區(qū)域體育企業(yè)的自組織發(fā)展機制，與政府政策等干預手段相結合，共同建立推動區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)一體化的發(fā)展機制[24]。體育產(chǎn)業(yè)一體化，使地區(qū)內(nèi)眾多體育企業(yè)具有空間關聯(lián)性，可以共享市場、技術、信息、人才等產(chǎn)業(yè)要素，政策規(guī)劃內(nèi)的體育企業(yè)因此獲得外部經(jīng)濟和規(guī)模經(jīng)濟效益。區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)一體化框架內(nèi)的企業(yè)之間形成良性互動的有序關聯(lián)，由此帶來的競爭壓力有利于促進區(qū)域內(nèi)企業(yè)的創(chuàng)新能力、加速體育產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，觸發(fā)市場主體的協(xié)同合力，發(fā)揮區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)一體化的集聚經(jīng)濟效應。

實施體育產(chǎn)業(yè)一體化的區(qū)域內(nèi)，聚積了大量社會資本、經(jīng)濟資源和體育企業(yè)，人力資源、物質(zhì)資源、信息技術等生產(chǎn)要素處于流動、共享狀態(tài)，因而克服了傳統(tǒng)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的部分機會主義行為，為區(qū)域內(nèi)體育企業(yè)搭建了服務交流平臺與發(fā)展載體，降低了體育企業(yè)交易成本，有利于建立區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)的長效協(xié)作機制?？梢?，推動體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作機制向市場主體為主導轉變，是體育產(chǎn)業(yè)一體化進程的關鍵。隨著長三角體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展由區(qū)域協(xié)作向體育產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量一體化演化，其發(fā)展機制已從政府為主導逐漸轉向以市場主體為核心的發(fā)展機制，政府干預作為宏觀調(diào)控方式彌補市場失靈等缺陷[25]。長三角地區(qū)是我國開展區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作與體育產(chǎn)業(yè)一體化的先行示范區(qū)，憑借政策紅利以及區(qū)位條件，長三角“三省一市一院”秉承合作、互利、共贏的理念，激發(fā)區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)集聚經(jīng)濟效應。因此，基于對區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)一體化產(chǎn)生的政策效應與集聚經(jīng)濟的理論分析，為了客觀判斷長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化能否成為經(jīng)濟增長新動能，本文將采用雙重差分模型的構建思路，提出假設3：長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化能夠成為經(jīng)濟增長新動能。

2 長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化的內(nèi)涵與實踐

2.1 長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化的基本內(nèi)涵

依照區(qū)域經(jīng)濟一體化內(nèi)涵，即打破區(qū)域內(nèi)的行政壁壘，使人才、技術、資金等生產(chǎn)要素實現(xiàn)無障礙、自由充分流動[26]，長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化本質(zhì)仍是促進體育產(chǎn)品跨地區(qū)自由流動和生產(chǎn)要素跨地區(qū)有效配置。但是，僅依照區(qū)域經(jīng)濟一體化本質(zhì)的把握對長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化作概念界定與內(nèi)涵解釋缺乏社會經(jīng)濟發(fā)展背景、體育產(chǎn)業(yè)特性和實踐指導性。本文從區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)一體化政策效應與集聚經(jīng)濟角度界定長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化，是以長三角一體化和體育產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展政策框架為主導，長三角地區(qū)政府打破行政壁壘，建立具有行政約束力、協(xié)作機制和管理制度的體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作組織，以召開會議、項目合作、課題研究等合作形式獲取體育市場結構變動的利潤。長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化基本內(nèi)涵要從政策、制度、環(huán)境、實踐角度把握?；緝?nèi)涵主要表現(xiàn)在3個方面：（1）以經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展為理念的質(zhì)量變革、效率變革和動力變革；（2）以長三角一體化為依托的“長三角+體育”整體能級躍升；（3）以體育產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展為指導的體育市場多元主體間的協(xié)同聯(lián)動、集約化發(fā)展、高效率發(fā)展和創(chuàng)新化發(fā)展。

2.2 長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化的實踐

長三角一體化發(fā)展要打破行政壁壘，讓市場要素在區(qū)域內(nèi)自由流動，長三角體育產(chǎn)業(yè)在資源共享、協(xié)同聯(lián)動和區(qū)域協(xié)作方面具有優(yōu)勢。秉承合作、互利、共贏的理念，長三角地區(qū)體育產(chǎn)業(yè)在跨政府聯(lián)動的合作機制下，積極創(chuàng)新合作方式、豐富合作內(nèi)容，體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展成果顯著，且每年定期召開體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作會議，簽署、達成了多項協(xié)議、計劃和合作項目。如召開長三角地區(qū)體育產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展推進會、協(xié)作會議、集團高層專題會議和高峰論壇等；制定《長三角地區(qū)體育產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展三年行動計劃（2018—2020年）》《長江三角洲汽車運動產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展合作框架協(xié)議》《長三角地區(qū)體育產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展規(guī)劃（2021—2025 年）》等；部署長三角體育產(chǎn)業(yè)聯(lián)盟建設、長三角體育產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計一體化、長三角體育服務綜合體建設、長三角汽車自駕線路及運動營地建設、長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展規(guī)劃研究和長三角地區(qū)體育產(chǎn)業(yè)大數(shù)據(jù)平臺建設等重點項目。未來各方將進一步增強體育產(chǎn)業(yè)協(xié)同聯(lián)動的頂層設計，發(fā)揮區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)政策效應，創(chuàng)建政府部門、企業(yè)單位、社會組織三大主體的協(xié)作機制，基于長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作經(jīng)驗，穩(wěn)步推動長三角體育產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量一體化發(fā)展。

3 研究方法、變量說明及數(shù)據(jù)處理

3.1 研究方法

3.1.1 雙重差分方法 雙重差分法（DID）廣泛應用于政策實施前后的效果評估。學者在西部大開發(fā)政策、產(chǎn)業(yè)政策、低碳試點政策和區(qū)域一體化等政策、制度的效果評估中普遍使用此方法[20，27-29]。2018 年9月，長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展被正式提出，而從2012 年達成的長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作發(fā)展共識便是長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展的雛形階段。依據(jù)長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對經(jīng)濟增長的因果效應，將長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展作為一項準自然實驗，判斷長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展能否成為經(jīng)濟增長新動能。2012 年年末，召開首次長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作會議是區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展升級的開始，考慮到實操中的時間滯后性，以2013 年作為長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展的處理時點，可以有效判斷長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展對經(jīng)濟增長發(fā)揮的作用。本文將納入長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作框架的城市作為實驗組，將未納入的城市作為對照組，在滿足平行趨勢假設的前提下，即首次長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作會議刺激時點之前，2 組的經(jīng)濟增長變量具有相同的“時間效應”，首次長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作會議刺激后2 組經(jīng)濟增長的變化情況就是“長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作效應”。由此構建面板雙重差分模型為：

式中，lngdpit為城市i在時期t的經(jīng)濟增長；integrationit為長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化虛擬變量，2013年納入長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作框架的城市或已經(jīng)達成協(xié)作的城市取值為1，未納入長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作框架的城市取0；yearit為時間虛擬變量，2013 年以前取值 0，2013 年之后取值為1；Xit、εit分別為控制變量和隨機誤差項。

3.1.2 傾向得分匹配 為了盡可能縮小組間差異，采用羅森鮑姆等提出的傾向得分匹配法（PSM），通過協(xié)變量降維得到傾向得分值。本文用以匹配的傾向得分為：

式中，Xi為第i個城市的協(xié)變量集，經(jīng)濟結構、資本積累等經(jīng)濟增長基礎要素是長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的重要條件，因此選取產(chǎn)業(yè)結構高度化（sh）、工業(yè)化水平（il）、金融融資能力（fd）、產(chǎn)業(yè)規(guī)?；潭龋╯d）、固定資產(chǎn)投資（fa）、居民儲蓄能力（sc）、財政收入（fr）和財政支出（fe）作為協(xié)變量；F（Xi）為線性函數(shù)；F[·]是 Logit 函數(shù)。式（2）通過Logit 函數(shù)將多個協(xié)變量進行降維得到i城市納入長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化框架的概率，即傾向得分Pi（X）。

本文匹配的時點為處理時點2013 年，即在2013年未納入長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作框架的城市中選出與納入城市傾向得分值相近的個體作為對照組。通過式（1），對匹配后的對照組和實驗組采用雙重差分估計，可測變量也加入模型中進行估計。經(jīng)過上述過程，可以較為準確地估計長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對經(jīng)濟增長的平均影響，但是協(xié)作框架的作用效果每年并不是平均的。因此，將在式（1）的基礎上加入時間虛擬變量和交互項，估計長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對經(jīng)濟增長的動態(tài)效應，以此判斷長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的綜合效應。

3.2 變量說明

（1）被解釋變量。實證研究的重點是長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對城市經(jīng)濟增長的影響，除了研究政策實施期內(nèi)產(chǎn)生的平均影響外，還將重點考察動態(tài)效應，同時參考世界銀行將地區(qū)人均生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟發(fā)展水平的指標，即本文被解釋變量。

（2）核心解釋變量。核心解釋變量為長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作虛擬變量和時間虛擬變量的交互項，政策處理時點為2013 年。對2013 年納入到長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作框架的地級市賦值為1，其余地級市賦值為0。由于上海市屬于直轄市，難以匹配到相適應的對照組，因此本文在實證樣本中排除上海市，對江蘇省和浙江省24個地級市賦值為1。

（3）控制變量。為了控制其他因素在政策效應中的影響，同時盡可能減小共線性所帶來的估計偏誤，本文采用逐步回歸法，最終在經(jīng)濟結構、經(jīng)濟活力、資本積累、財政收支4 個方面各選取2 個控制變量加入模型[30]，分別為產(chǎn)業(yè)結構高度化、工業(yè)化水平；金融融資能力、產(chǎn)業(yè)規(guī)模化程度；固定資產(chǎn)投資、居民儲蓄能力；財政收入、財政支出（見表1）。經(jīng)濟結構方面，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級可以促成產(chǎn)業(yè)關聯(lián)效應和產(chǎn)業(yè)擴散效應的發(fā)揮，保持和推動經(jīng)濟增長，因此采用“第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比”衡量產(chǎn)業(yè)結構高度化水平，采用“第二產(chǎn)業(yè)占GDP 的比重”刻畫工業(yè)化水平。經(jīng)濟活力方面，企業(yè)貸款與我國經(jīng)濟發(fā)展相適應，貸款數(shù)量反映經(jīng)濟韌性，而企業(yè)利潤更直接反映經(jīng)濟狀況，因此通過計算“年末金融機構各項貸款余額/地區(qū)GDP”刻畫金融融資能力，采用“規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)利潤總額/地區(qū)GDP”衡量產(chǎn)業(yè)規(guī)?；潭?。資本積累方面，古典經(jīng)濟增長理論說明，投資力量對物質(zhì)資本積累速度有直接影響，從而對經(jīng)濟增長具有促進或抑制作用，因此以“固定資產(chǎn)合計/地區(qū)GDP”度量固定資產(chǎn)投資水平，以“城鄉(xiāng)居民儲蓄年末余額/地區(qū)GDP”衡量居民儲蓄能力。財政收支方面，與其他影響經(jīng)濟增長的因素相比，政府干涉對經(jīng)濟增長的影響更為根本，因此采用“地方財政一般預算內(nèi)收入/地區(qū)GDP”衡量財政收入水平，采用“地方財政一般預算內(nèi)支出/地區(qū)GDP”衡量財政支出水平。

表1 準自然實驗相關變量及計算方法Table1 Related Variables and Calculation Methods of Quasi Natural Experiment

3.3 數(shù)據(jù)來源與處理

選取2013 年作為政策處理的時間節(jié)點，將2013年納入長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作框架的城市作為實驗組。長三角發(fā)展規(guī)劃期從2009年開始生效，本文實驗數(shù)據(jù)選取范圍為2009—2017年我國地級及以上城市數(shù)據(jù)，均來源于2010—2018 年《中國城市統(tǒng)計年鑒》和各省份統(tǒng)計年鑒。最終，選取數(shù)據(jù)完善的230 個城市作為實驗數(shù)據(jù)，同時根據(jù)各省份GDP平減指數(shù)對地區(qū)人均GDP 進行測算，得到以2009 年為基期的地區(qū)人均生產(chǎn)總值。

4 長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對經(jīng)濟增長的準自然實驗結果

4.1 傾向得分匹配效果

傾向得分匹配選取的實驗組為2013 年時新納入及已經(jīng)納入長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作框架的城市，對照組為2013年時未納入長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作框架的206個城市，其中已刪除2013年后納入長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作框架的城市。平衡性假設檢驗結果顯示，樣本匹配后可以減小實驗組和對照組樣本協(xié)變量的偏差，除產(chǎn)業(yè)規(guī)模化程度變量sd外，其余匹配變量的差異不明顯，因此經(jīng)過匹配的對照組是理想的篩選樣本（見表2）。實驗組和對照組通過Logit 模型在匹配前后的傾向得分密度分布顯示，實施匹配后2 組的傾向得分分布情況基本一致，說明2 組樣本的初始特征相似（見圖1）。

表2 平衡性假設檢驗結果Table2 Balance Hypothesis Test Results

圖1 傾向得分匹配前后實驗組和對照組傾向得分分布對比Figure1 Comparison of Tendency Score Distribution Between Experimental Group and Control Group Before and after Propensity Score Matching

4.2 長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對經(jīng)濟增長的平均影響效應

對傾向得分匹配后的樣本進行雙重差分估計，分別驗證長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對區(qū)域經(jīng)濟增長的平均影響效應，構建如下固定效應模型：

式中，lngdpit為第t年i城市的經(jīng)濟增長水平；Xit為文中設置的8個控制變量。采用強面板數(shù)據(jù)進行雙重差分回歸并且控制個體效應，因此政策處理虛擬變量將以μi，即個體效應的形式體現(xiàn)在模型中，最終將體現(xiàn)在常數(shù)項，并不會影響回歸處理結果。在對式（3）計算估計時，分別設置未加入控制變量的模型進行對照，所得交互項系數(shù)均為2013—2017 年間長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對經(jīng)濟增長的平均影響效應（見表3）。

表3 長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對經(jīng)濟增長的平均影響效應Table3 Average Effect of Sports Industry Cooperation on Eco‐nomic Growth in Yangtze River Delta

平均影響效應的回歸結果顯示，2個模型的整體顯著性均較良好，但在模型擬合程度方面，模型1整體顯著性較弱，模型2更具有說服力。模型2的交互項integeryear系數(shù)在1%顯著性水平下為正，說明長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作推動了區(qū)域經(jīng)濟增長，假設1得證。控制變量方面，金融融資能力和產(chǎn)業(yè)規(guī)模化程度對城市經(jīng)濟增長作用不顯著。我國城市更多依靠合理配置現(xiàn)有生產(chǎn)要素和產(chǎn)品高附加值化、高技術化、高集約化、高加工化等來提高經(jīng)濟效益。產(chǎn)業(yè)結構高度化對城市經(jīng)濟增長具有顯著促進作用正說明了這一點，盡管工業(yè)化水平對城市經(jīng)濟增長的作用較小，但其也在1%顯著性水平下推動了經(jīng)濟增長。固定資產(chǎn)投資和居民儲蓄能力分別在1%和5%顯著性水平下抑制了城市經(jīng)濟增長。隨著產(chǎn)業(yè)轉型升級，資本密集型與技術密集型產(chǎn)業(yè)比重將上升，勞動密集型產(chǎn)業(yè)比重將持續(xù)下降，負向結果說明目前城市投資與發(fā)展需要不相符。居民儲蓄越多，一方面說明人們擁有更多的可支配收入和理財資金；另一方面，對經(jīng)濟增長需要來說，表明人們的消費觀念需要進一步轉變。財政收入和財政支出顯著推動了城市經(jīng)濟增長，財政收入較支出的推動作用明顯，驗證了有為政府對經(jīng)濟增長有明顯的推動作用。在國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化建設中，未來高質(zhì)量政策的頒布，將是影響經(jīng)濟增長更重要的因素。

4.3 長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對經(jīng)濟增長的動態(tài)影響效應

模型1 和模型2 只評價了長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作后（2013—2017 年）較協(xié)作前（2009—2012 年）經(jīng)濟所受的長期內(nèi)平均影響，而無法評估短期政策效果。因此，對式（3）進行擴展，構建模型（4）對動態(tài)影響效應進行分析：

式中，year2014、year2015、year2016、year2017 分別為2014—2017 年的時間虛擬變量。由式（4）可以看出，2014 年實驗組和對照組的經(jīng)濟增長變動分別為β0+β1+β5和β0+β5，經(jīng)濟增長變動的差異β1，即為2014 年長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對經(jīng)濟增長的動態(tài)影響效應，其他年份動態(tài)影響效應同理。

回歸結果顯示，兩模型解釋變量具有相似的作用系數(shù)及顯著性，加入控制變量的模型（模型4）擬合效果優(yōu)于未加入控制變量的模型（模型3）（見表4）。模型4 的交互項回歸結果顯示：分別表示2014、2015 年動態(tài)影響效應的交互項Integration×year2014、Integration×year2015系數(shù)不顯著，但影響效應逐年增強；2016年交互項Integration×year2016系數(shù)為正，且通過了5%顯著性檢驗，說明長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對經(jīng)濟增長的推動作用具有明顯的滯后期，滯后期約為2 年；2017年交互項Integration×year2017系數(shù)急轉為負，說明長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作經(jīng)濟增長效應失效期較短，顯著作用期僅為1 年。整體而言，長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作形成之后，協(xié)作對城市經(jīng)濟的推動作用逐年增強，直到2016年才表現(xiàn)出顯著的推動作用，然而協(xié)作影響效應在1年之后失效。一方面，結合2017年各城市體育產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投入實際發(fā)現(xiàn)，2017年民營經(jīng)濟和社會力量更加活躍，各城市紛紛加大了體育產(chǎn)業(yè)資本投入，如溫州開始聯(lián)合社會力量辦體育試點后，社會資本在體育設施建設、人才培養(yǎng)中投入激增，這些資本在短期內(nèi)抑制了經(jīng)濟增長。另一方面，浙江省和江蘇省人均GDP 在2013—2016 年間穩(wěn)步增長，均值由約71 534元升至約89 273 元，而2017 年兩省人均GDP 降至約88 978 元，一定程度上影響甚至掩蓋了長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對經(jīng)濟增長的作用，造成了短期內(nèi)協(xié)作與經(jīng)濟增長之間的不平衡。依據(jù)長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作后經(jīng)濟效應呈現(xiàn)的增強趨勢來看，協(xié)作對經(jīng)濟增長的影響效果將在未來幾年內(nèi)顯現(xiàn)。

表4 長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對經(jīng)濟增長的動態(tài)影響效應Table4 The Dynamic Effect of the Yangtze River Delta Sports In‐dustry Collaboration on Economic Growth

4.4 區(qū)域發(fā)展水平對長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作效應的影響

前文論證了長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作有利于推動區(qū)域經(jīng)濟增長。但是，城市間的差異除是否參與長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作之外，長三角城市間也存在多方面差異，因此有必要檢驗這些差異對長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作經(jīng)濟效應的影響?？刂谱兞恐校a(chǎn)業(yè)結構高度化、金融融資能力、產(chǎn)業(yè)規(guī)?；潭?、固定資產(chǎn)投資、財政收入和財政支出等指標均是衡量區(qū)域發(fā)展水平的重要指標。故模型5 加入了上述指標與integeryear交互項，從多方面衡量區(qū)域發(fā)展水平對長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作效應的影響。

模型5 回歸結果顯示，區(qū)域發(fā)展水平會影響長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對區(qū)域經(jīng)濟增長的政策效應，假設2得到驗證（見表5）。長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對區(qū)域經(jīng)濟增長的政策效應雖然不受金融融資能力和政府支出的影響，即不存在隨兩者變動而變動的政策邊際效應，但體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展既需要有一定規(guī)模的資本支撐，也需要積極的政策扶持，故今后仍需要加強體育產(chǎn)業(yè)產(chǎn)融結合和維持政府扶持長期化。產(chǎn)業(yè)規(guī)?；潭鹊奶嵘?，有利于長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作發(fā)揮區(qū)域經(jīng)濟增長的政策效應，即規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)利潤較高的城市參與到長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作中，能夠獲得更顯著的地區(qū)經(jīng)濟增長效果?！堕L三角體育產(chǎn)業(yè)藍皮書（2016—2017）》數(shù)據(jù)顯示，體育用品及相關產(chǎn)品制造對長三角地區(qū)體育產(chǎn)業(yè)增加值貢獻最大，所占比例為42.1%；作為體育產(chǎn)業(yè)核心業(yè)態(tài)的體育競賽表演活動，對長三角地區(qū)體育產(chǎn)業(yè)貢獻度較小，僅為1.9%。國家產(chǎn)業(yè)轉型升級背景下，體育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展并不僅是簡單地從制造業(yè)向服務業(yè)演進，更重要的是在突出高質(zhì)量提質(zhì)增效導向下，實現(xiàn)體育用品和裝備制造業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動。當前，企業(yè)科技自主創(chuàng)新能力與產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展要求不相適應，要想提升產(chǎn)業(yè)鏈與價值鏈，提升體育制造業(yè)供給體系質(zhì)量，就必須堅持創(chuàng)新驅(qū)動，改造傳統(tǒng)生產(chǎn)手段和方式，加速推動體育制造業(yè)向數(shù)字化、智能化和智慧化發(fā)展。產(chǎn)業(yè)結構高度化、固定資產(chǎn)投資均能顯著增強長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對區(qū)域經(jīng)濟增長的政策效應，但作用稍弱于產(chǎn)業(yè)規(guī)?；潭?。產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的重要特征之一，即產(chǎn)業(yè)高集約化和高加工度化，而這都需要合理配置生產(chǎn)要素為基礎。固定資產(chǎn)更豐富的地區(qū)，擁有更多可調(diào)控資源，通過擴大生產(chǎn)規(guī)模、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構等從政策紅利中獲益。長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作為體育產(chǎn)業(yè)市場主體和社會組織提供了良好的發(fā)展環(huán)境，激發(fā)了市場主體活力，創(chuàng)造了大量就業(yè)機會，從而推動區(qū)域經(jīng)濟增長。財政收入的交互項在5%顯著性水平下顯著為負，即長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對區(qū)域經(jīng)濟增長的政策效應會隨著財政收入的提高而邊際遞減。從長遠目標出發(fā)，政府低額稅收將為體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展初期提供積極的政策環(huán)境，更多的流動資本將有利于體育產(chǎn)業(yè)所需的生產(chǎn)核心要素集聚，從而促成體育產(chǎn)業(yè)由弱到強的轉變，在經(jīng)濟增長極形成之后，體育產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的帶動作用將隨之加強。

表5 長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作政策效應受各種因素的影響情況Table5 The Effect of the Yangtze River Delta Sports Industry Coordination Policy Affected by Various Factors

4.5 穩(wěn)健性檢驗

借鑒王鵬等[20]的研究方法，通過改變匹配的具體方法，驗證實證結果的穩(wěn)健性。前文應用一階鄰近匹配方法進行了傾向得分匹配，若匹配所得實驗組和對照組雙重差分結果穩(wěn)健，則應用匹配精度更高的核匹配進行雙重差分會得到相似結果。因此，本文僅做以核匹配取代一階鄰近匹配來獲得實驗組和對照組的改變，然后進行雙重差分。核匹配雙重差分結果顯示，交互項在10%顯著性水平下顯著為正，證明長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對區(qū)域經(jīng)濟增長有正向推動作用（見表6）。由此可判斷，長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化能夠成為經(jīng)濟增長新動能，假設3 得證，該結果與前文結果一致，說明結果較為可信。

表6 模型穩(wěn)健性檢驗結果Table6 Model Robustness Test Results

5 結論與政策啟示

5.1 結 論

運用傾向得分匹配雙重差分法（PSM-DID），從全國230 個地級市中選出納入長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作框架的24 個城市作為實驗組個體，利用2009—2017年面板數(shù)據(jù)，實證分析長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對城市經(jīng)濟增長的影響。以2013 年作為政策分析時點，研究結果表明：（1）政策平均效應結果顯示，長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對城市經(jīng)濟增長具有顯著正向影響，且該結果通過了穩(wěn)健性檢驗；（2）動態(tài)影響效應檢驗結果顯示，在政策實施后，長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對經(jīng)濟增長的推動作用逐漸加強，但該影響具有明顯的滯后期，滯后期約為2 年；（3）區(qū)域發(fā)展水平會影響長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對經(jīng)濟增長的政策效應。其中，城市金融融資能力和政府支出對政策效應不會產(chǎn)生影響，產(chǎn)業(yè)規(guī)模化程度、產(chǎn)業(yè)結構高度化、固定資產(chǎn)投資均能顯著增強長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對城市經(jīng)濟增長的政策效應，而城市財政收入的提高會使該政策效應邊際遞減。由此依據(jù)長三角體育產(chǎn)業(yè)協(xié)作對經(jīng)濟增長的影響，以及區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)一體化政策效應和集聚經(jīng)濟，判斷長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化能夠成為經(jīng)濟增長新動能。

5.2 政策啟示

長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展在區(qū)域一體化、經(jīng)濟高質(zhì)量等國家經(jīng)濟發(fā)展背景下，既要遵循體育產(chǎn)業(yè)內(nèi)在發(fā)展規(guī)律，也要把握體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展的外部環(huán)境變化，使內(nèi)外形成有序的合力，以更具有創(chuàng)新性、調(diào)控性的政策與制度引領長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展變革、頂層設計和市場建設。從區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)政策效應與集聚經(jīng)濟來看：（1）重視產(chǎn)業(yè)政策、產(chǎn)業(yè)規(guī)劃頂層設計，加強落實機制、管理機制、保障機制，以政策效應引領長三角體育產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量一體化發(fā)展；（2）加強區(qū)域內(nèi)政府之間的體育產(chǎn)業(yè)合作，打破政府壁壘，促進體育資源優(yōu)化配置與生產(chǎn)要素自由流動，實現(xiàn)項目、信息、技術、資源等社會資本的通暢性和共享性，形成區(qū)域體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展合力；（3）地方政府科學調(diào)控體育產(chǎn)業(yè)市場，既要整合區(qū)域內(nèi)體育產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟實體，又要保持合理的體育產(chǎn)業(yè)集聚度，避免集聚過度或集聚不足，使長三角體育產(chǎn)業(yè)能夠深度挖掘并發(fā)揮三省一市的潛在優(yōu)勢，推進對接協(xié)作，理順一體化發(fā)展鏈條；（4）規(guī)劃長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化實操空間，在實體空間內(nèi)搭建協(xié)同合作與良性競爭的市場運作規(guī)則，健全長三角體育產(chǎn)業(yè)一體化市場體系，推動區(qū)域經(jīng)濟增長。