區(qū)域一體化促進了經(jīng)濟增長嗎？

穆仁文 趙旭

摘 要： ??在當下，我國經(jīng)濟發(fā)展空間結構正發(fā)生深刻轉變，區(qū)域一體化成為我國城市空間結構發(fā)展的重要方向，區(qū)域一體化能否對經(jīng)濟增長帶來促進作用值得關注。論文基于長三角城市經(jīng)濟協(xié)調會這一準自然實驗，研究了區(qū)域一體化與經(jīng)濟增長之間的關系，研究發(fā)現(xiàn)：第一，區(qū)域一體化對于經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用，且這一促進作用隨區(qū)域一體化的不斷深入而逐漸增強；第二，區(qū)域一體化對于經(jīng)濟增長的促進作用在個體層面上具有異質性，這一促進作用與城市規(guī)模正向相關；第三，通過中介效應檢驗發(fā)現(xiàn)，區(qū)域一體化能夠從產(chǎn)業(yè)結構升級、產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率提升和要素分配效率提升三個維度促進經(jīng)濟增長。

關鍵詞： ?區(qū)域一體化；經(jīng)濟增長；長三角城市經(jīng)濟協(xié)調會；產(chǎn)業(yè)升級

中圖分類號： ?F 061.5

文獻標志碼： ??A

Does Regional Integration Promote Economic Growth？Quasi Natural Experiment Based on Yangtze River Delta UrbanEconomic Coordination Committee

MU Renwen ZHAO Xu

（Antai College of Economics & Management， Shanghai Jiao Tong University， Shanghai 200030， China）

Abstract： ?today， the spatial structure of Chinas economic development is undergoing profound changes. Regional integration has become an important direction of urban development in China. Whether regional integration can promote economic growth has become a problem worthy of attention. Based on the quasi natural experiment of Yangtze River Delta Urban Economic Coordination Committee， this paper studies the relationship between regional integration and economic growth. The results show that： first， regional integration can promote economic growth， and this role is gradually strengthened with the deepening of regional integration; second， the role of regional integration in promoting economic growth is heterogeneous Thirdly， from the perspective of industrial upgrading， regional integration can promote economic growth from three dimensions： industrial structure upgrading， industrial productivity improving and factor distribution efficiency improving.

Key words： ?regional integration; economic growth; Yangtze River Delta Urban Economic Coordination Committee; industrial upgrading

習近平總書記在2019年中央財經(jīng)委員會第五次會議上指出，我國經(jīng)濟發(fā)展的空間結構正在發(fā)生深刻變化，中心城市和城市群正在成為承載發(fā)展要素的主要空間形式，同時強調要按照客觀經(jīng)濟規(guī)律調整完善區(qū)域政策體系，加快構建高質量發(fā)展的動力系統(tǒng)。因此，為促進區(qū)域經(jīng)濟高質量發(fā)展，我國區(qū)域一體化進程加速推進，京津冀都市圈、長三角城市群、粵港澳大灣區(qū)和成渝城市群已上升至國家戰(zhàn)略層面。但是，隨著區(qū)域一體化的不斷推進，一些問題也逐漸顯現(xiàn)。例如：人口快速集中導致的資源短缺、交通擁堵、環(huán)境污染以及基礎設施建設滯后等城市問題；由于虹吸效應先進地區(qū)對落后地區(qū)造成的人才流失等負面影響；區(qū)域間產(chǎn)業(yè)趨同的歷史問題或影響區(qū)域一體化政策的執(zhí)行效果。鑒于上述分析，本文主要關注以下幾個問題，區(qū)域一體化是否促進了經(jīng)濟增長？這種增長具有可持續(xù)性嗎？是否存在異質性？在產(chǎn)業(yè)升級的背景下，區(qū)域一體化能否促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級從而推動經(jīng)濟增長？弄清楚這些問題對于未來國家政策的制定和實施具有重要意義。

本文主要分為四個部分：第一部分是區(qū)域一體化與經(jīng)濟增長相關的文獻綜述，第二部分是政策背景介紹和本文模型的構建，第三部分是實證結果、機制分析和必要的穩(wěn)健性檢驗，第四部分是結論和政策建議。

1 文獻綜述

對于區(qū)域一體化與經(jīng)濟增長之間的關系，國外學者做了大量的研究。在理論方面，諸多學者從消除貿易壁壘、加快要素流動等角度闡述了區(qū)域一體化的核心內涵。Tinbergen（1945）從經(jīng)濟學的角度定義了經(jīng)濟一體化，旨在消除阻礙市場有效運行的因素，強化相互協(xié)作。Viner（1950）提出區(qū)域一體化是指多國在經(jīng)濟整合的過程中消除或削弱貿易壁壘，促進生產(chǎn)要素自由流動的狀態(tài)及過程。Curson（1974）指出經(jīng)濟一體化是各地區(qū)關于勞動力、資本、土地等生產(chǎn)要素再配置的過程，從而能夠使要素配置達到最佳狀態(tài)。在實證研究方面，區(qū)域一體化對于經(jīng)濟增長影響的相關研究主要從以下幾個角度展開：①從貿易角度來看，Haveman等人（1998）采用面板數(shù)據(jù)觀察了1970—1989年各種形式的國際一體化的增長效應，結果證實區(qū)域一體化帶來的貿易強度增加對經(jīng)濟增長有積極影響。Murphy（2006）在研究2004年歐盟擴容的影響時發(fā)現(xiàn)，歐盟一體化的推進打破了原位城市和新進城市之間的貿易壁壘，降低了雙方的交易成本，推動了雙方的自由貿易，從而促進了經(jīng)濟增長。②從外商投資的角度來看，Levine和Renelt（1992）使用跨國總體回歸來檢驗經(jīng)濟增長決定因素的穩(wěn)健性，他們發(fā)現(xiàn)，開放自由的國際貿易通過投資間接影響經(jīng)濟增長，這意味著一體化程度更高、貿易壁壘較低的國家投資更多，因此增長更快。Nuh（2011）采用多種方法檢驗了1970—2008年泰國貿易開放度、FDI、國內總投資（GDI）與經(jīng)濟增長之間的相關性，結果證實了貿易開放度、FDI和GDI對經(jīng)濟增長的貢獻，然而方差分解分析表明，F(xiàn)DI是泰國人均GDP增長的關鍵決定因素。③從勞動力流動的角度來看，Braakmann and Vogel（2011）研究發(fā)現(xiàn)，歐盟擴容對于邊界地區(qū)的勞動力要素流動確實帶來了促進作用，對于流動邊界地區(qū)的企業(yè)發(fā)展帶來了正向的促進作用，Elsner（2013）在此基礎上進一步論述了歐盟擴容對于人口聚集和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的作用。④從社會融合的角度來看，Carbaugh（2004）發(fā)現(xiàn)區(qū)域一體化能促進區(qū)域安全、成員國之間的政治協(xié)調和制度的共同治理，從而促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調和共同發(fā)展。Dahlman（2004）和Xheneti et al.（2012）通過對歐盟的研究也得出了類似的結論。然而，也有實證研究發(fā)現(xiàn)區(qū)域一體化對經(jīng)濟增長并沒有顯著影響。Berthelon（2004）構建了各國間經(jīng)濟增長的回歸模型，發(fā)現(xiàn)區(qū)域一體化與發(fā)達國家的經(jīng)濟增長之間正向相關，但對發(fā)展中國家的影響并不顯著。Vamvakidis（1999）估計了向世界貿易自由化或加入?yún)^(qū)域協(xié)定后的增長表現(xiàn)。結果發(fā)現(xiàn)，區(qū)域一體化對經(jīng)濟增長的負面影響是因為經(jīng)濟貿易安排規(guī)模較小，成員國之間的經(jīng)濟相似。同樣，Te Velde（2008）研究1970—2004年區(qū)域一體化是否會導致發(fā)展中國家之間的增長和趨同時發(fā)現(xiàn)，無法從總量層面上確定區(qū)域一體化對經(jīng)濟增長存在積極影響。

國內關于區(qū)域一體化與經(jīng)濟增長之間相關性的研究亦頗為豐富。在理論方面，于刃剛（1999）從生產(chǎn)要素流動的角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟一體化會逐步實現(xiàn)生產(chǎn)要素在區(qū)域內的跨國自由流動，從而提高資源配置效率、降低生產(chǎn)成本，加快各國經(jīng)濟增長。銀溫泉（2001）基于路徑依賴理論分析指出，財政分權背景下，政府干預加大了市場分割程度，導致要素配置效率降低，從整體上扭曲了國民經(jīng)濟的運行，因此站在經(jīng)濟長期發(fā)展的角度，呼吁建立全國一體化的市場，徐現(xiàn)祥（2005）、桂琦寒（2006）和李雪松（2015）等觀點與其一致。實證方面關于區(qū)域一體化對經(jīng)濟增長的影響主要圍繞長江經(jīng)濟帶、全國地級市以及長三角城市群三類樣本展開。李雪松（2017）、黃文（2019）以及黃慶華（2020）等通過對長江經(jīng)濟帶上的主要城市進行實證研究發(fā)現(xiàn)，區(qū)域一體化能從要素流動、產(chǎn)業(yè)聚集、產(chǎn)業(yè)結構升級、區(qū)域合作等渠道提高區(qū)域經(jīng)濟增長效率，但這種效率的提升具有空間上的異質性。孫博文（2019）研究驗證了區(qū)域一體化對經(jīng)濟增長的促進作用及其中的非對稱溢出效應，發(fā)現(xiàn)城市間經(jīng)濟增長的差距呈現(xiàn)出擴大的趨勢。原倩（2016）基于1997—2012年我國地級市面板數(shù)據(jù)進行研究發(fā)現(xiàn)，區(qū)域一體化對于城市經(jīng)濟增長具有明顯的推動作用，且對于落后的邊緣地區(qū)的促進作用明顯高于核心發(fā)達地區(qū)。劉乃全（2017）以合成控制法為工具，研究發(fā)現(xiàn)擴容對于經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用，對新進城市的促進作用大于原位城市。張學良（2017）利用雙重差分法研究了長三角城市經(jīng)濟協(xié)調會對于經(jīng)濟增長的促進作用，發(fā)現(xiàn)長三角經(jīng)濟協(xié)調會能減少市場分割從而促進經(jīng)濟增長。

縱觀國內外研究可以發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有研究或存在以下問題：第一，關于區(qū)域一體化對于經(jīng)濟增長的促進作用，尤其是對于落后地區(qū)仍然存在爭議。第二，國內關于區(qū)域一體化的研究多基于“一價法”計算的市場分割指數(shù)，存在一定的內生性和估計偏差問題。第三，在作用機制上多從要素流動等角度進行考察，對于產(chǎn)業(yè)升級缺乏深入的研究?；诖?，本文的主要貢獻體現(xiàn)在以下三個方面：第一，本文將長三角城市經(jīng)濟協(xié)調會視作一項準自然實驗，利用雙重差分法進行研究，克服了以往一些研究中的估計偏差和內生性問題。第二，本文樣本時間跨度較長，包括前后共四批次加入長三角經(jīng)濟協(xié)調會的城市，使得研究結論更具穩(wěn)健性。第三，本文嘗試從產(chǎn)業(yè)升級的產(chǎn)業(yè)結構、產(chǎn)業(yè)內部生產(chǎn)率以及產(chǎn)業(yè)資源配置效率三個維度深入剖析區(qū)域一體化促進經(jīng)濟增長的作用機制，在產(chǎn)業(yè)升級轉型的時代背景下具有較強的現(xiàn)實意義。

2 政策背景與模型設定

2.1 政策背景

長三角城市經(jīng)濟協(xié)調會最早可追溯至1992年，為加強長江三角洲地區(qū)經(jīng)濟聯(lián)合協(xié)作、促進可持續(xù)發(fā)展，由上海、南京和杭州等14個城市聯(lián)合成立了長江三角洲十四城市協(xié)作辦主任聯(lián)席會，長三角城市多層次對話交流機制初見雛形。1997年，在主任聯(lián)席會的基礎上，14市聯(lián)合新設立的泰州市將協(xié)作辦主任聯(lián)席會升格為長三角城市經(jīng)濟協(xié)調會，并在組織架構、議事制度等方面做了詳細規(guī)定。隨著長三角區(qū)域城市經(jīng)濟聯(lián)系的不斷加強和產(chǎn)業(yè)合作的不斷深化，長三角城市經(jīng)濟協(xié)調會多次擴容，2003年，接納臺州市為正式成員；2010年，合肥、鹽城、馬鞍山、金華、淮安、衢州6市正式成為協(xié)調會會員，這也是首次將協(xié)調會地理范圍擴展到安徽地區(qū)；2013年正式吸收徐州、蕪湖、滁州、淮南、麗水、溫州、宿遷、連云港八座城市成為長三角城市經(jīng)濟協(xié)調會成員；2018年協(xié)調會決定吸納銅陵、安慶、池州、宣城加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調會；2019年安徽余下的黃山、蚌埠、六安、淮北、宿州、亳州和阜陽七個城市正式被納入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調會。經(jīng)歷五輪擴容，長三角經(jīng)濟協(xié)調會覆蓋蘇浙滬皖三省一市全部地級市以上城市。自成立以來，長三角城市經(jīng)濟協(xié)調會作為重要的城市間交流平臺，在推動區(qū)域一體化、區(qū)域協(xié)同發(fā)展、可持續(xù)發(fā)展、減少地方保護主義等諸多方面做出了重要貢獻，中心城市對于周邊城市的輻射作用不斷加強，成為推動區(qū)域經(jīng)濟快速協(xié)調發(fā)展的重要組織力量。

由于長三角經(jīng)濟協(xié)調會是在市場機制下城市之間自發(fā)形成的跨區(qū)域合作機制，具有外生性，同時長三角經(jīng)濟協(xié)調會在極大程度上推動了區(qū)域一體化的發(fā)展，因此長三角經(jīng)濟協(xié)調會為研究區(qū)域一體化提供了理想的準自然實驗平臺。

2.2 模型設定

本文基于長三角城市經(jīng)濟協(xié)調會這一準自然實驗，將加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調會的城市作為處理組，未加入的城市作為對照組，利用雙重差分法（DID）來研究區(qū)域一體化對于經(jīng)濟增長的作用。處理組為2017年之前加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調會的30個城市，2018—2019年新加入的城市由于納入時間較短，有效的區(qū)域協(xié)同機制或尚未形成，因此不作為處理組。對照組的選取對于雙重差分模型結果的準確性具有重要意義，現(xiàn)有文獻主要有兩種做法，第一種是將未加入長三角城市協(xié)調會的長三角地級市作為對照組。另一種是將北部沿海經(jīng)濟區(qū)和南部沿海經(jīng)濟區(qū)的城市作為對照組，我們認為前者從地理鄰近的角度考慮而忽視了未加入?yún)f(xié)會的城市與加入?yún)f(xié)會的城市在經(jīng)濟發(fā)展水平等方面的差異，或導致雙重差分模型結果失信，而后者選取的北部和南部沿海經(jīng)濟區(qū)所包含的城市發(fā)展階段與對照組更加接近，因此我們選擇后者作為對照組。

由于不同城市加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調會的時間存在差異，因此本文通過構建雙向固定效應模型進行實證檢驗，基本模型如下：

lngdpit=β1+β2didit+βXit+ωi+γt+εit （模型1）

由于雙向固定效應模型同時控制了個體固定效應和時間固定效應，因此系數(shù)β2能夠直接反映加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調會對于城市經(jīng)濟增長帶來的凈效應。其中，i表示城市，t表示時間。lngdp為被解釋變量，表示各城市GDP規(guī)模，利用各市CPI指數(shù)對名義GDP進行平減，得到以1994年價格為基期的各期GDP規(guī)模，然后取對數(shù)得到。didit為本文的核心解釋變量，表示城市i在t年是否加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調會，加入為1，否則為0。X表示其他控制變量，具體包括：城市規(guī)模（lnscale），用各市市區(qū)人口數(shù)量取對數(shù)表示；儲蓄率（save），用各市城鄉(xiāng)居民存款除以GDP規(guī)模計算；對外開放程度（open），用各市外商直接投資除以GDP規(guī)模計算；政府規(guī)模（gov），用政府財政支出除以GDP規(guī)模計算；人力資本水平（edu），用各市高等教育在校生人數(shù)除以總人口計算；人均物質資本存量（lnK），用永續(xù)盤存法對固定資產(chǎn)投資總規(guī)模進行計算然后除以總人口得到。

本文樣本為各市1994—2017年的面板數(shù)據(jù)，主要數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國城市統(tǒng)計年鑒》，部分缺失數(shù)據(jù)用各省市統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)或插值法補全，其間涉及的行政區(qū)劃調整也做了相應的處理。

3 實證分析

3.1 基本回歸結果

首先，本文基于面板數(shù)據(jù)雙向固定效應模型估計區(qū)域一體化對于經(jīng)濟增長的直接影響，回歸結果如表1所示。根據(jù)表1中列（1）的結果，我們可以發(fā)現(xiàn)在控制個體固定效應和時間固定效應后，核心解釋變量的系數(shù)為正且在5%的水平上顯著。列（2）的結果表明，在加入控制變量后，加入長三角經(jīng)濟協(xié)調會能夠對區(qū)域經(jīng)濟帶來9%的拉動作用，且這一拉動作用在1%的水平上顯著。

其次，為了考察區(qū)域一體化對于經(jīng)濟增長的促進作用隨時間變化的趨勢，我們將1997年以來加入長三角經(jīng)濟協(xié)調會的城市以5年為一個時間窗口進行了劃分，分別觀察樣本在不同時間段的表現(xiàn)，回歸結果報告于列（3），可以發(fā)現(xiàn)虛擬變量did1-5、did6-10、did11-15、did16-20的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明區(qū)域一體化對于經(jīng)濟增長的促進作用持續(xù)存在。進一步來看，系數(shù)隨時間呈逐漸增大的趨勢，表明隨著區(qū)域一體化的逐漸推進，其對于經(jīng)濟增長的促進作用不斷加強。

再次，為了考察區(qū)域一體化對于經(jīng)濟增長的促進作用在不同規(guī)模城市間是否存在異質性， 本文在基本模型中加入是否加入長三角經(jīng)濟協(xié)調會的虛擬變量和城市規(guī)模的交乘項，通過交乘項來觀察這一異質性?；貧w結果報告于列（4），交乘項的系數(shù)顯著為正，表明城市規(guī)模越大，在區(qū)域一體化過程中受到的促進作用越強。同時，可以看到核心解釋變量系數(shù)為負，但通過計算我們可以發(fā)現(xiàn)，整體來看，經(jīng)濟協(xié)調會對于經(jīng)濟地促進作用由負轉正的城市規(guī)模臨界點為45.19萬人，基于樣本，處理組中僅有1個城市（麗水市）未達到這一臨界值，因此幾乎所有城市的經(jīng)濟發(fā)展都能從區(qū)域一體化過程中受益。

3.2 機制檢驗

基于前文的分析，區(qū)域一體化對于區(qū)域經(jīng)濟增長能夠帶來顯著的拉動作用，本文試圖從產(chǎn)業(yè)升級的角度討論其內在作用機制。本文通過構造中介效應模型來說明區(qū)域一體化促進經(jīng)濟增長的內在機制，具體模型如下：

lngdpit=β1+β2didit+βXit+ωi+γt+εit （模型2）

Zit=α1+α2didit+αXit+ωi+γt+εit （模型3）

lngdpit=δ1+δ2didit+δ3 Zit+αXit+ωi+γt+εit （模型4）

其中，i表示城市，t表示時間，lngdpit為GDP規(guī)模取對數(shù)，didit為測度區(qū)域一體化的虛擬變量，Zit為與產(chǎn)業(yè)升級相關的中介變量。產(chǎn)業(yè)升級內涵豐富，但現(xiàn)有的實證研究多從產(chǎn)業(yè)結構升級的角度來看待這一問題，而忽略了產(chǎn)業(yè)內部生產(chǎn)率的提高以及產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)要素配置效率的提高。因此，本文與產(chǎn)業(yè)升級相關的中介變量有三項，分別是產(chǎn)業(yè)結構（stru）、產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率（proeff）和產(chǎn)業(yè)要素配置效率（diveff）。具體度量方法如下：

產(chǎn)業(yè)結構（stru）。常用的測度方法是用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值除以第二產(chǎn)業(yè)，但是這種方法具體到較為落后的地區(qū)或將忽略其第一產(chǎn)業(yè)仍處于轉型階段的事實。本文借鑒曹芳芳等人的做法，構建產(chǎn)業(yè)結構升級系數(shù)來對產(chǎn)業(yè)結構升級進行測度，具體算法為stru=∑i×qj，其中qj表示第j（j=1，2，3）產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占比。

產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率（proeff）。對于全要素生產(chǎn)率的測度方法主要有OLS、FE、OP等，由于傳統(tǒng)的OLS和FE估計具有較強的內生性問題，因此本文先參考楊汝岱等人的做法利用OP法對各市分產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率進行估計，然后按照產(chǎn)業(yè)結構加權得到整體全要素生產(chǎn)率，具體算法為proeff=∑qj×proeffj，其中qi表示第j（j=1，2，3）產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占比，proeffj表示產(chǎn)業(yè)j的全要素生產(chǎn)率。

產(chǎn)業(yè)要素配置效率（diveff）?，F(xiàn)有研究多采用要素投入和產(chǎn)出的耦合程度來測度產(chǎn)業(yè)要素的配置效率，本文沿用這一做法，具體算法為diveff=∑ Yj Y ×ln ?Yj/Lj Y/L ?，其中Y為產(chǎn)出，L為勞動力投入，diveff值越小表明產(chǎn)出和要素投入之間的耦合程度越高，要素配置效率越高。控制變量的測度方式參照前文。

中介效應模型回歸結果報告于表2?；灸Ｐ偷墓烙嫿Y果與前文一致，即區(qū)域一體化促進了經(jīng)濟增長， 具備中介效應檢驗的條件。根據(jù)產(chǎn)業(yè)結構升級機制檢驗回歸結果，模型（3）中虛擬變量估計系數(shù)顯著為正，模型（4）中產(chǎn)業(yè)結構估計系數(shù)顯著為正，表明區(qū)域一體化促進了地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級，且這種產(chǎn)業(yè)結構升級對于經(jīng)濟增長有促進作用。根據(jù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率機制檢驗回歸結果，模型（3）中虛擬變量估計系數(shù)顯著為正，模型（4）中產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率估計系數(shù)顯著為正，表明區(qū)域一體化提升了產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率，產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的提升進一步促進了經(jīng)濟增長。根據(jù)產(chǎn)業(yè)要素分配效率機制檢驗回歸結果，模型（3）中虛擬變量估計系數(shù)顯著為負，模型（4）中產(chǎn)業(yè)要素分配效率估計系數(shù)顯著為負，由于產(chǎn)業(yè)要素分配效率指標越小表示分配效率越高，因此區(qū)域一體化促進了產(chǎn)業(yè)要素分配效率的提升，這種提升進一步促進了經(jīng)濟增長。

綜上所述，從產(chǎn)業(yè)升級的角度來看，區(qū)域一體化可從產(chǎn)業(yè)結構升級、產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率提升和產(chǎn)業(yè)要素分配效率提升三個維度對區(qū)域經(jīng)濟增長帶來顯著的正向促進作用。主要原因有以下幾點：第一，區(qū)域一體化能夠加快區(qū)域市場一體化，從而促進要素自由流動，使得生產(chǎn)要素和產(chǎn)業(yè)發(fā)展更好地匹配，從而提升產(chǎn)業(yè)要素分配效率，并有利于產(chǎn)業(yè)結構升級。第二，區(qū)域一體化能夠加強區(qū)域間的協(xié)同合作和產(chǎn)業(yè)分工，發(fā)揮各自的比較優(yōu)勢，避免過去由財政分權等因素導致的產(chǎn)業(yè)結構趨同，從而提升產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率。

3.3 共同趨勢檢驗

利用雙重差分法對政策進行分析時，一個重要的前提假設是要求處理組和對照組在政策實施前具有相同的變化趨勢，否則回歸結果中的變化無法完全歸因于政策實施，因此有必要對實驗組和對照組進行共同趨勢檢驗，以確保結論的穩(wěn)健性。由于不同地區(qū)加入長三角城市經(jīng)濟協(xié)調會的時間存在差異，因此本文參照Beck等人的做法，將各個地區(qū)加入?yún)f(xié)調會的年份作為時間節(jié)點，建立虛擬變量pres（s=1～5）分別表示加入?yún)f(xié)調會前1～5年。根據(jù)表3中的回歸結果，加入?yún)f(xié)調會前1～5年的虛擬變量回歸結果均不顯著，表明處理組和對照組在加入經(jīng)濟協(xié)調會前經(jīng)濟發(fā)展不存在顯著差異，滿足共同趨勢假設，前文回歸結果有效。

4 結論與政策建議

本文基于長三角經(jīng)濟協(xié)調會的準自然實驗，通過實證分析主要有以下發(fā)現(xiàn)：第一，區(qū)域一體化對于經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用，隨著時間推移，這一促進作用逐漸增強。第二，區(qū)域一體化對于經(jīng)濟增長的促進作用存在異質性，規(guī)模越大的城市在區(qū)域一體化過程中受到的促進作用越大，整體來看，多數(shù)城市均能從區(qū)域一體化過程中受益。第三，區(qū)域一體化能促進產(chǎn)業(yè)結構升級、產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率提高和產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)要素分配效率提升，從而進一步促進經(jīng)濟增長。

根據(jù)本文的主要結論，提出如下政策建議：第一，繼續(xù)加快推進區(qū)域一體化，中心城市發(fā)揮好自身在技術、創(chuàng)新等方面對周邊城市的輻射作用，周邊城市利用好后發(fā)優(yōu)勢，加強對中心城市的學習交流，做好技術引進和產(chǎn)業(yè)轉移承接。第二，加快區(qū)域要素自由有序地流動，充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，促進人才、資本等生產(chǎn)要素自由流動，提高資源分配效率，同時保障不同主體獲取生產(chǎn)要素的權利和地位。第三，各區(qū)域順勢而為，憑借區(qū)域一體化政策，深化區(qū)域間的協(xié)同合作，發(fā)揮各自比較優(yōu)勢，發(fā)展具有特色的地方產(chǎn)業(yè)，避免產(chǎn)業(yè)結構趨同帶來的惡性競爭，加快產(chǎn)業(yè)轉型升級，提高產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率。

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