吳志祥 計小青 許澤慶

[摘 要：縣域經(jīng)濟(jì)是區(qū)域發(fā)展的基石，縣域活則全盤活。文章基于2005—2020年長三角地區(qū)153個縣域單元面板數(shù)據(jù)，以長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會擴(kuò)容為契機(jī)，結(jié)合漸進(jìn)雙重差分法、合成雙重差分法，實證檢驗區(qū)域一體化對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的影響及作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：區(qū)域一體化顯著促進(jìn)了縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力提升，這一促進(jìn)作用主要依賴于經(jīng)濟(jì)聯(lián)系機(jī)制、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級機(jī)制以及市場活力機(jī)制的有效發(fā)揮；區(qū)域一體化對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的政策效應(yīng)，因地區(qū)差異、行政約束、工業(yè)基礎(chǔ)等因素不同而有所不同。在加快構(gòu)建新發(fā)展格局背景下，應(yīng)更加重視縣域經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)性地位，進(jìn)一步深化體制機(jī)制改革和制度創(chuàng)新設(shè)計，有效排除區(qū)域內(nèi)要素自由流通障礙，并引導(dǎo)地方政府強(qiáng)化一體化協(xié)同發(fā)展理念，充分激發(fā)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力。

關(guān)鍵詞：區(qū)域一體化；縣域經(jīng)濟(jì)；長三角擴(kuò)容；漸進(jìn)雙重差分法；合成雙重差分法

中圖分類號：F127?? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1007-5097（2024）01-0014-12 ]

Regional Integration and County Economic Development Vitality：

A Quasi-natural Experiment Based on the Expansion of the Yangtze River Delta

WU Zhixiang，JI Xiaoqing，XU Zeqing

（Institute of Finance and Economics，Shanghai University of Finance and Economics，Shanghai 200433，China）

Abstract：The county economy is the cornerstone of regional development，and it is vital to the overall development. Based on the panel data of 153 counties in the Yangtze River Delta from 2005 to 2020，this article takes the expansion of the Yangtze River Delta Urban Economic Coordination Association as an opportunity，and uses the methods of the staggered difference-in-differences and synthetic difference-in-differences to empirically test the impact of regional integration on county economic development vitality. The study finds that regional integration has significantly promoted the vitality of county economic development，and this promotion mainly depends on the effective play of economic linkage mechanism，industrial structure upgrading mechanism and market vitality mechanism. The policy effect of regional integration on the vitality of county economic development varies with regional differences，administrative constraints，industrial base and other factors. Under the new development pattern，we should pay more attention to the basic status of the county economy，further deepen the reform of the mechanism and system and the innovative design of the system，effectively reduce the obstacles to the free circulation of factors in the region，and guide local governments to establish the concept of integrated and coordinated development，so as to fully stimulate the vitality of county economic development.

Key words：regional integration；county economy；the expansion of the Yangtze River Delta；staggered DID；synthetic DID

一、引言及文獻(xiàn)回顧

區(qū)域政策是中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要變量，也是政府優(yōu)化制度供給的主要抓手（劉秉鐮等，2020）［1］。近年來，受區(qū)域一體化理論和新區(qū)域主義理論影響，我國大力推行區(qū)域一體化戰(zhàn)略，以破除要素充分流動的體制性障礙，激發(fā)區(qū)域發(fā)展活力。從區(qū)域結(jié)構(gòu)來看，縣域是支撐區(qū)域社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)單元，承擔(dān)著發(fā)展經(jīng)濟(jì)、保障民生和維護(hù)穩(wěn)定等重要職能，也是統(tǒng)籌推進(jìn)鄉(xiāng)村振興、促進(jìn)城鄉(xiāng)融合和實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的最佳著力點（劉彥隨等，2022；高強(qiáng)和薛洲，2022）［2-3］。為避免縣域成為經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展中的短板和薄弱環(huán)節(jié)，2022年5月，中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于推進(jìn)以縣城為重要載體的城鎮(zhèn)化建設(shè)的意見》明確要求，以縣域為基本單元推進(jìn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展，發(fā)揮縣城連接城市、服務(wù)鄉(xiāng)村作用，增強(qiáng)對鄉(xiāng)村的輻射帶動能力。長三角區(qū)域一體化發(fā)展作為國家重大戰(zhàn)略和區(qū)域一體化戰(zhàn)略的典型，對全國具有重要示范引領(lǐng)作用。雖然當(dāng)前長三角縣域經(jīng)濟(jì)領(lǐng)跑全國其他地區(qū)，但縣域間兩極分化現(xiàn)象嚴(yán)重，部分縣域在發(fā)展中仍存在工業(yè)基礎(chǔ)薄弱、基礎(chǔ)設(shè)施落后、發(fā)展后勁不足等短板弱項（范毅等，2020；程明和方青，2023）［4-5］。在當(dāng)前國際環(huán)境日趨復(fù)雜、國內(nèi)經(jīng)濟(jì)恢復(fù)仍面臨挑戰(zhàn)的態(tài)勢下，如何在長三角區(qū)域一體化進(jìn)程中進(jìn)一步激發(fā)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力，對加快構(gòu)建新發(fā)展格局、助力我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展行穩(wěn)致遠(yuǎn)具有重要的現(xiàn)實意義。

與本文研究內(nèi)容密切相關(guān)的文獻(xiàn)主要有兩類：

第一類是區(qū)域一體化的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展效應(yīng)。國外文獻(xiàn)以歐盟擴(kuò)容最為典型，相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，歐盟擴(kuò)容降低了成員國間貿(mào)易成本（Campos等，2019）［6］、縮小了地區(qū)收入差距（Rapacki和Prochniak，2019）［7］、提升了就業(yè)率和工資水平（Elsner，2013）［8］，為歐盟經(jīng)濟(jì)帶來了長期穩(wěn)定增長（Campos等，2019）［6］。國內(nèi)關(guān)于區(qū)域一體化的研究起步相對較晚，研究內(nèi)容集中于區(qū)域一體化的政策效應(yīng)及作用機(jī)制方面，使用的方法以“準(zhǔn)自然實驗”為主。在宏觀經(jīng)濟(jì)運行層面，劉乃全和吳友（2017）［9］以合成控制法為工具，發(fā)現(xiàn)長三角擴(kuò)容對整個城市群的經(jīng)濟(jì)增長具有顯著促進(jìn)作用，其中，產(chǎn)業(yè)分工機(jī)制、市場統(tǒng)一機(jī)制產(chǎn)生了正向推進(jìn)作用，而經(jīng)濟(jì)聯(lián)系機(jī)制卻導(dǎo)致了新進(jìn)城市與原位城市經(jīng)濟(jì)增長上的兩極分化；鄭軍等（2021）［10］利用雙重差分法，發(fā)現(xiàn)長三角一體化通過促進(jìn)勞動力資源流動和提高技術(shù)創(chuàng)新水平，進(jìn)而促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，并使行政等級和金融發(fā)展水平更高的城市取得了更優(yōu)的政策效果。在微觀企業(yè)主體層面，鄧慧慧和李慧榕（2021）［11］運用地理斷點回歸方法，發(fā)現(xiàn)長三角擴(kuò)容與企業(yè)成長之間存在穩(wěn)健的正向因果關(guān)系，區(qū)域一體化能夠通過“有效市場”和“有為政府”兩方面機(jī)制的結(jié)合推動企業(yè)成長；付文林和呂鑫（2022）［12］利用雙重差分法，發(fā)現(xiàn)長三角區(qū)域一體化顯著提高了城市經(jīng)濟(jì)集聚租金和稅收征管效率，地方政府能夠在企業(yè)分工和盈利水平提升的經(jīng)濟(jì)集聚過程中獲得稅收收益，并驅(qū)動區(qū)域一體化向更深層次發(fā)展。

第二類是經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的測度及其影響因素。在區(qū)域?qū)用?，?jīng)濟(jì)發(fā)展活力是指一個區(qū)域?qū)ι鼨C(jī)能、生態(tài)環(huán)境和經(jīng)濟(jì)社會的支持程度，是區(qū)域發(fā)展的源動力和關(guān)鍵引擎（Landry，2000；曹麗哲等，2021）［13-14］。對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的測度，現(xiàn)有研究大多集中于省級、地級市尺度，多數(shù)學(xué)者采用DMSP系列衛(wèi)星和NPP衛(wèi)星的夜間燈光遙感數(shù)據(jù)測度經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力（Lan等，2019；Xia等，2020；Yang和Pan，2020；劉泠岑等，2023）［15-18］，也有部分學(xué)者通過構(gòu)建綜合評價指標(biāo)體系來反映區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力（曹麗哲等，2021；王小廣和劉瑩，2022）［14，19］。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，人口流入與基礎(chǔ)設(shè)施的互動效應(yīng)（Lan等，2019）［15］、教育投入增加（Yang和Pan，2020）［17］、收入水平和創(chuàng)新水平提高（陳濤和張越，2021）［20］等因素對激發(fā)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力具有顯著正向促進(jìn)作用。

通過梳理現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，單獨從區(qū)域一體化或經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力方面來看，學(xué)界已積累了豐碩成果。這些研究豐富了區(qū)域經(jīng)濟(jì)理論，為區(qū)域經(jīng)濟(jì)理論指導(dǎo)實踐提供了新認(rèn)知、新思路，也指明了經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力在區(qū)域研究中的重要意義。但仍有以下問題值得進(jìn)一步探索：一是現(xiàn)有區(qū)域一體化政策效應(yīng)評估的相關(guān)研究主要以地級市為觀測單位，在一定程度上忽視了縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性地位和重要性；二是鮮有文獻(xiàn)將區(qū)域一體化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力結(jié)合起來考察，以致實際政策效應(yīng)檢驗不足，相關(guān)影響機(jī)制仍有待探究。鑒于此，本文基于2010年、2013年長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會兩次擴(kuò)容所形成的“準(zhǔn)自然實驗”視角，選取2005—2020年長三角地區(qū)153個縣域單元（不含市轄區(qū)）面板數(shù)據(jù)，結(jié)合漸進(jìn)雙重差分法、合成雙重差分法，考察區(qū)域一體化對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的影響及作用機(jī)制。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)為：第一，本文將分析對象從地級市層面擴(kuò)展到縣域?qū)用?，考察區(qū)域一體化影響縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的政策效應(yīng)，為新發(fā)展格局中區(qū)域一體化發(fā)展提供縣域?qū)用娴睦碚撝魏徒?jīng)驗證據(jù)，拓寬相關(guān)主題研究視域；第二，利用漸進(jìn)雙重差分法、合成雙重差分法等“準(zhǔn)自然實驗”方法，更為準(zhǔn)確地識別區(qū)域一體化對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的政策促進(jìn)效應(yīng)，并通過一系列穩(wěn)健性檢驗以確保研究結(jié)論的可靠性；第三，梳理出區(qū)域一體化影響縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的作用機(jī)制，從理論和實證角度驗證經(jīng)濟(jì)聯(lián)系機(jī)制、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級機(jī)制以及市場活力機(jī)制的存在，并發(fā)現(xiàn)區(qū)域一體化對不同縣域的異質(zhì)性影響，為推進(jìn)區(qū)域一體化發(fā)展提供有益參考。

二、政策背景與理論分析

（一）政策背景

自改革開放以來，長三角區(qū)域一體化逐漸引起國家重視，相關(guān)規(guī)劃出臺、平臺組織不斷建立以驅(qū)動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展（王秋玉等，2022）［21］。從1982年國務(wù)院設(shè)立上海經(jīng)濟(jì)區(qū)并提出“以上海為中心建立長三角經(jīng)濟(jì)圈”，到2019年頒布的《長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》，正式將長三角區(qū)域一體化發(fā)展上升為國家戰(zhàn)略，行政意義上的長三角經(jīng)歷了“迅速擴(kuò)展—驟然縮小—穩(wěn)步擴(kuò)容”的反復(fù)過程（劉乃全和吳友，2017）［9］。具體而言，長三角區(qū)域一體化擴(kuò)容進(jìn)程如圖1所示，主要包括兩個層面：一種是國家層面發(fā)布各類綱領(lǐng)性文件的宏觀政策驅(qū)動，但一體化演變存在一定波折；另一種是地方層面自發(fā)形成的跨區(qū)域合作組織，如長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會通過穩(wěn)步擴(kuò)容方式逐漸形成現(xiàn)如今的三省一市（張學(xué)良等，2017）［22］。長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會在組織機(jī)構(gòu)方面，實行常任和輪值相結(jié)合的管理模式，上海市是常委主任，執(zhí)行主席由各成員城市輪值擔(dān)任；在運營模式方面實行“三題一議”，即常設(shè)專題、熱點專題、前沿課題和合作協(xié)議（張躍，2020）［23］。截至2021年末，長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會已成功舉辦21次年度會議，簽署并組織實施了包含資源共享、人才合作、科技合作、產(chǎn)業(yè)協(xié)同、園區(qū)共建等眾多合作項目。可以看出，市場機(jī)制下地方自發(fā)形成的跨區(qū)域合作機(jī)制是長三角一體化發(fā)展的本質(zhì)特征（張學(xué)良等，2017）［22］，其分步式、漸進(jìn)式擴(kuò)容為本文提供了較好的研究視角。適逢區(qū)域一體化戰(zhàn)略的深入推行和國家日益重視縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，本文將基于加入長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會這一事件所形成的“準(zhǔn)自然實驗”，考察區(qū)域一體化對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的影響。

（二）理論分析與研究假設(shè)

1. 區(qū)域一體化的集聚與擴(kuò)散效應(yīng)

新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論（NEG）基于“區(qū)域”的地理空間視角，揭示了經(jīng)濟(jì)空間極化與不平衡的事實，但也指出區(qū)域經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中同時存在兩種效應(yīng)：集聚效應(yīng)和擴(kuò)散效應(yīng)（陸銘和陳釗，2009）［24］。以Krugman（1991）［25］為代表的學(xué)者通過改進(jìn)D-S壟斷競爭模型和柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，構(gòu)造一個包含農(nóng)業(yè)和工業(yè)的兩區(qū)域模型，并最終內(nèi)生出以工業(yè)區(qū)域為中心、農(nóng)業(yè)區(qū)域為外圍的“中心-外圍”區(qū)域經(jīng)濟(jì)格局。市場經(jīng)濟(jì)條件下，以外部經(jīng)濟(jì)、市場規(guī)模效應(yīng)為主的向心力吸引“外圍”資源要素向“中心”集聚，表現(xiàn)出“中心”對“外圍”的虹吸現(xiàn)象。在加入負(fù)外部性因素后，即因集聚而產(chǎn)生擁擠效應(yīng)和污染效應(yīng)等，并隨著技術(shù)水平提升、運輸成本下降和市場邊界擴(kuò)大，資本、技術(shù)等生產(chǎn)要素將從“中心”地區(qū)向“外圍”地區(qū)擴(kuò)散，從而帶動“外圍”地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展（Helpman，1998）［26］。在“中心-外圍”的分析框架下，從時間趨勢上看，區(qū)域經(jīng)濟(jì)地理格局演化可分為三個階段：集聚效應(yīng)在發(fā)展初期具有主導(dǎo)性（Barkley等，1996）［27］；擴(kuò)散效應(yīng)在發(fā)展中后期逐漸加強(qiáng)（汪立鑫和左川，2018；Hong等，2019）［28-29］；擴(kuò)散效應(yīng)的最終結(jié)果是一體化（Xu等，2019；Haini和Wei，2023）［30-31］。

與大多數(shù)西方國家不同的是，在我國談及區(qū)域經(jīng)濟(jì)運行時，不僅需要分析市場作用，還需關(guān)注其背后的政府作為。在有為政府進(jìn)行高效制度安排的基礎(chǔ)上，價格、供求、競爭等市場機(jī)制將更有效率地重塑區(qū)域經(jīng)濟(jì)格局（李蘭冰，2020）［32］。區(qū)域一體化即是一種區(qū)域經(jīng)濟(jì)整合的狀態(tài)及過程，政府旨在通過體制機(jī)制改革與創(chuàng)新設(shè)計，構(gòu)建合作框架以促使區(qū)域內(nèi)要素自由流動，從而縮小區(qū)域發(fā)展差距，形成一個區(qū)域發(fā)展聯(lián)合體（Miller，1957；曾剛和王豐龍，2018）［33-34］。在NEG理論中，區(qū)域一體化過程同樣會帶來經(jīng)濟(jì)活動集聚與擴(kuò)散。根據(jù)前述一般性分析，判斷集聚效應(yīng)與擴(kuò)散效應(yīng)哪一類起主導(dǎo)作用，仍需結(jié)合區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的階段性特征進(jìn)行分析。從長三角地區(qū)實踐來看，長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會已成立二十余年，有效推進(jìn)了長三角區(qū)域一體化進(jìn)程，其以加強(qiáng)長三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系與協(xié)作為宗旨的常態(tài)化運行，已然助力長三角地區(qū)成長為我國綜合經(jīng)濟(jì)實力最強(qiáng)、市場發(fā)育最好、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度最高的區(qū)域之一。既有研究也表明，長三角地區(qū)集聚格局已經(jīng)突破都市區(qū)核心圈層，“中心”地區(qū)對“外圍”地區(qū)的輻射能力正在逐步增強(qiáng)（Hong等，2019；李凱等，2016）［29，35］。與此同時，“外圍”地區(qū)的勞動力、土地資源、生態(tài)環(huán)境等資源稟賦的比較優(yōu)勢也日益凸顯，吸引資本、技術(shù)等要素從一些大中城市向中小城市、城鎮(zhèn)擴(kuò)散（Xu等，2019）［30］，從而為“外圍”地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入活力。

2. 區(qū)域一體化影響縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的作用機(jī)制

聚焦縣域?qū)用?，區(qū)域一體化如何影響縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力，本文認(rèn)為主要包括三個方面。

第一，區(qū)域一體化有利于打破地方行政壁壘，加強(qiáng)地方經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，進(jìn)而釋放縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力。值得注意的是，行政壁壘不僅存在于省份或地級市層面，縣域單元之間也存在行政壁壘問題。縣級行政區(qū)在法律設(shè)計、財政預(yù)算和機(jī)構(gòu)設(shè)置上都具有相當(dāng)?shù)莫毩⑿裕梢韵鄬ψ杂尚惺关敊?quán)和事權(quán)，具有典型的行政區(qū)經(jīng)濟(jì)特征，并不同程度存在縣域發(fā)展畫地為牢、縣域間互設(shè)壁壘和過度競爭等問題（郝聞漢等，2021；陳健生和任蕾，2022）［36-37］。長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會的成立與常態(tài)化運行，意味著長三角區(qū)域合作逐步走向經(jīng)濟(jì)性議題領(lǐng)域的制度性締結(jié)階段，地方政府間關(guān)系由競爭轉(zhuǎn)向競合已經(jīng)成為共識（于迎和唐亞林，2018）［38］，這在一定程度上弱化了邊界效應(yīng)，加強(qiáng)了縣域與縣域、縣域與地級市尤其是與中心城市之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。一方面，長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會不僅通過常設(shè)專題以加強(qiáng)區(qū)域內(nèi)各地方政府間交流，還通過前沿課題為未來經(jīng)濟(jì)合作與共同發(fā)展提供形勢預(yù)判和政策建議；另一方面，長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會積極促進(jìn)建立統(tǒng)一的區(qū)域市場環(huán)境、加強(qiáng)區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通、完善區(qū)域產(chǎn)業(yè)分工與合作等，促成系列實質(zhì)性合作協(xié)議框架生成（劉乃全和吳友，2017）［9］。隨著區(qū)域統(tǒng)一大市場加速推進(jìn)，縣域的勞動力、土地資源、生態(tài)環(huán)境等資源稟賦比較優(yōu)勢得以顯現(xiàn)。同時區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施的互聯(lián)互通又使得要素市場化流動成本大幅降低，顯著拓展了縣域經(jīng)濟(jì)市場空間并改善了縣域間競合關(guān)系，一些縣域主動跳出傳統(tǒng)縣域發(fā)展框架，依托比較優(yōu)勢建立起城市-縣域、縣域-縣域分工合作的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，有效釋放了縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力。

第二，區(qū)域一體化有利于改善區(qū)域內(nèi)部資源錯配，推動地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，進(jìn)而提高縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力。以往縣域各自為政、畫地為牢的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，以及地區(qū)增長導(dǎo)向的“全能化”傾向，使得大部分縣域存在“小而全”“小、散、亂”的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同、定位同質(zhì)化、總體產(chǎn)業(yè)層次較低等問題，地方特色優(yōu)勢難以有效發(fā)揮（陳健生和任蕾，2022；閆坤和鮑曙光，2018）［37，39］。而依據(jù)“中心-外圍”理論，區(qū)域的中心與外圍應(yīng)集聚不同產(chǎn)業(yè)。區(qū)域一體化擴(kuò)容即是各地區(qū)依靠資源稟賦優(yōu)勢重新調(diào)整產(chǎn)業(yè)布局的過程，地方政府可以通過信息共享機(jī)制，準(zhǔn)確定位本地比較優(yōu)勢和競爭優(yōu)勢，減少地區(qū)盲目投資和重復(fù)建設(shè)，降低產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性，提升地區(qū)產(chǎn)業(yè)專業(yè)化水平，從而獲得產(chǎn)業(yè)分工和專業(yè)化發(fā)展帶來的紅利。與此同時，隨著一體化合作逐步深入，內(nèi)部資源錯配局面的改善有助于促進(jìn)各種生產(chǎn)要素低成本跨地區(qū)流動，順應(yīng)產(chǎn)業(yè)生命周期的梯度轉(zhuǎn)移，對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級發(fā)揮重要作用，并為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入新的活力（劉乃全和吳友，2017；鄭軍等，2021）［9-10］。例如，2010年，長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會第十次會議特設(shè)“長三角園區(qū)共建”專題，共商共謀長三角范圍內(nèi)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，皖南、蘇北、浙西南等地縣市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級迎來重大發(fā)展機(jī)遇；2018年，長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會第十八次會議以“協(xié)同打造綠色美麗長三角”為主題，構(gòu)建起長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)特色小鎮(zhèn)合作聯(lián)盟，縣域尺度內(nèi)的專業(yè)集鎮(zhèn)和特色產(chǎn)業(yè)發(fā)展也愈發(fā)引起重視。

第三，區(qū)域一體化有利于推動企業(yè)異地布局，激發(fā)地方市場活力，進(jìn)而促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力提升。從微觀尺度來看，企業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)基本細(xì)胞，也是最重要的市場主體。在實際經(jīng)濟(jì)運行中，企業(yè)不僅是產(chǎn)品服務(wù)供給方，也是各類要素需求方，更是吸納和調(diào)節(jié)就業(yè)的“蓄水池”，是地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的源頭活水（國務(wù)院發(fā)展研究中心宏觀調(diào)控創(chuàng)新課題組，2022）［40］。一方面，由于城市土地租金、用工成本不斷攀升、縣域消費市場不斷壯大，越來越多的企業(yè)將市場下沉到縣域?qū)用妫瑢⑵髽I(yè)整體或部分活動從城市搬遷至周邊縣域。特別是對土地、勞動力需求量大的成本敏感型工業(yè)企業(yè)以及電商、直播等互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)向縣域滲透，不僅有助于解決農(nóng)村剩余勞動力就地就業(yè)難題，也為縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入了新的活力（范毅等，2020；張杰和唐根年，2019）［4，41］。另一方面，隨著區(qū)域一體化發(fā)展程度不斷提高，縣域基礎(chǔ)設(shè)施也日趨完善，眾多縣域正呈現(xiàn)出從“外出打工潮”向“返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)潮”轉(zhuǎn)變的趨勢（張建民等，2023）［42］，這不僅加速了經(jīng)濟(jì)資本、人力資本和社會資本回流，也吸引了更多農(nóng)村人口和生產(chǎn)要素向中小城鎮(zhèn)集聚（黃祖輝等，2022）［43］。新興市場主體以城鎮(zhèn)為依托，享受集聚所帶來的規(guī)模經(jīng)濟(jì)和范圍經(jīng)濟(jì)紅利，在實現(xiàn)自身快速發(fā)展的同時，也直接激活了縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力。

綜合以上分析，本文提出假設(shè)1和假設(shè)2a、2b、2c。

H1：區(qū)域一體化能夠提升縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力。

H2a：區(qū)域一體化能夠通過加強(qiáng)地方間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，提升縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力；

H2b：區(qū)域一體化能夠通過推動地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，提升縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力；

H2c：區(qū)域一體化能夠通過激發(fā)地方市場活力，提升縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2005—2020年長三角地區(qū)縣域單元面板數(shù)據(jù)為研究樣本，考察區(qū)域一體化政策對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的影響效應(yīng)?？紤]數(shù)據(jù)的嚴(yán)謹(jǐn)性，本文對研究樣本進(jìn)行如下處理：①本文所指的縣域單元包括縣、縣級市、自治縣等。雖然市轄區(qū)也屬于縣級行政單位，但從空間形態(tài)上看其主體是城市建成區(qū)，從經(jīng)濟(jì)形態(tài)上看則是地級市政府直接管轄的都市化經(jīng)濟(jì)區(qū)（劉彥隨等，2022）［2］，故未將其列入本文考察范圍。②長三角地區(qū)行政區(qū)劃調(diào)整較為活躍，2005—2020年，共計發(fā)生103次縣級行政區(qū)劃變更與調(diào)整。本文以2020年行政區(qū)劃為標(biāo)準(zhǔn)，對樣本觀測期內(nèi)存在撤縣設(shè)區(qū)、撤縣設(shè)市以及大范圍轄區(qū)變更的縣域樣本予以剔除。③剔除主要變量缺失及存在異常值的樣本，對于少量數(shù)據(jù)缺失的樣本，利用插值法補(bǔ)齊。④為剔除價格因素影響，本文將價值變量均統(tǒng)一調(diào)整為以2005年為基期的價格水平。最終得到有效樣本縣域153個，共計2 448個樣本的16年平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行參數(shù)估計。實證檢驗部分使用的數(shù)據(jù)來源如下：縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力相關(guān)數(shù)據(jù)來源于國家青藏高原科學(xué)數(shù)據(jù)中心開發(fā)的中國長時間序列逐年人造夜間燈光數(shù)據(jù)集（1984—2020）；縣域工商企業(yè)存續(xù)、在業(yè)數(shù)量數(shù)據(jù)通過天眼查手工整理得到；其他指標(biāo)數(shù)據(jù)均來源于2006—2012年《中國縣（市）社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》、2013—2021年《中國縣域統(tǒng)計年鑒》和長三角各省市統(tǒng)計年鑒。

（二）模型設(shè)定

本文主要關(guān)注區(qū)域一體化對縣域發(fā)展活力的影響。長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會分步式、漸進(jìn)式擴(kuò)容為本文提供了較好的準(zhǔn)自然實驗場景，其在2010年和2013年的兩次擴(kuò)容均具有擴(kuò)容范圍大、行政區(qū)劃較多的特點，且距今時間較久，能夠更好地觀測區(qū)域擴(kuò)容前后縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的變化趨勢（鄭軍等，2021）［10］。鑒于此，本文以2010年、2013年長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會兩次擴(kuò)容為準(zhǔn)自然實驗，檢驗區(qū)域一體化對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力影響的凈效益。其中，實驗組有67個縣域，剩余86個縣域則歸入控制組。構(gòu)造如下漸進(jìn)雙重差分模型：

[lnedvit=α1+β1didit+γ1Controlsit+μi+λt+εit] （1）

其中：被解釋變量lnedvit表示縣域i在第t年的經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力；核心解釋變量didit代表縣域i在第t年是否屬于長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會成員的虛擬變量，若縣域i在第t年加入長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會，則取值為1，反之為0；β1為雙重差分估計量，刻畫了區(qū)域一體化擴(kuò)容對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的影響效果；Controlsit為影響縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的控制變量集合；μi表示縣域固定效應(yīng)，用來捕捉不隨時間變化的個體因素；λt表示年份固定效應(yīng)，用來捕捉不隨個體變化的時間因素；εit為隨機(jī)擾動項。

（三）變量選取與說明

1. 被解釋變量

本文選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力（lnedv）作為被解釋變量?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的測度主要有綜合指標(biāo)評價和夜間燈光指數(shù)兩類。本文測度的是縣域?qū)用娼?jīng)濟(jì)發(fā)展活力，考慮較早年份的縣域數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重，且一些統(tǒng)計指標(biāo)名稱、統(tǒng)計口徑都發(fā)生了不少變化，在長時間跨度的情況下，縣域?qū)用婵色@取的指標(biāo)數(shù)量和質(zhì)量無法得到保證。為此，本文參考Lan等（2019）［15］、劉泠岑等（2023）［18］的做法，采用夜間燈光指數(shù)作為縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的代理變量。燈光數(shù)據(jù)不僅真實客觀記錄了日常經(jīng)濟(jì)活動和能源消耗，還反映了傳統(tǒng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)難以傳遞的一些信息，譬如未能得到準(zhǔn)確記錄的非正規(guī)經(jīng)濟(jì)、經(jīng)濟(jì)活動的空間分布等（Elvidge等，2009；秦蒙等，2019）［44-45］。

目前普遍使用的夜間燈光遙感數(shù)據(jù)有DMSP-OLS和NPP-VIIRS兩套，但兩類燈光數(shù)據(jù)因傳感器差異，同一時空位置的燈光像元值相差較大，無法直接銜接（曹子陽等，2015）［46］。國家青藏高原科學(xué)數(shù)據(jù)中心提出了一種夜間燈光卷積長短記憶（NTLSTM）網(wǎng)絡(luò)，并將該網(wǎng)絡(luò)應(yīng)用于生長出世界上第一套中國長時間序列逐年人造夜間燈光數(shù)據(jù)集（1984—2020）上，該套數(shù)據(jù)具有較高的銜接質(zhì)量以支撐長時間序列的擴(kuò)展應(yīng)用（張立賢等，2022）［47］。本文在該數(shù)據(jù)集的基礎(chǔ)上，將歷年燈光影像數(shù)據(jù)重投影轉(zhuǎn)換為蘭伯特等角圓錐投影，并利用長三角地區(qū)縣級行政邊界矢量數(shù)據(jù)進(jìn)行裁剪，從而輸出各縣域年度夜間燈光亮度均值。由于該數(shù)據(jù)集的燈光像素值范圍為0～6 300，為確保參數(shù)估計的經(jīng)濟(jì)意義更加合理，本文將輸出的縣域年度夜間燈光亮度均值進(jìn)行對數(shù)化處理后再放入回歸模型。

2. 核心解釋變量

本文選取區(qū)域一體化（did）作為核心解釋變量。did為（0，1）虛擬變量，當(dāng)縣域i所屬地級市在第t年加入長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會時，縣域i則成為長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會成員，那么縣域i在第t年及以后的年份中did取值為1，代表其屬于處理組；否則，did取值為0，代表其屬于控制組。若did的估計系數(shù)β顯著大于0，則說明區(qū)域一體化對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力產(chǎn)生了積極的政策效應(yīng)。

3. 控制變量

為減輕遺漏變量可能產(chǎn)生的偏差，并考慮縣級數(shù)據(jù)可得性，本文結(jié)合現(xiàn)有關(guān)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力影響因素的研究（Lan等，2019；Xia等，2020；Yang和Pan，2020；陳濤和張越，2021）［15-17，20］，控制人口密度（lnpopden）、工業(yè)化水平（indus）、資本存量（lncapit）、金融發(fā)展（lnfina）、政府干預(yù)（govs）、通信基礎(chǔ)設(shè)施（cominfra）等因素影響，更加準(zhǔn)確估計出區(qū)域一體化影響縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的“凈效應(yīng)”。其中：人口密度以每平方公里人口數(shù)的自然對數(shù)表示；工業(yè)化水平以第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重加以衡量；資本存量采用人均固定資產(chǎn)投資額的自然對數(shù)表示；金融發(fā)展采用人均年末金融機(jī)構(gòu)各項貸款余額的自然對數(shù)測量；政府干預(yù)采用地方財政一般預(yù)算支出占GDP的比重表示；通信基礎(chǔ)設(shè)施水平采用固定電話用戶數(shù)與年末總?cè)丝诘谋戎岛饬俊?/p>

表1報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。結(jié)果顯示，樣本觀測范圍內(nèi)lnedv的均值為0.866，最小值為0.023，最大值為5.721，表明不同縣域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力存在較大差異。did的均值為0.438，表明研究樣本中約有43.8%的縣域?qū)儆陂L三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會成員。進(jìn)一步觀察控制變量，發(fā)現(xiàn)本文樣本觀測數(shù)據(jù)不存在系統(tǒng)性誤差。

四、實證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

為檢驗區(qū)域一體化對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的影響效果，本文基于式（1）進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，基準(zhǔn)回歸結(jié)果見表2所列。其中，表2第（1）、（2）列分別為未控制縣域、時間效應(yīng)下，未引入控制變量和引入控制變量后的回歸結(jié)果，結(jié)果表明區(qū)域一體化對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的影響顯著為正。如表2第（3）、（4）列所示，在控制縣域、時間效應(yīng)后，相較于未引入控制變量得到的雙重差分估計量，引入相關(guān)控制變量后，區(qū)域一體化對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的影響效應(yīng)有所減小，但仍為正并在1%的水平上顯著。這表明區(qū)域一體化對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的提高產(chǎn)生了積極政策效果。由此，H1得到驗證。此外，從控制變量的系數(shù)估計結(jié)果來看，人口密度、工業(yè)化水平、金融發(fā)展水平以及通信基礎(chǔ)設(shè)施水平提高，也有利于縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力提升。政府干預(yù)的估計系數(shù)為負(fù)，表明政府管控需充分把握市場運行規(guī)律，過度干預(yù)市場經(jīng)濟(jì)運行則不利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力提升。而人均資本存量對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的影響雖然為正，但在統(tǒng)計意義上不顯著。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1. 平行趨勢與動態(tài)效應(yīng)檢驗

保證漸進(jìn)雙重差分模型結(jié)果滿足無偏性的關(guān)鍵前提是平行趨勢假說，即在政策實施前，處理組和控制組的經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力變動趨勢應(yīng)該是平行的。為此，本文采用事件研究法（Jacobson等，1993）［48］進(jìn)行平行趨勢檢驗，并考慮政策實施前后5年內(nèi)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力變動趨勢。該方法可表示為：

其中：Qit是一組政策虛擬變量，若縣域i所在的城市在第t年加入長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會，則縣域i的Qt在加入長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會的前后5年均取值為1，反之為0；其他變量的符號含義與式（1）中的符號相同。本文重點關(guān)注該式中參數(shù)估計量δt，其反映了區(qū)域一體化政策實施前后，即加入長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會前后年份，實驗組與控制組縣域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力差異。圖2展示了在95%置信區(qū)間內(nèi)，δt參數(shù)估計值的走勢。結(jié)果表明：一是在加入長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會前，δ的估計系數(shù)均不顯著，說明在區(qū)域一體化政策實行前，實驗組與控制組縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的變化不存在顯著差異，滿足平行趨勢假說；二是在加入長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會后的第2年及以后年份，其系數(shù)均顯著為正，這表明區(qū)域一體化對提高縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力產(chǎn)生了積極的政策效應(yīng)，但該效應(yīng)存在時滯性。

2. 安慰劑檢驗

為排除相關(guān)競爭性政策的潛在效應(yīng)或不可觀測的隨機(jī)性因素對基準(zhǔn)回歸結(jié)果的影響，本文利用雙重隨機(jī)安慰劑檢驗（白俊紅等，2022）［49］，進(jìn)一步驗證區(qū)域一體化與縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力之間的因果關(guān)系。具體而言，為排除樣本處理效應(yīng)干擾，本文隨機(jī)抽取部分樣本，并人為設(shè)定“偽處理組”和“偽控制組”，同時將政策實施時點隨機(jī)分配，從而生成一個新的區(qū)域一體化政策虛擬變量didrandom，代入模型（1）重新回歸，并按上述方法重復(fù)進(jìn)行500次模擬實驗，具體結(jié)果如圖3所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，didrandom的系數(shù)估計值在0附近且服從正態(tài)分布，基準(zhǔn)回歸中的系數(shù)估計值位于虛假回歸系數(shù)分布的右側(cè)高尾位置，在安慰劑檢驗中屬于小概率事件。這表明在大多數(shù)情況下，隨機(jī)生成的政策變量didrandom的結(jié)果不顯著，即基準(zhǔn)回歸中運用漸進(jìn)雙重差分模型估計得出的系數(shù)值在統(tǒng)計上的顯著性是穩(wěn)健的。

3. 其他穩(wěn)健性檢驗

（1）改變代理變量。為了避免夜間燈光數(shù)據(jù)潛在的測量誤差，增強(qiáng)實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文考慮人均地區(qū)生產(chǎn)總值也是一個相對客觀且能夠衡量縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的指標(biāo)，故另選取人均地區(qū)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)（lnpgdp）對基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。如表3第（1）列所示，did的系數(shù)估計值為0.021，且在1%的水平上顯著，表明區(qū)域一體化能夠提高縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

（2）調(diào)整樣本窗口?？紤]長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會于2018年、2019年又經(jīng)歷兩次擴(kuò)容，而基準(zhǔn)回歸部分將這兩次擴(kuò)容所涉及的縣域全部視為控制組，為避免潛在的政策處理效應(yīng)對結(jié)論的影響，故本文將樣本觀測范圍時間窗口縮短為2005—2017年，再運用模型（1）進(jìn)行參數(shù)估計。如表3第（2）、（3）列所示，調(diào)整樣本時間窗口后，lnedv對did及l(fā)npgdp對did的系數(shù)估計值分別為0.019、0.049，且均在1%的水平上顯著為正，再次驗證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

（3）改變估計方法。此外，為了進(jìn)一步緩解長三角區(qū)域一體化擴(kuò)容可能存在的非隨機(jī)性對研究結(jié)論的影響，本文還執(zhí)行了阿爾漢格爾斯基等提出的合成雙重差分檢驗（Synthetic Difference-in-Differences，SDID）（Arkhangelsky等，2021）［50］。該方法集成了雙重差分法和合成控制法的優(yōu)勢，并且提出了一個具有雙向（個體和時間）固定效應(yīng)以及個體和時間權(quán)重的一般性估計策略，對于多個處理個體和多個處理期的政策效應(yīng)評估場景具有良好的應(yīng)用性質(zhì)。該方法可以表示為：

其中，τ衡量了區(qū)域一體化對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力Yit的影響，具體結(jié)果見表3第（4）、第（5）列。結(jié)果表明，經(jīng)過使用加權(quán)調(diào)整后更加可比的樣本作為控制組并基于Bootstrap自助法進(jìn)行回歸后，lnedv對sdid以及l(fā)npgdp對sdid的系數(shù)估計值仍在1%的水平上顯著為正，且系數(shù)估計大小與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相近，進(jìn)一步驗證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

五、進(jìn)一步分析

（一）區(qū)域一體化影響縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的作用機(jī)制分析

基準(zhǔn)回歸分析結(jié)果表明，區(qū)域一體化對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力提高起到了積極的政策效果。結(jié)合前文理論分析，本文分別引入經(jīng)濟(jì)聯(lián)系、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和市場活力等變量，進(jìn)一步檢驗區(qū)域一體化激發(fā)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的作用機(jī)制。

1. 經(jīng)濟(jì)聯(lián)系機(jī)制檢驗

根據(jù)前文理論分析，區(qū)域一體化有利于打破地方行政壁壘，加強(qiáng)縣域與縣域、縣域與地級市尤其是與中心城市之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，進(jìn)而釋放縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力。為驗證該影響機(jī)制，本文利用修正后的經(jīng)濟(jì)引力模型，計算各縣域與區(qū)域內(nèi)四大中心城市（上海、南京、杭州、合肥）的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系度（孫偉等，2018）［51］，其計算公式為：

其中：dij表示縣域i到中心城市j的政府駐地間地理距離；gdpit和gdpjt分別表示縣域i和中心城市j在第t年的地區(qū)生產(chǎn)總值；popit和popjt分別表示縣域i和中心城市j在第t年的年末總?cè)丝冢籧oneijt表示縣域i在第t年與區(qū)域內(nèi)四大中心城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系總值。為了消除量綱差異，本文對計算得到的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系度取自然對數(shù)后（lncone）再放入模型（1）進(jìn)行檢驗。表4第（1）列展示了區(qū)域一體化對地方經(jīng)濟(jì)聯(lián)系影響的估計結(jié)果，結(jié)果顯示，did的系數(shù)估計值為0.051，且在1%的水平上通過了顯著性檢驗；第（2）列展示了地方經(jīng)濟(jì)聯(lián)系對經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的影響，lncone的系數(shù)估計值為0.550，并在1%的水平上顯著。這表明區(qū)域一體化能夠通過加強(qiáng)地方間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系進(jìn)而促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力提高，H2a由此得到驗證。

2. 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級機(jī)制檢驗

H2b假定區(qū)域一體化有利于改善區(qū)域內(nèi)部資源錯配局面，推動地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，進(jìn)而提高縣域發(fā)展活力。為驗證該影響機(jī)制，本文從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)形態(tài)角度，引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的代理變量（唐宇娣等，2020）［52］，其計算公式為：

其中，yimt表示縣域i的第m產(chǎn)業(yè)在第t年占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級并非追求“去農(nóng)業(yè)化”或“去工業(yè)化”，該指數(shù)較為客觀地反映了三大產(chǎn)業(yè)從由第一產(chǎn)業(yè)占優(yōu)勢地位逐漸向第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)占優(yōu)勢地位的比例關(guān)系演進(jìn)過程。表4第（3）列展示了區(qū)域一體化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，did的系數(shù)估計值為0.011，且在1%的水平上通過顯著性檢驗；第（4）列展示了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的影響，stru的系數(shù)估計值為0.263，并在1%的水平上顯著。估計結(jié)果表明，區(qū)域一體化能夠通過推動地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，進(jìn)而促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力提高，H2b得到驗證。

3. 市場活力機(jī)制檢驗

H2c假定區(qū)域一體化有利于推動企業(yè)異地布局和本地居民創(chuàng)業(yè)，激發(fā)地方市場活力，進(jìn)而促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力提高。在市場經(jīng)濟(jì)體制下，企業(yè)、工商戶的多少及其活躍度決定了經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的強(qiáng)弱（寧吉喆，2020）［53］。為此，本文利用天眼查檢索長三角各縣域工商企業(yè)年度存續(xù)、在業(yè)數(shù)量，然后將工商企業(yè)存續(xù)、在業(yè)數(shù)量與年末總?cè)丝谥茸鳛楹饬渴袌龌盍Φ拇碇笜?biāo)，即每萬人擁有企業(yè)數(shù)，并對該指標(biāo)進(jìn)行對數(shù)化處理后（lnmarvit）再放入模型（1）進(jìn)行檢驗。表4第（5）列展示了區(qū)域一體化對市場活力的影響，did的系數(shù)估計值為0.104，且在1%的水平上通過顯著性檢驗；第（6）列展示了市場活力對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的影響，lnmarvit的系數(shù)估計值為0.040，并在1%的水平上顯著。這說明區(qū)域一體化能夠激發(fā)地方市場活力，進(jìn)而對提高縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力產(chǎn)生積極的政策效果，H2c得到驗證。

（二）區(qū)域一體化影響縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的異質(zhì)性分析

由于縣域自身發(fā)展和所處外部環(huán)境普遍存在差異，區(qū)域一體化可能會對不同縣域產(chǎn)生異質(zhì)性影響效應(yīng)。為此，本文分別從地區(qū)特征、行政約束和工業(yè)基礎(chǔ)的角度進(jìn)行異質(zhì)性檢驗。

1. 地區(qū)差異的異質(zhì)性檢驗

盡管長三角是中國經(jīng)濟(jì)最發(fā)達(dá)的地區(qū)之一，但區(qū)域內(nèi)各省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、自然資源稟賦、自然地理特征等均存在較大差異，從而影響區(qū)域一體化政策實施效果。為此，本文執(zhí)行了基于省份分組的異質(zhì)性檢驗，具體檢驗結(jié)果見表5所列。從表5第（1）—（3）列l(wèi)nedv對did的省份分組估計系數(shù)及顯著性可知，從整體上看，區(qū)域一體化對江蘇、浙江、安徽等省的縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力提升均起到促進(jìn)作用。進(jìn)一步對系數(shù)進(jìn)行對比分析可知，區(qū)域一體化對不同省份縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的影響效果存在差異，安徽省受區(qū)域一體化影響的政策效果最優(yōu)，其次是江蘇省，再次是浙江省。這一發(fā)現(xiàn)表明，在區(qū)域一體化發(fā)展的政策驅(qū)動下，生產(chǎn)要素在區(qū)域內(nèi)部流動將隨著邊界效應(yīng)弱化而更加自由，從而有利于推動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最終將實現(xiàn)趨同。

2. 行政約束的異質(zhì)性檢驗

除地區(qū)差異外，縣域自身特征如行政約束差異也可能影響區(qū)域一體化政策的實施效果?？h與縣級市雖然在行政關(guān)系上隸屬同級，但相較于一般的縣而言，縣級市具有更大行政權(quán)力和財政權(quán)力（唐為，2019）［54］。例如，縣級市往往擁有更多的土地審批權(quán)和建設(shè)用地指標(biāo)，并能夠從土地出讓收入中保留更高份額。為此，本文進(jìn)一步執(zhí)行了基于縣級市與普通縣的行政約束異質(zhì)性檢驗（本文的縣域單元包括縣、縣級市以及自治縣，但由于樣本觀測范圍內(nèi)僅含一個自治縣，故在實際檢驗中予以剔除）。見表5第（4）、第（5）列所示，縣級市組和普通縣組的系數(shù)估計分別在1%和10%的水平上顯著，但縣級市組did的系數(shù)估計值為0.109，遠(yuǎn)大于普通縣的0.052。這表明隨著財權(quán)和事權(quán)的下放，縣級市能夠獲取更多經(jīng)濟(jì)資源，在區(qū)域一體化進(jìn)程中也取得了更好的政策效益。

3. 工業(yè)基礎(chǔ)的異質(zhì)性檢驗

一般而言，縣域經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)大多處于工業(yè)化發(fā)展初期或中期階段，且長三角不同縣域間的工業(yè)化水平仍存在著較大差異，這反映出縣域?qū)ν庹猩桃Y、承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移能力差異，從而影響區(qū)域一體化對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的政策效應(yīng)。為此，本文以第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重來衡量縣域工業(yè)基礎(chǔ)。當(dāng)縣域第二產(chǎn)業(yè)GDP占比大于或等于年度中位數(shù)時，認(rèn)為該地工業(yè)基礎(chǔ)較好，反之則認(rèn)為該地工業(yè)基礎(chǔ)薄弱?；诠I(yè)基礎(chǔ)分組的異質(zhì)性檢驗結(jié)果見表5第（6）、第（7）列所示，從did的估計系數(shù)及顯著性可知，區(qū)域一體化對工業(yè)基礎(chǔ)薄弱組和工業(yè)基礎(chǔ)較好組的縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力均產(chǎn)生了積極的政策效應(yīng)，但工業(yè)基礎(chǔ)較好的縣域受區(qū)域一體化政策驅(qū)動作用稍大于工業(yè)基礎(chǔ)薄弱的縣域。這一結(jié)論表明了工業(yè)基礎(chǔ)對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的重要作用，部分工業(yè)基礎(chǔ)薄弱的縣域需在區(qū)域一體化發(fā)展中找準(zhǔn)自身定位，發(fā)揮比較優(yōu)勢，在區(qū)域一體化進(jìn)程中實現(xiàn)縣域優(yōu)勢互補(bǔ)與錯位發(fā)展。

六、結(jié)論與啟示

本文利用2005—2020年長三角地區(qū)153個縣域單元面板數(shù)據(jù)，將長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會擴(kuò)容視作“準(zhǔn)自然實驗”，結(jié)合漸進(jìn)雙重差分法、合成雙重差分法實證檢驗了區(qū)域一體化對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的影響及作用機(jī)制。研究結(jié)果表明：①區(qū)域一體化顯著提升了縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力。該結(jié)論經(jīng)過反事實分析、改變代理變量、縮短樣本時間窗口以及更換估計模型等一系列穩(wěn)健性檢驗后依然成立。②區(qū)域一體化打破了傳統(tǒng)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展框架，弱化了縣域發(fā)展的邊界效應(yīng)，提高了生產(chǎn)要素自由流通的速度，從而能夠通過加強(qiáng)地方間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系、推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以及激發(fā)市場活力等機(jī)制促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力提高。③區(qū)域一體化對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的影響存在異質(zhì)性。從地區(qū)差異來看，安徽受區(qū)域一體化影響的政策效果最優(yōu)，其后是江蘇、浙江；從行政約束來看，相較于普通縣，縣級市在區(qū)域一體化進(jìn)程中的政策效應(yīng)更為明顯；從工業(yè)基礎(chǔ)來看，工業(yè)基礎(chǔ)較好的縣域在區(qū)域一體化政策驅(qū)動下取得的效益要優(yōu)于工業(yè)基礎(chǔ)薄弱的縣域。

本研究結(jié)論為實現(xiàn)區(qū)域一體化戰(zhàn)略目標(biāo)提供了縣域?qū)用娴淖C據(jù)和理論支撐，對助力中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)恢復(fù)、加快構(gòu)建新發(fā)展格局具有一定的政策啟示：

第一，持續(xù)深入推進(jìn)區(qū)域一體化戰(zhàn)略，提高一體化發(fā)展水平。本文研究表明，區(qū)域一體化對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力產(chǎn)生了積極的政策影響。但需要注意的是，一體化進(jìn)程中同時存在集聚和擴(kuò)散兩種效應(yīng)。在未來區(qū)域一體化進(jìn)程中，不僅需要發(fā)揮市場“無形的手”的效率引導(dǎo)作用，也要積極發(fā)揮政府“有形的手”的調(diào)節(jié)作用，以更好地權(quán)衡市場、政府力量，推動區(qū)域一體化發(fā)展邁向更高水平，從而充分發(fā)揮作為中心地區(qū)的大中城市帶動外圍地區(qū)中小城市、城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的積極作用。

第二，加強(qiáng)區(qū)域一體化發(fā)展制度建設(shè)，充分破除要素流動的機(jī)制體制性障礙，打造更加公平、高效的一體化環(huán)境。長三角地區(qū)實踐表明，區(qū)域一體化能夠通過加強(qiáng)地方經(jīng)濟(jì)聯(lián)系、推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以及激發(fā)市場活力等機(jī)制對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力產(chǎn)生積極的政策效果。未來需以長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會為紐帶，探索設(shè)立區(qū)域分割的負(fù)面清單，完善相應(yīng)的成本分?jǐn)?、利益協(xié)調(diào)和損失補(bǔ)償機(jī)制，建立更廣范圍、更深層次的區(qū)域交流與合作，以充分消除要素流通的體制性障礙，營造更加公平、高效的一體化發(fā)展環(huán)境。同時，還應(yīng)當(dāng)積極總結(jié)和推廣長三角區(qū)域一體化發(fā)展的成功經(jīng)驗，助力其他區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展。

第三，充分重視縣域經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)性地位，關(guān)注區(qū)域一體化對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力的差異化影響及階段性特征，避免陷入一體化發(fā)展的縣域“發(fā)展鴻溝”。本文研究發(fā)現(xiàn)，雖然整體上縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力因長三角區(qū)域一體化擴(kuò)容而得到顯著提升，但政策效應(yīng)因地理區(qū)位、行政約束和工業(yè)基礎(chǔ)等不同而存在明顯差異。為避免“工業(yè)強(qiáng)縣”與“工業(yè)弱縣”、“縣級市”與“普通縣”之間發(fā)展差距逐漸擴(kuò)大，上級政府需加大對相應(yīng)縣域政策扶持力度，以幫助和調(diào)節(jié)不同縣域因經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、發(fā)展定位和產(chǎn)業(yè)分工不同所帶來的發(fā)展差距，從而增強(qiáng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的平衡性、協(xié)調(diào)性。此外，縣級政府也應(yīng)抓住當(dāng)前國家重視縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的歷史機(jī)遇，主動融入長三角區(qū)域一體化分工與合作，樹立城市—縣域、縣域—縣域產(chǎn)業(yè)分工合作的一體化與協(xié)同發(fā)展理念，在一體化進(jìn)程中找準(zhǔn)自身定位和發(fā)揮比較優(yōu)勢，從而增強(qiáng)自身“造血”能力。

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