地方政府合作与城市群产业结构升级——基于长三角城市经济协调会的准自然实验

杨建坤 曾 龙

(1.南开大学 周恩来政府管理学院，天津 300350；2.湖南农业大学 公共管理与法学学院，湖南 长沙 410125)

一、引言

当前中国经济已步入“中高速、优结构、新动力、多挑战”的新常态，解决好区域内部和区域间产业结构的合理配置问题，不仅是实现中国经济高质量增长和中国在全球价值链攀升的关键任务[1]，而且是构建国内国际双循环相互促进的新发展格局的必然要求①。现实情况中，各地区产业高度雷同和重复建设，第一产业发展不足、第二产业过度发展导致的产能过剩和资源严重浪费，服务业尤其是高端服务业以及新兴产业的发展严重滞后于消费需求和生产需求，这些问题都迫使区域产业结构亟需优化升级[2]。城市群作为区域发展和国家参与全球竞争与国际分工的主要空间载体[3]，其产业的布局和结构的调整对整个国家经济发展的质量、效率、动力变革起到关键性的引领和带动作用。根据《2016年中国城市群发展报告》的数据显示，中国城市群集聚了全国75.19%的人口，创造了全国80.05%的GDP[4]。另一方面，2020年《政府工作报告》强调：“加快落实区域发展战略。深入推进京津冀协同发展、粤港澳大湾区建设、长三角一体化发展。”由此可见，城市群的经济发展状况在整个国家的经济发展战略中占据着举足轻重的地位，促进城市群内部产业结构的调整和升级成为当务之急。

根据“中国特色的财政联邦主义”理论和“晋升锦标赛”理论，中国的地方政府被视为发展型政府[5]，地区产业结构的调整不可避免地受到了地方政府行为的影响[6]。而地方政府间的过度竞争则被认为是阻碍地区间产业结构升级的主要因素[7]。地方政府竞争在一定程度上造就了中国经济的快速增长，但地方政府在过度竞争中不仅采取贸易壁垒和地区封锁等行政性干预策略,增加了各区域发展比较优势产业的成本和压力[8]，而且驱使地方政府在布局和调整地区产业中，扎堆投资某些相似或相近的行业[9]，造成区域陷入低端技术层面过度竞争的困局，低效占用了大量生产要素，在部分新兴领域甚至出现“开新车走老路”和“新瓶装旧酒”现象，即地方产业结构出现了趋同化和制造业低级化[1]。这一现象在多中心结构的城市群中尤其明显，城市群内的中心城市因实力相当，发展优势和水平相近，其战略定位和分工不明，往往出现低水平重复建设和过度竞争，引发了地区间对热门产业和项目的激烈争夺[4]。不禁令人疑问的是，地方政府间的竞争既然对地区产业结构升级具有消极影响，那么作为地方政府竞争的对立面，即地方政府合作是否有利于城市群产业结构的升级？其背后的作用机制又是什么？

在地方政府竞合行为的研究中，中国经济分权和政治集权的体制，使地方政府竞争而非合作成为中国在转型过程中的一个典型特征[10]，这导致了学术界多集中探讨地方政府竞争的经济后果，较少关注地方政府合作的经济绩效。随着城市群战略地位的崛起，城市群内部跨辖区进行交流和合作的现象日渐增多，这表现在主要城市群内部的地方政府为应对共同发展的问题，相继成立了一些区域经济合作组织，例如，“环渤海区域合作市长联席会”“长三角城市经济协调会”“泛珠三角 9 + 2”等。中央也强调，要提倡和鼓励地方政府合作协调发展，以推动区域一体化、市场一体化②。可是，地方政府合作在多大程度上能够带来城市群内部产业结构的合理化和高度化，该问题值得学术界进一步的探索。有鉴于此，本文以政府合作的宏观经济绩效为切入点，将长三角135个县(市、区)政府在不同时间段内加入长三角城市经济协调会作为准自然实验，利用双重差分法实证研究地方政府合作和地区产业结构升级之间的关系及其影响机制。

本文可能的研究贡献在于：(1)从近几年的研究来看，地方政府合作的经济效应越来越受到学者的关注[11][12]。然而，相较于研究地方政府竞争的经济后果，探讨地方政府合作的经济绩效依旧少见，甚至鲜有文献分析地方政府合作的区域宏观经济效应。有鉴于此，本文实证研究了地方政府合作对区域产业结构升级的影响，进一步补充了有关地方政府合作经济效应的研究。(2)本文透析并检验了要素配置扭曲在地方政府合作影响地区产业结构升级中的作用机理，以期完整认识地方政府合作影响区域经济绩效的机制渠道。(3)本文的研究样本是长三角地区三省一市的41个地级市的135个县(市、区)1999～2017年的面板数据，这不仅可以观察地方政府合作对城市群产业结构升级的短期效应，而且可以从动态的角度审视地方政府合作对城市群产业结构升级的长期效果。同时，本文利用多种估计策略缓解了样本自选择带来的内生性偏误问题，科学判定了地方政府合作和区域产业结构升级之间真实的因果效应。

二、文献述评

国外研究主要是从“区域扩容”的角度间接探讨地方政府间合作的经济效应。城市群的发展在地理空间上表现出区域合作组织是逐步由核心圈层向外围扩张的特征。而这样的特征被国外学者称为“扩容现象”。从当前国外研究来看，对这一支文献的探讨以欧盟为题材居多。这些文献实证研究欧盟扩容对区域经济社会发展的影响，且研究成果主要集中于探讨欧盟扩容对经济发展和技术创新的影响[13]、欧盟扩容的边界效应[14]、扩容对地区间收入差距的影响[15]等。虽然国外直接实证分析地方政府合作的经济绩效的文献并不多，但是间接研究表明学者越来越意识到这一话题的重要性。同时，从当前国外研究来看，对于地方政府间关系的构建而引致的区域经济社会效应，更多是将其置于更广的地理范围内探讨。

城市群的崛起已成为近年来中国区域发展最为突出的特征，以城市群为核心的空间发展格局正日益形成[3]。学术界也开始关注如何促进城市群内部协调发展，并着眼于通过重塑区域发展的政治经济学逻辑引导地区发展，主要是以打破城市群内地区间过度竞争的格局和构建良性的地方政府合作关系为手段来促进区域协调发展。国内近期以长三角城市群为实证题材的研究，主要从地方政府合作为切入点或从城市群扩容的间接视角，探讨两者对长三角城市群经济发展的影响，而这些研究又可以分为三个层次。第一个层次是实证研究地方政府合作的微观经济绩效，这一部分研究的共性都将长三角城市群内的城市加入长三角城市经济协调会这一组织视为地方政府合作的代理变量，并将参与协调会视为准自然实验，利用双重差分法实证评估地方政府合作的经济后果。例如，有学者发现群内地区加入这一合作组织后，劳动生产率得到显著提升，且这种效应呈现出随时间逐渐增强的趋势[3]。还有学者认为地方政府合作能够作用于微观经济主体的行为，并证实了加入长三角城市群经济协调会明显降低地区所辖上市公司的高管超额薪酬和薪酬黏性[11][12]。最近的一项研究关注了地区全要素生产率提高背后的地方政府合作因素[4]。第二个层次是实证研究地方政府合作与其他政策的联动共同对地区经济发展的影响。宋东林和姚常成利用2003～2015年长三角城市群34个地级市的基础数据，研究发现长三角地区市场融合的背后既有高铁开通的作用，也有来自经济协调会合作机制的贡献。第三个层次是实证研究“长三角扩容”的经济效应，主要包括长三角扩容的边界效应[16]以及扩容对区域经济共同增长的影响[17]。从国内研究现状来看，实证分析地方政府合作的经济效应已经逐渐进入学者们的研究视线，但依然不够全面。少数研究仅停留在地方政府合作的微观经济绩效，缺乏宏观经济层面的研究。虽然从实证方法上来看，城市群扩容和地方政府合作都是将群内的地区加入长三角城市经济协调会视为准自然实验，可是前者更多强调的是地域空间的外向扩展对于区域经济社会发展的影响[17]，而后者重视的是地方政府行为或关系在区域经济发展中的作用。有鉴于此，本文从城市群地方政府间合作的角度分析其对城市群产业结构升级的影响，进一步完善和补充了有关地方政府合作经济效应的研究。

一直以来，长三角地区的产业结构趋同现象尤为突出。2016年长三角地区15个城市，除舟山市外，其他14个城市地区的产业结构相似性系数大部分在0.97以内，以上海、南京、杭州、苏州、无锡五个城市相互之间的相似系数最大，绝大部分在0.98以上。不过，关于这一现象是否合理的问题，不同学者持不同的看法。有学者认为长三角地区产业结构的趋同现象是因长三角城市群内的大中小城市的区位条件和资源禀赋存在较高的相似性，是由市场机制推动自然形成的结果，他们认为长三角区域内部的产业结构同构有其必然性[18]。也有学者指出长三角城市群内部产业结构雷同和重复建设现象十分严重，并将其归因于长三角地方政府非制度化的、非规范化的过度竞争[19]，并提出应以充分发挥市场的作用为基本前提，地方政府提供政策环境，建立区域之间的合作制度，以遏制相互封锁与恶性竞争，促进传统产业衰退城市的经济转型和结构调整，推进城乡融合和产业多样化[20]。然而，长三角城市群内地方政府间的合作究竟是否能够促进产业结构的调整与升级仍需要科学判定。

三、制度背景和研究假设

(一)制度背景

为推动和加强长三角地区经济联合与协作，促进长三角地区经济可持续发展，1992年，上海、无锡、宁波、舟山、苏州、扬州、杭州、绍兴、南京、南通、常州、湖州、嘉兴和镇江14个城市的市政府发起组织建立了长江三角洲14个城市协作部门主任联席会议制度。1997年，上述14个城市和泰州市共15个城市自愿组成新的经济协调组织——长江三角洲城市经济协调会。在2003年8月第四次会议上，协调会接纳台州市为正式成员。2010年3月26日，合肥、盐城、马鞍山、金华、淮安和衢州6个城市正式成为长三角城市经济协调会成员。此次扩容后，协调会成员城市达22个。2013年4月13日，第十三次市长联席会议召开，正式吸收徐州、芜湖、滁州、淮南、丽水、温州、宿迁和连云港8个城市成为长三角城市经济协调会成员。2018年4月12日，第十八次市长联席会议审议通过了关于吸纳铜陵、安庆、池州和宣城加入长三角城市经济协调会的提案。历经4次扩容，长三角协调会成员单位达到34个。2019年10月15日上午，第十九次会议审议通过安徽黄山、蚌埠、六安、淮北、宿州、亳州和阜阳7个城市加入长三角城市经济协调会。至此，长三角城市经济协调会包括了沪苏浙皖一市三省41个地级及以上城市。

长三角城市经济协调会是长三角城市群内最具实质性的一个政府合作体制，也是促进长三角区域经济一体化的最具代表性质的机构和方式，其主要职责是具体制定并实施各领域合作计划，协商解决有关问题。一方面，长三角城市经济协调会不依赖于中央政府的行政干预，是由分权化改革和市场化改革双重力量推动长三角各个城市政府自发联合与合作成立的非政府组织。另一方面，不同于长三角地区内其他政府合作途径，长三角城市经济协调会在组织机构方面，实行常任和轮值相结合的管理模式。并且在运营模式方面实行定期召开的“三题一议”，即常设专题、热点专题、前沿课题和合作协议[4]，为后续地方政府在各自领域的合作提供了政策纲领和制度条件。如2003年8月，长三角城市经济协调会第四次会议在南京举行，本次会议的主要内容之一就是围绕如何促进产业布局和产业分布协作体系更趋合理展开。长三角城市经济协调会的组织架构与运营模式在一定程度上支撑着各城市经济合作、协同发展与区域治理[21]，其成立与持续运行意味着长三角区域合作走向了经济性议题领域的制度性缔结阶段，长三角区域合作有了常规性和功能性的制度保障，在合作层次、领域和深度上都有了较大的提高[17]。另外，长三角城市经济协调会为检验政府合作影响城市群产业结构升级提供了理想的准自然实验平台[5]。

(二)研究假设

周振华系统性地介绍了产业结构理论，将产业结构升级分为产业结构合理化和产业结构高度化[22]，该分类指标被学者们广泛使用。产业结构合理化关注的是地区内各个产业相互之间的比例关系和协调程度。产业结构高度化一方面是产业结构从劳动密集型到资本密集型、再到知识技术密集型的顺次转换，或由低附加值产业向高附加值产业转变，或由初级产品产业占优势向制造中间产品、最终产品产业占优势转换；另一方面是传统产业生产技术的持续升级创新或产品技术含量的提高。表1梳理了长三角城市经济协调会关于产业结构方面的议题。

表1 长三角城市经济协调会拟解决的产业发展议题

从表1中可以看出，在实践过程中，地方政府通过长三角城市经济协调会，既有区域产业分工协作、合理布局方面的共识，也有在高新技术产业方面，例如大数据、互联网前沿技术和新能源方面的合作，所以从理论上而言，地方政府间的合作可能有利于城市群产业结构的调整和优化升级。

假设1：地方政府合作既有利于产业结构合理化，也能够促进产业结构高度化。

如果政府合作可以促进区域产业结构升级，那背后具体作用机制又是什么？基于对历年长三角城市经济协调会议题的文本观察③和机制变量的可度量性，本文认为要素配置可能是地方政府合作影响城市群产业结构升级的主要机制渠道。

区域产业结构在需求侧受到区域市场规模的影响，在供给侧受到区域要素的制约。给定收入水平，区域的市场需求是不变的，产业部门发展规模的变化、低收益部门的萎缩和新生部门的发展是要素投入变化的直接结果。因此，无论是产业结构合理化还是产业结构高度化，都与要素的配置状况有关。要素在不同产业和地区之间的配置和再配置，是区域产业结构形成的直接推动力量[1][23]。地区产业结构的升级与优化，涉及资本、劳动力、技术等要素的重新配置与优化[24]。另一方面，产业结构合理化和产业结构高度化由于是产业结构升级的不同表现，两者对于要素的配置和再配置需求可能并不一样。不过，地方政府之间的合作可以使要素与地区对产业结构的不同调整需求相匹配，进而实现地区产业结构的升级，具体表现为：

从产业结构合理化的内涵来看，其强调的是地区内产业间的要素资源配置状况、协调和利用效率[5]，关注的是地区是否按照自身比较优势合理布局产业结构和发展优势产业。长期以来，地方政府受经济增长的资源和要素的稀缺性所制约以及本地区的财税和官员晋升利益最大化的逻辑所支配，往往不顾地区产业基础和比较优势，将劳动力、商品、技术和资本等生产要素用于建设一些能够保证地区经济在短期内快速得到增长的产业，这助长了“大而全”“小而全”的不顾规模经济的重复建设和盲目投资，导致地区产业结构趋同以及严重的产能过剩[25]。地方政府合作可以缓解这种现象，通过区域合作组织和交流平台，地方政府可以共同制定区域协调发展的经济政策和制度规章，形成以分工协作为基础的区域性产业网络，地方政府就制定或规划各自的支柱和比较优势产业达成共识，促使统一市场下产业内分工、产业链分工、产品分工兴起，地区可以转变各自发展优势，通过产业链上下游的合作，更深入推动产业分工、发展更细化的产业领域，培养自身的优势产业，从而实现产业内协调发展、错位式发展、差异化发展，从产业同构走向功能协同。这使得劳动力、商品、技术和资本等生产要素在产业间自由流动，实现资源的优化配置和经济效应的最大化，降低要素的重置成本，缓解了地区发展比较优势产业和合理布局地区产业的生产成本压力，从而促进了产业结构的合理化。

产业结构升级的另一种表现是产业结构的高度化，要求产业比例关系的变化和劳动生产率的提高，涉及产业技术创新、新技术的研发和产业的“服务化”等领域[5]。产业结构的升级需要有相关的硬性和软性的公共物品和服务支撑，特别是与人力资本集聚、劳动力自由流动相关的一系列制度和非制度性要素。劳动力要素的自由流动和结构变动是企业生产高附加值产品的关键性因素[24]。一直以来，地区间存在的户籍制度、社会保障制度、教育差距等因素导致劳动力市场分割，限制了劳动力的自由流动，劳动力过剩和短缺的同时存在增加了企业的生产机会成本，这对劳动者自身利益造成损害的同时也显著提高了企业的用工成本[1]，压缩了企业的利润率，使得企业生产高新技术和高附加值产品的激励不足，进而不利于地区产业结构高度化。地方政府间的合作为劳动力的自由流动提供了制度和非制度性的条件。如长三角城市经济协调会成立与运行深化了城市群内地方政府在以下领域的合作：首先，在户籍制度方面，长三角城市群的地方政府正在积极探索户籍准入年限同城化累计互认机制；其次，在社会保障方面，长三角城市群的地方政府积极推进公共服务共享发展，在医疗等卫生领域，探索异地医保结算，目前长三角区域41个城市全部实现了医保“一卡通”，覆盖三省一市医疗机构已达3500余家；最后，长三角城市经济协调会常设人才合作专题，并率先在教育领域展开合作，协力打造长三角人才高地。这些都表明了地方政府间的合作有利于消除劳动力跨地区流动的政策性障碍。除此以外，长三角城市经济协调会也为地方政府在物质资本方面合作提供了基础。在长三角城市经济协调会的调节机制下，地方政府不仅在基础设施一体化，例如跨区交通、港口发展、能源管道和网络通信等方面进行合作④，而且不断加强金融、科技创新、产学研等领域的合作⑤，这能在较大程度上降低资本的市场分割，促进了资本在城市群内的自由流动，降低群内企业生产所需的原材料、能源、技术和资金使用成本，增加群内企业利润率的同时也提高了企业的生产效率，有利于企业转向新兴技术的研发和创造，促进群内企业在中国乃至全球价值链的攀升，进而推动产业结构高度化。

假设2：地方政府合作能够通过缓解要素配置扭曲实现要素合理配置，进而推动城市群产业结构合理化和高度化。

四、研究设计

(一)模型设定

本文将加入长三角城市经济协调会的县(市、区)作为处理组，未加入的县(市、区)作为对照组，采用多期双重差分法来估计政府合作与长三角地区产业结构升级之间的因果效应。

1.基本估计模型。模型(1)用来估计地方政府合作对长三角地区产业结构升级影响的平均效应。

Yit=α0+β×Cit+θ×X+λi+δt+μpt+εit

(1)

模型(1)中，Yit为被解释变量，即产业结构升级，用产业结构合理化(SRit)和产业结构高度化(SHit)表示。Cit为县(市、区)加入长三角城市经济协调会的虚拟变量。X为控制变量，主要包括人力资本水平、政府规模、城市化水平、经济发展水平、对外开放度和金融发展水平。模型中各变量的定义见表2。λi为地区固定效应，δt为时间固定效应，εit为误差项，μpt为省份虚拟变量与时间虚拟变量的交乘项，μpt用来控制各个省份在产业结构变迁方面可能存在的不同时间趋势。

2.拓展模型。使用双重差分法的一个前提条件是处理组和对照组的因变量在改革前具有相同的时间趋势，本文参考相关研究[26]，利用模型(2)检验处理组和对照组的因变量改革前的同趋势性。

(2)

模型(2)中DCti 0+k为县(市、区)加入长三角城市经济协调会第k年的虚拟变量，若第t年是县(市、区)加入长三角城市经济协调会的第k年，则DCti 0+k取1，否则为0，其中，k=-4、-3、-2、-1、0、1、2、3、4，分别表示加入前4年、前3年、前2年、前1年、加入当年、加入后1年、加入后2年、加入后3年、加入后4年。DCi为样本期内县(市、区)是否加入长三角城市经济协调会的虚拟变量，Tyears为年份虚拟变量，DCi×Tyears用以控制两组的时间趋势。模型(2)其他变量设定同模型(1)。根据模型(2)的设定，如果处理组和对照组在改革前满足同趋势假设，则虚拟变量DCti 0+k，k≤-1的估计系数应该不显著。

(二)变量定义

1.核心被解释变量。本文分别选用产业结构合理化指数(SR)和产业结构高度化指数(SH)衡量产业结构升级。现有研究多以要素投入结构和产出结构的耦合程度度量产业结构合理化，即产业结构偏离度，借鉴相关学者的做法[6][22][27]，具体衡量方式为：

(3)

式(3)中，Y 表示产出，L 表示劳动投入，i是第i 产业部门，n 为产业总数。该指标SR值越小，产业结构越均衡，也即越合理；SR值越大，各产业之间差异越大，产业结构越无法得到升级。

现有研究主要采取以下两种方法衡量产业结构高度化：一种是根据克拉克定律，利用第二、第三产业比值度量[25]；另一种是以各产业部门产出占比和劳动生产率的乘积衡量产业结构高度化[5][27]。由于简单的产值占比无法反映出产业结构从第二产业向第三产业结构的转化，所以本文主要遵循第二种做法，具体衡量公式为：

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分别代表i地区第一、第二、第三产业在t时占总产出的比重，lp1,i,t、lp2,i,t、lp3,i,t分别为i地区第一、第二、第三产业在t时的劳动生产率，而某产业劳动生产率用该产业生产总值与其从业人数的比值表示。另外，参考有关做法[27]，对劳动生产率进行了标准化处理。如果SH值越高，说明产业结构越高度化。

2.中介变量。为了考察要素配置扭曲是否是政府合作影响产业结构升级的中间渠道。借鉴相关研究，使用生产函数法对县(市、区)层面的要素市场扭曲程度进行测算[28]，设定的C-D 形式生产函数如下：

(5)

式(5)两边取对数，变换后的模型如下：

lnYit=c+αlnKit+βlnLit+εit

(6)

那么，资本要素的边际产出为：

MPKit=αYit/Kit

(7)

劳动力要素的边际产出为：

MPLit=βYit/Lit

(8)

第二步假设资本价格为r，劳动价格为w，则两种生产要素的价格扭曲为:

distKit=MPKit/rit

(9)

distLit=MPLit/wit

(10)

总要素扭曲可以表示为：

(11)

式(5)中，Y表示县(市、区)产出水平，K表示资本存量，L为劳动力投入。i表示年份。A为生产技术的初始值。据式(6)计算出要素贡献参数α和β，分别为0.967和0.017。资本存量使用永续盘存法进行计算[29]；L为劳动力投入，用各城市就业人口表示；r为资本价格，用固定资产价格指数衡量；w为劳动价格，用各县(市、区)当年就业人员平均工资表示。

3.核心解释变量。本文主要将2003年、2010年和2013年加入长三角城市经济协调会的64个县(市、区)作为实验组，而将剩下的71个县(市、区)作为对照组。参考相关做法[3]，以县(市、区)加入长三角城市经济协调会之后的下一年开始作为起始年份。例如，2013年加入长三角城市经济协调会的县(市、区)，我们视2014年为其加入的起始年份。

4.控制变量。参考已有文献以及结合数据可得性[5]，影响产业结构升级的控制变量主要包括：人力资本水平，采用中小学在校人数与地区年末总人口的比值测度；政府规模，采用政府公共财政支出与地区生产总值的比值测度；城市化水平，用年末地区人口密度近似表示；经济发展水平，采用人均GDP指标测度；对外开放度，采用实际使用外资金额与地区生产总值比值测度；金融发展水平，采用地区年末金融机构存款余额与地区生产总值比值测度。表2是变量的描述性统计。

表2 变量的描述性统计

(三)样本选择与数据来源

本文以1999～2017年长三角135个县(市、区)为样本⑥，样本选取主要遵循以下标准：首先，因与县(市、区)样本有关的变量在1999年之前严重缺失，故本文的时间样本跨度为1999～2017年；其次，安徽省的县(市)变量在样本期间缺失严重，所以本文的样本不包含安徽省的县(市)；最后，第一批加入长三角城市经济协调会的县(市、区)的时间是1997年，而2019年又吸纳了安徽省6个市加入，这一部分样本的许多变量也在研究期内严重缺失，所以本文主要围绕2003年、2010年和2013年加入的县(市、区)作为研究对象。本文的数据主要来源于《中国城市统计年鉴》《中国区域经济统计年鉴》《中国统计年鉴》。文中的价值变量统一核算成了以1998年GDP为基期的不变价，资本价格使用固定资产投资价格指数进行平减后再计算实际值，劳动力价格使用消费价格指数进行平减，且对人口密度和人均GDP取对数。

五、实证结果与分析

(一)地方政府合作与城市群产业结构升级

本文首先考虑加入长三角城市经济协调会是否促进了长三角县(市、区)产业结构升级，结果如表3所示。在表3中，列(1)为控制年份固定效应、地区固定效应以及省份趋势项之后政府合作对县(市、区)产业结构合理化影响的结果。初步发现，政府合作C的系数为-0.09，且在1%的水平上显著。列(2)的结果表明，在加入一系列控制变量之后，地方政府合作依然有利于产业结构的合理化。对于产业结构高度化，列(4)在控制了一系列控制变量后的结果显示，县(市、区)在加入长三角城市经济协调会后，其产业结构高度化可以提高约3%，且在1%的水平上显著。这表明地方政府合作有利于城市群从传统产业向高新技术和高附加值产业演进。以上分析，验证了本文的假设1。

表3 地方政府合作与城市群产业结构升级

(二)稳健性检验

下文从以下六个方面进行了稳健性检验⑦，分别是：

1.同趋势检验。为了检验在加入长三角城市经济协调会前作为实验组的县(市、区)样本与对照组县(市、区)样本的产业结构是否满足同趋势假设，本文基于拓展模型(2)进行了相关检验。结果表明，无论是产业结构合理化还是产业结构高度化，加入前虚拟变量的系数基本上都不显著，这说明加入长三角城市经济协调会的实验组与未加入长三角城市经济协调会的对照组满足加入前同趋势假设。

2.考虑样本间的组内相关性。为了控制潜在的序列相关性和异方差问题，本文分别采用了城市层面的聚类标准误以及城市与年份交互项的聚类标准误。另外，我们还将基准模型(1)中控制的省份趋势项换成城市趋势项，考虑各个城市在产业结构变迁方面可能存在的不同时间趋势。结果依然表明，地方政府之间的合作显著促进了长三角地区的产业结构合理化和产业结构高度化。

3.更换样本。2019年《长江三角洲区域一体化发展规划纲要》确定了上海等27个城市为长三角中心城市⑧，这是公认的长三角城市群的核心区，城市之间的合作较为成熟。由于本文的样本包含了长三角三省一市全域，除中心城市以外的县(市、区)属于泛长三角区域的外围区，与核心区的融合目前难以真正达到城市群的标准[3]，所以本文单独考察中心城市的样本。另外，长三角城市经济协调会成立于1997年，相较于1997年之后加入的县(市、区)，第一批加入经济协调会的县(市、区)往往是经济社会综合实力较为发达的区域，而这些样本可能会对识别政府合作和产业结构升级之间的因果关系造成干扰。为了证明本文的主要结论不受这些地区样本的影响，我们将1997年加入的县(市、区)从样本中剔除。在更换样本后，本文的结论依然稳健。

4.PSM-DID检验。普通DID可能无法解决样本非随机性导致的估计结果偏误问题。因此，本文进一步采用倾向得分匹配—双重差分法(PSM-DID)进行估计。由于本文使用的研究样本是多期面板数据，所以采用逐年匹配的方法为各年的处理组找到匹配的对照组。在匹配过程中，为了检验匹配结果的可靠性，本文首先检验了平衡性假设。检验结果显示，在PSM之后各个特征变量的t值均有明显的下降，也就是说加入长三角城市经济协调会的县(市、区)和未加入城市经济协调会的县(市、区)之间的特征已比较接近。为了验证PSM-DID结果的稳健性，本文也同时使用了1∶1最近邻匹配和核匹配两种估计方法。PSM-DID的估计结果表明本文的研究结论依然成立。

5.为了进一步缓解样本自选择导致的被解释变量的长期趋势与县(市、区)加入长三角城市经济协调会可能存在的相关性，本文采用了四种更加严格的估计策略[26]。首先在回归中加入控制变量与时间趋势的高阶项(一次项、二次项与三次项)的交互项，这样允许控制变量对产业结构升级的影响也遵循特定的时间趋势；其次，在回归中加入控制变量与是否加入长三角城市经济协调会虚拟变量的交互项，这样可以控制住控制变量对产业结构升级的影响在处理前后的差异；再次，在回归中加入控制变量与年份虚拟变量的交互项，这样可以更加灵活地控制住控制变量对产业结构升级有可能存在的时间影响；最后，只考虑加入长三角城市经济协调会的县(市、区)样本。回归结果一致表明，政府合作既有利于县(市、区)产业结构的合理发展，也有利于县(市、区)产业结构从传统产业向高附加值产业演进。

6.安慰剂检验。我们利用反事实的方法进行安慰剂检验，以排除潜在遗漏变量和改革偶然性问题。具体而言，从135个县(市、区)中，随机抽取64个县(市、区)作为处理组，其余县(市、区)作为对照组，通过构造伪样本进行估计从而得到虚假效应估计系数的t统计量。如果不存在由遗漏重要变量造成的干扰，那么虚假效应估计系数的t统计量应该以0呈对称的倒U型分布。本文重复了500次这样的随机抽样和虚假回归。图1和图2呈现了虚假效应估计系数的t统计量的分布图，可以看到估计系数的t统计量呈现明显的以0为对称轴的倒U型分布，即虚构的县(市、区)加入长三角城市经济协调会对县(市、区)产业结构升级没有显著的影响，再次证明了本文的结论是稳健的。

图1 产业结构合理化安慰剂检验

图2 产业结构高度化安慰剂检验

(三)异质性分析⑨

本文主要从以下两个角度考察地方政府之间的合作对长三角地区产业结构升级可能存在的异质性影响：一是探讨金融危机即2008年前后，政府合作和产业结构升级之间的关系是否有所不同；二是主要分析政府合作对产业结构升级的影响是否会因地区行政级别不同而不同。

1.外部冲击：金融危机的影响。2008年的金融危机不仅使各国经济纷纷探底,而且造成中国经济发展依靠的“全球性红利”基本透支，这在以长期依靠外贸发展的长三角地区更加明显[30]。因此，本文以2008年为时间节点，分样本考察地方政府合作和城市群产业结构升级之间的关系是否会受到金融危机的影响。结果表明，政府合作对长三角县(市、区)产业结构合理化和高度化只有在2008年之后才产生显著影响，而在2008年之前两者之间的因果关系并不显著。这可能意味着，在金融危机之前，在以出口导向为特征的经济全球化中，长三角地区的产业发展更多依靠国际市场，地方政府间合作并没有对长三角县(市、区)产业结构的升级发挥明显作用。然而，在金融危机之后，接踵而至的是逆全球化，国际市场不再像过去那样为长三角经济发展提供动力，长三角地区的经济发展需要更多依靠 “制度创新红利”[30],外部风险的加剧促使长三角地方政府加快推进了长三角一体化的步伐[31]，积极清除制度障碍，尤其是阻碍生产要素自由流动的行政壁垒，强化区域存在的资源和要素的互补性，加速了长三角县(市、区)产业结构的升级。

2.地区行政等级的影响。中国城市受到优惠政策的程度与其行政等级密不可分[32]，不同行政等级的城市拥有的要素资源存在差异。另外，不同行政级别的城市其产业基础也不一样。因此，地区行政级别可能会影响地方政府合作与城市群产业结构升级之间的关系。为了验证地方政府合作对城市群产业结构升级的影响是否因地区行政级别而产生差异，本文将样本分为市辖区和县(市)进行了分样本回归。结果表明，地方政府合作明显有利于县(市)产业结构合理化，却导致了市辖区产业结构的不均衡发展。而无论是市辖区还是县(市)，地方政府合作均促进了两类地区产业结构的高度化，但这一影响在市辖区更大。可能的原因是，市辖区一般拥有发展二、三产业的良好的基础设施以及生产要素，地方政府合作更加匹配了要素供给与产业发展的需求，促进了市辖区二、三产业的快速发展，但也导致农业发展在一定程度上被搁置，进而影响了第一产业的发展。而县(市)地区由于邻近农村地区，一般依然承载着农业发展的功能。同时，县(市)地区随着地方政府之间的合作，也加快了要素在地区之间的自由流动，缓解了这些地区发展工业企业以及生产性服务业的要素投入不足问题，促进了产业结构的优化升级。

(四)影响机制检验

表4汇报了地方政府合作通过要素配置影响城市群产业结构升级的机制检验结果。其中，第(1)～(2)列回归分别使用了资本配置扭曲和劳动力配置扭曲作为被解释变量，以检验地方政府之间的合作与两者之间的关系。第(3)列使用总扭曲作为被解释变量，以衡量政府合作是否能够降低整体要素配置的扭曲度。结果表明，县(市、区)在加入长三角城市经济协调会后，劳动力配置扭曲度和总扭曲度都得到了显著降低，而资本的扭曲度却不受影响。这就说明，县(市、区)通过加入长三角城市经济协调会实现了产业结构升级，主要是因为县(市、区)的劳动力要素配置扭曲和要素总扭曲得到了缓解。假设2得到部分验证。不同行政管辖区的地方政府之间的合作，有利于跨区交通和信息基础设施建设、户籍制度改革以及教育、医疗等公共服务资源的便利共享等，促进了要素的自由流动尤其是劳动力的自由流动，使要素可以向具有比较优势的区域集聚，劳动力可以向工资更高、就业机会更多的地方迁移，缓解了要素和产业结构之间的不匹配程度，也为县(市、区)发展第三产业提供了条件。而政府合作之所以未能缓解资本的扭曲度，可能是因为现阶段资本的稀缺性仍占主导以及资本在短期内能够实现“短平快”类型的制造业发展[33]，导致以辖区财政利益最大化和晋升利益最大化的地方政府之间仍存在着激烈的资本竞争，资本要素市场受制于地方政府的行政干预，造成了资本与地区生产要素禀赋相背离。

表4 地方政府合作影响城市群产业结构升级的机制检验

(五)动态趋势分析

为进一步分析地方政府合作对城市群产业结构升级的长期影响，将县(市、区)加入长三角城市经济协调会的时间虚拟变量分解为加入后的4个年份，根据拓展模型(2)进行回归，估计结果如表5所示。第(1)列结果表明，从县(市、区)地方政府之间合作的初期到合作后4年，政府合作从整体上始终有利于县(市、区)产业结构的合理化，即使这一影响随着年份有所起伏。列(2)的结果表明，地方政府合作不仅对县(市、区)产业结构的高度化产生显著的长期影响，而且从估计的系数结果来看，这一影响效应逐年加强。

表5 地方政府合作影响城市群产业结构升级的动态趋势

综合上述机制分析和动态影响效应的结果可以得出：在县(市、区)加入长三角城市经济协调会之后，要素可以在产业内和产业间自由流动，降低了要素的重置成本，缓解了地区发展比较优势产业和合理布局地区产业的生产成本压力，有利于地区产业结构的合理化。另外，生产要素的流动尤其是劳动力的自由流动促使人力资本和产业在城市集聚，并通过人力资本的创新和溢出效应,以及本地市场需求效应对经济中高附加值行业的提升作用高于低附加值行业[34]，使地区产业结构逐渐向高附加值行业进发[24]，进而提升了地区产业结构的高度。

六、结论与政策启示

长三角地区产业结构升级在中国经济质量体系的转变中具有举足轻重的地位，2019年《长江三角洲区域一体化发展规划纲要》更是印证了长三角地区对引领全国高质量发展、建设现代化经济体系的重大意义。然而，在辖区财政利益最大化和政治晋升最大化两位一体的政府竞争制度背景下，中国城市群的发展会受到一定程度的限制，难以发挥城市群在国家现代化建设大局和全方位开放格局中的战略地位。作为市场机制下地方政府自发自愿成立的跨区合作组织，长三角城市经济协调会打破了地方保护主义，为地方政府从竞争走向合作提供了交流平台，这有利于实现要素在地区之间和产业之间的自由流动以及优化配置,从而促进了城市群的产业结构升级。

本文将长三角内的地区加入长三角城市经济协调会这一政府合作组织为一项准自然实验，基于长三角三省一市135个县(市、区)1999～2017年的数据，运用双重差分法检验地方政府合作是否有利于城市群产业结构升级。结果显示，加入长三角城市经济协调会不仅有利于长三角地区产业之间的合理发展，而且促进了长三角地区从传统产业向高新技术和高附加值的产业结构转变。本文的主要结论在进行多种稳健性检验之后依然成立。地方政府合作和城市群产业结构升级之间的关系受到地区行政等级和金融危机的影响。进一步地，为了分析地方政府合作影响城市群产业结构升级的机制渠道，本文测度了长三角各县(市、区)的资本配置扭曲度、劳动力配置扭曲度以及要素配置总扭曲度，并考察了地方政府合作对三者的影响，发现县(市、区)加入长三角城市经济协调会之所以能够实现产业结构升级，主要是因为地方政府合作缓解了县(市、区)的劳动力配置扭曲和要素配置总扭曲。另外，本文还考察了地方政府合作对城市群产业结构升级的长期影响，发现地方政府合作始终有利于长三角地区产业结构合理化和产业结构高度化，而且地方政府合作对后者的影响效应逐年增强。

基于上述结论，本文得到如下政策启示：第一，未来要发挥城市群在国家经济战略中的重要作用，关键是在继续坚持市场在资源配置中占主导地位的基础上，正确引导地方政府在区域经济发展和构建更加完善的要素市场化配置体制机制中的角色，尤其是培养地方政府之间的合作意识。通过创新区域合作协商机制，逐步消除地方保护主义，推动区域产业分工和跨区域资源配置，实现良性的府际竞合关系。第二，本文的结论也暗示着，政府之间的合作并不必然会缓解资本配置的扭曲，由于劳动力要素的流动亦需要资本的自由流动支撑，例如交通基础设施的建设就可以为劳动力要素在地区间和产业间的配置提供条件。因此，未来除了发挥地方政府合作在区域经济发展和要素配置中的积极作用外，还需要进一步完善市场、政府以及社会组织在区域治理和资本要素市场化改革中的功能互补。

注释：

①2020年5月14日，习近平总书记在中共中央政治局常委会会议中提出：构建国内国际双循环相互促进的新发展格局，需要我们充分发挥体制机制优势，努力在关键领域实现突破。产业是根基，链接全球要实施产业基础再造和产业链提升工程，巩固传统产业优势，强化优势产业领先地位，抓紧布局战略性新兴产业、未来产业，提升产业基础高级化、产业链现代化水平，尤其要利用我们全球最完备产业配套体系和超大规模市场的独特优势，做全球产业链、供应链的“稳定器”。

②详见2019年中共中央国务院印发的《长江三角洲区域一体化发展规划纲要》。

③例如，2005年和2013年长三角城市经济协调会第六次会议和第十三次会议，分别提出与“推动区域内生产要素合理流动”和“促进经济要素自由流动”相关议题。

④例如2011年的长三角城市经济协调会第十一次联席市长会议。

⑤例如2010年的长三角城市经济协调会第第十次和2013年第十三次联席市长会议。

⑥参考张学良等(2017)的研究思路，采用县级单位作为样本主要是考虑到本文的时间区间较长，只采用41个地级市进行实证分析会出现大T小N的情况，从而影响估计结果。此外，以县级单位进行估计从经济层面上讲本身也比地级单位更加准确。我们将每个地级市的所有市辖区作为一个分析单元，将下辖的每个县或县级市也作为一个分析单元，这样共有135个县(市、区)。当某个地级市加入协调会时，我们认为其所含的县(市、区)都加入。对于行政区划的变动，本文也做了相应调整。

⑦限于篇幅，正文中略去了第2～5种稳健性检验中的表格部分，读者如若感兴趣，可联系作者索取。

⑧以上海市，江苏省南京、无锡、常州、苏州、南通、扬州、镇江、盐城、泰州，浙江省杭州、宁波、温州、湖州、嘉兴、绍兴、金华、舟山、台州，安徽省合肥、芜湖、马鞍山、铜陵、安庆、滁州、池州、宣城等27个城市为中心区。

⑨限于篇幅，正文中未报告表格中的回归结果。