长三角体育产业一体化的经济增长新动能成效——基于政策效应与集聚经济的判断

王晨曦，李海杰

随着长三角一体化发展上升为国家战略，体育产业协作同时被纳入重点工作范畴之内，这标志着借助于长三角一体化合作框架这一机遇，长三角体育产业发展踏上高质量一体化发展的新征程。作为我国体育产业的发展引擎，长三角是最早实施体育产业区域协作的地区。经济高质量发展背景下，长三角体育产业对培育体育产业增长极以及区域经济增长新动能的贡献越发突出。2018年，长三角地区体育产业总规模达8 620 亿元，占当年全国体育产业总规模的32.4%，体育产业增加值达到2 948 亿元。同年，长三角地区体育产业一体化发展推进会落实了先前计划的“共同促进体育产业联动发展”任务，审议并原则上同意了《长三角地区体育产业一体化发展三年行动计划（2018—2020 年）》。这意味着，长三角体育产业从区域产业协作向更高质量的发展要求迈进。本文从区域体育产业发展趋势、区域体育产业一体化内涵和区域体育产业一体化与经济增长的关系方面，探讨区域体育产业一体化的政策效应与集聚经济。将长三角体育产业一体化作为一项区域体育产业布局政策，对其实施准自然实验，采用倾向得分匹配双重差分法，依据长三角体育产业协作对经济增长因果效应的估计，判断长三角体育产业一体化发展能否成为经济增长新动能。

1 文献综述、理论框架与研究假设

1.1 文献综述

1.1.1 区域体育产业发展的趋势 从时间演变来看，区域体育产业发展趋势由最初单一化地强调区域体育产业合作，逐渐向区域体育产业协同发展、融合化发展和集群化发展方向演变[1-4]。体育产业发展日益强调空间区位叠加集聚经济的发展模式，发挥政策宏观调控与市场多元主体的作用[5-6]。利用体育产业政策手段，形成以运动休闲特色小镇建设探索体育产业精准扶贫与创新业态路径[7-8]；以国家体育产业基地建设促进产业融合，发挥集聚经济效应[9]；以社会资本投入扩宽融资渠道，激发体育市场活力，培育体育产业新业态，催生体育产业集群[10]。区域体育产业一体化发展无疑是体育产业协同发展、融合化发展和集群化发展的空间和载体，其实践与落实使体育产业融入经济高质量发展框架中，让体育产业成为区域经济增长的新动能。

1.1.2 区域体育产业一体化的内涵 戴健等[11]在对长三角地区竞技体育一体化的论述中，将“一体化”界定为制度约束下体育资源的充分流动。周清明等[12]则认为，区域体育产业一体化作为一种产业区域协作发展方式，目的是为促进区域内体育产业生产要素和产业产品的有效配置与自由流动。新时代新发展理念下，结合区域经济一体化内涵与体育产业特性，廉涛等[13]将长三角体育产业一体化视为一种制度创新过程，具体过程为区域内政府通过打破行政边界，利用协议等构建出具有约束力和行政管理能力的产业合作组织，从而获利。自区域体育产业一体化被提出后，学者对其概念与内涵的界定从完全借鉴区域一体化，到遵循体育产业自身发展规律，从实践出发将区域体育产业一体化视为一项产业布局政策，解析其内部运行机制以及集聚经济效应。

1.1.3 区域体育产业一体化与经济增长的关系 学者将促进长三角地区一体化高质量发展的经济影响总结为：有利于优化区域资源的合理配置，形成区域的协同创新机制，增加劳动就业和提高就业质量，由此提升企业经济效益，推动区域经济增长[14-16]。曹可强[17]指出，区域体育产业一体化是在区域经济一体化背景下的必然趋势，是经济集约化发展和体育产业合理化布局的需要。孙立海等[18]指出，良好的经济社会基础和外部动力能够支持体育产业一体化，从而带动经济增长。孙雷鸣[19]指出，构建体育一体化发展的实质是，借此发展形态衍生出区域体育发展新思路，强化城市间的产业经济联系，促进区域经济发展。由此看出，政府政策效应与市场主体集聚化是推动区域体育产业一体化的主要路径，企业之间的跨地区联动发展和集聚化发展所产生的集聚经济，将激发经济增长的内生效应，而政府干预性手段只能驱动经济增长的外部环境优化。梳理文献发现，产业结构高度化、金融融资能力、产业规模化程度、固定资产投资、财政收入和财政支出等可以综合反映一个区域的发展水平，而各城市间这些方面的差异往往导致政府政策效果不同[20-21]，即长三角体育产业一体化对城市经济增长的政策效应或因城市发展水平不同而不同。综上所述，提出假设1：长三角体育产业协作能够推动区域经济增长；假设2：区域发展水平会影响长三角体育产业协作对经济增长的政策作用。

1.2 理论框架

1.2.1 区域体育产业一体化的政策效应 正处于成长期的体育产业，需要依靠具有针对性的体育产业政策来弥补市场失灵以及市场无法自组织运行的固有缺陷，通过强制性的制度变迁、宏观调控的体育产业政策等政府直接干预与间接诱导的手段来缩短体育产业的赶超时间，实现体育产业的高质量发展[22]。从产业政策类型来看，区域体育产业一体化属于体育产业布局政策，具体又是一种产业集中发展战略选择[23]。该战略通过政府规划的方式，将拟重点发展的体育产业集中于所规划区域内，既可以发挥由体育产业集中布局所产生的规模集聚经济效益，又可以方便今后政府扶持体育政策的实施。

区域体育产业一体化发展在起步阶段时，以政府为主导的一系列地区产业合作框架、合作协议、协作组织的达成与发展共识，将体育产业变革、制度创新和政策合力存在的深层次隐性效益转化为实际收益，以弥补市场机制在布局政策实施过程出现的过度竞争、垄断行为和资源浪费等固有弊端。长三角体育产业一体化发展实践，正是以政府政策为主导，在已联合江、浙、沪、皖“三省一市”所共同搭建的体育产业协作框架基础之上，定期召开协作会议，签订产业协作协议与合作项目，稳步落实长三角体育产业高质量一体化发展。

1.2.2 区域体育产业一体化的集聚经济 区域体育产业一体化效益获得的关键是，培育企业成为体育产业协同联动的主体，依靠政策红利推动以企业为主体的产业项目合作，形成区域体育企业的自组织发展机制，与政府政策等干预手段相结合，共同建立推动区域体育产业一体化的发展机制[24]。体育产业一体化，使地区内众多体育企业具有空间关联性，可以共享市场、技术、信息、人才等产业要素，政策规划内的体育企业因此获得外部经济和规模经济效益。区域体育产业一体化框架内的企业之间形成良性互动的有序关联，由此带来的竞争压力有利于促进区域内企业的创新能力、加速体育产业结构优化升级，触发市场主体的协同合力，发挥区域体育产业一体化的集聚经济效应。

实施体育产业一体化的区域内，聚积了大量社会资本、经济资源和体育企业，人力资源、物质资源、信息技术等生产要素处于流动、共享状态，因而克服了传统体育产业发展中的部分机会主义行为，为区域内体育企业搭建了服务交流平台与发展载体，降低了体育企业交易成本，有利于建立区域体育产业的长效协作机制。可见，推动体育产业协作机制向市场主体为主导转变，是体育产业一体化进程的关键。随着长三角体育产业发展由区域协作向体育产业高质量一体化演化，其发展机制已从政府为主导逐渐转向以市场主体为核心的发展机制，政府干预作为宏观调控方式弥补市场失灵等缺陷[25]。长三角地区是我国开展区域体育产业协作与体育产业一体化的先行示范区，凭借政策红利以及区位条件，长三角“三省一市一院”秉承合作、互利、共赢的理念，激发区域体育产业集聚经济效应。因此，基于对区域体育产业一体化产生的政策效应与集聚经济的理论分析，为了客观判断长三角体育产业一体化能否成为经济增长新动能，本文将采用双重差分模型的构建思路，提出假设3：长三角体育产业一体化能够成为经济增长新动能。

2 长三角体育产业一体化的内涵与实践

2.1 长三角体育产业一体化的基本内涵

依照区域经济一体化内涵，即打破区域内的行政壁垒，使人才、技术、资金等生产要素实现无障碍、自由充分流动[26]，长三角体育产业一体化本质仍是促进体育产品跨地区自由流动和生产要素跨地区有效配置。但是，仅依照区域经济一体化本质的把握对长三角体育产业一体化作概念界定与内涵解释缺乏社会经济发展背景、体育产业特性和实践指导性。本文从区域体育产业一体化政策效应与集聚经济角度界定长三角体育产业一体化，是以长三角一体化和体育产业高质量发展政策框架为主导，长三角地区政府打破行政壁垒，建立具有行政约束力、协作机制和管理制度的体育产业协作组织，以召开会议、项目合作、课题研究等合作形式获取体育市场结构变动的利润。长三角体育产业一体化基本内涵要从政策、制度、环境、实践角度把握。基本内涵主要表现在3个方面：（1）以经济高质量发展为理念的质量变革、效率变革和动力变革；（2）以长三角一体化为依托的“长三角+体育”整体能级跃升；（3）以体育产业高质量发展为指导的体育市场多元主体间的协同联动、集约化发展、高效率发展和创新化发展。

2.2 长三角体育产业一体化的实践

长三角一体化发展要打破行政壁垒，让市场要素在区域内自由流动，长三角体育产业在资源共享、协同联动和区域协作方面具有优势。秉承合作、互利、共赢的理念，长三角地区体育产业在跨政府联动的合作机制下，积极创新合作方式、丰富合作内容，体育产业发展成果显著，且每年定期召开体育产业协作会议，签署、达成了多项协议、计划和合作项目。如召开长三角地区体育产业一体化发展推进会、协作会议、集团高层专题会议和高峰论坛等；制定《长三角地区体育产业一体化发展三年行动计划（2018—2020年）》《长江三角洲汽车运动产业一体化发展合作框架协议》《长三角地区体育产业一体化发展规划（2021—2025 年）》等；部署长三角体育产业联盟建设、长三角体育产业统计一体化、长三角体育服务综合体建设、长三角汽车自驾线路及运动营地建设、长三角体育产业一体化发展规划研究和长三角地区体育产业大数据平台建设等重点项目。未来各方将进一步增强体育产业协同联动的顶层设计，发挥区域体育产业政策效应，创建政府部门、企业单位、社会组织三大主体的协作机制，基于长三角体育产业协作经验，稳步推动长三角体育产业高质量一体化发展。

3 研究方法、变量说明及数据处理

3.1 研究方法

3.1.1 双重差分方法 双重差分法（DID）广泛应用于政策实施前后的效果评估。学者在西部大开发政策、产业政策、低碳试点政策和区域一体化等政策、制度的效果评估中普遍使用此方法[20，27-29]。2018 年9月，长三角体育产业一体化发展被正式提出，而从2012 年达成的长三角体育产业协作发展共识便是长三角体育产业一体化发展的雏形阶段。依据长三角体育产业协作对经济增长的因果效应，将长三角体育产业一体化发展作为一项准自然实验，判断长三角体育产业一体化发展能否成为经济增长新动能。2012 年年末，召开首次长三角体育产业协作会议是区域体育产业发展升级的开始，考虑到实操中的时间滞后性，以2013 年作为长三角体育产业一体化发展的处理时点，可以有效判断长三角体育产业一体化发展对经济增长发挥的作用。本文将纳入长三角体育产业协作框架的城市作为实验组，将未纳入的城市作为对照组，在满足平行趋势假设的前提下，即首次长三角体育产业协作会议刺激时点之前，2 组的经济增长变量具有相同的“时间效应”，首次长三角体育产业协作会议刺激后2 组经济增长的变化情况就是“长三角体育产业协作效应”。由此构建面板双重差分模型为：

式中，lngdpit为城市i在时期t的经济增长；integrationit为长三角体育产业一体化虚拟变量，2013年纳入长三角体育产业协作框架的城市或已经达成协作的城市取值为1，未纳入长三角体育产业协作框架的城市取0；yearit为时间虚拟变量，2013 年以前取值 0，2013 年之后取值为1；Xit、εit分别为控制变量和随机误差项。

3.1.2 倾向得分匹配 为了尽可能缩小组间差异，采用罗森鲍姆等提出的倾向得分匹配法（PSM），通过协变量降维得到倾向得分值。本文用以匹配的倾向得分为：

式中，Xi为第i个城市的协变量集，经济结构、资本积累等经济增长基础要素是长三角体育产业一体化发展和区域经济发展的重要条件，因此选取产业结构高度化（sh）、工业化水平（il）、金融融资能力（fd）、产业规模化程度（sd）、固定资产投资（fa）、居民储蓄能力（sc）、财政收入（fr）和财政支出（fe）作为协变量；F（Xi）为线性函数；F[·]是 Logit 函数。式（2）通过Logit 函数将多个协变量进行降维得到i城市纳入长三角体育产业一体化框架的概率，即倾向得分Pi（X）。

本文匹配的时点为处理时点2013 年，即在2013年未纳入长三角体育产业协作框架的城市中选出与纳入城市倾向得分值相近的个体作为对照组。通过式（1），对匹配后的对照组和实验组采用双重差分估计，可测变量也加入模型中进行估计。经过上述过程，可以较为准确地估计长三角体育产业协作对经济增长的平均影响，但是协作框架的作用效果每年并不是平均的。因此，将在式（1）的基础上加入时间虚拟变量和交互项，估计长三角体育产业协作对经济增长的动态效应，以此判断长三角体育产业一体化发展对经济增长产生的综合效应。

3.2 变量说明

（1）被解释变量。实证研究的重点是长三角体育产业协作对城市经济增长的影响，除了研究政策实施期内产生的平均影响外，还将重点考察动态效应，同时参考世界银行将地区人均生产总值作为经济发展水平的指标，即本文被解释变量。

（2）核心解释变量。核心解释变量为长三角体育产业协作虚拟变量和时间虚拟变量的交互项，政策处理时点为2013 年。对2013 年纳入到长三角体育产业协作框架的地级市赋值为1，其余地级市赋值为0。由于上海市属于直辖市，难以匹配到相适应的对照组，因此本文在实证样本中排除上海市，对江苏省和浙江省24个地级市赋值为1。

（3）控制变量。为了控制其他因素在政策效应中的影响，同时尽可能减小共线性所带来的估计偏误，本文采用逐步回归法，最终在经济结构、经济活力、资本积累、财政收支4 个方面各选取2 个控制变量加入模型[30]，分别为产业结构高度化、工业化水平；金融融资能力、产业规模化程度；固定资产投资、居民储蓄能力；财政收入、财政支出（见表1）。经济结构方面，产业结构优化升级可以促成产业关联效应和产业扩散效应的发挥，保持和推动经济增长，因此采用“第三产业与第二产业产值比”衡量产业结构高度化水平，采用“第二产业占GDP 的比重”刻画工业化水平。经济活力方面，企业贷款与我国经济发展相适应，贷款数量反映经济韧性，而企业利润更直接反映经济状况，因此通过计算“年末金融机构各项贷款余额/地区GDP”刻画金融融资能力，采用“规模以上工业企业利润总额/地区GDP”衡量产业规模化程度。资本积累方面，古典经济增长理论说明，投资力量对物质资本积累速度有直接影响，从而对经济增长具有促进或抑制作用，因此以“固定资产合计/地区GDP”度量固定资产投资水平，以“城乡居民储蓄年末余额/地区GDP”衡量居民储蓄能力。财政收支方面，与其他影响经济增长的因素相比，政府干涉对经济增长的影响更为根本，因此采用“地方财政一般预算内收入/地区GDP”衡量财政收入水平，采用“地方财政一般预算内支出/地区GDP”衡量财政支出水平。

表1 准自然实验相关变量及计算方法Table1 Related Variables and Calculation Methods of Quasi Natural Experiment

3.3 数据来源与处理

选取2013 年作为政策处理的时间节点，将2013年纳入长三角体育产业协作框架的城市作为实验组。长三角发展规划期从2009年开始生效，本文实验数据选取范围为2009—2017年我国地级及以上城市数据，均来源于2010—2018 年《中国城市统计年鉴》和各省份统计年鉴。最终，选取数据完善的230 个城市作为实验数据，同时根据各省份GDP平减指数对地区人均GDP 进行测算，得到以2009 年为基期的地区人均生产总值。

4 长三角体育产业协作对经济增长的准自然实验结果

4.1 倾向得分匹配效果

倾向得分匹配选取的实验组为2013 年时新纳入及已经纳入长三角体育产业协作框架的城市，对照组为2013年时未纳入长三角体育产业协作框架的206个城市，其中已删除2013年后纳入长三角体育产业协作框架的城市。平衡性假设检验结果显示，样本匹配后可以减小实验组和对照组样本协变量的偏差，除产业规模化程度变量sd外，其余匹配变量的差异不明显，因此经过匹配的对照组是理想的筛选样本（见表2）。实验组和对照组通过Logit 模型在匹配前后的倾向得分密度分布显示，实施匹配后2 组的倾向得分分布情况基本一致，说明2 组样本的初始特征相似（见图1）。

表2 平衡性假设检验结果Table2 Balance Hypothesis Test Results

图1 倾向得分匹配前后实验组和对照组倾向得分分布对比Figure1 Comparison of Tendency Score Distribution Between Experimental Group and Control Group Before and after Propensity Score Matching

4.2 长三角体育产业协作对经济增长的平均影响效应

对倾向得分匹配后的样本进行双重差分估计，分别验证长三角体育产业协作对区域经济增长的平均影响效应，构建如下固定效应模型：

式中，lngdpit为第t年i城市的经济增长水平；Xit为文中设置的8个控制变量。采用强面板数据进行双重差分回归并且控制个体效应，因此政策处理虚拟变量将以μi，即个体效应的形式体现在模型中，最终将体现在常数项，并不会影响回归处理结果。在对式（3）计算估计时，分别设置未加入控制变量的模型进行对照，所得交互项系数均为2013—2017 年间长三角体育产业协作对经济增长的平均影响效应（见表3）。

表3 长三角体育产业协作对经济增长的平均影响效应Table3 Average Effect of Sports Industry Cooperation on Eco‐nomic Growth in Yangtze River Delta

平均影响效应的回归结果显示，2个模型的整体显著性均较良好，但在模型拟合程度方面，模型1整体显著性较弱，模型2更具有说服力。模型2的交互项integeryear系数在1%显著性水平下为正，说明长三角体育产业协作推动了区域经济增长，假设1得证。控制变量方面，金融融资能力和产业规模化程度对城市经济增长作用不显著。我国城市更多依靠合理配置现有生产要素和产品高附加值化、高技术化、高集约化、高加工化等来提高经济效益。产业结构高度化对城市经济增长具有显著促进作用正说明了这一点，尽管工业化水平对城市经济增长的作用较小，但其也在1%显著性水平下推动了经济增长。固定资产投资和居民储蓄能力分别在1%和5%显著性水平下抑制了城市经济增长。随着产业转型升级，资本密集型与技术密集型产业比重将上升，劳动密集型产业比重将持续下降，负向结果说明目前城市投资与发展需要不相符。居民储蓄越多，一方面说明人们拥有更多的可支配收入和理财资金；另一方面，对经济增长需要来说，表明人们的消费观念需要进一步转变。财政收入和财政支出显著推动了城市经济增长，财政收入较支出的推动作用明显，验证了有为政府对经济增长有明显的推动作用。在国家治理体系和治理能力现代化建设中，未来高质量政策的颁布，将是影响经济增长更重要的因素。

4.3 长三角体育产业协作对经济增长的动态影响效应

模型1 和模型2 只评价了长三角体育产业协作后（2013—2017 年）较协作前（2009—2012 年）经济所受的长期内平均影响，而无法评估短期政策效果。因此，对式（3）进行扩展，构建模型（4）对动态影响效应进行分析：

式中，year2014、year2015、year2016、year2017 分别为2014—2017 年的时间虚拟变量。由式（4）可以看出，2014 年实验组和对照组的经济增长变动分别为β0+β1+β5和β0+β5，经济增长变动的差异β1，即为2014 年长三角体育产业协作对经济增长的动态影响效应，其他年份动态影响效应同理。

回归结果显示，两模型解释变量具有相似的作用系数及显著性，加入控制变量的模型（模型4）拟合效果优于未加入控制变量的模型（模型3）（见表4）。模型4 的交互项回归结果显示：分别表示2014、2015 年动态影响效应的交互项Integration×year2014、Integration×year2015系数不显著，但影响效应逐年增强；2016年交互项Integration×year2016系数为正，且通过了5%显著性检验，说明长三角体育产业协作对经济增长的推动作用具有明显的滞后期，滞后期约为2 年；2017年交互项Integration×year2017系数急转为负，说明长三角体育产业协作经济增长效应失效期较短，显著作用期仅为1 年。整体而言，长三角体育产业协作形成之后，协作对城市经济的推动作用逐年增强，直到2016年才表现出显著的推动作用，然而协作影响效应在1年之后失效。一方面，结合2017年各城市体育产业固定资产投入实际发现，2017年民营经济和社会力量更加活跃，各城市纷纷加大了体育产业资本投入，如温州开始联合社会力量办体育试点后，社会资本在体育设施建设、人才培养中投入激增，这些资本在短期内抑制了经济增长。另一方面，浙江省和江苏省人均GDP 在2013—2016 年间稳步增长，均值由约71 534元升至约89 273 元，而2017 年两省人均GDP 降至约88 978 元，一定程度上影响甚至掩盖了长三角体育产业协作对经济增长的作用，造成了短期内协作与经济增长之间的不平衡。依据长三角体育产业协作后经济效应呈现的增强趋势来看，协作对经济增长的影响效果将在未来几年内显现。

表4 长三角体育产业协作对经济增长的动态影响效应Table4 The Dynamic Effect of the Yangtze River Delta Sports In‐dustry Collaboration on Economic Growth

4.4 区域发展水平对长三角体育产业协作效应的影响

前文论证了长三角体育产业协作有利于推动区域经济增长。但是，城市间的差异除是否参与长三角体育产业协作之外，长三角城市间也存在多方面差异，因此有必要检验这些差异对长三角体育产业协作经济效应的影响。控制变量中，产业结构高度化、金融融资能力、产业规模化程度、固定资产投资、财政收入和财政支出等指标均是衡量区域发展水平的重要指标。故模型5 加入了上述指标与integeryear交互项，从多方面衡量区域发展水平对长三角体育产业协作效应的影响。

模型5 回归结果显示，区域发展水平会影响长三角体育产业协作对区域经济增长的政策效应，假设2得到验证（见表5）。长三角体育产业协作对区域经济增长的政策效应虽然不受金融融资能力和政府支出的影响，即不存在随两者变动而变动的政策边际效应，但体育产业发展既需要有一定规模的资本支撑，也需要积极的政策扶持，故今后仍需要加强体育产业产融结合和维持政府扶持长期化。产业规模化程度的提升，有利于长三角体育产业协作发挥区域经济增长的政策效应，即规模以上工业企业利润较高的城市参与到长三角体育产业协作中，能够获得更显著的地区经济增长效果。《长三角体育产业蓝皮书（2016—2017）》数据显示，体育用品及相关产品制造对长三角地区体育产业增加值贡献最大，所占比例为42.1%；作为体育产业核心业态的体育竞赛表演活动，对长三角地区体育产业贡献度较小，仅为1.9%。国家产业转型升级背景下，体育产业的发展并不仅是简单地从制造业向服务业演进，更重要的是在突出高质量提质增效导向下，实现体育用品和装备制造业创新驱动。当前，企业科技自主创新能力与产业高质量发展要求不相适应，要想提升产业链与价值链，提升体育制造业供给体系质量，就必须坚持创新驱动，改造传统生产手段和方式，加速推动体育制造业向数字化、智能化和智慧化发展。产业结构高度化、固定资产投资均能显著增强长三角体育产业协作对区域经济增长的政策效应，但作用稍弱于产业规模化程度。产业结构优化的重要特征之一，即产业高集约化和高加工度化，而这都需要合理配置生产要素为基础。固定资产更丰富的地区，拥有更多可调控资源，通过扩大生产规模、调整产业结构等从政策红利中获益。长三角体育产业协作为体育产业市场主体和社会组织提供了良好的发展环境，激发了市场主体活力，创造了大量就业机会，从而推动区域经济增长。财政收入的交互项在5%显著性水平下显著为负，即长三角体育产业协作对区域经济增长的政策效应会随着财政收入的提高而边际递减。从长远目标出发，政府低额税收将为体育产业发展初期提供积极的政策环境，更多的流动资本将有利于体育产业所需的生产核心要素集聚，从而促成体育产业由弱到强的转变，在经济增长极形成之后，体育产业对经济增长的带动作用将随之加强。

表5 长三角体育产业协作政策效应受各种因素的影响情况Table5 The Effect of the Yangtze River Delta Sports Industry Coordination Policy Affected by Various Factors

4.5 稳健性检验

借鉴王鹏等[20]的研究方法，通过改变匹配的具体方法，验证实证结果的稳健性。前文应用一阶邻近匹配方法进行了倾向得分匹配，若匹配所得实验组和对照组双重差分结果稳健，则应用匹配精度更高的核匹配进行双重差分会得到相似结果。因此，本文仅做以核匹配取代一阶邻近匹配来获得实验组和对照组的改变，然后进行双重差分。核匹配双重差分结果显示，交互项在10%显著性水平下显著为正，证明长三角体育产业协作对区域经济增长有正向推动作用（见表6）。由此可判断，长三角体育产业一体化能够成为经济增长新动能，假设3 得证，该结果与前文结果一致，说明结果较为可信。

表6 模型稳健性检验结果Table6 Model Robustness Test Results

5 结论与政策启示

5.1 结 论

运用倾向得分匹配双重差分法（PSM-DID），从全国230 个地级市中选出纳入长三角体育产业协作框架的24 个城市作为实验组个体，利用2009—2017年面板数据，实证分析长三角体育产业协作对城市经济增长的影响。以2013 年作为政策分析时点，研究结果表明：（1）政策平均效应结果显示，长三角体育产业协作对城市经济增长具有显著正向影响，且该结果通过了稳健性检验；（2）动态影响效应检验结果显示，在政策实施后，长三角体育产业协作对经济增长的推动作用逐渐加强，但该影响具有明显的滞后期，滞后期约为2 年；（3）区域发展水平会影响长三角体育产业协作对经济增长的政策效应。其中，城市金融融资能力和政府支出对政策效应不会产生影响，产业规模化程度、产业结构高度化、固定资产投资均能显著增强长三角体育产业协作对城市经济增长的政策效应，而城市财政收入的提高会使该政策效应边际递减。由此依据长三角体育产业协作对经济增长的影响，以及区域体育产业一体化政策效应和集聚经济，判断长三角体育产业一体化能够成为经济增长新动能。

5.2 政策启示

长三角体育产业一体化发展在区域一体化、经济高质量等国家经济发展背景下，既要遵循体育产业内在发展规律，也要把握体育产业发展的外部环境变化，使内外形成有序的合力，以更具有创新性、调控性的政策与制度引领长三角体育产业一体化发展变革、顶层设计和市场建设。从区域体育产业政策效应与集聚经济来看：（1）重视产业政策、产业规划顶层设计，加强落实机制、管理机制、保障机制，以政策效应引领长三角体育产业高质量一体化发展；（2）加强区域内政府之间的体育产业合作，打破政府壁垒，促进体育资源优化配置与生产要素自由流动，实现项目、信息、技术、资源等社会资本的通畅性和共享性，形成区域体育产业发展合力；（3）地方政府科学调控体育产业市场，既要整合区域内体育产业经济实体，又要保持合理的体育产业集聚度，避免集聚过度或集聚不足，使长三角体育产业能够深度挖掘并发挥三省一市的潜在优势，推进对接协作，理顺一体化发展链条；（4）规划长三角体育产业一体化实操空间，在实体空间内搭建协同合作与良性竞争的市场运作规则，健全长三角体育产业一体化市场体系，推动区域经济增长。