工业用地空间错配对长三角城市群产业分工的影响研究

杨莉莉，王 健，吴 群，2

（1.南京农业大学公共管理学院，江苏 南京 210095；2.南京农业大学中国资源环境与发展研究院，江苏 南京 210095）

城市群是承载发展要素的主要空间形式，同时也是参与国际竞争和区域竞争的主体形态。为推进城市群建设，中共二十大报告提出，各地区要走合理分工、优势互补的路子，形成高质量发展的区域经济布局，产业分工成为推进城市群高质量发展的重要抓手。长三角是中国最具发展潜力的地区之一，贡献了全国GDP的近四分之一，但也面临分工不明、结构趋同等问题[1]，制约了长三角一体化高质量发展。为此，《长江三角洲区域一体化发展规划纲要》（以下简称《纲要》）明确指出，要引导长三角地区产业分工协作，逐渐形成中心区高端制造业汇集、一般制造业向非中心区转移的布局形态。现有研究表明，财政分权制度、政绩考核制度等体制因素，以及自然条件、要素禀赋等非体制因素，会对产业分工产生影响[2-3]。工业用地作为政府招商引资工具和重要生产要素，兼备体制因素和非体制因素双重特征，其在空间上的配置不可避免的会影响到产业分工。

过去一段时期，为了落实区域平衡发展战略，中央政府实施了偏向中西部的土地供给政策，导致东部地区工业用地短缺和中西部地区工业用地过剩并存，阻碍了产业的适度集聚和全要素生产率提升[4]。然而，现有研究却忽视了该政策的后半程，即中央政府将土地向经济发展相对落后的中小城市倾斜配置，这使得长三角城市群不同经济发展水平的城市间，同样存在建设用地配置不均衡问题。《中国国土资源统计年鉴》数据显示，2006—2017年，长三角地区经济相对发达的中心城市国有土地供应份额由62.58%降至49.30%，经济相对落后的外围城市由37.42%涨至50.70%。受分税制改革和政绩考核影响，以地引资成为多数地方政府的理性选择，各地方政府竞相大规模出让工业用地[5]。在此背景下，中心城市面临建设用地指标约束，使得工业用地的配额随之下降，相反，外围城市凭借丰裕的建设用地指标，获得了远超过其经济发展所需要的工业用地数量，造成了工业用地空间错配局面。那么，在长三角城市群产业分工亟待深化的现实需求下，工业用地空间错配对长三角地区产业分工产生怎样的影响？影响机制是什么？回答这些问题，对优化长三角城市群工业用地空间配置格局、补充并完善产业分工实现路径具有重要意义。

自资源错配理论提出以来，土地资源空间错配问题越来越引起学者关注。其中，程升明等认为，土地资源空间错配表现为土地边际产出在地区间存在差异，并将要素价格的“扭曲系数”作为错配的衡量标准[6-7]。冯雨豪等指出，此方法虽符合经济学逻辑，却忽视了中国土地出让价格受政府干预的国情，而以土地的实际产出与潜在产出的差异来衡量错配更为科学[4]，这为本文提供了良好的经验。关于土地资源空间错配的经济效应，学者多从土地供给倾斜政策着手，考察全国层面的土地资源错配问题[8-9]，及其对城市产业转型升级的影响[10]。在已有研究中，仅有李宝礼等关注到了区域内部的土地资源空间错配问题，其研究证实，土地供给倾斜政策扩大了东部地区核心城市与一般城市的土地供给差距，导致环境污染由中心城市向一般城市转移[11]。古典经济学认为，资源的空间分布是决定区域产业分工的基本因素之一[12]。工业用地作为产业发展的空间载体，其在空间上的配置也会对产业分工产生影响，但鲜有学者关注到这一点。另外，既有研究建立起工业地价与产业转移[13]、产业转移与产业分工[14]的独立分析框架，工业地价可以理解为工业用地数量的函数，工业用地空间错配是工业用地数量配置不合理的表现。因此，有必要建立起“工业用地空间错配—产业转移—产业分工”的联立分析框架，考察产业转移是否在工业用地空间错配与产业分工之间发挥传导作用。鉴于此，本文以长三角城市群为研究区，运用动态面板模型、中介效应模型，分析工业用地空间错配对产业分工的影响差异及作用机制。最后，基于研究结论提出重点经济区缓解工业用地空间错配，促进产业分工深化的政策启示。

1 理论分析

1.1 工业用地空间错配对产业分工的直接影响

根据城市群产业分工演进路径，制造业层面的产业分工表现为高技术生产制造业向中心城市集聚、低技术生产制造业向外围城市集聚并各自形成专业化生产[15]的特征，这与《纲要》提出的产业分工导向契合。在比较优势理论和经济地理学框架下，产业分工的形成有赖于要素的自由流动和高效配置，任何违反资源高效配置的行为都有可能抑制比较优势的发挥，从而干扰产业的自然集聚与分工[16]。反观长三角地区工业用地配置情况，边际产出较高的中心城市工业用地配置不足，而边际产出较低的外围城市工业用地配置过多，这违反了资源高效配置原则，可能导致生产活动无法在适宜地区开展，增加了中心城市和外围城市发挥比较优势的成本和阻力[16]，从而不利于产业分工深化。

从分区域来看，就中心城市而言，一方面，其具备完善的市场环境和公共服务，大量要素资源在虹吸效应下集聚于此，成为高技术产业开展生产活动的理想场所。但是，土地要素配置不足可能导致中心城市无法承载其他要素集聚，容易引发城市拥挤效应，不利于高技术产业的集聚[4]。另一方面，工业用地供给具有“准入许可”的属性，新企业只有拿到地才能建厂生产。当中心城市因严格的用地管制减少工业用地供给时，意味着“准入许可”减少，这会限制新兴企业进入，形成高技术产业集聚的挡板效应[17]。就外围城市而言，由于地理区位、产业基础处于劣势地位，其在招商引资中面临较大的困难。当这些城市获得充足的工业用地资源时，利用土地供给作为重要政策工具招商引资成为地方政府的普遍选择[10]。同时，在中国式分权体制下，各地方政府均存在一定的引资偏好，表现为更愿意发展规模大、利润和税收高的产业[18]。因此，外围城市的政府纷纷利用土地要素优势非理性引进高利税行业，这容易导致地区间产业结构趋同，从而不利于产业分工深化。

由此，提出假说1：工业用地空间错配会对产业分工产生明显的负面影响。

1.2 产业转移的间接影响

产业转移指产业从某一地区迁往另一地区的过程，区域之间生产要素的价格差异是引起产业转移的重要因素[19]。黄金升通过建立包含地价的产业转移模型，证实了在其他因素不变的情况下，区域间工业地价差异越大，产业转移越有可能发生[13]。工业用地的资源禀赋影响了地区间工业用地的相对价格。金媛等指出，土地资源丰富的地区工业地价相对偏低，反之，土地资源匮乏也带来了工业地价的相对上涨[20]。因此，外围城市工业用地配置过剩使得地价相对偏低，而中心城市工业用地配置不足使得工业地价相对偏高，由此形成中心—外围的地价梯度。中国土地市场交易网数据显示，2008年以来，中心城市与外围城市工业地价差异逐渐扩大，2020年中心城市工业用地均价是外围城市的2.12倍。中心城市地价偏高挤压了企业盈利空间，为了维持利润率或者获得更高的利润率，企业选择向地租更低的外围城市转移，由此形成产业转出的推力；外围城市工业用地资源丰富，地价水平相对较低，低廉的用地成本成为吸引产业转入的拉力。因此，工业用地空间错配形成的地价梯度，能够推动产业由中心城市向外围城市转移。

产业转移是产业在空间上重新布局的现象，伴随着产业转移的发生，产业的分工格局相应做出调整。就中心城市而言，用地指标约束、地价上涨首先会使成本敏感型的中低端制造业优先转出。理论上，这有利于中心城市实施“ 腾笼换鸟”战略，将释放出的生产要素用于发展高技术产业，从而促进高端制造业集聚[21]。但是，能否取得预期效果，取决于区域内新兴产业是否形成一定规模，并能够替代转出的传统产业[22]。已有研究表明，长三角地区大部分新兴产业处于初创期或成长期，其替代传统产业的发展优势还不够成熟，在新旧产业的交替期可能会出现产业空心化现象[23]。与此同时，工业用地配置不足引致的地价过高，也会导致部分高端制造业被迫转出，弱化中心城市高端制造业的集聚趋势。就外围城市而言，作为主要的产业转入地，承接产业转入能够扩大区域内产业规模，有力促进区域经济发展。因而，在为增长而竞争的驱动下，各地方政府均存在积极承接产业转入的动机。为争夺有限的项目资源，各地方政府往往采取带有地方保护特色的，甚至是具有模仿性的产业政策来吸引产业转入[24]，这种“遍地开花”式承接产业容易导致产业在地理上分散分布，以及各地区承接产业同质化，继而不利于区域间产业分工深化（图1）。

图1 理论分析框架Fig.1 Theoretical analysis framework

由此，提出假说2：工业用地空间错配促进产业由中心城市向外围城市转移，从而对产业分工产生负面影响。

2 研究方法与数据来源

2.1 模型构建

考虑到产业分工是一个缓慢调整的过程，不可避免的受到前期产业发展的影响，为控制路径依赖可能产生的影响，同时有效解决因变量和自变量之间的内生性问题，本文采用动态面板GMM模型考察工业用地空间错配对产业分工的影响。模型设置如下：

为考察产业转移的中间影响机制，本文采用中介效应模型进行评估，具体模型设定如下：

式（1）—式（3）中：i为不同城市；t为不同年份；FRI为被解释变量，表示产业分工水平；LS为解释变量，表示工业用地空间错配；Trans为中介变量，表示产业转移指数；C为影响产业分工的其他控制变量；a、b、c为待估参数；µ和v分别表示个体和时间固定效应；ε为随机扰动项。

2.2 变量选取

2.2.1 被解释变量

产业分工指数（FRI）。目前产业分工衡量方法包括区位熵、Krugman专业化指数和地区专业化系数。相比前两者，樊福卓提出的地区专业化系数放松了“封闭经济”假设，将地区间贸易考虑其中，契合了贸易有助于分工形成的理论基础，且无论从行业角度还是地区角度，均能得出一致结论[25]。本文采用地区专业化系数表征产业分工水平，具体公式如下：

式（4）中：FRI为产业分工指数，其值越大，表明分工水平越高；n为城市群内地区个数；m表示行业个数；Eij为i地区j行业的产值。为刻画城市群高端制造业向中心城市集聚、中低端制造业向外围城市集聚的分工格局，借鉴宋德勇研究思路[26]，中心城市以高端制造业的分工指数衡量，外围城市以中低端制造业的分工指数衡量。其中，中心城市和外围城市的划分参考《长江三角洲地区区域规划（2010版）》，高端制造业、中低端制造业分类参考江飞涛等的研究[27]。

2.2.2 核心解释变量

工业用地空间错配（LS）。工业用地空间错配意为，当有限的工业用地资源在长三角地区各城市之间进行配置时，以经济效率最大化为原则，各城市根据其经济产出，工业用地使用量存在一个最有效的理论配置比例，若实际使用比例与理论最优比例偏离，则出现了错配。工业用地空间错配测度模型如下[4]：

构建包含工业用地要素的生产函数：

式（5）中：Y为工业产值；K、L、S分别为资本、劳动力和工业用地投入；α、β、γ分别为资本、劳动力、工业用地的产出弹性；A表示技术水平。

为避免异方差和多重共线性对模型作对数处理：

工业用地对工业产值的贡献率为：

式（7）中：ΔS、ΔY分别表示工业用地、工业产值的增长率。

根据工业用地对经济产出的贡献率，计算出不同地区工业用地扩张贡献的产值：

式（8）中：YiS为第i个城市工业用地扩张贡献的工业产值；Yi为第i个城市的工业产值。

根据不同城市工业用地扩张贡献的产值占全部样本城市工业用地扩张贡献产值的比重，计算各城市使用工业用地的理想比例：

式（9）中：Pi为第i个城市工业用地扩张贡献的产值占全部样本城市工业用地扩张贡献的产值比重；n为地区个数。

计算各城市工业用地理论最优配置量：

式（10）中：Qi*为第i个城市工业用地最优配置量，Qt为全部样本城市的工业用地配置总量。

安全系统在保障船舶正常运行方面发挥重要作用，能适用于轮机使用中，避免其受外界因素影响而出现故障。由于人为操作失误，在进行安全系统检验时，发现可能存在以下缺陷：一是燃气管道状态存在缺陷，如将通气管道转变成完全状态，则舱内空气遇明火容易爆炸。二是消防系统缺陷问题，如果不能保证消防系统始终处于良好工作状态，当遇到火灾时，会对人员安全造成威胁。

比较实际配置量与最优配置量的差异，得到工业用地空间错配程度：式（11）中：LSi为城市i的工业用地空间错配指数，其值越大，表明错配程度越严重；Qi为城市i的工业用地实际配置量。当表示工业用地实际配置量大于最优配置量，为过剩型错配；当表示工业用地实际配置量小于最优配置量，为短缺型错配。

2.2.3 中介变量

产业转移（Trans）。本文采用产业发展水平的相对变化量衡量产业转移程度，为剔除地区经济规模扩大带来的行业自然增长，加入地区经济规模占城市群总体经济规模的比重来修正[28]，具体公式如下：

式（12）中：i为不同城市；t为不同年份；E为制造业产值；G为经济规模，以GDP来表征。若Transit＞0，表明城市i在t年发生产业转入；若Transit＜0，表明城市i在t年发生产业转出；Transit绝对值越大，表明产业转移程度越高。

2.2.4 控制变量

本文参考既有研究成果[29-30]，选取以下控制变量：（1）基础设施水平（inf），基础设施水平通过影响运输成本而影响产业布局，采用人均实有道路面积表示；（2）市场规模（mar），采用年末总人口的对数表示；（3）人力资本水平（cap），人力资本反映了一个地区劳动力的质量，直接影响产业发展的比较优势，采用普通高校学生占总人口的比重衡量；（4）金融发展水平（fin），采用金融机构贷款余额与存款余额的比值表示；（5）对外开放程度（fdi），对外开放程度的提高能够削弱市场分割的边际收益，弱化地方政府保护本地市场的意愿，形成产业专业化分工的市场化环境，采用外商直接投资额占GDP比重表示。

2.3 数据来源

考虑到数据可得性和完整性，本文以2008—2020年长三角地区41个地级市为研究样本。其中工业用地面积数据来源于《中国城市建设统计年鉴》，其他投入产出、制造业分行业产值及控制变量所需数据均来源于《中国城市统计年鉴》及各地级市统计年鉴。本文按照2017年《国民经济行业分类》对制造业行业进行分类，由于2008—2020年烟草制品业（C16）和金属制品、机械和设备修理业（C43）数据不连续，因此未将这两个行业纳入研究范围。

3 结果与分析

3.1 工业用地空间错配特征

长三角地区2008—2020年工业用地空间错配指数（未取绝对值）时序演化趋势如图2所示。在城市群层面，2008—2020年错配指数总体呈波动下降趋势。具体来看，2008—2011年错配指数由0.328降至0.181，2011—2015年之间相对平稳，随后迅速上升至2016年的0.281，之后缓慢降至2019年的0.180，2020年错配状况出现恶化，样本期间总体下降24.07%。在区域层面，外围城市总体呈过剩型错配，且错配程度高于中心城市。中心城市整体呈短缺型错配，并且中心城市工业用地空间错配经历了先改善后恶化的变化趋势，2008—2012年错配状况有所缓解，2012年之后错配状况恶化，历年均值为-0.071。出现上述错配特征，可能是因为土地供给倾斜政策的实施，使得外围城市工业用地供应规模快速增长，出现粗放利用的“低质高量”开发现象。《中国国土资源统计年鉴》数据显示，2009—2017年，外围城市工业用地供应量由11 665.68 hm2增加至13 790.57 hm2，占长三角地区供应总量的比重增长了7.07%。与此相反，中心城市工业快速发展与工业用地持续缩紧的矛盾突出，由此形成中心城市、外围城市差异化错配格局。

图2 2008—2020年长三角地区工业用地空间错配指数变动趋势Fig.2 Changing trend of spatial mismatch indexes of industrial land in the Yangtze River Delta region from 2008 to 2020

从空间分布来看，工业用地空间错配指数（绝对值）整体呈“西高东低”的空间分布格局，并且随着时间推移，工业用地空间错配程度有所降低（图3）。其中，安徽省的安庆市、宣城市等地工业用地空间错配指数较高。可能的原因是，这些地区工业基础薄弱，区域内多为传统产业，等量工业用地创造的产值远低于其他地区，因而随着工业用地规模扩张，工业用地过剩问题较为严重。与2008年相比，2020年江苏省错配情况有所缓解，但是大部分地区仍然表现为短缺型错配。这是因为江苏省处于工业快速推进阶段，工业产值远高于其他地区。与此同时，压缩供地政策使得边际产出更高的江苏省未能配置足够的工业用地，因而工业用地短缺问题一直存在。浙江省内短缺型、过剩型两种错配并存，并且2020年浙江省的错配情况加剧。这可能是因为浙江省内产业发展差异较大，其中杭州、温州等中心城市的新兴产业占比大、产值高，但却缺乏相应的工业用地保障，陷入短缺型错配的困局。而省内外围城市传统制造业占比大、产值低，工业用地集约利用程度低，陷入过剩型错配的困局。需要特别说明的是，上海市表现为过剩型错配且错配指数上涨。这是因为上海市过去依靠工业用地规模扩张实现了工业快速发展。随着产业转型升级，服务业逐渐成为上海主导产业，工业产值占比逐渐降低，但原有的低效存量用地尚未完成腾退。因而，存量用地规模较大和工业规模收缩的矛盾，使其表现为过剩型错配。

3.2 基准回归分析

同时采用双固定效应模型（FE）、差分GMM模型（DIF-GMM）和系统GMM模型（SYS-GMM）考察工业用地空间错配对产业分工的影响效果，判断研究结果是否会因模型的选择而发生变化，以检验结果的稳健性。表1中三个模型估计结果基本一致，考虑到SYS-GMM模型既能有效解决自变量和因变量内生性问题，又能减少遗漏变量带来的偏误，本文以SYSGMM模型估计结果作为解释依据。列（3）估计结果显示，AR（1）均显著、AR（2）均不显著、Hansen检验值均不显著，这说明模型中的残差项不存在自相关，且工具变量不存在过度识别问题。因此，采用SYSGMM回归结果进行解读具有科学性。

表1 基准回归结果Tab.1 Baseline regression results

列（3）结果显示，工业用地空间错配（LS）的估计系数为-0.005，在10%的水平上通过显著性检验，即工业用地空间错配对产业分工存在显著的负面影响，从而验证了假说1。这是因为工业用地空间错配可能导致生产活动无法在最适宜的地区开展，限制了比较优势的发挥，进而不利于区域间展开分工协作。就控制变量来看，市场规模（mar）、人力资本（cap）和对外开放（fdi）对产业分工均具有显著的促进作用，基本符合预期。而基础设施条件（inf）和金融发展水平（fin）表现为显著的负面影响。可能的原因如下：一是完善的交通基础设施为产业扩散提供了便利，导致产业的地理分散和专业化程度降低，因而不利于产业专业化分工[30]；二是我国金融机构的贷款对象多为国有企业，国有企业的投资效率低于非国有企业，导致存贷款比率越高，金融发展效率越低，越不利于产业分工，这与祝树金研究结果一致[29]。

3.3 稳健性检验

首先，替换被解释变量。上文已采用不同模型进行稳健性检验，在此通过替换变量检验研究结果稳健性。借鉴已有研究，以产业专业化指数表征产业分工水平[26]，具体公式如下：

式（13）—式（14）中：FIci、FIwi分别表示中心、外围城市分工指数；HEi、LEi分别表示城市i高端制造业产值、中低端制造业产值；n为城市群地区个数。表2列（1）—列（3）估计结果显示，采用不同模型估计时，工业用地空间错配对产业分工的影响系数均显著为负，这验证了工业用地空间错配对产业分工产生抑制效应的结论。并且，控制变量的符号和显著性与表1基本一致，说明回归结果是稳健的。

表2 稳健性检验估计结果Tab.2 Robustness test results

其次，添加控制变量。考虑到工业用地价格可能是影响产业分工的因素之一，因此，将工业地价作为控制变量纳入模型进行稳健性检验。此数据来源于中国土地市场网，为消减异方差的影响，对工业地价取对数。表2列（4）估计结果显示，考虑工业地价的影响后，核心解释变量的回归系数大小和方向与表1列（3）基本一致，再次证明回归结果是稳健的。

3.4 异质性分析

3.4.1 区域异质性

由于中心城市、外围城市工业用地资源禀赋存在差异，加之产业分工定位有所不同。因此，工业用地空间错配对产业分工的影响可能存在地区差异。将样本划分为中心城市和外围城市两组进行回归，结果见表3列（1）、列（2）。在中心城市、外围城市，工业用地空间错配对产业分工均存在负面影响。中心城市因严格的用地管制减少工业用地供应，使得企业进入的“准入许可”减少，形成高新企业入驻的挡板效应。外围城市拥有丰裕的工业用地资源，政治晋升激励地方政府利用工业用地资源优势非理性投资于高利税行业，这可能会造成区域间产业结构趋同。在影响程度方面，对于城市群总体、中心城市、外围城市，工业用地空间错配的估计系数分别为-0.005、-0.063、-0.014，可见，工业用地空间错配对产业分工的负向影响呈现中心城市＞外围城市＞城市群总体的特征。这可能是因为，中心城市之间、外围城市之间的产业发展基础和土地资源禀赋相似，更容易导致区域间产业部门竞争性趋同，对产业分工的负面影响也更突出。正如程忠等研究证实的，地区之间资源禀赋相似是促成产业结构趋同的因素之一[31]。

表3 异质性检验结果Tab.3 Heterogeneity test results

3.4.2 时间异质性

2016年，原国土资源部对《全国土地利用总体规划纲要（2006—2020年）》进行调整，要求逐年减少长三角地区建设用地总量，对经济发达的大城市要严格控制用地规模。这一调整方案对长三角地区，尤其是中心城市的土地约束加码。因此，本文以2016年为分界线，考察不同时间段工业用地空间错配对产业分工的影响差异，结果如表3列（3）、列（4）所示。2016年及之前及2016年之后两个时间段，工业用地空间错配的估计系数均显著为负，进一步验证了基准回归结果的稳健性。比较两个时段的系数大小发现，2016年之后工业用地空间错配估计系数的绝对值变大，这说明随着长三角地区的土地约束趋紧，工业用地空间错配对产业分工的负面影响增强。

3.5 影响机制分析

为考察工业用地空间错配能否通过产业转移对产业分工产生影响，采用中介效应模型进行回归。中心城市是长三角地区主要的产业转出地，外围城市是主要的产业转入地，借鉴姚鹏等[32]的研究，按照分组回归来考察产业转移的异质性影响，估计结果如表4所示。

表4 中介效应检验结果Tab.4 Mediation effect test results

列（1）—列（2）汇报了中心城市产业转移的中介效应检验结果。此处需要指出的是，中心城市作为主要的产业转出地，产业转移指数为负值，其值越小，意味着产业转出越多。列（1）中，工业用地空间错配对产业转移的影响系数为-0.072，在1%的水平上显著，表明工业用地空间错配促进了中心城市产业转出。列（2）估计结果显示，产业转移对产业分工的影响系数显著为正，说明产业转出不利于中心城市产业分工。与表3列（1）相比，加入中介变量后，工业用地空间错配系数的绝对值降低。可见，产业转出是工业用地空间错配影响中心城市产业分工的有效中间机制。可能的原因是，中心城市工业用地配置不足挤压了产业发展空间，形成了产业外迁动力。长三角地区的新兴产业处于初创期，很难在短期内大规模替代转出的产业，因此产业转出后反而造成中心城市产业空巢。并且，中心城市工业用地资源配置不足也会带来地价上涨，迫使部分高端制造业向地租较低和土地增量相对宽裕的外围区域转移，从而弱化中心城市高端制造业集聚趋势。2021年长三角与长江经济带研究中心发布的研究报告指出，受生产成本的影响，近年来不少高端制造业头部企业将产业链向外围城市扩展。其中，上海新时达机器人公司在2016年以9.6万元/亩的成交价格，购得芜湖县100亩工业用地，并将工业机器人及配件的生产、销售、技术服务转移到芜湖。

列（3）—列（4）汇报了外围城市产业转移的中介效应检验结果。列（3）回归结果显示，工业用地空间错配对产业转移的影响系数为0.043，通过10%的显著性检验，表明丰裕的工业用地资源有利于外围城市承接产业转移。列（4）中产业转移对产业分工的影响系数显著为负，表明外围城市承接产业转移对产业分工产生负面影响。与表3列（2）相比，加入中介变量后，工业用地空间错配系数的绝对值降低。可见，产业转入是工业用地空间错配影响外围城市产业分工的有效中间机制。这是因为，“为增长而竞争”激励地方政府争先承接有限的项目资源。一方面，为争夺项目资源，地方政府在产业政策的制定中表现出某种“相似性”或“一致性”，这种“遍地开花”式承接产业容易导致产业在地理上分散分布，弱化产业专业化分工；另一方面，促进辖区经济增长的动机，使得地方政府更关注产业转入的短期效益，忽视转入产业与本地产业是否匹配，这不利于培育具有比较优势的产业，反而会导致产业专业化程度降低。综上，工业用地空间错配促进了产业由中心城市向外围城市转移，但中心城市高端制造业外流和外围城市承接产业同质化，阻碍了产业分工深化，支持了研究假说2。

4 结论与启示

本文基于2008—2020年长三角城市群41个城市面板数据，运用动态面板模型、中介效应模型，从城市群总体、分地区、分时段层面实证检验了工业用地空间错配对产业分工的直接影响，以及产业转移的间接影响。主要结论如下：（1）2008—2020年，长三角城市群工业用地空间错配有所改善，中心城市主要表现为短缺型错配，外围城市主要表现为过剩型错配。（2）工业用地空间错配对产业分工具有显著且稳健的负面影响。（3）区域异质性分析表明，工业用地空间错配对产业分工的负面影响呈现中心城市＞外围城市＞城市群总体；时间异质性分析表明，随着2016年长三角地区土地约束加码，工业用地空间错配对产业分工的负面影响增强。（4）影响机制分析表明，产业转移是工业用地空间错配影响产业分工的有效中间机制，具体表现为，工业用地空间错配形成了产业转移的地价梯度，推动产业由中心城市向外围城市转移，但是中心城市高端制造业外流和外围城市承接产业同质化，弱化了产业分工绩效。

基于上述研究结论，得到如下启示：（1）完善土地资源空间错配的纠偏政策。建设用地指标供应与经济发展水平和人口规模相适应，适度增加中心城市用地指标，缓解城市拥挤及成本上涨，外围城市则需适当减少用地指标，摆脱经济发展对土地的依赖。资源要素流动是产业分工的主要动力，聚焦到土地资源，则需要在长三角一体化进程推进中，构建跨省、跨城市的联动性土地管理体制，缓解用地需求和供给不匹配的矛盾。（2）盘活中心城市的存量用地。通过构建分类差别化退出机制，规范项目准入制度，实现低效用地有序腾退和新兴产业有序引进，促进区域内高技术产业集聚。对于外围地区，需转变利用土地资源优势进行“逐底竞争”的思维，从准入门槛、多元化出让等方面优化工业用地出让机制，吸引与比较优势相匹配的企业进驻。（3）制定科学合理的产业转移和承接规划。通过产业有序转移和对口承接提高产业转移的质量，中心城市要在“腾笼换鸟”中逐步淘汰转出传统产业，利用自身市场和技术基础优势，吸引高技术企业落地。外围城市要抓住产业承接的契机，承接与区域内技术关联的产业，集中力量发展特色化产业集群。