區域一體化、地方政府行為與服務業結構升級
——基于長三角城市經濟協調會的準自然實驗

王 磊，李金磊

（武漢大學a.中國中部發展研究院；b.區域與城鄉發展研究院，湖北 武漢430072）

一、引言及文獻綜述

改革開放以來，中國經濟在保持高速增長態勢的同時，產業結構失衡的矛盾愈發突出，出現畸形發展的趨勢（褚敏和靳濤，2013）［1］。在經濟發展進入新常態的背景下，以往“以量取勝”的弊端日益凸顯，通過供給側結構改革來加快發展現代產業體系，推動經濟轉型升級，將成為實現經濟高質量發展源源不斷的動力。經濟的轉型升級在本質上是產業的轉型升級，現代服務業作為新興產業的核心內容，可以發揮作為高端產業對整個產業體系的全面支撐和廣泛輻射帶動作用，對當前中國產業轉型和經濟結構調整的意義重大（段文斌等，2016）［2］。但就目前而言，中國經濟的高速增長并未帶來服務業結構的顯著優化，2008—2018年，生產性服務業增加值占服務業增加值的比重由37.07%上升到39.02%，10年間僅增長1.95個百分點，服務業結構升級極為緩慢。中共中央在關于“十四五”規劃建議中明確指出，要加快發展現代服務業，推動生產性服務業向專業化和價值鏈高端延伸，破解后工業化時期服務業結構升級緩慢這一難題成為當務之急。

學界關于影響服務業發展因素的研究已經碩果累累，余泳澤和潘妍（2019）［3］將影響服務業發展的因素分為基礎性和一般性兩個方面，前者強調經濟的客觀條件，后者強調產業發展的客觀環境。具體地，已有學者從人口結構（陳衛民和施美程，2014）［4］、投資結構（成定平，2015）［5］、要素再配置（劉偉和馮濤，2014）［6］、外商直接投資（張平，2016）［7］、城市化進程（顧乃華，2011）［8］等角度探討了服務業發展的影響因素。鑒于生產性服務業自身規模經濟、技術密集且服務生產的特征（江小涓和李輝，2011）［9］，部分學者將其作為中國經濟結構轉型的關鍵，探討了影響生產性服務業發展的決定因素。互聯網（盧福財和徐遠彬，2018）［10］和交通基礎設施（蔣荷新，2017）［11］的發展對我國生產性服務業的發展具有顯著的正向影響，而政府的規模非理性膨脹、勞動—資源密集型產業及兩者耦合（江波和李江帆，2013）［12］、全球化發展（袁志剛和饒璨，2014）［13］等被認為會侵蝕生產性服務業發展。

誠然，上述因素的確在服務業結構升級中發揮著重要作用，但現有文獻尚未關注以城市群為主體的區域一體化發展在服務業結構升級中的作用。Poncet（2003）［14］、郭勇（2013）［15］、孔令池等（2017）［16］發現區域市場分割會阻礙地區產業機構升級，但這是從區域一體化發展的對立面出發的。當前，我國區域發展正在由“帶狀”模式向“塊狀”模式轉變（陳明華等，2016）［17］，區域經濟逐漸轉為跨越行政邊界的城市群經濟，區域一體化發展戰略已經上升為國家戰略。構建以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局，亟須打破國內市場上存在的各種顯性與隱性的要素流通屏障。隨著國內統一大市場的不斷推進，將形成新一輪的要素集聚，加快區域整合發展速度。長三角地區作為區域一體化發展的第一梯隊，勢必會加快要素資源尋找適宜的發展空間并進行適應性匹配的步伐。在這一進程中，對于低水平地區而言，既可能通過承接產業轉移實現服務業結構升級、經濟騰飛，也可能會因為資源外流導致產業發展陷入低端鎖定。可以推測，區域一體化發展很可能是影響現代服務業發展和服務業結構升級的重要因素，但其作用機制如何、具體影響幾何并不明晰。鑒于中國服務業結構升級路阻且長，區域一體化發展方興未艾，探究區域一體化發展影響服務業結構升級的基本規律具有重要意義。

本文在闡述區域一體化發展影響服務業結構升級作用機制的基礎上，以2005—2018年長三角地區41個地級及以上城市為樣本，將長三角經濟協調會擴容作為一項準自然實驗，實證研究區域一體化發展對新進城市服務業結構升級的作用方向和作用大小，探究其影響機制。鑒于地方政府官員出于政治晉升的目的會采取措施干預地區經濟發展、進而通過扭曲資源配置影響服務業結構升級的典型事實，本文進一步探討地方政府行為在區域一體化發展影響服務業結構升級中的作用。本文的貢獻在于：第一，從區域一體化發展這一視角考察對服務業發展的影響，有助于更好地考察中國經濟高速增長下服務業結構升級滯后的成因；第二，將長三角城市經濟協調會擴容視為準自然實驗，運用雙重差分法實證分析區域一體化發展對新進城市服務業結構升級的影響，并分析其作用機制，為理解區域一體化發展與服務業結構升級之間的內在關系提供經驗證據；第三，鑒于區域一體化發展作用于服務業結構的過程中受到地方政府行為的影響，本文進一步探討了地方政府干預資源配置產生的潛在影響，豐富了研究成果。

二、制度背景與理論假說

（一）制度背景

長三角經濟協調會是由長三角地區地級及以上城市自發成立的區域性城市經濟合作組織，是推動長三角地區一體化發展的重要機制。長三角經濟協調會發端于1992年由上海等14個城市發起的長江三角洲十四城市協作辦（委）主任聯席會，旨在推動經濟交流、信息共享以及區域治理。為更好地發揮聯席會議制度的作用、加強城市合作，1997年上述14個城市和新成立的泰州市將聯席會議升格為市長級常設協調會議，長三角經濟協調會正式成立。2003年臺州被吸收為正式會員，“15+1”的模式基本形成。上述16個城市也是國家發改委在2005年和2010年兩次頒布的《長江三角洲地區區域經濟規劃方案》中限定的核心區，在推進長三角地區一體化發展進程中發揮著重要作用。隨著長三角地區城市經濟聯系不斷加強，自2010年開始，長三角城市經濟協調會進行了多次擴容：2010年經濟協調會第十次會議同意吸收合肥、鹽城、馬鞍山、金華、淮安、衢州6個城市為協調會會員；2013年第十三次會議接受蕪湖、連云港、徐州、滁州、淮南、麗水、宿遷、溫州8個城市為會員；2018年第十八次會議吸納銅陵、安慶、池州、宣城成為正式會員；2019年第十九次會議同意安徽黃山、蚌埠、六安、淮北、宿州、亳州和阜陽七個城市加入。至此，長三角地區滬蘇浙皖一市三省共41個地級及以上城市全部加入長三角城市經濟協調會。

長三角經濟協調會實行輪值和常任相結合的運作方式，上海市作為常任主席方，各會員城市輪值擔任執行主席。作為一個定期召開的、有正式成員的區域性經濟合作組織，長三角城市經濟協調會很大程度上推動了長三角城市群合作深化與發展融合。由于地方政府不能準確預知經濟協調會擴容的具體范圍和準確時間，無法事先調整自身行為，因此加入經濟協調會這一政策具有外生性，為考察區域一體化發展的影響提供了一個理想的觀察平臺。

（二）理論假說

1.區域一體化發展對服務業結構升級的影響

Clark（1940）［18］將產業結構轉化定義為物質資源、勞動力和人力資本等生產要素進行重新配置的動態過程。基于此，可以認為服務業結構升級是其內部結構高級化的過程，即原有的生產要素從效率較低的傳統服務業向效率更高的現代服務業轉移，新增要素更多地流入現代服務業，進而導致現代服務業份額不斷上升（戴魁早等，2020）［19］。地區服務業結構升級得益于要素資源的持續積累和高端化，而區域一體化發展可以進一步加強要素資源的跨區域流通，提高資源配置效率，影響地區間要素的積累數量和質量。就全社會資源配置而言，通過經濟協調會擴容推進區域一體化發展會強化地區間的聯動性，放松區域間生產要素的流動限制，降低交易成本，推動要素按照市場規律在區域內自由流動，最終實現要素資源向配置效率更高的地區轉移。要素資源在更大的市場范圍內進行再配置的過程是通過極化效應和涓滴效應實現的。中心城市經濟發展水平更高，更高的邊際報酬會吸引要素資源從邊緣城市向中心城市集聚，形成極化效應；如果要素從中心地區向邊緣地區轉移，那么形成涓滴效應。中心和邊緣地區要素資源集聚的差異是極化效應和涓滴效應綜合作用的結果，進而影響服務業結構升級。

中國的區域經濟建設遵循了非均衡理論的發展路徑，長三角城市群內部形成了一個非均衡的經濟發展局面，上海是城市群內部的核心增長極，經濟協調會兩次擴容前的16個城市是城市群的核心區，其他城市則屬于邊緣地區。相對于擴容后的新進城市，中心區城市的生產效率和要素回報率更高。根據空間經濟學理論，受長三角核心區城市虹吸作用的影響，經濟協調會擴容后新進城市的勞動力、技術和資本等要素會加速外流，從而在中心區域周邊形成集聚陰影區（Cuberes et al.，2019）［20］。中心城市的現代服務業被配置了更多的高級人才和新增資本，份額和重要程度不斷上升，通過循環累計因果效應實現服務業結構持續升級。而新進城市則會因為缺乏要素的支撐，服務業結構升級緩慢，隨著高級生產要素不斷向中心城市聚集，服務業結構發展陷入“低端鎖定”。

在經濟的不同發展階段，極化效應和涓滴效應兩者的作用強度是不同的。長期來看，隨著中心城市要素資源不斷積累、服務業結構不斷升級，涓滴效應將逐漸強于極化效應，新技術、資本等要素將加速向邊緣區擴散，一體化發展對新進城市服務業結構升級的抑制作用將逐漸消失。綜合上述分析，本文提出假說1。

假說1：區域一體化發展會抑制新進城市服務業結構升級。但是從長期來看，這種抑制作用會逐漸消失。

2.區域一體化、政府行為與服務業升級

生產性服務業和現代服務業要素報酬普遍高于其他行業，會吸引更多的要素流入，為服務業結構升級提供內生動力。但是在政治錦標賽中，地方政府面對著經濟增長目標“層層加碼”和“硬約束”的雙重壓力，為促進地方經濟在短期內實現增長，會采取非市場手段扭曲資源配置，影響服務業結構升級。

政府干預通常通過兩個渠道導致要素資源在產業間錯配：從要素供給來看，地方政府保護現有的非效率企業從而使過多資源被配置到生產率水平較低的產業中（韓劍和鄭秋玲，2014）［21］。長期以來，中國經濟發展靠投資拉動，這種經濟增長具有明顯的政府主導特征，表現為資源以政府行政配置為主導（陳其林，2005）［22］。通過投資基礎設施建設項目帶動經濟發展，以達到生產總值考核約束目標，對于風險規避的地方政府而言是可行之策，但投資過度勢必會擠壓政府對科技和教育的財政投入。教育和科技投入份額下降將會減少創新要素的供給，阻礙知識密集型或技術密集型的現代（生產性）服務業發展。從產業需求來看，地方政府偏好于財稅貢獻明顯的國企和短期內經濟增長明顯的制造業企業，容易導致產業“低端鎖定”和路徑依賴。生產性服務業和高端服務業作為為制造業提供服務投入的中間行業，制造業需求規模的提升和效率的改善能推動服務業進行規模化、專業化生產，這正是服務業結構升級的決定性動力和基本路徑（王文等，2020）［23］。出于財政收入和經濟調控的考慮，地方政府會更偏好于把資本配置于壟斷國有企業（褚敏和靳濤，2013）［1］。國有企業因為“政策性負擔”導致的產權安排缺陷（郭麗麗和李勇，2015）［24］，產業布局集中于資本密集型和能源密集型行業，對現代服務業和生產性服務業需求較低，即便是布局在增加值較多的第三產業，生產效率也偏低，不利于服務業結構升級。此外，在目前的財稅體制下，引入在短時間內可以促進經濟增長的制造業企業對于地方政府擴大財力、提高地方政績具有更加明顯的好處，地方政府對這類通常是資本密集型企業的引資熱情普遍遠超過第三產業。這不僅會造成要素資源無法配置到生產率水平可能更高的現代服務業和生產性服務業企業手中，還會造成制造業結構低端化，降低現代服務業和生產性服務業的有效需求，阻礙服務業結構升級。基于上述分析，本文提出假說2。

假說2：政府通過行政手段引導要素配置，會降低資源配置效率，加劇對新進城市服務業結構升級的抑制作用。

三、研究設計

（一）模型設定

城市在加入經濟協調會后，其服務業結構的變化主要來自三個方面：一是城市因自身差異形成的“分組效應”；二是由于時間推移和外部經濟形勢變化引起的“時間效應”；三是城市受經濟協調會影響產生的“政策處理效應”。將經濟協調會擴容作為一項準自然實驗，將加入經濟協調會的城市視為處理組，將未加入經濟協調會的城市視為對照組，采用雙重差分法可以考察區域一體化發展對新進城市服務業結構升級的影響。由于長三角經濟協調會進行了多次擴容，本文采用漸進式雙重差分法模型，基準模型設定如下：

其中：因變量Y it表示城市i在t年的服務業結構升級指數；didit為核心解釋變量，如果城市i在t年加入了經濟協調會，則城市i在t年及之后的年份中didit=1，反之為0；x it為影響城市服務業結構升級的一組控制變量；λi為城市固定效應；μt為時間固定效應；εit為隨機誤差項；核心解釋變量didit的系數β1反映了加入經濟協調會對服務業升級的影響，如果該政策有效，β1應顯著不為0。

處理組中，考慮新加入城市在短時間內可能尚未與原位城市建立合作路徑，服務業結構升級受經濟協調會的影響不顯著，本文將2010年和2013年加入長三角城市經濟協調會的14個城市作為處理組樣本。在后續分析中，為進一步識別經濟協調會擴容對原位城市組和整個城市群服務業結構升級的影響，本文還對實驗組進行了重新設計。一是將長三角城市群16個原位城市作為處理組，考察通過將周邊城市納入經濟合作圈后，對原核心區城市服務業結構升級的影響；二是將2013年長三角城市群擴容后包含的全部30個城市作為處理組，考察城市群擴容總體上對服務業結構升級的影響。

考慮政策實施效果的滯后性，參考曹清峰（2020）［25］的研究，設定如下模型識別加入經濟協調會對服務業結構升級影響的動態效應：

（二）變量說明和數據來源

（1）被解釋變量。服務業結構升級從現代服務業發展水平和生產性服務業發展水平兩個維度進行測度，分別采用現代服務業從業人數占第三產業從業人員的比重（ms）和生產性服務業從業人數占第三產業從業人員的比重（ps）來衡量。參考段文斌等（2016）［2］的研究，界定現代服務業包括：交通運輸、倉儲及郵政業，信息傳輸、計算機服務和軟件業，金融業，房地產業，租賃和商業服務業，科學研究、技術服務和地質勘探業，文化、體育和娛樂業；根據國家統計局分類標準（2015），生產性服務業包括：交通運輸、倉儲及郵政業，信息傳輸、計算機服務和軟件業，金融業，租賃和商業服務業，科學研究、技術服務和地質勘探業。

（2）控制變量。地區經濟發展水平（pgdp）以人均GDP的對數值衡量；外商直接投資（fdi）以當年實際利用外商投資額占GDP比重衡量；交通基礎設施（trans）以城市人均道路面積的對數值衡量；信息化水平（infor）以地級市每百人國際互聯網用戶數的對數值衡量；人力資本結構（hstruc）參考戴魁早等（2020）［19］的做法，先采用向量夾角法計算省級層面的人力資本結構，再以地級市高等教育在校學生數占本省高等教育在校學生數的比重為權重，相乘得到各地級市人力資本結構指標。

本文采用2005—2018年長三角地區41個地級及以上城市的面板數據，研究區域一體化發展對服務業結構升級的影響，樣本數據來自《中國城市統計年鑒》和各省市統計年鑒。

四、實證結果與分析

（一）基準模型回歸結果

表1報告了基準回歸結果。

表1 基準模型估計結果

表1在控制了城市個體效應和時間效應之后，核心解釋變量did的系數在1%的統計水平上顯著為負。引入地區經濟發展水平、外商投資、交通基礎設施、信息化水平和人力資本結構等控制變量后，無論是以現代服務業比重（ms）還是以生產性服務業比重（ps）衡量服務業結構升級，did的回歸系數仍然顯著為負。這說明，與控制組城市相比，加入經濟協調會顯著抑制了城市服務業結構升級，即區域一體化發展會阻礙新進城市的服務業結構升級。加入經濟協調會有助于打破行政區劃限制造成的市場分割，加強城市間經濟合作，促進要素流動。由于新進城市與原位城市在經濟發展水平和發展質量上存在一定差距，后發城市的生產要素會向邊際產出更高的核心城市集聚，即表現為“虹吸效應”，降低新進城市服務業發展的要素支撐，對服務業結構升級產生抑制作用。

進一步地，本文考察加入經濟協調會后的動態效應，利用模型（2）估計區域一體化發展影響服務業結構升級的動態效應和變化趨勢，結果見表2所列。

表2 經濟協調會對服務業結構升級的動態效應分析

表2中，D0表示政策實施當年，D1表示政策實施后的第1年，以此類推。可以發現，從加入經濟協調會的當年開始，直到加入后第4年，區域一體化發展都顯著抑制了新進城市的服務業結構升級，并且政策效果呈現逐年增強態勢。直到設立后的第5年開始，抑制作用開始減小且不顯著。總體而言，區域一體化發展對新進城市服務業結構升級的抑制作用經歷了先上升、后下降且不顯著的過程。可能的原因在于，隨著新進城市與原位城市的合作不斷深化，專業化分工和多樣化分工體系建立使要素分布更加均衡、配置更為合理。同時，原位的核心城市由于聚集了大量的資本、勞動力和技術等要素，會產生規模經濟和技術外溢等“集聚租”（陳豐龍和徐康寧，2012）［26］，弱化核心城市的虹吸效應，涓滴效應逐漸占據主導，使加入經濟協調會對服務業結構升級的阻礙作用減小并消失。

（二）區域一體化發展對原位城市和城市群整體的影響

經濟協調會擴容后，要素資源在空間上重新配置的范圍會覆蓋包括原位城市在內的全部長三角城市，影響城市群內部的服務業發展布局。由于這種城市之間的要素資源配置接近于零和博弈，加入經濟協調會抑制了新進城市的服務業結構升級，那么理論上就會促進原位城市服務業結構升級，對長三角城市群總體的效應取決于前兩者作用的強弱。為了詳細識別其中的機制，本文對處理組進行了變換，分別以16個原位城市和經濟協調會2013年擴容后包含的全部30個城市作為實驗組進行回歸分析。回歸結果見表3所列，經濟協調會兩次擴容后顯著促進了原位城市的服務業結構升級。

表3 區域一體化發展對原位城市和城市群整體的影響

區域一體化發展弱化了要素流動壁壘，作為長三角核心區的原位城市，更大的市場潛能以及人力資本、技術等要素稟賦結構的優化，共同推動了服務業結構升級。經濟協調會擴容對長三角整體城市群的現代服務業比重影響為正但不顯著，對生產性服務業比重的影響在10%的顯著性水平上為正，回歸系數小于原位城市。長三角整體城市群通過促進城市群內部經濟協同發展、提高資源配置效率，實現了服務業結構的升級。但由于要素配置在空間上并不均衡，這一升級效應較弱。

（三）區域異質性分析

由于地區發展特征存在差異，要素流動受核心城市的虹吸或擴散作用可能存在異質性，產業結構完備、要素配置合理的地區在理論上受影響更小。此外，考慮空間距離是客觀存在的要素流動屏障，而長三角城市群是以上海市為核心進行擴散的中心—外圍型城市群（劉瑞翔，2019）［27］，各地區與上海市的地理距離會影響虹吸或擴散作用的強度。因此，將處理組城市按省份劃分進行回歸分析，回歸結果見表4所列。解釋變量did在江蘇省城市內的回歸系數較小且不顯著，說明江蘇省內城市在加入經濟協調會后服務業結構升級并沒有受到負向影響，原因在于江蘇經濟發展水平高、產業結構完備，形成了滬蘇經濟高水平的一體化發展，同時蘇南模式具有較強的內生性和封閉性，受虹吸作用影響較弱。浙江省ms的回歸系數顯著為負，這可能是由于浙江省民營經濟發達，資本、勞動力等生產要素的流動限制相對較弱，服務業發展很大程度上受到上海的經濟輻射，所以加入經濟協調會對省內城市服務業結構升級的抑制作用明顯。解釋變量在安徽省的回歸系數顯著為負，但總的來看系數值小于浙江省，安徽省作為長三角地區經濟發展的后進者，服務業以跟隨型發展為主，加入經濟協調會后城市的服務業升級明顯受到抑制，但是由于距離核心城市上海相對較遠，受制于空間距離這一天然屏障，生產要素流動強度和頻率下降，所以受到的負向影響小于浙江。

表4 區域異質性分析

（四）作用機制分析

理論分析表明，區域一體化可以通過推動生產要素在更大市場范圍內流動抑制影響新進城市的服務業結構升級，在驗證假說1的基礎上，這里通過建立中介效應模型進行驗證，模型設定為：

其中，M表示中介變量，其他變量定義與式（1）一致，中介效應大小由β1、τ3決定。中介變量選取各城市客運量（passvol）和貨運量（cargovol），前者可以表征勞動力、技術等生產要素的流動，后者可以表征物質資料的流動。

回歸結果見表5所列。第（1）列did的系數顯著為正，說明區域一體化發展增加了新進城市的客運量，勞動力及技術流動加快。從第（2）列可以看出，客運量對服務業結構ms和ps的系數分別在1%和5%的水平上顯著為負，說明客運量增加不利于服務業結構升級；此外，did的系數仍然顯著為負，且大于基準回歸系數，表明客運量表征的人力資本和技術的流動在區域一體化抑制服務業結構升級的過程中起到了部分中介效應的作用。貨運量的系數在第3步的回歸中不顯著且接近于0，中介效應不存在。區域一體化發展可以弱化城市邊界，同時加快戶籍制度改革，這有助于疏通人員流動通道，推動勞動人員跨區域就業和集聚，改變城市人力資本結構和技術水平，影響新進城市和原位城市服務業結構的升級。服務業結構升級的典型特征是知識密集型和技術密集型的現代服務業或生產性服務業不斷發展（江小涓和李輝，2004）［9］，高級人力資本和技術創新成為核心競爭力，因此物質資料流動的中介效應并不顯著。這驗證了區域一體化發展通過要素流動，尤其是人力資本要素的重新配置這一機制阻礙新進城市服務業結構的升級。

表5 作用機制檢驗

（五）穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

采用雙重差分法的前提是處理組和對照組滿足平行趨勢假定，即在加入經濟協調會之前的現代服務業比重和生產性服務業比重保持相對穩定的變動趨勢。本文借鑒Li et al.（2016）［28］的分析方法，對研究是否滿足前提假設采用事件研究法（Event-Study）進行檢驗。具體而言，以加入經濟協調會的年份為基準年，對這一基準年的前5年及以上和后3年及以上的被解釋變量進行同模型（1）一致的回歸，見表6所列。回歸結果顯示，現代服務業比重（ms）和生產性服務業比重（ps）在加入經濟協調會前的5年did系數在統計上都不顯著異于0，表明在經濟協調會擴容之前處理組和對照組城市不存在顯著差異，滿足了平行趨勢假定。

表6 平行趨勢檢驗

續表6

2.安慰劑檢驗

在深化供給側結構性改革、構建雙循環新發展格局的背景下，加快現代服務業發展、推動服務業結構優化升級是實現經濟高質量增長的關鍵。在此背景下，即便未通過加入經濟協調會實現區域一體化發展，城市也可能會在政府調控下升級服務業結構，但這并非是加入經濟協調會的實際效果。為了進一步排除加入經濟協調會對服務業結構升級的抑制作用受到其他未知因素的干擾，確保研究結論是由區域一體化引致的，從兩方面進行安慰劑檢驗：①隨機處理組和控制組。保持經濟協調會擴容的時間不變，如果在t年有n個城市加入協調會，則隨機抽取n個城市作為虛擬處理組，其余城市作為對照組，按模型（1）進行回歸。將上述過程重復1 000次，兩個被解釋變量的核密度分布如圖1所示，絕大多數抽樣估計系數的t值絕對值小于2，且p值在0.1以上，說明這1 000次隨機抽取城市加入經濟協調會沒有顯著的政策效應。②隨機加入經濟協調會的時間。對此，本文保持加入經濟協調會的城市不變，在2005—2018年中隨機抽取一年作為實驗組城市加入經濟協調會的時間，利用新的樣本進行回歸并重復1 000次。抽樣結果如圖2所示，絕大部分p值大于0.1，且回歸系數的均值接近于0，實際估計系數在抽樣檢驗的估計系數中明顯屬于異常值，這從反事實的角度證實了加入經濟協調會后確實對服務業結構升級產生了抑制作用。

圖1 隨機化處理組和控制組

圖2 隨機經濟協調會擴容的時間

3.排除其他產業政策的干擾

2010年，國務院批復《皖江城市帶承接產業轉移示范區規劃》，使皖江經濟帶成為首個獲批復的國家級承接產業轉移示范區，其主要城市均在長三角經濟區的輻射半徑內，成為承接長三角產業轉移的“橋頭堡”。在產業結構方面，現代服務業被確立為重點發展的支柱產業，示范區內城市預期可以通過產業承接與自主創新實現服務業結構升級。本文的研究樣本中，經濟協調會兩次擴容的14個城市中，合肥、蕪湖、馬鞍山和滁州被包括在規劃劃定的示范區內。這四個城市的服務業結構升級在受經濟協調會擴容影響的同時，可能還受到產業轉移示范區政策的影響。為了排除《規劃》的干擾，本文剔除了合肥、蕪湖、馬鞍山和滁州4個樣本進行穩健性測試。結果顯示，核心解釋變量did的回歸系數均在1%的水平上顯著為負，并且系數值的絕對值較基準回歸有所增大。這表明，當排除了產業承接政策的干擾后，加入經濟協調會仍然會顯著抑制服務業結構升級，并且抑制作用有所增強，結論是穩健的。

4.PSM-DID估計

盡管本文的研究樣本為長三角地區地級及以上城市，但是樣本之間社會經濟特征仍然存在較大差異，可能會導致樣本選擇偏差。為了減少處理組與控制組之間個體的固有差異對研究結果的影響，本文采用傾向得分匹配法（PSM），以控制變量為匹配的特征變量，按照1∶1近鄰匹配方法對處理組進行逐年匹配。對匹配后的樣本進行雙重差分估計，PSM-DID模型回歸結果見表7所列，解釋變量did的估計系數和符號同基準回歸結構基本一致，顯著性水平有所提高，表明結論是穩健的。

5.控制變量滯后一期

考慮本文選擇的變量與加入城市經濟協調會之間可能會產生反向影響，所以將所有控制變量滯后一期進行回歸，以減少潛在的內生性問題。回歸結果見表7所列，核心解釋變量did的系數和符號與基準回歸結果基本一致，說明本文結論是穩健的。

表7 穩健性檢驗

五、進一步分析：地方政府行為與服務業結構升級

由理論分析可知，在區域一體化發展使資源重新配置的過程中，由于“地方政府統御地區經濟發展”（李猛和沈坤榮，2010）［29］，會通過要素供給與產業需求兩種路徑干預資源配置進而損害效率，阻礙服務業結構升級。基于前文“一體化發展會抑制新進城市服務業結構升級”的實證結果，地方政府扭曲資源配置預期將加劇這一抑制作用。參考余泳澤和潘妍（2019）［3］的研究，該部分將從政府財政支出行為、投資行為和引資行為偏好對地方政府行為進行考察。在模型設定上，與王桂軍和盧瀟瀟（2019）［30］的做法一致，將影響服務業結構升級的政府行為變量嵌入到基準模型中對影響機制進行考察，模型設定為：

其中，gov為代表政府行為的調節變量，此處指的是政府財政支出行為、投資行為和引資行為，其他變量的定義與式（1）一致。如果地方政府偏重于基礎設施建設而輕視科技教育投資，會導致服務業結構升級的創新要素支撐不足，升級空間較小，因此本文采用地方財政一般預算內支出中，扣除科學技術支出和教育支出后剩余部分所占比例衡量財政支出行為（finance）。該指標值越大，政府財政對教育、科技投入的意愿越低。國有經濟投資是地方政府進行調控的主要渠道，其增減變化可以反映政府的政策意圖，鑒于數據的可得性，本文采用國有職工占比來對地方國有經濟比重進行度量，以此表征地方政府的投資行為（soe）。地方政府通過招商引資引入的外資企業大多是短期內增長迅速的資本密集型企業，因此采用規模以上外商投資企業工業總產值占地級市生產總值的比重能較好地刻畫政府的引資偏好（invest）。以上數據來自《中國城市統計年鑒》和各省市統計年鑒。

回歸結果見表8所列。代表政府財政支出行為和投資行為的調節變量與did的交叉項系數均顯著為負，代表政府投資行為的調節變量與did的交叉項系數也為負但不顯著。可以發現，無論是從現代服務業還是生產性服務業來看，區域一體化發展對新進城市服務業結構升級的抑制作用受到地方政府行為的影響，政府的財政支出偏好、投資行為會導致要素資源配置扭曲，加劇區域一體化發展對新進城市服務業結構升級的抑制作用，而政府的引資偏好對其影響并不明顯。這驗證了本文理論分析的正確性，即在區域一體化發展的進程中，政府通過行政手段主導資源配置通常是出于稅收激勵或者是政治晉升的需要，是非市場的、非效率的，不利于服務業結構升級。從調節效應的系數值來看，偏好于擴張國有經濟的投資行為是其中最為不利的因素。

表8 地方政府行為與服務業結構升級

六、結論與政策啟示

在經濟新常態背景下，服務業發展尤其是現代服務業發展將成為實現高質量的結構轉型的重要推手。在加快暢通國內大循環的背景下，本文從區域一體化發展的視角考察了其對服務業結構升級的影響，為該領域的研究提供新的證據。基于長三角地區41個地級及以上城市2005—2018年的面板數據，在理論分析的基礎上，采用雙重差分法進行實證分析，主要結論為：①區域一體化發展在短時間內顯著抑制了新進城市的服務業結構升級，多種穩健性檢驗表明這一結論是可靠的。時期異質性分析發現，這一抑制作用呈現先增后降直至消失的趨勢。地區異質性分析發現，浙江省城市服務業結構升級受區域一體化發展的抑制作用最強，安徽省次之，江蘇省城市受影響不明顯。②從要素資源流動視角對作用路徑分析發現，人力資本流動的中介效應顯著，區域一體化通過加快人力資本要素的重新配置這一機制阻礙新進城市服務業結構的升級。③進一步研究還發現，地方政府的財政支出和投資行為的偏好會扭曲要素資源配置，加劇對新進城市服務業結構升級的抑制作用。

以上結論對于區域一體化發展進程中推動服務業結構升級具有一定的啟示：首先，要正確認識區域一體化發展對新進城市服務業結構升級的抑制作用，這是新進城市“融入長三角”的必經階段。要實現區域一體化發展與服務業結構升級協同推進，各城市必須明確自身的要素稟賦優勢和發展定位，形成錯位發展、合作協調發展的態勢。中心城市如上海要通過長三角一體化與周邊城市形成水平分工，防止要素盲目集聚，疏解部分城市功能，實現“騰籠換鳥”。新進城市要立足于城市職能和產業優勢，形成分工協同的格局，防止要素資源過度流失，并抓住區域內產業轉移這一契機推動服務業結構升級。其次，要建立區域利益協調機制，鑒于現行考核體系的約束，要在城市群的整體框架下統籌規劃服務業結構的優化升級，避免地方之間的利益沖突和惡意競爭，探索利益共享機制，做好利益補償工作，有效調動新進城市融入城市群的積極性。最后，要按照“政府引導、市場主導”的原則推進區域一體化發展，減少政府的干預。鑒于服務業發展在經濟發展中愈發重要的地位，應將服務業結構納入區域高質量發展的考核中，激勵地方政府做好平臺搭建、政策保障、土地供應等服務保障，加快職能轉型。