區域協調發展的產業結構升級效應研究——基于京津冀協同發展政策的準自然實驗

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、問題提出

改革開放以來，中國經濟發展保持著高速增長的態勢，產業結構變遷也呈現出與其他發達國家相似的現代經濟增長的特征。然而，在中國產業結構快速高度化演進的同時，長期依賴高耗能、高投資的傳統經濟增長方式積累了諸多不利因素，產業結構升級緩慢、產業結構高度化不足和區域產業結構發展差異明顯等問題依然存在。中國產業結構失衡的矛盾愈發突出，導致產業結構出現畸形發展的趨勢[1]。產業結構優化升級是提高經濟綜合競爭力的關鍵舉措，在當前中國由高速增長階段轉向高質量發展階段的形勢下，堅持質量第一、效益優先發展目標，勢必要將重點放在進一步推動產業結構轉型升級上。十八大報告強調要堅持把經濟結構戰略性調整作為加快轉變經濟發展方式的主攻方向，進一步推動經濟的高質量發展，需要加快優化產業結構，向高級化、均衡化演進。

當前，中國區域發展正在由“帶狀”模式向“塊狀”模式轉變[2]，區域經濟逐漸轉為跨越行政邊界的城市群經濟，區域協調發展戰略已經上升為國家戰略。根據十三五規劃，中國以“一帶一路”建設、京津冀協同發展、長江經濟帶發展三大發展戰略為引領，形成區域一體化發展的新格局。京津冀地區作為“首都經濟圈”，包括北京市、天津市、河北省，2019年末常住人口11 308萬人，地區生產總值84 580.08億元，分別占全國總量的8.54%和8.08%，是國家經濟體系的重要組成部分。2015年國家出臺《京津冀協同發展規劃綱要》，將京津冀協同發展上升為重大國家戰略，這意味著相關頂層設計基本完成，進入實施推進階段。習近平總書記指出，“產業一體化是京津冀協同發展的實體內容和關鍵支撐”，立足各自的比較優勢，優化區域分工和產業布局以推動產業結構優化升級，是協同發展的重點。盡管目前京津冀協同發展已經取得了一定的進展，但是城市間行政壁壘依然存在，阻礙了要素資源的流動與合理布局，跨區域協調發展也面臨一定的制度障礙[3]，導致經濟效率的損失。除了地理上的相鄰性，更應該關注城市群在經濟上的關聯性[4]。理論上，區域一體化發展能夠通過跨區域協作進行產業分工和轉移，以及整合區域內城市之間的市場，實現對要素資源的優化配置，推動產業結構優化升級。所以，對于京津冀城市群而言，繼續推動產業結構優化升級的一個發力點應該是加快推進京津冀區域一體化發展戰略。有鑒于此，本文以京津冀地區為研究樣本，通過雙重差分法評估區域一體化發展對產業結構優化升級的影響，并進一步考察京津冀協同發展與市場分割之間的關系，以期為進一步推動產業結構優化升級和區域協調發展提供新的思路和建議。

二、文獻綜述

在當前中國處于轉型升級、追求高質量發展的關鍵時期，產業結構升級是研究的熱點問題之一。產業結構升級是產業結構從低級形態向高級形態的發展，其實質上是資源的優化配置問題[5]。這意味著生產要素和資源從勞動生產率低的部門向勞動生產率高的部門進行轉移，這一過程表現為由第一產業轉向第二產業、再向第三產業變動，符合配第-克拉克定律的一般規律。基于此，部分學者通過單一產業或三次產業比重測度了產業結構升級水平[6-7]。徐敏和姜勇(2015)[8]、汪偉等(2015)[9]還通過對三次產業賦予一定的權重求得產業結構升級指數。在找到科學的度量指標之后，研究產業結構升級對經濟增長的影響，以及什么因素影響了產業結構的變遷更為重要。林毅夫(2010)認為經濟發展在本質上是技術產業不斷創新、產業結構不斷變化的過程，通過產業結構的優化升級來推動現代經濟發展是一條必經途徑[10]。范等人(Fan et al.，2004)對中國的實證研究發現，改革開放以來結構調整對中國經濟的高速增長起到重要作用[11]。孫葉飛等(2013)研究發現在中國產業結構向高級化變遷的過程中，雖然會導致“結構紅利”減弱，但經濟增長效應仍然存在，產業結構轉型升級仍是中國經濟增長的內在動力[12]。產業結構升級的動因也成為學界關心的一個話題。姜澤華和白艷(2006)將影響產業結構升級的因素分類為社會需求、科技進步、制度安排和資源供給，并且在不同時期作用和地位有所不同[13]。既有研究從不同角度進行了探索。汪偉等(2015)在總結人口老齡化引起產業結構轉變的理論機制的基礎上，實證分析發現人口老齡化促進了中國產業間結構的優化，消費需求效應是作用渠道之一[14]。紀玉俊和李超(2015)研究發現，地區創新能力的提升能夠通過優化知識、技術等要素資源的配置，并進一步通過空間溢出效應驅動產業升級[15]。貿易開放對產業結構升級有顯著的正向促進作用，并且還可以借助增加物質資本積累、刺激消費需求、促進制度變革以及提升技術進步等方式間接地加速產業結構整體升級和產業結構高級化發展[16]。人力資本作為重要的要素資源，也是推動產業結構轉型和升級的重要因素，人力資本水平的提升和結構的優化都會加速中國產業結構轉型與升級的步伐[17]。

近年來，隨著國家強調要加快落實區域協調發展戰略、建立更加有效的區域協調發展新機制，區域協調發展問題也逐漸引起關注。已有學者研究了區域協調發展中需要注意的問題[18]、區域協調發展背景下經濟規模對增長效率差距收斂性的影響[19]等問題，但少有學者對區域協調發展產生的產業結構升級效應進行研究，而是從區域協調發展的對立面，即市場分割出發研究對產業結構升級的影響。市場分割會阻礙地區市場規模的擴大，導致市場交易成本難以下降，因此會阻礙地區產業結構升級[20-21]。孔令池等(2017)研究發現，打破國內市場分割、促進國內市場開放能夠通過知識溢出效應、資本積累效應、規模經濟效應、市場競爭效應和優化資源配置等渠道，推動產業結構高級化和產業結構合理化[22]。郭勇(2013)也發現在金融危機發生以后，區域市場分割會阻礙工業結構升級[23]。

梳理上述文獻可以發現，現有關于產業結構升級的研究文獻較為豐富，但對區域經濟協調發展產生的經濟效應關注較少。另外，現有文獻未直接研究區域協調發展對產業結構升級帶來的影響，而是聚焦于市場分割對產業結構升級的影響，區域協調發展與產業結構升級之間的關系缺乏理論機制探討與實證分析。本文基于以上不足，嘗試探討京津冀區域協調發展會對產業結構升級產生何種影響，可能的貢獻在于：一是在理論上揭示區域協調發展對產業結構升級的具體作用機制，以及在這一過程中市場分割程度加劇的原因；二是運用雙重差分法評估實施京津冀區域協同發展戰略對產業結構升級的影響，并考察城市規模和經濟國有化程度對政策實施效果的影響；三是進一步分析京津冀協同發展與市場分割之間的關系，為推動產業結構升級提供決策參考。

三、理論假設

克拉克(Clark，1940)認為產業結構轉化本質上是對物質資源、勞動力和人力資本等生產要素進行重新配置的動態過程[24]。基于此，可以認為產業結構升級實質上是生產要素的優化配置問題。在中國產業結構升級過程中，主要是通過市場這一“無形的手”和政府調控這一“有形的手”協同作用實現的。在加快推進區域發展戰略的背景下，地方政府開始逐漸擯棄各自為政的“諸侯經濟”競爭方式以避免形成“零星分割的區域市場”[25]，轉而加強城市群內部合作，通過消除行政壁壘，促進城市群內部要素流動、實現資源合理配置。一方面，地方政府通過強化城市間經濟聯系促進要素資源配置的優化，形成區域性產業網絡，進一步通過因果循環的累積作用促進產業結構持續優化和區域內經濟的持續增長；另一方面，通過行政手段和特殊政策等非市場行為，推動要素資源在地理上的轉移，為產業升級創造條件。京津冀協同發展對產業升級的影響相應體現在兩個方面：一是基于比較優勢的產業分工，二是產業轉移。

產業分工效應。區域協同發展可以推動地方政府積極尋求合作，建立“區域利益分享和補償機制”[26]。傳統GDP競爭錦標賽中，地方政府在地方產出和自身利益最大化的驅使下以鄰為壑，設置壁壘和進行市場分割的做法使區域層面的產業政策收效甚微，產業同構、重復建設嚴重，造成資源浪費與經濟效率損失。而區域協同發展背景下的產業協作則是各地區依托自身要素稟賦優勢和區位優勢進行產業分工的過程[27]。區域協同發展通過加強信息交流與共享，使地方政府按照要素稟賦的比較優勢發展相應的產業，推動要素按照市場規律在區域內自由流動和優化配置，促進產業結構升級。進一步，城際專業化的產業分工以及相關產業、支持性產業的互動配合，能夠突破區域的靜態比較優勢，將潛在的比較優勢轉化為現實的競爭優勢[28]，擴大產業結構升級的范圍。同時，具有共性和互補性的產業在特定區域內的集聚，區域間產業合理分布和上下游聯動機制實現作用互補與利益互聯，有利于產業集群與區域性產業網絡的形成與發展，持續優化產業結構。

產業轉移效應。產業轉移表現為由于產業級差的存在引致的梯度轉移，其本質上仍然是資源、要素尋找適宜的發展空間并進行適應性匹配的過程[29]。對于轉出地而言，騰退、轉移低端的勞動密集型和資源密集型產業，可以為高端產業發展騰出空間，同時使要素合理流動，推動產業升級。承接地引進的產業除直接改變當地產業結構外，轉移過來的產業因其更高的生產效率會吸引資本、勞動力等其他要素加入，導致低效率的產業萎縮，高端產業不斷成長，促進產業結構優化[30]。產業轉移區域間積極合作、協同發展，減小產業轉移的阻力，能促進形成不同層次的生產力互補式、配套式發展，將進一步強化產業轉移的效果。此外，區域協同發展下，產業轉移通常伴隨著人力資本轉移，通過“干中學”產生技術、知識的外溢效應。因此，產業轉移還可以通過人力資源升級效應和技術溢出效應，提升承接地創新能力，推動區域產業結構自發地優化升級。基于以上分析，本文提出：

假設1：京津冀協同發展對城市產業結構升級存在正向影響，即協同發展促進了產業結構升級。

區域協同發展理論上能夠通過整合城市之間的市場實現資源的優化配置[31]，促進產業結構升級。京津冀地區協同發展過程中一個鮮明的特征是，區域內部的產業轉移與分工是通過行政命令實現的，采用政府這一“有形的手”推動空間要素資源的優化配置，而非市場機制這一“無形的手”自發引致[32]。京津冀地區為此已經出臺了一系列引導產業轉移和承接的政策法規和指導意見(1)2016年6月工信部會同北京市、天津市、河北省政府共同制定《京津冀產業轉移指南》；2017年京津冀協同辦發布《關于加強京津冀產業轉移承接重點平臺建設的意見》；2020年5月《2020年度京津冀產業轉移系列對接活動工作方案》發布等。，加快產業轉移與重組，以期通過集聚租進一步吸引資本、勞動和知識等要素，推動產業升級加速和經濟高質量發展。有序的產業轉移和分工重組使特定產業在某一地區的集聚度提高，可以通過形成規模經濟降低生產成本，因此相關商品在當地價格降低。但由于生產地點發生轉移，相關產品在進入轉移前的原市場時面臨更高的運輸成本，同時還面臨著計劃體制遺留的行政壁壘和地方政府設立貿易壁壘產生的跨區流動成本，因此產品異地銷售價格并未下降、甚至有所上升。同種產品在不同地區價格差異增大，直接表現為市場分割程度加劇。與之形成對比的是，由于長三角地區以市場機制為基礎推進一體化發展，要素和商品流動的行政壁壘減小，而生產地點并未發生大面積的轉移，所以表現為市場分割程度的降低和區域市場整合程度的提高。由此本文提出：

假設2：京津冀在實施協同發展政策、通過產業轉移和分工推動產業結構升級的進程中，會在短期內造成市場分割加劇。

四、研究設計

(一)計量模型

自京津冀協同發展政策實施后，其產業結構升級效應主要來自三個方面：一是城市因自身差異形成的“分組效應”，二是隨時間推移和經濟形勢變化引起的“時間效應”，三是城市受京津冀協同發展政策影響產生的“政策處理效應”。采用雙重差分法，以京津冀協同發展政策的實施作為準自然實驗，可以考察戰略實施前后處理組和控制組產業結構升級狀況是否存在顯著差異，對政策實施的效果進行評估。基準模型如下：

Yit=β0+β1didit+β2xit+λi+μt+εit

(1)

式(1)中，被解釋變量Yit表示城市i在時間t的產業結構升級指數。didit為核心解釋變量，didit=cityi×yeart，yeart為政策處理效應時間虛擬變量，由于京津冀協同發展戰略在2015年提出，所以當t≥2015時，yeart設定為1，否則為0；cityi為處理組虛擬變量，若城市i屬于政策規劃區，則cityi=1，否則為0。xit為影響城市產業結構的一組控制變量。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反映了政策處理效應，其經濟意義為京津冀協同發展政策的實施對于城市產業結構升級的影響。如果該政策有效，β1應顯著大于0。

本文中的處理組為北京市、天津市和河北省下轄的11個地級市。在對照組的選取中，借鑒張躍(2020)[27]的做法，將北部沿海經濟區的山東省、長三角地區和南部沿海經濟區的城市作為對照組(2)長三角地區包括安徽省、江蘇省、浙江省和上海市；南部沿海經濟區包括福建省、廣東省和海南省，其中三沙市、儋州市因數據缺失嚴重被剔除。，以避免對照組和處理組經濟特征和其他條件差異過大導致估計結果失信。

(二)變量選取

被解釋變量：產業結構升級指數(indication)。與徐敏和姜勇(2015)[8]的研究一致，構造產業結構升級指數：

(2)

式(2)中，xi分別表示三次產業產值占生產總值的比重。

核心解釋變量：京津冀協同發展政策交互項didit(didit=cityi×yeart)。京津冀區域協同發展政策自2015年開始實行，cityi和yeart分別表示時間虛擬變量和組間虛擬變量，若城市i在政策規劃區內，cityi=1，反之為0；當t≥2015時，yeart=1，反之為0。

控制變量：(1)經濟發展水平(pergdp)。經濟發展水平的提高推動消費需求與消費結構升級，可以從需求側拉動產業結構升級。本文用人均國內生產總值(GDP)的對數值進行衡量。(2)城市化程度(urban)。城市化是推動產業轉型升級的一個重要途徑[33]，本文采用城鎮人口數占總人口數的比重來衡量。(3)基礎設施水平(infra)。基礎設施的空間“溢出效應”和“蒂伯特選擇”機制有助于推動產業結構升級[34]，鑒于地級市數據的可得性和連續性，采用公路貨運總量的對數值來測度。(4)外商直接投資(fdi)。已有研究認為外商直接投資可以通過資本供給和技術外溢促進產業結構升級[35-36]，本文采用實際利用外商投資額的對數值衡量，并按照當年平均匯率折算為人民幣。(5)出口需求(exp)。出口需求對國內產業發展具有導向作用，尤其是外貿依存度高的地區，影響產業結構的變化。采用出口總額占GDP的比重衡量出口需求，其中出口總額使用當年平均匯率進行折算。

(三)數據來源與描述性統計

本文通過使用2008—2018年103個地級及以上城市的面板數據研究京津冀協同發展政策的產業結構升級效應。數據來源于歷年《中國城市統計年鑒》《中國統計年鑒》以及各城市統計年鑒、統計公報，個別缺失數據通過插值法補齊。變量的描述性統計如表1所示。

表1 變量說明及描述性統計

五、實證結果分析

(一)基準回歸結果

本部分將京津冀地區13個城市作為處理組，長三角地區、南部沿海經濟區以及山東省的城市作為對照組，采用雙向固定效應模型，檢驗實施京津冀協同發展政策對產業結構升級的影響，估計結果如表2所示。表2中，列(1)只檢驗了核心解釋變量的影響，列(2)為加入控制變量后京津冀協同發展政策對產業結構升級的影響。可以發現，無論是否加入控制變量，京津冀協同發展政策虛擬變量did對產業結構升級的影響都顯著為正，說明京津冀協同發展這一區域協調發展政策對城市產業結構升級產生積極影響。實施京津冀協同發展戰略有助于城市群內信息和要素的互通互聯，優化產業分工和加快產業轉移，推動城市群內產業結構升級，假設1得到驗證。

同時，為了減少處理組和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進一步篩選可比樣本。具體方法是：首先，以是否是京津冀協同發展政策規劃的樣本城市為被解釋變量，以經濟發展水平、城市化程度、基礎設施水平、外商直接投資和出口需求等因素作為匹配的特征變量，使用logit模型估計傾向得分值。其次，根據傾向得分值，采取半徑匹配的方法給處理組匹配對照組，使得對照組和處理組在政策實施前盡可能沒有顯著差異。最后，對匹配后得分樣本城市進行雙重差分估計。估計結果如表2列(3)、列(4)所示，無論是否加入控制變量，核心解釋變量did均在5%的顯著性水平下對產業結構升級產生正向影響。這與前文分析結果一致，即實施京津冀協同發展政策有利于推動產業結構升級，結論穩健。

表2 基準回歸結果

(二)異質性分析

由于不同城市的資源稟賦、經濟特征等因素存在很大差異，因此需要考慮可能的異質性因素對政策效果的影響。

1.城市經濟規模異質性

將did與以GDP衡量的城市經濟規模(econ)的交互項加入回歸，檢驗政策效果在不同經濟規模城市的異質性。如表3所示，列(1)和列(3)的回歸結果表明did的系數顯著為正，與經濟規模(econ)的交互項顯著為負，這表明城市經濟規模越大，協同發展政策實施的產業結構升級效應越小。這是由于經濟規模越大的城市產業結構調整和轉型升級的成本和阻力更高，耗費的時間也相對更長，而經濟規模較小的城市則“船小好調頭”，更易推進產業結構轉型升級。雖然城市經濟規模會弱化政策效果，但總的政策效應仍然顯著為正(did與did×econ兩變量的系數之和)。

表3 異質性分析

2.國有化程度

在經濟發展過程中，經濟體制固有的問題會導致在要素配置時出現生產要素向部分低生產率的國有企業過度傾斜的現象，造成較為嚴重的資源誤置和效率損失[37-38]。在自身利益最大化目標的激勵下，地方政府為了使國有企業更好地充當起政府的“第二財政”角色，往往會采取干預資源配置、實施準入準出限制等非市場行為，不利于產業結構升級[1]。為了驗證城市經濟的國有化程度是否會影響政策效果，本文計算了樣本城市國有經濟職工占比，構造did和國有化程度(soe)的交互項進行回歸。如表3列(2)和列(4)所示，did系數顯著為正，交互項的系數在5%的水平下顯著為負，這表明國有化程度越高，區域協同發展政策的產業結構升級效應越小。其原因在于政府對國有企業的控制會扭曲資本要素流動和正常的企業行為，表現為政府將國企產生的社會財富投向基礎設施和大型工業項目，其中不乏經濟效率較低的行業，導致產業結構失衡，弱化政策效果。

(三)穩健性檢驗

通過前文的研究發現，實施京津冀協同發展政策能有效促進產業結構升級，但是結果仍然可能受到遺漏變量的影響。為了保證回歸結果的穩健性，本部分進行了以下穩健性檢驗：

1.平行趨勢檢驗

采用雙重差分法評估京津冀協同發展這一政策的產業升級效應，需要滿足平行趨勢假定，即在受政策沖擊之前，實驗組與控制組產業結構升級狀況維持基本平行的趨勢。本文借鑒已有文獻[39]的做法，通過改變政策實施時間的反事實法來檢驗這一假定成立與否。將京津冀協同發展政策實施時間分別提前1年(did_1)、2年(did_2)和3年(did_3)，如果政策處理效應仍然顯著，則表明產業升級效應可能來源于其他發展戰略或政策變化，而非京津冀協同發展政策的實施所致；相反，如果京津冀協同發展的政策變量不再顯著，則說明在政策實施之前，實驗組和控制組的城市在產業結構升級狀況上滿足共同趨勢。回歸結果如表4所示，假設的政策實施時間對產業結構升級的作用并不顯著。這在很大程度上證明，平行趨勢假定基本得到滿足，處理組和對照組產業結構升級差異不是其他因素導致的，而是來源于京津冀協同發展政策的實施。

2.改變樣本時期

本文的回歸是基于2008—2018年的樣本數據，相對于政策發生時間(2015年)，樣本改革前的時間可能過長，且回歸結果不能反映政策影響在實施前后多久才反映出來。為確保穩健，借鑒董艷梅和朱英明(2016)[40]的檢驗方法，通過改變政策實施前后窗寬的方法來檢驗京津冀協同發展政策實施前后不同時間段內產業結構升級效應的差異。具體而言，以政策實施時間2015年為中間點，分別選取2014—2016年、2013—2017年和2012—2018年為樣本時間段進行檢驗，結果如表5所示。結果表明，交互項系數在1%的顯著性水平上為正，說明改變樣本時期并不會改變京津冀協同發展政策對產業結構升級效應的方向，前述研究的核心結論沒有發生實質性變化。同時，根據窗寬時間來看，政策實施的產業結構升級效應是逐漸增強的，具有滯后性、長期性。

表5 穩健性檢驗結果

3.安慰劑檢驗

改革開放以來，中國經濟在高速增長的同時，產業結構失衡問題愈發突出，產業結構的畸形發展制約了經濟增長潛力的發揮和經濟增長質量的提高。在此背景下，地方政府紛紛轉變經濟發展方式、優化產業結構。因此，即便未實施京津冀協同發展政策，京津冀地區城市在政府調控的作用下產業結構也會升級優化，但這并非是政策發揮的實際效果。基于此，為了檢驗產業結構升級是否為京津冀協同發展政策實施的效果，本文首先將京津冀協同發展政策包含的城市剔除，再從剩余樣本中隨機選取13個城市作為“偽”處理組，將剩余城市作為對照組，再次進行雙重差分檢驗。由于“偽”處理組是隨機生成的，因此安慰劑檢驗的核心解釋變量did應該不顯著。回歸結果如表5列(4)所示，政策變量為負不顯著，說明隨機設立的京津冀協同發展政策沒有產業結構升級效應，可以反推出2015年實施京津冀協同發展政策對產業結構升級的促進作用是顯著存在的。

4.控制變量滯后一期

考慮到本文選擇的變量與實施京津冀協同發展政策之間可能會產生反向影響，故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。回歸結果如表5列(4)所示，核心解釋變量did的系數和符號與基準回歸結果基本一致，顯著性水平有所上升，說明本文結論是穩健的。

5.改變產業結構升級指標的測算方式

六、進一步分析:京津冀地區的市場分割

通過前文雙重差分法的實證分析和穩健性檢驗，發現京津冀協同發展對城市產業結構升級的促進作用是顯著的。同時本文認為，京津冀地區在基于比較優勢進行產業分工和轉移以推動產業結構升級的進程中，由于生產地點發生改變、產業集聚度提升導致商品價格波動程度加劇，因此在短期內表現為市場分割加劇。本部分進一步檢驗京津冀協同發展政策的實施與市場分割的關系。市場分割程度采用相對價格指數法[43]進行測算，其核心思想是通過測度兩地商品相對價格方差的變動來衡量市場一體化程度。“冰山成本”模型認為，由于交易成本的存在，即使存在完全套利，兩地區之間同種商品的相對價格pm/pn也不等于1，而是在(1-γ，1/(1-γ))的范圍內波動，其中γ表示由自然因素和人為因素產生的貿易壁壘所帶來的交易成本。相對價格的方差越大，兩地區之間的貿易壁壘越高，市場分割程度越高；反之，貿易壁壘越低，市場分割程度越低。考慮到地方政府和官員除了與相鄰地區還會與其他地區政府和官員進行競爭的“政治錦標賽”特點[44]，本文在全局參比法下對京津冀地區13個城市進行兩兩配對，使用京津冀地區13個城市2008—2017年8類商品的零售價格指數，測度京津冀地區城市市場分割指數。為避免指數過小，將其乘以100進行分析。參考相關研究選取的8類商品為：食品、飲料煙酒、服裝鞋帽、家用電器及音像器材、日用品、體育娛樂用品、中西藥品及醫療保健用品、燃料。

基于上述方法測算的市場分割指數，構建如下模型檢驗京津冀協同發展政策的實施對其產生的影響：

segit=β0+β1didit+β2xit+λi+μt+εit#

(3)

式(3)中，seg為市場分割指數，核心解釋變量為是否實施京津冀區域協同發展政策的虛擬變量。xit為影響城市分割的一組控制變量，包括：市場規模(size)，用城市GDP與土地面積的比值的對數衡量；對外開放度(export)，采用地區進出口總額占生產總值的比重來表示；外商直接投資(fdi)，采用外商直接投資實際使用額與GDP的比值衡量；財政支出占比(gov)，采取地方政府的財政支出占地區生產總值的比重來度量；國有化程度(soe)，采用國有經濟職工人數與總職工人數的比重表示。λi為城市固定效應，μt為時間固定效應，εit為隨機誤差項。

表6 京津冀地區市場分割指數的回歸結果

模型估計結果如表6所示。可以發現，無論是否加入控制變量，京津冀協同發展政策的虛擬變量did的系數都在1%的顯著性水平上為正，表明京津冀協同發展政策的實施加劇了區域市場分割。將計算市場分割指數的商品擴展到全部16種以后，回歸結果如列(3)、列(4)所示，京津冀協同發展政策虛擬變量的系數仍然顯著為正，表明結果是穩健的。假設2得到驗證。相較于長三角地區以市場機制為基礎推動的一體化發展，自上而下推動的京津冀協同發展行政牽引特征明顯，以疏解北京非首都功能為核心目的。所以京津冀地區的市場分割是產業分工與轉移過程中，由于生產地點發生改變、地方產業集聚度提升導致商品價格波動造成的，而非傳統意義上由自然性、技術性和制度性等因素造成的與建立統一市場相悖的市場分割。這是京津冀協同發展過程中特殊的市場整合的表現形式，是京津冀協同發展從“使動階段”到“自動階段”的 “陣痛期”。因此這并非產業轉型升級受阻，而是產業轉型升級過程中產生的“副作用”。在度過這一“陣痛期”后，區域內經濟協調成本和產業銜接障礙將大幅下降，逐漸轉向為由市場機制推動的自發協同階段。本文預計，如果將研究時期延伸至未來更長的時間，京津冀協同發展將會自發地整合區域內城市之間的市場來實現生產要素的最優配置，進而推動產業結構自發地、持續地向高級化、合理化發展。

七、結論與政策啟示

在中國經濟進行轉型升級背景下，產業結構持續優化升級是推動經濟邁向高質量發展階段的關鍵。同時，隨著區域協調發展戰略推進的加速和深入，中國區域一體化建設進入新階段。因此，京津冀協同發展作為一項重要的區域協調發展政策，對產業結構升級的影響值得關注。本文根據2008—2018年城市面板數據，采用雙重差分方法分析京津冀協同發展發展政策是否促進了產業結構升級，進一步測算了京津冀地區的市場分割指數并考察了實施協同發展政策對其的影響，主要結論如下：(1)京津冀協同發展能顯著促進產業結構優化升級，多種穩健性檢驗表明這一結論是可靠的；(2)京津冀協同發展對產業結構升級的影響存在城市經濟規模和經濟國有化程度兩方面的異質性，即更大的經濟規模和更高程度的國有化程度會降低京津冀協同發展的產業結構升級效應；(3)京津冀地區在實施區域協同發展政策、進行基于比較優勢的產業分工和轉移的進程中，生產地點發生變遷以及產業集聚度提升會導致商品價格波動程度加劇，因此在短期內導致市場分割加劇。

基于以上研究結論，本文對推動中國區域協調發展和產業結構升級的政策建議為：

一是加強區域協調發展機制建設，促進產業結構優化升級。在區域協調發展戰略加快推進的背景下，要進一步加強區域內部合作，加強對產業升級的規劃引導和政策調控，創新推動產業升級的區域合作模式。地方政府要在區域協調發展中發揮主導作用，在城市群的整體框架下統籌規劃產業結構的優化升級，避免地方之間的利益沖突和惡意競爭，推動產業結構實現區域聯動升級，形成與周邊城市功能互補、特色突出、協同發展的產業布局。此外，還要盡快建立權威性的區域協調機構，形成完善的區域對話合作機制，以此來保證相關產業政策的制定和貫徹落實。

二是堅持區域協同聯動，加快產業分工和轉移。推動產業結構優化升級，首先要明確各城市的要素稟賦優勢、發展定位和城市職能，才能立足于比較優勢和發展需要進行產業分工，形成分工合理、優勢互補、各具特色的產業合作格局。其次，“多中心、弱區域”和“中心雙核”是京津冀地區發展的兩個典型特征[45]，區域發展并不平衡，資本、勞動力和技術等生產要素在區域內與產業間具有較大的流動轉移和優化配置空間。因此，要抓住區域內產業轉移這一契機推動產業結構升級，通過轉出地和承接地政府的政府協作，根據區域內不同的城市功能定位來引導轉移方向，形成區域良性互動機制。

三是加快區域內市場一體化建設，釋放市場需求潛力。產業結構升級的前提條件是市場需求的擴大。除了培育本地市場規模，推動區域內市場一體化、建設區域統一大市場也是產業結構升級的重要途徑。因此，要打破地區間要素流動、商品流通和產業轉移的壁壘，主動破除與統一市場形成相悖的制度障礙，建設區域內共同市場，實現資源在更大范圍內的合理布局，以及市場需求的相互溢出，從供給側和需求側同時發力實現產業結構升級。