區域一體化與縣域經濟發展活力

吳志祥 計小青 許澤慶

[摘 要：縣域經濟是區域發展的基石，縣域活則全盤活。文章基于2005—2020年長三角地區153個縣域單元面板數據，以長三角城市經濟協調會擴容為契機，結合漸進雙重差分法、合成雙重差分法，實證檢驗區域一體化對縣域經濟發展活力的影響及作用機制。研究發現：區域一體化顯著促進了縣域經濟發展活力提升，這一促進作用主要依賴于經濟聯系機制、產業結構升級機制以及市場活力機制的有效發揮；區域一體化對縣域經濟發展活力的政策效應，因地區差異、行政約束、工業基礎等因素不同而有所不同。在加快構建新發展格局背景下，應更加重視縣域經濟基礎性地位，進一步深化體制機制改革和制度創新設計，有效排除區域內要素自由流通障礙，并引導地方政府強化一體化協同發展理念，充分激發縣域經濟發展活力。

關鍵詞：區域一體化；縣域經濟；長三角擴容；漸進雙重差分法；合成雙重差分法

中圖分類號：F127?? ? ? 文獻標識碼：A文章編號：1007-5097（2024）01-0014-12 ]

Regional Integration and County Economic Development Vitality：

A Quasi-natural Experiment Based on the Expansion of the Yangtze River Delta

WU Zhixiang，JI Xiaoqing，XU Zeqing

（Institute of Finance and Economics，Shanghai University of Finance and Economics，Shanghai 200433，China）

Abstract：The county economy is the cornerstone of regional development，and it is vital to the overall development. Based on the panel data of 153 counties in the Yangtze River Delta from 2005 to 2020，this article takes the expansion of the Yangtze River Delta Urban Economic Coordination Association as an opportunity，and uses the methods of the staggered difference-in-differences and synthetic difference-in-differences to empirically test the impact of regional integration on county economic development vitality. The study finds that regional integration has significantly promoted the vitality of county economic development，and this promotion mainly depends on the effective play of economic linkage mechanism，industrial structure upgrading mechanism and market vitality mechanism. The policy effect of regional integration on the vitality of county economic development varies with regional differences，administrative constraints，industrial base and other factors. Under the new development pattern，we should pay more attention to the basic status of the county economy，further deepen the reform of the mechanism and system and the innovative design of the system，effectively reduce the obstacles to the free circulation of factors in the region，and guide local governments to establish the concept of integrated and coordinated development，so as to fully stimulate the vitality of county economic development.

Key words：regional integration；county economy；the expansion of the Yangtze River Delta；staggered DID；synthetic DID

一、引言及文獻回顧

區域政策是中國區域經濟發展中的重要變量，也是政府優化制度供給的主要抓手（劉秉鐮等，2020）［1］。近年來，受區域一體化理論和新區域主義理論影響，我國大力推行區域一體化戰略，以破除要素充分流動的體制性障礙，激發區域發展活力。從區域結構來看，縣域是支撐區域社會經濟發展的基礎單元，承擔著發展經濟、保障民生和維護穩定等重要職能，也是統籌推進鄉村振興、促進城鄉融合和實現區域協調發展的最佳著力點（劉彥隨等，2022；高強和薛洲，2022）［2-3］。為避免縣域成為經濟社會發展中的短板和薄弱環節，2022年5月，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發《關于推進以縣城為重要載體的城鎮化建設的意見》明確要求，以縣域為基本單元推進城鄉融合發展，發揮縣城連接城市、服務鄉村作用，增強對鄉村的輻射帶動能力。長三角區域一體化發展作為國家重大戰略和區域一體化戰略的典型，對全國具有重要示范引領作用。雖然當前長三角縣域經濟領跑全國其他地區，但縣域間兩極分化現象嚴重，部分縣域在發展中仍存在工業基礎薄弱、基礎設施落后、發展后勁不足等短板弱項（范毅等，2020；程明和方青，2023）［4-5］。在當前國際環境日趨復雜、國內經濟恢復仍面臨挑戰的態勢下，如何在長三角區域一體化進程中進一步激發縣域經濟發展活力，對加快構建新發展格局、助力我國經濟發展行穩致遠具有重要的現實意義。

與本文研究內容密切相關的文獻主要有兩類：

第一類是區域一體化的經濟社會發展效應。國外文獻以歐盟擴容最為典型，相關研究發現，歐盟擴容降低了成員國間貿易成本（Campos等，2019）［6］、縮小了地區收入差距（Rapacki和Prochniak，2019）［7］、提升了就業率和工資水平（Elsner，2013）［8］，為歐盟經濟帶來了長期穩定增長（Campos等，2019）［6］。國內關于區域一體化的研究起步相對較晚，研究內容集中于區域一體化的政策效應及作用機制方面，使用的方法以“準自然實驗”為主。在宏觀經濟運行層面，劉乃全和吳友（2017）［9］以合成控制法為工具，發現長三角擴容對整個城市群的經濟增長具有顯著促進作用，其中，產業分工機制、市場統一機制產生了正向推進作用，而經濟聯系機制卻導致了新進城市與原位城市經濟增長上的兩極分化；鄭軍等（2021）［10］利用雙重差分法，發現長三角一體化通過促進勞動力資源流動和提高技術創新水平，進而促進地區產業結構升級，并使行政等級和金融發展水平更高的城市取得了更優的政策效果。在微觀企業主體層面，鄧慧慧和李慧榕（2021）［11］運用地理斷點回歸方法，發現長三角擴容與企業成長之間存在穩健的正向因果關系，區域一體化能夠通過“有效市場”和“有為政府”兩方面機制的結合推動企業成長；付文林和呂鑫（2022）［12］利用雙重差分法，發現長三角區域一體化顯著提高了城市經濟集聚租金和稅收征管效率，地方政府能夠在企業分工和盈利水平提升的經濟集聚過程中獲得稅收收益，并驅動區域一體化向更深層次發展。

第二類是經濟發展活力的測度及其影響因素。在區域層面，經濟發展活力是指一個區域對生命機能、生態環境和經濟社會的支持程度，是區域發展的源動力和關鍵引擎（Landry，2000；曹麗哲等，2021）［13-14］。對于經濟發展活力的測度，現有研究大多集中于省級、地級市尺度，多數學者采用DMSP系列衛星和NPP衛星的夜間燈光遙感數據測度經濟發展活力（Lan等，2019；Xia等，2020；Yang和Pan，2020；劉泠岑等，2023）［15-18］，也有部分學者通過構建綜合評價指標體系來反映區域經濟發展活力（曹麗哲等，2021；王小廣和劉瑩，2022）［14，19］。相關研究發現，人口流入與基礎設施的互動效應（Lan等，2019）［15］、教育投入增加（Yang和Pan，2020）［17］、收入水平和創新水平提高（陳濤和張越，2021）［20］等因素對激發區域經濟發展活力具有顯著正向促進作用。

通過梳理現有文獻發現，單獨從區域一體化或經濟發展活力方面來看，學界已積累了豐碩成果。這些研究豐富了區域經濟理論，為區域經濟理論指導實踐提供了新認知、新思路，也指明了經濟發展活力在區域研究中的重要意義。但仍有以下問題值得進一步探索：一是現有區域一體化政策效應評估的相關研究主要以地級市為觀測單位，在一定程度上忽視了縣域經濟發展的基礎性地位和重要性；二是鮮有文獻將區域一體化與經濟發展活力結合起來考察，以致實際政策效應檢驗不足，相關影響機制仍有待探究。鑒于此，本文基于2010年、2013年長三角城市經濟協調會兩次擴容所形成的“準自然實驗”視角，選取2005—2020年長三角地區153個縣域單元（不含市轄區）面板數據，結合漸進雙重差分法、合成雙重差分法，考察區域一體化對縣域經濟發展活力的影響及作用機制。

與現有文獻相比，本文的邊際貢獻主要體現為：第一，本文將分析對象從地級市層面擴展到縣域層面，考察區域一體化影響縣域經濟發展活力的政策效應，為新發展格局中區域一體化發展提供縣域層面的理論支撐和經驗證據，拓寬相關主題研究視域；第二，利用漸進雙重差分法、合成雙重差分法等“準自然實驗”方法，更為準確地識別區域一體化對縣域經濟發展活力的政策促進效應，并通過一系列穩健性檢驗以確保研究結論的可靠性；第三，梳理出區域一體化影響縣域經濟發展活力的作用機制，從理論和實證角度驗證經濟聯系機制、產業結構升級機制以及市場活力機制的存在，并發現區域一體化對不同縣域的異質性影響，為推進區域一體化發展提供有益參考。

二、政策背景與理論分析

（一）政策背景

自改革開放以來，長三角區域一體化逐漸引起國家重視，相關規劃出臺、平臺組織不斷建立以驅動區域協調發展（王秋玉等，2022）［21］。從1982年國務院設立上海經濟區并提出“以上海為中心建立長三角經濟圈”，到2019年頒布的《長江三角洲區域一體化發展規劃綱要》，正式將長三角區域一體化發展上升為國家戰略，行政意義上的長三角經歷了“迅速擴展—驟然縮小—穩步擴容”的反復過程（劉乃全和吳友，2017）［9］。具體而言，長三角區域一體化擴容進程如圖1所示，主要包括兩個層面：一種是國家層面發布各類綱領性文件的宏觀政策驅動，但一體化演變存在一定波折；另一種是地方層面自發形成的跨區域合作組織，如長三角城市經濟協調會通過穩步擴容方式逐漸形成現如今的三省一市（張學良等，2017）［22］。長三角城市經濟協調會在組織機構方面，實行常任和輪值相結合的管理模式，上海市是常委主任，執行主席由各成員城市輪值擔任；在運營模式方面實行“三題一議”，即常設專題、熱點專題、前沿課題和合作協議（張躍，2020）［23］。截至2021年末，長三角城市經濟協調會已成功舉辦21次年度會議，簽署并組織實施了包含資源共享、人才合作、科技合作、產業協同、園區共建等眾多合作項目。可以看出，市場機制下地方自發形成的跨區域合作機制是長三角一體化發展的本質特征（張學良等，2017）［22］，其分步式、漸進式擴容為本文提供了較好的研究視角。適逢區域一體化戰略的深入推行和國家日益重視縣域經濟發展，本文將基于加入長三角城市經濟協調會這一事件所形成的“準自然實驗”，考察區域一體化對縣域經濟發展活力的影響。

（二）理論分析與研究假設

1. 區域一體化的集聚與擴散效應

新經濟地理學理論（NEG）基于“區域”的地理空間視角，揭示了經濟空間極化與不平衡的事實，但也指出區域經濟系統中同時存在兩種效應：集聚效應和擴散效應（陸銘和陳釗，2009）［24］。以Krugman（1991）［25］為代表的學者通過改進D-S壟斷競爭模型和柯布-道格拉斯生產函數，構造一個包含農業和工業的兩區域模型，并最終內生出以工業區域為中心、農業區域為外圍的“中心-外圍”區域經濟格局。市場經濟條件下，以外部經濟、市場規模效應為主的向心力吸引“外圍”資源要素向“中心”集聚，表現出“中心”對“外圍”的虹吸現象。在加入負外部性因素后，即因集聚而產生擁擠效應和污染效應等，并隨著技術水平提升、運輸成本下降和市場邊界擴大，資本、技術等生產要素將從“中心”地區向“外圍”地區擴散，從而帶動“外圍”地區經濟發展（Helpman，1998）［26］。在“中心-外圍”的分析框架下，從時間趨勢上看，區域經濟地理格局演化可分為三個階段：集聚效應在發展初期具有主導性（Barkley等，1996）［27］；擴散效應在發展中后期逐漸加強（汪立鑫和左川，2018；Hong等，2019）［28-29］；擴散效應的最終結果是一體化（Xu等，2019；Haini和Wei，2023）［30-31］。

與大多數西方國家不同的是，在我國談及區域經濟運行時，不僅需要分析市場作用，還需關注其背后的政府作為。在有為政府進行高效制度安排的基礎上，價格、供求、競爭等市場機制將更有效率地重塑區域經濟格局（李蘭冰，2020）［32］。區域一體化即是一種區域經濟整合的狀態及過程，政府旨在通過體制機制改革與創新設計，構建合作框架以促使區域內要素自由流動，從而縮小區域發展差距，形成一個區域發展聯合體（Miller，1957；曾剛和王豐龍，2018）［33-34］。在NEG理論中，區域一體化過程同樣會帶來經濟活動集聚與擴散。根據前述一般性分析，判斷集聚效應與擴散效應哪一類起主導作用，仍需結合區域經濟發展的階段性特征進行分析。從長三角地區實踐來看，長三角城市經濟協調會已成立二十余年，有效推進了長三角區域一體化進程，其以加強長三角地區經濟聯系與協作為宗旨的常態化運行，已然助力長三角地區成長為我國綜合經濟實力最強、市場發育最好、產業關聯度最高的區域之一。既有研究也表明，長三角地區集聚格局已經突破都市區核心圈層，“中心”地區對“外圍”地區的輻射能力正在逐步增強（Hong等，2019；李凱等，2016）［29，35］。與此同時，“外圍”地區的勞動力、土地資源、生態環境等資源稟賦的比較優勢也日益凸顯，吸引資本、技術等要素從一些大中城市向中小城市、城鎮擴散（Xu等，2019）［30］，從而為“外圍”地區經濟發展注入活力。

2. 區域一體化影響縣域經濟發展活力的作用機制

聚焦縣域層面，區域一體化如何影響縣域經濟發展活力，本文認為主要包括三個方面。

第一，區域一體化有利于打破地方行政壁壘，加強地方經濟聯系，進而釋放縣域經濟發展活力。值得注意的是，行政壁壘不僅存在于省份或地級市層面，縣域單元之間也存在行政壁壘問題。縣級行政區在法律設計、財政預算和機構設置上都具有相當的獨立性，可以相對自由行使財權和事權，具有典型的行政區經濟特征，并不同程度存在縣域發展畫地為牢、縣域間互設壁壘和過度競爭等問題（郝聞漢等，2021；陳健生和任蕾，2022）［36-37］。長三角城市經濟協調會的成立與常態化運行，意味著長三角區域合作逐步走向經濟性議題領域的制度性締結階段，地方政府間關系由競爭轉向競合已經成為共識（于迎和唐亞林，2018）［38］，這在一定程度上弱化了邊界效應，加強了縣域與縣域、縣域與地級市尤其是與中心城市之間的經濟聯系。一方面，長三角城市經濟協調會不僅通過常設專題以加強區域內各地方政府間交流，還通過前沿課題為未來經濟合作與共同發展提供形勢預判和政策建議；另一方面，長三角城市經濟協調會積極促進建立統一的區域市場環境、加強區域基礎設施互聯互通、完善區域產業分工與合作等，促成系列實質性合作協議框架生成（劉乃全和吳友，2017）［9］。隨著區域統一大市場加速推進，縣域的勞動力、土地資源、生態環境等資源稟賦比較優勢得以顯現。同時區域基礎設施的互聯互通又使得要素市場化流動成本大幅降低，顯著拓展了縣域經濟市場空間并改善了縣域間競合關系，一些縣域主動跳出傳統縣域發展框架，依托比較優勢建立起城市-縣域、縣域-縣域分工合作的經濟聯系，有效釋放了縣域經濟發展活力。

第二，區域一體化有利于改善區域內部資源錯配，推動地方產業結構優化升級，進而提高縣域經濟發展活力。以往縣域各自為政、畫地為牢的經濟發展模式，以及地區增長導向的“全能化”傾向，使得大部分縣域存在“小而全”“小、散、亂”的產業結構趨同、定位同質化、總體產業層次較低等問題，地方特色優勢難以有效發揮（陳健生和任蕾，2022；閆坤和鮑曙光，2018）［37，39］。而依據“中心-外圍”理論，區域的中心與外圍應集聚不同產業。區域一體化擴容即是各地區依靠資源稟賦優勢重新調整產業布局的過程，地方政府可以通過信息共享機制，準確定位本地比較優勢和競爭優勢，減少地區盲目投資和重復建設，降低產業同構性，提升地區產業專業化水平，從而獲得產業分工和專業化發展帶來的紅利。與此同時，隨著一體化合作逐步深入，內部資源錯配局面的改善有助于促進各種生產要素低成本跨地區流動，順應產業生命周期的梯度轉移，對地區產業結構優化升級發揮重要作用，并為地區經濟發展注入新的活力（劉乃全和吳友，2017；鄭軍等，2021）［9-10］。例如，2010年，長三角城市經濟協調會第十次會議特設“長三角園區共建”專題，共商共謀長三角范圍內的產業轉移，皖南、蘇北、浙西南等地縣市產業結構優化升級迎來重大發展機遇；2018年，長三角城市經濟協調會第十八次會議以“協同打造綠色美麗長三角”為主題，構建起長三角地區產業特色小鎮合作聯盟，縣域尺度內的專業集鎮和特色產業發展也愈發引起重視。

第三，區域一體化有利于推動企業異地布局，激發地方市場活力，進而促進縣域經濟發展活力提升。從微觀尺度來看，企業是國民經濟基本細胞，也是最重要的市場主體。在實際經濟運行中，企業不僅是產品服務供給方，也是各類要素需求方，更是吸納和調節就業的“蓄水池”，是地方經濟發展的源頭活水（國務院發展研究中心宏觀調控創新課題組，2022）［40］。一方面，由于城市土地租金、用工成本不斷攀升、縣域消費市場不斷壯大，越來越多的企業將市場下沉到縣域層面，將企業整體或部分活動從城市搬遷至周邊縣域。特別是對土地、勞動力需求量大的成本敏感型工業企業以及電商、直播等互聯網經濟向縣域滲透，不僅有助于解決農村剩余勞動力就地就業難題，也為縣域經濟發展注入了新的活力（范毅等，2020；張杰和唐根年，2019）［4，41］。另一方面，隨著區域一體化發展程度不斷提高，縣域基礎設施也日趨完善，眾多縣域正呈現出從“外出打工潮”向“返鄉創業潮”轉變的趨勢（張建民等，2023）［42］，這不僅加速了經濟資本、人力資本和社會資本回流，也吸引了更多農村人口和生產要素向中小城鎮集聚（黃祖輝等，2022）［43］。新興市場主體以城鎮為依托，享受集聚所帶來的規模經濟和范圍經濟紅利，在實現自身快速發展的同時，也直接激活了縣域經濟發展活力。

綜合以上分析，本文提出假設1和假設2a、2b、2c。

H1：區域一體化能夠提升縣域經濟發展活力。

H2a：區域一體化能夠通過加強地方間經濟聯系，提升縣域經濟發展活力；

H2b：區域一體化能夠通過推動地方產業結構升級，提升縣域經濟發展活力；

H2c：區域一體化能夠通過激發地方市場活力，提升縣域經濟發展活力。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以2005—2020年長三角地區縣域單元面板數據為研究樣本，考察區域一體化政策對縣域經濟發展活力的影響效應。考慮數據的嚴謹性，本文對研究樣本進行如下處理：①本文所指的縣域單元包括縣、縣級市、自治縣等。雖然市轄區也屬于縣級行政單位，但從空間形態上看其主體是城市建成區，從經濟形態上看則是地級市政府直接管轄的都市化經濟區（劉彥隨等，2022）［2］，故未將其列入本文考察范圍。②長三角地區行政區劃調整較為活躍，2005—2020年，共計發生103次縣級行政區劃變更與調整。本文以2020年行政區劃為標準，對樣本觀測期內存在撤縣設區、撤縣設市以及大范圍轄區變更的縣域樣本予以剔除。③剔除主要變量缺失及存在異常值的樣本，對于少量數據缺失的樣本，利用插值法補齊。④為剔除價格因素影響，本文將價值變量均統一調整為以2005年為基期的價格水平。最終得到有效樣本縣域153個，共計2 448個樣本的16年平衡面板數據進行參數估計。實證檢驗部分使用的數據來源如下：縣域經濟發展活力相關數據來源于國家青藏高原科學數據中心開發的中國長時間序列逐年人造夜間燈光數據集（1984—2020）；縣域工商企業存續、在業數量數據通過天眼查手工整理得到；其他指標數據均來源于2006—2012年《中國縣（市）社會經濟統計年鑒》、2013—2021年《中國縣域統計年鑒》和長三角各省市統計年鑒。

（二）模型設定

本文主要關注區域一體化對縣域發展活力的影響。長三角城市經濟協調會分步式、漸進式擴容為本文提供了較好的準自然實驗場景，其在2010年和2013年的兩次擴容均具有擴容范圍大、行政區劃較多的特點，且距今時間較久，能夠更好地觀測區域擴容前后縣域經濟發展活力的變化趨勢（鄭軍等，2021）［10］。鑒于此，本文以2010年、2013年長三角城市經濟協調會兩次擴容為準自然實驗，檢驗區域一體化對縣域經濟發展活力影響的凈效益。其中，實驗組有67個縣域，剩余86個縣域則歸入控制組。構造如下漸進雙重差分模型：

[lnedvit=α1+β1didit+γ1Controlsit+μi+λt+εit] （1）

其中：被解釋變量lnedvit表示縣域i在第t年的經濟發展活力；核心解釋變量didit代表縣域i在第t年是否屬于長三角城市經濟協調會成員的虛擬變量，若縣域i在第t年加入長三角城市經濟協調會，則取值為1，反之為0；β1為雙重差分估計量，刻畫了區域一體化擴容對縣域經濟發展活力的影響效果；Controlsit為影響縣域經濟發展活力的控制變量集合；μi表示縣域固定效應，用來捕捉不隨時間變化的個體因素；λt表示年份固定效應，用來捕捉不隨個體變化的時間因素；εit為隨機擾動項。

（三）變量選取與說明

1. 被解釋變量

本文選取經濟發展活力（lnedv）作為被解釋變量。現有文獻對經濟發展活力的測度主要有綜合指標評價和夜間燈光指數兩類。本文測度的是縣域層面經濟發展活力，考慮較早年份的縣域數據缺失較為嚴重，且一些統計指標名稱、統計口徑都發生了不少變化，在長時間跨度的情況下，縣域層面可獲取的指標數量和質量無法得到保證。為此，本文參考Lan等（2019）［15］、劉泠岑等（2023）［18］的做法，采用夜間燈光指數作為縣域經濟發展活力的代理變量。燈光數據不僅真實客觀記錄了日常經濟活動和能源消耗，還反映了傳統統計數據難以傳遞的一些信息，譬如未能得到準確記錄的非正規經濟、經濟活動的空間分布等（Elvidge等，2009；秦蒙等，2019）［44-45］。

目前普遍使用的夜間燈光遙感數據有DMSP-OLS和NPP-VIIRS兩套，但兩類燈光數據因傳感器差異，同一時空位置的燈光像元值相差較大，無法直接銜接（曹子陽等，2015）［46］。國家青藏高原科學數據中心提出了一種夜間燈光卷積長短記憶（NTLSTM）網絡，并將該網絡應用于生長出世界上第一套中國長時間序列逐年人造夜間燈光數據集（1984—2020）上，該套數據具有較高的銜接質量以支撐長時間序列的擴展應用（張立賢等，2022）［47］。本文在該數據集的基礎上，將歷年燈光影像數據重投影轉換為蘭伯特等角圓錐投影，并利用長三角地區縣級行政邊界矢量數據進行裁剪，從而輸出各縣域年度夜間燈光亮度均值。由于該數據集的燈光像素值范圍為0～6 300，為確保參數估計的經濟意義更加合理，本文將輸出的縣域年度夜間燈光亮度均值進行對數化處理后再放入回歸模型。

2. 核心解釋變量

本文選取區域一體化（did）作為核心解釋變量。did為（0，1）虛擬變量，當縣域i所屬地級市在第t年加入長三角城市經濟協調會時，縣域i則成為長三角城市經濟協調會成員，那么縣域i在第t年及以后的年份中did取值為1，代表其屬于處理組；否則，did取值為0，代表其屬于控制組。若did的估計系數β顯著大于0，則說明區域一體化對縣域經濟發展活力產生了積極的政策效應。

3. 控制變量

為減輕遺漏變量可能產生的偏差，并考慮縣級數據可得性，本文結合現有關于經濟發展活力影響因素的研究（Lan等，2019；Xia等，2020；Yang和Pan，2020；陳濤和張越，2021）［15-17，20］，控制人口密度（lnpopden）、工業化水平（indus）、資本存量（lncapit）、金融發展（lnfina）、政府干預（govs）、通信基礎設施（cominfra）等因素影響，更加準確估計出區域一體化影響縣域經濟發展活力的“凈效應”。其中：人口密度以每平方公里人口數的自然對數表示；工業化水平以第二產業增加值占GDP的比重加以衡量；資本存量采用人均固定資產投資額的自然對數表示；金融發展采用人均年末金融機構各項貸款余額的自然對數測量；政府干預采用地方財政一般預算支出占GDP的比重表示；通信基礎設施水平采用固定電話用戶數與年末總人口的比值衡量。

表1報告了本文主要變量的描述性統計結果。結果顯示，樣本觀測范圍內lnedv的均值為0.866，最小值為0.023，最大值為5.721，表明不同縣域間經濟發展活力存在較大差異。did的均值為0.438，表明研究樣本中約有43.8%的縣域屬于長三角城市經濟協調會成員。進一步觀察控制變量，發現本文樣本觀測數據不存在系統性誤差。

四、實證結果分析

（一）基準回歸分析

為檢驗區域一體化對縣域經濟發展活力的影響效果，本文基于式（1）進行基準回歸，基準回歸結果見表2所列。其中，表2第（1）、（2）列分別為未控制縣域、時間效應下，未引入控制變量和引入控制變量后的回歸結果，結果表明區域一體化對縣域經濟發展活力的影響顯著為正。如表2第（3）、（4）列所示，在控制縣域、時間效應后，相較于未引入控制變量得到的雙重差分估計量，引入相關控制變量后，區域一體化對縣域經濟發展活力的影響效應有所減小，但仍為正并在1%的水平上顯著。這表明區域一體化對縣域經濟發展活力的提高產生了積極政策效果。由此，H1得到驗證。此外，從控制變量的系數估計結果來看，人口密度、工業化水平、金融發展水平以及通信基礎設施水平提高，也有利于縣域經濟發展活力提升。政府干預的估計系數為負，表明政府管控需充分把握市場運行規律，過度干預市場經濟運行則不利于經濟發展活力提升。而人均資本存量對縣域經濟發展活力的影響雖然為正，但在統計意義上不顯著。

（二）穩健性檢驗

1. 平行趨勢與動態效應檢驗

保證漸進雙重差分模型結果滿足無偏性的關鍵前提是平行趨勢假說，即在政策實施前，處理組和控制組的經濟發展活力變動趨勢應該是平行的。為此，本文采用事件研究法（Jacobson等，1993）［48］進行平行趨勢檢驗，并考慮政策實施前后5年內縣域經濟發展活力變動趨勢。該方法可表示為：

其中：Qit是一組政策虛擬變量，若縣域i所在的城市在第t年加入長三角城市經濟協調會，則縣域i的Qt在加入長三角城市經濟協調會的前后5年均取值為1，反之為0；其他變量的符號含義與式（1）中的符號相同。本文重點關注該式中參數估計量δt，其反映了區域一體化政策實施前后，即加入長三角城市經濟協調會前后年份，實驗組與控制組縣域的經濟發展活力差異。圖2展示了在95%置信區間內，δt參數估計值的走勢。結果表明：一是在加入長三角城市經濟協調會前，δ的估計系數均不顯著，說明在區域一體化政策實行前，實驗組與控制組縣域經濟發展活力的變化不存在顯著差異，滿足平行趨勢假說；二是在加入長三角城市經濟協調會后的第2年及以后年份，其系數均顯著為正，這表明區域一體化對提高縣域經濟發展活力產生了積極的政策效應，但該效應存在時滯性。

2. 安慰劑檢驗

為排除相關競爭性政策的潛在效應或不可觀測的隨機性因素對基準回歸結果的影響，本文利用雙重隨機安慰劑檢驗（白俊紅等，2022）［49］，進一步驗證區域一體化與縣域經濟發展活力之間的因果關系。具體而言，為排除樣本處理效應干擾，本文隨機抽取部分樣本，并人為設定“偽處理組”和“偽控制組”，同時將政策實施時點隨機分配，從而生成一個新的區域一體化政策虛擬變量didrandom，代入模型（1）重新回歸，并按上述方法重復進行500次模擬實驗，具體結果如圖3所示。可以發現，didrandom的系數估計值在0附近且服從正態分布，基準回歸中的系數估計值位于虛假回歸系數分布的右側高尾位置，在安慰劑檢驗中屬于小概率事件。這表明在大多數情況下，隨機生成的政策變量didrandom的結果不顯著，即基準回歸中運用漸進雙重差分模型估計得出的系數值在統計上的顯著性是穩健的。

3. 其他穩健性檢驗

（1）改變代理變量。為了避免夜間燈光數據潛在的測量誤差，增強實證結果的穩健性，本文考慮人均地區生產總值也是一個相對客觀且能夠衡量縣域經濟發展活力的指標，故另選取人均地區生產總值的自然對數（lnpgdp）對基準回歸結果進行穩健性檢驗。如表3第（1）列所示，did的系數估計值為0.021，且在1%的水平上顯著，表明區域一體化能夠提高縣域經濟發展活力的結論具有穩健性。

（2）調整樣本窗口。考慮長三角城市經濟協調會于2018年、2019年又經歷兩次擴容，而基準回歸部分將這兩次擴容所涉及的縣域全部視為控制組，為避免潛在的政策處理效應對結論的影響，故本文將樣本觀測范圍時間窗口縮短為2005—2017年，再運用模型（1）進行參數估計。如表3第（2）、（3）列所示，調整樣本時間窗口后，lnedv對did及lnpgdp對did的系數估計值分別為0.019、0.049，且均在1%的水平上顯著為正，再次驗證了基準回歸結果的穩健性。

（3）改變估計方法。此外，為了進一步緩解長三角區域一體化擴容可能存在的非隨機性對研究結論的影響，本文還執行了阿爾漢格爾斯基等提出的合成雙重差分檢驗（Synthetic Difference-in-Differences，SDID）（Arkhangelsky等，2021）［50］。該方法集成了雙重差分法和合成控制法的優勢，并且提出了一個具有雙向（個體和時間）固定效應以及個體和時間權重的一般性估計策略，對于多個處理個體和多個處理期的政策效應評估場景具有良好的應用性質。該方法可以表示為：

其中，τ衡量了區域一體化對縣域經濟發展活力Yit的影響，具體結果見表3第（4）、第（5）列。結果表明，經過使用加權調整后更加可比的樣本作為控制組并基于Bootstrap自助法進行回歸后，lnedv對sdid以及lnpgdp對sdid的系數估計值仍在1%的水平上顯著為正，且系數估計大小與基準回歸結果相近，進一步驗證了基準回歸結果的穩健性。

五、進一步分析

（一）區域一體化影響縣域經濟發展活力的作用機制分析

基準回歸分析結果表明，區域一體化對縣域經濟發展活力提高起到了積極的政策效果。結合前文理論分析，本文分別引入經濟聯系、產業結構升級和市場活力等變量，進一步檢驗區域一體化激發縣域經濟發展活力的作用機制。

1. 經濟聯系機制檢驗

根據前文理論分析，區域一體化有利于打破地方行政壁壘，加強縣域與縣域、縣域與地級市尤其是與中心城市之間的經濟聯系，進而釋放縣域經濟發展活力。為驗證該影響機制，本文利用修正后的經濟引力模型，計算各縣域與區域內四大中心城市（上海、南京、杭州、合肥）的經濟聯系度（孫偉等，2018）［51］，其計算公式為：

其中：dij表示縣域i到中心城市j的政府駐地間地理距離；gdpit和gdpjt分別表示縣域i和中心城市j在第t年的地區生產總值；popit和popjt分別表示縣域i和中心城市j在第t年的年末總人口；coneijt表示縣域i在第t年與區域內四大中心城市的經濟聯系總值。為了消除量綱差異，本文對計算得到的經濟聯系度取自然對數后（lncone）再放入模型（1）進行檢驗。表4第（1）列展示了區域一體化對地方經濟聯系影響的估計結果，結果顯示，did的系數估計值為0.051，且在1%的水平上通過了顯著性檢驗；第（2）列展示了地方經濟聯系對經濟發展活力的影響，lncone的系數估計值為0.550，并在1%的水平上顯著。這表明區域一體化能夠通過加強地方間經濟聯系進而促進縣域經濟發展活力提高，H2a由此得到驗證。

2. 產業結構升級機制檢驗

H2b假定區域一體化有利于改善區域內部資源錯配局面，推動地方產業結構升級，進而提高縣域發展活力。為驗證該影響機制，本文從產業結構形態角度，引入產業結構高度化指數作為產業結構升級的代理變量（唐宇娣等，2020）［52］，其計算公式為：

其中，yimt表示縣域i的第m產業在第t年占地區生產總值的比重。產業結構升級并非追求“去農業化”或“去工業化”，該指數較為客觀地反映了三大產業從由第一產業占優勢地位逐漸向第二產業、第三產業占優勢地位的比例關系演進過程。表4第（3）列展示了區域一體化對產業結構升級的影響，did的系數估計值為0.011，且在1%的水平上通過顯著性檢驗；第（4）列展示了產業結構升級對縣域經濟發展活力的影響，stru的系數估計值為0.263，并在1%的水平上顯著。估計結果表明，區域一體化能夠通過推動地方產業結構升級，進而促進縣域經濟發展活力提高，H2b得到驗證。

3. 市場活力機制檢驗

H2c假定區域一體化有利于推動企業異地布局和本地居民創業，激發地方市場活力，進而促進縣域經濟發展活力提高。在市場經濟體制下，企業、工商戶的多少及其活躍度決定了經濟發展活力的強弱（寧吉喆，2020）［53］。為此，本文利用天眼查檢索長三角各縣域工商企業年度存續、在業數量，然后將工商企業存續、在業數量與年末總人口之比作為衡量市場活力的代理指標，即每萬人擁有企業數，并對該指標進行對數化處理后（lnmarvit）再放入模型（1）進行檢驗。表4第（5）列展示了區域一體化對市場活力的影響，did的系數估計值為0.104，且在1%的水平上通過顯著性檢驗；第（6）列展示了市場活力對縣域經濟發展活力的影響，lnmarvit的系數估計值為0.040，并在1%的水平上顯著。這說明區域一體化能夠激發地方市場活力，進而對提高縣域經濟發展活力產生積極的政策效果，H2c得到驗證。

（二）區域一體化影響縣域經濟發展活力的異質性分析

由于縣域自身發展和所處外部環境普遍存在差異，區域一體化可能會對不同縣域產生異質性影響效應。為此，本文分別從地區特征、行政約束和工業基礎的角度進行異質性檢驗。

1. 地區差異的異質性檢驗

盡管長三角是中國經濟最發達的地區之一，但區域內各省份的經濟發展水平、自然資源稟賦、自然地理特征等均存在較大差異，從而影響區域一體化政策實施效果。為此，本文執行了基于省份分組的異質性檢驗，具體檢驗結果見表5所列。從表5第（1）—（3）列lnedv對did的省份分組估計系數及顯著性可知，從整體上看，區域一體化對江蘇、浙江、安徽等省的縣域經濟發展活力提升均起到促進作用。進一步對系數進行對比分析可知，區域一體化對不同省份縣域經濟發展活力的影響效果存在差異，安徽省受區域一體化影響的政策效果最優，其次是江蘇省，再次是浙江省。這一發現表明，在區域一體化發展的政策驅動下，生產要素在區域內部流動將隨著邊界效應弱化而更加自由，從而有利于推動區域協調發展，各地區經濟發展水平最終將實現趨同。

2. 行政約束的異質性檢驗

除地區差異外，縣域自身特征如行政約束差異也可能影響區域一體化政策的實施效果。縣與縣級市雖然在行政關系上隸屬同級，但相較于一般的縣而言，縣級市具有更大行政權力和財政權力（唐為，2019）［54］。例如，縣級市往往擁有更多的土地審批權和建設用地指標，并能夠從土地出讓收入中保留更高份額。為此，本文進一步執行了基于縣級市與普通縣的行政約束異質性檢驗（本文的縣域單元包括縣、縣級市以及自治縣，但由于樣本觀測范圍內僅含一個自治縣，故在實際檢驗中予以剔除）。見表5第（4）、第（5）列所示，縣級市組和普通縣組的系數估計分別在1%和10%的水平上顯著，但縣級市組did的系數估計值為0.109，遠大于普通縣的0.052。這表明隨著財權和事權的下放，縣級市能夠獲取更多經濟資源，在區域一體化進程中也取得了更好的政策效益。

3. 工業基礎的異質性檢驗

一般而言，縣域經濟結構大多處于工業化發展初期或中期階段，且長三角不同縣域間的工業化水平仍存在著較大差異，這反映出縣域對外招商引資、承接產業轉移能力差異，從而影響區域一體化對縣域經濟發展活力的政策效應。為此，本文以第二產業增加值占GDP的比重來衡量縣域工業基礎。當縣域第二產業GDP占比大于或等于年度中位數時，認為該地工業基礎較好，反之則認為該地工業基礎薄弱。基于工業基礎分組的異質性檢驗結果見表5第（6）、第（7）列所示，從did的估計系數及顯著性可知，區域一體化對工業基礎薄弱組和工業基礎較好組的縣域經濟發展活力均產生了積極的政策效應，但工業基礎較好的縣域受區域一體化政策驅動作用稍大于工業基礎薄弱的縣域。這一結論表明了工業基礎對縣域經濟發展活力的重要作用，部分工業基礎薄弱的縣域需在區域一體化發展中找準自身定位，發揮比較優勢，在區域一體化進程中實現縣域優勢互補與錯位發展。

六、結論與啟示

本文利用2005—2020年長三角地區153個縣域單元面板數據，將長三角城市經濟協調會擴容視作“準自然實驗”，結合漸進雙重差分法、合成雙重差分法實證檢驗了區域一體化對縣域經濟發展活力的影響及作用機制。研究結果表明：①區域一體化顯著提升了縣域經濟發展活力。該結論經過反事實分析、改變代理變量、縮短樣本時間窗口以及更換估計模型等一系列穩健性檢驗后依然成立。②區域一體化打破了傳統縣域經濟發展框架，弱化了縣域發展的邊界效應，提高了生產要素自由流通的速度，從而能夠通過加強地方間經濟聯系、推動產業結構升級以及激發市場活力等機制促進縣域經濟發展活力提高。③區域一體化對縣域經濟發展活力的影響存在異質性。從地區差異來看，安徽受區域一體化影響的政策效果最優，其后是江蘇、浙江；從行政約束來看，相較于普通縣，縣級市在區域一體化進程中的政策效應更為明顯；從工業基礎來看，工業基礎較好的縣域在區域一體化政策驅動下取得的效益要優于工業基礎薄弱的縣域。

本研究結論為實現區域一體化戰略目標提供了縣域層面的證據和理論支撐，對助力中國經濟持續恢復、加快構建新發展格局具有一定的政策啟示：

第一，持續深入推進區域一體化戰略，提高一體化發展水平。本文研究表明，區域一體化對縣域經濟發展活力產生了積極的政策影響。但需要注意的是，一體化進程中同時存在集聚和擴散兩種效應。在未來區域一體化進程中，不僅需要發揮市場“無形的手”的效率引導作用，也要積極發揮政府“有形的手”的調節作用，以更好地權衡市場、政府力量，推動區域一體化發展邁向更高水平，從而充分發揮作為中心地區的大中城市帶動外圍地區中小城市、城鎮經濟發展的積極作用。

第二，加強區域一體化發展制度建設，充分破除要素流動的機制體制性障礙，打造更加公平、高效的一體化環境。長三角地區實踐表明，區域一體化能夠通過加強地方經濟聯系、推動產業結構升級以及激發市場活力等機制對縣域經濟發展活力產生積極的政策效果。未來需以長三角城市經濟協調會為紐帶，探索設立區域分割的負面清單，完善相應的成本分攤、利益協調和損失補償機制，建立更廣范圍、更深層次的區域交流與合作，以充分消除要素流通的體制性障礙，營造更加公平、高效的一體化發展環境。同時，還應當積極總結和推廣長三角區域一體化發展的成功經驗，助力其他區域高質量發展。

第三，充分重視縣域經濟基礎性地位，關注區域一體化對縣域經濟發展活力的差異化影響及階段性特征，避免陷入一體化發展的縣域“發展鴻溝”。本文研究發現，雖然整體上縣域經濟發展活力因長三角區域一體化擴容而得到顯著提升，但政策效應因地理區位、行政約束和工業基礎等不同而存在明顯差異。為避免“工業強縣”與“工業弱縣”、“縣級市”與“普通縣”之間發展差距逐漸擴大，上級政府需加大對相應縣域政策扶持力度，以幫助和調節不同縣域因經濟基礎、發展定位和產業分工不同所帶來的發展差距，從而增強區域經濟發展的平衡性、協調性。此外，縣級政府也應抓住當前國家重視縣域經濟發展的歷史機遇，主動融入長三角區域一體化分工與合作，樹立城市—縣域、縣域—縣域產業分工合作的一體化與協同發展理念，在一體化進程中找準自身定位和發揮比較優勢，從而增強自身“造血”能力。

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