城市群擴(kuò)容能否提高外商直接投資強(qiáng)度？

梁軍

摘 要? 在全球分工體系日趨成熟的背景下，城市群逐漸成為一國(guó)或一地區(qū)參與國(guó)際資本競(jìng)爭(zhēng)的核心單元。本文基于2003—2016年我國(guó)253個(gè)地級(jí)以上城市的面板數(shù)據(jù)，采用數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)的合成控制法評(píng)估了2010年長(zhǎng)三角擴(kuò)容對(duì)該地區(qū)外商直接投資強(qiáng)度所產(chǎn)生的政策效應(yīng)。結(jié)果表明：城市群擴(kuò)容的一體化政策顯著提高了整體城市、原位城市、新晉城市的FDI強(qiáng)度，且對(duì)原位城市所產(chǎn)生的政策效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于新晉城市;中心—外圍城市的異質(zhì)性分析顯示，長(zhǎng)三角擴(kuò)容對(duì)中心城市和外圍城市所產(chǎn)生的處理效應(yīng)均為正值，但這一效應(yīng)在中心城市中表現(xiàn)地比外圍城市更明顯;安慰劑法、控制組縮減法、迭代法等穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了所得結(jié)論的有效性。本文的研究結(jié)論對(duì)于推動(dòng)我國(guó)城市群一體化建設(shè)、深化對(duì)外開放具有積極意義。

關(guān)鍵詞? 長(zhǎng)三角擴(kuò)容 城市群一體化 外商直接投資 合成控制法

一、問(wèn)題的提出

隨著戈特曼“大都市帶”（Megalopolis）概念的提出和歐盟對(duì)“功能性城市地域”（Mega-City Region）研究的不斷深入，城市群的地位逐漸超越中心城市和“國(guó)際化都市”，成為各國(guó)實(shí)施區(qū)域政策規(guī)劃、參與全球價(jià)值分工和國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)體系的核心單元。就我國(guó)的城市發(fā)展現(xiàn)狀來(lái)看，城市群和城市體系承載著絕大部分人口和經(jīng)濟(jì)總量，在我國(guó)城鎮(zhèn)化改革、擴(kuò)大對(duì)外開放、參與全球資源配置的過(guò)程中發(fā)揮著重要作用，同時(shí)后工業(yè)化進(jìn)程加快、交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善也使得我國(guó)城市群的發(fā)展規(guī)模進(jìn)一步壯大。中共十九大報(bào)告指出：“以城市群為主體構(gòu)建大中小城市和小城鎮(zhèn)協(xié)調(diào)發(fā)展的城鎮(zhèn)格局”，這表明通過(guò)推動(dòng)城市群一體化建設(shè)、發(fā)揮城市體系分工協(xié)作優(yōu)勢(shì)已上升為國(guó)家戰(zhàn)略導(dǎo)向。

城市群一體化發(fā)展能通過(guò)產(chǎn)業(yè)布局優(yōu)化、勞動(dòng)力流動(dòng)、城市規(guī)模借用等途徑提高地域間的聯(lián)系強(qiáng)度，從而能夠在相對(duì)較小的土地面積范圍內(nèi)實(shí)現(xiàn)高效率的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出。技術(shù)效率的提高使資源配置更多地集中在城市群內(nèi)部，使得城市群的輻射影響范圍不斷擴(kuò)大，并成為城市群擴(kuò)容和區(qū)域一體化合作的推動(dòng)力。反觀我國(guó)城市群建設(shè)的歷程，現(xiàn)階段發(fā)展較為成熟的城市群普遍經(jīng)歷著由單一到多元的發(fā)展歷程，并在分步式擴(kuò)容的過(guò)程中不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)分工體系和城際合作網(wǎng)絡(luò)。長(zhǎng)三角城市群作為中國(guó)最大的經(jīng)濟(jì)區(qū)，其分步式擴(kuò)容的一體化發(fā)展策略為我國(guó)其他城市群的發(fā)展提供了良好的思路借鑒。長(zhǎng)三角城市群的前身為1982年成立的“上海經(jīng)濟(jì)區(qū)”，經(jīng)由1997年長(zhǎng)三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(huì)對(duì)長(zhǎng)三角范圍的重新確定，2010年吸收合肥等6市，直至2016年國(guó)家發(fā)改委頒布《長(zhǎng)江三角洲城市群發(fā)展規(guī)劃》后，長(zhǎng)三角已由最初10個(gè)城市擴(kuò)容到目前的26座城市。長(zhǎng)三角擴(kuò)容的發(fā)展模式使得長(zhǎng)三角周邊的城市刮起一股“融入長(zhǎng)三角”之風(fēng)，同時(shí)也促進(jìn)了該城市群內(nèi)部一體化水平的大幅度提高（劉乃全和吳友，2017）。

在去工業(yè)化、郊區(qū)化和人口老齡化加劇的全球城市發(fā)展趨勢(shì)下，城市空間或城市體系的“精明收縮”往往被看作是從擴(kuò)張型發(fā)展模式向集約型發(fā)展模式所進(jìn)行的更有效率的回歸。而在當(dāng)前區(qū)際合作程度不斷加深的趨勢(shì)下，城市群擴(kuò)容正在逐漸演變?yōu)槲覈?guó)城市群空間結(jié)構(gòu)調(diào)整和一體化融合的重要策略。這不禁讓我們產(chǎn)生疑問(wèn)，作為全球分工體系的基本參與單元，城市群擴(kuò)容的一體化發(fā)展策略是否有利于我國(guó)城市深化國(guó)際分工合作？能否推進(jìn)我國(guó)城市群進(jìn)一步擴(kuò)大開放？為回答以上問(wèn)題，本文從外商直接投資強(qiáng)度的角度出發(fā)，以長(zhǎng)三角2010年擴(kuò)容的政策作為評(píng)估對(duì)象，采用合成控制法（synthetic control method）來(lái)科學(xué)探究城市群擴(kuò)容這一政策的實(shí)施對(duì)于FDI強(qiáng)度所產(chǎn)生的因果效應(yīng)，以期為我國(guó)城市群一體化發(fā)展、國(guó)際資本競(jìng)爭(zhēng)力的提升提供有效的政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述和述評(píng)

區(qū)域和城市一體化能夠通過(guò)地方政府間的合作促進(jìn)社會(huì)資源合理配置和要素的自由流動(dòng)，打破地區(qū)間貿(mào)易壁壘，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級(jí)化和產(chǎn)業(yè)布局的合理化演變，從而提高經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率。國(guó)外學(xué)者大多以歐盟擴(kuò)容為背景，探究了區(qū)域一體化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、工資水平、勞動(dòng)力就業(yè)的影響。Bass和Brücker（2010）采用考慮了工資剛性的CGE模型對(duì)歐盟東擴(kuò)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行了研究，結(jié)果表明歐盟擴(kuò)容對(duì)于原有成員國(guó)和新成員國(guó)的GDP、工資和就業(yè)都產(chǎn)生了積極影響;Elsner（2013a，2013b）認(rèn)為2004年歐盟東擴(kuò)造成的移民浪潮提高了成員國(guó)的實(shí)際工資和社會(huì)福利水平，且移民浪潮改變了人口流入國(guó)家的收入分配結(jié)構(gòu)。與上述研究所針對(duì)的問(wèn)題不同，Redding和Sturm（2008）對(duì)二戰(zhàn)后德國(guó)分裂的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)聯(lián)邦德國(guó)和民主德國(guó)之間設(shè)置的邊界造成了聯(lián)邦德國(guó)邊境地區(qū)市場(chǎng)潛能和經(jīng)濟(jì)密度的急劇下降。

區(qū)域一體化和經(jīng)濟(jì)全球化是當(dāng)今時(shí)代并行不悖的兩股發(fā)展趨勢(shì)，區(qū)域一體化能夠提高單個(gè)城市或國(guó)家的經(jīng)濟(jì)輻射度和產(chǎn)業(yè)控制力，推動(dòng)地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展在全球價(jià)值鏈高端環(huán)節(jié)攀升，最終影響到經(jīng)濟(jì)全球化的進(jìn)程。部分國(guó)外學(xué)者從國(guó)際資本流動(dòng)的角度出發(fā)，考察了歐盟擴(kuò)容對(duì)于歐盟成員國(guó)外商直接投資強(qiáng)度的影響。Brouwer等（2008）證實(shí)了2004年歐盟擴(kuò)容對(duì)中東歐國(guó)家的FDI和貿(mào)易流量具有積極效應(yīng)，并進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)加入歐盟后這些國(guó)家的FDI和貿(mào)易之間存在著正向因果關(guān)系;Breuss等（2010）研究發(fā)現(xiàn)結(jié)構(gòu)基金的再分配促進(jìn)了歐盟新成員國(guó)FDI數(shù)量增長(zhǎng);Galego等（2004）、Medve-Bálint（2014）認(rèn)為歐盟擴(kuò)容是中東歐國(guó)家近10年以來(lái)FDI存量迅速增長(zhǎng)的重要原因之一;Nakamura等（2012）采用泊松偽極大似然估計(jì)方法檢驗(yàn)了加入歐盟對(duì)波羅的海地區(qū)FDI存量的影響，結(jié)果顯示加入歐盟后該地區(qū)FDI存量的平均水平比加入歐盟前增長(zhǎng)了6%;Jones等（2018）研究結(jié)果表明歐盟擴(kuò)容對(duì)于FDI強(qiáng)度的影響會(huì)受到邊境成本的制約，具體而言，較低的邊境成本顯著提高了FDI強(qiáng)度。

城市群一體化是我國(guó)區(qū)域和城市一體化合作的主要形式之一。作為我國(guó)對(duì)外開放程度最大、經(jīng)濟(jì)發(fā)展最具活力的城市群，長(zhǎng)三角城市群分步式擴(kuò)容的發(fā)展模式被認(rèn)為是區(qū)域一體化合作在我國(guó)城市規(guī)劃進(jìn)程中的典型實(shí)踐。自2010年長(zhǎng)三角城市群的范圍首次從“兩省一市”擴(kuò)容至“三省一市”以來(lái)，城市群擴(kuò)容這一問(wèn)題逐漸得到了國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界的關(guān)注。相關(guān)文獻(xiàn)主要從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、環(huán)境污染兩個(gè)角度對(duì)長(zhǎng)三角擴(kuò)容的政策效應(yīng)進(jìn)行了評(píng)價(jià)。劉乃全和吳友（2017）使用基于反事實(shí)框架的合成控制法（SCM）對(duì)長(zhǎng)三角擴(kuò)容的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行了評(píng)估，發(fā)現(xiàn)長(zhǎng)三角擴(kuò)容顯著促進(jìn)了在位城市、新晉城市和整體城市的人均GDP增長(zhǎng);王全忠和彭長(zhǎng)生（2018）利用1997—2014年長(zhǎng)三角34個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，城市群擴(kuò)容對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)效應(yīng)不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，且經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要驅(qū)動(dòng)力來(lái)源于要素投入。從長(zhǎng)三角擴(kuò)容的環(huán)境治理效應(yīng)出發(fā)，趙領(lǐng)娣和徐樂（2019）認(rèn)為長(zhǎng)三角的一體化政策提高了該地區(qū)整體的污水排放強(qiáng)度，同時(shí)降低了污水處理率，對(duì)該城市群的環(huán)境治理產(chǎn)生了消極影響;尤濟(jì)紅和陳喜強(qiáng)（2019）采用雙重差分法考察了長(zhǎng)三角擴(kuò)容對(duì)于地區(qū)污染轉(zhuǎn)移的影響，實(shí)證結(jié)果顯示，長(zhǎng)三角擴(kuò)容總體上降低了污染排放量，但可能存在從原位城市到新加入城市的污染轉(zhuǎn)移。

從上述文獻(xiàn)梳理中可看出，國(guó)外學(xué)者從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入分配、勞動(dòng)力就業(yè)、FDI等多個(gè)角度對(duì)歐盟東擴(kuò)的國(guó)際區(qū)域一體化舉措帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)績(jī)效進(jìn)行了綜合研究;而針對(duì)我國(guó)內(nèi)部城市群擴(kuò)容的一體化政策，我國(guó)學(xué)者僅從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境治理兩方面對(duì)其進(jìn)行了評(píng)估，所做的定量研究仍然為數(shù)甚少?；仡欓L(zhǎng)三角城市群的發(fā)展歷程，自20世紀(jì)90年代以來(lái)，F(xiàn)DI就已成為該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和市場(chǎng)機(jī)制完善的重要融資來(lái)源，并始終支持著長(zhǎng)三角城市群經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)（于津平和許小雨，2011）。而在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向質(zhì)量型增長(zhǎng)的新時(shí)期，我國(guó)傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式所依賴的要素資源稟賦和“人口紅利”已趨于弱化，F(xiàn)DI仍需進(jìn)一步參與到長(zhǎng)三角乃至全國(guó)地區(qū)新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)換、產(chǎn)業(yè)布局優(yōu)化、全球價(jià)值鏈攀升的過(guò)程當(dāng)中。2008年全球金融危機(jī)過(guò)后，發(fā)達(dá)國(guó)家逐步實(shí)施“再工業(yè)化”和“制造業(yè)回歸”戰(zhàn)略，發(fā)展中國(guó)家紛紛以廉價(jià)勞動(dòng)力優(yōu)勢(shì)吸引外資，國(guó)際資本競(jìng)爭(zhēng)日趨激烈，我國(guó)引進(jìn)外資之路面臨著“前堵后追”的局面。在此背景下，科學(xué)評(píng)估長(zhǎng)三角城市群擴(kuò)容對(duì)FDI強(qiáng)度所帶來(lái)的影響效應(yīng)，并提供合理有效的政策建議，顯得尤為重要和迫切。

通過(guò)對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行總結(jié)，可以將城市群擴(kuò)容一體化政策對(duì)FDI強(qiáng)度的作用機(jī)理歸納為以下幾點(diǎn)：首先，城市群擴(kuò)容的政策降低了原有城市、新晉城市之間的市場(chǎng)分割程度和交易成本，增強(qiáng)了城市之間的制度統(tǒng)一性，這有利于生產(chǎn)要素的自由流動(dòng)和投資效率的提高（Jones et al.，2018）;其次，城市群一體化政策的實(shí)施有利于不同城市之間進(jìn)行分工協(xié)作與產(chǎn)業(yè)布局的優(yōu)化調(diào)整，這避免了臨近城市之間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同質(zhì)化而帶來(lái)的無(wú)效競(jìng)爭(zhēng)，同時(shí)各層級(jí)城市之間的規(guī)模借用也大大提高了資源配置的效率，使外資企業(yè)能容易地以更低成本從其他城市內(nèi)部獲得高端和稀缺的生產(chǎn)要素，這有助于城市群“網(wǎng)絡(luò)外部性”的發(fā)揮和外資企業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)（劉勝和申明浩，2018）;最后，城市群擴(kuò)容后形成的多中心式空間結(jié)構(gòu)降低了企業(yè)的生產(chǎn)成本和勞動(dòng)力的生活成本，并且促進(jìn)了不同要素資源稟賦的城市之間進(jìn)行知識(shí)交流、技術(shù)共享，這也成為了吸引外資進(jìn)入的有利條件（Feils and Rahman，2011）。

在貿(mào)易保護(hù)主義盛行和中美貿(mào)易摩擦的影響下，城市群擴(kuò)容的一體化政策是否有利于我國(guó)城市群生產(chǎn)分工合作環(huán)節(jié)在全球價(jià)值鏈上攀升？能否推動(dòng)我國(guó)城市群吸引外資、擴(kuò)大開放？基于以上問(wèn)題，本文針對(duì)長(zhǎng)三角2010年擴(kuò)容的案例，采用純數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)的合成控制法評(píng)估了長(zhǎng)三角擴(kuò)容的一體化發(fā)展模式對(duì)該城市群FDI強(qiáng)度所產(chǎn)生的政策效應(yīng)。本研究的邊際貢獻(xiàn)主要有以下幾點(diǎn)：（1）依據(jù)長(zhǎng)三角2010年擴(kuò)容后地理和行政邊界發(fā)生的變化，將該城市群劃分為整體城市、原位城市、新晉城市，并采用合成控制法科學(xué)評(píng)估了該項(xiàng)政策實(shí)施對(duì)三類城市的FDI強(qiáng)度所產(chǎn)生的處理效應(yīng)，克服了傳統(tǒng)回歸分析法中可能出現(xiàn)的內(nèi)生性問(wèn)題和樣本自選擇偏誤，同時(shí)能觀測(cè)到政策處理效應(yīng)隨時(shí)間變動(dòng)的趨勢(shì);（2）從中心—外圍城市分異的角度出發(fā)，對(duì)長(zhǎng)三角擴(kuò)容的政策效應(yīng)進(jìn)行了異質(zhì)性分析，且不同于以往研究所得到的樣本平均效應(yīng)，本文對(duì)單個(gè)城市產(chǎn)生的處理效應(yīng)分別進(jìn)行了估計(jì)，以顯示政策實(shí)施給各城市帶來(lái)的具體影響及其差異性;（3）為說(shuō)明本文主要結(jié)論的有效性，采用安慰劑法、控制組縮減法、迭代法進(jìn)行了一系列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

三、研究設(shè)計(jì)、數(shù)據(jù)來(lái)源與變量說(shuō)明

（一）研究設(shè)計(jì)

2010年長(zhǎng)三角協(xié)調(diào)會(huì)第十次會(huì)議在長(zhǎng)三角城市群原有16個(gè)城市的基礎(chǔ)上，吸收了淮安、鹽城、金華、衢州、合肥、馬鞍山6座城市，擴(kuò)容到“三省一市”的22座城市。本文以2010年此次擴(kuò)容的歷史事件作為研究案例，以評(píng)估城市群擴(kuò)容的一體化策略對(duì)外商直接投資強(qiáng)度的影響，所采用方法為Abadie和Gardeazabal（2003）所提出，并由Abadie等（2010，2015）完善的合成控制法（synthetic control method）。該研究方法的基本思路如下：若要評(píng)估某政策實(shí)施對(duì)處理組地區(qū)產(chǎn)生的凈效應(yīng)，則對(duì)控制組中若干個(gè)對(duì)象賦予適當(dāng)?shù)臋?quán)重，并通過(guò)線性擬合構(gòu)造出一個(gè)合成控制對(duì)象，以作為處理組的反事實(shí)替身，所觀測(cè)到的處理組與合成控制組之間結(jié)果變量的差異即為政策效應(yīng)。由于合成控制法擴(kuò)展了傳統(tǒng)雙重差分法（DID）的研究框架，允許個(gè)體的非觀測(cè)因素隨時(shí)間而變，同時(shí)避免了過(guò)分外推而帶來(lái)的偏誤，因而該方法在政策評(píng)估的研究中具有獨(dú)特的優(yōu)勢(shì)（Abadie et al.，2010）。

假設(shè)共觀測(cè)到J+1個(gè)城市的外商直接投資數(shù)據(jù)，其中第1個(gè)城市在第T0+1時(shí)期受到了城市群擴(kuò)容政策的干預(yù)，而其余J個(gè)城市為潛在的控制組，觀測(cè)數(shù)據(jù)共包含T個(gè)時(shí)期。FDINit表示i城市在t時(shí)期若未受到政策干預(yù)時(shí)所對(duì)應(yīng)的外商直接投資水平，F(xiàn)DIIit為T0+1時(shí)期受到政策干預(yù)的城市i在t時(shí)期所對(duì)應(yīng)的外商直接投資水平。若i城市在t時(shí)期受到了城市群擴(kuò)容的影響，可將政策實(shí)施的處理效應(yīng)表示為：αit=FDIIit-FDINit，其中，αit為待評(píng)估的政策效應(yīng)。以二元變量Dit來(lái)度量i城市t時(shí)期是否受到了政策干預(yù)，則該城市可觀測(cè)到的外商直接投資水平為：FDIit=FDINit+Ditαit。若i城市在t期受到了政策干預(yù)，Dit取值為1;否則取值為0。對(duì)于處理組的城市而言，當(dāng)i=1且t>T0時(shí)，α1t=FDII1t-FDIN1t=FDI1t-FDIN1t。由于FDII1t為可觀測(cè)變量，α1t為估計(jì)政策實(shí)施的因果效應(yīng)，使用Abadie等（2010）提出的因子模型來(lái)表示反事實(shí)狀態(tài)下處理組的外商直接投資水平：

FDINit=ρt+θtZi+λtμi+εit? （1）

其中，ρt表示時(shí)間固定效應(yīng)，Zi是可觀測(cè)的協(xié)變量向量，代表未受政策干預(yù)的對(duì)象所對(duì)應(yīng)的控制變量，θt為（1×n）維未知參數(shù)向量，μi是（K×1）維不可觀測(cè)的城市固定效應(yīng)，λt是（1×K）維未觀測(cè)到的共同因子向量，εit為誤差項(xiàng)，表示地區(qū)層面上受到的隨機(jī)沖擊干擾，且E εit =0。要評(píng)估城市群擴(kuò)容的政策效應(yīng)，則需要估計(jì)不受政策干預(yù)的狀態(tài)下處理組的外商直接投資水平FDINit，故我們構(gòu)建一個(gè)權(quán)重向量W= w2，…，wJ+1 ，并滿足對(duì)任意j∈[2，J+1]，都有 wj≥0，且w2+…+wJ+1=1，向量W中的每個(gè)特定值均代表相應(yīng)的控制組成員進(jìn)行線性擬合時(shí)被賦予的權(quán)重。對(duì)控制組地區(qū)的結(jié)果變量和預(yù)測(cè)變量進(jìn)行加權(quán)得：

∑ J+1 j=2? wjFDIjt=ρt+θt ∑ J+1 j=2? wjZj+λt ∑ J+1 j=2? wjμj+ ∑ J+1 i=2? wjεjt? （2）

若存在權(quán)重向量W*= w*2，…，w*J+1 ，使得：

∑ J+1 j=2? w*jFDIj1=FDI11，∑ J+1 j=2? w*jFDIj2=FDI12，……，∑ J+1 j=2? w*jFDIjT0=FDI1T0，且∑ J+1 j=2? w*jZj=Z1 （3）

當(dāng)矩陣∑T0i=1 λ′tλt為非奇異（nonsingular）時(shí)，下式可得到滿足：

FDIN1t-∑ J+1 j=2? w*jFDIjt= ∑ J+1 j=2? w*j ∑ T0 s=1? λt ∑ T0 n=1? λ′nλn -1λ′s εjs-ε1s - ∑ J+1 j=2? w*j εjt-ε1t? ?（4）

Abadie等（2010）證得，在一般情況下，等式（4）的右邊趨近于0，因而當(dāng)t∈ T0+1，…，T 時(shí)，政策效應(yīng)的估計(jì)量可表示為實(shí)驗(yàn)組與合成控制組結(jié)果變量的差值，即：α1t? ^? =FDI1t- ∑ J+1 j=2? w*jFDIjt。當(dāng)權(quán)重向量W*能夠較好地?cái)M合處理組地區(qū)受到政策干預(yù)之前的結(jié)果變量時(shí)，即可認(rèn)為∑ J+1 j=2? w*jFDIjt是FDIN1t的無(wú)偏估計(jì)。

要估計(jì)城市群擴(kuò)容的政策效應(yīng)α1t，先要確定最優(yōu)權(quán)重向量W*，我們以最小化X1到X0W之間的距離 X1-X0W 為求解原則進(jìn)行計(jì)算。X1表示處理組城市在政策實(shí)施之前所對(duì)應(yīng)的（k×1）維特征向量矩陣，X0表示控制組的J個(gè)城市在政策期之前所對(duì)應(yīng)的（k×J）維特征向量矩陣。X1到X0W之間的距離用公式表示為：

X1-X0W =? X1-X0W ′V X1-X0W? ? （5）

其中，矩陣V為一個(gè)（k×k）階的對(duì)稱半正定矩陣，且對(duì)于任意的j∈[2，J+1]，均有wj≥0。依據(jù)均方預(yù)測(cè)誤差（MSPE）最小的原則，確定出最優(yōu)矩陣V*和權(quán)重向量W*，代入式α1t? ^? =FDI1t- ∑ J+1 j=2? w*jFDIjt中即可計(jì)算出城市群擴(kuò)容對(duì)外商直接投資所產(chǎn)生的因果效應(yīng)。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源和變量說(shuō)明

本研究旨在評(píng)估2010年長(zhǎng)三角擴(kuò)容對(duì)外商直接投資強(qiáng)度所產(chǎn)生的政策效應(yīng)，故所采用數(shù)據(jù)集為2003—2016年全國(guó)253個(gè)地級(jí)以上城市的面板數(shù)據(jù)，政策起始時(shí)間為2010年。其中，以長(zhǎng)三角城市群擴(kuò)容以后所包含的22個(gè)城市作為處理組，其他231個(gè)城市為對(duì)照組?？紤]到外商直接投資的各種影響因素，選擇人均GDP、人力資本水平、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、政府規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化率作為預(yù)測(cè)變量。各變量的原始數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，省際層面的平減價(jià)格指數(shù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，部分缺失數(shù)據(jù)使用線性插值法進(jìn)行補(bǔ)充。

為排除城市群擴(kuò)容后自身的規(guī)模變化對(duì)結(jié)果變量測(cè)度所帶來(lái)的干擾，以外商直接投資強(qiáng)度（FDIit）來(lái)反映各城市外商直接投資水平，具體采用當(dāng)年實(shí)際使用的FDI額度與該城市GDP總量的比值來(lái)衡量;人均GDP（PGDPit）以i城市t時(shí)期的GDP總量與該城市年末總?cè)丝诘谋戎祦?lái)度量;人力資本水平（hrit）用每萬(wàn)人中高等學(xué)校在校生人數(shù)予以表示;基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（infit）采用市轄區(qū)年末人均道路鋪裝面積來(lái)衡量;政府規(guī)模（finit）以財(cái)政支出水平進(jìn)行度量，具體采用各城市預(yù)算內(nèi)財(cái)政支出與GDP總量的比值來(lái)刻畫;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（indit）采用年末第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)和第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)的比值來(lái)表示;城市化率（urbit）采用非農(nóng)從業(yè)人數(shù)占年末總從業(yè)人數(shù)的比值來(lái)反映。實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組各變量整體的描述性統(tǒng)計(jì)如下表所示：

四、實(shí)證分析

由于合成控制法只能對(duì)單個(gè)地區(qū)的政策效應(yīng)進(jìn)行評(píng)估，當(dāng)處理組包含多個(gè)待評(píng)估單元時(shí)，可將涉及到的多個(gè)地區(qū)合并為一個(gè)整體的地區(qū)，以評(píng)估該區(qū)域受到政策影響的整體效應(yīng)（Abadie et al.，2010）。同時(shí)考慮到長(zhǎng)三角城市群擴(kuò)容前后地理范圍所發(fā)生的變化，參考劉乃全和吳友（2017）的做法，將處理組中的22個(gè)城市劃分為整體城市、原位城市、新晉城市三種類型，以評(píng)估城市群擴(kuò)容對(duì)處理組城市的FDI強(qiáng)度所造成的共同影響及其類別差異。

（一）合成控制法估計(jì)結(jié)果

將長(zhǎng)三角城市群2010年擴(kuò)容后所包含的22座城市設(shè)置為處理組，利用未受到政策影響的231座地級(jí)市對(duì)處理組的反事實(shí)狀態(tài)進(jìn)行線性擬合。表1匯報(bào)了城市特征變量的觀測(cè)結(jié)果與合成控制結(jié)果?？梢钥闯?，整體城市、原位城市和新晉城市各變量的實(shí)際觀測(cè)值與合成控制對(duì)象的變量數(shù)值非常接近，且相對(duì)于231個(gè)控制組城市的變量均值，合成控制組對(duì)長(zhǎng)三角城市群經(jīng)濟(jì)特征的擬合結(jié)果更加接近實(shí)際的長(zhǎng)三角，這說(shuō)明了合成控制法處理思路的合理性與有效性。

進(jìn)一步地，圖1到圖3依次匯報(bào)了整體城市、原位城市、新晉城市實(shí)際路徑與合成路徑的FDI強(qiáng)度對(duì)比折線圖。如圖例所示，實(shí)線代表了三類城市FDI強(qiáng)度的實(shí)際變化情況，虛線代表了相應(yīng)合成控制對(duì)象（假設(shè)處理組成員未受到政策干預(yù)時(shí)）FDI強(qiáng)度的演變狀況。從圖中可以看出：首先，2003—2016年長(zhǎng)三角城市群FDI強(qiáng)度的實(shí)際值逐年下降，這說(shuō)明我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和外資引進(jìn)長(zhǎng)期以來(lái)所依賴的廉價(jià)勞動(dòng)力優(yōu)勢(shì)和“人口紅利”正在逐漸趨于弱化，同時(shí)自主創(chuàng)新能力增強(qiáng)、研發(fā)投入比重加大的技術(shù)進(jìn)步特征使我國(guó)越來(lái)越多地依靠本土產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的提高來(lái)實(shí)現(xiàn)全球價(jià)值鏈攀升，這使得FDI占GDP的份額逐年減小;其次，在2010年城市群擴(kuò)容政策實(shí)施之前，合成控制組與實(shí)際長(zhǎng)三角的FDI強(qiáng)度增長(zhǎng)路徑幾乎完全重合，這再次說(shuō)明合成控制法能夠較好地?cái)M合長(zhǎng)三角城市群FDI強(qiáng)度的變動(dòng)情況，而在2010年城市群擴(kuò)容政策實(shí)施之后，長(zhǎng)三角城市群的實(shí)際FDI增長(zhǎng)路徑顯著高于合成控制路徑，這說(shuō)明長(zhǎng)三角擴(kuò)容提高了整體城市、原位城市、新晉城市的FDI強(qiáng)度，即該政策的實(shí)施通過(guò)縮減交易成本、降低市場(chǎng)分割程度、優(yōu)化資源配置效率、發(fā)揮技術(shù)溢出效應(yīng)等途徑對(duì)外資企業(yè)產(chǎn)生了更強(qiáng)的吸引力，從而表現(xiàn)出正向的政策效應(yīng)。具體來(lái)看，對(duì)于整體城市和原位城市而言，實(shí)際路徑和合成路徑的差異（即政策的凈效應(yīng)）在政策實(shí)施之后呈現(xiàn)出在波動(dòng)中上升的態(tài)勢(shì);對(duì)于新晉城市而言，城市群一體化政策對(duì)FDI強(qiáng)度產(chǎn)生的凈效應(yīng)在2009—2012年之間逐年遞增，而在2012—2014年間急速下降，最終又呈現(xiàn)出上升趨勢(shì);而不論是對(duì)于整體城市、原有城市還是新晉城市，城市群擴(kuò)容的一體化政策對(duì)FDI強(qiáng)度所產(chǎn)生的影響均存在“預(yù)期效應(yīng)”，即在政策開始實(shí)施之前，影響效應(yīng)便已開始顯現(xiàn)，這主要是由于地方政府在政策實(shí)施之前作出的前置性規(guī)劃（林細(xì)細(xì)等，2018）和外商投資者主體的事先預(yù)期所導(dǎo)致的。

為了更加清晰地描述城市群一體化政策對(duì)于整體城市、原位城市、新晉城市FDI強(qiáng)度影響的時(shí)間變動(dòng)趨勢(shì)，我們以具體數(shù)值來(lái)量化各年度政策實(shí)施所產(chǎn)生的凈效應(yīng)。城市群擴(kuò)容對(duì)長(zhǎng)三角整體城市2010年FDI強(qiáng)度所產(chǎn)生的凈效應(yīng)為0.005，而在2016年這一效應(yīng)累積到0.013，為2010年政策效應(yīng)的2.6倍，即政策效應(yīng)的年均增長(zhǎng)率為17.26%;而對(duì)于原位城市來(lái)說(shuō)，2010年所表現(xiàn)出的政策效應(yīng)為0.005，2016年增長(zhǎng)到0.016，年平均增長(zhǎng)率為21.39%;對(duì)于新晉城市而言，2010年城市群擴(kuò)容所產(chǎn)生的政策效應(yīng)為0.005，2016年為0.004，2010—2016年城市群一體化政策對(duì)外商直接投資所產(chǎn)生的平均效應(yīng)為0.005。由此可見，長(zhǎng)三角擴(kuò)容對(duì)FDI強(qiáng)度的影響在不同城市之間表現(xiàn)出不同的路徑，但整體上來(lái)看，該政策的實(shí)施有利于長(zhǎng)三角城市群吸引外資。

（二）安慰劑檢驗(yàn)

為確保合成控制法所識(shí)別的長(zhǎng)三角擴(kuò)容政策對(duì)FDI強(qiáng)度的因果效應(yīng)中不包含其他非觀測(cè)因素的影響，借鑒Abadie等（2010）、劉秉鐮和呂程（2017）的思路，采用安慰劑檢驗(yàn)（Placebo test）對(duì)合成控制法所得結(jié)果的有效性進(jìn)行驗(yàn)證。假設(shè)對(duì)照組中的一個(gè)或多個(gè)城市在2010年也受到了城市群邊界擴(kuò)張的影響，此時(shí)以合成控制法為主要檢驗(yàn)手段，使用對(duì)照組中的其他城市來(lái)構(gòu)造出這些城市的合成控制對(duì)象，所得虛假的政策效應(yīng)即為安慰劑效應(yīng)。同時(shí)，由于政策干預(yù)后的RMSPE

并不能反映出政策干預(yù)前預(yù)測(cè)變量對(duì)處理組城市的擬合狀況，應(yīng)采用“干預(yù)后RMSPE”與“干預(yù)前RMSPE”的比值（Post-RMSPE/ Pre-RMSPE）作為安慰劑效應(yīng)與真實(shí)政策效應(yīng)大小的比較標(biāo)準(zhǔn)，具體分析思路如下：

對(duì)于長(zhǎng)三角城市群而言，若城市群擴(kuò)容政策對(duì)FDI強(qiáng)度產(chǎn)生了顯著影響，則在政策實(shí)施之后，合成長(zhǎng)三角的FDI強(qiáng)度無(wú)法較好地?cái)M合真實(shí)長(zhǎng)三角FDI強(qiáng)度的觀測(cè)值，“干預(yù)后RMSPE”的值較大;對(duì)于控制組中的城市而言，若在城市群擴(kuò)容政策實(shí)施以前，合成控制法就無(wú)法對(duì)真實(shí)地區(qū)的結(jié)果變量進(jìn)行擬合，則政策實(shí)施之 后得到較好擬合狀態(tài)的概率會(huì)更小，此時(shí)“干預(yù)后RMSPE”的數(shù)值也較大，故“干預(yù)后RMSPE”無(wú)法準(zhǔn)確反映政策實(shí)施效果的有效性。因而我們采用“干預(yù)后RMSPE”與“干預(yù)前RMSPE”的比值來(lái)比較真實(shí)政策效應(yīng)與安慰劑效應(yīng)的相對(duì)大小。當(dāng)長(zhǎng)三角城市群干預(yù)前和干預(yù)后RMSPE的比值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其他控制組城市時(shí)，說(shuō)明其他城市的安慰劑效應(yīng)較小，即城市群擴(kuò)容的政策效應(yīng)較為顯著。

圖4從左至右依次報(bào)告了整體城市、原位城市、新晉城市的安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果，其中虛線柱為處理組地區(qū)干預(yù)后RMSPE與干預(yù)前RMSPE的比值，實(shí)線柱為安慰劑檢驗(yàn)所涉及城市干預(yù)前與干預(yù)后RMSPE的比值。由于安慰劑檢驗(yàn)通常選取和處理組單元各方面較為相似的控制組單元作為實(shí)驗(yàn)對(duì)象，在此以合成控制法生成權(quán)重大于對(duì)照組平均權(quán)重（1/231）的城市作為安慰劑檢驗(yàn)的分析對(duì)象，整體城市、原位城市、新晉城市的安慰劑檢驗(yàn)分別包含了19、14、14座城市。由圖4可知，在整體城市與原位城市的檢驗(yàn)結(jié)果中，都僅有1個(gè)對(duì)照組城市的安慰劑效應(yīng)大于處理組地區(qū)的真實(shí)政策效應(yīng);而在新晉城市的檢驗(yàn)結(jié)果中，處理組地區(qū)的政策效應(yīng)顯著大于其他對(duì)照組城市的安慰劑效應(yīng)，這說(shuō)明：在對(duì)照組成員干預(yù)前RMSPE具有有效性的前提下，要得到和處理組地區(qū)同樣大的政策估計(jì)效應(yīng)是一個(gè)小概率事件，即合成控制法所得結(jié)果未包含其他非觀測(cè)因素的影響。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）穩(wěn)健性檢驗(yàn)一：控制組縮減

長(zhǎng)三角2010年擴(kuò)容之后所包含的22座城市均處于東部地區(qū)和中部地區(qū)，而在上文的基準(zhǔn)實(shí)證分析中，控制組所包含的231座城市則廣泛地分布于我國(guó)東、中、西部地區(qū)?？紤]到我國(guó)西部地區(qū)部分城市的社會(huì)文化環(huán)境、經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r較之于長(zhǎng)三角地區(qū)存在較大差異，若使用西部城市對(duì)長(zhǎng)三角城市群進(jìn)行合成，容易造成“內(nèi)插偏差”（interpolation bias）。因而我們將原對(duì)照組內(nèi)西部地區(qū)的60座城市予以剔除，并采用合成控制法對(duì)長(zhǎng)三角擴(kuò)容的政策效應(yīng)進(jìn)行再估計(jì)，以檢驗(yàn)上文所得結(jié)論是否仍具有穩(wěn)健性。

圖5到圖7依次匯報(bào)了整體城市、原位城市、新晉城市的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出在縮小控制組范圍后，三類城市合成路徑與實(shí)際路徑的FDI強(qiáng)度變動(dòng)趨勢(shì)幾乎沒有發(fā)生改變。這說(shuō)明了上文實(shí)證分析所得結(jié)論的有效性，即在嚴(yán)格控制了對(duì)照組城市的經(jīng)濟(jì)特征后，合成控制法所估計(jì)出的城市群擴(kuò)容對(duì)FDI強(qiáng)度的政策效應(yīng)依然顯著存在。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)二：迭代法的敏感性分析

為進(jìn)一步探究合成控制法估計(jì)結(jié)果是否隨著對(duì)照組中的組成成員及其權(quán)重大小的不同而發(fā)生變化，采取迭代法對(duì)處理組單元進(jìn)行敏感性分析，以驗(yàn)證本文基準(zhǔn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。具體處理方式為：采用多次迭代的方式對(duì)長(zhǎng)三角城市群擴(kuò)容的政策效應(yīng)進(jìn)行評(píng)估，每一次迭代過(guò)程均從對(duì)照組中剔除一個(gè)對(duì)合成長(zhǎng)三角權(quán)重的貢獻(xiàn)大于0的城市，以檢驗(yàn)合成控制法所估計(jì)出的政策效應(yīng)是否會(huì)因?yàn)槟硞€(gè)特定的對(duì)照組城市的缺失而發(fā)生改變。

圖4匯報(bào)了長(zhǎng)三角城市群整體城市的迭代法穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果（受篇幅所限，此處不再報(bào)告原位城市、新晉城市的迭代法估計(jì)結(jié)果）。從圖4中可以看出，當(dāng)將對(duì)照組中權(quán)重大于0的個(gè)體逐個(gè)剔除后，長(zhǎng)三角擴(kuò)容對(duì)FDI強(qiáng)度的影響效應(yīng)依然顯著為正，多次迭代的結(jié)果再次證明了本文分析結(jié)論的穩(wěn)健性。

六、中心城市和外圍城市的異質(zhì)性分析

上文的實(shí)證研究根據(jù)長(zhǎng)三角擴(kuò)容后地理邊界范圍發(fā)生的改變，將該城市群劃分為整體城市、原位城市和新晉城市，并證明了城市群擴(kuò)容的一體化政策對(duì)三類城市的FDI強(qiáng)度產(chǎn)生了顯著的正向作用。依據(jù)中心—外圍理論，城市群由中心城市和外圍城市構(gòu)成，并將在中心城市和外圍城市之間所產(chǎn)生的“向心力”和“離心力”不斷作用的過(guò)程中由離散走向均衡，最終實(shí)現(xiàn)城市群的一體化發(fā)展（林細(xì)細(xì)等，2018）。而在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r下，長(zhǎng)三角擴(kuò)容政策對(duì)中心城市、外圍城市所產(chǎn)生的處理效應(yīng)是否因兩類城市間存在的城市地位差異和區(qū)位差異而有所不同？本文依據(jù)國(guó)務(wù)院2014年頒布的《依托黃金水道推動(dòng)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展的指導(dǎo)意見》以及國(guó)家發(fā)改委2016年頒布的《長(zhǎng)江三角洲城市群發(fā)展規(guī)劃》，將長(zhǎng)三角擴(kuò)容后的22座城市劃分為中心城市和外圍城市，其中以上海市、南京市、杭州市、合肥市4座城市作為中心城市，其他18座城市作為外圍城市。從中心城市和外圍城市中挑選出擬合狀況較好、代表性較強(qiáng)的4座城市（上海市、杭州市、湖州市、鹽城市）來(lái)進(jìn)行異質(zhì)性分析，以反映和對(duì)比城市群擴(kuò)容在這兩類城市之間產(chǎn)生的影響效應(yīng)及其個(gè)體差異。

圖9到圖12依次報(bào)告了上海市、杭州市、湖州市、鹽城市的實(shí)際路徑與合成路徑對(duì)比結(jié)果。其中，以上海市和杭州市代表中心城市，湖州市和鹽城市代表外圍城市，實(shí)線表示這4座城市FDI強(qiáng)度實(shí)際路徑的變化情況，虛線則代表相應(yīng)的合成路徑。從圖中可觀察到，在2010年城市群擴(kuò)容政策實(shí)施以前，這4座城市FDI強(qiáng)度的合成路徑均能夠很好地?cái)M合實(shí)際路徑的觀測(cè)值，Pre-RMSPE較小;而在2010年城市群擴(kuò)容政策實(shí)施之后，各城市實(shí)際路徑與合成路徑之間差異的變動(dòng)趨勢(shì)有所不同。具體來(lái)看，上海、杭州、湖州3座城市對(duì)長(zhǎng)三角擴(kuò)容所反饋出的政策效應(yīng)均為正數(shù)，同時(shí)上海市和杭州市所顯示出的政策效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于湖州市，這說(shuō)明城市群擴(kuò)容對(duì)中心城市FDI強(qiáng)度所造成的影響要顯著大于外圍城市;而對(duì)于鹽城市而言，長(zhǎng)三角擴(kuò)容的政策效應(yīng)大約從2009年開始顯現(xiàn)，在2012年達(dá)到峰值（0.015），隨后開始迅速下降，并于2013年過(guò)后開始表現(xiàn)為負(fù)值，最終于2016年開始再度增加。

以具體數(shù)值來(lái)對(duì)上海、杭州、湖州、鹽城這4座城市所表現(xiàn)出的政策效應(yīng)進(jìn)行量化，可以發(fā)現(xiàn)：城市群擴(kuò)容對(duì)上海市2010年的FDI強(qiáng)度的影響效應(yīng)為-0.006，而到2016年這一效應(yīng)增長(zhǎng)到0.032;對(duì)于杭州市而言，2010年所產(chǎn)生的政策效應(yīng)為0.006，2016年的政策效應(yīng)為0.007，2010—2016年間的政策效應(yīng)的年平均值為0.007;對(duì)于湖州市來(lái)說(shuō)，2010年和2016年政策的凈效應(yīng)分別為0.003和0.012;同時(shí)，由于鹽城市政策效應(yīng)的時(shí)間變動(dòng)趨勢(shì)較為復(fù)雜，我們將長(zhǎng)三角擴(kuò)容對(duì)其FDI強(qiáng)度的影響劃分為短期效應(yīng)（2010—2013年）和長(zhǎng)期效應(yīng)（2010—2016年），經(jīng)計(jì)算得，鹽城市受到政策影響的短期效應(yīng)為0.009，長(zhǎng)期效應(yīng)約等于 0.003。綜上所述，長(zhǎng)三角擴(kuò)容的一體化政策 在整體上提高了中心城市和外圍城市的FDI強(qiáng)度，且這一政策效應(yīng)在不同的城市個(gè)體之間表現(xiàn)出不同的時(shí)間變動(dòng)趨勢(shì);但大體上來(lái)看，中心城市所反映出的政策效應(yīng)顯著地大于外圍城市。關(guān)于中心城市和外圍城市對(duì)政策干預(yù)所表現(xiàn)出的異質(zhì)性結(jié)果，可能是由于中心城市的產(chǎn)業(yè)? 輻射力和生產(chǎn)要素聚集能力相對(duì)較強(qiáng)，在與外圍城市進(jìn)行競(jìng)爭(zhēng)與互補(bǔ)的過(guò)程中產(chǎn)生了“虹吸效應(yīng)”，這使得外資企業(yè)進(jìn)入東道國(guó)市場(chǎng)時(shí)，往往也更愿意投資于中心城市，本文的這一研究結(jié)論與Muli和Aduda（2017）的研究結(jié)論相一致。

七、研究結(jié)論和政策建議

在全球價(jià)值分工體系日趨成熟的背景下，城市群逐漸成為一國(guó)或一地區(qū)參與國(guó)際資本競(jìng)爭(zhēng)的核心單元。本文以長(zhǎng)三角城市群2010年的擴(kuò)容事件為例，采用反事實(shí)框架下的合成控制法進(jìn)行比較案例研究，評(píng)估了長(zhǎng)三角擴(kuò)容的一體化政策的實(shí)施對(duì)該城市群FDI強(qiáng)度所產(chǎn)生的因果效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：首先，長(zhǎng)三角擴(kuò)容對(duì)整體城市、原位城市、新晉城市所產(chǎn)生的政策效應(yīng)均為正向，且對(duì)原位城市所產(chǎn)生的處理效應(yīng)遠(yuǎn)大于新晉城市;其次，把長(zhǎng)三角城市群按照城市地位差異和區(qū)位差異劃分為中心城市和外圍城市，并進(jìn)行了異質(zhì)性分析，發(fā)現(xiàn)長(zhǎng)三角城市群擴(kuò)容對(duì)兩類城市所產(chǎn)生的平均處理效應(yīng)均為正向，但對(duì)中心城市所產(chǎn)生的政策效應(yīng)更為明顯，且這一效應(yīng)在不同的城市個(gè)體中隨時(shí)間變動(dòng)的趨勢(shì)也有所不同;最后，本文還使用安慰劑法、控制組縮減法、迭代法對(duì)主要研究結(jié)論進(jìn)行了一系列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，所得結(jié)果均支持本文研究結(jié)論的有效性。

為提高城市群一體化程度，促進(jìn)長(zhǎng)三角地區(qū)進(jìn)一步吸引高質(zhì)量外資流入，推動(dòng)我國(guó)城市群產(chǎn)業(yè)發(fā)展在全球生產(chǎn)體系高端環(huán)節(jié)攀升，結(jié)合上述的研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：

（1）大力推動(dòng)城市群產(chǎn)業(yè)布局優(yōu)化，構(gòu)建各城市間產(chǎn)業(yè)互補(bǔ)的發(fā)展模式。引導(dǎo)新晉城市和外圍城市積極承接來(lái)自中心城市的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，同時(shí)加快中心城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，培育城市群自主創(chuàng)新能力;在城市群內(nèi)部構(gòu)建完整的產(chǎn)業(yè)鏈，促進(jìn)各城市上下游產(chǎn)業(yè)之間的互聯(lián)互通，提高城市群整體的產(chǎn)業(yè)控制力和要素配置能力，在全球范圍內(nèi)吸引更高質(zhì)量的FDI流入。

（2）規(guī)避城市間產(chǎn)業(yè)的同質(zhì)化競(jìng)爭(zhēng)，為外圍城市培育優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)。鼓勵(lì)產(chǎn)業(yè)的多樣化發(fā)展，防止各城市之間出現(xiàn)產(chǎn)業(yè)同構(gòu)和無(wú)序競(jìng)爭(zhēng)的現(xiàn)象;針對(duì)新晉城市和外圍城市，因地制宜地培育優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，避免中心城市對(duì)外圍城市FDI流入所產(chǎn)生的“虹吸效應(yīng)”，充分發(fā)揮市場(chǎng)潛能的積極作用，實(shí)現(xiàn)中心城市和外圍城市的“組合式”發(fā)展。

（3）打破城市間行政壁壘，提高城市群一體化融合程度。引導(dǎo)地方政府間積極合作，共同謀劃長(zhǎng)三角經(jīng)濟(jì)帶的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展目標(biāo);采取政策措施消除各城市勞動(dòng)力市場(chǎng)分割的局面，鼓勵(lì)勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化和生產(chǎn)要素的自由流動(dòng)，吸引高端人才、科技創(chuàng)新企業(yè)、科研單位集聚，充分發(fā)揮城市群的網(wǎng)絡(luò)外部性;加大城市群基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，推進(jìn)交通網(wǎng)絡(luò)一體化共建，降低城市間的通勤成本，建立良好的外商直接投資環(huán)境。

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（ 責(zé)任編輯： 彭琳）