區(qū)域一體化、地方政府行為與服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級
——基于長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會的準(zhǔn)自然實驗

王 磊，李金磊

（武漢大學(xué)a.中國中部發(fā)展研究院；b.區(qū)域與城鄉(xiāng)發(fā)展研究院，湖北 武漢430072）

一、引言及文獻(xiàn)綜述

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)在保持高速增長態(tài)勢的同時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡的矛盾愈發(fā)突出，出現(xiàn)畸形發(fā)展的趨勢（褚敏和靳濤，2013）［1］。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)的背景下，以往“以量取勝”的弊端日益凸顯，通過供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革來加快發(fā)展現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系，推動經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級，將成為實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展源源不斷的動力。經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型升級在本質(zhì)上是產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，現(xiàn)代服務(wù)業(yè)作為新興產(chǎn)業(yè)的核心內(nèi)容，可以發(fā)揮作為高端產(chǎn)業(yè)對整個產(chǎn)業(yè)體系的全面支撐和廣泛輻射帶動作用，對當(dāng)前中國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的意義重大（段文斌等，2016）［2］。但就目前而言，中國經(jīng)濟(jì)的高速增長并未帶來服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)的顯著優(yōu)化，2008—2018年，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)增加值占服務(wù)業(yè)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(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級極為緩慢。中共中央在關(guān)于“十四五”規(guī)劃建議中明確指出，要加快發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，推動生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)向?qū)I(yè)化和價值鏈高端延伸，破解后工業(yè)化時期服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級緩慢這一難題成為當(dāng)務(wù)之急。

學(xué)界關(guān)于影響服務(wù)業(yè)發(fā)展因素的研究已經(jīng)碩果累累，余泳澤和潘妍（2019）［3］將影響服務(wù)業(yè)發(fā)展的因素分為基礎(chǔ)性和一般性兩個方面，前者強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)的客觀條件，后者強(qiáng)調(diào)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的客觀環(huán)境。具體地，已有學(xué)者從人口結(jié)構(gòu)（陳衛(wèi)民和施美程，2014）［4］、投資結(jié)構(gòu)（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(jìn)程（顧乃華，2011）［8］等角度探討了服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響因素。鑒于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)自身規(guī)模經(jīng)濟(jì)、技術(shù)密集且服務(wù)生產(chǎn)的特征（江小涓和李輝，2011）［9］，部分學(xué)者將其作為中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵，探討了影響生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的決定因素?；ヂ?lián)網(wǎng)（盧福財和徐遠(yuǎn)彬，2018）［10］和交通基礎(chǔ)設(shè)施（蔣荷新，2017）［11］的發(fā)展對我國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展具有顯著的正向影響，而政府的規(guī)模非理性膨脹、勞動—資源密集型產(chǎn)業(yè)及兩者耦合（江波和李江帆，2013）［12］、全球化發(fā)展（袁志剛和饒璨，2014）［13］等被認(rèn)為會侵蝕生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展。

誠然，上述因素的確在服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中發(fā)揮著重要作用，但現(xiàn)有文獻(xiàn)尚未關(guān)注以城市群為主體的區(qū)域一體化發(fā)展在服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中的作用。Poncet（2003）［14］、郭勇（2013）［15］、孔令池等（2017）［16］發(fā)現(xiàn)區(qū)域市場分割會阻礙地區(qū)產(chǎn)業(yè)機(jī)構(gòu)升級，但這是從區(qū)域一體化發(fā)展的對立面出發(fā)的。當(dāng)前，我國區(qū)域發(fā)展正在由“帶狀”模式向“塊狀”模式轉(zhuǎn)變（陳明華等，2016）［17］，區(qū)域經(jīng)濟(jì)逐漸轉(zhuǎn)為跨越行政邊界的城市群經(jīng)濟(jì)，區(qū)域一體化發(fā)展戰(zhàn)略已經(jīng)上升為國家戰(zhàn)略。構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局，亟須打破國內(nèi)市場上存在的各種顯性與隱性的要素流通屏障。隨著國內(nèi)統(tǒng)一大市場的不斷推進(jìn)，將形成新一輪的要素集聚，加快區(qū)域整合發(fā)展速度。長三角地區(qū)作為區(qū)域一體化發(fā)展的第一梯隊，勢必會加快要素資源尋找適宜的發(fā)展空間并進(jìn)行適應(yīng)性匹配的步伐。在這一進(jìn)程中，對于低水平地區(qū)而言，既可能通過承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移實現(xiàn)服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、經(jīng)濟(jì)騰飛，也可能會因為資源外流導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)發(fā)展陷入低端鎖定?？梢酝茰y，區(qū)域一體化發(fā)展很可能是影響現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展和服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的重要因素，但其作用機(jī)制如何、具體影響幾何并不明晰。鑒于中國服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級路阻且長，區(qū)域一體化發(fā)展方興未艾，探究區(qū)域一體化發(fā)展影響服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的基本規(guī)律具有重要意義。

本文在闡述區(qū)域一體化發(fā)展影響服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級作用機(jī)制的基礎(chǔ)上，以2005—2018年長三角地區(qū)41個地級及以上城市為樣本，將長三角經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會擴(kuò)容作為一項準(zhǔn)自然實驗，實證研究區(qū)域一體化發(fā)展對新進(jìn)城市服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用方向和作用大小，探究其影響機(jī)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(yù)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、進(jìn)而通過扭曲資源配置影響服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的典型事實，本文進(jìn)一步探討地方政府行為在區(qū)域一體化發(fā)展影響服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中的作用。本文的貢獻(xiàn)在于：第一，從區(qū)域一體化發(fā)展這一視角考察對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響，有助于更好地考察中國經(jīng)濟(jì)高速增長下服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級滯后的成因；第二，將長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會擴(kuò)容視為準(zhǔn)自然實驗，運用雙重差分法實證分析區(qū)域一體化發(fā)展對新進(jìn)城市服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，并分析其作用機(jī)制，為理解區(qū)域一體化發(fā)展與服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的內(nèi)在關(guān)系提供經(jīng)驗證據(jù)；第三，鑒于區(qū)域一體化發(fā)展作用于服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)的過程中受到地方政府行為的影響，本文進(jìn)一步探討了地方政府干預(yù)資源配置產(chǎn)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(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會是由長三角地區(qū)地級及以上城市自發(fā)成立的區(qū)域性城市經(jīng)濟(jì)合作組織，是推動長三角地區(qū)一體化發(fā)展的重要機(jī)制。長三角經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會發(fā)端于1992年由上海等14個城市發(fā)起的長江三角洲十四城市協(xié)作辦（委）主任聯(lián)席會，旨在推動經(jīng)濟(jì)交流、信息共享以及區(qū)域治理。為更好地發(fā)揮聯(lián)席會議制度的作用、加強(qiáng)城市合作，1997年上述14個城市和新成立的泰州市將聯(lián)席會議升格為市長級常設(shè)協(xié)調(diào)會議，長三角經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)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(fā)改委在2005年和2010年兩次頒布的《長江三角洲地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)規(guī)劃方案》中限定的核心區(qū)，在推進(jìn)長三角地區(qū)一體化發(fā)展進(jìn)程中發(fā)揮著重要作用。隨著長三角地區(qū)城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系不斷加強(qiáng)，自2010年開始，長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會進(jìn)行了多次擴(kuò)容：2010年經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)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(xié)調(diào)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(qū)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(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會。

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

（二）理論假說

1.區(qū)域一體化發(fā)展對服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響

Clark（1940）［18］將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化定義為物質(zhì)資源、勞動力和人力資本等生產(chǎn)要素進(jìn)行重新配置的動態(tài)過程?；诖耍梢哉J(rèn)為服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是其內(nèi)部結(jié)構(gòu)高級化的過程，即原有的生產(chǎn)要素從效率較低的傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)向效率更高的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)移，新增要素更多地流入現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，進(jìn)而導(dǎo)致現(xiàn)代服務(wù)業(yè)份額不斷上升（戴魁早等，2020）［19］。地區(qū)服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級得益于要素資源的持續(xù)積累和高端化，而區(qū)域一體化發(fā)展可以進(jìn)一步加強(qiáng)要素資源的跨區(qū)域流通，提高資源配置效率，影響地區(qū)間要素的積累數(shù)量和質(zhì)量。就全社會資源配置而言，通過經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會擴(kuò)容推進(jìn)區(qū)域一體化發(fā)展會強(qiáng)化地區(qū)間的聯(lián)動性，放松區(qū)域間生產(chǎn)要素的流動限制，降低交易成本，推動要素按照市場規(guī)律在區(qū)域內(nèi)自由流動，最終實現(xiàn)要素資源向配置效率更高的地區(qū)轉(zhuǎn)移。要素資源在更大的市場范圍內(nèi)進(jìn)行再配置的過程是通過極化效應(yīng)和涓滴效應(yīng)實現(xiàn)的。中心城市經(jīng)濟(jì)發(fā)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(yīng)；如果要素從中心地區(qū)向邊緣地區(qū)轉(zhuǎn)移，那么形成涓滴效應(yīng)。中心和邊緣地區(qū)要素資源集聚的差異是極化效應(yīng)和涓滴效應(yīng)綜合作用的結(jié)果，進(jìn)而影響服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

中國的區(qū)域經(jīng)濟(jì)建設(shè)遵循了非均衡理論的發(fā)展路徑，長三角城市群內(nèi)部形成了一個非均衡的經(jīng)濟(jì)發(fā)展局面，上海是城市群內(nèi)部的核心增長極，經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會兩次擴(kuò)容前的16個城市是城市群的核心區(qū)，其他城市則屬于邊緣地區(qū)。相對于擴(kuò)容后的新進(jìn)城市，中心區(qū)城市的生產(chǎn)效率和要素回報率更高。根據(jù)空間經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，受長三角核心區(qū)城市虹吸作用的影響，經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會擴(kuò)容后新進(jìn)城市的勞動力、技術(shù)和資本等要素會加速外流，從而在中心區(qū)域周邊形成集聚陰影區(qū)（Cuberes et al.，2019）［20］。中心城市的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)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(huán)累計因果效應(yīng)實現(xiàn)服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)持續(xù)升級。而新進(jìn)城市則會因為缺乏要素的支撐，服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級緩慢，隨著高級生產(chǎn)要素不斷向中心城市聚集，服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展陷入“低端鎖定”。

在經(jīng)濟(jì)的不同發(fā)展階段，極化效應(yīng)和涓滴效應(yīng)兩者的作用強(qiáng)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(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級，涓滴效應(yīng)將逐漸強(qiáng)于極化效應(yīng)，新技術(shù)、資本等要素將加速向邊緣區(qū)擴(kuò)散，一體化發(fā)展對新進(jìn)城市服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)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(qū)域一體化發(fā)展會抑制新進(jìn)城市服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。但是從長期來看，這種抑制作用會逐漸消失。

2.區(qū)域一體化、政府行為與服務(wù)業(yè)升級

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)要素報酬普遍高于其他行業(yè)，會吸引更多的要素流入，為服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級提供內(nèi)生動力。但是在政治錦標(biāo)賽中，地方政府面對著經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)“層層加碼”和“硬約束”的雙重壓力，為促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)在短期內(nèi)實現(xiàn)增長，會采取非市場手段扭曲資源配置，影響服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

政府干預(yù)通常通過兩個渠道導(dǎo)致要素資源在產(chǎn)業(yè)間錯配：從要素供給來看，地方政府保護(hù)現(xiàn)有的非效率企業(yè)從而使過多資源被配置到生產(chǎn)率水平較低的產(chǎn)業(yè)中（韓劍和鄭秋玲，2014）［21］。長期以來，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展靠投資拉動，這種經(jīng)濟(jì)增長具有明顯的政府主導(dǎo)特征，表現(xiàn)為資源以政府行政配置為主導(dǎo)（陳其林，2005）［22］。通過投資基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)項目帶動經(jīng)濟(jì)發(fā)展，以達(dá)到生產(chǎn)總值考核約束目標(biāo)，對于風(fēng)險規(guī)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(chuàng)新要素的供給，阻礙知識密集型或技術(shù)密集型的現(xiàn)代（生產(chǎn)性）服務(wù)業(yè)發(fā)展。從產(chǎn)業(yè)需求來看，地方政府偏好于財稅貢獻(xiàn)明顯的國企和短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長明顯的制造業(yè)企業(yè)，容易導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)“低端鎖定”和路徑依賴。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和高端服務(wù)業(yè)作為為制造業(yè)提供服務(wù)投入的中間行業(yè)，制造業(yè)需求規(guī)模的提升和效率的改善能推動服務(wù)業(yè)進(jìn)行規(guī)?；?、專業(yè)化生產(chǎn)，這正是服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)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(jīng)濟(jì)調(diào)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(yè)（褚敏和靳濤，2013）［1］。國有企業(yè)因為“政策性負(fù)擔(dān)”導(dǎo)致的產(chǎn)權(quán)安排缺陷（郭麗麗和李勇，2015）［24］，產(chǎn)業(yè)布局集中于資本密集型和能源密集型行業(yè)，對現(xiàn)代服務(wù)業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)需求較低，即便是布局在增加值較多的第三產(chǎn)業(yè)，生產(chǎn)效率也偏低，不利于服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。此外，在目前的財稅體制下，引入在短時間內(nèi)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的制造業(yè)企業(yè)對于地方政府?dāng)U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(yè)的引資熱情普遍遠(yuǎn)超過第三產(chǎn)業(yè)。這不僅會造成要素資源無法配置到生產(chǎn)率水平可能更高的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)企業(yè)手中，還會造成制造業(yè)結(jié)構(gòu)低端化，降低現(xiàn)代服務(wù)業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的有效需求，阻礙服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)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(dǎo)要素配置，會降低資源配置效率，加劇對新進(jìn)城市服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的抑制作用。

三、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定

城市在加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會后，其服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)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(yīng)”；二是由于時間推移和外部經(jīng)濟(jì)形勢變化引起的“時間效應(yīng)”；三是城市受經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會影響產(chǎn)生的“政策處理效應(yīng)”。將經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會擴(kuò)容作為一項準(zhǔn)自然實驗，將加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會的城市視為處理組，將未加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會的城市視為對照組，采用雙重差分法可以考察區(qū)域一體化發(fā)展對新進(jìn)城市服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。由于長三角經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會進(jìn)行了多次擴(kuò)容，本文采用漸進(jìn)式雙重差分法模型，基準(zhǔn)模型設(shè)定如下：

其中：因變量Y it表示城市i在t年的服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)；didit為核心解釋變量，如果城市i在t年加入了經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)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(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的一組控制變量；λi為城市固定效應(yīng)；μt為時間固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)誤差項；核心解釋變量didit的系數(shù)β1反映了加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會對服務(wù)業(yè)升級的影響，如果該政策有效，β1應(yīng)顯著不為0。

處理組中，考慮新加入城市在短時間內(nèi)可能尚未與原位城市建立合作路徑，服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級受經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會的影響不顯著，本文將2010年和2013年加入長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會的14個城市作為處理組樣本。在后續(xù)分析中，為進(jìn)一步識別經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會擴(kuò)容對原位城市組和整個城市群服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，本文還對實驗組進(jìn)行了重新設(shè)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(jīng)濟(jì)合作圈后，對原核心區(qū)城市服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響；二是將2013年長三角城市群擴(kuò)容后包含的全部30個城市作為處理組，考察城市群擴(kuò)容總體上對服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)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(shè)定如下模型識別加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會對服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響的動態(tài)效應(yīng)：

（二）變量說明和數(shù)據(jù)來源

（1）被解釋變量。服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級從現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展水平和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平兩個維度進(jìn)行測度，分別采用現(xiàn)代服務(wù)業(yè)從業(yè)人數(shù)占第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員的比重（ms）和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)從業(yè)人數(shù)占第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員的比重（ps）來衡量。參考段文斌等（2016）［2］的研究，界定現(xiàn)代服務(wù)業(yè)包括：交通運輸、倉儲及郵政業(yè)，信息傳輸、計算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)，金融業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)，租賃和商業(yè)服務(wù)業(yè)，科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘探業(yè)，文化、體育和娛樂業(yè)；根據(jù)國家統(tǒng)計局分類標(biāo)準(zhǔn)（2015），生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)包括：交通運輸、倉儲及郵政業(yè)，信息傳輸、計算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)，金融業(yè)，租賃和商業(yè)服務(wù)業(yè)，科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘探業(yè)。

（2）控制變量。地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pgdp）以人均GDP的對數(shù)值衡量；外商直接投資（fdi）以當(dāng)年實際利用外商投資額占GDP比重衡量；交通基礎(chǔ)設(shè)施（trans）以城市人均道路面積的對數(shù)值衡量；信息化水平（infor）以地級市每百人國際互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)的對數(shù)值衡量；人力資本結(jié)構(gòu)（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(jié)構(gòu)，再以地級市高等教育在校學(xué)生數(shù)占本省高等教育在校學(xué)生數(shù)的比重為權(quán)重，相乘得到各地級市人力資本結(jié)構(gòu)指標(biāo)。

本文采用2005—2018年長三角地區(qū)41個地級及以上城市的面板數(shù)據(jù)，研究區(qū)域一體化發(fā)展對服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，樣本數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》和各省市統(tǒng)計年鑒。

四、實證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

表1報告了基準(zhǔn)回歸結(jié)果。

表1 基準(zhǔn)模型估計結(jié)果

表1在控制了城市個體效應(yīng)和時間效應(yīng)之后，核心解釋變量did的系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負(fù)。引入地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、外商投資、交通基礎(chǔ)設(shè)施、信息化水平和人力資本結(jié)構(gòu)等控制變量后，無論是以現(xiàn)代服務(wù)業(yè)比重（ms）還是以生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)比重（ps）衡量服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，did的回歸系數(shù)仍然顯著為負(fù)。這說明，與控制組城市相比，加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會顯著抑制了城市服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，即區(qū)域一體化發(fā)展會阻礙新進(jìn)城市的服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會有助于打破行政區(qū)劃限制造成的市場分割，加強(qiáng)城市間經(jīng)濟(jì)合作，促進(jìn)要素流動。由于新進(jìn)城市與原位城市在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和發(fā)展質(zhì)量上存在一定差距，后發(fā)城市的生產(chǎn)要素會向邊際產(chǎn)出更高的核心城市集聚，即表現(xiàn)為“虹吸效應(yīng)”，降低新進(jìn)城市服務(wù)業(yè)發(fā)展的要素支撐，對服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生抑制作用。

進(jìn)一步地，本文考察加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會后的動態(tài)效應(yīng)，利用模型（2）估計區(qū)域一體化發(fā)展影響服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的動態(tài)效應(yīng)和變化趨勢，結(jié)果見表2所列。

表2 經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會對服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的動態(tài)效應(yīng)分析

表2中，D0表示政策實施當(dāng)年，D1表示政策實施后的第1年，以此類推?？梢园l(fā)現(xiàn)，從加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會的當(dāng)年開始，直到加入后第4年，區(qū)域一體化發(fā)展都顯著抑制了新進(jìn)城市的服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，并且政策效果呈現(xiàn)逐年增強(qiáng)態(tài)勢。直到設(shè)立后的第5年開始，抑制作用開始減小且不顯著?？傮w而言，區(qū)域一體化發(fā)展對新進(jìn)城市服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的抑制作用經(jīng)歷了先上升、后下降且不顯著的過程?？赡艿脑蛟谟?，隨著新進(jìn)城市與原位城市的合作不斷深化，專業(yè)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(shù)等要素，會產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)和技術(shù)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(yīng)，涓滴效應(yīng)逐漸占據(jù)主導(dǎo)，使加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會對服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的阻礙作用減小并消失。

（二）區(qū)域一體化發(fā)展對原位城市和城市群整體的影響

經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會擴(kuò)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(nèi)的全部長三角城市，影響城市群內(nèi)部的服務(wù)業(yè)發(fā)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(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會抑制了新進(jìn)城市的服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，那么理論上就會促進(jìn)原位城市服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，對長三角城市群總體的效應(yīng)取決于前兩者作用的強(qiáng)弱。為了詳細(xì)識別其中的機(jī)制，本文對處理組進(jìn)行了變換，分別以16個原位城市和經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會2013年擴(kuò)容后包含的全部30個城市作為實驗組進(jìn)行回歸分析?；貧w結(jié)果見表3所列，經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會兩次擴(kuò)容后顯著促進(jìn)了原位城市的服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

表3 區(qū)域一體化發(fā)展對原位城市和城市群整體的影響

區(qū)域一體化發(fā)展弱化了要素流動壁壘，作為長三角核心區(qū)的原位城市，更大的市場潛能以及人力資本、技術(shù)等要素稟賦結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，共同推動了服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會擴(kuò)容對長三角整體城市群的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)比重影響為正但不顯著，對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)比重的影響在10%的顯著性水平上為正，回歸系數(shù)小于原位城市。長三角整體城市群通過促進(jìn)城市群內(nèi)部經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展、提高資源配置效率，實現(xiàn)了服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。但由于要素配置在空間上并不均衡，這一升級效應(yīng)較弱。

（三）區(qū)域異質(zhì)性分析

由于地區(qū)發(fā)展特征存在差異，要素流動受核心城市的虹吸或擴(kuò)散作用可能存在異質(zhì)性，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)完備、要素配置合理的地區(qū)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(jìn)行擴(kuò)散的中心—外圍型城市群（劉瑞翔，2019）［27］，各地區(qū)與上海市的地理距離會影響虹吸或擴(kuò)散作用的強(qiáng)度。因此，將處理組城市按省份劃分進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果見表4所列。解釋變量did在江蘇省城市內(nèi)的回歸系數(shù)較小且不顯著，說明江蘇省內(nèi)城市在加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會后服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級并沒有受到負(fù)向影響，原因在于江蘇經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)完備，形成了滬蘇經(jīng)濟(jì)高水平的一體化發(fā)展，同時蘇南模式具有較強(qiáng)的內(nèi)生性和封閉性，受虹吸作用影響較弱。浙江省ms的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，這可能是由于浙江省民營經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，資本、勞動力等生產(chǎn)要素的流動限制相對較弱，服務(wù)業(yè)發(fā)展很大程度上受到上海的經(jīng)濟(jì)輻射，所以加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會對省內(nèi)城市服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的抑制作用明顯。解釋變量在安徽省的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，但總的來看系數(shù)值小于浙江省，安徽省作為長三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的后進(jìn)者，服務(wù)業(yè)以跟隨型發(fā)展為主，加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會后城市的服務(wù)業(yè)升級明顯受到抑制，但是由于距離核心城市上海相對較遠(yuǎn)，受制于空間距離這一天然屏障，生產(chǎn)要素流動強(qiáng)度和頻率下降，所以受到的負(fù)向影響小于浙江。

表4 區(qū)域異質(zhì)性分析

（四）作用機(jī)制分析

理論分析表明，區(qū)域一體化可以通過推動生產(chǎn)要素在更大市場范圍內(nèi)流動抑制影響新進(jìn)城市的服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，在驗證假說1的基礎(chǔ)上，這里通過建立中介效應(yīng)模型進(jìn)行驗證，模型設(shè)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(yīng)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(shù)等生產(chǎn)要素的流動，后者可以表征物質(zhì)資料的流動。

回歸結(jié)果見表5所列。第（1）列did的系數(shù)顯著為正，說明區(qū)域一體化發(fā)展增加了新進(jìn)城市的客運量，勞動力及技術(shù)流動加快。從第（2）列可以看出，客運量對服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)ms和ps的系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著為負(fù)，說明客運量增加不利于服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；此外，did的系數(shù)仍然顯著為負(fù)，且大于基準(zhǔn)回歸系數(shù)，表明客運量表征的人力資本和技術(shù)的流動在區(qū)域一體化抑制服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的過程中起到了部分中介效應(yīng)的作用。貨運量的系數(shù)在第3步的回歸中不顯著且接近于0，中介效應(yīng)不存在。區(qū)域一體化發(fā)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(qū)域就業(yè)和集聚，改變城市人力資本結(jié)構(gòu)和技術(shù)水平，影響新進(jìn)城市和原位城市服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的典型特征是知識密集型和技術(shù)密集型的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)或生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)不斷發(fā)展（江小涓和李輝，2004）［9］，高級人力資本和技術(shù)創(chuàng)新成為核心競爭力，因此物質(zhì)資料流動的中介效應(yīng)并不顯著。這驗證了區(qū)域一體化發(fā)展通過要素流動，尤其是人力資本要素的重新配置這一機(jī)制阻礙新進(jìn)城市服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。

表5 作用機(jī)制檢驗

（五）穩(wěn)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(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會之前的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)比重和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)比重保持相對穩(wěn)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(shè)采用事件研究法（Event-Study）進(jìn)行檢驗。具體而言，以加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會的年份為基準(zhǔn)年，對這一基準(zhǔn)年的前5年及以上和后3年及以上的被解釋變量進(jìn)行同模型（1）一致的回歸，見表6所列?；貧w結(jié)果顯示，現(xiàn)代服務(wù)業(yè)比重（ms）和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)比重（ps）在加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會前的5年did系數(shù)在統(tǒng)計上都不顯著異于0，表明在經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會擴(kuò)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(xù)表6

2.安慰劑檢驗

在深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、構(gòu)建雙循環(huán)新發(fā)展格局的背景下，加快現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展、推動服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級是實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長的關(guān)鍵。在此背景下，即便未通過加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會實現(xiàn)區(qū)域一體化發(fā)展，城市也可能會在政府調(diào)控下升級服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)，但這并非是加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會的實際效果。為了進(jìn)一步排除加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會對服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的抑制作用受到其他未知因素的干擾，確保研究結(jié)論是由區(qū)域一體化引致的，從兩方面進(jìn)行安慰劑檢驗：①隨機(jī)處理組和控制組。保持經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會擴(kuò)容的時間不變，如果在t年有n個城市加入?yún)f(xié)調(diào)會，則隨機(jī)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(jìn)行回歸。將上述過程重復(fù)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(shù)抽樣估計系數(shù)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(jī)抽取城市加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會沒有顯著的政策效應(yīng)。②隨機(jī)加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會的時間。對此，本文保持加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會的城市不變，在2005—2018年中隨機(jī)抽取一年作為實驗組城市加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會的時間，利用新的樣本進(jìn)行回歸并重復(fù)1 000次。抽樣結(jié)果如圖2所示，絕大部分p值大于0.1，且回歸系數(shù)的均值接近于0，實際估計系數(shù)在抽樣檢驗的估計系數(shù)中明顯屬于異常值，這從反事實的角度證實了加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會后確實對服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生了抑制作用。

圖1 隨機(jī)化處理組和控制組

圖2 隨機(jī)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會擴(kuò)容的時間

3.排除其他產(chǎn)業(yè)政策的干擾

2010年，國務(wù)院批復(fù)《皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)規(guī)劃》，使皖江經(jīng)濟(jì)帶成為首個獲批復(fù)的國家級承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)，其主要城市均在長三角經(jīng)濟(jì)區(qū)的輻射半徑內(nèi)，成為承接長三角產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的“橋頭堡”。在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面，現(xiàn)代服務(wù)業(yè)被確立為重點發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè)，示范區(qū)內(nèi)城市預(yù)期可以通過產(chǎn)業(yè)承接與自主創(chuàng)新實現(xiàn)服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。本文的研究樣本中，經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會兩次擴(kuò)容的14個城市中，合肥、蕪湖、馬鞍山和滁州被包括在規(guī)劃劃定的示范區(qū)內(nèi)。這四個城市的服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在受經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會擴(kuò)容影響的同時，可能還受到產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)政策的影響。為了排除《規(guī)劃》的干擾，本文剔除了合肥、蕪湖、馬鞍山和滁州4個樣本進(jìn)行穩(wěn)健性測試。結(jié)果顯示，核心解釋變量did的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，并且系數(shù)值的絕對值較基準(zhǔn)回歸有所增大。這表明，當(dāng)排除了產(chǎn)業(yè)承接政策的干擾后，加入經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會仍然會顯著抑制服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，并且抑制作用有所增強(qiáng)，結(jié)論是穩(wěn)健的。

4.PSM-DID估計

盡管本文的研究樣本為長三角地區(qū)地級及以上城市，但是樣本之間社會經(jīng)濟(jì)特征仍然存在較大差異，可能會導(dǎo)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(jié)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(jìn)行逐年匹配。對匹配后的樣本進(jìn)行雙重差分估計，PSM-DID模型回歸結(jié)果見表7所列，解釋變量did的估計系數(shù)和符號同基準(zhǔn)回歸結(jié)構(gòu)基本一致，顯著性水平有所提高，表明結(jié)論是穩(wěn)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(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會之間可能會產(chǎn)生反向影響，所以將所有控制變量滯后一期進(jìn)行回歸，以減少潛在的內(nèi)生性問題?；貧w結(jié)果見表7所列，核心解釋變量did的系數(shù)和符號與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，說明本文結(jié)論是穩(wěn)健的。

表7 穩(wěn)健性檢驗

五、進(jìn)一步分析：地方政府行為與服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級

由理論分析可知，在區(qū)域一體化發(fā)展使資源重新配置的過程中，由于“地方政府統(tǒng)御地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展”（李猛和沈坤榮，2010）［29］，會通過要素供給與產(chǎn)業(yè)需求兩種路徑干預(yù)資源配置進(jìn)而損害效率，阻礙服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級?；谇拔摹耙惑w化發(fā)展會抑制新進(jìn)城市服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級”的實證結(jié)果，地方政府扭曲資源配置預(yù)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(jìn)行考察。在模型設(shè)定上，與王桂軍和盧瀟瀟（2019）［30］的做法一致，將影響服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的政府行為變量嵌入到基準(zhǔn)模型中對影響機(jī)制進(jìn)行考察，模型設(shè)定為：

其中，gov為代表政府行為的調(diào)節(jié)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(chǔ)設(shè)施建設(shè)而輕視科技教育投資，會導(dǎo)致服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的創(chuàng)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(yù)算內(nèi)支出中，扣除科學(xué)技術(shù)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(biāo)值越大，政府財政對教育、科技投入的意愿越低。國有經(jīng)濟(jì)投資是地方政府進(jìn)行調(diào)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(shù)據(jù)的可得性，本文采用國有職工占比來對地方國有經(jīng)濟(jì)比重進(jìn)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(yè)大多是短期內(nèi)增長迅速的資本密集型企業(yè)，因此采用規(guī)模以上外商投資企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值占地級市生產(chǎn)總值的比重能較好地刻畫政府的引資偏好（invest）。以上數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》和各省市統(tǒng)計年鑒。

回歸結(jié)果見表8所列。代表政府財政支出行為和投資行為的調(diào)節(jié)變量與did的交叉項系數(shù)均顯著為負(fù)，代表政府投資行為的調(diào)節(jié)變量與did的交叉項系數(shù)也為負(fù)但不顯著?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論是從現(xiàn)代服務(wù)業(yè)還是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)來看，區(qū)域一體化發(fā)展對新進(jìn)城市服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)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(dǎo)致要素資源配置扭曲，加劇區(qū)域一體化發(fā)展對新進(jìn)城市服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)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(qū)域一體化發(fā)展的進(jìn)程中，政府通過行政手段主導(dǎo)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(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。從調(diào)節(jié)效應(yīng)的系數(shù)值來看，偏好于擴(kuò)張國有經(jīng)濟(jì)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(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級

六、結(jié)論與政策啟示

在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)背景下，服務(wù)業(yè)發(fā)展尤其是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展將成為實現(xiàn)高質(zhì)量的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的重要推手。在加快暢通國內(nèi)大循環(huán)的背景下，本文從區(qū)域一體化發(fā)展的視角考察了其對服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，為該領(lǐng)域的研究提供新的證據(jù)?；陂L三角地區(qū)41個地級及以上城市2005—2018年的面板數(shù)據(jù)，在理論分析的基礎(chǔ)上，采用雙重差分法進(jìn)行實證分析，主要結(jié)論為：①區(qū)域一體化發(fā)展在短時間內(nèi)顯著抑制了新進(jìn)城市的服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，多種穩(wěn)健性檢驗表明這一結(jié)論是可靠的。時期異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，這一抑制作用呈現(xiàn)先增后降直至消失的趨勢。地區(qū)異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，浙江省城市服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級受區(qū)域一體化發(fā)展的抑制作用最強(qiáng)，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(fā)現(xiàn)，人力資本流動的中介效應(yīng)顯著，區(qū)域一體化通過加快人力資本要素的重新配置這一機(jī)制阻礙新進(jìn)城市服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。③進(jìn)一步研究還發(fā)現(xiàn)，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(jìn)城市服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的抑制作用。

以上結(jié)論對于區(qū)域一體化發(fā)展進(jìn)程中推動服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有一定的啟示：首先，要正確認(rèn)識區(qū)域一體化發(fā)展對新進(jìn)城市服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的抑制作用，這是新進(jìn)城市“融入長三角”的必經(jīng)階段。要實現(xiàn)區(qū)域一體化發(fā)展與服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級協(xié)同推進(jìn)，各城市必須明確自身的要素稟賦優(yōu)勢和發(fā)展定位，形成錯位發(fā)展、合作協(xié)調(diào)發(fā)展的態(tài)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(xiàn)“騰籠換鳥”。新進(jìn)城市要立足于城市職能和產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，形成分工協(xié)同的格局，防止要素資源過度流失，并抓住區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移這一契機(jī)推動服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。其次，要建立區(qū)域利益協(xié)調(diào)機(jī)制，鑒于現(xiàn)行考核體系的約束，要在城市群的整體框架下統(tǒng)籌規(guī)劃服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)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(jī)制，做好利益補(bǔ)償工作，有效調(diào)動新進(jìn)城市融入城市群的積極性。最后，要按照“政府引導(dǎo)、市場主導(dǎo)”的原則推進(jìn)區(qū)域一體化發(fā)展，減少政府的干預(yù)。鑒于服務(wù)業(yè)發(fā)展在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中愈發(fā)重要的地位，應(yīng)將服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)納入?yún)^(qū)域高質(zhì)量發(fā)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(yīng)等服務(wù)保障，加快職能轉(zhuǎn)型。