区域协调发展的产业结构升级效应研究——基于京津冀协同发展政策的准自然实验

王 磊，李金磊

(武汉大学 a.中国中部发展研究院；b.区域与城乡发展研究院，湖北 武汉 430072)

一、问题提出

改革开放以来，中国经济发展保持着高速增长的态势，产业结构变迁也呈现出与其他发达国家相似的现代经济增长的特征。然而，在中国产业结构快速高度化演进的同时，长期依赖高耗能、高投资的传统经济增长方式积累了诸多不利因素，产业结构升级缓慢、产业结构高度化不足和区域产业结构发展差异明显等问题依然存在。中国产业结构失衡的矛盾愈发突出，导致产业结构出现畸形发展的趋势[1]。产业结构优化升级是提高经济综合竞争力的关键举措，在当前中国由高速增长阶段转向高质量发展阶段的形势下，坚持质量第一、效益优先发展目标，势必要将重点放在进一步推动产业结构转型升级上。十八大报告强调要坚持把经济结构战略性调整作为加快转变经济发展方式的主攻方向，进一步推动经济的高质量发展，需要加快优化产业结构，向高级化、均衡化演进。

当前，中国区域发展正在由“带状”模式向“块状”模式转变[2]，区域经济逐渐转为跨越行政边界的城市群经济，区域协调发展战略已经上升为国家战略。根据十三五规划，中国以“一带一路”建设、京津冀协同发展、长江经济带发展三大发展战略为引领，形成区域一体化发展的新格局。京津冀地区作为“首都经济圈”，包括北京市、天津市、河北省，2019年末常住人口11 308万人，地区生产总值84 580.08亿元，分别占全国总量的8.54%和8.08%，是国家经济体系的重要组成部分。2015年国家出台《京津冀协同发展规划纲要》，将京津冀协同发展上升为重大国家战略，这意味着相关顶层设计基本完成，进入实施推进阶段。习近平总书记指出，“产业一体化是京津冀协同发展的实体内容和关键支撑”，立足各自的比较优势，优化区域分工和产业布局以推动产业结构优化升级，是协同发展的重点。尽管目前京津冀协同发展已经取得了一定的进展，但是城市间行政壁垒依然存在，阻碍了要素资源的流动与合理布局，跨区域协调发展也面临一定的制度障碍[3]，导致经济效率的损失。除了地理上的相邻性，更应该关注城市群在经济上的关联性[4]。理论上，区域一体化发展能够通过跨区域协作进行产业分工和转移，以及整合区域内城市之间的市场，实现对要素资源的优化配置，推动产业结构优化升级。所以，对于京津冀城市群而言，继续推动产业结构优化升级的一个发力点应该是加快推进京津冀区域一体化发展战略。有鉴于此，本文以京津冀地区为研究样本，通过双重差分法评估区域一体化发展对产业结构优化升级的影响，并进一步考察京津冀协同发展与市场分割之间的关系，以期为进一步推动产业结构优化升级和区域协调发展提供新的思路和建议。

二、文献综述

在当前中国处于转型升级、追求高质量发展的关键时期，产业结构升级是研究的热点问题之一。产业结构升级是产业结构从低级形态向高级形态的发展，其实质上是资源的优化配置问题[5]。这意味着生产要素和资源从劳动生产率低的部门向劳动生产率高的部门进行转移，这一过程表现为由第一产业转向第二产业、再向第三产业变动，符合配第-克拉克定律的一般规律。基于此，部分学者通过单一产业或三次产业比重测度了产业结构升级水平[6-7]。徐敏和姜勇(2015)[8]、汪伟等(2015)[9]还通过对三次产业赋予一定的权重求得产业结构升级指数。在找到科学的度量指标之后，研究产业结构升级对经济增长的影响，以及什么因素影响了产业结构的变迁更为重要。林毅夫(2010)认为经济发展在本质上是技术产业不断创新、产业结构不断变化的过程，通过产业结构的优化升级来推动现代经济发展是一条必经途径[10]。范等人(Fan et al.，2004)对中国的实证研究发现，改革开放以来结构调整对中国经济的高速增长起到重要作用[11]。孙叶飞等(2013)研究发现在中国产业结构向高级化变迁的过程中，虽然会导致“结构红利”减弱，但经济增长效应仍然存在，产业结构转型升级仍是中国经济增长的内在动力[12]。产业结构升级的动因也成为学界关心的一个话题。姜泽华和白艳(2006)将影响产业结构升级的因素分类为社会需求、科技进步、制度安排和资源供给，并且在不同时期作用和地位有所不同[13]。既有研究从不同角度进行了探索。汪伟等(2015)在总结人口老龄化引起产业结构转变的理论机制的基础上，实证分析发现人口老龄化促进了中国产业间结构的优化，消费需求效应是作用渠道之一[14]。纪玉俊和李超(2015)研究发现，地区创新能力的提升能够通过优化知识、技术等要素资源的配置，并进一步通过空间溢出效应驱动产业升级[15]。贸易开放对产业结构升级有显著的正向促进作用，并且还可以借助增加物质资本积累、刺激消费需求、促进制度变革以及提升技术进步等方式间接地加速产业结构整体升级和产业结构高级化发展[16]。人力资本作为重要的要素资源，也是推动产业结构转型和升级的重要因素，人力资本水平的提升和结构的优化都会加速中国产业结构转型与升级的步伐[17]。

近年来，随着国家强调要加快落实区域协调发展战略、建立更加有效的区域协调发展新机制，区域协调发展问题也逐渐引起关注。已有学者研究了区域协调发展中需要注意的问题[18]、区域协调发展背景下经济规模对增长效率差距收敛性的影响[19]等问题，但少有学者对区域协调发展产生的产业结构升级效应进行研究，而是从区域协调发展的对立面，即市场分割出发研究对产业结构升级的影响。市场分割会阻碍地区市场规模的扩大，导致市场交易成本难以下降，因此会阻碍地区产业结构升级[20-21]。孔令池等(2017)研究发现，打破国内市场分割、促进国内市场开放能够通过知识溢出效应、资本积累效应、规模经济效应、市场竞争效应和优化资源配置等渠道，推动产业结构高级化和产业结构合理化[22]。郭勇(2013)也发现在金融危机发生以后，区域市场分割会阻碍工业结构升级[23]。

梳理上述文献可以发现，现有关于产业结构升级的研究文献较为丰富，但对区域经济协调发展产生的经济效应关注较少。另外，现有文献未直接研究区域协调发展对产业结构升级带来的影响，而是聚焦于市场分割对产业结构升级的影响，区域协调发展与产业结构升级之间的关系缺乏理论机制探讨与实证分析。本文基于以上不足，尝试探讨京津冀区域协调发展会对产业结构升级产生何种影响，可能的贡献在于：一是在理论上揭示区域协调发展对产业结构升级的具体作用机制，以及在这一过程中市场分割程度加剧的原因；二是运用双重差分法评估实施京津冀区域协同发展战略对产业结构升级的影响，并考察城市规模和经济国有化程度对政策实施效果的影响；三是进一步分析京津冀协同发展与市场分割之间的关系，为推动产业结构升级提供决策参考。

三、理论假设

克拉克(Clark，1940)认为产业结构转化本质上是对物质资源、劳动力和人力资本等生产要素进行重新配置的动态过程[24]。基于此，可以认为产业结构升级实质上是生产要素的优化配置问题。在中国产业结构升级过程中，主要是通过市场这一“无形的手”和政府调控这一“有形的手”协同作用实现的。在加快推进区域发展战略的背景下，地方政府开始逐渐摈弃各自为政的“诸侯经济”竞争方式以避免形成“零星分割的区域市场”[25]，转而加强城市群内部合作，通过消除行政壁垒，促进城市群内部要素流动、实现资源合理配置。一方面，地方政府通过强化城市间经济联系促进要素资源配置的优化，形成区域性产业网络，进一步通过因果循环的累积作用促进产业结构持续优化和区域内经济的持续增长；另一方面，通过行政手段和特殊政策等非市场行为，推动要素资源在地理上的转移，为产业升级创造条件。京津冀协同发展对产业升级的影响相应体现在两个方面：一是基于比较优势的产业分工，二是产业转移。

产业分工效应。区域协同发展可以推动地方政府积极寻求合作，建立“区域利益分享和补偿机制”[26]。传统GDP竞争锦标赛中，地方政府在地方产出和自身利益最大化的驱使下以邻为壑，设置壁垒和进行市场分割的做法使区域层面的产业政策收效甚微，产业同构、重复建设严重，造成资源浪费与经济效率损失。而区域协同发展背景下的产业协作则是各地区依托自身要素禀赋优势和区位优势进行产业分工的过程[27]。区域协同发展通过加强信息交流与共享，使地方政府按照要素禀赋的比较优势发展相应的产业，推动要素按照市场规律在区域内自由流动和优化配置，促进产业结构升级。进一步，城际专业化的产业分工以及相关产业、支持性产业的互动配合，能够突破区域的静态比较优势，将潜在的比较优势转化为现实的竞争优势[28]，扩大产业结构升级的范围。同时，具有共性和互补性的产业在特定区域内的集聚，区域间产业合理分布和上下游联动机制实现作用互补与利益互联，有利于产业集群与区域性产业网络的形成与发展，持续优化产业结构。

产业转移效应。产业转移表现为由于产业级差的存在引致的梯度转移，其本质上仍然是资源、要素寻找适宜的发展空间并进行适应性匹配的过程[29]。对于转出地而言，腾退、转移低端的劳动密集型和资源密集型产业，可以为高端产业发展腾出空间，同时使要素合理流动，推动产业升级。承接地引进的产业除直接改变当地产业结构外，转移过来的产业因其更高的生产效率会吸引资本、劳动力等其他要素加入，导致低效率的产业萎缩，高端产业不断成长，促进产业结构优化[30]。产业转移区域间积极合作、协同发展，减小产业转移的阻力，能促进形成不同层次的生产力互补式、配套式发展，将进一步强化产业转移的效果。此外，区域协同发展下，产业转移通常伴随着人力资本转移，通过“干中学”产生技术、知识的外溢效应。因此，产业转移还可以通过人力资源升级效应和技术溢出效应，提升承接地创新能力，推动区域产业结构自发地优化升级。基于以上分析，本文提出：

假设1：京津冀协同发展对城市产业结构升级存在正向影响，即协同发展促进了产业结构升级。

区域协同发展理论上能够通过整合城市之间的市场实现资源的优化配置[31]，促进产业结构升级。京津冀地区协同发展过程中一个鲜明的特征是，区域内部的产业转移与分工是通过行政命令实现的，采用政府这一“有形的手”推动空间要素资源的优化配置，而非市场机制这一“无形的手”自发引致[32]。京津冀地区为此已经出台了一系列引导产业转移和承接的政策法规和指导意见(1)2016年6月工信部会同北京市、天津市、河北省政府共同制定《京津冀产业转移指南》；2017年京津冀协同办发布《关于加强京津冀产业转移承接重点平台建设的意见》；2020年5月《2020年度京津冀产业转移系列对接活动工作方案》发布等。，加快产业转移与重组，以期通过集聚租进一步吸引资本、劳动和知识等要素，推动产业升级加速和经济高质量发展。有序的产业转移和分工重组使特定产业在某一地区的集聚度提高，可以通过形成规模经济降低生产成本，因此相关商品在当地价格降低。但由于生产地点发生转移，相关产品在进入转移前的原市场时面临更高的运输成本，同时还面临着计划体制遗留的行政壁垒和地方政府设立贸易壁垒产生的跨区流动成本，因此产品异地销售价格并未下降、甚至有所上升。同种产品在不同地区价格差异增大，直接表现为市场分割程度加剧。与之形成对比的是，由于长三角地区以市场机制为基础推进一体化发展，要素和商品流动的行政壁垒减小，而生产地点并未发生大面积的转移，所以表现为市场分割程度的降低和区域市场整合程度的提高。由此本文提出：

假设2：京津冀在实施协同发展政策、通过产业转移和分工推动产业结构升级的进程中，会在短期内造成市场分割加剧。

四、研究设计

(一)计量模型

自京津冀协同发展政策实施后，其产业结构升级效应主要来自三个方面：一是城市因自身差异形成的“分组效应”，二是随时间推移和经济形势变化引起的“时间效应”，三是城市受京津冀协同发展政策影响产生的“政策处理效应”。采用双重差分法，以京津冀协同发展政策的实施作为准自然实验，可以考察战略实施前后处理组和控制组产业结构升级状况是否存在显著差异，对政策实施的效果进行评估。基准模型如下：

Yit=β0+β1didit+β2xit+λi+μt+εit

(1)

式(1)中，被解释变量Yit表示城市i在时间t的产业结构升级指数。didit为核心解释变量，didit=cityi×yeart，yeart为政策处理效应时间虚拟变量，由于京津冀协同发展战略在2015年提出，所以当t≥2015时，yeart设定为1，否则为0；cityi为处理组虚拟变量，若城市i属于政策规划区，则cityi=1，否则为0。xit为影响城市产业结构的一组控制变量。λi为城市固定效应，μt为时间固定效应，εit为随机误差项。核心解释变量didit的系数β1反映了政策处理效应，其经济意义为京津冀协同发展政策的实施对于城市产业结构升级的影响。如果该政策有效，β1应显著大于0。

本文中的处理组为北京市、天津市和河北省下辖的11个地级市。在对照组的选取中，借鉴张跃(2020)[27]的做法，将北部沿海经济区的山东省、长三角地区和南部沿海经济区的城市作为对照组(2)长三角地区包括安徽省、江苏省、浙江省和上海市；南部沿海经济区包括福建省、广东省和海南省，其中三沙市、儋州市因数据缺失严重被剔除。，以避免对照组和处理组经济特征和其他条件差异过大导致估计结果失信。

(二)变量选取

被解释变量：产业结构升级指数(indication)。与徐敏和姜勇(2015)[8]的研究一致，构造产业结构升级指数：

(2)

式(2)中，xi分别表示三次产业产值占生产总值的比重。

核心解释变量：京津冀协同发展政策交互项didit(didit=cityi×yeart)。京津冀区域协同发展政策自2015年开始实行，cityi和yeart分别表示时间虚拟变量和组间虚拟变量，若城市i在政策规划区内，cityi=1，反之为0；当t≥2015时，yeart=1，反之为0。

控制变量：(1)经济发展水平(pergdp)。经济发展水平的提高推动消费需求与消费结构升级，可以从需求侧拉动产业结构升级。本文用人均国内生产总值(GDP)的对数值进行衡量。(2)城市化程度(urban)。城市化是推动产业转型升级的一个重要途径[33]，本文采用城镇人口数占总人口数的比重来衡量。(3)基础设施水平(infra)。基础设施的空间“溢出效应”和“蒂伯特选择”机制有助于推动产业结构升级[34]，鉴于地级市数据的可得性和连续性，采用公路货运总量的对数值来测度。(4)外商直接投资(fdi)。已有研究认为外商直接投资可以通过资本供给和技术外溢促进产业结构升级[35-36]，本文采用实际利用外商投资额的对数值衡量，并按照当年平均汇率折算为人民币。(5)出口需求(exp)。出口需求对国内产业发展具有导向作用，尤其是外贸依存度高的地区，影响产业结构的变化。采用出口总额占GDP的比重衡量出口需求，其中出口总额使用当年平均汇率进行折算。

(三)数据来源与描述性统计

本文通过使用2008—2018年103个地级及以上城市的面板数据研究京津冀协同发展政策的产业结构升级效应。数据来源于历年《中国城市统计年鉴》《中国统计年鉴》以及各城市统计年鉴、统计公报，个别缺失数据通过插值法补齐。变量的描述性统计如表1所示。

表1 变量说明及描述性统计

五、实证结果分析

(一)基准回归结果

本部分将京津冀地区13个城市作为处理组，长三角地区、南部沿海经济区以及山东省的城市作为对照组，采用双向固定效应模型，检验实施京津冀协同发展政策对产业结构升级的影响，估计结果如表2所示。表2中，列(1)只检验了核心解释变量的影响，列(2)为加入控制变量后京津冀协同发展政策对产业结构升级的影响。可以发现，无论是否加入控制变量，京津冀协同发展政策虚拟变量did对产业结构升级的影响都显著为正，说明京津冀协同发展这一区域协调发展政策对城市产业结构升级产生积极影响。实施京津冀协同发展战略有助于城市群内信息和要素的互通互联，优化产业分工和加快产业转移，推动城市群内产业结构升级，假设1得到验证。

同时，为了减少处理组和控制组之间个体的固有差异对研究结果的影响，本文采用倾向得分匹配法进一步筛选可比样本。具体方法是：首先，以是否是京津冀协同发展政策规划的样本城市为被解释变量，以经济发展水平、城市化程度、基础设施水平、外商直接投资和出口需求等因素作为匹配的特征变量，使用logit模型估计倾向得分值。其次，根据倾向得分值，采取半径匹配的方法给处理组匹配对照组，使得对照组和处理组在政策实施前尽可能没有显著差异。最后，对匹配后得分样本城市进行双重差分估计。估计结果如表2列(3)、列(4)所示，无论是否加入控制变量，核心解释变量did均在5%的显著性水平下对产业结构升级产生正向影响。这与前文分析结果一致，即实施京津冀协同发展政策有利于推动产业结构升级，结论稳健。

表2 基准回归结果

(二)异质性分析

由于不同城市的资源禀赋、经济特征等因素存在很大差异，因此需要考虑可能的异质性因素对政策效果的影响。

1.城市经济规模异质性

将did与以GDP衡量的城市经济规模(econ)的交互项加入回归，检验政策效果在不同经济规模城市的异质性。如表3所示，列(1)和列(3)的回归结果表明did的系数显著为正，与经济规模(econ)的交互项显著为负，这表明城市经济规模越大，协同发展政策实施的产业结构升级效应越小。这是由于经济规模越大的城市产业结构调整和转型升级的成本和阻力更高，耗费的时间也相对更长，而经济规模较小的城市则“船小好调头”，更易推进产业结构转型升级。虽然城市经济规模会弱化政策效果，但总的政策效应仍然显著为正(did与did×econ两变量的系数之和)。

表3 异质性分析

2.国有化程度

在经济发展过程中，经济体制固有的问题会导致在要素配置时出现生产要素向部分低生产率的国有企业过度倾斜的现象，造成较为严重的资源误置和效率损失[37-38]。在自身利益最大化目标的激励下，地方政府为了使国有企业更好地充当起政府的“第二财政”角色，往往会采取干预资源配置、实施准入准出限制等非市场行为，不利于产业结构升级[1]。为了验证城市经济的国有化程度是否会影响政策效果，本文计算了样本城市国有经济职工占比，构造did和国有化程度(soe)的交互项进行回归。如表3列(2)和列(4)所示，did系数显著为正，交互项的系数在5%的水平下显著为负，这表明国有化程度越高，区域协同发展政策的产业结构升级效应越小。其原因在于政府对国有企业的控制会扭曲资本要素流动和正常的企业行为，表现为政府将国企产生的社会财富投向基础设施和大型工业项目，其中不乏经济效率较低的行业，导致产业结构失衡，弱化政策效果。

(三)稳健性检验

通过前文的研究发现，实施京津冀协同发展政策能有效促进产业结构升级，但是结果仍然可能受到遗漏变量的影响。为了保证回归结果的稳健性，本部分进行了以下稳健性检验：

1.平行趋势检验

采用双重差分法评估京津冀协同发展这一政策的产业升级效应，需要满足平行趋势假定，即在受政策冲击之前，实验组与控制组产业结构升级状况维持基本平行的趋势。本文借鉴已有文献[39]的做法，通过改变政策实施时间的反事实法来检验这一假定成立与否。将京津冀协同发展政策实施时间分别提前1年(did_1)、2年(did_2)和3年(did_3)，如果政策处理效应仍然显著，则表明产业升级效应可能来源于其他发展战略或政策变化，而非京津冀协同发展政策的实施所致；相反，如果京津冀协同发展的政策变量不再显著，则说明在政策实施之前，实验组和控制组的城市在产业结构升级状况上满足共同趋势。回归结果如表4所示，假设的政策实施时间对产业结构升级的作用并不显著。这在很大程度上证明，平行趋势假定基本得到满足，处理组和对照组产业结构升级差异不是其他因素导致的，而是来源于京津冀协同发展政策的实施。

2.改变样本时期

本文的回归是基于2008—2018年的样本数据，相对于政策发生时间(2015年)，样本改革前的时间可能过长，且回归结果不能反映政策影响在实施前后多久才反映出来。为确保稳健，借鉴董艳梅和朱英明(2016)[40]的检验方法，通过改变政策实施前后窗宽的方法来检验京津冀协同发展政策实施前后不同时间段内产业结构升级效应的差异。具体而言，以政策实施时间2015年为中间点，分别选取2014—2016年、2013—2017年和2012—2018年为样本时间段进行检验，结果如表5所示。结果表明，交互项系数在1%的显著性水平上为正，说明改变样本时期并不会改变京津冀协同发展政策对产业结构升级效应的方向，前述研究的核心结论没有发生实质性变化。同时，根据窗宽时间来看，政策实施的产业结构升级效应是逐渐增强的，具有滞后性、长期性。

表5 稳健性检验结果

3.安慰剂检验

改革开放以来，中国经济在高速增长的同时，产业结构失衡问题愈发突出，产业结构的畸形发展制约了经济增长潜力的发挥和经济增长质量的提高。在此背景下，地方政府纷纷转变经济发展方式、优化产业结构。因此，即便未实施京津冀协同发展政策，京津冀地区城市在政府调控的作用下产业结构也会升级优化，但这并非是政策发挥的实际效果。基于此，为了检验产业结构升级是否为京津冀协同发展政策实施的效果，本文首先将京津冀协同发展政策包含的城市剔除，再从剩余样本中随机选取13个城市作为“伪”处理组，将剩余城市作为对照组，再次进行双重差分检验。由于“伪”处理组是随机生成的，因此安慰剂检验的核心解释变量did应该不显著。回归结果如表5列(4)所示，政策变量为负不显著，说明随机设立的京津冀协同发展政策没有产业结构升级效应，可以反推出2015年实施京津冀协同发展政策对产业结构升级的促进作用是显著存在的。

4.控制变量滞后一期

考虑到本文选择的变量与实施京津冀协同发展政策之间可能会产生反向影响，故将所有控制变量滞后一期进行回归，以减少潜在的内生性问题。回归结果如表5列(4)所示，核心解释变量did的系数和符号与基准回归结果基本一致，显著性水平有所上升，说明本文结论是稳健的。

5.改变产业结构升级指标的测算方式

六、进一步分析:京津冀地区的市场分割

通过前文双重差分法的实证分析和稳健性检验，发现京津冀协同发展对城市产业结构升级的促进作用是显著的。同时本文认为，京津冀地区在基于比较优势进行产业分工和转移以推动产业结构升级的进程中，由于生产地点发生改变、产业集聚度提升导致商品价格波动程度加剧，因此在短期内表现为市场分割加剧。本部分进一步检验京津冀协同发展政策的实施与市场分割的关系。市场分割程度采用相对价格指数法[43]进行测算，其核心思想是通过测度两地商品相对价格方差的变动来衡量市场一体化程度。“冰山成本”模型认为，由于交易成本的存在，即使存在完全套利，两地区之间同种商品的相对价格pm/pn也不等于1，而是在(1-γ，1/(1-γ))的范围内波动，其中γ表示由自然因素和人为因素产生的贸易壁垒所带来的交易成本。相对价格的方差越大，两地区之间的贸易壁垒越高，市场分割程度越高；反之，贸易壁垒越低，市场分割程度越低。考虑到地方政府和官员除了与相邻地区还会与其他地区政府和官员进行竞争的“政治锦标赛”特点[44]，本文在全局参比法下对京津冀地区13个城市进行两两配对，使用京津冀地区13个城市2008—2017年8类商品的零售价格指数，测度京津冀地区城市市场分割指数。为避免指数过小，将其乘以100进行分析。参考相关研究选取的8类商品为：食品、饮料烟酒、服装鞋帽、家用电器及音像器材、日用品、体育娱乐用品、中西药品及医疗保健用品、燃料。

基于上述方法测算的市场分割指数，构建如下模型检验京津冀协同发展政策的实施对其产生的影响：

segit=β0+β1didit+β2xit+λi+μt+εit#

(3)

式(3)中，seg为市场分割指数，核心解释变量为是否实施京津冀区域协同发展政策的虚拟变量。xit为影响城市分割的一组控制变量，包括：市场规模(size)，用城市GDP与土地面积的比值的对数衡量；对外开放度(export)，采用地区进出口总额占生产总值的比重来表示；外商直接投资(fdi)，采用外商直接投资实际使用额与GDP的比值衡量；财政支出占比(gov)，采取地方政府的财政支出占地区生产总值的比重来度量；国有化程度(soe)，采用国有经济职工人数与总职工人数的比重表示。λi为城市固定效应，μt为时间固定效应，εit为随机误差项。

表6 京津冀地区市场分割指数的回归结果

模型估计结果如表6所示。可以发现，无论是否加入控制变量，京津冀协同发展政策的虚拟变量did的系数都在1%的显著性水平上为正，表明京津冀协同发展政策的实施加剧了区域市场分割。将计算市场分割指数的商品扩展到全部16种以后，回归结果如列(3)、列(4)所示，京津冀协同发展政策虚拟变量的系数仍然显著为正，表明结果是稳健的。假设2得到验证。相较于长三角地区以市场机制为基础推动的一体化发展，自上而下推动的京津冀协同发展行政牵引特征明显，以疏解北京非首都功能为核心目的。所以京津冀地区的市场分割是产业分工与转移过程中，由于生产地点发生改变、地方产业集聚度提升导致商品价格波动造成的，而非传统意义上由自然性、技术性和制度性等因素造成的与建立统一市场相悖的市场分割。这是京津冀协同发展过程中特殊的市场整合的表现形式，是京津冀协同发展从“使动阶段”到“自动阶段”的 “阵痛期”。因此这并非产业转型升级受阻，而是产业转型升级过程中产生的“副作用”。在度过这一“阵痛期”后，区域内经济协调成本和产业衔接障碍将大幅下降，逐渐转向为由市场机制推动的自发协同阶段。本文预计，如果将研究时期延伸至未来更长的时间，京津冀协同发展将会自发地整合区域内城市之间的市场来实现生产要素的最优配置，进而推动产业结构自发地、持续地向高级化、合理化发展。

七、结论与政策启示

在中国经济进行转型升级背景下，产业结构持续优化升级是推动经济迈向高质量发展阶段的关键。同时，随着区域协调发展战略推进的加速和深入，中国区域一体化建设进入新阶段。因此，京津冀协同发展作为一项重要的区域协调发展政策，对产业结构升级的影响值得关注。本文根据2008—2018年城市面板数据，采用双重差分方法分析京津冀协同发展发展政策是否促进了产业结构升级，进一步测算了京津冀地区的市场分割指数并考察了实施协同发展政策对其的影响，主要结论如下：(1)京津冀协同发展能显著促进产业结构优化升级，多种稳健性检验表明这一结论是可靠的；(2)京津冀协同发展对产业结构升级的影响存在城市经济规模和经济国有化程度两方面的异质性，即更大的经济规模和更高程度的国有化程度会降低京津冀协同发展的产业结构升级效应；(3)京津冀地区在实施区域协同发展政策、进行基于比较优势的产业分工和转移的进程中，生产地点发生变迁以及产业集聚度提升会导致商品价格波动程度加剧，因此在短期内导致市场分割加剧。

基于以上研究结论，本文对推动中国区域协调发展和产业结构升级的政策建议为：

一是加强区域协调发展机制建设，促进产业结构优化升级。在区域协调发展战略加快推进的背景下，要进一步加强区域内部合作，加强对产业升级的规划引导和政策调控，创新推动产业升级的区域合作模式。地方政府要在区域协调发展中发挥主导作用，在城市群的整体框架下统筹规划产业结构的优化升级，避免地方之间的利益冲突和恶意竞争，推动产业结构实现区域联动升级，形成与周边城市功能互补、特色突出、协同发展的产业布局。此外，还要尽快建立权威性的区域协调机构，形成完善的区域对话合作机制，以此来保证相关产业政策的制定和贯彻落实。

二是坚持区域协同联动，加快产业分工和转移。推动产业结构优化升级，首先要明确各城市的要素禀赋优势、发展定位和城市职能，才能立足于比较优势和发展需要进行产业分工，形成分工合理、优势互补、各具特色的产业合作格局。其次，“多中心、弱区域”和“中心双核”是京津冀地区发展的两个典型特征[45]，区域发展并不平衡，资本、劳动力和技术等生产要素在区域内与产业间具有较大的流动转移和优化配置空间。因此，要抓住区域内产业转移这一契机推动产业结构升级，通过转出地和承接地政府的政府协作，根据区域内不同的城市功能定位来引导转移方向，形成区域良性互动机制。

三是加快区域内市场一体化建设，释放市场需求潜力。产业结构升级的前提条件是市场需求的扩大。除了培育本地市场规模，推动区域内市场一体化、建设区域统一大市场也是产业结构升级的重要途径。因此，要打破地区间要素流动、商品流通和产业转移的壁垒，主动破除与统一市场形成相悖的制度障碍，建设区域内共同市场，实现资源在更大范围内的合理布局，以及市场需求的相互溢出，从供给侧和需求侧同时发力实现产业结构升级。