區域一體化對新質生產力的影響研究

摘 要：區域一體化是推動新質生產力發展的關鍵支撐力。將長三角城市經濟協調會擴容視為區域一體化的準自然實驗，基于2007—2022年全國284個地級市的面板數據，實證考察區域一體化助力新質生產力發展的影響效應及作用路徑。結果顯示，區域一體化可以有效提升新質生產力水平，該結論在經過一系列穩健性檢驗之后仍然成立。機制分析表明，區域一體化可以通過市場規模效應和人才集聚效應間接促進新質生產力發展。異質性分析發現，城市行政等級、是否位于G60科創走廊和新質生產力水平的差異會使得區域一體化對新質生產力的影響效應在不同樣本中表現不一致，對于高行政等級城市和G60科創走廊城市，區域一體化對新質生產力的促進效果相對更強。研究為充分發揮區域一體化對新質生產力的促進作用提供了經驗證據，為打造具有全球競爭力的區域協同創新體系提供了實證支撐。

關鍵詞：新質生產力；區域一體化；長三角城市經濟協調會擴容；G60科創走廊；多期雙重差分

中圖分類號：F127；F061.5 文獻標志碼：A 文章編號：1672-626X（2025）04-0104-16

一、引言

發展新質生產力是中國突破傳統增長模式、邁向高質量發展的關鍵路徑[1]。黨的二十屆三中全會明確提出“健全因地制宜發展新質生產力體制機制”，將新質生產力的發展推向新的高度。新質生產力作為科技創新主導下的先進生產力，符合新時代社會發展需要，契合新發展理念的生產力躍遷形態，是實現中國式現代化的重要動力來源[2]，為構建新發展格局、推動高質量發展提供了科學指引。當下新興信息資源不斷涌現，科學技術日新月異，我國新質生產力發展獲得了前所未有的動能[3]。然而，傳統區域發展模式帶來的行政化藩籬與地方化壁壘常引發區域間重復性投入和同質化競爭，這種發展態勢不僅弱化了資源要素的配置效率[4]，更對新質生產力發展構成系統性制約。區域一體化作為區域協調發展的高級形態，可以通過破除省際、城市間的行政壁壘以及邊界效應，推動創新要素高效配置、構建區域性協同創新體系，有效化解要素資源流通不暢的“痛點”與體制機制不匹配的“堵點”，為新質生產力的發展提供廣闊的空間。值得深入探究的是，中國持續推進的區域一體化能否提升新質生產力水平，以及通過何種途徑對新質生產力產生影響？本文試圖回答以上問題，以期為破除新質生產力發展障礙，穩步推動高質量發展提供有益啟示。

發展新質生產力是我國現代化實踐面臨的新課題[5]。目前，學界針對新質生產力問題展開了諸多討論，集中體現于三個維度。一是新質生產力的內涵特征。部分學者基于馬克思主義政治經濟學視角[6]，認為新質生產力是馬克思主義生產力理論的創新和術語革命[7]，表現為科技創新主導下的一種生產力躍遷[8]；有學者從歷史唯物主義角度出發，把新質生產力看作新型勞動者運用新型勞動資料作用于新型勞動對象，構建新分工和協作體系，創造社會新財富的能力[9]；另有學者圍繞“新”和“質”展開討論，指出新質生產力的“新”表現在新要素、新技術、新產業，“質”體現為高質量、多質性、雙質效[10]。二是新質生產力的指標測度。王玨（2024）從生產力的三個構成要素展開，構建包含勞動者、勞動對象和勞動資料三個維度的評價指標體系，但未展開具體測度[11]；董慶前（2024）在此基礎上引入優化組合躍升維度，測度全國及四大區域的新質生產力發展水平及空間格局[12]；韓文龍等（2024）基于實體性與滲透性要素雙維框架，構建中國省級新質生產力評價體系，并檢驗其對經濟增長的作用機制及溢出效應[1]。三是新質生產力的實現路徑。隨著相關研究的持續開展與更新，學者們發現數據要素價值化[13]、數字金融[14-15]和數字基礎設施建設[16]有助于加速培育和壯大我國新質生產力。

從現有區域一體化與新質生產力的研究來看，相關研究表明區域一體化在創新能力提升、產業結構優化與促進綠色發展等方面發揮重要作用，這為深入研究區域一體化助推新質生產力水平提升提供了新思路。具體來看，在創新能力提升方面，區域一體化有利于引導要素實現優化配置，促進要素協調集聚從而推動區域創新可持續發展[17]；同時，推進區域一體化還可以通過降低金融錯配程度與提高市場規模，進而提升企業創新產出[18]。在產業結構優化方面，鄭軍等（2021）運用雙重差分方法實證檢驗了區域一體化能夠顯著提高地區產業結構的合理化和高級化，勞動力資源流動和技術創新是其中的關鍵路徑[19]。在促進綠色發展方面，李宏偉和李國平（2021）以黃河流域城市為研究樣本，發現區域一體化顯著提升了區域綠色經濟效率[20]，李格等（2022）將長三角城市群擴容作為區域一體化的自然實驗也得到了相似的結論[21]。通過文獻梳理可知，學者們對區域一體化與新質生產力已形成較為豐富的研究成果，但直接從城市群擴容視角就區域一體化對新質生產力的具體影響效應及作用機制開展實證研究的文章較少，這為本文留下了擴展的空間。

作為中國區域一體化的典范，長三角城市協同發展根基深厚，在長三角城市經濟協調會這一官方機制的推動下，該區域空間擴容啟動早，并采取了分步、漸進式的推進策略，典型特征顯著，為本文提供了較好的研究視角。鑒于此，本文以長三角城市經濟協調會擴容為準自然實驗，基于2007—2022年全國284個地級市的面板數據并運用多期雙重差分方法進行實證檢驗，從擴大市場規模和吸引人才集聚兩個視角討論區域一體化對新質生產力發展的作用機制，考察區域一體化與新質生產力的內在聯系。

本文可能的邊際貢獻在于：第一，對區域一體化如何促進新質生產力發展進行理論分析，拓寬了區域一體化理論的研究廣度，為解析區域一體化與新質生產力的作用機制提供了新的分析框架；第二，從實證的角度檢驗區域一體化對新質生產力的影響效應和作用路徑，并且揭示不同樣本中區域一體化助推新質生產力水平提升效果的差異性，為充分發揮區域一體化對新質生產力的促進作用提供了經驗證據。

二、理論分析與研究假設

（一）區域一體化對新質生產力的影響

新質生產力是由技術革命性突破、生產要素創新性配置、產業深度轉型升級而催生的當代先進生產力[22]。從上述要求來看，區域一體化或可為新質生產力的發展提供有利契機。首先，從技術革命性突破角度看，區域一體化能夠構建起跨行政區的知識共享網絡，拓展技術創新的空間外溢半徑，促使研發要素在更大地理尺度上實現重組，所產生的創新網絡效應使得技術突破不再局限于單一城市的創新稟賦，而是通過區域協同實現創新能力的增長[23]，為發展新質生產力注入內生動力。其次，從生產要素創新性配置角度看，區域一體化推動勞動力、資本、數據等要素的跨域流動從區域性位移轉向功能性耦合，使要素配置效率突破單一城市的最優邊界，有效破解傳統要素配置的時空錯配困境[24]，這種要素配置的帕累托改進不僅提升全要素生產率，也為新質生產力的持續發展提供有力保障。最后，從產業深度轉型升級角度看，區域一體化驅動產業鏈在空間維度上的重構，打破傳統產業梯度轉移的路徑依賴，產業鏈關鍵環節的區域性集聚與專業化分工使得技術創新能夠快速滲透至生產函數各個環節[25]。同時，區域產業政策的協同制定促使創新鏈與產業鏈形成空間匹配，在產業結構高級化與產業鏈現代化過程中實現產業能級的系統性躍升，為催生新質生產力夯實產業基礎。

除此之外，區域一體化在構建與新質生產力相適應的新型生產關系方面發揮了重要作用。發展新質生產力，必須進一步全面深化改革，形成與之相適應的新型生產關系[26]。因此，新質生產力的發展，必然要求社會制度層面的深刻變革，而區域一體化過程中，各地通過簡化行政審批流程、降低市場準入門檻、優化營商環境等深化改革措施，破除束縛生產力發展的體制機制障礙，有助于建立起以協調聯動、合作共享為主要特征的新型生產關系[27]，激發市場活力和社會創造力，為新質生產力的發展提供制度保障。據此，提出以下研究假設。

H1：區域一體化能夠有效提升新質生產力水平。

（二）區域一體化推動新質生產力的傳導機制

第一，區域一體化可通過市場規模效應間接提升新質生產力水平。根據熊彼特創新理論，市場規模范圍的擴大分散了企業創新風險，提升了企業創新收益，對創新發展具有積極作用[28-29]。隨著區域一體化進程的推進，區域間市場聯通逐漸深化，市場信息更加透明，這種市場邊界的擴展重構了創新要素的流通范式。統一大市場降低了創新活動信息獲取成本，有助于推動區域創新資源的順暢流通與專業化集中[30]，使創新主體能夠更容易地獲取開展創新活動所需的金融、技術等資源，并以公平和有效的方式進行交易。進一步地，市場信息的透明化使創新主體能夠動態捕捉新興領域的需求信號，并快速觸發定向研發響應。這種需求引致創新效應能夠精準識別戰略性新興產業的技術缺口，通過價格機制引導研發資源向人工智能、新能源等前沿領域定向集聚，促進新設備和新技術的迭代[31]，賦能新質生產力水平的提升。同時，隨著市場規模的擴大，更多企業進入市場，增強了區域內的競爭程度，倒逼企業不斷創新，發展關鍵核心技術，淘汰落后產能，進而提升社會全要素生產率。此外，在大規模市場條件下，創新主體能夠依托比較優勢參與市場競爭，通過產業融合和區域聯動推動創新主體間的錯位發展，有利于形成規模化創新產業體系。據此，提出以下研究假設。

H2：區域一體化可以通過市場規模效應來發展新質生產力。

第二，區域一體化可通過人才集聚效應間接提升新質生產力水平。作為新質生產力系統中唯一具有自主能動性的創新要素，高技能人才既是新質生產力的關鍵構成要素和展現方式，也是推動其持續發展的關鍵力量[32]。在區域一體化進程中，交通、通信等基礎設施的日益完善以及市場機制的逐步健全，顯著降低了人才流動的成本，而區域一體化通常包含人才引進計劃、人才安居工程等一系列旨在吸引人才的優惠政策和激勵政策，為人才創造更為豐富的就業機會和廣闊的發展空間。人才集聚本質上是人力資本的空間再配置過程，高技能人才作為技術知識的載體，其跨區域遷移將引起知識擴散的乘數效應，激發地區的創新活動[33]。在人才集聚的背景下，知識的共享變得更為便捷和高效[34]，人才之間的面對面交流、合作以及競爭，都促進了隱性知識的顯性化，加速了知識的傳播和應用，這種知識共享效應，不僅提高了人才的個體素質，還激發了整個區域的創新活力。創新是新質生產力的核心，而人才集聚和知識共享則為創新提供了源源不斷的動力，這種知識溢出和創新效應促進了新興產業的誕生和發展，為新質生產力的不斷涌現提供了更為廣闊的空間。據此，提出以下研究假設。

H3：區域一體化可以通過人才集聚效應來發展新質生產力。

（三）區域一體化對新質生產力的異質性效應

學界普遍認同區域一體化對科技創新與戰略性新興產業的積極促進作用，但部分實證研究顯示其效應存在顯著的樣本異質性[35]。一方面，區域一體化的效果可能受到城市行政等級的影響。城市行政等級往往決定其資源集聚和配置的能力，高行政等級的城市憑借更多的政策優惠、財政支持和行政管理權，在吸引和配置創新資源方面具有顯著優勢；同時，高行政等級的城市通常擁有更完善的創新生態體系，有助于提升創新要素的利用效率。因此，區域一體化對新質生產力的積極效應可能由于城市行政等級而存在異質性。另一方面，新質生產力還與國家戰略規劃的出臺存在密切關系，隨著長三角區域一體化發展上升為國家戰略，G60科創走廊作為其中的重要組成部分，承載著推動區域協同創新和產業合作的重要使命。G60科創走廊匯聚了全國大量的高新技術企業、科創板上市公司以及高科技園區，這些創新資源為走廊內的城市提供了強大的創新動力，推動了新質生產力的快速發展。即區域一體化的影響效應還可能受到是否為G60科創走廊城市的影響而表現不一致。據此，提出以下研究假設。

H4：行政等級與G60科創走廊城市身份會使區域一體化對新質生產力的影響存在異質性。

三、研究設計

（一）模型設定

1. 基準回歸模型

長三角城市經濟協調會從開始運作至今經歷了多次擴容，為本文使用多期雙重差分方法提供了良好的準自然實驗。為探究區域一體化是否能夠提升新質生產力水平，選擇把2010年和2013年這兩次范圍較大的擴容作為準自然實驗，借鑒Beck等（2010）的做法[36]，采用多期雙重差分方法構建如下計量模型：

[Nprodit=α0+α1didit+α2Controlit+μi+νt+εit] （1）

其中，[Nprodit]表示城市[i]在第[t]年的新質生產力水平，[didit]表示城市[i]在第[t]年的區域一體化虛擬變量，[Controlit]表示一系列控制變量的集合，[μi]為個體固定效應，[νt]為時間固定效應，[εit]為誤差項。

2. 機制檢驗模型

依據前述理論分析，區域一體化可通過市場規模效應、人才集聚效應間接培育壯大新質生產力。依據江艇（2022）關于中介效應檢驗的論述[37]，僅需估計區域一體化對市場規模、人才集聚的因果關系是否成立，即可實現機制檢驗目的。根植這一論斷，構建如下中介效應模型：

[Mit=β0+β1didit+βcControlit+μi+νt+εit] （2）

其中，[Mit]為區域一體化影響新質生產力的中介變量。其余變量設置與式（1）保持一致。若系數[β1]顯著為正，表明區域一體化可通過市場規模效應和人才集聚效應促進新質生產力水平提升，且作用效果顯著，反之則表明對應作用機制并不存在。

（二）變量選取與說明

1. 被解釋變量：新質生產力水平

新質生產力是由技術革命性突破、生產要素創新性配置、產業深度轉型升級而催生的當代先進生產力[22]。在遵循全面性、科學性、可操作性等原則的基礎上，參照盧江等（2024）[38]、韓建雨和許冉（2024）[39]的做法，從科技創新能力、產業轉型升級和生產要素創新配置三個維度構建評價指標體系，并下設9項二級指標、20項三級指標，其中部分三級指標的選取參考了韓文龍等（2024）的做法[1]，具體如表1所示。鑒于主觀賦權的缺陷以及多指標間可能的信息冗余問題，采用具有廣泛應用性的熵權TOPSIS法來確定各指標的權重，從而計算得到各地級市的新質生產力水平。

2. 核心解釋變量：區域一體化

本文以長三角城市經濟協調會擴容表示區域一體化進程。長三角城市經濟協調會作為區域一體化的標桿性合作機制，自成立以來經歷了五次擴容，但由于2003年擴容城市較少，2018年和2019年擴容的影響時間較短，政策效果不顯著[40]，故選用2010年和2013年的兩次擴容事件表示區域一體化，作為解釋變量[didit]。具體地，當城市[i]在第[t]年加入長三角城市經濟協調會，則[didit]取值為1，否則取值為0。本文重點關注[didit]的估計系數[α1]，其反映了區域一體化對新質生產力影響的處理效應。

3. 中介變量

借鑒張蕾蕾和宋林（2024）的做法[41]，采用社會消費品零售總額占地區生產總值的比重來衡量市場規模（[MS]），該值越大則說明市場規模越大。借鑒張平和張鵬鵬（2016）的方法[42]，根據《中國人口與就業統計年鑒》中關于各行業從業者學歷分布的數據，將大專及以上學歷人員比例達到40%的領域界定為高技能行業，并以這些行業從業人數的對數值作為衡量人才集聚（[Ren]）的指標。

4. 控制變量

為了提高實證檢驗結果的可靠性，控制除區域一體化外其他可能對新質生產力產生影響的因素。參照朱波和曾麗丹（2024）[14]、崔耕瑞（2025）[15]、李春梅等（2023）[43]的做法，引入如下五個控制變量。

金融發展水平（[Fin]）。金融發展有助于優化資源配置，使資本更高效地流向具有更高生產效率和增長潛力的領域，為新質生產力的發展創造更好的環境，而且完善的金融市場可以幫助企業和個人更好地進行風險管控，鼓勵創新和投資活動，在創新發展方面發揮重要作用。選取年末金融機構存貸款余額與地區生產總值之比來表征金融發展水平。

城鎮化水平（[Urb]）。城鎮化帶來的創新資源集聚能夠促進傳統產業的現代化轉型，提高企業的競爭力和創新力，為新質生產力的培育提供市場需求。此外，一個地區的城鎮化水平越高，城市基礎設施就越完備，為新技術新產品的應用創造良好條件。使用城鎮常住人口與總常住人口的比值來表示城鎮化水平。

對外開放程度（[Ope]）。對外開放為各地區發展新質生產力提供了外部資源支持，開放所帶來的人才、技術、數據等全球先進生產要素，是發展新質生產力的核心驅動力，能夠加速當地產業結構的調整和優化，有利于地區新質生產力水平提升。采用進出口總額與地區生產總值之比來表征對外開放程度。

環境規制（[Eri]）。一定程度上的環境規制有利于激發企業的創新行為，是發展新質生產力的重要途徑。環境規制力度加強會使生產技術向綠色化、高端化方向轉型，加快形成綠色生產力，為新質生產力發展注入強勁動力。采用一般工業固體廢物綜合利用率的對數值來衡量環境規制程度。

政府干預度（[Gov]）。政府干預失當可能引發市場機制扭曲與資源配置低效，損害公平競爭，并抑制企業的創新活力，對地區新質生產力的發展產生負面影響。采用財政支出占地區生產總值比重表示不同地區的政府干預度。

（三）數據來源與描述性統計

基于數據可得性、完整性與統計口徑一致性，本文在樣本篩選中排除了考察期內經歷行政區劃調整的地級市以及關鍵數據嚴重缺失的樣本，構建了2007—2022年中國284個地級市的面板數據集。所需數據主要來自EPS數據庫、CSMAR數據庫、各地級市統計年鑒及國民經濟和社會發展統計公報等，個別明顯不合理數據采用插值法和線性趨勢法予以補齊。相關變量的描述性統計如表2所示。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸結果

使用式（1）所構多期雙重差分模型評估區域一體化對新質生產力的處理效應，回歸結果見表3。列（1）為僅考慮雙向固定效應的結果，區域一體化對新質生產力的影響系數為0.025，并通過1%顯著性檢驗，表明區域一體化對新質生產力存在明顯的正效應，即加入長三角城市經濟協調會后，長三角城市的新質生產力水平得到了有效提升。為控制其他因素對區域一體化與新質生產力關系的潛在影響，列（2）在模型中同時納入控制變量與雙向固定效應，結果顯示模型的R2由0.843提升到0.862，并且區域一體化與新質生產力的回歸系數仍在1%的水平上顯著，說明在考慮不同地區的金融發展水平、城鎮化水平、對外開放程度、環境規制和政府干預度等影響因素差異的情況下，區域一體化仍能顯著促進新質生產力水平的提升，符合理論預期，H1得到驗證。

為了探索政策對于新質生產力各個向度的影響，將新質生產力分為科技創新能力（[Nprod1]）、產業轉型升級（[Nprod2]）和生產要素創新配置（[Nprod3]）三個子維度，在式（1）的基礎上，替換被解釋變量重新進行回歸。從表3列（3）—（5）可以看出，區域一體化對科技創新能力、產業轉型升級和生產要素創新配置三個子維度產生的平均因果效應分別為3.4%、1.8%和2.5%，表明區域一體化對三個子維度均有顯著的正向影響。可能的原因在于，區域一體化形成了更大的市場規模，規模經濟和產業集聚所帶來的良性競爭會倒逼企業技術升級，有利于地區整體科技創新能力的提升；隨著一體化的深入，區域間分工協作得到進一步深化，能有效推動產業鏈向高附加值環節延伸，加速技術溢出與產業協同創新，驅動產業結構向高技術、高效益方向轉型升級；區域一體化通過打破行政壁壘和體制機制障礙，促進要素跨區域自由流動與高效匹配，降低配置成本，此外還能通過政策協同與市場化改革，引導資源向高附加值領域聚集，創新要素配置模式。至于科技創新能力的影響效應大小高于產業轉型升級和生產要素創新配置維度，可能是由于科技創新能力具有較強的外溢效應，其成果可以快速擴散到其他領域從而帶動整體生產力的提升，相比之下，產業轉型升級和生產要素創新配置的效果更多依賴于長期的結構調整和制度優化。

（二）平行趨勢檢驗

使用多期DID模型進行有效估計的核心前提是實驗組和對照組在政策實施前具有平行趨勢。參考Jacobson等（1993）提出的事件研究法[44]，為不同時間點受到政策沖擊的實驗組城市設定相對虛擬變量，構建以下模型：

[Nprodit=θ0+θnn=-612Treati×Postn+θcControlit+μi+νt+εit] （3）

其中，[θn]為長三角城市經濟協調會政策運行效果的估計系數，反映政策實施[n]年前或后實驗組和對照組新質生產力水平的差異，其余變量和系數含義與式（1）相同。以政策實施前的第1期為基準組并剔除基準組數據，以避免多重共線性，同時參考Beck等（2010）的做法進行去均值處理[36]。

由圖1可以看出，交互項估計系數在政策實施前和政策實施當期的對應系數均不顯著異于0，表明在長三角城市經濟協調會擴容前，實驗組和對照組的新質生產力水平具有相似的時間趨勢。在政策實施后的第5年，系數開始顯著為正，表明區域一體化能夠產生促進新質生產力提升的政策效應，但具有一定的滯后性。同時，從動態效應來看，政策實施后估計系數的大小總體呈增大趨勢，這意味著區域一體化對新質生產力的促進效應隨時間不斷遞增。

（三）安慰劑檢驗

參考Chen等（2015）[45]、Lu等（2017）[46]的做法，隨機抽取30個城市作為“偽實驗組”，其余城市作為“偽對照組”，同時將政策實施時點隨機分配，生成新虛擬交互項。在此基礎上，使用式（1）循環回歸1000次，結果如圖2所示。圖2描繪了1000次循環回歸的系數值擬合曲線。可以看出，新虛擬交互項系數估計值緊密圍繞0值波動，且符合正態分布特征。另外，基準回歸中的系數估計值位于虛擬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，證明隨機分組安慰劑檢驗通過，驗證基準回歸結論具有穩健性。

（四）穩健性檢驗

1. 異質性處理效應檢驗

Goodman-Bacon（2021）研究認為，在多期雙重差分模型中，傳統雙向固定效應估計方法的實質在于對各實驗組樣本在不同時點的處理效應進行加權平均計算，而不同時點的實驗組與對照組是變化的，存在不同甚至相反的處理效應，在加權平均后可能顯著改變回歸結果，從而導致估計量產生偏誤[47]。

為了檢驗這種情況在基準回歸中是否存在，參考Goodman-Bacon（2021）的估計量分解法獲得Bacon分解結果[47]，將基準回歸中區域一體化的估計系數分解為四個部分。表4呈現了這一分解結果，可以看出，前述估計結果中93.2%的變化來自處理組和從未處理組之間的比較（T vs. Never treated），而時變組相互間影響帶來的偏誤非常小（Earlier T vs. Later C，Later T vs. Earlier C和T vs. Already treated），三個時變組累計權重占比僅為6.8%。說明研究結果依然是可信的，回歸模型的估計偏誤在可接受范圍內，進一步支持了研究結論。

進一步地，使用Callaway和Sant'Anna（2021）提出的多期雙重穩健估計量（CSDID）方法進行穩健性檢驗[48]，該方法基于雙重穩健的思路，可以有效避免DID估計偏誤的問題。估計結果如表5所示，四種不同類型的平均處理效應均在1%的水平上顯著，進一步證明因異質性處理效應導致的估計偏差不會成為一個嚴重問題，說明了結論的穩健性。

2. 傾向得分匹配檢驗

針對樣本選擇偏誤的內生性風險，通過傾向得分匹配方法（PSM）驗證基準回歸的穩健性[49]。首先選取控制變量作為協變量，再分別使用logit模型以及近鄰匹配、核匹配和卡尺匹配按照1：2的比例進行傾向得分匹配，最后在匹配后樣本的基礎上，運用多期DID方法重新估計區域一體化對新質生產力水平的影響。表6結果顯示，無論匹配方法如何變化，區域一體化的回歸系數始終顯著為正，與基準估計一致，證實其對新質生產力具有顯著提升作用，進一步驗證了基準回歸結果的穩健性。

3. 內生性處理

考慮到區域一體化和新質生產力可能存在反向因果造成的內生性問題，借鑒王建康等（2024）的研究思路[50]，選取城市地形起伏度（[IVRFD]）和公路密度（[Road]）交互項作為區域一體化的工具變量。選取理由如下：地形起伏度是一個描述自然地理特征的指標，與新質生產力無直接關系，滿足外生性假設，同時地形起伏度會影響交通基礎設施建設，在地形起伏度較高的地區，交通基礎設施建設成本高，地區之間的連接和交流程度低，限制了區域一體化建設，因此滿足相關性條件。而公路密度能夠加強地域間的交通互聯互通，削弱地理界限造成的障礙，增強區域內企業的市場準入和物流效率，有利于推動產業繁榮、商業活躍及貿易增長，進而加速區域一體化的進程。

表7展示了選擇IV-2SLS法進行回歸檢驗的結果。從第一階段的回歸結果可以看出，無論是否加入控制變量，工具變量的回歸系數均顯著為負，Kleibergen-Paap rk LM統計量在1%的水平上顯著，Kleibergen-Paap rk Wald F統計量的值高于10%水平上的臨界值，說明不存在不可識別問題和弱工具變量問題，即選取的工具變量合理且有效。從第二階段的回歸結果可以看出，無論是否加入控制變量，區域一體化的影響效應始終在1%的水平上顯著為正，意味著在克服內生性問題后，區域一體化可以顯著提升城市的新質生產力水平，進一步驗證了結論的穩健性。

4. 其他穩健性檢驗

第一，剔除樣本。為了排除城市級別差異及其他城市群因素的干擾，從原始數據中排除了直轄市、珠三角地區和京津冀地區的樣本，并再次應用式（1）進行回歸分析。表8列（1）—（4）的數據顯示，無論采取逐個剔除還是整體剔除這些特定樣本的策略，[did]的回歸系數均顯著為正，驗證了基準回歸結果的穩健性。

第二，縮減時間窗口。本文主要考察的是2010年和2013年兩次較大規模擴容政策的新質生產力提升效應，樣本區間選擇為2007—2022年，但由于長三角城市經濟協調會在2018年和2019年還經歷了兩次擴容，可能會對回歸結果造成一定的偏誤，為了避免該影響，將回歸時間窗口縮減為2007—2015年，重新對式（1）進行回歸。由表8列（5）可知，在縮減時間窗口后，回歸系數依然顯著為正，表明基準回歸結果具有穩健性。

第三，縮尾處理。考慮到數據的非隨機性可能會導致模型結果產生較大的偏誤，為了確保回歸結果的可信性，將所有變量按照前后1%進行縮尾，并使用處理后的數據重新進行回歸。由表8列（6）可知，區域一體化的估計系數仍在1%的水平上顯著，證實了基準回歸的穩健性。

第四，排除其他政策干擾。為控制同期其他政策對估計結果的潛在影響，通過梳理相關政策文件，確定了三項可能作用于新質生產力的政策因素，分別是2014年實施的長江經濟帶發展戰略、2012年后分三批設立的智慧城市試點政策以及2010年出臺的國家創新型城市試點政策。因此，在式（1）中加入長江經濟帶發展戰略（[did1]）、智慧城市試點政策（[did2]）和創新型城市試點政策（[did3]）三個虛擬變量。表9列（1）—（4）分別展示了單獨納入這三個虛擬變量以及同時考慮三個虛擬變量的估計結果。可以看出，在控制三類政策后，區域一體化依然顯著正向影響新質生產力，表明結論是穩健的。

第五，替換被解釋變量衡量方法。當前，關于新質生產力指標體系的構建并沒有統一的理論，據此運用搜索引擎大數據來構建新質生產力指數，作為對構建指標體系法的進一步補充，通過替換被解釋變量的衡量方法驗證結果的穩健性。依照習近平總書記在2023年9月黑龍江考察時發表的重要講話以及在2023年中央經濟工作會議和2024年1月31日中央政治局第十一次集體學習時對發展新質生產力進行的系統闡釋，從中提取與新質生產力相關的46個關鍵詞[51]，通過網絡爬蟲抓取百度新聞高級檢索頁面搜索結果數，并按城市匯總各關鍵詞搜索量數據形成總搜索量。由于該指標分布呈現右偏性特征，因此對這一指標進行對數變換[52]，作為衡量該城市層面新質生產力水平的指標。替換被解釋變量的測算方法后，使用式（1）重新回歸，

結果如表10所示，可以看到無論是否考慮控制變量，區域一體化對新質生產力的影響系數均為正，且在5%的水平上顯著，說明加入長三角城市經濟協調會后，長三角城市的新質生產力水平得到了有效提升，進一步說明了基準回歸結果的穩健性。

五、進一步分析

（一）作用機制檢驗

基于研究假設的分析，從市場規模和人才集聚角度，進一步探討區域一體化對新質生產力的作用路徑。需要指出的是，江艇（2022）提及中介效應無須檢驗中介變量與處理變量的因果關系[37]，因此直接使用式（2）進行中介效應檢驗，結果見表11。

1. 市場規模

區域一體化通過消除地區間的貿易壁壘和市場分割，從而擴大市場規模，為新技術、新產品和新服務的推廣提供廣闊的市場空間，能有效降低創新風險，提高創新預期收益，進一步地，為創新主體加大研發投入、推動技術創新提供有力支持，對推進新質生產力發展有著關鍵影響。為了驗證該作用機制是否存在，選用社會消費品零售總額與地區生產總值之比作為各城市市場規模的代理變量，并基于雙向固定效應模型進行機制檢驗。由表11列（1）的檢驗結果可以看出，[did]系數在1%的水平上顯著為正。這表明區域一體化能夠有效降低市場分割，擴大市場規模，證實市場規模在區域一體化推動新質生產力水平提升的進程中發揮著有效的中介作用，H2得到驗證。

2. 人才集聚

人才是新質生產力形成過程中最具活力的主體。區域一體化可以有效促進人才集聚，促進知識的傳播和共享，使得新知識、新技術迅速在區域內擴散和應用，間接提升新質生產力水平。為了驗證該作用機制是否成立，使用高技能行業人員數反映人才集聚程度，并基于雙向固定效應模型進行機制檢驗。由表11列（2）的檢驗結果可以看出，[did]系數在1%的水平上顯著為正。這表明區域一體化能夠通過吸引人才集聚發揮知識溢出效應，為技術創新提供豐富的智力資源，從而推動新質生產力水平提升，H3得到驗證。

（二）異質性分析

1. 城市行政等級異質性

鑒于各行政等級城市間的資源差異顯著，依據城市行政等級進行異質性分析。把直轄市、副省級城市及省會城市的城市行政等級虛擬變量賦值為1，其余城市的城市行政等級虛擬變量賦值為0，在基準模型中納入城市行政等級（[Cen]）虛擬變量與區域一體化（[did]）虛擬變量的交互項，探究區域一體化的作用效果在不同行政等級城市間是否存在差異性。如表12列（1）所示，交互項系數在1%的水平上顯著為正，意味著區域一體化對高行政等級城市的新質生產力提升作用更為明顯。具體而言，直轄市、副省級城市及省會城市作為國家或區域經濟發展的核心與引領者，擁有較強的經濟實力、優越的基礎設施及良好的制度環境，有利于吸引資源集聚，進而發揮資源集聚效應，推動新質生產力發展。相比之下，一般地級市則稍顯遜色，特別是在吸引風險投資與集聚創新資源上不及高行政等級城市[53]，這在一定程度上制約了區域一體化效能的有效釋放，導致新質生產力發展進程遲滯。

2. G60科創走廊城市異質性

為考察區域一體化對G60科創走廊城市和非G60科創走廊城市新質生產力水平的影響是否存在異質性，根據2020年科技部、國家發展改革委等印發的《長三角G60科創走廊建設方案》，將上海、蘇州、杭州、湖州、嘉興、金華、合肥、蕪湖和宣城9座城市的G60科創走廊城市（[G60]）虛擬變量賦值為1，其余城市該變量賦值為0。進一步地，在基準模型中加入G60科創走廊城市（[G60]）虛擬變量與一體化政策（[did]）虛擬變量的交互項，探究區域一體化的作用效果在不同城市等級間是否存在差異性。回歸結果如表12列（2）所示，可以看到，[G60*did]系數為0.073，且在1%的水平上顯著為正，意味著區域一體化對G60科創走廊城市的新質生產力水平提升作用更強。這可能是因為G60科創走廊作為長三角一體化發展的重要引擎，得到政策制定者和實施者的重點關注，這種政策聚焦使得G60科創走廊城市在資源配置、項目審批、資金扶持等方面享有更多便利和優惠，從而加速了這些城市新質生產力的發展和壯大。綜合以上分析，H4得到驗證。

六、結論與建議

（一）研究結論

本文將長三角城市經濟協調會擴容作為一項準自然實驗，應用多期DID模型系統考察區域一體化對新質生產力的影響效應及作用路徑。研究發現：基于長三角城市經濟協調會擴容這一事件，區域一體化能有效推動新質生產力發展，此結論在經過一系列穩健性檢驗后依然成立。通過中介效應檢驗發現，區域一體化主要通過市場規模效應與人才集聚效應間接驅動新質生產力水平提升。異質性分析表明，區域一體化對新質生產力發展的影響存在顯著差異，對高行政等級城市和G60科創走廊城市的新質生產力提升作用更為顯著。

（二）政策建議

第一，持續推進區域一體化縱深發展，加強政策監測和評估，積極發揮區域一體化對新質生產力的促進作用。一方面，強化區域一體化制度設計，通過建立協調創新共同體等方式，形成更緊密的區域合作機制，推動各創新主體之間的深度合作，共同開展前沿科技研究和關鍵核心技術攻關。完善包括科技咨詢、技術轉移、成果轉化等在內的科技創新服務體系，并推動長三角地區創新鏈、產業鏈、資金鏈和政策鏈的深度融合，促進科技成果的轉化和應用，進一步優化城市創新生態和提升新質生產力水平。另一方面，持續完善政策監督和評估機制，加強政策監測和評估，緊密跟蹤一體化的推進效果，捕捉政策實施中的成效與不足，適時進行調整與優化，確保政策能夠靈活適應變化的需求與挑戰。

第二，鑒于區域一體化可以通過市場規模效應和人才集聚效應間接影響新質生產力，應充分合理發揮市場規模、人才集聚的中介作用，深入疏通區域一體化推進新質生產力的傳導渠道。一方面，建立規范化、高效率的市場體系，通過實施統一的貿易規則、市場準入標準和商品流通規范等方式，加快構建統一大市場，尤其注重完善要素市場制度和規則，持續深化要素市場化配置改革，完善主要由市場供求關系決定要素價格的機制，推動生產要素的暢通流動、資源的高效配置以及市場潛力的充分釋放。另一方面，通過實施戶籍制度改革，推動社保、醫保異地轉移銜接等方式，削弱政策性壁壘，促進人才自由流動。推動公共服務與科研環境提升，健全人才生活保障體系，優化創新服務機制，構建反映知識價值、技術能力和創新貢獻的收入分配機制，提升創新型人才與戰略型人才留存意愿，為新質生產力發展筑牢人才基礎。

第三，針對區域一體化對新質生產力的影響效果在不同樣本中表現不一致，建議推進區域一體化要制定差異化的策略。一方面，政府應針對不同城市的資源稟賦和發展階段，實施有針對性的扶持措施。對于相對發達的城市，要立足資源稟賦，進一步優化營商環境，積極培育戰略性新興產業和未來產業，同時充分發揮技術外溢效應，助推區域間科技創新發展成果共享；對于相對落后的城市，要加強基礎設施建設，積極融入一體化市場，落實人才招引政策與關鍵技術轉入，彌補地理區位劣勢，確保區域一體化在推動我國新質生產力上發揮更大的作用。另一方面，應根據各城市在產業基礎、技術積累及市場需求中的差異化優勢，構建跨區域分工協作體系，實現產業鏈和創新鏈協同布局。通過創新協同與產業協作的雙輪驅動，破除要素流動壁壘，避免重復建設和同質化競爭，使創新資源與產業要素在區域空間內高效配置，增強新質生產力的內生增長動能。

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