濟寧市行政區劃調整對經濟增長的影響
——基于合成控制法的研究

羅玉波,張 靜

(北京工商大學 經濟學院,北京 100048)

半島經濟研究

濟寧市行政區劃調整對經濟增長的影響
——基于合成控制法的研究

羅玉波,張 靜

(北京工商大學 經濟學院,北京 100048)

通常認為對一個地區進行行政區劃調整,不僅能適應該地區的經濟發展,同時能夠使行政機構設置更合理,提高各級之間的辦事效率,激發城市活力。使用合成控制法,評估了2013年濟寧市行政區劃調整對濟寧經濟增長的影響。研究發現,改革效應在初期一段時間內對地區生產總值有顯著影響,一段時間之后,影響效果不顯著。

行政區劃改革;經濟增長;合成控制法

一、引 言

濟寧市作為山東省西部地區的經濟強市,對山東省的經濟發展有著舉足輕重的作用。為完善濟寧城市發展總體布局,全面提升經濟發展水平,在最近十五年之間,濟寧市進行了若干次行政區劃調整。那么這些調整,對于濟寧市的經濟社會發展起到了什么樣的作用,影響有多大?這是有關方面感興趣的問題之一。

從整體來看,我國現行行政區劃建制一般有4個層級,即省—市地州—縣—鄉鎮,少數地區在縣與鄉鎮之間還派生出第5種管理層級—區公所。1993年,國務院頒發的38號文件《國務院批轉民政部關于調整設市標準報告的通知》中指出:“為了適應經濟、社會發展和改革開放的新形勢,適當調整市標準,對合理發展中等城市和小城市,推進城市化過程,具有重要意義。”在文件頒布之前也存在一些行政區劃調整,對城市建設以及二三產業經濟發展都起到了一定的促進作用。然而,文件頒布之后,由于各地對“城市化”這個概念不是很了解,某些縣市的設置反而打亂了行政區域的劃分和行政機構的合理設置,造成了對城市化概念的錯誤使用,并出現了利用建市圈地出賣謀利等種種弊端。1997年國務院作出了“暫停審批縣改市”的決定,民政部也對撤縣設市進入了嚴格管理和控制的階段(百度百科)。因此在1999年之后,我國行政區劃數量穩定不變,但2014年國家出臺了《全國促進城鎮化健康發展規劃(2011-2020年)》,人們對新型城鎮化的討論更加深入,行政區劃調整的因素再次凸顯。

因此,如何在新形勢下優化中國行政層級與行政區劃設置,促進地區經濟的發展,是一項重要研究課題。學術界也對行政區劃調整是否會影響這個地區經濟增長,以及將如何影響這個地區的經濟做了一些研究。這方面的研究以國內的研究更多,而國外的研究較少。這主要是由于體制和經濟發展階段的差異。譬如在美國,由于行政區劃調整影響極大,很小的調整就往往會導致政府間關系極大變化。所以一般僅出于控制疾病傳染、保護生態等目的才調整行政區域,而很少出于經濟發展目的進行調整[3]。

我國現有關于行政區劃調整的影響效果研究中,主要采用雙重差分法。例如樊勇、王蔚運用差分內差分法和個體固定效應模型,以浙江省為例,實證分析了“擴權強縣”調整對擴權和未擴權以及擴權內部強縣和弱縣之間的縣城經濟和財政收入不同的影響,從而提出省市政府應從“強縣擴權”到“擴權強縣”的跨越,強縣政府應擺脫對“投資型”增長方式的過度依賴;弱縣政府應積極推進產業結構轉型升級[2]。李郇和徐現祥以廣東省佛山市1990～2009年間行政區劃調整為案例,采用倍差法,發現撤縣市設區對人均經濟增長有短期的沖擊效應,主要對投資有影響,對消費和人均財政支出沒有影響[3]。高玲玲、孫海鳴研究了全國1992～2002年地市級以上行政區劃調整數據[4],采用雙重差分法進行了實證分析,結果發現,全國行政區劃調整對經濟增長效應微弱,東部地區促進效應明顯,中西部地區在2001～2012年表現為顯著正效應,在1999～2000表現為負效應。

另外一些研究中,采用了合成控制法。例如,王賢彬、聶海峰利用1997年重慶從四川獨立出來設立直轄市這一省級行政區劃調整研究了行政區劃調整對相關地區經濟增長的影響[5]。張俊以每年污染天數作為空氣污染程度的指標,評估了2008 年北京舉辦奧運會對北京空氣質量的影響[6]。蘇治、胡迪對51個新興國家1980年至2012年的通貨膨脹率進行了研究,評估了IT對新興市場國家通貨膨脹率的影響[7]。桓文豪、路天浩利用浙江省其他地級市作為對照組對溫州民間借貸對溫州經濟發展的影響展開了研究[8]。劉甲炎、范子英利用年月在重慶實施的房產稅試點作為自然實驗估計了房產稅對試點城市房價的影響[9]。余靜文利用合成控制法分析全國統籌城鄉綜合配套改革試驗區的設立對重慶市城鄉居民收入差距的影響[10]。Abadie等將合成控制法應用于研究美國加州1988年第99號控煙法(Proposition 99)的效果[11]。

對比兩個方法,雙重差分法僅允許個體固定效應與個體時間效應以相加的形式存在,隱含假設所有個體的時間趨勢都相同;而合成控制法的因子模型,則允許“互動固定效應”,即可以存在多維的共同沖擊,而每位個體對于共同沖擊的反應可以不同,故允許不同個體有不同的時間趨勢。其次,Abadie 等人指出[12],回歸法也可以視為對控制地區作了線性組合,且權重之和也為1;而不同之處在于,合成控制法的權重必須非負,但回歸法的權重可能出現負值,即出現過分外推而離開了樣本數據的取值范圍。比如,在跨國研究中,將很不相同的國家放在一起進行回歸,就可能出現過分外推,而導致“外推偏差”。由于合成控制法的權重必須非負,故避免了過分外推。

本文嘗試將合成控制法引入濟寧市行政區劃改革對地區經濟影響的研究中,以用來克服“倍差法” 中假設所有個體的時間趨勢都相同,以及對控制地區做線性回歸后,權重可能為負值的現象。同時,本文在王賢斌、聶海峰等人研究的基礎上,考慮了不同地區進行區劃調整的時間不同這一因素。

本文結構如下:首先對合成控制法進行了簡單介紹,然后利用統計數據,對濟寧市行政區劃調整進行了實證分析和穩健性檢驗,最后,對濟寧市實行行政區劃改革進行了評價,并為以后的行政區劃改革提出了相應的建議。

二、合成控制法簡介

合成控制法最早是由Abadie 和 Gardeazabal在2003年提出來的,應用于研究恐怖活動對巴斯克地區經濟的影響。并且在2010年,Abadie,Diamond和 Hainmueller首次證明了合成控制法的基本性質,并將其應用于研究美國加州1988年第99號控煙法(Proposition 99)的效果[11]。

因為只有第一個地區在TO期之后受到政策干預,我們可以寫為:

我們關心當i=1而t>TO時的處理效應:

(1)

(2)

如果λt是一維且為常數,則上式簡化為“雙重差分模型”,包含個體固定效應ui與時間固定效應δt。因此,上式是雙向固定效應模型的推廣,它允許不同個體對于共同沖擊的異質性反應。

記構造合成控制的權重向量為:

w≡(w2…wj+1)′

(3)

其中,w2表示第2個地區在合成控制所占的權重,以此類推;所有權重皆為非負,且權重之和為1。w的不同取值即構成不同的合成控制地區,簡稱“合成控制”。對于任意給定的w,可將合成控制地區的結果變量寫為:

(4)

(5)

Abadie等證明[11],如果能找到w使得

(6)

則也會有

為了計算α1t,需要找到使(6)式成立的w*。w*需要第一個地區的特征向量位于其他地區特征向量組的凸組合之內,但是在實際計算中,很難找到一個確定的解使上式完全成立,因此,我們通過近似解來確定權重w*。關于合成控制法,可參看Abadie的相關文章。

三、實證分析

(一)數據來源

本文選取了山東省2000～2015年17個地級市的面板數據,將濟寧市作為處理組,剩下的16個地級市中,去掉了濟南市、青島市、煙臺市、威海市、日照市、德州市和濱州市這7個 在2000～2015年間發生改革的地區,其余的9個地區作為對照組。2000～2015年縣級以上行政區劃調整的數據來源于行政區劃網(區劃地名網)http://www.xzqh.org/html/,第二產業增加值占地區生產總值比重、人口密度和地區生產總值這三個變量的數據來源于中經網統計數據庫(http://db.cei.gov.cn/page/Default.aspx)。部分數據來自于《中國城市統計年鑒》和《山東統計年鑒》以及政府部門出臺的文件。

(二)結果及分析

首先,計算構成合成控制的濟寧市的權重,我們得到結果如下:淄博、棗莊、東營、濰坊、泰安、萊蕪、聊城均為0,臨沂為0.649,菏澤為0.351。大多數市的權重為0,只有臨沂市和菏澤市的權重為正,因此,我們用這兩個市來作為合成濟寧市。然后,考察濟寧市與合成濟寧市的預測變量是否接近,結果如下:濟寧市的Ln(人口密度)為7.02,合成濟寧市為6.94;濟寧市的第二產業增加值占地區生產總值的比重為52.09,合成濟寧市為52.73。可見,濟寧市與合成濟寧市的預測變量均十分接近,故合成濟寧市可以很好地復制濟寧市的經濟特征。然后比較二者的地區生產總值在2013年前后的表現可知,在2013年行政區劃改革之前,合成濟寧市的地區生產總值與真實濟寧市幾乎如影相隨,表明合成濟寧市可以很好地作為濟寧市如未改革的反事實替身。在改革實施之后,濟寧市與合成濟寧市的地區生產總值開始分岔,而且此效應越來越大,大約在2014年達到最大值之后,隨后又趨于一致。改革效應對一段時間的地區生產總值有顯著影響,一段時間之后,影響效果不顯著。說明行政區劃調整一定程度上使地區生產總值增加了,但這一措施沒有給地區生產總值帶來長期影響。

為了更好地比較行政區劃調整的影響,我們計算了濟寧與合成濟寧地區生產總值之差,發現行政區劃調整對于地區生產總值有很大的正效應,但是此效應在一年之后消失。

(三)穩健性檢驗

對于合成控制法,需要對估計的結果進行檢驗,考察結果的可信度。Abadie等認為,在比較案例研究中,由于潛在的控制地區數目通常并不多,故不適合使用大樣本理論進行統計推斷。為此,Abadie等提出使用“安慰劑檢驗”來進行統計檢驗,這種方法類似于統計學中的“排列檢驗”,適用于任何樣本容量。

如前文所述,在構造合成濟寧市的時候,只有臨沂市和菏澤市的權重為正,且臨沂市的權重占比較大。我們不能確定構造的合成控制組能夠完全復制試驗組的潛在演化路徑,因此我們估計的參數仍然存在不確定性,為了檢驗結果的穩健性,類似Abadie和Gardeazabal[13],我們對其他地區進行了安慰劑檢驗。對于2013年 沒有進行行政區劃調整的某個地區,我們假設他發生了行政區劃調整,而濟寧市未發生行政區劃調整,然后我們根據合成控制法利用其他地區構造這個地區的合成市,考察在2013年之后,這個地區和他的合成地區之間經濟增長的差距,是否也可以出現顯著的差異。安慰劑對象的一個合理的選擇是構成合成濟寧市權重最大的地區,即臨沂市,對于臨沂市進行安慰劑試驗的結果可以發現,合成臨沂市的地區生產總值較好的復制了臨沂市的真實地區生產總值,二者之間幾乎沒有差異,這一檢驗再次證明行政區劃調整改變了濟寧市的地區生產總值。

四、結論

本文基于合成控制法,對濟寧市行政區劃調整對經濟增長的影響進行了研究。通過實證分析我們發現,行政區劃調整,對濟寧地區的經濟增長產生了短期的正影響,但這種影響從長期來看不是很顯著。這個結論,與李郇和徐現祥得到的結論[3]基本一致。

從政策層面來講,本研究表明。我們應合理地進行行政區劃改革,適應經濟發展的需求和行政層級的劃分。以提高政府的辦事效率,激發城市的發展活力。我們的研究多跟隨政策的調整而變動,我們應該將城市設置的研究跟社會經濟的發展相結合起來。濟寧此次區劃調整有效打破城市發展瓶頸制約,拓展城市發展空間,對于加快做大做強區域中心城市、增強聚集發展要素能力,助推西部經濟隆起帶建設,都起到巨大推動作用。同時也為新的任城區、兗州區實現更高水平發展提供了重大機遇和廣闊空間。

從研究方法來看,本研究可以從以下方面進行改進。首先,我們只選取了第二產業增加值占地區生產總值比重和人口密度這兩個變量,只考慮了行政區劃調整對經濟增長的影響,我們還可以考慮其對教育、醫療等方面的綜合影響;其次,山東省其他已經進行行政區劃調整的地區我們沒有涉及,我們可以整合所有進行行政區劃調整地區的數據進行分析;最后,本文只研究了近15年的數據,而在使用合成控制法時,政策干預前的期數和干預后的期數要足夠大,政策效果才能表現出來。

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F207

A

1672-5956(2017)06-0037-05

10.3969/j.issn.1672-5956.2017.06.005

2017-06-24

國家社科基金青年項目“基于分位數回歸的時空數據分析及應用研究”(12CTJ008)

羅玉波,1979年生,男,四川大竹人,北京工商大學副教授,研究方向為金融投資計量,(電子信箱)1172980129@qq.com。

[責任編輯:陳宇涵]