特色小鎮建設對浙江省縣域經濟發展的影響

摘要：特色小鎮建設作為產業轉型升級、城鄉統籌發展、新型城鎮化的可行途徑，其政策效果有待檢驗。基于2009—2019年浙江省88個縣級市的面板數據，采用多期雙重差分方法，并結合平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗和傾向得分匹配雙重差分模型（PSM-DID）等穩健性檢驗手段，分析特色小鎮建設對縣域經濟發展的影響。研究結果表明，省級特色小鎮的設立能夠對有效促進縣域經濟發展，其作用機制主要通過改善所在縣域的產業結構、提高創新水平和人口密度等途徑實現。然而，其政策效應存在區域與行政級別的異質性：浙江省東北部地區和高行政級別城市的小鎮對縣域經濟發展的促進作用較為明顯；而浙江省西南部地區和低行政級別城市的小鎮促進作用則并不明顯。

關鍵詞：特色小鎮；縣域經濟；政策評估；多期雙重差分模型

0引言

特色小鎮自2014年首次被提出以來，一直被視為區域經濟轉型升級和供給側結構性改革的重大戰略舉措[1]。特色小鎮的建設目的是實現區域經濟的可持續發展，推動新型城鎮化進程。浙江省作為特色小鎮的發源地，其特色小鎮建設已經取得了顯著的經濟效應。2022年，浙江省的特色小鎮總產出達1.98萬億元，約占浙江省經濟總量的25.5%，稅收收入超過1 291.5億元，畝均稅收77.9萬元，是浙江省省級規模以上工業企業平均水平的2.24倍。為打造特色小鎮升級版，浙江省人民政府辦公廳在2022年印發了《關于持續推進特色小鎮高質量發展的指導意見》，提出到2025年，全省命名的特色小鎮總數達到100個左右，特色小鎮總產出突破2.5萬億元，稅收收入突破1500億元。

縣域經濟是國民經濟的基礎，無論從土地面積、經濟體量，還是從人口規模來看，縣域都是非常重要的一個單元。隨著我國經濟的產業鏈、供應鏈、創新鏈向縣域下沉，重大投資和重大項目向縣域下沉，市場和消費向縣域下沉，公共服務資源向縣域下沉，這“四個下沉”將極大提升縣域經濟在我國經濟發展總量中的地位和作用。縣域經濟的發展在一定程度上依賴增長極的帶動，而特色小鎮能否成為縣域經濟發展的重要增長極，從而帶動縣域經濟的發展，本文對此展開分析。

1文獻綜述與研究假設

1.1文獻綜述

1.1.1縣域經濟的測度及影響因素相關研究

縣域經濟不僅是我國經濟體系的基礎，更是地方發展的關鍵驅動力[2]。對縣域經濟的測度一直是學術界熱烈討論的議題。現有研究所提出的測度方法主要包括兩大類，一是使用單個指標，如地區生產總值[3-4]、人均生產總值[5]、夜間燈光數據[6]等；二是通過構建綜合評價指標體系以測度縣域經濟的高質量發展，如王薔等[7]基于縣域產業升級、要素激活、城鄉融合、制度創新，設計了24個基礎指標，以評價縣域經濟高質量發展水平；朱紅梅等[8]從經濟、創新、協調、綠色、開放、共享6個方面，構建了縣域高質量發展綜合評價指標體系。縣域經濟影響因素的相關研究表明，數字金融[9]、縣域之間的競合關系[10]、產業振興[11]、區域一體化[12]等因素對縣域經濟的增長具有顯著的推動作用。

1.1.2特色小鎮的經濟效應相關研究

特色小鎮可以定義為“具有明確且獨特產業和文化定位，擁有良好生活和生態環境，具備完整城市功能的最基本的空間單元”[13]。目前已有學者對特色小鎮設立的經濟效應進行了相關研究。例如，王天宇[14]通過對特色小鎮、中小企業與鄉村振興三者互動關系的理論分析，指出特色小鎮能夠成為鄉村重要的現代經濟資源和現代企業的集聚平臺，形成經濟規模，并具有對周邊鄉村的輻射和拉動能力，從而形成增長極。唐剛[15]借助特色小鎮開放經濟情形構建的理論模型，發現當特色小鎮選擇有比較優勢的可貿易品產業時，不僅可以豐富周邊地區居民的消費選擇，還能實現勞動力的本地化就業。彭友[16]分析發現，運動休閑特色小鎮的建立是運動休閑產業發展的新著力點，有利于加快城鎮化進程，并提高小鎮居民的生活福祉。張學軍等[17]指出，特色小鎮模式的發展與創新，有助于促進我國鄉村治理體系和治理能力的現代化建設，是政府與社會良性互動的共同選擇。

綜上所述，現有研究大多從理論上分析了特色小鎮設立對所在縣域經濟發展的作用，但實證研究的相關文獻較少。而雙重差分方法能通過比較同一實驗組在不同時間點以及與控制組在同一時間點的政策實施前后的變化差異，來確定實施效果。因此，本文采用雙重差分的方法，實證研究浙江省省級特色小鎮的設立是否對所在縣域的經濟發展具有促進作用，并對縣域樣本進行分組，以檢驗政策實施的效果差異。

1.2研究假設

浙江省的特色小鎮有別于行政區劃單元和產業園，是具有明確產業定位、文化內涵、旅游和一定社區功能的發展空間平臺，其目的是成為新的經濟增長點[18]。首先，基礎設施和公共服務屬于特色小鎮建設過程中最重要的基礎性投入工作[19]，這些設施建成后，在為小鎮服務的同時，也為周邊地區的發展提供了良好的支撐。其次，區域經濟發展是一個各類要素集聚的經濟活動過程，若不能有效形成要素集聚，地方的發展合力就難以形成[20]。特色小鎮能利用其區域資源稟賦，吸引人才、技術、資金等先進要素的集聚，通過小尺度空間集聚細分產業和企業，培育和發展主導產業，促進產業轉型升級[21]，從而保障了小鎮對所在縣域經濟的推動作用。基于此，本文提出如下假設：

假設1：設立特色小鎮能夠帶動所在區域經濟發展。

實施相同的政策，由于政策實施力度、資源稟賦、經濟基礎、行政環境和地理位置的不同，最后產生的政策效果會存在較大的差異[22]。我國存在一條胡煥庸線，它是人口與經濟空間格局的分界線，浙江省也有一條類似的地區差距分割線——“清大線”（臨安清涼峰鎮和蒼南大漁鎮連接線）。線的東北側，水系發達，地勢平坦，經濟社會發展總體較好；線的西南側，群山連綿，耕地稀缺，經濟發展水平相對落后。特色小鎮依托特色產業，打造具有地方特色和競爭力的產業體系。江亮等[23]認為，特色小鎮的高質量建設應該建立省、市、地方聯席管理體制，采用政府引導和市場運作的運營模式。在選址上，特色小鎮需要具備良好的發展基礎和充足的發展條件，能夠形成一條完整的產業鏈，包括衍生產業等[24]。基于此，本文提出如下假設：

假設2：設立特色小鎮的經濟效應會因經濟基礎、政府能力等因素存在差異。

2研究設計

2.1樣本選擇和數據來源

浙江省的特色小鎮分為創建、培育、驗收命名三個階段，其中驗收命名的特色小鎮為最高級別。因此，本文以浙江省驗收命名的前三批省級特色小鎮為研究對象。理論上，特色小鎮所在區域可以界定為鄉鎮并作為研究對象，但由于鄉鎮數據的可獲得性較低，本文選擇將驗收命名的省級特色小鎮所在的縣級（縣、市、區）城市作為實驗組，而沒有特色小鎮的縣級城市作為控制組，利用雙重差分方法來檢驗特色小鎮設立后對縣域經濟增長的促進作用。為了滿足使用雙重差分方法的前提條件，本文在選取樣本時進行了如下預處理：①考慮到2008年金融危機爆發使經濟增速放緩，以及2019年末疫情的影響，長時間的非常態因素可能會對實證分析產生影響，因此將樣本期時間段設定為2009—2019年；②在樣本時間段內，為避免行政區管轄變動造成的干擾，將變動比較大的城市樣本剔除，如寧波市的海曙區，該區在2016年經過區劃調整后，路域面積由2015年的29km2增長到595km2。

最終，保留了縣級城市88個，其中實驗組19個，控制組69個。研究所涉及的數據主要來源于各市統計年鑒、各縣統計公報及知網年鑒，部分缺失數據采用線性插值法進行補充。

2.2模型構建

由于浙江省驗收命名的前三批省級特色小鎮的創建時間分別在2015年和2016年，本研究采用多期雙重差分模型，具體模型設定公式如下

Yit=β0+β1didit+β2Xit+γi+μt+εit（1）

式中，Yit為被解釋變量反映了i城市在t年的經濟發展狀況；didit為核心解釋變量，如果i城市在t年創建了驗收命名的省級特色小鎮，那么i城市在t年及之后的年份中的didit=1，否則為0；Xit為控制變量；γi和μt分別為時間固定效應和個體固定效應；εit為隨機誤差項。β1為didit的系數，如果其顯著大于0，那么假設1就得到證明，即特色小鎮對所在縣域經濟增長具有帶動效應；相反，則表示其對縣域經濟發展具有抑制作用。

2.3變量處理

2.3.1被解釋變量

由于人均GDP這一指標能夠同時反映地區經濟發展的規模和水平[25]，本文采用人均GDP的對數值（lnpergdp）來衡量縣域的經濟發展水平。主要變量及解釋見表1。

2.3.2核心解釋變量

本文的核心解釋變量是浙江省驗收命名的前三批省級特色小鎮虛擬變量did。在界定浙江省驗收命名的省級特色小鎮設立的具體年份時，本文以小鎮獲得創建資格的年份作為起始年。如果某一城市在當年被設立為驗收命名的省級特色小鎮，則將虛擬變量did賦值為1，反之則賦值為0。

2.3.3控制變量

城市的經濟發展受到多種因素的影響，本文綜合相關文獻[26-27]，選取固定資產投資、政府財政支出、產業結構高度化、創新水平、人口密度、國內消費、經濟集聚程度、對外開放作為控制變量。其中，城市各年的進出口總額單位為萬美元，使用年平均匯率進行換算。各變量的描述性統計見表2。

3實證結果與分析

3.1基準模型回歸結果

基準回歸結果見表3。模型（1）和（2）的回歸結果均顯著為正，表明特色小鎮設立能夠對縣域經濟發展產生推動作用，驗證假設1成立。此外，政府財政支出、產業結構高度化、人口密度、國內消費、經濟集聚程度等控制變量也對縣域經濟發展產生了不同程度的顯著影響。

3.2穩健性檢驗

表3的結果表明了省級特色小鎮的設立對縣域內的人均GDP具有促進作用，但仍然存在樣本選擇偏差、遺漏變量偏誤等問題。因此，需要進一步通過平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗和傾向得分匹配雙重差分模型（PSM-DID）來對結果的穩健性進行檢驗。

3.2.1平行趨勢檢驗

運用雙重差分模型進行政策效果評估的前提條件是實驗組和控制組在政策沖擊之前具有相同的時間變化趨勢。如果滿足這一條件，則說明did的顯著性是由省級特色小鎮設立所帶來的；相反，did的顯著性可能是由非觀測因素所帶來的。借鑒任勝鋼等[28]的研究，使用事件研究法對實驗組和控制組進行檢驗，其模型設定如下

Yit=α0+∑q=3q=-6βqdidit0+q+φXit+γi+μt+εit（2）

式中，t0為實驗組城市設立省級特色小鎮的基準年；q為小鎮設立后的第q年；didit0+q為i城市在小鎮設立政策實施第q年的虛擬變量。其他變量和基準模型保持一致。

檢驗省級特色小鎮設立之前6年和獲批之后3年的趨勢變化。為避免多重共線性的影響，本文去掉政策實施前的第一年，平行趨勢檢驗圖如圖1所示。從圖1可知，回歸系數β-6，β-4，…，β-2的95%置信區間中均包含有0，回歸結果均不顯著，表明特色小鎮設立之前實驗組和控制組并不存在顯著差異，滿足平行趨勢假設。在政策出臺后，系數β1、β2、β3開始顯著為正，對應的實驗組與控制組之間存在顯著差異，說明省級特色小鎮的設立能夠有效促進所在縣域的經濟增長。

3.2.2安慰劑檢驗

雖然上文的平行趨勢檢驗結果表明本文的政策識別策略滿足這一重要假設前提，但仍然可能有一些隨時間、地點變化的因素難以觀測和控制。對于這些遺漏變量可能產生的偏誤，目前仍然缺少一些穩健的證據。為進一步排除這些因素對回歸結果的影響，本文進行了安慰劑檢驗。安慰劑檢驗是根據公式（1），得到didit的系數估計值β^，公式如下

β^=β+γcovdidit， εit|Xitvardidit|Xit（3）

式中，Xit為所有涉及的控制變量；γ為非觀測因素對被解釋變量的影響。如果γ=0，表示非觀測因素不會對did系數造成干擾，即β^是無偏的。但是，由于γ本身是不可觀測的，無法直接驗證其是否為零，所以需要通過間接手段來進行驗證。本文借鑒劉瑞明等[29]的方法隨機虛構交互項。理論上由于新構造的核心解釋變量并不會對區域經濟發展產生影響，β應該為0。在這一前提下，如果估計值β^為0，則可以反推γ=0，即不存在遺漏變量偏誤。

安慰劑檢驗結果見圖2。其中，圓點是500次虛擬回歸的系數估計值β^，實線是500個虛擬回歸的核密度曲線。系數估計值β^在0值附近徘徊且符合正態分布，符合預期。右側垂直虛線是真實回歸系數，距離系數估計值β^較遠。因此，本文的基準回歸不是在隨機的情況下得到的，本文結論有較好的穩健性。

3.2.3PSM-DID檢驗

利用PSM-DID檢驗可以修正樣本的選擇性偏誤。按照1∶1近鄰匹配有放回抽樣的方法，對實驗組進行逐年匹配。為了確保匹配的有效性，需要對匹配前后的控制組和實驗組樣本進行平衡性檢驗。傾向得分匹配平衡性檢驗結果見表4。結果顯示，大多數變量匹配后的標準偏差明顯縮小，其中大多數的絕對值小于0.1，且均未通過T檢驗，表明不拒絕實驗組和控制組之間無顯著差異，從而通過了平衡性檢驗。經過重新匹配后，還需要進一步檢驗是否滿足共同支撐假設。匹配前后實驗組和控制組傾向得分值的核密度分布對比如圖3所示。可以看出，匹配后兩組樣本的趨勢相較于匹配前更加趨于一致，表明匹配后兩組樣本的特征更加接近。因此，本文利用PSM-DID方法檢驗具有合理性。

在驗證PSM-DID方法的合理性后，本文進一步進行回歸計算。PSM-DID回歸結果見表5。從表5可以看出，模型（2）和模型（3）的did系數都顯著為正，表明設立省級特色小鎮能促進所在縣域的經濟發展。使用PSM-DID估計的結果進一步支撐了基準回歸的估計結果，再次證明了基準回歸結果的穩健性。

3.3異質性檢驗

為了檢驗假設2，即省級特色小鎮設立后的經濟效應是否存在異質性，本文在基準回歸模型的基礎上，進一步從不同角度對其經濟效應的異質性進行考察。

3.3.1區域異質性檢驗

區域異質性檢驗見表6。可以發現，社會發展方面的差異會導致省級特色小鎮在不同區域的政策效果不盡相同。其中，模型（1）和模型（2）為浙江省東北部地區城市的回歸結果，兩者的did系數均為正且在1%的水平上顯著。模型（3）和模型（4）為浙江省西南地區城市的回歸結果，兩者的回歸系數均為負，說明在浙江省東北部地區經濟條件較好的地區設立特色小鎮能顯著推動其所在縣域的經濟發展；而對于浙江省西南部地區，其設立對縣域的經濟發展并沒有產生明顯的推動作用。

究其原因，一方面，可能是浙江省東北部地區相較于浙江省西南部地區擁有更好的經濟發展水平、基礎設施和公共服務，能夠為特色小鎮的開發和運營提供強大的支撐和保障；另一方面，特色小鎮的建設能吸引高端人才和更多企業入駐，形成產業集群，從而帶動縣域經濟快速發展，兩者互促共進。而浙江省西南部地區小鎮的回歸系數呈現負數，一方面可能是因為特色小鎮的建設發展所需要的產業基礎較為薄弱且結構單一，同時特色小鎮類型主要是文化旅游和歷史經典產業，而這一類型的小鎮建設需要依靠當地特有的自然和歷史條件，導致在浙江省西南地區建設的特色小鎮比較少，樣本數量偏少，影響了政策效應的衡量；另一方面，可能是相對缺乏足夠的資本積累，而小鎮的建設需要一定量的資源投入，如果將有限的資源過多地投入其中，可能會影響整體經濟的發展。

3.3.2不同行政級別的異質性檢驗

不同行政級別的城市在經濟體量、城市管理水平、資源配置等方面具有較大差異。本文將浙江省的縣級市分為市區城市和非市區城市兩大類，并分別進行建模。城市行政級別異質性檢驗見表7。其中，模型（1）和模型（2）的回歸結果顯著為正，可知對于市區城市而言，設立特色小鎮能促進經濟的發展；而模型（3）和模型（4）的did的系數均為負，沒有通過顯著性的檢驗，表明對于非市區城市來說，設立小鎮對縣域經濟的促進作用并不顯著。

究其原因，一方面，市區城市具有較高的行政級別，在資源調配方面擁有更大的權限和能力。而小鎮的投資立項、稅收優惠、土地征用等事項通常需要行政級別較高的部門審批，市區城市的小鎮企業因此能減少一定程度的審批成本，這無形間中為市區小鎮企業提供了一種激勵；另一方面，市區較高的城市建設和人口密度需要一個平臺來緩解城市中心區的壓力和優化城市功能布局，而特色小鎮的功能正好滿足這一需求，成功改善了城市居民的生活和工作環境，提高了城市的整體競爭力。而非市區城市由于行政級別較低，協調各方面資源的能力相對較弱，較難形成政府、企業、居民等多方面的有效合作機制，因此現階段帶來的經濟效應并不明顯。

3.4特色小鎮對縣域經濟的影響機制分析

為了檢驗特色小鎮建設的經濟作用是否依賴于固定資產投資、政府財政支出、產業結構高度化、創新水平、人口密度、國內消費、經濟集聚程度、對外開放這些變量，本文借鑒劉瑞明等[29]的研究方法，將核心解釋變量（did）與上述變量構建交互項引入模型。如果構建的交互項系數顯著為正，則表示存在高度依賴。加入did與各變量交互項的回歸結果見表8。由表8得出，當引入did和各個變量的交互項后，其與產業結構高度化、創新水平、人口密度的交互項系數顯著為正，表明省級特色小鎮建設對于縣域經濟發展高度依賴于產業結構高度化、創新水平、人口密度指標。

進一步，以省級特色小鎮作為解釋變量，而把固定資產投資、政府財政支出、產業結構高度化、創新水平、人口密度、國內消費、經濟集聚程度、對外開放作為被解釋變量，特色小鎮對各控制變量的回歸結果見表9。由表9可知，在控制年份和個體固定效應后，省級特色小鎮的建設高度依賴的縣域產業結構、創新水平、人口密度三個變量均顯著為正，這表明特色小鎮對縣域經濟的影響機制主要是通過提高所在縣域的產業結構、創新水平和人口密度來帶動縣域經濟的發展。

4結語

根據上述的分析結論，為了更好地發揮特色小鎮對縣域經濟發展的積極作用，本文提出如下建議：

（1）充分發揮特色小鎮的輻射帶動作用。特色小鎮的建設能夠帶動縣域的經濟發展，驗證了在浙江省通過建設特色小鎮驅動經濟發展的可行性。這一作用機制主要通過改善當地的產業結構、提升創新水平和提高人口密度來實現。同時，也要注重規劃與定位的科學性，依托特色產業構建合理的產業體系，以形成產業聚集效應，努力提升小鎮形象，提高知名度，確保小鎮可持續發展。

（2）科學制定小鎮驗收考核標準。本文的實證對象是浙江省命名特色小鎮，即通過浙江省人民政府驗收合格的省級“創建特色小鎮”升級而來。如何制定合理的驗收考核標準，以及如何對命名后的省級特色小鎮進行政策支持和資金補助，以保障其高質量發展，都是值得研究的課題。

（3）因地制宜合理布局特色小鎮。特色小鎮的政策效應存在明顯的區域異質性。鑒于設立在浙江省西南部地區和低行政級別城市的小鎮未產生顯著的經濟促進作用，考慮到在研究期內浙江省西南部地區僅有兩個命名的省級特色小鎮，必須著力解決“小馬拉大車”的窘境。結合浙江省西南部地區經濟基礎相對薄弱的實際情況，可以考慮“雙城一鎮”的建設模式，實現資源共享和要素流通，推動小鎮的參與主體從單一向多個發展，協作開發優質特色小鎮，釋放政策實施的規模紅利，帶動區域發展，打造共同富裕的平臺。

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收稿日期：2024-08-03

作者簡介：

羅浩男（1999—），男，研究方向：特色小鎮高質量發展。

吳淑蓮（通信作者）（1969—），女，副教授，碩士生研究生導師，研究方向：新型城鎮化、特色小鎮高質量發展。

*基金項目：國家社科基金一般項目“產業轉型升級背景下特色小鎮高質量發展機制與路徑研究”（20BGL298）。