江西省社会科学院 南昌 330077
摘要:本文选取以2007-2019年山东省县域为样本,通过采用双重差分模型对以县域经济增长速度为被解释变量,评估省直管县政策对县域经济增长的作用,最后得出结论和提出政策建议。
关键词: 省直管县; 县域经济 ;双重差分
一、引言
地级市的财政分权改革一直受到多位学者的重点关注,尤其是在体制机制上的改革,我国在近二十年陆陆续续进行了试点,县域经济发展是连接城市和农村经济的重要纽带,在促进经济协整发展和高质量发展发挥着重要推动作用。在此背景之下山东省在2009年和2017年分别开展了两次省直管县试点。故本文研究省直管县试点和县域经济增长之间的相关性如何,是否存在显著的因果关系,是否存在显著的促进关系还是抑制关系?这些研究对县域发展都有重大意义,也是反映省直管政策否达到较好的社会效应。
二、研究现状
韦东明等(2021)采用2005-2018以来先后三批次推行的省直管县政策为准自然实验,运用双重差分法考察其对中国地级及以上县域县域经济包容性的影响得出省直管县政策的实施能够显著提升县域经济包容性水平,并且还存在空间溢出效应等结论。史晓琴(2021)通过采集2003—2017年山东90个县域的面板数据,运用单时点研究2009年试点双重差分研究发现“省直管县”促进了县域经济发展,且存在显弱性,在2010年冲击是最大,随后逐步下降减弱。王玮、刘建波等(2022)将省直管县政策作为一项准自然实验,以中国13个省份的地级市县域面板数据,探究对县域财政差异,研究结果表明:省直管县政策显著缩小了县域财政差异,但改革边际递减。张华(2020)通过利用2003—2016年中国285个县域的面板数据,借助于低碳试点政策在使用双重差分方法估计了低碳县域建设对碳排放的影响。研究发现低碳县域建设显著降低碳排放水平,同时,碳减排效应在西部县域和低经济发展水平县域的子样本中更加显著;,低碳县域建设的碳减排效应出现在试点后的第一年到第四年,而在试点后的第五年和第六年消失;低碳县域建设通过降低电力消费量和提升技术创新水平等途径抑制碳排放量等结论。张招华(2021)基于贵州省级数据,采用双重差分研究对经济增长的影响,结果表明对经济增长有显著的促进影响,但也存在省-市-县财政改革还存在着矛盾,体制之间的矛盾亟需解决。郑新业等(2011)基于河南省数据,利用双重差分方法估计了"省直管县"改革对经济增长的影响,"省直管县"政策提高了被直管县的经济增长率1.3个百分点,进一步的分析表明,是经济分权,而非财政分权构成了增长的源泉。
3.2模型的构建
3.1变量选取
被解释变量(Y):经济增长速度,本文采用国内经济生成总值的增长速度方法来计算。解释变量:政策变量(2009、2017年两个批次的试点的交互项)。控制变量当年政府固定资产投资,体现经济增长的资本要素投入;城市年末常住人口增长率来测量人口规模吸引人口; 经济发展水平以城市当年人均经济总量来进行测量,产业结构采用第一产业占比来进行衡量代表县域经济发展结构合理水平。
3.2模型构建
本文将2009年和2017年两个试点政策的实施作为准自然实验以考核对县域上的经济增长速度影响,通过构建交互Did为低碳政策的交互项变量,本文的基本模型设定如下:
Yit=a0+a1Didit+θiXit+Ui++公式1
其中,i代表县域、t代表年份,Ui代表县域个体效应、θXit是代表控制变量、是代表研究年份效应、是代表残差。被解释变量Yit是代表第t年第i个县域的绿色创新效率;Did是交互项代表政策变量,Xit代表固定资产投资、人口增长率、经济总量、产业结构等控制变量。
四、实证分析
4.1变量描述统计
Groth的均值为10.5%,标准差为0.091;政策交互项占总样本的比例为33.2%;政府固定投资均值为0.601,总体差异不大;产业结构的平均值为15.5%,标准差为0.008,经济发展对外依赖程度存在较大的差异;常驻的人口规模对数的均值为6.12;经济发展水平上,人均经济总值对数的均值为10.14,人口增长率平均值为0.3%,GDP规模为239亿元。
表 变量基本情况 | |||||
变量 | 观测值 | 平均值 | 标准差 | 最小值 | 最大值 |
Growth | 798 | 0.105 | 0.091 | -0.327 | 0.290 |
Did | 798 | 0.332 | 0.471 | 0.000 | 1.000 |
touzi | 798 | 0.601 | 0.250 | 0.085 | 1.387 |
chanye | 798 | 0.155 | 0.080 | 0.041 | 0.567 |
renkou | 798 | 0.003 | 0.023 | -0.142 | 0.052 |
Gdp | 798 | 239.300 | 147.000 | 50.020 | 898.400 |
4.2 变量分组检验
通过分组可以看出,省直管县和非直管县的GDP增长速度在2004-2019年十六年期间无显著差异;固定资产投资力度上直管县平均值为57%,在5%置信水平下显著高出非直管县(53.7%)3.3个百分点;产结构上(第一产业比重)直管县在5%置信水平下显著高于非直管县1.3百分点;人口增长率上无显著差异;非直管县的平均经济总量要显著高于直管县。整体而言,直管县的平均经济总量、经济增长速度、人口增长率均小于非直管县均值,产业结构整体上低于非直管县,但在投资力度上要强于非直管县。
表 分组检验 | |||||
控制组 | 实验组 | 均值差值 | |||
Variables | 观测值 | 均值 | 观测值 | 均值 | |
Growth | 325 | 0.103 | 473 | 0.106 | -0.003 |
touzi | 325 | 0.579 | 473 | 0.617 | -0.038** |
chanye | 325 | 0.147 | 473 | 0.161 | -0.014** |
renkou | 325 | 0.003 | 473 | 0.002 | 0.000 |
Gdp | 325 | 261.7 | 473 | 223.9 | 37.834*** |
* p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 0.01 |
4.3双重差分回归结果
因本文省直管县不是一个时间点,涉及到多个时点,是典型的多时点双重差分,为了便于观察核心解释变量回归是否稳定,将回归1中未放入控制变量,回归2中加入控制变量,同时控制个体效应和时间效应;通过整理得出在回归1和回归2中政策变量Did的回归系数为0.02在5%置信水平下显著,即样本在研究的期间内,省直管政策的实行能显著促进经济增长速度变量,平均推动经济增长速度2.2个百分点;
表 实证汇总 | ||
(1) | (2) | |
Did | 0.009*** | 0.012** |
[2.936] | [2.333] | |
touzi | -0.002 | |
[-0.099] | ||
chanye | -0.515*** | |
[-5.359] | ||
renkou | 0.318*** | |
[2.847] | ||
Gdp | 0.000*** | |
[4.462] | ||
_cons | 0.224*** | 0.268*** |
[11.278] | [9.905] | |
县域 | yes | yes |
年份 | yes | yes |
Adj R-squared | 0.477 | 0.525 |
N | 798 | 798 |
t statistics in brackets,* p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 0.01 |
五、稳健性分析
5.1平行趋势检验
双重差分需要满足两个前提一是随机性假设,二是同质性假设,最重要是满足同质性的要求,实验组和控制组投资行为在政策冲击前就有相同趋势(平行趋势),基于此本文对政策冲击前两组样本的投资行为进行检验,通过图1可以看出,2009年前和2017年期间前两组经济增长速度走势基本上一致通过了检验,满足了平行趋势检。
图1 平行趋势
5.2安慰剂
为了证明经济增长速度加剧确实是由于“直管县”设立政策导致的,我们需要验证若未实行“直管县”政策,经济增长速度程度是否会发生变化。因而,假设在2009年实施直管县的县提前至2008、2007年为政策实施年份,在2017年实施提前至2016、2015年,构成反事实估计进行安慰剂检验。理论上,两组经济增长速度情况均不受政策影响,因而处理组的经济增速并不会改变。检验结果如表 所示,重新对 Did1、Did2分析,回归结果不显著,因而证实了我们之前的猜想,试点地区的经济增长速度快速增长并不是偶然巧合,而是因为“省直管”设立政策所导致,稳健性检验通过。
表 安慰剂检验 | ||
(1) | (2) | |
提前一年 | 提前两年 | |
Did1 | -0.001 | |
[-0.126] | ||
Did2 | -0.003 | |
[-0.184] | ||
touzi | -0.052*** | -0.052*** |
[-2.643] | [-2.644] | |
chanye | -0.804*** | -0.804*** |
[-6.641] | [-6.642] | |
renkou | 0.358*** | 0.358*** |
[3.730] | [3.726] | |
Gdp | 0.001*** | 0.001*** |
[13.829] | [13.830] | |
_cons | -10.533 | -10.905 |
[-0.968] | [-0.972] | |
县域 | yes | yes |
年份 | yes | yes |
Adj R-squared | 0.69 | 0.69 |
N | 798 | 798 |
t statistics in brackets,* p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 0.01 |
六、结论
根据前面分析,对县域经济发展研究本文得出结论为:在研究期间内发现开展两次省直管县的试点能显著促进县域的经济增长速度的提升,而且这种效应会随着时间的滞后会出现弱化,不存在时间累加作用;其他要素方面,人口的增长速度和经济总量能显著促进经济的增;同时新增固定资产投资在一定程度对经济增长速度是存在抑制作用,存在一定的边际递减效应。
参考文献
[1]韦东明等.“省直管县”改革促进了县域经济包容性增长吗?[J],财经研究,2021,47(12).
[2]史晓琴等.“省直管县”促进了县域经济增长吗——来自山东省的经验验证[J]财经科学,2021(11).
[3]王玮、刘建波.财政“省直管县”改革与县域间财政差异[J].财贸研究,2022,(7).
[4]张招华.“省直管县”对县域经济的影响--基于贵州省县级数据.农村经济与科技[J],2021,32(15).
[5]郑新亚、王晗、赵益卓.“省直管县”能促进经济增长吗?--双重差分法[J].管理世界,2011,(08).