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摘要：文章以2001—2019年湖北省79個縣域的數(shù)據(jù)為樣本，以雙重差分法（DID）為工具，分析武漢城市圈擴容對新進縣域經(jīng)濟增長的影響，同時采用平行趨勢檢驗、更換結(jié)果變量和安慰劑檢驗的方式對上述結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果表明：武漢城市圈擴容對促進新進縣域經(jīng)濟發(fā)展有顯著的影響，居民的人均可支配收入有所增加，并且對貧困縣經(jīng)濟的促進作用大于對非貧困縣經(jīng)濟的促進作用；貧困縣在加入武漢城市圈后獲得了更多的發(fā)展資源，積極的效果更加明顯。為此，城市圈的擴容要在產(chǎn)業(yè)空間優(yōu)化布局的基礎(chǔ)上，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，充分發(fā)揮城市間的不同功能，形成城市間的優(yōu)勢互補，緩解區(qū)域間發(fā)展不平衡的問題。

關(guān)鍵詞：武漢城市圈；擴容；縣域經(jīng)濟發(fā)展；雙重差分法

0引言

沿海特大城市圈與中部區(qū)域性城市圈的相繼崛起，是中國新一輪城市化發(fā)展的新趨勢。武漢“1+8”城市圈建設(shè)與擴張正是中部崛起的典型標(biāo)志。2007年，經(jīng)國務(wù)院批準(zhǔn)的國家綜合配套改革試驗區(qū)以武漢為中心，包含黃石、鄂州、孝感、黃岡、咸寧、仙桃、天門、潛江這8個周邊城市所轄的縣域，被稱為武漢“1+8”城市圈。隨后，武漢城市圈開始新一輪擴容，新增了廣水、京山、洪湖和監(jiān)利4個縣域，以觀察員的身份參與武漢城市圈活動，實現(xiàn)資源共享、信息共享，并享受相關(guān)的政策待遇。武漢城市圈的重要功能之一是實現(xiàn)區(qū)域統(tǒng)籌發(fā)展和經(jīng)濟共同增長，強化其輻射帶動作用。城市圈中外圍新進縣域及其經(jīng)濟發(fā)展水平如何，關(guān)系到武漢城市圈整體建設(shè)的成效，是需要重點關(guān)注的問題?，F(xiàn)有研究表明，區(qū)域經(jīng)濟體擴容有助于加入者實現(xiàn)更好的發(fā)展[1—4]。然而，目前關(guān)于城市圈擴容帶動周邊地區(qū)發(fā)展的研究主要將視線放在長三角、珠三角和京津冀特大城市群[5—7]，對中部地區(qū)城市群擴容的研究極為有限。針對武漢城市圈擴容經(jīng)濟效果的影響研究仍處于理論闡述階段，亟待實證研究給出令人信服的證據(jù)。現(xiàn)有關(guān)于武漢城市圈擴容的探討更多關(guān)注的是武漢城市圈擴容對武漢本身經(jīng)濟社會的影響[8]，鮮有研究涉及武漢城市圈擴容對新進縣域經(jīng)濟發(fā)展的沖擊。有鑒于此，本文采用反事實方法探析武漢城市圈擴容對新進縣域是否存在經(jīng)濟促進作用，為以武漢城市圈為代表的中西部城市圈擴張發(fā)展提供參考。

1研究設(shè)計

本文選取2001—2019年湖北省79個縣域的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)來進行影響效應(yīng)評估。以2007年武漢“1+8”城市圈建設(shè)為一項準(zhǔn)自然實驗，將納入城市圈范圍的縣域視作政策處理組，其他未納入城市圈的湖北省內(nèi)縣級行政區(qū)域為對照組，采用傾向得分匹配后的數(shù)據(jù)來進行雙重差分（PSM-DID），分析武漢城市圈對新納入縣域的經(jīng)濟促進效應(yīng)。為避免2017年年末武漢自貿(mào)區(qū)的新一輪試驗區(qū)政策干預(yù)造成識別混淆，本文將自貿(mào)區(qū)涉及的行政區(qū)域從縣域樣本中剔除。由于新冠肺炎疫情沖擊，武漢市封城造成城市圈功能中斷，2020年的當(dāng)?shù)睾暧^經(jīng)濟發(fā)展數(shù)據(jù)不具備可比性，因此本文政策觀察期截至2019年。參考羅知和齊博成（2021）[9]的研究設(shè)計，以上模型處理方式不影響本文探討的城市圈擴張?zhí)卣魉邆涞囊话阈浴?

1.1模型設(shè)定

本文的主要研究目的是考察武漢“1+8”城市圈政策的實施對于武漢以外的入圈地區(qū)經(jīng)濟的影響。近年來，學(xué)界對政策的凈效應(yīng)進行因果識別大多使用雙重差分法（Dif-ferenceinDifference，以下簡稱DID），就是在政策實施的前后，對樣本中的控制組與實驗組進行兩次差分，能夠有效地避免政策以外的因素導(dǎo)致結(jié)果存在偏差。如果使用面板數(shù)據(jù)或重復(fù)截面數(shù)據(jù)，沒有協(xié)變量，DID估計量可以通過如下回歸方程獲得。控制組的事前平均結(jié)果為α，事后平均結(jié)果為α+δ，控制組事前事后平均結(jié)果變化為δ；實驗組事前平均結(jié)果為α+β，事后平均結(jié)果為α+β+δ+τ，實驗組事前事后平均結(jié)果的變化中包括政策影響的共同趨勢，將共同趨勢的影響扣除后，最終的政策影響為τ?？紤]到武漢“1+8”城市圈政策首次提出的時間處于2007年年末，按慣例將滯后一期的2008年確定為政策生效的時間節(jié)點。本文的樣本選擇是將除武漢直轄地區(qū)之外，城市圈下轄的28個縣域作為實驗組，湖北省其他的縣域作為控制組。具體區(qū)域分布見圖1，灰色部分為可能存在自貿(mào)區(qū)效應(yīng)的武漢核心區(qū)域，深色部分為實驗組的所有縣域，白色部分為控制組的所有縣域。由于各地區(qū)之間存在著較大的異質(zhì)性，為減少直接進行差分導(dǎo)致的估計偏差，本文先采用傾向得分匹配（PSM）的方法進行樣本特征1:1鄰近匹配的預(yù)處理，盡量減少樣本選擇偏差。在PSM處理后，分別設(shè)立實驗分組（Treat）和實驗分期（Time）兩組虛擬變量，實驗組為Treat=1，控制組為Treat=0。以2008年為實驗分期的節(jié)點，政策實施前為Time=0，政策實施后為Time=1。在式（7）中，Yit為因變量，表示第i個縣域第t年的經(jīng)濟發(fā)展水平；α表示截距項；Treatit′Timeit為實驗分期和實驗分組的交乘項；Xit為一系列控制變量；λit為個體固定效應(yīng)；μit為時間固定效應(yīng)；εit是誤差擾動項。

1.2變量選取

（1）結(jié)果變量。

本文參考袁成和郭杰（2018）[10]的方法，選擇地區(qū)生產(chǎn)總值來衡量經(jīng)濟發(fā)展水平[9]，并以人均生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均可支配收入作為替代的結(jié)果變量。武漢城市圈擴容是否推動城市圈內(nèi)各縣域的發(fā)展，最顯著的就是觀察其生產(chǎn)總值的增長是否高于其他未納入城市圈地區(qū)的同類指標(biāo)。同時，通過對人均生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均可支配收入指標(biāo)的分析，可以觀察居民的收入水平和消費水平，這既是經(jīng)濟發(fā)展水平的重要度量，又是民生發(fā)展水平的重要指標(biāo)。

（2）政策變量。

將武漢城市圈擴容作為政策干預(yù)變量，2008年作為政策時間節(jié)點，采用DID=Treatit′Timeit交乘項來表示。

（3）控制變量。

本文將常住人口、財政支出和居民儲蓄余額作為控制變量。常住人口主要是考察武漢“1+8”城市圈人口聚集能力，能夠明顯體現(xiàn)城市圈的發(fā)展預(yù)期；財政支出可以反映政府推動武漢城市圈內(nèi)縣域經(jīng)濟提升的經(jīng)濟能力；居民儲蓄余額反映地方金融存量的積累，體現(xiàn)當(dāng)?shù)亟鹑谏罨剑彩强疾煳錆h“1+8”城市圈對各縣域經(jīng)濟影響的重要指標(biāo)。

（4）中介變量。

本文將工業(yè)產(chǎn)值（IO）、固定資產(chǎn)投資（FIX）和社會消費品零售總額（RSCG）作為中介變量。武漢城市圈的工業(yè)占比達70%，隨著“兩型社會”的形成和建設(shè)，武漢城市圈開始加快新型工業(yè)化的步伐，圍繞環(huán)境友好和資源節(jié)約宗旨的新工業(yè)體系布局將對城市圈內(nèi)武漢周邊地區(qū)發(fā)展形成促進作用；固定資產(chǎn)投資代表城市圈發(fā)展在投資結(jié)構(gòu)增量上的改善；社會消費品零售總額直接反映地區(qū)商業(yè)市場的繁榮水平。

1.3數(shù)據(jù)來源和樣本選擇

湖北省縣域數(shù)據(jù)來源于《湖北省縣域統(tǒng)計年鑒》和《中國縣域統(tǒng)計年鑒》，本文選取了2001—2019年湖北省各縣域的地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）、人均生產(chǎn)總值（AGDP）、常住人口（POP）、固定資產(chǎn)投資（FIX）、社會消費品零售總額（RSCG）、財政收入（FR）、財政支出（FE）、地方稅收（LT）、工業(yè)產(chǎn)值（IO）、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（UPDI）、農(nóng)村居民人均可支配收入（RPDI）、居民儲蓄余額（SY）、金融機構(gòu)年末貸款余額（LY）和燈光均值（M）數(shù)據(jù)作為初始樣本。篩選出湖北省79個縣域作為研究對象，實驗組是加入武漢城市圈的28個縣域，控制組是湖北省內(nèi)武漢城市圈以外的縣域。因為樣本數(shù)據(jù)較多，為了消除異方差、增加數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，本文先將樣本數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理。燈光數(shù)據(jù)來自NPP-VIIRS夜間燈光遙感影像（選取2000—2019年的月合成影像進行年度加總），是將美國NOAA的DMSP衛(wèi)星夜光遙感數(shù)據(jù)（1992—2013年）與NPP衛(wèi)星VIIRS可見光/紅外輻射成像儀數(shù)據(jù)（2011—2019年）進行合并與校正，解決了DMSP衛(wèi)星數(shù)據(jù)過飽和問題[11]。各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見下頁表1。

2實證分析

2.1傾向得分匹配

在進行DID分析之前，本文利用傾向得分匹配（PSM）的方法，找到與實驗組各方面特征都類似的控制組。即先通過Logit模型計算出樣本城市受武漢城市圈政策沖擊的傾向得分匹配值，再篩選出控制變量中對武漢城市圈內(nèi)城市有顯著影響的變量，對實驗組和控制組進行核匹配，以便檢驗各個變量在實驗組和控制組之間是否存在明顯偏差。從表2可以看出，各個變量匹配后的偏差都是小于6%的，而且低于經(jīng)驗值10%。另外，可以看出匹配前后的數(shù)據(jù)都沒有顯著的偏差，說明匹配后的數(shù)據(jù)更具平衡性，匹配后的結(jié)果可靠，可以用匹配后的數(shù)據(jù)樣本來進行DID估計。

2.2PSM-DID基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文直接采用PSM-DID的計量模型來研究武漢城市圈是否帶動經(jīng)濟發(fā)展，為了測算武漢“1+8”城市圈對縣域經(jīng)濟的影響，根據(jù)模型進行傾向得分匹配，表3中模型（1）至模型（4）分別代表武漢“1+8”城市圈對縣域地區(qū)生產(chǎn)總值、人均生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民可支配收入和農(nóng)村居民可支配收入的影響。從回歸結(jié)果可以看出，模型（1）和模型（2）的系數(shù)都為0.116，并且都在5%的水平上顯著為正，這說明武漢城市圈的建立促進了城市圈內(nèi)各縣域經(jīng)濟的發(fā)展，也提高了人均生產(chǎn)總值。模型（3）和模型（4）的系數(shù)分別為0.151和0.129，都在1%的水平上顯著為正，這說明武漢城市圈的建立有效地提升了城市圈內(nèi)居民的收入水平，對提高居民的生活水平有著顯著的效果。

2.3穩(wěn)健性檢驗

（1）平行趨勢檢驗

為了進一步檢驗傾向得分匹配結(jié)果是否穩(wěn)健，本文需要通過平行趨勢檢驗來驗證。也就是說，實驗組和控制組在政策發(fā)展前必須得有相同的發(fā)展趨勢。構(gòu)建模型如下：Y=γi+βt′Treati′Timet+δ′Wit+εit（8）本文根據(jù)以下規(guī)則賦值：武漢城市圈設(shè)立年份為基年，當(dāng)期年份距離基年的跨度設(shè)為t，根據(jù)年份跨度2009—2019年，t值在-8至9之間。通過設(shè)定t不能為-1（由于武漢城市圈建立是在2007年年末，政策產(chǎn)生的影響是在2008年年初開始顯現(xiàn)，因此本文將2008年設(shè)定為政策發(fā)生當(dāng)年，就是將2008年設(shè)定為t=0，參照年份則為t=-1，也就是2007年），Y為地區(qū)生產(chǎn)總值，Wit為控制變量，γi表示固定效應(yīng)，εit為隨機擾動項。從回歸結(jié)果可以看出通過了平行趨勢檢驗，在武漢城市圈建立前，Treat′Time的系數(shù)不顯著，其影響效應(yīng)在零軸附近波動，這說明沒有顯著影響。但當(dāng)武漢城市圈建立后，從Treat′Time的系數(shù)可以看出，估計結(jié)果跟零軸出現(xiàn)明顯偏離，偏離程度變得越來越大，所以系數(shù)變得顯著為正，這就說明存在顯著的影響。由此可以看出，本文的雙重差分法模型在政策實施前沒有明顯趨勢差異，通過了平行趨勢檢驗。這說明武漢城市圈的建立確實對周圍縣域經(jīng)濟的發(fā)展有顯著促進作用。

（2）更換結(jié)果變量

為了避免變量的選取太過隨意，從而導(dǎo)致回歸結(jié)果產(chǎn)生偶然性，本文通過更換結(jié)果變量來進行傾向得分匹配以檢驗核心結(jié)論的穩(wěn)健性，參照文獻[11]，選取湖北省各縣域2001—2019年夜間燈光均值，夜間燈光均值越高，說明該城市的經(jīng)濟發(fā)達程度越高。表4中模型（5）為燈光均值的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，系數(shù)為0.038，且在10%的水平上顯著，燈光均值回歸結(jié)果和地區(qū)生產(chǎn)總值的回歸結(jié)果一致，系數(shù)為正且顯著，進一步驗證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

（3）安慰劑檢驗

為了驗證傾向得分匹配的回歸結(jié)果并不是隨機出現(xiàn)的小概率事件，本文設(shè)計了重復(fù)隨機抽取匹配樣本城市的方法，通過對79個縣域進行隨機抽取，觀察隨機抽取的總體結(jié)果是否具有顯著性。對樣本進行500次的隨機抽取，重復(fù)抽取的樣本最后得出的估計系數(shù)均值為-0.0978，絕對值較小，說明政策并未對隨機抽取樣本總體的經(jīng)濟增長起到顯著效果，通過密度函數(shù)散布圖可以看出，隨機抽取樣本得到的估計值分布于0附近，并且概率密度呈正態(tài)分布，無主觀偏差，拒絕了傾向得分匹配結(jié)論是偶然因素的原假設(shè)，結(jié)果通過穩(wěn)健性檢驗，證明武漢城市圈的建立確實顯著促進了圈內(nèi)縣域的經(jīng)濟發(fā)展。

2.4異質(zhì)性檢驗與中介效應(yīng)分析

（1）非貧困縣的處理效應(yīng)

考慮到武漢城市圈對貧困和非貧困縣的影響效果可能存在差異，表5將武漢城市圈和城市圈外的所有非貧困縣的樣本分類進行回歸，其中列（1）和列（2）為地區(qū)生產(chǎn)總值和人均生產(chǎn)總值的回歸結(jié)果，列（3）和列（4）分別為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均可支配收入的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，地區(qū)生產(chǎn)總值和人均生產(chǎn)總值的系數(shù)都為-0.305，且都在5%的水平上顯著，說明武漢城市圈對非貧困縣的經(jīng)濟發(fā)展有負效應(yīng)，不利于非貧困縣的經(jīng)濟發(fā)展。城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民人均可支配收入的回歸系數(shù)雖然為正，但是并不顯著，說明武漢城市圈的建立對居民收入沒有顯著影響。非貧困縣經(jīng)濟的發(fā)展在加入武漢城市圈前后并沒有明顯的變化，因此武漢城市圈對非貧困縣的經(jīng)濟影響不大。

（2）貧困縣的處理效應(yīng)

本文將武漢城市圈內(nèi)和其他縣域的貧困縣分類進行回歸。下頁表6列（1）和列（2）是地區(qū)生產(chǎn)總值和人均生產(chǎn)總值的回歸結(jié)果，列（3）和列（4）分別是城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民人均可支配收入的回歸結(jié)果。由列（1）和列（2）的回歸結(jié)果可以看出，回歸系數(shù)都為0.243，且都在1%的水平上顯著，說明加入武漢城市圈有效促進了相關(guān)貧困縣經(jīng)濟總量提升，益貧效果顯著。列（3）和列（4）的回歸系數(shù)分別為0.115和0.147，系數(shù)都為正，但是列（3）的回歸結(jié)果并不顯著，說明并沒有顯著增加當(dāng)?shù)爻擎?zhèn)居民人均可支配收入，而列（4）的回歸結(jié)果在5%的水平上顯著，這說明武漢城市圈擴容可顯著增加新進地區(qū)農(nóng)村居民的人均可支配收入。由回歸結(jié)果可以看出，貧困縣在加入武漢城市圈后得到了更多的發(fā)展資源和機遇，發(fā)展的速度優(yōu)于非貧困縣。貧困縣經(jīng)濟發(fā)展的速度不僅體現(xiàn)在地區(qū)生產(chǎn)總值上，還體現(xiàn)在居民可支配收入上，因此武漢城市圈對貧困縣減貧增收效果顯著，起到了益貧的效果。

（3）中介效應(yīng)分析

為驗證武漢城市圈擴容對新進縣域經(jīng)濟增長可能的作用機制，本文采用Sobel檢驗進行中介效應(yīng)分析。參考江艇（2022）[12]的思路，將工業(yè)產(chǎn)值、固定資產(chǎn)投資和社會消費品零售總額作為中介變量對地區(qū)生產(chǎn)總值進行回歸[10]，進而判斷城市圈擴容如何通過工業(yè)、投資和商貿(mào)來促進地區(qū)經(jīng)濟增長。由表7可知：模型（1）將工業(yè)產(chǎn)值作為中介變量時的回歸系數(shù)為0.624，系數(shù)為正并且在1%的水平上顯著，表明工業(yè)產(chǎn)值的增加顯著促進了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展。模型（2）中固定資產(chǎn)投資的回歸系數(shù)為0.471，在1%的水平上顯著為正。由此可以看出，固定資產(chǎn)投資的增加以及政府干預(yù)力度的加大有利于武漢城市圈經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展。模型（3）中社會消費品零售總額的回歸系數(shù)為0.330，在1%的水平上顯著為正，武漢城市圈的融入造成所在縣域社會消費品零售總額增加，表明商貿(mào)活動的增加受益于政策的干預(yù)，而商貿(mào)活動的繁榮促進了經(jīng)濟規(guī)模增加和人均產(chǎn)出提高。可以看出在三個模型中，中介效應(yīng)占比分別為1.047、0.668和0.759，工業(yè)產(chǎn)值的占比最大，這說明工業(yè)產(chǎn)值對武漢城市圈經(jīng)濟的發(fā)展影響最大，工業(yè)的發(fā)展能有效拉動經(jīng)濟增長。武漢城市圈有著良好的區(qū)位優(yōu)勢，再加上便利的交通使得其與發(fā)達城市聯(lián)系得更為密切。另外，武漢城市圈有著良好的工業(yè)基礎(chǔ)，工業(yè)體系完善，人才資源眾多；固定資產(chǎn)投資可以緩解武漢城市圈內(nèi)的就業(yè)壓力，使經(jīng)濟持續(xù)增長；社會消費品零售總額代表了商貿(mào)活動繁榮，消費旺盛，商業(yè)服務(wù)業(yè)就業(yè)增加，配套的金融等現(xiàn)代化服務(wù)業(yè)發(fā)達，從而用消費拉動經(jīng)濟總量的增長。隨著交通和物流體系的完善，成熟的商業(yè)體系也在慢慢地向城市的邊緣擴散，致力于實現(xiàn)地區(qū)繁榮，形成共同發(fā)展的局面。

3結(jié)論

本文運用雙重差分法，對湖北省縣域面板數(shù)據(jù)進行反事實分析，證實了武漢城市圈擴容可以有效帶動新進縣域經(jīng)濟增長。然后采用平行趨勢檢驗、更換結(jié)果變量、安慰劑檢驗的方式驗證了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。通過將湖北省79個縣域分類為貧困縣和非貧困縣來進行異質(zhì)性討論，發(fā)現(xiàn)城市圈擴容對于貧困縣有顯著的益貧效果。機制分析表明，武漢城市圈內(nèi)的工業(yè)發(fā)展態(tài)勢良好，投資環(huán)境逐步改善，商貿(mào)活動繁盛，形成了中部特大城市群應(yīng)有的經(jīng)濟帶動作用。武漢城市圈的發(fā)展落實了國家的中部崛起戰(zhàn)略，對于推動中部地區(qū)及中西部城市群的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展有著舉足輕重的作用。因此，城市圈的擴容應(yīng)在產(chǎn)業(yè)空間布局優(yōu)化、地理距離縮短、時間效率提升的基礎(chǔ)上，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，充分發(fā)揮城市之間的不同功能，形成城市間的優(yōu)勢互補。

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作者:常靜 崔春瑩 單位:湖北第二師范學(xué)院經(jīng)濟與管理學(xué)院 義烏工商職業(yè)技術(shù)學(xué)院經(jīng)濟管理學(xué)院