羅玉波++張靜

[摘 要]整理2000—2015年山東省縣級以上行政區(qū)劃調(diào)整的面板數(shù)據(jù)，將雙重差分思想和多水平模型相結(jié)合，實(shí)證分析行政區(qū)劃調(diào)整對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響。實(shí)證分析結(jié)果表明，區(qū)劃調(diào)整對山東省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響效果并不統(tǒng)計(jì)顯著，這與采用傳統(tǒng)的雙重差分法分析得出的結(jié)論有所不同。

[關(guān)鍵詞]行政區(qū)劃調(diào)整；地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長；雙重差分模型；多水平模型

[中圖分類號]F061.5 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A [文章編號]1671-8372（2017）02-0036-05

一、引言

伴隨國家近期縣改市標(biāo)準(zhǔn)的調(diào)整，山東省積極推進(jìn)撤縣設(shè)區(qū)、撤縣改市、鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并、鎮(zhèn)改街道的行政區(qū)劃優(yōu)化調(diào)整。一般來說，行政區(qū)劃調(diào)整有著多重目的，其中最重要的目的就是促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長。

國內(nèi)學(xué)者對行政區(qū)劃調(diào)整影響經(jīng)濟(jì)增長的效果進(jìn)行了諸多研究。樊勇、王蔚以浙江省為例，運(yùn)用雙重差分法和個體固定效應(yīng)模型，實(shí)證分析了“擴(kuò)權(quán)強(qiáng)縣”調(diào)整對擴(kuò)權(quán)、未擴(kuò)權(quán)以及擴(kuò)權(quán)內(nèi)部強(qiáng)縣和弱縣的縣城經(jīng)濟(jì)與財(cái)政收入的不同影響，從而提出省市政府在實(shí)施擴(kuò)權(quán)時，應(yīng)從“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”跨越到“擴(kuò)權(quán)強(qiáng)縣”；強(qiáng)縣政府應(yīng)擺脫對“投資型”增長方式的過度依賴，弱縣政府應(yīng)積極推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。李郇、徐現(xiàn)祥以廣東省佛山市1990—2009年行政區(qū)劃調(diào)整為案例，采用雙重差分法，發(fā)現(xiàn)撤縣市設(shè)區(qū)對人均經(jīng)濟(jì)增長有短期的沖擊效應(yīng)，對投資有主要影響，對消費(fèi)和人均財(cái)政支出沒有影響。高玲玲、孫海鳴研究了1992—2002年全國地市級以上行政區(qū)劃調(diào)整數(shù)據(jù)，采用雙重差分法進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)全國行政區(qū)劃調(diào)整對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)微弱；東部地區(qū)促進(jìn)效應(yīng)明顯；中西部地區(qū)在2001—2012年表現(xiàn)為顯著正效應(yīng)，在1999—2000年表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)。

但是已有文獻(xiàn)的研究并沒有考慮不同地區(qū)區(qū)劃調(diào)整的時差，為彌補(bǔ)以往研究的不足，本文整理不同地區(qū)區(qū)劃調(diào)整的不同時間的樣本，從而使模型更加準(zhǔn)確。另外，考慮其他變量同樣會對地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響，根據(jù)譚之博等人的模型，加入第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重和人口密度這兩個變量。運(yùn)用雙重差分思想和多水平模型相結(jié)合的方法，對行政區(qū)劃的調(diào)整效果進(jìn)行研究。

二、山東省行政區(qū)劃演進(jìn)

2000年底，山東省轄17個地級市、31個縣級市、61個縣、47個市轄區(qū)（共計(jì)139個縣級行政單位）；2015年末，轄17個地級市、51個市轄區(qū)、28個縣級市、58個縣（合計(jì)137個縣級行政區(qū)劃單位）。15年間，8個地級市進(jìn)行了縣級以上的區(qū)劃調(diào)整：2001年撤銷長清縣，設(shè)立濟(jì)南市長清區(qū)。2002年將蓬萊市的大季家鎮(zhèn)劃歸煙臺市福山區(qū)管轄。2004年9月9日，國務(wù)院批準(zhǔn)同意設(shè)立日照市嵐山區(qū)，將日照市東港區(qū)的嵐山頭、安東衛(wèi)2個街道和虎山、碑廓、黃墩、后村、高興、巨峰6個鎮(zhèn)劃歸嵐山區(qū)管轄。2012年9月30日，《國務(wù)院關(guān)于同意山東省調(diào)整青島市部分行政區(qū)劃的批復(fù)》撤銷青島市市北區(qū)、四方區(qū)，設(shè)立新的青島市市北區(qū)，以原市北區(qū)、四方區(qū)的行政區(qū)域?yàn)樾碌氖斜眳^(qū)的行政區(qū)域；撤銷青島市黃島區(qū)、縣級膠南市，設(shè)立新的青島市黃島區(qū)，以原青島市黃島區(qū)、縣級膠南市的行政區(qū)域?yàn)樾碌狞S島區(qū)的行政區(qū)域。2013年10月18日，《國務(wù)院關(guān)于同意山東省調(diào)整濟(jì)寧市部分行政區(qū)劃的批復(fù)》撤銷濟(jì)寧市市中區(qū)、任城區(qū)，設(shè)立新的濟(jì)寧市任城區(qū)，以原市中區(qū)、任城區(qū)的行政區(qū)域?yàn)樾碌娜纬菂^(qū)的行政區(qū)域；撤銷兗州市，設(shè)立濟(jì)寧市兗州區(qū)，以原兗州市的行政區(qū)域?yàn)閮贾輩^(qū)的行政區(qū)域。2014年1月25日，《國務(wù)院關(guān)于同意山東省調(diào)整威海市部分行政區(qū)劃的批復(fù)》撤銷縣級文登市，設(shè)立威海市文登區(qū)，以原文登市（不含汪疃鎮(zhèn)、苘山鎮(zhèn)）的行政區(qū)域?yàn)槲牡菂^(qū)的行政區(qū)域。2014年9月9日，《國務(wù)院關(guān)于同意山東省調(diào)整濱州市部分行政區(qū)劃的批復(fù)》撤銷沾化縣，設(shè)立濱州市沾化區(qū)，以原沾化縣的行政區(qū)域?yàn)檎椿瘏^(qū)的行政區(qū)域。2014年10月20日，《國務(wù)院關(guān)于同意山東省調(diào)整德州市部分行政區(qū)劃的批復(fù)》撤銷陵縣，設(shè)立德州市陵城區(qū)，以原陵縣的行政區(qū)域?yàn)榱瓿菂^(qū)的行政區(qū)域。

本文基于2000—2015年山東省的行政區(qū)劃調(diào)整，研究山東省行政區(qū)劃調(diào)整對經(jīng)濟(jì)增長的影響，以期為中國行政區(qū)劃調(diào)整的研究與實(shí)踐提供借鑒。

三、模型和方法

雙重差分模型沒有考慮地級市之間存在的差異，因此，我們將雙重差分思想和多水平模型相結(jié)合，在模型中引入隨機(jī)效應(yīng)。

（一）多水平模型

多水平模型把隨機(jī)誤差項(xiàng)分解到數(shù)據(jù)層次結(jié)構(gòu)水平上，構(gòu)建與數(shù)據(jù)層次結(jié)構(gòu)相適應(yīng)的隨機(jī)誤差項(xiàng)，從而有別于一般的多元線性回歸模型。

多水平模型為

水平1：

水平2：

總模型為

（1）

水平1表示各研究對象的重復(fù)觀察值，水平2表示個體研究對象。為地級市i在j年的地區(qū)生產(chǎn)總值；為固定效應(yīng)部分，為隨機(jī)效應(yīng)部分。和都是隨機(jī)的，代表不同地級市有不同的初始值和隨時間變化的不同變化率。

（二）雙重差分模型

本文將2000—2015年山東省從未發(fā)生過縣級以上區(qū)劃調(diào)整的9個地級市設(shè)置為對照組，8個進(jìn)行了區(qū)劃調(diào)整的地級市設(shè)置為處理組，從而比較區(qū)劃調(diào)整前后山東省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展情況。樣本分為四個部分：調(diào)整前的對照組、調(diào)整后的對照組、調(diào)整前的處理組、調(diào)整后的處理組。設(shè)置兩個虛擬變量：調(diào)整前為0，調(diào)整后為1；對照組為0，處理組為1。DID模型存在一個基本假設(shè)：在不處理的情況下，處理組和對照組具有相同的趨勢，處理導(dǎo)致處理組的結(jié)果存在對共同趨勢的偏離。具體模型為

（2）

模型（2）中，表示個體i在t時期的地區(qū)生產(chǎn)總值，i和t分別表示地級市和年份，為擾動項(xiàng)。

在對照組中，調(diào)整前后的地區(qū)生產(chǎn)總值變化分別為

（3）

由式（3）可知，對照組的地區(qū)生產(chǎn)總值的變動為。同樣的，處理組，調(diào)整前后的地區(qū)生產(chǎn)總值變化分別為

可見，處理組的地區(qū)生產(chǎn)總值的變動為。因此，行政區(qū)劃調(diào)整的“凈影響”為，即交叉項(xiàng) 的系數(shù)。

對比分析兩個模型，加入了雙重差分思想的多水平模型，即在水平1中，加入解釋變量、、，在水平2中，加入lnx、z解釋變量，使模型變?yōu)?/p>

（5）

四、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)

2000年之前山東省地級市共15個。本文研究的是縣級以上行政區(qū)劃調(diào)整，為了方便模型數(shù)據(jù)分析，故采用2000年之后的數(shù)據(jù)。

2000—2015年縣級以上行政區(qū)劃調(diào)整的數(shù)據(jù)來源于行政區(qū)劃網(wǎng)（區(qū)劃地名網(wǎng)，http：//www.xzqh.org/html/），第二產(chǎn)業(yè)增加值占山東省生產(chǎn)總值比重 、人口密度和地區(qū)生產(chǎn)總值這三個變量的數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫（http：//db.cei.gov.cn/page/Default.aspx），部分?jǐn)?shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《山東統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各級政府部門出臺的相關(guān)政策文件。菏澤市和濱州市是在2000年由縣級市調(diào)整為地級市的，因此2000年的數(shù)據(jù)采用2001和2002年數(shù)據(jù)的均值。

山東省2000年生產(chǎn)總值為8542.44億元，2015年達(dá)到了63002.3億元，2000—2015年年均增長速度為14.25%，山東省的總體經(jīng)濟(jì)水平是隨時間增長的。

圖1 2000—2015年山東省地區(qū)生產(chǎn)總值

如圖1所示，進(jìn)行區(qū)劃調(diào)整的地區(qū)和未進(jìn)行區(qū)劃調(diào)整的地區(qū)在經(jīng)濟(jì)增長方面存在較大差異，未進(jìn)行調(diào)整的地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)增長速度也不一致。

表1 變量的描述性分析

變量 單位 均值 最大值 最小值

Y 億元 780 5528 39

X 人/平方公里 850.80 1972.20 223.00

Z % 54.70 90.10 33.42

由表1可知，2000—2015年山東省17個地級市地區(qū)生產(chǎn)總值的均值為780億元。最大值是2015年青島市的地區(qū)生產(chǎn)總值，為5528億元；最小值是2001年菏澤市的地區(qū)生產(chǎn)總值，為39億元。人口密度均值為850.80人/平方公里。第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重均值為54.70%。

（二）回歸結(jié)果及分析

首先，進(jìn)行數(shù)據(jù)層次結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)-截距模型分析（空模型），不含自變量，考察各個地級市之間有無差異。即不同的地級市區(qū)劃調(diào)整對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長是否有影響。

水平1：

水平2：

總模型： （6）

利用stata估計(jì)模型，計(jì)算結(jié)果見表2。

如表2所示，固定效應(yīng)部分，參數(shù)的估計(jì)值為15.1711（P<0.000）顯著，標(biāo)準(zhǔn)差為0.2161，P值為0.000，置信度95%的區(qū)間估計(jì)為[14.7476， 15.5947]。隨機(jī)效應(yīng)部分，LR test vs. linear model：chibar2（01）=62.29，與混合數(shù)據(jù)線性回歸模型進(jìn)行比較，多水平模型具有較好的顯著程度。組內(nèi)相關(guān)系數(shù)，為組間方差，為組內(nèi)方差，表明約有46%的變異是由研究對象個體間的異質(zhì)性引起的，適合做兩水平模型。

其次，在空模型基礎(chǔ)上加上解釋變量，建立隨機(jī)截距模型。加入水平1的解釋變量：、、 。其結(jié)果見表3。

水平1：

水平2：，

總模型： （7）

模型（7）中，為固定效應(yīng)部分，為截距項(xiàng)的平均水平，為平均斜率，為隨機(jī)效應(yīng)部分。利用stata估計(jì)模型為

（8）

由表3可知，模型評價統(tǒng)計(jì)量為-2（Log likelihood）=224.3。=0.3340，區(qū)劃調(diào)整對山東省經(jīng)濟(jì)增長有較強(qiáng)的正向作用。

最后，建立隨機(jī)系數(shù)模型，引入水平2的解釋變量lnx、。其中，表示人口密度，表示第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重。

水平1：

水平2：，

總模型

（8）

模型（8）中，為固定效應(yīng)部分，為隨機(jī)效應(yīng)部分。利用stata估計(jì)模型為

（9）

計(jì)算結(jié)果見表4。

由表4可知，，但是P值為0.282，統(tǒng)計(jì)學(xué)意義不顯著，這說明行政區(qū)劃調(diào)整對促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的效果不大。這一點(diǎn)與現(xiàn)有的研究是不一致的。

五、與雙重差分法的比較

將上面的數(shù)據(jù)帶入傳統(tǒng)的雙重差分法中進(jìn)行比較，為了控制其他影響因素，將第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重和人口密度這兩個變量作為控制變量。修改后的模型為

（10）

本文重點(diǎn)關(guān)注交叉項(xiàng)系數(shù)。當(dāng)為正，則表示區(qū)劃調(diào)整對山東省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了正向作用，即區(qū)劃調(diào)整促進(jìn)了山東省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展；反之，區(qū)劃調(diào)整則抑制了山東省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

對模型（10）進(jìn)行最小二乘估計(jì)（least-squares estimation），得到的分析結(jié)果見表5。

殘差標(biāo)準(zhǔn)誤為0.7541，自由度DF=266，，修正后的，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為F=59.06，自由度為5，P<2.2e-16。

系數(shù)值為0.39，P值為0.040，區(qū)劃調(diào)整對山東省經(jīng)濟(jì)增長有較強(qiáng)的正向作用，并且在5%水平上顯著。人口密度的對數(shù)的系數(shù)為0.93，說明人口對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長有顯著的正向作用。而第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重的系數(shù)僅為0.05，說明第二產(chǎn)業(yè)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長雖然有正向作用，但效果不顯著。

通過對比我們發(fā)現(xiàn)，將雙重差分思想應(yīng)用到多水平模型中，考慮了隨機(jī)效應(yīng)之后，行政區(qū)劃調(diào)整對經(jīng)濟(jì)增長的效果在統(tǒng)計(jì)上不顯著，與采用傳統(tǒng)的雙重差分法所得出的結(jié)論有所不同。

六、結(jié)論及政策建議

本文利用山東省2000—2015年縣級以上行政區(qū)劃調(diào)整，建立了與雙重差分思想相結(jié)合的多水平模型，實(shí)證分析區(qū)劃調(diào)整對山東省經(jīng)濟(jì)增長的影響。總的來說，考慮到隨機(jī)效應(yīng)因素之后，撤縣（市）設(shè)區(qū)對山東省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有正向影響，但效果統(tǒng)計(jì)意義不顯著，因此經(jīng)濟(jì)的發(fā)展并不能完全依靠行政區(qū)劃的調(diào)整來實(shí)現(xiàn)。本文還存在一些不足。比如，在考察區(qū)域上，只對山東省的行政區(qū)劃調(diào)整進(jìn)行分析，行政區(qū)劃調(diào)整的效果還要考慮不同地區(qū)、不同經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度等因素；在數(shù)據(jù)上，只采用了15年的數(shù)據(jù)。

基于本文研究結(jié)論，認(rèn)為行政區(qū)劃調(diào)整在帶動經(jīng)濟(jì)增長的同時，也會產(chǎn)生一定的成本，因此，可以適當(dāng)增加調(diào)整力度，通過區(qū)域輻射帶動周圍地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。目前，國家正在推行中心城市計(jì)劃，可以將國家中心城市或區(qū)域中心城市的近郊縣改區(qū)，為城市發(fā)展保留腹地和財(cái)政來源，提高城市化水平，這樣有利于加強(qiáng)某些重要資源的開發(fā)利用；反過來，通過行政區(qū)劃調(diào)整，將某些擁有重要資源（港口資源、土地資源、旅游資源等）的縣（市）改為區(qū)，這樣有利于充分發(fā)揮中心城市較強(qiáng)的政治能力、投融資能力、管理能力、招商引資能力、人才能力。

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[責(zé)任編輯 王艷芳]