区域扩容能促进新进地区的经济增长吗?——以珠三角城市群为例的合成控制法分析
发布时间：2021-12-02 07:54
区域一体化是中国实现经济持续增长的有效途径,而扩容后新进地区能否获得更好的发展关乎区域未来进一步一体化的广度和深度。现有文献鲜少关注区域扩容对新进地区所带来的定量增长影响,且对增长效应的驱动原因及其动态变化尚缺系统的解释框架。结合扩散——回流效应,文章认为市场联系与产业分工是区域扩容影响新进地区的增长效应及其动态变化的重要渠道。以2008年珠三角城市群扩容为例,文章运用合成控制法定量分析对新进城市肇庆市与惠州市的经济增长效应,结果表明:扩容对新进城市的长期经济增长具有显著促进作用,但惠州市在扩容后短期内出现了负面效应。结合实际数据分析发现,惠州市短期出现负面效应的原因,主要是由于扩容后要素和产品市场面临原位城市较大的回流冲击,且产业转移短期效果不佳引起。但从长期看,新进地区可从市场联系和产业分工两个层面获得扩容的外溢增长效应。为降低短期可能的负面效应,应树立区域经济思维,建立统一组织框架,以原位城市产业转移为主要抓手,协调推进市场共建共享与产业优化布局,实现地区整体共赢发展。文章研究识别了区域扩容对新进地区所带来增长效应的一般规律,为推动城市群区域一体化发展提供实践依据。
【文章来源】：南方经济. 2020,(06)北大核心CSSCI
【文章页数】：17 页
【部分图文】：
区域扩容对新进地区经济增长影响机制图
现在，考察节点时间2008年后的增长路径。首先，图2a中，在2008年之后真实肇庆市的实际人均GDP的对数每年逐渐高于合成肇庆市，差距一直存在且保持在较高水平。到2015年，肇庆市真实的实际人均GDP的对数是10.779，高于合成值0.117，增长明显。同时，在图2b中，2009年—2011年真实惠州的实际人均GDP的对数略低于合成惠州市，差距为负但真实值逐年不断接近合成值。拐点出现在2013年，2013年后真实值高于合成值，且差距有拉大趋势。2014年真实值增长速度出现下降导致差距出现略微下降，到2015年惠州市真实的实际人均GDP的对数是11.087，高于合成值0.049，增长同样明显。为更加直观地观察珠三角扩容对肇庆市与惠州市经济增长的影响，本文分别计算合成肇庆市、合成惠州市与肇庆市、惠州市实际人均GDP的对数的差，并用GAP表示。如图3所示，图3a与图3b分别描绘出肇庆与惠州市的GAP随时间的变化路径。首先，图3a显示肇庆市GAP在2001年-2007年围绕0水平值在正负0.05范围内波动，在2007年时处理效应开始显著为正且逐年增加，2010年后增长维持稳定。以实际人均GDP计算，2009年-2015年间，肇庆市实际人均GDP的真实值分别比合成高出2646.70、4086.10、4780.94、4138.42、5724.80、5338.99与5318.58元。若以增长率计算，2009年-2015年间肇庆市实际人均GDP年均增长率为14.31%，而合成肇庆市年均增长率为12.30%，前者比后者高出2.01%，这是一个非常显著的差距。其次，图3b显示惠州市GAP同样在2001年-2007年围绕0水平值在正负0.05范围内波动，波动性比肇庆市稍大。在节点时间2008年当年，其GAP值迅速为负，在经过4年的滞后期后GAP值开始显著为正且逐渐增大。直至2014年，影响效应发生小幅度下降，但基本保持在相对稳定状态。以实际人均GDP计算，2009年-2015年间，惠州市实际人均GDP的真实值分别比合成高出-2165.52、-2806.95、-2303.92、-691.81、2335.84、3480.10与3134.64元。若以增长率计算，2009年-2015年间肇庆市实际人均GDP年均增长率为11.81%，而合成肇庆市年均增长率为10.25%，前者比后者高出1.56%，这同样是一个无法忽略的差距。
处理组变换。其基本思想如下:将控制组的某一地区视作安慰剂地区，假设珠三角扩容中新进城市是安慰剂地区而非肇庆与惠州市，采用合成控制法对相应安慰剂地区作类似分析，即利用其他地区(不包括肇庆与惠州市)合成该安慰剂地区实际上并不存在的“反事实状态结果”，并考察在节点时间2008年后安慰剂地区处理效应的大小。由于安慰剂地区实际上并未受到该事件影响，因而若安慰剂地区的处理效应变化路径明显类似于处理组地区，则说明合成控制法结论在地区维度上不稳健，反之则为稳健。与此同时，因权重越大表示该地区的经济特征与处理组地区越相似，故处理组变换中安慰剂对象的合理选择是构成合成控制组权重最大的地区。由表1可以，阳江市与厦门市分别为合成肇庆市与合成惠州市权重中最大的城市，但厦门市由于位于控制组凸组合之外，无法作为安慰剂地区，因此选择权重第二大的漳州市。由于阳江市和漳州市均为合成肇庆市与合成惠州市中权重较大的城市，因此，有必要作为安慰剂地区进行检验。图6显示分别对阳江市与漳州市采用合成控制法分析的结果，从图6a与图6b观察出，阳江市与漳州市在节点时间2009年后各自的处理效应均为负且延续到2015年，与原本肇庆与惠州市处理效应变化路径显著分异。因此，本文的合成控制法结论在地区维度上稳健可信，排除其他共同或遗漏因素影响。2. 排序检验(Permutation Test)
【参考文献】：
期刊论文
[1]中国城市集聚与最优规模研究[J]. 张扬,姚志毅. 江西社会科学. 2018(12)
[2]城市群扩容与经济增长——来自长三角的经验证据[J]. 王全忠,彭长生. 经济经纬. 2018(05)
[3]“营改增”、制造业服务化与全要素生产率提升——基于DI合成控制法的实证研究[J]. 刘伟江,吕镯. 南方经济. 2018(05)
[4]区域发展战略能促进经济增长吗——以振兴东北老工业基地战略为例[J]. 杨天宇,荣雨菲. 经济理论与经济管理. 2017(10)
[5]长三角扩容能促进区域经济共同增长吗[J]. 刘乃全,吴友. 中国工业经济. 2017(06)
[6]珠三角一体化的经济增长效应研究[J]. 毛艳华,杨思维. 经济问题探索. 2017(02)
[7]居民消费的规模效应及其演变机制[J]. 欧阳峣,傅元海,王松. 经济研究. 2016(02)
[8]产业结构调整与生产率提升的经济增长效应——基于中国城市动态空间面板模型的分析[J]. 于斌斌. 中国工业经济. 2015(12)
[9]行政区划调整与人口城市化:来自撤县设区的经验证据[J]. 唐为,王媛. 经济研究. 2015(09)
[10]长三角扩容与经济一体化边界效应研究[J]. 吴俊,杨青. 当代财经. 2015(07)
本文编号：3528029
【文章来源】：南方经济. 2020,(06)北大核心CSSCI
【文章页数】：17 页
【部分图文】：
区域扩容对新进地区经济增长影响机制图
现在，考察节点时间2008年后的增长路径。首先，图2a中，在2008年之后真实肇庆市的实际人均GDP的对数每年逐渐高于合成肇庆市，差距一直存在且保持在较高水平。到2015年，肇庆市真实的实际人均GDP的对数是10.779，高于合成值0.117，增长明显。同时，在图2b中，2009年—2011年真实惠州的实际人均GDP的对数略低于合成惠州市，差距为负但真实值逐年不断接近合成值。拐点出现在2013年，2013年后真实值高于合成值，且差距有拉大趋势。2014年真实值增长速度出现下降导致差距出现略微下降，到2015年惠州市真实的实际人均GDP的对数是11.087，高于合成值0.049，增长同样明显。为更加直观地观察珠三角扩容对肇庆市与惠州市经济增长的影响，本文分别计算合成肇庆市、合成惠州市与肇庆市、惠州市实际人均GDP的对数的差，并用GAP表示。如图3所示，图3a与图3b分别描绘出肇庆与惠州市的GAP随时间的变化路径。首先，图3a显示肇庆市GAP在2001年-2007年围绕0水平值在正负0.05范围内波动，在2007年时处理效应开始显著为正且逐年增加，2010年后增长维持稳定。以实际人均GDP计算，2009年-2015年间，肇庆市实际人均GDP的真实值分别比合成高出2646.70、4086.10、4780.94、4138.42、5724.80、5338.99与5318.58元。若以增长率计算，2009年-2015年间肇庆市实际人均GDP年均增长率为14.31%，而合成肇庆市年均增长率为12.30%，前者比后者高出2.01%，这是一个非常显著的差距。其次，图3b显示惠州市GAP同样在2001年-2007年围绕0水平值在正负0.05范围内波动，波动性比肇庆市稍大。在节点时间2008年当年，其GAP值迅速为负，在经过4年的滞后期后GAP值开始显著为正且逐渐增大。直至2014年，影响效应发生小幅度下降，但基本保持在相对稳定状态。以实际人均GDP计算，2009年-2015年间，惠州市实际人均GDP的真实值分别比合成高出-2165.52、-2806.95、-2303.92、-691.81、2335.84、3480.10与3134.64元。若以增长率计算，2009年-2015年间肇庆市实际人均GDP年均增长率为11.81%，而合成肇庆市年均增长率为10.25%，前者比后者高出1.56%，这同样是一个无法忽略的差距。
处理组变换。其基本思想如下:将控制组的某一地区视作安慰剂地区，假设珠三角扩容中新进城市是安慰剂地区而非肇庆与惠州市，采用合成控制法对相应安慰剂地区作类似分析，即利用其他地区(不包括肇庆与惠州市)合成该安慰剂地区实际上并不存在的“反事实状态结果”，并考察在节点时间2008年后安慰剂地区处理效应的大小。由于安慰剂地区实际上并未受到该事件影响，因而若安慰剂地区的处理效应变化路径明显类似于处理组地区，则说明合成控制法结论在地区维度上不稳健，反之则为稳健。与此同时，因权重越大表示该地区的经济特征与处理组地区越相似，故处理组变换中安慰剂对象的合理选择是构成合成控制组权重最大的地区。由表1可以，阳江市与厦门市分别为合成肇庆市与合成惠州市权重中最大的城市，但厦门市由于位于控制组凸组合之外，无法作为安慰剂地区，因此选择权重第二大的漳州市。由于阳江市和漳州市均为合成肇庆市与合成惠州市中权重较大的城市，因此，有必要作为安慰剂地区进行检验。图6显示分别对阳江市与漳州市采用合成控制法分析的结果，从图6a与图6b观察出，阳江市与漳州市在节点时间2009年后各自的处理效应均为负且延续到2015年，与原本肇庆与惠州市处理效应变化路径显著分异。因此，本文的合成控制法结论在地区维度上稳健可信，排除其他共同或遗漏因素影响。2. 排序检验(Permutation Test)
【参考文献】：
期刊论文
[1]中国城市集聚与最优规模研究[J]. 张扬,姚志毅. 江西社会科学. 2018(12)
[2]城市群扩容与经济增长——来自长三角的经验证据[J]. 王全忠,彭长生. 经济经纬. 2018(05)
[3]“营改增”、制造业服务化与全要素生产率提升——基于DI合成控制法的实证研究[J]. 刘伟江,吕镯. 南方经济. 2018(05)
[4]区域发展战略能促进经济增长吗——以振兴东北老工业基地战略为例[J]. 杨天宇,荣雨菲. 经济理论与经济管理. 2017(10)
[5]长三角扩容能促进区域经济共同增长吗[J]. 刘乃全,吴友. 中国工业经济. 2017(06)
[6]珠三角一体化的经济增长效应研究[J]. 毛艳华,杨思维. 经济问题探索. 2017(02)
[7]居民消费的规模效应及其演变机制[J]. 欧阳峣,傅元海,王松. 经济研究. 2016(02)
[8]产业结构调整与生产率提升的经济增长效应——基于中国城市动态空间面板模型的分析[J]. 于斌斌. 中国工业经济. 2015(12)
[9]行政区划调整与人口城市化:来自撤县设区的经验证据[J]. 唐为,王媛. 经济研究. 2015(09)
[10]长三角扩容与经济一体化边界效应研究[J]. 吴俊,杨青. 当代财经. 2015(07)
本文编号：3528029
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