“撤县设区”能提升区域全要素生产率吗?——来自2000—2018年市域尺度的经验证据

丁建军,王淀坤,刘 贤

(吉首大学 商学院,湖南 吉首 416000)

改革开放以来,经济快速增长吸引了大量农村劳动力流向城市,城乡人口结构发生急剧变化,城镇常住人口从改革开放初期的1.7亿增长到2021年的9.1亿,常住人口城镇化率从17.92%上升到64.72%。城乡经济结构的差异需要对城乡实行不同的行政管理方式。为了适应城市发展需要并增强其带动功能,1978—1997年这一时期通过撤县设市新增了410个县级市,形成了一批中小城市,促进了我国城市体系的发展[1],行政区划调整也就成为地区间要素资源空间重构与优化配置不可或缺的手段[2]。其中,撤县设市和撤县设区是县级层面行政区划调整的两种主导形式,各自承担着不同的功能,直接促成了中国城市发展的空间格局。不过,快速城镇化背景下的地方政府对撤县设市的盲目追求,也带来了县级市市区农村人口比重过大、城郊比例失调等问题[3]。为了防止“假性城市化”的不利影响,国务院于1997年停止了对撤县设市的审批(1)1993年国家发布的《关于调整设市标准的报告》提高了撤县设市标准,不过,当时全国仍有近一半的县级行政区划满足设市条件,撤县设市数量依然快速增长。1997年出台的《关于进一步加强土地管理切实保护耕地的通知》以保护耕地为由叫停了撤县设市审批,此后撤县设市进入了长达12年的“休整期”。。同时,为做大中心城市和优化空间格局,市域有强烈动机实施撤县设区,以至其成为中心大城市扩容发展的主要途径(2)这一时期撤县设区迅速增加的另一个重要原因是伴随着撤地区设市,原地区所在县市也被撤销,成为地级市的辖区。。图1所示,1997—2005年撤县设区数量达到132个,形成了撤县设区的高峰,但也使得土地城镇化快于人口城镇化,之后在2005—2010这一时期对撤县设区的审批开始暂时收紧。

进入高质量发展阶段后,不同于以往突出城市数量扩张和城镇化体系构建的快速城镇化粗放模式,此时行政区划调整的目的逐渐转向优化空间布局,提高地区治理水平[4]。国家战略和政策层面上,党的十八大报告提出要深化行政体制改革,优化行政层级和行政区划设置。国家发改委在《关于实施2018年推进新型城镇化建设重点任务的通知》中要求稳步推进撤县设区,增强设区市辐射带动作用。《2019年新型城镇化建设重点任务》进一步明确要优化城镇化布局态势,稳妥有序调整城市市辖区规模和结构。2013—2019年,全国撤县设区调整次数多达119次,出现了“井喷”式增长,对应着县的不断减少与市辖区的持续增加。然而,部分城市“摊大饼”式的城市发展空间扩展与区域协调发展理念相悖,导致城乡治理难度加大,在2020年疫情冲击下部分大城市也不断暴露出抗风险能力不强、功能亟待疏解等问题。于是,国家发改委在《2022年新型城镇化和城乡融合发展重点任务》中开始放缓撤县设区的步伐,指出要慎重从严把控撤县设区,稳慎优化城市市辖区规模结构。2022年国务院《政府工作报告》再次明确严控撤县建市设区。可见,撤县设区经历了“扩张-收缩-再扩张-再收缩”的过程,行政区划设置此时也进入了以人为核心、以县域为载体的高质量城镇化和大中小城市协调发展时期,更加强调城市发展质量的提升。

全要素生产率是区域经济高质量发展的驱动力。在进入由快速工业化迈向高质量城镇化的结构性减速时期,城市发展需要更加注重效率提升以及不同规模城市间协调发展,突破制度结构对效率改进的阻碍,以促进市场融合和增强城市集聚经济[5],实现全要素生产率驱动的高质量发展。撤县设区作为一项区域一体化的行政区划调整政策,是否有效驱动了市域增长动能转变、推动市域经济高质量发展?什么样的城市撤县设区的政策效益更大?又是通过何种途径影响了市域全要素生产率?这些问题都亟须回答。本文利用2000—2018年撤县设区调整的名单,从市域层面采用双重差分法探究撤县设区政策对全要素生产率的影响,以期对过去近20年的撤县设区政策进行客观评价,为因地制宜分类推进撤县设区、提高城镇化质量提供经验依据。

一、文献综述与理论分析

(一)文献综述

行政区划调整对区域经济表现及城镇化的影响是关注的重点。有文献认为,由于经济利益协调、体制机制改革以及地方政府竞争带来的成本,行政区划调整对区域经济的影响是复杂的[6]。而在撤县设区促进区域经济发展的文献中,大多认为撤县设区因其将下辖县或者县级市纳入市域统一规划,对推动城市经济增长作用显著。李郇和徐现祥基于全国1997—2007年的撤县设区样本,发现撤县设区具有约5年的类似官员更替周期的短期促进经济发展作用,主要是由基础设施投资与房地产消费带动,但在长期内由于地方政府发展权限缩小,这种激励机制不断削弱[7]。庄汝龙等利用广东省79个县市2000—2015年的县域数据,发现撤县设区主要是通过增加财政收入和固定资产投资、产业发展、增加就业等渠道促进区域经济发展,但是具有时间滞后性与地区异质性[8]。郭其友和汪阳基于全国1992—2015年县级层面的夜间灯光数据,发现撤县设区通过新设辖区内生产要素再配置带来的产业集聚、人口集聚促进了地区的经济发展[9]。

撤县设区作为一项城市规模扩张的政策,能够带来集聚经济[10],而集聚经济带来的规模效应和循环累积过程等能够促进集聚中心城市经济发展[11-12]。而城市最优规模理论认为存在使得人均社会福利最大或者公共服务平均成本最小的最优城市规模[13-15],城市规模不能无止境地扩张,否则将带来管理成本上升,不利于城市长期可持续发展。虽然快速城镇化过程中的撤县设区有其发展必然性,但并不意味着所有形式的撤县设区都是有利的。若中心城市带动作用弱而周边县域经济发展强势,周边经济强县将担心并入市辖区后失去独立决策权以及中心城区的虹吸效应,从而抗拒撤县设区(3)例如,2013年浙江湖州市想通过撤县设区将长兴县纳入市辖区范围统筹,而长兴县经济发展强势,远超湖州市中心城区吴兴区,长兴县当地政府不愿撤县设区后的半级财政体制以及土地指标限制,从而失去发展的独立性,集体向上级部门抗议导致撤县设区不得不暂缓。。这种不对称的市县经济强弱关系在政府主导的撤县设区调整下可能产生复杂的利益博弈,不仅难以推行,也违背了经济发展规律。因为这并非中心城区发展到一定阶段受到空间制约后而撤县设区,而是在政府主导下为寻求“吸血”哺育中心城区而攫取周边县域资源,难以发挥市域的聚合和协同效应,降低了地区的经济竞争力,从而不利于区域经济良性发展[16]。

在撤县设区影响全要素生产率的文献中,任宗哲和张陈一轩基于1998—2007年中国工业企业数据库,发现撤县设区通过优化劳动力资源配置效率、扩大城市规模产生集聚效应以及促进企业规模增长产生规模效应带来企业全要素生产率的提升[17]。郝闻汉等选取 2000—2018 年A股上市公司数据,发现撤县设区通过提升企业垂直分工水平进而提高了企业全要素生产率[18]。唐为和王媛基于2000年和2010年人口普查和地级市数据发现2000—2004年发生的撤县设区促进了人口城市化的进程,并利用中国工业企业微观数据支持了撤县设区通过促进市场融合、吸引外来人口集聚等方式促进企业全要素生产率提升这一结论[5]。邵朝对等的研究则发现撤并政策主要通过地方政府以地生财、以地引资的传统粗放式要素扩张吸引低生产率企业进入带动经济短期增长,不但不利于甚至阻碍了企业全要素生产率提升[10]。文献得出上述不一致的结论,可能是数据处理方式不同或是忽略了对异质性的考虑。与本文研究最相近的文献是詹新宇和曾傅雯,基于2000—2017年250个地级市数据,利用索洛余值法测算了市域全要素生产率,发现撤县设区通过辖区行业专业化促进了全要素生产率的提升[19]。

现有研究为考察撤县设区对全要素生产率的影响提供了宝贵参考,但仍然存在可以改进和完善的地方。一是现有文献主要从微观企业角度入手,或是从县域视角探究撤县设区的政策效应,鲜有从地级市这一推动撤县设区主体进行考察;二是基于索洛余值法测算的全要素生产率具有一定的局限性,其将全要素生产率的增长都归结于技术进步,忽略了其他因素(如城市管理效率提升)的推动;三是对于撤县设区政策效应的异质性讨论停留在地区、城市规模、行政等级等层面,而对于城市本身的经济特征带来的异质性探究不够。

鉴于此,本文拟在以上方面克服现有研究的不足。可能的边际贡献在于:第一,本文利用随机前沿法更为严谨地测算了地级市的全要素生产率,从宏观市域层面探究撤县设区对市域全要素生产率的影响。第二,由于撤县设区政策执行面临着复杂的协调机制,审慎推进撤县设区需要适应不同地区发展态势,本文探究了在不同城镇化发展阶段、政府财政能力以及地区经济关联协调性等视角下撤县设区政策异质性,为撤县设区合理推进提供了经验判断。第三,从理论与实证层面,厘清了撤县设区促进地区企业创新以及产业结构转型升级的作用渠道。

(二)理论分析

1.通过集聚经济促进企业创新产出与生产率提升,进而带来区域整体生产率提升

撤县设区将下辖县或县级市纳入市辖区统筹规划,有利于打破行政壁垒,降低区域发展的“边界效应”,进而促进市场融合扩展、资源配置效率提升,推动区域经济集聚发展[5,10,20],集聚区域内企业可以通过分工合作、供应商和基础设施共享、劳动力市场匹配以及知识外溢等效应提高生产率[21-22]。同时,市场规模扩大能吸引高生产率企业进入和新建企业数量扩张,加剧市场竞争和优胜劣汰,淘汰低效率企业,高生产率企业生存概率更高,使得地区平均生产率更高[23];并且由于大城市的竞争不断强化使得更具生产力的企业生存,在企业的选址决策上,低效率企业会倾向于选择将地址安排在市场规模较小的城市以规避激烈的竞争,而高效率企业则进入城市中心区以获取更大的市场[24-25]。这种选择效应与分类效应通过替代和淘汰缺乏创新能力的企业,以及辖区内劳动力、资本、技术等要素供给和产业专业化带来的规模经济可促进企业创新[26],进而提升区域的全要素生产率。

2.推动产业结构优化升级提升区域全要素生产率

首先,撤县设区通过推动农业人口从低生产效率的农业部门转向高生产效率的非农业部门,引导资源从低技术产业向高技术产业流动,减少劳动力市场的多重分割,使劳动力资源成为不断助力产业升级的重要来源。其次,在市场规模扩大效应以及技术创新扩散效应下,微观企业间的有效竞争与政府部门的合理推动促进了生产要素向高技术产业聚集;并且,撤县设区使得相关财政和人事制度由市一级统筹安排,政府结构趋向“扁平化”,减少了政府间决策信息不对称,提高了行政效率。良好的政策环境有利于要素有序向高效率产业流动,进而促进产业结构有效升级[27]。最后,撤县设区在一定程度上增强了县域的财政收支能力,改变了地方政府的生产性支出偏向,更多地投入公共服务等支出[28-29],长期看有利于地区劳动力素质提高以及科技产出增加,为产业转型升级提供内生动力;同时,撤县设区通过弱化县区的经济事务激励,减少了对辖区内企业的政策偏袒[30],降低资源流向具有政治关联的低效企业,推动资源流向高生产率的企业和部门[26],推动技术革新与产业升级——有效的产业结构升级,又能强化知识技术的溢出效应、生产性服务业的关联效应和分工专业化效应进而提升区域的全要素生产率[31]。

二、模型构建、变量选取及数据来源

(一)模型构建

本文考察“撤县设区”政策对市域全要素生产率的影响,设定如下模型(1):

TFPit=β0+β1Mergeit+ΓXit+

λt+ηi+εit。

(1)

其中,被解释变量为TFPit,表示i市t年的全要素生产率;核心解释变量为Mergeit,代表撤县设区政策虚拟变量,取值为1表示i市t年及以后年份实行了撤县设区政策,取值为0则表示未实行撤县设区政策;Xit为控制变量,包括经济发展水平、人口密度、产业结构、人力资本水平、稳定劳动力规模、固定资产投资规模、信息化水平、要素流动程度、社会消费水平等影响因素;λt为年份固定效应,ηi为城市固定效应,εit为随机误差项,β0为截距项,β1、Γ为待估计参数,其中主要关注Mergeit前的系数,代表撤县设区对市域全要素生产率的影响程度,若β1>0,说明撤县设区对市域全要素生产率有提升作用,若β1<0,则反之。同时,由于地级市间扰动项一般存在序列相关和异方差,故本文均采用市域层面的聚类稳健标准误。

双重差分法的使用有一个重要前提,即处理组与对照组的分组是随机的。在非随机的情况下,倾向得分匹配PSM可一定程度上解决这一问题,因而,往往通过对处理组与对照组进行相似特征匹配获得近似随机分组的效果。故倾向得分匹配法常与双重差分法组合使用。根据撤县设区政策文件(4)中国民政部制定的《市辖区设置标准》(2003年)和《市辖区设置标准》(征求意见稿)(2014年)规定,撤县设区的选择标准包括三项,一是要求非农人口比例不得低于70%,二是要求第二、第三产业占 GDP 比重达到75%以上,三是要求经济总量、财政收入不得低于上一年本市市辖区的平均水平。中有关产业结构、城镇人口比率、财政收入等方面的要求和规范,本文选取人均GDP、人口密度以及第二产业增加值、第三产业增加值、地方财政收入、地方财政支出分别占GDP的比重作为协变量进行匹配。同时,由于PSM只能对截面数据进行处理,使用面板数据会造成前后年份不一致,故对2000—2018年的数据进行逐年匹配(5)限于篇幅,逐年匹配结果平衡性检验表、共同取值范围等可向作者索取。(卡尺范围0.01内一对三匹配),最后合并成面板数据,以保证匹配前后的可比性。

(二)变量选取

1.被解释变量

全要素生产率是衡量发展质量的重要指标,与传统增加要素投入的“粗放式”增长不同,全要素生产率提高强调改善投入产出关系,注重技术进步与管理创新,进而通过提高生产效率和效益来实现经济发展质量提升[32]。核算全要素生产率的方法主要有参数法(以随机前沿法、索洛残差法为代表)及非参数法(以DEA-Malmquist指数法为代表)。其中,随机前沿法计算得到的全要素生产率基于生产函数设定使其具有更好的拟合效果与可解释性,同时还能对全要素生产率进行分解,考虑了投入要素的推动作用[33]。故本文借鉴余泳泽[33]的方法,采用式(2)的超越对数形式生产函数,利用随机前沿SFA模型,测算市域全要素生产率:

lnYit=β0+β1lnLit+β2lnKit+β3t+

β8tlnLit+β9tlnKit+

vit-uit。

(2)

式中,Yit代表i地t年的总产出,本文中用地区生产总值表征;K代表物质资本数量,而地区物质资本数量用该地区资本存量来表征,涉及基期资本存量以及折旧率的确定、投资指标的选择与平减等问题,市域层面的基期资本存量确定采用现有文献的研究方法[34-35],选择2000年为基期,将2000年的资本存量K0按照当年各市固定资产投资(6)2017、2018年部分地级市固定资产投资数据缺失,故当年资本存量按照2000—2016年平均增速类推。I0占所在省份固定资产投资的比例并乘以省级资本存量折算到市域层面,2000年省级资本存量的确定采用张军[36]的方法,固定资产年折旧率δ同样借鉴张军[36]的研究,设定为9.6%。投资指标选择全市固定资产投资总额,并利用市域所在省份的固定资产投资价格指数Pt将其平减为2000年不变价,各市资本存量计算方法如式(3):

(3)

此外,(2)式中L代表劳动力数量,在本文中用全市年末单位从业人员数、私营企业员工数和个体从业人员数总和表征;vit为随机误差项;uit为技术无效率项,服从半正态分布,为非负的随机变量;t代表年份。同时,根据格林(Greene)[37]的研究,采用真实的固定效应模型从时变的技术无效率项中分离出不随时间变化的个体异质性,并利用库姆汉卡和乐福尔(Kumbhakar &Lovell)[38]的方法计算全要素生产率的变化。

2.核心解释变量

核心解释变量为Mergeit,当Mergeit=1时,表示i市在样本研究期间第t年发生了撤县设区,并且之后年份都取1,Mergeit=0则表示i市在t年未实施该项政策。需要指出的是,虽然撤县设区在之前年份有陆续实行,但自1997年冻结撤县设市后,撤县设区才成为扩大城市规模的主要手段,故基于数据可得性、完整性及行政区划调整目标转向,选择2000—2018年为研究时段;同时,针对多次撤县设区的市和一次撤并多个县的市,后文将在稳健性检验部分剔除这部分样本,并将撤县设区数量以及占辖区比例进行替换,以考察不同程度撤县设区的影响,尽可能识别出其真实效应。

3.控制变量

在借鉴现有研究[35,39]的基础上,本文选择以下控制变量:利用人均地区生产总值的对数控制地区经济发展水平的影响;利用市域人口密度控制人口集聚的影响;利用第二、三产业增加值占地区生产总值的比重控制产业结构的影响;利用普通中学在校学生数占年末总人口的比例控制潜在人力资本水平的影响;利用在岗职工平均人数占年末总人口的比例控制稳定劳动力数量的影响;利用固定资产投资额占地区生产总值比重控制固定资产投资的影响;利用电信业务收入占地区生产总值比重控制信息化水平的影响;利用人均货运总量(公路货运量与年末总人口的比值)控制地区间要素流动的影响;利用社会消费品零售额占地区生产总值比重控制社会消费水平的影响。表1为匹配后各变量的描述性统计值。

表1 变量描述性统计表

(三)研究区域及数据来源

研究选择全国地级市作为主要的研究对象。虽然撤县设区发生在县域尺度,但是撤并之后将纳入地级市下辖城区统一管理,其政策效应也将体现在整个市域内,尤其是对于中心城区而言,撤县设区带来的要素集聚、辐射扩散等效应会外溢到市域的临近县域,但由于行政壁垒和地理距离等而对其他市域的外溢性弱,因而,选择市域尺度不仅能满足双重差分中个体处理稳定性前定假设,又能更全面地识别出撤县设区的政策效应。本文选取2000—2018年的市域面板数据作为研究基础,市域层面经济指标数据均来自于城市统计年鉴、2000—2018年各地级市统计公报等,行政区划调整数据通过查阅中华人民共和国民政部网站县级以上行政区划变更情况和国务院批复、行政区划网以及逐年对比县级以上行政区划编码变化(中华人民共和国民政部网站)得出。借鉴已有文献的处理方法,本文对数据作了以下处理:一是剔除了部分数据缺失严重的地级市以及四个直辖市,旨在使数据尽可能平衡且样本差异不至于过于悬殊;二是只留下了研究期内一直存在的样本,以避免县级市升格为地级市等带来的影响;三是利用各地级市所在省的GDP平减指数对所有经济变量进行了价格平减,以剔除价格波动的影响,省一级的价格平减指数根据各省各年地区生产总值及其指数以2000年为基期计算得出;四是对部分变量、个别年份的缺失值进行了线性插值,以充分利用已有样本信息;五是剔除1993—1999年实行撤县设区的样本,排除其对后续政策效果估计的干扰。最终包括199个地级市样本。

三、实证结果及分析

(一)基准回归结果

由表2的基准回归结果可以看到,撤县设区的系数估计值在未控制年份固定效应、城市固定效应以及城市特征的时候为负向影响,在控制了年份固定效应后系数不显著,而在纳入城市固定效应与城市特征的控制变量后撤县设区对市域全要素生产率有显著的正向影响。这说明这种变化主要来源于组内差异,第(1)(2)列混合回归模型忽略了个体异质性,存在较大的估计偏误,而控制了年份固定效应、城市固定效应与控制变量之后的双向固定效应模型更优,其结果表明在研究期内,实施撤县设区政策在1%的显著性水平下促进了市域全要素生产率提升,使得实行撤县设区的市相比未实行撤县设区的市的全要素生产率平均高出1.27%,初步证实了撤县设区对全要素生产率的提升作用。

表2 基准回归结果表

(二)双重差分法识别假定检验

1.平行趋势检验及动态效应

平行趋势检验目的是检验处理组与对照组在政策实施前是否具备相同的时间趋势。本文利用大多数文献采用的检验方法[40],构建模型如式(4):

ΓXit+λt+ηi+εit。

(4)

其中新定义虚拟变量Post(c),在撤并后第c年(c为负值时,表示在撤并前|c|年)赋值为1,其余为0,通过这样处理既可以观察是否符合平行趋势假设,同时还能观察到政策在后几年的持续效应。图2为模型式(4)的回归结果,d_j表示撤县设区政策实施前第j年,di表示撤县设区政策实施后第i年,以开始年份d_6作为对照期,易见在政策实施前年份都不能拒绝其系数为0的原假设,表明撤县设区政策若提前几年发生则不能取得这种效果。这验证了双重差分模型中处理组与对照组的平行趋势假设。同时,在政策实施后2年其系数估计值显著不为0,且为正值,说明撤县设区政策效应具有一定的时间持续性,在撤县设区实行后2年都具有显著提升全要素生产率的效果。

2.排除其他不可观测因素影响

虽然在控制变量中考虑了许多可能影响市域层面撤县设区政策实施的因素,但仍然存在其他不可观测遗漏变量的影响,例如一些无法量化表征的随时间变化的特征,如居民幸福感、城市包容度等,同样可能影响政策的处置效应。本文采用DID常用的安慰剂检验方法,为每个样本随机抽取样本期作为其实行撤县设区的时间,将随机抽样过程重复1 000次。图3为估计系数的概率密度分布图,可以看到随机分配的估计值集中在0附近,并且基准回归估计结果(0.012 7)位于整个分布之外,证明撤县设区对市域全要素生产率的提升效应并非由其他不可观测的随机因素所致,排除了其他随机因素的干扰。

图3 安慰剂检验

(三)稳健性检验

PSM虽然可以使得处理组与对照组更具可比性,但也会造成一定程度上的样本损失。与传统的匹配方法相比,熵平衡法为对照组的每个观测值赋予一个连续性的权重,从而可以在不减少样本容量的情况下实现处理组与对照组在各个协变量上分布矩相近,做到尽可能地利用已有样本信息进行比较[41],故在表3第(2)列使用熵平衡法进行匹配(本文使用二阶矩平衡)。同时,采用1对1的k近邻匹配方法(7)限于篇幅,匹配后平衡性检验表、共同取值范围等可向作者索取。检验结论是否依然稳健。表3显示,不同匹配方法得出的结论具有一致性,且与基准回归结果相差无几。这表明撤县设区政策确实能够有效提升地区全要素生产率。

进一步,表3第(3)列通过控制市域内国家级开发区(相关数据来自《中国开发区审核公告目录(2018年版)》)排除开发区政策的影响,第(4)列通过控制高铁开通(各地高铁开通时间整理自国家铁路局网站)排除不同地区高铁开通造成的地区间要素流动差异的影响,第(5)列通过替换核心解释变量为新设辖区占市辖区数量的比例排除不同撤县设区进程的影响,第(6)列替换被解释变量为DEA-Malmquist方法计算的全要素生产率(8)为了实现不同年份间的可比性,计算全要素生产率时采用的是全局Malmquist指数。同样指定以地区资本存量、就业人数为投入,地区生产总值为产出,由于短期内相关生产要素难以发生大幅变动,故采用产出导向的DEA-Malmquist模型计算。排除不同方法测算全要素生产率造成的影响。结果显示,在控制了开发区、高铁开通以及替换核心解释变量和被解释变量的情况下,撤县设区对市域全要素生产率仍然具有显著的正向促进作用,这说明在排除其他可能影响的情况下结果依然稳健。

此外,一次撤并多县或者不同年份多次撤并对政策效应可能也会有影响,一次撤并多县面临更高的融合成本[10],而不同年份多次撤并可能会造成政策效应被高估,故分别去除此类样本。结果显示(9)由于篇幅限制,回归结果留予备索。在去除部分干扰样本的情况下,撤县设区仍然显著提升了市域全要素生产率。这表明基准回归结果是稳健的,撤县设区确实提升了市域全要素生产率。

(四)异质性检验

在区域层面,由于我国东中西部地区在资源禀赋、国家战略等方面的差异,招商引资、人才引进、土地开发和基础设施建设等方面具有不同的特征,撤县设区对全要素生产率的影响可能存在地区差异。根据国家统计局对我国东部、中部、西部以及东北地区省份划分设置地区虚拟变量并进行加入交互项的回归,结果如表4第(1)(2)(3)列所示。不难发现撤县设区政策在东部对市域全要素生产率有显著的提升作用,而在其他地区影响不显著。可能的解释是,东部地区在招商引资、人才引进、土地开发和基础设施建设等方面具有先发优势,撤县设区契合发展需要,较好地实现了资源的有效配置,促进了城区经济发展与全要素生产率提升。相较而言,西部地区地理区位劣势明显、市场化程度不高、经济社会发展滞后、劳动力流出严重、城镇化水平总体较低,此时盲目推进撤县设区以提高城镇化水平将进一步扩大土地城镇化和人口城镇化不匹配带来的风险,增加城区建设负担,不利于全要素生产率提升。中部地区虽然相比西部地区有更好的资本积累和发展基础,但由于机制体制不完善、产业结构有待优化,撤县设区的政策效应也不明显。

表4 地区异质性检验

在财政能力层面,对上级财政转移支付的不同依赖程度将影响地区政府的支出偏好,往往财政依赖度越高的地区越容易产生“路径依赖”,过度的财政负债压力将挤压非生产性支出,不利于地方的科技投入和技术进步,进而影响全要素生产率提升。第(4)列将样本分为财政依赖型和财政自主型(10)将市辖区财政支出占财政收入的比例czjg表征市辖区对上级财政的依赖程度,若比例大于1.03(按照国际上通行的《马斯特里赫特条约》标准,赤字率3%一般设为国际安全线),则视为财政依赖型,否则视为财政自主型。需要说明的是,以财政支出占财政收入的比可能会高估政府财政赤字,但这不影响对结论的判断。两类回归分析发现,财政依赖型市辖区会弱化撤县设区对全要素生产率的提升作用。这主要是由于撤并后新设城区扩建会加剧财政资金紧张,挤占创新支出等其他支出,不利于全要素生产率提升。

在城镇化阶段层面,中国式分权带来的地方官员晋升激励[42],使得地方土地财政模式难以一时改变,由此引致的快速土地城市化,扩张了城市规模,但人口集聚却并未同步上升[43],进而产生人口城市化与土地城市化不匹配的经济风险。因此,作为城市空间扩展的撤县设区政策,在不同人口城镇化水平的地区可能产生不同的影响。第(5)列将非农业人口占年末总人口的比例作为人口城镇化的代理变量引入交乘项发现,人口城镇化水平越高,撤县设区政策效应越明显。这表明非农人口给城市发展提供了大量的劳动力,也为城市空间扩张提供了重要的资源要素,人口城镇化和土地城镇化较好的匹配有利于提升劳动生产率,进而促进全要素生产率提升。

在撤县设区情况异质性方面,不同地级市撤设数量及规模有所不同,同样会使撤县设区的政策效应产生异质性影响。因此,在模型中加入撤县设区与撤设数量、管理规模扩张、管理规模收缩、管理规模不变的交互项。其中,撤设数量为地级市在研究期间的累积撤县设区次数,管理规模扩张、收缩与不变分别则代表与撤县设区后的市辖区相比,原本被撤并县市行政面积是否变大、变小或维持不变。结果如表5第(1)(2)(3)(4)列所示,发现,地级市撤并下辖县市的数量越多,撤县设区对市域全要素生产率的推动作用就越大,一方面,在研究期间地级市撤并县市数量越多说明城市正处于城镇化需求的高涨期,适度的撤县设区有利于城市“扩容提质”;另一方面,研究期间内多次撤并县市的地级市也应具备更强的经济实力与更完备的基础设施,能够较好地兼容县改区后的中心城市的发展模式。

表5 撤设情况异质性检验

另外,不同地级市撤县设区政策存在较大差异,有些是在撤地设市过程中伴随的撤县设区,有些则是在原有市辖区基础上撤并周边县市,还有些从周边发展较好的县辖镇“切块”设区或从多个发展较好县市的部分地区重组合并而来。第一种随地区升格而撤设更类似于“被动适应”,而直接撤设周边县市以及“重组合并”更倾向于“主动适应”。因此,撤县设区虚拟变量与随地区升格撤并、直接撤并、重组调整各做交互项以探究其在不同撤并情况下对市域全要素生产率的异质性影响。结果如表5第(5)(6)(7)列所示,发现,直接撤并与重组调整更有利于提升市域全要素生产率。究其原因,可能是直接撤并与重组调整更加适应市域发展的要求,顺应城镇化发展的趋势,因此在撤并后相应地减少了管理成本与体制机制转型的时间,有利于市域发展质量提升。

四、撤县设区提升市域全要素生产率的作用机制

对于撤县设区这一项行政区划调整政策来说,其带来的政策效应是多方面的,不仅仅是新型城镇化背景下城市规模适度扩张与承载能力提升的需要,也是实现资源有效配置、结构优化的重要举措。中国在不断推进城镇化进程中要实现经济长期可持续增长,需要清楚撤县设区是通过何种机制促进了全要素生产率提升,进而稳妥审慎、有选择地推进撤县设区。因此,有必要进一步探讨撤县设区政策提升全要素生产率的作用机制。

(一)城区扩张、新建企业进入与地区创新水平

表6以交互项的形式考察撤县设区是否因扩大辖区规模吸引新建企业(12)新建企业进入、发明专利授权数目、实用新型专利公开数目来自北京大学企业大数据研究中心:张晓波,2019,“中国区域创新创业指数”,https:∥doi.org/10.18170/DVN/PEFDAS,北京大学开放研究数据平台,V4。,进而带来地区企业创新能力提升。基于式(1),第(1)列将被解释变量替换为市辖区城市建设用地面积,检验撤县设区是否促进了辖区城市面积扩大;第(2)列替换被解释变量为新建企业,纳入与辖区城市面积的交乘项,检验撤县设区是否因扩大辖区建设面积进而吸引新建企业进入;最后,第(3)(4)列将实用新型专利公开数目与发明专利授权数目作为被解释变量,探究新建企业进入(13)考虑到发明专利等的申请授权需要经历一段时间,故此处用的是滞后一期的新建企业进入数量,并且,这样能够一定程度上缓解内生性问题。是否促进了当地企业创新产出。结果如表6所示。回归结果表明,撤县设区显著促进了辖区城市规模扩张,并通过辖区城市规模扩大使得新建企业数量显著增加,而滞后一期的新建企业数量又显著促进了地区创新水平提升。可见,通过城区扩张吸引新建企业进而提高地区创新水平是撤县设区政策提升全要素生产率的路径之一。

表6 机制检验表

同时,全要素生产率的分解可识别撤县设区带来的经济增长部分究竟是由技术效率提升贡献,还是由管理效率或者规模效率等提升所贡献,这可能代表着撤县设区促进地区经济发展质量提升的不同作用路径。本文将撤县设区政策对全要素生产率分解项的影响进行了回归,结果(14)由于篇幅限制,此项结果留予备索。发现撤县设区政策对全要素生产率的提升作用主要来自于技术效率改进,即在现有技术和投入不变的情况下,撤县设区顺应了地区发展的空间和行政级别适时调整的需要[16],提升了城市管理效率与水平,进而促进了全要素生产率的提升。但同时,在区域竞争和政绩考核压力下,部分地区通过撤县设区推动城镇化进程,盲目扩张城市规模,以超前的土地城镇化争夺外来人口与产业,但这些注重“短平快”项目的政绩工程,往往效率并不高,且一定程度上造成了重复建设与资源浪费,并没有真正带来技术进步和规模经济,因此并未带来技术进步率与规模效率的改进。

(二)产业结构转型升级与全要素生产率

五、结论与政策建议

(一)结论

事实上,行政区划调整对我国快速城镇化作出了贡献,除政治功能外,其日益增强的资源配置与结构优化功能同样不能忽视。如今中国正处于经济由高速增长转向高质量发展的阶段,城市扩容提质需求与“假性城市化”之间的矛盾,已成为城市高质量发展的重要突破口,尤其是对于地级市来说,如何平衡市域经济发展差异,加快区域一体化,提升城市发展质量,是当前亟须回答的问题。撤县设区作为近年来备受关注的一项行政区划调整政策,在新型城镇化建设进程中扮演着独特而又不可或缺的作用,探究其是否提升了市域全要素生产率及其作用机制,对于深刻理解新型城镇化进程,厘清撤县设区与城市高质量发展的内在逻辑具有重要的现实意义。

本文基于2000—2018年市域数据,应用双重差分模型识别了撤县设区政策对市域全要素生产率的提升效应,并且通过了改变不同匹配方法、排除其他因素干扰、替换变量等多种方法的稳健性检验。同时,通过地区异质性分析发现,撤县设区在东部地区对全要素生产率具有显著的提升作用,而在中部、西部地区政策效应不显著;在低财政依赖度、高人口城镇化水平、高经济关联度特征的城市撤县设区政策效应更加明显。对影响机制分析发现,撤县设区主要是通过扩大城区规模吸引企业进入,提升地区创新水平以及促进产业结构转型升级等路径促进市域全要素生产率提升。

以上结论表明,在快速城镇化的很长一段时间里,撤县设区这一行政区划调整政策既带动了市域经济量的增长,也有效促进了城市“扩容提质”,提升了市域经济发展质量。同时还意味着经济发展到一定阶段,“城市扩容”与“区域一体化”是必由之路,并是化解和防范城市发展中人口城市化与土地城市化不匹配风险的重要举措。因此,合理有序地撤县设区是适应城镇化发展适时调整的需要,而实现城市规模的有序扩张以及提升区域协调统筹规划能力本身也是充分发挥行政区划调整资源配置功能的重要体现。

(二)政策建议

基于上述分析,本文提出以下政策建议:一是要视城市发展阶段及需求,有序实施撤县设区。过去部分地区为了城市化或升格行政级别而撤县设区的行为违背了经济发展规律,造成了经济结构与管理体制不匹配的现象。因而,要加快我国撤县设区的功能导向转变,摆脱地方政府政绩考核推动、“以地生财”等粗放增长模式的不利影响,提高撤县设区准入门槛,精确识别城市“扩容提质”需求,对于新设辖区要建立有效的配套措施、政策优惠与高新技术企业支持举措,充分发挥撤县设区的创新驱动发展以及产业结构转型升级效应。二是要以高质量发展为导向统筹推进不同地区的撤县设区工作。对于西部地区,重要的是提升城市发展基础,防止陷入经济低水平发展路径锁定,支持产业基础好、区域内要素流动强的地区增设一批中小城市,依托中心城市承接国内外产业转移,带动周边地区发展。中部地区则要以城市群发展为导向,适时稳步推进大中型城市撤县设区进程,打破行政区划隔阂,促进地区间要素双向流动,加快市域内部以及市域之间的融合协调发展。东部地区要借助撤县设区为城市群、都市圈发展建立有效的现代治理体系,协调区域发展利益,防范化解城市发展过程中的重大风险,进一步提升城市群、都市圈的发展质量。三是在行政区划调整中要给予地方政府更大的发展权限,推动地方政府增长导向转变。虽然与同期其他政策相比,撤县设区对于地区全要素生产率的提升作用要小于开发区等政策,但以人为核心的发展才是政府主导推动城镇化的最终目的。这需要增强地方政府财政收支能力,实现从增长导向转向公共服务导向。