全面创新改革试验区政策的城乡融合效应——基于皖川两省的准自然试验

夏岩磊 刘 冰 耿刘利

[内容提要] 利用2001-2021年度安徽和四川两个试点省份的面板数据,以及合成控制、安慰剂检验、双重差分模型、交互项模型等计量方法,分析政策实施所引致的城乡融合效应和作用机制。研究表明:政策实施显著提升了试点省份的城乡融合程度,具有稳健性;政策效果主要通过城乡要素双向流动、产业交叉融合和公共服务均等化等三条路径实现,形成了以一体效应、产业效应和共享效应为内涵的城乡融合效应;政策实施能够弥合省际与区际间的城乡发展差异。

一、引言

“建成社会主义现代化国家”是面向“十四五”和二〇三五年远景目标的核心任务,保障该任务实现的重要途径是全面深化改革,即以“创新”为引领全面推动经济社会变革。为破解体制障碍、探索跨行政区域协同发展的联动机制,2015年5月,中央全面深化改革领导小组审议通过全面创新改革试验区(以下简称“全创改试验区”)总体方案,首批确定京津冀、上海、广东、安徽、四川、武汉、西安、沈阳等8个区域进行试点。2021年4月国家发改委、科技部再次确定北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、安徽、湖北、广东、重庆、四川、陕西等13个区域开展新一轮试验,进一步推动创新改革。全创改试验区政策实施的五年,恰是中国农业农村蓬勃发展的五年:全面建成小康社会,5500余万农村贫困人口实现脱贫;农业现代化不断推进,粮食年产量稳步增长;农业转移人口城镇落户目标顺利实现,城镇化程度不断提升。各类农业农村良好发展态势的潜在动因,就是经年囿于二元结构的城乡非平衡成长模式得到转变、非充分发展趋势得以遏制,城乡关系正在重塑、城乡差距逐步缩减。回溯上述历史阶段,能够梳理出两个现象:一个是城乡融合日趋紧密,另一个是全创改试验区政策成果日趋凸显,两者具有直观的依存性。但是,在“现象”层面表征关联的两个事件是否具有“内在”因果联系?如果存在这种联系,那么原意以突破行政区划壁垒、破解体制机制障碍为目标的全创改试验区政策,不仅完成了试点任务,同时又为城乡融合提供了“正向外溢”。如果这种联系能够得到验证,则既在现有认知的基础上挖掘了政策的新功能,又为持续实施该政策的合理性提供了理论支撑。

略显遗憾的是,由于第一轮全创改试验区政策刚刚完成,将两者结合并深入探究的成果暂不多见。考察全创改试验区政策的相关研究文献,主要是对政策实施成效做评估或测度,提出有助于提高政策实施效果的对策建议,如基于大数据手段对试点省份政策实施行为的舆论信息评估[1]、对政策实施区域的创新能力提升效果及空间外溢效应的测度[2]以及对城市绿色创新水平的影响效应测度[3]等。考察城乡融合影响因素的相关研究文献,主要是从制度供给、地理空间因素及其动态耦合协调、要素结构调整与配置优化,财政体制、金融服务、政府行为[4][5],社会资本下乡与村社主导等视角出发,构建城乡高质量融合的评价体系构建及融合程度测度[6],分析发达地区与欠发达地区在城乡各领域的差异,并从突破人才瓶颈、完善社会服务体系、支持新型农业经营主体规范发展等层面,提出促进城乡融合及乡村振兴的建议。可见,围绕全创改试验区政策效果评估议题的研究大多沿着创新产出评价与效率测度等方向演进,与农业农村发展的研究方向距离较远;围绕城乡融合议题的研究也尚未将创新性激励政策的影响作为决定因素纳入考量。基于当前对两个存在客观关联的对象进行关系研究的成果较为缺乏的事实,本文以“全创改试验区政策”为干预手段、以“城乡融合程度不断加深”为干预结果,开展政策评价研究,拟从两个层面加以拓展分析:

一是分析全创改试验区政策实施与试点区域城乡融合程度加深之间是否存在因果关系。全创改试验区政策是具有强制性制度变迁特征的政府干预行为,其目标是打破区域壁垒、形成联动效应。但是,为达到该目标所采取的各类措施手段,恰与城乡融合进程中亟需突破二元结构束缚的需要相契合,从而为提高试点区域城乡融合程度提供外生动力。因此,采用合理可信的方法对两者之间的关系进行因果识别,构成对当前研究现状的第一层拓展。

二是分析全创改试验区政策通过何种途径促进试点区域城乡融合程度提升。城乡深度融合必然是多重因素叠加的结果,但由全创改试验区政策引致的城乡融合效果,需要通过机制分析和特定手段进行识别。同时,全国总体经济状况仍然存在不平衡和不充分的区域特征,对发展程度不同的区域实施相同的政策手段,理论上会存在效果差异。差异是收敛抑或发散,将成为判断政策可持续性的重要依据。如果因为实施某项政策而放大了区域差距,同时政策收益不能潜在补偿相应损失,则政策可持续性将得到质疑。因此,对作用机制及其效果差异的统计验证,构成对当前研究现状的第二层拓展。

本文可能的创新在于:对“全面创新改革试验区”政策进行实施效果评价,已有成果大多关注了政策实施对试点地区创新性指标的提升作用,但忽略了该政策在乡村振兴层面也存在着正向外溢效应的事实,本文一是对政策实施是否引致了城乡融合程度提升进行因果识别,明确了城乡融合效应的存在性;二是给出了政策干预行为所形成的三种不同类型的城乡融合效应,明确了内在作用机理;三是验证了中部和西部两个试点地区实施该政策后的效果差异存在收敛性,明确了政策延续价值。

鉴于入选两轮全面创新改革试验区的对象有所差别,本文在中部和西部各选取一个同时参与两轮试验的省份(分别为安徽省和四川省)构成干预组,并以未实施全创改试验区政策的6个中部、西部省份(分别为河南、江西、湖南、云南、青海、甘肃)构建控制组,利用2001-2021年数据及合成控制、双重差分等计量识别方法,评价全创改试验区政策的实施效果。基于东部省份的发展基础与创新条件历来优于中西部省份的现实,三者之间的可比性较弱,从而没有选取同时参与两轮试验且隶属于东部地区的省份(如广东省)做对比。

二、全创改试验区促进城乡融合的理论分析

(一)全创改试验区政策推动了制度创新,通过突破地域与行政壁垒,加速城乡要素双向流动,形成城乡“一体效应”

全创改试验区政策的实施手段是系统推进试点地区破除科技、财税、区划等体制机制障碍,为创新型国家建设提供统筹性的全新“引擎”。破除体制机制障碍的本质是制度变革,直接得到“松绑”的就是生产要素。但要注意的是,仅为单向的要素流动不仅引致城乡差距不断拉大,还会导致交易成本上升与效率差距锐增,只有城乡间双向流动才是构成一体化的重要支撑[7]。全创改试验区政策试图实现的“关键核心技术攻坚”和“技术要素市场体系完善”,恰好为要素“解绑”和双向流动提供了可能:一方面是城市创新要素不断向农业农村流动,主要表现为创新成果在农业农村领域的应用前景愈加广阔,城市创新业主体及现代信息技术要素不断向乡村产业转移;另一方面则是农业农村要素得到进一步盘活利用,为剩余劳动力进入城市提供住房、教育、医疗业等条件保障。城乡要素的高度流变,打破了传统的“二元性秩序”、突破了原有城乡结构和边界尘封,内生地形成了融合诉求。因此,实施全创改试验区政策满足了城乡融合对要素双向流动的现实需要,形成了城乡“一体效应”。

(二)全创改试验区政策推动了技术创新,通过传统产业改造与升级,加速城乡产业融合,形成城乡“产业效应”

打破二元发展格局、缩减城乡经济发展差距,是实现城乡融合的首要途径。缩减城乡差距需依靠“产业兴旺”,如果农业农村产业发展得到扶持与提升,城乡三产融合不断加深,则城乡深度融合必将实现。以“重构高效科研体系”为首要指导原则的全创改试验区政策,恰为创新驱动城乡产业融合提供了“土壤”。一是为农业全产业链、供应链和创新链的价值提升提供制度保障。现代科学技术的大规模应用,进一步挖掘了传统农业要素的潜力,提高了全要素生产率,促进了“农工结合”、“农旅结合”、从农产品产量到品质、从服务业规模到素质,均得到大幅提升。二是为农业技术成果提供了转移转化平台。清洁能源、生态农业、绿色技术及各类知识产权,应用到新兴农业产业,实现了传统农业的改造与升级[8]。因此,实施全创改试验区政策满足了城乡融合对产业高质量发展的现实需要,形成了城乡“产业效应”。

(三)全创改试验区政策推动了管理体系创新,通过提升服务效率和服务水平,加速城乡公共服务均等化,形成城乡“共享效应”

城市治理能力不断提升,是近年我国创新城市建设取得的重要成就之一。但与之不相适应的是,乡村治理能力缺乏长期制约着乡村各项事业发展,城乡治理体系错位和治理能力失配长期存在。全创改试验区政策的实施,为改变城乡治理差距提供了有效路径。大数据、云计算、新基建等现代信息技术不断应用于农村治理,有效提升了社区、县域和乡村的管理水平和社会治理效率,促进了城乡管理体系趋向更加完备和更加协调[9],突破了“城是城、乡是乡”的二元化格局,有效推动了公共资源的公平分配和机会均等。从“包容审慎监管新产业新业态入手”到“促进平台经济和共享经济健康发展”,全创改试验区政策在推动以平台经济和共享经济为内涵的产业新业态发展的同时,外溢性地推动了城乡公共资源分配更加趋于合理,充分实现共享。因此,实施全创改试验区政策满足了城乡融合对公共服务均等与治理体系能力协同的现实需要,形成了“共享效应”。

图1展示了全创改试验区政策促进城乡融合程度提升的作用机制与政策效应。

图1 全创改试验区政策促进城乡融合的机制与效应

三、实证设计、变量说明与数据来源

(一)实证设计

为精准识别全创改试验区政策对试点省份城乡融合程度的影响效应,本文的实证分析包含三个方面,一是以“全创改试验区”为干预手段、以“城乡融合程度”为干预结果,采用Abadie and Gardeazabal(2003)[10]、Abadie et al.(2010)[11]、Abadie et al.(2015)[12]等提出合成控制法(SCM)验证两个变量之间是否存在因果关系;二是采用双重差分法(DID)和安慰剂检验对合成控制得到的实证结果进行稳健性检验;三是利用交互项回归检验“要素双向流动”、“产业交叉融合”和“公共服务均等化”等三条作用路径。其中,合成控制法的检验步骤如下:

1.用T0代表实施全创改试验区政策之前的年份,考虑到政策效果滞后性,将政策出台后的第二年(2016年)作为临界点T,则T0对应2016年之前,1≤T0≤T。对于某区域i=1,…,Q+1和时刻t=1,…T,用Yit,0表示区域i在时刻t没有实行全创改试验区政策时的城乡融合程度,用Yit,1表示区域i在时刻t实行全创改试验区政策后的城乡融合程度,从而τ1t=Y1t,1-Y0t,1表示了全创改试验区政策所产生的城乡融合效应。

2.由于:Yit=DitYit,1-(1-Dit)Yit,0

(1)

Yit,0=δt+θtZi+λtμi+εit

(2)

其中,δt是时间固定效应,θt是K×r维未知参数向量,Zi是不受全创改试验区政策冲击的控制变量,λt为1×F维无法观测公因子(即同时冲击全部省份的共性因素),μi是F×1维无法观测的地区固定效应,εit为随机误差(即每个地区观测不到的短期冲击),满足白噪声条件。通过对每个控制组中的省份特征进行加权,虚拟出时点T之后的试点省份状态,即,没有受到政策冲击的情况下,试点省份可能的状态,以此作为“反事实”变量的估计值。令权重向量W=(w1,w2,…,wn+1),满足对任意的∀wn∈w,Wn≥0,且∑wn=1。权重W的每一个取值体现为一个合成控制组,针对每个控制组省份的结果变量值,经加权后得到:

(3)

如果存在一个最优的权重组:

(二)变量说明

1.被解释变量——城乡融合度(CRID)

利用城乡耦合协调度作为替代指标。即,将城镇与乡村视为具有内在关联的双重系统,选取测度城乡发展的若干指标,计算耦合协调度并以此反映城乡两大经济系统内部各要素间的互动程度。借鉴已有研究,表1给出了城乡融合度测算指标体系[13]。

表1 城乡融合度测算指标体系

根据表1包含的各项指标数据,首先进行归一化处理。由于各项指标均为正数,可以直接进行标准化。其中,Xij代表城市或乡村系统内部各指标数据,经过归一处理后的数据转换为无量纲。

(4)

其次利用熵值法确定各项指标权重:

(5)

(6)

(7)

Vj=1-Gj

(8)

(9)

其中,G为第j项指标的熵值,m为各系统内部的指标数,wj为权重。最后测算城乡两个系统的发展水平指数:

(10)

其中,UC和UR分别代表城市和乡村的发展水平指数。利用两个发展水平指数可以得到城乡综合发展水平指数T、城乡耦合度C以及城乡耦合协调度D。系数α和系数β分别为城乡发展在完整系统中的比重,参考当前大多数文献的做法,本研究取两个系数值均为0.5。

(11)

T=αUC+βUR

(12)

(13)

2.协变量

全创改试验区政策的试点省份选择,与该省份的自然特征、经济发展特征等具有强烈的关联。同时,试点省份及其邻近省份可能会在多个方面存在相似特征。为避免共线性、缓解内生性,同时也为完成虚拟试点省份变量的合成,这些特征性因素需要纳入相应回归或进行相应处理。基于已有文献的普通支持,选取二三产业贡献率REID、固定资产投资增长率RFID、财政公共预算支出增长率FPBE、交通公路里程THMM、教育水平EDUA、研究与发展经费支出IRAD等为协变量。其中,二三产业贡献率,利用各省份年度第二、三产业增加值占GDP增加值比重赋值;固定资产投资增长率,利用各省份年度固定资产投资增长额占总投资比重赋值;财政公共预算支出,利用各省份年度地方财政一般公共预算支出增长率赋值;交通公路路程,利用各省份年度公路线路总里程数赋值;教育水平,利用各省份年度高等学校在校学生数赋值;科技研发投入,利用各省份年度R&D经费投入赋值。

3.其它变量

关于全创改试验区政策如何提升城乡融合程度,本文提出了三个作用路径,即全创改试验区政策将通过促进城乡要素流动更为顺畅、促进城乡产业融合更为深化、促进城乡公共服务更为均等实现城乡融合程度提升的效应。为验证机制存在性及其效果,需对三个路径变量进行测算。

(1)城乡要素流动、城乡公共服务均等化变量的测算方法

借鉴姚毓春、梁梦宇(2021)采用的指标体系,构建测度城乡要素流动顺畅化URFF和城乡基本公共服务均等化URCS等两个变量的指标体系(表2),并沿用熵值法计算城乡要素流动指数和公共服务均等化指数[14]。

表2 城乡要素流动和公共服务均等化等两个指数测算

(2)城乡产业融合变量的测算方法

借鉴张峰等(2021)[15]利用城乡产业劳动力的人均收支差异作为测算产业融合度的方法,为本文需要使用的城乡产业融合度指标赋值。该方法认为,城乡居民劳动收入均等是城乡产业发展的最终目标,而收入均等的表现形式则是城乡劳动力收入差异不断缩小。具体测算方法如下:

(14)

其中,RLI、RLE分别代表农村产业劳动力的人均收入与支出;CLI、CLE分别代表城市产业劳动力的人均收入和支出。

(三)数据来源与统计描述

本文数据来源于《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、前瞻数据库、同花顺iFinD数据库,以及安徽、四川、云南等8个研究对象省份的历年统计年鉴,其中,2021年数据来自于相关省份的统计公报、统计部门网站。研究涉及到的变量,依据性质可以分为两类:一类是城乡融合程度、城乡要素流动、城乡公共服务均等化和城乡产业融合等需要进行测算获得的变量,另一类是如二三产业贡献率、固定资产投资增长率等不需要进行测算即可获得的协变量。表3给出了2001-2021年安徽、四川两个省份的两类变量的统计性描述。

表3 2001-2021年安徽、四川两省份各变量统计性描述

四、实证分析

在定义变量、确定数据来源及选取计量分析方法基础上,利用2001-2021年度湖南、江西、河南、甘肃、青海、云南等未进行第一轮“全创改”试验区试点的中、西部省份数据,对安徽和四川两个省份进行合成。为了剔除作为第一轮“全创改”试验区政策的试点城市——武汉市和西安市对所在省份及其域内其它城市产生的空间关联和溢出效应,中部省份湖北及西部省份陕西没有作为合成控制组的构成省份。

(一)合成控制结果分析

1.皖川两省的合成变量构造

根据合成控制法的基本思路,通过线性组合方式构造“合成安徽”与“合成四川”,合成过程中的其他省份的权重如表4所示。共有2个省份构成了合成安徽,分别为河南0.704和云南0.296;3个省份构成了合成四川,分别为云南0.652、河南0.29和青海0.059,其余控制组的省份权重均为0。该权重测度结果与现实情况较为符合:安徽与河南同属中部省份,河南权重占比70%,在经济结构、人文习俗、生态环境等诸多方面存在相似之处;四川与云南、青海同属西部省份,国土接壤,同时在教育水平、科技投入、资源禀赋等方面较为相近。

表4 合成安徽和合成四川的省份权重

进一步将2016年(政策干预)之前的真实安徽、真实四川与合成安徽、合成四川的各个协变进行对比,结果如表5所示。以合成安徽与真实安徽为例:各个协变量的真实值与合成值均较为接近,两者差异率的绝对值总体低于10%,仅有“固定资产投资增长率”和“交通公路里程”两个指标的差异率分别达到13.31%和14.66%。该结果能够说明合成安徽较好地拟合了“全创改试验区”政策在2016年之前的安徽省总体特征,可以根据合成控制法给出的权重对云南、河南两省构成控制组评估政策干预引致的城乡融合效应。同样的分析适用于对真实四川和合成四川的协变量分析,仅有“财政公共预算支出”一个指标存在异常,总体来看能够较好地拟合真实情况。

表5 预测变量与真实变量的拟合对比

2.政策效果评价

基于控制组及权重确定后的合成变量与真实变量的对比,图2给出了合成安徽、合成四川与真实安徽、真实四川的城乡融合趋势的发展路径。其中,实线代表真实变量的走势(即,受到全创改试验区政策干预的城乡融合发展状况),虚线代表合成变量的走势(即,未受到全创改试验区政策干预的其他省份城乡融合发展状况),垂直于横轴的虚线代表政策实施效果开始显现的年份(2016年)。

(1)安徽政策效果分析。合成安徽较好地拟合了2016年政策实施之前的安徽趋势,大部分年份两条曲线呈现重合;2016年之后,政策效果开始显现,主要表现在两条曲线之间的差距开始拉大,表明在受到全创改试验区政策激励之后,安徽城乡借助科技创新政策产生的经济效应,提升了融合程度和融合质量。需要说明的是,两条曲线在2020年度交叉,形成了真实安徽曲线的“V”型变化态势。可能原因是,受到2020年春季新冠肺炎疫情的冲击,创新性政策产生的经济效应与社会效应在一定程度上被抵消;2020年之后,伴随党中央、国务院不断加大稳定民生、就业等领域的投入,政策间协调的效果再度显现,从而真实安徽的发展轨迹再次与合成安徽的发展轨迹分离并逐步拉开差距。

(2)四川政策效果分析。合成四川总体拟合了2016年政策实施之前的四川趋势,但相对于合成安徽而言,合成四川对真实四川在政策实施之前的发展轨迹的拟合效果略有差距。2016年之后,政策效果没有即刻显现,表现在真实四川曲线在2020年之后才跃升到合成四川曲线之上,从而表明政策实施对于四川城乡融合的激励效应是在2020年之后显现出来。真实四川和合成四川的两条曲线也存在着在2020年度交叉的现象,仍有可能是受到新冠肺炎疫情的冲击影响,政策效应有所抵消。

(3)政策效果的省际差异分析。基于安徽和四川两个省份独立的政策效应评价,进一步对省际间的政策实施效果作对比,考察相同的创新性政策对分属于不同宏观区域的省份的干预效果,如图3所示。安徽和四川的省际间政策实施效果差异可以采用拟合差异的“差异”来表示:如果该“差异”的散点分布形态是收敛的,说明全创改试验区政策的实施为缩减省际间城乡融合程度的差异(因两个省份分属于中部和西部,缩减省际差异也意味着缩减了区际差异)提供了制度激励;如果该“差异”的散点分布形态是发散的,则说明政策的实施将放大省际差异(或区际差异)。

图2 “全创改试验区”政策对安徽、四川城乡融合程度的影响效果

图3 “全创改试验区”政策的省际差异分布形态

图3的左图和中图分别刻画了两个省份的拟合差异,右图则是拟合差异的差异散点分布,其分布形态存在两个方面的特征:一是2016年之后,拟合差异的差异大多排列在[0.5,1]区间内,二是2016年之后,拟合差异的差异存在趋向于“0”点的变化趋势。从提升城乡融合程度的视角考察,第一个分布特征表明了全创改试验区政策在安徽的实施效果略优于四川的实施效果,可能的原因是与四川省相比,安徽地处长三角地区,在获得全创改试验区政策激励的同时,又受到江浙沪等发达地区的辐射与溢出,短期叠加后的效果较四川省更加明显。但第二个分布特征也表明,在全创改试验区政策的长期激励下,四川省与安徽省的城乡融合效果差异在不断缩减,逐渐趋于无差异。上述分布特征能够说明,即使不加剥离省份间的区位差异,实施以全创改试验区为代表的系列创新性政策,不仅有助于被干预省份的城乡融合程度深化,同时能够弥合中部和西部地区的区际差异,即:实施创新性激励政策具有可持续性和重要价值。

(二)稳健性检验

1.安慰剂检验

(1)基于截面个体进行随机置换检验

假定全创改试验区政策的城乡融合效应不显著,并对控制组省份进行随机抽取构成政策效应估计分布,如果安徽(及四川)在分布中处于尾部,且低于设定的显著性水平,则可以拒绝原假设,认为全创改试验区政策促进城乡融合的效果显著。图4给出了随机置换检验结果。

黑色实线展示了干预省份安徽和四川的城乡融合效应,浅色虚线展示了分别进行合成控制的其他控制组省份的城乡融合效应,两者构成了政策处理效应的估计分布。利用政策干预后的实验组均方预测误差平方根(RMSPE)与政策干预前该指标数值的比值对实证结果与随机置换检验结果间的差异进行分析[16]。2016年之前,安徽和四川的政策处理效应与其他控制组省份较为接近;2016年之后,两个省份的政策处理效应高于其他省份。需要说明的是,即使去除拟合程度不好的省份后,四川的政策效应仍然没有安徽显著,该对比结果与图2揭示的结果保持一致。上述结果可以表明,基于合成控制法进行的安徽省和四川省的政策效应评估结果,具有稳健性。

图4 随机置换检验:与其他控制组省份相比较的安徽、四川政策处理效应

(2)基于权重最大的控制组个体置换检验

选取与干预省份最相近(即合成权重最大)的控制组省份,重新进行合成控制,考察该控制组省份与干预省份之间的效果差异。由于控制组没有实施全创改试验区政策,不应具有显著的政策处理效应,因此,如果权重最大的控制组个体与干预省份同样显示出显著的政策处理效应,则说明“全创改试验区政策对干预组的城乡融合效应显著”这一实证分析结果是缺乏稳健的。图5给出了个体置换检验结果。

根据表4给出的合成权重,采用的置换检验方法[17],分别对安徽、四川两个省份合成权重最大的控制组个体(分别为河南省和云南省),按照合成控制法进行相同命令程序的拟合,由图5展示真实值与拟合值的分布状态。与图5相比较,从合成河南与合成云南自2001至2021年度的城乡融合指数变化趋势来看,2016年前后没有表现出明显的分异性变动,两个控制组省份没有体现出显著的政策处理效应。上述结果可以表明,基于合成控制法进行的安徽省和四川省的政策效应评估结果,具有稳健性。

图5 随机置换检验:权重最大的控制组个体政策处理效应

2.双重差分检验

双重差分法也是评估政策效果的一种常用方法。为检验合成控制法得到的实证研究结果的稳健性,本文采用双重差分法作为验证方式,进一步评价全面创新改革试验区政策的城乡融合效应是否显著。借鉴王珺鑫、王磊(2021)构建的理论模型,采用如下结构的双重差分模型[18]:

CRIDit=βTREATi×AFTERt+δXit+αi+YEARt+εit

(14)

其中,i和t分别表示省份和年份。CRID为变量“城乡融合程度”,TREAT为虚拟变量“是否为全创改试验区政策试点”,如果某省份在2001-2021年度范围内实施了全创改试验区政策,则该省份为处理组,TREAT=1;否则即为控制组,TREAT=0。该变量只与个体特征有关,不随时间改变,因此没有下标t。AFTER为时间虚拟变量,2016年及以后,AFTER=1,其他年份AFTER=0。该变量只与政策实施年份有关,不随个体特征改变,因此没有下标i。交叉乘积项TREAT×AFTER的系数β,度量了双重差分估计量,表明了全创改试验区政策的实施对安徽和四川两个省份所产生的城乡融合效应。如果该系数显著异于0,则表明全创改试验区政策存在着显著的城乡融合效应。为进一步提高模型精度,采用时间固定效应YEAR和个体固定效应α,ε为随机误差项,集合X为包括固定资产投资增长率、财政公共预算支出等6个变量在内的控制变量,具体赋值方法已在前文中说明。表6给出了安徽和四川两个省份的双重差分检验结果。

表6 全创改试验区政策的城乡融合效应检验:基于DID模型的估计结果

表6仍然基于安徽和四川的效应对比思路,分别列出了两个省份的政策效应的DID检验结果。其中,模型(1)、(2)是在“未控制协变量”和“控制协变量”两种条件下的参数估计结果;模型(3)是引入2005、2010和2015等3个年份变量,分别把这三个年份假定为政策实施年份,对AFTER赋值为“1”(其他年份赋值为“0”),并重新与虚拟变量TREAT做交叉乘积,如果这些没有受到政策冲击的年份同时呈现出显著的政策处理效应,则前述实证研究结果不稳健[19]。

从安徽数据的检验结果考察,无论是“未控制协变量”还是“控制协变量”的条件下,全创改试验区政策的城乡融合效应均在1%水平下显著。分别假定政策实施之前的2005年、2010年和2015年为政策实施年份,得到的3个估计结果均不显著。该结果可以表明,以2016年为分界点,2016年之前不存在政策处理效应。四川数据的检验结果与安徽的结论一致,即,全创改试验区政策的城乡融合效应均在1%水平下显著,2016年之前不存在政策处理效应。通过DID检验结果,可以认为:采用合成控制法,对在安徽和四川两个省份实施的全创改试验区政策所产生的城乡融合效应估计结果是稳健的。

五、全创改试验区政策提升城乡融合程度的三重机制分析

实施全面创新改革试验区政策有利于营造有效的制度环境和公平的市场环境。“环境”具有典型的公共物品性质,不仅能够对该政策所明确指向的“科技金融创新”、“创新创业促进”、“外籍人才引进”及“军民融合创新”等四大领域的改革目标营造良好氛围,而且能够溢出“正外部效应”,为试点区域经济社会发展提供创新土壤,为其他非试点区域提供先行先试的经验模式。与其他非试点区域相比较,试点区域更加有条件实现消除壁垒和融合共享,从而在打破城乡传统二元发展结构、推动城乡要素流动与三产融合,以及缩减城乡公共服务差异等方面形成多重发展效应,并通过经济社会的系统反馈机制作用于城乡融合程度的提升。

本部分采用面板数据及固定效应和随机效应模型,检验全面创新改革试验区政策对提升试点地区城乡融合水平的作用机制。将“城乡要素流动”、“城乡产业融合”和“城乡公共服务均等化”等三个变量与虚拟变量“是否为全创改试验区政策试点”做交叉乘积项,分别检验三个交叉乘积项的显著性。如果乘积项是统计显著的,则表明全创改试验区政策的试点过程提高了城乡融合程度,其作用机制是通过促进城乡双向要素流动、城乡产业交叉融合及城乡公共服务均等化等三条路径,产生了一体效应、产业效应和共享效应。检验结果由表7和表8给出。

表7 全创改试验区政策提升安徽城乡融合程度的机制检验

表7给出了全创改试验区政策实施提升安徽城乡融合程度的作用机制检验结果。在控制了协变量、时间固定效应和个体固定效应的条件下,依据豪斯曼检验,对于城乡要素流动与城乡产业融合等两个交叉乘积项的估计方法,采用随机效应模型;对于城乡公共服务均等化交叉乘积项的估计方法,采用固定效应模型。上述模型估计系数均在10%水平下通过显著性检验。一方面,城乡要素流动与城乡产业融合等两个交叉乘积项系数是正向显著,表明城乡要素双向流动愈加顺畅、城乡产业融合程度愈加深化,一体效应和产业效应就愈加明显,从而城乡融合程度提升效果愈加显著。另一方面,城乡公共服务均等化交叉乘积项是负向显著,表明城乡公共服务差异愈加缩小,共享效应就愈加明显(依据本文采取的测度方法,城乡收支差异与城乡融合程度提升呈现负相关),从而城乡融合程度提升效果愈加显著。表8给出了全创改试验区政策实施提升四川城乡融合程度的作用机制检验结果,系数含义与表7含义相同。

表8 全创改试验区政策提升四川城乡融合程度的机制检验

在控制了协变量、时间固定效应和个体固定效应的条件下,依据豪斯曼检验,三个交叉乘积项均采用固定效应模型进行参数估计,估计系数均在10%水平下通过显著性检验。表明了全创改试验区政策的实施,通过三重路径提升了四川城乡融合程度,并以一体效应、产业效应和共享效应为支撑,形成了该创新激励政策的城乡融合效应。

六、研究结论及对优化全创改试验区政策效果的建议

基于破除区域制度壁垒和创新驱动发展的迫切要求,本文利用合成控制、双重差分、交互项检验等方法,对2015年国家实施“全面创新改革试验区”政策所产生的的城乡融合效应进行了机制检验和效果评估,并以安徽和四川两个试点省份为比较对象,分析了创新激励政策在中部地区和西部地区产生的激励差异及其成因。

(一)研究结论

(1)全创改试验区政策在安徽和四川两个试点省份呈现出显著的城乡融合促进效果通过构造“合成安徽”和“合成四川”两个变量,较好拟合了政策实施年份前的两个试点省份的城乡融合发展轨迹,清晰表明了政策实施之后两个试点省份的城乡融合程度均有明显提升,并利用安慰剂检验(包括随机置换截面个体和有序置换权重最大控制组个体)和双重差分(DID)模型,验证了实证研究结果的稳健性。

(2)全创改试验区政策的城乡融合促进效果,是通过强化城乡要素双向流动、推动城乡产业交叉融合及促进城乡公共服务均等化等三条路径实现的。通过构造要素流动、产业融合及公共服务均等化等三个交互项,检验了三重作用机制的存在性,证实了全创改试验区政策所产生的的城乡融合效应是由“一体效应”、“产业效应”和“共享效应”等三重作用机制效应所支撑的综合效果。

(3)实施以全创改试验区政策为代表的全局性创新激励政策,能够从国家层面缓解区域发展不平衡与不充分的矛盾,缩减中西部地区与东部发达地区的城乡发展差距。通过构造安徽和四川两个省份的城乡融合程度拟合差异的“差异分布”,展示全创改试验区政策实施后分属于中部和西部的两个试点省份城乡融合指数的趋势轨迹,证实了省份间城乡融合程度的差距呈现收敛,同时也为创新政策实施的必要性和持续性提供理论支持。

(二)优化建议

依据本文研究结论,实施全创改试验区政策至少能够实现两个效果:一是能够提升试点省份城乡融合程度,二是能够弥补省际层面的城乡阶段性发展差距。因此,本文对强化全创改试验区政策的城乡融合效应的对策建议,将从“政策外部”和“政策内部”两个层面阐释。

一是“政策外部”层面,应保障全创改试验区政策及以此为代表的创新性激励政策的延续性。党的十九大报告明确指出,人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾是中国特色社会主义进入新时代条件下的社会主要矛盾。而传统的城乡二元结构引致的省际、区际城乡发展差距,构成了这一主要矛盾的主要方面。既然实施全创改试验区等创新性激励政策能够产生弥合城乡发展差距的效果,就应持续深化改革,扩大试点范围,保障政策延续。一方面,应在第二轮试点过程中,梳理第一轮试点发现的问题和成因,保障合理、有效的措施能够可持续,阻断不见效乃至起反作用的方式手段。在第一轮试点中,安徽有6项改革举措向全国推广,四川有8条经验向全国推广,包括了“创新创业团队回购地方政府产业投资基金所持股份机制”、“以地方立法形式建立推动改革创新的决策容错机制”等首创性改革。“推广成功经验、叫停不见效方案”,是保障政策可续性的最佳手段,从法理上肯定了政策成果的合理性,扩大了试点成果的外溢范围。另一方面,应规避政策实施过程中有可能产生的“制度负效应”问题。产生这种负效应的主要原因地方政府和中央政府的目标不一致:本意是从国家层面推动省际合作、消除行政壁垒和体制机制障碍,进而获得改革红利的创新激励政策,有可能在地方执行过程中,演变为“虹吸”合作方资源、“抢夺”合作方要素的“困境”。一旦这种负效应没有得到遏制,全创改试验区政策所带来的城乡融合效应将被冲抵,政策效果也将大打折扣。破解这种困境的手段主要是推动中央政府和地方政府,以及地方政府之间的目标趋于一致,以“合作”为途径把效率和红利同步推向最大化。

二是“政策内部”层面,应保障全创改试验区政策提升城乡融合程度的三重路径能够顺畅、高效地发挥作用,进而深化以“一体效应”、“产业效应”和“共享效应”为内涵的城乡融合效应。首先是从城市视角,应进一步强化城市功能,以提升资源配置效率、供应链现代化水平以及公共服务供给能力为抓手,顺畅人口、投资及资源素流动途径,做好农业农村人口及生产要素进入城市所需的住房、医疗、教育等资源的共享服务。其次是从农业农村视角,应进一步强化赋能,以提升技术外溢、成果外溢及服务外溢的吸收能力为抓手,充分理解并依托数字、信息等现代科学技术与创新手段,夯实乡村产业发展基础、挖掘本土特色资源禀赋,营造广阔的乡村市场空间,使乡村成为要素“愿意来”的活力之地。最后则是激发城市引领与乡村承接过程的主客观能动性,同步提升“城”与“乡”的发展潜力。“城”与“乡”作为两个主体,应审视自身定位并找准契合点,共同打造高质量发展的新型城乡关系。与高层级融合程度相适应的,必然是“你中有我、我中有你”的城乡分工格局。城市方面不能认为扶持乡村是“负担”,乡村方面也不能“自暴自弃”就此“躺平”,在建立供需联系机制、搭建技术需求和成果转化平台基础上,同步提升“城”与“乡”的发展潜力。