區(qū)域一體化是中國(guó)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的有效途徑,而擴(kuò)容后新進(jìn)地區(qū)能否獲得更好的發(fā)展關(guān)乎區(qū)域未來(lái)進(jìn)一步一體化的廣度和深度。現(xiàn)有文獻(xiàn)鮮少關(guān)注區(qū)域擴(kuò)容對(duì)新進(jìn)地區(qū)所帶來(lái)的定量增長(zhǎng)影響,且對(duì)增長(zhǎng)效應(yīng)的驅(qū)動(dòng)原因及其動(dòng)態(tài)變化尚缺系統(tǒng)的解釋框架。結(jié)合擴(kuò)散——回流效應(yīng),文章認(rèn)為市場(chǎng)聯(lián)系與產(chǎn)業(yè)分工是區(qū)域擴(kuò)容影響新進(jìn)地區(qū)的增長(zhǎng)效應(yīng)及其動(dòng)態(tài)變化的重要渠道。以2008年珠三角城市群擴(kuò)容為例,文章運(yùn)用合成控制法定量分析對(duì)新進(jìn)城市肇慶市與惠州市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng),結(jié)果表明:擴(kuò)容對(duì)新進(jìn)城市的長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著促進(jìn)作用,但惠州市在擴(kuò)容后短期內(nèi)出現(xiàn)了負(fù)面效應(yīng)。結(jié)合實(shí)際數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn),惠州市短期出現(xiàn)負(fù)面效應(yīng)的原因,主要是由于擴(kuò)容后要素和產(chǎn)品市場(chǎng)面臨原位城市較大的回流沖擊,且產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移短期效果不佳引起。但從長(zhǎng)期看,新進(jìn)地區(qū)可從市場(chǎng)聯(lián)系和產(chǎn)業(yè)分工兩個(gè)層面獲得擴(kuò)容的外溢增長(zhǎng)效應(yīng)。為降低短期可能的負(fù)面效應(yīng),應(yīng)樹立區(qū)域經(jīng)濟(jì)思維,建立統(tǒng)一組織框架,以原位城市產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移為主要抓手,協(xié)調(diào)推進(jìn)市場(chǎng)共建共享與產(chǎn)業(yè)優(yōu)化布局,實(shí)現(xiàn)地區(qū)整體共贏發(fā)展。文章研究識(shí)別了區(qū)域擴(kuò)容對(duì)新進(jìn)地區(qū)所帶來(lái)增長(zhǎng)效應(yīng)的一般規(guī)律,為推動(dòng)城市群區(qū)域一體化發(fā)展提供實(shí)踐依據(jù)。 

【文章來(lái)源】：南方經(jīng)濟(jì). 2020,(06)北大核心CSSCI

【文章頁(yè)數(shù)】：17 頁(yè)

【部分圖文】：

區(qū)域擴(kuò)容對(duì)新進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響機(jī)制圖

現(xiàn)在，考察節(jié)點(diǎn)時(shí)間2008年后的增長(zhǎng)路徑。首先，圖2a中，在2008年之后真實(shí)肇慶市的實(shí)際人均GDP的對(duì)數(shù)每年逐漸高于合成肇慶市，差距一直存在且保持在較高水平。到2015年，肇慶市真實(shí)的實(shí)際人均GDP的對(duì)數(shù)是10.779，高于合成值0.117，增長(zhǎng)明顯。同時(shí)，在圖2b中，2009年—2011年真實(shí)惠州的實(shí)際人均GDP的對(duì)數(shù)略低于合成惠州市，差距為負(fù)但真實(shí)值逐年不斷接近合成值。拐點(diǎn)出現(xiàn)在2013年，2013年后真實(shí)值高于合成值，且差距有拉大趨勢(shì)。2014年真實(shí)值增長(zhǎng)速度出現(xiàn)下降導(dǎo)致差距出現(xiàn)略微下降，到2015年惠州市真實(shí)的實(shí)際人均GDP的對(duì)數(shù)是11.087，高于合成值0.049，增長(zhǎng)同樣明顯。為更加直觀地觀察珠三角擴(kuò)容對(duì)肇慶市與惠州市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，本文分別計(jì)算合成肇慶市、合成惠州市與肇慶市、惠州市實(shí)際人均GDP的對(duì)數(shù)的差，并用GAP表示。如圖3所示，圖3a與圖3b分別描繪出肇慶與惠州市的GAP隨時(shí)間的變化路徑。首先，圖3a顯示肇慶市GAP在2001年-2007年圍繞0水平值在正負(fù)0.05范圍內(nèi)波動(dòng)，在2007年時(shí)處理效應(yīng)開始顯著為正且逐年增加，2010年后增長(zhǎng)維持穩(wěn)定。以實(shí)際人均GDP計(jì)算，2009年-2015年間，肇慶市實(shí)際人均GDP的真實(shí)值分別比合成高出2646.70、4086.10、4780.94、4138.42、5724.80、5338.99與5318.58元。若以增長(zhǎng)率計(jì)算，2009年-2015年間肇慶市實(shí)際人均GDP年均增長(zhǎng)率為14.31%，而合成肇慶市年均增長(zhǎng)率為12.30%，前者比后者高出2.01%，這是一個(gè)非常顯著的差距。其次，圖3b顯示惠州市GAP同樣在2001年-2007年圍繞0水平值在正負(fù)0.05范圍內(nèi)波動(dòng)，波動(dòng)性比肇慶市稍大。在節(jié)點(diǎn)時(shí)間2008年當(dāng)年，其GAP值迅速為負(fù)，在經(jīng)過(guò)4年的滯后期后GAP值開始顯著為正且逐漸增大。直至2014年，影響效應(yīng)發(fā)生小幅度下降，但基本保持在相對(duì)穩(wěn)定狀態(tài)。以實(shí)際人均GDP計(jì)算，2009年-2015年間，惠州市實(shí)際人均GDP的真實(shí)值分別比合成高出-2165.52、-2806.95、-2303.92、-691.81、2335.84、3480.10與3134.64元。若以增長(zhǎng)率計(jì)算，2009年-2015年間肇慶市實(shí)際人均GDP年均增長(zhǎng)率為11.81%，而合成肇慶市年均增長(zhǎng)率為10.25%，前者比后者高出1.56%，這同樣是一個(gè)無(wú)法忽略的差距。

處理組變換。其基本思想如下:將控制組的某一地區(qū)視作安慰劑地區(qū)，假設(shè)珠三角擴(kuò)容中新進(jìn)城市是安慰劑地區(qū)而非肇慶與惠州市，采用合成控制法對(duì)相應(yīng)安慰劑地區(qū)作類似分析，即利用其他地區(qū)(不包括肇慶與惠州市)合成該安慰劑地區(qū)實(shí)際上并不存在的“反事實(shí)狀態(tài)結(jié)果”，并考察在節(jié)點(diǎn)時(shí)間2008年后安慰劑地區(qū)處理效應(yīng)的大小。由于安慰劑地區(qū)實(shí)際上并未受到該事件影響，因而若安慰劑地區(qū)的處理效應(yīng)變化路徑明顯類似于處理組地區(qū)，則說(shuō)明合成控制法結(jié)論在地區(qū)維度上不穩(wěn)健，反之則為穩(wěn)健。與此同時(shí)，因權(quán)重越大表示該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)特征與處理組地區(qū)越相似，故處理組變換中安慰劑對(duì)象的合理選擇是構(gòu)成合成控制組權(quán)重最大的地區(qū)。由表1可以，陽(yáng)江市與廈門市分別為合成肇慶市與合成惠州市權(quán)重中最大的城市，但廈門市由于位于控制組凸組合之外，無(wú)法作為安慰劑地區(qū)，因此選擇權(quán)重第二大的漳州市。由于陽(yáng)江市和漳州市均為合成肇慶市與合成惠州市中權(quán)重較大的城市，因此，有必要作為安慰劑地區(qū)進(jìn)行檢驗(yàn)。圖6顯示分別對(duì)陽(yáng)江市與漳州市采用合成控制法分析的結(jié)果，從圖6a與圖6b觀察出，陽(yáng)江市與漳州市在節(jié)點(diǎn)時(shí)間2009年后各自的處理效應(yīng)均為負(fù)且延續(xù)到2015年，與原本肇慶與惠州市處理效應(yīng)變化路徑顯著分異。因此，本文的合成控制法結(jié)論在地區(qū)維度上穩(wěn)健可信，排除其他共同或遺漏因素影響。2. 排序檢驗(yàn)(Permutation Test)

【參考文獻(xiàn)】：
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本文編號(hào)：3528029