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摘要：文章以2001—2019年湖北省79個縣域的數據為樣本，以雙重差分法（DID）為工具，分析武漢城市圈擴容對新進縣域經濟增長的影響，同時采用平行趨勢檢驗、更換結果變量和安慰劑檢驗的方式對上述結果進行穩健性檢驗。結果表明：武漢城市圈擴容對促進新進縣域經濟發展有顯著的影響，居民的人均可支配收入有所增加，并且對貧困縣經濟的促進作用大于對非貧困縣經濟的促進作用；貧困縣在加入武漢城市圈后獲得了更多的發展資源，積極的效果更加明顯。為此，城市圈的擴容要在產業空間優化布局的基礎上，優化產業結構，充分發揮城市間的不同功能，形成城市間的優勢互補，緩解區域間發展不平衡的問題。

關鍵詞：武漢城市圈；擴容；縣域經濟發展；雙重差分法

0引言

沿海特大城市圈與中部區域性城市圈的相繼崛起，是中國新一輪城市化發展的新趨勢。武漢“1+8”城市圈建設與擴張正是中部崛起的典型標志。2007年，經國務院批準的國家綜合配套改革試驗區以武漢為中心，包含黃石、鄂州、孝感、黃岡、咸寧、仙桃、天門、潛江這8個周邊城市所轄的縣域，被稱為武漢“1+8”城市圈。隨后，武漢城市圈開始新一輪擴容，新增了廣水、京山、洪湖和監利4個縣域，以觀察員的身份參與武漢城市圈活動，實現資源共享、信息共享，并享受相關的政策待遇。武漢城市圈的重要功能之一是實現區域統籌發展和經濟共同增長，強化其輻射帶動作用。城市圈中外圍新進縣域及其經濟發展水平如何，關系到武漢城市圈整體建設的成效，是需要重點關注的問題。現有研究表明，區域經濟體擴容有助于加入者實現更好的發展[1—4]。然而，目前關于城市圈擴容帶動周邊地區發展的研究主要將視線放在長三角、珠三角和京津冀特大城市群[5—7]，對中部地區城市群擴容的研究極為有限。針對武漢城市圈擴容經濟效果的影響研究仍處于理論闡述階段，亟待實證研究給出令人信服的證據。現有關于武漢城市圈擴容的探討更多關注的是武漢城市圈擴容對武漢本身經濟社會的影響[8]，鮮有研究涉及武漢城市圈擴容對新進縣域經濟發展的沖擊。有鑒于此，本文采用反事實方法探析武漢城市圈擴容對新進縣域是否存在經濟促進作用，為以武漢城市圈為代表的中西部城市圈擴張發展提供參考。

1研究設計

本文選取2001—2019年湖北省79個縣域的宏觀經濟數據來進行影響效應評估。以2007年武漢“1+8”城市圈建設為一項準自然實驗，將納入城市圈范圍的縣域視作政策處理組，其他未納入城市圈的湖北省內縣級行政區域為對照組，采用傾向得分匹配后的數據來進行雙重差分（PSM-DID），分析武漢城市圈對新納入縣域的經濟促進效應。為避免2017年年末武漢自貿區的新一輪試驗區政策干預造成識別混淆，本文將自貿區涉及的行政區域從縣域樣本中剔除。由于新冠肺炎疫情沖擊，武漢市封城造成城市圈功能中斷，2020年的當地宏觀經濟發展數據不具備可比性，因此本文政策觀察期截至2019年。參考羅知和齊博成（2021）[9]的研究設計，以上模型處理方式不影響本文探討的城市圈擴張特征所具備的一般性。

1.1模型設定

本文的主要研究目的是考察武漢“1+8”城市圈政策的實施對于武漢以外的入圈地區經濟的影響。近年來，學界對政策的凈效應進行因果識別大多使用雙重差分法（Dif-ferenceinDifference，以下簡稱DID），就是在政策實施的前后，對樣本中的控制組與實驗組進行兩次差分，能夠有效地避免政策以外的因素導致結果存在偏差。如果使用面板數據或重復截面數據，沒有協變量，DID估計量可以通過如下回歸方程獲得。控制組的事前平均結果為α，事后平均結果為α+δ，控制組事前事后平均結果變化為δ；實驗組事前平均結果為α+β，事后平均結果為α+β+δ+τ，實驗組事前事后平均結果的變化中包括政策影響的共同趨勢，將共同趨勢的影響扣除后，最終的政策影響為τ。考慮到武漢“1+8”城市圈政策首次提出的時間處于2007年年末，按慣例將滯后一期的2008年確定為政策生效的時間節點。本文的樣本選擇是將除武漢直轄地區之外，城市圈下轄的28個縣域作為實驗組，湖北省其他的縣域作為控制組。具體區域分布見圖1，灰色部分為可能存在自貿區效應的武漢核心區域，深色部分為實驗組的所有縣域，白色部分為控制組的所有縣域。由于各地區之間存在著較大的異質性，為減少直接進行差分導致的估計偏差，本文先采用傾向得分匹配（PSM）的方法進行樣本特征1:1鄰近匹配的預處理，盡量減少樣本選擇偏差。在PSM處理后，分別設立實驗分組（Treat）和實驗分期（Time）兩組虛擬變量，實驗組為Treat=1，控制組為Treat=0。以2008年為實驗分期的節點，政策實施前為Time=0，政策實施后為Time=1。在式（7）中，Yit為因變量，表示第i個縣域第t年的經濟發展水平；α表示截距項；Treatit′Timeit為實驗分期和實驗分組的交乘項；Xit為一系列控制變量；λit為個體固定效應；μit為時間固定效應；εit是誤差擾動項。

1.2變量選取

（1）結果變量。

本文參考袁成和郭杰（2018）[10]的方法，選擇地區生產總值來衡量經濟發展水平[9]，并以人均生產總值、城鎮居民人均可支配收入和農村居民人均可支配收入作為替代的結果變量。武漢城市圈擴容是否推動城市圈內各縣域的發展，最顯著的就是觀察其生產總值的增長是否高于其他未納入城市圈地區的同類指標。同時，通過對人均生產總值、城鎮居民人均可支配收入和農村居民人均可支配收入指標的分析，可以觀察居民的收入水平和消費水平，這既是經濟發展水平的重要度量，又是民生發展水平的重要指標。

（2）政策變量。

將武漢城市圈擴容作為政策干預變量，2008年作為政策時間節點，采用DID=Treatit′Timeit交乘項來表示。

（3）控制變量。

本文將常住人口、財政支出和居民儲蓄余額作為控制變量。常住人口主要是考察武漢“1+8”城市圈人口聚集能力，能夠明顯體現城市圈的發展預期；財政支出可以反映政府推動武漢城市圈內縣域經濟提升的經濟能力；居民儲蓄余額反映地方金融存量的積累，體現當地金融深化水平，也是考察武漢“1+8”城市圈對各縣域經濟影響的重要指標。

（4）中介變量。

本文將工業產值（IO）、固定資產投資（FIX）和社會消費品零售總額（RSCG）作為中介變量。武漢城市圈的工業占比達70%，隨著“兩型社會”的形成和建設，武漢城市圈開始加快新型工業化的步伐，圍繞環境友好和資源節約宗旨的新工業體系布局將對城市圈內武漢周邊地區發展形成促進作用；固定資產投資代表城市圈發展在投資結構增量上的改善；社會消費品零售總額直接反映地區商業市場的繁榮水平。

1.3數據來源和樣本選擇

湖北省縣域數據來源于《湖北省縣域統計年鑒》和《中國縣域統計年鑒》，本文選取了2001—2019年湖北省各縣域的地區生產總值（GDP）、人均生產總值（AGDP）、常住人口（POP）、固定資產投資（FIX）、社會消費品零售總額（RSCG）、財政收入（FR）、財政支出（FE）、地方稅收（LT）、工業產值（IO）、城鎮居民人均可支配收入（UPDI）、農村居民人均可支配收入（RPDI）、居民儲蓄余額（SY）、金融機構年末貸款余額（LY）和燈光均值（M）數據作為初始樣本。篩選出湖北省79個縣域作為研究對象，實驗組是加入武漢城市圈的28個縣域，控制組是湖北省內武漢城市圈以外的縣域。因為樣本數據較多，為了消除異方差、增加數據的穩定性，本文先將樣本數據進行對數化處理。燈光數據來自NPP-VIIRS夜間燈光遙感影像（選取2000—2019年的月合成影像進行年度加總），是將美國NOAA的DMSP衛星夜光遙感數據（1992—2013年）與NPP衛星VIIRS可見光/紅外輻射成像儀數據（2011—2019年）進行合并與校正，解決了DMSP衛星數據過飽和問題[11]。各變量的描述性統計結果見下頁表1。

2實證分析

2.1傾向得分匹配

在進行DID分析之前，本文利用傾向得分匹配（PSM）的方法，找到與實驗組各方面特征都類似的控制組。即先通過Logit模型計算出樣本城市受武漢城市圈政策沖擊的傾向得分匹配值，再篩選出控制變量中對武漢城市圈內城市有顯著影響的變量，對實驗組和控制組進行核匹配，以便檢驗各個變量在實驗組和控制組之間是否存在明顯偏差。從表2可以看出，各個變量匹配后的偏差都是小于6%的，而且低于經驗值10%。另外，可以看出匹配前后的數據都沒有顯著的偏差，說明匹配后的數據更具平衡性，匹配后的結果可靠，可以用匹配后的數據樣本來進行DID估計。

2.2PSM-DID基準回歸結果

本文直接采用PSM-DID的計量模型來研究武漢城市圈是否帶動經濟發展，為了測算武漢“1+8”城市圈對縣域經濟的影響，根據模型進行傾向得分匹配，表3中模型（1）至模型（4）分別代表武漢“1+8”城市圈對縣域地區生產總值、人均生產總值、城鎮居民可支配收入和農村居民可支配收入的影響。從回歸結果可以看出，模型（1）和模型（2）的系數都為0.116，并且都在5%的水平上顯著為正，這說明武漢城市圈的建立促進了城市圈內各縣域經濟的發展，也提高了人均生產總值。模型（3）和模型（4）的系數分別為0.151和0.129，都在1%的水平上顯著為正，這說明武漢城市圈的建立有效地提升了城市圈內居民的收入水平，對提高居民的生活水平有著顯著的效果。

2.3穩健性檢驗

（1）平行趨勢檢驗

為了進一步檢驗傾向得分匹配結果是否穩健，本文需要通過平行趨勢檢驗來驗證。也就是說，實驗組和控制組在政策發展前必須得有相同的發展趨勢。構建模型如下：Y=γi+βt′Treati′Timet+δ′Wit+εit（8）本文根據以下規則賦值：武漢城市圈設立年份為基年，當期年份距離基年的跨度設為t，根據年份跨度2009—2019年，t值在-8至9之間。通過設定t不能為-1（由于武漢城市圈建立是在2007年年末，政策產生的影響是在2008年年初開始顯現，因此本文將2008年設定為政策發生當年，就是將2008年設定為t=0，參照年份則為t=-1，也就是2007年），Y為地區生產總值，Wit為控制變量，γi表示固定效應，εit為隨機擾動項。從回歸結果可以看出通過了平行趨勢檢驗，在武漢城市圈建立前，Treat′Time的系數不顯著，其影響效應在零軸附近波動，這說明沒有顯著影響。但當武漢城市圈建立后，從Treat′Time的系數可以看出，估計結果跟零軸出現明顯偏離，偏離程度變得越來越大，所以系數變得顯著為正，這就說明存在顯著的影響。由此可以看出，本文的雙重差分法模型在政策實施前沒有明顯趨勢差異，通過了平行趨勢檢驗。這說明武漢城市圈的建立確實對周圍縣域經濟的發展有顯著促進作用。

（2）更換結果變量

為了避免變量的選取太過隨意，從而導致回歸結果產生偶然性，本文通過更換結果變量來進行傾向得分匹配以檢驗核心結論的穩健性，參照文獻[11]，選取湖北省各縣域2001—2019年夜間燈光均值，夜間燈光均值越高，說明該城市的經濟發達程度越高。表4中模型（5）為燈光均值的回歸結果。可以看出，系數為0.038，且在10%的水平上顯著，燈光均值回歸結果和地區生產總值的回歸結果一致，系數為正且顯著，進一步驗證了基準回歸結果的穩健性。

（3）安慰劑檢驗

為了驗證傾向得分匹配的回歸結果并不是隨機出現的小概率事件，本文設計了重復隨機抽取匹配樣本城市的方法，通過對79個縣域進行隨機抽取，觀察隨機抽取的總體結果是否具有顯著性。對樣本進行500次的隨機抽取，重復抽取的樣本最后得出的估計系數均值為-0.0978，絕對值較小，說明政策并未對隨機抽取樣本總體的經濟增長起到顯著效果，通過密度函數散布圖可以看出，隨機抽取樣本得到的估計值分布于0附近，并且概率密度呈正態分布，無主觀偏差，拒絕了傾向得分匹配結論是偶然因素的原假設，結果通過穩健性檢驗，證明武漢城市圈的建立確實顯著促進了圈內縣域的經濟發展。

2.4異質性檢驗與中介效應分析

（1）非貧困縣的處理效應

考慮到武漢城市圈對貧困和非貧困縣的影響效果可能存在差異，表5將武漢城市圈和城市圈外的所有非貧困縣的樣本分類進行回歸，其中列（1）和列（2）為地區生產總值和人均生產總值的回歸結果，列（3）和列（4）分別為城鎮居民人均可支配收入和農村居民人均可支配收入的回歸結果。可以看出，地區生產總值和人均生產總值的系數都為-0.305，且都在5%的水平上顯著，說明武漢城市圈對非貧困縣的經濟發展有負效應，不利于非貧困縣的經濟發展。城鎮和農村居民人均可支配收入的回歸系數雖然為正，但是并不顯著，說明武漢城市圈的建立對居民收入沒有顯著影響。非貧困縣經濟的發展在加入武漢城市圈前后并沒有明顯的變化，因此武漢城市圈對非貧困縣的經濟影響不大。

（2）貧困縣的處理效應

本文將武漢城市圈內和其他縣域的貧困縣分類進行回歸。下頁表6列（1）和列（2）是地區生產總值和人均生產總值的回歸結果，列（3）和列（4）分別是城鎮和農村居民人均可支配收入的回歸結果。由列（1）和列（2）的回歸結果可以看出，回歸系數都為0.243，且都在1%的水平上顯著，說明加入武漢城市圈有效促進了相關貧困縣經濟總量提升，益貧效果顯著。列（3）和列（4）的回歸系數分別為0.115和0.147，系數都為正，但是列（3）的回歸結果并不顯著，說明并沒有顯著增加當地城鎮居民人均可支配收入，而列（4）的回歸結果在5%的水平上顯著，這說明武漢城市圈擴容可顯著增加新進地區農村居民的人均可支配收入。由回歸結果可以看出，貧困縣在加入武漢城市圈后得到了更多的發展資源和機遇，發展的速度優于非貧困縣。貧困縣經濟發展的速度不僅體現在地區生產總值上，還體現在居民可支配收入上，因此武漢城市圈對貧困縣減貧增收效果顯著，起到了益貧的效果。

（3）中介效應分析

為驗證武漢城市圈擴容對新進縣域經濟增長可能的作用機制，本文采用Sobel檢驗進行中介效應分析。參考江艇（2022）[12]的思路，將工業產值、固定資產投資和社會消費品零售總額作為中介變量對地區生產總值進行回歸[10]，進而判斷城市圈擴容如何通過工業、投資和商貿來促進地區經濟增長。由表7可知：模型（1）將工業產值作為中介變量時的回歸系數為0.624，系數為正并且在1%的水平上顯著，表明工業產值的增加顯著促進了當地經濟發展。模型（2）中固定資產投資的回歸系數為0.471，在1%的水平上顯著為正。由此可以看出，固定資產投資的增加以及政府干預力度的加大有利于武漢城市圈經濟持續健康發展。模型（3）中社會消費品零售總額的回歸系數為0.330，在1%的水平上顯著為正，武漢城市圈的融入造成所在縣域社會消費品零售總額增加，表明商貿活動的增加受益于政策的干預，而商貿活動的繁榮促進了經濟規模增加和人均產出提高。可以看出在三個模型中，中介效應占比分別為1.047、0.668和0.759，工業產值的占比最大，這說明工業產值對武漢城市圈經濟的發展影響最大，工業的發展能有效拉動經濟增長。武漢城市圈有著良好的區位優勢，再加上便利的交通使得其與發達城市聯系得更為密切。另外，武漢城市圈有著良好的工業基礎，工業體系完善，人才資源眾多；固定資產投資可以緩解武漢城市圈內的就業壓力，使經濟持續增長；社會消費品零售總額代表了商貿活動繁榮，消費旺盛，商業服務業就業增加，配套的金融等現代化服務業發達，從而用消費拉動經濟總量的增長。隨著交通和物流體系的完善，成熟的商業體系也在慢慢地向城市的邊緣擴散，致力于實現地區繁榮，形成共同發展的局面。

3結論

本文運用雙重差分法，對湖北省縣域面板數據進行反事實分析，證實了武漢城市圈擴容可以有效帶動新進縣域經濟增長。然后采用平行趨勢檢驗、更換結果變量、安慰劑檢驗的方式驗證了回歸結果的穩健性。通過將湖北省79個縣域分類為貧困縣和非貧困縣來進行異質性討論，發現城市圈擴容對于貧困縣有顯著的益貧效果。機制分析表明，武漢城市圈內的工業發展態勢良好，投資環境逐步改善，商貿活動繁盛，形成了中部特大城市群應有的經濟帶動作用。武漢城市圈的發展落實了國家的中部崛起戰略，對于推動中部地區及中西部城市群的區域協調發展有著舉足輕重的作用。因此，城市圈的擴容應在產業空間布局優化、地理距離縮短、時間效率提升的基礎上，優化產業結構，充分發揮城市之間的不同功能，形成城市間的優勢互補。

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作者:常靜 崔春瑩 單位:湖北第二師范學院經濟與管理學院 義烏工商職業技術學院經濟管理學院