城鄉(xiāng)統(tǒng)籌改革是否提高了成渝地區(qū)的全要素配置效率?——基于DEA和DID雙重差分模型

吳玉梅,陳 利,周 兵

(1.重慶工商大學(xué)融智學(xué)院，重慶 400033;2.重慶工商大學(xué) 長(zhǎng)江上游經(jīng)濟(jì)研究中心/會(huì)計(jì)學(xué)院,重慶 400067)

1 引言

我國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展長(zhǎng)期以來形成了二元結(jié)構(gòu),城鄉(xiāng)分割的二元結(jié)構(gòu)矛盾成為制約要素資源效率和質(zhì)量提升的短板。當(dāng)前我國(guó)社會(huì)不平衡不充分發(fā)展是最大的短板,要提高發(fā)展的整體性和質(zhì)量,就要補(bǔ)齊區(qū)域短板、城鄉(xiāng)短板。為推進(jìn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌改革與發(fā)展,2007年國(guó)家批準(zhǔn)重慶和成都設(shè)立全國(guó)統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)。試驗(yàn)區(qū)享有特殊政策,鼓勵(lì)試驗(yàn)區(qū)在一些重點(diǎn)領(lǐng)域大膽創(chuàng)新,并積極探索實(shí)踐。與當(dāng)初設(shè)立深圳經(jīng)濟(jì)特區(qū)、上海浦東新區(qū)和渤海新區(qū)不同的是:城鄉(xiāng)統(tǒng)籌綜合改革試驗(yàn)區(qū)的任務(wù)是進(jìn)一步建立較為成熟的社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制,全面推進(jìn)各個(gè)領(lǐng)域的體制改革,綜合改革解決經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的體制矛盾。在重點(diǎn)領(lǐng)域和關(guān)鍵環(huán)節(jié)率先突破,探索區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的新模式，要求試驗(yàn)區(qū)探索縮小城鄉(xiāng)區(qū)域差距、實(shí)現(xiàn)社會(huì)公平和確保資源環(huán)境永續(xù)利用等和諧發(fā)展的綜合模式。目前,成渝城鄉(xiāng)統(tǒng)籌綜合改革試驗(yàn)已實(shí)施10年,該改革試驗(yàn)實(shí)施后成渝地區(qū)的二元結(jié)構(gòu)是否得到顯著改善,以全要素資源配置為核心的資源配置效率是否提高？未來如何通過提高城鄉(xiāng)資源配置效率來加快城鄉(xiāng)統(tǒng)籌改革的步伐,加快推進(jìn)鄉(xiāng)村振興,提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量和效率,無疑是值得探索解決的重要問題。

2 文獻(xiàn)研究回顧

1954年劉易斯提出“二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)”理論,我國(guó)存在典型的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)特征,城鄉(xiāng)資源配置差異擴(kuò)大進(jìn)一步拉大了城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。王婷指出,城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)不僅是中國(guó)區(qū)域發(fā)展非均衡的主要體現(xiàn),也是經(jīng)濟(jì)發(fā)展格局的特征之一,城鄉(xiāng)金融差距影響城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)[1];孫琳琳認(rèn)為,我國(guó)資本在農(nóng)業(yè)部門的配置比例已趨合理,而城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)資源配置失衡的主要原因是勞動(dòng)力在農(nóng)業(yè)部門的配置比例過高,通過生產(chǎn)要素的合理配置會(huì)顯著提升人均GDP[2]。

目前,學(xué)者們對(duì)城鄉(xiāng)資源配置的研究集中于城鄉(xiāng)金融配置。竇森認(rèn)為,我國(guó)提出城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展是解決日益突出的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)問題,金融是城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的重要方面,其核心在于金融資源的合理配置[3]。陳剛、尹希果認(rèn)為,我國(guó)金融制度安排內(nèi)生于轉(zhuǎn)軌時(shí)期政府給予改革中利益受損集團(tuán)利益補(bǔ)償?shù)男枰?而內(nèi)生性金融制度安排下的金融資源配置具有強(qiáng)烈的城市化傾向,同時(shí)金融制度安排內(nèi)生出的利率抑制、壟斷的金融結(jié)構(gòu)和被抑制的農(nóng)村金融等加劇了金融資源配置的城市化傾向和農(nóng)村金融資源外流[4];王永龍認(rèn)為,城鄉(xiāng)金融非均衡是現(xiàn)階段我國(guó)金融體系的基本特征,城鄉(xiāng)金融制度、金融結(jié)構(gòu)、金融服務(wù)、金融資源配置等差異導(dǎo)致了金融經(jīng)濟(jì)效應(yīng),需要推進(jìn)制度創(chuàng)新，以實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)金融協(xié)調(diào)發(fā)展[5];馮林等研究表明,我國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展而城鄉(xiāng)差異漸趨擴(kuò)大,城鄉(xiāng)金融市場(chǎng)發(fā)展失衡,其中城鄉(xiāng)貸款和投資差異是導(dǎo)致城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的主要因素,我國(guó)城鄉(xiāng)金融資源配置差異還會(huì)在一定時(shí)期內(nèi)持續(xù)存在[6];陳藍(lán)萍等認(rèn)為,我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大,農(nóng)村地區(qū)資金相對(duì)匱乏,提高城鄉(xiāng)金融資源配置,特別是提高農(nóng)村地區(qū)的資金投入和使用效率更能推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng),縮小城鄉(xiāng)居民收入差距[7];楊守鴻等認(rèn)為,城鄉(xiāng)金融發(fā)展非均衡化影響城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差距,城鄉(xiāng)金融規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率對(duì)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差距的影響呈顯著正相關(guān)[8];李剛的研究表明,政府干預(yù)、金融機(jī)構(gòu)追求利潤(rùn)最大化和農(nóng)戶政治經(jīng)濟(jì)弱勢(shì)是導(dǎo)致城鄉(xiāng)正規(guī)金融資本錯(cuò)配的主要原因[9];高歌等認(rèn)為,我國(guó)金融資源的配置轉(zhuǎn)換沒有跟上城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的步伐,系列問題的積累制約了農(nóng)村金融功能和效率的提高,城鄉(xiāng)收入差距、金融發(fā)展水平、城鄉(xiāng)融資依賴度、城鎮(zhèn)化水平等金融配置失衡導(dǎo)致城鄉(xiāng)差距拉大[10]。

導(dǎo)致城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)的差距,顯然不能僅僅歸結(jié)為城鄉(xiāng)金融資源的差異配置。Wang、Yanfei Etc認(rèn)為,空間地理、地區(qū)合作程度等因素也影響了城鄉(xiāng)資源配置[11];吳華超、溫濤的研究表明,實(shí)行城鄉(xiāng)統(tǒng)籌改革試驗(yàn)的重慶地區(qū),農(nóng)村財(cái)政資金的配置效率呈現(xiàn)收斂趨勢(shì),農(nóng)村經(jīng)濟(jì)低效將導(dǎo)致資金投入不足和配置低效率的雙重瓶頸,統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展決非簡(jiǎn)單注入資金[12];Chen Aiqiao認(rèn)為,城鄉(xiāng)統(tǒng)籌應(yīng)作為一個(gè)整體,綜合各種要素配置[13];袁岳駟認(rèn)為,成都統(tǒng)籌使城鄉(xiāng)改革取得了顯著成績(jī),但城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)的二元結(jié)構(gòu)仍較明顯,根本原因在于統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的市場(chǎng)配置資源機(jī)制不完善,勞動(dòng)力、資本和土地流轉(zhuǎn)與配置存在阻礙因素,導(dǎo)致統(tǒng)籌城鄉(xiāng)的市場(chǎng)配置資源機(jī)制無法有效發(fā)揮作用,降低了資源的配置效率[14];Peng Xiaowei認(rèn)為,城鄉(xiāng)之間進(jìn)行互動(dòng)改革與創(chuàng)新提高了資源配置效率[15]。

綜上所述,我國(guó)城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)特征明顯,城鄉(xiāng)金融非均衡配置成為導(dǎo)致城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的重要因素之一,而影響城鄉(xiāng)資源配置的要素和因素非常多。因此,只有提高城鄉(xiāng)統(tǒng)籌協(xié)調(diào)度,優(yōu)化城鄉(xiāng)全要素資源的協(xié)調(diào)配置,才能提高城鄉(xiāng)資源配置的效率?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)的相關(guān)分析較多,并對(duì)影響城鄉(xiāng)金融配置的原因進(jìn)行了大量分析,但研究城鄉(xiāng)資源配置效率的文獻(xiàn)較缺乏,目前也沒有關(guān)于成渝地區(qū)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌改革要素資源配置效率的研究。通過成渝統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革實(shí)踐的政策效果評(píng)價(jià),總結(jié)和推廣其深化改革經(jīng)驗(yàn),以培育城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的新動(dòng)能,有利于提高城鄉(xiāng)要素資源配置的整體性和質(zhì)量。

3 地區(qū)資源配置效率測(cè)度與分析

3.1 方法選取與模型設(shè)定

方法選取:當(dāng)前學(xué)術(shù)界的既有研究顯示,測(cè)度資源配置效率的方法常用隨機(jī)前沿分析(SFA)和數(shù)據(jù)包絡(luò)方法(DEA)。通過分析系統(tǒng)不同的投入和產(chǎn)出,尋求系統(tǒng)的最大可能產(chǎn)出。系統(tǒng)的最大可能性產(chǎn)出表現(xiàn)為最大可能產(chǎn)出的包絡(luò)面,而包絡(luò)面的邊界就是生產(chǎn)前沿面。在實(shí)際的資源配置效率分析中,較成熟的是采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(Data Envelopment Analysis,DEA)。Charnes、Cooper在CRS規(guī)模報(bào)酬不變模型的基礎(chǔ)上,提出考察成本和配置效率的VRS規(guī)模報(bào)酬可變模型和考察全要素生產(chǎn)效率的Malmquist DEA模型。為考察不同省際地區(qū)的全要素資源的配置效率,本文選取反映資源配置效率動(dòng)態(tài)變化的Malmquist指數(shù)DEA模型,將生產(chǎn)要素的配置效率分解為技術(shù)效率變動(dòng)指數(shù)、技術(shù)效率進(jìn)步指數(shù)、規(guī)模效率指數(shù)和綜合效率指數(shù)。同時(shí),還對(duì)各地區(qū)的年份變動(dòng)效率進(jìn)行分解,以動(dòng)態(tài)全面地反映資源要素配置效率的發(fā)展變化。

模型設(shè)定:在DEA的模型設(shè)定與研究中分為投入主導(dǎo)型和產(chǎn)出主導(dǎo)型。本研究主要關(guān)注資源要素的配置效率,而且DMU決策單位投入是分地區(qū)的面板數(shù)據(jù),因此本文選取投入主導(dǎo)型的DEA模型,模型設(shè)定為:

Minimize[θ-α(e-S-+e+S+)]

(1)

式中,θ為地區(qū)的效率值,取值在(0,1)之間;α為非阿基米德無窮小量;e-為地區(qū)決策單元的k維單位行向量;e+為地區(qū)決策單元的l維單位行列向量;S-為投入松弛變量;S+也為投入松弛變量;xj為決策單元j的投入向量;yj為決策單元j的產(chǎn)出向量;k為投入指數(shù);l為產(chǎn)出指數(shù);λj為每個(gè)地區(qū)(DMU決策單位)j的投入—產(chǎn)出指標(biāo)權(quán)重。

判斷標(biāo)準(zhǔn):若θ=1,α(e-S-+e+S+)=0時(shí),則表明地區(qū)決策單位p的投入DEA有效;若θ=1,α(e-S-+e+S+)>0時(shí),表明地區(qū)決策單位p的投入弱DEA有效;若θ<1,表明地區(qū)決策單位p的投入DEA無效,在現(xiàn)有環(huán)境條件下存在資源配置缺乏效率,資源配置結(jié)構(gòu)需要調(diào)整。根據(jù)CRS線性規(guī)劃模型,可增加凸性約束條件調(diào)整為VRS模型。

指標(biāo)選取:根據(jù)Cobb & Douglas提出的柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)Y=AKαLβ,地區(qū)發(fā)展的總產(chǎn)出取決于資本要素A、勞動(dòng)要素L和技術(shù)要素A的資源配置,借鑒相關(guān)學(xué)者的研究，并考慮數(shù)據(jù)的可獲得性,選取以下指標(biāo)并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行有效處理(表1)。

表1 各地區(qū)投入產(chǎn)出要素指標(biāo)與來源

3.2 實(shí)證結(jié)果與效率分析

DEA模型Malmquist指數(shù)分解:本文主要運(yùn)用DEAP2.1軟件測(cè)算了我國(guó)31個(gè)省份的資源配置效率及其發(fā)展變動(dòng)。根據(jù)Malmquist指數(shù)分解方法,全要素生產(chǎn)效率變化(TFPCH)可分解為技術(shù)進(jìn)步(TECH)、純技術(shù)效率(PECH)和規(guī)模效率(SECH),而純技術(shù)效率和規(guī)模效率共同反映了技術(shù)效率變化(EFFCH)。技術(shù)效率變化測(cè)度了每個(gè)地區(qū)決策單元在生產(chǎn)可能邊界的“追趕效應(yīng)”,規(guī)模效率測(cè)度了地區(qū)決策單元沿著生產(chǎn)前沿面移動(dòng)的“增長(zhǎng)效應(yīng)”。分解公式為:

TFPCH=EFFCH×TECH=PECH×SECH×TECH

(2)

成渝試驗(yàn)區(qū)與非試驗(yàn)區(qū)資源配置效率Malmquist指數(shù)的地區(qū)分解:由表2可知，不但成渝試驗(yàn)區(qū)與非試驗(yàn)區(qū)的資源配置效率相比差異較大,而且實(shí)施城鄉(xiāng)統(tǒng)籌試驗(yàn)的成渝地區(qū)間資源配置差異也較大。一是成渝試驗(yàn)區(qū)與非試驗(yàn)區(qū)效率相比,均表現(xiàn)出城鄉(xiāng)統(tǒng)籌資源配置的效率優(yōu)勢(shì)。實(shí)行城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的成渝地區(qū)的技術(shù)效率變化、技術(shù)進(jìn)步、規(guī)模效率和全要素生產(chǎn)效率的單值和均值均高于非試驗(yàn)區(qū),只有四川地區(qū)的規(guī)模效率與非試驗(yàn)區(qū)基本持平。二是成渝試驗(yàn)區(qū)地區(qū)間相比,重慶地區(qū)比四川地區(qū)的資源配置更有效率。同樣實(shí)行城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的成渝試驗(yàn)區(qū),重慶地區(qū)的資源配置效率在各項(xiàng)指標(biāo)中均優(yōu)于四川地區(qū),這可能與重慶作為直轄市在資源配置中的政策和執(zhí)行更具有創(chuàng)新性有關(guān)。重慶地區(qū)的追趕效應(yīng)(EFFCH)和增長(zhǎng)效應(yīng)(SECH)都遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于四川地區(qū)。三是成渝地區(qū)資源配置效率具體分解指標(biāo)的比較。成渝試驗(yàn)區(qū)的技術(shù)進(jìn)步效率比技術(shù)效率更高,而純技術(shù)效率與規(guī)模效率相比,重慶地區(qū)兩者相當(dāng),四川地區(qū)的純技術(shù)效率卻明顯優(yōu)于規(guī)模效率,表明四川地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)要素資源配置效率的提升比規(guī)模經(jīng)濟(jì)的作用更大?？傮w分解結(jié)果表明,實(shí)行了城鄉(xiāng)統(tǒng)籌試驗(yàn)改革的成渝地區(qū)資源配置效率比沒有實(shí)行的地區(qū)更優(yōu),而重慶作為直轄市擁有更多的制度政策等創(chuàng)新,創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)引致的資源配置效率比四川更高。

成渝試驗(yàn)區(qū)與非試驗(yàn)區(qū)資源配置效率Malmquist指數(shù)的年度分解:DEA在計(jì)算要素配置Malmquist指數(shù)的年度效率時(shí),直接將第一年作為參照系,因此軟件運(yùn)行后沒有匯報(bào)第一年的效率數(shù)據(jù)。由表3可知,成渝綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)2004年的規(guī)模效率、綜合效率均低于全國(guó)平均水平。盡管其純技術(shù)效率、技術(shù)效率變化優(yōu)于全國(guó)平均水平,但與全國(guó)平均水平非常接近,差距微弱。隨著成渝地區(qū)改革的推進(jìn)和時(shí)間的推移,成渝地區(qū)資源配置的各種效率逐漸反超全國(guó)平均水平。特別是在2007年實(shí)施城鄉(xiāng)統(tǒng)籌試驗(yàn)改革后,逐漸拉開了與全國(guó)平均水平的差距。城鄉(xiāng)統(tǒng)籌資源配置的效率優(yōu)勢(shì)在重慶地區(qū)尤為明顯,2005年開始略為反超全國(guó)平均水平,2007年城鄉(xiāng)統(tǒng)籌綜合改革進(jìn)一步釋放各種要素的驅(qū)動(dòng)力,其資源配置的技術(shù)效率、規(guī)模效率和綜合效率與全國(guó)平均水平相比,優(yōu)勢(shì)一直非常顯著。

表2 2003—2016年我國(guó)31個(gè)省區(qū)要素配置效率Malmquist指數(shù)地區(qū)分解

注:根據(jù)DEAP2.1軟件處理結(jié)果編制。

表3 2003—2016年我國(guó)31個(gè)省區(qū)要素配置效率Malmquist指數(shù)年度分解

注:根據(jù)DEAP2.1軟件處理結(jié)果編制。

成渝實(shí)驗(yàn)區(qū)與非實(shí)驗(yàn)區(qū)資源配置規(guī)模效率的分解與變化趨勢(shì):為進(jìn)一步考察資源配置中地區(qū)決策單元規(guī)模報(bào)酬的不同資源配置效率和變化,本文采用基于規(guī)模報(bào)酬變化模型(VRS)的多步法進(jìn)行分解。其中,CRSTE表示基于CRS DEA生產(chǎn)前沿的技術(shù)效率,VRSTE表示基于VRS DEA生產(chǎn)前沿的技術(shù)效率,SCALE表示規(guī)模效率,其值為CRSTE與VRSTE的比值。規(guī)模效率的變化趨勢(shì)可分為三類:增加(irs)、減少(drs)和不變(-)。由表4可知,我國(guó)31個(gè)省區(qū)中保持資源配置規(guī)模效率增加的地區(qū)不到1/2,重慶和四川地區(qū)位列其中。表明國(guó)家賦予重慶市和四川省兩個(gè)地區(qū)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的多項(xiàng)政策,加上重慶和四川地區(qū)自身的改革積累,不斷優(yōu)化和平衡城鄉(xiāng)資源配置,大大提高了資源配置的規(guī)模效率。而遼寧和湖南兩個(gè)地區(qū)的資源配置規(guī)模效率不僅沒有增加,反而下降,表明這兩個(gè)地區(qū)存在資源要素閑置浪費(fèi);河北、黑龍江等14個(gè)地區(qū)保持良好的規(guī)模報(bào)酬不變狀態(tài)。

表42003—2016年我國(guó)31省資源配置規(guī)模效率的分解與變化趨勢(shì)

地區(qū)CRSTEVRSTESCALE變化地區(qū)CRSTEVRSTESCALE變化重慶0.6830.7250.943irs山東1.0001.0001.000-四川0.7880.7880.999irs河南1.0001.0001.000-北京0.6960.6970.998irs湖北0.8780.8910.986irs天津0.8650.8970.964irs湖南0.9590.9610.998drs河北1.0001.0001.000-廣東1.0001.0001.000-山西0.9690.9700.999irs廣西1.0001.0001.000-內(nèi)蒙古1.0001.0001.000-海南0.9341.0000.934irs遼寧0.9100.9200.989drs貴州0.7510.7570.992irs吉林0.8810.8940.986irs云南0.9070.9140.993irs黑龍江1.0001.0001.000-西藏1.0001.0001.000-上海0.9100.9110.999irs陜西0.7300.7450.980irs江蘇1.0001.0001.000-甘肅1.0001.0001.000-浙江1.0001.0001.000-青海1.0001.0001.000-安徽1.0001.0001.000-新疆1.0001.0001.000-福建1.0001.0001.000-寧夏0.5731.0000.573irs江西0.9390.9480.990irs平均0.9150.9360.978irs

注:根據(jù)DEAP2.1軟件處理結(jié)果編制。

4 基于雙重差分法的政策效應(yīng)研究

4.1 方法選取與模型設(shè)定

為進(jìn)一步研究成渝地區(qū)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的政策效應(yīng),本文選取雙重差分法再次對(duì)成渝地區(qū)的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌實(shí)施效果進(jìn)行驗(yàn)證分析。雙重差分法(Difference-in-Difference)是近年來新發(fā)展的一種實(shí)驗(yàn)效應(yīng)評(píng)估方法,目前已被廣泛應(yīng)用于政策效應(yīng)的分析評(píng)估。Ashenfelter、Card首次采用雙重差分法對(duì)政策效果進(jìn)行了評(píng)價(jià),該計(jì)量方法的基本思路是選擇一個(gè)受政策變化影響的實(shí)驗(yàn)組和一個(gè)不受政策變化的對(duì)照組,通過比對(duì)實(shí)驗(yàn)組和控制組受政策影響前后某些指標(biāo)的變化量來反映政策凈效應(yīng),獲得該項(xiàng)政策實(shí)施的實(shí)際效果。因此,運(yùn)用雙重差分法需要將觀測(cè)樣本準(zhǔn)確分為實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組,也是面板數(shù)據(jù)雙重差分模型適用的基礎(chǔ)。本文選擇成渝地區(qū)為“實(shí)驗(yàn)組”,其他地區(qū)作為相應(yīng)的“控制組”。根據(jù)雙重差分法的基本思想,DID回歸方程為:

yit=α+β1didt+β2di+β3dt+μit

(3)

被解釋變量中,yit為關(guān)注的政策影響變量;di為觀測(cè)組別,其中i分別表示實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組;dt為觀測(cè)的年份;μit為殘差項(xiàng)。

為全面考察城鄉(xiāng)統(tǒng)籌全要素資源配置的政策效應(yīng)和影響因素,借鑒已有的相關(guān)研究,本文在原基礎(chǔ)模型中進(jìn)行了拓展,加入部分控制變量,將DID方程拓展為:

Ypt=α+β1Treatpt×Yearpt+β2Treatpt+β3Yearpt+δXpt+γp+ηt+μpt

(4)

解釋變量中,Ypt為要素資源配置效率;Treatpt為處理實(shí)驗(yàn)組的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌綜合改革試驗(yàn)區(qū),其中下標(biāo)p代表省份,t代表觀測(cè)年份。在Treatpt的賦值中,成都、重慶地區(qū)為實(shí)驗(yàn)組1,其他地區(qū)為對(duì)照組0。Yearpt為城鄉(xiāng)統(tǒng)籌改革試驗(yàn)?zāi)攴?2007年及以后賦值為1,其他為0;Xpt為控制變量;γp為地區(qū)固定效應(yīng);ηt為年份固定效應(yīng);μpt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。首先,式(4)中Treatpt×Yearpt是反映政策凈效應(yīng)的交乘變量,而β1是重點(diǎn)關(guān)注的系數(shù),該回歸系數(shù)反映了城鄉(xiāng)統(tǒng)籌綜合配套改革對(duì)城鄉(xiāng)要素資源配置的影響。其次,式(4)中的參數(shù)β2表示若沒有城鄉(xiāng)統(tǒng)籌試驗(yàn)改革實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組之間的目標(biāo)變量時(shí)間變化情況,參數(shù)β3表示實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組之間不隨時(shí)間變動(dòng)的差異。第三,式(4)中包含γp地區(qū)虛擬變量和ηt年份虛擬變量,表明是雙向固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型。

4.2 模型數(shù)據(jù)與數(shù)據(jù)來源

本文的被解釋變量是要素資源配置的效率,測(cè)度值來源于采用數(shù)據(jù)包絡(luò)法(DEA)計(jì)算的各地區(qū)資源配置綜合效率。為了解城鄉(xiāng)統(tǒng)籌實(shí)驗(yàn)組與控制組要素的綜合配置效率總體情況和變化趨勢(shì),本文分別將實(shí)驗(yàn)組和控制組要素的綜合配置效率按年度進(jìn)行平均計(jì)算,并進(jìn)行趨勢(shì)對(duì)比(圖1)。結(jié)果表明,雖然實(shí)驗(yàn)組和控制組的資源配置效率都有波動(dòng),且兩者具有較強(qiáng)的趨同性,但實(shí)行城鄉(xiāng)統(tǒng)籌綜合配套改革的實(shí)驗(yàn)組資源配置效率顯然比沒有實(shí)行的控制組更高,波動(dòng)幅度也更平緩。實(shí)驗(yàn)組成渝地區(qū)在2007年實(shí)行城鄉(xiāng)統(tǒng)籌試驗(yàn)改革后,資源配置效率與控制組的效率差距隨年份推移趨于擴(kuò)大,表明隨著城鄉(xiāng)統(tǒng)籌政策推進(jìn),政策對(duì)資源配置效率提升的效果逐步顯現(xiàn)。

圖1 實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組資源配置效率的變化趨勢(shì)

本文系列控制變量的選取是基于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的制度和環(huán)境維度,借鑒相關(guān)的研究成果,同時(shí)兼顧數(shù)據(jù)指標(biāo)的可獲得性,最后選取城鎮(zhèn)化水平、外貿(mào)依存度、政府干預(yù)程度、產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化程度等變量。為了降低模型多重共線性的可能性,本文對(duì)具體變量值的選取均采用經(jīng)過計(jì)算處理的比率值來進(jìn)行衡量,分別采用常住城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎氐某擎?zhèn)化率衡量城鎮(zhèn)化水平,采用以2003年為基期的定基消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)平減的進(jìn)出口總額除以2003年為基期的GDP指數(shù)平減的實(shí)際GDP總額衡量外貿(mào)依存度,采用政府財(cái)政支出占GDP比重衡量政府的干預(yù)程度,采用第二、三產(chǎn)業(yè)占產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的比重衡量產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化程度。數(shù)據(jù)主要來源于2004—2017年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)三農(nóng)數(shù)據(jù)庫》、《中國(guó)城鄉(xiāng)建設(shè)數(shù)據(jù)庫》。

4.3 實(shí)證結(jié)果與差分分析

資源配置效率的政策效應(yīng):為考察城鄉(xiāng)統(tǒng)籌政策的政策凈效應(yīng)和模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性,本文采取逐步加入控制變量,得到表5中第(1)列—第(5)列的估計(jì)結(jié)果。從表5可見,隨著城鄉(xiāng)統(tǒng)籌環(huán)境和制度等控制變量的逐步加入,解釋變量的系數(shù)符號(hào)和顯著性沒有發(fā)生本質(zhì)變化,表明估計(jì)結(jié)果具有很好的穩(wěn)健性。最為關(guān)注的時(shí)間和地區(qū)(Treat×Yeat)交互項(xiàng)的系數(shù)是雙重差分估計(jì)量,代表政策凈效應(yīng),實(shí)證結(jié)果介于0.06932—0.07355之間,在1%的置信水平顯著,表明城鄉(xiāng)統(tǒng)籌顯著提高了成渝地區(qū)的資源配置效率。時(shí)間虛擬變量的系數(shù)均為負(fù),說明若沒有城鄉(xiāng)統(tǒng)籌政策,成渝地區(qū)的資源配置效率將隨時(shí)間變化而降低,且隨著控制變量的政府干預(yù)程度和產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化的加入,其影響的顯著性愈加明顯,分別為10%和5%的置信水平顯著。在影響城鄉(xiāng)統(tǒng)籌資源配置效率的控制變量中,政府干預(yù)程度和城鎮(zhèn)化水平影響顯著。其中,政府干預(yù)程度1%的置信水平顯著,城鎮(zhèn)化水平在10%的置信水平顯著。政府干預(yù)程度成為控制變量中最為顯著的影響因素,再次表明在城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的綜合配套改革中,政府作為市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中看不見的手,在引導(dǎo)要素資源投向領(lǐng)域和配置效率方面發(fā)揮著市場(chǎng)無法替代的作用。同時(shí),由于本次綜合配套改革的重點(diǎn)是城鄉(xiāng)統(tǒng)籌,因此城鎮(zhèn)化水平也是影響城鄉(xiāng)資源配置的重要因素。與政府干預(yù)程度和城鎮(zhèn)化水平相比,外貿(mào)依存度和產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化水平在城鄉(xiāng)統(tǒng)籌資源配置中的影響不顯著。

表5 DID回歸結(jié)果

注:本文的估計(jì)采用Stata15軟件實(shí)現(xiàn)?；貧w系數(shù)括號(hào)里的數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差。***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

資源配置效率與因素的影響機(jī)制:為進(jìn)一步研究城鄉(xiāng)統(tǒng)籌政策中資源配置效率和因素的影響機(jī)制,本文根據(jù)雙重差分法的基本原理,統(tǒng)計(jì)測(cè)算了模型(4)中各變量的雙重差分估計(jì)量。為了更加直觀地評(píng)價(jià)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌政策對(duì)試驗(yàn)區(qū)的影響,本文將各變量再次分類,以對(duì)比分析實(shí)驗(yàn)組和控制組的差分效應(yīng)(表6、表7)。表6、表7中實(shí)驗(yàn)組的數(shù)值表示成渝試驗(yàn)區(qū)實(shí)施城鄉(xiāng)統(tǒng)籌政策前后各變量的均值,控制組的數(shù)值表示非試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施前后的均值。表6和表7中因差分參照對(duì)象選擇不同和數(shù)值四舍五入取舍不同,導(dǎo)致兩個(gè)表中的凈效應(yīng)數(shù)值不完全一致,但絕對(duì)值相等。

表6 試驗(yàn)區(qū)與非試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施前后差分效應(yīng)(一)

表7 試驗(yàn)區(qū)與非試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施前后差分效應(yīng)(二)

由表6可知,通過比較各地區(qū)資源配置效率變化發(fā)現(xiàn),城鄉(xiāng)統(tǒng)籌政策實(shí)施前成渝地區(qū)的資源配置效率比非試驗(yàn)區(qū)低0.039,但實(shí)施城鄉(xiāng)統(tǒng)籌政策后其資源配置的差分效應(yīng)反而高0.035。其他變量的差分效應(yīng)比較,政策實(shí)施前成渝地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平、外貿(mào)依存度、產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化水平均比非試驗(yàn)區(qū)低,但在政策實(shí)施后出現(xiàn)明顯反轉(zhuǎn),不但多項(xiàng)指標(biāo)比非試驗(yàn)區(qū)高,而且雙重差分結(jié)果幾乎全為正的凈效應(yīng),只有政府干預(yù)程度為負(fù),但其值也非常接近于0。成渝地區(qū)政府干預(yù)程度與非試驗(yàn)區(qū)的差距在政策實(shí)施前后的差距較一致,仍比全國(guó)其他非試驗(yàn)區(qū)的政府干預(yù)程度低0.03左右?？傮w而言,成渝地區(qū)與非試驗(yàn)區(qū)的差分變化趨勢(shì)一致,其差分符號(hào)較一致的由負(fù)轉(zhuǎn)為正,一致性的變化表明城鄉(xiāng)統(tǒng)籌顯著提高了成渝地區(qū)的資源配置效率和相關(guān)水平。

由表7可知,成渝地區(qū)的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌政策實(shí)施后,資源配置效率由0.988提高到1.055,提高了0.067。而同期的非試驗(yàn)區(qū)不僅沒有提高,反而降低了0.005,再次表明城鄉(xiāng)統(tǒng)籌政策確實(shí)顯著地提高了成渝地區(qū)的資源配置效率,與非試驗(yàn)區(qū)相比政策凈效應(yīng)達(dá)0.072。其他變量的差分效應(yīng)也非常明顯,城鄉(xiāng)統(tǒng)籌政策的實(shí)施也大大提高了成渝地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平、政府干預(yù)程度和產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化水平。其中,成渝地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平從38.59提高到49.086,提高了10.496,比同期非試驗(yàn)區(qū)的增長(zhǎng)水平高出0.623。成渝地區(qū)的政府干預(yù)程度在城鄉(xiāng)統(tǒng)籌后有大幅度提升,提高了0.081,但政府干預(yù)程度的提升強(qiáng)度卻不如非試驗(yàn)區(qū)。唯一的下降變量為外貿(mào)依存度,成渝地區(qū)的外貿(mào)依存度比非試驗(yàn)區(qū)下降較多,表明城鄉(xiāng)統(tǒng)籌政策有力降低了地區(qū)的外貿(mào)依存度。

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

采用雙重差分傾向得分匹配檢驗(yàn):影響資源配置效率的影響因素比較復(fù)雜,本文僅選取了典型的維度變量,可能存在變量遺漏,即存在不可測(cè)變量。本文同時(shí)采取了我國(guó)31個(gè)省區(qū)2003—2016年的面板數(shù)據(jù),符合雙重差分傾向得分匹配估計(jì)量的條件。運(yùn)用雙重差分傾向得分匹配進(jìn)行檢驗(yàn),回歸結(jié)果顯示,時(shí)間和地區(qū)的雙重差分系數(shù)0.056,依然在1%的置信水平顯著,表明成渝地區(qū)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的政策凈效應(yīng)顯著存在。

安慰劑檢驗(yàn):為檢驗(yàn)前述結(jié)果的穩(wěn)健性,本文依次采取三類安慰劑檢驗(yàn):①置換虛假的政策發(fā)生時(shí)間檢驗(yàn)。分別以2005年和2006年作為成渝地區(qū)實(shí)行城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的時(shí)間,構(gòu)造虛假的政策變量進(jìn)行回歸。②只使用政策發(fā)生前的樣本檢驗(yàn)。檢驗(yàn)假設(shè)是2007年前各地區(qū)都未實(shí)行城鄉(xiāng)統(tǒng)籌,兩樣本在城鄉(xiāng)統(tǒng)籌效率上不應(yīng)存在顯著差異,否則表明存在其他潛在因素影響地區(qū)資源配置效率。檢驗(yàn)中只使用政策發(fā)生前的樣本對(duì)實(shí)驗(yàn)組虛擬變量treat進(jìn)行回歸。③采取隨機(jī)抽樣方式構(gòu)建虛假實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組。在我國(guó)31個(gè)省區(qū)樣本中,隨機(jī)抽取20個(gè)地區(qū)作為實(shí)驗(yàn)組,剩余地區(qū)作為對(duì)照組,生成虛擬的year*treat(效應(yīng)),回歸并記錄估計(jì)系數(shù)。循環(huán)300次并觀測(cè)估計(jì)系數(shù)均值是否為0。安慰劑檢驗(yàn)的回歸結(jié)果顯示,前兩種檢驗(yàn)得到的估計(jì)系數(shù)均不顯著;300次隨機(jī)抽樣檢驗(yàn)得到的估計(jì)系數(shù)均值為0.003,接近于0,符合預(yù)期。

5 結(jié)論與建議

統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展是我國(guó)解決城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)和二元經(jīng)濟(jì)的新思路,也是全面建設(shè)小康社會(huì)的大戰(zhàn)略,更是實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的總布局。自2007年國(guó)家批準(zhǔn)重慶和四川設(shè)立全國(guó)統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)以來,重慶和四川從制度、政策和體制等方面積極創(chuàng)新,加快消除制約城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的障礙,促進(jìn)要素資源在城鄉(xiāng)之間的均衡配置和自由流動(dòng)。10年間城鄉(xiāng)統(tǒng)籌改革政策是否推進(jìn)要素資源在城鄉(xiāng)之間合理配置,其資源配置效率是否得到提高?本文采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法和雙重差分法對(duì)成渝地區(qū)的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌政策效應(yīng)進(jìn)行了驗(yàn)證,均得到城鄉(xiāng)統(tǒng)籌政策顯著提高成渝地區(qū)資源配置效率的結(jié)論。通過差分效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn),政府干預(yù)程度和城鎮(zhèn)化水平的提高,可有效提升要素資源在城鄉(xiāng)之間的配置效率。進(jìn)一步比較成渝試驗(yàn)區(qū)發(fā)現(xiàn),作為最年輕的直轄市,重慶由于擁有更多的政策和制度優(yōu)勢(shì),加上自身的積累和大膽創(chuàng)新,比同時(shí)實(shí)行城鄉(xiāng)統(tǒng)籌配套改革試驗(yàn)的四川地區(qū)激發(fā)出了更多的發(fā)展活力和資源配置的效率優(yōu)勢(shì)。

城鄉(xiāng)統(tǒng)籌改革發(fā)展本質(zhì)上是通過改變城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)的矛盾,統(tǒng)一協(xié)調(diào)配置城鄉(xiāng)要素資源,實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展。成渝地區(qū)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌改革的經(jīng)驗(yàn)告訴我們,當(dāng)前更要用勞倫斯·彼得新木桶理論中的短板效應(yīng)和縫隙思維方式,不僅要解決城鄉(xiāng)二元中的農(nóng)村短板,更要解決城市和農(nóng)村互動(dòng)發(fā)展中的縫隙,將城市和農(nóng)村發(fā)展緊密結(jié)合起來,統(tǒng)一協(xié)調(diào)要素資源的配置,激發(fā)全范圍全要素的資源活力;不僅要統(tǒng)籌引導(dǎo)成渝地區(qū)自身的城鄉(xiāng)良性互動(dòng),還要互相借鑒、協(xié)同成渝地區(qū)間的配套改革,抱團(tuán)放大成渝經(jīng)濟(jì)群的整體效應(yīng)。