特色小鎮(zhèn)建設(shè)對浙江省縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響

摘要：特色小鎮(zhèn)建設(shè)作為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級、城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展、新型城鎮(zhèn)化的可行途徑，其政策效果有待檢驗(yàn)?；?009—2019年浙江省88個縣級市的面板數(shù)據(jù)，采用多期雙重差分方法，并結(jié)合平行趨勢檢驗(yàn)、安慰劑檢驗(yàn)和傾向得分匹配雙重差分模型（PSM-DID）等穩(wěn)健性檢驗(yàn)手段，分析特色小鎮(zhèn)建設(shè)對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。研究結(jié)果表明，省級特色小鎮(zhèn)的設(shè)立能夠?qū)τ行Т龠M(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，其作用機(jī)制主要通過改善所在縣域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、提高創(chuàng)新水平和人口密度等途徑實(shí)現(xiàn)。然而，其政策效應(yīng)存在區(qū)域與行政級別的異質(zhì)性：浙江省東北部地區(qū)和高行政級別城市的小鎮(zhèn)對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用較為明顯；而浙江省西南部地區(qū)和低行政級別城市的小鎮(zhèn)促進(jìn)作用則并不明顯。

關(guān)鍵詞：特色小鎮(zhèn)；縣域經(jīng)濟(jì)；政策評估；多期雙重差分模型

0引言

特色小鎮(zhèn)自2014年首次被提出以來，一直被視為區(qū)域經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級和供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重大戰(zhàn)略舉措[1]。特色小鎮(zhèn)的建設(shè)目的是實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，推動新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程。浙江省作為特色小鎮(zhèn)的發(fā)源地，其特色小鎮(zhèn)建設(shè)已經(jīng)取得了顯著的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。2022年，浙江省的特色小鎮(zhèn)總產(chǎn)出達(dá)1.98萬億元，約占浙江省經(jīng)濟(jì)總量的25.5%，稅收收入超過1 291.5億元，畝均稅收77.9萬元，是浙江省省級規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)平均水平的2.24倍。為打造特色小鎮(zhèn)升級版，浙江省人民政府辦公廳在2022年印發(fā)了《關(guān)于持續(xù)推進(jìn)特色小鎮(zhèn)高質(zhì)量發(fā)展的指導(dǎo)意見》，提出到2025年，全省命名的特色小鎮(zhèn)總數(shù)達(dá)到100個左右，特色小鎮(zhèn)總產(chǎn)出突破2.5萬億元，稅收收入突破1500億元。

縣域經(jīng)濟(jì)是國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)，無論從土地面積、經(jīng)濟(jì)體量，還是從人口規(guī)模來看，縣域都是非常重要的一個單元。隨著我國經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)業(yè)鏈、供應(yīng)鏈、創(chuàng)新鏈向縣域下沉，重大投資和重大項(xiàng)目向縣域下沉，市場和消費(fèi)向縣域下沉，公共服務(wù)資源向縣域下沉，這“四個下沉”將極大提升縣域經(jīng)濟(jì)在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展總量中的地位和作用?？h域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展在一定程度上依賴增長極的帶動，而特色小鎮(zhèn)能否成為縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要增長極，從而帶動縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，本文對此展開分析。

1文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

1.1文獻(xiàn)綜述

1.1.1縣域經(jīng)濟(jì)的測度及影響因素相關(guān)研究

縣域經(jīng)濟(jì)不僅是我國經(jīng)濟(jì)體系的基礎(chǔ)，更是地方發(fā)展的關(guān)鍵驅(qū)動力[2]。對縣域經(jīng)濟(jì)的測度一直是學(xué)術(shù)界熱烈討論的議題。現(xiàn)有研究所提出的測度方法主要包括兩大類，一是使用單個指標(biāo)，如地區(qū)生產(chǎn)總值[3-4]、人均生產(chǎn)總值[5]、夜間燈光數(shù)據(jù)[6]等；二是通過構(gòu)建綜合評價指標(biāo)體系以測度縣域經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展，如王薔等[7]基于縣域產(chǎn)業(yè)升級、要素激活、城鄉(xiāng)融合、制度創(chuàng)新，設(shè)計了24個基礎(chǔ)指標(biāo)，以評價縣域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平；朱紅梅等[8]從經(jīng)濟(jì)、創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享6個方面，構(gòu)建了縣域高質(zhì)量發(fā)展綜合評價指標(biāo)體系?？h域經(jīng)濟(jì)影響因素的相關(guān)研究表明，數(shù)字金融[9]、縣域之間的競合關(guān)系[10]、產(chǎn)業(yè)振興[11]、區(qū)域一體化[12]等因素對縣域經(jīng)濟(jì)的增長具有顯著的推動作用。

1.1.2特色小鎮(zhèn)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)相關(guān)研究

特色小鎮(zhèn)可以定義為“具有明確且獨(dú)特產(chǎn)業(yè)和文化定位，擁有良好生活和生態(tài)環(huán)境，具備完整城市功能的最基本的空間單元”[13]。目前已有學(xué)者對特色小鎮(zhèn)設(shè)立的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行了相關(guān)研究。例如，王天宇[14]通過對特色小鎮(zhèn)、中小企業(yè)與鄉(xiāng)村振興三者互動關(guān)系的理論分析，指出特色小鎮(zhèn)能夠成為鄉(xiāng)村重要的現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)資源和現(xiàn)代企業(yè)的集聚平臺，形成經(jīng)濟(jì)規(guī)模，并具有對周邊鄉(xiāng)村的輻射和拉動能力，從而形成增長極。唐剛[15]借助特色小鎮(zhèn)開放經(jīng)濟(jì)情形構(gòu)建的理論模型，發(fā)現(xiàn)當(dāng)特色小鎮(zhèn)選擇有比較優(yōu)勢的可貿(mào)易品產(chǎn)業(yè)時，不僅可以豐富周邊地區(qū)居民的消費(fèi)選擇，還能實(shí)現(xiàn)勞動力的本地化就業(yè)。彭友[16]分析發(fā)現(xiàn)，運(yùn)動休閑特色小鎮(zhèn)的建立是運(yùn)動休閑產(chǎn)業(yè)發(fā)展的新著力點(diǎn)，有利于加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程，并提高小鎮(zhèn)居民的生活福祉。張學(xué)軍等[17]指出，特色小鎮(zhèn)模式的發(fā)展與創(chuàng)新，有助于促進(jìn)我國鄉(xiāng)村治理體系和治理能力的現(xiàn)代化建設(shè)，是政府與社會良性互動的共同選擇。

綜上所述，現(xiàn)有研究大多從理論上分析了特色小鎮(zhèn)設(shè)立對所在縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用，但實(shí)證研究的相關(guān)文獻(xiàn)較少。而雙重差分方法能通過比較同一實(shí)驗(yàn)組在不同時間點(diǎn)以及與控制組在同一時間點(diǎn)的政策實(shí)施前后的變化差異，來確定實(shí)施效果。因此，本文采用雙重差分的方法，實(shí)證研究浙江省省級特色小鎮(zhèn)的設(shè)立是否對所在縣域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有促進(jìn)作用，并對縣域樣本進(jìn)行分組，以檢驗(yàn)政策實(shí)施的效果差異。

1.2研究假設(shè)

浙江省的特色小鎮(zhèn)有別于行政區(qū)劃單元和產(chǎn)業(yè)園，是具有明確產(chǎn)業(yè)定位、文化內(nèi)涵、旅游和一定社區(qū)功能的發(fā)展空間平臺，其目的是成為新的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)[18]。首先，基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)屬于特色小鎮(zhèn)建設(shè)過程中最重要的基礎(chǔ)性投入工作[19]，這些設(shè)施建成后，在為小鎮(zhèn)服務(wù)的同時，也為周邊地區(qū)的發(fā)展提供了良好的支撐。其次，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展是一個各類要素集聚的經(jīng)濟(jì)活動過程，若不能有效形成要素集聚，地方的發(fā)展合力就難以形成[20]。特色小鎮(zhèn)能利用其區(qū)域資源稟賦，吸引人才、技術(shù)、資金等先進(jìn)要素的集聚，通過小尺度空間集聚細(xì)分產(chǎn)業(yè)和企業(yè)，培育和發(fā)展主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級[21]，從而保障了小鎮(zhèn)對所在縣域經(jīng)濟(jì)的推動作用。基于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：設(shè)立特色小鎮(zhèn)能夠帶動所在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

實(shí)施相同的政策，由于政策實(shí)施力度、資源稟賦、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、行政環(huán)境和地理位置的不同，最后產(chǎn)生的政策效果會存在較大的差異[22]。我國存在一條胡煥庸線，它是人口與經(jīng)濟(jì)空間格局的分界線，浙江省也有一條類似的地區(qū)差距分割線——“清大線”（臨安清涼峰鎮(zhèn)和蒼南大漁鎮(zhèn)連接線）。線的東北側(cè)，水系發(fā)達(dá)，地勢平坦，經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展總體較好；線的西南側(cè)，群山連綿，耕地稀缺，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對落后。特色小鎮(zhèn)依托特色產(chǎn)業(yè)，打造具有地方特色和競爭力的產(chǎn)業(yè)體系。江亮等[23]認(rèn)為，特色小鎮(zhèn)的高質(zhì)量建設(shè)應(yīng)該建立省、市、地方聯(lián)席管理體制，采用政府引導(dǎo)和市場運(yùn)作的運(yùn)營模式。在選址上，特色小鎮(zhèn)需要具備良好的發(fā)展基礎(chǔ)和充足的發(fā)展條件，能夠形成一條完整的產(chǎn)業(yè)鏈，包括衍生產(chǎn)業(yè)等[24]?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：設(shè)立特色小鎮(zhèn)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)會因經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、政府能力等因素存在差異。

2研究設(shè)計

2.1樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

浙江省的特色小鎮(zhèn)分為創(chuàng)建、培育、驗(yàn)收命名三個階段，其中驗(yàn)收命名的特色小鎮(zhèn)為最高級別。因此，本文以浙江省驗(yàn)收命名的前三批省級特色小鎮(zhèn)為研究對象。理論上，特色小鎮(zhèn)所在區(qū)域可以界定為鄉(xiāng)鎮(zhèn)并作為研究對象，但由于鄉(xiāng)鎮(zhèn)數(shù)據(jù)的可獲得性較低，本文選擇將驗(yàn)收命名的省級特色小鎮(zhèn)所在的縣級（縣、市、區(qū)）城市作為實(shí)驗(yàn)組，而沒有特色小鎮(zhèn)的縣級城市作為控制組，利用雙重差分方法來檢驗(yàn)特色小鎮(zhèn)設(shè)立后對縣域經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。為了滿足使用雙重差分方法的前提條件，本文在選取樣本時進(jìn)行了如下預(yù)處理：①考慮到2008年金融危機(jī)爆發(fā)使經(jīng)濟(jì)增速放緩，以及2019年末疫情的影響，長時間的非常態(tài)因素可能會對實(shí)證分析產(chǎn)生影響，因此將樣本期時間段設(shè)定為2009—2019年；②在樣本時間段內(nèi)，為避免行政區(qū)管轄變動造成的干擾，將變動比較大的城市樣本剔除，如寧波市的海曙區(qū)，該區(qū)在2016年經(jīng)過區(qū)劃調(diào)整后，路域面積由2015年的29km2增長到595km2。

最終，保留了縣級城市88個，其中實(shí)驗(yàn)組19個，控制組69個。研究所涉及的數(shù)據(jù)主要來源于各市統(tǒng)計年鑒、各縣統(tǒng)計公報及知網(wǎng)年鑒，部分缺失數(shù)據(jù)采用線性插值法進(jìn)行補(bǔ)充。

2.2模型構(gòu)建

由于浙江省驗(yàn)收命名的前三批省級特色小鎮(zhèn)的創(chuàng)建時間分別在2015年和2016年，本研究采用多期雙重差分模型，具體模型設(shè)定公式如下

Yit=β0+β1didit+β2Xit+γi+μt+εit（1）

式中，Yit為被解釋變量反映了i城市在t年的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r；didit為核心解釋變量，如果i城市在t年創(chuàng)建了驗(yàn)收命名的省級特色小鎮(zhèn)，那么i城市在t年及之后的年份中的didit=1，否則為0；Xit為控制變量；γi和μt分別為時間固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。β1為didit的系數(shù)，如果其顯著大于0，那么假設(shè)1就得到證明，即特色小鎮(zhèn)對所在縣域經(jīng)濟(jì)增長具有帶動效應(yīng)；相反，則表示其對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有抑制作用。

2.3變量處理

2.3.1被解釋變量

由于人均GDP這一指標(biāo)能夠同時反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)模和水平[25]，本文采用人均GDP的對數(shù)值（lnpergdp）來衡量縣域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。主要變量及解釋見表1。

2.3.2核心解釋變量

本文的核心解釋變量是浙江省驗(yàn)收命名的前三批省級特色小鎮(zhèn)虛擬變量did。在界定浙江省驗(yàn)收命名的省級特色小鎮(zhèn)設(shè)立的具體年份時，本文以小鎮(zhèn)獲得創(chuàng)建資格的年份作為起始年。如果某一城市在當(dāng)年被設(shè)立為驗(yàn)收命名的省級特色小鎮(zhèn)，則將虛擬變量did賦值為1，反之則賦值為0。

2.3.3控制變量

城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到多種因素的影響，本文綜合相關(guān)文獻(xiàn)[26-27]，選取固定資產(chǎn)投資、政府財政支出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化、創(chuàng)新水平、人口密度、國內(nèi)消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)集聚程度、對外開放作為控制變量。其中，城市各年的進(jìn)出口總額單位為萬美元，使用年平均匯率進(jìn)行換算。各變量的描述性統(tǒng)計見表2。

3實(shí)證結(jié)果與分析

3.1基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

基準(zhǔn)回歸結(jié)果見表3。模型（1）和（2）的回歸結(jié)果均顯著為正，表明特色小鎮(zhèn)設(shè)立能夠?qū)h域經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生推動作用，驗(yàn)證假設(shè)1成立。此外，政府財政支出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化、人口密度、國內(nèi)消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)集聚程度等控制變量也對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了不同程度的顯著影響。

3.2穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表3的結(jié)果表明了省級特色小鎮(zhèn)的設(shè)立對縣域內(nèi)的人均GDP具有促進(jìn)作用，但仍然存在樣本選擇偏差、遺漏變量偏誤等問題。因此，需要進(jìn)一步通過平行趨勢檢驗(yàn)、安慰劑檢驗(yàn)和傾向得分匹配雙重差分模型（PSM-DID）來對結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。

3.2.1平行趨勢檢驗(yàn)

運(yùn)用雙重差分模型進(jìn)行政策效果評估的前提條件是實(shí)驗(yàn)組和控制組在政策沖擊之前具有相同的時間變化趨勢。如果滿足這一條件，則說明did的顯著性是由省級特色小鎮(zhèn)設(shè)立所帶來的；相反，did的顯著性可能是由非觀測因素所帶來的。借鑒任勝鋼等[28]的研究，使用事件研究法對實(shí)驗(yàn)組和控制組進(jìn)行檢驗(yàn)，其模型設(shè)定如下

Yit=α0+∑q=3q=-6βqdidit0+q+φXit+γi+μt+εit（2）

式中，t0為實(shí)驗(yàn)組城市設(shè)立省級特色小鎮(zhèn)的基準(zhǔn)年；q為小鎮(zhèn)設(shè)立后的第q年；didit0+q為i城市在小鎮(zhèn)設(shè)立政策實(shí)施第q年的虛擬變量。其他變量和基準(zhǔn)模型保持一致。

檢驗(yàn)省級特色小鎮(zhèn)設(shè)立之前6年和獲批之后3年的趨勢變化。為避免多重共線性的影響，本文去掉政策實(shí)施前的第一年，平行趨勢檢驗(yàn)圖如圖1所示。從圖1可知，回歸系數(shù)β-6，β-4，…，β-2的95%置信區(qū)間中均包含有0，回歸結(jié)果均不顯著，表明特色小鎮(zhèn)設(shè)立之前實(shí)驗(yàn)組和控制組并不存在顯著差異，滿足平行趨勢假設(shè)。在政策出臺后，系數(shù)β1、β2、β3開始顯著為正，對應(yīng)的實(shí)驗(yàn)組與控制組之間存在顯著差異，說明省級特色小鎮(zhèn)的設(shè)立能夠有效促進(jìn)所在縣域的經(jīng)濟(jì)增長。

3.2.2安慰劑檢驗(yàn)

雖然上文的平行趨勢檢驗(yàn)結(jié)果表明本文的政策識別策略滿足這一重要假設(shè)前提，但仍然可能有一些隨時間、地點(diǎn)變化的因素難以觀測和控制。對于這些遺漏變量可能產(chǎn)生的偏誤，目前仍然缺少一些穩(wěn)健的證據(jù)。為進(jìn)一步排除這些因素對回歸結(jié)果的影響，本文進(jìn)行了安慰劑檢驗(yàn)。安慰劑檢驗(yàn)是根據(jù)公式（1），得到didit的系數(shù)估計值β^，公式如下

β^=β+γcovdidit， εit|Xitvardidit|Xit（3）

式中，Xit為所有涉及的控制變量；γ為非觀測因素對被解釋變量的影響。如果γ=0，表示非觀測因素不會對did系數(shù)造成干擾，即β^是無偏的。但是，由于γ本身是不可觀測的，無法直接驗(yàn)證其是否為零，所以需要通過間接手段來進(jìn)行驗(yàn)證。本文借鑒劉瑞明等[29]的方法隨機(jī)虛構(gòu)交互項(xiàng)。理論上由于新構(gòu)造的核心解釋變量并不會對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生影響，β應(yīng)該為0。在這一前提下，如果估計值β^為0，則可以反推γ=0，即不存在遺漏變量偏誤。

安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果見圖2。其中，圓點(diǎn)是500次虛擬回歸的系數(shù)估計值β^，實(shí)線是500個虛擬回歸的核密度曲線。系數(shù)估計值β^在0值附近徘徊且符合正態(tài)分布，符合預(yù)期。右側(cè)垂直虛線是真實(shí)回歸系數(shù)，距離系數(shù)估計值β^較遠(yuǎn)。因此，本文的基準(zhǔn)回歸不是在隨機(jī)的情況下得到的，本文結(jié)論有較好的穩(wěn)健性。

3.2.3PSM-DID檢驗(yàn)

利用PSM-DID檢驗(yàn)可以修正樣本的選擇性偏誤。按照1∶1近鄰匹配有放回抽樣的方法，對實(shí)驗(yàn)組進(jìn)行逐年匹配。為了確保匹配的有效性，需要對匹配前后的控制組和實(shí)驗(yàn)組樣本進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)。傾向得分匹配平衡性檢驗(yàn)結(jié)果見表4。結(jié)果顯示，大多數(shù)變量匹配后的標(biāo)準(zhǔn)偏差明顯縮小，其中大多數(shù)的絕對值小于0.1，且均未通過T檢驗(yàn)，表明不拒絕實(shí)驗(yàn)組和控制組之間無顯著差異，從而通過了平衡性檢驗(yàn)。經(jīng)過重新匹配后，還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)是否滿足共同支撐假設(shè)。匹配前后實(shí)驗(yàn)組和控制組傾向得分值的核密度分布對比如圖3所示?？梢钥闯觯ヅ浜髢山M樣本的趨勢相較于匹配前更加趨于一致，表明匹配后兩組樣本的特征更加接近。因此，本文利用PSM-DID方法檢驗(yàn)具有合理性。

在驗(yàn)證PSM-DID方法的合理性后，本文進(jìn)一步進(jìn)行回歸計算。PSM-DID回歸結(jié)果見表5。從表5可以看出，模型（2）和模型（3）的did系數(shù)都顯著為正，表明設(shè)立省級特色小鎮(zhèn)能促進(jìn)所在縣域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。使用PSM-DID估計的結(jié)果進(jìn)一步支撐了基準(zhǔn)回歸的估計結(jié)果，再次證明了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

3.3異質(zhì)性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)假設(shè)2，即省級特色小鎮(zhèn)設(shè)立后的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)是否存在異質(zhì)性，本文在基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步從不同角度對其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的異質(zhì)性進(jìn)行考察。

3.3.1區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)

區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)見表6。可以發(fā)現(xiàn)，社會發(fā)展方面的差異會導(dǎo)致省級特色小鎮(zhèn)在不同區(qū)域的政策效果不盡相同。其中，模型（1）和模型（2）為浙江省東北部地區(qū)城市的回歸結(jié)果，兩者的did系數(shù)均為正且在1%的水平上顯著。模型（3）和模型（4）為浙江省西南地區(qū)城市的回歸結(jié)果，兩者的回歸系數(shù)均為負(fù)，說明在浙江省東北部地區(qū)經(jīng)濟(jì)條件較好的地區(qū)設(shè)立特色小鎮(zhèn)能顯著推動其所在縣域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展；而對于浙江省西南部地區(qū)，其設(shè)立對縣域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展并沒有產(chǎn)生明顯的推動作用。

究其原因，一方面，可能是浙江省東北部地區(qū)相較于浙江省西南部地區(qū)擁有更好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)，能夠?yàn)樘厣℃?zhèn)的開發(fā)和運(yùn)營提供強(qiáng)大的支撐和保障；另一方面，特色小鎮(zhèn)的建設(shè)能吸引高端人才和更多企業(yè)入駐，形成產(chǎn)業(yè)集群，從而帶動縣域經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，兩者互促共進(jìn)。而浙江省西南部地區(qū)小鎮(zhèn)的回歸系數(shù)呈現(xiàn)負(fù)數(shù)，一方面可能是因?yàn)樘厣℃?zhèn)的建設(shè)發(fā)展所需要的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)較為薄弱且結(jié)構(gòu)單一，同時特色小鎮(zhèn)類型主要是文化旅游和歷史經(jīng)典產(chǎn)業(yè)，而這一類型的小鎮(zhèn)建設(shè)需要依靠當(dāng)?shù)靥赜械淖匀缓蜌v史條件，導(dǎo)致在浙江省西南地區(qū)建設(shè)的特色小鎮(zhèn)比較少，樣本數(shù)量偏少，影響了政策效應(yīng)的衡量；另一方面，可能是相對缺乏足夠的資本積累，而小鎮(zhèn)的建設(shè)需要一定量的資源投入，如果將有限的資源過多地投入其中，可能會影響整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

3.3.2不同行政級別的異質(zhì)性檢驗(yàn)

不同行政級別的城市在經(jīng)濟(jì)體量、城市管理水平、資源配置等方面具有較大差異。本文將浙江省的縣級市分為市區(qū)城市和非市區(qū)城市兩大類，并分別進(jìn)行建模。城市行政級別異質(zhì)性檢驗(yàn)見表7。其中，模型（1）和模型（2）的回歸結(jié)果顯著為正，可知對于市區(qū)城市而言，設(shè)立特色小鎮(zhèn)能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展；而模型（3）和模型（4）的did的系數(shù)均為負(fù)，沒有通過顯著性的檢驗(yàn)，表明對于非市區(qū)城市來說，設(shè)立小鎮(zhèn)對縣域經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用并不顯著。

究其原因，一方面，市區(qū)城市具有較高的行政級別，在資源調(diào)配方面擁有更大的權(quán)限和能力。而小鎮(zhèn)的投資立項(xiàng)、稅收優(yōu)惠、土地征用等事項(xiàng)通常需要行政級別較高的部門審批，市區(qū)城市的小鎮(zhèn)企業(yè)因此能減少一定程度的審批成本，這無形間中為市區(qū)小鎮(zhèn)企業(yè)提供了一種激勵；另一方面，市區(qū)較高的城市建設(shè)和人口密度需要一個平臺來緩解城市中心區(qū)的壓力和優(yōu)化城市功能布局，而特色小鎮(zhèn)的功能正好滿足這一需求，成功改善了城市居民的生活和工作環(huán)境，提高了城市的整體競爭力。而非市區(qū)城市由于行政級別較低，協(xié)調(diào)各方面資源的能力相對較弱，較難形成政府、企業(yè)、居民等多方面的有效合作機(jī)制，因此現(xiàn)階段帶來的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)并不明顯。

3.4特色小鎮(zhèn)對縣域經(jīng)濟(jì)的影響機(jī)制分析

為了檢驗(yàn)特色小鎮(zhèn)建設(shè)的經(jīng)濟(jì)作用是否依賴于固定資產(chǎn)投資、政府財政支出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化、創(chuàng)新水平、人口密度、國內(nèi)消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)集聚程度、對外開放這些變量，本文借鑒劉瑞明等[29]的研究方法，將核心解釋變量（did）與上述變量構(gòu)建交互項(xiàng)引入模型。如果構(gòu)建的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，則表示存在高度依賴。加入did與各變量交互項(xiàng)的回歸結(jié)果見表8。由表8得出，當(dāng)引入did和各個變量的交互項(xiàng)后，其與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化、創(chuàng)新水平、人口密度的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，表明省級特色小鎮(zhèn)建設(shè)對于縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展高度依賴于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化、創(chuàng)新水平、人口密度指標(biāo)。

進(jìn)一步，以省級特色小鎮(zhèn)作為解釋變量，而把固定資產(chǎn)投資、政府財政支出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化、創(chuàng)新水平、人口密度、國內(nèi)消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)集聚程度、對外開放作為被解釋變量，特色小鎮(zhèn)對各控制變量的回歸結(jié)果見表9。由表9可知，在控制年份和個體固定效應(yīng)后，省級特色小鎮(zhèn)的建設(shè)高度依賴的縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、創(chuàng)新水平、人口密度三個變量均顯著為正，這表明特色小鎮(zhèn)對縣域經(jīng)濟(jì)的影響機(jī)制主要是通過提高所在縣域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、創(chuàng)新水平和人口密度來帶動縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

4結(jié)語

根據(jù)上述的分析結(jié)論，為了更好地發(fā)揮特色小鎮(zhèn)對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的積極作用，本文提出如下建議：

（1）充分發(fā)揮特色小鎮(zhèn)的輻射帶動作用。特色小鎮(zhèn)的建設(shè)能夠帶動縣域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，驗(yàn)證了在浙江省通過建設(shè)特色小鎮(zhèn)驅(qū)動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的可行性。這一作用機(jī)制主要通過改善當(dāng)?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、提升創(chuàng)新水平和提高人口密度來實(shí)現(xiàn)。同時，也要注重規(guī)劃與定位的科學(xué)性，依托特色產(chǎn)業(yè)構(gòu)建合理的產(chǎn)業(yè)體系，以形成產(chǎn)業(yè)聚集效應(yīng)，努力提升小鎮(zhèn)形象，提高知名度，確保小鎮(zhèn)可持續(xù)發(fā)展。

（2）科學(xué)制定小鎮(zhèn)驗(yàn)收考核標(biāo)準(zhǔn)。本文的實(shí)證對象是浙江省命名特色小鎮(zhèn)，即通過浙江省人民政府驗(yàn)收合格的省級“創(chuàng)建特色小鎮(zhèn)”升級而來。如何制定合理的驗(yàn)收考核標(biāo)準(zhǔn)，以及如何對命名后的省級特色小鎮(zhèn)進(jìn)行政策支持和資金補(bǔ)助，以保障其高質(zhì)量發(fā)展，都是值得研究的課題。

（3）因地制宜合理布局特色小鎮(zhèn)。特色小鎮(zhèn)的政策效應(yīng)存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性。鑒于設(shè)立在浙江省西南部地區(qū)和低行政級別城市的小鎮(zhèn)未產(chǎn)生顯著的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用，考慮到在研究期內(nèi)浙江省西南部地區(qū)僅有兩個命名的省級特色小鎮(zhèn)，必須著力解決“小馬拉大車”的窘境。結(jié)合浙江省西南部地區(qū)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)相對薄弱的實(shí)際情況，可以考慮“雙城一鎮(zhèn)”的建設(shè)模式，實(shí)現(xiàn)資源共享和要素流通，推動小鎮(zhèn)的參與主體從單一向多個發(fā)展，協(xié)作開發(fā)優(yōu)質(zhì)特色小鎮(zhèn)，釋放政策實(shí)施的規(guī)模紅利，帶動區(qū)域發(fā)展，打造共同富裕的平臺。

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收稿日期：2024-08-03

作者簡介：

羅浩男（1999—），男，研究方向：特色小鎮(zhèn)高質(zhì)量發(fā)展。

吳淑蓮（通信作者）（1969—），女，副教授，碩士生研究生導(dǎo)師，研究方向：新型城鎮(zhèn)化、特色小鎮(zhèn)高質(zhì)量發(fā)展。

*基金項(xiàng)目：國家社科基金一般項(xiàng)目“產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級背景下特色小鎮(zhèn)高質(zhì)量發(fā)展機(jī)制與路徑研究”（20BGL298）。