摘要：文章以2001—2019年湖北省79个县域的数据为样本，以双重差分法（DID）为工具，分析武汉城市圈扩容对新进县域经济增长的影响，同时采用平行趋势检验、更换结果变量和安慰剂检验的方式对上述结果进行稳健性检验。结果表明：武汉城市圈扩容对促进新进县域经济发展有显著的影响，居民的人均可支配收入有所增加，并且对贫困县经济的促进作用大于对非贫困县经济的促进作用；贫困县在加入武汉城市圈后获得了更多的发展资源，积极的效果更加明显。为此，城市圈的扩容要在产业空间优化布局的基础上，优化产业结构，充分发挥城市间的不同功能，形成城市间的优势互补，缓解区域间发展不平衡的问题。
关键词：武汉城市圈；扩容；县域经济发展；双重差分法
0引言
沿海特大城市圈与中部区域性城市圈的相继崛起，是中国新一轮城市化发展的新趋势。武汉“1+8”城市圈建设与扩张正是中部崛起的典型标志。2007年，经国务院批准的国家综合配套改革试验区以武汉为中心，包含黄石、鄂州、孝感、黄冈、咸宁、仙桃、天门、潜江这8个周边城市所辖的县域，被称为武汉“1+8”城市圈。随后，武汉城市圈开始新一轮扩容，新增了广水、京山、洪湖和监利4个县域，以观察员的身份参与武汉城市圈活动，实现资源共享、信息共享，并享受相关的政策待遇。武汉城市圈的重要功能之一是实现区域统筹发展和经济共同增长，强化其辐射带动作用。城市圈中新进县域及其经济发展水平如何，关系到武汉城市圈整体建设的成效，是需要重点关注的问题。现有研究表明，区域经济体扩容有助于加入者实现更好的发展[1—4]。然而，目前关于城市圈扩容带动周边地区发展的研究主要将视线放在长三角、珠三角和京津冀特大城市群[5—7]，对中部地区城市群扩容的研究极为有限。针对武汉城市圈扩容经济效果的影响研究仍处于理论阐述阶段，亟待实证研究给出令人信服的证据。现有关于武汉城市圈扩容的探讨更多关注的是武汉城市圈扩容对武汉本身经济社会的影响[8]，鲜有研究涉及武汉城市圈扩容对新进县域经济发展的冲击。有鉴于此，本文采用反事实方法探析武汉城市圈扩容对新进县域是否存在经济促进作用，为以武汉城市圈为代表的中西部城市圈扩张发展提供参考。
1研究设计
本文选取2001—2019年湖北省79个县域的宏观经济数据来进行影响效应评估。以2007年武汉“1+8”城市圈建设为一项准自然实验，将纳入城市圈范围的县域视作政策处理组，其他未纳入城市圈的湖北省内县级行政区域为对照组，采用倾向得分匹配后的数据来进行双重差分（PSM-DID），分析武汉城市圈对新纳入县域的经济促进效应。为避免2017年年末武汉自贸区的新一轮试验区政策干预造成识别混淆，本文将自贸区涉及的行政区域从县域样本中剔除。由于新冠肺炎疫情冲击，武汉市封城造成城市圈功能中断，2020年的当地宏观经济发展数据不具备可比性，因此本文政策观察期截至2019年。参考罗知和齐博成（2021）[9]的研究设计，以上模型处理方式不影响本文探讨的城市圈扩张特征所具备的一般性。
1.1模型设定
本文的主要研究目的是考察武汉“1+8”城市圈政策的实施对于武汉以外的入圈地区经济的影响。近年来，学界对政策的净效应进行因果识别大多使用双重差分法（Dif-ferenceinDifference，以下简称DID），就是在政策实施的前后，对样本中的控制组与实验组进行两次差分，能够有效地避免政策以外的因素导致结果存在偏差。如果使用面板数据或重复截面数据，没有协变量，DID估计量可以通过如下回归方程获得。控制组的事前平均结果为α，事后平均结果为α+δ，控制组事前事后平均结果变化为δ；实验组事前平均结果为α+β，事后平均结果为α+β+δ+τ，实验组事前事后平均结果的变化中包括政策影响的共同趋势，将共同趋势的影响扣除后，最终的政策影响为τ。考虑到武汉“1+8”城市圈政策首次提出的时间处于2007年年末，按惯例将滞后一期的2008年确定为政策生效的时间节点。本文的样本选择是将除武汉直辖地区之外，城市圈下辖的28个县域作为实验组，湖北省其他的县域作为控制组。具体区域分布见图1，灰色部分为可能存在自贸区效应的武汉核心区域，深色部分为实验组的所有县域，白色部分为控制组的所有县域。由于各地区之间存在着较大的异质性，为减少直接进行差分导致的估计偏差，本文先采用倾向得分匹配（PSM）的方法进行样本特征1:1邻近匹配的预处理，尽量减少样本选择偏差。在PSM处理后，分别设立实验分组（Treat）和实验分期（Time）两组虚拟变量，实验组为Treat=1，控制组为Treat=0。以2008年为实验分期的节点，政策实施前为Time=0，政策实施后为Time=1。在式（7）中，Yit为因变量，表示第i个县域第t年的经济发展水平；α表示截距项；Treatit´Timeit为实验分期和实验分组的交乘项；Xit为一系列控制变量；λit为个体固定效应；μit为时间固定效应；εit是误差扰动项。
1.2变量选取
（1）结果变量。
本文参考袁成和郭杰（2018）[10]的方法，选择地区生产总值来衡量经济发展水平[9]，并以人均生产总值、城镇居民人均可支配收入和农村居民人均可支配收入作为替代的结果变量。武汉城市圈扩容是否推动城市圈内各县域的发展，最显著的就是观察其生产总值的增长是否高于其他未纳入城市圈地区的同类指标。同时，通过对人均生产总值、城镇居民人均可支配收入和农村居民人均可支配收入指标的分析，可以观察居民的收入水平和消费水平，这既是经济发展水平的重要度量，又是民生发展水平的重要指标。
（2）政策变量。
将武汉城市圈扩容作为政策干预变量，2008年作为政策时间节点，采用DID=Treatit´Timeit交乘项来表示。
（3）控制变量。
本文将常住人口、财政支出和居民储蓄余额作为控制变量。常住人口主要是考察武汉“1+8”城市圈人口聚集能力，能够明显体现城市圈的发展预期；财政支出可以反映政府推动武汉城市圈内县域经济提升的经济能力；居民储蓄余额反映地方金融存量的积累，体现当地金融深化水平，也是考察武汉“1+8”城市圈对各县域经济影响的重要指标。
（4）中介变量。
本文将工业产值（IO）、固定资产投资（FIX）和社会消费品零售总额（RSCG）作为中介变量。武汉城市圈的工业占比达70%，随着“两型社会”的形成和建设，武汉城市圈开始加快新型工业化的步伐，围绕环境友好和资源节约宗旨的新工业体系布局将对城市圈内武汉周边地区发展形成促进作用；固定资产投资代表城市圈发展在投资结构增量上的改善；社会消费品零售总额直接反映地区商业市场的繁荣水平。
1.3数据来源和样本选择
湖北省县域数据来源于《湖北省县域统计年鉴》和《中国县域统计年鉴》，本文选取了2001—2019年湖北省各县域的地区生产总值（GDP）、人均生产总值（AGDP）、常住人口（POP）、固定资产投资（FIX）、社会消费品零售总额（RSCG）、财政收入（FR）、财政支出（FE）、地方税收（LT）、工业产值（IO）、城镇居民人均可支配收入（UPDI）、农村居民人均可支配收入（RPDI）、居民储蓄余额（SY）、金融机构年末贷款余额（LY）和灯光均值（M）数据作为初始样本。筛选出湖北省79个县域作为研究对象，实验组是加入武汉城市圈的28个县域，控制组是湖北省内武汉城市圈以外的县域。因为样本数据较多，为了消除异方差、增加数据的稳定性，本文先将样本数据进行对数化处理。灯光数据来自NPP-VIIRS夜间灯光遥感影像（选取2000—2019年的月合成影像进行年度加总），是将美国NOAA的DMSP卫星夜光遥感数据（1992—2013年）与NPP卫星VIIRS可见光/红外辐射成像仪数据（2011—2019年）进行合并与校正，解决了DMSP卫星数据过饱和问题[11]。各变量的描述性统计结果见下页表1。
2实证分析
2.1倾向得分匹配
在进行DID分析之前，本文利用倾向得分匹配（PSM）的方法，找到与实验组各方面特征都类似的控制组。即先通过Logit模型计算出样本城市受武汉城市圈政策冲击的倾向得分匹配值，再筛选出控制变量中对武汉城市圈内城市有显著影响的变量，对实验组和控制组进行核匹配，以便检验各个变量在实验组和控制组之间是否存在明显偏差。从表2可以看出，各个变量匹配后的偏差都是小于6%的，而且低于经验值10%。另外，可以看出匹配前后的数据都没有显著的偏差，说明匹配后的数据更具平衡性，匹配后的结果可靠，可以用匹配后的数据样本来进行DID估计。
2.2PSM-DID基准回归结果
本文直接采用PSM-DID的计量模型来研究武汉城市圈是否带动经济发展，为了测算武汉“1+8”城市圈对县域经济的影响，根据模型进行倾向得分匹配，表3中模型（1）至模型（4）分别代表武汉“1+8”城市圈对县域地区生产总值、人均生产总值、城镇居民可支配收入和农村居民可支配收入的影响。从回归结果可以看出，模型（1）和模型（2）的系数都为0.116，并且都在5%的水平上显著为正，这说明武汉城市圈的建立促进了城市圈内各县域经济的发展，也提高了人均生产总值。模型（3）和模型（4）的系数分别为0.151和0.129，都在1%的水平上显著为正，这说明武汉城市圈的建立有效地提升了城市圈内居民的收入水平，对提高居民的生活水平有着显著的效果。
2.3稳健性检验
（1）平行趋势检验
为了进一步检验倾向得分匹配结果是否稳健，本文需要通过平行趋势检验来验证。也就是说，实验组和控制组在政策发展前必须得有相同的发展趋势。构建模型如下：Y=γi+βt´Treati´Timet+δ´Wit+εit（8）本文根据以下规则赋值：武汉城市圈设立年份为基年，当期年份距离基年的跨度设为t，根据年份跨度2009—2019年，t值在-8至9之间。通过设定t不能为-1（由于武汉城市圈建立是在2007年年末，政策产生的影响是在2008年年初开始显现，因此本文将2008年设定为政策发生当年，就是将2008年设定为t=0，参照年份则为t=-1，也就是2007年），Y为地区生产总值，Wit为控制变量，γi表示固定效应，εit为随机扰动项。从回归结果可以看出通过了平行趋势检验，在武汉城市圈建立前，Treat´Time的系数不显著，其影响效应在零轴附近波动，这说明没有显著影响。但当武汉城市圈建立后，从Treat´Time的系数可以看出，估计结果跟零轴出现明显偏离，偏离程度变得越来越大，所以系数变得显著为正，这就说明存在显著的影响。由此可以看出，本文的双重差分法模型在政策实施前没有明显趋势差异，通过了平行趋势检验。这说明武汉城市圈的建立确实对周围县域经济的发展有显著促进作用。
（2）更换结果变量
为了避免变量的选取太过随意，从而导致回归结果产生偶然性，本文通过更换结果变量来进行倾向得分匹配以检验核心结论的稳健性，参照文献[11]，选取湖北省各县域2001—2019年夜间灯光均值，夜间灯光均值越高，说明该城市的经济发达程度越高。表4中模型（5）为灯光均值的回归结果。可以看出，系数为0.038，且在10%的水平上显著，灯光均值回归结果和地区生产总值的回归结果一致，系数为正且显著，进一步验证了基准回归结果的稳健性。
（3）安慰剂检验
为了验证倾向得分匹配的回归结果并不是随机出现的小概率事件，本文设计了重复随机抽取匹配样本城市的方法，通过对79个县域进行随机抽取，观察随机抽取的总体结果是否具有显著性。对样本进行500次的随机抽取，重复抽取的样本最后得出的估计系数均值为-0.0978，绝对值较小，说明政策并未对随机抽取样本总体的经济增长起到显著效果，通过密度函数散布图可以看出，随机抽取样本得到的估计值分布于0附近，并且概率密度呈正态分布，无主观偏差，拒绝了倾向得分匹配结论是偶然因素的原假设，结果通过稳健性检验，证明武汉城市圈的建立确实显著促进了圈内县域的经济发展。
2.4异质性检验与中介效应分析
（1）非贫困县的处理效应
考虑到武汉城市圈对贫困和非贫困县的影响效果可能存在差异，表5将武汉城市圈和城市圈外的所有非贫困县的样本分类进行回归，其中列（1）和列（2）为地区生产总值和人均生产总值的回归结果，列（3）和列（4）分别为城镇居民人均可支配收入和农村居民人均可支配收入的回归结果。可以看出，地区生产总值和人均生产总值的系数都为-0.305，且都在5%的水平上显著，说明武汉城市圈对非贫困县的经济发展有负效应，不利于非贫困县的经济发展。城镇和农村居民人均可支配收入的回归系数虽然为正，但是并不显著，说明武汉城市圈的建立对居民收入没有显著影响。非贫困县经济的发展在加入武汉城市圈前后并没有明显的变化，因此武汉城市圈对非贫困县的经济影响不大。
（2）贫困县的处理效应
本文将武汉城市圈内和其他县域的贫困县分类进行回归。下页表6列（1）和列（2）是地区生产总值和人均生产总值的回归结果，列（3）和列（4）分别是城镇和农村居民人均可支配收入的回归结果。由列（1）和列（2）的回归结果可以看出，回归系数都为0.243，且都在1%的水平上显著，说明加入武汉城市圈有效促进了相关贫困县经济总量提升，益贫效果显著。列（3）和列（4）的回归系数分别为0.115和0.147，系数都为正，但是列（3）的回归结果并不显著，说明并没有显著增加当地城镇居民人均可支配收入，而列（4）的回归结果在5%的水平上显著，这说明武汉城市圈扩容可显著增加新进地区农村居民的人均可支配收入。由回归结果可以看出，贫困县在加入武汉城市圈后得到了更多的发展资源和机遇，发展的速度优于非贫困县。贫困县经济发展的速度不仅体现在地区生产总值上，还体现在居民可支配收入上，因此武汉城市圈对贫困县减贫增收效果显著，起到了益贫的效果。
（3）中介效应分析
为验证武汉城市圈扩容对新进县域经济增长可能的作用机制，本文采用Sobel检验进行中介效应分析。参考江艇（2022）[12]的思路，将工业产值、固定资产投资和社会消费品零售总额作为中介变量对地区生产总值进行回归[10]，进而判断城市圈扩容如何通过工业、投资和商贸来促进地区经济增长。由表7可知：模型（1）将工业产值作为中介变量时的回归系数为0.624，系数为正并且在1%的水平上显著，表明工业产值的增加显著促进了当地经济发展。模型（2）中固定资产投资的回归系数为0.471，在1%的水平上显著为正。由此可以看出，固定资产投资的增加以及政府干预力度的加大有利于武汉城市圈经济持续健康发展。模型（3）中社会消费品零售总额的回归系数为0.330，在1%的水平上显著为正，武汉城市圈的融入造成所在县域社会消费品零售总额增加，表明商贸活动的增加受益于政策的干预，而商贸活动的繁荣促进了经济规模增加和人均产出提高。可以看出在三个模型中，中介效应占比分别为1.047、0.668和0.759，工业产值的占比最大，这说明工业产值对武汉城市圈经济的发展影响最大，工业的发展能有效拉动经济增长。武汉城市圈有着良好的区位优势，再加上便利的交通使得其与发达城市联系得更为密切。另外，武汉城市圈有着良好的工业基础，工业体系完善，人才资源众多；固定资产投资可以缓解武汉城市圈内的就业压力，使经济持续增长；社会消费品零售总额代表了商贸活动繁荣，消费旺盛，商业服务业就业增加，配套的金融等现代化服务业发达，从而用消费拉动经济总量的增长。随着交通和物流体系的完善，成熟的商业体系也在慢慢地向城市的边缘扩散，致力于实现地区繁荣，形成共同发展的局面。
3结论
本文运用双重差分法，对湖北省县域面板数据进行反事实分析，证实了武汉城市圈扩容可以有效带动新进县域经济增长。然后采用平行趋势检验、更换结果变量、安慰剂检验的方式验证了回归结果的稳健性。通过将湖北省79个县域分类为贫困县和非贫困县来进行异质性讨论，发现城市圈扩容对于贫困县有显著的益贫效果。机制分析表明，武汉城市圈内的工业发展态势良好，投资环境逐步改善，商贸活动繁盛，形成了中部特大城市群应有的经济带动作用。武汉城市圈的发展落实了国家的中部崛起战略，对于推动中部地区及中西部城市群的区域协调发展有着举足轻重的作用。因此，城市圈的扩容应在产业空间布局优化、地理距离缩短、时间效率提升的基础上，优化产业结构，充分发挥城市之间的不同功能，形成城市间的优势互补。
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作者:常静 崔春莹 单位:湖北第二师范学院经济与管理学院 义乌工商职业技术学院经济管理学院
