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行政区划调整与经济增长
行政区划调整与经济增长
作者：
中山大学岭南学院王贤彬聂海峰时间：
2010-08-18浏览次数：
6452次
摘要：
行政区划与区域经济发展具有内在的联系，行政区划的变动直接影响着区域经济的发展。
本文利用1997年重庆从四川独立出来设立直辖市这一省级行政区划调整作为一次自然实验，采用项目评价文献中最新出现的合成控制法估计了行政区划调整对相关地区经济增长的影响。
研究发现，行政区划调整对大四川地区的经济增长有一定的促进作用，主要体现在重庆地区，对新四川地区的经济增长没有影响。
这种促进作用在统计上具有显著性，在时间上具有持续性。
在考虑了中央的优惠政策与资金输入支持后，重庆行政区划升格的经济增长促进效应仍然存在。
本文从行政分权、财政分权、地方官员政治激励与地区竞争等方面对此进行了合理解释。
关键词：
行政区划调整，经济增长，合成控制法
一、引言
行政区划是国家根据政权建设、经济建设和行政管理的需要，遵循有关法律规定，充分考虑政治、经济、历史、地理、人口、文化、风俗等客观因素，按照一定的原则，将一个国家的领土划分成若干层次、大小不同的行政区域，并在各级行政区域设置对应的地方国家机关，实施行政管理（刘君德等，1999）。
在本质上体现为国家权力在特定地域空间基础上，以国家的政治组织结构的方式来进行地域分割或要素配置。
行政区划作为国家政权建设和行政管理的重要手段，是关系国家长治久安和繁荣富强的大政（李学举，2003）。
行政区划具有巩固基层政权、促进经济发展和加强民族团结3个方面的功能。
纵观行政区划的发展历史，可以看出，行政区划的最初起因主要是国家统治的需要，是从政治方面考虑的，经济的因素只占极少的分量。
但是随着生产力的发展，行政区划的划分越来越多地考虑经济发展的要求（张德江，1991）。
我国作为单一的中央集权制国家，行政区划的经济功能比较突出。
行政建制的撤设、行政区的规模等级、行政区范围的合理性及行政中心的设置等，影响着区域自然资源的开发、生产要素的空间流动与配置、经济活动的空间组织，从而对区域经济发展产生多方面的影响。
因此，行政区划与区域经济发展具有内在的联系，行政区划的合理与否直接影响着区域经济的发展。
行政区划变动，不仅涉及地方市场范围调整，也影响地方政府行政和财政管理权限的调整和变动。
近年来，行政区划调整在地级市层面频繁进行，譬如厦门市调整市内行政区划、天津市调整滨海新区行政区划，这些行政区划调整很大程度上出于经济发展的需要。
在省级层面，我国改革开放后也出现过大的行政区划调整，除香港和澳门回归之外，1988年新增设了海南省，最近一次就是1997年设立重庆直辖市，其中的经济发展因素也是显而易见。
既然行政区划调整带会影响经济发展因素，那么行政区划调整究竟对区域经济发展产生了怎样的影响就是一个重要的理论和实证问题。
尽管如此，国内经济学者对此的研究不多，较具代表性的研究是史宇鹏、周黎安（2007）以计划单列市为样本，研究了地区放权与经济效率的关系。
相对而言地理学者和行政学者对此进行了更多的研究和探讨（渠涛等，2009；陈钊，2006），但学科方法论的差异，使得大部分研究都缺乏深入严谨的实证研究。
同时，大部分相关研究集中在城市（地级市）层面，而对省级行政区划调整的研究较为缺乏。
省级区划作为地方一级区划，与其下各级行政区划形成有机联系，是所有其他地方层级调整的基础。
目前，我国省级行政区划并非已经臻于完善，国内也屡有调整省级行政区划的呼声，但由于省级行政区划调整的重要性和复杂性，使得省级行政区划调整并不多见。
因此，严谨地实证分析省级行政区划调整的经济影响，显得更加重要和必要。
改革开放后我国大陆地区第一次省级行政区划调整为1988年，海南建省并设立经济特区。
最近的一次省级行政区划调整发生在1997年，重庆成为我国的第四个直辖市。
海南建省设立特区之时是在改革开放初期，我国的经济和财政体制处于探索和改革阶段，宏观经济波动频繁剧烈；重庆直辖之时我国已经初步建立了社会主义市场经济体制，宏观经济发展也更加成熟平稳。
海南建省的同时还设立了经济特区，因此除了行政区划调整之外还涉及了明确的“经济特区”因素；重庆直辖，升级为省级行政区之时，并未被明确赋予其他“特区”因素。
因此，为了更加有效地考察行政区划调整对地区经济增长的影响，我们拟选择重庆直辖这一事件作为我们研究的案例样本。
重庆直辖的最初设想源于邓小平同志的一段话。
他在1985年初就曾提出：
“四川太大，不便管理，可考虑划为两个部分，一个以成都为中心，一个以重庆为中心”。
但是，由于一些方面的条件尚不成熟，在此后12年的时间里，重庆直辖的方案始终停留在论证阶段。
到了1997年，出于三峡库区百万移民、中西部发展战略和长江经济带开发开放战略的三大需要，中央作出了建立重庆直辖市的决策。
1997年2月27日，李鹏总理代表国务院向全国人民代表大会提出了《关于提请审议设立重庆直辖市的议案》，议案指出：
“为了充分发挥重庆市作为特大经济中心城市的作用，进一步推动川东地区以至西南地区和长江上游地区的经济和社会发展，并且有利于三峡工程建设和库区移民的统一规划、安排、管理，同时解决四川省由于人口过多和所辖行政区域过大、不便管理的问题”，决定设立重庆直辖市。
1997年3月14日，第八届全国人民代表大会第五次会议审议了国务院关于提请审议设立重庆直辖市的议案，决定批准设立重庆直辖市。
这个决定使得重庆成为中国继北京、天津、上海之后的第四个直辖市，也使得大四川一分为二，成为今天的四川省和重庆市。
从官方文件描述可以看出，这次行政区划调整带有很强的经济发展因素。
那么自然而然的一个问题就是，这次行政区划调整对相关地区的经济增长产生了怎样的影响？
由于大四川行政区划调整具有外生性，我们可以将大四川行政区划调整以及由此带来的相关经济活动看作是对大四川地区经济增长的一次实验。
本文采用项目评价（ProgramEvaluation）文献中最新出现的合成控制法（SyntheticControlMethods）估计了大四川行政区划调整对大四川地区经济增长的影响。
我们的研究表明，行政区划调整对大四川地区的经济增长有一定的促进作用，这一促进作用主要体现在重庆地区，而对新四川地区的经济增长没有影响。
这种促进作用在统计上具有显著性，在时间上具有持续性。
在考虑了中央的优惠政策与资金输入支持后，重庆行政区划升格的经济增长促进效应仍然存在。
本文从行政分权、财政分权、地方官员政治激励与地区竞争等方面对此进行了合理解释。
本文的研究与以下一系列经济学文献紧密相关。
首先，行政区划变动涉及地区行政和财政权力的变化，分权一直被认为是地区增长的动力之一（QianandRoland，1998；QianandWeingast，1997），但是分权也会产生一系列的问题（沈立人、戴园晨，1990；吴敬琏，2003）。
史宇鹏、周黎安（2007）利用“计划单列”的制度变革，分析了经济管理权限变动对城市经济的影响。
行政区划调整必然改变相关地方政府的权力范围以及地方政府间竞争格局，从而影响经济增长。
其次，许多学者强调了地方官员激励对地区经济增长的影响（周黎安，2004；张军，2005；周黎安，2007；徐现祥等，2007），行政区划调整也会改变相关地方官员的所面临的激励和约束，从而影响到地区经济增长。
再次，行政区划调整与市场范围大小有密切联系，正如国际贸易理论和新经济地理学所强调的，市场可得范围（marketaccess）对于一个地区的经济增长具有举足轻重的作用。
最近，Redding和Sturm（2008）以东西德分裂和重新合并为样本为我们提供了一个精彩的案例研究。
最后，行政区划的数量和面积是一个重要的政治和经济问题，是政治经济学的一个研究分支。
Alesina和Spolaore（1997）、Alesina等（2000）从理论和实证两个方面考察了国家数量和面积的决定。
他们认为，国家面积的大小具有正负两个方面的作用，国家面积较大使得国家内部市场范围较大，从而更加有利于国家经济增长，但国家面积较大可能带来不同群族之间的观念冲突和公共品需求的差异。
国家需要在这两个方面取得均衡，随着国际经济一体化程度的加深，第一个经济因素的影响会逐渐减弱，世界上国家的数目会趋向于不断增加。
Bolton和Roland（1997）从新政治经济学的角度探讨了国家分裂和统一的决定因素：
当地区之间收入分配存在差异和从统一中获得的效率提升很小时分裂会发生；当经济生产要素在地区之间完全流动时分裂不会发生。
本文其他部分组织如下，第二节是研究方法的介绍，第三节是主要结果和稳健性检验，第四节是对所得结果的分析和解释，最后是结论性评述。
二、估计方法
重庆于1997年成为我国第四个直辖市，大四川一分为二成为今天的新四川和重庆直辖市，行政区划变迁而引起的经济增长可以看作是对大四川地区实施的一项自然试验。
按照项目评价文献，我们可以说大四川1997年之后就位于处理组（treatmentgroup），国内其他地区就是没有行政区划变迁的对照组（controlgroup），比较处理组和对照组之间的差异，可以提供行政区划变迁对经济增长影响的估计。
一个自然的想法就是对比行政区划变迁之后大四川的经济水平和其他地区的经济水平，二者的差距就反映了行政区划变迁对大四川地区经济增长的影响。
传统的双重差分法（differenceindifference）就是这样的思路。
但是全国其他省市和四川在决定经济增长的因素方面存在显著的差异，即使没有行政区划变迁，彼此的经济增长也未必一致。
基于Abadie和Gardeazabal（2003）的想法，Abadie等（2009）提出合成控制法（SyntheticControlMethods）来构造处理组的合理对比对象，克服处理组和对照组之间的差异问题。
该方法的基本思路如下：
虽然寻找和处理组完全类似的对比组是困难的，我们可以根据没有行政区划调整的其他地区的组合来构造出一个良好的对比组。
例如Abadie和Gardeazabal（2003）研究恐怖活动对西班牙巴斯克地区的经济影响时，用西班牙其他两个地区的组合来近似没有恐怖活动的巴斯克地区的经济增长。
Abadie等（2009）研究美国加利福尼亚州控烟立法和宣传计划对降低人均烟草消费的作用时，使用美国其他州的组合来近似没有控烟计划的加利福尼亚州的烟草消费情况。
合成控制法提供了一个基于数据选择对比组来研究政策效应的方法，这个方法具有如下优点：
（1）这是一种非参数的方法，该方法扩展了传统的双重差分法；
（2）在构造对比组的时候，权重的选择是由数据确定的，减少了主观判断。
相对于回归模型，合成控制法具有透明和避免过分外推（extrapolation）的优点。
因为合成控制法合成的对比组是所有对照组地区的一个加权平均，因而它明确指出了每一个对照组在构造反事实状态（counterfactualstate）时的贡献。
这个方法也可以明确的展示实验地区和合成控制合成的对比地区在政策实验开始前的相似程度，避免把差异很大的地区进行对比引起的误差（Temple，1999）。
权重的选择限制为正数并且所有权重之和等于1，也避免了过分的外推判断。
为了明确起见，我们假设观测到J+1个地区的经济增长情况，其中第1个地区（四川）受到了行政区划调整试验的影响，其他J个地区为对照组地区。
我们可以观测到这些地区T期的经济增长情况。
我们用T0表示行政区划调整前的年份，对应着四川行政区划调整之前的1996年，因而在我们的估计中，1≤T0利用项目评价文献中的反事实状态框架（Counterfactualstatesframework），对于地区i=1，…，J+1和时刻t=1，…，T，我们用YNit表示地区i在时刻t没有受到试验时的结果，用YIit表示地区i在时刻t受到试验时的结果。
因此，αit=YIit=YNit就表示行政区划调整试验所带来的效果。
我们假设行政区划调整对于开始之前的经济增长没有影响，因而，对于t≤T0的年份来说，所有地区i都有YIit=YNit；而对于时刻T0我们用Dit作为表示是否接受试验的哑变量，如果地区i在时刻t接受试验那么该变量等于1，否则等于0。
我们在时刻t观测到地区i的结果Yit就是Yit=DitYIit+（1-Dit）YNit，因而Yit=YNit+Ditαit。
对于不受行政区划调整影响的地区，我们有Yit=YNit因为只有第1个地区在时刻T0之后开始受到行政区划调整实验的影响，我们的目标就是估计α1t。
在t>T0时，α1t=YI1t-YN1t=Yit-YN1t。
Y1t是四川的实际经济总量，是可以观测到的。
为了估计α1t我们需要估计YNit。
YN1t是四川没有行政区划调整时的经济增长情况。
类似双重差分法模型中的设定，我们假设YNit是由如下的模型决定的：
这里，δt是对所有地区相同的影响经济的时间固定效应，Zi是一个（r×1）向量，包含了地区i不受行政区划调整影响的可观测变量，θt是一个（1×r）维的未知参数向量，λt是一个（1×F）维观测不到的共同因子，μi则是（F×1）维观测不到的地区固定效应，误差项εit是每个地区的观测不到的暂时冲击，均值为0。
显然，方程
（1）扩展了通常的固定效应双重差分法模型。
双重差分法模型允许存在观测不到的影响变量，但是限制这些影响变量的效应不随时间变化。
相反，方程
（1）的模型允许观测不到的变量的效应随时间变化。
如果我们限制λt不随时间t变化，就得到了传统的双重差分法模型。
并且，在这个模型中并不需要限制Zi，μi和εit之间是独立的。
为了估计行政区划调整的影响，我们必须估计第1个地区如果没有行政区划调整时的结果yNlt。
我们可以通过对照组的地区来近似没有行政区划调整的四川。
为此，我们考虑一个（J×l）维权重向量W=（w2，…，WJ+1）'，满足对任意的j，wj≥0，并且w2+…+wJ+1。
向量W的每一个特殊取值表示对第1个地区的一个可行的合成控制，这是对照组内所有地区的一个加权平均。
用W作为权重的合成控制的结果变量就是：
Abadie等（2009）证明在一般条件下，上面等式的右边将趋近于0。
因而，对于T0作为TN1t的无偏估计来近似YN1t，从而
＝
就可以作为α1t的估计。
为了估计
，需要知道W*。
为了使方程组
（2）成立，需要第1个地区的特征向量位于其他地区的特征向量组的凸组合之内。
但是在实际计算中，可能数据中不存在使得方程组恰好成立的解，这时需要通过近似解来确定合成控制向量w*。
我们选择最小化X1和X0W之间的距离‖X1-X0W‖来确定权重向量W*。
这里，Ⅳ满足对任意的i＝2，…J＋l，有wj≥0并且w2+…+Wj+i=1。
X1是行政区划调整试验前四川地区的（k×l）维特征向量；X0是（k×J）矩阵，X0的第j列为地区j的行政区划调整试验之前的相应特征向量。
特征向量为方程组
（2）中决定经济增长的因素或者经济增长变量的任意线性组合。
一般的，距离函数
，这里V是一个（k×k）的对称半正定矩阵。
V的选择会影响估计均方误差。
类似Abadie和Gardeazabal（2003）的作法，我们也选择对角半正定矩阵V最小化行政区划调整试验之前经济增长估计的均方误差，使得我们估计的合成四川的增长路径尽可能地近似行政区划调整之前大四川实际的增长路径。
值得说明的是，在估计权重W*时我们要求wj≥0，这样就把合成控制组限制在对照组的凸组合内，可以避免处理组和对照组的差距过大时候的估计，减少因为对照组和处理组差异过大而外推估计带来的估计偏差（KingandZheng，2006）。
我们使用Abadie等（2009）开发的Synth程序包执行了模型的估计。
三、主要结果
我们使用1978-2007年的省级平衡面板数据来分析行政区划调整对大四川经济增长的影响，重庆数据归并到四川数据中，因此我们使用了不包括香港、澳门和台湾的其他30个省市的数据。
经济数据来自《新中国55年统计资料汇编》、《中国国内生产总值核算历史资料1952-2004》和历年《中国统计年鉴》。
我们的目标是用其他地区的加权平均来近似没有行政区划调整时大四川的增长情况，和大四川实际的数据对比来估计行政区划调整对大四川经济增长的影响。
根据合成控制法，我们在选择权重时要使得行政区划调整前，合成四川的各项决定经济增长的因素和四川尽可能的一致。
我们选择的预测变量包括固定资产投资占GDP比重、第一产业增加值占GDP比重、从业人口占全部人口比重、实际人均产出以及实际人均产出增长率。
（一）行政区划调整对大四川经济增长的作用
表1给出了在1997年大四川行政区划调整之前真实大四川和合成大四川的一些重要经济变量的对比，我们从中可以看到合成大四川和真实大四川非常相似。
在所有的5个指标里面，不论是实际人均产出及其增长率，还是投资占GDP比重、第一产业增加值占GDP比重、劳动从业人口占全部人口比重等等，大四川与合成大四川的差距很小。
总之，从表1的指标我们可以看到，合成大四川比较好地拟合了行政区划调整之前的大四川。
我们用全国其他地区作为控制组来估计没有行政区划调整时候的经济增长情况，图1是大四川的实际人均产出对数和其他各地区实际人均产出对数的平均值的增长情况。
鉴于其他各地区实际人均产出对数的平均值在1978-2007年间都与大四川的实际人均产出对数存在一定差距，其他各地区实际人均产出对数的平均值持续高于大四川的实际人均产出对数。
我们在图1中按照使得1978年其他各地区实际人均产出对数的平均值与大四川的实际人均产出对数相等的标准对其他各地区实际人均产出对数的平均值曲线进行了调整，使得两条曲线在1997年前尽量重合。
但是，可以看到，1997年之前两条曲线仍然存在差距。
在1985年之前，大四川的实际人均产出对数高于其他各地区实际人均产出对数的平均值，而在1985年之后，大四川的实际人均产出对数低于其他各地区实际人均产出对数的平均值。
因而，其他地区的平均作为一个特殊情形的合成控制组并不能很好拟合行政区划调整之前大四川的经济增长情况。
图2描绘了大四川和合成控制法得到的合成大四川的实际人均产出对数路径。
我们看到，在行政区划调整之前，二者的路径几乎完全重合，合成大四川非常好地复制了行政区划调整之前大四川的增长路径。
1997-2002年，两条增长路径重合度仍然较高，2002年之后实际大四川的实际人均产出对数开始高于合成大四川的实际人均产出对数，二者差异逐步拉大。
两者之间的差距是否意味着行政区划调整在10年期内改变了大四川的实际人均产出水平？
为了更加直观地观察行政区划调整对大四川经济增长的影响，我们计算了1997年前后实际大四川与合成大四川的实际人均产出的差距。
下页图3显示，1978-1997年间，两者对数值差距在正负0.03范围内波动；1997年之后，直至2002年以前，波动幅度并没有突破这个范围；2003年起，两者差距突破了原有范围，差距持续为正，并且呈持续扩大趋势。
以1978年价格计算，2003-2007年间，实际大四川的实际人均产出分别比合成大四川高出63、90、132、180、260元。
1996年，实际大四川与合成大四川的实际人均产出之比为0.99，1997年即上升到1.00，1997-2001年仍在1.00附近波动，2002年以来持续增大，2007年达到1.085，远大于1978-1996年间任何一年的比值。
如果以增长率计算，1997-2007年间，实际大四川年均增长10.28%，合成大四川年均增长9.40%，前者比后者高出0.88个百分点，这是一个难以忽略的差距。
从具体计算结果来看，行政区划调整在10年期内一定程度上改变了大四川的实际人均产出水平，改变程度随时间推移逐步凸显。
（二）稳健性检验
大四川是一个典型的内陆省区，在经济特征上与沿海省区存在较大的差异性。
正如表2所示，在构造合成大四川的时候东部只有一个省区的权重为正，且相当的小。
我们在对照组中将东部省区样本剔除，重新进行估计，所得结果如图4所示。
此时2002年之后大四川的人均产出路径更加明显地高出合成大四川的路径。
如上所得，行政区划调整在10年期内一定程度上改变了大四川的实际人均产出水平，改变程度随时间推移逐步加大。
传统的回归模型中报告的标准误反映了用微观数据估计宏观效果时的不确定性，是对无法得到宏观数据的一种反映。
合成控制法使用宏观的数据来估计政策效果，因此在理论上没有这种不确定性。
但是，由于我们不能确定构造的合成控制组能够完全复制试验组的潜在演化路径（即没有接受试验的情况），因此我们估计的参数仍然存在不确定性。
为了检验结果的稳健性，类似Abadi，和Gardeazabal（2003），我们对其他地区进行了安慰剂试验（Placebotest）。
安慰剂试验的思路如下：
对于没有1997年行政区划调整的某一个地区，我们假设它而不是大四川发生了行政区划调整，然后我们根据合成控制法利用其他地区（不包括大四川）构造这个地区的合成版本，考察在1997年之后这个地区和它的合成版本之间经济增长的差距，是否也可以出现显著的差异。
安慰剂对象的一个合理选择是构成合成大四川权重最大的地区，图5显示了对于湖南进行安慰剂试验的结果。
和大四川一样，湖南也是一个省。
我们看到，对于湖南，合成版本的实际人均产出对数值非常好的复制了真实实际人均产出对数值，二者之间几乎没有差距。
这一检验再次证明行政区划调整在10年期内一定程度上改变了大四川的实际人均产出水平。
Abadie等（2009）提出了一种类似统计中秩检验（Ranktest）的排列检验方法（Permutationtest），来检验我们估计的政策效果是否在统计上显著。
这个排列检验的想法是在对照组内随机选择一个地区，假设它在1997年经历了行政区划调整，使用合成控制方法构造它的合成控制，估计在假设情况下产生的政策效果。
然后比较在四川地区实际的发现的效果和随机选择的对照组地区产生的效果，如果实际的效果和随机产生的效果差异足够大，那么行政区划调整对四川地区经济增长的作用就是显著的。
类似上面的做法，我们对所有其他29个地区都进行了类似的安慰剂试验，计算了每个地区国内生产总值和合成版本国内生产总值之间的差距，作为随机选择一个地区估计行政区划调整影响效果的分布。
作为统计检验，如果在大四川发现的差距和这个差距分布有显著的不同，这就意味着我们在大四川的发现是显著的。
由于我们是通过近似1997年之前的经济增长的决定因素来构造合成版本的，如果一个地区1997年之前的平均预测标准差（实际人均产出对数值和预测的实际人均产出对数值差距的平方的平均值的平方根）比较大，这在一定程度上意味着模型对该地区近似的程度比较差，进而利用该地区1997年之后的差距作为对比的作用也会比较弱。
我们计算大四川1997年之前的平均预测标准差是0.01576，我们在对照组中去掉了平均预测标准差是大四川2倍以上的地区，这些省区数量为22个，其中上海的预测标准差特别地大，其他地区的预测标准差都在大四川预测标准差的10倍以内，而上海则为大四川预测误差的36倍。
图6显示了去掉这22个省区之后的误差分布情况。
我们可以看到，1997年之前，大四川的差距和其他地区的差距差异不大，1997年之后，大四川的差距仍然与大部分地区的差距差异不大，大四川的差距位于其他地区分布的内部。
其他地区有1个估计得到结果比大四川的要大。
这意味着如果随机选择一个地区进行估计，要得到和大四川地区一样显著的行政区划调整的经济影响并不是一件很小概率的事件。
正如前面所述，东部沿海省区与大四川省区不具良好的对比性。
我们将东部沿海省区剔除，重新进行了排列检验，图7给出了相关省区的误差分布情况。
在1997年之前，大四川的平均预测误差比绝大部分省区小，但1997年之后
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