陳喜強 姚芳芳

(廣州大學，廣東 廣州 510006)

一、引言與文獻述評

政府通過實施區(qū)域一體化發(fā)展戰(zhàn)略，弱化地方行政壁壘、減少交易成本、推動要素流動和產業(yè)轉移，對促進居民增收、縮小區(qū)域居民收入差距、實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調發(fā)展具有重要意義。近年來，以泛珠三角區(qū)域合作戰(zhàn)略、京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略、粵港澳大灣區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略、長三角區(qū)域一體化發(fā)展戰(zhàn)略等為代表的國家層面重大區(qū)域合作戰(zhàn)略的實施，正是這種政策手段實踐的體現(xiàn)，取得了積極的成效。以泛珠三角區(qū)域合作戰(zhàn)略為例，自從2003年底實施以來，泛珠三角區(qū)域合作經歷了十七年的有益探索和實踐，已成為我國政府主導區(qū)域一體化戰(zhàn)略實施的典范。據(jù)統(tǒng)計，在2003～2017年泛珠三角區(qū)域一體化政策實施期間，泛珠三角區(qū)域九省人均GDP年均增長率為14.33%，高于全國平均水平；從居民收入水平來看，2003～2017年，泛珠三角區(qū)域九省居民收入年均增長率達到11.37%，也高于全國平均水平；九省區(qū)城鄉(xiāng)居民人均可支配收入比率均值從3.028下降至2.671，逐步收斂于全國平均水平；與全國相比，九省區(qū)居民人均可支配收入均值雖然已經維持在0.89的水平上，但區(qū)域收入差距沒有呈現(xiàn)出收斂的趨勢。這反映出，政府主導區(qū)域一體化政策的實施，對區(qū)域居民收入效應的影響具有差異性。在今天我國區(qū)域政策實施的方式已經由特惠政策轉向普惠政策的背景下，我國由政府主導推行的區(qū)域一體化戰(zhàn)略對居民收入效應的影響如何？不同階段政策對居民收入影響效應的差異性何在？對政府主導區(qū)域一體化政策引發(fā)的上述問題的探索不僅有利于我們從理論上把握我國區(qū)域一體化發(fā)展戰(zhàn)略的機制設計和治理方略，還有助于從實踐上推進我國一系列國家級層面區(qū)域一體化發(fā)展戰(zhàn)略的有效實施。

目前較多文獻僅單獨衡量了一體化政策對經濟發(fā)展或地區(qū)差距的作用效果，其中關于區(qū)域一體化政策對經濟發(fā)展影響研究的文獻最多，大多文獻都選用人均GDP或者地區(qū)GDP總值作為衡量經濟增長的指標，例如徐現(xiàn)祥、李郇(2005)發(fā)現(xiàn)長三角地方政府通過推動市場一體化進程對區(qū)域協(xié)調發(fā)展的作用增加了45.7%。[1]盛斌、毛其琳(2011)等研究發(fā)現(xiàn)通過提升國內市場一體化，可對人均GDP平均貢獻17.9%。[2]劉乃全等(2017)發(fā)現(xiàn)長三角擴容對整個城市群人均GDP增長具有顯著促進作用。[3]此外，還有很多學者的研究成果也發(fā)現(xiàn)區(qū)域一體化戰(zhàn)略對經濟發(fā)展水平具有顯著促進作用(吳福象和劉志彪，2008；卜茂亮等，2010；原倩，2016；張學良，2017；李雪松等，2017；宋冬林，2018)。[4-9]關于區(qū)域一體化政策對地區(qū)收入差距影響的研究較少，且未形成共識，一些文獻認為政策推動區(qū)域一體化將會建立生產要素充分流動的市場機制，但由于市場機制下生產要素天然向發(fā)達地區(qū)集聚的特點，推進區(qū)域一體化的政策可能不會改善欠發(fā)達地區(qū)的窘況，反而會進一步加大發(fā)達地區(qū)和欠發(fā)達地區(qū)的差距(安虎森，2006；鄧慧慧，2009)。[10-11]但也有文獻認為市場機制通過引導生產要素由欠發(fā)達地區(qū)向發(fā)達地區(qū)流動，可以促使經濟在集聚中走向平衡，并不會擴大地區(qū)差距(陸銘，2017)。[12]還有文獻認為不同的條件下，一體化政策對地區(qū)差距的作用差異很大，例如梁琦等(2012)基于理論分析認為若區(qū)域內各地區(qū)市場規(guī)模對稱，則區(qū)域一體化政策將會縮小地區(qū)差距，若區(qū)域內各地區(qū)市場規(guī)模不對稱，區(qū)域一體化政策將會導致地區(qū)差距擴大。[13]趙勇、魏后凱(2015)提出市場一體化水平與地區(qū)GDP規(guī)模差距之間存在倒“U”型關系，在拐點的左側階段，政府干預會抑制市場一體化對地區(qū)GDP規(guī)模差距的擴大效應，在拐點的右側階段，政府干預則會抑制市場一體化對地區(qū)GDP規(guī)模差距的縮小效應。[14]關于區(qū)域一體化政策對城鄉(xiāng)收入差距影響的研究較少，研究結果也存在分歧，如宋偉軒等(2013)分析得出長三角區(qū)域一體化戰(zhàn)略可同時促進城鄉(xiāng)居民可支配收入增長，但由于農村收入增長速度相對緩慢，導致城鄉(xiāng)收入差距被持續(xù)拉大。[15]持相反觀點的文獻認為，區(qū)域一體化可促使縣域城鄉(xiāng)收入差距趨于收斂(張改素等，2017；康珈瑜等，2017)。[16-17]

綜上所述，在區(qū)域一體化政策效應評估方面，已有研究大多側重于GDP作為評估指標，單獨考慮經濟增長、城鄉(xiāng)差距或地區(qū)差距中的某一方面。然而，以GDP作為政策效應評估指標，不能準確反映出區(qū)域一體化政策對人民收入水平和生活質量的影響，而且單獨衡量增長效率或差距的某一方面都很難全面反映其政策效果。此外，大多數(shù)研究僅僅將區(qū)域一體化政策作為虛擬變量引入回歸方程衡量政策效應，但這種方法只能反映政策效果的平均水平，不便識別每一階段的重點政策帶來的具體政策效果。雖然有文獻采用了合成控制法來試圖解決問題(劉乃全，2017)，[3]但仍然忽略了不同階段政策內容所導致的政策效應差異性?；谏鲜稣J識，本文擬選擇更能反映政策紅利以及人民生活質量水平的居民人均可支配收入作為衡量指標，分別從居民收入水平、城鄉(xiāng)居民收入差距、地區(qū)居民收入差距三個層次來研究區(qū)域一體化戰(zhàn)略的協(xié)調發(fā)展政策效應。

二、泛珠三角區(qū)域一體化戰(zhàn)略政策文本梳理

我們對泛珠三角區(qū)域合作17年來的政策文件和政府規(guī)劃進行了收集和整理，初步得到政策文本310件。在此基礎上，參考曾婧婧(2015)篩選政策文本的標準，依據(jù)“區(qū)域屬性”、“行政屬性”、“契約屬性”再對政策文本進行篩選，最終得到有效政策文件178件，形成泛珠三角區(qū)域合作政策文件數(shù)據(jù)庫。[18]總體來說，政策文件類型主要以協(xié)議為主，政策制度化程度相對較低；2003～2006年政策頒布較為頻繁，年均政策文件頒布數(shù)量達30件以上，達到政策出臺數(shù)量的頂峰；頒布主體以各省人民政府為主，省級政府層面文件156件。

回顧政府部門推動泛珠三角區(qū)域一體化的發(fā)展歷程，結合這一過程中的關鍵事件，可劃分出泛珠三角區(qū)域一體化政策的演變階段。2003年10月10日，《關于“泛珠江三角洲經濟圈”信息產業(yè)及信息化合作的協(xié)定》的頒布標志著泛珠三角區(qū)域合作自此拉開序幕。2004年6月，泛珠三角九省區(qū)共同簽署了《泛珠三角區(qū)域合作框架協(xié)議》，正式啟動泛珠三角區(qū)域合作。2009年12月，泛珠三角各省共同制定并實施《關于推進泛珠三角內地區(qū)域產業(yè)轉移和合作的指導意見》，開始探索發(fā)揮政府在產業(yè)轉移和合作中的引導作用。2014年10月，泛珠三角地區(qū)九省區(qū)共同簽署了《泛珠三角區(qū)域深化合作共同宣言(2015年-2025年)》，旨在推動泛珠三角區(qū)域的深化合作。2016年3月，深化泛珠合作正式寫入《國民經濟和社會發(fā)展第十三個五年規(guī)劃綱要》，國務院正式發(fā)布了《關于深化泛珠三角區(qū)域合作的指導意見》，泛珠三角區(qū)域合作全面上升為國家戰(zhàn)略。以上述重要政策出臺作為標志時間點，可以將泛珠三角區(qū)域進程合作劃分為兩個階段：2003～2008年市場一體化階段；2009～2017年產業(yè)轉移階段。

本研究參考黃萃等人對政策文本的量化研究方法(黃萃等，2015)，[19]利用Python對收集的政策文本進行文本分詞處理和詞頻統(tǒng)計，篩選得到2003～2017年每一階段泛珠三角區(qū)域合作政策文本的熱點詞匯。表1所列舉的熱點詞匯反映了該時期政策實施重點內容。具體為：2003～2008年政策初始階段，熱點詞以“信息”、 “科技”、 “旅游”、“企業(yè)”、“市場”、“產業(yè)”、“公路”等為主，結合政策文本，可知這一階段政策重點關注交通互聯(lián)互通、信息科技合作共享，旅游市場互相開放、行政管理部門合作，以營造公平、開放、規(guī)范的市場環(huán)境，提升市場一體化水平。2009～2017年產業(yè)轉移階段，“共享”、“項目”、“優(yōu)勢互補”、“內地”等新的高頻詞出現(xiàn)，表明這一階段政府部門在繼續(xù)提升市場一體化水平的基礎上，開始出臺政策推進泛珠三角區(qū)域內部東部地區(qū)向西部地區(qū)的產業(yè)轉移，實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調發(fā)展。

表1 各階段泛珠三角區(qū)域合作政策文本排名前三十的關鍵詞詞頻統(tǒng)計

注：由于篇幅限制，只給出每階段政策文本中排名前三十的熱點詞匯。

三、區(qū)域一體化政策對居民收入的影響評估

(一)研究方法、變量說明與數(shù)據(jù)來源

1．研究方法

評估政策效應的方法很多，其中，面板數(shù)據(jù)政策效應評估方法自Hsaio(2012)提出以來，在國內外政策效應評估領域中被廣泛應用。[20]本文借鑒該方法，依次評估泛珠三角區(qū)域合作政策對居民收入水平、城鄉(xiāng)居民收入差距和地區(qū)居民收入差距的政策效應。

(1)

(2)

(3)

式中，α1，α2和α3為各評估變量最優(yōu)控制組回歸方程的常數(shù)項，β1，β2和β3為最優(yōu)控制組變量的系數(shù)向量。最后，通過計算各評估變量的實際值和“反事實”值的差值即可得到政策效應，具體如下式：

(4)

(5)

(6)

2．變量說明

3．數(shù)據(jù)來源

選擇1991～2017年的時間跨度進行研究，其中，1991～2002年為政策實施前窗口期，2003～2017年為政策實施后窗口期。實驗組是泛珠三角地區(qū)9個省區(qū)(包括福建、江西、湖南、廣東、廣西、海南、四川、貴州、云南)，控制組為非泛珠三角地區(qū)以外的22個省市區(qū)。數(shù)據(jù)來源于1991～2017年各省的統(tǒng)計年鑒。

(二)實證結果與分析

1．以居民收入水平反映的政策效應分析

利用R語言分別將1991～2003年泛珠三角九省區(qū)的居民收入水平與其余22省市進行擬合，得出泛珠三角區(qū)域各省區(qū)居民收入水平的最優(yōu)控制組回歸方程(1)由于篇幅限制，本文未列出各省政策效應評估變量的最優(yōu)回歸方程，如有需要可向作者索取。?；诟魇∽顑?yōu)回歸方程，依次運用公式(1)和公式(4)可計算得出2003～2017年各省居民收入水平的政策效應(2)由于篇幅限制，本文只給出泛珠三角九省總體政策效應評估變量的平均實際路徑和反事實路徑圖(如圖1)，未列出各省政策效應評估變量的實際路徑和反事實路徑圖。如有需要可向作者索取。，計算結果如表2所示。若政策效應為正值，則表明政府主導區(qū)域一體化戰(zhàn)略會帶來居民收入水平的提升。從表2可知，區(qū)域一體化戰(zhàn)略對湖南、廣東和廣西的居民收入水平具有抑制作用，政策效果依次為-457.74元/年，-206.03元/年，-251.72元/年，對泛珠三角地區(qū)其余省份的居民收入均產生正向促進作用，其中對貴州省的正向作用最為顯著(567.98元/年)。

表2 泛珠三各省和總體居民收入水平的政策效應計算結果表 (單位：元/年)

注：上表數(shù)據(jù)根據(jù)公式(1)和公式(4)計算得到，在實際計算中，為避免回歸分析中的多重共線性，居民人均可支配收入均取對數(shù)值，為方便理解，最終列出的政策效應均已還原成實際值。

為直觀地反映九省區(qū)政策效應的分布特征，在此繪制九省區(qū)總體人均可支配收入的實際值和擬合值曲線，如圖1所示，繪制各省的政策效應年際變化箱形圖(3)箱線圖利用數(shù)據(jù)中的五個統(tǒng)計量(最大值、最小值、上四分位數(shù)、下四分位數(shù)和中位數(shù))描述數(shù)據(jù)，可反映一組數(shù)據(jù)的對稱性和分散程度，并可對多個樣本進行比較分析。，如圖2所示。

圖1 泛珠三角總體人均可支配收入政策效應 圖2 泛珠三角各省人均可支配收入政策效應變化箱線圖

由圖1可知，1991～2002年政策未實施階段，泛珠三角地區(qū)九省居民收入水平均值的實際值與擬合值的擬合程度很高，2003年政策實施后，居民收入水平的實際值均值位于擬合值均值之上，表明區(qū)域一體化政策可提升居民收入水平，結合表1計算結果可知區(qū)域一體化政策實施可促使居民人均收入年均增長128.61元。

通過對圖2箱線圖的大小和數(shù)據(jù)偏態(tài)的分析可知，2003～2008年箱線圖中位數(shù)接近于0，表明政策效應較小；2009年～2017年箱線圖顯著增大，中位數(shù)均大于0，表明該階段一體化戰(zhàn)略對九省區(qū)居民收入水平的提升作用更為明顯?？傮w來說，以居民收入水平反映的政策效應是：泛珠三角區(qū)域一體化政策可顯著促進居民收入水平的提升，隨著一體化政策的推進，增收效果增強。

2.以城鄉(xiāng)居民收入差距反映的政策效應分析

分別將1991～2003年九省區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距與其余22省市進行擬合，依次得到各省城鄉(xiāng)居民收入差距的最優(yōu)控制組回歸方程。而后依次運用公式(2)和公式(5)計算得出各省城鄉(xiāng)收入差距的政策效應，計算結果如表3所示。若政策效應為負，則表明區(qū)域一體化戰(zhàn)略的實施縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距。從表3可知：區(qū)域一體化戰(zhàn)略實施縮小了泛珠三角大多數(shù)省份的城鄉(xiāng)居民收入差距，按縮小差距的程度依次為：貴州(-0.453/年)、廣西(-0.396/年)、四川(-0.376/年)、湖南(-0.294/年)、云南(-0.250/年)和廣東(-0.023/年)，但對福建(0.204/年)、江西(0.028/年)和海南(0.051/年)卻具有擴大城鄉(xiāng)居民收入差距的政策效應。

表3 泛珠三各省和總體城鄉(xiāng)居民收入差距的政策效應計算結果表

注：上表數(shù)據(jù)根據(jù)公式(2)和公式(5)計算得到。

同樣，為了反映政策的直觀效應，可以畫出圖3和圖4。由圖3可知，1991～2002年政策未實施階段，泛珠三角地區(qū)九省居民城鄉(xiāng)收入差距的實際值均值與擬合值均值擬合程度很高，2003年政策實施后，九省區(qū)居民城鄉(xiāng)收入差距的實際均值位于擬合均值之下，表明區(qū)域一體化戰(zhàn)略總體上縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距。

圖3 泛珠三角總體城鄉(xiāng)居民收入差距政策效應 圖4 泛珠三角城鄉(xiāng)居民收入差距政策效應變化箱線圖

綜上所述，以城鄉(xiāng)居民收入差距反映的政策效應是：泛珠三角區(qū)域一體化戰(zhàn)略的實施可以有效縮小居民城鄉(xiāng)收入差距，但隨著政策的逐步推進，政策效果呈現(xiàn)先增強后減弱的趨勢?？赡艿脑蚴牵?003～2008年政策實施促使要素自由流動，勞動力由外圍農村地區(qū)向中心城市地帶轉移，農村勞動力所獲得的報酬得以提升，縮小了城鄉(xiāng)收入差距，但隨著2009年著手推進區(qū)域內產業(yè)轉移，發(fā)達地區(qū)的勞動密集型產業(yè)向周邊落后地區(qū)轉移，發(fā)達地區(qū)吸收農村勞動力的就業(yè)崗位減少，但農村流動勞動力可能對這一市場信號的識別能力有限，依然向發(fā)達地區(qū)流動，由于就業(yè)崗位的減少和工資水平的下降，對農村地區(qū)居民的收入帶來影響，導致城鄉(xiāng)收入差距收斂速度放緩。

3. 以地區(qū)居民收入差距反映的政策效應分析

將1991～2003年九省的地區(qū)居民收入差距與其余22省市進行擬合，依次得到各省地區(qū)居民收入差距的最優(yōu)控制組回歸方程。而后依次用公式(3)和公式(6)可計算得出2003～2017年各省地區(qū)居民收入差距的政策效應。計算結果如4所示。若政策效應為負，則表明一體化戰(zhàn)略的實施縮小了地區(qū)居民收入差距。從表4可以看出，區(qū)域一體化政策實施縮小了廣西等大多數(shù)省份的地區(qū)收入差距，但會顯著擴大湖南(0.081/年)、貴州(0.145/年)和云南(0.109/年)三省的地區(qū)居民收入差距。

為了反映政策的直觀效應，可以畫出圖5和圖6。由圖5可知，1991～2002年政策效應曲線擬合程度較好，除2003～2005年政策初始階段以外，其余年份區(qū)域一體化戰(zhàn)略總體呈現(xiàn)擴大地區(qū)居民收入差距的負面作用。在2006～2008年政策實施導致地區(qū)居民收入差距被不斷拉大，2009年實施產業(yè)轉移政策后區(qū)域內地區(qū)居民收入差距的擴大速度隨時間遞減。

表4 泛珠三各省和總體地區(qū)居民收入差距的政策效應計算結果表

注：上表數(shù)據(jù)根據(jù)公式(3)和公式(6)計算得到。

圖5 泛珠三角總體地區(qū)收入差距的政策效應圖 圖6 泛珠三角總體地區(qū)收入差距政策效應變化箱線圖

綜上所述，以地區(qū)居民收入差距反映的政策效應是：在2003～2006年，政策效果極為微弱，2007年開始，一體化政策持續(xù)提升市場一體化水平，生產要素不斷向發(fā)達地區(qū)集聚，導致地區(qū)收入差距自2007年開始迅速擴大。在2009年12月《關于推進泛珠三角內地區(qū)域產業(yè)轉移和合作的指導意見》政策實施后，通過產業(yè)轉移促使欠發(fā)達地區(qū)就業(yè)崗位增加、工資水平上漲，欠發(fā)達地區(qū)居民收入水平得以提升，減緩了地區(qū)收入差距擴大的速度，但與此同時，由于信息不對稱，導致農村勞動力繼續(xù)向發(fā)達地區(qū)流動，進而導致農村居民收入受到負面影響，造成城鄉(xiāng)收入差距收斂速度放緩，這就是信息不對稱帶來的對政策實施效率的損失。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為保證政策效應評估結果的準確性，本文依次選擇控制組隨機置換安慰劑檢驗、時間隨機置換安慰劑檢驗和Leave-One-Out檢驗等方法對實證結果進行穩(wěn)健性檢驗。發(fā)現(xiàn)用偽干預個體和偽干預時間得到的政策效應與上文得到的真實政策效應路徑相差較大，各評估變量真實的政策效應均分布在所有路徑較為極端的部分，表明政策效應評估結果具有穩(wěn)健性。同時，利用Leave-One-Out檢驗發(fā)現(xiàn)在迭代減少任意一個控制組個體過程中，各評估變量均與先前通過全部控制組個體得到的政策效應路徑相同，表明擬合路徑由各控制組個體共同決定，并非由單獨一個控制變量決定，進一步驗證了政策效應評估結果具有穩(wěn)定性(4)由于篇幅限制，本文關于穩(wěn)健性檢驗的結果圖片未在文中給出，如需詳細的穩(wěn)健性檢驗結果，可向作者直接索取。。

四、結論與啟示

本文運用面板數(shù)據(jù)政策效應評估方法，實證檢驗了泛珠三角區(qū)域一體化戰(zhàn)略影響居民收入水平和收入差距的政策效應，并結合每一階段政策實施重點對政策效果的產生機理及其效應進行了初步分析。研究發(fā)現(xiàn)：第一，政府主導區(qū)域一體化戰(zhàn)略能持續(xù)提升居民收入水平，這可能是由于區(qū)域一體化政策通過交通基礎設施一體化建設和弱化地方行政壁壘，促進商品和要素在區(qū)域內自由流動，持續(xù)提升了資源配置效率。第二，政府主導區(qū)域一體化戰(zhàn)略能有效縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，但隨著區(qū)域一體化戰(zhàn)略實施的深化，弱化了縮小城鄉(xiāng)收入差距的政策效果。第三，政府主導區(qū)域一體化戰(zhàn)略的政策效果在不同階段具有差異性。戰(zhàn)略實施第一階段能夠短暫縮小地區(qū)居民收入差距，而后又大幅擴大了地區(qū)收入差距，在戰(zhàn)略實施的第二階段，地區(qū)居民收入差距擴大的速度減緩。

上述的研究結果具有重要的政策意義和現(xiàn)實啟示：第一，研究結果表明，政府主導區(qū)域一體化戰(zhàn)略對縮小區(qū)域居民收入差距、提高居民收入水平具有重要作用，是推動區(qū)域協(xié)調發(fā)展的重要政策手段。因此，要充分運用政府主導區(qū)域一體化戰(zhàn)略所具有的內生優(yōu)勢，為區(qū)域經濟協(xié)調發(fā)展提供制度性和政策性動力源泉。為此，應進一步加強區(qū)域首長聯(lián)席會的功能，發(fā)揮其在推動區(qū)域一體化發(fā)展過程中的區(qū)域政策制定、政策實施等方面的協(xié)同機制作用，確保區(qū)域政策的協(xié)同性，從而提升政策的有效性。第二，從本文的政策評估效應來看，在政府主導區(qū)域一體化戰(zhàn)略實施初期，促進市場一體化政策有利于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，但卻顯著擴大了地區(qū)居民收入差距；在區(qū)域一體化戰(zhàn)略實施的第二階段，產業(yè)轉移政策則可顯著縮小地區(qū)居民收入差距，但會抑制城鄉(xiāng)居民收入差距的縮小?？梢?，區(qū)域一體化戰(zhàn)略通過收入效應帶動區(qū)域協(xié)調發(fā)展的作用效果具有明顯的差異性。在落實區(qū)域協(xié)調發(fā)展戰(zhàn)略時，既要關注政策手段的時效性，更要關注政策手段的差異性，根據(jù)政策目標取向合理配置政策手段，避免政策手段之間的沖突抵消政策的正面效果。例如，對于市場機制作用所導致的虹吸效應，可以通過加強產業(yè)轉移政策來加以糾偏；對于產業(yè)轉移過程中可能帶來的勞動力市場信息識別能力有限的不足，需要政府部門及時發(fā)布明確的勞動力供需信息，協(xié)調引導勞動力要素在地區(qū)間的優(yōu)化配置。通過這些政策的優(yōu)化配置來進一步提升區(qū)域一體化政策積極的收入效應。