1、【经济学研究】DOI：10.13747/ki.bdxyxb.2023.04.002摘要：依据到北京距离 200 km 来划分京津冀协同发展战略的实验组和对照组，采用双重差分法，研究了京津冀协同发展对河北县域经济增长的影响，从而对京津冀协同发展的中期效果进行了评估。研究发现：京津冀协同发展对距离北京200 km 以内的河北县域经济增长起到了正向促进作用，相较于对照组，京津冀协同发展对实验组县域经济增长贡献为40.74%，说明京津冀协同发展战略实施以来，北京对于周边地区的扩散效应超过了虹吸效应，北京很好地带动了周边河北地区的发展。从不同功能区来看，京津冀协同发展战略对中部核心功能区和西北部生态涵养
2、区内距离北京 200 km 以内的河北县域经济增长都有着积极的正向作用，但是中部核心功能区可能是通过提高第三产业增加值进而促进经济增长，而西北部生态涵养区第三产业可能存在“过饱和”趋势，不利于该区域县域经济增长。关键词：京津冀协同发展；效果评估；河北县域；经济增长中图分类号：F127文献标志码：A文章编号：16742494（2023）04000708京津冀协同发展中期效果评估研究基于河北省县域经济增长的视角马文腾，王朋岗（河北大学 经济学院，河北 保定 071002）收稿日期：20230309基金项目：研究阐释党的十九届五中全会精神国家社会科学基金重大项目“增强综合实力的中国人口长期发展战略研
3、究”(21ZDA108)作者简介：马文腾（1997-），男，河北定州人，硕士研究生，主要研究方向为区域经济学、人口经济学。通信作者：王朋岗（1981-），男，河北石家庄人，教授，博士生导师，人口学博士，主要研究方向为区域经济学、人口经济学、人口社会学。2023 年 7 月保 定 学 院 学 报Jul.，2023第 36 卷第 4 期JOURNAL OF BAODING UNIVERSITYVol36 No4党的二十大报告提出，深入实施区域协调发展战略，目的在于解决城市发展的不平衡不充分问题，未来城市的发展将以城市群为主要载体。鼓励发挥和充分释放中心城市强有力的发展动能，超越主城区范围，渗透到更
4、广阔的空间中，带动城市周边发展，既可以解决区域发展不平衡问题，也有利于解决“大城市病”问题。一直以来，京津冀城市群存在核心大城市对周边小城市的极化效应大于扩散效应的问题。京津冀地区内部存在着严重的发展失衡问题，北京对周边地区的虹吸效应明显，而辐射和带动作用不足。2014 年，京津冀协同发展上升为重大国家战略。2015 年，京津冀协同发展规划纲要 正式印发，纲要对北京、天津和河北作出了不同定位，同时确定京津冀协同发展的中期目标是：到 2020年，北京市常住人口控制在 2 300 万人以内，北京“大城市病”等突出问题得到缓解；区域一体化交通网络基本形成，生态环境质量得到有效改善，产业联动发展取得重
5、大进展。公共服务共建共享取得积极成效，协同发展机制有效运转，区域内发展差距趋于缩小，初步形成京津冀协同发展、互利共赢新局面。自京津冀协同发展战略实施以后，许多学者基于不同视角，运用定性或定量的方法对京津冀协同发展效果进行评估。一类研究主要对于京津冀协同发展的总体效果进行了评估1-4；另一类研究对京津7保定学院学报2023 年第 4 期冀地区重点领域的协同效果进行了评估5-11。现有关于京津冀协同发展的评估大多基于某一领域或最终表现进行评估，缺乏从内部机制是否发生变化进行评估。实施京津冀协同发展战略最核心的目的是疏解北京非首都功能的同时，带动周边发展，降低北京的虹吸效应，提升北京的扩散效应，最终
6、实现区域协同、协调发展。京津冀协同发展战略的实施是否带动了北京周边河北县域经济的发展，成为衡量京津冀协同发展效果的主要方面。本文通过实证检验京津冀协同发展对北京周边河北县域经济增长的影响，对京津冀协同发展战略的实施效果进行评估，有利于丰富和完善现有的京津冀协同发展效果的评估研究。一、研究设计（一）模型设定本文将 京津冀协同发展规划纲要 的颁布实施作为一项准自然实验，使用双重差分法（Difference-in-differences，DID）估计京津冀协同发展对河北县域经济增长的影响，检验京津冀协同发展实施之后，实验组和控制组的经济增长状况是否存在显著差异，识别政策处理效应。在控制其他因素不变的
7、基础上，由于京津冀协同发展战略的实施对象是京津冀全域，县域经济增长情况并不存在标准的实验组和对照组，无法构建标准的双重差分模型。但依据空间外溢机制和北京的渐次辐射现象，充分表明京津冀协同发展战略对到北京不同地理距离县域经济产生不同强度的影响。新经济地理学历来重视空间外溢（区域外溢、地理外溢）对经济增长的作用12。空间外溢具有距离衰减的特征13，Krugman 也揭示了经济空间集聚存在阴影效应（shadow effect）14，这说明空间外溢存在地理边界。根据区域经济增长存在着渐次性和空间外溢衰减的特征，并结合相关学者15-22对空间外溢范围的确定，本文将按照 200 km划定北京的空间外溢范围
8、，也就据此作为划分对照组和实验组的依据。本文参考 Nunn N 等23、朱铭来等24和李青原等25的做法，具体采用柯布-道格拉斯生产函数作为基础模型，添加自然地理禀赋因素，构建如下双重差分模型进行实证检验：ln（gdp）it=0+1treatpost+2Xit+itln（gdp）为经济增长变量，treat 是分组虚拟变量，取值的判断依据是区县（市）的组别属性，如果是实验组，取值为 1，如果是控制组，取值为 0。post 是政策时间虚拟变量，在政策执行前取值为 0，执行后取值为 1。交互项 treatpost 来刻画区县（市）受京津冀协同发展影响的政策处理效应。（二）变量定义1.因变量参考刘瑞明
9、等26和张国建等27学者的做法，本文选取县域国内生产总值的对数值（ln（gdp）作为衡量县域经济增长水平的指标。2.核心解释变量京津冀协同发展战略实施的交互项 did=treatpost，可以检验北京对河北县域经济增长的影响。本文按照河北省内各县域到北京距离（dis1）作为判断是否为实验组的依据。根据前文划定的 200 km 影响范围，即距离北京 200 km 以内的区县（市）作为实验组，200 km 以外的区县（市）作为对照组。3.控制变量借鉴有关研究28-32，本文选取以下控制变量指标：1）人口因素（population）。利用县域每年年末人口数量作对数值处理，来反映人口变动对县域经济增长
10、水平的影响。2）产业发展。采用产业升级（upgrade）和产业结构（structure）来衡量该县域地区产业发展水平。3）医疗卫生。利用医疗机构床位数（medical）来度量当地医疗卫生条件。4）教育。选取小学师生比（primary）和中学师生比（secondary）来反映当地的基础教育情况。5）自然地理条件。利用海拔（elevation）来衡量当地的自然地理状况，到所属地级市距离（dis2）和到所属省会距离（dis3）来描述当地的区位条件。8（三）样本选择、数据来源与描述性统计1.样本选择和数据来源本文以 20102020 年京津冀地区河北省内各县级行政单元为研究对象，共包括 167 个区县
11、（市）的 1 653 个样本量。鉴于数据的可获得性和可靠性，选取数据均来源于历年 中国县域经济统计年鉴河北统计年鉴（河北经济年鉴）全国人口普查数据 和各地级市的统计年鉴等。2.描述性统计经济增长（ln（gdp）的均值为 14.000，这表明河北省区县（市）的平均年度国内生产总值约达1 202 604.284 万元；分组虚拟变量（treat）的均值为 0.443，可见实验组和对照组的比例接近 1/2，样本对称性较好；时间虚拟变量（post）的均值为 0.595，说明政策实施后的样本量偏多，约占 60%；人口因素（population）的均值为 12.920，说明样本区县（市）的平均年度年末人口约
12、为 40.840 万人；产业升级（upgrade）的均值和标准差均约为 1.2，说明样本区县（市）的第三产业增加值/第二产业增加值差异较小；产业结构（structure）均值为 0.396，表明样本区县（市）的平均三产占比接近 40%；医疗机构床位数（medical）的均值为 1.861，表明样本区县（市）的年度平均医疗机构床位数为 1 861 个；小学师生比（primary）和中学师生比（secondary）的均值为 0.063 和 0.081，表明平均每千名学生约分别配备 63 名小学专任教师和 81 名中学专任教师；海拔（elevation）的均值为 209.248，说明河北省区县（市）
13、平均海拔高度为 209.248 m；到北京距离（dis1）、到所属地级市距离（dis2）和到所属省会距离（dis3）的均值分别为 225.000、44.200 和 132.700，表明河北省区县（市）到北京、所属地级市和所属省会的平均地理距离为 225.000 km、44.200 km 和 132.700 km。变量的描述性统计结果详见表 1。变量名称变量含义样本个数均值标准差最小值最大值海拔（elevation）某地与海拔零点的高度差1 653209.248358.0701.0001 700.000到北京距离（dis1）某地与北京中心的直线地理距离1 653225.00095.07050.4
14、80438.600到所属地级市距离（dis2）某地与所属地级市政府的直线地理距离1 65344.20028.4000.305144.000到所属省会距离（dis3）某地与所属省政府的直线地理距离1 653132.70066.7501.186327.600经济增长（gdp）ln（gdp）1 65314.0000.74112.06016.120分组虚拟变量（treat）若观测值到北京中心距离在 200 km以内为 1，否则为 01 6530.4430.4970.0001.000时间虚拟变量（post）若观测值为 2015 年及以后为 1，否则为 01 6530.5950.4910.0001.000
15、did分组虚拟变量和政策时间虚拟变量的交互项：treatpost1 6530.2710.4450.0001.000人口因素（population）ln（年末人口）1 65312.9200.46311.03014.040产业升级（upgrade）第三产业增加值/第二产业增加值1 6531.2141.2360.21012.950产业结构（structure）第三产业增加值/国内生产总值1 6530.3960.1420.1400.916医疗机构床位数（medical）医疗机构床位数/1 0001 6531.8611.6170.28613.490小学师生比（primary）小学专任教师人数/小学学生人
16、数1 6530.0630.0190.0250.472中学师生比（secondary）中学专任教师人数/中学学生人数1 6530.0810.0220.0200.333表 1描述性统计马文腾，王朋岗：京津冀协同发展中期效果评估研究9保定学院学报2023 年第 4 期二、实证结果（一）基准回归双重差分法的基准回归结果见表2。第（1）列为不添加控制变量的 OLS混合回归结果，交互项 did 在 1%的水平上显著为正，实证结果初步支持京津冀协同发展战略的积极效果。第（2）列为控制了所有控制变量的 OLS 混合回归结果，交互项 did 仍然在 1%的水平上显著为正，进一步说明了京津冀协同发展战略对北京附近河北县域经济增长达到积极效果。第（3）列和第（4）列分别在前述的基础上，采用最小二乘虚拟变量（LSDV）估计方法，控制了县域个体固定效应，两列的回归结果均在 1%的水平上显著为正，更充分说明京津冀协同发展战略对北京附近河北县域的经济增长有着积极的带动作用。以上结果显示，京津冀协同发展战略实施后，实验组的经济显著增长，符合具有带动作用的预期。在经济意义上，根据第（4）列的结果可知，相较于对照组，京津
