京津冀协同发展政策效果评估

【摘  要】从微观家庭经济风险视角考察了京津冀协同发展政策的效果。结果表明: 京津冀协同发展能显著降低京津冀地区整体家庭经济风险并缩小区域内家庭经济风险差异, 尤其是农村、中低收入和经营工商业家庭的经济风险显著下降。但协同发展政策的影响路径存在异质性: 产业转移升级、交通一体化对家庭收入的提升作用显著,  公共服务均等化对家庭支出具有显著降低效应, 但京津冀协同发展的辐射力度不足, 仅能显著降低核心功能区和京津、环京津地区的家庭经济风险。上述结论为京津冀协同发展政策未来的优化和完善提供了立论依据: 制定差异化政策协调机制,  进一步提高产业转移和升级的质量和效率; 加大金融行业的协调发展, 进一步提高京津冀协同发展效率; 以北京城市副中心和雄安新区为支撑点, 加大河北城镇化建设力度, 对接京津冀协同政策。

【关键词】京津冀协同发展 ;  家庭经济风险 ;  家庭经济风险差异 ;  双重差分

一、引言

协同发展政策可以缩小城乡、区域经济差距, 带动区域内的城市及乡村共同发展, 是我国经济高质量发展的重要手段, 因此受到党中央高度重视并将其列入“十四五”规划。作为区域协同发展战略的重要组成部分, 相比其他区域, 京津冀协同发展政策有其特殊性, 且区域内经济和社会发展不均衡特征也较为突出。[1-2] 因此, 政策自2014年被实施以来, 受到了学术界和政府的高度关注并进行了广泛研究。然而, 现有多数文献局限于京津冀协同发展政策的制度设计、发展路径的定性研究,[3-6] 即使有部分研究聚焦于协同发展政策的效果评估, 但也是侧重于宏观层面 ,[7- 8] 缺少微观视角的评估。此外, 由于北京对外围地区同时存在辐射效应和虹吸效应 , 两种效应孰强孰弱, 北京能否带动津冀地区的发展, 仍存在着较大争议。京津冀协同发展的核心是有序疏解北京非首都功能, 通过产业升级转移、交通一体化、生态环境治理及公共服务均等化等方式调整经济结构和空间结构, 促进区域协调发展, 形成新的增长极, 其最终目的是提高区域内家庭福祉, 缩小区域内家庭福祉差距, 实现区域内家庭共同富裕。因此, 从家庭部门的风险变化可以更直观和有效地评估京津冀协同发展的效果, 为京津冀协同发展政策的进一步精准优化和实施提供立论依据。

自从京津冀协同发展政策实施以来, 京津冀地区家庭的整体经济风险增速相对较低且京津冀内部的家庭经济风险差异呈缩小趋势。首先, 京津冀区域内家庭存在现金流缺口的占比增速为19. 13%, 低于河南、山西和山东区域外家庭 (28. 13%) ; 区域内偿付能力的增速为12. 34% , 大于区域外家庭 (11. 76%) 。其次,  在区域内, 存在现金流缺口的河北家庭占比( 59. 06%) 远远大于天津(39. 30%) 和北京家庭(39. 82%) ; 从偿付能力看, 采用流动性资产维持河北家庭现有 生活水平的时间(2. 31 年) 小于北京(3. 64 年) 和 天津家庭( 3. 41 年) ,  表明河北家庭的经济风险相对来说较高, 但2017 年河北家庭存在经济脆弱性占比的增长率有明显的下降趋势, 表明三地家庭的经济风险尽管还存在着差异, 但这种差异正在减小。本文的关注点在于:上述京津冀地区家庭经济风险增速相对较低及区域内家庭经济风险差异缩小的现象是否是由协同发展政策引起的? 协同发展政策是通过什么机制影响家庭经济风险的, 这些机制对政策的辐射力度有何影响? 对这些问题展开研究有着重要的价值和意义。首先, 从微观视角评估京津冀协同发展的实施效果, 可以准确探索京津冀协同发展政策的发力点, 有针对性地提出能够降低地区整体家庭经济风险和缩小区域内家庭经济风险差异的政策建议。其次, 研究如何降低京津冀地区家庭经济风险, 有利于提高京津冀地区家庭的抗风险能力, 且其影响机制具有较强的借鉴意义,  能促使其他地区降低家庭经济风险。最后, 家庭间的贫富差距不仅体现在收入方面, 还包括消费和财产等多个维度, 本文构建的家 庭经济风险涵盖了上述指标, 因此,  研究如何缩小京津冀内部家庭经济风险差距有利于缩小贫富差距, 实现共同富裕。

二、理论基础与研究假设

(一) 文献述评

相比其他区域, 京津冀地区的协同政策有其特殊性, 且区域内经济和社会发展不均衡特征较为突出,  因此, 京津冀协同发展战略受到学者们的高度重视。[1-2] 梳理现有相关文献发现,  京津冀协同发展相关研究主要聚焦于两个方面: 一是多数研究侧重于京津冀协同发展政策本身, 如内涵、现状及发展路径[5-6 , 9- 11] 但这些文献均局限于定性研究, 缺乏定量分析。二是尽管少数研究量化了政策评估效果, 但侧重于政策本身协同度的测量[12- 15]及协同政策与宏观层面的研究。[7- 8] 从协同度量化视角展开的研究发现, 协同发展的 效果存在着争议: 冯怡康和王雅洁、张杨和王德 起发现京津冀地区协同发展效率提高, 协同度呈 现上升趋势。[12- 13] 然而,  马骁、刘洁等认为京津冀协同效应仍不明显, 协同度呈下降趋势。[14- 15] 在协同发展政策与宏观经济发展的效果评估方面 , 大多数研究侧重于宏观层面的分析, 且结论存在着差异: 王郁和赵一航研究发现 , 京津冀协 同发展政策对公共服务供给效率提升的整体效果 尚不明显 , 仅对非区域中心城市和非中部核心功 能城市的提升作用显著。[7] 赵琳琳和张贵祥的研究结果显示, 京津冀生态协同度的提高能促进地区社会福利和经济福利,  且对天津和河北的作用较大,  能显著缩小三地间的发展差距。[ 8] 宏 观层面的效果评估是协同发展政策的重要内容, 但将京津冀协同发展政策和微观家庭层面结合的不足是相关研究的遗憾。尽管部分文献分别研究了产业升级转移、基础设施建设及公共服务均等化对家庭收入、支出和保障等方面的影响,[16-23]但影响效果是否由协同政策引发有待进一步考察。另外, 上述研究采用的是家庭层面的宏观数据, 无法刻画协同发展政策对家庭的异质性影响。

综上所述, 既有文献分别从协同发展政策本身、协同发展政策的效果进行了研究, 拓展了研究思路, 但仍存在着可以进一步完善的地方, 如协同发展政策对区域内外或区域内家庭经济风险的影响及其具体的传导机制如何, 这些均需要借助微观调研数据才能得到深入研究。

(二) 机制分析与假设

京津冀协同发展政策明确提出, 要通过产业 升级转移、交通一体化、公共服务均等化实现三地协同发展,  因此, 本文重点从这三个路径分析 协同发展政策对家庭经济风险的影响。

首先是产业转移和升级。京津冀协同发展通过产业转移, 将非首都功能产业转移至天津和河北, 这既有利于北京产业的进一步优化, 又有利于天津和河北通过承接产业转移或者直接引入新兴产业实现产业升级, 从而带动三地经济协同发展, 提高三地家庭的收入水平。[16] 其次是交通一体化。交通一体化有助于提高区域一体化运输服务水平 , 从而降低三地间的运输成本, 有助于欠发达地区家庭, 尤其是农村和偏远地区家庭更快脱贫致富, 并且带动区域经济发展水平提升, 增加家庭收入。[24]最后是公共服务。通过公共服务资源转移、加大本地财政投入等公共服务均等化措施可以有效降低家庭经济风险预期。综上提出研究假设1。

假设1:  与区域外相比, 京津冀协同发展政策会通过产业升级转移、交通一体化及公共服务均等化等措施提高家庭收入和保障水平,  降低家庭支出, 从而降低区域内整体家庭经济风险。

协同发展政策不仅要降低区域家庭经济风险, 更要缩小区域内家庭经济风险差异, 其传导机制同样包括上述三个视角。首先, 在产业转移方面, 京津冀协同发展通过产业转移为津冀创造了大量就业机会, 提高了居民的收入, 从而缩小了三地的收入差距。[18] 其次, 在交通一体化方面 , 交通基础设施建设增加了三地居民生活、工作及营商的便利性, 同时通过促进区域经济一体化, 缩小了不同地区的收入差距。[20-21] 最后, 在公共 服务方面, 京津冀协同发展政策有利于打通三地之间医疗、教育及社会保障等方面的区域限制, 使更多的津冀家庭受益。远程医疗平台、异地就医结算、支教送教、建设培训基地等措施大大降低了家庭的医疗和教育成本, 社会保障共建共享提高了家庭的保障水平。据此提出研究假设2。

假设2: 京津冀协同发展政策能通过产业转移、交通一体化及公共服务均等化等措施提高落后地区家庭的就业机会和保障水平,  降低落后地 区家庭的成本, 从而缩小京津冀内部家庭的经济风险差异。

此外, 协同发展政策对欠发达地区的辐射力度取决于其在协同发展中的政策定位和该城市到中心城市的距离。北京、天津、保定和廊坊被定 义为核心功能城市, 其中, 保定和廊坊定位于承接京津两大城市的产业和人口转移,  因此, 这四个城市是协同发展政策的重点区域, 有明显的政策条件优势。[7] 而且 , 京津冀协同发展主要以北京为中心, 发挥其核心引领带动作用, 对津冀地区的辐射力度影响会随着距离的增大而逐渐衰减。[25] 与中心城市的距离越近, 政府的监管就越严格, 政策执行力度相对来说就越大, 协同发展 政策就越有效。[26] 因此提出假设 3。

假设3: 京津冀协同发展政策的辐射力度受到政策定位和该家庭所在地到中心城市距离的影响。

三、京津冀协同发展对家庭经济风险的影响及机制

(一) 模型设定、变量选择与指标构建

1.  模型设定

将京津冀协同发展政策作为核心解释变量,采用双重差分模型(DID) 考察京津冀协同发展政策对家庭经济风险的影响, 具体模型设定为:

其中, i 和 t 分别表示家庭和时间 ; HFFit 是度量家庭经济风险的指标 , 包括家庭经济脆弱性指标、流动性缺口标准差和偿付能力标准差, 在下文变量解释中将做详细介绍。交互项系数 α1是双重差分估计的京津冀协同发展政策对家庭经济风险的净影响,  表示协同发展政策在京津冀地区的平均效应。将“京津冀协同发展”提出的 2014 年定义为起始年份,  选取京津冀地区作为处理组, 为了满足地理区位条件和经济社会发展水平的相似性要求, 选择了邻近的河南省、山东省及山西省作为对照组。Policyi 为家庭是否处于处理组的虚拟变量,  当家庭所在地为京津冀区域, 取值为1,  否则取值为0。Yeart 是政策实施前后的虚拟变量, 政策实施前取值为0, 政策实施后取值为1。Con Varsit 为控制变量, 包括户主特征、家庭特征和地区特征, ui 和vt 分别为家庭固定效应和年份固定效应, εit为随机误差项。考虑到微观调查数据中的家庭财务信息为前一年的数据, 地区特征的控制变量取滞后一年。

为进一步考察京津冀协同发展政策是否缩小了京津冀内部的家庭经济风险差异, 构建以下模型 :

其中, SDct  衡量c市( 省、区域) 在t年的家庭经济风险差异, 主要用市( 省、区域)的家庭经济风险标准差来表示, 包括现金流缺口和偿付能力标准差, 上述指标能衡量家庭经济风险的离散程度。同样, 交互项系数β1是双重差分估计的京津冀协同发展政策对家庭经济风险差异的净效应 。其余变量定义与式(1) 相同。

京津冀协同发展政策对家庭经济风险的影响效果可能会随着时间的推移发生变化,  因此, 为了评估京津冀协同发展政策的动态效果 , 将模型(1) 变形为 :

其中, Yeart(k)  是京津冀协同发展政策提出的第k年的虚拟变量, 具体而言, 京津冀协同发展政策是2014年提出的, 在其后的第k年, 变量 Yeart(k) 赋值为1, 其余年份赋值为0。γk度量了京津冀协同发展政策提出后第k年, 协同发展政策影响家庭经济风险的政策效应。其余变量定义与式(1) 相同。

2.  数据来源

本文使用的微观数据来源于中国家庭金融调 查项目 (China  household finance  survey,  CHFS)  (2013年、2015年和 2017 年) 。2013 年、2015年和 2017年有效家庭样本分别为28141户、37289户和40011户, 既包含京津冀协同发展政策前的一期数据, 也包含政策实施后的两期数据, 不仅能精确全面地评估协同发展政策对家庭经济风险的影响, 而且能评估政策的动态效果。经过数据处理,  京津冀样本4773个, 河南、山东和山西样本6006个。后文实证中的宏观数据来源于万得数据库, 均采用滞后一年的数据。

3.  变量选择与指标构建

本文的被解释变量包括家庭经济脆弱性、现金流缺口标准差和偿付能力标准差。借鉴安普迪亚等的研究思路,[27]基于家庭资产负债表和现金流量表, 采用现金流缺口和偿付能力构建家庭脆 弱性指标来度量家庭经济风险 , 具体为 :

式(4) 中 , FMit表示现金流缺口 ,  衡量家庭短期财务压力; Yit表示家庭收入,  具体包括工资收入、财产性收入、经营性收入和转移性收入 ,LCit 表示家庭支出(包含当期负债) , 包括食品支出、 日常生活支出、教育支出、医疗支出、交通通信支出、出租房屋支出,  房贷(一年房贷)及信用卡借款。式(5) 中, CFit表示家庭偿付能力, 衡量家庭长期经济风险; LAit表示流动性资产, 包括活期存款、现金、定期存款、股票、债券及基金。根据式(4)和式(5)构建式(6),  当HFFit=0时 , 家庭无经济脆弱性, 包括以下两种情况: 第一, 家庭收入足够覆盖家庭支出; 第二, 家庭收入小于支出但流动性资产可以补偿支出, 家庭维持现有生活水平至少为1年。当 HFFit= 1时, 家庭有经济脆弱性, 此时, 家庭收入和流动性资产之和也不足以补偿家庭支出。

构建家庭经济风险差异指标, 由于家庭经济脆弱性是一个二元离散变量, 无法通过脆弱性的标准差来衡量区域内家庭经济风险的差异性。 因此, 采用现金流缺口和偿付能力的标准差来度量。

控制变量主要选取三类: 一是户主特征: 户主年龄、户口、教育水平、金融素养、健康状况、是否有保险;  二是家庭特征: 家庭规模、抚养比、赡养比、家庭收入、家庭金融资产占比 、家庭负债占比、家庭中劳动力人口占比;  三是地区特征: 各地人均GDP的自然对数。

在反映产业结构升级方面中介变量的选取上, 本文借鉴石大千等的经验研究, 选取第三产业和第二产业增加值的比值来表示;[28] 在反映产业转移方面, 用就业率表示, 选取了就业人数与常住人口的比值; 在反映交通一体化方面, 选取了公路网密度, 即公路里程数与地区面积比值; 在反映地区医疗教育投入方面, 选取了人均医疗教育投入, 即地方财政医疗卫生支出和地方财政教育支出之和与常住人口的比值; 在反映社会保障投入方面, 选取了人均社会保障投入,  即地方财政社会保障和就业支出与常住人口的比值。

(二) 京津冀地区家庭经济风险现状

1.  京津冀地区与其他地区的比较

产业升级转移、交通一体化和公共服务均等化是京津冀协同发展的重要任务, 对比京津冀地区和其他地区上述指标的变化趋势, 初步判断协同发展政策是否能够在促进产业升级转移、交通一体化和公共服务均等化等方面发挥作用。

从宏观层面看, 如图1至图4所示,  京津冀 (处理组) 整体的产业结构不断升级,  交通网密度提高, 公共服务支出持续增加, 尤其是协同发展政策实施后,  与对照组相比,  增加趋势更明显。具体而言, 实施协同发展政策后, 京津冀地区第三产业与第二产业之比与对照组相比大幅上升; 京津冀地区公路网密度平稳上升, 2014 年之后的平均增长率(1. 67%) 高于对照组(1. 42%) ; 京津冀地区的人均医疗教育投入与对照组相比上升趋势明显; 同样, 京津冀地区的人均社会保障投入比对照组的增加趋势更大。这种产业结构的升级、公路网密度的增加及公共服务投入的扩张是否来自于协同发展政策的红利, 后文将进行更规范的检验。

从微观层面看, 2013-2017 年对照组与处理组家庭经济风险基本呈上升趋势, 协同政策实施后, 与对照组相比, 京津冀地区的家庭经济风险上升幅度较小(表1)。具体来说, 从现金流缺口角度看, 2013-2017年, 京津冀地区和对照组有现金流动性缺口家庭的占比持续增加, 但2015年京津冀地区占比的增速(5. 51%) 远低于对照 组(13. 55%) , 而 2017年的增长率接近。总体来说, 京津冀地区的家庭有现金流缺口家庭占比增速较低。从偿付能力角度看, 京津冀地区和对照组均呈现倒 U 型,  2015 年京津冀地区偿付能力增加率(29. 22%) 是对照组的两倍多(13. 87%) ,但 2017 年两组偿付能力均下降, 尤其是京津冀  地区 。整体而言 , 从 2013 - 2017 年 ,  京津冀地  区偿付能力的增速( 12. 34%) 大于对照组的增速 (11. 76%) 。从家庭经济脆弱性的角度,  京津冀地区经济脆弱性家庭占比呈倒 U 型,  对照组则一直在增加, 且2017年京津冀地区家庭经济脆弱性占比增速(10. 54%) 小于对照组(11. 78%) 。 综上所述, 实施协同发展政策之后, 京津冀地区的家庭经济风险相较于对照组呈下降趋势。这种趋势的下降是否由协同发展政策带来的, 后文中将进行具体评估。

2. 京津冀区域内家庭经济风险分析

京津冀地区与其他地区相比, 在协同发展政策提出后, 整体家庭经济风险增速降低, 但京津冀地区内部家庭经济风险存在较大差异。通过对京津冀地区内部家庭经济风险的分析可以看到, 河北的家庭经济风险远远高于北京和天津, 但京津冀协同发展政策实施后, 河北的家庭经济风险呈下降趋势, 京津冀地区内部家庭经济风险差异降低(表2) 。从现金流动性缺口的角度, 河北存在流动性缺口的家庭占比(59. 06%)远远大于天津(39. 30%) 和 北京(39. 82%) 。从 2013年到2017年, 北京和河北存在流动性缺口的家庭占比一直在增加, 天津呈U型变化趋势。但2017年河北存在流动性缺口家庭占比的增长率 (6. 97%) 远远低于北京(11. 64%) 和天津(28. 58%),  河北有流动性缺口的家庭占比增速呈下降趋势。从偿付能力角度看 , 河北家庭维持现有生活水平的时间(2. 46 年) 远低于北 京 (4. 56年) 和天津 (3. 61年) 。2013-2017 年, 北京和天津的家庭维持生活的时间先上升后下降, 2015年北京和天津的偿付能力增幅较大,  但到2017年又出现大幅度降低。 就整个时间段而言,  河北家庭的偿付能力增速(19. 05%) 大于北京( 15. 66%) 和天津( 2. 35%) 。从家庭经济脆弱性角度看,  河北的脆弱性家庭占比 ( 45. 06%) 大 于北京( 24. 31%)和天津(22. 23%) 。2013-2017年,  北京和天津有经济脆弱性家庭占比先下降后上升,  呈U 型,  河北的经济脆弱性的家庭占比呈上升趋势。但到2017 年,  河北家庭经济脆弱性占比的增长率(2. 85%) 远远低于北京( 10. 83%)  和天津  (30. 43%) , 与北京和天津的家庭相比, 河北的家庭经济脆弱性占比稳定且有所降低。因此, 三地家庭经济风险差异呈缩小趋势。

(三)京津冀协同发展政策与区域整体家庭 经济脆弱性及传导机制

表3报告了协同发展政策对京津冀家庭经济脆弱性的双重差分估计结果。列(1) 只有Policy× Year单个自变量, 并且控制了地区和年份固定效应; 列(2) 在列(1)的基础上加入了户主控制变量; 列(3)又加入了家庭控制变量; 列(4) 进一 步加入省份地区控制变量。结果显示, Policy×Year的回归系数在统计上均显著为负,  这说明相对于没有实施协同发展政策的省份而言, 实施协同发展政策的省份, 家庭经济脆弱性显著降低了5. 4%,  即京津冀协同发展政策显著降低了京津冀地区的家庭经济脆弱性。

根据家庭经济脆弱性指标的构建思路发现, 影响家庭经济风险的主要因素是: 收入、支出和保障。因此, 为更清晰地识别京津冀协同发展政策的作用机制, 采用以下三次交互项的设定, 分别分析产业升级转移、交通一体化、基本公共服务均等化通过家庭收入效应、支出效应和保障效应对家庭经济脆弱性的影响。

机制分析的具体模型设定为：

其中 , Mct 为四个中介指标, 收入效应体现在产业结构升级和公路网密度增加两个方面; 支出效应体现在人均医疗教育投入; 保障效应体现在人均社会保障投入。其余变量定义与式(1)一致。表4报告了京津冀协同发展政策三个影响机制的实证结果。结果表明, 协同发展政策能够通过收入效应、支出效应和保障效应降低京津冀地区的家庭经济脆弱性。其主要原因在于: 第一, 产业结构升级重视生产要素效率的提高, 有利于实现经济集约化增长, 并且会促进技术水平的提高和地区创新, 从而促进经济持续增长。经济持续快速发展会促进京津冀地区家庭收入水平的提升 , 进而提高家庭应对风险的能力。第二, 京津冀交通一体化的建设不仅包含传统道路修建 , 还包含相对应的新型服务, 例如将数字化、智能化、高速化的5G、人工智能技术等运用到运输服务和智能交通上, 极大地提升了信息流、资金流等数字产业的发展, 给京津冀地区的经济发展注入了新的重要动力。第三, 人均医疗教育和社会保障的增加, 提高了地区基本公共服务水平, 整体上降低了家庭的生活成本, 提高了家庭的保障程度 。这验证了假设1。

为检验上述实证结果的稳健性 , 本文分别采 用安慰剂检验、PSM-DID、改变对照组和排除其他政策干扰等方法进行了稳健性检验(表5) 。其中, 安慰剂法是为了完全排除其他因素在京津冀协同发展政策对家庭经济风险影响中的作用; 基于PSM-DID 方法的回归分析是为了解决样本选 择偏误带来的内生性问题; 改变对照组主要选择与京津冀三地生产总值大小及趋势类似的省份, 包括四川省、安徽省及江西省; 排除其他政策干扰, 为了排除同时期其他政策的影响, 如“精准扶贫”政策, 删除了2014年京津冀和河南、山西、山东的国家级贫困县样本, 其中涉及河北39 个县、河南31个县、山西35个县及山东30个县, 剩余样本为 9468 户。上述方法的结果均表明了前文回归结果具有很强的稳健性。

(四)京津冀协同发展政策对家庭经济风险差异的影响及传导机制

家庭经济风险差异包括现金流缺口标准差和偿付能力标准差两个指标, 分别衡量了家庭短期和长期的经济风险差异。表6是采用DID估计的京津冀协同发展政策对家庭经济风险差异影响的结果。列(1)-(2)、列(3)-(4)、列(5) -(6) 依次衡量了市级、省级和京津冀区域内外的家庭经济风险的离散程度。结果显示, 列(1)-(2) 中 Policy×Year 的系数均为正数, 表明协同发展政策不能缩小京津冀各个市内的家庭经济风险差异, 反而加大了京津冀各个市内的家庭经济风险差异 。但列(3) -(6) 中 Policy× Year 的系数均为负数 , 表明协同发展政策确实能有效缩小京津冀 各个省内及京津冀内部的家庭经济风险差异 。其 可能的原因是, 一方面, 京津冀协同发展政策会增加对部分城市的支持力度, 比如特殊人才吸引政策, 拉高了这些城市的家庭收入水平, 加大了家庭经济风险差异; 另一方面, 产业迁入为这些城市的底层劳动力提供了更多的就业机会, 大量农民工返回家乡, 农民工工资的不稳定性提高了该地区家庭经济风险, 从而拉大了该地区的家庭经济风险差异。但就整个河北省而言, 京津冀协同发展政策缩小了省内的家庭经济脆弱性差距, 主要是因为产业转移为河北省居民提供了更多的就业机会, 产业园区的建设和科研成果的转化带动了河北省落后地区的经济发展水平, 缩小了省内发达城市和落后城市之间的家庭收入差距; 增加对河北落后地区公共服务的支持力度, 减轻了落后地区的生活负担, 从而缩小了河北省内的家庭经济风险差异。同样, 协同发展政策通过带动京津冀区域内落后地区的发展, 增加对落后地区 公共服务的投入, 缩小了京津冀内部的家庭经济风险差异。

本文进一步分析了京津冀协同发展政策缩小京津冀内部家庭经济风险差异的传导机制, 估计结果见表7。列(1)-(4)是协同发展政策对京津冀区域内外家庭现金流缺口标准差的回归结果 ,

列(5)-(8)是对京津冀区域内外家庭偿付能力标准差的回归结果。列(1)、列(2)结果显示, 就业率和公路网密度的三次交互项系数均显著为负, 表明协同发展政策能够通过收入效应缩小京津冀内部的家庭现金流缺口差异。遵循同样的逻辑, 列(3) 、列(4)分别为支出效应和保障效应的结果, 人均医疗教育投入、人均社会保障投入的三次项系数均显著为负, 因此, 支出降低效应和保障增加效应也是缩小京津冀三地家庭流动性风险差异的因素。同样, 列(5)-(8)分别分析了三个效应对缩小京津冀内部家庭偿付能力差异的影响, 发现收入效应和支出效应能有效缩小三地家庭偿付能力差异, 保障效应没有降低家庭偿付能力差异, 这主要是因为社会保障水平投入的增加, 降低了家庭的风险预期, 提高了家庭投资金融资产的概率, 从而增加了家庭流动性资产的持有量, 提高了家庭的偿付能力。但在偏远地区、贫困地区的家庭缺乏了解社会保障所含服务的途径, 没有合理利用社会保障共建共享带来的资源, 因此, 家庭偿付能力仍较低 , 从而导致家庭偿付能力差距拉大。这部分验证了假设2。

四、协同发展政策的动态效果和辐射效应评估

(一)协同发展政策的时间效应评估

协同发展政策的动态效果评估包括对全样本和分样本家庭经济风险的影响。表8的列(1)估计了协同发展政策对全样本的动态效果 , Policy ×Year2(1)015为政策颁布后1年的效果 , Policy ×Year2(3)017为政策颁布后3年的效果 , 可以看出,随着时间的推移, 协同发展政策对京津冀家庭经济风险的影响逐渐增强, 增加了3. 1个百分点。

此外, 协同发展政策的效果可能因家庭户籍、收入的差异及家庭是否创业存在异质性。列(2)- (7) 报告了分组回归的实证结果。整体而言, 京津冀协同发展政策短期内影响较小, 但在长期会明显降低农村、中低收入、从事工商业的家庭的经济风险。一种可能的原因是存在政策时滞; 另一种可能的原因是京津冀协同发展过程中, 产业转移可以发挥较大作用, 但《京津冀产业转移指南》的正式文件到2016年6月才正式实施, 因此产业转移带来的相关红利不能立即出现效果, 直到2017年协同发展政策的效果才显现。

本文分析了协同发展政策对不同特征家庭的动态效果评估。列(2)-(3)显示, 协同发展政策能在长期降低农村家庭的经济风险, 但对城镇家庭没有影响。主要是因为, 首先, 京津冀产业转移承接平台一般位于郊区或者农村, 新区、开发区、商贸城及生产基地等的建设与规划, 一方面为本地人员提供了更多的就业岗位和就业机会, 增加了郊区或者农村的家庭收入; 另一方面, 郊区对农村经济的辐射作用带动了农村经济的发展, 从而增加了农村家庭收入。其次, 京津冀协同发展通过交通一体化, 改善了交通基础设施, 便于农村家庭将农产品运输到城市, 增加了农村 家庭的收入来源, 使家庭收入更稳定。最后, 公共服务协同发展能够推动京津优质医疗、教育等公共资源向周边地区甚至向农村地区辐射, 帮助津冀家庭享受到优质的公共资源, 降低家庭生活成本, 提高了社会保障。因此, 京津冀协同发展政策长期有利于解决城乡发展不均衡问题。 列(4) -(5)显示, 京津冀协同发展政策在长期能有效降低中低收入家庭的经济脆弱性, 但对高收入家庭没有影响。原因在于, 京津冀协同发展政策要求各项社会保障标准向低收入群体倾斜, 全力提升低收入群体的社会保障水平, 补齐民生短板, 使低收入群体共享发展红利。对于中等收入家庭来说, 医疗和教育成本的降低及保障程度的增加都会增加家庭应对风险的能力, 从而降低家庭经济风险。因此, 长期来看, 京津冀协同发展政策有利于缩小不同收入  群体的经济风险差异 。列(6) - (7)显示 , 京津冀协同发展政策在长期更有利于降低从事工商业的家庭经济脆弱性, 原因在于, 京津冀协同发展政策降低了三地间的市场壁垒, 统一了要素市场发展, 营造了较好的营商环境, 而且对部分企业免租金、免物业费, 大大降低了家庭的经营风险, 提高了创业家庭应对风险的能力, 从而降低了创业家庭的经济风险。

(二)协同发展政策的辐射效应评估

本文分别从政策定位和该家庭所在地区到中心城市的距离两个角度分析了京津冀协同发展政策的辐射效应。本文从政策定位角度, 根据“四区”的分类, 采用 DID 方法进行了具体分析。表9中列(1)-(2)分别是京津冀地区和单独的河北 地区为样本分析的协同发展政策对家庭经济风险的影响。其中, 列(1)将北京、天津、保定和廊坊作为处理组, 河北省其他地区作为对照组, 列 (2)将保定和廊坊作为处理组, 河北省其他地区 作为对照组, 结果发现, 无论是京津冀地区的样本还是单独河北家庭的样本, 京津冀协同发 展政策能降低保定、廊坊家庭的经济风险。按照相同的逻辑, 依次分析列(3) - (8) , 发现京津冀协同发展政策对东部滨海发展区的作用不明显, 但显著增加了南部功能拓展区和西北部生态涵养区家庭的经济风险。综上所述, 京津冀协同发展政策仅降低了政策定位有优势地区的家庭经济风险, 即保定和廊坊市。从该家庭所在城市到中心城市的距离角度看, 北京、天津及环京津的河北省各县区为处理组, 河北省其他地 区为对照组, 分析协 同发展政策对北京、天津及与北京、天津距离较近区县的家庭经济风险。列(9) 的结果显示, 协同发展政策能显著降低京津、环京津地区的家庭经济风险。这主要是因为, 政策条件有优势的地区及距离中心城市较近的地区, 政府监管相对来说较严格, 更能够落实京津冀协同发展政策的相关要求, 而且这些地区更易享受到北京科研成 果转化和落地带来的优惠。这验证了假设3。

五、结论与政策建议

实证结果表明: 一方面, 协同发展可以有效降低京津冀地区家庭的经济风险。在政策实施后, 相比区域外对照组, 京津冀家庭的经济风险显著降低了5. 4%。另一方面, 京津冀协同发展可以有效缩小区域内家庭经济风险差异, 尤其是对农村、中低收入和经营工商业家庭的经济风险降低作用最为明显。产业升级转移和交通一体化为家庭带来了较大的收入增加效应, 以医疗、教育为中心的公共服务均等化对家庭支出的降低效应 , 均能降低家庭经济风险并缩小经济风险差异, 但是社会保障对家庭的保障作用仅能降低家庭经济风险, 尚未发挥缩小京津冀三地家庭经济风险差异的作用。此外, 京津冀协同发展的辐射力度不足, 仅能显著降低核心功能区和京津、环京津地区的家庭经济风险。

京津冀协同发展已实施8年并取得了很大成就, 然而在发展过程中也存在一些不足, 需要进 一步完善和优化。

第一 , 应制定差异化政策协调机制, 进一步 提高产业转移和升级的质量与效率。河北作为京津冀协同发展产业转移和升级的主要接收方, 还存在着盲目引进、资源浪费、地区间不良竞争等问题, 这需要协调三地政府, 尤其是完善欠发达地区间的政府间协调机制, 鼓励当地政府结合地区产业基础, 制定未来发展规划, 有针对性地对接京津地区的转移和升级产业, 这样既有效提高了产业转移的质量, 又避免了产业转移过程中的恶性竞争。如唐山地区可承接汽车产业, 张家口地区可承接体育和生态产业等。

第二, 应加大金融行业的协调发展, 进一步 提高京津冀协同发展效率。北京非首都功能的疏解、产业转移和升级、公共服务均等化等政策离不开金融资源的支持。但三地金融发展差距较大, 京津两地的金融业发展程度远远高于河北省, 京津、津冀之间多有合作 , 而京津两地金融业竞争更大, 三地合作不足。因此, 需要协调三地政府与三地金融监管部门的合作, 减少金融发展差距和行政分割导致的资金流通不畅, 给津冀地区带来更多资金扶持。同时, 加大对河北、天津的金融扶贫、普惠金融力度和覆盖面的政策支持, 建立三地农业生产无息贷款专项基金, 缩小三地间的居民收入差异。

第三, 应以北京城市副中心和雄安新区为支撑点, 加大河北城镇化建设, 对接京津冀协同政策。本文研究显示, 京津冀协同政策对以保定和廊坊为核心功能区的地区辐射效应显著, 但对以秦皇岛、唐山和沧州为中心的东部滨海发展区, 以石家庄、邯郸、邢台和衡水为中心的南部功能拓展区和以张家口和承德为中心的西北部生态涵养区的辐射效应还不足, 这主要是受制于这些功能拓展区、发展区和生态区农村人口较多、家庭收入偏低等因素。因此, 大幅度增加农村基础设施建设投入力度, 增加公共服务投入, 为低收入家庭降低生活成本和提高收入创造良好的外部环境, 可以有效提高京津冀协同政策的辐射力度。

参考文献 :

[1]  孙久文, 原倩.  京津冀协同发展战略的比较和演进重点[J] .  经济社会体制比较, 2014(5) :  1- 11.

[2]  柳天恩.  京津冀协同发展:  困境与出路[J] .  中国流通经济 , 2015(4) : 83- 88.

[3]  赵弘.  京津冀协同发展的核心和关键问题[J] .  中国流通经济 , 2014(12) : 20-24.

[4]  孙久文.  京津冀协同发展的目标、任务与实施路径 [J] .  经济社会体制比较, 2016(3) : 5-9.

[5]  柳天恩, 田学斌.  京津冀协同发展:  进展 、成效与展望[J] .  中国流通经济, 2019(11) : 116- 128.

[6]  李国平.  京津冀协同发展:  现状、问题及方向[J] . 前线 , 2020(1) : 59-62.

[7]  王郁, 赵一航.  区域协同发展政策能否提高公共服务供给效率? — 以京津冀地区为例的研究[J] .  中国人口·资源与环境 , 2020(8) : 100- 109.

[8]  赵琳琳 , 张贵祥.  京津冀生态协同发展评测与福利效应[J] . 中国人口·资源与环境 , 2020( 10) : 36- 44.

[9]  赵弘.  习近平京津冀协同发展思想的内涵和意义[J] .  前线 , 2018(3) : 13- 17.

[10]  肖金成, 李博雅.  京津冀协同 :  聚焦三大都市圈 [J] .  前线 , 2020(8) : 59-65.

[11]  刘秉镰 , 孙哲.  京津冀区域协同的路径与雄安新区改革[J] .  南开学报(哲学社会科学版) , 2017( 4) : 12-21.

[12]  冯怡康 , 王雅洁.  基于 DEA 的京津冀区域协同发展动态效度评价[J] .  河北大学学报( 哲学社会科学版) , 2016(2) : 70-74.

[13]  张杨 , 王德起.  基于复合系统协同度的京津冀协同发展定量测度[ J] .  经济与管理研究 , 2017 (12) : 33-39.

[14]  马骁.  基于复合系统协同度模型的京津冀区域经济协同度评价[ J] .  工业技术经济 , 2019 (5) : 121 - 126.

[15]  刘洁 , 姜丰 , 钱春丽.  京津冀协调发展的系统研究 [J] .  中国软科学 , 2020(4) : 142- 153.

[16]  杨晓锋.  产业升级 、收入增长与城市规模—基于2002-2015 年50个一二三线城市的实证分析[J] .  经济体制改革 , 2017(3) : 46-52.

[17]  杨茜淋 ,  张士运.  京津冀产业转移政策模拟研究—基于多区域CGE模型[J] .  中国科技论坛, 2019(2) : 83- 89.

[18]  孙浩进. “ 十三五”时期我国区际产业转移促进居民增收问题研究—基于中西部地区的实证分析 [J] .  经济管理 , 2016(1) : 30-37.

[19]  张毓书.  京津冀交通一体化—2.0时代巨幕下那些看得见的礼献[J] .  人民交通 , 2019(6) : 20-25.

[20]  张学良.  中国交通基础设施促进了区域经济增长吗——兼论交通基础设施的空间溢出效应[J] .  中 国社会科学 , 2012(3) : 60-77.

[21]  刘生龙 , 胡鞍钢.  交通基础设施与中国区域经济一体化[J] .  经济研究 , 2011(3) : 72- 82.

[22]  陈丽莎 , 孙伊凡.  构建京津冀协同发展中有效衔接的公共服务供求关系[J] .  河北大学学报( 哲学社会科学版) , 2016(4) : 101- 105.

[23]  田学斌 , 陈艺丹.  京津冀基本公共服务均等化的特征分异和趋势[J] .  经济与管理 , 2019(6) : 7- 15.

[24]  Jiang Min ,    Kim   Euijune.    Impact   of   High-speed Railroad on Regional Income Inequalities in China and Korea [J] .   International  Journal  of  Urban  Sciences , 2016(3) : 393-406.

[25]  祝尔娟.  北京在推进京津冀协同发展中应发挥核心引领带动作用[J] .  中国流通经济 , 2014( 12) : 16- 19.

[26]  方大春 , 孙明月.  长江经济带核心城市影响力研究 [J] .  经济地理 , 2015(1) : 76- 81.

[27]  Miguel    Ampudia ,    Has    Van     Vlokhoven ,    Dawid·Zochowskia.  Financial  Fragility  of  Euro  Area  House- holds[J] .  Journal of Financial Stability , 2016 ( 27) : 250-262.

[28]  石大千等.  智慧城市建设能否降低环境污染[J] . 中国工业经济 , 2018(6) : 117- 135.

【作者简介】 张冀(1972—) , 男 , 河北泊头人, 对外经济贸易大学保险学院教授, 博士研究生导师; 史晓(1991—) ,女 , 河北正定人, 河北工业大学经济管理学院讲师。

【基金项目】 国家社会科学基金重点项目(17AJY027)——我国中等收入家庭金融脆弱性问题研究。