金融改革与县域经济包容性增长——基于国家金融综合改革试验区设立的准自然实验.pdf

39.inancial EconomicsResearchJul.20232023年7 月Vol.38,No.4经金融学第3 8 卷第4 期金融改革与县域经济包容性增长基于国家金融综合改革试验区设立的准自然实验梁洁莹刘小勇张展培摘要：以国家金融综合改革试验区设立作为准自然实验，采用2 0 0 8 2 0 19 年中国9 50个县（市、旗）的面板数据，基于渐进双重差分法系统评估金融改革对县域经济包容性增长的影响。研究发现，金融综合改革试验区的设立显著促进县域经济包容性增长，该结论在考虑内生性问题及稳健性检验后依然成立。从作用机制来看，金融改革的创业促进效应、非农就业效应和技术创新驱动效应有助于推动县域经济包容性增长。异质性分析表明，金融改革对县域经济包容性增长的促进作用在东部、市场化程度较高、单城布局以及设立金融普惠型综合改革试验区的地区更为显著。因此，建议因地制宜建设金融综合改革试验区，并加强地区之间的政策互通和经验共享，实现良性合作和竞争，协同推进县域经济包容性发展。关键词：金融改革；双重差分法；包容性增长；非农就业中图分类号：F830.2文献标识码：A文章编号：2 0 9 7-13 4 6(2 0 2 3)0 4-0 0 3 9-16一、引言党的二十大报告指出中国式现代化是全体人民共同富裕的现代化，强调要着力促进全体人民共同富裕。共同富裕是社会主义的本质要求，旨在保持经济持续增长的同时实现公平合理的收人分配，对提高人民群众的生活品质、促进人的全面发展和社会全面进步具有重要现实意义。现阶段，加快推进共同富裕已经成为中国当前经济社会发展的重大战略目标和实践议程。相对应地，包容性增长作为追求公平与效率统一的新型经济增长模式，已成为中国扎实推进共同富裕的关键路径，是新发展阶段实现共同富裕的重要方针（林万龙和纪晓凯，2 0 2 2）。包容性增长强调社会各阶层和群体公平合理地分享经济增长的成果，与共同富裕的内涵相一致，实现包容性增长是中国未来经济发展的重要目标。大量研究认为，包容性增长有赖于包容性的经济金融制度支持（刘长庚等，2 0 16；韦东收稿日期：2 0 2 2-10-2 8基金项目：国家社会科学基金项目（19 BJL045）。作者简介：梁洁莹，华南理工大学经济与金融学院博士研究生，研究方向为普惠金融与区域经济；刘小勇，通讯作者，华南理工大学经济与金融学院副教授，研究方向为财政理论与政策与区域经济，；张展培，华南理工大学经济与金融学院博士研究生，研究方向为国际金融与行为金融。.40.2023年第4 期究金融经清学研明等,2 0 2 1）。完善的金融制度能够促进金融资源机会公平，可以有效调动金融资源在生产经营环节的优化配置，激发创业潜力、创造就业与发展机会，提高经济增长稳定性和经济发展成果共享性。因此，深化金融供给侧结构性改革和创新，有助于促进中国经济包容性增长，在高质量发展中推进共同富裕（彭俞超等，2 0 18；王小华等，2 0 2 1）。作为探索和深化金融体制改革的重要载体，国家金融综合改革试验区（以下简称“金融综合改革试验区”）肩负着推动金融与实体经济深度融合健康发展的光荣使命。习近平总书记在党的十九大报告中明确强调“深化金融体制改革，增强金融服务实体经济能力”。截至目前，国家先后设立了聚焦于规范民间融资、城市和农村金融创新、沿边和地方金融改革、金融支持产业转型以及普惠金融服务乡村振兴等十三个具有不同定位和功能的金融综合改革试验区，涉及全国4 8 个城市，涵盖县域超过2 50 多个。由此可见，当前金融供给侧改革的规模已初步形成，在现阶段下有必要检验中国金融综合改革试验区的设立对经济包容性增长的影响，这对评估中国金融改革效果以及优化调整政策以进一步推动包容性增长、扎实稳步推进共同富裕具有重要意义。目前学术界关于金融综合改革试验区的研究主要集中在试验区的金融改革绩效研究。例如，从金融改革对经济增长（王贤彬等，2 0 2 0）、全要素生产率（陈晔婷等，2 0 18；王贤彬等，2020）、区域创新能力（闫永生等，2 0 2 2）、产业结构升级（王贤彬等,2 0 2 0；邓向荣等，2 0 2 1）等方面的影响研究金融综合改革试验区的成效。但是，鲜有文献考察这一重要政策对经济包容性增长的影响及其机制。金融综合改革试验区的建设均以破解小微企业融资难题、解决“三农”问题、缓解城乡发展不协调问题，进而推动包容性增长为政策目标。小微企业融资环境是否得到改善、农民收人是否提高、城乡收人不平等是否进一步缓解，也是衡量各地区金融改革成效的重要标准。因此,研究金融改革对经济包容性增长的影响及其机制具有重要意义，有助于综合全面地评估金融改革绩效，总结提炼具有普适性的改革理论和实践经验，进一步深化金融改革。其次，现有文献缺少以县域经济为尺度对金融综合改革试验区绩效的研究和评估。县域是新发展阶段推进共同富裕伟大任务的重要战场。一方面，中国县域CDP约占全国CDP的53%，县域人口约占全国人口的7 4%，县域经济是国民经济的基础单元和重要支柱。另一方面，县域经济薄弱、发展不充分和不平衡等问题异常突出，农村人口、城镇低收入人群、小微企业等诸多弱势群体集中在县域。在推进共同富裕进程中，尤其要对促进县域包容性增长、增进民生福等予以重点关注。鉴于此，本文聚焦于县域范围研究金融改革对县域经济包容性增长的政策效应，通过渐进型双重差分法实证检验金融综合改革试验区的设立对县域经济包容性增长的影响及其机制，并尝试为政府有效推进金融改革，在实现包容性增长中推动共同富裕提供合理的决策参考。本文的边际贡献主要体现在三个方面：第一，在研究内容方面，评估金融改革对经济包容性增长的影响。现有文献较多关注金融综合改革试验区对经济增长的影响，实际上，解决好城乡收人不平等问题对于新常态下的经济发展同样具有重要现实意义。本文从效率与公平两个层面出发，将经济增长和包容性发展纳人金融改革政策绩效评估框架，拓宽了参见清华大学社会科学学院县域治理研究中心发布的欠发达县域数字化就业价值研究报告，https：/w w 月，国务院在温州市设立了首个国家级金融综合改革试验区，引导民间融资规范发展，缓解中小企业融资难和融资贵的困境。此后多个金融综合改革试验区陆续获批：同年7 月，国务院批准广东省设立珠江三角洲金融改革创新综合试验区，进行城市、农村以及城乡统筹发展的金融改革；同年12 月，福建省泉州市金融服务实体经济综合改革试验区设立，支持民间资金参与地方金融机构改革，引导金融资金进人实体经济；2 0 13 年11月，云南省广西壮族自治区沿边金融综合改革试验区设立，旨在促进沿边地区和民族地区金融发展；2 0 14 年2 月设立青岛市财富管理金融综合改革试验区，探索财富管理与产业协调发展的有效路径；2 0 16 年11月，泰州市获批设立金融支持产业转型升级改革创新试验区；2 0 16 年12 月，兰考县获批设立首个国家级普惠金融改革试验区，随后，同样聚焦于普惠金融发展的福建省宁德市、龙岩市和浙江省宁波市普惠金融改革试验区于2 0 19 年12 月经国务院同意获批设立。2 0 2 0 年9 月，江西省赣州市、吉安市和山东省临沂市分别获批设立普惠金融改革试验区和普惠金融服务乡村振兴改革试验区，进一步探索普惠金融助推革命老区振兴发展的有效路径。至此，全国范围内经国务院批准建设的国家级金融综合改革试验区扩容至十三个,形成了各具特色、错位发展的区域金融改革格局。金融综合改革试点结合各地区的经济与金融发展水平，在服务实体经济、金融政策创新等方面进行了创新性的探索，尝试解决试点地区中实体企业资金链断裂、产业结构转型升级、城乡发展不平衡等突出问题，促进区域经济增长。同时，各试点地区探索建立多层次金融服务体系支持小微企业融资，发展普惠金融和农村金融助力农民增收，这些方面的配套政策功能均蕴含了推动包容性增长的特性，在最大化地释放金融改革的正向效应，实现经济高质量发展以及推进共同富裕。二）理论机制分析与研究假说1，金融改革对县域经济包容性增长的影响分析。金融改革可能从以下方面影响县域经济包容性增长。其一，金融改革有助于优化金融制度环境，提高企业生产经营活力，促进县域经济增长。金融改革在一定程度上提高了县级政府在金融政策制定、资源配置、监管等方面的金融自主权利，使其能够更加灵活地依据本地区实际制定针对性的金融政策，优化县域制度环境，有助于在位企业获得融资开展技术创新、扩大生产规模，以及吸引特色产业上下游相关企业进入和集聚，推动县域经济增长，拓展当地就业机会，促进包容性增长。422023年第4 期金融经涛学研究其二，金融改革有助于缓解弱势群体融资约束，增加其生产、投资和人力资本积累从而提高收人，缓解县域收入不平等。金融改革试验区在普惠金融、数字金融、农村金融等金融普惠新业态上的创新性探索，比如，发展面向中小企业和“三农”的融资租赁企业、小额贷款公司，开展民间资本管理服务公司试点，建设“吉惠通”等一站式数字金融综合服务平台，鼓励新增农村金融服务网点以及在县域设立小微企业或“三农”专营中心等，均有助于小微企业、“三农”企业以及县域农村相对贫困人口等受传统金融排斥的经济弱势群体融人所需信贷资金进行生产和投资、改善劳动技能和教育水平，提高其收人，缓解城乡收人不平等，从而促进包容性增长。基于上述分析，本文提出研究假说1。假说1：金融改革有助于促进县域经济包容性增长。2.金融改革对县域经济包容性增长影响的传导机制分析。金融改革可能通过促进创业、非农就业、资源配置效率和技术创新进而推动县域经济包容性增长。金融改革的创业促进效应有助于推动县域经济包容性增长。金融改革出台了一系列支持创业企业的信贷和保险等优惠政策，能够有效缓解中小企业融资约束，从而促进创业活动。金融改革支持数字金融、消费金融、绿色金融等新业态发展，创造了大量新兴领域的创业机会，激发了机会型创业。与此同时，活跃的创业活动能够提高市场竞争度，促进物质资本、人力资本和技术等生产要素的优化配置，提高生产效率，促进县域经济增长。此外，新兴的创业企业能够创造就业机会，有利于促进就业、提高居民收人。特别地，低收人群体通过创业提高收人、增加资本积累，有助于缩小收入差距，促进经济包容性增长。由此，提出本文的研究假说2。假说2：金融改革可能通过促进创业活动进而推动县域经济包容性增长。金融改革的非农就业效应有助于促进县域经济包容性增长。金融改革拓宽了实体企业的融资渠道，有利于企业扩大生产和投资，增加非农就业机会供给，吸引农村潜在劳动者参与非农就业。此外，国家金融综合改革试验区建设过程中通过支持产业园区建设、推动产业集聚和转型升级，提高了企业劳动力雇佣需求，带动受雇就业，加速劳动力在城乡和产业间的优化配置。与此同时，经济欠发达地区的农村居民、相对贫困者等经济弱势群体进行外出务工或自主创业，能够释放农村劳动力进人劳动市场，推动劳动力从农业部门转移到生产率相对较高的非农部门，有助于提高产出水平、提升经济弱势群体收人并开拓消费市场，促进县域经济增长（伍山林,2 0 16；邹克和倪青山，,2 0 2 1）。特别地，非农就业能够有效提高劳动力的工资性收入，尤其是流入县城的农民工、农村留守相对贫困劳动力参与非农就业，有助于减贫增收，缓解城乡收人不平等，实现经济包容性增长（Zereyesus etal.，2017）。由此，提出本文的研究假说3。假说3：金融改革可能通过促进劳动力非农就业进而推动县域经济包容性增长。金融改革的资源配置效率提升效应有利于促进县域经济包容性增长。金融改革充分调动地方政府的能动性，减少了隐形的行政干预，构建更为完善的地方金融管理体系，以市场方式调节金融资源供需平衡，有助于促进金融资源高效地流动，提高金融资源利用效率。而放宽金融市场准人、鼓励多样化的金融机构发展和金融产品创新有利于提高金融发展效率，缓解民营企业和中小企业的融资困境，降低金融资源错配程度，提高金融资源配置效率。与此同时，信贷资源配置效率的提高有助于降低交易费用和信贷成本，使得低收入群体、小微企业和初创企业能够获得更多资金支持，提升低收人群体增收能力和收入，促进民43金融改革与县域经济包容性增长营企业和中小企业高质量发展，实现经济包容性增长。由此，提出本文的研究假说4。假说4：金融改革可能通过提高资源配置效率进而推动县域经济包容性增长。金融改革的技术创新驱动效应有助于促进县域经济包容性增长。金融改革对融资约束的改善有助于中小企业增加在新技术和新产业上的资金投入，支持企业开展技术研发以及进行技术成果转化，进而促进企业技术效率提升和创新产出增加。金融管理体系的优化通过横向风险分担机制帮助企业进行风险规避，激励企业将更多资本投入到较高风险但具有潜在应用价值的新技术研发中，提高技术创新效率。与此同时，企业进行技术创新有助于提高生产效率，促进企业转型升级，进而提升全要素生产率，助力经济增长。企业进行工艺创新和产品创新等生产过程的创新活动为劳动力市场释放了大量就业机会（方观富和许嘉怡，2 0 2 0），促进充分就业和高质量就业，有利于社会成员参与和共享经济增长，提高收人水平，推动经济包容性增长。据此，提出本文的研究假说5。假说5：金融改革可能通过提高技术创新效率进而促进县域经济包容性增长。3金融改革对县域经济包容性增长影响的异质性分析。金融改革对县域经济包容性增长的影响也可能因各地区所处的地理区位、市场化程度、金融综合改革试验区布局及金融综合改革试验区设立类型不同而存在差异。从地理区位来看,东部地区的金融资源相对丰富、县级金融基础设施相对完善、产业结构也较为合理，更有利于金融改革相关产业的落地和发展，有助于金融改革对县域经济包容性增长促进效应的发挥。同时，中西部农村地区居民的金融素养较低，存在严重的金融排斥（粟芳和方蕾，2 0 16），不利于金融政策的应用和推广，这些差异可能制约金融改革对县域经济包容性增长的驱动效应。从市场化程度来看，已有研究表明,政策效应的发挥是市场效率提升的结果（Lin and Rosenblatt,2012）。市场化程度的提高有助于降低企业制度性交易成本，提升金融综合改革试验区在位企业的发展活力，促使其增加产出和劳动力雇佣需求。此外，较高的市场化程度有助于提高创新创业氛围（谭小芬等，2 0 19），激发个体运用金融改革资源进行创业的意愿，提高大众的创业参与率，提高其收入的同时释放更多的就业机会，促进经济包容性增长。因此，市场化程度的提高对于金融改革促进县域经济包容性增长效应的发挥可能会起到“锦上添花”的效果。从金融综合改革试验区布局模式来看，在实践中，广东省珠江三角洲金融改革创新综合试验区和云南省广西壮族自治区沿边金融综合改革试验区采取多城布局模式，其余的金融综合改革试验区采取单城布局模式。理论上，单城布局模式更有利于市内县级地方政府的协调，提高行政效率，同时有利于地方政府根据区域资源赋和比较优势针对化施政，合理引导金融改革资源支持特色产业发展，发挥区域主体优势，最大化金融改革效应。而多城布局模式需要注重不同地级市之间的区域协同发展以及综合发展需求，可能由于区域间信息分享机制尚未完善、地方政府行动尚不协同和行政壁垒等潜在因素削弱了金融改革政策的经济效益。从金融综合改革试验区设立类型来看，泰州市、泉州市、云南省金融支持实体经济发展综合改革试验区通过支持产业转型升级、规范发展民间融资、探索发展跨境金融等助力地区经济发展，提升经济机会，通过“滴涓效应”间接推动包容性增长。兰考县、宁波市、临沂市、温州市、珠江三角洲等金融普惠型综合改革试验区着力提高中小企业、农村居民、相对贫困人口等经济弱势群体金融可得性，直接缓解其生产发展的金融约束，促进包容性增长。在现实中，部分经济弱势群体往往由于有效融资渠道不足阻碍了自身人力资本积442023年第4 期金融经清学研究累、生产和投资（肖龙铎和张兵，2 0 17）。因此，金融普惠型综合改革可能通过更为精确、高效的经济弱势群体瞄准机制直接拓宽小微企业、低收人群体的融资渠道，从而更有效地发挥包容性增长效应。由此，提出本文的研究假说6。假说6：金融改革影响县域经济包容性增长的作用效果受地理区位、市场化程度、金融综合改革试验区空间布局模式及金融综合改革试验区类型差异的影响。图1显示了金融改革促进县城经济包容性增长的理论机制。提升地理区位、一优化一金融制度环境企业生产经营效率市场化程度经济增长效应金融改革经济包容性增长直接影响L加大金融政策支持缓解一弱势群体融资约束金融改革布局、收人分配效应金融改革类型差异间接影响创业促进效应、非农就业效应、资源配置效应、技术创新效应图1金融改革促进县域经济包容性增长的理论机制图三、研究设计一）木模型设定金融综合改革试验区的设立可视为一项准自然实验，由于金融综合改革试验区与自贸区试点等其他国家层面的重大区域导向政策重叠度较低，且在改革时间、内容、目标和试点范围上均存在着显著差异，符合准自然实验的条件（王贤彬等，2 0 2 0）。由于各金融综合改革试验区设立的时间节点不同，本文参照Becketal.（2 0 10）的做法，构建多期DID模型检验金融改革对县域经济包容性增长的影响。以样本期间国家设立金融综合改革试验区的县（市、旗）作为实验组，其余为对照组，具体模型设定如式（1）所示。IG.=o+Policyit+Controlit+;+m+8it（1）其中，核心解释变量为IGit，表示县域经济包容性增长；核心政策变量为Policyit，表示金融改革的“政策处理效应”；Control,表示控制变量；为县域固定效应，m.为时间固定效应，8 i为扰动项，下标i和t表示县域和年份。本文的核心政策变量系数衡量建设为金融综合改革试验区的县（市、旗）与对照组县域经济包容性增长水平变动值的平均差异，若0则表明金融改革对县域经济包容性增长有正向政策影响效应,若0或=0则表明政策影响效应为负向或不明显(二)数据来源与变量本文采用2 0 0 8 一2 0 19 年中国9 50 个县（市、旗）作为研究样本，数据主要来源于中国县域统计年鉴中国县（市）社会经济统计年鉴中国区域经济统计年鉴以及各市县统计年鉴等。数据处理如下：一是剔除部分数据缺失严重的县（市、旗）样本，同时对个别指标中缺失数据采取插值法补齐，最终得到9 50 个县（市、旗）在2 0 0 8 2 0 19 年的平衡面板数据。二是由于县域经济包容性增长变量的期初值为1,对期初值进行剔除处理，故回归中实际运用的样本年限为2 0 0 9 2 0 19 年。1县域经济包容性增长测算：县域包容性增长指数（IG）。本文从经济增长和缓解收人不平等两个层面考察县域经济包容性增长。参考陈红蕾和覃伟芳（2 0 14），构建Malmquist-Luenberger(ML)全要素生产率指数作为县域经济包容性增长指数（IG）的代理变量，ML指数的计算方程以及分解过程如下：45.Chi（(2）金融改革与县域经济包容性增长首先，构造生产可能性集合。定义集合中存在N项投人要素xeR，得到M项期望产出（经济增长)yR,S项非期望产出（城乡收人差距)zR,则生产可能集P(x)为：人生产(y,z)P(x)=(y,z):x可以生产(y,z)其次，设定方向性距离函数。为求得纳人非期望产出的生产可能性集合最优解，借鉴ungetal.（19 9 7），引人方向性距离函数对期望产出与非期望产出进行调整：D.(x,y,z;g)=supi:(y,z)+gep(x)（3(3）式中，g=（y,z)为方向向量，考虑非期望产出时,方向向量设为g=（y，-z）;为期望产出经济增长和非期望产出城乡收入差距减少的最大可能的距离函数值。根据Chung et al.（19 9 7），产出导向的经济包容性增长Malmquist-Luenberger（M L）指数如下：1+Di+1/2(4)ML1+D+1+D（4）式中，当ML指数大于1，表示从t期到t+1期，经济包容性增长具有正向增长效应。经济包容性增长ML指数的测算中，投人变量包括资本投人和劳动投人变量，分别用资本存量和年末劳动力人数衡量；期望产出变量是2 0 0 8 年为基期的实际地区生产总值；非期望产出为县域收入差距，采用城镇居民人均可支配收人与农村居民人均纯收人的比值测算。进一步地，ML指数可以分解为资源配置效率的变化值（MLEFFCH）和技术创新效率的变化值（MLTECH）的乘积：1+D(x,yl,z;yl,-z)MLEFFCH(5)1+D+I(xt+1+D*(x,yl,1+D12yMLTECH(6)1+D1+Dt+1(+1(x.y（5）和（6）式中，MLEFFCH指数和MLTECH指数大于1分别表示从t期到t+1期，经济包容性增长过程中资源配置效率和技术创新效率的提高。2核心政策变量：金融改革政策处理变量（Policy）。采用处理组虚拟变量treat和政策实施时间虚拟变量post的交互项来衡量，处理组虚拟变量treat的设立规则为样本期内设立为金融综合改革试验区的县域取值为1,未被设立为金融改革试验区的县域取值为0；政策实施时间虚拟变量post的设立规则为设立金融综合改革试验区的县域当年及其后年份取值为1，否则为0,进一步地，考虑到金融改革政策的时间滞后性，根据金融综合改革试验区设立的月份，将7 月份之后设立的试验区划归为次年设立。当两个虚拟变量同时取1,Policy,取值为1,衡量设立为金融综合改革试验区对县域经济包容性增长的政策影响，否则为0。资本存量的测量采用永续盘存法衡量，借鉴韦东明等（2 0 2 1）的测算方法，资本投资额使用固定资产总额，资本折旧率为6%，并采用县域所属省份的价格指数对其进行平减，基期存量数据为2 0 0 8 年固定资产投资额。462023年第4 期金融经清学研3.控制变量。本文结合现有文献以及数据可得性，选择如下控制变量：经济水平（Ec o），以人均GDP衡量；财政支出（Fis），以一般公共预算支出额衡量；工业产值（Int），以第二产业增加值衡量；信息基础设施（Infra），以电话用户数占总人口的比例来衡量；金融发展（Fina），以年末金融机构存款余额占GDP比例衡量；受教育水平（Edu）,用中小学生人数占总人口的比例来反映。表1给出了相关变量的描述性统计结果。表1变量描述性统计结果变量描述样本量均值标准差最小值最大值IG包容性增长104501.0120.0410.5082.069Policy政策变量104500.0290.16701Eco经济水平104503.9473.9590.31246.319Ind工业产值1045013.0921.2067.24416.848Fis财政支出1045012.3460.6858.57915.046Infra基础设施1045010.5411.0512.56513.794Fina金融发展104500.5810.3690.0116.099Edu教育水平1045010.6750.8727.34512.662四、实证结果(一）基准回归结果在具体回归时，本文选择控制时间和县级层面的双向固定效应模型来解决那些不随时间变动但随个体而异的遗漏变量问题，以及随时间变动但不随个体变动的遗漏变量问题，同时使用县级层面的聚类稳健标准误控制异方差问题。表2 报告了基准回归结果，第（1）列显示，未加人控制变量时，金融改革政策变量（Policy）的系数为0.0 14,在1%的显著性水平下显著。第（2)列至第（4）列中，逐步加人控制变量后,Policy变量系数相比不加人控制变量时有所下降，但同样在1%的水平下显著为正，表明金融改革显著促进了县域经济包容性增长。在控制其他因素不变的情况下，金融综合改革试验区的设立使得县域经济包容性增长率平均每年要比未进行金融改革的县高出约1.2 个百分点，本文假说1得到验证。表2基准回归结果(1)(2)(3)(4)变量IGIGIGIG0.014*0.012*0.012*0.012Policy2*(0.003)(0.002)(0.002)(0.002)0.0010.0020.001Eco(0.001)(0.001)(0.001)0.020*0.021*0.021*Ind(0.002)(0.002)(0.002)-0.007*-0.006*Fis(0.004)(0.004)0.00030.0004Infra(0.001)(0.001)47金融改革与县域经济包容性增长续表2-.0.0002Fina(0.004)-0.003Edu(0.003)1.012*0.740*0.809*0.833*cons(0.0004)(0.022)(0.041)(0.051)年份固定控制控制控制控制县域固定控制控制控制控制N10450104501045010450R20.1840.2090.2100.210注：括号中为聚类稳健标准误；分别表示1%、5%、10%的水平上显著；表4 表6 同*(二)稳健性检验1.平行趋势假设检验。本文参照Becketal.（2 0 10）、Fr e y a l d e n h o v e n e t a l.（2 0 19）检验面板数据多期双重差分平行趋势的做法，采用事件研究法以考察金融改革影响县域经济包容性增长的动态效应，动态面板数据模型构建如下：IG,=o+Z=-7,Policyit+j+Control,+;+m+Cit+8it（7其中,Policyit-3、Po l i c y i t-2、Po l i c y i t-1分别表示政策实施前第三年、第二年和第一年,Poli-cyit-o表示政策实施当年，Policyit+1、Po l i c y i t 2、Po l i c y i t+3 分别表示政策实施后第一年、第二年、第三年，以此类推。c,表示与政策相关的扰动项，8,表示与政策无关的未被观测到的冲击。其余变量含义与模型（1）相同。本文绘制了事件研究图分析双重差分模型的平行趋势假设。由图2 可知，金融综合改革试验区试点前(j=-7，-1)的政策变量Policy的估计系数大部分在0附近且均不显著,表明在政策实施之前,实验组和对照组不存在显著的趋势差异，满足平行趋势假设。金融综合改革试验区试S00(100)0SO:O-7+-6-5-4-3-2-102345 67+Pretrends p-value=0.89-Leveling off p-value=0.55图2事件研究图点后的第二年至第六年，政策变量Policy的估计系数显著为正，且系数值呈现逐步增大的趋势，表明金融综合改革试验区建设有助于促进县域经济包容性增长，并且随着时间推移，金融改革的积极效应增强。值得注意的是，在金融综合改革试验区试点设立的第一年，政策变量Policy的估计系数并不显著，表明金融改革初期政策效应并未显现，而在金融改革的第七年政策效应同样有所回落。可能由于金融综合改革试验区设立初期相关制度安排及具体细化的实施细则完善程度不高、各地区政策配套设施尚不完善，导致金融改革的政策效应并不明显。金融改革第二年后政策效应逐渐稳定并有所提升，表明金融改革政策及落地措施的完善产生了积极作用，且地方政府发挥区域主体优势，结合自身资源赋强化金融改革效应，推动地区经济包容性增长,政策目标基本达成。但在金融改革第七年政策的激励作用有弱化现象，应因时因地对政策措施进行调整和创新以应对政策效应疲软的风险。2.同质性处理效应假设检验。本文首先采用Goodman-Bacon(2021）提出的培根分解方法进行偏误诊断。表3 报告了培根分解的分解结果，本文双向固定效应估计量可分解为.482023年第4 期金融经清学研究“先处理组vs后处理组（对照组）”、“后处理组vs先处理组（对照组）”以及“处理组vs从未处理组（对照组）”三类群组的估计值的加权平均，其中，“后处理组vs先处理组（对照组）”的对照组包含了处理效应（Huet al.,2023）,这一类处理组与对照组的平均处理效应为-0.0 0 6,负权重仅占TWFE估计量的0.5%。因此，国家金融综合改革试验区的设立对县域经济包容性增长的正向影响有9 9.5%的权重来源于处理组与从未受到处理的对照组，由异质性处理效应带来的偏误较小，估计结果基本稳健。表3培根分解结果IG权重先处理组vs后处理组(EarlierTvs.LaterC)0.0140.004后处理组vs先处理组（LaterTvs.EarlierC)-0.0060.005处理组vs从未处理组(Tvs.Nevertreated)0.0140.991本文进一步采用Callaway and SantAnna(2021)和 De Chaisemartin and DHaultfoeuille（2 0 2 0）提出的两类稳健估计量检验金融改革对县域经济包容性增长政策效果的有效性。图3 展示了CallawayandSantAnna(2021)稳健估计量的估计结果。政策发生前，政策变量Policy的稳健估计量大部分Callawayand SantAnna(2020)0.15平均处理效应0.10.050-0.05-7-6-5-4-3-2-101234567政策发生前后时期图3Callaway和SantAnna（2 0 2 0）的稳健估计量在0 附近且在5%的显著性水平下不显著，表明平行趋势假定得到满足，政策实施后，政策变量Policy的稳健估计量在5%的显著性水平下为正且系数随时间推移有增大的趋势，表明金融综合改革试验区的设立对县域经济包容性增长具有显著促进作用且随时间推移其积极作用越来越明显，与基准回归结果一致。3.安慰剂检验。本部分通过随机化处理组与对照组的安慰剂检验对估计结果再次进行验证。在9 50 个县域样本中随机选取相应数量县域作为处理组，剩余的县域作为对照组，在此基础上利用新的样本重新估计模型（1），重复随机抽样50 0 次，可以估计得到50 0 个DID估计系数。估计200180160140密120度100806040200-0.01-0.00500.0050.010.015估计系数图4随机化处理组与对照组的系数分布结果如图4 所示，结果显示安慰剂检验中得到的随机估计值分布在零的附近，且显著异于本文的实际估计系数，即随机设立金融综合改革试验区对县域经济包容性增长基本无影响，证明了基准结果的稳健性。4内生性检验。首先，本文通过工具变量法检验金融综合改革试验区与县域经济包容性增长潜在的反向因果关系，以缓解内生性估计偏误。借鉴张天华和邓宇铭（2 0 2 0）的思因篇幅所限，DeChaisemartinandDHaultfoeuille（2 0 2 0）稳健估计量的估计结果没有报告，感兴趣的读者可向作者索取。.49.金融改革与县域济包容性增长路，选择用样本县到所属地级市距离(IV)作为金融改革试验区政策的工具变量。一方面，各县与所属地级市的地理距离对县域经济包容性增长没有较大的影响，满足外生性要求另一方面各县与所属地级市的地理距离是影响金融改革成效的潜在因素，距离所属地级市越远，金融改革可能越难推广，满足相关性条件。考虑到地理距离不随时间改变，这使得通常的第二阶段估计失效。因此，在实际回归中采用县到所属地级市距离的倒数与时间哑变量的交互项作为工具变量，并采用两阶段最小二乘法进行估计，表4 的第（1）列和第（2）列报告了IV估计结果。从第一阶段回归可以看出，工具变量系数在1%的显著性水平下显著，且Wald-F统计值和KPWald-F统计值分别为6 5.4 5和4 2.7 3，均大于StockandYogo（2 0 0 5）提出的10%临界值，表明工具变量满足相关性假设。豪斯曼内生性检验P值为0.946,表明工具变量满足外生性假设。第二阶段回归结果表明，在控制了内生性问题后，金融改革仍与县域经济包容性增长显著正相关。其次，为了进一步减弱模型内生性问题，本文将所有控制变量滞后一期后重新进行回归,第(3）列报告了相应结果。金融改革变量的系数仍显著为正，支持了基准回归结论。最后，本文采用基于倾向得分匹配的双重差分模型(PSM一DID)缓解由于金融综合改革试点选择可能存在非随机性带来的样本选择偏误问题。具体地，选取核匹配和近邻匹配（1：4 近邻有放回匹配）两种方法对研究样本进行逐年匹配，匹配后获得样本量分别为8 8 9 6 和2 12 4 个，协变量在处理组和控制组不存在显著差异，匹配效果较好。针对核匹配和近邻匹配样本的PSM一DID估计结果如第（4）列和第（5)列所示，金融改革变量的系数均显著为正，表明在控制了选择性偏差可能导致的内生性问题后，本文结论依然稳健。表4内生性检验回归结果(1)(2)(3)(4)(5)PolicyIGIGIGIG变量IV估计IV估计控制变量PSM-DIDPSM-DID第一阶段第二阶段滞后一期（核匹配）（近邻匹配）0.077*0.013*0.011*0.010Policy*(0.030)(0.003)(0.003)(0.003)0.012*IV(0.002)控制变量是是是是是年份固定是是是是是县域固定是是是是是N98899889950088962124R20.2150.1900.2230.3935其他稳健性检验。本文对基准回归结果进行了一系列稳健性检验。第一，替换被解释变量的衡量方式。借鉴周小亮和吴武林（2 0 18）的研究，构建由经济增长、收人分配和社会机会公平3 个维度10 个指标的多维度评价体系，基于定基极差熵权法测算包容性增经济增长维度包括地区实际人均GDP，财政收人占CDP比重，第三产业占GDP比重，第二产业占GDP比重4 个指标；收入分配维度包括城镇居民人均可支配收人，农村居民人均可支配收入，城乡收入比3 个指标；社会机会公平维度包括第二、三产业就业率，每万人口在校学生数，每万人口医疗卫生机构床位数3 个指标。其中，第二产业占CDP比重和城乡收入比为逆向指标，其余均为正向指标。.50.2023年第4 期金融经清学研究长。第二，增加控制变量。加人县域层面的变量城镇化水平、人口密度、规模以上工业企业数量、年末城乡居民储蓄存款余额的人均值，地级市变量财政支出规模、金融集聚水平，以及省级金融集聚水平作为控制变量，减轻遗漏变量的可能性。第三，控制年份与所属地区虚拟变量的交互项，以排除不同地区在不同年份可能受到的其他差异化政策冲击的影响。第四，更换被解释变量，以农村居民人均可支配收人作为被解释变量进行检验。通过以上处理，金融改革变量的系数依然显著为正，表明金融改革促进县域经济包容性增长的结论是稳健的（三）机制分析根据理论分析，接下来从创业促进效应、非农就业效应、资源配置效应、技术创新效应四个方面进一步检验金融改革促进县域经济包容性增长的机制渠道。表5展示了金融改革促进县域经济增长的机制检验结果。考虑到机制变量在验证过程中可能存在内生性问题，本文进一步采用基于核匹配的PSM一DID估计方法识别金融改革与机制变量之间的因果关系。首先，本文采用新增企业数量（Entrep）衡量县域创业活动，第（1）列和第（2）列显示，无论采用DID还是PSM一DID估计方法，Policy的系数均在1%的水平下显著为正，表明金融改革具有显著的创业促进效应，有利于实现包容性增长，假说2 得到验证。其次，本文运用非农就业人员的对数值（Offarm）衡量县域劳动力的非农就业参与情况。第（3）列和第（4)列显示,Policy的系数显著为正，并且在PSM一DID估计下更为显著，证实了金融改革对非农就业具有较为显著的促进作用，助推包容性增长，假说3 得到验证。最后，本文采用资源配置效率的变化值（MLEFFCH）和技术创新效率的变化值（MLTECH）衡量县域经济包容性增长中的资源配置效应和技术创新情况。第（5)列和第（6)列显示,Policy的系数均为负,且在采用PSM一DID方法规避内生性问题后变得不再显著,第（7)列和第（8)列中Policy的系数均在1%的水平下显著为正，表明金融改革对资源配置效率的提升并没有起到促进作用，金融改革主要通过提高技术创新效率从而推进县域经济包容性增长，假说5得到验证。而假说4 并未通过检验，可能的原因在于，一方面，拥有较高金融自主权的县级政府在“晋升锦标赛”的激励下可能会以扭曲资源配置为代价发展经济，降低资源配置效率（王贤彬等，2 0 2 1