Page 85 - 《华中农业大学学报（社会科学版）》2021年第5期

第 ５ 期 曹守慧 等: 新型城镇化综合试点政策对城镇发展质量的影响研究 ７ ９

２． 研究方法
公共政策实施成效评估的关键是选择合适的评估方法, 随着双重差分( DID ) 和倾向得分匹配
( PSM ) 等方法被引入到经济学研究以来, 国内外学者逐渐将它们运用到评估公共政策效果的研究
中, 其中 DID 作为项目评估和政策施行效果研究的主流方法得到广泛应用.而使用 DID 的前提条件
是要严格遵循处理组与对照组具有共同发展趋势, 但其他地区与长沙市在经济水平、 地理区位等方面
存在显著差异, 即使未被列入试点城市, 其城镇发展质量的变动轨迹也未必一致, 如果将其作为长沙
的对照组可能会产生较大偏误, 限制了 DID 评估的准确性和可靠性.
为克服上述方法的不足, Abadie等基于“ 鲁宾的反事实框架” 提出了一种新的政策评估方法———
合成控制法( s y ntheticcontrolmethods , SCM ), 并使用该方法对无恐怖主义活动的西班牙巴克斯地
区进行模拟, 估计恐怖主义活动对当地经济发展带来的影响 [ ２７ ] .近年来, 合成控制法在社会公共政
策评估中也得到广泛应用 [ ２８ ] .根据合成控制法, 假设有 N ＋ １个地区, 地区１ ( 长沙市) 在 T ０ 期( ２０１４
和
年) 后实施了新型城镇化综合试点政策, 而其他 N 个地区没有受到试点政策的干预.首先, 用Y １it
分别表示地区 i 受到和未受到新型城镇化综合试点政策干预时的潜在结果, 那么试点政策的因果
Y ０it
效应为:
( ) ( １ )
τ it ＝ Y １it －Y ０it i＝ １ , ２ ,, N ＋１ ; t＝ １ , ２ ,, T ０
表示地区 i 在 t 期是否实施了新型城镇化综合试点政策, 若已实施, D it ＝
然后引入虚拟变量 D it
１ , 否则为 ０ .则地区i 在 t 期观测到的城镇发展质量结果为:
( ) ( ２ )
Y it ＝D itY １it ＋ １－D it Y ０it ＝ Y ０it ＋ τ itD it
, 但无法观测到未实施政策的
期, 能够观测到政策实施后的长沙城镇发展质量为Y １１t
在t＞T ０
.为了估计在政策实施后长沙城镇发展质量的反事实结果, 本文采用 Abadie
长沙城镇发展质量Y ０１t
等提出的模型 [ ２９ ] 来估计:
( ３ )
Y ０it ＝ δ t ＋ θ tZ i ＋ λ tμ i ＋ ε it
是一个 ( １ ×F ) 维无法观测到
其中, δ t 代表时间固定效应; Z i 是可观察到的 ( K × １ ) 维变量; λ t
是各地区不能观测到
的公共因子向量; 是 ( F× １ ) 维系列向量, 表示不可观测的地区固定效应; ε it
μ i
的短期冲击, 其均值为 ０ .
, 需要对其他 N 个地区赋予适当的权重来合成对照组, 设 ( N× １ ) 维权重向
为估计反事实结果Y ０１t
), 为避免外推造成的可能偏差, 该权重满足 w i ≥０ 且 w ２ ＋w ３ ＋
( , ,, w N＋ １
量为 W ＝ w ２ w ３ ＋
w N＋ １ ＝ １ , 对每个潜在对照组地区的变量值进行加权得到合成控制的模型:
N＋ １ N＋ １ N＋ １ N＋ １
∑ w iY it ＝ δ t ＋ θ t∑ w iZ i ＋ λ t∑ w iμ i ＋ ∑ w i ε it ( ４ )
i ＝ ２ i ＝２ i ＝ ２ i ＝２
∗ ∗ ), 使得
假定存在最优权重向量 ( w i w N＋ １
N＋ １ N＋ １
∗ ( ; ∗ ) ( ５ )
∑ w i Y it ＝ Y it t＝ １ , , T ０ ∑ w i Z i ＝Z １
i ＝２ i ＝２
T ０
Abadie等通过递归法 [ ２９ ] 证明了如果 ∑ λ′λ t 为非奇异矩阵, 则有:
t
t ＝１
N＋ １ N＋ １ T ０ T ０
－ １
∗
)
∗
(
Y ０it － ∑ w i Y it ＝ ∑ w i ∑ λ t ∑ λ′ n λ n ) λ′ε is － ε １s －
(
t
i ＝２ i ＝２ s＝１ n＝１
N＋ １
∗ ( ) ( ６ )
∑ w i ε it － ε １t
i ＝１
可以证明, 在一般条件下, 上式结果趋近于 ０ , 因此, 长沙市的反事实结果可以用合成对照组进行
N＋ １
表示, 即 ∗ , 从而得到试点政策效应的估计值:
∑ w i Y it 可以很好地近似Y ０１t
i ＝２
N＋ １
︿
τ it ＝ Y it － ∑ w i Y it t＝T ０ ＋１ , , T ) ( ７ )
∗
(
i ＝２