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2024 , Vol. 79 >Issue 2: 402 - 420

DOI: https://doi.org/10.11821/dlxb202402008

人口与城市研究

城市政府驻地迁移的经济绩效评估

  • 孙斌栋 , 1, 2, 3 ,
  • 潘昱琪 1, 2, 3 ,
  • 张婷麟 , 1, 2, 3 ,
  • 周慧敏 1, 2, 3
展开
  • 1.华东师范大学中国行政区划研究中心，上海 200241
  • 2.华东师范大学未来城市实验室，上海 200241
  • 3.华东师范大学地理科学学院，上海 200241
张婷麟(1989-), 女, 浙江舟山人, 博士, 副教授, 研究方向为城市空间结构。E-mail:

孙斌栋(1970-), 男, 河北阜平人, 教授, 博士生导师, 主要从事城市地理、区域经济、国家空间治理与行政区划研究。E-mail:

收稿日期: 2022-11-08

  修回日期: 2023-09-10

  网络出版日期: 2024-02-01

基金资助

国家社会科学基金重大项目(23ZDA049)

收起

Economic performance evaluation of the city government relocation:Based on the comprehensive exploration of move-in, move-out districts and other areas

  • SUN Bindong , 1, 2, 3 ,
  • PAN Yuqi 1, 2, 3 ,
  • ZHANG Tinglin , 1, 2, 3 ,
  • ZHOU Huimin 1, 2, 3
Expand
  • 1. Research Center for China Administrative Division, East China Normal University, Shanghai 200241, China
  • 2. Future City Lab, East China Normal University, Shanghai 200241, China
  • 3. School of Geographic Sciences, East China Normal University, Shanghai 200241, China

Received date: 2022-11-08

  Revised date: 2023-09-10

  Online published: 2024-02-01

Supported by

Major Program of National Social Science Foundation of China(23ZDA049)

Fold

摘要

中国城市政府驻地迁移会导致资源在空间上的重新配置，从而影响地区经济发展。以往相关研究多从迁入区或者迁出区单一区域视角切入，或以个体城市为例探讨城市政府驻地迁移对本地经济发展的影响，缺乏对迁入区、迁出区以及城市内其他区县的多区域共同研究和大样本实证检验，也缺乏作用机制的系统探讨。本文拓展了政区地理学中城市政府驻地这一政区要素的区位迁移影响经济发展的理论框架，并构建2000—2017年的面板数据，使用双重差分法检验了地级市政府驻地迁移政策对于迁出区、迁入区和其他区县的经济影响及其路径。研究发现，城市政府驻地迁移将显著促进迁入区的经济发展，并通过溢出效应带动政府驻地迁移城市中其他区县的经济发展，对迁出区没有显著的促进或者抑制作用；产业升级和企业集聚是迁入区经济发展得到促进的重要机制，政府驻地迁移城市内部的其他区县也能通过产业升级效应受益。因此合理的城市政府驻地迁移可以作为促进城市内部不同区域共同发展的有效政策工具，但严格的论证和审批是重要前提。

关键词： 政府驻地迁移; 行政中心; 双重差分法; 本地发展; 经济绩效

本文引用格式

孙斌栋 , 潘昱琪 , 张婷麟 , 周慧敏 . 城市政府驻地迁移的经济绩效评估[J]. 地理学报, 2024 , 79(2) : 402 -420 . DOI: 10.11821/dlxb202402008

Abstract

The city government relocation in China will stimulate the spatial reallocation of resources, thus affecting regional economic development. In previous studies, only impacts of city government relocation in single move-in or move-out districts are evaluated. More, the results are usually relied on individual city case studies. Therefore, large sample empirical studies from a multi-regional perspective are urgently needed. This paper expands the theoretical framework of the relocation impact of city government, a regional factor in political geography, on economic development, and constructs panel data from 2000 to 2017 to examine the economic performance of government relocation policy of prefecture-level cities on the move-in districts, move-out districts, and other areas and its impact path through the difference-in-difference method. It is found that the government relocation could significantly promote the economic development of the move-in districts and drive the economic development of other districts and counties in the city through spillover effect, while the move-out districts are not significantly improved or damaged. Further mechanism testing show that the government relocation policy promotes local economic development through the effect of enterprise agglomeration and industrial upgrading in the move-in districts. Therefore, a reasonable relocation of city government can be an effective policy tool to promote the economic development of different regions within a city, but strict demonstration and approval are important prerequisites.

Key words： government seat relocation; administrative center; difference-in-difference; local development; economic performance

1 引言

“行政区划本身也是一种重要资源，用得好就是推动区域协同发展的更大优势，用不好也可能成为掣肘。”习近平总书记关于行政区划的思想论述揭示了行政区划的重要性[1]。2022年6月中央全面深化改革委员会第二十六次会议审议通过《关于加强和改进行政区划工作的意见》，要求提升行政区划设置的科学性、规范性和有效性。行政区划和行政区经济是极具中国特色的研究领域，而“政区地理学”则是聚焦于行政区划研究的人文地理学分支学科，承担着达到吴传钧先生“建立具有中国特色的人文地理学”这一期望的重要任务[2]。政府驻地作为行政区划要素之一，是政区地理学的重要研究内容[3-4]。中国的政府驻地也通常被认为是资源配置的高地，劳动力、资本、产业以及基础设施等资源都会向城市的行政中心集聚[5]，从而影响区域的经济发展。因而，政府驻地的迁移也常成为“以地为主”的政策，被用来对地方经济发展进行空间干预[6]；同时，地方政府希冀借此促进新区发展，同时缓解老城的“城市病”问题。与现实中方兴未艾的城市政府驻地迁移实践形成对比的是，国家多次出台政策法规以约束盲目的政府驻地迁移行为，因此科学系统地评估城市政府驻地迁移政策的经济绩效显得尤为必要。
已有文献尝试识别城市政府驻地迁移政策的经济绩效，但多数成果都集中在经济学、公共管理学等领域，地理学领域没有给予足够的关注。整体而言，已有研究存在以下不足：① 城市尺度相关文献评估了城市政府驻地搬迁对城市整体绩效的影响，但未能针对本地尺度的不同区域（即迁入区、迁出区和城市内其他区县）进行充分的异质性分析，具体作用关系仍是黑箱[7⇓-9]。② 早期虽有较多的本地尺度的文献，但均未能纳入地理空间溢出视角，多局限于对政策直接实施区域即迁入区或者迁出区的分析，对于政策可能间接影响的其他区县缺少关注；而且这些研究单一城市案例分析多，大样本实证研究不足，难以获得一般规律，研究结论也并不统一[5,10⇓⇓ -13]。③ 针对政府驻地迁移经济绩效的机制探索及其理论框架建立都不够充分，仅有少数试探性的检验零星分散在不同成果中[5,10,14]，无法为进一步的实证研究和政策实施提供系统性的逻辑支持。在国家重视行政区划治理且迫切需要严谨学术证据的当下，从政区地理学视角研究城市政府驻地迁移对直接影响区域、间接溢出区域的差异化经济影响，具有理论和现实价值。
为了弥补这些不足，本文拓展了城市政府驻地迁移影响经济绩效的理论框架，并以民政部公示的城市政府驻地迁移事件作为研究对象，结合区县尺度的面板数据构建双重差分模型，分别检验了城市政府驻地迁移对于迁入区、迁出区和城市内其他区县经济发展的影响。

2 研究综述与理论框架

2.1 研究综述

政府驻地的区位迁移是早期沿革地理学重点研究的内容，只不过当时聚焦国家行政中心即国都区位的历史沿革及其影响因素[15-16]。到19世纪80—90年代，政区地理学融合中国传统的沿革地理学和西方政治地理学研究，结合中国行政区划实践，开始开展辅助科学决策的应用研究[17]。政府驻地作为政区的基本要素之一，对其研究也开始扩展到各行政区划层级。但这一时期研究内容仍然集中在政区要素的演化、结构、功能及其划分[18]，对政区要素调整的“效应”问题多停留在理论假设层面，如刘君德曾经提出政府驻地区位选择是否得当关系到当地区域经济的发展[19]。随着市场经济的发展，以经济建设为中心日益成为各级政府的工作重点，行政区划调整亦转为更多以经济效应为结果导向。同时，伴随着对公共政策科学评估的重视、地理学与其他学科的交叉融合，政区要素调整的效应的研究（尤其是经济效应研究）也开始成为当前政区地理学重要的一个科学问题。目前已有学者对政区规模、等级、边界线等多种区划调整的经济效应进行了实证探索[5,8,20⇓⇓⇓⇓⇓ -26]，但对于政区的行政中心变更等经济效应研究相对冷门且尚存不足。本文即基于这一学科研究背景，对城市政府驻地搬迁进行经济绩效的实证研究。
政府驻地迁移的经济绩效产生的本质是公共稀缺性的资源重新配置的过程[5]，因此该政策对政府驻地迁移城市的整体、迁入区、迁出区和非迁入迁出的区县都会产生一定的经济影响。对城市整体而言，多数研究发现政府驻地迁移将促进城市整体的经济增长[7⇓-9,27]，但可能会降低居民的工作满意度和办公效率[27⇓-29]。但仅仅关注政府驻地迁移对城市整体的影响，缺乏对本地尺度经济绩效规律的讨论，无法为这一政策提供全面精细的效果评估，也不利于支撑政府制定更为精细化的空间干预政策。
已有的本地尺度实证研究几乎都仅关注迁入区或者迁出区单一区域，缺乏对政策空间溢出效应的关注。从具体结论来看，对于迁入区来说，近些年为数不多的大样本实证研究[5,10]和以往较多的案例研究[12-13,30 -31]都发现政府驻地迁移促进了迁入区的经济发展，或产生了提高就业率等方面的积极作用[6,14,32⇓ -34]，但也存在部分案例搬迁效果不佳[35-36]；对迁出区来说，政府驻地迁移的效果研究以案例分析为主，且结论不一，部分案例发现城市政府驻地迁移可以缓解迁出地老城区的“城市病”[30,37⇓⇓ -40]，而成都市政府迁出造成了青羊区的“空心化”[11]。基于笔者查阅的文献，仅有卢盛峰等的大样本研究成果同时关注到迁入地和迁出地周边的经济绩效检验，发现政府驻地迁移有利于迁入地发展但有损迁出地发展[5]。非迁入迁出的其他区县是否受到该政策的影响几乎没有研究涉及。而城市政府驻地迁移作为一项对城市整体资源重新配置的空间干预政策，其效应并不仅仅局限于迁入区和迁出区，对城市内部其他地区也可能存在溢出影响。因此，仅关注单一区域或城市整体皆不足以对城市政府驻地迁移的绩效进行全面系统的评估，政策对于迁入区、迁出区以及其他区县的经济绩效在多区域视角下的大样本检验亟待进行。
此外，针对政府驻地迁移影响经济绩效的机制探索，多数仅停留在理论构想和案例研究层面，仅有的少数大样本机制研究仅关注了迁入区[5,10]，对于多区域绩效的影响机制缺乏系统研究。因此，政府驻地迁移对于本地的经济绩效研究，亟需完善理论框架，并补充多区域视角下对迁入区、迁出区和非迁入迁出区县的经济绩效影响评估及机制探究。

2.2 理论框架与假说

从政区地理学理论出发，在“行政区经济”的运行机制下，政府驻地可以通过行政区政府来强化或削弱其对区域经济发展的影响[19]。因此，本文依托行政区经济的概念模式，即“（权力+空间）×市场力=行政区经济发展力”[41]，结合包国宪等提出的政府驻地迁移路径的基本思路[10]，综合构建了本文的基础理论框架（图1）。与以往研究不同的是，本文的空间包括迁入区、迁出区和其他区县在内的城市全部区域。具体而言，政府驻地迁移会通过市场和权力两条路径影响空间的发展能力，即区域的经济绩效。本文聚焦政府驻地迁移的市场路径研究，因此对市场路径做了进一步的具体影响机制展开。
图1 政府驻地迁移对经济绩效影响的理论框架

Fig.1 Theoretical framework of the impact of government relocation on economic performance

市场路径包括乘数效应、资源配置效应和理性预期三大路径。乘数效应指政府驻地迁移会推动迁入区基础和服务设施的建设，促使公共部门投资增加，通过支出乘数实现经济发展[33]；同样也可能会削弱对迁出区域的公共部门投资，从而阻碍迁出区的经济发展。理性预期效应指政府迁入会为当地经济主体营造积极的投资氛围，提高消费倾向，从而提前促进区域经济发展[10]；而迁出区可能由于政府迁出导致投资氛围较为消极，一定程度上不利于经济发展。由于乘数效应和理性预期效应较难量化检验，且部分效果可能体现为进一步促进资源配置效应，因此本文重点关注资源配置效应，包括资源在产业间（产业结构调整）和在空间上的重新配置（集聚疏解效应）。
（1）产业结构调整。政府驻地迁移会促进迁入区的产业结构升级，抑制第一产业和第二产业发展，推动第三产业发展[10,30]。具体而言，政府驻地的迁入会直接带来高端餐饮酒店、商业咨询服务、金融办公、教育医疗[42]以及房地产业[5]等相关服务业的发展。政府驻地迁移带来的集聚效应也可能会进一步推动房价上涨，导致部分低附加值的工业企业因无法承担较高的地租而进行转移，间接倒逼产业升级[43⇓-45]。此外，集聚使得生产成本下降，引发更强的规模效应，使得专业化程度和社会生产效率提高，进而升级产业结构[46-47]。相反，对于迁出区而言，政府迁出可能会引起高端服务业的外迁，使得高端服务业比重下降，抑制第三产业发展[11,37]。
（2）集聚疏解效应。对于迁入区来说，政府进驻有助于吸引各种生产要素，集聚各类经济活动[42,48]，不仅在迁入区集聚就业岗位，促进就业总量的增加[6,33 -34]，同时带来规模经济，给迁入区的经济带来发展契机[49-50]。集聚相应伴随着政策优惠、基础设施建设等，利好于迁入区的经济增长[51-52]。迁入区企业集聚产生的集聚经济能够促进创新活动的产生[53]，有助于进一步提高经济生产效率。对于迁出区而言，政府驻地外迁使得本地集聚效应受损，相关的经济效应也随之削减。但也有研究提出政府迁出有助于疏解过于集聚的社会经济活动，缓解集聚不经济，降低经济发展成本，从而获得更高的经济发展效率[42,48]。以上对于迁入区和迁出区的影响也会因地理临近且同属于一个行政区而扩散至整个市域，对非迁入迁出的其他区县产生溢出效应。权力路径是地方政府通过政府驻地迁移的行为进行区域治理的方式与能力，如土地使用、基础设施建设、招商引资等。这些权力行为通过参与市场路径，进一步加强政府驻地迁移产生的市场效应。
基于以上文献综述和理论框架，本文拟以历年地级市政府驻地迁移作为准自然实验，对政府驻地迁移对迁入区、迁出区和其他区县的经济绩效进行全面政策效果评估，并基于市场路径对资源配置效应的具体机制路径进行实证检验。据此，本文提出两个假说：① 城市政府驻地迁移会对迁入区、迁出区和其他区县产生不同程度的经济影响；② 城市政府驻地迁移会通过产业结构调整和集聚疏解效应对本地经济绩效产生影响。

3 城市政府驻地迁移现状

3.1 城市政府驻地迁移现象与原因

由于政府驻地盲目迁移可能会产生较高的成本，国家规范审批流程、提高审批门槛以加强对政府驻地迁移的管理力度。2007年和2008年国家分别颁布《关于进一步严格控制党政机关办公楼等楼堂馆所建设问题的通知》和《关于加强政府驻地迁移管理工作的通知》。2013年《关于党政机关停止新建楼堂馆所和清理办公用房的通知》申明各级党政机关在5年内一律不得以任何形式和理由新建楼堂馆所，从制度上规范政府驻地的迁移行为，为城市盲目的政府驻地迁移降温。由民政部网站统计可见，1999—2021年间地级市政府迁移的城市数量呈现出一定的波动性（图2）。
图2 1999—2021年间发生地级市政府驻地迁移的城市数量变化

Fig. 2 Changes in the number of city government relocations from 1999 to 2021

地级市政府驻地迁移的主要原因可大致分为自然条件、基础设施条件、文化生态保护限制和空间结构调整4类（表1）。其中，前3种情况是城市受制于客观原因而不得不进行政府驻地迁移。少数城市发展受制于原政府所在地恶劣的自然条件，如河池市原政府驻地位于金城江区，发展空间受到群山夹击，且地质和次生灾害频发，而迁入的宜州区地块平整，视野开阔，适宜开发。从基础设施条件来看，一些城市的原政府大楼较为陈旧，甚至被鉴定为危房，影响办公安全，政府驻地的迁移是无奈之举。至于文化生态保护原因，政府驻地搬离历史文化或水源保护区有助于促进古今和人地的和谐发展。多数政府驻地迁移的原因是主观的空间结构调整，通常以经济发展利益为主要动机，以疏解老城拥堵以减少集聚不经济、发展新城副中心或增加新的集聚点为目标。例如铜川市政府在2003年从印台区迁往王益区，根据铜川市规划文件，此举符合“南扩北疏”的城市总体规划，旨在“坚持发展南部铜川新区，改造调整北部老城”。另有，漳州市政府为疏解老城拥堵从芗城区迁入发展空间大的龙文区，以此推动城市重心向东移动，更好实现漳厦一体化。再有，沈阳市政府为缓解老城压力而迁出沈河区，昆明和桂林等城市则将城市政府驻地迁往新区，推动新区发展。一般来说，现实中的城市政府驻地迁移的原因往往比较充分，综合包含了客观和主观原因，例如桂林、长沙和杭州等。
表1 1999—2021年间地级市政府驻地迁移的主要原因

Tab. 1 Reasons for city government relocations from 1999 to 2021

原因分类 具体原因 典型城市
客观 自然条件制约 南平、河池
基础功能欠缺 长沙
文化生态保护 西安、桂林、杭州
主观 空间结构调整 沈阳、西安、漳州、鹤壁、铜川、长沙、成都、南平、贵阳、昆明、永州、自贡、杭州、哈尔滨、桂林

3.2 城市政府驻地迁移前后本地经济增长的变化

从现实案例来看，城市政府驻地迁移前后，本地经济增长的变化并不相同。鄂尔多斯新城就是一个曾经遭到质疑的案例[35-36]；而青岛通过城市政府驻地迁移取得了良好的效果，东部城区因此发展崛起[54]。本文选择城市驻地迁移政策事件发生连续性较强的1999—2012年作为研究样本时间①(①民政部自1999年开始公布政府驻地迁移调整，1999—2012年间迁移样本量大且集中连续性强，具有较好的代表性。后续因政策限制等原因，样本连续性较差不适用于模型分析，因而舍弃。)，将迁出区和迁入区的人均GDP增长率进行简单的时序变化分析，并按照经济变化关系归为3类（表2），分别是迁入区长期超过迁出区、迁入区短期超过迁出区以及迁入区与迁出区相近。3种分类的城市数量相近，图3为3个典型城市政府驻地迁移对迁入迁出区人均GDP增长率变化。可见政府驻地迁移前后，城市相关区域的经济表现具有较大的不确定性，利用大样本计量方法探究政府驻地迁移影响经济增长的一般规律亟待进行。
表2 政府驻地迁移前后迁入区和迁出区人均GDP增长率变化分类

Tab. 2 Classification of changes in per capita GDP growth rate in move-in and move-out districts before and after the government relocation

迁入区长期超过
迁出区		 迁入区短期超过
迁出区		 迁入区与迁出区
相近
自贡(13年)、铜川
(8年)、西安(9年)、
鹤壁(7年)		 永州(4年)、昆明
(3年)、漳州(5年)、
泉州(4年)		 湘潭、贵阳、长沙、
宝鸡、成都、
哈尔滨

注：括号中为迁入区增长率超过迁出区的年份；剔除有重大行政区划调整的城市合肥、芜湖和马鞍山；相较于下文实证研究样本缺少南昌，其迁入区与迁出区为同一区县，无法进行折线图对比。

图3 3个典型城市政府驻地迁移对迁入迁出区人均GDP增长率变化的影响

注：Landscan人口数据自2000年开始公布，由于永州市政府驻地迁移较早，人口数据均来源于《湖南统计年鉴》。

Fig. 3 Changes in per capita GDP growth rate in move-in and move-out districts before and after the government relocation

4 研究方法和模型设计

本文以1999—2012年间发生过城市政府驻地迁移的15个地级市下的158个区县作为样本进行研究②(②剔除发生过重大行政区划变更的合肥市、芜湖市和马鞍山市，以及数据严重缺失的红河哈尼族彝族自治州。)，构建2000—2017年的面板数据③(③年鉴中区县常住人口缺失严重，本文利用从2000年起可得的LandScan人口栅格数据。)。为评价政府驻地迁移政策对经济绩效的影响，在理论经验和实践检验的基础上，本文采用了可信度和匹配度较高的双重差分法结合固定效应模型进行检验[55]。由于本文研究对象发生城市政府驻地迁移的年份不尽相同，对于这类同一政策在影响群体中分时期实施的研究情境，需要选取更加稳健的多时点双重差分法结合固定效应模型（Staggered DID）进行回归分析[56-57]。具体设置为：
y i t = α + β m o v e i t + θ X i t + μ i + ν t + ε i t
式中：yit是经济发展水平的测度指标；β是重点关注的系数，若β为正，代表实验组区域相较于对照组经济发展水平更高，即该地区受到迁移政策的积极促进作用；若为负，则表示相较于对照组，实验组地区的经济发展水平更低，即政策抑制当地经济发展；Xit为控制变量，包括劳动力、人力资本、政府干预程度、固定投资率、人口规模和产业结构；θ为控制变量的回归系数；μi为城市个体固定效应；νt为时间固定效应；εit为随机扰动项。为保证β估计的准确性，除固定效应和控制变量外，本文也将对模型进行平行趋势检验，以验证实验组和对照组在政策发生前无显著差异，以便更有力地证明因变量的变化是由于政府驻地搬迁这一事件带来的。
在迁入区和迁出区的研究中，本文将迁入区和迁出区分别作为实验组进行回归分析，即核心自变量moveit分别为“是否有地级市政府驻地迁入/迁出”的虚拟变量，如果“是”，则赋值为1，相反则为0。对照组分别选取政府驻地迁移城市中非迁入迁出的市辖区、区县以及非政府驻地迁移城市的市辖区（表3）。本文权衡后，以最接近实验组情况的对照组1作为对照组进行基准回归，其他作为稳健检验。
表3 城市政府驻地迁移实验组(迁入区/迁出区)的3种对照组优势分析

Tab. 3 Advantage analysis on three control groups of the experimental group (move-in/move-out districts) of city government relocation

对照组 对照组样本 对照组优势分析
对照组1 城市政府驻地迁移城市中非迁入迁出的市辖区 对照组除了本地不涉及城市政府驻地的迁入或者迁出，其他情况最接近实验组(基准回归)
对照组2 城市政府驻地迁移城市中非迁入迁出的区县 相较于对照组1，提供了更多观测值，解决部分城市因市辖区个数较少无法找到对照组的问题，基本情况与实验组的接近程度介于对照组1和3之间(稳健检验)
对照组3 非城市政府驻地迁移城市的市辖区 相较于对照组1和2，有利于剔除政府驻地迁移对该城市其他区县的溢出效果的影响，但与实验组基本情况差距较大(稳健检验)
由于城市政府驻地迁移事关城市整体的资源配置和经济发展，除迁入区和迁出区以外，非迁入迁出的区县也可能受到溢出效应。因此，本文估计了溢出效应，将发生过城市政府驻地迁移的城市中非迁入迁出的区县作为实验组，未发生过城市政府驻地迁移的城市区县为对照组，且考虑到市辖区与县级单位的差异进行分组回归。需要注意的是，最新计量经济学研究成果指出双重固定效应下的多时点DID本质上是多个不同时间处理效应的加权平均结果，不同时点的实验组和对照组是变化的，因此在某些情况下多时点DID加权平均后可能会产生无效估计[58]。本文在传统DID多时点回归结果的基础上补充Goodman-Bacon诊断以验证结果的稳健性，若不存在负权重问题，证明传统DID是可靠的。
由于本文关注小尺度的本地经济，因此因变量与控制变量均选用区县尺度的数据。在因变量指标的选择上，考虑到人均GDP更适用于分析长期经济发展的积累效果，而人均GDP增长率对短期政策的反应更敏感，因此本文选取后者衡量经济影响。在控制变量方面，选取初期人均GDP作为控制变量[59]。根据经典的生产函数模型[60]，控制变量加入影响经济发展水平重要要素的固定资产投资占GDP比重和普通中学专职教师与在校学生人数之比[61]。政府对市场的干预程度会同时影响迁移决策和经济发展，选取政府财政支出占GDP比重衡量[62]。新经济地理理论表明，集聚经济会影响全要素生产率，本文采用Landscan数据测度人口规模反映集聚程度。根据奥肯定律，加入第二和第三产业就业人口占总人口比例反映就业率，以控制劳动力对经济发展的影响[63]。产业结构也对经济的发展有着重要的作用，选取三产增加值和二产增加值的比值衡量产业结构[64]。财政支出、固定资产投资、人力资本以及产业增加值来源于研究年份的《中国县域统计年鉴》，缺失数据参考市级与省级统计年鉴补齐。
此外，由于自然条件因素会影响政府驻地迁移决策[65]，地势和水域等地理因素也会同时影响因变量经济发展，因此将自然条件S纳入控制变量[5]，包括平均海拔、平均山地面积、平均湖泊面积、河流总长度以及河流数量，引入高阶时变效应f (t)，更加准确估计β系数[66]。计量模型如公式（2）所示，变量的描述性统计如表4所示。
y i t = α + β m o v e i t + θ X   i t + [ S × f ( t ) ] ' θ + μ i + ν t + ε i t
表4 主要变量描述性统计

Tab. 4 Statistic results of main variables

分类 指标 含义 观测值 均值 标准差 最小值 最大值
因变量 经济增长率 人均GDPt /人均GDPt-1，100%(ln)，1997年为基期 2433 0.1189 0.1552 -2.2392 2.4833
企业增长率 企业数量t /企业数量t-1，100%(ln) 2832 0.2503 0.1494 0.0000 2.1373
一产增长率 一产增加值t /一产增加值t-1，100%(ln) 2547 -0.0676 0.2139 -2.5941 4.6109
二产增长率 二产增加值t /二产增加值t-1，100%(ln) 2592 0.0012 0.2401 -9.3013 4.0202
三产增长率 三产增加值t /三产增加值t-1，100%(ln) 2596 0.0114 0.2328 -8.9853 2.3125
控制
变量		 初期经济水平 人均GDPt-1，万元/人(ln)，1997年为基期 2829 4.2857 1.1778 0.4381 8.6958
固定投资 固定投资额/GDP，100%(ln) 1492 -0.9342 0.8670 -5.8091 -0.0010
人力资本 普通中学师生比，100%(ln) 1681 -2.6966 0.3560 -5.809 -1.5218
劳动力 二三产业就业人口/总人口，100%(ln) 2824 0.0873 0.1483 0.0128 0.9150
政府干预 财政支出额/GDP，100% 2476 -2.4231 0.6605 -4.9618 -0.5040
人口规模 常住人口，万人(ln) 2824 12.9804 0.6845 10.2405 14.5366
产业结构 三产增加值/二产增加值，100%(ln) 2792 1.1144 1.0248 0.0001 5.8856
自然
控制
变量		 平均海拔 平均海拔高度(m) 2844 625.3957 610.9913 16.0400 2226.2600
平均山地面积 山地与区县面积之比，100%(ln) 2844 0.3828 0.6299 0.0000 1.0000
河流条数 区县内河流条数(条) 2844 1.6582 1.1126 0.0000 6.0000
河流长度 河流总长度(km) 2844 0.8190 1.3064 0.0000 10.9400
平均湖泊面积 湖泊与区县面积之比，100%(ln) 2844 0.0266 0.0939 0.0000 0.7516

5 城市政府驻地迁移经济绩效的实证结果

5.1 迁入区的经济绩效

迁入区通常是政府驻地搬迁政策作用的目标区域。本文首先关注城市政府驻地迁入对迁入区的经济绩效影响，将公式（1）中的核心自变量moveit设定为“是否有地级市政府驻地迁入”，即实验组为有地级市政府驻地迁入的区。优先选择与迁入区社会经济情况最接近的“政府驻地迁移城市中非迁入迁出的市辖区”作为对照组，回归结果如表5中（1）~（3）列所示。以自然变量高阶时变作为控制变量的（3）列模型作为基准模型，平均而言，迁入区的人均GDP增长率会比市域内非迁入迁出的市辖区高0.1471%，证明城市政府驻地迁入将显著促进迁入区经济的增长。从控制变量结果来看，初期发展水平越高的区县，经济增长速度越慢，符合经济增长的“收敛假说”[67]。过多的政府干预会影响市场经济，抑制经济发展。人口规模过大会导致规模不经济，从而阻碍经济进一步增长。
表5 迁入区的基准模型回归结果

Tab. 5 Baseline regression results of move-in districts

实验组 迁入区
对照组 政府驻地迁移城市中非迁入迁出的市辖区 政府驻地迁移城市
非迁入迁出的区县		 非政府驻地迁移城市
的市辖区
因变量 (1)
不加自然变量
经济增长率		 (2)
自然变量单阶时变
经济增长率		 (3)
自然变量高阶时变
经济增长率		 (4)
自然变量高阶时变
经济增长率		 (5)
自然变量高阶时变
经济增长率
政府驻地迁入 0.1835***(0.052) 0.1421**(0.060) 0.1471**(0.057) 0.1293**(0.054) 0.1206*(0.069)
初期经济水平 0.1130*(0.057) -0.3237(0.219) -0.4126**(0.170) -0.3444***(0.083) -0.1129***(0.032)
固定投资 -0.0050(0.043) -0.0602(0.038) -0.0753(0.049) -0.0267(0.018) 0.0641***(0.016)
人力资本 -0.0345(0.053) 0.0349(0.066) 0.0399(0.059) 0.0121(0.035) 0.0324(0.044)
劳动力 0.3385***(0.110) 0.1539(0.102) 0.2101(0.144) 0.2752***(0.092) 0.0030(0.002)
政府干预 -0.4658**(0.201) -0.5423***(0.194) -0.5255***(0.174) -0.2838**(0.119) -0.0194(0.030)
人口规模 0.0103(0.107) -0.1190(0.099) -0.1966*(0.101) -0.1144*(0.066) -0.2411***(0.068)
产业结构 0.0732(0.052) 0.0361(0.044) 0.0422(0.040) 0.0061(0.031) -0.0137(0.016)
自然变量×t 否 是 是 是 是
自然变量×t2 否 否 是 是 是
自然变量×t3 否 否 是 是 是
常数 -2.1066(1.721) 0.7999(1.735) 2.0778(1.719) 1.8511*(0.965) 1.3762***(0.335)
观测值 259 259 259 927 963
R2 0.287 0.483 0.552 0.293 0.207
区县数量(个) 32 32 32 110 169
个体固定 是 是 是 是 是
时间固定 是 是 是 是 是

注：括号内均为稳健标准误差；***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

为增加本文结论的稳健性，表5中（4）、（5）列分别将对照组更换为政府驻地迁移城市内非迁入迁出的区县，和未发生过城市政府驻地迁移的城市中的市辖区④(④剔除民政部网站公示的1999—2022年间发生过城市政府驻地迁移的城市，其余城市下辖区县的数据来源为县级统计年鉴，缺少部分市辖区数据，其余县、市及市辖区数据完整，面板数据共包括352个城市下1952个区县，其中市辖区194个。)。回归结果显示，（4）、（5）列的核心结论与（3）列保持一致，具有一定的稳健性。
由于传统多时点DID可能存在负权重问题，本文补充进行了表5中（3）列的Goodman-Bacon诊断，发现文中多时点DID模型不存在影响回归结果的负权重问题。其中，其他实验组（timing）、始终实验组vs其他实验组（always_v_timing）以及对照组vs其他实验组（never treated_v_timing）的权重分别为0.024、0.810和0.857，DID估计系数分别为0.019、0.058和0.086，即始终实验组和其他实验组的DID估计值均为正，因此本文所采用的传统多时点DID方法得到的结论是可信的⑤(⑤经检验，迁出区、溢出效应以及机制检验的回归中也同样不存在负权重问题，受制于本文篇幅具体检验过程略。)。
平行趋势检验是双重差分法可信度的必要检验，目的在于验证实验组和对照组在政策发生前无显著差异，从而尽可能保证模型所识别到的迁移发生后两组之间的差异是由政府驻地迁移政策带来的。由于理性预期效果的存在，本文将迁移前两年作为基准绘制平行趋势图（图4）。以表5中（3）列为基准，可见迁移3年前对照组和实验组无显著差异，表明政策发生前实验组和对照组基本不存在显著差异。因此可以认为迁移后两组产生的明显差异为政策带来的效果，证明本文模型符合平行趋势假设。在政府驻地迁移前一年（d_1），迁入区的经济增长率因理性预期而出现显著的提高，在政策发生后，迁入区经济发展的优势一直持续到迁移4年后。
图4 迁入区基准回归的平行趋势检验

Fig. 4 Parallel trend test of the baseline regression in move-in districts

5.2 迁出区的经济绩效

城市政府驻地迁移除了影响迁入区以外，也有可能影响迁出区的经济发展。表6显示，相较于政府驻地迁移城市中非迁入迁出的市辖区或者区县，迁出区都没有显著的经济增长或者衰退现象。此外，为剔除城市政府驻地迁移对该市域内非迁入迁出区县的溢出效应，改用非政府驻地迁移城市的市辖区作对照组，同样发现迁出区的影响系数不显著。3种对照组的回归结果均表明政府驻地迁移对于迁出区的经济影响没有产生显著的作用。可能的原因是，尽管政府驻地迁出可能减弱集聚效应阻碍了经济增长，但也会优化迁出区的资源配置[32]促进经济发展，两个互为正负的作用互相抵消，导致综合效果不显著。
表6 迁出区的基准模型回归结果

Tab. 6 Baseline regression results of move-out districts

实验组 迁出区
对照组 政府驻地迁移城市中非迁入迁出的市辖区 政府驻地迁移城市中非迁入迁出的区县 非政府驻地迁移城市的市辖区
因变量 (1)
不加自然变量
经济增长率		 (2)
自然变量单阶时变
经济增长率		 (3)
自然变量高阶时变
经济增长率		 (4)
自然变量高阶时变
经济增长率		 (5)
自然变量高阶时变
经济增长率
政府驻地迁出 0.0207(0.061) 0.0404(0.075) 0.0217(0.076) -0.0032(0.050) 0.0282(0.028)
控制变量 是 是 是 是 是
自然变量×t 否 是 是 是 是
自然变量×t2 否 否 是 是 是
自然变量×t3 否 否 是 是 是
观测值 264 264 264 932 960
R2 0.227 0.330 0.601 0.326 0.190
区县数量(个) 31 31 31 109 168
个体固定 是 是 是 是 是
时间固定 是 是 是 是 是

注：括号内均为稳健标准误差；***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平；受制于本文篇幅，控制变量的具体结果略。控制变量同表5，包括初期经济水平、固定投资、人力资本、劳动力、政府干预、人口规模和产业结构，下文同。

5.3 溢出效应

城市政府驻地迁移在直接影响迁入区和迁出区以外，也会通过溢出效应对政策发生的城市内其他区县的经济发展产生影响[5]。检验这些区县是否受到政策的溢出影响，对于全面评估迁移效应以及准确判断迁入区和迁出区的绩效都有着不可或缺的作用。
考虑到区县之间的发展水平差异，本文将按照区和县分组检验。表7中（1）、（2）列分别将非迁入迁出的市辖区和县作为实验组，以未发生过城市政府驻地迁移的城市市辖区和县作为对照组。结果显示与未发生过政府驻地迁移的城市中的市辖区（或县级单位）相比，政府驻地迁移对于迁移城市中非迁入迁出的市辖区（或县级单位）人均GDP增长率的回归系数均为正显著，且对市辖区的溢出效应略大于县级单位。表7中（3）列将区县样本合并回归，同样发现非迁入迁出区的经济增长率受政府驻地迁移的积极溢出影响。综合来看，政府驻地迁移的经济促进效果存在溢出效应和整体效应，带动迁入区发展的同时亦会带动城市内其他区县的经济发展，尤其对市辖区的溢出效果相对更强。
表7 非迁入迁出区的基准模型回归结果

Tab. 7 Baseline regression results of non-move-in and non-move-out districts

实验组 政府驻地迁移城市中
非迁入迁出的市辖区		 政府驻地迁移城市中
非迁入迁出的县		 政府驻地迁移城市中
非迁入迁出的区县
因变量 其他城市的市辖区
(1) 经济增长率		 其他城市的县
(2) 经济增长率		 其他城市的区县
(3) 经济增长率
政府驻地迁移 0.0961***(0.032) 0.0588***(0.013) 0.0685***(0.012)
控制变量 是 是 是
自然变量×t 是 是 是
自然变量×t2 是 是 是
自然变量×t3 是 是 是
观测值 1129 10547 11676
R2 0.221 0.102 0.105
区县数量(个) 186 1,823 2,009
个体固定 是 是 是
时间固定 是 是 是

注：括号内均为稳健标准误差；***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

图5进一步分别对表7中（1）、（2）列回归结果进行经济增长动态效果检验。对于发生城市政府驻地迁移的地级市中的其他市辖区而言，在政府驻地搬迁当年以及搬迁后3~4年，经济增长率出现显著提升，但之后效果逐渐消失；对于城市内其他县级单位而言，该促进效果逐年累积且长期存在。
图5 非迁入迁出区基准模型的平行趋势检验

Fig. 5 Parallel trend test of the baseline regression in non-move-in and non-move-out districts

5.4 机制检验

5.4.1 产业结构调整

产业结构调整是经济绩效提升的重要机制[68]。本文在公式（2）基础上选取各产业增加值的增长率作为衡量指标，对产业结构调整效应进行研究，模型中删除产业结构控制变量[69]。表8中（1）~（3）列以政府驻地迁移城市中非迁入迁出的市辖区作对照组，发现城市政府驻地迁移会抑制迁入区第一产业增长率；（4）~（6）列改用政府驻地迁移城市中非迁入迁出的区县作对照组，扩大样本量以提高估计效率，发现迁移政策会抑制第二产业增长率，同时提高第三产业增长率；（7）~（9）列没有表现出显著性，可能与对照组质量有关。整体上看，政府驻地迁移政策基本表现为促进迁入区产业结构升级，验证了本文关于产业结构调整作为机制的假说。
表8 迁入区的产业结构调整模型结果

Tab. 8 Results of the industrial structure adjustment effect in move-in districts

实验组 迁入区
对照组 政府驻地迁移城市中
非迁入迁出的市辖区		 政府驻地迁移城市中
非迁入迁出的区县		 非政府驻地迁移城市
的市辖区
因变量 (1)
一产
增长率		 (2)
二产
增长率		 (3)
三产
增长率		 (4)
一产
增长率		 (5)
二产
增长率		 (6)
三产
增长率		 (7)
一产
增长率		 (8)
二产
增长率		 (9)
三产
增长率
政府驻地迁入 -0.1320***
(0.040)		 -0.0555
(0.033)		 0.0468
(0.033)		 -0.0907
(0.074)		 -0.0591***
(0.019)		 0.0848***
(0.023)		 -0.0625
(0.101)		 -0.0009
(0.025)		 -0.0091
(0.024)
控制变量 是 是 是 是 是 是 是 是 是
自然变量×t 是 是 是 是 是 是 是 是 是
自然变量×t2 是 是 是 是 是 是 是 是 是
自然变量×t3 是 是 是 是 是 是 是 是 是
观测值 258 269 269 943 954 954 960 957 954
R2 0.288 0.265 0.417 0.131 0.234 0.266 0.238 0.281 0.211
区县数量(个) 31 32 32 108 109 109 169 169 169
个体固定 是 是 是 是 是 是 是 是 是
时间固定 是 是 是 是 是 是 是 是 是

注：括号内均为稳健标准误差；***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

对迁出区而言，选用不同的对照组（政府驻地迁移城市中非迁入迁出的市辖区、区县以及非政府驻地迁移城市的市辖区）进行检验后发现，城市政府驻地迁移对于迁出区的产业结构影响与对照组相比基本没有显著差异（表9）⑥(⑥仅有表9中（9）列表现出政府驻地迁出显著损害了迁出区的第三产业发展，同样符合本文的理论假设，但考虑到该结果的对照组与实验组基本情况差异较大，这一结论不作为基准结论。)。
表9 迁出区的产业结构调整模型结果

Tab. 9 Results of the industrial structure adjustment effect in move-out districts

实验组 迁出区
对照组 政府驻地迁移城市中
非迁入迁出的市辖区		 政府驻地迁移城市中
非迁入迁出的区县		 非政府驻地迁移城市
的市辖区
因变量 (1)
一产
增长率		 (2)
二产
增长率		 (3)
三产
增长率		 (4)
一产
增长率		 (5)
二产
增长率		 (6)
三产
增长率		 (7)
一产
增长率		 (8)
二产
增长率		 (9)
三产
增长率
政府驻地迁出 0.0638
(0.088)		 0.0200
(0.056)		 -0.0709
(0.069)		 0.0299
(0.065)		 0.0261
(0.050)		 -0.0546
(0.067)		 0.0169
(0.054)		 0.1220*
(0.062)		 -0.1205**
(0.053)
控制变量 是 是 是 是 是 是 是 是 是
自然变量×t 是 是 是 是 是 是 是 是 是
自然变量×t2 是 是 是 是 是 是 是 是 是
自然变量×t3 是 是 是 是 是 是 是 是 是
观测值 250 265 265 946 961 961 952 955 952
R2 0.252 0.335 0.438 0.136 0.250 0.278 0.169 0.288 0.223
区县数量(个) 30 31 31 107 108 108 168 168 168
个体固定 是 是 是 是 是 是 是 是 是
时间固定 是 是 是 是 是 是 是 是 是

注：括号内均为稳健标准误差；***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

在政府驻地迁移城市中非迁入迁出区的产业结构机制检验中，本文将实验组分为市辖区、县和区县三组样本进行回归，相应选择非政府驻地迁移城市的市辖区、县和区县作为对照组。表10中（1）~（3）列为市辖区样本，政府驻地迁移降低了非迁入迁出区的市辖区的一产和三产增长率；（4）~（6）列只包括县样本，非迁入迁出区的县一产和三产增长率均有所降低，二产增长率显著提升；（7）~（9）列包括区县全样本，非迁入迁出区的其他区县的总体结果基本与前面分样本回归保持一致，第一产业和第三产业的增长率有显著的下降。考虑到被研究区县尤其是县级单位原本经济水平较低，因此政府驻地迁移对这些区县的经济增长影响主要是依靠以工业化为主要特征的产业结构调整。
表10 非迁入迁出区的产业结构调整模型结果

Tab. 10 Results of the industrial structure adjustment effect in non-move-in and non-move-out districts

实验组 政府驻地迁移城市
非迁入迁出的市辖区		 政府驻地迁移城市
非迁入迁出的县		 政府驻地迁移城市
非迁入迁出的区县
对照组 非政府驻地迁移城市的市辖区 非政府驻地迁移城市的县 非政府驻地迁移城市的区县
因变量 (1)
一产
增长率		 (2)
二产
增长率		 (3)
三产
增长率		 (4)
一产
增长率		 (5)
二产
增长率		 (6)
三产
增长率		 (7)
一产
增长率		 (8)
二产
增长率		 (9)
三产
增长率
政府驻地迁移 -0.1172***
(0.038)		 0.0014
(0.041)		 -0.0541*
(0.032)		 -0.0536***
(0.020)		 0.0417**
(0.019)		 -0.0318**
(0.016)		 -0.0811***
(0.020)		 0.0217
(0.018)		 -0.0429***
(0.015)
控制变量 是 是 是 是 是 是 是 是 是
自然变量×t 是 是 是 是 是 是 是 是 是
自然变量×t2 是 是 是 是 是 是 是 是 是
自然变量×t3 是 是 是 是 是 是 是 是 是
观测值 1122 1130 1127 10543 10527 10505 11665 11657 11632
R2 0.206 0.207 0.188 0.212 0.261 0.259 0.202 0.252 0.246
区县数量(个) 185 186 186 1,822 1,822 1,822 2,007 2,008 2,008
个体固定 是 是 是 是 是 是 是 是 是
时间固定 是 是 是 是 是 是 是 是 是

注：括号内均为稳健标准误差；***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

5.4.2 集聚疏解效应

从理论上看，政府驻地迁移对迁入区经济的促进作用也可通过集聚效应实现，同时也可能疏解迁出区过度集中的社会经济活动而改善经济绩效[42,48]。本文采用企查查历年企业数量增长率作为因变量，通过检验政府驻地迁移对企业数量增长率的影响来识别是否存在集聚效应或疏解效应。从表11中（1）、（2）列的结果来看，政府驻地迁移会促进迁入区的企业数量增长⑦(⑦表11中（3）列不显著可能与对照组的质量有关。)。结合实践经验，在政府驻地迁入之后，迁入区对成立企业的政策优惠明显增加，如税收优惠和信贷放宽等；政府驻地迁入会为企业带来较为乐观的预期，从而导致新生企业的增加和集聚。然而对于迁出区而言，表11中（6）列显示迁出区的企业增长率显著降低，但（4）、（5）列均未显示有显著负面影响，因而政策对迁出区的疏解效应还需进一步证据支持。针对政府驻地迁移城市中非迁入迁出区的集聚疏解效应的检验显示，政策并未通过企业数量的集聚或者疏解影响这些区域的经济发展。
表11 迁入区和迁出区集聚疏解效应研究结果

Tab. 11 Results of the agglomeration and dispersal effect in move-in and move-out districts

实验组 迁入区 迁出区
对照组 政府驻地迁移城市非迁入迁出的市辖区 政府驻地迁移
城市非迁入迁出
的区县		 非政府驻地
迁移的
市辖区		 政府驻地迁移城市非迁入迁出的市辖区 政府驻地迁移城市非迁入迁出的区县 非政府驻地
迁移的
市辖区
因变量 (1)
企业增长率		 (2)
企业增长率		 (3)
企业增长率		 (4)
企业增长率		 (5)
企业增长率		 (6)
企业增长率
政府驻地迁移 0.0325**
(0.015)		 0.0554***
(0.016)		 -0.0253
(0.021)		 -0.0260*
(0.014)		 0.0149
(0.017)		 -0.0613***
(0.018)
控制变量 是 是 是 是 是 是
自然变量×t 是 是 是 是 是 是
自然变量×t2 是 是 是 是 是 是
自然变量×t3 是 是 是 是 是 是
观测值 277 976 958 283 982 955
R2 0.648 0.483 0.234 0.646 0.481 0.211
区县数量(个) 32 110 168 31 109 167
个体固定 是 是 是 是 是 是
时间固定 是 是 是 是 是 是

注：括号内均为稳健标准误差；***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

6 结论与启示

6.1 结论

政府驻地作为稀缺性公共资源和政区地理的重要要素，它的区位改变会对城市内部各个区域进行新一轮的资源配置[32]。但政府驻地迁移作为“以地为主”的空间干预手段政策，究竟对于迁入区和迁出区的效果如何?这种效果仅仅对涉及迁移的地区有效，还是对其他区域也存在溢出效应?影响的具体路径又是什么?这些问题均需要学术研究提供多区域视角、大样本的因果证据。本文拓展和修订了政府驻地迁移经济绩效的理论分析框架，并构建2000—2017年中国区县尺度的面板数据，使用双重差分法进行了该政策经济效果的分析和检验，主要结论为：① 城市政府驻地迁移对迁入区、迁出区和其他区县都会产生不同程度的经济影响。具体而言，城市政府驻地迁移对于迁入区和城市内其他区县的经济发展都有着促进作用，对于迁出区经济没有显著的衰退或促进影响。迁入区受益最大，在政府驻地迁移后的4年内比城市内其他市辖区具有更高的经济增长率。政策发生的城市内非迁入迁出的区县也同样受益于政府驻地迁移的经济外溢，其中非迁入迁出的市辖区在短期内能够获得的相对更强的溢出效应，但持续时间不长，而县级单位溢出强度在初期并不大，但效果持续时间长且逐年累积。② 从影响机制来看，城市政府驻地迁移主要通过产业结构调整及集聚效应促进当地的经济发展。具体来说，在产业结构升级效应方面，政府驻地迁移会通过减缓迁入区第一产业发展并加速第三产业发展推动产业结构升级，同时推动城市内其他区县的产业结构的工业化；在集聚疏解效应方面，以企业数量变化来看，城市政府驻地迁移会强化迁入区的集聚效应，但对迁出区和其他区县没有显著的集聚或疏解效应。

6.2 讨论

已有相关研究多关注政策直接实施区域，或关注迁入或迁出区，缺乏对其他区县影响的评估，或关注城市整体，探究政府驻地迁移对政策发生城市内各区域的平均效应。然而，行政区划调整必须考虑政策效果的全面性，已有研究暂未从本地的多区域尺度评价政府驻地迁移的效果，对其他区县的间接效应仍未知。因此，本文补充了地理空间溢出的研究视角，对城市政府驻地搬迁对迁入区、迁出区和其他区县的经济绩效分别进行检验和分析，发现城市内不同区域都受到了政策的影响，迁入区的经济发展受益最大，其次是非迁入迁出的区县，而迁出区经济受到的影响不大，从而提高了政策评估的全面性和系统性，为城市政府驻地迁移政策的实施提供了有力的科学支撑。
城市政府驻地迁移的空间溢出效应在理论和现实方面都有佐证。理论上，城市政府驻地的迁移作为影响经济社会发展的重大决策，与城市未来空间发展方向高度一致，因此政府驻地会作为增长极辐射带动周边区域。现实中也有案例证明城市政府驻地迁移的空间溢出效果。1994年青岛市政府在市南区内部由栈桥附近的沂水路东迁至香港中路，有效突破了老城区的狭小发展空间，创造了新的经济空间。随着商务办公楼的建造和集聚，政府迁入地香港中路附近的五四广场和其他商圈成为青岛新一代地标，显著推动了原本欠发达的市南区东部的经济发展和产业升级。青岛政府驻地的东迁也有效拉动了周边区县的经济发展和产业结构升级，不仅在青岛东部形成了崂山区、李沧区等以高科技产业为主的经济带，而且制造业也在空间上逐渐分散，崂山区、黄岛区等地分别建立了不同的产业基地，形成了更科学的产业布局和更高端的产业结构，成为了全市发展的重要增长极。又如，2006年西安市将政府驻地从城市核心的莲湖区迁往市辖区中人口密度较低的未央区，不仅为莲湖区西安古城的保护提供了充足的协调空间，也带动了未央区基础设施、商业地产及配套产业的发展，加快了未央区的城市化进程。不单迁出区莲湖区的过分拥挤得到了疏解，由于行政中心迁移带来的人口重心变化，临近莲湖区的新城区和碑林区的人口密度也出现了不同程度的下降，缓解了原本城市核心区人口过度集聚引发的交通拥堵、环境污染等城市问题。此外，由于政府驻地的北迁，西安市逐渐向北拓展空间，提出“北跨渭河”的发展格局，着手以北部为基点重新构建城市交通、产业等发展空间，并引入高质量医疗资源，助力推动了“北郊”经济发展。
在理论框架中的作用路径方面，由于权力路径难以量化检验，本文仅探究了政府驻地迁移通过产业升级和集聚疏解效应的市场路径对经济绩效的作用，但本文始终认为政府驻地迁移通过权力路径影响资源配置的路径依赖一直存在。行政区划调整可以被看作是权力的空间配置方式，政府驻地迁移即是对地方政府的权力空间在城市内部进行重组。政府驻地迁移后，地方政府会通过权力路径直接影响区域规划和制度创新，重塑地方治理空间；同时，也会通过市场路径间接对资源的配置施以政府的影响，通过权力和市场的合力重构资源要素的空间格局，进而作用于地方经济发展空间。

6.3 启示

本文基于大样本实证检验，较为系统地认知了城市政府驻地迁移对迁入区、迁出区和其他区县经济绩效的影响及其机制，有助于推动政区地理要素及其绩效影响的理论发展，尤其是政府驻地迁移的经济绩效研究。同时，本文发现对城市政府驻地迁移政策的实施具有一定的参考价值。一方面，以往“以地为主”的空间干预政策评估多聚焦于特定地区的新区或开发区建设、行政边界变更等，很少关注政府驻地这类资源要素空间迁移政策的经济影响，本文以“城市政府驻地迁移”为题补充了空间干预政策的评估内容。另一方面，合理的城市政府驻地迁移不失作为促进城市空间优化的政策工具。首先，作为一项针对于“迁入区”或者“迁出区”为主的空间干预政策，随着中国城市内部要素市场流通性增强，其政策效果并不会仅仅局限在政策发生区域。从平均意义上来看，城市政府驻地迁移在促进迁入区发展时，迁出区不会由于政府驻地的迁出而一蹶不振，同时其他区县受到的溢出效应也较为积极。其次，需以长远且开阔的眼光去评判城市政府驻地迁移的效果。在讨论城市政府驻地迁移时，需要将当地视为长期的经济增长空间，持续培育才能收获更高的经济发展质量，而不能仅仅将政府驻地迁移作为提升地价等获取短期利益的手段。
由于本文所选用的准自然实验样本是基于严格论证后被民政部正式批复的地级市政府驻地迁移，因此积极的结果可能与满足一定的前置条件有关。因此，要想保证城市政府驻地迁移具有较好的收益，需要未来对这些条件展开更详尽的研究；同时也需继续秉持中央政府所倡导的谨慎态度，加强对城市政府驻地迁移的严格论证。此外，本文仅从经济绩效角度探讨城市政府驻地迁移的影响，而政府驻地迁移涉及政治、文化、自然等多方面的绩效，值得进一步研究。

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