韋 欣 徐 佳

一、引言

鄉(xiāng)鎮(zhèn)作為我國行政區(qū)劃的基礎單元，是公共服務供給的“最后一公里”，也是國家基層治理現(xiàn)代化的根基所在。黨的十八大以來，習近平總書記高度重視我國行政區(qū)劃工作，強調(diào)“行政區(qū)劃本身也是一種重要資源，用得好就是推動區(qū)域協(xié)同發(fā)展的更大優(yōu)勢，用不好也可能成為掣肘” (習近平，2014)。鄉(xiāng)鎮(zhèn)和街道治理體制的建設是推進國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化的基礎性工作。截至2019 年12 月，我國共有鄉(xiāng)鎮(zhèn)總數(shù)37 613 個。隨著經(jīng)濟高速發(fā)展和城市化進程的不斷推進，原有的鄉(xiāng)鎮(zhèn)行政區(qū)劃格局難以滿足經(jīng)濟結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的需求，鄉(xiāng)鎮(zhèn)發(fā)展面臨著土地分散、人口老齡化、村莊空心化等嚴峻挑戰(zhàn)。在此背景下，鄉(xiāng)鎮(zhèn)級別的區(qū)劃改革能夠優(yōu)化空間資源，有效提升基層空間治理水平，促進城鄉(xiāng)公共服務均等化，具有極為重要的戰(zhàn)略意義。

過去二十余年，全國的鄉(xiāng)鎮(zhèn)區(qū)劃調(diào)整工作在政府的主導下順利進行。2001 年，中華人民共和國民政部(以下簡稱“民政部”)、原中華人民共和國農(nóng)業(yè)部(以下簡稱“原農(nóng)業(yè)部”)等七部委聯(lián)合出臺了《關于鄉(xiāng)鎮(zhèn)行政區(qū)劃調(diào)整工作的指導意見》，明確了“鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并、機構(gòu)精簡、人員分流” 的鄉(xiāng)鎮(zhèn)機構(gòu)改革方向。2021 年，中共中央國務院《關于加強基層治理體系和治理能力現(xiàn)代化建設的意見》指出，要“優(yōu)化鄉(xiāng)鎮(zhèn)(街道)行政區(qū)劃設置，確保管理服務有效覆蓋常住人口”。這些改革舉措促進了鄉(xiāng)鎮(zhèn)區(qū)劃設置的科學調(diào)整，構(gòu)建了簡約高效、多方協(xié)同的基層治理新格局。眾多研究表明，行政區(qū)劃邊界會造成空間分割，導致區(qū)域經(jīng)濟活動的異質(zhì)性和不連續(xù)性，從而可能阻礙經(jīng)濟增長(Alesina 和Zhuravskaya，2011)。尤其是在行政區(qū)劃細碎化的格局下，地方政府之間可能產(chǎn)生過度競爭從而帶來制度壁壘，進一步阻礙要素的自由流動和市場的一體化(王賢彬和聶海峰，2010；胡家勇，2016)。目前，我國正面臨土地要素制約和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的雙重挑戰(zhàn)，如何通過優(yōu)化基層行政區(qū)劃設置，促進公共服務的空間布局與經(jīng)濟功能相匹配，推動城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化發(fā)展，成為行政區(qū)劃改革研究的重要議題。在實際應用中，如何根據(jù)城市化進程動態(tài)調(diào)整政府規(guī)模，優(yōu)化基層政府數(shù)量和所轄范圍，打破原有行政區(qū)劃之間的市場壁壘，重塑經(jīng)濟的空間格局，推動各類要素和服務的優(yōu)化配置，也是需要進一步研究的實踐問題。

關于行政區(qū)劃改革如何影響經(jīng)濟增長的研究主要集中在“撤縣設區(qū)” “省直管縣”等區(qū)縣及以上級別的改革。例如，李郇和徐現(xiàn)祥(2015)發(fā)現(xiàn)撤縣設區(qū)能夠促進基礎設施投資，推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和房地產(chǎn)消費，進而帶動經(jīng)濟增長。盧盛峰等(2017)發(fā)現(xiàn)撤縣設區(qū)強化了轄區(qū)政府在公共服務事務上的支出，對縣域經(jīng)濟發(fā)展起到了促進作用。唐為(2019)研究了撤縣設區(qū)改革，發(fā)現(xiàn)地級市政府的統(tǒng)籌能力得到了強化，原市轄區(qū)和被合并縣交界處的經(jīng)濟活動水平得到了提高。劉沖等(2014)發(fā)現(xiàn)，省直管縣改革通過增加財政收入刺激了經(jīng)濟增長，但這種行政分權(quán)方式仍然依賴投資帶動，未能從根本上提高生產(chǎn)率和資源配置效率。賈俊雪等(2013)發(fā)現(xiàn)，省直管縣改革抑制了縣域經(jīng)濟的增長，但在一定程度上有助于改革縣域的財政解困。才國偉和黃亮雄(2010)發(fā)現(xiàn)，省直管縣對于經(jīng)濟增長的促進效果要弱于強縣擴權(quán)，兩種措施共同使用對提高財政支出和經(jīng)濟增長的作用更為明顯。

基層行政單元的合并重組并非中國特有，各國學者都曾對相關改革進行過研究，并為學界所持續(xù)關注，這一問題的核心在于政府的最優(yōu)規(guī)模與公共服務供給效率之間的相互關 系 (Alesina 和Spolaore，1997；Alesina 和Spoloore，2003)。例 如，Hawkins 等(1991)認為，基層行政單元的數(shù)量與其管轄范圍呈現(xiàn)此消彼長的關系，增加鄉(xiāng)鎮(zhèn)數(shù)量的同時減小鄉(xiāng)鎮(zhèn)管轄面積，會影響基層公共服務供給的規(guī)模效應。Hansen 等(2014)基于丹麥2003—2011 年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)區(qū)劃合并在短時間內(nèi)改善了地方政府的財政狀況。Egger等(2022)在德國1998—2013 年區(qū)劃改革數(shù)據(jù)上的研究發(fā)現(xiàn)，主動的合并可以顯著提高地區(qū)的經(jīng)濟活躍度，而被動的合并則不利于地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。Pickering 等(2020)則研究了日本的區(qū)劃改革，發(fā)現(xiàn)政府會給予合并后人口密度更大、城鎮(zhèn)化程度更高地區(qū)更多的公共服務支持。

國內(nèi)鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并等區(qū)縣以下級別的基層行政區(qū)劃改革研究業(yè)已見諸文獻，但主要以案例分析和個別省份的事實證據(jù)為主。例如，羅宏翔和哈穎(2005)基于理論分析認為鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并有利于農(nóng)村空間結(jié)構(gòu)的優(yōu)化；魯靜芳和左停(2006)以蘇北案例發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化有正向影響；賀大興(2012)發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并能夠減輕農(nóng)民負擔，改善農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，但減少了公共服務供給；賴德勝等(2022)基于四川省的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并對鄉(xiāng)村振興有促進作用，在經(jīng)濟基礎較弱的地區(qū)效果更為顯著；劉窮志和苗高杰(2019)基于河南省2005 年的改革發(fā)現(xiàn)精簡鄉(xiāng)鎮(zhèn)行政機構(gòu)有助于財政解困。然而，從公共服務規(guī)模效應角度探究鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并對經(jīng)濟的影響在文獻中鮮有涉及。因此，本文基于中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并的準自然實驗，采用雙重差分法分析鄉(xiāng)鎮(zhèn)區(qū)劃改革對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響及其機制。研究表明，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革提高了縣域經(jīng)濟的發(fā)展水平，使人均生產(chǎn)總值增長約2.6%。機制分析表明，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并能夠更好地發(fā)揮公共服務的規(guī)模效應，改善資源配置效率，提高企業(yè)產(chǎn)出水平，從而促進地方經(jīng)濟的集聚與增長。

本文相對于現(xiàn)有文獻的貢獻主要體現(xiàn)在以下幾個方面:首先，本文采用了嚴謹?shù)膶嵶C方法，全面系統(tǒng)地研究了我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革對縣域經(jīng)濟發(fā)展的作用以及其影響機制，為深化國家基層治理現(xiàn)代化體制改革提供了經(jīng)驗參考和理論依據(jù)。其次，本文從兩個方面深入探討了鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并對縣域經(jīng)濟增長的作用機制，即公共服務的規(guī)模效應和經(jīng)濟發(fā)展的集聚效應。鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并能夠有效促進公共服務的規(guī)模效應，提高資源配置效率，進而提升企業(yè)產(chǎn)出水平，從而推動地方經(jīng)濟集聚與增長。最后，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革對經(jīng)濟增長的影響存在區(qū)域差異。在人口密度較高的地區(qū)，基礎設施等公共服務的邊際成本較低，能夠更好地發(fā)揮正外部性，有利于促進經(jīng)濟發(fā)展的規(guī)模效應。在長三角和珠三角城市群，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并能夠有效地推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；而在胡煥庸線①胡煥庸線，又稱黑河—騰沖線，從黑龍江省黑河市到云南省騰沖市，大致為45 度傾斜直線。胡煥庸線是一條反映我國人口發(fā)展水平和經(jīng)濟社會格局的分界線，其東側(cè)分布著我國94%的人口(2000 年第五次全國人口普查資料)。以西地區(qū)，改革則能夠顯著促進第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。以上結(jié)論為公共服務供給與經(jīng)濟增長的關系提供了鄉(xiāng)鎮(zhèn)級別的經(jīng)驗證據(jù)，豐富了相關文獻的研究內(nèi)容。

二、改革背景及理論分析

(一)鄉(xiāng)鎮(zhèn)行政管理體制歷史沿革

鄉(xiāng)鎮(zhèn)行政管理體制歷史沿革是中國行政管理演進的重要組成部分，其變遷反映了中國政治制度和社會組織的演進歷程。自周代“鄉(xiāng)制” 確立起，鄉(xiāng)鎮(zhèn)作為國家治理的最基層單元，歷經(jīng)秦、隋、唐、宋、元、明、清等朝代的變革和完善，逐漸成為中國政治體系的基石。在20 世紀，特別是中華人民共和國成立后，中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)行政管理體制經(jīng)歷了多次重大變革。20 世紀50 年代初期，鄉(xiāng)級政府得到廣泛建立，人民公社制度成為農(nóng)村基層政府的組織形式，初步形成了較強的基層治理能力。80 年代后期，我國開始重構(gòu)國家政權(quán)與鄉(xiāng)村社會的關系，推動了“鄉(xiāng)政村治” 的基層格局，逐步形成以鄉(xiāng)政府為主導、村級自治為基礎的新格局。然而新建鄉(xiāng)的規(guī)模普遍較小，建制鎮(zhèn)的數(shù)量迅速增加，“包產(chǎn)到戶” 帶來的鄉(xiāng)村生產(chǎn)資源分化與支配性權(quán)力增長相互背離的現(xiàn)象逐漸凸顯。1986 年后正式開展的鄉(xiāng)鎮(zhèn)撤并工作，旨在解決鄉(xiāng)鎮(zhèn)數(shù)量過多、職能重疊等問題，提高鄉(xiāng)鎮(zhèn)行政管理的效率和質(zhì)量。此輪鄉(xiāng)鎮(zhèn)撤并在2002 年達到高峰(見圖1)，地區(qū)分布上以四川省最多，江蘇省及山東省次之(見圖2)。在此后的改革中，鄉(xiāng)鎮(zhèn)機構(gòu)改革持續(xù)進行，通過合并、精簡機構(gòu)等方式，逐步實現(xiàn)了鄉(xiāng)鎮(zhèn)機構(gòu)的精簡化和職能的轉(zhuǎn)變。

圖2 1997—2020 年鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革的地區(qū)分布

十八大以來，我國在基層治理現(xiàn)代化建設方面持續(xù)加大力度。2018 年中共中央印發(fā)的《深化黨和國家機構(gòu)改革方案》指出，應借鑒經(jīng)濟發(fā)達鎮(zhèn)行政管理體制改革試點經(jīng)驗，適應街道、鄉(xiāng)鎮(zhèn)工作特點和便民服務需要，構(gòu)建簡約高效的基層管理體制。2021 年中共中央國務院在《關于加強基層治理體系和治理能力現(xiàn)代化建設的意見》指出，要優(yōu)化鄉(xiāng)鎮(zhèn)(街道)行政區(qū)劃設置，確保管理服務有效覆蓋常住人口。這些改革方案和意見強調(diào)了簡約高效、優(yōu)化鄉(xiāng)鎮(zhèn)行政區(qū)劃設置以及提升基層治理效能等目標，旨在進一步強化基層治理，提升鄉(xiāng)鎮(zhèn)行政管理體制的適應性和便民服務水平，為中國治理體系和治理能力現(xiàn)代化提供更為堅實的基礎，以“基層之治” 夯實“中國之治”。鄉(xiāng)鎮(zhèn)行政管理體制的演進歷程反映了中國政治制度的發(fā)展脈絡，也是國家治理能力因應時代需要不斷完善與提升的縮影。

(二)理論分析

中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)普遍位于縣域，具有規(guī)模不一、地形多樣、人口分布不均的特點，其平均人口密度相對城市中心區(qū)域較低，人口集聚度也較為分散。鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革通過將規(guī)模較小的多個鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并為規(guī)模較大的鄉(xiāng)鎮(zhèn)，可能產(chǎn)生兩種主要作用機制——規(guī)模效應和擁擠效應。規(guī)模效應體現(xiàn)在鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并后，地方公共服務和基礎設施得到了提升，這是由于更大規(guī)模的鄉(xiāng)鎮(zhèn)可以更有效地配置資源，提高服務供給效率，從而促進地方經(jīng)濟的發(fā)展。然而，隨著合并規(guī)模的增加，人們對公共服務的異質(zhì)性偏好可能增加，這會導致公共服務的擁擠效應，即公共服務提供效率下降。在整體鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革進程中，根據(jù)縣域樣本遠多于城市樣本的現(xiàn)實情況，以及縣域鄉(xiāng)鎮(zhèn)平均人口密度較低、人口集聚度較低的特征，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并的規(guī)模效應可能明顯高于擁擠效應。合并后形成的更大規(guī)模的鄉(xiāng)鎮(zhèn)能夠更好地利用資源，提升公共服務和基礎設施的效能，為地方經(jīng)濟的穩(wěn)健增長提供有效支持，從而推動地方經(jīng)濟的整體發(fā)展。由此，本文提出假說1。

假說1:鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革對縣域經(jīng)濟發(fā)展水平具有顯著提升效果。

鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并為地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展帶來了多維效應。首先，在行政管理層面，合并能夠降低行政人員和財政開支，節(jié)約行政管理資源，降低基礎設施建設單位成本。合并后的鄉(xiāng)鎮(zhèn)具有更大規(guī)模的基礎設施需求，如路網(wǎng)交通、互聯(lián)網(wǎng)、水電等。規(guī)模化建設能夠降低這些基礎設施的建設成本，更高效地服務更大規(guī)模的鄉(xiāng)鎮(zhèn)，從而公共服務效率得以提高，企業(yè)營商、交通、管理、信息溝通等成本有所降低，能夠吸引更多企業(yè)投資進入該區(qū)域，促進現(xiàn)有企業(yè)的擴張和投資規(guī)模增長，并進一步產(chǎn)生集聚效應，實現(xiàn)資源的優(yōu)化配置，推動地方經(jīng)濟增長。經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的工業(yè)發(fā)展水平較高、生產(chǎn)要素較充足、基礎設施建設及投資環(huán)境良好，且縣域財政實力相對較強，更易吸引外來資金和人才。鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并后，資源重新得到合理配置，進一步推動了經(jīng)濟的高速發(fā)展。同時，這些地區(qū)以二三產(chǎn)業(yè)為主，擁有大量高科技產(chǎn)業(yè)，合并后通過合理資源配置，有助于產(chǎn)業(yè)的進一步升級調(diào)整，提升區(qū)域經(jīng)濟的競爭力和發(fā)展?jié)摿Α＞C上所述，本文提出假說2。

假說2:鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并通過提高基礎設施的利用效率，可以促進資本生產(chǎn)要素流動，推動企業(yè)集聚和經(jīng)濟發(fā)展。

人口規(guī)模對地區(qū)的規(guī)模效應有著重要影響。大城市通常具有較強的規(guī)模效應，這一效應體現(xiàn)在人口集聚能夠提升大城市公共服務和基礎設施的使用效率，進而降低人均公共成本，增強規(guī)模效應。然而，人口規(guī)模越大的地區(qū)也越有可能吸引更多的人口集聚。人口流入增多會促使地方政府提供更多的公共服務，從而進一步推動經(jīng)濟增長；相反，人口流出會減少地方政府對公共物品的提供，可能減緩經(jīng)濟增長速度(Tiebout，1956；王偉同和魏勝廣，2016)。此外，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并涉及大量的協(xié)調(diào)與管理工作，包括不同鄉(xiāng)鎮(zhèn)的行政管理和人力資源整合、新制度的建立與執(zhí)行等，從而會增加管理的復雜性，可能導致政策實施和執(zhí)行效率下降，影響公共服務的質(zhì)量和效率。同時，合并后如果地區(qū)人口過密過高，可能會帶來公共服務的擁擠效應，使公共服務提供效率下降，阻礙規(guī)模效應的發(fā)揮。根據(jù)上述分析，本文認為在人口集聚地區(qū)，更易發(fā)揮規(guī)模效應，能夠更有效地優(yōu)化資源配置、提升公共服務效率，進而推動地方經(jīng)濟的健康發(fā)展。而政策的不利影響可能主要集中在那些土地面積大但人口相對較少的鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并樣本。由此，本文提出假說3。

假說3:鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并在人口集聚地區(qū)能夠更有效地發(fā)揮規(guī)模效應，提升公共服務的使用效率，進而推動當?shù)亟?jīng)濟的增長。

三、研究設計

(一)計量模型構(gòu)建

本文以2000—2019 年間各鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革的實施作為準自然實驗，將樣本時間內(nèi)進行鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革的區(qū)縣作為實驗組，未實施鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并的區(qū)縣作為對照組，采用雙重差分法估計鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革對縣域經(jīng)濟增長的影響，具體實證模型設定如下:

其中，被解釋變量Yit表示i區(qū)縣在t年的經(jīng)濟發(fā)展水平。Mergerit為核心解釋變量，當i區(qū)縣在第t年已經(jīng)實施鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革時取值為1，否則取值為0。γi是縣級固定效應，以控制不隨時間變化的地區(qū)特征，從而將實驗組與對照組的固有差異予以剔除，如自然條件、產(chǎn)業(yè)基礎和區(qū)位條件差異等；λt是年份固定效應，以剔除隨時間變化的各種影響因素，如宏觀經(jīng)濟形勢、經(jīng)濟發(fā)展周期等；由于某些區(qū)縣的固有特征既可能對該區(qū)縣是否進行鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革產(chǎn)生影響，也可能對經(jīng)濟發(fā)展隨時間變化的趨勢產(chǎn)生影響，因此，本文參照Li 等(2016)的做法，在雙重差分模型中控制了區(qū)縣初始特征(Xi)與年份固定效應的交互項，從而允許區(qū)域特征對被解釋變量的影響在改革前后各期有所差異。本文還對所選擇的控制變量進行了隨機性檢驗，在計量回歸中進一步控制各城市和區(qū)縣的特征變量。β1是本文關心的回歸系數(shù)，代表鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革對區(qū)縣經(jīng)濟發(fā)展的影響，若β1顯著大于0，表明鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革對經(jīng)濟增長有促進作用。εit為隨機擾動項。本文將標準誤聚類到縣級層面。

(二)數(shù)據(jù)說明與描述性統(tǒng)計

(1)被解釋變量。本文選取區(qū)縣總量GDP 的自然對數(shù)、人均GDP 的自然對數(shù)和單位土地面積GDP 的自然對數(shù)來衡量經(jīng)濟發(fā)展水平。其中，區(qū)縣GDP 度量經(jīng)濟增長的總量狀況，人均GDP 反映單位人口的經(jīng)濟產(chǎn)出，地均GDP 則反映行政區(qū)域內(nèi)每平方公里的經(jīng)濟產(chǎn)出。此外，本文選取區(qū)縣第一產(chǎn)業(yè)比重、第二產(chǎn)業(yè)比重和第三產(chǎn)業(yè)比重來衡量區(qū)縣的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

(2)解釋變量。通過查閱民政部縣級以下行政區(qū)劃變更情況以及各省政府官方網(wǎng)站，我們手工整理了2000—2019 年全國9 376 個改革鄉(xiāng)鎮(zhèn)、2 628 個改革區(qū)縣名稱及其改革時間，利用以上信息構(gòu)建核心解釋變量Mergerit，并作如下處理:剔除無下設鄉(xiāng)鎮(zhèn)的區(qū)縣；對被解釋變量進行前后1%縮尾法處理；剔除數(shù)據(jù)缺省樣本。

(3)控制變量。本文控制了一系列可能影響縣域和城市經(jīng)濟增長水平的變量。在城市層面，就業(yè)狀況以每萬人從業(yè)人員數(shù)的自然對數(shù)衡量，公共服務以小學在校學生數(shù)的自然對數(shù)衡量。在區(qū)縣層面，行政區(qū)面積以區(qū)縣當年行政區(qū)劃面積的自然對數(shù)衡量，人口規(guī)模以區(qū)縣當年戶籍人口的自然對數(shù)衡量，公共服務以醫(yī)院和衛(wèi)生院床位數(shù)的自然對數(shù)衡量，金融服務以居民儲蓄存款余額的自然對數(shù)和年末金融機構(gòu)各項貸款余額自然對數(shù)衡量。各級行政區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)均以第二、第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值比重衡量。這些數(shù)據(jù)來源于歷年《中國縣(市)社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》以及各市縣統(tǒng)計年鑒等。本文使用的主要變量的描述性統(tǒng)計如表1 所示。

表1 描述性統(tǒng)計

(三)一階段回歸結(jié)果

結(jié)合截至2019 年底已經(jīng)進行鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革的726 個區(qū)縣的特征，本文嘗試提取影響鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革區(qū)縣選擇的先決因素，以控制發(fā)生改革區(qū)縣選擇可能存在的內(nèi)生性問題。本文以“是否已進行‘鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并’ ” 作為因變量，以區(qū)縣層面的行政面積、區(qū)縣戶籍人口、一產(chǎn)比重、二產(chǎn)比重、電話用戶數(shù)、財政收入、財政支出、居民儲蓄、金融機構(gòu)貸款、小學在校學生數(shù)、醫(yī)院床位數(shù)和福利院床位數(shù)，以及城市層面的GDP、就業(yè)人數(shù)、一二產(chǎn)比重、財政收入、財政支出和小學在校學生數(shù)為解釋變量，同時控制區(qū)縣固定效應和基期變量×年份固定效應?；貧w結(jié)果如表2 所示。結(jié)果標明，區(qū)縣是否進行鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革主要受區(qū)縣面積、區(qū)縣人口規(guī)模、區(qū)縣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、區(qū)縣金融服務情況和區(qū)縣公共服務，以及所在城市的經(jīng)濟水平、就業(yè)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和公共服務的影響。因此，在回歸模型中應加入上述特征變量，以控制發(fā)生改革區(qū)縣選擇可能存在的內(nèi)生性問題。

表2 鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革區(qū)縣選擇的隨機性檢驗結(jié)果

四、實證結(jié)果

(一)基準結(jié)果

鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革可能對所在區(qū)縣的經(jīng)濟發(fā)展水平產(chǎn)生明顯的促進作用，其具體表現(xiàn)在經(jīng)濟總量的提升、人均生產(chǎn)總值和地區(qū)平均生產(chǎn)總值的增長，本文首先對假說1 進行檢驗。鑒于鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革具備分階段逐步推進的特征，本文在對模型(1)進行估計的基礎上，采用Baker 等(2021)提出的交錯雙重差分法，來評估鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革對經(jīng)濟的影響，結(jié)果詳見表3。第(1)—(3)列僅控制了縣級固定效應和年份固定效應，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革對區(qū)縣生產(chǎn)總值、人均生產(chǎn)總值和地區(qū)平均生產(chǎn)總值的影響估計系數(shù)均為正數(shù)，且在1%顯著性水平上通過檢驗，這表明鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革明顯促進了區(qū)縣的經(jīng)濟增長。第(4)—(6)列在此基礎上增加了縣級和城市層面的控制變量，以控制遺漏變量偏誤，觀察到鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并的系數(shù)絕對值雖有所減小，但鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并的規(guī)模效應仍然顯著。第(7)—(9)列報告了交錯雙重差分法的估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并對區(qū)縣經(jīng)濟增長的促進作用依然顯著。以上結(jié)果表明，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革能夠有效地促進縣級經(jīng)濟的增長。

表3 鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革對區(qū)縣經(jīng)濟增長的影響

注:???、??、?為在1%、5%、10%的水平上顯著；括號內(nèi)為聚類 (cluster)到區(qū)縣層面的標準誤；后同。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.檢驗平行趨勢假設

從基準回歸結(jié)果來看，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革對地方經(jīng)濟增長帶來了顯著的正向影響。但使用雙重差分法進行政策效果估計需要滿足一定的前提假設，即在政策發(fā)生前，實驗組和對照組之間不存在系統(tǒng)性差異。為了檢驗平行趨勢假定，本文采用事件研究法，檢驗鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革前后年份經(jīng)濟增長的動態(tài)變化，具體構(gòu)建模型如式(2)所示:

其中，Yit為總量GDP 和人均GDP。Mergerti0＋j代表實施鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并前后的事件窗口虛擬變量，ti0為區(qū)縣i實施鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革當年，ti0＋j表示改革前2—6 年及以前年份，或改革后0—3 年及以后年份的各個時期，改革前1 年為對照組。借鑒Fajgelbaum 等(2020)的做法，本文將小于或等于－6 的相對年份統(tǒng)一設置為－6，將大于或等于3 的相對年份統(tǒng)一設置為＋3，由此得到以相對年份－6 和＋3 為基準年份的估計系數(shù)。其余變量設定與基準模型相同，標準誤仍然聚類到區(qū)縣層面。估計結(jié)果如圖3 所示。結(jié)果顯示，γj(j<0)估計系數(shù)均不顯著，表明在鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并之前，實驗組與對照組的區(qū)縣總量與人均GDP 趨勢沒有明顯差異，因此滿足事前平行趨勢。而實驗組改革之后，其與對照組的區(qū)縣經(jīng)濟發(fā)展水平差異才開始顯現(xiàn)，且隨時間推移呈現(xiàn)逐步增強趨勢，這在很大程度上表明鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并的確促進了區(qū)縣經(jīng)濟增長，且影響具有長期持續(xù)性。為了進一步檢驗鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并對地方經(jīng)濟增長密度的影響，本文繼續(xù)考察地均GDP 的實證結(jié)果。其中，地均GDP＝區(qū)縣當年GDP 產(chǎn)值/當年所轄地區(qū)面積，其余變量設定與方程(2)相同，標準誤聚類到區(qū)縣層面，估計結(jié)果與GDP 總量及人均GDP 結(jié)果類似。

圖3 平行趨勢檢驗

2.其他穩(wěn)健性檢驗

(1)干擾政策:擴權(quán)強縣和省直管縣。在樣本期間，除了鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革，其他改革也可能對結(jié)果產(chǎn)生干擾，尤其是部分省份2004 年起還實施了擴權(quán)強縣、省直管縣等改革。省直管縣為市縣之間財政體制上的分權(quán)，擴權(quán)強縣則是市縣之間行政管理權(quán)限上的分權(quán)，都是旨在打破既有體制對區(qū)縣經(jīng)濟發(fā)展的束縛而將權(quán)力下放的改革舉措。為了剔除這兩項改革的影響，本文在基準回歸模型的基礎上，加入了“是否擴權(quán)強縣” “是否省直管縣” 兩個控制變量。在區(qū)縣被列為擴權(quán)強縣的當年及以后，虛擬變量“是否擴權(quán)強縣” 取值為1，否則取值為0，同理構(gòu)造虛擬變量“是否省直管縣”，然后將這兩個控制變量分別加入基準回歸，結(jié)果如表4 所示。由表4 的結(jié)果可知，在考慮以上區(qū)縣財權(quán)和事權(quán)改革的干擾因素后，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革對地方經(jīng)濟增長影響的估計系數(shù)依然顯著為正，表明鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革顯著提升了區(qū)縣的經(jīng)濟發(fā)展水平，這與前文得到的估計結(jié)果基本一致。

表4 擴權(quán)強縣和省直管縣政策穩(wěn)健性結(jié)果

(2)干擾政策:“鄉(xiāng)財縣管” 改革。在同一時期，“鄉(xiāng)財縣管” 改革在全國范圍內(nèi)推行，這一改革實行縣鄉(xiāng)“預算共編、賬戶統(tǒng)設、集中收支、采購統(tǒng)辦、票據(jù)統(tǒng)管”的財政管理方式，由縣級財政部門直接管理并監(jiān)督鄉(xiāng)鎮(zhèn)財政收支。鄉(xiāng)財縣管可能從優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)和降低稅費負擔兩個方面促進地方經(jīng)濟發(fā)展。為了剔除這一改革的潛在影響，本文引入了相關虛擬變量。若某區(qū)縣當年已經(jīng)實施鄉(xiāng)財縣管改革，則取值為1，否則取值為0，結(jié)果如表5 所示。在控制了鄉(xiāng)財縣管改革的影響后，β1的系數(shù)依然顯著為正，表明鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革顯著提升了縣域經(jīng)濟水平，與此前得到的估計結(jié)果基本一致。

表5 鄉(xiāng)財縣管政策穩(wěn)健性結(jié)果

(3)安慰劑檢驗。為了進一步排除可能存在的遺漏變量對實證分析有效性的影響，本文借鑒Lu 等(2017)的方法，在樣本中隨機抽取與實驗組數(shù)量相等的區(qū)縣作為模擬實驗組，每次抽取得到的剩余區(qū)縣為模擬對照組，重復隨機抽樣500 次后，運用模型(1)分別對模擬樣本組進行估計，由此得到核心解釋變量Mergerit的500 組估計系數(shù)，作為進一步的安慰劑檢驗。①因篇幅所限，本文省略了安慰劑檢驗結(jié)果，感興趣的讀者可向作者索取。由估計系數(shù)的密度分布可知，隨機回歸系數(shù)均值接近于0，遠小于本文基準回歸中的真實回歸系數(shù)，說明在500 次的隨機抽樣中，合并政策對隨機抽取的實驗組影響并不顯著。這在一定程度上排除了一些不可觀測的因素以及其他替代性解釋對估計結(jié)果的干擾。

五、影響機制分析

過于分散的鄉(xiāng)鎮(zhèn)布局和小規(guī)模的鄉(xiāng)鎮(zhèn)往往會增加鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)生產(chǎn)和服務的成本，從而帶來規(guī)模效益下降從而經(jīng)濟效益下降的問題。鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革的主要目的在于通過增大鄉(xiāng)鎮(zhèn)規(guī)模來降低公共服務供給的成本，促進資源和要素的自由流動，推動市場一體化發(fā)展，并增強鄉(xiāng)鎮(zhèn)的集聚效應(Alesina 和Spolaore，1997；2003)。然而，隨著鄉(xiāng)鎮(zhèn)規(guī)模的擴大，人們對公共服務偏好的多樣性可能會增加，從而導致集體行動和協(xié)商的成本上升，公共物品的供給效率下降。本部分將從鄉(xiāng)鎮(zhèn)改革的微觀影響、公共服務與鄉(xiāng)鎮(zhèn)規(guī)模之間的關系以及人口流動與集聚等角度，深入探討鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并對當?shù)亟?jīng)濟活動的影響機制。

(一)公共基礎設施與企業(yè)的集聚效應

從微觀層面來看，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并會對轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的投資、進入和生產(chǎn)等微觀決策產(chǎn)生影響。在鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并之前，只有屬于特定鄉(xiāng)鎮(zhèn)的企業(yè)才能充分享受該鄉(xiāng)鎮(zhèn)提供的基礎設施等公共服務。然而，在合并之后，轄區(qū)內(nèi)部的一體化打破了原有行政邊界所造成的市場壁壘和流動障礙。這種變化一方面可以擴大企業(yè)的市場范圍，另一方面可以使合并前屬于其他鄉(xiāng)鎮(zhèn)的企業(yè)獲得更加全面多樣的公共服務資源。這種變革提高了企業(yè)的進入意愿和投資規(guī)模，促進了企業(yè)集聚和生產(chǎn)規(guī)模的擴大，從而推動了地方經(jīng)濟的增長。本文選擇了改革后區(qū)縣內(nèi)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)單位數(shù)的對數(shù)、固定資產(chǎn)投資的對數(shù)、規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值的對數(shù)作為衡量企業(yè)進入、投資和生產(chǎn)的變量，以探究鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并對企業(yè)微觀經(jīng)濟活動的影響，回歸結(jié)果如表6 所示。第(1)—(3)列的結(jié)果表明，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并提高了企業(yè)的進入數(shù)、企業(yè)的投資規(guī)模和生產(chǎn)總量。這說明鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并有助于促進企業(yè)的進入和投資等生產(chǎn)活動，進而推動了經(jīng)濟的增長?；谝陨习l(fā)現(xiàn)，本文進一步以區(qū)縣人均道路面積的自然對數(shù)與是否發(fā)生過鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并的交互項作為核心解釋變量，來研究區(qū)縣公共服務供給水平與鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并的交互作用對縣級經(jīng)濟增長的影響。第(4)—(7)列的結(jié)果顯示，區(qū)縣原有的基礎設施供給水平越高，就越能夠通過鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并促進企業(yè)的進入和投資，提升企業(yè)的生產(chǎn)水平，進而推動區(qū)縣人均GDP 的增長。這個結(jié)果驗證了假說2，即鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并通過發(fā)揮公共物品的規(guī)模效應可以分攤公共服務的供給成本，提高公共物品的使用效率，從而促進縣級經(jīng)濟的增長。

表6 公共基礎設施與企業(yè)的集聚效應

(二)人口流動與公共服務的規(guī)模效應

自20 世紀80 年代以來，中國人口流動規(guī)模和速度顯著增加。通常情況下，人口規(guī)模較大的地區(qū)往往具有更顯著的規(guī)模效應。一方面，人口集聚能夠提高大城市公共服務和基礎設施的使用效率，減少人均公共成本，增強規(guī)模效應。另一方面，人口規(guī)模較大的地區(qū)往往更具吸引力，能夠吸引更多人口聚集。隨著人口流入增加，地方政府對公共服務的供給也會相應增加，進而促進經(jīng)濟增長；相反，如果人口流出增加，地方政府對公共物品的供給也會減少，可能導致經(jīng)濟增長放緩(Tiebout，1956；王偉同和魏勝廣，2016)。

我們計算了鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革前各鄉(xiāng)鎮(zhèn)的人口規(guī)模與鄉(xiāng)鎮(zhèn)平均面積的比值，以此作為各鄉(xiāng)鎮(zhèn)的人口密度指標，并在區(qū)縣層面進行了求均值處理。我們將人口密度排名在全國前1/4 的區(qū)縣定義為鄉(xiāng)鎮(zhèn)人口密度大的區(qū)縣，將人口密度排名在全國后1/4 的區(qū)縣定義為鄉(xiāng)鎮(zhèn)人口密度小的區(qū)縣。表7 呈現(xiàn)了分組回歸的結(jié)果。從第(1)列和第(2)列的結(jié)果可以看出，在鄉(xiāng)鎮(zhèn)人口密度大的區(qū)縣中，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革對區(qū)縣經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用，但在鄉(xiāng)鎮(zhèn)人口密度小的區(qū)縣中則沒有顯著影響。這兩列結(jié)果一起證實了鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革的作用機制與規(guī)模效應相關。與此同時，人口流動可能對公共物品的規(guī)模效應產(chǎn)生影響。高經(jīng)濟發(fā)展水平的城市擁有更多且更高質(zhì)量的教育資源和就業(yè)機會等公共服務，對人才的吸引力更大。當人口流入數(shù)量在城市可承載范圍內(nèi)，公共服務的規(guī)模效應得以充分發(fā)揮。相比之下，經(jīng)濟發(fā)展相對滯后、公共服務相對薄弱的地區(qū)，公共服務的規(guī)模效應則較弱。在建立人口流動指標方面，本文以凈流入人口(指改革前該區(qū)縣年均常住人口減去改革前該區(qū)縣年均戶籍人口)與改革前該區(qū)縣年均戶籍人口的比值作為評估各區(qū)縣人口流動情況的指標。該指標大于0 表示人口凈流入，小于0 時表示人口凈流出。我們將此指標用于模型(1)的分組回歸，結(jié)果如表7 第(3)列和第(4)列所示。鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革能夠顯著提升人口流入地的經(jīng)濟增長，但對人口流出地的經(jīng)濟提升作用不顯著。這表明鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并能夠通過人口集聚的優(yōu)勢充分發(fā)揮規(guī)模效應，促進經(jīng)濟增長，由此假說3 得以驗證。

表7 人口流動與公共服務的規(guī)模效應

六、異質(zhì)性分析

(一)城鄉(xiāng)差異——縣與市轄區(qū)

相對于市轄區(qū)，縣級政府的財權(quán)和事權(quán)相對獨立，地級市政府對其直接干預力度較小。因此，相較于市轄區(qū)，縣級政府更有激勵通過鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并來發(fā)揮規(guī)模效應。此外，一般而言，縣的公共服務供給相對于市轄區(qū)更為有限。通過鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并促進縣域公共服務的集中供應，能夠提高公共服務的使用效率，從而推動縣域經(jīng)濟的發(fā)展。為了考察鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并對經(jīng)濟增長的影響是否在城鄉(xiāng)之間存在差異，我們將樣本區(qū)縣劃分為縣和市轄區(qū)兩組，并分別采用模型(1)進行估計，檢驗結(jié)果如表8 所示?？梢钥吹?，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并對縣的經(jīng)濟提升均在5%及以上水平顯著為正，說明鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并能夠促進縣層面經(jīng)濟水平的提高。同時，市轄區(qū)層面的鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并對本轄區(qū)的經(jīng)濟總量有提升作用，但對人均GDP 和地均GDP并無顯著影響。這可能是因為市轄區(qū)的基礎設施等公共物品相對較為完善，增長空間有限，且城區(qū)公共物品的服務人數(shù)較多，通過轄區(qū)合并進一步發(fā)揮規(guī)模效應的空間較小。因此，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并對縣級層面經(jīng)濟增長的促進作用更為顯著，有助于縮小城鄉(xiāng)差距，促進城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展。

表8 城鄉(xiāng)異質(zhì)性

(二)城市化水平差異——長三角、珠三角城市群

中國城市化發(fā)展具有非均衡性，長三角和珠三角城市群的城市經(jīng)濟發(fā)展水平以及區(qū)域經(jīng)濟一體化程度相對較高。這兩個城市群具備更強的規(guī)劃建設統(tǒng)籌能力和財政轉(zhuǎn)移支付能力，因此能夠更加有效地帶動其他區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展。為了驗證這一假設，我們根據(jù)樣本區(qū)縣所屬地理位置將樣本分為兩組進行估計，結(jié)果如表9 所示。第(1)列和第(5)列顯示，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革對這兩個經(jīng)濟帶的區(qū)縣地均GDP 均有顯著的提升效果。就產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)而言，第(2)—(4)列以及第(6)—(8)列顯示，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革顯著促進了珠三角城市群區(qū)縣第一產(chǎn)業(yè)比重的下降和第二、第三產(chǎn)業(yè)比重的提升，并推動了長三角城市群第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。綜上所述，研究結(jié)果表明，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革對長三角和珠三角城市群的區(qū)縣地均GDP 有顯著的正向影響，并在推動這兩個城市群的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級方面能夠發(fā)揮重要作用。值得注意的是，相較于對經(jīng)濟總量增長的影響，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進作用更為顯著。

表9 城市化水平異質(zhì)性

(三)地理區(qū)位差異——胡煥庸線

區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不均衡是我國當前經(jīng)濟發(fā)展的突出現(xiàn)象?！昂鸁ㄓ咕€” 被認為是中國人口地理分布的重要分界線，可以反映區(qū)域發(fā)展不均衡的基本特征(戚偉等，2015；吳瑞君和朱寶樹，2016)。本文根據(jù)區(qū)縣所屬城市的地理位置將樣本區(qū)域劃分為胡煥庸線以東和胡煥庸線以西地區(qū)，并采用模型(1)進行回歸分析，結(jié)果如表10 所示。鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并對胡煥庸線以東地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展有顯著的促進作用，而對胡煥庸線以西地區(qū)則沒有顯著影響。這一現(xiàn)象的可能原因在于，胡煥庸線以東地區(qū)地形平坦、氣候適宜，具有較好的工業(yè)和城市發(fā)展的基礎條件，公共服務和基礎設施較為完善，人口密度較高。在鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并之后，胡煥庸線以東地區(qū)的鄉(xiāng)鎮(zhèn)由于單位面積的公共服務和基礎設施的覆蓋率提高，規(guī)模效應得以釋放，能夠更加有效地促進生產(chǎn)要素的有效配置，推動第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)更快地轉(zhuǎn)移，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。而胡煥庸線以西地區(qū)地理環(huán)境較為惡劣，基礎設施相對落后，人口分布較為分散，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一，主要依賴畜牧業(yè)等。因此，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并雖然有利于第一產(chǎn)業(yè)的規(guī)模化發(fā)展，但由于單位面積的公共服務和基礎設施覆蓋率仍然較低，合并之后難以形成適宜于工業(yè)化和城市化發(fā)展的產(chǎn)業(yè)集聚效應和空間規(guī)模效應，從而限制了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級和城市化水平的提高。

表10 地理區(qū)位異質(zhì)性

七、結(jié)論與政策啟示

當前我國處于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的關鍵時期，基層政府需要更高效地組織和提供公共服務，并由建設型政府轉(zhuǎn)向服務型政府?；?000—2019 年我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并的準自然實驗，本文采用雙重差分法探究了基層行政單元合并對縣域經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。研究結(jié)果顯示，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革提升了縣域經(jīng)濟發(fā)展水平，使縣域人均產(chǎn)值增長約2.6%，其正向影響在改革實施之后逐年增強。機制分析顯示，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并后，地方政府能夠更加有效地提供公共服務和基礎設施，以公共服務的規(guī)模效應促進企業(yè)投資和進入，提高產(chǎn)出水平，推動地方經(jīng)濟的發(fā)展。進一步研究發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革對胡煥庸線以東地區(qū)和長珠三角城市群的影響更為顯著，能更加有效地促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。

基于以上結(jié)論，本文提出以下政策建議:首先，應因地制宜地推動改革，謹慎而有效地利用行政區(qū)劃資源。各地政府應根據(jù)區(qū)域發(fā)展目標、公共服務水平和稟賦優(yōu)劣勢，有針對性地進行區(qū)劃調(diào)整，理性并及時地推動鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并，避免盲目跟風。其次，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并在精簡行政機構(gòu)、降低管理成本、提高公共服務供給效率方面能夠發(fā)揮積極作用，促進資源的優(yōu)化配置。因此，合并后應合理調(diào)整人員規(guī)劃，建立靈活的監(jiān)督機制，并將政策評估效果納入地方考核機制，以提高公共服務供給的有效性，實現(xiàn)縣域經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。最后，鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并改革也要注意結(jié)合人口流動趨勢順“勢” 而為，更好地發(fā)揮公共服務的規(guī)模效應，推動整個地區(qū)的一體化協(xié)調(diào)發(fā)展。