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差分中的差分与合成控制

差分中的差分(difference-in-differences,DiD)利用未受干预群体的同期变化,构造受干预群体在“没有政策”时会怎样变化的反事实。合成控制用多个未受干预单位的加权组合,尽量重现目标单位的干预前路径,再比较干预后偏离。二者的目的都不是把一张趋势图画平顺,而是明确哪些观测能支持因果解释。

两次差分的手算

某地区实施一项节能政策,观测单位能耗指数。实施地区干预前为 60、后为 80;对照地区同期从 50 变为 65。数据只是演示算法,并不意味着该政策会增加能耗。直接看实施地区的前后差是 80−60=20,其中可能包含共同的天气、价格或经济活动变化。对照地区同期增加 65−50=15。若没有政策时实施地区也会增加 15,则其反事实干预后值为 60+15=75,估计政策效应为 80−75=5: τ^DiD=(Y¯T,post−Y¯T,pre)−(Y¯C,post−Y¯C,pre)=(80−60)−(65−50)=5. 下标 T,C 分别指干预组和对照组。图中虚线是把对照组的 15 点变化加到干预组原有的 60 上;真正需要论证的是这条没有观测到的虚线是否可信,而不是算式中的减法是否熟练。

干预组政策前六十、政策后八十,对照组政策前五十、政策后六十五,干预组无政策反事实虚线到七十五,两者差五
共同变化十五点扣除后,剩余五点才是平行趋势假设下的政策效应。

平行趋势及其可检查部分

把潜在结果记为 Yt(0)(未受政策)和 Yt(1)(受政策)。关键假设是两组在没有干预时的平均结果变化相同: E[Ypost(0)−Ypre(0)∣T]=E[Ypost(0)−Ypre(0)∣C]. 实施地区干预后的 Ypost(0) 无法直接观察,所以这个假设无法从单一干预后数据检验。若有更早几期数据,应画两组原始轨迹,看政策前的差距是否大致稳定,并做提前实施的安慰剂核查;通过这些检查只提高可信度,不证明政策后仍平行。若政策恰在实施地区出现产业转移、灾害或统计口径变更,平行趋势可能被破坏。

干预对象组成也要稳定:若政策后只剩高耗能工厂报送数据,平均数变动会混入选择效应。对照地区不能同时受到溢出影响。标准误应考虑同一地区不同时点的相关性;把数千个月度读数当作数千个独立政策实施地区,会把精度夸大。多批次在不同年份实施时,简单的双向固定效应平均可能混入异质处理效果和不恰当比较,应先按实施批次和时间定义目标效应。

合成控制的构造

假设只有一座城市受政策影响,有几个没有受政策影响的候选城市 j=1,…,J。选权重 wj≥0、∑jwj=1,使干预前若干年的目标城市结果与 ∑jwjYjt 尽量接近;权重与用于比较的指标都只由干预前资料确定。干预后第 t 年的估计差异是 YTt−∑jwjYjt。

一个极小算例:目标城市干预前两期为 (50,60);两座供体城市分别是 (40,50) 与 (60,70),各取一半恰得到 (50,60)。若干预后目标城市为 80,而供体城市分别为 65、75,合成对照为 0.5(65)+0.5(75)=70,差为 10。这个数只有在供体不受政策冲击、干预前的匹配足以支持干预后反事实,且未发生目标城市特有冲击时,才可解释为政策效应。若故意利用干预后 80 来反向挑权重,就构成数据泄漏。

合成控制不要求任意单个供体与目标城市原本同水平,但要求目标城市能由供体的非负组合较好重现;若干预前拟合差,应报告不能构造可信反事实,而非放宽权重让系数巨大且正负相抵。可对供体轮流假装实施政策,比较目标城市的干预后偏离是否异常,同时改变干预前训练区间和供体池,评估结论稳定性。这些诊断仍不能替代对政策同时发生了什么的实质核查。

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