中國西部大開發政策凈效應評估

孔 陽，何偉軍，覃朝暉，譚江濤

（三峽大學 經濟與管理學院，湖北 宜昌 443002）

0 引言

西部大開發的實施使得西部地區迎來了一些宏觀經濟指標上的增長，然而，由于后發優勢的存在，即使沒有西部大開發戰略，西部地區的經濟也會取得一定程度上的增長。由此，激發了人們對于西部大開發政策凈效應的爭論：是政策失靈，還是政策促進？

研究其政策凈效應類的文獻不在少數，但始終未能形成統一的結論。部分研究者認為，西部大開發對西部地區的經濟增長起到了促進作用。劉生龍等（2009）[1]明確指出，其促進作用為1.5個百分點，同時也縮小了西部與中東部之間的經濟水平差距。李國平等（2011）[2]研究發現，西部大開發提高了地區經濟增長質量，實現了其快而好的發展。

而另一部分研究者認為，西部大開發對西部地區經濟增長的影響并不顯著，反而進一步拉大了西部與中東部地區之間的收入差距。例如，劉瑞明和趙仁杰（2015）[3]運用傾向值匹配雙重差分法研究發現，西部大開發并沒有顯著影響西部地區的經濟增長,彭曦和陳仲常（2016）[4]也得出了同樣的結論。不可否認，西部大開發雖然給西部地區帶來了一定的經濟增長，但也拉大了西部與中東部之間的收入差距[5，6]，地區之間的不均衡發展格局進一步惡化[7]。與此同時，西部地區的城鄉收入差距也被進一步拉大[8]，西部各省城鄉收入差距增加了5.7～8.5個百分點[9]。

由于影響西部地區經濟增長的因素眾多，例如，自然災害、資源儲備以及各種宏觀經濟因素等，而西部大開發戰略只是眾多因素之一。要想研究西部大開發是否促進了西部地區的經濟增長，就需要從眾多影響因素中將西部大開發的影響剝離出來，否則，得出的政策凈效應就會存在一定的偏差。由于雙重差分法（DID）能有效解決模型的內生性問題，能夠剔除混淆變量的影響，進而得出政策的凈效應，因此在宏觀政策評價方面應用廣泛[10，11]。

基于此，本文在前人研究的基礎上，引入雙重差分法（DID）對西部大開發的經濟增長凈效應進行客觀有效地評估，并研究西部大開發的具體影響機制，從而為下階段的政策制定與調整提出建議。

1 研究設計

1.1 雙重差分方法與模型

雙重差分法的關鍵是要構造“處理組”與“對照組”，通過控制其他影響西部地區經濟增長的主要因素，對比西部大開發政策實施前后，“處理組”與“對照組”之間的差異。文中用二分虛擬變量dw表示某省份是否實行了西部大開發政策，1表示西部省份，即處理組，0表示非西部省份，即對照組；時間虛擬變量dt的二分值表示西部大開發實施前后的年份，1表示西部大開發實施后的年份，0表示西部大開發實施前的年份。

根據dw和dt的不同取值組合，可將數據樣本劃分為四組，分別為：實行西部大開發后的處理組、實行西部大開發之前的處理組、實行西部大開發后的對照組、實行西部大開發之前的對照組。雙重差分法的通用模型如下：

其中，被解釋變量Yit指的是地區GDP增長率ggdp，二分虛擬變量dt、dw、dwdt分別表示時間變量、分組變量以及兩者的交互項，i和t分別代表各個省市和所在年份，Zit代表影響地區GDP增長的控制變量，εit表示隨即擾動項。a3是西部大開發政策對西部地區經濟增長率的凈效應系數，其推導過程如表1所示。

表1 政策凈效應系數推導

1.2 變量選擇與數據來源

為了更好地度量西部大開發對地區經濟增長率的凈效應，本文選取了GDP增長率（ggdp）作為被解釋變量[6]。為了保證評估結果的客觀有效性，本文將影響經濟增長的其他因素進行了控制。其具體含義及計算方法如表2所示。

表2 控制變量及其含義與計算方法

為了更客觀地得出西部大開發對西部地區經濟增長的凈效應，本文采取雙重差分法對其進行評估。本文數據均來自Wind金融數據庫中的中國宏觀經濟數據庫和歷年中國統計年鑒。鑒于1994年以前和2015年以后的數據缺失嚴重，同時，由于1994年開始實行的分稅制改革，增強了中央對財政資源的控制能力，對各地區經濟增長影響顯著[12]，因此，以1994年為起始年份，可以規避分稅制改革對結果的影響；而國務院于2015年明確了“一帶一路”具體實施思路和愿景，其中的“絲綢之路經濟帶”涵蓋了10個西部省份，該政策的實施必定會對西部地區的經濟增長率產生影響，因此本文不考慮2015年以后的年份，以規避“一帶一路”政策對西部大開發政策實施效果的影響，因此本文選取1994—2015年全國27個省市的面板數據進行研究①我國共有34個省級行政單位，除去港澳臺，還剩下31個省級行政單位。其中，西部大開發政策實施范圍包括重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆、內蒙古和廣西這12個西部省份，由于山西、貴州、福建、江西這4個省的數據缺失嚴重，予以剔除，剩余的27個省市中，共有11個西部省市（處理組），16個非西部省市（對照組）。（一帶一路涉及重慶、云南、西藏、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆、內蒙古、廣西，共10個西部省市）。

2 方法適用性檢驗

雙重差分法要滿足兩個假設前提：隨機性假設和共同趨勢假設[13]。

2.1 隨機性假設檢驗

由于西部大開發政策只針對西部地區的省市，但在實行西部大開發政策之前，西部地區與中東部地區的經濟增速存在較大差距，為了驗證西部大開發的實行是否與解釋變量的選擇有關。文中以分組變量dw為因變量，對表3中其他解釋變量逐個進行Logit回歸。

表3 Logit回歸結果

從上述回歸結果可知，除了服務業水平（tgdp）和政府規模（gov）的回歸結果不顯著外，其他解釋變量的回歸結果都在1%的水平上顯著，表明分組變量dw受到了農業化水平（fgdp）、工業化水平（sgdp）、外商投資（fdi）等解釋變量的顯著影響，但從回歸（9）的結果可以看出，實際經濟增長率（ggdp）估計系數并不顯著。這表明處理組的省市選擇與政策實施前的實際經濟增長率無關，而實際經濟增長率正是本文的研究對象；此外，由于分組變量dw的取值是根據國家對西部地區的劃分為依據，由此進一步驗證了DID的隨機性假設。

2.2 共同趨勢假設檢驗

DID方法的共同趨勢假設認為，盡管處理組與對照組存在差異，但只要兩者在改革前的發展趨勢一致，即處理組和對照組之間的實際經濟增長率的差值是固定的，也可以認為對照組的選擇是合適的。表4（見下頁）給出了1994—2015年西部省市（west）與非西部省市(nwest)的歷年實際平均GDP增長率，其對應的實際平均GDP增長率走勢可知，處理組與對照組之間的差異并不明顯，大致呈相同增長趨勢。

基于此，以實際平均GDP增長率的差分值（dggdp）作為被解釋變量，以dw為解釋變量，研究西部大開發實施前處理組與對照組的GDP增長率的趨勢差異。如下頁表5所示，回歸結果并不顯著，表明西部大開發實施前，處理組和對照組的實際經濟增長率的趨勢差異并不顯著，即驗證了共同趨勢假設。

表4 處理組與對照組歷年實際平均GDP增長率（%）

表5 實際平均經濟增長率趨勢回歸

3 實證結果分析

對指標進行描述性統計，結果如表6。

表6 描述性統計

3.1 西部大開發的政策凈效應

如表7所示，（1）式和（2）式分別為不加入控制變量和加入控制變量時的回歸結果。由（1）式的回歸結果可知，在不加入控制變量時，西部大開發對西部地區GDP增長率的影響并不顯著；而（2）式是在加入了地區教育水平、三大產業水平、政府規模等控制變量之后，西部大開發政策凈效應估計值為0.0466，且在1%的統計水平上顯著為正,其中，地區教育水平、工業化水平和政府規模對地區GDP增長率起到了顯著促進作用；服務業水平、固定資產投資和人均消費水平對地區GDP增長率有顯著負影響；而地區農業化水平和外商投資水平對地區GDP增長率的影響并不顯著。根據相關文獻閱讀，預期以上控制變量的理想回歸結果應當都是顯著為正。但由于1997年和2008年分別爆發過亞洲金融危機和國際金融危機，再加上中國2008年4萬億救市使得房價再創新高，導致居民處于對未來經濟形勢的擔心而不愿意消費，因而可能會出現居民消費對GDP增長率具有顯著負影響；而固定資產投資具有較長的回收期，在某一時間段內也可能對經濟增長率存在顯著負影響；農業和服務業相對于工業而言，在GDP中的占比相對較小，特別是農業，其增長離不開大量的補貼政策，因而可能對經濟增長率的影響不顯著或者顯著為負。另外，中國經濟的蓬勃發展，使得外商投資發揮的作用越來越小，可能出現不顯著影響。

表7 各因素對西部地區經濟增長的影響

為了驗證上述結果的可靠性，本文只選取西部省市進行檢驗，檢驗結果在顯著性水平和系數正負性方面均與表7一致，只在數值上存在較小差異，進而驗證了表8結果的正確性。

表8 結果檢驗

3.2 西部大開發對地區經濟增長率的影響機制

根據前文的回歸結果可知，西部大開發政策使得西部地區的實際經濟增長率提高了4.66個百分點。進一步探究西部大開發的具體影響機制，對地區政策調整具有重要指導意義。為此，本文以各控制變量為因變量，分別對dt、dw和dwdt進行回歸。回歸結果如表9所示，西部大開發只對地區工業化水平（sgdp）、固定資產投資水平（far）和外商投資水平（fdi）具有顯著促進作用；而對地區教育水平（edu）、農業化水平（fgdp）、服務業水平（tgdp）和政府規模（gov）具有顯著負影響，對人均消費水平（pcc）則沒有顯著影響。顯而易見，對于固定資產投資和外商投資而言，投資者更傾向于在擁有國家政策扶持的地區進行投資，西部地區擁有豐富的自然資源和廉價的勞動力，投資者在西部投資既能享受政策優惠，又能獲得廉價的勞動力和工業資源，進而促進了西部地區工業水平的顯著提升。居民消費水平的提高并不顯著，可能是由于經濟形勢不好、地區服務水平得不到提升或物價過高所導致。由于缺乏投資，農業和服務業的發展反而在西部大開發政策中被抑制，與此同時，由于西部大開發實行了一系列稅收優惠和減免政策，使得西部地區的財政稅收有所減少。西部大開發最終通過正向影響地區工業化水平（sgdp）、固定資產投資水平（far）和外商投資水平（fdi），進而使得地區實際經濟增長率提高了4.66個百分點。

表9 西部大開發影響機制研究

3.3 西部大開發政策效果的動態持續性

隨著西部大開發政策的推進，其政策效應的動態性對于后期政策調整至關重要，為此，本文通過設定時間虛擬變量的滯后項對西部大開發政策的動態效應進行檢驗，表10中的（1）式和（2）式分別是不加入控制量和加入控制變量的回歸結果。

結果表明，不加入控制變量時，考慮到政策的滯后性后，西部大開發對GDP增長率的影響始終不顯著；而加入控制變量后，回歸結果從滯后六期開始不顯著。從而進一步說明，西部大開發的動態持續效應并不顯著，要想促進西部地區的經濟發展，需要進一步推進西部大開發的實施，既要堅持政策扶持和引導，也要進行相應的改進。

4 結論與建議

本文的實證結果顯示，西部大開發作為一項平衡區域發展的重大政策，雖然降低了地區的農業化水平、服務業水平、教育水平以及政府規模，且對地區人均消費水平沒有顯著影響，卻顯著提高了地區的工業化水平、固定資產投資水平和外商投資水平，最終使得地區經濟增長率提高了4.66個百分點，但政策效應未能保持動態持續性。不難看出，單憑實物資產的投入以及工業化強勢發展，不能夠保證西部大開發政策凈效應的持續性。

表10 西部大開發政策效應的動態持續性檢驗

本文在肯定西部大開發對地區經濟增長率有正向影響的同時，也發現了西部地區發展的不足之處：

（1）過度重視工業化，使得農業和服務業的發展未能在西部大開發政策中得到正向促進；西部大開發雖然提高了地區經濟增長率，卻未能顯著影響到該地區人民的消費意愿，因而并未能從根本上提高人民的生活水平。

（2）過度依賴資產投入。西部大開發雖然顯著提高了當地的固定資產投資水平和外商投資水平，卻降低了當地的教育水平，而教育水平的提高有利于地區人力資本的積累，對于持續提高地區經濟增長率而言至關重要。

綜上所述，本文有針對性地給出了以下幾點建議：

第一，合理優化產業結構，實現產業升級。結合西部地區的特點，在發展工業化的同時，也要協調農業和服務業的發展，切合改善人民的生活水平。與此同時，在以“環境資源約束”、“自然資源約束”、“市場資源約束”為主的“系統資源約束”下，使西部地區之間依托特色資源承接產業轉移，在不適宜或無條件承接產業轉移的情況下，按照市場導向及產業布局原則，合理進行產業結構優化，實現產業升級。

第二，進一步加大在養老保險、扶貧、醫療方面的投入，穩定物價（尤其是房價）水平，從而激勵人民消費，以提高其生活質量，進而促進經濟增長。

第三，繼續提高固定資產投資水平和外商投資水平。西部地區的經濟發展不僅需要大量的固定資產投資來進行基礎設施建設，而且需要其他資本的持續進入，從而為當地產業發展注入活力，以拉動經濟的持續增長。

第四，加強教育等軟環境建設。西部大開發要想實現持續的正向政策效應，除了要有適度的固定資產和外商投資外，還需要加強教育投入，地區法制建設，市場制度完善以及環保意識提升等，以實現西部大開發正向效應的持續性。