中部崛起政策對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的異質(zhì)性影響與機(jī)制分析
——基于PSM-DID方法的一項(xiàng)擬自然實(shí)驗(yàn)

一 引言及文獻(xiàn)回顧

在我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)格局中，中部六省(包括安徽、河南、湖北、湖南、江西、山西)處于內(nèi)陸腹部，是我國(guó)重要工業(yè)原材料產(chǎn)地和綜合交通運(yùn)輸樞紐，縱貫?zāi)媳保瑱M跨東西，戰(zhàn)略地位舉足輕重。2006 年，中共中央出臺(tái)了《關(guān)于促進(jìn)中部地區(qū)崛起的若干意見》，促進(jìn)中部地區(qū)崛起成為我國(guó)又一重要的區(qū)域性發(fā)展戰(zhàn)略。2009 年，國(guó)務(wù)院正式批復(fù)的《促進(jìn)中部地區(qū)崛起規(guī)劃》，成為指導(dǎo)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的綱領(lǐng)性文件，標(biāo)志著政策的實(shí)施進(jìn)入新一輪的加速階段。2016年，面對(duì)新任務(wù)新要求，在保證“三基地、一樞紐”基本定位不變的基礎(chǔ)上，《促進(jìn)中部地區(qū)崛起規(guī)劃(2016-2025年)》提出了“一中心、四區(qū)”的新戰(zhàn)略定位。 中部崛起的一項(xiàng)政策重心是推動(dòng)中部地區(qū)積極承接?xùn)|部發(fā)達(dá)地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，改造傳統(tǒng)制造業(yè)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)，發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，建設(shè)現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)新體系。到如今，中部崛起政策已經(jīng)實(shí)行13年，中部地區(qū)各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)得到改善，但中部地區(qū)與東部發(fā)達(dá)地區(qū)還有較大差距。評(píng)估這些區(qū)域政策的有效性對(duì)完善我國(guó)區(qū)域發(fā)展政策、縮小地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距至關(guān)重要，本文關(guān)注的重點(diǎn)是中部崛起政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與升級(jí)的影響，即研究有限資源是否在產(chǎn)業(yè)間實(shí)現(xiàn)合理再配置與配置效率問題。

回顧已有文獻(xiàn)，學(xué)者們使用不同方法對(duì)區(qū)域政策效應(yīng)進(jìn)行了廣泛的評(píng)價(jià)。國(guó)外學(xué)者主要探討收入、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、勞動(dòng)供給、資源配置等方面的區(qū)域政策(Williamson，1965[1]；Chikte，2011[2]；Lall和Yilmaz，2001[3]；Melitz，2003[4])。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于區(qū)域政策實(shí)踐研究較為豐富，包括京津冀經(jīng)濟(jì)圈、東北振興戰(zhàn)略、長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶、開發(fā)區(qū)等區(qū)域政策有效性的實(shí)證評(píng)估等(毛漢英，2017[5]；和軍，2016[6]；劉鎮(zhèn)和邱志萍，2017[7]；王永進(jìn)和張國(guó)峰，2016[8]；張延平等，2019[9])。

目前，學(xué)術(shù)界對(duì)中部崛起政策的研究主要集中在測(cè)度中部六省的綜合競(jìng)爭(zhēng)力、崛起程度、產(chǎn)業(yè)政策實(shí)施強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新等區(qū)域發(fā)展政策效果的重要表現(xiàn)層面，但已有研究缺乏對(duì)中部地區(qū)崛起這一重要區(qū)域發(fā)展政策對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)影響的直接考察和量化評(píng)估。陳甬軍和景普秋(2006)[10]通過分析歸納中部省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀與基本特征，認(rèn)為中東部經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡主要來源于資源要素稟賦和主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)選擇的差異。孫紅玲(2012)[11]在分析中部塌陷主因基礎(chǔ)上，提出促進(jìn)中部地區(qū)加速崛起，應(yīng)該統(tǒng)籌城鄉(xiāng)規(guī)劃，適當(dāng)調(diào)整地區(qū)行政劃分，加快中心城市發(fā)展與地區(qū)性城市群的形成。王發(fā)曾等(2009)[12]提出地區(qū)城市群發(fā)展與整合要解決關(guān)鍵性問題，構(gòu)建融合發(fā)展的框架，發(fā)揮各城市群的主導(dǎo)作用。羅序斌和周紹森(2014)[13]分析中部六省的崛起指數(shù)值發(fā)現(xiàn)，湖北的崛起程度最高，河南在中部六省中處于競(jìng)爭(zhēng)劣勢(shì)地位。和軍和樊寒偉(2016)[14]研究認(rèn)為中部崛起戰(zhàn)略對(duì)科技教育文化方面發(fā)力最大，但在提高人民生活質(zhì)量與增強(qiáng)資源環(huán)境保護(hù)方面相對(duì)不足，需要進(jìn)一步深化政策實(shí)施與改革。張可等(2009)[15]分解Theil指數(shù)發(fā)現(xiàn)，中部六省中各省內(nèi)部差異逐漸縮小，而省際間經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異正進(jìn)一步擴(kuò)大。王升泉等(2017)[16]研究發(fā)現(xiàn)，在短期內(nèi)，中部崛起政策對(duì)于解決中部地區(qū)區(qū)域發(fā)展不平衡有顯著作用，但在中長(zhǎng)期，政策效果會(huì)逐漸消失。

以上文獻(xiàn)從不同角度分析中部崛起政策及其對(duì)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展各方面帶來的影響，但鮮有文獻(xiàn)直接考察中部崛起政策對(duì)中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響。承接?xùn)|部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和轉(zhuǎn)型升級(jí)是中部崛起區(qū)域政策設(shè)立的核心目標(biāo)之一。因此，本文結(jié)合各地區(qū)制造業(yè)內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和細(xì)分產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度，從技術(shù)進(jìn)步的角度構(gòu)造地區(qū)制造業(yè)升級(jí)指標(biāo)，有效度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)方向。同時(shí)，運(yùn)用中國(guó) 1999-2013年地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，試圖從長(zhǎng)期影響角度來考察政策實(shí)施效果。雖然雙重差分法可以有效解決變量選取的內(nèi)生性問題，但單獨(dú)使用雙重差分法可能存在共同趨勢(shì)假設(shè)等其他問題。所以本文利用雙重差分傾向得分匹配法(Heckman et al., 1997)[17](Difference in Difference-Propensity Score Matching，PSM-DID)，通過設(shè)立擬自然實(shí)驗(yàn)，評(píng)估中部崛起政策實(shí)施效果，進(jìn)一步研究中部崛起政策對(duì)于地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的異質(zhì)性影響和機(jī)制。

二 模型建構(gòu)與變量選取

(一)模型構(gòu)建

中部崛起政策實(shí)施始于2006年。為此本文將位于中部六省的地級(jí)市作為處理組，其他省份的地級(jí)市作為控制組，利用自然實(shí)驗(yàn)方法研究自2006年以來，中部六省各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)尤其是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改善是否受惠以及如何受惠于中部崛起政策的實(shí)施。區(qū)域政策的評(píng)估一般可采用雙重差分法，其中處理組是2006年實(shí)施中部崛起戰(zhàn)略的地級(jí)市(中部56個(gè)地級(jí)市)，控制組是2006年未實(shí)施中部崛起戰(zhàn)略的地級(jí)市(東西部145個(gè)地級(jí)市)，設(shè)置虛擬變量du，其中，du=1代表中部六省的地級(jí)市，而du=0代表其他地區(qū)的地級(jí)市。另設(shè)控制組是中部崛起戰(zhàn)略實(shí)施時(shí)間之前，處理組是中部崛起戰(zhàn)略實(shí)施之后，設(shè)置虛擬變量dt，其中，dt=0代表中部崛起戰(zhàn)略實(shí)施之前的年份，dt=1代表中部崛起戰(zhàn)略實(shí)施之后的年份。根據(jù)上述樣本界定，戰(zhàn)略虛擬變量du與時(shí)間虛擬變量dt的乘積dt×du，即為度量中部崛起戰(zhàn)略實(shí)施效果的雙重差分估計(jì)量?；诖?，設(shè)定如下雙重差分計(jì)量模型：

Yit=α0+α1du+α2dt+α3dt×du+α4χit+εit

(1)

其中，Yit為被解釋變量，度量地級(jí)市各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。χit表示控制變量，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。根據(jù)方程(1)，對(duì)于中部地區(qū)(du=1)，中部崛起政策實(shí)施前后經(jīng)濟(jì)發(fā)展，分別為α0+α1和α0+α1+α2+α3，變化差異是ΔYt=α2+α3，需要注意的是，這種差異不僅包含中部崛起戰(zhàn)略的政策作用，還包括環(huán)境因素以及可能存在的其他政策的作用。同時(shí)，對(duì)于其他沒有實(shí)施中部崛起戰(zhàn)略的地區(qū)(du=0)，在政策實(shí)施前后經(jīng)濟(jì)發(fā)展分別是α0和α0+α2，變化差異是ΔY0=α2，這個(gè)差異表明了除中部崛起戰(zhàn)略以外的環(huán)境因素和其他政策作用的影響，因此，用處理組的前后差異ΔYt減去控制組的前后差異ΔY0，就可以得到中部崛起戰(zhàn)略對(duì)中部六省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的凈影響ΔΔY=α3，該系數(shù)為本文估計(jì)的重點(diǎn)，如果中部崛起戰(zhàn)略對(duì)中部六省產(chǎn)業(yè)升級(jí)具有推動(dòng)作用，則α3系數(shù)顯著為正。

中部六省地域空間和經(jīng)濟(jì)發(fā)展與其它地區(qū)不同，可能并不能滿足共同趨勢(shì)假設(shè)。因此，根據(jù)造成各地級(jí)市不同特征的各控制變量 (可觀測(cè)變量)預(yù)測(cè)出不同地級(jí)市可能實(shí)施中部崛起戰(zhàn)略的概率，即傾向得分，在使用傾向得分法進(jìn)行樣本匹配分組后采用雙重差分法，即PSM-DID 方法。本文利用Logit 模型預(yù)測(cè)傾向得分，該模型的因變量為政策虛擬變量，若地級(jí)市在2006年實(shí)施了該政策則賦值1，未實(shí)施則賦值0。反映地區(qū)特質(zhì)的控制變量為評(píng)價(jià)處理組和控制組經(jīng)濟(jì)特征相似度的若干經(jīng)濟(jì)社會(huì)指標(biāo)，Logit模型設(shè)定如下：

logit(treatedit=1)=β0+β1χit+εit

(2)

其中，treatedit是中部崛起的政策虛擬變量；χit是評(píng)價(jià)處理組和控制組相似特征的各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的控制變量集合；β為系數(shù)；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(二)變量定義

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)一般通過構(gòu)造第三產(chǎn)業(yè)或不同特征要素產(chǎn)業(yè)比重來度量，但這樣的指標(biāo)更適合度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)，而非產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。對(duì)此，參考Hausman et al.(2007)[18]的方法，從技術(shù)進(jìn)步的角度計(jì)算出產(chǎn)品層面1999-2013年的技術(shù)復(fù)雜度(楊汝岱和姚洋，2008[19]；周茂等，2016[20])：

(3)

其中，Prodyk, t表示HS六位碼k商品t年的技術(shù)復(fù)雜度，Xm, k, t表示m國(guó)k商品t年出口額，Xm, t表示m國(guó)t年全部商品當(dāng)年出口總額，Ym, t表示m國(guó)t年的人均GDP。行業(yè)的技術(shù)復(fù)雜度可由HS六位碼產(chǎn)品層面技術(shù)復(fù)雜度簡(jiǎn)單平均得到，最后以得到的15年二位數(shù)產(chǎn)業(yè)的平均值度量該產(chǎn)業(yè)的技術(shù)復(fù)雜度。在得到制造業(yè)內(nèi)各細(xì)分產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的基礎(chǔ)上，構(gòu)造度量地區(qū)層面技術(shù)復(fù)雜度的指標(biāo)，從一個(gè)整體來研究制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的方向與程度：

(4)

式(4)中，Sophisticationct表示c地級(jí)市在t年的地區(qū)技術(shù)復(fù)雜度，Prodyi表示i產(chǎn)業(yè)的技術(shù)復(fù)雜度，yi, c, t表示c地級(jí)市t年i產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)出，該產(chǎn)出根據(jù)《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》各產(chǎn)業(yè)內(nèi)部所有企業(yè)產(chǎn)出加總得到。需要說明的是，這里與一般文獻(xiàn)處理技術(shù)復(fù)雜度的方法不一樣，雖然對(duì)于不同國(guó)家而言，不同產(chǎn)業(yè)可能有著不同的技術(shù)水平，但是就整個(gè)全球貿(mào)易體系而言，一個(gè)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)水平不會(huì)隨著國(guó)別的不同而發(fā)生變化，而是受整個(gè)全球化生產(chǎn)體系影響的外生變量，并且在某一時(shí)間段內(nèi)，一個(gè)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)水平差異也會(huì)趨于不變，特別是研究國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類二位產(chǎn)業(yè)中分類較粗的產(chǎn)業(yè)口徑時(shí)。所以為了研究一個(gè)地區(qū)技術(shù)復(fù)雜度是受自身產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響，而不是受整個(gè)全球貿(mào)易體系的自然影響，這里將每個(gè)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)復(fù)雜度處理成一個(gè)固定值。同時(shí)，考慮到我國(guó)的實(shí)際情況，本文還將使用以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口比重度量的出口結(jié)構(gòu)指標(biāo)來檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)健性。

(三)統(tǒng)計(jì)分析的初步描述

在作嚴(yán)格的計(jì)量回歸前，初步描述分析中部地區(qū)在實(shí)施中部崛起政策前后的技術(shù)復(fù)雜度變化。中部地區(qū)與其他地區(qū)分別為處理組與控制組(圖1)。在政策實(shí)施前(2006年前)，中部地區(qū)的技術(shù)復(fù)雜度一直低于其他地區(qū)，且處理組與控制組的技術(shù)復(fù)雜度大致保持相同變化趨勢(shì)。政策實(shí)施之后，中部地區(qū)的技術(shù)復(fù)雜度成功超過了其他地區(qū)，且兩者差異有擴(kuò)大趨勢(shì)，雖受2008年金融危機(jī)影響，處理組與控制組的技術(shù)復(fù)雜度在當(dāng)年都有一定幅度下滑，但可以看到中部地區(qū)的技術(shù)復(fù)雜度依舊高于其他地區(qū)。圖1所反映出來的中部地區(qū)與其他地區(qū)的技術(shù)復(fù)雜度變動(dòng)，可以初步認(rèn)為政策實(shí)施的有效性和利用DID模型分析中部崛起政策對(duì)中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響滿足共同趨勢(shì)假設(shè)。為了更為詳細(xì)與可靠地解析中部崛起政策對(duì)于中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響機(jī)制，將通過PSM-DID以及其他的檢驗(yàn)方法進(jìn)行分析，以保證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。

圖1 相關(guān)變量的初步描述

(四)數(shù)據(jù)與變量選取

本文采用1999-2013年中國(guó) 201個(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于歷年 《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》。原始樣本做了如下處理:(1)考慮到西藏自治區(qū)的各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失，所以本文未采用該地區(qū)的樣本; 由于研究時(shí)段內(nèi)部分地級(jí)市劃分有所調(diào)整，為保證數(shù)據(jù)前后的一致性，本文只保留1999年之后地級(jí)市行政區(qū)劃分基本保持不變的城市。(2)在計(jì)算地區(qū)技術(shù)復(fù)雜度時(shí)，HS六位碼產(chǎn)品空間技術(shù)復(fù)雜度可以從CEPII網(wǎng)站(1)相關(guān)網(wǎng)站：www.cepii.fr/CEPII/en/bdd_modele/bdd.asp。得到。(3)在《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》中通過匹配產(chǎn)業(yè)代碼與地區(qū)代碼，得到各個(gè)地級(jí)市制造業(yè)及其細(xì)分產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值，由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)變化的原因，本文樣本期間為1999-2013年，需要說明的是，2010年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫存在較大的問題，研究中將其剔除，同時(shí)數(shù)據(jù)庫中一些明顯不符合會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的異常值都被刪除。經(jīng)過上述處理，得到的平衡面板數(shù)據(jù)中，把56個(gè)中部地區(qū)地級(jí)市作為處理組(2006年開始實(shí)施中部崛起戰(zhàn)略)，另外145個(gè)非中部地區(qū)地級(jí)市作為控制組。所有變量詳細(xì)說明見表1。

表1 主要變量及其計(jì)算方式

三 實(shí)證結(jié)果分析

(一)基礎(chǔ)實(shí)證分析

首先采用雙重差分法進(jìn)行分析。為檢驗(yàn)回歸模型具有一定的穩(wěn)健性，將加入控制變量與未加入控制變量的模型進(jìn)行對(duì)比，同時(shí)控制了時(shí)間固定效應(yīng)與地區(qū)固定效應(yīng)。在測(cè)度地區(qū)技術(shù)復(fù)雜度的同時(shí)，為了說明政策對(duì)地區(qū)整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動(dòng)力，加入被解釋變量GDP增長(zhǎng)率進(jìn)行比較，結(jié)果見表2。列(1)、列(3)顯示，核心解釋變量dt×du系數(shù)為正，列(2)、列(4)加入一系列控制變量后，核心解釋變量dt×du系數(shù)依舊顯著為正，只是系數(shù)隨著控制變量的加入稍有變小。因此，可以認(rèn)為中部崛起戰(zhàn)略在促進(jìn)中部地區(qū)整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，也推動(dòng)了中部地區(qū)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級(jí)，即生產(chǎn)要素在中部地區(qū)得到更合理的配置。

表2 中部崛起政策對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)影響檢驗(yàn)

(續(xù)上表)

變量(1)GDPGR(2)GDPGR(3)Soph(4)SophFdi-0.01750.0072*(-0.3516)(1.9264)Agglo-0.0222***-0.0023***(-3.3861)(-4.6065)Far0.0530***-0.0015*(4.7988)(-1.8612)Gov0.1728***0.0033*(2.9637)(1.7105)Mining0.0759*-0.0012(1.8855)(-0.4087)地區(qū)控制控制控制控制時(shí)間控制控制控制控制_cons5.0335***5.4999***7.6599***7.7209***(3.1099)(2.7391)(64.0622)(51.0273)N2814281428142814r2_a0.3509 0.38550.6674 0.6724

注: 括號(hào)中為t統(tǒng)計(jì)量， *、**和***分別表示在 10%、5%和 1%的水平顯著，下同。

其他控制變量方面，外商直接投資、政府財(cái)政支出的回歸系數(shù)顯著為正，說明從中部地區(qū)的發(fā)展階段來看，高質(zhì)量外商資本帶來的先進(jìn)技術(shù)和政府財(cái)政支出增加都有利于地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的積極改善。產(chǎn)業(yè)集聚回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明中部地區(qū)工業(yè)區(qū)前期引入的低端制造業(yè)、 污染型企業(yè)， 會(huì)使區(qū)域發(fā)展產(chǎn)生路徑依賴，原產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生的規(guī)模經(jīng)濟(jì)成為未來轉(zhuǎn)型過程中的巨大阻礙。固定資產(chǎn)投資水平的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明加大固定資產(chǎn)投資并不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改善，這可能是由于中部地區(qū)部分產(chǎn)業(yè)已存在過度投資問題，加大投資可能使某些生產(chǎn)能力過剩的產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)規(guī)模報(bào)酬遞減現(xiàn)象。居民儲(chǔ)蓄水平、資源稟賦的回歸系數(shù)都不顯著，說明中部地區(qū)現(xiàn)階段的產(chǎn)業(yè)升級(jí)已擺脫依賴于高儲(chǔ)蓄率與自然資源的初級(jí)發(fā)展模式。

為了克服處理組與實(shí)驗(yàn)組選擇可能存在的系統(tǒng)性差異，采用PSM-DID方法檢驗(yàn)上述結(jié)果的穩(wěn)健性。運(yùn)用PSM-DID時(shí)需檢驗(yàn)經(jīng)過logit模型進(jìn)行匹配后，處理組與控制組之間是否實(shí)現(xiàn)平衡，控制變量是否還存在顯著差異，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。在傾向得分匹配后，處理組與控制組變得平衡，各控制變量不存在顯著性差異，說明采用PSM-DID方法是可行的。

表3 平衡性檢驗(yàn)

(續(xù)上表)

Weighted Variable(s)Mean ControlMean TreatedDiff.tPr(T>t)Fin65.21764.223-0.9931.070.2841Agglo4.1744.2920.1180.380.7025Far31.80830.954-0.8531.200.2321Gov8.2808.3650.0850.620.5324Vol0.0930.0950.0020.970.3320Mining8.1728.3550.1840.310.7532

本文利用核匹配的方式建立PSM-DID模型，作為一個(gè)補(bǔ)充，使用出口結(jié)構(gòu)指標(biāo)來檢驗(yàn)結(jié)果的說服力。同時(shí)考慮到在中國(guó)式財(cái)政分權(quán)下，政府財(cái)政支出對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與升級(jí)的影響，政府財(cái)政政策的不明朗或者波動(dòng)過大可能造成企業(yè)對(duì)于經(jīng)濟(jì)前景與方向的誤判，進(jìn)而影響產(chǎn)業(yè)政策的實(shí)施效率，因此，加入解釋變量：政府財(cái)政波動(dòng)，以度量地方政府財(cái)政行為對(duì)政策效果的影響，回歸結(jié)果見表4。通過PSM-DID方法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，核心解釋變量dt×du系數(shù)顯著為正，大小比傾向得分匹配之前稍有上升，在以出口結(jié)構(gòu)作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的代理變量時(shí)，政策依舊對(duì)其有顯著的正向作用。這進(jìn)一步支撐了中部崛起戰(zhàn)略對(duì)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)起到顯著推動(dòng)作用的分析結(jié)果。同時(shí)，表4列(2)、列(3)中政府財(cái)政波動(dòng)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明政府財(cái)政支出波動(dòng)對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級(jí)起到負(fù)面作用。這可能是由于在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌的新背景下，制度對(duì)地方政府財(cái)政支出的約束變得松弛，因?yàn)槿狈τ行У谋O(jiān)督與管理，預(yù)算外與體制外財(cái)政行為將會(huì)對(duì)地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)起到抑制作用。

表4 政策效果的進(jìn)一步檢驗(yàn)：基于PSM-DID方法

(二)平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證雙重差分法的適當(dāng)性，本文對(duì)處理組和控制組的地區(qū)技術(shù)復(fù)雜度進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。以2006年為政策基準(zhǔn)年，生成各年份時(shí)間虛擬變量與處理組變量的交互項(xiàng)，選擇政策實(shí)施前后5年進(jìn)行對(duì)比，以pre表示政策執(zhí)行前多少期對(duì)應(yīng)的交互項(xiàng)，如pre1表示政策發(fā)生前1期的虛擬變量與處理組變量的交互項(xiàng)；pre0表示政策發(fā)生當(dāng)期。以post表示政策發(fā)生后對(duì)應(yīng)交互項(xiàng)，如post1表示政策發(fā)生后1期的虛擬變量與處理組變量的交互項(xiàng)，同時(shí)對(duì)時(shí)間固定效應(yīng)、個(gè)體固定效應(yīng)進(jìn)行控制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)(圖2)，政策實(shí)施前，回歸系數(shù)在0附近波動(dòng)，而政策實(shí)施后一年系數(shù)顯著為正。這說明處理組與控制組滿足共同趨勢(shì)假設(shè)，政策效果出現(xiàn)在政策實(shí)施后一年，存在一定時(shí)滯性。

圖2 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果

四 機(jī)制檢驗(yàn)

1.中部崛起政策的一項(xiàng)重要內(nèi)容是順應(yīng)經(jīng)濟(jì)梯度轉(zhuǎn)移趨勢(shì)，積極承接?xùn)|部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移， 實(shí)現(xiàn)中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)。上文各類檢驗(yàn)結(jié)果顯示，中部崛起政策對(duì)于地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級(jí)有顯著的正向作用。那么，哪些因素影響了中部崛起戰(zhàn)略對(duì)中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的作用？表2分析表明，外商直接投資、政府財(cái)政支出、產(chǎn)業(yè)集聚、固定資產(chǎn)投入對(duì)被解釋變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有顯著作用。表5為針對(duì)中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型中作用機(jī)制的檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，中部崛起戰(zhàn)略對(duì)外商直接投資、政府財(cái)政支出、固定資產(chǎn)投資水平有顯著促進(jìn)效應(yīng)，對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚水平有反向作用，但不顯著，表明產(chǎn)業(yè)集聚不是影響中部崛起戰(zhàn)略對(duì)中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級(jí)作用的關(guān)鍵要素。產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的這種反向變化可能源于，中部地區(qū)原集聚產(chǎn)業(yè)多為污染型的低端制造業(yè)，工業(yè)區(qū)建設(shè)的眾多基礎(chǔ)設(shè)施，大量的資金與資源被固定在這些產(chǎn)業(yè)上，原本的產(chǎn)業(yè)集聚所帶來的優(yōu)勢(shì)可能造成區(qū)域發(fā)展“鎖定效應(yīng)”，現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)很難從原先的生產(chǎn)模式與產(chǎn)業(yè)方向中脫離出來，打破這種不易替代的路徑依賴，是未來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的方向。以上機(jī)制分析說明，中部崛起戰(zhàn)略通過積極的招商引資措施，吸收海外資本及先進(jìn)技術(shù)；積極的財(cái)政政策加大了對(duì)高新技術(shù)企業(yè)的扶持力度，打破路徑依賴，最終實(shí)現(xiàn)促進(jìn)中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的政策目標(biāo)。中部崛起戰(zhàn)略對(duì)固定資產(chǎn)投資水平雖然有顯著正向作用，卻不是推動(dòng)中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的關(guān)鍵要素。

表5 中部崛起政策的機(jī)制檢驗(yàn)

2.政府制定區(qū)域性政策推動(dòng)落后地區(qū)加快產(chǎn)業(yè)升級(jí)和彌補(bǔ)區(qū)域發(fā)展不平衡，目的是通過政府“這只看得見的手”和市場(chǎng)“這只看不見的手”共同引導(dǎo)生產(chǎn)要素的優(yōu)化與再配置，但是政策對(duì)于區(qū)域內(nèi)不同技術(shù)水平產(chǎn)業(yè)的邊際影響程度不同。因此，本文根據(jù)各產(chǎn)業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的不同，將地區(qū)技術(shù)復(fù)雜度分為高、中、低三個(gè)區(qū)間?；貧w結(jié)果(表6)說明，政策的著力點(diǎn)在高中技術(shù)區(qū)間的產(chǎn)業(yè)上，對(duì)低技術(shù)的產(chǎn)業(yè)未產(chǎn)生作用，而就回歸系數(shù)大小而言，政策升級(jí)效應(yīng)顯然更傾向于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)。這說明區(qū)域政策制定時(shí)吸收了東部地區(qū)的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)，不再滿足于從低附加值、低科技含量的制造業(yè)中緩慢實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的路徑，而是利用政策的傾斜，將企業(yè)引入到高技術(shù)、高效率的產(chǎn)業(yè)之中。

表6 中部崛起政策升級(jí)效應(yīng)：區(qū)分不同產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平

3.中部崛起政策覆蓋了我國(guó)中部地區(qū)6個(gè)省份，雖然就總體的效果而言，政策可能對(duì)于各個(gè)省份都會(huì)產(chǎn)生影響，但由于資源稟賦與經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)的不同，中部六省發(fā)展階段不盡相同，政策對(duì)不同地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)效果可能存在異質(zhì)性，因此本文繼續(xù)對(duì)政策的地區(qū)異質(zhì)性進(jìn)行評(píng)估。

表7 中部崛起政策對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)影響的地區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)

檢驗(yàn)結(jié)果顯示(表7)，中部崛起政策對(duì)安徽、湖北、湖南、江西的產(chǎn)業(yè)升級(jí)有顯著促進(jìn)效應(yīng)，對(duì)河南與山西的產(chǎn)業(yè)升級(jí)產(chǎn)生了抑制效應(yīng)，但是只有河南的回歸系數(shù)顯著，可能的原因是，河南作為一個(gè)農(nóng)業(yè)大省，在經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、資源稟賦和科教發(fā)展等方面在中部地區(qū)皆處于競(jìng)爭(zhēng)劣勢(shì)(羅序斌和周紹森，2014)[13]，且作為最大勞動(dòng)力輸出省份，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移不但讓其無法享受到政策的紅利，還使得省內(nèi)出現(xiàn)勞動(dòng)力供給不足的問題，造成河南省人力資源發(fā)展失衡，這些因素共同導(dǎo)致了政策作用不如預(yù)期。山西作為中國(guó)第一產(chǎn)煤大省，其興也煤炭，其衰也煤炭，隨著國(guó)內(nèi)對(duì)煤炭的需求轉(zhuǎn)冷，山西陷入了每個(gè)資源依賴型經(jīng)濟(jì)區(qū)域所須面對(duì)的困境，加之工業(yè)與制造業(yè)基礎(chǔ)較為薄弱，山西產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)難度較大。

五 結(jié)論與建議

作為一項(xiàng)平衡空間經(jīng)濟(jì)格局，促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的重要區(qū)域政策實(shí)踐，中部崛起政策實(shí)施效果的評(píng)價(jià)具有重要意義。本文基于中國(guó)1999-2013年地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用PSM-DID方法，從長(zhǎng)期影響角度考察中部崛起政策對(duì)于中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響。研究表明：(1)從整體環(huán)境來看，中部崛起政策對(duì)于中部地區(qū)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級(jí)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的促進(jìn)作用，中部六省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)剛性得到了很好的改善。值得注意的是，政府財(cái)政支出的波動(dòng)對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)產(chǎn)生了負(fù)面影響。(2)從影響機(jī)制來看，中部崛起戰(zhàn)略通過主動(dòng)吸引海外投資、實(shí)施積極的財(cái)政政策、打破路徑依賴，最終形成促進(jìn)區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的政策效果。此外，政策效果對(duì)于低技術(shù)水平產(chǎn)業(yè)作用不顯著，對(duì)于中高技術(shù)水平的產(chǎn)業(yè)作用顯著。而相比中等技術(shù)產(chǎn)業(yè)而言，政策對(duì)于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)積極影響更大。(3)從地區(qū)異質(zhì)性來看，由于經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)與地理?xiàng)l件的不同，中部地區(qū)有四個(gè)省份受到了政策的積極作用，其中江西產(chǎn)業(yè)升級(jí)程度最大，而對(duì)于河南、山西兩省而言，政策促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的效果并不理想，這為新一輪崛起政策的制定與實(shí)施提供了參考。

根據(jù)上述結(jié)論，提出建議如下：一方面，隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”，中部六省在加快承接?xùn)|部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移速度的同時(shí)，要有的放矢，走內(nèi)涵式發(fā)展道路。在實(shí)踐中，把握好引入外商直接投資和東部發(fā)達(dá)地區(qū)轉(zhuǎn)移企業(yè)的質(zhì)量，注重利用技術(shù)的溢出效應(yīng)，對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)采取政策傾斜。同時(shí)，加強(qiáng)對(duì)地方政府財(cái)政行為的約束與管理，將地方政府財(cái)政支出波動(dòng)對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的負(fù)面影響降到最低。另一方面，就整體而言，雖然中部崛起戰(zhàn)略對(duì)于中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與產(chǎn)業(yè)升級(jí)起到積極作用，但由于地區(qū)異質(zhì)性的原因，河南與山西兩省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)并未因?yàn)檎叩膶?shí)施得到明顯改善，因此未來制定新一輪崛起戰(zhàn)略決策時(shí)，中部六省要立足于自身優(yōu)勢(shì)與資源稟賦，在現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)之上，結(jié)合自身的社會(huì)與環(huán)境承受能力，因地制宜。在政策的戰(zhàn)略布局上可以對(duì)河南與山西兩省稍加傾斜，基于其不同經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)與結(jié)構(gòu)的特點(diǎn)，構(gòu)建差異化主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)與改進(jìn)路徑，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改造與升級(jí)。