西部大開發戰略對重點縣經濟發展的影響

蒲龍

摘要：西部大開發戰略迄今已實施16年，作為影響范圍廣、持續時間長的國家級戰略政策，客觀評價其實施效果不僅有利于完善其未來發展，也對其他的區域政策有著重要的借鑒意義。本文從微觀層面出發，利用1999-2010年重點縣樣本評估西部大開發戰略對其經濟發展的影響，利用雙重差分法剝離其他干擾因素，發現西部大開發戰略能夠顯著提高西部地區重點縣人均實際國民生產總值0.061%，該結論也能通過相關的穩健性檢驗，表明西部大開發戰略在其實施的第一階段內，有效地促進了西部地區重點縣經濟的發展。

關鍵詞：西部大開發戰略；重點縣；雙重差分法

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A 文章編號：1000-176X（2017）02-0105-07

一、引言

2000年1月16日國務院西部地區開發領導小組成立，時任總理朱镕基同志擔任領導小組組長，西部大開發戰略正式全面推行。作為國家級戰略，其主要目標是“把東部沿海地區的剩余經濟發展能力，用以提高西部地區的經濟和社會發展水平、鞏固國防”。由此可見，平衡地區間差異以及提高西部地區經濟發展水平是其主要目的。在過去的16年間，西部地區經濟實力得到大幅提升，基礎設施得到顯著改善，各項社會指標較以往取得較大進步。作為持續時間久、影響范圍大的區域性戰略政策，如何客觀地評價其政策效果成為研究熱點。西部大開發戰略在地區經濟發展中究竟起到了什么樣的作用？是顯著促進經濟發展還是落入了所謂的“政策陷阱”？客觀評價其政策效果不僅有利于未來完善西部大開發戰略。同時也能為類似的區域政策提供借鑒。

本文首次利用重點縣樣本數據從微觀層面分析西部大開發政策效果。黨的十八屆五中全會明確提出，要在2020年消除現有的近7000萬貧困人口，全國所有的重點縣要實現“脫帽”。所謂重點縣是指國家級貧困縣。最初于1986年確立，以縣為單位，1985年年人均收入低于150元的縣劃分為貧困縣，而對少數民族自治縣標準則有所放寬，共確立了331個貧困縣。1993年國務院發布了《國家八七扶貧攻堅計劃》，依據1986年制定的標準，將年人均收入700元以上的縣調出貧困縣，將年人均收入低于400元的縣納入貧困縣。進行大規模的重新調整后，最終確立的貧困縣為592個，覆蓋東、中、西部地區。2001年又出臺了《中國農村扶貧開發綱要（2001-2010）》，為了不引起歧義，統一將“貧困縣”改為“國家扶貧重點開發縣”。簡稱“重點縣”。另外，該綱要將東部地區重點縣全部調出，增加了中西部重點縣數目同時保留總量不變，即仍然有592個重點縣。2011年根據《中國農村扶貧開發綱要（2011-2020）》，將部分經濟發展較快的重點縣調出，同時將部分比較困難的非重點縣調入，按照“一進一出”的規則，重點縣總數仍保持為592個。

從重點縣的改革歷程來看，盡管經過兩次較大規模的調整，重點縣總數在1993年確定后就一直保持為592個。為了保持樣本的連續性，我們選取了經過兩次調整后一直屬于重點縣的子樣本，共444個，其中288個屬于西部，156個屬于中部。利用2000年提出的西部大開發作為外生政策沖擊，由于政策的地域指向性，西部地區重點縣成為處理組，而中部地區重點縣成為控制組。不同于以往文獻中以省級政府或全國所有地市級政府來劃分處理組和控制組，本文從重點縣的角度進行研究使得控制組和處理組之間的可比性提高，能夠較好地滿足雙重差分的應用條件。

二、文獻綜述

研究西部大開發以及重點縣的文獻較多，但是將兩者聯合起來的幾乎沒有，因而文獻回顧從西部大開發和重點縣兩個脈絡進行，并關注西部大開發的文獻。關于評估西部大開發效果的文獻，早期主要集中于定性研究，闡述西部大開發戰略的必要性以及應發揮的作用。強調西部大開發政策能夠促進要素的合理流動，從而調動資源發展區域經濟。此外也有部分文獻從西部大開發的角色人手，詳細闡述了政府、市場以及企業的主體行為，認為政府應該是引導和宏觀調控的行為主體，市場是促進資源合理流動的主要機制，而企業則是西部大開發落實的主體。隨著西部大開發第一階段的完成，對其政策評價又重新成為學界的研究熱點，程瑜和李瑞娥從制度層面進行反思，認為西部大開發不僅要促進區域經濟發展，同時也要探索實現可持續發展的理論基礎。趙曦等認為，在西部大開發下一階段中仍要大力發展可能促進西部地區內生增長的機制，如優化產業結構、培育創新意識等。劉忠等則對第一階段中關于西部大開發的文獻進行了梳理，并結合實際進行了反思。

隨著技術手段的不斷提升。對于西部大開發政策效果的定量評估也逐步增多。不過大量的計量研究從單差法的角度進行衡量，即單一地就西部地區在實施西部大開發前后數據進行對比?；蚺c中東部地區進行比較，如淦未宇等從宏觀經濟水平、工業化發展進程、居民生活質量和生態發展狀況出發，對比西部大開發實施前后的影響，認為西部大開發全面促進了西部地區的社會發展。田雙全和黃應繪從居民收入差距的視角出發，認為西部大開發有效遏制了城鄉居民相對收入差距的擴大。李靖宇和王文憑也以西部大開發實施近10年的實踐經驗為分析背景，肯定了西部大開發戰略在實施期間對西部地區的顯著促進作用。喬寧寧和王新雅發現自實施西部大開發戰略后，區域經濟增長由原來沿著均衡路徑穩態發展轉變為發散性增長，西部地區各省份經濟增長也呈現較為明顯的發散跡象。他們認為，西部地區的經濟增長將成為中國經濟增長的新動力。石清華也認為實施西部大開發戰略后西部地區的經濟并不是收斂性的。而是發散性的。這些研究都在肯定西部地區在實施西部大開發戰略以來的經濟顯著增長，但是并未完全得到西部大開發戰略的政策效應，因為隨著科技不斷進步，即使不存在西部大開發政策，西部地區的這些社會指標也能夠得到提高，而僅僅從單差法角度衡量，無法剝離其他的干擾因素。

對于如何有效地剔除干擾因素的影響，理論界逐步傾向于更為合理的估計方法即雙重差分，由于西部大開發戰略可以認為是一種準自然實驗，因而可以利用雙重差分來評估其政策效果。如劉生龍等發現西部大開發戰略實施以來顯著促進了西部地區的經濟發展，地區間的經濟存在條件收斂。毛其淋發現西部大開發戰略顯著地縮小了西部地區的收入差距。江明軒研究了西部大開發戰略中的稅收優惠政策對外商投資的影響，他發現該政策能夠促進外商在西部地區的投資，但是效果并不明顯。邵帥和齊中英發現我國確實存在所謂的“資源詛咒”現象，即能源開發與經濟發展負相關，而西部大開發戰略的推進使得這種現象更加明顯。但夏飛等得出的結論正好相反，他們發現，在實施西部大開發戰略以前，西部地區存在著“資源詛咒”現象，但是實施西部大開發戰略后這種現象得到了一定程度的緩解。這些研究都以自然實驗的方式剝離了干擾因素，分析西部大開發戰略的政策效果。值得注意的是這些以雙重差分為計量手段的文獻，都是從省級層面來劃分處理組和控制組，將西部地區省份作為處理組，將中東部地區省份作為控制組。除了從省級層面分析外，有極少數文獻能夠從較微觀的視角入手，如劉瑞明和趙仁杰發現從地市級層面來看，西部大開發戰略并沒有促進西部地區經濟發展，反而由于相關法律法規缺失、扭曲激勵機制等因素，西部大開發戰略陷入了“政策陷阱”，其指出從省級層面來評估西部大開發戰略的政策效果并不滿足雙重差分的適用性條件，應采用PSM-DID即基于傾向匹配得分的雙重差分來替代傳統的雙重差分進行政策評估。

本文的研究重點為西部大開發戰略對重點縣經濟的影響，主要原因是不同地區的重點縣同屬一個類別。因而相對于全部縣級政府而言具有更高的可比性。當前關于重點縣研究的文獻眾多，主要集中于評價政府各項轉移支付以及項目的績效。MengTM]利用斷點回歸的方法研究了中國的八七扶貧攻堅計劃實施的效果，發現在1994-2000年，其能顯著提高農民收入0.380%。Park等等利用倍差分研究分析了第一次扶貧攻堅計劃的實施效果。增長模型發現。貧困縣的收入增長率在1985-1992年為2.280%，在1992-1995年為0.910%。張彬斌和陳小利研究了重點縣的扶貧政策對其人力資本形成產生的效應，發現政策實施對在校學生數和平均受教育年限為代表的人力資本存量顯著增加，而對以師生數量比例關系為代表的教育質量的影響不明顯。

綜上，目前對于西部大開發戰略以及重點縣的研究是分割開的，然而，西部大開發戰略勢必會對西部地區的重點縣帶來影響。本文擬利用西部大開發戰略作為外生變量，研究其對西部地區重點縣經濟發展的影響，相比已有研究而言，本文可能產生的創新點主要有：第一，首次從重點縣層面進行研究，研究層面較為微觀，所獲得數據樣本更為詳細，能夠較好地提高估計精度，并且相對于省級政府或地市級政府而言，能夠較好地滿足不同組別的可比性，當然在后文中進行了同趨勢性檢驗。第二，從重點縣層面出發，能夠評價西部大開發政策對于地區內部不同經濟發展水平縣域的影響，而這一影響僅從省級層面或者地市級層面是無法得到的。

三、計量模型及相關數據處理

（一）研究設計

雙重差分是一種項目評估的計量處理方法，來源于自然實驗的思想，受啟發于醫學上對新藥物療效的實驗，經濟學家利用自然實驗來對項目進行評估。理想的自然實驗是指控制組和處理組的選擇是隨機的，而且兩者在實驗前具有相同的時間趨勢。應用到經濟領域，一方面，理想的自然實驗受到多方面限制不容易實施；另一方面，客觀存在一些天然的自然實驗（如政策的改變僅僅影響部分樣本等），一般將這些自然實驗稱為準自然實驗。通過分析處理組和控制組在實驗前后的變化，就可以捕捉政策帶來的影響。

西部大開發戰略是天然形成的一次準自然實驗，可以利用雙重差分對其進行分析。需要注意的是，目前，文獻中極少數從較微觀層面出發，如從地市級層面評估西部大開發政策，絕大多數文獻均從省級層面考慮。認為西部省份屬于處理組，而相應的中東部省份屬于控制組。筆者認為這種處理有欠妥之處，主要原因在于使用雙重差分的重要前提是實驗組和處理組在實驗前具有相同的變化趨勢，而我國東中西部經濟發展差異明顯，即使沒有改革，其經濟增長趨勢也不盡相同，而且眾多控制變量也無法消除趨勢之間的差異。因而省級層面的數據無法可靠保證實驗組和處理組的同趨勢假設，并且在這類文獻中也沒有進行相關的同趨勢假設檢驗。目前鮮有文獻能夠從微觀層面來評估西部大開發戰略的政策效果。本文利用雙重差分來評估西部大開發戰略的政策效果，不同于已有研究，將重點縣作為主要研究對象，一方面，數據更為翔實，能夠較好地提高估計精度；另一方面，由于重點縣經濟發展情況較為類似，能夠在一定程度上緩和不同地區發展水平明顯不同所帶來的問題，相對于省級或地市級數據更容易滿足同趨勢的前提假設。

（二）指標選取及計量模型

本文將重點縣的人均實際GDP的自然對數值以及實際GDP的自然對數值作為被解釋變量。由于缺乏縣級政府在各個年份中的價格指數，將縣級政府所在省份的價格指數作為統一的衡量標準，將每年的名義GDP轉化為以1997年為不變價格的實際GDP，另外根據縣級人口數據，將其轉化為人均實際GDP。其中，人口數據和GDP數據均來源于《中國區域經濟統計年鑒》，由于該數據只從2000年開始統計，因而我們也查閱相關省份的統計年鑒并補充了人口及GDP數據。

為了控制其他影響因素，參照劉瑞明和趙仁杰的研究，同時根據縣級數據的可獲得性，篩選出其他控制變量。本文選取財政支出占當地GDP的比重來衡量政府作用，選取人均基本建設支出的自然對數值作為控制變量。由于縣級政府的經濟結構對當地經濟發展也發揮著重要作用，因此，本文分別控制了第一產業及第二產業占GDP的比重，來捕捉經濟結構變化產生的影響。目前，高儲蓄率對社會經濟發展產生重要影響，因而本文也控制了縣級層面儲蓄率。另外，地理位置對重點縣的經濟發展也具有一定的影響，分別將hill（是否為山區縣）、minor（是否是少數民族縣）以及border（是否是內陸邊境縣）作為地理位置虛擬變量。另外。本文亦包括了1999-2010年的10年時間虛擬變量。主要變量及計算方法如表1所示。

本文設計雙重差分模型如下：

（1）

其中，Y_it為第i個縣在第t年的實際人均GDP自然對數值或實際GDP自然對數值。west-develop_it=west_it×year_it，為兩個虛擬變量的乘積，表示西部大開發戰略變量。west_it是二值虛擬變量，如果樣本屬于西部地區重點縣，則west_it=1；反之，west_it=0。類似地，如果樣本處于西部大開發當年及以后，即2000年及以后，則year_it=1；反之，year_it=0。X為上文所涉及到的控制變量，u_i為不隨時間變化的縣級固定效應，u_t為時間固定效應，ε_it為滿足獨立同分布的隨機干擾項。系數λ表示為處理組在事件發生前后的差異減去控制組在事件發生前后的差異。即所謂的雙重差分。與經典雙重差分相比，本文采用的面板雙重差分模型有以下兩個特點：第一。采用面板數據可以消除個體的固定效應，如果采用混合OLS回歸，由于個體的固定效應可能與控制變量有關，會導致估計的不一致。第二，面板雙重差分模型中，傳統意義上的處理組和事件組這兩類虛擬變量，進入了模型中的控制變量和時間固定效應。

（三）數據來源及處理

本文采用的數據主要來源于《中國縣（市）社會經濟統計年鑒》，該年鑒從1999年開始進行統計，因此，本文選擇樣本的時間起點為1999年。我們將研究的終點設置為2010年，主要有兩點原因：第一，重點縣名單的最新調整是根據《中國農村扶貧開發綱要（2011-2020）》而來的，部分發展較好的縣已經退出重點縣范疇，而又補充了部分發展不好的縣，我們研究一直處于重點縣的樣本，能夠較好地滿足可比性。第二，西部大開發戰略明確提出了三個階段，而2000-2010年是西部大開發戰略奠定基礎的階段，本文旨在觀察在這一階段中其對西部地區重點縣的影響。另外，由于《中國縣（市）社會經濟統計年鑒》從2001年后取消報告縣級GDP數據，以及存在缺失部分統計資料，我們利用《中國區域經濟統計年鑒》以及相關省份的統計年鑒對部分缺失值進行了補充。同時，為了避免極端值帶來的干擾，本文利用winsor命令對各項指標剔除了1%的異常值，最終得到的數據為1999-2010年共444個重點縣的非平衡面板數據，描述性統計結果如表2所示。

四、結果分析

（一）適用性檢驗

在進行具體分析前，需要對樣本是否適用于雙重差分進行驗證。理想的自然實驗是指實驗對于處理組和控制組而言都是外生的，不存在選擇性偏誤。但是在實際操作中，這一條件一般不易滿足，因而在政策評估中，往往以準實驗來代替自然實驗。具體到本文的研究中，外生性是指能否成為處理組與回歸的殘差項是否相關，由于殘差項無法觀測。因而無法從技術上檢驗這一條件，但是如果控制了縣級層面的不可觀測效應，那么這一問題就會得到緩解。對于雙重差分而言，還有一個前提假設為同趨勢檢驗。因為只有保證了處理組和控制組在實驗前具有相同的趨勢，交互項的系數才能捕捉到所謂的處置效應。

本文的研究對象是重點縣，屬于同一類別，相對于省一級或地市一級而言，樣本間的差異程度能夠得到一定的緩解。目前，對雙重差分同趨勢性檢驗的主要做法是在實驗前重新進行雙重差分，理論上講，如果在實驗前，交互項的系數就出現了顯著性差異，那么說明處理組和控制組在實驗前的發展趨勢就不一樣，后面得出的結論就不一定是實驗所導致的。而如果在實驗前其交互項系數不顯著，則說明處理組和控制組在實驗前滿足同趨勢的假設。但對本文的研究而言，這種處理方法的確有挑戰性，由于主要數據來源于《中國縣（市）社會經濟統計年鑒》，但該年鑒只是從1999年才開始統計，本文無法得到相應變量在1999年之前的數據，而且由于分省數據統計口徑的不一致性，缺失部分重要變量無法通過逐一查詢來補充。最終，本文參照鄭新業等同趨勢性檢驗的做法，利用改革前一年即1999年的數據，用人均實際GDP自然對數值或實際GDP自然對數值的一階差分作為被解釋變量，核心解釋變量為是否為處理組，檢驗結果表明無論采用哪種指標作為被解釋變量，是否成為處理組對其影響均是不顯著的，因此，從一定程度上可以說明，處理組和控制組在實驗前已具有共同的時間趨勢。

（-）估計結果

由于研究的樣本屬于面板數據，因而本文利用面板雙重差分模型對式（1）進行估算，結果如表3所示。具體而言，模型1、模型2、模型3的被解釋變量為人均實際GDP自然對數值，而模型4、模型5、模型6的被解釋變量為實際GDP自然對數值。其中，模型l和模型4采用OLS模型，模型2、模型3、模型5、模型6為固定效應模型。模型2、模型5沒有添加任何控制變量，模型3、模型6則添加了所有的控制變量。另外，由于固定效應模型無法估計出不隨時間改變的地理位置虛擬變量，因而在模型2、模型3、模型5、模型6中，沒有添加地理位置虛擬變量。

由表3可以看出，無論是采取OLS模型或固定效應模型，西部大開發戰略對重點縣經濟的影響都是顯著為正的。具體而言，在OLS模型中，西部大開發戰略顯著提高了重點縣人均實際GDP自然對數值0.182%，顯著提高實際GDP自然對數值0.542%?？刂谱兞恐?，政府支出、第一產業占比以及儲蓄率對重點縣的人均實際GDP或實際GDP均有顯著的負向影響。逐一分析，財政支出占比越高，說明當地市場化程度較低，不利于經濟的發展。第一產業占比越高，說明地方經濟對農業依賴程度較高，由于農業產品附加價值較低，不利于地方經濟發展。過高的儲蓄率反應出消費疲軟同樣不利于經濟增長?；窘ㄔO支出和第二產業占比對重點縣經濟有顯著的正向影響。一方面，基本建設支出的增加既可以直接增加投資，也可以通過完善基礎設施條件。從而促進經濟增長；另一方面，第二產業附加價值較高，也能帶動其他產業發展，給經濟增長帶來正向影響?？紤]到影響縣域經濟發展的不可觀測因素可能會對控制變量產生影響，從而造成內生性問題使得估計產生偏誤，因而利用面板雙重差分的方法進行估計，如表3中模型2、模型3、模型5和模型6所示。在模型2、模型5中。沒有添加任何控制變量，只是控制了縣級固定效應和時間固定效應，結果顯示西部大開發戰略對重點縣的人均實際GDP自然對數值和實際GDP自然對數值均有顯著的正向作用，但是影響系數相比OLS模型有所下降。模型3、模型6中控制了所有的解釋變量，實證結果顯示調整后的R²有所提升，說明模型得到改進，西部大開發戰略對重點縣經濟的發展影響顯著為正，但系數進一步下降。具體而言，西部大開發戰略顯著提高了重點縣人均實際GDP自然對數值0.061%，顯著提高實際GDP自然對數值0.062%。各控制變量中政府支出、第一產業占比及儲蓄率顯著降低重點縣的實際人均GDP和實際GDP，基本建設支出占比和第二產業占比則對重點縣經濟有著正向促進作用，但第二產業占比的正向促進作用并不顯著?？梢?，西部大開發戰略顯著地促進了西部地區重點縣經濟增長，并沒有掉入所謂的“政策陷阱”。

（三）穩健性檢驗

為驗證上文結論的可靠性，需進行穩健性檢驗。一般而言，穩健性檢驗主要包括改變變量、改變估計方法及安慰劑檢驗等?？紤]到本文的研究特點，主要從改變變量和改變估計方法兩個角度進行穩健性檢驗。

首先，對于經濟發展而言，除了利用人均實際GDP或實際GDP外，還可以利用經濟增長率來表示。因而本文查詢分省統計年鑒，補充了重點縣1998年的實際人均GDP，計算出其經濟增長率，以此為被解釋變量評估西部大開發戰略對其影響。另外考慮到經濟發展水平對經濟增長率的影響，分別添加了人均實際GDP的滯后一期?？梢钥闯?，變換被解釋變量后，西部大開發戰略對重點縣經濟增長率的影響顯著為正。各控制變量和表3類似。另外，新添加的人均實際GDP的滯后一期對其經濟增長率有顯著的負向影響，說明重點縣經濟增長具有收斂性，與劉生龍等從省級層面得出的結論一致。

其次，考慮經濟發展的慣性，本文采用動態面板數據來評估西部大開發戰略對重點縣經濟的影響。由于解釋變量中添加了被解釋變量的一階限于篇幅，穩健性檢驗結果未在正文列示，留存備索。滯后，不可避免地出現了內生性問題，使得原有估計方法失效。引入動態變化的模型一般是利用廣義矩估計的方法來處理，包括差分GMM、水平GMM以及系統GMM三種方法。其中，系統GMM是將差分方程和水平方程作為一個系統方程進行GMM估計，在一定程度上融合了差分GMM和水平GMM，因而本文運用系統GMM進行檢驗。當引入動態模型后，被解釋變量的一階滯后均顯著為正。一方面，說明了引入動態面板的合理性；另一方面，也符合現實，即經濟發展具有一定慣性。對于系統GMM模型而言。還需要觀察Arellano-Bond檢驗和Hanse檢驗。模型Arellano-Bond檢驗和Hanse檢驗均能通過，說明系統GMM是合適的估計方法。引入被解釋變量的動態變化后，西部大開發戰略依然顯著促進了西部地區重點縣經濟的發展，具體而言，西部大開發戰略顯著提高了西部地區重點縣的人均實際GDP自然對數值0.042%，顯著提高實際GDP自然對數值0.113%。各控制變量和表3類似，即政府支出、第一產業占比以及儲蓄率對重點縣經濟發展具有顯著的負向影響，而人均基本建設支出和第二產業占比具有顯著的正向影響。

通過上述檢驗。我們認為前文結論是穩健的，西部大開發戰略顯著地促進了西部地區重點縣經濟的發展。

五、結論

作為促進落后地區發展的國家級戰略，西部大開發對區域經濟的影響逐漸顯現。本文從重點縣的角度出發，評估西部大開發戰略對西部地區重點縣經濟的影響。實證結果表明，西部大開發戰略顯著促進了西部地區重點縣經濟的發展。該結論也能通過相應的穩健性檢驗。當然，本文也存在一定的不足，首先受限于樣本數據。不能控制住人力資本方面的影響，本文也嘗試利用重點縣在校生數來替代，但是實證結論不明顯。對于文獻中常采用的人均受教育年限。由于數據的缺失也無法來彌補。其次，由于《中國縣（市）社會經濟統計年鑒》從1999年開始統計，因而本文樣本起點設置靠近西部大開發戰略實施年份，無法通過常見的檢驗同趨勢性的方法來進行檢驗。這些不足有待以后隨著數據及方法的改進而彌補?？傊?，西部大開發戰略是一項長期任務，對于重點縣而言，面臨的挑戰與機遇同在，如何在下一步西部大開發戰略中把握時機提高經濟發展水平，值得我們持續關注。

（責任編輯：徐雅雯）