周端明，朱蕓羲，王春婷

(安徽師范大學經濟管理學院，安徽蕪湖市 241002)

一、引 言

改革開放以來，在經濟奇跡般增長的同時，發(fā)展過程中的“不平衡、不協(xié)調、不可持續(xù)”問題也越發(fā)嚴重，而最大的不平衡存在于區(qū)域之間和城鄉(xiāng)之間。［1］區(qū)域經濟的不平衡發(fā)展若長期得不到改善，會導致整體經濟結構功能下降，資源配置效率降低，從而進一步拉大收入差距，影響國家作為一個完整的經濟體的持續(xù)健康發(fā)展。［2］為促進東西部地區(qū)間經濟社會的協(xié)調發(fā)展，縮小區(qū)域發(fā)展差距，國家于2000年10月正式實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略。在實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略后，東西收入相對差距逐步趨于縮小。①

現(xiàn)在的問題是，新世紀以來東西區(qū)域發(fā)展差距的縮小是西部大開發(fā)政策的作用結果，還是經濟發(fā)展內在機制(如涓滴效應)發(fā)生作用的自然趨勢?自西部大開發(fā)政策實施以來，大量文獻研究了其政策效果。部分研究認為，西部大開發(fā)政策雖然在一定程度上促進了西部地區(qū)經濟增長，但區(qū)域間經濟差距并沒有隨之縮小。王洛林和魏后凱認為，西部大開發(fā)政策在基礎設施和生態(tài)環(huán)境建設等方面成效顯著，然而軟環(huán)境建設卻仍待進一步提高。［3］［4］趙果慶則指出，由于存在政策溢出效應，政策一方面促進了西部地區(qū)的經濟發(fā)展，另一方面又擴大了區(qū)域間，尤其是東西部之間發(fā)展差距。［5］通過對西部大開發(fā)實施效果的9個方面的評價，魏后凱和孫承平發(fā)現(xiàn)，西部大開發(fā)確實促進了西部地區(qū)經濟增長，但是區(qū)域間經濟差距仍未得到改善。［6］淦未宇等對宏觀經濟水平、工業(yè)化發(fā)展進程、居民生活質量和生態(tài)發(fā)展狀況等四大類指標評估之后，亦得出相似結論。［7］

部分研究對西部大開發(fā)政策的實施效果持更加積極的評價。西部大開發(fā)政策實施伊始，蔡昉和都陽就從經驗上考察了地區(qū)經濟增長中的俱樂部趨同現(xiàn)象，指出西部大開發(fā)有助于西部地區(qū)獲得趨同機會。［8］王錚和葛昭攀認為，近年中國經濟發(fā)展差距開始縮小，已經出現(xiàn)轉折跡象。新疆的發(fā)展就是成功范例，而這主要歸功于投資效應和人口效應。［9］王小魯和樊綱考察了資本、勞動力、人力資本等生產要素在各地區(qū)的配置及流動狀況，認為西部大開發(fā)政策的實施有利于資源配置的優(yōu)化，縮小了地區(qū)間差距。［10］Andersson等也認為，中國區(qū)域經濟在長期來看是趨同的。［11］Deng和Jefferson通過對西部大開發(fā)實施以后的不同地區(qū)間工業(yè)生產效率的研究，指出沿海與內陸地區(qū)勞動力生產率趨于一致，區(qū)域間收入不平等差距縮小，區(qū)域間有趨同傾向。［12］

盡管現(xiàn)有研究肯定了西部大開發(fā)政策的增長效應，但是這種增長效應是否促進了區(qū)域經濟趨同仍沒有定論，而且對西部大開發(fā)政策是通過何種機制來影響區(qū)域經濟增長的研究呈現(xiàn)明顯滯后局面。另外，2003年開始的振興東北地區(qū)等老工業(yè)基地戰(zhàn)略和2006年開始的中部崛起戰(zhàn)略，可能會影響到對西部大開發(fā)戰(zhàn)略效果的評價。本文將利用1978～2011年省級面板數據，基于新古典增長的拓展模型，考察西部大開發(fā)政策對短期和長期經濟增長率的影響，并探討其具體的影響機制。

二、實證模型及數據來源

1.實證模型及變量說明

為了在經驗分析時更好地識別國家間增長趨同或趨異的趨勢，Barro和Sala－I－Martin提出了度量趨同的兩個指標:σ趨同和β趨同。［13］σ趨同主要關注橫截面上人均實際收入的方差或者離散系數是否縮小。而宏觀經濟學主要關注β趨同，具體表現(xiàn)為落后地區(qū)的經濟增長速度是否高于發(fā)達地區(qū)，從而推動前者的人均收入水平逐漸趕上后者。本文主要考察西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施在多大程度上促進了西部地區(qū)的經濟增長，進而推動西部地區(qū)向東部地區(qū)趨同。因此，增長決定因素的分析框架采用已有的新古典增長的拓展模型，方程如下:

其中，ri，t是各省的人均 GDP 的增長率;αi是截距項;ln(yi，1978)是1978年各省人均 GDP 的自然對數;Xi，t是一組控制變量，決定了人均產出的長期或穩(wěn)態(tài)水平;εi，t是誤差項。

在我國，不考慮初始資本水平的差異，東部、中部和西部地區(qū)仍然存在很多不同，如投資水平、基礎設施水平、市場化水平、對外開放程度、就業(yè)情況等，因此，趨同性就只能在條件意義上成立，具體的回歸方程如下:

其中，α0為截距項;αt為時間效應;ln(gdp1978)i為初始期(1978年)的人均 GDP的自然對數值;hc1978i為以1978年16歲以上人口識字率表示的初始期人力資本存量;trspti，t是以公路、鐵路營業(yè)里程以及內河航道(萬公里)表示的交通運輸建設情況;openi，t是以外貿依存度表示的對外開放程度，其中外貿依存度=進出口總額/總產出;empi，t是以就業(yè)人口占總人口的比重表示的就業(yè)系數;invri，t是以全社會固定資產投資與生產法國內生產總值之比表示的投資率;invei，t是以固定資本形成總額占資本形成總額之比表示的投資效率;govi，t是以政府消費支出與支出法國內生產總值之比表示的市場化水平;dwest*time2000為區(qū)域虛擬變量和時間趨勢變量的交叉項;financei，t是以貸款額與各省GDP之比表示的金融發(fā)展水平;hci，t是以平均受教育年限表示的人力資本;②nonagrii，t為非農產業(yè)就業(yè)人數占總就業(yè)人數的比重;μi，t為經典誤差項，這里令 εi，t=αt+ μi，t。

我們采用固定效應面板數據模型，其主要問題是如何解決變量的內生性問題，因為內生性問題的存在使得OLS估計量不再是無偏估計量。對于固定效應的靜態(tài)面板數據模型，其線性最優(yōu)的無偏估計方法是最小二乘虛擬變量法(LSDV)。LSDV估計的基本思路是通過虛擬變量把誤差項中與解釋變量相關的時間效應參數化，把時間效應從誤差項中分離出來，使分離后剩余的誤差項與解釋變量不相關，以便進行OLS估計。下面基于靜態(tài)面板數據模型來說明LSDV估計的基本思路。對于以下靜態(tài)面板模型:

首先，為該模型的每一個時間個體設定一個虛擬變量Dt，T=1，2，…，T。其中:Dt=1表示第t個觀測個體，Dt=0表示不是第t個觀測個體。

其次，在該模型中引入虛擬變量，通過虛擬變量將時間效應參數化，則模型(3)可表述為下式:

為了解決虛擬變量的完全多重共線性，我們可以直接估計模型:

此時，模型的誤差項是經典誤差項μi，t，所以，我們可以直接對(5)進行OLS估計。在(5)中，估計量(μ*1，…，μ*N)的均值就是對β0的估計，而離差則是對個體效應μi，t的估計。即:

此外，為排除數據極端值、地域限制等問題的影響，我們引入判斷趨同性的另一種方法——泰爾熵分解，即通過分解得到各個地區(qū)以及地區(qū)之間對總體差異的貢獻情況，來判斷是否存在趨同趨勢，從而了解區(qū)域差異的演變趨勢。通過分解泰爾熵標準［14］，衡量東部、中部及西部地區(qū)等內部以及相互間的差距對總差距的影響，進一步說明我國區(qū)域間以及區(qū)域內部的趨同情況，其具體分解公式如下:

其中，Tp為總體人均GDP差距，Twr為區(qū)域內人均GDP差距。，Tbr為區(qū)域間人均GDP差距，Tpi為i區(qū)域內的省際差距，Yij為i區(qū)域內j省的收入，Yi為i區(qū)域的收入，Y為總收入，Nij為i區(qū)域內j省的人口數，Ni為i區(qū)域人口數，N為總人口數。

2.數據來源及處理

我們整理了除西藏自治區(qū)和海南省以外的29個省、直轄市和自治區(qū)1978～2011年的面板數據，③同時合并了重慶市和四川省的數據。與跨國研究相比較，使用省級面板數據可以有效回避對大量非經濟因素的解釋，代之以時間虛擬變量和區(qū)域虛擬變量。其中1978～2008年的數據均來自《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》，2009～2011年數據來自相應年份的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國金融年鑒》。人均GDP經過了價格調整，即將初始年份1952年的價格調整為100。計算外貿依存度的進出口額按照當年美元對人民幣的匯率調整成以人民幣計算的進出口額。關于人力資本數據，我們只找到1996～2011年的數據，因此，所有表格中用到的1978～2011年人力資本數據只有1996～2011年的數據，其他年份均為缺失。此外，我們用1年期增長率和5年期平均增長率分別代表短期增長率和長期增長率，5年期平均增長率通過移動平均法計算。

三、實證結果及解釋

1.西部大開戰(zhàn)略發(fā)對西部地區(qū)經濟增長以及區(qū)域經濟趨同的影響

如表1所示，模型(1)、模型(2)的被解釋變量分別為1年期和5年期的1978～2011年間全國各省、直轄市和自治區(qū)人均GDP增長率;模型(3)、模型(4)的被解釋變量則是剔除了中部地區(qū)和東部遼寧省的1978～2011年間1年期和5年期的各省、直轄市和自治區(qū)人均GDP增長率。

西部大開發(fā)戰(zhàn)略對西部地區(qū)經濟增長的影響，主要體現(xiàn)在區(qū)域虛擬變量與時間虛擬變量交叉項的參數估計上，即體現(xiàn)為dwest*time2000的系數。該系數主要反映的是西部地區(qū)2000年前后經濟增長率的變化是否大于東部地區(qū)經濟增長率的變化。dwest*time2000在模型(1)～(4)的估計結果均顯著為正，即不論從短期還是長期來看，西部大開發(fā)均令西部地區(qū)2000年以來的平均年增長率有所增加，在該4個模型中系數依次為0.55、0.64、1.36和2.15。2000～2011年間，我國西部地區(qū)長期年人均GDP增長率為10.61%，東部地區(qū)(不含遼寧)為10.18%，中部地區(qū)為10.53%，表明在這段時間內，西部地區(qū)人均GDP增長速度超過了東中部地區(qū)平均增長速度。因此，西部大開發(fā)政策加快了西部地區(qū)經濟增長速度，使得西部地區(qū)與東部地區(qū)收入差距逐漸縮小，區(qū)域經濟差距呈現(xiàn)下降趨勢。

此外，模型(2)～(4)結果表明，中國區(qū)域經濟之間存在明顯的條件趨同，表現(xiàn)為ln(gdp1978)的回歸系數均顯著為負。比較模型(1)和模型(2)以及模型(3)和模型(4)，可以看出，西部大開發(fā)政策有利于中國區(qū)域長期經濟增長的趨同:模型(1)的1年期增長率計量方程中的回歸系數盡管為負，但是不顯著，而模型(2)的5年期增長率計量方程中的ln(gdp1978)的回歸系數顯著為負;且模型(2)的回歸系數－0.484的絕對值明顯大于模型(1)的－0.296;模型(3)和模型(4)中的ln(gdp1978)的回歸系數分別為－0.961和－1.387，也有效地印證了這一點，即西部大開發(fā)對區(qū)域經濟的長期趨同效應強于短期。

表1 西部大開發(fā)對西部地區(qū)經濟增長和區(qū)域經濟趨同效應估計結果

中國政府于2003年開始實施振興東北地區(qū)等老工業(yè)基地戰(zhàn)略，2006年實施中部崛起戰(zhàn)略，這些區(qū)域政策的實施對中國區(qū)域經濟趨同都產生了明顯影響。為了排除這兩大區(qū)域戰(zhàn)略的影響，集中研究西部大開發(fā)對東西差距的影響，我們設置了模型(3)和模型(4)，它們剔除了東部的遼寧省和中部八省。為了研究長期趨同問題，我們主要以模型(4)做分析。

投資對經濟增長有顯著的正向影響，但是，投資率系數由模型(3)中的0.07降為模型(4)中的0.04，表明投資對經濟的短期增長效應超過長期。人力資本對經濟增長也具有顯著的正向作用，且在影響經濟增長的各影響因素中處于重要地位。平均受教育年限每增加一年，能促使經濟增長率提高0.94個百分點。就業(yè)系數顯著為正，說明更多人員參加就業(yè)對經濟增長有促進作用，這一點與我們的經濟學直覺相符。非農產業(yè)就業(yè)系數為正，說明大力發(fā)展第二、第三產業(yè)能夠拉動經濟增長。對外開放顯著促進了經濟增長，進出口總額占GDP和進口總額的比重每增加一個百分點，東西部地區(qū)的經濟增長率提高0.02個百分點。以貸款額占各省GDP的比重代表的金融發(fā)展水平對經濟增長存在顯著負面作用，表明中國的金融市場并沒有很好地發(fā)揮配置稀缺資本的作用。投資效率系數顯著為負，表明其對經濟增長作用為負。這里的投資效率是固定資本形成總額與資本形成總額之比，而資本形成總額包括固定資本形成總額與存貨，因此，較低的存貨水平意味著較高的投資效率值。而較低的存貨水平意味著經濟過熱，其對長期經濟增長是不利的。而且西部地區(qū)固定資產形成以資源和基礎設施建設為主，這種產業(yè)發(fā)展模式并不利于經濟的長期可持續(xù)發(fā)展。

以上模型使用的是固定效應分析方法，我們對模型進行了冗余檢驗，得出的Prob值均為0.0000，即拒絕了原假設——混合效應模型。此外，我們對模型也進行了Hausman檢驗，得出選擇固定效應模型是合理的。

2.西部大開發(fā)影響經濟增長的各種機制

為檢驗西部大開發(fā)通過何種機制影響西部地區(qū)經濟增長，進而促進區(qū)域間經濟趨同，我們利用差分內差分方法，估計西部大開發(fā)對影響西部地區(qū)經濟增長的各種因素的影響。表2最后一列給出了經濟變量的差分內差分估計結果。分析結果顯示，西部大開發(fā)使西部地區(qū)投資率、市場化水平、產業(yè)結構以及人力資本等方面得到相對改善，而交通運輸、對外開放程度、投資效率、就業(yè)系數以及金融發(fā)展水平等方面并沒有得到明顯改善。而這些沒有得到改善的因素，正是影響西部地區(qū)持續(xù)發(fā)展的重要因素。

表2 西部大開發(fā)對控制變量的差分內差分估計結果④

具體說來，西部地區(qū)投資率在1979～1999年間年均增長0.29%，而在2000～2011年間年均增長3.86%。由于投資對西部地區(qū)經濟增長有顯著的正向作用，因此，西部大開發(fā)政策通過投資加速了西部地區(qū)經濟增長。政府支出水平則由1979～1999年間年均增長1.82%下降到2000～2011年間年均增長0.30%，說明政府支出水平對經濟增長具有負作用。此外，分析表明西部地區(qū)市場化水平的提高促進了經濟增長，產業(yè)結構以及人力資本等經濟變量在西部大開發(fā)后的改善，也有效地促進了西部地區(qū)經濟增長。

交通運輸對經濟增長的負作用表明，交通運輸發(fā)展促進經濟增長是具體的，需要一定條件，而不是普遍成立的。對外開放程度即外貿依存度在1979～1999年間年均增長11.30%，而在2000～2011年間年均增長率下降了6.59%。由于對外開放有利于經濟增長，所以對外開放水平的降低限制了西部地區(qū)經濟增長。投資是促進西部經濟增長的主要動力之一，然而投資資金結構的不合理若長期得不到改善，隨著時間的推移，也會對西部地區(qū)的經濟增長起負作用，投資效率為－0.58%的境況亟需改善。就業(yè)系數增長率下降0.89%，它可以通過勞動參與率的下降限制西部地區(qū)經濟增長。這一現(xiàn)象的產生主要有二個原因:一是國家宏觀政策以單純的GDP為取向，沒有將擴大就業(yè)放在首要位置;二是政府主導和引導的投資主要集中于基礎設施領域，而這些領域正是吸納就業(yè)能力較弱的行業(yè)，即擴張性的政府投資具有逆就業(yè)效應。最后一個沒有得到相應改善的經濟變量是以貸款與GDP之比表示的金融發(fā)展水平。西部地區(qū)指令性貸款以及金融決策的非市場化傾向，導致金融市場的基礎性資源配置功能不能有效發(fā)揮，從而削弱乃至惡化了金融力量對西部地區(qū)經濟增長的正向作用。

利用泰爾熵分解，也可以發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)戰(zhàn)略有利于中國區(qū)域經濟的趨同。西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施以后，泰爾熵從2004年開始出現(xiàn)下降趨勢，2008年后下降趨勢加速，由0.28迅速降低到2011年的0.20，而區(qū)域間差異縮小是泰爾熵迅速下降的重要原因。⑤但是，值得一提的是，西部地區(qū)內部差異迅速擴大，對中國區(qū)域差異的影響越來越大。西部地區(qū)內部的差異占全國差異的比重在2000年為4.05%，此后一直處于擴大趨勢，至2011年已上升到8.92%。(見圖2)

圖2 中國區(qū)域差異的泰爾指數分解:1978～2011

四、結論及政策建議

以新古典增長的拓展模型為分析框架，我們分析了西部大開發(fā)政策對西部地區(qū)經濟增長及區(qū)域經濟差距的作用。實證結果表明，西部大開發(fā)政策的實施，促進了西部地區(qū)經濟增長，縮小了東西區(qū)域間經濟差距。西部地區(qū)實際人均GDP的增長率從2000年開始逐漸趕上并超過東部地區(qū)水平，使得中國區(qū)域間經濟差距由趨異轉向趨同態(tài)勢。西部大開發(fā)政策有效地改善了西部地區(qū)的投資率、市場化水平、產業(yè)結構以及人力資本水平等經濟變量，而它們加速了西部地區(qū)的增長。

但是，我們在肯定西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施取得一系列成績的同時，也應該注意到具體政策實施過程中存在的一些問題。其一，西部大開發(fā)政策實施以來，西部地區(qū)內部差距呈擴大趨勢;其二，西部大開發(fā)政策沒有顯著改善西部地區(qū)交通運輸、對外開放程度、投資效率、就業(yè)系數以及金融發(fā)展水平等重要經濟變量，它們必將對西部地區(qū)未來長期經濟增長產生負面影響;其三，西部大開發(fā)政策主要通過投資推動西部地區(qū)經濟增長，投資主體主要是各級政府，投資領域主要集中于基礎設施、能源、資源等行業(yè)產業(yè)，不利于西部地區(qū)的可持續(xù)發(fā)展;其四，盡管西部大開發(fā)政策縮小了區(qū)域間經濟差距，但是，區(qū)域間差距仍然是影響中國區(qū)域差異的最重要因素。針對這些問題我們提出如下政策建議。

第一，繼續(xù)改善西部地區(qū)的投資環(huán)境，加大投資力度，優(yōu)化投資結構。經濟增長理論已經充分闡明，資本積累是經濟增長的必要條件。西部地區(qū)要充分發(fā)揮其后發(fā)優(yōu)勢，就必須通過投資縮小其與東部地區(qū)的人均資本存量差異。同時，西部地區(qū)必須優(yōu)化其投資結構。一方面，除繼續(xù)推動西部地區(qū)基礎設施建設外，積極引導資本進入資源、能源、農產品、旅游等行業(yè)產業(yè)的價值鏈高端，推動西部地區(qū)高端制造業(yè)和服務業(yè)發(fā)展;另一方面，在積極爭取國家重大項目投資資金的同時，積極吸引外資(包括東中部地區(qū)資本)，激活本地民間資本，實現(xiàn)投資主體的多元化。

第二，加大軟基礎設施建設，提升西部地區(qū)軟實力。西部大開發(fā)政策的實施有效地縮小了西部和東中部地區(qū)硬基礎設施的差距，但是，軟基礎設施的差距仍然非常明顯，有的甚至惡化，如金融發(fā)展水平、對外開放程度等(表2)。因此，各級政府要大力推動西部地區(qū)軟基礎設施的建設。首先，加大西部地區(qū)教育投入，提升其人力資本水平;其次，積極推動西部地區(qū)的信息高速公路建設，縮小西部和東中部地區(qū)之間的數字鴻溝;再次，新增金融機構向西部地區(qū)傾斜，提高其金融發(fā)展水平，充分發(fā)揮資本市場配置稀缺資源的作用;最后，加大西部地區(qū)對內對外開放力度，利用其溢出效應推動西部地區(qū)加快發(fā)展。

第三，推行平衡發(fā)展戰(zhàn)略，縮小西部地區(qū)內部差距，謹防“自然資源的詛咒”。西部地區(qū)資源豐富、物產富饒，要把西部地區(qū)的資源優(yōu)勢轉化為經濟發(fā)展優(yōu)勢，必須避免自然資源的詛咒?！白匀毁Y源的詛咒”主要表現(xiàn)為資源優(yōu)勢轉變成了經濟發(fā)展劣勢。之所以會產生“自然資源詛咒”，是因為豐富資源導致了經濟社會極端不平等，而后者限制了該地區(qū)的發(fā)展。西部大開發(fā)后，西部各省、自治區(qū)和直轄市之間及其內部經濟發(fā)展差距拉大，西部地區(qū)居民收入差距也拉大，這都不利于西部地區(qū)經濟的長期發(fā)展。因此，各級政府必須加大轉移支付力度，推動西部地區(qū)均衡發(fā)展。

注 釋

①具體分析見姚慧琴.中國西部經濟發(fā)展報告2009［R］.社會科學文獻出版社，2009:123.

②具體為:假設文化程度為k的人口數為Pk，文化程度為k的人口受教育年限為Wk，k=1代表文盲半文盲，Wk=1;k=2代表小學，Wk=5.5;k=3代表初中，Wk=8.5;k=4代表高中，Wk=11.5;k=5代表高職大專及以上，Wk=13.5，那么，目標群體的平均受教育年限=

③考慮到青藏鐵路的重要性，TRSPT變量含有西藏數據。

④目標組為西部地區(qū)(除西藏)經濟變量，控制組為東中部地區(qū)(除海南)經濟變量。差分內差分方法詳見:Ashenfelter Orley，Card David.Using the Longitudinal Structure of Earnings to Estimate the Effect of Training Programs［J］.Review of Economics and Statistics，1985，67(4).

⑤但是，區(qū)域間差距在整個區(qū)域差異中的影響份額并沒有明顯下降，基本保持穩(wěn)定。如果把中國區(qū)域差距分解為區(qū)域內部和區(qū)域間差距，20世紀90年代中期以前，東部地區(qū)內部差距是整體區(qū)域差距的重要推手，而此后區(qū)域間差異貢獻份額上升并超過東部地區(qū)貢獻份額。截至2011年，東部內部差距貢獻份額為37.03%，區(qū)域間差距貢獻份額為50.85%。因此，區(qū)域間差距的縮小是整體區(qū)域差異下降的重要原因，存在條件趨同趨勢。

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責任編輯:黎貴才