蒲龍

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

關鍵詞：西部大開發(fā)戰(zhàn)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(qū)開發(fā)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(fā)戰(zhàn)略正式全面推行。作為國家級戰(zhàn)略，其主要目標是“把東部沿海地區(qū)的剩余經(jīng)濟發(fā)展能力，用以提高西部地區(qū)的經(jīng)濟和社會發(fā)展水平、鞏固國防”。由此可見，平衡地區(qū)間差異以及提高西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平是其主要目的。在過去的16年間，西部地區(qū)經(jīng)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(xù)時間久、影響范圍大的區(qū)域性戰(zhàn)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(fā)戰(zhàn)略在地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展中究竟起到了什么樣的作用？是顯著促進經(jīng)濟發(fā)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(fā)戰(zhàn)略。同時也能為類似的區(qū)域政策提供借鑒。

本文首次利用重點縣樣本數(shù)據(jù)從微觀層面分析西部大開發(fā)政策效果。黨的十八屆五中全會明確提出，要在2020年消除現(xiàn)有的近7000萬貧困人口，全國所有的重點縣要實現(xiàn)“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(shù)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(fā)布了《國家八七扶貧攻堅計劃》，依據(jù)1986年制定的標準，將年人均收入700元以上的縣調(diào)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(guī)模的重新調(diào)整后，最終確立的貧困縣為592個，覆蓋東、中、西部地區(qū)。2001年又出臺了《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2001-2010）》，為了不引起歧義，統(tǒng)一將“貧困縣”改為“國家扶貧重點開發(fā)縣”。簡稱“重點縣”。另外，該綱要將東部地區(qū)重點縣全部調(diào)出，增加了中西部重點縣數(shù)目同時保留總量不變，即仍然有592個重點縣。2011年根據(jù)《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2011-2020）》，將部分經(jīng)濟發(fā)展較快的重點縣調(diào)出，同時將部分比較困難的非重點縣調(diào)入，按照“一進一出”的規(guī)則，重點縣總數(shù)仍保持為592個。

從重點縣的改革歷程來看，盡管經(jīng)過兩次較大規(guī)模的調(diào)整，重點縣總數(shù)在1993年確定后就一直保持為592個。為了保持樣本的連續(xù)性，我們選取了經(jīng)過兩次調(diào)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(fā)作為外生政策沖擊，由于政策的地域指向性，西部地區(qū)重點縣成為處理組，而中部地區(qū)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(fā)以及重點縣的文獻較多，但是將兩者聯(lián)合起來的幾乎沒有，因而文獻回顧從西部大開發(fā)和重點縣兩個脈絡進行，并關注西部大開發(fā)的文獻。關于評估西部大開發(fā)效果的文獻，早期主要集中于定性研究，闡述西部大開發(fā)戰(zhàn)略的必要性以及應發(fā)揮的作用。強調(diào)西部大開發(fā)政策能夠促進要素的合理流動，從而調(diào)動資源發(fā)展區(qū)域經(jīng)濟。此外也有部分文獻從西部大開發(fā)的角色人手，詳細闡述了政府、市場以及企業(yè)的主體行為，認為政府應該是引導和宏觀調(diào)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(yè)則是西部大開發(fā)落實的主體。隨著西部大開發(fā)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(fā)不僅要促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，同時也要探索實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的理論基礎。趙曦等認為，在西部大開發(fā)下一階段中仍要大力發(fā)展可能促進西部地區(qū)內(nèi)生增長的機制，如優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構、培育創(chuàng)新意識等。劉忠等則對第一階段中關于西部大開發(fā)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(fā)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(qū)在實施西部大開發(fā)前后數(shù)據(jù)進行對比?；蚺c中東部地區(qū)進行比較，如淦未宇等從宏觀經(jīng)濟水平、工業(yè)化發(fā)展進程、居民生活質(zhì)量和生態(tài)發(fā)展狀況出發(fā)，對比西部大開發(fā)實施前后的影響，認為西部大開發(fā)全面促進了西部地區(qū)的社會發(fā)展。田雙全和黃應繪從居民收入差距的視角出發(fā)，認為西部大開發(fā)有效遏制了城鄉(xiāng)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(fā)實施近10年的實踐經(jīng)驗為分析背景，肯定了西部大開發(fā)戰(zhàn)略在實施期間對西部地區(qū)的顯著促進作用。喬寧寧和王新雅發(fā)現(xiàn)自實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略后，區(qū)域經(jīng)濟增長由原來沿著均衡路徑穩(wěn)態(tài)發(fā)展轉(zhuǎn)變?yōu)榘l(fā)散性增長，西部地區(qū)各省份經(jīng)濟增長也呈現(xiàn)較為明顯的發(fā)散跡象。他們認為，西部地區(qū)的經(jīng)濟增長將成為中國經(jīng)濟增長的新動力。石清華也認為實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略后西部地區(qū)的經(jīng)濟并不是收斂性的。而是發(fā)散性的。這些研究都在肯定西部地區(qū)在實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略以來的經(jīng)濟顯著增長，但是并未完全得到西部大開發(fā)戰(zhàn)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(fā)政策，西部地區(qū)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(fā)戰(zhàn)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(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施以來顯著促進了西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，地區(qū)間的經(jīng)濟存在條件收斂。毛其淋發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)戰(zhàn)略顯著地縮小了西部地區(qū)的收入差距。江明軒研究了西部大開發(fā)戰(zhàn)略中的稅收優(yōu)惠政策對外商投資的影響，他發(fā)現(xiàn)該政策能夠促進外商在西部地區(qū)的投資，但是效果并不明顯。邵帥和齊中英發(fā)現(xiàn)我國確實存在所謂的“資源詛咒”現(xiàn)象，即能源開發(fā)與經(jīng)濟發(fā)展負相關，而西部大開發(fā)戰(zhàn)略的推進使得這種現(xiàn)象更加明顯。但夏飛等得出的結論正好相反，他們發(fā)現(xiàn)，在實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略以前，西部地區(qū)存在著“資源詛咒”現(xiàn)象，但是實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略后這種現(xiàn)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(fā)戰(zhàn)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(qū)省份作為處理組，將中東部地區(qū)省份作為控制組。除了從省級層面分析外，有極少數(shù)文獻能夠從較微觀的視角入手，如劉瑞明和趙仁杰發(fā)現(xiàn)從地市級層面來看，西部大開發(fā)戰(zhàn)略并沒有促進西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，反而由于相關法律法規(guī)缺失、扭曲激勵機制等因素，西部大開發(fā)戰(zhàn)略陷入了“政策陷阱”，其指出從省級層面來評估西部大開發(fā)戰(zhàn)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(tǒng)的雙重差分進行政策評估。

本文的研究重點為西部大開發(fā)戰(zhàn)略對重點縣經(jīng)濟的影響，主要原因是不同地區(qū)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(zhuǎn)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(fā)現(xiàn)在1994-2000年，其能顯著提高農(nóng)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(fā)現(xiàn)。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(chǎn)生的效應，發(fā)現(xiàn)政策實施對在校學生數(shù)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(shù)量比例關系為代表的教育質(zhì)量的影響不明顯。

綜上，目前對于西部大開發(fā)戰(zhàn)略以及重點縣的研究是分割開的，然而，西部大開發(fā)戰(zhàn)略勢必會對西部地區(qū)的重點縣帶來影響。本文擬利用西部大開發(fā)戰(zhàn)略作為外生變量，研究其對西部地區(qū)重點縣經(jīng)濟發(fā)展的影響，相比已有研究而言，本文可能產(chǎn)生的創(chuàng)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(shù)據(jù)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(fā)，能夠評價西部大開發(fā)政策對于地區(qū)內(nèi)部不同經(jīng)濟發(fā)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(shù)據(jù)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(fā)于醫(yī)學上對新藥物療效的實驗，經(jīng)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(jīng)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(fā)戰(zhàn)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(shù)從較微觀層面出發(fā)，如從地市級層面評估西部大開發(fā)政策，絕大多數(shù)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(jīng)濟發(fā)展差異明顯，即使沒有改革，其經(jīng)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(shù)據(jù)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(fā)戰(zhàn)略的政策效果。本文利用雙重差分來評估西部大開發(fā)戰(zhàn)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(shù)據(jù)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(jīng)濟發(fā)展情況較為類似，能夠在一定程度上緩和不同地區(qū)發(fā)展水平明顯不同所帶來的問題，相對于省級或地市級數(shù)據(jù)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(shù)值以及實際GDP的自然對數(shù)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(shù)，將縣級政府所在省份的價格指數(shù)作為統(tǒng)一的衡量標準，將每年的名義GDP轉(zhuǎn)化為以1997年為不變價格的實際GDP，另外根據(jù)縣級人口數(shù)據(jù)，將其轉(zhuǎn)化為人均實際GDP。其中，人口數(shù)據(jù)和GDP數(shù)據(jù)均來源于《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，由于該數(shù)據(jù)只從2000年開始統(tǒng)計，因而我們也查閱相關省份的統(tǒng)計年鑒并補充了人口及GDP數(shù)據(jù)。

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(jù)縣級數(shù)據(jù)的可獲得性，篩選出其他控制變量。本文選取財政支出占當?shù)谿DP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(shù)值作為控制變量。由于縣級政府的經(jīng)濟結構對當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展也發(fā)揮著重要作用，因此，本文分別控制了第一產(chǎn)業(yè)及第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重，來捕捉經(jīng)濟結構變化產(chǎn)生的影響。目前，高儲蓄率對社會經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)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(jīng)濟發(fā)展也具有一定的影響，分別將hill（是否為山區(qū)縣）、minor（是否是少數(shù)民族縣）以及border（是否是內(nèi)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(shù)值或?qū)嶋HGDP自然對數(shù)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(fā)戰(zhàn)略變量。west_it是二值虛擬變量，如果樣本屬于西部地區(qū)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(fā)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(shù)λ表示為處理組在事件發(fā)生前后的差異減去控制組在事件發(fā)生前后的差異。即所謂的雙重差分。與經(jīng)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(shù)據(jù)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(tǒng)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(shù)據(jù)來源及處理

本文采用的數(shù)據(jù)主要來源于《中國縣（市）社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，該年鑒從1999年開始進行統(tǒng)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(diào)整是根據(jù)《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2011-2020）》而來的，部分發(fā)展較好的縣已經(jīng)退出重點縣范疇，而又補充了部分發(fā)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(fā)戰(zhàn)略明確提出了三個階段，而2000-2010年是西部大開發(fā)戰(zhàn)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(qū)重點縣的影響。另外，由于《中國縣（市）社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》從2001年后取消報告縣級GDP數(shù)據(jù)，以及存在缺失部分統(tǒng)計資料，我們利用《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》以及相關省份的統(tǒng)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(shù)據(jù)為1999-2010年共444個重點縣的非平衡面板數(shù)據(jù)，描述性統(tǒng)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(shù)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(shù)就出現(xiàn)了顯著性差異，那么說明處理組和控制組在實驗前的發(fā)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(shù)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(zhàn)性，由于主要數(shù)據(jù)來源于《中國縣（市）社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，但該年鑒只是從1999年才開始統(tǒng)計，本文無法得到相應變量在1999年之前的數(shù)據(jù)，而且由于分省數(shù)據(jù)統(tǒng)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(yè)等同趨勢性檢驗的做法，利用改革前一年即1999年的數(shù)據(jù)，用人均實際GDP自然對數(shù)值或?qū)嶋HGDP自然對數(shù)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(shù)據(jù)，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(shù)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(shù)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(fā)戰(zhàn)略對重點縣經(jīng)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(fā)戰(zhàn)略顯著提高了重點縣人均實際GDP自然對數(shù)值0.182%，顯著提高實際GDP自然對數(shù)值0.542%?？刂谱兞恐?，政府支出、第一產(chǎn)業(yè)占比以及儲蓄率對重點縣的人均實際GDP或?qū)嶋HGDP均有顯著的負向影響。逐一分析，財政支出占比越高，說明當?shù)厥袌龌潭容^低，不利于經(jīng)濟的發(fā)展。第一產(chǎn)業(yè)占比越高，說明地方經(jīng)濟對農(nóng)業(yè)依賴程度較高，由于農(nóng)業(yè)產(chǎn)品附加價值較低，不利于地方經(jīng)濟發(fā)展。過高的儲蓄率反應出消費疲軟同樣不利于經(jīng)濟增長?；窘ㄔO支出和第二產(chǎn)業(yè)占比對重點縣經(jīng)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(jīng)濟增長；另一方面，第二產(chǎn)業(yè)附加價值較高，也能帶動其他產(chǎn)業(yè)發(fā)展，給經(jīng)濟增長帶來正向影響。考慮到影響縣域經(jīng)濟發(fā)展的不可觀測因素可能會對控制變量產(chǎn)生影響，從而造成內(nèi)生性問題使得估計產(chǎn)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(fā)戰(zhàn)略對重點縣的人均實際GDP自然對數(shù)值和實際GDP自然對數(shù)值均有顯著的正向作用，但是影響系數(shù)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(diào)整后的R²有所提升，說明模型得到改進，西部大開發(fā)戰(zhàn)略對重點縣經(jīng)濟的發(fā)展影響顯著為正，但系數(shù)進一步下降。具體而言，西部大開發(fā)戰(zhàn)略顯著提高了重點縣人均實際GDP自然對數(shù)值0.061%，顯著提高實際GDP自然對數(shù)值0.062%。各控制變量中政府支出、第一產(chǎn)業(yè)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(chǎn)業(yè)占比則對重點縣經(jīng)濟有著正向促進作用，但第二產(chǎn)業(yè)占比的正向促進作用并不顯著?？梢?，西部大開發(fā)戰(zhàn)略顯著地促進了西部地區(qū)重點縣經(jīng)濟增長，并沒有掉入所謂的“政策陷阱”。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為驗證上文結論的可靠性，需進行穩(wěn)健性檢驗。一般而言，穩(wěn)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(wěn)健性檢驗。

首先，對于經(jīng)濟發(fā)展而言，除了利用人均實際GDP或?qū)嶋HGDP外，還可以利用經(jīng)濟增長率來表示。因而本文查詢分省統(tǒng)計年鑒，補充了重點縣1998年的實際人均GDP，計算出其經(jīng)濟增長率，以此為被解釋變量評估西部大開發(fā)戰(zhàn)略對其影響。另外考慮到經(jīng)濟發(fā)展水平對經(jīng)濟增長率的影響，分別添加了人均實際GDP的滯后一期。可以看出，變換被解釋變量后，西部大開發(fā)戰(zhàn)略對重點縣經(jīng)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(jīng)濟增長率有顯著的負向影響，說明重點縣經(jīng)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(jīng)濟發(fā)展的慣性，本文采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)來評估西部大開發(fā)戰(zhàn)略對重點縣經(jīng)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(wěn)健性檢驗結果未在正文列示，留存?zhèn)渌?。滯后，不可避免地出現(xiàn)了內(nèi)生性問題，使得原有估計方法失效。引入動態(tài)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(tǒng)GMM三種方法。其中，系統(tǒng)GMM是將差分方程和水平方程作為一個系統(tǒng)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(tǒng)GMM進行檢驗。當引入動態(tài)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(tài)面板的合理性；另一方面，也符合現(xiàn)實，即經(jīng)濟發(fā)展具有一定慣性。對于系統(tǒng)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(tǒng)GMM是合適的估計方法。引入被解釋變量的動態(tài)變化后，西部大開發(fā)戰(zhàn)略依然顯著促進了西部地區(qū)重點縣經(jīng)濟的發(fā)展，具體而言，西部大開發(fā)戰(zhàn)略顯著提高了西部地區(qū)重點縣的人均實際GDP自然對數(shù)值0.042%，顯著提高實際GDP自然對數(shù)值0.113%。各控制變量和表3類似，即政府支出、第一產(chǎn)業(yè)占比以及儲蓄率對重點縣經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的負向影響，而人均基本建設支出和第二產(chǎn)業(yè)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(wěn)健的，西部大開發(fā)戰(zhàn)略顯著地促進了西部地區(qū)重點縣經(jīng)濟的發(fā)展。

五、結論

作為促進落后地區(qū)發(fā)展的國家級戰(zhàn)略，西部大開發(fā)對區(qū)域經(jīng)濟的影響逐漸顯現(xiàn)。本文從重點縣的角度出發(fā)，評估西部大開發(fā)戰(zhàn)略對西部地區(qū)重點縣經(jīng)濟的影響。實證結果表明，西部大開發(fā)戰(zhàn)略顯著促進了西部地區(qū)重點縣經(jīng)濟的發(fā)展。該結論也能通過相應的穩(wěn)健性檢驗。當然，本文也存在一定的不足，首先受限于樣本數(shù)據(jù)。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(shù)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(shù)據(jù)的缺失也無法來彌補。其次，由于《中國縣（市）社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》從1999年開始統(tǒng)計，因而本文樣本起點設置靠近西部大開發(fā)戰(zhàn)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(shù)據(jù)及方法的改進而彌補?？傊?，西部大開發(fā)戰(zhàn)略是一項長期任務，對于重點縣而言，面臨的挑戰(zhàn)與機遇同在，如何在下一步西部大開發(fā)戰(zhàn)略中把握時機提高經(jīng)濟發(fā)展水平，值得我們持續(xù)關注。

（責任編輯：徐雅雯）