鄧 翔 袁 滿 李鳳鳴

(四川大學，四川 成都 610065)

一、引言

改革開放后，我國東西部地區(qū)的經(jīng)濟相對差距不斷擴大。為縮小地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展差距，促進區(qū)域間協(xié)調(diào)發(fā)展，2000年1月國務院成立了西部地區(qū)開發(fā)領(lǐng)導小組，開始實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略。西部大開發(fā)戰(zhàn)略的目標是實現(xiàn)西部地區(qū)經(jīng)濟又好又快發(fā)展，人民生活水平持續(xù)穩(wěn)定提高，重點產(chǎn)業(yè)發(fā)展達到新水平。作為促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展、縮小經(jīng)濟發(fā)展差距的重要措施之一，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對于釋放經(jīng)濟動能具有重要作用。西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施后，西部地區(qū)的經(jīng)濟增長速度明顯加快，經(jīng)濟增長質(zhì)量穩(wěn)步提高，各產(chǎn)業(yè)規(guī)模不斷擴大(鄧翔 等，2020)，但這是否表明西部大開發(fā)政策成功推動了西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級呢？在西部地區(qū)快速發(fā)展的過程中，西部大開發(fā)戰(zhàn)略在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整中承擔了怎樣的角色，發(fā)揮了怎樣的作用也是學術(shù)界一直關(guān)注的問題(李國平 等，2011)。因此，深入分析西部大開發(fā)戰(zhàn)略對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的動態(tài)效應，對新時代繼續(xù)做好西部大開發(fā)工作，加快形成西部大開發(fā)新格局和推動西部地區(qū)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

與本文研究問題密切相關(guān)的文獻主要有兩類：一類是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的研究。表現(xiàn)為資源在不同產(chǎn)業(yè)中的重新配置會導致某些部門的產(chǎn)業(yè)增長快于其他部門，使得該產(chǎn)業(yè)的總量持續(xù)擴張，而其他產(chǎn)業(yè)或部門總量縮小，是經(jīng)濟總量構(gòu)成的長期變化(宋凌云 等，2013b)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整包含兩個動態(tài)過程，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化(干春暉 等，2011)。其動力來源于市場和政府，強調(diào)市場作用的觀點認為產(chǎn)品需求和要素供給是引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要原因之一(Ngai et al.，2007；徐朝陽，2010)。但新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學強調(diào)政府在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整中的重要作用，政府可以通過合理利用財政政策、低利率和金融支持等多種手段引導產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整(林毅夫 等，2010)。此外，政府補貼可以使微觀層面的產(chǎn)品、服務和生產(chǎn)要素的相對價格脫鉤，重新配置經(jīng)濟體中的資源，從而推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整(宋凌云 等，2013a)。

另一類是西部大開發(fā)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響研究，但沒有形成統(tǒng)一觀點。部分學者認為西部大開發(fā)對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有正向促進作用(白永秀 等，2019)，西部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)占比不斷下降，社會生產(chǎn)力不斷提升，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化起到了促進作用(任保平 等，2019)。然而，張彥彥(2021)運用熵值法測度了1997—2017年我國30個省份產(chǎn)業(yè)升級指數(shù)，發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)缺乏產(chǎn)業(yè)升級的物質(zhì)支撐、技術(shù)支持和高質(zhì)量人才，產(chǎn)業(yè)發(fā)展依然相對落后，產(chǎn)業(yè)升級能力較弱。同時，由于西部更多的是資源型特色產(chǎn)業(yè)，短期內(nèi)附加值高的產(chǎn)業(yè)難以替代原有產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平相對較低(潘海嵐 等，2011)。袁航等(2018)運用1994—2015年地級市數(shù)據(jù)，借助傾向得分匹配的雙重差分法研究發(fā)現(xiàn)，西部大開發(fā)戰(zhàn)略不僅未能顯著促進西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，反而通過人力資本擠出效應、城市化阻礙效應等抑制了西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型。然而，由于樣本期間東部地區(qū)與中西部地區(qū)存在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移(桑瑞聰 等，2014)，利用所有城市數(shù)據(jù)難以有效識別西部大開發(fā)對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響；同時，已有文獻的分析并未滿足雙重差分法(Difference in Difference，DID)要求的平行趨勢假設(shè)，使得現(xiàn)有研究的結(jié)果難以說明西部大開發(fā)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的政策效果。

上述文獻之所以出現(xiàn)分歧，原因之一可能是未考慮產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的影響，運用全國樣本進行實證分析難以識別西部大開發(fā)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的真正作用。并且，學術(shù)界多從省際的空間尺度考察西部大開發(fā)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，鮮有運用地級市數(shù)據(jù)對其進行考察，難以準確識別西部大開發(fā)的凈效應。鑒于此，本文從理論上分析了西部大開發(fā)對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，結(jié)合中西部地區(qū)分界線49個城市1995—2016年的面板數(shù)據(jù)，采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高度化兩個指標衡量城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平，運用雙重差分模型對西部大開發(fā)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應進行評估。為更好地識別西部大開發(fā)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整影響的凈效應，本文還進行了一系列穩(wěn)健性檢驗，使結(jié)果更為可信。相較已有研究，本文邊際貢獻在于，從資源配置效率角度出發(fā)，梳理了西部大開發(fā)對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的路徑。在此基礎(chǔ)上，運用我國中西部分界線附近地級市數(shù)據(jù)，從更小的空間尺度精確地考察了西部大開發(fā)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應。

二、理論分析與研究假設(shè)

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的本質(zhì)是重新配置物質(zhì)資源和勞動資源的過程，優(yōu)化生產(chǎn)要素配置是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的實質(zhì)(Clark，1951)。區(qū)域政策通過引導資源在不同區(qū)域間重新配置，促進各地區(qū)產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展，激發(fā)不同區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，以此推動地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，但同時也可能帶來政策陷阱，造成政策效果的不確定性。

一方面，西部大開發(fā)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有正向的“結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化”效應。首先，西部大開發(fā)作為一項大型區(qū)域性經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略，包含眾多優(yōu)惠政策，不僅優(yōu)化了西部地區(qū)外部融資環(huán)境，而且減輕了西部地區(qū)企業(yè)稅收負擔，提高了資金配置效率，在一定程度上優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(魏后凱 等，2010)。西部大開發(fā)的實施還利用信息優(yōu)勢差異將有限資源引導至效率更高的企業(yè)，提高了產(chǎn)業(yè)內(nèi)部資源配置效率(宋凌云 等，2013b)。鼓勵西部地區(qū)發(fā)展具有靜態(tài)和動態(tài)比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)，在有效推動西部地區(qū)經(jīng)濟增長的同時促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，特別是戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理布局，推動西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(江世銀，2006；肖育才，2012)。其次，為加快西部地區(qū)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)改造，引領(lǐng)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新方向，西部大開發(fā)提供了關(guān)稅優(yōu)惠和進口環(huán)節(jié)增值稅優(yōu)惠，促進先進技術(shù)使用以提高生產(chǎn)效率，培育區(qū)域優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，推動西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級。再次，通過實施多項人才引進計劃，不僅有利于補充西部地區(qū)人力資本存量，還在一定程度上改善了西部地區(qū)人力資本結(jié)構(gòu)，提高了人力資源配置效率，從而促進西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。最后，自西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施以來，西部地區(qū)公路、鐵路、機場建設(shè)水平大幅提升，不但促進了不同地區(qū)根據(jù)各自優(yōu)勢進行產(chǎn)業(yè)分工(吳福象 等，2013)，而且有利于打破人口、資源等生產(chǎn)要素流動障礙，加速生產(chǎn)要素在西部地區(qū)聚集，形成地區(qū)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，帶動西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展，促進西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

另一方面，西部大開發(fā)也可能產(chǎn)生負向的“轉(zhuǎn)型升級阻礙”效應。首先，過多的政府干預會扭曲市場作用，使得西部地區(qū)本就有限的資源無法實現(xiàn)最優(yōu)配置，阻礙西部大開發(fā)政策效果的發(fā)揮。西部大開發(fā)的多項優(yōu)惠政策雖然會吸引一定投資，但投資存在結(jié)構(gòu)性問題，不利于西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整(趙新宇 等，2021)。其次，由于西部大開發(fā)的稅收優(yōu)惠政策執(zhí)行期限較短，無法長期發(fā)揮對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的激勵作用，使得不同地區(qū)生產(chǎn)資源大多流向投入少、周期短、利潤高的產(chǎn)業(yè)(魏后凱 等，2010；肖育才，2012)，不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨于同質(zhì)化，資源配置效率下降，阻礙了西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。再次，西部大開發(fā)雖然通過稅收優(yōu)惠等政策鼓勵企業(yè)引進國外先進技術(shù)，但這會在一定程度上導致企業(yè)對引進技術(shù)產(chǎn)生依賴，長期而言會抑制企業(yè)自身創(chuàng)新能力，不利于西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。并且西部地區(qū)自然環(huán)境較中東部地區(qū)惡劣，經(jīng)濟發(fā)展水平以及生活環(huán)境落后于發(fā)達地區(qū)，西部地區(qū)對高端人才的吸引力相對較弱，西部大開發(fā)出臺的人才引進計劃雖然在一定程度上緩解了西部地區(qū)人力資本數(shù)量問題，但對西部地區(qū)人力資本供給結(jié)構(gòu)的改善作用效果微弱，從而約束了西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。最后，由于在西部大開發(fā)中，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是實施的重點，傳統(tǒng)基礎(chǔ)設(shè)施支出會“擠出”私人投資，降低地區(qū)市場活力，還可能造成工業(yè)產(chǎn)能過剩，導致資源配置效率下降，阻礙地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(賈婷月 等，2021)。

基于上述分析，本文提出：

假說

1a

:

西部大開發(fā)對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整優(yōu)化升級效應明顯；

假說

1b

:

西部大開發(fā)對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整優(yōu)化升級效應不明顯。

三、研究設(shè)計

(一)模型設(shè)計

本文采用雙重差分模型(DID)對西部大開發(fā)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應進行初步評估。而雙重差分傾向得分匹配方法(PSM-DID)的核心則是在雙重差分模型基礎(chǔ)上，從控制組中找到某個截面單元，使其與處理組截面單元盡可能匹配。因此，首先對雙重差分模型進行簡要闡釋。

依據(jù)西部大開發(fā)實施的區(qū)域，可以將地級市分為處理組和控制組，其中處理組包括實施西部大開發(fā)的重慶、四川、云南、貴州、廣西、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆、西藏、內(nèi)蒙古等十二個省市自治區(qū)，為控制產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的溢出效應，將地理上緊鄰中西部地區(qū)分界線的西部地級及以上城市作為處理組(du=1)，緊鄰分界線以東的地級及以上城市作為控制組(du=0)。同時還設(shè)置西部大開發(fā)實施年份的時間虛擬變量(dt)，由于正式確立實施西部大開發(fā)的時間是1999年9月的十五屆四中全會，國務院正式成立西部大開發(fā)領(lǐng)導小組的時間為2000年1月，因此，學界普遍認為西部大開發(fā)實施的元年為2000年，故在2000年以前，dt=0，2000年以后，dt=1?；陔p重差分模型的西部大開發(fā)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應的基準回歸可設(shè)為：

(1)

(2)

式(1)和(2)中，Tl和Ts分別表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)；dt和du分別表示時間和地區(qū)虛擬變量，du×dt為其交互項；i和t分別表示第i個城市和第t年；X表示一系列控制變量；u表示個體截距項；ε表示隨機誤差項；β為一系列待估參數(shù)。各待估參數(shù)的經(jīng)濟含義詳見表1。

表1 雙重差分模型中各估計參數(shù)的經(jīng)濟含義

雙重差分傾向得分匹配的核心思想來源于匹配估計量，其基本思路為，從其他地區(qū)(控制組)里面尋找某個地級城市j，使之與西部地區(qū)(處理組)中的地級城市i的可觀測變量取值盡可能匹配，即x≈x?；诳珊雎孕约僭O(shè)，地級城市j和地級城市i進入處理組的概率相近，可以進行相互比較。因此，匹配估計量能解決西部地區(qū)和其它地區(qū)存在的不可觀測且隨時間不變的組間差異問題?，F(xiàn)實中，x往往不是一個變量，而是一個多維變量，需要在高維空間內(nèi)對其進行匹配。一般采用某函數(shù)f(x)將多維變量壓縮到一維，通過定義“馬氏距離”對其進行匹配，也稱為“馬氏匹配”。為此，統(tǒng)計學家Rosenbaum et al.(1983)提出使用傾向得分(Propensity Score)來度量距離，傾向得分取值在0到1之間。

(二)樣本選擇與數(shù)據(jù)說明

由于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移等因素，處理組和控制組可能存在相互干擾。產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的地區(qū)選擇沿著東部沿海發(fā)達地區(qū)向中西部地區(qū)進行(桑瑞聰 等，2014；劉紅光 等，2014)，而西部地區(qū)和中部地區(qū)分界線相鄰的城市之間相互干擾程度較低。因此，為更好地識別西部大開發(fā)對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的效果，采用西部大開發(fā)分界線兩端的樣本進行實證檢驗。

本文基于西部大開發(fā)邊界線相鄰的49個地級市1995—2016年的面板數(shù)據(jù)對西部大開發(fā)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應進行實證檢驗。一方面，數(shù)據(jù)主要來源于1996—2017年的《中國城市統(tǒng)計年鑒》、各省統(tǒng)計年鑒以及各城市統(tǒng)計公報，對于部分城市少量的缺失數(shù)據(jù)，采用線性插值法進行處理。在城市統(tǒng)計年鑒中，2013年人均地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)為戶籍人口計算，與其它年份口徑不一致，本文采用2012年和2014年的均值對2013年人均地區(qū)生產(chǎn)總值進行近似代替。另一方面，數(shù)據(jù)起始于1995年，止于2016年，主要是基于三點考慮：一是數(shù)據(jù)獲取限制；二是1994年是中國分稅制改革的起點，分稅制對我國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響已被廣泛證實，從1995年開始，可以較好地避免因分稅制改革導致的估計誤差；三是在城市統(tǒng)計年鑒中，2017年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)為市轄區(qū)數(shù)據(jù)，與前些年統(tǒng)計口徑不一致，因此數(shù)據(jù)截止于2017年。

(三)變量設(shè)定

1.被解釋變量

參考多數(shù)學者的觀點(周振華，1990；干春暉 等，2011；韓永輝 等，2017)，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)(Tl)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)(Ts)作為被解釋變量，以此來衡量西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平。具體的測算方法為：

借鑒干春暉等(2011)的研究，運用泰爾指數(shù)衡量西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度，因為該指數(shù)不僅考慮了產(chǎn)業(yè)的相對重要性，還能避免絕對值運算，同時保留結(jié)構(gòu)偏離度的理論基礎(chǔ)和經(jīng)濟含義，所以該方法對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度的度量更加科學，計算公式如下：

(3)

式(3)中，i代表國民經(jīng)濟中產(chǎn)業(yè)部門個數(shù)，在本文研究中，n=3，表示我國三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；Y和L分別代表該產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值和就業(yè)人數(shù)；Y/

Y代表產(chǎn)出結(jié)構(gòu)，L/

L代表就業(yè)結(jié)構(gòu)。經(jīng)濟處于均衡狀態(tài)下，有TL=0，若泰爾指數(shù)不為0，則表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離了均衡狀態(tài)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理。

本文采用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值之比衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化程度(Ts)。這種方法可以清楚地反映出經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中服務業(yè)的比重，也可以反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的發(fā)展方向。如果TS值不斷增大，表示經(jīng)濟中的服務業(yè)占比不斷提升，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷向高級化演進。

2.虛擬變量

虛擬變量主要有兩個:一是衡量西部大開發(fā)政策實施時間的虛擬變量(dt)，西部大開發(fā)實施之前(2000年)為0，實施之后為1；二是衡量西部大開發(fā)實施區(qū)域的地區(qū)虛擬變量，受西部大開發(fā)政策優(yōu)惠的地區(qū)為1，反之為0。二者交互項的系數(shù)即為西部大開發(fā)的政策效果。

3.控制變量

為控制其它因素的影響，本文選取了一系列控制變量。首先，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的水平與經(jīng)濟發(fā)展水平密切相關(guān)，以地區(qū)人均生產(chǎn)總值的自然對數(shù)(lnPergdp)對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平進行控制；其次，政府規(guī)模(Gov)通過影響市場配置效率，也會對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生一定影響，以政府財政一般預算內(nèi)支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重加以衡量。此外，本文還對外商直接投資水平(FDI)、 固定資產(chǎn)投資水平(Inv)和人力資本水平(lnHC)等變量進行了控制。

各變量的具體說明見表2。

表2 變量說明

(四)描述性統(tǒng)計分析

表3列示了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)(Tl)均值為0.266，最大值為1.052，最小值為0，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)(Ts)均值為1.008，最大值為4.111，最小值為0.149，表明不同城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高度化程度存在較大差距。其他控制變量數(shù)據(jù)均在合理范圍內(nèi)，不再贅述。

表3 變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果及穩(wěn)健性分析

(一)基準回歸結(jié)果分析

本文采用雙重差分模型檢驗西部大開發(fā)戰(zhàn)略的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應，估計結(jié)果如表4所示。其中模型1和模型3中未加入控制變量，模型2和模型4為加入控制變量的估計結(jié)果。從表4中西部大開發(fā)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應的回歸系數(shù)(dt×du)來看，該參數(shù)在模型1和模型3中均為負，且在模型3中通過了1%的顯著性水平檢驗，表明西部大開發(fā)政策的實施對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的影響不顯著，而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化具有阻礙作用。模型2和模型4中加入控制變量后的結(jié)果與未加入控制變量的結(jié)果基本一致，說明西部大開發(fā)對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的整體作用以轉(zhuǎn)型升級阻礙效應為主，本文假說1b得到驗證。由于控制變量的回歸結(jié)果與預期基本一致，本文不再一一闡述。

表4 西部大開發(fā)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應的雙重差分估計結(jié)果

為了檢驗雙重差分模型的共同趨勢假設(shè)，本文將西部大開發(fā)實施的2000年作為時間節(jié)點，以2000年前后三年作為政策實施年份，在基準模型中加入年份虛擬變量和處理組虛擬變量的交互項，以此驗證產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在西部大開發(fā)實施前后是否已經(jīng)有明顯差異，根據(jù)表5可知，在西部大開發(fā)政策實施之前，年份虛擬變量和處理組虛擬變量的交互項均不顯著，表明二者在西部大開發(fā)實施前不存在顯著差異。而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)在西部大開發(fā)政策實施之后第一年在5%的統(tǒng)計水平下顯著，而在后續(xù)兩年的系數(shù)不顯著。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)在西部大開發(fā)政策實施后的第二年和第三年在5%的統(tǒng)計水平下顯著。可見，控制組和處理組滿足DID要求的共同趨勢假設(shè)。

表5 共同趨勢假設(shè)檢驗

(續(xù)表5)

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.雙重差分傾向得分匹配

為克服西部地區(qū)與其它地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動趨勢的系統(tǒng)性差異，進一步采用雙重差分傾向得分匹配法進行穩(wěn)健性檢驗。根據(jù)匹配結(jié)果，大多數(shù)觀測值都在共同取值范圍內(nèi)。同時，為檢驗核密度匹配是否較好地平衡了數(shù)據(jù)，分別以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)計算了匹配后的標準化偏差，樣本的匹配結(jié)果如表6所示。根據(jù)匹配結(jié)果，不論是以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)作為處理變量，還是以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)作為處理變量，大多數(shù)協(xié)變量的標準化偏差都小于10%，而且大多數(shù)協(xié)變量的t檢驗在10%的統(tǒng)計水平下顯著，不拒絕處理組與控制組無系統(tǒng)性差異的假設(shè)，表明樣本的匹配結(jié)果較好。

表6 雙重差分傾向得分匹配樣本

在上文匹配結(jié)果的基礎(chǔ)上再次進行雙重差分檢驗。由表7可以看出雙重差分傾向得分匹配的回歸結(jié)果與基準回歸結(jié)果基本一致，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)的估計系數(shù)為負，且并不顯著，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)的估計系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平下顯著為負。由此表明，在樣本期間，西部大開發(fā)對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平?jīng)]有顯著作用，對提高各產(chǎn)業(yè)間協(xié)調(diào)度和資源配置效率的作用不明顯，對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化水平有明顯的阻礙效應，與上文結(jié)論保持一致。

表7 雙重差分傾向得分匹配結(jié)果

2.自助抽樣法檢驗

為進一步對上述結(jié)論進行檢驗，根據(jù)Bradley et al.(2017)的研究，采用自助抽樣法進行穩(wěn)健性檢驗。具體而言，分別以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高度化指數(shù)作為被解釋變量，為了排除偶然因素對回歸結(jié)果的影響(顧和軍 等，2021)，分別進行200、400、600、800、1000次自助抽樣匹配，將樣本隨機生成處理組和控制組，回歸結(jié)果見表8和表9。

表8 雙重差分傾向得分匹配穩(wěn)健性檢驗：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化

由表8可知，西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的回歸系數(shù)(dt×du)均為負，但并不顯著，說明西部大開發(fā)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化沒有明顯作用，與基準回歸結(jié)果一致。由表9可知，西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的回歸系數(shù)(dt×du)均為負，且均在5%的顯著性水平下通過了檢驗，表明西部大開發(fā)對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的發(fā)展具有阻礙作用，說明本文結(jié)果是穩(wěn)健的。

表9 雙重差分傾向得分匹配穩(wěn)健性檢驗：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化

之所以出現(xiàn)上述結(jié)果，可能的原因在于：第一，實施西部大開發(fā)以來，中央對西部地區(qū)財政資金投入不斷增大，除一般性轉(zhuǎn)移支付外，專項補助資金的分配和建設(shè)國債資金也都偏向西部地區(qū)的某些行業(yè)，但地方政府在政績激勵下更多聚焦于短期經(jīng)濟增長，經(jīng)濟增長方式較為粗放，對優(yōu)化產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)水平的重視程度不夠，導致西部大開發(fā)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用較小。第二，西部大開發(fā)實施給西部地區(qū)帶來了多項優(yōu)惠政策，使得中東部地區(qū)部分過?；蛘咛蕴漠a(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至西部地區(qū)，整體上導致西部大開發(fā)阻礙了西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化。第三，在西部大開發(fā)的過程中，資源相對傾斜于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，如青藏鐵路、南水北調(diào)、西氣東輸、西電東送等，而基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)主要集中在第二產(chǎn)業(yè)，且基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)周期較長，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響較為滯后。因此，在樣本期間，西部大開發(fā)政策對西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化提升沒有明顯作用，且對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化提升有一定的阻礙作用。

3.動態(tài)效應分析

由于西部大開發(fā)戰(zhàn)略的效果可能具有滯后性，會隨著時間的推移不斷顯現(xiàn)，因此本文對西部大開發(fā)的動態(tài)效應進行檢驗。檢驗結(jié)果如表10所示，模型17和模型19未加入控制變量，模型18和模型20為加入控制變量后的回歸結(jié)果。從模型18看，在樣本期間，西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的動態(tài)回歸系數(shù)均不顯著，這說明隨著時間的推移，西部大開發(fā)對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化提升一直無顯著性影響。從模型20來看，西部大開發(fā)對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化提升有一定的阻礙效應，但在不同階段的效應存在差異。在2001—2002年即西部大開發(fā)初期，西部大開發(fā)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的作用以正向為主，這可能是因為基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以及產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移等影響西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)高度化的作用還較小，阻礙效應小于優(yōu)化效應；隨著西部大開發(fā)政策的不斷推進，2003—2006年，西部大開發(fā)對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的作用系數(shù)變?yōu)樨摂?shù)，但并不顯著；進入2007—2013年，該階段西部大開發(fā)各項重點基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)進入高潮，西部大開發(fā)政策對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)高度化又表現(xiàn)出顯著的阻礙作用；在2014—2016年，西部大開發(fā)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的作用再次表現(xiàn)為不顯著。這可能因為我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進入調(diào)整階段，西部大開發(fā)政策逐步重視產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，使得政策對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展的阻礙作用逐漸減弱。這也證實了前文的假說，西部大開發(fā)對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整優(yōu)化效應不明顯。

表10 西部大開發(fā)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的動態(tài)效應檢驗

4.更換被解釋變量

為使本文結(jié)論更具穩(wěn)健性，本部分更換產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的衡量方法。進一步采用韓永輝等(2017)的做法，根據(jù)要素投入結(jié)構(gòu)和產(chǎn)出結(jié)構(gòu)的耦合程度來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，基于各產(chǎn)業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率與各部門占GDP比重的乘積衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化。具體而言，將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指標定義為下列形式：

(4)

式(4)中，Y為第i個產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，Y為GDP，L為第i個產(chǎn)業(yè)的勞動力數(shù)量，L為總的勞動力數(shù)量。該指標同時包含產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離度和不同產(chǎn)業(yè)重要程度的優(yōu)點，且指標值越大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越合理，指標值越小，則產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越不合理。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指標定義為：

(5)

式(5)中，Y為第i個產(chǎn)業(yè)第t年的產(chǎn)值，LP為第i個產(chǎn)業(yè)第t年的勞動生產(chǎn)率，LP為第i個產(chǎn)業(yè)在工業(yè)化完成時的勞動生產(chǎn)率。產(chǎn)業(yè)高度化指標越大，則產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化水平越高。

需要說明的是，LP的選擇參考劉偉等(2008)的做法，采用Chenery et al.(1986)提出的勞動生產(chǎn)率指標衡量工業(yè)化的起點和終點。具體而言，以1970年為基準，工業(yè)化起點的人均收入為140美元，工業(yè)化終點的人均收入為2100美元。根據(jù)世界銀行公布的美國CPI數(shù)據(jù)，1970年到2016年的換算乘數(shù)為6.18，將工業(yè)化起點和終點的人均收入分別轉(zhuǎn)化為865.2美元和12978美元，2016年世界銀行的發(fā)達國家人均收入為12736美元，與本文的差距很小，可以忽略。三次產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率指標均換算為2016年的人民幣計價，具體對應的勞動生產(chǎn)率標準見表11。LP的計算方式為：LP=Y/

L，其中L為第i個產(chǎn)業(yè)第t年的勞動力人數(shù)，在計算過程中，將各年的勞動生產(chǎn)率均換算為2016年計價。

表11 工業(yè)化進程對應勞動生產(chǎn)率標準

回歸結(jié)果如表12所示，模型21和模型22的回歸系數(shù)(dt×du)均為正數(shù)，但均不顯著，說明西部大開發(fā)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的優(yōu)化作用不明顯。同時該參數(shù)在模型23和模型24中均為負數(shù)，且均在10%的統(tǒng)計水平下顯著，說明西部大開發(fā)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化具有顯著的阻礙作用。這些結(jié)果與基準回歸相同，再次驗證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

表12 更換被解釋變量衡量方法后的雙重差分估計結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

本文從理論上分析了西部大開發(fā)對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，基于中西部地區(qū)分界線城市1995—2016年的面板數(shù)據(jù)，采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高度化指數(shù)對城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進行衡量，運用雙重差分模型對西部大開發(fā)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應進行了評估，研究結(jié)果表明西部大開發(fā)對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的推動效應并不明顯。從動態(tài)效應來看，西部大開發(fā)對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的影響不隨時間變化，但對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的影響在不同階段有所不同，西部大開發(fā)對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的負向影響隨實施時間的推移逐漸顯現(xiàn)，但近年來有所減弱，表明西部大開發(fā)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的轉(zhuǎn)型具有一定的動態(tài)效應。

本文政策啟示是：第一，破解阻礙影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的制度束縛，優(yōu)化營商環(huán)境，減少政府對資源配置的干預，積極發(fā)揮市場的作用，促進資源實現(xiàn)最優(yōu)配置，推動西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。第二，提升西部大開發(fā)各項優(yōu)惠政策的持續(xù)性，引導資源流向有利于長期保障西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的部門，確保西部大開發(fā)對資源配置效率的推動作用穩(wěn)定發(fā)揮。同時，在保證西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)穩(wěn)定推進的前提下，根據(jù)西部不同地區(qū)特色優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，合理利用政策鼓勵西部地區(qū)發(fā)展支柱性特色產(chǎn)業(yè)，促進西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈延伸，拉動西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。第三，加強西部地區(qū)“軟環(huán)境”建設(shè)，加大對具有創(chuàng)新能力和競爭優(yōu)勢的新興產(chǎn)業(yè)支持力度，鼓勵西部地區(qū)自主創(chuàng)新研發(fā)；加強人才激勵機制建設(shè)，加大對高質(zhì)量人才的收入補償力度，著力留住本土人才，同時吸引更多的外部人才建設(shè)西部，不斷改善西部地區(qū)人力資本結(jié)構(gòu)，增強人力資源要素對西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的推動力。