孫麗萍，楊 筠

(1.曲靖師范學院 數(shù)學與統(tǒng)計學院,云南 曲靖 655011；2.內(nèi)江師范學院 經(jīng)濟與管理學院，四川 內(nèi)江 641112)

0 引 言

自西部大開發(fā)政策實施以來，西部地區(qū)在基礎設施建設、優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)發(fā)展、增長極培育和城鎮(zhèn)化推進等方面取得顯著成效，縮小了與東部地區(qū)的發(fā)展差距，極大促進我國區(qū)域經(jīng)濟的均衡發(fā)展.但自2010年以來，我國經(jīng)濟發(fā)展進入工業(yè)化后期階段，西部地區(qū)的礦產(chǎn)資源經(jīng)歷了長時期過度開發(fā)，出現(xiàn)了“礦竭城衰”的現(xiàn)象，這對西部地區(qū)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生了較嚴重影響，探尋非資源依賴的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展路徑對于西部地區(qū)實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展非常重要.自黨的十八大以來我國經(jīng)濟進入減速換擋和提質(zhì)增效的關鍵時期，西部地區(qū)在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、環(huán)境規(guī)制趨嚴和資源稀缺性加重等多重因素的疊加影響下，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型較東部艱難得多.西部地方政府如何有效推動西部大開發(fā)政策形成新的發(fā)展格局，助推產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級和環(huán)境質(zhì)量改善，實現(xiàn)美麗家園建設和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，是專家和學者應深入探究的重大課題.基于此，本文深化對西部大開發(fā)的政策效應及政府干預與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和環(huán)境質(zhì)量改善的研究，具有重要意義和實際應用價值.

相關研究主要有：(1)西部大開發(fā)政策效應的研究.主要是對西部大開發(fā)的政策效應進行評估分析，例如劉淳和張健[1]建立貝葉斯隱變量模型、卲傳林和云鋒[2]采用陪差法、譚周令和程豹[3]運用合成控制法、盧萬青和席悅欣[4]采用廣義距估計方法分別探討西部大開發(fā)的政策效應.(2)西部地方政府干預與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的研究.主要集中于西部產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型能力[4]、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型阻滯[5-6]及升級路徑選擇[7-10]等方面的分析.(3)西部地區(qū)資源環(huán)境與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的相關研究. 林伯強和譚睿鵬[11]采用非徑向方向距離函數(shù)、李虹和鄒慶[12]采用門檻面板回歸方法、何慧爽[13]建立面投數(shù)據(jù)模型探討資源稟賦、環(huán)境規(guī)制和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的關系.現(xiàn)有文獻對西部大開發(fā)政策效應進行深入研究，但沒有具體分析地方政府干預強弱對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和環(huán)境質(zhì)量改善存在多大程度的影響，本文試圖在此方面作一些探究，目的在于推動新時期西部大開發(fā)政策形成良好的發(fā)展格局，從而縮小東西部地區(qū)發(fā)展差距，實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展.

1 西部地方政府干預對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和生態(tài)環(huán)境的影響機制分析

相比東部地區(qū)，自大開發(fā)以來，我國西部在政府政策的積極干預下形成了以能源化工、礦產(chǎn)資源開發(fā)為主的產(chǎn)業(yè)體系，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一且資源依賴性特征更為明顯. 能源化工和礦產(chǎn)資源開發(fā)行業(yè)多為高消耗、高污染和高排放的“三高”企業(yè)，對當?shù)氐沫h(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生較嚴重的負向效應.隨著我國經(jīng)濟發(fā)展進入工業(yè)化的后期階段，東、中、西部形成“雁陣”型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，東部地區(qū)主要致力于發(fā)展科技含量高的新興產(chǎn)業(yè)，西部地區(qū)發(fā)展勞動密集型的中低端產(chǎn)業(yè)，加之我國環(huán)境政策規(guī)制趨嚴，東部地區(qū)加快中低端的污染企業(yè)向西部地區(qū)轉(zhuǎn)移的步伐，進一步強化了西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)的低端鎖定，加劇了西部地區(qū)的環(huán)境污染. 部分專家學者分析認為，如果不能推動西部進行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，西部地區(qū)資源的“福音”有可能變成“詛咒”. 以2019年為例，東部地區(qū)一、三產(chǎn)業(yè)比重為5.66和55.82，而西部地區(qū)為11.04和48.37，西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)粗放程度較東部地區(qū)明顯，2019年東部工業(yè)so2和工業(yè)煙(粉)塵排放強度(排放強度=排放量/地區(qū)生產(chǎn)總值)均值分別為5.62 和6.79 噸/億元，西部的為20.07和21.63噸/億元，西部地區(qū)污染物排放程度較東部嚴重得多. 由此，西部大開發(fā)政策，一方面有效推動西部地區(qū)經(jīng)濟快速增長，縮小與東部地區(qū)的發(fā)展差距；另一方面，也強化了西部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的低端鎖定，加劇了生態(tài)環(huán)境的惡化，制約西部地區(qū)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展(見圖1)，新時期需形成西部大開發(fā)的新格局，以推動經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展.

圖1 西部大開發(fā)政策對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和生態(tài)環(huán)境的作用機制

2 實證設計：計量模型、變量與數(shù)據(jù)

2.1 計量模型的建立

結(jié)合前文分析，借鑒托賓“q”理論和相關研究[14]，假設西部地方政府為一追求社會福利最大化行為的個體，將政府干預的社會經(jīng)濟總效益設為w(t)，其干預的總經(jīng)濟成本設為c(t)，考慮政府干預行為具有乘數(shù)效應，表現(xiàn)為規(guī)模報酬遞增或遞減，將政府干預的凈收益設為eλ，建立如下政府干預模型：

(1)

其中，若λ>0，則eλ>1，政府干預表現(xiàn)為凈收益；若λ<0，則eλ<1，則政府干預表現(xiàn)為凈損失，將(1)式變形為：

(2)

亦即

c(t)=e-λw(t)

(3)

考慮政府干預的社會經(jīng)濟總效益為多個經(jīng)濟變量的綜合作用的結(jié)果，且滿足柯布-道格拉斯函數(shù)形式，即：

w(t)=x(t)αy(t)βz(t)γ

(4)

將(4)式帶入(3)式，得：

c(t)=e-λx(t)αy(t)βz(t)γ

(5)

兩邊同時取對數(shù)，得到：

lnc=-λ+βlny+γlnz+αlnx

(6)

結(jié)合本文研究目標，將政府干預(LGI)的總經(jīng)濟效益考慮為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(TIS)、環(huán)境質(zhì)量的改善(EQ)及其他主要經(jīng)濟變量(X)綜合作用的結(jié)果，則可令:

c(t)=LGI(t),y(t)=TIS(T),z(t)=EQ(T)

(7)

則：

ln LGIit=-λ+βln TISit+γln EQit+αlnX+μi,t

(8)

其中，i為西部12省(市)，X為一系列控制變量，μ為殘差項，所建模型為面板數(shù)據(jù)模型.

2.2 相關變量

2.2.1 被解釋變量

2.2.2 核心解釋變量

(1)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(transition and upgrading of industrial structure TIS). 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級是指在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中，第二、第三產(chǎn)業(yè)相對于第一產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)相對于第一、第二產(chǎn)業(yè)比重升高的過程，是勞動力和其他社會資源從第一產(chǎn)業(yè)向二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的結(jié)果.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級可從兩個維度說明，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化，本文借鑒傅元海等[14]提出的泰爾指數(shù)來度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化程度，其計算公式為：

(2)

(2)環(huán)境質(zhì)量(ecological environmental quality EQ).借鑒吳明政和趙瑋璇[15]等的研究，以森林覆蓋率、人均公園綠地面積、二氧化硫去除率、一般工業(yè)固體廢物綜合利用率、生活垃圾無害化處理率、污水集中處理率，對指標進行標準化處理，采用熵值法確定權(quán)重，計算綜合指數(shù)衡量環(huán)境質(zhì)量，為正向指標.

2.2.3 控制變量X

(1)經(jīng)濟發(fā)展水平(GDP per capita GDPP).政府政策干預的目的為促進經(jīng)濟快速增長，采用人均GDP進行衡量.(2)投資規(guī)模(investment level IL). 政府改善基礎設施，為企業(yè)發(fā)展創(chuàng)造較好的外部環(huán)境，主要是通過固定資產(chǎn)投資進行，用固定資產(chǎn)投資水平表示.(3)消費水平(CON).消費支出隨著人均收入水平的提高而增大，并對經(jīng)濟增長具有積極刺激作用了，能反映居民生活水平，是政府干預經(jīng)濟最終目標，消費水平用居民消費支出表示.(4)市場化程度(degree of marketization DM). 在宏觀層面，發(fā)揮政府對經(jīng)濟干預積極作用，但微觀領域，應充分發(fā)揮價格機制的基礎作用，達到帕累托最優(yōu)，從而實現(xiàn)資源優(yōu)化配置，市場化程度用私營企業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)來衡量.

2.3 數(shù)據(jù)來源

以上指標數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、國研網(wǎng)、各省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報等，分析時間段為2000—2020年.

3 計量結(jié)果及分析

3.1 面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

3.1.1 基于西部總體

面板數(shù)據(jù)回歸方法包括混合回歸、固定效應模型(FE)和隨機效應模型(RE).為使估計結(jié)果準確，采用LM檢驗和Hausman檢驗對三個模型進行選擇. 從LM檢驗結(jié)果看，其伴隨概率P為0.0000，對于混合回歸和隨機效應模型，應該選擇隨機效應模型. 對于固定效應模型和隨機效應模型，根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果，其伴隨概率P為0.0000，應選擇固定效應模型.為解決內(nèi)生性問題，采用工具變量來進行估計，工具變量需滿足相關性和外生性的條件. 一般從地理和歷史的角度出發(fā)尋找合適的工具變量，原因在于，其一，它們不直接影響被解釋變量，滿足外生性條件；其二，與解釋變量相關，符合相關性條件. 本文選擇區(qū)域總面積和各省縣(市)級行政區(qū)劃數(shù)量作為工具變量.

表1給出最終模型的回歸結(jié)果，從固定效應模型和工具變量模型的估計結(jié)果知，模型擬合效果較優(yōu). 除ln EQ通過10%的顯著性水平檢驗，其余變量均通過1%的顯著性水平檢驗. 常數(shù)項為負，說明λ為正，西部地方政府干預效應為凈收益，ln TIS、ln EQ 的回歸系數(shù)為正，說明西部地方政府干預對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和環(huán)境質(zhì)量改善具有正向促進作用；從各控制變量來看，ln GDPP 、ln con的回歸系數(shù)為正，說明西部大開發(fā)以來，地方政府干預政策對西部地區(qū)經(jīng)濟增長和人民生活水平提高起到積極促進作用； ln IL回歸系數(shù)為負，說明政府干預政策對投資規(guī)模增長不利，可能原因在于政府支出擠出私人投資； ln DM回歸系數(shù)為負，說明政府干預政策對市場化程度呈反向變化關系，符合經(jīng)濟現(xiàn)實，說明估計結(jié)果客觀可靠.

表1 回歸估計結(jié)果

3.1.2 基于政府干預程度不同的分組

西部地區(qū)政府干預程度存在差異，有的地方干預較少，有的地方干預較多，為得到更有價值的分析結(jié)果，根據(jù)政府干預指標的均值將其劃分為兩組：大于均值的地區(qū)(LGI_high)和小于均值的地區(qū)LGI_low)，西部地區(qū)政府干預程度綜合指數(shù)的均值為0.4135，干預程度較高的地區(qū)為內(nèi)蒙、廣西、云南、貴州、寧夏、新疆，干預程度較低的地區(qū)為重慶、四川、西藏、陜西、甘肅、青海.選擇固定效應模型分別進行估計，工具變量的選擇同上.

表2給出分組回歸后的最終模型的估計結(jié)果，從固定效應模型和工具變量模型的估計結(jié)果知，模型擬合效果較好.無論是固定效應模型還是工具變量模型，除ln IL未通過T檢驗外，其余變量均通過10%的顯著性水平檢驗.常數(shù)項均通過1%的顯著性水平檢驗，且為負，說明λ為正，西部地方政府干預效應為凈收益，且政府干預程度越高，λ值越大，說明凈收益越大；ln TIS通過1%的顯著性水平檢驗，回歸系數(shù)為正，且政府干預程度越高的地區(qū)，其值越小，說明西部地方政府干預程度越高，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的效果越微弱；ln EQ通過10%的顯著性水平檢驗，且政府干預程度越高，其值越大，說明西部地方政府干預程度越高，對環(huán)境質(zhì)量改善效果越大；從各控制變量來看，ln GDPP通過1%的顯著性水平檢驗，回歸系數(shù)為正，且干預程度越高，其值越大，說明地方政府干預程度越大對地區(qū)經(jīng)濟增長促進作用越明顯； ln CON通過1%的顯著性水平檢驗，回歸系數(shù)為正，且政府干預程度越高的地區(qū)，其值越大，說明西部地方政府干預程度越高，居民消費水平提高越明顯；ln IL雖未通過T檢驗，但其回歸系數(shù)為負，且政府干預程度越高，其絕對值越大，說明政府干預程度越高，政府投資支出越大，對私人投資的擠出效應也越大；ln DM通過1%的顯著性水平檢驗，回歸系數(shù)為負，政府干預程度越高地區(qū)，其絕對值越小，說明政府干預程度越大，其市場化水平越低，這進一步驗證前文分析，且分析結(jié)果與經(jīng)濟現(xiàn)實完全吻合.

表2 分組回歸估計結(jié)果

3.2 模型的穩(wěn)健性檢驗

除了在正文中使用工具變量模型處理內(nèi)生性問題，本文還采用系統(tǒng)GMM法進行檢驗，從變量和樣本兩方面考慮了模型的穩(wěn)健性問題.在被解釋變量層面，從三個維度重新構(gòu)建指標進行檢驗：(1)使用限額以上外商投資工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值比重(外商投資工業(yè)總產(chǎn)值/地區(qū)生產(chǎn)總值)進行刻畫；(2)選擇A股市場中國有股比例超過30%的公司，使用國有上市企業(yè)數(shù)量作為代理變量進行刻畫；(3)選擇投資水平(地區(qū)固定資產(chǎn)投資額/地區(qū)生產(chǎn)總值)作為代理變量刻畫.在解釋變量層面，分別選擇一、二、三產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率的加權(quán)平均值和三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重作為代理變量，刻畫產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級情況.在樣本層面，以西部地(市)級以上城市數(shù)量為分析樣本，重新進行估計，所有分析結(jié)果與基礎實證部分結(jié)果基本一致，故本文實證結(jié)果較為穩(wěn)健，限于篇幅，不再一一列出.

4 結(jié)論與啟示

本文以西部大開發(fā)以來地方政府政策效應為主要研究對象，實證分析西部12省(市)2000—2020年地方政府干預總效益及其對環(huán)境質(zhì)量改善和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響，為使結(jié)果更具體和有說服力，進一步將政府干預情況劃分為較強和較弱兩組，利用固定效應模型進行估計，為消除內(nèi)生性，選擇區(qū)域總面積和各省縣(市)級行政區(qū)劃數(shù)量作為工具變量，利用工具變量模型估計地方政府干預對環(huán)境質(zhì)量改善和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響以及其他變量之間的數(shù)量關系，此外本文還進行穩(wěn)健性檢驗，說明模型估計結(jié)果較穩(wěn)健.主要結(jié)論如下：第一，西部地方政府干預總效應表現(xiàn)為凈收益，政府干預越強，凈收益越大.第二，西部地方政府干預對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級和環(huán)境質(zhì)量改善具有積極的正向促進作用，并且干預越強，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的影響效果越微弱，而對環(huán)境質(zhì)量改善作用越明顯.第三，從其他控制變量來看，政府干預對地區(qū)經(jīng)濟增長和消費水平提高具有正向促進作用，且干預越強，效果越好；地方干預對私人投資具有擠出效應，干預越強，擠出效應越明顯；地方政府干預對市場化程度具有不利影響，且干預越強，市場化程度越低.本文的實證分析結(jié)果與西部地區(qū)的經(jīng)濟現(xiàn)實基本吻合，對新時期西部大開發(fā)政策實施具有積極意義.首先，作為我國經(jīng)濟發(fā)展水平相對滯后的西部地區(qū)，應該繼續(xù)堅持西部大開發(fā)政策不動搖，發(fā)揮政府干預經(jīng)濟的積極作用，推動西部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的升級和環(huán)境質(zhì)量的改善，縮小與東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距，從而實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展；其次，由于地方政府干預作用越強，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的難度越大，擠出效應越大，市場化程度越低，政府主要應該發(fā)揮“有為政府”的積極作用，主要在基礎設施建設、環(huán)境質(zhì)量規(guī)制等方面發(fā)揮積極作用，留給企業(yè)足夠的發(fā)展空間，讓市場充分發(fā)揮對資源配置的基礎性作用.