區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展視角下中部崛起政策有效性測度

何 春

（河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，鄭州450046）

0 引言

區(qū)域間的協(xié)調(diào)發(fā)展不僅能夠提高區(qū)域資源配置的效率，優(yōu)化區(qū)域整體的功能結(jié)構(gòu)，而且在縮小貧富差距，維護(hù)社會(huì)穩(wěn)定方面起著重要作用。為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的快速增長，改革開放后實(shí)施了“非均衡發(fā)展戰(zhàn)略”，導(dǎo)致中國經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)出“東高西低”的非均衡發(fā)展?fàn)顟B(tài)。為縮小區(qū)域發(fā)展差距，促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，國家又先后提出了西部大開發(fā)戰(zhàn)略和東北振興戰(zhàn)略，使得西部地區(qū)呈現(xiàn)出良好的發(fā)展態(tài)勢，東北老工業(yè)基地也重振雄風(fēng)。中部地區(qū)在全國經(jīng)濟(jì)板塊中不斷處于邊緣化的地位，“中部塌陷”態(tài)勢已基本形成，為遏制這種現(xiàn)象，國家提出了中部崛起政策以此促進(jìn)中部地區(qū)的發(fā)展。對中部崛起政策有效性進(jìn)行評價(jià)對新時(shí)期形成區(qū)域平衡發(fā)展結(jié)構(gòu)具有重要的意義[1]。

關(guān)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)政策的評價(jià)，國內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了較多的研究。如Evan.Kraft（1992）[2]分析了1966—1990年南斯拉夫?qū)嵭械膮^(qū)域經(jīng)濟(jì)政策，發(fā)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)政策的實(shí)施有利于提高企業(yè)的生產(chǎn)效率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。Taloy和Warn（1997）[3]對20世紀(jì)70年代英國實(shí)施的區(qū)域經(jīng)濟(jì)政策進(jìn)行分析，結(jié)果表明受政策影響的區(qū)域，其就業(yè)人數(shù)、外商投資和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)都有了很大程度的改善。國內(nèi)學(xué)者的研究主要集中在對西部大開發(fā)、東北振興政策效果的評價(jià)。如喬寧寧和王新雅（2010）[4]，淦未宇等（2011）[5]的研究表明西部大開發(fā)政策的實(shí)施使西部地區(qū)的各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)都有所改善，但也促使中國的區(qū)域經(jīng)濟(jì)由收斂性增長轉(zhuǎn)變?yōu)榘l(fā)散性增長。劉瑞明和趙仁杰（2015）[6]則采用雙重差分法分析了西部大開發(fā)的政策效應(yīng)，得出了西部大開發(fā)政策并沒有真正推動(dòng)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，而是陷入了“政策陷阱”中[6]。繼西部大開發(fā)政策之后，學(xué)者們又開始對東北振興政策效果進(jìn)行研究。楊東亮（2011）[7]利用全要素生產(chǎn)增長率分析了東北振興政策實(shí)施以來，東北地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，研究表明東北振興政策雖然促進(jìn)了東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，但與理想的發(fā)展效果還有一定差距。楊東亮和趙振全（2015）[8]從投資的角度分析了東北地區(qū)的可持續(xù)發(fā)展能力，指出東北地區(qū)的投資體制不合理，以資源能源為主的投資特點(diǎn)限制了東北地區(qū)的可持續(xù)發(fā)展。靳繼東和楊盈竹（2016）[9]的研究也證實(shí)了上述結(jié)論。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者對區(qū)域經(jīng)濟(jì)政策的研究取得了豐厚的成果，但關(guān)于中部崛起政策效果的研究少之又少，個(gè)別研究是采用統(tǒng)計(jì)的方法評價(jià)中部崛起政策效果。基于此，本文采用雙重差分法對中部崛起政策的有效性進(jìn)行評價(jià)，并進(jìn)一步探尋中部崛起政策促進(jìn)中部經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用機(jī)制。

1 模型設(shè)定與指標(biāo)選取

1.1 模型設(shè)定

中部崛起可以看成是國家進(jìn)行的一項(xiàng)政策實(shí)驗(yàn)。對政策實(shí)驗(yàn)的效應(yīng)評估通常采用雙重差分法，其基本思想是通過對比政策實(shí)施前后實(shí)驗(yàn)組和控制組的變化差異的大小，如果實(shí)驗(yàn)組在政策前后的變化明顯大于控制組政策前后的變化，則表明該項(xiàng)政策的效應(yīng)明顯，否則，效應(yīng)不明顯。為此，本文可采用雙重差分法檢驗(yàn)中部崛起政策的有效性，并探尋其作用機(jī)制[10]。

進(jìn)行雙重差分檢驗(yàn)，需要有相應(yīng)的實(shí)驗(yàn)組和對照組。將受中部崛起政策影響的山西、安徽、江西、湖北、河南、湖南作為實(shí)驗(yàn)組，未受政策影響的其他省份作為控制組。并根據(jù)中部崛起政策實(shí)施的2006年為時(shí)間界限將控制組和實(shí)驗(yàn)組劃分為4組子樣本，并以虛擬變量dmid和d2006進(jìn)行區(qū)分，當(dāng)dmid=1和dmid=0時(shí)分別代表中部地區(qū)省份和其他地區(qū)省份，d2006=0代表中部崛起政策實(shí)施之前的年份，d2006=1代表中部崛起政策實(shí)施之后的年份，dmid*d2006則代表中部崛起政策的變量，可根據(jù)政策變量系數(shù)的符號判斷政策實(shí)施的效果。設(shè)定的基本回歸方程為：

其中，Yit是GDP增長率，衡量經(jīng)濟(jì)增長。下標(biāo)i和t分別省份和年份，Z為控制變量，ξ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

方程（1）表明，中部崛起政策實(shí)施前中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長為β0+β1，政策實(shí)施后中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長為β0+β1+β2+β3，經(jīng)濟(jì)增長的變化幅度是 ΔYt=β2+β3。其他地區(qū)在政策實(shí)施前后的經(jīng)濟(jì)增長水平分別是β0和β0+β2，經(jīng)濟(jì)增長變化幅度是 ΔY0=β2，用 ΔYt去除 ΔY0就可得到中部崛起政策實(shí)施的凈效果，即Δ（ΔY）=β3，如表1所示。

表1 DID模型中各參數(shù)的含義

1.2 指標(biāo)選取

本文搜集整理了1995—2016年我國31個(gè)省份面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，考察中部崛起政策的效應(yīng)。被解釋變量為經(jīng)濟(jì)增長率（gdp），主要解釋變量為中部崛起政策的虛擬變量，主要控制變量有人力資本水平、工業(yè)化程度、固定資產(chǎn)投資、人民生活水平、政府規(guī)模和投資環(huán)境，變量的設(shè)置及數(shù)據(jù)來源具體如下：

經(jīng)濟(jì)增長率（gdp）:GDP是衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展最常見也是最重要的指標(biāo)，因此可用GDP增長率作為衡量經(jīng)濟(jì)增長率的重要指標(biāo)。但受到物價(jià)水平影響，GDP變化較大，因此在計(jì)算GDP增長率時(shí)剔除了物價(jià)因素的影響，用以1995年為基期算出的實(shí)際GDP來計(jì)算出歷年GDP增長率。

中部崛起政策變量(dmid*d2006)：該變量是衡量中部崛起政策是否有效的核心變量，如果變量的系數(shù)為正，則表明中部崛起政策促使中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長率高于其他地區(qū)，縮小了中部地區(qū)與其他地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，政策效果明顯，反之，則表明中部崛起政策效果不明顯。

人力資本水平（human）:由于人力資本可通過技術(shù)創(chuàng)新提高勞動(dòng)生產(chǎn)率。鑒于人力資本具有典型的高學(xué)歷特征，因此本文選用每十萬人高等院校在校生人數(shù)作為衡量人力資本的重要指標(biāo)。

工業(yè)化程度（industry）：經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)差異是造成地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的重要原因，一般而言，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次越高經(jīng)濟(jì)發(fā)展就越發(fā)達(dá)。但由于我國還尚未完成工業(yè)化進(jìn)程，工業(yè)發(fā)展仍然是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要力量，為此本文檢驗(yàn)工業(yè)化程度對經(jīng)濟(jì)增長的影響。選用第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重衡量工業(yè)化程度。

居民生活水平（pgdp）:居民生活水平的高低影響著地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，較高的生活水平能夠提升居民的生活質(zhì)量，促使居民進(jìn)行人力資本建設(shè)，提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效率。本文用剔除物價(jià)影響后人均GDP反映居民的生活水平。

外商直接投資（fdi）:采用外商直接投資占GDP的比重衡量外商投資規(guī)模。

固定資產(chǎn)投資（fixasset）:投資對于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長具有重要作用，采用固定資產(chǎn)投資占GDP的比重衡量投資的規(guī)模。

政府支出規(guī)模（gov）:政府支出是政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的表現(xiàn)，適當(dāng)?shù)恼深A(yù)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。本文選取了財(cái)政支出占GDP的比重來衡量政府支出的規(guī)模。

各變量的統(tǒng)計(jì)性描述如表2所示。

表2 變量的統(tǒng)計(jì)性描述

2 中部崛起政策效應(yīng)的計(jì)量檢驗(yàn)

2.1 中部崛起與中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展

考慮到經(jīng)濟(jì)變量可能存在內(nèi)生性問題，而系統(tǒng)GMM估計(jì)方法在一定程度上緩解內(nèi)生性問題，得到較為有效的估計(jì)結(jié)果。因而，采用系統(tǒng)GMM估計(jì)方法對中部崛起政策效應(yīng)進(jìn)行評價(jià)。估計(jì)結(jié)果如表3所示。

表3 中國區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展實(shí)證估計(jì)結(jié)果

表3中dmid*d2006的系數(shù)反映了在中部崛起政策實(shí)施前后中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長效果。各模型的估計(jì)結(jié)果表明dmid*d2006的系數(shù)顯著為正，說明了中部崛起政策使得中部地區(qū)以高于其他地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長率快速增長。根據(jù)2016年21區(qū)域發(fā)展指數(shù)來看，中部地區(qū)的江西、安徽、湖南、河南、湖北分別位居第三、第五、第六、第七、第九名。這是依賴于中部地區(qū)承東啟西的地理優(yōu)勢，在東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)向西轉(zhuǎn)移的過程中，中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)得到了發(fā)展，此外，隨著全國多條南北縱橫的高鐵建設(shè)完成，武漢、鄭州、長沙、合肥都已經(jīng)成為全國重要的南北交匯高鐵大樞紐，交通的便利為經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供了基礎(chǔ)，而且也加快了中部地區(qū)旅游的發(fā)展。

此外，表3的結(jié)果還表明經(jīng)濟(jì)增長存在明顯的滯后效應(yīng)。人力資本具有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用，但中部地區(qū)高等院校數(shù)量不多，培養(yǎng)和提供的人才較少，對經(jīng)濟(jì)增長的作用比較弱。工業(yè)化進(jìn)程對經(jīng)濟(jì)增長的系數(shù)顯著為正，這是由于中部地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)不發(fā)達(dá)，經(jīng)濟(jì)的增長主要是依靠第二產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)的。政府支出對經(jīng)濟(jì)增長的系數(shù)為正，是因?yàn)樨?cái)政支出能夠調(diào)節(jié)資金的合理分配，提高資金的使用效率，有利于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。實(shí)際人均GDP對經(jīng)濟(jì)增長的作用較小。

2.2 中部崛起與中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展

β收斂是最為常見的研究經(jīng)濟(jì)收斂的方法，其基本思想是落后地區(qū)具有比發(fā)達(dá)地區(qū)較高的經(jīng)濟(jì)增長速度，這樣兩地區(qū)的發(fā)展差距就呈現(xiàn)出不斷縮小態(tài)勢，區(qū)域呈現(xiàn)出均衡協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顟B(tài)。本文將人均GDP作為主要解釋變量，根據(jù)人均GDP系數(shù)的符號判斷經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是否滿足β收斂的性質(zhì)。本文以政策實(shí)施的2006年為界限將樣本劃分為1995—2005年和2006—2016年兩個(gè)樣本區(qū)域，估計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4 中部地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展的實(shí)證估計(jì)結(jié)果

表4可以看出，1995—2005年樣本區(qū)域的人均GDP系數(shù)顯著為正，說明中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡，呈現(xiàn)出發(fā)散狀態(tài)，加入控制變量后，發(fā)散狀態(tài)并未發(fā)生變化。在2006年實(shí)施中部崛起戰(zhàn)略后，人均GDP則變?yōu)樨?fù)，加入控制變量后，符號不發(fā)生變化，表明中部崛起戰(zhàn)略的實(shí)施促進(jìn)了中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的收斂，中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)出協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顩r[11]。

2.3 中部崛起影響經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制

上述結(jié)果表明，中部崛起政策促進(jìn)了中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，并縮小了中部地區(qū)內(nèi)部經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，下面使用雙重差分法進(jìn)一步檢驗(yàn)中部崛起政策促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)機(jī)制。根據(jù)上文所選的控制變量進(jìn)行雙重差分計(jì)算，即固定資產(chǎn)投資（fixasset）、外商直接投資（fdi）、政府支出（gov）、人力資本（human）、工業(yè)化水平（industry）、雙重差分結(jié)果如表5所示。

表5 控制變量的雙重差分估計(jì)結(jié)果

根據(jù)上述分析可知，中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長主要得益于固定資產(chǎn)投資、外商直接投資、政府財(cái)政支出和人力資本，工業(yè)化程度對經(jīng)濟(jì)增長的作用沒有發(fā)揮出來。根據(jù)表5，從一次差分結(jié)果來看，中部地區(qū)在振興戰(zhàn)略實(shí)施后，固定資產(chǎn)投資、政府財(cái)政支出的增長率較之前有了很大的提高，而外商直接投資、人力資本水平和工業(yè)化進(jìn)程的增長卻不明顯，可以看出，中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展主要得益于固定資產(chǎn)的投資和政府財(cái)政支出的增加。從二次差分結(jié)果來看，中部地區(qū)在固定資產(chǎn)投資、外商直接投資、政府財(cái)政支出、人力資本水平的增長速度均高于其他地區(qū)，但工業(yè)化程度增長速度要明顯低于其他地區(qū)。換句話說，相對于其他地區(qū)而言，中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展是由投資、政府干預(yù)和人力資本水平建設(shè)促進(jìn)的[12]。

3 結(jié)論

本文采用系統(tǒng)GMM估計(jì)方法，以人力資本、固定資產(chǎn)投資、工業(yè)化程度、實(shí)際人均GDP、政府支出和外商投資作為控制變量，運(yùn)用雙重差分法對中部崛起政策的效果進(jìn)行了評價(jià)，研究結(jié)果表明中部崛起政策的實(shí)施提高了中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長率，縮小了中部地區(qū)與其他地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，同時(shí)中部崛起政策還實(shí)現(xiàn)了中部地區(qū)內(nèi)部經(jīng)濟(jì)的收斂狀況，雙重差分的結(jié)果表明中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長主要依靠投資和政府財(cái)政支出的增加，政府財(cái)政支出以及人力資本水平對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)還比較小。