西部大開發降低了城鄉收入差距嗎？1
——來自斷點回歸的證據

張華

0 引言

十九大報告提出，當前中國社會主要矛盾已經轉化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發展之間的矛盾。城鄉發展不平衡作為不平衡不充分發展的重要表現形式之一，將直接導致城鄉居民之間的收入差距。從城鄉居民收入的情況來看(圖1)，改革開放以來，城鎮居民人均可支配收入從1978年的343元增加至39251元，增幅高達113倍；農村居民人均純收入從1978年的134元增加至14617元，增幅高達108倍。同時，城鄉居民收入比波動幅度較大，存在三個下降時期，分別是1978—1983年、1994—1997年和2008年之后，原因分別是家庭聯產承包責任制、農副產品收購價格提高以及農業稅取消和農副產品價格上漲。整體來看，中國城鄉收入差距呈現不斷擴大的趨勢，幾輪收入差距縮小主要由短期因素導致(陳斌開和曹文舉，2013)。十九大報告對當前形勢的基本判斷是，城鄉區域發展和居民收入分配差距依然較大。

圖1 1978—2018年中國城鄉居民收入及收入差距的演變趨勢

毋庸置疑，縮小城鄉收入差距不僅是解決當前社會主要矛盾的應有之義，更是全面建成小康社會和實現全體人民共同富裕的必然要求。鑒于縮小城鄉收入差距重大的現實意義，學術界一直致力于研究城鄉收入差距不斷擴大的原因，從而尋求縮小差距的方案。大量文獻表明，城市偏向的政府政策在城鄉收入差距不斷擴大的過程中扮演著極為重要的角色。這些城市偏向型政策包括城鄉分割的行政管理制度(陸銘和陳釗，2004)、戶籍歧視(萬海遠和李實，2013)、城市偏向的教育經費投入以及農副產品價格控制、不合理的稅費負擔、歧視性的社會福利和保障體系等(陳斌開和林毅夫，2013)。從根源上講，政府優先發展重工業的戰略導致了上述眾多城市偏向型政策(林毅夫等，1994)，然而這一戰略是在戰爭威脅尚未完全消除的國際大環境下的必然選擇。

歸根結底，城鄉收入差距不斷擴大的原因是城鎮居民收入增長快于農村居民，而農村居民收入仍在增長，只是增長幅度相對較小，并不存在城鄉居民收入兩極分化的現象(李實，2018)。為了提高農村居民收入和縮小城鄉收入差距，近年來中央政府出臺諸多政策，如農業直補、義務教育免費、新農村合作醫療等惠農政策，以及西部大開發等區域政策等(陳斌開和曹文舉，2013)。其中，尤以西部大開發最引人注目。實施西部大開發戰略，是黨中央、國務院在世紀之交作出的重大決策(馮俊誠和張克中，2016)。西部大開發戰略的實施范圍為12個西部省份和3個民族自治州，面積為685萬平方公里，約占全國的71.4%，覆蓋人口約占全國人口的29%，跨時50年。根據政策實施的地理面積和人口，西部大開發戰略一直以來是世界上最大的區位導向性政策(Ma et al.，2017)。那么，需要思考的問題是，西部大開發戰略是否有效降低了城鄉收入差距？以及，西部大開發戰略是否同步提升了城鎮居民收入和農村居民收入？厘清上述問題，有利于嚴謹、客觀地評估西部大開發政策的成就及面臨的問題，這對于縮小城鄉收入差距、治理中國的貧困人口問題以及解決社會主要矛盾具有重大的現實意義。

相比于以往文獻，本文可能的邊際貢獻主要體現在：第一，識別策略上，本文采取空間斷點回歸方法，比較毗鄰西部大開發邊界線左右兩側縣區的城鄉收入差距的差異，而處于邊界線周邊縣區的社會經濟特征可以認為是無差異的，從而較好地處理遺漏變量問題。第二，豐富了西部大開發的相關研究，有利于多維度、多視角地評估西部大開發的政策效應。現有文獻對西部大開發的政策評估主要聚焦于經濟增長方面(劉生龍等，2009；劉瑞明和趙仁杰，2015；Ma et al.，2017；蒲龍，2017；譚周令和程豹，2018)，也有少數文獻關注于轉移支付(雷根強等，2015；王麗艷和馬光榮，2018)、稅收收入(羅鳴令等，2019)、政府規模(馮俊誠和張克中，2016)、產業結構(袁航和朱承亮，2018)、旅游發展(Deng et al.，2019)、企業生產率和新企業進入(吳輝航等，2017；Liu et al.，2019)等方面。本文從城鄉收入差距方面進行了補充。同時，本文也豐富了方興未艾的區位導向性政策評估的文獻。第三，拓展了城鄉收入差距的相關研究。在宏觀層面，既有關于城鄉收入差距的文獻絕大多數集中于省份層面(陳斌開和林毅夫，2013；劉貫春，2017)與城市層面(謝冬水，2018；余泳澤和潘妍，2019)的研究。本文提供了來自縣級層面的證據，樣本量更大，研究結論更具有說服力。另外，本文還考察了西部大開發對城鄉收入差距影響的區域與年份異質性，并同步探討了西部大開發對城鎮居民收入和農村居民收入的影響。

1 政策背景與文獻綜述

1.1 政策背景

西部大開發是中國在改革開放后實施時間最長、影響范圍最廣的一項區域發展戰略(劉瑞明和趙仁杰，2015)。這一戰略來源于鄧小平的“兩個大局”的戰略構想。“兩個大局”本質上是一種“先不平衡發展后共同發展”的戰略思路。在這種背景下，改革開放初期中國實行向東部地區傾斜的區域發展戰略，到20世紀90年代中期已經形成了典型的東部、中部和西部三大經濟地帶，東部富裕、中部次之、西部貧窮(劉生龍等，2009)。數據顯示，1999年西部地區人均GDP為560美元，少于東中部省份一半以上，大致相當于津巴布韋的水平，GDP總量占全國的比重僅有17.5%(Ma et al.，2017)。此時，幫助和加快西部地區發展已是大勢所趨、如箭在弦，這對于縮小地區差距、加強民族團結、保障邊疆安全和社會穩定具有重要的經濟和政治意義，也是“兩個大局”的重要內容。

1998年5月，時任國家領導人江澤民提出要“逐步加快開發西部地區”。隨后，1999年6月17日，在西安舉行的西北五省區國有企業改革和發展座談會上，江澤民首次明確提出要實施西部大開發戰略。1999年9月，中共十五屆四中全會通過《中共中央關于國有企業改革和發展若干重大問題的決定》，明確提出“國家要實施西部大開發戰略”。1999年11月，中央經濟工作會議正式確認，西部大開發戰略于2000年啟動。2000年1月，國務院成立西部地區開發領導小組；2000年3月，國務院西部開發辦正式開始運作；2000年6月，西部地區開發領導小組第一次會議決定，西部大開發的實施范圍為12個西部省、自治區、直轄市，以及湖南省湘西土家族苗族自治州、湖北省恩施土家族苗族自治州、吉林省延邊朝鮮族自治州3個民族自治州。根據政策實施的地理面積和人口，西部大開發戰略成為世界上最大的區位導向性政策。

為了保證西部大開發戰略的順利實施，中央政府陸續出臺了多項政策規劃，主要包括：2001年關于西部大開發若干政策措施的實施意見、2002年“十五”西部開發總體規劃、2007年西部大開發“十一五”規劃、2012年西部大開發“十二五”規劃、2017年西部大開發“十三五”規劃等。根據政策文件，西部大開發的戰略目標是，到21世紀中葉，努力建成一個經濟繁榮、社會進步、生活安定、民族團結、山川秀美、人民富裕的新的西部地區；西部大開發跨時50年，分為三個階段，包括奠定基礎階段(2001—2010年)、加速發展階段(2011—2030年)和現代化階段(2031—2050年)；西部大開發持續關注的領域主要包括加大基礎設施投資、促進工業化發展和提高教育、醫療、社會保障等公共品的供給；西部大開發的傾斜政策主要包括提供更多的轉移支付、信貸支持和稅收優惠政策。

1.2 文獻綜述

本文主要涉及三個方面的文獻：城鄉收入差距的相關研究、西部大開發的政策評估、西部大開發與城鄉收入差距的相關研究。由于現有關于城鄉收入差距的研究較為成熟，主要聚焦于探索城鄉收入差距的影響因素，因此本文不再贅述。

既有文獻從多個研究視角評估了西部大開發的政策效應，研究結論并不相同，不僅有肯定西部大開發的正面作用，也有批評西部大開發的負面作用，甚至兩者兼有。具體如下：

(1) 西部大開發具有正面效應。劉生龍等(2009)利用1987—2007年中國省級面板數據和雙重差分方法，發現西部大開發顯著增加實際人均GDP增長率，并且主要通過實物資本和基礎設施投資的途徑促使區域經濟從趨異轉向收斂。蒲龍(2017)利用1999—2010年444個國家貧困縣的面板數據和雙重差分方法，發現西部大開發顯著促進西部地區國家貧困縣的經濟增長。吳輝航等(2017)立足于企業的微觀視角，借助于雙重差分方法，發現西部大開發顯著降低西部地區的企業所得稅，進一步提升西部邊界城市企業的全要素生產率。Liu et al.(2019)利用雙重差分和三重差分方法，發現西部大開發顯著增加了新企業的進入數量。不同于上述文獻依托于雙重差分方法的估計框架，Deng et al.(2019)采取斷點回歸方法，利用2002—2010年中國285個城市的數據，發現西部大開發顯著促進了西部地區的旅游業發展。

(2) 西部大開發具有負面效應。基于1994—2012年中國283個城市的面板數據，劉瑞明和趙仁杰(2015)利用PSM-DID方法，發現西部大開發并未有效推動西部地區GDP和人均GDP的增長，意味著西部大開發的政策效應并沒有得到有效發揮，存在“政策陷阱”。馮俊誠和張克中(2016)利用1997年、1998年和2000年中國1117個縣的面板數據，采用雙重差分方法，發現西部大開發導致西部縣級政府規模的大幅擴張。

(3) 西部大開發兼具正負雙重效應。Ma et al.(2017)利用1999—2014年中國1957個縣域的數據，借助于空間地理斷點回歸的方法，發現西部大開發促使GDP增長率年均提高1.5%，這種推動作用源于工業部門的擴張；同時，西部大開發顯著降低勞動增長率，減少企業利潤率和專利數量。袁航和朱承亮(2018)利用1994—2015年中國285個城市的面板數據，采用PSM-DID方法，發現西部大開發能夠促進西部地區產業結構的合理化，但未促進產業結構的高級化，甚至存在抑制作用。譚周令和程豹(2018)利用1992—2014年中國省級面板數據，采用合成控制法，發現西部大開發顯著促進內蒙古、重慶、陜西、青海和寧夏的經濟發展，而顯著降低廣西、云南和新疆的經濟發展。羅鳴令等(2019)利用1998—2007年13個省份188個縣的面板數據，借助于雙重差分方法，發現西部大開發對政策分界線西側縣的增值稅和營業稅收入具有顯著的提升作用，但是稅基的增長是以相鄰地區的稅基流失為代價，佐證了區域性稅收優惠政策存在負外部性。

與本文緊密關聯的文獻是毛其淋(2011)和邵傳林(2014)的研究。毛其淋(2011)利用1995—2008年中國29個省份的面板數據，借助于雙重差分方法，發現西部大開發顯著縮小了西部地區的收入不平等，并且這一縮小效應主要通過提高外資比重、加快城市化進程和擴大財政支農支出等途徑實現。類似于毛其淋(2011)的研究思路，邵傳林(2014)利用1985—2011年中國30個省份的面板數據，采用雙重差分方法，發現西部大開發導致西部地區城鄉收入差距的水平值相對于樣本均值增加了5.7～8.5個百分點，表明西部大開發對城鄉收入差距具有顯著的加劇效應。

梳理上述文獻可知，現有文獻更多地從經濟增長、稅收收入、產業結構和旅游發展等方面評估西部大開發的政策效應，較少關注西部大開發對城鄉收入差距的影響。毛其淋(2011)、邵傳林(2014)與本文主題密切相關，均立足于省份層面和采取雙重差分方法，然而研究結論卻南轅北轍。由于西部地區的資源稟賦、地理區位等方面相異于東中部地區，因此處理組與控制組存在較大的異質性，從而導致雙重差分方法的估計框架并不適用(Ma et al.，2017)。同時，基于省份層面的研究，樣本量較小，也不能考慮湘西州、恩施州和延邊州3個民族自治州的特殊樣本。鑒于此，本文基于縣級面板數據，采取空間斷點回歸(regression discontinuity design，RD)的方法，以縣區到西部大開發邊界線的最短距離作為RD函數形式的驅動變量，從而能夠捕獲邊界線周圍不可觀測的相關因素，更有效地處理內生性問題，為西部大開發與城鄉收入差距之間的因果關系提供更為干凈的識別。

2 實證設計

2.1 識別策略

為了識別西部大開發戰略對城鄉收入差距的影響，本文遵循Almond et al.(2009)、Dell(2010)、Ma et al.(2017)、Deng et al.(2019)等文獻的思路，利用空間斷點回歸的方法，設定如下計量模型：

(1)

其中，i、p和t分別表示縣區、省份和年份；被解釋變量Yit表示縣區城鄉收入差距。模型核心解釋變量WDSi表示縣區是否實施西部大開發戰略的虛擬變量，邊界線左側的縣區是處理組，取值為1；邊界線右側的縣區是控制組，取值為0。由于西部大開發的實施范圍為12個西部省、自治區、直轄市以及3個民族自治州(湘西州、恩施州和延邊州)，因此本文遵循王麗艷和馬光榮(2018)的做法，將邊界線定義為中西部省份之間的行政分界線，以及湘西、恩施兩個民族自治州的邊界線，即將傳統中的中西部分界線進行了外擴。同時，由于延邊州距離邊界線太遠，并不符合本文的識別策略，因此回歸樣本中排除了延邊州下轄的縣區。WDSi的估計系數β是本文最為關注的，其捕捉了西部大開發戰略影響城鄉收入差距的凈效應。如果β<0且顯著，則表明西部大開發顯著縮小城鄉收入差距；如果β>0且顯著，則表明西部大開發顯著擴大城鄉收入差距；如果β不顯著，則表明西部大開發對城鄉收入差距的作用效果不明顯。

式(1)中，Distancei為驅動變量(forcing variable)，表示為i縣到邊界線的最短距離，并且處理組縣區的距離取正值，控制組縣區的距離取負值，距離為0的點構成本文的分界線，即斷點。F(Distancei)是驅動變量Distancei的平滑函數，一般定義為斷點兩邊的低階多項式模型；WDS·F(Distancei)是西部大開發變量與F(Distancei)的交叉項，這種做法使模型設定更具一般化，即斷點兩邊的低階多項式模型具有不同的斜率。一定意義上，上述控制地理位置的函數形式能夠捕獲邊界線周圍不可觀測的相關因素。另外，Xit表示一組控制變量，以控制其他因素對縣區城鄉收入差距的影響。up為省份固定效應，以控制省份間不隨時間變化的因素，如地理因素和資源稟賦的差異等；λt為年份固定效應，以控制特定年份對所有縣區造成影響的因素，如全國性的宏觀調控政策等。εit表示隨機誤差項，為了控制潛在的異方差、時序相關和橫截面相關等問題，本文將標準誤聚類(Cluster)到縣區層面。

實際上，式(1)是RD平均處理效應估計的參數方法，這種方法存在F(Distancei)函數形式設置不確定的問題。另一種RD估計是非參數方法的局部線性回歸，即最小化下列函數：

(2)

式(2)中，K(·)為核函數，h為帶寬。核函數主要包括三類：三角內核(Triangular kernel)、Epanechnikov內核(本文以Epanech.表示)和均勻內核(Uniform kernel)。根據Lee and Lemieux(2010)的建議，三角內核更適于邊界估計，因此本文局部線性回歸的估計結果中以三角內核為主。式(1)與式(2)兩種RD估計方法各有優劣。Imbens and Lemieux(2008)、Lee and Lemieux(2010)認為，局部線性回歸能夠避免邊界上收斂速度慢的問題，可以減少估計值的偏誤；同時，Gelman and Imbens(2019)發現，參數方法存在多項式階數選擇的敏感問題以及其他不受歡迎的統計特性。鑒于此，本文實證部分以局部線性回歸為主，以參數方法的全局多項式回歸為輔。這一實證策略也被Ebenstein et al.(2017)和He et al.(2018)所運用。

2.2 樣本與變量

本文采用的樣本為2000—2014年中國2009個縣、縣級市、區的面板數據。所需數據來自于《中國縣市社會經濟統計年鑒》《中國區域經濟統計年鑒》《中國統計年鑒》等；各縣到邊界線的最短距離通過ArcGIS軟件測算。同時，由于缺少縣區和城市層面的價格指數，因此以貨幣單位的名義變量均以相應省級層面的價格指數進行消脹處理，調整為以2000年為基期的不變價格。此外，為了剔除極端值的影響，本文遵循馬光榮等(2016)的做法，對被解釋變量和控制變量最高和最低的1%樣本進行縮尾法(Winsorize)處理。

(1) 被解釋變量：城鄉收入差距。國家統計局一般采用城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均純收入的比值衡量城鄉收入差距，既有相關文獻關于省份層面(陳斌開和林毅夫，2013；劉貫春，2017)與城市層面(謝冬水，2018；余泳澤和潘妍，2019)的研究均沿用了這種度量方法。然而在縣級層面，城鎮居民人均可支配收入的數據并不可得，官方統計年鑒只公布了2014年之前城鎮在崗職工平均工資的數據，因此本文參考劉沖等(2013)、雷根強等(2015)和譚之博等(2015)的做法，以城鎮在崗職工平均工資與農村居民人均純收入的比值衡量城鄉收入差距，并且將樣本時間范圍限定為2000—2014年。雖然該指標與統計局的計算指標存在偏差，但既有文獻(雷根強等，2015)利用省級數據發現，兩種指標的相關系數超過80%，且在1%水平上顯著，所以該指標依然具有一定的代表性。

(2) 核心解釋變量：西部大開發。本文以虛擬變量來表示西部大開發變量，如果某縣區實施西部大開發戰略，則取值為1，否則為0。自2000年以來，西部大開發戰略的實施范圍一直未變，這意味著本文的核心解釋變量不隨時間而變。因此，在方程(1)關于個體固定效應的控制中，本文參考雷根強等(2015)、馬光榮等(2016)的做法，控制了省份固定效應。

(3) 驅動變量：縣區到邊界線的距離。鑒于RD模型設定的需要，處理組縣區(邊界線左側)的距離取正值，控制組縣區(邊界線右側)的距離取負值。關于最短距離的測算，本文使用了兩種方法：一是以轄區質心到邊界線的最短距離來衡量；二是以縣政府所在地(行政中心)到邊界線的最短距離來衡量。由于既有文獻(Chen et al.，2013；Ebenstein et al.，2017；Ma et al.，2017)普遍使用了第一種方法，因此下文實證以第一種方法為主，第二種方法則作為穩健性檢驗。

(4) 控制變量。為了控制其他變量對城鄉收入差距的影響，本文參考陳斌開和林毅夫(2013)、雷根強等(2015)、劉貫春(2017)、Chen et al.(2018)、謝冬水(2018)、余泳澤和潘妍(2019)的研究，引入如下控制變量：產業結構、人口密度、城鎮投資、金融發展、教育水平、財政收入、人均收入的一次方項和平方項。關于控制變量的度量，產業結構以第二產業增加值占GDP的比重衡量；人口密度以各地區年末人口總數與轄區面積比值的對數衡量；城鎮投資以城鎮固定資產投資占GDP比重衡量；金融發展的度量遵循陳詩一和陳登科(2018)的做法，以人均金融機構各項貸款余額的對數衡量；教育水平以中學生人數占總人口比重衡量；財政收入以人均金融機構各項貸款余額的對數衡量；人均收入以各地區人均實際GDP的對數衡量。表1報告了主要變量的變量定義和描述性統計。與既有使用縣級面板數據的文獻相比，變量分布并未發現明顯差異，均在合理范圍之內，從而保證研究數據的可靠性。

表1 各變量的定義和描述性統計分析

3 實證結果與分析

3.1 圖分析

在進入斷點回歸分析之前，本文先以圖形的方式直觀地展示縣區到邊界線的距離與城鄉收入差距之間的關系(見圖2)。圖中的垂直線代表是否實施西部大開發戰略的分界線，分界線右側表示處理組，左側為控制組；散點代表在箱體范圍內城鄉收入差距的平均值，使用平均值進行擬合能夠更好地避免原始數據的噪音；曲線代表對邊界線兩側的散點進行非線性回歸所得到的城鄉收入差距的擬合值。容易看到，在邊界線處，處理組縣區的城鄉收入差距存在明顯的向上跳躍，這說明實施西部大開發戰略縣區的城鄉收入差距要明顯高于未實施地區。根據圖2的結果，城鄉收入差距存在明顯的斷點，初步證明處理變量和結果變量的因果關系，下文實證分析將對這一關系進行詳細的探討。

圖2 邊界線兩側城鄉收入差距的跳躍

3.2 基本回歸

表2報告了西部大開發對城鄉收入差距影響的基本回歸結果。作為參考，第(1)列至第(2)列給出了利用OLS方法的估計結果。可以發現，在控制省份和年份固定效應之后，西部大開發的估計系數為正，且在1%水平上顯著，說明西部大開發戰略顯著擴大城鄉收入差距。進一步納入控制變量，西部大開發的估計系數有所下降，但依然顯著為正。在此基礎之上，表2第(3)列至第(8)列給出了利用RD方法的局部線性回歸的估計結果，依次是三角內核、Epanechnikov內核和均勻內核的模型設定。回歸結果表明，無論模型采取何種核函數，以及是否包含控制變量，西部大開發的估計系數在六類模型中均大于零，且通過1%的顯著性水平檢驗。這說明西部大開發戰略總體上不利于縮小城鄉收入差距，一致于邵傳林(2014)的研究結論，意味著西部大開發戰略對城鄉收入差距具有擴大效應，存在“政策陷阱”。從估計系數的數值上看，在給定其他條件不變的情況下，相比于控制組縣區，實施西部大開發戰略的縣區的城鄉收入差距平均提升1.60～1.68。由于城鄉收入差距在樣本期間的均值為5.27，這一估計系數表明西部大開發戰略擴大了城鄉收入差距30.4%～31.9%，因此擴大效應在經濟意義上也十分顯著。

表2 西部大開發對城鄉收入差距影響的基本回歸結果

注：括號內數值為聚類到縣區層面的穩健標準誤，*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

從研究結論上看，本文發現西部大開發戰略不利的方面，從城鄉收入差距的視角呼應了下列文獻。劉瑞明和趙仁杰(2015)發現，西部大開發戰略降低了西部地區的人力資本水平，阻礙了產業結構調整；馮俊誠和張克中(2016)發現，西部大開發戰略導致西部縣級政府規模大幅擴張；Ma et al.(2017)發現，西部大開發戰略并沒有提升TFP，甚至降低企業利潤率和專利數量，以及降低地區勞動增長率；袁航和朱承亮(2018)發現，西部大開發戰略并未促進產業結構高級化；羅鳴令等(2019)發現，距離西部大開發邊界線越近的地區，稅基流失越明顯，證實了區域性稅收優惠政策存在負外部性。因此，中央政府在實施區位導向性政策時，要謹防優惠政策由“餡餅”演變成“陷阱”。

對于控制變量而言，二產比重顯著加劇城鄉收入差距，符合于經濟直覺，從側面折射出優先發展重工業的戰略是中國城鄉收入差距擴大的重要原因(陳斌開和林毅夫，2013)。人口密度的估計系數顯著為負，說明人口密度越高，越有利于促進城鄉收入差距的收斂。這可能是因為，人口密度可以提升人際間人力資本和勞動技能的正向溢出效應，有利于推動城鎮居民和農村居民之間的收入水平收斂，從而縮小城鄉收入差距。城鎮投資對城鄉收入差距的影響表現為擴大作用，說明城鎮投資所引致的高附加值投資主要集中在城市，提高了城鎮居民收入，從而加劇城鄉收入差距。金融發展和中學生比重的估計系數并不顯著，說明兩者并不是中國縣區城鄉收入差距擴大的主要原因。人均財政收入與城鄉收入差距呈正相關關系，這可能是因為人均財政收入越高，縣區地方政府財政壓力越小，越有動力和能力傾向于實施城市偏向的各種政策。人均收入的一次方項顯著為負，平方項顯著為正，說明樣本期內人均收入與城鄉收入差距之間存顯著的U型曲線關系，即城鄉收入差距隨著經濟發展先下降后上升，一致于陳斌開和林毅夫(2013)、謝冬水(2018)的研究結論。這意味著在經濟發展起步階段，農村居民收入增加更快從而緩解城鄉收入差距；隨著經濟發展水平不斷提升，具有較高勞動技能和能力的農村居民很可能轉變為城市居民，進而導致城鄉收入差距被進一步拉大。上述結論反映出城鄉收入差距并不會隨著經濟發展而自然地縮小。

3.3 斷點回歸的有效性檢驗

使用斷點回歸進行因果識別需要滿足以下假設條件：局部隨機化假設和連續性假設。局部隨機化假設認為，經濟個體無法精確操作驅動變量。由于本文采用的是地理斷點，每個縣都可以在地圖上做出非常清晰的定位，因而不存在邊界線附近右側某個縣為了享受西部大開發戰略，事前將其人為劃分為邊界線左側。同時，這也是地理斷點回歸設計的特色之一(Keele and Titiunik，2015)。

第二個識別假設是連續性假設，意為除了西部大開發戰略，其他所有影響城鄉收入差距的因素在邊界線處都連續。若不滿足該假設，那么RD模型的估計結果還捕獲了其他變量對城鄉收入差距的影響，即城鄉收入差距的跳躍并不能歸因于西部大開發戰略，從而導致本文的估計偏誤。遵循Meng(2013)、雷根強等(2015)、王麗艷和馬光榮(2018)等文獻的一般做法，本文利用RD模型檢驗控制變量的連續性。表3報告了三角核函數下局部線性回歸的結果。可以發現，在以八個控制變量為被解釋變量的回歸中，西部大開發的估計系數均不顯著，這說明各控制變量在邊界處均無顯著差異，不存在跳躍，滿足假設條件，具有連續性。這可能的原因是，雖然西部大開發邊界線絕大部分與省份邊界線重合，但是絕大多數省份不以大山脈、大江大河作為界線(Ma et al.，2017)。中國當前的省份邊界線形成于元朝和明朝，當時統治者為了避免地方政府利用地形優勢實現分裂割據，阻止其削弱中央政府的統治力和影響力，從而有意識地打破自然條件的制約，造成犬牙交錯的特點(王麗艷和馬光榮，2017)。這有力解釋了邊界線兩側較為相似的經濟、人文等特征。

表3 控制變量連續性檢驗的回歸結果

注：括號內數值為聚類到縣區層面的穩健標準誤；*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

3.4 異質性分析

3.4.1 收入差距的區域異質性

上文檢驗了西部大開發對城鄉收入差距的總體影響，然而這種基于樣本總體的分析可能掩蓋了潛在的區域差異，即西部大開發的城鄉收入差距效應在不同城鄉收入差距程度的區域可能存在差異。鑒于上述考慮，本文按照城鄉收入差距程度將樣本平均分為四類，分別是低收入差距的區域(低于25分位點)、中低收入差距的區域(介于25～50分位點)、中高收入差距的區域(介于50～75分位點)和高收入差距的區域(高于75分位點)。

基于上述四類樣本，圖3繪制了不同分位點樣本中縣區到邊界線的距離與城鄉收入差距之間的關系。容易看出，在低、中低和中高收入差距的樣本中，處理組縣區的城鄉收入差距在邊界線處存在明顯的向上跳躍，一致于圖2中總體樣本的結果；與此相反，在高收入差距的樣本中，處理組縣區的城鄉收入差距卻在邊界線處存在明顯的向下跳躍，為西部大開發戰略在高收入差距的樣本中具有縮小城鄉收入差距的作用提供了初步證據。

圖3 不同城鄉收入差距的區域在斷點處的跳躍

為了進一步佐證圖3所揭示的結論，本文基于三角核函數的局部線性回歸方法進行估計，結果見表4。需要提及，由于在低和中低收入差距的樣本中，由最優帶寬確定的回歸觀測值較少，因此模型并沒有控制省份固定效應。由表4可知，在低、中低和中高收入差距的樣本中，西部大開發的估計系數為正，并且在低和中高收入差距的樣本中至少通過5%的顯著性水平檢驗，這說明在低于城鄉收入差距75分位點的樣本中，西部大開發對城鄉收入差距具有擴大效應；與此相反，在高收入差距的樣本中，西部大開發的估計系數顯著為負，這說明在高于城鄉收入差距75分位點的樣本中，西部大開發對城鄉收入差距具有縮小效應。綜上，西部大開發對城鄉收入差距影響隨著收入差距程度的不同而發生變化，在城鄉收入差距最懸殊的區域，西部大開發能夠顯著降低城鄉收入差距，一致于圖3的結論。

表4 西部大開發對城鄉收入差距影響的地區異質性

注：括號內數值為聚類到縣區層面的穩健標準誤；*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

3.4.2 政策效應的年份異質性

雖然前文基本回歸結果提供了西部大開發擴大城鄉收入差距的證據，但是這一證據反映的是平均處理效應，從而忽視了不同年份的動態特點。作為國家級戰略，西部大開發是實現區域協調發展的重大舉措，對地區增長的作用受到配套政策和地方政府執行經驗的影響(劉瑞明和趙仁杰，2015)。隨著西部大開發戰略的逐步實施，相應配套政策漸漸完善，地方政府的政策執行能力也日益增強，可以預期，西部大開發的城鄉收入差距效應將存在年份上的異質性。為了檢驗這種異質性，本文遵循He et al.(2018)的研究思路，對方程(2)利用年份截面數據進行回歸，并將每一個年份西部大開發的估計系數及其95%的置信區間繪制在圖4中。需要說明的是，由于2000—2001年以及2011—2014年城鄉收入差距的缺失值較多，因此本文并沒有考察這些年份。

圖4 西部大開發對城鄉收入差距影響的年份異質性注：(1)RD的估計方法是局部線性回歸，核函數是triangular kernel； (2)圖中小圓圈為估計系數，虛線為估計系數95%的置信區間；(3)由于2000年和2001年以及2011—2014年城鄉收入差距的缺失值較多，因此分年份西部大開發效應的估計并沒有考察這些年份。

從圖4容易看出，除了2010年，其余年份西部大開發的估計系數均顯著大于零，估計值介于1.34～2.26。從時間趨勢上看，西部大開發對城鄉收入差距的擴大效應整體上呈現先增加后減小的倒U型曲線。具體而言，西部大開發的政策效應在2005年達到波峰；同時，相比于基準回歸模型中的平均處理效應(表2)，2004—2007年的政策效應高于平均值，而2002—2003年和2008—2010年的政策效應則低于平均值。圖4的結論表明，在西部大開發戰略處于奠定基礎的第一階段，相比于農村居民收入的增長速度，城鎮居民收入的增長速度先快后慢，從而導致西部大開發的政策效應呈倒U型的演變趨勢。

3.5 穩健性檢驗

3.5.1 參數方法

理論上，RD的估計方法包括參數方法和非參數方法。前文的實證內容均使用的是基于方程(2)的局部線性回歸方法，屬于非參數方法。為了檢驗上文結論是否對不同的估計方法保持穩健，本節將使用基于方程(1)的參數方法進行估計，回歸結果見表5。其中，第(1)列至第(4)列模型是全樣本的多項式回歸，多項式階數分別是四次、三次、二次和一次。可以發現，四類模型中，西部大開發的估計系數在1%的水平上顯著為正，并且在數值大小上也與局部線性回歸方法的結果較為接近，佐證了上文結論。在此基礎上，第(5)列至第(7)列模型進一步限制樣本范圍，分別設定了1000km、500km和100km三類帶寬。關于不同帶寬的多項式階數選擇問題，本文參考He et al.(2018)的做法，對于較寬的前兩類帶寬，本文采取二階多項式；而對于較窄的100km帶寬，本文采取線性回歸。回歸結果表明，西部大開發的估計系數依然顯著為正。因此，參數方法支持“西部大開發對城鄉收入差距具有擴大效應”的核心結論，證明上文結論對不同的估計方法保持穩健。

表5 參數方法的回歸結果

注：括號內數值為聚類到縣區層面的穩健標準誤；*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

3.5.2 驅動變量的重新測算

本文屬于地理邊界的斷點回歸設計，而驅動變量的測算涉及“面(縣區)”到“線(邊界線)”的最短距離問題。為了檢驗上文結論是否受到驅動變量不同衡量方法的影響，本文進一步以縣政府所在地到邊界線的最短距離進行穩健性檢驗。究其原因，某一地區縣政府所在地往往是該地區的行政中心，資本、勞動力等經濟要素往往圍繞行政中心流動。表6報告了相應的回歸結果。其中，第(1)列至第(3)列模型使用局部線性回歸方法，第(4)列至第(8)列模型使用參數回歸方法。可以發現，無論模型采取何種核函數，抑或是各種多項式階數和不同帶寬設定，西部大開發的估計系數在八類模型中均顯著大于零，且在數值上也較為接近，表明上文結論對不同驅動變量的衡量方法保持穩健。

表6 驅動變量重新測算的回歸結果

注：括號內數值為聚類到縣區層面的穩健標準誤；*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

3.5.3 排除國家貧困縣的樣本

1994—2000年，中國實施了由政府主導的“八七扶貧攻堅計劃”，確定了592個國家貧困縣。該計劃使中央和省級政府明顯提升對貧困縣的轉移支付力度，從而促使貧困縣獲得更多的財力支持(毛捷等，2012)，顯著提高了農村居民人均收入(Meng，2013)。2001年，國務院扶貧領導小組頒布了《中國農村扶貧開發綱要(2001—2010)》，重新認定了貧困縣名單，取消沿海發達地區的縣，增加中西部地區的貧困縣數量，并保持總數不變。考慮到貧困縣主要位于西部地區的事實，各級政府對貧困縣的支持政策可能“污染”西部大開發的城鄉收入差距效應。鑒于此，本文剔除國家貧困縣的樣本重新進行回歸，估計結果見表7。可以發現，在局部線性回歸模型和參數回歸模型中，西部大開發的估計系數均顯著大于零，支持前文的核心結論。

表7 剔除國家貧困縣的回歸結果

注：括號內數值為聚類到縣區層面的穩健標準誤；*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

3.5.4 考慮政策外部性

雖然上文檢驗了斷點回歸的有效性，但是如果西部大開發的相關政策產生了某些外部性，那么將會威脅到本文的研究結論。也就是說，西部大開發的相關政策只能影響到處理組的縣區，而不能影響控制組的縣區。一旦位于邊界線以東的企業為了享受西部大開發的優惠政策，而將資本、勞動力等生產要素遷移到邊界線以西的處理組縣區，那么則產生了外部性效應。事實上，2001年西部大開發地區開始實施稅收優惠政策，其中以企業所得稅優惠力度最大，稅率降低54%。這種稅率差異導致西部大開發地區成為“稅收洼地”，從而導致生產要素由高稅率地區流向低稅率地區。羅鳴令等(2019)證實，西部地區稅基的增長是以相鄰地區的稅基流失為代價，即稅收優惠政策存在負外部性。

理論上，政策外部性的大小與企業離邊界線的距離緊密相關。這是因為，企業離邊界線的距離越遠，遷移成本則越高。企業是否遷移的最終決策取決于遷移后享受政策優惠的正效應與遷移成本負效應的綜合作用。基于上述思路，本文參考Ma et al.(2017)、Ehrlich and Seidel(2018)的做法，排除靠近邊界線兩側的觀測值以避免由于企業遷移而導致的外部性效應。表8報告了剔除距離邊界線50km和100km之內的觀測值之后的回歸結果。可以發現，十二類模型中，西部大開發的估計系數均顯著大于零，依然支持前文的核心結論。這說明，本文結論不太可能被邊界處的政策外部性所驅使。

3.5.5 考慮中部崛起戰略的影響

本文的識別策略是，比較毗鄰西部大開發邊界線左右兩側縣區的城鄉收入差距的差異。一個潛在的假定是，邊界線右側的縣區不受西部大開發政策的影響。事實上，自中央政府2000年實施西部大開發戰略以來，東部地區優先發展和西部地區加快發展導致了中部地區的“塌陷”現象，形成了經濟發展速度的“洼地”。為改善這種發展趨勢和促進中部地區發展，中央政府于2004年提出中部崛起戰略，隨后國務院于2006年頒布實施《關于促進中部地區崛起的若干意見》，標志著中部崛起戰略正式啟動。從發展戰略性質上看，中部崛起戰略亦屬于國家層面的區位導向性政策，這可能導致中部崛起戰略具有西部大開發戰略類似的功能。換句話說，中部崛起戰略有可能“污染”本文的控制組，進一步導致西部大開發戰略的政策效應的偏誤。鑒于此，本文采取兩種手段進行處理：一是使用中部崛起戰略實施之前的樣本，即使用2000—2005年的樣本；二是排除實施中部崛起戰略的縣區，即刪除山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南中部六省下轄的縣區。表9報告了相關回歸結果，可以發現，十六類模型中，西部大開發的估計系數均顯著大于零，依然支持前文的核心結論。這說明，本文結論并沒有受到中部崛起戰略的威脅。

3.5.6 安慰劑檢驗

雖然上文證明可觀測的控制變量在邊界處滿足連續性假設，但依然可能存在某些影響城鄉收入差距不可觀測的變量，而它們是不能被直接檢驗的。為了排除西部大開發對城鄉收入差距的影響受到遺漏變量干擾的可能性，本文參考Ma et al.(2017)的做法，通過設置假的邊界線進行安慰劑檢驗。具體而言，本文首先將真實邊界線向西移動200km，并將帶寬設定為100km。如此，假的處理組和假的控制組均位于真實邊界線以西，均享受西部大開發政策，因此不應該觀察到“假邊界線”兩側城鄉收入差距存在差異。表10第(1)和(2)列分別報告了以質心和行政中心測度驅動變量的估計結果。可以發現，假的西部大開發的估計系數均不顯著，說明“假邊界線”兩側城鄉收入差距不存在差異。類似上述操作，本文將真實邊界線向東移動200km，并將帶寬設定為100km，使回歸樣本均位于真實邊界線以東，估計結果見表10第(3)列和第(4)列。可以發現，假的西部大開發的估計系數依然不顯著，再次凸顯本文結論的穩健性。

表8 考慮政策外部性的回歸結果

注：括號內數值為聚類到縣區層面的穩健標準誤；*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

表9 考慮中部崛起戰略影響的回歸結果

注：括號內數值為聚類到縣區層面的穩健標準誤，*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

表10 安慰劑檢驗的回歸結果

注：括號內數值為聚類到縣區層面的穩健標準誤，*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

4 機制分析

4.1 西部大開發對城鄉和農村居民收入的影響

上文實證內容識別了西部大開發與城鄉收入差距之間的因果關系，但還沒有提供證據解釋西部大開發加劇城鄉收入差距的背后原因。由于城鄉收入差距是以城鎮在崗職工平均工資與農村居民人均純收入的比值來衡量，因此本文參考雷根強等(2015)的思路，分別考察西部大開發對城鎮居民收入與農村居民收入的影響。具體做法是，以城鎮在崗職工平均工資與農村居民人均純收入分別代替方程(1)和方程(2)中的被解釋變量進行回歸。

圖5 邊界線兩側城鎮居民收入的跳躍

圖6 邊界線兩側農村居民收入的跳躍

在進入斷點回歸分析之前，圖5和圖6分別繪制了縣區到邊界線的距離與城鎮居民收入、農村居民收入兩兩之間的關系。容易看出，在邊界線處，處理組縣區的城鎮居民收入存在明顯的向上跳躍，這說明實施西部大開發戰略縣區的城鎮居民收入要明顯高于未實施地區；與此相反，處理組縣區的農村居民收入存在明顯的向下跳躍，這說明實施西部大開發戰略縣區的城鎮居民收入要明顯高于未實施地區。根據圖5和圖6的結果，城鎮居民收入和農村居民收入均存在明顯的斷點，初步證明西部大開發增加了城鎮居民收入，而減少了農村居民收入，從而導致西部大開發對城鄉收入差距呈擴大效應。

為了進一步佐證圖5和圖6所揭示的結論，本文使用斷點回歸方法進行估計。表11報告了西部大開發對城鎮居民收入影響的回歸結果。可以發現，無論模型采取局部線性回歸方法，還是采取參數回歸方法，西部大開發的估計系數在八類模型中均在1%的水平上顯著大于零，說明西部大開發顯著提升了城鎮居民收入。從估計系數的數值上看，在給定其他條件不變的情況下，相比于控制組縣區，實施西部大開發戰略的縣區的城鎮居民收入平均提升0.16左右。

表11 西部大開發對城鎮居民收入影響的回歸結果

注：括號內數值為聚類到縣區層面的穩健標準誤；*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

與此同時，表12報告了西部大開發對農村居民收入影響的回歸結果。可以發現，在局部線性回歸模型和參數回歸模型中，西部大開發的估計系數均小于零，且至少在5%水平上顯著，說明西部大開發顯著降低了農村居民收入。從估計系數的數值上看，在給定其他條件不變的情況下，相比于控制組縣區，實施西部大開發戰略的縣區的農村居民收入平均降低0.10～0.16。

表12 西部大開發對農村居民收入影響的回歸結果

注：括號內數值為聚類到縣區層面的穩健標準誤；*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

綜上，西部大開發顯著提升了城鎮居民收入，而顯著降低了農村居民收入，這是城鄉收入差距擴大的背后原因。這一研究結論對于不同估計方法、不同核函數、不同多項式和不同帶寬設定都保持穩健性。究其原因，西部大開發各種政策均指向基礎設施投資和促進工業化發展，尤其是重工業部門和資本密集型部門的發展，而較少支持農業和服務業部門的發展。例如，中央政府鼓勵發展的440個制造業之中，重工業行業有381個，輕工業行業有59個，而服務業行業只有28個(Ma et al.，2017)。正是基于這種政策導向，相比于農村居民，城鎮居民從西部大開發戰略中獲益更多。這也呼應了既有文獻的觀點，鼓勵資本密集型部門等重工業優先發展的政府戰略是城鄉收入差距擴大的重要原因之一(陳斌開和林毅夫，2013)。

4.2 拓展分析

為了進一步分析西部大開發加劇城鄉收入差距的原因，本文從影響城鎮居民收入和農村居民收入的產業發展水平和從業人員數量兩方面進行考察。基于數據的可獲得性，本文檢驗了西部大開發戰略對三大產業發展以及單位從業人員、鄉村從業人員的影響，并選取了六類變量，分別是人均第一產業增加值增長率、人均第二產業增加值增長率、人均第三產業增加值增長率、單位從業人員、鄉村從業人員和農林牧漁業從業人員，其中后三類變量均取對數。

表13報告了西部大開發對三大產業發展和不同職業從業人員影響的回歸結果。可以發現，在局部線性回歸模型和參數回歸模型中，西部大開發顯著抑制了第一產業的發展，而顯著促進了第三產業的發展，對第二產業的影響并不顯著；同時，西部大開發顯著降低鄉村從業人員數，而對單位從業人員數的影響并不顯著。由于農村居民收入與第一產業發展水平、鄉村從業人員數緊密相關，而第二三產業發展水平以及單位從業人員數直接關系到城鎮居民的收入狀況，因此上述結論提供了西部大開發不利于農村居民收入的證據，同時西部大開發可能通過促進第三產業發展水平而提升城鎮居民收入。囿于數據的可獲得原因，表13給出的證據可能只是間接、側面和探索性的。

表13 拓展分析的回歸結果

續表

注：(1)括號內數值為聚類到縣區層面的穩健標準誤；*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平；(2)Panel A和Panel B方程中均包括控制變量、省份固定效應和年份固定效應。

5 結論與政策建議

2000年，中央政府對西部12個省份實施西部大開發戰略，大力投資基礎設施和鼓勵發展各類制造業，迄今已經二十年。西部大開發戰略作為世界上最大的區位導向性政策，準確評估其政策效果具有重要的理論與實踐意義。然而，既有文獻較少關注西部大開發對城鄉收入差距的影響，并且難以處理兩者因果關系識別之中的遺漏變量問題。鑒于此，本文將西部大開發視為一次準自然實驗，采用2000—2014年中國2009個縣域的面板數據，使用空間斷點回歸的方法識別了西部大開發與城鄉收入差距之間的因果關系。研究發現：(1)整體上，相比于未實施西部大開發戰略的縣區，實施西部大開發戰略的縣區的城鄉收入差距平均提升1.60～1.68，超過樣本均值的30%，意味著西部大開發對城鄉收入差距具有擴大效應；(2)西部大開發的城鄉收入差距效應在不同城鄉收入差距程度的區域存在異質性，在低于城鄉收入差距75分位點的區域表現為擴大效應，而在高于城鄉收入差距75分位點的區域則表現為縮小效應；(3)從年份動態效應上看，2002—2010年，西部大開發對城鄉收入差距的擴大效應呈先增加后減小的倒U型曲線；(4)機制分析表明，西部大開發顯著提升了城鎮居民收入，而顯著降低了農村居民收入，這是城鄉收入差距擴大的背后原因。同時，本文研究結論對于不同估計方法、不同帶寬設定、不同驅動變量定義，以及在考慮特殊樣本與政策外部性的情況下都保持穩健性。

本文的研究對于完善和深化西部大開發戰略，切實提升農村居民收入和有效縮小城鄉收入差距具有重要的政策含義。一方面，促進城鄉要素合理配置，健全城鄉協調發展機制。《西部大開發“十三五”規劃》強調，按照人人享有的要求，穩步提高城鄉居民收入，使西部各族人民群眾在共享發展中更有獲得感，朝著共同富裕穩步前進。因此，在資源分配的過程中，兼顧效率與公平，不應過度偏頗城市，由偏向城市發展轉變為城市與農村協同發展。同時，加強農村基礎設施建設，提高農村基本公共服務供給水平，切實實現城鄉之間公共服務的均等化。另一方面，各級政府應努力提高西部地區農村居民收入。以農村“扶貧攻堅”和“鄉村振興”戰略為契機，全面落實強農惠農富農政策，努力發展農村事業和鄉村產業，實施“科教興農”發展戰略，加強農村勞動力培訓以提升農村居民人力資本，進而提高西部農村居民的實際收入。由于西部地區集中了大量的革命老區、少數民族地區以及邊疆地區，也是國家級貧困縣的聚集地，所以提高西部地區的農村居民收入對于打贏脫貧攻堅戰具有重要意義。