西部國家級新區對全要素生產率的提升效應

張海利

摘要：西部省區國家級新區是對西部資源整合優化的一個重要途徑。文章利用2010-2020年間5個國家級新區所涉及的51個城市的面板數據，采用多期DID方法，評估了國家級新區對西部區域全要素生產率的影響，并通過了平衡趨勢和一系列的穩健性檢驗。研究發現，國家級新區政策對西部區域全要素生產率提升有顯著效應。通過進一步研究發現，“單城設區”模式的新區政策效果要優于“雙城設區”模式。文章通過上述結論提出了相關性的政策建議。

關鍵詞：西部國家級新區；全要素生產率；多期DID

一、前言

西部地區是國家重點扶持的欠發達地區，而國家級新區是旨在促進區協調發展的先行示范區，西部省區國家級新區肩負的重任不言而喻，其具有推動西部大開發的戰略愿景?！笆奈濉笔俏覈洕哔|量發展階段，西部地區由于位于內陸、產業活躍度低于其他地區導致的社會經濟發展滯后，使其實現社會主義現代化的困難比其他地區多，而西部省區國家級新區在引領西部改革發展等方面發揮著不可替代的作用。要促進西部經濟高質量發展，西部國家級高新區很關鍵。自西部的國家級新區設立以來，給周邊城市帶來了虹吸效應，且政策效應優于沿海地區，具有“以點帶面”“東西協作”的戰略意義，有效帶動區域的進步。研究西部國家級新區的政策效應，僅觀測GDP規模變化是遠遠不夠的，應考量經濟增長的質量。

國家級新區作為一項國家層面的區位導向型政策，其受到了學者的廣泛關注。對于國家級新區的研究，王慧娟、沈體雁（2021）發現國家級新區有輻射帶動作用，資本聚集是經濟快速增長的主要機制。對于西部國家級新區的研究，董鎖成、李澤紅等（2022）構建西部的城市競爭力模型，預測西部未來國家級新區的區位選擇和空間布局。尚虎平、劉俊騰（2021）發現蘭州新區帶動了區域經濟增長。除了研究國家級新區對區域經濟影響外，也有關于國家級新區社會治理創新、新區綠色增長能力等的相關性研究。

雖然關于國家級新區的研究不少，但是大多數集中在所有新區的公共研究，以及沿海和中部地區的國家級新區的研究，針對西部國家級新區的研究較少。即使政策相同，但在不同的地區實施，其政策效果不盡相同，單純將所有國家級新區混合在一起研究，成果對于不同地區會有所偏頗。目前，更多的學者對國家級新區的研究集中在對經濟的影響效應上，鮮少關注全要素生產率。西部新區相比其余地區新區，西部國家級新區存在社會經濟產業發展與城市總體規劃間協調不足、缺乏技能人才、吸資能力差等問題，全要素生產率綜合考量了產出與投入，可以衡量西部新區的綠色化發展程度。故本文單獨針對西部地區的國家級新區，研究西部新區是否對全要素生產率有提升作用，并根據研究結果提出了相關建議。

二、數據來源與模型構建

（一）數據來源

目前，國家級新區一共十九個，其中西部有六個，直轄市的政策背景和經濟實力與其他城市差距較大，故本文不考慮位于重慶的兩江新區樣本，以另外五個新區為研究對象進行分析，同時由于普洱市、畢節市和銅仁市的數值缺失比較嚴重，剔除這三個樣本，共51個樣本，研究時區為2010年至2020年，共561條運算數據。參考以往文獻做法，均以國家級新區母城為實驗組，共8個實驗組，該省非新區地級市為對照組，共43個對照組。

本文采用2010-2020年的面板數據進行分析，涉及數據均來自各《中國區域經濟統計年鑒》和《中國城市統計年鑒》，少數缺失值用線性插值法補齊。本文使用的分析軟件是MAXDEA和STATA17。

（二）模型構建

在評估政策實施效果的方法中，雙重差分法（簡稱DID）是使用較多的方法。該方法的基本思想是將制度變遷和新政策實施視為一次外生于經濟系統的“自然實驗”或“準實驗”。因此，國家級新區政策可被視作“準自然實驗”，運用DID進行政策效應的評估。考慮到各國家級新區的獲批時間不同，本文使用多期DID模型進行評估。

Yit=β0+β1didit+？鄣xit+ωperiodit+γtreatit+εit（1）

didit=periodit×treatit（2）

其中，i和t分別表示城市和年份；period時間虛擬變量，實驗前取值為0，試驗后取值為1；treat分別表示地區虛擬變量，實驗組取1，對照組取0；did前的系數β1表示政策效應的大小，εit為隨機誤差項；x表示一系列的控制變量，本文分別從城鎮化率（urb）、消費水平（cons）、人力資本水平（popul）、政府干預（gover）和實際GDP（ln_gdp）五個變量進行表征。全要素生產率（TFP）是本文的被解釋變量Y，同時引入綠色全要素生產率（GTFP）加以比較說明。

（三）變量選取

1. 被解釋變量

經濟高質量發展時代要求實現資源效益最大化。全要素生產率是衡量經濟發展質量和增長潛力的一個重要指標，通過資源整合和配置合理化，減少投入產出的比例，使生產力盡可能最大化。全要素生產率是整體經濟效率的體現，而綠色全要素生產率的測算考慮了非期望產出，如廢氣、廢水等，是全要素生產率的補充和延伸。

通過參考相關學者對生產效率的研究，本文采用DEA-Malmquist指數對全要素生產率和綠色全要素生產率進行測算。其中，勞動力投入選用城鎮單位從業人員數測度；資本投入測度參考張軍等（2004）方法，采用“永續盤存法”，以固定資產資本存量為當年投資指標，投資指標（Ii，t）表示城市 i 在 t 期的當年固定資產投資，折舊率（δi，t）取值為9.6%，使用他們的方法得到了價格指數（Pi，t），表示城市 i 在 t 期的固定資產投資價格指數，本文以2009年為基期，則城市i在t期的資本存量為Ki，t＝Ki，t-1（1-δi，t）+■，以此得到2009-2020年的資本投入資本；能源投入將天然氣、液化石油和全社會用電量折算成萬噸標準煤來度量。產出變量用實際 GDP 來度量，即采用 GDP 平減指數以2009年為基期進行折算得到實際值。全要素生產率與綠色全要素生產率不同點在于是否考慮非期望產出，通過資源消耗和各要素的投入，產出的結果往往伴隨著SO2、廢水等污染物。故綠色全要素生產率模型中的投入變量和期望產出變量與全要素生產率的一致，非期望產出變量用工業廢水排放量、工業SO2排放量和工業粉塵排放量三者進行測算。

基于2010-2020年51個城市的相關數據，在規模報酬可變（VRS）假設下，采用非徑向非角度方向性距離函數（SBM-DDF）方法測算各城市的全要素生產率（TFP）得到ML指數，但ML指數結果表示的全要素生產率的變動率，因此參考李斌等（2013）做法，假設2009年的全要素生產率為1，根據測算得出的ML指數值進行累乘，進而得到2009-2020年51個城市的全要素生產率。

2. 核心解釋變量

核心解釋變量是城市獲得國家批準成為國家級新區的時間，用didit表示，若城市i在第t年獲批新區為國家級新區，則did值在第t年及之后的年份取值為1，否則為0。表1為各國家級新區獲批時間。

3. 控制變量

（1）城鎮化率（urb）：城鎮化率是農村人口向城市轉移的體現，學者們對城鎮化率的作用持不同觀點，趙磊等（2022）認為城鎮化能提高全要素生產率，促進經濟增長，但也有學者認為城鎮化率對經濟增長起反作用。故本文采用城鎮常住人口占城市常住人口比重表示城鎮化率。

（2）消費水平（cons）：近年來，國家的消費結構不斷升級，消費水平也不斷提高，顯著提高了經濟增長質量，表明內需已逐步成為促進經濟發展的重要內生動力，激發社會生產力。消費水平用社會消費品零售總額占GDP的比重表示。

（3）人力資本水平（popul）：西奧多·W·舒爾提出人力資本積累是經濟增長的重要源泉，人力資本促進區域經濟高質量發展，但在經濟發展到一定水平后，人力資本會抑制經濟增長。本文用本?？粕谛Ｈ藬嫡既谐Ｗ∪丝诒戎乇硎尽?/p>

（4）政府干預（gover）：政府財政支出可以完善基礎設施，提高生產力，但財政支出的增加會加劇社會稅負，降低人民收入，是消極怠工的一大原因。政府干預用政府財政支出占GDP的比重表示。

（5）實際GDP（ln_gdp）：GDP越高的城市全要素生產率也越高，究其原因可能在于城市整體經濟水平越高，其擁有的制度水平和生產設施比經濟水平較低的城市優越，其生產水平越高。本文采用實際GDP的對數值來表示。

三、實證結果分析

（一）基準回歸結果

本文采用固定效應模型，消除非觀測的地區效應和時間效應，對式（1）進行回歸，結果如表2所示?；貧w結果顯示，全要素生產率（TFP）的估計系數在5%水平下顯著為正，說明國家級新區的設立顯著提高西部的全要素生產率。綠色全要素生產率（GTFP）的估計系數也為正，但不顯著，說明國家級新區的設立對綠色全要素生產率的影響不明顯。整體來說，國家級新區的設立對西部的發展發揮作用，促進全要素生產率提高。

（二）平衡趨勢檢驗

平行趨勢檢驗是檢驗該模型是否有效的重要步驟，在政策實施前，實驗組的城市和對照組的城市全要素生產率的變化趨勢應該保持一致。本文以國家級新區政策實施的第一年為基期，即圖1中的第0期。政策實施效果有滯后性，也就是要實施三年左右才有效果，結合運算結果顯示，國家級新區對全要素生產率是有顯著效應的，滿足DID的前提條件，樣本通過檢驗。從圖1可以明顯看出，國家級新區的設立能夠提升全要素生產率，且政策實施效果隨政策實施年限增加而呈放大趨勢。

（三）穩健性檢驗

1. 個體安慰劑檢驗

從樣本中隨機抽取設立國家新區政策的個體對主要研究結論進行安慰劑檢驗。本文選取2015年的城市樣本，從2015年的樣本中隨機抽取8個樣本，將其設定為“偽”實驗組，并將剩余樣本設定為對照組，以此構建個體安慰劑檢驗的交互項，重復500次上述過程進行回歸分析，結果如圖2所示。這一反事實估計驗證了上述結論為可靠性，表明國家級新區的設立確實提高了全要素生產率，且這一結論不是由個體的因素造成的。

2. 時間安慰劑檢驗

國家級新區創設對全要素生產率顯著為正，能夠驅動所在城市全要素生產率的增長，但這也可能是受同時期政策等因素的影響才導致的顯著結果，為排除其他因素干擾，要考察未創設國家級新區時，虛擬變量did對全要素生產率的影響。本文分別假設國家級新區政策執行時間提前3年（did_3表示政策提前3年實施的交互項）和提前4年（did_4表示政策提前4年實施的交互項），結果如表3中（1）和（2）所示。從數據來看，did_3和did_4的估計系數均不顯著，這從另一方面印證了國家級新區創設是區域全要素生產率增長的要素，而非時間因素。

3. 縮尾處理檢驗

本文考慮實驗結果可能受到極端值影響，故分別進行了1%和5%的縮尾處理，以此進行檢驗。實驗結果如表3中（3）和（4）所示，估計系數依舊是顯著的，與實驗結果差異不大，證實了本文基準回歸結果的穩健性。

4. 排除其他政策干擾檢驗

政府在不同時期會制定不同的政策方針，而這些政策實施的區域有可能會重疊，導致本文實驗可能會受到類似的政策干擾，導致結果出現誤差。為了排除相關性區域政策對國家級新區政策效應的干擾，本文考慮了自由貿易試驗區、“一帶一路”、國家級高新區和國家產城融合示范區這四個國家級層面的政策，探究國家級新區在這四個政策重疊的情況下，其政策效果是否依舊顯著或者有無明顯差異。為此，構建如下模型：

式（3）中，did_Fit為新加入變量，若城市i在第t年加入自由貿易試驗區，則該城市在t年及以后值為1，否則為0；式（4）中，did_Bit為新加入變量，若城市i在第t年加入“一帶一路”，則該城市在t年及以后值為1，否則為0；式（5）中，did_NDit為新加入變量，若城市i在第t年加入國家級高新區，則該城市在t年及以后值為1，否則為0；式（6）中，did_NLDit為新加入變量，若城市i在第t年加入國家級高新區，則該城市在t年及以后值為1，否則為0；其余變量符合，同式（1）。以上模型計算結果如表4所示，可以發現控制這四個政策的影響后，國家級新區設立對全要素生產率依舊顯著起促進作用，更加說明了實驗結果的可靠性。

（四）布局類型與西部國家級新區建設成效

國家級新區的布局類型不完全相同，如蘭州新區和滇中新區采取“單城設區”模式，也就是新區布局在一個城市里，而西咸新區、貴安新區和天府新區采取“雙城設區”模式。從理論上說，“單城設區”模式更有利于發揮區域主體有優勢，不用面臨由于地區政治制度、經濟制度和文化制度不同而產生的問題，提高行政效率，容易形成“極化效應”。而“雙城設區”模式由于新區跨越了兩座城市，相比一座城市，資源更多，可供選擇的機會更多，故其更能激發區域間的協同優勢，發揮輻射效應。

表5中（1）和（2）列分別是“單城設區”模式和“雙城設區”模式的回歸結果。結果顯示“單城設區”模式的did系數顯著為正，而“雙城設區”模式的did系數雖為正，但沒有通過顯著性檢驗，由此可以發現，“單城設區”模式的國家級新區對于西部地區的全要素生產率的推動作用明顯高于“雙城設區”模式的國家級新區。

四、結語

本文以2010-2020年西部51個城市為研究對象，采用多期DID方法評估了國家級新區對西部區域全要素生產率的影響，研究發現國家級新區確實可以正向顯著影響西部地區全要素生產率的增長，且人力資本和實際GDP均能正向促進新區政策對西部全要素生產率的效果。西部地區更適合“單城設區”布局，這種模式布局下，國家級新區政策效果更明顯。

在東西部發展差異較大的背景下，要加快西部發展，使其加速實現社會主義現代化發展，設立國家級新區是實現這一目標的高效手段。根據本文的研究結果，提出以下政策建議：第一，西部新區對全要素生產率提升有積極的效果，說明國家級新區是實現西部經濟高質量發展的重要載體，應該繼續推動國家級新區政策建設，不斷優化政策，使政策可以發揮更好的效果。第二，新區建設布局要合理，減少不同區域間的發展壁壘，共謀協同發展。雙城設區可以優勢互補，更好實現區域一體化的愿景，但是區域差異、產業基底、體制機制等矛盾對西部區域影響效果明顯大于國家級新區對全要素生產率提升的促進作用，政府要更注重區域差異等問題，打破地區邊界問題，實現整體大于部分之和的效應。

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（作者單位：貴州師范大學經濟與管理學院）