邵傳林

（蘭州商學院 金融學院，甘肅 蘭州730020）

一、引言

迄今作為中國現(xiàn)代化建設的重大決策——西部大開發(fā)戰(zhàn)略已實施了13余年。經濟學界就西部大開發(fā)戰(zhàn)略的經濟影響問題進行了廣泛的研究。比如，譚江蓉和白志禮（2006）就西部大開發(fā)政策對西部地區(qū)對外經濟貿易的影響進行了研究；李國平等（2013）分析了西部大開發(fā)戰(zhàn)略對西部地區(qū)企業(yè)經濟效益的影響；程瑜與李瑞娥（2013）基于制度經濟學視角分析了西部大開發(fā)戰(zhàn)略對資源詛咒、資本流失、產業(yè)質量提升、政策效用等現(xiàn)象的影響；Grewal和Ahmed（2011）、Fan等（2011）、陸張維等（2013）探討了西部大開發(fā)戰(zhàn)略對區(qū)域經濟收斂的影響。但鮮有學者研究西部大開發(fā)戰(zhàn)略對城鄉(xiāng)收入差距的影響問題。

另一方面，隨著中國城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴大，不少學者對城鄉(xiāng)收入差距的影響因素進行了實證研究。譬如，葉志強等（2011）基于中國28年間的省級面板數(shù)據進行實證研究后發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展明顯拉大了城鄉(xiāng)收入差距；孫君和張前程（2012）的實證研究也表明，中國城鄉(xiāng)金融發(fā)展的不平衡特征擴大了城鄉(xiāng)收入差距；有學者研究發(fā)現(xiàn)，地方政府的干預行為是中國城鄉(xiāng)收入差距拉大的關鍵因素；有學者指出，全要素生產率的提高是城鄉(xiāng)收入差距拉大的一個重要原因，而人力資本、外商直接投資、對外開放程度、城鎮(zhèn)化水平等因素則在一定程度上拉大了城鄉(xiāng)收入差距（許海平、王岳龍，2010）；也有人認為，農村教育投資不足與過于嚴格的借貸環(huán)境均拉大了中國城鄉(xiāng)收入差距（韓其恒、李俊青，2011）；還有人指出，不同的教育背景和職業(yè)是影響中國城鄉(xiāng)收入差距的最有影響力的兩個因素（Su和 Heshmati，2013）；萬海遠和李實（2013）分析了戶籍制度對城鄉(xiāng)收入差距的影響。綜上所述，學者們就影響城鄉(xiāng)收入差距的因素進行了深入研究，發(fā)現(xiàn)體制性因素、技術水平、政府政策、教育、職業(yè)類別、政府行為等因素均會影響城鄉(xiāng)收入差距的變動，但既有的理論研究和實證分析尚未探討西部大開發(fā)戰(zhàn)略對西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響。

毋庸諱言，在西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施10余年的現(xiàn)實背景下，若不考慮中央區(qū)域協(xié)調政策對我國城鄉(xiāng)收入差距的影響，則很難對當前西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的持續(xù)拉大現(xiàn)象給出客觀、全面的理論解釋，從而也就難以提出科學的對策建議，西部大開發(fā)戰(zhàn)略究竟如何影響城鄉(xiāng)收入差距？或者說，西部大開發(fā)戰(zhàn)略究竟會通過哪些中間渠道對城鄉(xiāng)收入差距的走勢發(fā)生作用？

通過對西部地區(qū)固定資產投資走勢進行數(shù)據分析可發(fā)現(xiàn)，自1978年經濟體制改革以來，中國西部地區(qū)城鄉(xiāng)固定資產投資差距先呈現(xiàn)出下降的趨勢，但在西部大開發(fā)戰(zhàn)略之后西部地區(qū)城鄉(xiāng)固定資產投資差距開始呈上升態(tài)勢。這表明，西部大開發(fā)戰(zhàn)略不僅沒有縮小兩省城鄉(xiāng)固定資產投資差距，反而拉大了城鄉(xiāng)固定資產投資差距，其他西部各省也出現(xiàn)了同樣的情況。另外，西部地區(qū)各級地方政府長期實行城市偏向的經濟政策，中央的財政資源以及相應的投資資金分配必然在城鄉(xiāng)之間呈現(xiàn)出不均衡的趨勢。于是，西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距在西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施之后持續(xù)拉大。當然，西部開發(fā)戰(zhàn)略不僅會通過投資的城鄉(xiāng)分配不均衡影響城鄉(xiāng)收入差距，還有可能通過金融資源的城鄉(xiāng)不均、教育資源的城鄉(xiāng)不均、地區(qū)開放程度的城鄉(xiāng)不均等渠道影響城鄉(xiāng)收入差距，其作用機制類似于上述分析，在此不再贅述。

就上述理論預測而言，西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施拉大了西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距；但就實證觀察而言，西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施是否確實拉大了城鄉(xiāng)收入差距仍是一個需要進一步考證的經驗問題。因此，本文擬利用中國1985-2011年省級層面的數(shù)據評估西部大開發(fā)戰(zhàn)略對西部各省城鄉(xiāng)收入差距的實證影響，從而為今后基于區(qū)域協(xié)調視角縮小城鄉(xiāng)收入差距提供政策啟示，這也是本文的創(chuàng)新之處。本文研究表明，西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施對西部地區(qū)的城市與農村產生了迥異的影響。與農村地區(qū)相比，城市往往面臨著新的發(fā)展機會和投資前景，或者說西部大開發(fā)戰(zhàn)略可能更有利于促進城市的發(fā)展而不是農村的發(fā)展，因而城鄉(xiāng)差距可能會進一步拉大而非縮小。另外，不同于國內學者大多基于簡單的回歸分析來探討西部大開發(fā)戰(zhàn)略的經濟成效及其影響，本文基于雙重差分模型評估西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施對西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響，這有效克服了樣本自選擇問題對估計結果的有偏影響，較好地處理了內生性問題。無疑，從城鄉(xiāng)收入差距視角切入西部大開發(fā)政策效果評估問題不僅有助于豐富區(qū)域經濟發(fā)展方面的研究文獻，還有助于揭開西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴大之謎，從而為進一步的政策調整提供理論依據。

二、研究設計

（一）模型設定與變量定義

本文擬采用雙重差分模型檢驗西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施對城鄉(xiāng)收入差距的影響。首先，依據西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施范圍將處在西部地區(qū)的省份作為處理組，其余省份作為控制組；然后，將樣本區(qū)間1985-2011年劃分為西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施前（1985-2000年）和實施后（2001-2011年）兩個時期。為了檢驗上文命題，本文將回歸方程設定為如下形式

在上式中，下標i和t分別表示第i個省的第t年；被解釋變量（gapit）為各省市城鄉(xiāng)收入差距，用各地區(qū)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農村居民人均純收入的比值來衡量；μi是不可觀測的個體效應，ut是不可觀測的時間效應，εit為隨機擾動項；變量wit為西部地區(qū)虛擬變量，若某省屬于西部地區(qū)則wit賦值為1，否則為0；變量tit在西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施前的賦值為0，實施后的賦值為1；西部地區(qū)虛擬變量wit與時間虛擬變量tit的交乘項w×tit即為雙重差分估計量，其估計系數(shù)β3度量了西部大開發(fā)戰(zhàn)略對城鄉(xiāng)收入差距的凈影響；為了剔除其他因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響，根據Clarke等（2006）、Arora（2012）、Muhammad等（2012）、Tiwari等（2013）的前期研究，本文還加入了控制變量集Xit，它包括金融發(fā)展（f_p）、城市化進程（urban）、投資比例（inv）、政府支出（exp）、國有經濟（soe）、外商直接投資（fdi）、人均產出（MGDP）、人均產出的平方項（MGDP_2）、產業(yè)結構（struct）、人力資本（edu）等變量。相關變量的詳細界定參見表1。

表1 變量定義及統(tǒng)計特征

（二）數(shù)據來源與說明

本文基于中國1985-2011年間分省面板數(shù)據進行實證檢驗，所有變量的原始數(shù)據取自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》、各年《中國統(tǒng)計年鑒》、各省統(tǒng)計年鑒、各省份2009-2011年《統(tǒng)計公報》。其中，金融發(fā)展（f_p）用私人部門信貸占GDP的比重衡量，但現(xiàn)有官方統(tǒng)計資料無法直接獲得各地區(qū)私人部門信貸的數(shù)據，此指標的計算參考了張軍和金煜（2005）的計算思路；地區(qū)fdi總額的原始數(shù)據單位為美元，通過各年中間匯率進行了相應換算；由于重慶市1997年從四川省分離出來，本文對重慶市與四川省的數(shù)據重新進行了調整。本文樣本包括31個省級單位，其中，西部地區(qū)包括陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆、四川、重慶、西藏、廣西、內蒙古、貴州和云南等12省，東中部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南、黑龍江、吉林、山西、河南、湖北、湖南、江西、安徽等19省。需要特別指出，由于無法獲得西藏地區(qū)消費價格指數(shù)數(shù)據，從而難以計算西藏地區(qū)真實的人均產出（MGDP），在下文中凡是控制了GDP的回歸模型均不包括西藏地區(qū)的數(shù)據。

三、實證結果估計與分析

（一）單變量分析

表2列出了對照組與處理組樣本在西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施前后城鄉(xiāng)收入差距的水平值及其變化情況。在西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施之前，處理組與對照組城鄉(xiāng)收入差距的值分別為2.646和2.155，兩者的差異在1%的水平上顯著。這反映出，即使沒有實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略，西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的水平也比東中部地區(qū)的值高。這意味著，在分析西部大開發(fā)戰(zhàn)略的影響時，若不考慮消除樣本之間的橫向差異，可能會得到具有誤導性的結論。在西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施之后，處理組與對照組城鄉(xiāng)收入差距的值分別為3.68和2.964，兩者的差異仍在1%的水平上顯著。這反映出，在西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施之后，西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距仍比東中部地區(qū)的值高。然后，用西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施之后兩組間的差異減去西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施之前兩組間的差異，以消除時序上的變動差異。第（8）列的數(shù)據顯示，城鄉(xiāng)收入差距（gap1）的雙重差分值為0.225且在2%的水平上高度顯著。從表2還可發(fā)現(xiàn)，當用gap2衡量城鄉(xiāng)收入差距時，也得出類似的結論。上述分析表明，相對于對照組樣本地區(qū)，處理組樣本地區(qū)在經歷西部大開發(fā)戰(zhàn)略后，城鄉(xiāng)收入差距顯著擴大了。接下來，本文將運用多變量分析法進一步檢驗該命題。

表2 單變量分析

（二）基準回歸分析

表3列出了西部大開發(fā)戰(zhàn)略對城鄉(xiāng)收入差距的影響結果。在模型1中，沒有加入任何控制變量，交乘項w×tit的系數(shù)估計值為0.225 3，且在1%的水平上顯著。在模型2中控制了時間虛擬變量后，發(fā)現(xiàn)交乘項w×tit的系數(shù)估計值幾乎未發(fā)生變化，仍高度顯著，盡管模型的解釋力已從39%增加到47%。模型3進一步控制了個體固定效應，發(fā)現(xiàn)交乘項w×tit的系數(shù)估計值仍為0.23，且在1%的水平上顯著，模型的解釋力增加到66%。模型4在模型3的基礎上又加入了金融發(fā)展（f_p）、城市化（urban）、投資占比（inv_r）等控制變量，發(fā)現(xiàn)交乘項的系數(shù)估計值下降到0.153 2，且在1%的水平上顯著。模型5又進一步加入了影響城鄉(xiāng)收入差距的其他因素，如政府支出（exp）、國有經濟（soe）、外商直接投資（fdi）、人均產出（MGDP）、人均產出的平方（MGDP_2）、產業(yè)結構（struct）、人力資本（edu）等控制變量，發(fā)現(xiàn)這些控制變量均不顯著，交乘項w×tit的系數(shù)估計值為0.183 1，且在1%的水平上顯著。以上結果表明，西部大開發(fā)戰(zhàn)略顯著拉大了西部各省城鄉(xiāng)收入差距的水平。具體而言，與東部及中部各省相比，西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施使西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的水平值相對于樣本平均值增加了6.3個百分點到8.5個百分點①表3中交乘項的估計系數(shù)位于0.153 2-0.23之間，用該區(qū)間值除以城鄉(xiāng)收入差距的樣本均值2.705，即可算出因變量的增加幅度為5.7%～8.5%。。

表3 西部大開發(fā)戰(zhàn)略對城鄉(xiāng)收入差距的影響

表4 穩(wěn)健性檢驗

（三）穩(wěn)健性討論

為了保證上述結論的正確性，表4列出了各種穩(wěn)健性估計結果。首先，考慮上文的結論不是由于估計方法的選擇造成的，模型1運用固定效應模型估計方程（1），發(fā)現(xiàn)交乘項w×tit的系數(shù)為0.183，且在5%的水平上顯著，這非常接近表4中的估計結果。其次，考慮到城鄉(xiāng)收入差距具有持續(xù)性，在模型2中加入因變量的滯后1期，發(fā)現(xiàn)交乘項w×tit的系數(shù)為0.182，但這并未影響本文的結論。第三，上文將2001年作為西部大開發(fā)戰(zhàn)略的起始年，但有的學者卻以2000年作為分界點來評估該政策的效果，因此在模型3中以2000年作為分界點，采用混合OLS重新估計方程（1），發(fā)現(xiàn)交乘項w×tit的系數(shù)雖大于零但已不顯著；這表明，本文的結論對分界時間點的選擇具有敏感性，但考慮到政策的滯后性，依據2001年作為分界時間點更具有合理性。第四，模型4以2002年作為分界點又對模型進行了估計，發(fā)現(xiàn)本文的結論仍成立。第五，在模型5中用gap2來衡量被解釋變量——城鄉(xiāng)差距，并采用混合OLS估計回歸模型（1），發(fā)現(xiàn)交乘項w×tit的系數(shù)為0.366，且高度顯著。第六，模型6在模型5的基礎上重新使用固定效應模型進行估計，發(fā)現(xiàn)交乘項w×tit的系數(shù)仍為0.366，且高度顯著；這表明，本文結論的穩(wěn)定性并不因被解釋變量的衡量問題而發(fā)生變化。最后，還考慮了離群值對估計結果的影響，在模型7中將廣西壯族自治區(qū)劃到東中部地區(qū)進行估計，在模型8添上西藏地區(qū)的數(shù)據重新估計模型，但發(fā)現(xiàn)這并未改變本文的結論。盡管表4中的控制變量的系數(shù)及其顯著性與表3存在一定的差異，但核心解釋變量（交乘項w×tit）的系數(shù)均大于零；這表明，西部大開發(fā)戰(zhàn)略導致了西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)走高。

四、研究結論

為了克服樣本選擇偏誤所導致的內生性問題，本文基于中國省級非平衡面板數(shù)據并采用雙重差分模型評估了西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施對西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響。本文的實證研究表明，西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施顯著導致西部各省城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴大；具體而言，與東部及中部各省相比，西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施使西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的水平值相對于樣本平均值增加了5.7個百分點到8.5個百分點；并且，不論是運用固定效應模型進行估計，或加入因變量的滯后1期，或改變西部大開發(fā)政策的分界點，還是重新用其他指標來衡量因變量，以及變更西部地區(qū)的樣本范圍，如將廣西劃到東中部地區(qū)、加入了西藏的樣本等，本文的結論仍成立。因此，本文的政策啟示是顯而易見的。既然西部大開發(fā)戰(zhàn)略拉大了西部地區(qū)各省城鄉(xiāng)收入差距的水平，未來區(qū)域政策調整的重點應包括以下內容：加快西部農村地區(qū)的基礎設施建設（尤其是農村固定資產投資），加大對西部農村地區(qū)人力資本的投資，借助“三支一扶”政策引導大學生到西部農村地區(qū)就業(yè)，借助優(yōu)惠政策吸引民間社會資本加大對西部農村地區(qū)的投資，建立專項財政基金用于補貼新設立于西部少數(shù)民族地區(qū)的投資機構等。

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