張先鋒，楊棟旭，孫紅燕，李　瑩

(合肥工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，合肥 230601)

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西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施的轉(zhuǎn)型升級(jí)效果評(píng)價(jià)
——采用合成控制法對(duì)技術(shù)進(jìn)步和生態(tài)環(huán)境保護(hù)的考察*

張先鋒，楊棟旭，孫紅燕，李瑩

(合肥工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，合肥 230601)

從技術(shù)進(jìn)步和生態(tài)環(huán)境保護(hù)兩方面切入，運(yùn)用合成控制法對(duì)我國(guó)西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施的轉(zhuǎn)型升級(jí)效果進(jìn)行評(píng)價(jià)，分析結(jié)果表明：在技術(shù)進(jìn)步方面，自西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略以來(lái)，西部地區(qū)總體的全要素生產(chǎn)率(TFP)要高于合成西部地區(qū)，2000—2013年西部地區(qū)TFP的年均增長(zhǎng)率也高于合成西部地區(qū)，西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施總體上促進(jìn)了西部地區(qū)TFP的提高；在生態(tài)環(huán)境方面，西部地區(qū)的廢氣排放強(qiáng)度在2005年開(kāi)始低于合成西部地區(qū)，廢水排放強(qiáng)度在2010年開(kāi)始低于合成西部地區(qū)，而固體廢物排放強(qiáng)度持續(xù)高于合成西部地區(qū)，西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施對(duì)西部地區(qū)生態(tài)環(huán)境的影響有正面的，也有負(fù)面，總體上看是積極的。進(jìn)一步考慮生態(tài)環(huán)境的外部性及“中部崛起”和“振興東北老工業(yè)基地”戰(zhàn)略的實(shí)施等因素，西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的轉(zhuǎn)型升級(jí)是具有促進(jìn)作用的。

西部大開(kāi)發(fā)；轉(zhuǎn)型升級(jí)；合成控制法；政策效果評(píng)價(jià)；技術(shù)進(jìn)步；生態(tài)環(huán)境保護(hù)；全要素生產(chǎn)率(TFP)；廢氣排放強(qiáng)度；廢水排放強(qiáng)度；固體廢物排放強(qiáng)度

一、引言

自1999年9月中共十五屆四中全會(huì)正式提出“西部大開(kāi)發(fā)”戰(zhàn)略以來(lái)，國(guó)家實(shí)施了一系列優(yōu)惠政策來(lái)促進(jìn)西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。繼黨的十六大報(bào)告提出“積極推進(jìn)西部大開(kāi)發(fā)”、黨的十七大報(bào)告提出“深入推進(jìn)西部大開(kāi)發(fā)”之后，黨的十八大報(bào)告又提出“優(yōu)先推進(jìn)西部大開(kāi)發(fā)”。十八屆五中全會(huì)再次提出“深入實(shí)施西部大開(kāi)發(fā)，支持西部地區(qū)改善基礎(chǔ)設(shè)施，發(fā)展特色優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，強(qiáng)化生態(tài)環(huán)境保護(hù)”。這表明，黨中央一直將西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略放在相當(dāng)突出的位置。西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施以來(lái)，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，取得了世人矚目的成就。當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力將從要素驅(qū)動(dòng)、投資驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)，更加注重經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。同時(shí)，“十三五”時(shí)期，西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的核心目標(biāo)將轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M(jìn)經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，即不再僅僅關(guān)注經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而是更加注重創(chuàng)新發(fā)展和生態(tài)環(huán)境的保護(hù)和改善。然而，西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施的轉(zhuǎn)型升級(jí)效果如何，卻鮮有文獻(xiàn)進(jìn)行系統(tǒng)評(píng)價(jià)。因此，科學(xué)客觀地評(píng)價(jià)我國(guó)西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施的轉(zhuǎn)型升級(jí)效果，具有重要的理論與實(shí)踐意義。

關(guān)于西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施的效果評(píng)價(jià)，近些年國(guó)內(nèi)學(xué)者進(jìn)行了多方面的研究。劉生龍等(2009)運(yùn)用雙重差分方法評(píng)價(jià)西部大開(kāi)發(fā)政策對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的影響，發(fā)現(xiàn)西部大開(kāi)發(fā)促進(jìn)了西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，縮小了中西部地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。毛其淋(2011)運(yùn)用雙倍差分法研究了西部大開(kāi)發(fā)對(duì)中國(guó)西部地區(qū)收入不平等的影響，發(fā)現(xiàn)西部大開(kāi)發(fā)顯著地縮小了西部地區(qū)的收入不平等。淦未宇等(2011)選取經(jīng)濟(jì)水平、工業(yè)化進(jìn)程等多方面的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)指標(biāo)，對(duì)西部大開(kāi)發(fā)實(shí)施的政策效果進(jìn)行了定量評(píng)價(jià)，發(fā)現(xiàn)西部大開(kāi)發(fā)對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，但與東部地區(qū)間的差距卻有增大趨勢(shì)。肖育才(2012)則重點(diǎn)考察了西部大開(kāi)發(fā)稅收優(yōu)惠政策的實(shí)施效果，發(fā)現(xiàn)稅收優(yōu)惠對(duì)西部地區(qū)的發(fā)展具有重要作用，但也存在優(yōu)惠方式單一、執(zhí)行期限太短等諸多問(wèn)題。劉克非等(2013)從靜態(tài)和動(dòng)態(tài)兩個(gè)角度研究發(fā)現(xiàn)西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施對(duì)西部地區(qū)以及中國(guó)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)收斂都具有積極作用。邵傳林(2014)利用雙重差分模型對(duì)西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明西部大開(kāi)發(fā)明顯拉大了城鄉(xiāng)收入差距。夏飛等(2014)運(yùn)用雙重差分方法研究發(fā)現(xiàn)，西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施緩減了西部地區(qū)的資源詛咒現(xiàn)象。

綜上所述，國(guó)內(nèi)現(xiàn)有對(duì)西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施效果的研究，在研究?jī)?nèi)容方面，或強(qiáng)調(diào)西部大開(kāi)發(fā)實(shí)施前后的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)變化，或強(qiáng)調(diào)東西部地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異，或側(cè)重西部地區(qū)稅收、居民收入、資源環(huán)境等方面的研究；在研究方法方面，最初的研究側(cè)重描述數(shù)據(jù)分析，近幾年則側(cè)重使用雙重差分方法進(jìn)行分析。這些研究對(duì)繼續(xù)深入推進(jìn)西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略無(wú)疑起到了重要的參考作用，但也存在以下不足：第一，如果通過(guò)比較西部地區(qū)在西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施前后經(jīng)濟(jì)發(fā)展的變化得出結(jié)論，就必須保證在沒(méi)有實(shí)施西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略情況下，西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)按照原來(lái)的趨勢(shì)發(fā)展。然而這個(gè)條件在現(xiàn)實(shí)中很難成立，因此該方法得出的政策效應(yīng)并不是凈政策效應(yīng)，可能會(huì)低(高)估政策的作用。第二，傳統(tǒng)的雙重差分模型雖然可以在一定程度上克服上述不足，但這種方法對(duì)于控制組的選取存在主觀性和隨意性問(wèn)題，很難確保處理組與控制組在政策實(shí)施之前具有相同的特征。第三，現(xiàn)有研究西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施效果的文獻(xiàn)多關(guān)注經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效果，鮮有文獻(xiàn)專(zhuān)門(mén)研究轉(zhuǎn)型升級(jí)效果，即使有所涉及也只是停留在數(shù)據(jù)描述層面，缺乏更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證研究。而合成控制法克服了雙重差分法在選擇控制組時(shí)可能出現(xiàn)的樣本選擇偏誤和政策內(nèi)生性問(wèn)題，使評(píng)價(jià)效果更加客觀、準(zhǔn)確。有鑒于此，本文從技術(shù)進(jìn)步和生態(tài)環(huán)境兩個(gè)方面，采用合成控制法評(píng)價(jià)西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施的轉(zhuǎn)型升級(jí)效果，以深化和拓展西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施效果評(píng)價(jià)研究，并為西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的轉(zhuǎn)型升級(jí)提供政策參考。

二、研究方法、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.合成控制法

西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略于2000年開(kāi)始實(shí)施，可以將西部大開(kāi)發(fā)看作是對(duì)西部地區(qū)實(shí)施的一項(xiàng)自然實(shí)驗(yàn)，把2000年之后的西部地區(qū)作為處理組，把其他地區(qū)作為潛在控制組，并從中選取控制組。在現(xiàn)實(shí)中很難能找到一個(gè)符合處理組基本特征的經(jīng)濟(jì)體作為控制對(duì)象，但是幾個(gè)經(jīng)濟(jì)體的組合卻能夠提高這種概率，組成一個(gè)能夠較好符合處理組基本特征的對(duì)照組(即控制組)。Abadie等(2010)提出使用數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)的方法來(lái)合成控制組，以克服處理組和控制組之間的差異問(wèn)題，即合成控制法。合成控制法是一個(gè)基于數(shù)據(jù)選擇控制組來(lái)研究政策效應(yīng)的方法，與以往其他研究方法相比，它有以下優(yōu)點(diǎn)：一是與雙重差分法相比，可以解決控制組選取的問(wèn)題；二是在構(gòu)造控制組時(shí)，合成控制法中各控制單位的權(quán)重是根據(jù)數(shù)據(jù)確定的，減少了研究人員主觀判斷造成的誤差；三是相對(duì)于傳統(tǒng)回歸方法，具有透明和避免過(guò)分外推的優(yōu)點(diǎn)(王賢彬 等，2010；王賢彬 等，2012)；四是能明確地展示處理地區(qū)與合成的控制地區(qū)在政策實(shí)驗(yàn)開(kāi)始前的相似程度，避免了將差異很大的地區(qū)進(jìn)行對(duì)比所造成的誤差(Bertrand et al，2004；王賢彬 等，2010；王賢彬 等，2012)。

其中當(dāng)i=1，t>T0時(shí)，Dit=1；否則Dit=0。

2.指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

(1)技術(shù)進(jìn)步方面

借鑒已有文獻(xiàn)的研究成果，技術(shù)進(jìn)步的影響因素主要有人力資本、研發(fā)投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外開(kāi)放程度等(張軍 等，2004；金相郁，2007；李春頂，2009；劉建國(guó)，2014；劉艷，2014)。在此基礎(chǔ)上，本文的被解釋變量為技術(shù)進(jìn)步，具體選取全要素生產(chǎn)率(TFPit)*本文的TFP數(shù)據(jù)通過(guò)數(shù)據(jù)包絡(luò)方法(DEA)計(jì)算得到。作為衡量指標(biāo)(為簡(jiǎn)化，下文“全要素生產(chǎn)率”都用“TFP”表示)。預(yù)測(cè)變量用中等及以上學(xué)校在校學(xué)生人數(shù)占社會(huì)勞動(dòng)力人數(shù)的比重來(lái)衡量人力資本存量(Humanit)水平，用研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)占GDP的比重(R&Dit)衡量研發(fā)投入水平，用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重(Thirdit)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用外商直接投資占GDP的比重(FDIit)和外貿(mào)依存度(Tradeit)衡量對(duì)外開(kāi)放水平。本文使用1988—2013年我國(guó)內(nèi)地31個(gè)省份的數(shù)據(jù)*其中西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、廣西、陜西、甘肅、青海、寧夏、西藏、新疆和內(nèi)蒙古；由于數(shù)據(jù)缺失，選用了1993—2013年各省份的第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重；1994—2013年各省份的研發(fā)投入占GDP的比重；其余的指標(biāo)數(shù)據(jù)都是1988—2013年。來(lái)分析西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略對(duì)西部地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的影響，數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》和《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。

(2)生態(tài)環(huán)境方面

借鑒已有文獻(xiàn)的研究成果，選取排污強(qiáng)度來(lái)衡量西部地區(qū)環(huán)境狀況，并選擇包括污染治理投入、人口規(guī)模、能源消耗、城市建設(shè)水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等影響因素在內(nèi)的指標(biāo)作為預(yù)測(cè)變量(王瑞玲 等，2005；郭天配，2010；劉平 等，2011；原毅軍 等，2014；王艷芳 等，2014)。具體來(lái)說(shuō)，用萬(wàn)元工業(yè)產(chǎn)值GDP的“三廢”(廢氣、廢水和固體廢物)排放量(Emissit)作為排污強(qiáng)度的衡量指標(biāo)，并分廢氣、廢水和固體廢物三個(gè)方面衡量生態(tài)環(huán)境效果。預(yù)測(cè)變量中，用總?cè)丝跀?shù)取對(duì)數(shù)衡量人口規(guī)模(Populait)水平，用人均煤炭消費(fèi)量(Coalit)衡量能源消耗，用人均建筑房屋施工面積(Construcit)衡量城市建設(shè)水平，用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資占GDP的比重(Finvestit)衡量固定資產(chǎn)投資水平，用人均GDP(GDPit)取對(duì)數(shù)衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，用各省工業(yè)污染治理投資額占GDP的比重(Eproit)衡量污染治理投入水平。本文使用1991—2012年我國(guó)內(nèi)地31個(gè)省份的數(shù)據(jù)來(lái)分析西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略對(duì)西部地區(qū)生態(tài)環(huán)境的影響，數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、各省歷年統(tǒng)計(jì)年鑒。

由于西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略是從2000年開(kāi)始實(shí)施的，故將2000年之前(不包括2000年)的年份作為擬合預(yù)測(cè)變量的時(shí)間段。

三、實(shí)證分析結(jié)果

使用Synth程序包執(zhí)行模型的估計(jì)(Bertrand et al，2004)，分別得到技術(shù)進(jìn)步和生態(tài)環(huán)境兩方面的實(shí)證結(jié)果和穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。

1.技術(shù)進(jìn)步方面

技術(shù)進(jìn)步模型的估計(jì)結(jié)果如表1所示。通過(guò)各個(gè)預(yù)測(cè)變量的對(duì)比，可以看到所有6個(gè)指標(biāo)西部地區(qū)與合成西部地區(qū)的差距都很小。因此，可以認(rèn)為合成西部地區(qū)較好地?cái)M合出了西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施之前的西部地區(qū)。表2顯示了合成西部地區(qū)中每一個(gè)控制單位的權(quán)重，安徽省、江西省和湖北省的權(quán)重均為0。因此，除這三個(gè)省以外的16省市的加權(quán)平均可以作為西部地區(qū)的對(duì)照組*16省市權(quán)重分別為: 北京市0.035，浙江省0.003，天津市0.001，河北省0.004，福建省0.001，山西省0.232，海南省0.001，山東省0.004，遼寧省0.002，河南省0.164，吉林省0.001，黑龍江省0.001，湖南省0.547，上海市0.001，廣東省0.001，江蘇省0.002。，即合成西部地區(qū)。

表1　TFP預(yù)測(cè)變量對(duì)照表

圖1顯示了西部地區(qū)和合成西部地區(qū)1988—2013年的TFP情況，在2000年之前，擬合程度是比較高的；2000—2013年兩條路徑雖然也有很高的重合，但是仍然可以看出西部地區(qū)的TFP總體上高于合成西部地區(qū)的TFP。為了更直觀地觀察2000年之后西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施對(duì)西部地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的影響，我們計(jì)算了每年西部地區(qū)與合成西部地區(qū)TFP的差值，如圖2所示。2000年以前，西部地區(qū)與合成西部地區(qū)的TFP差值在正負(fù)0.1之間波動(dòng)；2000年之后，整體上呈現(xiàn)波浪型的趨勢(shì)，并未呈現(xiàn)顯著的上升或下降趨勢(shì)；2000—2013年西部地區(qū)與合成西部地區(qū)TFP的年均差值為0.006 8，表明實(shí)施西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略以來(lái)，西部地區(qū)總體的TFP增長(zhǎng)要優(yōu)于合成西部地區(qū)。我們又計(jì)算了2000—2013年西部地區(qū)和合成西部地區(qū)TFP的年均增長(zhǎng)率，西部地區(qū)為0.60%，而合成西部地區(qū)為0.11%，前者比后者高出0.49個(gè)百分點(diǎn)。因此通過(guò)以上分析可以看出，西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略在一定程度上提高了西部地區(qū)的總體技術(shù)水平。

圖1　西部地區(qū)和合成西部地區(qū)TFP的趨勢(shì)

圖2　西部地區(qū)與合成西部地區(qū)TFP的差

西部地區(qū)與合成西部地區(qū)TFP的差異是西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略造成的，還是僅僅是一個(gè)偶然呢？為此需要進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)(余靜文 等，2011)。根據(jù)Abadie和 Gardeazaba(2003)、Bertrand 等(2004)以及Abadie等(2010)的思想，穩(wěn)健性檢驗(yàn)的思路是使用合成控制法分析其他地區(qū)，然后將所得到的結(jié)果與西部地區(qū)的結(jié)果進(jìn)行比較。首先，選取權(quán)重最大的省份即湖南省作為處理組，把其他地區(qū)放入控制組的集合中，利用合成控制法來(lái)考察2000年之后湖南省TFP的變化情況，結(jié)果如圖3。除了2008—2010年湖南省的實(shí)際TFP高于其合成TFP的特點(diǎn)同西部地區(qū)實(shí)際TFP高于其合成TFP的特點(diǎn)一致外，其余年份都呈現(xiàn)出相反的趨勢(shì)，因此可以認(rèn)為西部地區(qū)與合成西部地區(qū)TFP的差異是由于西部大開(kāi)發(fā)造成的，從而肯定了西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略在技術(shù)進(jìn)步方面的實(shí)施效果。

接下來(lái)還需要驗(yàn)證由于控制組的集合沒(méi)有很好地?cái)M合西部地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步特征所導(dǎo)致的西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略對(duì)西部地區(qū)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生的影響的可能性是否存在。為此，本文借鑒王賢彬和聶海峰(2010)的做法，剔除了東部地區(qū)的13個(gè)省市*東部地區(qū)的13個(gè)省市分別為：北京、天津、河北、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南。，選擇與西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)條件更為接近的中部省份作為潛在控制組，以便能合成一個(gè)與西部地區(qū)更相似的合成西部地區(qū)。表2中東部地區(qū)各省市的權(quán)重都很小也為剔除東部地區(qū)提供了依據(jù)。剔除東部地區(qū)后重新進(jìn)行估計(jì)，依然得出了與之前實(shí)證結(jié)果基本一致的結(jié)論，如圖4所示*此時(shí)控制組各省的權(quán)重分別為：山西省0.265，安徽省0.013，江西省0.002，河南省0.141，湖北省0.210，湖南省0.369。。

圖3　湖南省和合成湖南省TFP的趨勢(shì)

圖4　西部地區(qū)和合成西部地區(qū)TFP的趨勢(shì)(控制組中不包括東部地區(qū))

然后，我們?nèi)圆捎门帕袡z驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)估計(jì)的政策效果是否在統(tǒng)計(jì)上顯著，即對(duì)控制組的其他所有19個(gè)地區(qū)都進(jìn)行了類(lèi)似的排列檢驗(yàn)，計(jì)算每個(gè)地區(qū)的TFP和其對(duì)應(yīng)的合成地區(qū)的TFP之間的差距，作為隨機(jī)選擇一個(gè)地區(qū)估計(jì)西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施效果的分布。具體地，我們剔除掉2000年之前平均預(yù)測(cè)標(biāo)準(zhǔn)差(MSPE)是西部地區(qū)2倍以上的省市，這樣控制組中還有17個(gè)省市，分別是北京市、天津市、河北省、山西省、遼寧省、吉林省、黑龍江省、江蘇省、浙江省、安徽省、福建省、江西省、山東省、河南省、湖北省、湖南省和廣東省。由此得到圖5，該圖顯示了這17個(gè)省市和西部地區(qū)的預(yù)測(cè)誤差分布?？梢钥吹剑?000年之前，西部地區(qū)的曲線和其他地區(qū)的曲線差異不大；2000年之后，西部地區(qū)的曲線與大部分地區(qū)的曲線差異仍然不大，而且可以很明顯地看到，西部地區(qū)的曲線位于其他地區(qū)曲線分布的內(nèi)部。這意味著如果隨機(jī)選取一個(gè)地區(qū)進(jìn)行估計(jì)，要得到和西部地區(qū)一樣顯著的技術(shù)進(jìn)步效果并不是一件概率很小的事件。

由于西部地區(qū)的技術(shù)水平本身比較落后，與東部地區(qū)不具有良好的對(duì)比性，因此再剔除東部地區(qū)，重新進(jìn)行了排列檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如圖6所示。仍然可以看出在2000年之前，西部地區(qū)與中部省市的路徑很相近且延續(xù)到了2005年，2005年之后西部地區(qū)的曲線與中部省市的曲線才逐漸分離，且可以看出其處于相對(duì)靠上位置，說(shuō)明西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施發(fā)在一定程度上還是對(duì)西部地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步起到了促進(jìn)作用?？傊?，通過(guò)以上一系列檢驗(yàn)，可以認(rèn)為西部大開(kāi)發(fā)對(duì)西部地區(qū)的技術(shù)水平提升產(chǎn)生了積極影響，且具有一定的顯著性。

圖5　西部地區(qū)與其他17個(gè)省市的預(yù)測(cè)誤差分布

圖6　西部地區(qū)與中部6個(gè)省市的預(yù)測(cè)誤差分布

2.生態(tài)環(huán)境方面*本部分主要匯報(bào)對(duì)廢氣排放強(qiáng)度、廢水排放強(qiáng)度和固體廢物排放強(qiáng)度的實(shí)證分析結(jié)果。由于處理方法與技術(shù)進(jìn)步部分相同，只詳細(xì)匯報(bào)廢氣排放強(qiáng)度部分的實(shí)證結(jié)果，對(duì)廢水和固體廢物排放強(qiáng)度兩部分的實(shí)證結(jié)果只進(jìn)行簡(jiǎn)要匯報(bào)。

以萬(wàn)元工業(yè)產(chǎn)值GDP的廢氣排放量作為衡量廢氣排放強(qiáng)度的指標(biāo)，得到模型的估計(jì)結(jié)果如表2所示。通過(guò)預(yù)測(cè)變量的對(duì)比，可以認(rèn)為合成西部地區(qū)較好地?cái)M合出了西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施之前的西部地區(qū)。根據(jù)合成西部地區(qū)中每一個(gè)控制單位的權(quán)重，在西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施之前的西部地區(qū)最好是由河北省、山西省和河南省3個(gè)省合成(權(quán)重分別為0.487、0.205和0.308)，其余省市的權(quán)重均為0。

表2　廢氣排放強(qiáng)度預(yù)測(cè)變量對(duì)照表

圖7顯示了西部地區(qū)和合成西部地區(qū)1991—2012年廢氣排放強(qiáng)度的情況，2000年之前擬合程度較高，2000年后西部地區(qū)略高于合成西部地區(qū)的趨勢(shì)一直延續(xù)到2004年。從2005年開(kāi)始這一趨勢(shì)反轉(zhuǎn)，即合成西部地區(qū)的廢氣排放強(qiáng)度高于西部地區(qū)，直到2012年。為了更直觀地觀察2000年之后西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施的影響，我們計(jì)算了西部地區(qū)與合成西部地區(qū)廢氣排放強(qiáng)度的差(見(jiàn)圖8)，2000年以前西部地區(qū)與合成西部地區(qū)廢氣排放強(qiáng)度的差在正負(fù)1.5的范圍內(nèi)波動(dòng)；2000—2004年西部地區(qū)平均每年比合成西部地區(qū)多排放約3 630標(biāo)準(zhǔn)立方米，但2005年之后，西部地區(qū)的廢氣排放強(qiáng)度又開(kāi)始呈現(xiàn)減少趨勢(shì)，平均每年比合成西部地區(qū)少排放約7 028標(biāo)準(zhǔn)立方米。

圖7　西部地區(qū)和合成西部地區(qū)廢氣排放強(qiáng)度的趨勢(shì)

圖8　西部地區(qū)與合成西部地區(qū)廢氣排放強(qiáng)度的差

選取權(quán)重最大的省份即河北省進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如圖9。2000年之后，河北省的廢氣排放強(qiáng)度要高于合成地區(qū)，表現(xiàn)出與西部地區(qū)很不一樣的特點(diǎn)。因此，可以認(rèn)為西部地區(qū)與合成西部地區(qū)廢氣排放強(qiáng)度的差異并非由西部地區(qū)之前的生態(tài)環(huán)境特征造成，而是由西部大開(kāi)發(fā)造成的。接著，剔除東部地區(qū)的13個(gè)省市經(jīng)過(guò)重新估計(jì)，合成省份和權(quán)重分別為：山西省(0.302)、河南省(0.473)、湖南省(0.190)和湖北省(0.035)，得出的結(jié)果與之前的結(jié)果不一致，如圖10所示，因此該穩(wěn)健性檢驗(yàn)并沒(méi)有嚴(yán)格通過(guò)。再剔除2000年前MSPE值是西部地區(qū)2倍以上的省市，控制組中還有13個(gè)省市，分別為北京市、天津市、河北省、遼寧省、黑龍江省、上海市、江蘇省、福建省、山東省、河南省、湖北省、湖南省、廣東省。圖11為這13個(gè)省市和西部地區(qū)的預(yù)測(cè)誤差分布，可以看到，2000年之前，西部地區(qū)的差距曲線和其他地區(qū)的差距曲線差異不大；2000年之后，西部地區(qū)的差距曲線逐漸偏向其他地區(qū)差距曲線的下方，但仍位于其他地區(qū)差距曲線分布的內(nèi)部。因此，要得到和西部地區(qū)一樣顯著的生態(tài)環(huán)境效果并不是一件概率很小的事件。最后，再剔除東部地區(qū)的省市，控制組中還有3個(gè)省，分別為河南省、湖北省和湖南省。圖12為這3個(gè)省和西部地區(qū)的預(yù)測(cè)誤差分布，2000年之前西部地區(qū)與其他地區(qū)差異不大，2000年之后西部地區(qū)總體呈現(xiàn)下降趨勢(shì)并位于其他曲線的靠下方，表明西部大開(kāi)發(fā)確實(shí)降低了西部地區(qū)的廢氣排放強(qiáng)度?？傊?jīng)過(guò)以上一系列檢驗(yàn)，可以說(shuō)明西部大開(kāi)發(fā)在一定程度上降低了西部地區(qū)的廢氣排放，對(duì)生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生了一定的正面影響。

圖9　河北省和合成河北省廢氣排放強(qiáng)度的趨勢(shì)

圖10　西部地區(qū)和合成西部地區(qū)廢氣排放強(qiáng)度的趨勢(shì)(控制組中不包括東部地區(qū))

圖11　西部地區(qū)與其他13個(gè)省市的預(yù)測(cè)誤差分布

采用同樣的方法對(duì)廢水排放強(qiáng)度(萬(wàn)元工業(yè)產(chǎn)值GDP廢水排放量)和固體廢物排放強(qiáng)度(萬(wàn)元工業(yè)產(chǎn)值GDP固體廢物排放量)進(jìn)行分析結(jié)果如圖13～16所示*限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果沒(méi)有給出，如有需要，可向作者索取。。從廢水排放強(qiáng)度看，2000年之前處理組和控制組的擬合程度較好，2000—2010年西部地區(qū)高于合成西部地區(qū)(平均每年多排放約8.88噸)，但從2011年開(kāi)始這一趨勢(shì)得到反轉(zhuǎn)(平均每年排放約0.66噸。從固體廢物排放強(qiáng)度上看，2000年之前處理組和控制組的擬合程度較高，2000年之后西部地區(qū)高于合成西部地區(qū)(平均每年多排放約0.62噸)。

圖12　西部地區(qū)與中部3個(gè)省份的預(yù)測(cè)誤差分布

圖13　西部地區(qū)和合成西部地區(qū)廢水排放強(qiáng)度的趨勢(shì)

圖14　西部地區(qū)與合成西部地區(qū)廢水排放強(qiáng)度的差

圖15　西部地區(qū)和合成西部地區(qū)固體廢物排放強(qiáng)度的趨勢(shì)

圖16　西部地區(qū)與合成西部地區(qū)固體廢物排放強(qiáng)度的差

西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施十五年來(lái)，先后實(shí)施了“退耕還林”“退牧還草”“天然林保護(hù)”“京津風(fēng)沙源治理”等一系列的生態(tài)環(huán)境保護(hù)工程，中央每年為此投入大量資金，但這些工程效果并不都體現(xiàn)在“三廢”排放的效果之中，同時(shí)，這些資金投入的環(huán)境保護(hù)效果也并不僅僅體現(xiàn)在西部地區(qū)。因此，從這個(gè)角度來(lái)講，西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施的生態(tài)環(huán)境保護(hù)效果可能被低估。

四、結(jié)論與啟示

本文將西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施作為一次自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用合成控制法，從技術(shù)進(jìn)步和生態(tài)環(huán)境兩方面研究西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施的轉(zhuǎn)型升級(jí)效果，結(jié)果表明：技術(shù)進(jìn)步方面，西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施在一定程度上促進(jìn)了西部地區(qū)總體TFP的提高，且通過(guò)了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，說(shuō)明西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施對(duì)西部地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步具有積極影響。生態(tài)環(huán)境方面，從廢氣排放強(qiáng)度看，雖然西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施的效果存在一定時(shí)滯，但確實(shí)降低了西部地區(qū)的廢氣排放強(qiáng)度；從廢水排放強(qiáng)度看，政策效果的時(shí)滯更強(qiáng)，直到2010年西部地區(qū)才開(kāi)始略微低于合成地區(qū)；而西部地區(qū)的固體廢物排放強(qiáng)度在西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施后持續(xù)高于合成西部地區(qū)。因此，西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施的生態(tài)環(huán)境保護(hù)效果是不確定的。當(dāng)然，西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施以來(lái)，先后實(shí)施了“退耕還林”“退牧還草”“天然林保護(hù)”“京津風(fēng)沙源治理”等一系列生態(tài)環(huán)境保護(hù)工程，但這些工程的效果并不都體現(xiàn)在“三廢”排放的效果之中，同時(shí)，其環(huán)境保護(hù)效果也并不僅僅體現(xiàn)在西部地區(qū)。因此，從這個(gè)角度來(lái)講，西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施的生態(tài)環(huán)境保護(hù)效果可能被低估。值得注意的是，本文研究方法中選取的控制組除去西部12省以外的19個(gè)省市，這19個(gè)省市并未受到西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的影響。但是，其中的遼寧省、吉林省、黑龍江省等在2003年后開(kāi)始受到“振興東北老工業(yè)基地”戰(zhàn)略的影響，山西省、安徽省、江西省、河南省、湖北省和湖南省在2004年后也開(kāi)始受到“中部崛起”戰(zhàn)略的影響。因此，構(gòu)造的合成西部地區(qū)雖然沒(méi)有受到西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的影響，但在很大程度上受到了上述兩大戰(zhàn)略的影響，進(jìn)而可能低估了西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略對(duì)西部地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用以及生態(tài)環(huán)境的影響，也就是說(shuō)如果將“中部崛起”戰(zhàn)略、“東北老工業(yè)基地振興”戰(zhàn)略的影響考慮進(jìn)來(lái)，西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施效果將會(huì)更加明顯。

未來(lái)西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略要更加注重人力資本、研發(fā)等軟實(shí)力要素的投入，進(jìn)一步提升對(duì)外開(kāi)放的深度與廣度，在承接國(guó)內(nèi)外產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的過(guò)程中更加注重吸引國(guó)內(nèi)外創(chuàng)新要素的集聚，不斷優(yōu)化西部地區(qū)各省市區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新發(fā)展。同時(shí)，未來(lái)西部大開(kāi)放戰(zhàn)略實(shí)施中還需進(jìn)一步注重改善生態(tài)環(huán)境，進(jìn)一步強(qiáng)化節(jié)能減排的政策措施，控制并盡可能降低“三廢”的排放，堅(jiān)持走生態(tài)優(yōu)先、綠色發(fā)展之路，使綠水青山產(chǎn)生巨大生態(tài)效益、經(jīng)濟(jì)效益、社會(huì)效益，最終促進(jìn)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)、技術(shù)和生態(tài)環(huán)境的多方位協(xié)調(diào)發(fā)展。

本文在研究中將西部各省份合并成一個(gè)“總地區(qū)”作為研究對(duì)象。實(shí)際上，西部各省份之間、各城市之間的差異性很大。在新一輪的西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略設(shè)計(jì)和推進(jìn)中，應(yīng)依據(jù)各省份的經(jīng)濟(jì)、技術(shù)以及環(huán)境等方面的差異，因地制宜，采取精細(xì)、精準(zhǔn)的政策措施，促進(jìn)西部各省份之間的協(xié)調(diào)發(fā)展。實(shí)施西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略是一項(xiàng)長(zhǎng)期且艱巨的歷史任務(wù)，其戰(zhàn)略重點(diǎn)應(yīng)隨著時(shí)間推移，根據(jù)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)、技術(shù)、環(huán)境、社會(huì)等發(fā)展的實(shí)際情況而不斷調(diào)整優(yōu)化。在深入推進(jìn)西部大開(kāi)發(fā)的過(guò)程中，應(yīng)對(duì)各種政策進(jìn)行階段性的評(píng)估、修訂與調(diào)整，不斷總結(jié)經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)，通過(guò)政策的完善與調(diào)整，推進(jìn)西部地區(qū)在經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展中實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級(jí)，在轉(zhuǎn)型升級(jí)中實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展。

郭天配.2010.中國(guó)環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段性關(guān)系的實(shí)證研究[J].財(cái)經(jīng)問(wèn)題研究(4)：13-19.

淦未宇，徐細(xì)雄，易娟.2011我國(guó)西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施效果的階段性評(píng)價(jià)與改進(jìn)對(duì)策[J].經(jīng)濟(jì)地理(1)：40-46.

金相郁.2007.中國(guó)區(qū)域全要素生產(chǎn)率與決定因素：1996—2003[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論(5)：107-112.

李春頂.2009.中國(guó)制造業(yè)行業(yè)生產(chǎn)率的變動(dòng)及影響因素研究——基于DEA技術(shù)的1998—2007年行業(yè)面板數(shù)據(jù)分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究(12)：75-82.

劉平，王超，魏源送，秦晶.2011.技術(shù)進(jìn)步和結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)天津市工業(yè)廢水排放變化貢獻(xiàn)分析[J].環(huán)境科學(xué)學(xué)報(bào)(5)：1098-1104.

劉建國(guó).2014.區(qū)域經(jīng)濟(jì)效率與全要素生產(chǎn)率的影響因素及其機(jī)制研究[J].經(jīng)濟(jì)地理(7)：7-11.

劉克非，李志翠，徐波.2013.西部大開(kāi)發(fā)成效與中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂性——基于橫截面數(shù)據(jù)和面板數(shù)據(jù)的綜合考察[J].云南財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)(5)：59-65.

劉生龍，王亞華，胡鞍鋼. 2009.西部大開(kāi)發(fā)成效與中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂[J].經(jīng)濟(jì)研究(9)：94-105.

劉艷.2014.中國(guó)現(xiàn)代制造業(yè)全要素生產(chǎn)率研究[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究(2)：75-82.

毛其淋.2011.西部大開(kāi)發(fā)有助于縮小西部地區(qū)的收入不平等嗎？——基于雙倍差分法的經(jīng)驗(yàn)研究[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)(9)：94-103.

邵傳林.2014.西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響評(píng)估——基于雙重差分模型的實(shí)證研究[J].現(xiàn)代財(cái)經(jīng)(8)：26-33.

王瑞玲，陳印軍.2005.我國(guó)“三廢”排放的庫(kù)茲涅茨曲線特征及其成因的灰色關(guān)聯(lián)度分析[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境(2)：42-47.

王賢彬，聶海峰.2010.行政區(qū)劃調(diào)整與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].管理世界(4)：42-53.

王賢彬，謝小平.2012.區(qū)域市場(chǎng)的行政整合與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].南方經(jīng)濟(jì)(3)：23-36.

王艷芳，張俊.2014.奧運(yùn)會(huì)對(duì)北京空氣質(zhì)量的影響：基于合成控制法的研究[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境(5)：166-168.

夏飛，曹鑫，趙鋒.2014.基于雙重差分模型的西部地區(qū)“資源詛咒”現(xiàn)象的實(shí)證研究[J].中國(guó)軟科學(xué)(9)：127-135.

肖育才.2012.西部大開(kāi)發(fā)稅收優(yōu)惠政策評(píng)價(jià)及未來(lái)取向[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)(3)：85-92.

余靜文，王春超.2011.政治環(huán)境與經(jīng)濟(jì)發(fā)展——以海峽兩岸關(guān)系的演進(jìn)為例[J].南方經(jīng)濟(jì)(4)：30-39.

原毅軍，謝榮輝.2014.污染減排政策影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的門(mén)檻效應(yīng)存在嗎？[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論(5)：75-84.

張軍，吳桂英，張吉鵬.2004.中國(guó)省際物質(zhì)資本存量估算：1952—2000[J].經(jīng)濟(jì)研究(10)：35-44.

ABADIE A，GARDEAZABAL J.2003.The economics costs of conflict：A case study of the Basque Country[J].The American Economic Review，93(1)：113-132.

ALBERTO A，ALEXIS D，JENS H.2010.Synthetic control methods for comparative case studies：Estimating the effect of California’s tobacco control program[J].Journal of the American Statistical Association，105(490)：493-505.

BERTRAND M，DUFLO E，MULLAINATHAN S.2004.How much should we trust Difference-in-difference Estimates?[J]. Quarterly Journal of Economics，119(1)：249-275.

(編輯：朱德東；段文娟)

Evaluation on the Effects of the Transformation and Upgrading of the Western Development Strategy in China—Survey on Technological Progress and Ecological Environment Protection Based on Synthetic Control Method

ZHANG Xian-feng, YANG Dong-xu, SUN Hong-yan, LI Ying

(School of Economics, Hefei University of Technology, Hefei 230601, China)

This paper evaluates the effects of the transformation and upgrading of the implementation of the western development strategy from such two aspects as technological progress and the ecological environment protection by using synthetic control method. The analysis results show that in the perspective of technological progress, since the implementation of western development strategy, the overall TFP in the west region is higher than that of synthetic western region, that the TFP average yearly growth rate of the western region during 2000-2013 is also higher than that of synthetic western region, that the implementation of western development strategy boosts TFP growth in the western region on the whole, furthermore, in the perspective of ecological environment, the waste gas emission intensity in western region is lower than the synthetic western regions since 2005, that waste water discharge in the western region is lower than that of synthetic western region since 2010, however, the emission intensity of solid waste is persistently higher than that of synthetic western region, that the implementation of western development strategy has positive and negative impact on the ecological environment in western region, as a whole, the impact is positive. By further considering the factors such as the externality of ecological environment, the strategic implementation of Middle Rise and Northeast Old Industrial Site Promotion and so on, the implementation of western development strategy has boosting effect on the transformation and upgrading of the economic development in western region.

western development; transformation and upgrading; Synthetic Control Method; evaluation on effect of policy implementation; technological progress; ecological environment protection; total factor productivity(TFP); waste gas emission intensity; waste water discharge intensity; solid waste discharge intensity

F127；F224.0 Document code：AArticle ID：1674-8131(2016)03-0062-10

10.3969/j.issn.1674-8131.2016.03.008

2016-01-15；

2016-03-24

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金資助項(xiàng)目(14BJL088)

張先鋒(1968—)，男 ，湖北興山人；教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，現(xiàn)任合肥工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院國(guó)際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易系主任，主要從事區(qū)域經(jīng)濟(jì)理論與政策、國(guó)際貿(mào)易理論與政策研究。

F127；F224.0

A

1674-8131(2016)03-62-10