蒲龍

摘要：西部大開發(fā)戰(zhàn)略迄今已實(shí)施16年，作為影響范圍廣、持續(xù)時(shí)間長的國家級戰(zhàn)略政策，客觀評價(jià)其實(shí)施效果不僅有利于完善其未來發(fā)展，也對其他的區(qū)域政策有著重要的借鑒意義。本文從微觀層面出發(fā)，利用1999-2010年重點(diǎn)縣樣本評估西部大開發(fā)戰(zhàn)略對其經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，利用雙重差分法剝離其他干擾因素，發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)戰(zhàn)略能夠顯著提高西部地區(qū)重點(diǎn)縣人均實(shí)際國民生產(chǎn)總值0.061%，該結(jié)論也能通過相關(guān)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，表明西部大開發(fā)戰(zhàn)略在其實(shí)施的第一階段內(nèi)，有效地促進(jìn)了西部地區(qū)重點(diǎn)縣經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

關(guān)鍵詞：西部大開發(fā)戰(zhàn)略；重點(diǎn)縣；雙重差分法

中圖分類號：F127 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1000-176X（2017）02-0105-07

一、引言

2000年1月16日國務(wù)院西部地區(qū)開發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組成立，時(shí)任總理朱镕基同志擔(dān)任領(lǐng)導(dǎo)小組組長，西部大開發(fā)戰(zhàn)略正式全面推行。作為國家級戰(zhàn)略，其主要目標(biāo)是“把東部沿海地區(qū)的剩余經(jīng)濟(jì)發(fā)展能力，用以提高西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展水平、鞏固國防”。由此可見，平衡地區(qū)間差異以及提高西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是其主要目的。在過去的16年間，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)力得到大幅提升，基礎(chǔ)設(shè)施得到顯著改善，各項(xiàng)社會指標(biāo)較以往取得較大進(jìn)步。作為持續(xù)時(shí)間久、影響范圍大的區(qū)域性戰(zhàn)略政策，如何客觀地評價(jià)其政策效果成為研究熱點(diǎn)。西部大開發(fā)戰(zhàn)略在地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中究竟起到了什么樣的作用？是顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展還是落入了所謂的“政策陷阱”？客觀評價(jià)其政策效果不僅有利于未來完善西部大開發(fā)戰(zhàn)略。同時(shí)也能為類似的區(qū)域政策提供借鑒。

本文首次利用重點(diǎn)縣樣本數(shù)據(jù)從微觀層面分析西部大開發(fā)政策效果。黨的十八屆五中全會明確提出，要在2020年消除現(xiàn)有的近7000萬貧困人口，全國所有的重點(diǎn)縣要實(shí)現(xiàn)“脫帽”。所謂重點(diǎn)縣是指國家級貧困縣。最初于1986年確立，以縣為單位，1985年年人均收入低于150元的縣劃分為貧困縣，而對少數(shù)民族自治縣標(biāo)準(zhǔn)則有所放寬，共確立了331個(gè)貧困縣。1993年國務(wù)院發(fā)布了《國家八七扶貧攻堅(jiān)計(jì)劃》，依據(jù)1986年制定的標(biāo)準(zhǔn)，將年人均收入700元以上的縣調(diào)出貧困縣，將年人均收入低于400元的縣納入貧困縣。進(jìn)行大規(guī)模的重新調(diào)整后，最終確立的貧困縣為592個(gè)，覆蓋東、中、西部地區(qū)。2001年又出臺了《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2001-2010）》，為了不引起歧義，統(tǒng)一將“貧困縣”改為“國家扶貧重點(diǎn)開發(fā)縣”。簡稱“重點(diǎn)縣”。另外，該綱要將東部地區(qū)重點(diǎn)縣全部調(diào)出，增加了中西部重點(diǎn)縣數(shù)目同時(shí)保留總量不變，即仍然有592個(gè)重點(diǎn)縣。2011年根據(jù)《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2011-2020）》，將部分經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快的重點(diǎn)縣調(diào)出，同時(shí)將部分比較困難的非重點(diǎn)縣調(diào)入，按照“一進(jìn)一出”的規(guī)則，重點(diǎn)縣總數(shù)仍保持為592個(gè)。

從重點(diǎn)縣的改革歷程來看，盡管經(jīng)過兩次較大規(guī)模的調(diào)整，重點(diǎn)縣總數(shù)在1993年確定后就一直保持為592個(gè)。為了保持樣本的連續(xù)性，我們選取了經(jīng)過兩次調(diào)整后一直屬于重點(diǎn)縣的子樣本，共444個(gè)，其中288個(gè)屬于西部，156個(gè)屬于中部。利用2000年提出的西部大開發(fā)作為外生政策沖擊，由于政策的地域指向性，西部地區(qū)重點(diǎn)縣成為處理組，而中部地區(qū)重點(diǎn)縣成為控制組。不同于以往文獻(xiàn)中以省級政府或全國所有地市級政府來劃分處理組和控制組，本文從重點(diǎn)縣的角度進(jìn)行研究使得控制組和處理組之間的可比性提高，能夠較好地滿足雙重差分的應(yīng)用條件。

二、文獻(xiàn)綜述

研究西部大開發(fā)以及重點(diǎn)縣的文獻(xiàn)較多，但是將兩者聯(lián)合起來的幾乎沒有，因而文獻(xiàn)回顧從西部大開發(fā)和重點(diǎn)縣兩個(gè)脈絡(luò)進(jìn)行，并關(guān)注西部大開發(fā)的文獻(xiàn)。關(guān)于評估西部大開發(fā)效果的文獻(xiàn)，早期主要集中于定性研究，闡述西部大開發(fā)戰(zhàn)略的必要性以及應(yīng)發(fā)揮的作用。強(qiáng)調(diào)西部大開發(fā)政策能夠促進(jìn)要素的合理流動，從而調(diào)動資源發(fā)展區(qū)域經(jīng)濟(jì)。此外也有部分文獻(xiàn)從西部大開發(fā)的角色人手，詳細(xì)闡述了政府、市場以及企業(yè)的主體行為，認(rèn)為政府應(yīng)該是引導(dǎo)和宏觀調(diào)控的行為主體，市場是促進(jìn)資源合理流動的主要機(jī)制，而企業(yè)則是西部大開發(fā)落實(shí)的主體。隨著西部大開發(fā)第一階段的完成，對其政策評價(jià)又重新成為學(xué)界的研究熱點(diǎn)，程瑜和李瑞娥從制度層面進(jìn)行反思，認(rèn)為西部大開發(fā)不僅要促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，同時(shí)也要探索實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的理論基礎(chǔ)。趙曦等認(rèn)為，在西部大開發(fā)下一階段中仍要大力發(fā)展可能促進(jìn)西部地區(qū)內(nèi)生增長的機(jī)制，如優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、培育創(chuàng)新意識等。劉忠等則對第一階段中關(guān)于西部大開發(fā)的文獻(xiàn)進(jìn)行了梳理，并結(jié)合實(shí)際進(jìn)行了反思。

隨著技術(shù)手段的不斷提升。對于西部大開發(fā)政策效果的定量評估也逐步增多。不過大量的計(jì)量研究從單差法的角度進(jìn)行衡量，即單一地就西部地區(qū)在實(shí)施西部大開發(fā)前后數(shù)據(jù)進(jìn)行對比?；蚺c中東部地區(qū)進(jìn)行比較，如淦未宇等從宏觀經(jīng)濟(jì)水平、工業(yè)化發(fā)展進(jìn)程、居民生活質(zhì)量和生態(tài)發(fā)展?fàn)顩r出發(fā)，對比西部大開發(fā)實(shí)施前后的影響，認(rèn)為西部大開發(fā)全面促進(jìn)了西部地區(qū)的社會發(fā)展。田雙全和黃應(yīng)繪從居民收入差距的視角出發(fā)，認(rèn)為西部大開發(fā)有效遏制了城鄉(xiāng)居民相對收入差距的擴(kuò)大。李靖宇和王文憑也以西部大開發(fā)實(shí)施近10年的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)為分析背景，肯定了西部大開發(fā)戰(zhàn)略在實(shí)施期間對西部地區(qū)的顯著促進(jìn)作用。喬寧寧和王新雅發(fā)現(xiàn)自實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略后，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長由原來沿著均衡路徑穩(wěn)態(tài)發(fā)展轉(zhuǎn)變?yōu)榘l(fā)散性增長，西部地區(qū)各省份經(jīng)濟(jì)增長也呈現(xiàn)較為明顯的發(fā)散跡象。他們認(rèn)為，西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長將成為中國經(jīng)濟(jì)增長的新動力。石清華也認(rèn)為實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略后西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)并不是收斂性的。而是發(fā)散性的。這些研究都在肯定西部地區(qū)在實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略以來的經(jīng)濟(jì)顯著增長，但是并未完全得到西部大開發(fā)戰(zhàn)略的政策效應(yīng)，因?yàn)殡S著科技不斷進(jìn)步，即使不存在西部大開發(fā)政策，西部地區(qū)的這些社會指標(biāo)也能夠得到提高，而僅僅從單差法角度衡量，無法剝離其他的干擾因素。

對于如何有效地剔除干擾因素的影響，理論界逐步傾向于更為合理的估計(jì)方法即雙重差分，由于西部大開發(fā)戰(zhàn)略可以認(rèn)為是一種準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，因而可以利用雙重差分來評估其政策效果。如劉生龍等發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施以來顯著促進(jìn)了西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)存在條件收斂。毛其淋發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)戰(zhàn)略顯著地縮小了西部地區(qū)的收入差距。江明軒研究了西部大開發(fā)戰(zhàn)略中的稅收優(yōu)惠政策對外商投資的影響，他發(fā)現(xiàn)該政策能夠促進(jìn)外商在西部地區(qū)的投資，但是效果并不明顯。邵帥和齊中英發(fā)現(xiàn)我國確實(shí)存在所謂的“資源詛咒”現(xiàn)象，即能源開發(fā)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展負(fù)相關(guān)，而西部大開發(fā)戰(zhàn)略的推進(jìn)使得這種現(xiàn)象更加明顯。但夏飛等得出的結(jié)論正好相反，他們發(fā)現(xiàn)，在實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略以前，西部地區(qū)存在著“資源詛咒”現(xiàn)象，但是實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略后這種現(xiàn)象得到了一定程度的緩解。這些研究都以自然實(shí)驗(yàn)的方式剝離了干擾因素，分析西部大開發(fā)戰(zhàn)略的政策效果。值得注意的是這些以雙重差分為計(jì)量手段的文獻(xiàn)，都是從省級層面來劃分處理組和控制組，將西部地區(qū)省份作為處理組，將中東部地區(qū)省份作為控制組。除了從省級層面分析外，有極少數(shù)文獻(xiàn)能夠從較微觀的視角入手，如劉瑞明和趙仁杰發(fā)現(xiàn)從地市級層面來看，西部大開發(fā)戰(zhàn)略并沒有促進(jìn)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，反而由于相關(guān)法律法規(guī)缺失、扭曲激勵(lì)機(jī)制等因素，西部大開發(fā)戰(zhàn)略陷入了“政策陷阱”，其指出從省級層面來評估西部大開發(fā)戰(zhàn)略的政策效果并不滿足雙重差分的適用性條件，應(yīng)采用PSM-DID即基于傾向匹配得分的雙重差分來替代傳統(tǒng)的雙重差分進(jìn)行政策評估。

本文的研究重點(diǎn)為西部大開發(fā)戰(zhàn)略對重點(diǎn)縣經(jīng)濟(jì)的影響，主要原因是不同地區(qū)的重點(diǎn)縣同屬一個(gè)類別。因而相對于全部縣級政府而言具有更高的可比性。當(dāng)前關(guān)于重點(diǎn)縣研究的文獻(xiàn)眾多，主要集中于評價(jià)政府各項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付以及項(xiàng)目的績效。MengTM]利用斷點(diǎn)回歸的方法研究了中國的八七扶貧攻堅(jiān)計(jì)劃實(shí)施的效果，發(fā)現(xiàn)在1994-2000年，其能顯著提高農(nóng)民收入0.380%。Park等等利用倍差分研究分析了第一次扶貧攻堅(jiān)計(jì)劃的實(shí)施效果。增長模型發(fā)現(xiàn)。貧困縣的收入增長率在1985-1992年為2.280%，在1992-1995年為0.910%。張彬斌和陳小利研究了重點(diǎn)縣的扶貧政策對其人力資本形成產(chǎn)生的效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)政策實(shí)施對在校學(xué)生數(shù)和平均受教育年限為代表的人力資本存量顯著增加，而對以師生數(shù)量比例關(guān)系為代表的教育質(zhì)量的影響不明顯。

綜上，目前對于西部大開發(fā)戰(zhàn)略以及重點(diǎn)縣的研究是分割開的，然而，西部大開發(fā)戰(zhàn)略勢必會對西部地區(qū)的重點(diǎn)縣帶來影響。本文擬利用西部大開發(fā)戰(zhàn)略作為外生變量，研究其對西部地區(qū)重點(diǎn)縣經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，相比已有研究而言，本文可能產(chǎn)生的創(chuàng)新點(diǎn)主要有：第一，首次從重點(diǎn)縣層面進(jìn)行研究，研究層面較為微觀，所獲得數(shù)據(jù)樣本更為詳細(xì)，能夠較好地提高估計(jì)精度，并且相對于省級政府或地市級政府而言，能夠較好地滿足不同組別的可比性，當(dāng)然在后文中進(jìn)行了同趨勢性檢驗(yàn)。第二，從重點(diǎn)縣層面出發(fā)，能夠評價(jià)西部大開發(fā)政策對于地區(qū)內(nèi)部不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平縣域的影響，而這一影響僅從省級層面或者地市級層面是無法得到的。

三、計(jì)量模型及相關(guān)數(shù)據(jù)處理

（一）研究設(shè)計(jì)

雙重差分是一種項(xiàng)目評估的計(jì)量處理方法，來源于自然實(shí)驗(yàn)的思想，受啟發(fā)于醫(yī)學(xué)上對新藥物療效的實(shí)驗(yàn)，經(jīng)濟(jì)學(xué)家利用自然實(shí)驗(yàn)來對項(xiàng)目進(jìn)行評估。理想的自然實(shí)驗(yàn)是指控制組和處理組的選擇是隨機(jī)的，而且兩者在實(shí)驗(yàn)前具有相同的時(shí)間趨勢。應(yīng)用到經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，一方面，理想的自然實(shí)驗(yàn)受到多方面限制不容易實(shí)施；另一方面，客觀存在一些天然的自然實(shí)驗(yàn)（如政策的改變僅僅影響部分樣本等），一般將這些自然實(shí)驗(yàn)稱為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。通過分析處理組和控制組在實(shí)驗(yàn)前后的變化，就可以捕捉政策帶來的影響。

西部大開發(fā)戰(zhàn)略是天然形成的一次準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，可以利用雙重差分對其進(jìn)行分析。需要注意的是，目前，文獻(xiàn)中極少數(shù)從較微觀層面出發(fā)，如從地市級層面評估西部大開發(fā)政策，絕大多數(shù)文獻(xiàn)均從省級層面考慮。認(rèn)為西部省份屬于處理組，而相應(yīng)的中東部省份屬于控制組。筆者認(rèn)為這種處理有欠妥之處，主要原因在于使用雙重差分的重要前提是實(shí)驗(yàn)組和處理組在實(shí)驗(yàn)前具有相同的變化趨勢，而我國東中西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異明顯，即使沒有改革，其經(jīng)濟(jì)增長趨勢也不盡相同，而且眾多控制變量也無法消除趨勢之間的差異。因而省級層面的數(shù)據(jù)無法可靠保證實(shí)驗(yàn)組和處理組的同趨勢假設(shè)，并且在這類文獻(xiàn)中也沒有進(jìn)行相關(guān)的同趨勢假設(shè)檢驗(yàn)。目前鮮有文獻(xiàn)能夠從微觀層面來評估西部大開發(fā)戰(zhàn)略的政策效果。本文利用雙重差分來評估西部大開發(fā)戰(zhàn)略的政策效果，不同于已有研究，將重點(diǎn)縣作為主要研究對象，一方面，數(shù)據(jù)更為翔實(shí)，能夠較好地提高估計(jì)精度；另一方面，由于重點(diǎn)縣經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況較為類似，能夠在一定程度上緩和不同地區(qū)發(fā)展水平明顯不同所帶來的問題，相對于省級或地市級數(shù)據(jù)更容易滿足同趨勢的前提假設(shè)。

（二）指標(biāo)選取及計(jì)量模型

本文將重點(diǎn)縣的人均實(shí)際GDP的自然對數(shù)值以及實(shí)際GDP的自然對數(shù)值作為被解釋變量。由于缺乏縣級政府在各個(gè)年份中的價(jià)格指數(shù)，將縣級政府所在省份的價(jià)格指數(shù)作為統(tǒng)一的衡量標(biāo)準(zhǔn)，將每年的名義GDP轉(zhuǎn)化為以1997年為不變價(jià)格的實(shí)際GDP，另外根據(jù)縣級人口數(shù)據(jù)，將其轉(zhuǎn)化為人均實(shí)際GDP。其中，人口數(shù)據(jù)和GDP數(shù)據(jù)均來源于《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，由于該數(shù)據(jù)只從2000年開始統(tǒng)計(jì)，因而我們也查閱相關(guān)省份的統(tǒng)計(jì)年鑒并補(bǔ)充了人口及GDP數(shù)據(jù)。

為了控制其他影響因素，參照劉瑞明和趙仁杰的研究，同時(shí)根據(jù)縣級數(shù)據(jù)的可獲得性，篩選出其他控制變量。本文選取財(cái)政支出占當(dāng)?shù)谿DP的比重來衡量政府作用，選取人均基本建設(shè)支出的自然對數(shù)值作為控制變量。由于縣級政府的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展也發(fā)揮著重要作用，因此，本文分別控制了第一產(chǎn)業(yè)及第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重，來捕捉經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化產(chǎn)生的影響。目前，高儲蓄率對社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生重要影響，因而本文也控制了縣級層面儲蓄率。另外，地理位置對重點(diǎn)縣的經(jīng)濟(jì)發(fā)展也具有一定的影響，分別將hill（是否為山區(qū)縣）、minor（是否是少數(shù)民族縣）以及border（是否是內(nèi)陸邊境縣）作為地理位置虛擬變量。另外。本文亦包括了1999-2010年的10年時(shí)間虛擬變量。主要變量及計(jì)算方法如表1所示。

本文設(shè)計(jì)雙重差分模型如下：

（1）

其中，Y_it為第i個(gè)縣在第t年的實(shí)際人均GDP自然對數(shù)值或?qū)嶋HGDP自然對數(shù)值。west-develop_it=west_it×year_it，為兩個(gè)虛擬變量的乘積，表示西部大開發(fā)戰(zhàn)略變量。west_it是二值虛擬變量，如果樣本屬于西部地區(qū)重點(diǎn)縣，則west_it=1；反之，west_it=0。類似地，如果樣本處于西部大開發(fā)當(dāng)年及以后，即2000年及以后，則year_it=1；反之，year_it=0。X為上文所涉及到的控制變量，u_i為不隨時(shí)間變化的縣級固定效應(yīng)，u_t為時(shí)間固定效應(yīng)，ε_it為滿足獨(dú)立同分布的隨機(jī)干擾項(xiàng)。系數(shù)λ表示為處理組在事件發(fā)生前后的差異減去控制組在事件發(fā)生前后的差異。即所謂的雙重差分。與經(jīng)典雙重差分相比，本文采用的面板雙重差分模型有以下兩個(gè)特點(diǎn)：第一。采用面板數(shù)據(jù)可以消除個(gè)體的固定效應(yīng)，如果采用混合OLS回歸，由于個(gè)體的固定效應(yīng)可能與控制變量有關(guān)，會導(dǎo)致估計(jì)的不一致。第二，面板雙重差分模型中，傳統(tǒng)意義上的處理組和事件組這兩類虛擬變量，進(jìn)入了模型中的控制變量和時(shí)間固定效應(yīng)。

（三）數(shù)據(jù)來源及處理

本文采用的數(shù)據(jù)主要來源于《中國縣（市）社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，該年鑒從1999年開始進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，因此，本文選擇樣本的時(shí)間起點(diǎn)為1999年。我們將研究的終點(diǎn)設(shè)置為2010年，主要有兩點(diǎn)原因：第一，重點(diǎn)縣名單的最新調(diào)整是根據(jù)《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2011-2020）》而來的，部分發(fā)展較好的縣已經(jīng)退出重點(diǎn)縣范疇，而又補(bǔ)充了部分發(fā)展不好的縣，我們研究一直處于重點(diǎn)縣的樣本，能夠較好地滿足可比性。第二，西部大開發(fā)戰(zhàn)略明確提出了三個(gè)階段，而2000-2010年是西部大開發(fā)戰(zhàn)略奠定基礎(chǔ)的階段，本文旨在觀察在這一階段中其對西部地區(qū)重點(diǎn)縣的影響。另外，由于《中國縣（市）社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》從2001年后取消報(bào)告縣級GDP數(shù)據(jù)，以及存在缺失部分統(tǒng)計(jì)資料，我們利用《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及相關(guān)省份的統(tǒng)計(jì)年鑒對部分缺失值進(jìn)行了補(bǔ)充。同時(shí)，為了避免極端值帶來的干擾，本文利用winsor命令對各項(xiàng)指標(biāo)剔除了1%的異常值，最終得到的數(shù)據(jù)為1999-2010年共444個(gè)重點(diǎn)縣的非平衡面板數(shù)據(jù)，描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。

四、結(jié)果分析

（一）適用性檢驗(yàn)

在進(jìn)行具體分析前，需要對樣本是否適用于雙重差分進(jìn)行驗(yàn)證。理想的自然實(shí)驗(yàn)是指實(shí)驗(yàn)對于處理組和控制組而言都是外生的，不存在選擇性偏誤。但是在實(shí)際操作中，這一條件一般不易滿足，因而在政策評估中，往往以準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)來代替自然實(shí)驗(yàn)。具體到本文的研究中，外生性是指能否成為處理組與回歸的殘差項(xiàng)是否相關(guān)，由于殘差項(xiàng)無法觀測。因而無法從技術(shù)上檢驗(yàn)這一條件，但是如果控制了縣級層面的不可觀測效應(yīng)，那么這一問題就會得到緩解。對于雙重差分而言，還有一個(gè)前提假設(shè)為同趨勢檢驗(yàn)。因?yàn)橹挥斜ＷC了處理組和控制組在實(shí)驗(yàn)前具有相同的趨勢，交互項(xiàng)的系數(shù)才能捕捉到所謂的處置效應(yīng)。

本文的研究對象是重點(diǎn)縣，屬于同一類別，相對于省一級或地市一級而言，樣本間的差異程度能夠得到一定的緩解。目前，對雙重差分同趨勢性檢驗(yàn)的主要做法是在實(shí)驗(yàn)前重新進(jìn)行雙重差分，理論上講，如果在實(shí)驗(yàn)前，交互項(xiàng)的系數(shù)就出現(xiàn)了顯著性差異，那么說明處理組和控制組在實(shí)驗(yàn)前的發(fā)展趨勢就不一樣，后面得出的結(jié)論就不一定是實(shí)驗(yàn)所導(dǎo)致的。而如果在實(shí)驗(yàn)前其交互項(xiàng)系數(shù)不顯著，則說明處理組和控制組在實(shí)驗(yàn)前滿足同趨勢的假設(shè)。但對本文的研究而言，這種處理方法的確有挑戰(zhàn)性，由于主要數(shù)據(jù)來源于《中國縣（市）社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，但該年鑒只是從1999年才開始統(tǒng)計(jì)，本文無法得到相應(yīng)變量在1999年之前的數(shù)據(jù)，而且由于分省數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑的不一致性，缺失部分重要變量無法通過逐一查詢來補(bǔ)充。最終，本文參照鄭新業(yè)等同趨勢性檢驗(yàn)的做法，利用改革前一年即1999年的數(shù)據(jù)，用人均實(shí)際GDP自然對數(shù)值或?qū)嶋HGDP自然對數(shù)值的一階差分作為被解釋變量，核心解釋變量為是否為處理組，檢驗(yàn)結(jié)果表明無論采用哪種指標(biāo)作為被解釋變量，是否成為處理組對其影響均是不顯著的，因此，從一定程度上可以說明，處理組和控制組在實(shí)驗(yàn)前已具有共同的時(shí)間趨勢。

（-）估計(jì)結(jié)果

由于研究的樣本屬于面板數(shù)據(jù)，因而本文利用面板雙重差分模型對式（1）進(jìn)行估算，結(jié)果如表3所示。具體而言，模型1、模型2、模型3的被解釋變量為人均實(shí)際GDP自然對數(shù)值，而模型4、模型5、模型6的被解釋變量為實(shí)際GDP自然對數(shù)值。其中，模型l和模型4采用OLS模型，模型2、模型3、模型5、模型6為固定效應(yīng)模型。模型2、模型5沒有添加任何控制變量，模型3、模型6則添加了所有的控制變量。另外，由于固定效應(yīng)模型無法估計(jì)出不隨時(shí)間改變的地理位置虛擬變量，因而在模型2、模型3、模型5、模型6中，沒有添加地理位置虛擬變量。

由表3可以看出，無論是采取OLS模型或固定效應(yīng)模型，西部大開發(fā)戰(zhàn)略對重點(diǎn)縣經(jīng)濟(jì)的影響都是顯著為正的。具體而言，在OLS模型中，西部大開發(fā)戰(zhàn)略顯著提高了重點(diǎn)縣人均實(shí)際GDP自然對數(shù)值0.182%，顯著提高實(shí)際GDP自然對數(shù)值0.542%?？刂谱兞恐?，政府支出、第一產(chǎn)業(yè)占比以及儲蓄率對重點(diǎn)縣的人均實(shí)際GDP或?qū)嶋HGDP均有顯著的負(fù)向影響。逐一分析，財(cái)政支出占比越高，說明當(dāng)?shù)厥袌龌潭容^低，不利于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。第一產(chǎn)業(yè)占比越高，說明地方經(jīng)濟(jì)對農(nóng)業(yè)依賴程度較高，由于農(nóng)業(yè)產(chǎn)品附加價(jià)值較低，不利于地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展。過高的儲蓄率反應(yīng)出消費(fèi)疲軟同樣不利于經(jīng)濟(jì)增長?；窘ㄔO(shè)支出和第二產(chǎn)業(yè)占比對重點(diǎn)縣經(jīng)濟(jì)有顯著的正向影響。一方面，基本建設(shè)支出的增加既可以直接增加投資，也可以通過完善基礎(chǔ)設(shè)施條件。從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；另一方面，第二產(chǎn)業(yè)附加價(jià)值較高，也能帶動其他產(chǎn)業(yè)發(fā)展，給經(jīng)濟(jì)增長帶來正向影響?？紤]到影響縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不可觀測因素可能會對控制變量產(chǎn)生影響，從而造成內(nèi)生性問題使得估計(jì)產(chǎn)生偏誤，因而利用面板雙重差分的方法進(jìn)行估計(jì)，如表3中模型2、模型3、模型5和模型6所示。在模型2、模型5中。沒有添加任何控制變量，只是控制了縣級固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，結(jié)果顯示西部大開發(fā)戰(zhàn)略對重點(diǎn)縣的人均實(shí)際GDP自然對數(shù)值和實(shí)際GDP自然對數(shù)值均有顯著的正向作用，但是影響系數(shù)相比OLS模型有所下降。模型3、模型6中控制了所有的解釋變量，實(shí)證結(jié)果顯示調(diào)整后的R²有所提升，說明模型得到改進(jìn)，西部大開發(fā)戰(zhàn)略對重點(diǎn)縣經(jīng)濟(jì)的發(fā)展影響顯著為正，但系數(shù)進(jìn)一步下降。具體而言，西部大開發(fā)戰(zhàn)略顯著提高了重點(diǎn)縣人均實(shí)際GDP自然對數(shù)值0.061%，顯著提高實(shí)際GDP自然對數(shù)值0.062%。各控制變量中政府支出、第一產(chǎn)業(yè)占比及儲蓄率顯著降低重點(diǎn)縣的實(shí)際人均GDP和實(shí)際GDP，基本建設(shè)支出占比和第二產(chǎn)業(yè)占比則對重點(diǎn)縣經(jīng)濟(jì)有著正向促進(jìn)作用，但第二產(chǎn)業(yè)占比的正向促進(jìn)作用并不顯著?？梢?，西部大開發(fā)戰(zhàn)略顯著地促進(jìn)了西部地區(qū)重點(diǎn)縣經(jīng)濟(jì)增長，并沒有掉入所謂的“政策陷阱”。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證上文結(jié)論的可靠性，需進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。一般而言，穩(wěn)健性檢驗(yàn)主要包括改變變量、改變估計(jì)方法及安慰劑檢驗(yàn)等?？紤]到本文的研究特點(diǎn)，主要從改變變量和改變估計(jì)方法兩個(gè)角度進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

首先，對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展而言，除了利用人均實(shí)際GDP或?qū)嶋HGDP外，還可以利用經(jīng)濟(jì)增長率來表示。因而本文查詢分省統(tǒng)計(jì)年鑒，補(bǔ)充了重點(diǎn)縣1998年的實(shí)際人均GDP，計(jì)算出其經(jīng)濟(jì)增長率，以此為被解釋變量評估西部大開發(fā)戰(zhàn)略對其影響。另外考慮到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對經(jīng)濟(jì)增長率的影響，分別添加了人均實(shí)際GDP的滯后一期。可以看出，變換被解釋變量后，西部大開發(fā)戰(zhàn)略對重點(diǎn)縣經(jīng)濟(jì)增長率的影響顯著為正。各控制變量和表3類似。另外，新添加的人均實(shí)際GDP的滯后一期對其經(jīng)濟(jì)增長率有顯著的負(fù)向影響，說明重點(diǎn)縣經(jīng)濟(jì)增長具有收斂性，與劉生龍等從省級層面得出的結(jié)論一致。

其次，考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展的慣性，本文采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)來評估西部大開發(fā)戰(zhàn)略對重點(diǎn)縣經(jīng)濟(jì)的影響。由于解釋變量中添加了被解釋變量的一階限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未在正文列示，留存?zhèn)渌鳌?，不可避免地出現(xiàn)了內(nèi)生性問題，使得原有估計(jì)方法失效。引入動態(tài)變化的模型一般是利用廣義矩估計(jì)的方法來處理，包括差分GMM、水平GMM以及系統(tǒng)GMM三種方法。其中，系統(tǒng)GMM是將差分方程和水平方程作為一個(gè)系統(tǒng)方程進(jìn)行GMM估計(jì)，在一定程度上融合了差分GMM和水平GMM，因而本文運(yùn)用系統(tǒng)GMM進(jìn)行檢驗(yàn)。當(dāng)引入動態(tài)模型后，被解釋變量的一階滯后均顯著為正。一方面，說明了引入動態(tài)面板的合理性；另一方面，也符合現(xiàn)實(shí)，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有一定慣性。對于系統(tǒng)GMM模型而言。還需要觀察Arellano-Bond檢驗(yàn)和Hanse檢驗(yàn)。模型Arellano-Bond檢驗(yàn)和Hanse檢驗(yàn)均能通過，說明系統(tǒng)GMM是合適的估計(jì)方法。引入被解釋變量的動態(tài)變化后，西部大開發(fā)戰(zhàn)略依然顯著促進(jìn)了西部地區(qū)重點(diǎn)縣經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，具體而言，西部大開發(fā)戰(zhàn)略顯著提高了西部地區(qū)重點(diǎn)縣的人均實(shí)際GDP自然對數(shù)值0.042%，顯著提高實(shí)際GDP自然對數(shù)值0.113%。各控制變量和表3類似，即政府支出、第一產(chǎn)業(yè)占比以及儲蓄率對重點(diǎn)縣經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的負(fù)向影響，而人均基本建設(shè)支出和第二產(chǎn)業(yè)占比具有顯著的正向影響。

通過上述檢驗(yàn)。我們認(rèn)為前文結(jié)論是穩(wěn)健的，西部大開發(fā)戰(zhàn)略顯著地促進(jìn)了西部地區(qū)重點(diǎn)縣經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

五、結(jié)論

作為促進(jìn)落后地區(qū)發(fā)展的國家級戰(zhàn)略，西部大開發(fā)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響逐漸顯現(xiàn)。本文從重點(diǎn)縣的角度出發(fā)，評估西部大開發(fā)戰(zhàn)略對西部地區(qū)重點(diǎn)縣經(jīng)濟(jì)的影響。實(shí)證結(jié)果表明，西部大開發(fā)戰(zhàn)略顯著促進(jìn)了西部地區(qū)重點(diǎn)縣經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。該結(jié)論也能通過相應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。當(dāng)然，本文也存在一定的不足，首先受限于樣本數(shù)據(jù)。不能控制住人力資本方面的影響，本文也嘗試?yán)弥攸c(diǎn)縣在校生數(shù)來替代，但是實(shí)證結(jié)論不明顯。對于文獻(xiàn)中常采用的人均受教育年限。由于數(shù)據(jù)的缺失也無法來彌補(bǔ)。其次，由于《中國縣（市）社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》從1999年開始統(tǒng)計(jì)，因而本文樣本起點(diǎn)設(shè)置靠近西部大開發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施年份，無法通過常見的檢驗(yàn)同趨勢性的方法來進(jìn)行檢驗(yàn)。這些不足有待以后隨著數(shù)據(jù)及方法的改進(jìn)而彌補(bǔ)。總之，西部大開發(fā)戰(zhàn)略是一項(xiàng)長期任務(wù)，對于重點(diǎn)縣而言，面臨的挑戰(zhàn)與機(jī)遇同在，如何在下一步西部大開發(fā)戰(zhàn)略中把握時(shí)機(jī)提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，值得我們持續(xù)關(guān)注。

（責(zé)任編輯：徐雅雯）