王升泉+陳浪南+李涵靜

摘要：本文采用差分內差分方法對我國中部崛起政策應對區(qū)域發(fā)展不均衡的有效性進行實證研究。實證表明。短期內經(jīng)濟增長出現(xiàn)了收斂，但這種收斂趨勢在中長期中消失。短期內，政策促進人均GDP增長率提升0.75%，中長期僅提升0.19%。穩(wěn)健性檢驗發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)和農(nóng)村人均消費水平在初始消費水平上均出現(xiàn)收斂，但前者的趨同效應大于后者。本文表明，中部各省與東部各省在近20年的發(fā)展中存在收斂趨勢，政策在總體上是有效的，但在不同時期和不同群體的效果存在差異。

關鍵詞：中部崛起政策；區(qū)域政策；有效性；差分內差分；GMM

文獻標識碼：A 文章編號：1002—2848—2017（02）—0001—10

一、引言

自改革開放實施以來，我國經(jīng)濟高速增長的同時，收入分配差距不斷擴大。從基尼系數(shù)來看，20世紀80年代時，我國基尼系數(shù)在0.20附近浮動，是公認的世界上最公平的國家之一。而步入21世紀后。基尼系數(shù)曾一度逼近0.50，已經(jīng)成為全球收入差距較大的國家之一。國內外許多學者曾指出收入不平等對經(jīng)濟增長的危害。

導致我國居民收入差距擴大的原因很多，其中區(qū)域發(fā)展不平衡即四大板塊（東部、中部、西部、東北部）的經(jīng)濟發(fā)展差距擴大是其中一個重要的原因。圖1描繪了我國區(qū)域發(fā)展不均衡的情況：東部沿海地區(qū)的發(fā)展水平超過全國平均水平，遠超其他地區(qū)；東北地區(qū)與全國平均水平相當，中、西部則低于全國平均水平。但另一方面，從圖1中也可以發(fā)現(xiàn)，中、西部的增長速度在2004年左右有了明顯提升。

對于我國而言，尤其自改革開放以來，在國家“非均衡發(fā)展戰(zhàn)略”下，受優(yōu)先發(fā)展東部沿海地區(qū)的區(qū)域傾斜發(fā)展政策的影響，我國東部沿海開放地區(qū)經(jīng)濟增長速度遠遠高于內地，從而出現(xiàn)了東、中、西部和東北地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的嚴重失衡。為了改善區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡的現(xiàn)狀，國家在宏觀層面也采取了一定的措施，其中針對不同地區(qū)不同的區(qū)域政策是重要的均衡發(fā)展舉措。除了四大板塊劃分的區(qū)域政策外，近年來政府還相繼推出了三大經(jīng)濟帶支撐經(jīng)濟發(fā)展的區(qū)域政策。由于這些政策已經(jīng)實施多年，在我國經(jīng)濟進入新常態(tài)情況下，評估這些區(qū)域政策的有效性是當前我國需要研究的重要課題。

本文采用差分內差分方法并采用1994—2014年的中、東部省際面板數(shù)據(jù)對我國四大板塊中的中部崛起政策的有效性進行實證研究。本文的創(chuàng)新體現(xiàn)在：首次在我國采用實證研究的方法結合收斂性研究評價了中部崛起這一區(qū)域政策的有效性。此外，本文以四大板塊為研究對象，以區(qū)別于國內同類研究多以三大區(qū)域為研究對象。

二、文獻綜述

國外學者對區(qū)域政策有效性的研究起步較早，并且集中于區(qū)域政策對區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展收斂性的研究。WiHiamson首次提出區(qū)域收入趨同假說。自此之后，大量學者對區(qū)域收斂是否存在開展研究，基于美國數(shù)據(jù)樣本的相關研究文獻包括：Amos對1950年的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，美國的區(qū)域差距有逐步擴大的趨勢，并提出“經(jīng)濟發(fā)展后期地區(qū)間收入趨異”假說。Cadino & Mills利用1929-1990年的數(shù)據(jù)，研究認為美國區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展存在β收斂。Caselli & Coleman強調了經(jīng)濟結構轉型對美國南北工資差距收斂的影響。Lall & Yilmaz將公共資本、區(qū)域產(chǎn)出和私人部門生產(chǎn)率三者聯(lián)合起來，研究表明收斂速度決定于州個體特征和相鄰州技能工人的供給情況。

大量文獻基于美國外樣本對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展收斂性開展研究，代表性文獻包括：Sala-I-Matin將區(qū)域經(jīng)濟收斂的研究延伸至美國、日本及五個歐洲國家的經(jīng)濟收斂，研究結果表明經(jīng)濟體之間以每年大約2%的速度收斂。Boldrin & Canova研究表明區(qū)域政策擴大了歐元區(qū)區(qū)域間的收入不平等，并指出歐元區(qū)應盡快實施區(qū)域政策改革。Gezici & Hew-ings基于1980-1997年的數(shù)據(jù)，研究表明土耳其各省及各功能區(qū)之間均沒表現(xiàn)出收斂的趨勢。Chikte研究了在1991年經(jīng)濟改革背景下印度區(qū)域經(jīng)濟增長與收斂，表明在研究樣本的15個州里存在很強的經(jīng)濟發(fā)散趨勢，該結論與以往的研究有所不同。

除此之外，國外學者還提出并使用了多種區(qū)域政策評價的方法，既有的文獻包括：Isserman & Merri-field提出了區(qū)域政策效果評價的擬實驗方法，該方法融合了控制組（control group）概念及被廣泛應用于區(qū)域政策評價的份額轉移（share shifting）框架。Biles通過使用空間計量經(jīng)濟模型克服區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展的反饋效應，對墨西哥尤卡坦半島的區(qū)域政策效應進行評估。Gieseeke & Madden認為區(qū)域政策效果的評價缺乏事實依據(jù)是目前評估方法的主要挑戰(zhàn)，提出使用基于區(qū)域政策事實的可計算一般均衡模型（CGE）對政策效果進行評價及預測。Campbell & Ballas使用空間微觀模擬的方法來分析蘇格蘭區(qū)域經(jīng)濟政策的有效性，其基本思想是基于歷史數(shù)據(jù)結合模擬方法構建控制組。

既有文獻在我國區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展是否收斂的結論并不一致，支持區(qū)域收斂的文獻有：張煥明使用加入投資要素的擴展的Solow模型，運用動態(tài)面板模型中的SGMM法模擬中國區(qū)域間經(jīng)濟增長的收斂性，結果支持區(qū)域間的趨同性較小，而區(qū)域內存在俱樂部收斂的現(xiàn)象。張曉旭、馮宗憲研究支持在考慮空間自相關后，各省間的經(jīng)濟增長存在著收斂趨勢。覃成林、張偉麗發(fā)現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟增長自改革開放以來出現(xiàn)了明顯的俱樂部收斂，而造成這一現(xiàn)象出現(xiàn)的重要因素是市場化水平和區(qū)域政策。潘文卿運用空間計量模型研究發(fā)現(xiàn)，1978年至1990年間我國存在全國范圍內的B絕對收斂，1990年后，這一特征不復存在，但三大經(jīng)濟帶的俱樂部收斂開始顯現(xiàn)。劉生龍等研究認為西部大開發(fā)的實施促使中國經(jīng)濟由趨異轉為收斂。劉生龍、胡鞍鋼利用中國省際面板數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，交通基礎設施在西部地區(qū)經(jīng)濟增長過程中發(fā)揮了重要作用，促進了西部地區(qū)與東、中部地區(qū)的經(jīng)濟收斂。

不支持存在區(qū)域收斂的文獻有：何一峰采用非線性時變因子的方法，研究結論支持全國范圍內不存在經(jīng)濟收斂，但該研究利用聚類的方法，找出了三個收斂俱樂部。張茹運用29個省份的面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，1978年至1990年東、中、西三大經(jīng)濟帶內部以及沿海、內陸區(qū)域內部均存在比較明顯的B收斂，但是1990年至2005年間則存在著一定程度的發(fā)散趨勢。胡鞍鋼、魏星借助縣級行政區(qū)的數(shù)據(jù)對1993年至2005年間的中國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距現(xiàn)象進行研究，發(fā)現(xiàn)縣級經(jīng)濟發(fā)展差距并未顯示出與省間增長差距類似的收斂趨勢，省內經(jīng)濟發(fā)展差距較明顯，并有逐步擴大的趨勢。劉金全等運用非線性TAR模型研究發(fā)現(xiàn)改革開放后中、西部地區(qū)的經(jīng)濟增長與東部地區(qū)之間的差距呈擴大趨勢。

綜上所述，國內已經(jīng)有較多學者對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的收斂性展開研究，但由于研究樣本、研究方法等存在差異，所得結論并不一致。具體到對區(qū)域發(fā)展政策效果的評價方面，相關文獻研究較少，且對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡性的度量上以統(tǒng)計指標為主，缺乏準確的計量經(jīng)濟分析。最后，上述研究中大多數(shù)以東、中、西部進行劃分或按照收入水平聚類劃分經(jīng)濟區(qū)域，不符合國家現(xiàn)行的四大板塊的區(qū)域政策④。

三、實證方法

現(xiàn)有區(qū)域政策研究中，許多文獻都指出區(qū)域政策確實帶來了經(jīng)濟增長，在剔除全國經(jīng)濟整體上行的增長效應外，中部崛起政策是否起到了促進區(qū)域經(jīng)濟收斂的作用?；谝陨涎芯磕康模疚母鶕?jù)Ashenfeher & Card L32j提出的差分內差分法，將中、東部省份分為實驗組和控制組。為此，在全樣本的基礎上構建經(jīng)濟增長模型，并設置差分變量，加入差分內差分的虛擬變量后考察區(qū)域政策的有效性。

（一）差分內差分（DID）法

差分內差分方法被廣泛應用于研究政策效應問題。具體的做法是將樣本設為處理組和控制組，處理組在t時點發(fā)生了政策變化，而控制組保持一致性，不發(fā)生政策上的變化。通過比較處理組和控制組在t時點前后的差分即能判斷該政策是否起到了效果及效果的大小。本文將虛擬變量引人增長模型中，作為差分變量觀察政策所帶來的效應。

差分內差分中的差分變量是區(qū)域變量和時間變量，分別代表施行區(qū)域政策的區(qū)域和政策實行與否的狀態(tài)。引入虛擬變量dregion和dpolicy以及差分內差分變量且did=dpolicy×dregion，我們可以用表1作以說明。

基于制定的中部崛起政策，以及政策在經(jīng)濟收斂性中的影響，本文做出如下假設：

假設1：政策促進省際經(jīng)濟收斂，中部地區(qū)經(jīng)濟出現(xiàn)向東部收斂的趨勢；

假設2：資本積累因素，包括教育水平、基礎設施水平和資本存量水平對經(jīng)濟增長有積極作用；

假設3：第二和第三產(chǎn)業(yè)得到更快的發(fā)展，特別是以制造業(yè)為代表的第二產(chǎn)業(yè)是中部經(jīng)濟增長的驅動因素；

假設4：糧食產(chǎn)業(yè)和運輸業(yè)等地區(qū)特色產(chǎn)業(yè)得以發(fā)展，并對經(jīng)濟增長產(chǎn)生推進作用。

（二）動態(tài)面板模型的估計

考慮到經(jīng)濟變量的持續(xù)性，本文將被解釋變量的滯后項加入解釋變量構建動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，目前文獻中提出動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的估計方法有三種，分別是差分GMM、正交離差GMM和系統(tǒng)GMM。

1.差分GMM（First Differenced GMM）

差分GMM的做法是先對估計方程進行一階差分，然后用滯后項的被解釋變量或解釋變量作為差分方程中相應變量的工具變量，進行一階矩估計：

變換后再使用（4）式的方法進行系數(shù)估計。

3.系統(tǒng)GMM（system GMM）

Blundell&Bond認為差分GMM方法利用滯后變量作為工具變量，滯后變量并非理想的工具變量，回歸結果不準確。系統(tǒng)GMM的方法是將水平回歸方程和差分回歸的方程結合起來進行估計，滯后變量作為一階差分量的工具變量，同時一階差分量又作為滯后變量的工具變量。大量文獻證明，系統(tǒng)GMM在估計相對差分GMM的估計方法時有更好的有限樣本特征，其估計結果更加有效。

四、變量與數(shù)據(jù)

（一）變量選取的理論依據(jù)

新古典經(jīng)濟學的增長方程Y=F（L，K）中，在人口自然增長率保持不變的條件下經(jīng)濟增長與資本的積累有關，本文實際求證的是一個經(jīng)濟增長模型，可以通過如下的回歸方程來實現(xiàn)：

本研究采用的是省份數(shù)據(jù)，i代表不同的省份樣本點，t代表年度時間。由于方程中含有被解釋變量的滯后變量，所以它是一個典型的動態(tài)面板模型。X中包含各解釋變量，如表3所示。其中X中的pgdp代表著經(jīng)濟初始水平，當它的系數(shù)為負時說明了經(jīng)濟發(fā)展水平越高時經(jīng)濟增長率越低，則經(jīng)濟體出現(xiàn)了收斂。

除此之外，在實際的政策效用中，受到影響的不僅僅是資本存量和流量，產(chǎn)業(yè)結構、經(jīng)濟環(huán)境、人口因素以及其他地區(qū)發(fā)展特色均應考慮為解釋變量，因此在模型中會引入如表3所示的因素作為被政策影響進而影響地區(qū)產(chǎn)出的變量。

（二）變量解釋

1.被解釋變量

在被解釋變量的設計中，如表2所示，需要考慮政策的時滯性和政策在影響經(jīng)濟社會的多維效應，除了人均GDP外，本文還將使用消費水平替代產(chǎn)出增長以對基本結論進行穩(wěn)健性檢驗。

2.解釋變量

在解釋變量的組成中，如表3所示，資本變量分為資本存量和資本流量：存量中包括初始人均產(chǎn)出pgdp、人均資本存量k、人力資本edu和基礎設施水平infra；流量中包括政府支出水平gov和固定資產(chǎn)投資規(guī)模inv。經(jīng)濟開放程度包括國內區(qū)域間貿(mào)易進出口總額trade和外商直接投資fdi。產(chǎn)業(yè)結構包括第二、三產(chǎn)業(yè)占第一產(chǎn)業(yè)的比重ind2，ind3。地區(qū)發(fā)展特色包括代表中部地區(qū)交通樞紐作用的人員和貨物的流轉量pflow和gflow，作為全國主要糧食產(chǎn)區(qū)的農(nóng)林漁牧總產(chǎn)值水平agri。

（三）數(shù)據(jù)描述

根據(jù)上文實證模型中指標的選取，各變量的統(tǒng)計描述如表4所示。由表可知，在336個樣本點中資本存量的均值為4.181，其中資本存量最大的省份為5.371，最小為2.805，整體來看標準差為0.521，考慮到研究樣本時間跨度，本文認為各省之間資本存量差異并不大，表現(xiàn)最大差異性的變量是產(chǎn)業(yè)結構，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)占第一產(chǎn)業(yè)比重的方差12.025和20.439。

在進行面板數(shù)據(jù)的回歸之前，對面板數(shù)據(jù)進行單位根（Unit Root）檢驗，以判斷這些序列的平穩(wěn)性。單位根檢驗結果說明，除基礎設施發(fā)展水平和交通樞紐建設水平外，其余變量p值較小，可拒絕原假設，認為是該序列為平穩(wěn)序列，后文中將存在單位根的序列做一階差分處理，一階差分后均為平穩(wěn)序列。

五、實證結果與分析

面板數(shù)據(jù)模型有三類，分別是固定效應模型、隨機模型和混合效應模型，本文通過Hausman檢驗確定模型類型為固定效應模型。

（一）中部崛起政策的短期效應評價——不考慮內生性

根據(jù)以上分析，首先應用固定效應模型進行回歸?；貧w結果如表5所示，第（1）列的結果反映了資本要素在人均GDP增長率中的貢獻。第（2）列中加入了投資水平，包括外商直接投資和經(jīng)濟結構變量。第（3）列中加入了在中部開發(fā)的政策中的地區(qū)特色變量。

由表5可見，在不考慮解釋變量的滯后因子時，各個解釋變量分類回歸的結果仍具有一致性，模型回歸結果穩(wěn)健，說明變量選取具有一定合理性，在考慮所有因素后，模型（3）的回歸結果絕大多數(shù)解釋變量通過了顯著性水平檢驗，后文中將采用模型（3）的解釋變量進行討論。

人均GDP變量的系數(shù)為負，說明中部地區(qū)的發(fā)展出現(xiàn)了向東部地區(qū)收斂的趨勢。差分內差分變量的系數(shù)說明中部崛起政策帶來了約0.75%的真實地區(qū)經(jīng)濟增長。

解釋變量dregion由于不隨時間而變化，在模型系數(shù)估計中去均值后被去除。導致對模型DID的回歸結果出現(xiàn)偏差，固定效應模型也會帶來傳統(tǒng)固定效應估計量不一致的問題。

（二）中部崛起政策的短期效應評價——考慮內生性

在實際的政策研究中，因為考慮到政策效果的延續(xù)性，所以在模型中設置了被解釋變量的滯后一階變量后，就不可避免的帶來了內生性。除此之外，對經(jīng)濟增長的解釋變量之間也存在著一定的內生性，比如人均資本存量的增長既可能是經(jīng)濟增長的原因也可能是經(jīng)濟增長的結果，為了得出參數(shù)的一致估計，對模型選用工具變量法。

在表6中，模型（1）用差分GMM的方法進行回歸，模型（2）用正交離差GMM方法進行回歸，模型（3）用系統(tǒng)GMM方法進行回歸，回歸系數(shù)在統(tǒng)計顯著性和經(jīng)濟學意義的顯著性上具有一致性，說明模型的回歸結果穩(wěn)健。由于系統(tǒng)GMM在有限樣本下更具有效性，本文中主要觀察系統(tǒng)GMM的回歸結果，表7顯示，滯后一階的被解釋變量的回歸系數(shù)為正，而且均位于0到1之間，通過顯著性檢驗，說明我國的經(jīng)濟增長存在著明顯的滯后效應，用動態(tài)面板更適合研究我國的經(jīng)濟增長問題。

本文最關心的兩個系數(shù)是人均初始GDP的回歸系數(shù)和差分內差分變量的系數(shù)，初始人均GDP的系數(shù)顯著為負值，變動范圍為-3%至-1%，說明欠發(fā)達地區(qū)正在以比較發(fā)達地區(qū)更快速的發(fā)展速度向發(fā)達經(jīng)濟體趨同。沈坤榮、馬俊的研究結論支持區(qū)域間存在經(jīng)濟收斂，但其收斂速度慢于區(qū)域內各省市的經(jīng)濟收斂速度。蔡昉等，林毅夫、劉明興等的研究結論也支持我國各區(qū)域間存在經(jīng)濟收斂的趨勢。與假設1一致，本文在研究中得出區(qū)域間存在經(jīng)濟收斂。

在促進經(jīng)濟收斂方面，政策是有效的。差分變量的系數(shù)趨勢與人均GDP增長速度正相關，說明區(qū)域政策的確促進了區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，在系統(tǒng)GMM估計方法中，通過了5%的顯著性水平，回歸數(shù)據(jù)顯示政策將人均GDP增長率提高了0.8%。

以資本存量為代表的固定投資水平和以教育年限為代表的人力資本積累對經(jīng)濟增長有積極影響。外商直接投資均與經(jīng)濟增長正相關，與假設2預期一致，魏后凱，孫力軍等的研究結果也均支持外商投資有效的結論?；A設施規(guī)模增長快也可以促進經(jīng)濟增長；貿(mào)易水平對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了促進作用；而政府干預經(jīng)濟規(guī)模與經(jīng)濟增長負相關，政府規(guī)模大往往會導致資源配置的扭曲導致低效發(fā)展。

值得注意的是，第二產(chǎn)業(yè)的相對發(fā)展水平系數(shù)為正，而第三產(chǎn)業(yè)的相對發(fā)展水平系數(shù)為負，與假設3不完全一致。從數(shù)據(jù)上看，中部崛起區(qū)域政策并未達成其在調整產(chǎn)業(yè)結構上的目的。中部崛起政策顯著強化了第二產(chǎn)業(yè)的影響，對其他經(jīng)濟增長驅動因均雖有正向作用，但作用不明顯。

另外，回歸系數(shù)顯示出貨運流轉量、農(nóng)林漁牧產(chǎn)值對經(jīng)濟增長有正向作用，并通過了10%的顯著性檢驗水平，說明針對區(qū)域發(fā)展的區(qū)域適應性政策的確產(chǎn)生了效應，與假設4一致。

（三）中部崛起政策的長期效應評價

本部分將被解釋變量計算為中長期的平均數(shù)，以驗證中長期中政策所發(fā)揮的效果。具體計算方法是，使用三年期人均GDP增長率的平均數(shù)作為被解釋變量，將三年期水平量的滯后變量作為工具變量進行GMM回歸，考察政策在中長期的效應。

表7的回歸系數(shù)同樣支持經(jīng)濟體出現(xiàn)收斂的政策有效性驗證條件，同時，由于三種回歸的結果顯示出一致性，所以在表7中著重觀察系統(tǒng)GMM的回歸結果。

從人均產(chǎn)出的回歸系數(shù)看出中長期內并未顯示出經(jīng)濟增長存在收斂性。而差分變量的系數(shù)較短期內出現(xiàn)小幅降低，但仍為正數(shù)，在中長期中顯示政策在促進經(jīng)濟增長中貢獻為0.19%的人均GDP增長率。但必須指出，如林毅夫、劉興明，胡鞍鋼、劉生龍等的研究結論，中部崛起在這方面的效應仍不及西部大開發(fā)政策。

表7中滯后變量對被解釋變量的解釋效應較短期有顯著提升，均通過1%的顯著性檢驗，說明在中長期中動態(tài)面板方法選取是合適的。并且解釋變量系數(shù)符合經(jīng)濟學解釋：固定投資、基礎建設水平和人力資本積累等資本積累對經(jīng)濟增長均有顯著的積極作用。直接外商投資在中長期模型中也被證實是有效投資，對經(jīng)濟增長有顯著的正向作用。

與短期模型一致，第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平對區(qū)域增長有推動作用，而第三產(chǎn)業(yè)的相對發(fā)展水平仍未表現(xiàn)出其對經(jīng)濟增長的顯著貢獻，貨物流轉量對經(jīng)濟增長有促進作用，而農(nóng)業(yè)發(fā)展水平在中長期中系數(shù)變?yōu)樨摗?/p>

（四）穩(wěn)健性檢驗

為對以上實證結論進行穩(wěn)健性檢驗，本部分將被解釋變量換為居民消費水平，又考慮到我國城鄉(xiāng)二元結構下城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費有較大差異，因此分別分析了中部崛起政策對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費水平的影響。表8比較的是“中部崛起”政策對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費水平增長率的效應。

表8實證結果表明，考慮所有因素后，在政策作用下城鎮(zhèn)和農(nóng)村人均消費水平在初始消費水平上均出現(xiàn)了收斂，與陸銘、陳釗，王小魯、樊綱，楊華磊、周曉波等的研究結論一致，但城鎮(zhèn)居民平均消費水平的趨同大于農(nóng)村消費的趨同效應。差分變量的回歸系數(shù)均為正，這就說明中部崛起政策對城鎮(zhèn)和農(nóng)村平均消費均產(chǎn)生了真實的影響，促進了0.05%的城鎮(zhèn)消費增長，2.16%的農(nóng)村消費增長。

表8的控制變量符合經(jīng)濟學解釋，資本水平、外商直接投資、產(chǎn)業(yè)結構變量、貿(mào)易和區(qū)位優(yōu)勢變量均對消費水平的增長有正向的作用。但這些控制變量對城鎮(zhèn)和農(nóng)村的消費水平的影響存在較大差異。貿(mào)易發(fā)展水平和制造業(yè)發(fā)展水平對城鎮(zhèn)消費水平同樣遠大于對農(nóng)村消費水平的影響，支持貿(mào)易等變量在市場化程度高的城鎮(zhèn)地區(qū)有更大的邊際效用。而外商基本投資、貨物流轉水平和農(nóng)業(yè)發(fā)展水平對農(nóng)村消費水平的影響大于城鎮(zhèn)消費水平的影響，說明農(nóng)村地區(qū)的基建比較薄弱，有效投資水平的上升對農(nóng)村地區(qū)容易產(chǎn)生正向邊際效用。

六、總結

本文采用差分內差分方法，并采用1994-2014年的中、東部省際面板數(shù)據(jù)對我國中部崛起政策的有效性進行實證研究，討論了中部崛起政策對人均GDP的增長率的影響，包括短期的影響和中長期的影響，繼而我們又分析了政策對于城鄉(xiāng)居民消費水平的影響。

在短期對人均GDP增長率的影響中，實證結果支持中部地區(qū)的經(jīng)濟增長向東部地區(qū)收斂。中部崛起的政策提高了0.75%的人均GDP增長率。在中長期對人均GDP增長率的影響中，實證結果未顯示出中部地區(qū)的經(jīng)濟增長向東部地區(qū)收斂，但政策仍然是有效用的，中長期中提高了0.19%的人均GDP增長率。滯后變量對被解釋變量的解釋效應較短期有顯著提升，均通過1%的顯著性檢驗。穩(wěn)健性檢驗同樣支持以上研究結論。

經(jīng)濟新常態(tài)下，縮小我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距，降低居民收入不平等程度，實現(xiàn)經(jīng)濟內部結構調整，中部地區(qū)的經(jīng)濟崛起將發(fā)揮至關重要的作用。未來區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展思路應由梯度推移理論向產(chǎn)業(yè)集聚理論轉變，這與國務院審議通過的《促進中部地區(qū)崛起規(guī)劃（2016至2025年）》所傳達思想一致，即中部地區(qū)“一中心、四區(qū)”的戰(zhàn)略定位與發(fā)展目標。