鄧 翔 袁 滿(mǎn) 李鳳鳴

(四川大學(xué)，四川 成都 610065)

一、引言

改革開(kāi)放后，我國(guó)東西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)相對(duì)差距不斷擴(kuò)大。為縮小地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，促進(jìn)區(qū)域間協(xié)調(diào)發(fā)展，2000年1月國(guó)務(wù)院成立了西部地區(qū)開(kāi)發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組，開(kāi)始實(shí)施西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略。西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的目標(biāo)是實(shí)現(xiàn)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)又好又快發(fā)展，人民生活水平持續(xù)穩(wěn)定提高，重點(diǎn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展達(dá)到新水平。作為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展、縮小經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的重要措施之一，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)于釋放經(jīng)濟(jì)動(dòng)能具有重要作用。西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施后，西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度明顯加快，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量穩(wěn)步提高，各產(chǎn)業(yè)規(guī)模不斷擴(kuò)大(鄧翔 等，2020)，但這是否表明西部大開(kāi)發(fā)政策成功推動(dòng)了西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)呢？在西部地區(qū)快速發(fā)展的過(guò)程中，西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整中承擔(dān)了怎樣的角色，發(fā)揮了怎樣的作用也是學(xué)術(shù)界一直關(guān)注的問(wèn)題(李國(guó)平 等，2011)。因此，深入分析西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，對(duì)新時(shí)代繼續(xù)做好西部大開(kāi)發(fā)工作，加快形成西部大開(kāi)發(fā)新格局和推動(dòng)西部地區(qū)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

與本文研究問(wèn)題密切相關(guān)的文獻(xiàn)主要有兩類(lèi)：一類(lèi)是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的研究。表現(xiàn)為資源在不同產(chǎn)業(yè)中的重新配置會(huì)導(dǎo)致某些部門(mén)的產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)快于其他部門(mén)，使得該產(chǎn)業(yè)的總量持續(xù)擴(kuò)張，而其他產(chǎn)業(yè)或部門(mén)總量縮小，是經(jīng)濟(jì)總量構(gòu)成的長(zhǎng)期變化(宋凌云 等，2013b)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整包含兩個(gè)動(dòng)態(tài)過(guò)程，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化(干春暉 等，2011)。其動(dòng)力來(lái)源于市場(chǎng)和政府，強(qiáng)調(diào)市場(chǎng)作用的觀(guān)點(diǎn)認(rèn)為產(chǎn)品需求和要素供給是引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要原因之一(Ngai et al.，2007；徐朝陽(yáng)，2010)。但新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)強(qiáng)調(diào)政府在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整中的重要作用，政府可以通過(guò)合理利用財(cái)政政策、低利率和金融支持等多種手段引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整(林毅夫 等，2010)。此外，政府補(bǔ)貼可以使微觀(guān)層面的產(chǎn)品、服務(wù)和生產(chǎn)要素的相對(duì)價(jià)格脫鉤，重新配置經(jīng)濟(jì)體中的資源，從而推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整(宋凌云 等，2013a)。

另一類(lèi)是西部大開(kāi)發(fā)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響研究，但沒(méi)有形成統(tǒng)一觀(guān)點(diǎn)。部分學(xué)者認(rèn)為西部大開(kāi)發(fā)對(duì)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有正向促進(jìn)作用(白永秀 等，2019)，西部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)占比不斷下降，社會(huì)生產(chǎn)力不斷提升，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化起到了促進(jìn)作用(任保平 等，2019)。然而，張彥彥(2021)運(yùn)用熵值法測(cè)度了1997—2017年我國(guó)30個(gè)省份產(chǎn)業(yè)升級(jí)指數(shù)，發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)缺乏產(chǎn)業(yè)升級(jí)的物質(zhì)支撐、技術(shù)支持和高質(zhì)量人才，產(chǎn)業(yè)發(fā)展依然相對(duì)落后，產(chǎn)業(yè)升級(jí)能力較弱。同時(shí)，由于西部更多的是資源型特色產(chǎn)業(yè)，短期內(nèi)附加值高的產(chǎn)業(yè)難以替代原有產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平相對(duì)較低(潘海嵐 等，2011)。袁航等(2018)運(yùn)用1994—2015年地級(jí)市數(shù)據(jù)，借助傾向得分匹配的雙重差分法研究發(fā)現(xiàn)，西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略不僅未能顯著促進(jìn)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，反而通過(guò)人力資本擠出效應(yīng)、城市化阻礙效應(yīng)等抑制了西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型。然而，由于樣本期間東部地區(qū)與中西部地區(qū)存在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移(桑瑞聰 等，2014)，利用所有城市數(shù)據(jù)難以有效識(shí)別西部大開(kāi)發(fā)對(duì)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響；同時(shí)，已有文獻(xiàn)的分析并未滿(mǎn)足雙重差分法(Difference in Difference，DID)要求的平行趨勢(shì)假設(shè)，使得現(xiàn)有研究的結(jié)果難以說(shuō)明西部大開(kāi)發(fā)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的政策效果。

上述文獻(xiàn)之所以出現(xiàn)分歧，原因之一可能是未考慮產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的影響，運(yùn)用全國(guó)樣本進(jìn)行實(shí)證分析難以識(shí)別西部大開(kāi)發(fā)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的真正作用。并且，學(xué)術(shù)界多從省際的空間尺度考察西部大開(kāi)發(fā)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，鮮有運(yùn)用地級(jí)市數(shù)據(jù)對(duì)其進(jìn)行考察，難以準(zhǔn)確識(shí)別西部大開(kāi)發(fā)的凈效應(yīng)。鑒于此，本文從理論上分析了西部大開(kāi)發(fā)對(duì)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，結(jié)合中西部地區(qū)分界線(xiàn)49個(gè)城市1995—2016年的面板數(shù)據(jù)，采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高度化兩個(gè)指標(biāo)衡量城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平，運(yùn)用雙重差分模型對(duì)西部大開(kāi)發(fā)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)進(jìn)行評(píng)估。為更好地識(shí)別西部大開(kāi)發(fā)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整影響的凈效應(yīng)，本文還進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)，使結(jié)果更為可信。相較已有研究，本文邊際貢獻(xiàn)在于，從資源配置效率角度出發(fā)，梳理了西部大開(kāi)發(fā)對(duì)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的路徑。在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用我國(guó)中西部分界線(xiàn)附近地級(jí)市數(shù)據(jù)，從更小的空間尺度精確地考察了西部大開(kāi)發(fā)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)。

二、理論分析與研究假設(shè)

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的本質(zhì)是重新配置物質(zhì)資源和勞動(dòng)資源的過(guò)程，優(yōu)化生產(chǎn)要素配置是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的實(shí)質(zhì)(Clark，1951)。區(qū)域政策通過(guò)引導(dǎo)資源在不同區(qū)域間重新配置，促進(jìn)各地區(qū)產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展，激發(fā)不同區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，以此推動(dòng)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，但同時(shí)也可能帶來(lái)政策陷阱，造成政策效果的不確定性。

一方面，西部大開(kāi)發(fā)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有正向的“結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化”效應(yīng)。首先，西部大開(kāi)發(fā)作為一項(xiàng)大型區(qū)域性經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略，包含眾多優(yōu)惠政策，不僅優(yōu)化了西部地區(qū)外部融資環(huán)境，而且減輕了西部地區(qū)企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)，提高了資金配置效率，在一定程度上優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(魏后凱 等，2010)。西部大開(kāi)發(fā)的實(shí)施還利用信息優(yōu)勢(shì)差異將有限資源引導(dǎo)至效率更高的企業(yè)，提高了產(chǎn)業(yè)內(nèi)部資源配置效率(宋凌云 等，2013b)。鼓勵(lì)西部地區(qū)發(fā)展具有靜態(tài)和動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)的產(chǎn)業(yè)，在有效推動(dòng)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，特別是戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理布局，推動(dòng)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)(江世銀，2006；肖育才，2012)。其次，為加快西部地區(qū)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)改造，引領(lǐng)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新方向，西部大開(kāi)發(fā)提供了關(guān)稅優(yōu)惠和進(jìn)口環(huán)節(jié)增值稅優(yōu)惠，促進(jìn)先進(jìn)技術(shù)使用以提高生產(chǎn)效率，培育區(qū)域優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，推動(dòng)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級(jí)。再次，通過(guò)實(shí)施多項(xiàng)人才引進(jìn)計(jì)劃，不僅有利于補(bǔ)充西部地區(qū)人力資本存量，還在一定程度上改善了西部地區(qū)人力資本結(jié)構(gòu)，提高了人力資源配置效率，從而促進(jìn)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)。最后，自西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施以來(lái)，西部地區(qū)公路、鐵路、機(jī)場(chǎng)建設(shè)水平大幅提升，不但促進(jìn)了不同地區(qū)根據(jù)各自?xún)?yōu)勢(shì)進(jìn)行產(chǎn)業(yè)分工(吳福象 等，2013)，而且有利于打破人口、資源等生產(chǎn)要素流動(dòng)障礙，加速生產(chǎn)要素在西部地區(qū)聚集，形成地區(qū)優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，帶動(dòng)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展，促進(jìn)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

另一方面，西部大開(kāi)發(fā)也可能產(chǎn)生負(fù)向的“轉(zhuǎn)型升級(jí)阻礙”效應(yīng)。首先，過(guò)多的政府干預(yù)會(huì)扭曲市場(chǎng)作用，使得西部地區(qū)本就有限的資源無(wú)法實(shí)現(xiàn)最優(yōu)配置，阻礙西部大開(kāi)發(fā)政策效果的發(fā)揮。西部大開(kāi)發(fā)的多項(xiàng)優(yōu)惠政策雖然會(huì)吸引一定投資，但投資存在結(jié)構(gòu)性問(wèn)題，不利于西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整(趙新宇 等，2021)。其次，由于西部大開(kāi)發(fā)的稅收優(yōu)惠政策執(zhí)行期限較短，無(wú)法長(zhǎng)期發(fā)揮對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的激勵(lì)作用，使得不同地區(qū)生產(chǎn)資源大多流向投入少、周期短、利潤(rùn)高的產(chǎn)業(yè)(魏后凱 等，2010；肖育才，2012)，不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨于同質(zhì)化，資源配置效率下降，阻礙了西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。再次，西部大開(kāi)發(fā)雖然通過(guò)稅收優(yōu)惠等政策鼓勵(lì)企業(yè)引進(jìn)國(guó)外先進(jìn)技術(shù)，但這會(huì)在一定程度上導(dǎo)致企業(yè)對(duì)引進(jìn)技術(shù)產(chǎn)生依賴(lài)，長(zhǎng)期而言會(huì)抑制企業(yè)自身創(chuàng)新能力，不利于西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。并且西部地區(qū)自然環(huán)境較中東部地區(qū)惡劣，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及生活環(huán)境落后于發(fā)達(dá)地區(qū)，西部地區(qū)對(duì)高端人才的吸引力相對(duì)較弱，西部大開(kāi)發(fā)出臺(tái)的人才引進(jìn)計(jì)劃雖然在一定程度上緩解了西部地區(qū)人力資本數(shù)量問(wèn)題，但對(duì)西部地區(qū)人力資本供給結(jié)構(gòu)的改善作用效果微弱，從而約束了西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)。最后，由于在西部大開(kāi)發(fā)中，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是實(shí)施的重點(diǎn)，傳統(tǒng)基礎(chǔ)設(shè)施支出會(huì)“擠出”私人投資，降低地區(qū)市場(chǎng)活力，還可能造成工業(yè)產(chǎn)能過(guò)剩，導(dǎo)致資源配置效率下降，阻礙地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)(賈婷月 等，2021)。

基于上述分析，本文提出：

假說(shuō)

1a

:

西部大開(kāi)發(fā)對(duì)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整優(yōu)化升級(jí)效應(yīng)明顯；

假說(shuō)

1b

:

西部大開(kāi)發(fā)對(duì)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整優(yōu)化升級(jí)效應(yīng)不明顯。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)模型設(shè)計(jì)

本文采用雙重差分模型(DID)對(duì)西部大開(kāi)發(fā)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)進(jìn)行初步評(píng)估。而雙重差分傾向得分匹配方法(PSM-DID)的核心則是在雙重差分模型基礎(chǔ)上，從控制組中找到某個(gè)截面單元，使其與處理組截面單元盡可能匹配。因此，首先對(duì)雙重差分模型進(jìn)行簡(jiǎn)要闡釋。

依據(jù)西部大開(kāi)發(fā)實(shí)施的區(qū)域，可以將地級(jí)市分為處理組和控制組，其中處理組包括實(shí)施西部大開(kāi)發(fā)的重慶、四川、云南、貴州、廣西、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆、西藏、內(nèi)蒙古等十二個(gè)省市自治區(qū)，為控制產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的溢出效應(yīng)，將地理上緊鄰中西部地區(qū)分界線(xiàn)的西部地級(jí)及以上城市作為處理組(du=1)，緊鄰分界線(xiàn)以東的地級(jí)及以上城市作為控制組(du=0)。同時(shí)還設(shè)置西部大開(kāi)發(fā)實(shí)施年份的時(shí)間虛擬變量(dt)，由于正式確立實(shí)施西部大開(kāi)發(fā)的時(shí)間是1999年9月的十五屆四中全會(huì)，國(guó)務(wù)院正式成立西部大開(kāi)發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組的時(shí)間為2000年1月，因此，學(xué)界普遍認(rèn)為西部大開(kāi)發(fā)實(shí)施的元年為2000年，故在2000年以前，dt=0，2000年以后，dt=1。基于雙重差分模型的西部大開(kāi)發(fā)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)的基準(zhǔn)回歸可設(shè)為：

(1)

(2)

式(1)和(2)中，Tl和Ts分別表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)；dt和du分別表示時(shí)間和地區(qū)虛擬變量，du×dt為其交互項(xiàng)；i和t分別表示第i個(gè)城市和第t年；X表示一系列控制變量；u表示個(gè)體截距項(xiàng)；ε表示隨機(jī)誤差項(xiàng)；β為一系列待估參數(shù)。各待估參數(shù)的經(jīng)濟(jì)含義詳見(jiàn)表1。

表1 雙重差分模型中各估計(jì)參數(shù)的經(jīng)濟(jì)含義

雙重差分傾向得分匹配的核心思想來(lái)源于匹配估計(jì)量，其基本思路為，從其他地區(qū)(控制組)里面尋找某個(gè)地級(jí)城市j，使之與西部地區(qū)(處理組)中的地級(jí)城市i的可觀(guān)測(cè)變量取值盡可能匹配，即x≈x。基于可忽略性假設(shè)，地級(jí)城市j和地級(jí)城市i進(jìn)入處理組的概率相近，可以進(jìn)行相互比較。因此，匹配估計(jì)量能解決西部地區(qū)和其它地區(qū)存在的不可觀(guān)測(cè)且隨時(shí)間不變的組間差異問(wèn)題。現(xiàn)實(shí)中，x往往不是一個(gè)變量，而是一個(gè)多維變量，需要在高維空間內(nèi)對(duì)其進(jìn)行匹配。一般采用某函數(shù)f(x)將多維變量壓縮到一維，通過(guò)定義“馬氏距離”對(duì)其進(jìn)行匹配，也稱(chēng)為“馬氏匹配”。為此，統(tǒng)計(jì)學(xué)家Rosenbaum et al.(1983)提出使用傾向得分(Propensity Score)來(lái)度量距離，傾向得分取值在0到1之間。

(二)樣本選擇與數(shù)據(jù)說(shuō)明

由于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移等因素，處理組和控制組可能存在相互干擾。產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的地區(qū)選擇沿著東部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)向中西部地區(qū)進(jìn)行(桑瑞聰 等，2014；劉紅光 等，2014)，而西部地區(qū)和中部地區(qū)分界線(xiàn)相鄰的城市之間相互干擾程度較低。因此，為更好地識(shí)別西部大開(kāi)發(fā)對(duì)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的效果，采用西部大開(kāi)發(fā)分界線(xiàn)兩端的樣本進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

本文基于西部大開(kāi)發(fā)邊界線(xiàn)相鄰的49個(gè)地級(jí)市1995—2016年的面板數(shù)據(jù)對(duì)西部大開(kāi)發(fā)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。一方面，數(shù)據(jù)主要來(lái)源于1996—2017年的《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省統(tǒng)計(jì)年鑒以及各城市統(tǒng)計(jì)公報(bào)，對(duì)于部分城市少量的缺失數(shù)據(jù)，采用線(xiàn)性插值法進(jìn)行處理。在城市統(tǒng)計(jì)年鑒中，2013年人均地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)為戶(hù)籍人口計(jì)算，與其它年份口徑不一致，本文采用2012年和2014年的均值對(duì)2013年人均地區(qū)生產(chǎn)總值進(jìn)行近似代替。另一方面，數(shù)據(jù)起始于1995年，止于2016年，主要是基于三點(diǎn)考慮：一是數(shù)據(jù)獲取限制；二是1994年是中國(guó)分稅制改革的起點(diǎn)，分稅制對(duì)我國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響已被廣泛證實(shí)，從1995年開(kāi)始，可以較好地避免因分稅制改革導(dǎo)致的估計(jì)誤差；三是在城市統(tǒng)計(jì)年鑒中，2017年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)為市轄區(qū)數(shù)據(jù)，與前些年統(tǒng)計(jì)口徑不一致，因此數(shù)據(jù)截止于2017年。

(三)變量設(shè)定

1.被解釋變量

參考多數(shù)學(xué)者的觀(guān)點(diǎn)(周振華，1990；干春暉 等，2011；韓永輝 等，2017)，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)(Tl)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)(Ts)作為被解釋變量，以此來(lái)衡量西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平。具體的測(cè)算方法為：

借鑒干春暉等(2011)的研究，運(yùn)用泰爾指數(shù)衡量西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度，因?yàn)樵撝笖?shù)不僅考慮了產(chǎn)業(yè)的相對(duì)重要性，還能避免絕對(duì)值運(yùn)算，同時(shí)保留結(jié)構(gòu)偏離度的理論基礎(chǔ)和經(jīng)濟(jì)含義，所以該方法對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度的度量更加科學(xué)，計(jì)算公式如下：

(3)

式(3)中，i代表國(guó)民經(jīng)濟(jì)中產(chǎn)業(yè)部門(mén)個(gè)數(shù)，在本文研究中，n=3，表示我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；Y和L分別代表該產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值和就業(yè)人數(shù)；Y/

Y代表產(chǎn)出結(jié)構(gòu)，L/

L代表就業(yè)結(jié)構(gòu)。經(jīng)濟(jì)處于均衡狀態(tài)下，有TL=0，若泰爾指數(shù)不為0，則表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離了均衡狀態(tài)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理。

本文采用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值之比衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化程度(Ts)。這種方法可以清楚地反映出經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中服務(wù)業(yè)的比重，也可以反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的發(fā)展方向。如果TS值不斷增大，表示經(jīng)濟(jì)中的服務(wù)業(yè)占比不斷提升，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷向高級(jí)化演進(jìn)。

2.虛擬變量

虛擬變量主要有兩個(gè):一是衡量西部大開(kāi)發(fā)政策實(shí)施時(shí)間的虛擬變量(dt)，西部大開(kāi)發(fā)實(shí)施之前(2000年)為0，實(shí)施之后為1；二是衡量西部大開(kāi)發(fā)實(shí)施區(qū)域的地區(qū)虛擬變量，受西部大開(kāi)發(fā)政策優(yōu)惠的地區(qū)為1，反之為0。二者交互項(xiàng)的系數(shù)即為西部大開(kāi)發(fā)的政策效果。

3.控制變量

為控制其它因素的影響，本文選取了一系列控制變量。首先，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平密切相關(guān)，以地區(qū)人均生產(chǎn)總值的自然對(duì)數(shù)(lnPergdp)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平進(jìn)行控制；其次，政府規(guī)模(Gov)通過(guò)影響市場(chǎng)配置效率，也會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生一定影響，以政府財(cái)政一般預(yù)算內(nèi)支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重加以衡量。此外，本文還對(duì)外商直接投資水平(FDI)、 固定資產(chǎn)投資水平(Inv)和人力資本水平(lnHC)等變量進(jìn)行了控制。

各變量的具體說(shuō)明見(jiàn)表2。

表2 變量說(shuō)明

(四)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表3列示了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)(Tl)均值為0.266，最大值為1.052，最小值為0，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)(Ts)均值為1.008，最大值為4.111，最小值為0.149，表明不同城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高度化程度存在較大差距。其他控制變量數(shù)據(jù)均在合理范圍內(nèi)，不再贅述。

表3 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果及穩(wěn)健性分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

本文采用雙重差分模型檢驗(yàn)西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)，估計(jì)結(jié)果如表4所示。其中模型1和模型3中未加入控制變量，模型2和模型4為加入控制變量的估計(jì)結(jié)果。從表4中西部大開(kāi)發(fā)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)的回歸系數(shù)(dt×du)來(lái)看，該參數(shù)在模型1和模型3中均為負(fù)，且在模型3中通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明西部大開(kāi)發(fā)政策的實(shí)施對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的影響不顯著，而對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化具有阻礙作用。模型2和模型4中加入控制變量后的結(jié)果與未加入控制變量的結(jié)果基本一致，說(shuō)明西部大開(kāi)發(fā)對(duì)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的整體作用以轉(zhuǎn)型升級(jí)阻礙效應(yīng)為主，本文假說(shuō)1b得到驗(yàn)證。由于控制變量的回歸結(jié)果與預(yù)期基本一致，本文不再一一闡述。

表4 西部大開(kāi)發(fā)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)的雙重差分估計(jì)結(jié)果

為了檢驗(yàn)雙重差分模型的共同趨勢(shì)假設(shè)，本文將西部大開(kāi)發(fā)實(shí)施的2000年作為時(shí)間節(jié)點(diǎn)，以2000年前后三年作為政策實(shí)施年份，在基準(zhǔn)模型中加入年份虛擬變量和處理組虛擬變量的交互項(xiàng)，以此驗(yàn)證產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在西部大開(kāi)發(fā)實(shí)施前后是否已經(jīng)有明顯差異，根據(jù)表5可知，在西部大開(kāi)發(fā)政策實(shí)施之前，年份虛擬變量和處理組虛擬變量的交互項(xiàng)均不顯著，表明二者在西部大開(kāi)發(fā)實(shí)施前不存在顯著差異。而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)在西部大開(kāi)發(fā)政策實(shí)施之后第一年在5%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，而在后續(xù)兩年的系數(shù)不顯著。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)在西部大開(kāi)發(fā)政策實(shí)施后的第二年和第三年在5%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著?？梢?jiàn)，控制組和處理組滿(mǎn)足DID要求的共同趨勢(shì)假設(shè)。

表5 共同趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn)

(續(xù)表5)

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.雙重差分傾向得分匹配

為克服西部地區(qū)與其它地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)趨勢(shì)的系統(tǒng)性差異，進(jìn)一步采用雙重差分傾向得分匹配法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。根據(jù)匹配結(jié)果，大多數(shù)觀(guān)測(cè)值都在共同取值范圍內(nèi)。同時(shí)，為檢驗(yàn)核密度匹配是否較好地平衡了數(shù)據(jù)，分別以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)計(jì)算了匹配后的標(biāo)準(zhǔn)化偏差，樣本的匹配結(jié)果如表6所示。根據(jù)匹配結(jié)果，不論是以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)作為處理變量，還是以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)作為處理變量，大多數(shù)協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差都小于10%，而且大多數(shù)協(xié)變量的t檢驗(yàn)在10%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，不拒絕處理組與控制組無(wú)系統(tǒng)性差異的假設(shè)，表明樣本的匹配結(jié)果較好。

表6 雙重差分傾向得分匹配樣本

在上文匹配結(jié)果的基礎(chǔ)上再次進(jìn)行雙重差分檢驗(yàn)。由表7可以看出雙重差分傾向得分匹配的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，且并不顯著，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)的估計(jì)系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為負(fù)。由此表明，在樣本期間，西部大開(kāi)發(fā)對(duì)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平?jīng)]有顯著作用，對(duì)提高各產(chǎn)業(yè)間協(xié)調(diào)度和資源配置效率的作用不明顯，對(duì)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化水平有明顯的阻礙效應(yīng)，與上文結(jié)論保持一致。

表7 雙重差分傾向得分匹配結(jié)果

2.自助抽樣法檢驗(yàn)

為進(jìn)一步對(duì)上述結(jié)論進(jìn)行檢驗(yàn)，根據(jù)Bradley et al.(2017)的研究，采用自助抽樣法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體而言，分別以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高度化指數(shù)作為被解釋變量，為了排除偶然因素對(duì)回歸結(jié)果的影響(顧和軍 等，2021)，分別進(jìn)行200、400、600、800、1000次自助抽樣匹配，將樣本隨機(jī)生成處理組和控制組，回歸結(jié)果見(jiàn)表8和表9。

表8 雙重差分傾向得分匹配穩(wěn)健性檢驗(yàn)：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化

由表8可知，西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的回歸系數(shù)(dt×du)均為負(fù)，但并不顯著，說(shuō)明西部大開(kāi)發(fā)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化沒(méi)有明顯作用，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。由表9可知，西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的回歸系數(shù)(dt×du)均為負(fù)，且均在5%的顯著性水平下通過(guò)了檢驗(yàn)，表明西部大開(kāi)發(fā)對(duì)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的發(fā)展具有阻礙作用，說(shuō)明本文結(jié)果是穩(wěn)健的。

表9 雙重差分傾向得分匹配穩(wěn)健性檢驗(yàn)：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化

之所以出現(xiàn)上述結(jié)果，可能的原因在于：第一，實(shí)施西部大開(kāi)發(fā)以來(lái)，中央對(duì)西部地區(qū)財(cái)政資金投入不斷增大，除一般性轉(zhuǎn)移支付外，專(zhuān)項(xiàng)補(bǔ)助資金的分配和建設(shè)國(guó)債資金也都偏向西部地區(qū)的某些行業(yè)，但地方政府在政績(jī)激勵(lì)下更多聚焦于短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式較為粗放，對(duì)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)水平的重視程度不夠，導(dǎo)致西部大開(kāi)發(fā)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用較小。第二，西部大開(kāi)發(fā)實(shí)施給西部地區(qū)帶來(lái)了多項(xiàng)優(yōu)惠政策，使得中東部地區(qū)部分過(guò)?；蛘咛蕴漠a(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至西部地區(qū)，整體上導(dǎo)致西部大開(kāi)發(fā)阻礙了西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化。第三，在西部大開(kāi)發(fā)的過(guò)程中，資源相對(duì)傾斜于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，如青藏鐵路、南水北調(diào)、西氣東輸、西電東送等，而基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)主要集中在第二產(chǎn)業(yè)，且基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)周期較長(zhǎng)，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響較為滯后。因此，在樣本期間，西部大開(kāi)發(fā)政策對(duì)西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化提升沒(méi)有明顯作用，且對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化提升有一定的阻礙作用。

3.動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析

由于西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的效果可能具有滯后性，會(huì)隨著時(shí)間的推移不斷顯現(xiàn)，因此本文對(duì)西部大開(kāi)發(fā)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表10所示，模型17和模型19未加入控制變量，模型18和模型20為加入控制變量后的回歸結(jié)果。從模型18看，在樣本期間，西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的動(dòng)態(tài)回歸系數(shù)均不顯著，這說(shuō)明隨著時(shí)間的推移，西部大開(kāi)發(fā)對(duì)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化提升一直無(wú)顯著性影響。從模型20來(lái)看，西部大開(kāi)發(fā)對(duì)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化提升有一定的阻礙效應(yīng)，但在不同階段的效應(yīng)存在差異。在2001—2002年即西部大開(kāi)發(fā)初期，西部大開(kāi)發(fā)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的作用以正向?yàn)橹?，這可能是因?yàn)榛A(chǔ)設(shè)施建設(shè)以及產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移等影響西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)高度化的作用還較小，阻礙效應(yīng)小于優(yōu)化效應(yīng)；隨著西部大開(kāi)發(fā)政策的不斷推進(jìn)，2003—2006年，西部大開(kāi)發(fā)對(duì)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的作用系數(shù)變?yōu)樨?fù)數(shù)，但并不顯著；進(jìn)入2007—2013年，該階段西部大開(kāi)發(fā)各項(xiàng)重點(diǎn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)進(jìn)入高潮，西部大開(kāi)發(fā)政策對(duì)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)高度化又表現(xiàn)出顯著的阻礙作用；在2014—2016年，西部大開(kāi)發(fā)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的作用再次表現(xiàn)為不顯著。這可能因?yàn)槲覈?guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)入調(diào)整階段，西部大開(kāi)發(fā)政策逐步重視產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，使得政策對(duì)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展的阻礙作用逐漸減弱。這也證實(shí)了前文的假說(shuō)，西部大開(kāi)發(fā)對(duì)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整優(yōu)化效應(yīng)不明顯。

表10 西部大開(kāi)發(fā)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)

4.更換被解釋變量

為使本文結(jié)論更具穩(wěn)健性，本部分更換產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的衡量方法。進(jìn)一步采用韓永輝等(2017)的做法，根據(jù)要素投入結(jié)構(gòu)和產(chǎn)出結(jié)構(gòu)的耦合程度來(lái)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，基于各產(chǎn)業(yè)部門(mén)的勞動(dòng)生產(chǎn)率與各部門(mén)占GDP比重的乘積衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化。具體而言，將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指標(biāo)定義為下列形式：

(4)

式(4)中，Y為第i個(gè)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，Y為GDP，L為第i個(gè)產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)力數(shù)量，L為總的勞動(dòng)力數(shù)量。該指標(biāo)同時(shí)包含產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離度和不同產(chǎn)業(yè)重要程度的優(yōu)點(diǎn)，且指標(biāo)值越大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越合理，指標(biāo)值越小，則產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越不合理。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指標(biāo)定義為：

(5)

式(5)中，Y為第i個(gè)產(chǎn)業(yè)第t年的產(chǎn)值，LP為第i個(gè)產(chǎn)業(yè)第t年的勞動(dòng)生產(chǎn)率，LP為第i個(gè)產(chǎn)業(yè)在工業(yè)化完成時(shí)的勞動(dòng)生產(chǎn)率。產(chǎn)業(yè)高度化指標(biāo)越大，則產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化水平越高。

需要說(shuō)明的是，LP的選擇參考劉偉等(2008)的做法，采用Chenery et al.(1986)提出的勞動(dòng)生產(chǎn)率指標(biāo)衡量工業(yè)化的起點(diǎn)和終點(diǎn)。具體而言，以1970年為基準(zhǔn)，工業(yè)化起點(diǎn)的人均收入為140美元，工業(yè)化終點(diǎn)的人均收入為2100美元。根據(jù)世界銀行公布的美國(guó)CPI數(shù)據(jù)，1970年到2016年的換算乘數(shù)為6.18，將工業(yè)化起點(diǎn)和終點(diǎn)的人均收入分別轉(zhuǎn)化為865.2美元和12978美元，2016年世界銀行的發(fā)達(dá)國(guó)家人均收入為12736美元，與本文的差距很小，可以忽略。三次產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率指標(biāo)均換算為2016年的人民幣計(jì)價(jià)，具體對(duì)應(yīng)的勞動(dòng)生產(chǎn)率標(biāo)準(zhǔn)見(jiàn)表11。LP的計(jì)算方式為：LP=Y/

L，其中L為第i個(gè)產(chǎn)業(yè)第t年的勞動(dòng)力人數(shù)，在計(jì)算過(guò)程中，將各年的勞動(dòng)生產(chǎn)率均換算為2016年計(jì)價(jià)。

表11 工業(yè)化進(jìn)程對(duì)應(yīng)勞動(dòng)生產(chǎn)率標(biāo)準(zhǔn)

回歸結(jié)果如表12所示，模型21和模型22的回歸系數(shù)(dt×du)均為正數(shù)，但均不顯著，說(shuō)明西部大開(kāi)發(fā)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的優(yōu)化作用不明顯。同時(shí)該參數(shù)在模型23和模型24中均為負(fù)數(shù)，且均在10%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，說(shuō)明西部大開(kāi)發(fā)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化具有顯著的阻礙作用。這些結(jié)果與基準(zhǔn)回歸相同，再次驗(yàn)證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

表12 更換被解釋變量衡量方法后的雙重差分估計(jì)結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

本文從理論上分析了西部大開(kāi)發(fā)對(duì)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，基于中西部地區(qū)分界線(xiàn)城市1995—2016年的面板數(shù)據(jù)，采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高度化指數(shù)對(duì)城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行衡量，運(yùn)用雙重差分模型對(duì)西部大開(kāi)發(fā)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)進(jìn)行了評(píng)估，研究結(jié)果表明西部大開(kāi)發(fā)對(duì)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的推動(dòng)效應(yīng)并不明顯。從動(dòng)態(tài)效應(yīng)來(lái)看，西部大開(kāi)發(fā)對(duì)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的影響不隨時(shí)間變化，但對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的影響在不同階段有所不同，西部大開(kāi)發(fā)對(duì)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的負(fù)向影響隨實(shí)施時(shí)間的推移逐漸顯現(xiàn)，但近年來(lái)有所減弱，表明西部大開(kāi)發(fā)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的轉(zhuǎn)型具有一定的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。

本文政策啟示是：第一，破解阻礙影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的制度束縛，優(yōu)化營(yíng)商環(huán)境，減少政府對(duì)資源配置的干預(yù)，積極發(fā)揮市場(chǎng)的作用，促進(jìn)資源實(shí)現(xiàn)最優(yōu)配置，推動(dòng)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。第二，提升西部大開(kāi)發(fā)各項(xiàng)優(yōu)惠政策的持續(xù)性，引導(dǎo)資源流向有利于長(zhǎng)期保障西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的部門(mén)，確保西部大開(kāi)發(fā)對(duì)資源配置效率的推動(dòng)作用穩(wěn)定發(fā)揮。同時(shí)，在保證西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)穩(wěn)定推進(jìn)的前提下，根據(jù)西部不同地區(qū)特色優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，合理利用政策鼓勵(lì)西部地區(qū)發(fā)展支柱性特色產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈延伸，拉動(dòng)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。第三，加強(qiáng)西部地區(qū)“軟環(huán)境”建設(shè)，加大對(duì)具有創(chuàng)新能力和競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的新興產(chǎn)業(yè)支持力度，鼓勵(lì)西部地區(qū)自主創(chuàng)新研發(fā)；加強(qiáng)人才激勵(lì)機(jī)制建設(shè)，加大對(duì)高質(zhì)量人才的收入補(bǔ)償力度，著力留住本土人才，同時(shí)吸引更多的外部人才建設(shè)西部，不斷改善西部地區(qū)人力資本結(jié)構(gòu)，增強(qiáng)人力資源要素對(duì)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的推動(dòng)力。