鄒璠,周力

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院,南京 210095)

一、引言

高質(zhì)量發(fā)展是實現(xiàn)共同富裕的基本前提和必然路徑。作為城市經(jīng)濟與農(nóng)村經(jīng)濟間的重要紐帶,縣域經(jīng)濟涵蓋了我國廣大農(nóng)村地區(qū)且占據(jù)約40%的經(jīng)濟總量,無疑成為推動我國高質(zhì)量發(fā)展的新著力點。然而,由于資源稟賦的差異以及市場化改革產(chǎn)生的貧富循環(huán)累積因果效應(yīng),長期以來我國欠發(fā)達地區(qū)與發(fā)達地區(qū)間的縣域經(jīng)濟差距明顯,與新發(fā)展階段的需求不相適應(yīng)[1]。實現(xiàn)縣域均衡發(fā)展,不僅要加強欠發(fā)達地區(qū)的能力建設(shè),更要充分發(fā)揮發(fā)達地區(qū)對欠發(fā)達地區(qū)的帶動作用。特別是在經(jīng)濟由追求數(shù)量和速度轉(zhuǎn)向追求質(zhì)量和可持續(xù)發(fā)展的新要求下,通過互惠共贏,幫助欠發(fā)達縣域走出一條經(jīng)濟效益和生態(tài)效益并存的高質(zhì)量發(fā)展道路[2]。

東西部協(xié)作是我國一項代表性的對口支援制度,旨在提升欠發(fā)達地區(qū)生產(chǎn)力、解決區(qū)域非均衡發(fā)展問題。該政策與扶貧開發(fā)相結(jié)合,于1996年正式啟動,最初由東部9省4市與西部10省開展一一對應(yīng)的大規(guī)模結(jié)對幫扶,以及各地對西藏進行支援(1)東西部協(xié)作分為“扶貧協(xié)作”與“對口支援”?！胺鲐殔f(xié)作”關(guān)系包括北京幫內(nèi)蒙古,天津幫甘肅,上海幫云南,廣東幫廣西,江蘇幫陜西,浙江幫四川,山東幫新疆,遼寧幫青海,福建幫寧夏,深圳、青島、大連、寧波幫貴州;“對口支援”指全國各地對口支援西藏。資料來源：1996 年國務(wù)院扶貧開發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組《關(guān)于組織經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)與經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)開展扶貧協(xié)作的報告》。。在政府的統(tǒng)一安排下,發(fā)達地區(qū)與欠發(fā)達地區(qū)突破行政邊界,開展財政轉(zhuǎn)移、產(chǎn)業(yè)援助、勞務(wù)輸送等。東西部協(xié)作在脫貧攻堅時期得到全面創(chuàng)新與深化,其中最為突出的變化是形成了以“攜手奔小康”行動為主題的縣級結(jié)對體系[3]。隨著2016年新一輪東西部協(xié)作工作部署,343個東部經(jīng)濟強縣與西部573個貧困縣進行“結(jié)對子”幫扶。與城市相比,縣域的空間及人口規(guī)模更小、要素結(jié)構(gòu)更為單一,專業(yè)化的生產(chǎn)與服務(wù)引致縣域間分工與協(xié)作[4]。那么,對于實現(xiàn)縣域均衡發(fā)展的目標(biāo),東西部協(xié)作具有怎樣的貢獻?是否能夠有效彌合東西部發(fā)展差距,促進優(yōu)勢互補、利益共享的縣域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展態(tài)勢?

目前學(xué)界圍繞東西部協(xié)作的涵義和政策效果等展開了一系列探討。在基本內(nèi)涵方面,東西部協(xié)作多以區(qū)域性援助政策[5]或橫向財政轉(zhuǎn)移支付[6]的形式存在。王禹澔[7]指出,東西部協(xié)作是一種通過政治權(quán)力機制,統(tǒng)籌調(diào)度不同區(qū)域協(xié)作并發(fā)揮各方優(yōu)勢,從而實現(xiàn)資源定向再配置、區(qū)域平衡發(fā)展的政府行為;伍文中[8]則將東西部協(xié)作視為中央對地方縱向財政轉(zhuǎn)移的有益補充。同時,東西部協(xié)作屬于跨區(qū)域“飛地經(jīng)濟”協(xié)作,即發(fā)展存在落差的地區(qū)間通過資源互補和經(jīng)濟開發(fā)實現(xiàn)理想均衡狀態(tài)[9]。關(guān)于東西部協(xié)作的經(jīng)濟效果,多數(shù)研究肯定了其在推動發(fā)達地區(qū)發(fā)揮溢出效應(yīng)、帶動欠發(fā)達地區(qū)發(fā)展上的積極作用[3,5,7],并從跨區(qū)域轉(zhuǎn)移支付[6,8]、公共投資[10]和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移[2]等出發(fā)討論作用發(fā)揮的途徑。既有文獻大部分采用定性方式,少數(shù)定量評估政策效應(yīng)的研究僅關(guān)注對口援疆[10]或援藏[11]等局部幫扶關(guān)系,落腳點也未涉及高質(zhì)量發(fā)展的核心要義。

本文將從區(qū)域均衡的視角出發(fā),實證分析東西部協(xié)作在縣域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展中的作用。在研究對象上,本文關(guān)注脫貧攻堅時期的“攜手奔小康”縣域結(jié)對幫扶行動。除結(jié)對主體由省、市下沉至縣級以外,該時期的政策范圍、動員規(guī)模以及幫扶措施都得到了拓展與強化(2)2016年省、市層面的結(jié)對范圍得到擴大,由東部9省13市結(jié)對幫扶中西部15省22市。資料來源：國務(wù)院《關(guān)于進一步加強東西部扶貧協(xié)作工作的指導(dǎo)意見》。。例如,2016年東西部省級主要黨政領(lǐng)導(dǎo)互訪對接次數(shù)是2015年的3倍,東西部互派優(yōu)秀掛職干部的數(shù)量較2015年大幅度增長[12]。2016年,東西部協(xié)作政府援助資金達29.3億元,是上一年的2倍,2018年更是增長至177.6億元(3)資料來源：2021年《中國扶貧開發(fā)年鑒》。。該時期還引入了規(guī)范、剛性的目標(biāo)考核機制,通過定期督導(dǎo)和評估,使該項工作由“軟約束”轉(zhuǎn)變?yōu)閲颐撠毠匀蝿?wù)中的“硬約束”[7]。在具體量化上,全要素生產(chǎn)率被認為是解釋區(qū)域經(jīng)濟差距的有力工具[13]。高質(zhì)量發(fā)展的核心源泉是提升全要素生產(chǎn)率(4)黨的二十大報告指出, “要堅持以推動高質(zhì)量發(fā)展為主題……著力提高全要素生產(chǎn)率”。。進一步地,經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量還與可持續(xù)的經(jīng)濟發(fā)展方式息息相關(guān),越來越多的研究采用納入資源與環(huán)境約束的綠色全要素生產(chǎn)率指標(biāo)[14]。為此本文將傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率和綠色全要素生產(chǎn)率作為縣域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的衡量依據(jù)。

本文的研究結(jié)果顯示,東西部協(xié)作存在多維復(fù)合的影響：一方面,縣域結(jié)對幫扶有效降低了資源流動壁壘,有利于優(yōu)化欠發(fā)達地區(qū)的要素和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),實現(xiàn)均衡發(fā)展;另一方面,欠發(fā)達地區(qū)相對較低的環(huán)境要求標(biāo)準(zhǔn)造成了選擇性的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)?？紤]到資源環(huán)境因素后,東西部協(xié)作反而未能縮小以綠色發(fā)展為目標(biāo)的區(qū)域差距。本文可能存在如下邊際貢獻：第一,本文聚焦于縣域?qū)用?通過使用2013—2020年縣域配對面板數(shù)據(jù)系統(tǒng)評估我國橫向跨區(qū)域協(xié)作在促進縣域均衡發(fā)展中的作用,從更加細微的區(qū)域尺度為實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供新視角;第二,本文采用傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率和綠色全要素生產(chǎn)率指標(biāo)來測度政策促進縣域發(fā)展質(zhì)量提升的效果,并通過縣域差距來反映經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的均衡程度,相比以往研究僅關(guān)注GDP水平,更能夠體現(xiàn)效率與公平兼顧、經(jīng)濟與生態(tài)耦合的發(fā)展理念;第三,本文在統(tǒng)一框架下探討了東西部協(xié)作對縣域經(jīng)濟高質(zhì)量均衡發(fā)展的作用渠道,支持了要素流動、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移及智力資本積累的路徑作用。

二、理論分析

(一)東西部協(xié)作與縣域高質(zhì)量均衡發(fā)展

新古典經(jīng)濟增長理論認為,要素自由流動、產(chǎn)品自由貿(mào)易以及技術(shù)溢出是實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟均衡發(fā)展的重要條件[15]。但由于市場機制下的資本逐利性,欠發(fā)達地區(qū)往往難以吸引外部投資以及優(yōu)質(zhì)資源,從而陷入貧困的惡性循環(huán)。東西部協(xié)作的核心作用在于以國家意志介入生產(chǎn)要素配置過程,解決特定時期的資源空間失衡[7]。在這一過程中,生產(chǎn)要素的跨區(qū)域流動有助于優(yōu)化地區(qū)要素稟賦結(jié)構(gòu),使各地結(jié)合比較優(yōu)勢來調(diào)整經(jīng)濟與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[16]。從效率機制來看,我國西部欠發(fā)達縣域要素稟賦結(jié)構(gòu)欠佳。當(dāng)縣域要素短板問題得到緩解時,原本由于缺少或剩余某一要素而無法參與生產(chǎn)活動的閑置要素被激發(fā),從而提高生產(chǎn)效率;從價格機制來看,欠發(fā)達縣域往往存在大量剩余勞動力,要素價格偏離邊際產(chǎn)出,較低的要素成本促使企業(yè)密集地使用中低技能勞動力生產(chǎn),而進行技術(shù)創(chuàng)新并提升生產(chǎn)效率的動力不足。在東西部協(xié)作的作用下,協(xié)作雙方的人力、物力、財力、信息等資源的流動壁壘以及市場主體間的交易成本都大大降低,欠發(fā)達地區(qū)的創(chuàng)新水平也通過技術(shù)溢出和示范效應(yīng)得以提高,從而使得縣域發(fā)展差距縮小。具體而言,東西部協(xié)作從以下三方面助推縣域經(jīng)濟高質(zhì)量均衡發(fā)展：

第一,東西部協(xié)作通過財政轉(zhuǎn)移和產(chǎn)業(yè)投資,改善了欠發(fā)達地區(qū)發(fā)展生產(chǎn)的物質(zhì)資本稀缺問題[8]。資本要素是區(qū)域經(jīng)濟社會生產(chǎn)的基礎(chǔ)。我國西部縣域的發(fā)展水平相對落后,普遍處于資本積累的初期階段。打破貧困的惡性循環(huán)首先是必要的初始資金,然而僅靠欠發(fā)達地區(qū)的財政自給難以達到產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需的最低規(guī)模[5]。欠發(fā)達縣域長期以來以農(nóng)業(yè)為主導(dǎo)、缺少完善的產(chǎn)業(yè)鏈。東西部協(xié)作通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、分工與合作,并配以公共設(shè)施提供、稅收優(yōu)惠和貸款貼息等政策(5)2016—2020年,東部地區(qū)先后投入779.9億元財政資金,累計吸引企業(yè)實際投總額8654億元。資料來源：2021年《中國扶貧開發(fā)年鑒》。,打破了縣域間的經(jīng)濟活動邊界。資本流入破解了被幫扶縣域的資本瓶頸,顯著提高生產(chǎn)規(guī)模與效率,并帶動其他經(jīng)濟資源的同步流動與集聚,進而縮小縣域間的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量差距。

第二,東西部協(xié)作中的勞務(wù)對接協(xié)作推動了勞動力的跨區(qū)域流動。二元經(jīng)濟理論模型描述了在一定發(fā)展階段,農(nóng)業(yè)部門的剩余勞動力流向工業(yè)部門或城市能夠提升經(jīng)濟效率。在兼顧雙方企業(yè)勞動力需求的基礎(chǔ)上,東部幫扶縣通過職業(yè)定向指導(dǎo)、技能培訓(xùn)等方式降低被幫扶縣的勞動力就業(yè)搜尋、匹配成本,為廣大農(nóng)村剩余勞動人口提供非農(nóng)就業(yè)渠道[11]。欠發(fā)達地區(qū)的自然資源(如土地、礦產(chǎn)、旅游資源等)通常是一定的,人口流出能夠提高留守居民的人均資源擁有量[17]。因此,勞動力要素的重新配置既有利于滿足東部縣域的用工需求,又提高了欠發(fā)達縣域的勞動邊際產(chǎn)出,促進均衡的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

第三,東西部協(xié)作通過科技和人才交流,促進知識、信息、技術(shù)、人才和管理經(jīng)驗等先進要素注入欠發(fā)達縣域。根據(jù)內(nèi)生增長理論,人力資本積累和技術(shù)進步是實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟長期高質(zhì)量增長的重要因素,地區(qū)間的經(jīng)濟發(fā)展只有在技術(shù)水平一致時才具有收斂性[18]。東西部協(xié)作不僅是簡單的產(chǎn)業(yè)搬遷,更是技術(shù)轉(zhuǎn)移與知識擴散的突破口(6)通過建立穩(wěn)定的產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新合作網(wǎng)絡(luò),協(xié)作雙方的企業(yè)、高校、政府等主體開展了更多深層次、全方位的學(xué)習(xí)合作。同時,幫扶縣派出掛職干部和專業(yè)技術(shù)人員前往欠發(fā)達地區(qū),被幫扶縣的干部和專業(yè)技術(shù)人才也會到東部地區(qū)進行交流學(xué)習(xí)。。協(xié)作雙方間的學(xué)習(xí)合作有利于降低被幫扶縣的技術(shù)引進和模仿成本。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展本質(zhì)上是伴隨技術(shù)創(chuàng)新與溢出而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的過程。通過將幫扶縣域的先進生產(chǎn)技術(shù)同被幫扶縣域的比較優(yōu)勢相結(jié)合,欠發(fā)達縣域的自然與人文資源優(yōu)勢有效轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟收益,促進本地技術(shù)升級和生產(chǎn)率進步。東西部協(xié)作還高度重視人力資本的培育和積累,通過領(lǐng)導(dǎo)干部雙向掛職、教育幫扶等方式,優(yōu)化欠發(fā)達縣域人力資本結(jié)構(gòu),提升長期內(nèi)生發(fā)展能力[3]。

(二)考慮環(huán)境因素下的政策效應(yīng)

考慮到資源與環(huán)境因素后,東西部協(xié)作對于縣域高質(zhì)量均衡發(fā)展的影響可能機遇與挑戰(zhàn)并存：一方面,東西部協(xié)作為欠發(fā)達地區(qū)承接?xùn)|部產(chǎn)業(yè)提供了積極條件,這些轉(zhuǎn)移產(chǎn)業(yè)中不乏技術(shù)密集型和高附加值的新興產(chǎn)業(yè),能夠提高被幫扶縣域采用先進技術(shù)企業(yè)的比例。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高度化與合理化有利于資源與空間的有效利用,緩解縣域生態(tài)環(huán)境保護與經(jīng)濟發(fā)展之間的矛盾。進一步地,東西部協(xié)作帶來的人力資本拉動效應(yīng)和知識外溢效應(yīng)也有助于欠發(fā)達地區(qū)的綠色技術(shù)創(chuàng)新。在科技、人才協(xié)作中,發(fā)達縣域的先進綠色生產(chǎn)技術(shù)自然輻射到欠發(fā)達縣域,為其清潔生產(chǎn)和綠色化改造升級提供重要支撐,使得欠發(fā)達縣域由過去依賴自然資源的傳統(tǒng)粗放生產(chǎn)方式向依靠技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)變。

另一方面,出于經(jīng)濟考慮,欠發(fā)達地區(qū)也可能承接幫扶縣生產(chǎn)負外部性高的產(chǎn)業(yè),反而阻礙了以綠色可持續(xù)為導(dǎo)向的高質(zhì)量均衡發(fā)展。當(dāng)存在環(huán)境行為時,企業(yè)的轉(zhuǎn)移條件為轉(zhuǎn)移成本(7)包括整體搬遷成本、新建廠房成本、裝置成本、配套設(shè)施成本以及其他市場風(fēng)險成本等。小于其在兩地間的治污成本之差(8)假定企業(yè)在轉(zhuǎn)入地和轉(zhuǎn)出地面臨相同的產(chǎn)品價格與要素價格。。根據(jù)“污染天堂假說”,經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)環(huán)境規(guī)制力度越強,因而污染密集度越高的企業(yè),越容易轉(zhuǎn)移至欠發(fā)達地區(qū)獲得治污成本節(jié)約。既有研究發(fā)現(xiàn),我國的跨區(qū)域協(xié)作由于降低了產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移成本,進而導(dǎo)致污染行業(yè)的空間轉(zhuǎn)移[19]。當(dāng)前的東西部協(xié)作考核機制強調(diào)“落地投產(chǎn)企業(yè)個數(shù)、實際到位投資額和吸納就業(yè)數(shù)量”等,這些都未納入綠色發(fā)展相關(guān)指標(biāo),使得欠發(fā)達縣域?qū)τ诋a(chǎn)業(yè)的選擇往往缺乏長期規(guī)劃。東部幫扶縣率先轉(zhuǎn)出的企業(yè)中有不少屬于高耗能、高污染產(chǎn)業(yè),造成了區(qū)域間的污染排放轉(zhuǎn)移。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文采用2013—2020年的縣域配對面板數(shù)據(jù),選取2013年為起始年份是因為當(dāng)年開始實施精準(zhǔn)扶貧,東西部協(xié)作中的很多被幫扶縣2013年后都被劃入了國家級貧困縣而得到重點扶持。為了剝離同期政策的沖擊,僅選取精準(zhǔn)扶貧實施后的年份有助于識別出新一輪東西部協(xié)作的凈效應(yīng)。選取2020年為截止年份是因為我國的脫貧攻堅戰(zhàn)于2020年底取得全面勝利,之后國家對東西部結(jié)對關(guān)系進行了調(diào)整?？h域數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國縣域統(tǒng)計年鑒》和各省份、地級市的統(tǒng)計年鑒(9)各地的統(tǒng)計年鑒來源于中國經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、地方政府部門官網(wǎng)。。東西部縣域結(jié)對關(guān)系來源于中央政府部門網(wǎng)站信息(10)國家鄉(xiāng)村振興局,http：//nrra.gov.cn/art/2017/1/6/art_624_58181.html,2017;中國政府網(wǎng),http：//www.gov.cn/gongbao/content/2017/content_5156730.htm,2016。。人口密度來自LandScan全球人口動態(tài)統(tǒng)計分析數(shù)據(jù)庫。專利授權(quán)數(shù)量來自國家知識產(chǎn)權(quán)局的專利數(shù)據(jù)庫。PM2.5與二氧化碳排放量分別來自達爾豪斯大學(xué)大氣成分分析組和NGDC數(shù)據(jù)。考慮到存在通貨膨脹的影響,參考Li等[20]、張國建等[21]的做法,本文以2013年為基期,使用省級價格指數(shù)(CPI)來調(diào)整所有名義變量。本文對所有連續(xù)變量進行了1%的縮尾處理,并剔除了主要變量缺失的樣本。最終保留了數(shù)據(jù)完整的342個配對組,使用共2736個年度樣本的平衡面板數(shù)據(jù)進行回歸。表1報告了各變量的描述性統(tǒng)計特征。

表1 變量名稱及描述性統(tǒng)計

(二)變量定義

1.被解釋變量。高質(zhì)量發(fā)展的度量需要體現(xiàn)“高效”“公平”“可持續(xù)”要求。既有研究選用全要素生產(chǎn)率以及納入環(huán)境因素的綠色全要素生產(chǎn)率來測度經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量?；诖?本文采用縣域間傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率差距與綠色全要素生產(chǎn)率差距來衡量縣域高質(zhì)量發(fā)展的均衡水平(11)樣本數(shù)據(jù)顯示,我國西部地區(qū)傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率和綠色全要素生產(chǎn)率水平均落后于東部地區(qū),這與王兵和劉光天[22]、孫亞男和楊名彥[23]研究結(jié)果一致。2013—2020年,西部縣域的傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率和綠色全要素生產(chǎn)率分別為0.983和1.025,東部縣域的傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率和綠色全要素生產(chǎn)率分別為1.04和1.091。,以同時涵蓋“高效”(生產(chǎn)效率)、“公平”(區(qū)域差距)和“可持續(xù)”(綠色發(fā)展)要求。傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率和綠色全要素生產(chǎn)率分別采用DEA-Malmquist指數(shù)、SBM-GML 指數(shù)測算。產(chǎn)出指標(biāo)包括：(1)期望產(chǎn)出為縣域?qū)嶋H生產(chǎn)總值(GDP);(2)非期望產(chǎn)出為縣域PM2.5排放量和二氧化碳排放量(12)由于數(shù)據(jù)可獲性,難以獲取縣級層面的工業(yè)廢水排放量、工業(yè)二氧化硫排放量、氮氧化物排放量等污染指標(biāo)。。投入指標(biāo)包括：(1)資本投入,以 2012年為基期采用永續(xù)盤存法對縣域各年固定資本存量進行核算(13)永續(xù)盤存法具體公式為：kit=kit-1(1-δi)+Iit,其中, kit表示i縣t期的資本存量,Iit表示i縣t期的固定資產(chǎn)投資額。,其中折舊率參照吳延瑞[24]提供的縣域所在省份折舊率計算;(2)勞動投入,采用年末社會從業(yè)人員數(shù)。傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率與綠色全要素生產(chǎn)率測算的區(qū)別在于是否考慮非期望產(chǎn)出。全要素生產(chǎn)率假設(shè)基期2012年的水平值為1,各年份的水平值由生產(chǎn)率指數(shù)累乘得到。

2.核心解釋變量。本文根據(jù)國家鄉(xiāng)村振興局公布的“攜手奔小康”結(jié)對關(guān)系表,將2016年東西部縣域結(jié)對幫扶作為政策沖擊。核心解釋變量為兩縣域在樣本期間是否存在協(xié)作關(guān)系的虛擬變量與協(xié)作實施前后的虛擬變量的交互項。當(dāng)配對組兩縣相互達成協(xié)作關(guān)系的當(dāng)年及以后,該變量取值為 1。

3.控制變量。(1)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差距?？h域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有助于提高全要素生產(chǎn)率,采用二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占 GDP 比重的差距來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。(2)政府規(guī)模差距。政府規(guī)模擴大可能源于地方政府過度追求經(jīng)濟績效,從而導(dǎo)致地區(qū)的資源配置效率難以提高[25]。選取一般公共預(yù)算支出與GDP的比值來衡量政府規(guī)模。(3)對外開放差距。外商投資的流入會帶來技術(shù)溢出效應(yīng),也有可能帶來“污染天堂”現(xiàn)象。選取實際利用外商投資額與GDP的比值來衡量對外開放程度。(4)金融發(fā)展差距。金融發(fā)展可以促使資金優(yōu)化配置,推動企業(yè)技術(shù)進步,從而對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。選取年末金融機構(gòu)各項貸款余額與GDP的比值衡量金融發(fā)展水平。(5)居民儲蓄差距。儲蓄可以通過轉(zhuǎn)化為投資,進而提高縣域全要素生產(chǎn)率,選取居民儲蓄存款余額與GDP的比值衡量居民儲蓄水平。(6)人口密度差距。一方面,人口越稠密的地區(qū),勞動力供給規(guī)模越大,勞動力價格降低,能夠減少新建企業(yè)的用工成本。另一方面,人口密度的增加可能影響縣域的環(huán)境承載力,例如使污染物排放量增加。(7)基礎(chǔ)設(shè)施差距?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)越完善,要素流動流程越低,從而可以提高生產(chǎn)效率。本文選取縣域每平方公里內(nèi)公路里程長度作為替代指標(biāo)。(8)相關(guān)政策。在考察樣本期間,中央政策雖開始探索縣級的協(xié)作幫扶,但同時維持了省、市層面的結(jié)對協(xié)作。其中,省份層面的協(xié)作在樣本期間基本無變動,可通過地區(qū)固定效應(yīng)控制。本文控制了配對兩縣當(dāng)年所在地級市以是否存在結(jié)對協(xié)作的虛擬變量。

(三)模型設(shè)定

本文選取2016年新一輪東西部協(xié)作中的“攜手奔小康”縣域結(jié)對幫扶行動作為政策沖擊,并基于不同縣域兩兩配對的樣本數(shù)據(jù)進行分析。為了準(zhǔn)確識別出政策對協(xié)作兩地間經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量差距的凈效應(yīng),本文采用 Heckman 等[26]提出的PSM-DID方法,估計東西部協(xié)作對配對縣域全要素生產(chǎn)率差距的影響。本文將存在協(xié)作關(guān)系的幫扶縣與被幫扶縣的配對樣本作為處理組。選擇對照組時應(yīng)認識到協(xié)作雙方的確定并非隨機產(chǎn)生,而是取決于其經(jīng)濟社會發(fā)展的差距。匹配對照組的思路為：基于每個處理配對組保持其東部幫扶縣不變,在所有未被幫扶的其他縣域中,找出政策實施前在經(jīng)濟特征上與該處理組中被幫扶縣盡可能相似的縣,使得處理組的雙方和對照組的雙方除了是否存在協(xié)作關(guān)系,其余差距相近。

據(jù)此,本文參考張彬斌[27]的思路,依據(jù)以下步驟篩選對照組：首先,在剔除重要變量缺失的縣域樣本后,最初樣本包含216組東西部協(xié)作縣域。我們將與國家確立協(xié)作關(guān)系標(biāo)準(zhǔn)高度相關(guān)的經(jīng)濟指標(biāo)——“人均 GDP”和“農(nóng)村人均可支配收入”作為初步篩選依據(jù),根據(jù)處理組中被幫扶縣初期連續(xù)三年(2013—2015年,政策實施前)的取值范圍,挑選出滿足該取值范圍的中西部非被幫扶縣域,共包含978個縣。其次,根據(jù)處理組被幫扶縣初期經(jīng)濟、財政、人口、金融、基礎(chǔ)設(shè)施以及地形等方面的指標(biāo),利用 PSM 方法進行1∶1最鄰近匹配,在上一步驟的初選組中篩選出分別與每個被幫扶縣社會發(fā)展水平最為接近的非被幫扶縣。為了避免政策效應(yīng)對匹配結(jié)果產(chǎn)生影響,本文將匹配時間節(jié)點選擇在政策實施之前的2015年(14)匹配變量具體包括2013—2015年各年人均GDP與農(nóng)村居民人均可支配收入、2015年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、2015年政府支出占比、2015年外商投資額占比、2015年金融機構(gòu)貸款占比、2015年居民儲蓄占比、2015年人口密度、2015年公路里程、縣域平均坡度(表示地形)、少數(shù)民族地區(qū)的虛擬變量。。最后,將這些非幫扶縣與對應(yīng)處理組中的東部幫扶縣結(jié)合,形成對照配對樣本。最終確定的處理組和對照組均包含171個配對縣域。計量模型如下：

|qualityit-qualityjt|=α0+α1cooperationijt+βXijt+μij+γt+εijt

(1)

下標(biāo)i、j表示縣域,t表示年份。因變量|qualityit-qualityjt|表示t年i縣和j縣之間的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量差距絕對值。cooperationijt是政策變量,表示t年i縣和j縣之間是否存在協(xié)作關(guān)系。協(xié)作地區(qū)在最初劃分時考慮了雙方資源稟賦互補性、地緣關(guān)系、文化和歷史淵源等因素,因此模型納入了地區(qū)配對固定效應(yīng)μij,用來捕獲不隨時間變化的地區(qū)特征。Xijt表示其他控制變量。γt表示年份固定效應(yīng),用來控制某一特定年份的全國性沖擊。εijt表示隨機誤差項。為了解決模型中潛在的序列相關(guān)和異方差問題,采用聚類到地區(qū)層面的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

四、實證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸

首先估計東西部協(xié)作對縣域發(fā)展質(zhì)量差距的綜合影響。表2第(1)—(6)列分別匯報了不添加時間固定效應(yīng)與縣域固定效應(yīng)、僅添加時間固定效應(yīng)、同時添加時間固定效應(yīng)與縣域固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示,第(1)—(3)列東西部協(xié)作(cooperation)的回歸系數(shù)均顯著為負。第(3)列的回歸系數(shù)為-0.055,在1% 的置信水平上顯著,說明采用傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率衡量時,東西部協(xié)作有效減少了縣域間的發(fā)展質(zhì)量差距。

表2 東西部協(xié)作對縣域高質(zhì)量均衡發(fā)展的影響

考慮到資源環(huán)境約束后,表2第(4)—(6)列的回歸系數(shù)均不顯著,說明東西部協(xié)作尚未使得協(xié)作雙方的綠色全要素生產(chǎn)率差距減少。這一結(jié)果表明：如果不考慮環(huán)境因素,會高估東西部協(xié)作對縣域高質(zhì)量均衡發(fā)展的真實效應(yīng)。欠發(fā)達地區(qū)未能隨著東西部協(xié)作實施而呈現(xiàn)愈加“綠色化”的經(jīng)濟發(fā)展趨勢,實現(xiàn)環(huán)境質(zhì)量和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)的雙贏發(fā)展。作為脫貧攻堅時期的政策實施典范,東西部協(xié)作帶來的配置效應(yīng)和技術(shù)溢出雖然可能在長期“助力”被幫扶縣域的綠色發(fā)展,但在較短觀測期內(nèi)也可能產(chǎn)生欠發(fā)達縣域生態(tài)環(huán)境改善的“阻力”。隨著東西部協(xié)作的深化推進,發(fā)達地區(qū)對于欠發(fā)達地區(qū)高質(zhì)量、可持續(xù)發(fā)展的積極帶動效益能否進一步彰顯,仍有待長期觀察。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.平衡趨勢檢驗

采用雙重差分法進行政策效應(yīng)評估的前提是處理組和對照組在政策實施前具有相同的變化趨勢,即在東西部協(xié)作實施前處理組配對樣本和對照組配對樣本的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量差距沒有顯著差異。因此,本文采用事件研究法進行平行趨勢檢驗和動態(tài)效應(yīng)檢驗,構(gòu)建8個年份的虛擬變量,即year-3、year-2、year-1、year0和year1、year2、year3、year4,分別表示東西部協(xié)作實施的前3年到后4年,并依次與cooperation形成交互項納入基準(zhǔn)模型。本文將政策實施前1 年設(shè)為基準(zhǔn)組,并報告了剩余年份虛擬變量與政策變量交互項的估計參數(shù)。從圖1(a)看出,cooperation×year-3和cooperation×year-2的系數(shù)均不顯著,表明在東西部協(xié)作之前,處理組和對照組的變化趨勢不存在顯著差異,通過了平行趨勢檢驗。cooperation×year0、cooperation×year1直至cooperation×year4的系數(shù)顯著為負,說明在東西部協(xié)作實施后年份,政策對協(xié)作雙方的傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率差距減少起了顯著的促進作用。從圖1(b)的綠色全要素生產(chǎn)率檢驗結(jié)果可以看出,無論是否引入政策沖擊,年份與cooperation的交互項變量均不顯著,表明處理組和控制組的綠色全要素生產(chǎn)率差距沒有明顯差異。

圖1 平衡趨勢檢驗結(jié)果

圖2 安慰劑檢驗結(jié)果

2.安慰劑檢驗

為了排除東西部協(xié)作的政策效應(yīng)受到其他遺漏變量干擾,本文令處理組中的171組配對樣本隨機生成來進行反事實檢驗,并使這一隨機過程重復(fù)1000次。由于綠色全要素生產(chǎn)率的基準(zhǔn)回歸結(jié)果不顯著,此處僅對傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率指標(biāo)的回歸結(jié)果進行檢驗。本文將表 1 第(3)列回歸結(jié)果作為基準(zhǔn)結(jié)果,圖 2 匯報了采用假想處理組時估計系數(shù)的概率密度分布圖?？梢园l(fā)現(xiàn),隨機分配的估計系數(shù)集中分布在0附近,呈現(xiàn)類似正態(tài)分布,估計的標(biāo)準(zhǔn)差為 0.02。而基準(zhǔn)估計結(jié)果(-0.055)位于正態(tài)分布兩端處,說明東西部協(xié)作對縣域均衡高質(zhì)量發(fā)展的促進效應(yīng)并非由其他未觀測因素所驅(qū)動,基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。該檢驗方法可具體參考Li等[20]及張國建等[21]的方法。

3.替換被解釋變量

本文替換前文的生產(chǎn)率測算方法,分別采用索洛余值法和EBM-GML指數(shù)法重新測算傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率和綠色全要素生產(chǎn)率,并作為被解釋變量進行估計。結(jié)果表明,東西部協(xié)作對傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率差距影響估計系數(shù)依然顯著為負,而對綠色全要素生產(chǎn)率差距的影響不顯著,表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的(15)限于篇幅,未報告詳細結(jié)果,備索。。

4.剔除部分樣本

由于西藏部分年份的數(shù)據(jù)存在缺失,基準(zhǔn)回歸采用移動平均法進行填補,此處將被幫扶方為西藏的處理組剔除并重新進行匹配回歸,結(jié)論依然穩(wěn)健(16)限于篇幅,未報告詳細結(jié)果,備索。。

5.控制變量采用滯后一期

考慮到基準(zhǔn)模型采用的控制變量與東西部協(xié)作之間可能存在反向影響,針對這一潛在的內(nèi)生性問題,此處采用控制變量的滯后一期進行回歸?；貧w系數(shù)的顯著性與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

(三)影響機制分析

為了驗證東西部協(xié)作影響縣域經(jīng)濟高質(zhì)量均衡發(fā)展的中介機制,本文采用逐步檢驗回歸系數(shù)的方法,建立中介效應(yīng)模型如下：

Mijt=α0+α1cooperationijt+βXijt+μij+γt+εijt

(2)

|qualityit-qualityjt|=α0+α1cooperationijt+α2Mijt+βXijt+μij+γt+εijt

(3)

前文中的基準(zhǔn)回歸公式(1)是中介效應(yīng)模型的第一步。由表 2 可知,東西部協(xié)作對傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率差距的系數(shù)顯著為負、對綠色全要素生產(chǎn)率差距的影響不顯著。第二步是對公式(2)進行估計,分別檢驗東西部協(xié)作是否對中介變量(Mijt)具有顯著效應(yīng)。若顯著,則進行第三步檢驗。第三步是對公式(3)進行估計,模型中同時包含東西部協(xié)作變量與中介變量。如果中介變量的系數(shù)顯著,則表明具有中介效應(yīng)。東西部協(xié)作的幫扶方推動資金、人才、技術(shù)、信息、管理等“軟硬件”共同向被幫扶方流動,同時為被幫扶方的閑散勞動力提供輸出渠道。對此,本部分將從以下四方面進行機制檢驗：

1.資本深化

東西部協(xié)作有助于生產(chǎn)要素在縣域間充分流動,改善要素瓶頸對欠發(fā)達縣域高質(zhì)量發(fā)展的制約,進而縮小發(fā)展差距。本文使用縣域農(nóng)業(yè)資本深化程度(工商資本數(shù)量與勞動力數(shù)量的比值)的差距(|gap_k/l|)來表征要素結(jié)構(gòu)(17)該指標(biāo)計算來源于2013—2020年浙江大學(xué)涉農(nóng)研究數(shù)據(jù)庫中的農(nóng)業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫,共涵蓋了全國212萬家農(nóng)業(yè)企業(yè)資金信息。政策實施前(2013—2015年),東部縣域的平均農(nóng)業(yè)資本勞動比為52.76萬元/人,而西部縣域的平均農(nóng)業(yè)資本勞動比僅為43.62萬元/人。。選取農(nóng)業(yè)部門進行觀測,是因為實現(xiàn)全面脫貧摘帽是東西部協(xié)作的直接目標(biāo)(18)根據(jù)2016年國務(wù)院頒布的《關(guān)于進一步加強東西部扶貧協(xié)作工作的指導(dǎo)意見》,東西部協(xié)作的主要目標(biāo)為：“經(jīng)過幫扶雙方不懈努力,……,確保西部地區(qū)現(xiàn)行國家扶貧標(biāo)準(zhǔn)下的農(nóng)村貧困人口到2020年實現(xiàn)脫貧,貧困縣全部摘帽,解決區(qū)域性整體貧困”。。對于欠發(fā)達地區(qū)而言,無論是鞏固拓展脫貧攻堅成果,還是促進鄉(xiāng)村振興,從根本上都要圍繞鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)來展開。長期以來,欠發(fā)達地區(qū)的資本相對缺乏,東西部協(xié)作恰好為欠發(fā)達縣域的農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移、資本替代勞動提供機遇。尤其是引入了大量經(jīng)濟效益高、益貧能力強的農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè),作為招商引資、引領(lǐng)現(xiàn)代要素進入鄉(xiāng)村的紐帶(19)例如,國家鄉(xiāng)村振興局2021年頒發(fā)的《“萬企興萬村”行動傾斜支持國家鄉(xiāng)村振興重點幫扶縣專項工作方案》指出,要“依托東西部協(xié)作機制,深化東西部協(xié)作‘萬企興萬村’行動,東部8省(市)動員民營企業(yè)開展幫扶對接”,“積極促成一批鞏固脫貧成果和助力鄉(xiāng)村振興產(chǎn)業(yè)項目落地”。。從表3第(1)(2)列的結(jié)果可以看出,政策變量的系數(shù)顯著為負,且隨著資本勞動比差距縮小,縣域間傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率差距進而減少。但從第(3)列的結(jié)果看,資本勞動比差距的縮小未能進一步減少綠色全要素生產(chǎn)率差距,說明該投資效應(yīng)未能同步促進欠發(fā)達地區(qū)的綠色發(fā)展。

表3 影響機制檢驗 (N=2736)

2.產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移

從我國縣域產(chǎn)業(yè)分布來看,相對東部地區(qū),西部農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)占比較高,制造業(yè)及服務(wù)業(yè)發(fā)展較為滯后。產(chǎn)業(yè)支持政策能夠為被幫扶縣域承接技術(shù)含量、附加值更高的產(chǎn)業(yè)提供機遇。但出于節(jié)約生產(chǎn)成本的考慮,東部地區(qū)可能會借助于政策的引導(dǎo)作用,把部分高耗能、高污染型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至欠發(fā)達地區(qū),從而對綠色經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生不利影響[4]。由于難以獲得協(xié)作雙方的企業(yè)轉(zhuǎn)移數(shù)據(jù),此處我們使用縣域間工業(yè)強度差距進行衡量(|gap_secd|),工業(yè)強度通過縣域單位行政面積的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)量表示(20)根據(jù)樣本數(shù)據(jù),政策實施前東部幫扶縣域的工業(yè)強度遠高于西部被幫扶縣域。以2015年為例,樣本中東部幫扶縣單位平方公里的工業(yè)企業(yè)數(shù)量為0.34個,而西部被幫扶縣不到0.1個。。表3第(4)(5)列結(jié)果顯示,東西部協(xié)作顯著減少了雙方的企業(yè)數(shù)量差距,且這種產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)減少了全要素生產(chǎn)率差距。但是第(6)列結(jié)果顯示,隨著企業(yè)數(shù)量差距的減少,協(xié)作雙方之間的綠色全要素生產(chǎn)率差距反而增大。該結(jié)果說明轉(zhuǎn)移產(chǎn)業(yè)可能存在的粗放式生產(chǎn)不可避免地給承接地生態(tài)環(huán)境帶來一定負面影響。

3.技術(shù)創(chuàng)新

技術(shù)創(chuàng)新水平是促進地區(qū)生產(chǎn)率提升和經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的主要動力。由于欠發(fā)達地區(qū)可以學(xué)習(xí)東部地區(qū)的先進技術(shù)和經(jīng)驗,消化吸收后形成自己的專利,因此本文選取專利授權(quán)數(shù)量差距衡量縣域技術(shù)創(chuàng)新水平差距(|gap_tech|)。表3第(7)列的回歸結(jié)果顯示政策變量(cooperation)顯著為負,表明欠發(fā)達縣域受益于發(fā)達縣域的知識溢出與技術(shù)擴散。進一步地,由表3第(8)(9)列可知技術(shù)創(chuàng)新差距與傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率及綠色全要素生產(chǎn)率的差距均呈顯著正相關(guān),表明由東西部協(xié)作帶來的技術(shù)創(chuàng)新水平的協(xié)同改善,能夠有效驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量均衡發(fā)展。

4.人力資本

根據(jù)內(nèi)生增長理論,以教育水平為代表的人力資本會影響生產(chǎn)效率?；A(chǔ)教育師生比可以作為區(qū)域教育質(zhì)量的度量指標(biāo)[28],故本文以中學(xué)師生比差距來衡量縣域人力資本差距(|gap_hcpt|)。表3第(10)列估計結(jié)果顯示,東西部協(xié)作使得雙方人力資本水平的差距顯著降低。根據(jù)第(11)(12)列的估計結(jié)果,人力資本水平的改善能夠有效彌補欠發(fā)達地區(qū)的劣勢,實現(xiàn)跨越式發(fā)展,進而縮小以傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率以及綠色全要素生產(chǎn)率衡量的縣域發(fā)展質(zhì)量差距。

總體來看,東西部協(xié)作有助于促進縣域生產(chǎn)要素及產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化配置,提升欠發(fā)達縣域的智力資本存量,進而實現(xiàn)均衡的高質(zhì)量發(fā)展。但需要注意的是,產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移渠道產(chǎn)生的潛在污染跨域排放可能在一定程度上阻礙了綠色可持續(xù)的高質(zhì)量均衡發(fā)展。

(四)異質(zhì)性分析

1.地理距離異質(zhì)性

資源的跨域轉(zhuǎn)移與整合是東西部協(xié)作效應(yīng)的主要來源,而地理距離的增加會提高要素流動成本以及技術(shù)的學(xué)習(xí)模仿成本。因此,東西部協(xié)作的作用大小可能會隨雙方地理距離的擴大而衰減,本文在基準(zhǔn)模型中加入空間地理距離與政策變量的交互項(cooperation×dis_geo)。然而,根據(jù)表4的第(1)(4)列結(jié)果顯示,地理距離對于政策效果無顯著影響,這意味著以東西部協(xié)作為代表的飛地經(jīng)濟模式能夠打通傳統(tǒng)經(jīng)濟引力模型中的地理障礙,有效驅(qū)動縣域經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展。

表4 異質(zhì)性分析 (N=2736)

2.經(jīng)濟距離異質(zhì)性

對于初始經(jīng)濟條件較差的地區(qū),必要的區(qū)位導(dǎo)向性政策有助于改變其長期不合意的低均衡狀態(tài),向高水平均衡移動[29]。如果發(fā)達地區(qū)通過改變欠發(fā)達地區(qū)不利的經(jīng)濟初始條件來帶動縣域均衡發(fā)展這一途徑成立,那么按照邊際效應(yīng)遞減規(guī)律,在協(xié)作前經(jīng)濟差距越大的地區(qū),協(xié)作之后差距縮小速度也會更快。本文在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上引入政策變量與初始經(jīng)濟距離的交互項(cooperation×|gap_gdp0|),初始經(jīng)濟距離采用2015年的人均GDP水平差距來衡量(21)為了避免使用單一年份生產(chǎn)率差距可能存在波動較大的問題,本文還分別使用了所有配對組2013—2014年平均人均GDP差距以及2013—2015年平均人均GDP差距作為初始差距的衡量指標(biāo),結(jié)論一致。限于篇幅,未報告詳細結(jié)果,備索。。從表4的第(2)(5)列可以看出,初始經(jīng)濟距離的交互項系數(shù)在1%的水平上顯著為負,說明東西部協(xié)作對初始差距較大的配對組的影響效果更好。當(dāng)雙方的初始經(jīng)濟水平差距較大時,東西部協(xié)作能夠進一步發(fā)揮縮小綠色全要素生產(chǎn)率的作用。

3.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)異質(zhì)性

協(xié)作雙方的初始產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似程度也會影響協(xié)作效果的發(fā)揮。東西部協(xié)作的過程是欠發(fā)達地區(qū)向東部地區(qū)承接效率更高的企業(yè)、學(xué)習(xí)交流先進經(jīng)驗的過程,而相同或相近的產(chǎn)業(yè)間學(xué)習(xí)、溝通成本更低,有助于發(fā)揮跨區(qū)域產(chǎn)業(yè)合作的積極效應(yīng)。同時,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與幫扶縣相近的被幫扶縣域更容易吸引到符合自身比較優(yōu)勢的企業(yè),當(dāng)?shù)貏趧恿κ袌鲆哺ヅ淦髽I(yè)需求。本文將2015年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差距與政策的交互項變量(cooperation×|gap_ind0|)加入基準(zhǔn)回歸中估計(22)本文還分別使用了所有配對組2013—2014年平均產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差距以及2013—2015年平均產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差距作為衡量指標(biāo),結(jié)論保持一致。。根據(jù)表4第(3)列的結(jié)果,初始產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差距交互項變量顯著為正,表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更為接近的縣域具有更好的協(xié)作效果。

五、結(jié)論與政策含義

(一)研究結(jié)論

作為政治、經(jīng)濟、社會目標(biāo)的基本執(zhí)行單元,縣域的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展是新時代我國實現(xiàn)共同富裕的新著力點。東西部協(xié)作是我國消除絕對貧困時期的重要制度創(chuàng)新,極大豐富了“先富幫助后富”的實現(xiàn)機制。本文研究發(fā)現(xiàn)：(1)東西部協(xié)作顯著促進了協(xié)作雙方的傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率差距減少。但考慮到資源與環(huán)境約束后,東西部協(xié)作的作用不再顯著。(2)東西部協(xié)作通過促進跨區(qū)域要素流動和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移以及縮小縣域間技術(shù)創(chuàng)新和人力資本差距,進而促進了縣域高質(zhì)量均衡發(fā)展。但產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移過程中的潛在污染排放轉(zhuǎn)移效應(yīng),也會阻礙縣域綠色全要素生產(chǎn)率差距的減少。(3)當(dāng)被幫扶縣與幫扶縣初始經(jīng)濟距離相對較大、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更接近時,政策能發(fā)揮更大的效果,而地理距離的阻礙作用不顯著。

(二)政策含義

東西部協(xié)作在脫貧攻堅時期形成的成功經(jīng)驗,對于如何引領(lǐng)全體人民走向共同富裕仍然有效。面對當(dāng)前接續(xù)推進鄉(xiāng)村振興的新任務(wù)與新挑戰(zhàn),應(yīng)長期堅持東西部協(xié)作政策,并在以下幾個方面加以完善：

一是制定差異化的結(jié)對協(xié)作機制。我國各縣的發(fā)展基礎(chǔ)及資源稟賦特征千差萬別,應(yīng)按照“分類指導(dǎo)、區(qū)別對待”原則,精準(zhǔn)施策。針對各協(xié)作主體之間的差距特征,可以考慮在中央和各幫扶地區(qū)設(shè)立專門機構(gòu)負責(zé)統(tǒng)籌協(xié)作資金的管理和調(diào)用。在此基礎(chǔ)上,還應(yīng)注重協(xié)作中的互惠共贏,促進東部地區(qū)自主、自愿地參與協(xié)作幫扶。脫貧攻堅時期的東西部協(xié)作更多強調(diào)反貧困支援,后期在帶動欠發(fā)達縣域發(fā)展時,應(yīng)變單向支援為雙方攜手共進,根據(jù)結(jié)對縣域間的實際條件,因地制宜地選擇合適的協(xié)作路徑。

二是在實現(xiàn)縣域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展時,應(yīng)堅持綠色趕超的高質(zhì)量發(fā)展道路。由于縣域具有自然屬性,在經(jīng)濟發(fā)展過程中需要注重環(huán)境保護,為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與生活預(yù)留充足的生態(tài)空間。當(dāng)前部分欠發(fā)達縣域在加快承接?xùn)|部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移速度時,處于過度依賴生態(tài)資源的非可持續(xù)模式。這樣的發(fā)展方式雖然帶來了短期經(jīng)濟效益,但也造成長期縣域發(fā)展路徑固化,亟須通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型來打破這一不可持續(xù)狀態(tài)。未來在推進協(xié)作時,欠發(fā)達縣域要立足于自身比較優(yōu)勢,結(jié)合社會與環(huán)境承載力,通過設(shè)置產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移綠色門檻或加強監(jiān)管力度等方式,在充分體現(xiàn)綠色理念的基礎(chǔ)上進行產(chǎn)業(yè)體系建立與產(chǎn)業(yè)鏈延伸。

三是修訂和完善常態(tài)化的東西部協(xié)作考核體系。脫貧攻堅時期我國東西部協(xié)作的考核方法主要依據(jù)國家鄉(xiāng)村振興局2017年印發(fā)的《東西部扶貧協(xié)作考核辦法》。該辦法對考核內(nèi)容、程序和結(jié)果運用做出了明確規(guī)定,但更偏重經(jīng)濟、增收方面,沒有將教育、衛(wèi)生、文化、生態(tài)環(huán)境等影響縣域長期發(fā)展的指標(biāo)包括在內(nèi)。同時,根據(jù)馬斯洛需求層次理論,在實現(xiàn)共同富裕進程中不應(yīng)局限于關(guān)注物質(zhì)層面的富裕水平,更要考慮涵蓋公共服務(wù)、人居環(huán)境、精神生活等方面的多維富裕情況。對此,應(yīng)增加相關(guān)考核指標(biāo),將提升欠發(fā)達縣域和低收入群體的發(fā)展能力作為終極目標(biāo),通過有效約束積極引導(dǎo)欠發(fā)達縣域發(fā)展轉(zhuǎn)型。