西部大开发战略对城乡收入差距的影响评估——基于双重差分模型的实证研究

邵传林

（兰州商学院 金融学院，甘肃 兰州730020）

一、引言

迄今作为中国现代化建设的重大决策——西部大开发战略已实施了13余年。经济学界就西部大开发战略的经济影响问题进行了广泛的研究。比如，谭江蓉和白志礼（2006）就西部大开发政策对西部地区对外经济贸易的影响进行了研究；李国平等（2013）分析了西部大开发战略对西部地区企业经济效益的影响；程瑜与李瑞娥（2013）基于制度经济学视角分析了西部大开发战略对资源诅咒、资本流失、产业质量提升、政策效用等现象的影响；Grewal和Ahmed（2011）、Fan等（2011）、陆张维等（2013）探讨了西部大开发战略对区域经济收敛的影响。但鲜有学者研究西部大开发战略对城乡收入差距的影响问题。

另一方面，随着中国城乡收入差距持续扩大，不少学者对城乡收入差距的影响因素进行了实证研究。譬如，叶志强等（2011）基于中国28年间的省级面板数据进行实证研究后发现，金融发展明显拉大了城乡收入差距；孙君和张前程（2012）的实证研究也表明，中国城乡金融发展的不平衡特征扩大了城乡收入差距；有学者研究发现，地方政府的干预行为是中国城乡收入差距拉大的关键因素；有学者指出，全要素生产率的提高是城乡收入差距拉大的一个重要原因，而人力资本、外商直接投资、对外开放程度、城镇化水平等因素则在一定程度上拉大了城乡收入差距（许海平、王岳龙，2010）；也有人认为，农村教育投资不足与过于严格的借贷环境均拉大了中国城乡收入差距（韩其恒、李俊青，2011）；还有人指出，不同的教育背景和职业是影响中国城乡收入差距的最有影响力的两个因素（Su和 Heshmati，2013）；万海远和李实（2013）分析了户籍制度对城乡收入差距的影响。综上所述，学者们就影响城乡收入差距的因素进行了深入研究，发现体制性因素、技术水平、政府政策、教育、职业类别、政府行为等因素均会影响城乡收入差距的变动，但既有的理论研究和实证分析尚未探讨西部大开发战略对西部地区城乡收入差距的影响。

毋庸讳言，在西部大开发战略实施10余年的现实背景下，若不考虑中央区域协调政策对我国城乡收入差距的影响，则很难对当前西部地区城乡收入差距的持续拉大现象给出客观、全面的理论解释，从而也就难以提出科学的对策建议，西部大开发战略究竟如何影响城乡收入差距？或者说，西部大开发战略究竟会通过哪些中间渠道对城乡收入差距的走势发生作用？

通过对西部地区固定资产投资走势进行数据分析可发现，自1978年经济体制改革以来，中国西部地区城乡固定资产投资差距先呈现出下降的趋势，但在西部大开发战略之后西部地区城乡固定资产投资差距开始呈上升态势。这表明，西部大开发战略不仅没有缩小两省城乡固定资产投资差距，反而拉大了城乡固定资产投资差距，其他西部各省也出现了同样的情况。另外，西部地区各级地方政府长期实行城市偏向的经济政策，中央的财政资源以及相应的投资资金分配必然在城乡之间呈现出不均衡的趋势。于是，西部地区城乡收入差距在西部大开发战略实施之后持续拉大。当然，西部开发战略不仅会通过投资的城乡分配不均衡影响城乡收入差距，还有可能通过金融资源的城乡不均、教育资源的城乡不均、地区开放程度的城乡不均等渠道影响城乡收入差距，其作用机制类似于上述分析，在此不再赘述。

就上述理论预测而言，西部大开发战略的实施拉大了西部地区城乡收入差距；但就实证观察而言，西部大开发战略的实施是否确实拉大了城乡收入差距仍是一个需要进一步考证的经验问题。因此，本文拟利用中国1985-2011年省级层面的数据评估西部大开发战略对西部各省城乡收入差距的实证影响，从而为今后基于区域协调视角缩小城乡收入差距提供政策启示，这也是本文的创新之处。本文研究表明，西部大开发战略实施对西部地区的城市与农村产生了迥异的影响。与农村地区相比，城市往往面临着新的发展机会和投资前景，或者说西部大开发战略可能更有利于促进城市的发展而不是农村的发展，因而城乡差距可能会进一步拉大而非缩小。另外，不同于国内学者大多基于简单的回归分析来探讨西部大开发战略的经济成效及其影响，本文基于双重差分模型评估西部大开发战略实施对西部地区城乡收入差距的影响，这有效克服了样本自选择问题对估计结果的有偏影响，较好地处理了内生性问题。无疑，从城乡收入差距视角切入西部大开发政策效果评估问题不仅有助于丰富区域经济发展方面的研究文献，还有助于揭开西部地区城乡收入差距持续扩大之谜，从而为进一步的政策调整提供理论依据。

二、研究设计

（一）模型设定与变量定义

本文拟采用双重差分模型检验西部大开发战略实施对城乡收入差距的影响。首先，依据西部大开发战略实施范围将处在西部地区的省份作为处理组，其余省份作为控制组；然后，将样本区间1985-2011年划分为西部大开发战略实施前（1985-2000年）和实施后（2001-2011年）两个时期。为了检验上文命题，本文将回归方程设定为如下形式

在上式中，下标i和t分别表示第i个省的第t年；被解释变量（gapit）为各省市城乡收入差距，用各地区城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入的比值来衡量；μi是不可观测的个体效应，ut是不可观测的时间效应，εit为随机扰动项；变量wit为西部地区虚拟变量，若某省属于西部地区则wit赋值为1，否则为0；变量tit在西部大开发战略实施前的赋值为0，实施后的赋值为1；西部地区虚拟变量wit与时间虚拟变量tit的交乘项w×tit即为双重差分估计量，其估计系数β3度量了西部大开发战略对城乡收入差距的净影响；为了剔除其他因素对城乡收入差距的影响，根据Clarke等（2006）、Arora（2012）、Muhammad等（2012）、Tiwari等（2013）的前期研究，本文还加入了控制变量集Xit，它包括金融发展（f_p）、城市化进程（urban）、投资比例（inv）、政府支出（exp）、国有经济（soe）、外商直接投资（fdi）、人均产出（MGDP）、人均产出的平方项（MGDP_2）、产业结构（struct）、人力资本（edu）等变量。相关变量的详细界定参见表1。

表1 变量定义及统计特征

（二）数据来源与说明

本文基于中国1985-2011年间分省面板数据进行实证检验，所有变量的原始数据取自《新中国六十年统计资料汇编》、《新中国五十五年统计资料汇编》、各年《中国统计年鉴》、各省统计年鉴、各省份2009-2011年《统计公报》。其中，金融发展（f_p）用私人部门信贷占GDP的比重衡量，但现有官方统计资料无法直接获得各地区私人部门信贷的数据，此指标的计算参考了张军和金煜（2005）的计算思路；地区fdi总额的原始数据单位为美元，通过各年中间汇率进行了相应换算；由于重庆市1997年从四川省分离出来，本文对重庆市与四川省的数据重新进行了调整。本文样本包括31个省级单位，其中，西部地区包括陕西、甘肃、宁夏、青海、新疆、四川、重庆、西藏、广西、内蒙古、贵州和云南等12省，东中部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南、黑龙江、吉林、山西、河南、湖北、湖南、江西、安徽等19省。需要特别指出，由于无法获得西藏地区消费价格指数数据，从而难以计算西藏地区真实的人均产出（MGDP），在下文中凡是控制了GDP的回归模型均不包括西藏地区的数据。

三、实证结果估计与分析

（一）单变量分析

表2列出了对照组与处理组样本在西部大开发战略实施前后城乡收入差距的水平值及其变化情况。在西部大开发战略实施之前，处理组与对照组城乡收入差距的值分别为2.646和2.155，两者的差异在1%的水平上显著。这反映出，即使没有实施西部大开发战略，西部地区城乡收入差距的水平也比东中部地区的值高。这意味着，在分析西部大开发战略的影响时，若不考虑消除样本之间的横向差异，可能会得到具有误导性的结论。在西部大开发战略实施之后，处理组与对照组城乡收入差距的值分别为3.68和2.964，两者的差异仍在1%的水平上显著。这反映出，在西部大开发战略实施之后，西部地区城乡收入差距仍比东中部地区的值高。然后，用西部大开发战略实施之后两组间的差异减去西部大开发战略实施之前两组间的差异，以消除时序上的变动差异。第（8）列的数据显示，城乡收入差距（gap1）的双重差分值为0.225且在2%的水平上高度显著。从表2还可发现，当用gap2衡量城乡收入差距时，也得出类似的结论。上述分析表明，相对于对照组样本地区，处理组样本地区在经历西部大开发战略后，城乡收入差距显著扩大了。接下来，本文将运用多变量分析法进一步检验该命题。

表2 单变量分析

（二）基准回归分析

表3列出了西部大开发战略对城乡收入差距的影响结果。在模型1中，没有加入任何控制变量，交乘项w×tit的系数估计值为0.225 3，且在1%的水平上显著。在模型2中控制了时间虚拟变量后，发现交乘项w×tit的系数估计值几乎未发生变化，仍高度显著，尽管模型的解释力已从39%增加到47%。模型3进一步控制了个体固定效应，发现交乘项w×tit的系数估计值仍为0.23，且在1%的水平上显著，模型的解释力增加到66%。模型4在模型3的基础上又加入了金融发展（f_p）、城市化（urban）、投资占比（inv_r）等控制变量，发现交乘项的系数估计值下降到0.153 2，且在1%的水平上显著。模型5又进一步加入了影响城乡收入差距的其他因素，如政府支出（exp）、国有经济（soe）、外商直接投资（fdi）、人均产出（MGDP）、人均产出的平方（MGDP_2）、产业结构（struct）、人力资本（edu）等控制变量，发现这些控制变量均不显著，交乘项w×tit的系数估计值为0.183 1，且在1%的水平上显著。以上结果表明，西部大开发战略显著拉大了西部各省城乡收入差距的水平。具体而言，与东部及中部各省相比，西部大开发战略的实施使西部地区城乡收入差距的水平值相对于样本平均值增加了6.3个百分点到8.5个百分点①表3中交乘项的估计系数位于0.153 2-0.23之间，用该区间值除以城乡收入差距的样本均值2.705，即可算出因变量的增加幅度为5.7%～8.5%。。

表3 西部大开发战略对城乡收入差距的影响

表4 稳健性检验

（三）稳健性讨论

为了保证上述结论的正确性，表4列出了各种稳健性估计结果。首先，考虑上文的结论不是由于估计方法的选择造成的，模型1运用固定效应模型估计方程（1），发现交乘项w×tit的系数为0.183，且在5%的水平上显著，这非常接近表4中的估计结果。其次，考虑到城乡收入差距具有持续性，在模型2中加入因变量的滞后1期，发现交乘项w×tit的系数为0.182，但这并未影响本文的结论。第三，上文将2001年作为西部大开发战略的起始年，但有的学者却以2000年作为分界点来评估该政策的效果，因此在模型3中以2000年作为分界点，采用混合OLS重新估计方程（1），发现交乘项w×tit的系数虽大于零但已不显著；这表明，本文的结论对分界时间点的选择具有敏感性，但考虑到政策的滞后性，依据2001年作为分界时间点更具有合理性。第四，模型4以2002年作为分界点又对模型进行了估计，发现本文的结论仍成立。第五，在模型5中用gap2来衡量被解释变量——城乡差距，并采用混合OLS估计回归模型（1），发现交乘项w×tit的系数为0.366，且高度显著。第六，模型6在模型5的基础上重新使用固定效应模型进行估计，发现交乘项w×tit的系数仍为0.366，且高度显著；这表明，本文结论的稳定性并不因被解释变量的衡量问题而发生变化。最后，还考虑了离群值对估计结果的影响，在模型7中将广西壮族自治区划到东中部地区进行估计，在模型8添上西藏地区的数据重新估计模型，但发现这并未改变本文的结论。尽管表4中的控制变量的系数及其显著性与表3存在一定的差异，但核心解释变量（交乘项w×tit）的系数均大于零；这表明，西部大开发战略导致了西部地区城乡收入差距持续走高。

四、研究结论

为了克服样本选择偏误所导致的内生性问题，本文基于中国省级非平衡面板数据并采用双重差分模型评估了西部大开发战略实施对西部地区城乡收入差距的影响。本文的实证研究表明，西部大开发战略的实施显著导致西部各省城乡收入差距持续扩大；具体而言，与东部及中部各省相比，西部大开发战略的实施使西部地区城乡收入差距的水平值相对于样本平均值增加了5.7个百分点到8.5个百分点；并且，不论是运用固定效应模型进行估计，或加入因变量的滞后1期，或改变西部大开发政策的分界点，还是重新用其他指标来衡量因变量，以及变更西部地区的样本范围，如将广西划到东中部地区、加入了西藏的样本等，本文的结论仍成立。因此，本文的政策启示是显而易见的。既然西部大开发战略拉大了西部地区各省城乡收入差距的水平，未来区域政策调整的重点应包括以下内容：加快西部农村地区的基础设施建设（尤其是农村固定资产投资），加大对西部农村地区人力资本的投资，借助“三支一扶”政策引导大学生到西部农村地区就业，借助优惠政策吸引民间社会资本加大对西部农村地区的投资，建立专项财政基金用于补贴新设立于西部少数民族地区的投资机构等。

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