西部大开发、区域趋同与经济政策选择

周端明，朱芸羲，王春婷

(安徽师范大学经济管理学院，安徽芜湖市 241002)

一、引 言

改革开放以来，在经济奇迹般增长的同时，发展过程中的“不平衡、不协调、不可持续”问题也越发严重，而最大的不平衡存在于区域之间和城乡之间。［1］区域经济的不平衡发展若长期得不到改善，会导致整体经济结构功能下降，资源配置效率降低，从而进一步拉大收入差距，影响国家作为一个完整的经济体的持续健康发展。［2］为促进东西部地区间经济社会的协调发展，缩小区域发展差距，国家于2000年10月正式实施西部大开发战略。在实施西部大开发战略后，东西收入相对差距逐步趋于缩小。①

现在的问题是，新世纪以来东西区域发展差距的缩小是西部大开发政策的作用结果，还是经济发展内在机制(如涓滴效应)发生作用的自然趋势?自西部大开发政策实施以来，大量文献研究了其政策效果。部分研究认为，西部大开发政策虽然在一定程度上促进了西部地区经济增长，但区域间经济差距并没有随之缩小。王洛林和魏后凯认为，西部大开发政策在基础设施和生态环境建设等方面成效显著，然而软环境建设却仍待进一步提高。［3］［4］赵果庆则指出，由于存在政策溢出效应，政策一方面促进了西部地区的经济发展，另一方面又扩大了区域间，尤其是东西部之间发展差距。［5］通过对西部大开发实施效果的9个方面的评价，魏后凯和孙承平发现，西部大开发确实促进了西部地区经济增长，但是区域间经济差距仍未得到改善。［6］淦未宇等对宏观经济水平、工业化发展进程、居民生活质量和生态发展状况等四大类指标评估之后，亦得出相似结论。［7］

部分研究对西部大开发政策的实施效果持更加积极的评价。西部大开发政策实施伊始，蔡昉和都阳就从经验上考察了地区经济增长中的俱乐部趋同现象，指出西部大开发有助于西部地区获得趋同机会。［8］王铮和葛昭攀认为，近年中国经济发展差距开始缩小，已经出现转折迹象。新疆的发展就是成功范例，而这主要归功于投资效应和人口效应。［9］王小鲁和樊纲考察了资本、劳动力、人力资本等生产要素在各地区的配置及流动状况，认为西部大开发政策的实施有利于资源配置的优化，缩小了地区间差距。［10］Andersson等也认为，中国区域经济在长期来看是趋同的。［11］Deng和Jefferson通过对西部大开发实施以后的不同地区间工业生产效率的研究，指出沿海与内陆地区劳动力生产率趋于一致，区域间收入不平等差距缩小，区域间有趋同倾向。［12］

尽管现有研究肯定了西部大开发政策的增长效应，但是这种增长效应是否促进了区域经济趋同仍没有定论，而且对西部大开发政策是通过何种机制来影响区域经济增长的研究呈现明显滞后局面。另外，2003年开始的振兴东北地区等老工业基地战略和2006年开始的中部崛起战略，可能会影响到对西部大开发战略效果的评价。本文将利用1978～2011年省级面板数据，基于新古典增长的拓展模型，考察西部大开发政策对短期和长期经济增长率的影响，并探讨其具体的影响机制。

二、实证模型及数据来源

1.实证模型及变量说明

为了在经验分析时更好地识别国家间增长趋同或趋异的趋势，Barro和Sala－I－Martin提出了度量趋同的两个指标:σ趋同和β趋同。［13］σ趋同主要关注横截面上人均实际收入的方差或者离散系数是否缩小。而宏观经济学主要关注β趋同，具体表现为落后地区的经济增长速度是否高于发达地区，从而推动前者的人均收入水平逐渐赶上后者。本文主要考察西部大开发战略的实施在多大程度上促进了西部地区的经济增长，进而推动西部地区向东部地区趋同。因此，增长决定因素的分析框架采用已有的新古典增长的拓展模型，方程如下:

其中，ri，t是各省的人均 GDP 的增长率;αi是截距项;ln(yi，1978)是1978年各省人均 GDP 的自然对数;Xi，t是一组控制变量，决定了人均产出的长期或稳态水平;εi，t是误差项。

在我国，不考虑初始资本水平的差异，东部、中部和西部地区仍然存在很多不同，如投资水平、基础设施水平、市场化水平、对外开放程度、就业情况等，因此，趋同性就只能在条件意义上成立，具体的回归方程如下:

其中，α0为截距项;αt为时间效应;ln(gdp1978)i为初始期(1978年)的人均 GDP的自然对数值;hc1978i为以1978年16岁以上人口识字率表示的初始期人力资本存量;trspti，t是以公路、铁路营业里程以及内河航道(万公里)表示的交通运输建设情况;openi，t是以外贸依存度表示的对外开放程度，其中外贸依存度=进出口总额/总产出;empi，t是以就业人口占总人口的比重表示的就业系数;invri，t是以全社会固定资产投资与生产法国内生产总值之比表示的投资率;invei，t是以固定资本形成总额占资本形成总额之比表示的投资效率;govi，t是以政府消费支出与支出法国内生产总值之比表示的市场化水平;dwest*time2000为区域虚拟变量和时间趋势变量的交叉项;financei，t是以贷款额与各省GDP之比表示的金融发展水平;hci，t是以平均受教育年限表示的人力资本;②nonagrii，t为非农产业就业人数占总就业人数的比重;μi，t为经典误差项，这里令 εi，t=αt+ μi，t。

我们采用固定效应面板数据模型，其主要问题是如何解决变量的内生性问题，因为内生性问题的存在使得OLS估计量不再是无偏估计量。对于固定效应的静态面板数据模型，其线性最优的无偏估计方法是最小二乘虚拟变量法(LSDV)。LSDV估计的基本思路是通过虚拟变量把误差项中与解释变量相关的时间效应参数化，把时间效应从误差项中分离出来，使分离后剩余的误差项与解释变量不相关，以便进行OLS估计。下面基于静态面板数据模型来说明LSDV估计的基本思路。对于以下静态面板模型:

首先，为该模型的每一个时间个体设定一个虚拟变量Dt，T=1，2，…，T。其中:Dt=1表示第t个观测个体，Dt=0表示不是第t个观测个体。

其次，在该模型中引入虚拟变量，通过虚拟变量将时间效应参数化，则模型(3)可表述为下式:

为了解决虚拟变量的完全多重共线性，我们可以直接估计模型:

此时，模型的误差项是经典误差项μi，t，所以，我们可以直接对(5)进行OLS估计。在(5)中，估计量(μ*1，…，μ*N)的均值就是对β0的估计，而离差则是对个体效应μi，t的估计。即:

此外，为排除数据极端值、地域限制等问题的影响，我们引入判断趋同性的另一种方法——泰尔熵分解，即通过分解得到各个地区以及地区之间对总体差异的贡献情况，来判断是否存在趋同趋势，从而了解区域差异的演变趋势。通过分解泰尔熵标准［14］，衡量东部、中部及西部地区等内部以及相互间的差距对总差距的影响，进一步说明我国区域间以及区域内部的趋同情况，其具体分解公式如下:

其中，Tp为总体人均GDP差距，Twr为区域内人均GDP差距。，Tbr为区域间人均GDP差距，Tpi为i区域内的省际差距，Yij为i区域内j省的收入，Yi为i区域的收入，Y为总收入，Nij为i区域内j省的人口数，Ni为i区域人口数，N为总人口数。

2.数据来源及处理

我们整理了除西藏自治区和海南省以外的29个省、直辖市和自治区1978～2011年的面板数据，③同时合并了重庆市和四川省的数据。与跨国研究相比较，使用省级面板数据可以有效回避对大量非经济因素的解释，代之以时间虚拟变量和区域虚拟变量。其中1978～2008年的数据均来自《新中国60年统计资料汇编》，2009～2011年数据来自相应年份的《中国统计年鉴》和《中国金融年鉴》。人均GDP经过了价格调整，即将初始年份1952年的价格调整为100。计算外贸依存度的进出口额按照当年美元对人民币的汇率调整成以人民币计算的进出口额。关于人力资本数据，我们只找到1996～2011年的数据，因此，所有表格中用到的1978～2011年人力资本数据只有1996～2011年的数据，其他年份均为缺失。此外，我们用1年期增长率和5年期平均增长率分别代表短期增长率和长期增长率，5年期平均增长率通过移动平均法计算。

三、实证结果及解释

1.西部大开战略发对西部地区经济增长以及区域经济趋同的影响

如表1所示，模型(1)、模型(2)的被解释变量分别为1年期和5年期的1978～2011年间全国各省、直辖市和自治区人均GDP增长率;模型(3)、模型(4)的被解释变量则是剔除了中部地区和东部辽宁省的1978～2011年间1年期和5年期的各省、直辖市和自治区人均GDP增长率。

西部大开发战略对西部地区经济增长的影响，主要体现在区域虚拟变量与时间虚拟变量交叉项的参数估计上，即体现为dwest*time2000的系数。该系数主要反映的是西部地区2000年前后经济增长率的变化是否大于东部地区经济增长率的变化。dwest*time2000在模型(1)～(4)的估计结果均显著为正，即不论从短期还是长期来看，西部大开发均令西部地区2000年以来的平均年增长率有所增加，在该4个模型中系数依次为0.55、0.64、1.36和2.15。2000～2011年间，我国西部地区长期年人均GDP增长率为10.61%，东部地区(不含辽宁)为10.18%，中部地区为10.53%，表明在这段时间内，西部地区人均GDP增长速度超过了东中部地区平均增长速度。因此，西部大开发政策加快了西部地区经济增长速度，使得西部地区与东部地区收入差距逐渐缩小，区域经济差距呈现下降趋势。

此外，模型(2)～(4)结果表明，中国区域经济之间存在明显的条件趋同，表现为ln(gdp1978)的回归系数均显著为负。比较模型(1)和模型(2)以及模型(3)和模型(4)，可以看出，西部大开发政策有利于中国区域长期经济增长的趋同:模型(1)的1年期增长率计量方程中的回归系数尽管为负，但是不显著，而模型(2)的5年期增长率计量方程中的ln(gdp1978)的回归系数显著为负;且模型(2)的回归系数－0.484的绝对值明显大于模型(1)的－0.296;模型(3)和模型(4)中的ln(gdp1978)的回归系数分别为－0.961和－1.387，也有效地印证了这一点，即西部大开发对区域经济的长期趋同效应强于短期。

表1 西部大开发对西部地区经济增长和区域经济趋同效应估计结果

中国政府于2003年开始实施振兴东北地区等老工业基地战略，2006年实施中部崛起战略，这些区域政策的实施对中国区域经济趋同都产生了明显影响。为了排除这两大区域战略的影响，集中研究西部大开发对东西差距的影响，我们设置了模型(3)和模型(4)，它们剔除了东部的辽宁省和中部八省。为了研究长期趋同问题，我们主要以模型(4)做分析。

投资对经济增长有显著的正向影响，但是，投资率系数由模型(3)中的0.07降为模型(4)中的0.04，表明投资对经济的短期增长效应超过长期。人力资本对经济增长也具有显著的正向作用，且在影响经济增长的各影响因素中处于重要地位。平均受教育年限每增加一年，能促使经济增长率提高0.94个百分点。就业系数显著为正，说明更多人员参加就业对经济增长有促进作用，这一点与我们的经济学直觉相符。非农产业就业系数为正，说明大力发展第二、第三产业能够拉动经济增长。对外开放显著促进了经济增长，进出口总额占GDP和进口总额的比重每增加一个百分点，东西部地区的经济增长率提高0.02个百分点。以贷款额占各省GDP的比重代表的金融发展水平对经济增长存在显著负面作用，表明中国的金融市场并没有很好地发挥配置稀缺资本的作用。投资效率系数显著为负，表明其对经济增长作用为负。这里的投资效率是固定资本形成总额与资本形成总额之比，而资本形成总额包括固定资本形成总额与存货，因此，较低的存货水平意味着较高的投资效率值。而较低的存货水平意味着经济过热，其对长期经济增长是不利的。而且西部地区固定资产形成以资源和基础设施建设为主，这种产业发展模式并不利于经济的长期可持续发展。

以上模型使用的是固定效应分析方法，我们对模型进行了冗余检验，得出的Prob值均为0.0000，即拒绝了原假设——混合效应模型。此外，我们对模型也进行了Hausman检验，得出选择固定效应模型是合理的。

2.西部大开发影响经济增长的各种机制

为检验西部大开发通过何种机制影响西部地区经济增长，进而促进区域间经济趋同，我们利用差分内差分方法，估计西部大开发对影响西部地区经济增长的各种因素的影响。表2最后一列给出了经济变量的差分内差分估计结果。分析结果显示，西部大开发使西部地区投资率、市场化水平、产业结构以及人力资本等方面得到相对改善，而交通运输、对外开放程度、投资效率、就业系数以及金融发展水平等方面并没有得到明显改善。而这些没有得到改善的因素，正是影响西部地区持续发展的重要因素。

表2 西部大开发对控制变量的差分内差分估计结果④

具体说来，西部地区投资率在1979～1999年间年均增长0.29%，而在2000～2011年间年均增长3.86%。由于投资对西部地区经济增长有显著的正向作用，因此，西部大开发政策通过投资加速了西部地区经济增长。政府支出水平则由1979～1999年间年均增长1.82%下降到2000～2011年间年均增长0.30%，说明政府支出水平对经济增长具有负作用。此外，分析表明西部地区市场化水平的提高促进了经济增长，产业结构以及人力资本等经济变量在西部大开发后的改善，也有效地促进了西部地区经济增长。

交通运输对经济增长的负作用表明，交通运输发展促进经济增长是具体的，需要一定条件，而不是普遍成立的。对外开放程度即外贸依存度在1979～1999年间年均增长11.30%，而在2000～2011年间年均增长率下降了6.59%。由于对外开放有利于经济增长，所以对外开放水平的降低限制了西部地区经济增长。投资是促进西部经济增长的主要动力之一，然而投资资金结构的不合理若长期得不到改善，随着时间的推移，也会对西部地区的经济增长起负作用，投资效率为－0.58%的境况亟需改善。就业系数增长率下降0.89%，它可以通过劳动参与率的下降限制西部地区经济增长。这一现象的产生主要有二个原因:一是国家宏观政策以单纯的GDP为取向，没有将扩大就业放在首要位置;二是政府主导和引导的投资主要集中于基础设施领域，而这些领域正是吸纳就业能力较弱的行业，即扩张性的政府投资具有逆就业效应。最后一个没有得到相应改善的经济变量是以贷款与GDP之比表示的金融发展水平。西部地区指令性贷款以及金融决策的非市场化倾向，导致金融市场的基础性资源配置功能不能有效发挥，从而削弱乃至恶化了金融力量对西部地区经济增长的正向作用。

利用泰尔熵分解，也可以发现西部大开发战略有利于中国区域经济的趋同。西部大开发战略实施以后，泰尔熵从2004年开始出现下降趋势，2008年后下降趋势加速，由0.28迅速降低到2011年的0.20，而区域间差异缩小是泰尔熵迅速下降的重要原因。⑤但是，值得一提的是，西部地区内部差异迅速扩大，对中国区域差异的影响越来越大。西部地区内部的差异占全国差异的比重在2000年为4.05%，此后一直处于扩大趋势，至2011年已上升到8.92%。(见图2)

图2 中国区域差异的泰尔指数分解:1978～2011

四、结论及政策建议

以新古典增长的拓展模型为分析框架，我们分析了西部大开发政策对西部地区经济增长及区域经济差距的作用。实证结果表明，西部大开发政策的实施，促进了西部地区经济增长，缩小了东西区域间经济差距。西部地区实际人均GDP的增长率从2000年开始逐渐赶上并超过东部地区水平，使得中国区域间经济差距由趋异转向趋同态势。西部大开发政策有效地改善了西部地区的投资率、市场化水平、产业结构以及人力资本水平等经济变量，而它们加速了西部地区的增长。

但是，我们在肯定西部大开发战略实施取得一系列成绩的同时，也应该注意到具体政策实施过程中存在的一些问题。其一，西部大开发政策实施以来，西部地区内部差距呈扩大趋势;其二，西部大开发政策没有显著改善西部地区交通运输、对外开放程度、投资效率、就业系数以及金融发展水平等重要经济变量，它们必将对西部地区未来长期经济增长产生负面影响;其三，西部大开发政策主要通过投资推动西部地区经济增长，投资主体主要是各级政府，投资领域主要集中于基础设施、能源、资源等行业产业，不利于西部地区的可持续发展;其四，尽管西部大开发政策缩小了区域间经济差距，但是，区域间差距仍然是影响中国区域差异的最重要因素。针对这些问题我们提出如下政策建议。

第一，继续改善西部地区的投资环境，加大投资力度，优化投资结构。经济增长理论已经充分阐明，资本积累是经济增长的必要条件。西部地区要充分发挥其后发优势，就必须通过投资缩小其与东部地区的人均资本存量差异。同时，西部地区必须优化其投资结构。一方面，除继续推动西部地区基础设施建设外，积极引导资本进入资源、能源、农产品、旅游等行业产业的价值链高端，推动西部地区高端制造业和服务业发展;另一方面，在积极争取国家重大项目投资资金的同时，积极吸引外资(包括东中部地区资本)，激活本地民间资本，实现投资主体的多元化。

第二，加大软基础设施建设，提升西部地区软实力。西部大开发政策的实施有效地缩小了西部和东中部地区硬基础设施的差距，但是，软基础设施的差距仍然非常明显，有的甚至恶化，如金融发展水平、对外开放程度等(表2)。因此，各级政府要大力推动西部地区软基础设施的建设。首先，加大西部地区教育投入，提升其人力资本水平;其次，积极推动西部地区的信息高速公路建设，缩小西部和东中部地区之间的数字鸿沟;再次，新增金融机构向西部地区倾斜，提高其金融发展水平，充分发挥资本市场配置稀缺资源的作用;最后，加大西部地区对内对外开放力度，利用其溢出效应推动西部地区加快发展。

第三，推行平衡发展战略，缩小西部地区内部差距，谨防“自然资源的诅咒”。西部地区资源丰富、物产富饶，要把西部地区的资源优势转化为经济发展优势，必须避免自然资源的诅咒。“自然资源的诅咒”主要表现为资源优势转变成了经济发展劣势。之所以会产生“自然资源诅咒”，是因为丰富资源导致了经济社会极端不平等，而后者限制了该地区的发展。西部大开发后，西部各省、自治区和直辖市之间及其内部经济发展差距拉大，西部地区居民收入差距也拉大，这都不利于西部地区经济的长期发展。因此，各级政府必须加大转移支付力度，推动西部地区均衡发展。

注 释

①具体分析见姚慧琴.中国西部经济发展报告2009［R］.社会科学文献出版社，2009:123.

②具体为:假设文化程度为k的人口数为Pk，文化程度为k的人口受教育年限为Wk，k=1代表文盲半文盲，Wk=1;k=2代表小学，Wk=5.5;k=3代表初中，Wk=8.5;k=4代表高中，Wk=11.5;k=5代表高职大专及以上，Wk=13.5，那么，目标群体的平均受教育年限=

③考虑到青藏铁路的重要性，TRSPT变量含有西藏数据。

④目标组为西部地区(除西藏)经济变量，控制组为东中部地区(除海南)经济变量。差分内差分方法详见:Ashenfelter Orley，Card David.Using the Longitudinal Structure of Earnings to Estimate the Effect of Training Programs［J］.Review of Economics and Statistics，1985，67(4).

⑤但是，区域间差距在整个区域差异中的影响份额并没有明显下降，基本保持稳定。如果把中国区域差距分解为区域内部和区域间差距，20世纪90年代中期以前，东部地区内部差距是整体区域差距的重要推手，而此后区域间差异贡献份额上升并超过东部地区贡献份额。截至2011年，东部内部差距贡献份额为37.03%，区域间差距贡献份额为50.85%。因此，区域间差距的缩小是整体区域差异下降的重要原因，存在条件趋同趋势。

［1］Fan Shenggen，Ravi Kanbur，Xiaobo Zhang.China’s Regional Disparities:Experience and Policy［J］.Review of Development Finance，2011，(1).

［2］Melchior Arne.Regional Inequality and Convergence in Europe，1995－2005［RN/OL］.Soeial Seience Research Network，http://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=1393693.

［3］王洛林，魏后凯.我国西部大开发的进展及效果评价［J］.财贸经济，2003，(10).

［4］刘生龙，王亚华，胡鞍钢.西部大开发成效与中国区域经济趋同［J］.经济研究，2009，(9).

［5］赵果庆.为什么国际直接投资不集聚中国西部?——动态经济分析观点［J］.管理世界，2004，(11).

［6］魏后凯，孙承平.我国西部大开发战略实施效果评价［J］.开发研究，2004，(3).

［7］淦未宇，徐细雄，易娟.我国西部大开发战略实施效果的阶段性评价与改进对策［J］.经济地理，2011，(1).

［8］蔡昉，都阳.中国地区经济增长的趋同与差异——对西部开发战略的启示［J］.经济研究，2000，(10).

［9］王铮，葛昭攀.中国区域经济发展的多重均衡态与转变前兆［J］.中国社会科学，2002，(4).

［10］王小鲁，樊纲.中国地区差距的变动趋势和影响因素［J］.经济研究，2004，(1).

［11］Andersson Fredrik N.G.，David L.Edgerton，Sonja Opper.A Matter of Time:Revisiting Growth Convergence in China［J］.World Development，2013，(45).

［12］Deng Paul D.，Gary.Jefferson.Explaining Spatial Convergence of China＇s Industrial Productivity［J］.Oxford Bulletin of Economics and Statistics，2011，(73).

［13］Barro Robert，Xavier Sala － I－ Martin.Convergence［J］.Journal of Political Economy，1992，100(2).

［14］Shorrocks R.The Class of Additively Decomposable Inequality Measures［J］.Econometrica，1980，48(3).

责任编辑:黎贵才