“兴边富民”政策的经济绩效评估——基于东北三省样本数据的双重差分分析

陈 默 王国臣

我国长达2.28万公里的陆地边境地区分布着136个县级行政区，9个陆地边境省区，与14个国家接壤。1998年，国家民委倡议发起了一项扶持边境少数民族地区发展的政策，即“兴边富民”政策，该政策不仅得到了党和国家的高度重视和大力支持，而且也得到了边疆各省(自治区)有关职能部门和社会各界的积极响应。“兴边富民”政策于2000年正式启动，按照“试点先行、重点突破、总结经验、逐步推进”的原则，首先在9个边疆省区确定了9个试点县(旗)；2004年扩至17个(新疆生产建设兵团另行确定2个)；2009年，扩大到全部140个边境县和新疆生产建设兵团58个边境团场。(1)根据《国务院办公厅关于印发兴边富民行动“十三五”规划的通知》(国办发[2017]50号)整理，http://www.gov.cn/zhengce/content/2017-06/06/content_5200277.htm。“兴边富民”政策发展18年来，取得了突破性的进展。

在实施“兴边富民”政策的140个边境县市中，东北三省内共有33个边境县(市、区)(2)东北三省享受“兴边富民”政策的县市有：吉林省6市1市辖区2县1自治县，分别是集安市、临江市、图们市、龙井市、珲春市、和龙市、浑江区、抚松县、安图县、长白朝鲜族自治县；黑龙江省5市1市辖区12县，分别是同江市、穆棱市、绥芬河市、密山市、虎林市、爱辉区、呼玛县、漠河县、塔河县、孙吴县、逊克县、萝北县、绥滨县、抚远县、饶河县、东宁县、鸡东县、嘉荫县；辽宁省1市3市辖区1自治县，分别是东港市、振安区、元宝区、振兴区、宽甸满族自治县。位列其中。吉林省、黑龙江省和辽宁省位于我国东北部，东北地区与俄罗斯和朝鲜接壤，是我国重要的老工业基地。1978年，东北三省中黑、吉、辽的GDP分别为174.81亿元、81.98亿元和229.2亿元，占全国GDP总量的13.21%。(3)根据国家统计局数据(http://data.stats.gov.cn/search.htm?s=GDP)计算而得，由于全国GDP数据并不等于分省分统计数据总额，因此该占比会存在一定的统计误差。改革开放后，我国经济总体增长迅速，但从地域结构上看，各地区、各省份之间发展还存在显著的差距。受传统优势产业的持续衰退、区域创新能力不足、新生且技术更先进的同类工业基地的竞争等“内部缺新”和“外部有新”(4)张可云：《东北经济复苏稳了吗》，《环球时报》2019年5月6日，第15版。因素的影响，东北三省经济发展自20世纪90年代开始逐渐滞后，到2017年底，东北三省占全国GDP总量的比重已经下降至6.61%。(5)根据国家统计局数据(http://data.stats.gov.cn/search.htm?s=GDP)计算而得，由于全国GDP数据并不等于分省分统计数据总额，因此该占比会存在一定的统计误差。期间，受2004年国家开始实施振兴东北老工业基地政策的影响，东北经济形势出现逆转，出现高于全国平均水平的高增长态势，然而却仍然存在县市间非均衡发展态势。2014年以后，东北三省经济增长速度出现“断崖式”萧条发展。2014年，东北三省中黑、吉、辽三省的经济增长速度分别为5.6%、6.5%、5.8%，集体跌破合理区间，辽宁省甚至在2016年还出现了负增长。(6)《东北经济观察：振兴十年再陷困境》，http://news.hexun.com/2015-10-19/179922572.html。

目前，东北三省内各县市经济和社会发展水平依然存在较大差异。因此，东北三省要想全面发展，首先应该实现全面均衡发展，而对于那些相对落后的边境县市的发展自然离不开“兴边富民”政策的支持。对于这一政策的效果检验，不仅有助于促进东北三省经济的良性发展，而且有助于探讨政策的实施方向和模式。

一、文献综述

“兴边富民”政策自开展以来，就得到了社会各界的普遍关注。学术界对“兴边富民”政策的研究成果也较为丰硕，但其形式有所不同，有的侧重于行政学角度的政策解读，有的则侧重于经济学角度的实施效果检验，还有少数从民族学角度对其展开研究。

研究发现，“兴边富民”政策实施十多年来，该政策为边境居民带来了翻天覆地的变化，边境地区的经济社会情况得到了明显的改善，居民生活水平显著提高，(7)战成秀：《以边境经济合作区发展推动“兴边富民”进程》，《东北师大学报》(哲学社会科学版)2013年第3期，第214-216页；周民良：《新常态下的兴边富民从扶产业到扶就业》，《中国民族》2015年第1期，第62-63页。而且该政策在稳定边疆、富民惠民方面也起到了积极作用。(8)周民良：《要争取兴边富民政策在“十三五”期间取得更大更好的效果》，《中国民族报》2014年11月11日，第3版；王飞：《广西兴边富民行动的实施效果评估——基于自然实验的面板数据分析》，《广西社会科学》2014年第3期，第19-23页。从具体的省份看，辽宁省丹东市是全国“兴边富民”政策的先行者，在开展“兴边富民”政策部署中发挥着重要的带头和示范作用；(9)白秀君：《兴边富民行动与丹东民族经济的发展》，《满族研究》2011年第3期，第50-53页。广西、云南、内蒙古边境地区在实施该政策以后，其边民收入水平确实得到了提高，同时也带动了这些边境地区的产业升级；(10)胡超、张丞、孙李傲：《我国“兴边富民行动”的经济绩效评估——以广西和云南为样本的双重差分模型分析》，《西部论坛》2016年第6期，第56-64页；胡超、孙李傲：《“兴边富民”行动的经济增长、结构调整与民生改善效应评估——基于“倍差法”的估计》，《西北民族大学学报》(哲学社会科学版)2017年第5期，第79-86页。黑龙江边境县市的县域经济的增长也受到了该政策的显著影响。(11)刘德权、王曙光：《黑龙江省边境县市“兴边富民”行动经济绩效的实证研究》，《哈尔滨商业大学学报》(社会科学版)2015年第6期，第21-25页。然而，成效的背后也依然存在一些问题，如没有充分挖掘地区比较优势，缺乏智力支撑和健全的投融资体系，基础设施等硬指标和民生服务等软指标没有得到均衡发展。(12)王凯宏、曲伟：《国家实施兴边富民战略研究——基于沿边9省区的调查数据》，《学习与探索》2012年第8期，第86-90页；左岫仙、丁聪：《兴边富民行动与边境地区经济发展调研报告——以黑龙江省18个边境县(市、区)为例》，《满族研究》2016年第2期，第11-20页。

从研究方法上看，对于“兴边富民”政策效果的研究，多以陈述性定性分析为主，近年来，逐渐呈现出少量定量分析，但方法相对简单，多数文献采用直观纵向比较该政策实施前后多经济数据的方法，这样的分析结果只能表明这些地区的经济增长态势，却没有办法真正分辨这种经济增长态势是否受到“兴边富民”政策实施的影响，更无法准确估计该政策实施的“净绩效”。

在既有的研究中，无论是定性还是定量的效应评估分析，受“兴边富民”政策实施范围广的影响，对其实施效果的研究中，大多针对具体的区域或省份展开，其中有关东北地区的相关研究大多集中于黑龙江省和辽宁省，而对于吉林省“兴边富民”政策经济绩效的研究十分匮乏，本文在大量收集吉林省边境县(市)经济数据的基础上，对其经济绩效进行计量分析，并给出政策建议。

二、东北三省“兴边富民”政策的经济绩效评估

(一)评估方法的选择

在经济分析中，对一项政策的经济绩效的评估一般主要从两个方面展开：一是比较政策实施前后的经济增长趋势，二是比较实施政策的经济体和未实施政策的经济体之间的差别，但如果直接比较，其结果未必精准，因为这其中还包含了大量其他影响宏观经济变化的因素和经济体间自身的差异性。因此，本文采用更为科学的双重差分模型(DID，difference-in-differences)来评估“兴边富民”政策的实施效果。然而，现代计量经济学和统计学的发展却为我们的研究提供了可行的工具，即双重差分法。所谓双重差分法，也叫倍差法，该方法源自于计量经济学的综列数据模型，是政策分析和工程评估中广泛使用并较为认可的一种计量经济方法，主要是用来评价某一事件或政策的影响程度。该方法的基本思路是将研究样本分为两组：一组是政策或工程作用对象，即“作用组”；另一组是非政策或工程作用对象，即“对照组”。根据作用组和对照组在政策或工程实施前后的相关数据，计算作用组在政策或工程实施前后某个或某几个指标的变化量，同时计算对照组在政策或工程实施前后相同指标的变化量。然后，再计算作用组与对照组政策实施前后测算值之间的差值，从而评估政策实施的效果。这种方法在国内外公共政策效果评估中得到了广泛的应用。

与自然科学实验不同，社会科学的政策实施中只有作用组，而没有明确的对照组，因此，运用双重差分模型的关键在于找到合适的对照组。被选为对照组的这些经济体应该与作用组具有相同或相近的经济特征。针对本文的研究需求，本文以东北三省县市为研究样本，将这些县市分为边境县市(作用组)和非边境县市(对照组)。与传统的静态比较分析方法不同，我们在双重差分方法中分别引入了地区和状态两个虚拟变量及其交互项，一方面以此减少不可控个体的异质性对被解释变量的影响，另一方面是为了更好地对政策效果进行无偏估计。据此，本研究样本可以分为四组。第一组是“兴边富民”政策实施之前的作用组；第二组是“兴边富民”政策实施之后的作用组；第三组是“兴边富民”政策实施之前的对照组；第四组是“兴边富民”政策实施之后的对照组。同时，分别设置两个虚拟变量。地区虚拟变量记为du，du=1,表示该地区属于“兴边富民”政策的行动范围，即作用组；du=0，表示该地区不属于“兴边富民”政策的行动范围，即对照组。状态虚拟变量记为dt，dt=0表示政策实施之前;dt=1表示政策实施之后。地区虚拟变量du和时间虚拟变量dt的乘积，即du·dt为衡量“兴边富民”政策实施效果的双重差分估计量。基于此，我们可以构建如下双重差分计量模型：

Yi，t=α+βdu+γdt+δ(du·dt)+εi，t

(1)

其中，下标i和t分别代表第i个县市和第t年。Yi，t代表i县市在t时期的因变量；ε为随机误差项。

因此，对于“兴边富民”政策实施之前的10个边境县市(du=1,dt=0)的因变量为：

Yi，t=α+β+εi，t

(2)

对于“兴边富民”政策实施之后的10个边境县市(du=1,dt=1)的因变量为：

Yi，t=α+β+γ+δ+εi，t

(3)

变化幅度是：

△Yi，t=γ+δ

(4)

同样的，对于“兴边富民”政策实施之前的其他县市(du=0,dt=0)的因变量为：

Yi，t=α+εi，t

(5)

对于“兴边富民”政策实施之后的其他县市(du=0,dt=1)的因变量为：

Yi，t=α+γ+εi，t

(6)

变化幅度是：

△Yi，t=γ

(7)

由(4)式减去(7)式得到“兴边富民”政策对边境33个县市的净影响△△Yi，t=δ。由此可见，系数δ是本研究的估计关键。如果δ显著为正，说明“兴边富民”政策能够有效提升东北三省实行“兴边富民”政策的边境县市的经济发展水平。

为保证“兴边富民”政策实施效果评估的准确性，将评估方程进一步设定为：

Yi，t=α+βdu+γdt+δ(du·dt)+λXi,t+ηGi+εi，t

(8)

其中，Xi,t代表随时间变化的控制变量，如城镇化率、投资率、人力资本率、毗邻国家人均GDP等；G代表县级固定效应。

(二)变量选择及数据说明

本文选取了东北三省99个县市2000-2017年的年度数据进行评估。99个县市中，作用组33个，对照组66个。由于东北三省33个边境县市实施“兴边富民”政策的时间不同，因此，以该政策全面铺开时间(2009年)为政策实施与否的分界线，即2000-2009年之前为政策实施前，2009年以后为政策实施后。样本数据主要来自于《吉林省统计年鉴》(2001-2018年)、《辽宁省统计年鉴》(2001-2018年)、《黑龙江省统计年鉴》(2001-2018年)、《中国县市统计年鉴》(2001-2018年)和联合国数据库。另外，有部分指标是根据统计数据计算整理而得，包括用全社会固定资产投资额与地区GDP的比值来表示投资率；用普通中学在校生人数与地区总人口的比值来表示人力资本率;用所在县(市)的非农业人口占地区总人口的比例来表示城镇化率等。主要变量的描述性统计分析见表1所示：

表1 主要变量描述性统计分析

(三)评估结果

对“兴边富民”政策实施效果的评价结果显示(如表2所示)，以各县市人均GDP增长率作为被解释变量考察时，作用组与“兴边富民”政策的交互项(模型1)系数为正，但结果不显著。考虑到经济增长一般还受到产业结构、投资率、城镇化率、人力资本率等因素的影响，因此，进一步控制不随时间变化的县级固定效应和随时间变化的上述控制变量，并对其进行估计，结果(模型2)显示，“兴边富民”政策的实施有助于边境县市边民收入水平的提高，且效果显著。可见，“兴边富民”政策的实施有利于东北三省边境地区的经济发展，对促进东北三省全面均衡发展有一定的促进作用。

一个地区的经济能否持久增长，其产业结构至关重要。同时，经济增长在一定程度上也必然会带动产业结构的调整。因此，本研究进一步考察了“兴边富民”政策的实施对于东北三省产业结构的影响。对于产业结构的考量，本文选取了三次产业GDP占比作为被解释变量进行考量，从而详细反映出“兴边富民”政策的实施对三次产业具体的影响。无论是弱假设还是强假设结果均表明，“兴边富民”政策的实施对东北三省边境33个县市的第一产业(模型3和模型4)有明显的促进作用；对第二产业(模型5和模型6)和第三产业(模型7和模型8)有明显的负向影响，抑制了东北三省边境33个县市第二产业和第三产业的发展。这一结果印证了东北三省边境县市经济发展处于较低级的阶段，第一产业在GDP占比中比重仍然较大的现实。如若想要得到长足的发展，经济结构转型乃是当务之急。

表2 东北三省实施“兴边富民”政策的经济效果主回归分析结果

续表2 东北三省实施“兴边富民”政策的经济效果主回归分析结果

注：*表示p<0.1,**表示p<0.05,***表示p<0.01，括号内为t值。

(四)考虑到毗邻国家经济发展状况的稳定性检验

由表3可知，考虑到毗邻国家的经济发展水平之后，“兴边富民”政策的实施对东北三省享受该政策的边境县市人均GDP增长率、三次产业的占比无论是在影响系数上还是影响方向上均没有任何改变，说明本文对“兴边富民”政策实施后的经济绩效的评估结果具有稳定性。从邻国经济发展状况对东北三省边境县市居民人均收入水平、第一产业和第二产业GDP占比的影响系数上看，均显著为负，说明毗邻国家并没用推动东北三省边境县市便民生活水平的提高和第一、二产业的发展；只对第三产业GDP占比呈现出明显的积极影响，这说明东北三省边境县市与毗邻国家的经贸往来多集中于第三产业中，这种结果符合东北三省与毗邻国家的双边经贸实际情况。东北三省毗邻国家的经济水平较低，远远落后于我国经济发展，两国旅游业和劳务互动较多。

表3 稳定性检验(毗邻国因素)

注：*表示p<0.1,**表示p<0.05,***表示p<0.01，括号内为t值。

四、结论及建议

本文通过利用源自于自然科学的双重差分模型对“兴边富民”政策在东北三省边境县市实施的效果进行了评估，结果发现：第一，“兴边富民”政策确实在一定程度上促进了东北三省边境县市的经济发展，提高了边民的收入水平，说明这一政策的实施对我国东北边境地区经济发展有较大的推动作用，有利于我国全面均衡发展的实现。第二，“兴边富民”政策对东北三省边境县市的产业结构影响各不相同，对第一产业的影响显著为正；对第二产业和第三产业却表现出了明显的抑制作用。

长期以来，东北三省经济发展较为落后，国有企业管理思想根深蒂固，加之边境县市处于经济发展边远地区，管理体制更为落后，市场动力不足，并且东北三省边境县市的对外贸易基本上以附加值较低的初级产品为主，缺少国际竞争力，外贸对地区经济增长作用不明显；现有的边境合作区资金利用率、技术成果转化率和企业盈利能力都较低。“兴边富民”政策只是众多政策中的一个，从对其实施效果的检验上看，该政策确实起到了一定的作用，可以推动边民收入水平的提高，在缩小边境县市与其他县市之间的非均衡发展问题上起到了积极的作用，因此应该继续加大实行力度。在实施“兴边富民”政策的过程中，一方面要继续增强政策执行领导小组的领导和协调能力，保证各项政策的执行和落实，确保各个环节的有效衔接；另一方面，要合理利用该政策的各项行动资金，提高边境县市专项资金的管理水平，合理部署、合理安排，实现资金的合理配置，继而实现社会经济效益的最大化。但是该政策的实施对东北三省边境县市产业结构的升级却并未显现，说明东北三省产业结构的调整和升级转型并不能仅仅依靠个别政策的实施得以实现。如果想要真正实现边境县市产业结构优化升级，促进边境县市经济持久发展，首先要转变思想，拓宽边境县市发展模式。新时期，我国要实现全面协调发展，这意味着国家将着力推动边境地区的发展，从而实现经济发展上的“去边境化”。东北三省边境县市完全可以充分依托政策，加快边境合作区的产业升级，充分利用国内和国外两个市场，依托各自优势和特色产业，建立多元化的边境合作区，整合上下游产业链条。其次要大力推动边境城镇化发展。城镇发展状态是所在地区发展的软环境，体现着所在地区的生活环境和发展潜力。新时期，东北三省边境县市应该抓住国家推动新型工业化、信息化、城镇化、农业现代化同步发展的战略机遇，提高城镇化质量，尝试建立沿边城镇带，统筹三省共有资源，提高边民的生活水平。再次要创新金融政策。边境地区自身经济发展落后，其发展所需的投入资金多数来源于财政性支出，这不利于边境地区的发展。东北三省应该努力争取拓宽融资渠道，积极实现金融创新，充分发挥科技金融对边境县市的扶持作用。最后要在政策实施过程中逐步提高边境地区的战略地位。新时期，我国经济要全面均衡发展，因此对于“兴边富民”政策的执行和实施也要有新的思路，对于边境地区的战略地位也应该有新的诠释。东北三省边境县市在发展的过程中，在继续执行“兴边富民”政策的基础上，还应该积极对接“一带一路”建设，推动东北三省的边境县市成为国家全面均衡发展的前沿阵地，使其真正成为与周边国家交流合作的桥头堡。