新时代背景下向西开放与西部经济增长

刘亚轩　刘佳莉

摘要：自沿海改革开放的非均衡发展以来，东中西部地区间经济差异问题凸显，2013年起国家提出“一带一路”倡议，如何有效促进西部地区经济发展，以实现东中西部地区的协调发展成为当前亟待解决的问题。文章基于2000～2016年西部地区地级市数据，基于“一带一路”这一政策，构建双重差分模型探讨向西开放政策对西部地区经济增长的影响，并进一步探讨其影响机制。研究表明，向西开放政策显著促进了西部地区的经济增长，且结果十分稳健。其中，向西开放政策通过促进产出集中度的提升，扩大市场规模以提高西部地区经济；而向西开放政策对于不同所有制企业具有不同的影响，对西部地区的民营企业存在挤出效应。政府应该更多运用市场机制以扩大对外开放，继续推动国企改制，推动社会资源再分配，推动地区间的协调发展。

关键词：“一带一路”；向西开放；西部地区经济增长；双重差分模型

一、引言

自改革开放以来，我国一直坚持对外开放，在开放中学习、吸收、借鉴，在开放中应对挑战，2013年我国实施向西开放战略，构建“一带一路”倡议，其中，向西开放是中国整体周边战略的重要一环，这将西部地区放置到了更加重要的地位，成为“一带一路”建设的境内外重要高地，充分发挥西部地区比较优势，抓紧“一带一路”的新契机，继续实行向西开放的基本策略，加强域外合作，争取全国一盘棋，成为经济增长新引擎，推动我国经济长期稳定发展。当前，在经济全球化的大背景下，我国经济如何实现平稳转型，实现从“一次开放”向“二次开放”的跨越成为值得研究的问题。

自沿海开放的非均衡发展以来，东中西部地区间经济差异问题凸显。已有文献表明，西部大开发战略并未明显助力西部地区经济与人民生活质量有效提升（刘瑞明，2015）。诚然，改革开放是我国区域经济发展的重要動力。本文以改革开放为重要背景，探讨促进西部地区经济发展的有效对策，旨在为缩短地区间经济差距提供有效思路，从而促进中国经济的稳定协调发展。

跨国贸易和全球资本流动是一国对外开放的主要形式和基本内容，它们对一国经济增长及福利改进的积极作用已被许多文献所证实（Sachset，1995；Pugel et al.，2000；Fischer，2003）。但在现实中，一国的对外开放并非均匀地覆盖所有的地区和人口，各地区开放程度的差异往往导致地区收入差异的扩大，这在一些面积较大的发展中国家尤为突出。对外开放对中国地区经济的影响也引起了学界的广泛关注。这方面的文献日渐增多，归纳起来，大致可归为两条研究思路：一是基于新古典模型的收敛假说，检验各地区对外贸易、外商投资（如FDI）等对经济增长的贡献及导致的经济收敛状况（Chen和Fleisher（1996）；Jian等（1996）；黄政立、李坤望（2006）；沈坤荣等（2002）；魏后凯，2002；Gao，2013；万广华等，2005；马岩，2006；沈毅俊，2008）。上述研究侧重对经验事实的检验，并未深入分析对外开放区域非均衡发展影响各地区经济增长的过程及作用机理。二是在新经济地理（NEG）的空间集聚模型框架下，从产业集聚角度考察贸易自由化对区域差异的影响。NEG模型考察了不同贸易成本（运输成本）条件下的产业集聚模式，认为随着贸易成本的下降，产业会在一些具有初步优势的地区集聚起来，并通过累积循环机制形成“制造业中心一农业外围”的产业布局[Krugman和Venables（1995）、Krugman and Elizondo（1996）、Puga（1999）；Paluzie（2001）]。空间集聚模型提出来以后，被一些学者运用来解释中国的产业布局与地区差异[Hu（2002）；Ge（2003）；范剑勇（2002）、洗国明等（2006）；刘军和徐康宁（2010）]。

以上文献为深入理解地区经济发展的内涵、机制以及影响效应提供了解释，但遗憾的是，国内外关于有效协调东中西部地区经济发展的研究尚付阙如。本文选取对外开放的视角探讨向西开放的政策效应以及对西部地区经济发展的影响机制，主要是由于“一带一路”政策给予了西部地区前所未有的政策优势，也为西部地区提供了很好的发展机遇，因此，如何有效发挥该机遇将西部地区建设成为向西开放的新高地，形成西部地区增长的内生动力，以协调地区经济发展。而向西开放政策则为地区增长提供了一个天然平台，为模型的建立奠定了良好的基础。

本文的篇章安排如下：第二章是向西开放政策阐述与数据说明；第三章是建立模型与数量分析；第四章是从理论上详细探讨向西开放影响地区经济增长的内在机制并进行检验；最后是文章结论及政策解读。

二、研究背景与理论假说

1. 研究背景

2013年9月和10月由李克强分别提出建设“新丝绸之路经济带”和“21世纪海上丝绸之路”的战略构想。战略指出，要拓展中国参与国际合作的边界，西部地区现有的基础设施条件为西部的发展奠定了良好的基础。发展西部地区的经济需要多方联动充分结合自身条件，发挥国内外优势，内陆腹地依托前沿港口城市与国外进行贸易往来，努力创建对外开放的新篇章。

在延续沿海开放的非均衡发展的同一时刻，将对外开放的重心向西部移动，为西部地区的经济发展注入新的活力，成为了新的目标，这不仅刺激西部的经济发展，改变我国经济发展不平衡的现状，还能推进我国区域经济结构升级，为西部地区的经济发展打开新局面。

2. 理论假说

发展西部地区经济的关键在于对西部现有资源的整合以及外部资源的获取。在向西开放政策中，政府通过大量建设投入来改善西部地区的基础设施和配套设施，以降低运输成本。运输成本较高时，产业要么靠近原材料供应地，要么靠近消费市场，以降低运输成本。运输成本降低到一定程度后，随着产业集聚规模的扩大，生产成本会因为集聚不经济如交通拥堵、环境污染、用地成本高等原因抵消其他方面所带来的利益，此种情况下企业将转向更能为企业带来经济效益的地区。总之，向西开放政策中政府通过多方面的政策优惠等行政措施促进跨国贸易和全球资本流动，吸引域外企业在西部地区投资发展，同时为规模经济创造条件，即向西开放的“政策效应”。为此，得到假说1。

假设1：“向西开放”政策的实施对西部地区的经济增长存在正向影响，即向西开放促进西部经济增长。

向西开放所带来的好处是毫无疑问的，但该政策所带来并非一如既往的正面效应，也会存在一定的负面效应，这些效应包括过高的对外贸易依存度带来的国际宏观经济波动的风险，汇率变动导致的风险，国际贸易的摩擦与纠纷以及外商直接投资的各种负面影响等。其中最为明显的便是，对外开放所带来丰富的外部资源集聚和市场规模扩大的同时，也会带来激烈的竞争，国外资本以其更强的资金、技术可以对东道主国家抢夺其国内的市场以及投资机会，形成所谓的“挤出效应”（Aitken and Harrison，1999）。在不同地区，产业结构特征与发展阶段不同，其实现规模经济的要素投入规律也有所不同。欠发达地区的生产依赖于劳动力与资源的大量投入，西部地区是中国的经济不发达地区，本土企业的力量比较薄弱，特别是民营企业的发展水平比较低，与外商投资企业的竞争能力低于东部沿海地区，更容易受到外商直接投资挤出效应的影响。因此，不同于东部地区，西部地区经济增长对资源的需求程度与需求类型也不同。向西开放的政策效应为全国东中西部地区提供了一定的政策支持，集聚效应通过劳动力、资本与技术的集聚与溢出实现地区经济增长，但相比东部地区，西部地区的政策效应中更应考虑其挤出效应。

而由于不同所有制企业对于外部资源的需求以及对外部冲击的能力不同，向西开放政策对西部地区不同所有制（外资、国有还是民营）的企业生产与绩效可能存在差异。民营企业在享受外资企业技术溢出和能力溢出的同时，由于市场化程度较高，受到外部冲击要更为明显和直接，生产效率和劳动力技能低等专业化程度相较外资有所不足，使得民营企业竞争力较低。而國有企业的情况就略有不同，国有企业通过一系列的改革，目前在资源、能源和金融等行业中依旧具有明显的垄断优势。因此，对外开放对不同所有制企业的影响是不同的。继而，在不同所有制企业中，向西开放政策的异质性效应非常值得深入探讨。

基于此，本文进一步提出假设2。

假设2：向西开放政策对西部地区经济增长的促进作用因企业的所有制差异而存在不同。

三、研究设计与数据说明

1. 模型设定

为了较为严谨地探究向西开放政策的政策效应，本文借鉴Draca et al.（2011）的方法，构建双重差分（DID，Difference-in-Difference）模型探讨向西开放政策出台后是否显著促进了西部地区的经济增长，具体构建的模型为：

Yit=α+β2treati×post13t+γCit+λPit+μt+δjt（1）

其中，i表示地级行政单位，t表示年份。Yjt为经济增长，分别用地区生产总值（lncgdp）和地区生产总值（lncrgdp）的对数表示，表示j地级市在t年的经济增长水平；treati用以表示受向西开放政策影响较大的企业，参照Draca et al.（2011）的方法，本文将向西开放政策实施之前地区进出口贸易总额高于政策调整后该地区所在省份平均进出口贸易总额的地级市定义为受向西开放政策影响较大的地区，并将该部分地区设定为处理组地区。具体地，若地区在2013年前一期的进出口贸易总额于2013年地区所在省份的平均进出口贸易总额，则定义该地区为处理组地区，treati变量取值为1，否则为对照组地区，treati变量取值为0；post13t用以识别向西开放政策冲击时间，由于2013年颁布的向西开放政策自2013年9月开始施行，借鉴Lu et al.（2017）的处理方法，以2013年为分界点，其前后分别赋值0和1，2013年则取值1/4，μi和μt分别控制了行业固定效应和年份固定效应；δijt为随机扰动项。

2. 数据来源与说明

本文首先使用2000～2016年中国85个西部地区地级市的面板数据评估向西开放政策对西部地区的影响。变量的详细计算方法见表1。

为了客观反映西部地区经济发展水平，本文将地区实际GDP的对数值（lncgdp）和地区实际人均GDP对数值（lnpercgdp）作为被解释变量。本文以2010年为基年，利用地区实际GDP增长率测算出各年可比的实际GDP数据。地区人均GDP的数据用地区实际GDP除以当年地区年末户籍总人口计算得到，所有原始数据均来自历年《中国城市统计年鉴》。本文的一个核心指标是向西开放政策虚拟变量（openwest）。

为了控制其他因素的影响，本文还选取了一系列控制变量。由于政府支出与经济增长存在密切关系，因而本文以政府支出比重（gov）度量政府对地区经济增长的影响。投资是经济发展的外在动力，外商直接投资水平（cityfdi）对地区经济发展至关重要，因而需要予以控制。地区工业化（cityindustry）和第三产业比重（thirdindustry）可以检验结构性因素对地区经济增长的作用。根据内生增长理论，人口素质和人力资本水平是推动技术进步、实现长期经济增长的重要因素，本文用每万人高等教育在校人数 （edu）度量地区人力资本水平。同时本文以地区总储蓄率（sav）度量地区的储蓄水平对经济增长的作用。各变量的描述性统计结果见表1。

四、计量结果分析

1. 初步检验

表2为模型（1）的估计结果，第（1）和（6）列为基准回归结果，从估计系数可知，向西开放政策的实施提升了西部地区的经济增长。第（2）和第（7）为加入年份固定效应，第（3）和（8）与（4）和（9）列分别为依次加入省份特征变量与地区特征变量之后的回归结果。具体地，从第（4）列的估计系数大小看，向西开放政策的实施使得处理组的地区的经济增长相较于对照组的地区的经济增长，提高了13%，因此向西开放政策较大程度上促进了西部地区经济增长。

为了检验主回归的估计是否稳健，首先，本文采用固定效应回归作为检验，表中数据显示，其边际效应与主回归结果十分接近，本文的估计结果稳健。由此得出，向西开放政策较大程度上促进了西部地区的经济增长，假设1成立，即“向西开放”政策的实施对西部地区的经济增长存在正向影响，即向西开放促进西部经济增长。

2. 识别条件检验

采用DID模型进行估计之前，需对处理组样本（受向西开放政策影响较大的地区）与对照组样本（受向西开放政策影响较小的地区）经济增长的程度进行平行趋势检验，即检验政策效应是否由处理组与对照组样本在政策实施之前存在的差异变动所导致。假定处理组与对照组在政策实施之前具有不同的变动趋势，构建如下模型进行平行趋势检验：

gdpjt=α+βtyeart×treatj+γPjt+λCjt+μt+ξjt

其中，yeart为年份虚拟变量，ξijt为随机扰动项，其他变量与参数说明同模型（1），模型（2）只保留向西开放政策实施之前即2013年之前的样本，以2004年为基期的2005年、2006年、2007年、2008年、2009年、2010年、2011年及2012年变量的估计系数。估计结果表明（表3所示），处理组与对照组在2013年向西开放政策调整之前不存在随年份的差异变动。

同时，为了确保2013年向西开放政策调整的随机性，本文对地区在2013年之前是否对向西开放政策具有预期效应进行检验。由于国家对地区如何对外开放并没有明确指引与规划，从而使得2013年出台的更具强制性的向西开放政策具有一定的不可预期性。

本文借鉴Draca et al.（2011）与Lu et al.（2017）对2013年向西开放政策前的样本进行安慰剂检验（PlaceboTest），分别将2005年、2006年、2007年、2008年、2009年、2010年、2011年及2012年作为向西开放政策调整年份对模型进行估计，若估计系数显著，则说明在政策调整前存在预期效益。2005～2012年的预期效应检验结果均表明，向西开放政策调整前并不存在显著的预期效应。

3． 稳健性检验

对结果进行稳健性检验：由于“一带一路”倡议在2013年以后又陆续颁布许多与向西开放相关的政策，为排除后续颁布的政策对结果可能造成的影响，表5中第（2）列和第（7）列采用2000～2013年数据考察2013年政策调整对西部地区经济增长的影响。结果均表明与基准回归的结果一致的结论，本文的估计结果稳健。由此得出，向西开放政策促进了西部地区的增长。

此外，表5第（3）～（5）列和第（8）～（10）列分别为剔除了地区平均進出口总额低于75%分位地区平均进出口总额的地区样本、剔除了低于50%分位地区平均进出口总额的地区样本与剔除了低于25%分位地区平均进出口总额的地区样本的估计结果。结果依旧与基准回归的结果一致的结论，进一步佐证了本文的研究结论。

五、影响机制检验

本文前面发现向西开放政策促进了西部地区的经济增长，但中间的作用机制仍停留在理论分析层面，本文尝试提供进一步的经验证据，以期厘清向西开放政策效应的逻辑体系。

1. 中介效应模型的构建

根据之前的理论假说，向西开放政策对西部地区政策效应的影响机制可能存在“集聚效应”和“挤出效应”的异质性两种传导机制，其中，“集聚效应”可以体现为向西开放政策对西部地区的工业规模优势程度和产出集中度的影响；“挤出效应”的异质性主要体现为向西开放政策对不同所有制企业的工业产值的影响可能存在异质性。据此，接下来通过引入“工业规模优势指数”和“产出集中度指数”作为代表集聚效应的中介变量，引入不同所有制企业的工业产值占工业总产值的份额作为代表“挤出效应”的异质性的中介变量，来构建模型，以验证向西开放政策对西部地区经济增长的影响的传导机制。其模型如下：

其中，Intervarit表示工业规模优势指数、产出集中度指数和不同所有制企业的工业产值占工业总产值的份额。？谆jt为随机扰动项，模型其他变量与参数说明同模型（1）。模型估计结果如表6所示，模型涉及的企业特征变量与城市特征变量均采用一阶滞后项，所有估计结果的标准误差均在城市层面进行聚类调整。若β■■、β与ρ的估计系数均显著，说明模型存在中介效应；同时β■■显著且β×ρ与β■■的符号相同，即存在部分中介效应。

2. 机制检验结果分析

向西开放政策的出台会增加西部地区的经济集聚，提高西部地区的经济增长（袁冬梅，魏后凯，2011）。表6 报告了集聚效应的检验结果，其中第（1）列中，交互项treat×post的系数为正且通过显著性检验，其估计结果证实了这一结论，相较于对照组地区样本，向西开放政策提高了处理组地区产出集中度指数，原因在于产出的集中度提高对于西部地区的企业来说是市场规模的扩大，直接增加了企业在市场中的竞争空间，有助于企业扩大生产、增加投资，从而实现企业规模的扩张，而企业规模的扩张又会进一步促进产出集中度的提高，循环累积不断地提高西部地区的经济增长。

而在第（4）列对工业规模优势指数的影响并不显著。由此得知，企业主要通过增加产出集中度来促进西部经济增长。向西开放政策对西部地区的“集聚效应”机制得到验证，即假说1得到检验。

进一步探究向西开放政策对不同所有制企业影响效应的异质性。从表7的回归结果可以看出：不论是对国有企业还是对民营企业，向西开放政策的中介作用均显著，且存在较大差异。具体地，向西开放政策的实施对国有企业产生了正向的影响，而对民营企业产生了负向影响，这说明向西开放政策“挤出效应”对民营企业显著，因此，验证了假说2。不同所有制企业的挤出效应存在“异质性”，主要是由于国有企业往往享有政府更多的优惠政策，一定程度降低了外部冲击对国有企业所带来的不确定性。

另一个值得注意的是，向西开放政策无论是集聚效应还是挤出效应的异质性的中介作用，主要是针对于人均国内生产总值，而对于国内生产总值而言，均不存在中介效应。这可能的原因是，无论是产出集中度还是民营企业和国有企业工业产值份额都是属地与属人双重特征的变量，而人均国内生产总值也符合此类双重特征，与西部地区自身的特征相契合，因此，存在相应的中介效应。可是向西开放政策确实是可以促进西部地区生产总值的提高，但是这样的提高是否会提高西部地区的福利水平和人均收入，这并不能由此判断。

六、结论与政策含义

自沿海开放的非均衡发展以来，东中西部地区间经济差异问题凸显。本文拟从对外开放的角度出发，探讨如何有效促进西部地区经济发展，旨在为缩短地区间经济差距提供有效思路，从而促进中国经济的稳定协调发展。

本文基于2000～2016年西部地区地级市数据，利用2013年“一带一路”倡议背景下向西开放政策这一政策背景，构建双重差分模型探讨向西开放政策对西部地区经济增长的影响，并进一步探讨其影响机制。研究表明，向西开放政策显著促进了西部地区的经济增长，且结果十分稳健。其中，向西开放政策通过促进产出集中度的提升，扩大市场规模以提高西部地区经济；而向西开放政策对于不同所有制企业具有不同的影响，对西部地区的民营企业存在挤出效应。政府应该更多运用市场机制以扩大对外开放，推动地区间的协调发展。

基于本文研究结论，主要从对外开放的角度提出政策含义：首先，深化对外开放，拓宽技术引进渠道，利用外资提高西部地区就业结构和收入。为外商直接投资创造良好的区位条件，并且需要有效避免由于外商直接投资的挤出效应而扩大地区间的经济差距；其次，利用内生集聚经济效应调整西部地区的经济结构，为实现协调发展形成内生动力；最后，推进区域经济一体化进程，加快技术扩散吸收速度，为承接国际技术、产业转移创造优质环境。以上政策含义旨在提升西部地区经济增长中的经济结构和产业结构，形成内生的增长能力以实现地区间的协调发展。

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＊基金项目：云南省基础研究计划青年项目“高质量发展视域下我国工业产能优化研究：提质潜力与实现机制”（2020FD042）；昆明理工大学人文社会科学研究基金资助项目（KKSY201808026）；云南省教育厅科学研究基金项目（2020J0076）。

（作者单位：昆明理工大学管理与经济学院）