中部崛起戰(zhàn)略促進了中部經濟增長嗎？

■

中部崛起戰(zhàn)略是我國基于區(qū)域經濟協(xié)調發(fā)展目標制定的繼西部大開發(fā)和振興東北后的區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略。中部崛起戰(zhàn)略的實施是否推動了中部地區(qū)經濟增長、實現縮小區(qū)域經濟發(fā)展差距的預期目標呢？本文基于2000—2016年的全國地級市面板數據實證檢驗了中部崛起戰(zhàn)略的增長驅動效應。綜合面板DID、空間DID、PSM-DID等方法的分析結果，本文發(fā)現中部崛起戰(zhàn)略的實施提升了中部地區(qū)約2%的經濟增長速度。機制分析表明這一增長效應來源于產業(yè)投資的增加和工業(yè)企業(yè)的發(fā)展。中部崛起戰(zhàn)略的實施有效調動了地方政府發(fā)展產業(yè)的積極性，促使地方政府主動調整政府職能，利用東部產業(yè)轉型契機積極開展招商引資，吸引產業(yè)資本進入，實現了產業(yè)經濟的快速發(fā)展。為進一步加快中部地區(qū)發(fā)展，建議盡快完善中部崛起戰(zhàn)略配套的政策性紅利和地區(qū)層面的生產扶持政策，規(guī)范當前中部地區(qū)地方政府的招商引資行為，進一步提升中部地區(qū)的產業(yè)發(fā)展質量。

一、引 言

改革開放初期，中央政府在“非均衡發(fā)展”的思路下制定了東部地區(qū)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略，東部地區(qū)享受了更多的區(qū)域傾斜政策，利用開放契機實現了經濟快速發(fā)展。［1］然而，這一“非均衡發(fā)展”思路也逐步導致了我國四大板塊的經濟發(fā)展水平失衡。出于促進區(qū)域經濟協(xié)調發(fā)展的戰(zhàn)略考慮，中央政府于2000年開始實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略，對西部地區(qū)給予了更多的政策紅利和政策傾斜，西部地區(qū)的基礎設施和社會經濟狀況得到較大改善。［2］在東部地區(qū)優(yōu)先發(fā)展、西部地區(qū)加快發(fā)展的同時，中部地區(qū)的“塌陷”現象日益突出。［3］2004年，中央政府首次提出要促進中部地區(qū)崛起。2006年國務院正式頒布實施《關于促進中部地區(qū)崛起的若干意見》。至此，我國東、中、西部的區(qū)域經濟發(fā)展格局正式形成。

我國的區(qū)域發(fā)展思想參考了西方區(qū)域經濟學中的增長極理論。該理論認為一國的經濟增長通常是由一個或者多個增長極向其他地區(qū)和產業(yè)部門傳導。發(fā)展中國家資源比較有限，要想實現經濟發(fā)展必須依靠少數具有較好基礎的主導產業(yè)部門和具有區(qū)位和資源稟賦優(yōu)勢的地區(qū)推動。［4］特定地理空間內的增長極因為規(guī)模經濟效應、外部經濟效應等具有更快的經濟增速。同時，區(qū)域增長極存在極化效應（吸引經濟資源趨向增長極）和擴散效應（經濟資源從增長極向周圍擴散）。［5］從我國改革開放以來的經濟發(fā)展過程看，東部地區(qū)作為經濟增長極，在享受了國家層面的傾斜性政策后實現了快速經濟增長。然而，東部地區(qū)在經濟增長過程中的極化效應超過了擴散效應，經濟資源向東部地區(qū)集聚的趨勢比較明顯，我國東中西部的區(qū)域經濟發(fā)展差距進一步擴大。陳耀研究認為，我國中部、西部以及東北與東部之間仍然存在著較大的差距，縮小區(qū)域差距仍是區(qū)域協(xié)調發(fā)展戰(zhàn)略的一項長期而艱巨的任務。［6］為此，中央政府適時調整了區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略，在國家層面的資源分配中給予了中西部地區(qū)更多的傾斜，并引導東部地區(qū)的部分經濟資源往中西部地區(qū)轉移，以實現東部增長極的擴散效應，縮小區(qū)域經濟發(fā)展差距。那么，國家層面的區(qū)域平衡發(fā)展戰(zhàn)略能否發(fā)揮促進地方經濟增長、縮小區(qū)域經濟發(fā)展差距的作用呢？近年來，大量學者使用雙重差分法（DID方法）進行政策效果評估，針對傳統(tǒng)DID方法無法控制時間趨勢異質性問題，結合傾向因子得分法［7］和熵平衡法［8］等對處理組和控制組樣本進行篩選匹配，以減少估計偏誤。例如，劉瑞明等采用PSM-DID方法分析發(fā)現西部大開發(fā)的經濟驅動效應并不顯著，并提出了“政策陷阱”的解釋機制。［9］目前，學術界針對中部崛起戰(zhàn)略經濟績效的定量研究仍然較少，且定量研究方法在數據口徑、分析方法上存在一定局限性。［10］［11］

2016年，國務院正式公布《促進中部地區(qū)崛起規(guī)劃（2016—2025年）》，強調要在新十年內繼續(xù)促進中部地區(qū)崛起。因此，針對實施了10年的中部崛起戰(zhàn)略經濟績效進行科學評估具有重要的現實意義。

二、中部崛起戰(zhàn)略的制度背景

中部崛起的概念首次出現于2004年，但直到2006年3月，這一概念才正式進入中央高層決議，由中央政治局展開專門會議研究促進中部崛起工作。4月，國務院頒布實施《關于促進中部地區(qū)崛起的若干意見》（中發(fā)［2006］10號），文件明確“三個基地、一個樞紐”的定位，標志著這一國家層面的區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略正式啟動。與西部大開發(fā)戰(zhàn)略相比，中部崛起戰(zhàn)略存在以下特點：

一是中部地區(qū)的經濟差異。中部地區(qū)僅僅是一個地理方位概念，并未形成完整的中部經濟區(qū)，且中部六省之間的經濟聯(lián)系也不夠密切。［12］總體來說，中部六省中，安徽、河南、湖北、湖南、江西的共性特征比較明顯，五省勞動力資源突出，歷來是向東部地區(qū)輸送勞動力的主要地區(qū)。與之相比，山西與具有資源優(yōu)勢的西部省份共性更強，其資源導向性的產業(yè)結構類似于西部省份，在政策待遇上也部分享受西部大開發(fā)的優(yōu)惠政策。

二是中部崛起戰(zhàn)略的政策紅利。中部崛起戰(zhàn)略的實施，更像是對沒有享受區(qū)域發(fā)展政策紅利的中部地區(qū)進行的補救性措施。中部崛起戰(zhàn)略配套的制度性硬措施非常有限。在實際實施過程中，中部崛起戰(zhàn)略的政策紅利主要體現為“兩個比照”，即部分地區(qū)（山西省部分市縣）參照西部政策，部分資源枯竭地區(qū)參照東北政策。［13］

三是中部崛起戰(zhàn)略的規(guī)劃導向。中部崛起戰(zhàn)略的實施過程主要體現為《促進中部地區(qū)崛起規(guī)劃》的編制和執(zhí)行。首先，由中央政府牽頭組織、協(xié)調各省政府共同制定中部地區(qū)崛起規(guī)劃。其次，各省政府在中部崛起戰(zhàn)略框架下，制定符合各自特點的社會、經濟乃至產業(yè)發(fā)展計劃。最后，由各地級市政府和縣級政府對省政府制定的發(fā)展計劃加以落實。中部崛起戰(zhàn)略的實施主動權，主要體現在地方政府層級。

正是由于上述特點，這一戰(zhàn)略實施以來的中部地區(qū)經濟發(fā)展呈現出比較典型的地域分割特征。湖南、江西加速融入泛珠三角，吸引珠三角產業(yè)轉移；安徽大力實現東向發(fā)展，加速融入長三角，吸引長三角產業(yè)轉移；河南和湖北在積極吸引東部地區(qū)產業(yè)轉移的同時，試圖打造中部地區(qū)的核心城市群。這也產生了本文的研究問題，即缺乏制度性硬措施、規(guī)劃導向的中部崛起戰(zhàn)略的實施，能否促進中部地區(qū)的經濟增長呢？

三、數據來源與實證模型

（一）實證模型

本文采取目前政策效果評估中較為規(guī)范的雙重差分法研究中部崛起戰(zhàn)略的增長驅動效應。為控制其他因素影響，參考李郇、徐現祥［14］的方法，將雙重差分法嵌入標準經濟增長模型?；鶞蔇ID模型為：

其中，gi,t表示各地級市樣本期內的實際GDP增長率，duit為分組虛擬變量（du=1表示中部地區(qū)地級市，du=0表示其他地區(qū)地級市），表示處理組與控制組的固有差異，用于控制不同組別之間的個體異質性；dtit為分期虛擬變量（dt=1表示中部崛起戰(zhàn)略實施后年份，dt=0表示中部崛起戰(zhàn)略實施前年份），表示政策實施前后的時間效應，用于控制不同組別之間的時間趨勢異質性。交互項duitdtit表示處理組在政策實施后的平均處理效應，其系數β3是DID方法關注的核心。

為減少遺漏變量對回歸結果的影響，本文進一步采用面板DID模型，添加個體固定效應和時間固定效應能夠更全面地控制個體不隨時間變動的個體異質性以及處理組和控制組共同的時間趨勢異質性中的非線性部分。面板DID模型見公式（2）。

其中，ui表示個體固定效應，θt表示時間固定效應，其他參數與基準DID模型相同。DID方法建立于自然實驗的嚴格假定之下，需滿足隨機分組、分組樣本同質性、分組樣本獨立性等要求。目前，國內研究中采用DID方法進行政策評估時通常假定各樣本組間的變量相互獨立。然而，現有研究表明GDP等經濟數據通常存在著顯著的空間相關性。基于經濟數據的DID回歸結果違背了分組樣本獨立性假定，可能導致結果存在一定程度偏誤。Chagas、Azzoni［15］利用完善的空間DID方法將空間計量模型（SAR、SEM）嵌套進DID回歸中，通過設定空間權重矩陣W的方式來控制處理組和控制組間變量的空間相關性影響。本文結合研究變量，采用的空間DID模型見公式（3），其中，β2Wduittit表示政策處理效應基于空間關聯(lián)性的間接影響?？蛇M一步將W矩陣分解為Wt,t、Wnt,t兩個有效的非0矩陣，分別表示處理組間、處理組對控制組的空間關聯(lián)性影響，見公式（4）。

（二）數據來源

中部崛起戰(zhàn)略由中央政府基于經濟發(fā)展的全局考慮決策實施，對于中部地區(qū)而言，可以視作一次準自然實驗，實施范圍為中部地區(qū)六個省份。然而，在中部地區(qū)六省份中，山西省部分市縣同時享受西部大開發(fā)政策待遇，且資源稟賦和產業(yè)特征與其他五省差異明顯。為保證政策評估的科學性和有效性，將山西省地級市從總體樣本中剔除。本文將中部五省份（河南、安徽、湖北、江西、湖南）地級市作為處理組，將其他省份和自治區(qū)的（不包括山西?。┑丶壥凶鳛閷φ战M，構建時間跨度為2000年到2016年的地級市平衡面板（剔除了樣本期內產生變動的巢湖市、海東市、三沙市等），最終得到可觀測地級市樣本共計267組。本文以國務院發(fā)布《關于促進中部地區(qū)崛起的若干意見》為標志，將2006年確定為中部崛起戰(zhàn)略的實施年份。

數據主要來源是2000—2016年的《中國城市統(tǒng)計年鑒》的地級市全市口徑數據。實際GDP以2000年為基年，根據省級層面GDP平減指數經平減得出。針對實際GDP進行對數化差分可測算各地級市的實際GDP增長率。針對安徽省“三分巢湖”造成的地級市數據統(tǒng)計口徑不一致問題，本文采取的處理方法是在總體樣本中刪除巢湖市樣本，根據安徽省統(tǒng)計年鑒逐年將原地級巢湖市下轄的縣級巢湖市（居巢區(qū)）、廬江縣、無為縣、含山縣、和縣GDP數據分別并入合肥市、蕪湖市和馬鞍山市計算。主要變量描述性統(tǒng)計分析見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計分析

從表1變量描述統(tǒng)計可以看出，中部地區(qū)地級市在GDP總量、人均GDP和工業(yè)產出上仍然低于全國其他地區(qū)，表明中部地區(qū)的經濟發(fā)展水平與全國平均水平相比仍然存在一定差距，中央政府決策實施中部崛起戰(zhàn)略確實是考慮到中部地區(qū)經濟發(fā)展水平相對滯后這一問題。

四、實證分析

（一）DID分析

采取OLS方法和FE方法的回歸結果見表2，本文同時提供了人均GDP增長率回歸結果作為參照。針對GDP增長率的回歸中，GDP一階滯后項對數的回歸系數顯著為負，表明區(qū)域經濟增長存在收斂效應。OLS方法估計的平均處理效應為3.0%，FE方法估計的平均處理效應為1.7%。DID回歸結果表明中部崛起戰(zhàn)略實施后，中部地區(qū)地級市與其他地區(qū)地級市相比經濟增長速度顯著提高。

（二）動態(tài)性檢驗

為進一步甄別中部地區(qū)的經濟增長效應是否來源于中部崛起戰(zhàn)略，本文進行如下動態(tài)性檢驗：通過對政策實施年份虛擬變量（該年份取值1；其他年份取值0）和政策虛擬變量的交叉項回歸，將政策處理效應分解為4個事前變量和8個事后變量，分別代表政策沖擊前4年和政策沖擊后8年時間跨度內的平均政策處理效應。如果中部地區(qū)的經濟增長效應確實來源于中部崛起戰(zhàn)略，那么在動態(tài)性檢驗中應該觀察到不顯著的事前變量和顯著的事后變量。在回歸（2）中額外添加了政府支出占GDP比重、外商直接投資占GDP比重、固定資產投資占GDP比重、第二產業(yè)產值占GDP比重、第三產業(yè)產值占GDP比重作為反映不同地區(qū)地級市經濟特征的控制變量。

表2 DID回歸

根據表3的動態(tài)性檢驗，中部崛起戰(zhàn)略實施前年份交叉項系數中多數不顯著，表明政策沖擊前處理組和控制組地級市的時間趨勢不存在明顯異質性；中部崛起戰(zhàn)略實施后年份交叉項系數多數顯著為正，表明的確是中部戰(zhàn)略這一戰(zhàn)略的實施對中部地區(qū)的經濟增長產生了持續(xù)性的促進效應。

針對組間樣本增長率均值的時間趨勢圖（圖1）進行分析可發(fā)現類似特征：2006年前控制組地級市的實際GDP增長率均值顯著高于處理組，而2006年后多數年份處理組地級市的GDP增長率均值顯著高于控制組。

（三）空間DID分析

圖1 2001—2016年GDP增長率時間趨勢圖

表3 動態(tài)性檢驗

為確定空間權重矩陣的具體形式，本文以各地級市樣本期內的實際GDP增長率均值為截面數據，選擇距離范圍為0-5、距離帶寬為1進行分段Moran’s I檢驗，圖2檢驗結果表明2階臨近的空間矩陣具有最高的Moran’s I系數。因此，本文選用2階臨近空間權重矩陣用于經濟增長率空間分析?？臻g權重矩陣基于各地級市中心位置的經緯度坐標生成。本文針對OLS法和固定效應法的DID回歸中的誤差項和滯后項進行LM檢驗（見表4），LM檢驗結果均表明DID回歸中存在顯著的空間效應，導致回歸結果有偏。

基于公式3和公式4的空間DID回歸結果見表5。由于2016年地級市GDP數據存在缺漏，空間面板回歸中的時間跨度為2001—2015年。表5中模型2采用分列矩陣和分別控制處理組對處理組、處理組對控制組的空間效應的間接影響后，ATE系數為0.021，與普通面板DID方法估計的ATE系數0.017相比小幅增加，說明普通DID方法低估了中部崛起戰(zhàn)略的政策處理效應。

五、穩(wěn)健性檢驗

DID方法的使用前提之一是處理組和對照組有共同的時間趨勢。本文根據Heckman et al.［14］提出的PSM-DID方法，對研究樣本進行PSM匹配，使組內樣本的可觀測特征盡可能實現匹配后進行DID分析，以此控制處理組和對照組的事前時間趨勢異質性。本文分別以實際GDP增長率和實際GDP對數作為因變量，選取政府支出占GDP比重、外商直接投資占GDP比重、固定資產投資占GDP比重、第二產業(yè)產值占GDP比重、第三產業(yè)產值占GDP比重作為反映各地級市經濟特征的協(xié)變量。此外，本文基于NASA提供的2000—2013年的夜間燈光數據，采用Arc GIS軟件測度了中國各地級市范圍的燈光強度總量，以對數形式的燈光強度總量替代GDP增長率進行PSM-DID分析?，F有研究表明，夜間燈光強度與各地區(qū)的城市化和產業(yè)發(fā)展狀況緊密相關。［16］PSM核匹配后，樣本平衡性檢驗結果表明處理組和樣本組在上述經濟特征變量上不存在顯著差異。

圖2 Moran’s I指數檢驗

表4 空間誤差／滯后項LM檢驗

表5 空間DID回歸

表6 PSM-DID回歸

由表6可見，實際GDP增長率和實際GDP對數的回歸系數分別為0.018和0.011。說明中部崛起戰(zhàn)略實施后中部地區(qū)地級市的實際GDP增長率與其他地區(qū)地級市相比平均高出1.8%和1.1%，這一結果與本文分別采用面板DID方法和空間DID方法得出的系數1.7%和2.1%差異較小，表明不同組別間地級市經濟特征所代表的時間趨勢異質性對回歸結果造成的影響在可控范圍內。

六、機制分析和解釋邏輯

本文分別對外商直接投資、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)總產值、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)產品銷售收入和規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)應交增值稅對數進行PSM-DID檢驗，PSM-DID檢驗中選擇選取政府支出占GDP比重、固定資產投資占GDP比重、第二產業(yè)產值占GDP比重、第三產業(yè)產值占GDP比重作為控制基期樣本可觀測特征的協(xié)變量，結果見表7。

表7 機制分析

表7中外商直接投資對數的處理效應系數高達0.647，表明中部崛起戰(zhàn)略實施后，中部地區(qū)外商直接投資增幅比全國其他地區(qū)高出64.7%。外商直接投資的大幅增長反映出中部地區(qū)產業(yè)投資環(huán)境的改善和總體產業(yè)投資規(guī)模的增加。作為產業(yè)投資的直接結果，中部地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的生產經營表現良好，規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的工業(yè)總產值、工業(yè)銷售收入和本年應交增值稅增幅均高出全國其他地區(qū)15%以上。產業(yè)的快速發(fā)展帶來了更快的經濟增長速度。

劉瑞明等研究發(fā)現享有更多資源優(yōu)勢和政策紅利的西部大開發(fā)戰(zhàn)略并未產生顯著的增長驅動效應，西部地區(qū)的工業(yè)化和外商直接投資在戰(zhàn)略實施后并未出現顯著變化。為何規(guī)劃導向、缺乏制度性措施的中部崛起戰(zhàn)略卻反而產生了顯著的增長驅動效應，帶來更高的產業(yè)投資和工業(yè)產出呢？本文對比兩大區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略的實施條件和實施方式，從地方政府行為的角度給予解釋，邏輯見圖3。

圖3 地方政府的行為關系

中央政府在國家層面制定區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略，但區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略的實施主體是地方政府層級。地方政府的異質性行為，決定了區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略能否對地方經濟產生增長驅動效應。

西部省份具有資源優(yōu)勢，在資源稟賦條件下形成了資源導向型產業(yè)結構。資源型產業(yè)投資規(guī)模大、投資周期長、政府審批手續(xù)煩瑣，企業(yè)運營過程中往往需要地方政府的長期政策扶持。而資源型企業(yè)解決大量就業(yè)人口，貢獻利稅多，地方政府也需要資源型企業(yè)的持續(xù)生產經營以維持穩(wěn)定的社會經濟關系。這導致西部地區(qū)的地方政府和地方企業(yè)間形成了穩(wěn)定的內部化政治生態(tài)。在這一政治生態(tài)條件下，地方政府發(fā)展產業(yè)的利益制約多，缺乏動力調整政府資源結構和吸引外來資本進入。西部大開發(fā)的政策紅利并未有效推動西部地區(qū)的產業(yè)優(yōu)化升級，反而成為政企之間進行利益輸送、滋生尋租空間的制度瓶頸。從投資視角來說，外來資本把這一隱性制度成本考慮在內后，西部地區(qū)產業(yè)投資風險更大，產業(yè)投資的真實回報率缺乏吸引力。

規(guī)劃導向的中部崛起戰(zhàn)略雖然缺乏制定性硬措施，但是中央政府實施這一戰(zhàn)略向中部地區(qū)的地方政府釋放了鼓勵發(fā)展地方經濟的強烈信號。中部地區(qū)除山西省外，均為勞務輸出大省，多數地級市的產業(yè)基礎相對薄弱，本地產業(yè)規(guī)模偏小，地方政府和地方企業(yè)間的政治生態(tài)關系遠沒有西部地區(qū)復雜。因此，地方政府發(fā)展產業(yè)的利益制約少，積極性更高，通過主動調整政府資源結構、提供大量優(yōu)惠政策和配套措施進行招商引資，為外來資本的進入和建廠生產創(chuàng)造了便利條件。中部地區(qū)地方政府間圍繞招商引資展開的激烈競爭行為，正是地方政府發(fā)展產業(yè)積極性的突出表現。從投資角度來說，中部地區(qū)雖然不享受西部大開發(fā)戰(zhàn)略的稅收優(yōu)惠政策，也不具備西部地區(qū)的資源價格優(yōu)勢，然而地方政府對于外來資本的主動態(tài)度顯著降低了產業(yè)投資的隱性制度成本，產業(yè)投資的真實回報率反而更高。

七、結論與政策啟示

本文基于全國267個地級市2000—2016年的面板數據，對中部崛起戰(zhàn)略是否促進了中部地區(qū)經濟增長進行了實證分析。綜合面板DID、空間DID和PSM-DID的回歸結果，本文認為中部崛起戰(zhàn)略的實施具有顯著的增長驅動效應，提升了中部地區(qū)約2%的經濟增長速度。機制分析表明經濟增速的提高來源于產業(yè)投資的增加和工業(yè)企業(yè)的發(fā)展。對比西部大開發(fā)戰(zhàn)略，本文從地方政府行為視角提出了區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略產生經濟增長驅動效應的實現機制：即中部崛起戰(zhàn)略向中部地區(qū)地方政府釋放了鼓勵發(fā)展地方經濟的信號，地方政府發(fā)展產業(yè)的利益制約少，具有更高的積極性主動調整政府職能，開展招商引資工作。這一行為實質上降低了產業(yè)資本投資的隱性成本，吸引了產業(yè)資本的進入和建廠生產，產業(yè)經濟的快速發(fā)展最終表現為經濟增速的提高。

根據本文實證分析，為實現區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略的增長驅動效應，需要持續(xù)推動地方政府體制改革和地方國有企業(yè)改革，打破政企利益輸送鏈條和地方政治生態(tài)格局，完善企業(yè)主體的市場競爭機制。

為更好地促進中部崛起，本文建議：第一，中部各省份應以本省產業(yè)發(fā)展狀況和產業(yè)發(fā)展計劃為基礎，針對性地制定制度性配套措施，包括金融信貸支持、稅收優(yōu)惠政策、資源開發(fā)條件、產業(yè)園區(qū)配建規(guī)格等；第二，建議由中央政府牽頭、協(xié)調中部地區(qū)各省政府，聯(lián)合構建省際及臨近地級市間的產業(yè)發(fā)展協(xié)調機制，避免出現工業(yè)用地逐底競爭和招商引資惡性競爭；第三，采取地方性法規(guī)形式規(guī)范中部地區(qū)地方政府的招商引資行為。避免部分地區(qū)出現產業(yè)園區(qū)無序重復建設、地方債務規(guī)模龐大、產業(yè)資本變相流入房地產開發(fā)等問題。