政策影響下資源開發(fā)與經(jīng)濟增長關(guān)系的雙重差分檢驗

王曉軒，劉那日蘇

（1.內(nèi)蒙古科技大學 經(jīng)濟管理學院，內(nèi)蒙古 包頭 014010;2.寧夏大學 經(jīng)濟管理學院，銀川 750001）

0 引言

傳統(tǒng)經(jīng)濟學認為自然資源是經(jīng)濟增長的必備條件，但是有關(guān)的經(jīng)驗研究認為，自然資源稟賦并沒有促進經(jīng)濟增長，反而阻礙經(jīng)濟增長，從而形成資源詛咒。資源詛咒現(xiàn)象在我國是否存在？目前存在著爭議，徐康寧和王劍以1995—2003年的數(shù)據(jù)進行分析，認為我國省域?qū)用娲嬖谥Y源詛咒。邵帥對我國西部省份的檢驗中，發(fā)現(xiàn)西部能源開發(fā)與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。但是孫大超的研究認為資源豐裕度和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展沒有顯著相關(guān)性，認為資源詛咒現(xiàn)象在我國省域?qū)用娌淮嬖?。趙新宇（2012）利用生態(tài)足跡模型也發(fā)現(xiàn)自然資源與經(jīng)濟發(fā)展的詛咒現(xiàn)象在省域?qū)用娌淮嬖凇ＹY源詛咒現(xiàn)象在我國是否成立是急需進一步檢驗的問題。

本文以西部大開發(fā)政策為例，檢驗我國省域?qū)用娴馁Y源詛咒效應(yīng)，同時檢驗西部大開發(fā)的政策效果如何，西部大開發(fā)政策多大程度協(xié)調(diào)了資源開發(fā)與經(jīng)濟增長的關(guān)系。為了判斷制度、政策對資源和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，本文將采用政策評價計量方法（雙重差分方法），對我國政策影響下的資源與經(jīng)濟增長的資源詛咒現(xiàn)象進行檢測。

1 檢測方法

本文主要是分析西部大開發(fā)政策實施、干預(yù)帶來的因果效應(yīng)，即處理效應(yīng)。處理效應(yīng)根據(jù)西部開發(fā)省份與非西部開發(fā)省份的差異，推斷政策實施的效果。處理效應(yīng)主要的難題是對參與組和未參與組進行分類比較。參與組與未參與組有時候存在著差異，除了參與條件的不同外，其他方面也存在不同。但是，觀察接受政策影響的西部省份與未接受政策影響的省份，政府部門公共政策在一個地區(qū)實施，在實施過程中，政策實施區(qū)域和政策未實施區(qū)域會產(chǎn)生差異，因此需要把政策的處理效應(yīng)從主體的其它差異中分離出來。

1.1 干預(yù)組和控制組

在政策影響中，受到政策實施影響的省份，定義為干預(yù)組，沒有受到政策實施影響的省份是控制組。而西部開發(fā)政策自1999年開始實施起，政策實施省份和未實施省份在一定程度上具有政府安排。按照政策實施時間前后和政策實施的不同省份，可以將樣本劃分為四組，政策實施前的干預(yù)省份組（BT）和控制省份組（BC），政策實施后的干預(yù)省份組（AT）和控制省份組（AC）。這樣就可以比較政策實施的差異和時間序列上的差異，政策實施省份組和未實施省份組的差異有：

在分析研究中，采用干預(yù)省份組在政策實施前后的差異來判斷樣本對象的干預(yù)情況，即采用AT-，這種方法會導(dǎo)致不能分離出一些特殊事件和宏觀因素影響，得到有偏的干預(yù)效果。

還有的方法采用政策實施參與組的因變量值結(jié)果值減去控制省份組的因變量結(jié)果值，即：-，該方法比較干預(yù)省份組和控制省份組結(jié)果變量之間的差異，卻無法滿足政策實施前后的差異。干預(yù)組和控制組在政策實施前后可能存在事前差異，如果僅僅比較，干預(yù)組試驗前后的差異和控制組試驗前后的差異，或者試驗前干預(yù)組和控制組的差異，試驗后試驗組和控制組的差異，會忽略綜合性的政策效應(yīng)和時間效應(yīng)。

1.2 雙重差分方法簡介

能夠很好地將時間前后差異和有無參與政策實驗兩個方面有效結(jié)合的方法應(yīng)該是雙重差分方法，雙重差分模型既能同時控制除政策干預(yù)因素以外的其他因素的影響，又能彌補“自然實驗”不能完全隨機分配觀測樣本的問題。同時雙重差分構(gòu)造所需滿足的條件較少。

雙重差分模型是目前較為領(lǐng)先的政策評價的重要方法，它通過兩組（干預(yù)組和控制組）數(shù)據(jù)，按照政策實施前后，開展事前差異，事后差異，以及政策影響的真正效果。雙重差分可以剔除一些不可觀測的外部因素的干擾，減少偽影響因素，得到政策實施干預(yù)的真實影響結(jié)果。雙重差分方法（DID）利用干預(yù)組和控制組、政策實施前后的差，過濾掉了不可觀測的不隨時間變化的變量，也過濾掉了隨時間同等變化的變量。

干預(yù)組和控制組的差異構(gòu)成了橫截面上的差異，而政策實施前后的差異構(gòu)成了時間序列上的差異。利用以上兩種差異，雙重差分估計可以估計政策實施前后在干預(yù)組和控制組之間的差異，反映政策實施的效果。雙重差分估計量的具體表達式為：

或者是：

δ就是雙重差分估計量，是政策實施對干預(yù)組和控制組在被解釋變量上的平均處理效應(yīng)。本文用以上雙重差分方法對西部開發(fā)政策效應(yīng)進行評價。雙重差分可以有效解決模型內(nèi)生性問題，規(guī)避反向因果偏差、缺失變量偏差等，通過干預(yù)組和控制組的差異，準確識別政策帶來的凈效應(yīng)。

1.3 政策評價效應(yīng)的理論分析

雙重差分構(gòu)造了政策實施參與組與政策未參與組，通過設(shè)定虛擬變量Tj，t表示政策實施時期的前后，當t=0時，表示政策實施前，t=1表示政策實施后。T1，0表示政策參與的干預(yù)組在政策實施前。T0，1表示未參與政策實施的控制組在實施后。

用虛擬變量kj，t表示是否是干預(yù)組，當j=0時，表示未參與政策實施的控制組，當 j=1時，表示參與政策實施的干預(yù)組；當在政策實施后，參與政策實施，則j=1、t=1。

構(gòu)造一個基本模型，反映虛擬變量 kj，t、Tj，t對因變量的影響，因變量可以選取與西部開發(fā)政策實施有影響的變量（例如國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率）。kj，t表示西部開發(fā)政策中，參與政策的省份和未參與政策的省份，按照是否參與西部大開發(fā)可以將各省份分為干預(yù)組（參與組）和控制組（未參與組）?；镜碾p重差分影響模型可以表示為：

對于控制組，有 k0，t，政策實施前的控制組是 kj，0=0 ，政策實施后的控制組有kj，1=0，則雙重差分模型變化為：

由此，政策實施前后，控制組的省份的因變量（國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率）的平均變動是：

對于干預(yù)組，政策實施前的干預(yù)組kj，0=1，政策實施后的干預(yù)組有kj，1=1，則干預(yù)組在西部開發(fā)政策實施前后的因變量分別是：

由此，政策實施前后，干預(yù)省份組的因變量（國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率）平均變動是：

從以上分析看，僅僅比較了因變量的干預(yù)組（控制組）在政策實施前后的差異。它們僅反映了時間效應(yīng)，而西部開發(fā)政策效果在干預(yù)組和控制組之間的差異并沒有體現(xiàn)。為了體現(xiàn)干預(yù)組和控制組時間差異和政策實施前后的差異，采用：

式（8）反映了政策實施前后，干預(yù)省份組和控制省份組之間在政策實施的差異，是政策效應(yīng)差異的體現(xiàn)。

兩個虛擬變量kj，tTj，t取值為1或者0，那么雙重差分的理論可以表示為表1。

表1 雙重差分的時間效應(yīng)與政策效應(yīng)

β1表示干預(yù)組和控制組的差異，而β2體現(xiàn)時間差異在樣本中的影響，δ1綜合了干預(yù)組、控制組、政策實施期前后的影響，是政策實施對參與西部開發(fā)省份與未參與省份的差異，是政策影響的凈效果。

在估計模型（3）時，可以采用的方法主要有：獨立混合橫截面數(shù)據(jù)模型、綜列數(shù)據(jù)（差分模型和面板模型）。獨立混合橫截面數(shù)據(jù)將兩個時點的抽樣數(shù)據(jù)進行混合，得到一個數(shù)據(jù)集，獨立混合截面數(shù)據(jù)每個樣本觀測點都是獨立的觀測值，通過兩個時點的觀測數(shù)據(jù)混合，加大樣本量，獲得較精密的估計量和有效果的經(jīng)驗統(tǒng)計量。

混合截面數(shù)據(jù)由獨立抽取的觀測值構(gòu)成，因此滿足殘差項與解釋變量的獨立性，E(ej，t|Xj，t)=0 。 獨立混合橫截面數(shù)據(jù)可以采用普通最小二乘法（OLS）進行回歸，得到無偏的估計量。

2 西部開發(fā)政策對省份經(jīng)濟增長影響的雙重差分估計結(jié)果

2.1 模型介紹

為了判斷政府西部大開發(fā)政策對各省份經(jīng)濟增長的影響，按照是否參與西部開發(fā)政策可以將不同省份分為干預(yù)組（參與組）和控制組（未參與組），采用雙重差分方法評估西部大開發(fā)政策對各省份的影響?；镜碾p重差分影響模型可以表示為：

其中，kj，t表示是否參與了西部開發(fā)項目，如果是參與組，則kj，t=1 ；如果沒有參與，是控制組，則kj，t=0 。Tj，t表示西部開發(fā)實施前后的時期，在實施前Tj，t=0，在實施后，Tj，t=1，kj，tTj，t是交互項，用did表示，它的系數(shù)反映了西部開發(fā)政策在參與組和控制組、參與前和參與后的差異，是政策實施效應(yīng)的重要體現(xiàn)。采用混合截面數(shù)據(jù)，利用線性回歸方法（OLS），公式（9）的估計結(jié)果見表2。

為了分析控制變量對國內(nèi)經(jīng)濟增長的影響，在公式（9）的基礎(chǔ)上，增加控制變量，這樣雙重差分模型就變?yōu)椋?/p>

其中，X1、X2分別代表控制變量采掘業(yè)從業(yè)人員占比、采掘業(yè)固定資產(chǎn)投資占比。這兩個變量反映了資源開發(fā)的能力，是資源開發(fā)的替代變量。

2.2 模型估計結(jié)果

運用Stata.12采用xtreg命令，利用VCE(r)調(diào)整異方差和序列相關(guān)，對公式（9）至公式（11）進行估計，回歸結(jié)果見表2。

表2中，多元線性回歸（a）顯示DID項顯著影響各省份的國內(nèi)生產(chǎn)總值增長速度，表明西部大開發(fā)政策的效果是顯著的，西部大開發(fā)政策促進了西部國內(nèi)生產(chǎn)總值增長（δ0=0.0511）。大開發(fā)的政策效應(yīng)促使西部國內(nèi)生產(chǎn)總值相對非西部開發(fā)省份提速5.11%。檢測中，P值等于0.005，達到1%的顯著水平。西部開發(fā)政策效應(yīng)在政策實施前后，控制組（西部開發(fā)省份）和干預(yù)組（非西部開發(fā)省份）之間的差異達到了5.11%。在政策實施前，干預(yù)組的國內(nèi)生產(chǎn)總值增長速度低于控制組，而政策實施后，干預(yù)組的國內(nèi)生產(chǎn)總值增長要比控制組高，這種影響是顯著的。

DID變量正的系數(shù)值說明西部地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值增長水平要比非西部地區(qū)高4.66～5.11個百分點，這種差別是西部開發(fā)戰(zhàn)略所引起的，雙重差分檢測的結(jié)果是西部開發(fā)政策的凈效果，并且排除了其他影響因素。

表2 西部開發(fā)政策影響經(jīng)濟增長的雙重差分模型

表3 雙重差分的時間效應(yīng)與政策效應(yīng)

為了分析資源詛咒是否成立，本文利用雙重差分方法，進行檢驗。選取兩個代表資源開發(fā)情況的變量（采掘業(yè)從業(yè)人員占比、采掘業(yè)固定資產(chǎn)投資占比）這兩個變量反映了采掘業(yè)發(fā)展能力狀況。這兩個變量通過雙重差分多元線性回歸檢驗，發(fā)現(xiàn)兩個變量顯著影響國內(nèi)生產(chǎn)總值增長速度，但是從影響的方向看，資源替代變量增加，導(dǎo)致國內(nèi)生產(chǎn)總值增長速度增加，說明資源詛咒效應(yīng)不存在。徐康寧，王劍（2006）檢驗發(fā)現(xiàn)，自然資源支持了中國經(jīng)濟的高速增長。公式（10）采用采掘業(yè)從業(yè)人員占比，公式（11）采掘業(yè)固定資產(chǎn)投資占比。兩個模型的分析結(jié)果相同，資源詛咒效益不明顯。夏飛等（2014）在對資源稟賦較好的中國西部省份進行檢測，發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)資源并沒有顯著影響經(jīng)濟增長，但是也沒有發(fā)現(xiàn)資源對國內(nèi)生產(chǎn)總值增長有顯著作用。本文中，多元線性回歸模型（b）、（c）顯示資源替代變量會顯著增加國內(nèi)生產(chǎn)總值增長，這樣的結(jié)果否定了資源詛咒效應(yīng)在省域?qū)用娴拇嬖?，同時肯定了資源對國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的促進作用。

公式（10）多元線性回歸（b）和公式（11）多元線性回歸（c）的雙重差分的政策效應(yīng)為正值（分別為0.0483和0.0552），表明政策實施后提升了西部省份的國內(nèi)生產(chǎn)總值增長速度。

2.3 模型穩(wěn)健性檢驗

為了反映模型的穩(wěn)健性，采用模型替代方法，根據(jù)綜列數(shù)據(jù)，利用面板隨機效應(yīng)對模型進行進一步檢驗。為了檢驗多元線性雙重差分的穩(wěn)健性，利用面板回歸進行分析。對公式（9）進行固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型進行分析（分析結(jié)果見表2（d）和（e）），模型的顯著性沒有發(fā)生改變，說明公式（9）雙重差分分析穩(wěn)健性較好。

公式（10）和公式（11）的面板回歸（f）、（g）、（h）、（k）中，資源詛咒效應(yīng)的回歸系數(shù)為正值，促進國內(nèi)生產(chǎn)總值增長（見表4）。這與夏飛等（2014）的研究結(jié)果相符合，夏飛的研究結(jié)果認為省域?qū)用?，資源詛咒效應(yīng)不明顯，他們的檢測結(jié)果顯示資源正向影響經(jīng)濟增長，資源詛咒效益不明顯。本文中，公式（10）的面板隨機效應(yīng)中，采掘業(yè)從業(yè)人員占比回歸系數(shù)為0.1062，可以提升經(jīng)濟增長速度，資源詛咒效應(yīng)不明顯，但是檢驗的顯著性不強，P＞|t|=0.219。

表4 西部開發(fā)政策影響經(jīng)濟增長的雙重差分模型

3 資源強度的雙重差分分析

為了分析資源強的省份和資源弱的省份在西部大開發(fā)前后，是否在資源詛咒困境方面進行了改善，本文設(shè)置了資源開發(fā)強度變量，建立影響經(jīng)濟增長的雙重差分模型，資源開發(fā)強度參照國內(nèi)外的研究，選取采掘業(yè)固定資產(chǎn)投資規(guī)模占全社會固定資產(chǎn)投資規(guī)模的比重。設(shè)置虛擬變量H，表示資源開發(fā)強度，資源開發(fā)強度（采掘業(yè)固定資產(chǎn)投資規(guī)模占全社會固定資產(chǎn)投資規(guī)模的比重）排名在前15的取值為1，表示資源開發(fā)高強度，資源開發(fā)強度排名在后16位的取值為0，表示資源開發(fā)低強度。設(shè)置時期變量T，在西部大開發(fā)前，取值為0；西部大開發(fā)之后的，取值為1。那么雙重差分模型為：

交互項DIDj，t的系數(shù)δ4表示在西部大開發(fā)中，資源開發(fā)強度高的省對經(jīng)濟增長的影響。

利用1993—2011年的各省份數(shù)據(jù)，采用線性回歸和面板回歸兩種方法進行分析。分析結(jié)果見表5。

表5 采掘業(yè)開發(fā)強度影響經(jīng)濟增長的雙重差分模型

公式（12）的多元線性回歸分析結(jié)果表明，資源強度顯著影響國內(nèi)生產(chǎn)總值增長，DID項為0.03644，資源開發(fā)強度促進國內(nèi)生產(chǎn)總值增長。夏飛等（2014）通過設(shè)置資源強度，進行雙重差分檢驗發(fā)現(xiàn)，西部大開發(fā)戰(zhàn)略使得資源富集的省份的經(jīng)濟增長速度要比資源匱乏的省份高1.17～1.63個百分點。并且認為大開發(fā)戰(zhàn)略有利于緩解環(huán)境資源詛咒困境。本文的檢測也證實了以上觀點，本文的雙重差分檢驗發(fā)現(xiàn)，西部大開發(fā)戰(zhàn)略，導(dǎo)致資源富集的省份的國內(nèi)生產(chǎn)總值增長速度要比資源匱乏的省份高3.6～3.9個百分點。

表6 資源強度雙重差分的時間效應(yīng)與政策效應(yīng)

從表6的雙重差分的時間效應(yīng)和政策效應(yīng)看，政策實施前，干預(yù)組的國內(nèi)生產(chǎn)總值增長速度低于控制組。政策實施后，政策的干預(yù)效應(yīng)（δ4=0.03644）為正值，政策促進了西部地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值增長。西部開發(fā)政策，對于資源強省的影響也是顯著的，由于資源強省分布主要集中與西部，資源強度雙重差分分析也驗證了西部開發(fā)政策能促進國內(nèi)生產(chǎn)總值增長。

4 結(jié)論

本文通過雙重差分方法檢驗西部大開發(fā)政策對西部經(jīng)濟增長的影響，同時也檢驗西部開發(fā)中，資源詛咒效應(yīng)是否存在。檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，從我國省域?qū)用婵?，資源詛咒現(xiàn)象不明顯，而資源對國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的促進作用明顯。從以往的文獻分析中發(fā)現(xiàn)，在西部大開發(fā)之前西部地區(qū)資源與經(jīng)濟增長呈負相關(guān)關(guān)系，從而資源詛咒現(xiàn)象存在，而本文的研究通過雙重差分研究西部開發(fā)前后，資源對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向影響。從政策制度對資源詛咒的影響關(guān)系看，西部開發(fā)政策對國內(nèi)生產(chǎn)總值具有促進作用，效果顯著，而資源對國內(nèi)生產(chǎn)總值呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，促進作用顯著，并沒有出現(xiàn)資源詛咒限制經(jīng)濟增長的趨勢。

運用雙重差分模型分析發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)在西部大開發(fā)政策實施后，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長速度比非西部地區(qū)高，也說明西部大開發(fā)戰(zhàn)略緩解西部地區(qū)的資源詛咒困境，西部地區(qū)的經(jīng)濟增長速度加快，縮小了與非西部地區(qū)的差距。