1、https:/我國中部崛起政策有效性的實證研究我國中部崛起政策有效性的實證研究摘要：本文采用差分內差分方法對我國中部崛起政策應對區域發展不均衡的有效性進行實證研究。實證表明。短期內經濟增長出現了收斂，但這種收斂趨勢在中長期中消失。短期內，政策促進人均 GDP 增長率提升 0.75%，中長期僅提升 0.19%。穩健性檢驗發現，城鎮和農村人均消費水平在初始消費水平上均出現收斂，但前者的趨同效應大于后者。本文表明，中部各省與東部各省在近 20 年的發展中存在收斂趨勢，政策在總體上是有效的，但在不同時期和不同群體的效果存在差異。關鍵詞：中部崛起政策；區域政策；有效性；差分內差分；GMM文獻標識碼：A

2、文章編號：1002 2848 2017（02） 0001 10一、引言自改革開放實施以來，我國經濟高速增長的同時，收入分配差距不斷擴大。從基尼系數來看，20 世紀 80 年代時，我國基尼系數在 0.20 附近浮動，是公認的世界上最公平的國家之一。而步入 21 世紀后。基尼系數曾一度逼近0.50，已經成為全球收入差距較大的國家之一。國內外許多學者曾指出收入不平等對經濟增長的危害。導致我國居民收入差距擴大的原因很多，其中區域發展不平衡即四大板塊（東部、中部、西部、東北部）的經濟發展差距擴大是其中一個重要的原因。圖 1 描繪了我國區域發展不均衡的情況：東部沿海地區的發展水平超過全國平均水平，遠超其他

3、地區；東北地區與全國平均水平相當，中、西部則低于全國平均水平。但另一方面，從圖 1 中也可以發現，中、西部的增長速度在 2004 年左右有了明顯提升。對于我國而言，尤其自改革開放以來，在國家“非均衡發展戰略”下，受優先發展東部沿海地區的區域傾斜發展政策的影響，我國東部沿海開放地區經濟增長速度遠遠高于內地，從而出現了東、中、西部和東北地區經濟發展水平的嚴重失衡。為了改善區域經濟發展不平衡的現狀，國家在宏觀層面也采取了一定的措施，其中針對不同地區不同的區域政策是重要的均衡發展舉措。除了四大板塊劃分的區域政策外，近年來政府還相繼推出了三大經濟帶支撐經濟發展的區域政策。由于這些政策已經實施多年，在我國

4、經濟進入新常態情況下，評估這些區域政策的有效性是當前我國需要研究的重要課題。本文采用差分內差分方法并采用 1994 2014 年的中、東部省際面板數據對我國四大板塊中的中部崛起政策的有效性進行實證研究。本文的創新體現在：首次在我國采用實證研究的方法結合收斂性研究評價了中部崛起這一區域政策的有效性。此外，本文以四大板塊為研究對象，以區別于國內同類研究多以三大區域為研究對象。https:/二、文獻綜述國外學者對區域政策有效性的研究起步較早，并且集中于區域政策對區域間經濟發展收啃緣難芯俊 WiHiamson 首次提出區域收入趨同假說。自此之后，大量學者對區域收斂是否存在開展研究，基于美國數據樣本的相

5、關研究文獻包括：Amos 對 1950 年的數據研究發現，美國的區域差距有逐步擴大的趨勢，并提出“經濟發展后期地區間收入趨異”假說。Cadino & Mills 利用 1929-1990 年的數據，研究認為美國區域間經濟發展存在收斂。Caselli & Coleman 強調了經濟結構轉型對美國南北工資差距收斂的影響。Lall & Yilmaz 將公共資本、區域產出和私人部門生產率三者聯合起來，研究表明收斂速度決定于州個體特征和相鄰州技能工人的供給情況。大量文獻基于美國外樣本對區域經濟發展收斂性開展研究，代表性文獻包括：Sala-I-Matin 將區域經濟收斂的研究延伸至美國、日本及五個歐洲國家

6、的經濟收斂，研究結果表明經濟體之間以每年大約 2%的速度收斂。Boldrin &Canova 研究表明區域政策擴大了歐元區區域間的收入不平等，并指出歐元區應盡快實施區域政策改革。Gezici & Hew-ings 基于 1980-1997 年的數據，研究表明土耳其各省及各功能區之間均沒表現出收斂的趨勢。Chikte 研究了在 1991 年經濟改革背景下印度區域經濟增長與收斂，表明在研究樣本的 15 個州里存在很強的經濟發散趨勢，該結論與以往的研究有所不同。除此之外，國外學者還提出并使用了多種區域政策評價的方法，既有的文獻包括：Isserman & Merri-field 提出了區域政策效果評價

7、的擬實驗方法，該方法融合了控制組（control group）概念及被廣泛應用于區域政策評價的份額轉移（share shifting）框架。Biles 通過使用空間計量經濟模型克服區域間經濟發展的反饋效應，對墨西哥尤卡坦半島的區域政策效應進行評估。Gieseeke &Madden 認為區域政策效果的評價缺乏事實依據是目前評估方法的主要挑戰，提出使用基于區域政策事實的可計算一般均衡模型（CGE）對政策效果進行評價及預測。Campbell & Ballas 使用空間微觀模擬的方法來分析蘇格蘭區域經濟政策的有效性，其基本思想是基于歷史數據結合模擬方法構建控制組。既有文獻在我國區域間經濟發展是否收斂的

8、結論并不一致，支持區域收斂的文獻有：張煥明使用加入投資要素的擴展的 Solow 模型，運用動態面板模型中的 SGMM 法模擬中國區域間經濟增長的收斂性，結果支持區域間的趨同性較小，而區域內存在俱樂部收斂的現象。張曉旭、馮宗憲研究支持在考慮空間自相關后，各省間的經濟增長存在著收斂趨勢。覃成林、張偉麗發現地區經濟增長自改革開放以來出現了明顯的俱樂部收斂，而造成這一現象出現的重要因素是市場化水平和區域政策。潘文卿運用空間計量模型研究發現，1978 年至1990 年間我國存在全國范圍內的 B 絕對收斂，1990 年后，這一特征不復存在，但三大經濟帶的俱樂部收斂開始顯現。劉生龍等研究認為西部大開發的實施

9、促使中國經濟由趨異轉為收斂。劉生龍、胡鞍鋼利用中國省際面板數據分析發現，交通基礎設施在西部地區經濟增長過程中發揮了重要作用，促進了西部地區與東、中部地區的經濟收斂。 不支持存在區域收斂的文獻有：何一峰采用https:/非線性時變因子的方法，研究結論支持全國范圍內不存在經濟收斂，但該研究利用聚類的方法，找出了三個收斂俱樂部。張茹運用 29 個省份的面板數據發現，1978 年至 1990 年東、中、西三大經濟帶內部以及沿海、內陸區域內部均存在比較明顯的 B 收斂，但是 1990 年至 2005 年間則存在著一定程度的發散趨勢。胡鞍鋼、魏星借助縣級行政區的數據對 1993 年至 2005 年間的中國

10、地區經濟發展差距現象進行研究，發現縣級經濟發展差距并未顯示出與省間增長差距類似的收斂趨勢，省內經濟發展差距較明顯，并有逐步擴大的趨勢。劉金全等運用非線性 TAR 模型研究發現改革開放后中、西部地區的經濟增長與東部地區之間的差距呈擴大趨勢。綜上所述，國內已經有較多學者對區域經濟發展的收斂性展開研究，但由于研究樣本、研究方法等存在差異，所得結論并不一致。具體到對區域發展政策效果的評價方面，相關文獻研究較少，且對區域經濟發展不平衡性的度量上以統計指標為主，缺乏準確的計量經濟分析。最后，上述研究中大多數以東、中、西部進行劃分或按照收入水平聚類劃分經濟區域，不符合國家現行的四大板塊的區域政策。三、實證方

11、法現有區域政策研究中，許多文獻都指出區域政策確實帶來了經濟增長，在剔除全國經濟整體上行的增長效應外，中部崛起政策是否起到了促進區域經濟收斂的作用。基于以上研究目的，本文根據 Ashenfeher & Card L32j 提出的差分內差分法，將中、東部省份分為實驗組和控制組。為此，在全樣本的基礎上構建經濟增長模型，并設置差分變量，加入差分內差分的虛擬變量后考察區域政策的有效性。（一）差分內差分（DID）法差分內差分方法被廣泛應用于研究政策效應問題。具體的做法是將樣本設為處理組和控制組，處理組在 t 時點發生了政策變化，而控制組保持一致性，不發生政策上的變化。通過比較處理組和控制組在 t 時點前后

12、的差分即能判斷該政策是否起到了效果及效果的大小。本文將虛擬變量引人增長模型中，作為差分變量觀察政策所帶來的效應。差分內差分中的差分變量是區域變量和時間變量，分別代表施行區域政策的區域和政策實行與否的狀態。引入虛擬變量 dregion 和 dpolicy 以及差分內差分變量且 did=dpolicydregion，我們可以用表 1 作以說明。基于制定的中部崛起政策，以及政策在經濟收斂性中的影響，本文做出如下假設：假設 1：政策促進省際經濟收斂，中部地區經濟出現向東部收斂的趨勢；假設 2：資本積累因素，包括教育水平、基礎設施水平和資本存量水平對經濟增長有積極作用；https:/假設 3：第二和第三

13、 a 業得到更快的發展，特別是以制造業為代表的第二產業是中部經濟增長的驅動因素；假設 4：糧食產業和運輸業等地區特色產業得以發展，并對經濟增長產生推進作用。（二）動態面板模型的估計考慮到經濟變量的持續性，本文將被解釋變量的滯后項加入解釋變量構建動態面板數據模型，目前文獻中提出動態面板數據模型的估計方法有三種，分別是差分 GMM、正交離差 GMM 和系統 GMM。1.差分 GMM（First Differenced GMM）差分 GMM 的做法是先對估計方程進行一階差分，然后用滯后項的被解釋變量或解釋變量作為差分方程中相應變量的工具變量，進行一階矩估計：變換后再使用（4）式的方法進行系數估計。3

14、.系統 GMM（system GMM）Blundell&Bond 認為差分 GMM 方法利用滯后變量作為工具變量，滯后變量并非理想的工具變量，回歸結果不準確。系統 GMM 的方法是將水平回歸方程和差分回歸的方程結合起來進行估計，滯后變量作為一階差分量的工具變量，同時一階差分量又作為滯后變量的工具變量。大量文獻證明，系統 GMM 在估計相對差分 GMM 的估計方法時有更好的有限樣本特征，其估計結果更加有效。四、變量與數據（一）變量選取的理論依據新古典經濟學的增長方程 Y=F（L，K）中，在人口自然增長率保持不變的條件下經濟增長與資本的積累有關，本文實際求證的是一個經濟增長模型，可以通過如下的回歸

15、方程來實現：本研究采用的是省份數據，i 代表不同的省份樣本點，t 代表年度時間。由于方程中含有被解釋變量的滯后變量，所以它是一個典型的動態面板模型。X中包含各解釋變量，如表 3 所示。其中 X 中的 pgdp 代表著經濟初始水平，當它的系數為負時說明了經濟發展水平越高時經濟增長率越低，則經濟體出現了收斂。除此之外，在實際的政策效用中，受到影響的不僅僅是資本存量和流量，產業結構、經濟環境、人口因素以及其他地區發展特色均應考慮為解釋變量，因此在模型中會引入如表 3 所示的因素作為被政策影響進而影響地區產出的變https:/量。（二）變量解釋1.被解釋變量在被解釋變量的設計中，如表 2 所示，需要考

16、慮政策的時滯性和政策在影響經濟社會的多維效應，除了人均 GDP 外，本文還將使用消費水平替代產出增長以對基本結論進行穩健性檢驗。2.解釋變量在解釋變量的組成中，如表 3 所示，資本變量分為資本存量和資本流量：存量中包括初始人均產出 pgdp、人均資本存量 k、人力資本 edu 和基礎設施水平 infra；流量中包括政府支出水平 gov 和固定資產投資規模 inv。經濟開放程度包括國內區域間貿易進出口總額 trade 和外商直接投資 fdi。產業結構包括第二、三產業占第一產業的比重 ind2，ind3。地區發展特色包括代表中部地區交通樞紐作用的人員和貨物的流轉量 pflow 和 gflow，作為

17、全國主要糧食產區的農林漁牧總產值水平 agri。（三）數據描述 根據上文實證模型中指標的選取，各變量的統計描述如表4 所示。由表可知，在 336 個樣本點中資本存量的均值為 4.181，其中資本存量最大的省份為 5.371，最小為 2.805，整體來看標準差為 0.521，考慮到研究樣本時間跨度，本文認為各省之間資本存量差異并不大，表現最大差異性的變量是產業結構，第二產業和第三產業占第一產業比重的方差 12.025 和 20.439。在進行面板數據的回歸之前，對面板數據進行單位根（Unit Root）檢驗，以判斷這些序列的平穩性。單位根檢驗結果說明，除基礎設施發展水平和交通樞紐建設水平外，其余

18、變量 p 值較小，可拒絕原假設，認為是該序列為平穩序列，后文中將存在單位根的序列做一階差分處理，一階差分后均為平穩序列。五、實證結果與分析面板數據模型有三類，分別是固定效應模型、隨機模型和混合效應模型，本文通過 Hausman 檢驗確定模型類型為固定效應模型。（一）中部崛起政策的短期效應評價 不考慮內生性根據以上分析，首先應用固定效應模型進行回歸。回歸結果如表 5 所示，第（1）列的結果反映了資本要素在人均 GDP 增長率中的貢獻。第（2）列中加入了投資水平，包括外商直接投資和經濟結構變量。第（3）列中加入了在中部開發的政策中的地區特色變量。由表 5 可見，在不考慮解釋變量的滯后因子時，各個解

19、釋變量分類回歸的結果仍具有一致性，模型回歸結果穩健，說明變量選取具有一定合理性，在考慮所有因素后，模型（3）的回歸結果絕大多數解釋變量通過了顯著性水平檢https:/驗，后文中將采用模型（3）的解釋變量進行討論。人均 GDP 變量的系數為負，說明中部地區的發展出現了向東部地區收斂的趨勢。差分內差分變量的系數說明中部崛起政策戳嗽 0.75%的真實地區經濟增長。解釋變量 dregion 由于不隨時間而變化，在模型系數估計中去均值后被去除。導致對模型 DID 的回歸結果出現偏差，固定效應模型也會帶來傳統固定效應估計量不一致的問題。（二）中部崛起政策的短期效應評價 考慮內生性在實際的政策研究中，因為考

20、慮到政策效果的延續性，所以在模型中設置了被解釋變量的滯后一階變量后，就不可避免的帶來了內生性。除此之外，對經濟增長的解釋變量之間也存在著一定的內生性，比如人均資本存量的增長既可能是經濟增長的原因也可能是經濟增長的結果，為了得出參數的一致估計，對模型選用工具變量法。在表 6 中，模型（1）用差分 GMM 的方法進行回歸，模型（2）用正交離差 GMM 方法進行回歸，模型（3）用系統 GMM 方法進行回歸，回歸系數在統計顯著性和經濟學意義的顯著性上具有一致性，說明模型的回歸結果穩健。由于系統 GMM 在有限樣本下更具有效性，本文中主要觀察系統 GMM 的回歸結果，表 7 顯示，滯后一階的被解釋變量的

21、回歸系數為正，而且均位于 0 到 1 之間，通過顯著性檢驗，說明我國的經濟增長存在著明顯的滯后效應，用動態面板更適合研究我國的經濟增長問題。本文最關心的兩個系數是人均初始 GDP 的回歸系數和差分內差分變量的系數，初始人均 GDP 的系數顯著為負值，變動范圍為-3%至-1%，說明欠發達地區正在以比較發達地區更快速的發展速度向發達經濟體趨同。沈坤榮、馬俊的研究結論支持區域間存在經濟收斂，但其收斂速度慢于區域內各省市的經濟收斂速度。蔡 P 等，林毅夫、劉明興等的研究結論也支持我國各區域間存在經濟收斂的趨勢。與假設 1 一致，本文在研究中得出區域間存在經濟收斂。在促進經濟收斂方面，政策是有效的。差分變量的系數趨勢與人均 GDP 增長速度正相關，說明區域政策的確促進了區域經濟發展，在系統 GMM 估計方法中，通過了 5%的顯著性水平，回歸數據顯示政策將人均 GDP 增長率提高了0.8%。以資本存量為代表的固定投資水平和以教育年限為代表的人力資本積累對經濟增長有積極影響。外商直接投資均與經濟增長正相關，與假設 2 預期一致，魏后凱，孫力軍等的研究結果也均支持外商投資有效的結論。基礎設施規模增長快也可以促進經濟增長；貿易水平對經濟增長產生了促進作用；而政府干預經濟規模與經濟增長負相關，政府規模大往往會導致資源配置的扭曲導致低效發展。https:/值得注意的是，第二產業的相對發展