中部崛起战略促进了中部经济增长吗？

■

中部崛起战略是我国基于区域经济协调发展目标制定的继西部大开发和振兴东北后的区域发展战略。中部崛起战略的实施是否推动了中部地区经济增长、实现缩小区域经济发展差距的预期目标呢？本文基于2000—2016年的全国地级市面板数据实证检验了中部崛起战略的增长驱动效应。综合面板DID、空间DID、PSM-DID等方法的分析结果，本文发现中部崛起战略的实施提升了中部地区约2%的经济增长速度。机制分析表明这一增长效应来源于产业投资的增加和工业企业的发展。中部崛起战略的实施有效调动了地方政府发展产业的积极性，促使地方政府主动调整政府职能，利用东部产业转型契机积极开展招商引资，吸引产业资本进入，实现了产业经济的快速发展。为进一步加快中部地区发展，建议尽快完善中部崛起战略配套的政策性红利和地区层面的生产扶持政策，规范当前中部地区地方政府的招商引资行为，进一步提升中部地区的产业发展质量。

一、引 言

改革开放初期，中央政府在“非均衡发展”的思路下制定了东部地区优先发展战略，东部地区享受了更多的区域倾斜政策，利用开放契机实现了经济快速发展。［1］然而，这一“非均衡发展”思路也逐步导致了我国四大板块的经济发展水平失衡。出于促进区域经济协调发展的战略考虑，中央政府于2000年开始实施西部大开发战略，对西部地区给予了更多的政策红利和政策倾斜，西部地区的基础设施和社会经济状况得到较大改善。［2］在东部地区优先发展、西部地区加快发展的同时，中部地区的“塌陷”现象日益突出。［3］2004年，中央政府首次提出要促进中部地区崛起。2006年国务院正式颁布实施《关于促进中部地区崛起的若干意见》。至此，我国东、中、西部的区域经济发展格局正式形成。

我国的区域发展思想参考了西方区域经济学中的增长极理论。该理论认为一国的经济增长通常是由一个或者多个增长极向其他地区和产业部门传导。发展中国家资源比较有限，要想实现经济发展必须依靠少数具有较好基础的主导产业部门和具有区位和资源禀赋优势的地区推动。［4］特定地理空间内的增长极因为规模经济效应、外部经济效应等具有更快的经济增速。同时，区域增长极存在极化效应（吸引经济资源趋向增长极）和扩散效应（经济资源从增长极向周围扩散）。［5］从我国改革开放以来的经济发展过程看，东部地区作为经济增长极，在享受了国家层面的倾斜性政策后实现了快速经济增长。然而，东部地区在经济增长过程中的极化效应超过了扩散效应，经济资源向东部地区集聚的趋势比较明显，我国东中西部的区域经济发展差距进一步扩大。陈耀研究认为，我国中部、西部以及东北与东部之间仍然存在着较大的差距，缩小区域差距仍是区域协调发展战略的一项长期而艰巨的任务。［6］为此，中央政府适时调整了区域发展战略，在国家层面的资源分配中给予了中西部地区更多的倾斜，并引导东部地区的部分经济资源往中西部地区转移，以实现东部增长极的扩散效应，缩小区域经济发展差距。那么，国家层面的区域平衡发展战略能否发挥促进地方经济增长、缩小区域经济发展差距的作用呢？近年来，大量学者使用双重差分法（DID方法）进行政策效果评估，针对传统DID方法无法控制时间趋势异质性问题，结合倾向因子得分法［7］和熵平衡法［8］等对处理组和控制组样本进行筛选匹配，以减少估计偏误。例如，刘瑞明等采用PSM-DID方法分析发现西部大开发的经济驱动效应并不显著，并提出了“政策陷阱”的解释机制。［9］目前，学术界针对中部崛起战略经济绩效的定量研究仍然较少，且定量研究方法在数据口径、分析方法上存在一定局限性。［10］［11］

2016年，国务院正式公布《促进中部地区崛起规划（2016—2025年）》，强调要在新十年内继续促进中部地区崛起。因此，针对实施了10年的中部崛起战略经济绩效进行科学评估具有重要的现实意义。

二、中部崛起战略的制度背景

中部崛起的概念首次出现于2004年，但直到2006年3月，这一概念才正式进入中央高层决议，由中央政治局展开专门会议研究促进中部崛起工作。4月，国务院颁布实施《关于促进中部地区崛起的若干意见》（中发［2006］10号），文件明确“三个基地、一个枢纽”的定位，标志着这一国家层面的区域发展战略正式启动。与西部大开发战略相比，中部崛起战略存在以下特点：

一是中部地区的经济差异。中部地区仅仅是一个地理方位概念，并未形成完整的中部经济区，且中部六省之间的经济联系也不够密切。［12］总体来说，中部六省中，安徽、河南、湖北、湖南、江西的共性特征比较明显，五省劳动力资源突出，历来是向东部地区输送劳动力的主要地区。与之相比，山西与具有资源优势的西部省份共性更强，其资源导向性的产业结构类似于西部省份，在政策待遇上也部分享受西部大开发的优惠政策。

二是中部崛起战略的政策红利。中部崛起战略的实施，更像是对没有享受区域发展政策红利的中部地区进行的补救性措施。中部崛起战略配套的制度性硬措施非常有限。在实际实施过程中，中部崛起战略的政策红利主要体现为“两个比照”，即部分地区（山西省部分市县）参照西部政策，部分资源枯竭地区参照东北政策。［13］

三是中部崛起战略的规划导向。中部崛起战略的实施过程主要体现为《促进中部地区崛起规划》的编制和执行。首先，由中央政府牵头组织、协调各省政府共同制定中部地区崛起规划。其次，各省政府在中部崛起战略框架下，制定符合各自特点的社会、经济乃至产业发展计划。最后，由各地级市政府和县级政府对省政府制定的发展计划加以落实。中部崛起战略的实施主动权，主要体现在地方政府层级。

正是由于上述特点，这一战略实施以来的中部地区经济发展呈现出比较典型的地域分割特征。湖南、江西加速融入泛珠三角，吸引珠三角产业转移；安徽大力实现东向发展，加速融入长三角，吸引长三角产业转移；河南和湖北在积极吸引东部地区产业转移的同时，试图打造中部地区的核心城市群。这也产生了本文的研究问题，即缺乏制度性硬措施、规划导向的中部崛起战略的实施，能否促进中部地区的经济增长呢？

三、数据来源与实证模型

（一）实证模型

本文采取目前政策效果评估中较为规范的双重差分法研究中部崛起战略的增长驱动效应。为控制其他因素影响，参考李郇、徐现祥［14］的方法，将双重差分法嵌入标准经济增长模型。基准DID模型为：

其中，gi,t表示各地级市样本期内的实际GDP增长率，duit为分组虚拟变量（du=1表示中部地区地级市，du=0表示其他地区地级市），表示处理组与控制组的固有差异，用于控制不同组别之间的个体异质性；dtit为分期虚拟变量（dt=1表示中部崛起战略实施后年份，dt=0表示中部崛起战略实施前年份），表示政策实施前后的时间效应，用于控制不同组别之间的时间趋势异质性。交互项duitdtit表示处理组在政策实施后的平均处理效应，其系数β3是DID方法关注的核心。

为减少遗漏变量对回归结果的影响，本文进一步采用面板DID模型，添加个体固定效应和时间固定效应能够更全面地控制个体不随时间变动的个体异质性以及处理组和控制组共同的时间趋势异质性中的非线性部分。面板DID模型见公式（2）。

其中，ui表示个体固定效应，θt表示时间固定效应，其他参数与基准DID模型相同。DID方法建立于自然实验的严格假定之下，需满足随机分组、分组样本同质性、分组样本独立性等要求。目前，国内研究中采用DID方法进行政策评估时通常假定各样本组间的变量相互独立。然而，现有研究表明GDP等经济数据通常存在着显著的空间相关性。基于经济数据的DID回归结果违背了分组样本独立性假定，可能导致结果存在一定程度偏误。Chagas、Azzoni［15］利用完善的空间DID方法将空间计量模型（SAR、SEM）嵌套进DID回归中，通过设定空间权重矩阵W的方式来控制处理组和控制组间变量的空间相关性影响。本文结合研究变量，采用的空间DID模型见公式（3），其中，β2Wduittit表示政策处理效应基于空间关联性的间接影响。可进一步将W矩阵分解为Wt,t、Wnt,t两个有效的非0矩阵，分别表示处理组间、处理组对控制组的空间关联性影响，见公式（4）。

（二）数据来源

中部崛起战略由中央政府基于经济发展的全局考虑决策实施，对于中部地区而言，可以视作一次准自然实验，实施范围为中部地区六个省份。然而，在中部地区六省份中，山西省部分市县同时享受西部大开发政策待遇，且资源禀赋和产业特征与其他五省差异明显。为保证政策评估的科学性和有效性，将山西省地级市从总体样本中剔除。本文将中部五省份（河南、安徽、湖北、江西、湖南）地级市作为处理组，将其他省份和自治区的（不包括山西省）地级市作为对照组，构建时间跨度为2000年到2016年的地级市平衡面板（剔除了样本期内产生变动的巢湖市、海东市、三沙市等），最终得到可观测地级市样本共计267组。本文以国务院发布《关于促进中部地区崛起的若干意见》为标志，将2006年确定为中部崛起战略的实施年份。

数据主要来源是2000—2016年的《中国城市统计年鉴》的地级市全市口径数据。实际GDP以2000年为基年，根据省级层面GDP平减指数经平减得出。针对实际GDP进行对数化差分可测算各地级市的实际GDP增长率。针对安徽省“三分巢湖”造成的地级市数据统计口径不一致问题，本文采取的处理方法是在总体样本中删除巢湖市样本，根据安徽省统计年鉴逐年将原地级巢湖市下辖的县级巢湖市（居巢区）、庐江县、无为县、含山县、和县GDP数据分别并入合肥市、芜湖市和马鞍山市计算。主要变量描述性统计分析见表1。

表1 变量描述性统计分析

从表1变量描述统计可以看出，中部地区地级市在GDP总量、人均GDP和工业产出上仍然低于全国其他地区，表明中部地区的经济发展水平与全国平均水平相比仍然存在一定差距，中央政府决策实施中部崛起战略确实是考虑到中部地区经济发展水平相对滞后这一问题。

四、实证分析

（一）DID分析

采取OLS方法和FE方法的回归结果见表2，本文同时提供了人均GDP增长率回归结果作为参照。针对GDP增长率的回归中，GDP一阶滞后项对数的回归系数显著为负，表明区域经济增长存在收敛效应。OLS方法估计的平均处理效应为3.0%，FE方法估计的平均处理效应为1.7%。DID回归结果表明中部崛起战略实施后，中部地区地级市与其他地区地级市相比经济增长速度显著提高。

（二）动态性检验

为进一步甄别中部地区的经济增长效应是否来源于中部崛起战略，本文进行如下动态性检验：通过对政策实施年份虚拟变量（该年份取值1；其他年份取值0）和政策虚拟变量的交叉项回归，将政策处理效应分解为4个事前变量和8个事后变量，分别代表政策冲击前4年和政策冲击后8年时间跨度内的平均政策处理效应。如果中部地区的经济增长效应确实来源于中部崛起战略，那么在动态性检验中应该观察到不显著的事前变量和显著的事后变量。在回归（2）中额外添加了政府支出占GDP比重、外商直接投资占GDP比重、固定资产投资占GDP比重、第二产业产值占GDP比重、第三产业产值占GDP比重作为反映不同地区地级市经济特征的控制变量。

表2 DID回归

根据表3的动态性检验，中部崛起战略实施前年份交叉项系数中多数不显著，表明政策冲击前处理组和控制组地级市的时间趋势不存在明显异质性；中部崛起战略实施后年份交叉项系数多数显著为正，表明的确是中部战略这一战略的实施对中部地区的经济增长产生了持续性的促进效应。

针对组间样本增长率均值的时间趋势图（图1）进行分析可发现类似特征：2006年前控制组地级市的实际GDP增长率均值显著高于处理组，而2006年后多数年份处理组地级市的GDP增长率均值显著高于控制组。

（三）空间DID分析

图1 2001—2016年GDP增长率时间趋势图

表3 动态性检验

为确定空间权重矩阵的具体形式，本文以各地级市样本期内的实际GDP增长率均值为截面数据，选择距离范围为0-5、距离带宽为1进行分段Moran’s I检验，图2检验结果表明2阶临近的空间矩阵具有最高的Moran’s I系数。因此，本文选用2阶临近空间权重矩阵用于经济增长率空间分析。空间权重矩阵基于各地级市中心位置的经纬度坐标生成。本文针对OLS法和固定效应法的DID回归中的误差项和滞后项进行LM检验（见表4），LM检验结果均表明DID回归中存在显著的空间效应，导致回归结果有偏。

基于公式3和公式4的空间DID回归结果见表5。由于2016年地级市GDP数据存在缺漏，空间面板回归中的时间跨度为2001—2015年。表5中模型2采用分列矩阵和分别控制处理组对处理组、处理组对控制组的空间效应的间接影响后，ATE系数为0.021，与普通面板DID方法估计的ATE系数0.017相比小幅增加，说明普通DID方法低估了中部崛起战略的政策处理效应。

五、稳健性检验

DID方法的使用前提之一是处理组和对照组有共同的时间趋势。本文根据Heckman et al.［14］提出的PSM-DID方法，对研究样本进行PSM匹配，使组内样本的可观测特征尽可能实现匹配后进行DID分析，以此控制处理组和对照组的事前时间趋势异质性。本文分别以实际GDP增长率和实际GDP对数作为因变量，选取政府支出占GDP比重、外商直接投资占GDP比重、固定资产投资占GDP比重、第二产业产值占GDP比重、第三产业产值占GDP比重作为反映各地级市经济特征的协变量。此外，本文基于NASA提供的2000—2013年的夜间灯光数据，采用Arc GIS软件测度了中国各地级市范围的灯光强度总量，以对数形式的灯光强度总量替代GDP增长率进行PSM-DID分析。现有研究表明，夜间灯光强度与各地区的城市化和产业发展状况紧密相关。［16］PSM核匹配后，样本平衡性检验结果表明处理组和样本组在上述经济特征变量上不存在显著差异。

图2 Moran’s I指数检验

表4 空间误差／滞后项LM检验

表5 空间DID回归

表6 PSM-DID回归

由表6可见，实际GDP增长率和实际GDP对数的回归系数分别为0.018和0.011。说明中部崛起战略实施后中部地区地级市的实际GDP增长率与其他地区地级市相比平均高出1.8%和1.1%，这一结果与本文分别采用面板DID方法和空间DID方法得出的系数1.7%和2.1%差异较小，表明不同组别间地级市经济特征所代表的时间趋势异质性对回归结果造成的影响在可控范围内。

六、机制分析和解释逻辑

本文分别对外商直接投资、规模以上工业企业总产值、规模以上工业企业产品销售收入和规模以上工业企业应交增值税对数进行PSM-DID检验，PSM-DID检验中选择选取政府支出占GDP比重、固定资产投资占GDP比重、第二产业产值占GDP比重、第三产业产值占GDP比重作为控制基期样本可观测特征的协变量，结果见表7。

表7 机制分析

表7中外商直接投资对数的处理效应系数高达0.647，表明中部崛起战略实施后，中部地区外商直接投资增幅比全国其他地区高出64.7%。外商直接投资的大幅增长反映出中部地区产业投资环境的改善和总体产业投资规模的增加。作为产业投资的直接结果，中部地区规模以上工业企业的生产经营表现良好，规模以上工业企业的工业总产值、工业销售收入和本年应交增值税增幅均高出全国其他地区15%以上。产业的快速发展带来了更快的经济增长速度。

刘瑞明等研究发现享有更多资源优势和政策红利的西部大开发战略并未产生显著的增长驱动效应，西部地区的工业化和外商直接投资在战略实施后并未出现显著变化。为何规划导向、缺乏制度性措施的中部崛起战略却反而产生了显著的增长驱动效应，带来更高的产业投资和工业产出呢？本文对比两大区域发展战略的实施条件和实施方式，从地方政府行为的角度给予解释，逻辑见图3。

图3 地方政府的行为关系

中央政府在国家层面制定区域发展战略，但区域发展战略的实施主体是地方政府层级。地方政府的异质性行为，决定了区域发展战略能否对地方经济产生增长驱动效应。

西部省份具有资源优势，在资源禀赋条件下形成了资源导向型产业结构。资源型产业投资规模大、投资周期长、政府审批手续烦琐，企业运营过程中往往需要地方政府的长期政策扶持。而资源型企业解决大量就业人口，贡献利税多，地方政府也需要资源型企业的持续生产经营以维持稳定的社会经济关系。这导致西部地区的地方政府和地方企业间形成了稳定的内部化政治生态。在这一政治生态条件下，地方政府发展产业的利益制约多，缺乏动力调整政府资源结构和吸引外来资本进入。西部大开发的政策红利并未有效推动西部地区的产业优化升级，反而成为政企之间进行利益输送、滋生寻租空间的制度瓶颈。从投资视角来说，外来资本把这一隐性制度成本考虑在内后，西部地区产业投资风险更大，产业投资的真实回报率缺乏吸引力。

规划导向的中部崛起战略虽然缺乏制定性硬措施，但是中央政府实施这一战略向中部地区的地方政府释放了鼓励发展地方经济的强烈信号。中部地区除山西省外，均为劳务输出大省，多数地级市的产业基础相对薄弱，本地产业规模偏小，地方政府和地方企业间的政治生态关系远没有西部地区复杂。因此，地方政府发展产业的利益制约少，积极性更高，通过主动调整政府资源结构、提供大量优惠政策和配套措施进行招商引资，为外来资本的进入和建厂生产创造了便利条件。中部地区地方政府间围绕招商引资展开的激烈竞争行为，正是地方政府发展产业积极性的突出表现。从投资角度来说，中部地区虽然不享受西部大开发战略的税收优惠政策，也不具备西部地区的资源价格优势，然而地方政府对于外来资本的主动态度显著降低了产业投资的隐性制度成本，产业投资的真实回报率反而更高。

七、结论与政策启示

本文基于全国267个地级市2000—2016年的面板数据，对中部崛起战略是否促进了中部地区经济增长进行了实证分析。综合面板DID、空间DID和PSM-DID的回归结果，本文认为中部崛起战略的实施具有显著的增长驱动效应，提升了中部地区约2%的经济增长速度。机制分析表明经济增速的提高来源于产业投资的增加和工业企业的发展。对比西部大开发战略，本文从地方政府行为视角提出了区域发展战略产生经济增长驱动效应的实现机制：即中部崛起战略向中部地区地方政府释放了鼓励发展地方经济的信号，地方政府发展产业的利益制约少，具有更高的积极性主动调整政府职能，开展招商引资工作。这一行为实质上降低了产业资本投资的隐性成本，吸引了产业资本的进入和建厂生产，产业经济的快速发展最终表现为经济增速的提高。

根据本文实证分析，为实现区域发展战略的增长驱动效应，需要持续推动地方政府体制改革和地方国有企业改革，打破政企利益输送链条和地方政治生态格局，完善企业主体的市场竞争机制。

为更好地促进中部崛起，本文建议：第一，中部各省份应以本省产业发展状况和产业发展计划为基础，针对性地制定制度性配套措施，包括金融信贷支持、税收优惠政策、资源开发条件、产业园区配建规格等；第二，建议由中央政府牵头、协调中部地区各省政府，联合构建省际及临近地级市间的产业发展协调机制，避免出现工业用地逐底竞争和招商引资恶性竞争；第三，采取地方性法规形式规范中部地区地方政府的招商引资行为。避免部分地区出现产业园区无序重复建设、地方债务规模庞大、产业资本变相流入房地产开发等问题。