优惠政策能促进经济发展吗？——基于原中央苏区振兴政策的再检验

罗连发，方乔梅，刘沛瑶

(武汉大学 质量发展战略研究院，湖北 武汉 430072)

一、引言

“十四五”规划提出要深入实施区域协调发展战略、健全区域协调发展体制机制，内容涵盖了多层次区域协调优惠政策。这些政策既包括西部大开发、东北振兴、中部崛起等四大宏观区域板块的发展战略，也包括革命老区、边境地区、生态保护区等特殊类型地区的专项发展计划。如何评估这些区域发展政策对经济发展的效应，并进一步提出优化建议是区域协调发展的重要议题。双重差分法是政策评估领域应用最广的研究方法[1]，但实际操作中利用双重差分法评估区域政策效应面临着巨大的难题，因为实施政策的地区与未实施政策的地区有着很强的异质性，对照组的筛选存在困难。对于西部大开发、中部崛起战略、东北振兴等宏观政策的评价，已有研究一般选择其他省份为对照组，如以东部省份为对照组评估中部崛起战略的有效性[2]。这些宏观的区域发展政策难以在地理位置临近区域找到未实施政策的对照组，虽然在实证上能够使用多种技术来矫正这些影响，如倾向匹配得分法[3]、三重差分法[4]，但仍难以对上述问题给出令人信服的解释。在其他相关领域的研究中，有学者通过找寻合适的政策实验，巧妙地选取了实验组和对照组以减小上述问题带来的影响。如在对空气污染的有关研究中，有学者利用中国暖气供应以淮河为界这一独特的政策研究空气污染对健康的影响[5]。但现有的区域优惠政策的研究中，几乎没有找到较好的政策试验环境。特别是对西部大开发等宏观战略的研究，由于西部与中东部地区差异性较大，对照组的选取存在困难，因此实际上难以准确评估这些政策产生的效应。

本文可能的边际创新在于：第一，在识别方法上，本文所研究的原中央苏区振兴政策能够较好地克服现有地区开发政策评估的难题。这是因为中央苏区振兴政策以县为单位实施，且这些县集中于赣南、闽西以及少量分布于粤北，我们在三省之内较容易确定未受政策影响且与享受政策的县相似的对照组；第二，在研究内容上，本文不仅关注政策对于经济增长的影响及机制，同时还结合财政转移支付视角，分析了政策对于欠发达地区带来的可能的结构性变化。以新结构经济学为代表的经济发展理论强调欠发达区域的发展不仅需要经济总量的持续增长，更需要结构的升级与优化[6]1-89。本文的实证研究发现，原中央苏区振兴政策显著地促进了经济增长，其主要机制是促进所在地区的投资和第二产业的发展。虽然政策带来了固定资产投资和工业化扩张，但随之而来的是苏区县投资效益的降低、财政缺口规模上升和吸纳就业能力下降，这说明政策并没有让相关区域的结构得以优化并提升自生能力。本文的研究对于我国区域开发政策的启示在于，对于欠发达地区不仅要“给钱”和“给政策”，还应通过更好的政策设计，帮助其提升自生能力，同时完善政策效果评估机制，关注政策带来的结构性影响。

二、文献回顾

基于本文研究主题，本部分主要从两个方面回顾与评论现有文献，分别是现有文献对于地区优惠政策的相关研究，以及关于财政转移支付与经济发展的相关研究。

(一)关于地区优惠政策评估的研究

西部大开发作为最具代表性的地区优惠政策，是中国改革开放以来实施时间最长、影响范围最广的一项区域发展战略。而关于西部大开发的政策效应，目前学界所得出的结论尚不一致。部分学者认为西部大开发对地区GDP和人均GDP并没有显著提升作用，其原因是中央政府和地方政府忽视了体制改革和软环境建设，造成人力资本挤出、产业结构调整滞后、外商投资和民间投资引入不足等不良后果，陷入“政策陷阱”，最终使得西部大开发政策对于地区经济增长的推动作用难以体现[3]。其他学者则得出了相反的结论，他们应用双重差分法研究发现西部大开发政策的实施，使得西部地区2000年以来的年均经济增长率提高了约1.5个百分点，主要通过大量的实物资本特别是基础设施投资推动增长，但教育发展、科技进步及软环境并未得到明显改善[7]。对西部大开发政策的进一步研究发现，不同地区、不同时点、不同分项政策下的经济效应都不同。学者们通过构建综合发展水平评价体系，以综合评价值考察西部大开发政策对西部地区各省份发展的影响，发现四川、重庆、内蒙古和陕西这几个省份在西部大开发中受益最大，综合发展水平提升最为显著，而新疆、云南、贵州和广西等省份则受益较少。以2000年为时间节点作前后对比，政策实施对GDP增长率的提升并不显著，综合发展水平也没有收敛；而以2008年为时间节点，综合发展水平和经济增长速度都得到了显著提升。他们还通过DID估计分项政策，结果表明基础设施投入和转移支付能够有效提升综合发展水平和经济增长速度，但税收优惠提升效果相对较弱[8]。综合相关研究，我们发现尽管关于西部大开发对于GDP增长的促进作用结论不一致，但学者们普遍发现这一政策未能有效促进科技创新，导致了人力资本流出，产业结构调整滞后。这表明，西部大开发这一优惠的地区开发政策的问题之一是未关注经济发展的结构优化与升级。

关于其他几种地区优惠开发政策，一些学者也对其展开了评估与研究。对中部崛起战略的实证研究发现，相对于东部省份，短期内政策使得中部省份人均GDP增长率提升了0.75%，而中长期仅提升了0.19%[2]。这说明区域优惠政策在考虑经济可持续发展的影响因素方面尚存不足。对国家开发区政策的研究发现，相较于以前的“东部优先”，在2003年后政策出现了明显的中西部偏向，开发区以及开发区企业的分布都更偏向于中西部地区，但是这样的中西部偏向政策却造成了效率的损失，更多的政策支持反而降低了中西部地区的资源利用效率，资源更多地流向利用效率较低的地区，损害了地区间的资源配置效率。中西部偏向的政策还加剧了欠发达地区的债务风险，影响了地区优惠政策本身和落后地区经济增长的可持续性[9]。对资源枯竭型城市扶助政策的研究表明，扶助政策显著提高了地区人均GDP和就业率，其机制是资源枯竭型城市扶助政策通过提高市场化程度、加大开放力度、发展替代产业的长效机制促进产业升级和就业稳定，但在出口贸易、第三产业发展方面的促进效应并不显著[10]。

综合以上研究，我们可以发现，关于地区优惠政策的经济效应存在着较大的异质性，需根据政策的具体内容、实施地点、时间等具体分析。大多数优惠的地区开发政策一定程度上造成了效率的降低，促进地区经济增长的可持续性较弱。因此我们在评估一项地区开发政策时，除了关注经济增长效应，还应关注其可持续性，即是否能够带来地区经济的结构性变化。

(二)关于财政转移支付的经济发展效应研究

由于地区优惠政策一个主要手段是加大外部的资本投入，以资本驱动发展，其中最为重要的又是区域间财政转移支付[11]。现有关于财政转移支付影响地区经济发展的文献可以大致分为两类：一类讨论转移支付对地区经济增长的影响；另一类深入研究转移支付对地方政府财政收支行为、地区产业结构和就业状况以及公共服务供给等经济结构性方面的影响。

1.财政转移支付对地区经济增长的影响

关于财政转移支付对地区经济增长的影响，目前相关研究所得到的结论尚不一致。一些研究发现财政转移支付能够有效拉动地区经济增长。国外研究认为地区之间的转移支付能够增加当地的物质资本存量，特别是改善基础设施，提高落后地区吸收发达地区技术的能力，最终促进落后地区的经济增长[12-13]。我国学者基于省际面板数据的实证研究发现，中央政府对地方政府的转移支付每增加1亿元，地方经济增长率将提高0.02个百分点[14]。对西部大开发政策的研究也证实了政策所带来的转移支付能够显著促进西部地区经济增长[8]，其机制可能是转移支付促进了县级政府的生产性投资[15]。有学者分别考察了一般性转移支付和专项转移支付对地方经济增长的影响，结果发现这两类转移支付可以显著拉动贫困县的经济增长和固定资产投资，一般性和专项转移支付每增加1单位，分别可以拉动地方GDP增长约0.35单位和0.63单位[16]。

也有学者持不同意见，认为财政转移支付对地区经济增长的影响不显著甚至是负向的。一是实证研究发现贫困地区的私人投资并没有因为转移支付政策而有所增加，财政转移支付对于经济体的改善效果不明显[17]。二是更多的转移支付降低了地方政府的收益与当地经济发展之间的联系，从而使得当地政府没有激励来发展经济，阻碍经济增长。实证研究发现转移支付比重每增加1个百分点将使得地方经济的长期增长率降低0.03个百分点[18]。三是财政转移支付所带来的“体制成本”成为了经济增长的拖累因素。例如，对长征沿线地区的研究表明，更多的财政转移支付并没有提升长征沿线县的GDP和人均城乡收入，反而出现更多的财政资金违规使用、支出更多的行政管理费用以及承担更多的财政供养人口[19]。其他学者的研究也证实了财政转移支付的增加还会带来政府规模膨胀，从而不利于经济增长[20]。

2.财政转移支付对地区经济发展的结构性影响

目前讨论转移支付对地区经济发展结构性影响的文献聚焦在以下几个方面：

一是转移支付对地方政府财政收支的影响。从收入端来说，中央的转移支付与地方征税收入之间存在的替代效应，降低了当地政府的财政努力程度[21]。众多学者的实证研究也证明了中国现行转移支付制度总体上抑制了地方政府尤其是中西部落后地区政府的财政努力[22-23]。从支出端来说，出于对转移支付的收入预期，地方政府有扩大财政缺口规模的预算软约束行为[24]。实证研究也发现财政转移支付会增加本地支出，而带来的财政收入增加却是有限的[25-26]。另外，有分析也表明，部分中央政府转移给地方的财政收入可能造成地方政府人员冗余，从而扩大了本级政府支出规模。

二是转移支付对地区产业结构和就业的影响。目前直接研究财政转移支付对产业结构和就业影响的文献较少。有学者基于1994—2011年中国29个省份面板数据的实证发现，财政转移支付提高了地区产业结构偏离度，降低了经济对就业的吸纳能力[27]。这是因为出于政绩考核的压力，地方政府倾向于把转移支付投资于有利于在短期内提高地区GDP的资本密集型产业和国有企业[28]，这些企业和产业的发展能够带来快速的经济增长，但对就业的吸纳能力却相对有限。实证研究也表明获得的转移支付越多，地区人口净流出规模越大，其主要原因是转移支付减少了就业机会[29]。

三是转移支付对地区公共品供给的影响。转移支付制度的主要功能是实现地区间基本财政能力均等化，使每个地区的居民都能够享有大致相同的教育、卫生等基本公共服务[30]。但基于我国省级面板数据的实证表明，纵向转移支付制度对于激励地方政府提高社会性公共品供给的作用并不大，而且超过门槛值的支出补助还会显著降低地方政府的社会性公共品供给水平[31]。西部大开发所带来的财政转移支付增加对经济落后地区医疗、教育、社会保障等福利性部门没有起到明显的改善作用[15]。地方政府财力改善后，更倾向于提高基础建设和行政管理费支出，而偏离转移支付的基本公共服务均等化目标[32]。

综上所述，财政转移支付对于地区经济发展的影响方向并非显而易见。财政转移支付一方面可以通过提高投资额拉动经济增长，另一方面又可能挤出私人投资、降低官员激励、扭曲产业结构等，从而不利于经济的长远发展。

(三)对现有文献的评论

回顾以上文献可以发现两个问题：一是，政府通过以财政转移等工具为主的地区优惠政策促进落后地区的振兴发展，众多学者也对这一问题展开了实证研究。但以西部大开发等宏观地区政策为研究对象难以解决实验组和对照组的差异问题。二是，有关地区优惠政策的研究中很少有文献深入探讨政策造成的结构性影响的原因。研究财政转移支付对地区经济发展的文献为本文提供了分析思路。但根据现有理论，财政转移支付对经济发展的作用方向并不显而易见，因此实证上仍然值得深入探讨。

三、政策背景

(一)中央苏区振兴发展政策的主要内容

原中央苏区地跨赣闽粤三省，是土地革命战争时期中国共产党创建的最大的革命根据地。由于历史、地理等多重因素影响，改革开放以来原中央苏区整体发展滞后，为支持原中央苏区振兴发展，国务院及有关部门出台了专门的扶持政策。2012年7月，国务院发布《国务院关于支持赣南等原中央苏区振兴发展的若干意见》(国发〔2012〕21号)(以下简称《意见》)，首次将原中央苏区振兴发展上升为国家战略层面，后续针对原中央苏区的相关政策也大多以此为基础。《意见》提出要从财税政策、投资政策、金融政策、产业政策、国土资源政策、人才政策等方面加大对原中央苏区的扶持力度(参见表1)，努力走出一条欠发达地区实现跨越式发展的新路子。

表1 原中央苏区振兴政策的主要内容

在《意见》实施后，2014年3月，国务院批复实施《赣闽粤原中央苏区振兴发展规划》，对《意见》中提到的政策进一步细化实化。2021年2月，国务院颁布《关于新时代支持革命老区振兴发展的意见》(国发〔2021〕3号)，文件提出“十四五”时期要继续加大对原中央苏区等革命老区的财政金融支持力度。归纳起来，国家对原中央苏区县的扶持政策可以概括为以下几个方面：一是加大财政转移支付力度，包括均衡性财政转移支付和专项财政转移支付。财政部从2012年起每年下达江西、福建和广东三省原中央苏区财力补助分别达到6亿元、3亿元、1亿元，其中广东省财力补助自2015年调整为每年2.5亿元。(1)数据来源：财政部，http://yss.mof.gov.cn/。除此之外，三省省级财政也设立了相应的原中央苏区补助资金。二是鼓励投资和信贷，国家重大投资项目向原中央苏区倾斜，同时鼓励社会资本加入。三是发展特色产业(稀有金属产业、特色农产品产业等)，发挥地方比较优势，如中央财政安排油茶产业发展补助资金以支持赣州发展特色油茶产业。(2)2015年，中央财政安排油茶产业发展补助资金支持赣州油茶产业发展，带动社会投资14.55亿元，并撬动国家开发银行信贷资金60亿元。(数据来源：财政部，http://www.mof.gov.cn/gkml/diaochayanjiu/201701/t20170119_2523643.htm)四是人才培养，包括人才工程和国家机关对口的人才支援等。五是优化国土资源配置，主要包括土地资源和稀有金属资源。

(二)原中央苏区县的认定

相较于其他地区优惠政策，原中央苏区振兴发展政策有明确的作用对象即原中央苏区县。在国务院出台《意见》后，为了界定哪些县(市、区)属于原中央苏区，2013年7月中共中央党史研究室(现为中共中央党史和文献研究院)下发《关于原中央苏区范围认定的有关情况》(中史字〔2013〕51号)，首次完整以县为单位界定了原中央苏区范围。该份文件最终确定97个中央苏区县，其中福建省37个，江西省49个，广东省11个，主要集中于赣南、闽西地区，少量分布于粤北地区。利用双重差分法估计政策效应有一个重要前提，即政策冲击是否具备外生性。本文所选择的原中央苏区振兴发展这一政策对于原中央苏区县来说是外生的，这是因为：(1)认定程序上，原中央苏区县认定和苏区振兴政策制定由不同部门负责。原中央苏区县由中共中央党史研究室负责认定，中央苏区振兴政策制定主要由国家发改委等政府部门具体负责，二者无直接联系，且中共中央党史研究室(中共中央党史和文献研究院)不参与制定经济政策。因此，可以认为原中央苏区县在认定程序上不受苏区振兴政策的干扰。(2)认定标准上，是否是中央苏区县主要由历史因素即这一区域是否在土地革命战争时期属于中央苏区的范围决定，在认定细节上以民政部、财政部1979年6月联合下发的《关于免征革命老根据地社队企业工商所得税问题的通知》的有关规定为标准。这些历史事件和历史文件的产生均早于苏区振兴政策，因此原中央苏区县在具体认定标准上与苏区振兴发展政策并无关联。

四、研究设计

(一)数据来源

本文所使用的数据跨度为2009—2018年，主要来源于2010—2019年《中国县域统计年鉴》、各省统计年鉴、各市统计年鉴，缺失的数据根据各县统计公报补充。另外，县域平均海拔是根据中国科学院资源环境科学数据中心公布的中国海拔高度DEM(SRTM90m)空间分布和中国县级行政边界数据，采用ArcGIS软件提取而得。县政府到市政府的距离以百度地图显示的最近距离为准。中央苏区县名单系中共中央党史研究室公布的名单。

表2 变量含义及统计性描述

(二)回归模型

本文把原中央苏区振兴发展政策看作一次准自然实验，选择DID模型以评估政策对原中央苏区县的经济发展效应。适宜的地区政策在给落后地区输血的同时更应该提升其造血能力。因此在评价政策的经济总量增长效应的同时，本文也关心政策带来的资本等要素流入对于地区经济发展产生的结构性影响。财政自给能力反映了财政收入对财政支出的满足程度，是评价地方政府行为和经济发展综合效益的重要指标[33]，因此，讨论政策对苏区县的财政自给能力的影响很有必要。本文借鉴已有研究[34]，选用地方政府一般预算财政支出和地方政府一般预算财政收入之间差额的对数衡量地方政府的财政自给能力。投资效益的提高可以提高全要素生产率对经济的贡献率，进而促进工业经济增长方式的转变[35]。对于第二产业占比较高的县域经济来说，提高资本利用效率有利于提高内生动力，实现经济可持续发展。一般用边际资本产出比率(ICOR)来衡量固定资产投资效益[36]，ICOR值越大表示投资效益越低。为了表达上的直观，本文选用ICOR的倒数即增量产出和上期固定资产投资的比值来衡量固定资产投资效益。就业是重要民生，落后地区的经济发展是工业部门不断地从农业部门吸纳剩余劳动力，同时要吸引人才鼓励乡村创业[37]。苏区振兴政策能否提升就业能力是本文的又一关注点，囿于数据的可得性，本文采用人口外流率尝试分析苏区政策对于吸纳就业能力的影响。

基于以上分析，本文构建回归模型如下：

(1)

模型(1)中的Yit是被解释变量，分成两类：(1)经济增长变量即GDP增长率gdp_gr；(2)结构性变量，包括财政缺口对数gap、固定资产投资效益invest_eff和人口外流率out_share。sovieti×postt是DID项，sovieti表示是否是苏区县，若是苏区县则取值1，否则取值0。postt用以识别政策发生时间，2013年及以后则取值1，否则取值0。本文选择2013年作为时间节点，这是基于以下两点思考：一是国务院出台《意见》时间为2012年7月，财政扶持资金、细化措施方案的到位及执行需要一段时间；二是直到2013年7月中共中央党史研究室才正式发文完整公布中央苏区县名单，在此之前赣闽粤处在陆续申报中央苏区县的阶段，在官方文件中找不到完整的中央苏区县名单。

本文的控制变量Xit包括两类：(1)地理特征变量，包括县域平均海拔和县政府到市政府之间的距离。这两个变量体现了县域经济发展所面临的基本自然环境和地理区位条件。(2)经济特征变量。根据被解释变量的不同，本文控制了不同的经济特征因素。具体而言，对GDP增长率的回归中控制了lninvest、save_r、share_2、exp_r和lgdp_gr五个变量，分别衡量投资、储蓄、工业化程度、政府干预以及经济发展动力对地区经济总量增长的影响。对财政缺口对数gap的回归中控制了loan_r、save_r、popden、edu_r和lgdp_gr五个变量，分别衡量金融发展程度、储蓄、人口、教育公共品供给以及经济发展动力对地方财政缺口的影响。对固定资产投资效益数invest_eff的回归控制了share_2、share_3、loan_r、exp_r四个变量，分别衡量产业结构、金融发展和政府干预对地区固定资产投资效益的影响。对人口外流率out_share的回归控制了rail、bed_per_h、edu_r和popden四个变量，分别体现交通便利性、医疗水平、教育公共品供给和人口基数对人口外流的影响。

ut和σi分别为时间固定效应和地级市固定效应。本文选择控制地级市固定效应的原因是中央苏区哑变量sovieti即是否是苏区县不随时间变化，故无法直接控制县级固定效应。εit为随机扰动项。

(三)实验组与对照组的选择

本文的实验组系原中央苏区县，根据《关于原中央苏区范围认定的有关情况》，最终确定的实验组为97个中央苏区县。我国幅员辽阔，各省份之间的资源禀赋、发展基础等均有差异，若将全国范围内的非苏区县作为对照组，则会对估计结果产生很大的影响。因此，本文首先将对照组范围锁定在江西、福建和广东三省内部。同一地级市所辖的县在地理、经济禀赋方面较为类似，故对于至少有一个中央苏区县的地级市，本文选取地级市所辖的其他县(市、区)为对照组。对于没有中央苏区县的地级市，综合地理位置相近原则和经济发展基础相似原则考虑是否选取其所辖的其他县(市、区)为对照组。根据上述规则，本文去掉了：(1)江西省南昌市所辖东湖区等6个经济基础较好的城区；(2)福建省泉州、福州、厦门3个经济发达的沿海城市所辖县(市、区)；(3)广东省广州、深圳、珠海、佛山、惠州、东莞、中山、江门、肇庆9个粤港澳大湾区城市所辖县(市、区)，汕头经济特区所辖县(市、区)，以及临近粤港澳大湾区的沿海城市汕尾和阳江、茂名、湛江3个离中央苏区地理位置较远的城市所辖县(市、区)。最终，选定了95个县(市、区)作为对照组。

五、回归结果

(一)基准回归结果

1.政策对经济增长的影响

表3报告了对经济增长率的估计结果，其中列(1)加入了soviet、post以及交互项DID，同时加入了个体固定效应和时间固定效应；列(2)在列(1)的基础上加入了地理特征变量，列(3)—(7)在列(2)的基础上依次加入了经济特征变量。各项回归结果表明，在1%的显著性水平下中央苏区振兴政策和经济总量增长之间存在显著正向因果关系，即政策会促进原中央苏区县的经济总量增长。在加入所有变量后(第7列)，估计系数表明中央苏区振兴政策使得原中央苏区县的经济增长率平均提高了0.70个百分点。另外，在加入第二产业占比、投资对数和上年度经济增长率后回归系数有一定下降，但仍然显著，这意味着政策的效应可以部分地被这些变量解释。政府支出对经济增长率的影响不显著，说明政府大规模的财政支出可能并没有对苏区县的经济增长起到应有的促进作用。

表3 政策对经济增长的作用

2.政策促进经济增长的可能机制

根据表3，固定资产投资对数和第二产业占比对经济增长率有显著正向影响且分别在5%和1%的水平上显著，因此本文将固定资产投资对数、第二产业占比作为被解释变量，DID项作为解释变量进行回归，以探讨政策促进经济增长的可能机制。回归结果见表4，其中列(1)—(3)的被解释变量是固定资产投资对数，列(4)—(6)的被解释变量是第二产业占比。表4列(3)、列(6)在列(2)、列(5)的基础上加入了经济特征变量，其中，列(3)控制了loan_r、save_rate、exp_r 和人均gdp(GDP/户籍人口数)对数，列(5)控制了exp_r、open、lntel、popden。在加入所有变量后，实证发现苏区振兴政策可以使固定资产投资规模平均提高16.11%、第二产业占比平均提高0.02%，二者均具有统计显著性。表3和表4的结果综合表明，中央苏区振兴和发展政策可能是通过提高固定资产投资水平和工业化程度，进而促进了原中央苏区县经济增长。

表4 政策促进经济增长的可能机制

3.政策对经济的结构性影响

表5展示了结构性变量的回归结果，其中列(1)、(3)、(5)没有加入控制变量，其他列为加入控制变量的结果。表5的结果表明，苏区县的地方财政缺口在政策发生后显著变大。固定资产投资效益在5%水平上显著为负，这表明虽然中央苏区振兴政策带来了更多的固定资产投资，但苏区县的投资效益却在降低。人口流失率正显著，表明政策导致了人口净流出，经济对就业的吸纳能力变差。

表5 政策对经济的结构性影响

(二)共同趋势检验

双重差分法必须具备的一个前提是满足共同趋势假设，本文以2013年为初始时间点t，在t之前t-2期和t-1期，对四个被解释变量的回归结果均不显著，表明满足共同趋势假设(见表6)。

表6 共同趋势检验

(三)稳健性检验

为了进一步检验实证结果的准确性，本文从以下四个方面进行了稳健性检验。

1.PSM-DID

本文采用PSM方法构建新的对照组。通过soviet变量对控制变量进行Logit回归获得倾向值得分，并根据这一得分对县(市、区)进行匹配，从而缩小组间差距。PSM-DID的回归结果如表7列(1)—(4)所示，除经济增长率变量显著性有所下降外，其他变量回归结果与上文基本一致。

2.剔除2012年样本

虽然本文基于政策实际操作需要一段时间这一考虑，将2013年作为DID的时间节点，但国务院出台《意见》时间为2012年7月。本文剔除2012年的样本，以排除时间节点的选择对实证结果的干扰，回归结果见表7列(5)—(8)，前文的实证结论依然成立。

表7 稳健性检验1

3.剔除纳入规划的非苏区县

《赣闽粤原中央苏区振兴发展规划》的范围为108个县(市、区)，除了包括97个原中央苏区县，还包括11个与原中央苏区有紧密联系的县区。这11个县也受到苏区振兴政策的影响，为了排除其对估计结果的干扰，需要将其从对照组中剔除。因此泉州市所辖县(市、区)不包括在本文的对照组中，因此只需要剔除广东省河源市和平县、连平县，江西省鹰潭市余江县，上饶市横峰县、弋阳县，萍乡市安源县、芦溪县这7个县。回归结果见表8列(1)—(4)，上述结论依然成立。

表8 稳健性检验2

4.考虑行政交界因素的影响

地方政府竞争通过影响政府支出间接抑制经济增长[38]，在政治锦标赛的激励之下，地方官员对本行政区经济发展的兴趣高于行政区外经济发展的兴趣，导致对于邻近地区有正向溢出效应的投资决策激励不足[39]。在控制是否行政交界哑变量即是否是省域交界县后，回归结果如表8列(5)—(8)所示，无明显变化。

(四)进一步分析对公共服务供给的影响

苏区振兴政策使得苏区县获得了更多的财政资金支持，但却扩大了县级财政缺口。与此同时，对经济增长率的回归(表3)表明财政支出并没有提升经济总量。这让本文作者不禁思考：对苏区县进行的财政转移支付效果究竟体现在哪里？县级财政一项重要的功能是提供公共品，扩大的财政缺口是否用于公共品的供给？鉴于数据的可得性，本文主要探讨了苏区振兴政策对苏区县医疗和教育公共品供给的影响。本文选择每万人卫生机构床位数衡量医疗公共品的供给情况，并参照周黎安、陈祎的研究[40]，选用每百人小学在校生人数这个指标衡量教育公共品的供给情况，他们认为中小学生人数受到该地区人口年龄结构的变化等多种因素的影响，但只要这些因素的变化与政策不存在系统相关关系，就不会导致估计的偏误。在控制了县级地理特征、人均GDP、城镇化率、人口密度以及地级市固定效应和时间固定效应后，回归结果见表9。

表9 政策对公共品供给的影响

表9展示了政策对当期、滞后一期和滞后两期公共品供给的影响。从实证结果可以看出，虽然政策对当期公共品的供给没有明显的影响，但一年后和两年后医疗和教育供给均出现了下降。其中，每万人卫生机构床位数的回归系数由正变负且负数绝对值在增大，每千人小学在校生人数由不显著变为负显著。这说明，苏区振兴政策虽然扩大了县级财政缺口，但并没有提高当地医疗教育公共品的供给水平，反而一定程度上抑制了公共品的供给。

六、结论与政策启示

本文采用DID模型评估了原中央苏区振兴发展这一地区优惠政策对于当地经济发展产生的影响。本文实证发现：一方面，相比于地理环境等先天发展条件类似的非苏区县，政策使得苏区县GDP增长率平均提高了0.7%～0.8%，这说明政策对于提高苏区县的经济增长有一定的效果。机制分析表明，这一影响可能是通过拉动固定资产投资和第二产业增长产生的。另一方面，政策使得苏区县财政自给能力下降、投资效益降低并且产生了人口外流。进一步的分析也发现苏区县公共品服务水平没有得到提升。这说明苏区县在依赖投资和工业化驱动的增长中，忽视了结构的优化，造成资源配置较差，经济收益降低，同时没有及时吸纳农业部门转移的剩余劳动力和增加公共品投入，导致经济增长的就业带动效应不明显。

本文的政策启示主要有两点：第一，在政策设计上，本文的结果预示着在未来苏区县等欠发达地区发展过程中，不仅要“给钱”和“给政策”，还应通过更好的政策设计，帮助其加快调整产业结构、主动降低经济增长对投资的依赖。同时要加大教育、科技创新的投入，提升欠发达地区的人才水平和科技创新能力，进而提升其自生能力，使区域优惠政策真正地做到缩小地区发展差距。第二，在政策评估上，本文结论有利于我们客观地评估苏区振兴政策的经济绩效。苏区振兴政策通过财政金融等一系列措施为苏区县发展注入外界拉力，但也产生了一些负效应。这些良好的经济发展支撑条件并没有激发苏区县发展的内生动力，反而在一定程度上导致了县级政府支出的扭曲和人口的外流。因此，在未来要逐步完善政策效果评估机制，关注政策带来的结构性影响。