制度质量与区域经济政策绩效——基于西部大开发的准自然实验研究

传河管嫂2019年第1期
制度质量与区域经济政策绩效
—
基于西部大开发的准自然实验研究
邵传林、云锋2
(1.兰州财经大学中国西北金融研究中心，甘肃兰州730020;2.兰州财经大学金融学院，甘肃兰州730020)
摘要：西部大开发战略的实施为学界评价区域协调发展政策的成效提供了准自然实验，基于倍差法评估西部大
开发战略的增长绩效，并考察制度质量与区域经济政策的交互效应对增长绩效的影响。

实证研究发现:在西部大开 发战略实施之后，西部地区人均GDP 增长率比东中部地区平均高出1.8~2.2个百分点；制度质量每提高1个单位, 西部地区人均GDP 增长率可增加0.6~丨个百分点。

基于三重差分模型的估计还发现，西部大开发战略在制度质量 高的地区所带来的经济增长效应要比制度质量低的地区高出1.5个百分点。

关键词：制度质量；区域经济政策；西部大开发战略；三重差分模型中图分类号：F120
文献标识码：A
文章编号：1003-3890(2019)01-0017-06
—'引言
我国于2000年丨月13日推出的西部大开发 战略，为考察区域经济政策的绩效和制度质量的调 节效应提供了绝佳的准自然实验机会。

至此，西部 大开发战略正式成为我国区域经济协调发展的重 要战略部署。

习近平总书记在十九大报告中明确指 出“强化举措推进西部大开发形成新格局”。

可见，西部大开发战略依然是我国实施区域经济协调发 展的重要抓手。

无疑，关于西部大开发战略成效的考 察日益成为学界的热点议题。

比如，岳利萍等发现，西部大开发战略实施五年以来各地区的发展差距呈 现出扩大的局面A 邵帅等发现，西部大开发战略的 实施对西部经济发展产生了挤出效应121;淦未宇等也 发现，该战略的实施并未改善地区之间经济发展不 均衡的格局，且东部与西部之间的经济发展差距呈 现出扩大趋势|3|;Grewal et al .的研究也得出了类似 的结论|4^。

但有人得出了相反的结论，如刘生龙等 发现该战略的实施促使东西部地区经济发展从发 散转向收敛|71,李国平等也肯定了该战略对西部省 份经济增长质量的促进效应'刘克非等的研究证 实了该战略在缩小三大地区之间发展差距方面的 积极作用P 1。

综上所述，尽管国内外学者针对西部大开发战
收稿日期:2018-01-10
基金项目：甘肃省社科规划项目（YB086);兰州财经大学丝绸之路经济研究院2017年度重点项目（JYYZ201707);甘肃省
软科学项目（18CX1ZA027)
作者简介:邵传林（1982-),男，山东滕州人，兰州财经大学中国西北金融研究中心副教授，博士，研究方向为制度经济学。

略成效的研究取得了丰硕成果，但既有研究并没有 探讨地区制度质量对西部大开发战略实施绩效的影 响问题。

新制度经济学的理论启示我们，在考察西部 大开发战略的经济增长效应时，若忽视制度层面的 因素，则无法正确理解西部大开发战略在西部地区 缘何呈现出迥然的效应。

鉴于此，本文首先基于双重 差分模型(DID )测度西部大开发战略的增长绩效， 然后基于三重差分模型（DDD )探讨地区制度质量 与西部大开发战略的交互效应[1°]。

简言之,与既有 的其他用来评估经济政策效果的研究方法相比，利
用双重差分模型（DID )考察区域经济政策的绩效 有助于克服样本自选择问题|U ]。

毋庸讳言，在当前中 国经济进人结构性减速以及经济增长乏力的双重背 景下，本文的研究有助于为中国经济持续增长寻找 新的“引擎”，基于产权制度视角切人西部大开发政 策效果评估问题，还有助于丰富区域经济增长方面 的文献。

二、理论分析与研究假说
根据现代经济增长理论，劳动、土地、资本、技 术、自然资源等生产要素投人的增加能够促进经济 增长。

对西部地区生产要素投人的增加在理论上必 定导致更快的增长速度，这一点已被既有的实证研 究文献所证实1M 1。

但本文更感兴趣的是，同样数量的
• 17 •
生产要素投人到不同的地区不一定会得到同样的增
长速度，这在一定程度上依赖于地区制度质量的高 低。

与制度质量较差的地区相比，同样数量的生产要 素若投入到制度质量较高的地区则会取得更好的经 济增长绩效3正如North所言，制度是一国经济长期 增长的根本原因||21。

Acemoglu et al.进-步指出，高 的制度质量不仅在保护市民财产免遭政治权力及政 治精英侵占方面具有重要作用，还是一国经济发展 的基础性因素|131〇Acemoglu et al.为又进一步阐释T 高的制度质量究竟缘何成为一个国家长期经济增长 的根本原因|M1。

其实，亚当•斯密早在《国富论》第二 篇对此就有所论述|151。

综上所述，制度质量的高低关 系到能否有效保障私人财产权，而私人财产权则是 一国经济发展的关键性决定因素。

可见，制度质量 之于经济增长意义非凡。

根据R«drik对制度质量的阐释，评判制度质量 的关键在于一个国家或地区的制度是否能够促进市 场有效发挥在资源配置中的作用||61。

基于上述分析,本文将制度质量界定为:用来约束经济利益主体的 制度性规则对市场经济的促进程度。

进言之，在制 度质量的一端，公权力不会被官员滥用，产权保护的 强度最大，市场在资源配置中的作用得到最大程度 地发挥；在制度质量的另一端，不仅公权力常被滥 用、误用，且产权保护的强度会较低，政府在资源配 置中发挥着主导作用，市场在资源配置中仅起辅助 作用。

众所周知，处在转型时期的中国各地区虽具 有同样的法律制度，但各地区制度质量也存在区域
差异性，于是，同样数量的生产要素在不同制度质量 下会产生迥然的增长绩效。

第一，高的制度质量有助于保障财政专项资金
的高效率使用。

在好的制度质量之下，地方政府官
员的行为受到更有效的约束，难以挪用西部大开发
资金，也不会将中央的财政拨款看作“免费的午餐”，
而是将其看作发展基金或后动资金，并出台配套性 措施积极配合中央政策的推行。

在高的制度质量之 下,地方官员的“攫取之手”不仅受到制度的强有力 约束，且地方政府的服务效率与质量均会较高，这有 利于西部大开发配套财政资金的高效率使用，从而 促进西部地区经济又好又快发展。

第二，高的制度质量有助于减少设租、寻租等非
生产性行为，进而促进经济资源的高效率配置。

为
了实施西部大开发战略，中央政府会通过财政拨款、
项目投资及转移支付支持西部地区。

西部大开发战
略的实施会增加地方政府的资源控制力，但在地区
制度质量较差的情形下，会诱使地方官员的设租行.18 •为和地方企业的寻租行为，进而导致腐败频发，还会 损害资源配置效率。

第三，高的制度质量能缓解西部大开发过程中 国有经济投资对非公有制经济的挤出效应。

在西部 大开发战略实施之后，中央加大了对西部地区基础 设施的投资，而这些投资大多通过当地国企来完成, 在生产要素资源既定的情况下，这会对民企、个体经 济等非公有制经济产生显著的挤出效应。

但是，与非 公有制经济相比，国有经济具有天然的低效率，这必 然会拖累整体经济的增长绩效。

尤其是在制度质量 较差的地区，地方政府有可能将大量的投资给予国 企而非民企，于是,挤出效应会更加严重。

但在制度 质量较高的地区,地方政府更有可能做到“一碗水端 平”，通过招投标来配置生产要素，而非明目张胆地 偏向国企，挤出效应并不会很严重。

第四，在高的制度质量下，有关西部大开发战略 的各种优惠政策更能发挥杠杆效应，从而有助于吸 引更多的外部资源流向西部地区。

根据新制度经济 学的理论，高的制度质量有助于降低外部环境的不 确定性，能够为企业家提供稳定的预期。

在良好的外 部制度环境之下，一旦中央政府和各级地方政府实 施各种优惠政策，企业家必定会在利润驱动之下将 资源投向制度质置更好的西部地区。

但是，若企业家 意识到西部地K制度质量较差，哪怕政府出台再多 鼓励企业投资的政策也无法激起企业家到西部地区 投资的激情。

基于以上分析，本文提出如下假说：
假说1:与其他未实施西部大开发战略的地区 相比，西部大开发战略的实施有助于西部各省经济 更快增长。

假说2:与制度质量较差的地区相比，西部大开 发战略在制度质量较高的地区对西部各省经济增长 的促进作用更强。

三、模型、变量与数据
(一）模型构建与变量界定
为了客观评估我国西部大开发战略的经济增长 绩效，本文拟基于双重差分模型（DID)进行实证分 析。

先将实施西部大开发战略的省份和地区作为处 理组，其他省份作为对照组；再将整个样本区间以 2001年为界划分为西部大开发战略实施之前和实 施之后两个时期|U W|i。

为验证上文假说，可将基准回 归模型设定如下：
gri,=p(1+pl wl l+p2ti,+P3W X t i,+X PjXXi.+E；,(1)
在式(1)中，被解释变量(g r i l)为地区经济增长绩 效，用各省份人均GDP增长率来衡量;交乘项w X tll 为双重差分估计量，该变量的估计系数反映了西部大开发战略对经济增长的净影响l w-n|;根据刘生龙等w-u'm的实证研究本文在式（1)中加人了 控制变量集X,,，它包括金融发展(f_P)、人力资本 (edu)、国有经济Uoe)等变量。

相关变量的详细界 定见表1。

表I变量界定与计算
变量名称计算方法mean SD min max 人均GDP增长率gr(人均 GDP指数-100)x0.010.0980.041-0.1060.390 GDP增长率GDP_gr真实GDP增长率0.1110.038-0.0920.415地区变量w若某省份属于西部地区，则取值为1,否则为00.3870.48701
时间变量t若某年份在2000年之后则取值为1，否则为00.4080.49201
交乘项wxt西部省份在2000年之后则取值为1，否则为00.1580.36501
制度质量inst参见樊纲等(2011) 4.622 3.095019.890金融发展L p期末私人贷款余额除GDP0.7010.291-0.032 2.092人力资本edu高校在校生/总人口0.0070.00700.04国有经济soe国有单位就业人数/总就业0.1740.1120.0010.626财政压力yali地方财政支出/地方财政收人 1.31920.937-52485.143投资增长inv全社会固定资产投资增长率0.1610.155-0.3470.85开放度fdi实际利用外资额x汇率/GDP0.0270.03500.374初始人均收入GDP一851985年人均GDP的自然对数 6.7270.53008.246人口增长率pop人口 a然增长率(％〇)8.549 4.823-3.221
政府规模gov政府消费/GDP0.1420.0540.0530.498基础设施Inroad每万人公路里程 2.6770.7730.525 5.339
为了考察地区制度质量对西部大开发战略实施 成效的影响，本文设定如下三重差分模型(DDD): gri,=P〇+(3|Wi|+p2til+(33inst,,+(54wxtil+p5ixtit+p6ixwit+
丨i+ X(3jX X ii+ej,(2) j
其中，变量insth代表地区制度质量，ixwxt h为地 区制度质量、地区虚拟变量及时间虚拟变量的交乘 项，即三重差分估计量；其他变量的定义同式（1)。

若三重差分估计量ixwxti,的估计系数p7大于0,则 假说2得到验证。

(二)样本来源
本文使用《中国市场化指数(2011)》一书中的市 场化指数来衡量核心解释变量inst,,，该指数不仅在 理论上与本文对制度质量的定义相接近，且严成樑 等学者均采用市场化指数衡量制度的质量或制度环 境的质量i m,从而保证本指标的选取具有一定的 理论基础。

本文其他变量的数据来自于《新中国六 十年统计资料汇编》等官方统计资料。

本文样本包括31个省级单位，其中西部地区包括陕、甘、宁、青、新、川、渝、藏、桂、蒙、贵、云等省(区），其他省份则纳 人东中部地区。

最后，鉴于本文难以获得西藏的CPI 数据，无法计算其初始人均产出（GDP_85),在基于 GDP_85进行的回归中均不包括西藏地区。

四、实证结果分析
(一）单变量分析
据表2可知，在西部大开发战略实施前，处理 组与对照组的经济增长率分别为〇.丨12、0.093,且统 计上显著。

这表明即便没有西部大开发战略，西部省 份也比东中部省份拥有更高的增长率。

在西部大开 发战略实施后，处理组的经济增长率为〇.116，对照 组的经济增长率为0.079,且两者的差异在统计上 显著，即西部省份继续比东中部省份拥有更高的增 长率。

进一步剔除时序上的变动差异|KW"，即人均 GDP增长率的倍差值为0.018。

这初步表明假说1是 成立的。

表2单变量分析
结果变量
西部大开发战略实施之前西部大开发战略实施之后倍差值
DIFF-IN-DIFF 对照组处理组Differences对照组处理组Differences
gr0.0930.1120.0190.0790.1160.0370.018
标准误0.0020.0030.0030.0030.0030.0040.006
p值0.0000.0000.0000.0000.0000.0000.001
• 19 •
(二）对假说1的验证
表3列出了西部大开发战略影响地区经济增长 的计量结果。

在模型1中交互项wxt,,的系数估计值 为0.017 8,且通过了显著性检验。

模型2在模型1的基础上控制时间效应，结果发现，交互项wxt,,的系数估计值仍为0.017 8,且通过了显著性检验。

模 型3在模型2的基础之上控制了个体固定效应，发 现交互项wx t i,的系数估计值及其显著性水平仍未发 生任何变化。

模型4进一步控制了财政压力(yali)、人力资本(edu)、投资增长率(inv)、金融发展(f_p)、人口 增长率(pop)等变量，结果发现交互项wxti,的系数估 计值增加到0.021 5,且通过了显著性检验。

模型5 又进一步控制了影响经济增长的其他因素，但发现 这些控制变量均不显著，而交互项wxt,,的系数估计 值降至0.018 1，且在1%的水平上显著。

以上结果表 明，与东中部各省相比，西部大开发战略的实施显著 提高了西部各省经济增长率，使西部地区人均GDP 增长率提高了 1.8%~2.2%。

表3对假说I的检验
解释变量模型1模型2模型3模型4模型5
W-0.014 3***-0.014 3***0.042 0***0.040 8***0.000 3
(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.966)
t0.018 9***-0.001 0-0.001 0-0.003 1-0.031 6***
(0.000)(0.901)(0.888)(0.782)(0.000)
wxt0.017 8***0.017 8***0.017 8***0.021 5***0.018 1***
(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)
yali0.000 2***0.005 9***
(0.005)(0.008)
edu 1.336 0*** 1.019 2**
(0.000)(0.017)
inv0.097 8***0.090 8***
(0.000)(0.000)
L p-0.024 0***-0.026 0***
(0.000)(0.000)
pop-0.001 9***-0.002 1***
(0.001)(0.000)
GDP一85-0.015 8
(0.200)
gov-0.029 7
(0.293)
fdi0.1060
(0.145)
soe-0.031 9
(0.141)
Inroad0.005 8
(0.188)
时间固定效应N Y Y Y Y
个体固定效应N N Y Y Y
N837837837837826
F48.333 632.841 723.314 729.600 331.428 7
R2_adj0.11060.441 30.507 50.611 40.622 9
注：（1)***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著，括号内为P值；（2)被解释变量(gr)均为人均GDP的增长率；（3)所有模型均考 虑了异方差问题，采用稳健性标准误计算P值；（4)Y表示控制个体固定效应或时间固定效应，N表示不控制个体固定效应或时间固定效应；
(5)表4同此。

(三）对假说2的验证
表4检验了西部大开发战略成效如何受各地区 制度质量的影响。

表4中的模型5提供了回归方程(2)的估计结果，地区制度质量、地区虚拟变量与时间虚拟变量的交乘项（ixwxt,t>的系数估计值为0.01，且通过了显著性检验，即在那些制度质量更高 的省份，西部大开发战略的实施效果更强。

模型6在 模型5的基础上又加人了财政压力（yali)、人力资本
• 20 .
(edu)、投资增长率(inv)、金融发展(f_p)、人口增长 (pop)等5个控制变量，发现交乘项(ixwxti,)的系数 估计值为0.006,且在10%的水平上显著。

从模型5 和模型6可发现，若某省制度质量提高1个单位，则 该省人均增长率可提高〇.6%~1%。

表4模型1〜模型4先基于制度质量进行分组，再基于回归方程（1)进行实证检验。

模型1和模型3 为高制度质量组，而模型2和模型4为低制度质量 组。

在模型1中交乘项的系数估计值显著地大于0,但模型2中该系数却不显著；进一步的统计检验还 表明,在模型1中，交乘项系数估计值显著地大于模 型2中的系数估计值。

模型3和模型4进一步控制 了财政压力(yali)、人力资本(edu)等控制变量后发 现，西部大开发战略在高制度质量组带来的经济增 长效应要比低制度质量组髙出1.5%。

这表明西部大 开发战略的积极效果，主要发生在制度质量更高的 西部地区。

总之，以上检验结果表明，不同的制度质 量对西部大开发战略成效的影响具有显著的差异
表4对假说2的检验
解释变量
模型1模型2模型3模型4模型5模型6高制度质量地区低制度质量地区高制度质量地区低制度质量地区全样本全样本
W0.020**-0.0110.025*-0.006-
(0.017)(0.330)(0.050)(0.546)-
t-0.009-0.005-0.032**-0.011*--
(0.243)(0.451)(0.012)(0.077)--inst0.0010.000
(0.603)(0.902) wxt0.027***0.0060.028***0.013**-0.025**-0.010
(0.00 0)(0.233)(0.000)(0.022)(0.011)(0.322) ixt-0.003**-0.001
(0.048)(0.372) ixw-0.006-0.003
(0.109)(0.358) ixwxt0.010**0.006*
(0.013)(0.064)
控制变量
时间及个体效应N
Y
N
Y
Y
Y
Y
Y
N
Y
Y
Y
N572265572265400400
F19.66924.13022.51226.78627.09 730.962
R2_adj0.4980.6530.6020.6850.6620.701注:⑴控制变量包括财政压力、人力资本、投资增长率、金融发展、人口增长率等;（2)符号表示使用软件statal1.0进行回归分析时因完全共线 性问题而被自动删掉的变量;(3)Y表示在因归时加控制变量或时间及个体固定效应,N表示在回归时不考虑控制变量或时间及个体固定效应。

性，从而验证了假说2。

(四）各种稳健性检验
首先，本文考虑了样本选择问题对结论的影响，增加数据质量不高的西藏地区样本，发现主要结论 未受影响;将内蒙古和广西分别划到中部地区以检 验结论的稳定性，发现核心解释变量的显著性有所 下降但仍符合理论预期。

其次，还考虑了因变量的 衡量问题，当采用GDP增长率作为因变量进行稳健 性检验时发现上文假说仍成立;采用官员腐败程度 衡量地区制度质量也得出了类似的结论。

再次，还 考虑了西部大开发战略出台时间问题，若将2000年 设为西部大开发的起始年，发现主要结论未受影响。

最后，本文使用实际人均收入衡量因变量进行稳健 性检验时发现结论依然成立。

五、结论与政策启示
相对于第一个国家层面的区域经济发展战略，西部大开发战略是针对我国西部地区的第二个区域 发展战略，该战略的实施为本文实证考察区域经济 政策的经济绩效以及制度质量对区域经济政策绩效 的影响提供了难得的准自然实验机会。

本文基于省 级层面的面板数据发现，实施西部大开发战略既推 动了西部地区的经济增长，还缩小了地区之间的经 济差距。

显然，该研究结论对稳固中国区域协调政策 的可持续性提供了科学的理论依据。

与制度质量不 高的地区相比，西部大开发战略的实施绩效在制度 质量高的地区更出色。

本文的政策启示是显而易见 的。

当前我国区域经济发展战略的实施效果依赖于
.21 •
制度质量,即在那些拥有较高制度质量的地区，区域 经济政策更容易实现预期效果，但在制度质量较差 的地区难以取得理想的政策绩效。

我们不仅有必要 继续坚持、巩固既有的区域经济发展战略，更要从制 度质量上优化地区的投资软环境，积极推动各级政 府从经济增长型政府向公共服务型政府转变，把改 善投资环境、提高行政效率、简化审批程序等内容列 为当前新一轮经济体制改革的重点方向。

参考文献：
[1 ]岳利萍，白永秀.从东西部地区差距评价西部大开发战略
实施绩效[J ].科研管理，2008 (5): 84-88.
[2] 邵帅，齐中英.西部地区的能源开发与经济增长[J].经济
研究,2008(4): 147-160.
[3] 淦未宇，徐细雄，易娟.我国西部大开发战略实施效果的阶
段性评价与改进对策[J].经济地理,2011( 1 ):40-45.
[4] GREWAL B S，AHMED A D.Is China’s western region
development strategy on track? an assessment [ J ] .Journal of contemporary China,2011,20(69)： 161-181
[5] FAN S,KANBUR R,ZHANG X. China^s regional dispari­
ties： experience and policy [j L Review of development fi­
nance ,2011,1 (1) ： 47 _ 56.
[6 ]陆张维，徐丽华，吴次芳，等.西部大开发战略对于中国区域
均衡发展的绩效评价[J].自然资源学报，2013(3):361-370. [7] 刘生龙，王亚华，胡鞍钢.西部大开发成效与中国区域经济
收敛[J ].经济研究，2009( 9): 94-丨04.
[8] 李国平，彭思奇，曾先峰，等.中国西部大开发战略经济效
应评价[J].当代经济科学,2011(4): 1-10.
[9 ]刘克非，李志翠，徐波.西部大开发成效与中国区域经济收
敛性[J ].云南财经大学学报，2013( 5): 59-65.
[10]邵传林.西部大开发战略对城乡收人差距的影响评估—
基于双重差分模型的实证研究[J].现代财经(天津财经 大学学报），2014(8):26-33.
[11 ]邵传林.西部大开发视角下的地方政府规模膨胀效应测
度—基于倍差法的实证研究[J].中南大学学报，2014
(5)： 160-165.
!12]N0RTH D C. Institutions,institutional change,and eco­nomic performance[M]. New York：Cambridge University
Press，1990.
[13] ACKM0GLU D, JOHNSON S.Unbundling institutions [j ].
Journal of political economy, 2005,113(5)： 949-995. [14] ACEM0GLU D, JOHNSON S, ROBINSON J A. Institu­
tions as a fundamental cause of long-run growth [M]//
AGHION P, DURLAUF S N. Handbook of economic
growth. North-Holland：North-Holland Publishing Co,
2005, (l A)：385-472.
[15] 亚当•斯密.国富论[M].上海:上海三联书店，2009.
[16JR0DRIK D.Institutions for high-quality growth：what they are and how to acquire them[J ]. Studies in comparative
international development, 2000,35(3)： 3-30.
[17] BARR0 R J. Democracy and growth [j]. Journal of
economic growth, 1996, l( 1)： 1-27.
[18] 严成樑，沈超.转型时期制度变迁对我国经济波动的影响
研究[J].经济理论与经济管理，20丨4( 1 ):27-36.
[19] 刘慧龙，吴联生.制度环境、所有权性质与企业实际税率
[J].管理世界，2014(4) :42-52.
[20 ]樊纲，王小鲁，朱恒鹏.中国市场化指数——各地区市场化
相对进程2011年报告[M].北京:经济科学出版社，2011.
责任编辑:张然
The Quality of Institution and Regional Economic Policy Performance
Shao Chuanlin1, Yun Feng2
(1 .Finance Research Center o f Northwest China, Lanzhou University o f Finance and. Economics, Lanzhou730020, China;
l.School o f Finance, Lanzhou University o f Finance and Economics, Lanzhou730020, China)
Abstract ：Using the implementation of the develop-the-west strategy as a quasi-natural experiment to depict the effect of regional coordinated development policy，the double difference method was used to evaluate the growth performance of the develop-the-west strategy, and the effect of the interaction between the quality of institution and regional economic policy on the growth performance was also investigated. The empirical research shows that after the implementation of the develop-the- west strategy, the per capita GDP growth rate in the western region is 1.8 to 2.2 percentage points higher than that in the central and eastern regions. For every unit of improvement in the quality of institution, the per capita GDP growth rate in western China can increase by 0.6 to 1percentage point. The estimation based on the DDD model also found that the economic growth effect of the develop -the -west strategy in areas with high quality of institution was 1.5 percentage points higher than that in areas with low quality of institution.
Key words：the quality of institution; regional economic policy; the develop-the-west strategy; DDD model
• 22 •。