摘要：本文采用差分内差分方法对我国中部崛起政策应对区域发展不均衡的有效性进行实证研究。实证表明。短期内经济增长出现了收敛，但这种收敛趋势在中长期中消失。短期内，政策促进人均GDP增长率提升0.75%，中长期仅提升0.19%。稳健性检验发现，城镇和农村人均消费水平在初始消费水平上均出现收敛，但前者的趋同效应大于后者。本文表明，中部各省与东部各省在近20年的发展中存在收敛趋势，政策在总体上是有效的，但在不同时期和不同群体的效果存在差异。
关键词：中部崛起政策；区域政策；有效性；差分内差分；GMM
文献标识码：A 文章编号：1002―2848―2017（02）―0001―10
一、引言
自改革开放实施以来，我国经济高速增长的同时，收入分配差距不断扩大。从基尼系数来看，20世纪80年代时，我国基尼系数在0.20附近浮动，是公认的世界上最公平的国家之一。而步入21世纪后。基尼系数曾一度逼近0.50，已经成为全球收入差距较大的国家之一。国内外许多学者曾指出收入不平等对经济增长的危害。
导致我国居民收入差距扩大的原因很多，其中区域发展不平衡即四大板块（东部、中部、西部、东北部）的经济发展差距扩大是其中一个重要的原因。图1描绘了我国区域发展不均衡的情况：东部沿海地区的发展水平超过全国平均水平，远超其他地区；东北地区与全国平均水平相当，中、西部则低于全国平均水平。但另一方面，从图1中也可以发现，中、西部的增长速度在2004年左右有了明显提升。
对于我国而言，尤其自改革开放以来，在国家“非均衡发展战略”下，受优先发展东部沿海地区的区域倾斜发展政策的影响，我国东部沿海开放地区经济增长速度远远高于内地，从而出现了东、中、西部和东北地区经济发展水平的严重失衡。为了改善区域经济发展不平衡的现状，国家在宏观层面也采取了一定的措施，其中针对不同地区不同的区域政策是重要的均衡发展举措。除了四大板块划分的区域政策外，近年来政府还相继推出了三大经济带支撑经济发展的区域政策。由于这些政策已经实施多年，在我国经济进入新常态情况下，评估这些区域政策的有效性是当前我国需要研究的重要课题。
本文采用差分内差分方法并采用1994―2014年的中、东部省际面板数据对我国四大板块中的中部崛起政策的有效性进行实证研究。本文的创新体现在：首次在我国采用实证研究的方法结合收敛性研究评价了中部崛起这一区域政策的有效性。此外，本文以四大板块为研究对象，以区别于国内同类研究多以三大区域为研究对象。
二、文献综述
国外学者对区域政策有效性的研究起步较早，并且集中于区域政策对区域间经济发展收啃缘难芯俊WiHiamson首次提出区域收入趋同假说。自此之后，大量学者对区域收敛是否存在开展研究，基于美国数据样本的相关研究文献包括：Amos对1950年的数据研究发现，美国的区域差距有逐步扩大的趋势，并提出“经济发展后期地区间收入趋异”假说。Cadino & Mills利用1929-1990年的数据，研究认为美国区域间经济发展存在β收敛。Caselli & Coleman强调了经济结构转型对美国南北工资差距收敛的影响。Lall & Yilmaz将公共资本、区域产出和私人部门生产率三者联合起来，研究表明收敛速度决定于州个体特征和相邻州技能工人的供给情况。
大量文献基于美国外样本对区域经济发展收敛性开展研究，代表性文献包括：Sala-I-Matin将区域经济收敛的研究延伸至美国、日本及五个欧洲国家的经济收敛，研究结果表明经济体之间以每年大约2%的速度收敛。Boldrin & Canova研究表明区域政策扩大了欧元区区域间的收入不平等，并指出欧元区应尽快实施区域政策改革。Gezici & Hew-ings基于1980-1997年的数据，研究表明土耳其各省及各功能区之间均没表现出收敛的趋势。Chikte研究了在1991年经济改革背景下印度区域经济增长与收敛，表明在研究样本的15个州里存在很强的经济发散趋势，该结论与以往的研究有所不同。
除此之外，国外学者还提出并使用了多种区域政策评价的方法，既有的文献包括：Isserman & Merri-field提出了区域政策效果评价的拟实验方法，该方法融合了控制组（control group）概念及被广泛应用于区域政策评价的份额转移（share shifting）框架。Biles通过使用空间计量经济模型克服区域间经济发展的反馈效应，对墨西哥尤卡坦半岛的区域政策效应进行评估。Gieseeke & Madden认为区域政策效果的评价缺乏事实依据是目前评估方法的主要挑战，提出使用基于区域政策事实的可计算一般均衡模型（CGE）对政策效果进行评价及预测。Campbell & Ballas使用空间微观模拟的方法来分析苏格兰区域经济政策的有效性，其基本思想是基于历史数据结合模拟方法构建控制组。
既有文献在我国区域间经济发展是否收敛的结论并不一致，支持区域收敛的文献有：张焕明使用加入投资要素的扩展的Solow模型，运用动态面板模型中的SGMM法模拟中国区域间经济增长的收敛性，结果支持区域间的趋同性较小，而区域内存在俱乐部收敛的现象。张晓旭、冯宗宪研究支持在考虑空间自相关后，各省间的经济增长存在着收敛趋势。覃成林、张伟丽发现地区经济增长自改革开放以来出现了明显的俱乐部收敛，而造成这一现象出现的重要因素是市场化水平和区域政策。潘文卿运用空间计量模型研究发现，1978年至1990年间我国存在全国范围内的B绝对收敛，1990年后，这一特征不复存在，但三大经济带的俱乐部收敛开始显现。刘生龙等研究认为西部大开发的实施促使中国经济由趋异转为收敛。刘生龙、胡鞍钢利用中国省际面板数据分析发现，交通基础设施在西部地区经济增长过程中发挥了重要作用，促进了西部地区与东、中部地区的经济收敛。 不支持存在区域收敛的文献有：何一峰采用非线性时变因子的方法，研究结论支持全国范围内不存在经济收敛，但该研究利用聚类的方法，找出了三个收敛俱乐部。张茹运用29个省份的面板数据发现，1978年至1990年东、中、西三大经济带内部以及沿海、内陆区域内部均存在比较明显的B收敛，但是1990年至2005年间则存在着一定程度的发散趋势。胡鞍钢、魏星借助县级行政区的数据对1993年至2005年间的中国地区经济发展差距现象进行研究，发现县级经济发展差距并未显示出与省间增长差距类似的收敛趋势，省内经济发展差距较明显，并有逐步扩大的趋势。刘金全等运用非线性TAR模型研究发现改革开放后中、西部地区的经济增长与东部地区之间的差距呈扩大趋势。
综上所述，国内已经有较多学者对区域经济发展的收敛性展开研究，但由于研究样本、研究方法等存在差异，所得结论并不一致。具体到对区域发展政策效果的评价方面，相关文献研究较少，且对区域经济发展不平衡性的度量上以统计指标为主，缺乏准确的计量经济分析。最后，上述研究中大多数以东、中、西部进行划分或按照收入水平聚类划分经济区域，不符合国家现行的四大板块的区域政策④。
三、实证方法
现有区域政策研究中，许多文献都指出区域政策确实带来了经济增长，在剔除全国经济整体上行的增长效应外，中部崛起政策是否起到了促进区域经济收敛的作用。基于以上研究目的，本文根据Ashenfeher & Card L32j提出的差分内差分法，将中、东部省份分为实验组和控制组。为此，在全样本的基础上构建经济增长模型，并设置差分变量，加入差分内差分的虚拟变量后考察区域政策的有效性。
（一）差分内差分（DID）法
差分内差分方法被广泛应用于研究政策效应问题。具体的做法是将样本设为处理组和控制组，处理组在t时点发生了政策变化，而控制组保持一致性，不发生政策上的变化。通过比较处理组和控制组在t时点前后的差分即能判断该政策是否起到了效果及效果的大小。本文将虚拟变量引人增长模型中，作为差分变量观察政策所带来的效应。
差分内差分中的差分变量是区域变量和时间变量，分别代表施行区域政策的区域和政策实行与否的状态。引入虚拟变量dregion和dpolicy以及差分内差分变量且did=dpolicy×dregion，我们可以用表1作以说明。
基于制定的中部崛起政策，以及政策在经济收敛性中的影响，本文做出如下假设：
假设1：政策促进省际经济收敛，中部地区经济出现向东部收敛的趋势；
假设2：资本积累因素，包括教育水平、基础设施水平和资本存量水平对经济增长有积极作用；
假设3：第二和第三a业得到更快的发展，特别是以制造业为代表的第二产业是中部经济增长的驱动因素；
假设4：粮食产业和运输业等地区特色产业得以发展，并对经济增长产生推进作用。
（二）动态面板模型的估计
考虑到经济变量的持续性，本文将被解释变量的滞后项加入解释变量构建动态面板数据模型，目前文献中提出动态面板数据模型的估计方法有三种，分别是差分GMM、正交离差GMM和系统GMM。
1.差分GMM（First Differenced GMM）
差分GMM的做法是先对估计方程进行一阶差分，然后用滞后项的被解释变量或解释变量作为差分方程中相应变量的工具变量，进行一阶矩估计：
变换后再使用（4）式的方法进行系数估计。
3.系统GMM（system GMM）
Blundell&Bond认为差分GMM方法利用滞后变量作为工具变量，滞后变量并非理想的工具变量，回归结果不准确。系统GMM的方法是将水平回归方程和差分回归的方程结合起来进行估计，滞后变量作为一阶差分量的工具变量，同时一阶差分量又作为滞后变量的工具变量。大量文献证明，系统GMM在估计相对差分GMM的估计方法时有更好的有限样本特征，其估计结果更加有效。
四、变量与数据
（一）变量选取的理论依据
新古典经济学的增长方程Y=F（L，K）中，在人口自然增长率保持不变的条件下经济增长与资本的积累有关，本文实际求证的是一个经济增长模型，可以通过如下的回归方程来实现：
本研究采用的是省份数据，i代表不同的省份样本点，t代表年度时间。由于方程中含有被解释变量的滞后变量，所以它是一个典型的动态面板模型。X中包含各解释变量，如表3所示。其中X中的pgdp代表着经济初始水平，当它的系数为负时说明了经济发展水平越高时经济增长率越低，则经济体出现了收敛。
除此之外，在实际的政策效用中，受到影响的不仅仅是资本存量和流量，产业结构、经济环境、人口因素以及其他地区发展特色均应考虑为解释变量，因此在模型中会引入如表3所示的因素作为被政策影响进而影响地区产出的变量。
（二）变量解释
1.被解释变量
在被解释变量的设计中，如表2所示，需要考虑政策的时滞性和政策在影响经济社会的多维效应，除了人均GDP外，本文还将使用消费水平替代产出增长以对基本结论进行稳健性检验。
2.解释变量
在解释变量的组成中，如表3所示，资本变量分为资本存量和资本流量：存量中包括初始人均产出pgdp、人均资本存量k、人力资本edu和基础设施水平infra；流量中包括政府支出水平gov和固定资产投资规模inv。经济开放程度包括国内区域间贸易进出口总额trade和外商直接投资fdi。产业结构包括第二、三产业占第一产业的比重ind2，ind3。地区发展特色包括代表中部地区交通枢纽作用的人员和货物的流转量pflow和gflow，作为全国主要粮食产区的农林渔牧总产值水平agri。
（三）数据描述 根据上文实证模型中指标的选取，各变量的统计描述如表4所示。由表可知，在336个样本点中资本存量的均值为4.181，其中资本存量最大的省份为5.371，最小为2.805，整体来看标准差为0.521，考虑到研究样本时间跨度，本文认为各省之间资本存量差异并不大，表现最大差异性的变量是产业结构，第二产业和第三产业占第一产业比重的方差12.025和20.439。
在进行面板数据的回归之前，对面板数据进行单位根（Unit Root）检验，以判断这些序列的平稳性。单位根检验结果说明，除基础设施发展水平和交通枢纽建设水平外，其余变量p值较小，可拒绝原假设，认为是该序列为平稳序列，后文中将存在单位根的序列做一阶差分处理，一阶差分后均为平稳序列。
五、实证结果与分析
面板数据模型有三类，分别是固定效应模型、随机模型和混合效应模型，本文通过Hausman检验确定模型类型为固定效应模型。
（一）中部崛起政策的短期效应评价――不考虑内生性
根据以上分析，首先应用固定效应模型进行回归。回归结果如表5所示，第（1）列的结果反映了资本要素在人均GDP增长率中的贡献。第（2）列中加入了投资水平，包括外商直接投资和经济结构变量。第（3）列中加入了在中部开发的政策中的地区特色变量。
由表5可见，在不考虑解释变量的滞后因子时，各个解释变量分类回归的结果仍具有一致性，模型回归结果稳健，说明变量选取具有一定合理性，在考虑所有因素后，模型（3）的回归结果绝大多数解释变量通过了显著性水平检验，后文中将采用模型（3）的解释变量进行讨论。
人均GDP变量的系数为负，说明中部地区的发展出现了向东部地区收敛的趋势。差分内差分变量的系数说明中部崛起政策Ю戳嗽0.75%的真实地区经济增长。
解释变量dregion由于不随时间而变化，在模型系数估计中去均值后被去除。导致对模型DID的回归结果出现偏差，固定效应模型也会带来传统固定效应估计量不一致的问题。
（二）中部崛起政策的短期效应评价――考虑内生性
在实际的政策研究中，因为考虑到政策效果的延续性，所以在模型中设置了被解释变量的滞后一阶变量后，就不可避免的带来了内生性。除此之外，对经济增长的解释变量之间也存在着一定的内生性，比如人均资本存量的增长既可能是经济增长的原因也可能是经济增长的结果，为了得出参数的一致估计，对模型选用工具变量法。
在表6中，模型（1）用差分GMM的方法进行回归，模型（2）用正交离差GMM方法进行回归，模型（3）用系统GMM方法进行回归，回归系数在统计显著性和经济学意义的显著性上具有一致性，说明模型的回归结果稳健。由于系统GMM在有限样本下更具有效性，本文中主要观察系统GMM的回归结果，表7显示，滞后一阶的被解释变量的回归系数为正，而且均位于0到1之间，通过显著性检验，说明我国的经济增长存在着明显的滞后效应，用动态面板更适合研究我国的经济增长问题。
本文最关心的两个系数是人均初始GDP的回归系数和差分内差分变量的系数，初始人均GDP的系数显著为负值，变动范围为-3%至-1%，说明欠发达地区正在以比较发达地区更快速的发展速度向发达经济体趋同。沈坤荣、马俊的研究结论支持区域间存在经济收敛，但其收敛速度慢于区域内各省市的经济收敛速度。蔡P等，林毅夫、刘明兴等的研究结论也支持我国各区域间存在经济收敛的趋势。与假设1一致，本文在研究中得出区域间存在经济收敛。
在促进经济收敛方面，政策是有效的。差分变量的系数趋势与人均GDP增长速度正相关，说明区域政策的确促进了区域经济发展，在系统GMM估计方法中，通过了5%的显著性水平，回归数据显示政策将人均GDP增长率提高了0.8%。
以资本存量为代表的固定投资水平和以教育年限为代表的人力资本积累对经济增长有积极影响。外商直接投资均与经济增长正相关，与假设2预期一致，魏后凯，孙力军等的研究结果也均支持外商投资有效的结论。基础设施规模增长快也可以促进经济增长；贸易水平对经济增长产生了促进作用；而政府干预经济规模与经济增长负相关，政府规模大往往会导致资源配置的扭曲导致低效发展。
值得注意的是，第二产业的相对发展水平系数为正，而第三产业的相对发展水平系数为负，与假设3不完全一致。从数据上看，中部崛起区域政策并未达成其在调整产业结构上的目的。中部崛起政策显著强化了第二产业的影响，对其他经济增长驱动因均虽有正向作用，但作用不明显。
另外，回归系数显示出货运流转量、农林渔牧产值对经济增长有正向作用，并通过了10%的显著性检验水平，说明针对区域发展的区域适应性政策的确产生了效应，与假设4一致。
（三）中部崛起政策的长期效应评价
本部分将被解释变量计算为中长期的平均数，以验证中长期中政策所发挥的效果。具体计算方法是，使用三年期人均GDP增长率的平均数作为被解释变量，将三年期水平量的滞后变量作为工具变量进行GMM回归，考察政策在中长期的效应。
表7的回归系数同样支持经济体出现收敛的政策有效性验证条件，同时，由于三种回归的结果显示出一致性，所以在表7中着重观察系统GMM的回归结果。
从人均产出的回归系数看出中长期内并未显示出经济增长存在收敛性。而差分变量的系数较短期内出现小幅降低，但仍为正数，在中长期中显示政策在促进经济增长中贡献为0.19%的人均GDP增长率。但必须指出，如林毅夫、刘兴明，胡鞍钢、刘生龙等的研究结论，中部崛起在这方面的效应仍不及西部大开发政策。
表7中滞后变量对被解释变量的解释效应较短期有显著提升，均通过1%的显著性检验，说明在中长期中动态面板方法选取是合适的。并且解释变量系数符合经济学解释：固定投资、基础建设水平和人力资本积累等资本积累对经济增长均有显著的积极作用。直接外商投资在中长期模型中也被证实是有效投资，对经济增长有显著的正向作用。