張華

0 引言

十九大報告提出，當(dāng)前中國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡作為不平衡不充分發(fā)展的重要表現(xiàn)形式之一，將直接導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民之間的收入差距。從城鄉(xiāng)居民收入的情況來看(圖1)，改革開放以來，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入從1978年的343元增加至39251元，增幅高達(dá)113倍；農(nóng)村居民人均純收入從1978年的134元增加至14617元，增幅高達(dá)108倍。同時，城鄉(xiāng)居民收入比波動幅度較大，存在三個下降時期，分別是1978—1983年、1994—1997年和2008年之后，原因分別是家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制、農(nóng)副產(chǎn)品收購價格提高以及農(nóng)業(yè)稅取消和農(nóng)副產(chǎn)品價格上漲。整體來看，中國城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)不斷擴(kuò)大的趨勢，幾輪收入差距縮小主要由短期因素導(dǎo)致(陳斌開和曹文舉，2013)。十九大報告對當(dāng)前形勢的基本判斷是，城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展和居民收入分配差距依然較大。

圖1 1978—2018年中國城鄉(xiāng)居民收入及收入差距的演變趨勢

毋庸置疑，縮小城鄉(xiāng)收入差距不僅是解決當(dāng)前社會主要矛盾的應(yīng)有之義，更是全面建成小康社會和實現(xiàn)全體人民共同富裕的必然要求。鑒于縮小城鄉(xiāng)收入差距重大的現(xiàn)實意義，學(xué)術(shù)界一直致力于研究城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大的原因，從而尋求縮小差距的方案。大量文獻(xiàn)表明，城市偏向的政府政策在城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大的過程中扮演著極為重要的角色。這些城市偏向型政策包括城鄉(xiāng)分割的行政管理制度(陸銘和陳釗，2004)、戶籍歧視(萬海遠(yuǎn)和李實，2013)、城市偏向的教育經(jīng)費投入以及農(nóng)副產(chǎn)品價格控制、不合理的稅費負(fù)擔(dān)、歧視性的社會福利和保障體系等(陳斌開和林毅夫，2013)。從根源上講，政府優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)的戰(zhàn)略導(dǎo)致了上述眾多城市偏向型政策(林毅夫等，1994)，然而這一戰(zhàn)略是在戰(zhàn)爭威脅尚未完全消除的國際大環(huán)境下的必然選擇。

歸根結(jié)底，城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大的原因是城鎮(zhèn)居民收入增長快于農(nóng)村居民，而農(nóng)村居民收入仍在增長，只是增長幅度相對較小，并不存在城鄉(xiāng)居民收入兩極分化的現(xiàn)象(李實，2018)。為了提高農(nóng)村居民收入和縮小城鄉(xiāng)收入差距，近年來中央政府出臺諸多政策，如農(nóng)業(yè)直補、義務(wù)教育免費、新農(nóng)村合作醫(yī)療等惠農(nóng)政策，以及西部大開發(fā)等區(qū)域政策等(陳斌開和曹文舉，2013)。其中，尤以西部大開發(fā)最引人注目。實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略，是黨中央、國務(wù)院在世紀(jì)之交作出的重大決策(馮俊誠和張克中，2016)。西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施范圍為12個西部省份和3個民族自治州，面積為685萬平方公里，約占全國的71.4%，覆蓋人口約占全國人口的29%，跨時50年。根據(jù)政策實施的地理面積和人口，西部大開發(fā)戰(zhàn)略一直以來是世界上最大的區(qū)位導(dǎo)向性政策(Ma et al.，2017)。那么，需要思考的問題是，西部大開發(fā)戰(zhàn)略是否有效降低了城鄉(xiāng)收入差距？以及，西部大開發(fā)戰(zhàn)略是否同步提升了城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入？厘清上述問題，有利于嚴(yán)謹(jǐn)、客觀地評估西部大開發(fā)政策的成就及面臨的問題，這對于縮小城鄉(xiāng)收入差距、治理中國的貧困人口問題以及解決社會主要矛盾具有重大的現(xiàn)實意義。

相比于以往文獻(xiàn)，本文可能的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：第一，識別策略上，本文采取空間斷點回歸方法，比較毗鄰西部大開發(fā)邊界線左右兩側(cè)縣區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距的差異，而處于邊界線周邊縣區(qū)的社會經(jīng)濟(jì)特征可以認(rèn)為是無差異的，從而較好地處理遺漏變量問題。第二，豐富了西部大開發(fā)的相關(guān)研究，有利于多維度、多視角地評估西部大開發(fā)的政策效應(yīng)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對西部大開發(fā)的政策評估主要聚焦于經(jīng)濟(jì)增長方面(劉生龍等，2009；劉瑞明和趙仁杰，2015；Ma et al.，2017；蒲龍，2017；譚周令和程豹，2018)，也有少數(shù)文獻(xiàn)關(guān)注于轉(zhuǎn)移支付(雷根強(qiáng)等，2015；王麗艷和馬光榮，2018)、稅收收入(羅鳴令等，2019)、政府規(guī)模(馮俊誠和張克中，2016)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(袁航和朱承亮，2018)、旅游發(fā)展(Deng et al.，2019)、企業(yè)生產(chǎn)率和新企業(yè)進(jìn)入(吳輝航等，2017；Liu et al.，2019)等方面。本文從城鄉(xiāng)收入差距方面進(jìn)行了補充。同時，本文也豐富了方興未艾的區(qū)位導(dǎo)向性政策評估的文獻(xiàn)。第三，拓展了城鄉(xiāng)收入差距的相關(guān)研究。在宏觀層面，既有關(guān)于城鄉(xiāng)收入差距的文獻(xiàn)絕大多數(shù)集中于省份層面(陳斌開和林毅夫，2013；劉貫春，2017)與城市層面(謝冬水，2018；余泳澤和潘妍，2019)的研究。本文提供了來自縣級層面的證據(jù)，樣本量更大，研究結(jié)論更具有說服力。另外，本文還考察了西部大開發(fā)對城鄉(xiāng)收入差距影響的區(qū)域與年份異質(zhì)性，并同步探討了西部大開發(fā)對城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入的影響。

1 政策背景與文獻(xiàn)綜述

1.1 政策背景

西部大開發(fā)是中國在改革開放后實施時間最長、影響范圍最廣的一項區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略(劉瑞明和趙仁杰，2015)。這一戰(zhàn)略來源于鄧小平的“兩個大局”的戰(zhàn)略構(gòu)想?！皟蓚€大局”本質(zhì)上是一種“先不平衡發(fā)展后共同發(fā)展”的戰(zhàn)略思路。在這種背景下，改革開放初期中國實行向東部地區(qū)傾斜的區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略，到20世紀(jì)90年代中期已經(jīng)形成了典型的東部、中部和西部三大經(jīng)濟(jì)地帶，東部富裕、中部次之、西部貧窮(劉生龍等，2009)。數(shù)據(jù)顯示，1999年西部地區(qū)人均GDP為560美元，少于東中部省份一半以上，大致相當(dāng)于津巴布韋的水平，GDP總量占全國的比重僅有17.5%(Ma et al.，2017)。此時，幫助和加快西部地區(qū)發(fā)展已是大勢所趨、如箭在弦，這對于縮小地區(qū)差距、加強(qiáng)民族團(tuán)結(jié)、保障邊疆安全和社會穩(wěn)定具有重要的經(jīng)濟(jì)和政治意義，也是“兩個大局”的重要內(nèi)容。

1998年5月，時任國家領(lǐng)導(dǎo)人江澤民提出要“逐步加快開發(fā)西部地區(qū)”。隨后，1999年6月17日，在西安舉行的西北五省區(qū)國有企業(yè)改革和發(fā)展座談會上，江澤民首次明確提出要實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略。1999年9月，中共十五屆四中全會通過《中共中央關(guān)于國有企業(yè)改革和發(fā)展若干重大問題的決定》，明確提出“國家要實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略”。1999年11月，中央經(jīng)濟(jì)工作會議正式確認(rèn)，西部大開發(fā)戰(zhàn)略于2000年啟動。2000年1月，國務(wù)院成立西部地區(qū)開發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組；2000年3月，國務(wù)院西部開發(fā)辦正式開始運作；2000年6月，西部地區(qū)開發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組第一次會議決定，西部大開發(fā)的實施范圍為12個西部省、自治區(qū)、直轄市，以及湖南省湘西土家族苗族自治州、湖北省恩施土家族苗族自治州、吉林省延邊朝鮮族自治州3個民族自治州。根據(jù)政策實施的地理面積和人口，西部大開發(fā)戰(zhàn)略成為世界上最大的區(qū)位導(dǎo)向性政策。

為了保證西部大開發(fā)戰(zhàn)略的順利實施，中央政府陸續(xù)出臺了多項政策規(guī)劃，主要包括：2001年關(guān)于西部大開發(fā)若干政策措施的實施意見、2002年“十五”西部開發(fā)總體規(guī)劃、2007年西部大開發(fā)“十一五”規(guī)劃、2012年西部大開發(fā)“十二五”規(guī)劃、2017年西部大開發(fā)“十三五”規(guī)劃等。根據(jù)政策文件，西部大開發(fā)的戰(zhàn)略目標(biāo)是，到21世紀(jì)中葉，努力建成一個經(jīng)濟(jì)繁榮、社會進(jìn)步、生活安定、民族團(tuán)結(jié)、山川秀美、人民富裕的新的西部地區(qū)；西部大開發(fā)跨時50年，分為三個階段，包括奠定基礎(chǔ)階段(2001—2010年)、加速發(fā)展階段(2011—2030年)和現(xiàn)代化階段(2031—2050年)；西部大開發(fā)持續(xù)關(guān)注的領(lǐng)域主要包括加大基礎(chǔ)設(shè)施投資、促進(jìn)工業(yè)化發(fā)展和提高教育、醫(yī)療、社會保障等公共品的供給；西部大開發(fā)的傾斜政策主要包括提供更多的轉(zhuǎn)移支付、信貸支持和稅收優(yōu)惠政策。

1.2 文獻(xiàn)綜述

本文主要涉及三個方面的文獻(xiàn)：城鄉(xiāng)收入差距的相關(guān)研究、西部大開發(fā)的政策評估、西部大開發(fā)與城鄉(xiāng)收入差距的相關(guān)研究。由于現(xiàn)有關(guān)于城鄉(xiāng)收入差距的研究較為成熟，主要聚焦于探索城鄉(xiāng)收入差距的影響因素，因此本文不再贅述。

既有文獻(xiàn)從多個研究視角評估了西部大開發(fā)的政策效應(yīng)，研究結(jié)論并不相同，不僅有肯定西部大開發(fā)的正面作用，也有批評西部大開發(fā)的負(fù)面作用，甚至兩者兼有。具體如下：

(1) 西部大開發(fā)具有正面效應(yīng)。劉生龍等(2009)利用1987—2007年中國省級面板數(shù)據(jù)和雙重差分方法，發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)顯著增加實際人均GDP增長率，并且主要通過實物資本和基礎(chǔ)設(shè)施投資的途徑促使區(qū)域經(jīng)濟(jì)從趨異轉(zhuǎn)向收斂。蒲龍(2017)利用1999—2010年444個國家貧困縣的面板數(shù)據(jù)和雙重差分方法，發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)顯著促進(jìn)西部地區(qū)國家貧困縣的經(jīng)濟(jì)增長。吳輝航等(2017)立足于企業(yè)的微觀視角，借助于雙重差分方法，發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)顯著降低西部地區(qū)的企業(yè)所得稅，進(jìn)一步提升西部邊界城市企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。Liu et al.(2019)利用雙重差分和三重差分方法，發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)顯著增加了新企業(yè)的進(jìn)入數(shù)量。不同于上述文獻(xiàn)依托于雙重差分方法的估計框架，Deng et al.(2019)采取斷點回歸方法，利用2002—2010年中國285個城市的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)顯著促進(jìn)了西部地區(qū)的旅游業(yè)發(fā)展。

(2) 西部大開發(fā)具有負(fù)面效應(yīng)?；?994—2012年中國283個城市的面板數(shù)據(jù)，劉瑞明和趙仁杰(2015)利用PSM-DID方法，發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)并未有效推動西部地區(qū)GDP和人均GDP的增長，意味著西部大開發(fā)的政策效應(yīng)并沒有得到有效發(fā)揮，存在“政策陷阱”。馮俊誠和張克中(2016)利用1997年、1998年和2000年中國1117個縣的面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分方法，發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)導(dǎo)致西部縣級政府規(guī)模的大幅擴(kuò)張。

(3) 西部大開發(fā)兼具正負(fù)雙重效應(yīng)。Ma et al.(2017)利用1999—2014年中國1957個縣域的數(shù)據(jù)，借助于空間地理斷點回歸的方法，發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)促使GDP增長率年均提高1.5%，這種推動作用源于工業(yè)部門的擴(kuò)張；同時，西部大開發(fā)顯著降低勞動增長率，減少企業(yè)利潤率和專利數(shù)量。袁航和朱承亮(2018)利用1994—2015年中國285個城市的面板數(shù)據(jù)，采用PSM-DID方法，發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)能夠促進(jìn)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化，但未促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化，甚至存在抑制作用。譚周令和程豹(2018)利用1992—2014年中國省級面板數(shù)據(jù)，采用合成控制法，發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)顯著促進(jìn)內(nèi)蒙古、重慶、陜西、青海和寧夏的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而顯著降低廣西、云南和新疆的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。羅鳴令等(2019)利用1998—2007年13個省份188個縣的面板數(shù)據(jù)，借助于雙重差分方法，發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)對政策分界線西側(cè)縣的增值稅和營業(yè)稅收入具有顯著的提升作用，但是稅基的增長是以相鄰地區(qū)的稅基流失為代價，佐證了區(qū)域性稅收優(yōu)惠政策存在負(fù)外部性。

與本文緊密關(guān)聯(lián)的文獻(xiàn)是毛其淋(2011)和邵傳林(2014)的研究。毛其淋(2011)利用1995—2008年中國29個省份的面板數(shù)據(jù)，借助于雙重差分方法，發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)顯著縮小了西部地區(qū)的收入不平等，并且這一縮小效應(yīng)主要通過提高外資比重、加快城市化進(jìn)程和擴(kuò)大財政支農(nóng)支出等途徑實現(xiàn)。類似于毛其淋(2011)的研究思路，邵傳林(2014)利用1985—2011年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分方法，發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)導(dǎo)致西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的水平值相對于樣本均值增加了5.7～8.5個百分點，表明西部大開發(fā)對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的加劇效應(yīng)。

梳理上述文獻(xiàn)可知，現(xiàn)有文獻(xiàn)更多地從經(jīng)濟(jì)增長、稅收收入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和旅游發(fā)展等方面評估西部大開發(fā)的政策效應(yīng)，較少關(guān)注西部大開發(fā)對城鄉(xiāng)收入差距的影響。毛其淋(2011)、邵傳林(2014)與本文主題密切相關(guān)，均立足于省份層面和采取雙重差分方法，然而研究結(jié)論卻南轅北轍。由于西部地區(qū)的資源稟賦、地理區(qū)位等方面相異于東中部地區(qū)，因此處理組與控制組存在較大的異質(zhì)性，從而導(dǎo)致雙重差分方法的估計框架并不適用(Ma et al.，2017)。同時，基于省份層面的研究，樣本量較小，也不能考慮湘西州、恩施州和延邊州3個民族自治州的特殊樣本。鑒于此，本文基于縣級面板數(shù)據(jù)，采取空間斷點回歸(regression discontinuity design，RD)的方法，以縣區(qū)到西部大開發(fā)邊界線的最短距離作為RD函數(shù)形式的驅(qū)動變量，從而能夠捕獲邊界線周圍不可觀測的相關(guān)因素，更有效地處理內(nèi)生性問題，為西部大開發(fā)與城鄉(xiāng)收入差距之間的因果關(guān)系提供更為干凈的識別。

2 實證設(shè)計

2.1 識別策略

為了識別西部大開發(fā)戰(zhàn)略對城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文遵循Almond et al.(2009)、Dell(2010)、Ma et al.(2017)、Deng et al.(2019)等文獻(xiàn)的思路，利用空間斷點回歸的方法，設(shè)定如下計量模型：

(1)

其中，i、p和t分別表示縣區(qū)、省份和年份；被解釋變量Yit表示縣區(qū)城鄉(xiāng)收入差距。模型核心解釋變量WDSi表示縣區(qū)是否實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略的虛擬變量，邊界線左側(cè)的縣區(qū)是處理組，取值為1；邊界線右側(cè)的縣區(qū)是控制組，取值為0。由于西部大開發(fā)的實施范圍為12個西部省、自治區(qū)、直轄市以及3個民族自治州(湘西州、恩施州和延邊州)，因此本文遵循王麗艷和馬光榮(2018)的做法，將邊界線定義為中西部省份之間的行政分界線，以及湘西、恩施兩個民族自治州的邊界線，即將傳統(tǒng)中的中西部分界線進(jìn)行了外擴(kuò)。同時，由于延邊州距離邊界線太遠(yuǎn)，并不符合本文的識別策略，因此回歸樣本中排除了延邊州下轄的縣區(qū)。WDSi的估計系數(shù)β是本文最為關(guān)注的，其捕捉了西部大開發(fā)戰(zhàn)略影響城鄉(xiāng)收入差距的凈效應(yīng)。如果β<0且顯著，則表明西部大開發(fā)顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距；如果β>0且顯著，則表明西部大開發(fā)顯著擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距；如果β不顯著，則表明西部大開發(fā)對城鄉(xiāng)收入差距的作用效果不明顯。

式(1)中，Distancei為驅(qū)動變量(forcing variable)，表示為i縣到邊界線的最短距離，并且處理組縣區(qū)的距離取正值，控制組縣區(qū)的距離取負(fù)值，距離為0的點構(gòu)成本文的分界線，即斷點。F(Distancei)是驅(qū)動變量Distancei的平滑函數(shù)，一般定義為斷點兩邊的低階多項式模型；WDS·F(Distancei)是西部大開發(fā)變量與F(Distancei)的交叉項，這種做法使模型設(shè)定更具一般化，即斷點兩邊的低階多項式模型具有不同的斜率。一定意義上，上述控制地理位置的函數(shù)形式能夠捕獲邊界線周圍不可觀測的相關(guān)因素。另外，Xit表示一組控制變量，以控制其他因素對縣區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響。up為省份固定效應(yīng)，以控制省份間不隨時間變化的因素，如地理因素和資源稟賦的差異等；λt為年份固定效應(yīng)，以控制特定年份對所有縣區(qū)造成影響的因素，如全國性的宏觀調(diào)控政策等。εit表示隨機(jī)誤差項，為了控制潛在的異方差、時序相關(guān)和橫截面相關(guān)等問題，本文將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類(Cluster)到縣區(qū)層面。

實際上，式(1)是RD平均處理效應(yīng)估計的參數(shù)方法，這種方法存在F(Distancei)函數(shù)形式設(shè)置不確定的問題。另一種RD估計是非參數(shù)方法的局部線性回歸，即最小化下列函數(shù)：

(2)

式(2)中，K(·)為核函數(shù)，h為帶寬。核函數(shù)主要包括三類：三角內(nèi)核(Triangular kernel)、Epanechnikov內(nèi)核(本文以Epanech.表示)和均勻內(nèi)核(Uniform kernel)。根據(jù)Lee and Lemieux(2010)的建議，三角內(nèi)核更適于邊界估計，因此本文局部線性回歸的估計結(jié)果中以三角內(nèi)核為主。式(1)與式(2)兩種RD估計方法各有優(yōu)劣。Imbens and Lemieux(2008)、Lee and Lemieux(2010)認(rèn)為，局部線性回歸能夠避免邊界上收斂速度慢的問題，可以減少估計值的偏誤；同時，Gelman and Imbens(2019)發(fā)現(xiàn)，參數(shù)方法存在多項式階數(shù)選擇的敏感問題以及其他不受歡迎的統(tǒng)計特性。鑒于此，本文實證部分以局部線性回歸為主，以參數(shù)方法的全局多項式回歸為輔。這一實證策略也被Ebenstein et al.(2017)和He et al.(2018)所運用。

2.2 樣本與變量

本文采用的樣本為2000—2014年中國2009個縣、縣級市、區(qū)的面板數(shù)據(jù)。所需數(shù)據(jù)來自于《中國縣市社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》等；各縣到邊界線的最短距離通過ArcGIS軟件測算。同時，由于缺少縣區(qū)和城市層面的價格指數(shù)，因此以貨幣單位的名義變量均以相應(yīng)省級層面的價格指數(shù)進(jìn)行消脹處理，調(diào)整為以2000年為基期的不變價格。此外，為了剔除極端值的影響，本文遵循馬光榮等(2016)的做法，對被解釋變量和控制變量最高和最低的1%樣本進(jìn)行縮尾法(Winsorize)處理。

(1) 被解釋變量：城鄉(xiāng)收入差距。國家統(tǒng)計局一般采用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值衡量城鄉(xiāng)收入差距，既有相關(guān)文獻(xiàn)關(guān)于省份層面(陳斌開和林毅夫，2013；劉貫春，2017)與城市層面(謝冬水，2018；余泳澤和潘妍，2019)的研究均沿用了這種度量方法。然而在縣級層面，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的數(shù)據(jù)并不可得，官方統(tǒng)計年鑒只公布了2014年之前城鎮(zhèn)在崗職工平均工資的數(shù)據(jù)，因此本文參考劉沖等(2013)、雷根強(qiáng)等(2015)和譚之博等(2015)的做法，以城鎮(zhèn)在崗職工平均工資與農(nóng)村居民人均純收入的比值衡量城鄉(xiāng)收入差距，并且將樣本時間范圍限定為2000—2014年。雖然該指標(biāo)與統(tǒng)計局的計算指標(biāo)存在偏差，但既有文獻(xiàn)(雷根強(qiáng)等，2015)利用省級數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，兩種指標(biāo)的相關(guān)系數(shù)超過80%，且在1%水平上顯著，所以該指標(biāo)依然具有一定的代表性。

(2) 核心解釋變量：西部大開發(fā)。本文以虛擬變量來表示西部大開發(fā)變量，如果某縣區(qū)實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略，則取值為1，否則為0。自2000年以來，西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施范圍一直未變，這意味著本文的核心解釋變量不隨時間而變。因此，在方程(1)關(guān)于個體固定效應(yīng)的控制中，本文參考雷根強(qiáng)等(2015)、馬光榮等(2016)的做法，控制了省份固定效應(yīng)。

(3) 驅(qū)動變量：縣區(qū)到邊界線的距離。鑒于RD模型設(shè)定的需要，處理組縣區(qū)(邊界線左側(cè))的距離取正值，控制組縣區(qū)(邊界線右側(cè))的距離取負(fù)值。關(guān)于最短距離的測算，本文使用了兩種方法：一是以轄區(qū)質(zhì)心到邊界線的最短距離來衡量；二是以縣政府所在地(行政中心)到邊界線的最短距離來衡量。由于既有文獻(xiàn)(Chen et al.，2013；Ebenstein et al.，2017；Ma et al.，2017)普遍使用了第一種方法，因此下文實證以第一種方法為主，第二種方法則作為穩(wěn)健性檢驗。

(4) 控制變量。為了控制其他變量對城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文參考陳斌開和林毅夫(2013)、雷根強(qiáng)等(2015)、劉貫春(2017)、Chen et al.(2018)、謝冬水(2018)、余泳澤和潘妍(2019)的研究，引入如下控制變量：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口密度、城鎮(zhèn)投資、金融發(fā)展、教育水平、財政收入、人均收入的一次方項和平方項。關(guān)于控制變量的度量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重衡量；人口密度以各地區(qū)年末人口總數(shù)與轄區(qū)面積比值的對數(shù)衡量；城鎮(zhèn)投資以城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資占GDP比重衡量；金融發(fā)展的度量遵循陳詩一和陳登科(2018)的做法，以人均金融機(jī)構(gòu)各項貸款余額的對數(shù)衡量；教育水平以中學(xué)生人數(shù)占總?cè)丝诒戎睾饬?；財政收入以人均金融機(jī)構(gòu)各項貸款余額的對數(shù)衡量；人均收入以各地區(qū)人均實際GDP的對數(shù)衡量。表1報告了主要變量的變量定義和描述性統(tǒng)計。與既有使用縣級面板數(shù)據(jù)的文獻(xiàn)相比，變量分布并未發(fā)現(xiàn)明顯差異，均在合理范圍之內(nèi)，從而保證研究數(shù)據(jù)的可靠性。

表1 各變量的定義和描述性統(tǒng)計分析

3 實證結(jié)果與分析

3.1 圖分析

在進(jìn)入斷點回歸分析之前，本文先以圖形的方式直觀地展示縣區(qū)到邊界線的距離與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系(見圖2)。圖中的垂直線代表是否實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略的分界線，分界線右側(cè)表示處理組，左側(cè)為控制組；散點代表在箱體范圍內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距的平均值，使用平均值進(jìn)行擬合能夠更好地避免原始數(shù)據(jù)的噪音；曲線代表對邊界線兩側(cè)的散點進(jìn)行非線性回歸所得到的城鄉(xiāng)收入差距的擬合值。容易看到，在邊界線處，處理組縣區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距存在明顯的向上跳躍，這說明實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略縣區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距要明顯高于未實施地區(qū)。根據(jù)圖2的結(jié)果，城鄉(xiāng)收入差距存在明顯的斷點，初步證明處理變量和結(jié)果變量的因果關(guān)系，下文實證分析將對這一關(guān)系進(jìn)行詳細(xì)的探討。

圖2 邊界線兩側(cè)城鄉(xiāng)收入差距的跳躍

3.2 基本回歸

表2報告了西部大開發(fā)對城鄉(xiāng)收入差距影響的基本回歸結(jié)果。作為參考，第(1)列至第(2)列給出了利用OLS方法的估計結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，在控制省份和年份固定效應(yīng)之后，西部大開發(fā)的估計系數(shù)為正，且在1%水平上顯著，說明西部大開發(fā)戰(zhàn)略顯著擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。進(jìn)一步納入控制變量，西部大開發(fā)的估計系數(shù)有所下降，但依然顯著為正。在此基礎(chǔ)之上，表2第(3)列至第(8)列給出了利用RD方法的局部線性回歸的估計結(jié)果，依次是三角內(nèi)核、Epanechnikov內(nèi)核和均勻內(nèi)核的模型設(shè)定?；貧w結(jié)果表明，無論模型采取何種核函數(shù)，以及是否包含控制變量，西部大開發(fā)的估計系數(shù)在六類模型中均大于零，且通過1%的顯著性水平檢驗。這說明西部大開發(fā)戰(zhàn)略總體上不利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，一致于邵傳林(2014)的研究結(jié)論，意味著西部大開發(fā)戰(zhàn)略對城鄉(xiāng)收入差距具有擴(kuò)大效應(yīng)，存在“政策陷阱”。從估計系數(shù)的數(shù)值上看，在給定其他條件不變的情況下，相比于控制組縣區(qū)，實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略的縣區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距平均提升1.60～1.68。由于城鄉(xiāng)收入差距在樣本期間的均值為5.27，這一估計系數(shù)表明西部大開發(fā)戰(zhàn)略擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距30.4%～31.9%，因此擴(kuò)大效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)意義上也十分顯著。

表2 西部大開發(fā)對城鄉(xiāng)收入差距影響的基本回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)值為聚類到縣區(qū)層面的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

從研究結(jié)論上看，本文發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)戰(zhàn)略不利的方面，從城鄉(xiāng)收入差距的視角呼應(yīng)了下列文獻(xiàn)。劉瑞明和趙仁杰(2015)發(fā)現(xiàn)，西部大開發(fā)戰(zhàn)略降低了西部地區(qū)的人力資本水平，阻礙了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整；馮俊誠和張克中(2016)發(fā)現(xiàn)，西部大開發(fā)戰(zhàn)略導(dǎo)致西部縣級政府規(guī)模大幅擴(kuò)張；Ma et al.(2017)發(fā)現(xiàn)，西部大開發(fā)戰(zhàn)略并沒有提升TFP，甚至降低企業(yè)利潤率和專利數(shù)量，以及降低地區(qū)勞動增長率；袁航和朱承亮(2018)發(fā)現(xiàn)，西部大開發(fā)戰(zhàn)略并未促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化；羅鳴令等(2019)發(fā)現(xiàn)，距離西部大開發(fā)邊界線越近的地區(qū)，稅基流失越明顯，證實了區(qū)域性稅收優(yōu)惠政策存在負(fù)外部性。因此，中央政府在實施區(qū)位導(dǎo)向性政策時，要謹(jǐn)防優(yōu)惠政策由“餡餅”演變成“陷阱”。

對于控制變量而言，二產(chǎn)比重顯著加劇城鄉(xiāng)收入差距，符合于經(jīng)濟(jì)直覺，從側(cè)面折射出優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)的戰(zhàn)略是中國城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的重要原因(陳斌開和林毅夫，2013)。人口密度的估計系數(shù)顯著為負(fù)，說明人口密度越高，越有利于促進(jìn)城鄉(xiāng)收入差距的收斂。這可能是因為，人口密度可以提升人際間人力資本和勞動技能的正向溢出效應(yīng)，有利于推動城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民之間的收入水平收斂，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距。城鎮(zhèn)投資對城鄉(xiāng)收入差距的影響表現(xiàn)為擴(kuò)大作用，說明城鎮(zhèn)投資所引致的高附加值投資主要集中在城市，提高了城鎮(zhèn)居民收入，從而加劇城鄉(xiāng)收入差距。金融發(fā)展和中學(xué)生比重的估計系數(shù)并不顯著，說明兩者并不是中國縣區(qū)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的主要原因。人均財政收入與城鄉(xiāng)收入差距呈正相關(guān)關(guān)系，這可能是因為人均財政收入越高，縣區(qū)地方政府財政壓力越小，越有動力和能力傾向于實施城市偏向的各種政策。人均收入的一次方項顯著為負(fù)，平方項顯著為正，說明樣本期內(nèi)人均收入與城鄉(xiāng)收入差距之間存顯著的U型曲線關(guān)系，即城鄉(xiāng)收入差距隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展先下降后上升，一致于陳斌開和林毅夫(2013)、謝冬水(2018)的研究結(jié)論。這意味著在經(jīng)濟(jì)發(fā)展起步階段，農(nóng)村居民收入增加更快從而緩解城鄉(xiāng)收入差距；隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不斷提升，具有較高勞動技能和能力的農(nóng)村居民很可能轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘芯用瘢M(jìn)而導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距被進(jìn)一步拉大。上述結(jié)論反映出城鄉(xiāng)收入差距并不會隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展而自然地縮小。

3.3 斷點回歸的有效性檢驗

使用斷點回歸進(jìn)行因果識別需要滿足以下假設(shè)條件：局部隨機(jī)化假設(shè)和連續(xù)性假設(shè)。局部隨機(jī)化假設(shè)認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)個體無法精確操作驅(qū)動變量。由于本文采用的是地理斷點，每個縣都可以在地圖上做出非常清晰的定位，因而不存在邊界線附近右側(cè)某個縣為了享受西部大開發(fā)戰(zhàn)略，事前將其人為劃分為邊界線左側(cè)。同時，這也是地理斷點回歸設(shè)計的特色之一(Keele and Titiunik，2015)。

第二個識別假設(shè)是連續(xù)性假設(shè)，意為除了西部大開發(fā)戰(zhàn)略，其他所有影響城鄉(xiāng)收入差距的因素在邊界線處都連續(xù)。若不滿足該假設(shè)，那么RD模型的估計結(jié)果還捕獲了其他變量對城鄉(xiāng)收入差距的影響，即城鄉(xiāng)收入差距的跳躍并不能歸因于西部大開發(fā)戰(zhàn)略，從而導(dǎo)致本文的估計偏誤。遵循Meng(2013)、雷根強(qiáng)等(2015)、王麗艷和馬光榮(2018)等文獻(xiàn)的一般做法，本文利用RD模型檢驗控制變量的連續(xù)性。表3報告了三角核函數(shù)下局部線性回歸的結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，在以八個控制變量為被解釋變量的回歸中，西部大開發(fā)的估計系數(shù)均不顯著，這說明各控制變量在邊界處均無顯著差異，不存在跳躍，滿足假設(shè)條件，具有連續(xù)性。這可能的原因是，雖然西部大開發(fā)邊界線絕大部分與省份邊界線重合，但是絕大多數(shù)省份不以大山脈、大江大河作為界線(Ma et al.，2017)。中國當(dāng)前的省份邊界線形成于元朝和明朝，當(dāng)時統(tǒng)治者為了避免地方政府利用地形優(yōu)勢實現(xiàn)分裂割據(jù)，阻止其削弱中央政府的統(tǒng)治力和影響力，從而有意識地打破自然條件的制約，造成犬牙交錯的特點(王麗艷和馬光榮，2017)。這有力解釋了邊界線兩側(cè)較為相似的經(jīng)濟(jì)、人文等特征。

表3 控制變量連續(xù)性檢驗的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)值為聚類到縣區(qū)層面的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

3.4 異質(zhì)性分析

3.4.1 收入差距的區(qū)域異質(zhì)性

上文檢驗了西部大開發(fā)對城鄉(xiāng)收入差距的總體影響，然而這種基于樣本總體的分析可能掩蓋了潛在的區(qū)域差異，即西部大開發(fā)的城鄉(xiāng)收入差距效應(yīng)在不同城鄉(xiāng)收入差距程度的區(qū)域可能存在差異。鑒于上述考慮，本文按照城鄉(xiāng)收入差距程度將樣本平均分為四類，分別是低收入差距的區(qū)域(低于25分位點)、中低收入差距的區(qū)域(介于25～50分位點)、中高收入差距的區(qū)域(介于50～75分位點)和高收入差距的區(qū)域(高于75分位點)。

基于上述四類樣本，圖3繪制了不同分位點樣本中縣區(qū)到邊界線的距離與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系。容易看出，在低、中低和中高收入差距的樣本中，處理組縣區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距在邊界線處存在明顯的向上跳躍，一致于圖2中總體樣本的結(jié)果；與此相反，在高收入差距的樣本中，處理組縣區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距卻在邊界線處存在明顯的向下跳躍，為西部大開發(fā)戰(zhàn)略在高收入差距的樣本中具有縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用提供了初步證據(jù)。

圖3 不同城鄉(xiāng)收入差距的區(qū)域在斷點處的跳躍

為了進(jìn)一步佐證圖3所揭示的結(jié)論，本文基于三角核函數(shù)的局部線性回歸方法進(jìn)行估計，結(jié)果見表4。需要提及，由于在低和中低收入差距的樣本中，由最優(yōu)帶寬確定的回歸觀測值較少，因此模型并沒有控制省份固定效應(yīng)。由表4可知，在低、中低和中高收入差距的樣本中，西部大開發(fā)的估計系數(shù)為正，并且在低和中高收入差距的樣本中至少通過5%的顯著性水平檢驗，這說明在低于城鄉(xiāng)收入差距75分位點的樣本中，西部大開發(fā)對城鄉(xiāng)收入差距具有擴(kuò)大效應(yīng)；與此相反，在高收入差距的樣本中，西部大開發(fā)的估計系數(shù)顯著為負(fù)，這說明在高于城鄉(xiāng)收入差距75分位點的樣本中，西部大開發(fā)對城鄉(xiāng)收入差距具有縮小效應(yīng)。綜上，西部大開發(fā)對城鄉(xiāng)收入差距影響隨著收入差距程度的不同而發(fā)生變化，在城鄉(xiāng)收入差距最懸殊的區(qū)域，西部大開發(fā)能夠顯著降低城鄉(xiāng)收入差距，一致于圖3的結(jié)論。

表4 西部大開發(fā)對城鄉(xiāng)收入差距影響的地區(qū)異質(zhì)性

注：括號內(nèi)數(shù)值為聚類到縣區(qū)層面的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

3.4.2 政策效應(yīng)的年份異質(zhì)性

雖然前文基本回歸結(jié)果提供了西部大開發(fā)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的證據(jù)，但是這一證據(jù)反映的是平均處理效應(yīng)，從而忽視了不同年份的動態(tài)特點。作為國家級戰(zhàn)略，西部大開發(fā)是實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的重大舉措，對地區(qū)增長的作用受到配套政策和地方政府執(zhí)行經(jīng)驗的影響(劉瑞明和趙仁杰，2015)。隨著西部大開發(fā)戰(zhàn)略的逐步實施，相應(yīng)配套政策漸漸完善，地方政府的政策執(zhí)行能力也日益增強(qiáng)，可以預(yù)期，西部大開發(fā)的城鄉(xiāng)收入差距效應(yīng)將存在年份上的異質(zhì)性。為了檢驗這種異質(zhì)性，本文遵循He et al.(2018)的研究思路，對方程(2)利用年份截面數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，并將每一個年份西部大開發(fā)的估計系數(shù)及其95%的置信區(qū)間繪制在圖4中。需要說明的是，由于2000—2001年以及2011—2014年城鄉(xiāng)收入差距的缺失值較多，因此本文并沒有考察這些年份。

圖4 西部大開發(fā)對城鄉(xiāng)收入差距影響的年份異質(zhì)性注：(1)RD的估計方法是局部線性回歸，核函數(shù)是triangular kernel； (2)圖中小圓圈為估計系數(shù)，虛線為估計系數(shù)95%的置信區(qū)間；(3)由于2000年和2001年以及2011—2014年城鄉(xiāng)收入差距的缺失值較多，因此分年份西部大開發(fā)效應(yīng)的估計并沒有考察這些年份。

從圖4容易看出，除了2010年，其余年份西部大開發(fā)的估計系數(shù)均顯著大于零，估計值介于1.34～2.26。從時間趨勢上看，西部大開發(fā)對城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大效應(yīng)整體上呈現(xiàn)先增加后減小的倒U型曲線。具體而言，西部大開發(fā)的政策效應(yīng)在2005年達(dá)到波峰；同時，相比于基準(zhǔn)回歸模型中的平均處理效應(yīng)(表2)，2004—2007年的政策效應(yīng)高于平均值，而2002—2003年和2008—2010年的政策效應(yīng)則低于平均值。圖4的結(jié)論表明，在西部大開發(fā)戰(zhàn)略處于奠定基礎(chǔ)的第一階段，相比于農(nóng)村居民收入的增長速度，城鎮(zhèn)居民收入的增長速度先快后慢，從而導(dǎo)致西部大開發(fā)的政策效應(yīng)呈倒U型的演變趨勢。

3.5 穩(wěn)健性檢驗

3.5.1 參數(shù)方法

理論上，RD的估計方法包括參數(shù)方法和非參數(shù)方法。前文的實證內(nèi)容均使用的是基于方程(2)的局部線性回歸方法，屬于非參數(shù)方法。為了檢驗上文結(jié)論是否對不同的估計方法保持穩(wěn)健，本節(jié)將使用基于方程(1)的參數(shù)方法進(jìn)行估計，回歸結(jié)果見表5。其中，第(1)列至第(4)列模型是全樣本的多項式回歸，多項式階數(shù)分別是四次、三次、二次和一次?？梢园l(fā)現(xiàn)，四類模型中，西部大開發(fā)的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正，并且在數(shù)值大小上也與局部線性回歸方法的結(jié)果較為接近，佐證了上文結(jié)論。在此基礎(chǔ)上，第(5)列至第(7)列模型進(jìn)一步限制樣本范圍，分別設(shè)定了1000km、500km和100km三類帶寬。關(guān)于不同帶寬的多項式階數(shù)選擇問題，本文參考He et al.(2018)的做法，對于較寬的前兩類帶寬，本文采取二階多項式；而對于較窄的100km帶寬，本文采取線性回歸。回歸結(jié)果表明，西部大開發(fā)的估計系數(shù)依然顯著為正。因此，參數(shù)方法支持“西部大開發(fā)對城鄉(xiāng)收入差距具有擴(kuò)大效應(yīng)”的核心結(jié)論，證明上文結(jié)論對不同的估計方法保持穩(wěn)健。

表5 參數(shù)方法的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)值為聚類到縣區(qū)層面的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

3.5.2 驅(qū)動變量的重新測算

本文屬于地理邊界的斷點回歸設(shè)計，而驅(qū)動變量的測算涉及“面(縣區(qū))”到“線(邊界線)”的最短距離問題。為了檢驗上文結(jié)論是否受到驅(qū)動變量不同衡量方法的影響，本文進(jìn)一步以縣政府所在地到邊界線的最短距離進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。究其原因，某一地區(qū)縣政府所在地往往是該地區(qū)的行政中心，資本、勞動力等經(jīng)濟(jì)要素往往圍繞行政中心流動。表6報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果。其中，第(1)列至第(3)列模型使用局部線性回歸方法，第(4)列至第(8)列模型使用參數(shù)回歸方法?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論模型采取何種核函數(shù)，抑或是各種多項式階數(shù)和不同帶寬設(shè)定，西部大開發(fā)的估計系數(shù)在八類模型中均顯著大于零，且在數(shù)值上也較為接近，表明上文結(jié)論對不同驅(qū)動變量的衡量方法保持穩(wěn)健。

表6 驅(qū)動變量重新測算的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)值為聚類到縣區(qū)層面的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

3.5.3 排除國家貧困縣的樣本

1994—2000年，中國實施了由政府主導(dǎo)的“八七扶貧攻堅計劃”，確定了592個國家貧困縣。該計劃使中央和省級政府明顯提升對貧困縣的轉(zhuǎn)移支付力度，從而促使貧困縣獲得更多的財力支持(毛捷等，2012)，顯著提高了農(nóng)村居民人均收入(Meng，2013)。2001年，國務(wù)院扶貧領(lǐng)導(dǎo)小組頒布了《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要(2001—2010)》，重新認(rèn)定了貧困縣名單，取消沿海發(fā)達(dá)地區(qū)的縣，增加中西部地區(qū)的貧困縣數(shù)量，并保持總數(shù)不變?？紤]到貧困縣主要位于西部地區(qū)的事實，各級政府對貧困縣的支持政策可能“污染”西部大開發(fā)的城鄉(xiāng)收入差距效應(yīng)。鑒于此，本文剔除國家貧困縣的樣本重新進(jìn)行回歸，估計結(jié)果見表7?？梢园l(fā)現(xiàn)，在局部線性回歸模型和參數(shù)回歸模型中，西部大開發(fā)的估計系數(shù)均顯著大于零，支持前文的核心結(jié)論。

表7 剔除國家貧困縣的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)值為聚類到縣區(qū)層面的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

3.5.4 考慮政策外部性

雖然上文檢驗了斷點回歸的有效性，但是如果西部大開發(fā)的相關(guān)政策產(chǎn)生了某些外部性，那么將會威脅到本文的研究結(jié)論。也就是說，西部大開發(fā)的相關(guān)政策只能影響到處理組的縣區(qū)，而不能影響控制組的縣區(qū)。一旦位于邊界線以東的企業(yè)為了享受西部大開發(fā)的優(yōu)惠政策，而將資本、勞動力等生產(chǎn)要素遷移到邊界線以西的處理組縣區(qū)，那么則產(chǎn)生了外部性效應(yīng)。事實上，2001年西部大開發(fā)地區(qū)開始實施稅收優(yōu)惠政策，其中以企業(yè)所得稅優(yōu)惠力度最大，稅率降低54%。這種稅率差異導(dǎo)致西部大開發(fā)地區(qū)成為“稅收洼地”，從而導(dǎo)致生產(chǎn)要素由高稅率地區(qū)流向低稅率地區(qū)。羅鳴令等(2019)證實，西部地區(qū)稅基的增長是以相鄰地區(qū)的稅基流失為代價，即稅收優(yōu)惠政策存在負(fù)外部性。

理論上，政策外部性的大小與企業(yè)離邊界線的距離緊密相關(guān)。這是因為，企業(yè)離邊界線的距離越遠(yuǎn)，遷移成本則越高。企業(yè)是否遷移的最終決策取決于遷移后享受政策優(yōu)惠的正效應(yīng)與遷移成本負(fù)效應(yīng)的綜合作用?；谏鲜鏊悸罚疚膮⒖糓a et al.(2017)、Ehrlich and Seidel(2018)的做法，排除靠近邊界線兩側(cè)的觀測值以避免由于企業(yè)遷移而導(dǎo)致的外部性效應(yīng)。表8報告了剔除距離邊界線50km和100km之內(nèi)的觀測值之后的回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，十二類模型中，西部大開發(fā)的估計系數(shù)均顯著大于零，依然支持前文的核心結(jié)論。這說明，本文結(jié)論不太可能被邊界處的政策外部性所驅(qū)使。

3.5.5 考慮中部崛起戰(zhàn)略的影響

本文的識別策略是，比較毗鄰西部大開發(fā)邊界線左右兩側(cè)縣區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距的差異。一個潛在的假定是，邊界線右側(cè)的縣區(qū)不受西部大開發(fā)政策的影響。事實上，自中央政府2000年實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略以來，東部地區(qū)優(yōu)先發(fā)展和西部地區(qū)加快發(fā)展導(dǎo)致了中部地區(qū)的“塌陷”現(xiàn)象，形成了經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度的“洼地”。為改善這種發(fā)展趨勢和促進(jìn)中部地區(qū)發(fā)展，中央政府于2004年提出中部崛起戰(zhàn)略，隨后國務(wù)院于2006年頒布實施《關(guān)于促進(jìn)中部地區(qū)崛起的若干意見》，標(biāo)志著中部崛起戰(zhàn)略正式啟動。從發(fā)展戰(zhàn)略性質(zhì)上看，中部崛起戰(zhàn)略亦屬于國家層面的區(qū)位導(dǎo)向性政策，這可能導(dǎo)致中部崛起戰(zhàn)略具有西部大開發(fā)戰(zhàn)略類似的功能。換句話說，中部崛起戰(zhàn)略有可能“污染”本文的控制組，進(jìn)一步導(dǎo)致西部大開發(fā)戰(zhàn)略的政策效應(yīng)的偏誤。鑒于此，本文采取兩種手段進(jìn)行處理：一是使用中部崛起戰(zhàn)略實施之前的樣本，即使用2000—2005年的樣本；二是排除實施中部崛起戰(zhàn)略的縣區(qū)，即刪除山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南中部六省下轄的縣區(qū)。表9報告了相關(guān)回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，十六類模型中，西部大開發(fā)的估計系數(shù)均顯著大于零，依然支持前文的核心結(jié)論。這說明，本文結(jié)論并沒有受到中部崛起戰(zhàn)略的威脅。

3.5.6 安慰劑檢驗

雖然上文證明可觀測的控制變量在邊界處滿足連續(xù)性假設(shè)，但依然可能存在某些影響城鄉(xiāng)收入差距不可觀測的變量，而它們是不能被直接檢驗的。為了排除西部大開發(fā)對城鄉(xiāng)收入差距的影響受到遺漏變量干擾的可能性，本文參考Ma et al.(2017)的做法，通過設(shè)置假的邊界線進(jìn)行安慰劑檢驗。具體而言，本文首先將真實邊界線向西移動200km，并將帶寬設(shè)定為100km。如此，假的處理組和假的控制組均位于真實邊界線以西，均享受西部大開發(fā)政策，因此不應(yīng)該觀察到“假邊界線”兩側(cè)城鄉(xiāng)收入差距存在差異。表10第(1)和(2)列分別報告了以質(zhì)心和行政中心測度驅(qū)動變量的估計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，假的西部大開發(fā)的估計系數(shù)均不顯著，說明“假邊界線”兩側(cè)城鄉(xiāng)收入差距不存在差異。類似上述操作，本文將真實邊界線向東移動200km，并將帶寬設(shè)定為100km，使回歸樣本均位于真實邊界線以東，估計結(jié)果見表10第(3)列和第(4)列?？梢园l(fā)現(xiàn)，假的西部大開發(fā)的估計系數(shù)依然不顯著，再次凸顯本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

表8 考慮政策外部性的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)值為聚類到縣區(qū)層面的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

表9 考慮中部崛起戰(zhàn)略影響的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)值為聚類到縣區(qū)層面的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

表10 安慰劑檢驗的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)值為聚類到縣區(qū)層面的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

4 機(jī)制分析

4.1 西部大開發(fā)對城鄉(xiāng)和農(nóng)村居民收入的影響

上文實證內(nèi)容識別了西部大開發(fā)與城鄉(xiāng)收入差距之間的因果關(guān)系，但還沒有提供證據(jù)解釋西部大開發(fā)加劇城鄉(xiāng)收入差距的背后原因。由于城鄉(xiāng)收入差距是以城鎮(zhèn)在崗職工平均工資與農(nóng)村居民人均純收入的比值來衡量，因此本文參考雷根強(qiáng)等(2015)的思路，分別考察西部大開發(fā)對城鎮(zhèn)居民收入與農(nóng)村居民收入的影響。具體做法是，以城鎮(zhèn)在崗職工平均工資與農(nóng)村居民人均純收入分別代替方程(1)和方程(2)中的被解釋變量進(jìn)行回歸。

圖5 邊界線兩側(cè)城鎮(zhèn)居民收入的跳躍

圖6 邊界線兩側(cè)農(nóng)村居民收入的跳躍

在進(jìn)入斷點回歸分析之前，圖5和圖6分別繪制了縣區(qū)到邊界線的距離與城鎮(zhèn)居民收入、農(nóng)村居民收入兩兩之間的關(guān)系。容易看出，在邊界線處，處理組縣區(qū)的城鎮(zhèn)居民收入存在明顯的向上跳躍，這說明實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略縣區(qū)的城鎮(zhèn)居民收入要明顯高于未實施地區(qū)；與此相反，處理組縣區(qū)的農(nóng)村居民收入存在明顯的向下跳躍，這說明實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略縣區(qū)的城鎮(zhèn)居民收入要明顯高于未實施地區(qū)。根據(jù)圖5和圖6的結(jié)果，城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入均存在明顯的斷點，初步證明西部大開發(fā)增加了城鎮(zhèn)居民收入，而減少了農(nóng)村居民收入，從而導(dǎo)致西部大開發(fā)對城鄉(xiāng)收入差距呈擴(kuò)大效應(yīng)。

為了進(jìn)一步佐證圖5和圖6所揭示的結(jié)論，本文使用斷點回歸方法進(jìn)行估計。表11報告了西部大開發(fā)對城鎮(zhèn)居民收入影響的回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論模型采取局部線性回歸方法，還是采取參數(shù)回歸方法，西部大開發(fā)的估計系數(shù)在八類模型中均在1%的水平上顯著大于零，說明西部大開發(fā)顯著提升了城鎮(zhèn)居民收入。從估計系數(shù)的數(shù)值上看，在給定其他條件不變的情況下，相比于控制組縣區(qū)，實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略的縣區(qū)的城鎮(zhèn)居民收入平均提升0.16左右。

表11 西部大開發(fā)對城鎮(zhèn)居民收入影響的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)值為聚類到縣區(qū)層面的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

與此同時，表12報告了西部大開發(fā)對農(nóng)村居民收入影響的回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，在局部線性回歸模型和參數(shù)回歸模型中，西部大開發(fā)的估計系數(shù)均小于零，且至少在5%水平上顯著，說明西部大開發(fā)顯著降低了農(nóng)村居民收入。從估計系數(shù)的數(shù)值上看，在給定其他條件不變的情況下，相比于控制組縣區(qū)，實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略的縣區(qū)的農(nóng)村居民收入平均降低0.10～0.16。

表12 西部大開發(fā)對農(nóng)村居民收入影響的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)值為聚類到縣區(qū)層面的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。

綜上，西部大開發(fā)顯著提升了城鎮(zhèn)居民收入，而顯著降低了農(nóng)村居民收入，這是城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的背后原因。這一研究結(jié)論對于不同估計方法、不同核函數(shù)、不同多項式和不同帶寬設(shè)定都保持穩(wěn)健性。究其原因，西部大開發(fā)各種政策均指向基礎(chǔ)設(shè)施投資和促進(jìn)工業(yè)化發(fā)展，尤其是重工業(yè)部門和資本密集型部門的發(fā)展，而較少支持農(nóng)業(yè)和服務(wù)業(yè)部門的發(fā)展。例如，中央政府鼓勵發(fā)展的440個制造業(yè)之中，重工業(yè)行業(yè)有381個，輕工業(yè)行業(yè)有59個，而服務(wù)業(yè)行業(yè)只有28個(Ma et al.，2017)。正是基于這種政策導(dǎo)向，相比于農(nóng)村居民，城鎮(zhèn)居民從西部大開發(fā)戰(zhàn)略中獲益更多。這也呼應(yīng)了既有文獻(xiàn)的觀點，鼓勵資本密集型部門等重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展的政府戰(zhàn)略是城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的重要原因之一(陳斌開和林毅夫，2013)。

4.2 拓展分析

為了進(jìn)一步分析西部大開發(fā)加劇城鄉(xiāng)收入差距的原因，本文從影響城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入的產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平和從業(yè)人員數(shù)量兩方面進(jìn)行考察?；跀?shù)據(jù)的可獲得性，本文檢驗了西部大開發(fā)戰(zhàn)略對三大產(chǎn)業(yè)發(fā)展以及單位從業(yè)人員、鄉(xiāng)村從業(yè)人員的影響，并選取了六類變量，分別是人均第一產(chǎn)業(yè)增加值增長率、人均第二產(chǎn)業(yè)增加值增長率、人均第三產(chǎn)業(yè)增加值增長率、單位從業(yè)人員、鄉(xiāng)村從業(yè)人員和農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員，其中后三類變量均取對數(shù)。

表13報告了西部大開發(fā)對三大產(chǎn)業(yè)發(fā)展和不同職業(yè)從業(yè)人員影響的回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，在局部線性回歸模型和參數(shù)回歸模型中，西部大開發(fā)顯著抑制了第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，而顯著促進(jìn)了第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，對第二產(chǎn)業(yè)的影響并不顯著；同時，西部大開發(fā)顯著降低鄉(xiāng)村從業(yè)人員數(shù)，而對單位從業(yè)人員數(shù)的影響并不顯著。由于農(nóng)村居民收入與第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平、鄉(xiāng)村從業(yè)人員數(shù)緊密相關(guān)，而第二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平以及單位從業(yè)人員數(shù)直接關(guān)系到城鎮(zhèn)居民的收入狀況，因此上述結(jié)論提供了西部大開發(fā)不利于農(nóng)村居民收入的證據(jù)，同時西部大開發(fā)可能通過促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平而提升城鎮(zhèn)居民收入。囿于數(shù)據(jù)的可獲得原因，表13給出的證據(jù)可能只是間接、側(cè)面和探索性的。

表13 拓展分析的回歸結(jié)果

續(xù)表

注：(1)括號內(nèi)數(shù)值為聚類到縣區(qū)層面的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平；(2)Panel A和Panel B方程中均包括控制變量、省份固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。

5 結(jié)論與政策建議

2000年，中央政府對西部12個省份實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略，大力投資基礎(chǔ)設(shè)施和鼓勵發(fā)展各類制造業(yè)，迄今已經(jīng)二十年。西部大開發(fā)戰(zhàn)略作為世界上最大的區(qū)位導(dǎo)向性政策，準(zhǔn)確評估其政策效果具有重要的理論與實踐意義。然而，既有文獻(xiàn)較少關(guān)注西部大開發(fā)對城鄉(xiāng)收入差距的影響，并且難以處理兩者因果關(guān)系識別之中的遺漏變量問題。鑒于此，本文將西部大開發(fā)視為一次準(zhǔn)自然實驗，采用2000—2014年中國2009個縣域的面板數(shù)據(jù)，使用空間斷點回歸的方法識別了西部大開發(fā)與城鄉(xiāng)收入差距之間的因果關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：(1)整體上，相比于未實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略的縣區(qū)，實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略的縣區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距平均提升1.60～1.68，超過樣本均值的30%，意味著西部大開發(fā)對城鄉(xiāng)收入差距具有擴(kuò)大效應(yīng)；(2)西部大開發(fā)的城鄉(xiāng)收入差距效應(yīng)在不同城鄉(xiāng)收入差距程度的區(qū)域存在異質(zhì)性，在低于城鄉(xiāng)收入差距75分位點的區(qū)域表現(xiàn)為擴(kuò)大效應(yīng)，而在高于城鄉(xiāng)收入差距75分位點的區(qū)域則表現(xiàn)為縮小效應(yīng)；(3)從年份動態(tài)效應(yīng)上看，2002—2010年，西部大開發(fā)對城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大效應(yīng)呈先增加后減小的倒U型曲線；(4)機(jī)制分析表明，西部大開發(fā)顯著提升了城鎮(zhèn)居民收入，而顯著降低了農(nóng)村居民收入，這是城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的背后原因。同時，本文研究結(jié)論對于不同估計方法、不同帶寬設(shè)定、不同驅(qū)動變量定義，以及在考慮特殊樣本與政策外部性的情況下都保持穩(wěn)健性。

本文的研究對于完善和深化西部大開發(fā)戰(zhàn)略，切實提升農(nóng)村居民收入和有效縮小城鄉(xiāng)收入差距具有重要的政策含義。一方面，促進(jìn)城鄉(xiāng)要素合理配置，健全城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展機(jī)制?！段鞑看箝_發(fā)“十三五”規(guī)劃》強(qiáng)調(diào)，按照人人享有的要求，穩(wěn)步提高城鄉(xiāng)居民收入，使西部各族人民群眾在共享發(fā)展中更有獲得感，朝著共同富裕穩(wěn)步前進(jìn)。因此，在資源分配的過程中，兼顧效率與公平，不應(yīng)過度偏頗城市，由偏向城市發(fā)展轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘信c農(nóng)村協(xié)同發(fā)展。同時，加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高農(nóng)村基本公共服務(wù)供給水平，切實實現(xiàn)城鄉(xiāng)之間公共服務(wù)的均等化。另一方面，各級政府應(yīng)努力提高西部地區(qū)農(nóng)村居民收入。以農(nóng)村“扶貧攻堅”和“鄉(xiāng)村振興”戰(zhàn)略為契機(jī)，全面落實強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)富農(nóng)政策，努力發(fā)展農(nóng)村事業(yè)和鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)，實施“科教興農(nóng)”發(fā)展戰(zhàn)略，加強(qiáng)農(nóng)村勞動力培訓(xùn)以提升農(nóng)村居民人力資本，進(jìn)而提高西部農(nóng)村居民的實際收入。由于西部地區(qū)集中了大量的革命老區(qū)、少數(shù)民族地區(qū)以及邊疆地區(qū)，也是國家級貧困縣的聚集地，所以提高西部地區(qū)的農(nóng)村居民收入對于打贏脫貧攻堅戰(zhàn)具有重要意義。