淺談西部開發(fā)政策對中國經(jīng)濟(jì)的影響范文

本站小編為你精心準(zhǔn)備了淺談西部開發(fā)政策對中國經(jīng)濟(jì)的影響參考范文，愿這些范文能點燃您思維的火花，激發(fā)您的寫作靈感。歡迎深入閱讀并收藏。

摘要：為了考察全國性整體經(jīng)濟(jì)波動和地區(qū)性的經(jīng)濟(jì)波動對各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同貢獻(xiàn)，該文基于中國地區(qū)化經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的現(xiàn)狀，將Bayesian動態(tài)隱變量模型引入中國宏觀經(jīng)濟(jì)的研究。通過從可觀測到的宏觀經(jīng)濟(jì)變量中識別出隱含經(jīng)濟(jì)變量，該文將中國宏觀經(jīng)濟(jì)的整體波動分解為3個部分：全國因子、地區(qū)因子和各經(jīng)濟(jì)變量獨有的波動項。通過對中國經(jīng)濟(jì)在1980—2015年的變動歷史的分析，發(fā)現(xiàn)地區(qū)的產(chǎn)出和投資主要受全國因子波動的影響，而地區(qū)消費的波動主要受地區(qū)因子的影響。另外，通過對中國“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略實施前后經(jīng)濟(jì)變動的分析，發(fā)現(xiàn)該戰(zhàn)略提高了全國因子對西部地區(qū)的影響，特別是投資受影響最大。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)周期；地區(qū)經(jīng)濟(jì)聯(lián)動性；Bayesian動態(tài)隱變量

模型中國幅員遼闊，經(jīng)濟(jì)發(fā)展非常不平衡，中國各個地區(qū)經(jīng)濟(jì)波動既帶有全國經(jīng)濟(jì)波動的共性，也具有很強的本地區(qū)發(fā)展特點。一方面，由于各地區(qū)間貿(mào)易壁壘的減少和金融市場聯(lián)系的不斷加強，伴隨著能源、商品交易的往來和資本的流動，各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)周期呈現(xiàn)出更強的“全國化”特點。但另一方面，同一地區(qū)之內(nèi)的不同省份除了地理空間上鄰接、自然條件相似外，還往往經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平接近，且在發(fā)展中面臨相似的問題，存在著很多與其他地方迥異的“地區(qū)性”特點。針對中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異，特別是西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展明顯落后于東部地區(qū)的現(xiàn)狀，中國提出了“西部大開發(fā)”的地區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略，力圖通過加大對西部地區(qū)建設(shè)的支持力度來逐漸縮小這種差異。按照中國政府的統(tǒng)計，在2000—2009年的10年間，中國對西部國家重點工程的投資達(dá)到2．2萬億元，而中央財政對西部地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付更是超過了3萬億元。同時，通過發(fā)掘自身的獨有優(yōu)勢（如豐富的天然能源、礦產(chǎn)資源和特色農(nóng)牧產(chǎn)品等），西部地區(qū)對全國經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)也在不斷增長，以“西電東送”項目為例，僅2008年，南方電網(wǎng)就完成網(wǎng)內(nèi)西電東送超過1000億kW•h。在中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展過程中，西部地區(qū)和中東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)具有多大的獨立性和相互依賴性？尤其是“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略的實施，是否對西部經(jīng)濟(jì)與全國經(jīng)濟(jì)的依存度產(chǎn)生了重要影響？這些是頗有研究意義與價值的問題。本文基于中國地區(qū)化經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的現(xiàn)狀，將Bayesian隱變量模型引入中國宏觀經(jīng)濟(jì)研究，將中國經(jīng)濟(jì)分為中東部和西部2個地區(qū)，考察全國性整體經(jīng)濟(jì)波動和地區(qū)性的經(jīng)濟(jì)波動對各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)，并特別考慮了“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略對西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。國外對地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展聯(lián)動性的研究主要集中在國際間的經(jīng)濟(jì)一體化。實證證據(jù)對于經(jīng)濟(jì)一體化的程度并沒有一致性的結(jié)論：Carstensen等［1］發(fā)現(xiàn)G7國家之間的聯(lián)動性很強，而這種聯(lián)動性主要是因為產(chǎn)出的聯(lián)動性。Doyle等［2］則發(fā)現(xiàn)美國與其他G7國家之間的經(jīng)濟(jì)相關(guān)性始終在波動。而在對經(jīng)濟(jì)一體化成因的研究方面，Kalemli－Ozcan等［3］提出了產(chǎn)業(yè)分工和風(fēng)險分擔(dān)的增加將降低國家或地區(qū)之間的產(chǎn)出相關(guān)性。Imbs［4］實證發(fā)現(xiàn)金融市場的聯(lián)系、專業(yè)化的區(qū)域相似性以及產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易總量對國家間的產(chǎn)出與消費相關(guān)性都存在正效應(yīng)。Baxter等［5］發(fā)現(xiàn)國際貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)周期傳遞的最重要渠道。Kose等［6］則發(fā)現(xiàn)國際貿(mào)易與金融市場整合提高了各國經(jīng)濟(jì)周期的同步程度。Holly等［7］則發(fā)現(xiàn)國際間整體的波動性是由各因子共同波動引起的。中國在地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展聯(lián)動性的研究還比較少。林毅夫等［8］通過對省級行政區(qū)劃的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均收入及基尼系數(shù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)各地區(qū)內(nèi)部的基尼系數(shù)對總體基尼系數(shù)的影響在縮小，然而地區(qū)間的基尼系數(shù)對總體基尼系數(shù)的影響在增大，從而得出了地區(qū)間經(jīng)濟(jì)差異在擴(kuò)大的結(jié)論。蔡昉等［9］通過將全國人均產(chǎn)出的省際差異具體地劃分為3個地區(qū)（東部、中部與西部）的地區(qū)內(nèi)部差異以及3個地區(qū)之間的差異，發(fā)現(xiàn)地區(qū)內(nèi)各省份的經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)出趨同態(tài)勢，而地區(qū)之間的發(fā)展則呈現(xiàn)出差異化。Yao等［10］通過將各省間的基尼系數(shù)分解為地區(qū)間差異部分、地區(qū)內(nèi)差異部分等，展現(xiàn)出1970—1997年地區(qū)差異的部分占總體基尼系數(shù)比例逐漸上升至近80％，認(rèn)為地區(qū)間經(jīng)濟(jì)差異處在擴(kuò)大階段。而近年來，出現(xiàn)了一些對中國和周邊地區(qū)的聯(lián)動性研究，如梁經(jīng)緯等［11］和徐世騰等［12］。本文結(jié)合中國經(jīng)濟(jì)東西部發(fā)展不平衡的現(xiàn)狀，將Bayesian動態(tài)隱變量模型引入到對中國宏觀經(jīng)濟(jì)的研究中，對各地區(qū)主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量中的共同趨勢和獨立波動性進(jìn)行估計。具體而言，本文將宏觀經(jīng)濟(jì)變量的波動分解為全國因子、地區(qū)因子和各宏觀變量獨有波動項。全國因子代表地區(qū)經(jīng)濟(jì)間的聯(lián)動性，將影響全國各個地區(qū)的所有宏觀經(jīng)濟(jì)變量；地區(qū)因子代表經(jīng)濟(jì)的地區(qū)特性，影響對應(yīng)地區(qū)內(nèi)的所有宏觀經(jīng)濟(jì)變量；而各宏觀變量自身波動項則反映了該變量獨立的變動特性。通過對1980—2015年中國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的研究，發(fā)現(xiàn)在地區(qū)產(chǎn)出和投資的波動中，有超過50％的部分可以由全國因子進(jìn)行解釋，這反映了中國各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)在總體上呈現(xiàn)出較強的聯(lián)動性。但同時發(fā)現(xiàn)，全國因子與地區(qū)因子在不同時間點上對地區(qū)經(jīng)濟(jì)波動的解釋能力存在差別。此外，西部大開發(fā)實施后全國因子對西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)波動解釋能力有明顯提升，這印證了區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略的實施加速了西部地區(qū)發(fā)展融入中國整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的進(jìn)程。本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下3個方面：首先，現(xiàn)有的文獻(xiàn)大都使用可以觀測的變量（如國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）等）來對各個經(jīng)濟(jì)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)狀況進(jìn)行度量。但所有的經(jīng)濟(jì)變量都只能反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個方面，而真實的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r是一個無法直接觀測的綜合指標(biāo)。本文采用隱變量模型，可以從各個重要的宏觀經(jīng)濟(jì)變量的觀測值中，識別出隱含在各個變量背后的真實經(jīng)濟(jì)波動水平，從而對各個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)波動狀況得到更準(zhǔn)確的認(rèn)識。其次，傳統(tǒng)的文獻(xiàn)都是假定各個國家或地區(qū)的聯(lián)動性保持不變，或者至少在一段時期能保持不變，但現(xiàn)實中各個經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系可能隨時都在發(fā)生著變化。而Bayesian動態(tài)模型的方法可以捕捉到經(jīng)濟(jì)模型之間的動態(tài)變化過程，從而準(zhǔn)確的對各地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)依存度的變動做出的描述和預(yù)測。再次，由于模型的動態(tài)特征，本文可以清晰考察出各個宏觀經(jīng)濟(jì)政策對地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響。在本研究中特別考慮了“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略對中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展依存度的影響。

1研究方法與數(shù)據(jù)

1．1本文模型設(shè)定在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的模型中，由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是不可觀測的變量，傳統(tǒng)模型很難對其進(jìn)行識別和估計。Otrok等［13］提出了動態(tài)隱變量模型，通過采用Bayesian方法可以估計出隱含在一系列可觀測變量之后的隱藏變量。本文將這個估計方法擴(kuò)展到多變量情況，使用Bayesian估計方法給出一系列時序數(shù)據(jù)的譜密度矩陣的描述，并由此來分析相應(yīng)時序數(shù)據(jù)的聯(lián)動性。在本文模型中，用N表示中國的經(jīng)濟(jì)區(qū)域數(shù)目，M表示每個地區(qū)對應(yīng)的可觀測的宏觀經(jīng)濟(jì)變量的個數(shù)，T表示時序數(shù)據(jù)的長度，可觀測的宏觀經(jīng)濟(jì)變量用yp，i，t表示，其中p為地區(qū)標(biāo)號（p＝1，…，N），i為變量標(biāo)號（i＝1，2，…，M），t為示意時期（t＝1，2，…，T）。將不可以觀測的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分為2類：表征各地區(qū)經(jīng)濟(jì)波動狀況的N個地區(qū)性因子xregioni和1個表征全國統(tǒng)一的經(jīng)濟(jì)波動情況的全國因子xstate，假定地區(qū)p的宏觀經(jīng)濟(jì)變量i由下式?jīng)Q定：xstatet，xwt，xe［t］′，上式中3個分量依次代表全國因子、西部地區(qū)因子與中東部地區(qū)因子。同時，認(rèn)為隱變量向量的動態(tài)轉(zhuǎn)移矩陣符合下式：這里所示的轉(zhuǎn)移形式反映了經(jīng)濟(jì)變量變動趨勢具有一定“慣性”，即認(rèn)為隱變量向量xt存在一階自回歸關(guān)系，擾動項服從三元標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。在該模型中，每個地區(qū)的M個宏觀經(jīng)濟(jì)變量，均由該地區(qū)對應(yīng)的地區(qū)因子與全國各地區(qū)共有的全國因子共同決定。在這一表達(dá)式中，系數(shù)zjp，i可被視為“因子影響度”，全國因子和地區(qū)因子的這一系數(shù)的大小可以反映可觀測到的宏觀經(jīng)濟(jì)變量yp，i，t受各因子影響程度的相對大小。

1．2Bayesian動態(tài)隱變量模型估計過程因為數(shù)據(jù)中存在不可觀測的變量，傳統(tǒng)的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法比較難以對模型進(jìn)行估計，采用Bayesian分析中的Gibbs抽樣方法，迭代地抽樣出模型參數(shù)和不可觀測到的隱變量。具體來說，通過Markov鏈MonteCarlo（MCMC）方法，將已經(jīng)抽樣出的不可觀測的因子視作已知，根據(jù)因子從系數(shù)的后驗分布中抽樣新的系數(shù)估計值；或者根據(jù)抽樣出的系數(shù)值，從各因子的后驗分布中抽樣新的不可觀測因子值，這樣就完成了Markov鏈中的一次抽樣。為了解決傳統(tǒng)抽樣方法中速度較慢和維度太高的問題，本文將Strickland等［14］和Durbin等［15］提出的分塊抽樣方法引入到了Bayesian隱變量模型中，抽樣過程概要如下：第1步：在給定系數(shù)和時序數(shù)據(jù)yp，i，t時，抽樣出隱變量向量的條件分布，即從p（x｜y，Zj－1，Wj－1，Hj－1）中抽樣本次迭代的xj。第2步：如果隱變量xjp，i已確定出具體數(shù)值，則在共軛的先驗條件下從Z和H的分布中抽樣。即從p（H｜y，xj）中抽樣本次迭代的Hj；再從p（Z｜y，xj，Hj）中抽樣本次迭代的Zj。第3步：在已知隱變量數(shù)據(jù)和其他參數(shù)的情況下，從W的分布中抽樣，即從p（W｜xj＋，xj）中抽樣本次迭代的Wj。在本文的設(shè)定下，最終這個MCMC過程將收斂，并產(chǎn)生系數(shù)矩陣和隱變量向量聯(lián)合后驗分布的樣本。通過對最終收斂時的系數(shù)矩陣及隱變量向量求平均，可以得出一個可采納性較好的系數(shù)矩陣與隱變量向量估計結(jié)果。上述模型中隱變量xjp，i和其系數(shù)zjp，i的符號相互并不獨立，為了能夠識別出隱變量和其系數(shù)的符號，使之具有更明確的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義，需要對每個因子設(shè)定某一個系數(shù)為正。在本文應(yīng)用中規(guī)定全國因子xstatet在西部地區(qū)產(chǎn)出的方程中的系數(shù)為正，且各地區(qū)對應(yīng)因子在本地區(qū)產(chǎn)出的方程中的系數(shù)為正。同時，在每次迭代求出Zj后，強制將西部地區(qū)宏觀指標(biāo)的方程中的中東部因子系數(shù)及中東部地區(qū)宏觀指標(biāo)的方程中的西部因子系數(shù)更改為0，確保每個地區(qū)的宏觀指標(biāo)只受到全國與本地區(qū)2個隱變量的影響。

2中國中東部與西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)聯(lián)動性分析

2．1研究數(shù)據(jù)為了研究中國經(jīng)濟(jì)區(qū)域性發(fā)展的不平衡，特別是研究中國西部大開發(fā)戰(zhàn)略對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，本文按照國家統(tǒng)計局的定義，將中國經(jīng)濟(jì)劃分為中東部和西部2個大區(qū)進(jìn)行研究，其中西部省市包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆12個省級行政區(qū)劃，其他省級行政區(qū)劃（除港、澳、臺外）統(tǒng)稱為中東部地區(qū)。本文研究了中國經(jīng)濟(jì)1980—2015年的波動情況，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。為了研究宏觀經(jīng)濟(jì)的波動，選取了最能反映經(jīng)濟(jì)波動的3個地區(qū)性指標(biāo)：產(chǎn)出（以支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量）、消費（以居民總消費衡量）和投資（以固定資本形成總額衡量）。具體來說，先對西部地區(qū)和中東部地區(qū)所包含的所有省市的變量值分別求和，得到地區(qū)數(shù)據(jù)。由于部分統(tǒng)計數(shù)據(jù)在統(tǒng)計初期為年度數(shù)據(jù)，為了保持?jǐn)?shù)據(jù)頻率的一致性，對觀測值采用線性插值將低頻數(shù)據(jù)處理得到季度數(shù)據(jù)。這樣最終每個時序數(shù)據(jù)包含的觀測個數(shù)為T＝144個。在實際模型估計階段，由于各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r等條件的差異，如果采用絕對數(shù)值，模型估計中可能出現(xiàn)隱含的變量因子的變動主要由數(shù)值較大的經(jīng)濟(jì)區(qū)或宏觀變量所主導(dǎo)，故本文使用的數(shù)據(jù)全部為增長率數(shù)據(jù)。具體來說，將地區(qū)總值取對數(shù)并做一階差分，以此得到對應(yīng)宏觀指標(biāo)的增長率數(shù)據(jù)。得出的數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計如表1所示。可以看出，中國的中東部地區(qū)與西部地區(qū)相比，在1980—2015年全區(qū)間來看，中東部地區(qū)各項指標(biāo)的增速平均水平略高于西部地區(qū)。而不管是中東部地區(qū)還是西部地區(qū)，投資增長率的波動程度明顯高于產(chǎn)出和消費的增長率波動程度，這反應(yīng)了中國投資的強周期性特征。此外，在實際估計中，將每個變量的增長率減去其在該時間段內(nèi)的平均值得到各序列觀察值。這樣去趨勢化的目的是將所有觀測變量的均值固定為0，使之符合度量方程的基本形式，避免由于度量方程中出現(xiàn)不為零的常數(shù)項，加大程序的計算復(fù)雜性，而保留趨勢項不影響最終結(jié)果。

2．2全國因子和地區(qū)因子使用1980—2015年中國宏觀經(jīng)濟(jì)的數(shù)據(jù)，對Bayesian動態(tài)隱變量模型進(jìn)行估計。為了保證收斂，本文迭代過程共計10000次，取第9001～10000次迭代得出的抽樣值，對其求平均作為模型的最終估計結(jié)果。參數(shù)結(jié)果通過了收斂性檢驗，最終得出的全國因子、西部因子和中東部因子如圖13所示。圖13中，將經(jīng)濟(jì)減速期的時間段用帶陰影的背景顯示。對中國的經(jīng)濟(jì)減速期的定義與美國國家經(jīng)濟(jì)研究局（NBER）根據(jù)GDP對經(jīng)濟(jì)周期的定義類似，但因為中國經(jīng)濟(jì)一直處于增長期，沒有西方發(fā)達(dá)國家定義下的絕對衰退期，相替代的定義經(jīng)濟(jì)相對減速期為連續(xù)2個季度在中國經(jīng)濟(jì)增長的趨勢線之下。從圖1可以看出，在去除了趨勢項之后，全國因子的變動反映出了過去30年來的主要宏觀經(jīng)濟(jì)事件：如1984—1986年確立社會主義商品經(jīng)濟(jì)后的上升期、1989年前后由于政治風(fēng)波引起的經(jīng)濟(jì)衰退、1990—1993年正式建立社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制的發(fā)展期、2001—2007年由于進(jìn)一步推進(jìn)改革開放并加入WTO帶來的持續(xù)高速增長、2008年之后由于受到世界經(jīng)濟(jì)危機的影響產(chǎn)生的增速下滑等以及2012年以來由于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整引起的增長放緩等。結(jié)合圖13可以看出全國因子與2個地區(qū)因子在本文所考察時間區(qū)間內(nèi)大部分時間的變動趨勢較為一致，其中1986—1991年區(qū)間、2002—2009年區(qū)間及2011—2015年區(qū)間3個因子均表現(xiàn)出較為一致的同向變動。然而，在如1980—1984年及1991—1996年等時間段，全國因子與地區(qū)因子間趨勢出現(xiàn)背離，這反映出中國的西部地區(qū)與中東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長變化并不完全同步。

3地區(qū)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響因素

為了進(jìn)一步量化全國因子、地區(qū)因子及宏觀變量自身對各經(jīng)濟(jì)指標(biāo)變動的影響大小，采用方差分解的方法考察各個變量的影響。方差分解的結(jié)果如表2所示。由表2可以得出以下3個重要結(jié)論。1）西部地區(qū)和中東部地區(qū)的投資波動在很大程度上受到全國因子波動的影響，全國因子平均能解釋地區(qū)投資波動超過60％的部分。這說明中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展受投資拉動的現(xiàn)狀，不同地區(qū)投資都有較多的相同變動趨勢，中國的國內(nèi)市場中投資上具有較高的聯(lián)動性。2）各個地區(qū)的消費具有很大的獨立性，地區(qū)因子在解釋對應(yīng)地區(qū)消費上占到了決定性的地位，地區(qū)因子能解釋對應(yīng)地區(qū)消費75％以上的波動。這反映了在中國國內(nèi)的經(jīng)濟(jì)中，各地區(qū)的消費都具有相當(dāng)?shù)淖灾餍浴＿@可能是由于居民消費受到氣候條件、生活環(huán)境、文化習(xí)俗等諸多與地區(qū)直接相關(guān)的因素影響。3）在產(chǎn)出上，中東部地區(qū)和西部地區(qū)有較大的不同。西部地區(qū)的產(chǎn)出變化主要由地區(qū)因素影響（占54％），而中東部地區(qū)主要由全國因子影響（全國因子占64％）。這從一定程度上反映了作為經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)的中東部，開放程度更強，其地區(qū)產(chǎn)出與全國經(jīng)濟(jì)形勢之間有較強相關(guān)性；而相對封閉的西部地區(qū)的產(chǎn)出主要反映了本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的周期性。

4“西部大開發(fā)”實施前后西部地區(qū)受全國因子的影響變化

中國政府于1999年提出“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略，為了考察這個戰(zhàn)略對地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，本文將對比分析該戰(zhàn)略提出前后3個階段的情況：1）“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略提出前的5年，即1994—1998年的經(jīng)濟(jì)情況（“實施前”階段）；2）戰(zhàn)略提出后的5年內(nèi)，即2000—2004年的情況（“實施后短期”階段）；3）戰(zhàn)略實施5年后之后的10年，即2005—2015年的情況（“實施后中長期”階段），分別對這2個階段中西部地區(qū)的3個宏觀變量受到全國因子的影響程度進(jìn)行分析。作為對比，也列出了同一階段中東部地區(qū)的情況，結(jié)果如表3所示。由表3可以看出，在“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略的提出與實施的短期內(nèi)，全國因子的波動對西部地區(qū)產(chǎn)出、消費、投資3個宏觀變量波動的影響都有不同程度的提高。但全國因子對3個變量的波動解釋能力變化表現(xiàn)出明顯的變量間差異。全國因子對西部地區(qū)產(chǎn)出和投資的波動影響在該戰(zhàn)略實施前后分別提高了超過15％和12％。相比之下，消費受全國因子影響程度變化大小較不明顯。這說明“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略的實施，更多的反應(yīng)在投資和產(chǎn)出層面，而對于地區(qū)固有的消費行為和消費習(xí)慣影響不大。長期來看，該戰(zhàn)略對投資和產(chǎn)出的影響一直持續(xù)，產(chǎn)出一直處于62％左右的高位，而投資更在之后的10年繼續(xù)增長了10％，但該戰(zhàn)略對消費影響比較短期，5年之后對消費的影響逐漸消失，該值基本回歸之前的水平。對比全國因子對東西部地區(qū)的影響，發(fā)現(xiàn)全國因子對西部地區(qū)產(chǎn)出的影響程度增加，對中東部地區(qū)的產(chǎn)出影響程度減少，使得該因子在兩地區(qū)產(chǎn)出波動中占比逐漸接近。這也從側(cè)面反映了西部與中東部地區(qū)的產(chǎn)出增長率變動正在趨于統(tǒng)一，從而印證了“西部大開發(fā)”區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略確實減少了東西部地區(qū)產(chǎn)出的不平衡性。而全國因子波動在兩地區(qū)投資波動中所占比例在短期差距較大，在長期逐漸趨于一致。這可能是中國政府在“西部大開發(fā)”實施早期，給予了西部巨大的支持，而隨著時間推移，相關(guān)的支持力度逐漸減小，東西部投資周期開始趨同。由于從西部大開發(fā)以來，中國的地區(qū)投資更多的是中國政府的統(tǒng)一行為，投資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的協(xié)同關(guān)系越來越強。這一情況與Christodoulakis等［16］研究對世界各國宏觀經(jīng)濟(jì)變量的主要觀察結(jié)果相反，世界各國的投資相關(guān)性通常會較為明顯地低于產(chǎn)出之間的相關(guān)性，而在本文結(jié)果中看到，近年來投資的相關(guān)性要大于產(chǎn)出的相關(guān)性。以上結(jié)論說明了隨著“西部大開發(fā)”這一地區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略的實施，全國經(jīng)濟(jì)形勢對西部地區(qū)有了更大的影響。這與前文林毅夫等［8］、蔡昉等［9］、Yao等［10］發(fā)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異化增大的研究結(jié)論不同。這可能是由于上述研究側(cè)重于可觀測某些宏觀變量在數(shù)值上是否趨于一致，而本文所考量的則是“宏觀變量的增長率隱含的整體變動趨勢”是否趨于一致。若更進(jìn)一步進(jìn)行分析，觀察到在“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略實施后，全國因子在兩地區(qū)經(jīng)濟(jì)波動中的占比更為接近，這實際上反映了兩地區(qū)的經(jīng)濟(jì)變量增長率變動趨于統(tǒng)一，再結(jié)合西部大開發(fā)實施后（2000年至今）西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長率高于中東部地區(qū)的基本事實，可知西部地區(qū)對中東部的“追趕效應(yīng)”仍然存在，2個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)展現(xiàn)出一種在加速發(fā)展的過程中不斷相互接近的趨勢。

5結(jié)論

通過使用Bayesian動態(tài)隱變量模型并使用分塊抽樣的方法進(jìn)行抽樣，本文將中東部與西部地區(qū)宏觀變量的波動分解為如下3個部分：全國因子、地區(qū)因子和變量獨有波動項。通過考察2個地區(qū)各因子在1980—2015年樣本區(qū)間內(nèi)的變動歷史，發(fā)現(xiàn)平均而言地區(qū)投資波動超過60％的部分來源于全國因子的波動。而2個地區(qū)消費的波動受地區(qū)因子的影響超過75％，反映出居民總消費表現(xiàn)出更明顯的地區(qū)差異性。2個地區(qū)的同一變量進(jìn)行橫向比較，發(fā)現(xiàn)中東部地區(qū)的產(chǎn)出受全國因子影響更大。另外，對“西部大開發(fā)”這一地區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略前后的地區(qū)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行考察，發(fā)現(xiàn)該戰(zhàn)略實施后，全國因子對西部地區(qū)產(chǎn)出和投資的影響都有提高。這表明了西部地區(qū)與全國經(jīng)濟(jì)直接的聯(lián)動性增強了?；诒疚牡难芯拷Y(jié)果，建議一方面要繼續(xù)加大對西部地區(qū)的投資，以保持西部經(jīng)濟(jì)的發(fā)展速度；另一方面，應(yīng)在全國范圍加強統(tǒng)一市場的創(chuàng)建，以增加中東部和西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的協(xié)同效應(yīng)。

作者：劉淳 張健 單位：清華大學(xué)