钱茂川,肖胜男,李冬妍

摘要：西部大开发是中国改革开放之后规模最大、影响最广的区域性发展战略。评价西部大开发的实施效果，为新时代推进西部大开发形成新格局、迈向共同富裕新征程提供重要的参考意义。基于1998—2004年155个城市的面板数据，使用双重差分法研究西部大开发对在岗职工平均工资的影响。政策实施当年，西部地区在岗职工的实际工资平均提高了约280元，西部大开发对地区在岗职工平均工资的促进作用表现出一定的地区异质性，有鉴于此，共同富裕新征程中西部大开发政策的重点在于：精准识别区域发展需求，加快制定区域性發展政策，强化教育投资和软环境建设，不断积累人力资本;完善转移支付制度，减少财政资金对市场配置资源的不良影响。

关键词：西部大开发;共同富裕;工资水平;双重差分法

中图分类号：F812 文献标识码：A文章编号：1007-2101（2022）03-0042-09

一、引言

2000年10月，国务院印发《关于实施西部大开发若干政策措施的通知》，指出通过资金投入和优化投资环境政策，用5到10年的时间将西部地区建设成一个经济繁荣、社会进步、生活安定、山川秀美的新西部。①20多年来，西部总体面貌不断改善，但是不平衡不充分的发展问题没有得到彻底解决。2020年5月，国务院《关于新时代推进西部大开发形成新格局的指导意见》明确以36项举措加快推进西部大开发，形成新格局，“到2035年，西部地区基本实现社会主义现代化，基本公共服务、基础设施通达程度、人民生活水平与东部地区大体相当，努力实现不同类型地区互补发展、东西双向开放协同并进、民族边疆地区繁荣安全稳固、人与自然和谐共生”。②可见，在新一轮的西部大开发中，缩小地区间的发展差异、收入和生活水平差距被提到了前所未有的战略高度。这是未来相当长一段时间内西部地区的发展和工作重心，对促进共同富裕全局工作有着重要意义。

中国共产党自成立之日起就承担着为民族谋复兴、为人民谋幸福的初心，实现共同富裕是社会主义的题中之义。党的十八大以来，习近平总书记高度关注全体人民共同富裕的实现，他指出：“共同富裕是社会主义的本质要求，我国现代化坚持以人民为中心的发展思想， 自觉主动解决地区差距、 城乡差距、 收入分配差距， 促进社会公平正义， 逐步实现全体人民共同富裕， 坚决防止两极分化。”③作为一项区域性的地区发展战略，西部大开发是共同富裕工作全局中不可或缺的一个环节。共同富裕是一个内涵丰富的概念，收入水平是首当其冲的要求。在中国共产党成立100周年之际，站在“两个一百年”奋斗目标历史交汇点上，探究西部大开发战略对地区收入水平的影响，对于推进新时代西部大开发具体工作、促进全体人民共同富裕有着重要的参考意义。

本文使用双重差分法，基于中西部155个城市1998—2004年的面板数据，科学评估了西部大开发对在岗职工平均工资的影响;使用绘图法、事件分析法检验共同趋势假说是否成立，稳健性和安慰剂检验进一步证明了结论的可靠性;异质性分析揭示了西部大开发对在岗职工平均工资的影响因城市级别、政府支出规模、经济发展水平和地理区位的不同而有所差异。

文章的边际贡献体现在以下三个方面：（1）研究视角的创新。基于共同富裕的视角评估西部大开发的政策效果，对于新时代扎实推进西部地区发展、促进共同富裕有一定的参考意义。（2）研究所用数据的创新。已有文献大多采用省级或城市层级人均GDP衡量收入水平，本文使用“地区在岗职工平均工资”④这一指标，数据包含的信息更加准确真实。（3）研究结论一定程度上弥补了相关领域的空白。使用双重差分法证明了西部大开发有利于促进职工工资水平，且政策效应因城市级别、政府支出规模、经济发展水平和地理区位而有所差异。

二、文献回顾

从研究内容上看，已有文献主要从三个方面对西部大开发战略进行评价：（1）评价西部大开发的经济增长效应。其中，对西部大开发能否促进经济增长持肯定态度的学者主要着眼于西部地区经济总量增长和经济增速相对较高[1-3]，而持否定态度的学者主要着眼于人均GDP没有显著变化和逐渐扩大的地区差异[4-7]。（2）探究西部大开发政策效果的传导机制。邵帅等认为西部能源开发对人力资本产生强烈的挤出效应，从而阻碍了西部地区经济增长[8];刘瑞明等发现人力资本、产业结构、民间投资等多种因素共同导致西部地区滑入“政策陷阱”[9];李国平等发现设立西部经济规划区对西部区域经济增长具有正向作用[10];还有不少学者认为大量的实物资本和基础设施建设是西部大开发政策效果产生的主要原因[11-13]。（3）研究西部大开发财税相关问题。刘军等发现西部大开发的优惠政策涉及垄断型央企多而市场化企业少，相关政策在覆盖面上应做到有增有减[14];罗鸣令等认为区域性税收优惠政策对非税收优惠地带来了负外部性[15];鲁元平等则认为优惠政策提高了西部地区工业企业人均工资与福利，但是显著减少了企业雇佣人数[16];于井远等发现西部大开发降低了地方政府的税收努力程度，增强了地方政府利用税收洼地“放水养鱼”的动机[17]。

从研究方法上看，早期文献主要通过构建理论框架比较西部大开发前后地区的经济绩效[1，4，5，11]，无法有效识别政策的净效应;在近些年的研究中，双重差分法、倾向得分匹配法、合成控制法和中介效应模型则得到了广泛应用[2，3，6-10，12-17]。

总的来说，国内外学者对西部大开发战略成效的研究取得了丰硕成果，但既有研究大多使用省级面板数据探究西部大开发的政策效应，并没有文献使用城市层级面板数据来探究西部大开发对中西部城市工资水平的影响。本文基于中西部155个城市1998—2004年的面板数据，使用双重差分法评估西部大开发对在岗职工平均工资的影响程度、影响因素和影响差异性。

三、模型设计、变量选择及数据来源

（一）模型设计

自从Ashenfelter和Card（1985）首次使用差分内差分的方法进行政策效果评价，双重差分法（DID）已被广泛地运用到各个领域进行政策研究。假设存在一个外生的政策冲击，可以将其视为一项准自然实验，如若能够选取到合适的对照组，先进行组内差分再进行组间差分，就能得到政策的净效应[18]。

本文旨在说明西部大开发对西部地区在岗职工工资水平的影响。西部大开发作为缩小地区间发展差距、提高西部地区人民生活水平的战略工具，有较强的政策外生性，为科学评估西部地区职工工资水平与西部大开发政策之间的关系提供了一个良好的准自然实验。基准模型构建如下：

yit=α+β0didit+β1controlsit+ui+γt+εit（1）

其中，yit为在岗职工平均工资;didit为核心解释变量，didit=treatmenti×postt;样本期内，如果城市i处于西部地区，则treatmenti=1，如果i处于中部地区，则treatmenti=0;当时间t>2001年时，postt=1，反之postt=0⑤。处理组为西部大开发政策范围内的西部城市，对照组为中部地区城市⑥，下标i和t分别是城市和年份标识;controlsit表示对在岗职工工资水平有影响且随时间和个体变化而变化的控制变量;ui是个体效应，用于控制其他影响平均工资水平且不随时间变化而变化的因素，如消费习惯、地区文俗等;γt是时间效应，用于控制其他会随着时间变化而变化的因素;εit是不可观测的随机误差项。β0是我们关注的核心估计系数。

（二）变量选择

1.被解释变量。本文选取《中国城市统计年鉴》发布的“在岗职工平均工资”这一指标，采用以1990年为基期计算出的GDP平减指数⑦对其进行调整，调整后的在岗职工实际平均工资wage为被解释变量，用以测度地区的实际工资水平。

2.核心解释变量。政策变量和地区虚拟变量的交互项didit是本文的核心变量。样本期内，若某个城市i处于西部地区，则treatmenti=1，反之treatmenti=0;如果时间t>2001，postt=1，反之postt=0。在处理组和对照组满足平行趋势假定的前提下，didit反映了政策对区域实际工资水平的净效应。

3.控制变量。除了交互项外，还要控制其他可能会对职工工资水平产生影响的因素。借鉴已有研究，使用地区生产总值的自然对数代表一个地区的总体经济发展水平;使用地区工业总产值的自然对数和人均工业产值两个指标，从整体和人均两个维度表征出一个地区的工业化水平。教育水平是劳动经济学工资函数中最基本的变量，使用普通高等学校在校学生数代表一个地区的教育程度。资本和劳动的投入是增长经济学中生产函数的主要变量，二者的相对丰富程度直接影响这两个要素的价格，基于此，使用房地产开发投资完成额的自然对数、人均外商实际投资额代表一个地区的资本投入水平，用地区当年末公安部门的在籍人口来衡量人口规模。

（三）数据来源及处理说明

本文研究所用数据主要来自《中国城市统计年鉴1998—2004》⑧。对于统计年鉴中部分缺失的数据，通过查找各省市统计年鉴或年度发展报告进行填补;对于仍然缺失的数據，采用插值法进行插补;对于数据严重缺失的样本，进行了删除处理，包括西藏、内蒙古乌兰察布、甘肃定西、云南思茅，安徽亳州、山西吕梁、江西吉安等共计21个城市，处理后得到中西部155个城市7年的面板数据。为消除通货膨胀的影响，本文所涉及的货币类变量均作了消胀处理，其中房地产开发投资完成额以国家统计局公布的1990年为基期的固定资产投资价格指数进行平减得到;外商实际投资完成额先用外汇管理局公布的年度汇率换算成以人民币为计量单位，再以1990年为基期的GDP平减指数进行平减;其他货币类变量，如工资、地区GDP、财政支出等均以1990年为基期计算得到的GDP平减指数进行平减得到（如表1所示）。

四、实证分析

（一）基准回归结果

首先以地区在岗职工平均工资作为被解释变量，对式（1）进行回归，由于各个地级市都有着相对独特的地区文化、发展路径与模式，有理由认为不同城市之间的扰动项是相互独立的，但是对同一个体来说，不同时期的不可观测项往往存在相关性，因此使用聚类稳健标准误控制异方差和个体的组内自相关问题。回归结果如表2所示。

表2中，第（2）—（8）列使用逐步回归法加入控制变量，所有回归模型均控制了时间效应和个体效应。控制变量的加入使得政策效应出现一定程度的下降，但核心解释变量did对在岗职工平均工资水平的影响均在1%的显著性水平上为正，说明西部大开发政策显著提高了在岗职工的平均工资。以第（8）列为例，西部大开发使得在岗职工的真实工资平均提高了283.004元。

表2中控制变量的估计结果也基本符合经济学解释。地区GDP的对数项对工资水平的影响在5%的显著性水平上为正，实际GDP每提高1%，职工平均工资提高126.659元。西部大开发政策实施之初选择了以提升基础设施、基础工程等第二产业为主的产业发展模式，投入的成果能在工业产值中得以体现，工业总产值的对数项ln_gycz和人均工业产值pergycz从宏微观两个层面对工资水平产生影响，结果显示其分别在10%、5%的显著性水平上为正，表明大量的资本投入有利于提高西部地区职工的平均工资。以人均拥有的外商投资量衡量的外商投资水平perwstz在1%的显著性水平上为正，这与杨泽文（2004）认为FDI对各地区的实际工资存在正效应且影响最显著相一致[19]，因为外商投资不仅能为当地发展解决资金上的问题、增加就业，还能带来更先进的技术和管理经验，是“有效率的投资”。以普通高等学校在校生数衡量的地区教育程度students在1%的显著性水平上为正，教育水平起到了预期中的作用：教育水平高的行业或地区，实际工资水平也较高。人口对职工平均工资同样在1%的显著性水平上为正。

（二）稳健性检验

为了保证估计结果的可靠性和稳定性，本文从共同趋势检验、样本范围调整以及是否受非观测因素影响三方面进行稳健性检验。

1.共同趋势检验。双重差分法虽然可以较好地解决政策评估中的内生性问题，但必须以共同趋势为前提。若政策实施前处理组和对照组的工资水平不存在共同趋势，那么双重差分方法的估计结果就不能充分说明西部地区在岗职工平均工资的上升是由大开发政策带来的，其政策效应有可能被高估或低估;例如，如果政策发生前对照组呈现相对更快的提高趋势，那么对照组组内差分的结果会相对较大，处理组与对照组组间差分的结果会偏小，此时西部大开发的政策效应存在被低估的可能。为检验共同趋势是否成立，本文首先采用最直观的图像分析法进行初步判断。

图1是以在岗职工平均工资wage为解释变量的平行趋势事前检验， 2000年之前处理组和控制组在斜率上相差无几，2000年后出现了明显转折。由于《中国城市统计年鉴》给出的是相关指标的年度数据统计值，也就是说，在2000年末之前，处理组和控制组的趋势是较为一致的，正是由于2001年相关数据变化引起了图1中2000—2001时间段的趋势转折。而本文将政策冲击年份设定为2001年，可以认为政策冲击是有效的。

图2是残差均值平行趋势检验，参考周玉龙等[20]的做法，报告的是被解释变量wage控制了年度固定效应之后的残差均值平行趋势检验。2000年后出现了一个明显转折，与上文同理，该转折说明发生在2001年的政策冲击是有效的。图1和图2初步说明了共同趋势假设成立。

进一步地，为检验共同趋势假设是否严格成立并观察政策是否存在时滞效应，本文借鉴Jacobson等[21]、Li等[22]、周密[23]的研究框架，采用事件分析法研究西部大开发政策的动态效应。具体而言，将基准回归中的did更换成西部大开发政策实施前和实施后若干年的时间虚拟变量和政策变量的交互项，再次进行估计。

yit=α+∑j1≤j≤≠47βjtreati×postt+β1controlsit+

ui+γt+εit（2）

式（2）中，treati为处理变量，与基准回归的定义一致。设2000年为基准组，post1、post2、post4……post7分别表示1998年、1999年、2001年……2004年6个年度的虚拟变量，则β1、β2、β4……β7分别表示相应年份的政策效果⑨，表3汇报了使用事件分析法的回归结果，图3进一步汇报了所有核心估计系数大小的变化及95%的置信区间。

从表3中可以看出，Before3和Before2均不显著，这表明1998年和1999年处理组与对照组的在岗职工平均工资不存在显著差异。图3进一步证明了这一结论，在西部大开发政策时点之前，各期系数95%的置信区间都包含0，且各期的估计系数均十分接近0，因而有理由认为处理组和对照组满足共同趋势假设，使用双重差分法的前提条件得以满足。表3显示，在政策实施后一年，处理组的平均工资明显上升，且在1%的水平上显著;

再之后的两年里政策效果维持在相对稳定的水平，且分别在10%和1%的显著性水平上显著。

以上分析表明，在政策实施之前，处理组与对照组不存在系统差异，满足双重差分法使用的前提;也进一步验证了西部大开发政策提高了在岗职工工资水平这一基本结论，而且随着政策的推进，这一政策效果呈现出明显的上升趋势。

2.调整样本范围。参照于井远[17]的做法，考虑到重庆、成都、西安、武汉和长沙的城市和经济规模、人口及产业结构与一般的地级市有着较大的区别，故去掉这五个城市后重新执行基准回归，结果如表4中（1）列所示，核心解释变量依然显著且系数出现小幅度提升。这一结果与下文异质性分析的结论相一致：相较于西部经济较发达地区，政策效果在西部经济欠发达地区更加显著。其次，参照邵传林[3]的做法，将内蒙古、廣西划归中部地区以检验结论的稳健性，如表4中第（2）列所示，核心解释变量虽然数值有所下降，但仍然在1%的水平上显著;表明本文结论是稳健的。

3.安慰剂检验。使用双重差分法可以减少需要考虑的控制因素，并且本文还控制了地区特征和双向固定效应，但仍然可能存在某些随时间、地点变化的因素难以观测和控制，如周边城市的平均工资等。为了排除西部大开发对在岗职工工资的政策效应受到其他非观测遗漏变量的干扰，本文参考张国建[24]、周茂[25]等人的做法。根据式（1），didit系数估计值的表达式如下：

β0=β0+λcov（didit，εit|control）var（didit|control）（3）

式中，control表示所有可观测的控制变量，若要使得β0的估计无偏，则λ=0，但困难在于不能对λ=0进行直接检验。若能够人为地让西部大开发政策对特定地区的冲击变得随机，即通过计算机模拟的方式使得didit不会对被解释变量产生影响，即β0=0;在这样的情况下进行式（1）中的回归，如果还能估计出β^0=0，则能反推出λ为0，即非观测因素不会干扰估计结果。

综上，本文在全样本中随机选择50个样本作为处理组进行安慰剂检验，随机检验方程与基准回归方程一致，称随机检验方程的估计系数为β^random。为提高安慰剂检验的可识别能力，将这个随机过程重复1 000次。图4展现了所估计的1 000个β^random的t值分布，主要分布在（-2，2）之间，在5%的显著性水平上不能拒绝β^random=0的原假设，基本可以反推出λ=0，本文之前的估计结果是稳健的。

（三）异质性分析

西部大开发对地区在岗职工平均工资的影响或因城市级别、政府支出规模、经济发展水平和地理区位而存在异质性。因此，本文将样本划分为省会城市（包括直辖市，下同）和非省会城市、政府支出规模更大地区和政府支出规模更小地区、经济较发达地区和经济欠发达地区、西南地区和西北地区。对于经济发展水平的划分，参考贾俊雪等[26]的做法，依据地区人均实际GDP分别将中、西部地级市样本分为两个子样本组：经济较发达组和经济欠发达组，分别进行回归估算;对于财政支出规模的划分，依照1999—2004年全国财政支出平均增长率将样本划分为：政府支出规模更大组（地区财政支出平均增长率大于全国均数）和政府支出规模更小组（地区财政支出平均增长率小于全国均数），分别进行回归估算。表5是不同类别组的异质性回归分析结果。

第（1）（2）列显示西部大开发对省会城市在岗职工平均工资没有产生显著影响。西部省会城市大多具有扎实的经济基础、多元的融资环境和较为完善的产业政策;因此，相较于非省会城市，省会城市的经济具有更强的自我发展动力，从而成为地区在岗职工工资水平的最大影响因素，表5中ln_gdp的系数估计值远远大于其他系数估计值也能够说明这一点。另外，有研究表明直辖市和省会城市在西部大开发政策优惠中得到了更高份额的中央转移支付，进一步扭曲了地方政府财政收支结构，这些城市作为西部经济发展的主力军，又往往具有跨越式发展、缩小地区差距的动力，财政支出的资本友好偏向性更强，这都可能抑制劳动者的工资水平[17，27，28]。相比之下，对长期以来受交通运输条件掣肘的大部分非省会城市来说，西部大开发政策解决了经济发展的最大障碍，大量建设资本的投入快速促进了地区经济发展和工资水平上涨。表5中（5）（6）列进一步印证了这一观点，地区原有的经济发展水平越高，西部大开发对职工平均工资的影响就越小，反之则越大。外商投资水平、教育程度和人口规模是影响经济较发达地区工资水平的重要因素，而在经济欠发达地区却不显著，仅有的显著影响因素是地区GDP的自然对数，这个发现一定程度上揭示了不发达地区人才或劳动力外流的工资因素。[29]

表5中第（3）（4）列表明，政府支出规模更大的地区，西部大开发政策的工资效应会受到一定的抑制，这与财税领域的相关研究一致。在中国式财政分权体制下，中央转移支付会加剧地方财政支出结构的扭曲程度，而政府财政收支及其结构效应是影响劳动者收入份额的主要因素[27-28，30-31]。由于西部地区经济自主“造血”能力弱，依赖转移支付和其他收入来提供公共产品和服务，在地区差异逐渐扩大的趋势下，西部地区实现跨越式发展的追求促使其财政支出呈现明显的资本友好偏向，一方面使得劳动者处于相对弱势的议价地位，另一方面还会影响要素配置效率从而间接导致劳动者的收入份额下降。

表5中第（7）（8）列显示了政策对工资的影响在西南和西北地区的差异，结果表明政策在两个地区都产生了显著且为正的影响，但西北地区在岗职工平均工资的提升幅度更大。其中，工业化水平和教育程度都是两个地区在岗职工平均工资水平的显著影响因素，说明物质和人力资本是影响西部地区平均工资的重要因素。

五、结论及政策启示

本文基于1998—2004年中西部155个城市的面板数据，使用双重差分法对西部大开发政策的工资效应进行实证研究发现：（1）西部大开发提高了地区在岗职工平均工资。（2）西部大开发的工资效应在政策实施当年和后三年都十分显著，工资的提升幅度先降后升。（3）西部大开发的工资效应还表现出一定的地区异质性，西北地区较西南地区提升幅度更大;省会城市在岗职工平均工资没有显著提升，但是非省会城市的提升十分显著;西部大开发对在岗职工工资的影响与财政支出规模、经济发展水平呈反向变动趋势，财政支出规模更小或经济发展程度更低的地区，西部大开发对职工平均工资的提升幅度更大，反之则更小。

本文的研究结果对于做好新时期西部大开发工作、缩小收入差距、促进共同富裕有一定的参考价值。首先，应当肯定西部大开发对地区在岗职工平均工资的促进作用，这是新时代党和国家推进西部大开发、促进全体人民共同富裕的强心针和参考点，是建设新西部、发展新西部的出发点和落脚点。其次，追求共同富裕的新一轮西部开发工作应当“因地制宜”，精准识别区域发展需求，加快制定区域性发展政策。对于西部省会城市或经济较发达地区来说，未来的发展要注重各种资本由“量”到“质”的转变，强调物质和人力资本、产业结构、人口规模等各类要素的协整发展，在城市的全方位发展进步中实现人民收入水平逐步提高的共同富裕目标。对于非省会城市或经济欠发达地区来说，投资的收入效应潜力空间仍旧比较大，要继续“引”投资，为地区工资水平的上升创造良好的物质基础和经济环境;基于地区发展的差异性，加快制定区域性发展政策。再者，人力资本是收入水平的重要影响因素，而西部地区高等教育资源总体上还较匮乏;通过强化对教育的投资和软环境的建设，培养人才吸引人才与留住人才，不断积累西部地区发展所需的人力资本。最后，转移支付作为支持西部后期发展最重要的资金来源，预计在相当长的一段时期中都会持续存在，结合本文关于财政支出规模的异质性分析，应当警惕地方出现转移支付依赖、财政资金产生严重的挤出效应等现象;中央以合理的额度和方式进行转移支付，兼顾平抑地区财力差距和促使地方培育“造血”功能的双重目的，地方政府以规范的程序和用途进行资金使用，尽量减少对市场配置资源的不良干扰。

习近平总书记多次强调，共同富裕是社会主义的本质要求，是人民的共同期盼。[32]西部大开发是关系全体人民共同富裕战略全局的重要区域性发展战略，上一轮的西部大开发已然对西部地区收入水平产生显著的影响，但是西部地区发展不平衡不充分、东西部居民收入差距大的局面并没有产生实质性变革，新时期的西部大开发工作应当以史为鉴，因地制宜，开创西部繁荣发展和全体人民共同富裕新格局。

注释：

①《国务院关于实施西部大开发若干政策措施的通知》（国发〔2000〕33号），http：//www.gov.cn/gongbao/content/2001/content_60854.htm。

②参见中华人民共和国中央人民政府网于2020年5月17发布的《中共中央 国务院关于新时代推进西部大开发形成新格局的指导意见》，http：//www.gov.cn/zhengce/2020-05/17/content_5512456.htm。

③《十九大以来重要文献选编——新发展阶段贯彻发展理念必然要求构建新发展格局》（中），中央文献出版社2021年版，第823页。

④“地区在岗职工平均工资”是指某一地级市国有经济、城镇集体经济和其他各种类型单位及其附属机构在岗职工的平均工资。

⑤本文实验分期变量根据《国务院关于实施西部大开发若干政策措施的通知》（国发〔2000〕33号），设定政策冲击发生在2001年，2001年之后为1，2001年之前为0。

⑥根据《國务院关于实施西部大开发若干政策措施的通知》（国发〔2000〕33号）列示的政策措施适用范围，西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、西藏、宁厦、甘肃、青海、新疆。根据《中国城市统计年鉴》的统计分组，中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南。

⑦国家统计局仅公布1978年为基期的GDP平减指数和1990年为基期的固定资产价格指数，为统一口径，笔者自行计算以1990年为基期的GDP平减指数。

⑧本文所用数据为《中国城市统计年鉴》公布的“地级及以上城市”覆盖市区和市辖区（县）的年度统计数据。

⑨为了增强直观性，回归中将政策效果变量命名为Before3、Before2……Current……After3。

该增长率由笔者整理1999—2004年全国财政支出相关数据，计算支出的几何增长率得出。

参考文献：

[1]刘卫东，王蓓，余金艳，等.深入推进西部开发的战略思路研究[J].经济地理，2010（4）：553-557+578.

[2]夏飞，曹鑫，赵锋.基于双重差分模型的西部地区“资源诅咒”现象的实证研究[J].中国软科学，2014（9）：127-135.

[3]邵传林，云锋.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[J].经济与管理，2019（1）：17-22.

[4]靳春平，廖涛.西部大开发对地区经济发展的影响——以四川为例[J].财经科学，2006（6）：102-110.

[5]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）：40-46.

[6]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——基于主成份分析法的视角[J].科研管理，2008（5）：84-88+92.

[7]GREWAL B，AHMED A D. Is China’s Western Development Strategy on Track？ an Assessment [J] . Journal of Contemporary China， 2011（69）：161-181.

[8]邵帅，齐中英.西部地区的能源开发与经济增长——基于“资源诅咒”假说的实证分析[J].经济研究，2008（4）：147-160.

[9]刘瑞明，赵仁杰.西部大开发：增长驱动还是政策陷阱——基于PSM-DID方法的研究[J].中国工业经济，2015（6）：32-43.

[10]李国平，李宏伟.经济区规划促进了西部地区经济增长吗？——基于合成控制法的研究[J].经济地理，2019（3）：20-28.

[11]王洛林，魏后凯.我国西部大开发的进展及效果评价[J].财贸经济，2003（10）：5-12+95.

[12]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）：94-105.

[13]谭周令，程豹.西部大开发的净政策效应分析[J].中国人口·资源与环境，2018（3）：169-176.

[14]刘军，邱长溶.西部大开发税收优惠政策实施效果评估[J].当代经济科学，2006（4）：64-71+126.

[15]罗鸣令，范子英，陈晨.区域性税收优惠政策的再分配效应——来自西部大开发的证据[J].中国工业经济，2019（2）：61-79.

[16]鲁元平，杨芳，张静堃.区域性税收优惠政策的工资与就业效应分析——基于西部大开发的准自然实验[J].税务研究，2020（2）：118-123.

[17]于井远.区域性优惠政策会降低地方税收努力吗——来自西部大开发的证据[J].广东财经大学学报，2021（1）：25-36.

[18]CARD A D.Using the Longitudinal Structure of Earnings to Estimate the Effect of Training Programs[J]. The Review of Economics and Statistics， 1985（4）：648-680.

[19]杨泽文，杨全发.FDI与实际工资：我国分地区分行业的实证分析[J].南开经济研究，2004（1）：44-47+67.

[20]周玉龙，杨继东，黄阳华，等.高铁对城市地价的影响及其机制研究——来自微观土地交易的证据[J].中国工业经济，2018（5）：118-136.

[21]JACOBSON L S，LALONDE R J，SULLIVAN D.Earnings Losses of Displaced Workers[J].Upjohn Working Papers and Journal Articles，1992（11）：4-7.

[22]LI P， LU Y， WANG J. Does Flattening Government Improve Economic Performance？ Evidence from China[J]. Journal of Development Economics， 2016， 123：18-37.

[23]周密.“营改增”是否促进了研发投入？——基于中国上市企业的实证研究[J].河北经贸大学学报，2018（5）：18-25.

[24]张国建，佟孟华，李慧，陈飞.扶贫改革试验区的经济增长效应及政策有效性评估[J].中国工业经济，2019（8）：136-154.

[25]周茂，陆毅，杜艳，姚星.开发区设立与地区制造業升级[J].中国工业经济，2018（3）：62-79.

[26]贾俊雪， 张超， 秦聪，等. 纵向财政失衡，政治晋升与土地财政[J]. 中国软科学， 2016（9）：144-155.

[27]刘贯春，周伟.转移支付不确定性与地方财政支出偏向[J].财经研究，2019（6）：4-16.

[28]方文全.中国劳动收入份额决定因素的实证研究：结构调整抑或财政效应？[J].金融研究，2011（2）：32-41.

[29]中央党校经济研究中心课题组.西部大开发的经济学思考[J].经济研究，2000（6）：33-40.

[30]尹恒，朱虹.县级财政生产性支出偏向研究[J].中国社会科学，2011（1）：88-101+222.

[31]周亚平，陈文江.财政转移支付与西部资源诅咒认知[J].西北师大学报（社会科学版），2017（5）：52-59.

[32]辛向阳.习近平的共同富裕观[J].新疆社会科学，2022（1）：1-7+146.

責任编辑：艾岚

The Impact of Large-Scale Development in the Western Region on the

Income Level from the Perspective of Common Prosperity

——An Empirical Research based on Urban Panel Data

Qian Maochuan1， Xiao Shengnan2， Li Dongyan2，3

（1. Resources and Environment Division， Tianjin Taxation Bureau of State Administration of Taxation， Tianjin 300010， China;

2.School of Economics， Nankai University， Tianjin 300071， China;

3.Collaborative Innovation Center for China Economy， Nankai University， Tianjin 300071， China）

Abstract：Large-scale development of the western region is the largest and most influential regional development strategy after reform and opening up in China. Evaluating the implementation effect of the policy is of great reference significance for ushering in a new phase of large-scale development in the western region and a new journey of common prosperity in the new era. In this study， based on the panel data of 155 cities from 1998 to 2004， the author applies difference-in-differences （DID） method to evaluate the effects of large-scale development in the western region on average wage of western staff and workers employed. The results show that the actual wages of employees in the western region increased by about 280 yuan on average in the year when the policy was implemented， the promotion of large-scale development in the western region to the average wages of employees shows certain regional heterogeneity. Thus， the key points of the western development policy in the context of the pursuit of common prosperity are as follow. Firstly， accurately identify regional development needs and speed up the formulation of regional development policies. Secondly， strengthen the efforts to education and soft environment construction to increasingly accumulate human capital. Thirdly， improve the fiscal transfer payment system and reduce the adverse impact of fiscal funds on the resources allocation by the market.

Key words：large-scale development of the western region; common prosperity; wage levels; DID