习近平对常态化做好东西部协作工作作出重要指示强调 总结运用闽宁协作等有益经验 不断增强区域发展协调性 推动全体人民共同富裕迈出坚实步伐

基于雁阵模型（Akamatsu, 1962），发达地区产业向欠发达地区梯度转移是区域发展收敛的自然过程。东西部产业协作实质上是一种政策驱动的"加速雁阵"——政府间结对机制缩短了市场自发梯度转移的时滞。但产业转移存在双向效应：一方面，东部企业的技术和管理经验通过示范效应和劳动力流动产生正向技术外溢（Gerschenkron 后发优势）；另一方面，若转移产业以低附加值加工组装为主，受援地可能陷入"低端锁定"。产品空间理论（Hidalgo et al., 2007）进一步预测，只有当转入产业与本地既有生产能力存在"产品邻近性"时，技术外溢才可能发生。

据此提出以下假说：
- H1：东西部产业协作显著提升了受援地制造业的产业结构高度化指数（高技术产业产值占比），且该效应在协作启动后 3-5 年达到峰值。
- H2：转入产业与受援地既有产业的"产品邻近性"越高，技术外溢效应越强；邻近性低的"飞地式"转移仅带来就业增长而非产业升级。
- H3：闽宁协作等起步早、持续时间长的结对关系，其产业升级效应显著强于后期新结对的省份。

本文采用渐进DID（Callaway & Sant'Anna, 2021）识别东西部协作的产业升级效应。核心识别逻辑为：各省份被纳入东西部协作结对的时间不同（最早 1996 年闽宁协作，部分省区市在 2010 年后才建立正式协作关系），形成多期准自然实验。以尚未纳入协作的省份作为对照组，比较协作启动前后受援地产业结构变化。关键识别假定：（1）在控制省份固定效应和时间趋势后，协作启动时间与产业结构变化无关（条件平行趋势）；（2）不存在同期其他区域性政策（如西部大开发、一带一路）对处理组和对照组产生差异化影响。通过事件研究法检验平行趋势，以 Bacon-Decomp 分解诊断处理组异质性偏误。

基准渐进DID模型设定为：

Y_{it} = α + β ⋅ Treat_{it} + γ X_{it} + μ_i + λ_t + ε_{it}

其中 Y_{it} 为省份 i 在 t 年的产业结构高度化指数（以高技术制造业产值占工业总产值比重衡量）。Treat_{it} 为二元变量，在省份 i 正式纳入东西部协作后的年份取 1。X_{it} 为时变控制变量向量（人均 GDP、人力资本存量、基础设施密度、FDI 占比）。μ_i 为省份固定效应，λ_t 为年份固定效应，标准误聚类到省份层面。核心参数 β 衡量东西部协作对产业升级的平均处理效应。为检验 H2，在模型中引入转入产业产品邻近性（Proximity_{it}）与 Treat_{it} 的交互项。

被解释变量——产业结构高度化指数：以各省高技术制造业产值占工业总产值比重衡量，高技术制造业分类依据《国民经济行业分类》（GB/T 4754-2017）中的医药制造、电子及通信设备、计算机及办公设备、医疗仪器设备及仪器仪表、信息化学品制造 5 大类。核心解释变量——东西部协作处理变量：依据国务院扶贫办（现农业农村部）发布的东西部协作结对台账，手工编码各省首次建立正式协作关系的年份。控制变量包括：人均 GDP（2015 年不变价）、人力资本存量（6 岁以上人口平均受教育年限）、公路密度（公里/平方公里）、FDI 占 GDP 比重。样本区间 1996-2025 年，覆盖 31 个省级行政区，共 930 个观测值。

• **替换被解释变量**：以技术复杂度指数（Hidalgo-Hausmann 方法计算的 ECI+ 指标）替代产业结构高度化指数，检验产业升级效应的测度敏感性。
• **排除同期政策干扰**：在控制变量中逐次加入西部大开发政策虚拟变量（2000 年起）、一带一路倡议虚拟变量（2013 年起），观察 β 系数的稳定性。
• **Bacon-Decomp 分解**：使用 Goodman-Bacon（2021）分解诊断渐进DID中不同处理组间对比的权重，若"晚处理 vs. 早处理"对比权重过高，使用 Sun & Abraham（2021）的 cohort-specific ATTs 替代。
• **安慰剂检验**：将各省协作启动时间分别前移 5 年构建虚假处理变量，预期虚假处理效应不显著。

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制度变迁理论（North, 1990）指出，制度演化的核心动力来自相对价格变化和意识形态修正。东西部协作机制 30 年演变可被理解为从"强制性制度变迁"（中央政治动员下的对口帮扶）向"诱致性制度变迁"（市场驱动的互利共赢）的过渡。在初始阶段，协作以政治考核为主要驱动力，东部省份的参与动机是完成中央下达的政治任务，交易成本高但被政治收益补偿；随着协作深化，产业互补性逐渐显现，市场机制开始在制度框架内发挥作用，协作的交易成本自然下降。根据 Williamson（1985）的交易成本维度——资产专用性、不确定性和交易频率——东西部协作中产业投资的资产专用性越高（如定制化生产线），越需要关系型契约而非市场化契约来治理。

据此提出以下假说：
- H1：东西部协作制度的交易成本呈"倒 U 型"路径——初期因制度磨合而偏高，中期因惯例化和信任建立而下降，后期因协作领域拓展至科技、金融等高复杂度领域而再次面临上升压力。
- H2：闽宁协作中制度化程度最高的合作领域（如共建产业园区的产权界定清晰）的交易成本显著低于制度化程度低的领域（如临时性劳务输出）。
- H3：2016 年东西部协作从"对口帮扶"正式调整为"东西部扶贫协作"后的制度微调，使产业协作的交易成本降低了约 15-25%（以跨省投资审批时间衡量）。

本文使用过程追踪法（Process Tracing）进行制度变迁的纵向分析。以闽宁协作为典型案例（1996-2026 年共 30 年），将制度演化划分为 3 个阶段：政治动员期（1996-2006）、制度磨合期（2007-2016）、激励相容期（2017 至今）。对每个阶段的政策文本进行结构化编码——提取协作领域、激励机制、考核指标、纠纷解决机制 4 个制度维度的信息。交易成本的定量测度采用代理变量法：以东部企业在受援地的投资审批时间（天）度量事前交易成本，以跨省合同纠纷案件的平均审理周期度量事后交易成本。通过跨阶段的均值比较和结构断点检验（Bai-Perron 检验）识别制度变迁的关键转折点。

由于核心分析以定性过程追踪为主，定量部分采用断点回归（RDD）辅助：

TransactionCost_{t} = α + β ⋅ Post_{t} + f(t - c) + ε_{t}

其中 TransactionCost_{t} 为 t 年的交易成本代理变量（跨省投资审批时间的对数值），Post_{t} 为制度变革后的虚拟变量（以 2016 年制度调整年份为断点 c），f(t - c) 为时间趋势的多项式函数。核心参数 β 衡量制度调整对交易成本的影响。断点选择依据国务院 2016 年发布的《关于进一步加强东西部扶贫协作工作的指导意见》这一外生制度冲击。识别假定：除制度调整外，交易成本的其他决定因素在断点附近连续变化。

被解释变量——跨区域产业合作交易成本：（1）事前交易成本 = 东部企业在受援地注册子公司至投产运营的天数（数据来源：工商登记数据 + 企业年报，抽样闽宁协作涉及的 200 家企业）；（2）事后交易成本 = 涉东西部协作的跨省合同纠纷案件平均审理天数（数据来源：中国裁判文书网，关键词检索"闽宁协作"+"合同纠纷"）。核心解释变量——制度变革变量：基于政策文本编码，构建 4 维度制度成熟度评分（协作领域广度、激励相容度、考核指标清晰度、纠纷解决机制完备性，每维度 1-5 分）。控制变量：受援地 GDP 增速、营商环境指数（市场化指数）、交通基础设施改善度（高速公路通车里程变化率）。

• **替换案例**：以粤桂协作（广东-广西）替代闽宁协作重复过程追踪分析，检验制度演化路径的跨案例一致性。
• **替换交易成本代理变量**：以东部企业对受援地的投资意愿变化（企业问卷调查数据）替代审批时间，检验交易成本测度的多维度一致性。
• **排除竞争性解释**：讨论并排除交通基础设施改善（而非制度优化）作为交易成本下降主要原因的可能——通过控制交通变量后的残差分析判断制度因素的净贡献。
• **断点安慰剂检验**：以 2012 年或 2020 年作为虚假制度变革年份重新估计 RDD 模型，验证 2016 年断点的唯一性。

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根据 Harris-Todaro（1970）模型，劳动力跨区域流动的均衡条件是预期收入均等化——即西部农村的预期收入（农业收入 × 就业概率）等于东部城市的预期收入（制造业工资 × 就业概率）。东西部劳务协作通过政府间信息共享和岗位对接降低了流动的信息不对称和搜寻成本，使预期收入均等化的条件更容易满足，从而促进流动。人力资本理论（Becker, 1964）进一步预测，劳务协作中的"订单式培训"将提升农民工的技能匹配度，从而获得更高的技能溢价。但搜索与匹配理论（Mortensen & Pissarides, 1994）提醒——政府主导的匹配可能因信息刚性而效率低于市场自发匹配。

据此提出以下假说：
- H1：东西部劳务协作使受援地劳动力跨省流动概率提升 8-15 个百分点，且对低技能、低收入群体的流动促进效应更强。
- H2：参与"订单式培训+定向输出"的农民工，其小时工资比自发流动的同类劳动者高 10-18%，就业持续时间长 3-6 个月。
- H3：劳务协作对女性劳动力的流动促进效应弱于男性，原因在于家庭照料责任对女性外出就业形成了额外约束。

本文采用 PSM-DID 策略进行因果识别。处理组定义为"所在省份在 t 年正式启动东西部劳务协作机制"的流动人口个体，对照组为机制尚未启动或未覆盖省份的个体。PSM 基于个体特征（年龄、性别、教育、家庭结构、流出地经济特征）匹配处理组与控制组的可比个体，解决不同省份人口特征的系统性差异。在匹配样本上进行 DID 估计，比较协作启动前后处理组与对照组在就业概率和工资收入上的差异变化。关键识别假定：（1）PSM 匹配后可观测特征在处理组和对照组间无显著差异（平衡性检验）；（2）在匹配样本中，处理组和对照组的结果变量在协作启动前满足平行趋势；（3）不存在同期其他全国性就业政策对两组产生差异化影响。

基准 PSM-DID 模型设定为：

ΔY_i = β₀ + β₁ ⋅ Treat_i + β₂ ⋅ Post_t + β₃ ⋅ (Treat_i × Post_t) + γ X_i + ε_i

其中 ΔY_i 为个体 i 在协作前后的结果变化（跨省流动概率、小时工资对数、就业持续时间）。Treat_i 为处理组标识（1 = 所在省份有劳务协作，0 = 无）。Post_t 为协作启动后的时间虚拟变量。X_i 为个体层面控制变量（年龄、性别、教育年限、婚姻状况、家庭抚养比）。交互项系数 β₃ 为核心参数，衡量劳务协作的处理效应。工资方程采用 Heckman 两步法校正：第一步以 probit 模型估计就业参与概率，计算逆 Mills 比率；第二步将逆 Mills 比率纳入 Mincer 工资方程，校正选择性偏误。

被解释变量：（1）跨省流动概率——CMDS 中"本次流动是否为跨省流动"的二元变量；（2）小时工资对数——CMDS/CFPS 中月工资收入除以月工作小时数（含加班），取自然对数；（3）就业持续时间——CMDS 中本次就业的累计月数。核心解释变量——劳务协作处理变量：以各省人社厅与结对省份签订正式的劳务协作框架协议的时间作为处理启动时点，手工编码。控制变量：个体层面包括年龄及平方项、性别（女=1）、受教育年限、婚姻状况、家庭 14 岁以下子女数、家庭 65 岁以上老人数；流出地层面包括农村居民人均可支配收入、第一产业就业占比。样本区间 2011-2025 年，以 18-60 岁劳动年龄人口为分析对象，约 15-20 万个体观测。

• **替换匹配方法**：以熵平衡法（Entropy Balancing）、CEM（Coarsened Exact Matching）替代 PSM 重新估计，检验结果对匹配算法的敏感性。
• **替换被解释变量**：以流动范围（省内跨市 vs. 跨省）、就业行业（制造业 vs. 服务业）作为劳动力市场结果的替代测度，检验劳务协作效应的维度一致性。
• **Heckman 校正 vs. 面板固定效应**：对 CFPS 面板子样本使用个体固定效应模型消除不随时间变化的个体异质性，与 Heckman 两步法的结果对照。
• **安慰剂检验**：以劳务协作启动前两年作为虚假处理时间，预期虚假处理效应不显著。

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东西部协作本质上是一种中央主导的跨区域合作安排——东部省份被赋予援助西部省份的"政治任务"，其执行质量直接影响地方官员的政绩考核。根据晋升锦标赛理论（周黎安, 2007），在 GDP 为核心的考核体系下，东部省份官员面临双重激励冲突：一方面要完成中央下达的协作任务以获取政治忠诚加分，另一方面要将财政资源优先用于本省经济增长以提升 GDP 排名。委托-代理理论（Holmström & Milgrom, 1991）进一步指出，当中央无法完全观测地方协作的真实质量时（信息不对称），地方有动机进行"形式化协作"——表面完成规定动作但实际缺乏深度和持续性。根据 Matland（1995）的政策模糊性-冲突性模型，当中央指令模糊性高而地方利益冲突大时，政策执行趋向于"象征性执行"。

据此提出以下假说：
- H1：东部援助省份官员的晋升压力越大（以距常规晋升年龄的年度衡量），其对协作的资源投入越倾向于"重数量、轻质量"——资金到位率高但产业协作项目存活率低。
- H2：当中央将东西部协作成效明确纳入地方党政领导班子考核指标体系后（2016 年制度调整），协作的实质性执行质量显著提升。
- H3：地理距离越远的结对省份之间，中央监督的信息成本越高，"形式化协作"的程度越严重。

本文以官员晋升激励作为核心解释变量，面临显著的内生性问题——官员的晋升压力可能与协作成效互为因果（协作成效好 → 晋升可能加快 → 晋升压力下降）。识别策略采用工具变量法：以地方官员的年龄（距 65 岁强制退休的年度）和本届任期已持续时间作为晋升激励的工具变量。这两个变量与晋升压力高度相关（年龄越大、任期越长则晋升窗口越窄），但与具体的协作资源投入决策不直接相关，满足外生性要求。此外，利用 2016 年中央制度调整作为外生政策冲击，以 DID 框架识别考核制度变化对协作质量的因果效应。关键识别假定：（1）工具变量仅通过晋升激励渠道影响协作成效（排他性约束）；（2）2016 年制度调整与各省协作成效的其他决定因素无关（政策外生性）。

基准模型采用面板固定效应 + 工具变量（2SLS）：

第一阶段：PromotionPressure_{it} = α₁ + δ₁ ⋅ AgeGap_{it} + δ₂ ⋅ Tenure_{it} + γ₁ Z_{it} + μ_i + λ_t + ν_{it}

第二阶段：CollaborationQuality_{it} = α₂ + β ⋅ PromotionPressure_{it} + γ₂ Z_{it} + μ_i + λ_t + ε_{it}

其中 CollaborationQuality_{it} 为省份 i 在 t 年的协作质量指数（由产业协作项目存活率、劳务输出稳定就业率、资金到位及时率 3 个维度合成）。PromotionPressure_{it} 为核心解释变量——晋升压力指数（以官员年龄距 65 岁的年度倒数标准化）。AgeGap_{it} 和 Tenure_{it} 为工具变量。Z_{it} 为控制变量向量（省份 GDP、财政收入、人口规模、结对省份地理距离）。μ_i 为省份固定效应，λ_t 为年份固定效应，标准误聚类到省份对层面。核心参数 β 预期为正（晋升压力越大则协作质量越低，呈负相关），揭示政治激励对协作成效的边际效应。

被解释变量——协作质量指数（CQI）：以主成分分析法从 3 个维度合成综合指数。（1）产业协作项目存活率 = 上一年度签约产业项目中仍在运营的项目数 / 签约项目总数（数据来源：东西部协作年度考核通报）；（2）劳务输出稳定就业率 = 通过劳务协作渠道外出且稳定就业 6 个月以上的人数 / 协作输出总人数（数据来源：人社部劳务协作统计）；（3）资金到位及时率 = 实际到位的协作财政资金 / 协议承诺资金（数据来源：财政部转移支付数据）。核心解释变量——晋升压力指数：以援助方省份党委或政府主要领导的年龄距 65 岁的年度差值的倒数构造。控制变量：结对省份的 GDP 比值、地理距离（省会间直线距离的对数）、援助省份的财政收入占 GDP 比重。样本区间 1996-2025 年，以省际结对关系为分析单位，约 20 对协作关系。

• **替换工具变量构造**：以"是否为本届任期最后两年"的二元变量替代年龄和任期连续变量作为 IV，检验工具变量构造方式的敏感性。
• **替换被解释变量**：以各省政府工作报告中"东西部协作"相关词汇的出现频次和情感倾向（文本分析）作为协作重视度的替代测度，检验政治激励对"话语"与"行动"的差异化影响。
• **排除经济性替代解释**：在控制变量中加入援助省份的经济增速和财政压力变量，排除"财力不足"而非"激励不足"作为协作质量下降原因的可能性。
• **安慰剂检验**：以受援方省份官员的晋升激励替代援助方官员的晋升激励重新估计，预期受援方官员晋升激励对协作质量无显著因果影响（安慰剂）。

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根据新凯恩斯理论（Christiano, Eichenbaum & Evans, 2005），在存在价格粘性和信贷约束的经济中，财政转移支付可以通过提振总需求产生乘数效应。东西部协作转移支付本质上是中央协调下的跨区域财政资源再配置——东部省份的财政资源通过协作渠道注入西部受援地。由于西部地区边际消费倾向通常高于东部地区（根据永久收入假说，收入水平越低则边际消费倾向越高），同等规模的财政转移配置到西部可能产生更大的乘数效应。但根据区域乘数理论（Nakamura & Steinsson, 2014），区域经济的开放度越高，转移支付的"漏出效应"越大（部分新增需求通过跨区域贸易流出），从而压低本地乘数。此外，财政乘数具有状态依赖性——经济收缩期乘数通常大于扩张期（Auerbach & Gorodnichenko, 2012），因为收缩期存在闲置资源和零利率下限。

据此提出以下假说：
- H1：东西部协作转移支付对受援地 GDP 的 1 年期乘数在 1.2-1.8 之间，高于全国平均财政乘数估计（通常 0.6-1.2），原因在于西部受援地边际消费倾向更高。
- H2：协作资金投向产业投资的 GDP 乘数（长期供给效应叠加短期需求效应）显著高于投向民生补贴的乘数，但民生补贴的消费乘数在当期更大。
- H3：经济收缩期（GDP 增速低于趋势值）的协作转移支付乘数比扩张期高 0.4-0.8，呈现显著的状态依赖性。

估算财政乘数的核心挑战在于内生性——转移支付本身可能是对地方经济状况的内生反应（经济越差，中央越可能追加转移支付），导致 OLS 估计有偏。本文采用 Blanchard & Perotti（2002）的结构向量自回归识别策略 + 局部投影法（Jordà, 2005）联合估计。在局部投影框架中，以当期协作转移支付冲击为自变量，未来 h 期累积 GDP 变化为因变量。冲击的识别利用协作转移支付的决定机制——东西部协作资金安排具有"事前承诺"特征（在年度预算编制时确定），对同期经济波动的内生反应较弱。进一步以中央对地方的"公式分配"转移支付（基于人口、面积等外生因素）作为协作转移支付的工具变量，排除潜在的内生财政反应。关键识别假定：（1）协作转移支付对同季度经济冲击无同期反应（制度时滞保证）；（2）公式分配部分仅通过转移支付规模影响 GDP，与其他经济冲击无关。

采用局部投影法（Local Projections）估计动态乘数：

Δ_h Y_{i,t+h} = α_h + β_h ⋅ Shock_{it} + Σ_{k=1}^{K} γ_k ⋅ Δ Y_{i,t-k} + Σ_{k=0}^{K} θ_k ⋅ Δ G_{i,t-k} + μ_i + λ_t + ε_{it}

其中 Δ_h Y_{i,t+h} = Y_{i,t+h} - Y_{i,t-1} 为从 t 期到 t+h 期的累积 GDP 变化（对数差）。Shock_{it} 为协作转移支付的外生冲击（以转移支付增长率的残差或 IV 拟合值度量）。方程右侧包含 GDP 和转移支付的滞后项，控制经济动态。β_h 度量第 h 期（h = 0, 1, ..., 8，季度频率）的累积乘数效应。μ_i 和 λ_t 分别为省份固定效应和季度固定效应。脉冲响应以 β_h 序列描绘，累积乘数通过比较 GDP 累积变化与转移支付累积变化得到。为估计状态依赖乘数（H3），在模型中加入经济周期状态指示变量及其与 Shock_{it} 的交互项，分组估计扩张期和收缩期的差异化乘数。

被解释变量——省级实际 GDP 对数差：以省级名义 GDP 除以 GDP 平减指数（2015 年为基期）取对数差分，经 X-12-ARIMA 季节调整。核心解释变量——协作转移支付冲击：以东西部协作专项资金拨付数据（各省财政厅公开的"协作帮扶资金"科目）的季度实际增长率经 AR(1) 滤波后的残差作为冲击测度。工具变量——公式分配转移支付：中央对地方均衡性转移支付中按人口（权重 0.4）、辖区面积（0.2）、海拔（0.1）、少数民族人口比例（0.1）等因素公式分配的部分，该部分与当期经济波动无关。控制变量：滞后 4 期的 GDP 增长率和转移支付增长率。样本区间 2000Q1-2025Q4 季度频率，覆盖 12 个西部受援省份，约 1,248 个观测值。

1. 替换冲击识别方法：以符号约束的 SVAR（Arias et al., 2018）替代局部投影法，施加"转移支付冲击不应立即推高通胀"的符号约束重新估算乘数。
2. 替换工具变量构造：以结对东部省份的财政收入增长率作为协作转移支付的 IV（利用"援助能力"的外生变动），检验工具变量选择的敏感性。
3. 替换被解释变量：以居民消费支出和固定资产投资分别替代 GDP 作为被解释变量，分解乘数效应在消费渠道和投资渠道之间的传导结构。
4. 子样本分析：剔除少数民族自治区样本后重新估计，检验结论是否受特定地区驱动；以 2008 年全球金融危机（极端经济收缩）为分割点，比较危机前、危机期间和危机后的乘数差异。
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date: 2026-06-17
field: 宏观经济 — 就业与物价
source: https://tv.cctv.com/2026/06/17/VIDEMG3LNkeduAfB0rjDPCsJ260617.shtml
topics_count: 5
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