改革开放与中国经济增长奇迹

奥鹏网院作业

改革开放与中国经济增长奇迹*
——基于合成控制法的研究
陈太明

[提 要] 本文基于1978年末中国实施改革开放的准自然实验，首次使用合成控制法定量评估改革开放对中国经济增长的影响效应。结果显示，合成控制法通过对多个控制对象加权以模拟中国改革开放政策执行前后的情形，比传统方法更科学地测度改革开放的政策效果。改革开放的增长效应使中国1978年以来的年均经济增长率提高6.69个百分点。经由安慰剂检验、排序检验和双重差分法的多维定量结果客观证实了上述结论的有效性和稳健性。进一步的机制分析表明，固定资产投资和对外贸易的持续快速增长是改革开放促进中国经济高速增长的重要渠道，人力资本水平没有发挥明显的作用。本文首次从定量意义上佐证了改革开放创造中国经济增长奇迹的学术观点，也为中国坚定不移地推进改革开放提供了定量依据和经验支持。

[关键词] 改革开放；经济增长；合成控制法

一、引言与文献综述
科学评价改革开放的政策效果是中国目前最受关注的经济问题之一。这不仅是学术界广泛关注的问题，同时也是寻常老百姓普遍关心的问题。1978年12月，党的十一届三中全会开启了中国改革开放的序幕。时至今日已经走过四十余年。在改革开放的渐进式推动下，中国经济增长速度突飞猛进，位列同时期世界第一，创造了举世瞩目的“增长奇迹”。尽管中国经济遭受了2008年全球金融危机的不利冲击，并且于2012年进入了中高速增长的“新常态”，但是1979—2014年间的实际人均GDP年均增长率仍然高达8.69%。(1) 原始数据来源于世界银行的WDI数据库，经笔者计算得出，2010年为基期。 中国这样大规模的长期高速经济增长在人类历史长河中也是绝无仅有的(Xu，2011)。国际经济正在面临崭新的挑战和机会，而中国恰好处在这些挑战和机会的中心。中国是一个十分有活力的经济体，经历四十余年国际公认的增长奇迹，已成为国际经济发展的一个主要动力来源。中国在世界经济和国际事务上的影响力，在过往四十余年当中迅速扩大。这对于一些人而言是威胁，而对于另一些人而言是希望，但对于绝大多数人而言是一个不解之谜(Maddison，2007)。由此，我们不禁要问：改革开放对中国经济增长的影响效应究竟有多大？对上述关键问题的回答有助于洞悉既往改革开放的增长效应，具有十分重要的理论和现实意义，不仅为进一步深化改革和扩大开放提供了经验证据，而且有助于启发其他发展中经济体的改革政策。

研究改革开放政策效果的一个关键问题是其经济增长效应的科学衡量。中国的改革开放是第二次世界大战后人类历史上最为成功的经济改革运动(Coase & Wang，2012)。在改革开放政策的引领下，中国经济长期保持高速增长，经济总量已跃居世界第二。客观评价一项经济政策的效果，虽然经济增长不应该成为唯一的标准，但却是最为重要的判断指标。经济增长通常由人均GDP的增长率来概括性地度量(McMillan & Naughton，1992)。关于改革开放对中国经济增长的影响效应，大量国内外文献都给予积极的评价。比如，McMillan & Naughton(1992)、Qian & Xu(1993)、林毅夫等(2002)、樊纲等(2003)、Prasad & Rajan(2006)以及Brandt & Rawski(2008)一致认为，中国的改革开放取得了极大的成功，并由此推动了经济的高速增长。王小鲁(2000)评价了改革开放后20年中国经济增长的总体状况，从制度变革、生产要素、外部环境、结构变动等多方面研究经济高速增长的原因。其研究发现改革开放促进了经济增长的速度。其中资源重新配置的贡献最大，资本形成加速的贡献也很大。帕金斯(2005)从历史和国际比较的视角出发重点考察了改革开放前后中国的经济增长。其研究发现改革开放促进了劳动生产率的提高。Maddison(2007)运用比较分析的方法对中国经济在公元960—2030年的长期表现进行了深入分析。他认为，由于改革开放政策的成功，中国走上了较为稳定的发展道路，加快了经济增长速度。Wu(2008)和吴敬琏(2009)均认为改革开放的巨大成就主要表现为：中国经济总量自改革开放以来按照年均近10%的速度持续增长。1990—2002年世界减贫人口的90%是由中国实现的。中国居民生活水平，包括粮食、布匹和食用油等基本消费需求在内，在改革开放前的20年中没有任何提高，但在改革开放后则明显改善。Xu(2011)以及Storesletten & Zilibotti(2014)也持有与Wu(2008)完全相同的观点，认为改革开放不仅加快了中国经济的增长速度，在减少贫困上也创造了世界纪录。Naughton(2007)在现代经济学的框架下，全面分析了1949年以来中国经济的转型和增长。他认为中国结构变化的步伐较快，而且增长速度和增长时间都快于和长于世界历史上的所有经济体。Coase & Wang(2012)基于多年对中国经济发展的实地跟踪观察和对市场经济的长期理论思考，认为改革开放使中国成功地转型为一个市场开放的全球经济重镇。

不难发现，国内外学者针对中国改革开放的政策效果研究主要是应用理论层面上的逻辑推理，而使用中国的经验数据对理论观点进行系统而严谨的计量分析的研究并不多见。部分研究仅采用一些易于获取的中国宏观经济数据，尤其是经济增长率的时间序列数据，通过估算来证实其结论。但是，从实证方法来讲，这些文献主要是使用纵向比较或者简单差分这样的描述性统计分析方法，只是对政策效果的一种粗略估计，其实根本无法得到改革开放对经济增长的影响效应净值，因此所得结论受到质疑。20世纪80年代初以来，很多东亚和东南亚经济体的经济增长速度都有所增进。倘若完全忽略掉这样的历史大背景，而只是依据中国经济增长率在1978年前后的时序差异来测度改革开放对经济增长的影响效应可能会得到不正确的结论。即采用纵向比较法或简单差分法评估改革开放的增长效应是不可行的。

合成控制法为学术界新近出现的评价政策效果的前沿方法，在国内外得到了一定的应用(Abadie & Gardeazabal，2003；Abadie et al.，2010，2015；王贤彬和聂海峰，2010；刘甲炎和范子英，2013；苏治和胡迪，2015；杨天宇和荣雨菲，2017；王金营和贾娜，2020)。然而，面对世界经济发展史上这样一场重要变革，笔者很少看到关于其政策效果的基于科学方法的实证研究。尤其需要强调的是，研究这一选题的文献至今鲜见学者采用项目评估文献中的合成控制法这一前沿的非实验评估方法。这不能不说是一种缺憾。比上述现有国内外研究更进一步的是，本文尝试改进识别方法，基于新近出现的合成控制法定量评估改革开放对经济增长的影响效应并考察其背后的作用机制。为了有效地识别改革开放对经济增长的影响及其机制，本文把中国实施改革开放的政策冲击视作一项准自然实验，将中国当作处理组，将7个东亚和东南亚国家当作控制组。本文得到的主要结论为，改革开放使得中国1978年以来的经济增长率提高了6.69个百分点。即改革开放的政策效果是相当可观的。中国经济增长奇迹主要归功于改革开放。固定资产投资和对外贸易的持续快速增长是改革开放促进中国经济增长的重要渠道。人力资本没有发挥应有的作用。

与现有文献相比，本文的潜在贡献表现为：第一，在研究方法方面，不同于大多数文献采用纵向比较法或简单差分法而难以测度改革开放对经济增长的影响效应净值，本文在国内外文献中首次采用合成控制法对中国改革开放的促增长效果进行科学而严谨的评估，从某种程度上填补了这一领域的空白。具体来讲，将中国实施改革开放这一历史事件视为政策冲击，在一个准自然实验的框架下，通过构建一个和中国完全类似的反事实控制组，既避免了简单差分法的粗糙估计，又规避了双重差分法选取控制组时存在的内生性问题，进而可以客观地评价改革开放的促增长效果。第二，在研究内容方面，本文关注了既往改革开放对经济增长的影响效应。这丰富了有关改革开放政策效果的研究，增进了对于改革开放影响经济增长的认识和理解，为中国今后全面深化改革开放和应对经济“新常态”提供了有力的定量依据。

二、模型构造与变量说明
本文基于项目评估中的合成控制法(Abadie & Gardeazabal，2003)模拟中国如果没有实施改革开放政策的“反事实”情况，以对比研究改革开放的政策效果，进而揭示改革开放在推动中国高速经济增长当中所发挥的重要作用。

(一)评估方法与模型设计
为了评估改革开放对中国经济增长的影响，最为直观的方法就是纵向比较中国经济增长率在改革开放前后的变化。然而，这一变化除了会受到中国是否实施改革开放政策的影响之外，还会受到同一时期出现的其他环境变化或外部干扰的影响。这意味着纵向比较改革开放前后的经济增长率变化至多也就表明改革开放与经济增长的相关关系，难以形成对于改革开放增长效应的定量推断。毕竟与改革开放同时发生的一些其他经济变化也可能引起经济增长的变化，导致改革开放与经济增长之间的伪相关，影响对改革开放政策效果的精准判断。

比上述的纵向比较法或简单差分法更科学的是双重差分法。双重差分法的核心思想是，找到同一时段没有进行改革开放的一些国家。这些国家的经济增长率变化反映了除改革开放政策之外的其他共时性因素的影响，将中国改革开放前后的经济增长率变化与没有进行改革开放的一些国家对应时段的经济增长率变化直接做个减法，就能得到剥离掉其他共时性因素影响以后的效应净值。双重差分法的基本假设是中国和控制组除了在政策上的不同外，其他情况完全同质。然而，在实际中试图找到两个完全同质的个体几乎是不可能的。此外，双重差分法对控制组国家的选择存在明显的随意性与主观性。再者，中国和控制组国家间的系统性差别可能是中国进行改革开放的原因，从而导致了潜在的政策内生性问题。

合成控制法基于数据特征对若干个控制组国家进行加权平均，构建一个和中国非常相似的良好的反事实控制组，较好地克服了双重差分法的局限性。具体表现为：其一，合成控制法属于非参数的方法，它拓展了双重差分法。其二，基于数据特征确定控制组的最优权重，降低了主观选择的误差，克服了政策内生性问题。其三，通过对多个控制组国家加权模拟中国改革开放前的情形，能够体现每个控制组国家对“反事实”状态的贡献，也规避了过分外推。综上所述，相比于双重差分法，合成控制法更适合研究中国改革开放的政策效果。

改革开放政策在多大程度上促进经济增长是评价改革开放政策效果的一个关键参考。给定K+1个国家在t∈[1,T]期内的经济增长情况，在反事实分析框架下，width=17,height=20,dpi=110代表第i个国家在t时点上如果不实施改革开放政策的经济增长率，width=14,height=20,dpi=110代表第i个国家在t时点上实施改革开放政策情况下的经济增长率。假定第i个国家在t=T0开始实施改革开放政策，那么[1,T0]期内这个国家的经济增长率不受改革开放政策的影响，width=49,height=20,dpi=110改革开放政策实施之后，即[T0+1,T]期内，令width=70,height=20,dpi=110代表改革开放政策给第i个国家在时间t所带来的经济增长率变动。本文的目标正是要估计αit。对于确切实施改革开放政策的国家，可以观察到其经济增长率的情况width=23,height=20,dpi=110然而，假定这个国家没有实施改革开放政策时的相应数据width=17,height=20,dpi=110却完全无法观察到。对此，经由构造“反事实”的变量表示width=23,height=20,dpi=110得到width=17,height=20,dpi=110的决定方程：

width=137,height=20,dpi=110
(1)

式中，δt为影响所有国家经济增长率的时间固定效应；θt为(1×r)维未知参数向量；Zi为不受改革开放政策影响的(r×1)维控制变量；λt为(1×F)维不能观测的共同因子向量；μi为(F×1)维无法观察的国家固定效应；εit为不可观测的暂时冲击,均值为零。

假定第1个国家(i=1)实施了改革开放政策，作为控制组国家的其他K个国家都没有实施这一政策。为了估计中国如果没有实施改革开放政策时的width=23,height=20,dpi=110需要通过控制组国家的加权来模拟处理组的特征。因此，必须求出一个(K+1)维权重向量W=(w2,…,wk+1)以满足对任意的k，wk≥0，且w2+…+wk+1=1。每一个向量的特定值都表示对K个国家的特定权重。针对每一个控制组国家的结果变量值，经过加权以后得到：

width=695,height=85,dpi=110
假定存在一个特定权重width=149,height=20,dpi=110符合：

width=237,height=41,dpi=110
width=108,height=41,dpi=110和width=90,height=41,dpi=110

(3)

如果width=70,height=26,dpi=110非奇异，那么：

width=114,height=41,dpi=110width=155,height=44,dpi=110

-1λ′s(εks-ε1s)

width=132,height=41,dpi=110
(4)

在一般条件下，式(4)右侧将趋近于零(Abadie et al.，2010)。所以，在改革开放政策实施期间，能够用width=58,height=41,dpi=110作为width=17,height=20,dpi=110的无偏估计以近似width=23,height=20,dpi=110得到政策效果的估计值为：

width=134,height=41,dpi=110
(5)

为了得到width=23,height=20,dpi=110要首先获取令方程组(3)成立的权重向量W*。这要求第1个国家的特征向量位于其他国家特征向量组的凸组合之内，但现实数据往往难以存在这样的解，所以要通过近似解来确定W*。本文选择最小化X1与X0W间的距离‖X1-X0W‖来确定W*，同时满足对于任意的k=2,…，K+1，有wk≥0，且w2+…+wK+1=1。X1为改革开放前中国的(j×1)维特征向量。X0为(j×K)矩阵，其第k列是国家k在改革开放前的相应特征向量。特征向量是方程组(3)中决定经济增长的因素或经济增长变量的任意线性组合。通常，width=293,height=23,dpi=110其中，V为(j×j)的对称半正定矩阵，对它的选择会影响估计的均方误差。V的最优选择是赋予X1与X0中变量一个恰当的权重，以最小化合成控制值的均方误差。本文基于数据特征，借鉴Abadie & Gardeazabal(2003)的做法，选择V最小化改革开放前经济增长率估计的均方误差，以使合成中国的经济增长路径尽可能地接近于改革开放前中国真实的经济增长率轨迹。通过加权得到的合成中国经济增长率模拟了假设中国不实施改革开放政策的情况。真实中国与合成中国之间的经济增长率差异就是改革开放政策对中国经济增长率的定量影响。

(二)控制组选择和变量选取
作为改革开放的总设计师，邓小平将改革开放形象地比喻为“摸着石头过河”。也就是说，中国在改革开放之初并没有一个预先规划好的一系列改革方案。为此中国实施改革开放的政策冲击完全可以视为一项准自然实验，这使笔者能够使用合成控制法对其增长效应进行科学评估。使用该方法进行评估时，控制组的选择至关重要。相比于其他国家的组合而言，选择亚洲国家更有可比性，而在亚洲诸多国家中选择一些东亚和东南亚国家显然更具可比性。东亚和东南亚国家与中国有着更为相似的文化、历史等共同特征(张耿和胡海鸥，2006；张军等，2016)。而且这些东亚和东南亚国家均没有在1978年至今这一时段实施过类似中国改革开放这样持续时间长、影响范围大的政策，这为验证中国改革开放的增长效应提供了独特的“天然实验”机会。基于上述的分析，考虑到一些东亚和东南亚国家早期经济数据缺失特别严重而导致的数据可获得性制约，借鉴国内已有文献的做法(张耿和胡海鸥，2006；张军等，2016)，本文选择了7个国家作为控制组，包括马来西亚、印度尼西亚、新加坡、泰国、菲律宾、韩国和日本。

根据本文的研究思路，笔者主要关注的是中国改革开放政策和经济增长之间的关系，采用世界银行WDI数据库的实际人均GDP增长率(以2010年为基期)来度量被解释变量经济增长(growth)。在预测变量方面，依据以往文献的通常做法(Levine & Renelt，1992；刘生龙等，2009)，本文选取了一些常用的影响经济增长的因素，具体包括：(1)固定资产投资率(k)。新古典经济增长理论认为，储蓄率会影响经济的稳态水平。理论分析一般都假定储蓄可以完全转化成固定资产投资，尽管这一点在现实经济中并不满足，但仍然用固定资产投资率代替储蓄率作为对资本存量变动的衡量(卢二坡和曾五一，2008)。为此，本文运用固定资产形成总额与GDP的比值来控制投资率对经济增长的影响。(2)政府规模(gov)。本文采用政府消费占GDP的份额来揭示政策因素对经济增长的作用。(3)人力资本(hc)。本文使用人均人力资本指数来控制人力资本对经济增长的影响。

(三)数据说明与变量描述
本文使用的实证分析样本总共包括中国与7个东亚和东南亚国家1961—2014年的平衡面板数据。除了政府规模和人力资本的原始数据来自PWT9.0之外，其余所有变量的原始数据均来源于世界银行的WDI数据库。表1列出了模型中各个相关变量的描述性统计结果。包括中国在内的这8个东亚和东南亚国家样本的统计显示：经济增长率最小值为-26.53%，最大值为16.05%，并且最大值与最小值均出现在中国。这说明中国的宏观经济有极个别年份为负增长的状态。(2)在本文样本期间内，具体指的是如下5年：1961年、1962年、1967年、1968年和1976年。经济增长率在不同年份之间的差别比较大，经济增长率的最大值和最小值之间差距为42.58%。投资率的最大值与最小值依次是0.953 2和0.045 3，二者之间差距达到了21倍。这说明有些国家的固定资产投资占GDP的份额比较大，而有些国家则比较小。这8个东亚和东南亚国家政府规模的平均值为15.38%。人力资本的平均值和标准差分别为2.209 0和0.625 4。这表明这些国家之间的人力资本水平存在很大的差异性。

表1 主要变量的描述性统计

width=745,height=164,dpi=110
三、实证结果分析
(一)改革开放对中国经济增长的影响
中国改革开放政策的增长效应通过中国和合成中国在1978年后的经济增长率差值来刻画。具体而言，中国的改革开放政策于1978年12月正式开始实施。本文采用1961—1977年的经济增长率和这17年平均的投资率、政府规模和人力资本作为预测变量来拟合中国的合成控制对象。权重的选取标准为最小化改革开放政策实施以前的那段时间里中国和合成中国经济增长率的均方误差。其中，在寻找最优的合成控制时，笔者运用了嵌套的数值方法。本文使用Abadie et al.(2010)开发的Synth程序包来执行模型的具体估计。基于合成控制法的运算，笔者最终得到了构建合成中国的权重组合，总共有两个国家。其中，菲律宾这个国家的权重最大，高达0.835；韩国的权重次之，为0.165；其余国家的权重均为零。

表2详细报告了在1978年中国改革开放政策实施以前中国与合成中国的一些重要经济变量的对比及其差异度。不难发现，中国与合成中国是非常相似的。无论是本文最为关注的经济增长率变量，还是已经选择的影响经济增长率的投资率、政府规模和人力资本这些变量，合成中国与中国的差距均非常小。具体表现为两者之间的差异度都明显小于控制组国家平均值与中国之间的差异度。这意味着在较好地拟合了经济增长率的前提下，其表现的影响经济增长率的相似程度也相当高。所以，合成控制法较好地拟合了中国在改革开放政策实施以前的经济特性。这一方法适合于定量研究中国改革开放在经济增长意义上的政策效果。

表2 预测变量的拟合与对比

width=745,height=129,dpi=110
说明：差异度A为合成中国与中国的差异度，差异度B为控制组国家平均与中国的差异度。

中国与合成中国1961—2014年的经济增长率见图1。竖直虚线所在的位置表示中国改革开放政策开始实施的年份。在竖直虚线的左边，中国和合成中国的经济增长率是十分接近的，但在竖直虚线的右边，两者之间出现了明显偏离。中国自1978年12月开始实施改革开放政策。从图1可以看到，在改革开放以前的1961—1977年，中国的真实样本经济增长率还是基本上沿着中国的合成样本经济增长率的走势变动。中国与合成中国的经济增长路径趋势比较贴近。这意味着合成控制法较好地复制了改革开放以前中国经济的增长轨迹。但从1978年开始，中国经济增长率的真实值却明显超过了合成值，并且两条曲线逐渐显示出差异化的变动迹象。真实值和合成值两者之间的差值即是中国改革开放的政策效果。

width=337,height=275,dpi=110
图1 中国和合成中国的经济增长率对比

本文所评估的改革开放的政策效果是指改革开放政策实施后中国经济增长率相对于合成中国的提高程度。为了客观而清晰地揭示改革开放对中国经济增长路径的影响，本文计算了改革开放前后中国与合成中国的经济增长率的差距。如图2所示，1961—1977年，两者经济增长率的差距在-30%与15%范围之内波动。而1978年以后，一直到1983年，波动幅度均没有超过原有的范畴。但1984年以来，两者差距突破了这个范畴。其中最大值出现在1984年，高达20%。具体来讲，基于1978—2014年间WDI年度统计数据，依据中国现实情况计算算术平均值得出中国年均经济增长率为8.73%。经过合成控制法得出合成中国年均经济增长率为2.04%。前者相对于后者高出了6.69%。这个异常明显的差距不容忽视。基于确切的计算结果不难发现，改革开放政策自1978年实施以来显著地促进了中国的经济增长，也就是说，创造中国经济增长奇迹的恰是改革开放政策。

width=336,height=262,dpi=110
图2 政策效应：中国与合成中国经济增长率差距

(二)稳健性检验
上述研究表明中国经济增长率和合成中国经济增长率之间表现出显著的差距。但随之而来的关键问题是：这一差距确切是由改革开放政策所导致的吗？是否存在着某种程度上的偶然性，这一差距是由没有察觉到的其他原因造成的？进一步地，这一差距是否在统计上显著异于零？

为剔除其他潜在因素的干扰并且确认其在统计上的显著性，进而检验上述实证结果的有效性和稳健性，本文进行如下两方面的稳健性检验：一方面，需要验证实证分析中经济增长率差距的确是来自于改革开放政策的影响，而非其他因素；另一方面，需要确认实证研究的政策效果在统计上的显著性。本文依次使用安慰剂检验法(Abadie & Gardeazabal，2003；Abadie et al.，2010)与排序检验法(Abadie et al.，2010)来完成上述两个维度的稳健性检验。此外，合成控制法在选取控制组时要比双重差分法更加科学，进而评估结果更加有效。为证实这种科学性，已有文献通常将基于双重差分法的评估结果作为一种稳健性检验，并将其与基于合成控制法的评估结果进行对比。本文沿用这一做法，基于双重差分法识别改革开放对经济增长的影响。

1. 安慰剂检验。

安慰剂检验法的基本思路是：选择一个没有实施改革开放政策的控制组国家进行与上文完全一样的分析。如果发现这个国家的真实样本居民消费增长率和合成样本经济增长率之间存在着非常大的差距，而且与中国的情形基本保持一致，那么就意味着合成控制法并没有提供一个非常有力的证据来表明改革开放政策对中国经济增长率的影响。

本文讨论两个国家。其一是合成中国权重最大的菲律宾。权重最大意味着在所有控制组国家中，菲律宾和中国在各项经济特征上均相差最小。其二是权重为零的日本。无权重说明日本与中国最不相似。将两个极端情形分别作为处理组来检验1978年前后真实样本经济增长率与合成样本经济增长率的情形。表3揭示了菲律宾和日本的预测变量与中国的比较。菲律宾和中国的经济增长率及其他变量相比更接近一些，表明在7个控制组国家之中，菲律宾和中国是最相似的。日本的预测变量与中国的差异程度比较大。

表3 权重最大和最小国家的预测变量均值

width=744,height=146,dpi=110
图3给出了针对菲律宾进行的安慰剂检验结果。图4提供了日本的安慰剂检验结果。从图3可以发现，菲律宾的经济增长率在1978年以前基本上沿着合成菲律宾经济增长率的走势变动。但在1978年以后，菲律宾经济增长率均值却明显低于合成菲律宾经济增长率。此外，图4显示，在1978年前后，日本经济增长率一直沿着合成日本经济增长率的走势变动，即使有所波动也是围绕着合成日本经济增长率上下波动。这意味着合成控制法相当好地拟合了日本经济增长率走势，且这个国家在1978年前后的拟合情形没有出现突变。显而易见，这两种不尽相同的情形，均未出现真实样本经济增长率明显高于合成样本经济增长率的特征。这客观证明了确实是改革开放影响了中国的经济增长率，而非其他的偶然因素。

width=336,height=276,dpi=110
图3 权重最大的菲律宾的安慰剂检验

width=334,height=274,dpi=110
图4 权重最小的日本的安慰剂检验

2. 排序检验。

排序检验法能够检验改革开放的政策效果在统计上的显著性，判断是否还存在其他国家的样本经济增长率与合成样本经济增长率出现与中国完全相同的特征，以及概率有多大。其基本思路为：在控制组内选择任何一个国家，都假定其在1978年实施了改革开放政策，运用合成控制法构建其合成样本经济增长率，估计在假定情况下产生的政策效果。然后，比较中国实际的政策效果和控制组国家假定的政策效果。如果实际的政策效果和假定的政策效果之间差异足够大，那么改革开放对中国经济增长的作用就是显著的，而非偶然现象。

本文对7个控制组国家均进行了类似的安慰剂检验，进而运算每个国家真实样本经济增长率和合成样本经济增长率的差距，作为随机选择一个国家估计改革开放政策效果的分布。作为统计检验，如果这个差距与在中国发现的差距存在着显著差别，表明本文在中国的发现是显著的。图5提供了中国和7个控制组国家的差距分布情况。从图5可以发现，1978年以前，中国的差距和控制组国家的差距之间的区别并不明显。但在1978年以后，中国的差距与7个控制组国家的差距之间的区别却变得明显更大。其分布突出地位于7个控制组国家的外部。这表明改革开放对中国的经济增长有相当大的影响。经过上述的排序检验可以认为，改革开放政策对中国经济增长产生了正向影响，且具有一定的显著性。

width=647,height=344,dpi=110
图5 中国与控制组国家的真实和合成经济增长率差距分布图

经由以上两个维度的稳健性检验，本文能够确认改革开放政策给中国经济增长带来了明显的影响，与中国潜在的经济增长趋势相比有一定程度的上升，且两者间的差距表现出一定的随时间推移而稳定推进的态势。这意味着中国的真实经济增长情况与潜在的经济增长情况偏离将持续存在。改革开放在经济增长意义上的政策效果正在渐进地展示出来。

3. 双重差分法。

为了验证上述主要结论的稳健性，本部分基于双重差分法进一步识别改革开放对中国经济增长的影响效应。为了捕捉改革开放政策对经济增长的影响，笔者以实施改革开放政策的中国作为处理组，而没有实施改革开放政策的7个东亚和东南亚国家作为控制组，针对改革开放这一准自然实验事件对经济增长的影响进行因果推断。虽然中国与7个控制组国家之间的同质性程度明显高于中国与其他发展中国家，但毕竟中国与这7个控制组国家不是完全同质的。对此，本文通过引入多维控制变量尽量控制中国与7个控制组国家之间的异质性问题。在Barro(2000)等典型的经济增长实证模型基础上，本文添加国家和时间虚拟变量的交叉项作为核心解释变量，使用双重差分法估计改革开放的增长效应，回归模型设定为：

git=β0+β1Treat+β2Policy+β3Treat

×Policy+γXit+ζit

(6)

式中，git是被解释变量，代表国家i在第t期的经济增长率，依然使用实际人均GDP增长率度量；Policy表示时间虚拟变量，如果时间t是1978年及以后，取值为1，其余均为0；Treat表示国家虚拟变量，如果国家i是中国，取值为1，其余皆为0。Treat×Policy是本文的核心解释变量，由国家和时间虚拟变量的交叉项构造而成，表示国家i在第t期是否实施了改革开放政策。如果是，取值为1，否则都为0。Xit表示其他影响经济增长的国家层面的控制变量向量，包含了投资率、政府规模和人力资本。ζit是随机扰动项。系数β3表示改革开放对经济增长的影响效应估计值，为本文关注的核心解释变量系数。

表4展示了改革开放对中国经济增长的双重差分法估计结果。所有的回归分析都在国家层面进行聚类，同时采用稳健标准误进行估计。从具体的估计结果来看，对于模型(1)至模型(4)，交叉项Treat×Policy的系数估计值都在1%的统计水平上高度显著。模型(1)显示，改革开放对经济增长的影响效应高达7.22%。在模型中逐渐加入了投资率、政府规模、人力资本这一系列国家层面的控制变量之后，改革开放的增长效应净值有所下降。控制变量最多的模型(4)显示，改革开放的增长效应净值下降为6.02%。对比基于合成控制法和双重差分法的结果能够发现，双重差分法所得到的改革开放的政策效果略微小于合成控制法所得到的政策效果。这意味着：第一，基于双重差分法所得到的结果存在一定的低估，采用合成控制法进行评估更加可靠。第二，基于两种方法所得到的结果其符号和数量级相同。双重差分法的结果印证了合成控制法所得到结论的稳健性。由此笔者可以认为，改革开放对中国经济增长产生了因果意义上的显著作用，创造中国增长奇迹的正是改革开放。

表4中控制变量的系数估计值具有重要的经济学意义。投资率与人力资本均对中国经济增长存在显著的正面影响。其中，投资率在所有模型中都能够通过1%水平的统计显著性检验，而人力资本则是在10%的水平上显著。两者对经济增长的影响方向符合经济增长理论。政府规模对中国经济增长具有显著的负面影响。这是由于政府规模较大通常意味着较为严重的政府行政干预。这会造成资源配置扭曲和效率损失(Mitchell，2005；王小鲁等，2009)。而资源配置效率低下阻碍了全要素生产率的提高(Hsieh & Klenow，2009；龚关和胡关亮，2013；盖庆恩等，2015)，最终不利于长期的经济增长。

表4 改革开放对经济增长的影响效应估计结果

width=745,height=410,dpi=110
说明：括号内为标准误，所有回归都聚类到国家层面；***，**和*表示在1%，5%和10%的水平上显著。

4. 时间维度的双重差分法安慰剂检验。

改革开放对经济增长的促进作用可能是由于某些不可观察的因素驱动，而非改革开放的作用。本文参考以往文献的做法(吕越等，2019)，通过改变政策冲击发生的时间进行安慰剂检验。具体来讲，将改革开放这一政策冲击设定在1978年以前的某个时期，且样本期设定为1961—1977年以考察是否仍然存在对经济增长的促进作用。将实施改革开放国家的政策冲击时间设定为1970年、1971年、1972年、1973年、1974年、1975年、1976年，构建7个“伪改革开放”的时期虚拟变量并依次使用其去替代基准估计方程中的改革开放的时期虚拟变量进行实证分析。若“伪改革开放”显著促进了经济增长，表明确实存在某些不可观察的因素也会驱动经济增长，而不只是由于改革开放所带来的促进作用。反之，如果核心解释变量的估计系数不显著，表明促进经济增长的正是改革开放，而非某些不可观察的因素。表5中的列(1)至列(7)依次报告了对应估计结果。根据表5可以发现核心解释变量的估计系数在10%的统计水平下仍不显著。因此这一结果能够排除掉改革开放之外其他潜在的不可观察因素对经济增长的影响，也进一步证实了改革开放显著促进经济增长的核心结论。

表5 时间维度的安慰剂检验

width=745,height=211,dpi=110
5. 控制组范围的调整。

第一，剔除韩国后的再检验。为了验证本文核心结论的稳健性，本部分参照王金营和贾娜(2020)的做法，通过删除对合成中国贡献为正的一个国家来实现数据结构的调整，再重新模拟新的合成中国；比较新合成的中国较之前的变动，进而确定结论是否稳健。如果变动并不明显，意味着结论是较为稳健的。根据这一思路，考虑到发达国家的经济增长速度通常会低于发展中国家，而在合成中国贡献为正的两个国家中，韩国是发达国家，为此笔者将控制组中权重为正的韩国剔除，进而重新模拟后比较政策效果。基于合成控制法的运算，得到菲律宾和马来西亚两国对合成中国的权重依次为0.923和0.077，其余控制组国家的权重均为零。如前文所述，1978—2014年间中国年均经济增长率为8.73个百分点。在将韩国从控制组国家剔除后再次经过合成控制法得出合成中国年均经济增长率为1.58个百分点。前者相对于后者高出了7.15个百分点。研究结果显示核心结论并没有由于数据结构变化而与以前的结论相异，具有相当的稳健性。

第二，其余金砖国家作为控制组国家。事实上，区域可能并不是选取控制组国家的主要决定因素，国家的选取可能不应限定在东亚和东南亚。为证实改革开放政策效果并未因控制组国家调整而出现特别明显的变化，笔者尝试选取其他国家作为控制组。中国与巴西(Brazil)、俄罗斯(Russia)、印度(India)、南非(South Africa)并称为金砖国家(BRICS)，是未来几十年全球最具成长潜力的新兴经济体代表。虽然中国与其余四国的国情各异，禀赋不同，但经济发展水平与所处发展阶段相近，均面临保增长、保稳定、保民生的艰巨任务，在经济发展过程中，也都会遇到调结构、护环境等相似的挑战与难题(王凯，2017)。基于此，笔者选取其作为控制组进行再估计，以验证前文基本结论的稳健性。考虑到俄罗斯于20世纪90年代初实施激进式改革并且受到数据可获得性的限制，笔者将其从控制组国家中直接剔除。(3)对于研究所涉及的相关变量，WDI数据库中俄罗斯数据的起始年份为1990年，之前年份数据缺失。本部分将其余金砖国家作为控制组，又鉴于巴西固定资产投资率时序数据的起始年份是1970年，合成控制法必须使用平衡面板数据，为此分析时所使用样本的时间跨度为1970—2014年。基于合成控制法的运算，笔者得到印度和巴西两国对合成中国的权重依次为0.657和0.343，南非的权重为零。1978—2014年间中国年均经济增长率为8.73个百分点。再次经过合成控制法得出合成中国年均经济增长率为2.79个百分点。前者相对于后者高出了5.94个百分点。上述稳健性检验发现，改革开放的政策效果并没有随着控制组国家的不同而发生实质性变化，本文的核心结论保持稳健。

通过调整控制组国家的稳健性检验结果显示，尽管不断调整控制组国家，但均发现改革开放的经济增长效应基本上保持在5.94至7.15个百分点之间，中位数是6.69个百分点。这表明改革开放显著促进经济增长的结论没有发生变化，为此核心结论具有较强的稳健性。

(三)机制分析
前文从总体层面上揭示了改革开放对于经济增长的作用，但是尚未回答改革开放如何影响经济增长的问题。本部分将定量分析改革开放对固定资产投资率、人力资本、对外贸易的影响，以识别改革开放影响中国经济增长背后的作用机制，进而为进一步全面深化改革扩大开放提供鲜明的政策含义和决策参考。事实上，经济增长是各个影响因素综合作用的最终结果。为了剖析改革开放影响经济增长背后的具体作用机理，本部分采用合成控制法对各个预测控制变量的变动趋势进行分析。借鉴杨天宇和荣雨菲(2017)的做法，笔者把固定资产投资率、人力资本和对外贸易作为拟合目标，基于合成控制法并利用中国及控制组的数据分别计算各个预测控制变量的真实值和合成值的年度平均值，然后再通过对比改革开放实施后各变量真实值和合成值的年均值差别，即可获得改革开放对各变量的净影响程度。

根据新古典经济增长理论，作为流量的固定资产投资会转化成物质资本存量，进而影响经济的稳态水平。根据表6的实证结果可以发现，改革开放以来中国固定资产投资率平均值的真实值是明显大于其合成值的。固定资产投资占GDP比重平均值的真实值为0.348 8，与其对应的合成值为0.292 3，二者之间的差距为0.056 5。这表明改革开放的实施显著提高了中国的固定资产投资率。此外，从表4可以看出，固定资产投资率对中国经济增长存在显著的正向影响。因此，在改革开放的进程中，固定资产投资的持续快速增长是支撑中国经济高速稳定增长的最主要源头。郭庆旺和赵志耘(2014)基于112个国家和地区的国际比较分析认为，在中国过去所处的经济发展阶段与发展战略下，高速经济增长的投资依赖是一个客观的必然结果。这与大量国内外研究文献所得结论一致。现有文献对于中国增长奇迹已经形成的共识是，改革开放至今，驱动中国经济高速增长的第一推动力是物质资本的投入(Krugman，1994；Young，2003；吴敬琏，2016；朱子云，2017)。这意味着中国经济仍属于固定资产投资主导型经济。经济增长方式的粗放性特征还未发生根本性的转变(吴敬琏，2009；王小鲁等，2009；唐颖和赵文军，2014)。加快转变中国的经济增长方式依然任重道远。

根据内生经济增长理论，人力资本水平越高表明劳动力的知识与经验积累越多，有助于推动技术进步，进而实现经济的可持续增长。从表4的结果不难发现，人力资本的提升会显著促进中国的长期经济增长。通过表6的具体结果能够发现，改革开放以来中国人力资本的真实值小于其合成值。人均人力资本指数平均值的真实值为2.046 3，而与其对应的合成值为2.156 7，二者间的差距为-0.110 4。这说明相比于7个控制组国家，改革开放的实施并没有显著提升中国劳动力的人力资本水平。因此，在进一步全面深化改革开放的进程中，亟待加强欠发达地区的教育投资，尤其是西部偏远地区的农村基础教育投资。与此同时，还需要加强政策法规人文等软环境的建设和完善，减缓人才外流趋势，吸引外流人才回国并留住人才。

表6 改革开放对预测控制变量的影响结果

width=375,height=117,dpi=110
国际贸易是经济增长的根本因素。通过发展对外贸易借鉴先进的管理经验和发展理念能够促进长期经济增长已成为共识(Frankel & Romer，1999)。改革开放以来国际贸易发展迅速，对中国经济高速增长发挥了至关重要的积极作用(沈坤荣和李剑，2003；盛斌和毛其淋，2011)。通过表6的定量结果可以看出，中国改革开放以来商品与服务进出口贸易总额与GDP比率平均值的真实值明显大于其合成值。进出口贸易总额与GDP比率平均值的真实值为0.354 4，与其对应的合成值为0.234 7，两者之间的差距为0.119 7。这意味着改革开放的实施显著推动了中国的进出口贸易。为此，进入新发展阶段，中国仍需高度重视对外开放。不仅要全面提高开放型经济水平，而且还要实行更加积极主动的开放战略，拓宽对外开放的范围、层次和领域，以高水平对外开放打造国际合作和竞争新优势，最终实现互利共赢。

简而言之，改革开放对中国四十余年高速经济增长的影响效应非常大。正是改革开放创造了举世瞩目的中国经济增长奇迹。本文首次从定量意义上佐证了改革开放创造中国增长奇迹的学术观点。进一步地，相比于东亚和东南亚其他主要经济体而言，改革开放创造中国经济增长奇迹的主要根源是固定资产投资和对外贸易的持续快速增长，而有益于经济增长的人力资本水平并没有由于改革开放而得到明显的提升。需要说明的是，改革开放促进中国经济增长的作用渠道可能是多元化的。但受限于数据的可获得性，本文仅检验了上述三种作用机制。伴随数据可获得性逐步改善，进一步检验其他作用机制将是笔者未来要做的重要工作。

四、结论与启示
本文以中国1978年末改革开放实施为准自然实验，选择包括中国在内的8个东亚和东南亚国家为研究对象，采用1961—2014年平衡跨国面板数据，首次使用国际前沿的合成控制法系统地考察了改革开放对中国经济增长的影响效应。评估结果表明，改革开放的增长效应使中国1978年以来的年均经济增长率提高6.69个百分点。使用安慰剂检验法、排序检验法、双重差分法以及调整控制组的范围对上述主要结果进行多个维度的稳健性检验，结果显示改革开放政策的确给中国经济增长带来了明显的促进作用。政策效果正在渐进地展示出来。上述评估结果是非常有效的，并且上述结果在不同的评估方法设定下仍然是十分稳健的。为此，中国经济增长奇迹主要归功于中国的改革开放政策。改革开放的成功，使我们比历史上任何时期都更接近中华民族伟大复兴的目标，是对中国梦的最好诠释。党的十八届三中全会指出：“实现中华民族伟大复兴的中国梦，必须在新的历史起点上全面深化改革”。(4)《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》，《光明日报》，2013-11-16。改革开放当前进入攻坚期和深水区。由于中国采取的渐进改革开放模式以实践为准则，因此本文结论为深化改革开放提供了可供参考的经验证据。本文首次从定量意义上佐证了改革开放创造中国经济增长奇迹的学术观点。

进一步的作用机制分析发现，改革开放至今，驱动中国经济高速增长的两个推动力是固定资产投资和对外贸易的持续快速增长，但有益于经济增长的人力资本水平并未因为改革开放而得到明显提升。机制分析结论对于中国进一步全面深化改革开放具有较强的政策启示。其一，应切实加快转变经济发展方式，降低中国经济发展对固定资产投资的严重依赖，最终实现可持续的集约型经济增长模式。其二，为充分发挥人力资本对经济增长的积极作用，要加强西部偏远地区的农村基础教育投资，还要更加重视软环境建设以减缓人才外流趋势。其三，为了更有效地发挥国际贸易对经济增长的正向作用，仍然需要高度重视对外开放。不仅要全面提高开放型经济水平，而且还要实行更加积极主动的开放战略，拓宽对外开放的范围、层次和领域，以高水平对外开放打造国际合作和竞争新优势，最终实现互利共赢。

本文定量评价了中国已经实施四十余年的改革开放对经济增长的影响效应，为进一步调整改革开放政策和应对经济增长“新常态”提供了鲜明的决策参考。但本文仍存在一定的局限性。其一，作为一项伟大制度变迁的改革开放是一系列具体政策的总和，但本文只是定量评价了改革开放在经济增长层面的总体效果，并未确切评价改革开放进程中每一项具体政策的效果。其二，本文评价改革开放的经济增长效应所使用的研究方法是合成控制法。这一方法比既有研究所使用的简单差分法更加合适、科学、严谨，但这并不意味着采用合成控制法定量评价改革开放的经济增长效应是无懈可击的。本文的研究是基于经济增长的视角理解中国改革开放总体效果的一个尝试。笔者期待更多基于这一视角的更科学更细化的实证工作。进一步的研究可以把这些局限性作为切入点。未来随着评估技术的进步和研究手段的多元化，如果有可能，采用更为科学严谨的方法定量评价每一项具体政策的效果将是很有价值的工作，这也是笔者后续研究的重要方向。

参考文献

德怀特·帕金斯，2005：《从历史和国际的视角看中国的经济增长》，《经济学(季刊)》第4期。

樊纲、王小鲁、张立文、朱恒鹏，2003：《中国各地区市场化相对进程报告》，《经济研究》第3期。

盖庆恩、朱喜、程名望、史清华，2015：《要素市场扭曲、垄断势力与全要素生产率》，《经济研究》第5期。

龚关、胡关亮，2013：《中国制造业资源配置效率与全要素生产率》，《经济研究》第4期。

郭庆旺、赵志耘，2014：《中国经济增长“三驾马车”失衡悖论》，《财经问题研究》第9期。

林毅夫、蔡昉、李周，2002：《中国的奇迹：发展战略与经济改革》，上海：格致出版社·上海三联书店·上海人民出版社。

刘甲炎、范子英，2013：《中国房产税试点的效果评估：基于合成控制法的研究》，《世界经济》第11期。

刘生龙、王亚华、胡鞍钢，2009：《西部大开发成效与中国区域经济收敛》，《经济研究》第9期。

卢二坡、曾五一，2008：《转型期中国经济短期波动对长期增长影响的实证研究》，《管理世界》第12期。

吕越、陆毅、吴嵩博、王勇，2019：《一带一路倡议的对外投资促进效应》，《经济研究》第9期。

沈坤荣、李剑，2003：《中国贸易发展与经济增长影响机制的经验研究》，《经济研究》第5期。

盛斌、毛其淋，2011：《贸易开放、国内市场一体化与中国省际经济增长：1985～2008年》，《世界经济》第11期。

苏治、胡迪，2015：《通货膨胀目标制是否有效？——来自合成控制法的新证据》，《经济研究》第6期。

王金营、贾娜，2020：《政策调整变迁与京津冀区域协同发展——基于合成控制法的分析》，《人口与经济》第5期。

王凯，2017：《国际贸易地理》，北京：清华大学出版社。

王贤彬、聂海峰，2010：《行政区划调整与经济增长》，《管理世界》第4期。

王小鲁，2000：《中国经济增长的可持续性与制度变革》，《经济研究》第7期。

王小鲁、樊纲、刘鹏，2009：《中国经济增长方式转换和增长可持续性》，《经济研究》第1期。

唐颖、赵文军，2014：《公共支出与我国经济增长方式转变——基于省际面板数据的实证检验》，《财贸经济》第4期。

吴敬琏，2009：《让历史照亮未来的道路：论中国改革的市场经济方向》，《经济社会体制比较》第5期。

吴敬琏，2016：《中国增长模式抉择》，上海：上海远东出版社。

杨天宇、荣雨菲，2017：《区域发展战略能促进经济增长吗——以振兴东北老工业基地战略为例》，《经济理论与经济管理》第10期。

张耿、胡海鸥，2006：《消费波动小于产出波动吗？》，《经济研究》第11期。

张军、徐力恒、刘芳，2016：《鉴往知来：推测中国经济增长潜力与结构演变》，《世界经济》第1期。

朱子云，2017：《中国经济增长的动力转换与政策选择》，《数量经济技术经济研究》第3期。

Abadie, A., A. Diamond, and J. Hainmueller, 2010, “Synthetic Control Methods for Comparative Case Studies: Estimating the Effect of California’s Tobacco Control Program”, Journal of the American Statistical Association, 105 (490): 493-505.

Abadie, A., A. Diamond, and J. Hainmueller, 2015, “Comparative Politics and the Synthetic Control Method”, American Journal of Political Science, 59 (2): 495-510.

Abadie, A., and J. Gardeazabal, 2003, “The Economic Cost of Conflict: A Case Study of the Basque Country”, American Economic Review, 93 (1): 112-132.

Barro, R.J., 2000, “Inequity and Growth in a Panel of Countries”, Journal of Economic Growth, (5): 5-32.

Brandt, L., and T. G. Rawski, 2008, China’s Great Economic Transformation, NY：Cambridge University Press.

Coase, R., and N. Wang, 2012, How China Became Capitalist, UK：Palgrave Macmillan.

Frankel, J., and D. Romer, 1999, “Does Trade Cause Growth？”, American Economic Review, 89 (3): 379-399.

Hsieh, C. T., and P. Klenow, 2009, “Misallocation and Manufacturing TFP in China and India”, Quarterly Journal of Economics, 124 (4): 1403-1448.

Krugman, P., 1994, “The Myth of Asia’s Miracle”, Foreign Affairs, 73 (6): 62-78.

Levine, R., and D. Renelt, 1992, “A Sensitivity Analysis of Cross-country Growth Regressions”, American Economic Review, 82 (4): 942-963.

Maddison, A., 2007, Chinese Economic Performance in the Long Run: 960-2030AD, Paris:OECD.

McMillan, J., and B. Naughton, 1992, “How to Reform a Planned Economy: Lessons from China”, Oxford Review of Economic Policy, 8 (1): 130-143.

Mitchell, D. J., 2005, “The Impact of Government Spending on Economic Growth”, Backgrounder，No. 1831.

Naughton, B., 2007, The Chinese Economy: Transition and Growth, MA:MIT Press.

Prasad, E. S., and G. R. Rajan, 2006, “Modernizing China’s Growth Paradigm”, American Economic Review, 96(2): 331-336.

Qian, Y., and C. Xu, 1993, “Why China’s Economic Reforms Differ: The M-form Hierarchy and Entry/Expansion of the Non-state Sector”, Economics of Transition, 1(2):135-170.

Storesletten, K., and F. Zilibotti, 2014, “China’s Great Convergence and Beyond”, Annual Review of Economics, 6(14): 1-30.

Wu, J., 2008, “How to Sustain the Rapid Growth of China’s Economy”, China Economist, (3): 5-15.

Xu, C., 2011, “The Fundamental Institutions of China’s Reforms and Development”, Journal of Economic Literature, 49(4): 1076-1151.

Young, A., 2003, “Gold into Base Metals: Productivity Growth in the People’s Republic of China during the Reform Period”, Journal of Political Economy, 111(6): 1220-1261.

REFORM AND OPENING-UP POLICY AND CHINA’S ECONOMIC GROWTH MIRACLE: A RESEARCH BASED ON SYNTHETIC CONTROL METHOD
CHEN Tai-ming

(School of Economics, Dongbei University of Finance and Economics)

Abstract: This paper considers the reform and opening-up policy as a quasi-natural experiment, and firstly uses the synthetic control method to examine the performance effect of the reform and opening-up policy on China’s economic growth. The paper finds that the synthetic control method simulates the situation before the reform and opening-up policy through weighting many control objects. The synthetic control method can evaluate the performance effect of the reform and opening-up policy more scientifically than traditional approaches. The result shows that the reform and opening-up policy has accelerated China’s economic growth rate by 6.69 percentage points every year on average since 1978. The placebo test, rank test and DID estimation method prove the validity and robustness of the above results. The mechanism to accelerate China’s growth of the reform and opening-up policy is the increasing physical capital investment and international trade rather than the inadequate human capital. This paper firstly quantitatively supports the popular opinion of the reform and opening-up policy creating China’s economic growth miracle, and also supplies the vital historical quantitative basis and empirical evidence to the future promotion of reform and opening-up.

Key words: reform and opening-up; economic growth; synthetic control method

*陈太明，东北财经大学经济学院，邮政编码：116025，电子信箱：chentaiming@dufe.edu.cn。本文得到国家自然科学基金青年项目(71403044)、辽宁省高等学校创新人才支持计划项目(WR2018019)的资助。感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。

(责任编辑：刘舫舸)