區(qū)域經(jīng)濟論文：區(qū)域經(jīng)濟進展制約因素探討

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本文作者：張富田 單位：許昌學(xué)院經(jīng)濟管理學(xué)院

在現(xiàn)有的實證分析中對政府能力的衡量基本都是從政府具有的經(jīng)濟能力而引申的變量。但是得出的結(jié)論卻有很大差別。一種觀點認(rèn)為政府的經(jīng)濟能力增強對經(jīng)濟增長具有促進作用。林毅夫和劉志強利用分省數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)提高了省級人均GDP的增長率［10］。莊子銀和鄒薇也認(rèn)為政府支出的增長率與GDP的增長率存在顯著的正相關(guān)關(guān)系［11］。另一種觀點卻認(rèn)為政府經(jīng)濟能力的增強制約了經(jīng)濟增長或不存在相關(guān)性。付文林和沈坤榮認(rèn)為政府預(yù)算內(nèi)支出的GDP占比與經(jīng)濟增長呈負(fù)相關(guān)關(guān)系［12］。張晏和龔六堂通過實證分析發(fā)現(xiàn)中國的財政分權(quán)存在顯著的跨時差異和地區(qū)差異［13］。但是更多的研究則支持政府的經(jīng)濟能力與經(jīng)濟增長之間存在倒U型的關(guān)系，政府存在著最優(yōu)規(guī)模。高彥彥，蘇煒和鄭江淮通過對187個國家的面板數(shù)據(jù)進行分析，證明政府規(guī)模與經(jīng)濟增長之間存在一種倒U型關(guān)系［14］。楊華和陳迅也證明地方政府的消費支出與經(jīng)濟增長之間存在門限效應(yīng)，門限值兩邊存在正負(fù)的非線性關(guān)系［15］。肖蕓和龔六堂的研究也表明政府財政和經(jīng)濟增長之間存在統(tǒng)計相關(guān)的Laffer曲線特征，經(jīng)濟發(fā)展初期正相關(guān)，超過某個臨界值時，二者負(fù)相關(guān)［16］。但是，現(xiàn)有的文獻均沒有考慮政府能力的增強和金融市場的深化彼此之間的影響，以及它們之間合作競爭的關(guān)系對經(jīng)濟增長的作用，而這是在不同的條件和階段下采取不同的政策促進區(qū)域經(jīng)濟增長的關(guān)鍵所在，也是劃分政府與市場界限的依據(jù)。

根據(jù)現(xiàn)有的文獻，可以假設(shè)金融發(fā)展對經(jīng)濟增長存在兩方面的效應(yīng)，首先適度的金融發(fā)展和深化可以促進經(jīng)濟剩余投入到生產(chǎn)循環(huán)中，加快經(jīng)濟的增長;但是以金融為主導(dǎo)的虛擬經(jīng)濟過度發(fā)展，又可能形成虹吸效應(yīng)，虛擬經(jīng)濟形成自我循環(huán)，不僅會吸取實體經(jīng)濟中的資金，并且還會引起經(jīng)濟的過度波動。而政府能力的增強也會對經(jīng)濟的增長產(chǎn)生難以預(yù)測的效應(yīng)，適當(dāng)?shù)恼芰υ鰪娔軌虼龠M公共產(chǎn)品的完善，有利于資源的配置和效率的提升;但是政府能力的過度膨脹，又會引起政府財政對經(jīng)濟資源配置的不當(dāng)干預(yù)，引起過度的尋租行為，不利于經(jīng)濟效率的持續(xù)提升。另外在地方政府對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展承擔(dān)完全責(zé)任的情況下，地方政府還會對金融機構(gòu)的資金投向進行干預(yù)，雖然近年來中央政府控制的金融機構(gòu)通過措施的完善，盡可能的排除了地方政府對中央政府所控制的金融資源的尋租行為，但是地方依然可以通過自己所控制的區(qū)域發(fā)展基金融資平臺對金融剩余的投向施加直接和間接的影響。所以為了檢驗在不同的發(fā)展階段和環(huán)境下政府能力和金融發(fā)展之家的關(guān)系，以及雙發(fā)對經(jīng)濟增長的共同作用，設(shè)定計量經(jīng)濟學(xué)模型采用如下形式:gnνit=a+β1jrfzit+β2jrfzit+β3zfnlit+β4zfnlit+β4(jrfzit×zfnlit)+∑jrjctrlitj+μitj(1)其中，gnνit表示i省t年實際人均GDP的增長率，zfnlit表示i省t年的金融發(fā)展指數(shù)測度指標(biāo)，zfnlit表示i省t年的政府干預(yù)經(jīng)濟的能力測度指標(biāo)，(jrfzit×zfnlit)表示區(qū)域政府能力和區(qū)域金融發(fā)展水平相互影響的交互項指標(biāo)，ctrlitj是控制變量，a，β1，β2，β3，β4，rj均為待估參數(shù)，表示隨機誤差項。

現(xiàn)有的研究中，一般用國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加額或者人均國民生產(chǎn)總值的增加額來測度經(jīng)濟增長狀況，但是單純用國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加額難以反映區(qū)域內(nèi)生產(chǎn)效率的增長情況，因此用人均國民生產(chǎn)總值的增加額來測度生產(chǎn)效率的更為合適，為了消除通貨膨脹的影響，用1978年作為基年的CPI數(shù)值進行調(diào)整，模型中用本年的GDP對數(shù)減去上年的GDP對數(shù)進行測量。區(qū)域金融發(fā)展指數(shù)的測度指標(biāo)主要參考戈德史密斯提出的金融相關(guān)率測度方法，用各地區(qū)本年度的存貸款總量與本地區(qū)當(dāng)年的GDP的比值加以衡量，政府干預(yù)經(jīng)濟能力的指數(shù)測定用各個地區(qū)當(dāng)年的財政支出水平與當(dāng)年的GDP的比值加以衡量。對于控制變量的選取主要參考柯布－道格拉斯生產(chǎn)方程，在人力資本總量和資本投入增加總量上進行測度。因為各個地區(qū)的人口具有流動性，特別是接受高等教育的人口，所以用各個地區(qū)的教育投入來指代人力資本的增加額更為合適。另外在控制變量中還要加上區(qū)域勞動力人口的變動情況。在外部資本流入上，因為缺少各個地區(qū)利用國內(nèi)外部資金的數(shù)據(jù)，因此只能用各個地區(qū)歷年實際利用外資情況加以計量。

本文重點考察區(qū)域金融因素和政府因素在不同區(qū)域發(fā)展階段和不同類型經(jīng)濟體中所起作用，因此選擇河南省18個直轄市的面板數(shù)據(jù)作為分析樣本，考慮到區(qū)域經(jīng)濟的組團式發(fā)展，以2004－2010年數(shù)據(jù)作為時間節(jié)點。因為不同時間段的樣本數(shù)據(jù)采集中存在著單位的不一致，所以本文統(tǒng)一了不同年度數(shù)據(jù)的單位值。外資投入以美元計價，為了能在分析中與人民幣的計價方式一致，用各個年度美元兌換人民幣的中間價對外資投入量值進行換算。并且按照價格指數(shù)對歷年的數(shù)據(jù)進行了換算，以保證比較的真實性。

本文采用計量經(jīng)濟學(xué)軟件eviews6.0對面板數(shù)據(jù)回歸模型進行了固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)的擬合。固定效應(yīng)估計是假設(shè)解釋變量中對被解釋變量的效應(yīng)不隨個體和時間變化，而無法觀測到的地區(qū)效應(yīng)構(gòu)成的殘差與解釋變量相關(guān)，用虛擬變量最小二乘法進行估計。隨機效應(yīng)估計是假設(shè)解釋變量對被解釋變量的效應(yīng)不隨個體和時間變化，無法觀測到的地區(qū)效應(yīng)構(gòu)成的殘差隨機分布，與解釋變量嚴(yán)格不相關(guān)，因此將模型看成有隨機截距項的回歸方程，使用廣義最小二乘法解決誤差項中的序列相關(guān)問題。是選擇固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型則依賴hausman檢驗統(tǒng)計，如果統(tǒng)計結(jié)果在10%的置信水平下顯著，則選擇固定效應(yīng)模型，否則選擇隨機效應(yīng)模型。為了減少變量的內(nèi)生性導(dǎo)致的估計誤差，需要選取若干工具變量來減少隨機擾動項和解釋變量的相關(guān)性，所以采用的估計方法為兩階段最小二乘法(TSLS)。為了預(yù)防模型中可能存在異方差，需要用面板數(shù)據(jù)的加權(quán)最小二乘法進行估計。注:(1)回歸結(jié)果省略了常數(shù)項，*，＊＊，＊＊＊分別表示1%，5%，10%的水平下顯著，解釋變量估計值下括號內(nèi)的數(shù)值均為系數(shù)的t檢驗值;(2)P值為接受備擇假設(shè)(隨機效應(yīng)或固定效應(yīng))的概率，若該值大于0，則接受備擇假設(shè);(3)JR-FZ的工具變量為滯后一期的JRFZ，ZFNL的工具變量為滯后一期的ZFNL，其它工具變量均為其自身。估計結(jié)果顯示，添加工具變量后的估計結(jié)果與未添加工具變量之前估計結(jié)果差別不大，表明原估計結(jié)果較為穩(wěn)健。

通過對估計結(jié)果的分析，可以得出如下結(jié)論。(1)根據(jù)方程1的估計結(jié)果表明，區(qū)域金融的發(fā)展對經(jīng)濟增長的短期推動作用為負(fù)值，長期作用可能為正值。這說明目前區(qū)域金融對經(jīng)濟的推動力作用不顯著，也可以認(rèn)為區(qū)域金融的發(fā)展不僅沒有推動地方經(jīng)濟的增長，并且還引起了資金的外流，這與地方推動區(qū)域金融深化的目標(biāo)背道而馳。金融發(fā)展和地方能力的交叉項指標(biāo)為正值，但是估計的回歸系數(shù)很小，這表明政府對金融機構(gòu)的存貸款行為具有一定程度的影響力，但是這種影響力對區(qū)域經(jīng)濟增長所起的作用非常微弱。在控制變量中，雖然所有的控制變量的估計結(jié)果都顯著，但是還是可以看出，勞動力變量對經(jīng)濟增長的推動更為重要，這也反映了區(qū)域經(jīng)濟增長還是依靠生產(chǎn)要素投入的粗放生產(chǎn)特征。在截距項中可以看出，中原城市群城市中，除了濟源和開封，其余的截距項都為正值，表明此經(jīng)濟區(qū)的大部分城市區(qū)域金融的發(fā)展推動了區(qū)域經(jīng)濟的增長，而且效果較為顯著。豫北經(jīng)濟區(qū)城市中，截距項也為正值，但是回歸系數(shù)較小，說明區(qū)域金融發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟增長的推動作用不強。豫西和豫西南經(jīng)濟區(qū)中，三門峽的截距項為正值，但是南陽為負(fù)值，說明此經(jīng)濟區(qū)的內(nèi)部差異較大，區(qū)域內(nèi)部城市的經(jīng)濟聯(lián)系不強。但是黃淮經(jīng)濟區(qū)的所有城市截距項均為負(fù)值，而且效果較為顯著，說明此區(qū)域金融的發(fā)展不僅沒有促進區(qū)域經(jīng)濟的增長，而且造成了區(qū)域資金的流出，抑制了區(qū)域經(jīng)濟增長。(2)根據(jù)方程2的估計結(jié)果表明，總體上地方政府對區(qū)域經(jīng)濟的控制力增強對區(qū)域經(jīng)濟增長的貢獻度不明顯，回歸的結(jié)果結(jié)果既不顯著，回歸系數(shù)的量值也很小，這說明區(qū)域經(jīng)濟增長總體上還是市場經(jīng)濟作用的結(jié)果，強勢政府對推動區(qū)域經(jīng)濟增長的作用有限。但是政府能力和金融發(fā)展的交叉項為負(fù)值，而且檢驗結(jié)果顯著，這表明政府對金融機構(gòu)的行為還是施加了一定的控制，而且對區(qū)域經(jīng)濟增長產(chǎn)生了不良的影響?？刂谱兞炕貧w參數(shù)與方程1的結(jié)果相差不大，進一步表明區(qū)域經(jīng)濟增長的粗放性質(zhì)和有限開放的特征。截距項中，中原城市群城市中，除了濟源和開封，其余城市的截距項都為正值，而且系數(shù)較大，表明政府對區(qū)域經(jīng)濟增長的作用力較強，而且政府掌控區(qū)域經(jīng)濟資源的能力也較強。豫北經(jīng)濟區(qū)所有城市的截距項都為正值，但是數(shù)值較小，表明政府在區(qū)域經(jīng)濟增長中所起作用較弱。豫西和豫西南經(jīng)濟區(qū)中兩個城市的截距項差異較大，表明此經(jīng)濟區(qū)個體差異較大，內(nèi)部聯(lián)系不強。黃淮經(jīng)濟區(qū)中所有城市的截距項都為負(fù)值，說明此區(qū)域政府過于強勢抑制了經(jīng)濟增長的動力。(3)根據(jù)方程3的回歸結(jié)果表明，短期內(nèi)金融發(fā)展水平和政府控制經(jīng)濟的能力都不能顯著的促進區(qū)域經(jīng)濟的增長，不僅如此，還有可能會抑制經(jīng)濟增長的潛力，這說明區(qū)域經(jīng)濟的增長會受到區(qū)域金融發(fā)展和政府干預(yù)經(jīng)濟能力的共同影響，結(jié)合方程1和方程2的回歸結(jié)果，可以表明政府對區(qū)域金融的發(fā)展具有顯著的影響，同時區(qū)域金融的發(fā)展對政府能力也有顯著的影響，而這種影響對區(qū)域經(jīng)濟增長的貢獻是負(fù)面的。

本文基于2004－2010年河南省的面板數(shù)據(jù)就區(qū)域金融發(fā)展，政府對區(qū)域經(jīng)濟的影響力及對區(qū)域經(jīng)濟增長的聯(lián)合影響進行了實證研究。研究結(jié)果表明，就河南省的情況而言，區(qū)域金融金融發(fā)展、政府對區(qū)域經(jīng)濟的控制力及對區(qū)域經(jīng)濟增長的聯(lián)合影響為負(fù)面。其中短期內(nèi)區(qū)域金融發(fā)展對經(jīng)濟的影響為負(fù)面，而政府能力的增強對區(qū)域經(jīng)濟的影響不顯著。根據(jù)本文的實證結(jié)果，區(qū)域金融的發(fā)展并不一定導(dǎo)致區(qū)域經(jīng)濟的增長，同樣區(qū)域政府對經(jīng)濟的影響力增強對區(qū)域經(jīng)濟的增長也不能收到良好的效果。如果要促進區(qū)域經(jīng)濟的增長，不同的發(fā)展階段應(yīng)當(dāng)采用不同的措施。(1)在地方經(jīng)濟發(fā)展滯后的階段，盲目的推動地方金融水平的發(fā)展，不僅不能提高地方的經(jīng)濟增長，而且可能會引起區(qū)域資金的外流，因此經(jīng)濟發(fā)展落后應(yīng)當(dāng)根據(jù)本地實際決定自己的金融發(fā)展政策，重點是提高本地區(qū)投融資水平，暢通本地區(qū)的投融資渠道，優(yōu)化投融資環(huán)境，而不是追求本地區(qū)金融機構(gòu)的數(shù)量指標(biāo)，并隨著經(jīng)濟的發(fā)展，逐步推動本地區(qū)的金融深化水平。對于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，區(qū)域金融發(fā)展水平應(yīng)當(dāng)繼續(xù)深化，因為區(qū)域經(jīng)濟的增長更多的依靠區(qū)域金融產(chǎn)品數(shù)量的增長。(2)政府干預(yù)經(jīng)濟的能力也要隨著經(jīng)濟發(fā)展的不同階段進行相應(yīng)的調(diào)整。在經(jīng)濟發(fā)展滯后階段，政府對經(jīng)濟的過度干預(yù)將會影響經(jīng)濟的增長，此時的經(jīng)濟發(fā)展更對的要依靠市場的力量來推動。但隨著經(jīng)濟的增長，地方政府應(yīng)當(dāng)逐漸提升自身對區(qū)域經(jīng)濟的影響力，地方政府在經(jīng)濟發(fā)展的高級階段將會起到更大的作用。(3)應(yīng)當(dāng)繼續(xù)深化金融體制改革。特別是對區(qū)域性金融機構(gòu)及地方政府控制的融資平臺嚴(yán)格控制，杜絕地方政府對區(qū)域金融政策的干預(yù)，同時也要控制區(qū)域金融機構(gòu)對地方政府的脅迫和綁架。在地方經(jīng)濟發(fā)展的不同方面，金融機構(gòu)和政府起著不同作用，提供不同的產(chǎn)品，才能更好的促進區(qū)域經(jīng)濟的增長。(4)區(qū)域經(jīng)濟的增長要更多的依靠勞動力素質(zhì)的提高及技術(shù)水平的提升，繼續(xù)擴大外部資金的引入并由此形成技術(shù)的溢出，提升區(qū)域自身的技術(shù)創(chuàng)新水平。繼續(xù)加大區(qū)域的教育投入，提高區(qū)域的人力資本水平，特別要注意根據(jù)區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展特點實施不同的教育投入方式。