區(qū)域經(jīng)濟(jì)論文：區(qū)域經(jīng)濟(jì)進(jìn)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(jì)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(jì)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(diǎn)認(rèn)為政府的經(jīng)濟(jì)能力增強(qiáng)對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用。林毅夫和劉志強(qiáng)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(diǎn)卻認(rèn)為政府經(jīng)濟(jì)能力的增強(qiáng)制約了經(jīng)濟(jì)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(jì)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(jì)能力與經(jīng)濟(jì)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(jìn)行分析，證明政府規(guī)模與經(jīng)濟(jì)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(fèi)支出與經(jīng)濟(jì)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(jì)增長之間存在統(tǒng)計相關(guān)的Laffer曲線特征，經(jīng)濟(jì)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(xiàn)均沒有考慮政府能力的增強(qiáng)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(jì)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(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(xiàn)，可以假設(shè)金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)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(jìn)經(jīng)濟(jì)剩余投入到生產(chǎn)循環(huán)中，加快經(jīng)濟(jì)的增長;但是以金融為主導(dǎo)的虛擬經(jīng)濟(jì)過度發(fā)展，又可能形成虹吸效應(yīng)，虛擬經(jīng)濟(jì)形成自我循環(huán)，不僅會吸取實體經(jīng)濟(jì)中的資金，并且還會引起經(jīng)濟(jì)的過度波動。而政府能力的增強(qiáng)也會對經(jīng)濟(jì)的增長產(chǎn)生難以預(yù)測的效應(yīng)，適當(dāng)?shù)恼芰υ鰪?qiáng)能夠促進(jìn)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(jì)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(jì)效率的持續(xù)提升。另外在地方政府對區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(jī)構(gòu)的資金投向進(jìn)行干預(yù)，雖然近年來中央政府控制的金融機(jī)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(jì)增長的共同作用，設(shè)定計量經(jīng)濟(jì)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(jì)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(jī)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(jì)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(jìn)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(jìn)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(jì)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(jìn)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(diǎn)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(jì)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(jì)的組團(tuán)式發(fā)展，以2004－2010年數(shù)據(jù)作為時間節(jié)點(diǎn)。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(jìn)行換算。并且按照價格指數(shù)對歷年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了換算，以保證比較的真實性。

本文采用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件eviews6.0對面板數(shù)據(jù)回歸模型進(jìn)行了固定效應(yīng)和隨機(jī)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(jìn)行估計。隨機(jī)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(jī)分布，與解釋變量嚴(yán)格不相關(guān)，因此將模型看成有隨機(jī)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(jī)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(jī)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(jī)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(jìn)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(jī)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(jì)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(jì)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(jì)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(jī)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(jì)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(jì)增長的推動更為重要，這也反映了區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(jì)源和開封，其余的截距項都為正值，表明此經(jīng)濟(jì)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(jì)的增長，而且效果較為顯著。豫北經(jīng)濟(jì)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(jì)增長的推動作用不強(qiáng)。豫西和豫西南經(jīng)濟(jì)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(jì)區(qū)的內(nèi)部差異較大，區(qū)域內(nèi)部城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系不強(qiáng)。但是黃淮經(jīng)濟(jì)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(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(jì)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(jì)的控制力增強(qiáng)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)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(jì)增長總體上還是市場經(jīng)濟(jì)作用的結(jié)果，強(qiáng)勢政府對推動區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(jī)構(gòu)的行為還是施加了一定的控制，而且對區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(jìn)一步表明區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(jì)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(jì)增長的作用力較強(qiáng)，而且政府掌控區(qū)域經(jīng)濟(jì)資源的能力也較強(qiáng)。豫北經(jīng)濟(jì)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(jì)增長中所起作用較弱。豫西和豫西南經(jīng)濟(jì)區(qū)中兩個城市的截距項差異較大，表明此經(jīng)濟(jì)區(qū)個體差異較大，內(nèi)部聯(lián)系不強(qiáng)。黃淮經(jīng)濟(jì)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(qiáng)勢抑制了經(jīng)濟(jì)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(jì)的能力都不能顯著的促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長，不僅如此，還有可能會抑制經(jīng)濟(jì)增長的潛力，這說明區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長會受到區(qū)域金融發(fā)展和政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)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(jì)增長的貢獻(xiàn)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(jì)的影響力及對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的聯(lián)合影響進(jìn)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(jì)的控制力及對區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(jì)的影響為負(fù)面，而政府能力的增強(qiáng)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(jì)的增長，同樣區(qū)域政府對經(jīng)濟(jì)的影響力增強(qiáng)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長也不能收到良好的效果。如果要促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(jì)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(jì)增長，而且可能會引起區(qū)域資金的外流，因此經(jīng)濟(jì)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(diǎn)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(jī)構(gòu)的數(shù)量指標(biāo)，并隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，逐步推動本地區(qū)的金融深化水平。對于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)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(jì)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(jì)的能力也要隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)整。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后階段，政府對經(jīng)濟(jì)的過度干預(yù)將會影響經(jīng)濟(jì)的增長，此時的經(jīng)濟(jì)發(fā)展更對的要依靠市場的力量來推動。但隨著經(jīng)濟(jì)的增長，地方政府應(yīng)當(dāng)逐漸提升自身對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響力，地方政府在經(jīng)濟(jì)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(jī)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(jī)構(gòu)對地方政府的脅迫和綁架。在地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同方面，金融機(jī)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(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長。(4)區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(kuò)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(jì)的發(fā)展特點(diǎn)實施不同的教育投入方式。