楊子榮，代軍勛，葛 偉，陶 鑄

(武漢大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，湖北 武漢430072)

一、引 言

2012年以來，中國經(jīng)濟增速持續(xù)低于8%，經(jīng)濟增速的下滑究竟是后危機時期經(jīng)濟下行周期的短暫表現(xiàn)呢，還是意味著中國經(jīng)濟已進入到了一個新的發(fā)展階段?目前，關(guān)于這一議題的爭論主要有三種觀點。其一，多數(shù)學(xué)者認為，中國經(jīng)濟已進入新常態(tài)。劉偉和蘇劍[1]認為生產(chǎn)成本的上升、技術(shù)進步方式變化、投資收益率下降和出口導(dǎo)向型增長不可持續(xù)，這幾個因素使得中國經(jīng)濟進入了一個新常態(tài)。其二，部分學(xué)者認為，中國經(jīng)濟正在向新常態(tài)過渡。余斌和吳振宇[2]認為我國經(jīng)濟增速已落入中高速的范圍，結(jié)構(gòu)也正發(fā)生積極變化，但經(jīng)濟運行仍處于向新階段轉(zhuǎn)換的時期，能否向新常態(tài)順利過渡是現(xiàn)階段宏觀調(diào)控的重點。其三，另有部分學(xué)者持有不同觀點，認為中國經(jīng)濟增速下滑只是暫時性的。李稻葵[3]認為中國經(jīng)濟增長的下行壓力很大程度上來自短期或周期性因素，只要能夠盡快找到和培育新的經(jīng)濟增長點，中國經(jīng)濟在未來相當(dāng)長時間內(nèi)還是可以保持7%左右的增長，同時實現(xiàn)增長質(zhì)量和效應(yīng)的不斷提高。

盡管關(guān)于中國是否已進入新常態(tài)，經(jīng)濟學(xué)界仍有分歧，但幾乎一致認同中國經(jīng)濟已“做不到”且“受不了”像過去那樣持續(xù)高速增長了，潛在增長率下降是必然趨勢。但是，現(xiàn)階段我國經(jīng)濟增長的動力支撐在哪呢?首先，舊有的經(jīng)濟增長模式已難以為繼:人口紅利的逐漸消失和勞動力成本的不斷上升，導(dǎo)致勞動密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對萎縮;技術(shù)進步導(dǎo)致學(xué)習(xí)和模仿空間收縮，“后發(fā)優(yōu)勢”越來越弱;長期高水平投資帶來的投資收益率下降和產(chǎn)能嚴重過剩，導(dǎo)致投資對經(jīng)濟增長的邊際貢獻越來越有限;發(fā)達國家再工業(yè)化以及新興經(jīng)濟體普遍推行出口導(dǎo)向戰(zhàn)略等，導(dǎo)致外需對經(jīng)濟的拉動作用逐步降低。其次，新的經(jīng)濟增長點正在形成和培育:內(nèi)需特別是消費對經(jīng)濟增長的貢獻提高，消費將取代投資和出口成為經(jīng)濟增長的主要推動力;政府投資讓位于民間投資，民營經(jīng)濟部門將扮演更為重要的角色;第三產(chǎn)業(yè)逐步成為產(chǎn)業(yè)主體，服務(wù)業(yè)占 GDP比重不斷提高[4]。最后，改革取代外部刺激成為經(jīng)濟發(fā)展的最根本動力，技術(shù)進步和創(chuàng)新成為決定成敗的關(guān)鍵要素[5-6]。

雖然中國經(jīng)濟增速相對下滑，是經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)在規(guī)律，但是考慮到中國各區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展很不平衡，如果各個經(jīng)濟單元能夠接續(xù)發(fā)力，那么中國經(jīng)濟是否能夠繼續(xù)維持中高速增長呢?李佐軍[7]認為中國是一個人口和區(qū)域大國，各地發(fā)展很不平衡，工業(yè)化和城鎮(zhèn)化所處階段也不一致，當(dāng)部分地區(qū)進入中速發(fā)展階段后，另一部分地區(qū)還可處于高速發(fā)展階段。胡家勇[8]則進一步指出中西部地區(qū)低廉的土地和人力資本、大量潛藏的投資機會以及巨大的潛在市場需求仍構(gòu)成后發(fā)優(yōu)勢，如果能夠有效地把這些后發(fā)優(yōu)勢轉(zhuǎn)換為競爭優(yōu)勢和經(jīng)濟優(yōu)勢，中西部地區(qū)將成為我國經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長的一支重要力量。

既然中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展很不平衡，中西部地區(qū)存在接續(xù)發(fā)力的空間，那么是否意味著中國各區(qū)域進入新常態(tài)的時間將各不同?如果中國各區(qū)域?qū)⒎执芜M入新常態(tài)，那么我們在尋找和培育新常態(tài)環(huán)境下中國經(jīng)濟新的增長點時，是否應(yīng)注意區(qū)域差異?對這些問題的回答，構(gòu)成了本研究的核心內(nèi)容。

區(qū)別于前人研究，本文的貢獻主要體現(xiàn)在兩個方面:第一，從區(qū)域差異視角，就增速、結(jié)構(gòu)和動力三個維度，對中國東、中、西三大經(jīng)濟區(qū)域各自表現(xiàn)出的新常態(tài)特征進行動態(tài)分析;第二，利用中國275個市級數(shù)據(jù)，運用空間計量方法，對2012～2013年中國各區(qū)域經(jīng)濟增長的要素驅(qū)動進行實證檢驗，為新階段尋找和培育中國新的經(jīng)濟增長點提供了區(qū)域化理論依據(jù)。

二、中國三大經(jīng)濟區(qū)域新常態(tài)特征的動態(tài)分析

根據(jù)新常態(tài)的特征和定義，如果增速、結(jié)構(gòu)和動力三大核心要素發(fā)生了基礎(chǔ)性的變化，那么即可以認為中國即將進入新常態(tài)。因此，本研究從增速、結(jié)構(gòu)和動力三個維度，對中國整體以及各區(qū)域表現(xiàn)出的新常態(tài)特征進行動態(tài)分析。

環(huán)顧世界，沒有哪一個國家或地區(qū)可以長久地保持經(jīng)濟高速增長，增速“換擋”是經(jīng)濟發(fā)展的必然規(guī)律。截止2012年底，中國 GDP已是1978年的142.5倍，同樣是增長一個點，1978年中國只需多生產(chǎn)36.45億元人民幣的產(chǎn)品，而2013年卻需要多生產(chǎn)5194.7億元人民幣的產(chǎn)品，以經(jīng)濟學(xué)直覺來看，如此龐大的經(jīng)濟體不可能再長久地維持高速增長了。因此，2012年以來，我國經(jīng)濟增速的放緩，可能不再是經(jīng)濟周期的下行循環(huán)，而是經(jīng)濟增長階段的根本性轉(zhuǎn)換。

從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層面來看，2013年我國第三產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率首次超過第二產(chǎn)業(yè)，逐步成為我國產(chǎn)業(yè)主體;從需求結(jié)構(gòu)層面來看，2012年以來，最終消費對GDP的貢獻率始終高于資本形成總額以及貨物和服務(wù)凈出口，消費需求逐步成為需求主體;從城鄉(xiāng)區(qū)域結(jié)構(gòu)層面來看，2011年底我國城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎剡_51.27%，數(shù)量首次超過農(nóng)村人口，隨著新型城鎮(zhèn)化的加速推進，城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)逐漸被打破，城鄉(xiāng)區(qū)域差距不斷縮小。因此，從結(jié)構(gòu)層面來看，我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)正在發(fā)生全面而深刻的變化。

從經(jīng)濟增長動力來看，隨著人口紅利的逐漸消失、資源和環(huán)境壓力的加大、土地價格的不斷上漲以及技術(shù)“后發(fā)優(yōu)勢”的逐漸減弱，中國經(jīng)濟增長將難以繼續(xù)依賴要素驅(qū)動和投資驅(qū)動維持。此外，發(fā)達國家實行“再工業(yè)化”戰(zhàn)略，新興經(jīng)濟體普遍推行出口導(dǎo)向策略，不斷擠占我國國際市場份額，出口對我國經(jīng)濟的拉動作用也不斷下降。因此，原有的“三駕馬車”已發(fā)生變化，而新的增長動力還未完全形成，新舊動力正處于切換時期。

綜合以上分析，從增速方面來看，支撐當(dāng)前經(jīng)濟增長的諸多因素仍存在不確定性，中國經(jīng)濟新的均衡增長點還未到來;從結(jié)構(gòu)方面來看，中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)正發(fā)生全面而深刻的變化，但尚有較大調(diào)整空間;從動力方面來看，原有的增長動力已發(fā)生變化，新的增長動力尚未形成。這意味著，2012年以來中國經(jīng)濟增速的放緩并不是周期性的，而是潛在增速的放緩，因此，可以認為中國經(jīng)濟已進入了新常態(tài)，但經(jīng)濟特征仍不穩(wěn)定。

由于中國是一個發(fā)展很不平衡的大國，東、中、西地區(qū)在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、生產(chǎn)要素、消費與投資水平等方面皆存在較大差異，這勢必會導(dǎo)致各區(qū)域進入新常態(tài)的時間將有先后之分，相應(yīng)的國家發(fā)展戰(zhàn)略自然也應(yīng)注意時間和區(qū)域上的差別。因此，從區(qū)域化視角，對中國東、中、西地區(qū)處于新常態(tài)的何種階段做出判斷①東部地區(qū)包括:北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南;中部地區(qū)包括:山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖南和湖北;西部地區(qū)包括:廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆和內(nèi)蒙。，具有十分重要的現(xiàn)實意義。

從表1可以看出，2012～2014年期間，中國整體GDP增速基本穩(wěn)定在7% ～8%區(qū)間內(nèi)，但仍有下行壓力。此外，各經(jīng)濟區(qū)域的GDP增速存在較大差異，2012年，東部地區(qū)11個省市中有3個省市的GDP增速超過 10%，截止 2014年底，已只剩下 1個，且11個省市的GDP增速皆呈緩慢下降趨勢，不過，仍有5個省市的GDP增速超過8%。反觀中部地區(qū)，2012年8個省的GDP增速皆超過10%，但增速下降較快，2013年僅剩一半，截止2014年底，8個省的GDP增速已皆低于10%，但仍有5個省的GDP增速超過8%。再看西部地區(qū)，2012年各省市自治區(qū)的GDP增速也都超過10%，2013年略有下降，截止2014年底，雖然只有4個省市自治區(qū)的GDP增速超過10%，但仍有11個省市自治區(qū)的GDP增速超過8%。綜合來看，2012年以來，雖然我國各地區(qū)GDP增速皆呈下滑趨勢，但相對于東部地區(qū)而言，中、西部地區(qū)經(jīng)濟仍保持了較高速度的增長。

表1 GDP增長率

表2顯示，2013年，中國第三產(chǎn)業(yè)對 GDP的貢獻率首次超過第二產(chǎn)業(yè)，2014年第三產(chǎn)業(yè)占比繼續(xù)上升?？v觀東部地區(qū)，2012年11個省市中僅有3個省市第三產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率超過第二產(chǎn)業(yè)，但第三產(chǎn)業(yè)占比不斷提高，截止2014年，已有5個地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率超過第二產(chǎn)業(yè)。然而，中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化效果還不明顯，雖然各省第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重皆不斷提高，但截止2014年底，僅黑龍江省第三產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率超過第二產(chǎn)業(yè)。相對中部地區(qū)而言，西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化已初具成效，截止2014年底，12個省市自治區(qū)中有5個地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率超過了第二產(chǎn)業(yè)，且第三產(chǎn)業(yè)占比仍呈較快速度提升。由此，不難看出，東部和西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化效果較為明顯，中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化速度相對較慢，但整體來看，東中西地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化都還有很大提升空間。

由表3可知，2012～2013年間，中國最終消費對GDP的貢獻率皆超過資本形成總額對GDP的貢獻率，但是區(qū)域差異十分明顯。東部地區(qū)11個省市中，有4個省市消費對GDP的貢獻率超過了投資，而中西部地區(qū)投資仍占絕對的主導(dǎo)地位，消費需求成為我國需求主體仍有待時日。

綜上所述，從整體來看，中國經(jīng)濟雖然已初步進入新常態(tài)，但經(jīng)濟特征仍不穩(wěn)定。從區(qū)域差異視角來看，東部地區(qū)GDP增速較為穩(wěn)定，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)優(yōu)化較為明顯，而中西部地區(qū)GDP潛在增速仍存在較多不確定性因素，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)優(yōu)化成效尚不顯著，這表明各經(jīng)濟區(qū)域?qū)嶋H上處于新常態(tài)的不同階段，表現(xiàn)出的新常態(tài)特征差異也十分明顯，因此，新常態(tài)下各區(qū)域在經(jīng)濟增長的要素驅(qū)動和戰(zhàn)略規(guī)劃方面理應(yīng)有所區(qū)別。

表2 三大產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率

表3 三大需求對GDP的貢獻率

三、中國經(jīng)濟增長動力的實證檢驗

關(guān)于中國經(jīng)濟增長與收斂的問題，已有很多實證研究，如林毅夫和孫希芳[9]、李富強等[10]以及劉瑞翔和安同良[11]等。這些研究識別出影響中國經(jīng)濟增長與收斂的一些重要因素，主要包括:消費、投資、出口、FDI、勞動力增長率、人力資本投資、金融發(fā)展程度、政府規(guī)模和制度因素等。武鵬[12]研究發(fā)現(xiàn)，資本投入是中國經(jīng)濟增長持續(xù)穩(wěn)定的最主要來源，TFP改進對中國經(jīng)濟增長的推動力逐漸減弱，2002年以后甚至表現(xiàn)為負值，而中國若要成功跨越中等收入陷阱，必須加快實現(xiàn)經(jīng)濟增長的動力機制由投資拉動向效率驅(qū)動的轉(zhuǎn)換。張德榮[13]通過跨國比較的視角發(fā)現(xiàn)，在低收入階段和中低收入階段，固定資本投資、人力資本和FDI是經(jīng)濟增長的共同動力，但在中高收入階段和高收入階段，這三大要素對經(jīng)濟增長的推動作用明顯減弱，改革和原創(chuàng)性技術(shù)進步應(yīng)成為經(jīng)濟增長的主要動力。不過，并非所有學(xué)者都認同，中國應(yīng)盡快完成經(jīng)濟增長動力的轉(zhuǎn)換，李鋼[14]認為1978年以來，我國經(jīng)濟增長的主要動力產(chǎn)業(yè)是第二產(chǎn)業(yè)(特別是工業(yè))，且一直會持續(xù)到2020年，第三產(chǎn)業(yè)難以成為我國經(jīng)濟增長的動力產(chǎn)業(yè)，因此，現(xiàn)階段中國沒有必要把提高第三產(chǎn)業(yè)的比例作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的著力點，而應(yīng)進一步提升第二產(chǎn)業(yè)的國際競爭力，以充分挖掘中國日益形成的質(zhì)量型人口紅利。

(一)變量與數(shù)據(jù)來源

基于前人研究和中國經(jīng)濟現(xiàn)實狀況分析，本研究認為消費、固定資本投資、出口、財政支出、金融深化程度和勞動力增長率很可能是當(dāng)前我國經(jīng)濟增長的重要動力來源。由于理論界一般認為中國正式向新常態(tài)過渡始于2012年，因此，本研究只能選擇短面板數(shù)據(jù)。為了擴大樣本信息，以保證實證結(jié)果的無偏性和有效性，本研究放棄了傳統(tǒng)的以省際數(shù)據(jù)為樣本的做法，而是以市級為單位組建樣本。本研究有效樣本量共275個，東部地區(qū)100個，中部地區(qū)99個，西部地區(qū)76個，樣本的區(qū)域分布相對均勻，為分經(jīng)濟區(qū)域估計我國經(jīng)濟增長的動力來源提供了數(shù)據(jù)保障。數(shù)據(jù)來自各市級單位的國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。

(二)研究方法設(shè)計

由于我國是一個高度統(tǒng)一的國家，各地區(qū)在生產(chǎn)要素、資本市場和人口流動等方面都存在較大程度的交叉，因此，一個地區(qū)的經(jīng)濟增長很可能會通過“拉動”、“示范”或其它渠道，對周邊地區(qū)的經(jīng)濟增長產(chǎn)生溢出效應(yīng)。這意味著各地區(qū)的經(jīng)濟增長存在著空間依賴問題，傳統(tǒng)的面板估計方法(如混合OLS模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型)的估計結(jié)果可能是有偏的或無效的?；诖?，本研究擬引進空間杜賓模型(SDM)對現(xiàn)階段我國經(jīng)濟增長的支撐點進行實證檢驗，該方法有三大優(yōu)點:第一，相對于非空間模型而言，空間模型處理了空間自相關(guān)性和空間不均勻性;第二，與其它空間模型(主要有SAR和SEM)比較而言，空間滯后模型(SAR)忽略了誤差項的空間依賴，會導(dǎo)致估計有效性的損失，而空間誤差模型(SEM)忽略了因變量的空間依賴，會導(dǎo)致有偏估計，但是，SDM模型嵌套了包括干擾項和因變量的空間依賴;第三，SDM模型可以使用馬爾科夫鏈蒙特卡羅方法，基于參數(shù)的后驗分布，對樣本數(shù)據(jù)進行估計，大大降低了對樣本量的要求?？臻g杜賓模型的一般表現(xiàn)形式為:

其中，Wy是因變量的空間滯后項，WX是自變量的空間滯后項，ιn為常數(shù)項的向量，ε為殘差項，ε～N(0，σ2In)。

基于以上分析，本研究將影響我國經(jīng)濟增長的動力因素引入空間杜賓模型，具體表述如下:

其中，gdp表示GDP增長率，con表示社會消費品零售總額增長率，inv表示固定資產(chǎn)投資增長率，ext表示出口增長率，gov表示財政支出增長率，fin表示人民幣貸款增長率，lab表示勞動力增長率。

與線性回歸解釋不同，在實證方程(2)中，回歸系數(shù)(β1，…，β5)不再反映自變量對因變量的影響。本研究使用直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，來反映自變量對因變量的影響(Kim等，2003;Pace和LeSage，2006;Anselin 和 LeGallo，2006;Kelejian 等，2006)[15-18]。將式(1)轉(zhuǎn)化為如下形式:

其中，Sr(W)=V(W)(Inβr+Wγr)，V(W)=(In－ ρW)－1=In+ ρW+ ρ2W2+ …

為更清晰地表達矩陣Sr(W)的作用，本研究用Sr(W)ij來定義Sr(W)中的第i行第j列元素，V(W)i指V(W)中的第i行，則(4)式可進一步轉(zhuǎn)換成:

由(5)式可知，xr第i個觀測值的變化對yi的影響可以表示為，而平均直接效應(yīng)指的是xr對本地區(qū) y造成的平均影響，數(shù)值為矩陣Sr(W)中對角線元素的平均值，記為:

相應(yīng)地，xr對本地區(qū)和其他地區(qū)y的平均總影響，即為平均總效應(yīng)，數(shù)值為矩陣Sr(W)中所有元素的平均值，記為:

xr對其他地區(qū)y的平均總影響，則被視為平均間接效應(yīng)，數(shù)值為矩陣Sr(W)中所有非對角線元素的平均值，可記為平均總效應(yīng)與平均直接效應(yīng)之差:

(三)實證結(jié)果與分析

本研究擬運用空間杜賓模型對現(xiàn)階段中國經(jīng)濟增長的動力來源問題進行實證檢驗，但使用空間杜賓模型的前提假設(shè)是，所研究的因變量存在空間上的自相關(guān)性。為檢驗中國經(jīng)濟增長是否存在空間自相關(guān)性，本研究使用Moran's I來檢驗中國經(jīng)濟增長與其空間滯后項之間的線性相關(guān)程度。

Moran's I的值介于-1至1之間，如果大于0，表示有正的空間自相關(guān)性;如果小于0，表示有負的空間自相關(guān)性;如果等于0，表示無空間自相關(guān)性。

本研究分別對東、中、西區(qū)域的中國經(jīng)濟增長是否存在空間上的自相關(guān)性進行了檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示:

表4 Moran's I檢驗

由表4可知，東部地區(qū)的Moran's I值為0.107，相應(yīng)的P值為0.000;中部地區(qū)的 Moran's I值為0.051，相應(yīng)的 P值為 0.000;西部地區(qū)的 Moran's I值為0.042，相應(yīng)的 P值為0.005，這說明東中西三地區(qū)的Moran’s I都非常顯著，在1%的置信水平下，可以認為我國東中西三地區(qū)的經(jīng)濟增長皆存在正的空間自相關(guān)性。

基于以上檢驗，本研究構(gòu)建空間杜賓模型，選取m=5鄰接空間加權(quán)矩陣，使用馬爾科夫鏈蒙特卡羅方法，對2012～2013年期間，中國東中西三地區(qū)經(jīng)濟增長的動力來源進行實證模擬。經(jīng)過5000次模擬運算，得到現(xiàn)階段中國各區(qū)域經(jīng)濟增長的動力支撐點如下:

表5 中國經(jīng)濟增長的動力支撐(空間杜賓模型)

從表5不難看出，對于東部地區(qū)而言，在直接效應(yīng)中，固定資產(chǎn)投資和政府財政支出在1%的置信水平下都顯著為正，說明固定資產(chǎn)投資和政府財政支出是支撐本地區(qū)經(jīng)濟增長的主要動力來源;在間接效應(yīng)中，消費在5% 的置信水平下顯著為負，說明本地區(qū)消費的增加，會抑制其他地區(qū)經(jīng)濟的增長，這可能是由于本地區(qū)消費需求的增加吸引其他地區(qū)生產(chǎn)要素流入本地，導(dǎo)致其他地區(qū)經(jīng)濟增長乏力;而在總效應(yīng)中，消費在5% 的置信水平下仍顯著為負，說明本地區(qū)消費的增加，對本地區(qū)和其他地區(qū)經(jīng)濟增長的平均總溢出影響呈抑制作用，這可能是因為本地區(qū)消費需求的增加在尚未刺激本地相關(guān)產(chǎn)業(yè)興起的同時，卻已消耗了其他地區(qū)流入的生產(chǎn)要素。這警示我們，消費水平的提高并不一定就會刺激經(jīng)濟增長，我們在擴大內(nèi)需以拉動經(jīng)濟增長的同時，一方面必須注意發(fā)展相關(guān)產(chǎn)業(yè)，切實將消費需求轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)動力，而不是“坐吃山空”，另一方面必須注意資源的優(yōu)化配置，避免本地消費需求的增加對其他地區(qū)生產(chǎn)要素的“擠出效應(yīng)”。

對于中部地區(qū)而言，在直接效應(yīng)中，固定資產(chǎn)投資在5%的置信水平下顯著為正，政府財政支出在1%的置信水平下顯著為正，說明與東部地區(qū)相似，固定資產(chǎn)投資和政府財政支出也是中部地區(qū)經(jīng)濟增長的重要支撐點。與東部地區(qū)不同的是，中部地區(qū)的勞動力在5%的置信水平下顯著為正，表明勞動力增加是促進中部地區(qū)經(jīng)濟增長的另一動力來源。這意味著中部地區(qū)仍存在一定的“人口紅利”，這可能是由兩方面因素造成的，其一是中部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平相對較低，持續(xù)的城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略仍在為中部地區(qū)釋放農(nóng)村剩余勞動力。

對于西部地區(qū)而言，在直接效應(yīng)中，固定資產(chǎn)投資和出口在5%的置信水平下都顯著為正，也就是說，固定資產(chǎn)投資和出口是西部地區(qū)經(jīng)濟增長的重要支撐點;在間接效應(yīng)中，出口在5% 的置信水平下顯著為正，說明本地區(qū)出口產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會對其他地區(qū)的經(jīng)濟增長產(chǎn)生“拉動”或“示范”效應(yīng);在總效應(yīng)中，出口在5% 的置信水平下顯著為正，表明本地區(qū)出口的增長對本地區(qū)和其他地區(qū)的經(jīng)濟增長皆存在促進作用。

(四)穩(wěn)健性檢驗

本研究前文部分運用空間杜賓模型，對2012～2013年間，中國東中西地區(qū)經(jīng)濟增長的動力支撐點進行了實證檢驗。為驗證估計結(jié)果是否可靠，本研究擬從樣本區(qū)間和估計方法兩方面做進一步的穩(wěn)健性檢驗。

首先，本研究運用空間杜賓模型，分別對2012年和2013年兩個樣本區(qū)間內(nèi)，中國東中西地區(qū)經(jīng)濟增長的動力來源問題進行重新估計，估計結(jié)果與表5基本相似。

其次，本研究運用短面板估計方法，對2012～2013年間，中國東中西地區(qū)經(jīng)濟增長的支撐點進行實證檢驗，結(jié)果如表6所示:

表6顯示，對于東部地區(qū)而言，固定資產(chǎn)投資和政府財政支出是東部地區(qū)經(jīng)濟增長的主要動力，金融發(fā)展(貸款)和勞動力對于東部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展也有一定的促進作用;對于中部地區(qū)而言，固定資產(chǎn)投資、政府財政支出和勞動力是中部地區(qū)經(jīng)濟增長的重要支撐點;對于西部地區(qū)而言①本研究對西部地區(qū)進行豪斯曼檢驗，得到相應(yīng)P值為6.58%，因此，在5%的置信水平下，認為應(yīng)該采用隨機效應(yīng)模型進行估計。，固定資產(chǎn)投資和出口是西部地區(qū)經(jīng)濟增長的主要動力來源，消費增長率的提高也有利于推動經(jīng)濟加速增長。顯然，短面板估計方法和空間杜賓模型估計出的結(jié)果基本上是一致的。因此，可以認為本研究關(guān)于中國經(jīng)濟增長的動力支撐點的估計結(jié)果是可靠的。

表6 中國經(jīng)濟增長的動力支撐(短面板估計方法)

(五)內(nèi)生性檢驗

如果解釋變量與擾動項相關(guān)，則OLS估計將是不一致的。解決方法之一是使用工具變量法，而使用工具變量法的前提即是存在內(nèi)生解釋變量。為驗證本研究所采用的解釋變量是否存在內(nèi)生性問題，本研究分別對其進行豪斯曼檢驗(基于同方差假設(shè))和DWH檢驗(基于異方差假設(shè))，檢驗結(jié)果，見表7:

表7 內(nèi)生性檢驗

根據(jù)檢驗結(jié)果可知，在5%的置信水平下，對于東部地區(qū)而言，可以認為固定資產(chǎn)投資、政府財政支出和勞動力變量具有內(nèi)生性;對于中部地區(qū)而言，政府財政支出和勞動力變量具有內(nèi)生性;對于西部地區(qū)而言，固定資產(chǎn)投資和出口變量具有內(nèi)生性?；诖?，本研究利用具有內(nèi)生性的解釋變量的滯后一期作為工具變量，分別對東中西地區(qū)經(jīng)濟增長的動力來源再次進行實證估計:

表8 中國經(jīng)濟增長的動力支撐(工具變量法)

根據(jù)表8估計可知，對于東部地區(qū)而言，政府財政支出和貸款增長率的提高能夠顯著加速當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟增長;對于中部地區(qū)而言，固定資產(chǎn)投資和政府財政支出對經(jīng)濟增長的推動作用明顯;對于西部地區(qū)而言，消費和固定資產(chǎn)投資是當(dāng)?shù)亟?jīng)濟增長的重要支撐力量。該結(jié)論與空間杜賓模型和短面板估計方法估計出的結(jié)果大致相符，因此，可以認為本研究的實證結(jié)果是可信的。

四、結(jié)論與政策建議

本研究通過構(gòu)建空間杜賓模型，使用馬爾科夫鏈蒙特卡羅方法，對2012～2013年期間，中國東中西三地區(qū)經(jīng)濟增長的動力來源進行5000次模擬運算，得到三大基本結(jié)論:第一，對于東部地區(qū)而言，固定資產(chǎn)投資和政府財政支出仍是經(jīng)濟增長的主要動力來源;第二，對于中部地區(qū)而言，固定資產(chǎn)投資、政府財政支出和勞動力是經(jīng)濟增長的重要支撐點;第三，對于西部地區(qū)而言，固定資產(chǎn)投資和出口對西部地區(qū)經(jīng)濟增長的推動作用較為明顯。

基于以上實證檢驗與結(jié)果分析，本研究對如何順利完成新常態(tài)下中國經(jīng)濟增長動力的切換，提供四點政策建議:

首先，客觀、公正的對待舊有的經(jīng)濟增長動力。“舊有的”并不一定就是“過時的”，本研究證實部分舊有的經(jīng)濟增長動力，如固定資產(chǎn)投資和政府財政支出，仍在發(fā)揮著重要作用。我們應(yīng)提高其質(zhì)量、改進其模式，繼續(xù)利用其推動中國經(jīng)濟發(fā)展，保證中國經(jīng)濟向新常態(tài)的順利過渡。

其次，謹慎、科學(xué)的尋找和培育新的經(jīng)濟增長動力。隨著人口紅利的逐漸消失、資源和環(huán)境壓力的加大、生產(chǎn)要素成本的提高以及“后發(fā)優(yōu)勢”越來越弱，舊有的經(jīng)濟模式，已難以滿足維持中國經(jīng)濟中高速增長的現(xiàn)實需求。當(dāng)下我們必須盡快尋找和培育新的經(jīng)濟增長點，如擴大內(nèi)需、加速發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，但這并不僅僅意味著消費相對于投資、第三產(chǎn)業(yè)相對于第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重加大而已，我們要切實通過增加消費來拉動相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，在大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)的同時，也要避免產(chǎn)業(yè)空心化。

再次，縮小區(qū)域差距，讓中西部地區(qū)成為中國經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長的重要力量。中西部地區(qū)生產(chǎn)要素還相對低廉，基礎(chǔ)設(shè)施還相對落后，仍然潛藏著巨大的投資機會和廣袤的市場需求，如果中西部地區(qū)能夠適度的承接?xùn)|部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，國家在戰(zhàn)略層面再給予中西部地區(qū)相當(dāng)?shù)娜瞬?、資本和技術(shù)等方面的支持，中西部地區(qū)就有可能將其“后發(fā)優(yōu)勢”轉(zhuǎn)化為競爭優(yōu)勢和經(jīng)濟優(yōu)勢，成為中國整體經(jīng)濟增長的重要貢獻者。

最后，改革和技術(shù)創(chuàng)新成為經(jīng)濟增長的根本動力。從長遠來看，一個經(jīng)濟大國強國是無法永久依賴要素驅(qū)動和投資驅(qū)動來維持經(jīng)濟增長的，必須從要素驅(qū)動和投資驅(qū)動轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動，才能培育出可持續(xù)的競爭力。與此同時，隨著經(jīng)濟基礎(chǔ)的變化，上層建筑也必須不斷隨之改進，才能滿足經(jīng)濟基礎(chǔ)不斷發(fā)展的需求，因此我們要全面深化推進改革，釋放改革紅利，增加經(jīng)濟活力。

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