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        制度要素、空間溢出與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長
        ——基于空間面板數(shù)據(jù)模型分析

        2016-12-17 05:35:32楊冬梅萬道俠
        山東社會科學(xué) 2016年12期
        關(guān)鍵詞:數(shù)據(jù)模型面板要素

        楊冬梅 萬道俠 王 琳

        (山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)研究院,山東 濟(jì)南 250100;上海財經(jīng)大學(xué) 財經(jīng)研究所, 上海 200433;山東財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計學(xué)院,山東 濟(jì)南 250014)

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        制度要素、空間溢出與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長
        ——基于空間面板數(shù)據(jù)模型分析

        楊冬梅 萬道俠 王 琳

        (山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)研究院,山東 濟(jì)南 250100;上海財經(jīng)大學(xué) 財經(jīng)研究所, 上海 200433;山東財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計學(xué)院,山東 濟(jì)南 250014)

        基于我國31個省(市區(qū))1990-2012年的面板數(shù)據(jù),采用具有時空特定效應(yīng)的空間面板數(shù)據(jù)模型,考察制度要素對我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長直接與間接貢獻(xiàn)的影響。結(jié)果表明,我國各省(市區(qū))制度水平的高低并非隨機,而是呈現(xiàn)出顯著相似屬性的集聚效應(yīng);生產(chǎn)要素的空間流動會對相鄰省份的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生帶動作用,地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的正向“鄰里”作用,而且制度要素空間外溢性能夠為相鄰地區(qū)的制度水平帶來雙向的“指向”效應(yīng);傳統(tǒng)生產(chǎn)要素對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)包含著制度要素的作用,制度要素對經(jīng)濟(jì)增長存在間接貢獻(xiàn),其作用更具有解釋力。制度創(chuàng)新及制度要素的空間均衡發(fā)展是影響我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。未來我國的區(qū)域經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展戰(zhàn)略應(yīng)該轉(zhuǎn)向以促進(jìn)勞動力等生產(chǎn)要素的自由流動,而不是單純的依靠投資拉動來推動經(jīng)濟(jì)增長。

        制度要素;空間外溢;區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長;間接貢獻(xiàn)

        一、引言

        自20世紀(jì)50年代新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)理論問世以來,制度對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要作用以及如何量化制度對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)就引起了國內(nèi)外學(xué)者的高度重視。改革開放30多年來中國經(jīng)濟(jì)發(fā)生了巨大變化,但是,在中國經(jīng)濟(jì)快速增長這一現(xiàn)象的背后卻始終存在著一個問題:中國的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡。雖然改革開放之前中國各地區(qū)之間就存在經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的問題,但經(jīng)濟(jì)體制改革以來區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的問題持續(xù)加劇,就使得我們在研究中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異時會自然地考慮到經(jīng)濟(jì)體制改革這一制度要素的影響。那么,不同地區(qū)制度水平的發(fā)展是否平衡?相鄰地區(qū)之間制度是否存在相互影響?制度空間要素在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡中到底充當(dāng)了什么樣的角色?這是我們需要思考與探索的問題。

        實際上,無論是新古典經(jīng)濟(jì)增長理論還是新經(jīng)濟(jì)增長理論都強調(diào)在市場的作用下,區(qū)域之間的資本等基本生產(chǎn)要素的自由流動會帶來經(jīng)濟(jì)增長的要素溢出性,這不僅會加深空間上區(qū)域之間的聯(lián)系,也會帶來經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)。新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)在理論研究上也特別強調(diào)要素的外溢對于經(jīng)濟(jì)增長的作用。但是,與新經(jīng)濟(jì)增長理論不同的是,新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)強調(diào)要素外溢所產(chǎn)生的空間性,并將其定義為空間外溢。盡管在概念上尚未形成統(tǒng)一的精確界定,但新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)研究者基本上都把資本等要素的空間外溢理解為一個區(qū)域通過資本和知識的外部性而對相鄰區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長所產(chǎn)生的影響。

        影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長差異的機制效應(yīng)我們可以分為直接作用機制和間接作用機制兩種。直接作用機制是一個區(qū)域的資本和知識外溢在沒有增加相鄰區(qū)域成本的情況下,改善了它們的資本、知識供給條件,以及一系列由于帶動效應(yīng)引發(fā)的其他相關(guān)條件的改善,從而直接提高了相鄰區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長水平。間接作用機制是空間外溢有可能增加或創(chuàng)造新的市場機會,引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)活動在空間上集聚。因此,在空間外溢的影響下,區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出顯著的空間相關(guān)性和空間依賴性。那么,制度作為一種生產(chǎn)要素,是否也對經(jīng)濟(jì)增長帶來外溢性?楊友才(2010)利用空間面板固定效應(yīng)的計量方法,檢驗了產(chǎn)權(quán)制度的空間溢出性以及對各個地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長率的影響。他認(rèn)為,在1994-2008年期間我國產(chǎn)權(quán)制度對經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)是不容忽視的,產(chǎn)權(quán)制度存在著顯著地“鄰里模仿效應(yīng)”和“示范效應(yīng)”。*楊友才 :《產(chǎn)權(quán)制度的空間溢出性與經(jīng)濟(jì)增長——基于空間面板固定效應(yīng)的計量研究》,《經(jīng)濟(jì)問題》2010年第6期。

        通過對既有研究文獻(xiàn)的梳理可以發(fā)現(xiàn),對影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的制度形式設(shè)定帶有較大的隨意性,而且也未充分考慮到要素投入之間空間上的關(guān)聯(lián)性以及區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的空間效應(yīng),從而使得從制度到經(jīng)濟(jì)增長的特殊機制難以獲得準(zhǔn)確刻畫。盡管也有學(xué)者關(guān)注到了制度要素對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的間接貢獻(xiàn),但相關(guān)研究也說明該問題并未得到應(yīng)有的重視。不過,空間計量方法和空間統(tǒng)計方法的不斷完善為這一領(lǐng)域的研究提供了新思路。基于此,本文在建立較完善的制度指標(biāo)體系基礎(chǔ)上,采用包含內(nèi)生制度變量的擴(kuò)展Solow增長模型以及空間計量經(jīng)濟(jì)模型,考察制度因素對我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn),包括直接貢獻(xiàn)與間接貢獻(xiàn)。

        二、制度指標(biāo)選取、測算及描述

        制度是一個抽象概念,影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的制度代理變量的選擇直接關(guān)系到研究結(jié)論的準(zhǔn)確性,這也是區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長問題研究存在分歧的主要原因。

        (一)制度變量指標(biāo)的選取

        在制度變量指標(biāo)的選取運用方面,國內(nèi)大多數(shù)學(xué)者都將研究指標(biāo)集中于所有制結(jié)構(gòu)、市場化程度、政府干預(yù)程度和對外開放程度等幾個指標(biāo)上,并將其擬合為一個指標(biāo)變量。本文基于經(jīng)驗文獻(xiàn),主要從以下幾個方面來選取制度變量以確保制度變量的準(zhǔn)確性:其一,市場化變量(Market)。市場化是實現(xiàn)資源充分合理配制,以效率最大化為目標(biāo)機制。基于樊綱、王小魯(2011)編制的“中國市場化指數(shù)”,*樊綱、王小魯?shù)?:《中國市場化進(jìn)程對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)》,《經(jīng)濟(jì)研究》2011年第9期。并結(jié)合金玉國(2001)的研究,*金玉國 :《宏觀制度變遷對轉(zhuǎn)型時期中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)》,《財經(jīng)科學(xué)》2001年第2期。本文選取非國有經(jīng)濟(jì)在工業(yè)總產(chǎn)值中的比重與非國有經(jīng)濟(jì)在全社會固定資產(chǎn)總投資中所占比重表示市場化程度。

        其二,城鎮(zhèn)化變量(Urban)。城鎮(zhèn)化是指農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)人口轉(zhuǎn)變的過程,而城鎮(zhèn)化進(jìn)程伴隨著農(nóng)業(yè)向工業(yè)和服務(wù)業(yè)的轉(zhuǎn)變、人們生產(chǎn)生活方式的轉(zhuǎn)變,則城鎮(zhèn)化制度改革會不可避免地影響經(jīng)濟(jì)增長。已有文獻(xiàn)大都選擇非農(nóng)業(yè)人口所占比重表示城鎮(zhèn)化率,本文在此基礎(chǔ)上加入第二、三產(chǎn)業(yè)人口所占比重這一指標(biāo)。

        其三,對外開放變量(Open)。我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高低還與改革開放大環(huán)境有關(guān)。本文選取進(jìn)出口總額占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重、出口總額與社會消費品零售額的比重作為反映對外開放程度的指標(biāo)。

        其四,政府管制變量(Govern)。參考陳宗勝等(1999)的研究,*陳宗勝等 :《中國經(jīng)濟(jì)體制市場化進(jìn)程研究》,上海人民出版社1999年版。政府通過投資影響資源配置,通過產(chǎn)業(yè)政策影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu),通過財政、行政和法律手段調(diào)控貿(mào)易政策,進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)主體的決策。本文選取財政支出占GDP比重來表示政府管理的程度。

        其五,金融化改革變量(Finance)。金融機構(gòu)可以為經(jīng)濟(jì)活動提供資金支持,金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的生產(chǎn)率效應(yīng)會表現(xiàn)出不同的作用。*閆海洲 :《轉(zhuǎn)型期中國金融發(fā)展的生產(chǎn)率效應(yīng)研究》,上海社會科學(xué)院,學(xué)位論文,2011年。因此,有必要研究金融化制度變量對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響,基于數(shù)據(jù)可得,本文選擇金融機構(gòu)存貸款總額占GDP的比率、金融機構(gòu)存貨比(金融機構(gòu)吸收存款總額占金融機構(gòu)發(fā)放貸款總額的比率)來衡量金融化改革水平。

        (二)制度的測算

        本文以1990-2012年我國31個省(市區(qū))為研究樣本,研究制度變量對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn),數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人口統(tǒng)計年鑒》、《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》和《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》。此外,由于統(tǒng)計方面的原因,個別數(shù)據(jù)未查找到,本文利用SPSS軟件對缺失值進(jìn)行處理。

        表1 制度變量的指標(biāo)體系

        首先,按照表1的指標(biāo)體系查找數(shù)據(jù)。其次,采用統(tǒng)計平均數(shù)法對制度變量的二級指標(biāo)賦予其權(quán)重,得到各制度變量的一級指標(biāo):市場化(Market)、城鎮(zhèn)化(Urban)、經(jīng)濟(jì)對外開放(Open)、政府管制(Government)、金融化(Finance)制度變量。最后,利用主成分分析法,確定每個制度變量的方差貢獻(xiàn)率,并以此作為其權(quán)重進(jìn)行擬合得到制度變量綜合指數(shù)。如此,求得的累計方差貢獻(xiàn)率為100%,綜合指數(shù)與原來指標(biāo)相比沒有任何信息的丟失。其中,利用SAS 9.1軟件進(jìn)行了主成分分析。由于主成分分析是對原始數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化后所有得到的綜合指標(biāo),存在負(fù)數(shù),而實際制度變量是不存在負(fù)數(shù)的,所以為便于分析本文參考了廖進(jìn)中等(2010)的研究,*廖進(jìn)中等 :《長株潭地區(qū)城鎮(zhèn)化對土地利用效率的影響》,《中國人口資源與環(huán)境》2010年第2期。采用3σ原則對綜合指數(shù)運用坐標(biāo)平移方法以消除負(fù)數(shù),整理出1990-2012年我國31個省(市區(qū))的制度變量綜合指數(shù)。表2中列出了1990年和2012年相關(guān)變量的主要統(tǒng)計性質(zhì),其他年份省略。

        表2 相關(guān)變量的主要統(tǒng)計性質(zhì)

        (三)制度變量的描述

        基于理論研究,本文進(jìn)行驗證制度變量是否存在空間外溢性,利用ESDA(探索性空間數(shù)據(jù)分析)方法,通過數(shù)據(jù)真實性來分析制度變量是否存在空間的非隨機性(利用Moran指數(shù)I和Moran散點圖判斷變量的空間自相關(guān)性)。圖1為利用Geoda10.2軟件輸出1990年和2012年的Moran’s I四個類型(高-高區(qū)域、低-低區(qū)域、低-高區(qū)域、高-低區(qū)域)的散點圖,可以看出,1990年和2012年制度變量的Moran’s I分別為0.4010和0.3516,表明我國各省區(qū)的制度水平高低并非是隨機的,而是表現(xiàn)出正的空間自相關(guān)性,即制度水平呈現(xiàn)顯著相似屬性的集聚效應(yīng),制度水平較高的省區(qū)與較高制度水平的省區(qū)相鄰(高-高類型),反之亦然。

        其中,制度水平表現(xiàn)為高-高類型的區(qū)域主要分布在東部沿海地區(qū),如江蘇、上海、北京、天津。低-低類型的省份主要位于廣大的西部地區(qū),如新疆、青海、西藏等。這些省份制度水平較低且與之相鄰的省份制度水平也相對較低,表明不同省(市區(qū))的制度水平在空間上存在相互影響?;诖耍谘芯恐贫茸兞繉?jīng)濟(jì)增長的實證研究中,需考慮空間因素的影響,傳統(tǒng)的計量方法忽略了空間效應(yīng)的影響,由此得到的結(jié)果也必然存在偏誤。這也是空間計量經(jīng)濟(jì)模型的優(yōu)勢所在。

        圖1 1990年和2012年我國制度變量的散點圖

        三、模型的設(shè)定、方法及數(shù)據(jù)來源

        近年來不少學(xué)者都紛紛采用新的空間計量分析方法以彌補傳統(tǒng)計量經(jīng)濟(jì)模型的不足。為了實證分析制度變遷對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的空間關(guān)聯(lián)影響,本文將空間地理效應(yīng)加入到回歸模型中——空間面板數(shù)據(jù)模型,以期得到更加真實的制度變量的貢獻(xiàn)值。對于一般的空間面板數(shù)據(jù)模型通常有兩種基本形式——空間面板滯后模型(SPDLM)和空間面板誤差模型(SPDEM)。

        (一)空間計量經(jīng)濟(jì)模型的設(shè)定

        我們將索羅增長模型寫作:Y=λF(K,L)

        其中Y代表產(chǎn)出、K代表資本投入、L代表勞動力投入、λ代表索羅余數(shù);索羅余數(shù)是代表扣除資本、勞動對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)之后的其他要素,可歸結(jié)為廣義的技術(shù)進(jìn)步。利用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的形式,我們得到包含資本和勞動力的簡單生產(chǎn)函數(shù):Y=λKαLβ

        其中ɑ、β分別代表資本、勞動力的產(chǎn)出彈性。本文在康繼軍(2006)的研究基礎(chǔ)上,將廣義的技術(shù)進(jìn)步概括為科學(xué)技術(shù)進(jìn)步和資源配置效率的提高,它們分別是技術(shù)創(chuàng)新和制度創(chuàng)新的結(jié)果,即將制度變量和技術(shù)變量引入到擴(kuò)展的索羅經(jīng)濟(jì)增長模型:Y=λ′eγlnt+δlnsKαLβ

        取對數(shù)構(gòu)建基本理論模型:LnY=c+αLnK+βLnL+γLnT+δLnSys

        基于理論模型,本文所用的空間面板數(shù)據(jù)模型為:

        LnYit=c+αLnKit+βLnLit+γLnTechit+δLnSysit+μi+εit(SPDEM)

        (二)空間計量經(jīng)濟(jì)模型的選擇

        第一,空間滯后或空間誤差模型的選擇,根據(jù)橫截面數(shù)據(jù)的空間滯后與空間誤差模型的判定原則,采用分塊對角矩陣代替LM-lag、LM-err等傳統(tǒng)計量計算公式中的空間權(quán)重矩陣W,將LM-lag、LM-err檢驗擴(kuò)展到空間面板數(shù)據(jù)分析。如果LM-lag、LM-err都顯著,則繼續(xù)進(jìn)行Robust-LM-lag、Robust-LM-err的檢驗,如果穩(wěn)健的LM-err顯著則采用空間面板誤差模型,相反則采用空間面板滯后模型。如果LM-lag和LM-err其中一個顯著,則采用其相應(yīng)的空間面板模型。

        第二,固定效應(yīng)(FE)與隨機效應(yīng)(RE)的選擇,檢驗空間個體效應(yīng)μi是否與模型中觀測到的解釋變量相關(guān),如果不相關(guān),則這個效應(yīng)稱為隨機效應(yīng),否則應(yīng)采用固定效應(yīng)。我們采用Elhorst(2003)給出的空間Hausman檢驗方法。

        (三)變量和數(shù)據(jù)來源

        本文選擇國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP來衡量經(jīng)濟(jì)水平的指標(biāo),以1990年為基期經(jīng)GDP平減指數(shù)進(jìn)行平減得到實際GDP值,并計算出人均實際GDP用Y表示;勞動力投入變量(L)和技術(shù)投入變量(Tech)分別為各地區(qū)年末的就業(yè)人數(shù)和專利授予數(shù)量;物質(zhì)資本K是資本存量值,由于無法獲得公開的各地區(qū)資本存量數(shù)據(jù),本節(jié)按照張軍等(2004)的估計方法,*張軍、吳貴英等 :《中國省際物質(zhì)資本存量估算:1952-2000》,《經(jīng)濟(jì)研究》2004年第10期。并以其計算得到的1990年各省份資本存量數(shù)據(jù)作為基年的資本存量,按照永續(xù)盤存法估算了1990-2012年各省份各年資本存量K,并以此作為資本投入數(shù)據(jù)。制度變量(Sys)來源于本文第二部分的制度變量綜合指數(shù)。數(shù)據(jù)主要來源已在前文中介紹,在此不做贅述。

        四、實證分析

        (一)制度要素對經(jīng)濟(jì)增長的直接貢獻(xiàn)

        1.空間相關(guān)性檢驗及模型選擇。為了比較估計結(jié)果并判定模型形式,本文首先對固定效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行最小二乘估計, 采用1990-2012年我國31個省(市區(qū))的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本,運用MATLAB軟件對以下模型進(jìn)行OLS估計,得到一個初步的分析結(jié)果(見表3)。

        LnYit=c+αLnKit+βLnLit+γLnTechit+δLnSysit+μi+εit

        其中,模型的擬合優(yōu)度為90.38%,資本存量、勞動力、技術(shù)及制度變量的系數(shù)估計值均通過了5%的顯著水平檢驗,變量的系數(shù)估計值均大于0,這與我們的預(yù)期相一致,在固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型中各影響因素對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長均表現(xiàn)出正向的帶動作用。

        表3 空間相關(guān)性檢驗和模型選擇

        固定效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型的空間相關(guān)性檢驗中Moran's I值為0.4875且高度顯著,說明在面板數(shù)據(jù)模型中亦存在顯著的空間相關(guān)性。采用分塊對角矩陣代替LM-lag、LM-err等傳統(tǒng)計量計算公式中的空間權(quán)重矩陣W,得到檢驗結(jié)果表明四種空間相關(guān)性檢驗統(tǒng)計量(LM-lag、Robust LM (lag)、LM-err、Robust LM (error))均高度顯著。穩(wěn)健的LM (lag)與穩(wěn)健的LM (error)檢驗相比,統(tǒng)計值略小,但統(tǒng)計量高度顯著。季民河等(2011)在空間面板模型的選擇問題上曾指出,“空間滯后模型更容易從經(jīng)濟(jì)意義上解釋經(jīng)濟(jì)增長問題。因此,即使空間滯后模型的統(tǒng)計量比空間誤差模型差些,但只要其統(tǒng)計量檢驗顯著,選擇空間滯后模型更有說服力。”*季民河、武占云等 :《空間面板數(shù)據(jù)模型設(shè)定問題分析》,《統(tǒng)計與信息論壇》2011年第6期?;诖?,本文采用空間面板滯后模型研究制度變量對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

        2.空間面板滯后模型估計。本文以1978-2012年我國31個省(市區(qū))的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本,利用MATLAB R2012b軟件以及采用Elhorst(2003)和Lesage等人編寫的空間面板模型進(jìn)行參數(shù)估計,并列出四種固定效應(yīng)下的空間面板滯后模型估計結(jié)果(見表4)。

        表4 固定效應(yīng)下的空間面板滯后模型估計結(jié)果

        注:表中***、**、*分別表示各變量系數(shù)統(tǒng)計量在1%、5%和10%水平上顯著。

        由表4可以看出,加入了空間滯后變量后,空間面板滯后模型的擬合優(yōu)度R2均比普通面板數(shù)據(jù)模型的擬合優(yōu)度要高,說明空間面板滯后模型要優(yōu)于傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)模型。Hausman檢驗p值均小于0.05,表明在95%的置信水平上均拒絕隨機效應(yīng)的原假設(shè),四種模型均采用固定效應(yīng)。四種模型相比較,具有時空固定效應(yīng)的空間面板滯后模型的極大似然值的對數(shù)值(LOGL=1469.5363)最大,模型的擬合優(yōu)度(0.9975)最高,說明基于時空特定固定效應(yīng)的空間面板滯后模型最優(yōu)。就空間面板滯后模型的系數(shù)ρ而言,在四個模型中其估計值均在1%水平上高度顯著,說明一個地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長顯著受到相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響;系數(shù)為正,說明包含制度等要素影響的地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的正向“鄰里”作用。在這里,制度變量的空間外溢性得到了再次證明,說明相鄰地區(qū)制度要素的積累同樣在空間上存在流動,而對相鄰地區(qū)的制度水平的提高帶來“指向”效應(yīng),進(jìn)而提高相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。

        綜合以上,在制度變量對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)中,考慮到空間效應(yīng)和時期效應(yīng)能夠提高模型估計的準(zhǔn)確性,我們得到的估計結(jié)果也更加可信。

        四個模型中解釋變量的系數(shù)估計值均顯著,說明資本、勞動力、技術(shù)、制度變量均表現(xiàn)出我們理想的預(yù)期效果,在空間面板滯后模型中對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)正向拉動作用。與普通的面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果相比,四個模型中系數(shù)的估計值都出現(xiàn)了不同程度的減小,其中勞動力的系數(shù)估計值減小程度最大,說明勞動力的空間流動在相鄰省份的經(jīng)濟(jì)增長中影響作用最大,這也與現(xiàn)實相符。再就是制度要素估計值顯著減小,表明相鄰地區(qū)制度要素的相互影響被包含在原有貢獻(xiàn)中,只有剔除了相鄰地區(qū)間的相互影響才能得到制度要素真實的貢獻(xiàn)值。

        資本、技術(shù)、勞動力水平均在統(tǒng)計學(xué)意義上通過了顯著性檢驗,并且實證結(jié)果與現(xiàn)實相符,說明資本積累、技術(shù)進(jìn)步、勞動力數(shù)量的增加仍然是區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的重要推動力。其中,系數(shù)估計值最大并且在四個模型中都高度顯著的是資本變量,資本存量每增加1%,經(jīng)濟(jì)增長將提高約0.38%。這也暗示了在過去的23年中,我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長依然是靠資本投入拉動的粗放式經(jīng)濟(jì)增長。對于制度變量,在時空特定效應(yīng)模型中,其系數(shù)估計值約為0.04,且通過了顯著性檢驗,雖然系數(shù)估計值不高,但制度變量仍然是推動區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響因素之一。

        (二)制度要素的間接貢獻(xiàn)檢驗

        制度要素能否有效配置資本、勞動等生產(chǎn)要素進(jìn)而間接的影響經(jīng)濟(jì)增長,本文采用實證方法進(jìn)行檢驗。參考李富強等(2008)的研究思路,本文檢驗制度要素與其他要素之間的關(guān)系,如果影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的生產(chǎn)要素能夠被制度這一變量所解釋,則說明制度能夠影響生產(chǎn)要素的配置,生產(chǎn)要素增加或減少必然會引起經(jīng)濟(jì)增長的改變,即證明制度要素對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長存在著間接貢獻(xiàn)。為得到更為準(zhǔn)確的結(jié)果本文將空間效應(yīng)置于研究之中,采用空間面板數(shù)據(jù)模型量度制度變量對各生產(chǎn)要素的影響程度,所用的模型及模型選擇與研究直接貢獻(xiàn)相類似,在此不作重復(fù)說明。具體結(jié)果見表5。除了勞動力要素對制度變遷的回歸結(jié)果不顯著外,以資本、技術(shù)要素為被解釋變量的方程均通過了顯著性檢驗,這可能是由于勞動力人口存在著大量的流動性,因而在省際面板數(shù)據(jù)樣本區(qū)間內(nèi)受制度變遷的作用未能顯著的表現(xiàn)出來。

        表5 制度與其他要素關(guān)系檢驗結(jié)果

        就資本和技術(shù)要素而言,制度要素對資本的影響系數(shù)小于其對技術(shù)要素的影響系數(shù),這說明制度創(chuàng)新和制度供給對技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用較大,合理的制度變遷安排能夠有效地激勵技術(shù)的創(chuàng)新和進(jìn)步。另外,制度要素對資本的集聚也具有顯著正向作用,這是因為,有效的制度安排可以減少交易成本,促進(jìn)社會及個人之間的經(jīng)濟(jì)交易效率使得資本得以積累。

        就兩個模型的空間滯后項系數(shù)而言,兩者均顯著為正。這說明,資本要素和技術(shù)要素均存在顯著的空間依賴性,空間外溢的存在使得相鄰省份各要素得以提高,從而對本省各要素積累起到積極的促進(jìn)作用。

        五、簡要結(jié)論

        基于我國31個省(市區(qū))1990-2012年的面板數(shù)據(jù),本文采用具有時空特定效應(yīng)的空間面板數(shù)據(jù)模型,考察了制度變量對我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的影響。研究結(jié)果表明:(1)我國各省區(qū)的制度水平高低并非是隨機的,而是制度變量呈現(xiàn)顯著相似屬性的集聚效應(yīng),制度水平較高的省區(qū)趨于較高制度水平的省區(qū)相鄰(高-高類型),反之亦然。(2)與傳統(tǒng)的計量經(jīng)濟(jì)模型的估計結(jié)果相比,空間計量經(jīng)濟(jì)模型中經(jīng)濟(jì)增長要素貢獻(xiàn)值都出現(xiàn)了不同程度的減小,說明忽略空間屬性的實證研究結(jié)果必然存在偏誤,因為要素的空間流動會對相鄰省份經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生帶動作用。(3)制度要素空間外溢性能夠為相鄰地區(qū)的制度水平帶來雙向的“指向”效應(yīng),包含制度等要素影響的地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的正向“鄰里”作用,而且制度要素對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的間接貢獻(xiàn)。

        對于傳統(tǒng)的生產(chǎn)要素而言,我國經(jīng)濟(jì)增長更多的還是依靠投資拉動。但是,考慮到空間因素、要素自由流動能對相鄰省份經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向推動作用,尤其是勞動力要素,未來我國的區(qū)域經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展戰(zhàn)略應(yīng)該轉(zhuǎn)向以促進(jìn)勞動力等生產(chǎn)要素的自由流動,而不是單純的依靠投資拉動來推動經(jīng)濟(jì)增長。制度要素不僅可以對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長帶來直接貢獻(xiàn),資本和技術(shù)等生產(chǎn)要素同樣能夠被制度要素所解釋,這說明,傳統(tǒng)生產(chǎn)要素對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)包含著制度要素的作用,制度要素對經(jīng)濟(jì)增長更具有解釋力,制度供給與制度創(chuàng)新以及制度要素的空間均衡發(fā)展才是影響我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。

        (責(zé)任編輯:欒曉平)

        2016-03-09

        楊冬梅,女,山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)研究院博士研究生,山東財經(jīng)大學(xué)教授。 萬道俠,女,上海財經(jīng)大學(xué)財經(jīng)研究所博士研究生;王琳,女,山東財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計學(xué)院碩士研究生。

        本文系國家社科基金“我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的制度影響與空間計量研究”(項目編號:12BJL065) 和山東財經(jīng)大學(xué)研究生創(chuàng)新計劃項目的階段性研究成果。

        F061.3

        A

        1003-4145[2016]12-0114-07

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