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)

?

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