邱 婷 副教授 唐沿源 博士 黃 勇 教授（景德鎮(zhèn)陶瓷大學(xué) 江西景德鎮(zhèn) 333403）

引言

縮小地區(qū)差距、促進(jìn)均衡發(fā)展不僅是社會(huì)和諧發(fā)展的需要，也是提高經(jīng)濟(jì)效率和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)的內(nèi)在要求（唐沿源，2012）。然其本身是一種典型的公共品，自由市場(chǎng)機(jī)制在其提供上存在失靈（Rosen，2012）。同時(shí)，由于涉及地區(qū)間利益調(diào)整，因而也是一種全國(guó)性公共品，需要中央政府介入（Oates，1972）。中央財(cái)政對(duì)地區(qū)間關(guān)系的調(diào)節(jié)，主要有轉(zhuǎn)移支付、中央稅收以及中央投資三種手段。當(dāng)前學(xué)界對(duì)前兩種的研究相對(duì)較多（唐沿源，2012、2013），對(duì)中央投資的關(guān)注較少，但其卻有特殊重要性。

首先，投資體制改革始終是我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制改革的重要內(nèi)容，而中央投資的性質(zhì)、地位在其中占重要位置。改革開放以來，我國(guó)投資體制改革經(jīng)歷了四個(gè)階段。分別是1984年“撥改貸”；1988年對(duì)政府投資范圍、資金來源和經(jīng)營(yíng)方式等方面進(jìn)行改革；1992年后市場(chǎng)取向改革；2004年7月國(guó)務(wù)院發(fā)布《國(guó)務(wù)院關(guān)于投資體制改革的決定》，標(biāo)志我國(guó)投資體制改革進(jìn)入新階段。因而，財(cái)政投資始終是與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、體制改革推進(jìn)和政府角色轉(zhuǎn)換相伴隨相促進(jìn)的。

其次，我國(guó)仍然是發(fā)展中國(guó)家，財(cái)政除具有公共財(cái)政屬性外，還具有發(fā)展財(cái)政的屬性（鄧力平，2010），因而，需為社會(huì)提供先行資本，在一些關(guān)鍵和基礎(chǔ)性領(lǐng)域發(fā)揮重要作用。以2012年為例，我國(guó)中央項(xiàng)目投資23763.77億元，相比1995年年均增長(zhǎng)10.6%。占城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資比重，2000年之前都在20%以上，之后雖有下降，也多在10%以上。地區(qū)分布特點(diǎn)則是西部大開發(fā)后對(duì)西部直接投資迅速增加。

最后，從經(jīng)濟(jì)影響來看，有三個(gè)方面：一是中央投資是中央財(cái)政對(duì)資源的一種地區(qū)間再分配。因而，其地區(qū)分布及差異能直接影響一個(gè)地區(qū)的資源可用量，進(jìn)而影響各地區(qū)產(chǎn)出差異與均衡發(fā)展。二是中央投資的地區(qū)分布狀況能影響整體資源配置效率。一方面，發(fā)達(dá)地區(qū)社會(huì)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較好，相同投資的使用效率更高；另一方面，落后地區(qū)資本更稀缺、對(duì)其需求更迫切，在其他條件不變的情況下，使用效率也會(huì)更高。因此總體影響難先驗(yàn)確定，需具體分析。三是中央投資通過影響地區(qū)間財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)效率。為爭(zhēng)奪流動(dòng)性稅基或?yàn)樵鲩L(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)（周黎安，2007、2010），地方政府間會(huì)采取一系列策略性行為或財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)。中央投資由于能影響一個(gè)地區(qū)的發(fā)展環(huán)境，因而能影響其財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)力，并對(duì)整體經(jīng)濟(jì)效率產(chǎn)生影響（Wildasin，1989；Gong和Zou，2001）。財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)往往導(dǎo)致過低稅率或過高生產(chǎn)性公共投入而損害效率（Wilson，1999；Wilson and Wildasin，2004），中央財(cái)政則能通過政策的合理設(shè)計(jì)，對(duì)其結(jié)果加以矯正，從而提升社會(huì)福利（Robin Boadway，2001）。

本文在對(duì)中央投資規(guī)模、地區(qū)分布特征進(jìn)行分析的基礎(chǔ)上，運(yùn)用動(dòng)態(tài)空間面板模型對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及地區(qū)收斂效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并提出相應(yīng)的政策含義。

實(shí)證模型設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

為反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的滯后或慣性影響以及地區(qū)間可能存在的增長(zhǎng)競(jìng)爭(zhēng)現(xiàn)象，使用如下同時(shí)包含動(dòng)態(tài)和空間效應(yīng)的動(dòng)態(tài)空間面板模型：

其中，被解釋變量dlogpcgdp為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。解釋變量中，dlogpcgdpi,t-1、分別為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的時(shí)間、空間滯后項(xiàng)；fpolcy、logpcgdp分別為中央投資和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量，logpcgdpi,t·fpolcy為二者的交叉項(xiàng)；Xik,t是一系列控制變量；εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。各變量具體定義和說明如表1所示。

（二）模型解釋

對(duì)比式（1）和式（2）可以看出，長(zhǎng)期效應(yīng)與短期效應(yīng)僅相差一個(gè)系數(shù)1/(1-α)。由于|α|＜1，因而二者符號(hào)相同，只有數(shù)值大小差別。因此，以下以短期效應(yīng)為代表。

由模型（1），主要分析以下意義：第一，地區(qū)經(jīng)濟(jì)收斂性及中央投資的影響。由條件（β）收斂的含義，增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的導(dǎo)數(shù)， dlogpcgdp/log pcgdp=β1+β2·fpolcy，如果大于0，表明發(fā)展水平高的地區(qū)增長(zhǎng)率也高，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)散；反之，則收斂。

中央投資對(duì)經(jīng)濟(jì)收斂性的影響體現(xiàn)在β2的符號(hào)上。如果為負(fù)，說明其促使收斂性向負(fù)方向變動(dòng)，即具有收斂效應(yīng)；反之，則是發(fā)散效應(yīng)。

第二，中央投資的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)及地區(qū)差異。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)中央投資的導(dǎo)數(shù)， dlogpcgdp/ fpolcy=β2·log pcgdp+δ，如果大于0，說明后者對(duì)前者有促進(jìn)作用；反之，則有抑制效應(yīng)。如果β2為負(fù)，說明中央投資在發(fā)達(dá)地區(qū)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更小或?qū)υ鲩L(zhǎng)的抑制效應(yīng)更大，從而在落后地區(qū)更有效率；反之，則在發(fā)達(dá)地區(qū)更有效率。

綜上，如果β2顯著為負(fù)，則中央投資有利于地區(qū)收斂，且在落后地區(qū)更有效率；反之，則不利于地區(qū)收斂，且在發(fā)達(dá)地區(qū)更有效率；如果不顯著，則中央投資不影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

（三）空間權(quán)重矩陣

變量、數(shù)據(jù)與描述性統(tǒng)計(jì)

（一）變量和數(shù)據(jù)選取

對(duì)于中央投資變量，使用各地區(qū)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資中的中央項(xiàng)目投資數(shù)據(jù)。根據(jù)數(shù)據(jù)性質(zhì)和可得性，細(xì)分為中央基本建設(shè)和更新改造投資、中央房地產(chǎn)開發(fā)投資兩類。前者數(shù)據(jù)完整，后者缺2000、2001和2002年數(shù)據(jù)。同時(shí)，為全面反映其經(jīng)濟(jì)影響、增強(qiáng)結(jié)論的穩(wěn)健性，分別使用絕對(duì)和相對(duì)指標(biāo)。前者反映中央在各地區(qū)的投資強(qiáng)度，后者則剔除地區(qū)發(fā)展差異的影響，反映各地對(duì)中央投資的依賴度。

控制變量（Xk）包括如下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型中的常用變量：投資率。投資既能增加當(dāng)期需求，又能增加未來供給能力，特別在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，其更具有重要作用。因而，可預(yù)期其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響為正。就業(yè)人口比重。勞動(dòng)作為生產(chǎn)的要素，在其它條件不變下，投入越多，產(chǎn)出越大。但我國(guó)長(zhǎng)期存在勞動(dòng)力相對(duì)過剩、市場(chǎng)不完善等問題，因而，其影響難以先驗(yàn)確定。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)往往相互影響，為分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，同時(shí)使用兩個(gè)指標(biāo)：農(nóng)業(yè)比重和第三產(chǎn)業(yè)比重。經(jīng)濟(jì)開放度。我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也是伴隨著對(duì)外開放不斷深入的過程，而貿(mào)易也往往通過改善資本質(zhì)量、提升技術(shù)和管理水平等而對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生重要影響，有必要從實(shí)證上對(duì)其效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。基礎(chǔ)設(shè)施。基礎(chǔ)設(shè)施作為政府提供的一種公共資本，具有提高私人資本生產(chǎn)力、減少交易成本等效能。同時(shí)，如投入過度，則會(huì)造成閑置浪費(fèi)，并可能“擠出”私人資本。因而，其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)具有不確定性。

數(shù)據(jù)來源。中央投資數(shù)據(jù)來源于相應(yīng)年份《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計(jì)年鑒》，其余數(shù)據(jù)均來源于《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》或“中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)”，各變量定義和說明如表1所示。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)

中央投資作為中央政府對(duì)整體經(jīng)濟(jì)和地區(qū)間關(guān)系進(jìn)行調(diào)節(jié)的一種手段，其在規(guī)模和地區(qū)分布上都有其獨(dú)有的特征。

首先，總量增長(zhǎng)迅速，但速度卻有分期波動(dòng)性特征，占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資比重整體上不斷下降，如表2所示。從投資總量看，1995年為4274.5億元，2012年達(dá)23763.8億元，增長(zhǎng)4.5倍，年均增長(zhǎng)10.62%。從變動(dòng)趨勢(shì)看，1998年以前增長(zhǎng)穩(wěn)定，多在10%以上，1999年出現(xiàn)微弱下降，2000年和2001年有微弱增長(zhǎng)，2002年和2003年又略有下降。2004-2009年間又持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)，且增長(zhǎng)率多在20%以上，2010年開始又出現(xiàn)增長(zhǎng)和下降的波動(dòng)性。

從占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資比重看，2000年之前大多維持在20%左右，但從2002年開始比重急劇下降，之后不少年份在10%左右。其原因一是由于這兩年中央投資降低，二是全社會(huì)固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)迅速。從2011年開始，又進(jìn)一步下降到7%及以下，這主要是由于全社會(huì)固定資產(chǎn)投資在這段時(shí)間的增速較前一段時(shí)間放緩。

其次，從地區(qū)分布來看，2000年之后對(duì)西部的支持力度最大，居三大地帶之首；2006年之后對(duì)東部的投資力度也有所增長(zhǎng)，但其變動(dòng)具有波動(dòng)性；中部地帶無論是人均值還是相對(duì)值指標(biāo)都最小。

如圖1所示，西部地帶在所有年份都是正增長(zhǎng)，特別是2000年之后增長(zhǎng)迅速，這主要得益于西部大開發(fā)后國(guó)家的大力支持，中部地帶幾乎在所有年份都是緩慢平穩(wěn)增長(zhǎng)，東部地帶的變化具有波動(dòng)性：1999年之前明顯增長(zhǎng)；2000-2003年下降；2004-2010年顯著增長(zhǎng)，速度幾乎與西部相同；2011年后又明顯下降和上升。

從地帶間比較看，2002年之前，東部由于基礎(chǔ)較好，人均投資最高；2002年之后，西部開始高于東部成為三大地帶之首，但其與東部間差距不大，2009年開始西部與東部間差距顯著擴(kuò)大；中部在所有年份都最低。

由圖2可以看出，中央投資占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資比重三大地帶整體都呈下降趨勢(shì)。如東部從1995年的近15%下降到2012年的6%，中西部分別從近25%下降到5%以下和約10%，這與全國(guó)總體變動(dòng)趨勢(shì)一致。從地帶間比較看，幾乎所有年份都是西部最高；2006年以前，中部都高于東部；2006年后，東部高于中部，但差距不大。

表3是上述兩個(gè)指標(biāo)在地區(qū)間的變異系數(shù)?？梢钥闯觯司醒胪顿Y的變異系數(shù)相對(duì)穩(wěn)定，多在1左右。對(duì)比圖1地帶間差距不斷增大的趨勢(shì)，可得出這一時(shí)期地帶內(nèi)差距有縮小趨勢(shì)。中央投資占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資比重的變

圖1 人均中央投資（單位：元/人）

圖2 中央投資占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資比重（單位：%）

表1 變量、代碼與定義

注：總額為當(dāng)年價(jià)格，單位為億元；“占全社會(huì)”為占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資比重，單位為%；增長(zhǎng)率的單位為%。

表3 人均中央投資與中央投資占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的比重變異系數(shù)

表4 與人均地區(qū)生產(chǎn)總值的相關(guān)系數(shù)

表2 1995-2012年中央投資規(guī)模及其變動(dòng)趨勢(shì)異系數(shù)卻有逐年增大趨勢(shì)。對(duì)比圖2地帶間差距相對(duì)穩(wěn)定或略有縮小，可得出這一時(shí)期地帶內(nèi)差距有擴(kuò)大趨勢(shì)。

最后，與地區(qū)發(fā)展水平的相關(guān)系數(shù)，如表4所示。對(duì)于人均中央投資，無論是總額還是分類數(shù)據(jù)，相關(guān)系數(shù)都為正，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地區(qū)人均中央投資也多。但從逐年變化看，相關(guān)系數(shù)都不斷減小，特別是對(duì)總額數(shù)據(jù)，2010年0.3以下，2012年后到0.2以下。其原因如前文所述，經(jīng)濟(jì)最落后的西部人均中央投資最高、增長(zhǎng)最迅速，從而使正相關(guān)關(guān)系大大減弱。

對(duì)于中央投資占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的比重，三種指標(biāo)存在差異。其中，總額數(shù)據(jù)與中央基建投資都是微弱負(fù)相關(guān)且各年變化不大，這是由西部的比重在三大地帶間最高，同時(shí)東部的比重在部分年份高于中部共同決定的。中央房地產(chǎn)開發(fā)投資則是正相關(guān)，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地區(qū)中央房地產(chǎn)開發(fā)投資的比重也高，這是由房地產(chǎn)的行業(yè)特點(diǎn)決定的。

回歸結(jié)果與分析

（一）估計(jì)方法

模型（1）中被解釋變量的滯后項(xiàng)出現(xiàn)在方程右邊，因而，即使剩余誤差項(xiàng)（vit）無自相關(guān)，其與地區(qū)特定效應(yīng)（μi）也會(huì)相關(guān)，從而ols估計(jì)量有偏和不一致。對(duì)固定效應(yīng)模型而言，雖然組內(nèi)變換能剔除μi的影響，但會(huì)引入新的解釋變量和隨機(jī)誤差項(xiàng)相關(guān)，估計(jì)量也會(huì)有偏和不一致，同樣的問題也存在于隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)量。為滿足一致性要求，并提高估計(jì)精度，本文使用Blundell和Bond（1998）發(fā)展的系統(tǒng)矩估計(jì)法，所用軟件為stata12。

（二）回歸結(jié)果與分析

表5是對(duì)模型（1）的估計(jì)結(jié)果?？梢钥闯?，各回歸都通過了自相關(guān)和過度識(shí)別檢驗(yàn)，因而結(jié)果較理想。表6是進(jìn)一步根據(jù)表5計(jì)算的相關(guān)變量的邊際影響。

由表6可以得到以下結(jié)論：

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響。在四個(gè)回歸中，兩個(gè)為正，兩個(gè)為負(fù)。因而平均來看，在該段時(shí)期我國(guó)經(jīng)濟(jì)并不表現(xiàn)出明顯的收斂或發(fā)散趨勢(shì)。

中央投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響?；窘ㄔO(shè)和更新改造投資，無論絕對(duì)指標(biāo)還是相對(duì)指標(biāo)都為負(fù)，且絕對(duì)額每增長(zhǎng)1%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率下降約0.23%；相對(duì)比重每上升1%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率下降約7.195%。房地產(chǎn)開發(fā)投資，無論絕對(duì)指標(biāo)還是相對(duì)指標(biāo)都為正，表明在這段時(shí)期，盡管我國(guó)房地產(chǎn)發(fā)展迅速，但其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用也是正向并且顯著的。

第四和第五列分別對(duì)應(yīng)長(zhǎng)期效應(yīng)?？梢钥闯觯渑c短期的影響方向相同，僅有數(shù)值大小差別。說明各變量的影響主要在當(dāng)期，滯后效應(yīng)較小，這與前文模型設(shè)定一致。

關(guān)于空間效應(yīng)?？梢钥闯觯谢貧w中空間滯后項(xiàng)系數(shù)的符號(hào)都顯著為正，這表明地區(qū)間競(jìng)爭(zhēng)方式表現(xiàn)為空間替代：鄰近省份經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的提高促使本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率也相應(yīng)提高。

關(guān)于交叉項(xiàng)（δ）的符號(hào)。表5中所有四個(gè)回歸都為負(fù)，表明中央投資有利于地區(qū)經(jīng)濟(jì)收斂。進(jìn)一步的，由于基建投資對(duì)增長(zhǎng)率的影響為負(fù)，而房地產(chǎn)開發(fā)投資為正，這表明前者在落后地區(qū)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)效應(yīng)小于發(fā)達(dá)地區(qū)，而后者在落后地區(qū)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用大于發(fā)達(dá)地區(qū)。

關(guān)于其它控制變量。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的滯后項(xiàng)一階滯后都顯著為正，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定慣性；兩期滯后為負(fù)，但值遠(yuǎn)小于一期滯后值。這說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的滯后效應(yīng)主要體現(xiàn)為一期，并隨時(shí)間減弱。投資率在所有回歸中都顯著為正，表明固定資產(chǎn)投資有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這證實(shí)了我國(guó)長(zhǎng)期以來以投資拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的事實(shí)。就業(yè)人口比重顯著為負(fù)，反映我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的瓶頸主要是資本和技術(shù)，而非勞動(dòng)力?；A(chǔ)設(shè)施1顯著為正，表明鐵路運(yùn)輸對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要性?；A(chǔ)設(shè)施2為負(fù)，表明其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有負(fù)向影響。這或許反映了部分地區(qū)形象工程、重復(fù)建設(shè)等使基礎(chǔ)設(shè)施投入過度，從而使用效率低下等問題。并進(jìn)一步證實(shí)不少文獻(xiàn)所分析的地區(qū)間競(jìng)爭(zhēng)導(dǎo)致地方政府支出結(jié)構(gòu)扭曲和資源配置效率降低等問題（傅勇、張晏，2007；張軍等，2007）。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量。農(nóng)業(yè)比重在所有回歸中都不顯著，第三產(chǎn)業(yè)比重的影響顯著為負(fù)，表明對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有負(fù)向影響。這或許反映了不少地區(qū)盲目推動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離其自然演進(jìn)過程，從而與經(jīng)濟(jì)效率要求不相適應(yīng)的問題。經(jīng)濟(jì)開放度要么不顯著，要么有微弱負(fù)向影響，這在一定程度上反映外資對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用有減弱趨勢(shì)，因而，逐步使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式從外需向內(nèi)需拉動(dòng)轉(zhuǎn)變具有較強(qiáng)迫切性。

表5 模型（1）回歸結(jié)果

表6 各重要變量的邊際影響

表7 三種空間權(quán)重矩陣結(jié)果比較

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)前述結(jié)論的穩(wěn)健性，本文使用相同樣本，但分別用空間地理鄰接與空間距離矩陣作為空間權(quán)重矩陣對(duì)模型（1）進(jìn)行回歸。其中，空間地理鄰接矩陣設(shè)定為：

因而，地區(qū)間競(jìng)爭(zhēng)僅發(fā)生在地理上相鄰的省份間，地理上不相鄰則無競(jìng)爭(zhēng)。空間距離矩陣設(shè)定為wij=1/dij。其中，dij為省份i與j的省會(huì)城市間距離。因而，地區(qū)間競(jìng)爭(zhēng)程度與地理空間距離成反比。

根據(jù)回歸結(jié)果計(jì)算相關(guān)變量的邊際影響，并前文結(jié)論列于表7。由表7可以看出，三種空間權(quán)重矩陣下的結(jié)果基本一致。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。在三種空間權(quán)重矩陣的回歸中，都同時(shí)有正和負(fù)向影響。但總的來看，正向影響的個(gè)數(shù)較多。因此可以認(rèn)為，在樣本期我國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)無明顯收斂性。

中央基本建設(shè)和更新改造投資。絕對(duì)指標(biāo)有兩個(gè)為正，一個(gè)為負(fù)；相對(duì)指標(biāo)則兩個(gè)為負(fù)，一個(gè)為正，因而總體影響具有不確定性（或前者有微弱正向影響，后者有微弱負(fù)向影響）。這一方面說明要確定其具體影響方向，需首先檢驗(yàn)地區(qū)間競(jìng)爭(zhēng)方式（三種或更多空間權(quán)重矩陣的選擇），另一方面，也可能反映我國(guó)中央投資的地區(qū)分布無明顯規(guī)律的問題。如人均中央投資為經(jīng)濟(jì)最不發(fā)達(dá)的西部最高，但經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部的水平又高于經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后的中部，從而使其總體影響不明顯。

中央房地產(chǎn)開發(fā)投資，無論是絕對(duì)指標(biāo)還是相對(duì)指標(biāo)，在三種空間權(quán)重矩陣下都為正，因而結(jié)論非常穩(wěn)健，這表明中央房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用。

交叉項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值（δ）的符號(hào)在三種空間權(quán)重矩陣下都為負(fù)，因而結(jié)論穩(wěn)健。這充分證實(shí)了前文關(guān)于中央投資在落后地區(qū)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更大，并有利于地區(qū)經(jīng)濟(jì)收斂的結(jié)論，其原因可能是地區(qū)間資本存量差異和邊際報(bào)酬遞減規(guī)律在效率影響中占支配地位。

結(jié)論

結(jié)論表明人均中央投資總量上有較大增長(zhǎng)，但增長(zhǎng)速度具有明顯波動(dòng)性。分地區(qū)看，2002年之前東部最高，2002年之后西部最高，在所有年份中部都最低。中央投資占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的比重，全國(guó)整體看都不斷下降。分地區(qū)看，幾乎所有年份都是西部最高；2006年以前，中部都高于東部；2006年后，東部高于中部，但差距不大。中央房地產(chǎn)開發(fā)投資，無論是絕對(duì)指標(biāo)還是相對(duì)指標(biāo)，都是發(fā)達(dá)地區(qū)高于落后地區(qū)。

中央投資的增長(zhǎng)效應(yīng)及地區(qū)差異。絕對(duì)指標(biāo)衡量的中央基建投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有微弱正向影響，而相對(duì)指標(biāo)衡量的則有微弱負(fù)向影響。中央房地產(chǎn)開發(fā)投資無論是絕對(duì)指標(biāo)還是相對(duì)指標(biāo)，都具有正向影響。對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，兩種類型的中央投資以及絕對(duì)和相對(duì)指標(biāo)，都是在落后地區(qū)的促進(jìn)作用更大，或抑制作用更小。因而，有利于地區(qū)經(jīng)濟(jì)收斂。由于人均指標(biāo)的中央基建投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有微弱正向影響，因此應(yīng)適當(dāng)進(jìn)一步增加其規(guī)模。

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