■岑 聰，姜 巍

本文將制度環(huán)境、空間溢出與產(chǎn)出效率納入統(tǒng)一的分析框架內(nèi)，選取2003～2016年我國29個省域面板數(shù)據(jù)，運用空間計量方法研究分析我國市場化進程和對外開放對區(qū)域產(chǎn)出效率的影響。實證結果表明：我國地區(qū)間的市場化進程、對外開放度與產(chǎn)出效率的空間分布具有明顯的相關性與差異性；市場化進程與對外開放對我國區(qū)域產(chǎn)出效率具有顯著的增長效應與正向空間溢出效應。這種地區(qū)間制度環(huán)境的差異性以及產(chǎn)出效率空間溢出的局部性是引起我國區(qū)域產(chǎn)出效率差異的重要原因。因此，本文建議我國政府把統(tǒng)籌改善各地區(qū)改革開放進程的不一致和不平衡作為今后改革開放繼續(xù)深化推進的一個重要方向，積極借鑒東部地區(qū)積累的經(jīng)驗和發(fā)揮中西部地區(qū)的后發(fā)優(yōu)勢，縮小地區(qū)間發(fā)展效率的差異，優(yōu)化經(jīng)濟發(fā)展的空間布局。

一、引言與文獻綜述

改革開放以來，我國經(jīng)濟水平與綜合國力顯著提升，但區(qū)域經(jīng)濟間的差異與分化現(xiàn)象也日趨嚴重。2018年，我國東、中、西三大區(qū)域的人均GDP分別為13103 美元、7825 美元和7483 美元，區(qū)域發(fā)展差異明顯且存在繼續(xù)擴大趨勢。從投入產(chǎn)出的角度看，我國區(qū)域發(fā)展差異的一個重要原因是區(qū)域間產(chǎn)出效率存在差距，特別是一些地方政府為追求經(jīng)濟高速增長普遍偏好于“高投入、高消耗”的粗放型經(jīng)濟增長方式，忽視了產(chǎn)出效率的提升，從而導致經(jīng)濟發(fā)展的低效率。因此，在經(jīng)濟新常態(tài)下，如何提升我國產(chǎn)出效率與促進經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型以實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展成為了我國經(jīng)濟發(fā)展面臨的主要問題。

關于影響產(chǎn)出效率的關鍵因素，鄭毓盛和李崇高（2003）認為在財政分權背景下地方政府為規(guī)避激烈的市場競爭、維護本地區(qū)經(jīng)濟利益，所采取的地方保護與市場分割策略阻礙了要素的空間流動，導致省際間資源配置的低效率。王小魯和樊綱（2004）認為改革開放以來的以市場為導向的外商直接投資與大量民間資本的跨地區(qū)流動提升了經(jīng)濟效率但也擴大了地區(qū)間差距。趙文哲（2008）發(fā)現(xiàn)財政分權對我國技術效率的影響具有階段性特征，并以1994 年為分水嶺：之前具有促進作用，但之后影響為負。趙奇?zhèn)ズ蛷堈\（2009）的研究發(fā)現(xiàn)FDI 對我國技術效率提升具有積極作用，但存在區(qū)域差異，F(xiàn)DI 對東部地區(qū)技術效率提升的長短期效應要強于中西部地區(qū)。李文啟（2011）發(fā)現(xiàn)基礎設施建設對企業(yè)技術效率的提升具有顯著促進作用。鄧偉根等（2013）以1565 家上市公司為樣本研究發(fā)現(xiàn)：市場化程度越高的地區(qū)，企業(yè)的技術效率也越高，并且市場化改革對國有控股企業(yè)技術效率的影響顯著高于非國有控股的企業(yè)。范劍勇等（2014）研究發(fā)現(xiàn)專業(yè)化與多樣化經(jīng)濟都對企業(yè)技術效率提升具有正向作用，但前者的促進作用更為顯著。

從現(xiàn)有研究可以看到，影響國內(nèi)產(chǎn)出效率的因素具有多樣性，而制度變遷是影響經(jīng)濟發(fā)展的深層次原因。加之，我國轉(zhuǎn)軌過程中地區(qū)間資源稟賦、地理位置以及國家政策的不同，導致了各地區(qū)制度環(huán)境的改善與發(fā)展程度呈現(xiàn)出較大的差異（樊綱和王小魯，2003），這為考察不同制度環(huán)境對地區(qū)產(chǎn)出效率的影響提供了一個很好的研究環(huán)境。那么，我國轉(zhuǎn)型時期的制度性變遷與產(chǎn)出效率之間存在怎樣的內(nèi)在關聯(lián)？能否將加強各地區(qū)制度環(huán)境建設作為提升我國整體產(chǎn)出效率與縮小我國地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展差距的路徑？對這一問題的探索有助于進一步了解制度性因素在我國地區(qū)間產(chǎn)出效率差異中所扮演的角色。另外，考慮到現(xiàn)有研究主要從靜態(tài)角度展開研究，忽略了產(chǎn)出效率在空間維度上的影響因素。為此，本文將制度環(huán)境、空間溢出與產(chǎn)出效率納入統(tǒng)一的分析框架，選取2003～2016 年我國29 個?。ㄊ小^(qū)）的面板數(shù)據(jù)，運用空間計量方法進行實證分析，并根據(jù)研究結論給出相應政策建議。

二、我國各地區(qū)制度環(huán)境的測度與分析

一個地區(qū)制度環(huán)境的演變是一系列社會、經(jīng)濟、法制與政府職能的轉(zhuǎn)變過程，涵蓋了我國諸多領域與方面，因而量化時無法用單一變量或指標進行衡量，必須采用由多個領域與方面所構成的復合指標?？紤]到1978 年至今我國的制度變遷以從計劃經(jīng)濟逐步向社會主義市場經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)軌的市場化改革和實施對外開放政策為主線，所以本文將制度環(huán)境細化為市場化進程與對外開放度兩個方面，以此來考察、測算各地區(qū)的制度環(huán)境特征。

（一）各地區(qū)市場化進程指數(shù)的構建

本文借鑒樊綱等（2003）的市場化進程相對指數(shù)構建方法，從5 個不同方面選取相關指標衡量我國各地區(qū)的市場化進程。

1.政府對市場干預程度：減少政府在市場中資源配置的作用，轉(zhuǎn)由市場來分配資源是市場化進程中最重要的方面。本文采用一般財政支出占GDP的比重（X1）作為政府對市場干預程度的衡量指標。另外，考慮到盡管地方政府的轉(zhuǎn)移支付與社會福利性支出有利于縮小地區(qū)差距，但目前這部分支出仍缺乏規(guī)范管理、透明度低以及存在尋租現(xiàn)象，扭曲和替代了市場資源配置的作用，并且這部分支出因比例較高，從側(cè)面反映了一個地區(qū)市場發(fā)育的不完全。因此，本文還采用了社會服務事業(yè)費支出占一般財政支出的比例（X2）和城鄉(xiāng)居民消費比（X3）兩個指標。

2.非國有經(jīng)濟發(fā)展程度：非國有經(jīng)濟的蓬勃發(fā)展作為市場化改革的突出成就，提高了市場配置資源的效率與激發(fā)了市場活力。對此本文采用國有控股企業(yè)固定資產(chǎn)投資額占全社會固定資產(chǎn)投資總額的比重（X4）、國有控股企業(yè)從業(yè)人員數(shù)占總從業(yè)人數(shù)的比重（X5）作為非國有經(jīng)濟發(fā)展程度的負向衡量指標。

3.產(chǎn)品和要素市場的發(fā)育程度：歷經(jīng)數(shù)十年的市場化改革，我國各地區(qū)的大部分產(chǎn)品、要素市場基本已由市場決定。但由于部分地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構與地方保護等因素，市場分割、行政指令性生產(chǎn)與政府干預價格的行為仍然存在。對此，本文采用國有控股企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值之比（X6）來衡量一個地區(qū)的產(chǎn)品市場發(fā)育程度；在要素市場發(fā)育程度方面，采用專利授權數(shù)與GDP的比（X7）衡量一個地區(qū)的技術成果市場化與知識產(chǎn)權保護程度；同時，勞動力的流動性是反映勞動力要素市場發(fā)育程度的一個重要指標，但目前缺乏完整的統(tǒng)計資料?？紤]到一個地區(qū)勞動力市場越完善，供需匹配度越高，會吸引更多勞動力流向該地區(qū)，則人力資本供應越充足。因此，本文采用人力資本供應充裕程度作為一個地區(qū)勞動力要素市場發(fā)育程度的替代指標，以就業(yè)人員中擁有大專以上學歷占地區(qū)總就業(yè)人數(shù)的比例（X8）衡量。

4.法制環(huán)境建設發(fā)展：健康良好的市場秩序是生產(chǎn)者與消費者合法權利能得到有效保護與市場正常、順利運行的必要條件，法制環(huán)境建設是我國市場化進程中一個重要的環(huán)節(jié)，本文采用一個地區(qū)專職律師數(shù)量（X9）來衡量。

5.公共產(chǎn)品與服務供給：良好的公共產(chǎn)品與服務供給是一個地區(qū)市場化進程的基礎性支撐與保障。同時，完善公共產(chǎn)品服務供給能提高地區(qū)的區(qū)位優(yōu)勢、吸引投資能力等促進生產(chǎn)要素跨地區(qū)流動從而起到資源重新配置的作用，促進各地區(qū)市場化進程。本文擬采用人均科教文衛(wèi)支出額（X10）、人均營運鐵路里程（X11）與人均等級公路里程（X12）作為一個地區(qū)公共服務與產(chǎn)品的供給水平。

一個地區(qū)的市場化進程指數(shù)是由多個單項指數(shù)加權平均構成，為保證各項指標權重設定的客觀性，本文采用主成分分析法來確定上述所選取12項指標的權重。通過對所選取的12 項單項指標進行主成分分析的結果表明，前5 個主成分特征值的累計貢獻率達到85%以上，基本保留了原數(shù)據(jù)信息，所以本文提取前5個主成分F1，F(xiàn)2，…，F(xiàn)5代替原來的12個指標，即將影響各地區(qū)市場化進程的主成分壓縮成5個。本文所選取的權重為這5個主成分的貢獻率αi（i=1，2，…，5），因而可得到一個地區(qū)的市場化進程指數(shù)為：Market=α1F1+α2F2+α3F3+α4F4+α5F5。另外，由于主成分分析時對數(shù)據(jù)進行了標準化處理，為使數(shù)據(jù)更直觀，統(tǒng)一將其向上平移5 個單位。根據(jù)主成分分析結果，各地區(qū)市場化進程指數(shù)總體上均有上升趨勢，隨著時間推移各地區(qū)間的相對位置也略有改動，但總體趨勢較為穩(wěn)定。限于篇幅，本文給出了2003～2016年間我國三大區(qū)域市場化進程演變趨勢，如圖1所示。

（二）各地區(qū)對外開放度指數(shù)的構建

本文結合相關實證研究，在數(shù)據(jù)可得性約束下，主要從貿(mào)易開放度和投資開放度方面衡量我國各地區(qū)對外開放度。因此，所選取的對外開放度衡量指標為：商品進口額占GDP 比重、商品出口額占GDP 比重、實際外商直接投資（FDI）占GDP 比重與中國對外直接投資（OFDI）占GDP 比重。各地區(qū)對外開放度指數(shù)的構建與上一節(jié)市場化進程指數(shù)構建方法與步驟相同，不再贅述。同樣地，圖1給出了我國三大區(qū)域?qū)ν忾_放度的演變趨勢。

圖1 2003～2016年我國三大區(qū)域市場化進程與對外開放演變趨勢

從圖1 可以看到，除了西部地區(qū)市場化進程緩慢甚至有所下降外，隨著時間的推移我國各區(qū)域的市場化程度與對外開放水平均逐漸提升。此外，我國東、中、西地區(qū)的市場進程與對外開放水平發(fā)展并不平衡，差異明顯。整體上東部沿海地區(qū)的市場化與對外開放程度均較高，并依次往中西部遞減，呈現(xiàn)出明顯的空間相關性與差異性。

三、模型設計

（一）實證模型構建

為了考察制度環(huán)境對我國地區(qū)產(chǎn)出效率的影響，本文設定的基本模型如下：

其中，TEit表示i地區(qū)在t時刻產(chǎn)出效率，Marketit和Openit為市場化進程和對外開放度，Xit表示其他一系列影響地區(qū)i產(chǎn)出效率的控制變量集合，βi為待估計參數(shù)向量，εit為隨機擾動項。

一個地區(qū)產(chǎn)出效率除了取決于本地區(qū)的制度環(huán)境與要素稟賦等因素外，由于地區(qū)間經(jīng)濟活動的空間關聯(lián)性，還可能與鄰近地區(qū)的產(chǎn)出效率等因素有關。根據(jù)地理學第一定律，地理空間上越接近其關聯(lián)性越強，因而構建模型時還應考慮其他地區(qū)的影響?；诖?，本文對模型（1）加以擴展，引入空間交互項，建立空間計量模型：

其中，W 是空間權重矩陣，反映地區(qū)間的空間關系。δ、θi和λ分別為空間自回歸系數(shù)、空間自相關系數(shù)和空間誤差系數(shù)。

（二）空間權重矩陣的構建

為了能更準確、全面地反映地區(qū)間經(jīng)濟活動的空間關聯(lián)特征，提高實證結果的穩(wěn)健性，本文構建了以下3種空間權重矩陣：

1.空間鄰近權重矩陣W1，用元素ωij表示：若i與j 地區(qū)相鄰（即具有共同的邊界），則取1，否則取0（矩陣中所有對角線元素均取0，表示本地區(qū)不與自身鄰近）。

2.經(jīng)濟距離權重矩陣W2，其元素ωij表示：在考察期T 內(nèi)地區(qū)i 的人均GDP 均值與地區(qū)j 的人均GDP均值之差絕對值的倒數(shù)，ωij越大表示兩地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平越相近則經(jīng)濟活動關聯(lián)性越強。

3.空間引力權重矩陣W3：考慮到單純以地理距離或經(jīng)濟距離構造空間權重矩陣存在一定局限，將地理因素與經(jīng)濟因素同時加以考慮，根據(jù)一般引力矩陣的方法構造空間引力權重矩陣。構造方法為其中，yi表示在考察期T 內(nèi)地區(qū)i 的人均GDP 均值，dij表示地區(qū)i 與地區(qū)j 之間的地理距離。

（三）空間計量模型的直接和溢出效應

空間計量模型不僅可以反映特定地區(qū)的解釋變量與自身被解釋變量間的關系，還可以反映與其他地區(qū)被解釋變量的關系，前者稱為直接效應，后者稱為溢出效應。這兩種效應可通過以下推導得出：

對于特定時間點t 上的從地區(qū)1 到N，可把式（2）模型改寫為：

其中，I 為單位矩陣，β=[β1，β2，β3]，Z=[Market，Open，X]，R 為截距與誤差項的余項。因此，對特定時間t 上從地區(qū)1 到N 的第k 個解釋變量Z，其對應TE期望值的偏導數(shù)矩陣為：

在式（4）中，偏導數(shù)矩陣中所有的主對角線元素代表直接效應，所有的非主對角線元素均代表溢出效應?？梢?，若模型（2）中的δ=0且θ=0，則所有非主對角元均為0，此時不存在溢出效應。另外，由于不同空間單位的各變量具有不同的直接效應和溢出效應，全部將其表達出來存在一定的困難。對此，為了更簡潔報告空間計量回歸結果，本文按照LeSage&Pace（2009）的方法，報告直接效應與溢出效應的概述性指標：直接效應的概述性指標用式（4）右邊矩陣的主對角線元素的均值來描述；溢出效應則用非對角線元素的列和均值來描述。此時，所報告直接效應與溢出效應的概述性指標反映的是區(qū)域的整體性指標。

（四）變量界定與數(shù)據(jù)來源

由于影響地區(qū)產(chǎn)出效率因素的復雜性，一個地區(qū)產(chǎn)出效率可能是由多種因素共同作用的結果。對此，本文盡可能將影響一個地區(qū)產(chǎn)出效率的其他特征加以控制，以建立一個多維度的空間計量模型。本文相關的變量定義如下。

1.產(chǎn)出效率（TE）：本文從投入產(chǎn)出角度采用隨機前沿分析法（Stochastic Frontier Analysis）對我國各地區(qū)產(chǎn)出效率進行測算。假定各地區(qū)產(chǎn)出函數(shù)為Cobb-Douglas 生產(chǎn)函數(shù)形式，各地區(qū)的產(chǎn)出水平以消除價格影響后的實際GDP衡量，資本存量K大小借鑒單豪杰（2008）的方法用永續(xù)存盤法進行測算，勞動投入L 采用的衡量指標為歷年各地區(qū)年末就業(yè)人數(shù)，并采用基于MLS的時變固定效應模型進行估計。

2.市場化進程（Market）與對外開放度（Open）：分別以第二部分所測算出的歷年各地區(qū)市場化進程指數(shù)與對外開放度指數(shù)作為衡量指標。

3.控制變量（X）：本文選取4個控制變量來刻畫不同地區(qū)之間的具體經(jīng)濟特征：一是經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模Y，本文采用的衡量指標為消除價格影響后的人均GDP 對數(shù)值；二是產(chǎn)業(yè)結構Industry，本文采用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比衡量一個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構；三是城市化水平Urban，本文采用各地區(qū)城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诘谋壤齺砗饬?；四是資本形成I，本文以全社會固定資產(chǎn)投資總額占GDP 比值作為各地區(qū)資本形成能力的衡量指標。

在數(shù)據(jù)可得性約束下，本文采用的是2003～2016年不包括西藏、海南、港澳臺的29個?。ㄊ?、區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》與各?。ㄊ?、區(qū)）統(tǒng)計年鑒。

四、實證分析與說明

（一）空間自相關檢驗

在對模型進行參數(shù)估計之前，應先進行空間自相關檢驗。若空間自相關檢驗結果顯著，則認為將空間交互項納入模型中的設定是合理的，適宜采用空間計量模型。本文采用Moran'I指數(shù)對我國29個地區(qū)的產(chǎn)出效率進行了空間自相關檢驗，下面圖表給出了空間自相關檢驗結果與局部Moran'I 散點圖。

由表1 可以看出，隨著時間推移我國各地區(qū)產(chǎn)出效率的空間相關性具有上升趨勢。這可能是因為隨著我國各地區(qū)市場化程度與交通可達性的提升，打破了地區(qū)間市場分割的局面，促進了地區(qū)間經(jīng)濟活動聯(lián)系與人員的跨地區(qū)流動，進而擴大了技術溢出的速度與范圍，強化了地區(qū)間經(jīng)濟活動的空間相關性。從圖2 局部Moran'I 散點圖可以看到，我國各地區(qū)產(chǎn)出效率的空間分布差異明顯，總體上呈現(xiàn)出“高-高”、“低-低”的聚集分布——東部沿海地區(qū)整體產(chǎn)出效率較高，而中西部地區(qū)則剛好相反。綜上可知，我國29 個地區(qū)產(chǎn)出效率整體空間分布不是完全隨機的，而是呈現(xiàn)出較為明顯的空間集聚特征，故而在模型設定時應考慮空間相關性，將空間交互項納入模型中的設定是合理的。

表1 2003～2016年各地區(qū)產(chǎn)出效率空間自相關檢驗結果

圖2 2003～2016年各地區(qū)產(chǎn)出效率均值局部Moran'I散點圖

（二）模型估計結果與說明

為了進一步選取合適的空間計量模型進行參數(shù)估計，本文先后進行了空間和時間固定效應的聯(lián)合非顯著性LR 檢驗，穩(wěn)健LM 檢驗，Wald 檢驗與Hausman檢驗。結果顯示應采用具有空間固定效應的空間自相關模型（SAR）進行參數(shù)估計。另外，上節(jié)檢驗結果顯示變量間存在明顯的空間自相關，且應采用空間自回歸模型。因此，本文采用MLE進行估計。估計結果如表2所示，其中（1）為不考慮空間相關性的空間固定效應面板模型的估計結果作為參照；（2）、（3）和（4）分別為基于3 種不同的空間權重矩陣的SAR模型估計結果。

表2 模型估計結果

由表2 的估計結果可以看到，不管是否考慮空間相關性，Market與Open系數(shù)的估計結果均顯著為正，表明市場化進程與對外開放對我國地區(qū)產(chǎn)出效率具有顯著促進作用。與空間面板相比，非空間面板的Market與Open估計系數(shù)值更大，表明如果忽略了地區(qū)間經(jīng)濟活動的空間相關性會高估市場化進程與對外開放對地區(qū)產(chǎn)出效率的影響。從空間面板估計結果可以看到，采用3 種不同空間權重矩陣的Market 與Open 系數(shù)估計結果與顯著性水平差異不大。其中，采用空間引力權重矩陣W3估計的擬合度與對數(shù)似然值均較高，表明將地區(qū)間地理因素與經(jīng)濟因素同時加以考慮能更好地描述我國各地區(qū)經(jīng)濟活動的空間關系。綜上，實證分析結果表明一個地區(qū)制度環(huán)境對其產(chǎn)出效率具有顯著的正向影響。另外，經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模Y與產(chǎn)業(yè)結構Industry的系數(shù)估計值顯著為正，表明一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模與產(chǎn)業(yè)結構對一個地區(qū)的產(chǎn)出效率提升具有顯著的正向影響。因此，上述變量的系數(shù)估計結果反映了我國各地區(qū)產(chǎn)出效率存在差異的一個重要原因是因為東部沿海地區(qū)具有較好的制度環(huán)境，加上經(jīng)濟規(guī)模更大、產(chǎn)業(yè)結構更優(yōu)，從而產(chǎn)出效率提升更快；相比之下，中西部地區(qū)制度環(huán)境相對較差，且經(jīng)濟規(guī)模較小、產(chǎn)業(yè)結構更落后，因而其產(chǎn)出效率較低。

城市化水平Urban 的系數(shù)估計結果均不顯著，原因可能是當前城市化水平不是影響一個地區(qū)產(chǎn)出效率的主要因素，特別是當前的戶籍制度以及大城市偏向本地人口的福利保障制度阻礙了外來務工人員的人口城鎮(zhèn)化進程。也可能是由于目前城市化率的數(shù)據(jù)統(tǒng)計方式較為單一不夠系統(tǒng)全面，沒能反映出城市化進程對地區(qū)產(chǎn)出效率的影響；資本形成I的估計值均在1%水平下顯著為負，表明一個地區(qū)較高的資本形成率并不利于產(chǎn)出效率的提升，原因可能是當前我國各地區(qū)普遍存在過度投資的傾向，使得投資邊際效率過低，從而對一個地區(qū)產(chǎn)出效率的提升產(chǎn)生負面影響。

結合3種不同空間權重矩陣的空間面板估計結果可以看到，產(chǎn)出效率的空間交互項W*TE均在1%水平下顯著為正，反映出鄰近地區(qū)產(chǎn)出效率的提升對本地區(qū)產(chǎn)出效率具有顯著的正向影響。這可能是由于鄰近地區(qū)或者經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模相近且地區(qū)間的產(chǎn)業(yè)結構相似、經(jīng)濟活動集聚以及地區(qū)間的分工協(xié)作形成技術外溢，從而提升了本地區(qū)的產(chǎn)出效率。同時，這一特征也反映了我國地區(qū)間存在產(chǎn)出效率差異的另一個重要原因：盡管地區(qū)間產(chǎn)出效率存在正向空間溢出，但在我國遼闊疆域上這種溢出效應隨著地理和經(jīng)濟距離的增大而不斷衰減，因而其溢出的范圍必然是局部的、有限的。結合空間自相關檢驗結果可知，由于東部沿海地區(qū)處于產(chǎn)出效率的“高-高”聚集區(qū)，其鄰近地區(qū)的產(chǎn)出效率較高從而所產(chǎn)生的溢出效應亦更強，而處于“低-低”聚集區(qū)的中西部地區(qū)則剛好相反。這種局部的空間溢出效應會強化這種聚集的外部性，從而拉大我國東中西地區(qū)間產(chǎn)出效率的差異，形成發(fā)達地區(qū)更發(fā)達，落后地區(qū)更落后的循環(huán)累計因果鏈。

（三）直接效應與空間溢出效應估計結果

為了進一步分析制度環(huán)境對地區(qū)產(chǎn)出效率的影響，根據(jù)（4）式將各變量對產(chǎn)出效率的影響分解為直接效應與溢出效應，如表3所示。

表3 各變量直接效應與溢出效應

從表3 可以看到，盡管采用不同空間權重矩陣所得的分解結果數(shù)值上有略微差異，總體上均顯示了市場化進程與對外開放對地區(qū)的產(chǎn)出效率具有顯著的直接促進效應以及正向的空間溢出效應。這反映了本地區(qū)制度環(huán)境改善不僅能促進本地區(qū)產(chǎn)出效率的提升，同時對鄰近地區(qū)或經(jīng)濟發(fā)展水平相近地區(qū)的產(chǎn)出效率都產(chǎn)生了積極影響，即相鄰地區(qū)間制度環(huán)境的改善能帶來“搭便車效應”。另外可以看到，分解得到的市場化進程與對外開放對地區(qū)產(chǎn)出效率的直接效應與其系數(shù)估計值大小存在差異，這是因為地區(qū)間存在空間交互作用而存在反饋，即本地區(qū)的市場化進程與對外開放水平發(fā)生變化時會引起鄰近地區(qū)產(chǎn)出效率的變化，而鄰近地區(qū)所受到的這種影響又反饋回原地區(qū)。以表3 中列（1）為例，Market 與Open 變量的直接效應分別為0.023 和0.026，而系數(shù)估計值分別為0.017 和0.020，因而其反饋效應相當于直接效應的26.09%和30.00%，而非空間面板正是由于忽略了這種地區(qū)間的反饋作用使得估計結果存在偏誤。因此，可以看到地區(qū)間經(jīng)濟互動與聯(lián)系也對產(chǎn)出效率的提升起著不可忽視的作用，若簡單地忽視這種空間相互作用不單與現(xiàn)實不符，還會得到有偏的結論。

（四）分區(qū)域的實證結果與說明

基于面板數(shù)據(jù)的實證分析表明，制度環(huán)境與經(jīng)濟活動的空間關聯(lián)性對地區(qū)產(chǎn)出效率具有顯著影響，但考慮到我國區(qū)域間的制度環(huán)境、經(jīng)濟發(fā)展情況等存在較大的差異，有必要進一步考察這種影響在不同的區(qū)域內(nèi)部是否存在差異性。對此，本文依照29 個地區(qū)的地理位置將其劃分為東、中、西三大區(qū)域，并分別進行實證回歸。限于篇幅，本文只給出采用空間引力權重矩陣W3的估計結果，如表4所示。

表4 分區(qū)域的模型估計結果

從表4 可以看到，市場化進程與對外開放對東部地區(qū)的產(chǎn)出效率具有顯著的促進作用，而對于中、西部地區(qū)而言，市場化進程對產(chǎn)出效率的提升作用不明顯，對外開放對產(chǎn)出效率提升具有顯著地促進作用。這反映出市場化進程與對外開放對不同區(qū)域產(chǎn)出效率的影響具有差異性。東、中、西部三大區(qū)域的產(chǎn)出效率空間交互項W*TE的估計結果均顯著為正，表明三大區(qū)域內(nèi)部產(chǎn)出效率均存在顯著的正向的空間反饋作用，但各區(qū)域內(nèi)部產(chǎn)出效率的空間反饋作用的強度存在差異，東部地區(qū)較強，中西部地區(qū)相對較弱。綜上所述，盡管總體而言我國的市場化進程與對外開放對產(chǎn)出效率具有顯著的促進作用，但影響效果存在較大的區(qū)域差異與地域特征。其中，對東部地區(qū)產(chǎn)出效率促進作用最明顯，而對中、西部地區(qū)產(chǎn)出效率的影響相對較弱。此外，三大區(qū)域內(nèi)部產(chǎn)出效率的空間反饋作用強度具有同樣的梯度差異特征，這一定程度上強化了這種空間差異，從而加劇我國產(chǎn)出效率的空間分布不平衡。

五、結論與啟示

本文基于制度經(jīng)濟學理論視角，討論了制度環(huán)境與產(chǎn)出效率的空間關聯(lián)性，研究分析了我國市場化進程與對外開放這一制度環(huán)境變遷對區(qū)域產(chǎn)出效率的影響，根據(jù)研究結果得出了以下結論：第一，我國各地區(qū)制度環(huán)境具有明顯區(qū)域差異與空間分布不平衡特征。東部沿海地區(qū)的市場化進程與對外開放水平較高，并往中西部地區(qū)依次遞減，整體上剛好與我國各地區(qū)產(chǎn)出效率空間分布情況相一致，呈現(xiàn)了明顯的空間相關性；第二，我國市場化建設、對外開放對各地區(qū)產(chǎn)出效率的提升具有顯著的促進作用。這一結果支持和肯定了改革開放對我國經(jīng)濟增長的作用與貢獻，但同時由于目前我國地區(qū)間的市場化進程與對外開放水平差異較大，這也是造成我國區(qū)域產(chǎn)出效率空間分布不平衡的一個重要原因；第三，市場化進程與對外開放水平對地區(qū)的產(chǎn)出效率具有顯著的正向空間溢出效應，但由于我國各地區(qū)制度環(huán)境呈現(xiàn)“東高西低”的聚集分布以及產(chǎn)出效率空間溢出范圍的局部性與差異性，這一特征亦進一步擴大了我國區(qū)域間產(chǎn)出效率的差距；第四，一個地區(qū)的經(jīng)濟規(guī)模與產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展情況對產(chǎn)出效率同樣具有顯著的促進作用與正向的空間溢出。由于我國區(qū)域間經(jīng)濟規(guī)模與產(chǎn)業(yè)結構差異同樣明顯，因而這也是加劇我國區(qū)域間發(fā)展差距的一個重要因素。

根據(jù)上述結論，本文得到以下啟示：第一，我國政府應把統(tǒng)籌改善各地區(qū)改革開放進程的不一致、不平衡作為一項重點問題以及今后繼續(xù)推行與深化改革開放的一個重要方向。有序逐步地推進各地區(qū)的市場化建設，積極突破中西部地區(qū)改革過程中的困難與瓶頸，如非國有經(jīng)濟的發(fā)展受到制約、政府對企業(yè)的過度干預及尋租行為、要素市場發(fā)育滯后以及法律制度環(huán)境的不健全等問題；第二，抓住“一帶一路”倡議的時代機遇，構建更高層次、更加全面的對外開放新格局。我國西南4 省與西北5省處于“絲綢之路經(jīng)濟帶”沿線，當?shù)卣畱e極抓住這一時代機遇，充分發(fā)揮本地區(qū)比較優(yōu)勢，加強與沿線國家的互惠合作。而不處于“絲綢之路經(jīng)濟帶”沿線的中西部地區(qū)還應繼續(xù)推進與加深地區(qū)間的合作與互通，通過完善本地區(qū)的基礎設施供給，提高當?shù)赝顿Y營商環(huán)境，以合適的方式（直接或間接）融入到“一帶一路”時代潮流中，在區(qū)際互動中提升自身經(jīng)濟的發(fā)展效率；第三，積極加強東部地區(qū)與中西部地區(qū)的經(jīng)濟聯(lián)系與互動，促進東部與中西部的產(chǎn)業(yè)鏈聯(lián)合。充分利用東部地區(qū)累積的優(yōu)勢和經(jīng)驗反哺中西部地區(qū)，形成東部向中西部正向的空間溢出。此外，中西部地區(qū)的政府部門還應積極轉(zhuǎn)變、優(yōu)化政府職能，維護好市場秩序，減少諸如財政中的生產(chǎn)性投資支出、消除在信貸投放利率上的差別待遇以及減少尋租行為等，掃清影響經(jīng)濟發(fā)展的制度性障礙，更好地承接吸收先進地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與知識、技術溢出，充分發(fā)揮落后地區(qū)的后發(fā)優(yōu)勢，實現(xiàn)經(jīng)濟的快速崛起與跨越式發(fā)展，從而形成有效的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展機制，促進我國整體經(jīng)濟有序發(fā)展。