羅富政 何廣航

(湖南師范大學(xué) 商學(xué)院，湖南 長沙 410081)

一、引言及文獻評述

自改革開放以來，中國區(qū)域經(jīng)濟實現(xiàn)了快速發(fā)展，然而區(qū)域間二元結(jié)構(gòu)的經(jīng)濟發(fā)展不平衡也成為了學(xué)術(shù)界普遍關(guān)注的問題(李蘭冰，2020)。在市場機制還不斷完善的情況下，作為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略與政策的制定者和執(zhí)行者，地方政府在推進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展過程中發(fā)揮著重要的作用(韓兆洲 等，2012；覃成林 等，2013；羅富政，2020)，合理審慎的干預(yù)是政府作用得以實現(xiàn)的重要方式。那么，當前中國地方政府對市場的干預(yù)是如何促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的呢？本文基于經(jīng)濟扭曲的理論路徑，系統(tǒng)地分析了政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響效應(yīng)及其區(qū)域異質(zhì)性差異。

關(guān)于政府干預(yù)影響區(qū)際經(jīng)濟關(guān)系的理論路徑，學(xué)者們普遍關(guān)注的是政府行為的外部性效應(yīng)(張芬，2016；馮梅 等，2018)。羅富政等(2016)認為，正外部性的地方政府行為會通過削弱非正式制度歧視方式促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展；而負外部性的地方政府行為會加劇非正式制度歧視，從而不利于區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。與已有研究不同的是，本文著眼于經(jīng)濟扭曲視角，并基于此探討了政府干預(yù)影響區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的理論路徑。

經(jīng)濟扭曲是指在市場機制與政府機制的作用下區(qū)域間資源配置狀態(tài)與最優(yōu)均衡狀態(tài)的偏離，可分為市場內(nèi)生型扭曲和政策引致型扭曲。市場內(nèi)生型扭曲是指由市場機制不完善、市場化程度不高所形成的經(jīng)濟扭曲，而政策引致型扭曲則是指由政府不合理干預(yù)或過度政策干預(yù)所帶來的扭曲(張曉晶 等，2018)。政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響效應(yīng)取決于政府機制與市場機制之間的互動關(guān)系效應(yīng)。若政府機制與市場機制發(fā)生“互補效應(yīng)”，則政府干預(yù)對市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的緩解效應(yīng)較強，從而可以有效彌補市場失靈，優(yōu)化區(qū)域間資源配置，從而有利于區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展；若政府機制與市場機制發(fā)生“互斥效應(yīng)”，則政府干預(yù)對市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的緩解效應(yīng)較弱，使得政府主體“掠奪”或“替代”市場的資源配置作用，進而不利于區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展(洪銀興，2014)。

市場和政府均是配置資源的手段，市場是“看不見的手”，政府是“看得見的手”。在資源配置機制中，政府的主動性較強(肖建華，2008)，市場的自發(fā)性較強(馬良燦，2013)。市場機制存在路徑依賴，很難對政府干預(yù)程度的調(diào)整做出適應(yīng)性自我調(diào)節(jié)，而政府干預(yù)卻可以根據(jù)市場機制的差異進行強度調(diào)整(楊靜，2015；陳甬軍 等，2017)。市場化程度的差異使得區(qū)域之間存在顯著的異質(zhì)性，因此政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響效應(yīng)亦是因地而異的。

目前，中國存在顯著的區(qū)際二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)特征，即同時存在經(jīng)濟相對發(fā)達的先發(fā)省份和經(jīng)濟相對落后的后發(fā)省份。區(qū)際二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)特征的存在，使得市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲通過財政支出對私人資本的補充和替代作用存在區(qū)域差異，即市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲對地方政府作用的引致需求效應(yīng)存在區(qū)域異質(zhì)性差異(呂冰洋，2014)。在先發(fā)省份，市場機制相對比較完善，私人資本較為充裕，市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲對地方政府作用的引致需求相對較弱，地方政府更多地傾向于具有正外部性的服務(wù)性公共資本，從而形成政府機制與市場機制的“互補效應(yīng)”，此時政府干預(yù)對市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的緩解效應(yīng)較強，對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展形成正向影響效應(yīng)；在后發(fā)省份，市場機制并不完善，私人資本不足，市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲對地方政府作用的引致需求較強，加之市場稟賦劣勢加劇了政策引致型扭曲，進而形成了政府機制與市場機制的“互斥效應(yīng)”，政府干預(yù)對市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的緩解效應(yīng)較弱，對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響效應(yīng)是負向的。因此，在市場化程度較高的先發(fā)省份，政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響效應(yīng)是正向的；而在市場化程度較低的后發(fā)省份，政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響效應(yīng)是負向的。

事實上，在政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響路徑中，市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲不僅起到了中介效應(yīng)作用，還發(fā)揮著調(diào)節(jié)效應(yīng)作用。在先發(fā)省份，隨著市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的加劇，政府機制與市場機制的“互補效應(yīng)”不斷弱化，政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的正向效應(yīng)也隨之弱化。然而，隨著市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的加劇，后發(fā)省份政府干預(yù)“慣性”卻起到了對市場失靈的彌補作用，進而削弱了政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的負向影響效應(yīng)。

相較于既有研究，本文的邊際貢獻在于：其一，基于市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的理論路徑，分析了政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響及其中介機制與調(diào)節(jié)效應(yīng)；其二，構(gòu)建政府-企業(yè)間兩階段古諾博弈模型，演繹了區(qū)域異質(zhì)性視角下政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響機制；其三，基于政府機制與市場機制的“互補效應(yīng)”和“互斥效應(yīng)”，探討了政府干預(yù)的適度性及其區(qū)域異質(zhì)性。

二、理論模型

基于政府-企業(yè)間兩階段古諾博弈模型，運用交易成本理論演繹了內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲視角下政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響路徑及其區(qū)域異質(zhì)性。

假定一國存在兩個行政區(qū)域，即先發(fā)省份(A)和后發(fā)省份(B)，企業(yè)1和企業(yè)2分別屬于A區(qū)域和B區(qū)域。兩個企業(yè)生產(chǎn)同一種產(chǎn)品，qij為i企業(yè)該產(chǎn)品在j區(qū)域內(nèi)的銷售量，其中，i=1,2；j=A,B。j區(qū)域的需求函數(shù)為：pj=p0-μ(q1j+q2j)，其中,pj為j區(qū)域內(nèi)產(chǎn)品的銷售價格?；诹_富政等(2016)的研究，假設(shè)產(chǎn)品的成本由生產(chǎn)成本、交易成本和運輸成本三者組成，其中，生產(chǎn)成本為Cp，交易成本為Ct，則兩地之間單位產(chǎn)品的運輸成本為Cs。

本文假定θi為i企業(yè)單位產(chǎn)品的初始交易成本。θi反映出了不同企業(yè)在交易成本上的異質(zhì)性，具備稟賦優(yōu)勢的先發(fā)省份企業(yè)的初始交易成本要低于后發(fā)省份，即θ1<θ2。Coase(1960)認為，如果不存在交易成本，那么市場機制便可以使資源實現(xiàn)最優(yōu)配置。然而，交易成本的存在就需要政府發(fā)揮降低交易成本的作用。制度是因為交易成本而產(chǎn)生的，交易成本也可以叫作制度成本(張五常，1999)，政府部門通過對市場的干預(yù)可以實現(xiàn)交易成本的降低。假定δj和νj分別是j區(qū)域內(nèi)政府干預(yù)對本地企業(yè)和外地企業(yè)的交易成本的降低作用系數(shù)，且δj>0、νj>0。若i企業(yè)是屬于j區(qū)域的本地企業(yè)，則交易成本Ct=θi-δjGj；若i企業(yè)是屬于j區(qū)域的外地企業(yè)，則交易成本Ct=θi-νjGj。其中，GA和GB分別是A區(qū)域和B區(qū)域內(nèi)地方政府對市場的干預(yù)程度。因為初始交易成本的差異和邊界效應(yīng)的存在，同一個區(qū)域市場中來自兩個地區(qū)的產(chǎn)品交易成本是存在差異的，即形成了交易成本扭曲。δj>0和νj>0則刻畫出了政府干預(yù)對交易成本扭曲的緩解作用。

根據(jù)其成因，交易成本扭曲可以劃分為市場內(nèi)生型扭曲和政策引致型扭曲。本文假設(shè)：δ=f(1/ψ,1/zδ)、ν=f(1/ψ,1/zν)，其中，ψ表示市場內(nèi)生型扭曲程度，zδ和zν分別表示對本地企業(yè)和對外地企業(yè)的政策引致型扭曲程度。本地企業(yè)與本區(qū)域地方政府的政治關(guān)聯(lián)度比外地企業(yè)要強，因此zδ>zν。在其他條件同等外生的情況下：δj<νj、νj-δj>0。

綜上，企業(yè)1和企業(yè)2的成本函數(shù)分別為：

C1=[f(t1)+θ1-δAGA]q1A+[f(t1)+θ1-υBGB+Cs]q1B

(1)

C2=[f(t2)+θ2-δBGB]q2B+[f(t2)+θ2-υAGA+Cs]q2A

(2)

計算可得企業(yè)1和企業(yè)2的利潤函數(shù)分別為：

π1=[pA-f(t1)-θ1+δAGA]q1A+[pB-f(t1)-θ1+υBGB-Cs]q1B

(3)

π2=[pB-f(t2)-θ2+δBGB]q2B+[pA-f(t2)-θ2+υAGA-Cs]q2A

(4)

假設(shè)UA=λ1π1+λ2π2和UB=λ1π2+λ2π1分別是A地區(qū)和B地區(qū)地方政府的效用函數(shù)。其中，λ1和λ2分別表示本地企業(yè)利潤和外地企業(yè)利潤對本地政府效用的影響系數(shù)。地方政府從本地企業(yè)利潤中所獲取的效用是正向的，如就業(yè)率提升、增加地方政府財政收入、推動地區(qū)經(jīng)濟增長等，即λ1>0。而λ2表示外地企業(yè)利潤對本地政府效用的外部性效應(yīng)。

在古諾博弈模型框架下，地方政府干預(yù)和企業(yè)決策是一個兩階段的博弈行為。在第一階段，企業(yè)在政府干預(yù)既定的情形下進行企業(yè)生產(chǎn)決策，即決定其在本地市場和外地市場的產(chǎn)品產(chǎn)出量，以實現(xiàn)其利潤的最大化。在第二階段，政府根據(jù)企業(yè)的決策行為選擇自身的干預(yù)方式，以實現(xiàn)其效用最大化。通過求解可得，均衡路徑下古諾博弈結(jié)果的解包括q1A、q1B、q2B、q2A、λ1、λ2。進而，可以求解均衡路徑下的一國總產(chǎn)量為：

(5)

在均衡路徑下，兩區(qū)域之間的產(chǎn)出差距為：

(6)

(7)

(8)

式(7)表明，先發(fā)省份的政府干預(yù)可以通過緩解交易成本扭曲對一國總產(chǎn)出形成正向影響效應(yīng)。式(8)表明，先發(fā)省份的政府干預(yù)可以通過緩解交易成本扭曲對區(qū)域間的產(chǎn)出差距形成負向影響效應(yīng)。由此可得，先發(fā)省份的政府干預(yù)對于促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展發(fā)揮著積極的作用。隨著市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的加劇(ψ)，參數(shù)ν=f(1/

ψ,1/

(9)

(10)

式(9)表明，后發(fā)省份的政府干預(yù)可以通過緩解交易成本扭曲方式對一國總產(chǎn)出形成正向影響效應(yīng)。然而式(10)卻發(fā)現(xiàn)，后發(fā)省份的政府干預(yù)擴大了區(qū)域間的產(chǎn)出差距。由于后發(fā)省份企業(yè)“稟賦性劣勢”的存在，相較于市場機制，地方政府更傾向于選擇地方保護主義等政策手段實現(xiàn)經(jīng)濟的短期增長。然而，地方保護主義加劇了市場分割，易于引致區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展的失衡。故此，在交易成本扭曲的視角下，后發(fā)省份的政府干預(yù)形成了對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的負向沖擊。隨著后發(fā)省份市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的加劇(ψ)，參數(shù)ν=f(1/ψ,1/zν)會隨之下降，υB-δB也會相應(yīng)下降，政府干預(yù)對地區(qū)間的產(chǎn)出差距擴大的正向作用會弱化，亦即政府干預(yù)的負向影響效應(yīng)也隨之弱化。

三、實證設(shè)計

區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的變化是一個復(fù)雜的動態(tài)調(diào)整過程(莊亞明 等，2008)，即當期的區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展程度會受到其自身過去值的影響。這意味著，不僅前一期的解釋變量會影響后一期的被解釋變量，而且前一期的被解釋變量也對后一期的被解釋變量產(chǎn)生影響。加入被解釋變量滯后一期項后，不僅可以控制區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展指標數(shù)據(jù)的慣性調(diào)整力量，同時也能在相當程度上剔除掉系統(tǒng)性遺漏變量的干擾。為此，本文構(gòu)建動態(tài)估計模型如下：

(11)

其中，ec和fe分別表示區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展與政府干預(yù)；β0和β1分別為常系數(shù)與政府干預(yù)的系數(shù)，βi為第i個控制變量(Ki)的系數(shù)；L.ln(ec)為被解釋變量的滯后一階項，?為其系數(shù)；εit為干擾項。

為克服一期滯后項引入可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文采用廣義矩估計(GMM)方法進行回歸。GMM方法包括差分GMM方法和系統(tǒng)GMM方法兩種形式。系統(tǒng)GMM方法可以克服差分GMM方法的局限性，提高估計效率，并可以估計不隨時間變化的變量系數(shù)，故此，本文采用系統(tǒng)GMM方法進行估計。然而，系統(tǒng)GMM估計方法的有效性受到兩個因素的制約：一是工具變量的有效性；二是差分殘差的二階序列相關(guān)性問題。首先，本文采用hansen和sargan檢驗來甄別工具變量的有效性。相較于hansen檢驗，sargan檢驗存在非一致的可能性，故此本文著重關(guān)注hansen檢驗結(jié)果。對于hansen檢驗，如果不能拒絕零假設(shè)，就意味著工具變量的設(shè)定是合理的。其次，本文給出AR(1)和AR(2)統(tǒng)計量，以進行差分轉(zhuǎn)換方程的一階和二階序列相關(guān)性檢驗。若殘差序列均存在顯著一階自相關(guān)但不存在二階自相關(guān)，則意味著模型設(shè)定總體上是可取的。各相關(guān)變量的選取與設(shè)計如下所述。

(2)主要解釋變量：政府干預(yù)(fe)。在區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展進程中，政府干預(yù)對區(qū)際資源配置產(chǎn)生了重要影響。政府干預(yù)主要體現(xiàn)在其對貨幣收支總量、財政收支總量、外匯收支總量和主要物資供求的調(diào)節(jié)與控制方面。然而，貨幣收支、外匯收支和主要物資供求的調(diào)節(jié)與控制是中央政府的權(quán)限。對于地方政府而言，政府干預(yù)主要體現(xiàn)在財政收支總量及其結(jié)構(gòu)調(diào)整方面，故此本文將基于財政支出視角刻畫區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展進程中的政府干預(yù)。一般而言，地方財政支出占地區(qū)GDP的比重越高，地方政府對市場的干預(yù)程度也越高(毛其淋 等，2012；劉修巖 等，2013；楊鈞 等，2017)。這一理論推斷主要基于三方面因素考慮：其一，作為公共資本的地方政府財政支出對區(qū)域經(jīng)濟增長具有重要的促進作用(嚴成樑 等，2016)，地方財政支出占地區(qū)GDP的比重越高，意味著地方政府參與市場經(jīng)濟行為的程度就越高；其二，政府財政支出在市場資源的優(yōu)化配置過程中具備一定的調(diào)節(jié)作用(Aschauer，1989)，地方財政支出占地區(qū)GDP的比重越高，意味著地方政府在市場資源配置中的作用就越顯著；其三，地方財政支出與收入具有正相關(guān)性，地方財政支出占地區(qū)GDP的比重越高，意味著市場主體的運行成本相對越高，市場的資源配置作用被削弱，政府的資源調(diào)節(jié)作用得以強化。

(3)市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲(distor)。依據(jù)本文的理論邏輯，市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲強調(diào)的是在市場機制的作用下區(qū)域間資源配置狀態(tài)與最優(yōu)均衡狀態(tài)的偏離。市場內(nèi)生型扭曲則表現(xiàn)為市場機制不完善、市場化程度不高所形成的扭曲。故此，本文設(shè)計該變量的評價指標為：distor=1/[1-(kg+kj)/k]，其中，k為規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)實收資本，kg和kj分別表示實收資本中的國家資本類型和集體資本類型。該指標值越高，非公共資本的市場占有率就相對越高，市場化程度就相對越低，經(jīng)濟扭曲程度相對越高。

(4)控制變量。借鑒羅富政等(2019)的研究，本文選取地方保護主義(lp)、城鎮(zhèn)化(ub)、地區(qū)投資額(inv)作為控制變量。參照孫早等(2014)的研究，地方保護主義指標表示為：lpit=1/VitWit，其中，Vit=|Y2t/Yt-Y2it/Yit|、Wit=(Y2t/Yt)/(Y2it/Yit)，Y為GDP，下標2表示第二產(chǎn)業(yè)，i和t分別表示地區(qū)和年份，V是度量地區(qū)差異的結(jié)構(gòu)趨同指數(shù)，W是描述地區(qū)差異專業(yè)化程度的Hoover地方化系數(shù)。城鎮(zhèn)化采用地區(qū)年末常住人口中城鎮(zhèn)人口的比例進行衡量(陳斌開 等，2013)。地區(qū)投資額采用各地區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資額進行衡量。

本文實證分析的樣本為2000—2015年31個省份的平衡面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于EPS數(shù)據(jù)平臺以及歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。在計量檢驗過程中，本文對所有數(shù)據(jù)進行取對數(shù)處理，以避免可能存在的數(shù)據(jù)量綱差異。表1報告了各主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、實證結(jié)果分析

(一)基準估計結(jié)果及其穩(wěn)健性檢驗

1.基準回歸結(jié)果

先發(fā)省份和后發(fā)省份的市場化程度和市場機制完善程度是不同的，它們的政府決策傾向也是不同的，故此，其政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響效應(yīng)也呈現(xiàn)出了顯著的區(qū)域異質(zhì)性差異。對先發(fā)省份樣本范圍的合理界定是進行回歸分析的前提。本文中的先發(fā)省份是相對于后發(fā)展省份而言的，指的是中國的先發(fā)展省份。程名望等(2019)認為，東部地區(qū)為發(fā)達省份集聚區(qū)，西部地區(qū)為欠發(fā)達省份集聚區(qū)。然而，在區(qū)域非均衡發(fā)展階段的調(diào)整過程中，先發(fā)省份與后發(fā)省份之間也在不斷轉(zhuǎn)變，一些后發(fā)地區(qū)也在逐步成為先發(fā)地區(qū)。結(jié)合中國三大經(jīng)濟區(qū)域的劃分以及區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展階段的調(diào)整，本文在程名望等(2019)研究的基礎(chǔ)上，將先發(fā)省份的覆蓋范圍界定為4個直轄市、9個東部地區(qū)省份、6個中部地區(qū)省份，具體包括：遼寧、河北、天津、北京、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、廣西、海南、重慶、山西、河南、安徽、湖北、江西、湖南。其余12個省份則被界定為后發(fā)省份。中部地區(qū)省份之所以被界定為先發(fā)省份，主要考慮到中部崛起戰(zhàn)略實施引致中部地區(qū)省份經(jīng)濟快速發(fā)展。表2報告了先發(fā)省份與后發(fā)省份樣本下政府干預(yù)影響區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的回歸結(jié)果。其中，列(1)和列(3)是先發(fā)省份的估計結(jié)果，列(2)和列(4)是后發(fā)省份的估計結(jié)果，列(1)和列(2)中引入了控制變量，列(3)和列(4)中未引入控制變量。先發(fā)省份的樣本量是270，而后發(fā)省份的樣本量是195。

表2 基準估計結(jié)果

(1)先發(fā)省份政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響效應(yīng)是正向的。如表2所示，列(1)和列(3)中政府干預(yù)指標的系數(shù)分別為0.0171和0.0056，且至少在5%的置信水平顯著。在先發(fā)省份，市場機制相對比較完善,私人資本較為充裕，市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲對地方政府作用的引致需求相對較弱，地方政府更多傾向于具有正外部性的服務(wù)性公共資本，從而形成政府機制與市場機制的“互補效應(yīng)”，政府干預(yù)對市場內(nèi)生型扭曲的緩解效應(yīng)較強，從而對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展形成正向影響效應(yīng)。當然，這并不意味著先發(fā)省份地方政府可以持續(xù)強化其政府干預(yù)，而是要求其政府干預(yù)更加謹慎和合理，更加偏好利用市場機制實現(xiàn)其對區(qū)域資源的調(diào)節(jié)配置。

(2)后發(fā)省份政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響效應(yīng)是負向的。如表2所示，列(2)和列(4)中政府干預(yù)指標的系數(shù)分別為-0.0206和-0.0043，且至少在1%的置信水平顯著。在后發(fā)省份，市場機制并不完善，私人資本不足，市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲對地方政府作用的引致需求較強(后發(fā)省份地方政府會加大政府投資、產(chǎn)業(yè)補助等公共資本投入，以緩解要素短缺和要素外流等不利局面)，加之市場稟賦劣勢加劇了政策引致型扭曲，進而形成了政府機制與市場機制的“互斥效應(yīng)”，政府干預(yù)對市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的緩解效應(yīng)較弱，對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響效應(yīng)是負向的。

控制變量的估計結(jié)果表明：(1)地方保護主義對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響效應(yīng)是負向的。在列(1)和列(2)中，ln(lp)的系數(shù)分別是-0.0050和-0.0029。這表明，利用行政邊界替代市場邊界的地方保護主義行為不僅加劇了市場分割，還不利于區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。(2)城鎮(zhèn)化對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響路徑是U形的。在列(1)和列(2)中，城鎮(zhèn)化的二次項系數(shù)分別是0.0782和0.0874，城鎮(zhèn)化的一次項系數(shù)分別是0.0491和0.0665。這表明，在城鎮(zhèn)化水平相對較低的初級階段，城鎮(zhèn)化水平的提升加速了城鎮(zhèn)區(qū)域?qū)Ψ浅擎?zhèn)區(qū)域的極化效應(yīng)，不利于推進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展；而在城鎮(zhèn)化水平相對較高的階段，特別是進入新型城鎮(zhèn)化階段，城鎮(zhèn)化水平的提升會強化城鎮(zhèn)區(qū)域?qū)Ψ浅擎?zhèn)區(qū)域的擴散效應(yīng)，有利于推進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。(3)地區(qū)投資額對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響效應(yīng)是正向的。在列(1)和列(2)中，ln(inv)的系數(shù)分別是0.0071和0.0145。由此可見，投資依然是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的主要驅(qū)動因素，投資的擴大對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響效應(yīng)是正向的。

2.穩(wěn)健性檢驗

基準估計結(jié)果是否穩(wěn)健的關(guān)鍵在于，先發(fā)省份和后發(fā)省份的樣本選擇是否準確。前文中先發(fā)省份樣本被設(shè)定為4個直轄市、9個東部地區(qū)省份、6個中部地區(qū)省份。這與中國經(jīng)濟區(qū)域劃分的慣性做法是不一致的。在區(qū)域異質(zhì)性分析中，學(xué)者們普遍將中國劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)三大經(jīng)濟區(qū)域。東部地區(qū)的12個省份往往被視作中國的經(jīng)濟先發(fā)區(qū)域。那么，本文所采取的與既有研究做法不一致的先發(fā)省份界定方案是否影響了基準估計結(jié)果的穩(wěn)健性呢？為此，本文以中國東部地區(qū)12個省份為先發(fā)省份樣本進行回歸分析，以考察表2中回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表3報告了先發(fā)省份與后發(fā)省份樣本調(diào)整后政府干預(yù)影響區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的回歸結(jié)果。其中，列(5)和列(6)是先發(fā)省份的估計結(jié)果，列(7)和列(8)是后發(fā)省份的估計結(jié)果。表3中，列(6)和列(8)分別在列(5)和列(7)的基礎(chǔ)上剔除了地區(qū)投資額變量(ln(inv))，主要是為了考察地區(qū)投資額變量與其它解釋變量可能存在的共線性問題是否會影響回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。先發(fā)省份樣本調(diào)整后，先發(fā)省份的樣本量是165，而后發(fā)省份的樣本量是300。

先發(fā)省份政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的正向影響效應(yīng)具有穩(wěn)健性。如表3所示，列(5)和列(6)中政府干預(yù)指標的系數(shù)分別為0.0070和0.0020。后發(fā)省份政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的負向影響效應(yīng)具有穩(wěn)健性。如表3所示，列(7)和列(8)中政府干預(yù)指標的系數(shù)分別為-0.0162和-0.0130，且均在1%的置信水平顯著。一方面，先發(fā)省份樣本的調(diào)整并未影響基準估計結(jié)果的穩(wěn)健性，驗證了表2中回歸結(jié)果的可靠性；另一方面，結(jié)合表2和表3的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，控制變量的調(diào)整并不影響主要解釋變量的影響效應(yīng)，進一步說明不同區(qū)域政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響具有穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

控制變量的回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性：(1)地方保護主義對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的負向影響效應(yīng)具有穩(wěn)健性。在列(5)—列(8)中，ln(lp)的系數(shù)分別是-0.0070、-0.0028、-0.0025、-0.0030。(2)城鎮(zhèn)化對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的U形影響路徑具有穩(wěn)健性。在列(5)、列(7)和列(8)中，城鎮(zhèn)化的二次項系數(shù)均是大于0的，城鎮(zhèn)化的一次項系數(shù)均是大于0的。(3)地區(qū)投資額對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的正向影響效應(yīng)具有穩(wěn)健性。在列(5)和列(7)中，ln(inv)的系數(shù)分別是0.0105和0.0033。

(二)中介效應(yīng)檢驗

為考察市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲在政府干預(yù)影響區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展過程中的中介效應(yīng)，本文在式(11)的基礎(chǔ)上引入交互項，得到動態(tài)估計模型式(12)：

(12)

其中，β0和β1分別表示常系數(shù)及第i個控制變量(Ki)的系數(shù)；L.ln(ec)表示被解釋變量的滯后一階項(系數(shù)為?)；ec表示區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展；fe表示政府干預(yù)；distor表示市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲(系數(shù)為β1)；ln(fe)×ln(distor)為政府干預(yù)與市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲程度的交互項(系數(shù)為β2)；εit為干擾項。如前文所述，市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響是負向的，故此我們可以預(yù)期β1<0。那么，政府干預(yù)是否可能會通過緩解市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲來促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展呢？我們通過觀察β2的系數(shù)對這一問題進行回答。若β2>0，則表示政府干預(yù)緩解了市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的不利影響；若β2<0，則表示政府干預(yù)加劇了市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的不利影響。

表4報告了中介機制的回歸結(jié)果。其中，列(9)和列(10)是基于先發(fā)省份的回歸結(jié)果，而列(11)和列(12)是基于后發(fā)省份的回歸結(jié)果。為考察市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響，表4中列(9)和列(11)未引入政府干預(yù)與市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲程度的交互項，而列(10)和列(12)是基于式(12)的回歸結(jié)果。

如表4所示，無論是在先發(fā)省份還是后發(fā)省份，市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的加劇對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響效應(yīng)均是負向的。在列(9)和列(10)中，先發(fā)省份市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的影響系數(shù)分別為-0.0122和-0.0082；在列(11)和列(12)中，后發(fā)省份市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的影響系數(shù)分別為-0.0056和-0.0049。

表4 中介機制的回歸結(jié)果

表4中政府干預(yù)與市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲程度交互項的系數(shù)表明，政府干預(yù)可以通過緩解市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲方式促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲強度的調(diào)整在其中起到了中介作用。在列(10)中，先發(fā)省份政府干預(yù)與市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲程度的交互項的系數(shù)為0.0023。在列(12)中，后發(fā)省份政府干預(yù)與市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲程度的交互項的系數(shù)為0.0006。先發(fā)省份交互項的系數(shù)大于后發(fā)省份交互項的系數(shù)，這表明先發(fā)省份政府干預(yù)對市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的緩解效應(yīng)較強，而后發(fā)省份政府干預(yù)對市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的緩解效應(yīng)較弱。究其原因在于：其一，在先發(fā)省份，市場機制相對比較完善，私人資本較為充裕，市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲對地方政府作用的引致需求相對較弱，地方政府傾向于選擇具有正外部性的服務(wù)性公共資本，從而形成政府機制與市場機制的“互補效應(yīng)”，在此背景下政府干預(yù)對市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的緩解效應(yīng)較強；其二，在后發(fā)省份，市場機制并不完善，私人資本不足，政策性手段相較于市場機制更具優(yōu)勢，市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲對地方政府作用的引致需求較強，加之市場稟賦劣勢加劇了政策引致型扭曲，進而形成了政府機制與市場機制的“互斥效應(yīng)”，在此背景下政府干預(yù)對市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的緩解效應(yīng)較弱。

值得注意的是，如前文所述的那樣，后發(fā)省份由于市場機制不完善，私人資本不足，市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲對地方政府作用的引致需求較強，導(dǎo)致后發(fā)省份的過度政府干預(yù)，進而引致對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的負向影響?？杉幢闳绱耍蟀l(fā)省份的政府干預(yù)仍然能夠在一定程度上緩解市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展所造成的負面影響，說明后發(fā)省份的政府干預(yù)在一定程度上完善了當?shù)氐氖袌鰴C制，進而緩解了市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲，但相對于先發(fā)省份來說，這種緩解效應(yīng)相對較弱。因此，后發(fā)省份的地方政府可以通過提高政府干預(yù)手段的效率和控制政府干預(yù)的程度來提高當?shù)厥袌龌潭?，并通過合理的產(chǎn)業(yè)政策來完善當?shù)氐氖袌龌瘷C制。

(三)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

在政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響路徑中，市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲強度的調(diào)整不僅發(fā)揮著中介效應(yīng)的作用，還起到了調(diào)節(jié)效應(yīng)的作用，即隨著內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲程度的變化，政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響效應(yīng)也發(fā)生著變化。為此，本文在式(12)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建動態(tài)估計模型式(13)：

(13)

其中，ln(fe)表示政府干預(yù)的對數(shù)項(系數(shù)為β3)，其它參數(shù)如前所述。由式(13)可得式(14)，具體如下：

(14)

如前文所述，先發(fā)省份政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響效應(yīng)是正向的，故此先發(fā)省份的β3>0。那么，市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲程度的變化能否給政府干預(yù)的影響效應(yīng)帶來影響呢？我們通過觀察β2的系數(shù)對這一問題進行回答。若β2>0，則表示隨著市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲程度的加劇，先發(fā)省份政府干預(yù)所產(chǎn)生的正向效應(yīng)不斷強化；若β2<0，則表示隨著市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲程度的加劇，先發(fā)省份政府干預(yù)所產(chǎn)生的正向效應(yīng)不斷削弱。同理，對于后發(fā)省份而言，β3<0。若β2>0，則表示隨著市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲程度的加劇，后發(fā)省份政府干預(yù)所產(chǎn)生的負向效應(yīng)不斷削弱；若β2<0，則表示隨著市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲程度的加劇，后發(fā)省份政府干預(yù)所產(chǎn)生的負向效應(yīng)不斷加強。

表5報告了調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果。列(13)和列(15)是基于先發(fā)省份的回歸結(jié)果，而列(14)和列(16)是基于后發(fā)省份的回歸結(jié)果。列(13)和列(14)中引入了控制變量，而列(15)和列(16)中未引入控制變量。

表5 調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果

隨著市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的加劇，先發(fā)省份政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的正向效應(yīng)也隨之弱化。如表5所示，引入控制變量后，列(13)中先發(fā)省份ln(fe)×ln(distor)交互項的系數(shù)為-0.1313，在5%的置信水平上顯著；未引入控制變量之中，列(15)先發(fā)省份ln(fe)×ln(distor)交互項的系數(shù)為-0.0585，在1%的置信水平上顯著。先發(fā)省份具備區(qū)位稟賦優(yōu)勢、市場化程度較高、市場機制較為完善等方面特征，市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲對地方政府作用的引致需求相對較弱，從而形成政府干預(yù)與市場機制的“互補效應(yīng)”，進而對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展形成正向影響效應(yīng)。然而，隨著市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的加劇，政府干預(yù)與市場機制的“互補效應(yīng)”不斷弱化，政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的正向效應(yīng)也隨之弱化。反之，隨著先發(fā)省份市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的緩解，其對地方政府作用的引致需求遭到進一步減弱，政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的正向影響效應(yīng)也會隨之強化。因此，基于促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的政策目標，除了采取適度合理的政府干預(yù)外，先發(fā)省份還可以采取相關(guān)措施來完善當?shù)氐氖袌鰴C制，以提高市場化程度，進而緩解當?shù)氐氖袌鰞?nèi)生型經(jīng)濟扭曲程度。

隨著市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的加劇，后發(fā)省份政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的負向效應(yīng)也隨之削弱。如表5所示，引入控制變量后，列(14)中后發(fā)省份ln(fe)×ln(distor)交互項系數(shù)為0.0077；未引入控制變量中，列(16)中后發(fā)省份ln(fe)×ln(distor)交互項系數(shù)為0.0090。由于后發(fā)省份市場機制并不完善、私人資本不足以及市場失靈，市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲對地方政府作用的引致需求較強，這不僅形成了政府干預(yù)與市場機制的“互斥效應(yīng)”，也導(dǎo)致了地方政府對所轄市場的干預(yù)“慣性”。隨著市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的加劇，政府干預(yù)與市場機制的“互斥效應(yīng)”不斷加劇，后發(fā)省份政府干預(yù)“慣性”卻起到了市場失靈彌補作用，進而削弱了政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的負向影響效應(yīng)。然而，政府干預(yù)“慣性”對政府干預(yù)負向效應(yīng)的削弱是以犧牲市場效率為代價的，因此，后發(fā)省份地方政府應(yīng)根據(jù)當?shù)厥袌鼋?jīng)濟發(fā)展規(guī)律，履行合理適當?shù)穆毮埽越档驼畬Ξ數(shù)厥袌龅母深A(yù)程度，并進一步完善市場機制，從而使其政府干預(yù)能夠?qū)^(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生積極的正向效應(yīng)。

(四)進一步討論

如前文所述，政府干預(yù)與市場機制發(fā)生“互補效應(yīng)”與“互斥效應(yīng)”，這是決定政府干預(yù)對市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲削弱效應(yīng)的關(guān)鍵。適度的政府干預(yù)，易于形成政府干預(yù)與市場機制的“互補效應(yīng)”，從而有利于區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展；而過度的政府干預(yù)，易于形成政府干預(yù)與市場機制的“互斥效應(yīng)”，不利于區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。所以，本文預(yù)期政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響是倒U形的。為此，我們在式(11)的基礎(chǔ)上引入了政府干預(yù)的二次項指標，以檢驗政府干預(yù)的適度性。同時，我們還引入了市場化程度指標(md)，指標設(shè)計為“規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)實收資本中除國家資本類型和集體資本類型以外的資本占比”。

表6 進一步討論的回歸結(jié)果

表6報告了基于全樣本數(shù)據(jù)的進一步討論估計結(jié)果，其中，列(18)和列(20)中未引入控制變量；列(17)和列(18)中加入了市場化程度指標，旨在考察市場機制是否限制了政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響。

在全樣本下，表6的估計結(jié)果表明，政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響是倒U形的。政府干預(yù)的二次項系數(shù)分別為-0.0132、-0.0128、-0.0118和-0.0134，且至少在10%的置信水平上顯著；政府干預(yù)的一次項系數(shù)分別為-0.0465、-0.0436、-0.0431和-0.0461。這驗證了前文的理論預(yù)測：適度的政府干預(yù)，易于形成政府干預(yù)與市場機制發(fā)生“互補效應(yīng)”，從而緩解市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲，有利于區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展；而過度的政府干預(yù)，易于形成政府干預(yù)與市場機制的“互斥效應(yīng)”，對市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的緩解效應(yīng)相對較弱，不利于區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。隨著政府干預(yù)強度的提升，區(qū)域間資源配置的市場內(nèi)生型扭曲問題得到一定程度緩解，“互補效應(yīng)”顯現(xiàn)，區(qū)域間的經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展程度在不斷提升。然而，超過一定的閾值之后，過度市場干預(yù)的缺陷逐步暴露出來，政策引致型扭曲凸顯，“互斥效應(yīng)”加劇，區(qū)域間的惡性競爭、資源配置的非市場化、區(qū)域經(jīng)濟轉(zhuǎn)型動力缺失使得區(qū)域間經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展程度逐步下降。事實上，適度的政府干預(yù)不僅有助于彌補市場扭曲對政府作用的引致需求以及可能存在的市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲，保證市場在區(qū)域間資源配置中的基礎(chǔ)性作用，還有利于區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。特別是對于先發(fā)省份而言，由于生產(chǎn)要素使用成本的不斷上升，它們也面臨著生產(chǎn)要素外流和結(jié)構(gòu)調(diào)整的問題。通過適當?shù)恼深A(yù)，先發(fā)省份可以防止高層次生產(chǎn)要素外流，加速落后產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移及后發(fā)省份對該類產(chǎn)業(yè)的承接，進而促進區(qū)域間經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。然而，過度的政府干預(yù)是市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲對政府財政支出依賴性需求的表現(xiàn)，在此過程中，市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲會加劇，區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展得不到合理解決。

市場化程度的提升對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響效應(yīng)是正向的。在全樣本下，列(17)和列(18)中的估計結(jié)果表明，市場化程度的影響系數(shù)分別為0.0078和0.0085。故此，應(yīng)當堅持市場主導(dǎo)與政府引導(dǎo)相結(jié)合的方針，充分發(fā)揮市場在區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新機制建設(shè)中的主導(dǎo)作用，合理審慎地發(fā)揮政府在區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展方面的引導(dǎo)作用，促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新機制有效有序運行。

五、結(jié)論與政策啟示

正確處理政府與市場之間的關(guān)系，是推動區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展新機制構(gòu)建的重要前提。在兩階段古諾博弈模型演繹的基礎(chǔ)上，本文基于市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲視角，分別實證分析了先發(fā)省份與后發(fā)省份政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響及其中介機制與調(diào)節(jié)效應(yīng)。

研究結(jié)果表明：(1)市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的加劇對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響效應(yīng)是負向的，政府干預(yù)對先發(fā)省份市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的緩解效應(yīng)較強，進而形成了對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的正向影響效應(yīng)；政府干預(yù)對后發(fā)省份市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的緩解效應(yīng)較弱，進而形成了對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的負向影響效應(yīng)。(2)隨著市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲的加劇，先發(fā)省份政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的正向效應(yīng)會隨之弱化，后發(fā)省份政府干預(yù)對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的負向效應(yīng)也會隨之弱化。(3)適度的政府干預(yù)，易于形成政府干預(yù)與市場機制發(fā)生“互補效應(yīng)”，有利于區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展；而過度的政府干預(yù)，易于形成政府干預(yù)與市場機制的“互斥效應(yīng)”，不利于區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。(4)市場機制的完善對于區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展具有顯著的正向影響。

根據(jù)研究結(jié)論，本文的政策啟示在于：(1)要提升市場化程度，削弱市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲。改革開放初期遺留的粗放型增長方式存在諸多問題，不利于中國經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展，完善社會主義市場經(jīng)濟體制是解決這些問題的關(guān)鍵。在這方面，應(yīng)當堅持市場在資源配置中的決定性作用，充分發(fā)揮市場在區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新機制建設(shè)中的主導(dǎo)作用，通過全面深化改革、完善市場機制和減少政府干預(yù)來緩解市場內(nèi)生型經(jīng)濟扭曲。(2)合理、適度和審慎地進行政府干預(yù)，“尋找”政府干預(yù)促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的“最優(yōu)點”，完善相關(guān)法律法規(guī)來規(guī)范地方政府行為，加強信息披露與監(jiān)督，并基于這一視角改革地方政府的政績考核機制。(3)處理好政府與市場的關(guān)系，構(gòu)建“市場主導(dǎo)、政府引導(dǎo)”的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展模式，加強政府干預(yù)與市場機制的動態(tài)互補。