制度差異與中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展研究

李國璋，張唯實

（蘭州大學經(jīng)濟學院，甘肅蘭州730000）

制度差異與中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展研究

李國璋，張唯實

（蘭州大學經(jīng)濟學院，甘肅蘭州730000）

文章采用中國東、中、西部1996～2008年的面板數(shù)據(jù)，運用面板協(xié)整理論和模型首次分析了制度差異對中國東、中、西三大區(qū)域經(jīng)濟增長影響。研究發(fā)現(xiàn)，東、中、西部地區(qū)制度差異變量與區(qū)域經(jīng)濟增長變量之間都存在長期均衡關(guān)系；全國和區(qū)域的制度差異對社會經(jīng)濟發(fā)展差異有一定的影響；在不同的區(qū)域條件約束下，全國和區(qū)域的人均GDP和開放存在相互因果關(guān)系?？s小區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距，建立可持續(xù)均衡發(fā)展的經(jīng)濟增長模式對中國經(jīng)濟長遠發(fā)展相當重要。

制度差異；面板數(shù)據(jù)；經(jīng)濟發(fā)展

0 引言

中國作為最大的發(fā)展中國家，其復雜的區(qū)域社會和經(jīng)濟發(fā)展差異格局不容忽視。雖然1992年初，鄧小平同志的南巡講話開拓了對外開放與深化經(jīng)濟體制改革的嶄新局面，外商直接投資，進出口貿(mào)易以及經(jīng)濟增長都取得了飛速發(fā)展。然而，制度改進帶來的好處對全國和區(qū)域的影響不同，制度差異空間分布存在顯著差異。究其原因是我國30年的經(jīng)濟改革，在空間上有一定的非均衡性，這不僅導致省際間的經(jīng)濟發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在巨大差距，而且使得制度差異對區(qū)域經(jīng)濟增長的貢獻和影響也表現(xiàn)出顯著的差異。探究我國制度差異與區(qū)域經(jīng)濟增長之間影響不平衡背后的原因以及演變趨勢，對于縮小地區(qū)經(jīng)濟差異，促進不同地區(qū)經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展無疑具有重要的現(xiàn)實意義。本文采用中國東、中、西部1996～2008年的面板數(shù)據(jù)，運用面板協(xié)整理論和模型分析了制度差異對東、中、西三大區(qū)域經(jīng)濟增長影響。研究發(fā)現(xiàn)，東、中、西部地區(qū)制度差異變量與區(qū)域經(jīng)濟增長變量之間都存在長期均衡關(guān)系；東部地區(qū)制度變量的成效比全國平均和中西部要高，全國和區(qū)域的制度差異對社會經(jīng)濟發(fā)展差異有一定的影響。最后，本文對實證結(jié)果做出分析并提出了相應的政策建議。

1 數(shù)據(jù)來源、變量的選取及樣本說明

三大經(jīng)濟區(qū)域的劃分按傳統(tǒng)的方法，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆（由于重慶市1996年以前的部分數(shù)據(jù)嚴重缺乏，故將重慶市1997～2008年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)并入到四川省統(tǒng)計數(shù)據(jù)中，而西藏地區(qū)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的特殊性，未將這一地區(qū)的數(shù)據(jù)納入分析范圍）。這樣，本文的樣本地區(qū)為29個省、自治區(qū)和直轄市。東、中、西部各變量的數(shù)據(jù)值均由各自對應的省、自治區(qū)和直轄市數(shù)據(jù)加總所得。

本文將使用1996～2008年中國的省際面板數(shù)據(jù)來檢驗各地區(qū)制度差異與區(qū)域經(jīng)濟增長之間的影響。計量方程識別如下：

方程中變量的含義和預期符號表1所示。

本文主要使用Excel2003和SPSS18.0對數(shù)據(jù)進行了必要的預處理和計算，對方程的估計主要使用了Eviews6.0、Stata11.0和R語言，缺失的數(shù)據(jù)主要使用了Matlab7.0進行了插值計算處理。

2 實證檢驗

表1 變量說明

2.1 面板單位根檢驗

由于所選取的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和開放、金融發(fā)展、市場化、國有化、資本積累、外國直接投資、城市化等制度變量都是年度時間序列數(shù)據(jù)，在進行協(xié)整和因果檢驗之前，必須先檢驗時間序列的平穩(wěn)性，即檢驗序列是否服從面板單位根過程。本文利用Levin,Lin&Chu、Im,Pesaran and Shin W-stat、ADFFisher Chi-square、PP-Fisher Chi-square、Hadri Z-stat方法來檢驗樣本數(shù)據(jù)的時間序列特征。先后對相關(guān)變量的對數(shù)序列和一階差分序列進行ADF檢驗，在滯后期數(shù)的選擇上，參照赤池信息準則（AIC）和Schwarz信息準則（SIC），結(jié)果如表2。

由表2可知，全國和三個經(jīng)濟區(qū)域的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和開放、金融發(fā)展、市場化、國有化、資本積累、外國直接投資、城市化等制度變量的統(tǒng)計量均大于5%顯著水平下的臨界值，接受原假設，時間序列含有單位根，是非平穩(wěn)序列，其一階差分序列的ADF值均小于10%顯著水平下的臨界值，是平穩(wěn)序列。由于人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和開放、金融發(fā)展、市場化、國有化、資本積累、外國直接投資、城市化等制度變量都是一階單整的序列，這就構(gòu)成了序列進行協(xié)整檢驗的前提條件，下文將通過協(xié)整檢驗模型來判斷制度差異與區(qū)域經(jīng)濟增長之間分別在三大經(jīng)濟區(qū)域內(nèi)是否都存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。

表２ 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果

2.2 面板協(xié)整檢驗

依據(jù)上面所介紹的Kao（1999）面板協(xié)整檢驗的方法，對人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和開放、金融發(fā)展、市場化、國有化、資本積累、外國直接投資、城市化等制度變量的協(xié)整關(guān)系進行檢驗。結(jié)果在表3中列出。

表3 Kao Residual協(xié)整檢驗

通過高殘差協(xié)整檢驗結(jié)果可知，在1996～2008年間的協(xié)整檢驗統(tǒng)計量都拒絕了向量不存在協(xié)整的原假設，因此，有理由判定在5%的顯著性水平下全國和三個經(jīng)濟地區(qū)中的FDI、進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長是相互影響的，它們之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。

2.3 方程估計

表4 Correlated Random Effects - Hausman檢驗

表5 方程估計結(jié)果

本文使用面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗來考察人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和開放、金融發(fā)展、市場化、國有化、資本積累、外國直接投資、城市化等制度變量長期均衡關(guān)系。在進行協(xié)整檢驗之前首先必須考察各變量是否同階單整，因此要對各變量進行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗。在確定各變量的同階單整后進行協(xié)整檢驗，考察變量間的長期均衡關(guān)系，并通過建立誤差修正模型來說明短期內(nèi)的均衡關(guān)系。對于模型（1），有多種估計方法。首先采用混合最小二乘法（Pool OLS）方法，把各省的數(shù)據(jù)堆積在一起，用最小二乘法來估計制度差異與區(qū)域經(jīng)濟增長之間影響，表明制度差異與區(qū)域經(jīng)濟增長之間分別在三大經(jīng)濟區(qū)域間存在相互影響關(guān)系，并且具有顯著性。接下來，分別使用面板數(shù)據(jù)的標準估計法，即固定效應和隨機效應模型再估計模型（1）?；羲孤鼨z驗結(jié)果如表4所示，拒絕了隨機效應模型所需要的假設，因此更信賴個體固定效應模型給出的結(jié)果，即制度差異與區(qū)域經(jīng)濟增長之間分別在三大經(jīng)濟區(qū)域間存在相互影響，并在1%水平上具有顯著性。估計的協(xié)整方程如表5所示，所有控制變量的符號符合預期，并都具有較高的顯著性。開放、外國直接投資、金融發(fā)展、市場化、資本積累、城市化等制度變量的符號為正，這說明在我國改革開放后，在一定的條件下，開放程度越高，經(jīng)濟和社會發(fā)展水平越高。國有化變量符號為負，這說明國有經(jīng)濟過高，影響了經(jīng)濟的發(fā)展，對經(jīng)濟產(chǎn)生了負面影響。

從表5可以看出，主要變量和控制變量對全國和區(qū)域的影響是不同的，很明顯開放、金融發(fā)展、市場化、資本積累、外國直接投資、城市化等制度變量對經(jīng)濟和社會發(fā)展的正向效應東部比中西部明顯，中部比西部明顯。國有化變量的影響也是一樣。DW檢驗說明各變量之間的序列相關(guān)并不嚴重，估計結(jié)果值得信賴。20世紀80年代以來，開放、金融發(fā)展、市場化、資本積累、外國直接投資、城市化等制度變量對中國經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生愈來愈重要的影響。開放、金融發(fā)展、市場化、資本積累、外國直接投資、城市化等制度變量不僅緩解中國經(jīng)濟發(fā)展過程中的制度短缺，加快國民經(jīng)濟工業(yè)化、市場化和國際化的步伐，更為重要的是，開放、金融發(fā)展、市場化、資本積累、外國直接投資、城市化等制度變量可以通過正外溢效應，使中國的技術(shù)水平、組織效率、生產(chǎn)效率不斷提高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，從而提高國民經(jīng)濟的綜合要素生產(chǎn)率。開放、金融發(fā)展、市場化、資本積累、外國直接投資、城市化等制度變量在東部經(jīng)濟發(fā)展的作用遠大于對中西部的作用。

2.4 計量結(jié)果的簡要分析

東西部地區(qū)存在制度利用上的重大差異，東部地區(qū)對制度的實際充分利用率要遠遠大于中西部地區(qū)，東部地區(qū)制度經(jīng)濟投入所產(chǎn)生的經(jīng)濟績效要遠遠高于中西部地區(qū)。這種制度績效的差異主要來源于不同的制度演進格局所產(chǎn)生的制度本身的差異上。在稀缺性的歷史條件下，市場經(jīng)濟作為一種已為人類的經(jīng)濟史證明最能有效解決稀缺性問題的制度安排，必然比其它制度安排具有更高的經(jīng)濟績效。盡管東中西部的經(jīng)濟制度最終都是向著市場經(jīng)濟體制方向發(fā)展，但其演進的速度、完善和發(fā)展的程度，以及其配套的各種制度如開放、金融發(fā)展、市場化、資本積累、外國直接投資、城市化等制度變量的建立、發(fā)展和完善的程度具有較大的差異，并使東中西部之間在資源配置效率、經(jīng)濟發(fā)展績效上表現(xiàn)出較大的差距。這些差距主要表現(xiàn)在長期經(jīng)濟發(fā)展水平、金融發(fā)展、市場化、資本積累、外國直接投資、城市化等制度變量方面。

3 結(jié)論

本文在面板協(xié)整模型的基礎上以東、中、西部地區(qū)1996～2008年的面板數(shù)據(jù)作為研究對象，采用現(xiàn)代計量分析的方法檢驗了中國三大地區(qū)制度差異與區(qū)域經(jīng)濟增長之間的長期、短期因果關(guān)系以及動態(tài)影響。根據(jù)以上的實證分析結(jié)果，得出以下三點結(jié)論：

（1）在開放、金融發(fā)展、市場化、資本積累、外國直接投資、城市化等基礎制度優(yōu)勢方面，東部地區(qū)基礎經(jīng)濟發(fā)展制度的建立、發(fā)展和完善的歷史進程大大領(lǐng)先于中西部地區(qū)，從而在資源配置的基礎制度上形成了較大的優(yōu)勢，這種優(yōu)勢主要體現(xiàn)在，東部地區(qū)在要素配置效率上具有顯著的優(yōu)勢制度。

（2）在經(jīng)濟全球化的今天，我國東部、中部和西部的經(jīng)濟都取得了輝煌的發(fā)展，但是相對中西部而言，東部地區(qū)發(fā)展更快，東部和中西部的發(fā)展差距越來越大。造成地區(qū)差距拉大的原因是多方面的，包括向東部傾斜的國家發(fā)展戰(zhàn)略、地區(qū)發(fā)展基礎差異、地區(qū)資源稟賦不同等，本文認為其中最重要的原因是東部地區(qū)發(fā)達的對外貿(mào)易產(chǎn)業(yè)，有力地促進了東部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，并且產(chǎn)生了極化效應和自發(fā)展效應，形成了經(jīng)濟發(fā)展的良性循環(huán)。

（3）我國東部和中西部區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展失衡，不但會使落后的中西部地區(qū)難以發(fā)展，而且會影響到發(fā)達的東部地區(qū)，從而會影響到整個國家的發(fā)展。我國地區(qū)間的差距因為開放、金融發(fā)展、市場化、資本積累、外國直接投資、城市化等制度變量區(qū)域差異的自我放大效應而持續(xù)擴大，對我國社會經(jīng)濟發(fā)展帶來了一定程度的影響。因此，縮小區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距，建立可持續(xù)均衡發(fā)展的經(jīng)濟增長模式對中國經(jīng)濟長遠發(fā)展相當重要。

[1]Balasubramanyam,Venkataraman N.,Mohammed A.Salisu,David Sapsford.Foreign Direct Investment and Growth in EP and IS Countries[J].Economic Journal,1996,（106）.

[2]Tamin Bayoumi,Gabrielle Lipworth.Japanese Foreign Direct Investment and Regional Trade[C].IMF Working Papers 97/103,International Monetary Fund,1997.

[3]Borenstein,E.,J.De Gregorio,J-W Lee.How Does Foreign Direct Investment Affect Economic Growth[J].Journal of International Economics,1998,（45）.

[4]Shiva S.Makki,Agapi Somwaru.Impact of Foreign Direct Investment and Trade on Economic Growth:Evidence From Developing Countries[J].American Journal of Agricultural Economic,2004,（86）.

[5]Albert Wijeweera,Renato Villano,Brian Dollery.An Econometric Analysis of Economic Growth and FDI Inflows[Z].School of Economics,University of New England,Armidale,NSW,2351 Australia,2007.

[6]李富強，董直慶，王林輝.制度主導、要素貢獻和我國經(jīng)濟增長動力的分類檢驗[J].經(jīng)濟研究，2008，(4).

[7]沈坤榮，李劍.中國貿(mào)易發(fā)展與經(jīng)濟增長影響機制的經(jīng)驗研究[J].經(jīng)濟研究，2003,（5）.

[8]張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省級物質(zhì)資本存量估算：1952-2000[J].經(jīng)濟研究，2004,（10）.

[9]張唯實.區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與我國西部經(jīng)濟發(fā)展[J].統(tǒng)計與決策，2009,（23）.

[10]張唯實，李國璋，周彩云.生產(chǎn)效率、產(chǎn)業(yè)集聚與我國西部經(jīng)濟發(fā)展[J].新疆社會科學，2010,（3）.

[11]張唯實，李國璋，周彩云.中國區(qū)域生產(chǎn)效率與西部經(jīng)濟發(fā)展研究[J].華東經(jīng)濟管理，2010,（6）.

F752

A

1002-6487（2011）07-0115-03

國家社會科學基金2009年度西部項目（09XMZ038）資助

李國璋（1944-），男，北京人，教授，博士生導師，研究方向：數(shù)量經(jīng)濟學與區(qū)域經(jīng)濟學。張唯實（1973-），男，甘肅隴南人，博士研究生，副教授，研究方向：計量經(jīng)濟學與區(qū)域經(jīng)濟學。

（責任編輯/浩天）