經(jīng)濟驅(qū)動結(jié)構(gòu)的時空過程及其耦合特征分析——基于省際面板數(shù)據(jù)的實證

李正，陳才，武友德，曹洪華

(1.東北師范大學(xué)城市與環(huán)境科學(xué)學(xué)院，長春130024;2.云南師范大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，昆明650092)

0 引言

從要素投入角度考察區(qū)域增長的驅(qū)動方式及特征是國內(nèi)外學(xué)術(shù)界關(guān)于宏觀經(jīng)濟運行系統(tǒng)的研究重點之一，對認識區(qū)域經(jīng)濟增長方式及其制約因素與源動力有著重要理論和實踐價值[1-2]。以往的研究聚焦于區(qū)域增長模式如何取決于物質(zhì)資本、勞動力、基礎(chǔ)設(shè)施、研發(fā)活動、全要素生產(chǎn)率等各種投入要素而又反作用于它們的互動關(guān)系命題，給出經(jīng)驗解釋[3-6]。不過，這些文獻大多要么選取特定區(qū)域或者極少數(shù)區(qū)域作時間序列分析，要么選取某種尺度作截面分析，而少量面板分析文獻則又局限于強調(diào)區(qū)域間結(jié)構(gòu)穩(wěn)定的個體固定效應(yīng)，未能全面而精細刻畫出驅(qū)動結(jié)構(gòu)在真實時間和省際區(qū)域中的效能表現(xiàn)。作為經(jīng)濟地域復(fù)雜適應(yīng)性系統(tǒng)的組分，各省市區(qū)在內(nèi)外環(huán)境作用下，難免在驅(qū)動結(jié)構(gòu)上形成偏差[7];另一方面，區(qū)域經(jīng)濟有其周期性規(guī)律，各省市區(qū)的發(fā)展程度及其驅(qū)動系統(tǒng)與其所處發(fā)展階段有關(guān)。為此，本研究在優(yōu)選和建立省際面板矩陣的基礎(chǔ)上，利用面板模型兼具截面和時序分析的優(yōu)長，試圖管窺影響經(jīng)濟增長的投入要素及其時空演變過程與耦合規(guī)律。

1 計量模型、變量和指標(biāo)遴選

1.1 計量模型構(gòu)造

區(qū)域經(jīng)濟動力系統(tǒng)的常用研究模型是柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，即CD模型。該模型是在社會技術(shù)條件衡穩(wěn)且屬于外生的假定下，以勞動力和資本二要素的組合投入作為觀察變量，探索區(qū)域經(jīng)濟的投入-產(chǎn)出關(guān)系及其數(shù)學(xué)表達式。經(jīng)驗研究證實了CD模型在工業(yè)化上升時期具有較強的適用性，從投入角度揭示區(qū)域經(jīng)濟增長的實質(zhì)及來源;其缺陷則在于社會技術(shù)條件不變的假設(shè)，即忽略了技術(shù)條件的作用，尤其是注重技術(shù)創(chuàng)新的知識經(jīng)濟時代人力資本對區(qū)域增長的貢獻。新經(jīng)濟增長理論的代表人如舒爾茨、羅默和盧卡斯等人，闡明了以知識、技術(shù)、經(jīng)驗和健康為內(nèi)容的人力資本在區(qū)域發(fā)展中的基礎(chǔ)性作用，認為人力資本投資和積累是經(jīng)濟增長的“發(fā)動機”[8]，而中外經(jīng)濟發(fā)展的實踐和趨勢也給出了相當(dāng)多輔證[9]。至于如何在區(qū)域生產(chǎn)函數(shù)中辨識或體現(xiàn)人力資本，有兩種處理法:其一，將總產(chǎn)出增長中未能被勞動和資本投入所解釋部分歸為技術(shù)進步的結(jié)果，稱為全要素生產(chǎn)率亦即“索洛剩余”;其二，將人力資本從勞動力中分離出來，構(gòu)建反映人力資本并使之內(nèi)生化的生產(chǎn)函數(shù)?？紤]到社會技術(shù)條件包括科技、制度、文化等多種非經(jīng)濟要素，技術(shù)進步也并不等同全要素生產(chǎn)率，故而，選用后者更能尋求到人力資本的增長績效的直觀證據(jù)[10]。表達式:

式中:Y為總產(chǎn)出;K為物質(zhì)資本投入;L為勞動力投入;H為人力資本投入;A為綜合要素傾向是個常數(shù);α，β，γ分別對應(yīng)為物質(zhì)資本、勞動力和人力資本的產(chǎn)出彈性。取自然對數(shù)作線性化處理，則有:

1.2 變量和指標(biāo)遴選

1.2.1 經(jīng)濟產(chǎn)出指標(biāo)。選取地區(qū)總產(chǎn)值GDP表征各省歷年產(chǎn)出水平，利用地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)將地區(qū)GDP轉(zhuǎn)化為可比價格，以降低價格因素對研究結(jié)論的影響。

1.2.2 資本投入指標(biāo)。對于資本投入K有多種評估:其一，將當(dāng)年固定資產(chǎn)投資或固定資本形成總額視為K值;其二，K值等于固定資本形成總額與流動資金之和即資本形成總額;其三，K值是資本形成總額的增加值[11-12]。此3種評估法的優(yōu)點是易于從統(tǒng)計年鑒中獲取指標(biāo)，其最大缺陷是沒有考慮到資本的累積性及其作用效應(yīng)的滯后性。為彌補不足，張軍等學(xué)者援引了戈登史密斯(Goldsmith)開創(chuàng)的永續(xù)存盤法[13]。因其兼顧了固定投資的存量和增量，信度和效度得到明顯提升。計算公式:

式中:i為研究區(qū)內(nèi)第i個省市區(qū);t為觀察期內(nèi)第t年;Ki，t是指i省市區(qū)t年的資本投入;Ki，t-1則為其前一年的資本投入;δt為第t年經(jīng)濟折舊率;Ii，t為i省市區(qū)t年的固定資產(chǎn)投資額;μi，t為i省市區(qū)t年的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)。

經(jīng)濟折舊率δi尚未有統(tǒng)計公布，一般作間接核算或者合理估計[14]，其閾值基本保持在0.05～0.10。由于保全資本價值的方法是資本重置或補足，而重置的價格則可依據(jù)銀行貸款利率計算，故而可比照金融機構(gòu)法定貸款1年期利率作為資本折舊率，1989—2011年的利率為0.053和0.1之間。為降低不同年份和不同區(qū)域價格因素的影響，利用μi，t指數(shù)將固定資產(chǎn)投資額換算成可比值。μi，t指數(shù)是從1991年開始統(tǒng)計公布的，對于1989，1990年及個別地區(qū)缺失數(shù)據(jù)，則參照“各地區(qū)零售物價指數(shù)”進行估計，并結(jié)合各地區(qū)固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)曲線的平滑移動作了調(diào)整。至于基期的資本存量，則按專家的經(jīng)驗估算并參考研究文獻，粗略設(shè)定為各地區(qū)1988年生產(chǎn)總值的2倍。

1.2.3 勞動投入指標(biāo)。前人研究中，多將就業(yè)人口視為區(qū)域勞動力投入量L，忽略了區(qū)域間和行業(yè)間的勞動力差異。事實上，城鄉(xiāng)間、農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)之間的勞動投入水平存在著質(zhì)的區(qū)別，尤其是在農(nóng)業(yè)勞動力富余的情況下其邊際效益更低，遑論還有大量的隱性失業(yè)人口?？梢?，應(yīng)對各地就業(yè)人口進行區(qū)分處理，可依據(jù)城鄉(xiāng)收入比例，將“第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員”折算為等同于其他產(chǎn)業(yè)就業(yè)效率的可比就業(yè)人口，定義為標(biāo)準(zhǔn)就業(yè)人口。計量公式:

式中:Li，t為i省市區(qū)t年的標(biāo)準(zhǔn)勞動投入量;Li，t，1為i省市區(qū)t年第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員;Li，t，2為i省市區(qū)t年第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員;Li，t，3為i省市區(qū)t年第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員;θi，t為i省市區(qū)t年的城鎮(zhèn)居民可支配收入為i省市區(qū)t年的農(nóng)村居民純收入。

1.2.4 人力資本指標(biāo)。測度區(qū)域人力資本存量比較困難，為方便收集數(shù)據(jù)并簡化研究內(nèi)容，本模型借鑒并采用受教育年限法來測度區(qū)域人力資本存量[15-16]。該方法是將受教育程度劃分為5層級，即文盲或半文盲、小學(xué)、初中、高中包括中專、大專及以上，視同級教育所形成的人力資本是無差別的，并對各級受教育程度進行賦權(quán)以量化區(qū)域人力資本。參考傳統(tǒng)教育序列所規(guī)定的教育年限，分別賦予1，6，9，12，16年的權(quán)值。人力資本存量計算式:

式中:Hi，t為i省市區(qū)t年的人力資本存量;λ為受教育程度分級，如上所述劃分為5級;ωλ為第λ受教育層級的權(quán)值為i省市區(qū)t年第λ級受教育程度的人口數(shù)。

2 數(shù)據(jù)獲取與面板處理

2.1 數(shù)據(jù)獲取

鑒于數(shù)據(jù)可得性和統(tǒng)計口徑的一致性，將研究期界定為1989—2011年，原始數(shù)據(jù)均來源于歷年中國統(tǒng)計年鑒和人口統(tǒng)計年鑒。西藏因為指標(biāo)數(shù)據(jù)缺失過多而未納入到實證研究;重慶于1997年設(shè)直轄市，為保持面板的齊整性，缺失的數(shù)據(jù)參照四川省。對指標(biāo)作了如下處理或調(diào)整:①關(guān)于區(qū)域產(chǎn)出，1989—1991年選用的統(tǒng)計指標(biāo)是“地區(qū)國民生產(chǎn)總值”，1992—2011年選用“地區(qū)生產(chǎn)總值”;②關(guān)于勞動投入，1989—1992年選取的統(tǒng)計指標(biāo)是“分行業(yè)社會勞動者人數(shù)”，1993—2011年選用“按三次產(chǎn)業(yè)分就業(yè)人員數(shù)”;③關(guān)于受教育程度，對1989，1991和1992年的缺失數(shù)據(jù)進行了插值處理。

以省級行政區(qū)作為研究單元，難免會受到人口、面積、資本、經(jīng)濟等方面的規(guī)模差異的影響。為此，可將區(qū)域總量指標(biāo)轉(zhuǎn)換成了人均指標(biāo)，以提高各截面的可比性及其結(jié)論的可靠性。從而，區(qū)域投入-產(chǎn)出的總量指標(biāo)則相應(yīng)變?yōu)槿司a(chǎn)出、人均資本投入)、人均勞動投入)和人均人力資本投入)。式(2)改寫為:

2.2 面板數(shù)據(jù)處理

該面板數(shù)據(jù)的截面N為30個省市區(qū)，時間序列長度T為23年，以人均產(chǎn)出為被解釋變量，以人均資本投入、人均勞動投入和人均人力資本投入3個變量作為解釋變量(記為k)。對式(6)賦予時間屬性和截面特征，則有:

運用計量經(jīng)濟軟件 EViews 6.0，逐步對面板數(shù)據(jù)開展混合估計、基于時點和基于個體的變截距與變系數(shù)估計，以揭示經(jīng)濟增長的要素投入種類與時空耦合規(guī)律。具體步驟如下。

第一步，估計面板混合回歸模型?；旌夏Ｐ陀址Q為無個體、亦無時點影響的不變系數(shù)模型，其優(yōu)點在于能描述研究對象的總體特征和趨勢。對省際面板數(shù)據(jù)進行混合回歸，就是將所有省市區(qū)視為一個內(nèi)聚性且穩(wěn)定發(fā)展的經(jīng)濟區(qū)，探討中國經(jīng)濟增長的主要驅(qū)動力及其組合方式。選用OLS估計法，得到一個有效混合回歸模型:

式中:括號內(nèi)數(shù)值為相應(yīng)回歸系數(shù)的t統(tǒng)計量;*表示回歸系數(shù)在0.1統(tǒng)計水平上顯著，＊＊表示在0.05水平上顯著，＊＊＊表示在0.01水平上顯著;R2為可決系數(shù);F即F統(tǒng)計量;SSE為殘差平方和。

第二步，估計基于時點的面板模型。社會經(jīng)濟現(xiàn)象有其時間過程，只是變化的范圍、周期、頻率和強度不等而已。對經(jīng)濟驅(qū)動力作時點模型估計，目的是確定真實時間對經(jīng)濟驅(qū)動力的影響，以揭示其時間律動性。時點面板模型分為時點變截距模型和時點變系數(shù)模型;根據(jù)截距項的統(tǒng)計特性，時點變截距模型又分為時點固定效應(yīng)和時點隨機變截距模型。試算的結(jié)果是適用于時點固定效應(yīng)模型(Hausman檢驗統(tǒng)計量為5.466 2，其概率值p為0.141)，給出時點固定效應(yīng)變截距模型式(9)和變系數(shù)模型式(10):

式中:αt，βt和γt分別為t年的物質(zhì)資本、勞動力和人力資本的估計參量;τ代表固定效應(yīng);τt是指t年的固定效應(yīng)，反映的是不同時點下相對平均截距項的偏離程度。主要回歸結(jié)果見表1。

表1 時點面板模型回歸結(jié)果Tab.1 The regression result for panel data model based on the period

第三步，估計基于個體的面板模型。經(jīng)濟社會發(fā)展普遍存在區(qū)域差異，這與各省市區(qū)的地理條件、資源賦存、發(fā)展階段、市場發(fā)育和文化制度等方面有關(guān)，即使在全世界也很難找到兩個具備相同的發(fā)展水平和發(fā)展環(huán)境的區(qū)域。因而，有必要對區(qū)域的要素投入結(jié)構(gòu)開展基于個體的面板模型擬合，探究各省市區(qū)的經(jīng)濟驅(qū)動差異?；趥€體的面板模型分為個體變截距模型和變系數(shù)模型;而個體變截距模型又分為個體固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)變截距模型，初算表明個體固定效應(yīng)模型更合理(Hausman檢驗統(tǒng)計量為5.485，其概率值p為0.140)。對面板數(shù)據(jù)進行個體固定效應(yīng)變截距和變系數(shù)擬合，得到式(11)和式(12):

式中:τi為i省市區(qū)的固定效應(yīng)，反映不同截面下相對平均截距項的偏離程度。主要參數(shù)估計見表2。

3 模型比較與甄選及其經(jīng)濟學(xué)意義

3.1 模型的比較與甄選

混合回歸模型、基于時點的面板模型和基于個體的面板模型都通過了擬合優(yōu)度檢驗與總體顯著性檢驗:R2及其修正值均大于0.97，表明擬合很好;F值很大，在0.01統(tǒng)計水平上均為顯著;除了式(11)的勞動投入外，混合回歸模型、變截距模型的回歸參數(shù)的顯著性水平均為0.01。

為確定哪個模型更能精細而深刻擬合面板數(shù)據(jù)，必須對各模型進行比較與甄選。對于混合模型與變截距模型，EViews 6.0提供了一種利用冗余變量似然比統(tǒng)計量LR來作比較和選擇的方法。輸出的檢驗結(jié)果顯示，時點固定效應(yīng)變截距模型和個體固定效應(yīng)變截距模型的統(tǒng)計量LR值分別為419.210和231.770，顯著性水平均為0.000，表明與變截距模型相比，混合模型是有偏差的。而對于變截距模型和變系數(shù)模型之間的選擇，主要是根據(jù)協(xié)方差的統(tǒng)計檢驗量F'來確定，表達式:

表2 個體面板模型回歸結(jié)果Tab.2 The regression result for panel data model based on the cross-section

式中:S2和S1代表變截距模型和變系數(shù)模型的殘差平方和，即SSE值;時點模型和個體模型的F'為1.347和6.207，均大于0.05檢驗水平下的F分布臨界值1.290，表明與變系數(shù)模型相比，變截距模型是有偏差的?？梢?，無論是時點模型還是個體模型，可得出一致性結(jié)論:變截距模型優(yōu)于混合模型，而變系數(shù)模型則優(yōu)于變截距模型。

3.2 計量模型的經(jīng)濟學(xué)意義

3.2.1 驅(qū)動結(jié)構(gòu)總體特征。對省際面板數(shù)據(jù)作混合回歸分析、時點固定效應(yīng)變截距回歸分析和個體固定效應(yīng)變截距回歸分析，目的是通過固定一些擾動因素，尋求宏觀經(jīng)濟增長的總體驅(qū)動力及關(guān)鍵投入要素?；旌匣貧w分析沒有把時間影響和空間影響納入到模型中，后二者則是在時間維度和空間維度對擾動因素作了限定的基礎(chǔ)上對面板數(shù)據(jù)擬合的結(jié)果。3個模型從宏觀層面勾畫出總體生產(chǎn)函數(shù)，為分析經(jīng)濟增長的內(nèi)驅(qū)力與主導(dǎo)因素提供了實證經(jīng)驗。

其一，混合回歸模型式(8)揭示了20多年來宏觀經(jīng)濟增長模式:一方面，要素投入規(guī)模不斷擴大，不僅在總量上更在人均水平上得到提升，其中年均增長率為0.18年均增長率為0.008年均增長率為0.021;另一方面，從產(chǎn)出彈性來看對和的彈性分別為0.695，0.221和0.772，表明每增加一個單位和將增長0.695，0.221和0.772個單位。

其二，變截距模型式(9)和式(11)印證了上述判斷。雖然時點變截距模型和個體變截距模型都存在固定效應(yīng)，并在一定程度上表現(xiàn)出對平均截距的偏離，但是這種震蕩是適度可控的，因為其截距項的t檢驗值為7.484和3.506，表明在0.01統(tǒng)計水平上為顯著。更重要的是，這兩個模型在證實時點效應(yīng)和個體效應(yīng)的同時，也證實了結(jié)構(gòu)的相對穩(wěn)定性，即解釋變量的結(jié)構(gòu)參數(shù)在不同的截面上是相同的:在時點變截距模型中對和的彈性值大致保持為0.705，0.263和0.562;在個體變截距模型中對和的彈性大致保持為0.668，0.084和1.050?？梢姡镔|(zhì)資本、勞動力和人力資本在不同年份間、不同省市區(qū)間的投入比例與產(chǎn)出效益呈現(xiàn)出某種穩(wěn)態(tài)。

3.2.2 驅(qū)動結(jié)構(gòu)歷時性特征。時點變系數(shù)模型較時點變截距模型更有解釋力，證實經(jīng)濟驅(qū)動結(jié)構(gòu)具有時序性。式(10)與表1的擬合結(jié)果給出了區(qū)域發(fā)展動力的時間過程、變化特征及其數(shù)量關(guān)系:①αt比較平穩(wěn)且t統(tǒng)計量在0.01統(tǒng)計水平上均為顯著，表明1989年來資本投入在中國經(jīng)濟增長中發(fā)揮著主導(dǎo)性穩(wěn)定器作用。②βt先升后降，其t統(tǒng)計量集中于1996—2005年在0.05統(tǒng)計水平上顯著，表明勞動投入顯著發(fā)揮效用期為1996—2005年，這10年正是勞動力區(qū)域間、城鄉(xiāng)間流動轉(zhuǎn)移的加速期。③γt則持續(xù)上升，其t統(tǒng)計量從1998年開始變得顯著(僅1999，2009，2010年的顯著水平為0.1)，表明人力資本投入在新時期以來開始發(fā)揮效用。

可見，物質(zhì)資本、勞動力和人力資本3個解釋變量明顯呈現(xiàn)出4種組合形式與發(fā)展階段:1989—1995年為第一階段，主導(dǎo)驅(qū)動力為資本投入，是資本主導(dǎo)發(fā)展期;1996—1997年為第二階段，勞動投入開始成為資本投入之外的又一驅(qū)動力，是資本、勞動雙驅(qū)動期;1998—2005年為第三階段，人力資本效應(yīng)顯現(xiàn)并成為區(qū)域發(fā)展的新增點，進入了資本、勞動力和人力資本三力驅(qū)動期;2006—2011年為第四階段，勞動投入對經(jīng)濟增長的貢獻日趨式微，至此形成了以資本投入和人力資本投入為主的新驅(qū)動結(jié)構(gòu)?？傮w上，區(qū)域經(jīng)濟增長主要源于資本的貢獻，勞動力的貢獻份額小，并出現(xiàn)向資本、人力資本演進的態(tài)勢，這與區(qū)域發(fā)展階段性理論所描述的演進規(guī)律相符合[17]。

3.2.3 驅(qū)動結(jié)構(gòu)共時性特征。個體固定效應(yīng)變系數(shù)模型回歸系數(shù)的t統(tǒng)計量的顯著性及Beta值可供分析各省市區(qū)的具體驅(qū)動特征及貢獻份額，并通過比較和歸并來判斷其驅(qū)動類型，揭示經(jīng)濟驅(qū)動力的區(qū)域差異。所謂Beta值，即對面板數(shù)據(jù)作標(biāo)準(zhǔn)化處理后的回歸參量;而Beta值所占的比重就是各解釋變量的貢獻份額或貢獻率[18]。相關(guān)Beta值及其貢獻份額見表3。

對比各省市區(qū)的投入要素的Beta值及其顯著性檢驗值初步判斷經(jīng)濟驅(qū)動結(jié)構(gòu)的組分。在5%統(tǒng)計檢驗水平上，3個解釋變量均顯著的省市區(qū)有10個:北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、河南、湖北、安徽、湖南、江西。進一步對其余20個省市區(qū)作逐步回歸，求得優(yōu)化模型:山東、浙江、福建、廣東、海南、新疆、青海、寧夏8個省市區(qū)只有資本投入顯著，其余省份均為兩個解釋變量顯著。據(jù)此可將各地區(qū)的經(jīng)濟驅(qū)動力分為3類:資本驅(qū)動型、雙驅(qū)動型、三力驅(qū)動型。進而，對比各省市區(qū)的要素貢獻率，識別經(jīng)濟驅(qū)動力的主導(dǎo)因子:資本投入為首要因子，在所有省市區(qū)中均顯著，且平均貢獻率達75%，高于80%的省市區(qū)有14個，低于50%的省市區(qū)只有3個;人力資本投入是次要因子，在21個省市區(qū)中表現(xiàn)出顯著，平均貢獻率為29%，最大值為黑龍江的44.4%，最小值為貴州的13.4%;勞動投入為弱影響因子，僅在11個省市區(qū)中表現(xiàn)出顯著，平均貢獻率為11.8%，最大值為安徽的21.7%，最小值為內(nèi)蒙古的5%。最后，將前面兩步分析結(jié)論進行疊加，并借助ArcMap技術(shù)，使經(jīng)濟驅(qū)動力的區(qū)域類型可視化，探討經(jīng)濟驅(qū)動力的空間特征和規(guī)律。經(jīng)濟驅(qū)動力的空間模式見圖1。

表3 個體固定效應(yīng)變系數(shù)模型Beta值及要素貢獻率Tab.3 Beta value and contribution of factors for variable coefficient model with the cross-section fixed effects

圖1 中國經(jīng)濟驅(qū)動力的空間模式Fig.1 Economic driver space model in China

依據(jù)驅(qū)動力的組分及其貢獻份額，經(jīng)濟驅(qū)動類型劃分為3大類型和7亞類:資本驅(qū)動Ⅰ型呈帶狀分布在東南沿海5省，多是較早實施對外開放的省份，大規(guī)模資本投入成為了經(jīng)濟快速發(fā)展強勁動力;①資本驅(qū)動Ⅱ型主要分布在西北地區(qū)3個省區(qū)，雖然該區(qū)域同樣是以資本投入作為單一驅(qū)動力，然而其主要原因卻不是因為資本充裕，只是相對于長期短缺的勞動力和人力資本而言物質(zhì)資本更占優(yōu)。②雙驅(qū)動Ⅰ型包括江蘇和上海兩省市;雙驅(qū)動Ⅱ型集中分布在東北三省，該地區(qū)作為老工業(yè)基地在資本存量和人力資本方面具有明顯優(yōu)勢，二者對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻率都很大;雙驅(qū)動Ⅲ型集中分布于西部地區(qū)的7省市區(qū)，與東北三省一樣同屬于由物質(zhì)資本和人力資本組成的雙驅(qū)動型，其不同點在于人力資本對于經(jīng)濟驅(qū)動的貢獻率較低，這就意味著資本投入才是該地區(qū)的主導(dǎo)驅(qū)動力，而人力資本存量不足且易于外流導(dǎo)致其效用未能真正得以發(fā)揮。③三力驅(qū)動Ⅰ型集中分布在華中五省，3個解釋變量的貢獻率均占有一定份額，其中勞動投入的平均貢獻率為17.2%，資本投入的平均貢獻率為44.7%，人力資本投入的平均貢獻率為38.1%，這是由于該區(qū)域勞動力充足、受教育程度良好而資本稀缺，從而形成了三力比較均衡發(fā)揮作用的局面;三力驅(qū)動Ⅱ型連片分布于華北5個省市區(qū)，與三力驅(qū)動Ⅰ型相比，其不同之處是勞動投入的貢獻率很低(小于8%)，主要貢獻來自于快速增長的物質(zhì)資本和堅實的人力資本，以2010年來看，其人均固定投資額超出全國水平10 666元，人均受教育水平高于全國水平0.7年。④總體上計算三個解釋變量對因變量的貢獻率，資本投入是全部省市區(qū)均為顯著且貢獻率占主導(dǎo)地位的唯一變量，平均貢獻率達75.0%，其次是人力資本投入，平均貢獻率為29.2%，最后是勞動投入，僅在華中、華北顯著，平均貢獻率為11.8%。

4 結(jié)論及啟示

借鑒區(qū)域發(fā)展驅(qū)動力的研究成果，針對現(xiàn)有計量模型中關(guān)于區(qū)域資本、經(jīng)濟折舊率和有效勞動等指標(biāo)代表性不足的問題，對模型作了改進以使其更能符合中國實際;利用區(qū)域經(jīng)濟學(xué)方法和省際面板數(shù)據(jù)，對新時期經(jīng)濟增長的動力系統(tǒng)進行了定性和定量分析，從總體層面、時空維度探討經(jīng)濟驅(qū)動結(jié)構(gòu)的時空特征及耦合規(guī)律，得出如下結(jié)論及啟示。

其一，省際面板數(shù)據(jù)的混合回歸、時點固定效應(yīng)變截距回歸和個體固定效應(yīng)變截距回歸3個模型均通過了擬合優(yōu)度檢驗和總體顯著性檢驗，揭示出20年來發(fā)展中的共性規(guī)律，給出了宏觀經(jīng)濟增長的總驅(qū)動特征:1)在適度科學(xué)簡化并固定某些擾動因素前提下，各省市區(qū)的基本驅(qū)動結(jié)構(gòu)是趨同的，即支撐中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的投入要素主要由資本、勞動力及人力資本等組分構(gòu)成，這與西方發(fā)展經(jīng)濟學(xué)關(guān)于經(jīng)濟動力系統(tǒng)的實證經(jīng)驗是一致的;2)和的貢獻率分別是82.5%，13.4%和4.1%，其產(chǎn)出彈性為0.695，0.221和0.772。可見，積累和持續(xù)投資仍然是經(jīng)濟增長的現(xiàn)實動力，人力資本的經(jīng)濟效應(yīng)尚不足以讓人盲目樂觀，預(yù)計投資拉動增長的模式還將持續(xù)。不過，人力資本的彈性最大，表明其發(fā)展?jié)摿O大，將是驅(qū)動結(jié)構(gòu)調(diào)整的主導(dǎo)方向。

其二，時點變系數(shù)模型通過了檢驗，并從混合回歸模型、時點變截距模型中優(yōu)選出來，表明經(jīng)濟驅(qū)動結(jié)構(gòu)具有時序性，其組分在時間過程中先后演替為4種組合方式及發(fā)展階段:1)20年來經(jīng)濟驅(qū)動結(jié)構(gòu)經(jīng)歷了資本主導(dǎo)發(fā)展期(1989—1995年)→資本、勞動驅(qū)動期(1996—1997年)→資本、勞動力和人力資本三力驅(qū)動期(1998—2005年)→資本投入為主、人力資本投入為輔的新驅(qū)動期(2006—2011年);2)資本投入的貢獻最大且貫穿了整個研究期，勞動力的作用微弱且僅限于1996—2005年的10年間，人力資本效應(yīng)的發(fā)揮稍晚于勞動力，且所占份額很小。在某種程度上，該結(jié)論體現(xiàn)了經(jīng)濟驅(qū)動結(jié)構(gòu)從勞動、資本型向資本、人力資本型演進的必然規(guī)律，也與多數(shù)對中國經(jīng)濟增長的因素及其作用特征的判斷相類似[19]。

其三，個體變系數(shù)模型從混合回歸模型、個體變截距模型中優(yōu)選出來，說明經(jīng)濟驅(qū)動結(jié)構(gòu)與每個省市區(qū)自身客觀實際尤其是發(fā)展階段及相鄰區(qū)域發(fā)展方式有關(guān)，表現(xiàn)出特有的空間特征及模式:1)經(jīng)濟驅(qū)動類型大致涵蓋了3大類型和7亞類，其中資本驅(qū)動型細分出2個亞型，雙驅(qū)動型細分出3個亞型，三力驅(qū)動型細分出2個亞型;2)區(qū)域經(jīng)濟呈現(xiàn)出集聚態(tài)勢和空間關(guān)聯(lián)性，演化為由7個類型、9個主體功能板塊構(gòu)成的經(jīng)濟地圖，突破了關(guān)于中國傳統(tǒng)經(jīng)濟地帶(類型)假說的認知[20-21]，勾繪出地域功能深入演進及分異的新格局。3)不同解釋變量的平均貢獻率存在明顯差異，由資本投入(75.0%)向人力資本投入(29.2%)而后是勞動投入(11.8%)遞減。

其四，面板分析因其能將截面和時間序列同時納入數(shù)學(xué)模型，為探討經(jīng)濟驅(qū)動結(jié)構(gòu)的時空耦合性提供了有力工具，并得到新經(jīng)驗啟示:1)資本投資的貢獻率具有西北地區(qū)和東南地區(qū)兩頭高、中西部地區(qū)較低的特點，大致呈現(xiàn)為“U”型空間格局;2)人力資本的貢獻率具有自西南向華中、華北、東北漸次上揚的特征，形似“U”型右側(cè)部分;3)勞動力貢獻率則是自華南向華北遞降，形似“U”型左側(cè)部分。這表明，經(jīng)濟驅(qū)動結(jié)構(gòu)遠非前人研究所認為的簡單線性時空耦合，它在時序上遵循驅(qū)動力發(fā)展的內(nèi)在規(guī)律，又在空間上表現(xiàn)出系統(tǒng)演替的復(fù)雜性及對各省市區(qū)基于比較優(yōu)勢的特有經(jīng)濟運行方式的自適應(yīng)性。

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