我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的驅(qū)動結(jié)構(gòu)及其類型劃分

陳春林

（東北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，長春 130117）

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(jì)系統(tǒng)運行的研究重點之一，對認(rèn)識區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長方式及其制約因素與源動力，有著重要的理論與實踐價值。以往的研究多聚焦于區(qū)域增長模式如何取決于物質(zhì)資本、勞動投入、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，注重探究其相互關(guān)系命題，給出了諸多實證經(jīng)驗[1～3]。不過，這些文獻(xiàn)要么大多選擇特定區(qū)域作為時間序列分析，要么選取適度樣本區(qū)域作截面分析，而少量面板分析文獻(xiàn)則又局限于強(qiáng)調(diào)區(qū)域間結(jié)構(gòu)穩(wěn)定的個體固定效應(yīng)，難以全面而深入地刻畫出經(jīng)濟(jì)驅(qū)動力的組合方式及其時空變化規(guī)律。中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)所涉及地域范圍甚廣，在歷史和現(xiàn)實、客觀與主觀等條件的規(guī)制下，區(qū)域間、城鄉(xiāng)間形成了某種比較優(yōu)勢，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與模式存在差異不可避免；另一方面，區(qū)域經(jīng)濟(jì)自身有其周期性發(fā)展規(guī)律，各個省市區(qū)的發(fā)展程度及其驅(qū)動系統(tǒng)與其所處發(fā)展階段相關(guān)。因此，本文在甄別和優(yōu)選計量方法的基礎(chǔ)上，建立中國省際面板矩陣，利用面板分析的優(yōu)長，透視出影響經(jīng)濟(jì)增長的投入要素及其區(qū)域組合的時序過程規(guī)律。

1 計量模型、變量和指標(biāo)遴選

1.1 計量模型構(gòu)造

研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)動力系統(tǒng)的方法很多，常用且較為成熟的計量模型是柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，即CD模型。該模型是在社會技術(shù)條件恒穩(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(jì)的投入—產(chǎn)出關(guān)系及其數(shù)學(xué)表達(dá)式。經(jīng)驗研究證實了CD模型在工業(yè)化上升時期的普適性和有效性，但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，尤其是忽略了技術(shù)創(chuàng)新背景下人力資本對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。新經(jīng)濟(jì)增長理論的代表人如舒爾茨、羅默和盧卡斯等人，認(rèn)為以知識、技術(shù)、經(jīng)驗和健康為內(nèi)容的人力資本在區(qū)域發(fā)展中起到了核心的決定作用[4]，而中外經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實踐和趨勢也給出了相當(dāng)多輔證[5]。本文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)，力求反映出人力資本的增長績效的直觀證據(jù)[6]。表達(dá)式為：

其中，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，為常數(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。將等式兩邊取自然對數(shù)作線性化處理，可得到：

1.2 變量和指標(biāo)遴選

1.2.1 經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出指標(biāo)

測度國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平Y(jié)的常用指標(biāo)有國內(nèi)（地區(qū)）生產(chǎn)總值和國民總收入，本文選用地區(qū)生產(chǎn)總值GDP表征各省歷年產(chǎn)出水平。為能更準(zhǔn)確地反映歷年區(qū)域間產(chǎn)出差異，根據(jù)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)

本文借鑒張軍等學(xué)者引進(jìn)戈登史密斯（Goldsmith）開創(chuàng)的永續(xù)存盤法測度區(qū)域生產(chǎn)中資本投入K[7]。永續(xù)存盤法因兼顧了固定投資的存量和增量，其可信度得到提升，因而適用性更廣。計算公式為：

其中，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為是指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(jì)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(jì)折舊率δt尚未有統(tǒng)計公布，實際研究中一般作間接核算或者合理估計[8]，其閾值基本保持在0.05—0.1?？紤]到保全資本價值的方法是資本重置或補(bǔ)足，而重置的價格則可依據(jù)銀行貸款利率計算，故可大致比照金融機(jī)構(gòu)法定貸款1年利率作為資本折舊率，而1989～2010年的1年期貸款利率正為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(jìn)行估計，并結(jié)合各地區(qū)固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)曲線的平滑移動作調(diào)整。最后，需要確定基期的資本存量，按專家的經(jīng)驗估算并參考研究文獻(xiàn)，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)

反映區(qū)域勞動力投入量L的指標(biāo)可用各地區(qū)的工資額和就業(yè)人口數(shù)，實際操作中因各地區(qū)就業(yè)人口總數(shù)的統(tǒng)計口徑一致且易于獲取而廣為使用。不過，以就業(yè)人口作為勞動力投入的衡量指標(biāo)，其不足之處在于忽略了區(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，甚至還有大量的隱性失業(yè)人口。為此，有必要對各地就業(yè)人口進(jìn)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)人口”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，并謂之為標(biāo)準(zhǔn)就業(yè)人口。計量公式為

其中，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，源于人力資本的性質(zhì)特殊且形成路徑不一。就后者來看，就有教育、培訓(xùn)和“干中學(xué)”等多種重要人力資本投資模式，而培訓(xùn)“干中學(xué)”則缺乏或無法查詢統(tǒng)計資料數(shù)據(jù)。其次，人力資本存量與人力資本效應(yīng)也不具有同一性，區(qū)域人才市場配置能力極大地影響著人才作用的發(fā)揮。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[9]。該方法是將受教育程度劃分為5層級，即文盲、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(jìn)行賦權(quán)以量化區(qū)域人力資本。其賦權(quán)法參考傳統(tǒng)教育序列所規(guī)定的教育年限并作了靈活處理，界定為1年、6年、9年、12年和16年的權(quán)值。區(qū)域人力資本存量計算式為：

其中，Hi,t為省市區(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；H'i,t,λ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)來源與面板數(shù)據(jù)處理

2.1 原始數(shù)據(jù)來源

限于所選指標(biāo)的數(shù)據(jù)可得性和統(tǒng)計口徑的一致性，將研究期確定為1989～2010年，截面為中國大陸30個省級行政區(qū)，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)缺失過多而未納入到實證研究；重慶于1997年設(shè)直轄市，在1989～1996年間數(shù)據(jù)缺失較多，為保持面板的齊整性，相應(yīng)數(shù)據(jù)可參照四川省。相關(guān)數(shù)據(jù)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”，1992～2010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)社會勞動者數(shù)量”，1993～2010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，1989、1991和1992年數(shù)據(jù)缺失，依據(jù)鄰近年份統(tǒng)計數(shù)據(jù)并結(jié)合在校學(xué)生情況，給出估計。

以省級行政區(qū)作為研究單元，難免會因其人口、面積、資本、經(jīng)濟(jì)等方面的規(guī)模差異而使結(jié)論產(chǎn)生偏移。因此，本文將區(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。這樣，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

運用式（3）、式（4）、式（5）及人均指標(biāo)轉(zhuǎn)換法，得到一個30×4×22矩陣。

2.2 面板數(shù)據(jù)處理

前文分析給出了面板數(shù)據(jù)，其截面N為30個省區(qū)市，時間序列長度T為22年，以人均產(chǎn)出為被解釋能量，以人力資本投入、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。對（6）賦予時間屬性和截面特征，則寫成面板模型形式：

根據(jù)對截距項和變量解釋系數(shù)的不同限制，可將面板數(shù)據(jù)模型分為混合型、變截距模型和變系數(shù)模型；變截距模型和變系數(shù)模型又存在個體和時點的區(qū)分。為探索研究期內(nèi)各省市要素投入與產(chǎn)出之間關(guān)系，以及不同時空下的經(jīng)濟(jì)驅(qū)動力結(jié)構(gòu)及其變化特征，本文利用計量經(jīng)濟(jì)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(jì)增長的要素投入種類與時空組合規(guī)律。具體步驟如下：

第一步，估計面板混合回歸模型。混合模型又稱為無個體、亦無時點影響的不變系數(shù)模型，其優(yōu)長在于能描述研究對象的總體特征和趨勢，但隱含的前提假設(shè)是研究對象間及其時間過程中沒有本質(zhì)差別，或者差別小得可以忽略不計。對省際面板進(jìn)行混合回歸，即將所有省市視為一個內(nèi)聚性且穩(wěn)定發(fā)展的經(jīng)濟(jì)區(qū)，探討中國經(jīng)濟(jì)增長的主要驅(qū)動力及其組合方式。輸入面板數(shù)據(jù)，設(shè)定OLS法估計參數(shù)，得到一個混合回歸模型：

其中，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(xiàn)為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(jì)現(xiàn)象都有其時間過程，只是變化的范圍、周期、頻率和強(qiáng)度不等而已。對經(jīng)濟(jì)驅(qū)動力作時點估計，目的是確定真實時間對經(jīng)濟(jì)驅(qū)動力的影響或者說經(jīng)濟(jì)驅(qū)動力在真實時間中的表現(xiàn)，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(jī)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5.4662，其概率值p為0.141）。將估計參量代入（7）得到時點固定效應(yīng)變截距模型式（9）和變系數(shù)模型式（10）：

其中，αt、βt、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代表規(guī)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衡截距項的偏離程度。所擬合的模型有效，主要回歸結(jié)果如表1。

表1 時點面板模型回歸結(jié)果

第三步，估計基于個體的面板模型。經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展普遍存在區(qū)域差異，這與各省區(qū)的地理條件、資源稟賦、發(fā)展階段、市場發(fā)育和文化制度等方面相關(guān)。可見，在某種程度反映著區(qū)域經(jīng)濟(jì)模式及產(chǎn)出水平的投入要素及其區(qū)域組合，也應(yīng)該存在個體差異。為此，有必要進(jìn)一步對區(qū)域要素投入結(jié)構(gòu)開展基于個體的面板模型擬合，探究各省區(qū)的經(jīng)濟(jì)驅(qū)動差異。與時點模型類似，基于個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(jī)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(jìn)行個體固定效應(yīng)變截距和變系數(shù)擬合，將估計參量帶入式（7）分別得到式（11）和式（12）：

其中，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)估計如表2。

表2 個體面板模型回歸結(jié)果

3 模型比較及其經(jīng)濟(jì)意義

3.1 模型的比較

從式（8）、式（9）、式（10）、式（11）、式（12）分析結(jié)果可知，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)度檢驗和總體顯著性檢驗：多重決定系數(shù)R2及其修正值均大于0.97，模型擬合很好；回歸模型的總體顯著性檢驗F值很大，在0.01統(tǒng)計水平上均為顯著；除了式（11）的勞動投入變量，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確擬合面板數(shù)據(jù)，有必要對各模型進(jìn)行比較。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。而對與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，其表達(dá)式為：

其中，S1和S2代表變截距模型和變系數(shù)模型的殘差平方和，即SSE值。計算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?？梢姡瑹o論是時間模型還是個體模型，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 計量驅(qū)動結(jié)構(gòu)總體特征

3.2.1 經(jīng)濟(jì)驅(qū)動結(jié)構(gòu)總體特征

對省際面板數(shù)據(jù)的混合回歸分析、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，其主旨是通過固定一些擾動因素，尋求宏觀經(jīng)濟(jì)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，后二者不過是在時間維度和空間維度對擾動因素作了限定基礎(chǔ)上，對面板數(shù)據(jù)擬合的結(jié)果。三個模型從宏觀層面刻畫出總體生產(chǎn)函數(shù)，為分析經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)驅(qū)動力與主導(dǎo)因素提供了實證依據(jù)：

首先，混合回歸模型（8）以定量的形式，給出了近20年來支撐中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的三個主要驅(qū)動力：強(qiáng)勁的投資、勞動投入、不斷積累的人力資本。一方面，要素投入規(guī)模不斷擴(kuò)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)業(yè)彈性來看，對、和的彈性分別為0.695、0.221、0.772，表示每增加一個單位、和，將增長0.695、0.221、0.772個單位。

其次，變截距模型式（9）和式（11）印證了上述判定。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，這兩個模型在實證時點效應(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：在時點截距模型中，對、和的彈性大致保持在0.705、0.263、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、1.050?？傊?，物質(zhì)資本、勞動力和人力資本在不同年份、不同省區(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 經(jīng)濟(jì)驅(qū)動結(jié)構(gòu)的時序性

經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展無不處在真實時間約束下，時點變系數(shù)模型被證實相對于時點變截距模型更有解釋力，就表明了經(jīng)濟(jì)驅(qū)動結(jié)構(gòu)的時序性。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：（1）回歸系數(shù)αt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(jì)增長中發(fā)揮著主導(dǎo)性穩(wěn)定器作用。（2）回歸系數(shù)βt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，表明勞動投入在區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長中顯著發(fā)揮效用始于1996年止于2005年，這10年證實勞動力區(qū)域間、城鄉(xiāng)間流動轉(zhuǎn)移的加速期。（3）回歸系數(shù)γt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），表明人力資本投入顯著發(fā)揮效用在時間上出現(xiàn)較晚，但是其作用力持續(xù)至今強(qiáng)勁。

綜上所述，可以看出在時間過程中，物質(zhì)資本、勞動力和人力資本三個解釋變量明顯呈現(xiàn)出四種組合形式與發(fā)展階段：1989～1995年為第一階段，主導(dǎo)驅(qū)動力為資本投入，可謂之資本主導(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，可謂之資本、勞動驅(qū)動時期；1998～2005年為第三階段，人力資本三力驅(qū)動時期；2006～2010年為第四階段，勞動投入對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)日趨式微，并為物質(zhì)資本和人力資本所取代，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說來，研究期內(nèi)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長主要源于資本的貢獻(xiàn)，勞動力的貢獻(xiàn)份額極其微弱，并出現(xiàn)向資本、人力資本演進(jìn)的態(tài)勢，這與區(qū)域發(fā)展階段性理論所描述的演進(jìn)規(guī)律相符合[10]。

3.2.3 經(jīng)濟(jì)驅(qū)動結(jié)構(gòu)的區(qū)域性

個體固定效應(yīng)變系數(shù)模型回歸系數(shù)的t統(tǒng)計量的顯著性和Beta值，可供分析各省市區(qū)的具體驅(qū)動特征及貢獻(xiàn)份額，并通過比較和歸并來判斷其驅(qū)動類型，揭示經(jīng)濟(jì)驅(qū)動力的區(qū)域差異。所謂Beta值，又稱為標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)，即對面板數(shù)據(jù)作標(biāo)準(zhǔn)化處理后的回歸參量；而Beta值相對全部Beta值的比重，就是各解釋變量的貢獻(xiàn)份額或貢獻(xiàn)率[11]。相關(guān)Beta值及其貢獻(xiàn)份額見表3。

表3 個體固定效應(yīng)變系數(shù)模型Beta值及要素貢獻(xiàn)率

首先，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(jì)驅(qū)動結(jié)構(gòu)的組成成分。其中，在5%統(tǒng)計檢驗水平上，三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(jìn)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、寧夏等8個省市區(qū)只有一個解釋變量即資本投入顯著，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(jì)驅(qū)動力大致分為三類：資本驅(qū)動型、雙驅(qū)動型、三力驅(qū)動型。其次，對比各省市區(qū)的要素貢獻(xiàn)率，以識別經(jīng)濟(jì)驅(qū)動力的主導(dǎo)因子。其中，資本投入為首要因子，在所有省市區(qū)中均為顯著，且平均貢獻(xiàn)率達(dá)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(xiàn)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(xiàn)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(jìn)行組合，給出經(jīng)濟(jì)驅(qū)動力的區(qū)域類型。其中資本驅(qū)動型細(xì)分為兩個亞型，即資本驅(qū)動亞型Ⅰ和亞型Ⅱ；雙驅(qū)動型細(xì)分為雙驅(qū)動亞型Ⅰ、亞型Ⅱ和亞型Ⅲ；三力驅(qū)動型細(xì)分為三力驅(qū)動亞型Ⅰ和亞型Ⅱ。經(jīng)濟(jì)驅(qū)動力的區(qū)域類型及特征見表4。

表4 經(jīng)濟(jì)驅(qū)動力的類型劃分

4 結(jié)論與啟示

在構(gòu)造計量模型并建立省際面板矩陣基礎(chǔ)上，運用計量經(jīng)濟(jì)軟件Eviews，對混合回歸模型、基于時點和基于個體的變截距與變系數(shù)回歸模型開展擬合與檢驗，目的是從總體層面、時間維度和空間維度探討經(jīng)濟(jì)驅(qū)動力的時空組合及變化規(guī)律。主要結(jié)論與啟示：

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)變截距回歸等三個模型，均通過了擬合優(yōu)度檢驗和總體顯著性檢驗，表明個省市區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長方式具有一定的共性，在固定某些擾動因素前提下其基本驅(qū)動結(jié)構(gòu)是相似的，并以定量方法解釋了近20年來支撐中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長的三個主要驅(qū)動力：強(qiáng)勁的投資、不斷積累的人力資本和有效勞動投入。用Beta值計算混合回歸模型的資本投入、勞動投入和人力資本投入的貢獻(xiàn)率，分別是82.5%、13.4%和4.1%，說明資本投入是中國經(jīng)濟(jì)增長的根本動力，其次是人力資本，而勞動力的作用甚微。

第二，時點變系數(shù)模型能從混合回歸模型、時點變截距模型中優(yōu)選出來，表明中國經(jīng)濟(jì)驅(qū)動結(jié)構(gòu)因受真實時間影響而呈現(xiàn)出階段性特征，并揭示出物質(zhì)資本、勞動力和人力資本三個解釋變量在時間過程中的四種組合形式與發(fā)展階段：1989～1995年為第一階段，其驅(qū)動力為資本投入，即資本主導(dǎo)發(fā)展期；1996～1997年為第二階段，勞動投入為發(fā)展添加了動力，進(jìn)入資本、勞動驅(qū)動期；1998～2005年為第三階段，人力資本投入成為經(jīng)濟(jì)新增長點，進(jìn)入資本、勞動力和人力資本三力驅(qū)動期；2006～2010年為第四階段，勞動投入從經(jīng)濟(jì)驅(qū)動結(jié)構(gòu)中退出，進(jìn)入以資本投入為主、人力資本投入為輔的新驅(qū)動時期?？傮w上，資本投入的貢獻(xiàn)最大且貫穿了整個研究期，勞動力的作用微弱且僅限與1996～2005年的10年間，人力資本效應(yīng)的發(fā)揮晚于勞動力，去也正好驗證了工業(yè)化中期經(jīng)濟(jì)驅(qū)動力必將向資本、人力資本演進(jìn)的一般發(fā)展規(guī)律。

第三，個體變系數(shù)模型能從混合回歸模型、個體變截距模型中優(yōu)選出來，表明經(jīng)濟(jì)驅(qū)動結(jié)構(gòu)不僅具有時序性，更與每個省市區(qū)自身客觀實際尤其是發(fā)展方式及相鄰區(qū)域發(fā)展方式有關(guān)，從而表現(xiàn)出一定的區(qū)域性。利用個體固定效應(yīng)變系數(shù)模型回歸系數(shù)的t統(tǒng)計量的顯著性和Beta值，對各省市區(qū)的具體驅(qū)動特征及貢獻(xiàn)份額進(jìn)行了定量分析和類型化，給出了經(jīng)濟(jì)驅(qū)動力的區(qū)域分異類型劃分：（1）經(jīng)濟(jì)驅(qū)動類型大致涵蓋了3大類和7亞類（2）相似的經(jīng)濟(jì)驅(qū)動類型在區(qū)域分布上呈現(xiàn)出集聚態(tài)勢，最為明顯的是三力驅(qū)動型，集中連片分布在華中、華北地區(qū)，而雙驅(qū)動型分布在東北三省、西南省份和蘇滬，資本驅(qū)動型則分布在東南沿海和西北省份，這與各區(qū)域發(fā)展的實際情況基本吻合。

[1]Belton Fleisher,Haizheng Li,Min Qiang Zhao.Human Capital,Economic Growth,and Regional Inequality in China[J].Journal of Development Economics,2010,92(2).

[2]張先鋒，于亞娟，王紅.中國區(qū)域全要素生產(chǎn)率的一項因素分析[J].經(jīng)濟(jì)地理，2010，30（12）.

[3]吳培冠，黃敏.人力資本與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系綜論[J].湖南師范大學(xué)社會科學(xué)學(xué)報，2009,（5）.

[4]Romer.Endogenous Technological Change[J].Journal of Political Economy,1990,(98).

[5]王軍，楊惠馨.2006～2008年中國省際高技術(shù)產(chǎn)業(yè)效率實證研究[J].統(tǒng)計研究，2010，27(12).

[6]季民河，武占云，蘇海龍等.中國經(jīng)濟(jì)增長與制度變遷的空間面板數(shù)據(jù)分析[J].地域研究與開發(fā)，2011，30（6）.

[7]張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質(zhì)資本存量估算：1952～2000[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004,（10）.

[8]李治國，唐國興.資本形成路徑與資本存量調(diào)整模型——基于中國轉(zhuǎn)型時期的分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2003,（2）.

[9]廖翼，唐玉鳳.人力資本對湖南經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的實證研究[J].經(jīng)濟(jì)地理，2012，32（1）.

[10]揭水利，陳恩.西方經(jīng)濟(jì)增長與發(fā)展理論視角下我國經(jīng)濟(jì)的戰(zhàn)略決策[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2010,（1）.

[11]J.Chapman McGrew,Jr.An Introduction to Statistical Problem Solving in Geography(2ndEdition)[M].Long Grove:Waveland Press,Inc,2009.