市場化進(jìn)程與中國經(jīng)濟(jì)的不平衡增長
——基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的分析

張建清 劉家君 魏 偉

市場化進(jìn)程與中國經(jīng)濟(jì)的不平衡增長
——基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的分析

張建清 劉家君 魏 偉

在新增長回歸框架下,將定量化的市場化進(jìn)程因素引入Barro回歸,利用Arellano和Bond等提倡的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)方法估計(jì)考察市場化進(jìn)程對(duì)中國經(jīng)濟(jì)不平衡增長的影響。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)市場化進(jìn)程對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有著顯著影響,同時(shí)地區(qū)間市場化水平的差異會(huì)加劇地區(qū)間發(fā)展不平衡。其政策性含義是,深化以市場化進(jìn)程為代表的改革不僅是中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的動(dòng)力,也是中國縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的有效途徑。

市場化進(jìn)程;經(jīng)濟(jì)增長;地區(qū)差異;Sys-GMM估計(jì)

一、引 言

改革開放30年以來,中國經(jīng)濟(jì)保持了年均9%以上的增長率,創(chuàng)造了世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展史中的一個(gè)奇跡。中國經(jīng)濟(jì)如何在保持快速增長的同時(shí),縮小地區(qū)間發(fā)展不平衡是實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的必要條件。

市場化進(jìn)程在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展中有著巨大作用,同時(shí)不同區(qū)域的市場化進(jìn)程速度和深度也不盡相同,這種非同步性會(huì)引起經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的不平衡。因此,該研究將從市場化進(jìn)程這一發(fā)展的重要源動(dòng)力入手,考察市場化進(jìn)程對(duì)于中國經(jīng)濟(jì)增長的影響,思考其在中國地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長差異中所扮演的角色。具體將在對(duì)1981-2011年中國各地區(qū)市場化進(jìn)程進(jìn)行合理測(cè)量的基礎(chǔ)上,使用新增長理論分析框架,運(yùn)用動(dòng)態(tài)Panel Data分析方法以得到較為可靠的實(shí)證分析結(jié)果。

在市場經(jīng)濟(jì)中市場對(duì)社會(huì)資源的配置起基礎(chǔ)性作用。諾斯(1994)指出,市場化改革是使資源配置從計(jì)劃調(diào)節(jié)轉(zhuǎn)變?yōu)槭袌稣{(diào)節(jié),是一種能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的制度變遷。世界銀行在1996年度的發(fā)展報(bào)告《從計(jì)劃到市場》中,利用1989-1994年間26個(gè)東歐、前蘇聯(lián)和蒙古等國數(shù)據(jù)所得到的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)自由化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有正的顯著影響(世界銀行,1996)。中國作為漸進(jìn)式改革的典范,為研究市場化進(jìn)程與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系提供了很好的樣本。

市場化進(jìn)程的測(cè)度是一項(xiàng)非常復(fù)雜困難的工作,主要需要解決兩個(gè)問題:一是市場化的準(zhǔn)確定義;二是實(shí)際測(cè)量框架的構(gòu)建和資料的獲取。20世紀(jì)90年代以來,多家國外研究機(jī)構(gòu)對(duì)全球范圍內(nèi)不同國家和地區(qū)的市場化程度進(jìn)行了實(shí)證評(píng)估,其中美國的Heritage Foundation和加拿大的Fraser Institute的工作最具影響力,前者認(rèn)為市場化進(jìn)程就是“對(duì)于政府在生產(chǎn)、分配、消費(fèi)等方面管制的消除”,后者則認(rèn)為應(yīng)是“個(gè)人選擇、私有財(cái)產(chǎn)保護(hù)以及交換的自由”。

關(guān)于中國國內(nèi)市場化進(jìn)程度量的文獻(xiàn)資料并不多,盧中原,胡鞍鋼(1993)在利用市場化指數(shù)度量我國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行機(jī)制的市場化程度方面進(jìn)行了創(chuàng)造性的工作,從投資、價(jià)格、工業(yè)生產(chǎn)和商業(yè)四個(gè)方面來編制市場化指數(shù)。陳宗勝(1998,1999)等則從更廣的范圍內(nèi)對(duì)市場化程度進(jìn)行了測(cè)量。樊綱和王小魯?shù)?2003)選取五個(gè)方面25項(xiàng)指標(biāo),通過主成分分析方法,構(gòu)建了1999、2000兩年中國省際市場化指數(shù),在此基礎(chǔ)上分析了各地區(qū)市場化進(jìn)程的差異。

近年有了一些對(duì)市場化進(jìn)程在中國經(jīng)濟(jì)增長和地區(qū)發(fā)展不平衡中的作用進(jìn)行定量分析的文獻(xiàn),如蔡昉、都陽、樊綱、王小魯?shù)取?/p>

縱覽已有文獻(xiàn),對(duì)于市場化進(jìn)程在經(jīng)濟(jì)增長和地區(qū)發(fā)展差異中的作用已有共識(shí),只是多使用較為簡單的相關(guān)分析方法,缺乏經(jīng)濟(jì)增長模型的支撐,而且對(duì)于市場化進(jìn)程的度量存在不同做法。本文將在新增長回歸框架下,采用Bond和Hoeffler(2001)提出的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)方法估計(jì)市場化進(jìn)程在中國經(jīng)濟(jì)不平衡增長中發(fā)揮的影響,實(shí)證分析以解決兩個(gè)主要問題:一是在較長時(shí)期內(nèi),如何對(duì)省際市場化進(jìn)程進(jìn)行動(dòng)態(tài)量化;二是選擇何種估計(jì)方法來處理面板數(shù)據(jù),以解決異質(zhì)性、內(nèi)生變量等問題。

二、模型設(shè)定與估計(jì)方法

源于Ramsey模型的Solow及擴(kuò)展Solow模型,構(gòu)建起經(jīng)濟(jì)增長理論的經(jīng)典框架,此后關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長以及區(qū)域間經(jīng)濟(jì)增長差異的研究多數(shù)是在上述框架下進(jìn)行的。Baurmol(1986)的研究成果是關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長和趨同問題研究的經(jīng)典文獻(xiàn)。Barro(1991)和M-R-W(1992)分別構(gòu)建了一個(gè)人均產(chǎn)出與初期人均產(chǎn)出、儲(chǔ)蓄率、人口增長率、折舊率、人力資本等結(jié)構(gòu)因素相關(guān)的的多元線性截面回歸方程,由于Barro的杰出貢獻(xiàn),截面回歸分析方法也被稱之為“Barro回歸”。此后,很多學(xué)者在此基礎(chǔ)之上進(jìn)行了拓展,主要是引入其他一個(gè)或數(shù)個(gè)影響經(jīng)濟(jì)增長的解釋變量。截面回歸方程一般表達(dá)形式為:

其中yi,t-T表示第i個(gè)經(jīng)濟(jì)體在t時(shí)刻的人均產(chǎn)出,1/T[ln(yi,t)-ln(yi,i,t-T)]表示T時(shí)期內(nèi)的人均產(chǎn)出增長率,Wi,t表示擴(kuò)展Solow模型中影響經(jīng)濟(jì)增長穩(wěn)定狀態(tài)的因素,Zi,t表示其他一些影響經(jīng)濟(jì)增長的解釋變量,截距項(xiàng)α0包括各經(jīng)濟(jì)體所特有的因素,如一國的技術(shù)水平、自然稟賦、氣候、經(jīng)濟(jì)體制等。

以往中國很多學(xué)者在對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長差異進(jìn)行分析時(shí),主要也利用截面回歸分析方法,如蔡昉、都陽(2000)和沈坤榮、馬俊(2002)等。但截面回歸方法的主要存在兩個(gè)問題:第一,各經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中結(jié)構(gòu)特征的異質(zhì)性問題,而截面回歸不能對(duì)反映不同經(jīng)濟(jì)體特質(zhì)的變量(如地區(qū)稟賦、氣候、制度等因素)進(jìn)行有效控制;第二,解釋變量的內(nèi)生性問題。在動(dòng)態(tài)回歸方程中,至少可以肯定解釋向量中的那些“流量”(flow)變量,如投資率、人口增長率等,是內(nèi)生解釋變量,直接利用最小二乘法估計(jì)得到的估計(jì)結(jié)果是有偏的(Caselli et al.1996)。

為了解決截面回歸中所存在的一系列問題,Barro和Lee(1994)、Islam(1995)和Caselli et al. (1996)等引入面板數(shù)據(jù)方法。方程(1)在面板數(shù)據(jù)的環(huán)境下可寫為:

截面回歸中的常數(shù)項(xiàng)被分解為ηi和Tt。ηi反映個(gè)體特征Tt刻畫一些隨時(shí)間變化的因素。對(duì)于不易觀測(cè)的異質(zhì)性問題,面板數(shù)據(jù)通過差分或取變量與均值離差的方式可以去除回歸方程中的某個(gè)常數(shù)項(xiàng),這樣可以處理各國期初異質(zhì)性變量ηi的參數(shù)估計(jì)問題(約翰斯頓和迪納爾多,2002中譯本)。

對(duì)于內(nèi)生變量問題,在對(duì)(2)進(jìn)行一階差分之后,通過利用二階或多階滯后項(xiàng)作為某些內(nèi)生性解釋變量的工具變量,可以獲得一致估計(jì),這就是所謂的一階差分矩估計(jì)法(Dif-GMM)(Arellano和Bond, 1991)。不過,Bond等(2001)進(jìn)一步指出,當(dāng)變量具有高度持續(xù)性(persistent),而且時(shí)間序列較短時(shí),一階差分矩估計(jì)法會(huì)遇到大樣本環(huán)境下也存在的弱工具變量問題,導(dǎo)致有限樣本估計(jì)偏誤的出現(xiàn)。而在研究經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)回歸模型中,恰恰存在上述情況:一是產(chǎn)出水平通常具有持續(xù)相關(guān)性;二是面板回歸中通常會(huì)取4或5年作為一個(gè)時(shí)間段,利用該時(shí)段各變量的均值進(jìn)行回歸分析(Islam,1995等),這樣會(huì)導(dǎo)致時(shí)間序列的觀測(cè)值減少。為解決這一問題,他們認(rèn)為可以利用Arellano和Bover(1995)提出的系統(tǒng)矩估計(jì)法(Sys-GMM),將會(huì)得到更為有效的估計(jì)結(jié)果。本文將按照研究經(jīng)濟(jì)增長的經(jīng)典框架,利用公式(2),選擇上述合適的估計(jì)方法對(duì)市場化進(jìn)程在中國經(jīng)濟(jì)不平衡增長中的作用進(jìn)行分析。

三、數(shù)據(jù)的選擇與說明

本文所使用數(shù)據(jù)基本來自于《新中國五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》,個(gè)別數(shù)據(jù)參考有關(guān)省份的統(tǒng)計(jì)年鑒,為了保持?jǐn)?shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑的一致性,1998年及以前的數(shù)據(jù)來自于《新中國五十年統(tǒng)計(jì)資料》,1999年及以后的數(shù)據(jù)來自于相應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和相關(guān)省份的統(tǒng)計(jì)年鑒。

樣本數(shù)據(jù)時(shí)間跨度為1981-2011年,參照經(jīng)濟(jì)增長動(dòng)態(tài)研究的一般做法(Islam,1995,Casellietal, 1996),同時(shí)考慮到樣本的個(gè)體規(guī)模,我們將30年劃分為6個(gè)區(qū)間,即1981-1986年,1986-1991年, 1991-1996年,1996-2001年,2001-2006,2006-2011年。樣本的截面單位為除去西藏、重慶的其他29個(gè)省、市、自治區(qū)。

本文要處理的一個(gè)關(guān)鍵是如何對(duì)中國市場化進(jìn)程進(jìn)行量化。所謂市場化是指我國改革開放以后從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)逐步向市場經(jīng)濟(jì)過渡的體制改革過程,包括經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、法律乃至政治等多方面的一系列改革,對(duì)其進(jìn)行準(zhǔn)確測(cè)量是一項(xiàng)非常復(fù)雜的工作。筆者在此對(duì)以往采用的測(cè)量方法進(jìn)行一些修訂,以獲得一個(gè)能較合理的動(dòng)態(tài)反映近30年來各地區(qū)市場化進(jìn)程差異的指標(biāo)體系;選擇利用非國有經(jīng)濟(jì)比重變化指標(biāo)來代替市場化進(jìn)程。由于單一指標(biāo)不能全面反映非國有經(jīng)濟(jì)在地區(qū)經(jīng)濟(jì)中所占比重,故選取了三個(gè)指標(biāo)進(jìn)行加權(quán)衡量:(1)非國有經(jīng)濟(jì)在全部工業(yè)總產(chǎn)值中的比重;(2)非國有經(jīng)濟(jì)在全社會(huì)固定資產(chǎn)總投資中的比重;(3)非國有經(jīng)濟(jì)就業(yè)人口占總就業(yè)人口比重。與樊綱等(2003)不同,筆者最后并未將加權(quán)后的非國有工業(yè)比重進(jìn)行指數(shù)化處理,以便與增長回歸方程中的資本、人力資源等變量的表現(xiàn)形式一致,具體的計(jì)算方法在此不贅。

對(duì)外開放程度F的測(cè)量,以進(jìn)出口額占GDP比重和實(shí)際利用外國直接投資額占GDP比重來衡量各地區(qū)不同的對(duì)外開放程度,同樣利用主成分分析法得到兩個(gè)方面的方差貢獻(xiàn)率,最終得到對(duì)外開放程度的加權(quán)衡量結(jié)果。

其它變量說明如下:人均產(chǎn)出(y),“五十年統(tǒng)計(jì)資料”匯編中給出了各地區(qū)生產(chǎn)總值以1952年不變價(jià)的1952-1998年實(shí)際增長指數(shù),1999-2012年年鑒給出了各地區(qū)生產(chǎn)總值以前一年為不變價(jià)格的實(shí)際增長指數(shù),再加上1998年各地區(qū)生產(chǎn)總值和各地區(qū)年末人口,可以得到以1998年價(jià)格衡量的各地區(qū)實(shí)際人均GDP,由于整個(gè)時(shí)間區(qū)間分為6個(gè)時(shí)間段,最終利用的是1981,1986,1991,1996,2001,2006年的人均產(chǎn)出。人均實(shí)際產(chǎn)出增長率:是各個(gè)時(shí)間段期末人均產(chǎn)出與期初人均產(chǎn)出之差再除以5。Sk為物質(zhì)資本的投資率,用各年全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額與GDP之比表示。人力資本存量Sh,以各地區(qū)在校大學(xué)生人數(shù)與總?cè)丝谥缺硎?。n為各時(shí)間段內(nèi)人口的年平均增長率,折舊率和技術(shù)進(jìn)步率之和g +δ按照一般經(jīng)驗(yàn)性做法取0.05?；A(chǔ)設(shè)施I,用每平方公里的公路里程數(shù)表示。Sk、Sh、n+g+δ、I均取5年平均值。

四、實(shí)證分析結(jié)果

利用Stata12.0對(duì)公式(2)進(jìn)行估計(jì),重點(diǎn)關(guān)注市場化進(jìn)程變量。表1報(bào)告了不同估計(jì)方法的估計(jì)系數(shù)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。在GMM估計(jì)中,以往經(jīng)常被忽視的一個(gè)問題是工具變量個(gè)數(shù)過多問題。在進(jìn)行GMM估計(jì)時(shí),特別注意工具變量個(gè)數(shù)的選擇,將應(yīng)用Roodman規(guī)則優(yōu)化工具變量及其個(gè)數(shù)選擇,估計(jì)結(jié)果如表1所示。

(1)-(2)列是利用混合最小二乘回歸分別對(duì)擴(kuò)展索羅模型和本文模型的估計(jì)結(jié)果,可以看出擴(kuò)展索羅模型非常不理想,而引入基礎(chǔ)設(shè)施、對(duì)外開放度和市場化進(jìn)程因素后,估計(jì)結(jié)果變得較為理想,R2-adjusted由0.187提高到0.431,說明在擴(kuò)展索羅模型基礎(chǔ)上引入上述新的變量有助于提高方程的解釋力,在后面幾列的估計(jì)中就直接引入上述變量。(3)列是固定效應(yīng)估計(jì),比較前(2)、(3)列的估計(jì)結(jié)果,各變量的符號(hào)符合理論經(jīng)驗(yàn),除了基礎(chǔ)設(shè)施變量外,都在1%置信水平上顯著,市場化進(jìn)程和對(duì)外開放變量對(duì)人均產(chǎn)出增長率有著顯著影響,而在滯后因變量系數(shù)估計(jì)值上有著明顯差異,原因在于截面回歸中無法考慮到個(gè)體效應(yīng),POLS估計(jì)方法會(huì)使滯后因變量的系數(shù)β的估計(jì)值向上偏誤(Hsiao,1996),而在FE估計(jì)中,由于變形后的滯后因變量和誤差項(xiàng)之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系,會(huì)使得β估計(jì)值向下偏誤(Nickell,1981)。

表1 經(jīng)濟(jì)增長回歸結(jié)果(被解釋變量:[ln(yt)-log(yt-1)]/5)

(4)-(7)分別報(bào)告了不同GMM估計(jì)的結(jié)果,總體而言,Dif-GMM和Sys-GMM估計(jì)結(jié)果之間有著較大差異,而選擇一步估計(jì)還是二步估計(jì)對(duì)估計(jì)系數(shù)的影響并不明顯。Blundell and Bond(1998), Blundell,Bond and Windmeijer(2000)指出,雖然二步估計(jì)量在理論上更加有效,但由于二步估計(jì)中使用的權(quán)重矩陣是在一步估計(jì)系數(shù)基礎(chǔ)上得到的,會(huì)使二步估計(jì)量的漸進(jìn)分布近似性不夠可靠,因而大多數(shù)文獻(xiàn)中會(huì)選取一步估計(jì)量進(jìn)行分析。

比較(4)和(6)列的估計(jì)系數(shù),可以看出差異較大:(4)中滯后因變量估計(jì)系數(shù)較大,物質(zhì)資本貢獻(xiàn)率較小,人力資本貢獻(xiàn)率非常顯著,(6)中物質(zhì)資本貢獻(xiàn)率較大,而人力資本因素則不顯著,基礎(chǔ)設(shè)施因素在(6)中不顯著,在(4)中則較顯著,(4)中的市場化進(jìn)程和對(duì)外開放因素的貢獻(xiàn)率遠(yuǎn)高于(6)中的相應(yīng)水平。如何對(duì)兩列結(jié)果進(jìn)行選擇就涉及到一階差分矩法估計(jì)和系統(tǒng)矩法估計(jì)的比較,Bond(2001)指出了一種判斷GMM估計(jì)是否有效的簡單方法:滯后因變量系數(shù)β的一致估計(jì)量應(yīng)該位于POLS和FE估計(jì)量之間。根據(jù)(2)和(3)對(duì)滯后因變量系數(shù)的估計(jì)結(jié)果,可以認(rèn)為合理的滯后因變量系數(shù)應(yīng)該位于(-0.069,-0.037)區(qū)間內(nèi)?？梢钥闯?Dif-GMM的估計(jì)值超出了這一范圍,而Sys-GMM的估計(jì)值恰好位于這一區(qū)間內(nèi),說明在本文的動(dòng)態(tài)面板模型中,Sys-GMM估計(jì)量是更優(yōu)的一致估計(jì)量。

下文根據(jù)one-step Sys-GMM的估計(jì)系數(shù)進(jìn)行分析。該估計(jì)的Sargan檢驗(yàn)和Dif-Sargan檢驗(yàn)結(jié)果證明工具變量不存在過度識(shí)別,各個(gè)工具變量都是有效的。Arellano和Bond(1991)提出一階差分后的擾動(dòng)項(xiàng)如果在95%水平上不存在一階序列自相關(guān)時(shí),AR(2)值應(yīng)在(-1.96,1.96)區(qū)域內(nèi),這里的AR(2)檢驗(yàn)值為2.25,擾動(dòng)項(xiàng)應(yīng)該存在一定程度的序列自相關(guān),不過由于偏離值較小,不做進(jìn)一步的修正。從各變量的系數(shù)大小來看,物質(zhì)資本對(duì)于人均產(chǎn)出增長的貢獻(xiàn)最大,資本積累率的系數(shù)達(dá)到0.067,根據(jù)這一系數(shù)可以計(jì)算人均產(chǎn)出中的資本份額約為0.55,比一般理論認(rèn)為的33%要高,這表明我國近20年來經(jīng)濟(jì)增長中對(duì)于資本投入的依賴過大,主要是一種投資拉動(dòng)型增長。人力資本系數(shù)并不顯著,關(guān)于人力資本在經(jīng)濟(jì)增長中作用的研究一般也是在“Barro回歸”框架下進(jìn)行的,但在估計(jì)結(jié)果上分歧較多,M-R-W(1991)、Acemoglu和Angrist(2000)等的結(jié)果表明人力資本對(duì)產(chǎn)出有著積極作用,而Islam(1995)、Bils和Klenow(2000)等的結(jié)果卻表明人力資本對(duì)產(chǎn)出的影響并不顯著甚至出現(xiàn)了負(fù)效應(yīng),相應(yīng)地在實(shí)證方法上引起了許多爭議?；A(chǔ)設(shè)施的估計(jì)結(jié)果并不顯著,原因可能是以公路為代表的基礎(chǔ)設(shè)施具有很強(qiáng)的外溢性,不僅服務(wù)于本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展,對(duì)于整個(gè)經(jīng)濟(jì)體系的發(fā)展都有著顯著效應(yīng)。對(duì)外開放因素對(duì)人均產(chǎn)出增長率的貢獻(xiàn)值非常顯著,這進(jìn)一步驗(yàn)證了對(duì)外開放政策在我國經(jīng)濟(jì)增長中確實(shí)發(fā)揮了積極的作用。

本研究最為關(guān)注的市場化進(jìn)程因素的系數(shù)符號(hào)與理論經(jīng)驗(yàn)相符,t檢驗(yàn)顯著,可以看出市場化進(jìn)程確實(shí)在中國經(jīng)濟(jì)增長中發(fā)揮了積極作用。從對(duì)人均GDP增長的貢獻(xiàn)率來看,市場化進(jìn)程的貢獻(xiàn)率(0. 031)要大于對(duì)外開放進(jìn)程的貢獻(xiàn)率(0.017)而小于物質(zhì)資本的貢獻(xiàn)率(0.067),這一順序與一般的經(jīng)驗(yàn)性結(jié)論相一致,即資本投資是以往經(jīng)濟(jì)增長的主要拉動(dòng)力。那么為了縮小地區(qū)間經(jīng)濟(jì)差異是否應(yīng)該主要通過對(duì)落后地區(qū)加大物質(zhì)投資來進(jìn)行呢?誠然通過政府投資、直接補(bǔ)貼和轉(zhuǎn)移支付可以緩解一時(shí)的地區(qū)間收入差距,但無法從根本上解決問題。如果通過傾斜性投資政策可以從根本上解決地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距,那就無法解釋改革開放之前中西部地區(qū)得到了政府大量投資卻并未縮小與東部地區(qū)發(fā)展差距這一事實(shí)較大(林毅夫、劉培林,2003)。筆者認(rèn)為,如果沒有運(yùn)作良好的經(jīng)濟(jì)機(jī)制,單純的投資無法促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展,只有讓市場機(jī)制在資源配置中發(fā)揮主導(dǎo)作用,才能有效地將投資轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力。當(dāng)然要說明的是,市場經(jīng)濟(jì)體制的發(fā)展與完善并不是要完全排斥國有經(jīng)濟(jì),在完善的市場機(jī)制中,國有經(jīng)濟(jì)同樣可以作為市場主體參與競爭,發(fā)揮積極作用。

市場化進(jìn)程在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中有何作用?按照東部、中部和西部將上述29個(gè)省級(jí)個(gè)體單位劃分為三大區(qū)域:東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南,中部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南,西部包括內(nèi)蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧海、新疆。我國東部地區(qū)由于歷史、區(qū)位等因素,具有較高的市場化程度稟賦,在改革開放初期,東部的市場化程度就要高于中部和西部,而且隨著改革的持續(xù),東部與中西部的市場化進(jìn)程差距在不斷擴(kuò)大,如表2所示:

表2 各地區(qū)市場化進(jìn)程平均水平值

按照三大區(qū)域分類將已有數(shù)據(jù)分成三組,同樣利用公式(2)進(jìn)行動(dòng)態(tài)面板回歸分析,但在估計(jì)方法上直接使用Dif-GMM方法,因?yàn)榇藭r(shí)每組個(gè)體個(gè)數(shù)減少,Sys-GMM估計(jì)的必要性降低,表3直接報(bào)告了主要系數(shù)的估計(jì)結(jié)果。

表3 各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長回歸估計(jì)的主要系數(shù)

該表給出了一些很有意思的結(jié)果,從投資貢獻(xiàn)率來看,東部地區(qū)對(duì)投資的依賴性相對(duì)最小,而中部和西部則依次增加。對(duì)外開放程度在東部地區(qū)增長中的貢獻(xiàn)率高于其在中部和西部的表現(xiàn),這與一般的經(jīng)驗(yàn)性分析相一致。市場化進(jìn)程要素的表現(xiàn)值得關(guān)注,市場化進(jìn)程要素對(duì)中部人均GDP增長率的貢獻(xiàn)率(0.108)比東部地區(qū)相應(yīng)數(shù)據(jù)(0.083)要高,筆者認(rèn)為與表2中東部地區(qū)平均市場化水平高于西部地區(qū)的事實(shí)并不矛盾,雖然中部地區(qū)的市場化水平要低于東部地區(qū),但作為其自身而言,市場化進(jìn)程對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用是非常顯著的。如果沒有市場化進(jìn)程的深入,中部地區(qū)發(fā)展相對(duì)落后的狀況會(huì)更為嚴(yán)重。與此相對(duì)的是西部地區(qū),其市場化進(jìn)程不僅絕對(duì)水平低,而且在經(jīng)濟(jì)增長中的作用也相對(duì)較弱。

由上述分析可知,投資仍是中國以往經(jīng)濟(jì)增長和各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的最主要因素。市場化進(jìn)程對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長也有著非常顯著的拉動(dòng)作用,市場化改革從根本上改變了過去實(shí)行計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制造成的市場扭曲、經(jīng)濟(jì)缺乏活力等問題。而且市場化進(jìn)程是投資回報(bào)率的重要決定因素,各地區(qū)市場化進(jìn)程的不同會(huì)影響到各地區(qū)對(duì)投資的吸引力,同時(shí)這一過程具有自我強(qiáng)化效應(yīng),越是市場化程度高的地區(qū)越能吸引到投資,投資主體也更加多元化,而這反過來也會(huì)促使市場化進(jìn)程不斷深化,從而擴(kuò)大了地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異。

五、結(jié) 論

本研究利用中國1981-2011年分省面板數(shù)據(jù),利用廣義矩法估計(jì)衡量了市場化進(jìn)程對(duì)經(jīng)濟(jì)增長以及地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異的影響。估計(jì)結(jié)果基本上穩(wěn)健可靠,主要結(jié)論包括:

1.市場化進(jìn)程是一個(gè)復(fù)雜的制度變量,要在較長時(shí)間段內(nèi)對(duì)其進(jìn)行動(dòng)態(tài)測(cè)量非常困難,筆者嘗試?yán)梅菄薪?jīng)濟(jì)比重代替市場化進(jìn)程,能夠近似地反映各地市場化進(jìn)程的發(fā)展情況。

2.基于中國省際1981-2011年面板數(shù)據(jù)的分析表明,市場化進(jìn)程對(duì)人均GDP的增長率確實(shí)有顯著貢獻(xiàn),以非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展為代表的企業(yè)市場化改革從根本上改變了我國過去實(shí)行計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制造成的市場扭曲、經(jīng)濟(jì)缺乏活力等問題,促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。投資仍是以往經(jīng)濟(jì)增長的最主要拉動(dòng)力,同時(shí)市場化進(jìn)程對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)率要大于對(duì)外開放因素的貢獻(xiàn)率。

3.東部和中西部之間在市場化進(jìn)程上的非同步性是造成地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長差異的重要因素。這種非同步性既來自于歷史的沉淀,也與改革開放后中央政府實(shí)施的支持東部沿海地區(qū)優(yōu)先發(fā)展的非均衡發(fā)展策略有關(guān)。這一戰(zhàn)略給予了東部地區(qū)更多的寬松政策和改革機(jī)遇。因而要縮小地區(qū)差距,除了政府加大對(duì)中西部地區(qū)的投資和轉(zhuǎn)移支付外,更應(yīng)該通過實(shí)施有效的制度創(chuàng)新和改革措施改善中西部地區(qū)投資環(huán)境,在吸引外來資本的同時(shí),鼓勵(lì)中西部地區(qū)民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展,完善經(jīng)濟(jì)內(nèi)在增長機(jī)制。此即實(shí)現(xiàn)地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長趨同的有效途徑。

[1] 蔡 昉、都 陽(2000).中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的趨同與差異——對(duì)西部開發(fā)戰(zhàn)略的啟示.經(jīng)濟(jì)研究,10.

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[4] 李玲玲:我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變測(cè)評(píng)指標(biāo)體系構(gòu)建及初步測(cè)評(píng).中國工業(yè)經(jīng)濟(jì),4.

[5] 劉瑞明(2011).所有制結(jié)構(gòu)、增長差異與地區(qū)差距:歷史因素影響了增長軌跡嗎?經(jīng)濟(jì)研究,2.

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■責(zé)任編輯:劉金波

Marketization and Imbalance Growth in China——Based on Dynamic Panel Data Model

Zhang Jianqing(Professor,Wuhan University)
Liu Jiajun(Doctoral Candidate,Wuhan University)
Wei Wei(Lecturer,Central China Normal University)

Based on the new growth model,this paper introduces quantitative marketization into Barro regression,then uses dynamic panel data approach proposed by Arellano and Bond to consider the effect of the course of marketization on imbalanced economic growth in China.Our result revealed that marketization has significant influence on China’s economic growth,while the difference in level of marketization among regions can intensify inequality in development.We suggest that to further the reform is not only the motivation for continuous economic growth in China,but also the effective method to narrow regional inequality.

marketization;imbalanced economic growth;Sys-GMM estimation

張建清,武漢大學(xué)中國中部發(fā)展研究院、武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究中心教授、博士生導(dǎo)師。湖北武漢430072。Email:jqzhang@whu.edu.cn。

教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目(2009JJD79003);國家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目(71303088);教授部人文社科青年項(xiàng)目(13YJC790157)

劉家君,武漢大學(xué)中國中部發(fā)展研究院博士生。

魏 偉,華中師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院講師,博士。