產(chǎn)權(quán)制度空間溢出性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響研究

產(chǎn)權(quán)制度空間溢出性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響研究

在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究中，空間思維和空間數(shù)據(jù)分析方法被用來(lái)提出了許多有趣的研究成果（areu等人，2004）。這是因?yàn)榭臻g數(shù)據(jù)分析方法不僅有助于為增長(zhǎng)理論尋求新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù),而且促使經(jīng)濟(jì)學(xué)家從新的視角思考增長(zhǎng)問(wèn)題。一、空間異質(zhì)性與收斂速度空間計(jì)量的文獻(xiàn)主要集中于收斂性研究以及空間溢出和空間集聚。瑞希等(Rey,1998)首次運(yùn)用空間數(shù)據(jù)分析方法研究美國(guó)各州1929-1994年人均收入的收斂性。羅或(Lall,2001)在空間固定效應(yīng)模型基礎(chǔ)上引入了代表商業(yè)周期的時(shí)間虛擬變量以及反映空間異質(zhì)性的區(qū)域虛擬變量對(duì)1969—1995年美國(guó)各州的收斂性進(jìn)行研究。結(jié)果表明,收斂速度受到空間異質(zhì)性和相鄰地區(qū)人力資本的影響。博蒙特等(Baumont,2003)首先運(yùn)用探索性空間數(shù)據(jù)表明了在1980~1995年間歐共體存在南北兩種不同的空間俱樂(lè)部收斂效應(yīng)本文研究的思路為產(chǎn)權(quán)制度是否存在空間溢出性?區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率是否存在著空間溢出效應(yīng)?如果是存在這種溢出性效應(yīng),如何來(lái)檢驗(yàn)并選擇適當(dāng)?shù)哪Ｐ蛠?lái)解釋這個(gè)效應(yīng)?既然產(chǎn)權(quán)制度和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都是存在溢出性,那么采用什么樣的模型表達(dá)包含制度溢出性的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間溢出模型?對(duì)于這種的空間溢出性尤其是制度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)溢出性是否穩(wěn)健?二、普遍資本的投資本文選取的樣本是1994年到2008年的28個(gè)省際數(shù)據(jù)(由于數(shù)據(jù)缺失和統(tǒng)計(jì)口徑不一,數(shù)據(jù)沒(méi)有包括四川、重慶、西藏和臺(tái)灣)。其中,fdte來(lái)表示財(cái)政分權(quán)度,是用人均預(yù)算內(nèi)外收入占人均總收入比重。fdi表示的外商直接投資,open表示的是對(duì)外開(kāi)放度,用省的進(jìn)出口貿(mào)易額占該省的GDP來(lái)表示,ph表示的是人均人力資本的增長(zhǎng)率,用省的科教文衛(wèi)的支出表示人力資本的投資除以該省的勞動(dòng)人口并求其增長(zhǎng)率,其中科教文衛(wèi)的投資用固定資產(chǎn)平減指數(shù)平減。pk為各地區(qū)固定人均資本形成總額增長(zhǎng)率,1994-2008實(shí)際固定人均資本形成總額采用各省固定人均資本形成總額指數(shù)進(jìn)行折算。glmd表示的是每個(gè)省的公路里程數(shù)。gov表示的是每個(gè)省的政府財(cái)政支出占該省GDP的比重。y本文數(shù)據(jù)主要來(lái)源如下:1993-2004年重新修訂的各省GDP、GDP指數(shù)、人均GDP、人均GDP指數(shù)、固定資本形成總額來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算司編的《中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料:1952-2004》,2005-2008年相應(yīng)數(shù)據(jù)來(lái)自年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒;預(yù)算外資金來(lái)自各年的中國(guó)財(cái)政年鑒,財(cái)政總收入數(shù)據(jù)1994-2004年來(lái)自財(cái)政部預(yù)算司編《地方財(cái)政統(tǒng)計(jì)分析資料2004》,2005-2008年年數(shù)據(jù)來(lái)自李萍主編《中國(guó)政府間財(cái)政關(guān)系圖解》等和統(tǒng)計(jì)年鑒;地方稅收和全部稅收數(shù)據(jù)來(lái)自各年稅務(wù)年鑒和國(guó)家稅務(wù)總局計(jì)劃統(tǒng)計(jì)司編的《簡(jiǎn)明稅收統(tǒng)計(jì)資料》2004年版,地方文教科衛(wèi)支出來(lái)自各年財(cái)政年鑒和統(tǒng)計(jì)年鑒,全社會(huì)從業(yè)人員來(lái)自各年的統(tǒng)計(jì)年鑒,其中部分?jǐn)?shù)據(jù)來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)、中宏數(shù)據(jù)庫(kù)、國(guó)研網(wǎng)和中國(guó)資訊行數(shù)據(jù)庫(kù),在此一并致謝。非國(guó)有工業(yè)總產(chǎn)值占全部工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值比重?cái)?shù)據(jù)來(lái)自劉小勇和李真(2008)。三、示范分析(一)空間滯后模型的空間運(yùn)行檢驗(yàn)我們首先來(lái)看產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度在空間上是否存在溢出性?由于計(jì)量結(jié)果與計(jì)量模型的選擇是很大的關(guān)系,為了能得到一個(gè)穩(wěn)健的計(jì)量結(jié)果,本文運(yùn)用四個(gè)模型來(lái)嚴(yán)格檢驗(yàn)產(chǎn)權(quán)制度的是否存在空間溢出性,即普通混合回歸面板模型、個(gè)體固定效應(yīng)面板模型、時(shí)間固定效應(yīng)面板模型、時(shí)間和個(gè)體雙固定效應(yīng)面板模型其中,soep這里我們認(rèn)為一個(gè)好的制度產(chǎn)生是需要一定的人力資本和物質(zhì)資本的投資。并且,BakosandDellarocas(2002)通過(guò)比較信息技術(shù)進(jìn)步對(duì)聲譽(yù)度和制訴訟制度相對(duì)價(jià)值的影響,發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步可以影響制度的效用,從而引起制度的更替和變遷。結(jié)合中國(guó)的產(chǎn)權(quán)制度改革是一個(gè)向西方國(guó)家不斷學(xué)習(xí)和借鑒的過(guò)程,所以在控制變量中我們加入了人均人力資本和人均物質(zhì)資本的增長(zhǎng)率,對(duì)外開(kāi)度和FDI對(duì)于空間上是否存在溢出性,除了傳統(tǒng)的Moran’sI由表1可以看出,無(wú)論是不考慮固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的普通混合回歸模型,還是分別考慮個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型和時(shí)間固定回歸效應(yīng)模型以及同時(shí)控制時(shí)間和個(gè)體效應(yīng)回歸模型,其拉格朗日乘子檢驗(yàn)和穩(wěn)健的拉格朗日乘子檢驗(yàn)幾乎都是在1%的置信水平上顯著,表明產(chǎn)權(quán)制度存在空間溢出性,同時(shí)從四個(gè)模型的拉格朗日乘子檢驗(yàn)和穩(wěn)健的拉格朗日乘子檢驗(yàn)可以看出,空間滯后模型在這個(gè)兩個(gè)檢驗(yàn)的數(shù)值上都比空間誤差模型要大,比如以個(gè)體固定效應(yīng)模型為例空間滯后模型的SLM-LM數(shù)值為94.9328大于空間誤差模型的SEM-LM數(shù)值83.1238,而對(duì)應(yīng)的SLM-RLM為12.3673也大于SEM-RLM的2.1143。這說(shuō)明對(duì)于產(chǎn)權(quán)制度而言,采用空間滯后模型將更加合理。而對(duì)空間滯后模型來(lái)說(shuō),又有兩種模型,即空間滯后個(gè)體固定效應(yīng)模型和空間滯后隨機(jī)效應(yīng)模型其中,參數(shù)ρ表示產(chǎn)權(quán)制度空間自回歸系數(shù),當(dāng)從表2可以看出,無(wú)論是空間滯后個(gè)體固定效應(yīng)模型還是空間滯后隨機(jī)效應(yīng)模型表示產(chǎn)權(quán)制度空間性的W*seop系數(shù)分別為0.428和0.444,并且都是在1%的水平上顯著,表明產(chǎn)權(quán)制度的空間溢出性顯著存在。但是從最大似然值來(lái)看空間滯后隨機(jī)效應(yīng)模型比空間滯后個(gè)體固定效應(yīng)模型要大,并且通過(guò)huasman檢驗(yàn)可以看出,接受空間滯后隨機(jī)效應(yīng)模型更為合理。同時(shí),從空間滯后隨機(jī)效應(yīng)模型可以看出,除了人均人力資本的增長(zhǎng)率對(duì)產(chǎn)權(quán)制度不顯著以外,其他的如:人均物質(zhì)資本增長(zhǎng)率、FDI和對(duì)外開(kāi)放度都對(duì)產(chǎn)權(quán)制度的變遷起著顯著的正面影響,說(shuō)明我國(guó)產(chǎn)權(quán)制度的改革是在我國(guó)政府的主導(dǎo)下取得了成效。(二)數(shù)據(jù)模型設(shè)定根據(jù)諾斯和托馬斯(NorthandThomas,1973)和諾斯(North,1981、1990)等的觀點(diǎn),產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度是所有制度中最能解釋經(jīng)濟(jì)績(jī)效的關(guān)鍵。那么對(duì)于人們關(guān)心的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而言,考慮到產(chǎn)權(quán)制度的溢出性將使得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的計(jì)量模型更加合理,為此面板數(shù)據(jù)模型設(shè)定為:其中,y同時(shí),對(duì)于中國(guó)各個(gè)省市來(lái)說(shuō),在中央統(tǒng)一的領(lǐng)導(dǎo)下和政治激勵(lì)下,經(jīng)濟(jì)績(jī)效作為主要的考核指標(biāo)。那么相鄰地區(qū)或省市是否因?yàn)榫哂邢嗨频奈幕瘋鹘y(tǒng)、地理氣候、資源和便利的交通而加強(qiáng)相互交流和學(xué)習(xí),而使得經(jīng)濟(jì)績(jī)效出現(xiàn)空間溢出性?為此本文選擇兩種面板數(shù)據(jù)模型由表3的結(jié)果所示,無(wú)論是不考慮固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的普通混合回歸模型還是個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型,其拉格朗日乘子檢驗(yàn)和穩(wěn)健的拉格朗日乘子檢驗(yàn)都在1%的置信水平上顯著,只有個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型的空間誤差模型的拉格朗日乘子檢驗(yàn)是在10%的置信水平上顯著,這說(shuō)明了各省的經(jīng)濟(jì)績(jī)效在空間上存在溢出性。同時(shí),從空間滯后模型和空間誤差模型的拉格朗日乘子和穩(wěn)健的拉格朗日乘子檢數(shù)值的大小可以看出,選擇空間滯后模型將更為合理。由以上可以知道,經(jīng)濟(jì)績(jī)效和產(chǎn)權(quán)制度都存在空間溢出性,那么考慮建立考慮二者空間溢出性的計(jì)量模型將更加合理地反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉和制度動(dòng)力。(三)空間滯后模型既然產(chǎn)權(quán)制度和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都是存在空間溢出性,這就是說(shuō)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型中不但被解釋變量存在交互作用,同時(shí)也存在解釋變量的交互作用(佛羅若斯和弗洛羅FloraxandFolmer1992,埃爾霍斯和非瑞特ElhorstandFreret,2007),故解釋變量中不僅包括空間滯后的被解釋變量也包括空間滯后的解釋變量產(chǎn)權(quán)制度,并且由表三的拉格朗日乘子檢驗(yàn)可知空間滯后模型將優(yōu)于空間誤差模型,故此采用空間滯后杜賓模型(Durbinmodel)其中ρ、δ分別表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)和產(chǎn)權(quán)制度的空間溢出效應(yīng),ε從表4的似然比檢驗(yàn)(LR)可以看出,在空間滯后模型中考慮個(gè)體固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)要比不考慮要好。但是對(duì)于空間滯后模型到底是空間滯后個(gè)體固定效應(yīng)模型還是空間滯后隨機(jī)效應(yīng)模型呢?從huasman檢驗(yàn)數(shù)值可以看出,采用空間滯后隨機(jī)回歸模型更為合理。從空間滯后隨機(jī)模型可以看出:對(duì)于人均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率而言,其空間溢出系數(shù)大于零,并且在1%的置信水平上顯著。這意味著在中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中,區(qū)域外溢顯著存在,一個(gè)地區(qū)的增長(zhǎng)業(yè)績(jī)不僅取決于自身的因素,而且受相鄰地區(qū)的“帶動(dòng)”影響;一個(gè)地區(qū)獲得有利的增長(zhǎng)因素以至良好的增長(zhǎng)業(yè)績(jī)將惠及相鄰地區(qū)?？臻g面板滯后模型的空間自回歸系數(shù)估計(jì)值為0.301,其經(jīng)濟(jì)意義是指一個(gè)地區(qū)的鄰區(qū),人均GDP增長(zhǎng)率平均提高10個(gè)百分點(diǎn),則該地區(qū)的人均GDP增長(zhǎng)率將得益于鄰區(qū)的增長(zhǎng)而提高約3.01個(gè)百分點(diǎn)。產(chǎn)權(quán)制度對(duì)人均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的系數(shù)為正,并且也是在1%的置信水平上顯著,這表明中國(guó)的產(chǎn)權(quán)制度改革直接促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。同時(shí)由于產(chǎn)權(quán)制度的空間溢出性,其對(duì)人均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率是為正,并且也是在1%的置信水平上顯著,這說(shuō)明一個(gè)地區(qū)的產(chǎn)權(quán)制度不僅直接提高了經(jīng)濟(jì)績(jī)效,而且其相鄰地區(qū)由于產(chǎn)權(quán)制度的改善所導(dǎo)致的空間溢出性也促進(jìn)該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。(四)制度空間溢出性的相關(guān)分析以上模型的估計(jì)都是建立在誤差項(xiàng)ε因此本文采用廣義矩方法來(lái)重新估計(jì)空間滯后隨機(jī)模型作為對(duì)模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn),其結(jié)果如表6所示。從表6與表5對(duì)比可以看出,無(wú)論是通過(guò)最大似然估計(jì)還是廣義矩估計(jì),經(jīng)濟(jì)績(jī)效的空間溢出性都是穩(wěn)健的,并且都是在1%的置信水平上是顯著的。這說(shuō)明了在1994~2008年期間,當(dāng)一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)了,會(huì)對(duì)鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正的溢出效應(yīng),也就是說(shuō)一個(gè)地區(qū)或一個(gè)省份的經(jīng)濟(jì)績(jī)效提高了會(huì)帶動(dòng)其相鄰地區(qū)和省份的經(jīng)濟(jì)績(jī)效地提高。一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)除了本地區(qū)的產(chǎn)權(quán)制度促進(jìn)作用外,還有來(lái)自相鄰地區(qū)的產(chǎn)權(quán)制度的空間溢出效應(yīng)。產(chǎn)權(quán)制度空間溢出性的系數(shù)為正且是在1%的置信水平上顯著就反映了這一點(diǎn)。此外,從表5和表6的比較,還可以看出:財(cái)政分權(quán)制度的系數(shù)雖然為負(fù),但是不顯著的,這可能是財(cái)政分權(quán)制度的指標(biāo)選取不太合理,也可能是在中國(guó)這樣一個(gè)集權(quán)的政治制度下,財(cái)政分權(quán)制度的分權(quán)是中央政府和地方政府之間的博弈,地方政府政府處于一個(gè)較為劣勢(shì)的地位,有較少的話(huà)語(yǔ)權(quán)。在中國(guó),稅收立法權(quán)是高度統(tǒng)一的,除了筵席稅等非常不重要的稅收之外,地方政府稅收的自主程度有限。人均物質(zhì)資本和人均人力資本的增長(zhǎng)率對(duì)人均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率都是為正且顯著,說(shuō)明二者確實(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不可缺少的要素。表示基礎(chǔ)設(shè)施的公路網(wǎng)密度,對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用是為負(fù),這可能是當(dāng)一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)了,作為對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施做出決策的主導(dǎo)者政府,為了更好的顯示自己的政績(jī)等原因,更多地投資于基礎(chǔ)設(shè)施,造成了基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)相應(yīng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的需求,故從一定程度上說(shuō)明了,是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)了基礎(chǔ)設(shè)施的提高。cpi對(duì)人均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為正且顯著,表明了在中國(guó)由于資本在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中起著重要的作用(其系數(shù)值在所有變量的值中是最大的),所以適度的通話(huà)膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是有利的。城鎮(zhèn)化水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著促進(jìn)作用,但是其效果是不太顯著。這說(shuō)明從全國(guó)來(lái)看,城鎮(zhèn)化水平的發(fā)展存在著制約“瓶頸”(如相關(guān)政策和基礎(chǔ)設(shè)施的不配套以及人們的思想觀念轉(zhuǎn)變障礙等),其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)作用是不明顯的。雖然某些省份的城鎮(zhèn)化實(shí)施拉動(dòng)了內(nèi)需,較為顯著地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。對(duì)外開(kāi)放在更為穩(wěn)健的空間滯后隨機(jī)模型的GMM估計(jì)中對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也是促進(jìn)作用,但是其作用不是很顯著。這說(shuō)明雖然對(duì)外開(kāi)放在改革開(kāi)放初期對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著良好的促進(jìn)作用,但隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,擴(kuò)大內(nèi)需、改變經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和提供良好制度因素成為我國(guó)的經(jīng)濟(jì)動(dòng)力。FDI在不同的模型中對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是不一致的,而且有些顯著有些不顯著,需要對(duì)此做進(jìn)一步的深入研究和探討。四、關(guān)于產(chǎn)權(quán)制度溢出性的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)本文通過(guò)驗(yàn)證產(chǎn)權(quán)制度和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在空間溢出性,也就是驗(yàn)證地方政府存在著“鄰里模仿效應(yīng)”。一個(gè)地方政府通過(guò)采取更好的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),由于空間上的“聯(lián)系效應(yīng)”和氣候經(jīng)濟(jì)文化相似等特點(diǎn)會(huì)對(duì)相鄰的地區(qū)起著“示范效應(yīng)”,相鄰的政府就會(huì)模仿而改進(jìn)自己的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度,從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。從本文的實(shí)證研究可以看出:第一、無(wú)論是采用空間滯后固定效應(yīng)模型還是空間滯后隨機(jī)效應(yīng)模型;無(wú)論是采用最大似然估計(jì)還是采用廣義距估計(jì),經(jīng)濟(jì)績(jī)效和產(chǎn)權(quán)制度的空間溢出性都是穩(wěn)健的,并且都是在1%的置信水平上是顯著的。因此考慮產(chǎn)權(quán)制度溢出性的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)才能更好地刻畫(huà)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問(wèn)題。第二、在考慮到產(chǎn)權(quán)制度和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出性的條件下,人力資本、物質(zhì)資本以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整等要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著良好的促進(jìn)作用,加快了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng),并且這些的促進(jìn)作用是顯著而穩(wěn)健的。而表示基礎(chǔ)設(shè)施的公路網(wǎng)密度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是負(fù)的,從一定程度上說(shuō)明是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)了基礎(chǔ)設(shè)施的提高而不是相反。城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著推動(dòng)作用,但不顯著,這可能是與相應(yīng)的政策和基礎(chǔ)設(shè)施等滯后有關(guān)。第三、我國(guó)的政府財(cái)政支出也有效地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。由于中國(guó)的改革都是在政府推到下進(jìn)行的,政府為發(fā)展經(jīng)濟(jì)、加大改革力度就必須承擔(dān)一定的改革成本,但是政府過(guò)多的干涉經(jīng)濟(jì)又會(huì)擠壓市場(chǎng)。從本文的實(shí)證研究可以看出在1994-2008年期間,我國(guó)的政府規(guī)模是比較適度的;第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的提升無(wú)疑是促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),這與中國(guó)政府大力支持和調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的政策是分不開(kāi)的,正是由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的