季民河，武占云，蘇海龍，姜 磊

(1.華東師范大學地理信息科學教育部重點實驗室，上海200062;2.復旦大學 a.上海復旦規(guī)劃建筑設計研究院，b.環(huán)境科學與工程系，上海200433)

0 引言

中國自1978年開始經歷了30多年市場化取向的經濟體制改革。在2001年加入WTO后，中國又逐漸向WTO成員國的市場經濟體制過渡，市場機制已經在多數經濟領域起著主導作用或者重要作用。改革開放后中國的經濟取得了舉世矚目的發(fā)展，引起了國內外經濟學者的廣泛關注，眾多研究致力于用各種理論解釋中國經濟高速增長的根本動力。傳統發(fā)展理論認為，資本積累是經濟增長的關鍵因素。新古典經濟學理論也將資本和勞動力視為經濟增長的根本動力。而新古典增長理論則認為在假定制度是既定、外生的條件下，技術進步是經濟增長的主要原因。

North(1989)開拓性地提出制度因素內生的經濟增長模型，認為即使在技術沒有發(fā)生變化的情況下，通過制度創(chuàng)新或變遷亦能提高生產率和實現經濟增長［1］。1993年，North的體制經濟學說獲得了諾貝爾獎，從此，把制度因素納入經濟增長的分析框架成為經濟學的一個新興領域。1992年，世界銀行首席經濟學家Gerald Scully首次對制度和經濟增長的關系進行了全球性的實證分析［2］，并由此引發(fā)了一波制度經濟理論實證分析的新浪潮。

國內的一些學者也開始嘗試對制度因素在經濟增長中的貢獻進行測量。金玉國(2001)對非國有化率、市場化程度、國家財政收入占GDP比重、對外開放程度4個指標進行比較分析，發(fā)現市場化程度對1978—1999年中國經濟增長的影響力位居第一［3］。張軍(2005)在道格拉斯生產函數中引入一個虛擬變量，以區(qū)分不同的制度時期，試圖量化識別制度變化對經濟的影響［4］。張曉宇(2006)利用產權制度變遷指標衡量整個中國制度變遷，研究發(fā)現在1981—1999年間，制度因素對經濟增長的平均貢獻率為2.89%［5］。Jun Zhang(2008)討論了政治和財政體制對經濟增長軌跡的影響，認為上世紀90年代的一系列政治和財政政策的變革促進了經濟增長并保證了政治穩(wěn)定，其實證分析發(fā)現，財政分權和區(qū)域競爭對地方經濟增長具有顯著的正效應［6］。王小魯等(2007)采用面板數據模型檢驗了市場化對中國經濟增長的貢獻，發(fā)現在1998—2001年間其貢獻為0.8%，而在2002—2005年達到 2.4%［7］。劉文革等(2008)采取加權的方法將產權多元化、對外開放程度、國家控制資金三個因素加總得到制度變遷的測量值，實證結果表明，在1952—1978年間制度變量對經濟增長的作用有限，而在 1978—2006 年間作用顯著［8］。康繼軍等(2009)采用空間計量經濟學模型，研究發(fā)現市場化進程確實對中國的經濟增長起到了重要作用，而且近年來的貢獻明顯上升［9］。

上述實證研究采用的制度因素度量體系和計量方法各不相同，因此，得出了不盡相同的數量結果，但都一致揭示了制度變遷對中國經濟增長的貢獻力顯著，且近年來的貢獻愈加明顯的特點。然而，傳統計量經濟學模型無法考慮經濟增長中橫截面數據所蘊藏的空間自相關性，如技術擴散、要素移動以及費用轉讓等，都有可能引起區(qū)域經濟增長的空間相互作用。將這類模型直接應用于經濟增長研究會引起建模失誤和有偏估計等問題［10］。另一方面，橫截面數據的樣本數量往往有限，不能嚴格滿足大樣本漸近性，且空間計量經濟學固有的理論體系無法解釋橫截面樣本的個體差異，這些限制導致了面板數據的使用。面板數據由時間序列和橫截面數據共同組成，可提供更多的自由度，更豐富的信息量，且包含更多的變異，還可以減少變量之間的多重共線性。若將空間計量方法擴展到面板數據，既能考慮個體差異和時間因素，又避免了解釋變量的遺漏問題，加之可以把空間效應納入研究體系，使得模型估計更加有效。鑒于這些優(yōu)點，本研究以體制經濟學為理論依據，采用空間面板數據模型，嘗試從經濟體制進步對經濟增長影響的視角，重新審視中國近期經濟增長的推動力，并通過與傳統面板數據模型的實證對比，評價經濟計量模型考慮空間自相關的效果。

1 模型設定與數據處理

1.1 經濟增長的空間面板數據模型

在經濟增長的實證研究中，增長模型是一個被廣泛運用的基本估計框架。為了檢驗中國各省份經濟制度環(huán)境對經濟增長的影響，我們采用包含制度變量和人力資本變量改進的 Solow－Swan(1956)增長模型［11］，構建一個可考察制度變量分貢獻的計量經濟學模型。改進后的增長模型

式中:i和t分別代表省份和年份;Y，L，H，K分別代表省區(qū)人均國內生產總值、勞動力、人力資本和物質資本;INS是省區(qū)經濟制度的測量;C為常數項，代表可控變量外其他未被解釋的殘差。根據North的制度經濟學，對制度變量INS的待估參數的先驗期望應該是一個正估計值。μi表示空間特質(個體)效應;εit是均值為零、方差為σ2，且滿足獨立相同分布的隨機誤差成分。面板數據模型分為固定效應模型和隨機效應模型，固定效應模型中對每個空間單元采用一個虛擬變量來量測可變截距μi。而隨機效應模型中的可變截距μi被視為均值為0，方差為，獨立同分布的隨機變量，此外還假定隨機變量μi與隨機誤差項 εit相互獨立。

公式(1)是未考慮空間相互作用的傳統面板數據模型。為了考慮空間單元之間的相互作用，可在模型中引入空間滯后因變量或空間滯后誤差項?？臻g滯后模型的目的是映射由于各種空間溢出產生的空間自相關，如技術擴散、要素轉移等產生的擴散和極化效應。假定因變量依賴于鄰近單元該變量的觀測值以及一組觀測到的局部特性，將空間滯后因變量引入公式(1)中則得到

式中:δ為空間自回歸系數;wij為空間權重矩陣W的元素;j代表不同于i的省份;權重系數選取方式為相鄰省份為1，不相鄰省份為0，并在具體計算中進行標準化處理?？臻g誤差模型使用空間滯后誤差項來解釋誤差的空間自相關。誤差的空間自相關在傳統模型中往往被認為是難以消除的噪音，實際上它度量了鄰近單元因變量的誤差沖擊對本單元觀測值的影響程度?？臻g誤差模型假定因變量取決于觀測到的局部特征以及在空間上表現相關的誤差項，在公式(1)中引入空間滯后誤差項得到

式中:φit表示空間誤差自相關;p為空間自相關系數?？臻g誤差建模不需要空間交互過程的理論模型，其協方差矩陣的非對角線元素表示空間自相關的結構。

1.2 數據說明及處理

省區(qū)經濟增長:各省區(qū)人均GDP(1978年基準年可比價格)，其數據來自《中國統計年鑒(1998—2006年)》。

勞動力:各省區(qū)年末就業(yè)人數，數據來自《中國統計年鑒(1998—2006年)》。

人力資本:各省區(qū)每萬人口在校大學生數，數據來自《新中國五十五年統計資料匯編》和各省區(qū)統計年鑒。

物質資本存量:各省區(qū)固定資產資本存量。假設中國固定資產資本存量的年平均折舊率為4%來計算資本存量［12］，計算公式

式中:Kit表示省區(qū) i第 t年的資本存量;Ki，t－1表示省區(qū) i上一年度的資本存量;NIFit表示省區(qū)i第t年的“基本建設新增固定資產投資”;Pit表示各省區(qū)固定資產投資價格指數。我們采用耶魯大學經濟增長中心的研究報告《中國資本和生產力測量》［13］中1996年的各省區(qū)資本存量作為初始資本存量，然后根據中國統計年鑒1997—2005年間省區(qū)“基本建設新增固定資產投資”得到各省區(qū)的固定資產資本存量。

經濟制度:采用和參考張軍［7］，樊綱和王小魯［14－15］等研究的市場化指數來代表經濟制度變量。該指數包括5個方面:非國有經濟的發(fā)展，政府與市場的關系，產品市場的發(fā)育程度，要素市場的發(fā)育程度，以及市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境?？傊笖捣譃?～10等級，其中10代表中國市場化進程的理想狀態(tài)，而0則代表最差的狀態(tài)。由于中國市場化指數所覆蓋的時間段為1997—2005年，因此，本研究的樣本數據為中國大陸30個省市區(qū)(重慶并入四川，不包括香港、澳門和臺灣地區(qū))1997—2005年的面板數據。

2 實證研究及結果

2.1 傳統面板數據模型的估計與檢驗結果

為了分析比較，我們首先利用LSDV(least square dummy variables)方法估計傳統的固定效應面板數據模型。估計結果(表1)表明，30個省域Solow增長模型的擬合優(yōu)度為91.35%(修正的R2)，所設置的解釋變量對經濟增長的作用均為正，除了勞動力變量的估計系數未通過顯著性檢驗外，人力資本、物質資本、制度變量的估計系數的t值均高度顯著，這與我們的先驗期望相一致。

空間相關性檢驗是空間計量經濟學分析的一個重要內容，目的在于判斷對橫截面數據的模型變量指定能否實現無偏估計。對于空間面板數據，空間相關性的檢驗主要是圍繞零假設:H0:δ=0和 /或H0:ρ=0展開的。首選的方法是基于拉格朗日乘數(Lagrange Multiplier)和Rao Score(SC)的檢驗，因為這只需估計滿足零假設的模型，可以避免最大似然(Maximum Likelihood)估計的復雜性。在空間計量經濟學中，拉格朗日乘數(LM)可檢驗數據中何種形式的空間自相關占主導地位，但LMLAG和LMERR檢驗都是針對橫截面數據模型的，不能直接應用于面板數據模型。因此，我們采用了以分塊對角矩陣代替上述統計量中的空間權重矩陣，將這些檢驗擴展到面板數據模型［16］，檢驗結果見表1～表2。從LM檢驗的p值可以看出，數據在滯后和誤差的空間相關性均十分明顯。而進一步的穩(wěn)健性檢驗(Robust LM)表明，誤差中的空間自相關并不顯著(p=0.768)。由此可以判斷，各省域經濟增長中的空間溢出現象是由技術擴散、要素轉移、費用轉讓等實質存在的空間自相關引起的，在研究經濟體制對經濟增長貢獻時應該引入空間差異性和空間依賴性，以對經典的線性模型進行修正，因此選擇空間滯后模型較為合適(表3，表4)。

表1 傳統固定效應面板數據模型估計結果Tab.1 Estimation results of the traditional fixed effect model based on panel data

表2 傳統固定效應面板數據模型的空間相關性檢驗Tab.2 Diagnosis for spatial autocorrelation of panel data model with fixed effect

表3 空間面板滯后模型估計結果Tab.3 Estimation results of spatial panel lag model

表4 空間面板滯后模型的空間相關性檢驗Tab.4 Diagnosis for spatial autocorrelation of spatial panel lag model

2.2 空間面板數據模型的估計與檢驗結果

由上節(jié)分析可知，省區(qū)經濟增長中出現的空間溢出是由相鄰省區(qū)存在的實質性空間相互作用引起的，因此，需在模型中引入空間滯后因變量。這里我們測試了固定效應和隨機效應兩種不同的空間滯后模型，并以Hausman檢驗判斷二者的優(yōu)劣。表3為空間面板滯后模型的估計結果。表中顯示Hausman檢驗在95%的置信度水平上拒絕了零假設，因此，模型設定為固定效應模型是合理的。據此，下文的分析將基于固定效應的空間滯后模型的估計結果。

比較表1～表3可發(fā)現，空間滯后因變量的加入使得空間滯后模型的擬合優(yōu)度(R2)和極大似然值(LIK)均比傳統的面板數據模型有所提高，即空間面板數據模型確實優(yōu)于傳統面板數據模型。從表2可知，協方差矩陣的拉格朗日乘數檢驗均不顯著，表明在模型中引入空間滯后因變量后，已經消除了空間相關性問題?？臻g滯后因變量的系數為0.35，且高度顯著，這說明模型中設置的空間滯后變量較好地解釋了空間面板數據中隱含的空間自相關，也即我國區(qū)域經濟增長過程中確實存在較強的空間溢出現象。對比兩個模型中相應的解釋變量系數可知，具有顯著意義的解釋變量的貢獻在引入空間自相關變量后均有所下降(例如，ln H從原來的0.354 8下降至 0.222 1，ln K 從 0.206 3 降至 0.155 7)，表明原有的貢獻中有一部分實際上來自鄰近省域之間的相互影響。

基于固定效應的空間面板數據模型的估計與檢驗結果證實了我們擴展的經濟增長核算模型。勞動力對省區(qū)人均GDP增長的作用為正，但統計學意義上不顯著。本研究采用的勞動力指標為“各省區(qū)年末就業(yè)人數”，而此指標僅能代表勞動力的數量，不能反映勞動力的質量。實際上，我國目前存在著結構性勞動力供給過?，F象，即產業(yè)結構升級與勞動力素質偏低之間存在矛盾，勞動力素質結構缺陷明顯地制約了經濟的增長［19］。這也證實了Lewis的二元經濟理論，即在一個初級勞動力過剩的新興工業(yè)化國家，產業(yè)結構未及時升級將出現勞動力邊際效益的遞減［20］。

人力資本、物質資本和經濟體制3個解釋變量的系數都獲得了預期的正值，并在統計學意義上高度顯著(p＜0.01)。因此，這3個變量被確認為研究期(1997—2005年)中國省區(qū)人均GDP增長的主要貢獻來源。其中估計系數最大、最顯著的是人力資本存量。人力資本存量每增長1個百分點，省區(qū)人均GDP將會增長0.22個百分點。這表明，中國省區(qū)人均GDP增長的主要推動力是勞動力素質的不斷提高。人力資本作為物質資本發(fā)揮作用的基礎，不僅自身收益遞增，它還是帶動科技進步的研究與開發(fā)的關鍵投入品［21］，而且決定了吸收新產品和新思想的能力與速度，從而對經濟增長具有至關重要的作用。因此，今后仍要加大對教育、科學技術和研究開發(fā)的投入，從而進一步提高人力資本在經濟增長中的作用。

對于制度變量，其估計系數為0.042，且統計學意義上高度顯著，雖然此彈性系數不高，但仍表明制度變遷確實是中國經濟增長的推動力之一。即制度變革引起的資源重新配置、效率提高(包括全要素生產率的增長以及投資效率的提高等)對經濟的高速增長做出了很大貢獻［19］。因此，中國經濟的高速增長不能簡單地歸結為“投入帶動型”的經濟增長。這也再次證實了North的制度經濟學理論假設。同時，我們的經驗發(fā)現也肯定了Sachs and Woo(2003)的觀點，他們認為中國自1978年以來的經濟表現反映了中國經濟體制向WTO市場經濟制度的靠攏［22］。這一經濟體制改革中釋放的能量是推動中國經濟增長的重要力量;它通過市場條件下的貿易、要素流動、轉移支付、技術擴散及其所產生的各種溢出效應，優(yōu)化了資源的市場配置方式，提高了勞動力和資本的邊際生產力，從而使中國經濟的生產活動更接近其理想的邊界狀態(tài)。

3 結語

本研究以North的體制經濟學為理論依據，將新古典經濟學的Solow－Swan增長模型擴展為一個包含制度變量的計量經濟學模型，并結合空間面板數據分析方法，使用1997—2005年中國省區(qū)的社會經濟數據，實證檢驗了經濟制度環(huán)境對經濟增長的影響。結果表明，勞動力對省區(qū)人均GDP增長的作用不顯著，這與中國目前存在的結構性勞動力供給過?，F象是相一致的。人力資本、物質資本和制度因素對省區(qū)人均GDP增長的作用為正，且統計學意義上高度顯著，說明人力資本、物質資本是中國省區(qū)經濟增長的主要貢獻來源，制度變遷對中國的經濟增長具有顯著貢獻力，這也證實了North的制度經濟學理論假設。此外，來自鄰近省區(qū)的溢出對經濟增長的作用所占比重最大，即市場條件下的貿易、要素流動、轉移支付、技術擴散等帶來的效應占了主導地位，暗示制度改變促使流通領域的自由化程度高度改善。

這些發(fā)現不同于以往的中國區(qū)域經濟發(fā)展研究，首先，從數據生成過程的時空依賴性來看，與傳統的計量模型相比較，空間面板數據模型深入地揭示了省域經濟活動之間存在的空間自相關性，即地區(qū)之間通過生產資料流動、貿易、技術轉移以及社會文化交流等在地理空間上發(fā)生相互影響，這為政策制定提供了新的數據信息。其次，我們把制度因素內生于經濟增長模型，從制度角度詮釋經濟增長的內在機制，并經驗性地提供了體制對經濟表現的作用的實證依據，不僅證實了North的制度經濟學理論假設，同時也證實了我國過去30多年來實行改革開放政策的必要性及正確性。這對我國今后的經濟改革具有重要的啟示作用。

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