劉渝琳，劉 明

(1.重慶大學(xué)公共管理學(xué)院，重慶400044;2.重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶400044)

一、引言

政府優(yōu)惠政策是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平等的重要工具，已經(jīng)被許多國家和地區(qū)采用。如歐盟為消除成員國間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，以及德國、意大利等歐盟成員國為消除本國內(nèi)部差距，均采取了各種優(yōu)惠政策去促進(jìn)其區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。我國自改革開放后，各省、市也相繼實(shí)施了許多優(yōu)惠政策。至2008年，我國已在全國設(shè)立54 個(gè)國家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)和14 個(gè)邊境經(jīng)濟(jì)合作區(qū)①以上數(shù)據(jù)來自國家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)發(fā)展報(bào)告(2008)。，天津?yàn)I海新區(qū)與重慶兩江新區(qū)分別于2009年和2010年相繼成立，開放區(qū)域已經(jīng)擴(kuò)大到全國，并且我國政府仍在繼續(xù)擴(kuò)大開放區(qū)域。這些區(qū)域優(yōu)惠政策的出臺(tái)旨在促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展，然而其實(shí)際效果如何還需進(jìn)一步研究。

近年來，國內(nèi)外學(xué)者就政府優(yōu)惠政策對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響進(jìn)行了較深入研究。Harrison(1996)［1］、Stéphane(2001)［2］等學(xué)者從傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)增長理論視角出發(fā)，對(duì)優(yōu)惠政策促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制進(jìn)行了深入分析，認(rèn)為適當(dāng)?shù)膬?yōu)惠政策能擴(kuò)大對(duì)外開放，引進(jìn)大量外商直接投資和先進(jìn)技術(shù)，同時(shí)本地企業(yè)可以從進(jìn)口的高技術(shù)產(chǎn)品中獲取新技術(shù)，在引進(jìn)和吸收發(fā)達(dá)地區(qū)先進(jìn)技術(shù)的過程中不斷縮小與發(fā)達(dá)地區(qū)的技術(shù)差距。另一方面，優(yōu)惠政策會(huì)促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的市場化，擴(kuò)大區(qū)域內(nèi)市場容量，提升區(qū)域內(nèi)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的回報(bào)，促進(jìn)該區(qū)域內(nèi)技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的專業(yè)化分工。此外，Krugman(1991a)［3］從新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)視角出發(fā)，通過強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)集聚和發(fā)達(dá)地區(qū)向發(fā)展中地區(qū)擴(kuò)散，在一定條件下，優(yōu)惠政策能打破地理位置決定論，降低欠發(fā)達(dá)地區(qū)生產(chǎn)成本，促使該地區(qū)成為新的經(jīng)濟(jì)中心?；谶@類早期的研究模型，Martin(1999)［4］、Puga(2002)［5］等學(xué)者開始將注意力轉(zhuǎn)向?qū)A(chǔ)設(shè)施、技術(shù)與生產(chǎn)等方面的補(bǔ)貼如何影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。他們的研究結(jié)論表明，享有政府優(yōu)惠政策的地區(qū)通常會(huì)加快當(dāng)?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施建設(shè)，降低該地區(qū)的運(yùn)輸成本、工資水平及地租，引導(dǎo)發(fā)達(dá)地區(qū)的生產(chǎn)要素向該地區(qū)轉(zhuǎn)移，擴(kuò)大當(dāng)?shù)厥袌鋈萘?，最終促進(jìn)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。在對(duì)我國優(yōu)惠政策的研究文獻(xiàn)中，F(xiàn)leisher ＆ Chen(1997)［6］、Démurger(2002)［7］等國外學(xué)者研究表明優(yōu)惠政策有彌補(bǔ)我國資金不足、引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)和擴(kuò)大就業(yè)等效應(yīng)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著正向促進(jìn)作用。Kim ＆ Knaap(2001)［8］、Fujita＆ Hu(2001)［9］利用我國省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)論表明政府優(yōu)惠政策是促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要影響因素。國內(nèi)學(xué)者也進(jìn)行了大量理論與實(shí)證研究，王小魯、樊綱(2004)［10］基于新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)框架進(jìn)行了分析，認(rèn)為優(yōu)惠政策等因素會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生顯著的正面影響。金煜、陳釗和陸銘(2006)［11］利用1987－2001年的省際面板數(shù)據(jù)研究了導(dǎo)致中國地區(qū)工業(yè)集聚的因素，認(rèn)為政府優(yōu)惠政策是導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。闕善棟、劉海峰(2007)［12］分析認(rèn)為優(yōu)惠政策可以通過彌補(bǔ)私人邊際成本的方式使經(jīng)濟(jì)活動(dòng)滿足邊際社會(huì)成本等于邊際社會(huì)收益這一效率條件，從而矯正市場失靈，獲取規(guī)模經(jīng)濟(jì)、科技進(jìn)步、先進(jìn)管理經(jīng)驗(yàn)、人力資源素質(zhì)提高以及環(huán)境條件的改善等諸多外部效應(yīng)，帶來長遠(yuǎn)動(dòng)態(tài)經(jīng)濟(jì)利益。Yanqing Jiang(2011)［13］通過構(gòu)建技術(shù)溢出效應(yīng)模型，實(shí)證分析得出優(yōu)惠政策可以獲取發(fā)達(dá)地區(qū)的先進(jìn)技術(shù)，促進(jìn)本地區(qū)的生產(chǎn)效率，顯著促進(jìn)開放地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。

然而，盡管政府優(yōu)惠政策能帶來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、提高技術(shù)水平、擴(kuò)大勞動(dòng)就業(yè)等正面效應(yīng)，但優(yōu)惠政策引起的負(fù)效應(yīng)也日益受到關(guān)注。Boldrin＆ Canova (2001)［14］、Midelfart－Knarvik ＆ Overman (2002)［15］從效率角度出發(fā)，認(rèn)為盡管優(yōu)惠政策能增加投資、擴(kuò)大就業(yè)，但優(yōu)惠政策所涉及的財(cái)政支出是無效率的資源再分配，并沒有顯著提升優(yōu)惠區(qū)域的生產(chǎn)效率。Cristina ＆ Guido(2011)［16］分析了意大利南部地區(qū)的優(yōu)惠政策，結(jié)論顯示該地區(qū)的優(yōu)惠政策雖然促進(jìn)了被補(bǔ)貼企業(yè)的總產(chǎn)出和當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)水平，但與未被補(bǔ)貼企業(yè)相比，其全要素生產(chǎn)率更低，這種優(yōu)惠政策對(duì)長期生產(chǎn)率和增長的消極影響極大抵消了短期的正面影響。國內(nèi)學(xué)者針對(duì)我國的優(yōu)惠政策的負(fù)效應(yīng)也進(jìn)行了研究，沈桂龍、于蕾(2005)［17］從經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展和國家經(jīng)濟(jì)安全角度反思了我國優(yōu)惠政策所帶來的負(fù)面影響，如加劇國內(nèi)區(qū)域和產(chǎn)業(yè)發(fā)展的不平衡、不利于增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)內(nèi)生增長能力等問題。楊玉明、楊福明(2007)［18］研究認(rèn)為部分優(yōu)惠政策會(huì)給企業(yè)帶來不平等的競爭環(huán)境，對(duì)國內(nèi)企業(yè)的成長產(chǎn)生壓制作用，最終會(huì)降低我國國內(nèi)的社會(huì)總福利水平。羅云輝(2009)［19］認(rèn)為許多地方政府通過各種優(yōu)惠政策競相讓利于投資方來吸引外來資金，為爭取項(xiàng)目進(jìn)駐本地，甚至不惜讓渡掉部分或近乎全部正面效應(yīng)。

目前，關(guān)于優(yōu)惠政策對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響問題在理論上仍沒有一致的結(jié)論，且以往研究較少考慮到各區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在差異的情況下，優(yōu)惠政策對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響具有不一致性。在實(shí)證方面，以往文獻(xiàn)主要從線性關(guān)系來驗(yàn)證優(yōu)惠政策對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，但較少考慮到優(yōu)惠政策對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響可能會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同而呈現(xiàn)出非線性效應(yīng)。為彌補(bǔ)這些不足，本文借鑒Clemens ＆ Bernd(2006)［20］的理論分析思路，并結(jié)合我國具體國情，分析了在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，各地區(qū)政府優(yōu)惠政策對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的理論機(jī)制。同時(shí)，與以往研究僅從線性關(guān)系進(jìn)行實(shí)證不同，本文建立了門檻回歸模型，利用我國1985－2010年省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以揭示在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，政府優(yōu)惠政策與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)在關(guān)系。

二、優(yōu)惠政策對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的理論模型

本文假定一國存在東、西部兩個(gè)地區(qū)，東部為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，西部為經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)，東部地區(qū)的勞動(dòng)力成本和地租成本均高于西部地區(qū)。該國存在一個(gè)中央政府，且各地區(qū)均存在一個(gè)地方政府。全社會(huì)的商品由壟斷企業(yè)提供，企業(yè)所需生產(chǎn)要素為勞動(dòng)力和土地，初始條件下，壟斷企業(yè)集中在東部地區(qū)，由于西部地區(qū)的勞動(dòng)力和土地成本均低于東部，企業(yè)為降低生產(chǎn)成本，可能將生產(chǎn)設(shè)施遷移至西部地區(qū)，會(huì)因在西部地區(qū)新建工廠而產(chǎn)生一個(gè)固定開辦費(fèi)用。為分析方便，將該國總家庭數(shù)量標(biāo)準(zhǔn)化為1，假定東部地區(qū)家庭數(shù)為n，則西部地區(qū)家庭數(shù)為1－n，每個(gè)地區(qū)對(duì)商品的需求量與該地區(qū)的家庭數(shù)量嚴(yán)格成比例①現(xiàn)實(shí)情況中，對(duì)商品的需求不一定與該地區(qū)家庭數(shù)量嚴(yán)格成比例，例如城市家庭對(duì)商品的人均消費(fèi)可能高于農(nóng)村家庭，但該假設(shè)并不影響對(duì)理論機(jī)制的闡述。在現(xiàn)實(shí)分析時(shí)，只需對(duì)不同人均消費(fèi)水平的家庭賦予相應(yīng)的權(quán)重，便可以解決城市家庭與農(nóng)村家庭人均消費(fèi)不一致等問題。。

(一)家庭部門

借助 Horstmann ＆ Markusen (1992)［21］、Markusen et al.(1995)［22］等學(xué)者頻繁采用的效用函數(shù)，可得家庭的效用函數(shù):

其中，i∈(e，w)，分別表示東、西部地區(qū)，Ui表示i 地區(qū)的家庭效用， f 表示貨幣化商品，ci表示i 地區(qū)邊際勞動(dòng)負(fù)效用，li表示i 地區(qū)家庭的勞動(dòng)供應(yīng)數(shù)量，θ 表示分布在(0，1)區(qū)間內(nèi)的差異化商品指數(shù)，qi(θ)是i 地區(qū)的一組差異化消費(fèi)品的數(shù)量。

每個(gè)家庭外生擁有m 單位貨幣化商品，i 地區(qū)的家庭獲得pi的利潤收入。因東部地區(qū)視為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，西部地區(qū)視為經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)，在這種情況下，可假定企業(yè)主集中在東部地區(qū)，有pw=0，于是可以得到地區(qū)家庭的預(yù)算約束:

上式中，wi為地區(qū)的工資水平，p(θ)表示θ 種商品對(duì)應(yīng)的價(jià)格，Ti表示i 地區(qū)家庭向政府交納的稅收額，在(2)式的預(yù)算約束下，對(duì)(1)式最大化，可得到價(jià)格需求函數(shù):

加總各地區(qū)所有家庭的需求函數(shù)，由于該國總家庭數(shù)為1，得到:

(二)企業(yè)部門

一旦企業(yè)在某一地區(qū)投資設(shè)廠，會(huì)因開辦新的廠房而產(chǎn)生一個(gè)固定開辦費(fèi)用F，企業(yè)開始生產(chǎn)后，進(jìn)入成本F 成為沉沒成本②本文分析思路是采用逆序分析的方法，先假設(shè)市場已經(jīng)達(dá)到均衡，再分析均衡時(shí)的固定開辦費(fèi)用的臨界值，在此基礎(chǔ)上分析最優(yōu)的政府優(yōu)惠政策水平。故先將固定開辦費(fèi)用視為沉沒成本，后面另行計(jì)算。，于是可得企業(yè)在i地區(qū)投資設(shè)廠后的利潤:

其中，ri表示i 地區(qū)單位產(chǎn)出的地租水平，t 為單位產(chǎn)出稅收額①此處的稅收額指中央政府統(tǒng)一設(shè)定的稅收額，各地區(qū)該稅額相等，將中央對(duì)部分地區(qū)的稅收減免優(yōu)惠視為地方優(yōu)惠政策補(bǔ)貼，不被包括在該稅收額中。，將(4)式代入(5)式，可求出企業(yè)利潤最大時(shí)的均衡需求:

均衡價(jià)格為:

將(6)和(7)式代入(5)式，可得企業(yè)在地區(qū)投資設(shè)廠后的最大利潤:

從(6)－(8)式可以看出，不考慮企業(yè)的固定開辦費(fèi)用和地方政府之間的稅收與補(bǔ)貼差異，企業(yè)的區(qū)位選擇主要由各地區(qū)的工資和地租水平?jīng)Q定。

(三)政府部門

地方政府為發(fā)展本地經(jīng)濟(jì)，實(shí)施針對(duì)企業(yè)投資設(shè)廠的優(yōu)惠政策，這些政策可以通過減免稅收、完善市場環(huán)境等措施直接或間接降低企業(yè)的交易成本，吸引區(qū)域外企業(yè)投資設(shè)廠。企業(yè)則以利潤最大化為目標(biāo)，綜合評(píng)估從政府優(yōu)惠政策和工資差異中的獲益，選擇獲利最大的地區(qū)投資設(shè)廠。如果企業(yè)選擇遷移，則重新遷移會(huì)產(chǎn)生新的固定開辦費(fèi)用F(θ)，不同企業(yè)所產(chǎn)生的固定開辦費(fèi)用不同，有F(θ)分布于區(qū)間(Fmin(θ)，F(xiàn)max(θ))。企業(yè)在進(jìn)行區(qū)位決策時(shí)，將權(quán)衡遷移后的獲利與因遷移而產(chǎn)生的固定開辦費(fèi)用，會(huì)出現(xiàn)固定開辦費(fèi)用的臨界值F*(θ)，當(dāng)固定開辦費(fèi)用小于F*(θ)的企業(yè)將選擇工資水平更低的西部地區(qū)投資，大于F*(θ)的企業(yè)選擇在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū)繼續(xù)生產(chǎn)或進(jìn)行新的投資②在我國許多地方政府的優(yōu)惠政策中，吸引外商直接投資是其重要目標(biāo)之一，外資可以選擇在東部或西部投資設(shè)廠，無論在哪一地區(qū)投資都會(huì)產(chǎn)生固定開辦費(fèi)用，但兩地區(qū)的優(yōu)惠政策、土地成本等存在差異，會(huì)導(dǎo)致外資在兩個(gè)地區(qū)投資所產(chǎn)生的固定開辦費(fèi)用不同，為將外資引入本模型，可視外資的重新遷移產(chǎn)生的固定開辦費(fèi)用為F=Fe－Fw。此時(shí)，可以將外資視為已在東部發(fā)達(dá)地區(qū)投資設(shè)廠，使用與分析東部地區(qū)資本同樣的方法分析外資的區(qū)位選擇。。當(dāng)企業(yè)分別在東部與西部地區(qū)生產(chǎn)所得利潤相同時(shí)，可以得到臨界值F*(θ)，于是存在均衡公式:

上式中，Se(θ)、Sw(θ)分別表示東、西部地方政府對(duì)企業(yè)的補(bǔ)貼③將地方政府對(duì)企業(yè)進(jìn)行的稅收減免、完善市場環(huán)境等措施量化為地方政府優(yōu)惠政策補(bǔ)貼。。將(8)式代入(9)式，可以得到④對(duì)生產(chǎn)各類商品的企業(yè)而言，在同一地區(qū)生產(chǎn)時(shí)，商品的均衡數(shù)量、價(jià)格和利潤服從一致性分布，故為簡化分析，可去掉商品差異化指數(shù)θ。:

東、西部地區(qū)地方政府想通過實(shí)施恰當(dāng)?shù)膬?yōu)惠政策來實(shí)現(xiàn)本地區(qū)福利最大化，必然需要設(shè)定合理的政府補(bǔ)貼水平來吸引區(qū)域外資金流入。由(10)式可知，如果找出東、西部地區(qū)福利最大化條件下的固定開辦費(fèi)用F*，則可知道各地方政府的最優(yōu)補(bǔ)貼。據(jù)此，先構(gòu)建東部地區(qū)的福利函數(shù)如下:

在(11)式右邊，前兩項(xiàng)表示東部企業(yè)遷往西部地區(qū)生產(chǎn)時(shí)，東部地區(qū)的消費(fèi)者獲取的剩余和企業(yè)主獲得利潤，后兩項(xiàng)表示東部企業(yè)仍留在當(dāng)?shù)厣a(chǎn)時(shí)，東部地區(qū)的消費(fèi)者獲取的剩余和企業(yè)主獲得的利潤。當(dāng)時(shí)，F(xiàn)*為東部地區(qū)福利最大化時(shí)向西部遷移的固定開辦費(fèi)用臨界值，將F*值代入(10)式，可得東部地區(qū)福利最大化時(shí)的地方政府優(yōu)惠補(bǔ)貼:

因東部地區(qū)為發(fā)達(dá)地區(qū)，西部為落后地區(qū)，有we＜ww和re＞rw，根據(jù)(12)式，等式右邊括號(hào)內(nèi)第一項(xiàng)反映了東、西部地區(qū)之間的勞動(dòng)力與土地市場扭曲程度，其值為負(fù)，第二項(xiàng)表示東部地區(qū)內(nèi)部勞動(dòng)力扭曲程度，其值為正。假定各地區(qū)均實(shí)行最低工資制度，則當(dāng)東部地區(qū)仍處于發(fā)展中時(shí)，會(huì)存在大量非意愿失業(yè)，即東部地區(qū)的工資水平We遠(yuǎn)大于勞動(dòng)的邊際負(fù)效用Ce，如果東、西部地區(qū)間的工資、地租水平差距不大時(shí)，有＞0，此時(shí)，東部地方政府增大本地福利的最優(yōu)選擇是繼續(xù)實(shí)施優(yōu)惠政策，補(bǔ)貼本地區(qū)現(xiàn)存企業(yè)和吸引外資流入。當(dāng)東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到較高水平時(shí)，勞動(dòng)力市場會(huì)存在少量非意愿性失業(yè)，且東部地區(qū)工資、地租水平會(huì)遠(yuǎn)高于西部地區(qū)，有＜0，此時(shí)，東部地方政府增大本地福利的最優(yōu)選擇不是繼續(xù)實(shí)施優(yōu)惠政策，而是通過各種措施鼓勵(lì)企業(yè)向西部地區(qū)轉(zhuǎn)移。

類似于東部地方政府如何選擇優(yōu)惠政策的分析思路，構(gòu)建西部地區(qū)的福利函數(shù):

與東部地區(qū)的福利函數(shù)相似，(13)式右邊第一項(xiàng)表示在西部生產(chǎn)時(shí)西部地區(qū)消費(fèi)者的剩余，第二項(xiàng)為西部地方政府對(duì)企業(yè)提供的優(yōu)惠補(bǔ)貼，由于企業(yè)主集中在東部地區(qū)，該補(bǔ)貼以利潤的形式被東部企業(yè)主獲得，需從西部地區(qū)福利中扣除，第三項(xiàng)表示仍在東部生產(chǎn)時(shí)，西部消費(fèi)者的剩余。最大化西部地區(qū)的福利，可得:= (1－

由于西部為落后地區(qū)，有ww＜we和γw＜re，知(14)式右邊括號(hào)內(nèi)第一項(xiàng)為正，表示通過西部地方政府的優(yōu)惠補(bǔ)貼，可削減東、西部間的工資、地租水平扭曲，增加西部地區(qū)福利水平;又因西部地區(qū)存在大量非意愿性失業(yè)，有ww＞cw，可得第二項(xiàng)也為正，反映了西部地方政府實(shí)施優(yōu)惠補(bǔ)貼的第二個(gè)原因。由于兩式均為正，可得＞0，即西部地方政府通過實(shí)施優(yōu)惠政策，可以吸引區(qū)域外企業(yè)進(jìn)入，從而最大化本地福利水平。

由以上分析可知，當(dāng)某區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平落后，工資、地租水平低，非意愿性失業(yè)嚴(yán)重時(shí)，該地區(qū)政府可以通過實(shí)施吸引區(qū)域外資金的優(yōu)惠政策來促進(jìn)本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展;當(dāng)某區(qū)域經(jīng)濟(jì)處于發(fā)展中，工資、地租及非意愿性失業(yè)處于合理水平時(shí)，繼續(xù)實(shí)施優(yōu)惠政策仍會(huì)促進(jìn)該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展;然而，當(dāng)某區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平發(fā)達(dá)，開始出現(xiàn)高人力成本、高地租等外部負(fù)效應(yīng)時(shí)，再繼續(xù)實(shí)施優(yōu)惠政策會(huì)導(dǎo)致企業(yè)外部環(huán)境惡化、政府稅收流失等不利后果，降低該地區(qū)的福利水平。目前，我國各地區(qū)無論經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，均爭相實(shí)施優(yōu)惠政策吸引區(qū)域外資金流入，而這些優(yōu)惠政策是否都能促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展還需進(jìn)一步研究。

三、模型的構(gòu)建與門檻值確定方法

(一)雙門檻模型構(gòu)建及變量說明

根據(jù)(12)和(14)式的結(jié)論可知，要衡量政府優(yōu)惠政策對(duì)某地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用時(shí)，需考慮該地區(qū)的工資、地租及企業(yè)固定開辦費(fèi)用等影響企業(yè)區(qū)位選擇的一些因素，優(yōu)惠政策對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響會(huì)隨著這些影響因素的不同而呈現(xiàn)出非線性關(guān)系，表現(xiàn)出明顯的區(qū)間效應(yīng)。為了避免利用線性回歸分析此問題產(chǎn)生的偏誤，本文采用Hansen(1999)［23］發(fā)展的門檻回歸模型，進(jìn)而更科學(xué)地研究各地區(qū)不同政府優(yōu)惠政策與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間的內(nèi)在關(guān)系。由于我國東、中、西部三地區(qū)呈現(xiàn)出顯著的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異，地區(qū)間的工資、地租等影響企業(yè)區(qū)位選擇的許多因素也因此存在顯著差異，因此，根據(jù)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的特點(diǎn)，可采用雙門檻①Hansen(1999)將僅有一個(gè)門檻值的模型定義為單門檻(Single Threshold)模型，有兩個(gè)門檻值的模型定義為雙門檻(Double Thresholds)模型。面板模型將經(jīng)濟(jì)水平劃分為三個(gè)階段，據(jù)此，本文將基礎(chǔ)計(jì)量模型設(shè)定為:

在(15)式中，PGDPi，t為被解釋變量，代表i 地區(qū)t年的實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值，反映各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平;GPi，t為解釋變量，代表i 地區(qū)t年政府優(yōu)惠政策水平;SIi，t 代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的門檻變量，本文為各地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)地區(qū)生產(chǎn)總值;γ1、γ2為特定的門檻值，內(nèi)生地將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平進(jìn)行劃分;I(·)為指標(biāo)函數(shù);Xi，t為一組對(duì)實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值有顯著影響的控制變量，包括各地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施狀況、利用外商投資水平、勞動(dòng)力投入、出口狀況和科教文衛(wèi)投入水平等;a 為相應(yīng)的系數(shù)向量;μi用于反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的個(gè)體效應(yīng)，如地理?xiàng)l件、思想觀念等不易量化因素;εi，t代表i地區(qū)t年的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

上述(15)式中涉及的關(guān)鍵變量包括兩類，一類是被解釋變量和核心解釋變量，包括各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和政府優(yōu)惠政策水平;另一類是控制變量，即向量中所包含的其他影響實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值水平的變量，有關(guān)代理變量及數(shù)據(jù)來源的說明如下:

1．核心變量的選取與描述。(1)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。為消除通膨因素影響，采用各地區(qū)實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值來衡量各區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平;(2)政府優(yōu)惠政策。采用劉渝琳、劉明(2011)［24］構(gòu)建的政府優(yōu)惠投資指數(shù)②劉渝琳、劉明(2011)計(jì)算了1985－2008年間的政府優(yōu)惠政策指數(shù)，2009 和2010年的優(yōu)惠政策指數(shù)根據(jù)同樣方法計(jì)算而得。來衡量各地區(qū)的優(yōu)惠政策水平。

2．控制變量選取與描述。影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的因素很多，Martin(2001)［25］、Durlauf(2005)［26］分別以全球88 個(gè)和102 個(gè)國家為研究對(duì)象，分別得出12 個(gè)和43 個(gè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有顯著影響的變量。而Krugman(1991b)［27］、Fujita(2001)［9］等人從新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)視角出發(fā)，認(rèn)為各地區(qū)需求、運(yùn)輸成本等因素也會(huì)影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。本文總結(jié)這些學(xué)者的研究成果與國內(nèi)部分研究我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)文獻(xiàn)，選取了如下影響我國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)控制變量:(1)地區(qū)需求(C)。C 為各地區(qū)最終消費(fèi)支出，反應(yīng)各地區(qū)需求狀況。(2)人力資本(EM)。EM 為各地區(qū)就業(yè)人員數(shù)，反應(yīng)人力資本狀況;(3)外商投資(FDI)。FDI 為各地區(qū)實(shí)際利用外商直接投資;(4)人力資本投資水平(GE)。GE 為各地區(qū)政府對(duì)科教文衛(wèi)的財(cái)政支出水平，反應(yīng)政府對(duì)人力資本投資。(5)交通成本(GCS)。為反應(yīng)各地區(qū)區(qū)域內(nèi)交通成本狀況，本文用各地區(qū)運(yùn)輸倉儲(chǔ)郵電通信總產(chǎn)值進(jìn)行衡量;(6)地方政府對(duì)經(jīng)濟(jì)干預(yù)程度(FE)。(FE)為各地區(qū)政府財(cái)政支出水平;(7)對(duì)外開放度(EX)。EX 為各地區(qū)出口額。

3．?dāng)?shù)據(jù)來源及處理?？紤]數(shù)據(jù)可得性，本文采用我國29 個(gè)省③西藏和重慶市的數(shù)據(jù)不完整，未將其包括在本文的實(shí)證分析中。1985－2010年間面板年度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，1985－2008年數(shù)據(jù)主要來自《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，2009、2010年數(shù)據(jù)主要來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。其中，部分年份的實(shí)際利用外商直接投資數(shù)據(jù)來自于各省的統(tǒng)計(jì)年鑒，個(gè)別缺失數(shù)據(jù)采用線性插值法計(jì)算而得;實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值根據(jù)名義人均地區(qū)生產(chǎn)總值與人均地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)計(jì)算所得，2009年人均地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)摘編自《中國統(tǒng)計(jì)摘要2011》，2010年數(shù)據(jù)采用《國家統(tǒng)計(jì)年鑒2011》的地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)替代。

(二)門檻值的確定

門檻回歸模型是非線性模型，其估計(jì)方法與線性模型有所區(qū)別。對(duì)于給定的門檻值，按門檻值的劃分原理，可以通過最小二乘估計(jì)得到βi(i=0，1，…6)的估計(jì)值。為了得到參數(shù)估計(jì)量，首先，需要計(jì)算單門檻值，從每個(gè)觀察值減去其組內(nèi)平均值以消除個(gè)體效應(yīng)，即

變換后的模型為:

對(duì)于給定的門檻值γ，可以采用OLS 估計(jì)(17)式得到β 的估計(jì)值:

相應(yīng)的殘差平方和表示如下:

通過最小化(20)式對(duì)應(yīng)的S1(γ)值來獲得的估計(jì)值:

得到參數(shù)估計(jì)后，需要進(jìn)行兩個(gè)方面的檢驗(yàn)，一是門檻效應(yīng)是否顯著，原假設(shè)為Ho∶β1=β2，備擇假設(shè)為H1∶β1≠β2，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為:

其中，S0為不存在門檻值條件下殘差項(xiàng)平方和，為具有門檻值條件下的殘差平方和。門檻值γ 是無法識(shí)別的，因此，F(xiàn)1統(tǒng)計(jì)量的分布是非標(biāo)準(zhǔn)的。Hansen(1999)建議采用“自抽樣法”(Bootstrap)方法來獲得其漸進(jìn)分布，從而構(gòu)造其P 值。

LR 為非標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，但Hansen 提供了一個(gè)公式來計(jì)算其置信區(qū)間，即當(dāng)LR1(γ)≤c(α)時(shí)，不能拒絕原假設(shè)。其中c(∝)=－ 2ln(1－，其中，α 表示顯著性水平。

以上假設(shè)模型中僅存在單一門檻值，而雙門檻模型的假設(shè)檢驗(yàn)與單一門檻情況下類似，此文不再贅述。

四、實(shí)證檢驗(yàn)及分析

為更準(zhǔn)確描述不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下政府優(yōu)惠政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的長期影響，本文通過建立、估計(jì)和檢驗(yàn)門檻回歸模型來進(jìn)行驗(yàn)證。本文采用STATA11.0 軟件實(shí)現(xiàn)對(duì)上述模型的估計(jì)。

(一)檢驗(yàn)結(jié)果

估計(jì)門檻值時(shí)，需要確定是否存在雙門檻值。首先，運(yùn)用格子搜索的方法尋找門檻值①門檻值中存在極大值與極小值，這些個(gè)體樣本會(huì)顯著影響實(shí)證結(jié)論，造成結(jié)論偏誤。因此，需將這些異常值排除。借鑒Hansen(1999)的格子搜索方法，本文先將門檻變量按升序排列，然后取門檻變量的序列區(qū)間為(5%，95%)。假定樣本總數(shù)為N，門檻搜索值為n，則去掉異常值后樣本序列區(qū)間為(0.05N，0.95N)，該序列區(qū)間對(duì)應(yīng)的樣本值區(qū)間為(Xmin，Xmax)，則所取門檻值分別為Xj =Xmin +(j－1)(Xmax－Xmin/n)，其中，j=1，2，…，n ?？紤]到本文的樣本數(shù)量，將門檻搜索值設(shè)為100。，即把樣本按照門檻變量SIi，t按升序進(jìn)行排列，然后選取不同的第二產(chǎn)業(yè)地區(qū)生產(chǎn)總值作為門檻值逐一對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)并計(jì)算殘差，殘差平方和最小時(shí)所對(duì)應(yīng)的第二產(chǎn)業(yè)地區(qū)生產(chǎn)總值即為門檻估計(jì)值。依次對(duì)不存在門檻、一個(gè)門檻和兩個(gè)門檻的原假設(shè)下對(duì)模型(15)進(jìn)行估計(jì)，得到F 統(tǒng)計(jì)值。再采用“自抽樣法”方法模擬F 統(tǒng)計(jì)量的漸近分布及臨界值(實(shí)證分析重復(fù)次數(shù)為1000 次)，從而檢驗(yàn)是否存在門檻效應(yīng)。檢驗(yàn)結(jié)果(見表1)顯示，單門檻和雙門檻效應(yīng)都非常顯著，相應(yīng)的自抽樣P 值分別為0.0810 和0.0000，存在雙門檻值。

表1 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)門檻模型的原理，門檻估計(jì)值是似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LR 為零時(shí)γ 的取值，為更清晰理解門檻值的估計(jì)的構(gòu)造過程，分別繪制了兩個(gè)門檻估計(jì)值的似然比函數(shù)圖(見圖1、圖2)，圖中的實(shí)線為門檻變量似然比，虛線為5%顯著性水平下的臨界值(7.35)。兩個(gè)門檻的估計(jì)值和相應(yīng)的95%置信區(qū)間見表2，結(jié)果表明兩個(gè)門檻估計(jì)值在95%置信區(qū)間下分別是2095.3973 和7296.6870。

表2 門檻值估計(jì)結(jié)果

(二)實(shí)證結(jié)論

上述實(shí)證分析表明，政府優(yōu)惠政策對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響呈非線性關(guān)系，根據(jù)這兩個(gè)門檻值，可按我國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平將第二產(chǎn)業(yè)地區(qū)生產(chǎn)總值劃分成三個(gè)階段，依次為經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)(SIi，t≤2095.3973)、發(fā)展中地區(qū)(2095.3973 ＜SIi，t≤7296．6870)和發(fā)達(dá)地區(qū)(SIi，t≥7296．6870)。分別對(duì)三類地區(qū)進(jìn)行門檻回歸估計(jì)，可得到門檻回歸結(jié)果(見表3)。

圖1 第一門檻的估計(jì)值

圖2 第二門檻的估計(jì)值

表3 模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

實(shí)證結(jié)果顯示，政府優(yōu)惠政策對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高呈現(xiàn)出顯著的區(qū)間效應(yīng)。當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)地區(qū)生產(chǎn)總值小于2095.3973 億元時(shí)，即相應(yīng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)比較落后，政府優(yōu)惠政策指數(shù)每提高1%，會(huì)促進(jìn)當(dāng)?shù)厝司貐^(qū)生產(chǎn)總值增長113.88%，對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用較小;隨著各地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，政府優(yōu)惠政策對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)顯著提升，且提升幅度很大，政府優(yōu)惠政策指數(shù)每提高1%，會(huì)促進(jìn)當(dāng)?shù)厝司貐^(qū)生產(chǎn)總值增長348.85%;但第二產(chǎn)業(yè)地區(qū)生產(chǎn)總值越過7296.6870 億元這一門檻值后，即相應(yīng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)，優(yōu)惠政策指數(shù)每增長1%，會(huì)促進(jìn)當(dāng)?shù)厝司a(chǎn)總值增長153.72%，可見，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定程度，不合理的政府優(yōu)惠政策對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用會(huì)大幅降低。這也證實(shí)了相關(guān)研究結(jié)論:政府優(yōu)惠政策對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用會(huì)隨著各地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平變化而變化，作用效果先是增加，當(dāng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平達(dá)到某一極值后，如果不對(duì)優(yōu)惠政策做出相應(yīng)的調(diào)整，其作用效果會(huì)顯著下降。雖然對(duì)于不同時(shí)間、不同地區(qū)而言，這一極值有所不同，但都表明政府優(yōu)惠政策并非越多越好，多于或少于這一極值的政府優(yōu)惠政策都不利于當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展。

(三)對(duì)我國優(yōu)惠政策的具體分析

1.對(duì)我國各地區(qū)優(yōu)惠政策與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的分析。

實(shí)證結(jié)論表明，在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，政府優(yōu)惠政策對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用會(huì)有所不同。為比較我國各地區(qū)優(yōu)惠政策與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，本文取1985－2010年間各省份政府優(yōu)惠政策指數(shù)和人均地區(qū)生產(chǎn)總值的平均值進(jìn)行比較①各地區(qū)某一年的優(yōu)惠政策指數(shù)和人均地區(qū)生產(chǎn)總值受多種因素影響，因此，本文取1985－2010年間的平均值，降低一些隨機(jī)因素的干擾。，為直觀比較兩者的發(fā)展水平，先對(duì)兩者進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，處理結(jié)果見表4。上海、北京、天津、浙江、江蘇、廣東、遼寧、山東和福建9 個(gè)省份的人均地區(qū)生產(chǎn)總值的標(biāo)準(zhǔn)化值均大于0.30，除北京、天津兩直轄市外，其余7 個(gè)省份的優(yōu)惠政策指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化值均大于0.30，平均值為0.55;內(nèi)蒙古、黑龍江、吉林、河北4 省份的人均地區(qū)生產(chǎn)總值的標(biāo)準(zhǔn)化值在0.20－0.30 之間，優(yōu)惠政策的標(biāo)準(zhǔn)化值在0.17－0.24 間，平均值為0.22;新疆、湖北、山西等18 省份人均地區(qū)生產(chǎn)總值的標(biāo)準(zhǔn)化值均低于0.20，除新疆、海南、廣西和云南4 個(gè)邊疆省份的優(yōu)惠政策指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化值較高外，其余14 省份的平均值僅為0.04。

圖3 為對(duì)兩者進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理后的直觀比較圖，圖中橫軸為地區(qū)序號(hào)，與表4中的各省份相對(duì)應(yīng)，縱軸為標(biāo)準(zhǔn)化值。該圖顯示各地區(qū)優(yōu)惠政策指數(shù)與人均地區(qū)生產(chǎn)總值的變化趨勢較為相似，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)，相應(yīng)的優(yōu)惠政策水平也越高，反之亦然。具體而言，上海、浙江、江蘇、廣東、山東、福建等沿海省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，其優(yōu)惠政策水平也最高，黑龍江、吉林、河北等省份的政府優(yōu)惠政策水平次之，而湖北、河南、陜西、貴州、寧夏、甘肅等廣大中、西部欠發(fā)達(dá)省份的優(yōu)惠政策水平最低。清晰表明我國各地區(qū)優(yōu)惠政策水平從東部沿海地區(qū)向中、西部內(nèi)陸地區(qū)呈梯狀遞減，而沒根據(jù)各地區(qū)的實(shí)際經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平制定相應(yīng)的優(yōu)惠政策。

表4 標(biāo)準(zhǔn)化結(jié)果

2.根據(jù)實(shí)證結(jié)論對(duì)政府優(yōu)惠政策的雙門檻效應(yīng)分析。

圖3 各地區(qū)優(yōu)惠政策與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平比較

關(guān)于雙門檻效應(yīng)的實(shí)證結(jié)論顯示，我國各地區(qū)之間及各地區(qū)內(nèi)不同年份之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在顯著差異。圖4 反映了我國各地區(qū)在三個(gè)不同時(shí)期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，如圖所示，1985－1995年間，我國所有省份的第二產(chǎn)業(yè)地區(qū)生產(chǎn)總值在這段時(shí)間內(nèi)的平均值均低于第一個(gè)門檻值2095.3973億元，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)處于欠發(fā)達(dá)區(qū)間，勞動(dòng)力、土地等生產(chǎn)要素成本低廉，此時(shí)，政府優(yōu)惠政策可以加大開放度、完善投資環(huán)境，對(duì)各地區(qū)區(qū)外資金、技術(shù)和人才等生產(chǎn)要素有較強(qiáng)吸引力，優(yōu)惠政策開始顯現(xiàn)其正向促進(jìn)作用。隨著我國東部沿海地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，1996－2005年間，廣東、浙江、江蘇、山東等省份越過了第一個(gè)門檻值，進(jìn)入第二區(qū)間，且隨著我國從東部到西部地區(qū)開始全面開放，到2006－2010年間，除甘肅、貴州、寧夏、青海、新疆等少數(shù)西部省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平處于第一門檻值以下，仍為欠發(fā)達(dá)地區(qū)，其余東、中部省份均超出了第一個(gè)門檻值，即大部分省份處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展中地區(qū)，此時(shí)，政府優(yōu)惠政策指數(shù)每提高1%，會(huì)促進(jìn)當(dāng)?shù)厝司貐^(qū)生產(chǎn)總值增長348.85%，對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了顯著正向促進(jìn)作用。這主要是因?yàn)椋@些地區(qū)開放程度得到提高、投資環(huán)境不斷被完善，在政府優(yōu)惠政策的吸引下，吸引了國內(nèi)外大量資金、技術(shù)及人才，并較好利用了當(dāng)?shù)氐耐恋刭Y源與國內(nèi)大量剩余勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素，對(duì)這些省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍起到了正向促進(jìn)作用。但2006－2010年間，廣東、山東、江蘇、浙江、河北等省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平開始邁過第二個(gè)門檻值7296.6870億元，經(jīng)濟(jì)處于初步發(fā)達(dá)階段，優(yōu)惠政策指數(shù)每增長1%，會(huì)促進(jìn)當(dāng)?shù)厝司a(chǎn)總值增長153.72%，與處于第二區(qū)間的發(fā)展中地區(qū)相比，優(yōu)惠政策對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)作用降低了195.13%。此時(shí)，相應(yīng)地區(qū)開始出現(xiàn)高人力成本、高地租成本與交通擁擠等外部負(fù)效應(yīng)，對(duì)區(qū)域外資金的吸引力大大減弱，如果政府繼續(xù)提供以往的優(yōu)惠政策，就可能引起降低當(dāng)?shù)囟愂?、?duì)本地區(qū)資金產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”與造成更嚴(yán)重的交通擁擠等外部負(fù)效應(yīng)，扭曲市場對(duì)資源的配置功能，開始出現(xiàn)政府優(yōu)惠政策對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用明顯下降，甚至產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。

圖4 各地區(qū)三階段經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平比較

五、結(jié)論與政策建議

由于區(qū)域間存在工資、地租和就業(yè)水平等的差異，會(huì)影響企業(yè)的區(qū)位選擇，導(dǎo)致政府優(yōu)惠政策對(duì)本地區(qū)福利的促進(jìn)作用呈非線性關(guān)系。具體而言，當(dāng)某區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平落后，通過實(shí)施減免稅收、完善基礎(chǔ)設(shè)施等優(yōu)惠政策，可消減地區(qū)間的工資、地租水平的扭曲程度，吸收區(qū)域外企業(yè)進(jìn)入，增加本地區(qū)的福利水平;當(dāng)某區(qū)域經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)時(shí)，勞動(dòng)力市場會(huì)存在少量非意愿性失業(yè)，且其工資、地租水平往往高于落后地區(qū)，繼續(xù)實(shí)施優(yōu)惠政策會(huì)加劇地區(qū)間的工資、地租水平扭曲，導(dǎo)致企業(yè)外部環(huán)境惡化、政府稅收流失等不利后果，降低該地區(qū)的福利水平。為避免以往學(xué)者采用線性研究的不足，本文采用了雙門檻效應(yīng)模型進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)論顯示，當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)地區(qū)生產(chǎn)總值在2095.3973－7296.6870 億元時(shí)，優(yōu)惠政策指數(shù)每提高1%，會(huì)促進(jìn)人均生產(chǎn)總值增長348.85%，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用最為顯著;當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)地區(qū)生產(chǎn)總值高于7296.6870 億元時(shí)，優(yōu)惠政策對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用大幅下降。該結(jié)論進(jìn)一步證實(shí)，政府優(yōu)惠政策對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異呈現(xiàn)出顯著的區(qū)間效應(yīng)。

上述結(jié)論也表明，由于各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在差異，均存在不同的最優(yōu)優(yōu)惠政策水平。為實(shí)現(xiàn)本地區(qū)福利最大化，應(yīng)綜合考慮本地區(qū)的實(shí)際經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，因地制宜，權(quán)衡優(yōu)惠政策的成本與效益，實(shí)施合理的優(yōu)惠政策，有效提高本地區(qū)的整體福利。對(duì)東部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)而言，由于開放時(shí)間較長，地理位置優(yōu)越，給予了大量政府優(yōu)惠政策，經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速。但伴隨大量企業(yè)聚集，開始出現(xiàn)交通擁擠、生產(chǎn)要素成本上升等外部負(fù)效應(yīng)，且區(qū)內(nèi)資金充裕，繼續(xù)實(shí)施普惠制的政府優(yōu)惠政策，會(huì)帶來降低稅收、扭曲市場對(duì)資源配置等不利影響，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)，因此，這些地區(qū)應(yīng)取消不合理優(yōu)惠政策，有針對(duì)性地對(duì)高科技產(chǎn)業(yè)、現(xiàn)代金融服務(wù)業(yè)、環(huán)保產(chǎn)業(yè)等提供優(yōu)惠政策，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，降低優(yōu)惠政策對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的負(fù)面影響，最大化發(fā)揮優(yōu)惠政策對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用;對(duì)中、西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)而言，政府優(yōu)惠政策仍處于較低水平，優(yōu)惠政策應(yīng)更多向這些地區(qū)傾斜，充分利用這些地區(qū)的低工資、低地租等優(yōu)勢，將國外及東部發(fā)達(dá)地區(qū)剩余資金、技術(shù)及人才等生產(chǎn)要素吸引到中、西部地區(qū)，為縮小與東部發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距打下堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。

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