吳客形 劉霄龍
摘要:通過構(gòu)建經(jīng)驗?zāi)P?,檢驗了聚集經(jīng)濟(jì)、公共資源在科教領(lǐng)域的支出和物質(zhì)資本存量對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。結(jié)果表明在考慮了政府科教支出的內(nèi)生性問題后,聚集經(jīng)濟(jì)對我國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響取決于城市所處的地理位置;政府科教支出對我國各地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響為正,且東部與中西部的差異并不明顯;物質(zhì)資本對東部城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的貢獻(xiàn)要大于其對中西部城市的貢獻(xiàn)。
關(guān)鍵詞:聚集經(jīng)濟(jì);政府科教支出;人均第二產(chǎn)業(yè);資本存量;經(jīng)濟(jì)發(fā)展內(nèi)生性
中圖分類號:F83文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A文章編號:16723198(2014)14009602
1引言
人均地區(qū)生產(chǎn)總值代表了居住在該區(qū)域內(nèi)人民的平均生活水平,是衡量該區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的基本指標(biāo)。新增長理論認(rèn)為,人均地區(qū)總產(chǎn)值不僅與人均資本存量及技術(shù)進(jìn)步有關(guān),而且還與人力資本有關(guān),人力資本投資不僅可以提高勞動生產(chǎn)率,而且還能提高物質(zhì)資本的邊際產(chǎn)出水平,從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高;而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高又反過來促進(jìn)人力資本存量的提高。教育是人力資本投資的主要方式,因此,經(jīng)濟(jì)學(xué)家們普遍認(rèn)為政府科教投入顯著地促進(jìn)了勞動生產(chǎn)率,由此帶動了區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。與此同時,新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的研究發(fā)現(xiàn),經(jīng)濟(jì)活動的空間聚集差異是決定不同國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和勞動生產(chǎn)率差異的一個重要因素,但不同的研究得出了不同的結(jié)論:聚集經(jīng)濟(jì)是否對經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有促進(jìn)作用是爭論的核心。因此,本文運用中國城市的截面數(shù)據(jù)來檢驗聚集經(jīng)濟(jì)、公共資源在科教領(lǐng)域的支出和物質(zhì)資本存量對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。
2經(jīng)驗?zāi)P图白兞康慕y(tǒng)計描述
本文將關(guān)注的重點聚焦于聚集經(jīng)濟(jì)、政府的科教支出及物質(zhì)資本對人均地區(qū)總產(chǎn)值的影響上,建立的回歸模型,各變量的含義及描述見表1:
perGDPi=β0+β1·PopDensityi+β2·perCapitalStocki+β3·TecheduSpendingi+β4·PopDensityi·Midwesti+β5·perCapitalStocki·Midwesti+β6·TechEduSpendingi·Midwesti+β7·Midwesti+ui
表1自變量與因變量的定義
變量含義均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值描述被解釋變量perGDP人均地區(qū)
總產(chǎn)值38826.324416.56457163014衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展
水平(單位:元)解釋變量PopDensity人口密度422.9157307.54085.112238.74衡量聚集經(jīng)濟(jì)
(單位:人/
平方公里)PerCapitalStock人均第二產(chǎn)業(yè)
資本存量75427.1679938.148906.806659848.5衡量物質(zhì)資本
(單位:元/人)TechEduSpending政府科教
支出492056.9719806.5212447677368衡量人力資本
投資(單位:
元/人)Midwest虛擬變量————是否為中西部
城市(是=1,
否=0)3估計結(jié)果及分析
由于新增長理論認(rèn)為人力資本投資是內(nèi)生于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之中的,因此,使用普通最小二乘法(OLS)無法準(zhǔn)確估計人力資本投資對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響,所以,為了減小因隨機(jī)解釋變量的存在而產(chǎn)生的估計偏誤,本文在考察人力資本投資對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響時,使用工具變量來解決這一內(nèi)生性問題。
表2模型回歸結(jié)果
OLSGMMforIV系數(shù)值t值系數(shù)值z值PopDensity-6.789-1.62-5.6053.12PopDensityMidwest14.31***2.8714.17***0.87perCapitalStock0.243***5.100.306***-1.37perCapitalStock·Midwest0.04090.67-0.02142.96TechEduSpending0.00278***3.540.00194***14.23TechEduSpending·Midwest0.004711.070.0035-0.50Midwest-16,321***-3.83-10,490***-3.69Constant25,711***7.0620,210***10.99***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1。
表2的第2列給出普通最小二乘法的估計結(jié)果。由于當(dāng)期的人均地區(qū)生產(chǎn)總值是通過支出法和收入法進(jìn)行核算的,因此,當(dāng)期的政府科教支出必然存在著內(nèi)生性,從而與誤差項相關(guān),這必然導(dǎo)致OLS的估計量不是一致的,并因此使得估計參數(shù)變得毫無意義。為了檢驗政府對科教事業(yè)的支出是否存在內(nèi)生性,本文為政府科教支出找了3個工具變量,分別是政府2008-2010年的政府科教支出。
從統(tǒng)計意義上講,回歸元的內(nèi)生性檢測表明,2011年的政府科教支出及其與虛擬變量的交互項確實存在著內(nèi)生性:卡方分布的p值分別為0.5759和0.8739,即無法拒絕政府科教支出及其與虛擬變量的交互項具有內(nèi)生性的假設(shè)。
選擇3個滯后變量作為當(dāng)期政府科教支出的工具變量基于如下理由:首先,政府的科教支出不僅在當(dāng)期影響經(jīng)濟(jì)的運行,并且在未來相當(dāng)長的一段時間內(nèi)對經(jīng)濟(jì)的運行情況都會有著廣泛而深刻的影響;其次,政府支出具有粘性,當(dāng)期的科教支出不僅受當(dāng)期科教事業(yè)發(fā)展的影響,還受過去幾年科教事業(yè)發(fā)展和政府對其投入的影響,即這3個滯后的政府科教支出實際上可以反映后來的政府科教支出的基礎(chǔ),所以,作為反映了歷史信息的變量,它能夠影響現(xiàn)在的政府科教支出。因此,滯后1-3年的政府科教支出不僅與當(dāng)期人均地區(qū)生產(chǎn)總值密切相關(guān),而且還有當(dāng)期的政府科教支高度相關(guān),這滿足使用工具變量的第一個條件:工具變量要與隨機(jī)解釋變量高度相關(guān)。通過將當(dāng)期的政府科教支出對滯后1-3期的政府科教支出進(jìn)行回歸,可以驗證這個條件:2010年和2009年的政府科教支出都在1%的水平上顯著,而2008年的政府科教支出也在5%的水平上顯著,F(xiàn)檢驗也表明它們的系數(shù)至少有1個不為零,即它們作為工具變量的第一個條件是滿足的。
工具變量選擇的第二個條件要求它們在模型中與誤差項不相關(guān)。從理論上講,當(dāng)年的地區(qū)總產(chǎn)值不會將以前的政府科教支出計入其中,因此,它們不會對人均地區(qū)總產(chǎn)值構(gòu)成直接影響。但經(jīng)濟(jì)意義上的檢驗無法代替統(tǒng)計意義上的檢驗,所以需要對這幾個滯后變量進(jìn)行過渡識別檢驗,以判斷這3個工具變量確實是外生的,即它們與誤差項不相關(guān)。Hansen的J統(tǒng)計量的p值為0.1325,即無法拒絕工具變量與誤差項不相關(guān)的原假設(shè),這表明所選擇的工具變量是有效的。因此,工具變量的第二個條件得到滿足。
表2的第3列給出了將政府的科教支出內(nèi)生化后的估計結(jié)果。在將教育支出內(nèi)生化之后,我們發(fā)現(xiàn)東部城市的人口密度系數(shù)的絕對值減小了,這說明教政府育支出的內(nèi)生性高估了聚集經(jīng)濟(jì)對東部城市的負(fù)外部性,而人口密度與虛擬變量的交互項系數(shù)的絕對值也減小了,這說明政府教育支出的內(nèi)生性高估了聚集經(jīng)濟(jì)對中西部城市的正外部效應(yīng)。同時,在考慮了內(nèi)生性問題后,東部城市人均第二產(chǎn)業(yè)資本存量系數(shù)的絕對值比沒有考慮內(nèi)生性問題時增加了,這說明教政府育支出的內(nèi)生性低估了人均第二產(chǎn)業(yè)資本存量對東部城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響;此外,在考慮了內(nèi)生性問題之后,中西部城市人均第二產(chǎn)業(yè)資本存量的系數(shù)顯著為正,但與使用普通最小二乘法相比,中西部城市人均第二產(chǎn)業(yè)資本存量的系數(shù)小于東部城市人均第二產(chǎn)業(yè)資本存量的系數(shù),而不是大于東部城市人均第二產(chǎn)業(yè)資本存量的系數(shù),這說明內(nèi)生性問題高估了人均第二產(chǎn)業(yè)資本存量對中西部城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。廣義矩方法的回歸結(jié)果還表明,在考慮了內(nèi)生性問題之后,無論是東部城市還是中西部城市,政府教育支出對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的促進(jìn)作用減小了,即內(nèi)生性問題高估了政府科教支出對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響,并且我們還應(yīng)該注意到,政府科教支出對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響的差異性與忽略內(nèi)生性問題時相比減小了。此外,在考慮內(nèi)生性問題之后,代表地理及區(qū)位因素的虛擬變量系數(shù)的絕對值減少了,這說明區(qū)位因素對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響并沒有普通最小二乘法所估計的那么強(qiáng)烈,即內(nèi)生性問題系統(tǒng)性的高估了區(qū)位因素對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。
4結(jié)論
本文運用2011年中國城市的截面數(shù)據(jù),考慮了政府科教支出的內(nèi)生性問題,并使用滯后1-3年的作為工具變量,檢驗了聚集經(jīng)濟(jì)、公共資源在人力資本上的投資及人均第二產(chǎn)業(yè)資本存量對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。結(jié)果表明:
地理及區(qū)位因素對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有著顯著的影響,東部城市因區(qū)位優(yōu)勢在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上明顯的優(yōu)于中西部城市,從而驗證了區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)于區(qū)位因素影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的理論。聚集經(jīng)濟(jì)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響因區(qū)位因素的不同而不同,聚集經(jīng)濟(jì)對東部城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展沒有促進(jìn)作用,而對中西部城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展卻有著明顯的促進(jìn)作用。該結(jié)論從一個側(cè)面反映了人口聚集、產(chǎn)業(yè)過密產(chǎn)生的擁擠效應(yīng)對東部城市,特別是東部沿海城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成了不利影響。
人均第二產(chǎn)業(yè)資本存量對經(jīng)濟(jì)發(fā)展有促進(jìn)作用,但對東部城市的促進(jìn)作用要略微的高于其對中西部城市的促進(jìn)作用,這可能跟人力資本門檻有關(guān),即物資資本發(fā)揮作用的一個重要途徑就是與人力資本相結(jié)合:人力資本越高的地區(qū),吸收新技術(shù)的能力越高、成本越低,物資資本對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的促進(jìn)作用就越能發(fā)揮出來,從而相同數(shù)量的物資資本對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用也就越大。
政府科教支出對經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有促進(jìn)作用,并且對中西部城市的促進(jìn)作用要高于對東部城市的促進(jìn)作用。這意味著政府如果想發(fā)展經(jīng)濟(jì)并保證區(qū)域間的協(xié)調(diào)發(fā)展,應(yīng)當(dāng)加大對中西部地區(qū)的科教投入,這不僅能夠促進(jìn)中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展,而且還能夠提高中西部地區(qū)的人力資本存量,從而為物資資本對經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平發(fā)揮積極影響創(chuàng)造條件。
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