朱天星，高麗峰，李 丹，薛海龍

（1.沈陽工業(yè)大學a.經(jīng)濟學院；b.材料學院，遼寧 沈陽 110870；2.東北亞開發(fā)研究院 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究所，北京 100086）

一、引言

近些年國家通過區(qū)域發(fā)展規(guī)劃的方式，加大財政轉移支付和中央直接投資力度，促進地方經(jīng)濟增長及增長方式的轉變，縮小地區(qū)經(jīng)濟增長差距，提高西部地區(qū)發(fā)展速度以及東部地區(qū)的增長質量。

2009年6月國務院討論通過《江蘇沿海地區(qū)發(fā)展規(guī)劃》，2010年5月國務院討論通過《長江三角洲地區(qū)區(qū)域規(guī)劃》，這些政策的相繼出臺有利于促進長江三角洲地區(qū)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級和整體實力提升，緩解資源環(huán)境約束、加快轉變發(fā)展方式，完善全國沿海地區(qū)生產(chǎn)力布局，帶動長江流域乃至全國經(jīng)濟又好又快發(fā)展。

國外關于政府政策對經(jīng)濟增長的影響大致可以分為兩類：一是新古典增長理論表明政府政策僅影響產(chǎn)出水平但不影響增長率（Judd，1985）［1］。政府在基礎設施方面的支出增加可以降低企業(yè)生產(chǎn)成本，擠入私人投資，進而帶動經(jīng)濟增長（Tanzi&Zee，1996；Kelly，1997）［2-3］，而政府在一些非基礎設施類方面的投資增加會通過利率增加而對私人投資具有擠出效應（Ekpo，1994）［4］。二是內生增長理論認為政府在物質資本和人力資本方面支出的增加會提高穩(wěn)態(tài)經(jīng)濟增長水平（Barro 1990，Barro-Sala-i-Martin，1992，2004）［5-6］。

國內關于宏觀經(jīng)濟調控政策效果的研究大致可以分為兩類：①基于基本統(tǒng)計分析和單方程回歸模型的財政征政策效果評價研究。彭月蘭（2004）利用變異系數(shù)法研究政府財政政策影響區(qū)域經(jīng)濟增長差異的機制，并提出縮小地區(qū)經(jīng)濟增長差異的財政建議［7］。陳慶吉、李菲菲（2006）利用IS-LM曲線得出財政政策的絕對效果和相對效果測度公式，并從理論和操作層面分析了絕對效果和相對效果公式的價值和意義［8］。黎翠梅（2009）利用基本統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析方法研究分稅制改革后我國地方財政支農支出的區(qū)域差異［9］。王雪標、王瑛（2011）通過財政脈沖HP濾波方法研究遼寧省改革開放后的財政政策態(tài)勢變化以及政策效果［10］。②基于多方程模型的財政征政策效果評價研究。郭慶旺，賈俊雪（2005）利用面板數(shù)據(jù)和變參數(shù)模型分析積極則政政策對我國區(qū)域經(jīng)濟增長和差異的影響，積極則政政策沒有有效地縮小我國區(qū)域經(jīng)濟差異［11］。黃金竹（2005）利用VAR 模型以及脈沖響應和方差分解研究了我國改革開放以來的貨幣政策和財政政策效果［12］。胡琨、張維（2006）研究發(fā)現(xiàn)省級財政投資對地區(qū)經(jīng)濟增長影響存在明顯的差異，東部地區(qū)的正向影響力最大，中部次之，西部最?。?3］。靳春平（2007）根據(jù)我國經(jīng)濟發(fā)展的經(jīng)驗數(shù)據(jù)運用VAR模刑分別考察了東、西部地區(qū)的政府公共資本支出，與地區(qū)經(jīng)濟增長的長期均衡關系和動態(tài)響應關系，并對東、西部的財政政策效應進行了比較結果表明，財政政策的經(jīng)濟增長效應在空間上存在明顯［14］。

上述兩方面的研究存在的不足之處在于：一是普通的單方程回歸模型不能明確分析政策前后的效果差異［15］；二是多方程模型的評價效果容易受到政策時間窗口長度的影響［16］，時間窗口太短，多方程模型的敏感性太小。這兩類方法都是基于一個或者兩個政策變量，比如國債、轉移支付對經(jīng)濟增長的影響，效果評價缺乏全面性，另外現(xiàn)有的研究并沒有考慮財政政策的時滯效果。

本研究通過構建區(qū)域規(guī)劃實施效果的多元變截距、變系數(shù)分布滯后模型，研究國家地區(qū)規(guī)劃政策實施后的經(jīng)濟效果。利用該模型可以詳細分析國家區(qū)域規(guī)劃政策實施前后的效果差別，還可以考慮國家宏觀調控財政政策的時滯效應。

二、考慮財政政策滯后效應的政策效果評價方程

根據(jù)國家宏觀調控政策實際，考慮如下5 個政策變量：x1-中央轉移支付與稅收返還；x2-中央財政專項撥款；x3-中央財政調入資金；x4-中央補助收入；x5-中央固定資產(chǎn)投資。政策效果變量取如下兩個：y1-人均國內生產(chǎn)總值，y2-城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入。

則考慮政策前后地區(qū)人均國內生產(chǎn)總值等變量對國家宏觀調控政策變量反應的多元回歸模型如（1）式：

其中，ln（y1t）-第t年的人均國內生產(chǎn)總值的對數(shù)，ln（y2t）-第t年的城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入的對數(shù)，c1為回歸常數(shù)項，表示人均國內生產(chǎn)總值（城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入）的自發(fā)增長，Dt=（0，0，0，…，1，1）為虛擬變量，表示政策變量實施前后政策效果的差別，ln（xit）（i=1，2，…，5）為第t 期國家區(qū)域政策變量的對數(shù)（即央轉移收入和稅收返還以及中央財政專項撥款等），αi為第t期人均國內生產(chǎn)總值（城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入）對第t期國家政策變量的彈性（或者效果），若α1=1，即第t中央轉移支付與稅收返還增加1%，第t 期人均國內生產(chǎn)總值（人均可支配收入）增加1%，xi1t=xit×Dt（i=1，2，…，5）表示每個政策變量與虛擬變量的乘積，ln（xi1t）為其對數(shù)，βi為回歸系數(shù)，其余類推；ln（xit-1）（i=1，2，…，5）為第t-1 期各個政策變量的對數(shù)，gi為第t 期人均國內生產(chǎn)產(chǎn)總值（城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入）對第t-1期政策變量的彈性，其余類推，AR（l）為殘差自回歸項①，εt為回歸擾動項。

該模型的經(jīng)濟學意義：c1+c2為回歸常數(shù)項的和，表示人均國內生產(chǎn)總值（城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入）在政策后的自發(fā)增長的變化。αi和βi（i=1，2，…，5）分別表示政策前和政策后政策效果變量的彈性變化，即若α1=0.06，和β1=0.02，那么政策前的人均國內生產(chǎn)總值（城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入）對中央轉移支付與稅收返還的彈性為0.06，政策后的人均國內生產(chǎn)總值（城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入）對中央轉移支付與稅收返還的彈性為0.08，即增加了0.02；βi（i=1，2，3，…，5）為人均國內生產(chǎn)總值對第t-1期的中央轉移收入和稅收返還的彈性（反應程度大小），其余類推。

三、指標變量的篩選

（一）基于相關分析的指標變量第一次篩選

通過相關分析篩選變量，避免和剔除模型（1）中各政策變量及政策變量滯后項之間可能存在高度相關而使模型出現(xiàn)多重共線性問題，例如政策變量中央稅收轉移支付與稅收經(jīng)返還和中央補助收入與當?shù)氐亩愂帐杖胫g存在比例關系，二者間很容易存在較高的相關性。

針對模型（1）中的政策變量為x1t，x2t，…，x5t；政策變量與虛擬變量乘積為x11t，x21t，…，x51t；政策變量的滯后一期值x1t-1，x2t-1，…，x5t-1；加上虛擬變量Dt共16 個指標變量，這些變量間的相關系數(shù)矩陣R：

若在式（2）的amn絕對值越大，則第m 個指標和第n 個指標的相關性越強，通用的做法：若amn＞0.8［17］，則將第m個指標或第n個指標從模型中剔除。

（二）基于偏相關分析的指標變量第二次篩選

經(jīng)過相關分析可以剔除指標間相關系數(shù)大于0.8 的指標變量，但仍有一些變量會存在信息重疊，因此利用偏相關分析再一次剔除指標變量。令相關分析后剩余指標m（m ≤16）個變量間的相關系數(shù)矩陣為：

則第k個指標與第j個指標間的偏相關系數(shù)Ckj為：

其中，a′kj為R的逆陣中第k行第j列元素。

式（4）中第k 個指標和第j 個指標的偏相關系數(shù)Ckj的絕對值越大，表明第k 個指標與第j 個指標的相關性越強；同式（2）處理方法相同，把偏相關系數(shù)絕對值大于0.8的指標剔除［18］。

四、數(shù)據(jù)來源與指標變量的篩選

（一）數(shù)據(jù)來源

本文的實證研究區(qū)間選為2000-2012年，其中2009年國家出臺長江三角洲發(fā)展規(guī)劃，因此以2010年作為研究國家政策效果的時間點，把整個時間段分為政策出臺前（2000-2009）和政策出臺后（2010-2012）兩個時間段。為了控制異方差影響，對所有政策變量和政策效果變量數(shù)值取對數(shù)。數(shù)據(jù)來源上海市、江蘇省以及浙江省的統(tǒng)計年鑒2000-2012、中國財政統(tǒng)計年鑒2000-2012以及三省市的統(tǒng)計公報。

具體數(shù)據(jù)見表1。

表1 長江三角洲地區(qū)三個地市的政策變量與政策效果變量數(shù)據(jù)

表1列示的是上海市、江蘇省以及浙江省的經(jīng)過取對數(shù)處理后的數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)表共13行、51列數(shù)據(jù)。上海市的17列數(shù)據(jù)分別表示上海市的政策效果變量的對數(shù)，即y1-人均國內生產(chǎn)總值，y2-城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入；政策變量，xit（i=1，2，…，5）；政策變量的滯后一期，xit-1（i=1，2，…，5）以及政策變量與虛擬變量的乘積，xi1t（i=1，2，…，5）這樣共17列，三個地市共51列。

（二）指標變量的篩選

根據(jù)本文選擇的5 個政策指標變量，1 個虛擬變量，5個政策指標變量的一階滯后項以及5 個政策指標變量和虛擬變量的乘積共16 個變量，利用長江三角洲地區(qū)各地市2000-2012年間的樣本數(shù)據(jù)進行篩選，下面分別給出了上海市、江蘇省和浙江省的樣本指標篩選結果。

1.上海市指標變量的篩選

利用式（2）對表1中的第2列和第17列數(shù)據(jù)以及虛擬變量Dt進行相關分析，結果見表2。

表2 上海市政策變量以及政策效果變量的相關分析表

指標篩選：根據(jù)表2 中的結果，分別剔除相關系數(shù)超過0.8的變量，對剩余指標變量重新計算相關系數(shù)矩陣并利用偏相關分析進行第二次篩選，篩選后保留指標ln（x1t-1），ln（x2t），ln（x21t），ln（x3t），ln（x31t），ln（x4t），ln（x41t），ln（x5t）。

同理可得江蘇省以及浙江省政策變量以及政策變量滯后項間的相關系數(shù)，并分別進行指標變量篩選，結果分別見表3和表4。

2.江蘇省指標變量的篩選

利用式（4）對表1 中的第18 列和第35 列數(shù)據(jù)進行相關分析，結果見表3。

表3 江蘇省政策變量以及政策效果變量的相關分析表

指標篩選：根據(jù)表3 中的結果，分別剔除相關系數(shù)超過0.8的變量，對剩余指標變量重新計算相關系數(shù)矩陣并利用偏相關分析進行第二次篩選，篩選后保留指標ln（x1t），ln（x1t-1），ln（x11t），ln（x2t），ln（x2t-1），ln（x21t），ln（x4t），ln（x41t），ln（x5t），ln（x5t-1）。

3.浙江省指標變量的篩選

利用式（4）對表1 中的第36 列和第52 列數(shù)據(jù)進行相關分析，結果見表4。

表4 浙江省政策變量以及政策效果變量的相關分析表

指標篩選：根據(jù)表4 中的結果，分別剔除相關系數(shù)超過0.8的變量，對剩余指標變量重新計算相關系數(shù)矩陣并利用偏相關分析進行第二次篩選，篩選后保留指標ln（x1t），ln（x1t-1），ln（x11t），ln（x2t），ln（x2t-1），ln（x21t），ln（x4t），ln（x41t），ln（x5t），ln（x5t-1）。

五、長江三角洲地區(qū)各省市政策效果評價模型的建立

（一）上海市政策效果評價模型

根據(jù)表2的相關分析以及復相關分析結果，將ln（y1t），ln（y2t）以及l(fā)n（x1t-1），ln（x2t），ln（x21t），ln（x3t），ln（x31t），ln（x4t），ln（x41t），ln（x5t）代入式（1），分別得到上海市人均國內生產(chǎn)總值與城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入的政策效果評價模型，模型結果見表5。

表5 上海市政策效果評價模型結果

表5 上半部的第九列數(shù)值為空，表明ln（x31t）在以上海人均國內生產(chǎn)總值對數(shù)為因變量的模型回歸中不顯著；表5 中下半部的第十和第十一列數(shù)值為空，表明ln（x1t-1）、ln（x41t）在以上海城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入對數(shù)為因變量的模型回歸中不顯著；根據(jù)表5中第五行和第九行的調整R2，DW統(tǒng)計量以及F統(tǒng)計量看出，以上海市人均國內生產(chǎn)總值和城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入對數(shù)為因變量的兩個模型回歸結果都很顯著，變量之間不存在多重共線性，殘差也不存在自相關。

（二）江蘇省政策效果評價模型

根據(jù)表2 的相關分析以及復相關分析結果，將ln（y1t），ln（y2t）以及l(fā)n（x1t），ln（x1t-1），ln（x11t），ln（x2t），ln（x2t-1），ln（x21t），ln（x4t），ln（x41t），ln（x5t），ln（x5t-1）代入式（1），分別得到江蘇省人均國內生產(chǎn)總值與城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入的政策效果評價模型，模型結果如表6 所示。果都很顯著，變量之間不存在多重共線性，殘差也不存在自相關。

表6 江蘇省政策效果評價模型結果

（三）浙江省政策效果評價模型

根據(jù)表2的相關分析以及復相關分析結果，將ln（y1t），ln（y2t）以及l(fā)n（x1t），ln（x11t），ln（x1t-1），ln（x2t），ln（x2t-1），ln（x3t），ln（x4t），ln（x41t），ln（x4t-1），ln（x5t），ln（x51t）代入式（1），分別得到浙江省人均國內生產(chǎn)總值與城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入的政策效果評價模型，模型結果見表7。

表6 上半部的第四、第八和第十列數(shù)值為空，表明ln（x1t）、ln（x11t）以及l(fā)n（x4t-1）在以江蘇人均國內生產(chǎn)總值對數(shù)為因變量的模型回歸中不顯著；表6 中下半部的第九、第十二和第十三列數(shù)值為空，表明ln（x21t）、ln（x2t-1）和ln（x5t-1）在以江蘇城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入對數(shù)為因變量的模型回歸中不顯著；根據(jù)表6 中第五行和第九行調整R2，DW 統(tǒng)計量以及F統(tǒng)計量看出，以江蘇省人均國內生產(chǎn)總值和城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入對數(shù)為因變量的兩個模型回歸結

表7 浙江省政策效果評價模型結果

表7 上半部的第五、第十、第十一和第十四列數(shù)值為空，表明ln（x2t）、ln（x41t）、ln（x51t）以及l(fā)n（x4t-1）在以浙江人均國內生產(chǎn)總值對數(shù)為因變量的模型回歸中不顯著；表7下半部的第四、第九、第十二和第十三列數(shù)值為空，表明ln（x1t）、ln（x11t）、ln（x1t-1）和ln（x2t-1）在以浙江城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入對數(shù)為因變量的模型回歸中不顯著；根據(jù)表7 中第五行和第九行調整R2，DW 統(tǒng)計量以及F 統(tǒng)計量看出，以浙江省人均國內生產(chǎn)總值對數(shù)和城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入對數(shù)為因變量的兩個模型回歸結果都很顯著，變量之間不存在多重共線性，殘差也不存在自相關。

六、長江三角洲地區(qū)各省市政策效果評價

（一）上海市政策效果評價

從表5 中上海市人均國內生產(chǎn)總值回歸結果看出（表5第二行第四至十一列），上海市2000-2012年中央財政專項撥款、中央財政調入資金、中央補助收入以及中央固定資產(chǎn)投資對人均國內生產(chǎn)總值的影響顯著，其彈性分別為0.207、-0.092、0.46、0.204，即中央財政專項撥款每提高1%，上海市的人均國內生產(chǎn)總值提高0.207%，中央固定資產(chǎn)投資每提高1%，上海市的人均國內生產(chǎn)總值提高0.204%。國家區(qū)域發(fā)展規(guī)劃政策出臺后，中央財政專項撥款對上海市人均國內生產(chǎn)總值的影響顯著為負，而中央補助收入對上海市人均國內生產(chǎn)總值的影響顯著提高，彈性由0.46提高到1.138。中央轉移支付與稅收返還對上海市人均國內生產(chǎn)總值的影響存在一階滯后。

從表5 中上海市的城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入回歸結果看出（表5第六行第四至第九列），上海市2000-2012年上海市2000-2012年中央財政專項撥款、中央財政調入資金、中央補助收入以及中央固定資產(chǎn)投資對城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的影響顯著，其彈性分別為0.166、-0.045、0.317、0.28，中央財政專項撥款每提高1%，上海市的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入提高0.166%；國家區(qū)域發(fā)展規(guī)劃政策出臺后，中央財政專項撥款對上海市城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的影響顯著提高，彈性由0.166 提高到0.322。結合表5 中的兩個模型發(fā)現(xiàn)，中央財政調入資金對上海市人均國內生產(chǎn)總值（城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入）的影響均為負，即彈性為負值。

（二）江蘇省政策效果評價

從表6中江蘇省的人均國內生產(chǎn)總值回歸結果看出（表6第二行第五至十三列），江蘇省2000-2012年的中央財政專項撥款、中央補助收入以及中央固定資產(chǎn)投資對江蘇人均國內生產(chǎn)總值的影響顯著，其彈性分別為0.24、0.392、-0.198，即中央財政專項撥款每提高1%，江蘇省的人均國內生產(chǎn)總值提高0.24%，這一效果高于上海市。國家區(qū)域發(fā)展規(guī)劃政策出臺后，中央財政專項撥對江蘇省的人均國內生產(chǎn)總值的影響略有下降，彈性由0.24下降到0.223。而且中央轉移支付與稅收返還、中央財政專項撥款以及中央固定資產(chǎn)投資對江蘇省的人均國內生產(chǎn)總值的影響存在滯后效應，一階滯后彈性分別為0.076、0.311和0.034。

從表6中江蘇省的人均國內生產(chǎn)總值回歸結果看出（表6第六行第四至十三列），江蘇省2000-2012年的中央轉移支付與稅收返還、中央財政專項撥款、中央補助收入以及中央固定資產(chǎn)投資對江蘇省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的影響顯著，其彈性分別為0.169、0.259、0.325、-0.153，即中央財政專項撥款每提高1%，江蘇省的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入提高0.259%。國家區(qū)域發(fā)展規(guī)劃政策出臺后，中央轉移支付與稅收返還對江蘇省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入影響均有下降，彈性下降了0.357，中央補助收入對江蘇省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入影響略有提高，彈性提高了0.358。中央轉移支付與稅收返還對江蘇省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的影響存在滯后效應，一階滯后彈性為0.14。

（三）浙江省政策效果評價

從表7中浙江省的人均國內生產(chǎn)總值回歸結果看出（表7第二行第五至十一列），浙江省2000-2012年的中央轉移支付與稅收返還、中央財政調入資金、中央補助收入、中央固定資產(chǎn)投資對浙江人均國內生產(chǎn)總值的影響顯著，其彈性分別為0.05、-0.18、0.196、-0.32，即中央補助收入每提高1%，浙江省的人均國內生產(chǎn)總值提高0.196%。國家區(qū)域發(fā)展規(guī)劃政策出臺后，中央轉移支付與稅收返還對浙江省人均國內生產(chǎn)總值影響略有提高，同時中央轉移支付與稅收返還以及中央財政專項撥款對浙江省人均國內生產(chǎn)總值的影響存在滯后效應，其一階滯后彈性分別為0.037和0.03。

從表7 中浙江省城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入的回歸結果看出（表7第六行第五至十四列），浙江省2000-2012年中央財政專項撥款、中央財政調入資金、中央補助收入、中央固定資產(chǎn)投資對浙江省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入有顯著影響，其彈性分別為0.536、0.005、0.183、-0.26。國家區(qū)域發(fā)展規(guī)劃政策出臺后，中央補助收入對浙江省城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入的影響略有下降，彈性下降了0.11，而中央固定資產(chǎn)投資對浙江省城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入的影響略有上升，彈性提高了0.013。同時中央補助收入對浙江省城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入的影響存在滯后效應，其一階滯后彈性為0.06。

七、結論及政策建議

（一）結論

（1）不同財政政策在類似地區(qū)規(guī)劃政策效果存在差別。本文的實證結果表明四個政策變量：中央財政專項撥款、中央財政調入資金、中央補助收入、中央固定資產(chǎn)投資對長江三角洲三地市的經(jīng)濟增長作用明顯，其中中央財政調入資金在上海、浙江兩個地市的政策效果為負，而中央固定資產(chǎn)投資在江蘇和浙江兩個地市的政策效果為負。而中央轉移支付與稅收返還這一政策變量在長江三角洲三地市存在明顯的政策時滯。在國家出臺地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展規(guī)劃政策之后，各個政策變量在三地市的經(jīng)濟增長效果表現(xiàn)各異。其中中央補助收入對上海、江蘇的經(jīng)濟增長促進作用非常明顯，其對人均國內生產(chǎn)總值和城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入的彈性明顯提高；但中央財政專項撥款對上海和江蘇的作用為負，即彈性下降。

（2）中央?yún)^(qū)域發(fā)展規(guī)劃政策需要地方一些配套政策措施的配合。中央的區(qū)域發(fā)展規(guī)劃政策激勵需要地方財政的配套［10］，比如對于一些公共基礎設施的建設，投資周期長、見效慢，一些民營資本不愿意介入，如果沒有地方政策財政政策的配套，單獨靠財政激勵措施很難發(fā)揮出應有的政策效果。

（二）政策建議

（1）結構上調整國家區(qū)域發(fā)展規(guī)劃政策。從本文的研究看，中央財政專項撥款和中央補助收入對長江三角洲地區(qū)的人均國內生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的影響為正向（彈性為正）；而中央財政調入資金和中央固定資產(chǎn)投資的長江三角洲地區(qū)的人均國內生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的影響為負向（彈性為負），因此可以適當增加中央財政專項撥款和中央補助收入兩項政策對長江三角洲地區(qū)的支持力度，適當降低中央財政調入資金和中央固定資產(chǎn)投資的支持力度。

（2）注意掌握國家區(qū)域發(fā)展規(guī)劃的時機。從實證結果看出，對于存在政策時滯的政策變量，如本文中的中央轉移支付與稅收返還，在規(guī)劃上應該提前一到兩年，這樣才能保證與相鄰地區(qū)的政策效果在時間趨于一致，提高政策時效。

注 釋：

①本文主要研究中央財政政策對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響效果，國家宏觀調控政策可以作為地區(qū)經(jīng)濟增長的外生因素，而大部分地區(qū)經(jīng)濟增長的內生因素，如地區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資等沒有包含在模型中，這樣模型殘差項會存在自相關，因此考慮通過殘差自回歸項來控制殘差自相關，提高模型政策變量的擬合精度。

［1］Judd K. On the performance of patents［J］. Econometrica，1985，53（3）：567-585.

［2］Kelly T. Publicexpenditureandgrowth［J］. Journal of Development Studies，1997，34（1）：60-84.

［3］Tanzi V，Zee H. Fiscal policy and long-run growth［R］. IMF Working Paper，1996.

［4］Ekpo A. Publicex penditure and economic growth in Nigeria 1960-1992［R］.Final Report，AERC Nairobi，1994.

［5］Barro R. Government Spending in a Simple Model of Endogenous Growth［J］. Journal of Political Economy，1990，98（5）：103-125.

［6］Barro R，Sala-i-Martin X. Public finance in models of economic growth［J］. Review of Economic Studies，1992，59（4）：645-661.

［7］彭月蘭.縮小地區(qū)經(jīng)濟差異的財政政策建議［J］.山西財經(jīng)大學學報，2004（6）：44-47.

［8］陳慶吉，李菲菲.宏觀財政政策效果的測度研究［J］.現(xiàn)代情報，2006（12）：219-220.

［9］黎翠梅.我國地方財政支農支出區(qū)域差異分析［J］.商業(yè)研究，2009（12）：109-111.

［10］王雪標，王瑛.遼寧省財政態(tài)勢及財政政策效果的實證分析［J］.財經(jīng)問題研究，2010（9）：64-72.

［11］郭慶旺，賈俊雪.積極財政政策對區(qū)域經(jīng)濟增長與差異的影響［J］.中國軟科學，2005（7）：46-53.

［12］黃金竹.我國貨幣政策和財政政策效果的比較研究［J］.上海金融學院學報，2005（2）：7-10.

［13］胡琨，張維.我國地區(qū)財政投資效應差異與地區(qū)經(jīng)濟差異［J］.科學學與科學技術管理，2006（12）：116-122.

［14］靳春平.財政政策效應的空間差異性與地區(qū)經(jīng)濟增長［J］.管理世界，2007（7）：47-57.

［15］王明勝.我國財政政策效果顯著的原因分析［J］.商業(yè)經(jīng)濟，2010（7）：1-3.

［16］閆紅茹.淺析市場經(jīng)濟發(fā)展中宏觀調控政策的作用［J］.商業(yè)時代，2011（25）：12-13.

［17］葉燕斐.三年積極財政政策的擴張和分配效果分析［J］.統(tǒng)計研究，2002（9）：17-22.

［18］張子賢.論最小二乘法回歸分析中的幾個問題［J］.河北水利水電技術，2002（5）：15-47.