顧 蕓

（蘇州大學(xué)，江蘇 蘇州215123）

自改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)GDP年均增長(zhǎng)率達(dá)到了9.8%，2015年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值達(dá)到676708億元，同比增長(zhǎng)6.9%，可謂是創(chuàng)造了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“中國(guó)奇跡”。與此同時(shí)，我國(guó)教育事業(yè)也取得了長(zhǎng)足的發(fā)展，教育投入逐年遞增。據(jù)教育部、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和財(cái)政部數(shù)據(jù)顯示，2015年我國(guó)教育經(jīng)費(fèi)總投入為32806.46億元，同比增長(zhǎng)10.13個(gè)百分點(diǎn)；財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比例連續(xù)四年超過(guò)4%。然而，從省級(jí)層面來(lái)看，我國(guó)各省的經(jīng)濟(jì)總量存在較大的差異，同時(shí)也伴隨著教育投入的差異現(xiàn)象。在我國(guó)著力推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的宏觀背景下，教育投入作為重要的供給要素之一，對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兼具乘數(shù)效應(yīng)和外部效應(yīng)。因此，將時(shí)間維度上的效率與空間維度上的公平納入到一個(gè)框架中來(lái)研究能否兼顧教育投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“效率與公平”作用，就成為了一個(gè)重要的研究方向。

一、文獻(xiàn)綜述

教育是人力資本形成的重要源泉，也是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵因素。鑒于此，國(guó)內(nèi)外學(xué)者針對(duì)教育投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系在理論和實(shí)證方面做了大量研究，并且取得了豐富的研究成果。1960年，舒爾茨提出了余數(shù)分析法計(jì)算了教育對(duì)國(guó)民收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率，開(kāi)創(chuàng)了教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用實(shí)證研究的先河。后來(lái)學(xué)者相繼發(fā)展提出了“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素分析法”“干中學(xué)模型”“知識(shí)溢出模型”、人力資本溢出模型，等等；隨著新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的蓬勃發(fā)展，Grossman和Helpman［1］、Brezis等［2］、巴羅和薩拉-伊-馬丁［3］、Blankenaua和Simpon［4］等學(xué)者都在內(nèi)生增長(zhǎng)理論基礎(chǔ)上構(gòu)建、修正并拓展模型，通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步和人力資本是內(nèi)生的、持續(xù)的、決定性的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素。本世紀(jì)以來(lái)，葉茂林等［5］、劉新榮和占玲芳［6］、范柏乃和閆偉［7］等國(guó)內(nèi)學(xué)者基于生產(chǎn)函數(shù)分析框架探討教育投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，研究表明不同的地區(qū)教育對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)率不同。楊逢珉和曹萍［8］、顏敏［9］、丁西?。?0］、王利輝等［11］等學(xué)者采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)肯定了教育投入在我國(guó)實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的貢獻(xiàn)。

此外，周勝和劉正良［12］等學(xué)者運(yùn)用菲爾德模型分析我國(guó)教育的溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)教育投入對(duì)非教育部門(mén)產(chǎn)生外溢效應(yīng)。綜合已有研究可以發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者就教育投入與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究得到了一系列不同的研究結(jié)論。這些研究除了模型選擇、方法使用以及研究范圍等方面的差異外，在教育投入的影響機(jī)制、空間矩陣選擇方面仍有較大改進(jìn)空間，也鮮有文獻(xiàn)將時(shí)間動(dòng)態(tài)影響與空間溢出效應(yīng)同時(shí)納入模型進(jìn)行研究。因此，如何將時(shí)間維度上的增長(zhǎng)效應(yīng)與空間維度上的溢出效應(yīng)納入到一個(gè)統(tǒng)一框架中，研究教育投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響就成為一個(gè)重要課題。本文綜合考慮增長(zhǎng)效應(yīng)與溢出效應(yīng)，在厘清影響機(jī)制基礎(chǔ)上，通過(guò)構(gòu)建空間動(dòng)態(tài)面板杜賓模型，考察了教育投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在時(shí)間維度上的長(zhǎng)短期增長(zhǎng)效應(yīng)和空間維度上的溢出效應(yīng)，力爭(zhēng)為教育投入對(duì)我國(guó)省級(jí)層面經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)空效應(yīng)研究提供一種路徑。

二、理論模型

本節(jié)將建立一個(gè)具有時(shí)空效應(yīng)特征的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，考慮經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型一般以柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)（以下簡(jiǎn)稱C-D生產(chǎn)函數(shù)）為基準(zhǔn)，將在傳統(tǒng)的C-D生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上根據(jù)內(nèi)生增長(zhǎng)理論進(jìn)行修改，構(gòu)建出新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型來(lái)分析教育投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用。函數(shù)構(gòu)建如下：

其中：Y為區(qū)域的經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出，表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，K為資本投入，L為勞動(dòng)力投入，T為對(duì)外貿(mào)易，I為創(chuàng)新投入，E為教育投入；β1，β2，β3，β4，β5分別表示五個(gè)自變量的產(chǎn)出彈性。取對(duì)數(shù)后得到如下計(jì)量模型：

從教育投入影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制來(lái)講，一方面，教育投入作為一種公共資本投入（流量），可以通過(guò)“乘數(shù)效應(yīng)”來(lái)直接拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)；另一方面，教育作為公共事業(yè)，具有典型的外部性特征，教育投入會(huì)影響區(qū)域技術(shù)進(jìn)步與技術(shù)溢出，進(jìn)而引致空間溢出效應(yīng)。而要同時(shí)表征上述影響機(jī)制，新近發(fā)展的空間動(dòng)態(tài)面板模型無(wú)疑是最佳選擇?？臻g動(dòng)態(tài)面板模型將被解釋變量的一階（或多階）滯后項(xiàng)作為解釋變量納入模型中，主要包括［13］：

空間動(dòng)態(tài)面板滯后模型：

空間動(dòng)態(tài)面板誤差模型：

空間動(dòng)態(tài)面板杜賓模型：

其中，Yt為被解釋變量，Xt為解釋變量，α、β為變量系數(shù)，ε為誤差因素，W為空間權(quán)重矩陣，τ為滯后項(xiàng)系數(shù)，δ為空間滯后項(xiàng)系數(shù)，η為因變量滯后項(xiàng)的滯后項(xiàng)系數(shù)，λ為空間誤差系數(shù)，μ為隨機(jī)誤差，WYt表示自變量的空間滯后項(xiàng)?？臻g動(dòng)態(tài)面板杜賓模型也可以分析出解釋變量對(duì)被解釋變量的短期效應(yīng)和長(zhǎng)期效應(yīng)。在特定時(shí)點(diǎn)上，從空間單位1到空間單位N的X中的第κ個(gè)解釋變量對(duì)應(yīng)的Y期望值的偏導(dǎo)數(shù)矩陣為：

（6）式表示一個(gè)特定空間單位中的特定解釋變量發(fā)生一個(gè)單位的變化在短期內(nèi)對(duì)其他所有空間單位的被解釋變量的效應(yīng)。同樣，長(zhǎng)期效應(yīng)可以表示為：

（7）式表示一個(gè)特定空間單位中的特定解釋變量發(fā)生一個(gè)單位的變化在長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)其他所有空間單位的被解釋變量的效應(yīng)，使用Lesage和Pace的方法可以進(jìn)一步分解計(jì)算出直接效應(yīng)和間接效應(yīng)［14］。

三、實(shí)證分析

本研究以中國(guó)省級(jí)行政單位為研究對(duì)象（港澳臺(tái)除外），數(shù)據(jù)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2001-2016）》《中國(guó)教育統(tǒng)計(jì)年鑒（2001-2016）》以及相關(guān)?。▍^(qū)、市）統(tǒng)計(jì)年鑒。

（一）我國(guó)省級(jí)層面經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間相關(guān)性

首先采用GlobalMoran's I指數(shù)來(lái)檢驗(yàn)省級(jí)層面GDP是否存在空間的相關(guān)性。GlobalMoran's I指數(shù)為［15］：

式（8）中，yi表示第i地區(qū)的觀測(cè)值；n為地區(qū)總數(shù)；wij為空間權(quán)重矩陣，為了能夠更加客觀地反映空間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系程度，構(gòu)建空間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系矩陣wij，當(dāng)i≠j時(shí)，wij=Qij/dij，當(dāng)i=j時(shí)，wij=0，Qij為各省之間貨物鐵路運(yùn)輸量，dij為各省之間的空間距離。通過(guò)分析，不論是空間鄰接矩陣還是空間聯(lián)系矩陣，各年統(tǒng)計(jì)值均在1%的置信水平下顯著，這表明我國(guó)各省GDP呈現(xiàn)全局空間正相關(guān)。

（二）變量選取與模型設(shè)定

上述研究的基礎(chǔ)上，設(shè)計(jì)具體變量如下：（1）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平（Y）。以GDP表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，并作不變價(jià)處理，作為因變量。（2）資本投入（K）。采用資本存量來(lái)表征資本投入，參考張軍等（2004）的方法［16］估計(jì)出2000年的資本存量后運(yùn)用永續(xù)盤(pán)存法按不變價(jià)格計(jì)算出省級(jí)層面的資本存量。（3）勞動(dòng)投入（L）。勞動(dòng)力是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的人力保障，其包括數(shù)量和質(zhì)量?jī)蓚€(gè)方面，但考慮到數(shù)據(jù)的可得性和教育投入變量的引入，使用從業(yè)人數(shù)來(lái)表征勞動(dòng)投入。（4）進(jìn)出口總額（T）。將進(jìn)出口總額作為控制變量引入。（5）創(chuàng)新投入（I）。科學(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力，研究與試驗(yàn)發(fā)展（R&D）經(jīng)費(fèi)支出衡量一個(gè)區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新投入，這里分別選擇高校研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出和除去高校的其他研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出表征創(chuàng)新投入，分別記作I1和I2。（6）教育投入（E）。一方面，教育投入除了金錢方面的投入，還應(yīng)該包括教職工、學(xué)?；A(chǔ)建設(shè)等人力和物力投入，教育經(jīng)費(fèi)投入和六歲及以上人口平均教育年限指標(biāo)基本能從側(cè)面反映出教育的人力和物力投入；另一方面，考慮到教育投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的乘數(shù)效應(yīng)和溢出效應(yīng)，選擇教育經(jīng)費(fèi)投入和六歲及以上人口平均教育年限也能反映出兩個(gè)效應(yīng)。

綜合考慮上述因素，選用教育經(jīng)費(fèi)投入和六歲及以上人口平均教育年限兩個(gè)指標(biāo)表征教育投入，分別記作E1和E2。

基于上述變量設(shè)定構(gòu)建如下空間動(dòng)態(tài)面板杜賓模型：

接著，基于Elhorst等和Lee等的方法對(duì)式（9）進(jìn)行模型檢驗(yàn)［17］［18］。第一步，構(gòu)建LM和穩(wěn)健LM統(tǒng)計(jì)量，進(jìn)行空間自相關(guān)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果均在1%水平下顯著拒絕了原假設(shè)；第二步，用Wald統(tǒng)計(jì)量和LR統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)空間杜賓模型能否簡(jiǎn)化為空間滯后模型或空間誤差模型，檢驗(yàn)結(jié)果表明選擇空間杜賓模型進(jìn)行分析。

（三）實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

為了對(duì)比分析，分別給出了OLS模型、基于聯(lián)系矩陣的空間靜態(tài)杜賓模型、基于鄰接矩陣的空間動(dòng)態(tài)杜賓模型、基于聯(lián)系矩陣的空間動(dòng)態(tài)杜賓模型回歸結(jié)果（見(jiàn)表1）。

表1：空間動(dòng)態(tài)面板杜賓模型估計(jì)結(jié)果（一）

與OLS模型相比較，空間杜賓模型各解釋變量顯著性基本不變，但OLS模型因未考慮空間因素而存在系數(shù)高估現(xiàn)象；與空間靜態(tài)杜賓模型相比較，空間動(dòng)態(tài)杜賓模型的擬合優(yōu)度均有所提高，且可以同時(shí)分析短期效應(yīng)和長(zhǎng)期效應(yīng)；基于鄰接矩陣的空間動(dòng)態(tài)杜賓模型空間滯后項(xiàng)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這也說(shuō)明了構(gòu)建的空間聯(lián)系矩陣能夠更加真實(shí)地反映教育投入的溢出效應(yīng)。下面著重以基于聯(lián)系矩陣的空間動(dòng)態(tài)杜賓模型回歸結(jié)果進(jìn)行分析?？梢钥闯觯唤忉屪兞康臅r(shí)間滯后項(xiàng)在1%水平下顯著，被解釋變量的空間滯后項(xiàng)在1%水平下顯著，被解釋變量滯后項(xiàng)的空間滯后項(xiàng)不顯著，表明本地區(qū)當(dāng)年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受上一年本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和當(dāng)年周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響較大，但受上一年周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響不大；資本投入、進(jìn)出口總額、教育經(jīng)費(fèi)投入、六歲及以上人口平均教育年限的回歸系數(shù)均為正，且均有效的通過(guò)了10%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明資本投入、對(duì)外貿(mào)易、教育投入與省級(jí)層面經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正相關(guān)。其中，教育經(jīng)費(fèi)投入、六歲及以上人口平均教育年限對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響系數(shù)分別為0.055、0.011，這說(shuō)明提升我國(guó)教育投入效益的空間仍然很大。從溢出效應(yīng)角度分析，周邊地區(qū)資本存量對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響系數(shù)為0.292，且在1%水平下顯著，這在一定程度上說(shuō)明周邊地區(qū)資本存量具有擴(kuò)散帶動(dòng)效應(yīng)；周邊地區(qū)勞動(dòng)力對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響并不顯著；周邊地區(qū)進(jìn)出口對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響系數(shù)為0.281，且在1%水平下顯著，即外貿(mào)對(duì)周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有協(xié)同拉動(dòng)效應(yīng)；周邊地區(qū)教育經(jīng)費(fèi)投入、六歲及以上人口平均教育年限對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響系數(shù)分別為0.267、0.112，且均在5%水平下顯著，這表明教育投入不僅對(duì)于本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有直接的推動(dòng)作用，還會(huì)對(duì)周邊區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)，存在區(qū)域協(xié)同發(fā)展現(xiàn)象。

進(jìn)一步分析解釋變量的長(zhǎng)期效應(yīng)和短期效應(yīng)，結(jié)果顯示（見(jiàn)表2），資本投入、進(jìn)出口總額、教育經(jīng)費(fèi)投入、六歲及以上人口平均教育年限對(duì)省級(jí)層面經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均存在5%的置信水平下顯著為正的長(zhǎng)期效應(yīng)和短期效應(yīng)，且長(zhǎng)期效應(yīng)基本是短期效應(yīng)的兩倍，表明教育投入效益的發(fā)揮具有時(shí)滯性。

表2：空間動(dòng)態(tài)面板杜賓模型估計(jì)結(jié)果（二）

四、主要結(jié)論與建議

基于柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，在厘清教育投入影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)機(jī)制的基礎(chǔ)上，選取更能反映地區(qū)交往程度的聯(lián)系矩陣，通過(guò)構(gòu)建空間動(dòng)態(tài)面板杜賓模型，實(shí)證分析了我國(guó)教育投入與省級(jí)層面經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)空關(guān)系。根據(jù)實(shí)證研究結(jié)果，得出以下三個(gè)結(jié)論：

第一，資本投入、對(duì)外貿(mào)易、教育經(jīng)費(fèi)投入、六歲及以上人口平均教育年限都是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素，且教育經(jīng)費(fèi)的效益提升和人力資本開(kāi)發(fā)的空間很大，長(zhǎng)期效應(yīng)大于短期效應(yīng)。

第二，教育投入對(duì)周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向溢出效應(yīng)，即存在區(qū)域協(xié)同發(fā)展現(xiàn)象。

第三，驗(yàn)證了教育投入對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有明顯的乘數(shù)性和外部性作用，教育投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“效率與公平”作用能夠兼顧。

基于上述結(jié)論提出以下建議：一是要充分認(rèn)識(shí)到教育投入對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要性，始終貫徹實(shí)施“科教興國(guó)”的戰(zhàn)略無(wú)疑是我國(guó)發(fā)展的必然選擇，并將教育投入作為供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的一個(gè)重要方面予以重視。二是著力改變目前我國(guó)教育投入不足且不均衡的現(xiàn)狀是當(dāng)務(wù)之急，適度增加教育支出、優(yōu)化城鄉(xiāng)教育支出結(jié)構(gòu)以及拓寬教育投融資渠道皆是推動(dòng)教育合理發(fā)展和促進(jìn)教育與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)協(xié)調(diào)發(fā)展的可行之策，有效破解“效率與公平”難題。三是著力改變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量不高的現(xiàn)狀，積極轉(zhuǎn)變?yōu)閮?nèi)涵式經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，促進(jìn)教育發(fā)展、加大人力資本投資則是其根本出路。四是提高高等教育水平，以培養(yǎng)創(chuàng)新型人才為核心，且重視“產(chǎn)學(xué)研”結(jié)合，力爭(zhēng)為科研活動(dòng)輸送更多的、高質(zhì)量的創(chuàng)新型人才，提高我國(guó)創(chuàng)新能力。

參考文獻(xiàn)：

［1］Grossman.G.M，Helpman.E.Innovation and Grow th in the Global Economy［M］.Cambridge and London：MiTPress，1991.

［2］Brezis.E.S，Krugman.P.R，Tsiddon.D.Leapfrogging in International Competition：A Theory of Cycles in National Technological Leadership［J］.American Economic Review，1993，83（5）：1211-1219.

［3］［美］羅伯特·J.巴羅，夏威爾·薩拉-伊-馬丁.夏俊譯.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（第2版）［M］.上海：格致出版社，2010.

［4］Blankenaua.W.F，Simpon.N.B.Public Education Expenditure and Grow th［J］.Journal of Development Economics，2004，（73）：583-605.

［5］葉茂林，鄭曉齊，王斌.教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的計(jì)量分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2003，（1）：89-92.

［6］劉新榮，占玲芳.教育投入及其結(jié)構(gòu)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響［J］.教育與經(jīng)濟(jì)，2013，（3）：49-55.

［7］范柏乃，閆偉.我國(guó)教育投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率的時(shí)空差異研究——基于1996-2011年的省際面板數(shù)據(jù)［J］.國(guó)家教育行政學(xué)院學(xué)報(bào)，2013，（12）：75-81.

［8］楊逢珉，曹萍.教育投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究［J］.華東理工大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2006，（4）：34-37.

［9］顏敏.教育投入、教育溢出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于中國(guó)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析［J］.統(tǒng)計(jì)教育，2010，（6）：44-49.

［10］丁西省.我國(guó)政府教育投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系——基于格蘭杰因果模型的實(shí)證分析［J］.湖南社會(huì)科學(xué)，2012，（5）：135-137.

［11］王利輝，郭立宏，趙庚科.我國(guó)教育投入與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的長(zhǎng)期均衡和短期動(dòng)態(tài)實(shí)證［J］.統(tǒng)計(jì)與決策，2013，（6）：129-132.

［12］周勝，劉正良.中國(guó)教育投入的外溢效益及其計(jì)量檢驗(yàn)［J］.教育與經(jīng)濟(jì)，2013，（1）：36-41.

［13］吉丹俊.空間溢出與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：基于動(dòng)態(tài)空間面板的方法［J］.常州大學(xué)學(xué)報(bào)，2015，（11）：33-40.

［14］Lesage.J，Pace.R.K.Introduction to Spatial Econometrics［M］.BocaRaton：CRC Press/Taylor&Fran cisGroup，2009：121.

［15］Anselin L.Spatial Econometrics：Methods and Models［M］.New York：Springer，1988：23-25.

［16］張軍，吳桂英，張吉鵬.中國(guó)省際物質(zhì)資本存量估算：1952-2000［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2004，（10）：35-44.

［17］Elhorst.P，Zandberg.E，De Haan J.The Impact of Interaction Effects Among Neighbouring Countries on Financial Liberalization Andreform：a Dynamic Spatial Panel Data Approach［J］.Spatial Economic Analysis，2013，8（3）：293-313.

［18］Lee L，Yu J.A Spatial Dynamic Panel Data Model With Both Time and Individual Fixed Effects［J］.Econometric Theory，2010，26（2）：564-597.