葉堂林 王雪瑩 李夢雪

1（首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)城市經(jīng)濟與公共管理學(xué)院，北京 100070）

2（首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)管理工程學(xué)院，北京 100070）

引 言

黨的十九大報告指出，“中國社會主義進入新時代，我國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾”。其中，區(qū)域發(fā)展不平衡是 “不平衡”的主要方面之一，表現(xiàn)為經(jīng)濟差距的持續(xù)拉大。長期以來，我國的區(qū)域發(fā)展差距主要表現(xiàn)為東中西差距，隨著西部大開發(fā)、東北振興和中部崛起等重大區(qū)域戰(zhàn)略的深入推進，東中西差距趨于收斂［1］。近年來，南北差距問題有超越東西差距之勢，特別是2013年我國正式邁入新舊動能轉(zhuǎn)換階段后，南北方經(jīng)濟增速出現(xiàn)了 “南快北慢”的新趨勢。2020年，我國南方地區(qū)①GDP占全國的比重為64.78%，較2000年的58.97%增長了5.81個百分點，2000～2020年間GDP平均增速為12.91%，較北方地區(qū)高1.39個百分點，經(jīng)濟增速差距的持續(xù)擴大，進一步拉大了南北經(jīng)濟差距。區(qū)域發(fā)展差距是自然地理、經(jīng)濟基礎(chǔ)、要素稟賦等綜合作用的結(jié)果，具有一定的客觀必然性［3］，但如果差距過大，先發(fā)地區(qū)會通過累積因果效應(yīng)，不斷增強發(fā)展能力，后發(fā)地區(qū)發(fā)展優(yōu)勢則不斷弱化，馬太效應(yīng)形成，最終必然阻礙我國經(jīng)濟整體發(fā)展。全國經(jīng)濟重心進一步南移［4］、南北經(jīng)濟差距擴大的 “新情況新問題”已經(jīng)成為影響中國區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)和高質(zhì)量發(fā)展的一個重要問題［5］。企業(yè)是市場經(jīng)濟的主體，市場主體又是經(jīng)濟的力量載體，企業(yè)行為變化必將影響和反映經(jīng)濟發(fā)展變化。那么，作為企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中的重要活動之一，企業(yè)投資行為在南北方經(jīng)濟發(fā)展中所起的作用是否呈現(xiàn)明顯的異質(zhì)性特征？是否會導(dǎo)致南北經(jīng)濟差距持續(xù)拉大？如果答案是肯定的，這種影響是否會受對外開放、政府干預(yù)等外在因素的影響？這些問題的解決對于縮小南北方經(jīng)濟發(fā)展差距、實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義，本文將從供給側(cè)的視角對上述問題展開研究。

1 文獻綜述

區(qū)域發(fā)展差距特別是經(jīng)濟差距一直是學(xué)術(shù)界研究的熱點問題，尤其是對其形成原因的探究更是從未停止。自改革開放以來，東、中、西地區(qū)經(jīng)濟差距長期存在并成為制約我國經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的關(guān)鍵問題，故對于地區(qū)發(fā)展差距原因的探究多落到東中西差距上。近年來，隨著南北經(jīng)濟差距的持續(xù)拉大，對于南北差距問題的探究亦不斷深化。

學(xué)者們基于不同的研究視角從不同層面分析區(qū)域經(jīng)濟差距的形成原因，主要包括：（1）微觀視角，認為要素投入差異是地區(qū)差距的主要決定因素，重點強調(diào)人力資本或勞動力市場扭曲對區(qū)域差距的影響［6］，部分學(xué)者綜合考慮資本、勞動、技術(shù)等多要素投入情況并分析其對區(qū)域差距的影響［7］。隨著研究的不斷深入，全要素生產(chǎn)率替代要素投入差異成為決定地區(qū)差距的主要因素［8］；（2）中觀視角，主要從產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異、產(chǎn)業(yè)布局及其結(jié)構(gòu)變遷等方面分析區(qū)域經(jīng)濟差距產(chǎn)生的原因。部分學(xué)者從產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的角度分析，認為產(chǎn)業(yè)布局不均衡造成了東、中、西地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距的擴大［9］。隨著研究的不斷深入，從產(chǎn)業(yè)視角探討南北差距形成原因變得更加細化，新舊動能轉(zhuǎn)換中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷差異［10］和工業(yè)轉(zhuǎn)移中地區(qū)受惠程度的差異［11］導(dǎo)致了南北地區(qū)之間經(jīng)濟差距的逐步擴大；（3）宏觀視角，主要分析政府干預(yù)對地區(qū)差距的影響。經(jīng)濟政策通過引導(dǎo)生產(chǎn)要素向特定地區(qū)集聚，客觀上會強化區(qū)域間外部差距［12］；而政府干預(yù)對地區(qū)發(fā)展差距的影響受空間功能分工的限制，在實現(xiàn)空間功能分工的情況下，弱化政府干預(yù)有利于縮小地區(qū)發(fā)展差距［13］；（4）綜合性視角，區(qū)域發(fā)展差距作為一項復(fù)雜的系統(tǒng)工程問題，對其成因的研究往往需涵蓋微觀、中觀和宏觀多視角多領(lǐng)域。在探究我國南北經(jīng)濟差距不斷擴大的原因時，學(xué)者們往往會綜合考慮要素、結(jié)構(gòu)、體制機制等多方因素。南、北地區(qū)在區(qū)域政策環(huán)境、貿(mào)易開放環(huán)境、人居生態(tài)環(huán)境、產(chǎn)業(yè)載體、投資載體和科技載體等方面表現(xiàn)出的異質(zhì)性導(dǎo)致的區(qū)域經(jīng)濟增長動能轉(zhuǎn)換差異，是 “南北差距”的形成原因［14］。安虎森和周江濤 （2021）也肯定了南、北地區(qū)在經(jīng)濟增速換擋、動力轉(zhuǎn)換方面的差異對南北經(jīng)濟發(fā)展差距擴大的影響［15］。如還有學(xué)者從北方地區(qū)新舊動能轉(zhuǎn)換艱難、創(chuàng)新驅(qū)動不足、人力資本下行趨勢明顯、資本存量增速減緩等方面探究南北經(jīng)濟差距逐年擴大的原因［1，16］。

基于上述分析，學(xué)術(shù)界從要素投入方面探究南北差距擴大原因時，多側(cè)重對勞動力要素或人力資本要素的分析，對于企業(yè)投資行為的分析有待深化，本文從供給側(cè)角度研究企業(yè)投資對南北經(jīng)濟差距的影響，可以在一定程度上豐富該領(lǐng)域的研究。

2 南北差距的表現(xiàn)

關(guān)于南北經(jīng)濟差距，當前學(xué)者們主要采用GDP增速和占比、人均GDP及增速、產(chǎn)業(yè)分化、內(nèi)需和供給差距等方面的指標，描述我國南北經(jīng)濟差距現(xiàn)象［1，17］。為探討企業(yè)投資對南北經(jīng)濟差距擴大的影響，本文選取在營企業(yè)注冊資本額這一指標，分析2002～2020年我國南北經(jīng)濟差距的表現(xiàn)。近年來，我國南、北方地區(qū)在營企業(yè)注冊資本額雖均呈上升態(tài)勢，但南方地區(qū)始終高于北方地區(qū)，且二者差距不斷拉大。2002年南、北方地區(qū)在營企業(yè)注冊資本額分別為28.12萬億、31.49萬億，僅相差3.37萬億；至2020年，南方地區(qū)在營企業(yè)注冊資本額為237.76萬億，較北方地區(qū)高99.19萬億?？v觀2002～2020年南、北方在營企業(yè)注冊資本額數(shù)據(jù)，呈現(xiàn)兩階段特征。2013年以前，南、北方地區(qū)在營企業(yè)注冊資本額的差距始終存在并呈現(xiàn)一定的拉大態(tài)勢，但態(tài)勢緩慢，2012年南、北方地區(qū)在營企業(yè)注冊資本額相差16.16萬億，較2002年增長了12.79萬億，年均增速為16.97%；而2013～2020年，二者的差距由18.53萬億增長至99.19萬億，年均增速為27.09%。差距不斷拉大的原因在于北方地區(qū)在營企業(yè)注冊資本額增速連續(xù)6年低于南方，特別是在2015年，北方地區(qū)在營企業(yè)注冊資本額增速低于南方地區(qū)10.67個百分點。

3 研究設(shè)計

3.1 分析框架與研究假說

根據(jù)西方經(jīng)濟學(xué)的相關(guān)理論，企業(yè)投資對經(jīng)濟增長的直接作用機制可以從需求和供給兩個視角解釋。從需求視角看，生產(chǎn)活動前所開展的廠房建造、生產(chǎn)設(shè)備購買及工人雇傭等企業(yè)投資活動，產(chǎn)生了對社會原材料、勞動力的需求，使相關(guān)部門及主體產(chǎn)生收入，拉動經(jīng)濟增長；從供給角度看，在進行企業(yè)投資時伴隨著資本消耗和產(chǎn)品的再生產(chǎn)，價值從資本存量向產(chǎn)品轉(zhuǎn)移，這部分價值會隨著產(chǎn)品在市場上的流通轉(zhuǎn)化為貨幣，產(chǎn)生新的企業(yè)投資，形成新的生產(chǎn)能力，增加社會產(chǎn)品供給，進而推動經(jīng)濟增長。投資對經(jīng)濟增長的需求效應(yīng)和供給效應(yīng)，受到古典經(jīng)濟增長理論到內(nèi)生經(jīng)濟增長理論的支持［18］。長期以來我國經(jīng)濟的高速增長主要依靠人口紅利、資源紅利以及大規(guī)模投資的支撐，且投資是拉動經(jīng)濟增長的重要因素［19］，新增投資被當期的GDP增量所吸納，驅(qū)動經(jīng)濟增長；技術(shù)資產(chǎn)投資經(jīng)歷資本、技術(shù)、資產(chǎn)到資產(chǎn)附加值的循環(huán)深化過程，顯著提升經(jīng)濟增長質(zhì)量、增強增長的持續(xù)性［20］。

伴隨著資源枯竭、環(huán)境破壞、貧富分化和流動性泛濫等弊端的不斷顯現(xiàn)，轉(zhuǎn)換增長動能成為中國經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵所在，要加強技術(shù)創(chuàng)新，實現(xiàn)從要素、投資驅(qū)動發(fā)展轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展［21］。相較于研發(fā)機構(gòu)創(chuàng)新，企業(yè)創(chuàng)新的市場導(dǎo)向性更強，技術(shù)成果更有利于轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟效益。對于企業(yè)而言，技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)鍵在于人才的培育引進以及科研設(shè)備及實驗室的配套，這些均離不開資金的支撐。技術(shù)創(chuàng)新不僅能直接通過提升資本要素的生產(chǎn)率水平提升經(jīng)濟增長速度，而且也間接提升了資本積累的速度［22］。經(jīng)濟實踐表明，相較于北方地區(qū)，南方地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新更加活躍，其企業(yè)投資取向更偏向于技術(shù)創(chuàng)新領(lǐng)域?；谝陨戏治?，本文提出假說1。

假說1：相較于北方地區(qū)，南方地區(qū)企業(yè)投資對經(jīng)濟增長的作用更強，加之南方企業(yè)投資較北方規(guī)模更大，故企業(yè)投資會拉大南北差距。

自改革開放以來，對外開放為我國經(jīng)濟高速發(fā)展提供了多方面的保障。對外開放能夠較大規(guī)模的利用國內(nèi)國外兩種資源、兩個市場，必然會影響企業(yè)的投資行為及區(qū)域投資效應(yīng)。作為我國長期堅持的基本國策，對外開放對企業(yè)投資作用區(qū)域經(jīng)濟增長產(chǎn)生怎樣的影響是值得研究的一個重要問題。對外開放不僅通過吸引外資，提高國內(nèi)投資規(guī)模，推動經(jīng)濟增長，還通過借助國際資源，有效提升企業(yè)國際競爭力乃至區(qū)域經(jīng)濟整體素質(zhì)，為經(jīng)濟發(fā)展提供新機遇，如貿(mào)易開放不僅通過競爭機制淘汰生產(chǎn)率低的企業(yè)，提高市場的臨界生產(chǎn)率［23］，還有助于加速技術(shù)擴散、獲得國外技術(shù)知識外溢［24］；資本市場開放能夠提高股價的資源配置功能，提高公司投資效率［25］。同時，經(jīng)濟實踐及學(xué)術(shù)研究均表明，外商直接投資對國內(nèi)資本具有擠出效應(yīng)［26］，且貿(mào)易過度開放會固化對外部價值鏈的依賴，不利于國內(nèi)產(chǎn)業(yè)發(fā)展［27］?；谏鲜龇治觯岢黾僭O(shè)2。

假設(shè)2：企業(yè)投資對經(jīng)濟增長的影響會隨著對外開放程度的提升發(fā)生改變，表現(xiàn)為到達某一對外開放的門檻值之后，企業(yè)投資對經(jīng)濟增長的影響減弱。

政府行為與市場行為共同影響著我國經(jīng)濟發(fā)展，且企業(yè)行為決策必然受制度環(huán)境和政府行為的約束。適度的政府干預(yù)有利于優(yōu)化資源配置，政府補貼能夠內(nèi)化企業(yè)技術(shù)投資的社會收益，顯著提高企業(yè)創(chuàng)新效率及行業(yè)生產(chǎn)率［28］，而且政府定向補貼扶持，有利于引導(dǎo)企業(yè)資本流向高技術(shù)、高附加值產(chǎn)業(yè)［29］，提高投資效率；另外，政府通過增加公共品的供給不斷完善基礎(chǔ)設(shè)施，助力企業(yè)的生產(chǎn)率提高［30］。但政府 “越界”行為對我國經(jīng)濟造成的負向作用也不可忽視。從規(guī)模來看，地方政府為刺激經(jīng)濟的過度補貼行為，易導(dǎo)致產(chǎn)能過剩問題［31］。從結(jié)構(gòu)分布來看，政府也會通過行政壓力干預(yù)企業(yè)投資，易導(dǎo)致資本市場扭曲和投資效率低下［32］?？梢姡深A(yù)是否有利于企業(yè)投資促進區(qū)域經(jīng)濟增長應(yīng)視具體干預(yù)情況來定。基于上述分析，提出假設(shè)3。

不妨令fX(x)和fY(y)分別表示隨機變量X和Y的密度函數(shù)，{(Xi,Yi),i=1,2,K,n}是二維隨機變量(X,Y)的一個隨機樣本。定義R1=(-∞,+∞)，X積分下限為:lxinf{x:fX(x)>0,x∈R2}，上限為Ux=sup{x:fX(x)>0,x∈R1}，Y積分下限為：ly=inf{y:fY(y)>0,Y∈R1}，上限為Uy=sup{y:fY(y)>0,y∈R1}。為了表示方便，我們在后面的式子中將略去所有積分的上下限。由式(2)可知

假設(shè)3：對于政府干預(yù)程度較高的北方地區(qū)，減弱政府干預(yù)有助于提升企業(yè)投資對經(jīng)濟增長的促進效益；對于政府干預(yù)程度較低的南方地區(qū)，企業(yè)投資效應(yīng)往往不易受政府干預(yù)的影響。

3.2 模型設(shè)定

依據(jù)新經(jīng)濟增長理論，資本要素、勞動力要素和創(chuàng)新要素等是影響經(jīng)濟增長的重要因素。為分析企業(yè)投資對南、北地區(qū)經(jīng)濟差距的影響，本文借鑒柯布－道格拉斯（C－D）生產(chǎn)函數(shù)，引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素，從供給側(cè)角度分析企業(yè)投資對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響。

柯布－道格拉斯（C－D）生產(chǎn)函數(shù)：

其中，Y表示經(jīng)濟產(chǎn)出，A表示技術(shù)進步，K表示資本投入量，L表示勞動投入量，α和β分別代表資本存量和勞動投入量的經(jīng)濟產(chǎn)出彈性。

基于式 （1），構(gòu)建企業(yè)投資對經(jīng)濟增長影響的計量模型：

其中，i代表省（區(qū)、市），t代表年份；K表示企業(yè)投資投入量；A表示創(chuàng)新產(chǎn)出，反映技術(shù)水平；H表示勞動力素質(zhì)（或稱人力資本），L表示勞動力數(shù)量，二者共同構(gòu)成勞動力投入；S1、S2分別表示第二、三產(chǎn)業(yè)比重，二者共同反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；εit為隨機干擾項，β1～β2分別代表各因素對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響彈性系數(shù)，其余變量含義同式 （1）。

為進一步探究對外開放和政府干預(yù)對企業(yè)投資的經(jīng)濟增長效應(yīng)的影響，針對本文的計量模型，設(shè)計面板門檻回歸模型如下：

式 （3） 中K為門檻變量，I（X≤γ）和I（X＞γ）為指示函數(shù)，當括號中表達式為真時，則取值為1，反之則為0。根據(jù)門檻變量對外開放（Open）、政府干預(yù)（Gov）是否大于門檻值γ，此時樣本區(qū)間可以被劃分為兩個區(qū)間，且分別用φ1和φ2進行區(qū)別，C代表控制變量，包括：創(chuàng)新產(chǎn)出（A）、勞動力素質(zhì)（H）、勞動力數(shù)量（L）、第二產(chǎn)業(yè)比重（S1）和第三產(chǎn)業(yè)比重（S2），μit為隨機擾動項。

3.3 變量說明及數(shù)據(jù)來源

核心解釋變量：企業(yè)資本（K），選取各地級市全行業(yè)在營企業(yè)的注冊資本額表征。以往研究由于缺乏正式發(fā)布的各地級市資本存量數(shù)據(jù)，多數(shù)采用固定資產(chǎn)投資來表示。本文依托龍信企業(yè)數(shù)據(jù)平臺選取各地級市全行業(yè)在營企業(yè)的注冊資本額來反映各地級市企業(yè)的投資情況更為合理。

控制變量：（1）創(chuàng)新產(chǎn)出（A），選取各地級市專利申請授權(quán)數(shù)來表征；（2）勞動力數(shù)量（L），由各地級市就業(yè)人員數(shù)表征；（3）勞動力素質(zhì)（H），選取各地級市每萬人中普通高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)量表征；（4）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（S1、S2），分別選取各地級市第二、三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重表示第二、三產(chǎn)業(yè)比重。

門檻變量：（1）對外開放（Open），選取各地級市當年實際使用外資金額占GDP的比重表征；（2）政府干預(yù)（Gov）選取各地級市城鎮(zhèn)私營和個體從業(yè)人員數(shù)占總就業(yè)人員數(shù)的比重表征，該比值越高表示政府干預(yù)程度越低。指標說明詳見表1。

表1 指標說明

本文運用的是2002～2020年的相關(guān)數(shù)據(jù)，其中2020年的數(shù)據(jù)未受到新冠肺炎疫情的影響。數(shù)據(jù)主要來源于 《中國城市統(tǒng)計年鑒》、中國區(qū)域經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫及龍信企業(yè)數(shù)據(jù)平臺，部分缺失數(shù)據(jù)采用擬合和線性插值等方法補齊。

4 實證分析

4.1 回歸結(jié)果分析

在回歸分析前，本文運用方差膨脹因子法進行多重共線性檢驗，結(jié)果顯示，每個模型中的方差膨脹因子VIF均小于10，解釋變量間不存在多重共線性問題?；貧w結(jié)果詳見表2。

表2 2002～2020年全國、北方及南方地區(qū)在營企業(yè)注冊資本回歸分析

模型1～3的回歸結(jié)果表明，不論是全國層面，還是南、北方地區(qū)，企業(yè)投資（K）與地區(qū)經(jīng)濟增長之間均存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，即投資是拉動經(jīng)濟增長的重要因素。從相關(guān)系數(shù)看，單位企業(yè)投資增加為北方地區(qū)經(jīng)濟增長帶來的效應(yīng)小于南方地區(qū)，故同等規(guī)模的企業(yè)投資必將拉大南北經(jīng)濟差距，加之南方企業(yè)投資規(guī)模遠高于北方地區(qū)，因此企業(yè)投資是造成南北經(jīng)濟差距持續(xù)拉大的重要因素，驗證了假說1的合理性。造成這一現(xiàn)象的原因在于，主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的投入產(chǎn)出比不同，北方地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)整體偏重，且轉(zhuǎn)型步伐較慢，反觀南方地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)整體較輕，總體轉(zhuǎn)型較為成功，對企業(yè)投資產(chǎn)出效應(yīng)產(chǎn)生重要影響。特別是近年來，作為我國高技術(shù)制造業(yè)的主要聚集區(qū)，南方地區(qū)更加注重科技為經(jīng)濟發(fā)展賦能，重點投資智能制造等高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，資本投入產(chǎn)出比顯著提升。以高端制造業(yè)為例，2013年，南、北方地區(qū)高技術(shù)制造業(yè)在營企業(yè)注冊資本額分別占該地區(qū)制造業(yè)總注冊資本額的10.12%和7.36%，相差2.76個百分點，至2019年，差距增加至3.22個百分點，且2019年南、北方地區(qū)高技術(shù)制造業(yè)在營企業(yè)注冊資本額占全國的比重分別為67.15%和32.85%，高技術(shù)制造業(yè) “南強北弱”的發(fā)展格局日益突出。

關(guān)于控制變量，對創(chuàng)新產(chǎn)出（A）而言，創(chuàng)新產(chǎn)出與地區(qū)經(jīng)濟增長之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。從相關(guān)系數(shù)看，單位技術(shù)水平提高對經(jīng)濟增長的促進作用低于單位資本要素增長，說明技術(shù)水平對我國經(jīng)濟發(fā)展的推動作用仍存在較大的提升空間。對勞動力素質(zhì)（H）和勞動力數(shù)量（L）而言，不論是全國層面還是在南、北方地區(qū)，其對經(jīng)濟增長均具有顯著的促進作用。對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（S1、S2）而言，第二產(chǎn)業(yè)比重與區(qū)域經(jīng)濟增長之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，而第三產(chǎn)業(yè)比重對全國和南、北方地區(qū)的經(jīng)濟增長均產(chǎn)生負向影響。

2012年，黨的十八大報告強調(diào) “要加快完善社會主義市場經(jīng)濟體制和加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式”、“全面深化經(jīng)濟體制改革”、“實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略”、“推進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略性調(diào)整”等發(fā)展戰(zhàn)略，這都強調(diào)尊重市場規(guī)律、激發(fā)市場主體活力、推動企業(yè)發(fā)揮更大作用。為分析企業(yè)投資對經(jīng)濟增長的影響是否也存在階段性特征，本文將全部樣本數(shù)據(jù)劃分為2002～2012年、2013～2020年兩個階段進行實證分析?；貧w結(jié)果詳見表3。

表3 以2013年為界全國、北方及南方地區(qū)在營企業(yè)注冊資本回歸分析

模型4～9均表明，企業(yè)投資（K）與地區(qū)經(jīng)濟增長之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，即企業(yè)投資促進了區(qū)域經(jīng)濟增長。從相關(guān)系數(shù)看，不論是2002～2012年還是2013～2020年，南方地區(qū)單位企業(yè)投資增加對經(jīng)濟增長的影響高于北方地區(qū)，加之南方企業(yè)投資較北方地區(qū)更為活躍，故企業(yè)投資必將拉大南北經(jīng)濟差距。這一結(jié)論進一步佐證了假說1的合理性，也在一定程度上驗證了模型的穩(wěn)健性。同時，不論是全國層面還是南、北方地區(qū)，資本要素在推動區(qū)域經(jīng)濟增長方面的影響均在不斷減弱，符合我國經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型的實際情況，同時符合新古典經(jīng)濟理論關(guān)于資本投資隨資本積累不斷增加對經(jīng)濟價值的邊際貢獻趨緩的論斷，這從理論層面解釋了上述現(xiàn)象產(chǎn)生的原因。

4.2 穩(wěn)健性檢驗

本文將樣本數(shù)據(jù)劃分為不同階段進行實證分析，在一定程度上確保了實證結(jié)果的穩(wěn)健性。此外，本文還通過增加對外開放（Open）為控制變量和剔除27個省會城市樣本離群值，考察結(jié)果的穩(wěn)健性，表4和表5結(jié)果顯示研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

表4 全國、北方及南方地區(qū)在營企業(yè)注冊資本回歸分析

表5 全國、北方及南方地區(qū)在營企業(yè)注冊資本回歸分析

4.3 面板門檻回歸結(jié)果

以對外開放（Open）為門檻變量，分別對北方地區(qū)和南方地區(qū)進行實證估計。運用Stata軟件，得到檢驗統(tǒng)計量對應(yīng)的P值，判斷是否存在著門檻效應(yīng)，由表6可知，對外開放門檻條件下，北方地區(qū)和南方地區(qū)企業(yè)投資對區(qū)域經(jīng)濟增長影響均表現(xiàn)為單一門檻。

表6 門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果

由北方地區(qū)和南方地區(qū)單一門檻估計值在95%置信區(qū)間下的似然比函數(shù)可知（圖略），臨界值均明顯大于門檻值，由此可以認為上述門檻值是真實有效的。

表7為以對外開放作為門檻變量，南、北方地區(qū)企業(yè)投資對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響效果。實證結(jié)果表明：（1）不論是低于門檻值還是高于門檻值，南、北方地區(qū)企業(yè)投資均對區(qū)域經(jīng)濟增長具有正向作用；（2）從門檻值看，南方地區(qū)影響系數(shù)均大于北方地區(qū)，說明對外開放對南方地區(qū)企業(yè)投資的經(jīng)濟增長效應(yīng)影響更大。原因在于，在改革開放初期，由中央設(shè)立的經(jīng)濟特區(qū)均位于南方，南方地區(qū)的對外開放程度遠遠高于北方。改革開放過程進一步強化了南方地區(qū)聚集生產(chǎn)要素的物質(zhì)條件和制度環(huán)境優(yōu)勢，良好的資源稟賦保障了企業(yè)投資經(jīng)濟效應(yīng)的發(fā)揮，故導(dǎo)致南北差距擴大；（3）跨過門檻值后，南、北地區(qū)企業(yè)投資對區(qū)域經(jīng)濟增長的促進作用均有所減弱，且相較于南方地區(qū)，北方地區(qū)影響減弱程度更強。原因在于，近年來，逆全球化浪潮興起，西方國家制造業(yè)紛紛回歸，國際市場的需求顯著放緩，各種因素交織導(dǎo)致企業(yè)投資的經(jīng)濟效益下降。

表7 面板門檻模型參數(shù)估計結(jié)果

以政府干預(yù)（Gov）為門檻變量，對北方地區(qū)和南方地區(qū)分別進行實證估計，結(jié)果表明，政府干預(yù)門檻條件下，北方地區(qū)企業(yè)投資對區(qū)域經(jīng)濟增長影響表現(xiàn)為單一門檻，而南方地區(qū)不存在門檻效應(yīng)，具體見表8。

表8 門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果

表9顯示了以政府干預(yù)作為門檻變量，不同區(qū)間內(nèi)北方地區(qū)企業(yè)投資對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響結(jié)果。實證結(jié)果表明：（1）北方地區(qū)企業(yè)投資對區(qū)域經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用；（2）跨過門檻值后，企業(yè)投資對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響系數(shù)由0.528增長為0.536，說明隨著政府干預(yù)程度的降低，企業(yè)投資對區(qū)域經(jīng)濟增長的正向影響效應(yīng)增強；③北方地區(qū)政府干預(yù)門檻值為0.2764，而南方地區(qū)不存在門檻效應(yīng)，原因在于，北方地區(qū)央企、國企占主導(dǎo)地位，企業(yè)作為市場經(jīng)濟中最重要市場主體的地位尚需加強、市場活力有待釋放。相較于北方地區(qū)，我國南方地區(qū)市場化運作水平較高，要素市場化配置水平也較高，企業(yè)投資效益不受政府干預(yù)的影響，故不存在門檻效應(yīng)，但也進一步導(dǎo)致南北經(jīng)濟差距拉大。

表9 面板門檻模型參數(shù)估計結(jié)果

5 結(jié)論與啟示

本文運用2002～2020年我國285個地級市的在營企業(yè)注冊資本額數(shù)據(jù)，對南北經(jīng)濟差距的典型事實進行描述；將285個地級市劃分為北方和南方兩組，構(gòu)建計量模型，從供給側(cè)視角分別分析2002～2020年、2002～2012年及2013～2020年企業(yè)投資對我國、北方及南方地區(qū)經(jīng)濟增長的影響，進而分析企業(yè)投資是否為拉大我國南北經(jīng)濟差距的重要因素；最后，利用面板門檻回歸方法分別探討對外開放、政府干預(yù)對企業(yè)投資與南北方經(jīng)濟增長關(guān)系的門檻特征。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）從企業(yè)投資視角看，我國南北方經(jīng)濟增速呈現(xiàn) “南快北慢”的特征，南北差距持續(xù)拉大，且以2013年為界呈現(xiàn)兩階段特征；（2）基于供給側(cè)視角的分析，不論是全國層面還是南、北方地區(qū)，企業(yè)投資對經(jīng)濟增長均存在顯著的促進作用，但在2013年后，這一作用逐漸減弱；（3）南方地區(qū)單位企業(yè)投資增加對經(jīng)濟增長的影響高于北方地區(qū)，加之南方企業(yè)投資遠高于北方地區(qū)，故企業(yè)投資會進一步拉大南北差距；（4）不論是北方地區(qū)還是南方地區(qū)，企業(yè)投資對經(jīng)濟增長的正向影響均存在一個對外開放的門檻值，且到達這一門檻值后，企業(yè)投資的經(jīng)濟效應(yīng)會減弱；（5）對于北方地區(qū)，企業(yè)投資對經(jīng)濟增長的正向影響存在一個政府干預(yù)的門檻值，企業(yè)投資對經(jīng)濟增長的促進作用隨著政府干預(yù)程度的降低而增強，而南方地區(qū)則不存在明顯的門檻效應(yīng)。

為縮小南北經(jīng)濟差距、促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，基于本文的研究，得出以下啟示：（1）應(yīng)充分發(fā)揮企業(yè)的市場主體作用，鼓勵和引導(dǎo)企業(yè)特別是北方地區(qū)民營企業(yè)投資聚焦于科技創(chuàng)新和區(qū)域產(chǎn)業(yè)鏈打造，加快推進區(qū)域產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)高級化及產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化，促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，以縮小南北經(jīng)濟發(fā)展差距；（2）加快政府職能轉(zhuǎn)變，政府投資應(yīng)聚焦于非營利性公共領(lǐng)域項目，重點投資信息網(wǎng)絡(luò)等新型基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，補齊基礎(chǔ)設(shè)施短板；將社會投資讓渡給市場主體，減少對私人資本的擠出，激發(fā)市場活力，優(yōu)化供給結(jié)構(gòu)，持續(xù)穩(wěn)定經(jīng)濟增長；（3）推動消費結(jié)構(gòu)的持續(xù)升級，不斷創(chuàng)新消費市場上的新模式和新熱點，拓展消費增長空間；加快完善標準體系和信用體系，營造公平有序的消費環(huán)境，進一步釋放消費潛力，逐步引導(dǎo)消費成為拉動中國經(jīng)濟增長的主引擎。

注釋：

①本文參照趙建安 （1998）［2］的研究，以全國地理中位線的北緯35°線為界，此界以北為北方區(qū)域，包括北京、天津、河北、河南、山東、山西、陜西、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、甘肅、青海、寧夏及新疆共15個?。▍^(qū)、市）；以南為南方區(qū)域，包括上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、湖北、湖南、重慶、四川、貴州、云南、廣東、廣西、海南及西藏共16個省（區(qū)、市），港澳臺地區(qū)不納入研究范圍。