中國區(qū)域經(jīng)濟增長差異以及制約因素研究
——基于省際面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)向量分解分析

劉亞清

（北方工業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，北京 100144）

中國區(qū)域經(jīng)濟增長差異以及制約因素研究
——基于省際面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)向量分解分析

劉亞清

（北方工業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，北京 100144）

文章運用省際面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)向量分解模型，研究了我國區(qū)域經(jīng)濟增長差異的現(xiàn)狀，分析了投資、消費和凈出口等影響變量對區(qū)域經(jīng)濟差異的影響。實證結(jié)果表明，我國東部地區(qū)的政府消費增長率、居民消費增長率、外商直接投資以及凈出口增長率對經(jīng)濟增長的影響較為顯著，中部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展速度相對較緩，其中固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的影響較大，高于東部和西部地區(qū)。文章的研究結(jié)果對于區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整和促進區(qū)域經(jīng)濟增長有著直接的政策指導意義。

經(jīng)濟增長；區(qū)域經(jīng)濟；資產(chǎn)投資；區(qū)域差異

一、引言

區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的顯著差異是我國一直以來存在的一個現(xiàn)實問題，它緊密關(guān)系到整個國家經(jīng)濟的持續(xù)增長，甚至影響到社會的穩(wěn)定。是什么原因使得區(qū)域增長呈現(xiàn)了這種差異呢？文章試圖從國民經(jīng)濟核算支出法的角度出發(fā)，探討研究區(qū)域經(jīng)濟增長的差異以及制約相關(guān)地區(qū)經(jīng)濟增長的因素，進而給出相關(guān)的政策建議。

我國學者對區(qū)域經(jīng)濟差異的原因和影響因素已有許多比較系統(tǒng)的研究，得出了很多可貴的成果，按照研究范圍和因素大致可以分成三類：全國性多種因素的研究、全國性單一因素的研究以及地方性多種因素的研究。銀溫泉等(2001)認為各地方政府為了本地的利益，通過行政管制手段，限制外地資源進入本地市場或限制本地資源流向外地。Young(2000)通過研究得出，中國各地的GDP結(jié)構(gòu)和制造業(yè)的產(chǎn)出結(jié)構(gòu)存在著收斂的趨勢，但是各地的商品零售價格、農(nóng)產(chǎn)品收購價格以及勞動生產(chǎn)率差異有隨著時間擴大的趨勢，中國各地區(qū)的市場增長差異愈演愈烈。Poncet (2002，2003，2005)則利用邊界效應(yīng)(Border Effect)的分析方法分析了中國20世紀80年代與90年代不同省區(qū)間的關(guān)聯(lián)性問題，發(fā)現(xiàn)雖然各地區(qū)對國外的貿(mào)易聯(lián)系加強了，但各省間的貿(mào)易聯(lián)系卻在下降，大部分地區(qū)在80年代末和90年代中期具有較高的經(jīng)濟增長差異性；李立(2010)通過面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，政府投資對我國經(jīng)濟增長具有拉動作用，但對不同地區(qū)拉動作用是不一樣的：東部地區(qū)最為明顯，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最不明顯，這便是我國出現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟增長差異的原因之一。李興江和張玉潔(2012)利用2005-2009年我國東中西部地區(qū)各省的面板數(shù)據(jù)，比較研究了這三大區(qū)域的品牌與經(jīng)濟增長的關(guān)系，得到品牌與區(qū)域經(jīng)濟增長之間存在顯著相關(guān)關(guān)系的結(jié)論，同時還發(fā)現(xiàn)，品牌對三大地區(qū)的經(jīng)濟增長的影響具有顯著差異，這是導致中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不均衡的重要原因之一。

文章根據(jù)國民經(jīng)濟核算理論，以支出法三要素考察區(qū)域經(jīng)濟增長差異，這是以前文獻所沒有涉及的，其特點一是可以對不同因素對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響進行全面分析，二是對于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的政策制定有明確的指導意義。實證結(jié)果表明，我國東部地區(qū)的政府消費增長率、居民消費增長率、外商直接投資以及凈出口增長率對經(jīng)濟增長的影響較為顯著，中部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展速度相對較緩，其中固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的影響較大，高于東部和西部地區(qū)，西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展較為落后，政府消費對經(jīng)濟增長的影響最為顯著，高于中部和東部地區(qū)。文章的研究結(jié)論揭示了我國區(qū)域經(jīng)濟增長及其差異的原因，對于制定有針對性的區(qū)域發(fā)展政策有著重要的參考價值。

二、模型及應(yīng)用

研究發(fā)現(xiàn)，當面板數(shù)據(jù)模型中含有不隨時間變化而變化的變量時，固定效應(yīng)模型會有一定的局限性。在經(jīng)濟增長這個問題的研究中，投資、消費和出口雖然每年的情況不盡相同，但是這其中變量固有的慣性是存在的。此時若采用固定效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型對于不隨時間而變化的慣性分析就有一定的局限性。解決這一問題的方法是采用固定效應(yīng)向量分解(Fixed Effects Vector Decomposition，F(xiàn)EVD)模型(Pl ümper and Troeger，2007)，該模型通過將固定效應(yīng)分解而分離出不隨時間變化的慣性，這對于我們分析經(jīng)濟增長具有一定的實踐意義。該方法通過較為簡單的三個步驟，將未估計到的單位固定效應(yīng)分為兩部分，一部分是不能解釋的部分，一部分是由時間不變或是極少變動的變量解釋的部分。

據(jù)分析假設(shè)含有時間不變變量的面板數(shù)據(jù)模型為：

其中x是隨時間變化的變量，z是不隨時間變化（或是基本不隨時間變化）的變量，ui為個體固定效應(yīng)，εit為誤差項，α為基準單元的截距，β和γ為待估參數(shù)。

第一步，采用組內(nèi)回歸的方法進行估計。將式(1)在整個時間軸上進行平均，得：

e表示估計方程的殘差。

式(1)和(2)，可以消去個體效應(yīng)ui和時間不變變量z，即有：

k及固定效應(yīng)的估計值：

通過計算殘差可以得到不能解釋的部分hi。

第三步，我們使用混合最小二乘法重新估計整個模型。此時模型中不再包含i，但包含有固定效應(yīng)中不能解釋的部分hi，修正后的模型如下：

通過這三個步驟，可以觀測到時間恒定變量的影響，且在那些不隨時間而變化的變量與其他個體的特征相關(guān)時，可得到準確的標準差以免影響檢驗結(jié)果。

三、實證結(jié)果及分析

1.1980-2010年各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）經(jīng)濟差異的統(tǒng)計分析

我國區(qū)域經(jīng)濟近年來發(fā)展呈現(xiàn)出了較大的差異，由圖1可以看到區(qū)域經(jīng)濟差異存在。1980-2010年，我國人均GDP極值持續(xù)上升，并且上升速度逐漸變快，體現(xiàn)了我國區(qū)域經(jīng)濟差異越來越顯著的現(xiàn)狀。圖2表明，1920-2010年我國人均GDP的極值差率呈現(xiàn)總體偏高但相對平穩(wěn)的狀態(tài)。1980-1990年，極值差率平穩(wěn)下降，說明經(jīng)濟增長差異相對減??；1990-2000年，極值差率出現(xiàn)平穩(wěn)上升現(xiàn)象，說明該時期經(jīng)濟差異又顯著增大；進入二十一世紀后，極值差率再次平穩(wěn)滑落，經(jīng)濟差異開始變小。這與對我國人均GDP增長率的分析結(jié)果是一致的。圖3顯示了我國1980-2010年人均GDP變異系數(shù)總體偏高但相對平穩(wěn)的狀態(tài)，與極值差率的變化趨勢類似。從區(qū)域經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)的分析我們可以得出以下基本結(jié)論：我國1980-2010年間的經(jīng)濟持續(xù)增長可分為三個階段：上世紀80年代，經(jīng)濟差異逐漸縮??；上世紀90年代初期，由于經(jīng)濟體制改革等因素影響，經(jīng)濟差異出現(xiàn)逐漸增大的趨勢；進入二十一世紀后，經(jīng)濟差異又逐步縮小。然而，從整體上看，我國各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的經(jīng)濟差異仍然十分顯著。

2.變量的選取及數(shù)據(jù)分析

根據(jù)國民經(jīng)濟核算的支出法，投資(C)、消費(I)和凈出口(EX)從需求方面共同拉動國民經(jīng)濟發(fā)展，被形象的比喻為“三駕馬車”。文章建立外商直接投資(lnFDI)、固定資產(chǎn)投資(lnI)、政府消費(lnGcon)、居民消費(lnRcon)以及貨物和服務(wù)凈出口（Export沒有采用對數(shù)是考慮了變量之間的數(shù)量級），這些因素與經(jīng)濟增長(lnGDP)之間的面板數(shù)據(jù)模型，考慮時間序列的異方差以及協(xié)整效應(yīng)，以上變量均采用了對數(shù)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

圖1 1980-2010年我國人均GDP極值

圖2 1980-2010年我國人均GDP極值差率

圖3 1980-2010年我國人均GDP變異系數(shù)

（1）面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

面板數(shù)據(jù)單位根檢驗采用了LLC、IPS、ADF、PP等四種方法，其中 dlnFDI、dlnGDP、dlnRcon、dlnGcon、dlnI以及dExport為對應(yīng)變量的一階差分，結(jié)果歸納如表1所示。

由表1數(shù)據(jù)可知，lnFDI為平穩(wěn)序列，lnGDP、lnRcon、lnGcon、lnI以及Export為一階平穩(wěn)序列，但其各自的一階差分dlnGDP、dlnRcon、dlnGcon、dlnI以及dExport均為平穩(wěn)的，可以用于模型的估計。

（2）面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗

文章采用的協(xié)整檢驗的方法包括推廣的ADF檢驗、PP檢驗等，同時對每個變量的截面數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)也進行了協(xié)整檢驗（表2）。

表1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果顯示，針對截面數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)的各項協(xié)整檢驗的統(tǒng)計量均為顯著的，拒絕了變量之間沒有協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，即變量之間存在協(xié)整關(guān)系。通過了協(xié)整檢驗，說明變量之間是存在長期均衡關(guān)系的，回歸方程的殘差是平穩(wěn)的。

（3） 實證模型及結(jié)果

經(jīng)過以上數(shù)據(jù)的處理和檢驗，文章確定選擇變斜率的固定效應(yīng)模型，所用數(shù)據(jù)為lnGDP的一階差分、lnRcon的一階差分、lnGcon的一階差分、lnI的一階差分lnI1、lnFDI以及Export的一階差分。

模型構(gòu)建表示如下：

公式(7)中，αit、β1，…，β5為待定系數(shù)，uit為隨機誤差項。

總的回歸結(jié)果系數(shù)如表3所示。

表2 面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗結(jié)果

表3 人均國內(nèi)生產(chǎn)總值函數(shù)固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果

從表3可以看到，總的來說，在0.01的顯著性水平下，居民消費、政府消費增長率、外商直接投資需求彈性以及滯后一階對GDP的影響均是顯著的，且為正，而固定投資增長率以及凈出口增長率對GDP增長的影響較不顯著。運用本文處理后的數(shù)據(jù)進行建模后，得到的模型的擬合優(yōu)度，即修正的R2為0.9974，說明模型整體的擬合效果較好。但此時不隨時間變化而變化的變量沒有得到估計。從t統(tǒng)計量的P值可以看出，在標準的固定效應(yīng)模型中，凈出口增長率和固定投資增長率的系數(shù)不顯著。由標準的固定效應(yīng)模型回歸得到的各省的固定效應(yīng)fui如表4所示。

按照固定效應(yīng)向量分解模型，對個體時間恒量和個體固定效應(yīng)進行回歸，表達式如下:

由表5可得到未被觀察到的部分hgi如表6。

表4 省際面板數(shù)據(jù)的個體固定效應(yīng)

經(jīng)過上述分析處理，未被解釋的部分hgi與時間恒量不再相關(guān)。最后，將hi代入固定效應(yīng)向量分解模型，則得到有效無偏的估計量，公式為：

從表7統(tǒng)計的結(jié)果可以看到，固定效應(yīng)向量分解模型的結(jié)果相較于標準固定效應(yīng)面板模型而言，出口和固定資產(chǎn)投資增長率對于經(jīng)濟增長的效應(yīng)由不顯著變得顯著。政府消費對經(jīng)濟增長的拉動率最大，提高政府的有效消費，對經(jīng)濟增長具有促進效應(yīng)。居民消費彈性對經(jīng)濟的拉動僅次于政府消費，所以有效擴大內(nèi)需也可以有效拉動經(jīng)濟增長。

表5 模型(8)的回歸結(jié)果

我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展上還存在巨大的差異，而且這形成了當前經(jīng)濟狀況中的很多問題和困難。深入分析不同地區(qū)經(jīng)濟增長的因素，對于制訂有針對性的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展政策，縮小區(qū)域經(jīng)濟差異，無疑有著重要意義。

文章按照地理位置和相關(guān)人文情況將中國區(qū)域分成6個區(qū)域，按照各個省份在區(qū)域GDP所占份額作為權(quán)重進行加權(quán)計算，計算結(jié)果中東南沿海地區(qū)（福建、廣東、浙江、上海、江蘇）和東北地區(qū)（吉林、黑龍江、遼寧）的固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的影響最大，這兩個區(qū)域的固定資產(chǎn)投資需求增長率對經(jīng)濟的拉動較大，西北地區(qū)（內(nèi)蒙、陜西、寧夏、甘肅、青海、新疆）的居民消費增長率對經(jīng)濟增長的拉動最大，西南地區(qū)的（四川、云南、貴州、廣西） 外商投資和出口增長率對經(jīng)濟的拉動作用在6個區(qū)域中是最大的，具體結(jié)果見表9。當然，文章僅僅是從支出法角度的分析，更加全面的理解內(nèi)需、外資和出口對經(jīng)濟的拉動作用需要進一步研究。

表6 模型(8)中未被觀察到的部分

表7 固定效應(yīng)向量分解模型估計結(jié)果

四、結(jié)論

從文章的整體結(jié)果分析上來看，我們可以得到如下的結(jié)論：

第一，我國東部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展普遍較好，政府消費增長率、居民消費增長率、固定資產(chǎn)投資以及凈出口增長率這些變量對經(jīng)濟增長的影響較為顯著。其中以固定資產(chǎn)投資的影響最為顯著，均高于中部和西部地區(qū)。

表8 模型（9）估計結(jié)果

表9 各地區(qū)經(jīng)濟增長因素排名

第二，中部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展速度相對較緩，其中居民消費增長率、外商直接投資需求彈性、固定資產(chǎn)投資增長率以及凈出口增長率這些變量對經(jīng)濟增長的影響較為顯著。因此可以從這些因素出發(fā)促進中部地區(qū)經(jīng)濟的快速發(fā)展。

第三，西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施落后、生態(tài)環(huán)境脆弱的瓶頸制約仍然存在，貧困面廣，量大且程度深，基本公共服務(wù)能力薄弱、水平較低，在與東部地區(qū)相比還有相當大的差距，居民消費增長率以及固定資產(chǎn)投資增長率對經(jīng)濟增長的影響較為顯著。其中西北地區(qū)的居民消費增長率均高于其他各個區(qū)域。因此，適度增加固定資產(chǎn)投資，并且擴大西部地區(qū)的居民消費對于西部地區(qū)更快更好地發(fā)展來說是具有現(xiàn)實和經(jīng)濟意義的政策。

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（責任編輯：GH）

A Study on the Disparity and Determinants of China's Regional Economic Growth——Based on the Fixed Effect Vector Decomposition of Provincial Panel Data

LIU Ya-qing
（School of Economics and Management，North China University of Technology，Beijing 100144，China）

This paper use a Fixed Effect Vector Decomposition model(FEVD)to study the regional economic growth disparity based on provincial panel data， specifically， the effects of investment， expenditure and net export on regional economic disparity.Empirical results show that growth of government expenditure，citizen consumption，F(xiàn)DI and net export have significant effects on the economic growth of east area in China，while middle area's growth rate is relatively slow，with higher effects on fixed asset investment comparing with the east area and west area.The results we got have direct policy implications on the adjustment of regional economic structure and promotion of regional economic growth.

Economic growth；Regional economy；Assets investment；Regional disparity

F207

A

1004-292X（2014）05-0014-05

2014-01-13

國家自然科學基金資助項目（71301002）。

劉亞清（1978-），女，河北無極人，博士后，主要從事數(shù)量經(jīng)濟學、區(qū)域經(jīng)濟學研究。