市場化進(jìn)程中地方政府經(jīng)濟(jì)行為模式與全要素生產(chǎn)率增長

徐艷飛 劉再起

市場化進(jìn)程中地方政府經(jīng)濟(jì)行為模式與全要素生產(chǎn)率增長

徐艷飛 劉再起

地方政府經(jīng)濟(jì)行為模式由分稅制改革以前的以“市場分割”為主要表現(xiàn)形式的經(jīng)營企業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)榉侄愔聘母镆院笠浴巴恋亻_發(fā)”為主要表現(xiàn)形式的經(jīng)營土地。本文采用多種計(jì)量模型分析了地方政府經(jīng)濟(jì)行為模式對全要素生產(chǎn)率的影響。結(jié)果表明，兩種經(jīng)濟(jì)行為模式均顯著制約全要素生產(chǎn)率增長，地方政府投資在地方政府經(jīng)濟(jì)行為對全要素生產(chǎn)率的影響中具有門限效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)行為模式的塑造需要政府通過投資予以強(qiáng)化。對全要素生產(chǎn)率結(jié)構(gòu)分解的進(jìn)一步分析表明，兩種經(jīng)濟(jì)行為模式的影響差異顯著：市場分割對全要素生產(chǎn)率和綜合技術(shù)效率呈正U型關(guān)系；土地開發(fā)對全要素生產(chǎn)率和綜合技術(shù)效率的負(fù)面效應(yīng)不僅沒有收斂反而呈加劇態(tài)勢。為了實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，必須采取有效措施約束地方政府的自利經(jīng)濟(jì)行為。

市場分割 土地開發(fā) 全要素生產(chǎn)率 結(jié)構(gòu)分解 地方政府

一、引言及文獻(xiàn)綜述

探究中國“經(jīng)濟(jì)奇跡”的根源，地方政府在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中所起到的推動(dòng)作用不容忽視。很多學(xué)者從“經(jīng)濟(jì)人”假設(shè)論證了地方政府在“財(cái)政激勵(lì)”和“政治晉升激勵(lì)”的內(nèi)在激勵(lì)作用下推動(dòng)了中國經(jīng)濟(jì)高速增長，并在中央——地方財(cái)政規(guī)制調(diào)整下地方政府總會(huì)做出有利于地方利益的行為反應(yīng)，具體表現(xiàn)為由“經(jīng)營企業(yè)”轉(zhuǎn)變?yōu)椤敖?jīng)營土地”的經(jīng)濟(jì)增長模式［1］，地方政府的經(jīng)濟(jì)行為也相應(yīng)從被動(dòng)維護(hù)市場分割轉(zhuǎn)變?yōu)榉e極進(jìn)行土地開發(fā)。隨著劉易斯拐點(diǎn)和人口紅利的消失，中國從二元經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段逐漸步入新古典增長階段，資本報(bào)酬遞減現(xiàn)象開始出現(xiàn)，傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)增長模式已經(jīng)難以為繼，經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長缺乏動(dòng)力，而經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長的源泉主要取決于全要素生產(chǎn)率的增長［2］。

直接研究政府經(jīng)濟(jì)行為對經(jīng)濟(jì)績效的成果不是很多，主要是因?yàn)槲鞣浇?jīng)濟(jì)學(xué)說一直秉持亞當(dāng)·斯密國家“守夜人”的角色，政府（包括地方政府）對經(jīng)濟(jì)的直接干預(yù)很少。相關(guān)的研究主要集中在政府公共投資對經(jīng)濟(jì)增長和生產(chǎn)率的影響，一般認(rèn)為公共投資有助于促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長。夏爾馬和塞加爾（Sharma and Sehgal，2010）［3］對印度1994～2006年行業(yè)層面數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究表明，基礎(chǔ)設(shè)施的投資對全要素生產(chǎn)率和技術(shù)效率具有促進(jìn)作用。當(dāng)莫布羅斯（Adamopoulos，2011）［4］在標(biāo)準(zhǔn)的農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)兩部門模型中引入運(yùn)輸部門，研究結(jié)果表明主要由運(yùn)輸成本高昂和基礎(chǔ)設(shè)施存量不足導(dǎo)致的低運(yùn)輸效率可以扭曲產(chǎn)業(yè)間和部門間的資源配置，這意味著在運(yùn)輸效率不足的地區(qū)增加基礎(chǔ)設(shè)施投資可以提高生產(chǎn)率和居民收入福利。改革開放以來的市場化進(jìn)程中，中國地方政府的“經(jīng)濟(jì)人”特征勝于“公共人”特征，這與西方成熟的市場經(jīng)濟(jì)體制截然不同，其經(jīng)濟(jì)行為直接影響到經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)。毛其淋和盛斌（2011）［5］利用1985～2008年省際面板數(shù)據(jù)，通過兩階段最小二乘估計(jì)（2SLS）檢驗(yàn)了地區(qū)市場分割的反面——地區(qū)市場整合對全要素生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)區(qū)域市場整合有利于提高全要素生產(chǎn)率，亦表明區(qū)域市場分割阻礙全要素生產(chǎn)率增長。簡澤（2011）［6］進(jìn)一步利用技術(shù)水平高低不同的四類企業(yè)層面數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：地區(qū)市場分割和金融市場不完善造成產(chǎn)品與要素市場扭曲，進(jìn)而導(dǎo)致制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的損失。

從已有相關(guān)研究文獻(xiàn)來看，系統(tǒng)研究地方政府經(jīng)濟(jì)行為與全要素生產(chǎn)率的成果非常欠缺。相關(guān)研究還停留在地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)的財(cái)政激勵(lì)與政治晉升激勵(lì)的理論分歧及實(shí)證檢驗(yàn)上。中國在從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型過程中，地方政府的經(jīng)濟(jì)行為顯著促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，為了實(shí)現(xiàn)趕超戰(zhàn)略和跨越式發(fā)展，地方政府的經(jīng)濟(jì)行為仍將長期存在。那么政府主導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)增長模式是否可持續(xù)，它對于經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長的源泉——全要素生產(chǎn)率又產(chǎn)生了何種影響，還有待實(shí)證檢驗(yàn)。厘清這些有助于今后完善中央與地方的規(guī)制，正確處理政府與市場的關(guān)系并更好地發(fā)揮地方政府積極作用，而且對于實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和可持續(xù)發(fā)展具有重要的啟示意義。

二、理論基礎(chǔ)

改革開放后的三十余年，地方政府的經(jīng)濟(jì)行為發(fā)生了顯著變化。地方政府行為模式的改變都是在政治集權(quán)的中央政府制定的制度規(guī)則有效約束下進(jìn)行的理性行為選擇。地方政府的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式可以以1994年的分稅制改革為界劃分為兩個(gè)階段，20世紀(jì)80年代初至1993年，中央與地方實(shí)施“分灶吃飯”的財(cái)政承包合同制，這種“包死上解基數(shù)、超收自留”的財(cái)政分權(quán)與按屬地原則劃分企業(yè)流轉(zhuǎn)稅，使工商企業(yè)稅收與地方政府的財(cái)政收入緊密結(jié)合，激勵(lì)了地方政府興辦企業(yè)尤其是鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的積極性［7，8］。但是，中央政府再高的財(cái)政收入邊際分成也難以阻止中央政府運(yùn)用權(quán)力調(diào)整財(cái)政體制。事實(shí)上，由于財(cái)政包干制大大削弱了中央預(yù)算收入的比重，為了扭轉(zhuǎn)局面，財(cái)政體制分別在1980、1985和1988年經(jīng)過三次大的調(diào)整。因此，地方政府通過自己掌握的地方國有企業(yè)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)隱藏企業(yè)利潤，將預(yù)算內(nèi)收入轉(zhuǎn)為預(yù)算外收入，實(shí)行“把肉爛在鍋里”的策略防止中央政府的利稅爭奪［9］。

財(cái)政分權(quán)促進(jìn)了工業(yè)化，但也帶來了中央財(cái)政收入分別占國內(nèi)生產(chǎn)總值和財(cái)政總收入兩個(gè)比重的下降，中央政府終于在1994年實(shí)施了以財(cái)政收入集權(quán)為特征的分稅制改革，不僅將規(guī)模最大的面向工業(yè)企業(yè)征收的主要稅種——增值稅按中央和地方各75%和25%的比例劃為共享稅，而且將國有企業(yè)的留存收益及專項(xiàng)基金從地方政府的預(yù)算外收入中剝離。地方工商企業(yè)的稅收大部分被國稅系統(tǒng)收繳中央，導(dǎo)致地方政府興辦、經(jīng)營企業(yè)承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)與獲得的收益失衡，地方政府扶持所屬工業(yè)企業(yè)的動(dòng)力消退，產(chǎn)權(quán)不明、經(jīng)營和管理低效的地方國有和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)紛紛改制。分稅制改革以后，地方財(cái)政收入結(jié)構(gòu)發(fā)生明顯改變，財(cái)政收入更加依賴以建筑業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)為主要征收對象的營業(yè)稅［10］。城市化的興起也為地方政府通過土地開發(fā)實(shí)現(xiàn)這種自身利益偏好提供了極好的歷史機(jī)遇和發(fā)展環(huán)境。地方政府城市建設(shè)、基礎(chǔ)設(shè)施投資的熱情日益高漲。

由分析可知，中央－地方財(cái)政體制的改變，顯著影響了地方政府的經(jīng)濟(jì)行為模式。在這一過程中，地方政府投資是塑造經(jīng)濟(jì)行為模式的重要工具。本文主要探討分稅制改革前、后地方政府以“市場分割”為主要表現(xiàn)形式的經(jīng)營企業(yè)行為模式和以“土地開發(fā)”為主要表現(xiàn)形式的經(jīng)營城市的行為模式對經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長的源泉——全要素生產(chǎn)率的影響。理論框架見圖1。

圖1 理論框架

三、計(jì)量模型及數(shù)據(jù)說明

（一）基礎(chǔ)模型構(gòu)建

根據(jù)內(nèi)生增長理論，并借鑒科和赫爾普曼（Coe and Helpman，1995）［11］、萊文和勞特（Levin and Raut，1997）［12］、穆勒和烏帕迪亞（Moller and Upadhyay，2002）［13］、毛其淋和盛斌（2011）［5］的理論模型進(jìn)行拓展。全要素生產(chǎn)率受多種因素的影響，如對外開放、人力資本等，并結(jié)合上文的理論分析，地方政府經(jīng)濟(jì)行為同樣對于全要素生產(chǎn)率具有顯著影響?；诳虏肌栏窭股a(chǎn)函數(shù)建立本文的生產(chǎn)函數(shù)形式：

其中，K和L分別為影響經(jīng)濟(jì)增長的資本存量和勞動(dòng)力數(shù)量，A（·）表示希克期中性技術(shù)進(jìn)步的影響因素，behav為地方政府的行為模式，分別表示分稅制改革前、后的市場分割segme和土地開發(fā)land。同時(shí)引入地方政府直接投資變量inves，以考察不同時(shí)期的影響及差異。contr表示影響全要素生產(chǎn)率的其它變量。將式（1）變形為：

其中，下標(biāo)i為省份，t為年份，λ為控制變量的系數(shù)向量，μit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（二）指標(biāo)度量

1.核心變量

全要素生產(chǎn)率（tfp）。本文采用法爾等（Fare et al.，1994）［14］改進(jìn)后的非參數(shù)方法——以數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）為基礎(chǔ)的曼奎斯特（Malmquist）指數(shù)產(chǎn)出導(dǎo)向法進(jìn)行全要素生產(chǎn)率的測算，以資本存量和勞動(dòng)力作為投入指標(biāo)，以地區(qū)生產(chǎn)總值GDP作為產(chǎn)出指標(biāo)（資本存量和地區(qū)生產(chǎn)總值均以1985年為基期進(jìn)行價(jià)格調(diào)整），測量各省份的曼奎斯特指數(shù)（tfp），并分解成技術(shù)進(jìn)步（tech）和綜合技術(shù)效率（effi）兩部分，綜合技術(shù)效率包括純技術(shù)效率和規(guī)模效率。各省資本存量沒有直接數(shù)據(jù)需進(jìn)行估算，本文沿用單豪杰（2008）［15］的方法采用永續(xù)盤存法測算1985—2011年各省份的資本存量：Kt＝（1－σ）Kt－1＋I(xiàn)t／Pk，其中K為資本存量，σ為折舊率（本文取10.96%），Pk為固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)。全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的基準(zhǔn)為1，大于1即為本年相對于上一年全要素生產(chǎn)率提升，小于1說明本年全要素生產(chǎn)率相對下降。

地方政府經(jīng)濟(jì)行為模式（behav）分別指分稅制改革以前地方政府的“市場分割”（segme）和分稅制改革以后地方政府的“土地開發(fā)”（land）。

市場分割（segme）的測度很多學(xué)者嘗試了不同的方法，主要有“貿(mào)易法”、“生產(chǎn)法”、“經(jīng)濟(jì)周期法”，但都存在著顯著缺陷，價(jià)格指數(shù)法直接測度地區(qū)市場的分割狀態(tài)是目前較為普遍采用的。桂琦寒等（2006）［16］借鑒龐賽特（Poncet，2003）［17］使用的市場分割指數(shù)原理，本文的地區(qū)市場分割指數(shù)測度也采用此類方法，為了使測度結(jié)果更全面、客觀，將原始的商品價(jià)格信息數(shù)量延伸至11種，同時(shí)剔除容易腐爛的“鮮菜”商品對地區(qū)價(jià)格信息的干擾，處理過程參見劉再起和徐艷飛（2013）［18］。

地方政府的“土地開發(fā)”（land）可以以土地出讓面積或土地出讓收益衡量，但均存在一些問題。本文采用房地產(chǎn)開發(fā)投資額占固定資產(chǎn)投資的比重作為地方政府土地開發(fā)的代理變量，間接測度地方政府以經(jīng)營土地為特征的經(jīng)濟(jì)增長模式。比重越大，表明地方政府的財(cái)政收入和經(jīng)濟(jì)增長對土地開發(fā)的依賴越大。

政府直接投資（inves）。地方政府直接投資是塑造經(jīng)濟(jì)行為模式的基礎(chǔ)，也是影響全要素生產(chǎn)率的重要因素。由于在統(tǒng)計(jì)年鑒里并不直接存在政府投資這個(gè)指標(biāo)，本文借鑒張衛(wèi)國等（2010）［19］的測算方法，用政府財(cái)政支出扣去文體廣播事業(yè)費(fèi)、教育支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出、撫恤和社會(huì)救濟(jì)、社會(huì)保障補(bǔ)助支出、國防支出、武裝警察部隊(duì)支出和公檢法司支出等公共性支出后占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量。

2.重要控制變量

對外貿(mào)易水平（trade），采用進(jìn)出口貿(mào)易額與GDP之比衡量各省對外貿(mào)易狀況；人力資本水平（human），是影響全要素生產(chǎn)率的重要因素之一，是技術(shù)研發(fā)的行為主體。本文參照多數(shù)文獻(xiàn)的做法，以人均受教育年限衡量人力資本，分別將小學(xué)、初中、高中和大專以上受教育年限賦值為6年、9年、12年和16年，用各類受教育人數(shù)所占比重加權(quán)求和得出各地區(qū)人力資本水平；市場化進(jìn)程（markt），市場化促進(jìn)了生產(chǎn)要素的流通，優(yōu)化了資源配置的效率，本文采用非國有和集體就業(yè)人數(shù)所占比重衡量；外商直接投資（FDI），是技術(shù)溢出的重要渠道之一，很多文獻(xiàn)研究了二者間的因果關(guān)系，本文采用外商直接投資額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量；金融發(fā)展（finan），徐建軍和汪浩瀚（2009）［20］、林季紅和郭志芳（2013）［21］證實(shí)了金融市場對全要素生產(chǎn)率的重要影響，地區(qū)金融發(fā)展涉及銀行、股票和保險(xiǎn)多個(gè)市場，單一指標(biāo)極易導(dǎo)致嚴(yán)重偏差，有別于現(xiàn)有文獻(xiàn)采用單一指標(biāo)的做法，本文采用人均存款、人均貸款、保險(xiǎn)費(fèi)收入占GDP比重、保險(xiǎn)費(fèi)賠付占GDP比重和境內(nèi)上市公司數(shù)五個(gè)指標(biāo)綜合衡量地區(qū)金融發(fā)展程度。本文首先采用均值化方法對各指標(biāo)進(jìn)行無量綱化處理以保留指標(biāo)的離散特征，并借鑒毛其淋（2012）［22］的做法以協(xié)方差矩陣作為主成分分析的輸入值，按照特征值大于1且主成分累計(jì)貢獻(xiàn)率大于85%的標(biāo)準(zhǔn)提取主成分個(gè)數(shù)，結(jié)果顯示提取的第一主成分占全部信息量的85.66%，基本可以反映全部指標(biāo)的信息量。

3.數(shù)據(jù)說明

樣本數(shù)據(jù)涵蓋1985～2011年中國內(nèi)地28個(gè)省、區(qū)、市，剔除數(shù)據(jù)不全的西藏、海南和重慶，數(shù)據(jù)主要來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國財(cái)政年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國金融年鑒》等。除金融發(fā)展水平外，其他各變量均取自然對數(shù)。在進(jìn)行估計(jì)時(shí)，為了避免模型中指標(biāo)測量誤差或遺漏變量造成的各解釋變量與殘差項(xiàng)相關(guān)引起的內(nèi)生性問題，下文的計(jì)量模型中均將內(nèi)生變量以外的其他解釋變量滯后一期處理。

四、全要素生產(chǎn)率的整體分析

（一）面板probit回歸

Hausman檢驗(yàn)在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，表明采用固定效應(yīng)估計(jì)比隨機(jī)效應(yīng)更合適，經(jīng)檢驗(yàn)省際面板模型存在異方差，需要對估計(jì)參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行White異方差修正。結(jié)果見表1第2、6列。固定效應(yīng)回歸結(jié)果顯示，政府投資在分稅制以前對全要素生產(chǎn)率的影響不顯著，分稅制以后可以顯著促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長，分稅制前后“市場分割”和“土地開發(fā)”的行為模式均對全要素生產(chǎn)率具有負(fù)面影響。

為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ凸烙?jì)的可靠性，本文進(jìn)一步采用面板probit模型對基礎(chǔ)方程（2）進(jìn)行估計(jì)。依照曼奎斯特指數(shù)的含義，本年度相對于上一年全要素生產(chǎn)率有所提高的賦值為1，相對于上年有所下降的賦值為0。面板probit模型的回歸結(jié)果見表1第3、7列。兩種估計(jì)方法所得結(jié)論基本一致。估計(jì)結(jié)果顯示，分稅制前、后地方政府經(jīng)濟(jì)行為模式對全要素生產(chǎn)率的影響既有相同點(diǎn)又有明顯差異。相同點(diǎn)是分稅制前、后地方政府行為模式均顯著制約全要素生產(chǎn)率增長。差異主要體現(xiàn)在：分稅制以前，地方政府投資對全要素生產(chǎn)率的影響不顯著，分稅制以后可以顯著促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升。兩種行為模式下政府投資的影響差異主要是由于地方政府的投資策略發(fā)生了顯著變化，在分稅制以前，地方政府將投資主要集中在地方國有及鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，通過興辦和發(fā)展隸屬企業(yè)，形成了以“經(jīng)營企業(yè)”為主要特征的地方保護(hù)主義經(jīng)濟(jì)增長格局［1］，這種盲目擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模、保護(hù)落后產(chǎn)能的政府投資顯然難以促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升。分稅制改革以后，地方政府的投資從以前直接干預(yù)企業(yè)逐漸轉(zhuǎn)向基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，通過改善城市的硬件環(huán)境，提升土地開發(fā)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。同時(shí)，基礎(chǔ)設(shè)施的改善也產(chǎn)生了積極的外部效應(yīng)，有助于企業(yè)減少運(yùn)營成本，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚，因而可以顯著促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升。

表1 因變量lntfp的估計(jì)結(jié)果

同時(shí)本文通過對控制變量的影響進(jìn)行簡要分析，有助于深化對兩種經(jīng)濟(jì)行為模式差異的理解。分稅制改革以前，在地方政府以市場分割為主要表現(xiàn)形式的行為模式中，外商直接投資、對外貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的影響均不顯著，而在分稅制改革以后的土地開發(fā)行為模式中，均能顯著促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升。前、后兩個(gè)模型中控制變量的作用差異也與地方政府經(jīng)濟(jì)行為模式的改變緊密相關(guān)。分稅制改革以前，在地方政府經(jīng)營企業(yè)式的“諸侯”經(jīng)濟(jì)增長格局中，外商直接投資和對外貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)由于市場分割受到扭曲，導(dǎo)致路徑不暢。分稅制改革以后，地方政府對市場化態(tài)度變得積極，地區(qū)市場壁壘大大削弱，技術(shù)溢出效應(yīng)得以顯現(xiàn)。1994年伴隨分稅制改革的同時(shí)，還有金融體制的改革，金融發(fā)展變量在改革前后呈現(xiàn)了截然相反的效應(yīng)，從極大促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著制約全要素生產(chǎn)率提升。這主要是由于金融改革以前存在嚴(yán)重的金融約束與抑制，使得金融發(fā)展對資源配置的邊際效率很高。金融體制改革以后，以國有商業(yè)銀行為主體的金融體系在地方政府經(jīng)營城市的行為中，借貸資金多數(shù)流向具有更高收益的房地產(chǎn)領(lǐng)域或通過地方政府融資平臺進(jìn)入地方債務(wù)融資循環(huán)中，實(shí)體經(jīng)濟(jì)尤其是中小企業(yè)不僅難以獲得資金融通，而且虛擬經(jīng)濟(jì)的高收益拉高了借貸成本，使金融資本并沒有進(jìn)入制造業(yè)，陷入了“自我循環(huán)”——“貨幣空轉(zhuǎn)”，導(dǎo)致實(shí)體經(jīng)濟(jì)萎縮，進(jìn)一步扭曲了資源配置。

（二）面板門限回歸

無論是分稅制改革以前的“市場分割”行為，還是分稅制改革以后的“土地開發(fā)”行為，地方政府的直接投資在其中起到極其重要的作用，經(jīng)濟(jì)行為模式的形成均需要通過地方政府直接投資予以強(qiáng)化和塑造?；谏衔睦碚摲治?，本文提出如下經(jīng)驗(yàn)假說：

經(jīng)驗(yàn)假說：不同投資水平下，地方政府的經(jīng)濟(jì)行為模式對全要素生產(chǎn)率的影響具有顯著差異。地方政府投資水平高的地區(qū)，其經(jīng)濟(jì)行為模式對全要素生產(chǎn)率的作用更強(qiáng)。

1.模型設(shè)定及估計(jì)方法

為了檢驗(yàn)經(jīng)驗(yàn)假說是否成立，本文采用漢森（Hansen，1999）［23］發(fā)展的面板門限模型，它可以根據(jù)數(shù)據(jù)本身的特點(diǎn)精確劃分投資區(qū)間，避免人為主觀劃分不同投資區(qū)間可能帶來很大的統(tǒng)計(jì)偏誤，進(jìn)而研究在不同政府投資區(qū)間內(nèi)地方政府行為與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系。單一面板門限模型為：

進(jìn)一步可以擴(kuò)展兩門限模型如下：

多重門限模型再依此進(jìn)行擴(kuò)展。

2.面板門限模型的回歸結(jié)果

面板門限檢驗(yàn)首先需確定門檻個(gè)數(shù)。本文依次在沒有門檻、一個(gè)門檻、兩個(gè)門檻、三個(gè)門檻的假設(shè)下進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)兩種經(jīng)濟(jì)行為模式下均存在顯著門限效應(yīng)。分稅制改革以前，在市場分割行為模式中存在兩個(gè)門檻值分別為0.121和0.288，因而依照地方政府的投資水平可劃分為三個(gè)區(qū)間：低投資水平區(qū)間（inves≤0.121）、中等投資水平區(qū)間（0.121＜inves≤0.288）和高投資水平區(qū)間（inves＞0.288）；分稅制改革以后，在土地開發(fā)行為模式下依照投資水平的高低可以劃分為四個(gè)區(qū)間。門檻模型回歸結(jié)果見表1第4、8列。在市場分割檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭?，低投資水平的地方政府市場分割行為對全要素生產(chǎn)率的影響不顯著，在中、高投資水平階段，地方政府的經(jīng)濟(jì)行為模式顯著制約全要素生產(chǎn)率提升，并且隨著投資水平的提升，市場分割對全要素生產(chǎn)率的制約效應(yīng)在增強(qiáng)。在土地開發(fā)影響全要素生產(chǎn)率的模型中，只有處于最高投資區(qū)間的地方政府土地開發(fā)行為模式顯著制約全要素生產(chǎn)率的提升。檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)了上文提出的經(jīng)驗(yàn)假說，分稅制前、后，地方政府的經(jīng)濟(jì)行為模式均需要通過投資來塑造，因而政府投資在經(jīng)濟(jì)行為模式對全要素生產(chǎn)率的影響中具有門檻效應(yīng)，投資水平越高，地方政府的經(jīng)濟(jì)行為對全要素生產(chǎn)率的制約效應(yīng)越強(qiáng)。

五、結(jié)構(gòu)分解

本文進(jìn)一步將全要素生產(chǎn)率分解為技術(shù)進(jìn)步和綜合技術(shù)效率，為了刻畫地方政府自身經(jīng)濟(jì)行為對全要素生產(chǎn)率的非線性影響，引入地方政府經(jīng)濟(jì)行為變量的二次方項(xiàng)，基于模型（2）建立如下全要素生產(chǎn)率分解模型：

式（5）中，tfp分別表示全要素生產(chǎn)率tfp、技術(shù)進(jìn)步tech和綜合技術(shù)效率effi，behav分別表示市場分割segme和土地開發(fā)land兩種經(jīng)濟(jì)行為模式，ξit為殘差項(xiàng)。

在模型（5）的估計(jì)中，已有研究證實(shí)被解釋變量全要素生產(chǎn)率與控制變量外商直接投資、對外貿(mào)易存在雙向因果關(guān)系，即外商直接投資和對外貿(mào)易促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的提升，全要素生產(chǎn)率的提高也有助于進(jìn)一步促進(jìn)對外貿(mào)易和外商直接投資。內(nèi)生性的處理需要尋找與內(nèi)生變量相關(guān)但不受當(dāng)期全要素生產(chǎn)率影響的工具變量?；堇蘸湍碌希╓heeler and Moddy，1992）［24］研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資具有自我強(qiáng)化特征，現(xiàn)有外商直接投資存量顯著影響當(dāng)前外資決策，本文借鑒多數(shù)學(xué)者做法采用外商直接投資變量的滯后一期控制內(nèi)生性。對外貿(mào)易的工具變量借鑒黃玖立和李坤望（2006）［25］的做法，取各省到海岸線距離的倒數(shù)作為對外貿(mào)易的外部工具變量，并采用官方名義匯率進(jìn)行調(diào)整反映時(shí)變動(dòng)態(tài)特征。伍德里奇（Wooldrige，2002）［26］指出，在大樣本條件下增加工具變量通?？梢缘玫礁行У墓烙?jì)結(jié)果。本文采用兩階段最小二乘估計(jì)（2SLS）對模型進(jìn)行估計(jì)，將對外貿(mào)易的滯后期作為內(nèi)部工具變量引入回歸方程，并根據(jù)回歸模型中內(nèi)生變量檢驗(yàn)情況調(diào)整工具變量，并采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤控制異方差。

（一）市場分割行為分析

表2 地方政府經(jīng)濟(jì)行為模式2SLS回歸結(jié)果

分稅制以前，地方政府市場分割行為模式的影響效應(yīng)見表2第2、3、4列。首先觀察市場分割對全要素生產(chǎn)率的影響，其一次項(xiàng)系數(shù)在1%的顯著性水平下為－0.011，二次項(xiàng)系數(shù)在5%的顯著性水平下為0.004，表明市場分割對全要素生產(chǎn)率的影響呈正U型曲線，在市場分割低于某一臨界值以前，提高市場分割顯著制約全要素生產(chǎn)率提升，而當(dāng)市場分割超過這個(gè)臨界值以后，其對全要素生產(chǎn)率的影響由負(fù)轉(zhuǎn)為正。對全要素生產(chǎn)率結(jié)構(gòu)分解的進(jìn)一步分析可以看到：市場分割對技術(shù)進(jìn)步并無顯著影響，而對綜合技術(shù)效率影響也呈一次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，二次項(xiàng)系數(shù)顯著為正的U型曲線關(guān)系。另外，雖然政府投資對全要素生產(chǎn)率的影響并不顯著，但政府投資對綜合技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步的影響呈正負(fù)兩個(gè)極端，表明在分稅制改革以前的市場分割型經(jīng)濟(jì)經(jīng)濟(jì)增長格局中，地方政府投資可以促進(jìn)技術(shù)效率，但對技術(shù)進(jìn)步具有阻礙作用。

（二）土地開發(fā)行為分析

1994年以后，地方政府土地開發(fā)式的經(jīng)濟(jì)行為模式對全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步和綜合技術(shù)效率的回歸結(jié)果見表2第5、6、7列。土地開發(fā)對全要素生產(chǎn)率一次項(xiàng)和二次項(xiàng)回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，表明土地開發(fā)不僅對全要素生產(chǎn)率具有負(fù)向影響，而且負(fù)面效應(yīng)在遞增。對全要素生產(chǎn)率的進(jìn)一步分解顯示：土地開發(fā)對技術(shù)進(jìn)步彈性系數(shù)顯著為正，但絕對值很小，表明土地開發(fā)通過地價(jià)上漲的成本壓力和房地產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)帶動(dòng)效應(yīng)輕微促進(jìn)了技術(shù)進(jìn)步；而對綜合技術(shù)效率的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，這是由于土地開發(fā)推動(dòng)的房地產(chǎn)業(yè)相對制造業(yè)的高利潤不僅吸引了社會(huì)增量資本，也使存量資本產(chǎn)生回流，銀行業(yè)的信貸資金也多數(shù)流向了房地產(chǎn)及相關(guān)行業(yè)，實(shí)體經(jīng)濟(jì)萎縮進(jìn)一步惡化資源配置，因而顯示對綜合技術(shù)效率具有很強(qiáng)制約效應(yīng)且呈加劇態(tài)勢，這也是土地開發(fā)對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面影響的原因所在。此外，回歸結(jié)果顯示，政府投資對全要素生產(chǎn)率具有正向影響，主要是促進(jìn)了技術(shù)進(jìn)步，對綜合技術(shù)效率的影響并不顯著。在這段時(shí)期，政府投資主要轉(zhuǎn)向城市改造及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等公共領(lǐng)域，產(chǎn)生的正外部效應(yīng)可以促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而推動(dòng)全要素生產(chǎn)率提高。為了進(jìn)一步驗(yàn)證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文在回歸方程中分別加入市場分割變量，回歸結(jié)果沒有變化，并且三個(gè)模型中市場分割變量的系數(shù)均不顯著，這也驗(yàn)證了分稅制改革以后市場分割已經(jīng)不是地方政府的主要經(jīng)濟(jì)行為，因而對全要素生產(chǎn)率沒有顯著影響。

六、結(jié)論及政策啟示

改革開放以來，地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)的行為模式發(fā)生了重大改變，由分稅制改革以前的“經(jīng)營企業(yè)”轉(zhuǎn)變?yōu)榉侄愔埔院蟮摹敖?jīng)營土地”。為使結(jié)論更具穩(wěn)健性，本文采用多種計(jì)量模型分析了分稅制前、后地方政府經(jīng)濟(jì)行為模式對全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果表明不同時(shí)期的地方政府經(jīng)濟(jì)行為均對全要素生產(chǎn)率具有制約作用，并且地方政府投資在經(jīng)濟(jì)行為模式對全要素生產(chǎn)率的影響中具有門限效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)行為模式的形成需要政府通過投資來塑造與強(qiáng)化。對全要素生產(chǎn)率進(jìn)一步的結(jié)構(gòu)分解顯示，地方政府兩階段的經(jīng)濟(jì)行為模式對全要素生產(chǎn)率的影響明顯不同：市場分割對全要素生產(chǎn)率的影響呈正U型關(guān)系，主要源于對綜合技術(shù)效率的影響呈U型關(guān)系，而對技術(shù)進(jìn)步的影響并不顯著。分稅制改革以后經(jīng)營土地的經(jīng)濟(jì)行為模式對全要素生產(chǎn)率的負(fù)面影響不僅沒有收斂，負(fù)面效應(yīng)反而呈加劇態(tài)勢，主要是由于土地開發(fā)不斷惡化綜合技術(shù)效率，完全抵消了對技術(shù)進(jìn)步的輕微促進(jìn)作用。相比較而言，現(xiàn)階段“經(jīng)營土地”的行為模式對全要素生產(chǎn)率的制約效應(yīng)大大高于分稅制以前的“經(jīng)營企業(yè)”行為。此外，不同經(jīng)濟(jì)行為模式下政府投資的影響也存在明顯不同：在市場分割的地方保護(hù)主義經(jīng)濟(jì)增長格局中，政府投資制約了技術(shù)進(jìn)步，有助于綜合技術(shù)效率的提升；而在土地開發(fā)的行為模式中，政府投資有助于技術(shù)進(jìn)步，對技術(shù)效率的影響并不顯著。

誠然，地方政府的經(jīng)濟(jì)行為模式短期內(nèi)確實(shí)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，并且由“經(jīng)營企業(yè)”向“經(jīng)營土地”的行為模式轉(zhuǎn)變中，政府直接干預(yù)經(jīng)濟(jì)的行政手段在弱化，市場機(jī)制的作用逐漸凸顯，但對經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和可持續(xù)發(fā)展能力的負(fù)面效應(yīng)并沒有減弱，現(xiàn)階段“經(jīng)營土地”的行為模式嚴(yán)重侵蝕了經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長的源泉——全要素生產(chǎn)率。經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型亟需改變以GDP增長為核心指標(biāo)的官員績效考核評價(jià)體系，進(jìn)一步優(yōu)化財(cái)稅體制，有效約束地方政府的自利經(jīng)濟(jì)行為，為經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展創(chuàng)造良好的市場環(huán)境。

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Economic Behavioral Patterns of Local Governments and Total Factor Productivity Growth

XU Yan-fei1，LIU Zai-qi2
（1.Wuhan Research Institute，Jianghan University，Wuhan 430056；2.School of Economics＆Management，Wuhan University，Wuhan 430072）

Since the reform and opening up，economic behavioral model has major changes，that from running a business before the reform of tax allocation to land operation after that.This paper adopts several econometric methods to analyze the impact of economic behavioral model of local governments on total factor productivity（TFP）.The results show that economic behaviors have negative effect on TFP in different periods，government investment has threshold effect in regression model of economic behavior on TFP growth，and the formation of economic behavioral model needs government investment.Further structural decomposition of TFP reveals that impacts of economic behavioral models in two periods on TFP are significantly different.Therefore，economic transformation and upgrade urgently need to constrain self-interest economic behavior of local government.

Market Segmentation；Land Operation；TFP；Structural Decomposition；Local Government

F124.1

A

1000－7636（2014）10－0036－09

責(zé)任編輯：張任之

2014－07－17

國家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目“后金融危機(jī)時(shí)代中國參與全球經(jīng)濟(jì)再平衡的戰(zhàn)略與路徑研究”（11＆ZD008）

徐艷飛 江漢大學(xué)武漢研究院助理研究員，武漢市，430056；

劉再起 武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，武漢市，433072。