財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距的影響研究,關(guān)系公共財(cái)政政策的合理制定。當(dāng)前,我國(guó)經(jīng)濟(jì)背景正在發(fā)生轉(zhuǎn)換,由勞動(dòng)密集產(chǎn)業(yè)支撐模式向知識(shí)密集型產(chǎn)業(yè)支撐模式轉(zhuǎn)變,而財(cái)政科教支出則有利于人才培養(yǎng)與技術(shù)進(jìn)步,由此導(dǎo)致省際經(jīng)濟(jì)格局重心發(fā)生重大變化,必將影響省際經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展政策制定。若財(cái)政科教支出在培養(yǎng)與輸送人才方面誘發(fā)了人才向局部聚集,從而擴(kuò)大省際經(jīng)濟(jì)差距,則政府就應(yīng)采取偏向落后省份的財(cái)政科教支出策略,并配合定向性的人才輸送戰(zhàn)略以防止省際經(jīng)濟(jì)差距擴(kuò)大;反之,若財(cái)政科教支出在培養(yǎng)與輸送人才方面沒(méi)有誘發(fā)人才向局部聚集,而是在各省區(qū)分散就業(yè),則就可以按效率原則配置財(cái)政科教資源。另外,若財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距既有擴(kuò)大方面,又有縮小方面,則情況就更為復(fù)雜,需要采取區(qū)別性對(duì)策。
學(xué)界對(duì)財(cái)政科教支出與省際經(jīng)濟(jì)差距間的關(guān)系展開(kāi)了實(shí)證分析。楊曉鋒等中通過(guò)內(nèi)生滯后聯(lián)立方程發(fā)現(xiàn)財(cái)政科教投資誘發(fā)了人才向局部聚集,導(dǎo)致省際經(jīng)濟(jì)差距擴(kuò)大。[1]對(duì)此,何艷等的計(jì)量研究發(fā)現(xiàn)二者間存在非均衡現(xiàn)象,即西部省份的財(cái)政科教投入差距縮小,而經(jīng)濟(jì)差距卻在擴(kuò)大,東部省份間的情況則完全相反。[2]面對(duì)財(cái)政科教支出與省際經(jīng)濟(jì)差距間的非均衡現(xiàn)象,曾淑婉等采用空間面板計(jì)量方法發(fā)現(xiàn):1998—2011年財(cái)政科教支出降低了省內(nèi)經(jīng)濟(jì)差距,但卻擴(kuò)大了近鄰省份間的經(jīng)濟(jì)差距。[3]對(duì)此,肖挺采用GMM方法展開(kāi)分析,結(jié)果顯示:在省際經(jīng)濟(jì)非均衡背景下,均衡教育也會(huì)引發(fā)落后省份培養(yǎng)的人才自發(fā)流向發(fā)達(dá)省份,從而引發(fā)省際經(jīng)濟(jì)差距的擴(kuò)大。[4]
已有文獻(xiàn)顯示:財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距既有擴(kuò)大部分,也有縮小部分,厘清二者關(guān)系至關(guān)重要。有鑒于此,本文利用空間計(jì)量建模技術(shù)揭示財(cái)政科教支出對(duì)經(jīng)濟(jì)差距作用的機(jī)理,并實(shí)證分解出固定效應(yīng)與異質(zhì)效應(yīng),前者表明財(cái)政科教支出縮小了省際經(jīng)濟(jì)差距,后者則擴(kuò)大了差距,并出現(xiàn)了空間分層現(xiàn)象。
省際經(jīng)濟(jì)差距取決于人口、產(chǎn)業(yè)、公共品與區(qū)位。[5][6]人口是首要方面,人口適度有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),過(guò)度則對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)形成壓力,對(duì)此,用相對(duì)人均GDP(人均GDP/min人均GDP,取對(duì)數(shù),記為y)來(lái)衡量省際經(jīng)濟(jì)差距。產(chǎn)業(yè)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支柱,短缺經(jīng)濟(jì)下取決于產(chǎn)品供給能力提升,過(guò)剩經(jīng)濟(jì)下則取決于產(chǎn)品市場(chǎng)需求的實(shí)現(xiàn),因而短缺經(jīng)濟(jì)下從供給角度衡量較科學(xué),過(guò)剩經(jīng)濟(jì)下從需求角度衡量更符合現(xiàn)實(shí)。[7]中國(guó)改革開(kāi)放以來(lái),歷經(jīng)了39年的高速發(fā)展,當(dāng)前從需求角度衡量更為科學(xué),對(duì)此,本文從需求角度將居民消費(fèi)(x1)、資本形成(x2)、出口(x3)引入模型。公共品與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系密切[8],鑒于公共品具有生產(chǎn)性與服務(wù)性的不同類(lèi)別[9],本文參照羅建國(guó)的匯總方法,將其劃分為社會(huì)保障(x4)、財(cái)政科教支出(x5)、城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)(x6)、交通與便利(x7)、公共服務(wù)與安全(x8)共五類(lèi)以區(qū)別公共品的差異性影響(見(jiàn)圖1)。[10]區(qū)位z=(zj,zw)(zj、zw為經(jīng)、緯度)是省際經(jīng)濟(jì)發(fā)展的載體與聯(lián)結(jié)紐帶[11],故納入模型。記x為xi(i=1,2,…8)取對(duì)數(shù)后的矩陣,ε為隨機(jī)項(xiàng),則模型為:
圖1 省際經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)
提出概念模型目的在于尋找實(shí)證模型以擬合x(chóng)的固定效應(yīng)(不隨區(qū)位變化而變化)和異質(zhì)效應(yīng)(隨區(qū)位變化而變化),其關(guān)鍵在于考慮是否存在異方差擾動(dòng)(x以外的因素引發(fā)的差異)與參數(shù)漂移(異質(zhì)效應(yīng)除隨區(qū)位變化而變化外,還受到了隨機(jī)干擾因素的影響)。本文根據(jù)假設(shè)不同,依次引入卡斯特經(jīng)-緯度空間擴(kuò)張模型(Casetti Model)、回歸參數(shù)漂移模型(DARP Model),以及貝葉斯卡斯特經(jīng)-緯度空間擴(kuò)張模型(Bcassetti Model),并通過(guò)模型篩選來(lái)確定最合宜模型。
若不存在異方差與參數(shù)漂移,則Casetti Model就能有效地?cái)M合x(chóng)的固定效應(yīng)與異質(zhì)效應(yīng)[12],其對(duì)應(yīng)的模型形式為:
式(3)中β0為固定效應(yīng),zjiβ1與zwiβ2分別為經(jīng)、緯度上的異質(zhì)效應(yīng),β1與β2為異質(zhì)系數(shù)。
空間計(jì)量模型中會(huì)面臨異方差干擾,為此,Casetti和Can以參數(shù)漂移嵌入異方差擾動(dòng),提出DARP Model[13],即修正式(3)、(4)為:
式(5)代表參數(shù)漂移,代入式(2)則e=xv+ε,式(6)為其分布,若λ1=λ2=0,則不存在漂移;若λi(i=1,2)>0或λi(i=1,2)<0,則x在經(jīng)緯度上出現(xiàn)漂移引發(fā)的異方差。
可行廣義二乘法(FGLS)或似然概率法(ML)估計(jì)DARP參數(shù)時(shí),由于依賴(lài)于后驗(yàn)概率,會(huì)面臨數(shù)值積分運(yùn)算困難、樣本容量制約和離群值干擾等問(wèn)題。對(duì)此,將復(fù)雜問(wèn)題分解為簡(jiǎn)單問(wèn)題的貝葉斯估計(jì)法已被廣泛應(yīng)用,典型的吉布斯抽樣可在參數(shù)的先驗(yàn)分布下生成馬爾科夫鏈,用做蒙特卡洛仿真,獲得后驗(yàn)分布,本文引入Bcasetti Model模型[14],形式為:
當(dāng)然,這樣講不是說(shuō)知識(shí)分子不該講氣節(jié),對(duì)于那些主動(dòng)攀附權(quán)貴,故意混淆視聽(tīng)的知識(shí)分子,我們要進(jìn)行深入的批判;但對(duì)于其他不少在氣節(jié)上有損的知識(shí)分子,我們對(duì)他們的處境應(yīng)當(dāng)有同情之理解,這樣方能不失公允。
當(dāng)Bcasetti Model的超參數(shù)r較大時(shí)(通常30以上)會(huì)使ν=In,不存在異方差,當(dāng)r較小時(shí)(通常5以下),則存在異方差,因此,可通過(guò)設(shè)定r來(lái)檢驗(yàn)是否接受異方差擾動(dòng)。
盡管公式(3)、(5)、(8)有細(xì)微差異,但是都表明財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距影響的路徑有兩條:固定效應(yīng)路徑(β0)與異質(zhì)效應(yīng)路徑,后者又分為經(jīng)度異質(zhì)路徑(zjβ1)和緯度異質(zhì)路徑(zwβ2),即財(cái)政科教支出從西至東、從南到北對(duì)經(jīng)濟(jì)差距影響的路徑。
固定效應(yīng)路徑(誘導(dǎo)效應(yīng))。這種效應(yīng)在衡量財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距的影響時(shí),排除了區(qū)位影響,是各省處于隔絕狀態(tài)時(shí)的財(cái)政科教支出誘導(dǎo)效應(yīng)(僅指財(cái)政科教支出上的空間隔絕,并不排除省份間的資本、商品等的互通有無(wú))。顯然,財(cái)政科教支出在各省完全隔絕時(shí),各省教育培養(yǎng)的人才以及科技進(jìn)步都是為本省服務(wù),不存在跨省人才流動(dòng)或科技成果爭(zhēng)奪??梢?jiàn),在固定效應(yīng)路徑上,財(cái)政科教支出完全為本省服務(wù),是各省培養(yǎng)人才與科技進(jìn)步的源頭,成為知識(shí)密集型產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的首要?jiǎng)恿?,這就使得財(cái)政科教支出本身不會(huì)擴(kuò)大省際經(jīng)濟(jì)差距。
異質(zhì)效應(yīng)路徑(爭(zhēng)奪效應(yīng))。這種效應(yīng)在衡量財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距的影響時(shí),隔離了固定效應(yīng),反映的是各省科教成果在經(jīng)度(從西至東)以及緯度(從南至北)上的省際爭(zhēng)奪效應(yīng),這在省際經(jīng)濟(jì)處于均衡發(fā)展背景下不明顯,因?yàn)榭平坛晒谑‰H是互惠式流動(dòng)。然而,在非均衡背景下,各省財(cái)政科教支出與財(cái)政科教成果接收并不成正比,盡管財(cái)政科教支出越大,科教成果越多,但其成果卻多是單向流動(dòng)(從落后省份流向發(fā)達(dá)省份)。這樣,無(wú)論是財(cái)政科教支出均衡與否,都具有擴(kuò)大省際經(jīng)濟(jì)差距的區(qū)位特征,而且是經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)受益越明顯。
本研究因變量為省際經(jīng)濟(jì)差距(y),自變量為財(cái)政科教支出(x5),控制變量為居民消費(fèi)(x1)、資本形成(x2)、出口(x3)、社會(huì)保障(x4)、城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)(x6)、交通與便利(x7)、公共服務(wù)與安全(x8),所有原始指標(biāo)定義均嚴(yán)格按中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒給出的定義。為規(guī)避單一年份的異常波動(dòng),本文取2010—2015年為研究區(qū)間,并以2010年為基換算成實(shí)際值,取各變量均值進(jìn)入模型,所有原始數(shù)據(jù)均來(lái)自中華人民共和國(guó)統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站,經(jīng)緯度來(lái)自國(guó)家地理信息測(cè)繪局。參數(shù)估計(jì),根據(jù)空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)代碼進(jìn)行相應(yīng)編程,并用MATLAB2014運(yùn)行程序,模型運(yùn)行結(jié)果見(jiàn)表1。
表1 模型選擇(部分?jǐn)?shù)據(jù))
表1顯示M1(casetti model)是最合宜模型。這是因?yàn)椋浩湟?,M2(DARP)的漂移參數(shù)λ1、λ2不顯著,這表明異質(zhì)效應(yīng)會(huì)隨著各省份區(qū)位變化而變化,但這種變化并沒(méi)有受到隨機(jī)因素的干擾。另外,在超參數(shù)檢測(cè)方面,來(lái)自于M4(Bcasetti model,r=4,假定存在異方差)的檢驗(yàn)結(jié)果表明變量不顯著。這兩方面的信息表明應(yīng)接受同方差假定,即財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距的空間異質(zhì)效應(yīng)是固定式擴(kuò)張。其二,在確定M1(casetti model)與M3(Bcasetti model,r=40)何者為最合宜模型時(shí),雖說(shuō)M3相比M1的調(diào)整擬合優(yōu)度略微偏高(前者為0.9486,后者為0.9396),并且兩個(gè)模型參數(shù)的固定效應(yīng)、異質(zhì)效應(yīng)差別甚微,然而,在參數(shù)顯著性判斷方面,M1中小概率P值要普遍優(yōu)于M3中小概率P值,所以最合宜模型為M1。
從表1的M1可得財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距的效應(yīng)總公式為:
1.財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距的固定效應(yīng)。就固定效應(yīng)而言,排除財(cái)政科教支出的區(qū)位影響,即各省完全封閉(無(wú)爭(zhēng)奪與共享)且支出均等化時(shí),會(huì)誘發(fā)省際經(jīng)濟(jì)差距縮小(彈性系數(shù)為-18.39)。這與前述財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距影響的機(jī)理相符,因?yàn)楣潭ㄐ?yīng)衡量的是科教成果完全為本省服務(wù)的情形,并且由于財(cái)政科教支出具有培養(yǎng)人才、發(fā)展科技的兩大功能,這就形成了財(cái)政科教支出誘導(dǎo)省際經(jīng)濟(jì)差縮小的完整路徑,即財(cái)政科教支出→培養(yǎng)人才、發(fā)展科技→服務(wù)本省經(jīng)濟(jì)→縮小省際經(jīng)濟(jì)差距。因此,在省際經(jīng)濟(jì)平衡發(fā)展背景下,或者說(shuō)省際經(jīng)濟(jì)相對(duì)隔絕情況下,財(cái)政科教支出大省必然是經(jīng)濟(jì)發(fā)展大省??梢?jiàn),財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距方面,就固定效應(yīng)而言,本身并不會(huì)誘發(fā)省際經(jīng)濟(jì)差距擴(kuò)大,相反,則是在縮小經(jīng)濟(jì)差距。
2.財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距的異質(zhì)效應(yīng)。引入?yún)^(qū)位因素,財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距就會(huì)因科教成果互動(dòng)(省際經(jīng)濟(jì)平衡發(fā)展背景)使得省際經(jīng)濟(jì)差距縮小,或是因科教成果爭(zhēng)奪(省際經(jīng)濟(jì)非平衡發(fā)展背景)導(dǎo)致省際經(jīng)濟(jì)差距固定式擴(kuò)張。實(shí)證分析表明我國(guó)屬于后者,并且固定式擴(kuò)張不存在參數(shù)漂移(即無(wú)異方差),異質(zhì)系數(shù)在經(jīng)度(從西至東)上為0.09,在緯度(從南至北)上為0.22,即平均意義上而言,財(cái)政科教支出每提高1%,在經(jīng)度(從西至東)和緯度(從南至北)上分別引發(fā)省際經(jīng)濟(jì)差距擴(kuò)大0.09%和0.22%,南北效應(yīng)是西東效應(yīng)的2.44倍。各省在經(jīng)度與緯度上的異質(zhì)效應(yīng)擴(kuò)張情況見(jiàn)圖2和圖3。
圖2 財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距影響的經(jīng)度(從西至東)異質(zhì)效應(yīng)
圖3 財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距影響的緯度異質(zhì)(從南至北)效應(yīng)
顯然,經(jīng)度異質(zhì)表明在從西至東擴(kuò)張路徑上,除新疆至青海為1.22個(gè)百分點(diǎn)擴(kuò)張外(7.62至8.84),其后直至黑龍江也只有2.16個(gè)百分點(diǎn)擴(kuò)張(8.84至11.0),而緯度上則顯示從南至北的擴(kuò)張要明顯得多,從海南至黑龍江達(dá)5.63(4.38至10.01)??梢?jiàn),南北路徑明顯強(qiáng)于西東路徑。直觀地,東部省份與南部省份應(yīng)是財(cái)政科教支出成果爭(zhēng)奪的優(yōu)勢(shì)方,然而從分析結(jié)果可知,只有東部省份是優(yōu)勢(shì)方,而南部省份反而不及北部省份,可能的原因是,南部省份的財(cái)政科教支出水平普遍低于北部省份,當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式由勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)支撐模式轉(zhuǎn)向知識(shí)密集型產(chǎn)業(yè)支撐模式時(shí),南部省份的先發(fā)優(yōu)勢(shì)就會(huì)演變成轉(zhuǎn)型劣勢(shì)。
3.財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距影響的空間效應(yīng)。盡管財(cái)政科教支出引發(fā)了省際經(jīng)濟(jì)差距的西東、南北式空間固定式擴(kuò)張,但這并不表明財(cái)政科教支出會(huì)擴(kuò)大省際經(jīng)濟(jì)差距,具體情況取決于固定效應(yīng)與異質(zhì)效應(yīng)的共同作用。對(duì)此,可計(jì)算出財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距影響的空間效應(yīng)(見(jiàn)圖4)。圖4表明:財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距影響的誘導(dǎo)效應(yīng),相比其爭(zhēng)奪效應(yīng)而言更為強(qiáng)勢(shì),也就是財(cái)政科教支出并沒(méi)有擴(kuò)大省際經(jīng)濟(jì)差距,而是縮小了省際經(jīng)濟(jì)差距。不過(guò),圖4并不能明顯觀察出財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距影響的空間區(qū)位特征,運(yùn)用Arcgis軟件的可視化作圖技術(shù),給出財(cái)政科教支出-省際經(jīng)濟(jì)差距的空間分層圖才能獲得空間區(qū)位特征。
圖4 財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距的空間效應(yīng)
繪制財(cái)政科教支出對(duì)經(jīng)濟(jì)差距影響的經(jīng)緯度異質(zhì)(餅狀圖)、異質(zhì)效應(yīng)(底圖,計(jì)算方法見(jiàn)公式(16))、人均財(cái)政科教支出(柱狀圖),即可得到中國(guó)財(cái)政科教支出-省際經(jīng)濟(jì)差距的西南-東北空間省際分層圖(見(jiàn)圖5)。
圖5 中國(guó)財(cái)政科教支出對(duì)經(jīng)濟(jì)差距影響的西南-東北省際分層
1.財(cái)政科教支出對(duì)經(jīng)濟(jì)差距影響的西南-東北五分層擴(kuò)張狀況(底圖)。出現(xiàn)五分層擴(kuò)張是源于:第一,經(jīng)度、緯度異質(zhì)系數(shù)為0.09、0.22,表明財(cái)政科教支出從西至東、從南至北引發(fā)了經(jīng)濟(jì)差異的固定性擴(kuò)張,且南北異質(zhì)效應(yīng)強(qiáng)于西東異質(zhì)效應(yīng)(餅圖)。第二,全國(guó)南北異質(zhì)是西東異質(zhì)的2.44倍,占主導(dǎo)地位,決定了西南-東北的空間分層,即從西藏—云南—廣西—海南至黑龍江—吉林—遼寧的五個(gè)層次,層次間的彈性效應(yīng)平均遞增約1個(gè)百分點(diǎn)。
2.財(cái)政科教支出南北分層線(xiàn)。中國(guó)改革開(kāi)放使得南部省份率先發(fā)展,一方面使其發(fā)展模式主要依賴(lài)于勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè),另一方面其先發(fā)優(yōu)勢(shì)可從教育大省獲得人力支持,欠缺內(nèi)在投入動(dòng)力,導(dǎo)致財(cái)政科教投入水平普遍低于北部省份。圖5顯示,以西藏—青海—山西—江蘇—上海為分化線(xiàn),北部財(cái)政科教支出強(qiáng)于南部財(cái)政科教支出,這正在引發(fā)經(jīng)濟(jì)重心不斷由南部向北部轉(zhuǎn)移,財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距影響的異質(zhì)效應(yīng),已出現(xiàn)了從南至北的固定式擴(kuò)張,其根源于中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展正由勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)支撐模式轉(zhuǎn)向知識(shí)密集型產(chǎn)業(yè)支撐模式。
3.財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距的經(jīng)度(從西至東)異質(zhì)效應(yīng)分層線(xiàn)。由于財(cái)政科教支出的經(jīng)度異質(zhì)效應(yīng)與從東至西的開(kāi)放模式相符合,并且財(cái)政科教支出的西東異質(zhì)效應(yīng)與南北異質(zhì)效應(yīng)相比為1:2.44,因此將圖2的省份一分為三,取中間部分的省份作為財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距影響的經(jīng)度(從西至東)異質(zhì)效應(yīng)分層線(xiàn)(參見(jiàn)圖5中的山西—海南線(xiàn))。
4.財(cái)政科教支出-省際經(jīng)濟(jì)差距的空間分層。圖5由兩條虛線(xiàn)劃分為四大區(qū)域,顯然,在中國(guó)經(jīng)濟(jì)正由勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)支撐模式轉(zhuǎn)向知識(shí)密集型產(chǎn)業(yè)支撐模式大背景下,率先轉(zhuǎn)型定位的將是北京—天津—河北—山東—江蘇—上海構(gòu)成的區(qū)域,因?yàn)檫@些省份既有誘導(dǎo)優(yōu)勢(shì),又有爭(zhēng)奪優(yōu)勢(shì),第二象限區(qū)域雖無(wú)爭(zhēng)奪優(yōu)勢(shì),但有誘導(dǎo)優(yōu)勢(shì),第三、四象限則具有不確定性,因?yàn)榈谌笙扌枰瑫r(shí)提升兩大優(yōu)勢(shì),而能否擺脫對(duì)勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)和教育大省人力資源支持的雙重路徑依賴(lài),這對(duì)第四象限的省份而言,具有很大的不確定性。
財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距影響的固定效應(yīng)(誘導(dǎo)效應(yīng))。排除區(qū)位的影響,即各省“完全封閉”(不存在財(cái)政科教成果的爭(zhēng)奪)且財(cái)政科教支出均等化時(shí),財(cái)政科教支出會(huì)誘導(dǎo)省際經(jīng)濟(jì)差距縮?。◤椥韵禂?shù)為-18.39),其作用路徑為:財(cái)政科教支出→培養(yǎng)人才、發(fā)展科技→服務(wù)本省經(jīng)濟(jì)→縮小省際經(jīng)濟(jì)差距。
財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距影響的異質(zhì)效應(yīng)(爭(zhēng)奪效應(yīng))。排除固定效應(yīng),考慮區(qū)位影響(科教成果的省際爭(zhēng)奪),財(cái)政科教支出引發(fā)了省際經(jīng)濟(jì)差距的固定性擴(kuò)張,從西至東擴(kuò)張系數(shù)為0.09,從南至北擴(kuò)張系數(shù)為0.22,南北效應(yīng)是西東效應(yīng)的2.44倍。
財(cái)政科教支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差距影響的空間效應(yīng)與空間分層。綜合誘導(dǎo)效應(yīng)與爭(zhēng)奪效應(yīng),財(cái)政科教支出的空間效應(yīng)表現(xiàn)為縮小省際經(jīng)濟(jì)差距。綜合財(cái)政科教支出水平與異質(zhì)效應(yīng)信息,在中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向知識(shí)密集型產(chǎn)業(yè)支撐模式的大背景下,率先完成轉(zhuǎn)型定位的將是第一象限省份 (由北京—天津—河北—山東—江蘇—上海構(gòu)成的區(qū)域),第二象限省份次之,第三與第四象限所在省份則具有不確定性。
實(shí)施南部省份補(bǔ)短戰(zhàn)略與東西部省際經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償戰(zhàn)略,即雙補(bǔ)戰(zhàn)略。其一,要加大西藏—青?!轿鳌K—上海財(cái)政科教分層線(xiàn)以下的南部省份的科教支出;其二,實(shí)施東部經(jīng)濟(jì)對(duì)西部經(jīng)濟(jì)進(jìn)行補(bǔ)償?shù)膽?zhàn)略。
實(shí)施科教投入倍增戰(zhàn)略。為適應(yīng)經(jīng)濟(jì)向知識(shí)密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)換的步伐,要實(shí)施科教投入倍增戰(zhàn)略。對(duì)此,一方面要加大對(duì)現(xiàn)有人力資源與生產(chǎn)方式的全面改造,另一方面南部省份要擺脫原有發(fā)展模式的雙重路徑依賴(lài)。另外,中西部省份要主動(dòng)適應(yīng)時(shí)代背景轉(zhuǎn)換,大力發(fā)展知識(shí)密集型產(chǎn)業(yè),否則會(huì)錯(cuò)失產(chǎn)業(yè)支撐模式轉(zhuǎn)換的良機(jī)。
實(shí)施科教系統(tǒng)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略。科教倍增戰(zhàn)略若想達(dá)到全國(guó)性生產(chǎn)方式的變革性突圍,需要建立科教知識(shí)互動(dòng)交流下的新型創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)系統(tǒng)。第一,要突出現(xiàn)有知識(shí)存量的探索性模仿與運(yùn)用,而不是僅強(qiáng)調(diào)科技進(jìn)步(流量知識(shí))的重要性;第二,要突出全社會(huì)參與的以具體“項(xiàng)目”為依托的互動(dòng)交流,參與主體越多,則知識(shí)密集型產(chǎn)業(yè)支撐內(nèi)源性動(dòng)力越足;第三,突出各方平等合作,尤其是知識(shí)信息的平等交流與共同學(xué)習(xí),只有平等基礎(chǔ)上的合作交流才能帶來(lái)真正意義上的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng);第四,突出知識(shí)信息共享交流平臺(tái)與政策投資環(huán)境建設(shè)平臺(tái)的重要性;第五,突出集成價(jià)值鏈的重要性等。
[1]楊曉鋒,趙宏中.教育不平等、收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)后勁——包容性增長(zhǎng)理論視角[J].經(jīng)濟(jì)社會(huì)體制比較,2013,(6).
[2]何艷,劉娟娟.中國(guó)教育經(jīng)費(fèi)與省際經(jīng)濟(jì)的非均衡性研究[J].國(guó)家教育行政學(xué)院學(xué)報(bào),2014,(5).
[3]曾淑婉,劉向東,張宇.財(cái)政支出對(duì)省際經(jīng)濟(jì)差異變動(dòng)的時(shí)空效應(yīng)研究——基于動(dòng)態(tài)空間面板模型的實(shí)證分析[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐,2015,(1).
[4]肖挺.省際貧困、創(chuàng)新潛力與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的分析[J].財(cái)經(jīng)研究,2016,(2).
[5]陳莎莉.產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移、區(qū)位選擇與動(dòng)態(tài)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)培育[J].江西社會(huì)科學(xué),2015,(4).
[6]吳偉平,劉乃全.異質(zhì)性公共支出對(duì)勞動(dòng)力遷移的門(mén)檻效應(yīng):理論模型與經(jīng)驗(yàn)分析[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì),2016,(3).
[7]劉偉,蘇劍.供給、需求雙寬松:經(jīng)濟(jì)下行壓力加大下的宏觀調(diào)控——2016年中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)分析與展望[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài),2016,(3).
[8]楊剛.家庭決策、公共服務(wù)差異與勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究,2016,(6).
[9]陳建寶,鞠芳煜.不同收入省際政府支出結(jié)構(gòu)差異分析[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué),2016,(3).
[10]羅建國(guó).經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型中的財(cái)政可持續(xù)發(fā)展研究[J].經(jīng)濟(jì)研究參考,2014,(4).
[11]李琳,劉瑩.省際經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展的驅(qū)動(dòng)機(jī)制探析[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究,2015,(5).
[12]Casetti E.Generating Models by the Expansion Method:Applications to Geographical Research.Geographical Analysis,1972,Vol.4.
[13]Casetti E,Can A.The Econometric Estimation and Testing of DARP Models.Journal of Geographical Systems,1999,Vol.1.
[14]Saarela O,Arjas E.A Method for Bayesian Monotonic Multiple Regression.Scandinavian Journal of Statistics,2011,Vol.38.