產(chǎn)權(quán)制度空間溢出性對經(jīng)濟增長的影響研究

產(chǎn)權(quán)制度空間溢出性對經(jīng)濟增長的影響研究

在經(jīng)濟增長研究中，空間思維和空間數(shù)據(jù)分析方法被用來提出了許多有趣的研究成果（areu等人，2004）。這是因為空間數(shù)據(jù)分析方法不僅有助于為增長理論尋求新的經(jīng)驗證據(jù),而且促使經(jīng)濟學(xué)家從新的視角思考增長問題。一、空間異質(zhì)性與收斂速度空間計量的文獻主要集中于收斂性研究以及空間溢出和空間集聚。瑞希等(Rey,1998)首次運用空間數(shù)據(jù)分析方法研究美國各州1929-1994年人均收入的收斂性。羅或(Lall,2001)在空間固定效應(yīng)模型基礎(chǔ)上引入了代表商業(yè)周期的時間虛擬變量以及反映空間異質(zhì)性的區(qū)域虛擬變量對1969—1995年美國各州的收斂性進行研究。結(jié)果表明,收斂速度受到空間異質(zhì)性和相鄰地區(qū)人力資本的影響。博蒙特等(Baumont,2003)首先運用探索性空間數(shù)據(jù)表明了在1980~1995年間歐共體存在南北兩種不同的空間俱樂部收斂效應(yīng)本文研究的思路為產(chǎn)權(quán)制度是否存在空間溢出性?區(qū)域經(jīng)濟增長率是否存在著空間溢出效應(yīng)?如果是存在這種溢出性效應(yīng),如何來檢驗并選擇適當?shù)哪Ｐ蛠斫忉屵@個效應(yīng)?既然產(chǎn)權(quán)制度和經(jīng)濟增長都是存在溢出性,那么采用什么樣的模型表達包含制度溢出性的經(jīng)濟增長空間溢出模型?對于這種的空間溢出性尤其是制度對經(jīng)濟增長溢出性是否穩(wěn)健?二、普遍資本的投資本文選取的樣本是1994年到2008年的28個省際數(shù)據(jù)(由于數(shù)據(jù)缺失和統(tǒng)計口徑不一,數(shù)據(jù)沒有包括四川、重慶、西藏和臺灣)。其中,fdte來表示財政分權(quán)度,是用人均預(yù)算內(nèi)外收入占人均總收入比重。fdi表示的外商直接投資,open表示的是對外開放度,用省的進出口貿(mào)易額占該省的GDP來表示,ph表示的是人均人力資本的增長率,用省的科教文衛(wèi)的支出表示人力資本的投資除以該省的勞動人口并求其增長率,其中科教文衛(wèi)的投資用固定資產(chǎn)平減指數(shù)平減。pk為各地區(qū)固定人均資本形成總額增長率,1994-2008實際固定人均資本形成總額采用各省固定人均資本形成總額指數(shù)進行折算。glmd表示的是每個省的公路里程數(shù)。gov表示的是每個省的政府財政支出占該省GDP的比重。y本文數(shù)據(jù)主要來源如下:1993-2004年重新修訂的各省GDP、GDP指數(shù)、人均GDP、人均GDP指數(shù)、固定資本形成總額來自國家統(tǒng)計局國民經(jīng)濟核算司編的《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料:1952-2004》,2005-2008年相應(yīng)數(shù)據(jù)來自年中國統(tǒng)計年鑒;預(yù)算外資金來自各年的中國財政年鑒,財政總收入數(shù)據(jù)1994-2004年來自財政部預(yù)算司編《地方財政統(tǒng)計分析資料2004》,2005-2008年年數(shù)據(jù)來自李萍主編《中國政府間財政關(guān)系圖解》等和統(tǒng)計年鑒;地方稅收和全部稅收數(shù)據(jù)來自各年稅務(wù)年鑒和國家稅務(wù)總局計劃統(tǒng)計司編的《簡明稅收統(tǒng)計資料》2004年版,地方文教科衛(wèi)支出來自各年財政年鑒和統(tǒng)計年鑒,全社會從業(yè)人員來自各年的統(tǒng)計年鑒,其中部分數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)、中宏數(shù)據(jù)庫、國研網(wǎng)和中國資訊行數(shù)據(jù)庫,在此一并致謝。非國有工業(yè)總產(chǎn)值占全部工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值比重數(shù)據(jù)來自劉小勇和李真(2008)。三、示范分析(一)空間滯后模型的空間運行檢驗我們首先來看產(chǎn)權(quán)保護制度在空間上是否存在溢出性?由于計量結(jié)果與計量模型的選擇是很大的關(guān)系,為了能得到一個穩(wěn)健的計量結(jié)果,本文運用四個模型來嚴格檢驗產(chǎn)權(quán)制度的是否存在空間溢出性,即普通混合回歸面板模型、個體固定效應(yīng)面板模型、時間固定效應(yīng)面板模型、時間和個體雙固定效應(yīng)面板模型其中,soep這里我們認為一個好的制度產(chǎn)生是需要一定的人力資本和物質(zhì)資本的投資。并且,BakosandDellarocas(2002)通過比較信息技術(shù)進步對聲譽度和制訴訟制度相對價值的影響,發(fā)現(xiàn)技術(shù)進步可以影響制度的效用,從而引起制度的更替和變遷。結(jié)合中國的產(chǎn)權(quán)制度改革是一個向西方國家不斷學(xué)習和借鑒的過程,所以在控制變量中我們加入了人均人力資本和人均物質(zhì)資本的增長率,對外開度和FDI對于空間上是否存在溢出性,除了傳統(tǒng)的Moran’sI由表1可以看出,無論是不考慮固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)的普通混合回歸模型,還是分別考慮個體固定效應(yīng)回歸模型和時間固定回歸效應(yīng)模型以及同時控制時間和個體效應(yīng)回歸模型,其拉格朗日乘子檢驗和穩(wěn)健的拉格朗日乘子檢驗幾乎都是在1%的置信水平上顯著,表明產(chǎn)權(quán)制度存在空間溢出性,同時從四個模型的拉格朗日乘子檢驗和穩(wěn)健的拉格朗日乘子檢驗可以看出,空間滯后模型在這個兩個檢驗的數(shù)值上都比空間誤差模型要大,比如以個體固定效應(yīng)模型為例空間滯后模型的SLM-LM數(shù)值為94.9328大于空間誤差模型的SEM-LM數(shù)值83.1238,而對應(yīng)的SLM-RLM為12.3673也大于SEM-RLM的2.1143。這說明對于產(chǎn)權(quán)制度而言,采用空間滯后模型將更加合理。而對空間滯后模型來說,又有兩種模型,即空間滯后個體固定效應(yīng)模型和空間滯后隨機效應(yīng)模型其中,參數(shù)ρ表示產(chǎn)權(quán)制度空間自回歸系數(shù),當從表2可以看出,無論是空間滯后個體固定效應(yīng)模型還是空間滯后隨機效應(yīng)模型表示產(chǎn)權(quán)制度空間性的W*seop系數(shù)分別為0.428和0.444,并且都是在1%的水平上顯著,表明產(chǎn)權(quán)制度的空間溢出性顯著存在。但是從最大似然值來看空間滯后隨機效應(yīng)模型比空間滯后個體固定效應(yīng)模型要大,并且通過huasman檢驗可以看出,接受空間滯后隨機效應(yīng)模型更為合理。同時,從空間滯后隨機效應(yīng)模型可以看出,除了人均人力資本的增長率對產(chǎn)權(quán)制度不顯著以外,其他的如:人均物質(zhì)資本增長率、FDI和對外開放度都對產(chǎn)權(quán)制度的變遷起著顯著的正面影響,說明我國產(chǎn)權(quán)制度的改革是在我國政府的主導(dǎo)下取得了成效。(二)數(shù)據(jù)模型設(shè)定根據(jù)諾斯和托馬斯(NorthandThomas,1973)和諾斯(North,1981、1990)等的觀點,產(chǎn)權(quán)保護制度是所有制度中最能解釋經(jīng)濟績效的關(guān)鍵。那么對于人們關(guān)心的經(jīng)濟增長而言,考慮到產(chǎn)權(quán)制度的溢出性將使得經(jīng)濟增長的計量模型更加合理,為此面板數(shù)據(jù)模型設(shè)定為:其中,y同時,對于中國各個省市來說,在中央統(tǒng)一的領(lǐng)導(dǎo)下和政治激勵下,經(jīng)濟績效作為主要的考核指標。那么相鄰地區(qū)或省市是否因為具有相似的文化傳統(tǒng)、地理氣候、資源和便利的交通而加強相互交流和學(xué)習,而使得經(jīng)濟績效出現(xiàn)空間溢出性?為此本文選擇兩種面板數(shù)據(jù)模型由表3的結(jié)果所示,無論是不考慮固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)的普通混合回歸模型還是個體固定效應(yīng)回歸模型,其拉格朗日乘子檢驗和穩(wěn)健的拉格朗日乘子檢驗都在1%的置信水平上顯著,只有個體固定效應(yīng)回歸模型的空間誤差模型的拉格朗日乘子檢驗是在10%的置信水平上顯著,這說明了各省的經(jīng)濟績效在空間上存在溢出性。同時,從空間滯后模型和空間誤差模型的拉格朗日乘子和穩(wěn)健的拉格朗日乘子檢數(shù)值的大小可以看出,選擇空間滯后模型將更為合理。由以上可以知道,經(jīng)濟績效和產(chǎn)權(quán)制度都存在空間溢出性,那么考慮建立考慮二者空間溢出性的計量模型將更加合理地反映經(jīng)濟增長的源泉和制度動力。(三)空間滯后模型既然產(chǎn)權(quán)制度和經(jīng)濟增長都是存在空間溢出性,這就是說在經(jīng)濟增長模型中不但被解釋變量存在交互作用,同時也存在解釋變量的交互作用(佛羅若斯和弗洛羅FloraxandFolmer1992,埃爾霍斯和非瑞特ElhorstandFreret,2007),故解釋變量中不僅包括空間滯后的被解釋變量也包括空間滯后的解釋變量產(chǎn)權(quán)制度,并且由表三的拉格朗日乘子檢驗可知空間滯后模型將優(yōu)于空間誤差模型,故此采用空間滯后杜賓模型(Durbinmodel)其中ρ、δ分別表示經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)和產(chǎn)權(quán)制度的空間溢出效應(yīng),ε從表4的似然比檢驗(LR)可以看出,在空間滯后模型中考慮個體固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)要比不考慮要好。但是對于空間滯后模型到底是空間滯后個體固定效應(yīng)模型還是空間滯后隨機效應(yīng)模型呢?從huasman檢驗數(shù)值可以看出,采用空間滯后隨機回歸模型更為合理。從空間滯后隨機模型可以看出:對于人均經(jīng)濟增長率而言,其空間溢出系數(shù)大于零,并且在1%的置信水平上顯著。這意味著在中國區(qū)域經(jīng)濟增長過程中,區(qū)域外溢顯著存在,一個地區(qū)的增長業(yè)績不僅取決于自身的因素,而且受相鄰地區(qū)的“帶動”影響;一個地區(qū)獲得有利的增長因素以至良好的增長業(yè)績將惠及相鄰地區(qū)?？臻g面板滯后模型的空間自回歸系數(shù)估計值為0.301,其經(jīng)濟意義是指一個地區(qū)的鄰區(qū),人均GDP增長率平均提高10個百分點,則該地區(qū)的人均GDP增長率將得益于鄰區(qū)的增長而提高約3.01個百分點。產(chǎn)權(quán)制度對人均經(jīng)濟增長率的系數(shù)為正,并且也是在1%的置信水平上顯著,這表明中國的產(chǎn)權(quán)制度改革直接促進了經(jīng)濟增長。同時由于產(chǎn)權(quán)制度的空間溢出性,其對人均經(jīng)濟增長率是為正,并且也是在1%的置信水平上顯著,這說明一個地區(qū)的產(chǎn)權(quán)制度不僅直接提高了經(jīng)濟績效,而且其相鄰地區(qū)由于產(chǎn)權(quán)制度的改善所導(dǎo)致的空間溢出性也促進該地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。(四)制度空間溢出性的相關(guān)分析以上模型的估計都是建立在誤差項ε因此本文采用廣義矩方法來重新估計空間滯后隨機模型作為對模型的穩(wěn)健性檢驗,其結(jié)果如表6所示。從表6與表5對比可以看出,無論是通過最大似然估計還是廣義矩估計,經(jīng)濟績效的空間溢出性都是穩(wěn)健的,并且都是在1%的置信水平上是顯著的。這說明了在1994~2008年期間,當一個地區(qū)的經(jīng)濟增長了,會對鄰近地區(qū)的經(jīng)濟增長產(chǎn)生正的溢出效應(yīng),也就是說一個地區(qū)或一個省份的經(jīng)濟績效提高了會帶動其相鄰地區(qū)和省份的經(jīng)濟績效地提高。一個地區(qū)的經(jīng)濟增長除了本地區(qū)的產(chǎn)權(quán)制度促進作用外,還有來自相鄰地區(qū)的產(chǎn)權(quán)制度的空間溢出效應(yīng)。產(chǎn)權(quán)制度空間溢出性的系數(shù)為正且是在1%的置信水平上顯著就反映了這一點。此外,從表5和表6的比較,還可以看出:財政分權(quán)制度的系數(shù)雖然為負,但是不顯著的,這可能是財政分權(quán)制度的指標選取不太合理,也可能是在中國這樣一個集權(quán)的政治制度下,財政分權(quán)制度的分權(quán)是中央政府和地方政府之間的博弈,地方政府政府處于一個較為劣勢的地位,有較少的話語權(quán)。在中國,稅收立法權(quán)是高度統(tǒng)一的,除了筵席稅等非常不重要的稅收之外,地方政府稅收的自主程度有限。人均物質(zhì)資本和人均人力資本的增長率對人均經(jīng)濟增長率都是為正且顯著,說明二者確實經(jīng)濟增長不可缺少的要素。表示基礎(chǔ)設(shè)施的公路網(wǎng)密度,對經(jīng)濟增長的促進作用是為負,這可能是當一個地區(qū)經(jīng)濟增長了,作為對基礎(chǔ)設(shè)施做出決策的主導(dǎo)者政府,為了更好的顯示自己的政績等原因,更多地投資于基礎(chǔ)設(shè)施,造成了基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展遠遠超過相應(yīng)經(jīng)濟增長水平的需求,故從一定程度上說明了,是經(jīng)濟增長促進了基礎(chǔ)設(shè)施的提高。cpi對人均經(jīng)濟增長率為正且顯著,表明了在中國由于資本在經(jīng)濟增長過程中起著重要的作用(其系數(shù)值在所有變量的值中是最大的),所以適度的通話膨脹對經(jīng)濟增長是有利的。城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟增長起著促進作用,但是其效果是不太顯著。這說明從全國來看,城鎮(zhèn)化水平的發(fā)展存在著制約“瓶頸”(如相關(guān)政策和基礎(chǔ)設(shè)施的不配套以及人們的思想觀念轉(zhuǎn)變障礙等),其對經(jīng)濟增長促進作用是不明顯的。雖然某些省份的城鎮(zhèn)化實施拉動了內(nèi)需,較為顯著地促進了經(jīng)濟增長。對外開放在更為穩(wěn)健的空間滯后隨機模型的GMM估計中對經(jīng)濟增長也是促進作用,但是其作用不是很顯著。這說明雖然對外開放在改革開放初期對我國的經(jīng)濟增長起著良好的促進作用,但隨著市場經(jīng)濟的發(fā)展,擴大內(nèi)需、改變經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和提供良好制度因素成為我國的經(jīng)濟動力。FDI在不同的模型中對經(jīng)濟增長的影響是不一致的,而且有些顯著有些不顯著,需要對此做進一步的深入研究和探討。四、關(guān)于產(chǎn)權(quán)制度溢出性的經(jīng)濟增長效應(yīng)本文通過驗證產(chǎn)權(quán)制度和經(jīng)濟增長存在空間溢出性,也就是驗證地方政府存在著“鄰里模仿效應(yīng)”。一個地方政府通過采取更好的產(chǎn)權(quán)保護制度促進了經(jīng)濟增長,由于空間上的“聯(lián)系效應(yīng)”和氣候經(jīng)濟文化相似等特點會對相鄰的地區(qū)起著“示范效應(yīng)”,相鄰的政府就會模仿而改進自己的產(chǎn)權(quán)保護制度,從而促進經(jīng)濟增長。從本文的實證研究可以看出:第一、無論是采用空間滯后固定效應(yīng)模型還是空間滯后隨機效應(yīng)模型;無論是采用最大似然估計還是采用廣義距估計,經(jīng)濟績效和產(chǎn)權(quán)制度的空間溢出性都是穩(wěn)健的,并且都是在1%的置信水平上是顯著的。因此考慮產(chǎn)權(quán)制度溢出性的經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)才能更好地刻畫中國經(jīng)濟增長問題。第二、在考慮到產(chǎn)權(quán)制度和經(jīng)濟增長的空間溢出性的條件下,人力資本、物質(zhì)資本以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整等要素對經(jīng)濟增長起著良好的促進作用,加快了經(jīng)濟的增長,并且這些的促進作用是顯著而穩(wěn)健的。而表示基礎(chǔ)設(shè)施的公路網(wǎng)密度對經(jīng)濟增長的影響是負的,從一定程度上說明是經(jīng)濟增長促進了基礎(chǔ)設(shè)施的提高而不是相反。城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長存在著推動作用,但不顯著,這可能是與相應(yīng)的政策和基礎(chǔ)設(shè)施等滯后有關(guān)。第三、我國的政府財政支出也有效地促進了經(jīng)濟增長。由于中國的改革都是在政府推到下進行的,政府為發(fā)展經(jīng)濟、加大改革力度就必須承擔一定的改革成本,但是政府過多的干涉經(jīng)濟又會擠壓市場。從本文的實證研究可以看出在1994-2008年期間,我國的政府規(guī)模是比較適度的;第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的提升無疑是促進了經(jīng)濟增長,這與中國政府大力支持和調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的政策是分不開的,正是由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的