影響我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異的因素分析

0關(guān)于區(qū)域差距的測(cè)算和分析改革開(kāi)放20年，中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展在不同地區(qū)之間存在較大差距，突出體現(xiàn)在三個(gè)東、中、西帶（1）之間的經(jīng)濟(jì)差距上，尤其是東、西部地區(qū)（見(jiàn)圖1）。從圖1我們可以看出，東西部的人均GDP差距從1978年的98.89擴(kuò)大到2003年的4342.52，地區(qū)差距的絕對(duì)值增加了近44倍，并且主要集中在1992年以后這一時(shí)期?！皬臍v史上看，任何一個(gè)大國(guó)，如果其內(nèi)部地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)差距達(dá)到1:4或者更多，便很難維持下去″（黃靖，1998），而目前，中國(guó)東西部的經(jīng)濟(jì)差距已接近1:4，其中上海、浙江、廣東等省和貴州、甘肅等省的差距比已接近1:7，甚至更高，因此地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)差距已超過(guò)了我國(guó)所能承受的合理水平。筆者以為，當(dāng)前中國(guó)三大地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的形成不是某一因素單獨(dú)作用的結(jié)果，而是多種經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素綜合作用的結(jié)果。但考慮到各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的歷史基礎(chǔ)，因而同一經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素在不同地區(qū)的作用效果是不一樣的，但這種效果究竟如何，還需要通過(guò)模型進(jìn)行實(shí)證分析。本文試圖運(yùn)用統(tǒng)計(jì)分析方法從影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的各個(gè)因素入手，通過(guò)建立區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，力求尋找影響各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要因素，揭示內(nèi)在規(guī)律，為如何促進(jìn)我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的有關(guān)決策提供參考。1確認(rèn)分析過(guò)程1.1．嶺回歸模型中自變量的多重共線性問(wèn)題已有的關(guān)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異影響因素的實(shí)證方法基本上是基于最小平方估計(jì)法（OLS）的多元回歸分析，應(yīng)用這一回歸方法的前提是自變量必須相互獨(dú)立，但是這一條件在分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問(wèn)題時(shí)往往難以得到滿足，因?yàn)榻?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量之間往往會(huì)互相影響，產(chǎn)生多重共線性問(wèn)題，而如果不對(duì)這一問(wèn)題加以解決，盲目地采用現(xiàn)成的統(tǒng)計(jì)軟件包的計(jì)算結(jié)果進(jìn)行分析，就難以得到科學(xué)的結(jié)果，甚至導(dǎo)致錯(cuò)誤的結(jié)論。為了保證所得回歸模型有較好的應(yīng)用效果，必須在回歸時(shí)剔除自變量的多重共線性問(wèn)題。嶺回歸是一種常用的處理此類問(wèn)題的回歸方法，嶺回歸過(guò)程中的回歸參數(shù)由嶺回歸正規(guī)方程組給出：（XTX+kI)b=XTy式中：X為n×m階系數(shù)矩陣，它由標(biāo)準(zhǔn)化的各個(gè)x變量所組成；b為估計(jì)得到的系數(shù)向量；k為一個(gè)可調(diào)的正數(shù)，通常情況下有0<k<1;I為m×m階單位矩陣。與經(jīng)典的最小二乘法的正規(guī)方程組相比較，可以發(fā)現(xiàn)XTX在矩陣中加入了對(duì)角元素。由于在矩陣XTX的對(duì)角元素上加了常數(shù)k，故k常稱為嶺系數(shù)（ridgecoefficient）。在嶺回歸中引入有偏估計(jì)算法的目的是為了提高回歸系數(shù)估計(jì)的穩(wěn)定性。1.2勞動(dòng)力投入的水平綜合已有的理論和實(shí)證研究成果，筆者以人均GDP衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異除了受勞動(dòng)、資本投入差異的影響外，還受各地市場(chǎng)化程度、對(duì)外開(kāi)放程度、城市化等因素的影響。其中，yi,t是以可比價(jià)格衡量的1978-2003年間各地區(qū)人均GDP的增長(zhǎng)率，Labori,t代表各地區(qū)勞動(dòng)力投入的水平，本文采用的是各地區(qū)的從業(yè)人員數(shù)/當(dāng)年總?cè)丝跀?shù)。Invi,t代表1978-2003年期間各地區(qū)資本形成占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重，用來(lái)衡量區(qū)域的資本形成比例。Openi,t是1978-2003年期間各地區(qū)出口和外商直接投資占GDP的比重，用來(lái)衡量地區(qū)的經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度。Privatei,t是各地區(qū)在1978-2003年間以可比價(jià)格計(jì)算的非國(guó)有工業(yè)產(chǎn)值占全國(guó)工業(yè)總產(chǎn)值的比重，這個(gè)變量反映了各地區(qū)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異。Urbani,t是城市化比率，用非農(nóng)業(yè)人口占全省人口的比重來(lái)反映。Di,t是引進(jìn)的地區(qū)虛擬變量，反映在此期間未分離的其他因素對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異造成的影響。由于我們要進(jìn)行區(qū)域間的比較，所以各項(xiàng)指標(biāo)的數(shù)值均取相對(duì)數(shù)。本文共收集了中國(guó)30個(gè)省（市、區(qū)）（重慶包含在四川省內(nèi)）1978-2003年間上述6項(xiàng)指標(biāo)的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于《新中國(guó)五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1983到2004年）和《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》。1.3東中西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素的回歸分析文中運(yùn)用SPSS11.5軟件中的全回歸法，對(duì)東中西三個(gè)地區(qū)進(jìn)行了多元回歸分析，在多元回歸方程中，雖然各自變量對(duì)因變量都是有意義的，但由此某些自變量彼此相關(guān)，給評(píng)價(jià)自變量的貢獻(xiàn)率帶來(lái)困難，因此，需要對(duì)回歸方程中的自變量進(jìn)行共線性診斷，診斷結(jié)果見(jiàn)表1。由表1的共線性診斷結(jié)果可知，東部地區(qū)Labor、Inv、Private、Open、D五個(gè)自變量的方差膨脹因子（VIF）值均大于10，并且Labor和D的VIF值都在100以上；中部地區(qū)Inv、Private和D的方差膨脹因子（VIF）均大于50，并且最大的為100.622；西部地區(qū)Labor、Open、Urban和D的方差膨脹因子（VIF）都在10以上，其中最大的為126.066，表明三個(gè)地區(qū)的自變量均存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題，運(yùn)用OLS估計(jì)得出的結(jié)論不能對(duì)現(xiàn)實(shí)情況進(jìn)行準(zhǔn)確刻畫，為了提高回歸方程預(yù)測(cè)的科學(xué)性，本文改用嶺回歸估計(jì)方法（運(yùn)用SPSSAddins2.0）分別對(duì)東中西部三個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素的數(shù)據(jù)進(jìn)行了重新計(jì)算，計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表2、表3和表4。由圖2的嶺跡圖可以看出，當(dāng)K≥0.05后，六條嶺跡曲線均趨于穩(wěn)定，即K≥0.05時(shí)，嶺回歸系數(shù)比較穩(wěn)定，因此本文取K=0.05時(shí)的嶺回歸估計(jì)結(jié)果來(lái)建立東部地區(qū)的嶺回歸方程：回歸方程的R2等于0.996，說(shuō)明這六個(gè)自變量一起可以解釋東部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)99.6%的變異性。由圖3的嶺跡圖可以看出，當(dāng)K≥0.05后，六條嶺跡曲線均趨于穩(wěn)定，即K≥0.05時(shí)，嶺回歸系數(shù)比較穩(wěn)定，因此本文取K=0.05時(shí)的嶺回歸估計(jì)結(jié)果來(lái)建立中部地區(qū)的嶺回歸方程：回歸方程的R2等于0.993，說(shuō)明這六個(gè)自變量一起可以解釋中部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)99.3%的變異性。由圖4的嶺跡圖可以看出，當(dāng)K≥0.05后，六條嶺跡曲線均趨于穩(wěn)定，即K≥0.05時(shí)，嶺回歸系數(shù)比較穩(wěn)定，因此本文取K=0.05時(shí)的嶺回歸估計(jì)結(jié)果來(lái)建立西部地區(qū)的嶺回歸方程：回歸方程的R2等于0.986，說(shuō)明這六個(gè)自變量一起可以解釋西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)98.6%的變異性。2．西部在不同地區(qū)間的發(fā)展差異。經(jīng)濟(jì)由前面的數(shù)據(jù)分析結(jié)果可知，影響我國(guó)東中西部三個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要因素均不相同。其中資本投入Inv對(duì)東部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)最大，西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受虛擬變量D的影響最大，中部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則受非國(guó)有經(jīng)濟(jì)Private的影響最大。值得注意的是，和Labor、Inv、Private、D四個(gè)自變量相比，Open在東部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的貢獻(xiàn)度并不顯著，筆者認(rèn)為這可能是Open中的外商直接投資（FDI）和出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)已通過(guò)其它自變量得到反映，如我們?cè)诮y(tǒng)計(jì)Inv時(shí)，就已經(jīng)包括了Open中的外商直接投資，而出口的產(chǎn)值又相當(dāng)一部分在Private指標(biāo)中得到了反映，因?yàn)闁|部地區(qū)出口的經(jīng)濟(jì)主體是私營(yíng)企業(yè)、外商投資和港澳臺(tái)投資的企業(yè)。通過(guò)對(duì)東中西部三個(gè)地區(qū)的嶺回歸方程進(jìn)行比較，我們發(fā)現(xiàn)：同一自變量在不同地區(qū)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響和貢獻(xiàn)是不一樣的。如自變量在西部對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率最高（0.3082），在中部最低（0.0723），東部其次（0.2046），這主要是西部在勞動(dòng)力成本方面較中東部存在潛在優(yōu)勢(shì)，而東部高于中部的原因是樣本期間勞動(dòng)密集型的加工業(yè)在東部工業(yè)產(chǎn)值中的比重很高，因?yàn)閯趧?dòng)力投入對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響也比較大；自變量在東部對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率最高（0.2889），西部最低（0.0338），中部其次（0.231），導(dǎo)致這一結(jié)果的原因有二：一是與我國(guó)改革期間東部資本形成的比重逐年上升有關(guān)，截止2003年底，東部資本形成分別是中西部的2.39倍和3.52倍，說(shuō)明資本投入總量上東部要高于中西部；二是東部資本形成的主體已開(kāi)始多元化，民間資本和外商資本在東部資本形成中的比重不斷上升，在一定程度上提高了東部資本形成的效率，而中西部，尤其是西部資本形成的主體仍是國(guó)家（含國(guó)有經(jīng)濟(jì)），因而資本形成的效率相對(duì)要低些。自變量Private在三個(gè)地區(qū)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均為正相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)每個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都有促進(jìn)作用，其中中部的效果最為明顯，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重提高一個(gè)百分點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)提高0.2495個(gè)百分點(diǎn)。虛擬變量D在西部對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率最高，說(shuō)明西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更多地受以上五個(gè)經(jīng)濟(jì)影響因素之外的其它因素的影響，如國(guó)家的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略（西部大開(kāi)發(fā)）等制度因素。城市化在各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的影響不大，筆者認(rèn)為出現(xiàn)這一結(jié)果的原因可能是城市化對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不是直接顯現(xiàn)的，還需要通過(guò)其它方面的配合才能間接實(shí)現(xiàn)。因此為縮小欠發(fā)達(dá)的