包含产权制度溢出性的经济增长空间面板模型的实证研究
合集下载
相关主题
- 1、下载文档前请自行甄别文档内容的完整性，平台不提供额外的编辑、内容补充、找答案等附加服务。
- 2、"仅部分预览"的文档,不可在线预览部分如存在完整性等问题,可反馈申请退款(可完整预览的文档不适用该条件!)。
- 3、如文档侵犯您的权益，请联系客服反馈,我们会尽快为您处理(人工客服工作时间：9:00-18:30)。
① 之所以是考虑这四个模型，主要是原因是本文研究是中国 28 个省份的产权制度，为很好地控制每个省 份的特点采用面板固定效应模型更加合适（Baltagi，2001），而面板随机效应模型强调的是随机冲击的 影响，在中国，产权制度改革是在中国政府主导下进行的。同时 huasman 检验也拒绝了面板随机模型。
三、实证分析
（一）产权制度的空间溢出性检验与空间计量模型 我们首先来看产权保护制度在空间上是否存在溢出性？由于计量结果与计量模型的 选择是很大的关系，为了能得到一个稳健的计量结果，本文运用四个模型来严格检验产权 制度的是否存在空间溢出性，即普通混合回归面板模型、个体固定效应面板模型、时间固 定效应面板模型、时间和个体双固定效应面板模型①。面板模型表示如下：
本文数据主要来源如下：1993-2004 年重新修订的各省 GDP、GDP 指数、人均 GDP、 人均 GDP 指数、固定资本形成总额来自国家统计局国民经济核算司编的《中国国内生产 总值核算历史资料：1952-2004》，2005-2008 年相应数据来自年中国统计年鉴；预算外资 金来自各年的中国财政年鉴，财政总收入数据 1994-2004 年来自财政部预算司编《地方财 政统计分析资料 2004》，2005-2008 年年数据来自李萍主编《中国政府间财政关系图解》等 和统计年鉴；地方税收和全部税收数据来自各年税务年鉴和国家税务总局计划统计司编的 《简明税收统计资料》2004 年版，地方文教科卫支出来自各年财政年鉴和统计年鉴，全社 会从业人员来自各年的统计年鉴，其中部分数据来自中经网、中宏数据库、国研网和中国 资讯行数据库，在此一并致谢。非国有工业总产值占全部工业企业总产值比重数据来自刘 小勇和李真（2008）。
（SLM）和空间误差滞后模型（SEM），其各自相应的空间滞后模型的拉格朗日乘子检验
和稳健的拉格朗日乘子检验分别记为 SLM-LM、SLM-RLM 和 SEM-LM、SEM-RLM。由
于拉格朗日乘子检验不但能检验空间溢出性还有能对模型的空间形式予以判断，所以这里
只给出了拉格朗日乘子检验的估计结果。
由表 1 可以看出，无论是不考虑固定效应和随机效应的普通混合回归模型，还是分别
29
soepi,t = X β + ai + vt + εi,t
（1）
其中， soepi,t 表示为第 i 省份在 t 时期的产权制度水平， ai 表示个体固定效应，vt 表示
时间固定效应， εit 表示满足经典假设的误差项，即是关于 i 和 t 的均值为零、同方差的独
立同分布随机变量，并且 ai 与 εit 是相互独立的。 X 表示的是控制变量。模型（1）为时间
考虑个体固定效应回归模型和时间固定回归效应模型以及同时控制时间和个体效应回归
模型，其拉格朗日乘子检验和稳健的拉格朗日乘子检验几乎都是在 1%的置信水平上显著，
表明产权制度存在空间溢出性，同时从四个模型的拉格朗日乘子检验和稳健的拉格朗日乘
子检验可以看出，空间滞后模型在这个两个检验的数值上都比空间误差模型要大，比如以
和个体双固定效应面板模型；当模型（1）中没有 ai 和 vt 时表示为混合面板模型；当模型
（1）去掉 vt 时表示个体固定效应面板模型；当模型（1）去掉 ai 时表示为时间固定效应面
板模型。
这里我们认为一个好的制度产生是需要一定的人力资本和物质资本的投资。并且，
ห้องสมุดไป่ตู้
Bakos and Dellarocas（2002）通过比较信息技术进步对声誉度和制诉讼制度相对价值的影
本文研究的思路为产权制度是否存在空间溢出性？区域经济增长率是否存在着空间 溢出效应？如果是存在这种溢出性效应，如何来检验并选择适当的模型来解释这个效应？ 既然产权制度和经济增长都是存在溢出性，那么采用什么样的模型表达包含制度溢出性的 经济增长空间溢出模型？对于这种的空间溢出性尤其是制度对经济增长溢出性是否 稳健？
经济科学·2010 年第 4 期
包含产权制度溢出性的经济增长 空间面板模型的实证研究∗
杨友才
（青岛科技大学经济与管理学院 山东青岛 266061）
摘 要：本文利用我国 28 个省份 1994～2008 年面板数据，在检验产权制度 和经济增长存在空间溢出性的基础上，建立空间滞后杜宾（Spatial Lag Durbin Model）模型，来分析产权制度空间溢出性对经济增长的影响。文章的结论是： 在 1994～2008 年间，产权制度和经济增长的“邻里模仿效应”和“示范效应” 是明显的且稳健的。这表明了地方政府为更好地发展经济，邻里之间相互学习， 强化了产权保护制度的空间外部性。经济增长的空间溢出性也符合中国的改革特 色，即“先让一部分省份富起来，带动后富，以达到共同富裕的目的” 。
关键词：产权制度 经济增长 空间面板模型 空间溢出性
对于经济增长研究来说，沿用空间思维，使用空间数据分析方法产生了许多颇具启发 性的研究成果（Abreu 等，2004）。这是因为空间数据分析方法不仅有助于为增长理论寻 求新的经验证据，而且促使经济学家从新的视角思考增长问题。
一、文献综述
空间计量的文献主要集中于收敛性研究以及空间溢出和空间集聚。瑞希等（Rey，1998） 首次运用空间数据分析方法研究美国各州 1929-1994 年人均收入的收敛性。罗或（Lall， 2001）在空间固定效应模型基础上引入了代表商业周期的时间虚拟变量以及反映空间异质 性的区域虚拟变量对 1969—1995 年美国各州的收敛性进行研究。结果表明，收敛速度受 到空间异质性和相邻地区人力资本的影响。博蒙特等（Baumont，2003）首先运用探索性 空间数据表明了在 1980～1995 年间欧共体存在南北两种不同的空间俱乐部收敛效应①。林 光平等（2005）采用空间计量经济模型研究 28 个省市 1978—2002 年间人均 GDP 的收敛 问题，由于地区间的空间相关性对各地区 GDP 增长作用越来越大，研究中分别设定了地 理空间及经济空间两个权重矩阵，并通过检验来选择合适的空间计量经济模型。通过考察 我国地区 GDP 增长经济收敛情况变化的动态过程得出了我国地区间经济存在收敛性，但
∗ 感谢刘小勇博士对本文的建议，当然文责自负。 ① 俱乐部收敛是指初始条件非常相似且向同一长期稳态水平收敛的一组经济体。空间俱乐部收敛是与空
间异质性相关联的一个概念，它强调俱乐部成员在空间上聚集，表现出局部同质性特征。而不同俱乐 部之间则表现出非集聚分布和异质性特征。
27
是收敛趋势在减缓的结论。巴蒂克等（Badinger，2004）提出用两阶段估计程序研究存在 空间相关性时的收敛问题，并将这个方法应用到 1985～1999 年欧洲 196 个区域人均收入 的收敛性研究中，结果表明收敛速度提高为 6.9%。艾比瑞等（Arbia，2004）用固定效应 模型考察了 1977～2002 年欧洲 125 个区域的收敛性，明确指出只有控制了区域经济增长 的空间异质性，检验所发现的空间相关性才有可能真正反映区域相互作用的影响。由以上 国内外文献可以看出无论是使用截面数据方法还是使用面板数据方法对于经济收敛性问 题研究考虑到空间因素将是一个更加合理的选择。诶斯特尼等（Easterly，1998）用增长率 的空间滞后项的系数度量溢出效应，发现一国改善影响增长的某个因素（如提高人力资本 水平），那么其他国家将由于溢出效应的存在而受益。里斯基（Lesage，1999）运用非参 数和贝叶斯空间计量经济方法分析中国省区经济增长。研究结果表明，3O 个省区的经济 增长表现出显著的空间聚集模式。罗破兹等（Lopez，2004）运用空间计量经济模型研究 欧共体的技术扩散问题，结果显示生产在空间上的聚集可能导致收益递增，所以溢出效应 不能被忽略；技术扩散在很大程度上是被限定在一国范围之内的，而且服从距离衰减定律。 梁艳平等（2003）考察了 1978～1990 年及 1990～2000 年两个时期的中国省区人均 GDP 增量变化的空间相关性。研究结果表明存在显著的全局空间正相关，而且东中西三大区域 具有不同的局部分布特征，20 多年来这种空间结构不仅没有发生变化，反而得到强化。田 成诗等（2OO4）通过测度中国区域劳动生产率的空间相关性的分析得出了中国地区劳动 生产率空间聚集趋势非常明显结论。由此，可将我国 31 个省市、自治区划分为东部和南 部高劳动生产率区域、北部较高劳动生产率区域和中西部低劳动生产率区域共三个区域。 樊新生等（2005）研究了 1980～2000 年河南省县级行政区经济增长的空间分布，结果表 明，总体上看河南省各市区对周围县域经济带动并不明显，扩散效应也只存在于经济发展 水平较高的豫西、豫北地区，但扩散的强度和空间范围较小，而且具有扩散效应的地区数 量和面积在研究时段还有所减少：另外，他还发现增长极扩散的方式不是简单的相邻扩散， 而是在方向上也是存在差别的。踹能等（Trullen，2005）利用西班牙的地区数据研究知识 和外部经济对城市增长的影响。他用空间滞后模型与传统计量经济模型的估计结果作了比 较，发现空间计量经济模型更加合理。该研究还表明：知识在空间上呈现出分类聚集的现 象，类似技术或知识密集度的企业或产业倾向于在空间上集聚。而且高知识存量和高技术 水平往往与高增长率相联系。吴玉鸣（2005）运用空间统计和空间计量经济学的空间自相 关 Moran 指数、空间滞后模型和空间误差模型方法，基于 2003 年中国大陆 31 个省、直辖 市和自治区的工业企业统计数据，对中国大陆省级区域工业全要素生产率进行了空间计量 经济测算分析。结果发现，空间统计与空间计量经济学模型在测算我国省际工业全要素生 产率中具有较好效果，利用这种方法测算的 2003 年中国大陆 31 个区域全要素生产率的实 证结果比较符合工业生产率发展实际。运用空间计量经济模型分析中国 31 个省市经济增 长集聚及其影响因素，结果都显示，中国省区经济增长具有明显的空间相关性，在地理空 间上呈现出集聚现象。
响，发现技术进步可以影响制度的效用，从而引起制度的更替和变迁。结合中国的产权制
度改革是一个向西方国家不断学习和借鉴的过程，所以在控制变量中我们加入了人均人力
资本和人均物质资本的增长率，对外开度和 FDI①。 对于空间上是否存在溢出性，除了传统的 Moran’s I②检验以外，还有拉格朗日乘子检
验（LM）和稳健的拉格朗日乘子检验（Robust LM）。由于空间计量模型有空间滞后模型
28
二、数据说明
本文选取的样本是 1994 年到 2008 年的 28 个省际数据（由于数据缺失和统计口径不 一，数据没有包括四川、重庆、西藏和台湾）。其中，fdte 来表示财政分权度，是用人均 预算内外收入占人均总收入比重。fdi 表示的外商直接投资，open 表示的是对外开放度， 用省的进出口贸易额占该省的 GDP 来表示，ph 表示的是人均人力资本的增长率，用省的 科教文卫的支出表示人力资本的投资除以该省的劳动人口并求其增长率，其中科教文卫的 投资用固定资产平减指数平减。pk 为各地区固定人均资本形成总额增长率，1994-2008 实 际固定人均资本形成总额采用各省固定人均资本形成总额指数进行折算。glmd 表示的是每 个省的公路里程数。gov 表示的是每个省的政府财政支出占该省 GDP 的比重。 yi,t 为人均 GDP 的增长率，人均 GDP 采用 1993 年不变价计算，计算 1994-2008 年采用各省人均 GDP 指数进行折算；cpi 为通货膨胀率，用居民消费价格指数表示；cye 表示的是每个省第三产 业的产值占该省 GDP 的比重； urban 为中国城镇化水平，用非农业人口占总人口来表示； soep 产权制度指标，也可以称之为民营化程度，因为中国的民营化过程就是产权制度改革 的过程。soep 采用各地区非国有工业企业产值占全部工业企业总产值比重，之所以没有选 择王小鲁等编制的市场化指数，是缘于该指数的数据只从 1997 年开始，同时不同年份之 间该指数还存在较大的差异，数据缺乏连贯性。
三、实证分析
（一）产权制度的空间溢出性检验与空间计量模型 我们首先来看产权保护制度在空间上是否存在溢出性？由于计量结果与计量模型的 选择是很大的关系，为了能得到一个稳健的计量结果，本文运用四个模型来严格检验产权 制度的是否存在空间溢出性，即普通混合回归面板模型、个体固定效应面板模型、时间固 定效应面板模型、时间和个体双固定效应面板模型①。面板模型表示如下：
本文数据主要来源如下：1993-2004 年重新修订的各省 GDP、GDP 指数、人均 GDP、 人均 GDP 指数、固定资本形成总额来自国家统计局国民经济核算司编的《中国国内生产 总值核算历史资料：1952-2004》，2005-2008 年相应数据来自年中国统计年鉴；预算外资 金来自各年的中国财政年鉴，财政总收入数据 1994-2004 年来自财政部预算司编《地方财 政统计分析资料 2004》，2005-2008 年年数据来自李萍主编《中国政府间财政关系图解》等 和统计年鉴；地方税收和全部税收数据来自各年税务年鉴和国家税务总局计划统计司编的 《简明税收统计资料》2004 年版，地方文教科卫支出来自各年财政年鉴和统计年鉴，全社 会从业人员来自各年的统计年鉴，其中部分数据来自中经网、中宏数据库、国研网和中国 资讯行数据库，在此一并致谢。非国有工业总产值占全部工业企业总产值比重数据来自刘 小勇和李真（2008）。
（SLM）和空间误差滞后模型（SEM），其各自相应的空间滞后模型的拉格朗日乘子检验
和稳健的拉格朗日乘子检验分别记为 SLM-LM、SLM-RLM 和 SEM-LM、SEM-RLM。由
于拉格朗日乘子检验不但能检验空间溢出性还有能对模型的空间形式予以判断，所以这里
只给出了拉格朗日乘子检验的估计结果。
由表 1 可以看出，无论是不考虑固定效应和随机效应的普通混合回归模型，还是分别
29
soepi,t = X β + ai + vt + εi,t
（1）
其中， soepi,t 表示为第 i 省份在 t 时期的产权制度水平， ai 表示个体固定效应，vt 表示
时间固定效应， εit 表示满足经典假设的误差项，即是关于 i 和 t 的均值为零、同方差的独
立同分布随机变量，并且 ai 与 εit 是相互独立的。 X 表示的是控制变量。模型（1）为时间
考虑个体固定效应回归模型和时间固定回归效应模型以及同时控制时间和个体效应回归
模型，其拉格朗日乘子检验和稳健的拉格朗日乘子检验几乎都是在 1%的置信水平上显著，
表明产权制度存在空间溢出性，同时从四个模型的拉格朗日乘子检验和稳健的拉格朗日乘
子检验可以看出，空间滞后模型在这个两个检验的数值上都比空间误差模型要大，比如以
和个体双固定效应面板模型；当模型（1）中没有 ai 和 vt 时表示为混合面板模型；当模型
（1）去掉 vt 时表示个体固定效应面板模型；当模型（1）去掉 ai 时表示为时间固定效应面
板模型。
这里我们认为一个好的制度产生是需要一定的人力资本和物质资本的投资。并且，
ห้องสมุดไป่ตู้
Bakos and Dellarocas（2002）通过比较信息技术进步对声誉度和制诉讼制度相对价值的影
本文研究的思路为产权制度是否存在空间溢出性？区域经济增长率是否存在着空间 溢出效应？如果是存在这种溢出性效应，如何来检验并选择适当的模型来解释这个效应？ 既然产权制度和经济增长都是存在溢出性，那么采用什么样的模型表达包含制度溢出性的 经济增长空间溢出模型？对于这种的空间溢出性尤其是制度对经济增长溢出性是否 稳健？
经济科学·2010 年第 4 期
包含产权制度溢出性的经济增长 空间面板模型的实证研究∗
杨友才
（青岛科技大学经济与管理学院 山东青岛 266061）
摘 要：本文利用我国 28 个省份 1994～2008 年面板数据，在检验产权制度 和经济增长存在空间溢出性的基础上，建立空间滞后杜宾（Spatial Lag Durbin Model）模型，来分析产权制度空间溢出性对经济增长的影响。文章的结论是： 在 1994～2008 年间，产权制度和经济增长的“邻里模仿效应”和“示范效应” 是明显的且稳健的。这表明了地方政府为更好地发展经济，邻里之间相互学习， 强化了产权保护制度的空间外部性。经济增长的空间溢出性也符合中国的改革特 色，即“先让一部分省份富起来，带动后富，以达到共同富裕的目的” 。
关键词：产权制度 经济增长 空间面板模型 空间溢出性
对于经济增长研究来说，沿用空间思维，使用空间数据分析方法产生了许多颇具启发 性的研究成果（Abreu 等，2004）。这是因为空间数据分析方法不仅有助于为增长理论寻 求新的经验证据，而且促使经济学家从新的视角思考增长问题。
一、文献综述
空间计量的文献主要集中于收敛性研究以及空间溢出和空间集聚。瑞希等（Rey，1998） 首次运用空间数据分析方法研究美国各州 1929-1994 年人均收入的收敛性。罗或（Lall， 2001）在空间固定效应模型基础上引入了代表商业周期的时间虚拟变量以及反映空间异质 性的区域虚拟变量对 1969—1995 年美国各州的收敛性进行研究。结果表明，收敛速度受 到空间异质性和相邻地区人力资本的影响。博蒙特等（Baumont，2003）首先运用探索性 空间数据表明了在 1980～1995 年间欧共体存在南北两种不同的空间俱乐部收敛效应①。林 光平等（2005）采用空间计量经济模型研究 28 个省市 1978—2002 年间人均 GDP 的收敛 问题，由于地区间的空间相关性对各地区 GDP 增长作用越来越大，研究中分别设定了地 理空间及经济空间两个权重矩阵，并通过检验来选择合适的空间计量经济模型。通过考察 我国地区 GDP 增长经济收敛情况变化的动态过程得出了我国地区间经济存在收敛性，但
∗ 感谢刘小勇博士对本文的建议，当然文责自负。 ① 俱乐部收敛是指初始条件非常相似且向同一长期稳态水平收敛的一组经济体。空间俱乐部收敛是与空
间异质性相关联的一个概念，它强调俱乐部成员在空间上聚集，表现出局部同质性特征。而不同俱乐 部之间则表现出非集聚分布和异质性特征。
27
是收敛趋势在减缓的结论。巴蒂克等（Badinger，2004）提出用两阶段估计程序研究存在 空间相关性时的收敛问题，并将这个方法应用到 1985～1999 年欧洲 196 个区域人均收入 的收敛性研究中，结果表明收敛速度提高为 6.9%。艾比瑞等（Arbia，2004）用固定效应 模型考察了 1977～2002 年欧洲 125 个区域的收敛性，明确指出只有控制了区域经济增长 的空间异质性，检验所发现的空间相关性才有可能真正反映区域相互作用的影响。由以上 国内外文献可以看出无论是使用截面数据方法还是使用面板数据方法对于经济收敛性问 题研究考虑到空间因素将是一个更加合理的选择。诶斯特尼等（Easterly，1998）用增长率 的空间滞后项的系数度量溢出效应，发现一国改善影响增长的某个因素（如提高人力资本 水平），那么其他国家将由于溢出效应的存在而受益。里斯基（Lesage，1999）运用非参 数和贝叶斯空间计量经济方法分析中国省区经济增长。研究结果表明，3O 个省区的经济 增长表现出显著的空间聚集模式。罗破兹等（Lopez，2004）运用空间计量经济模型研究 欧共体的技术扩散问题，结果显示生产在空间上的聚集可能导致收益递增，所以溢出效应 不能被忽略；技术扩散在很大程度上是被限定在一国范围之内的，而且服从距离衰减定律。 梁艳平等（2003）考察了 1978～1990 年及 1990～2000 年两个时期的中国省区人均 GDP 增量变化的空间相关性。研究结果表明存在显著的全局空间正相关，而且东中西三大区域 具有不同的局部分布特征，20 多年来这种空间结构不仅没有发生变化，反而得到强化。田 成诗等（2OO4）通过测度中国区域劳动生产率的空间相关性的分析得出了中国地区劳动 生产率空间聚集趋势非常明显结论。由此，可将我国 31 个省市、自治区划分为东部和南 部高劳动生产率区域、北部较高劳动生产率区域和中西部低劳动生产率区域共三个区域。 樊新生等（2005）研究了 1980～2000 年河南省县级行政区经济增长的空间分布，结果表 明，总体上看河南省各市区对周围县域经济带动并不明显，扩散效应也只存在于经济发展 水平较高的豫西、豫北地区，但扩散的强度和空间范围较小，而且具有扩散效应的地区数 量和面积在研究时段还有所减少：另外，他还发现增长极扩散的方式不是简单的相邻扩散， 而是在方向上也是存在差别的。踹能等（Trullen，2005）利用西班牙的地区数据研究知识 和外部经济对城市增长的影响。他用空间滞后模型与传统计量经济模型的估计结果作了比 较，发现空间计量经济模型更加合理。该研究还表明：知识在空间上呈现出分类聚集的现 象，类似技术或知识密集度的企业或产业倾向于在空间上集聚。而且高知识存量和高技术 水平往往与高增长率相联系。吴玉鸣（2005）运用空间统计和空间计量经济学的空间自相 关 Moran 指数、空间滞后模型和空间误差模型方法，基于 2003 年中国大陆 31 个省、直辖 市和自治区的工业企业统计数据，对中国大陆省级区域工业全要素生产率进行了空间计量 经济测算分析。结果发现，空间统计与空间计量经济学模型在测算我国省际工业全要素生 产率中具有较好效果，利用这种方法测算的 2003 年中国大陆 31 个区域全要素生产率的实 证结果比较符合工业生产率发展实际。运用空间计量经济模型分析中国 31 个省市经济增 长集聚及其影响因素，结果都显示，中国省区经济增长具有明显的空间相关性，在地理空 间上呈现出集聚现象。
响，发现技术进步可以影响制度的效用，从而引起制度的更替和变迁。结合中国的产权制
度改革是一个向西方国家不断学习和借鉴的过程，所以在控制变量中我们加入了人均人力
资本和人均物质资本的增长率，对外开度和 FDI①。 对于空间上是否存在溢出性，除了传统的 Moran’s I②检验以外，还有拉格朗日乘子检
验（LM）和稳健的拉格朗日乘子检验（Robust LM）。由于空间计量模型有空间滞后模型
28
二、数据说明
本文选取的样本是 1994 年到 2008 年的 28 个省际数据（由于数据缺失和统计口径不 一，数据没有包括四川、重庆、西藏和台湾）。其中，fdte 来表示财政分权度，是用人均 预算内外收入占人均总收入比重。fdi 表示的外商直接投资，open 表示的是对外开放度， 用省的进出口贸易额占该省的 GDP 来表示，ph 表示的是人均人力资本的增长率，用省的 科教文卫的支出表示人力资本的投资除以该省的劳动人口并求其增长率，其中科教文卫的 投资用固定资产平减指数平减。pk 为各地区固定人均资本形成总额增长率，1994-2008 实 际固定人均资本形成总额采用各省固定人均资本形成总额指数进行折算。glmd 表示的是每 个省的公路里程数。gov 表示的是每个省的政府财政支出占该省 GDP 的比重。 yi,t 为人均 GDP 的增长率，人均 GDP 采用 1993 年不变价计算，计算 1994-2008 年采用各省人均 GDP 指数进行折算；cpi 为通货膨胀率，用居民消费价格指数表示；cye 表示的是每个省第三产 业的产值占该省 GDP 的比重； urban 为中国城镇化水平，用非农业人口占总人口来表示； soep 产权制度指标，也可以称之为民营化程度，因为中国的民营化过程就是产权制度改革 的过程。soep 采用各地区非国有工业企业产值占全部工业企业总产值比重，之所以没有选 择王小鲁等编制的市场化指数，是缘于该指数的数据只从 1997 年开始，同时不同年份之 间该指数还存在较大的差异，数据缺乏连贯性。