楊　波

一、引言

河南是農業(yè)大省，縣域經濟的地位十分重要。截至2007年，河南縣域人口約占全省總人口的83％，GDP約占全省的68％(該數(shù)據(jù)不包括市轄區(qū))。從20世紀80年代末期開始，河南縣域經濟實現(xiàn)了快速發(fā)展。在縣域經濟快速發(fā)展的同時，縣域之間經濟發(fā)展水平的差異也在迅速拉大。1988年，河南省縣域經濟人均GDP的標準差僅為223元，按可比價格計算，到2007年這一指標已經增長到了2560元。本文要分析的是，作為同一省域內的經濟體，河南各縣域經濟有著相近的發(fā)展基礎，是哪些因素讓這些經濟體在近些年來差距迅速拉開。討論該問題的意義在于把握河南縣域經濟的發(fā)展特點和發(fā)展路徑，為加快河南縣域經濟的發(fā)展和調控縣域經濟差異提供科學依據(jù)。

在經濟發(fā)展的同時，我國各地區(qū)(經濟區(qū)或行政區(qū))縣域經濟發(fā)展水平拉大是普遍現(xiàn)象。有不少學者對該問題進行了研究。李楨業(yè)(2006)通過回歸分析，得出影響長三角縣際經濟狀況高低的因素是人口密度，人口密度越大的縣域經濟發(fā)展水平越高，并指出財政補貼在短期內不會有助于縣際差異的縮小。歐向軍(2005)運用基尼系數(shù)和廣義熵指數(shù)的分解方法，對改革開放以來江蘇省縣域經濟差異的演化進行了結構分析，指出20世紀90，年代以前影響縣域差異的主要因素是第二產業(yè)的差別，90年代后是第三產業(yè)的差別，即90年代之前縣域的經濟發(fā)展水平與第二產業(yè)發(fā)展水平高度相關，90年代后則與第三產業(yè)發(fā)展水平高度相關。仇方道等(2004)以GIS技術為基礎，分析得出影響江蘇省縣域經濟發(fā)展水平差異的主要因素是市場化程度、經濟政策原因、經濟結構因素、文化觀念因素和投資軟環(huán)境因素。樊新生等(2005)分析了河南省20世紀80年代以來的經濟空間結構的演化過程，得出工業(yè)發(fā)展的水平差異是影響河南省縣域經濟差異的主要原因。雒海潮(2006)運用GIS技術，得出河南省縣域經濟發(fā)展水平差異的成因有：區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略、資源條件、區(qū)位優(yōu)勢、市場化程度。

這些文獻為分析河南縣域經濟發(fā)展水平的影響因素提供了有益的思路。本文的研究邏輯是：提出河南縣域經濟發(fā)展水平影響因素的三個理論命題，然后用面板數(shù)據(jù)模型檢驗這些命題，并得出研究結論和相應的政策含義。

二、縣域經濟發(fā)展水平影響因素的三個理論命題

1978年以來，河南縣域經濟飛速發(fā)展的背景是市場體系的逐步形成和完善、縣域經濟和市域經濟的分工與協(xié)作、工業(yè)化的推進，這一背景為本文的三個理論命題提供，思路。

命題1：縣域人口密度是影響河南縣域經濟發(fā)展水平的重要因素。人口密度越大，縣域經濟發(fā)展水平愈高，反之則愈低。

我國從1978年開始了市場化取向的改革，市場配置資源的作用因此不斷提高。與市域經濟不同?？h域經濟較少參與外界的經濟交往，是一個相對內向和封閉的經濟系統(tǒng)。特別在市場經濟發(fā)展初期，縣域經濟的經濟活動主要是為自己系統(tǒng)內的家庭和組織服務。這樣，這一經濟體系自身的人口密度會影響到本地市場的形成和市場規(guī)模的大小，也直接影響分工的水平，進而影響到縣域的經濟發(fā)展水平。亞當，斯密(1776)指出，市場規(guī)模通過影響分工程度影響一個地區(qū)的經濟發(fā)展水平，一般來說，市場規(guī)模越大，分工就越細，經濟發(fā)展水平就越高，而人口密度過小會削弱市場一體化形成和阻礙經濟擴散。因此，在其它條件相同的情況下，一個人口密度越大的縣域經濟，其本地市場的形成會較早。而市場規(guī)模會相對較大，特別在經濟發(fā)展和市場發(fā)育的初期，這一因素尤為重要?；诖?，提出命題1。

命題2：河南各地區(qū)中心城市的經濟發(fā)展水平會顯著影響轄區(qū)內縣域經濟發(fā)展水平。中心城市的經濟發(fā)展水平越高，其所轄縣域經濟發(fā)展水平越高，反之則愈低。

我國行政區(qū)的劃分與實際分工協(xié)作形成的經濟區(qū)不盡相同，但在多數(shù)地區(qū)是重疊的。一般地，一個地級地區(qū)都有一個中心城市，其周邊會有若干縣級市和縣、鄉(xiāng)、鎮(zhèn)，它們之間有非常緊密的經濟聯(lián)系和分工協(xié)作關系，形成一個經濟系統(tǒng)?？h域經濟體給中心城市提供原材料和勞動力，以滿足市域經濟生產發(fā)展的需要；同時，由于城市的區(qū)位優(yōu)勢和技術、資金、人才優(yōu)勢，市域經濟體為縣域經濟提供生產生活資料、科學技術、商貿流通等方面的支持，為農村勞動力轉移提供就業(yè)崗位，為農產品提供市場需求，從而實現(xiàn)對縣域經濟的帶動和技術的擴散。中心城市的帶動效應和擴散效應，會使周邊地區(qū)的經濟發(fā)展水平和中心城市的經濟發(fā)展水平高度相關。在縣域經濟發(fā)展的初期，這個因素非常重要，但隨著縣域經濟外向度的提高和對處聯(lián)系的拓寬，這一因素的影響會有所減弱?；诖?，提出命題2。

命題3：河南各縣域經濟工業(yè)的比重是影響縣域經濟發(fā)展水平差異的重要因素。工業(yè)的比重越高，縣域經濟發(fā)展水平越高，反之則越低。

改革開放之前，我國雖然已經建立了較為完善的工業(yè)體系，但工業(yè)化程度和工業(yè)發(fā)展水平仍較低。改革開放30年來，我國依然處于工業(yè)化進程當中。河南屬于比較落后的中部地區(qū)，工業(yè)化發(fā)展水平更低，且仍處在工業(yè)化進程的初期和中期階段。根據(jù)世界各國的發(fā)展經驗來看，工業(yè)化初期和中期是工業(yè)化比重迅速提高的階段。也是工業(yè)對經濟增長貢獻最大的階段。因此，河南各縣域經濟體的經濟發(fā)展水平很大程度上取決于工業(yè)發(fā)展水平：某個地區(qū)工業(yè)發(fā)展快，經濟發(fā)展水平就高；某個地區(qū)工業(yè)發(fā)展慢，經濟發(fā)展水平就低?；诖耍岢雒}3。

根據(jù)以上的理論命題，結合河南省的實際情況，我們設立如下變截矩面板數(shù)據(jù)模型：

Inagdp_it=α₀+β₁popden_it+γln citygdp_it+δindustry_it+α₁+u_it

其中，下標i表示縣域經濟單位，t表示年份；agdp是被解釋變量，即人均GDP，用來衡量各縣級經濟單位的經濟發(fā)展水平；popden、citygdp、和industry是解釋變量，分別指人口密度、中心城市人均GDP和縣域工業(yè)產值比重：表示非觀測效應：為隨機誤差項。

為了使各年的數(shù)據(jù)有可比性，我們按1988年的價格水平，對數(shù)據(jù)進行平減處理，以剔除物價水平變化對各經濟變量的干擾。1988-2007年，河南省縣域單位數(shù)量發(fā)生了一些變化，1988年各縣域單位為117個，2007年這個數(shù)字降到109個。為保持數(shù)據(jù)的連續(xù)性和可比性，筆者的觀測對象以2007年的109個縣域單位為準。

三、實證檢驗結果與分析

(一)相關性分析

本文首先對研究的幾個變量做相關性分析，為計量建模分析做初步的準備。結果見表1。

從表中可以見看出，縣域經濟人均GDP和所在中心

城市GDP在1％的水平上顯著相關，人口密度、工業(yè)比重和縣域經濟人均GDP在5％的水平上顯著相關。三個解釋變量之間，除了工業(yè)比重和所在中心城市GDP之間的相關性較強外，其它的相關性均不強。

(二)線性面板模型的估計和結果分析

變截矩面板模型的基本形式是：Y_it=γ_i+X'_it+u_it。γ_i被稱為個體效應，u_it被稱為特質誤差項。靜態(tài)面板模型有多種估計方法，最常見的是固定效應估計、隨機效應估計、混合最小二乘法和可行的廣義最小二乘法，

若把γ_i視為和觀測到的解釋變量X_it相關的觀測不到的隨機變量，選用固定效應模型(FE)是合適的，若把γ_i視為和觀測到的解釋變量X_it不相關的觀測不到的隨機變量，則選用隨機效應模型(RE)是合適的。區(qū)分FE和RE需要用Hausman檢驗?；旌献钚《?POLS)估計面板數(shù)據(jù)模型需要滿足較強的假定，當時間跨度較長時，這些假定很難得到滿足?？尚械膹V義最小二乘(FGLS)主要是為了解決面板模型存在的異方差問題。

本文的考察對象是河南109個縣域經濟自身，不是從一個較大總體中抽取樣本，并根據(jù)樣本信息對總體參數(shù)進行估計。因此，采取固定效應模型估計法是合適的。由于橫截面數(shù)據(jù)相對較多，而且各縣人均GDP方差較大，為解決異方差問題，可以采用FGLS方法估計。

一般來說，面板數(shù)據(jù)模型可以緩解但不一定能夠完全消除內生性。在本文所建的線性模型中，各縣域經濟單位的初始條件和資源稟賦越好，其經濟發(fā)展水平就越高，但考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性。計量模型把這些因素都歸入了隨機誤差項中去。而初始條件和資源稟賦條件與一個地方的工業(yè)比重緊密相關，即COV(industry,u)≠0，這使模型產生了內生性，導致參數(shù)估計可能會產生偏差。如果出現(xiàn)這種情況，需要采用工具變量解決工業(yè)比重這個變量帶來的內生性，從而得到滿足一致性的估計量。這個工具變量要滿足兩個條件：(1)與工業(yè)比重相關性較強：(2)與誤差項不相關。在面板模型中，工具變量可以直接采用被解釋變量的滯后值，本文用被解釋變量的滯后一期的值作為工業(yè)比重的工具變量，運用IV-FE方法進行估計。檢驗工具變量的有效性一般用sargan檢驗。表2列出了POLS，F(xiàn)E，RE，F(xiàn)GLS，IV-FE五種方法得出的估計值。

從表2可以看出，無論用哪種估計方法，三個解釋變量都是顯著的，這就證實了我們提出的三個理論命題。從表中還可以看出以下兩點：一是當用Hausman檢驗來確定模型該選用FE還是RE時，拒絕了隨機效應假定，這表明，和RE相比，F(xiàn)E的結果更可靠。二是當用被解釋變量滯后一期作為工具變量估計固定效應模型時，Hausman檢驗拒絕了IV-FE與FE的系數(shù)沒有系統(tǒng)性差異的原假設。同時，Sargan檢驗也證明了工具變量的有效性。這表明，工業(yè)比重是內生的，運用被解釋變量滯后一期作為工具變量較好地消除了內生性偏誤。因此，IV-FE估計的結果更為可靠和穩(wěn)健。

實證結果表明：在控制了其他變量之后，縣域單位的人口密度對人均收入有顯著為正的影響。同樣，所在地區(qū)中心城市的人均GDP和縣域經濟的第二產業(yè)比重均對縣域單位人均GDP有顯著的正影響。具體而言，控制了其它變量，所在地區(qū)中心城市的人均GDP每提高10％，縣域經濟的人均GDP提高2.02％，縣域經濟體的第二產業(yè)比重每提高1個百分點，縣域經濟的人均GDP提高0.443％。

四、結論和政策啟示

通過以上分析，得出本文的實證研究結論：(一)人口密度通過影響市場的形成和規(guī)模，影響了河南各縣域經濟的發(fā)展水平；(二)河南縣域經濟發(fā)展狀況與其所在地區(qū)中心城市的經濟發(fā)展水平高度相關；(三)現(xiàn)階段河南縣域經濟的經濟發(fā)展水平的差異很大程度上是工業(yè)差距所致。

要加快發(fā)展河南縣域經濟，需要做到：(一)為充分發(fā)揮市場的作用，應加速縣域經濟的城鎮(zhèn)化進程，吸納更多非農人口進入城鎮(zhèn)生活；與此同時，還要加快體制創(chuàng)新，促進生產要素在市域和縣域之間流動；(二)壯大市域經濟，逐步建設一批外向型的現(xiàn)代化城市，擴大城市經濟輻射的空間范圍，提高市域和縣域經濟的協(xié)作水平，從而提高對縣域經濟的帶動能力；(三)現(xiàn)階段，通過加速工業(yè)化而不是大力發(fā)展第三產業(yè)來實現(xiàn)縣域經濟的發(fā)展對河南更具有普遍的指導意義。