劉華軍，裴延峰，賈文星，彭 瑩

(山東財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，山東濟南 250014)

一、引 言

中國的地區(qū)經(jīng)濟差距及協(xié)調(diào)發(fā)展一直是備受社會各界關(guān)注的問題。自2000年西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施以來，國家又相繼實施了振興東北老工業(yè)基地、中部崛起、東部率先發(fā)展等地區(qū)發(fā)展總體戰(zhàn)略，有力推動了區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。隨著各地區(qū)之間協(xié)調(diào)發(fā)展程度的不斷提高，資本流動性也不斷增強，對地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生重要影響[1]。由于跨地區(qū)資本配置是證券市場的基礎(chǔ)功能[2]，2016年9月9日，中國證監(jiān)會發(fā)布了《關(guān)于發(fā)揮資本市場作用服務國家脫貧攻堅的意見》(以下簡稱《意見》)?！兑庖姟窂恼咧С帧⒓訌娰Y本市場服務和完善服務國家脫貧攻堅戰(zhàn)略保障機制等方面制定了詳細措施，旨在引導發(fā)達地區(qū)的資本、人才和技術(shù)流入落后地區(qū)，從而達到縮小地區(qū)經(jīng)濟差距，進而實現(xiàn)各地區(qū)之間的協(xié)調(diào)發(fā)展的目標。然而，《意見》一經(jīng)發(fā)布就引起了較大的爭論，政策的反對者認為不應該通過宏觀政策的方式縮小資本市場的地區(qū)差距。因此，《意見》的實施究竟會對縮小地區(qū)經(jīng)濟差距產(chǎn)生怎樣的影響，證券市場的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展是否有助于改善地區(qū)經(jīng)濟差距的現(xiàn)狀，有待于進一步實證檢驗。

中國的地區(qū)差距是客觀存在的[3-4]，從地區(qū)發(fā)展的現(xiàn)實情況來看，盡管地區(qū)發(fā)展總體戰(zhàn)略的實施使得地區(qū)經(jīng)濟差距正在逐步縮小，但是地區(qū)發(fā)展不平衡問題依舊突出。例如，我國人均GDP的變異系數(shù)從2000年的71.4%下降至2014年的49.1%，體現(xiàn)了協(xié)調(diào)發(fā)展的重大進步。但是，2014年在中國的30個省份(自治區(qū)、直轄市，下同)中，上海的人均GDP最高為7.82萬元，是貴州的5.62倍，充分說明中國仍然存在較大的地區(qū)經(jīng)濟差距。從證券市場發(fā)展狀況來看，證券市場的主體和要素也同樣呈現(xiàn)出地區(qū)分布非均衡的問題[2]。各省份上市公司總市值的變異系數(shù)由2000年的111.3%上升到2014年的186.8%，而上市公司數(shù)量的變異系數(shù)也從2000年的96.2%升高到2014年的111.0%。截止到2015年12月，東部地區(qū)上市公司總市值占全國上市公司總市值的77.34%；上市公司數(shù)量為2011家，占全國上市公司總數(shù)的68.99%。以上數(shù)據(jù)說明中國證券市場不僅存在較大的地區(qū)差異，而且在持續(xù)擴大。中國地區(qū)經(jīng)濟差距的成因也是多方面的，如資本積累、城市化、市場化等[5-6]。針對證監(jiān)會的《意見》，本文關(guān)心的是究竟證券市場發(fā)展在縮小地區(qū)經(jīng)濟差距的進程中扮演著怎樣的角色?從現(xiàn)有研究進展來看，直接探究證券市場發(fā)展與地區(qū)經(jīng)濟差距之間關(guān)系的文獻較少。Levine等[7]認為股票市場的規(guī)模對經(jīng)濟增長的作用并不明顯，進而對地區(qū)差距的影響很小。King等[8]則發(fā)現(xiàn)金融自由化思想引致的資本自由流動，能夠提高證券市場資本的跨地區(qū)和跨行業(yè)的配置效率，從而促進地區(qū)間的資本流動。倪鵬飛等[2]認為證券市場能夠加快人均收入差距倒U型曲線的變化，即短期內(nèi)證券市場能夠加快資本流向經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，加快了地區(qū)人均收入差距的擴大；而從長期看，證券市場將促進地區(qū)收入差距的縮小。

雖然已有文獻較少直接考察證券市場發(fā)展與地區(qū)經(jīng)濟差距的關(guān)系，但是國內(nèi)外文獻對資本流動、金融發(fā)展和地區(qū)差距之間的關(guān)系進行了較為詳細的探討。(1)證券市場是資本配置和流通的一個重要途徑，資本在地區(qū)間的流動與區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的關(guān)系一直備受關(guān)注。郭金龍等[9]發(fā)現(xiàn)在我國目前資源有限和存在地方利益的情況下，地區(qū)資本流動通常有擴大地區(qū)差距的傾向性。王小魯?shù)萚10]的研究顯示市場主導的資本流動改善了資本的配置效率的同時也擴大了地區(qū)差距。肖燦夫[1]的研究則表明地區(qū)資本流動有助于提高我國區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的水平。(2)金融體系的重要組成部分之一就是證券市場，近年來國內(nèi)外文獻對金融發(fā)展和地區(qū)差距之間的關(guān)系進行了比較詳細的探討。Greenwood等[11]認為金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間有著密切的關(guān)系，而且金融發(fā)展與收入分配支持倒U型的關(guān)系，即隨著金融發(fā)展的不斷成熟，收入差距先擴大后逐步縮小。周立等[12]通過對中國各地區(qū)金融資產(chǎn)相關(guān)比率等指標的測算，分析了中國金融發(fā)展的地區(qū)差距及其特征，研究表明中國金融發(fā)展的地區(qū)差距具有先縮小后擴大的特征。李敬等[13]研究發(fā)現(xiàn)地區(qū)金融發(fā)展差異呈現(xiàn)“草帽”型特征，尤其是1992—2004年，省際間金融發(fā)展差異呈現(xiàn)加速擴張的態(tài)勢。

從地區(qū)差距的文獻進展看，在研究范式上，已有文獻多數(shù)采用方差分解范式[14-15]。方差能夠從總體上衡量地區(qū)經(jīng)濟差距以及其影響因素的差距，但是卻掩蓋了兩兩地區(qū)之間的差距。在本質(zhì)上，無論是地區(qū)經(jīng)濟差距，還是影響因素的地區(qū)差距，均可以細化為兩兩地區(qū)之間的差距，體現(xiàn)了兩兩地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展的高低關(guān)系。因此，為了充分考慮兩兩地區(qū)之間的差距，本文采用關(guān)系數(shù)據(jù)分析范式，通過構(gòu)建關(guān)系數(shù)據(jù)計量模型并采用二次指派程序(QAP)探究地區(qū)經(jīng)濟差距與證券市場發(fā)展的空間差異之間的關(guān)系。關(guān)系數(shù)據(jù)分析范式也可以為更寬泛的地區(qū)經(jīng)濟差距研究提供一個嶄新的研究視角。

二、理論假設(shè)與模型設(shè)定

(一)理論假設(shè)及分析框架

根據(jù)新古典經(jīng)濟增長模型，要素積累尤其是資本積累是影響經(jīng)濟增長的重要原因。資本積累不僅可以促進經(jīng)濟增長，也可以通過社會分工細化和生產(chǎn)專業(yè)化間接促進經(jīng)濟增長，在一個國家和地區(qū)的經(jīng)濟增長過程中扮演著重要角色。短期內(nèi)，資本將向收益率較高的地區(qū)流動，提高該地區(qū)的資本要素稟賦，增大產(chǎn)出比例，這必將引致更多的資本流入。如此循環(huán)往復將形成“馬太效應”，拉大地區(qū)之間的經(jīng)濟差距。從長期來看，隨著資本的大量積累，發(fā)達地區(qū)的資本收益率下滑，而落后地區(qū)對資本的吸引力相對上升，這將有助于促進各地區(qū)的經(jīng)濟增長向趨同的方向發(fā)展。因此，無論從短期來看還是長期來看，資本積累的地區(qū)差距都會對地區(qū)經(jīng)濟差距產(chǎn)生深刻的影響[16]。證券市場作為資本跨地區(qū)配置的基礎(chǔ)工具，對于資本的流動具有十分重要的作用。證監(jiān)會發(fā)布的《意見》從政策支持、加強資本市場服務和完善服務國家脫貧攻堅戰(zhàn)略保障機制等方面制定詳細的措施，目的是引導發(fā)達地區(qū)的資本、人才和技術(shù)流入落后地區(qū)，促進各地區(qū)經(jīng)濟增長，充分說明證券市場發(fā)展也是促進地區(qū)經(jīng)濟增長的原因之一，證券市場發(fā)展會引起資本的流動，其空間差異性會加速資本流向發(fā)達地區(qū)，進而拉大地區(qū)經(jīng)濟差距[2]。地區(qū)經(jīng)濟差距的成因是多樣化的[3，6，10]。除了資本積累和證券市場發(fā)展，市場化、城市化、銀行業(yè)發(fā)展等因素對地區(qū)經(jīng)濟差距也存在重要影響。

圖1 理論分析框架

由此推測，證券市場發(fā)展差距、城市化差距、市場化差距以及銀行業(yè)發(fā)展差距是刻畫地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距的重要因素。故做出如下理論假設(shè):地區(qū)經(jīng)濟差距的成因主要是資本積累差距、證券市場發(fā)展差距、城市化差距、市場化差距以及銀行業(yè)發(fā)展差距?；谏鲜黾僭O(shè)，本文理論框架見圖1。為簡化分析，我們假設(shè)有A和B兩個地區(qū)，yA、yB為A、B兩地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，即人均GDP。資本積累(k)、證券市場發(fā)展(mv)、城市化(urb)、市場化(mar)、銀行業(yè)發(fā)展(bank)都是A、B地區(qū)經(jīng)濟增長的重要因素，這些因素的差異會導致兩地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的不同，進而導致地區(qū)經(jīng)濟差距(yA-yB)。A、B兩地區(qū)經(jīng)濟差距可以用資本積累差距、證券市場發(fā)展差距、城市化差距、市場化差距以及銀行業(yè)發(fā)展差距進行刻畫。A和B的地區(qū)經(jīng)濟差距表示如下:

(二)模型設(shè)定和QAP方法

關(guān)系數(shù)據(jù)體現(xiàn)的是兩個行動者之間的關(guān)系[17-18]。如果把每個地區(qū)視為一個行動者，地區(qū)之間的差距就構(gòu)成了一種關(guān)系，這為從關(guān)系數(shù)據(jù)視角探討地區(qū)差距問題創(chuàng)造了條件。下面分別關(guān)系數(shù)據(jù)計量模型設(shè)定和QAP方法兩個方面簡要介紹關(guān)系數(shù)據(jù)分析范式，并介紹本文的樣本數(shù)據(jù)及其處理。

1.模型設(shè)定。本文設(shè)定的關(guān)系數(shù)據(jù)計量模型如式(1)所示。

式(1)中，β0、β1和β2是待估參數(shù)，X、Y分別為解釋變量和被解釋變量，Z為控制變量，U是殘差項。關(guān)系數(shù)據(jù)計量模型與屬性數(shù)據(jù)計量模型在形式上是相同的，但與屬性數(shù)據(jù)模型不同，在本文的關(guān)系數(shù)據(jù)模型中，所有變量均是n階方陣，具體的矩陣形式如式(2)所示。 其中，矩陣中的觀測值yi，j、xi，j、zi，j分別表示被解釋變量、解釋變量以及控制變量在兩兩地區(qū)之間的差距，其具體數(shù)值可以通過計算yi-yj、xi-xj、zi-zj而得。由于觀測值是兩兩地區(qū)之間的指標相減，因此當i＝j時，主對角線元素均為yi，j、xi，j、zi，j均為 0。

2.二次指派程序(QAP)。為了解決關(guān)系數(shù)據(jù)模型的自相關(guān)以及多重共線性問題，二次指派程序(QAP)—一種基于隨機置換的非參數(shù)檢驗方法應運而生[19-21]。QAP包括相關(guān)分析與回歸分析。其中，相關(guān)分析考察兩兩矩陣間的相關(guān)關(guān)系，而回歸分析考察多個矩陣和一個矩陣之間的回歸關(guān)系。QAP相關(guān)分析與QAP回歸分析在原理上基本相同，均是通過將關(guān)系矩陣轉(zhuǎn)換為“長”向量，計算相關(guān)系數(shù)(回歸系數(shù))，然后進行隨機置換，進而對參數(shù)估計值的顯著性作出判斷。下面以回歸分析為例介紹QAP的基本原理，具體包含以下兩步:

第一步，長向量回歸。將式(2)中的變量轉(zhuǎn)換為n×(n-1)維列向量即長向量，如式(3)所示，然后對長向量進行OLS估計，得到回歸系數(shù)集Γ(Y，XZ)和擬合優(yōu)度R2。由于關(guān)系數(shù)據(jù)存在自相關(guān)問題，基于OLS估計方法所得到的標準誤是錯誤的[22]，傳統(tǒng)的統(tǒng)計檢驗方法(如t檢驗、F檢驗)的顯著性將不再可靠。

第二步，隨機置換與統(tǒng)計檢驗。在多元QAP回歸中，隨機置換的方法包括變量矩陣置換法和殘差矩陣置換法兩大類，后者又包括FLSP方法和DSP方法。根據(jù)Dekker等[23]的蒙特卡洛模擬，基于變量矩陣置換法的估計結(jié)果仍然有偏，而基于殘差矩陣置換法的估計結(jié)果則是無偏的。在殘差矩陣置換法中，相對于FLSP方法，DSP方法更為穩(wěn)健。因此，本文采用DSP方法進行統(tǒng)計檢驗。

假定模型(1)中X和Z之間存在線性關(guān)系，如式(4)所示，E是經(jīng)典殘差項。若δ≠0，則X和Z存在多重共線性，估計量可以用式(5)表示，其中＾δ為式(4)的OLS估計量。

殘差矩陣置換需要對＾εXZ的某一行和某一列同時進行隨機置換，進而得到新的殘差矩陣π(＾εXZ)(π為隨機置換方式的標記)。例如，如果置換殘差矩陣的第五行和第八行，則必須相應置換殘差矩陣的第五列和第八列，因此在本質(zhì)上，殘差矩陣置換就是對殘差矩陣的行和列進行重新標記。經(jīng)過多次隨機置換后，可以用模型(6)估計檢驗統(tǒng)計量的參考值。

此時，在β1＝0的原假設(shè)下，模型(6)與模型(1)是相同的。如果＾δ-δ的估計誤差可以忽略的話，隨機置換后的殘差矩陣與E則具有相同的分布，即

重復該步驟多次，保存每次隨機置換后的回歸系數(shù)與擬合優(yōu)度R2，可以得到回歸系數(shù)集 Γ(Y，π())，進而可以估計統(tǒng)計量的標準誤。假設(shè)經(jīng)過mtotal次隨機置換，置換產(chǎn)生的回歸系數(shù)大于或等于、小于或等于第一步中長向量回歸系數(shù)的次數(shù)分別用mlarge、msmall來表示，我們可以得到兩個比例:其一是隨機置換產(chǎn)生的回歸系數(shù)大于或等于第一步中長向量回歸系數(shù)的比例，用plarge表示，plarge＝mlarge/mtotal；其二是隨機置換產(chǎn)生的回歸系數(shù)小于或等于第一步中長向量回歸系數(shù)的比例，用psmall表示，psmall＝msmall/mtotal。由于plarge和psmall存在重疊部分，所以兩者之和不一定等于1。在統(tǒng)計檢驗中，上述兩個比例可以直接視為拒絕原假設(shè)的最小顯著性水平即統(tǒng)計檢驗的p值[22，24]。其中，回歸系數(shù)采用雙尾檢驗，因此如果回歸系數(shù)為正值，則將plarge作為統(tǒng)計檢驗的p值；反之，如果回歸系數(shù)為負值，則將psmall作為統(tǒng)計檢驗的p值。除了能夠計算回歸系數(shù)的p值之外，隨機置換也可以計算R2的p值。與回歸系數(shù)的雙尾檢驗不同，R2采用的是單尾檢驗，所以R2的p值用隨機置換產(chǎn)生的R2大于或等于第一步中長向量回歸R2的次數(shù)與總隨機置換次數(shù)之比表示。

三、變量選擇及樣本數(shù)據(jù)

(一)變量選擇

1.被解釋變量。地區(qū)經(jīng)濟差距(Y)。以人均GDP衡量地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，以2000年為基期對各省份的人均GDP進行平減。在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建經(jīng)濟發(fā)展的地區(qū)差距矩陣，用Y表示。

2.解釋變量。(1)資本積累的地區(qū)差距。選擇各省份人均資本存量作為資本積累的衡量指標，構(gòu)建差異矩陣表示各省份資本積累的差距，用K表示。其中，資本存量的測算采用永續(xù)盤存法，以2000年為基期。以“固定資本形成總額”作為各省份每年的名義投資額，而對于名義投資額，需要借助投資品價格指數(shù)換算成不變價格投資額。借鑒單豪杰[25]的方法，以各省份“固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)”作為投資品價格指數(shù)，并利用該指數(shù)將各省份2000—2014年的名義投資額換算成以2000年為基期的新增投資額。(2)證券市場發(fā)展的地區(qū)差距。采用各省份上市公司總市值、上市公司數(shù)量和首次公開募股額作為證券市場發(fā)展差異的代理變量，進而分別構(gòu)建證券市場發(fā)展的地區(qū)差距矩陣，用MV、Q和IPO表示。其中，市值規(guī)模是評價證券市場發(fā)達程度的關(guān)鍵指標，也是衡量證券市場實力大小的具體標準，市值規(guī)模正逐步取代傳統(tǒng)指標成為資本新杠桿[26]。因此將MV作為衡量證券市場發(fā)展差異的主要代理變量。但是，由于證券市場發(fā)展較難用單一指標進行衡量，又選取Q和IPO兩個代理變量作為輔助代理變量，并構(gòu)建差異矩陣來刻畫證券市場發(fā)展的空間差異。

根據(jù)已有文獻和數(shù)據(jù)可得性我們設(shè)置了城市化、市場化和銀行業(yè)發(fā)展的地區(qū)差距作為實證分析的控制變量。(1)城市化的地區(qū)差距。以城市化率作為城市化的代理變量，在測算城市化率基礎(chǔ)上構(gòu)建城市化的地區(qū)差距矩陣，用URB表示。(2)市場化的地區(qū)差距。采用國民經(jīng)濟研究所公布的各省份市場化指數(shù)作為市場化的代理變量，進而構(gòu)建市場化的地區(qū)差距矩陣，用MAR表示。(3)銀行業(yè)發(fā)展差距。采用各省份存貸款占GDP比重作為銀行發(fā)展的代理變量，進而構(gòu)建銀行業(yè)發(fā)展的地區(qū)差距矩陣，用BANK表示。此外，后文分析的數(shù)據(jù)處理過程如下。(1)被解釋變量:采用2000—2014年人均GDP均值差異矩陣。(2)解釋變量:采用2000—2014年人均資本存量均值差異矩陣；2000—2014年上市公司市值和上市公司數(shù)量均值差異矩陣；2000—2014年首次公開募股額總和差異矩陣。(3)控制變量:2000—2014年城市化率、市場化指數(shù)以及存貸款占GDP比重均值差異矩陣。

(二)數(shù)據(jù)來源

選取2000—2014年中國30個省份(不含西藏)的年度數(shù)據(jù)為樣本數(shù)據(jù)，其中，各省份的GDP、年末人口數(shù)、固定資本形成總額、城鎮(zhèn)人口數(shù)等數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站和歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，1999年的年末人口數(shù)據(jù)來源于《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。首次公開募股額、上市公司數(shù)和上市公司市值均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。2000—2007年市場化指數(shù)來源于樊綱等[27]的附表，2008—2014年數(shù)據(jù)來源于中國分省份市場化指數(shù)報告[28]。各省份存貸款余額來源于國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站。樣本期從2000年開始的原因有兩個:一方面，2000年以后中國的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略發(fā)生了較大調(diào)整，西部大開發(fā)、東北振興、中部崛起和東部率先發(fā)展等區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展總體戰(zhàn)略相繼實施。另一方面，2000年3月16日，中國證監(jiān)會發(fā)布了《關(guān)于發(fā)布〈中國證監(jiān)會股票發(fā)行核準程序〉通知》，標志著我國證券市場逐漸規(guī)范和成熟。因此選取的樣本期自2000年開始，能夠比較好的考察在證券市場發(fā)展在地區(qū)經(jīng)濟差距的形成中究竟扮演著怎樣的角色。

四、實證分析

(一)QAP相關(guān)分析

表1報告了樣本期的QAP相關(guān)分析結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，地區(qū)經(jīng)濟差距與證券市場發(fā)展、資本積累、市場化、城市化和銀行業(yè)發(fā)展等五個變量之間的相關(guān)系數(shù)均為正值，而且都通過了1%的顯著性水平檢驗。從相關(guān)系數(shù)的大小看，在五個影響因素中，銀行業(yè)發(fā)展與地區(qū)經(jīng)濟差距之間關(guān)系的密切程度排在最末位，兩者的相關(guān)系數(shù)僅為0.552，與地區(qū)經(jīng)濟差距關(guān)系最為密切的是城市化，兩者的相關(guān)系數(shù)達到0.959，而資本積累與地區(qū)經(jīng)濟差距之間的相關(guān)系數(shù)為0.934。證券市場發(fā)展的三個代理變量MV、Q和IPO與地區(qū)經(jīng)濟差距的相關(guān)系數(shù)分別為0.602、0.665和0.602。市場化與地區(qū)經(jīng)濟差距的相關(guān)系數(shù)為0.784。上述結(jié)果表明，包括證券市場發(fā)展在內(nèi)的五個因素與地區(qū)經(jīng)濟差距均存在顯著的相關(guān)關(guān)系，從相關(guān)分析的角度為本文的理論邏輯提供了經(jīng)驗證據(jù)。然而，相關(guān)關(guān)系并不代表回歸關(guān)系，為了揭示證券市場發(fā)展對中國地區(qū)經(jīng)濟差距的影響，需要進行QAP回歸分析。

表1 影響因素的QAP相關(guān)分析結(jié)果

(二)QAP回歸分析

本部分選擇5000次隨機置換，進行QAP回歸分析。模型一、二、三中的證券市場發(fā)展差異分別用MV、Q、IPO作為代理變量進行回歸。

1.不加入控制變量的回歸

表2報告了不加入控制變量的QAP回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，與傳統(tǒng)的OLS回歸不同，QAP回歸結(jié)果報告了兩類回歸系數(shù)，分別是未標準化回歸系數(shù)和標準化回歸系數(shù)。根據(jù)Borgatti等[24]，標準化回歸系數(shù)是對所有矩陣標準化之后進行估計得到的回歸系數(shù)，而未標準化回歸系數(shù)則是直接對原始矩陣進行估計得到的回歸系數(shù)。與未標準化回歸系數(shù)相比，標準化回歸系數(shù)具有兩個明顯優(yōu)勢:一是標準化回歸系數(shù)不受觀測值量綱影響，而未標準化回歸系數(shù)則是與觀測值量綱密切相關(guān)的。二是標準化回歸系數(shù)能夠提供更多的有用信息。盡管標準化與未標準回歸系數(shù)的數(shù)值不同，但符號相同，即標準化未改變變量作用的方向。在同一個模型的回歸結(jié)果中，由于受到觀測值量綱的約束，對不同變量的未標準化回歸系數(shù)進行比較是沒有意義的。然而標準化回歸系數(shù)不僅可以直接比較，而且分析的重點恰恰應該放在比較標準化回歸系數(shù)的大小上[29-31]，這可以幫助我們分析不同變量對被解釋變量在影響強度上的差異。

表2 QAP回歸分析結(jié)果:不加入控制變量

根據(jù)表2的回歸結(jié)果，資本積累的未標準化回歸系數(shù)分別為0.415、0.383和0.412，且均通過了1%的顯著性水平檢驗。MV、Q和IPO的回歸系數(shù)分別為0.010、0.036和0.012。在數(shù)值上前者明顯大于后者，但是這并不代表資本積累對地區(qū)經(jīng)濟差距的影響就大于證券市場發(fā)展。因此，為了準確比較兩者對地區(qū)經(jīng)濟差距的影響強度，必須轉(zhuǎn)向標準化回歸系數(shù)。資本積累的標準化回歸系數(shù)為0.867、0.799和0.860，而且均通過了1%的顯著性檢驗。這一結(jié)果表明，資本積累和證券市場發(fā)展對地區(qū)經(jīng)濟差距均存在顯著影響。在影響強度上，資本積累對地區(qū)經(jīng)濟差距的影響遠大于證券市場發(fā)展(MV、Q和IPO)，前者約為后者的7.23倍(0.867/0.120)、2.57倍(0.799/0.310)和6.27倍(0.860/0.137)。從模型擬合情況看，模型一、二、三得到的調(diào)整后R2(Adj-R2)分別為0.882、0.950和0.885，說明資本積累和證券市場發(fā)展的差異可以解釋中國地區(qū)經(jīng)濟差距形成因素變異的88%以上。因此，在不考慮控制變量情形下，證券市場發(fā)展并非中國地區(qū)經(jīng)濟差距的決定力量，而資本積累在中國地區(qū)經(jīng)濟差距中扮演主要角色。但從上述實證結(jié)果中可以看出，證券市場發(fā)展對地區(qū)經(jīng)濟差距存在顯著的正向影響，即證券市場發(fā)展的差異越小，地區(qū)經(jīng)濟差距就越小。換言之，證券市場發(fā)展差異的縮小有助于縮小地區(qū)經(jīng)濟差距。說明證監(jiān)會希望通過政策引導，通過支持落后地區(qū)證券市場的發(fā)展，進而可以縮小地區(qū)經(jīng)濟差距有一定的理論基礎(chǔ)。然而，導致地區(qū)經(jīng)濟差距的影響因素很多，為了更加準確的考察證券市場發(fā)展差異與地區(qū)經(jīng)濟差距之間的關(guān)系，本文在控制了城市化、市場化以及銀行業(yè)發(fā)展差距之后，再進行QAP回歸分析。

2.加入控制變量的回歸

根據(jù)表3的回歸結(jié)果，在考慮了控制變量之后，調(diào)整后的R2從0.882、0.950和0.885分別提高到0.974、0.973和0.974，模型的整體解釋能力上升，這意味著包括資本積累和證券市場發(fā)展在內(nèi)的五個矩陣變量對中國地區(qū)經(jīng)濟差距變異的解釋力達到97.4%。

表3 QAP回歸分析結(jié)果:加入控制變量

從標準化回歸系數(shù)看，除證券市場發(fā)展和銀行業(yè)發(fā)展外，其余變量的標準化回歸系數(shù)均為正值且通過了顯著性水平檢驗，因此減少這些因素在地區(qū)間的不平衡可以有效縮小地區(qū)經(jīng)濟差距，這為本文的理論邏輯提供了更加有力的經(jīng)驗證據(jù)。通過比較標準化回歸系數(shù)的大小，可以發(fā)現(xiàn)，五個因素對中國地區(qū)經(jīng)濟差距的影響強度從高到低依次是資本積累、城市化、市場化、證券市場發(fā)展和銀行業(yè)發(fā)展。在五個因素中，證券市場發(fā)展對中國地區(qū)經(jīng)濟差距的影響強度排在倒數(shù)第二位，略高于銀行業(yè)發(fā)展。其中，資本積累對中國地區(qū)經(jīng)濟差距的影響強度約為證券市場發(fā)展(MV、Q和IPO)的9.47倍(0.426/0.045)、5.17倍(0.472/0.091)和6.69倍(0.428/0.064)。這一結(jié)果表明，控制了城市化、市場化和銀行業(yè)發(fā)展等變量后，證券市場發(fā)展對中國地區(qū)差距不存在顯著影響。與證券市場發(fā)展相比，資本積累和城市化在中國地區(qū)經(jīng)濟差距中扮演的角色更為重要。

首先來看證券市場發(fā)展與地區(qū)經(jīng)濟差距的關(guān)系。證券市場發(fā)展的回歸系數(shù)非常小而且均不顯著。即證券市場發(fā)展對于地區(qū)經(jīng)濟差距的影響很小。希望通過政策支持落后地區(qū)證券市場的發(fā)展，縮小地區(qū)證券市場差異進而達到縮小地區(qū)差異，難以達到預期效果。本文認為，出現(xiàn)這種結(jié)果的原因主要有兩個方面:一是地區(qū)經(jīng)濟差距的影響因素紛繁復雜，相較于資本積累、城市化和市場化等因素而言，證券市場發(fā)展本來就不是經(jīng)濟增長的主要影響因素，進而也無法成為縮小地區(qū)經(jīng)濟差距的有效力量。二是中國的證券市場不夠成熟和完善，還不能成為促進經(jīng)濟增長的有效力量。中國證券市場建立雖然已有26年，總市值從1990年的20.83億元人民幣到2014年的37.44萬億元人民幣。但是相較于西方發(fā)達國家較為成熟的證券市場，中國證券市場的制度和機制還不夠健全，因此存在諸如信息披露不足、監(jiān)管不到位等一系列的問題。從而導致證券市場的資源配置功能弱化，不能有效的促進資金的合理流動，因此證券市場不能對經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著影響，進而證券市場發(fā)展差異對地區(qū)經(jīng)濟差距的影響較小。

其次是關(guān)于資本積累與地區(qū)經(jīng)濟差距。加控制變量之后，資本積累仍是地區(qū)經(jīng)濟差距的形成的主導力量。資本積累的變異系數(shù)從2000年的88.47%下降到2014年的43.33%，這與人均GDP的變異系數(shù)變化趨勢一致，即資本積累的差距越小，地區(qū)經(jīng)濟差距也越小。換言之，縮小資本積累有助于縮小地區(qū)經(jīng)濟差距。這是由于要素投入邊際收益是遞減的，東部地區(qū)資本積累較高，所以資本的邊際收益小，加之較高的工資水平導致人口向中部和西部地區(qū)遷移。在經(jīng)濟增長達到一定程度之后，投資也會向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，進而縮小地區(qū)經(jīng)濟差距[32]。但隨著中國經(jīng)濟進入新常態(tài)，單純依靠資本積累支撐經(jīng)濟增長和規(guī)模擴張的發(fā)展方式已經(jīng)不可持續(xù)。中國發(fā)展正面臨著動力轉(zhuǎn)換、方式轉(zhuǎn)變、結(jié)構(gòu)調(diào)整的繁重任務。因此要加快調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，使要素實現(xiàn)最優(yōu)配置，進一步提升經(jīng)濟增長的質(zhì)量。

最后來看控制變量與地區(qū)經(jīng)濟經(jīng)濟差距。(1)城市化與地區(qū)經(jīng)濟差距。從上述實證結(jié)果來看，城市化對地區(qū)經(jīng)濟差距的影響僅次于資本積累。城市化水平對地區(qū)經(jīng)濟增長有顯著的正向影響[33]，是保持經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的強大引擎，是中國經(jīng)濟增長的新動能。因此縮小各地區(qū)城市化水平差距有助于縮小地區(qū)經(jīng)濟差距。2000年之后，中國的城市化進程不斷加快，各省份城市化的變異系數(shù)從2000年的40.74%降低到2014年的22.11%，差距明顯縮小。但是我國2015年的城市化率僅為56.1%，遠低于發(fā)達國家80%的平均水平，還有較大的發(fā)展空間，因此需要把握城市化發(fā)展的新特點，進一步加快城市化進程。(2)市場化與地區(qū)經(jīng)濟差距。從回歸結(jié)果來看，市場化一直是影響地區(qū)經(jīng)濟差距的重要因素，市場一體化水平的不斷提升有助于促進資源和要素的流動。因此加強推進中西部地區(qū)的市場化水平的提高，縮小與東部地區(qū)市場化水平有助于縮小地區(qū)經(jīng)濟差距，進而實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展[4，10]。2001—2008年市場化與地區(qū)經(jīng)濟差距趨勢相同，差距均縮小。而2008—2011年市場化的地區(qū)經(jīng)濟差距略有上升，這與2008—2011年的大規(guī)模政府投資和貨幣刺激政有關(guān)策，政府對市場的過度干預不利于市場配置資源，從而加大了市場化的地區(qū)差距。(3)銀行業(yè)發(fā)展與地區(qū)經(jīng)濟差距。與證券市場發(fā)展相似，銀行業(yè)發(fā)展的回歸系數(shù)非常小且不顯著。一個可能的原因是我國行政體制在很大程度上掣肘了銀行業(yè)發(fā)展輻射作用的發(fā)揮。2000—2011年，我國銀行業(yè)發(fā)展的地區(qū)差距不斷加大，2011年后逐漸縮小。因此，加強地區(qū)間銀行業(yè)合作，發(fā)揮金融集聚的地區(qū)輻射作用，消除行政區(qū)劃導致的地區(qū)割據(jù)局面，才能真正實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟的一體化。

3.內(nèi)生性問題

表4 QAP回歸分析結(jié)果(弱內(nèi)生性樣本):不加入控制變量

目前解決內(nèi)生性問題的常用方法是在計量回歸中考慮被解釋滯后期、工具變量等方式，然而這些傳統(tǒng)的方式并不適用于QAP方法。因此我們參考韓永輝等[34]的研究，采用弱內(nèi)生性樣本回歸，即采用證券市場發(fā)展水平相對較低的弱內(nèi)生性子樣本(中西部子樣本)進行回歸檢驗，檢驗結(jié)果如表4、表5所示，均支持本文的基本結(jié)論。

表5 QAP回歸分析結(jié)果(弱內(nèi)生性樣本):加入控制變量

五、結(jié)論與政策含義

實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，不僅事關(guān)中國全面建成小康社會總體目標的實現(xiàn)，也關(guān)系到中國經(jīng)濟發(fā)展和社會穩(wěn)定的大局。證監(jiān)會發(fā)布的《意見》旨在縮小地區(qū)經(jīng)濟差距，但引起學界的巨大爭論。本文以2000—2014年中國30個省份為研究樣本，構(gòu)建一種新的分析范式——關(guān)系數(shù)據(jù)分析范式，通過關(guān)系數(shù)據(jù)計量建模技術(shù)和二次指派程序進行實證分析，探究證券市場發(fā)展的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn):(1)證券市場發(fā)展差異對地區(qū)經(jīng)濟差距具有一定的正向影響，但是在控制了城市化、市場化和銀行業(yè)發(fā)展差距之后，證券市場發(fā)展的差異對于地區(qū)經(jīng)濟差距沒有顯著的影響。換言之，縮小證券市場的差距對于縮小地區(qū)經(jīng)濟差距并沒有明顯的作用。(2)資本積累差異仍是導致地區(qū)經(jīng)濟差距的最主要的因素。此外，城市化和市場化的非均衡發(fā)展也是導致地區(qū)經(jīng)濟差距重要原因，銀行業(yè)發(fā)展差異對地區(qū)經(jīng)濟差距的形成作用不明顯。

證監(jiān)會的《意見》希望通過政策引導證券市場的均衡發(fā)展，進而達到縮小地區(qū)經(jīng)濟差距，初衷是好的。但是從本文的實證結(jié)果來看，縮小證券市場發(fā)展的空間差異對縮小地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距沒有顯著的作用，即政策效果不會太明顯。根據(jù)以上結(jié)論，本文的政策含義是:(1)要縮小地區(qū)經(jīng)濟差距，應該從縮小資本積累、城市化和市場化的差異入手。一是加大對中西部地區(qū)的優(yōu)惠政策，吸引更多市場導向的資本流動，加快欠發(fā)達地區(qū)的資本積累速度，以縮小資本積累的差距。二是在城市化的發(fā)展過程使其成為市場主導、自然發(fā)展的過程，避免出現(xiàn)過度的政府干預。三是讓市場在資源配置中發(fā)揮決定性作用，進一步推進市場化改革，大幅度減少政府對資源的直接配置，推動資源配置在市場規(guī)律和市場競爭中實現(xiàn)效率最大化。四是加強地區(qū)間銀行業(yè)合作，發(fā)揮地區(qū)輻射作用，消除由于行政區(qū)劃導致的地區(qū)割據(jù)局面，實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟一體化。(2)證監(jiān)會若想通過政策引導縮小地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距，則需要首先尊重證券市場的發(fā)展規(guī)律，健全證券市場的發(fā)展機制。一是積極為中西部地區(qū)提供專業(yè)的資本市場服務，從而使當?shù)仄髽I(yè)在資本市場的幫助下，充分利用當?shù)氐膬?yōu)質(zhì)資源，發(fā)展實體經(jīng)濟。二是提高證券市場的籌資功能，從而提高資本通過證券市場向中部和西部地區(qū)流動，有助于促進實體經(jīng)濟的發(fā)展，進而促進資本積累差異的縮小，從而縮小地區(qū)經(jīng)濟差距。