(江西財經(jīng)大學(xué)，江西 南昌 330013)

引言

經(jīng)過幾十年的改革和發(fā)展，我國資本市場也不斷發(fā)展和壯大。根據(jù)中國銀監(jiān)會和證監(jiān)會公開的數(shù)據(jù)，截止到2016年底，我國銀行體系資產(chǎn)總規(guī)模已經(jīng)達(dá)到33萬億美元，超過了歐洲、美國和日本。我國股市總市值居全球第二，債券市場市值居全球第三。但是，根據(jù)Wurgler(2000)[24]的研究，德國、法國、英國、和美國等西方發(fā)達(dá)國家的資本配置效率均在0.7以上。而我國資本配置效率只有0.2左右(張國富，2011等)[35]，甚至還不如烏拉圭(0.218)、埃及(0.326)、利比亞(0.386)、約旦(0.322)、馬耳他(0.268)、印度尼西亞(0.217)等落后國家。但是相對于這些富國或窮國，過去幾十年中我國的經(jīng)濟(jì)增長速度卻是最快的。因而，金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間，絕不是一種簡單的線性因果關(guān)系所能解釋的。

關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，學(xué)術(shù)界圍繞這個問題做了大量的研究，但迄今仍未達(dá)成一致。Mckinnon(1973)[14]和Shaw(1973)[20]首次提出要促進(jìn)資本市場開放，減少政府干預(yù)，確立金融市場機(jī)制主導(dǎo)作用，繼而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。Kunt等(2011)[6]、Levine和Zervos(1998)[12]等認(rèn)為股票市場、債券市場與經(jīng)濟(jì)增長之間存在顯著的因果關(guān)系，金融市場的發(fā)展能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。Atje和Jovanovic(1993)[3]認(rèn)為股票市場的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響具有雙重效應(yīng),即水平效應(yīng)和增長效應(yīng)。Lin, Sun和Jiang(2011)[13]研究表明，實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展在不同的階段，對金融服務(wù)的需求也會有顯著的區(qū)別。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的早期，發(fā)展中國家或不發(fā)達(dá)國家的要素稟賦主要是低技術(shù)勞動力，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征主要是勞動密集型產(chǎn)業(yè)占主導(dǎo)地位，金融服務(wù)需要滿足的是大量的小規(guī)模、勞動密集型企業(yè)的融資需求。但是這些企業(yè)缺乏標(biāo)準(zhǔn)化的財務(wù)信息，普通投資者無法對其進(jìn)行有效甄別。在這樣的環(huán)境下，銀行貸款比金融市場融資更具有優(yōu)勢，它們更善于處理當(dāng)?shù)匦畔ⅲ行У卦u估企業(yè)商譽(yù)和發(fā)展?jié)摿?，并與借款者建立長期合作關(guān)系。但是在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的較高階段，以市場為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)更能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

Rousseau和Wachtel(1998)[19]基于過去一個世紀(jì)中，5個主要發(fā)達(dá)國家的時間序列數(shù)據(jù)，實證檢驗了金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明，金融發(fā)展是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的主要原因。Suleiman等(2008)[22]基于埃及1960～2001年的數(shù)據(jù)，通過設(shè)定四個金融發(fā)展指標(biāo)，使用Granger因果檢驗和向量誤差修正模型，實證檢驗了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系。研究結(jié)果表明金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長互為因果，并且金融發(fā)展主要是通過促進(jìn)投資和提高效率的方式，來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。Beck等(2000)[4]基于跨國面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了金融發(fā)展對提高資本配置效率及投資回報率的影響，他們認(rèn)為金融深化可以提高資本配置效率，進(jìn)而促進(jìn)一國或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。

隨著資本市場在我國的快速發(fā)展以及在經(jīng)濟(jì)生活中的作用越來越大，我國學(xué)者關(guān)于資本市場的研究也在不斷深入。國內(nèi)學(xué)者就中國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系也進(jìn)行了大量檢驗，他們發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長有顯著的正向作用。國內(nèi)學(xué)者陸銘和歐海軍(2011)[28]、毛其淋和盛斌(2011)[29]、林毅夫(2012)[27]、陳斌開和林毅夫(2013)[26]、賓國強(qiáng)(1999)[25]、沈坤榮等(2000)[33]、王守坤(2015)[34]等研究。

現(xiàn)有研究針對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系做了大量的研究，卻忽視了資本配置效率對經(jīng)濟(jì)增長作用的臨界條件，也忽略了資本市場效率與投資規(guī)模之間的交互關(guān)系。Deidda和Fattouh(2008)[5]的實證研究結(jié)果表明，當(dāng)人均收入水平較高時，金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。但是，當(dāng)人均收入水平較低時，金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系不顯著?？梢娊鹑谑袌雠c經(jīng)濟(jì)增長之間，并不僅僅是簡單的線性關(guān)系。

與現(xiàn)有研究不同，本文基于我國31個省(直轄市、自治區(qū))1996～2015年的省際面板數(shù)據(jù)，使用混合OLS、固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)、動態(tài)Arellano-Bond的方法，實證檢驗了資本配置效率及其與投資的交互作用對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響，并且使用空間面板計量方法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗，實證研究發(fā)現(xiàn)：第一，資本配置效率對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在門檻效應(yīng)，只有當(dāng)投資達(dá)到一定規(guī)模之后，資本配置效率的提高，才可以促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。反之，只有當(dāng)資本配置效率達(dá)到一定水平之后，投資才是有效的，投資的增加才能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；第二，資本配置效率與投資的交互作用對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響存在顯著的空間差異。中部地區(qū)最高，東部地區(qū)次之，西部地區(qū)最低，甚至可能為負(fù)；第三，投資的空間溢出效應(yīng)顯著為正，資本配置效率的空間溢出效應(yīng)也為正，但資本配置效率的空間溢出效應(yīng)小于投資的空間溢出效應(yīng)。

理論分析與研究假設(shè)

資本市場的供求均衡，意味著在其他條件不變的情況下，資本的邊際產(chǎn)出在各個地區(qū)和各個部門相等。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的早期，如果投資支出較少，資本積累不成規(guī)模，由于資本的稀缺性，只有少數(shù)高回報率的部門或地區(qū)才能獲得資本，因而資本市場必然不是處于均衡狀態(tài)。只有當(dāng)投資達(dá)到一定的規(guī)模，資本積累到一定程度之后，所有部門才能按照需求獲得資本供給，資本市場才能趨于均衡，資本配置效率的提高才能真正促進(jìn)國民產(chǎn)出增加和經(jīng)濟(jì)增長。反之亦然，當(dāng)一國或一地區(qū)的資本配置效率較低時，即便投資支出增加，資本積累速度加快，但是因為資本不能及時有效地配置到高生產(chǎn)率或高回報率的部門，投資的增加也不能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。只有當(dāng)資本配置效率達(dá)到一定程度或規(guī)模之后，隨著投資的增加，資本才能及時有效地配置到相應(yīng)的地區(qū)或部門，投資支出的增加才能真正有效地促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。Rioja和Valev(2004，2012)[17][18]基于面板數(shù)據(jù)的實證研究表明，西方發(fā)達(dá)國家的金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用，主要是通過提高全要素生產(chǎn)率(TFP)的途徑，來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。但是，發(fā)展中國家金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用，則主要通過增加投資，加速資本積累的方式，來推動經(jīng)濟(jì)增長。因而，本文提出第一個假設(shè)。

假設(shè)1：資本配置效率對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在門檻效應(yīng)，只有當(dāng)投資達(dá)到一定規(guī)模之后，資本配置效率的提高，才可以促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。反之，只有當(dāng)資本配置效率達(dá)到一定水平之后，投資才是有效的，投資的增加才能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

根據(jù)國家統(tǒng)計局網(wǎng)站以及我國1986年《關(guān)于制定國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展的第七個五年計劃的建議》，本文將全國區(qū)域(不包括港澳臺)劃分為東、中、西三個區(qū)域，將廣西劃入到東部區(qū)域，將內(nèi)蒙古劃入到中部區(qū)域。具體而言，東部地區(qū)包括：遼寧、山東、天津、河北、北京、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、廣西、海南共12個省(直轄市)；中部地區(qū)包括：黑龍江、吉林、內(nèi)蒙古、山西、河南、安徽、湖北、江西、湖南共9個??；西部地區(qū)包括：西藏、新疆、青海、四川、重慶、云南、貴州、陜西、甘肅、寧夏共10個省(直轄市、自治區(qū))。

根據(jù)本文的測算，我國東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的資本配置效率呈現(xiàn)出由高而低、依次遞減的變化趨勢。東部沿海地區(qū)不僅資本配置效率要高于中西部地區(qū)，而且資本積累也要高于中西部地區(qū)。但是中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)總量的基數(shù)相對于東部沿海地區(qū)更小，那么中部地區(qū)的資本配置效率和投資的交互作用可能最強(qiáng)。東部地區(qū)的資本配置效率和投資規(guī)模雖然都是最高，但是東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)總量和基數(shù)也更大，投資的回報率會有所下降，因而資本配置效率和投資的交互作用對GDP的推動作用有限。西部地區(qū)無論是資本配置效率，還是投資總額都是最低的，資本效率與投資之間的互補(bǔ)性和協(xié)同性欠缺。因而，本文提出第二個假設(shè)。

假設(shè)2：基于分地區(qū)的角度考慮，資本配置效率與投資的交互作用對GDP的影響，中部地區(qū)最高，東部地區(qū)次之，西部地區(qū)最低。

我國各省(市、自治區(qū))之間的發(fā)展既有合作也有競爭，區(qū)域發(fā)展具有很強(qiáng)的空間關(guān)聯(lián)性和溢出效應(yīng)(潘文卿，2012等)[31]。所謂空間溢出效應(yīng)，是指一國或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)行為對其他國家或周邊地區(qū)，可能造成的好的或不好的經(jīng)濟(jì)效果(Anselin 等，2003，2006；LeSage和Pace，2008；潘文卿，2012等)[1] [2] [8] [31]。一方面，合作則空間溢出效應(yīng)為正，經(jīng)濟(jì)行為表現(xiàn)為擴(kuò)散效應(yīng)；另一方面，競爭則空間溢出效應(yīng)為負(fù)，經(jīng)濟(jì)行為表現(xiàn)為回波效應(yīng)。

對地區(qū)GDP或經(jīng)濟(jì)增長而言，投資具有乘數(shù)效應(yīng)，其不僅可以帶動本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，也可以帶動周邊地區(qū)的發(fā)展。資本配置效率的提高，一方面通過促進(jìn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，對周邊地區(qū)產(chǎn)生擴(kuò)散效應(yīng)；另一方面，也有可能因為本地區(qū)的投資效率的提升，而吸引周邊地區(qū)的資本流入，表現(xiàn)為回波效應(yīng)。因而，資本配置效率的空間溢出效應(yīng)必然會小于投資的空間溢出效應(yīng)。本文提出第三個假設(shè)。

假設(shè)3：投資的空間溢出效應(yīng)顯著為正，資本配置效率的空間溢出效應(yīng)也為正，但小于投資空間溢出效應(yīng)。

數(shù)據(jù)描述與變量設(shè)置

一、描述性統(tǒng)計分析

本文研究的樣本和指標(biāo)選擇，數(shù)據(jù)主要來自于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融統(tǒng)計年鑒》、各省市歷年統(tǒng)計年鑒以及中國人民銀行網(wǎng)站等。涵蓋了我國31個省(直轄市、自治區(qū))，1996～2015年的經(jīng)濟(jì)社會統(tǒng)計數(shù)據(jù)。1變量的選取及相關(guān)統(tǒng)計指標(biāo)如表1所示。

表1中，變量eff_s代表31省(直轄市、自治區(qū))歷年資本配置效率，該數(shù)據(jù)是作者基于1996～2015年我國省際面板數(shù)據(jù)，根據(jù)Wurgler(2000)[24]模型和Swamy(1970)[23]隨機(jī)系數(shù)模型計算。在計算過程中，本文以固定資本形成總額為被解釋變量，工業(yè)增加值為解釋變量，通過考察固定資本形成與工業(yè)增加值之間的關(guān)系來描述資本配置效率(Wurgler，2000)。

表1 各省市經(jīng)濟(jì)變量描述性統(tǒng)計分析

其中，K代表固定資本形成總額，V代表地區(qū)工業(yè)增加值，Zit表示其他控制變量的對數(shù)值。2下標(biāo)i代表31個省市的編號，下標(biāo)t代表年份。βit代表該地區(qū)第i年第t期的資本配置效率，它一個彈性指標(biāo)，說明某個地區(qū)的工業(yè)增加值增長率每增加1%時該地區(qū)投資增長率增加的百分比。這個值越大則說明投資的理性程度越高，資本配置效率越高。也就是說，彈性βit指標(biāo)越大，代表工業(yè)增長更能促進(jìn)資本形成，說明投資或資本配置的效率越高。βit的取值范圍一般介于0～1之間，如果βit＜0，則說明資本配置完全沒效率，甚至為阻礙地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長；如果βit＞0，則說明資本配置富有效率，資本積累會顯著促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。

表1中，變量gdp代表各省市1996～2015年的地區(qū)生產(chǎn)總值，單位為億元；變量invest代表各省(直轄市、自治區(qū))1996～2015年的固定資產(chǎn)投資總額，單位為億元；變量fdi代表各省(直轄市、自治區(qū))1996～2015年的外商直接投資，單位為億美元；變量pop代表各省(直轄市、自治區(qū))1996～2015年年末總?cè)丝?，單位為萬人；變量fiscal代表各省(直轄市、自治區(qū))歷年財政公共支出規(guī)模，單位為億元；變量trade代表各省(直轄市、自治區(qū))歷年外貿(mào)進(jìn)出口總額，單位為億元；變量edu代表各省(直轄市、自治區(qū))歷年在校高中生人數(shù)，單位為萬人；變量year代表年份，變量province代表省份，以上數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

二、變量設(shè)定

考慮到本文選取的經(jīng)濟(jì)變量單位均有所不同，為了消除經(jīng)濟(jì)變量的單位影響，同時也為了減少模型估計的方差，提高模型估計的穩(wěn)健性，本文所有的變量都取對數(shù)值。3考慮表1中部分變量的取值小于1，為了不讓變量取對數(shù)之后出現(xiàn)負(fù)值，本文借鑒潘文卿(2012)[31]和潘文卿和張偉(2003)[32]的單調(diào)變換數(shù)據(jù)處理方法，對取值小于1的變量采取“先加1 ，然后再取自然對數(shù)”單調(diào)變換方法。

本文的因變量為地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)值lgdp=log(gdp)，以及地區(qū)生產(chǎn)總值的增長率lgdp2it=log(gdpit)-log(gdpit-1)。

本文的主要解釋變量為地區(qū)資本配置效率eff_s，考慮到地區(qū)資本配置效率的取值很小，有部分省份的資本配置效率小于1，為了盡量保持變量取對數(shù)之后的符號不變，設(shè)定leff_s=log(eff_s+1)。

地區(qū)年末人口對數(shù)變量lpop=log(pop)；地區(qū)固定資產(chǎn)投資的對數(shù)變量為linvest=log(invest)；地區(qū)外貿(mào)進(jìn)出口的對數(shù)變量為ltrade=log(trade)；地區(qū)外商直接投資的對數(shù)變量為lfdi=log(fdi)；地區(qū)政府財政支出的對數(shù)變量lfiscal=log(fiscal)；地區(qū)在校高中生數(shù)量的對數(shù)變量ledu=log(edu)等。

基于省際面板數(shù)據(jù)的實證檢驗

本節(jié)分別使用混合OLS、固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)和動態(tài)Arellano-Bond方法，實證檢驗資本配置效率、投資、FDI、外貿(mào)進(jìn)出口、人口、教育等經(jīng)濟(jì)變量對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響。設(shè)置的面板數(shù)據(jù)計量模型如下：

其中，province和year均為虛擬變量，用來控制截面固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)。公式(3)和(3)中，因變量分別為各省(市、自治區(qū))歷年地區(qū)生產(chǎn)總值lgdp和地區(qū)生產(chǎn)總值增長率lgdp2，lgdpit-1和lgdp2it-1分別代表其一階滯后變量。公式(2)中解釋變量矩陣Xit包含資本配置效率、固定資產(chǎn)投資、政府公共財政支出、FDI、外貿(mào)進(jìn)出口、人口、教育等經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的對數(shù)值變量。公式(3)中，解釋變量矩陣Xit2包括地區(qū)資本配置效率(leff_s)、地區(qū)年末人口對數(shù)變量(lpop)、政府干預(yù)程度lfiscal2、地區(qū)固定資產(chǎn)投資規(guī)模linvest2、地區(qū)對外開放程度ltrade2、地區(qū)外商企業(yè)直接投資規(guī)模lfdi2，以及地區(qū)教育水平ledu2。

一、資本配置效率對經(jīng)濟(jì)增長影響的總體效應(yīng)

表2分別使用混合OLS、固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)和動態(tài)Arellano-Bond方法，實證檢驗了資本配置效率、固定資產(chǎn)投資等經(jīng)濟(jì)變量對地區(qū)GDP的影響。

表2中，無論是混合OLS、固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)，還是動態(tài)Arellano-Bond方法估計，資本配置效率leff_s的估計系數(shù)均在1%的水平下顯著為正。結(jié)論和假設(shè)1預(yù)期一致，說明資本配置效率的提高，可以顯著促進(jìn)地區(qū)GDP增長。

表2 資本配置效率對經(jīng)濟(jì)增長影響的實證檢驗

表2中，四個回歸模型的估計結(jié)果中，固定資產(chǎn)投資linvest的估計系數(shù)均在1%的水平下顯著為正。結(jié)論和假設(shè)1預(yù)期一致，說明固定資產(chǎn)投資的增加，也可以促進(jìn)地區(qū)GDP增長。

表2中，人口變量lpop、政府公共財政支出lfiscal、外貿(mào)進(jìn)出口總額ltrade和外商直接投資lfdi的估計系數(shù)均顯著為正。說明人口、財政支出、外貿(mào)進(jìn)出口和外商直接投資等變量值的上升，都能促進(jìn)地區(qū)GDP的增加。但是，教育水平ledu的增加，對地區(qū)GDP的影響是不確定的，其估計系數(shù)正負(fù)均有，且顯著性水平差異較大。

表3分別使用混合OLS、固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)和動態(tài)Arellano-Bond方法，實證檢驗了資本配置效率與固定資產(chǎn)投資的交互作用對地區(qū)GDP的影響，并控制了外商直接投資、人口、政府干預(yù)、外貿(mào)進(jìn)出口、教育等經(jīng)濟(jì)社會變量。

表3中，leff_inv代表資本配置效率leff_s與固定資產(chǎn)投資linvest的交互項leff_s*linvest。加入交互項之后，資本配置效率對地區(qū)GDP增長率的影響或邊際效應(yīng)不再僅僅是leff_s的估計系數(shù)，固定資產(chǎn)投資對地區(qū)GDP增長率的影響也不僅僅是linvest的估計系數(shù)。以固定效應(yīng)估計的結(jié)果為例，資本配置效率對地區(qū)GDP增長率影響的邊際效應(yīng)為：-0.213+0.0283*linvest，這意味著固定資產(chǎn)投資超過一定規(guī)模之后，資本配置效率的提高才能促進(jìn)地區(qū)GDP增長。并且固定資產(chǎn)投資每增加一個百分點，可以使得資本配置效率對經(jīng)濟(jì)增長影響的邊際效應(yīng)提高約0.028個百分點。資本配置效率的邊際效應(yīng)-0.0334+0.0283*leff_s，意味著當(dāng)資本配置效率達(dá)到一定水平之后，投資的增加才能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。并且資本配置效率每增加一個百分點，可以使得固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)增長影響的邊際效應(yīng)提高約0.028個百分點。

表3 資本配置效率對經(jīng)濟(jì)增長率影響的實證檢驗

結(jié)論和假設(shè)1預(yù)期相一致，說明只有當(dāng)投資達(dá)到一定規(guī)模之后，資本配置效率的提高，才可以促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。反之，只有當(dāng)資本配置效率達(dá)到一定水平之后，投資才是有效的，投資的增加才能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。并且，固定資產(chǎn)投資規(guī)模越大，資本配置效率對經(jīng)濟(jì)增長影響的邊際效應(yīng)越大；資本配置效率越高，固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)增長影響的邊際效應(yīng)越大。

表4中，變量leff_inv2代表資本配置效率leff_s與固定資產(chǎn)投資占比linvest2的交互作用。此外，其他控制變量包括政府參與度lfiscal2、外貿(mào)開放度ltrade2、對外開放程度lfdi2、教育水平ledu2等經(jīng)濟(jì)變量，進(jìn)一步驗證了表3中的結(jié)果以及假設(shè)1的預(yù)期。

表4 資本配置效率與投資的交互作用對經(jīng)濟(jì)增長率影響的實證檢驗

表4中，同樣以固定效應(yīng)估計結(jié)果為例，投資的邊際效應(yīng)為-0.415+0.434*leff_s，意味著只有當(dāng)資本配置效率超過一定水平之后，投資的增加才能促進(jìn)地區(qū)GDP增長；并且資本配置效率每一個百分點，可以使得投資對經(jīng)濟(jì)增長的邊際效應(yīng)提高約0.434個百分點。資本配置效率的邊際效應(yīng)為-0.168+0.434*linvest，意味著只有當(dāng)固定資產(chǎn)投資達(dá)到一定規(guī)模之后，資本配置效率的提高才能促進(jìn)地區(qū)GDP增長。并且投資占比每提高一個百分點，可以使得資本配置效率對經(jīng)濟(jì)增長影響的邊際效應(yīng)提高約0.434個百分點。

二、資本配置效率對經(jīng)濟(jì)增長影響的地區(qū)差異

本節(jié)從我國東部、中部、西部分地區(qū)角度，使用面板計量的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型，實證檢驗資本配置效率等因素對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響，比較分析資本配置效率、投資、政府干預(yù)、FDI等經(jīng)濟(jì)變量對地區(qū)GDP影響的空間差異特征。

表5中，無論是固定效應(yīng)估計結(jié)果，還是隨機(jī)效應(yīng)估計結(jié)果。在不考慮資本配置效率與固定資產(chǎn)投資的交互作用的情況下，東部地區(qū)的資本配置效率對地區(qū)GDP的促進(jìn)作用最大，中西部地區(qū)次之；但是，西部地區(qū)固定資產(chǎn)投資對地區(qū)GDP的促進(jìn)作用最大，中部地區(qū)次之，東部地區(qū)最低。這主要是因為中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)總量基數(shù)較低，投資對GDP的拉動效應(yīng)更為顯著。

表6中，加入了資本配置效率與固定資產(chǎn)投資的交互項leff_inv。實證結(jié)果和假設(shè)2預(yù)期一致，從分地區(qū)的角度來看，資本配置效率與投資的交互作用對地區(qū)GDP的影響，中部地區(qū)最高，東部地區(qū)次之，西部地區(qū)最低。以固定效應(yīng)估計結(jié)果為例，資本配置效率與投資的交互作用對地區(qū)GDP影響的邊際效應(yīng)中部地區(qū)、東部地區(qū)和西部地區(qū)分別為0.157、0.00833和-0.0788，資本配置效率與投資的交互作用對地區(qū)GDP影響呈現(xiàn)出明顯的地區(qū)分化特征。

表5 分地區(qū)資本配置效率對經(jīng)濟(jì)增長影響的實證檢驗

表6 分地區(qū)資本配置效率與投資的交互作用對經(jīng)濟(jì)增長影響的實證檢驗

穩(wěn)健性檢驗：基于空間面板計量的實證檢驗

一、空間面板實證檢驗

本節(jié)分別使用空間自回歸模型(Spatial Lag Model 或者Auto Regression Model, SAR)、空間誤差模型(Spatial Error Model，SEM)和空間Durbin模型(Spatial Durbin Model，SDM)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，同時測度資本配置效率、投資、人口、政府干預(yù)、外貿(mào)進(jìn)出口、FDI、教育等經(jīng)濟(jì)變量的空間溢出效率。本節(jié)構(gòu)建基準(zhǔn)空間面板計量模型如下：

公式(4)中所有變量均省略下標(biāo)it，τn是一個常數(shù)向量，表明我國資本配置效率的均值不為0。W是空間權(quán)重矩陣，X是解釋變量矩陣，包括我們設(shè)計的除因變量以外的所有經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。

本文構(gòu)建空間權(quán)重矩陣W時，如果兩個地區(qū)相鄰接，則相應(yīng)的矩陣元素取值為1；如果兩個地區(qū)不相鄰接，則對應(yīng)的矩陣元素取值為0，即：

考慮到海南的特殊區(qū)域為止，海南雖然沒有與“兩廣”(廣西、廣東)連接，但三者之間的經(jīng)貿(mào)往來最為頻繁，并且海南的發(fā)展也更容易受到“兩廣”經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，因而本文始終假定海南與“兩廣”鄰接。

表7使用極大似然估計(MLE)方法，給出了資本配置效率對地區(qū)GDP影響的空間面板估計結(jié)果，樣本為來自31個省(直轄市、自治區(qū))2002015年的面板數(shù)據(jù)。

表7中，Moran MI空間自相關(guān)檢驗的P值為0.032，說明解釋變量與被解釋變量之間存在很強(qiáng)的空間關(guān)聯(lián)系。

表7中，在使用空間自回歸模型、空間誤差模型和空間Durbin模型進(jìn)行實證檢驗之后，資本配置效率和固定資產(chǎn)投資對地區(qū)生產(chǎn)總值影響的總效應(yīng)仍然顯著為正，并進(jìn)一步驗證了前文分析的穩(wěn)健性。說明地區(qū)資本配置效率的提高和固定資產(chǎn)投資的增加可以促進(jìn)地區(qū)GDP增加。其余控制變量如人口、財政支出、外貿(mào)進(jìn)出口和外商直接投資等，也都和前文分析一致。

表7 資本配置效率對經(jīng)濟(jì)增長率影響的空間面板計量分析

二、空間溢出效應(yīng)分解

表7中的邊際效應(yīng)，只是反映了解釋變量對被解釋變量影響的總體效應(yīng)。要區(qū)分開解釋變量對被解釋變量影響的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，可以使用空間Durbin模型進(jìn)行邊際效應(yīng)分解，具體結(jié)果如表8所示。

表8中，使用空間Durbin模型之后計算的邊際效應(yīng)、直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，最大的特征就是空間溢出效應(yīng)與直接效應(yīng)符號相同。表明在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中，相鄰地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)行為以擴(kuò)散效應(yīng)為主。

表8中，資本配置效率對地區(qū)GDP影響的總效應(yīng)為0.0852。其中，資本配置效率對地區(qū)GDP影響的直接效應(yīng)為0.0743，由于本文使用的變量均為對數(shù)形式，邊際效應(yīng)即是線性投入產(chǎn)出彈性。這意味著資本配置效率每提高一個百分點，可以使得地區(qū)GDP提高約0.0743個百分點。資本配置效率的空間溢出效應(yīng)為0.0109，說明周邊地區(qū)資本配置效率的提升，會對本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生擴(kuò)散效應(yīng)。周邊地區(qū)的資本配置效率提升1個百分點，可以拉動本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長提升約0.0109個百分點。

表8中，固定資產(chǎn)投資對地區(qū)GDP影響的總效應(yīng)為0.4169。其中，固定資產(chǎn)投資對地區(qū)GDP影響的直接效應(yīng)為0.3634，說明固定資產(chǎn)投資每增加1個百分點，可以使得地區(qū)GDP增長約0.3634個百分點。固定資產(chǎn)投資對地區(qū)GDP影響的空間溢出效應(yīng)為0.0535，說明周邊地區(qū)的固定資產(chǎn)投資的增加，會對本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生擴(kuò)散效應(yīng)。周邊地區(qū)的固定資產(chǎn)投資增加1個百分點，可以拉動本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長約0.0535個百分點。

其余控制變量的回歸系數(shù)，雖然和前文分析略有不同，但是結(jié)論卻是一致。總體而言空間溢出效應(yīng)表現(xiàn)為正，主要以擴(kuò)散效應(yīng)為主。結(jié)論和假設(shè)3預(yù)期一致，投資的空間溢出效應(yīng)顯著為正，資本配置效率的空間溢出效應(yīng)也為正，但小于投資空間溢出效應(yīng)。

結(jié)論與政策建議

本文基于我國31個省(直轄市、自治區(qū))1996～2015年的省際面板數(shù)據(jù)，使用混合OLS、固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)、動態(tài)Arellano-Bond的方法，實證檢驗了資本配置效率及其與投資的交互作用對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響，并且使用空間自回歸模型(Spatial Lag Model 或者Auto Regression Model,SAR)、空間誤差模型(Spatial Error Model，SEM)和空間Durbin模型(Spatial Durbin Model，SDM)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，實證研究發(fā)現(xiàn)：第一，資本配置效率對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在門檻效應(yīng)。只有當(dāng)投資達(dá)到一定規(guī)模之后，資本配置效率的提高，才可以促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。反之，只有當(dāng)資本配置效率達(dá)到一定水平之后，投資才是有效的，投資的增加才能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；第二，資本配置效率與投資的交互作用對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響存在顯著的空間差異。資本配置效率與投資的交互作用對GDP的影響，中部地區(qū)最高，東部地區(qū)次之，西部地區(qū)最低，甚至可能為負(fù)；第三，投資的空間溢出效應(yīng)顯著為正，資本配置效率的空間溢出效應(yīng)也為正，但資本配置效率的空間溢出效應(yīng)小于投資的空間溢出效應(yīng)。因為資本配置效率的提高會對周邊地區(qū)產(chǎn)生兩方面的影響，一方面資本配置效率的提高促進(jìn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，對周邊地區(qū)產(chǎn)生了擴(kuò)散效應(yīng)或正效應(yīng)；另一方面，本地區(qū)資本配置效率的相對提高，可能會導(dǎo)致周邊地區(qū)的資本流入本地區(qū)，從而對周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。根據(jù)本文的研究結(jié)論，提出以下幾點政策建議供相關(guān)部門參考：

表8 空間Durbin模型的邊際效應(yīng)分解

第一，實施有差異的區(qū)域金融政策。東部地區(qū)的民間資本較為活躍，金融市場化水平較高。而中西部地區(qū)的民間資本活躍度低，資本市場發(fā)展不成熟。首先，在推進(jìn)股票主板、中小板、創(chuàng)業(yè)板和新三板市場發(fā)展過程中，既要為高科技成長型企業(yè)提供股份流動和融資的機(jī)會，有效的發(fā)揮以資本市場為主的直接融資對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。也要增加中西部地區(qū)企業(yè)上市融資的優(yōu)先級，支持中西部地區(qū)的企業(yè)上市融資，幫助提升中西部地區(qū)的金融市場化水平，提升中西部地區(qū)直接融資比重，助推中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長；其次，在金融政策方面，探索實施區(qū)域差別化的存款準(zhǔn)備金率、再貼現(xiàn)、信貸與再貸款等政策，對中西部地區(qū)予以傾斜支持。適當(dāng)放松中西部地區(qū)的金融機(jī)構(gòu)市場準(zhǔn)入限制，完善區(qū)域金融市場退出機(jī)制，引導(dǎo)全國性商業(yè)銀行更好地服務(wù)于區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。

第二，創(chuàng)新金融支持產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移機(jī)制。對中西部地區(qū)設(shè)立的產(chǎn)業(yè)引導(dǎo)基金或國資創(chuàng)投公司，國家適當(dāng)給予財政、土地或稅收政策支持，加大對中西部地區(qū)承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，特別是前期基建投資建設(shè)的支持，促進(jìn)東部發(fā)達(dá)地區(qū)產(chǎn)業(yè)向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移和集聚發(fā)展，最終實現(xiàn)東、中、西地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級和區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。

第三，促進(jìn)區(qū)域金融合作交流。構(gòu)建全國統(tǒng)一的企業(yè)資信評級標(biāo)準(zhǔn)、相互認(rèn)定體系、企業(yè)信用信息平臺、企業(yè)和個人納稅信息系統(tǒng)、金卡信息工程和金融機(jī)構(gòu)數(shù)據(jù)平臺等多層次信息系統(tǒng)，促進(jìn)資金跨區(qū)域自由流動與優(yōu)化配置，積極推動區(qū)域產(chǎn)權(quán)交易市場和要素市場發(fā)展，為不同區(qū)域的企業(yè)重組、并購、產(chǎn)權(quán)置換提供交易平臺。通過金融機(jī)構(gòu)或公司實施相互參股、跨區(qū)域經(jīng)營和戰(zhàn)略重組并購等，促進(jìn)金融機(jī)構(gòu)或公司的深入合作交流。促進(jìn)金融資本跨區(qū)域配置，全面提升資本配置對經(jīng)濟(jì)增長影響的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)。

注釋