中部崛起战略与区域经济差距分析.docx

中部崛起战略与区域经济差距分析.docx

《中部崛起战略与区域经济差距分析.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《中部崛起战略与区域经济差距分析.docx（6页珍藏版）》请在冰豆网上搜索。

中部崛起战略与区域经济差距分析

　　自1978年改革开放以来，中国经济持续高速增长，但同时也存在着一些突出问题，区域之间发展不平衡便是其中之一。

　　为了促进区域经济协调发展，缩小地区发展差距，中国的区域发展战略与区域政策转向了促进区域协调发展。

　　2006年，国家正式实施了促进中部地区崛起战略，其中，中部地区主要包括山西、河南、湖北、湖南、安徽、江西等6省。

　　此后，国务院及有关部门、各级地方政府先后出台、制定实施了一系列政策措施，以贯彻落实促进中部地区崛起战略。

　　那么，促进中部地区崛起战略对于中部地区经济增长有无作用？

在促进中国区域经济差距缩小方面是否有效？

如果有效的话，在多大程度上促进了中国区域经济发展差距的缩小？

这是需要进行深入研究的问题。

　　1实证分析模型及数据处理11实证分析模型为了验证中部地区崛起战略对于促进中部地区经济增长有无作用及其在促进中国区域经济差距缩小方面的有效性，本文借鉴学者们估计中国区域经济增长、地区差距时经常使用的β收敛方程，该方程是基于由新古典增长模型所得到的式回归方程。

　　同时，借鉴邦德、霍弗-与坦普尔对索洛增长模型进行的动态面板分析模型［1］，本文采取的实证模型其形式如下△=Υ+α△,-1+β,-1+Χλ+η+ε1其中，被解释变量△为对数差分形式的劳均①；△,-1为滞后的被解释变量；,-1是对数形式的初始的劳均；表示时期的其他变量；是时间虚拟变量；η是个体效应；ε为干扰项；下标与分别表示地区和时间。

　　该模型兼有动态增长及条件β收敛模型的特征，这一模型也是刘生龙、王亚华、胡鞍钢2009对西部大开发效应进行实证检验时使用的基本模型［2］。

　　为了检验促进中部地区崛起战略的有效性，我们对1式进行修改，最终使用的回归模型形式如下△=Υ+α△,-1+β,-1+Χλ+δ1+*2006+η+ε2式2中变量含义与1式中基本相同。

　　所不同的是，式中增加了区域与时间虚拟变量的交叉项*2006，其中当=1时，代表中部地区；当=0，则代表除中部地区以外的其他地区；时间虚拟变量2006代表促进中部崛起战略实施时间，2006年以前2006=0，2006年及以后年份2006=1。

　　此处的参数值δ1即表明了在促进中部崛起战略实施前后中部地区增长速度的变化与其他地区经济增长速度的变化之差，从中可以看出前者是否明显高于后者，以此可以对中部崛起战略实施效果进行评估。

　　12变量选择丹尼•罗德里克曾将影响增长的因素划分为直接因素和基本因素两大类［3］。

　　直接因素主要包括要素禀赋劳动、资本、自然资源、生产率技术、分配效率；基本因素主要包括地理环境、一体化和制度。

　　对于中国经济增长因素的分析，学者们进行了大量研究。

　　同时，在促进区域协调发展过程中，区域政策扮演着重要角色。

　　在世界各国的经济发展过程中，越来越多的国家将区域政策的主要目标确定为缩小区域收入水平与就业水平差距。

　　因此，本文依据丹尼•罗德里克的增长决定因素的分析框架，借鉴学者们在研究中国区域经济增长及收敛过程中的研究成果［4-7］，考虑到中国区域经济政策的现实，本文选取的变量主要涉及物质资本、人力资本、基础设施、产业结构转换等几个方面。

　　同时，由于中国目前政治体制改革滞后，在地区经济增长过程中，中央政府及地方政府在一定程度上还发挥着主导作用，因此，在实证分析时我们也选用政府规模作为重要的解释变量。

　　物质资本投入我们选用各地区资本存量进行度量；人力资本投入我们选用劳均受教育年限进行度量；基础设施状况我们主要选用交通基础设施方面的指标进行反映。

　　同时，为了分析产业结构转换效应，我们增加了第二产业、第三产业总产值占比重作为代理变量。

　　对于政府规模的度量，我们采用樊纲、王小鲁、朱恒鹏2007［8］的方法，用国家机关、党政机关和社会团体年底职工人数占当地总人口的比例进行度量。

　　13数据来源及处理本文的数据来源为1997-2008年数据主要来自于《新中国60年统计资料汇编》，部分缺失数据用《中国国内生产总值核算历史资料1952-2004》、相关年份《中国统计年鉴》相关数据进行补充。

　　2009年数据来自《中国统计年鉴2010》。

　　交通基础设施数据来源于相关年份《中国统计年鉴》及《中国交通年鉴》。

　　劳均使用劳均实际进行度量，计算方法是先将各地区根据地区生产总值指数折算为1978年价格，然后再以实际除以年平均就业人数总数即以上年年底数与本年年底数之和除以2得到；各地区的资本存量数据计算主要依据张军等2004［9］提供的方法计算；分三次产业资本存量依据徐现祥、周吉梅、舒元2007［10］方法进行推算。

　　并以各地区固定资产投资价格指数将资本存量折算为1978年价格，个别省份、个别年份缺少的固定资产投资价格指数以商品零售价格指数进行替代。

　　同时，在实证计量分析时用对数形式的劳均固定资本存量作为替代指标；劳均受教育年限的计算方法使用陈钊、陆铭、金煜［11］及多数学者曾使用的方法，本文对劳均受教育水平指标的计算方法是，首先将每一种受教育水平按一定的受教育年限进行折算，然后乘以该教育水平的人数，再加总，最后除以相应的总人口。

　　为了增加可比性，我们在度量交通基础设施综合能力时依据运输能力，依据二级公路为标准把不同等级的公路、铁路里程折算为准道路里程。

　　并采用其与人口的比率来度量交通便利程度。

　　各变量的描述见表1。

　　2实证结果及分析21中部崛起战略与中国区域经济整体差距实证模型估计结果分析为了克服动态方程中滞后因变量的内生性问题，本文采用系统广义矩估计方法对回归方程进行估计。

　　为了判断残差项是否存在序列相关，本文进行了自回归检验，并报告了1、2检验的值。

　　为了检验的工具变量是否有效，我们对模型进行了萨甘-检验，并报告了萨甘检验的值。

　　中部崛起战略实施效应实证检验结果如表2所示。

　　首先，我们在解释变量中使用了劳均受教育年限、劳均资本存量、人均标准道路里程及政府规模代理变量，估计结果报告于表2的第1列。

　　从各参数估计结果来看，滞后一期的被解释变量前面的系数为正，且在1的显著性水平下通过了检验，表明了中国经济增长具有明显的滞后效应；初始劳均前系数为负，且在1的显著性水平下通过了检验，表明在控制了一定变量情况下，中国经济增长存在着明显的条件β收敛趋势；劳均受教育年限前系数为正，且通过了10显著性水平检验，表明劳均受教育年限水平的提高有助于经济增长，同时表明了教育对经济的推动作用；劳均资本存量前系数显著为正，且通过了1显著性水平检验，表明劳均资本存量水平对于经济增长具有积极的促进作用；交通基础设施与政府规模代理变量前系数均未通过显著性检验。

　　令人困惑的是，我们关心的区域与时间虚拟变量交叉项*2006前的系数显著为负，通过了10显著性水平下的显著性检验，表明中部崛起战略实施后，对中国经济的增长没有起到促进增速作用，反而是降低了其应有的增长速度。

　　*2006前的系数表明，2006年中部崛起战略实施后，中部地区的增长速度比应有的速度降低了约22个百分点。

　　2006-2009年，中部地区应有的劳均的年均增长速度应为145个百分点，而实际增长速度为仅达到了123，比预期的降低了22个百分点。

　　究其原因，本文认为可能是由于中部崛起战略实施较晚，既晚于沿海优先发展战略，又晚于西部大开发战略，也晚于东北等老工业基地崛起战略，使得中部塌陷形势严峻。

　　中部崛起战略实施于2006年，而各种政策从制定、实施到起到一定的效果，都有一定的滞后期。

　　也就是说，从本文所涉及的时间序列来看，可能中部崛起战略效应并未完全显现。

　　同时，中国目前的许多区域政策仍然停留在战略层次，政策的可操作性不足张可云，2009［12］，这也制约了中部崛起战略各项政策效应的发挥。

　　如果考虑到2008年全球金融危机等市场环境的变化，可能均会影响到中部崛起战略政策效应的发挥，影响到中部地区经济的增长。

　　既然中部崛起战略在短期内并未起到应有的促进作用，那么在长期内是否也如此呢？

为此，我们对被解释变量的2年期平均增长率进行估计分析，估计结果列于表2第2列，其结果与第1列相似。

　　所不同的是，政府规模代理变量前系数具有了显著性，而区域与时间虚拟变量交叉项*2006前的系数依然为负，且显著性水平有所提高，通过了5显著性水平下的显著性检验。

　　表明即使考虑滞后二期时，中部崛起战略的实施也没有预期的增长效应。

　　为了进一步检验在控制中部崛起战略实施时间以后，究竟是三次产业中哪一次产业的投资更为有效、哪一类交通基础设施促进了经济增长与中国区域经济的收敛，以及产业结构转换效应对经济增长的影响，本文分别将资本存量分解为分三次产业资本存量，并以劳均水平作为其代理变量；将交通基础设施细分为国家铁路营业里程、内河航道里程、高速公路里程、等级公路里程、等外路等五种类型，并以其与人口比值作为替代指标，以第二产业、第三产业比重作为产业结构转换效应代理变量。

　　我们将这些分解后的变量纳入实证方程，其估计结果见表2的第3列。

　　与第1列的估计结果相同，当细分了各类解释变量之后，交叉项*2006前的系数依然显著为负，通过了5显著性水平下的显著性检验。

　　从细分后的各类解释变量来看，就分三次产业资本的有效性来看，一产资本存量前系数虽然为正，但不具有显著性；三产资本存量前系数甚至为负，同样不具有显著性；而只有第二产业劳均资本存量前的系数为正，且通过了10的显著性水平检验，表明与一产、三产相比，二产的物质资本使用效率较高；就交通基础设施估计结果来看，等级公路、高速公路对于经济发展具有显著的促进作用，并有利于区域经济的收敛。

　　相比之下，等外路则与经济发展呈现出较为明显的负相关关系。

　　而第二产业、第三产业比重前估计系数虽然为正，但均不具有显著性，表明产业结构转换效应对经济增长的促进作用不明显。

　　22解释变量二次差分估计结果分析二次差分方法--，是进行政策效应评价的有效方法，其思想就是对处理组的简单差分与控制组简单差分的差值王志刚，2008［13］。

　　为进一步检验中部崛起战略促进中部地区经济增长的动力机制，本文使用二次差分法估计了中部崛起战略实施前后影响中部地区及其他地区经济增长的解释变量的变化及影响。

　　各变量二次差分估计结果列于表3。

　　总体来看，与其他地区相比，中部崛起战略的实施，中部地区在物质资本存量、公路基础设施的某些方面得到较快发展，而在其他方面相比于其他地区的发展并不具有优势，甚至明显滞后。

　　在人力资本的教育方面，中部地区劳均受教育水平的变化略好于其他地区，但这是主要由于其他地区这一指标的增长也处于下滑趋势，只是中部地区增长的下滑速度较慢。

　　在物质资本投资方面，不论是总体水平，还是分三次产业形成的物质资本水平，中部地区均得到了较快的发展，尤其是第二产业劳均资本存量水平增长率在中部崛起战略实施后比该战略实施前提高了84个百分点，其变化均值高于其他地区4个百分点。

　　而前面的实证分析表明，物质资本存量水平的提高对于中国经济增长具有比较显著的促进作用。

　　中部地区劳均资本存量方面的优势，对中部地区经济增长具有一定的推动作用。

　　在交通基础设施方面，中部崛起战略实施以来，虽然中部地区的铁路、内河航道、高速公路、等级公路以及等外公路的里程均得到一定程度的拓展与提高，但相比中部崛起战略实施以前，增长速度优势整体不明显。

　　虽然等级公路增长速度提高了166个百分点、等外公路增长速度提高了491个百分点，但高速公路增长却降低了269个百分点；铁路营运里程增速略有提高，而内河航道里程增速略有下降。

　　与其他地区相比，中部地区在中部崛起战略实施前后仅有等级公