浙江經濟增長驅動力的區域差異分析——基于浙江11個地市面板數據的研究

郭 鷹

(浙江省社會科學院經濟研究所,浙江 杭州 310025)

一、引 言

經濟發展的區域差異問題是我國經濟發展過程中普遍存在的現象之一,這種差異不僅體現在我國東、中、西三大地區之間,同時也體現在省區內部各市域之間。地域狹小的浙江地區內部經濟增長的差異問題,更易影響社會穩定和省內經濟的良性發展。

改革開放以來,浙江經濟快速增長,但在總體經濟高速發展的同時,省內各區域間、各地市間卻存在很大的差異。金融危機對浙江的經濟影響已日益顯現,但由于浙江各區域的經濟結構特點不同,金融危機背景下的浙江各地市的經濟增長的驅動力必然表現出一定的區域差異。經濟增長由最終需求拉動,而最終需求由三部分組成,即出口需求、投資需求和消費需求,這三部分最終需求通常被稱為拉動經濟增長的 “三駕馬車”。只要出口、投資、消費的其中 “一駕馬車”動力不足,那么整個國民經濟的增長就難以保證。

二、相關文獻回顧

許多學者早已注意到浙江省的區域差異問題,并對其進行了大量研究。陳修穎 (2009)研究了1990年以來浙江沿海區域差異及其成因,認為各縣市都獲得了較快的發展,但區域發展差異也迅速擴大,沿海內部的區域差異成為浙江省區域差異的主要內容,并運用錫爾系數分析1990年以來浙江沿海經濟差異,結果表明浙江沿海總體經濟差異呈先降低后上升的趨勢,市內差異和市縣間差異是總體差異的主要組成部分,而且市內差異不斷擴大[1]。王壽春 (1999)研究了浙江區域經濟的結構性差異,認為浙東北和浙西南兩大區域在經濟結構方面的差異呈擴大趨勢[2]。余建新和祝煒平(2004)用單一指標分析了浙江省內區域經濟發展差異,指出浙江省內存在3個層次的經濟發展差異,城鄉差異大于縣際差異,縣際差異又大于鄉鎮間的差異[3]。陸曉冬 (2001)分析了 “九五”期間浙江區域經濟發展差異,得出了浙江區域經濟發展差異表現為城市經濟發展快于縣域經濟、欠發達地區與較發達地區的差異繼續擴大,無論在相對差異還是絕對差異上,浙江區域經濟發展差異都在擴大,而造成這種差異的主要原因有區域經濟發展的要素投入差異、產業結構上的層次差異和城市化進程的差異[4]。陳自芳等 (1999)實證分析了浙江區域經濟發展差異的原因,從工業總產值增長率、各類市場擁有率、非國有工業企業產值占全部產值的比重等指標分析了改革開放以來浙江區域經濟發展速度與工業化,尤其是個體民營與鄉鎮企業發展、市場化程度有很強的相關性[5]。李昌興 (2004)分析了浙江區域經濟發展差異與產業結構變動的關系,通過對浙江省內各地區產業結構及其偏離分額的分析,得出第三產業的發展帶動了全省GDP的發展速度,很好地推動了浙江省區域協調發展的步伐[6]。李植斌和汪偉新 (2003)從區域經濟差異變動狀況分析入手,客觀評價了各地區的綜合經濟發展動力,探討了地區經濟變動的原因[7]。葉華和陳修穎 (2009)以浙江省11個地級市為基本單元,以人均國內生產總值為測度區域經濟差異的變量指標,運用標準差指數和變異系數的研究方法,分析了浙江省1990年以來區域經濟差異的演變軌跡,并運用錫爾系數對其進行了空間分解,結果表明浙江省的相對差異和絕對差異均呈擴大的趨勢,地區間差異是造成浙江省總體差異的主要因素[8]。潘強敏 (2005)從地理區位、產業結構和產業組織等對省內25個欠發達縣和3個欠發達海島的經濟落后原因進行了深入探究,解釋了欠發達縣存在的共同問題[9]。

但上述研究普遍存在以下不足：(1)沒有注意到消費、投資和出口三大經濟驅動力的區域差異及其對經濟增長影響的差異;(2)使用時間序列或截面數據,用OLS方法進行估計,導致樣本容量偏小,估計方法過于簡單,且不能同時反映各區域間的靜態差異情況和各個區域本身的動態變化特征,因此會影響模型的擬合效果,估計結果的可信度不高。基于以上分析,本文擬采用面板數據,從消費、投資和出口三大需求驅動力的角度,分析其對浙江不同區域經濟增長的影響。

三、理論模型與研究假設

本研究的面板數據模型的形式為：

其中,xit是1×k維解釋變量矩陣,βi為k×1維向量,k為解釋變量的個數,N表示個體截面成員的個數,T表示每個截面成員的觀察時期數。

根據截距項α和系數項β的不同,我們可以將模型分為三種類型：

(1)無個體影響的不變系數模型,即αi=αj,βi=βj(2)

(2)含有個體影響的不變系數模型 (變截距模型),即αi≠αj,βi=βj(3)

(3)含有個體影響的變系數模型 (無約束模型),即αi≠αj,βi≠βj(4)

研究面板數據的第一步是檢驗研究的問題屬于上述三種類型的哪一種,廣泛使用的方法是協方差分析檢驗,主要檢驗兩個假設：

如果接受假設H2,則可以認為樣本數據符合模型 (2),無需再進一步的檢驗。如果拒絕假設H2,則需檢驗假設H1。如果接受假設H1,則認為樣本數據符合模型 (3)。反之,則認為樣本數據符合模型 (4)。對應假設H1和H2,在檢驗的過程中構造的檢驗統計量分別為：

給定顯著性水平α,若F2＞Fα,則拒絕假設H2,繼續檢驗假設H1。反之,則認為樣本數據符合模型 (2)。若F1＞Fα,則拒絕H1,認為樣本數據符合模型 (4),否則符合模型 (3)。

我們從凱恩斯提出的Y=C+I+(X-M)(即總產出=總消費+總投資+(出口-進口))這一國民經濟核算體系中的恒等式出發,設定本研究的地區生產總值與消費、投資和凈出口的面板數據模型如下：

式 (7)中,GDPit是因變量,為第i個市在第t年的地方生產總值 (按GDP價格指數進行平減);αi為第i個市的截距項;Cit、Iit和Xit是因變量,分別為第i個市在第t年的消費水平、投資水平和凈出口水平。其中,消費水平以社會消費品零售總額為指標,投資水平以全社會固定資產投資額為指標,凈出口水平以出口與進口的差額為指標 (按照當期匯率換算為人民幣計價)。上述因變量均按居民消費價格指數進行平減,βi1、βi2和βi3為自變量系數,i取值為1-11并分別表示杭州(HANGZHOU)、寧波 (NINGBO)、嘉興 (JIAXING)、湖州 (HUZHOU)、紹興 (SHAOXING)、舟山(ZHOUSHAN)、溫州 (WENZHOU)、金華 (JINHUA)、衢州 (QUZHOU)、臺州 (TAIZHOU)和麗水(LISHUI)等11個市,t表示不同的年度 (即2000-2008年),uit為隨機擾動項。

四、實證分析及結果

本文使用的各變量時間序列數據分別取自 《浙江省統計年鑒 (2009)》及各市統計年鑒并經過整理,因部分地市2000年以前的進出口統計數據無法獲取,所以本文的研究采用2000-2008年的統計數據。

為判斷模型的具體形式,根據式 (5)、(6)計算得到 (N=11,k=3,T=9)：F2=11.63;F1=2.64。查F分布表,在給定1%的顯著性水平下,相應的臨界值為：F(40,55)=1.94;F(30,55)=2.03。由于F2＞1.94,所以拒絕H2;又由于F1＞2.03,所以拒絕H1。因此,模型采用變系數模型。考慮到各個時期宏觀環境對各市影響的一致性,所以本文在分析中不考慮各時期的特有影響。本研究的數據包括了浙江省的所有地市,因此我們采用固定影響變截距變系數模型。由于不同區域之間的經濟發展差異較大,可能存在橫截面異方差,為了減少由此造成的影響,本文采用截面加權 (Cross-section Weights),在回歸中選取 “最小二乘法”,估計的分析軟件為Eviews6.0。估計結果詳見表1所示。

模型總體擬合度達到99.9%,F值為935,通過檢驗。DW值為2.39,接近2,說明隨機誤差項不存在自相關 (或自相關性很弱),可以不考慮。通過以上分析,我們可以得到以下結論：

1.在消費驅動力方面,各市差異很大。其中,杭州消費需求對地區生產總值的拉動力最大,邊際貢獻為2.98,排在其后的依次為衢州 (2.79)、寧波 (2.74)、舟山 (2.63)、嘉興 (2.57)、紹興 (2.17)、麗水 (2.06)、溫州 (1.21)、金華 (0.71)、湖州 (-0.20)和臺州 (-0.94)。湖州和臺州的消費邊際貢獻為負值,其原因可能是在10%的顯著性水平下沒有通過t檢驗,存在多重共線性。從區域來看,浙東北六市 (杭州、寧波、嘉興、湖州、紹興和舟山)的消費邊際貢獻平均值為2.15,浙西南五市 (溫州、金華、衢州、臺州和麗水)的消費邊際貢獻平均值為1.17,浙東北地區消費對生產總值的拉動力要明顯高于浙西南地區。

表1 面板數據模型估計結果

2.在投資驅動力方面,各市差異也很大。其中,舟山投資需求對地區生產總值的拉動力最大,邊際貢獻為0.46,排在其后的依次為衢州 (0.33)、嘉興 (0.33)、溫州 (0.24)、寧波 (0.23)、杭州(0.20)、臺州 (0.05)、金華 (0.04)、湖州 (-0.06)、紹興 (-0.08)和麗水 (-0.10)。湖州、紹興和麗水的投資邊際貢獻為負值,其原因可能是在10%的顯著性水平下沒有通過t檢驗,存在多重共線性。從區域來看,浙東北六市 (杭州、寧波、嘉興、湖州、紹興和舟山)的投資邊際貢獻平均值為0.18,浙西南五市 (溫州、金華、衢州、臺州和麗水)的投資邊際貢獻平均值為0.11,浙東北地區投資對生產總值的拉動力要明顯高于浙西南地區。

3.在凈出口驅動力方面,各市差異仍很大。其中,麗水凈出口需求對生產總值的拉動力最大,邊際貢獻為2.92,排在其后的依次為湖州 (2.70)、臺州 (2.67)、金華 (1.28)、溫州 (1.07)、紹興 (1.01)、舟山 (0.10)、寧波 (0.09)、嘉興 (0.07)、杭州 (-0.28)和衢州 (-2.13)。杭州和衢州的投資邊際貢獻為負值,其原因可能是在10%的顯著性水平下沒有通過t檢驗,存在多重共線性。從區域來看,浙東北六市 (杭州、寧波、嘉興、湖州、紹興和舟山)的凈出口邊際貢獻平均值為0.61,浙西南五市 (溫州、金華、衢州、臺州和麗水)的凈出口邊際貢獻平均值為1.16,浙東北地區凈出口對生產總值的拉動力要明顯低于浙西南地區。

五、結 語

進入后金融危機時代,當經濟企穩回升后,經濟增長的驅動力亟待由政府投資向市場驅動轉變。浙江各地市的經濟增長驅動力如何成功轉變,將直接關系到浙江經濟新一輪的發展。政府在制定政策措施時應充分考慮到各地經濟增長驅動力的差異性,因地制宜地出臺相應政策,以提高政策的針對性和有效性,不能搞 “一刀切”。

[1]陳修穎.1990年以來浙江沿海區域差異及其成因分析[J].地理科學,2009,(1).

[2]王壽春.浙江區域經濟的結構性差異及發展對策研究[J].浙江社會科學,1999,(2).

[3]余建新,祝煒平.浙江區域經濟發展差異研究[J].地域研究與開發,2004,(4).

[4]陸曉冬.“九五”期間浙江經濟發展區域差異分析[J].財經論從,2001,(11).

[5]陳自芳等.浙江區域經濟的不平衡發展及純差異的收斂性 [J].浙江社會科學,1998,(l).

[6]李昌興.浙江區域經濟差異研究[J].浙江師范大學學報,2004,(5).

[7]李植斌,汪偉新.浙江省90年代區域經濟差異變動研究 [J].浙江海洋學院學報 (人文科學版),2003,(3).

[8]葉華,陳修穎.浙江省區域經濟差異的演變軌跡及分解分析[J].嘉興學院學報,2009,(4).

[9]潘強敏.對浙江欠發達地區發展狀況的分析和思考 [J].浙江經濟,2005,(5).