市場化程度與我國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的關(guān)系
——基于省際面板數(shù)據(jù)的統(tǒng)計測度研究

(西安交通大學(xué) 陜西 西安 710061)

一、研究方法

本文基于五大發(fā)展理念構(gòu)建經(jīng)濟社會發(fā)展質(zhì)量的指標(biāo)體系，在擬合面板個體固定效應(yīng)模型、分析市場化程度對經(jīng)濟發(fā)展影響的基礎(chǔ)上，進一步研究市場化進程對于我國31個省(市、自治區(qū)、直轄市)經(jīng)濟發(fā)展的門限機制，并對我國8大經(jīng)濟區(qū)域的發(fā)展差異進行對比分析。

(一)面板數(shù)據(jù)個體固定效應(yīng)模型。如果從時間和個體上看，面板數(shù)據(jù)回歸模型的解釋變量對被解釋變量的邊際影響均是相同的，而且除模型的的解釋變量外，影響被解釋變量的其他所有(未包括在回歸模型或不可觀測的)確定性變量的效應(yīng)只是隨個體變化而不隨時間變化時，面板數(shù)據(jù)回歸模型應(yīng)該設(shè)定為個體固定效應(yīng)回歸模型，其模型的一般形式為

(2.1)

Y=(IN?lT)α+Xβ+U

(2.2)

或者

Y=lNTδ+λ?lT+Xβ+U

(2.3)

其中，

(二)面板門限回歸模型。假定一個具有T個觀測值和m個門限值(具有m+1個區(qū)間)的標(biāo)準多重線性回歸模型，在區(qū)制j=0,1,2,…,m中，被解釋變量yt可表示為解釋變量Xt，Zt的組合：

式中：模型中有兩類解釋變量，解釋變量X的系數(shù)不隨區(qū)制變化而變化，而解釋變量Z的系數(shù)在每個區(qū)制中均不相同，兩類變量均與擾動項ε不相關(guān)。

假定存在一個可觀測的門限變量qt用于劃分樣本，并且門限值是嚴格遞增的(γ1<γ2<…<γm)，在區(qū)制j中有且僅有

γj≤qt≤γj+1

式中，我們設(shè)定γ0=-∞，γm+1=+∞。

因此，在區(qū)制j中，門限變量值qt至少應(yīng)大于或等于第j個門限值γj，小于第j+1個門限值γj+1。需要注意的是，一般把門限值作為每個區(qū)制的第一個值。

下面引入m+1個區(qū)制。引入一個指示函數(shù)I(·)，即其中的表達式為真時，取值為1；反之，取值為0。定義Ij(qt,γ)=I(γj≤qt<γj+1)，則可以將m+1個區(qū)制在1個方程中進行體現(xiàn)：

顯然，通過對門限變量qt、解釋變量Xt和Zt的設(shè)定可以確定門限回歸的形式。

(三)變量選擇方法。本文選取了Lasso、自適應(yīng)Lasso、BORUTA以及SCAD方法進行變量的壓縮選擇，下面用該4種方法作實證數(shù)據(jù)分析。

二、實證分析

(一)指標(biāo)體系構(gòu)建及數(shù)據(jù)說明。本文選用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值作為響應(yīng)變量，在五大發(fā)展理念的基礎(chǔ)上構(gòu)建經(jīng)濟社會發(fā)展質(zhì)量的指標(biāo)體系，市場化程度由全社會固定資產(chǎn)投資中非國有成分的占比來表示。其他具體的指標(biāo)體系說明見表1：

表1 指標(biāo)體系說明

本文所用全國31個省(市、自治區(qū)、直轄市)2003-2016年的上述經(jīng)濟指標(biāo)數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，其中缺失值均按近兩年數(shù)據(jù)的算術(shù)平均來填補。具體數(shù)據(jù)這里就不再具體描述。

(二)面板個體固定效應(yīng)模型的建立。首先，為了保證模型不過度擬合，在建立模型前對變量做平穩(wěn)性檢驗，發(fā)現(xiàn)所有變量均通過檢驗，序列平穩(wěn)，可以放心擬合方程。

其次，由于本文選擇的變量較多，所以為了降低模型的復(fù)雜度，本文又采用幾種變量選擇的方法來對自變量進行壓縮，從具體結(jié)果可以看出，四種方法對于變量選擇的效果都不佳，其選擇的變量個數(shù)分別為21、18、25以及21，沒有達到有效降維的效果，所以接下來本文將所有變量都放入模型中，看一下模擬效果，根據(jù)最終被選入面板數(shù)據(jù)模型中的變量，我們發(fā)現(xiàn)：“創(chuàng)新”只保留了財政科學(xué)技術(shù)支出，“協(xié)調(diào)”保留了第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)以及城鎮(zhèn)人口數(shù)，“綠色”也只保留了垃圾清運量這一個變量，“開放”包含外商投資總額與利用外資總額兩個變量，最后，“共享”入選三個變量，分別是城鄉(xiāng)居民存款年底余額、每萬人擁有衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)以及人均水資源量。具體的估計及檢驗結(jié)果分析：11個變量均通過檢驗，其中mar、thi、tufc、urrd、nht、caur四個變量檢驗效果較好，均在0.01的顯著性水平下顯著，其余變量雖然也入選，但檢驗效果欠佳。方程整體調(diào)整判定系數(shù)為88.39%，擬合效果較好。

因為該模型為個體固定效應(yīng)模型，所以對于每個省份來說，分析中所有變量的估計值都相同，不同的只是截距項，所以在此我們可以根據(jù)數(shù)據(jù)結(jié)果分析哪些變量是對經(jīng)濟發(fā)展起到促進作用。其中，mar、grv、tufc、urrd、nht、caur 6個變量的數(shù)值大于零，說明市場化程度、垃圾清運量、利用外資總額、城鄉(xiāng)居民存款年底余額、每萬人擁有衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)以及人均水資源量可以促進經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升。

(三)市場化對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量影響的門限效應(yīng)分析。在上述分析中，我們已經(jīng)知道市場化程度對于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展起到促進作用，在此基礎(chǔ)上，本文還試圖探究市場化程度對于經(jīng)濟發(fā)展的門限效應(yīng)，即在市場化程度達到某個值之后，對經(jīng)濟發(fā)展的帶動作用會發(fā)生變化。為此，本文分別進行了單門限、雙門限以及三門限的檢驗，具體結(jié)果見表2。

表2 門限變量檢驗結(jié)果

表2中，雖然單門限和三門限的模型都通過了檢驗，但雙門限的P-value為0.15，沒有通過檢驗，所以對于三門限來說存在一定的風(fēng)險，故最后本文選用單門限模型進行分析。

單門限的門限值為64.87%，表明市場化程度在達到64.87%后對于經(jīng)濟發(fā)展的促進作用會改變，所以本文將全國31個省市的經(jīng)濟發(fā)展各指標(biāo)數(shù)據(jù)分為兩部門，進一步對方程進行估計，得出了市場化程度在兩階段的作用機制，具體結(jié)果見表3。

表3 門限值兩階段作用機制

表3中，當(dāng)市場化程度小于門限值64.87時，對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用約為16.68%，而隨著市場化程度的不斷提高，當(dāng)數(shù)值大于64.87%時，其對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用進一步提高，達到16.76%，說明隨著市場化程度的提升，經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量也有進步。

三、主要結(jié)論與政策啟示

本文以全國31個省際數(shù)據(jù)為研究對象，通過構(gòu)建經(jīng)濟發(fā)展指標(biāo)體系，探究市場化水平對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的影響。過程中，運用變量選擇的方法試圖篩選出對因變量起最大作用的解釋變量。研究結(jié)果表明，市場化程度對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展有明顯的促進作用，且存在顯著的門限效應(yīng)。

本文研究的主要政策啟示在于，政府需要進一步縮小產(chǎn)業(yè)間的發(fā)展差異，促進產(chǎn)業(yè)均衡發(fā)展，更好地為京津冀區(qū)域協(xié)同發(fā)展做貢獻；另外，應(yīng)不斷為企業(yè)營造更好發(fā)展環(huán)境，加大企業(yè)科研投資力度，幫助企業(yè)解決發(fā)展中的困難，支持企業(yè)改革發(fā)展，變壓力為動力，讓經(jīng)濟創(chuàng)新源泉充分涌流，讓創(chuàng)造活力充分迸發(fā)；最后，正確處理政府和市場的關(guān)系，一方面使市場在資源配置中的決定性作用充分發(fā)揮，另一方面也要更好地發(fā)揮政府作用，使二者在功能上需要相互補充，相互促進，有機統(tǒng)一。地方政府不能一味提高市場化程度，要時刻提防市場對經(jīng)濟發(fā)展帶來的“終止門限效應(yīng)”，在放開市場的同時，政府應(yīng)看準時機對經(jīng)濟發(fā)展做好宏觀調(diào)控，使“看不見得手”和“看得見的手”同時發(fā)力，協(xié)調(diào)并進，更好地為經(jīng)濟發(fā)展服務(wù)。