我國區域經濟增長的空間分異與發展對策
——基于地方分權視角

田 川

（太原學院 太原 030032）

理論分析

在財政分權的相關研究中，張原、吳斌珍（2019）指出財政分權可以改善地方政府財力，有利于發揮政府投資促進經濟增長的作用。閻川、雷婕（2019）在研究中指出，財政分權太大，在一定程度可能會使地方政府行為失控，不利于協調區域經濟發展，從而降低經濟發展效率。黃思明（2019）則認為地方財政分權對經濟增長的影響并不單純是正向或者負向影響，在經濟疲軟期，地方分權有利于通過擴大基建促進經濟增長，而分權過大則會出現過猶不及的局面。

與財政分權相比，對金融分權的研究則稍顯滯后，相關研究成果較少。吳婭玲、潘林偉（2018）指出，金融分權是經濟分權的重要補充，是地方政府利用地方金融力量調控資源分配、促進經濟發展的重要方式。彭壽文（2019）在實證研究中指出，地方金融分權水平越高，越有利于提高金融配置資源效率，有利于實現經濟高質量增長。湯子隆等（2019）認為，金融分權雖然并不必然促進經濟增長，但適度的金融分權對經濟長遠發展有利。

綜合現有文章來看，學者們對地方分權與經濟增長關系的研究中，大多僅考慮財政分權或是金融分權對經濟發展的影響，并未將兩者聯系在一起。鄭力璇、王耀東（2018）指出地方政府金融職能在一定程度上發揮地方政府財政職能的作用，地方金融分權甚至成為發展財政分權的另外一種體現方式。考慮到財政金融政策都是我國政府掌控宏觀經濟的重要手段，因此不能僅考慮金融分權或者是財政分權，而是要將兩者有機結合起來。基于此，本文主要從財政分權以及金融分權兩個角度出發，并從空間角度著手探究地方分權對經濟增長的影響，以期推動財政金融分權政策優化，為提高地方經濟管控能力提供更有力的依據。

研究方案設計

（一）變量構建

區域經濟增長的主要衡量標準是GDP，近年來，隨著衛星燈光數據的出現，其被應用在經濟研究中的頻率越來越高。因此，本文以校正后的各地區衛星燈光數據作為衡量區域經濟增長的代理變量。

財政分權指標構建。在經歷了1994年分稅制改革后，財政分權的學術研究日益增多。在如何衡量財政分權上，學者們均提出了各自觀點。綜合學者們的已有研究成果，并結合本次研究實際，本文以預算內財政收入占財政支出的比例作為衡量地方財政分權的代理變量，其計算公式如式（1）所示，當預算內收入占預算內支出的比例越高，地方財政的自主性越大，財政分權程度越高。

Fiscal=預算內收入/預算內支出 （1）

在金融分權指標的衡量上，本文基于我國銀保監會金融網點查詢得到各地區各類型金融網點數量，將銀行網點分為全國性金融機構與地方性金融機構，其中以中行、工行、農行、建行、交行為代表的五大國有銀行、郵政儲蓄銀行以及14家全國性股份制商業銀行為代表的全國性金融機構，不易被地方政府操縱。而以各地區城商行、農商行、村鎮銀行為代表的地方金融機構，容易受到地方政府操控，是地方金融分權很好的經濟體現。本文構建金融分權指標如式（2）所示，金融分權受到四個指標影響，分別是年末存貸款數量、地區GDP、地方與全部金融機構數量，當地方金融機構數量較多，并且地方存貸款余額較大時，說明地方分權水平較大。

在其它控制變量選擇上，本文參照學者已有研究成果，將地區城市化率、非農產業比、人均固定資產投資變量、外商投資水平作為控制變量。

（二）構建模型

本文使用2003-2018年284個城市面板數據，實證檢驗地方分權與我國區域經濟增長的空間分異情況。因此，在基準模型選擇上，本文選擇固定效應模型如下：

其中，β1的估計參數表示金融分權與地方經濟增長之間的相關性，如果該估計參數顯著為正，則說明金融分權有利于促進區域經濟增長；β2表示財政分權與區域經濟增長之間的關系，若該值顯著為正，則說明財政分權有利于促進區域經濟增長；β3的估計參數表示財政金融分權與地方經濟增長之間的相關性，如果該估計參數顯著為正，則說明財政金融分權會產生良性循環，有利于促進區域經濟增長；λi是各個控制變量的擬合參數；μ為個體固定效應；λ為時間固定效應；α表示截距項；ε為誤差項。

值得注意的是，由于經濟要素在空間上具有明顯空間集聚效應，因此，若忽視這種集聚效應，則可能忽略重要變量，對研究結果產生重要影響。因此，本文以空間滯后模型作為穩健性檢驗結果，其具體模型如式（4）所示，其中，W為空間權重矩陣，ρ表示空間集聚效應：

表1為本文核心變量描述性統計表，結果顯示在2003-2018年，我國衛星燈光值空間差異性較為明顯，其中既有區域差異因素，也有經濟發展因素。2003年我國整體經濟發展水平較低，而衛星燈光強度相對較低，2018年我國衛星燈光強度平均值出現明顯增加。在區域上，我國衛星燈光亮度值最大的地區集中在上海、北京等地區，其次為我國各主要城市圈，衛星燈光值最低的地區主要集中在我國經濟發展落后、人口稀疏的中西部地區。

實證檢驗

（一）空間自相關分析

在進行空間計量分析之前，需要對各變量空間自相關系數進行檢驗，常見的空間自相關系數為全局莫蘭指數，其計算公式如下：

其中：n為本文所研究區域地區總數，wij代表所選的空間權重，xi與xj分別表示區域i和區域j的經濟指標值，表示經濟指標平均值，則代表經濟指標方差。

本文使用GIS軟件分別對財政金融分權和地方經濟增長水平的莫蘭指數進行測算，空間權重矩陣選擇反距離權重矩陣。

表2為本文主要核心變量的空間自相關系數表，從表中數據可以發現，本文的主要變量經濟增長、財政金融分權指數均呈現明顯空間自相關關系，且大部分年份均通過了1%水平上的顯著性檢驗，說明這種經濟集聚效應較為明顯，若不使用空間計量模型很可能會因為遺漏變量造成較大估計誤差。

（二）實證結果

表3為基準回歸結果表，回歸結果顯示財政分權、金融分權有利于促進我國城市經濟發展，而財政金融分權的回歸系數雖然為正，但并未通過統計上的顯著性檢驗，說明我國財政金融分權政策仍然是各自為政，并未形成有效的政策聯動機制。從不同地區財政分權系數來看，東部地區財政分權系數低于全國平均水平，說明財政分權對東部地區的經濟促進效應相對較低，而西部地區財政分權系數最高，說明財政分權對西部地區經濟促進作用最為明顯。從不同地區金融分權系數來看，東部地區金融分權系數顯著為正，說明金融分權對東部地區經濟發展有明顯促進作用，但金融分權對中西部地區的經濟促進作用并不明顯，一個可能的原因是，目前中西部地區金融發展尚不健全，部分地區金融發展滯后，金融分權程度低。從財政金融分權的政策聯動效應來看，東部地區出現明顯的正向聯動效應，但其他地區尚未出現顯著正向聯動效應，說明財政金融分權聯動效應需要財政金融分權發展到一定階段才可呈現。

表1 核心變量描述性統計

表2 2003-2018年主要指標的空間自相關系數

進一步的，本文采用空間滯后模型進行穩健性檢驗，回歸結果如表4所示。在考慮區域經濟發展的空間集聚效應以后，雖然主要解釋變量的估計參數出現一定程度的降低，但擬合參數的顯著性水平并未出現明顯變化，財政金融分權對經濟增長仍然具有重要推動作用。財政分權對中西部地區經濟增長作用明顯，而金融分權對東部地區經濟增長成效顯著。除了東部地區以外，財政金融分權聯動效應在其它地區并不顯著。

結論與建議

本文以2003-2018年我國區域經濟增長為研究對象，結合衛星燈光數據可視化我國區域經濟發展的空間發展不平衡性，并基于空間計量模型出發研究地方分權對區域經濟增長的溢出效應。研究結果表明：我國區域經濟增長呈現明顯的空間不平衡性，經濟發達地區集中在大城市群及部分省會城市；財政分權有利于促進經濟增長，尤其是落后地區，而金融分權目前僅對東部地區經濟增長有促進作用；除我國東部地區以外，財政金融分權并未對經濟發展起正向聯動效應。

表3 基準回歸結果

表4 空間滯后模型回歸結果

因此，在經濟新常態背景下如何促進區域經濟協調發展，本文現提出以下政策建議：首先要大力推動地方財政支出與金融機構建設，以財政支出與金融保障提振經濟發展信心，將財政金融資金投向醫療、科技、教育以及基礎設施建設，增強地方經濟可持續發展能力。其次要加快財政金融區域交流機制，推動財政金融一體化建設進程。財政金融政策在我國東部地區出現明顯聯動效應，因此各地區應在中央宏觀政策的帶領下，充分考慮各個地區經濟發展特色，通過財政金融政策加強區域之間的經濟交流，提高地區間經濟聯動能力。最后要不斷深化改革開放，引導財政金融資金服務于實體經濟。通過不斷改革，穩步推進我國各地區市場化進程，發揮市場在配置資源中的決定性作用，引導中央政府向地方政府放權，給予地方政府更多經濟權力。