政府干預、市場內生型經濟扭曲與區域經濟協調發展

羅富政 何廣航

(湖南師范大學 商學院，湖南 長沙 410081)

一、引言及文獻評述

自改革開放以來，中國區域經濟實現了快速發展，然而區域間二元結構的經濟發展不平衡也成為了學術界普遍關注的問題(李蘭冰，2020)。在市場機制還不斷完善的情況下，作為區域經濟發展戰略與政策的制定者和執行者，地方政府在推進區域經濟協調發展過程中發揮著重要的作用(韓兆洲 等，2012；覃成林 等，2013；羅富政，2020)，合理審慎的干預是政府作用得以實現的重要方式。那么，當前中國地方政府對市場的干預是如何促進區域經濟協調發展的呢？本文基于經濟扭曲的理論路徑，系統地分析了政府干預對區域經濟協調發展的影響效應及其區域異質性差異。

關于政府干預影響區際經濟關系的理論路徑，學者們普遍關注的是政府行為的外部性效應(張芬，2016；馮梅 等，2018)。羅富政等(2016)認為，正外部性的地方政府行為會通過削弱非正式制度歧視方式促進區域經濟協調發展；而負外部性的地方政府行為會加劇非正式制度歧視，從而不利于區域經濟協調發展。與已有研究不同的是，本文著眼于經濟扭曲視角，并基于此探討了政府干預影響區域經濟協調發展的理論路徑。

經濟扭曲是指在市場機制與政府機制的作用下區域間資源配置狀態與最優均衡狀態的偏離，可分為市場內生型扭曲和政策引致型扭曲。市場內生型扭曲是指由市場機制不完善、市場化程度不高所形成的經濟扭曲，而政策引致型扭曲則是指由政府不合理干預或過度政策干預所帶來的扭曲(張曉晶 等，2018)。政府干預對區域經濟協調發展的影響效應取決于政府機制與市場機制之間的互動關系效應。若政府機制與市場機制發生“互補效應”，則政府干預對市場內生型經濟扭曲的緩解效應較強，從而可以有效彌補市場失靈，優化區域間資源配置，從而有利于區域經濟協調發展；若政府機制與市場機制發生“互斥效應”，則政府干預對市場內生型經濟扭曲的緩解效應較弱，使得政府主體“掠奪”或“替代”市場的資源配置作用，進而不利于區域經濟協調發展(洪銀興，2014)。

市場和政府均是配置資源的手段，市場是“看不見的手”，政府是“看得見的手”。在資源配置機制中，政府的主動性較強(肖建華，2008)，市場的自發性較強(馬良燦，2013)。市場機制存在路徑依賴，很難對政府干預程度的調整做出適應性自我調節，而政府干預卻可以根據市場機制的差異進行強度調整(楊靜，2015；陳甬軍 等，2017)。市場化程度的差異使得區域之間存在顯著的異質性，因此政府干預對區域經濟協調發展的影響效應亦是因地而異的。

目前，中國存在顯著的區際二元經濟結構特征，即同時存在經濟相對發達的先發省份和經濟相對落后的后發省份。區際二元經濟結構特征的存在，使得市場內生型經濟扭曲通過財政支出對私人資本的補充和替代作用存在區域差異，即市場內生型經濟扭曲對地方政府作用的引致需求效應存在區域異質性差異(呂冰洋，2014)。在先發省份，市場機制相對比較完善，私人資本較為充裕，市場內生型經濟扭曲對地方政府作用的引致需求相對較弱，地方政府更多地傾向于具有正外部性的服務性公共資本，從而形成政府機制與市場機制的“互補效應”，此時政府干預對市場內生型經濟扭曲的緩解效應較強，對區域經濟協調發展形成正向影響效應；在后發省份，市場機制并不完善，私人資本不足，市場內生型經濟扭曲對地方政府作用的引致需求較強，加之市場稟賦劣勢加劇了政策引致型扭曲，進而形成了政府機制與市場機制的“互斥效應”，政府干預對市場內生型經濟扭曲的緩解效應較弱，對區域經濟協調發展的影響效應是負向的。因此，在市場化程度較高的先發省份，政府干預對區域經濟協調發展的影響效應是正向的；而在市場化程度較低的后發省份，政府干預對區域經濟協調發展的影響效應是負向的。

事實上，在政府干預對區域經濟協調發展的影響路徑中，市場內生型經濟扭曲不僅起到了中介效應作用，還發揮著調節效應作用。在先發省份，隨著市場內生型經濟扭曲的加劇，政府機制與市場機制的“互補效應”不斷弱化，政府干預對區域經濟協調發展的正向效應也隨之弱化。然而，隨著市場內生型經濟扭曲的加劇，后發省份政府干預“慣性”卻起到了對市場失靈的彌補作用，進而削弱了政府干預對區域經濟協調發展的負向影響效應。

相較于既有研究，本文的邊際貢獻在于：其一，基于市場內生型經濟扭曲的理論路徑，分析了政府干預對區域經濟協調發展的影響及其中介機制與調節效應；其二，構建政府-企業間兩階段古諾博弈模型，演繹了區域異質性視角下政府干預對區域經濟協調發展的影響機制；其三，基于政府機制與市場機制的“互補效應”和“互斥效應”，探討了政府干預的適度性及其區域異質性。

二、理論模型

基于政府-企業間兩階段古諾博弈模型，運用交易成本理論演繹了內生型經濟扭曲視角下政府干預對區域經濟協調發展的影響路徑及其區域異質性。

假定一國存在兩個行政區域，即先發省份(A)和后發省份(B)，企業1和企業2分別屬于A區域和B區域。兩個企業生產同一種產品，qij為i企業該產品在j區域內的銷售量，其中，i=1,2；j=A,B。j區域的需求函數為：pj=p0-μ(q1j+q2j)，其中,pj為j區域內產品的銷售價格。基于羅富政等(2016)的研究，假設產品的成本由生產成本、交易成本和運輸成本三者組成，其中，生產成本為Cp，交易成本為Ct，則兩地之間單位產品的運輸成本為Cs。

本文假定θi為i企業單位產品的初始交易成本。θi反映出了不同企業在交易成本上的異質性，具備稟賦優勢的先發省份企業的初始交易成本要低于后發省份，即θ1<θ2。Coase(1960)認為，如果不存在交易成本，那么市場機制便可以使資源實現最優配置。然而，交易成本的存在就需要政府發揮降低交易成本的作用。制度是因為交易成本而產生的，交易成本也可以叫作制度成本(張五常，1999)，政府部門通過對市場的干預可以實現交易成本的降低。假定δj和νj分別是j區域內政府干預對本地企業和外地企業的交易成本的降低作用系數，且δj>0、νj>0。若i企業是屬于j區域的本地企業，則交易成本Ct=θi-δjGj；若i企業是屬于j區域的外地企業，則交易成本Ct=θi-νjGj。其中，GA和GB分別是A區域和B區域內地方政府對市場的干預程度。因為初始交易成本的差異和邊界效應的存在，同一個區域市場中來自兩個地區的產品交易成本是存在差異的，即形成了交易成本扭曲。δj>0和νj>0則刻畫出了政府干預對交易成本扭曲的緩解作用。

根據其成因，交易成本扭曲可以劃分為市場內生型扭曲和政策引致型扭曲。本文假設：δ=f(1/ψ,1/zδ)、ν=f(1/ψ,1/zν)，其中，ψ表示市場內生型扭曲程度，zδ和zν分別表示對本地企業和對外地企業的政策引致型扭曲程度。本地企業與本區域地方政府的政治關聯度比外地企業要強，因此zδ>zν。在其他條件同等外生的情況下：δj<νj、νj-δj>0。

綜上，企業1和企業2的成本函數分別為：

C1=[f(t1)+θ1-δAGA]q1A+[f(t1)+θ1-υBGB+Cs]q1B

(1)

C2=[f(t2)+θ2-δBGB]q2B+[f(t2)+θ2-υAGA+Cs]q2A

(2)

計算可得企業1和企業2的利潤函數分別為：

π1=[pA-f(t1)-θ1+δAGA]q1A+[pB-f(t1)-θ1+υBGB-Cs]q1B

(3)

π2=[pB-f(t2)-θ2+δBGB]q2B+[pA-f(t2)-θ2+υAGA-Cs]q2A

(4)

假設UA=λ1π1+λ2π2和UB=λ1π2+λ2π1分別是A地區和B地區地方政府的效用函數。其中，λ1和λ2分別表示本地企業利潤和外地企業利潤對本地政府效用的影響系數。地方政府從本地企業利潤中所獲取的效用是正向的，如就業率提升、增加地方政府財政收入、推動地區經濟增長等，即λ1>0。而λ2表示外地企業利潤對本地政府效用的外部性效應。

在古諾博弈模型框架下，地方政府干預和企業決策是一個兩階段的博弈行為。在第一階段，企業在政府干預既定的情形下進行企業生產決策，即決定其在本地市場和外地市場的產品產出量，以實現其利潤的最大化。在第二階段，政府根據企業的決策行為選擇自身的干預方式，以實現其效用最大化。通過求解可得，均衡路徑下古諾博弈結果的解包括q1A、q1B、q2B、q2A、λ1、λ2。進而，可以求解均衡路徑下的一國總產量為：

(5)

在均衡路徑下，兩區域之間的產出差距為：

(6)

(7)

(8)

式(7)表明，先發省份的政府干預可以通過緩解交易成本扭曲對一國總產出形成正向影響效應。式(8)表明，先發省份的政府干預可以通過緩解交易成本扭曲對區域間的產出差距形成負向影響效應。由此可得，先發省份的政府干預對于促進區域經濟協調發展發揮著積極的作用。隨著市場內生型經濟扭曲的加劇(ψ)，參數ν=f(1/

ψ,1/

(9)

(10)

式(9)表明，后發省份的政府干預可以通過緩解交易成本扭曲方式對一國總產出形成正向影響效應。然而式(10)卻發現，后發省份的政府干預擴大了區域間的產出差距。由于后發省份企業“稟賦性劣勢”的存在，相較于市場機制，地方政府更傾向于選擇地方保護主義等政策手段實現經濟的短期增長。然而，地方保護主義加劇了市場分割，易于引致區域間經濟發展的失衡。故此，在交易成本扭曲的視角下，后發省份的政府干預形成了對區域經濟協調發展的負向沖擊。隨著后發省份市場內生型經濟扭曲的加劇(ψ)，參數ν=f(1/ψ,1/zν)會隨之下降，υB-δB也會相應下降，政府干預對地區間的產出差距擴大的正向作用會弱化，亦即政府干預的負向影響效應也隨之弱化。

三、實證設計

區域經濟協調發展的變化是一個復雜的動態調整過程(莊亞明 等，2008)，即當期的區域經濟協調發展程度會受到其自身過去值的影響。這意味著，不僅前一期的解釋變量會影響后一期的被解釋變量，而且前一期的被解釋變量也對后一期的被解釋變量產生影響。加入被解釋變量滯后一期項后，不僅可以控制區域經濟協調發展指標數據的慣性調整力量，同時也能在相當程度上剔除掉系統性遺漏變量的干擾。為此，本文構建動態估計模型如下：

(11)

其中，ec和fe分別表示區域經濟協調發展與政府干預；β0和β1分別為常系數與政府干預的系數，βi為第i個控制變量(Ki)的系數；L.ln(ec)為被解釋變量的滯后一階項，?為其系數；εit為干擾項。

為克服一期滯后項引入可能導致的內生性問題，本文采用廣義矩估計(GMM)方法進行回歸。GMM方法包括差分GMM方法和系統GMM方法兩種形式。系統GMM方法可以克服差分GMM方法的局限性，提高估計效率，并可以估計不隨時間變化的變量系數，故此，本文采用系統GMM方法進行估計。然而，系統GMM估計方法的有效性受到兩個因素的制約：一是工具變量的有效性；二是差分殘差的二階序列相關性問題。首先，本文采用hansen和sargan檢驗來甄別工具變量的有效性。相較于hansen檢驗，sargan檢驗存在非一致的可能性，故此本文著重關注hansen檢驗結果。對于hansen檢驗，如果不能拒絕零假設，就意味著工具變量的設定是合理的。其次，本文給出AR(1)和AR(2)統計量，以進行差分轉換方程的一階和二階序列相關性檢驗。若殘差序列均存在顯著一階自相關但不存在二階自相關，則意味著模型設定總體上是可取的。各相關變量的選取與設計如下所述。

(2)主要解釋變量：政府干預(fe)。在區域經濟協調發展進程中，政府干預對區際資源配置產生了重要影響。政府干預主要體現在其對貨幣收支總量、財政收支總量、外匯收支總量和主要物資供求的調節與控制方面。然而，貨幣收支、外匯收支和主要物資供求的調節與控制是中央政府的權限。對于地方政府而言，政府干預主要體現在財政收支總量及其結構調整方面，故此本文將基于財政支出視角刻畫區域經濟協調發展進程中的政府干預。一般而言，地方財政支出占地區GDP的比重越高，地方政府對市場的干預程度也越高(毛其淋 等，2012；劉修巖 等，2013；楊鈞 等，2017)。這一理論推斷主要基于三方面因素考慮：其一，作為公共資本的地方政府財政支出對區域經濟增長具有重要的促進作用(嚴成樑 等，2016)，地方財政支出占地區GDP的比重越高，意味著地方政府參與市場經濟行為的程度就越高；其二，政府財政支出在市場資源的優化配置過程中具備一定的調節作用(Aschauer，1989)，地方財政支出占地區GDP的比重越高，意味著地方政府在市場資源配置中的作用就越顯著；其三，地方財政支出與收入具有正相關性，地方財政支出占地區GDP的比重越高，意味著市場主體的運行成本相對越高，市場的資源配置作用被削弱，政府的資源調節作用得以強化。

(3)市場內生型經濟扭曲(distor)。依據本文的理論邏輯，市場內生型經濟扭曲強調的是在市場機制的作用下區域間資源配置狀態與最優均衡狀態的偏離。市場內生型扭曲則表現為市場機制不完善、市場化程度不高所形成的扭曲。故此，本文設計該變量的評價指標為：distor=1/[1-(kg+kj)/k]，其中，k為規模以上工業企業實收資本，kg和kj分別表示實收資本中的國家資本類型和集體資本類型。該指標值越高，非公共資本的市場占有率就相對越高，市場化程度就相對越低，經濟扭曲程度相對越高。

(4)控制變量。借鑒羅富政等(2019)的研究，本文選取地方保護主義(lp)、城鎮化(ub)、地區投資額(inv)作為控制變量。參照孫早等(2014)的研究，地方保護主義指標表示為：lpit=1/VitWit，其中，Vit=|Y2t/Yt-Y2it/Yit|、Wit=(Y2t/Yt)/(Y2it/Yit)，Y為GDP，下標2表示第二產業，i和t分別表示地區和年份，V是度量地區差異的結構趨同指數，W是描述地區差異專業化程度的Hoover地方化系數。城鎮化采用地區年末常住人口中城鎮人口的比例進行衡量(陳斌開 等，2013)。地區投資額采用各地區全社會固定資產投資額進行衡量。

本文實證分析的樣本為2000—2015年31個省份的平衡面板數據，數據來源于EPS數據平臺以及歷年《中國統計年鑒》。在計量檢驗過程中，本文對所有數據進行取對數處理，以避免可能存在的數據量綱差異。表1報告了各主要變量的描述性統計結果。

表1 描述性統計結果

四、實證結果分析

(一)基準估計結果及其穩健性檢驗

1.基準回歸結果

先發省份和后發省份的市場化程度和市場機制完善程度是不同的，它們的政府決策傾向也是不同的，故此，其政府干預對區域經濟協調發展的影響效應也呈現出了顯著的區域異質性差異。對先發省份樣本范圍的合理界定是進行回歸分析的前提。本文中的先發省份是相對于后發展省份而言的，指的是中國的先發展省份。程名望等(2019)認為，東部地區為發達省份集聚區，西部地區為欠發達省份集聚區。然而，在區域非均衡發展階段的調整過程中，先發省份與后發省份之間也在不斷轉變，一些后發地區也在逐步成為先發地區。結合中國三大經濟區域的劃分以及區域經濟發展階段的調整，本文在程名望等(2019)研究的基礎上，將先發省份的覆蓋范圍界定為4個直轄市、9個東部地區省份、6個中部地區省份，具體包括：遼寧、河北、天津、北京、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、廣西、海南、重慶、山西、河南、安徽、湖北、江西、湖南。其余12個省份則被界定為后發省份。中部地區省份之所以被界定為先發省份，主要考慮到中部崛起戰略實施引致中部地區省份經濟快速發展。表2報告了先發省份與后發省份樣本下政府干預影響區域經濟協調發展的回歸結果。其中，列(1)和列(3)是先發省份的估計結果，列(2)和列(4)是后發省份的估計結果，列(1)和列(2)中引入了控制變量，列(3)和列(4)中未引入控制變量。先發省份的樣本量是270，而后發省份的樣本量是195。

表2 基準估計結果

(1)先發省份政府干預對區域經濟協調發展的影響效應是正向的。如表2所示，列(1)和列(3)中政府干預指標的系數分別為0.0171和0.0056，且至少在5%的置信水平顯著。在先發省份，市場機制相對比較完善,私人資本較為充裕，市場內生型經濟扭曲對地方政府作用的引致需求相對較弱，地方政府更多傾向于具有正外部性的服務性公共資本，從而形成政府機制與市場機制的“互補效應”，政府干預對市場內生型扭曲的緩解效應較強，從而對區域經濟協調發展形成正向影響效應。當然，這并不意味著先發省份地方政府可以持續強化其政府干預，而是要求其政府干預更加謹慎和合理，更加偏好利用市場機制實現其對區域資源的調節配置。

(2)后發省份政府干預對區域經濟協調發展的影響效應是負向的。如表2所示，列(2)和列(4)中政府干預指標的系數分別為-0.0206和-0.0043，且至少在1%的置信水平顯著。在后發省份，市場機制并不完善，私人資本不足，市場內生型經濟扭曲對地方政府作用的引致需求較強(后發省份地方政府會加大政府投資、產業補助等公共資本投入，以緩解要素短缺和要素外流等不利局面)，加之市場稟賦劣勢加劇了政策引致型扭曲，進而形成了政府機制與市場機制的“互斥效應”，政府干預對市場內生型經濟扭曲的緩解效應較弱，對區域經濟協調發展的影響效應是負向的。

控制變量的估計結果表明：(1)地方保護主義對區域經濟協調發展的影響效應是負向的。在列(1)和列(2)中，ln(lp)的系數分別是-0.0050和-0.0029。這表明，利用行政邊界替代市場邊界的地方保護主義行為不僅加劇了市場分割，還不利于區域經濟協調發展。(2)城鎮化對區域經濟協調發展的影響路徑是U形的。在列(1)和列(2)中，城鎮化的二次項系數分別是0.0782和0.0874，城鎮化的一次項系數分別是0.0491和0.0665。這表明，在城鎮化水平相對較低的初級階段，城鎮化水平的提升加速了城鎮區域對非城鎮區域的極化效應，不利于推進區域經濟協調發展；而在城鎮化水平相對較高的階段，特別是進入新型城鎮化階段，城鎮化水平的提升會強化城鎮區域對非城鎮區域的擴散效應，有利于推進區域經濟協調發展。(3)地區投資額對區域經濟協調發展的影響效應是正向的。在列(1)和列(2)中，ln(inv)的系數分別是0.0071和0.0145。由此可見，投資依然是區域經濟發展的主要驅動因素，投資的擴大對區域經濟協調發展的影響效應是正向的。

2.穩健性檢驗

基準估計結果是否穩健的關鍵在于，先發省份和后發省份的樣本選擇是否準確。前文中先發省份樣本被設定為4個直轄市、9個東部地區省份、6個中部地區省份。這與中國經濟區域劃分的慣性做法是不一致的。在區域異質性分析中，學者們普遍將中國劃分為東部地區、中部地區和西部地區三大經濟區域。東部地區的12個省份往往被視作中國的經濟先發區域。那么，本文所采取的與既有研究做法不一致的先發省份界定方案是否影響了基準估計結果的穩健性呢？為此，本文以中國東部地區12個省份為先發省份樣本進行回歸分析，以考察表2中回歸結果的穩健性。

表3報告了先發省份與后發省份樣本調整后政府干預影響區域經濟協調發展的回歸結果。其中，列(5)和列(6)是先發省份的估計結果，列(7)和列(8)是后發省份的估計結果。表3中，列(6)和列(8)分別在列(5)和列(7)的基礎上剔除了地區投資額變量(ln(inv))，主要是為了考察地區投資額變量與其它解釋變量可能存在的共線性問題是否會影響回歸結果的穩健性。先發省份樣本調整后，先發省份的樣本量是165，而后發省份的樣本量是300。

先發省份政府干預對區域經濟協調發展的正向影響效應具有穩健性。如表3所示，列(5)和列(6)中政府干預指標的系數分別為0.0070和0.0020。后發省份政府干預對區域經濟協調發展的負向影響效應具有穩健性。如表3所示，列(7)和列(8)中政府干預指標的系數分別為-0.0162和-0.0130，且均在1%的置信水平顯著。一方面，先發省份樣本的調整并未影響基準估計結果的穩健性，驗證了表2中回歸結果的可靠性；另一方面，結合表2和表3的結果發現，控制變量的調整并不影響主要解釋變量的影響效應，進一步說明不同區域政府干預對區域經濟協調發展的影響具有穩健性。

表3 穩健性檢驗結果

控制變量的回歸結果具有穩健性：(1)地方保護主義對區域經濟協調發展的負向影響效應具有穩健性。在列(5)—列(8)中，ln(lp)的系數分別是-0.0070、-0.0028、-0.0025、-0.0030。(2)城鎮化對區域經濟協調發展的U形影響路徑具有穩健性。在列(5)、列(7)和列(8)中，城鎮化的二次項系數均是大于0的，城鎮化的一次項系數均是大于0的。(3)地區投資額對區域經濟協調發展的正向影響效應具有穩健性。在列(5)和列(7)中，ln(inv)的系數分別是0.0105和0.0033。

(二)中介效應檢驗

為考察市場內生型經濟扭曲在政府干預影響區域經濟協調發展過程中的中介效應，本文在式(11)的基礎上引入交互項，得到動態估計模型式(12)：

(12)

其中，β0和β1分別表示常系數及第i個控制變量(Ki)的系數；L.ln(ec)表示被解釋變量的滯后一階項(系數為?)；ec表示區域經濟協調發展；fe表示政府干預；distor表示市場內生型經濟扭曲(系數為β1)；ln(fe)×ln(distor)為政府干預與市場內生型經濟扭曲程度的交互項(系數為β2)；εit為干擾項。如前文所述，市場內生型經濟扭曲對區域經濟協調發展的影響是負向的，故此我們可以預期β1<0。那么，政府干預是否可能會通過緩解市場內生型經濟扭曲來促進區域經濟協調發展呢？我們通過觀察β2的系數對這一問題進行回答。若β2>0，則表示政府干預緩解了市場內生型經濟扭曲對區域經濟協調發展的不利影響；若β2<0，則表示政府干預加劇了市場內生型經濟扭曲對區域經濟協調發展的不利影響。

表4報告了中介機制的回歸結果。其中，列(9)和列(10)是基于先發省份的回歸結果，而列(11)和列(12)是基于后發省份的回歸結果。為考察市場內生型經濟扭曲對區域經濟協調發展的影響，表4中列(9)和列(11)未引入政府干預與市場內生型經濟扭曲程度的交互項，而列(10)和列(12)是基于式(12)的回歸結果。

如表4所示，無論是在先發省份還是后發省份，市場內生型經濟扭曲的加劇對區域經濟協調發展的影響效應均是負向的。在列(9)和列(10)中，先發省份市場內生型經濟扭曲的影響系數分別為-0.0122和-0.0082；在列(11)和列(12)中，后發省份市場內生型經濟扭曲的影響系數分別為-0.0056和-0.0049。

表4 中介機制的回歸結果

表4中政府干預與市場內生型經濟扭曲程度交互項的系數表明，政府干預可以通過緩解市場內生型經濟扭曲方式促進區域經濟協調發展，市場內生型經濟扭曲強度的調整在其中起到了中介作用。在列(10)中，先發省份政府干預與市場內生型經濟扭曲程度的交互項的系數為0.0023。在列(12)中，后發省份政府干預與市場內生型經濟扭曲程度的交互項的系數為0.0006。先發省份交互項的系數大于后發省份交互項的系數，這表明先發省份政府干預對市場內生型經濟扭曲的緩解效應較強，而后發省份政府干預對市場內生型經濟扭曲的緩解效應較弱。究其原因在于：其一，在先發省份，市場機制相對比較完善，私人資本較為充裕，市場內生型經濟扭曲對地方政府作用的引致需求相對較弱，地方政府傾向于選擇具有正外部性的服務性公共資本，從而形成政府機制與市場機制的“互補效應”，在此背景下政府干預對市場內生型經濟扭曲的緩解效應較強；其二，在后發省份，市場機制并不完善，私人資本不足，政策性手段相較于市場機制更具優勢，市場內生型經濟扭曲對地方政府作用的引致需求較強，加之市場稟賦劣勢加劇了政策引致型扭曲，進而形成了政府機制與市場機制的“互斥效應”，在此背景下政府干預對市場內生型經濟扭曲的緩解效應較弱。

值得注意的是，如前文所述的那樣，后發省份由于市場機制不完善，私人資本不足，市場內生型經濟扭曲對地方政府作用的引致需求較強，導致后發省份的過度政府干預，進而引致對區域經濟協調發展的負向影響。可即便如此，后發省份的政府干預仍然能夠在一定程度上緩解市場內生型經濟扭曲對區域經濟協調發展所造成的負面影響，說明后發省份的政府干預在一定程度上完善了當地的市場機制，進而緩解了市場內生型經濟扭曲，但相對于先發省份來說，這種緩解效應相對較弱。因此，后發省份的地方政府可以通過提高政府干預手段的效率和控制政府干預的程度來提高當地市場化程度，并通過合理的產業政策來完善當地的市場化機制。

(三)調節效應檢驗

在政府干預對區域經濟協調發展的影響路徑中，市場內生型經濟扭曲強度的調整不僅發揮著中介效應的作用，還起到了調節效應的作用，即隨著內生型經濟扭曲程度的變化，政府干預對區域經濟協調發展的影響效應也發生著變化。為此，本文在式(12)的基礎上，構建動態估計模型式(13)：

(13)

其中，ln(fe)表示政府干預的對數項(系數為β3)，其它參數如前所述。由式(13)可得式(14)，具體如下：

(14)

如前文所述，先發省份政府干預對區域經濟協調發展的影響效應是正向的，故此先發省份的β3>0。那么，市場內生型經濟扭曲程度的變化能否給政府干預的影響效應帶來影響呢？我們通過觀察β2的系數對這一問題進行回答。若β2>0，則表示隨著市場內生型經濟扭曲程度的加劇，先發省份政府干預所產生的正向效應不斷強化；若β2<0，則表示隨著市場內生型經濟扭曲程度的加劇，先發省份政府干預所產生的正向效應不斷削弱。同理，對于后發省份而言，β3<0。若β2>0，則表示隨著市場內生型經濟扭曲程度的加劇，后發省份政府干預所產生的負向效應不斷削弱；若β2<0，則表示隨著市場內生型經濟扭曲程度的加劇，后發省份政府干預所產生的負向效應不斷加強。

表5報告了調節效應的回歸結果。列(13)和列(15)是基于先發省份的回歸結果，而列(14)和列(16)是基于后發省份的回歸結果。列(13)和列(14)中引入了控制變量，而列(15)和列(16)中未引入控制變量。

表5 調節效應的回歸結果

隨著市場內生型經濟扭曲的加劇，先發省份政府干預對區域經濟協調發展的正向效應也隨之弱化。如表5所示，引入控制變量后，列(13)中先發省份ln(fe)×ln(distor)交互項的系數為-0.1313，在5%的置信水平上顯著；未引入控制變量之中，列(15)先發省份ln(fe)×ln(distor)交互項的系數為-0.0585，在1%的置信水平上顯著。先發省份具備區位稟賦優勢、市場化程度較高、市場機制較為完善等方面特征，市場內生型經濟扭曲對地方政府作用的引致需求相對較弱，從而形成政府干預與市場機制的“互補效應”，進而對區域經濟協調發展形成正向影響效應。然而，隨著市場內生型經濟扭曲的加劇，政府干預與市場機制的“互補效應”不斷弱化，政府干預對區域經濟協調發展的正向效應也隨之弱化。反之，隨著先發省份市場內生型經濟扭曲的緩解，其對地方政府作用的引致需求遭到進一步減弱，政府干預對區域經濟協調發展的正向影響效應也會隨之強化。因此，基于促進區域經濟協調發展的政策目標，除了采取適度合理的政府干預外，先發省份還可以采取相關措施來完善當地的市場機制，以提高市場化程度，進而緩解當地的市場內生型經濟扭曲程度。

隨著市場內生型經濟扭曲的加劇，后發省份政府干預對區域經濟協調發展的負向效應也隨之削弱。如表5所示，引入控制變量后，列(14)中后發省份ln(fe)×ln(distor)交互項系數為0.0077；未引入控制變量中，列(16)中后發省份ln(fe)×ln(distor)交互項系數為0.0090。由于后發省份市場機制并不完善、私人資本不足以及市場失靈，市場內生型經濟扭曲對地方政府作用的引致需求較強，這不僅形成了政府干預與市場機制的“互斥效應”，也導致了地方政府對所轄市場的干預“慣性”。隨著市場內生型經濟扭曲的加劇，政府干預與市場機制的“互斥效應”不斷加劇，后發省份政府干預“慣性”卻起到了市場失靈彌補作用，進而削弱了政府干預對區域經濟協調發展的負向影響效應。然而，政府干預“慣性”對政府干預負向效應的削弱是以犧牲市場效率為代價的，因此，后發省份地方政府應根據當地市場經濟發展規律，履行合理適當的職能，以降低政府對當地市場的干預程度，并進一步完善市場機制，從而使其政府干預能夠對區域經濟協調發展產生積極的正向效應。

(四)進一步討論

如前文所述，政府干預與市場機制發生“互補效應”與“互斥效應”，這是決定政府干預對市場內生型經濟扭曲削弱效應的關鍵。適度的政府干預，易于形成政府干預與市場機制的“互補效應”，從而有利于區域經濟協調發展；而過度的政府干預，易于形成政府干預與市場機制的“互斥效應”，不利于區域經濟協調發展。所以，本文預期政府干預對區域經濟協調發展的影響是倒U形的。為此，我們在式(11)的基礎上引入了政府干預的二次項指標，以檢驗政府干預的適度性。同時，我們還引入了市場化程度指標(md)，指標設計為“規模以上工業企業實收資本中除國家資本類型和集體資本類型以外的資本占比”。

表6 進一步討論的回歸結果

表6報告了基于全樣本數據的進一步討論估計結果，其中，列(18)和列(20)中未引入控制變量；列(17)和列(18)中加入了市場化程度指標，旨在考察市場機制是否限制了政府干預對區域經濟協調發展的影響。

在全樣本下，表6的估計結果表明，政府干預對區域經濟協調發展的影響是倒U形的。政府干預的二次項系數分別為-0.0132、-0.0128、-0.0118和-0.0134，且至少在10%的置信水平上顯著；政府干預的一次項系數分別為-0.0465、-0.0436、-0.0431和-0.0461。這驗證了前文的理論預測：適度的政府干預，易于形成政府干預與市場機制發生“互補效應”，從而緩解市場內生型經濟扭曲，有利于區域經濟協調發展；而過度的政府干預，易于形成政府干預與市場機制的“互斥效應”，對市場內生型經濟扭曲的緩解效應相對較弱，不利于區域經濟協調發展。隨著政府干預強度的提升，區域間資源配置的市場內生型扭曲問題得到一定程度緩解，“互補效應”顯現，區域間的經濟協調發展程度在不斷提升。然而，超過一定的閾值之后，過度市場干預的缺陷逐步暴露出來，政策引致型扭曲凸顯，“互斥效應”加劇，區域間的惡性競爭、資源配置的非市場化、區域經濟轉型動力缺失使得區域間經濟的協調發展程度逐步下降。事實上，適度的政府干預不僅有助于彌補市場扭曲對政府作用的引致需求以及可能存在的市場內生型經濟扭曲，保證市場在區域間資源配置中的基礎性作用，還有利于區域經濟協調發展。特別是對于先發省份而言，由于生產要素使用成本的不斷上升，它們也面臨著生產要素外流和結構調整的問題。通過適當的政府干預，先發省份可以防止高層次生產要素外流，加速落后產業的轉移及后發省份對該類產業的承接，進而促進區域間經濟的協調發展。然而，過度的政府干預是市場內生型經濟扭曲對政府財政支出依賴性需求的表現，在此過程中，市場內生型經濟扭曲會加劇，區域經濟協調發展得不到合理解決。

市場化程度的提升對區域經濟協調發展的影響效應是正向的。在全樣本下，列(17)和列(18)中的估計結果表明，市場化程度的影響系數分別為0.0078和0.0085。故此，應當堅持市場主導與政府引導相結合的方針，充分發揮市場在區域協調發展新機制建設中的主導作用，合理審慎地發揮政府在區域協調發展方面的引導作用，促進區域協調發展新機制有效有序運行。

五、結論與政策啟示

正確處理政府與市場之間的關系，是推動區域經濟協調發展新機制構建的重要前提。在兩階段古諾博弈模型演繹的基礎上，本文基于市場內生型經濟扭曲視角，分別實證分析了先發省份與后發省份政府干預對區域經濟協調發展的影響及其中介機制與調節效應。

研究結果表明：(1)市場內生型經濟扭曲的加劇對區域經濟協調發展的影響效應是負向的，政府干預對先發省份市場內生型經濟扭曲的緩解效應較強，進而形成了對區域經濟協調發展的正向影響效應；政府干預對后發省份市場內生型經濟扭曲的緩解效應較弱，進而形成了對區域經濟協調發展的負向影響效應。(2)隨著市場內生型經濟扭曲的加劇，先發省份政府干預對區域經濟協調發展的正向效應會隨之弱化，后發省份政府干預對區域經濟協調發展的負向效應也會隨之弱化。(3)適度的政府干預，易于形成政府干預與市場機制發生“互補效應”，有利于區域經濟協調發展；而過度的政府干預，易于形成政府干預與市場機制的“互斥效應”，不利于區域經濟協調發展。(4)市場機制的完善對于區域經濟協調發展具有顯著的正向影響。

根據研究結論，本文的政策啟示在于：(1)要提升市場化程度，削弱市場內生型經濟扭曲。改革開放初期遺留的粗放型增長方式存在諸多問題，不利于中國經濟的可持續發展，完善社會主義市場經濟體制是解決這些問題的關鍵。在這方面，應當堅持市場在資源配置中的決定性作用，充分發揮市場在區域協調發展新機制建設中的主導作用，通過全面深化改革、完善市場機制和減少政府干預來緩解市場內生型經濟扭曲。(2)合理、適度和審慎地進行政府干預，“尋找”政府干預促進區域經濟協調發展的“最優點”，完善相關法律法規來規范地方政府行為，加強信息披露與監督，并基于這一視角改革地方政府的政績考核機制。(3)處理好政府與市場的關系，構建“市場主導、政府引導”的區域經濟發展模式，加強政府干預與市場機制的動態互補。