政策偏差、調節作用與地方經濟發展

2021-09-13 15:39:58王維孫毅

青島大學學報(自然科學版) 2021年3期

王維孫毅

摘要：為衡量政策偏差對地方經濟發展的影響，引入表征中央和地方政府的政策偏差度指數，并考慮政策偏差對于城鎮化率的調節作用。研究結果表明，政策偏差給地方政府帶來的競爭優勢有所降低，甚至隨著城鎮化率的提高向相反的方向發展。考慮到空間集聚性因素，這一機制得到進一步驗證。說明地方政府行使“自由裁量權”時，將根據自身情況進行選擇，在城鎮化率低時會選擇較大的政策偏差，但在城鎮化率較高時，則與中央政策保持一致以獲得本地競爭優勢，中央政府在政策制定過程中應注意各地的差異性。

關鍵詞：政策偏差;經濟增長;PPP;調節作用

中圖分類號：F06 文獻標志碼：A

文章編號：1006-1037（2021）03-0140-07

林毅夫教授曾將中國過去30年的經濟成就稱之為一大奇跡，這個奇跡一直是一個熱門的研究話題。學界大多認為，地方政府對地方經濟增長有重要影響。如Cheung[1]認為，中國經濟增長動力來自于縣域之間的競爭，根源在于縣政府有很大的自主權，事實上是地方競爭。學者們很早就將地方競爭問題引入到經濟增長模型中。蒂布特[2]在1956年提出著名的假定時就指出，地方政府之間存在的競爭在經濟中發揮著巨大作用。但地方競爭何以影響到地方經濟，學者們尚未能給出一個較好的解釋方式。分析中國樣本，主要有兩個傾向：用地方官員的特征作為代變量，識別不同地方政府的差異，如周黎安等[3-6]發現地方官員的特征對本地經濟增長有顯著的影響;通過現有綜合指標或構建綜合指標，如楊冬梅等[7]，在城鎮化、市場化、對外開放度等指標基礎上構建制度因素的綜合指標，韓劍等[8]根據各行業的比重、勞動投入和實際總產值等變量，構造各地政府干預的資源錯配指數，唐杰等[9]采用的中國省域治理綜合指數等。以上研究結果僅考察了地區間的差異性，沒有考慮中央政府的作用。實際上，地方政府決策的自由度對地方經濟發展的意義遠大于地方政府之間的差異。地方政府間的競爭必須以中央政府所指定的政策作為背景。這一點已被學界關注，詹新宇等[10]使用從中央到地方的不同層級的財政收入來構造財政收入分權指數即是一例。但更常見的是從政策偏差視角分析這一問題。楊宏山[11]指出，作為單一制國家，“如果地方政府擁有較為寬泛但并非明確界定的自由裁量權”，將導致政策出現偏差。張潔梅等[12]指出地方政府投融資平臺風險管理中存在政策偏差，王軍強等[13]發現北京養老服務政策在基層也出現了偏差。為將這種偏差量化以便帶入現有的研究中，韓克勇等[14]基于中央政策目標的制定與各省份的完成情況構造政策的制定與執行效果偏差指數。本文采用中央和地方政府的政策偏差度指數——運用PPP政策相關的文本構造政策偏差指數來研究地方競爭對各地經濟發展的影響，并從以下兩個方面研究：一是從PPP政策偏差入手，PPP政策是地方政府自2015年以來在中央政府的統一規定下，根據自身財政、經濟發展狀況促進本地經濟發展、基礎設施建設的重要手段。政府與社會合作的PPP項目是普惠金融的重要組成部分，在積極引導社會資金支持和服務“三農”、優化財政資金供給和降低財政債務風險等方面發揮了重要作用[15]。劉曉明等[16]基于新舊動能轉換的視角就發現山東省的經濟增長存在明顯的空間溢出效應，可通過PPP方式來增加社會投資進一步促進經濟增長，因此PPP政策也自然成為衡量中央政府和地方政府政策偏差的理想指標。二是從更廣泛的機制方面考察政策偏差對地方經濟發展的影響，迄今的研究大部分將之歸于獨立變量，本文側重于對其調節作用的檢驗，擴大了其對經濟機制的傳導途徑，有利于更好地探索兩者之間的復雜關系。

1 地方經濟差異與PPP項目

中央大力推廣PPP模式時，各地差異比較明顯。圖1是基于財政部“政府和社會資本合作中心”的數據并按傳統的東、中、西部標準予以區分，時間截至2019年10月31日。可知，西部的GDP水平最低，但PPP項目金額卻最高，中部地區GDP水平只有東部的44%，PPP入庫金額卻是東部的87%。這些說明，地區經濟發展狀況與PPP發展水平呈反向關系，PPP項目確實為那些財政狀況有可能不是很好的中西部地區提供了發展基礎設施項目的便利。

如果將觀察層級進一步放大到省、直轄市，這種反向關系不夠明顯，且極具差異性與不平衡性。如表1所示（PPP入庫金額根據財政部“政府和社會資本合作中心”數據整理;GDP數據摘自2019年國家統計年鑒），西部有入庫金額極高的省份，如貴州、云南，也有較低的，如寧夏、青海、西藏。東部有入庫金額很高的，如浙江、山東，但上海、北京均較低。實際上，即使把上述GDP數據換為財政數據，得到的結果也差不多。而且，如果把數據進一步放大到地級市，情況就更為復雜。PPP發展的不平衡性是各地根據自身的經濟、財政、金融等狀況所采取相應政策的結果。因地方競爭及地方政府所具有的“自由裁量權”而出現的政策偏差，是對這種各地不同情況的重要反映。

2 實證檢驗

運用線性回歸模型對PPP政策偏差指數與地方經濟發展的關系進行分析。模型中的主要變量包括：衡量全國在2016、2017年兩年有PPP項目的地級市經濟增長績效的被解釋變量、測度地方政策偏差的解釋變量以及代表各地級市特征的控制變量。

2.1 模型與數據

為簡化分析，衡量各地市增長績效時，本文采用人均GDP，即各地市的GDP總量除以該地市的常住人口作為被解釋變量，不再考慮人口因素。相關GDP和人口數據主要來自各地市統計年鑒和統計公報。假定增長函數為一次齊次函數，根據一般意義上的核算方程

其中，K為資本，N為人口，在兩邊同除以N，得

在（3）式線性模型基礎上，本文根據相關檢驗加入空間因子

其中，βI表示各解釋變量和控制變量的回歸系數，ε為誤差項。index1*urb項代表交叉乘積項，因為政策偏差不一定單獨對GDP產生作用，往往作為一個調節因子在某些具體政策中發揮作用，對城鎮化率的乘積項可能將更好地捕捉到這種影響。

本文數據基于明樹數據公司（http：//bridata.com）收集的全國PPP項目，整理后，涉及2016年115個地市、2017年188個地市，其中PPP項目主要包括農林水利、綜合開發、交通運輸和市政公用事業等領域。政策偏差指數（index1）是核心解釋變量，可以通過利用文本相似度算法，剔除不可觀測到的城市樣本數據，對比地方政府與中央財政部發布的PPP政策的文本差異計算得到。各地方政策相關文件主要基于人民政府及主要相關部門（如發改委、財政局、農業局、公路局、交通局、環保局等）網站公布的數據。指數的取值范圍在0～1之間，越接近1說明所制定的PPP政策越與中央政策保持一致，反之，越接近0則表示該地所制定的PPP政策與中央政策越不一致。

回歸中的控制變量，首先是人均固定資產投資（percap），用各地市在某一年的的固定資產投資總額除以該市的常住人口。其次，人均存貸款（persnl），以各地市在一年中的存貸款之和除以該地市的常住人口計算得到，該變量代表各地市的金融發展水平，當各地在發展基礎設施時，資金融通是除了財政收入之外的重要途徑。第三，城鎮化率（urb），以當年該地市的城鎮人口占常住人口的比例計算得到。理論上，城鎮化率作為反映城鎮化水平的指標，一般與其經濟發展相當;且城鎮化水平越高，土地收入對當地政府的基金收入影響也越大。2016年全國115個城市各變量的描述性統計如表2所示。

2.2 實證檢驗

表3為政策偏差度對人均GDP的影響。模型1和模型2區分了政策偏差指數（index1）的影響，模型2和模型3（2016）區分了政策偏差指數（index1）的調節作用。總的來看，政策偏差水平越高（即指數越小），對本地經濟越不利;但在考慮交互項后，情況則出現了重要的分化。

無論是模型1還是模型2，人均固定資產投資，人均存貸款和城鎮化率的回歸系數都為正，表明其對人均收入都具有顯著的促進作用。在模型2中，當引入政策偏差指數后，可以發現其與人均收入具有負相關關系，即相對中央政策，一個地方的政策偏差越大（即政策偏差度指數越小）時，該地方的人均收入會越高，原因是因地方競爭，地方政府根據自身經濟狀況行使了沒有被明確界定的“自由裁量權”。

模型3（2016）中再次引入政策偏差指數與城鎮化率的乘積項。AIC和BIC都相對較小，表明選擇模型3作為經濟模型比較理想。盡管政策偏差指數仍為負，且較模型2有擴大趨勢，但交叉項的出現卻使其影響出現了分化。表4是對這種影響所作的一個模擬。第（1）欄政策偏差指數對城鎮化率的影響，當政策偏差以均值（0.129 8）、少于或大于一個標準差（0.051 2）取值時，隨著政策偏差指數的提高（0.078 6、0.129 8、0.181 0），城鎮化率每增加一個單位引起各地人均收入的預期改變在增加（6.910 2、8.194 4、9.478 5）。其次，從第（2）欄城鎮化率對政策偏差的影響來看，當城鎮化率以均值（0.556 0）、少于或大于一個標準差（0.124 6）取值時，隨著城鎮化率的提高（0.431 4、0.556 0、0.680 6），政策偏差指數每增加一個單位引起各地人均收入的預期改變由負轉正（-5.608 4、-2.483 4、0.641 7）。進一步，因城鎮化率的高低，政策偏差指數對各地人均收入的影響出現了分化。

所以，城鎮化率越低，政策偏差指數與各地人均收入負相關程度就越高。反之，城鎮化率越高，尤其在大于65.51%（16.428 2/25.080 6=65.51%）時，政策偏差指數與各地人均收入呈正相關，這可以解釋表1中上海、重慶、北京、天津的PPP項目金額較低的現象。

2.3 穩健性檢驗

為了檢驗回歸結果的穩健性，將人均收入、人均固定資產投資、人均存貸款和城鎮化率指標換為2017年數據。由于2017年共有188個地市有PPP項目，樣本量擴大了，各主要變量描述性統計如表5所示。

使用普通最小二乘法（OLS）對2017年全國各地市的數據運用模型3回歸分析，結果見表3的模型3（2017）。各變量系數雖然均有不同程度變化，但方向未變，上述分析結論仍然成立。基于新數據集，政策偏差指數與人均收入間的負相關關系有所減弱，結合交互項，超過39.69%（8.313 4/20.946 4）的城鎮化率就足以讓兩者之間轉化為正相關關系。該結論也較好地驗證了前文的計量結果是穩健的。

3 拓展性分析

在上述實證分析中，還有兩個問題需要解決：PPP項目存在的空間集聚性問題，模型結果的內在傳導機制。

3.1 空間集聚性問題

為驗證各地市之間存在的空間效應，基于模型3，本部分運用空間計量模型進行實證分析。使用Moran′s I指數檢驗得到表6。2016年的數據空間相關性似乎不強，可能是因為數據量較少的原因，2016年有PPP項目的115個地市，分布不均衡。2017年，隨著擁有PPP項目的地市的增多，該指數達到2.617。基于以上原因，通過構造地理加權回歸矩陣來代替相鄰矩陣，并對2016、2017年的數據均作空間分析。

表7是對2016年數據回歸并進行效應分解的結果。Rho值在統計上顯著，進一步驗證了空間效應的存在。從各項回歸系數來看，與表3存在差異，但方向均未變化。其中，直接效應是主要的，間接效應數值較小，均在10%水平下統計顯著，仍反映出政策偏差指數主要通過調節機制作用于地方經濟發展。

為進一步確認結果的穩健性，對2017年作回歸分析，結果見表8，充分反映出政策偏差指數通過城鎮化這一通道對經濟增長所發揮的調節作用。相比于表7，此時政策偏差指數與人均收入之間關系變化所需要的城鎮化率的臨界點變為42.43%（11.676 2/27.519 1），即超過這一數值的區域，政策偏差指數與人均收入正相關，反之負相關。此時，低于42.43%的地級市僅有25個，絕大部分集中在中西部地區，經濟發展水平普遍較低。而臨界點之上的地級市，借助城鎮化的調節作用，政策偏差指數與經濟增長之間發生正相關關系，這些地區的經濟發展水平相對好一些。

3.2 內在傳導機制

由此，在經濟發展水平較低、城鎮化率較低的情況下，一些地區會通過行使“自由裁量權”來促進本地經濟的發展。但對大部分經濟獲得充分發展的地區而言，政策偏差指數與本地經濟呈正相關關系。這主要是因為在城鎮化率較高的情況下，政策偏差指數的調節作用超過了自身的副作用所致。

（1）城鎮化率指標。在上述計量分析過程中，包括多種交互項，如政策偏差指數與人均固定資產投資、人均存貸款余額等的交互項，但只有與城鎮化率的交互項回歸結果顯著。結合交互項，不論地方政府基于地方競爭，采取了何種“自由裁量權”，最終目的是促進本地經濟的發展，本地經濟發展中大概率會出現城鎮化加速的過程，由此導致該交互項與各地人均收入呈正相關關系。部分城鎮化率不高的地方沒有出現這種情況，從空間角度來看，應該是出現了較大的溢出所致。

（2）內在化傳導過程。在計量分析過程中本文最初是利用取對數方法處理政策偏差指數對地方人均收入的影響，但結果卻不真實，因為一旦加入交互項，尤其在應用空間計量方法之后，對絕大部分地市來說，政策偏差指數的綜合效應發生根本的改變，這意味著政策偏差指數借助城鎮化率這一指標對地方人均收入產生影響，更主要是通過一個內在化的渠道在發揮作用。

4 結論與啟示

通過政策偏差指數，研究了其與地方經濟發展的關系。分析2016年及2017年的回歸結果，政策偏差指數與地方的人均GDP呈負相關關系，隨著城鎮化率的提高，達到某一臨界點后，這種負相關性消失，兩者轉化為正相關性。在空間滯后回歸模型中，2017年，這個臨界點只有42.43%，樣本中絕大部分地市超過這個城鎮化率的臨界點。原因是地方政府通過城鎮化率獲得了某種“人口紅利”，且通過城鎮化率這一綜合性指標，內在化地傳導到經濟增長變量上。雖然之前的一些研究認為地方政府為了在地方競爭中勝出，會采取一些“自由裁量權”，有效影響地方經濟的發展。但本文得出的結論是，這種情況并不普遍，且相對其努力與中央保持一致的程度，是微不足道的。

抵消地方政策的偏差度，關鍵是中央制定符合實際的、適應經濟發展需要的經濟大政方針，如新型城鎮化建設，地方政府圍繞這一中心開展工作，有效地將政策偏差指數與地方經濟增長水平的負相關轉化為正相關。在此前提下，適當提高地方政府的“自由裁量權”，有助于發揮地方政府的主觀能動性，有效改善地區之間的差異化。在城鎮化率較低的地區，可能自身有很多特殊情況，給予“自由裁量權”，在統一框架下區別對待，有助于改善各地區的差異化發展問題。

參考文獻

[1]CHEUNG S N S. The economic system of China[J]. Man and the Economy， 2014， 1（1）：1-49.

[2]蒂布特M查爾斯，吳欣望.一個關于地方支出的純理論[J].經濟社會體制比較，2003（6）：37-43.

[3]周黎安.中國地方官員的晉升錦標賽模式研究[J].經濟研究，2007（7）：36-50.

[4]徐現祥，王賢彬，舒元.地方官員與經濟增長——來自中國省長、省委書記交流的證據[J].經濟研究，2007（9）：18-31.

[5]張鵬飛，李國強，侯麟科等.區域經濟增長差異的再反思：歷史起因與演化邏輯[J].經濟學（季刊），2019，18（1）：151-166.

[6]詹新宇，劉文彬.地方官員來源的經濟增長質量效應研究[J].中央財經大學學報，2018（4）：78-89.

[7]楊冬梅，萬道俠，王琳.制度要素、空間溢出與區域經濟增長——基于空間面板數據模型分析[J].山東社會科學，2016（12）：114-120.

[8]韓劍，鄭秋玲.政府干預如何導致地區資源錯配——基于行業內和行業間錯配的分解[J].中國工業經濟，2014（11）：69-81.

[9]唐杰，劉建黨，梁植軍.治理質量對中國省域經濟增長的影響研究：高速度增長與高質量發展[J].經濟社會體制比較，2019（3）：16-28.

[10] 詹新宇，劉文彬.中國式財政分權與地方經濟增長目標管理——來自省、市政府工作報告的經驗證據[J].管理世界，2020，36（3）：23-39+77.

[11] 楊宏山.政策執行的路徑—激勵分析框架：以住房保障政策為例[J].政治學研究，2014（1）：78-92.