政策資源配置與區域經濟聯動效應

□文/ 朱炳欽 李政陽

（新疆師范大學商學院 新疆·烏魯木齊）

［提要］ 政策資源配置對區域經濟收斂與經濟增長存在重要作用，對區域協調發展具有重要意義。為此，利用1999～2020年31 省市面板數據，構建系統GMM模型驗證政策資源配置對區域經濟收斂及經濟增長的效應，并進行穩健性分析。研究表明：轉移支付配置、稅收配置、政府投資配置等對區域經濟收斂與經濟增長存在顯著正向效應。其中，轉移支付更利于西部與東北地區；稅收配置更有利于拉動區域經濟增長；但不同配置方式的效應存在異質性。據此，提出對應的對策建議。

為促進區域協調發展，十六屆三中全會提出的“五個統籌”中包含西部發開、東北振興、中部崛起與東部率先的區域發展戰略，響應了中國四大經濟區域經濟聯動協調發展的號召。將各區域環境資源承載能力、經濟基礎和發展潛力作為依據，發揮區域比較優勢、強化區域薄弱環節，逐步形成區域主體功能定位清晰、東中西各區域良性互動、人均GDP 差距不斷縮小的區域協調發展格局。其中，政策資源配置作為促進區域經濟協調發展的主要形式，其目的在于促進區域經濟收斂，同時又拉動區域經濟增長。然而，政策資源配置是如何實現的？主要的政策資源配置方式有哪些？政策資源配置是否促進區域經濟收斂、拉動經濟增長？厘清以上問題將有利于提升政策資源配置效率，這為協調區域經濟發展具有重要的現實意義。

一、文獻綜述

區域經濟協調發展備受關注，促進經濟協調發展將有助于發展高質量和諧社會。多數研究表明，政策資源配置是調節區域經濟協調發展的主要形式，其中包含轉移支付、政府支出與稅收的主要工具，為此學者們分別將這些政策資源配置方式與經濟收斂或經濟增長納入同一框架中展開研究。就區域經濟發展現狀而言，基于經濟增長的收斂研究普遍支持經濟收斂這一結論，尤其是考慮了時空要素后，經濟收斂更為顯著，其中轉移支付是政府調節區域經濟協調發展的重要手段，但研究表明轉移支付對區域經濟收斂并沒有存在質的效應，沒有縮進區域經濟發展差距，但隨著經濟發展及政策手段的改進發現，轉移支付能夠縮小省際間的經濟發展水平差異，促進區域經濟收斂，且具有正的乘數效應，長期而言，還能拉動經濟增長。

就財政支出來看，在具有兩種生產率不同的公共產品的內生增長框架下，分析了分權型經濟下最優財政政策的特征，其中兩種公共產品的增長率、稅率和支出份額的最優值與其生產率參數直接相關，尤其是地方政府支出對區域經濟增長及收斂效應與支出結構有關，農業支出有利于區域經濟增長與收斂，其他方面的支出效應并不明顯，且這些效應存在時空異質性。為了更進一步研究政策效應，利用最大最小模型求出各縣市及各區域中心，并通過經濟發展中心地理遷移來研究區域經濟發展的政策效應，研究發現西部開發政策效應顯著。財政政策支出對區域內部經濟收斂存在積極效應，其中就長期而言福利性支出有助于經濟收斂和經濟增長。

就稅收配置來看，中央總稅、企業所得稅與個人所得稅等對區域經濟增長均存在正向效應，其中各類稅收在經濟欠發達地區存在促進經濟收斂的作用。不僅如此，通過對稅收結構對區域經濟收斂的研究發現，直接稅對區域經濟收斂存在穩健的收斂效應，企業所得稅有利于區域經濟收斂，個人所得稅、消費稅、增值稅都不利于區域經濟收斂；地方一級收入和支出分配之間的密切匹配有利于配置效率，從而促進經濟增長。地方政府收入和支出分配的趨同應與較高的增長率呈正相關。地方政府收入和支出的分化（而非趨同）與較高增長率有關。

就轉移支付來看，轉移支付作為西部開發的主要手段，其促進了西部地區均衡發展，拉動了地區經濟增長，同時縮減了東、西部地區的經濟發展水平，形成了β 收斂效應。減貧政策屬于綜合性政策資源配置類政策，利用貧困縣級數據，構建雙重差分實證研究表明，其政策對區域經濟增長和收斂具有顯著正向效應，其中收斂效應屬于條件收斂。但其對貧困地區內部收斂卻不存在顯著效應。

總之，已有研究從轉移支付、政府支出與稅收與區域經濟收斂做了較為豐富的研究，但將上述政策資源配置與區域經濟收斂及增長的關系納入同一框架的研究較少，本文以此作為切入點展開研究。

二、模型構建、指標選取與數據來源

（一）模型構建。由于研究重點為區域經濟收斂及經濟增長，其中經濟收斂是指一個國家或一個地區的人均GDP 增長速度與其初始水平呈現為負向相關關系，從而縮進區域間的經濟發展水平；而經濟增長也可以理解為一段時間內、一個地區的人均GDP 增長水平。本文基于Barro et al.（1992）的研究框架，分為β 經濟收斂和τ 經濟收斂，其中β 經濟收斂是指欠發達地區經濟增長速度高于發達地區，使得欠發達地區人均收入趕上發達地區人均水平，且β 經濟收斂一般是指條件收斂，即外界因素導致的經濟收斂，符合文中政策資源配置介入情況；τ經濟收斂是指地區間的人均收入方差或者離散系數隨時間推移縮小的情況。為此，基于文中研究需要構建以下模型：

其中，△yit是指i 地區t 時間的人均GDP 增長率；lnyit-1是指i 地區t-1 時期的人均GDP 的自然對數，其系數β 是指經濟收斂情況，即該系數為負時，經濟發展水平越高的地區經濟增長率反而越低，符合經濟條件收斂情況。同時，將政策資源配置變量與其相乘為交互項來分析不同的政策資源配置方式對區域經濟收斂的效應；X 是指政策工具，即政策資源配置方式，其中γ 是指政策資源配置方式對經濟增長的拉動水平，即其為正數時，表明對應的政策資源配置方式對區域經濟增長存在正向效應；Zit是指控制變量；εit是指隨機擾動項。

基于模型構建形式，該模型是包含滯后項的動態面板模型，為了緩解該動態方程結構所帶來的內生性問題，文中選取系統GMM 模型來做實證分析。一方面該模型能大程度上緩解OLS 回歸帶來的估計偏差問題，同時解決了一階差分GMM 存在的弱工具變量問題；另一方面將差分GMM 和水平GMM 結合在一起，提高了估計效率。

（二）指標選取

1、被解釋變量：人均GDP 增長率，根據區域經濟收斂定義選取了該指標來衡量地區經濟增長水平，文中數據以1978年為基期計算所得實際增長率，下文數據同樣做了這樣的處理。

2、政策資源配置變量：稅收資源配置是以各省市稅收收入與實際GDP 比重來表示；轉移支付配置，參考了范子英等（2010）的做法，利用中央補助收入減去地上上解支出的值與地方財政支出的比值來表示；政府投資配置是以各省份國家預算內資金與實際GDP 的比值來表示。

3、控制變量：人力資本水平是以各省市高等教育人數與總人口比值來表示；產業結構是以各省市第三次產業產值與實際GDP 比值來表示；對外貿易情況是以各省市進出口總額與實際GDP 的比值來表示；就業情況是以各省市就業人數與總人口來表示。

4、虛擬變量：文中采用了四個虛擬變量，首先將全國31 省市按照2011年國家統計局劃分的四大經濟區域劃分，然后依次將對應區域設定為1，其他地區為0。

以上變量具體情況如表1 所示。（表1）

表1 變量描述一覽表

（三）數據來源。本文選取了1999～2020年31 省市的面板數據研究政策資源配置對四大經濟區域的經濟收斂及經濟增長的影響效應，其中數據的具體來源為《中國統計年鑒》、中經網統計數據庫、Wind 數據庫及部分數據來源于各省市的統計年報。具體指標描述統計如表2所示。（表2）

表2 描述統計一覽表

三、實證結果分析

（一）政策資源配置對區域經濟收斂的回歸分析。由表3 可知，模型中的AR（1）拒絕原假設，AR（2）接受原假設，且Hansen 檢驗拒絕原假設，表明工具變量是有效的，即模型是有效的。其中，轉移支付配置模型、稅收配置及政府投資配置模型中的變量lnanpercgdpit－1的系數均為負，且均通過顯著性檢驗，表明通過轉移支付、稅收及政府投資的政策資源配置方式能促進區域經濟收斂，整體經濟呈現收斂趨勢。（表3）

表3 政策資源配置對區域經濟收斂影響的系統GMM估計結果一覽表

同時，由交互項變量系數可知轉移支付、稅收及政府投資在不同區域對經濟收斂的具體效應。此處將對各地區經濟收斂交互項系數展開分析，具體而言，在轉移支付配置模型（1）中，東北地區交互項變量系數為-0.12，且通過顯著性水平檢驗，表明轉移支付對東北地區經濟收斂存在正向效應；東部地區交互項系數為-0.36，但未通過顯著性水平檢驗，表明轉移支付對東部地區經濟收斂效應不明顯，這可能與東部地區經濟發達程度有關，東部地區早期積累豐富的政策資源，經濟發展迅速，形成了自身的增長極，因此當地經濟發展速度遠超轉移支付對經濟收斂的效應；西部地區交互項系數為-0.98，且通過顯著性水平檢驗，表明轉移支付對西部地區經濟收斂存在正向效應，且該效應較其他地區更為明顯，這與西部大開發所帶來的資源息息相關，促進了西部地區均衡發展；中部地區交互項系數為1.02，且通過顯著性水平檢驗，表明轉移支付對中部地區經濟收斂存在負向效應，無法促進經濟收斂，反而拉大了中部地區經濟發展差距，這可能與區域發展政策實施時間有關。作為中部地區，其經濟發展有東部地區作為依托，因此政策資源優先考慮西部及東北地區。

在稅收配置模型（2）中，東北地區交互項系數為-0.002，且通過顯著性水平檢驗，表明稅收配置有利于東北地區經濟收斂，但該效果較小，這可能是因為東北地區屬于老工業基地，新產能不足，對稅收資源的轉化能力不足所致；東部地區交互項系數為-1.25，且通過顯著性水平檢驗，表明稅收配置對東部地區經濟收斂存在較為顯著的正向效應，這可能與東部地區產業結構合理化與產業高級化水平有關，尤其是制造業及生產性服務業的技術含量越來越高，產出水平較高，創稅能力較強，尤其是賦稅能力強的地區企業納稅較多，因此縮進經濟發展水平；西部地區交互項系數為-0.02，且通過顯著性水平檢驗，表明稅收配置對西部地區經濟收斂同樣存在正向效應，但該效應也較小，這與早期西部地區產業發展較為薄弱有關，尤其是西部地區主要依托自然資源，存在產業結構較為單一、產能不足、賦稅能力弱等問題；中部地區交互項系數為-0.98，且通過顯著性水平檢驗，表明稅收配置對中部地區經濟收斂存在正向效應，且該效應水平僅次于東部地區，優于西部及東北地區的效應。這與中部地區所處位置有關，中部地區的企業發展存在“四面八方”逢源的優勢，因此其企業發展水平也較高，賦稅能力自然較強。

在政府投資配置模型（3）中，東北地區交互項系數為0.54，且通過顯著性水平檢驗，表明政府投資配置對東北地區經濟收斂反而存在負向效應，可能會拉大地區間的經濟發展水平。這可能與當地政府投資有關，中央政府與地區政府存在“委托-代理”關系，當中央將資源撥給地方政府時，地方政府再根據當地經濟發展需要來投資，又基于當地產業轉型困難，大多數投資依然投資在處于夕陽階段的產業，因此對經濟發展的改變能力不足；東部地區的交互項系數為0.02，且通過顯著性水平檢驗，也表明政府投資配置對東部地區經濟發展存在負向效應。這可能與地方政府投資方向有關，東部地區產業發展較好，因此將更多的政策資源投入到福利性及基礎設施建設上，短期內這對經濟收斂不存在顯著效應；西部地區交互項系數為-0.45，且通過顯著性水平檢驗，表明政府投資有利于西部地區經濟收斂，這與地方政府政策資源配置有關，西部地區地大物博，資源配置更為分散，因此更有利于各個區域經濟協調發展；中部地區交互項系數為-1.25，且通過顯著性水平檢驗，表明政府投資配置有利于中部地區經濟收斂，且該效應更為顯著，意味著地方政府對資源配置的效率較高。

總之，整體而言，政策資源配置對區域經濟收斂存在積極效應。其中，轉移支付配置更利于經濟發展水平較低及企業發展不足地區的經濟收斂，稅收配置更利于產業發展水平較好的地區的經濟收斂，政府投資配置更利于區域較為廣闊、資源較為分散的地區。

（二）政策資源配置對區域經濟增長的回歸分析。由表4 可知，同理，此處模型也是有效的。其中，轉移支付配置、稅收配置與政府投資配置模型中的變量lnapercgdpit－1的系數均為負數，再次表明政策資源配置對區域經濟收斂存在顯著的正向效應。同時，此處將對各區域政策資源配置與地區虛擬變量的交互項系數進行分析，即分析不同的政策資源配置方式對不同區域的經濟增長的影響效應。（表4）

表4 政策資源配置對區域經濟增長影響的系統GMM估計結果一覽表

具體而言，在轉移支付配置模型（1）中，東北地區轉移支付配置的系數為0.93，且通過顯著性水平檢驗，表明轉移支付對東北地區經濟增長具有顯著的正向效應，這可能與轉移支付為當地新一輪的投資保留更多的投入資本有關，緩解當地企業新一輪投資壓力；東部轉移支付系數為0.21，且通過顯著性水平檢驗，表明轉移支付對東北地區經濟增長也存在顯著正向效應，但其效果較其他地區較小，這與東部地區雄厚的資本存量有關，又與豐厚的外資投入有關，為此東部地區投資資金來源較多，對轉移支付的依賴較低；西部地區轉移支付配置系數為1.04，且通過顯著性水平檢驗，表明轉移支付較大程度提升了西部地區的經濟增長水平，意味著轉移支付對西部地區經濟發展存在較為明顯的積極效應，這可能與中央政府對西部地區轉移支付力度較大有關，因為西部地區基礎建設與其他地區相比較為薄弱，尤其是道路建設，這無疑增加了西部地區產品銷售的運費，產品往其他地區銷售不存在優勢，因此對轉移支付的依賴較深；中部地區轉移支付配置系數為0.68，且通過顯著性水平檢驗，表明轉移支付對中部地區的經濟增長同樣存在正向效應，該效應水平較其他地區而言，僅優于東部地區，這進一步意味著轉移支付對經濟發展較好的地區效果較弱。

在稅收配置模型（2）中，東北地區稅收配置系數為1.25，但未通過顯著性水平檢驗，表明稅收配置對東北地區經濟增長的效應并不顯著。這可能進一步說明了與東北地區產業結構單一所導致的產能不足有關，意味著當地產業不存在動態競爭優勢，因此稅收配置對其產出的影響微弱，所以對經濟增長的貢獻較小；東部地區稅收配置系數為2.25，且通過顯著性水平檢驗，表明稅收配置對東部地區經濟增長存在顯著的正向效應，這可能與當地企業發展水平有關，東部地區由于產業集聚引致的人才集聚，從而產生了知識效應，為此當地技術研發水平較高，產品極具競爭力，因此稅收配置可能使技術研發效應呈現乘數效應，以倍數水平拉動經濟增長；西部地區稅收配置系數為3.54，且通過顯著性水平檢驗，表明稅收配置對西部地區經濟增長存在較大的正向效應，雖然西部地區的企業整體上無法超越其他地區，但西部地區的能源產業十分豐厚，為此稅收配置對這些優勢產業來說也存在比較可觀的經濟效應；中部地區稅收配置系數為3.32，且通過顯著性水平檢驗，表明稅收配置對中部地區經濟增長也存在較大的正向效應。這可能與上述提到的地理位置有關，其與其他地區距離較為均勻且近，而且內河運輸也十分便利，有利于其產業向其他地區銷售，為此稅收配置很大程度促進了企業產能，呈“錦上添花”作用。

在政府投資配置模型（3）中，東北地區政府投資配置系數為1.56，且通過顯著性水平檢驗，表明政府投資配置對東北地區經濟增長存在正向效應，這說明政府投資能夠更好地利用政策資源，將資金投資在產能充足、具有比較優勢的產業上，從而拉動當地經濟增長；東部地區政府投資配置系數為2.69，且通過顯著性水平檢驗，表明政府投資配置對東部地區經濟增長存在顯著的正向效應。這與現階段東部地區政府主要的投資方向有關，其主要投資在高新技術產業上，為此其對經濟增長效應較為明顯；西部地區政府投資配置系數為2.98，且通過顯著性水平檢驗，表明政府投資配置對西部地區經濟增長存在顯著的正向效應，且該效應較為顯著，意味著西部地區政府投資配置對西部地區產業發展、居民就業等存在正向影響，為此提升了當地產能、產出，從而拉動經濟增長；中部地區政府投資配置系數為2.21，且通過顯著性水平檢驗，表明政府投資配置對中部地區經濟增長存在顯著的正向效應，這說明當地政府在投資上很好地做到了與市場經濟相結合，起到配合市場經濟發展需求的效用，且較好地做到了不擠出民間投資，發揮了賦能型政府的作用。

總之，政策資源配置對各地區經濟增長具有較好的促進作用。其中，稅收配置對地區經濟增長的效應最優，政府投資配置對地區經濟增長的效應次之，而轉移支付配置對地區經濟增長的效應較小。

（三）政策資源配置效應的穩健性檢驗。由表5 可知，同理，此處模型也是有效的。在不考慮政策資源配置的模型（1）中，衡量經濟收斂的變量lnapercgdpit－1的系數為1.21，且通過了顯著性水平檢驗，表明在沒有政策資源配置介入情況下經濟整體呈現出發散狀態。在考慮政策資源配置的模型（2）中，變量lnapercgdpit－1的系數為-1.88，且通過了顯著性水平檢驗，表明在具有政策資源配置介入情況下經濟整體呈現為收斂趨勢，這與上述政策資源配置對區域經濟收斂存在顯著的正向效應結果相一致，進一步表明這一結論的穩健性。另外，轉移支付配置、稅收配置與政府投資配置的系數分別為1.23、1.58 與0.99，且均通過了顯著性水平檢驗，表明了轉移支付配置、稅收配置與政府投資配置對經濟增長存在顯著的正向效應，這一結論也與上述政策資源配置對經濟增長存在拉動效應相一致，同樣進一步表明這一結論的穩健性。為此，就政策資源配置整體而言，其促進區域經濟收斂且拉動區域經濟增長。（表5）

表5 不考慮政策資源配置與考慮政策資源配置的系統GMM回歸結果一覽表

四、結論與建議

（一）結論。本文基于區域發展規劃，將政策資源配置細化為轉移支付配置、稅收配置與政府投資配置形式，并將其量化為對應指標，研究政策資源配置對區域經濟收斂及經濟增長的效應。利用1999～2020年31 個省（區、市）的面板數據，構建了系統GMM 模型實證分析了政策資源配置對區域經濟收斂及經濟增長的影響效應，并進行了穩健性分析。研究結論表明，政策資源配置整體上促進了區域經濟收斂，拉動了區域經濟增長，但不同的配置方式的效應存在差異性。

（二）對策建議。第一，就政策資源配置對區域經濟收斂來看，需要進一步優化轉移支付配置、政府投資的配置方式。具體而言，轉移支付對東北、東部與西部地區經濟收斂存在顯著正向效應，應持續加大轉移支付力度，尤其是對西部地區的轉移支付。但就中部地區而言，轉移支付并未促進其經濟收斂，因此應該在加大對中部地區轉移支付的同時需要分散轉移支付，避免集中化導致的效率損失；稅收配置對各區域經濟收斂均存在顯著正向效應，但就東北地區而言，其效應十分微弱，因此需要更進一步完善當地稅收機制，尤其是要以引進或者鼓勵新興產業為導向來執行資源配置，幫助東北地區的老工業實現轉型升級，以實現經濟趕超，實現各地區經濟收斂；政府投資配置對西部和中部地區的經濟收斂存在正向效應，但對東北和東部地區經濟收斂卻存在負向效應，這將拉大區域經濟水平，為此中央政府需要加大對西部地區的投資，實現各區域經濟協調發展。第二，就政策資源配置對經濟增長來看，主要是加大轉移支付的力度，同時應將政策資源更多地向西部和東北地區投入。具體而言，轉移支付對各地區經濟增長的效應明顯弱于稅收配置與政府投資配置的效應，尤其是西部與東北地區。尤其是出于鼓勵東部地區的企業與西部和東北地區合作以實現資本流動、知識交流、技術交流的目的，在多維上實現對其產業發展及經濟增長的援助，同時也可以深化省份援助模式，實現精準化區域聯動效應；在收稅配置方面，應當對新興產業執行更優惠的稅收政策，以此刺激西部與東北地區產業轉型升級，從而實現經濟轉型升級；政府投資配置方面，政府應當增加西部地區國有企業的建設，將其作為小微企業運轉的依托，實現地區就業，從源頭上拉動地區經濟增長。