浙江经济增长驱动力的区域差异分析——基于浙江11个地市面板数据的研究

郭 鹰

(浙江省社会科学院经济研究所,浙江 杭州 310025)

一、引 言

经济发展的区域差异问题是我国经济发展过程中普遍存在的现象之一,这种差异不仅体现在我国东、中、西三大地区之间,同时也体现在省区内部各市域之间。地域狭小的浙江地区内部经济增长的差异问题,更易影响社会稳定和省内经济的良性发展。

改革开放以来,浙江经济快速增长,但在总体经济高速发展的同时,省内各区域间、各地市间却存在很大的差异。金融危机对浙江的经济影响已日益显现,但由于浙江各区域的经济结构特点不同,金融危机背景下的浙江各地市的经济增长的驱动力必然表现出一定的区域差异。经济增长由最终需求拉动,而最终需求由三部分组成,即出口需求、投资需求和消费需求,这三部分最终需求通常被称为拉动经济增长的 “三驾马车”。只要出口、投资、消费的其中 “一驾马车”动力不足,那么整个国民经济的增长就难以保证。

二、相关文献回顾

许多学者早已注意到浙江省的区域差异问题,并对其进行了大量研究。陈修颖 (2009)研究了1990年以来浙江沿海区域差异及其成因,认为各县市都获得了较快的发展,但区域发展差异也迅速扩大,沿海内部的区域差异成为浙江省区域差异的主要内容,并运用锡尔系数分析1990年以来浙江沿海经济差异,结果表明浙江沿海总体经济差异呈先降低后上升的趋势,市内差异和市县间差异是总体差异的主要组成部分,而且市内差异不断扩大[1]。王寿春 (1999)研究了浙江区域经济的结构性差异,认为浙东北和浙西南两大区域在经济结构方面的差异呈扩大趋势[2]。余建新和祝炜平(2004)用单一指标分析了浙江省内区域经济发展差异,指出浙江省内存在3个层次的经济发展差异,城乡差异大于县际差异,县际差异又大于乡镇间的差异[3]。陆晓冬 (2001)分析了 “九五”期间浙江区域经济发展差异,得出了浙江区域经济发展差异表现为城市经济发展快于县域经济、欠发达地区与较发达地区的差异继续扩大,无论在相对差异还是绝对差异上,浙江区域经济发展差异都在扩大,而造成这种差异的主要原因有区域经济发展的要素投入差异、产业结构上的层次差异和城市化进程的差异[4]。陈自芳等 (1999)实证分析了浙江区域经济发展差异的原因,从工业总产值增长率、各类市场拥有率、非国有工业企业产值占全部产值的比重等指标分析了改革开放以来浙江区域经济发展速度与工业化,尤其是个体民营与乡镇企业发展、市场化程度有很强的相关性[5]。李昌兴 (2004)分析了浙江区域经济发展差异与产业结构变动的关系,通过对浙江省内各地区产业结构及其偏离分额的分析,得出第三产业的发展带动了全省GDP的发展速度,很好地推动了浙江省区域协调发展的步伐[6]。李植斌和汪伟新 (2003)从区域经济差异变动状况分析入手,客观评价了各地区的综合经济发展动力,探讨了地区经济变动的原因[7]。叶华和陈修颖 (2009)以浙江省11个地级市为基本单元,以人均国内生产总值为测度区域经济差异的变量指标,运用标准差指数和变异系数的研究方法,分析了浙江省1990年以来区域经济差异的演变轨迹,并运用锡尔系数对其进行了空间分解,结果表明浙江省的相对差异和绝对差异均呈扩大的趋势,地区间差异是造成浙江省总体差异的主要因素[8]。潘强敏 (2005)从地理区位、产业结构和产业组织等对省内25个欠发达县和3个欠发达海岛的经济落后原因进行了深入探究,解释了欠发达县存在的共同问题[9]。

但上述研究普遍存在以下不足：(1)没有注意到消费、投资和出口三大经济驱动力的区域差异及其对经济增长影响的差异;(2)使用时间序列或截面数据,用OLS方法进行估计,导致样本容量偏小,估计方法过于简单,且不能同时反映各区域间的静态差异情况和各个区域本身的动态变化特征,因此会影响模型的拟合效果,估计结果的可信度不高。基于以上分析,本文拟采用面板数据,从消费、投资和出口三大需求驱动力的角度,分析其对浙江不同区域经济增长的影响。

三、理论模型与研究假设

本研究的面板数据模型的形式为：

其中,xit是1×k维解释变量矩阵,βi为k×1维向量,k为解释变量的个数,N表示个体截面成员的个数,T表示每个截面成员的观察时期数。

根据截距项α和系数项β的不同,我们可以将模型分为三种类型：

(1)无个体影响的不变系数模型,即αi=αj,βi=βj(2)

(2)含有个体影响的不变系数模型 (变截距模型),即αi≠αj,βi=βj(3)

(3)含有个体影响的变系数模型 (无约束模型),即αi≠αj,βi≠βj(4)

研究面板数据的第一步是检验研究的问题属于上述三种类型的哪一种,广泛使用的方法是协方差分析检验,主要检验两个假设：

如果接受假设H2,则可以认为样本数据符合模型 (2),无需再进一步的检验。如果拒绝假设H2,则需检验假设H1。如果接受假设H1,则认为样本数据符合模型 (3)。反之,则认为样本数据符合模型 (4)。对应假设H1和H2,在检验的过程中构造的检验统计量分别为：

给定显著性水平α,若F2＞Fα,则拒绝假设H2,继续检验假设H1。反之,则认为样本数据符合模型 (2)。若F1＞Fα,则拒绝H1,认为样本数据符合模型 (4),否则符合模型 (3)。

我们从凯恩斯提出的Y=C+I+(X-M)(即总产出=总消费+总投资+(出口-进口))这一国民经济核算体系中的恒等式出发,设定本研究的地区生产总值与消费、投资和净出口的面板数据模型如下：

式 (7)中,GDPit是因变量,为第i个市在第t年的地方生产总值 (按GDP价格指数进行平减);αi为第i个市的截距项;Cit、Iit和Xit是因变量,分别为第i个市在第t年的消费水平、投资水平和净出口水平。其中,消费水平以社会消费品零售总额为指标,投资水平以全社会固定资产投资额为指标,净出口水平以出口与进口的差额为指标 (按照当期汇率换算为人民币计价)。上述因变量均按居民消费价格指数进行平减,βi1、βi2和βi3为自变量系数,i取值为1-11并分别表示杭州(HANGZHOU)、宁波 (NINGBO)、嘉兴 (JIAXING)、湖州 (HUZHOU)、绍兴 (SHAOXING)、舟山(ZHOUSHAN)、温州 (WENZHOU)、金华 (JINHUA)、衢州 (QUZHOU)、台州 (TAIZHOU)和丽水(LISHUI)等11个市,t表示不同的年度 (即2000-2008年),uit为随机扰动项。

四、实证分析及结果

本文使用的各变量时间序列数据分别取自 《浙江省统计年鉴 (2009)》及各市统计年鉴并经过整理,因部分地市2000年以前的进出口统计数据无法获取,所以本文的研究采用2000-2008年的统计数据。

为判断模型的具体形式,根据式 (5)、(6)计算得到 (N=11,k=3,T=9)：F2=11.63;F1=2.64。查F分布表,在给定1%的显著性水平下,相应的临界值为：F(40,55)=1.94;F(30,55)=2.03。由于F2＞1.94,所以拒绝H2;又由于F1＞2.03,所以拒绝H1。因此,模型采用变系数模型。考虑到各个时期宏观环境对各市影响的一致性,所以本文在分析中不考虑各时期的特有影响。本研究的数据包括了浙江省的所有地市,因此我们采用固定影响变截距变系数模型。由于不同区域之间的经济发展差异较大,可能存在横截面异方差,为了减少由此造成的影响,本文采用截面加权 (Cross-section Weights),在回归中选取 “最小二乘法”,估计的分析软件为Eviews6.0。估计结果详见表1所示。

模型总体拟合度达到99.9%,F值为935,通过检验。DW值为2.39,接近2,说明随机误差项不存在自相关 (或自相关性很弱),可以不考虑。通过以上分析,我们可以得到以下结论：

1.在消费驱动力方面,各市差异很大。其中,杭州消费需求对地区生产总值的拉动力最大,边际贡献为2.98,排在其后的依次为衢州 (2.79)、宁波 (2.74)、舟山 (2.63)、嘉兴 (2.57)、绍兴 (2.17)、丽水 (2.06)、温州 (1.21)、金华 (0.71)、湖州 (-0.20)和台州 (-0.94)。湖州和台州的消费边际贡献为负值,其原因可能是在10%的显著性水平下没有通过t检验,存在多重共线性。从区域来看,浙东北六市 (杭州、宁波、嘉兴、湖州、绍兴和舟山)的消费边际贡献平均值为2.15,浙西南五市 (温州、金华、衢州、台州和丽水)的消费边际贡献平均值为1.17,浙东北地区消费对生产总值的拉动力要明显高于浙西南地区。

表1 面板数据模型估计结果

2.在投资驱动力方面,各市差异也很大。其中,舟山投资需求对地区生产总值的拉动力最大,边际贡献为0.46,排在其后的依次为衢州 (0.33)、嘉兴 (0.33)、温州 (0.24)、宁波 (0.23)、杭州(0.20)、台州 (0.05)、金华 (0.04)、湖州 (-0.06)、绍兴 (-0.08)和丽水 (-0.10)。湖州、绍兴和丽水的投资边际贡献为负值,其原因可能是在10%的显著性水平下没有通过t检验,存在多重共线性。从区域来看,浙东北六市 (杭州、宁波、嘉兴、湖州、绍兴和舟山)的投资边际贡献平均值为0.18,浙西南五市 (温州、金华、衢州、台州和丽水)的投资边际贡献平均值为0.11,浙东北地区投资对生产总值的拉动力要明显高于浙西南地区。

3.在净出口驱动力方面,各市差异仍很大。其中,丽水净出口需求对生产总值的拉动力最大,边际贡献为2.92,排在其后的依次为湖州 (2.70)、台州 (2.67)、金华 (1.28)、温州 (1.07)、绍兴 (1.01)、舟山 (0.10)、宁波 (0.09)、嘉兴 (0.07)、杭州 (-0.28)和衢州 (-2.13)。杭州和衢州的投资边际贡献为负值,其原因可能是在10%的显著性水平下没有通过t检验,存在多重共线性。从区域来看,浙东北六市 (杭州、宁波、嘉兴、湖州、绍兴和舟山)的净出口边际贡献平均值为0.61,浙西南五市 (温州、金华、衢州、台州和丽水)的净出口边际贡献平均值为1.16,浙东北地区净出口对生产总值的拉动力要明显低于浙西南地区。

五、结 语

进入后金融危机时代,当经济企稳回升后,经济增长的驱动力亟待由政府投资向市场驱动转变。浙江各地市的经济增长驱动力如何成功转变,将直接关系到浙江经济新一轮的发展。政府在制定政策措施时应充分考虑到各地经济增长驱动力的差异性,因地制宜地出台相应政策,以提高政策的针对性和有效性,不能搞 “一刀切”。

[1]陈修颖.1990年以来浙江沿海区域差异及其成因分析[J].地理科学,2009,(1).

[2]王寿春.浙江区域经济的结构性差异及发展对策研究[J].浙江社会科学,1999,(2).

[3]余建新,祝炜平.浙江区域经济发展差异研究[J].地域研究与开发,2004,(4).

[4]陆晓冬.“九五”期间浙江经济发展区域差异分析[J].财经论从,2001,(11).

[5]陈自芳等.浙江区域经济的不平衡发展及纯差异的收敛性 [J].浙江社会科学,1998,(l).

[6]李昌兴.浙江区域经济差异研究[J].浙江师范大学学报,2004,(5).

[7]李植斌,汪伟新.浙江省90年代区域经济差异变动研究 [J].浙江海洋学院学报 (人文科学版),2003,(3).

[8]叶华,陈修颖.浙江省区域经济差异的演变轨迹及分解分析[J].嘉兴学院学报,2009,(4).

[9]潘强敏.对浙江欠发达地区发展状况的分析和思考 [J].浙江经济,2005,(5).