市场化程度与我国经济发展质量的关系——基于省际面板数据的统计测度研究

(西安交通大学 陕西 西安 710061)

一、研究方法

本文基于五大发展理念构建经济社会发展质量的指标体系，在拟合面板个体固定效应模型、分析市场化程度对经济发展影响的基础上，进一步研究市场化进程对于我国31个省(市、自治区、直辖市)经济发展的门限机制，并对我国8大经济区域的发展差异进行对比分析。

(一)面板数据个体固定效应模型。如果从时间和个体上看，面板数据回归模型的解释变量对被解释变量的边际影响均是相同的，而且除模型的的解释变量外，影响被解释变量的其他所有(未包括在回归模型或不可观测的)确定性变量的效应只是随个体变化而不随时间变化时，面板数据回归模型应该设定为个体固定效应回归模型，其模型的一般形式为

(2.1)

Y=(IN⊗lT)α+Xβ+U

(2.2)

或者

Y=lNTδ+λ⊗lT+Xβ+U

(2.3)

其中，

(二)面板门限回归模型。假定一个具有T个观测值和m个门限值(具有m+1个区间)的标准多重线性回归模型，在区制j=0,1,2,…,m中，被解释变量yt可表示为解释变量Xt，Zt的组合：

式中：模型中有两类解释变量，解释变量X的系数不随区制变化而变化，而解释变量Z的系数在每个区制中均不相同，两类变量均与扰动项ε不相关。

假定存在一个可观测的门限变量qt用于划分样本，并且门限值是严格递增的(γ1<γ2<…<γm)，在区制j中有且仅有

γj≤qt≤γj+1

式中，我们设定γ0=-∞，γm+1=+∞。

因此，在区制j中，门限变量值qt至少应大于或等于第j个门限值γj，小于第j+1个门限值γj+1。需要注意的是，一般把门限值作为每个区制的第一个值。

下面引入m+1个区制。引入一个指示函数I(·)，即其中的表达式为真时，取值为1；反之，取值为0。定义Ij(qt,γ)=I(γj≤qt<γj+1)，则可以将m+1个区制在1个方程中进行体现：

显然，通过对门限变量qt、解释变量Xt和Zt的设定可以确定门限回归的形式。

(三)变量选择方法。本文选取了Lasso、自适应Lasso、BORUTA以及SCAD方法进行变量的压缩选择，下面用该4种方法作实证数据分析。

二、实证分析

(一)指标体系构建及数据说明。本文选用人均国内生产总值作为响应变量，在五大发展理念的基础上构建经济社会发展质量的指标体系，市场化程度由全社会固定资产投资中非国有成分的占比来表示。其他具体的指标体系说明见表1：

表1 指标体系说明

本文所用全国31个省(市、自治区、直辖市)2003-2016年的上述经济指标数据均来自国家统计局网站，其中缺失值均按近两年数据的算术平均来填补。具体数据这里就不再具体描述。

(二)面板个体固定效应模型的建立。首先，为了保证模型不过度拟合，在建立模型前对变量做平稳性检验，发现所有变量均通过检验，序列平稳，可以放心拟合方程。

其次，由于本文选择的变量较多，所以为了降低模型的复杂度，本文又采用几种变量选择的方法来对自变量进行压缩，从具体结果可以看出，四种方法对于变量选择的效果都不佳，其选择的变量个数分别为21、18、25以及21，没有达到有效降维的效果，所以接下来本文将所有变量都放入模型中，看一下模拟效果，根据最终被选入面板数据模型中的变量，我们发现：“创新”只保留了财政科学技术支出，“协调”保留了第二、第三产业增加值指数以及城镇人口数，“绿色”也只保留了垃圾清运量这一个变量，“开放”包含外商投资总额与利用外资总额两个变量，最后，“共享”入选三个变量，分别是城乡居民存款年底余额、每万人拥有卫生技术人员数以及人均水资源量。具体的估计及检验结果分析：11个变量均通过检验，其中mar、thi、tufc、urrd、nht、caur四个变量检验效果较好，均在0.01的显著性水平下显著，其余变量虽然也入选，但检验效果欠佳。方程整体调整判定系数为88.39%，拟合效果较好。

因为该模型为个体固定效应模型，所以对于每个省份来说，分析中所有变量的估计值都相同，不同的只是截距项，所以在此我们可以根据数据结果分析哪些变量是对经济发展起到促进作用。其中，mar、grv、tufc、urrd、nht、caur 6个变量的数值大于零，说明市场化程度、垃圾清运量、利用外资总额、城乡居民存款年底余额、每万人拥有卫生技术人员数以及人均水资源量可以促进经济发展质量的提升。

(三)市场化对经济发展质量影响的门限效应分析。在上述分析中，我们已经知道市场化程度对于地区经济发展起到促进作用，在此基础上，本文还试图探究市场化程度对于经济发展的门限效应，即在市场化程度达到某个值之后，对经济发展的带动作用会发生变化。为此，本文分别进行了单门限、双门限以及三门限的检验，具体结果见表2。

表2 门限变量检验结果

表2中，虽然单门限和三门限的模型都通过了检验，但双门限的P-value为0.15，没有通过检验，所以对于三门限来说存在一定的风险，故最后本文选用单门限模型进行分析。

单门限的门限值为64.87%，表明市场化程度在达到64.87%后对于经济发展的促进作用会改变，所以本文将全国31个省市的经济发展各指标数据分为两部门，进一步对方程进行估计，得出了市场化程度在两阶段的作用机制，具体结果见表3。

表3 门限值两阶段作用机制

表3中，当市场化程度小于门限值64.87时，对经济发展的促进作用约为16.68%，而随着市场化程度的不断提高，当数值大于64.87%时，其对经济发展的促进作用进一步提高，达到16.76%，说明随着市场化程度的提升，经济发展质量也有进步。

三、主要结论与政策启示

本文以全国31个省际数据为研究对象，通过构建经济发展指标体系，探究市场化水平对地区经济发展水平的影响。过程中，运用变量选择的方法试图筛选出对因变量起最大作用的解释变量。研究结果表明，市场化程度对地区经济发展有明显的促进作用，且存在显著的门限效应。

本文研究的主要政策启示在于，政府需要进一步缩小产业间的发展差异，促进产业均衡发展，更好地为京津冀区域协同发展做贡献；另外，应不断为企业营造更好发展环境，加大企业科研投资力度，帮助企业解决发展中的困难，支持企业改革发展，变压力为动力，让经济创新源泉充分涌流，让创造活力充分迸发；最后，正确处理政府和市场的关系，一方面使市场在资源配置中的决定性作用充分发挥，另一方面也要更好地发挥政府作用，使二者在功能上需要相互补充，相互促进，有机统一。地方政府不能一味提高市场化程度，要时刻提防市场对经济发展带来的“终止门限效应”，在放开市场的同时，政府应看准时机对经济发展做好宏观调控，使“看不见得手”和“看得见的手”同时发力，协调并进，更好地为经济发展服务。