制度环境、空间溢出与区域产出效率差异

■岑 聪，姜 巍

本文将制度环境、空间溢出与产出效率纳入统一的分析框架内，选取2003～2016年我国29个省域面板数据，运用空间计量方法研究分析我国市场化进程和对外开放对区域产出效率的影响。实证结果表明：我国地区间的市场化进程、对外开放度与产出效率的空间分布具有明显的相关性与差异性；市场化进程与对外开放对我国区域产出效率具有显著的增长效应与正向空间溢出效应。这种地区间制度环境的差异性以及产出效率空间溢出的局部性是引起我国区域产出效率差异的重要原因。因此，本文建议我国政府把统筹改善各地区改革开放进程的不一致和不平衡作为今后改革开放继续深化推进的一个重要方向，积极借鉴东部地区积累的经验和发挥中西部地区的后发优势，缩小地区间发展效率的差异，优化经济发展的空间布局。

一、引言与文献综述

改革开放以来，我国经济水平与综合国力显著提升，但区域经济间的差异与分化现象也日趋严重。2018年，我国东、中、西三大区域的人均GDP分别为13103 美元、7825 美元和7483 美元，区域发展差异明显且存在继续扩大趋势。从投入产出的角度看，我国区域发展差异的一个重要原因是区域间产出效率存在差距，特别是一些地方政府为追求经济高速增长普遍偏好于“高投入、高消耗”的粗放型经济增长方式，忽视了产出效率的提升，从而导致经济发展的低效率。因此，在经济新常态下，如何提升我国产出效率与促进经济发展方式转型以实现经济高质量发展成为了我国经济发展面临的主要问题。

关于影响产出效率的关键因素，郑毓盛和李崇高（2003）认为在财政分权背景下地方政府为规避激烈的市场竞争、维护本地区经济利益，所采取的地方保护与市场分割策略阻碍了要素的空间流动，导致省际间资源配置的低效率。王小鲁和樊纲（2004）认为改革开放以来的以市场为导向的外商直接投资与大量民间资本的跨地区流动提升了经济效率但也扩大了地区间差距。赵文哲（2008）发现财政分权对我国技术效率的影响具有阶段性特征，并以1994 年为分水岭：之前具有促进作用，但之后影响为负。赵奇伟和张诚（2009）的研究发现FDI 对我国技术效率提升具有积极作用，但存在区域差异，FDI 对东部地区技术效率提升的长短期效应要强于中西部地区。李文启（2011）发现基础设施建设对企业技术效率的提升具有显著促进作用。邓伟根等（2013）以1565 家上市公司为样本研究发现：市场化程度越高的地区，企业的技术效率也越高，并且市场化改革对国有控股企业技术效率的影响显著高于非国有控股的企业。范剑勇等（2014）研究发现专业化与多样化经济都对企业技术效率提升具有正向作用，但前者的促进作用更为显著。

从现有研究可以看到，影响国内产出效率的因素具有多样性，而制度变迁是影响经济发展的深层次原因。加之，我国转轨过程中地区间资源禀赋、地理位置以及国家政策的不同，导致了各地区制度环境的改善与发展程度呈现出较大的差异（樊纲和王小鲁，2003），这为考察不同制度环境对地区产出效率的影响提供了一个很好的研究环境。那么，我国转型时期的制度性变迁与产出效率之间存在怎样的内在关联？能否将加强各地区制度环境建设作为提升我国整体产出效率与缩小我国地区间经济发展差距的路径？对这一问题的探索有助于进一步了解制度性因素在我国地区间产出效率差异中所扮演的角色。另外，考虑到现有研究主要从静态角度展开研究，忽略了产出效率在空间维度上的影响因素。为此，本文将制度环境、空间溢出与产出效率纳入统一的分析框架，选取2003～2016 年我国29 个省（市、区）的面板数据，运用空间计量方法进行实证分析，并根据研究结论给出相应政策建议。

二、我国各地区制度环境的测度与分析

一个地区制度环境的演变是一系列社会、经济、法制与政府职能的转变过程，涵盖了我国诸多领域与方面，因而量化时无法用单一变量或指标进行衡量，必须采用由多个领域与方面所构成的复合指标。考虑到1978 年至今我国的制度变迁以从计划经济逐步向社会主义市场经济体制转轨的市场化改革和实施对外开放政策为主线，所以本文将制度环境细化为市场化进程与对外开放度两个方面，以此来考察、测算各地区的制度环境特征。

（一）各地区市场化进程指数的构建

本文借鉴樊纲等（2003）的市场化进程相对指数构建方法，从5 个不同方面选取相关指标衡量我国各地区的市场化进程。

1.政府对市场干预程度：减少政府在市场中资源配置的作用，转由市场来分配资源是市场化进程中最重要的方面。本文采用一般财政支出占GDP的比重（X1）作为政府对市场干预程度的衡量指标。另外，考虑到尽管地方政府的转移支付与社会福利性支出有利于缩小地区差距，但目前这部分支出仍缺乏规范管理、透明度低以及存在寻租现象，扭曲和替代了市场资源配置的作用，并且这部分支出因比例较高，从侧面反映了一个地区市场发育的不完全。因此，本文还采用了社会服务事业费支出占一般财政支出的比例（X2）和城乡居民消费比（X3）两个指标。

2.非国有经济发展程度：非国有经济的蓬勃发展作为市场化改革的突出成就，提高了市场配置资源的效率与激发了市场活力。对此本文采用国有控股企业固定资产投资额占全社会固定资产投资总额的比重（X4）、国有控股企业从业人员数占总从业人数的比重（X5）作为非国有经济发展程度的负向衡量指标。

3.产品和要素市场的发育程度：历经数十年的市场化改革，我国各地区的大部分产品、要素市场基本已由市场决定。但由于部分地区产业结构与地方保护等因素，市场分割、行政指令性生产与政府干预价格的行为仍然存在。对此，本文采用国有控股企业工业总产值占工业总产值之比（X6）来衡量一个地区的产品市场发育程度；在要素市场发育程度方面，采用专利授权数与GDP的比（X7）衡量一个地区的技术成果市场化与知识产权保护程度；同时，劳动力的流动性是反映劳动力要素市场发育程度的一个重要指标，但目前缺乏完整的统计资料。考虑到一个地区劳动力市场越完善，供需匹配度越高，会吸引更多劳动力流向该地区，则人力资本供应越充足。因此，本文采用人力资本供应充裕程度作为一个地区劳动力要素市场发育程度的替代指标，以就业人员中拥有大专以上学历占地区总就业人数的比例（X8）衡量。

4.法制环境建设发展：健康良好的市场秩序是生产者与消费者合法权利能得到有效保护与市场正常、顺利运行的必要条件，法制环境建设是我国市场化进程中一个重要的环节，本文采用一个地区专职律师数量（X9）来衡量。

5.公共产品与服务供给：良好的公共产品与服务供给是一个地区市场化进程的基础性支撑与保障。同时，完善公共产品服务供给能提高地区的区位优势、吸引投资能力等促进生产要素跨地区流动从而起到资源重新配置的作用，促进各地区市场化进程。本文拟采用人均科教文卫支出额（X10）、人均营运铁路里程（X11）与人均等级公路里程（X12）作为一个地区公共服务与产品的供给水平。

一个地区的市场化进程指数是由多个单项指数加权平均构成，为保证各项指标权重设定的客观性，本文采用主成分分析法来确定上述所选取12项指标的权重。通过对所选取的12 项单项指标进行主成分分析的结果表明，前5 个主成分特征值的累计贡献率达到85%以上，基本保留了原数据信息，所以本文提取前5个主成分F1，F2，…，F5代替原来的12个指标，即将影响各地区市场化进程的主成分压缩成5个。本文所选取的权重为这5个主成分的贡献率αi（i=1，2，…，5），因而可得到一个地区的市场化进程指数为：Market=α1F1+α2F2+α3F3+α4F4+α5F5。另外，由于主成分分析时对数据进行了标准化处理，为使数据更直观，统一将其向上平移5 个单位。根据主成分分析结果，各地区市场化进程指数总体上均有上升趋势，随着时间推移各地区间的相对位置也略有改动，但总体趋势较为稳定。限于篇幅，本文给出了2003～2016年间我国三大区域市场化进程演变趋势，如图1所示。

（二）各地区对外开放度指数的构建

本文结合相关实证研究，在数据可得性约束下，主要从贸易开放度和投资开放度方面衡量我国各地区对外开放度。因此，所选取的对外开放度衡量指标为：商品进口额占GDP 比重、商品出口额占GDP 比重、实际外商直接投资（FDI）占GDP 比重与中国对外直接投资（OFDI）占GDP 比重。各地区对外开放度指数的构建与上一节市场化进程指数构建方法与步骤相同，不再赘述。同样地，图1给出了我国三大区域对外开放度的演变趋势。

图1 2003～2016年我国三大区域市场化进程与对外开放演变趋势

从图1 可以看到，除了西部地区市场化进程缓慢甚至有所下降外，随着时间的推移我国各区域的市场化程度与对外开放水平均逐渐提升。此外，我国东、中、西地区的市场进程与对外开放水平发展并不平衡，差异明显。整体上东部沿海地区的市场化与对外开放程度均较高，并依次往中西部递减，呈现出明显的空间相关性与差异性。

三、模型设计

（一）实证模型构建

为了考察制度环境对我国地区产出效率的影响，本文设定的基本模型如下：

其中，TEit表示i地区在t时刻产出效率，Marketit和Openit为市场化进程和对外开放度，Xit表示其他一系列影响地区i产出效率的控制变量集合，βi为待估计参数向量，εit为随机扰动项。

一个地区产出效率除了取决于本地区的制度环境与要素禀赋等因素外，由于地区间经济活动的空间关联性，还可能与邻近地区的产出效率等因素有关。根据地理学第一定律，地理空间上越接近其关联性越强，因而构建模型时还应考虑其他地区的影响。基于此，本文对模型（1）加以扩展，引入空间交互项，建立空间计量模型：

其中，W 是空间权重矩阵，反映地区间的空间关系。δ、θi和λ分别为空间自回归系数、空间自相关系数和空间误差系数。

（二）空间权重矩阵的构建

为了能更准确、全面地反映地区间经济活动的空间关联特征，提高实证结果的稳健性，本文构建了以下3种空间权重矩阵：

1.空间邻近权重矩阵W1，用元素ωij表示：若i与j 地区相邻（即具有共同的边界），则取1，否则取0（矩阵中所有对角线元素均取0，表示本地区不与自身邻近）。

2.经济距离权重矩阵W2，其元素ωij表示：在考察期T 内地区i 的人均GDP 均值与地区j 的人均GDP均值之差绝对值的倒数，ωij越大表示两地区经济发展水平越相近则经济活动关联性越强。

3.空间引力权重矩阵W3：考虑到单纯以地理距离或经济距离构造空间权重矩阵存在一定局限，将地理因素与经济因素同时加以考虑，根据一般引力矩阵的方法构造空间引力权重矩阵。构造方法为其中，yi表示在考察期T 内地区i 的人均GDP 均值，dij表示地区i 与地区j 之间的地理距离。

（三）空间计量模型的直接和溢出效应

空间计量模型不仅可以反映特定地区的解释变量与自身被解释变量间的关系，还可以反映与其他地区被解释变量的关系，前者称为直接效应，后者称为溢出效应。这两种效应可通过以下推导得出：

对于特定时间点t 上的从地区1 到N，可把式（2）模型改写为：

其中，I 为单位矩阵，β=[β1，β2，β3]，Z=[Market，Open，X]，R 为截距与误差项的余项。因此，对特定时间t 上从地区1 到N 的第k 个解释变量Z，其对应TE期望值的偏导数矩阵为：

在式（4）中，偏导数矩阵中所有的主对角线元素代表直接效应，所有的非主对角线元素均代表溢出效应。可见，若模型（2）中的δ=0且θ=0，则所有非主对角元均为0，此时不存在溢出效应。另外，由于不同空间单位的各变量具有不同的直接效应和溢出效应，全部将其表达出来存在一定的困难。对此，为了更简洁报告空间计量回归结果，本文按照LeSage&Pace（2009）的方法，报告直接效应与溢出效应的概述性指标：直接效应的概述性指标用式（4）右边矩阵的主对角线元素的均值来描述；溢出效应则用非对角线元素的列和均值来描述。此时，所报告直接效应与溢出效应的概述性指标反映的是区域的整体性指标。

（四）变量界定与数据来源

由于影响地区产出效率因素的复杂性，一个地区产出效率可能是由多种因素共同作用的结果。对此，本文尽可能将影响一个地区产出效率的其他特征加以控制，以建立一个多维度的空间计量模型。本文相关的变量定义如下。

1.产出效率（TE）：本文从投入产出角度采用随机前沿分析法（Stochastic Frontier Analysis）对我国各地区产出效率进行测算。假定各地区产出函数为Cobb-Douglas 生产函数形式，各地区的产出水平以消除价格影响后的实际GDP衡量，资本存量K大小借鉴单豪杰（2008）的方法用永续存盘法进行测算，劳动投入L 采用的衡量指标为历年各地区年末就业人数，并采用基于MLS的时变固定效应模型进行估计。

2.市场化进程（Market）与对外开放度（Open）：分别以第二部分所测算出的历年各地区市场化进程指数与对外开放度指数作为衡量指标。

3.控制变量（X）：本文选取4个控制变量来刻画不同地区之间的具体经济特征：一是经济发展规模Y，本文采用的衡量指标为消除价格影响后的人均GDP 对数值；二是产业结构Industry，本文采用第三产业与第二产业增加值之比衡量一个地区的产业结构；三是城市化水平Urban，本文采用各地区城镇常住人口占总人口的比例来衡量；四是资本形成I，本文以全社会固定资产投资总额占GDP 比值作为各地区资本形成能力的衡量指标。

在数据可得性约束下，本文采用的是2003～2016年不包括西藏、海南、港澳台的29个省（市、区）的面板数据，数据源于历年《中国统计年鉴》与各省（市、区）统计年鉴。

四、实证分析与说明

（一）空间自相关检验

在对模型进行参数估计之前，应先进行空间自相关检验。若空间自相关检验结果显著，则认为将空间交互项纳入模型中的设定是合理的，适宜采用空间计量模型。本文采用Moran'I指数对我国29个地区的产出效率进行了空间自相关检验，下面图表给出了空间自相关检验结果与局部Moran'I 散点图。

由表1 可以看出，随着时间推移我国各地区产出效率的空间相关性具有上升趋势。这可能是因为随着我国各地区市场化程度与交通可达性的提升，打破了地区间市场分割的局面，促进了地区间经济活动联系与人员的跨地区流动，进而扩大了技术溢出的速度与范围，强化了地区间经济活动的空间相关性。从图2 局部Moran'I 散点图可以看到，我国各地区产出效率的空间分布差异明显，总体上呈现出“高-高”、“低-低”的聚集分布——东部沿海地区整体产出效率较高，而中西部地区则刚好相反。综上可知，我国29 个地区产出效率整体空间分布不是完全随机的，而是呈现出较为明显的空间集聚特征，故而在模型设定时应考虑空间相关性，将空间交互项纳入模型中的设定是合理的。

表1 2003～2016年各地区产出效率空间自相关检验结果

图2 2003～2016年各地区产出效率均值局部Moran'I散点图

（二）模型估计结果与说明

为了进一步选取合适的空间计量模型进行参数估计，本文先后进行了空间和时间固定效应的联合非显著性LR 检验，稳健LM 检验，Wald 检验与Hausman检验。结果显示应采用具有空间固定效应的空间自相关模型（SAR）进行参数估计。另外，上节检验结果显示变量间存在明显的空间自相关，且应采用空间自回归模型。因此，本文采用MLE进行估计。估计结果如表2所示，其中（1）为不考虑空间相关性的空间固定效应面板模型的估计结果作为参照；（2）、（3）和（4）分别为基于3 种不同的空间权重矩阵的SAR模型估计结果。

表2 模型估计结果

由表2 的估计结果可以看到，不管是否考虑空间相关性，Market与Open系数的估计结果均显著为正，表明市场化进程与对外开放对我国地区产出效率具有显著促进作用。与空间面板相比，非空间面板的Market与Open估计系数值更大，表明如果忽略了地区间经济活动的空间相关性会高估市场化进程与对外开放对地区产出效率的影响。从空间面板估计结果可以看到，采用3 种不同空间权重矩阵的Market 与Open 系数估计结果与显著性水平差异不大。其中，采用空间引力权重矩阵W3估计的拟合度与对数似然值均较高，表明将地区间地理因素与经济因素同时加以考虑能更好地描述我国各地区经济活动的空间关系。综上，实证分析结果表明一个地区制度环境对其产出效率具有显著的正向影响。另外，经济发展规模Y与产业结构Industry的系数估计值显著为正，表明一个地区的经济发展规模与产业结构对一个地区的产出效率提升具有显著的正向影响。因此，上述变量的系数估计结果反映了我国各地区产出效率存在差异的一个重要原因是因为东部沿海地区具有较好的制度环境，加上经济规模更大、产业结构更优，从而产出效率提升更快；相比之下，中西部地区制度环境相对较差，且经济规模较小、产业结构更落后，因而其产出效率较低。

城市化水平Urban 的系数估计结果均不显著，原因可能是当前城市化水平不是影响一个地区产出效率的主要因素，特别是当前的户籍制度以及大城市偏向本地人口的福利保障制度阻碍了外来务工人员的人口城镇化进程。也可能是由于目前城市化率的数据统计方式较为单一不够系统全面，没能反映出城市化进程对地区产出效率的影响；资本形成I的估计值均在1%水平下显著为负，表明一个地区较高的资本形成率并不利于产出效率的提升，原因可能是当前我国各地区普遍存在过度投资的倾向，使得投资边际效率过低，从而对一个地区产出效率的提升产生负面影响。

结合3种不同空间权重矩阵的空间面板估计结果可以看到，产出效率的空间交互项W*TE均在1%水平下显著为正，反映出邻近地区产出效率的提升对本地区产出效率具有显著的正向影响。这可能是由于邻近地区或者经济发展规模相近且地区间的产业结构相似、经济活动集聚以及地区间的分工协作形成技术外溢，从而提升了本地区的产出效率。同时，这一特征也反映了我国地区间存在产出效率差异的另一个重要原因：尽管地区间产出效率存在正向空间溢出，但在我国辽阔疆域上这种溢出效应随着地理和经济距离的增大而不断衰减，因而其溢出的范围必然是局部的、有限的。结合空间自相关检验结果可知，由于东部沿海地区处于产出效率的“高-高”聚集区，其邻近地区的产出效率较高从而所产生的溢出效应亦更强，而处于“低-低”聚集区的中西部地区则刚好相反。这种局部的空间溢出效应会强化这种聚集的外部性，从而拉大我国东中西地区间产出效率的差异，形成发达地区更发达，落后地区更落后的循环累计因果链。

（三）直接效应与空间溢出效应估计结果

为了进一步分析制度环境对地区产出效率的影响，根据（4）式将各变量对产出效率的影响分解为直接效应与溢出效应，如表3所示。

表3 各变量直接效应与溢出效应

从表3 可以看到，尽管采用不同空间权重矩阵所得的分解结果数值上有略微差异，总体上均显示了市场化进程与对外开放对地区的产出效率具有显著的直接促进效应以及正向的空间溢出效应。这反映了本地区制度环境改善不仅能促进本地区产出效率的提升，同时对邻近地区或经济发展水平相近地区的产出效率都产生了积极影响，即相邻地区间制度环境的改善能带来“搭便车效应”。另外可以看到，分解得到的市场化进程与对外开放对地区产出效率的直接效应与其系数估计值大小存在差异，这是因为地区间存在空间交互作用而存在反馈，即本地区的市场化进程与对外开放水平发生变化时会引起邻近地区产出效率的变化，而邻近地区所受到的这种影响又反馈回原地区。以表3 中列（1）为例，Market 与Open 变量的直接效应分别为0.023 和0.026，而系数估计值分别为0.017 和0.020，因而其反馈效应相当于直接效应的26.09%和30.00%，而非空间面板正是由于忽略了这种地区间的反馈作用使得估计结果存在偏误。因此，可以看到地区间经济互动与联系也对产出效率的提升起着不可忽视的作用，若简单地忽视这种空间相互作用不单与现实不符，还会得到有偏的结论。

（四）分区域的实证结果与说明

基于面板数据的实证分析表明，制度环境与经济活动的空间关联性对地区产出效率具有显著影响，但考虑到我国区域间的制度环境、经济发展情况等存在较大的差异，有必要进一步考察这种影响在不同的区域内部是否存在差异性。对此，本文依照29 个地区的地理位置将其划分为东、中、西三大区域，并分别进行实证回归。限于篇幅，本文只给出采用空间引力权重矩阵W3的估计结果，如表4所示。

表4 分区域的模型估计结果

从表4 可以看到，市场化进程与对外开放对东部地区的产出效率具有显著的促进作用，而对于中、西部地区而言，市场化进程对产出效率的提升作用不明显，对外开放对产出效率提升具有显著地促进作用。这反映出市场化进程与对外开放对不同区域产出效率的影响具有差异性。东、中、西部三大区域的产出效率空间交互项W*TE的估计结果均显著为正，表明三大区域内部产出效率均存在显著的正向的空间反馈作用，但各区域内部产出效率的空间反馈作用的强度存在差异，东部地区较强，中西部地区相对较弱。综上所述，尽管总体而言我国的市场化进程与对外开放对产出效率具有显著的促进作用，但影响效果存在较大的区域差异与地域特征。其中，对东部地区产出效率促进作用最明显，而对中、西部地区产出效率的影响相对较弱。此外，三大区域内部产出效率的空间反馈作用强度具有同样的梯度差异特征，这一定程度上强化了这种空间差异，从而加剧我国产出效率的空间分布不平衡。

五、结论与启示

本文基于制度经济学理论视角，讨论了制度环境与产出效率的空间关联性，研究分析了我国市场化进程与对外开放这一制度环境变迁对区域产出效率的影响，根据研究结果得出了以下结论：第一，我国各地区制度环境具有明显区域差异与空间分布不平衡特征。东部沿海地区的市场化进程与对外开放水平较高，并往中西部地区依次递减，整体上刚好与我国各地区产出效率空间分布情况相一致，呈现了明显的空间相关性；第二，我国市场化建设、对外开放对各地区产出效率的提升具有显著的促进作用。这一结果支持和肯定了改革开放对我国经济增长的作用与贡献，但同时由于目前我国地区间的市场化进程与对外开放水平差异较大，这也是造成我国区域产出效率空间分布不平衡的一个重要原因；第三，市场化进程与对外开放水平对地区的产出效率具有显著的正向空间溢出效应，但由于我国各地区制度环境呈现“东高西低”的聚集分布以及产出效率空间溢出范围的局部性与差异性，这一特征亦进一步扩大了我国区域间产出效率的差距；第四，一个地区的经济规模与产业结构发展情况对产出效率同样具有显著的促进作用与正向的空间溢出。由于我国区域间经济规模与产业结构差异同样明显，因而这也是加剧我国区域间发展差距的一个重要因素。

根据上述结论，本文得到以下启示：第一，我国政府应把统筹改善各地区改革开放进程的不一致、不平衡作为一项重点问题以及今后继续推行与深化改革开放的一个重要方向。有序逐步地推进各地区的市场化建设，积极突破中西部地区改革过程中的困难与瓶颈，如非国有经济的发展受到制约、政府对企业的过度干预及寻租行为、要素市场发育滞后以及法律制度环境的不健全等问题；第二，抓住“一带一路”倡议的时代机遇，构建更高层次、更加全面的对外开放新格局。我国西南4 省与西北5省处于“丝绸之路经济带”沿线，当地政府应积极抓住这一时代机遇，充分发挥本地区比较优势，加强与沿线国家的互惠合作。而不处于“丝绸之路经济带”沿线的中西部地区还应继续推进与加深地区间的合作与互通，通过完善本地区的基础设施供给，提高当地投资营商环境，以合适的方式（直接或间接）融入到“一带一路”时代潮流中，在区际互动中提升自身经济的发展效率；第三，积极加强东部地区与中西部地区的经济联系与互动，促进东部与中西部的产业链联合。充分利用东部地区累积的优势和经验反哺中西部地区，形成东部向中西部正向的空间溢出。此外，中西部地区的政府部门还应积极转变、优化政府职能，维护好市场秩序，减少诸如财政中的生产性投资支出、消除在信贷投放利率上的差别待遇以及减少寻租行为等，扫清影响经济发展的制度性障碍，更好地承接吸收先进地区的产业转移与知识、技术溢出，充分发挥落后地区的后发优势，实现经济的快速崛起与跨越式发展，从而形成有效的区域协调发展机制，促进我国整体经济有序发展。