經(jīng)濟(jì)收斂與區(qū)域金融發(fā)展論文范文

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1理論分析與回歸模型

1.1理論分析模型本文把空間相關(guān)定義為觀測變量與地理空間位置之間存在的關(guān)聯(lián)性和一致性。空間依賴關(guān)系即代表著某一地區(qū)的觀測值由于某種地理空間作用而出現(xiàn)的在地理上的集聚狀態(tài)，這些地區(qū)之間相互聯(lián)系的因素包括溢出效應(yīng)及貿(mào)易往來、人口流動以及其他有關(guān)社會經(jīng)濟(jì)活動的交互作用。其中有些因素能夠直接在區(qū)域關(guān)系發(fā)揮作用，如勞動力和資本流動、技術(shù)和知識溢出、交通運(yùn)輸和交易成本較低等各種經(jīng)濟(jì)因素對空間依賴的作用尤其重要。如果假定地區(qū)之間存在空間相關(guān)，則某一地區(qū)的地理位置就會成為影響它經(jīng)濟(jì)增長的重要因素，而地理位置相似的空間區(qū)域則有可能存在一定的條件β趨同。要檢驗是否存在β趨同，需首先驗證地區(qū)之間的空間相關(guān)關(guān)系，其原因在于觀測變量之間的空間相關(guān)將會使普通最小二乘法（OLS）估計實效和統(tǒng)計推論的失誤。本文討論由各種交互作用引起的空間依賴關(guān)系的形成，以及金融發(fā)展水平等社會條件變量在其中發(fā)揮何種作用。本文在Barro和Sa-la-I-Martin模型的基礎(chǔ)上，引入空間計量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行的β趨同分析，包括空間滯后（自回歸）模型和空間誤差模型。權(quán)重矩陣相乘的經(jīng)濟(jì)增長率，這里的空間滯后項包含相鄰區(qū)域經(jīng)空間權(quán)重矩陣量化后的經(jīng)濟(jì)增長率。由于空間回歸向量Wy一般情況下會與誤差項μ相關(guān)，因此用OLS法會產(chǎn)生非一致估計。故該類模型多應(yīng)用最大似然估計法（MLE）、廣義矩估計法（GMM）或工具變量法（IV）等。公式（1）的意義在于如下兩方面：一方面從增長趨同來看，當(dāng)我們控制住地理空間效應(yīng)之后，公式中β的估計值將會提供增長趨同的信息；另一方面，從經(jīng)濟(jì)地理角度來看，該方法能夠有效測定空間依賴效應(yīng)，在初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平給定的情況下，該模型能揭示出某一地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長速度如何受到相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長率影響。公式（3）表明，平均來講，某一區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長速度不僅僅受其初始經(jīng)濟(jì)水平的影響，而且也會受到(I-ρW)-1所代表的空間相鄰地區(qū)的影響。從傳統(tǒng)的古典經(jīng)濟(jì)趨同假設(shè)來看，本模型與初始的β趨同概念存在解釋偏差，因此我們在解釋空間依賴情況下的經(jīng)濟(jì)趨同方面應(yīng)該謹(jǐn)慎考慮。同時考慮到誤差作用，公式（3）代表對某一地區(qū)的經(jīng)濟(jì)沖擊不但會影響到本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，而且同樣通過(I-ρW)-1項的作用而對相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長同時產(chǎn)生相應(yīng)的沖擊。空間誤差模型（SpatialErrorModel，SEM）通過相鄰區(qū)域間的空間協(xié)方差來反映公式誤差的空間相關(guān)關(guān)系，有時區(qū)域增長的空間相關(guān)關(guān)系產(chǎn)生相互作用的因素未進(jìn)入模型中的自變量，在這種情況下空間誤差模型的預(yù)測結(jié)果就較為準(zhǔn)確。其中，λ代表公式回歸殘差的空間依賴性的估計參數(shù)，由于該模型使用OLS傳統(tǒng)估計進(jìn)行推論將會產(chǎn)生解釋偏差，故該公式一般采用最大似然估計法（MLE）或廣義矩（GMM）等特殊估計方法。基于空間視角的空間滯后模型和空間誤差模型進(jìn)行經(jīng)濟(jì)增長趨同檢驗?zāi)軌蛴行У亟沂境鰠^(qū)域經(jīng)濟(jì)增長中的空間相關(guān)關(guān)系和溢出效果。但在具體的實際應(yīng)用中，對于如何確定使用哪個模型作為最佳趨同估計公式需要認(rèn)真考慮，根據(jù)國際上基于空間自相關(guān)檢驗的選擇標(biāo)準(zhǔn)和方法，可以幫助我們從上述模型中選擇最佳的空間回歸模型來估計經(jīng)濟(jì)增長的空間趨同性、依賴性和溢出效果。

1.2俱樂部收斂回歸模型為了考察我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的收斂性和區(qū)域金融發(fā)展在其中所起到的作用，考慮到區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的空間效應(yīng)，本研究設(shè)定了如下3個截面回歸模型：上述三個模型中，yt0期初人均GDP，xt0期初人均存貸款量，t0表示期初年份，模型①~③主要針對省際層面的數(shù)據(jù)，t0表示1978年。我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)和金融收斂趨勢呈“S”型（林光平等，2005），據(jù)此將省級區(qū)域的時間段T分為四段：即1978~1991年、1992~2002年、2003~2012年和1978~2012年。Dj代表東部、中部、西部的地區(qū)虛擬變量。W是空間權(quán)重矩陣，i是誤差項。假設(shè)服從均值同方差無空間自相關(guān)的正態(tài)分布。將省級地理單元劃分東中西三個俱樂部，運(yùn)用OLS方法估計空間俱樂部模型①，考察是否支持空間俱樂部收斂假設(shè)，并檢驗在控制了空間異質(zhì)性后，是否仍然存在空間相關(guān)性；把空間相關(guān)性納入空間俱樂部模型，用ML方法估計兩種空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型②和③，并根據(jù)空間滯后項系數(shù)估計的考察區(qū)域外溢效應(yīng)，以及模型設(shè)定問題。

2數(shù)據(jù)、變量與估計結(jié)果分析

2.1數(shù)據(jù)來源說明

本文的數(shù)據(jù)涵蓋了1978~2012年中國31個省級行政地區(qū)，所有原始數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、歷年《中國金融統(tǒng)計年鑒》、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》，各省歷年《統(tǒng)計公報》。本文使用絕對人均GDP和相對人均GDP兩個指標(biāo)。其中絕對人均GDP為以1978年為基期核算的真實人均GDP絕對值，相對人均GDP為該地區(qū)絕對人均GDP與全國絕對人均GDP值之比，以此考察各省區(qū)經(jīng)濟(jì)水平在全國所處的位置。金融發(fā)展指標(biāo)則主要使用人均貸款量來顯示。

2.2估計結(jié)果分析

2.2.1區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的俱樂部收斂模型估計模型①的估計結(jié)果如表1顯示，為了判斷究竟是模型截距還是斜率參數(shù)存在區(qū)域效應(yīng)，我們分別對截距不同、斜率相同以及截距相同、斜率都不相同進(jìn)行檢驗。結(jié)果表明，我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的俱樂部收斂主要表現(xiàn)為“截距效應(yīng)”，因此確定以截距不同的模型作為最佳模型進(jìn)行參數(shù)估計。計量分析結(jié)果顯示，大多數(shù)系數(shù)估計值的顯著性水平較高，并且整個方程擬合度較好，因此中國省級區(qū)域增長支持空間俱樂部收斂假設(shè)，并且空間俱樂部收斂的總體速度呈現(xiàn)東、中、西依次遞減的態(tài)勢。從整體上看，模型①的估計結(jié)果是較為理想，系數(shù)估計值符合預(yù)期。模型①的結(jié)果表明，在1978~1991年間，我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的β估計值為負(fù)數(shù)，區(qū)域金融發(fā)展的γ估計值為正，表明在此期間由于我國金融市場化改革還沒有完全開展，故在此期間區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂主要還是與自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相關(guān)。而在1992~2002年間，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的β估計值為正數(shù)，表明此期間區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)發(fā)散的態(tài)勢。在2003~2012年間，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的β估計值為負(fù)數(shù)，區(qū)域金融發(fā)展的γ估計值為負(fù)數(shù)，表明在此期間隨著我國金融市場化程度逐漸加深，金融發(fā)展水平就成為影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長收斂的重要因素。表2列出了模型①的分位數(shù)回歸估計結(jié)果。通過計量分析發(fā)現(xiàn)，2003~2012年間，我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)的收斂趨勢主要在于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平處于中游地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長加速收斂。無論是在任何的分位數(shù)水平上，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平居中地區(qū)的斜率系數(shù)都要高于經(jīng)濟(jì)發(fā)展上游地區(qū)和下游地區(qū)，這在一定程度上表明，近年來我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的趨勢一方面是由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展上游地區(qū)增長在逐漸放緩，但更重要的是經(jīng)濟(jì)發(fā)展居中地區(qū)崛起的速度正在加快，結(jié)合前文的分析，可以認(rèn)為區(qū)域金融向經(jīng)濟(jì)發(fā)展居中地區(qū)加快傾斜是其中的重要因素。

2.2.2區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的空間滯后模型估計模型②的估計結(jié)果如表3顯示，大部分公式系數(shù)估計值的顯著性檢驗效果很好，公式擬合程度也有了進(jìn)一步提升，表明引入空間滯后因子后使得整個模型較好地捕捉到了我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的收斂狀況。但是引入空間滯后項對收斂速度的影響不大。空間滯后項的系數(shù)估計值很小，而且很不顯著，這種結(jié)果與前面探索性空間數(shù)據(jù)分析的結(jié)果不太一致。探索性空間數(shù)據(jù)分析探測到了較明顯的區(qū)域外溢，但空間計量分析卻沒有發(fā)現(xiàn)顯著的區(qū)域外溢。我們對此的解釋是：探索性空間數(shù)據(jù)分析所發(fā)現(xiàn)的空間相關(guān)性和區(qū)域外溢很可能在較大程度上產(chǎn)生于空間異質(zhì)性，即地區(qū)之間的增長業(yè)績相似，可能是由于它們具有相似的區(qū)位，而不是真正的區(qū)域外溢所致，在空間計量經(jīng)濟(jì)模型中控制了空間異質(zhì)性之后，區(qū)域外溢就變得不顯著了。從表4區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長空間滯后模型②的分位數(shù)回歸估計結(jié)果來看，我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)在1978~1991和2003~2012年間分別表現(xiàn)為絕對收斂和條件收斂。在1978~1991年間，我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長在一定程度上表現(xiàn)出絕對收斂的趨勢，并且越是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地區(qū)，其絕對收斂的趨勢越明顯。但在2003~2012年間，我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長收斂主要與區(qū)域金融發(fā)展水平密切相關(guān)，并且在金融發(fā)展水平越高的地方，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長收斂的速度越快，再次證明了區(qū)域金融發(fā)展?fàn)顩r對區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的重要作用。

2.2.3區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的空間誤差模型估計模型③的估計結(jié)果如表5和6顯示，通過與前面2個模型的對比可以發(fā)現(xiàn)，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長空間誤差模型是幾個模型中效果最好的。根據(jù)表5，我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂趨勢在不同時期受不同收斂機(jī)制的影響，其中在1978~1991年和整個考察期間主要為絕對收斂機(jī)制在起主導(dǎo)作用，但1992~2002年和2003~2012年間，主要受條件收斂的影響，其中區(qū)域金融發(fā)展水平起到?jīng)Q定性作用，其影響力大小和顯著性水平均高于其他參數(shù)。需要指出的是，在1992~2002年間，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的空間誤差因子的影響力度也非常大，這期間雖然區(qū)域金融的作用日益凸顯，但區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的空間誤差因子起到主導(dǎo)作用。

2.2.4省際層面的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長收斂關(guān)系表7給出了基于省級區(qū)劃數(shù)據(jù)的模型①～③估計和檢驗結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，首先通過絕對收斂模型的估計及檢驗結(jié)果表明，無論用①～③中的任何模型，在考察期內(nèi)我國省級區(qū)域均主要表現(xiàn)為絕對收斂機(jī)制，而不存在條件收斂或者空間滯后收斂等情形。由于在模型中引入空間異質(zhì)性沒有消除空間相關(guān)性問題，我們在空間俱樂部模型中明確引入空間相關(guān)性。我們推斷在省級尺度上可能存在著明顯的規(guī)模收益遞增，收斂模型不適合用來研究省級區(qū)域的增長問題。模型空間滯后項的系數(shù)估計值非常顯著，這意味著在中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長過程中，省級空間尺度上的區(qū)域外溢顯著存在，這與省級尺度上探索性空間數(shù)據(jù)分析的發(fā)現(xiàn)是相吻合的。一個地區(qū)的增長業(yè)績不僅取決于自身的因素，而且受相鄰地區(qū)的影響；一個地區(qū)獲得有利的增長因素以至良好的增長業(yè)績都將惠及相鄰地區(qū)。通過省級區(qū)域估計結(jié)果，我們可以發(fā)現(xiàn)，省級尺度上的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出了更強(qiáng)的發(fā)散性，由于在省級尺度上可能存在規(guī)模收益遞增，地理分析單元與集聚經(jīng)濟(jì)聯(lián)系更密切，基于收益遞減的理論分析框架不適合用來解釋省級尺度上的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。同時東中西三大地帶的劃分對于理解省級空間尺度上的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長是比較適當(dāng)?shù)模珜τ谑〖壋叨榷裕臻g異質(zhì)性表現(xiàn)得更加復(fù)雜，東中西三大地帶的劃分過于粗糙，難以充分和準(zhǔn)確地識別區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的空間異質(zhì)性。另外，相對于省級空間尺度，省級空間上的區(qū)域外溢更加顯著，說明溢出效應(yīng)在較小的空間尺度上表現(xiàn)得更強(qiáng)烈，這暗示著溢出效應(yīng)的擴(kuò)散范圍有限。

3結(jié)論與政策含義

3.1結(jié)論本文將省級地理單元劃分東中西三個俱樂部，運(yùn)用OLS方法估計空間俱樂部模型，考察是否支持空間俱樂部收斂假設(shè)，并把空間相關(guān)性納入空間俱樂部模型，用ML方法估計空間滯后模型和空間誤差模型，并根據(jù)空間滯后項系數(shù)估計的考察區(qū)域外溢效應(yīng)，以及模型設(shè)定問題。同時，本文將空間計量分析技術(shù)與分量回歸技術(shù)相結(jié)合，有效克服了現(xiàn)有研究中使用傳統(tǒng)回歸方法只能度量外生變量對內(nèi)生變量的“平均”影響、而無法體現(xiàn)在條件分布不同位置時外生變量的影響差異的局限和不足。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長“收斂—發(fā)散—收斂”的S型增長，整個考察期內(nèi)省際經(jīng)濟(jì)增長β估計值為負(fù)數(shù)，表明在一定程度上，我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長正在趨于收斂。同時，研究還發(fā)現(xiàn)，我國省級層面的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出了更強(qiáng)的發(fā)散性，相對于省級空間尺度，省級空間上的區(qū)域外溢更加顯著，說明溢出效應(yīng)在較小的空間尺度上表現(xiàn)得更強(qiáng)烈。

3.2政策含義第一，本文研究發(fā)現(xiàn)區(qū)域金融發(fā)展水平是影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的重要因素，因此政府可以通過優(yōu)化金融資源的區(qū)域配置，進(jìn)而實現(xiàn)通過調(diào)控金融來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展的目標(biāo)。第二，本文從金融地理的視角出發(fā)，強(qiáng)調(diào)了地理空間效應(yīng)在區(qū)域信貸投放中的作用。現(xiàn)行貨幣政策的統(tǒng)一性存在明顯的區(qū)域差異，這種差異削弱了對區(qū)域經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的作用，降低了貨幣政策執(zhí)行的有效性，其背后是商業(yè)銀行微觀行為的結(jié)果。第三，我國區(qū)域金融發(fā)展的空間分布變動對我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長空間分布的變動過程起到了重要的影響。因此，政策部門要為區(qū)域經(jīng)濟(jì)的崛起創(chuàng)造良好的政策環(huán)境，建立統(tǒng)一金融市場，促進(jìn)區(qū)域金融組織機(jī)構(gòu)發(fā)展，構(gòu)建區(qū)域金融體系。

作者：陳高張行單位：中南財經(jīng)政法大學(xué)統(tǒng)計與數(shù)學(xué)學(xué)院華中師范大學(xué)社會學(xué)院