市場化程度與我國經濟發展質量的關系
——基于省際面板數據的統計測度研究

(西安交通大學 陜西 西安 710061)

一、研究方法

本文基于五大發展理念構建經濟社會發展質量的指標體系，在擬合面板個體固定效應模型、分析市場化程度對經濟發展影響的基礎上，進一步研究市場化進程對于我國31個省(市、自治區、直轄市)經濟發展的門限機制，并對我國8大經濟區域的發展差異進行對比分析。

(一)面板數據個體固定效應模型。如果從時間和個體上看，面板數據回歸模型的解釋變量對被解釋變量的邊際影響均是相同的，而且除模型的的解釋變量外，影響被解釋變量的其他所有(未包括在回歸模型或不可觀測的)確定性變量的效應只是隨個體變化而不隨時間變化時，面板數據回歸模型應該設定為個體固定效應回歸模型，其模型的一般形式為

(2.1)

Y=(IN?lT)α+Xβ+U

(2.2)

或者

Y=lNTδ+λ?lT+Xβ+U

(2.3)

其中，

(二)面板門限回歸模型。假定一個具有T個觀測值和m個門限值(具有m+1個區間)的標準多重線性回歸模型，在區制j=0,1,2,…,m中，被解釋變量yt可表示為解釋變量Xt，Zt的組合：

式中：模型中有兩類解釋變量，解釋變量X的系數不隨區制變化而變化，而解釋變量Z的系數在每個區制中均不相同，兩類變量均與擾動項ε不相關。

假定存在一個可觀測的門限變量qt用于劃分樣本，并且門限值是嚴格遞增的(γ1<γ2<…<γm)，在區制j中有且僅有

γj≤qt≤γj+1

式中，我們設定γ0=-∞，γm+1=+∞。

因此，在區制j中，門限變量值qt至少應大于或等于第j個門限值γj，小于第j+1個門限值γj+1。需要注意的是，一般把門限值作為每個區制的第一個值。

下面引入m+1個區制。引入一個指示函數I(·)，即其中的表達式為真時，取值為1；反之，取值為0。定義Ij(qt,γ)=I(γj≤qt<γj+1)，則可以將m+1個區制在1個方程中進行體現：

顯然，通過對門限變量qt、解釋變量Xt和Zt的設定可以確定門限回歸的形式。

(三)變量選擇方法。本文選取了Lasso、自適應Lasso、BORUTA以及SCAD方法進行變量的壓縮選擇，下面用該4種方法作實證數據分析。

二、實證分析

(一)指標體系構建及數據說明。本文選用人均國內生產總值作為響應變量，在五大發展理念的基礎上構建經濟社會發展質量的指標體系，市場化程度由全社會固定資產投資中非國有成分的占比來表示。其他具體的指標體系說明見表1：

表1 指標體系說明

本文所用全國31個省(市、自治區、直轄市)2003-2016年的上述經濟指標數據均來自國家統計局網站，其中缺失值均按近兩年數據的算術平均來填補。具體數據這里就不再具體描述。

(二)面板個體固定效應模型的建立。首先，為了保證模型不過度擬合，在建立模型前對變量做平穩性檢驗，發現所有變量均通過檢驗，序列平穩，可以放心擬合方程。

其次，由于本文選擇的變量較多，所以為了降低模型的復雜度，本文又采用幾種變量選擇的方法來對自變量進行壓縮，從具體結果可以看出，四種方法對于變量選擇的效果都不佳，其選擇的變量個數分別為21、18、25以及21，沒有達到有效降維的效果，所以接下來本文將所有變量都放入模型中，看一下模擬效果，根據最終被選入面板數據模型中的變量，我們發現：“創新”只保留了財政科學技術支出，“協調”保留了第二、第三產業增加值指數以及城鎮人口數，“綠色”也只保留了垃圾清運量這一個變量，“開放”包含外商投資總額與利用外資總額兩個變量，最后，“共享”入選三個變量，分別是城鄉居民存款年底余額、每萬人擁有衛生技術人員數以及人均水資源量。具體的估計及檢驗結果分析：11個變量均通過檢驗，其中mar、thi、tufc、urrd、nht、caur四個變量檢驗效果較好，均在0.01的顯著性水平下顯著，其余變量雖然也入選，但檢驗效果欠佳。方程整體調整判定系數為88.39%，擬合效果較好。

因為該模型為個體固定效應模型，所以對于每個省份來說，分析中所有變量的估計值都相同，不同的只是截距項，所以在此我們可以根據數據結果分析哪些變量是對經濟發展起到促進作用。其中，mar、grv、tufc、urrd、nht、caur 6個變量的數值大于零，說明市場化程度、垃圾清運量、利用外資總額、城鄉居民存款年底余額、每萬人擁有衛生技術人員數以及人均水資源量可以促進經濟發展質量的提升。

(三)市場化對經濟發展質量影響的門限效應分析。在上述分析中，我們已經知道市場化程度對于地區經濟發展起到促進作用，在此基礎上，本文還試圖探究市場化程度對于經濟發展的門限效應，即在市場化程度達到某個值之后，對經濟發展的帶動作用會發生變化。為此，本文分別進行了單門限、雙門限以及三門限的檢驗，具體結果見表2。

表2 門限變量檢驗結果

表2中，雖然單門限和三門限的模型都通過了檢驗，但雙門限的P-value為0.15，沒有通過檢驗，所以對于三門限來說存在一定的風險，故最后本文選用單門限模型進行分析。

單門限的門限值為64.87%，表明市場化程度在達到64.87%后對于經濟發展的促進作用會改變，所以本文將全國31個省市的經濟發展各指標數據分為兩部門，進一步對方程進行估計，得出了市場化程度在兩階段的作用機制，具體結果見表3。

表3 門限值兩階段作用機制

表3中，當市場化程度小于門限值64.87時，對經濟發展的促進作用約為16.68%，而隨著市場化程度的不斷提高，當數值大于64.87%時，其對經濟發展的促進作用進一步提高，達到16.76%，說明隨著市場化程度的提升，經濟發展質量也有進步。

三、主要結論與政策啟示

本文以全國31個省際數據為研究對象，通過構建經濟發展指標體系，探究市場化水平對地區經濟發展水平的影響。過程中，運用變量選擇的方法試圖篩選出對因變量起最大作用的解釋變量。研究結果表明，市場化程度對地區經濟發展有明顯的促進作用，且存在顯著的門限效應。

本文研究的主要政策啟示在于，政府需要進一步縮小產業間的發展差異，促進產業均衡發展，更好地為京津冀區域協同發展做貢獻；另外，應不斷為企業營造更好發展環境，加大企業科研投資力度，幫助企業解決發展中的困難，支持企業改革發展，變壓力為動力，讓經濟創新源泉充分涌流，讓創造活力充分迸發；最后，正確處理政府和市場的關系，一方面使市場在資源配置中的決定性作用充分發揮，另一方面也要更好地發揮政府作用，使二者在功能上需要相互補充，相互促進，有機統一。地方政府不能一味提高市場化程度，要時刻提防市場對經濟發展帶來的“終止門限效應”，在放開市場的同時，政府應看準時機對經濟發展做好宏觀調控，使“看不見得手”和“看得見的手”同時發力，協調并進，更好地為經濟發展服務。