季民河，武占云，蘇海龍，姜 磊

(1.華東師范大學(xué)地理信息科學(xué)教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，上海200062;2.復(fù)旦大學(xué) a.上海復(fù)旦規(guī)劃建筑設(shè)計(jì)研究院，b.環(huán)境科學(xué)與工程系，上海200433)

0 引言

中國自1978年開始經(jīng)歷了30多年市場(chǎng)化取向的經(jīng)濟(jì)體制改革。在2001年加入WTO后，中國又逐漸向WTO成員國的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制過渡，市場(chǎng)機(jī)制已經(jīng)在多數(shù)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域起著主導(dǎo)作用或者重要作用。改革開放后中國的經(jīng)濟(jì)取得了舉世矚目的發(fā)展，引起了國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)者的廣泛關(guān)注，眾多研究致力于用各種理論解釋中國經(jīng)濟(jì)高速增長的根本動(dòng)力。傳統(tǒng)發(fā)展理論認(rèn)為，資本積累是經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵因素。新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論也將資本和勞動(dòng)力視為經(jīng)濟(jì)增長的根本動(dòng)力。而新古典增長理論則認(rèn)為在假定制度是既定、外生的條件下，技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長的主要原因。

North(1989)開拓性地提出制度因素內(nèi)生的經(jīng)濟(jì)增長模型，認(rèn)為即使在技術(shù)沒有發(fā)生變化的情況下，通過制度創(chuàng)新或變遷亦能提高生產(chǎn)率和實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長［1］。1993年，North的體制經(jīng)濟(jì)學(xué)說獲得了諾貝爾獎(jiǎng)，從此，把制度因素納入經(jīng)濟(jì)增長的分析框架成為經(jīng)濟(jì)學(xué)的一個(gè)新興領(lǐng)域。1992年，世界銀行首席經(jīng)濟(jì)學(xué)家Gerald Scully首次對(duì)制度和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了全球性的實(shí)證分析［2］，并由此引發(fā)了一波制度經(jīng)濟(jì)理論實(shí)證分析的新浪潮。

國內(nèi)的一些學(xué)者也開始嘗試對(duì)制度因素在經(jīng)濟(jì)增長中的貢獻(xiàn)進(jìn)行測(cè)量。金玉國(2001)對(duì)非國有化率、市場(chǎng)化程度、國家財(cái)政收入占GDP比重、對(duì)外開放程度4個(gè)指標(biāo)進(jìn)行比較分析，發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)化程度對(duì)1978—1999年中國經(jīng)濟(jì)增長的影響力位居第一［3］。張軍(2005)在道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)中引入一個(gè)虛擬變量，以區(qū)分不同的制度時(shí)期，試圖量化識(shí)別制度變化對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響［4］。張曉宇(2006)利用產(chǎn)權(quán)制度變遷指標(biāo)衡量整個(gè)中國制度變遷，研究發(fā)現(xiàn)在1981—1999年間，制度因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的平均貢獻(xiàn)率為2.89%［5］。Jun Zhang(2008)討論了政治和財(cái)政體制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長軌跡的影響，認(rèn)為上世紀(jì)90年代的一系列政治和財(cái)政政策的變革促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長并保證了政治穩(wěn)定，其實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)和區(qū)域競(jìng)爭對(duì)地方經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正效應(yīng)［6］。王小魯?shù)?2007)采用面板數(shù)據(jù)模型檢驗(yàn)了市場(chǎng)化對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)在1998—2001年間其貢獻(xiàn)為0.8%，而在2002—2005年達(dá)到 2.4%［7］。劉文革等(2008)采取加權(quán)的方法將產(chǎn)權(quán)多元化、對(duì)外開放程度、國家控制資金三個(gè)因素加總得到制度變遷的測(cè)量值，實(shí)證結(jié)果表明，在1952—1978年間制度變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用有限，而在 1978—2006 年間作用顯著［8］?？道^軍等(2009)采用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，研究發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)化進(jìn)程確實(shí)對(duì)中國的經(jīng)濟(jì)增長起到了重要作用，而且近年來的貢獻(xiàn)明顯上升［9］。

上述實(shí)證研究采用的制度因素度量體系和計(jì)量方法各不相同，因此，得出了不盡相同的數(shù)量結(jié)果，但都一致揭示了制度變遷對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)力顯著，且近年來的貢獻(xiàn)愈加明顯的特點(diǎn)。然而，傳統(tǒng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型無法考慮經(jīng)濟(jì)增長中橫截面數(shù)據(jù)所蘊(yùn)藏的空間自相關(guān)性，如技術(shù)擴(kuò)散、要素移動(dòng)以及費(fèi)用轉(zhuǎn)讓等，都有可能引起區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的空間相互作用。將這類模型直接應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)增長研究會(huì)引起建模失誤和有偏估計(jì)等問題［10］。另一方面，橫截面數(shù)據(jù)的樣本數(shù)量往往有限，不能嚴(yán)格滿足大樣本漸近性，且空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)固有的理論體系無法解釋橫截面樣本的個(gè)體差異，這些限制導(dǎo)致了面板數(shù)據(jù)的使用。面板數(shù)據(jù)由時(shí)間序列和橫截面數(shù)據(jù)共同組成，可提供更多的自由度，更豐富的信息量，且包含更多的變異，還可以減少變量之間的多重共線性。若將空間計(jì)量方法擴(kuò)展到面板數(shù)據(jù)，既能考慮個(gè)體差異和時(shí)間因素，又避免了解釋變量的遺漏問題，加之可以把空間效應(yīng)納入研究體系，使得模型估計(jì)更加有效。鑒于這些優(yōu)點(diǎn)，本研究以體制經(jīng)濟(jì)學(xué)為理論依據(jù)，采用空間面板數(shù)據(jù)模型，嘗試從經(jīng)濟(jì)體制進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響的視角，重新審視中國近期經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)力，并通過與傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型的實(shí)證對(duì)比，評(píng)價(jià)經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型考慮空間自相關(guān)的效果。

1 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)處理

1.1 經(jīng)濟(jì)增長的空間面板數(shù)據(jù)模型

在經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究中，增長模型是一個(gè)被廣泛運(yùn)用的基本估計(jì)框架。為了檢驗(yàn)中國各省份經(jīng)濟(jì)制度環(huán)境對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響，我們采用包含制度變量和人力資本變量改進(jìn)的 Solow－Swan(1956)增長模型［11］，構(gòu)建一個(gè)可考察制度變量分貢獻(xiàn)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。改進(jìn)后的增長模型

式中:i和t分別代表省份和年份;Y，L，H，K分別代表省區(qū)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、勞動(dòng)力、人力資本和物質(zhì)資本;INS是省區(qū)經(jīng)濟(jì)制度的測(cè)量;C為常數(shù)項(xiàng)，代表可控變量外其他未被解釋的殘差。根據(jù)North的制度經(jīng)濟(jì)學(xué)，對(duì)制度變量INS的待估參數(shù)的先驗(yàn)期望應(yīng)該是一個(gè)正估計(jì)值。μi表示空間特質(zhì)(個(gè)體)效應(yīng);εit是均值為零、方差為σ2，且滿足獨(dú)立相同分布的隨機(jī)誤差成分。面板數(shù)據(jù)模型分為固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，固定效應(yīng)模型中對(duì)每個(gè)空間單元采用一個(gè)虛擬變量來量測(cè)可變截距μi。而隨機(jī)效應(yīng)模型中的可變截距μi被視為均值為0，方差為，獨(dú)立同分布的隨機(jī)變量，此外還假定隨機(jī)變量μi與隨機(jī)誤差項(xiàng) εit相互獨(dú)立。

公式(1)是未考慮空間相互作用的傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型。為了考慮空間單元之間的相互作用，可在模型中引入空間滯后因變量或空間滯后誤差項(xiàng)?？臻g滯后模型的目的是映射由于各種空間溢出產(chǎn)生的空間自相關(guān)，如技術(shù)擴(kuò)散、要素轉(zhuǎn)移等產(chǎn)生的擴(kuò)散和極化效應(yīng)。假定因變量依賴于鄰近單元該變量的觀測(cè)值以及一組觀測(cè)到的局部特性，將空間滯后因變量引入公式(1)中則得到

式中:δ為空間自回歸系數(shù);wij為空間權(quán)重矩陣W的元素;j代表不同于i的省份;權(quán)重系數(shù)選取方式為相鄰省份為1，不相鄰省份為0，并在具體計(jì)算中進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理?？臻g誤差模型使用空間滯后誤差項(xiàng)來解釋誤差的空間自相關(guān)。誤差的空間自相關(guān)在傳統(tǒng)模型中往往被認(rèn)為是難以消除的噪音，實(shí)際上它度量了鄰近單元因變量的誤差沖擊對(duì)本單元觀測(cè)值的影響程度?？臻g誤差模型假定因變量取決于觀測(cè)到的局部特征以及在空間上表現(xiàn)相關(guān)的誤差項(xiàng)，在公式(1)中引入空間滯后誤差項(xiàng)得到

式中:φit表示空間誤差自相關(guān);p為空間自相關(guān)系數(shù)?？臻g誤差建模不需要空間交互過程的理論模型，其協(xié)方差矩陣的非對(duì)角線元素表示空間自相關(guān)的結(jié)構(gòu)。

1.2 數(shù)據(jù)說明及處理

省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長:各省區(qū)人均GDP(1978年基準(zhǔn)年可比價(jià)格)，其數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒(1998—2006年)》。

勞動(dòng)力:各省區(qū)年末就業(yè)人數(shù)，數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒(1998—2006年)》。

人力資本:各省區(qū)每萬人口在校大學(xué)生數(shù)，數(shù)據(jù)來自《新中國五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和各省區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。

物質(zhì)資本存量:各省區(qū)固定資產(chǎn)資本存量。假設(shè)中國固定資產(chǎn)資本存量的年平均折舊率為4%來計(jì)算資本存量［12］，計(jì)算公式

式中:Kit表示省區(qū) i第 t年的資本存量;Ki，t－1表示省區(qū) i上一年度的資本存量;NIFit表示省區(qū)i第t年的“基本建設(shè)新增固定資產(chǎn)投資”;Pit表示各省區(qū)固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)。我們采用耶魯大學(xué)經(jīng)濟(jì)增長中心的研究報(bào)告《中國資本和生產(chǎn)力測(cè)量》［13］中1996年的各省區(qū)資本存量作為初始資本存量，然后根據(jù)中國統(tǒng)計(jì)年鑒1997—2005年間省區(qū)“基本建設(shè)新增固定資產(chǎn)投資”得到各省區(qū)的固定資產(chǎn)資本存量。

經(jīng)濟(jì)制度:采用和參考張軍［7］，樊綱和王小魯［14－15］等研究的市場(chǎng)化指數(shù)來代表經(jīng)濟(jì)制度變量。該指數(shù)包括5個(gè)方面:非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，政府與市場(chǎng)的關(guān)系，產(chǎn)品市場(chǎng)的發(fā)育程度，要素市場(chǎng)的發(fā)育程度，以及市場(chǎng)中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境。總指數(shù)分為0～10等級(jí)，其中10代表中國市場(chǎng)化進(jìn)程的理想狀態(tài)，而0則代表最差的狀態(tài)。由于中國市場(chǎng)化指數(shù)所覆蓋的時(shí)間段為1997—2005年，因此，本研究的樣本數(shù)據(jù)為中國大陸30個(gè)省市區(qū)(重慶并入四川，不包括香港、澳門和臺(tái)灣地區(qū))1997—2005年的面板數(shù)據(jù)。

2 實(shí)證研究及結(jié)果

2.1 傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果

為了分析比較，我們首先利用LSDV(least square dummy variables)方法估計(jì)傳統(tǒng)的固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型。估計(jì)結(jié)果(表1)表明，30個(gè)省域Solow增長模型的擬合優(yōu)度為91.35%(修正的R2)，所設(shè)置的解釋變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用均為正，除了勞動(dòng)力變量的估計(jì)系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)外，人力資本、物質(zhì)資本、制度變量的估計(jì)系數(shù)的t值均高度顯著，這與我們的先驗(yàn)期望相一致。

空間相關(guān)性檢驗(yàn)是空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析的一個(gè)重要內(nèi)容，目的在于判斷對(duì)橫截面數(shù)據(jù)的模型變量指定能否實(shí)現(xiàn)無偏估計(jì)。對(duì)于空間面板數(shù)據(jù)，空間相關(guān)性的檢驗(yàn)主要是圍繞零假設(shè):H0:δ=0和 /或H0:ρ=0展開的。首選的方法是基于拉格朗日乘數(shù)(Lagrange Multiplier)和Rao Score(SC)的檢驗(yàn)，因?yàn)檫@只需估計(jì)滿足零假設(shè)的模型，可以避免最大似然(Maximum Likelihood)估計(jì)的復(fù)雜性。在空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中，拉格朗日乘數(shù)(LM)可檢驗(yàn)數(shù)據(jù)中何種形式的空間自相關(guān)占主導(dǎo)地位，但LMLAG和LMERR檢驗(yàn)都是針對(duì)橫截面數(shù)據(jù)模型的，不能直接應(yīng)用于面板數(shù)據(jù)模型。因此，我們采用了以分塊對(duì)角矩陣代替上述統(tǒng)計(jì)量中的空間權(quán)重矩陣，將這些檢驗(yàn)擴(kuò)展到面板數(shù)據(jù)模型［16］，檢驗(yàn)結(jié)果見表1～表2。從LM檢驗(yàn)的p值可以看出，數(shù)據(jù)在滯后和誤差的空間相關(guān)性均十分明顯。而進(jìn)一步的穩(wěn)健性檢驗(yàn)(Robust LM)表明，誤差中的空間自相關(guān)并不顯著(p=0.768)。由此可以判斷，各省域經(jīng)濟(jì)增長中的空間溢出現(xiàn)象是由技術(shù)擴(kuò)散、要素轉(zhuǎn)移、費(fèi)用轉(zhuǎn)讓等實(shí)質(zhì)存在的空間自相關(guān)引起的，在研究經(jīng)濟(jì)體制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)時(shí)應(yīng)該引入空間差異性和空間依賴性，以對(duì)經(jīng)典的線性模型進(jìn)行修正，因此選擇空間滯后模型較為合適(表3，表4)。

表1 傳統(tǒng)固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果Tab.1 Estimation results of the traditional fixed effect model based on panel data

表2 傳統(tǒng)固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型的空間相關(guān)性檢驗(yàn)Tab.2 Diagnosis for spatial autocorrelation of panel data model with fixed effect

表3 空間面板滯后模型估計(jì)結(jié)果Tab.3 Estimation results of spatial panel lag model

表4 空間面板滯后模型的空間相關(guān)性檢驗(yàn)Tab.4 Diagnosis for spatial autocorrelation of spatial panel lag model

2.2 空間面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果

由上節(jié)分析可知，省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長中出現(xiàn)的空間溢出是由相鄰省區(qū)存在的實(shí)質(zhì)性空間相互作用引起的，因此，需在模型中引入空間滯后因變量。這里我們測(cè)試了固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)兩種不同的空間滯后模型，并以Hausman檢驗(yàn)判斷二者的優(yōu)劣。表3為空間面板滯后模型的估計(jì)結(jié)果。表中顯示Hausman檢驗(yàn)在95%的置信度水平上拒絕了零假設(shè)，因此，模型設(shè)定為固定效應(yīng)模型是合理的。據(jù)此，下文的分析將基于固定效應(yīng)的空間滯后模型的估計(jì)結(jié)果。

比較表1～表3可發(fā)現(xiàn)，空間滯后因變量的加入使得空間滯后模型的擬合優(yōu)度(R2)和極大似然值(LIK)均比傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)模型有所提高，即空間面板數(shù)據(jù)模型確實(shí)優(yōu)于傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型。從表2可知，協(xié)方差矩陣的拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)均不顯著，表明在模型中引入空間滯后因變量后，已經(jīng)消除了空間相關(guān)性問題?？臻g滯后因變量的系數(shù)為0.35，且高度顯著，這說明模型中設(shè)置的空間滯后變量較好地解釋了空間面板數(shù)據(jù)中隱含的空間自相關(guān)，也即我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長過程中確實(shí)存在較強(qiáng)的空間溢出現(xiàn)象。對(duì)比兩個(gè)模型中相應(yīng)的解釋變量系數(shù)可知，具有顯著意義的解釋變量的貢獻(xiàn)在引入空間自相關(guān)變量后均有所下降(例如，ln H從原來的0.354 8下降至 0.222 1，ln K 從 0.206 3 降至 0.155 7)，表明原有的貢獻(xiàn)中有一部分實(shí)際上來自鄰近省域之間的相互影響。

基于固定效應(yīng)的空間面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)了我們擴(kuò)展的經(jīng)濟(jì)增長核算模型。勞動(dòng)力對(duì)省區(qū)人均GDP增長的作用為正，但統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上不顯著。本研究采用的勞動(dòng)力指標(biāo)為“各省區(qū)年末就業(yè)人數(shù)”，而此指標(biāo)僅能代表勞動(dòng)力的數(shù)量，不能反映勞動(dòng)力的質(zhì)量。實(shí)際上，我國目前存在著結(jié)構(gòu)性勞動(dòng)力供給過?，F(xiàn)象，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與勞動(dòng)力素質(zhì)偏低之間存在矛盾，勞動(dòng)力素質(zhì)結(jié)構(gòu)缺陷明顯地制約了經(jīng)濟(jì)的增長［19］。這也證實(shí)了Lewis的二元經(jīng)濟(jì)理論，即在一個(gè)初級(jí)勞動(dòng)力過剩的新興工業(yè)化國家，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)未及時(shí)升級(jí)將出現(xiàn)勞動(dòng)力邊際效益的遞減［20］。

人力資本、物質(zhì)資本和經(jīng)濟(jì)體制3個(gè)解釋變量的系數(shù)都獲得了預(yù)期的正值，并在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上高度顯著(p＜0.01)。因此，這3個(gè)變量被確認(rèn)為研究期(1997—2005年)中國省區(qū)人均GDP增長的主要貢獻(xiàn)來源。其中估計(jì)系數(shù)最大、最顯著的是人力資本存量。人力資本存量每增長1個(gè)百分點(diǎn)，省區(qū)人均GDP將會(huì)增長0.22個(gè)百分點(diǎn)。這表明，中國省區(qū)人均GDP增長的主要推動(dòng)力是勞動(dòng)力素質(zhì)的不斷提高。人力資本作為物質(zhì)資本發(fā)揮作用的基礎(chǔ)，不僅自身收益遞增，它還是帶動(dòng)科技進(jìn)步的研究與開發(fā)的關(guān)鍵投入品［21］，而且決定了吸收新產(chǎn)品和新思想的能力與速度，從而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有至關(guān)重要的作用。因此，今后仍要加大對(duì)教育、科學(xué)技術(shù)和研究開發(fā)的投入，從而進(jìn)一步提高人力資本在經(jīng)濟(jì)增長中的作用。

對(duì)于制度變量，其估計(jì)系數(shù)為0.042，且統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上高度顯著，雖然此彈性系數(shù)不高，但仍表明制度變遷確實(shí)是中國經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)力之一。即制度變革引起的資源重新配置、效率提高(包括全要素生產(chǎn)率的增長以及投資效率的提高等)對(duì)經(jīng)濟(jì)的高速增長做出了很大貢獻(xiàn)［19］。因此，中國經(jīng)濟(jì)的高速增長不能簡單地歸結(jié)為“投入帶動(dòng)型”的經(jīng)濟(jì)增長。這也再次證實(shí)了North的制度經(jīng)濟(jì)學(xué)理論假設(shè)。同時(shí)，我們的經(jīng)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)也肯定了Sachs and Woo(2003)的觀點(diǎn)，他們認(rèn)為中國自1978年以來的經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)反映了中國經(jīng)濟(jì)體制向WTO市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)制度的靠攏［22］。這一經(jīng)濟(jì)體制改革中釋放的能量是推動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)增長的重要力量;它通過市場(chǎng)條件下的貿(mào)易、要素流動(dòng)、轉(zhuǎn)移支付、技術(shù)擴(kuò)散及其所產(chǎn)生的各種溢出效應(yīng)，優(yōu)化了資源的市場(chǎng)配置方式，提高了勞動(dòng)力和資本的邊際生產(chǎn)力，從而使中國經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)活動(dòng)更接近其理想的邊界狀態(tài)。

3 結(jié)語

本研究以North的體制經(jīng)濟(jì)學(xué)為理論依據(jù)，將新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的Solow－Swan增長模型擴(kuò)展為一個(gè)包含制度變量的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，并結(jié)合空間面板數(shù)據(jù)分析方法，使用1997—2005年中國省區(qū)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了經(jīng)濟(jì)制度環(huán)境對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。結(jié)果表明，勞動(dòng)力對(duì)省區(qū)人均GDP增長的作用不顯著，這與中國目前存在的結(jié)構(gòu)性勞動(dòng)力供給過剩現(xiàn)象是相一致的。人力資本、物質(zhì)資本和制度因素對(duì)省區(qū)人均GDP增長的作用為正，且統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上高度顯著，說明人力資本、物質(zhì)資本是中國省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的主要貢獻(xiàn)來源，制度變遷對(duì)中國的經(jīng)濟(jì)增長具有顯著貢獻(xiàn)力，這也證實(shí)了North的制度經(jīng)濟(jì)學(xué)理論假設(shè)。此外，來自鄰近省區(qū)的溢出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用所占比重最大，即市場(chǎng)條件下的貿(mào)易、要素流動(dòng)、轉(zhuǎn)移支付、技術(shù)擴(kuò)散等帶來的效應(yīng)占了主導(dǎo)地位，暗示制度改變促使流通領(lǐng)域的自由化程度高度改善。

這些發(fā)現(xiàn)不同于以往的中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究，首先，從數(shù)據(jù)生成過程的時(shí)空依賴性來看，與傳統(tǒng)的計(jì)量模型相比較，空間面板數(shù)據(jù)模型深入地揭示了省域經(jīng)濟(jì)活動(dòng)之間存在的空間自相關(guān)性，即地區(qū)之間通過生產(chǎn)資料流動(dòng)、貿(mào)易、技術(shù)轉(zhuǎn)移以及社會(huì)文化交流等在地理空間上發(fā)生相互影響，這為政策制定提供了新的數(shù)據(jù)信息。其次，我們把制度因素內(nèi)生于經(jīng)濟(jì)增長模型，從制度角度詮釋經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在機(jī)制，并經(jīng)驗(yàn)性地提供了體制對(duì)經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)的作用的實(shí)證依據(jù)，不僅證實(shí)了North的制度經(jīng)濟(jì)學(xué)理論假設(shè)，同時(shí)也證實(shí)了我國過去30多年來實(shí)行改革開放政策的必要性及正確性。這對(duì)我國今后的經(jīng)濟(jì)改革具有重要的啟示作用。

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