需求引致增长

需求引致增长：三大结构效应的时空演化①

侯新烁1 周靖祥2

（1.重庆大学经济与工商管理学院；2.湘潭大学中国农村发展研究中心）

【摘要】推进可持续发展思维模式转变已成为共识，在宏观经济管理实践中需

求引致增长的时空演化特征却往往被忽视。本研究基于时空加权回归方法对需求引

致增长的局部结构效应进行识别，认为需要充分发挥“三大”需求结构转变的正效应。结果表明：中国区域经济发展不平衡且有时空异质性；消费失衡显著，存在以牺牲

消费获取增长的发展路径依赖；东部长期保持相对较高的投资拉动增长的结构效应，富裕地区对贫穷地区的发展权利剥夺并未停止。政策含义是：着力于需求结构性扭

转方面的研究能够找到转变增长方式实现可持续发展的新“药方”。

关键词 需求 增长 异质性

中图分类号 F061.2 文献标识码 A

Demands Cause Economic Growth

Abstract：Though sustainable development has become a consensus, relationships

between demands and growth are of spatio-temporal variation is often been neglected in macroeconomic management practice. Based on geographically and temporally weighted regression, we captured the local demand effects and suggest that it is urgently needed to give full play to positive effects of demands’ structure changes. Results show that: regional unbalance and spatio-temporal heterogeneity have charactered China’s growth; unbalance is worse in consumption part, pursuing growth at the price of inhibiting consumption; a high economical efficiency of investment keeps in eastern region, exploitation from the rich to the poor didn’t stop ever. The implication: new 'prescription' can be found in the torsion of demand structure to realize sustainable development.

Key words：Demands; Growth; Heterogeneity

① 本文感谢国家社会科学基金项目“城乡、区域发展不平衡对城市化的影响及对策研究”（批准号：12CJL041）、“开放经济条件下中国经济预警系统设计及平衡增长路径选择”（批准号：10CJL036）以及教育部人文社会科学研究项目“协调与共富发展目标下的区域城市化联动机制研究”（批准号：12YJC790053）提供的资助。

引言

1978年以来，中国经济增长总体态势已由增速的“大起大落”向“高位收敛”转变（李勇，2010），“市场性”和“体制性”经济周期波动存在很强的此消彼长关系。掩藏其后的实质：地方竞争机制运行使得政府未能“真实”地将需求因素放在保证经济长期可持续发展目标实现过程中的重要位置上，而只是短视地追求“短平快”高增长指标以在锦标赛竞争中获胜，区域尺度空间是解读中国经济增长与发展极其关键的切入视角。“需求结构转变必然引致增长”的判断引起我们的重视，势必应该科学测度“三大”需求对经济增长的作用。查阅相关文献发现，长期以来，宏观经济政策下或说是政府主导下的投资与出口被认为是经济增长的主推动力，2008年后国家层面才主动或被动地接受学界的研究提出“刺激内需”发展战略，以实现由过度依赖外部经济转向依靠内部经济的发展路径依赖大转型。

在过去的经济实践中，通过以高储蓄维持大量投资、以大量净出口弥补低消费造成的内需不足的方式（王小鲁等，2009）实现了高增长目标；但出口和投资的内在特质天然的决定了依赖“两驾马车”的经济增长不可持续。其中，出口外需的增量变化才是对GDP增长有贡献的部分，仅能在短期内起到拉动经济的作用；投资则在长期中面临边际报酬低于1的困局，若维持惯常路径不变，产出增长将难以支撑不断扩张的投资需求规模。再者，特殊的人口年龄、城乡结构及经济增长中投资和进出口路径选择促成的城乡二元消费结构致使短期内内需快速增长目标难以实现；经济发展理论强调的人力资本培育和其他利于长期经济增长的行为也并未得到足够重视，激烈的地方竞争增长模式下（Xu，2011），短期总是有意或无意的放在了长期目标之前，政府短视正在加剧失衡。实践表明，三驾马车难以并驾齐驱，中国经济增速惯性下滑态势下，已给政策信号（财政、货币和产业）却仍然是“经济增长第一重要性”被强化、社会建设被忽视（周靖祥，2012），这一趋向更增加了对经济失衡再度恶化的担忧，需求引致增长的结构性问题需要收入分配、政策调控等命题得到进一步的分析。

既有研究中，经济增长的主流文献通常忽视了需求因素的作用，需求及其制约在理论上被视为短期问题，不对长期增长产生作用（如Blanchard，1989）；同时，因消费、投资和进出口即为经济的直接构成，对它们的讨论多集中于其贡献率大小及三者排序，并没有考虑需求的结构性问题。本文中，对“需求引致增长”时空演化的讨论，除识别三大需求的结构效应外，更进一步关注于经济发展在空间维度和发展阶段的时间维度上具有的显著差异性，即转型中的中国区域经济包含了更具内涵的发展模式在时间和空间上的演变问题，从需求结构与增长动力之间关系的时空演变过程中可窥得中国经济区域格局的变化和转型，对理解中国经济过去和未来的增长道路大有裨益。

本文的主要贡献在于：方法论方面采用时空变系数（面板空间动态模型）方法捕获了需求在空间点和时间点上的作用，利于分析需求的增长效应在空间上和时间上的异质性；并从需求引致增长的角度对投资、消费和出口与增长动力的关系进行了探讨；基于变系数参数估计结果，寻找区域经济发展中的失衡现实，并对需求因素对增长的结构性驱动力的时空演变进行描绘和解释。后文内容安排如下：第二部分，相关文献的梳理和评述；第三部分，模型的设定及方法论探讨；第四部分，实证结果及解释；最后部分，简单总结和研究启示。

一、经济增长理论和实证研究回顾

已有经济增长的理论研究和实证研究，尤其是针对中国经济发展实践的研究中，增长问

题通常从供给角度进行阐述（李占风和袁知英，2009），认为长期经济增长由长期供给潜力所决定，相对应的市场需求及其制约仅被视为短期因素而在经济模型中不予考虑，如Blanchard（1989）、Blanchard和Quah（1993）将总产出分解为供给决定的长期波动和需求决定的短期波动两部分，认为需求不影响长期增长。基于此类理论认知，对经济增长原因的探索引起了对资本、劳动等要素的关注，这恰恰是着重于生产供给的增长效应分析。供给因素相对被强调的另一原因在于：生产函数便于建立要素供给与经济增长的联系，而需求函数缺位造成从需求层面研究增长问题难以定量描画，这一定程度上也导致经济增长中不能摆正需求位置。其他一些学者则主张需求也是经济增长的重要因素，应在长期增长中予以重视（Colm，1962；Walker和Vatter，1999），他们通过经验研究指出需求变化对供给因素有显著影响，需求在标准生产函数中作用明显且忽视需求因素的增长理论往往无法解释很多现实的问题。

对需求因素的具体研究中，以往文献探讨的主题多集中于高投资的增长模式（汤向俊和任保平，2010）。早期研究中，不论是新古典增长理论还是内生增长理论，由于储蓄全部转化为投资这一基本假设的存在，对投资和储蓄的分析只是同一问题的两个不同角度解释（李扬、殷剑峰，2005），且统一地认为储蓄率的提升不影响长期经济增长率（Solow，1956；Romer，1986，1990；Lucas，1988）。而黄金律资本存量的概念则成为投资率与增长呈现U型特征的理论根源（Phelps，1961）。其他一些学者则认为以高投资率吸收剩余劳动力可具有持续的增长效应，且可以利用外部储蓄满足国内投资的需要以支持长期经济增长（Kojima，1997），这为引进FDI政策提供了资本效用层面的依据。Alexander（2003）证实了高投资率在日本从以农业和轻工业为主的经济体向发达的经济体转变过程中的关键作用，有效地促进了生产率的提升、产业结构的升级和经济的高速增长。

针对中国经济实践的研究则就中国投资率是否过高、投资效率如何、高投资低消费的必然性等等问题进行了深度分析（张军，2005；卢峰，2007；经济增长前沿课题组，2005；战明华、许月丽、宋洋，2006），认为中国当前投资效率仍较高，但也会因价格扭曲带来增长代价。另外一些学者则主要利用格兰杰因果关系检验、协整理论和误差修正模型研究三大需求与经济增长的关系，使用联立方程模型、投入产出模型、极值边界分析模型测度需求因素对经济增长的贡献（李占风和袁知英，2009；姜涛、臧旭恒，2008；赵振全和袁锐，2009；等），但结论不一，他们在研究方法和数据样本选取方面各有不同，采用时序数据基于静态计量模型的研究忽视了空间的差异性，原因是中国经济高增长实际上是无数个独立的小经济体共同构成，高增长问题探究背后不能忽视区域的异质性。而我们后文的研究选取省际空间面板，动态量化处理需求引致的增长。

对现有研究进行梳理，发现其不足在于：第一，研究多基于需求因素的水平值与经济发展的水平变量之间的回归关系展开，尚未对结构性因素形成的驱动力及影响进行深入阐述和分析；第二，传统回归方法的模型参数通常只表示“平均”或“全域”的含义，不能反映参数在不同空间或时间的非平稳性（LeSage，2004；Yu，2006），即忽略了需求与增长关系的时空异质性。时间维度上反映的多是经济趋势问题，处于变革中的中国正在发生覆地翻天的变化，在经济上表现尤为显著；而空间维度的经济分布和增长则是对发展战略和资源流动（尤其是土地使用和劳动力流动和迁徙）的描摹。仅考虑时间差异难以得到区域经济分布的结构性问题，会掩盖矛盾和不平衡（杨上广和吴柏均，2007）；仅考虑空间差异则不能反映三大需求在经济发展中的功能和转变问题（如章上峰和许冰，2009）。最优策略在于同时考虑时间和空间的局部性，方可为深入和细致的分析中国经济发展方式提供途径，遗憾的是依然未见有

文献专注于需求因素增长效应的时空异质性展开研究。基于此，本文特以需求引致增长的时空演变为切入点寻找内部经济发展的直接证明，并阐释需求对增长动力的结构效应。

对以上问题的考察则依赖于对局部信息的获取。从计量技术上来讲，已有研究多在固定系数模型中对需求和增长问题展开研究和探讨，此类全局回归的方法虽然能够得到总体上的趋势，但却因其局限性限制了对空间异质性和时间异质性的扑捉和描述，忽视了经济增长在局部上的特征；另一方面，随着对经济起源的探讨、地理决定论以及中国“地方竞争”式增长的认知不断加深，空间计量方法逐渐在区域经济学中得到较为广泛的应用，但依然局限于全局回归范畴内。对局部信息的获取，通常采用的计量方法为变系数估计模型（似不相关回归（SUR）和随机系数模型（RCM））以及对系数进行特定形式的设定（陈强，2010）。考虑到地理空间的相互关联，一些学者在区域问题中引入了地理加权回归方法（GWR）处理单一时间截面问题（如袁富华，2011），而为了进一步考虑需求因素增长效应在时间层面的演变，本文引入空间计量中的时空加权回归方法（GTWR），以获得每一地区在每一时点上的局部回归信息，并基于参数估计结果对中国区域经济增长和发展问题进行分析。

二、增长模型构建和计量估计方法

1.需求增长模型构建

已有经济增长模型主要是“供给”（生产）面的求证，从供给或者要素投入的角度解释经济增长，相关的计量模型也主要是对“生产函数”进行估计。

经济增长是一个极富魅力的主题，在对其根源的不断探索过程中，引出了丰富的经济增长理论对其加以阐释。其中，以Smith（1776）为代表的古典经济增长理论源于最直接的经济直觉，虽未给出公式化的生产函数形式，但强调劳动、资本和土地三个要素投入决定了经济增长，并认为分工是发展劳动生产力、实现经济增长的决定性因素。Harrod（1939）和Domar（1964）的研究则是经济增长理论模型化的开端，他们强调资本积累的作用并认为这是决定经济增长的唯一因素；该模型本质上是应用了里昂惕夫生产函数（式1）来构造经济增长模型，假设资本和劳动之间无替代性且固定比例，从而导致了经济的“刀锋式”增长。

YFK,LminaK,bL

G(t)ssa0,b0 （1） SI,KY,YI （2）

Solow（1956）和Swan（1956）将资本-产出比内生化以消除HD模型中固定比例的生产函数造成的不稳定性，成为之后半个世纪几乎所有经济增长理论模型研究的基准，被称为新古典经济增长理论。其最为关键的假设在于增长的外生技术决定性（技术进步与资本和劳动供给不相关），将经济增长的源泉归于要素投入增加和技术进步；建模的关键则在于引入了资本和劳动能够完全替代的新古典生产函数，在Solow（1956）的研究中为一恒替代弹性生产函数（CES production，式3）并可以进行集约化。基于此设定，可推导出新古典经济增长模型的基本方程及模型稳态，指出当且仅当k不变时达到平衡增长路径，见式（4）。

YF(K,AL)(aKL)yf(k) （3）

ksf(k)(n)k，sf(k*)(ng)k* （4）

进一步的研究中，Solow（1957）提出了基于总量Cobb-Douglas生产函数的索洛余值法

以测算全要素生产率，并构建了简明而又优美的增长测度公式，从而开创了经济增长源泉分析的先河，Romer（1989）指出此分析方法为研究经济增长问题提供了一个分析框架，“其方法论的影响是深远且带有根本性的”。CD生产函数则因其结构简单、经济意义明显且容易估计，成为多个不同流派经济增长理论生产函数的基本设定形式。

QA(t)f(K,L) （5）

Y

YA

AAfK

KYAfL

LY （6）

内生经济增长与新古典经济增长理论的分歧则主要来自于对技术内生性的态度。通常来讲，我们将Arrow（1962）模型视为准技术内生模型，其核心内容是通过“干中学”理论引入投资产生的知识和知识的外部性从而将技术进步部分的内生化，但模型假定劳动力增长率是一个外生变量，并不是真正意义上的内生增长模型。具体的，通过对单位资本品所需劳动函数和单位资本品产出能力函数进行定义，以积分方法构建总量生产函数，均衡结果认为：技术进步是增长的内在因素，但其均衡增长率仍决定于劳动增长率。具体见式（7），其中σ=ΔL/L为劳动增长率，λ(G)=bG-n为单位资本品所需劳动力。

x(G)dGxxGG(1n) （7）

Romer（1986）、Lucas（1988）以及Barro（1990）和Rebelo（1991）是内生经济增长理论的代表人物，他们认为知识的外溢效应存在正外部性，最终经济增长率将决定于R&D技术的发展、企业垄断力量的程度（即新技术的专用性）以及投资时间区间。其中，Romer（1986）认为知识资本具有递增的边际生产率，而物质资本具有递减的边际生产率，因此技术进步是经济增长的源泉。其模型基础在于承认产业的投资增加具有正外部性，在包含厂商特有资本及平均资本的生产函数（式8）基础上引入社会规划者对模型进行求解，得出结论认为，均衡时的产出、资本和消费增长率相等，且与跨期弹性、边际生产力以及折旧与时间偏好密切相关。Romer（1990）进一步以市场均衡的视角对其内生模型的均衡解进行了分析，认为由市场经济所决定的均衡增长率并未达到帕累托最优。

YF(K,Ka,L)yf(k,Ka)AkaK1a （8）

yykkcc[(1a)ALa] （9）

Lucas（1988）将关注点放在人力资本上以揭示知识或知识的积累对长期经济增长的贡献，实际上是对Uzawa（1965）的拓展。在生产函数上，认为产品生产部门同时使用物质资本和人力资本，但是人力资本生产部门只使用人力资本，因此有两个生产函数。通过最优化方法和相位图分析对模型均衡增长求解，指出经济增长率由生产人力资本的边际生产率D决定。

yAKa(uh)1a,pB(1u)hyy(D) （10）

Barro（1990）等人的贡献集中体现为对AK模型的设定：放弃资本边际报酬递减假设，认为人力资本和物质资本合成的混合资本不存在边际报酬递减。他们基于广义的资本概念构建CD形式生产函数对总体效用函数进行最优化，指出经济增长率由储蓄率s、资本边际生产率A和折旧率δ决定。

yAkyy(A)sA （11）

可以发现，在建立新古典经济增长模型以及内生经济增长模型时，研究者一般都是在新古典生产函数的基础上探讨经济增长问题，生产函数的便捷性无疑导致了供给因素在经济增长分析中的主流位置。然而，需求是宏观经济学中解释产出的主要因素，随之而来的思考就在于，经济增长理论真的能够较好解释增长么？

我们的研究则侧重于“需求”引致的区域经济增长理论构建，数量基础是“国民经济核算”（支出法），但讨论过程中却会涉及到收入法。基本观点在于，认为凯恩斯模型可用来分析经济增长这种长期现象，且在供给约束并不十分显著的情况下，供给因素都已被内生化在需求拉动的经济增长过程之中。从需求角度分析经济增长的方法被学者称之为需求导向的分析方法，但在经济理论发展过程中，这一研究路线并未得到自然的扩展，McCombie和Thirlwall（1993）认为这是因为“萨伊定律”在作祟，人们相信对经济增长的最大制约来自供给而非需求，因此只有增加要素投入并提高经济效率才能促进增长。其他一些学者则反驳了这种观点，如Kaldor（1972）指出许多证据表明英国的工业增长从其早期开始就是需求推动的，这一思想为Thirlwall、McCombie等人发展并形成了一个分析需求与增长关系的理论体系①。

具体的，我们认为需求引致经济增长的分析可以通过对国民经济核算方程进行微分化展开（Lin和Li，2003；McCombie，1985），其本质在于考虑经济的总量供给与需求的平衡。需求增长模型从国民收入恒等式出发来考察外贸等对经济增长的贡献程度，等式两边分别对时间求导进行微分化并进行简单的运算即可得到基于凯恩斯模型的需求增长分析模型。

YCIG(XM)，此处dY

YCC

CYII

IYGG

GYNENE

NEYdt （12） yfc,i,x,m,g （13）

可以发现，需求因素对增长的作用来自两部分：需求变动率及其占总量的比例，即存在结构性影响。从此意义来讲，经济增长实际上是消费、投资和进出口以及政府支出等构成需求的各因素的函数，式（13）即为本文计量分析模型的构建基础。回顾对Thirlwall等人理论的计量检验形式，以往需求增长理论更多的关注于出口变量的作用以及是否承认政府支出是一个自主性变量。而在本文中，更为重要的是要分析需求结构在中国经济增长中作用的时空演化，并充分考虑区域的相关联性，因此，本文构建的计量模型可表示为式（15）。

gdptxtgtt

yitit1itI2itC3itN2.计量估计方法 （14） kitkxit （15）

基于前文分析，区域经济数据在建立计量经济学模型时，因其在空间和时间上表现出的复杂性、自相关性和变异性使得变量关系在不同区域、不同时间上可能是非平稳的，因此承认需求对经济增长的作用具有时空异质性更加符合现实，此为本文估计方法选择的基础。

GTWR方法是解决时间和空间变系数问题的有效方法，用于处理空间和时间同时非平稳的区域经济数据，它实际上是对地理加权回归模型（GWR）在时间维度上的扩展。具体的，① 涉及文献主要有Dixon和Thirlwall（1975），Thirlwall（1979，1980，1987），McCombie（1985），McCombie 和Thirlwall（1994，1997，1999）等，请读者自行查阅，本文不再赘述。

GWR模型可用式（16）表示，该模型对各地区都计算其权重矩阵（W以对地区i的地理加权值为对角线元素，0为非对角线元素构成），然后采用局域求解法（Tibshirani和Hastie，1987）对参数进行估计（式17）；其中(ui,vi)为地区i的坐标，即每个区域都有一个对应的估计函数，因此可捕获局部效应。

yi0ui,vikui,vixiki

1 （16） ˆu,v=XWu,v2XXWu,v2Y （17） iiiiii

而GTWR模型的核心则在于通过控制距离的决定形式（考虑坐标(x, y, t)）构建权重矩阵以考虑时间非平稳性（Huang等，2010）。本质上，其目的在于为每一变量k提供在地区点和时间点上的β估计值。其中，地理加权矩阵有W(ui,vi,t)=diag(αi1,αi2,…,αin)。类似的有：

yit0ui,vi,tkui,vi,txikit （18）

ˆu,v,t=XWu,v,t2XXWu,v,t2Y （19） iiiiii

与GWR类似，模型依赖于对衰减方程αij的适当定义，实证中常用的加权方法主要有高斯距离加权值、指数距离加权值等（LeSage，2004）。以高斯距离衰减函数为例（Fotheringham等，2002），在GWR中它通过对个体距离和权重的设定刻画权重大小，效应随距离的衰减速度由带宽h（为一非负参数）决定，其值通常采用最小化交叉确认值方法确定，具体的：

2ˆi(h) （20） Wijexpdijh2,dijminCVyiy1

2

相应的，将时间加入到距离决定形式中的重要问题在于如何统一空间和时间的尺度效应，因为两者通常使用不同的单位进行测量。对于给定的空间距离dS和时间距离dT，我们可以通过引入尺度因素λ和μ来平衡因不同公制系统测量空间和时间距离造成的影响，从而将两类距离合并以构成空间-时间距离dST。因此，若对参数λ和μ进行适当的设定，dST即可被用于描述时空空间内的邻近概念。进一步的，Huang等（2010）通过欧几里德距离和高斯距离衰减构建了GTWR的距离函数并验证了时空加权矩阵具有WST=WS*WT形式（其中，WS为空间加权的矩阵，WT为时间加权的矩阵）。具体的，GTWR的距离函数设定形式为：

dij （21）

令τ=μ/λ对dij进行标准化，则有：

dij （22）

事实上，τ的本质影响是扩大或缩小时间距离效应以与空间距离匹配。此时，因λ为一常参数，那么我们设定Wa=W/λ，则用Wa替换W之后式（19）结果不变，即不影响参数的估计。具体操作中，设定=1以减少参数个数，并通过交叉验证方法对μ的取值进行最优化。

三、实证检验结果报告及解释

1.变量选择与数据来源

基于前文分析，为查看我国需求与增长的时空演变关系，变量及其需要的基础数据在表

1中列示，并对指标统计口径进行了说明，最终数据为1978-2010年中国31个省（市）的面板数据。数据来源于CCER中国地区经济数据库年度数据，部分缺失数据使用历年《中国统计年鉴》和《新中国60年统计资料汇编》补齐；空间相关处理中使用的地理位置信息来自“中国经纬度”网（http://www.gpsspg.com/jingweidu/）提供的中国省域GPS纬度经度数据。

表1 变量分类表及基本模型

本文基本模型源于核算方程的随机化，其设定指出需求有三个层次——投资、消费和出口，文中使用“引致”进行描述是因为需求与经济增长之间并不一定仅仅是直接影响，是存在可能的影响机制的，这也是在估计中引入空间权重能够部分处理的问题。更进一步，当我们深入的理解增长的概念时，需注意到GDP实际上是一个增量概念，对应于物理学中的“速度”，那么本文对增量的增速（相当于加速度的概念，是力作用于运动的结果）的考察，实际上就是对经济增长动力的分析；模型还对需求因素进行了结构化（使用的是比率指标）处理，以避免趋势性因素可能导致的伪回归问题。综上分析，考察的对象实际上是三大需求对经济增长的结构性驱动力效应。

与既有研究中消费的代理变量为最终消费不同（李占风和袁知英，2009；张治觉和吴定玉，2011；刘瑞翔和安同良，2011），本文以社会消费品零售总额进行测度，如此考虑的原因在于：最终消费实际上包含了居民消费和政府消费两部分，而中国经济未来的发展中更需要的是非政府消费部分的内需增加；相对的，社会消费品零售总额反映一定时期内人民物质文化生活水平的提高情况，反映社会商品购买力的实现程度，对于“内需”的刻画更为深入。此外，本文还引入了地方财政决算支出变量对政府消费行为进行控制，财政收支比率则是为了反映地方政府是否会因财政约束而采取与其余地区不同的增长策略。

2.实证结果及经济分析

空间计量方法的应用前提在于地区间存在空间相关性。本文编写了针对面板数据的Moran panel程序以计算研究样本的空间相关性指标，得到全局Moran值为0.5285，对应统计值31.13在1%水平上显著，即表明控制需求因素条件下的经济增长率在空间上表现出了较为显著的空间相关关系。在此基础上，表2报告了基于高斯衰减权重和指数衰减权重的GTWR模型回归结果以及参数的统计性特征，结果表明：在拟合优度上两模型R2均达到了0.9以上，具体为0.9832和0.9517分别对应于指数衰减权重和高斯衰减权重模型；进一步的，参数估计

值的描述性统计和图1展示的系数形态表明两模型参数估计效果差别不大，但在指数衰减模型中参数出现较少的异常估计值。因此，本文选取指数衰减权重模型的估计结果作为进一步分析的基础，对其系数显著性进行统计，估计结果中超过半数的时空点上的系数均表现了较为优良的统计显著性，表明模型估计结果具有较高的可信任度。

表2 系数估计结果统计性描述

Variable

constant

lndinv

lndcons

lndx

lndfo

lnfoi

R-square

Bandwidth

Obs 指数衰减权重 Mean Std. Dev. Min -4.1324 -7.0128 高斯衰减权重 Max 35.7839 18.2497 统计显著比例 10% 63 61 61 51 47 57 5% 57 55 53 45 41 49 1% 51 48 48 40 36 43 Mean Std. Dev. Min -4.0709 -7.0128 -34.2148 Max 35.7839 18.2497 11.9836 -0.0785 1.3020 0.0194 0.6720 -0.1062 1.3070 0.0446 0.6985 -0.1840 1.2415 0.0489 1.8288 -34.2148 11.9836 -19.1424 40.8090 -8.6899 -2.5594 26.0220 1.5383 -0.1947 1.2133 -0.3191 8.9122 -0.0221 0.9484 0.0559 0.9517 0.1634 1023 0.2536 -232.5455 40.8090 -8.6899 -2.5594

26.0220 1.6689 -0.0004 0.9527 0.0409 0.9832 1.8633 1023 0.2371

图1 基于两种衰减权重的估计结果：参数的时空异质性

令我们感兴趣的地方在于，需求在时间和空间上对经济增长拉动效应表现出了较为明显的时空差异性。GTWR方法对参数的时空异质性进行了识别，这直观的反映在了图1的参数估计值变动趋势中（ex和gs分别表示指数衰减权重和高斯衰减权重），图中横轴以年份为第一顺序变量、地区编码为第二顺序变量进行排列，即总体上的趋势反映变量作用的估计值在时间上的演化过程，局部的信息则反映地区间的差异性。

为对参数异质性进行进一步的识别，本文对异质性检验统计量V2进行了计算，它反映的

是给定参数在空间上或者时间上的变化程度，其值越大说明异质性也越严重。结果表明，出口的结构效应异质性最为明显，其次是消费和财政支出系数，有lndinv、lndcons、lndx、lndfo和lnfoi分别对应于0.4511、1.5399、3.3412、0.9067和0.0562。具体的，本文对固定地区和固定时间的参数差异性进行分解（图2），时间异质性和空间异质性均存在：样本期间内基本保持平稳的空间异质性状态，仅在1980s和2008年之后有短期的波动，出口结构效应的系数异质性显著高于其他变量；时间异质性在空间上差异显著，黑龙江、吉林，以及海南、广西、青海、四川、陕西、西藏和新疆等地区有相对较高的时间异质性表现，此类地区主要集中于东北地区和西部地区。

ˆn)ˆ]2 （23）

Vk2n)[ikik

图2 需求结构效应异质性分解：时间异质性和空间异质性的存在性

注：为方便展示，地区的时间异质性坐标采用对数刻度；第二部分右侧坐标对应lndx变量。

异质性的存在指出在分析区域问题时，简单的全局分析方法可能会因为内部经济效应的正向和负向互补而导致可能的基本结果存在偏差或者误读，因为全局分析不能获得内部的结构性原因，因此平均意义上得到的结果并不能准确的为特定的省（市）提供良好的政策建议，应更多的考虑自身的发展状况和战略问题；同时由于存在空间上的相关联系，其他地区的策略也应成为政策制定的参考。

从上述分析的经济含义来看，投资和出口促进了增长，消费则有抑制作用；当我们考虑到消费比例在样本期内逐年下降这一事实时（支出法GDP中最终消费、资本形成总额、货物和服务净出口的平均比重在1978年为69.2：30.5：0.3，之后消费率逐年下降、资本形成率逐年上升，到2010年两者分别为47.4%和48.5%），就可以发现，中国的区域经济发展实际上是以过度依赖于投资的“失衡”方式进行的，高增长的代价是对居民消费和福利的牺牲，其最终结果必将是增长与发展相分离。控制变量的系数估计结果则表明，整体上财政支出并未带来增长的动力，以财政支出来刺激长期经济增长似乎并不能获得理想的效果，各地区需要根据自身需求和供给情况进行针对性的分析和战略制定才能取得经济的发展；而lnfoi的系数则表明地方政府财政压力（支出-收入缺口越大）反而有正向激励作用，这从侧面印证财政竞争的目标等级可能更优先于经增长竞争（陶然等，2009）。作为辅助证据，在数量上投资和出

口依然为大多数地区的增长起正面促进作用（见图3），这解释了为什么投资和出口依旧为区域经济发展中主要的政策对象；较少的省（市）能够获得正向的消费引致增长效应，消费在维系经济增长中的作用并没有实现，这与各地区在地方竞争格局下经济发展方式和地方政府行为发生扭曲密不可分。当然，投资拉动促成的高增长局面离不开劳动力的生产促进作用（供给面），不同所有制经济条件下资本和劳动配比决定了区域经济增长的路径选择（周靖祥和何燕，2009；周靖祥，2012），中央与地方以及地方与地方竞合嵌入区域发展全过程。

图3 分年度系数估计值为正的比例

图4 省域“三大需求”参数差异

固定时间看省域的参数差异（图4，依次为1978、1998和2010年估计结果，右侧坐标轴对应lndx系数），出口的系数在省域层面的差异性较大；随着时间的演变和区域经济格局的变化，到2010年除重庆、甘肃、四川和陕西等几个西部地区之外，出口的结构性增长动力普遍不足。投资和消费的增长效应长期呈现出“此消彼长”态势，但各自也存在复杂的时空演变性：1978-1998期间，投资的作用总体上似乎存在从积极作用到消极作用的转变，消费则反之；1998-2010期间则又发生了转变，投资被强调、消费被抑制。经济高速且不平衡并存只是最近十余年才出现，这引起了我们对失衡可能进一步恶化的深切担忧。

为明确经济增长过程中的区域性演变过程，本文接下来对分区域的需求结构效应进行了分析。区域需求结构的系数估计结果趋势图表明，算数平均值和加权平均值基本保持了一致性，本文在进一步的分析中采用加权平均值结果以削弱因经济规模不同造成的影响。总体上来看，虽然在特定的时间点上有差异性，东部和中部保持了基本一致的发展步调且需求效应

波动较小；西部地区则相对有明显的波动，且从波动周期来看，西部地区的作用效果滞后于东部和中部。

图5 区域需求结构效应的参数趋势以及分地区需求结构效应对比

注：三列分别对应于东部地区、中部地区和西部地区；三行分别为lndinv、lndcons和lndx的参数估计的平均值，且▲和◆标记分别代表加权平均值参数和算数平均值参数；为便于对比，作图时调整了参数的纵坐标区间，部分年份较为异常的估计结果因而未在图中明确显示。

具体从三大需求分别来看，在投资对经济增长的影响中，东、中和西部地区投资占GDP比重对经济增长率的作用系数加权均值分别为0.0426、0.0120和0.0043，即投资对东、中和西部经济增长的结构效应在递减，东部地区依然保持了相对较高的投资效率。消费的结构性作用在三大地区均为负，且呈现从东部到西部逐步严重的趋势。与东部相比，西部地区和中部地区消费占GDP比重对增长率的负向效果在绝对值上更大，分别为-0.2731、-0.1497对应于-0.0691，说明为追求经济增长，中西部地区居民的消费被有意或无意的压低了（此情况在西部地区最为明显），这与当前中国区域经济中西部地区人口向东部集聚的事实和户籍限制人口迁徙等制度安排之间的矛盾有极深的渊源。出口的作用则在总体上相对于投资和消费有较大的波动性，对西部地区增长有较高的拉动效应（东、中和西部出口的参数估计值加权均值分别为-0.0663、0.0441和0.2534），但不能简单理解为出口对西部地区的经济增长贡献更大，而只是西部地区较低的进出口规模致使边际效应相对较高。

除此而外，1994年开始的财政分权改革、1998年之后全国范围内普遍的大规模基础设施建设投资以及2001年加入WTO之后出口的大规模增加等也加剧了地方间的相互竞争意识和地方竞争目的的转变，同时也影响着区域经济发展的轨迹，以此三个时点作为分界——结构断点，可以部分解释区域发展中的阶段性转变，并提供更多的演变信息和可能的经济含义。近十年投资的正向作用在三个区域均有提升，消费结构的负效应较之前二十年更为严重。东部和中部地区的出口对经济增长的动力已然开始变的平缓且趋于向0收敛状态，投资则在金融危机后的中国经济调整中又表现出较强劲的增长动力，其预示的隐忧则在于地方竞争中地

方政府可能依然会通过投资来刺激经济增长而忽视消费失衡调整难题，继续忽视经济发展。虽然能够促成短期经济“高”增长，但有可能导致增长与发展脱节，继而危害经济稳定运行，由出口依赖和投资推动的经济增长已经需要地方政府做出深刻反思和有效应对。

表3 分阶段地区需求结构效应

1978-1994

1995-2010

1978-1998

1999-2010

1978-2001

2002-2010 加权平均lndinv 东部 0.0313 0.0547 0.0291 0.0663 0.0243 0.0915 加权平均lndcons 西部 0.0464 -0.0404 -0.006 0.0223 -0.009 0.0399 加权平均lndx 西部 -0.3083 -0.2356 -0.2954 -0.2339 -0.2688 -0.2843 中部 0.0118 0.0123 0.0024 0.0288 0.0011 0.041 东部 -0.0634 -0.075 -0.0494 -0.1034 -0.0434 -0.1374 中部 -0.1212 -0.1799 -0.1316 -0.1813 -0.1179 -0.2342 东部 -0.1187 -0.0106 -0.0793 -0.0435 -0.0657 -0.0679 中部 -0.1014 0.1987 0.0165 0.0924 0.0362 0.0651 西部 0.0999 0.4164 0.2096 0.3298 0.2219 0.3373

四、结论及启示

中国经济高速增长中的高储蓄、低消费和出口导向型经济发展模式其实只是区域失衡发展表象，深层次困局则是“地方竞争”格局下片面追求经济增长致使地方政府过分强调资本等生产性供给要素的作用，而忽视需求结构性矛盾伴随其中。

中国经济高增长与需求结构变迁联系紧密，发挥需求结构调整的增长效应已成为推动经济增长思维模式转变的重要力量，也即在不断地强化经济发展的重要性认识。我们的研究发现需求结构效应具有时空异质性，即证实了“需求引致增长”判断的存在性，全文分析又是对转型中的中国区域经济更具内涵的发展模式时空演化的考察。分区域来看，在过去三十年中东部和中部已有较好的经济互动，西部地区的需求结构效应发挥则相对滞后且有较大波动；消费失衡显著，以牺牲居民消费为代价而获得的高增长必然会导致增长与发展的脱节；与此同时，东部地区依然保持了较高的投资对增长的结构效应，对消费的剥削则更显著的存在于西部地区，即富裕地区对贫穷地区的剥削并没有停止，反哺效果并不明显，这就必然驱使我们对现有“失衡”的发展方式进行反思。

若要正确处理需求结构问题，需对经济增长问题有深入的理解：有质量的增长才应该是地区发展中应该追求的目标，而寄希望于经济结构性调整的“稳增长”在执行中就应该避免重走依赖政府投资的老路。那么，如何才能算“有质量的增长”？我们在研究中发现，区域经济问题中，土地和人口成为所有因素中的关键，但背后隐含着人口（或劳动力）和土地在区域间、城乡间的迁徙和转移；区域层面强调以人为本才是真实的经济增长诉求，“促民生就是稳增长，而这就需要提振消费需求”，一切问题的起点和终点都将会是人，后续研究过程中将考察“人口数量和结构”的长短期影响。我们的研究启示是：以往全局回归方法下简单的根据回归结果就轻易的“照方抓药”的方式可能是过于草率的，可能抓不住区域经济问题的核心，因此应该谨慎对待政策建议，但根据需求结构效应在时间和空间上的作用结果，需要再次重申在中国经济面临较快调整和转型、迎来区域经济增长转型“最佳时点”的此时，放弃盲目增加投资来推高增长的思维将会是较为明智的发展策略选择。

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