我国区域经济增长的空间分异与发展对策
——基于地方分权视角

田 川

（太原学院 太原 030032）

理论分析

在财政分权的相关研究中，张原、吴斌珍（2019）指出财政分权可以改善地方政府财力，有利于发挥政府投资促进经济增长的作用。阎川、雷婕（2019）在研究中指出，财政分权太大，在一定程度可能会使地方政府行为失控，不利于协调区域经济发展，从而降低经济发展效率。黄思明（2019）则认为地方财政分权对经济增长的影响并不单纯是正向或者负向影响，在经济疲软期，地方分权有利于通过扩大基建促进经济增长，而分权过大则会出现过犹不及的局面。

与财政分权相比，对金融分权的研究则稍显滞后，相关研究成果较少。吴娅玲、潘林伟（2018）指出，金融分权是经济分权的重要补充，是地方政府利用地方金融力量调控资源分配、促进经济发展的重要方式。彭寿文（2019）在实证研究中指出，地方金融分权水平越高，越有利于提高金融配置资源效率，有利于实现经济高质量增长。汤子隆等（2019）认为，金融分权虽然并不必然促进经济增长，但适度的金融分权对经济长远发展有利。

综合现有文章来看，学者们对地方分权与经济增长关系的研究中，大多仅考虑财政分权或是金融分权对经济发展的影响，并未将两者联系在一起。郑力璇、王耀东（2018）指出地方政府金融职能在一定程度上发挥地方政府财政职能的作用，地方金融分权甚至成为发展财政分权的另外一种体现方式。考虑到财政金融政策都是我国政府掌控宏观经济的重要手段，因此不能仅考虑金融分权或者是财政分权，而是要将两者有机结合起来。基于此，本文主要从财政分权以及金融分权两个角度出发，并从空间角度着手探究地方分权对经济增长的影响，以期推动财政金融分权政策优化，为提高地方经济管控能力提供更有力的依据。

研究方案设计

（一）变量构建

区域经济增长的主要衡量标准是GDP，近年来，随着卫星灯光数据的出现，其被应用在经济研究中的频率越来越高。因此，本文以校正后的各地区卫星灯光数据作为衡量区域经济增长的代理变量。

财政分权指标构建。在经历了1994年分税制改革后，财政分权的学术研究日益增多。在如何衡量财政分权上，学者们均提出了各自观点。综合学者们的已有研究成果，并结合本次研究实际，本文以预算内财政收入占财政支出的比例作为衡量地方财政分权的代理变量，其计算公式如式（1）所示，当预算内收入占预算内支出的比例越高，地方财政的自主性越大，财政分权程度越高。

Fiscal=预算内收入/预算内支出 （1）

在金融分权指标的衡量上，本文基于我国银保监会金融网点查询得到各地区各类型金融网点数量，将银行网点分为全国性金融机构与地方性金融机构，其中以中行、工行、农行、建行、交行为代表的五大国有银行、邮政储蓄银行以及14家全国性股份制商业银行为代表的全国性金融机构，不易被地方政府操纵。而以各地区城商行、农商行、村镇银行为代表的地方金融机构，容易受到地方政府操控，是地方金融分权很好的经济体现。本文构建金融分权指标如式（2）所示，金融分权受到四个指标影响，分别是年末存贷款数量、地区GDP、地方与全部金融机构数量，当地方金融机构数量较多，并且地方存贷款余额较大时，说明地方分权水平较大。

在其它控制变量选择上，本文参照学者已有研究成果，将地区城市化率、非农产业比、人均固定资产投资变量、外商投资水平作为控制变量。

（二）构建模型

本文使用2003-2018年284个城市面板数据，实证检验地方分权与我国区域经济增长的空间分异情况。因此，在基准模型选择上，本文选择固定效应模型如下：

其中，β1的估计参数表示金融分权与地方经济增长之间的相关性，如果该估计参数显著为正，则说明金融分权有利于促进区域经济增长；β2表示财政分权与区域经济增长之间的关系，若该值显著为正，则说明财政分权有利于促进区域经济增长；β3的估计参数表示财政金融分权与地方经济增长之间的相关性，如果该估计参数显著为正，则说明财政金融分权会产生良性循环，有利于促进区域经济增长；λi是各个控制变量的拟合参数；μ为个体固定效应；λ为时间固定效应；α表示截距项；ε为误差项。

值得注意的是，由于经济要素在空间上具有明显空间集聚效应，因此，若忽视这种集聚效应，则可能忽略重要变量，对研究结果产生重要影响。因此，本文以空间滞后模型作为稳健性检验结果，其具体模型如式（4）所示，其中，W为空间权重矩阵，ρ表示空间集聚效应：

表1为本文核心变量描述性统计表，结果显示在2003-2018年，我国卫星灯光值空间差异性较为明显，其中既有区域差异因素，也有经济发展因素。2003年我国整体经济发展水平较低，而卫星灯光强度相对较低，2018年我国卫星灯光强度平均值出现明显增加。在区域上，我国卫星灯光亮度值最大的地区集中在上海、北京等地区，其次为我国各主要城市圈，卫星灯光值最低的地区主要集中在我国经济发展落后、人口稀疏的中西部地区。

实证检验

（一）空间自相关分析

在进行空间计量分析之前，需要对各变量空间自相关系数进行检验，常见的空间自相关系数为全局莫兰指数，其计算公式如下：

其中：n为本文所研究区域地区总数，wij代表所选的空间权重，xi与xj分别表示区域i和区域j的经济指标值，表示经济指标平均值，则代表经济指标方差。

本文使用GIS软件分别对财政金融分权和地方经济增长水平的莫兰指数进行测算，空间权重矩阵选择反距离权重矩阵。

表2为本文主要核心变量的空间自相关系数表，从表中数据可以发现，本文的主要变量经济增长、财政金融分权指数均呈现明显空间自相关关系，且大部分年份均通过了1%水平上的显著性检验，说明这种经济集聚效应较为明显，若不使用空间计量模型很可能会因为遗漏变量造成较大估计误差。

（二）实证结果

表3为基准回归结果表，回归结果显示财政分权、金融分权有利于促进我国城市经济发展，而财政金融分权的回归系数虽然为正，但并未通过统计上的显著性检验，说明我国财政金融分权政策仍然是各自为政，并未形成有效的政策联动机制。从不同地区财政分权系数来看，东部地区财政分权系数低于全国平均水平，说明财政分权对东部地区的经济促进效应相对较低，而西部地区财政分权系数最高，说明财政分权对西部地区经济促进作用最为明显。从不同地区金融分权系数来看，东部地区金融分权系数显著为正，说明金融分权对东部地区经济发展有明显促进作用，但金融分权对中西部地区的经济促进作用并不明显，一个可能的原因是，目前中西部地区金融发展尚不健全，部分地区金融发展滞后，金融分权程度低。从财政金融分权的政策联动效应来看，东部地区出现明显的正向联动效应，但其他地区尚未出现显著正向联动效应，说明财政金融分权联动效应需要财政金融分权发展到一定阶段才可呈现。

表1 核心变量描述性统计

表2 2003-2018年主要指标的空间自相关系数

进一步的，本文采用空间滞后模型进行稳健性检验，回归结果如表4所示。在考虑区域经济发展的空间集聚效应以后，虽然主要解释变量的估计参数出现一定程度的降低，但拟合参数的显著性水平并未出现明显变化，财政金融分权对经济增长仍然具有重要推动作用。财政分权对中西部地区经济增长作用明显，而金融分权对东部地区经济增长成效显著。除了东部地区以外，财政金融分权联动效应在其它地区并不显著。

结论与建议

本文以2003-2018年我国区域经济增长为研究对象，结合卫星灯光数据可视化我国区域经济发展的空间发展不平衡性，并基于空间计量模型出发研究地方分权对区域经济增长的溢出效应。研究结果表明：我国区域经济增长呈现明显的空间不平衡性，经济发达地区集中在大城市群及部分省会城市；财政分权有利于促进经济增长，尤其是落后地区，而金融分权目前仅对东部地区经济增长有促进作用；除我国东部地区以外，财政金融分权并未对经济发展起正向联动效应。

表3 基准回归结果

表4 空间滞后模型回归结果

因此，在经济新常态背景下如何促进区域经济协调发展，本文现提出以下政策建议：首先要大力推动地方财政支出与金融机构建设，以财政支出与金融保障提振经济发展信心，将财政金融资金投向医疗、科技、教育以及基础设施建设，增强地方经济可持续发展能力。其次要加快财政金融区域交流机制，推动财政金融一体化建设进程。财政金融政策在我国东部地区出现明显联动效应，因此各地区应在中央宏观政策的带领下，充分考虑各个地区经济发展特色，通过财政金融政策加强区域之间的经济交流，提高地区间经济联动能力。最后要不断深化改革开放，引导财政金融资金服务于实体经济。通过不断改革，稳步推进我国各地区市场化进程，发挥市场在配置资源中的决定性作用，引导中央政府向地方政府放权，给予地方政府更多经济权力。