政府干预、市场内生型经济扭曲与区域经济协调发展

罗富政 何广航

(湖南师范大学 商学院，湖南 长沙 410081)

一、引言及文献评述

自改革开放以来，中国区域经济实现了快速发展，然而区域间二元结构的经济发展不平衡也成为了学术界普遍关注的问题(李兰冰，2020)。在市场机制还不断完善的情况下，作为区域经济发展战略与政策的制定者和执行者，地方政府在推进区域经济协调发展过程中发挥着重要的作用(韩兆洲 等，2012；覃成林 等，2013；罗富政，2020)，合理审慎的干预是政府作用得以实现的重要方式。那么，当前中国地方政府对市场的干预是如何促进区域经济协调发展的呢？本文基于经济扭曲的理论路径，系统地分析了政府干预对区域经济协调发展的影响效应及其区域异质性差异。

关于政府干预影响区际经济关系的理论路径，学者们普遍关注的是政府行为的外部性效应(张芬，2016；冯梅 等，2018)。罗富政等(2016)认为，正外部性的地方政府行为会通过削弱非正式制度歧视方式促进区域经济协调发展；而负外部性的地方政府行为会加剧非正式制度歧视，从而不利于区域经济协调发展。与已有研究不同的是，本文着眼于经济扭曲视角，并基于此探讨了政府干预影响区域经济协调发展的理论路径。

经济扭曲是指在市场机制与政府机制的作用下区域间资源配置状态与最优均衡状态的偏离，可分为市场内生型扭曲和政策引致型扭曲。市场内生型扭曲是指由市场机制不完善、市场化程度不高所形成的经济扭曲，而政策引致型扭曲则是指由政府不合理干预或过度政策干预所带来的扭曲(张晓晶 等，2018)。政府干预对区域经济协调发展的影响效应取决于政府机制与市场机制之间的互动关系效应。若政府机制与市场机制发生“互补效应”，则政府干预对市场内生型经济扭曲的缓解效应较强，从而可以有效弥补市场失灵，优化区域间资源配置，从而有利于区域经济协调发展；若政府机制与市场机制发生“互斥效应”，则政府干预对市场内生型经济扭曲的缓解效应较弱，使得政府主体“掠夺”或“替代”市场的资源配置作用，进而不利于区域经济协调发展(洪银兴，2014)。

市场和政府均是配置资源的手段，市场是“看不见的手”，政府是“看得见的手”。在资源配置机制中，政府的主动性较强(肖建华，2008)，市场的自发性较强(马良灿，2013)。市场机制存在路径依赖，很难对政府干预程度的调整做出适应性自我调节，而政府干预却可以根据市场机制的差异进行强度调整(杨静，2015；陈甬军 等，2017)。市场化程度的差异使得区域之间存在显著的异质性，因此政府干预对区域经济协调发展的影响效应亦是因地而异的。

目前，中国存在显著的区际二元经济结构特征，即同时存在经济相对发达的先发省份和经济相对落后的后发省份。区际二元经济结构特征的存在，使得市场内生型经济扭曲通过财政支出对私人资本的补充和替代作用存在区域差异，即市场内生型经济扭曲对地方政府作用的引致需求效应存在区域异质性差异(吕冰洋，2014)。在先发省份，市场机制相对比较完善，私人资本较为充裕，市场内生型经济扭曲对地方政府作用的引致需求相对较弱，地方政府更多地倾向于具有正外部性的服务性公共资本，从而形成政府机制与市场机制的“互补效应”，此时政府干预对市场内生型经济扭曲的缓解效应较强，对区域经济协调发展形成正向影响效应；在后发省份，市场机制并不完善，私人资本不足，市场内生型经济扭曲对地方政府作用的引致需求较强，加之市场禀赋劣势加剧了政策引致型扭曲，进而形成了政府机制与市场机制的“互斥效应”，政府干预对市场内生型经济扭曲的缓解效应较弱，对区域经济协调发展的影响效应是负向的。因此，在市场化程度较高的先发省份，政府干预对区域经济协调发展的影响效应是正向的；而在市场化程度较低的后发省份，政府干预对区域经济协调发展的影响效应是负向的。

事实上，在政府干预对区域经济协调发展的影响路径中，市场内生型经济扭曲不仅起到了中介效应作用，还发挥着调节效应作用。在先发省份，随着市场内生型经济扭曲的加剧，政府机制与市场机制的“互补效应”不断弱化，政府干预对区域经济协调发展的正向效应也随之弱化。然而，随着市场内生型经济扭曲的加剧，后发省份政府干预“惯性”却起到了对市场失灵的弥补作用，进而削弱了政府干预对区域经济协调发展的负向影响效应。

相较于既有研究，本文的边际贡献在于：其一，基于市场内生型经济扭曲的理论路径，分析了政府干预对区域经济协调发展的影响及其中介机制与调节效应；其二，构建政府-企业间两阶段古诺博弈模型，演绎了区域异质性视角下政府干预对区域经济协调发展的影响机制；其三，基于政府机制与市场机制的“互补效应”和“互斥效应”，探讨了政府干预的适度性及其区域异质性。

二、理论模型

基于政府-企业间两阶段古诺博弈模型，运用交易成本理论演绎了内生型经济扭曲视角下政府干预对区域经济协调发展的影响路径及其区域异质性。

假定一国存在两个行政区域，即先发省份(A)和后发省份(B)，企业1和企业2分别属于A区域和B区域。两个企业生产同一种产品，qij为i企业该产品在j区域内的销售量，其中，i=1,2；j=A,B。j区域的需求函数为：pj=p0-μ(q1j+q2j)，其中,pj为j区域内产品的销售价格。基于罗富政等(2016)的研究，假设产品的成本由生产成本、交易成本和运输成本三者组成，其中，生产成本为Cp，交易成本为Ct，则两地之间单位产品的运输成本为Cs。

本文假定θi为i企业单位产品的初始交易成本。θi反映出了不同企业在交易成本上的异质性，具备禀赋优势的先发省份企业的初始交易成本要低于后发省份，即θ1<θ2。Coase(1960)认为，如果不存在交易成本，那么市场机制便可以使资源实现最优配置。然而，交易成本的存在就需要政府发挥降低交易成本的作用。制度是因为交易成本而产生的，交易成本也可以叫作制度成本(张五常，1999)，政府部门通过对市场的干预可以实现交易成本的降低。假定δj和νj分别是j区域内政府干预对本地企业和外地企业的交易成本的降低作用系数，且δj>0、νj>0。若i企业是属于j区域的本地企业，则交易成本Ct=θi-δjGj；若i企业是属于j区域的外地企业，则交易成本Ct=θi-νjGj。其中，GA和GB分别是A区域和B区域内地方政府对市场的干预程度。因为初始交易成本的差异和边界效应的存在，同一个区域市场中来自两个地区的产品交易成本是存在差异的，即形成了交易成本扭曲。δj>0和νj>0则刻画出了政府干预对交易成本扭曲的缓解作用。

根据其成因，交易成本扭曲可以划分为市场内生型扭曲和政策引致型扭曲。本文假设：δ=f(1/ψ,1/zδ)、ν=f(1/ψ,1/zν)，其中，ψ表示市场内生型扭曲程度，zδ和zν分别表示对本地企业和对外地企业的政策引致型扭曲程度。本地企业与本区域地方政府的政治关联度比外地企业要强，因此zδ>zν。在其他条件同等外生的情况下：δj<νj、νj-δj>0。

综上，企业1和企业2的成本函数分别为：

C1=[f(t1)+θ1-δAGA]q1A+[f(t1)+θ1-υBGB+Cs]q1B

(1)

C2=[f(t2)+θ2-δBGB]q2B+[f(t2)+θ2-υAGA+Cs]q2A

(2)

计算可得企业1和企业2的利润函数分别为：

π1=[pA-f(t1)-θ1+δAGA]q1A+[pB-f(t1)-θ1+υBGB-Cs]q1B

(3)

π2=[pB-f(t2)-θ2+δBGB]q2B+[pA-f(t2)-θ2+υAGA-Cs]q2A

(4)

假设UA=λ1π1+λ2π2和UB=λ1π2+λ2π1分别是A地区和B地区地方政府的效用函数。其中，λ1和λ2分别表示本地企业利润和外地企业利润对本地政府效用的影响系数。地方政府从本地企业利润中所获取的效用是正向的，如就业率提升、增加地方政府财政收入、推动地区经济增长等，即λ1>0。而λ2表示外地企业利润对本地政府效用的外部性效应。

在古诺博弈模型框架下，地方政府干预和企业决策是一个两阶段的博弈行为。在第一阶段，企业在政府干预既定的情形下进行企业生产决策，即决定其在本地市场和外地市场的产品产出量，以实现其利润的最大化。在第二阶段，政府根据企业的决策行为选择自身的干预方式，以实现其效用最大化。通过求解可得，均衡路径下古诺博弈结果的解包括q1A、q1B、q2B、q2A、λ1、λ2。进而，可以求解均衡路径下的一国总产量为：

(5)

在均衡路径下，两区域之间的产出差距为：

(6)

(7)

(8)

式(7)表明，先发省份的政府干预可以通过缓解交易成本扭曲对一国总产出形成正向影响效应。式(8)表明，先发省份的政府干预可以通过缓解交易成本扭曲对区域间的产出差距形成负向影响效应。由此可得，先发省份的政府干预对于促进区域经济协调发展发挥着积极的作用。随着市场内生型经济扭曲的加剧(ψ)，参数ν=f(1/

ψ,1/

(9)

(10)

式(9)表明，后发省份的政府干预可以通过缓解交易成本扭曲方式对一国总产出形成正向影响效应。然而式(10)却发现，后发省份的政府干预扩大了区域间的产出差距。由于后发省份企业“禀赋性劣势”的存在，相较于市场机制，地方政府更倾向于选择地方保护主义等政策手段实现经济的短期增长。然而，地方保护主义加剧了市场分割，易于引致区域间经济发展的失衡。故此，在交易成本扭曲的视角下，后发省份的政府干预形成了对区域经济协调发展的负向冲击。随着后发省份市场内生型经济扭曲的加剧(ψ)，参数ν=f(1/ψ,1/zν)会随之下降，υB-δB也会相应下降，政府干预对地区间的产出差距扩大的正向作用会弱化，亦即政府干预的负向影响效应也随之弱化。

三、实证设计

区域经济协调发展的变化是一个复杂的动态调整过程(庄亚明 等，2008)，即当期的区域经济协调发展程度会受到其自身过去值的影响。这意味着，不仅前一期的解释变量会影响后一期的被解释变量，而且前一期的被解释变量也对后一期的被解释变量产生影响。加入被解释变量滞后一期项后，不仅可以控制区域经济协调发展指标数据的惯性调整力量，同时也能在相当程度上剔除掉系统性遗漏变量的干扰。为此，本文构建动态估计模型如下：

(11)

其中，ec和fe分别表示区域经济协调发展与政府干预；β0和β1分别为常系数与政府干预的系数，βi为第i个控制变量(Ki)的系数；L.ln(ec)为被解释变量的滞后一阶项，ϑ为其系数；εit为干扰项。

为克服一期滞后项引入可能导致的内生性问题，本文采用广义矩估计(GMM)方法进行回归。GMM方法包括差分GMM方法和系统GMM方法两种形式。系统GMM方法可以克服差分GMM方法的局限性，提高估计效率，并可以估计不随时间变化的变量系数，故此，本文采用系统GMM方法进行估计。然而，系统GMM估计方法的有效性受到两个因素的制约：一是工具变量的有效性；二是差分残差的二阶序列相关性问题。首先，本文采用hansen和sargan检验来甄别工具变量的有效性。相较于hansen检验，sargan检验存在非一致的可能性，故此本文着重关注hansen检验结果。对于hansen检验，如果不能拒绝零假设，就意味着工具变量的设定是合理的。其次，本文给出AR(1)和AR(2)统计量，以进行差分转换方程的一阶和二阶序列相关性检验。若残差序列均存在显著一阶自相关但不存在二阶自相关，则意味着模型设定总体上是可取的。各相关变量的选取与设计如下所述。

(2)主要解释变量：政府干预(fe)。在区域经济协调发展进程中，政府干预对区际资源配置产生了重要影响。政府干预主要体现在其对货币收支总量、财政收支总量、外汇收支总量和主要物资供求的调节与控制方面。然而，货币收支、外汇收支和主要物资供求的调节与控制是中央政府的权限。对于地方政府而言，政府干预主要体现在财政收支总量及其结构调整方面，故此本文将基于财政支出视角刻画区域经济协调发展进程中的政府干预。一般而言，地方财政支出占地区GDP的比重越高，地方政府对市场的干预程度也越高(毛其淋 等，2012；刘修岩 等，2013；杨钧 等，2017)。这一理论推断主要基于三方面因素考虑：其一，作为公共资本的地方政府财政支出对区域经济增长具有重要的促进作用(严成樑 等，2016)，地方财政支出占地区GDP的比重越高，意味着地方政府参与市场经济行为的程度就越高；其二，政府财政支出在市场资源的优化配置过程中具备一定的调节作用(Aschauer，1989)，地方财政支出占地区GDP的比重越高，意味着地方政府在市场资源配置中的作用就越显著；其三，地方财政支出与收入具有正相关性，地方财政支出占地区GDP的比重越高，意味着市场主体的运行成本相对越高，市场的资源配置作用被削弱，政府的资源调节作用得以强化。

(3)市场内生型经济扭曲(distor)。依据本文的理论逻辑，市场内生型经济扭曲强调的是在市场机制的作用下区域间资源配置状态与最优均衡状态的偏离。市场内生型扭曲则表现为市场机制不完善、市场化程度不高所形成的扭曲。故此，本文设计该变量的评价指标为：distor=1/[1-(kg+kj)/k]，其中，k为规模以上工业企业实收资本，kg和kj分别表示实收资本中的国家资本类型和集体资本类型。该指标值越高，非公共资本的市场占有率就相对越高，市场化程度就相对越低，经济扭曲程度相对越高。

(4)控制变量。借鉴罗富政等(2019)的研究，本文选取地方保护主义(lp)、城镇化(ub)、地区投资额(inv)作为控制变量。参照孙早等(2014)的研究，地方保护主义指标表示为：lpit=1/VitWit，其中，Vit=|Y2t/Yt-Y2it/Yit|、Wit=(Y2t/Yt)/(Y2it/Yit)，Y为GDP，下标2表示第二产业，i和t分别表示地区和年份，V是度量地区差异的结构趋同指数，W是描述地区差异专业化程度的Hoover地方化系数。城镇化采用地区年末常住人口中城镇人口的比例进行衡量(陈斌开 等，2013)。地区投资额采用各地区全社会固定资产投资额进行衡量。

本文实证分析的样本为2000—2015年31个省份的平衡面板数据，数据来源于EPS数据平台以及历年《中国统计年鉴》。在计量检验过程中，本文对所有数据进行取对数处理，以避免可能存在的数据量纲差异。表1报告了各主要变量的描述性统计结果。

表1 描述性统计结果

四、实证结果分析

(一)基准估计结果及其稳健性检验

1.基准回归结果

先发省份和后发省份的市场化程度和市场机制完善程度是不同的，它们的政府决策倾向也是不同的，故此，其政府干预对区域经济协调发展的影响效应也呈现出了显著的区域异质性差异。对先发省份样本范围的合理界定是进行回归分析的前提。本文中的先发省份是相对于后发展省份而言的，指的是中国的先发展省份。程名望等(2019)认为，东部地区为发达省份集聚区，西部地区为欠发达省份集聚区。然而，在区域非均衡发展阶段的调整过程中，先发省份与后发省份之间也在不断转变，一些后发地区也在逐步成为先发地区。结合中国三大经济区域的划分以及区域经济发展阶段的调整，本文在程名望等(2019)研究的基础上，将先发省份的覆盖范围界定为4个直辖市、9个东部地区省份、6个中部地区省份，具体包括：辽宁、河北、天津、北京、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东、广西、海南、重庆、山西、河南、安徽、湖北、江西、湖南。其余12个省份则被界定为后发省份。中部地区省份之所以被界定为先发省份，主要考虑到中部崛起战略实施引致中部地区省份经济快速发展。表2报告了先发省份与后发省份样本下政府干预影响区域经济协调发展的回归结果。其中，列(1)和列(3)是先发省份的估计结果，列(2)和列(4)是后发省份的估计结果，列(1)和列(2)中引入了控制变量，列(3)和列(4)中未引入控制变量。先发省份的样本量是270，而后发省份的样本量是195。

表2 基准估计结果

(1)先发省份政府干预对区域经济协调发展的影响效应是正向的。如表2所示，列(1)和列(3)中政府干预指标的系数分别为0.0171和0.0056，且至少在5%的置信水平显著。在先发省份，市场机制相对比较完善,私人资本较为充裕，市场内生型经济扭曲对地方政府作用的引致需求相对较弱，地方政府更多倾向于具有正外部性的服务性公共资本，从而形成政府机制与市场机制的“互补效应”，政府干预对市场内生型扭曲的缓解效应较强，从而对区域经济协调发展形成正向影响效应。当然，这并不意味着先发省份地方政府可以持续强化其政府干预，而是要求其政府干预更加谨慎和合理，更加偏好利用市场机制实现其对区域资源的调节配置。

(2)后发省份政府干预对区域经济协调发展的影响效应是负向的。如表2所示，列(2)和列(4)中政府干预指标的系数分别为-0.0206和-0.0043，且至少在1%的置信水平显著。在后发省份，市场机制并不完善，私人资本不足，市场内生型经济扭曲对地方政府作用的引致需求较强(后发省份地方政府会加大政府投资、产业补助等公共资本投入，以缓解要素短缺和要素外流等不利局面)，加之市场禀赋劣势加剧了政策引致型扭曲，进而形成了政府机制与市场机制的“互斥效应”，政府干预对市场内生型经济扭曲的缓解效应较弱，对区域经济协调发展的影响效应是负向的。

控制变量的估计结果表明：(1)地方保护主义对区域经济协调发展的影响效应是负向的。在列(1)和列(2)中，ln(lp)的系数分别是-0.0050和-0.0029。这表明，利用行政边界替代市场边界的地方保护主义行为不仅加剧了市场分割，还不利于区域经济协调发展。(2)城镇化对区域经济协调发展的影响路径是U形的。在列(1)和列(2)中，城镇化的二次项系数分别是0.0782和0.0874，城镇化的一次项系数分别是0.0491和0.0665。这表明，在城镇化水平相对较低的初级阶段，城镇化水平的提升加速了城镇区域对非城镇区域的极化效应，不利于推进区域经济协调发展；而在城镇化水平相对较高的阶段，特别是进入新型城镇化阶段，城镇化水平的提升会强化城镇区域对非城镇区域的扩散效应，有利于推进区域经济协调发展。(3)地区投资额对区域经济协调发展的影响效应是正向的。在列(1)和列(2)中，ln(inv)的系数分别是0.0071和0.0145。由此可见，投资依然是区域经济发展的主要驱动因素，投资的扩大对区域经济协调发展的影响效应是正向的。

2.稳健性检验

基准估计结果是否稳健的关键在于，先发省份和后发省份的样本选择是否准确。前文中先发省份样本被设定为4个直辖市、9个东部地区省份、6个中部地区省份。这与中国经济区域划分的惯性做法是不一致的。在区域异质性分析中，学者们普遍将中国划分为东部地区、中部地区和西部地区三大经济区域。东部地区的12个省份往往被视作中国的经济先发区域。那么，本文所采取的与既有研究做法不一致的先发省份界定方案是否影响了基准估计结果的稳健性呢？为此，本文以中国东部地区12个省份为先发省份样本进行回归分析，以考察表2中回归结果的稳健性。

表3报告了先发省份与后发省份样本调整后政府干预影响区域经济协调发展的回归结果。其中，列(5)和列(6)是先发省份的估计结果，列(7)和列(8)是后发省份的估计结果。表3中，列(6)和列(8)分别在列(5)和列(7)的基础上剔除了地区投资额变量(ln(inv))，主要是为了考察地区投资额变量与其它解释变量可能存在的共线性问题是否会影响回归结果的稳健性。先发省份样本调整后，先发省份的样本量是165，而后发省份的样本量是300。

先发省份政府干预对区域经济协调发展的正向影响效应具有稳健性。如表3所示，列(5)和列(6)中政府干预指标的系数分别为0.0070和0.0020。后发省份政府干预对区域经济协调发展的负向影响效应具有稳健性。如表3所示，列(7)和列(8)中政府干预指标的系数分别为-0.0162和-0.0130，且均在1%的置信水平显著。一方面，先发省份样本的调整并未影响基准估计结果的稳健性，验证了表2中回归结果的可靠性；另一方面，结合表2和表3的结果发现，控制变量的调整并不影响主要解释变量的影响效应，进一步说明不同区域政府干预对区域经济协调发展的影响具有稳健性。

表3 稳健性检验结果

控制变量的回归结果具有稳健性：(1)地方保护主义对区域经济协调发展的负向影响效应具有稳健性。在列(5)—列(8)中，ln(lp)的系数分别是-0.0070、-0.0028、-0.0025、-0.0030。(2)城镇化对区域经济协调发展的U形影响路径具有稳健性。在列(5)、列(7)和列(8)中，城镇化的二次项系数均是大于0的，城镇化的一次项系数均是大于0的。(3)地区投资额对区域经济协调发展的正向影响效应具有稳健性。在列(5)和列(7)中，ln(inv)的系数分别是0.0105和0.0033。

(二)中介效应检验

为考察市场内生型经济扭曲在政府干预影响区域经济协调发展过程中的中介效应，本文在式(11)的基础上引入交互项，得到动态估计模型式(12)：

(12)

其中，β0和β1分别表示常系数及第i个控制变量(Ki)的系数；L.ln(ec)表示被解释变量的滞后一阶项(系数为ϑ)；ec表示区域经济协调发展；fe表示政府干预；distor表示市场内生型经济扭曲(系数为β1)；ln(fe)×ln(distor)为政府干预与市场内生型经济扭曲程度的交互项(系数为β2)；εit为干扰项。如前文所述，市场内生型经济扭曲对区域经济协调发展的影响是负向的，故此我们可以预期β1<0。那么，政府干预是否可能会通过缓解市场内生型经济扭曲来促进区域经济协调发展呢？我们通过观察β2的系数对这一问题进行回答。若β2>0，则表示政府干预缓解了市场内生型经济扭曲对区域经济协调发展的不利影响；若β2<0，则表示政府干预加剧了市场内生型经济扭曲对区域经济协调发展的不利影响。

表4报告了中介机制的回归结果。其中，列(9)和列(10)是基于先发省份的回归结果，而列(11)和列(12)是基于后发省份的回归结果。为考察市场内生型经济扭曲对区域经济协调发展的影响，表4中列(9)和列(11)未引入政府干预与市场内生型经济扭曲程度的交互项，而列(10)和列(12)是基于式(12)的回归结果。

如表4所示，无论是在先发省份还是后发省份，市场内生型经济扭曲的加剧对区域经济协调发展的影响效应均是负向的。在列(9)和列(10)中，先发省份市场内生型经济扭曲的影响系数分别为-0.0122和-0.0082；在列(11)和列(12)中，后发省份市场内生型经济扭曲的影响系数分别为-0.0056和-0.0049。

表4 中介机制的回归结果

表4中政府干预与市场内生型经济扭曲程度交互项的系数表明，政府干预可以通过缓解市场内生型经济扭曲方式促进区域经济协调发展，市场内生型经济扭曲强度的调整在其中起到了中介作用。在列(10)中，先发省份政府干预与市场内生型经济扭曲程度的交互项的系数为0.0023。在列(12)中，后发省份政府干预与市场内生型经济扭曲程度的交互项的系数为0.0006。先发省份交互项的系数大于后发省份交互项的系数，这表明先发省份政府干预对市场内生型经济扭曲的缓解效应较强，而后发省份政府干预对市场内生型经济扭曲的缓解效应较弱。究其原因在于：其一，在先发省份，市场机制相对比较完善，私人资本较为充裕，市场内生型经济扭曲对地方政府作用的引致需求相对较弱，地方政府倾向于选择具有正外部性的服务性公共资本，从而形成政府机制与市场机制的“互补效应”，在此背景下政府干预对市场内生型经济扭曲的缓解效应较强；其二，在后发省份，市场机制并不完善，私人资本不足，政策性手段相较于市场机制更具优势，市场内生型经济扭曲对地方政府作用的引致需求较强，加之市场禀赋劣势加剧了政策引致型扭曲，进而形成了政府机制与市场机制的“互斥效应”，在此背景下政府干预对市场内生型经济扭曲的缓解效应较弱。

值得注意的是，如前文所述的那样，后发省份由于市场机制不完善，私人资本不足，市场内生型经济扭曲对地方政府作用的引致需求较强，导致后发省份的过度政府干预，进而引致对区域经济协调发展的负向影响。可即便如此，后发省份的政府干预仍然能够在一定程度上缓解市场内生型经济扭曲对区域经济协调发展所造成的负面影响，说明后发省份的政府干预在一定程度上完善了当地的市场机制，进而缓解了市场内生型经济扭曲，但相对于先发省份来说，这种缓解效应相对较弱。因此，后发省份的地方政府可以通过提高政府干预手段的效率和控制政府干预的程度来提高当地市场化程度，并通过合理的产业政策来完善当地的市场化机制。

(三)调节效应检验

在政府干预对区域经济协调发展的影响路径中，市场内生型经济扭曲强度的调整不仅发挥着中介效应的作用，还起到了调节效应的作用，即随着内生型经济扭曲程度的变化，政府干预对区域经济协调发展的影响效应也发生着变化。为此，本文在式(12)的基础上，构建动态估计模型式(13)：

(13)

其中，ln(fe)表示政府干预的对数项(系数为β3)，其它参数如前所述。由式(13)可得式(14)，具体如下：

(14)

如前文所述，先发省份政府干预对区域经济协调发展的影响效应是正向的，故此先发省份的β3>0。那么，市场内生型经济扭曲程度的变化能否给政府干预的影响效应带来影响呢？我们通过观察β2的系数对这一问题进行回答。若β2>0，则表示随着市场内生型经济扭曲程度的加剧，先发省份政府干预所产生的正向效应不断强化；若β2<0，则表示随着市场内生型经济扭曲程度的加剧，先发省份政府干预所产生的正向效应不断削弱。同理，对于后发省份而言，β3<0。若β2>0，则表示随着市场内生型经济扭曲程度的加剧，后发省份政府干预所产生的负向效应不断削弱；若β2<0，则表示随着市场内生型经济扭曲程度的加剧，后发省份政府干预所产生的负向效应不断加强。

表5报告了调节效应的回归结果。列(13)和列(15)是基于先发省份的回归结果，而列(14)和列(16)是基于后发省份的回归结果。列(13)和列(14)中引入了控制变量，而列(15)和列(16)中未引入控制变量。

表5 调节效应的回归结果

随着市场内生型经济扭曲的加剧，先发省份政府干预对区域经济协调发展的正向效应也随之弱化。如表5所示，引入控制变量后，列(13)中先发省份ln(fe)×ln(distor)交互项的系数为-0.1313，在5%的置信水平上显著；未引入控制变量之中，列(15)先发省份ln(fe)×ln(distor)交互项的系数为-0.0585，在1%的置信水平上显著。先发省份具备区位禀赋优势、市场化程度较高、市场机制较为完善等方面特征，市场内生型经济扭曲对地方政府作用的引致需求相对较弱，从而形成政府干预与市场机制的“互补效应”，进而对区域经济协调发展形成正向影响效应。然而，随着市场内生型经济扭曲的加剧，政府干预与市场机制的“互补效应”不断弱化，政府干预对区域经济协调发展的正向效应也随之弱化。反之，随着先发省份市场内生型经济扭曲的缓解，其对地方政府作用的引致需求遭到进一步减弱，政府干预对区域经济协调发展的正向影响效应也会随之强化。因此，基于促进区域经济协调发展的政策目标，除了采取适度合理的政府干预外，先发省份还可以采取相关措施来完善当地的市场机制，以提高市场化程度，进而缓解当地的市场内生型经济扭曲程度。

随着市场内生型经济扭曲的加剧，后发省份政府干预对区域经济协调发展的负向效应也随之削弱。如表5所示，引入控制变量后，列(14)中后发省份ln(fe)×ln(distor)交互项系数为0.0077；未引入控制变量中，列(16)中后发省份ln(fe)×ln(distor)交互项系数为0.0090。由于后发省份市场机制并不完善、私人资本不足以及市场失灵，市场内生型经济扭曲对地方政府作用的引致需求较强，这不仅形成了政府干预与市场机制的“互斥效应”，也导致了地方政府对所辖市场的干预“惯性”。随着市场内生型经济扭曲的加剧，政府干预与市场机制的“互斥效应”不断加剧，后发省份政府干预“惯性”却起到了市场失灵弥补作用，进而削弱了政府干预对区域经济协调发展的负向影响效应。然而，政府干预“惯性”对政府干预负向效应的削弱是以牺牲市场效率为代价的，因此，后发省份地方政府应根据当地市场经济发展规律，履行合理适当的职能，以降低政府对当地市场的干预程度，并进一步完善市场机制，从而使其政府干预能够对区域经济协调发展产生积极的正向效应。

(四)进一步讨论

如前文所述，政府干预与市场机制发生“互补效应”与“互斥效应”，这是决定政府干预对市场内生型经济扭曲削弱效应的关键。适度的政府干预，易于形成政府干预与市场机制的“互补效应”，从而有利于区域经济协调发展；而过度的政府干预，易于形成政府干预与市场机制的“互斥效应”，不利于区域经济协调发展。所以，本文预期政府干预对区域经济协调发展的影响是倒U形的。为此，我们在式(11)的基础上引入了政府干预的二次项指标，以检验政府干预的适度性。同时，我们还引入了市场化程度指标(md)，指标设计为“规模以上工业企业实收资本中除国家资本类型和集体资本类型以外的资本占比”。

表6 进一步讨论的回归结果

表6报告了基于全样本数据的进一步讨论估计结果，其中，列(18)和列(20)中未引入控制变量；列(17)和列(18)中加入了市场化程度指标，旨在考察市场机制是否限制了政府干预对区域经济协调发展的影响。

在全样本下，表6的估计结果表明，政府干预对区域经济协调发展的影响是倒U形的。政府干预的二次项系数分别为-0.0132、-0.0128、-0.0118和-0.0134，且至少在10%的置信水平上显著；政府干预的一次项系数分别为-0.0465、-0.0436、-0.0431和-0.0461。这验证了前文的理论预测：适度的政府干预，易于形成政府干预与市场机制发生“互补效应”，从而缓解市场内生型经济扭曲，有利于区域经济协调发展；而过度的政府干预，易于形成政府干预与市场机制的“互斥效应”，对市场内生型经济扭曲的缓解效应相对较弱，不利于区域经济协调发展。随着政府干预强度的提升，区域间资源配置的市场内生型扭曲问题得到一定程度缓解，“互补效应”显现，区域间的经济协调发展程度在不断提升。然而，超过一定的阈值之后，过度市场干预的缺陷逐步暴露出来，政策引致型扭曲凸显，“互斥效应”加剧，区域间的恶性竞争、资源配置的非市场化、区域经济转型动力缺失使得区域间经济的协调发展程度逐步下降。事实上，适度的政府干预不仅有助于弥补市场扭曲对政府作用的引致需求以及可能存在的市场内生型经济扭曲，保证市场在区域间资源配置中的基础性作用，还有利于区域经济协调发展。特别是对于先发省份而言，由于生产要素使用成本的不断上升，它们也面临着生产要素外流和结构调整的问题。通过适当的政府干预，先发省份可以防止高层次生产要素外流，加速落后产业的转移及后发省份对该类产业的承接，进而促进区域间经济的协调发展。然而，过度的政府干预是市场内生型经济扭曲对政府财政支出依赖性需求的表现，在此过程中，市场内生型经济扭曲会加剧，区域经济协调发展得不到合理解决。

市场化程度的提升对区域经济协调发展的影响效应是正向的。在全样本下，列(17)和列(18)中的估计结果表明，市场化程度的影响系数分别为0.0078和0.0085。故此，应当坚持市场主导与政府引导相结合的方针，充分发挥市场在区域协调发展新机制建设中的主导作用，合理审慎地发挥政府在区域协调发展方面的引导作用，促进区域协调发展新机制有效有序运行。

五、结论与政策启示

正确处理政府与市场之间的关系，是推动区域经济协调发展新机制构建的重要前提。在两阶段古诺博弈模型演绎的基础上，本文基于市场内生型经济扭曲视角，分别实证分析了先发省份与后发省份政府干预对区域经济协调发展的影响及其中介机制与调节效应。

研究结果表明：(1)市场内生型经济扭曲的加剧对区域经济协调发展的影响效应是负向的，政府干预对先发省份市场内生型经济扭曲的缓解效应较强，进而形成了对区域经济协调发展的正向影响效应；政府干预对后发省份市场内生型经济扭曲的缓解效应较弱，进而形成了对区域经济协调发展的负向影响效应。(2)随着市场内生型经济扭曲的加剧，先发省份政府干预对区域经济协调发展的正向效应会随之弱化，后发省份政府干预对区域经济协调发展的负向效应也会随之弱化。(3)适度的政府干预，易于形成政府干预与市场机制发生“互补效应”，有利于区域经济协调发展；而过度的政府干预，易于形成政府干预与市场机制的“互斥效应”，不利于区域经济协调发展。(4)市场机制的完善对于区域经济协调发展具有显著的正向影响。

根据研究结论，本文的政策启示在于：(1)要提升市场化程度，削弱市场内生型经济扭曲。改革开放初期遗留的粗放型增长方式存在诸多问题，不利于中国经济的可持续发展，完善社会主义市场经济体制是解决这些问题的关键。在这方面，应当坚持市场在资源配置中的决定性作用，充分发挥市场在区域协调发展新机制建设中的主导作用，通过全面深化改革、完善市场机制和减少政府干预来缓解市场内生型经济扭曲。(2)合理、适度和审慎地进行政府干预，“寻找”政府干预促进区域经济协调发展的“最优点”，完善相关法律法规来规范地方政府行为，加强信息披露与监督，并基于这一视角改革地方政府的政绩考核机制。(3)处理好政府与市场的关系，构建“市场主导、政府引导”的区域经济发展模式，加强政府干预与市场机制的动态互补。