○張純記

（上海財經(jīng)大學財經(jīng)研究所 上海 200433）

一、關于趨同研究的理論概述

經(jīng)濟增長是一個國家和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和社會進步的基礎和前提，關于經(jīng)濟增長問題的研究歷來是經(jīng)濟學的主要研究領域。20世紀60年代，以索洛和斯旺為代表的經(jīng)濟學家創(chuàng)立了新古典經(jīng)濟增長理論（Solow，1956；Swan，1956）。該理論認為，生產(chǎn)中資本的邊際收益是遞減的，人均資本存量較少的區(qū)域由于較高的資本收益而比經(jīng)濟發(fā)達區(qū)域有較高的經(jīng)濟增長速度，因此，經(jīng)濟欠發(fā)達區(qū)域存在向經(jīng)濟發(fā)達區(qū)域的趨同。圍繞著趨同存在與否、趨同速度的快慢以及引致趨同的原因等問題，經(jīng)濟增長趨同便成為西方經(jīng)濟學界研究的熱點。

在對趨同的測度上，有σ趨同和β趨同之分。σ趨同是指經(jīng)濟體的人均產(chǎn)出方差隨著時間的推移而減小，側重于考察人均產(chǎn)出的離散程度，是一個與橫截面數(shù)據(jù)相關的概念。β趨同是指初期人均產(chǎn)出水平較低的經(jīng)濟體趨于比人均產(chǎn)出水平高的經(jīng)濟體有更快的經(jīng)濟增長，側重于考察人均產(chǎn)出的增長率，是一個與面板數(shù)據(jù)相關的概念。在趨同研究中，巴羅和薩拉伊馬丁做了大量的工作，他們對美國、日本、德國、法國、英國、意大利、荷蘭、比利時、丹麥、西班牙等國的研究發(fā)現(xiàn)，各國區(qū)域經(jīng)濟增長的σ趨同和β趨同都很顯著（Barro and Sala-i-Matin，1991，1992，1995）。而且他們還發(fā)現(xiàn)各國每年的β趨同速度均在2%左右，這種趨同速度為許多趨同實證研究結果所支持和認可（Shioji，1993；Cashin，1995；Perrson，1994）。

在趨同研究過程中，人們發(fā)現(xiàn)β趨同也分為幾種類型。其中，“絕對趨同”是指無論經(jīng)濟體結構特征有何差異，都存在長期人均產(chǎn)出的趨同，各經(jīng)濟體趨同于共同的穩(wěn)態(tài)?！皸l件趨同”則強調(diào)趨同發(fā)生的條件是經(jīng)濟結構的相似性，即只有經(jīng)濟結構相似的經(jīng)濟體之間才存在趨同，但由于經(jīng)濟體經(jīng)濟結構的差異客觀存在，經(jīng)濟體趨同于各自的穩(wěn)態(tài)?！熬銟凡口呁敝赋鼋?jīng)濟結構和初始條件相近的經(jīng)濟體，存在增長的俱樂部，人均產(chǎn)出有趨于同一穩(wěn)態(tài)的趨勢。西方學者對經(jīng)濟增長趨同的研究已由當初側重于判斷趨同是否存在和測度趨同的速度，向更深入的方向發(fā)展，具體表現(xiàn)為注重對趨同機制的深入探索，在此過程中，條件趨同的研究成為主要的方向。福特（Fuente，2000）指出，影響區(qū)域經(jīng)濟增長趨同的機制除了要素的邊際報酬遞減規(guī)律外，技術進步和結構變遷也發(fā)揮著重要的作用?？唆敳–oulombe，2000）認為，城市化變量能夠體現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟的集聚經(jīng)濟特征，他在條件趨同模型中加入城市化變量，對加拿大10個省的相對人均收入進行了趨同研究，發(fā)現(xiàn)各省均以每年約5%的速度向各自的穩(wěn)態(tài)趨同，各省的相對城市化比率決定了其穩(wěn)態(tài)值。陳和弗來舍（Chen and Fleisher，1996）對1978年到1993年中國各省區(qū)人均GDP的趨同實證研究發(fā)現(xiàn)，各省區(qū)存在條件趨同，趨同條件包括物質(zhì)資本分享、就業(yè)增長、人力資本投資和外商直接投資等。簡等（Jian et al，1996）的研究也發(fā)現(xiàn)，1978年以后的中國各省區(qū)人均收入增長存在顯著的趨同性，他們認為中國的市場化改革和對外開放是趨同發(fā)生的重要原因。

由于認識到趨同方法在研究區(qū)域經(jīng)濟增長方面的優(yōu)勢，我國學者也積極地運用趨同方法審視中國區(qū)域經(jīng)濟增長的長期變化趨勢。劉木平、舒元的研究認為，從1978年到1997年，我國省際經(jīng)濟增長不存在絕對趨同，但卻存在條件趨同，趨同條件包括市場化程度、實際利用外資、技術進步、出口、政府支出、固定資產(chǎn)投資、經(jīng)濟外向依存度、地理優(yōu)勢等方面（劉木平、舒元，2000）。蔡昉、都陽的研究發(fā)現(xiàn)，中國經(jīng)濟增長中存在東、中、西部三個趨同俱樂部，通過加入初始人力資本存量、投資率、就業(yè)系數(shù)、投資效率、市場化程度和開放程度等變量后，存在條件趨同（蔡昉、都陽，2000）。

已有的中國經(jīng)濟增長條件趨同研究中，多是從要素投入的角度分析趨同的條件，雖然有的研究加入了個別表征區(qū)域經(jīng)濟結構的變量，但未能從中國發(fā)展中國家的國情出發(fā)，從實際的二元經(jīng)濟結構特征方面進行研究。本文擬從中國二元經(jīng)濟結構及其轉型的視角，探尋二元經(jīng)濟結構轉型與區(qū)域經(jīng)濟增長趨同之間的聯(lián)系，以期得到有益的政策啟示。

二、中國二元經(jīng)濟轉型與區(qū)域經(jīng)濟增長趨同

按照發(fā)展經(jīng)濟學的觀點，發(fā)展中國家普遍存在著二元經(jīng)濟，即以農(nóng)業(yè)為主的傳統(tǒng)經(jīng)濟部門和以工業(yè)為主的現(xiàn)代經(jīng)濟部門并存的現(xiàn)象。發(fā)展中國家經(jīng)濟發(fā)展的過程，就是現(xiàn)代經(jīng)濟部門不斷吸收傳統(tǒng)部門的剩余勞動力，并最終向一元經(jīng)濟結構轉型的過程（Lewis，1954）。在此過程中，農(nóng)業(yè)勞動力向工業(yè)部門的轉移要經(jīng)歷三個階段：在第一階段，由于邊際產(chǎn)出為零，農(nóng)業(yè)剩余勞動力進入工業(yè)，只增加社會總產(chǎn)出；第二階段，農(nóng)業(yè)勞動力向工業(yè)的流出，促使勞動邊際生產(chǎn)率大于零，農(nóng)業(yè)勞動力的減少和非農(nóng)勞動力的增加導致糧食短缺，使工業(yè)化進程受阻；第三階段，通過對農(nóng)業(yè)的現(xiàn)代化改造，使農(nóng)業(yè)像工業(yè)生產(chǎn)那樣實現(xiàn)專業(yè)分工和規(guī)模化生產(chǎn)，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率大幅提高，勞動力在工農(nóng)業(yè)間的流動完全取決于二者勞動邊際生產(chǎn)力的變動，農(nóng)業(yè)和工業(yè)得到平衡增長，二元經(jīng)濟結構宣告結束（Fei&Ranis，1964）。

中國作為一個由傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)國向現(xiàn)代工業(yè)國轉變的發(fā)展中國家，二元經(jīng)濟結構特征十分顯著，并通過資源配置、收入分配、地區(qū)發(fā)展、增長方式等機制影響我國經(jīng)濟增長的持續(xù)性（高帆，2005）。國家以剝奪農(nóng)村剩余勞動力為代價優(yōu)先發(fā)展工業(yè)，以及包括戶籍制度在內(nèi)的城鄉(xiāng)隔離經(jīng)濟體制，對我國二元經(jīng)濟結構的形成產(chǎn)生了決定性的影響（吳新博，2008）。從總體上講，我國近些年的經(jīng)濟增長應是制度轉軌、對外開放和二元經(jīng)濟轉型等因素相互作用與協(xié)同發(fā)展的結果，其中二元經(jīng)濟轉型的貢獻要大于其他因素（蔣滿元等，2009）。

一般用二元反差指數(shù)來測度二元經(jīng)濟結構的程度，二元反差指數(shù)即第二、三產(chǎn)業(yè)或非農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重與勞動力比重之差的絕對值。二元反差指數(shù)理論上介于0到1之間，反差指數(shù)越大，第一產(chǎn)業(yè)和第二、三產(chǎn)業(yè)的差距越大，經(jīng)濟二元性越明顯；當二元反差指數(shù)為0時，二元經(jīng)濟轉變?yōu)橐辉?jīng)濟，二元性消失。本文運用二元反差指數(shù)衡量了改革開放以來的各省級行政單位的二元經(jīng)濟結構，并取其所在區(qū)域的平均值代表區(qū)域的二元經(jīng)濟結構（本文按照一般的東、中、西部地區(qū)的劃分，東部地區(qū)包括：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區(qū)包括：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括：內(nèi)蒙古、廣西、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆），發(fā)現(xiàn)我國二元經(jīng)濟結構的區(qū)域差異十分明顯（圖1）。

圖1 我國二元反差指數(shù)的區(qū)域差異

整體而言，我國經(jīng)濟二元性區(qū)域差異基本呈階梯狀分布，東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟二元性由弱到強。東部地區(qū)的二元反差指數(shù)從1978年的0.3589下降到2007年的0.1860，二元經(jīng)濟結構向一元經(jīng)濟的轉型趨勢明顯。而中西部地區(qū)的二元反差指數(shù)則下降緩慢，中部地區(qū)的二元反差指數(shù)從1978年的0.3485下降到2007年的0.3120；西部地區(qū)的二元反差指數(shù)從1978年的0.4215下降到2007年的0.3700。反映出中西部地區(qū)二元經(jīng)濟性沒有明顯改變，呈現(xiàn)出“結構剛性”。

中國二元經(jīng)濟轉型主要表現(xiàn)為城市化和工業(yè)化的進程。首先，我國二元經(jīng)濟結構的轉型表現(xiàn)為工業(yè)化的進程。我國作為傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)國，農(nóng)業(yè)部門曾長期在國民經(jīng)濟部門中占據(jù)主導地位。大力發(fā)展現(xiàn)代工業(yè)，通過工業(yè)化進程提高現(xiàn)代工業(yè)在國民經(jīng)濟中的地位，是我國由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)國向現(xiàn)代工業(yè)國轉型的必由之路。也就是說，我國二元經(jīng)濟轉型必然表現(xiàn)為現(xiàn)代工業(yè)部門在國民經(jīng)濟中地位不斷提高并逐步占據(jù)主導地位的工業(yè)化進程。其次，我國二元經(jīng)濟轉型還表現(xiàn)為城市化進程。從產(chǎn)業(yè)的空間分布上看，傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)部門分布在鄉(xiāng)村，現(xiàn)代工業(yè)部門分布在城市，二元經(jīng)濟在空間上的體現(xiàn)就是城鄉(xiāng)的并存和對立。伴隨著我國工業(yè)化的進程，城市數(shù)量和規(guī)模的增長也相伴而生，城市化的進程逐步加快。我國在農(nóng)業(yè)部門占據(jù)主導的時期，表現(xiàn)為農(nóng)村人口比例很高，城市化水平很低，加之我國幅員遼闊、人口眾多等因素，雖然城市化取得了很大的成就，但在縮小城鄉(xiāng)差距和消除城鄉(xiāng)對立等方面的任務仍十分艱巨。

條件趨同認為，趨同是有條件的，只有在具有相同或近似結構的經(jīng)濟體之間才易于發(fā)生趨同。而對于發(fā)展中國家而言，二元經(jīng)濟結構顯然是結構特征的重要方面，是在對發(fā)展中國家的趨同研究中所不容忽視的影響因素。我國區(qū)域經(jīng)濟差異十分顯著，表現(xiàn)在區(qū)域經(jīng)濟增長水平和區(qū)域經(jīng)濟增長速度均存在明顯差異上。導致區(qū)域經(jīng)濟增長差異的原因有很多，比如區(qū)位條件的不同、資源稟賦的差異、政策傾斜引致的投資差異等等，二元經(jīng)濟結構的區(qū)域差異也應是一個重要的解釋因素。

區(qū)域經(jīng)濟增長是一個動態(tài)的變化過程。對于中國區(qū)域經(jīng)濟增長趨同的研究，應充分認識到區(qū)域經(jīng)濟增長的過程特征，并和發(fā)展中國家的具體國情結合起來。在中國區(qū)域經(jīng)濟增長中，以工業(yè)化和城市化為主要特征的二元經(jīng)濟轉型是推動我國區(qū)域經(jīng)濟增長的重要動力，二元經(jīng)濟結構是趨同的重要條件。因此，區(qū)域經(jīng)濟增長是朝向各自不同穩(wěn)態(tài)的趨同，由于各自穩(wěn)態(tài)不同，經(jīng)濟體距離穩(wěn)態(tài)的程度不同，即使在相同的投入前提下，也必然表現(xiàn)為不同的經(jīng)濟增長速度。若要改變區(qū)域經(jīng)濟失衡的狀況，促進區(qū)域經(jīng)濟均衡發(fā)展，就不能只關注要素投入的均衡化，還必須注重促進中西部地區(qū)二元經(jīng)濟結構轉型，以促進經(jīng)濟持續(xù)快速增長。

三、模型和變量

1、模型

條件趨同假說認為，各經(jīng)濟體是朝各自的穩(wěn)態(tài)趨同，經(jīng)濟增長速度是與其距離各自的穩(wěn)態(tài)值成正比的。由于條件趨同注意到了區(qū)域的差異性特征，承認不同區(qū)域具有不同的結構特征和穩(wěn)態(tài)值，使條件趨同比絕對趨同更加接近現(xiàn)實和更有說服力。

按照條件趨同的解釋，區(qū)域的人均產(chǎn)出對數(shù)增長，是由初始的人均產(chǎn)出對數(shù)和長期穩(wěn)態(tài)的人均產(chǎn)出對數(shù)共同決定的（Barro and Sala-i-Matin，1995）。用公式可表示為：

式中，Yi，t為區(qū)域 i在 t期的人均產(chǎn)出，Yi，t-1是期初的人均產(chǎn)出，Y為穩(wěn)態(tài)的人均產(chǎn)出水平。β為區(qū)域i的人均產(chǎn)出向穩(wěn)態(tài)的趨同速度，如果β為正，則存在向穩(wěn)態(tài)的趨同；若β為零，人均產(chǎn)出只是由期初水平?jīng)Q定，不存在向穩(wěn)態(tài)的趨同。

通過在公式（1）中加入殘差項 εi，t，可以用于進行面板數(shù)據(jù)回歸。即：

建立條件趨同模型的關鍵是測度長期增長穩(wěn)態(tài)Yi的穩(wěn)態(tài)變量尋找，也有把其稱為趨同條件。

本文用于測度穩(wěn)態(tài)的變量為區(qū)域二元結構變量，故實際采用的面板數(shù)據(jù)回歸模型是：

其中，RGDPi，t是指我國各省區(qū)從1978年到2007年的真實人均 GDP，RGDPi，t-1是其一階滯后變量，EYFCi，t變量代表反映區(qū)域二元經(jīng)濟結構的二元反差指數(shù)變量。為解決面板數(shù)據(jù)的自相關問題，以及解釋變量設定遺漏問題，加入一階自回歸變量AR（1），之所以沒有繼續(xù)加入多階自回歸變量，是因為在二階變量加入時就已經(jīng)不顯著了。如果回歸結果系數(shù)γ2為零，則說明發(fā)生了絕對趨同，如果γ2顯著不為零，則可認為二元經(jīng)濟結構變量成為趨同的條件，說明發(fā)生了條件趨同。

2、變量和數(shù)據(jù)

進行條件趨同回歸時，使用面板數(shù)據(jù)比橫截面數(shù)據(jù)具有更多的優(yōu)勢。面板數(shù)據(jù)方法，一方面能夠處理截面回歸中無法處理的參數(shù)異質(zhì)性問題，另一方面對于處理截面回歸中遭遇的內(nèi)生性、測量偏誤等問題有一定的改進，在估計的穩(wěn)健性方面有提高（鄒薇、周浩，2007）。本文的面板數(shù)據(jù)橫截面選取我國30個省級行政單位（未包含臺灣省、香港和澳門特別行政區(qū)、重慶直轄市），研究的時間段是從1978年到2007年改革開放以來的30年，希望通過大樣本面板數(shù)據(jù)得到更加貼近實際的估計結果。

為剔除物價因素的影響，在衡量區(qū)域人均產(chǎn)出時本文使用真實人均GDP變量，具體計算是先把各年的GDP按1978年為基期的物價指數(shù)平減得到真實GDP，再除以各年相應的總人口得到真實人均GDP。

二元反差指數(shù)變量用來衡量一個區(qū)域二元結構的狀況，用第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重減去第二、三產(chǎn)業(yè)勞動力比重的絕對值測度，該值越靠近1，則經(jīng)濟結構二元性越嚴重。

本文1978年到1999年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)主要來自于《新中國50年統(tǒng)計資料匯編》（國家統(tǒng)計局，1999），2000年到2007年的數(shù)據(jù)主要來自于國家統(tǒng)計局各年的統(tǒng)計年鑒、人口統(tǒng)計年鑒等。

四、實證計量分析

面板數(shù)據(jù)回歸模型基本的模型有混合回歸模型、固定效應模型、隨機效應模型等。本文對方程（3）分別使用三種模型進行回歸，具體回歸結果見表1。

表1 面板數(shù)據(jù)回歸結果

表1中的回歸結果由Eviews給出，采用Pooled Least Squares回歸方法。系數(shù)值下方括號里為t值，***表示在1%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著，*表示在10%水平上顯著。各省個體固定效應的不同截據(jù)項均未給出。

通過對三種模型的對比，F(xiàn)檢驗拒絕了使用混合回歸的假設，Hausman檢驗拒絕了使用隨機效應模型的假設，所以本文最終選擇的回歸模型為固定效應模型（個體固定效應模型）。

從D—W值可以看出，通過在模型中加入自回歸項AR（1），能比較好地解決序列自相關問題。

從最后的固定效應回歸模型檢驗結果看，模型中系數(shù)均通過檢驗（t檢驗的顯著性水平均在1%以上），其中γ2顯著不為零，說明二元反差指數(shù)變量可以作為各省向自己穩(wěn)態(tài)趨同的條件。不同于一般的條件趨同研究，本文γ2為負值，其經(jīng)濟意義是二元反差指數(shù)對區(qū)域人均GDP的增長起到顯著負面的制約作用。二元反差指數(shù)越高，經(jīng)濟二元結構性越強，增長速度越慢。從另一個角度說，就是通過降低二元反差指數(shù)，破除二元經(jīng)濟結構束縛，有利于經(jīng)濟的長期增長。

圖2 非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重的區(qū)域差異

二元經(jīng)濟結構的轉型需要通過工業(yè)化和城市化來實現(xiàn)。通過工業(yè)化破除產(chǎn)業(yè)結構的二元性，通過城市化破除空間結構的二元性。如果用第二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重簡單表示工業(yè)化水平，區(qū)域的工業(yè)化水平差距在縮小（見圖2）。用非農(nóng)人口比重來表示城市化水平，則發(fā)現(xiàn)有比較大的區(qū)域差異，且差距有拉大的趨勢（見圖3）。因此，中西部地區(qū)二元經(jīng)濟的“結構剛性”主要是受到城市化相對于工業(yè)化滯后的影響，不能消化農(nóng)村轉移出來的剩余勞動力。

圖3 非農(nóng)人口比重的區(qū)域差異

五、主要結論和啟示

本文結合發(fā)展經(jīng)濟學的二元經(jīng)濟結構理論，就我國二元經(jīng)濟結構轉型對我國經(jīng)濟增長的影響進行了條件趨同的理論和實證分析，得到以下結論。

第一，中國二元經(jīng)濟結構及其轉型存在明顯的區(qū)域差異。整體而言，我國經(jīng)濟二元性區(qū)域差異基本呈階梯狀分布，東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟二元性由弱到強。改革開放以來，東部地區(qū)從二元經(jīng)濟向一元經(jīng)濟轉型成效顯著；中西部地區(qū)則收效甚微，表現(xiàn)為明顯的二元經(jīng)濟“結構剛性”特征，這主要是由于城市化的滯后導致的。

第二，二元經(jīng)濟結構是制約區(qū)域經(jīng)濟增長的結構變量，是影響區(qū)域經(jīng)濟向各自穩(wěn)態(tài)趨同的限制條件。改革開放以來，二元經(jīng)濟轉型成為區(qū)域經(jīng)濟增長的重要推動力，中西部地區(qū)相對沿海地區(qū)經(jīng)濟增長的相對滯后，可以在其二元經(jīng)濟轉型的相對滯后上得到解釋。因此，中西部地區(qū)要加快經(jīng)濟增長，就必須破除二元經(jīng)濟的羈絆，加快二元經(jīng)濟結構轉型。

第三，二元經(jīng)濟轉型必須通過工業(yè)化和城市化協(xié)同推進。如何在走新型工業(yè)化和新型城市化的道路上，促進城市化和工業(yè)化的協(xié)調(diào)和良性互動，從而有效推動二元經(jīng)濟轉型是值得深思的問題。

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