胡艷君

（清華大學(xué)公共管理學(xué)院臺灣研究所，北京100084）

長三角地區(qū)經(jīng)濟差異的收斂性分析

胡艷君

（清華大學(xué)公共管理學(xué)院臺灣研究所，北京100084）

文章從16市和59縣（市）兩個區(qū)域?qū)哟紊蠈﹂L三角地區(qū)內(nèi)部經(jīng)濟差異的收斂性進行了考察和分析，研究結(jié)果表明：無論是以人均GDP還是以人均收入作為考察指標，長三角地區(qū)在長期內(nèi)都不存在σ—收斂；以人均GDP增長來考察長三角地區(qū)的β—收斂和俱樂部收斂表明，16市在長期和某些階段表現(xiàn)出強弱不同的絕對β—收斂，而59縣（市）不存在絕對β—收斂；蘇中南28縣（市）內(nèi)部不存在俱樂部收斂，而浙東北31縣（市）表現(xiàn)出俱樂部收斂。

長三角地區(qū)；經(jīng)濟差異；收斂

1 研究背景

地區(qū)差異問題是我國20世紀90年代以來區(qū)域經(jīng)濟研究的重點問題之一，吸引了國內(nèi)外眾多的學(xué)者進行研究，但大多數(shù)的學(xué)者把研究的范圍界定在全國，研究東、中、西三大地帶之間的差距，選取的地理單元多為省級及以上行政單元的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)。長三角地區(qū)所在的滬、蘇、浙三省市作為東部沿海省市，常常會被作為一個整體或認為是同質(zhì)的，其內(nèi)部經(jīng)濟發(fā)展的差異并沒有引起大家廣泛的關(guān)注。

事實上，對于長三角地區(qū)，從1978～2006年，長三角16市的人均GDP基尼系數(shù)從0.201上升到0.231，呈逐年上升的趨勢，表明16市之間的經(jīng)濟差距在進一步擴大；2005年長三角城鎮(zhèn)居民人均可支配收入15607元，農(nóng)村居民人均純收入為7109元，前者是后者的2.2倍，而2000年前者只是后者的2倍，表明長三角地區(qū)城鄉(xiāng)差距也在進一步拉大；1985～2006年，長三角16市所包括的59個縣（市）人均GDP基尼系數(shù)從0.184上升到0.313，呈逐年上升的趨勢，2008年，該區(qū)域內(nèi)人均GDP最大的為江蘇省昆山市，高達218984元，最低的為浙江省仙居縣，只有16292元，兩者相差近13.44倍，這一差距在1985、1996和2006年分別為3.39倍、7.35倍和12.22倍，表明該區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟差距也在進一步擴大。

本文將從城市和縣（市）級兩個區(qū)域?qū)哟紊涎芯块L三角地區(qū)經(jīng)濟差異的收斂性問題。

2 研究的區(qū)域范圍界定

本文所研究的長三角地區(qū)是從經(jīng)濟地理角度來劃分的，指以上海為中心，以蘇中南、浙東北為兩翼的經(jīng)濟帶，包括上海、南京、無錫、常州、蘇州、南通、揚州、鎮(zhèn)江、泰州、杭州、寧波、嘉興、湖州、紹興、舟山、臺州等16個城市，面積近11萬平方公里的區(qū)域。實證分析部分涉及到區(qū)域?qū)哟稳绫?所示。

表1 長三角地區(qū)區(qū)域?qū)哟蔚膭澐?/p>

3 研究方法

3.1 σ—收斂的檢驗

σ—收斂是指不同經(jīng)濟系統(tǒng)間人均收入的離差隨時間的推移而趨于下降。σ—收斂的檢驗方程為：

式中，yi,t表示第i個經(jīng)濟體在t時間的人均GDP數(shù)值，σt為n個經(jīng)濟體之間實際人均GDP對數(shù)值logyi,t的標準差。

若在年份t+T滿足：σt+T<σt，則稱這n個經(jīng)濟體具有T階段的σ—收斂。如果對任意年份sσt，則稱這n個經(jīng)濟體具有一致的σ—收斂。

3.2 β—收斂的檢驗

當(dāng)一個較為貧窮的經(jīng)濟比一個較為富裕的經(jīng)濟增長得更快時，即人均收入增長率與初始水平之間存在一種負相關(guān)關(guān)系，那么，貧窮經(jīng)濟的人均收入水平將趕上富裕經(jīng)濟，這樣的收斂稱為β—收斂。

假設(shè)用yi,t表示第i個經(jīng)濟（i=1,2,…,n）在t年的實際人均GDP，則它在t到t+T年間人均收入的年平均增長率為γi,t,t+T= 1/T*log(yi,t+T/yi,t)，對以下方程進行回歸估計：

式中，μi,t為擾動項，它反映生產(chǎn)函數(shù)、儲蓄率等所受到的暫時性的沖擊。一般假定μi,t在不同經(jīng)濟之間是獨立分布的，均值為零。

如果參數(shù)β大于零，就稱這n個經(jīng)濟間呈現(xiàn)β—收斂。β值越大，收斂越強。

β收斂存在絕對收斂與條件收斂之分，即如果上式的回歸結(jié)果不受是否加入其它有關(guān)附加變量的影響，均表現(xiàn)為γit,t+T與logyi,t之間呈負相關(guān)，那么就是絕對β收斂；如果只有在加入其它有關(guān)附加變量之后，上式的回歸結(jié)果才能得到負相關(guān)關(guān)系，就認為是條件β收斂。

3.3 俱樂部收斂的檢驗

俱樂部收斂的計量檢驗是以Sala-I-Martin（1996）的模型為基礎(chǔ)，其檢驗方程與β—收斂的回歸方程類似，即：

其中，γi,t為末期第t年各區(qū)域的人均GDP增長率，yi,0為基期各區(qū)域的人均GDP水平，α1為常數(shù)項，α2為待估參數(shù)，εi,t為隨機擾動項，如果α2為正值，就稱這n個區(qū)域間呈現(xiàn)俱樂部收斂。

4 實證分析

4.1σ—收斂

對于σ—收斂的檢驗，本文從人均GDP和人均收入兩個角度從長三角地區(qū)16市和59縣（市）兩個區(qū)域?qū)哟紊蟻磉M行，利用公式（1）通過計算人均GDP和人均收入對數(shù)值的截面標準差σt來判斷是否存在σ—收斂。

4.1.1 人均GDP的σ—收斂檢驗

從圖1我們可以看出，長三角16市的σt值從1978年的0.227下降到2006年的0.177，存在總體上的σ—收斂，但其中也經(jīng)歷了一些波動，分為幾個階段：第一階段，1978～1989年σt逐年下降，存在σ—收斂；第二階段，1990～1993年σt上升，不存在σ—收斂；第三階段，1993～1995年略有收斂之后，一直到2005年，σt一直處于增大的趨勢，不存在σ—收斂。

對于長三角59縣（市），σt值從1985年的0.140增加到2006年的0.234，不存在總體上的σ—收斂。只有在個別的年份，存在σt值的略微下降，如1988～1989年、1994～1995年和1998～1999年。

4.1.2 人均收入的σ—收斂檢驗

對于人均收入的σ—收斂的檢驗，我們從農(nóng)民人均純收入和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入兩個方面分別來分析。

從圖2我們可以看出，長三角16市農(nóng)民人均純收入σt值的變動可以分為三個階段：第一階段，1985～1994年，σt值不斷上升，不存在σ—收斂；第二階段，1993～2000年，存在σ—收斂；第三階段，2001～2006年，σt值不斷上升，不存在σ—收斂。

長三角16市城鎮(zhèn)居民人均可支配收入σt值從1990的0.052上升到2006年的0.084，不存在σ—收斂，但在某些階段上存在σ—收斂，如1990～1993年。

長三角59縣（市）農(nóng)民人均純收入的σt值在1997～2006年10內(nèi)總體上略有下降，但期間只經(jīng)歷小幅的波動，維持了較穩(wěn)定的水平，不存在σ—收斂。

通過以上對長三角地區(qū)人均GDP和居民收入水平σ—收斂檢驗的分析，我們可以得出以下兩個結(jié)論：第一，無論是16市還是59縣（市），無論是人均GDP，還是居民收入，都不存在長期的σ—收斂，都表現(xiàn)出很強的階段性；第二，農(nóng)村居民收入之間差異的變化小于城鎮(zhèn)居民之間差異的變化。

4.2 β—收斂

這一部分我們將利用回歸方程（2）對長三角16市（1978～2006）和59縣（市）（1985～2006）的人均GDP增長進行絕對β—收斂和條件β—收斂的檢驗。

4.2.1 長三角16市人均GDPβ—收斂檢驗

對1978～2006年長三角16市人均GDP增長進行回歸分析，以人均GDP增長率為因變量，以1978年人均GDP的對數(shù)值作為解釋變量，分時期進行分析，分析結(jié)果見表2，β為回歸的收斂系數(shù)，該值為負，說明存在β—收斂，為正說明不存在β—收斂或者發(fā)散。我們看出，只有1978～1988年β為-0.09753，t檢驗值在1%水平上顯著，R2為0.6918，回歸方程的擬合程度較好，表明這一時期長三角16市人均GDP存在絕對β—收斂。其它幾個時期回歸結(jié)果不理性，但1978～2006年、1988～1998年時期的β都小于0，表明存在較弱的絕對β—收斂；1998～2006年，β大于0，說明不存在絕對β—收斂。

4.2.2 長三角59縣（市）人均GDP的β—收斂檢驗

對于長三角59縣（市）人均GDP的β—收斂檢驗，首先是絕對β—收斂檢驗，然后是條件β—收斂檢驗，條件收斂這里主要是在模型中加入了地區(qū)虛擬變量D（蘇中南的縣（市）取0，浙東北的縣（市）取1）。分析結(jié)果見表3，從表中可以看出，1985～2006年，β為0.05200，t檢驗值在1%水平上顯著，雖然方程的擬合度不是很高（R2為0.158），但仍然表明這一時期長三角59縣（市）人均GDP增長存在發(fā)散趨勢。其它時期的β也均為正值，但R2都很小，回歸效果很不理想，但是β都大于0，因此，可以說這些時期長三角59縣（市）不存在絕對β—收斂。

表2 長三角16市人均GDP增長的β-收斂檢驗（1978～2006）

表3 長三角59縣（市）人均GDP增長的β-收斂檢驗（1985～2006）

加入地區(qū)虛擬變量后，我們發(fā)現(xiàn)1985～2006年的結(jié)果與未加入虛擬變量前結(jié)果相比，β值為0.05252，R2為0.1645，方程的擬合度有所提高，表明長三角59縣（市）人均GDP增長的發(fā)散程度更高，一方面說明如果考慮地區(qū)因素不存在條件β—收斂，另一方面說明地區(qū)因素并不是促使59縣（市）經(jīng)濟增長收斂的原因之一。而且地區(qū)虛擬變量的系數(shù)值比較小，t值也不顯著，說明蘇中南和浙東北兩個區(qū)域在解釋人均GDP增長方面差距不大，也就是說，這兩大區(qū)域經(jīng)濟增長差異不大。

通過對不同時期長三角16市和59縣（市）人均GDP增長β—收斂分析表明，長三角16市在1978～2006年存在絕對β—收斂，但只在1978～1988年期間比較顯著，1998～2006年不存在絕對β—收斂；長三角59縣（市）在1985～2006年是發(fā)散的，而且在任何一個時期都不存在絕對β—收斂。

4.2.3 俱樂部收斂

前面的β—收斂分析中，我們發(fā)現(xiàn)59縣（市）之間并不存在絕對β—收斂，而且蘇中南和浙東北兩大區(qū)域經(jīng)濟增長差異不大，那么他們內(nèi)部是否存在俱樂部收斂呢？這里我們將按照公式（3）Sala-I-Martin的模型分不同時期對長三角59縣（市）屬于同一行政省區(qū)的蘇中南28縣（市）和浙東北31縣（市）的人均GDP增長進行β—收斂分析，回歸結(jié)果見表4。

表4 長三角59縣（市）人均GDP增長的俱樂部收斂檢驗

從表4可以看出，1985～2006年，蘇中南28縣（市）內(nèi)部人均GDP增長回歸的α2值大于0，t值在1%水平上顯著，R2為0.539，方程擬合度也比較高，表明這一時期蘇中南28縣（市）內(nèi)部不存在俱樂部收斂；但浙東北31縣（市）存在俱樂部收斂的趨勢。

下面我們分三個時期1985～1995、1995～2006和2000～2006三個時期來進一步探討在不同的階段上是否存在俱樂部收斂。

1985～1995 年，蘇中南28縣（市）內(nèi)部人均GDP增長回歸的α2值為0.17180，t值在1%水平上顯著，R2為0.5558，方程擬合度也比較高，表明這一時期蘇中南28縣（市）內(nèi)部不存在俱樂部收斂；但浙東北31縣（市）α2值為-0.15027，t值在1%水平上顯著，R2為0.3015，方程擬合度比較高，存在明顯的俱樂部收斂的趨勢。

1995～2006 年，蘇中南28縣（市）內(nèi)部仍然不存在俱樂部收斂，但與1985～1995年相比，發(fā)散的趨勢有所減弱；浙東北31縣（市）的回歸結(jié)果不理想，但α2值小于0，還是有微弱的俱樂部收斂趨勢。

2000～2006 年時期蘇中南28縣（市）內(nèi)部與浙東北31縣（市）內(nèi)部的經(jīng)濟增長趨勢與1995～2006年時期一致，但從α2值的大小可以看出，2000年以后的幾年，蘇中南28縣（市）內(nèi)部發(fā)散的趨勢和浙東北31縣（市）內(nèi)部俱樂部收斂趨勢又有所加強。

通過對長三角59縣（市）人均GDP增長的俱樂部收斂分析發(fā)現(xiàn)，不論是1985～2006年還是各個不同的階段，蘇中南28縣（市）都不存在俱樂部收斂，而浙東北31縣（市）內(nèi)部都存在俱樂部收斂，只不過不同的階段收斂的強弱程度不同。這一結(jié)果從對長三角59縣（市）經(jīng)濟發(fā)展水平的分析中也可以反映出來，2006年，59縣（市）中，人均GDP排在前10名的位于蘇中南的有7個，而排在后10名的，位于蘇中南的有6個，表明蘇中南地區(qū)縣域經(jīng)濟發(fā)展水平差距比較大。

5 結(jié)論

收斂性分析表明，無論是16市還是59縣（市）人均GDP和人均收入的σ—收斂都表現(xiàn)出很強的階段性，不存在長期的σ—收斂；16市存在長期的絕對β—收斂，在1978～1988年比較顯著，59縣（市）無論在長期還是在不同發(fā)展階段都不存在絕對β—收斂；無論長期還是不同階段，蘇中南28縣（市）內(nèi)部都不存在俱樂部收斂，而浙東北31縣（市）卻都存在或強或弱的俱樂部收斂。

從收斂性分析的結(jié)果我們可以得出以下幾個結(jié)論：（1）長三角地區(qū)縣域之間的經(jīng)濟差異較大，而且有不斷擴大的趨勢；（2）市域之間的差異小于縣域之間的差異，表明作為不同等級的中心城市，對周邊地區(qū)的輻射和帶動作用還不夠強；（3）蘇中南和浙東北地區(qū)縣域經(jīng)濟差異的不同發(fā)展趨勢表明長三角地區(qū)目前還是一個聯(lián)系松散的經(jīng)濟區(qū)，實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟一體化和經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展還有很多工作要做。

[1]王啟仿.區(qū)域經(jīng)濟差異及其影響因素研究——以江蘇省為例的實證分析與檢驗[D].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)博士學(xué)位論文,2003.

[2]Sala-i-Martin,X.The Classical Approach to Convergence Analysis[J].The Economic Journal,1996,106.

[3]莫建備,徐之順,曾驊,榮躍明.大整合·大突破：長江三角洲區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展研究[M].上海：上海人民出版社,2005.

[4]趙國如.縣域經(jīng)濟與市域經(jīng)濟——中國現(xiàn)代化的兩個輪子[C].第五屆經(jīng)濟學(xué)年會論文,2005.

[5]胡艷君.長三角地區(qū)經(jīng)濟差異分析[D].上海財經(jīng)大學(xué)博士學(xué)位論文,2008.

[6]洪銀興.工業(yè)和城市反哺農(nóng)業(yè)、農(nóng)村的路徑研究——長三角地區(qū)實踐的理論思考[J].經(jīng)濟研究,2007,(8).

（責(zé)任編輯/易永生）

F207

A

1002－6487（2011）05－0127-03

胡艷君（1976-），女，博士后，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟、兩岸經(jīng)濟合作。