張純記

(上海財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)經(jīng)研究所,上海 200433)

一、引 言

經(jīng)濟(jì)增長是一個(gè)國家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)進(jìn)步的基礎(chǔ)。長期以來,經(jīng)濟(jì)學(xué)界對(duì)經(jīng)濟(jì)增長保持著比較濃厚的研究興趣。20世紀(jì)60年代,以索洛 (Solow R.M.)為代表的經(jīng)濟(jì)學(xué)家創(chuàng)立了新古典經(jīng)濟(jì)增長理論。按照該理論的觀點(diǎn),經(jīng)濟(jì)體的增長率隨距離穩(wěn)態(tài)的不同而變化,不同經(jīng)濟(jì)體間的經(jīng)濟(jì)增長具有趨同的趨勢(shì)。以羅默 (Romer P.M.)和盧卡斯 (Lucas R.E.)為代表的新增長理論,通過引入知識(shí)和人力資本,其規(guī)模報(bào)酬遞增的特性為經(jīng)濟(jì)體的持續(xù)增長提供了理論基礎(chǔ)。按照新增長理論的觀點(diǎn),經(jīng)濟(jì)體不存在趨同的趨勢(shì)。因此,趨同實(shí)證研究成為檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長理論的試金石。

中國幅員遼闊,存在較大的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異。關(guān)于區(qū)域收入趨同的研究,對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距調(diào)控以及實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義。本文擬對(duì)1952-2008年的中國省際區(qū)域收入趨同進(jìn)行實(shí)證研究,通過較長時(shí)間段的考察,以期得到新的發(fā)現(xiàn)和有益的政策啟示。

二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

在對(duì)趨同的測(cè)度上,有σ趨同和β趨同之分。σ趨同是指經(jīng)濟(jì)體的人均產(chǎn)出的標(biāo)準(zhǔn)差隨著時(shí)間的推移而減小,它側(cè)重于考察人均產(chǎn)出的離散程度;β趨同是指初期人均產(chǎn)出水平較低的經(jīng)濟(jì)體趨于比人均產(chǎn)出水平較高的經(jīng)濟(jì)體有更快的經(jīng)濟(jì)增長,它側(cè)重于考察人均產(chǎn)出的增長率。巴羅和薩拉伊馬丁對(duì)美國、日本、歐洲等國家和地區(qū)的研究發(fā)現(xiàn),各國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的σ趨同和β趨同都很顯著,而且他們還發(fā)現(xiàn)各國的β趨同速度均在每年2%左右[1][2]。

后來的研究者多沿用巴羅和薩拉伊馬丁的趨同分析框架,但也有學(xué)者對(duì)β趨同持比較強(qiáng)烈的批判態(tài)度,認(rèn)為β趨同主要有以下幾個(gè)方面的缺陷:第一,β趨同結(jié)果受到回歸樣本和時(shí)期選擇的影響很大,而這些選擇帶有主觀性,易受研究者個(gè)人偏好和先驗(yàn)性選擇的影響[3];第二,存在高爾頓經(jīng)典謬誤,導(dǎo)致β趨同結(jié)果顯示趨同,但實(shí)際的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距并未縮小的情況[4];第三,趨同結(jié)果可能掩蓋只是個(gè)別現(xiàn)象的事實(shí),趨同只發(fā)生在少數(shù)幾個(gè)樣本之間,但用β趨同回歸卻出現(xiàn)整體趨同結(jié)果[5]。另外,在計(jì)量方面的不嚴(yán)密,也是經(jīng)典的β趨同被指責(zé)較多的地方[6]。

一般認(rèn)為,β趨同是σ趨同的必要而非充分條件。雖然σ趨同測(cè)度簡便且不像β趨同那樣受到較多質(zhì)疑,但σ趨同只是反映樣本變化的平均情況,不能看出整體收入分布的變化。由Quah提出的“收入動(dòng)態(tài)分布”方法彌補(bǔ)了σ趨同的不足,因而可以用來觀測(cè)截面區(qū)域整體收入分布隨時(shí)間的動(dòng)態(tài)變化情況[4][7]。

中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)及其增長的差異十分顯著,對(duì)我國區(qū)域收入趨同的研究吸引了眾多國內(nèi)外學(xué)者。Pedroni等運(yùn)用非參數(shù)面板技術(shù)對(duì)中國省際區(qū)域收入進(jìn)行了實(shí)證研究,認(rèn)為中國改革開放以來的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異是多方面原因造成的,趨異的趨勢(shì)難以扭轉(zhuǎn)[8]。周亞虹等運(yùn)用半?yún)?shù)變系數(shù)面板數(shù)據(jù)模型,對(duì)中國1978-2006年間的30個(gè)省份的人均GDP趨同速度進(jìn)行了研究,認(rèn)為中國經(jīng)濟(jì)增長正從發(fā)散轉(zhuǎn)向趨同[9]。潘文卿運(yùn)用空間計(jì)量模型檢驗(yàn)改革開放后的中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)趨同,認(rèn)為存在全域范圍的β絕對(duì)趨同,但1990年前后呈現(xiàn)出不同的趨同特征[10]。覃成林等運(yùn)用CART方法,對(duì)中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行俱樂部趨同檢驗(yàn)和影響因素分析,發(fā)現(xiàn)改革開放以來中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長發(fā)生了明顯的俱樂部趨同[11]。

實(shí)際上,由于學(xué)者研究視角的不同、選取的研究方法的差異以及研究時(shí)段和樣本區(qū)域的不同選擇,趨同實(shí)證研究往往難以得出一致的結(jié)論。

三、研究方法與數(shù)據(jù)

本文對(duì)絕對(duì)趨同的檢驗(yàn)采用薩拉伊馬丁的經(jīng)典回歸模型[12]:

為測(cè)度趨同速度β,一般把b= (1-e-βT)/T帶入 (1)式,即采用如下的非線性回歸方程:

以上兩式中,γi,t,t+T是指區(qū)域i從時(shí)間t到時(shí)間 (t+T)之間T時(shí)段的年均經(jīng)濟(jì)增長率,即有γi,t,t+T= (1/T)log(yi,t+T/yi,t),yi,t和yi,t+T為區(qū)域i在t和 (t+T)時(shí)間的人均 GDP值,εi,t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。如果模型 (1)的回歸結(jié)果出現(xiàn)b>0或模型 (2)出現(xiàn)β>0,則表明被測(cè)區(qū)域間在時(shí)間段T內(nèi)具有絕對(duì)β趨同。

弗里德曼比較贊成使用標(biāo)準(zhǔn)差或變異系數(shù) (CV)來測(cè)度離散程度[13]。在趨同研究中,標(biāo)準(zhǔn)差方法被稱為σ趨同而得到廣泛的使用。

對(duì)于一組樣本X={x1,x2,…,xn},通常采用的核密度估計(jì)函數(shù)形式為:

其中,K(·)是采用的核函數(shù)形式,h為帶寬。

本文選取1952-2008年間中國28個(gè)省級(jí)行政單位 (未包括港澳臺(tái)與西藏、海南、重慶,以下簡稱各省)的人均GDP作為分析樣本。各省人均GDP數(shù)據(jù)主要來自《新中國五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和各年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。本文實(shí)證分析的人均GDP均為真實(shí)人均GDP,即對(duì)名義人均GDP進(jìn)行價(jià)格調(diào)整后的數(shù)值。

四、實(shí)證分析及結(jié)果

按照經(jīng)典絕對(duì)趨同模型 (1),對(duì)我國省際經(jīng)濟(jì)增長絕對(duì)趨同進(jìn)行了檢驗(yàn)。結(jié)果顯示,整個(gè)分析時(shí)段和改革開放前均顯示出現(xiàn)了絕對(duì)趨同,改革開放后時(shí)段沒有出現(xiàn)絕對(duì)趨同 (見表1所示)。對(duì)趨同的兩個(gè)時(shí)段用模型 (2)回歸,得到表示趨同速度的β值,整個(gè)時(shí)段的趨同速度為每年1.99%,改革開放前時(shí)段為每年1.9%。

表1 絕對(duì)β趨同回歸結(jié)果

圖1 全國和分地區(qū)的σ值的變化

絕對(duì)β趨同實(shí)際上僅涉及整個(gè)分析時(shí)段的平均經(jīng)濟(jì)增長率和經(jīng)濟(jì)體的初始水平,顯得比較粗略。對(duì)1952-2008年各省的真實(shí)人均GDP對(duì)數(shù)進(jìn)行σ趨同測(cè)算,并分別計(jì)算全國總的σ值和東、中、西部三地區(qū)內(nèi)部的σ值 (如圖1所示)①本文的東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東,中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南,西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、四川、廣西、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。。可以看出,σ值呈現(xiàn)非線性的波動(dòng)變化,具有顯著的階段性特征。對(duì)比改革開放前后σ值的變化,可以發(fā)現(xiàn)不同的變化特征。改革開放前,σ值大起大落,改革開放后σ值的變化則較為平緩。改革開放后的σ趨同分為十分明顯的三個(gè)階段:1990年前的趨同階段;1990-2003年間的趨異階段;2003年以后的趨同階段。

從分地區(qū)的σ值來看,東部地區(qū)的σ值高于中部與西部地區(qū)的σ值,反映出東部地區(qū)的區(qū)內(nèi)差異大于中西部地區(qū)的差異。從分地區(qū)的σ值的變化來看,在1952-1990年間,東、中、西地區(qū)σ值與總σ值保持較高的趨勢(shì)擬合度,具有近似的非線性波動(dòng)特征。1990年以后的分化趨勢(shì)則十分明顯:在1990-2003年,除西部地區(qū)σ值略微上升外,東部地區(qū)和中部地區(qū)的σ值均呈下降態(tài)勢(shì),而同期的總σ值是上升的。也就是說,在1990-2003年間的趨異主要是由東中西三大地帶間的趨異所致;在2003-2008年間,東部地區(qū)和中部地區(qū)的σ值與總σ值的變化趨勢(shì)相同,均呈現(xiàn)下降的趨勢(shì),但西部地區(qū)的σ值卻顯現(xiàn)出明顯的上升趨勢(shì),反映出西部地區(qū)內(nèi)部分化加劇,趨異明顯。

為更加詳細(xì)地觀測(cè)區(qū)域收入的分布及其演化,需要借助核密度估計(jì)方法。本文采用的核函數(shù)形式為高斯核,并把帶寬設(shè)定為0.2。用于核密度估計(jì)的數(shù)據(jù)是各省相對(duì)人均GDP的對(duì)數(shù)。

1952、1978和2008年的核密度估計(jì)圖形都呈現(xiàn)負(fù)偏態(tài) (如圖2所示)。這表明低于平均收入水平的相對(duì)貧困省份占多數(shù)、高于平均收入水平的相對(duì)富裕省份占少數(shù)的整體收入分布格局沒有發(fā)生根本改變。從核密度圖形的變化上看,1952年的圖形是“單峰右托尾”,1978年的呈“單峰右小雙峰”形態(tài),而2008年的則是“三峰”形態(tài)。這種變化說明1952-1978-2008年的相對(duì)富裕省份由少到多不斷增加,并最終形成兩個(gè)“富區(qū)俱樂部”。1978年的圖形與1952年相比,主峰峰頂?shù)纳唢@示出省際收入的趨同;2008年的圖形與1978年相比,主峰峰頂?shù)南陆当砻魇‰H收入的趨異。

為對(duì)改革開放后的區(qū)域收入分布變動(dòng)情況進(jìn)行較詳細(xì)的考察,本文對(duì)1978、1990、2003和2008年的各省相對(duì)人均GDP分布進(jìn)行了核密度估計(jì) (如圖3所示)。1978年的“單峰右小雙峰”圖形演變到1990年的“雙峰”圖形,相對(duì)富裕省份的“右小雙峰”變?yōu)椤皢畏濉?顯示出此階段的趨同主要發(fā)生在相對(duì)富裕省份之間。1990年的“雙峰”圖形向2003年的“三峰”形態(tài)演變,并且主峰峰頂?shù)拿黠@下降,都證明在此段時(shí)期趨異成為主要趨勢(shì)。2003-2008年的演變基本上是“三峰”形態(tài)的右向平移,反映出整體收入水平的提高明顯,同時(shí)主峰的略微上升也表明出現(xiàn)趨同的跡象。

圖2 1952、1978、2008年的核密度圖

圖3 1978、1990、2003、2008年的核密度圖

五、結(jié) 語

省際區(qū)域收入的趨同與趨異,反映了我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的變化。區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中難免會(huì)存在差距,但過大的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距則會(huì)帶來很多問題。1999年以來,“西部大開發(fā)”、“中部崛起”、“振興東北”等區(qū)域開發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施,顯示了中央政府在調(diào)控區(qū)域差距上的決心。本文研究發(fā)現(xiàn),中央政府促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的努力已經(jīng)顯現(xiàn)出效果,2003-2008年的省際區(qū)域收入出現(xiàn)趨同,區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距趨于縮小。

如何在保持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快增長的同時(shí),進(jìn)一步有效地縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距,促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展,是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程中面臨的重大現(xiàn)實(shí)問題。

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