王洪濤

廣西區(qū)域經(jīng)濟增長趨同與分異研究
——基于廣西14個城市的實證分析

王洪濤

以新古典經(jīng)濟增長的α趨同和β趨同理論為基礎，依據(jù)1995～2010年廣西14個城市的人均GDP，采用回歸分析方法，對廣西區(qū)域經(jīng)濟增長過程中存在的趨同和分異現(xiàn)象進行實證研究。研究發(fā)現(xiàn)，在檢驗期內(nèi)廣西區(qū)域整體上存在α趨同和絕對β趨同，在加入人口增長率、工業(yè)化水平、外貿(mào)依存度和固定資產(chǎn)投資率等控制變量后存在條件β趨同，但在某些時間階段卻存在經(jīng)濟增長的分異。根據(jù)廣西經(jīng)濟增長的趨同與分異變化規(guī)律，提出了促進廣西區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展一體化的對策與建議。

廣西；經(jīng)濟增長；趨同；分異；區(qū)域經(jīng)濟一體化

區(qū)域經(jīng)濟一體化是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展追求的目標，但在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的過程中，卻經(jīng)常伴隨著區(qū)域經(jīng)濟增長的趨同與分異兩種不同的現(xiàn)象。經(jīng)濟趨同是指經(jīng)濟增長具有收斂性的特征，根據(jù)索洛模型（Solow，1956），由于要素邊際報酬遞減的性質(zhì)，無論經(jīng)濟從何處開始，它都將向一穩(wěn)態(tài)（或稱平衡增長路徑）收斂，并且向穩(wěn)態(tài)收斂的速度與其初始水平呈負相關。[1]經(jīng)濟分異是指經(jīng)濟增長過程中生產(chǎn)要素在規(guī)模經(jīng)濟和集聚經(jīng)濟的作用下將向少數(shù)地區(qū)集中，從而導致區(qū)域經(jīng)濟增長差距加大的現(xiàn)象。從1950年代新古典經(jīng)濟增長理論的索洛模型開始，諸多國內(nèi)外學者從不同角度對該問題進行了深入的研究，趨同與分異逐漸成為區(qū)域經(jīng)濟研究中的熱點問題之一。

將廣西14個城市①廣西14個城市包括：南寧、柳州、桂林、梧州、北海、防城港、欽州、貴港、玉林、百色、賀州、河池、來賓和崇左。作為特定對象，運用α趨同和β趨同兩種實證方法，研究其1995～2010年期間在經(jīng)濟增長過程中的趨同與分異現(xiàn)象，有助于確定廣西區(qū)域經(jīng)濟增長過程中起主導作用的影響因素，有利于政府決策部門制定有效促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)同與均衡發(fā)展的對策，有益于促進廣西經(jīng)濟整體優(yōu)勢的發(fā)揮與區(qū)域經(jīng)濟一體化趨勢的實現(xiàn)。

一、廣西區(qū)域經(jīng)濟增長α趨同分析

在經(jīng)濟增長α趨同分析中，用σ表示地區(qū)間人均收入的離散程度，即地區(qū)差距。通常若n個區(qū)域在t+T的時間跨度內(nèi)滿足σt+T＜σt，則稱這n個區(qū)域具有T階段的α趨同，否則為經(jīng)濟增長分異。為了消除人均收入數(shù)據(jù)這一時間序列的不穩(wěn)定性，檢驗中常用的指標是對數(shù)人均GDP的標準差，計算公式為：

為了反映檢驗過程中對數(shù)人均GDP的單位均值上的離散程度，可以同時檢驗其變異系數(shù)，即離散系數(shù)，計算公式為：

本文在數(shù)據(jù)處理上，首先以1995年的不變價格為基期，將14個城市當期人均GDP折算成實際人均GDP，然后取對數(shù)使其成為相對人均GDP。通過計算，廣西1995～2010年14個城市的相對人均GDP的標準差和變異系數(shù)的結果見表1和圖1所示：

由表1和圖1分析可知，廣西14個城市經(jīng)濟增長的α趨同表現(xiàn)出如下特征：

第一，從總體上看，1995～2010年期間，廣西14個城市經(jīng)濟增長經(jīng)歷了分異—趨同—分異的過程，但一次趨同的效果大于兩次分異的效果，期間相對人均GDP的標準差和變異系數(shù)分別縮小了0.0604和0.0126，總體上存在α趨同，整體經(jīng)濟發(fā)展一體化趨勢明顯。

表1 1995～2010年廣西14個城市相對人均G D P標準差和變異系數(shù)

圖1 1995～2010年廣西14個城市相對人均G D P標準差和變異系數(shù)曲線圖

第二，2001～2007年期間發(fā)生了一次較為明顯的α趨同過程，期間標準差和變異系數(shù)分別縮小了0.1549和0.0212。廣西14個城市在進入新世紀后經(jīng)濟增長過程中經(jīng)濟趨同現(xiàn)象明顯，主要原因是“十五”以來廣西整體工業(yè)化水平的不斷提高造成的。廣西“十五”以來工業(yè)增加值年均增長率為14%，三次產(chǎn)業(yè)結構由2001年的26.3∶35.2∶38.5提升到2007年的20.3∶40.8∶39.9。工業(yè)化水平的快速提升使得廣西從2001年以來的經(jīng)濟發(fā)展處于歷史當中的最好時期，也使得廣西14個城市的經(jīng)濟增長呈現(xiàn)出快速α趨同現(xiàn)象。

第三，1996～2001年和2007～2010年期間出現(xiàn)了兩次明顯的分異現(xiàn)象。1996～2001年期間標準差和變異系數(shù)分別增大了0.0445和0.0048，這次分異現(xiàn)象的成因可能與廣西由計劃經(jīng)濟體制向社會主義市場經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)變有關，市場經(jīng)濟機制形成較好的城市獲得了更快的發(fā)展，從而造成了城市之間經(jīng)濟增長的分異；2007～2010年期間標準差和變異系數(shù)分別增大了0.0714和0.0076，這次分異現(xiàn)象的成因可能與廣西加大臨海城市群的固定資產(chǎn)投資與建設及廣西北部灣經(jīng)濟區(qū)城市群大規(guī)模招商引資和承接東部產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的快速發(fā)展有關。

二、廣西區(qū)域經(jīng)濟增長的β趨同分析

在經(jīng)濟增長β趨同分析中，β表示趨同速度。β趨同又可分為絕對β趨同與條件β趨同。絕對β趨同又稱無條件趨同，是指貧困地區(qū)在不受經(jīng)濟條件限制的情況下比富裕地區(qū)有更高的經(jīng)濟增長率，經(jīng)濟環(huán)境相似的各區(qū)域向相同的穩(wěn)態(tài)收斂而表現(xiàn)出的無條件趨同現(xiàn)象；條件β趨同是指具有不同經(jīng)濟穩(wěn)態(tài)的各地區(qū)在控制某些影響變量后表現(xiàn)出的趨同性，每個經(jīng)濟體都收斂于自身的穩(wěn)態(tài)，距離自身的穩(wěn)態(tài)越遠，其增長速度也越快。另外，在β趨同和α趨同的關系問題上，根據(jù)Barro等人的研究，β趨同是α趨同的必要但不充分條件，即如果存α趨同，則一定存在β趨同。

（一）絕對β趨同檢驗

絕對β趨同的檢驗一般采取的是Barro，R.J.和Sala-I-Martin，X提出的經(jīng)典回歸模型。[2]其基本回歸方程為：

其中，i代表經(jīng)濟區(qū)域，t和T代表期初與期末時間，T-t為觀察時間長度，yi，t和yi，T分別代表第i個區(qū)域期初與期末的人均GDP，若β大于零，則b值為負值，yi，T相對于yi，t來說相對減小，即區(qū)域內(nèi)人均GDP差異呈現(xiàn)縮小趨勢，或稱所研究的n個區(qū)域經(jīng)濟增長存在絕對β趨同。

以檢驗期間廣西14個城市的人均GDP總體增長比值對數(shù)的均值為被解釋變量（方程（4）的左半部），以期初即1995年14個城市人均GDP的對數(shù)值作為惟一解釋變量，采用最小二乘估計對廣西14個城市進行絕對β趨同檢驗，若方程顯著且b值估計結果小于零，則說明存在絕對β趨同；反之，則存在經(jīng)濟增長的分異。根據(jù)α趨同的檢驗結果，選擇的檢驗期間分別為1995～2010階段、1996～2001階段、2001～2007階段和2007～2010階段四個時期，對四個時期分別進行擬合一元回歸方程分析。

在建立回歸模型前，首先應當對是否存在違背基本假設的情況進行檢驗，因此，在擬合該一元線性回歸模型時對隨機誤差項的自相關性進行檢驗。自相關性采用的是Durbin-Watson檢驗法，回歸結果見表2：

表2 廣西14個城市4個時期經(jīng)濟增長的絕對β趨同回歸分析結果

根據(jù)檢驗結果，4個模型中的t檢驗值均大于1%顯著水平的臨界值，故模型有效，可以進一步分析回歸結果。在1995～2010年間，b值為負，但方程擬合度較差，可決系數(shù)只有0.28，說明廣西14個城市在此期間存在絕對β趨同，但β趨同的效果較小，趨同速度只有2.58%。在1996～2001年期間，方程的擬合度較高，但回歸系數(shù)b為正值，表明廣西14城市在這一階段存在著明顯的經(jīng)濟增長分異，分異速度較快，達到9.31%。在2001～2007年期間，方程的擬合度也較高，回歸系數(shù)b值為負，表明廣西14個城市的經(jīng)濟增長在這一階段發(fā)生絕對β趨同，趨同速度高達33.69%。在2007～2010年期間，方程的擬合度較小，可決系數(shù)只有0.3695，但回歸系數(shù)b為正值，表明廣西14個城市在這一階段存在明顯的分異，分異速度為9.1%。

檢驗的基本結論是，廣西14個城市經(jīng)濟增長在1995～2010年間存在絕對β趨同，該結論同時也驗證了Barro等人研究認為β趨同是α趨同的必要但不充分條件的結論。但檢驗結果同時表明，廣西14個城市在檢驗期間β趨同速度整體較低，說明廣西14個城市的經(jīng)濟差異并不能單獨依靠通過各城市經(jīng)濟增長的絕對收斂這一途徑加以消除。

（二）條件β趨同檢驗

理論上影響條件β趨同的控制變量有很多，如林毅夫（2006）等認為知識積累與創(chuàng)新對地區(qū)性經(jīng)濟增長的趨同有促進作用；[3]王小魯、樊綱（2004）認為資本、勞動力和人力資本在區(qū)域間的流動和配置狀況、市場化進程、城市化和農(nóng)村工業(yè)化發(fā)展水平等因素是我國區(qū)域間經(jīng)濟差異的相對變動趨勢的主要推動力；[4]徐現(xiàn)祥、舒元認（2004）為我國區(qū)域經(jīng)濟趨同與分異的影響因素主要有物質(zhì)資本、人力資本、技術進步和技術轉(zhuǎn)移等，而物質(zhì)資本是主導因素；[5]郭慶旺、趙志耘和賈俊雪（2005）認為全要素生產(chǎn)率尤其是技術進步率差異增大是我國區(qū)域經(jīng)濟差異增大的主要原因。[6]本文主要依據(jù)近些年在廣西經(jīng)濟增長中起重要作用的因素以及指標的客觀性、可得性，選擇如下4個影響穩(wěn)態(tài)的控制變量加入到模型中：人口增長率，用各城市建成區(qū)的人口年幾何平均增長率來表示；工業(yè)化水平，用各城市的工業(yè)增加值占該城市GDP的比重來衡量；對外開放程度，用外貿(mào)依存度（出口額占當年城市GDP的百分比）指標來衡量；固定資產(chǎn)投資率，用各城市固定資產(chǎn)更新（局部和全部更新）、改建、擴建、新建等活動所發(fā)生投資額度占城市GDP的比重來衡量。

按照Sala-I-Martin的回歸模型及考慮控制變量得到模型（5）：

其中，X1代表人口增長率；X2代表工業(yè)化水平；X3代表外貿(mào)依存度；X4代表固定資產(chǎn)投資率。同樣，這里也對是否存在違背基本假設的情況的隨機誤差項的自相關性進行檢驗，檢驗方法同前。依據(jù)方程（6）對廣西14個城市1995～2010年的條件趨同進行分析時，由于擬合的是多元線性回歸模型，還應對自變量之間是否存在多重共線性進行檢驗，采用的檢驗方法是計算每一自變量的方差擴大因子VIF。檢驗結果表明該方程存在多重共線性，故采用常用的差分法進行消除，得到最終的回歸結果表3：

表3 廣西14個城市經(jīng)濟增長的條件β趨同回歸分析結果

通過檢驗，該多元線性回歸模型符合基本假設，方程的擬合優(yōu)度較高且方程整體顯著。系數(shù)b為負，表明廣西14個城市在1995～2010年間存在條件β趨同，趨同速度為3.75%。檢驗結果說明了影響廣西14個城市向同一穩(wěn)態(tài)趨同的重要因素有人口增長、工業(yè)化程度、對外貿(mào)易和固定資產(chǎn)投資率等因素。其中，人口增長是廣西14個城市經(jīng)濟增長趨同的制約因素，且影響作用較大，工業(yè)化程度、對外貿(mào)易和固定資產(chǎn)投資率等三個指標則是經(jīng)濟增長趨同的促進因素，工業(yè)化水平對廣西14個城市經(jīng)濟增長趨同的影響最大。

三、結論與啟示

（一）主要結論

第一，在1995～2010年間，廣西14個城市的人均GDP增長總體上存在α趨同，其經(jīng)濟差距的變化大致可分為三個階段：一是1996～2001年，廣西14個城市間經(jīng)濟增長的分異；二是2001～2007年，廣西14個城市間經(jīng)濟增長的趨同；三是2007～2010年，人均GDP差距又呈現(xiàn)出擴大趨勢，表現(xiàn)為14個城市經(jīng)濟增長的又一次趨異。經(jīng)濟增長整體呈現(xiàn)出的α趨同表明，廣西14個城市從1995～2010年期間經(jīng)濟增長差距在緩慢縮小，在經(jīng)濟發(fā)展過程中，地區(qū)間趨同性在加強，分異性在減弱。分析表明：近16年來，廣西14個城市在經(jīng)濟發(fā)展的過程中，各城市基本上均能盡量地揚長避短，發(fā)揮地區(qū)比較優(yōu)勢，加快產(chǎn)業(yè)結構的升級，推動工業(yè)化和城市化的進程，從而帶來地區(qū)間經(jīng)濟差距逐年緩慢地縮小。

第二，在1995～2010年間，廣西14個城市的人均GDP增長總體呈現(xiàn)絕對β趨同，但趨同速度緩慢，說明1995年期初廣西14個城市人均GDP的差異是廣西14個城市形成總體趨同的影響因素，但并不是重要影響因素，單純根據(jù)期初人均GDP的差異獲得廣西經(jīng)濟發(fā)展一體化的目標是很難實現(xiàn)的。另外，在此期間發(fā)生了兩次分異和一次絕對β趨同，即一是1996～2001年，廣西14個城市發(fā)生了經(jīng)濟增長的分異，分異速度達到9.31%；二是2001～2007年，廣西14個城市發(fā)生了絕對β趨同，趨同速度高達33.69%；三是2007～2010年，廣西14個城市發(fā)生了分異，分異速度為9.1%?？梢钥闯?，無論是在整個時間跨度內(nèi)還是在各個階段，絕對β趨同與α趨同的檢驗結果都較為一致，這就從兩種不同的角度得出了廣西14個城市經(jīng)濟增長差異變化的同一概況。

第三，人口增長率、工業(yè)化水平、外貿(mào)依存度和固定資產(chǎn)投資率這四個控制變量是影響廣西14個城市經(jīng)濟增長趨同性的主要因素，在控制這些因素的情況下，廣西14個城市的人均GDP增長在1995～2010年間出現(xiàn)了條件β趨同，趨同速度為3.75%。其中，人口增長率與經(jīng)濟增長呈反向關系，說明它是抑制經(jīng)濟增長的因素；工業(yè)化水平、外貿(mào)依存度和固定資產(chǎn)投資率這三個變量的系數(shù)均為正，表明14個城市的工業(yè)化程度、對外貿(mào)易水平和固定資產(chǎn)投資對該廣西14個城市的經(jīng)濟增長趨同有著明顯促進作用。

（二）啟示與建議

檢驗分析表明，廣西14個城市經(jīng)濟發(fā)展在1995～2010年間出現(xiàn)了先增大后縮小又擴大的變化規(guī)律，原因主要在于各城市經(jīng)濟發(fā)展起點的基礎水平、工業(yè)化程度、貿(mào)易結構水平、政府的投資力度以及人口增長等方面存在著差異。據(jù)此，協(xié)調(diào)14個城市經(jīng)濟發(fā)展、促進廣西區(qū)域經(jīng)濟一體化目標的啟示與建議如下：

第一，加快推進經(jīng)濟一體化發(fā)展戰(zhàn)略。應積極貫徹《廣西北部灣經(jīng)濟區(qū)發(fā)展規(guī)劃》、《國務院關于進一步促進廣西經(jīng)濟社會發(fā)展的若干意見》等涉及推進經(jīng)濟一體化戰(zhàn)略的重大區(qū)域政策，以大交通為依托，市場為導向，資本為紐帶，企業(yè)為載體，加快推進14個城市在多層次、全方位、寬領域內(nèi)的合作與發(fā)展。充分整合14個城市的資源，按照比較優(yōu)勢原則協(xié)調(diào)14個城市在各自經(jīng)濟領域的優(yōu)先發(fā)展次序，以達到14個城市經(jīng)濟功能的優(yōu)化組合和整體優(yōu)勢的發(fā)揮，使廣西整體區(qū)域經(jīng)濟在互補有序中不斷向一體化方向發(fā)展。

第二，嚴格控制人口增長。人口增長率是檢驗的4個控制變量當中惟一的制約廣西14個城市經(jīng)濟增長趨同的影響因素。因此，14個城市尤其是經(jīng)濟增長落后地區(qū)要加大社會保障力度，加強宣傳教育，提倡晚婚晚育，從根本上改變落后地區(qū)人口持續(xù)高速增長的狀況。

第三，做好各城市間工業(yè)產(chǎn)業(yè)布局與重點產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)。廣西目前處在承接東部產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的高峰期，為促進14個城市的工業(yè)化水平，發(fā)揮工業(yè)在促進廣西經(jīng)濟一體化發(fā)展中的主導作用，應重點要做好各個城市間工業(yè)產(chǎn)業(yè)布局與重點產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)工作，發(fā)揮協(xié)同優(yōu)勢，避免各城市重點產(chǎn)業(yè)的盲目雷同。

第四，促進各城市對外貿(mào)易的發(fā)展。對外貿(mào)易是促進廣西14個城市經(jīng)濟增長趨同的主要因素之一，政府應當采取各項對策，不斷促進各城市對外貿(mào)易的發(fā)展。尤其是邊境口岸城市，應充分利用地緣優(yōu)勢做好口岸建設、市場開拓、聯(lián)檢服務等工作，力促與東盟邊境貿(mào)易的大發(fā)展。

第五，推進固定資產(chǎn)投資建設有序發(fā)展。固定資產(chǎn)投資是廣西14個城市經(jīng)濟增長趨同的最直接的手段與途徑。政府重點要在經(jīng)濟相對落后的城市加大基礎設施特別是交通道路的建設力度，構建完善發(fā)達的交通網(wǎng)絡體系，實現(xiàn)14個城市間物資和各種生產(chǎn)要素的快速自由流動，使得高收入城市區(qū)域與低收入城市區(qū)域之間的空間聯(lián)系不斷加強，經(jīng)濟交流不斷緊密，從而促進低收入城市在經(jīng)濟增長的過程中向高收入城市趨同，并最終促進廣西區(qū)域經(jīng)濟一體化發(fā)展目標的實現(xiàn)。

[1]Salow,Robert M．A Contribution to the Theory of Economic Growth [J]．Quarterly JournalofEconomies 1956,70(1)：65-94.

[2]Barro R,Sala-I-Martin Xavie.Economic Growth[M]. McGraw-Hill.New York,1995.

[3]潘士遠，林毅夫.發(fā)展戰(zhàn)略、知識吸收能力與經(jīng)濟收斂[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2006，（2）.

[4]王小魯，樊綱.中國地區(qū)差距的變動趨勢和影響因素[J].經(jīng)濟研究，2004，（1）.

[5]徐現(xiàn)祥，舒元.中國省區(qū)經(jīng)濟增長分布的演進[J].經(jīng)濟學（季刊），2004，（3）.

[6]郭慶旺，趙志耘，賈俊雪.中國省份經(jīng)濟的全要素生產(chǎn)率分析[J].世界經(jīng)濟，2005，（5）.

Study on the Convergence and Divergence of Regional Economic Growth in Guangxi——Based on Empirical Analysis on 14Cities in Guangxi

WANG Hong-tao

Based on the α convergence and β convergence theory of new classical economic growth,and the per capita GDP data of 14cities in Guangxi from 1995to 2010,this paper makes empirical analysis on the convergence and divergence in the process of regional economic growth in Guangxi with the regression analysis.The research showed that there were α convergence and absolute β convergence in Guangxi during the verification period and there was conditional β convergence after taking into consideration of control variables such as population growth,industrialization level,foreign trade dependence,and fixed assets investment rate.However,there are several divergences during some periods of time.Finally,this paper proposes the integrated counter-measures and suggestions for Guangxi’s regional economic growth according to the variation of convergence and divergence for Guangxi’s economic growth.

Guangxi;economic growth;convergence;divergence;regional economic integration

F127（67）

A

1673-8616（2012）04-0112-05

2012-05-04

廣西財經(jīng)學院2009年度科研立項項目（2009A01）

王洪濤，廣西財經(jīng)學院經(jīng)貿(mào)學院副教授、南京大學商學院博士研究生（廣西南寧，530003）。

[責任編輯：寧春園]