張建清 劉家君 魏 偉

市場化進程與中國經(jīng)濟的不平衡增長
——基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的分析

張建清 劉家君 魏 偉

在新增長回歸框架下,將定量化的市場化進程因素引入Barro回歸,利用Arellano和Bond等提倡的動態(tài)面板數(shù)據(jù)方法估計考察市場化進程對中國經(jīng)濟不平衡增長的影響。實證結果發(fā)現(xiàn)市場化進程對經(jīng)濟增長有著顯著影響,同時地區(qū)間市場化水平的差異會加劇地區(qū)間發(fā)展不平衡。其政策性含義是,深化以市場化進程為代表的改革不僅是中國經(jīng)濟持續(xù)增長的動力,也是中國縮小區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距的有效途徑。

市場化進程;經(jīng)濟增長;地區(qū)差異;Sys-GMM估計

一、引 言

改革開放30年以來,中國經(jīng)濟保持了年均9%以上的增長率,創(chuàng)造了世界經(jīng)濟發(fā)展史中的一個奇跡。中國經(jīng)濟如何在保持快速增長的同時,縮小地區(qū)間發(fā)展不平衡是實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的必要條件。

市場化進程在轉型經(jīng)濟的發(fā)展中有著巨大作用,同時不同區(qū)域的市場化進程速度和深度也不盡相同,這種非同步性會引起經(jīng)濟體內(nèi)部各地區(qū)經(jīng)濟增長的不平衡。因此,該研究將從市場化進程這一發(fā)展的重要源動力入手,考察市場化進程對于中國經(jīng)濟增長的影響,思考其在中國地區(qū)間經(jīng)濟增長差異中所扮演的角色。具體將在對1981-2011年中國各地區(qū)市場化進程進行合理測量的基礎上,使用新增長理論分析框架,運用動態(tài)Panel Data分析方法以得到較為可靠的實證分析結果。

在市場經(jīng)濟中市場對社會資源的配置起基礎性作用。諾斯(1994)指出,市場化改革是使資源配置從計劃調節(jié)轉變?yōu)槭袌稣{節(jié),是一種能夠促進經(jīng)濟增長的制度變遷。世界銀行在1996年度的發(fā)展報告《從計劃到市場》中,利用1989-1994年間26個東歐、前蘇聯(lián)和蒙古等國數(shù)據(jù)所得到的回歸結果發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟自由化對經(jīng)濟增長有正的顯著影響(世界銀行,1996)。中國作為漸進式改革的典范,為研究市場化進程與經(jīng)濟發(fā)展的關系提供了很好的樣本。

市場化進程的測度是一項非常復雜困難的工作,主要需要解決兩個問題:一是市場化的準確定義;二是實際測量框架的構建和資料的獲取。20世紀90年代以來,多家國外研究機構對全球范圍內(nèi)不同國家和地區(qū)的市場化程度進行了實證評估,其中美國的Heritage Foundation和加拿大的Fraser Institute的工作最具影響力,前者認為市場化進程就是“對于政府在生產(chǎn)、分配、消費等方面管制的消除”,后者則認為應是“個人選擇、私有財產(chǎn)保護以及交換的自由”。

關于中國國內(nèi)市場化進程度量的文獻資料并不多,盧中原,胡鞍鋼(1993)在利用市場化指數(shù)度量我國經(jīng)濟運行機制的市場化程度方面進行了創(chuàng)造性的工作,從投資、價格、工業(yè)生產(chǎn)和商業(yè)四個方面來編制市場化指數(shù)。陳宗勝(1998,1999)等則從更廣的范圍內(nèi)對市場化程度進行了測量。樊綱和王小魯?shù)?2003)選取五個方面25項指標,通過主成分分析方法,構建了1999、2000兩年中國省際市場化指數(shù),在此基礎上分析了各地區(qū)市場化進程的差異。

近年有了一些對市場化進程在中國經(jīng)濟增長和地區(qū)發(fā)展不平衡中的作用進行定量分析的文獻,如蔡昉、都陽、樊綱、王小魯?shù)取?/p>

縱覽已有文獻,對于市場化進程在經(jīng)濟增長和地區(qū)發(fā)展差異中的作用已有共識,只是多使用較為簡單的相關分析方法,缺乏經(jīng)濟增長模型的支撐,而且對于市場化進程的度量存在不同做法。本文將在新增長回歸框架下,采用Bond和Hoeffler(2001)提出的動態(tài)面板數(shù)據(jù)方法估計市場化進程在中國經(jīng)濟不平衡增長中發(fā)揮的影響,實證分析以解決兩個主要問題:一是在較長時期內(nèi),如何對省際市場化進程進行動態(tài)量化;二是選擇何種估計方法來處理面板數(shù)據(jù),以解決異質性、內(nèi)生變量等問題。

二、模型設定與估計方法

源于Ramsey模型的Solow及擴展Solow模型,構建起經(jīng)濟增長理論的經(jīng)典框架,此后關于經(jīng)濟增長以及區(qū)域間經(jīng)濟增長差異的研究多數(shù)是在上述框架下進行的。Baurmol(1986)的研究成果是關于經(jīng)濟增長和趨同問題研究的經(jīng)典文獻。Barro(1991)和M-R-W(1992)分別構建了一個人均產(chǎn)出與初期人均產(chǎn)出、儲蓄率、人口增長率、折舊率、人力資本等結構因素相關的的多元線性截面回歸方程,由于Barro的杰出貢獻,截面回歸分析方法也被稱之為“Barro回歸”。此后,很多學者在此基礎之上進行了拓展,主要是引入其他一個或數(shù)個影響經(jīng)濟增長的解釋變量。截面回歸方程一般表達形式為:

其中yi,t-T表示第i個經(jīng)濟體在t時刻的人均產(chǎn)出,1/T[ln(yi,t)-ln(yi,i,t-T)]表示T時期內(nèi)的人均產(chǎn)出增長率,Wi,t表示擴展Solow模型中影響經(jīng)濟增長穩(wěn)定狀態(tài)的因素,Zi,t表示其他一些影響經(jīng)濟增長的解釋變量,截距項α0包括各經(jīng)濟體所特有的因素,如一國的技術水平、自然稟賦、氣候、經(jīng)濟體制等。

以往中國很多學者在對中國經(jīng)濟增長和地區(qū)經(jīng)濟增長差異進行分析時,主要也利用截面回歸分析方法,如蔡昉、都陽(2000)和沈坤榮、馬俊(2002)等。但截面回歸方法的主要存在兩個問題:第一,各經(jīng)濟系統(tǒng)中結構特征的異質性問題,而截面回歸不能對反映不同經(jīng)濟體特質的變量(如地區(qū)稟賦、氣候、制度等因素)進行有效控制;第二,解釋變量的內(nèi)生性問題。在動態(tài)回歸方程中,至少可以肯定解釋向量中的那些“流量”(flow)變量,如投資率、人口增長率等,是內(nèi)生解釋變量,直接利用最小二乘法估計得到的估計結果是有偏的(Caselli et al.1996)。

為了解決截面回歸中所存在的一系列問題,Barro和Lee(1994)、Islam(1995)和Caselli et al. (1996)等引入面板數(shù)據(jù)方法。方程(1)在面板數(shù)據(jù)的環(huán)境下可寫為:

截面回歸中的常數(shù)項被分解為ηi和Tt。ηi反映個體特征Tt刻畫一些隨時間變化的因素。對于不易觀測的異質性問題,面板數(shù)據(jù)通過差分或取變量與均值離差的方式可以去除回歸方程中的某個常數(shù)項,這樣可以處理各國期初異質性變量ηi的參數(shù)估計問題(約翰斯頓和迪納爾多,2002中譯本)。

對于內(nèi)生變量問題,在對(2)進行一階差分之后,通過利用二階或多階滯后項作為某些內(nèi)生性解釋變量的工具變量,可以獲得一致估計,這就是所謂的一階差分矩估計法(Dif-GMM)(Arellano和Bond, 1991)。不過,Bond等(2001)進一步指出,當變量具有高度持續(xù)性(persistent),而且時間序列較短時,一階差分矩估計法會遇到大樣本環(huán)境下也存在的弱工具變量問題,導致有限樣本估計偏誤的出現(xiàn)。而在研究經(jīng)濟增長的動態(tài)回歸模型中,恰恰存在上述情況:一是產(chǎn)出水平通常具有持續(xù)相關性;二是面板回歸中通常會取4或5年作為一個時間段,利用該時段各變量的均值進行回歸分析(Islam,1995等),這樣會導致時間序列的觀測值減少。為解決這一問題,他們認為可以利用Arellano和Bover(1995)提出的系統(tǒng)矩估計法(Sys-GMM),將會得到更為有效的估計結果。本文將按照研究經(jīng)濟增長的經(jīng)典框架,利用公式(2),選擇上述合適的估計方法對市場化進程在中國經(jīng)濟不平衡增長中的作用進行分析。

三、數(shù)據(jù)的選擇與說明

本文所使用數(shù)據(jù)基本來自于《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》和《中國統(tǒng)計年鑒》,個別數(shù)據(jù)參考有關省份的統(tǒng)計年鑒,為了保持數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑的一致性,1998年及以前的數(shù)據(jù)來自于《新中國五十年統(tǒng)計資料》,1999年及以后的數(shù)據(jù)來自于相應年份的《中國統(tǒng)計年鑒》和相關省份的統(tǒng)計年鑒。

樣本數(shù)據(jù)時間跨度為1981-2011年,參照經(jīng)濟增長動態(tài)研究的一般做法(Islam,1995,Casellietal, 1996),同時考慮到樣本的個體規(guī)模,我們將30年劃分為6個區(qū)間,即1981-1986年,1986-1991年, 1991-1996年,1996-2001年,2001-2006,2006-2011年。樣本的截面單位為除去西藏、重慶的其他29個省、市、自治區(qū)。

本文要處理的一個關鍵是如何對中國市場化進程進行量化。所謂市場化是指我國改革開放以后從計劃經(jīng)濟逐步向市場經(jīng)濟過渡的體制改革過程,包括經(jīng)濟、社會、法律乃至政治等多方面的一系列改革,對其進行準確測量是一項非常復雜的工作。筆者在此對以往采用的測量方法進行一些修訂,以獲得一個能較合理的動態(tài)反映近30年來各地區(qū)市場化進程差異的指標體系;選擇利用非國有經(jīng)濟比重變化指標來代替市場化進程。由于單一指標不能全面反映非國有經(jīng)濟在地區(qū)經(jīng)濟中所占比重,故選取了三個指標進行加權衡量:(1)非國有經(jīng)濟在全部工業(yè)總產(chǎn)值中的比重;(2)非國有經(jīng)濟在全社會固定資產(chǎn)總投資中的比重;(3)非國有經(jīng)濟就業(yè)人口占總就業(yè)人口比重。與樊綱等(2003)不同,筆者最后并未將加權后的非國有工業(yè)比重進行指數(shù)化處理,以便與增長回歸方程中的資本、人力資源等變量的表現(xiàn)形式一致,具體的計算方法在此不贅。

對外開放程度F的測量,以進出口額占GDP比重和實際利用外國直接投資額占GDP比重來衡量各地區(qū)不同的對外開放程度,同樣利用主成分分析法得到兩個方面的方差貢獻率,最終得到對外開放程度的加權衡量結果。

其它變量說明如下:人均產(chǎn)出(y),“五十年統(tǒng)計資料”匯編中給出了各地區(qū)生產(chǎn)總值以1952年不變價的1952-1998年實際增長指數(shù),1999-2012年年鑒給出了各地區(qū)生產(chǎn)總值以前一年為不變價格的實際增長指數(shù),再加上1998年各地區(qū)生產(chǎn)總值和各地區(qū)年末人口,可以得到以1998年價格衡量的各地區(qū)實際人均GDP,由于整個時間區(qū)間分為6個時間段,最終利用的是1981,1986,1991,1996,2001,2006年的人均產(chǎn)出。人均實際產(chǎn)出增長率:是各個時間段期末人均產(chǎn)出與期初人均產(chǎn)出之差再除以5。Sk為物質資本的投資率,用各年全社會固定資產(chǎn)投資總額與GDP之比表示。人力資本存量Sh,以各地區(qū)在校大學生人數(shù)與總人口之比表示。n為各時間段內(nèi)人口的年平均增長率,折舊率和技術進步率之和g +δ按照一般經(jīng)驗性做法取0.05?；A設施I,用每平方公里的公路里程數(shù)表示。Sk、Sh、n+g+δ、I均取5年平均值。

四、實證分析結果

利用Stata12.0對公式(2)進行估計,重點關注市場化進程變量。表1報告了不同估計方法的估計系數(shù)和穩(wěn)健性檢驗結果。在GMM估計中,以往經(jīng)常被忽視的一個問題是工具變量個數(shù)過多問題。在進行GMM估計時,特別注意工具變量個數(shù)的選擇,將應用Roodman規(guī)則優(yōu)化工具變量及其個數(shù)選擇,估計結果如表1所示。

(1)-(2)列是利用混合最小二乘回歸分別對擴展索羅模型和本文模型的估計結果,可以看出擴展索羅模型非常不理想,而引入基礎設施、對外開放度和市場化進程因素后,估計結果變得較為理想,R2-adjusted由0.187提高到0.431,說明在擴展索羅模型基礎上引入上述新的變量有助于提高方程的解釋力,在后面幾列的估計中就直接引入上述變量。(3)列是固定效應估計,比較前(2)、(3)列的估計結果,各變量的符號符合理論經(jīng)驗,除了基礎設施變量外,都在1%置信水平上顯著,市場化進程和對外開放變量對人均產(chǎn)出增長率有著顯著影響,而在滯后因變量系數(shù)估計值上有著明顯差異,原因在于截面回歸中無法考慮到個體效應,POLS估計方法會使滯后因變量的系數(shù)β的估計值向上偏誤(Hsiao,1996),而在FE估計中,由于變形后的滯后因變量和誤差項之間存在負相關關系,會使得β估計值向下偏誤(Nickell,1981)。

表1 經(jīng)濟增長回歸結果(被解釋變量:[ln(yt)-log(yt-1)]/5)

(4)-(7)分別報告了不同GMM估計的結果,總體而言,Dif-GMM和Sys-GMM估計結果之間有著較大差異,而選擇一步估計還是二步估計對估計系數(shù)的影響并不明顯。Blundell and Bond(1998), Blundell,Bond and Windmeijer(2000)指出,雖然二步估計量在理論上更加有效,但由于二步估計中使用的權重矩陣是在一步估計系數(shù)基礎上得到的,會使二步估計量的漸進分布近似性不夠可靠,因而大多數(shù)文獻中會選取一步估計量進行分析。

比較(4)和(6)列的估計系數(shù),可以看出差異較大:(4)中滯后因變量估計系數(shù)較大,物質資本貢獻率較小,人力資本貢獻率非常顯著,(6)中物質資本貢獻率較大,而人力資本因素則不顯著,基礎設施因素在(6)中不顯著,在(4)中則較顯著,(4)中的市場化進程和對外開放因素的貢獻率遠高于(6)中的相應水平。如何對兩列結果進行選擇就涉及到一階差分矩法估計和系統(tǒng)矩法估計的比較,Bond(2001)指出了一種判斷GMM估計是否有效的簡單方法:滯后因變量系數(shù)β的一致估計量應該位于POLS和FE估計量之間。根據(jù)(2)和(3)對滯后因變量系數(shù)的估計結果,可以認為合理的滯后因變量系數(shù)應該位于(-0.069,-0.037)區(qū)間內(nèi)?？梢钥闯?Dif-GMM的估計值超出了這一范圍,而Sys-GMM的估計值恰好位于這一區(qū)間內(nèi),說明在本文的動態(tài)面板模型中,Sys-GMM估計量是更優(yōu)的一致估計量。

下文根據(jù)one-step Sys-GMM的估計系數(shù)進行分析。該估計的Sargan檢驗和Dif-Sargan檢驗結果證明工具變量不存在過度識別,各個工具變量都是有效的。Arellano和Bond(1991)提出一階差分后的擾動項如果在95%水平上不存在一階序列自相關時,AR(2)值應在(-1.96,1.96)區(qū)域內(nèi),這里的AR(2)檢驗值為2.25,擾動項應該存在一定程度的序列自相關,不過由于偏離值較小,不做進一步的修正。從各變量的系數(shù)大小來看,物質資本對于人均產(chǎn)出增長的貢獻最大,資本積累率的系數(shù)達到0.067,根據(jù)這一系數(shù)可以計算人均產(chǎn)出中的資本份額約為0.55,比一般理論認為的33%要高,這表明我國近20年來經(jīng)濟增長中對于資本投入的依賴過大,主要是一種投資拉動型增長。人力資本系數(shù)并不顯著,關于人力資本在經(jīng)濟增長中作用的研究一般也是在“Barro回歸”框架下進行的,但在估計結果上分歧較多,M-R-W(1991)、Acemoglu和Angrist(2000)等的結果表明人力資本對產(chǎn)出有著積極作用,而Islam(1995)、Bils和Klenow(2000)等的結果卻表明人力資本對產(chǎn)出的影響并不顯著甚至出現(xiàn)了負效應,相應地在實證方法上引起了許多爭議?；A設施的估計結果并不顯著,原因可能是以公路為代表的基礎設施具有很強的外溢性,不僅服務于本地經(jīng)濟發(fā)展,對于整個經(jīng)濟體系的發(fā)展都有著顯著效應。對外開放因素對人均產(chǎn)出增長率的貢獻值非常顯著,這進一步驗證了對外開放政策在我國經(jīng)濟增長中確實發(fā)揮了積極的作用。

本研究最為關注的市場化進程因素的系數(shù)符號與理論經(jīng)驗相符,t檢驗顯著,可以看出市場化進程確實在中國經(jīng)濟增長中發(fā)揮了積極作用。從對人均GDP增長的貢獻率來看,市場化進程的貢獻率(0. 031)要大于對外開放進程的貢獻率(0.017)而小于物質資本的貢獻率(0.067),這一順序與一般的經(jīng)驗性結論相一致,即資本投資是以往經(jīng)濟增長的主要拉動力。那么為了縮小地區(qū)間經(jīng)濟差異是否應該主要通過對落后地區(qū)加大物質投資來進行呢?誠然通過政府投資、直接補貼和轉移支付可以緩解一時的地區(qū)間收入差距,但無法從根本上解決問題。如果通過傾斜性投資政策可以從根本上解決地區(qū)經(jīng)濟差距,那就無法解釋改革開放之前中西部地區(qū)得到了政府大量投資卻并未縮小與東部地區(qū)發(fā)展差距這一事實較大(林毅夫、劉培林,2003)。筆者認為,如果沒有運作良好的經(jīng)濟機制,單純的投資無法促進地區(qū)經(jīng)濟快速發(fā)展,只有讓市場機制在資源配置中發(fā)揮主導作用,才能有效地將投資轉化為生產(chǎn)力。當然要說明的是,市場經(jīng)濟體制的發(fā)展與完善并不是要完全排斥國有經(jīng)濟,在完善的市場機制中,國有經(jīng)濟同樣可以作為市場主體參與競爭,發(fā)揮積極作用。

市場化進程在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中有何作用?按照東部、中部和西部將上述29個省級個體單位劃分為三大區(qū)域:東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南,中部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南,西部包括內(nèi)蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧海、新疆。我國東部地區(qū)由于歷史、區(qū)位等因素,具有較高的市場化程度稟賦,在改革開放初期,東部的市場化程度就要高于中部和西部,而且隨著改革的持續(xù),東部與中西部的市場化進程差距在不斷擴大,如表2所示:

表2 各地區(qū)市場化進程平均水平值

按照三大區(qū)域分類將已有數(shù)據(jù)分成三組,同樣利用公式(2)進行動態(tài)面板回歸分析,但在估計方法上直接使用Dif-GMM方法,因為此時每組個體個數(shù)減少,Sys-GMM估計的必要性降低,表3直接報告了主要系數(shù)的估計結果。

表3 各地區(qū)經(jīng)濟增長回歸估計的主要系數(shù)

該表給出了一些很有意思的結果,從投資貢獻率來看,東部地區(qū)對投資的依賴性相對最小,而中部和西部則依次增加。對外開放程度在東部地區(qū)增長中的貢獻率高于其在中部和西部的表現(xiàn),這與一般的經(jīng)驗性分析相一致。市場化進程要素的表現(xiàn)值得關注,市場化進程要素對中部人均GDP增長率的貢獻率(0.108)比東部地區(qū)相應數(shù)據(jù)(0.083)要高,筆者認為與表2中東部地區(qū)平均市場化水平高于西部地區(qū)的事實并不矛盾,雖然中部地區(qū)的市場化水平要低于東部地區(qū),但作為其自身而言,市場化進程對經(jīng)濟增長的作用是非常顯著的。如果沒有市場化進程的深入,中部地區(qū)發(fā)展相對落后的狀況會更為嚴重。與此相對的是西部地區(qū),其市場化進程不僅絕對水平低,而且在經(jīng)濟增長中的作用也相對較弱。

由上述分析可知,投資仍是中國以往經(jīng)濟增長和各地區(qū)經(jīng)濟增長的最主要因素。市場化進程對于經(jīng)濟增長也有著非常顯著的拉動作用,市場化改革從根本上改變了過去實行計劃經(jīng)濟體制造成的市場扭曲、經(jīng)濟缺乏活力等問題。而且市場化進程是投資回報率的重要決定因素,各地區(qū)市場化進程的不同會影響到各地區(qū)對投資的吸引力,同時這一過程具有自我強化效應,越是市場化程度高的地區(qū)越能吸引到投資,投資主體也更加多元化,而這反過來也會促使市場化進程不斷深化,從而擴大了地區(qū)經(jīng)濟差異。

五、結 論

本研究利用中國1981-2011年分省面板數(shù)據(jù),利用廣義矩法估計衡量了市場化進程對經(jīng)濟增長以及地區(qū)經(jīng)濟差異的影響。估計結果基本上穩(wěn)健可靠,主要結論包括:

1.市場化進程是一個復雜的制度變量,要在較長時間段內(nèi)對其進行動態(tài)測量非常困難,筆者嘗試利用非國有經(jīng)濟比重代替市場化進程,能夠近似地反映各地市場化進程的發(fā)展情況。

2.基于中國省際1981-2011年面板數(shù)據(jù)的分析表明,市場化進程對人均GDP的增長率確實有顯著貢獻,以非國有經(jīng)濟發(fā)展為代表的企業(yè)市場化改革從根本上改變了我國過去實行計劃經(jīng)濟體制造成的市場扭曲、經(jīng)濟缺乏活力等問題,促進了經(jīng)濟增長。投資仍是以往經(jīng)濟增長的最主要拉動力,同時市場化進程對經(jīng)濟增長率的貢獻率要大于對外開放因素的貢獻率。

3.東部和中西部之間在市場化進程上的非同步性是造成地區(qū)經(jīng)濟增長差異的重要因素。這種非同步性既來自于歷史的沉淀,也與改革開放后中央政府實施的支持東部沿海地區(qū)優(yōu)先發(fā)展的非均衡發(fā)展策略有關。這一戰(zhàn)略給予了東部地區(qū)更多的寬松政策和改革機遇。因而要縮小地區(qū)差距,除了政府加大對中西部地區(qū)的投資和轉移支付外,更應該通過實施有效的制度創(chuàng)新和改革措施改善中西部地區(qū)投資環(huán)境,在吸引外來資本的同時,鼓勵中西部地區(qū)民營經(jīng)濟發(fā)展,完善經(jīng)濟內(nèi)在增長機制。此即實現(xiàn)地區(qū)間經(jīng)濟增長趨同的有效途徑。

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■責任編輯:劉金波

Marketization and Imbalance Growth in China——Based on Dynamic Panel Data Model

Zhang Jianqing(Professor,Wuhan University)
Liu Jiajun(Doctoral Candidate,Wuhan University)
Wei Wei(Lecturer,Central China Normal University)

Based on the new growth model,this paper introduces quantitative marketization into Barro regression,then uses dynamic panel data approach proposed by Arellano and Bond to consider the effect of the course of marketization on imbalanced economic growth in China.Our result revealed that marketization has significant influence on China’s economic growth,while the difference in level of marketization among regions can intensify inequality in development.We suggest that to further the reform is not only the motivation for continuous economic growth in China,but also the effective method to narrow regional inequality.

marketization;imbalanced economic growth;Sys-GMM estimation

張建清,武漢大學中國中部發(fā)展研究院、武漢大學經(jīng)濟發(fā)展研究中心教授、博士生導師。湖北武漢430072。Email:jqzhang@whu.edu.cn。

教育部人文社會科學重點研究基地重大項目(2009JJD79003);國家自然科學基金青年項目(71303088);教授部人文社科青年項目(13YJC790157)

劉家君,武漢大學中國中部發(fā)展研究院博士生。

魏 偉,華中師范大學經(jīng)濟與工商管理學院講師,博士。