何雄浪，靳中輝

（1.西南民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 610041；2.西華大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 610039）

我國(guó)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的重新審視

何雄浪1，靳中輝2

（1.西南民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 610041；2.西華大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 610039）

文章使用四個(gè)不平等衡量指標(biāo)，對(duì)我國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)地區(qū)不平等程度進(jìn)行了測(cè)量，發(fā)現(xiàn)各個(gè)指標(biāo)都顯示我國(guó)地區(qū)不平等程度整體呈現(xiàn)出下降—上升—下降的趨勢(shì)?；?978-2015年我國(guó)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，利用半?yún)?shù)回歸方法經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：我國(guó)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系變動(dòng)軌跡在改革開(kāi)放之初呈現(xiàn)短暫的向下滑動(dòng)之后，便呈現(xiàn)出明顯的倒U形關(guān)系，這與庫(kù)茲涅茨曲線相吻合。同時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果也表明，近年來(lái)，我國(guó)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系變動(dòng)軌跡有著非常明顯的下降趨勢(shì)，這既驗(yàn)證了已有政策的效果，也為進(jìn)一步深化經(jīng)濟(jì)改革提供了依據(jù)。

區(qū)域不平等指數(shù)；經(jīng)濟(jì)發(fā)展；半?yún)?shù)回歸；庫(kù)茲涅茨曲線

一、引言及文獻(xiàn)綜述

關(guān)于對(duì)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系自20世紀(jì)50年代被提出以來(lái)，一直為發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)、區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)等相關(guān)學(xué)科所研究，近幾年來(lái)，再次成了學(xué)界的一個(gè)熱點(diǎn)話題被探討，這一方面是由于2008年經(jīng)濟(jì)危機(jī)以來(lái)，到目前為止，全球經(jīng)濟(jì)沒(méi)能真正恢復(fù)。由于世界各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢甚至停滯所帶來(lái)的民族沖突、政治動(dòng)亂不時(shí)刺痛著人們的神經(jīng)，一些學(xué)者再次集中精力來(lái)探求效率與公平這一古老的經(jīng)濟(jì)話題，希望能探尋些新的東西以助現(xiàn)實(shí)世界問(wèn)題的解決；另一方面自20世紀(jì)80、90年代以來(lái)，世界的政治、經(jīng)濟(jì)格局發(fā)生了巨大的變化，幾十年間在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，地區(qū)不平等的伴隨物——收入不平等所累積發(fā)酵的結(jié)果，不僅在國(guó)家之間，在一些西方國(guó)家的內(nèi)部也開(kāi)始顯現(xiàn)，2016年英國(guó)脫歐公投和美國(guó)大選出人意料的結(jié)果正是人民對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不振及收入差距擴(kuò)大不滿的爆發(fā)，無(wú)疑這會(huì)嚴(yán)重破壞國(guó)家的凝聚力和向心力，自然也引起了學(xué)者的注意。

就我國(guó)而言，自改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得的成就舉世公認(rèn)，但同時(shí)由于各地區(qū)地理位置優(yōu)劣的不同、資源稟賦的差異乃至國(guó)家階段性政策扶持重點(diǎn)的變化，都對(duì)我國(guó)地區(qū)的不平等產(chǎn)生著深遠(yuǎn)的影響。具體來(lái)說(shuō)，改革開(kāi)放后，各種生產(chǎn)要素被積極調(diào)動(dòng)起來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了全面的發(fā)展，同時(shí)東部省份憑借區(qū)位優(yōu)勢(shì)及國(guó)家的政策扶持，率先實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)騰飛。之后出于我國(guó)社會(huì)主義共同富裕的性質(zhì)及各地區(qū)平衡發(fā)展的需要，我國(guó)從20世紀(jì)末期開(kāi)始相繼實(shí)施了“西部大開(kāi)發(fā)”、“振興東北老工業(yè)基地”、“中部崛起”等旨在縮小地區(qū)發(fā)展不平衡的戰(zhàn)略，這一政策轉(zhuǎn)向?yàn)閮?nèi)地吸引了大量的投資及發(fā)展機(jī)會(huì)。2007年科學(xué)發(fā)展觀提出了協(xié)調(diào)區(qū)域發(fā)展的要求，這使我國(guó)地區(qū)平衡發(fā)展有了指導(dǎo)思想。十八大以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展步入了新常態(tài)，降速提質(zhì)成為新時(shí)期的發(fā)展主題，同時(shí)為實(shí)現(xiàn)我國(guó)全面建成小康社會(huì)的目標(biāo)，全國(guó)范圍內(nèi)扶貧工作的全方位展開(kāi)，這為我國(guó)中西部貧窮落后省份的發(fā)展帶來(lái)了又一次良機(jī)。

對(duì)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的研究可以追溯到Kuznets（1955）［1］，他首次提出在國(guó)家由農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)向工業(yè)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變的過(guò)程中，由于技術(shù)溢出效應(yīng)的存在，個(gè)人收入不平等隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)先上升、后下降的倒U形趨勢(shì)，由此提出了個(gè)人收入不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展成倒U形關(guān)系的假說(shuō)。Solow（1956）［2］的新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力來(lái)自勞動(dòng)、資本和技術(shù)進(jìn)步三個(gè)要素，由于資本邊際報(bào)酬遞減規(guī)律的存在，從長(zhǎng)期來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最終趨于收斂，增長(zhǎng)將完全由外生的技術(shù)進(jìn)步?jīng)Q定。之后 Myrdal（1957）［3］對(duì)新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)采用的傳統(tǒng)靜態(tài)均衡分析方法提出了批判，他認(rèn)為，在循環(huán)累積因果原理的作用下，發(fā)展快的地區(qū)將發(fā)展得更快，發(fā)展慢的地區(qū)將發(fā)展得更慢，從而導(dǎo)致“地理上的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)”。這些系列經(jīng)典理論已經(jīng)涉及了經(jīng)濟(jì)發(fā)展與地區(qū)不平衡的關(guān)系。Williamson（1965）［4］以Kuznets（1955）［1］的倒 U假說(shuō)為基礎(chǔ)，從地區(qū)資源稟賦差異、政府政策促使人口和資本在地區(qū)間流動(dòng)等角度出發(fā)，首次分析了在工業(yè)化進(jìn)程中地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間有著先擴(kuò)大、后縮小的倒U形關(guān)系趨勢(shì)。

后來(lái)隨著計(jì)量方法論的不斷發(fā)展，很多學(xué)者借助于適用的計(jì)量模型對(duì)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的倒U形關(guān)系進(jìn)行了驗(yàn)證。大體來(lái)說(shuō)他們的研究工作主要沿著以下兩條主線進(jìn)行：一條是國(guó)家間或國(guó)家內(nèi)部各地區(qū)間的不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展是否存在著倒U形的關(guān)系？如果存在那么在完成之后是又一次趨于發(fā)散還是趨于穩(wěn)定？為此Amos（1988）［5］使用參數(shù)回歸法對(duì)美國(guó)50個(gè)州在1950、1960、1970、1980年每十年一次的普查數(shù)據(jù)，1969-1983年度里的混合面板數(shù)據(jù)，各州之間的截面數(shù)據(jù)都分別做了估計(jì)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)美國(guó)地區(qū)不平衡與經(jīng)濟(jì)發(fā)展在完成倒U形關(guān)系后又呈現(xiàn)出新的發(fā)散趨勢(shì)，僅有少量跡象表明地區(qū)間的不平等程度在達(dá)到極小值時(shí)趨于平穩(wěn)。Ezcurra和Rapun（2006）［6］使用半?yún)?shù)核回歸法對(duì) 14 個(gè)西北歐發(fā)達(dá)國(guó)家在1980-2002年間的情況做了考察，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到一定水平之后，各國(guó)間的不平等程度開(kāi)始變大，只是與Amos（1988）［5］對(duì)美國(guó)考察的結(jié)果相比，這個(gè)過(guò)程要短。隨著經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展，國(guó)家間的不平等程度開(kāi)始縮小，最終在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的后期階段，國(guó)家間的不平等程度趨于一個(gè)穩(wěn)定的低水平；另一條主線則是尋找地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系背后演進(jìn)的機(jī)理。具有代表性的是Barrios和Strobl（2009）［7］應(yīng)用不平等動(dòng)態(tài)演進(jìn)模型分別對(duì)早期加入歐盟的15個(gè)國(guó)家及后來(lái)中東歐又相繼加入的歐盟25個(gè)國(guó)家，在20世紀(jì)70年代直到20世紀(jì)末的不同時(shí)間段做了考察，其使用半?yún)?shù)回歸得到的估計(jì)結(jié)果顯示，不論是先加入歐盟的發(fā)達(dá)國(guó)家間，還是并入后加入歐盟的非發(fā)達(dá)國(guó)家，國(guó)家間的不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展都呈倒U形關(guān)系，這驗(yàn)證了在技術(shù)溢出效應(yīng)下，地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相互追趕過(guò)程。Lessmann（2014）［8］綜合應(yīng)用參數(shù)和半?yún)?shù)計(jì)量方法，對(duì)全球范圍內(nèi)56個(gè)國(guó)家在1980-2009年間的面板數(shù)據(jù)做了回歸分析，驗(yàn)證了地區(qū)間不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間倒U形關(guān)系的存在。

國(guó)內(nèi)對(duì)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的研究起步較晚，我國(guó)20世紀(jì)90年代開(kāi)始顯現(xiàn)出區(qū)域發(fā)展不平衡和城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的現(xiàn)象，出于對(duì)區(qū)域公平和城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的需要，很多學(xué)者從區(qū)域不平等或收入不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的角度著手研究這一問(wèn)題。陸銘等（2005）［9］通過(guò)聯(lián)立方程模型和分布滯后模型分析了城鄉(xiāng)收入分配不平等與投資、教育、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相互關(guān)系，發(fā)現(xiàn)收入差距和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著負(fù)相關(guān)關(guān)系。劉生龍（2009）［10］在收入分配不平等與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的理論模型基礎(chǔ)上，運(yùn)用OLS和GMM方法對(duì)跨國(guó)截面數(shù)據(jù)做出了估計(jì)，其理論與實(shí)證結(jié)果都證明了收入不平等與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)倒U形關(guān)系的存在。龍翠紅和洪銀興（2010）［11］使用我國(guó) 21 個(gè)省區(qū) 1995-2005年間的數(shù)據(jù)分析了農(nóng)村、城市以及城鄉(xiāng)之間收入不平等與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)村及城鄉(xiāng)之間的不平等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著明顯的抑制作用，而城市的不平等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并沒(méi)有明顯的副作用。胡晶晶和曾國(guó)安（2011）［12］也對(duì)這一問(wèn)題做了研究，不同的是，他們使用泰爾指數(shù)對(duì)城市、農(nóng)村、城鄉(xiāng)之間的收入差距做了分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民收入不平等對(duì)總體居民收入的不平等水平起著決定性作用。耿德偉（2014）［13］基于我國(guó)1987-2005年間的省際面板數(shù)據(jù)，分別采用面板固定效應(yīng)模型和面板隨機(jī)效應(yīng)模型對(duì)我國(guó)地區(qū)間收入不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系做了研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國(guó)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間確實(shí)存在倒U形關(guān)系。

通過(guò)對(duì)國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在著倒U形的關(guān)系，本文感興趣的是改革開(kāi)放以來(lái)我國(guó)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系是否遵循一般的倒U形規(guī)律？近年我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)后，我國(guó)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系究竟處在哪一個(gè)階段？在可預(yù)期的范圍內(nèi)，這一走勢(shì)將如何變化？縮小區(qū)域發(fā)展差距，這不僅是我國(guó)社會(huì)主義制度優(yōu)越性的體現(xiàn)，也是歐美等西方國(guó)家一系列社會(huì)事件給我們的警示，探索這一規(guī)律無(wú)論是對(duì)于我國(guó)社會(huì)的穩(wěn)定、經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展，還是對(duì)國(guó)家政策的制定都將有著十分重要意義。

地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平等既受到外部政策環(huán)境的影響，也受到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展內(nèi)在機(jī)理的制約，探索我國(guó)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的趨勢(shì)，既是為了驗(yàn)證我國(guó)已有政策的效果，進(jìn)而為以后經(jīng)濟(jì)發(fā)展與區(qū)域政策的制定提供依據(jù)，切實(shí)促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)穩(wěn)定、民族團(tuán)結(jié)；也是為了探索我國(guó)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展規(guī)律，為我國(guó)經(jīng)濟(jì)的深化改革提供依據(jù)。

與已有研究相比，本文有如下貢獻(xiàn)：①根據(jù)我國(guó)人口流動(dòng)性較大，特別是確立社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)地位以來(lái)，流動(dòng)人口顯著趨于變大的狀況，本文整合了一套通過(guò)估算的常住人口數(shù)據(jù)來(lái)測(cè)算真實(shí)的人均GDP；②使用基尼系數(shù)、廣義熵指數(shù)、泰爾指數(shù)、人口加權(quán)變異系數(shù)四個(gè)指標(biāo)對(duì)我國(guó)改革開(kāi)放至今地區(qū)不平等的時(shí)間趨勢(shì)做了分析研究；③本文使用半?yún)?shù)橫截面數(shù)據(jù)核回歸和半?yún)?shù)面板固定效應(yīng)估計(jì)模型來(lái)分析改革開(kāi)放以來(lái)我國(guó)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系；④本文明確了近年我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)下地區(qū)不平衡的發(fā)展趨勢(shì)，并針對(duì)此種狀況提出相應(yīng)的政策建議。

二、區(qū)域不平等指標(biāo)分析與變量選取

由于所使用的計(jì)量方法、所收集的數(shù)據(jù)、所分析的國(guó)家以及對(duì)地區(qū)收入不平等衡量方法的不同，關(guān)于地區(qū)收入不平等和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的理論和實(shí)證結(jié)果非常不一致（劉生龍，2009）［10］。衡量地區(qū)不平等的指標(biāo)有很多，使用較多的大體有基尼系數(shù)、廣義熵指數(shù)、泰爾指數(shù)以及人口加權(quán)變異系數(shù)等指標(biāo)，盡管每個(gè)指標(biāo)代表的含義不盡相同，但也有一定的相似程度。

（一）衡量地區(qū)不平等的指標(biāo)分析

本文選取基尼系數(shù)、廣義熵指數(shù)、泰爾指數(shù)以及人口加權(quán)變異系數(shù)四個(gè)指標(biāo)來(lái)衡我國(guó)地區(qū)的不平等程度。這四個(gè)指標(biāo)的計(jì)算公式如下：

上式中，n表示地區(qū)數(shù)量，pit表示第i個(gè)省份t年的全國(guó)人口占比，yit表示第i個(gè)省份t年的人均GDP，則pjt表示第j個(gè)省份t年的全國(guó)人口占比，yjt表示第j個(gè)省份t年的人均GDP，yˉt為第t年的全國(guó)人均GDP。GINI為基尼系數(shù)，T（0）為廣義熵指數(shù)，T（1）為泰爾指數(shù)，WCV為人口加權(quán)變異系數(shù)，這四個(gè)指標(biāo)都屬于相對(duì)指數(shù)，滿足處理數(shù)據(jù)的齊次性要求?；嵯禂?shù)在經(jīng)濟(jì)學(xué)上有著明確的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義，并有著優(yōu)良的性質(zhì)，因此，在衡量不平等方面基尼系數(shù)應(yīng)用的最廣；廣義熵指數(shù)和泰爾指數(shù)則有著良好的分解性質(zhì)，它能把不平等值分解為組內(nèi)和組間兩個(gè)部分，因此在衡量城鄉(xiāng)不平等或不同區(qū)域內(nèi)部不平等時(shí)應(yīng)用較為廣泛；人口加權(quán)變異系數(shù)本質(zhì)上衡量的是樣本中各觀測(cè)值的變異程度，在研究中較常應(yīng)用于衡量國(guó)家之間的不平等程度。從厭惡不平等程度的角度來(lái)看，廣義熵指數(shù)、泰爾指數(shù)、人口加權(quán)變異系數(shù)有著從大到小的排序，也就說(shuō)人口加權(quán)變異系數(shù)比泰爾指數(shù)、廣義熵指數(shù)對(duì)收入差異持更為接納的態(tài)度，即其暗含的厭惡不平等程度比其他幾個(gè)不平等指數(shù)要小。盡管除基尼系數(shù)外，其他三個(gè)不平等指數(shù)的數(shù)值大小沒(méi)有明確的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義，但這并不妨礙用其分析地區(qū)不平等的時(shí)間變動(dòng)趨勢(shì)。經(jīng)計(jì)算，我國(guó)省份間的1978-2015年的四個(gè)不平等指數(shù)數(shù)值見(jiàn)表1所列。

表1 1978-2015年我國(guó)地區(qū)間的四個(gè)不平等指數(shù)數(shù)值比較及其變化趨勢(shì)

為了能對(duì)四個(gè)指標(biāo)的比較及其變動(dòng)有更直觀的了解，將各個(gè)不平等指標(biāo)的時(shí)間趨勢(shì)繪制成折線圖，如圖1至圖4所示。

圖1 基尼系數(shù)及其變動(dòng)趨勢(shì)

圖2 廣義熵指數(shù)及其變動(dòng)趨勢(shì)

圖3 泰爾指數(shù)及其變動(dòng)趨勢(shì)

圖4 人口加權(quán)變異系數(shù)及其變動(dòng)趨勢(shì)

表1及圖1至圖4反映，衡量各地區(qū)不平等的指標(biāo)整體上都呈現(xiàn)出下降、上升、下降的趨勢(shì)。例如，四個(gè)指數(shù)值均顯示，從90年代初到2004年左右，四個(gè)指標(biāo)都呈現(xiàn)出整體上升趨勢(shì)，從那以后便呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)。同時(shí)，相比較而言，人口加權(quán)變異系數(shù)的走勢(shì)與其他三個(gè)指標(biāo)值差異較大，正如前面所說(shuō)，與其他三個(gè)不平等指標(biāo)相比，其暗含的對(duì)不平等的“厭惡”程度更低，這或許是其走勢(shì)與其他三個(gè)指標(biāo)值有較明顯差異的原因之一。盡管如此，同時(shí)對(duì)比可能得出不同結(jié)論的不平等指標(biāo)仍是有必要的，因?yàn)檫@能較為全面的驗(yàn)證本文得出結(jié)論的穩(wěn)健性，而對(duì)于略顯離群傾向的人口加權(quán)變異系數(shù)，其得出的結(jié)果應(yīng)注意區(qū)別看待或淡化處理。

（二）變量選取

本文所要研究的主題是我國(guó)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系及兩者目前處于一個(gè)什么樣的水平趨勢(shì)。綜合上文對(duì)各不平等指標(biāo)衡量結(jié)果的對(duì)比以及考慮指標(biāo)的特征，本文選取基尼系數(shù)作為衡量地區(qū)不平等程度的被解釋變量，原因有以下兩點(diǎn)：首先，基尼系數(shù)本質(zhì)上是基于洛倫茨曲線轉(zhuǎn)化來(lái)的，有著明確的經(jīng)濟(jì)含義；其次，基尼系數(shù)滿足以下六個(gè)性質(zhì)（萬(wàn)廣華，2008）［14］：①匿名性，即在用一組有著不同收入觀察值的人口度量不平等時(shí)，任意對(duì)調(diào)兩個(gè)人，指標(biāo)值不變。②齊次性，即變換度量衡單位，指標(biāo)值估算結(jié)果不受影響。③人口無(wú)關(guān)性，即樣本體積大小不影響度量結(jié)果。④轉(zhuǎn)移性原則，即富人轉(zhuǎn)移給窮人一筆錢時(shí)，不平等必須下降或不變。⑤強(qiáng)洛倫茨一致性，即與洛倫茨曲線一致，度量結(jié)果包含了所有的樣本信息。⑥標(biāo)準(zhǔn)化，即每個(gè)人的收入相同時(shí)，不平等必為零。其他三個(gè)不平等指標(biāo)不能同時(shí)完全具備這些特征。

在衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的文獻(xiàn)中，大致都是選取人均GDP或人均GDP的自然對(duì)數(shù)作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變量。Ezcurra 和 Rapun（2006）［6］、Barri?os和Strobl（2009）［7］等在實(shí)證分析地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系時(shí)選取了人均GDP來(lái)衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，Lessmann（2014）［8］、張照俠和龔敏（2015）［15］則選取了人均GDP的自然對(duì)數(shù)來(lái)作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的代理變量，而耿德偉（2014）［13］同時(shí)使用了人均GDP的水平值及其對(duì)數(shù)值來(lái)驗(yàn)證了地區(qū)收入不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系?？紤]到衡量地區(qū)的不平衡指標(biāo)——基尼系數(shù)的數(shù)值大小，為了使地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系曲線能夠呈現(xiàn)出平滑性，本文選取人均GDP的自然對(duì)數(shù)來(lái)作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的代理變量。

庫(kù)茨涅茲曲線的理論基礎(chǔ)是經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的改變會(huì)影響地區(qū)間發(fā)展的不平等程度，改革開(kāi)放以來(lái)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整涵蓋了兩次變化的過(guò)程，由此，把第一產(chǎn)業(yè)GDP占比作為農(nóng)業(yè)向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，這一變化過(guò)程稱之為第一次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過(guò)程，這一比值越低，意味著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)非農(nóng)化越明顯，理論上這一指標(biāo)值應(yīng)與地區(qū)不平等程度負(fù)相關(guān)；把第三產(chǎn)業(yè)份額除以第二產(chǎn)業(yè)份額作為非農(nóng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，這一變化過(guò)程稱之為第二次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過(guò)程，這一比值越高，意味著服務(wù)業(yè)化越明顯，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，這一指標(biāo)值與地區(qū)不平等程度的相關(guān)性可能為正，也可能為負(fù)，這取決服務(wù)業(yè)的性質(zhì)。此外，地區(qū)對(duì)外開(kāi)放程度、投資水平等也是影響地區(qū)發(fā)展不平等的重要因素［16］。本文把進(jìn)出口貿(mào)易總額除以GDP作為衡量地區(qū)對(duì)外開(kāi)放程度的指標(biāo)，把地區(qū)固定資產(chǎn)投資總額除以GDP作為衡量地區(qū)投資水平的指標(biāo)，這些指標(biāo)與兩次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指標(biāo)一起作為控制變量引入到計(jì)量分析中。

（三）數(shù)據(jù)的來(lái)源、變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析及數(shù)據(jù)性質(zhì)的檢驗(yàn)

本文1978-2015年間所有數(shù)據(jù)均來(lái)源于我國(guó)31個(gè)省、市、自治區(qū)的統(tǒng)計(jì)年鑒以及相關(guān)的國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒。為了準(zhǔn)確衡量人均真實(shí)GDP，本文以1978年的價(jià)格為基期水平，采用了GDP平減指數(shù)來(lái)消除價(jià)格因素的影響。另外，本文沒(méi)有直接使用統(tǒng)計(jì)年鑒上的人均GDP數(shù)值（它們多以戶籍人口為參照對(duì)象，且各省統(tǒng)計(jì)口徑不一），而是整理了各地區(qū)的常住人口數(shù)據(jù)，用地區(qū)歷年真實(shí)GDP除以常住人口得到人均GDP。對(duì)于個(gè)別缺省數(shù)據(jù)，本文使用平均插值法進(jìn)行了補(bǔ)充。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表2所列。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2中，除了GINI表示基尼系數(shù)外，其他各符號(hào)的含義如下：gdppc表示人均GDP水平（單位：元），lngdppc表示人均GDP水平取自然對(duì)數(shù)，fristad表示第一產(chǎn)業(yè)GDP占比，secondad表示第三產(chǎn)業(yè)除以第二產(chǎn)業(yè)之比值，open表示對(duì)外開(kāi)放程度，用進(jìn)出口貿(mào)易總額除以GDP得到，invest表示地區(qū)投資水平，用固定資產(chǎn)投資除以GDP計(jì)算得到。另外，N為總樣本量，n為截面維度，T為時(shí)間維度。變量的組間異方差、組間同期相關(guān)及組內(nèi)自相關(guān)的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3所列。

表3 變量數(shù)據(jù)性質(zhì)的檢驗(yàn)

表3反映，Wald檢驗(yàn)高度拒絕了不存在組間異方差的原假設(shè)，Wooldridge檢驗(yàn)高度拒絕了不存在組內(nèi)一階自相關(guān)的原假設(shè)，Pesaran檢驗(yàn)高度拒絕了不存在組間同期相關(guān)的原假設(shè)。面板組間異方差說(shuō)明要考慮地區(qū)間的異質(zhì)性，組內(nèi)一階自相關(guān)說(shuō)明變量有著明顯的時(shí)間趨勢(shì)，對(duì)此也必須引起重視，組間同期相關(guān)從某種程度上說(shuō)明了控制變量的選取是合理的。因此在下面的計(jì)量分析中要在考慮組內(nèi)相關(guān)性和組間異方差的基礎(chǔ)上作出回歸分析。

三、計(jì)量分析

在對(duì)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的模型回歸中，大體有參數(shù)模型和半?yún)?shù)模型兩種估計(jì)方法。參數(shù)估計(jì)法是事先對(duì)模型的形式作出具體的假定，參數(shù)估計(jì)法盡管有著簡(jiǎn)單易用的特點(diǎn)，但卻可能會(huì)導(dǎo)致意想不到的估計(jì)偏差，影響結(jié)果的穩(wěn)健性。半?yún)?shù)回歸法就是同時(shí)給定模型的參數(shù)部分和非參數(shù)部分，參數(shù)部分是根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論對(duì)部分變量的限制來(lái)給定其函數(shù)形式，對(duì)于函數(shù)形式未知的變量則不對(duì)其限制，這既避免了參數(shù)回歸對(duì)模型過(guò)于嚴(yán)格的限制，也避免了參數(shù)回歸時(shí)往往面臨“維度的詛咒”的困境。由此，本文從橫截面數(shù)據(jù)和面板數(shù)據(jù)兩個(gè)方面，利用半?yún)?shù)回歸法來(lái)分析地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系。

（一）半?yún)?shù)橫截面數(shù)據(jù)核回歸分析

對(duì)面板數(shù)據(jù)組內(nèi)自相關(guān)的檢驗(yàn)表明變量有著明顯的時(shí)間趨勢(shì)，同時(shí)考慮到所有地區(qū)有共有的時(shí)間趨勢(shì)因素，因此通過(guò)加入時(shí)間虛擬變量對(duì)其進(jìn)行控制。對(duì)面板數(shù)據(jù)加入時(shí)間虛擬變量，組成了新的橫截面數(shù)據(jù)，對(duì)新的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸時(shí)，顯示組間異方差仍然存在，為此使用異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤對(duì)此進(jìn)行控制。估計(jì)結(jié)果以兩部分呈現(xiàn)：解釋變量與被解釋變量的非線性關(guān)系以圖形的方式呈現(xiàn)，如圖5所示；各個(gè)控制變量與被解釋變量的具體線性關(guān)系見(jiàn)表4第2列的參數(shù)值。

圖5 地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非線性關(guān)系（1）

圖5中灰色帶子為95%的置信區(qū)間，該核回歸圖示反映，在改革開(kāi)放初期，我國(guó)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系呈短暫的下降趨勢(shì)后，之后便呈現(xiàn)出明顯的倒U形關(guān)系趨勢(shì)，并且目前兩者關(guān)系呈更為明顯的下降趨勢(shì)。這表明，在經(jīng)歷長(zhǎng)時(shí)間的非均衡發(fā)展后，我國(guó)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非線性下降趨勢(shì)關(guān)系已呈現(xiàn)出來(lái)，這與中央政府調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，積極推行以人為本的發(fā)展戰(zhàn)略分不開(kāi)的。

表4 半?yún)?shù)橫截面數(shù)據(jù)核回歸估計(jì)線性部分結(jié)果

表4第2列控制變量的系數(shù)估計(jì)值都在1%顯著水平上高度顯著，同時(shí)也可以看出：代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)第一次調(diào)整的變量系數(shù)值為負(fù)，這表明我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的工業(yè)化等非農(nóng)業(yè)化過(guò)程加劇了地區(qū)不平等程度；代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)第二次調(diào)整的變量系數(shù)值為正，這表明我國(guó)的第二次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整擴(kuò)大了地區(qū)間的不平等程度，因此，我國(guó)服務(wù)業(yè)的發(fā)展并沒(méi)有起到縮小地區(qū)差距的作用，這可能是由于我國(guó)傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)發(fā)展不足的原因造成的；代表對(duì)外開(kāi)放水平的變量系數(shù)值為負(fù)，這表明我國(guó)各地區(qū)對(duì)外開(kāi)放水平的提高在一定程度上起到了縮小地區(qū)發(fā)展不平等程度的作用；代表國(guó)家政策因素的投資水平變量系數(shù)值為負(fù)，這表明國(guó)家對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的介入是縮小區(qū)域發(fā)展差異的重要因素之一。

考慮到地區(qū)人均GDP相關(guān)水平可能存在的內(nèi)生性，按照Barrios和Strobl（2009）［7］的做法，本文也使用對(duì)數(shù)人均GDP的滯后期進(jìn)行估計(jì)，檢驗(yàn)使用經(jīng)濟(jì)發(fā)展變量滯后期所得回歸結(jié)果是否與原變量相一致。由此，分別使用對(duì)數(shù)人均GDP的滯后二期和滯后五期代替無(wú)滯后的解釋變量來(lái)做半?yún)?shù)估計(jì)，回歸結(jié)果同樣分為兩部分，圖6、圖7分別是在解釋變量滯后二期和滯后五期情況下，地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非線性關(guān)系描述，各個(gè)控制變量與被解釋變量的具體線性關(guān)系分別見(jiàn)表4第3列、第4列的參數(shù)值。

圖6 地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非線性關(guān)系（2）

圖7 地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非線性關(guān)系（3）

從圖6和圖7可以看出，在考慮解釋變量?jī)?nèi)生性情況下，使用對(duì)數(shù)人均GDP的滯后兩期和滯后五期做半?yún)?shù)回歸，地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系走勢(shì)仍舊沒(méi)有改變，兩者關(guān)系在改革開(kāi)放初期呈下降趨勢(shì)，之后便呈現(xiàn)出明顯的倒U形關(guān)系，并且目前兩者仍有著顯著地負(fù)相關(guān)關(guān)系。由于滯后兩期和滯后五期不同程度的損失了年份靠前的樣本量，所以在改革開(kāi)放初期地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展下降的關(guān)系趨勢(shì)有所縮減。

從表4第3列、第4列控制變量的系數(shù)估計(jì)值可以看出，在使用解釋變量的滯后二期和滯后五期值做半?yún)?shù)回歸用來(lái)控制解釋變量?jī)?nèi)生性的情況下，與原先相比，控制變量回歸系數(shù)大小變動(dòng)不大，符號(hào)仍與原先相一致，也都在1%顯著水平上高度顯著，這表現(xiàn)出我國(guó)地區(qū)不平等與控制變量線性關(guān)系的穩(wěn)健性。

（二）半?yún)?shù)面板固定效應(yīng)回歸分析

半?yún)?shù)面板數(shù)據(jù)回歸分析的一個(gè)顯著優(yōu)勢(shì)是可以解決模型的遺漏變量問(wèn)題，同時(shí)由于兼具橫截面維度和時(shí)間維度，樣本容量較大，可以提高回歸估計(jì)的精確度，只是在做回歸時(shí)需要考慮異方差與自相關(guān)問(wèn)題。前面半?yún)?shù)橫截面數(shù)據(jù)回歸分析用的是局部常數(shù)估計(jì)法，這里使用局部線性回歸法。局部線性回歸法也就是假定未知函數(shù)在隨機(jī)變量附近為線性，然后使用加權(quán)最小二乘法（WLS）來(lái)估計(jì)這個(gè)線性函數(shù)。Baltagi和Li（2002）［17］使用序列估計(jì)方法代替核估計(jì)建立了部分線性面板固定效應(yīng)模型，之后該模型與Newson（2000）［18］提出的B樣條序列估計(jì)法相結(jié)合發(fā)展成了應(yīng)用十分廣泛的半?yún)?shù)面板固定效應(yīng)估計(jì)法。Baltagi和Li（2002）［17］在其文章中強(qiáng)調(diào)該模型只適用于短面板數(shù)據(jù)，也就是截面維度要小于時(shí)間維度，而的面板數(shù)據(jù)為長(zhǎng)面板，為了能有效使用這個(gè)模型，將樣本時(shí)間間隔單位設(shè)為一年，即將樣本分為年份尾數(shù)為偶數(shù)的樣本與年份尾數(shù)為奇數(shù)的樣本，據(jù)此來(lái)做半?yún)?shù)面板固定效應(yīng)回歸分析，同時(shí)考慮到截面間異方差問(wèn)題，在回歸中使用了異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，并且使用差分對(duì)面板數(shù)據(jù)組內(nèi)自相關(guān)做了處理。這里估計(jì)結(jié)果同樣分為兩部分，第一部分非線性關(guān)系的估計(jì)結(jié)果如圖8、圖9所示，第二部分線性關(guān)系的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表5所列。

圖8和圖9顯示，我國(guó)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系仍舊呈現(xiàn)出下降—上升—下降的趨勢(shì)，這與基于半?yún)?shù)橫截面數(shù)據(jù)核回歸分析得出的結(jié)論一致，從而進(jìn)一步驗(yàn)證了估計(jì)結(jié)果的可信度。對(duì)比兩圖也可以發(fā)現(xiàn)，圖中曲線有著非常相似的走勢(shì)，這也表明使用間隔年份的數(shù)據(jù)做半?yún)?shù)固定效應(yīng)回歸估計(jì)并不影響結(jié)果的穩(wěn)健性。兩圖反映，當(dāng)以1978年價(jià)格水平為基期的人均GDP在8 000～10 000元區(qū)間（即2010年（7 645元）至2013年（10 152元）之間）時(shí)，地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間的下降關(guān)系趨勢(shì)變化不太明顯，之后便表現(xiàn)出顯著的下降趨勢(shì)，而這段時(shí)間正是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，扶貧開(kāi)發(fā)進(jìn)入攻堅(jiān)拔寨沖刺階段的時(shí)期，由此可以看出在實(shí)現(xiàn)全面建成小康社會(huì)目標(biāo)的加速階段，我國(guó)政府在縮小地區(qū)不平等方面已經(jīng)初步取得了顯著成效。

圖8 地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非線性關(guān)系（4）

圖9 地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非線性關(guān)系（5）

表5 半?yún)?shù)面板固定效應(yīng)模型下線性部分回歸結(jié)果

表5列出了在考慮交叉間隔年份的情況下，控制變量的估計(jì)系數(shù)及其顯著性水平。表5反映，不同間隔年份下，控制變量的估計(jì)系數(shù)有著相同的正負(fù)性，且顯著性也一致。表中代表第一次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的變量系數(shù)值為負(fù)，這與前述一致，并且顯著性水平也一致，因此，我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的工業(yè)化等非農(nóng)業(yè)化過(guò)程加劇了地區(qū)不平等程度再度得到了計(jì)量證據(jù)的支持。代表第二次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的變量系數(shù)值為負(fù)，這與前述的符號(hào)相反，但由于高度不顯著，在這種情況下，關(guān)于對(duì)其任何經(jīng)濟(jì)含義的解釋都是不準(zhǔn)確的，在此我們對(duì)其不予考慮。代表地區(qū)對(duì)外開(kāi)放度的變量系數(shù)符號(hào)為正，這與前述符號(hào)相反，但顯著性水平低些，為了得出更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)慕Y(jié)論，地區(qū)對(duì)外開(kāi)放水平的提高是擴(kuò)大還是縮小地區(qū)間不平等程度需要作進(jìn)一步的研究。代表國(guó)家政策因素的投資水平變量系數(shù)值符號(hào)與前述也一致，且顯著性水平也一致，這同樣有力地支持了國(guó)家對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的介入是縮小區(qū)域發(fā)展差異的重要因素之一。

（三）計(jì)量結(jié)果的進(jìn)一步穩(wěn)健性分析

為了加強(qiáng)對(duì)我國(guó)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的檢驗(yàn)，下面用其他三個(gè)不平等指標(biāo)分別作為被解釋變量來(lái)驗(yàn)證我國(guó)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，半?yún)?shù)橫截面數(shù)據(jù)核回歸估計(jì)的非線性計(jì)量結(jié)果如圖10、圖11、圖12所示。從圖10、圖11可以看出，廣義熵指數(shù)、泰爾指數(shù)表現(xiàn)出的情況與基尼系數(shù)相似，即地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非線性關(guān)系在改革開(kāi)放初期向下滑動(dòng)，之后便呈現(xiàn)出倒U形關(guān)系。由于前面分析的人口加權(quán)變異系數(shù)和其他三個(gè)不平等指數(shù)差異較大，對(duì)其離群性作出了著重分析，因此，圖12所示結(jié)果差異較大也在預(yù)料之中，以人口加權(quán)變異系數(shù)為被解釋變量的計(jì)量結(jié)果顯示，我國(guó)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非線性關(guān)系在改革開(kāi)放初期向下滑動(dòng)，之后人均GDP在6 800～7 600元（基于1978年價(jià)格水平）左右時(shí)有不顯著的小幅上升，隨后便呈下降趨勢(shì)，但倒U形關(guān)系不太明顯。四個(gè)不平等指標(biāo)的計(jì)量結(jié)果均能一致顯示，近年來(lái)我國(guó)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非線性關(guān)系有著非常明顯下降的趨勢(shì)，這再次有力證明了我國(guó)區(qū)域發(fā)展差異已成逐步縮小態(tài)勢(shì)的事實(shí)。

同樣為了進(jìn)一步檢驗(yàn)我國(guó)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，基于年份尾數(shù)為奇數(shù)的樣本與年份尾數(shù)為偶數(shù)的樣本，用廣義熵指數(shù)、泰爾指數(shù)、人口加權(quán)變異系數(shù)代替基尼系數(shù)分別來(lái)做加強(qiáng)檢驗(yàn)，所得到的半?yún)?shù)面板固定效應(yīng)模型估計(jì)的非線性計(jì)量結(jié)果分別如圖13、圖14、圖15所示（年份尾數(shù)為偶數(shù)的樣本的計(jì)量結(jié)果相似，本文略去），這驗(yàn)證了時(shí)間變化趨勢(shì)下前面計(jì)量結(jié)論的穩(wěn)健性。

也可以發(fā)現(xiàn)（回歸的具體參數(shù)值略去）各個(gè)控制變量與廣義熵指數(shù)、泰爾指數(shù)兩個(gè)被解釋變量的具體分別線性關(guān)系所顯示的結(jié)論與前述結(jié)論具有相當(dāng)程度的吻合，各個(gè)控制變量與人口加權(quán)變異系數(shù)的具體線性關(guān)系所顯示的結(jié)論與前述結(jié)論也具有一定程度的吻合，從而，前述線性關(guān)系的估計(jì)結(jié)果也具有穩(wěn)定性。

圖10 地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非線性關(guān)系（6）

圖11 地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非線性關(guān)系（7）

圖12 地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非線性關(guān)系（8）

圖13 地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非線性關(guān)系（9）

圖14 地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非線性關(guān)系（10）

圖15 地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非線性關(guān)系（11）

四、簡(jiǎn)要結(jié)論和政策建議

本文通過(guò)使用四個(gè)不平等衡量指標(biāo)，對(duì)我國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)省、市、自治區(qū)之間的不平等時(shí)間趨勢(shì)做了衡量，發(fā)現(xiàn)各個(gè)指標(biāo)都顯示我國(guó)地區(qū)不平等程度整體呈現(xiàn)出下降—上升—下降的趨勢(shì)。本文接著運(yùn)用半?yún)?shù)橫截面數(shù)據(jù)核回歸和半?yún)?shù)面板固定效應(yīng)估計(jì)模型分別對(duì)我國(guó)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行了考察，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩種半?yún)?shù)回歸方法都顯示在改革開(kāi)放初期我國(guó)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非線性關(guān)系呈下降趨勢(shì)，之后兩者關(guān)系便表現(xiàn)出與庫(kù)茲涅茨曲線相一致的倒U形關(guān)系，并且在我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)的近幾年，兩者關(guān)系趨勢(shì)有著非常明顯地下降趨勢(shì)。從我國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程可以對(duì)上述現(xiàn)象做出合理的解釋：改革開(kāi)放之初，我國(guó)確立了以經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心的社會(huì)主義初級(jí)階段發(fā)展路線，隨后我國(guó)經(jīng)濟(jì)制度和體制進(jìn)行了大刀闊斧的改革，各種生產(chǎn)要素的積極性被調(diào)動(dòng)起來(lái)，這有力地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，在此階段我國(guó)地區(qū)不平等趨于下降；隨著改革開(kāi)放的深入和我國(guó)逐步確立社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)地位，由于政策傾斜以及區(qū)位差異等因素的影響，我國(guó)地區(qū)間不平等程度逐漸被拉大，在此階段地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系呈上升趨勢(shì)；為了實(shí)現(xiàn)地區(qū)間的平衡發(fā)展以及體現(xiàn)我國(guó)社會(huì)主義共同富裕本質(zhì)的要求，國(guó)家相繼出臺(tái)了“西部大開(kāi)發(fā)”、“東北老工業(yè)基地振興”、“中部崛起”等一系列促進(jìn)區(qū)域平衡發(fā)展的戰(zhàn)略方針，最終使得我國(guó)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系又趨于下降。近年來(lái)，我國(guó)進(jìn)入了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整力度加大，實(shí)現(xiàn)全面建成小康社會(huì)目標(biāo)的加速階段，我國(guó)地區(qū)不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系更是有著非常明顯的下降趨勢(shì)。因此，當(dāng)前我國(guó)不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著快速收斂的趨勢(shì)，為了進(jìn)一步深化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)改革，大力推進(jìn)扶貧開(kāi)發(fā)、努力補(bǔ)齊發(fā)展短板，實(shí)現(xiàn)共同富裕的目標(biāo)，本文結(jié)合文中幾個(gè)控制變量對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，提出如下政策建議：

第一，仍需加大對(duì)經(jīng)濟(jì)的改革力度，深化結(jié)構(gòu)改革，積極轉(zhuǎn)變?yōu)閯?chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式?，F(xiàn)階段供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革、大眾創(chuàng)新、萬(wàn)眾創(chuàng)業(yè)等系列舉措，有利于我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)惠及更多的個(gè)人與地區(qū)，有利于我國(guó)傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)、現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展。當(dāng)前互聯(lián)網(wǎng)+模式在各個(gè)行業(yè)領(lǐng)域已全面展開(kāi)，而信息化技術(shù)的無(wú)時(shí)空限制性，能使得知識(shí)、技術(shù)的外溢速度更快、覆蓋面更廣，這極大縮短了落后地區(qū)的追趕過(guò)程，因此我國(guó)各地區(qū)應(yīng)該抓住這次技術(shù)革命機(jī)會(huì)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的提質(zhì)增效，促進(jìn)區(qū)域平衡、協(xié)調(diào)、協(xié)同發(fā)展。

第二，加大對(duì)落后地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的扶持力度，繼續(xù)增加對(duì)中西部基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等的投資，經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明這在降低地區(qū)不平等中起著重要的作用。為實(shí)現(xiàn)2020年全面建成小康社會(huì)的目標(biāo)，目前我國(guó)正在全面推進(jìn)精準(zhǔn)扶貧工作，做好這項(xiàng)工作無(wú)疑會(huì)給落后地區(qū)帶來(lái)更多投資，促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展和人民生活水平的提高。

第三，繼續(xù)調(diào)動(dòng)各種積極因素努力發(fā)展經(jīng)濟(jì)。盡管目前我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入了降速提質(zhì)的階段，但這并不意味著要放棄發(fā)展經(jīng)濟(jì)這個(gè)目標(biāo)，現(xiàn)階段發(fā)展仍是解決我國(guó)貧困、社會(huì)矛盾等現(xiàn)實(shí)問(wèn)題的基礎(chǔ)。對(duì)外開(kāi)放是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要手段，經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)要適應(yīng)對(duì)外開(kāi)放的要求，積極參與國(guó)內(nèi)外競(jìng)爭(zhēng)，揚(yáng)長(zhǎng)避短，發(fā)揮自身優(yōu)勢(shì)，扭轉(zhuǎn)劣勢(shì)，從而促進(jìn)區(qū)域的共同、互贏發(fā)展。

［1］Kuznets S.Economic growth and income inequality［J］.The American Economic Review，1955，45（1）：1-28.

［2］Solow R.A Contribution to the theory of economic growth［J］.The Quarterly Journal of Economics，1956，70（1）：65-94.

［3］Myrdal G.Economic theory and underdeveloped regions［M］.London：Gerald Duckword，1957：417-424.

［4］Williamson J G.Regional inequality and the process of na?tional development：a description of patterns［J］.Economic Development and Cultural Change，1965，13（4）：3-45.

［5］Amos O J.Unbalanced regional growth and regional income inequality in the latter stages of development［J］.Regional Science and Urban Economics，1988，18（4）：549-566.

［6］Ezcurra R，Rapun M.Regional disparities and national de?velopment revisited：the case of Western Europe［J］.Euro?pean Urban and Regional Studies，2006，13（4）：355-369.

［7］Barrios S，Strobl E.The dynamics of regional inequalities［J］.Regional Science and Urban Economics，2009，39（5）：575-591.

［8］Lessmann C.Spatial inequality and development– Is there an inverted-U relationship？［J］.Journal of Development Economics，2014，106（1）：35-51.

［9］陸銘，陳釗，萬(wàn)廣華.因患寡，而患不均——中國(guó)的收入差距、投資、教育和增長(zhǎng)的相互影響［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2005（12）：4-14.

［10］劉生龍.收入不平等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的倒U型影響：理論和實(shí)證［J］.財(cái)經(jīng)研究，2009（2）：4-15.

［11］龍翠紅，洪銀興.收入不平等對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響［J］.當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2010（6）：5-11.

［12］胡晶晶，曾國(guó)安.中國(guó)城市、農(nóng)村與城鄉(xiāng)居民收入差距對(duì)居民總體收入差距的影響分析［J］.消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2011（1）：19-22.

［13］耿德偉.收入不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展——基于中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的分析［J］.北京工商大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2014（4）：17-25.

［14］萬(wàn)廣華.不平等的度量與分解［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2008，8（1）：347-368.

［15］張照俠，龔敏.空間不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展——基于中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究［J］.經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索，2015（10）：1-10.

［16］馮朝安.環(huán)渤海地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間網(wǎng)絡(luò)關(guān)聯(lián)結(jié)構(gòu)研究［J］.西部論壇，2017，27（1）：43-52.

［17］Baltagi B H，Li D.Series estimation of partially linear pan?el data models with fixed effects［J］.Annals of Economics and Finance，2002，3（1）：103-116.

［18］Newson，R.B-splines and splines parameterized by their values at reference points on the x-axis［J］.Stata Techni?cal Bulletin，2000，57（1）：20-27.

A Review of the Relationship between Regional Inequality and Economic Development in China

HE Xiong-lang1，JIN Zhong-hui2
（1.School of Economics,Southwestern University for Nationalities,Chengdu 610041,China;2.School of Economics,Xihua University,Chengdu 610039,China）

Measuring the regional inequality since the beginning of China's reform and opening up by using the four inequality indexes,this paper finds that every index showing the regional inequality in China is on the trend of decline-rise-decline.Then,based on China’s province-level panel data from 1978 to 2015 and making the test through a semi-parametric regression method,the paper argues that the trajectory of the relationship between regional inequality and economic development decreases temporarily in the early stage of reform and opening up,and then presents an obvious inverted U-type relation,which is in conformity with the Kuznets curve.Moreover,the empirical results show that the trajectory of the relationship between regional inequality and economic development declines obviously in recent years,which verifies the effect of the existing policy and provides a basis for further deepening economic reform.

regional inequality index;economic development;semi-parametric regression;Kuznets curve

F061.5；F061.2

A

1007-5097（2017）11-0084-10

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.11.012

2017-06-15

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（15BJL101）；西華大學(xué)研究生創(chuàng)新基金項(xiàng)目（YCJJ2016204）

何雄浪（1972-），男，四川南充人，教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)；

靳中輝（1989-），男，河南周口人，碩士研究生，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)。

［責(zé)任編輯：歐世平］