張乃心 郎青云

摘 要：改革開放以后，隨著經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，我國(guó)在科學(xué)技術(shù)、農(nóng)業(yè)發(fā)展、公共事業(yè)、社會(huì)生活的方方面面均取得了矚目的成就，但隨之而來的，我國(guó)地區(qū)間經(jīng)濟(jì)差距也逐漸拉大，區(qū)域發(fā)展不平衡問題突出，并引起社會(huì)廣泛關(guān)注。本文基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、地方政策差異、財(cái)政分權(quán)、人力資本和對(duì)外貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的重要作用，選取地區(qū)差距的基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)和變異系數(shù)，分別從上述變量中根據(jù)不同經(jīng)濟(jì)差距指標(biāo)選擇控制變量建立計(jì)量模型，實(shí)證性的討論了中國(guó)31個(gè)省、市、自治區(qū)1978-2014年地區(qū)差距隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的演變趨勢(shì)。結(jié)果顯示，我國(guó)的地區(qū)間差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間符合庫(kù)茲涅茨曲線倒“U”型曲線。

關(guān)鍵詞：地區(qū)差距;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);庫(kù)茲涅茨曲線;最小二乘法

改革開放以來，中國(guó)經(jīng)濟(jì)取得高速發(fā)展，從1978年到2014年，GDP由3645.2億元增加到102911.8億元，同期各省份的GDP也呈現(xiàn)出顯著的上升趨勢(shì)，但隨之而來的，不只有社會(huì)繁榮和人民生活水平的提高，正如圖1（a）和圖1（b）所示，1998年以前，隨著經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展，我國(guó)的區(qū)域差距也呈現(xiàn)不斷上升的態(tài)勢(shì)，地區(qū)間的差距并沒有出現(xiàn)新古典增長(zhǎng)理論的趨同假說，與之相反，富裕的地區(qū)或憑借其地理優(yōu)勢(shì)，或憑借其技術(shù)水平和經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，以更加迅猛的態(tài)勢(shì)向前發(fā)展，而貧窮的地區(qū)相對(duì)發(fā)展較慢，不可避免的使得我國(guó)地區(qū)差距不斷擴(kuò)大。如圖1、2所示，1998年以后，由于西部大開發(fā)戰(zhàn)略、振興東北老工業(yè)基地戰(zhàn)略、中部崛起戰(zhàn)略等一系列致力于實(shí)現(xiàn)地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展的政策的實(shí)施，我國(guó)的地區(qū)差距逐漸縮小，呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，但近年來下降趨勢(shì)趨緩，直到2014年，我國(guó)的區(qū)域差距仍然較大，人均收入最高的上海和收入最低的貴州相比，以2000年為基期，實(shí)際人均GDP前者仍然達(dá)到后者的5.6倍。

針對(duì)中國(guó)地區(qū)差距增長(zhǎng)及其影響因素的問題，已經(jīng)有一些有意義的研究成果，本文將基于現(xiàn)有研究，使用泰爾指數(shù)、基尼系數(shù)、變異系數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差為工具計(jì)算地區(qū)間經(jīng)濟(jì)差距，以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為核心解釋變量，考慮相關(guān)性、顯著性分別從外商直接投資、對(duì)外開放程度、人力資本、地方政策差異、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化水平、財(cái)政分權(quán)中選取因素作為控制變量，通過最小二乘法回歸，分別建立相應(yīng)計(jì)量模型，揭示地區(qū)差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。Fujita和Hu（2001）、Wei（2015）提出，全球化特別是國(guó)際貿(mào)易和外國(guó)直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要的影響作用;也指出，對(duì)外貿(mào)易往往有利于城市和區(qū)域比較優(yōu)勢(shì)的形成，本文在選擇控制變量時(shí)考慮了數(shù)據(jù)的代表性和可得性，以1978年至2014年的進(jìn)出口貿(mào)易總額作為代表該地區(qū)國(guó)際化水平的控制變量。此外，Wei（2015）、Acemoglu，Johnson，和Robinson（2002）、Wei（2000）也提到對(duì)當(dāng)?shù)卣恼呋顒?dòng)對(duì)于某些地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著顯著的影響，也因此使得地區(qū)發(fā)展不平衡。除上述因素外，彭國(guó)華（2005），石磊、高帆（2006），林毅夫、劉培林（2003）提到工業(yè)和其他第三產(chǎn)業(yè)對(duì)省區(qū)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)有巨大貢獻(xiàn)。關(guān)于城市化水平，許召元、李善同（2006），陸銘、陳釗（2004），王小魯（2003）指出，城市化水平對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的正向影響。劉夏明等（2004）提出財(cái)政投資分權(quán)化政策對(duì)于地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡性的相關(guān)因素遠(yuǎn)遠(yuǎn)多于以上所提到的，考慮到樣本數(shù)量和自由度的限制，本文僅加入以上控制變量來考察經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與地區(qū)差距的關(guān)系。

通過對(duì)核心解釋變量經(jīng)濟(jì)發(fā)展與控制變量外商直接投資、對(duì)外開放程度、人力資本、地方政策差異、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化水平、財(cái)政分權(quán)做相關(guān)系數(shù)分析，在相關(guān)系數(shù)較大（中度相關(guān)及以上|r|≥0.3）的控制變量中進(jìn)行選擇，針對(duì)不用的地區(qū)差距指標(biāo)淘汰相應(yīng)變量，另外，通過VIF方差夸大膨脹因子檢驗(yàn)，剔除VIF過高（≥10）的變量，經(jīng)過兩次篩選后得到每種差距衡量指標(biāo)下的控制變量，回歸得到以下計(jì)量模型。

第一組模型為不加入任何控制變量、僅有核心解釋變量，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距的模型，分別以四個(gè)區(qū)域差距指標(biāo)回歸，得以下模型。

其中y1，y2，y3，y4分別表示以標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)、基尼系數(shù)以及Theil指數(shù)所表示的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距，x表示人均GDP，根據(jù)回歸結(jié)果，除標(biāo)準(zhǔn)差模型外，其他模型均滿足β1>0，β2<0，根據(jù)David（2004）驗(yàn)證，模型（2.1）、（3.1）、（4.1）均符合庫(kù)茲涅茨倒“U”曲線。

上述回歸模型的結(jié)果如表1所示，觀察分別分省實(shí)際人均GDP的變異系數(shù)、基尼系數(shù)、Theil指數(shù)模型作為被解釋變量代理變量的模型（2.1）、（3.1）、（4.1）的回歸結(jié)果可得，三個(gè)模型均通過了聯(lián)合顯著性水平檢驗(yàn)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量都較高，其中模型（2.1），以變異系數(shù)為指標(biāo)衡量中國(guó)地區(qū)差距水平的模型的回歸效果最好，調(diào)整后的判定系數(shù)R^2最大為0.824911，解釋能力最高，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量最大，回歸效果最好;而使用基尼系數(shù)代理地區(qū)差距時(shí)，模型的解釋能力最差，調(diào)整后判定系數(shù)R^僅為0.388156，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量也相對(duì)較低;Theil指數(shù)回歸模型回歸效果居中。這說明，相比其他表示地區(qū)差距的指標(biāo)，變異系數(shù)更加穩(wěn)定，回歸效果也最好，也說明，中國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距與經(jīng)濟(jì)發(fā)展確有相關(guān)，且二者之間關(guān)系滿足合庫(kù)茲涅茨曲線，即隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，我國(guó)地區(qū)先增大后縮小。

第二組模型為加入通過相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)和方差膨脹因子分析的控制變量后，表示我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的模型，由于城鎮(zhèn)化水平和人口與核心解釋變量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和其他控制變量相關(guān)系數(shù)都顯著偏高，故而舍去。因而，基于對(duì)以上控制變量進(jìn)行相關(guān)性分析和方差膨脹因子檢驗(yàn)，以變異系數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距模型中，加入控制變量第三產(chǎn)業(yè)占比x2、教育x3、農(nóng)業(yè)支出x5與進(jìn)出口總額x6;以基尼系數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距模型中，加入控制變量第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比x1、第三產(chǎn)業(yè)占比x2、財(cái)政分權(quán)x4、農(nóng)業(yè)支出x5、進(jìn)出口總額x6;以泰爾指數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距模型中，加入控制變量第三產(chǎn)業(yè)占比x2、農(nóng)業(yè)支出x5、進(jìn)出口總額x6。分別代入后得以下模型。

由表2 回歸結(jié)果可得，加入控制變量，模型的調(diào)整后R^2都提高，模型解釋能力增強(qiáng)。根據(jù)David（2004），模型（2.2）、（3.2）、（4.2）均滿足β1>0，β2<0，即符合庫(kù)茲涅茨倒“U”曲線，由模型（2.2）、（3.2）、（4.2）可知，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占名義GDP比重的差距對(duì)地方經(jīng)濟(jì)差距有正向作用，即第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值份額各省差距越大，地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距就會(huì)越大，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值份額的不斷上升往往意味著該省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，因而各省第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值份額差距的擴(kuò)大往往導(dǎo)致地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的擴(kuò)大。

由模型（2.2）可知，教育差距對(duì)地方經(jīng)濟(jì)差距有反向作用，即各省教育差距越大，地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距就會(huì)越小，教育是人力資本的代理變量，體現(xiàn)了一個(gè)省份的發(fā)展?jié)撃?，一個(gè)省份的高校在校學(xué)生人數(shù)越多，就意味著該省份的潛在人才更多，從來發(fā)展?jié)摿σ簿驮酱?，教育資源富裕的省份往往有著更為高質(zhì)量的人才和更強(qiáng)的創(chuàng)新發(fā)展的能力。

由模型（3.2）可知，地方財(cái)政支出占名義GDP比重的差距對(duì)地方經(jīng)濟(jì)差距有反向作用，即財(cái)政分權(quán)程度各省差距越大，地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距就會(huì)越小。財(cái)政分權(quán)意味著地方政府會(huì)擁有更自主的財(cái)政權(quán)利，地方財(cái)政支出的數(shù)值大，則意味著地方政府的財(cái)政自主性強(qiáng)，反之亦然。

由模型（2.2）、（3.2）、（4.2）可知，農(nóng)業(yè)支出差距對(duì)地方經(jīng)濟(jì)差距有正向作用，即農(nóng)業(yè)支出各省差距越大，地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距就會(huì)越大，農(nóng)業(yè)支出往往與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)正相關(guān)，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)又是一個(gè)省份整體經(jīng)濟(jì)不可分割的一部分，因而農(nóng)業(yè)支出差距的擴(kuò)大也會(huì)導(dǎo)致地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距的擴(kuò)大。

根據(jù)以上分析，我們得出結(jié)論，自197-2014年，我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈現(xiàn)倒“U”型的演變趨勢(shì)，近年來隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升，我國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距逐漸縮小，但地區(qū)差距仍然較大。此外，我國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距也受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人力資本、財(cái)政分權(quán)、地方政策以及對(duì)外貿(mào)易等多種因素的顯著影響，這對(duì)于我國(guó)下一步促進(jìn)地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展的政策制定具有啟示意義。

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