徐永慧 李月 鄧宏圖

(1.廣州航海學(xué)院航運(yùn)經(jīng)貿(mào)學(xué)院，廣東 廣州510725；2.南開(kāi)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071；3.廣州大學(xué)新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中心，廣東 廣州 510006)

一、引言

中等收入陷阱(the Middle Income Trap)，是近年來(lái)發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的重要研究議題之一。該概念于2006年世界銀行的報(bào)告《東亞經(jīng)濟(jì)發(fā)展報(bào)告》中被首次提出，描述的是快速增長(zhǎng)經(jīng)濟(jì)體運(yùn)行至中等收入階段后，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)陷入停滯，無(wú)法繼續(xù)向高收入階段攀升的現(xiàn)象。根據(jù)世界銀行2011年的標(biāo)準(zhǔn)，2010年中國(guó)人均GNI首次突破中等偏上收入門(mén)檻，進(jìn)入中高收入國(guó)家行列(1)2011年7月World Bank發(fā)布的最新標(biāo)準(zhǔn)是：2010年人均國(guó)民收入達(dá)到1 006-3 975美元的經(jīng)濟(jì)體，被劃分為中等偏下收入經(jīng)濟(jì)體；2010年人均國(guó)民收入達(dá)到3 976-12 275美元?jiǎng)t被劃分為中等偏上收入經(jīng)濟(jì)體。，中國(guó)經(jīng)濟(jì)是否會(huì)陷入中等收入陷阱以及如何跨越等問(wèn)題逐漸受到學(xué)界與管理層的重視。2020年10月黨的十九屆五中全會(huì)首次提出到2035年“全體人民共同富裕取得更為明顯的實(shí)質(zhì)性進(jìn)展”。2021年8月中央財(cái)經(jīng)委員會(huì)第十次會(huì)議就促進(jìn)共同富裕問(wèn)題做出部署，強(qiáng)調(diào)在高質(zhì)量發(fā)展中促進(jìn)共同富裕。共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)要求以不懈擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)總量為基礎(chǔ)，成功邁入高收入階段是逐步推動(dòng)這一遠(yuǎn)景目標(biāo)的階段性關(guān)鍵目標(biāo)，因此中等收入陷阱議題對(duì)中國(guó)始終具有重要現(xiàn)實(shí)意義?，F(xiàn)有國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)探討中等收入陷阱相關(guān)議題主要針對(duì)3個(gè)方面：對(duì)是否陷入中等收入陷阱的判定、中等收入陷阱產(chǎn)生的原因以及跨越中等收入陷阱的戰(zhàn)略選擇。其中有理論探討也有實(shí)證檢驗(yàn)，研究方法各異；但其關(guān)鍵且首要的問(wèn)題則在于第一方面。

二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

(一)中等收入陷阱的識(shí)別

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)中等收入陷阱的不同認(rèn)識(shí)與解讀主要取決于對(duì)中等收入的不同界定方法，大體上包含相對(duì)與絕對(duì)兩種界定方式：一，絕對(duì)指標(biāo)。根據(jù)一國(guó)或地區(qū)絕對(duì)人均收入水平(或人均GDP)來(lái)劃定低收入、中等收入、高收入國(guó)家的邊界。在這種認(rèn)識(shí)下，中等收入陷阱被界定為絕對(duì)人均收入水平的增長(zhǎng)減速或停滯，從而長(zhǎng)期停留在中等收入水平而無(wú)法邁入高收入階段[1-2]；二，相對(duì)指標(biāo)。通過(guò)構(gòu)建一國(guó)與美國(guó)或者OECD國(guó)家的收入比,即趕超指數(shù)(Catch-Up Index，CUI)，來(lái)確定低收入、中等收入、高收入國(guó)家的劃分界限[3-4]?；谶@種標(biāo)準(zhǔn)，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們往往從經(jīng)濟(jì)趨同的角度來(lái)看待陷阱問(wèn)題，認(rèn)為中等收入陷阱是偏離了收斂的軌道，沒(méi)有實(shí)現(xiàn)與高收入經(jīng)濟(jì)體的收斂[5]。

圖1和圖2分別按以上兩種方式給出中國(guó)大陸、中國(guó)香港、哥倫比亞的收入階段劃分(2)中國(guó)香港、哥倫比亞分別作為順利跨越中等收入階段、長(zhǎng)期陷入中等收入陷阱的典型案例。。顯見(jiàn)這兩種方式得出的基本結(jié)論是類(lèi)似的，中國(guó)香港在上世紀(jì)70年代末、80年代初順利跨越中等收入階段；哥倫比亞長(zhǎng)期陷在中等收入階段，這一特點(diǎn)在圖2更突出；中國(guó)大陸在1950年之前的人均實(shí)際GDP長(zhǎng)期停滯在1 000美元左右，之后持續(xù)增長(zhǎng)，而且中國(guó)的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)明顯優(yōu)于哥倫比亞，這一特點(diǎn)同樣在圖2更為明顯。這一對(duì)比顯示，采用相對(duì)指標(biāo)界定中等收入會(huì)更為直觀。

600005000040000300002000010000

1.00.90.80.70.60.50.40.30.20.10哥倫比亞中國(guó)大陸中國(guó)香港

就研究進(jìn)展來(lái)看，從絕對(duì)指標(biāo)探索中等收入陷阱的實(shí)證文獻(xiàn)較多，研究方法上大多基于新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，將一國(guó)人均GDP、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、是否陷入陷阱的虛擬變量、中等收入階段的停留時(shí)間或轉(zhuǎn)型概率作為被解釋變量，將其他影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素作為解釋變量，使用線(xiàn)性增長(zhǎng)模型、面板模型、二元或多元選擇模型、COX等比例模型等計(jì)量模型，實(shí)證探索陷入中等收入陷阱的可能原因。

與此相對(duì)，從相對(duì)指標(biāo)探索中等收入陷阱的實(shí)證文獻(xiàn)相對(duì)有限，主要集中于經(jīng)驗(yàn)研究和理論層面研究。當(dāng)經(jīng)濟(jì)體運(yùn)行至中等收入階段后經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)出現(xiàn)分化，是一個(gè)不爭(zhēng)的事實(shí)。世界銀行2008年關(guān)于發(fā)展中國(guó)家增長(zhǎng)表現(xiàn)的研究表明，在戰(zhàn)后101個(gè)達(dá)到中等收入的經(jīng)濟(jì)體中，僅有13個(gè)國(guó)家連續(xù)25年實(shí)現(xiàn)7%以上的增長(zhǎng)(5)Commission on Growth and Development (2008), 13個(gè)國(guó)家與地區(qū)分別是：博茨瓦納、巴西、中國(guó)大陸、中國(guó)香港、印尼、日本、韓國(guó)、馬蘭西亞、馬耳他、阿曼、新加坡、中國(guó)臺(tái)灣和泰國(guó)。，大多數(shù)經(jīng)濟(jì)體都出現(xiàn)了不同程度的經(jīng)濟(jì)減速，偏離了原本的收斂軌道。對(duì)此，學(xué)者試圖從理論與實(shí)證層面找尋經(jīng)濟(jì)體運(yùn)行至中等收入階段出現(xiàn)分化的證據(jù)(6)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行軌跡出現(xiàn)分化不僅是跨國(guó)現(xiàn)象，在中國(guó)區(qū)域研究中也發(fā)現(xiàn)了這一特點(diǎn)。如宋高燕等(2021)[7]發(fā)現(xiàn)，基于中國(guó)各省區(qū)資源稟賦結(jié)構(gòu)不同，發(fā)達(dá)省區(qū)和非發(fā)達(dá)省區(qū)的技術(shù)選擇軌跡出現(xiàn)分岔，造成了發(fā)達(dá)、非發(fā)達(dá)兩類(lèi)省區(qū)的非均衡發(fā)展。。Aghion和Howitt(2008)[8]發(fā)現(xiàn)大多數(shù)經(jīng)濟(jì)體正在向相同或平行的增長(zhǎng)路徑收斂。Agénor和Canuto(2015,2017)[9-10]通過(guò)構(gòu)建代際模型，發(fā)現(xiàn)當(dāng)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行至中等收入階段時(shí)，基于知識(shí)占比、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)或者創(chuàng)新、融資渠道等初始條件的差異將產(chǎn)生多重均衡，運(yùn)行至低水平均衡的經(jīng)濟(jì)體表現(xiàn)為陷入中等收入陷阱，為從收斂角度展開(kāi)中等收入陷阱的相關(guān)實(shí)證研究提供了理論基礎(chǔ)。李月與鄧露(2017)[11]則采用門(mén)檻回歸方法論證了Agénor和Canuto(2015)[9]的理論結(jié)果，即中等收入陷阱是多重均衡的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過(guò)程中低水平均衡的表現(xiàn)。Ito(2017)[12]、閆森(2017)[13]分別以東亞和亞洲為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)按收入劃分的經(jīng)濟(jì)體各組別的收斂曲線(xiàn)存在明顯不同，通過(guò)比較增長(zhǎng)收斂路徑的差異，他們得出若無(wú)法實(shí)現(xiàn)向更高收入水平收斂路徑的跳躍就會(huì)陷入中等收入陷阱的結(jié)論。劉金全等(2018)[14]在索洛模型框架下推導(dǎo)出經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中可能存在多條收斂線(xiàn)，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)體到達(dá)中等收入水平后若無(wú)法轉(zhuǎn)換增長(zhǎng)動(dòng)力以實(shí)現(xiàn)從低收斂曲線(xiàn)向更高收斂曲線(xiàn)的躍升就會(huì)陷入中等收入陷阱。黃先海和宋學(xué)印(2017)[15]在熊彼特內(nèi)生增長(zhǎng)框架內(nèi)，從技術(shù)進(jìn)步視角給出中等收入陷阱的一般發(fā)生機(jī)制：遠(yuǎn)離技術(shù)前沿的發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體的技術(shù)進(jìn)步動(dòng)力未能適時(shí)轉(zhuǎn)換，使得技術(shù)進(jìn)步率過(guò)早進(jìn)入收斂狀態(tài)而跌入“技術(shù)追趕陷阱”，由此導(dǎo)致收入增長(zhǎng)過(guò)早收斂于中等收入水平而跌入中等收入陷阱。顯見(jiàn)，此類(lèi)文獻(xiàn)基于的理論模型、研究視角、具體研究對(duì)象等方面雖然有諸多不同，但均圍繞一個(gè)共同的認(rèn)知——中等收入群體收斂路徑的分化，這就引出經(jīng)濟(jì)收斂理論下的相關(guān)概念——俱樂(lè)部收斂假說(shuō)(the club convergence hypothesis)。但現(xiàn)有國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)少有明確借助俱樂(lè)部收斂來(lái)進(jìn)行中等收入陷阱的識(shí)別并展開(kāi)如何跨越陷阱的研究的。本文將借助收斂理論下的俱樂(lè)部收斂在實(shí)證層面進(jìn)一步深入與拓展此類(lèi)研究。

(二)俱樂(lè)部收斂概念界定和相關(guān)假說(shuō)的提出

為充分明晰俱樂(lè)部收斂的內(nèi)涵，從而理解為何可以通過(guò)俱樂(lè)部收斂檢驗(yàn)來(lái)識(shí)別中等收入經(jīng)濟(jì)體收斂軌道的分化，本文對(duì)俱樂(lè)部收斂概念的衍生脈絡(luò)進(jìn)行簡(jiǎn)述。收斂性理論根源于新古典增長(zhǎng)理論的資本邊際報(bào)酬遞減規(guī)律[16]，即經(jīng)濟(jì)體的增長(zhǎng)率與其和穩(wěn)態(tài)的距離成反比。以人均收入為例，絕對(duì)收斂假定所有地區(qū)擁有完全相同的外生經(jīng)濟(jì)特征，即新古典增長(zhǎng)模型的基本構(gòu)成一致(包括投資率、人口增長(zhǎng)率、生產(chǎn)函數(shù)等)，那么在新古典增長(zhǎng)理論下這些地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)路徑和穩(wěn)態(tài)收入水平就是一致的，這種情形下絕對(duì)收斂就意味著經(jīng)濟(jì)增速與初始人均收入水平嚴(yán)格成反比[17-18]。絕對(duì)收斂的假定在存在大量樣本異質(zhì)性的大樣本情況下難以符合現(xiàn)實(shí)，Mankiw等(1992)[19]進(jìn)一步提出條件收斂概念，即在控制不同地區(qū)的基本外生經(jīng)濟(jì)特征(如偏好、技術(shù)、人口增速、政府政策等)后也存在初始人均收入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)相關(guān)關(guān)系。但條件收斂意味著不同區(qū)域會(huì)收斂于由各自的基本經(jīng)濟(jì)特征決定的穩(wěn)態(tài)水平而非同一的穩(wěn)態(tài)水平，因此只有基本經(jīng)濟(jì)特征一致的經(jīng)濟(jì)體才會(huì)趨同。諸多實(shí)證和經(jīng)驗(yàn)研究表明跨國(guó)人均收入的分布表現(xiàn)出聚類(lèi)模式，由此引出俱樂(lè)部收斂的概念，即控制外生基本經(jīng)濟(jì)特征后，具有相似內(nèi)生初始條件的地區(qū)集團(tuán)內(nèi)部的人均收入會(huì)趨同，而存在初始條件差異的這些地區(qū)集團(tuán)之間則不存在人均收入的趨同[20]。

相比于絕對(duì)收斂和條件收斂，俱樂(lè)部收斂更符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)，更適用于大樣本跨國(guó)研究，也更具有實(shí)際的政策意義。俱樂(lè)部收斂意味著欠發(fā)達(dá)地區(qū)向發(fā)達(dá)地區(qū)的持續(xù)追趕還需要逐漸調(diào)整自己的經(jīng)濟(jì)特征，以與發(fā)達(dá)地區(qū)集團(tuán)接近、一致，才能實(shí)現(xiàn)向發(fā)達(dá)地區(qū)所處穩(wěn)態(tài)水平的趨同。這一政策含義根源于一個(gè)客觀規(guī)律，即處于不同發(fā)展階段的經(jīng)濟(jì)體實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的根本動(dòng)力因素不同[21-23]，因此向更高收入階段的攀升需要相應(yīng)地調(diào)整人力資本、物質(zhì)資本等基本經(jīng)濟(jì)特征以實(shí)現(xiàn)增長(zhǎng)動(dòng)力轉(zhuǎn)換，假若不能及時(shí)調(diào)整就會(huì)收斂于低水平均衡從而陷入中等收入陷阱[24](7)按此理論邏輯，亦可以定義“低收入陷阱”或者“貧困陷阱”“高收入陷阱”[21]，本文集中研究中國(guó)所屬的中等收入群體對(duì)應(yīng)的中等收入陷阱，“高收入陷阱”或?qū)⑹俏磥?lái)的研究主題之一。。

那么中等收入群體之間是否形成了俱樂(lè)部收斂呢？如果是，基于以上理論分析，相比于收斂于高水平均衡的經(jīng)濟(jì)體，收斂于低水平均衡的經(jīng)濟(jì)體進(jìn)一步向高收入經(jīng)濟(jì)體收斂就需要付出更大的調(diào)整經(jīng)濟(jì)基本特征的努力，從而也面臨著更大的陷入中等收入陷阱的可能。本文擬通過(guò)對(duì)中等收入經(jīng)濟(jì)體之間俱樂(lè)部收斂的檢驗(yàn)來(lái)對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的分化展開(kāi)研究，提出如下假說(shuō)。

H1中等收入經(jīng)濟(jì)體之間形成了”俱樂(lè)部收斂“，部分經(jīng)濟(jì)體在高水平均衡形成穩(wěn)態(tài)，部分經(jīng)濟(jì)體在低水平均衡形成穩(wěn)態(tài)，后者即為更容易陷入中等收入陷阱的經(jīng)濟(jì)體。

(三)俱樂(lè)部收斂的識(shí)別和檢驗(yàn)

對(duì)俱樂(lè)部收斂的實(shí)證研究遵循兩步法，一是識(shí)別俱樂(lè)部個(gè)數(shù)及成員，二是檢驗(yàn)識(shí)別出來(lái)的俱樂(lè)部集團(tuán)的確屬于俱樂(lè)部收斂現(xiàn)象。

第一，對(duì)俱樂(lè)部的識(shí)別有外生識(shí)別和內(nèi)生識(shí)別兩種，前一種比如沈坤榮和馬俊(2002)[25]在研究中國(guó)區(qū)域俱樂(lè)部收斂現(xiàn)象時(shí)，依據(jù)地理區(qū)位人為預(yù)先設(shè)定東、中、西三大俱樂(lè)部。這種方法有一定的合理性，地理接近的地區(qū)一般具備類(lèi)似的自然資源稟賦，互相之間的要素流動(dòng)、信息和技術(shù)外溢性也比較強(qiáng)，從而更可能趨向同一穩(wěn)態(tài)。缺點(diǎn)是沒(méi)有考慮部分經(jīng)濟(jì)單元跨地域向其他發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)單元收斂的可能性，尤其是在全球經(jīng)濟(jì)一體化的背景下僅將收斂限于相鄰地域容易導(dǎo)致偏誤；內(nèi)生識(shí)別方法則更為科學(xué)，從而被更多的文獻(xiàn)采用，現(xiàn)有研究方法包括回歸樹(shù)方法[26]、基于與穩(wěn)態(tài)水平差值的時(shí)間序列分析方法[27]、基于共同確定性時(shí)間趨勢(shì)的分析[28]、協(xié)整檢驗(yàn)[29]等，其中Phillips和Sul(2007,2009)[30-31]提出的收斂和聚類(lèi)檢驗(yàn)方法由于考慮了經(jīng)濟(jì)體經(jīng)歷轉(zhuǎn)型過(guò)程的情形而成為本文選擇的俱樂(lè)部識(shí)別方法，也就是說(shuō)即使經(jīng)濟(jì)體之間存在短期發(fā)散行為等多種過(guò)渡模式，該方法也能檢驗(yàn)出經(jīng)濟(jì)體之間長(zhǎng)期的收斂情況，這一優(yōu)點(diǎn)對(duì)極可能經(jīng)歷多種轉(zhuǎn)型過(guò)渡階段的發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體(包括中國(guó)在內(nèi))極為重要，而時(shí)間序列分析、面板單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)等平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法則做不到這一點(diǎn)。因此本文擬采用該方法對(duì)中等收入群體進(jìn)行俱樂(lè)部?jī)?nèi)生識(shí)別。

第二，對(duì)俱樂(lè)部收斂的檢驗(yàn)。很多文獻(xiàn)僅止步于第一步的研究，未對(duì)是否是俱樂(lè)部收斂展開(kāi)進(jìn)一步的檢驗(yàn)。但如Quah(1993)[32]所說(shuō)，在收斂的很多截面研究中通常存在著非收斂俱樂(lè)部的俱樂(lè)部。Azariadis和Drazen(1990)[33]、Galor(1996)[20]等研究對(duì)是否屬于俱樂(lè)部收斂以及俱樂(lè)部收斂和條件收斂的區(qū)別進(jìn)行了理論探討，條件收斂假設(shè)意味著收斂穩(wěn)態(tài)依賴(lài)于經(jīng)濟(jì)體的外生結(jié)構(gòu)特征，但并不依賴(lài)于人力資本、物質(zhì)資本等內(nèi)生初始條件。俱樂(lè)部收斂假設(shè)則意味著若兩國(guó)初始條件不同，他們也會(huì)收斂于不同的穩(wěn)態(tài)水平。也就是說(shuō)，經(jīng)濟(jì)體的收斂路徑不僅取決于經(jīng)濟(jì)體的基本經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征，還依賴(lài)于其初始條件高于還是低于某一特定的門(mén)檻值。經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)相似以及初始條件位于特定門(mén)檻值同一側(cè)的經(jīng)濟(jì)體會(huì)收斂于同一穩(wěn)態(tài)水平，也就是同一收斂俱樂(lè)部。因此初始條件在俱樂(lè)部形成機(jī)制中的解釋能力是區(qū)分條件收斂還是俱樂(lè)部收斂的關(guān)鍵[34-36]，本文對(duì)中等收入群體的俱樂(lè)部收斂檢驗(yàn)沿著他們的理論和實(shí)證思路展開(kāi)。

綜上，由于采用相對(duì)指標(biāo)界定中等收入、識(shí)別中等收入陷阱會(huì)更為直觀，而此類(lèi)研究也相對(duì)較少，因此本文將沿著相對(duì)指標(biāo)的視角，明確借助收斂理論下的俱樂(lè)部收斂在實(shí)證層面進(jìn)一步深化此類(lèi)研究，一是采用Phillips和Sul(2007，2009)[30-31]的方法內(nèi)生識(shí)別中等收入群體之間的收斂俱樂(lè)部，并在絕對(duì)指標(biāo)視角下采用核密度估計(jì)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)；二是拓展Bartkowska和Riedl(2012)[35]對(duì)俱樂(lè)部收斂的實(shí)證檢驗(yàn)方法，并由此為中等收入經(jīng)濟(jì)體如何收斂于高水平穩(wěn)態(tài)均衡從而更可能跨越中等收入陷阱提供政策路徑參考。

三、中等收入經(jīng)濟(jì)體之間收斂俱樂(lè)部的內(nèi)生識(shí)別

(一)收斂俱樂(lè)部識(shí)別方法的說(shuō)明——收斂與聚類(lèi)檢驗(yàn)

Phillips和Sul(2007,2009)[30-31]提出的收斂檢驗(yàn)方法是基于一個(gè)非線(xiàn)性時(shí)變因子模型。

對(duì)于面板數(shù)據(jù)Xit,i=1,2,…,N,t=1,2,…,T,N為個(gè)體總數(shù)，T為時(shí)期數(shù)，通?？梢苑纸獬梢韵聠我蜃幽Ｐ?/p>

Xit=φiμt+εit

(1)

其中，φi代表個(gè)體特征成分(因子系數(shù))，μt為共同因子，εit為誤差項(xiàng)。通過(guò)φi和εit，式(1)就能捕獲Xit相對(duì)于共同因子μt的演化路徑。

Phillips和Sul則將時(shí)變因素納入個(gè)體特征成分，建立非線(xiàn)性時(shí)變因子模型

Xit=φiμt+εit=(φi+εit/μt)μt=δitμt

(2)

其中，δit包含個(gè)體特征成分和誤差項(xiàng)，代表時(shí)變的因子載荷，衡量了Xit和μt之間的距離。若μt代表共同增長(zhǎng)路徑，那么δit就反映了個(gè)體i在t時(shí)點(diǎn)相對(duì)于共同增長(zhǎng)路徑所占份額。相比于式(1)，式(2)通過(guò)時(shí)變的δit允許個(gè)體行為是異質(zhì)的，并能通過(guò)檢驗(yàn)δit的收斂性來(lái)檢驗(yàn)個(gè)體的收斂性。

為了對(duì)δit建模，Phillips和Sul構(gòu)建了一個(gè)相對(duì)轉(zhuǎn)換參數(shù)hit。

(3)

為了具體設(shè)定收斂原假設(shè)，Phillips和Sul用如下允許時(shí)間和個(gè)體異質(zhì)性的半?yún)⑿问綄?duì)δit建模

(4)

其中，σi>0，εit在橫截面上獨(dú)立同分布(i.i.d.(0,1))，L(t)是個(gè)緩慢變化函數(shù)(即L(t)→∞(t→∞)),α為收斂速度。

基于式(4)，收斂原假設(shè)可寫(xiě)為

H0:δi=δ,α≥0

備擇假設(shè)HA:對(duì)于所有的i，δi≠δ,或α<0

備擇假設(shè)則包括發(fā)散、俱樂(lè)部收斂、追趕等多種可能。比如，在存在兩個(gè)收斂俱樂(lè)部的情況下，備擇假設(shè)可以寫(xiě)為

在式(4)和收斂原假設(shè)下，Phillips和Sul指出hit的截面方差具有以下極限形式

(5)

設(shè)定L(t)=logt，由式(5)便可得到如下logt回歸模型

(6)

其中，T0=[rT],[rT]為rT的整數(shù)部分，即剔除前r%的時(shí)間序列(8)Phillips和Sul基于蒙特卡洛模擬，建議r取值在[20,30]之間，且對(duì)于時(shí)期數(shù)小于50的樣本，建議r取值30。。-2logL(t)是懲罰函數(shù)，有助于提升模型檢驗(yàn)績(jī)效。γ即為收斂檢驗(yàn)的關(guān)鍵參數(shù)，若相應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量過(guò)小就拒絕收斂原假設(shè)。

若樣本整體收斂的原假設(shè)被拒絕，Phillips和Sul進(jìn)一步提出一個(gè)聚類(lèi)機(jī)制檢驗(yàn)程序，來(lái)內(nèi)生識(shí)別收斂俱樂(lè)部。

Phillips和Sul提出的這種收斂和聚類(lèi)檢驗(yàn)方法有3個(gè)主要優(yōu)點(diǎn)，一是允許不同經(jīng)濟(jì)體的收斂過(guò)程中存在多種過(guò)渡行為；二是允許技術(shù)異質(zhì)性情形從而適用性更強(qiáng)；三是能同時(shí)檢驗(yàn)出樣本整體收斂、發(fā)散和俱樂(lè)部收斂等多種情形。而這些都是標(biāo)準(zhǔn)的面板單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)等平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法無(wú)法實(shí)現(xiàn)的。下面本文用Phillips和Sul提出的這種方法來(lái)實(shí)證分析中等收入國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否形成了多個(gè)收斂俱樂(lè)部。

(二)樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

為驗(yàn)證H1，首先需要選取當(dāng)前處于中等收入階段的經(jīng)濟(jì)體樣本。目前學(xué)界對(duì)于中等收入經(jīng)濟(jì)體的劃分范圍尚無(wú)確切標(biāo)準(zhǔn)，在實(shí)證層面，人均GDP(PPP)往往是最能反映一國(guó)或地區(qū)真實(shí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo)。鑒于數(shù)據(jù)的可得性和涵蓋國(guó)家的廣泛性，本文采用世界銀行2020年7月發(fā)布的收入分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)來(lái)篩選當(dāng)前處于中等收入階段的經(jīng)濟(jì)體樣本，發(fā)現(xiàn)在2019年有106個(gè)經(jīng)濟(jì)體處于中等收入階段(9)2020年7月發(fā)布的收入分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)為：人均GNI處于1 036-4 045美元為處于中等偏下收入階段：人均GNI處于4 046-12 535美元中等偏上收入階段?；谶@一收入分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)和按圖表集法衡量的人均國(guó)民總收入(GNI)(現(xiàn)價(jià)美元)篩選當(dāng)前處于中等收入階段的經(jīng)濟(jì)體樣本。。鑒于世行未給出跨國(guó)跨時(shí)期均可比的人均GDP或GNI數(shù)據(jù)，本文實(shí)際采用的人均GDP數(shù)據(jù)來(lái)自PWT10.0，即采用PWT10.0給出的鏈?zhǔn)劫?gòu)買(mǎi)力平價(jià)下產(chǎn)出角度的實(shí)際GDP(2017年為基期，百萬(wàn)美元)和總?cè)丝?百萬(wàn)人)兩個(gè)指標(biāo)得到跨國(guó)、跨年可比的人均實(shí)際GDP(2017年為基期，美元/人)?；赑WT10.0中相關(guān)數(shù)據(jù)的可得性，本文進(jìn)一步剔除若干存在缺失數(shù)據(jù)的經(jīng)濟(jì)體樣本，最終確定93個(gè)中等收入經(jīng)濟(jì)體作為本文的研究樣本。

(三)俱樂(lè)部識(shí)別實(shí)證結(jié)果

1.Log t檢驗(yàn)和聚類(lèi)結(jié)果

首先，本文對(duì)93個(gè)國(guó)家在1990-2019年間的人均實(shí)際GDP(2017年為基期，美元/人)進(jìn)行l(wèi)og t檢驗(yàn)，見(jiàn)表1第2行對(duì)整個(gè)樣本的收斂性檢驗(yàn)結(jié)果。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，整個(gè)樣本log t檢驗(yàn)得到的t統(tǒng)計(jì)量為-28.08，小于-1.65，因此，在5%的顯著性水平下拒絕中等收入樣本整體收斂的原假設(shè)。據(jù)此判斷,就人均實(shí)際GDP而言，在過(guò)去30年間這93個(gè)經(jīng)濟(jì)體并沒(méi)有向同一穩(wěn)態(tài)均衡收斂。

表1 收斂檢驗(yàn)和俱樂(lè)部識(shí)別結(jié)果

繼而，用聚類(lèi)機(jī)制檢驗(yàn)程序進(jìn)行俱樂(lè)部識(shí)別，以判斷這93個(gè)樣本國(guó)家是整體發(fā)散的還是形成了某些收斂俱樂(lè)部。聚類(lèi)檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)這93個(gè)國(guó)家形成了3個(gè)收斂俱樂(lè)部。表1中的第3至5行給出了這3個(gè)俱樂(lè)部所含成員個(gè)數(shù)和log t收斂性檢驗(yàn)結(jié)果。顯然，3個(gè)俱樂(lè)部檢驗(yàn)得到的t統(tǒng)計(jì)量值均大于-1.65，因此在5%的顯著性水平下均無(wú)法拒絕單個(gè)俱樂(lè)部?jī)?nèi)部收斂的原假設(shè)。

然而，這種聚類(lèi)機(jī)制容易高估俱樂(lè)部的個(gè)數(shù)[31]。為此，取α1部分的低收入俱樂(lè)部成員和α2部分的高收入俱樂(lè)部成員構(gòu)成一個(gè)新組，對(duì)其進(jìn)行l(wèi)og t檢驗(yàn)來(lái)判斷能否將鄰近俱樂(lè)部合并。借鑒Phillips和Sul的方法設(shè)定α1=α2=0.5，即取低俱樂(lè)部中與高俱樂(lè)部鄰近的一半經(jīng)濟(jì)體和高收入俱樂(lè)部中與低俱樂(lè)部鄰近的一半經(jīng)濟(jì)體構(gòu)成一個(gè)新樣本進(jìn)行l(wèi)og t檢驗(yàn)。俱樂(lè)部合并檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示(10)由于俱樂(lè)部3成員數(shù)較少，本文進(jìn)一步將俱樂(lè)部2的一半成員與整個(gè)俱樂(lè)部3的成員合并起來(lái)進(jìn)行測(cè)試，所得到的結(jié)論見(jiàn)表2中第四行。，所得到t統(tǒng)計(jì)量值均小于-1.69，即各子樣本均是不收斂的，這樣本文就證實(shí)了在5%的顯著性水平下俱樂(lè)部1和俱樂(lè)部2、俱樂(lè)部2和俱樂(lè)部3是無(wú)法合并的，從而證實(shí)了以上聚類(lèi)檢驗(yàn)機(jī)制所識(shí)別出的3個(gè)俱樂(lè)部的穩(wěn)健性。

表2 俱樂(lè)部合并檢驗(yàn)結(jié)果

從而，借助Phillips和Sul的log t檢驗(yàn)與聚類(lèi)分析檢驗(yàn)，本文發(fā)現(xiàn)當(dāng)前中等收入經(jīng)濟(jì)體在過(guò)去三十年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)軌跡形成了3個(gè)收斂俱樂(lè)部。相對(duì)地，俱樂(lè)部1為高水平穩(wěn)態(tài)俱樂(lè)部，俱樂(lè)部3為低水平穩(wěn)態(tài)俱樂(lè)部(11)由于Phillips和Sul提出的收斂檢驗(yàn)和俱樂(lè)部識(shí)別方法針對(duì)增長(zhǎng)率收斂，這里的“高水平穩(wěn)態(tài)”其實(shí)可以更貼切地稱(chēng)為“高水平增速穩(wěn)態(tài)”。。接下來(lái)本文將分析不同俱樂(lè)部的特征及其之間的關(guān)系。

2.俱樂(lè)部特征分析

圖2給出了初期對(duì)數(shù)人均GDP相對(duì)于末期對(duì)數(shù)人均GDP的時(shí)間序列圖。圖中的斜線(xiàn)為45度線(xiàn)，在該線(xiàn)上方的點(diǎn)意味著正的年均增長(zhǎng)率，在該線(xiàn)下方的點(diǎn)意味著負(fù)的年均增長(zhǎng)率，每個(gè)點(diǎn)與45度線(xiàn)的垂直距離能反映年均增長(zhǎng)率的大小。由圖2可看出，除了俱樂(lè)部2的吉爾吉斯共和國(guó)以及俱樂(lè)部3中伯利茲、科摩羅、津巴布韋、塔吉克斯坦五個(gè)經(jīng)濟(jì)體，其他經(jīng)濟(jì)體在1990-2019年間的年均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率都是正的。尤其是，俱樂(lè)部1中各成員的年均增長(zhǎng)率整體高于俱樂(lè)部2，俱樂(lè)部2中各成員的年均增長(zhǎng)率要明顯高于俱樂(lè)部3。這就證實(shí)了從俱樂(lè)部1到俱樂(lè)部3，經(jīng)濟(jì)體的穩(wěn)態(tài)增長(zhǎng)水平是逐漸下降的。原因在于Phillips和Sul提出的收斂檢驗(yàn)和俱樂(lè)部識(shí)別方法針對(duì)增長(zhǎng)率收斂，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率較高的經(jīng)濟(jì)體容易進(jìn)入高水平穩(wěn)態(tài)俱樂(lè)部，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率較低的經(jīng)濟(jì)體容易進(jìn)入低水平穩(wěn)態(tài)俱樂(lè)部。從絕對(duì)水平看，增速緩慢意味著它們跨越中等收入階段的時(shí)間更長(zhǎng)，從相對(duì)水平看，收斂于低水平穩(wěn)態(tài)將始終無(wú)法實(shí)現(xiàn)向高收入經(jīng)濟(jì)體的追趕，這都意味著處于低水平穩(wěn)態(tài)俱樂(lè)部的經(jīng)濟(jì)體將面臨更大的可能陷入中等收入陷阱。

值得注意的是，中國(guó)處于高穩(wěn)態(tài)俱樂(lè)部，也即Agénor和Canuto(2015, 2017)[9-10]理論模型中所提到的多重均衡中的高水平均衡，證明了中國(guó)具有較高的跨越陷阱的可能性。此外，從更直觀的角度來(lái)看(如圖3所示)，中國(guó)也是俱樂(lè)部1中年均增速相對(duì)高的經(jīng)濟(jì)體，因此，可以判斷中國(guó)跨越中等收入陷阱的可能性較為樂(lè)觀。這一結(jié)論與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)現(xiàn)狀相吻合，世界銀行公布的2019年中國(guó)人均GNI為10 390美元，距離現(xiàn)行12 536美元的高收入門(mén)檻并不遙遠(yuǎn)，按照十四五規(guī)劃中“國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值年均增長(zhǎng)保持在合理區(qū)間”的目標(biāo)，十四五末期中國(guó)邁過(guò)高收入門(mén)檻也是極有可能的(12)部分學(xué)者對(duì)此抱有更為樂(lè)觀的態(tài)度，如黃群慧和劉學(xué)良(2021)[37]通過(guò)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)潛力的預(yù)測(cè)，認(rèn)為中國(guó)在2023年就能達(dá)到現(xiàn)行高收入國(guó)家標(biāo)準(zhǔn)。。

10.510.09.59.08.58.07.57.06.56.02019年對(duì)數(shù)人均實(shí)際GDP(美元)66.577.588.599.51010.51990年對(duì)數(shù)人均實(shí)際GDP(美元)俱樂(lè)部1俱樂(lè)部2俱樂(lè)部3圖3 各俱樂(lè)部初期和末期對(duì)數(shù)人均實(shí)際GDP散點(diǎn)圖

進(jìn)一步，圖4給出各俱樂(lè)部成員的地理分布圖(13)世界銀行將經(jīng)濟(jì)體所處地理區(qū)域劃分為六大區(qū)域，即撒哈拉以南非洲、東亞與太平洋地區(qū)、歐洲與中亞地區(qū)、拉丁美洲與加勒比海地區(qū)、中東與北非地區(qū)、南亞。。雖然各區(qū)域分布的經(jīng)濟(jì)體個(gè)數(shù)有著很大差異，但某些區(qū)域成員經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量明顯更優(yōu)，典型的如南亞、東亞與太平洋地區(qū)，其成員大多處于俱樂(lè)部1，而撒哈拉以南非洲、拉丁美洲與加勒比海地區(qū)的成員多數(shù)處于俱樂(lè)部3或俱樂(lè)部2。由此本文推測(cè)，地理和區(qū)位因素可能也是決定經(jīng)濟(jì)體所能收斂到的穩(wěn)態(tài)水平以及最終能否跨越陷阱的重要因素之一。

2520151050經(jīng)濟(jì)體個(gè)數(shù)撒哈拉以南非洲地區(qū)東亞與太平洋地區(qū)歐洲與中亞地區(qū)拉丁美洲與加勒比海地區(qū)中東與北非地區(qū)南亞俱樂(lè)部1俱樂(lè)部3俱樂(lè)部2圖4 93個(gè)經(jīng)濟(jì)體和各俱樂(lè)部成員的地理分布

至此，本文采用的聚類(lèi)方法只是識(shí)別出這些中等收入經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)形成了多重穩(wěn)態(tài)均衡，但無(wú)法確定內(nèi)生識(shí)別出的這些俱樂(lè)部是源于俱樂(lè)部收斂現(xiàn)象還是條件收斂現(xiàn)象。本文還需要考察這些俱樂(lè)部的形成機(jī)制，只有當(dāng)初始條件變量在俱樂(lè)部形成中發(fā)揮了顯著作用，本文才能最終確定這3個(gè)俱樂(lè)部的存在的確源于俱樂(lè)部收斂現(xiàn)象，也就是說(shuō)最終驗(yàn)證H1的成立(14)若只有結(jié)構(gòu)特征變量能解釋俱樂(lè)部的形成機(jī)制而初始條件變量不顯著，那么根據(jù)條件收斂的定義，即不管初始條件如何，具有相同結(jié)構(gòu)特征的經(jīng)濟(jì)體會(huì)收斂[16]，這就有可能把條件收斂誤認(rèn)作俱樂(lè)部收斂現(xiàn)象，從而需要本文進(jìn)一步考察收斂俱樂(lè)部的形成機(jī)制。。

四、對(duì)“俱樂(lè)部收斂”現(xiàn)象的實(shí)證檢驗(yàn)

這部分將采用有序回歸模型來(lái)考察收斂俱樂(lè)部的形成機(jī)制，以對(duì)H1提供實(shí)證檢驗(yàn)。

(一)有序回歸模型構(gòu)建

有序回歸模型包括有序Logit模型和有序Probit模型，二者的主要區(qū)別在于對(duì)模型隨機(jī)誤差項(xiàng)的分布有著不同的假設(shè)，通常這兩類(lèi)模型的估計(jì)結(jié)果是相似的，但有序Logit模型由于方法上的簡(jiǎn)潔更為常用。本文采用有序Logit模型來(lái)研究中等收入國(guó)家的俱樂(lè)部形成機(jī)制。

有序Logit模型由McKelvey和Zavoina(1975)[38]首次提出，該模型建立在一個(gè)潛變量y*的基礎(chǔ)上，關(guān)于潛變量y*的模型一般設(shè)定如下

(7)

其中，Xi為K個(gè)自變量構(gòu)成的K×1列向量，β為K個(gè)待估參數(shù)構(gòu)成的K×1列向量，μi為服從Logistic分布的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

與式(7)中的因變量潛變量y*相對(duì)應(yīng)的是有序變量yi。在本文的模型中，設(shè)定yi=1、2、3。其中，yi=3意味著經(jīng)濟(jì)體i屬于高水平穩(wěn)態(tài)俱樂(lè)部1；yi=2意味著經(jīng)濟(jì)體i屬于俱樂(lè)部2；yi=1意味著經(jīng)濟(jì)體i屬于低水平穩(wěn)態(tài)俱樂(lè)部3。這意味著若自變量系數(shù)β的估計(jì)值為正，說(shuō)明該變量提升有助于降低經(jīng)濟(jì)體進(jìn)入低水平穩(wěn)態(tài)俱樂(lè)部的概率、提高經(jīng)濟(jì)體進(jìn)入高水平穩(wěn)態(tài)俱樂(lè)部的概率。

潛變量y*與有序變量yi之間的關(guān)系如下

(8)

其中，c1、c2為門(mén)檻值，滿(mǎn)足c1

(二)變量選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

為了驗(yàn)證前面識(shí)別出的俱樂(lè)部是否源于俱樂(lè)部收斂現(xiàn)象，這里的自變量又分為兩類(lèi)：一是初始條件變量，以考察初始經(jīng)濟(jì)條件對(duì)俱樂(lè)部形成的驅(qū)動(dòng)作用，若起到了關(guān)鍵作用，則證實(shí)了前面識(shí)別出的俱樂(lè)部的確源于俱樂(lè)部收斂現(xiàn)象；二是結(jié)構(gòu)特征變量，以控制經(jīng)濟(jì)體的結(jié)構(gòu)特征對(duì)于俱樂(lè)部形成的影響。

1.初使條件變量

對(duì)于初始條件變量，本文借鑒Deardorff(2001)[39]和Bartkowsk和Riedl(2012)[35]的設(shè)定，選取人均收入、有效勞動(dòng)力、物質(zhì)資本三大指標(biāo)，具體如下。

(1)人均收入。以用人均實(shí)際GDP來(lái)代理人均收入水平，即采用PWT10.0給出的鏈?zhǔn)劫?gòu)買(mǎi)力平價(jià)下產(chǎn)出角度的實(shí)際GDP(2017年為基期，百萬(wàn)美元)和總?cè)丝?百萬(wàn)人)兩個(gè)指標(biāo)得到跨國(guó)、跨年可比的人均實(shí)際GDP(2017年為基期，美元/人)。

(2)有效勞動(dòng)力。人口增長(zhǎng)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論中被廣泛探討，是新古典增長(zhǎng)模型中的一個(gè)重要經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)決定因素。同時(shí)，與人力資本積累相關(guān)的初始條件對(duì)于決定經(jīng)濟(jì)體的增長(zhǎng)路徑起到重要作用，原因在于知識(shí)存量的累積會(huì)帶來(lái)社會(huì)規(guī)模收益遞增[33,35]。實(shí)際上勞動(dòng)力數(shù)量和質(zhì)量是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中不可分割的要素，二者共同構(gòu)成了有效勞動(dòng)。為了控制勞動(dòng)力稟賦的這種差異，本文以就業(yè)人數(shù)(百萬(wàn)人，取對(duì)數(shù))和人力資本指數(shù)的交互項(xiàng)生成有效勞動(dòng)指標(biāo)，以控制其在俱樂(lè)部形成中所起的作用。原始數(shù)據(jù)來(lái)自PWT10.0。

(3)物質(zhì)資本。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)決定因素研究中，諸多文獻(xiàn)認(rèn)為初期人均資本存量是決定經(jīng)濟(jì)所能達(dá)到的穩(wěn)態(tài)水平的一個(gè)重要因素[35,39]。而本質(zhì)上決定當(dāng)期產(chǎn)出的是當(dāng)期物質(zhì)資本的實(shí)際消耗，可以人均資本存量乘以相應(yīng)的折舊率代理。但是考慮到資本存量容易帶來(lái)內(nèi)生性問(wèn)題[40]，本文以資本存量的平均折舊率來(lái)代理物質(zhì)資本(15)若以人均資本存量乘以折舊率代理物質(zhì)資本，也可以得到一致的估計(jì)結(jié)果，但內(nèi)生性問(wèn)題嚴(yán)重導(dǎo)致顯著性偏弱。篇幅所限，這里不再給出。。

2.結(jié)構(gòu)特征變量

對(duì)于結(jié)構(gòu)特征變量，本文根據(jù)過(guò)往文獻(xiàn)和上文分析結(jié)果，選取工業(yè)化水平、對(duì)外開(kāi)放度、制度環(huán)境、地理因素，具體如下。

(1)工業(yè)化水平。產(chǎn)業(yè)發(fā)展是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的支柱?？鐕?guó)經(jīng)驗(yàn)表明，從低收入向高收入攀升的經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程也是一二三產(chǎn)業(yè)不斷優(yōu)化升級(jí)的過(guò)程[23]。本文以工業(yè)增加值占GDP的百分比來(lái)代理工業(yè)化發(fā)展水平，數(shù)據(jù)來(lái)源于World Bank的WDI數(shù)據(jù)庫(kù)。

(2)對(duì)外開(kāi)放度。全球經(jīng)濟(jì)一體化和區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的蔓延帶來(lái)資本、技術(shù)等要素的流動(dòng)，本文納入FDI凈流入占GDP的百分比來(lái)控制經(jīng)濟(jì)自由化的影響，數(shù)據(jù)來(lái)源于World Bank的WDI數(shù)據(jù)庫(kù)。

(3)制度環(huán)境。以世界銀行的全球治理指數(shù)(The Worldwide Governance Indicators，WGI)中的政治穩(wěn)定性指標(biāo)(Political Stability and Absence of Violence/Terrorism)來(lái)反映經(jīng)濟(jì)體的基本制度環(huán)境，該指標(biāo)在-2.5到2.5之間取值，值越大說(shuō)明基本制度環(huán)境越穩(wěn)定。

(4)地理因素。為控制地理因素對(duì)收斂穩(wěn)態(tài)的影響以及經(jīng)濟(jì)體處于同一區(qū)域間潛在的相互影響，本文構(gòu)建五個(gè)地理虛擬變量(見(jiàn)表3)。

表3給出了本文最終確定的變量及其定義。

表3 主要變量說(shuō)明與數(shù)據(jù)來(lái)源

(三)有序Logit模型估計(jì)結(jié)果與分析

根據(jù)Galor(1996)[20]的理論模型，初期的內(nèi)生變量決定了俱樂(lè)部的收斂穩(wěn)態(tài)，因此Bartkowska和Riedl(2012)[35]采用研究起點(diǎn)年份的數(shù)據(jù)進(jìn)行有序回歸以檢驗(yàn)俱樂(lè)部形成機(jī)制。但本文認(rèn)為Galor(1996)[20]所說(shuō)的初始條件并非初始的第一年，而是指足以反映經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)發(fā)展起點(diǎn)的基本內(nèi)生參數(shù)，由于發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體的發(fā)展變化較快，改革更是帶來(lái)多種難以預(yù)測(cè)的過(guò)渡階段，研究起點(diǎn)可能并不足以反映長(zhǎng)達(dá)三十年時(shí)間的初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件，更重要的是基于起點(diǎn)數(shù)據(jù)所得到的實(shí)證結(jié)論對(duì)近期是否還有參考意義值得商榷。因此本文進(jìn)一步修正Bartkowska和Riedl(2012)[35]的實(shí)證方法，采用研究起點(diǎn)、前十年、前二十年、全樣本四種情形進(jìn)行有序Logit估計(jì)。有序Logit模型估計(jì)結(jié)果如表4所示。

其中式(1)-(4)為只對(duì)初始條件變量進(jìn)行回歸，式(5)-(8)進(jìn)一步納入結(jié)構(gòu)特征變量。除了變量系數(shù)估計(jì)值和門(mén)檻值，為了評(píng)估模型質(zhì)量，表4還給出了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驼w統(tǒng)計(jì)顯著性的Wald檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量以及測(cè)度模型擬合優(yōu)度的偽可決系數(shù)(Pseudo R2)。這里的Wald檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量服從卡方分布，自由度K為相應(yīng)模型的自變量個(gè)數(shù)，原假設(shè)是“所有變量均不顯著”。偽可決系數(shù)取值在0-1之間，越大說(shuō)明模型擬合效果越好。

表4中的列(1)為因變量?jī)H對(duì)研究起點(diǎn)的初始條件變量進(jìn)行回歸，以驗(yàn)證識(shí)別出的3個(gè)俱樂(lè)部是否的確源于俱樂(lè)部收斂現(xiàn)象。估計(jì)結(jié)果顯示：所有的初始條件變量系數(shù)估計(jì)值均為正，且基本均在5%的顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著，即擁有較高的這些內(nèi)生參數(shù)的經(jīng)濟(jì)體更容易收斂于高穩(wěn)態(tài)俱樂(lè)部，擁有較低的這些內(nèi)生參數(shù)的經(jīng)濟(jì)體更容易收斂于低穩(wěn)態(tài)俱樂(lè)部。由Wald檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量及其相應(yīng)P值判斷模型統(tǒng)計(jì)顯著，這說(shuō)明初始條件變量在俱樂(lè)部形成機(jī)制中起到關(guān)鍵作用，從而證實(shí)了本文之前內(nèi)生識(shí)別出的3個(gè)俱樂(lè)部的確源于俱樂(lè)部收斂。此外，列(1)-(4)的偽可決系數(shù)逐漸下降，一定程度上證實(shí)了Galor(1996)[20]的理論結(jié)果，基期的初始條件對(duì)俱樂(lè)部收斂的解釋能力最強(qiáng)。

表4 有序Logit模型估計(jì)結(jié)果

列(5)-(8)進(jìn)一步納入結(jié)構(gòu)特征變量作為解釋變量(16)因世界銀行發(fā)布的全球治理指數(shù)(WGI)從1996年開(kāi)始數(shù)據(jù)可得，因此列(5)-(8)的初始年份定為1996年。。估計(jì)結(jié)果顯示：初始條件變量的系數(shù)符號(hào)均保持不變，物質(zhì)資本的顯著性減弱則仍可能是內(nèi)生性導(dǎo)致。結(jié)構(gòu)特征變量中，對(duì)外開(kāi)放度的系數(shù)估計(jì)值顯著為正，F(xiàn)DI凈流入占比既反映了一國(guó)對(duì)外開(kāi)放程度，也反映了經(jīng)濟(jì)體對(duì)境內(nèi)外資本的吸引力，這一估計(jì)結(jié)果意味著經(jīng)濟(jì)自由化程度高、資本市場(chǎng)有利可圖從而能得到市場(chǎng)青睞的經(jīng)濟(jì)體容易進(jìn)入高水平穩(wěn)態(tài)俱樂(lè)部。以政治穩(wěn)定性代理的制度環(huán)境的系數(shù)估計(jì)值為正，但只有納入2000年后的數(shù)據(jù)后所得估計(jì)結(jié)果才顯著，由于該指標(biāo)一定程度上反映了一國(guó)最基本的制度環(huán)境，這一結(jié)論意味著隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，制度環(huán)境對(duì)經(jīng)濟(jì)體向高穩(wěn)態(tài)俱樂(lè)部收斂起到越來(lái)越重要的作用。正如Fatas和Mihov(2009)[41]提出的“制度高墻”，以人均收入為10 000美元為門(mén)檻，國(guó)家的體制質(zhì)量與人均收入之間的關(guān)系由不明顯變?yōu)槌尸F(xiàn)很強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，即在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時(shí)，對(duì)制度的要求不會(huì)很高，但要想持續(xù)增長(zhǎng)，就會(huì)面臨對(duì)制度的更強(qiáng)烈需求。張軍擴(kuò)等(2019)[42]對(duì)“制度高墻”和“中等收入陷阱”進(jìn)行的經(jīng)驗(yàn)和理論研究也得出了類(lèi)似的結(jié)論。工業(yè)化水平的系數(shù)估計(jì)值為正，但只有全樣本的估計(jì)結(jié)果顯著。五個(gè)地理虛擬變量大部分顯著，說(shuō)明地理和區(qū)位因素的確是影響收斂俱樂(lè)部形成的重要因素。究其原因，處于同一區(qū)域的經(jīng)濟(jì)體資源稟賦接近，加持可能存在一定的知識(shí)、技術(shù)溢出效應(yīng)或制度模仿效應(yīng)，從而更可能收斂于同一穩(wěn)態(tài)均衡。五個(gè)地理虛擬變量的系數(shù)估計(jì)值的相對(duì)大小與圖4各俱樂(lè)部成員的地理分布圖基本保持一致，如南亞地區(qū)對(duì)應(yīng)虛擬變量的系數(shù)估計(jì)值為正且部分顯著，撒哈拉以南非洲、拉丁美洲與加勒比海地區(qū)對(duì)應(yīng)虛擬變量的系數(shù)估計(jì)值為負(fù)且絕對(duì)值較大。此外，納入結(jié)構(gòu)特征后依然是早期數(shù)據(jù)所得模型的偽可決系數(shù)值最高，但納入更長(zhǎng)時(shí)期的數(shù)據(jù)可得到更豐富的結(jié)論，所以這里存在著一定的權(quán)衡。

綜上所述，本文證實(shí)了之前內(nèi)生識(shí)別出的3個(gè)收斂俱樂(lè)部的確源于俱樂(lè)部收斂現(xiàn)象，從而H1得證?；谟行騆ogit模型的回歸估計(jì)結(jié)果顯示，初始經(jīng)濟(jì)條件、能帶來(lái)豐富有效勞動(dòng)力的就業(yè)人口數(shù)量增加和人力資本提升、物質(zhì)資本增加、對(duì)外開(kāi)放度都對(duì)提升經(jīng)濟(jì)體向高水平穩(wěn)態(tài)收斂的概率起到顯著正效應(yīng)，制度在經(jīng)濟(jì)體向高水平穩(wěn)態(tài)收斂的過(guò)程中發(fā)揮著越來(lái)越強(qiáng)的作用。重要的是，本文發(fā)現(xiàn)地理因素對(duì)形成收斂俱樂(lè)部起到了重要作用，這意味著處于同一地理區(qū)位的經(jīng)濟(jì)體之間可能存在潛在的互相影響，也面臨著向高穩(wěn)態(tài)收斂以跨越中等收入陷阱的某些共同的阻力或推力。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于有些學(xué)者對(duì)絕對(duì)收斂框架下的增速收斂提出質(zhì)疑，認(rèn)為這一類(lèi)方法只是考察了經(jīng)濟(jì)體與自身穩(wěn)態(tài)的趨同，而不是經(jīng)濟(jì)體之間的互相趨同，從而偏離了收斂的初衷[43-45]。這些學(xué)者認(rèn)為可以通過(guò)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分布的動(dòng)態(tài)變化來(lái)研究此類(lèi)趨同。這里本文采用核密度估計(jì)來(lái)判斷1990-2019年間的跨國(guó)人均收入水平是否存在俱樂(lè)部趨同，以作為相對(duì)指標(biāo)視角下俱樂(lè)部收斂的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

由圖5給出1990年、2000年、2010年、2019年人均實(shí)際GDP的Kernel密度圖，由此反映1990-2019年間中等收入群體人均收入分布的大概演進(jìn)。顯見(jiàn)人均收入分布的核密度圖在1990年呈現(xiàn)明顯的“單峰狀”和微弱的“雙峰狀”，之后“雙峰狀”越來(lái)越明顯，到2019年已經(jīng)呈現(xiàn)出明顯的“雙峰狀”以及微弱的“三峰狀”。這意味著以絕對(duì)指標(biāo)來(lái)反映的中等收入群體仍然出現(xiàn)了俱樂(lè)部趨同現(xiàn)象，部分經(jīng)濟(jì)體在較低的人均收入水平聚類(lèi)，部分經(jīng)濟(jì)體在較高的人均收入水平聚類(lèi)，在本文的研究情形下聚類(lèi)集團(tuán)大概形成了2到3個(gè)。

值得注意的是上述相對(duì)指標(biāo)思路下的內(nèi)生俱樂(lè)部識(shí)別方法是針對(duì)增速或者說(shuō)增長(zhǎng)路徑的收斂，而絕對(duì)指標(biāo)思路下采用空間分布動(dòng)態(tài)變化識(shí)別俱樂(lè)部的方法是針對(duì)收入水平的趨同。從兩個(gè)中等收入的界定視角，采用不同研究方法，盡管識(shí)別出的俱樂(lè)部個(gè)數(shù)不同(17)一般來(lái)說(shuō)采用不同方法得到的俱樂(lè)部個(gè)數(shù)可能會(huì)有所不同，這是可以接受的。，但均證實(shí)了中等收入群體之間的確存在著俱樂(lè)部趨同現(xiàn)象。

Kernel密度01000020000300000.000150.000100.0000501990年2000年2010年2019年

六、結(jié)論與政策啟示

基于經(jīng)濟(jì)體運(yùn)行至中等收入階段后經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)出現(xiàn)分化的客觀事實(shí)和相關(guān)理論研究，本文借助俱樂(lè)部收斂來(lái)識(shí)別中等收入陷阱。本文共進(jìn)行了以下幾方面的工作并得到了相應(yīng)的結(jié)論。

從相對(duì)指標(biāo)視角，首次將Phillips和Sul(2007，2009)[30-31]提出的收斂檢驗(yàn)和俱樂(lè)部識(shí)別方法用于當(dāng)前93個(gè)中等收入經(jīng)濟(jì)體，發(fā)現(xiàn)中等收入群體之間在過(guò)去三十年形成了3個(gè)收斂俱樂(lè)部。而絕對(duì)指標(biāo)視角下的跨國(guó)收入分布的動(dòng)態(tài)演變進(jìn)一步證實(shí)了中等收入群體之間存在俱樂(lè)部趨同，從而為中等收入經(jīng)濟(jì)體部分陷入中等收入陷阱甚至退回低收入階段、部分成功跨越陷阱的多重分化提供了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

拓展了關(guān)于俱樂(lè)部收斂檢驗(yàn)的現(xiàn)有實(shí)證研究。基于有序Logit模型進(jìn)行回歸分析，考慮了三十年間發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體內(nèi)生參數(shù)的變化以及對(duì)當(dāng)下的政策意義，對(duì)研究起點(diǎn)、前十年、前二十年、全樣本等不同時(shí)期的樣本進(jìn)行估計(jì)，證實(shí)了中等收入群體之間俱樂(lè)部收斂現(xiàn)象的存在。

在對(duì)俱樂(lè)部形成機(jī)制的分析中，本文發(fā)現(xiàn)良好的初始經(jīng)濟(jì)條件、豐富的有效勞動(dòng)力、物質(zhì)資本以及對(duì)外開(kāi)放都對(duì)中等收入經(jīng)濟(jì)體向高水平穩(wěn)態(tài)收斂起到顯著正效應(yīng)；制度的影響逐漸增強(qiáng)，證實(shí)了中等收入經(jīng)濟(jì)體跨越陷阱過(guò)程中“制度高墻”的存在；工業(yè)化水平的影響相對(duì)較弱；地理因素的估計(jì)結(jié)果顯示，區(qū)位因素對(duì)經(jīng)濟(jì)體所能收斂到的俱樂(lè)部起到重要決定作用，鄰近地理區(qū)位的經(jīng)濟(jì)體面臨著向高穩(wěn)態(tài)收斂的某些共同的阻力或推力。這些結(jié)論對(duì)于中等收入經(jīng)濟(jì)體尤其是收斂于低水平穩(wěn)態(tài)的經(jīng)濟(jì)體提供了有意義的政策路徑參考。

本文發(fā)現(xiàn)中國(guó)收斂于高穩(wěn)態(tài)俱樂(lè)部，而且經(jīng)濟(jì)增速要高于同一俱樂(lè)部中的大多數(shù)經(jīng)濟(jì)體，這都預(yù)示著中國(guó)有較大的可能跨越中等收入陷阱。值得提及的是，要成功邁入高收入階段并保持在高收入國(guó)家隊(duì)列，像中國(guó)這樣收斂于高水平穩(wěn)態(tài)的經(jīng)濟(jì)體仍需要在廉價(jià)勞動(dòng)力、技術(shù)后發(fā)優(yōu)勢(shì)等多重紅利耗盡之前做好經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式和增長(zhǎng)動(dòng)力轉(zhuǎn)換的準(zhǔn)備，其可行路徑需要引入高收入經(jīng)濟(jì)體展開(kāi)進(jìn)一步研究，這也是筆者接下來(lái)的一個(gè)研究工作。