中国省际增长差异的源泉的测算与分析(1978～2002)——基于“反事实”收入法的经验研究，本文主要内容关键词为：中国论文,源泉论文,差异论文,事实论文,收入论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
以Solow(1956)和Swan(1956)为代表的新古典增长模型是现代经济增长理论的起源。新古典增长模型的一个主要特征就是收敛假说：一个经济体真实人均产出的初始水平越低，那么其经济增长率就越高。因此，寻找经验上的收敛证据成为了各国学者关注的焦点之一 (Baumol,1986; Barro and Sala-i-Martin,1992;Mankiw、Romer and Weil,1992)。近年来，中国省际或地区之间的增长差距及其变化趋势也引起了广泛的关注。
总体而言，关于中国经济收敛的研究有两个思路：一个思路是指出，俱乐部收敛是解释中国省际间的不平衡发展的重要原因。蔡昉、都阳等(2000)和徐现祥、舒元(2004)的研究都指出中国存在俱乐部收敛现象。Daya-lGulati等(2000)、Demurger等(2002)、蔡昉、都阳(2000)、沈坤荣、马俊(2002)等根据地理位置将各省划分为不同的俱乐部，以此讨论各俱乐部的收敛状况和省际差异。另一个思路是探讨收敛证据和收敛速度。由于样本选择的时间段以及采用的控制变量等差异，各文献中有关中国改革之后的收敛证据以及收敛速度差异颇大。彭国华 (2005)认为1982～2002年期间中国省际间存在收敛，并且收敛速度为7.3%；林毅夫等(2003)利用1981～1999年期间的数据也发现条件收敛的速度在7%～15%之间；Cai(2002)认为中国在1978～1998期间的收敛速度大约为3.3%；Demurger(2002)则认为1985～1998年期间，中国的收敛速度高达13%～21%之间；而王志刚(2004)认为中国在1979～1999年期间不存在条件收敛。
关于中国省际增长收敛的源泉的研究相对不足。Demurger等(2002)发现在20世纪80年代中期之后，地理环境和交通运输条件对地区增长的差异有显著影响。蔡昉和都阳(2000)给出了劳动投入和资本投入促进经济增长的证据。徐现祥和舒元(2004)利用DEA(data envelope approach)将中国改革20年来的经济增长归功于物质资本的积累，Chen和Feng (2000)指出非国有经济的发展、对外贸易和教育投资是中国经济增长的主要因素。Li等(1998)则认为实物资本和人力资本的投资对中国经济增长具有明显的推动作用。虽然这些文献大致给出了各种增长因素对中国经济增长的影响，但未能就这些增长因素对省际增长差距所作的贡献给出解释。
为了能够说明某种增长要素对增长差异有多大贡献，一种可行的研究方法就是回答如下问题：假如没有某种增长要素或者只有某种增长因素起作用，省际增长的差异将会如何？由此揭示对省际增长差异发挥关键作用的因素，这就是所谓的“反事实分析法”( Counterfactual analysis)。Fogel(1964)考察了铁路对19世纪美国经济增长贡献的个案，开创性地运用“反事实”收入法进行计量分析，估计铁路对美国经济增长的贡献度。Fogel的这项研究成为计量经济史学早期的一个里程碑。其后，多个国家的经济史学家运用该方法分析俄罗斯、墨西哥、巴西、英国铁路的经济贡献。在跨国间的货币政策比较、不同时期的汇率波动分析、工资差异以及国别和地区间人均收入动态的研究中，“反事实”推论方法也成为一种重要的分析工具。
本文的目的在于以传统的收敛回归分析为基础，采用“反事实”收入计量分析法，构造初始收入、实物投资、就业、人力资本、基础实施、经济开放度以及城市化等增长因素的“反事实”相对劳均收入，以此分析各增长因素对中国自改革开放以来省际劳均收入增长不平衡的贡献度。本文的主要结论是基础设施、人力资本和城市化虽然有力地促进各省的劳均收入增长，但同时也成为省际间经济增长不平衡的主要因素。
本文第二部分简要描述中国省际间劳均收入不平等状况的特征事实；第三部分对计量模型和所选变量进行说明；第四部分则进行省际劳均收入的收敛分析；第五部分对劳均增长率进行了分解，然后在此基础上构造依各种增长因素的“反事实”劳均收入，并考察各种增长因素对省际间相对劳均收入β收敛和σ收敛的贡献度；最后是结论及政策建议。
二、中国省际劳均收入不平等的特征事实(1978～2002)
自1978年实行改革开放政策以来，中国经济经历了20多年的持续快速增长，经济总量和人均收入水平都得到了大幅提高；但同时，地区间经济发展不平衡程度和人均收入差距在过去10多年来似乎呈现一种扩大的趋势。图1描述了自改革开放以来，中国省际间人均收入分布①的演变状况。为了便于对中国省级间各主要年份人均收入分布进行比较，考察各地区人均收入20多年来的变动趋势，本文将各省历年劳均收入对数依其当年均值进行了调整。同时，我们在构造收入分布图时采用了相同的平滑系数(smoother)。值得一提的是，如果考察省际间实际人均收入的分布演变，那么省际人均分布有一个明显的向右偏移的时间趋势，即各省的实际人均收入自改革开放以来得到了显著的提高。
事实上，全国的实际人均收入从1978年的 376元上升到2002年的2419元，上升幅度达 643%；实际劳均收入则由903元升至4214元，年增长率高达6.42%②。如图2所示，省际劳均 GDP对数的均值自1978年以来一直都在稳定地增长；但同时，自20世纪80年代末开始，省际劳均GDP对数的离散程度却显著扩大，省际间经济发展不平衡状况由此可见一斑。这种态势一直持续到2000年。随后，省际劳均GDP对数的标准差出现了微弱回落的势头。就省际劳均 GDP的增长率而言，其均值在这20多年间虽时有起浮，但总体上还是呈现微弱的上升趋势。省际劳均GDP增长率的方差在1978～1990年期间有一个较明显的下降趋势，说明在此期间各省劳均GDP增长率的差异下降，但是在90年代后则起伏变大，在1999年出现急剧下降，随后再次进入上升过程。
图1 中国省际收入分布1978～2000
注：劳均gdp为劳均GDP实际值的对数，且根据均值调整。
为了考察改革开放后20多年来各地区经济发展的相对状况，让我们把目光重新集中到图 1。该图最重要的一个特征是：中国省际间人均收入分布由1978年的显著“单峰”状逐渐演变为 2000年的显著“双峰”(twin-peaks)状(Quah,1993; Jones,1997)。根据Quah(1993,1997)的观点，收入分布图中的“峰”对应着经济收敛研究中的增长俱乐部。因此，图1中的收入分布演变显示：在改革初期阶段，中国各省之间形成了一个统一的增长俱乐部；而到了2000年，原来的单一增长俱乐部逐渐分化成两个经济发展水平差异较大的增长俱乐部③。进一步看，如图1所示，业已形成的两个增长俱乐部状况早在90年代中期就已初见端倪，当时“右峰”正处于一种“萌芽”状态，而“左峰”相对较为明显；随后，“左峰”向左略微偏移，而“右峰”则逐渐凸起，从而形成2000年以来的“双峰”结构。这从一个侧面反映了各地区间日趋严重的经济发展不平等状况。与之相反，在改革之初的10多年时间里，各省基本上都属于同一个增长俱乐部，而且收入分布整体上向右偏移，并且峰值非常靠近1。这对应于一个较为普遍的观点：中国自改革开放起到 1990年底存在着较明显的绝对收敛和条件收敛现象，省际间的经济发展水平差距在该阶段得到缩小④。该图的第二个重要特征是：大部分省份的劳均GDP不及全国的平均水平。除了1990年的收入分布与正态分布较相似，基本上呈现对称图形之外，其他年份的收入分布有着非常明显的“左偏”现象。这表明，经济发展水平落后地区的比重较大，这使得中国地区间发展不平衡状况更为严峻。
图2
图3
表1 主要年份劳均GDP对数（相对均值调整）各分位数间距及变动状况
各分位数差距 变动幅度
1978 1990 19952000 1978～1990 1990～1995 1995～2000 1978～2000
95～05 0.2267
0.2343
0.2130.2341 0.0076 -0.0213 0.0211 0.0074
90～10 0.2175
0.1677
0.1811
0.2158 -0.04980.0134
0.0347 -0.0017
85～15 0.1535
0.1088
0.1351
0.1302 -0.0447O.0263 -0.0049 0.0233
80～20 0.0993
0.0927
0.1055
0.1196 -0.00660.0128
0.0141 0.0203
75～25 0.0561
0.0765
0.0845
0.097 0.0204O.0080.0125 0.0409
70～30 0.0383
0.0520.0644
0.073 0.0137 0.0124
0.0086 0.0347
65～35 0.0294
0.0304
0.0591
0.0669 0.001 0.0287
0.0078 0.0375
60～40 0.0231
0.0227
0.0402
0.0366-0.0004 0.0175 -0.0036 0.0135
55～45 0.0137 0.0145
0.0198
0.0284 0.0008 0.0053
0.0086 0.0147
下面考察一下省际劳均收入百分位数的时间序列图，这有助于我们对劳均收入由“单峰”向“双峰”演变有更直观、细致的了解。如表1和图 3所示，自1990年以来，省际劳均收入60、70、80百分位数有一明显的上升趋势；与之相反，10、20、30百分位数则有一明显的下降趋势。这说明劳均GDP处于中等偏上的地区，其相对收入得到了提高，而劳均GDP处于中等偏下的地区，其相对收入却在下降。从表1我们可以看到在1990～ 2000期间，处于中间集团省份之间的人均收入差距（上、下四分位数间距）在扩大，其增幅高达73%。同时，在中间集团内部，45～55、40～60、35～ 65以及30～70百分位数间距增幅分别达到107%、58%、128%和91%。由此可见，中间集团的分化是形成“双峰”分布的主要原因。同时，20和30百分位数的间距、60～70百分位数的间距则呈现一种非常稳定的态势。这说明在两个增长俱乐部内部，相对收入的间距在一定程度上是较为稳定的。这也从侧面反映出，省际间整体上的人均收入差异主要来自于俱乐部之间的差异。另外，10～90和15～ 85百分位数的间距则有所下降，但幅度不大。这说明高收入地区与低收入地区之间的相对收入差距虽然在缩小，但并不明显。从时间段上看，表1中的各百分位数间距在1990～2000期间几乎都在扩大；而在1978～1990期间，10～90、15～85、20～80、40～60百分位数间距都出现了不同程度的减少。这同样也说明，在以农村改革为重点的经济改革初期，地区之间的收入不平等状况得到一定程度的缓解；而进入以城市工业部门改革为重心的90年代之后，地区经济发展不平衡则趋于加剧。
在考察了中国省际间劳均收入不平等的特征事实之后，如何分解和探讨导致省际收入不平等的因素以及各因素的影响力是一个有挑战性的问题。下面，我们将以经济增长中的收敛回归分析为基础，采用“反事实”收入计量分析法，考察初始收入、人力资本投资、物质投资、基础设施、城市化、经济开放度、就业增长率等增长因素对我国省际经济增长不平等状况的影响力。
三、计量模型以及样本和数据说明
Islam(1995,2000)和Caselli等(1996)率先利用处理面板数据的计量方法进行了经济收敛的实证研究工作。Islam(1995)利用面板数据方法放松了 MRW(1992)对期初技术水平的假设，明确提出由于各经济体所采用的制度、天然的地理环境、气候条件等因素造成各经济体的期初生产技术水平具有异质性，且一经济体的生产效率也会对经济体自身的投资等其他增长因素产生影响，使得其与回归方程中的其他解释变量存在相关性。这种假设使得收敛实证研究中所使用的收敛回归方程更符合增长理论的背景，同时也避免了运用OLS方法存在的计量问题。在MRW(1992)和Islam(1995)给出的经典收敛回归范式基础上，本文引入了诸如基础设施、经济开放度、城市化、国有经济比重等增长因素，具体形式如下。
本文样本包括28个省、自治区和直辖市⑤。鉴于数据的延续性和对比性，1996～2002年重庆市的相关数据归于四川省。另外，本文把海南的相关数据并入广东省。文中所使用的数据来源于中国资讯行统计数据库中的《新中国50年统计汇编》和《中国统计年鉴》。为减弱经济波动造成的冲击，我们将 5年设为一时间单位。具体来说，本文将1978～2002年分为5个时段：1978～1982年、1983～1987年、 1988～1992年、1993～1997年、1998～2002年，分别对应于回归方程中的时间下标。
本文利用各省的GDP平减指数得到实际 GDP，然后除以各省的就业人口，从而得到劳均 GDP，即y。在实证研究中，另外一种做法是用人均 GDP替代劳均GDP。就Solow模型而言，单位劳动产出是每个劳动力的平均产出，所以劳均GDP更符合Solow模型理论上的含义。比如MRW(1992)就用GDP除以总劳动人口或就业人数来计算劳均产出。但在实际应用中，也有众多文献习惯用人均 GDP，如Islam(1995)和Caselli等(1996)⑥。由于各地区的总人口和就业人数通常存在较强的相关性，这两种平均产出指标对结果不产生显著差异。
参照Islam(1995)，本文用资本形成额占GDP的比重代表储蓄率。另外，各时间段的储蓄率为时段内各年储蓄率的简单平均。Barro和Lee(1993)用劳动力平均受教育年限作为人力资本存量的指标，并成为收敛实证研究中刻画人力资本的普遍做法⑦。另外一种方法是用国家的人均教育经费投资额来度量人力资本存量，比如Judson(2002)和张焕明 (2004)。随着教育改革，近年来民间的教育投资比重逐渐上升，而这方面的数据不易得到，所以本文采用平均受教育年限作为人力资本存量的指标。同样，各时段的平均受教育年限为时段内各年受教育年限的简单平均。
对于引入的其他增长因素，本文利用各省的铁路密度指标作为刻画基础设施水平的代理变量⑧；用出口占GDP的比重进行刻画经济开放度；用城市人口比重指标刻画城市化水平，用国有企业工业产值占全部工业总产值比重刻画国有经济比重。
四、省际劳均收入收敛的实证分析及解释
（一）省际增长收敛的回归分析
本文采用了面板数据中的固定效应模型对收敛方程(1)进行了估计。从计量经济学的角度看，一个普遍程序是分别采用固定效应和随机效应模型对个体效应进行估计，并利用Hausman检验进行模型的选择。但是，本文所用的增长收敛回归方程是严格由Solow模型推导而得的。根据收敛回归方程所寓含的经济理论，回归方程中的个体效应lnA(0)[,i]与其他解释变量存在着相关性，将个体效应设定为固定效应可以得到理论上的支持。相反，随机效应假定不可观测的个体效应与回归方程中的解释变量不相关另外，这种假设被认为是不太合适的。 Islam(1995)和Miller和Upadhyay(2002)等都是采用固定效应模型进行收敛研究的⑨。另外，许多时间序列的宏观经济数据通常都存在自回归现象，各期之间的残差通常具有相关性，因此本文给出了随机干扰项具有AR(1)和AR(2)形式的固定效应模型的估计。具体的估计结果如下表。
对比各估计模型的估计结果，我们可以看到固定效应模型估计的系数所对应的t值都较大，因此，该估计结果都非常显著。干扰项为AR(1)的固定效应模型中人力资本、城市化以及出口的估计系数都不显著；同样干扰项为AR(2)中人力资本、城市化、出口以及初始劳均收入的估计系数均不显著。这种结果不符合一般的研究结果和经济含义。因此，本文采用固定效应模型(1)。
根据表2，我们可以看到中国在1978～2002年期间存在着条件收敛，并且收敛速度大约为8.40%。彭国华(2005)认为1982～2002年期间中国省际间存在收敛，并且收敛速度为7.3%，林毅夫等(2003)利用1981～1999年期间的数据也发现条件收敛的速度在7%～15%之间。显然，他们的结论和本文较为相似。
（二）影响经济增长的主要因素
根据表2的结果，可以了解各种增长因素对全国经济增长及收敛的影响。
固定资产投资是中国地区经济增长推动的重要因素之一。投资率每提高1个百分点，平均的经济增长率可以提高0.04个百分点。这接近于Cai(2002)和张焕明(2004)得到的0.07个百分点，但低于 Demurger(2001)估计的0.2个百分点。在改革的前10多年中，各地经济中的大部分投资都来源于中央和地方政府的投资，而且受政府相关的经济政策影响较大，波动频繁，具有明显的周期。本文采用5年作为一个时期，可以相对有效地平滑投资的波动，从而能更合理地评价其对经济增长的影响。
基础设施对经济增长存在显著的正相关关系，而且对经济推动作用颇大。就本文的结论来看，各地区铁路密度提高1个百分点可以将劳均增长率提高0.48个百分点。Aschauer(1989)的经典文献指出诸如道路、桥梁、高速公路、水运系统、铁路和空运等基础设施是生产率的重要决定因素。Demurger等(2002)发现在20世纪80年代中期之后，地理环境和交通运输条件对地区增长的差异有显著影响。他们强调地理条件对经济增长发生作用的渠道主要是通过FDI的配置和乡镇企业的发展。在中国的FDI大部分集中于出口导向的行业，尤其是在 FDI进入中国的初期，因此，沿海地区便利的地理优势在吸引FDI方面起到了关键作用。Jian等(1996)同样指出沿海地区凭借天然的便利交通条件创造出市场化程度更高的经济环境和更加开放的市场，贸易自由化和投资的流入是沿海地区改革开放后经济增长的主要因素。另外，沿海地区的乡镇企业也利用地理条件积极开拓海外市场，利用劳动力优势，出口大量的劳动密集型产品，成为中国经济增长的主要引擎。近年来，政府积极推动“西部大开发”战略，加大对西部地区在交通、通讯等方面的基础设施投资力度，意在为西部地区创造一个更好的投资环境，促进该地区的经济增长。
此外，人力资本、城市化以及经济开放度都对经济增长有促进作用。类似地，陆铭(2004)、许召元等(2006)等都发现城市化对经济增长有正面作用，而Jian等 (1996)则认为沿海地区更为开放的经济环境推动了该地区的经济增长。我们还看到，代表国有企业比重的Soe系数为负，这可能是由于国有企业效率较低，导致其对经济增长有拖累作用。最后，如新古典增长模型中所指出的那样，就业人口的估计系数为负，其与劳均增长率成负向关系。
五、省际相对劳均收入增长差异分解“反事实”收入的构造及分析
（一）相对劳均收入差异的分解
前面的回归分析为我们提供了中国省际间劳均收入收敛证据以及各增长因素对经济增长影响的大致情况。为了进一步考察各种增长因素对各省经济增长的影响，并分解它们各自对省际劳均收入收敛或发散的贡献度，这有助于将收敛研究向前推进一步。本文接下来将参照de la Fuente(2003)提供的方法对中国省际劳均产出增长差异进行分解，并在此基础上构造依各种增长因素的“反事实”条件收入，从而考察这些增长因素对省际增长不平衡的贡献⑩。
如前文所述，我们估计的收敛模型为模型 2。因此，下面的分析都以模型2及其估计结果为基础。为了强调各种增长因素对各省份劳均增长率的相对影响，我们首先构造一个“大同经济”：该经济的行为由收敛方程模型2来刻画，而其解释变量（即各种增长因素）则为全国各时段的平均值。因此，利用前面对模型2估计所得的系数，我们可以得到该“大同经济”的劳均增长率。然后，我们就可以考察不同增长因素导致的各省与该“大同经济”在劳均增长率方面的相对偏离程度。根据模型2，我们将各省的相对增长率分解为8个部分：(1)初始收入影响(CONV)，反映新古典增长模型强调的收敛效应，即初始收入水平低的经济可以凭借要素报酬递减规律获得更高的劳均产出增长率；(2)资本深化影响(INVE)，反映资本积累对经济增长的作用；(3)人力资本影响(HC)，反映人力资本对经济增长的作用；(4)就业人口影响(LAB)，反映就业人口增长对经济的拖累作用；(5)基础实施影响(INFR)，反映交通状况对经济的影响；(6)经济开放度影响(EXP)，反映出口对经济的影响；(7)城市化影响(UR BAN)，反映城乡人口比例对经济增长的影响； (8)国有经济比重影响(SOE)，反映国有经济对经济增长的影响。
具体的结果如表3所示。表3给出了每个省份的相对增长率及其分量(11)。第2栏是根据模型2预测的各省相对劳均增长率，第3～9栏则分别是由初始收入、基础设施、城市化、人力资本投资、资本深化、经济开放度、就业人口和国有经济比重等增长因素决定的相对劳均增长率。
如表3所示，收敛效应对相对劳均增长率的影响非常明显，一些经济发达地区，如上海、广东、北京、江苏、浙江的相对劳均增长率都不及平均水平。比如说，就收敛效应对相对劳均增长率造成的影响而言，上海在这一项上低于全国平均水平的10个百分点。对于沿海地区，如上海、江苏、浙江、福建和广东，出口对经济增长的促进作用是比较明显的，这些省份源于出口造成的相对劳均增长率都是正的。此外，人力资本对经济增长的促进作用同样也较为明显，在沿海地区、东北和中部一些地区相应的相对劳均增长率也为正。由于历史原因，东北地区多年以来都是国有重工业基地，所以在国有经济比重造成的相对劳均增长率这一项上，辽宁、黑龙江、吉林都为负。
但表3只能粗略地给出各种增长因素对各地区经济增长的影响，下面我们将进一步运用“反事实”分析，讨论各种增长因素对省际劳均增长差异的贡献度。
（二）各增长因素的“反事实”收入对收敛和收敛贡献的测度
“反事实”的研究方法在物理和生物学科领域运用的较为普遍，其目的之一就是用来构建和评估各种非线性模型(12)。在经济学领域，Fogel(1964)在经济史研究中开创性地运用“反事实”推论法，同时结合他提出的社会储蓄(social saving)概念，得出19世纪的美国铁路对经济发展的推动有限，对GNP的贡献度不超过 2%。McCallum(2000)则对美国、英国和日本3国 1960～1990年底的货币政策进行了“反事实”的历史分析。Wilson和Ren(2006)也运用“反事实”推论比较了新加坡1994年和2003年的汇率波动。Gu和Chen (2005)则利用“反事实”推论法探讨了中国在20世纪 90年代实施的财政分权的影响。
在收敛的研究中，Leonida和Montolio(2003)在考察西班牙1965～1995年期间地区间增长经验的研究中运用Di Nardo等(1996)提供的方法(13)，利用probit model估计了人均产出依公共资本和人力资本投资的条件密度，以此构造由这两种增长要素造成的“反事实”人均产出并讨论了它们的动态学。Antonio Salvato(2003)利用相似的“反事实”收入构造方法就巴西教育投资对人均收入增长的作用进行了考察。Beaudry等(2003)在对 NSSA(non-sub-Saharan African)国家1960～1998年期间收敛经验的研究中，将整个时间划分为两个时间段，在检验了解释变量具有结构性变化的基础上，运用第一期的估计结果构造了第二期的反事实劳均收入，以此比较资本积累、教育投资在不同时期对经济增长的影响。
接下来，我们利用表3提供的信息，根据de la Fuente(2003)提供的方法构造依各种增长因素影响的“反事实”条件劳均收入，并在此基础上考察各种增长因素在劳均收入的β收敛（绝对收敛）和δ收敛中的贡献度。
根据收敛回归方程(1)很容易知道，各省的相对劳均增长率预测值再加上残差引起的相对增长率，刚好就等于实际的相对劳均增长率。出于经济含义的考虑，我们不考虑残差导致的影响。由于表2已经给出了各种增长因素所决定的相对劳均增长率，因此，我们可以直接进行各种增长因素在“反事实”相对劳均收入绝对收敛中的贡献度，即我们只需要估计
为各省初始劳均收入与全国平均水平的差，
则为各增长因素导致的相对劳均增长率。估计结果如表4所示。
从表4可以看到，各增长因素的“反事实”条件劳均收入绝对收敛的β估计系数的t值均较大，估计结果是显著的(15)。和大部分研究的结论一样，在1978～2002年期间，中国省际间的劳均收入不存在绝对收敛。在各种增长因素的“反事实”收入中也只有新古典增长理论强调的收敛效应，即初始收入影响，促进了省际间劳均收入的β收敛。其他的增长因素均具有发散的作用，提高了省际间经济增长不平衡的程度。从各种增长因素对β收敛的贡献度来看，初始收入的影响最大，其次分别为城市化、基础实施、人力资本、就业、经济开放度和物质投资。
利用表3的结果，我们还可以构造依各种增长因素的条件相对劳均收入。为了考虑某一增长因素的个别影响，我们采用比较静态分析的思路，即假定其他增长因素不变，某一增长因素变化引起的相对劳均收入变化。各因素的“反事实”相对劳均收入变动趋势参见文末的附图。因此，这种“反事实”的条件收入可以表示为：
我们可以看到，自改革开放以来，省际间相对劳均收入的不平等逐渐增大。2002年省际间相对劳均收入的标准差超过1978年初的125%。基础设施状况、城市化水平和人力资本这3种增长因素在这中间起到了非常明显的推动作用，尤其是基础设施状况，其引起的相对劳均收入的标准差变动是实际观测值的152%。而初始收入导致的相对劳均收入标准差与1978年初相比下降了10.49%，占实际变动的41.37%。相比而言，实物投资、出口和就业人口对相对劳均收入差距的贡献较小。
结合以上对各种增长因素在β收敛和σ收敛中贡献的分析可以看出，基础设施、人力资本和城市化在推动劳均产出提高的同时，也加剧了省际间经济增长的不平衡程度。
六、结论与政策建议
本文根据传统的收敛回归分析的结果，将中国省际相对劳均产出增长率分解成由各种增长要素引起的相对劳均产出增长率，并在此基础上构造依各种增长要素的“反事实”条件相对劳均收入，由此来考察各种增长要素在省际相对劳均产出的β收敛和σ收敛中的贡献度。我们的主要结论是，对于中国省际的增长经验，除了新古典增长理论强调收敛效应之外，其他的增长要素都会加大省际经济增长不平等的程度。基础设施、人力资本和城市化是造成中国省际经济增长差异的主要因素。
基础设施的建设在20世纪90年代初重新得到政府的优先考虑，交通运输方面的投资得到了大幅提升。1998年，交通运输及通信投资额占全社会固定资产投资额的比重达到了30%。中国的交通状况得到了飞速发展。但随着基础设施建设中融资市场化改革的深入，沿海地区的基础设施投入的相对水平远高于其他地区，各地区基础设施水平的差异也越来越大，这进一步加大了各地的经济增长差异。因此，如果通过某种优惠政策调整基础设施投资的走向或直接在财政上加大对落后地区基础设施建设的投资，缩小各地区间基础设施投资的差异，既可以推动各省的经济增长，同时也有助于缩小省际间的增长差异。此外，加强落后地区的教育投资，提高人力资本水平，也有助于缓解地区间的增长差距。
自1978年以来，我国乡、城之间以及东、中、西部之间教育发展水平的差距有日益拉大的趋势，这已经成为导致省际收入差距扩大的一个重要因素。截止到2001年，我国尚有522个县未实现“普九”，覆盖了占全国总人口10%左右的地区。部分西部地区小学适龄儿童净入学率在96%以下，小学5年保留率最低的省份只有64%。若以2001年75%左右的9年义务教育按时毕业率估算，我国每年将有约500万初中生不能按时毕业，相当于小学新生入学人数的1/4。我国东、中、西部地区义务教育阶段学生的平均按时毕业率分别为83.0%、78.2%和62.0%，西部比东部整整落后21个百分点，低于50%的省、自治区有3个，即宁夏、贵州和西藏(17)。因此，着力加强落后地区的教育投资，提高人力资本水平，将会缓解地区间的增长差距。
此外，有序地推进中小城市和城镇的发展，促进农村人口向非农业转移，尤其是提高落后地区的城市化水平，也将有助于缩小省际的收入差距。
附录：本文采用高斯正态kernel函数估计中国省际劳均收入分布。Kernel估计值f(x)被定义为：
。根据 Silverman(1986)，本文选取h=0.9AN[,-1/5]，N、h和K（·）分别是样本的观测值的个数、平滑参数／窗宽(Smoothing parameter/window
width)和高斯正态分布函数，其中A=min（标准差，上下四分位间距／1.34）。
附图：各因素的“反事实”相对劳均收入变动趋势
注释：
①该图所用数据为劳均收入，并依据gauss kernel函数描绘了kernel密度图。
②各数据均以1978年价格水平计。
③这一点同徐现祥、舒元(2004)的研究结果相似。
④比如，Jian等(1996)认为中国在1978～1985年期间的收敛是因为在经济改革开始的时候，农村的人均收入低于平均水平，而中国的经济改革是起步于在农村实施的联产承包责任制，农民从中获得了巨大的利益；而1985～1993年期间的收敛则是因为农村地区持续增长，同时靠近沿海城市的农村地区利用地理优势，加强与相邻城市的经济联系和贸易，取得异乎寻常的高速发展。因此，这两个时期的增长因素分别为联产承包责任制和经济的开放度。
⑤28个省、自治区和直辖市分别为北京、天津、河北、山西、内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、上海、江苏、浙江、安徽、福建、江西、山东、河南、湖北、湖南、广东（包括海南）、广西、四川（包括重庆）、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆；它们的代码依次为1、2、3……28。
⑥在关于中国地区增长收敛的文献中，许召元和李善同 (2006)等采用人均GDP；张焕明(2004)、徐现详和舒元(2004)等采用劳均GDP。
⑦用平均受教育年限作为人力资本存量的指标可能无法反映不同层次教育对积累人力资本的效果，教育质量、非正规教育投资（在职培训、经验）。Barro和Lee(2000)对这种人力资本度量方法存在的不足提出了自我批评。
⑧有的学者采用公路密度指标来刻画基础设施水平，如许召元和李善同(2006)。
⑨作者也估计了随机效应模型，并进行了huasman检验，结果显示拒绝原假设，即固定效应模型估计更优。
⑩许召元和李善同(2006)做了一个类似的分解工作，但并没有做“反事实”收入构造及其对和收敛的贡献度。
(11)由于采用了面板数据，表中各项均为5个时间段的均值。
(12)比如，在2006年2月23日的Nature杂志上，有作者认为利用反事实推断法，运用适当的算法可以不用实际运行计算机就能推断出一个量子计算的结果。在某些情况下，反事实方法比随机猜测的效果更好。
(13)John等(1993)在考察美国就业市场中1963～1989年期间男性工资差异的研究中运用了一种分解方法将工人的构造分解为工人的个人特点、技能水平和干扰项，以讨论各种因素对工人工资的影响。随后，Di Nardo等(1996)在他们的分解方法基础上，利用微观计量中的概率模型(probit model)来估计回归模型中各解释变量之间的联合概率，以此来估计被解释变量依各种解释变量的条件收入分布。
(14)由于劳均收入和劳均增长率都是根据均值调整过的相对数，因此本文采用无截距项的回归方程。
(15)其中，投资的估计系数的t值虽然相对较小，但所对应的 p值也接近10%；不过国有企业比重的估计系数t值较小，不显著。
(16)如de la Fuente(2003)在文中指出的那样，这种处理方法的一个要求是各增长因素间是不相关的。
(17)数据来源：《2004年中国农村统计年鉴》。
标签：经济模型论文; 辽宁gdp论文; 条件收敛论文; 经济增长论文; 经济论文; 经济学论文; 人力资本论文; 人均收入论文;