浅释中国地区收入差距：1952—2002，本文主要内容关键词为：中国论文,收入差距论文,地区论文,浅释论文，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。
JEL Classification：O15，047，O53
一、文献综述
对于中国地区收入差距问题的研究，尤其是针对改革开放以来的变化趋势，已经积累了大量的文献。与大量文献相对应的，是对中国地区收入差距问题提出的各种各样的解释，本节将对现有的文献做一个简要的回顾。
Tsui（1991）发现，尽管20世纪80年代以前中国中央政府作出了种种再分配努力，其缩小地区差别的实际效果却并不明显。Duncan和Tian（1999）针对1952—1995年间数据进行的实证研究发现，中国的产出和消费的地区差距在改革前后呈相反方向变动。他们提出的解释认为，产出的倒U型曲线是由改革前后工业化的不同特征所决定的，改革以后实行外向型经济并推行民营化缩小了产出差距；而U型省际消费差距的出现，则主要是因为中央政府对地区收入差距在不同时期的干预程度不同。改革以来，在产出差距缩小的同时，随着地方自主权扩大，中央政府在收入分配方面的干预不力，使得消费差距扩大了。他们因而强调说，如果要缩小地区差距，则应该采用有效方法来加强政府转移支付。
Chen和Feng（2000）的文章，对1978—1989年间中国29个省的数据进行了回归分析，他们发现中国区域的经济在20世纪80年代呈现出了收敛的趋势，并且认为私有化是促进经济增长的主要原因。Young（2000）则提出了不同的观点，他认为地区性保护政策是地区差距扩大的关键，因为地区性的市场保护会使本地企业的资源配置状况偏离本地的比较优势。
蔡昉和都阳（2000）的实证研究表明人力资本上的差异是造成地区差距的主要原因。Wang和Yao（2001）等也持类似观点。
Lee（1995）、Dayal-Gulati和Husain（2000）的研究都提出了相似的观点，他们认为不同地区的外商直接投资规模的差异导致了不同区域之间的经济差距。后者对1978—1997年数据进行了分析，发现投资、国有企业集中度和银行存贷比是决定经济增长与收敛的重要因素。
王小鲁、樊纲（2004）考察了上世纪80年代和90年代地区收入差距的变动趋势，认为我国东部沿海地区和中西部内陆地区之间，在经济发展水平方面，无论是绝对差距还是相对差距都还在扩大。这主要是由于生产率的差别以及由此引起的资本流动所导致。资本的持续流动已经使地区间资本产出率的差别出现了缩小的趋势，但是生产率的地区差距还没有出现缩小的趋势。
Li等人（1998）的文章则采用Augmented Solow-Swan模型来分析1978—1995年的数据，他们的结果也证实了条件收敛假说。他们估计条件收敛速度高达每年4.75％。同时，他们也注意到1990年以后收入的差距扩大了。他们认为，经济改革促进了各省分别朝着稳态水平收敛，却扩大了不同省份稳态水平的差距；但由于存在着绝对收敛，所以即使各省稳态差距扩大，总的来说也出现了收敛现象。
Jian等人（1996）的文章对1978—1993年期间的数据进行了分析，他们发现地区收入差距来源于沿海与内陆的收入差距拉大，而不是沿海内部、内陆内部的差距扩大。他们认为这是由于中央政府给予沿海的特殊优惠政策造成的。他们的发现与Chen和Fleisher（1996）针对同样时期数据采用附加的Solow增长模型进行分析的结论相似，即经济收敛条件于沿海位置。
Démurger等人（2001）将数据扩展到1952—1998年，他们的实证研究可以说是针对1952年以来中国地区收入差距的研究当中迄今最为完整的分析。他们发现，在1952—1978年期间，省际收入差距主要是体现了高收入的京津沪与其他地区之间的差距，这是政府“重工业优先”与“城市偏向”的政策所导致的。改革以前，三大直辖市以及黑吉辽等工业重镇的收入水平位居全国排行榜前列。他们已经注意到政府为了实施重工业优先发展战略，通过人为压低农产品价格、提高工业品价格为工业部门提供资金支持；在农村实行农业集体化等配套政策，其目的也是将农业剩余用于工业投资。这些政策都影响到地区收入差距与城乡差距。他们将改革以来影响地区收入差距的因素归结为两大类，即地理条件以及政府的相关政策。Fleisher和Chen（1997）也持有相似的观点。他们认为：第一，沿海地区的快速发展不能全部归功于中央政府的优惠政策，沿海地区比较有利的地理条件对其快速发展同等重要；第二，虽然自1992年以来，政府对于内地外商直接投资（FDI）和国际贸易的管制明显放松，但是1996—1998年期间沿海与内地在优惠待遇方面的差别仍然很大，这导致了沿海、中部、西北、西南1％的差距。此外，他们还认为中国区别于美国经验的重大制度差异在于中国的户籍制度与国有银行体系。美国经验表明，人口从北部到东西海岸的逐步迁移对于美国国内的经济收敛至关重要。然而，中国特有的户籍制度却成为地区收入差距扩大的主要原因。根据内生经济增长理论，持续的技术创新会使投资回报率保持较高，所以资本并不会明显地从高工资地区流向低工资地区。在这种情况下劳动力流动便是缩小地区收入差距最容易的办法。但是由于户籍制度，这种收敛的途径在中国并不存在。不仅如此，中国垄断的国有银行体系以及各种地方保护主义的存在也阻止了资本在地区间的流动。但是，他们并未对上述假说进行实证检验，其实证检验的重点是地理条件和优惠政策。
龚六堂、谢丹阳（2004）讨论了我国各省份之间的生产要素配置的有效性问题。他们发现，从1970—1989年，资本的边际生产率的差异水平在缩小，从1989年起，边际生产率的差异水平保持在一个稳定水平；劳动的边际生产率的差异从1970—1993年也在缩小，但是，从1994年开始，劳动的边际生产率的差异水平反而开始上升。
而刘树成等（1994）、陆大道等（1997，2000）、胡鞍钢等（1995）、国家计委（1997）以及国务院发展研究中心课题组（1994）的研究成果，对于中国的地区收入差距都给出了百科全书式的解释，这些研究把地区差距扩大的原因归结为经济发展起点低下、市场失效、政策失效、中央财力下降、工农差距与城乡差距扩大、不同发展模式等。（注：其他对中国地区发展差距的解释还包括：林毅夫等（1998，2003）从发展战略的角度进行的解释；Zhang和Zou（1998）；Jin、Qian和Weingast（1999）从财政分权角度进行的解释；林燕平（2000）从产业结构、人口结构与教育水平角度进行的解释。）
二、主要假说的简要评判
1.人力资本
对单个人而言，人力资本的初始条件是按随机概率而不是按地区分布的。教育与“边干边学”促进了人力资本的积累，前者的地区差异造成人力资本分布的地区特征。人力资本的增加对于经济增长的贡献率可以由扣除物质资本积累与全要素生产率提高贡献率之后的剩余部分来代表。教育内生于省级经济体的经济与财政状况，可以预期人力资本与经济增长正相关。此外，改革前后人力资本市场从无到有，从严重分割到逐步融合，这方面的制度变迁影响人力资本的差异。总体来看，人力资本与经济增长和市场化程度之间的正相关现象较稳定地存在了很多年。但相对而言，人力资本的基本趋势一直以来并未发生较大的波动，何以解释变动频繁的地区收入差距呢？这有待随后的实证工作来检验。
2.物质资本
改革以前，各省级经济体的投资决策附属于中央财政的全国投资计划；金融市场完全由国家控制，同时金融系统也完全附庸于财政部门。因此，整个计划经济时期的物质资本投资往往是出于各个时期的不同战略考虑（比如：大跃进、备战备荒、三线建设等等）。笔者预期在计划经济时期，物质资本投资战略的改变会对地区收入差距变动产生重要影响，从而资本作为重要的生产要素之一被中央政府牢牢控制，其遵循行政命令而进行的跨区域转移可能是该时期地区收入差距波动的重要原因。一个合理的预期是，在资本市场流动性较强的情况下，资本要素的流动能够促进经济收敛。但是，一个不能忽略的事实是，改革开放以来资本市场逐渐开放，金融市场化步伐也逐渐加快，而改革后期地区收入差距却明显扩大了。
3.中央政府针对沿海的优惠政策
毋庸置疑，特殊的关税、地方政府更大的自由度以及能源交通投资等方面的偏向政策，促进了受益地区的经济增长。但是，籍此来解释改革开放以来地区收入差距的变动显得较为勉强。如果说优惠政策是地区收入差距扩大的原因，那么，上世纪90年代政策范围扩大了，一个必然的推论应该是支持经济收敛的，而这与事实并不相容。
4.地理因素
地理因素通过市场可及性、交通成本与技术扩散成本等对经济增长产生影响。在所考察的一段较长时期内，地理因素的变化相对较少。从逻辑上讲，用一个相对不变的变量更适用于解释持续的收入差距本身，而不是这个差距的变动。
三、提出解释性假说
首先有必要简要回顾一下过去半个世纪的中国经济史。1952—1978年中国处于典型的计划经济时期，中央政府对产品与要素市场实行严格的管制政策。改革开放以来，我国逐步放开产品与要素市场。迄今，政府除了对少数产品与要素的生产、价格与流动仍然实行严格控制以外，中国已经基本上是一个市场化国家。
所以，对于中国地区收入差距演变特殊性的一个合乎情理的猜测就是：
假说一：中国经济制度过去50年的演变，尤其是政府对于产品市场与要素市场的控制范围与力度的演变，对于各省级经济体的经济增长绩效和收敛特征可能产生重要影响。
在新古典经济增长框架下，产品市场与要素市场的开放性是经济收敛现象发生的前提条件。但是在中国，该条件并没有得到很好的满足。改革开放以来，在很长一段时期内仍保留着对政府认为特别重要的产品（比如粮食、棉花和某些矿产品）的生产控制和垄断收购，以及对重要的生产要素（劳动力）流动的限制。上述控制对于不同省级经济体的影响有很大差别。根据假说一，结合对于中国经济史的观察，与不同的时期相对应，可以得出下述推论：
1.计划经济时期（1952—1978年）
推论一：1952—1966年期间，中央政府通过计划与行政命令的方式实施全国统一的价格控制与资源调配，些微缩小了地区收入差距。其间，1958—1960年由于毛泽东发动“大跃进”产生了扰动。
推论二：1966—1976年期间，毛泽东所发动的“文化大革命”对地区收入差距再次产生扰动，“备战备荒”政策扩大了地区收入差距。在此期间，中国地区差距扩大的趋势主要由直辖市、工业重镇与其他地区的收入差距扩大造成，这部分归因于直辖市、工业重镇所享受到的特殊政治与经济优惠待遇，部分归因于直辖市、工业重镇农业人口比重相对较低，以及农产品价格与工业品价格存在“剪刀差”以支持重工业导向的发展战略。
2.改革前期（1978—1989年）
推论三：1978—1984年期间，发轫于农业的改革开放政策迅速缩小了地区收入差距。实施“家庭联产承包责任制”等制度创新所产生的改革红利令偏重农业的中西部获得了实惠。这一时期的收敛现象主要来源于农业生产率的提高 。
推论四：1985—1989年期间，中国地区收入差距缩小由直辖市与其他地区的收入差距缩小驱动。虽然农业改革的作用发挥渐少，但其他地区的轻工业迅速发展在一段时期内弥合了与大都市工业化程度的差距。
3.改革后期（1989—2002年）
1990年至今，中国地区收入差距进一步扩大。而同期在绝大多数产品与要素市场领域内，市场化改革在继续推进。一个重要的例外是，中央政府迄今仍未放弃全球各国中最为苛刻的对于国内人口流动的户籍控制。该控制不仅扭曲了所有受过高等教育的新增劳动力的就业选择，而且阻碍了普通劳动力的迁徙过程，尤其是位于社会最底层、现阶段数量最庞大的非熟练劳动力。Barro等人（1995）的实证研究显示，迁徙是发达国家经济收敛的重要条件。针对该时期的主要特征，假说一可以进一步具体化为假说二：
假说二：在产品市场与资本要素市场具备相对更加自由的流动性的条件下，劳动力要素市场的流动性一旦受到压抑，集聚效应就有可能使得经济发生两极化。
可以用一个两地区一两部门模型来说明上述机制。假设一个经济体有东、西两个地区，两地区内部进一步分为城市与农村。假定两种消费品由完全竞争的追求利润最大化的厂商生产，并在东部与西部地区间和地区内部城乡之间自由贸易。假定传统部门X的生产函数如下：
其中，q[，y]≡H[，y]/L[，y]，表示现代部门熟练工人与不熟练工人的比例；N[*]是东部地区现代部门的全要素生产率；φ∈[0，1]测度从东部向西部技术扩散的速度。假定N的变动与熟练工人比重、东西部的技术差距以及技术扩散速度正相关。给定产品价格与现代部门的全要素生产率，两个部门的厂商分别最大化利润；消费者最优化其效用，代表性消费者的效用函数为：
效用依赖于传统部门产品Cx与现代部门产品Cy的消费组合。δ表示贴现率，θ表示两种产品的替代弹性，假定大于1。消费者的区别在于劳动禀赋及所在地区。消费者拥有所在地区企业的全部股份并享有利润π。为了简化，假定不存在跨期借贷，消费者不跨期平滑消费。并假定存在户籍制度管制，非熟练劳动力不能流动，熟练劳动力能够在城乡之间流动，而不能跨地区流动。
两地区模型的均衡条件为：（1）消费者在给定价格下优化效用；（2）厂商在给定要素价格下优化利润；（3）两类劳动力均被完全雇佣。东部与西部地区劳动力市场均出清；（4）产品市场出清；（5）全要素生产率分别满足（3）式所描述的过程。均衡时，熟练劳动力工资在地区内部一样，但是在不同地区不同；不熟练劳动力工资则不仅在不同地区有差别，而且在地区内部城乡之间也有差别。可以证明：如果东西部城市之间存在发散，进而在东西部之间产生发散，那么经济会逐渐收敛到一条平衡增长路径，西部地区完全集中在传统部门的生产，东部地区完全集中在现代部门生产，即：
接下来，需要对主要的竞争性或互补性假说进行一番检验，考察人力与物质资本、地理禀赋、经济的主要结构特征如产业结构、产权结构、政府规模以及企业规模结构等因素的影响，同时希望通过实证分析直接或者间接地验证前述假说与推论的真实性。
四、实证分析
1.数据
本文采用两套面板数据进行研究，即数据甲（1952—1998年）和数据乙（1985—2002年），分别包括30、28个省市自治区。由于从官方统计年鉴上数据不可得或者不匹配，数据甲不包括重庆，在1952—1969年期间不包括西藏和新疆，在1970—1977年期间不包括新疆；数据乙不包括西藏和青海，重庆的数据全部并入四川。数据来源于《新中国五十年统计资料汇编》（1949—1998年）与中经网数据库（1985—2002年）。
2.初步检验
初步检验控制了地区虚拟变量与影响经济收敛的主要结构因素，（注：参见拙作《中国地区收入差距的基本事实与初步检验：1952—2002》，即将发表。）主要针对假说一及其推论。σ收敛指数变动的基本事实表明：1952—1978年期间，地区差距扩大的趋势主要由直辖市与其他地区收入差距扩大造成。1978—1984年期间，发轫于农业的改革开放政策迅速缩小了地区收入差距。1985—1989年期间，地区收入差距缩小由直辖市与其他地区的收入差距缩小驱动。1990年至今，中国地区收入差距进一步扩大。其间，“大跃进”、“三线建设”与“邓小平南巡”等都对收敛系数产生了强烈的扰动。在整个时期，只有中部地区内部收入差距呈现连续缩小趋势；在1974年以前（尤其在后半段），东部与西部地区内部收入差距显著扩大；在后一时期发生“收敛俱乐部”现象。三大区域之间的差距拉大，同时东部与中部地区内部收入差距显著缩小，但西部地区内部收入差距虽然在1974—1979年期间也显著缩小，之后则逐渐扩大。
β收敛初步检验结果表明：在1978—1984年期间存在显著的绝对收敛现象；计划经济时期绝对收敛并不存在。其中，在“文革”时期显著发散；但在1958—1966年期间，地区收入差距受到了激进的绝对平均主义政策的强烈扰动；通过控制6地区虚拟变量，β收敛检验证实了计划经济时期地区收入差距扩大主要是工业重镇与其他地区之间的差距扩大造成的；控制3区域虚拟变量证实了20世纪90年代初期以来“经济收敛俱乐部”的存在。
控制了产业结构与产权结构的β收敛初步检验结果表明，在改革前后农业比重与国有比重分别显示了截然相反的影响，都是影响地区收入差距的重要因素。在1952—1998年期间，农业产值比重与地区经济增长之间存在负相关关系，说明政府工业化地区布局显著地影响到各地区的经济发展速度。但是，在1978—1998年期间，市场化改革使得原先以农业为主的一些欠发达地区如粤闽浙追赶上来，农业比重系数的符号也转而为正。初步检验结果中，国有比重估计值的符号在改革前后截然相反。其中，在1952—1978年期间，享有绝对垄断地位和投资偏爱的国有企业的存在对于地区经济发展无疑有正的影响；改革开放以后，国有企业密集地区的经济发展相对落后。这一趋势在1992年以后表现非常明显。可见，国有企业的地区布局直接影响地区收入差距。从上述初步检验的
结果来看，假说一以及相应的4个推论均得到了较好的验证。
3.中国地区经济增长因素的弹性分析
针对上述各种竞争性与互补性假说，接下来的实证检验通过弹性分析与条件收敛分析两步进行，分别以人均国内生产总值增长率及其变动为被解释变量。首先，利用数据乙（1985—2002年）对影响经济增长的各种因素进行简化式分析。
常数项a可以分解为时间和地区特定（固定或随机）效应。这里用时间特定效应来控制经济周期以及改革不同时期的特殊性，用地区特定效应控制地理特征，在上式中，S代表所要考察的影响因素。本文的实证检验控制了包括人力资本、物质资本、市场密度、农业生产、农业结构、城乡差距、产业结构、产权结构、政府规模、企业规模、户口结构等多组变量（参见表1变量目录）。简化式的弹性分析直观地得出了上述解释变量对经济增长是否存在显著影响以及影响力的大小。表2列出了中国地区经济增长因素弹性分析的OLS估计的主要结果（共5列），前4列分别是单向固定时间不控制地区以及控制3区域、6区域与区域重合的估计，最后是对时间和地区进行双向固定估计的结果。（注：在初步估计时，笔者尝试了用Pooled DATA进行弹性与收敛估计（因变量为省级经济体1985—1991、1992—1998、1999—2002年平均增长率），但发现即使控制了地理因素，条件收敛系数仍表明经济显著发散。这一发现与Démurger et al.（2001）针对 1979—1984、1985—1991、1992—1998年数据不同，后者主要控制地理与优惠政策即得出了显著的条件收敛结果，并认定Pooled DATA估计比固定或随机的individual效应估计优越。笔者认为除了数据的原因，是解释变量的选择导致了这个差异，而不认为他们的研究具有稳定性。此外，Hausman检验非常显著，显示固定效应估计比随机效应估计更合适。）
表1 中国地区收入差距实证检验的解释变量目录
H1 学龄儿童入学率 A24 渔业总产值/农林牧渔业总产值
H2 人口自然增长率 D1 城镇居民家庭平均每人全年可支配收入/农村居
K1 全社会固定资产投资总额/GDP民家庭平均每人全年纯收入
M1 耕地人口密度
S1 农业人口/年底总人口
A11 水产品产量/农业人口
I1 第一产业增加值/GDP
A12 猪牛羊肉产量/农业人
I2 第二产业增加值/GDP
A13 果产量/农业人口
P1 国有经济单位职工人数/职工人数
A14 大牲畜年底头数/农业人口
P2 其他经济单位职工人数/职工人数
A21 农林牧渔业总产值/GDP G1 地方财政支出/GDP
A22 农业总产值/农林牧渔业总产值
Z1 大型工业企业总产值/工业总产值
A23 牧业总产值/农林牧渔业总产值
Z2 小型工业企业总产值/工业总产值
R11 东部 R12 中部 R21 直辖市 R22 东北 R23 沿海 R24 中部 R25 西南
表2 中国地区经济增长因素的弹性分析，1985—2002
解释变量 单向固定（时间） 双向固定
分省 三区域六区域区域重合（时间、地区）
H1
1.054416***
1.076128***1.02127***1.022565***
-0.13633
H2 -0.00477
0.008181
0.023634 0.033149
0.018241
K1
0.079685 0.062843
0.070908 0.072128 -0.06828*
M1 -0.11966***
-0.10357***-0.18864***
-0.20168*** 0.084707
A11 0.007256 0.006771 -0.00797 -0.00248
-0.01673
A12 0.032008 0.037523
0.030827 0.033186
0.133378**
A13 -0.00979 -0.01375
-0.00753 -0.00433
-0.01494*
A14 0.114506***
0.128561***0.076364***
0.085363***0.182965***
A21 -0.27089***
-0.29554***-0.30042***
-0.30727***-0.24368***
A22 -0.32288**-0.33678** -0.46695***
-0.5044*** -0.45577***
A23 -0.10541 -0.11396
-0.15194**-0.14699- -0.25585***
A24 0.029633 0.030769
0.031682 0.034308
0.002287
D1 -0.2651***-0.29541***-0.1827** -0.22395** -0.23646***
D2 -0.16994***
-0.18525***-0.12056* -0.08794
-0.08047
S1
0.467804***
0.452456***0.314936**0.300438** 0.661956***
I1 -0.53764***
-0.52893***-0.41479***
-0.43328***-0.32595***
I2
0.102602 0.022898
0.088714 0.030886
0.215575***
P1 -1.89928***
-1.74068***-1.7364***-1.71746***-0.68707***
P2 -0.59899***
-0.51587***-0.54117***
-0.50261***-0.36166***
C1 -0.19422***
-0.23658***-0.23121***
-0.27299***-0.04559
Z1
0.002813 0.006496
0.004053 0.003231 -0.00553
Z2 -0.14889**-0.11892* -0.08915 -0.082090.0811**
R11
-0.0446 -0.11275
R12
-0.09076*-0.04248
R21
0.114755 0.140365
R22
0.131946* 0.129457
R23 -0.02798 -0.0026
R24 -0.09085* -0.11346
R25 -0.04637 -0.06785
AdjR[2] 0.94450.9455 0.94710.9474 0.9798
注：（1）*、**、***分别表示显著性在10％、5％、1％水平。（2）共325个样本。
4.中国地区收入差距的条件收敛分析
条件收敛分析以人均国内生产总值增长率的变动为被解释变量，解释变量中增加了初始年份人均国内生产总值。
常数项a和解释变量中S的含义与（11）中一致。与初步分析按时间段估计不同，解释变量增加很多，为了充分利用数据信息，令T=1。同时控制了包括人力资本、物质资本、市场密度、农业生产、农业结构、城乡差距、产业结构、产权结构、政府规模、企业规模、户口结构等多组变量，也即收敛条件。条件收敛分析得出了上述解释变量对经济收敛是否存在显著影响，并估计其影响力。表3列出了中国地区经济增长因素弹性分析的Nonlinear FIML参数估计的主要结果（共5列）。各列的排列次序与表2相同。
表3 中国地区收入差距的条件收敛分析，1985—2002
解释变量 单向固定（时间） 双向固定
分省三区域 六区域区域重合（时间、地区）
β0.091413***0.098987***0.095389***
0.096063***
0.240268***
H10.000339
0.000315
0.000282 0.000385 -0.0001
H2
-0.00445***-0.00437***-0.0044***-0.0045***-0.00655***
K10.030243
0.025209
0.058975 0.029561 -0.08475
M10.00695*
0.006464* -0.00101
0.00249
0.020556**
A11 -0.56687** -0.52728** -0.68116**-0.67291**-0.40277
A12
0.379090.350401
0.200186 0.124692 0.166468
A13 -0.00238
-0.0516-0.03434 -0.111-0.18488
A14
0.167826***0.154513***0.156259***
0.180496***
0.336924
A21
0.001901 -0.00275
-0.00246 -0.02483 -0.04481
A22
0.159774
0.174858
0.176068 0.146177 0.168231
A23
0.037688
0.016313
0.040011 0.015058 -0.03919
A24
0.578804***0.524297** 0.622418***
0.518627**0.302055
D1
-0.03349***-0.03067***-0.03647***
-0.03568***
-0.04964***
D2
-0.01183
-0.01348
-0.01012 -0.01354 -0.00704
S10.163283***0.153444***0.139146 0.176817* 0.425711
I1
-0.3425*** -0.30399** -0.4368***-0.41379***
-0.61361***
I2
-0.07778
-0.05997
-0.17709 -0.17483- -0.09973
P1
-0.28965** -0.30276** -0.345*** -0.3857***-0.29501*
P2
-0.53632***-0.57435***-0.62018***
-0.65514***
-0.66189***
G1
-0.30908***-0.25163** -0.29744**-0.2544* -0.25957
Z1
-0.024890.011479
0.018123 0.003957 -0.08803
Z20.029210.057080.047263 0.045773 0.057224
R11 0.024079 0.011881
R12 0.007101-0.02426
R21-0.03114 -0.01089
R22 0.000382 0.01782
R23-0.01688 -0.01009
R24-0.01604
0.018053
R25-0.04379 -0.02848
Adj R[2] 0.5849 0.5865 0.59690.5987 0.6458
注：（1）*、**、***分别表示显著性在10％、5％、1％水平。（2）共308个样本。
5.实证结果解读
首先，通过弹性分析发现，与预期相一致，人力资本的增加与经济增长之间存在显著的正相关。在表2的多数估计中，控制住其他变量之后，代表人口质量的学龄儿童入学率（H1）每提高1％，会使得经济增长率增加1.02％—1.08％；不过，从数据来看，代表人口数量的人口自然增长率（H2）对于经济增长影响较为不明显。条件收敛分析的结果也与预期一致（但显著性较差）。可见发展初级教育提高人口质量（而不是增加人口数量）对于经济收敛的重要性。从表3可见，人口自然增长率对于经济收敛存在显著负影响，是造成地区经济差距的重要原因之一。
物质资本积累对于经济增长显示出正向影响，但与人力资本影响力相比较不显著。使用全社会固定资产投资总额占GDP比重（K1）来控制实物与无形资本的影响，弹性分析发现虽然我国的物质资本投资率很高，但其边际回报率并不高，平均而言物质资本投资比例每增加1％，能够带动0.06％—0.08％左右的经济增长。而完全控制住时间与地区效应之后，物质资本投资率相对经济增长率的弹性竟然为负。条件收敛分析则显示物质资本投资并非重要收敛条件。
鉴于我国各省级经济体在地理特征方面的巨大差异，特别是西部地带不适宜居住的面积较大，因此，剔除人烟特别稀少的地区来统计人口分布更能反映主要经济活动地区的实际人口稠密度，使用单位耕地人口密度（M1）来反映市场密度，弹性分析发现人口密度与经济增长率显著负相关，耕地人口密度每增加1％，经济增长率减少0.1％—0.2％。该现象进一步表明，在现阶段人口数量与经济发展之间单纯看确实存在某种负向联系。从条件收敛的实证结果看，市场密度与经济收敛的关系并不显著，可能是同样人口稠密的沿海地区与西南地区的经济表现差距太大所造成。
在农业生产方面，本文尝试用农业人口的平均水产品产量（A11）、猪牛羊肉产量（A12）、水果产量（A13）、大牲畜年底头数（A14）等变量来控制各经济体的农业发达程度。检验结果表明，总体上农业生产能力与经济增长之间关系不明显。但其中大牲畜年底头数与粮食与油料产量与经济增长之间存在较为显著的正相关，而水果产量与经济增长之间负相关（不显著）。由于检验结果比较稳定，笔者倾向于认为是外部因素（比如没有控制价格扭曲、生产受干预程度与市场竞争状态）导致了上述“增产不增收”的结果。从收敛分析的角度来看，水产品与大牲畜生产是经济收敛的重要条件，也即这两类生产活动可以部分地解释地区经济差距，他们都是经济发散的原因。
弹性分析结果表明GDP中农林牧渔业总产值比重（A21）越高，经济增长率越低，前者每降低1％导致经济增长率显著提高0.24％—0.3％。可见，经济增长主要由非农产业驱动。在农林牧渔业内部，农业的产值比重（A22）越高，经济增长率越低，1％的农业比重降低显著地导致0.32％—0.5％的经济增长率提高。牧业比重（A23）的影响与农业方向一致，但影响力约为后者的1/2—1/3。相反，渔业比重（A24）对经济增长的影响为正，但影响力不及农业比重的1/10。从收敛分析的角度来看，在农林牧渔业内部渔业比重与经济收敛呈显著的正向关系。换言之，控制住渔业因素，显著利于条件收敛。
本研究同时考虑了经济体内部的城乡差距对于经济增长和收敛的影响。弹性分析与条件收敛分析都证实了城乡差距的显著负面影响。分别用城镇居民家庭平均每人全年可支配收入与农村居民家庭平均每人全年纯收入之比（D1）和城乡居民消费水平之比（D2）来控制城乡差距的影响（由于城乡居民消费倾向差异两者并不相同），发现前者每扩大1％，经济增长率下降0.18％—0.3％；后者每扩大1％，经济增长率下降0.08％—0.19％。相应地，以收入代表的城乡差距对于经济收敛的影响力是消费差距影响力的3倍左右。上述分析显示，缩小城乡差距能够显著地促进经济收敛。
中国存在着严厉的户籍管制，这一点从实证分析中也得到显示。使用农业人口占总人口的比例（S1）来刻画户口结构，发现该比例与经济增长存在显著的正相关，这与前面控制农林牧渔业产值比重（A21）的结果背道而驰！固定了时间效应以及双向固定的检验结果表明，农业户籍人口比例每上升1％，经济增长率增加0.3％—0.66％。这个现象间接地反映了户籍制度与实际经济活动的背离，而不是说农业户籍人口越多，经济增长率越高。实际上，越来越多的农业户籍人口的主要经济活动是在经济相对发达的异地。户口结构同时也是条件收敛的一个较为显著的影响因素，且与预期相反符号为正，这间接说明数据所显示的经济发散程度由于户籍人口统计的原因而在一定程度上被高估了。（注：实际的地区收入差距多大程度上不如数据所显示的严重尚无法确定。由于农业人口基数庞大，这方面应当不存在明显高估。实行更加灵活的户籍制度，乃至最终取消所有附加在户藉之上的就业、教育与福利等方面的不公平政策，对于缩小中国地区差距与城乡差距、促进经济增长而言至关重要。）上述检验实际上间接验证了假说二。
再使用第一产业增加值占GDP比重（I1）和第二产业增加值占GDP比重（I2）来控制产业结构对经济增长和收敛的影响，（注：国家统计局数据中第一产业与农林牧渔业总产值口径并不相同。在新制定的《三次产业划分规定》中，三次产业划分的具体范围是：第一产业包括农、林、牧、渔业及农、林、枚、渔服务业；第二产业包括采矿业，制造业，电力、燃气及水的生产和供应业，建筑业；第三产业包括除第一、二产业以外的其他行业，具体内容略。）弹性分析表明，第一产业比重越高，经济增长越慢；第二产业比重越高，经济增长越快。其中，第一产业比重相对经济增长率的弹性远超过后者（分别为-0.33到-0.54、0.02到0.22），而且间接显示了第三产业比重也具有较大的正弹性（第一产业弹性与第二产业弹性之和的相反数，约0.11—0.50）。第一产业比重对于经济增长的显著负面影响以及后者的正面影响与预期一致。条件收敛的结果显示，第一、第二产业比重同是经济收敛的条件，前者显著性更佳。而且，第一、第二产业比重越高，经济越不容易收敛。这间接显示第三产业的发展能够显著地促进经济收敛，而第二产业比重提高虽然促进经济增长，但对于经济收敛的影响并不积极。
本文的初步分析结果已经证实，在中国经济转型过程中，一个相当重要的因素是国有企业在整个经济中所扮演角色的转换。使用国有经济单位职工人数占全部职工人数的比例（P1）以及其他经济单位职工人数比例（P2）来控制产权结构的影响，弹性分析表明在产权结构中国有比例每增加1％，经济增长率显著地降低1.69％—1.9％；其他经济单位职工人数比例的负面影响力约为前者的1/3—1/2。间接表明城镇集体经济单位职工人数比例变化对经济增长有显著正的影响。但是，由于其他经济单位职工人数比例是由总职工人数剔除国有与城镇集体经济单位职工人数得来，而笔者认为除了国有企业人数与实际误差不大以外，由于统计原因改革时期其他经济单位职工人数与真实值有较大差距，尤其是灰色经济的大量存在使得后者不足为信。与初步的收敛分析结论基本一致，改革时期国有企业比重对经济收敛存在显著的负影响，是经济收敛必须控制的条件之一。
为了检验政府规模与经济增长的关系，本文控制了地方财政支出占GDP的比重（G1）。弹性检验显示政府规模每扩大1％，经济增长率降低0.04％—0.27％。条件收敛的检验结果也表明，简政放权是经济收敛的重要条件之一。
这里一并考察了企业规模结构对于经济增长率和条件收敛的影响，分别控制了大型工业企业总产值占工业总产值比重（Z1）和小型工业企业总产值占工业总产值比重（Z2）。弹性分析结果显示，单向固定结果是小型企业产值比重变动对经济增长率有较显著的负影响，而双向固定结果显示小型企业比重变动相对经济增长率弹性系数为正（0.08），大型企业的影响则并不明朗。如果用大型与小型企业比重的弹性间接计算中型企业的弹性，得到后者相对经济增长率弹性的绝对值小于小型企业的弹性。条件收敛分析表明，大、小型企业比重对于经济收敛的影响不太显著，后者不明显地促进了经济收敛。鉴于大小企业人均产值的较大差异，而人均工资差距则相对要小，因此如果用不同类型企业的雇员比重来控制企业的规模结构可能得到更真实的结果。
在单向固定的弹性与条件收敛分析中，根据3地区地理区划控制了东部（R11）与中部（R12）地理位置，以及根据6地区地理区划控制了直辖市（R21）、东北（R22）、沿海（R23）、中部（R24）以及西南（R25）等经济区位。结果发现这种控制并不影响上述各种解释变量参数估计的稳定性。而且，就地理区位本身的参数估计而言，尽管其显著性并非良好，系数值仍然能够显示出，相对而言，东部与沿海区位对经济增长和收敛分别拥有更积极的影响力。
五、结论
本文对解释中国半个世纪以来地区收入差距演变的各种假说进行了归纳、分析与检验，同时提出并检验了2个主要假说和4个推论。通过控制人力资本、物质资本、市场密度、农业生产、农业结构、城乡差距、产业结构、产权结构、政府规模、企业规模、户口结构等多组变量，弹性分析与条件收敛分析均证实上述解释变量对经济增长与收敛存在显著影响，本文同时还估计了其影响力。上述检验结合初步检验较好地验证了各种竞争性与互补性假说以及本文提出的假说与推论。
人力资本的增加与经济增长之间存在显著的正相关。人口自然增长率对于经济收敛存在显著负影响，是重要的收敛条件。分析结果显示虽然我国的物质资本投资率很高，但其边际回报率并不高，且非重要收敛条件。
总体上农业生产能力与经济增长之间关系不明显，确实存在“增产不增收”现象，间接表明价格扭曲、市场垄断以及农业生产的低市场化程度阻碍了经济增长。检验结果表明，第一产业比重越高，经济增长越慢；而第三产业则具有较大的正弹性；产业结构是经济收敛的重要条件。
城乡差距对经济增长与收敛均存在显著负面影响。收敛分析显示，缩小城乡差距能够显著地促进经济收敛，分析还证实了户籍制度与实际经济活动存在严重的背离，并直接妨碍经济收敛。
在产权结构中，国有比例每增加1％，经济增长率显著地降低1.69％—1.9％。与初步分析结论一致，改革时期国有企业比重对经济收敛存在显著的负影响，是经济收敛必须控制的条件之一。弹性检验还显示政府规模每扩大1％，经济增长率降低0.04％—0.27％。条件收敛分析也表明，简政放权是经济收敛的重要条件。
地理区位也显示了稳定影响，相对而言，东部与沿海区位对经济增长和收敛分别拥有更积极的影响力。
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