中国地区间财富分配趋同分析，本文主要内容关键词为：区间论文,中国论文,分配论文,财富论文，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
1978年以来，中国经济前所未有的持续高速增长吸引了世界越来越多的注意力。统计资料显示中国不变价人均GDP在过去的半个世纪中增长了5倍。人均GDP从1953～1978年间的平均495元增加到1979～1986年间的平均1133元，进而又增加到1987～1998年间的人均2722元（《新中国五十年历史资料汇编》，1999）。当一个拥有约1/5世界人口的发展中国家取得如此引人注目的经济增长之后，其结果必定对世界经济的发展及财富分配状况产生巨大的影响。Berry等人(1983)与Chow(1993)的文章均曾指出，中国的经济增长影响了包括中国在内的世界财富分配状况。那么在经历了20多年的高速发展后，中国内部各地区的财富分配状况又是怎样的呢？换言之，中国各地区人均GDP的分布情况是怎样的呢？最富裕地区（人均GDP最高的地区）与最贫穷地区（人均GDP最低的地区）之间的差距是扩大了还是缩小了？作为经济增长的结果，今天的贫困地区能否追赶上今天的富裕地区，从而消灭地区间的贫富差距，使财富分配在地区间经济趋同？
为了回答这些问题，本文在新古典经济学派的理论框架下，使用板块统计量（注：Panel estimator在有的文章中被称为面板统计量。）(panel estimator)对中国28个地区1953～1998年期间的人均GDP历史数据进行了测算并着重比较了改革1期(1978～1986)与改革2期(1987～1998)经济增长的差异及不同的推动因素。通过分析外商直接投资变量、出口变量、产业结构变量等之间的相互作用关系指出，(1)中国目前正处于Kuznets倒U型赶超轨迹的第一阶段(Kuznets 1955)，即贫困地区的发展速度快于富裕地区，但两者之间的贫富绝对差距仍在扩大（σ－不收敛），但如果持续发展下去，贫困地区终将赶上富裕地区，实现地区间经济的趋同（β－收敛）；(2)若要保持中国经济在未来时期的持续发展，宏观决策者应该将注意力放在技术进步及营造加速技术进步的软环境上。
本文有三个突出的特点：第一，应用动态板块统计量模型进行回归分析；第二，模型使用的数据是迄今为止同类研究中时间序列最长的中国官方地区GDP数据；第三，给出了半程收敛年数等一些量化指标。基于这三个特点，本文的研究将更有助于揭示中国地区经济发展的一些本质特征，即古典派经济学家们所关注的那些经济运行的长期特征。
二、文献回顾
收敛研究是用于研究国家／地区间贫富分布状况的重要手段之一。收敛研究中最常用的一个概念是β－收敛。β－收敛是指各地区人均GDP与人均GDP的增长速度之间呈负相关关系，也就是说在Solow(1956)模型“资本边际收益递减”的假设下，人均GDP越高的地区人均GDP增长速度越慢，反之亦然。同样在“资本边际收益递减”的假设下，各地区经过一定时间的发展后，会逐步达到稳态，即人均GDP将不再增长。只有外生的技术进步才能打破现有的稳态，并推动经济发展进入新的更高的稳态。所以，最初β－收敛的研究是用于验证Solow模型中“资本边际收益递减”的假设是否成立的，后来随着人们对财富分布状况的日益关注，β－收敛开始成为研究地区间均衡发展的重要手段。
β－收敛可以分为两类，一类是绝对β－收敛，另一类是条件β－收敛。绝对β－收敛的研究者事先假定各地区在储蓄率、技术进步率和人口增长率等三个方面都是相同的，只探求人均GDP的增长速度与人均GDP初始水平一个变量之间的关系。在这种单变量回归（简单回归）中，如果人均GDP增长速度与初始人均GDP之间的相关关系为负，那么这种收敛就被称为绝对β－收敛。
与之相对，条件β－收敛的研究者则事先假定各地区在储蓄率、技术进步率和人口增长率等三个方面并不相同。各地区要达到相同的稳态人均GDP水平，就需要对上述影响稳态人均GDP水平的因素进行控制。体现在回归方程上，就是在等式右端除了使用初始人均GDP变量外，还要引进其他的解释变量。此时如果发现人均GDP增长速度与初始人均GDP之间存在负相关关系，那么这种收敛就被称为条件β－收敛。条件收敛的概念是Barro(1991)首先提出来的。从那以后，先后有50多个条件变量被用于增长回归的研究（Levine与Renelt(1992)），但结果并不稳健。
为了从实际中寻找充分的论据来支撑Solow(1956)理论模型，到目前为止在这一领域已经进行了大量的实证研究。就实证研究中所使用的各种线性模型方法而言，与β－收敛研究相关的计量技术发展大概经历了以下三个阶段，分别与新古典经济学家们的理论与实践探索相呼应：
在第一阶段，即绝对收敛研究阶段，以Baumol(1986)为代表，使用的是单变量简单静态截面回归方法，其暗含的前提是各国的生产方程及偏好（储蓄率、人口增长、技术进步）完全相同，因此无需用变量对不同国家的差异进行控制。然而这一阶段的实证研究存在一个令人困惑的现象，即，初始人均GDP与人均GDP增长速度之间呈正相关关系。这一现象似乎是推翻了新古典增长理论。
在第二阶段，使用的是多变量静态截面回归方法，代表文章为Barro与Sala-I-Martin(1992)和Mankiw等(1992)。此时，人们虽依然坚持生产方程完全相同的假设，但放松了相同偏好的假定，因此控制不同地区偏好的假定被引入了回归方程以对各地区偏好之间的差异进行控制，但这种调整仅局限于对可以观测到的地区差异的控制。经过这样的控制调整，预期的初始人均GDP与增长率之间出现了负相关关系。然而这一时期的实证研究仍然存在着令人困惑的现象：即收敛速度λ大都在每年2%左右，非常低，而相应的资本份额α在2/3左右，又太高了。增长理论指出资本份额。的数值应该等于投资占GDP的比重。根据中国国民核算数据资料，α的数值应该在1/3左右。从回归技术上讲，这种现象很可能是由于回归时遗漏变量而导致了虚假估计，更具体地讲是一些无法观察到的国家特定因素（变量）被包含在误差项中的结果。这些被包含在误差项中的国家特定因素与方程中其他解释变量存在相关关系，因而造成了有偏估计。
在第三阶段，进入了动态板块数据模型阶段，代表文章为Islam(1995,1998)。此时，生产方程完全相同的假设被打破，这意味着允许不同国家有不同的生产技术以及不同的不可观测的国家特定因素。技术上通过板块数据组内估计量的方法来实现。使用板块数据模型有很多好处，因为它不仅能控制地区特定因素而且能控制时间特定因素，可以使回归有更多的自由度并减少共线性的可能性(Baltagi(1995))。在实证研究中，当Islam(1995)使用动态板块数据模型对OECD国家的增长数据进行测算后，OECD国家的年收敛速度λ从2%左右上升到了9%左右，与此同时资本份额从0.54下降到了0.2，与这些国家的国民核算数据基本达成了一致。由于动态板块数据模型自身优良的数学性质以及其与理论吻合的实证结果，目前已被广泛应用于收敛研究中。本文所使用的方法正是Islam(1995)中所使用的方法。
使用中国数据进行β－收敛研究的文章相对来讲不是很多，研究的数据时间长度也各不同，但从研究结论上讲大致可以分为两类：一类是中国的地区经济既存在绝对户收敛又存在条件β－收敛；另一类是中国的地区经济不存在绝对β－收敛，只存在条件β－收敛。
支持第一类结论的文章如：Lardy(1978,1980)指出：改革前地区间收入分配的不平等是减少的，存在着σ－收敛。这也就意味着各地区经济必定存在着β－收敛，因为β－收敛是σ－收敛的必要条件。另外，Chen与Fleisher(1996)的文章使用静态截面估计量对1953～1978年的数据进行了估计，也得出了该时期既存在绝对收敛又存在条件收敛的结论，绝对收敛的年均速度为0.9%，条件收敛的年均速度为5.7%（注：条件变量为投资率、劳动力增长率、人力资本投资率、FDI、沿海地区虚拟变量。）。关于改革时期，Rajset(1998)对1978～1992年的中国地区数据进行估计，不论是截面估计量还是板块估计量都显示此时各地区经济之间同时存在着绝对β－收敛和条件β－收敛。Raiset(1998)一文的样本规模为28个地区（省、自治区），并进一步将样本时期划分为两个子时期1978～1985和1986～1992。他也发现此时各地区经济之间同时存在着绝对β－收敛和条件β－收敛，但在改革期间收敛速度是递减的，变动范围在年0.8%与4.2%之间。本文的结论属于第一类，但数据研究的时间长度含盖了上述所有时期。
支持第二类结论的文章包括：在Yao与Weeks(2000)的文章中，他们使用了1953～1997年间28个地区的数据，得出的主要结论是：无论改革前还是改革期间都不存在绝对β－收敛，但存在条件β－收敛。条件收敛速度1953～1977为年均0.414%，1978～1997（注：Yao与Weeks'(2000)与本文相比似乎有两处优势：第一，他们使用了GMM估计量，可以解决内生性问题和数据丢失问题。第二，使用了5年跨度的数据，理论上讲可以消除经济周期的影响。但，就中国的具体情况而言，这两项改进意义都不是太大。例如，对所研究的时期来讲投资从本质上讲是中央政府计划的产物，而非受利润最大化驱使的个人行为。至于经济周期，尽管中国经济在发展过程中的确存在着波动，但这种波动是不能同西方经济学中的“经济周期”相提并论的。因此，与其用5年跨度数据的方法来解决这一问题，不如通过使用控制时间特定因素(timespecific effect)的估计量来消除这种政治影响来得更为有效。）为年均2.23%。他们使用的数据在时间和地区上与本文相同，但数据来源不同。本文使用的是国家统计局1999年出版的官方数据（综合司编，1999），而Yao与Weeks(2000)使用的是HsuehLi数据库（Hsueh与Li 1999）（注：本文与Yao与Weeks'(2000)的文章还有其他不同。例如，本文假定折旧率与技术进步率之和为0.05而他们假定为0.07；本文所使用的投资占GDP的比率为现价比率，而他们使用的是不变价比率；本文使用的不变价基年为1990年，他们使用的是1995；本文使用的是时间跨度为1年的年度数据，他们使用的是时间跨度为5年的数据；本文使用的是动态panel模型中双向固定因素panel估计量(two-way-fixed effect panel estimator)，他们使用的是GMM估计量；本文将数据在时间维度和空间维度上细分为20个子样本（含原样本），他们仅按时间维度将数据细分为3个子样本。）。
Yao与Zhang(2001)在文章中使用的数据仅为1978～1995年改革开放时期的数据，且未对样本作进一步的分组。样本规模为30个省。他们的研究结果为此阶段即不存在σ－收敛也不存在绝对β－收敛。但在回归中加入资本（物品＋人力资本）投资变量，地区虚拟变量，贸易变量，运输变量时，出现了条件β－收敛。从无约束人力资本扩展Solow模型中解出的年收敛速度为4.4%，当加入贸易变量之后，收敛速度上升为6.5%，加入运输变量后，收敛速度上升为7.5%（注：本文后面的子样本回归证据显示，即使是在改革期间，时间特定因素仍是很显著的，需要加以控制。不对这一因素进行控制可能会使估计系数成为有偏估计。）。
蔡昉与都阳(2000)的文章使用1978～1998年期间的数据，分东、中、西部对地区发展进行了研究。FGLS静态回归结果显示：中国地区经济不存在绝对β－收敛，但存在着俱乐部趋同及条件收敛现象，但没有给出具体的俱乐部收敛及条件收敛速度。他们使用的条件控制变量分别为：地区开放程度，初始年份人力资本秉赋，投资率，就业率，投资效率，市场化程度等。
上述分析表明，对于中国经济发展进程和地区贫富分布状况的看法是多种多样和充满争议的。有兴趣的读者可以以本文参考文献中的文章为线索来获取更多的信息。
三、模型选择
本文所使用的实证模型源自Islam(1995)中给出的模型，具体表述如下：
附图
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四、数据描述
本文所使用的数据全部来自国家统计局核算司编辑的1997，《中国GDP核算历史资料(1952～1995)》(1997)和《中国国内生产总值核算历史资料(1996～2002)》(2004)。
中国地区经济增长的基本信息见图1和图2。图1反映的是46年间地区人均GDP的分布状况，图2反映的是46年间各地区人均GDP的平均发展趋势。图1的纵轴表示人均GDP的离散程度，即σ值（注：σ的计算公式为：
。）。σ值越高，表示地区间不平等程度越大。图2的纵轴表示28个地区的平均人均GDP，单位为元。
图中显示，中国经济在1953～1998年间得到了高速发展，人均GDP从1953年的312.3元上升到了1998年的4440.8元，但在此期间中国地区间的贫富差距也随之增大了。图1σ曲线反映出：从20世纪50年代初开始σ曲线呈波动向上的趋势。在整个发展过程中共出现了3次明显向上的趋势。σ值首先在1960年达到了顶峰，0.503，然后在接下来的2年中σ不断回落到略高于1953的0.358水平，并在这一水平上保持了5～6年的时间，随后从1967年开始走向第二次高峰，到1976年为止σ值达到了0.534，这一数值与1998年出现的第三次高峰0.539不相上下。1976年以后σ值稳步下降至1982年的0.468，并在那一水平上持续了8～9年时间（1990年的σ为0.462）。之后，σ值再一次急速上升，到本文研究的1998年为止都没有再出现扭转的趋势。
附图
图1 28地区1953～1998年间Sigma曲线图
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图2 28地区1953～1998年间平均人均GDP
表1从另一个角度佐证了图中的结论。尽管表1中人均GDP排名可能会受到一些因素的影响，如；不变价基年的选择，GDP缩减指数的误差，人为选择的时间序列的起止年份等，但表中所给出的趋势仍就能说明一定的问题。表1显示，大多数贫穷地区（用深色阴影表示）依旧贫穷（注：在表1的底部，没有阴影的地区表示东部地区，集中在表1的上部；浅色阴影代表中部地区。），且最富地区与最穷地区的PCY之比在1953年为3.63，1978年为8.63，1986年为7.38，1998年为10.63。另外，该比率小于2的比重不断下降，大于2的比重不断上升。
表1 各地区人均GDP排名（按1990年不变价）
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注：黑体字为东部地区 楷体字为中部地区 宋体字为西部地区
但要了解这种贫富差距不断加大的现象到底意味着什么？是意味着贫富差距会永久性扩大并持续下去？还是意味着贫富差距总有一天会被消灭，上述现象只是贫穷地区追赶富裕地区中的必经阶段？这需要对地区间的增长数据做进一步的分析，也就是说只有通过β－收敛分析的结果才能下定论。如果找不到β收敛的证据，那么我们说上述所观察到的σ不收敛便是永久性的。相反，如果能够找到β收敛的证据，那么所观察的σ不收敛便不是永久性的，而只是一种暂时的现象。最终，贫困地区会赶上富裕地区，享有与他们同样的生活水平。
五、运算结果及分析
本文原始样本由28个地区46年间的数据构成，数据区间为1953～1998年，通过对时间和空间维度的交叉分组，构造出19个子样本。具体样本构造情况见表2。
表2
样本构造表
整个时期 改革前时期 改革时期
改革1期
改革2期
1953～1998 1953～1978 1979～1998 1979～1986 1987～1998
全部地区 1 2 3
4 5
东部
6 7 8
9 10
中部
11 12 13 14 15
西部
16 17 18 19 20
注：表中数字1～20为回归中的样本编号。
文中用于模型分析的变量有10个，分别为：初始的不变价人均GDP(GDPCO)、现价投资比率（IY，代理物品资本投资）、人口增长率(NN)、中学生在校生比率（EROLS，代理人力资本投资）、现价出口占GDP的比率（注：本文使用的是实际汇率而非官方名义汇率。）(EXY)、现价出口增长率(EXG)、现价外商直接投资占GDP的份额(FDIY)、外商直接投资占GDP的份额的变动速度(FDIG)、现价农业增加值占GDP的份额(AGRY)、农业占GDP份额的变动(AGRG)。回归中所使用的变量为上述变量的对数形式，记为LPCYI,LI,LTECH,LHUMANS,LEXY,LEXG,LFDIY,LFDIG,LAGRY,LAGRG。
联系图1给出的σ不收敛的事实来看，回归结果揭示的β收敛意味着：中国经济目前仍未到达Kutznet倒U字追赶过程顶点，正处于追赶过程的第一阶段。因为超过顶点后，地区人均GDP绝对量的差异将会缩小。也就是说，超过转折点后，将同时存在β收敛和σ收敛。而在转折点之前，尽管贫穷地区发展的速度较快，但地区人均GDP绝对量的差异却在不断扩大。我们把转折点之前的追赶过程称为经济追赶的第一阶段，之后称为第二阶段。显然，β收敛与σ不收敛同时存在的事实意味着中国目前正处于第一阶段。
认真思考上述结论，我们会发现两个令人困惑的现象。第一，从理论上讲如果经济以每年约8%的速度收敛，那么9年之后人均GDP与稳态人均GDP之间的差距就会缩短一半。然而，为什么中国地区经济在发展了46年之后仍就停留在Kuzneta倒U字型追赶过程的第一阶段？其次，为什么人均GDP年增长速度越来越高（改革前为4.1%，改革1期为8.3%，改革2期为8.5%）？按照增长理论，在资本边际报酬递减的前提下增长速度会随着人均GDP与其稳态之间距离的缩短而越来越低，直到最终为0。对于上述两个看似令人费解的现象本文给出的解释是：随着中国经济的发展，特别是在改革期间，外生的技术进步不断地、越来越快地将生产方程外推，因此，当前人均GDP与稳态PCY之间的距离不是随着时间的推移缩小了而是扩大了，所以人均GDP的增长速度才会不断增加。这一解释可以从双向固定因素的回归结果中得以证实。对所有样本而言，回归常数项都为正数且非常显著，意味着国家／地区特定因素
是决定中国地区增长的主要因素之一，是中国可持续发展的决定性因素。
地区特定因素即指一个地区的技术进步、自然环境、制度环境（如政策、法律体系等）、气候、文化、地理位置、基础设施、人力资本存量、开放度和其他一些可观测及不可观测的地区特征等软环境。由等式(8)可以看出A(0)项是地区特有因素的代理变量。更进一步，我们可以断定：在众多的地区特有因素中A(0)项又主要代理的是技术进步。
首先，制度因素和人力资本等因素发展很慢，所以在从改革1期到改革2期这么短的时间内地区特有因素不足以发生如此快的变化，即在12年中从0.8变动到1.3（分别东、中、西部进行回归的结果显示）。其次，我们使用的估计量是板块双向固定因素估计量，因此上述地区特定因素和时间特定因素都已经得到了有效控制。在这种情况下，A(0)项仍就大且显著可以理解为其主要代理的是技术进步。
果真如此，那么本文前面提到的“外生的技术进步不断地、越来越快地将生产方程外推”就意味着这样一件事：A(0)项在改革开始之前和改革期间都应该非常显著。全部20个样本及子样本的回归结果显示：这一论断是成立的。所有样本回归结果中，常数项，也就意味着A(0)项，都非常显著，说明技术进步在改革开始之前就已经存在了。这一发现与Perkins(1988),Chow(1993),Romer(1990),Yusuf(1994)等文章中的发现不同，他们认为在改革开始之前中国的技术进步为负或接近于零。本文的发现支持了Hu与Khan(1997)文章中的观点，即改革之前也存在技术进步。然而与他们不同的是，本文从A(0)项随时间和空间有限的变动程度上推断（Hu与Khan(1997)，Lin(1992)）文章中关于存在惊人的技术进步的说法是值得怀疑的。
把全部20个样本及子样本的回归结果联系起来看会发现A(0)项在不同地区有不同的表现模式。在东部地区，A(0)项在改革前后非常相似，或在改革之前稍高一些。而对两个改革子时期进行比较，第2期比第1期略高，从0.9提到了1.0。但当加入FDI变量之后，这两期的差异从0.1增加到了0.2，表示FDI有着某种技术扩散的作用，尽管从A(0)项有限的变动幅度来看，这种作用是很有限的。
在中部地区，A(0)项在改革前比改革后小，改革前约为1.2，改革后提到了约1.6，变动幅度约是东部地区的3倍。因此，从技术进步的角度来看，中部地区似乎是最大的受益者，尽管人均GDP水平增长最快的是东部。对于每一个变量组合来说，回归显示中部地区的A(0)项最大，其次是东部，最小是西部。另外，中部和西部A(0)项之间的差异要大于东部和中部之间的差异。比较改革1期和改革2期，所有Ⅰ1到Ⅰ8变量组合的回归结果显示中部和东部A(0)项的模式非常相似，即改革2期的A(0)项大于改革1期，两期A(0)项之差对含FDI的变量组合为0.2，对其他不含FDI的变量组合为0.1。但由于中部地区FDI变量的时间序列不如东部好，序列较短，这一结论要等有了新数据后进一步加以证实。
在西部地区，经济似乎有些停滞，而且从技术进步的角度讲在不断恶化。A(0)项在改革前后非常接近，但改革前的A(0)项几乎总是比改革期间的A(0)项大。在两个改革子时期，改革2期的A(0)项要么与1期相同，要么比1期小，两期A(0)项的变动幅度为0到-0.1，这与东部和中部A(0)的变动模式显著不同。另外，将FDI变量引入回归时，从改革1期到改革2期A(0)项没有增加，A(0)项的差异也没有变动，表明FDI在西部地区似乎没有技术扩散作用，尽管西部地区FDI在GDP中所占的份额大致与中部地区相同。这也许就是贫穷的西部继续贫穷的真正原因。同样，我们需要更长的时间序列数据来断定FDI变量的作用。
另外，通过对东、中、西部的回归结果分别进行分析，我们还发现东部地区投资比率变量LI总是显著，而人力资本变量LHUMANS总是不显著。这一模式似乎预示着东部地区在市场机制的作用下靠其良好的地区特定因素通过不断地从内地吸引人才（受过良好教育的劳动力）已经摆脱了人力资本的制约。在这种情况下，旨在加速技术进步的政策应该着眼于对软环境和FDI的升级，以吸引大量的高科技密集型的FDI来获得更大的技术扩散效应，同时避免对国内投资的挤出。
中部地区，国内投资变量LI和人力资本投资变量LHUMANS非常重要，虽然LHUMANS系数只有边际显著性。根据回归结果，人力资本投资增长10%，PCY将增长1.5%左右。另外，物品投资增长10%，PCY将增长1.7%左右。因此，中部地区的政策应该着眼于首先增加物品和人力资本投资，尤其是人力资本投资，而不是盲目地吸引外资，因为中部地区FDI变量的系数非常小，且不显著(t=0.5401)。但考虑到FDI变量在中部地区有技术扩散效应，所以还是值得在中部地区推行吸引高科技技术密集型FDI的政策。
在西部地区，只有LHUMANS变量对增长有显著的效果，而LI变量和FDI变量的系数非常小、不显著且符号不正确。因此，完全依靠增加投资或吸引FDI来发展西部的政策似乎并不适合西部发展。相反，人力资本投资似乎是经济增长的关键因素。加大人力资本投资可以增加高素质劳动者的比例，满足先进资本和生产模式的需求，还可以升级西部地区的软环境，进而提高资本投资回报率和技术进步速度。为此，西部地区政策重点应该放在人力资本投资上。如若不然，即便西部地区资本—劳动比率很低，国内外资本投资的潜在高回报也不可能实现。没有高回报，投资者就不会有积极性。此时，盲目进行大规模政府投资或硬性吸引FDI的做法必将发生很高的社会—经济成本。
六、研究结论
本文研究发现中国目前正处于Kuznets倒U字型追赶曲线的第一阶段，意味着从理论上讲在相当长的时期内中国经济都有高速发展的可能，中国经济增长的潜力很大。但伴随着中国经济持续高速增长，地区经济间的差距正在不断增大，无论是从人均GDP绝对量还是从GDP增长速度上看都是如此，即呈离散趋势而非收敛趋势。通过分析本文指出：上述现象只是暂时的，如果持续发展下去，达到追赶进程的转折点之后，地区间财富分配将会趋同，贫富差距将会消失。
本文还揭示出中国经济持续发展的根本力量在于技术进步。技术进步水平不仅决定着人均GDP的增长速度，而且决定着地区经济贫富差距拉大或缩短的进程，也决定着国外直接投资和进出口的增长对中国经济的有利程度，因此宏观决策者应将注意力放在技术进步以及营造可以加速技术进步的软环境上，不能单纯地强调加大投资，扩大出口。特别是西部地区，如何突破人才瓶颈的限制，使投资者能够获得应有的高边际资本回报率应该成为决策者格外关注的问题。