中国区域经济增长的β趋同分析，本文主要内容关键词为：经济增长论文,中国论文,区域论文，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。
中图分类号：F061.5 文献标识码：A 文章编号：2095—5766(2015)02—0000—08 近年来，由于城乡二元经济结构的存在，我国城乡居民收入差距呈现不断扩大的趋势，而工业化进程的空间不一致使中国区域经济发展差距逐渐拉大。经济增长差距过大会对一个国家的经济发展产生极其消极的影响。如何缩小经济增长差距？市场是否会自发进行调节，以促进经济平衡发展？对这些问题的思考和探索推动了经济学界对经济增长趋同的理论研究与实证分析，以期为国家区域均衡发展，特别是发展中国家区域协调发展提供理论支撑和政策依据。 改革开放以来，随着整体发展水平的提高，中国省域经济发展差异也日益扩大。根据Williamson(1965)的倒U型理论，发展中国家在发展中出现一定区域差异是一种普遍现象。但这种差异不能长期存在和过度发展，否则会影响到国家的整体经济效率，也不利于发达地区维持其良好的发展势头。从福利提升和社会稳定角度来考虑，区域经济发展失衡、收入分配的空间差距过大也会影响国家整体福利水平的提高。因此，如何缩小地区经济发展差距来维持经济持续稳定增长意义重大并成为学界研究热点。那么，如何缩小区域发展差异，则需要深入分析区域经济发展差距的形成原因。从区域发展理论来看，一个区域经济系统的演化意味着经济总量和结构的双重动态变化，在区域经济系统的增长过程中，既有各类经济要素总量的增长，同时也会伴随着经济结构的转变。这表明，考察区域经济增长过程可以采用总量分析和结构分析相结合的方法来展开研究。本文以经济增长收敛性理论为基础，采用结构分析方法来分析中国区域经济增长差异，并剖析影响区域经济增长差异的因素。 二、文献述评 近年来，经济增长收敛性问题吸引了众多经济学者的关注和探索，学界不仅有大量理论研究文献发表，也涌现了不少基于理论模型进行经验实证分析的成果。经济增长收敛性议题之所以如此引人瞩目，可能与根据收敛性理论预测经济增长应该趋同，而现实世界经济增长差异日趋扩大的现象与之相悖密切相关，围绕这一矛盾解释和探讨的众多研究深化了经济增长收敛性的理论与内涵。根据现代西方经济学的观点，趋同分为四种不同类型：σ趋同、绝对β趋同、条件β趋同和俱乐部趋同。σ趋同指各国或地区人均收入水平的差距随时间推移而趋于缩小。绝对β趋同以各经济体有完全相同的基本经济特征为前提，认为贫穷的国家或地区往往比富裕的国家或地区有更高的增长率，因此所有的国家或地区将趋同于相同的人均收入水平。条件β趋同则放弃了各个经济体有完全相同的基本经济特征这一前提，指出人均收入较低的国家或地区有更高的经济增长率，每个经济体趋向于自身的稳态。俱乐部趋同表明一些经济体具有类似的经济结构特征，并且具有类似的初始条件，那么这些经济体的人均收入水平在长期内存在增长趋同的趋势。上述趋同概念之间有着极为密切的联系，Barro和Sala-I-Martin(1992)从理论上证明了β趋同是σ趋同的必要条件，而非充分条件，β趋同与俱乐部趋同的区别在于，俱乐部趋同认为每个经济体存在多重均衡(Durlauf & Johnson，1995；Quah，1996)。本文主要对中国省域和城市两级的经济增长进行实证分析，为了简化分析过程，仅针对中国经济增长是否存在绝对β趋同和条件β趋同进行模型构建。 从20世纪80年代末开始，增长趋同研究得到了西方主流经济学家的重视。研究早期关注的主要领域是国家间是否存在经济增长的趋同以及对趋同速度的测定。Baumol(1986)对16个OECD国家在1870年到1979年每单位劳动产出的数据进行计量分析，发现1870年生产率水平较高的国家经济增长十分缓慢，贫穷国家会向较富裕国家趋同且趋同速度逐渐加快。同一时期发现国家间存在经济增长趋同的实证研究逐渐增多。但也有经济学家对此持反对态度(Durlauf等，1995；Lee等，1997)，De Long(1988)同样使用计量经济学分析方法，反驳了Baumol的观点，认为不存在经济趋同现象。随后经济学家发现，由于国家间存在极大的技术、制度等方面的差别，而且国家间的要素流动性壁垒很难消除，同时一国内部各区域比国家间有更为相近的经济结构特征，比国家间更容易达到趋同。因此，对经济趋同的研究转为主要关注国家内部区域间的趋同。其中Barro和Sala-I-Martin(1991，1992，1995)对趋同研究做出了巨大的贡献，他们在对美国、日本、德国、法国、英国、意大利等国的研究中发现，各国区域经济增长的σ趋同和β趋同十分显著，而且各个国家β趋同的速度均在每年2%左右。对于发展中国家，Carlos(2001)基于1939-1995年的数据对巴西进行了经济增长趋同性分析，发现巴西存在显著的β趋同，其中绝对β趋同的速度为每年0.68%，条件β趋同的速度为每年1.29%。 同时，趋同研究工具和趋同机制研究不断深入拓展。研究工具方面，从截面分析转向面板分析。Islam(1995)指出，Barro的分析框架或者Mankiw、Romer和Weil(1992)(简称MRW)的分析框架均忽略了各个经济体的独特特征，产生了遗漏变量问题，因而由此产生的估计结构是有偏的，并建议采用面板分析予以解决。Lee等(1998)则对经济趋同面板分析方法的研究进一步深化，发现面板分析同时考虑到了各个经济体稳态时GDP的差异和长期增长率的差异。趋同机制方面，影响增长趋同的机制除了关注资本积累外，技术进步和扩散以及经济结构的变迁(Caselli & Coleman，2001)等同样发挥着重要作用。Coulombe(2000)在条件趋同模型中加入了城市化变量，并发现加拿大各省的城市化程度对增长稳态值具有重要影响。Kumar和Russell(2002)使用了DEA(数据包络法)对1965-1990年的OECD国家进行趋同分析，综合考虑了资本积累、技术创新和技术扩散的作用。 中国改革开放后地区经济发展差距扩大现象引起了国内外学者的广泛关注，中国经济增长是否存在趋同性成为区域经济学研究的热点。Chen和Fleisher(1996)对1978-1993年中国各省区的人均GDP进行了趋同检验，发现各省区存在条件趋同。Jian等(1996)同样对改革开放后的中国各省区人均GDP进行趋同检验，认为市场化改革和对外开放是促进经济增长趋同的重要因素。宋学明(1996)研究发现1978-1992年间，中国各省区人均GDP增长呈绝对趋同趋势。张胜等人(2001)同样的研究发现，改革开放前存在趋同，而改革开放后不存在趋同趋势。刘木平、舒元(2000)认为1978-1998年中国省区经济增长不存在绝对趋同，但存在条件趋同趋势。蔡昉、都阳(2000)和沈坤荣、马俊(2002)均支持中国经济增长存在东、中、西部3个趋同俱乐部的观点。张伟丽等(2008)在研究中国经济增长俱乐部趋同时将研究对象分解为345个地区，发现东、中、东北部地区经济增长存在俱乐部趋同，而西部及全国各地区经济增长不存在俱乐部趋同现象。林毅夫、刘明兴(2003)在总结了前人对中国地区经济增长是否存在趋同性及趋同速度测定的基础上，研究认为中国区域经济增长趋同具有明显的时域性和地域性特征。彭国华(2005)、管卫华等(2006)、石磊和高帆(2006)、许召元和李善同(2006)、张茹(2008)等通过趋同检验均支持了林毅夫等人的观点。 在对中国经济增长趋同机制及收敛特征探索方面，由于所使用方法和统计指标的差异，因此得出不同的研究结论。蔡昉、都阳(2000)认为人力资本差异是地区经济发展差距的主要原因。沈坤荣、马俊(2002)研究发现人力资本、对外开放水平和工业化程度是影响省际经济增长条件趋同的重要因素。彭国华(2005)认为全要素生产率的收敛会促进收入收敛。张茹(2008)提出投资率、人力资本、技术水平、政府作用、所有制结构、初始产出水平是影响经济增长趋同的重要条件。随着空间计量技术的兴起，采用空间计量分析研究经济增长趋同成为区域经济学研究的又一个方向，这方面的代表是吴玉鸣(2006)和覃成林等(2012)，认为空间外溢也是收敛的重要机制。 从现有文献来看，大部分对于经济增长趋同的作用机制是从要素投入的角度进行考虑的，虽然有少部分研究在对条件趋同进行实证分析时加入了表示经济增长过程的变量，但并没有全面揭示区域经济增长过程的特点以及它对区域经济增长趋同的作用。本文认为，在对中国区域经济增长进行研究时，应结合中国具体国情，中国的经济增长往往伴随着工业化和城市化进程的逐渐加快，落后农业国向先进工业国的转变，城市规模的不断扩张；在改革开放后，市场化变革和开放性政策也提高了经济增长速度；而且，随着全世界进入信息化时代，信息化也从诸多方面影响着中国区域经济的增长。 此外，目前中国区域经济增长趋同研究主要集中在省域层面和对区域大板块的划分，以城市经济趋同增长为研究对象的论述较少。徐现祥和李郇(2004)首次对中国216个地级及以上城市的经济增长趋同进行了实证分析。此后陆续有周业安和章泉(2008)、徐大丰(2009)、汪增洋和豆建民(2010)、李冀等(2012)等也以城市为对象研究了中国区域经济收敛性问题，但由于数据缺失原因，分析样本覆盖面并不理想。Lucas(2002)曾强调城市在经济增长中的重要作用，中国经济增长的过程伴随着工业化和城市化的演进，仅仅以省级以上为基本研究区域，有可能忽略城市化的作用机制，带来认识上的偏差。虽然对省级经济的研究更为简单易行，以往研究也得出了许多有价值的结论，但同时也产生了无法回避的问题，中国省级区域面积过大，许多省域的内部差异性十分明显，而且行政交界地带往往存在具有相似性的区域经济体，人为地割裂会使研究的精确性受到影响。因此，本文使用省域和城市两级数据对经济增长趋同进行实证分析，以便于对比研究，丰富现有的研究成果。 三、数据说明和模型设定 (一)数据说明 本文选取2004-2012年中国省域和地级以上城市两级面板数据进行经济增长趋同分析，出于对数据平稳性的考虑，避免短期异常波动情况的发生，衡量经济增长率的时间跨度设为3年，因此人均GDP数据涉及2001-2012年，其他变量的数据来源于2004-2012年。 省域数据全部来源于《中国统计年鉴》(2002-2013年)，由于西藏自治区数据缺失比较严重，因此只选取了30个省域，不包括港澳台地区。城市数据大部分来源于《中国城市统计年鉴》(2002-2013年)，数据指标有GDP、人均GDP、规模以上工业总产值、第三产业产值、邮电业务总量和当年实际使用外资金额，而规模以上国有及国有控股企业产值数据来源于各省统计年鉴(2002-2013年)。本文没有对城市市辖区数据进行研究，而是使用地级城市市区的口径数据，因为城市市区是一个地区资本、技术、知识等各种社会经济要素的聚集地，同时也是该地区的经济和管理中心，是地级城市发展的重点地区。剔除了数据缺失比较严重以及行政区划变动较大的城市，本文最后使用了285个地级以上城市数据进行城市经济增长趋同的实证分析。 为了消除通胀等因素的干扰，保证各年度以及各区域指标数据有可比性，本文基于1978年不变价格对各经济指标按照所在省域的各年消费价格指数进行了订正和平减。 (二)模型设定 本文依据Barro和Sala-I-Martin(1992)经济增长趋同理论构建分析框架，结合中国具体国情进行局部修正，得到绝对趋同模型和条件趋同模型，分别为式(1)和式(2)。
模型中下标i表示区域，即省域或城市，下标t表示时间，即年份。正如上文所述，本文主要衡量区域经济增长过程对经济趋同的影响，因此条件趋同模型式(2)中indu、info、urba、mark、open变量分别表示工业化、信息化、城市化、市场化和开放化指标。在绝对趋同和条件趋同模型中，y表示实际人均GDP，因此因变量
表示GDP增长率，
为基年的真实人均GDP水平，根据绝对β趋同和条件β趋同的定义，如果
显著为负，说明经济较为落后的地区有相对较高的经济增长率，因此存在绝对β趋同或条件β趋同。 为了测定β趋同的速度，可把
带入绝对趋同和条件趋同模型中(Barro等，1991)，此时等式左边的被解释变量则变成
，由于本文衡量经济增长率的时间跨度为3年，因此T=3，
式中的β即为绝对趋同和条件趋同的速度。 在条件趋同模型中，indu代表工业化变量。用区域工业总产值占全国工业总产值的千分比进行测度，衡量中国区域经济增长过程的特点首先表现为工业化，它是消除城乡二元结构和实现现代化的必由之路。中国工业化取得了显著的成绩，特别是在改革开放后，工业化进程加快。中国目前依然处于工业化中期，通过工业化促进区域经济增长的后劲依然很足。 info表示信息化变量。由于缺少对网络使用数据的统计，基于数据易取性，本文使用区域内邮政业务和电信业务总量占全国邮电业务量的千分比这一指标。信息化有利于促进产业结构的优化升级，在改造传统产业结构的同时，有利于促进新生产业的兴起；同时信息化通过科技进步和知识传播的内生化促进经济增长，因此中国必须加快信息化进程，抓住信息时代的脉搏。 urba为城市化水平。衡量城市化进度常用两种方法：一种是城市人口占总人口的比重；另一种是第三产业产值占该地区总产值的百分比。由于近年数据缺少对城市人口的统计，因此本文使用第二种方法，即三产比重。城市化是伴随着工业化进程而出现的，随着区域经济的发展，集聚经济和规模经济开始发挥重要影响，资源要素逐渐向城市集中，城市成了区域经济发展的中心，中国城市化水平从总体来看依然比较低，城市化结构不合理，并没有完全发挥对区域经济增长的带动作用。 mark代表市场化变量。使用规模以上工业总产值减去规模以上国有及国有控股企业产值，得到规模以上非国有企业产值，最后除以规模以上工业总产值，这一比重用来衡量市场化程度。 open为开放化变量。用当年实际使用外资金额占该地区GDP的千分比作为衡量指标。改革开放以来，中国市场化和开放化程度逐渐加深，区域的开放应既有对外开放，也有对内开放的问题，对外开放有助于国际资源、要素的合理流动，可通过开放化变量进行衡量，而对内开放有助于消除因行政性因素而导致的区际市场壁垒，各类资源和要素能够在市场上充分自由地流动，这可通过市场化变量进行测度。实证研究和经验分析均表明，地区开放程度越深，区域经济增长速度越快。 四、实证检验分析及结果 (一)估计策略 面板数据允许不同个体的截距项不同，对于面板数据，估计方程中不可观测的随机变量代表了个体异质性的截距项。如果不可观测的随机变量与某个解释变量相关，则称之为固定效应模型；如果不可观测的随机变量与所有解释变量都不相关，则称为随机效应模型。从经济理论角度来看，随机效应模型比较少见，但仍须通过数据来检验究竟该用随机效应还是用固定效应模型。 对于使用固定效应还是随机效应模型进行选择，可以通过豪斯曼检验，其检验的原假设H0为“不可观测的随机变量与所有解释变量不相关”，也就是说随机效应模型是正确的。无论原假设成立与否，固定效应模型的估计结果都是一致的。然而，当原假设成立时，随机效应模型就会比固定效应模型更加有效，此时应该选择随机效应模型进行回归分析；反之，如果原假设不成立，则应该选取固定效应模型。 结合实际来看，由于本文的模型已考虑到了未观测到的各地区特有的变量对模型的影响，而随机效应模型要求未观测到的各地区特有的变量对所有解释变量都无影响，这在本文的分析中是一个不切实际的假设，因此应该选择固定效应模型。而且，当横截面的单位是总体的所有单位时，固定效应模型是一个比较合理的选择。 将模型的估计结果进行汇总，并列于表1中。
(二)结果分析 表1中(1)和(3)列分别展示了省域和城市绝对β趋同的回归结果，回归系数在5%的水平下十分显著，lny的系数均为正，也就是说，经济增长率和基期的经济水平正相关，因此省域和城市的经济增长都存在绝对趋异的趋势，在各个经济体有完全相同的经济特征情况下，相对富裕的地区增长速度要快于较为贫穷的地区，导致地区之间的差距逐渐拉大。为了测量趋异的速度，将
式带入绝对趋同模型中进行回归，省域和城市的β值分别为0.0883和0.0501，因此省域和城市在2004-2012年间经济增长分别以每年8.83%和5.01%左右的速度趋异，省域的绝对趋异速度要快于城市趋异速度，省域之间的差异性要大于城市之间的差异性。从实证上来看，经济增长的绝对趋异趋势是合理的。在改革开放以来，中国区域经济增长就已开始逐渐显现发展梯度和地带性的差异，东中西三大地带发展水平迥异。一方面，这与改革开放以来的政策倾斜有关，对外开放、经济体制改革、资金和技术的投入等率先集中于东部沿海地区；另一方面，东部地区本身的自然和社会条件优越，有着较为雄厚的经济基础。市场化和开放化程度的加深，更进一步拉大了地区之间的经济增长差距。 表1中(2)和(4)列分别展示了省域和城市条件β趋同的回归结果。首先看最重要的解释变量lny，lny的符号均为负，且在5%的水平下十分显著，说明经济增长率与基期的经济水平负相关，较贫穷地区的增长速度要高于富裕地区，因此省域和城市的经济增长存在条件趋同。为了测量趋同的速度，将
式带入条件趋同模型中进行回归，省域和城市的β值分别为-0.0541和-0.0427，也就是说，省域和城市的经济增长分别以每年为5.41%和4.27%左右的速度条件趋同，省域和城市经济趋同速度大体相当。下面考虑一下影响经济增长趋同速度的诸多控制变量。 对于工业化指标，省域回归结果显著，由于工业化程度测量单位为千分比，因此当工业化程度提高1%，经济增长率提高4%，而在城市部分的回归结果中5%的显著性水平下拒绝了原假设，工业化程度对于城市经济增长率的影响并不显著。这并不是说工业化水平对于经济增长率没有影响，对于省域政府来说，进行招商引资发展工业，是能够提高地区经济发展水平的成效显著的方法，例如通过承接东部地区的产业转移，中西部地区工业化水平将迅速提高。然而中国省域面积较大，省内经济差距十分明显，尤其西部地区，地广人稀，承接产业转移往往只能重点发展若干城市，从总体来看，工业化程度依然很低，而且工业结构和地区分布极不合理，工业化指标在省域经济增长中结果显著，在城市经济增长中结果不显著，说明了省内城市间经济发展水平的悬殊。 对于信息化指标，从表1中(2)列可以看出，信息化水平对省域经济增长率的影响极不显著，而且符号为负，结果异常，而对城市经济增长的影响结果比较显著，信息化水平提高1%，城市经济增长率提高3%。这可能是出于数据的选取问题，上文中提到由于缺少网络使用数据的统计，本文使用了邮电业务总量来测度信息化水平，在网络和大数据时代，邮政业务不可避免地面临萎缩，因而对经济增长的影响较小，这也从一个侧面反映了网络技术的普及不可避免地造成了传统通信产业的衰落。信息化程度加深对中国的经济变革具有重要作用，中国未来的发展绝对不能忽视微电子、计算机、信息高速公路等电子信息技术的应用，而在对中国经济增长的未来研究中，应重点关注以计算机为代表的信息化指标。 对于城市化指标，城市化水平对于省域经济增长的条件趋同结果显著，城市化水平提高1%，省域经济增长率提高1.1%，而对城市经济增长的条件趋同结果并不显著。城市化指标得到了与工业化指标类似的结果，这在一定程度上是因为城市化与工业化总是相伴而生。城市化水平在城市经济层面上的不显著，同样说明了省域内经济水平的差异性。 对于市场化指标，可以发现其对省域和城市两级的影响均极其显著。在省域层面上，市场化程度提高1%，促进省域经济增长率提高10%；在城市层面上，市场化程度提高1%，促进城市经济增长率提高6%。市场化程度的加深，对于促进经济增长的效果十分明显，有利于经济增长趋同的形成。市场化就是价格、供求、竞争等市场机制在一个经济体中对资源配置的作用逐渐加强，经济对市场机制依赖性加深的过程。市场化改革的深入推进，有助于消除因行政性因素而导致的市场壁垒，各类资源和要素能够在市场上充分自由地流动，寻找最优的资源配置方式，因而政府不应过度干预地方的经济增长，以避免对市场机制造成扭曲。 对于开放化指标，省域和城市两级的结果均不显著。在经济全球化的浪潮下，对外开放不仅通过跨国资源和要素的流动促进经济的增长，同时也是发展中国家获取先进科学技术以及现代管理经验的重要途径。开放化指标结果的不显著性说明中国内陆地区开放程度依然较低，跨国资源和要素进入内陆市场将面临重重关卡，因此对于区域经济增长的带动作用微乎其微，这并不利于经济增长趋同的形成。因此，结合市场化指标来看，扩大区域经济的开放度，促进要素的合理流动，对于拉动落后地区经济增长、缩小经济差距具有重要作用。 五、结论及政策建议 本文通过使用面板数据固定效应回归模型，对中国2004-2012年省域和城市两级经济增长β趋同问题进行实证分析。研究发现，省域和城市的经济增长不存在绝对趋同，趋异速度分别为8.83%和5.01%；但两类区域的经济增长均存在条件趋同，在以工业化、信息化、城市化、市场化和开放化作为控制变量的条件下，较贫穷区域经济增长速度快于富裕地区，各个经济体趋于自身的稳态。这一结论对我国缩小区域经济发展差距、推进区域协调发展具有重要的政策含义。 首先，应加大对欠发达地区的支持力度，落实有利于区域经济发展的各项区域经济政策及规划。由回归分析可知，目前省域和城市之间绝对趋异速度依然处于高水平状态，区域间经济差距总体来看依然在扩大，省域间经济差距与城市间经济发展的不平衡有密切联系。因此，区域经济政策不能仅停留在省域层面，而应不断细化区域，促进城市单元级区域经济发展差距的缩小，根据当地的发展特点，施行差异化的经济政策和收入再分配政策；同时应积极贯彻以城市群为发展增长极的区域发展战略，特别是对于落后地区，经济发展不应仅局限于几个中心城市，而应该发挥中心城市的极化和扩散作用，通过加强区域间的交流与合作，形成城市群，带动区域内整体性发展，实现中心区域、次级区域和外围区域的良性互动。 其次，要做好发达与欠发达区域之间的产业转移和承接以及产业结构协调工作。工业化程度的加深对于经济发展有积极带动作用，因此，落后地区应加强招商引资的力度，积极承接发达地区的产业转移，迅速提高工业化水平和加快工业化进程。但应注意，实现工业化并非一蹴而就，而发展工业同样受到地方资源、技术等条件的限制，因此落后地区不能放松对第三产业的支持力度，应结合当地的经济特点和发展优势，寻找最优的产业结构调整思路。发达地区更应大力发展第三产业，提高城市化水平，推进城市群的建设，实现经济协调发展。 最后，处理好政府与市场的关系，减少政府对经济的直接主导作用，发挥市场的决定性作用。研究发现，随着改革开放的深入，市场化改革和对外开放程度的不断加深，从对内和对外两方面促进了市场的开放，加速了资源、技术等要素的自由流动，这在带动区域经济增长的同时也促进了经济发展的趋同。因此应积极推进跨区域的合作互助，加强区域之间及区域内部的经济联系和交往，在开放经济的环境下，积极建立能够促进各种资源要素自由流动的统一市场，不仅要有统一的商品市场，同时还应建立统一的金融、人力资源、产权等完善的市场体系，打破行政区划的限制和贸易壁垒，使各种要素寻得最优配置，协同发挥作用，进而缩小区域间经济增长差距和城乡发展差距。 本文选题未来的研究拓展应注重以下几个方向：第一，对于信息化指标的测度标准并不完备，未来应不仅考虑邮电事业的发展，同时还应将微电子、计算机等电子信息技术的应用纳入到信息化指标之中；第二，经济增长是一个长期过程，本文只关注了近几年中国区域经济增长的趋同问题，没有对中国经济增长过程形成一个全面的认识，下一步的研究应延长经济增长趋同的时间跨度；第三，空间的相互依赖性产生的空间溢出效应，对于区域经济发展有重要的作用，未来的研究还应考虑到空间效应，引入空间技术的应用。
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