京津冀区域趋同的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,区域论文,京津冀论文，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：F291文献标识码：A文章编号：1672—0504（2006）05—0060—04
自威廉姆逊在1980s提出区域收入趋同假说后[1]，国际上对区域趋同的经验研究逐渐增多。许多经济学家从不同的角度对不同国家或地区进行了理论探索和实证研究，确认了区域趋同的存在，并发现各国的β趋同速度均为每年2％的水平[2，3]。1978年后我国分阶段逐步推行的改革开放政策对各地区的影响存在很大差异，在这种背景下，不同地区经济增长情况引起了广泛关注，一些学者认为改革开放以来我国地区经济存在β趋同，经济收敛速度为0.9％～4.5％[4—6]；也有学者认为改革开放以来我国地区经济发展中形成了东部、中部和西部3个趋同俱乐部， 但不存在普遍趋同现象[7—9]。
鉴于学术界对三大都市圈的区域趋同情况研究较少，本文运用Barro和Sala-I-Martin趋同模型，对中国三大都市圈之一京津冀地区的经济增长是否存在趋同进行实证检验，通过在回归方程中加入适宜的解释变量，并引入一个虚拟变量来反映京津冀地区之间发展条件的不同，得到京津冀地区区域经济增长是否趋同的定性结果，目的是对该区域经济增长趋同或趋异的原因给出解释，为制定京津冀区域合作政策提供依据。
1 理论基础与研究方法
1.1 理论基础
新古典经济增长理论认为，生产中资本的边际收益是递减的，人均资本存量较少的区域由于较高的资本收益而比经济发达区域有较高的经济增长速度。因此，经济欠发达区域存在向经济发达区域的趋同。1995年Barro和Sala-I-Martin把趋同分为σ趋同和β趋同，并进行了大量的实证研究。
σ趋同可理解为与横截面数据相关的趋同假说，指区域之间的相对人均收入差异程度随时间推移而下降，亦指各区域人均GDP差异随时间的推移而缩小。 β趋同是指与时间序列相关的趋同假说，即欠发达地区的经济增长速度快于发达地区的经济增长速度。它又分为绝对β趋同与条件β趋同两种形式。绝对β趋同是指各区域的产业结构、投资率、人力资本条件、技术水平等结构变量不存在显著差异，经济贫穷的地区在不受经济条件限制的情况下比富裕地区有更快的人均收入增长，各区域向相同的稳定态收敛，即所有区域最终将趋同于相同的人均收入水平这种无条件的、可以直接观测到的趋同现象。而当各区域的结构变量差异较大时，区域经济会向不同的稳定态收敛，离其稳定状态值越远，增长越快。拥有相似结构特征的区域，在人口增长率、劳动参与率、储蓄率、投资率、折旧率和生产函数等方面表现出明显的趋同性，并独立于其起始的条件，即形成条件β趋同。
俱乐部趋同是条件β趋同的一种形式。各国家或区域因技术、制度、文化、偏好特征相似形成国家或区域俱乐部，每个俱乐部内部各国家或区域间具有相同的经济稳态，因而各俱乐部的成员均向各自的经济稳态趋同，这种现象称为“俱乐部趋同”。
在有关趋同的经验研究中，通常采用β趋同和σ趋同这两种方法来检验趋同性及测量趋同速度（Barro和Sala-I-Martin，1995）。β趋同指落后地区经济比发达地区增长更快的趋势，β表示趋同速度，它是以年均经济增长率为被解释变量，以初始人均收入为解释变量进行回归所得的回归系数；σ趋同指落后地区与发达地区之间的人均收入差距逐步缩小的趋势，σ表示地区人均收入的离散程度（即地区差距），通常用人均收入的对数标准差来测度。可以证明，β趋同是σ趋同的必要非充分条件。
1.2 研究方法
本文采用新古典方法分析京津冀区域趋同状况。以对数人均GDP 的标准差来测度σ，因为人均GDP的增长反映了区域经济增长实际带来的人均财富的提高，能较真实地反映区域经济增长的实际效果。σ值变大，说明发生了σ趋异，区域经济差异呈扩大趋势；σ值变小，说明发生了σ趋同，区域经济差异呈缩小趋势。
通过Barro和Sala-I-Martin经典回归模型计算和检验初始的人均GDP在一定时期增长的β趋同系数。用于检验绝对趋同的经典回归方程是：
条件趋同回归模型不同于绝对趋同回归模型之处是稳态测度变量X[,iT]的加入。X[,IT]为能影响人均收入的结构变量，也被称为趋同条件，一般有多个；r为待估系数。
笔者采用逐步回归方法对包含X[,iT]的模型进行多元回归。具体的方法是：在保留初始经济水平的条件下，将X[,iT]分别引入回归方程，对比各自的显著性水平，然后再引入多个变量进行比较，从而发现相关性最大、对趋同解释能力最强的X[,iT]。β前的负号表示低收入水平地区会比高收入水平地区经济增长快，如果β值为负，则表示地区经济增长趋于发散，即趋异。
1.3 研究范围与数据选择
本文选取的京津冀范围包括北京、天津、石家庄、唐山、秦皇岛、保定、张家口、承德、沧州和廊坊，基本数据如表1所示。
京津冀的各类条件和经济发展水平存在明显差异，因此在条件趋同中，除要考虑人均GDP的影响外，还应考虑结构变量X[,iT]对区域增长的影响。按照新古典增长理论，单纯技术水平的差异不影响β的大小，因此可以忽略。笔者根据相关研究的一般经验并考虑京津冀实际情况，主要采用5个结构变量：工业化、城市化、开放化、现代化、区位条件。
表1 1994—2003年京津冀分阶段经济增长率和初始水平
Table 1 Economic growth rate and original level in jing-jin-ji region from 1994 to 2003
1994—1998年 初始1998—2003年 初始 1994—2003年 初始
增长率水平 增长率
水平 增长率
水平
北京0.07594
8.777371 0.129765 9.087746 0.106578 8.777371
天津0.108513 8.980464 0.113364 8.54641
0.111208 8.54641
石家庄 0.125881 8.566943 0.084499 8.063418 0.102891 8.063418
唐山0.129091 8.713047 0.093506 8.196683 0.109321 8.196683
秦皇岛 0.098275 8.537439 0.077453 8.144338 0.086707 8.144338
保定0.13284
8.028763 0.078711 7.630243 0.09901 7.630243
张家口 0.103041 7.516954 0.060038 7.929118 0.07915 7.516954
承德0.116882 7.338838 0.068559 7.806366 0.090036 7.338838
沧州0.136555 7.69868 0.082291 8.108346 0.10264 7.698681
廊坊0.12007
8.052413 0.094799 8.412623 0.104276 8.052413
注：1）资料来源于《中国城市统计年鉴》（1991—2004），中国统计出版社；2）初始水平即人均GDP（元）的自然对数；3）为确保数据精确，增长率使用原值，如0.07594＝7.594％。
2 计算结果与实证分析
2.1 σ趋同分析
对1990—2003年京津冀的实际人均GDP对数求标准差计算σ值，发现σ趋同的变化整体上为非线性趋势，趋同和趋异相间发生。总体而言，σ值的变化呈“两起一落”的基本态势。在“两起”阶段，即1990—1995年、1998—2003年σ值变大，说明发生了σ趋异，区域经济差距趋于扩大；1996—1998年σ值变小，说明这一时期存在σ趋同，区域经济差异呈缩小趋势。同时发现，相对于同期全国各区域的研究结果，京津冀σ值的变化较为平缓，可能是京津冀内部区域发展水平差距略低于全国各区域经济发展水平差距。
由于北京、天津的人均GDP远超出其他城市， 为了进一步探寻河北省内部区域差异变化，笔者去除京、津两地数据重新进行测算，虽然发现σ值有较大程度缩小，但整体变化趋势在2001年前没有改变，从图1可以看出两曲线形状在这一时期具有较高拟合度。值得一提的是，去除京、津后的σ值在2001—2003年有较大程度下降，说明在这段时期河北8市区域经济发展存在σ趋同，区域经济差距有缩小迹象。
图1
1990—2003 京津冀和河北8市实际GDP的增长
Fig.1 The growth of real GDP in jing-jin-ji and Hebei province from 1990 to 2003
资料来源：《中国城市统计年鉴》（1991—2004），中国统计出版社。
2.2 β趋同分析
模型计算的结果如表2和表3（括号中数字为t检验，*代表P值小于0.1，**P 值小于0.05，***代表P值小于0.01）。
从表2可以看出，1994—1998年京津冀之间的绝对趋同不显著，1998—2003年及1994—2003年存在绝对趋异。从表3可以看出，1994—1998年各地区人均GDP的β系数为负，且模型显著性不高，表明该期间经济发展水平较高的地区人均GDP 的增长速度要快于经济发展水平较低的地区，区域经济增长不存在条件趋同，在一定程度上趋于发散。1998—2003年β为－0.033，且是显著的R[2]为0.901357，F显著水平为0.0020。京津冀区域趋异明显，趋异速度为3.3％。
2.3 结构变量分析
以第三产业所占GDP比重为结构变量，发现它在3个回归方程中的系数均小于0，说明第三产业比重与人均GDP增长率呈负相关。 第三产业比重高的地区经济增长速度低。其中1994—1998年现代化水平变量系数为-0.002429，1994—2003年系数为-0.001215，且是显著的。但是1998—2003年系数虽然仍为负数（-0.000665），但已经大大减小，且显著性水平下降，说明随着第三产业的发展，对经济增长率的负相关性影响减小，经济增长存在着趋异。以区位条件作为虚拟变量，京、津地区作为直辖市在交通、教育、基础设施方面优于河北8市。1994—1998年虚拟变量不显著，但是从1998—2003年以及从总体上1994—2003年区位条件这个变量（统计）是显著的，说明京、津地区同河北8市相比，在经济发展过程中存在较强区位优势。
3 结论与建议
（1）模型分析表明，京津冀区域经济发展并未出现经典理论中的条件趋同，而是出现了经济增长趋异。就1990—2003整个分析时段而言，京津冀的σ值虽然有波动，但总体在扩大，且在2003年的σ值最高，表明发生了σ趋异，区域经济差异趋于扩大。1994—2003年的β系数为-0.018733，R[2]和调整后的R[2]分别为0.889877和0.834816，模型的拟合优度很好，F显著水平为0.0028。这表明京津冀地区人均GDP的增长总体上趋于发散，京、津地区与河北8市的发展差距大约以每年1.88％的速度扩大。出现这种趋异的原因是多方面的：从全国来看，中央政府实施的西部大开发、东北振兴和中部崛起等行动，使全国区域差距的缩小具备了一定的基础，有可能出现经济发展的趋同；反观京津冀地区，京、津两市一直是投资重点，表明该区域处于强中心出现、极化进程加快的阶段，区域差距还会进一步拉大，出现经济发展的趋异也是必然的。
（2）北京由于受奥运因素的影响， 天津由于滨海新区开发已列入“十一五”规划，是国家“十一五”重点发展地区，所以两市的发展态势还会保持。如何加快河北省的发展，成为京津冀区域协调发展的关键。建议采取加快奥运经济向河北扩散和在天津滨海新区外围的河北各市布局配套产业区等措施来积极应对。
（3）改变交通落后状况、 构建综合性的网络化基础设施是实现区域经济增长趋同，达到一体化发展的前提和基础。京津冀地区在交通基础设施建设方面应有更大举措，修建高速公路、高速铁路要兼顾河北省，以提高整个区域的通达性。
（4）河北产业结构层次比较低，充分利用京、津部分产业大量转移的大好时机，加快产业结构调整、升级。大力提升第三产业比重，在交通、旅游、咨询服务等方面做好与京、津的对接。
（5）要恰当定位区域和城市功能，实现区域联动。 北京在区域乃至全国处于领导地位，关键是发挥其首都功能；国家已正式确认天津是我国北方的经济中心，未来天津应成为区域交通枢纽，更应围绕天津构建京津冀区域产业网络体系。河北作为京、津发展的广阔“腹地”，是京、津资源的供给者，在生态保护、水资源利用等领域密不可分。京、津应积极寻求与河北省的密切合作，加强资源供给、水资源利用及生态发展的协调机制，解决发展的后顾之忧，河北省应在产业转移和技术合作中增强自身实力。笔者认为，构建和谐区域是国家构建和谐社会的重要组成部分。加强京津冀的区域合作，率先在京津冀地区构建和谐区域，将为我国构建和谐社会做出重大贡献。
收稿日期：2006—05—25；修订日期：2006—08—08
基金项目：国家社科基金项目“走向2020年的中国城乡协调发展战略”（05&ZD053）