中国经济增长趋同分析_索洛增长模型论文

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一、经济增长收敛性的理论溯源及实证分歧

所谓经济增长收敛性(convergence)是指在封闭的经济条件下，对于一个有效经济范围的不同经济单位（国家、地区甚至家庭），初期的静态指标（人均产出、人均收入）和其经济增长速度之间存在负相关关系，即落后地区比发达地区有更高的经济增长率，从而导致各经济单位期初的静态指标差异逐步消失的过程。20世纪90年代以来，经济增长的收敛性问题逐步成为发展经济学和国际经济学的热点问题之一。Bernard(1995)认为，“新古典模型最激动人心的特征之一是其在收敛现象中的应用”。在经济全球化和一体化的时代背景下，经济增长的收敛性假说在不同的国家和地区进行了大量的实证分析，而现实世界的复杂性和多样性并没有使这一假说得到统一的确认，甚至还对这一假说的技术方法产生质疑。但是，经济增长收敛性假说蕴涵的独特魅力吸引着越来越多的经济学家为其作出更加广泛细致的研究。

Ramsey(1928)等的研究表明，在新古典框架内，对于一个封闭经济，各地区人均增长率可能与人均收入或人均产出水平存在反向关系。特别地，如果存在相似的技术结构和偏好，落后地区比发达地区增长的速度要快，经济收敛现象就会出现。Baumol(1986)在收集整理16个工业化国家1870年至1978年的人均收入数据加以回归研究后认为，自1870年以来，经济收敛现象在这些国家表现得非常明显。Delong(1988)则通过两个疑问证实Baumol的结论不可信：其一，Baumol的实证样本时间跨度太长，一些发达的工业化国家在其间已衰落为不发达国家；其二，实证检验误差太大，对1870年有些国家的人均收入估计是不准确的。出于以上原因，难以证实收敛现象的存在。

20世纪90年代，对收敛性的研究进入了新阶段。虽然在新古典框架内增长的收敛性得到确认，但是有关研究的实证分析过程却遭到了激烈的反对。Rebelo(1991)认为体现新古典思想的收敛现象在世界经济中并不是普遍存在的，另一方面，他强调了内生增长理论的兴起。特别地，Mauro和Godrecca(1994)用Barro和Sala-I-Martin的分析方法研究了意大利地区的收敛现象，结论却完全相反，收敛假说在意大利被拒绝，数据检验发现意大利的南方和北方存在着经济双元化特征。Pagano(1993)研究了欧共体国家的产出率和收入的收敛现象后认为，自20世纪70年代石油冲击以来，这种收敛过程已经停止甚至走向发散。此外，Bernard,Durlauf(1995)提出用新的时间序列分析技术来研究收敛假说，他们认为资本边际收益递减是短期动态波动和长期稳定增长共同起作用的结果。如果从长期来看，技术进步包含着一种随机的增长趋势或特征值，这意味着在不同国家的产出收敛中有相同的不变成分，而协整理论提供了检测这些成分的适宜途径。根据这种思想，他们实证分析了1900年至1987年15个OECD国家的数据，证明了收敛假说的无效性。深尾京司、岳希明(2000)整理分析了日本1955-1973年间各县的数据，认为日本地区间收入水平存在收敛现象，但新古典框架内的索洛模型收敛机制在日本并不存在。

国内对这一问题的研究成果比较少，针对收敛性假说在中国的实践论证并不充分。研究成果中有代表性的是魏后凯(1997)，较全面地研究了中国经济增长的收敛性，沿用Barro和Sala-I-Martin分析方法计算了自1978年以来各地区省份产出差距收敛（β收敛）和部门产出差距收敛（σ收敛），即无条件收敛和有条件收敛，认为中国各地区GDP差距大约以每年2%的速度收敛，但从发展阶段来看，1978-1985年各地区人均GDP的收敛速度相对较快，而1985-1995年则不存在显著的收敛性。宋学明(1996)也认为1978年各地区人均收入与1978-1992年经济增长率呈反向关系；把国有工业生产总值占工业生产总值在1978年超过80%的省份与其他省份分离以后，新古典增长理论仍然适用。申海(1999)分析了1978-1996年中国地区间的经济增长数据，认为中国区域经济存在比较明显的β收敛，并且分别采用四组数据计算β系数，得出的重要结论之一是人均GDP收敛快于人均收入的收敛。 Chen,Fleisher(1996)用部门截面(panel section)数据分析了中国各省1978-1993年的人均GDP后认为地区间存在条件收敛，收敛速度主要取决于资本系数、就业增长、人力资本投资、外国直接投资和沿海区位。但是，笔者发现，以上讨论主要集中在中国地区间是否存在收敛现象，收敛速度如何，收敛的主要影响因素是什么，而对索洛模型的收敛机制在中国的运用没有涉及，对产生收敛的原因也没能给出完满的解释。本文在分析各地区时序资料的基础上，试图做出对中国1981年以来的经济增长收敛性的独立判断，并研究新古典的收敛机制在中国的实现问题。

二、中国经济增长收敛性的实证分析

(一）各地区经济增长的静态指标分析

首先解释一下数据资料的选取情况。本文集中分析中国各省份1981年至1998年间数据，样本长度是18年，数据来源为《中国统计年鉴》和《中国劳动年鉴》。考虑到样本的选取对收敛性的检验和结论有一定影响，本文选取划分样本区间的理由有两方面：(1)尽量与以前的研究成果保持时段上的一致性，但适当更新具体年份数据，以便既能与以前的研究成果相互印证又使得出的结论有一定的更新成分。(2)划分收敛区间主要根据宏观经济的波动状态和经济运行的体制环境改变来确定。分为两个区间，即1981-1989年和1989-1998年，前一时段总体上是宏观经济波动的平缓期，计划机制在经济运行中仍占主导地位，但正逐步走向衰落。体制改革主要在农村领域内展开，市场机制对经济运行只起着辅助性的调节作用。后一时段是中国经济增长的波动期，而政府积累的宏观调控经验逐步成熟，计划机制的职能和范围逐步萎缩和减小，市场机制在资源配置中逐步起着基础性的作用。从整个转型期的样本区间来看，以1989年作为分界点比较合理。

通过计算各年份各省经济产出增长的变异系数（标准差／平均值）和绝对差率（各地区产出最小值／各地区产出最大值）分析各省份的产出水平差距。计算分析结果如图1所示。

图1　1984-1998各年份分省份变异系数和绝对差率曲线图

由图1可以看出，自1984-1998年中国地区经济差距呈现明显的波动状态，大体可以分为三个阶段。1984至1990年期间，变异系数逐年减小，从0.76降至0.62。绝对差率同期同步增大，从0.11增至0.14，表明地区差距逐步减小。而此时段，经济增长速度逐步放慢。1990年由于双紧措施的出台使经济增长急剧回落；1990年至1993年期间，各地区变异系数逐步增加，从0.62增至0.71，而绝对差率逐步减小，从0.14降至0.09，这说明地区差距逐步扩大，此时，经济运行呈现大幅波动态势，增长率与急速上涨的物价一起达到了两位数。1993年至1998年期间，各地区变异系数总体上在0.71附近徘徊，绝对差率也大致稳定在0.08附近，两个指标的波动幅度都不大。从整个1984年至1998年时段来看，中国地区经济产出差距在波动中呈现逐步缩小的趋势。但经济波动（收缩和扩张）与地区产出差距变化之间的关系可能比较密切，还值得进一步研究。因此，以经济增长率VGDP为解释变量，以各地区变异系数VAR为被解释变量，对1984年至1998年间经济增长率与地区变异系数进行相关回归分析。回归结果如以下所示：

回归方程

VAR=0.631+0.620VGDP

t值

(25.636)　(2.500)

显著性水平

　(0.00)

(0.03)

F值

　6.248

相关系数R[2]

0.385

相关回归分析结果显示，1984年至1998年间经济增长与地区差距变化存在一定的正相关关系，即经济扩张时期，地区间人均产出差距加大，而经济收缩时期，地区间人均产出差距减小。这种情况表明，在加快地区经济发展，调控地区产出差距的时候，应该有一定的逆向思维，即在经济运行加快的扩张时期，决不能放松对地区发展差距的监控，而在经济运行放慢的收缩时期，应该集中财力，抓住此时缩小地区间发展差距的有利时机。事实和资料分析证明，习惯上认为只有在经济过热时期才能通过足够的转移支付手段缩小地区间发展差距的做法存在着片面性。

（二）中国各地区经济增长的收敛性检验

我们利用Barro的收敛性分析框架研究1981-1998年各分省资料。对于一个封闭经济来说，其增长过程大体是log线性形式，即：

式中i表示经济单位，t和T代表期初和期末时点，T-t为观察时间长度，y[,it]和y[,iT]分别为期初和期末的人均产出或收入，为稳定状态的人均产出增长率，y[0,it]为每个有效工人的产出，为稳定状态每个有效工人的产出水平，系数β为收敛速率，u[,it]为误差项。因此，β收敛系数表示y[0,it]接近的速度。β值越高，则表示向稳定状态收敛的速度越快，如果β值大于0，表示地区经济增长趋于收敛，如果β值大于0，则表示地区经济增长趋于发散。

如果假定和保持不变，可以得出通常的估算公式为：

B为常数，u[,it]为误差值，由上式回归计算β值仅与期初人均产出有关，被称为无条件收敛（β收敛）。如果在回归方程中加入结构变量，即反映各地区各部门产出结构变化对收敛的影响，则称为条件收敛（σ收敛），用结构变量来衡量。式中W[,ijt]是期初第j个部门在第i个地区的人均产出的份额，y[,it]和y[,iT]分别是期初和期末来源于第i部门的全国人均产出，n为部门个数。

在利用上述公式的计算中，对人均GDP均利用价格平减指数进行了折算，以消除价格差异的影响。结果显示，中国地区的人均产出增长与初期产出水平的关系在不同时段呈现不同特征，在1981年至1989年期间，两者呈现明显的负相关关系，收敛系数β为0.024，表明落后地区将以每年约2%的速度弥补与发达地区之间的人均产出差距。在1989至1998年期间，人均产出增长与初期人均产出之间没有发现反向相关关系，在这一时段并没有收敛现象的存在。从1981至1998年整个样本时段来看，人均产出增长率与初期人均产出水平存在弱收敛现象，收敛趋势并不明显，β值仅为0.0014。如果把全国分为东中西地区，设定两个虚构变量W1,W2，东部地区数为(1,0)，西部地区为(0,1)，中部地区为(1,1)。再次利用同样方法对样本数据进行回归分析，结果显示，则在各个样本时段内各地区经济增长与初期产出水平存在明显的收敛趋势。三个时段的平均收敛系数是0.017，即在三个经济区域内初期产出水平落后省份将以每年1.7%的速度弥补在本区内与发达省份的差距水平。进一步，如果以长江为界，把全国分为南北两个地区，设定一个虚拟变量W，再次利用同样方法对样本数据进行回归分析，分析结果表明，北方地区和南方地区仅在1981至1989年的时段上，存在收敛现象，收敛系数β为0.017，比同期东中西区域内部收敛系数低约0.007，即收敛速度低约0.7个百分点。在1989至1998年和1981至1998年整个时段上，并没有出现收敛现象，反而是各地区经济增长率与期初产出水平呈现正相关关系，表现为一定的发散现象，这表明南北两大区域内各省份的经济增长存在分化现象。

在我们的研究中，没有进行σ收敛分析，主要是因为：(1)样本期时序资料难以收集全面，各地区的部门资料的质量也不相同。(2)根据国内外学者Barro(1992)和魏后凯(1997)的研究成果已经证明，加入结构变量S的σ收敛分析从整体上会改善回归方程的稳定性，导致收敛系数有所下降。因此我们省略了这一部分的分析。

综合上述分析，我们发现一个值得研究的问题，即中国经济增长的收敛性存在着整体减弱、局部加强的特征。具体表现为东中西三大区域内经济增长的收敛性在各个时段上始终存在，比较而言，南北地区的收敛性基本上不存在。而从表面上看，南北地区内各省份的经济发展水平相差不大，似乎更具有区域内收敛的可能性。因此，中国经济增长中存在的这种特定的东中西梯度式收敛值得我们结合其他因素继续分析。

三、索洛模型的收敛机制在中国的实证分析

下面简述一下新古典模型的经济收敛机制，假定某一地区i的产出水平为Y[,i]，由劳动投入量（以一定技术水平A折算）AL[,i]和资本存量投入量K[,i]决定。其中A表示技术水平参数（视为外生变量）。首先，为简单起见，假定各个地区都以相同的增长率g增长，生产函数形式相同，并且符合边际生产率递减规律，假定生产函数是一阶齐次函数，人均产量y[,i]=Y[,i]/L[,i]和资本劳动比率R[,i]=K[,i]/L[,i]，则在技术水平A下的函数式可表示如下：

由假定知f()满足条件一阶导数f[′]()＞0，二阶导数f[″]()＜0，上式说明地区间人均产出差距是由资本劳动比率引起，所以地区差距的缩小主要原因是由于落后地区的资本劳动比的增长率相对较高。假定储蓄率s和劳动人口增长率n，在所有的地区都是相同的，一般不发生变化，地区间不存在生产要素（资本、劳动力）流动，地区i的资本劳动比率即的增长率可由下式决定：

该式右边第一项表示资本K[,i]的增长率，右边第二项表示AL[,i]的增长率，假定资本的边际生产率递减，则f[″]()＜0，所以右边第一项是R[,i]/A的减函数。这正是收敛的关键条件。

假定上式满足“稻田条件”，则

即资本与劳动比率惟一存在，表示为收敛的稳定状态。各地区以不同的增长速度不断接近这一状态，资本积累少的地区R[,i]/A要比小得多，即存在增量△(R[,i]/A)。这样的地区，其(R[,i]/A)值会不断上升，导致人均产出y[,i]的增长速度将以大于技术进步率g的值快速增长。这就是索洛增长模型收敛的作用机制。

下面利用1981-1998年间中国各分省资料判定上述收敛机制在实际中是否起作用。根据索洛模型，初期人均产出同其后资本劳动比率的增长率呈负相关关系，根据样本的时序跨度和中国统计资料的实际情况，笔者选用固定资产投资额与就业人数比率作为被解释变量，以1989年作为分界点，对样本进行分段回归。

表1　1981-1998年收敛机制检验回归结果

式中，u[,it]为误差项。回归分析结果如表1所示，根据索洛模型，初期比较落后地区，资本劳动比率的增长率应该比发达地区的高，资本劳动比率与期初的人均产出存在明显负相关关系。但模型1的回归分析表明，无论是1981-1989年或1989-1998年间，还是从1981至1998年整个样本期间考察，模型回归分析的结果是资本劳动比率与期初的人均产出存在正相关关系。这表明落后地区的资本劳动比率的增长率并没有发达地区的高。因此，收敛现象说明的落后地区比发达地区具有较高的经济增长率并不是由于资本劳动比率的变化引起的。这表明索洛模型收敛机制的关键环节在此被打破。

由(2)式可知：根据索洛模型，初期比较落后的地区，资本的增长率应该比发达地区高，可是把固定资产形成额的增长率与初期时点的人均产出作回归分析，模型2的回归分析结果由表1所示，没有发现索洛模型说明的负相关关系的存在。反而在1981至1989年和1981至1998年两者有明显的正相关关系，仅在1989至1998年间，收敛机制的条件得到局部满足。

从以上两种分析基本可以得出结论：索洛模型的收敛机制在中国地区增长中并没有起作用，但是，事实和统计分析表明，中国地区间经济增长的确存在收敛现象，问题的关键是什么？再次分析收敛条件发现，被索洛模型忽略的劳动力地区转移、政府对落后地区的转移支付和微观层次上由于先进企业技术扩散带来的局部极化效应等，可能是解释收敛现象的主要原因。因此，笔者把各地区劳动者人数增长率与初期的人均产出联系在一起进行回归分析，如模型3的回归分析结果，发现两者存在明显的负相关关系，而且得到的相关系数较大，仍然没有出现索洛模型预期的正相关关系，并且回归分析的结果与许多落后地区“越穷越生”的实际情况是相符的。由此看来仅从地区劳动人数的增长率去分析收敛也不会得到较好的解释。

至此，实证分析的思路改从以下两个方向进行：(1)在资本增长率与初期人均产出的关系分析中，加入虚拟变量把全国分为东中西地区进行分析，回归结果如表2所示，表明中国东中西大区域内部省份存在明显的资本增长率与初期人均产出的负相关关系。也就是说，在东中西三大地区内部索洛模型的收敛机制得到满足，无论是哪一个样本时段内。但这种收敛机制只是局部的，并不能解释地区间的收敛现象。(2)劳动人数与期初人均产出的实证结果没有出现应有的正相关关系，可能的原因主要是：回归分析中对产出作出贡献的实际劳动要素投入量没有给以真实的反映。实际的劳动要素投入量应由两部分组成：地区劳动要素的净增长和净迁入量。但笔者发现国内许多研究大都回避这一问题，而是引用Barro对美国资料进行分析的结果认为劳动要素的地区流动（净迁移）对收敛的影响不大。但是笔者认为，中国有着以劳动力大量过剩为特征的特殊的经济结构，Barro的分析结论并不适宜解释中国的劳动要素转移对收敛的影响，美国的情况与中国不同，不存在大量的过剩劳动力，市场机制会通过价格变动使劳动力市场达到相对均衡状态，这就使净迁移对收敛机制的影响很小；在中国的现实中，劳动力的供给在较长时期内是近似无限的，劳动力的大规模流动实际上反映和体现着一条有中国特色的工业化道路，它对中国地区间经济增长的收敛应当有着重要影响。

表2　加入虚拟变量后1981-1998年收敛机制检验回归结果

首先，让我们考察一下中国劳动力区域间转移的具体特点。蔡昉(1998)根据1995年全国1%人口抽样调查资料，发现东部地区向中西部地区的迁移，加起来大约为该地区全部迁出人口的30%。也就是说，剔除省内迁移的因素外，东部地区的迁移倾向于主要在区内进行。而从中部地区迁移到东部的人口占全部迁移省际人口的71%，从西部地区到东部的迁移占全省人口的54%。考虑到距离对迁移的阻碍因素（特别是西部与东部地区的地理距离相对遥远），东部地区经济发展快、收入高、就业机会多而形成的迁移拉力对劳动力的流动影响很大。杨云彦(1999)发现在1990至1995年间，沿海地区有9个人口净迁入省份是持续人口净迁入的，此外还增加了河北，达到10个。中部的湖北也变为净迁出省份。西部地区仅有新疆保持净人口迁入的趋势。这一时期的显著特征是中西部人口密集的农业省份全部成为净迁出省份，形成连片迁出地区，如安徽、江西、河南、湖北，湖南、四川等省，向沿海地区迁移的集中程度更加明显。在1990至1995年期间，东部地区吸收了全部迁移人口的56.86%，其中由中部流向东部的人口是由东部流向中部人口数的4.9倍，由西部向东部的迁移流是其反向流的4.4倍。综合这些研究，可以认为中国地区间劳动力转移存在着明显的梯度倾向，与不同区域带的经济发展水平密切相关。但是，我们还应该进一步深化这一研究，即劳动力的净迁移与不同时期不同地区的产出存在什么关系？对此，首先必须解决统计资料的问题，因为人口流动的情况非常复杂，必须选择合适的经济指标加以反映。在此笔者选用了公安部户籍管理局编制的1997年全国暂住人口统计资料作为分析的依据。

该次统计的时点是1997年6月30日24时，其中的暂住人口是指离开常住户口地的市区或乡、镇到其他地区居住3日以上的人员，主要从事务工、务农、经商、服务等工作。比较真实地反映了各地区净迁移劳动力的情况。笔者以各地区净迁移劳动力人数ZZRK（以暂住人口数反映）作为解释变量，分别以各地区人均产出(RJ98)和总产出(ZC98)为被解释变量，以1998年数据为基础，分别进行了各地区净迁移劳动力人数ZZRK和各地区人均产出(RJ98)和总产出(ZC98)的相关回归分析，结果如下：

方程1：　ZC98=1919.905+0.685ZZRK

　(5.524)

(4.887)

中国经济增长趋同分析_索洛增长模型论文

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