质疑中国经济增长的条件收敛性，本文主要内容关键词为：中国经济增长论文,条件论文,收敛性论文，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
近来在经济增长领域出现了许多研究收敛假设的文献。现实中我们是否真地看到新古典增长理论所说的收敛现象：是否贫穷的国家或地区增长的更快，而发达地区则相反；还是说不同的国家或地区有其独特的均衡状态，会出现多个收敛路径。对这种假设的验证具有重要的理论和实证价值，它也可以告诉我们究竟某些国家是符合新古典增长理论还是新增长理论，对这种基本理论假设的验证可以更好地解释现实世界。
对于收敛的概念有许多区分：（1）β收敛和σ收敛。前一个概念是说通过观测不同国家或地区收入水平或增长率水平的差异来验证收敛性；后一个概念通过观察不同国家或地区收入或增长率分布的差异来进行验证。前者是后者充分但非必要的条件。（2）条件收敛和非条件收敛。主要的差异是在增长回归方程式的右边，若包含了一些可控变量，如储蓄率、人口增长率、技术进步率、人力资本以及政策变量、基础设施变量等，这就是条件收敛；反之为非条件收敛，又称为绝对收敛。这两个概念都对应于新古典增长理论（NCGT），都有唯一的均衡状态。（3）条件收敛和收敛俱乐部。在绝对收敛中只有一个均衡水平。在条件收敛中，每个经济体可以有不同的收敛路径，但是在控制一些关键变量之后仍然收敛于同一个均衡状态。与之相反，收敛俱乐部模型中，可以存在多个均衡状态和多个均衡路径，其均衡状态的差异取决于其初始状态的差异。
总的来说，绝对收敛假设认为所有可控变量对不同国家都一样；条件收敛假设容许这些变量的可变性；俱乐部假设强调初始状态的差异，它并非是说每一个不同的初始值就会导致一个不同的均衡状态，而是说有些初始值的范围可以导致不同的均衡状态。
从方法上来讲，主要有以下4种方法：（1）横截面回归模型的方法，可以用来验证β收敛（条件收敛或非条件收敛）与σ收敛（Mankiw，Romer，Weil，1992）。（2）时间序列模型的方法（Jones，1995）和随机收敛抑或σ收敛（Lee，Pesaran，Smith，1997），但这需要足够长的时间，其中使用到了协整分析。（3）面板数据模型（Islam，1995）。这种方法是近来比较流行的方法，它包含的信息更多，对数据要求是分组个数大于时间段数。它可以用来验证β收敛（条件收敛或非条件收敛）与σ收敛。（4）分布动态的方法（Quah，1996；Francois Bourguignors，Christan Morris-son，2002）。
从以往的文献中我们可以得出以下的4种结论：（1）在更大的样本中没有绝对收敛现象。（2）在较大样本中的条件收敛速度较低。（3）在相近的样本中，会出现绝对收敛或条件收敛，并且收敛速度较高（Islam，1995）。（4）在一个更大的样本中，往往会有两极分化的现象，具有较高发展程度的国家或地区会趋于一个较高水平的均衡状态，而那些落后的国家或地区也会趋同，不过却是一个低水平的均衡状态（Dan Ben-David，1997）。发达国家趋同的现象更明显。
对于中国，国内外有很多学者讨论过这些问题，他们使用了不同的方法和数据。姚（2002）使用Hsueh-Li（1999）的数据，进行面板数据的单根检验，发现中国各省的人均GDP自1978年以来一直在分化（divergence）。魏（1997）采用官方的统计数据，使用面板数据的方法发现中国各省的人均GDP条件收敛，使用了不同的时段。蔡（2002）的结论和魏的相同，只不过又多加了一些可控变量。他们主要的结论集中在是否条件收敛上面。
在使用面板数据之前，我们要做一些模型的验证工作，如Hausman检验，以确定使用何种面板数据模型的合理性。面板数据最大的特点就是它考虑到了个体之间的差异并进行了控制，而且它具有更多的信息可以给出较为准确的估计，可以减少解释变量之间的贡献性程度，有更多的自由度。对于动态面板数据模型，我们可以采取GMM（Arellano，Bond，1988，2000）的方法，但是这种方法有一个缺陷是经过蒙塔卡洛模拟发现估计量的有限样本性质很差（Blundell，Bond，1998，1999），而本文的数据不是很大，直接用这种方法不是很合理。我们还是采用比较传统的方法，可行的广义最小二乘法（FGLS）来做，主要是来验证人均GDP的收敛。
二、一些客观现象
我们采用官方的数据（1979～1999）（以下各种指标如无特别说明均为对数形式），观察中国全国以及东中西3个地区的人均国内生产总值，如图1所示。从图1我们可以清楚地观测到，在3个地区之间存在着近似平行的路径，而且在20世纪90年代后各地区间的差距有增大的迹象。然后，再观测3个地区平均的人均国内生产总值的增长率，如图2所示。各地区的平均人均GDP的增长率有明显的波动性，而且似乎在20世纪90年代中期以后趋同性更为明显。但是我们无法从中排除经济周期的影响，有时会观测到不同地区的增长率趋同，但实际上却可能是趋异。
图1不同地区的人均国内生产总值
注：图中从上到下依次是东部、全国、中部和西部的平均人均GDP的对数。
图2不同地区的人均国内生产总值的增长率
注：图中从上到下依次是东部、中部和西部3个地区的平均的人均GDP的增长率。
下面我们再来观测一下地区差异性的图表，从下面的4个图中可以清楚地看出对全国而言，总的收入差距是在增大；但就每个地区而言，其内部差距是在减少；这就是说在整个收入的差距增大中，地区间的差距占据主导地位。
而且从图3中大致可以观测到西部的人均GDP的方差下降得更快，其次是东部，然后是中部，因此对全国来说不存在σ收敛，而对每个地区来说可能存在σ收敛，而β收敛是σ收敛的必要而非充分条件（Islam，1998），故此我们初步认为中国不存在β收敛。下面我们就横截面数据和面板数据分别进行验证。
图3 σ收敛
注：图中第一行从左到右依次是全国和东部的对数人均GDP的方差；第二行从左到右依次是中部和西部的对数人均GDP的方差。
三、横截面模型
首先，对本文所使用的数据做一个简单的说明，主要的数据来源为新中国统计资料50年汇编，其中lnrjgdp表示实际的人均GDP对数值，有3个所谓的控制变量：n表示劳动力的增长率；s表示储蓄率，即资本形成和净出口占整个GDP的比重；g表示技术进步率，其中资本的折算采用邹至庄（李，2001）的初始资本存量，采用C-D生产函数形式，得出的结论为3.5％左右，和世界银行测出的年技术进步率为0.038（1978～1997年）相差不多；δ表示资本的折旧率，假设为5％（s，n，g，δ在以后的模型中如无特别说明都假设为不变的年平均值）。采用1982年的中小学入学率作为人力资本的代表，采用MRW（Mankiw，Romer，Weil，1992）模型，画出3个不同的收敛图（图4）。
图4 中国经济收敛的横截面模型
图4中最上方的图表明了1979～1999年的平均增长率和1979年初始人均GDP的关系，存在正相关关系，这可从下面的横截面回归式中得到验证，并未标明如新古典增长理论中所描述的相对落后地区增长更快；中间的图表明控制了储蓄率、技术进步率和折旧率之后存在负的相关性；最下方的图在中间图的基础上又控制了人力资本，也存在负的相关性，而且相关程度高于中间的图；后两个图似乎表明了存在着条件收敛。
表1是所做的回归方程的主要结果。
表1
模型1 模型2
模型3
模型4模型5
初始人均 0.00041
-0.00879-0.00934-0.01059 -0.01102
GDP（0.0043）（0.00657） （0.00622） （0.00724） （0.00673）
储蓄率 —
0.01963 0.02132 0.01823 0.01915
（0.01169） （0.01021） （0.01204） （0.01078）
劳动力的— -0.03578-0.02132-0.02814 0.01915
增长率 （0.04699） （0.01021） （0.04909） （0.01078）
技术进步率 — — —
—
—
资本折旧率 — — —
—
—
人力资本— — —0.01246
0.01316
（0.0197）
（0.01896）
截矩项0.059240.04114 0.08625 0.07861
0.10741
（0.02812） （0.14601） （0.02945） （0.15929）
（0.0426）
约束回归— — 有 —
有
约束检验-P值— 0.75 —0.8526 —
可决系数 0.0003 0.1523 0.1488
0.16680.1488
注：表中模型的因变量都是1979～1999年的平均增长率，括号中是估计的标准差。
与模型1相比，模型2再加入控制变量后有收敛现象，这可以从初始人均GDP的系数符号看出来；模型3与模型2的区别在于加了一个约束（Islam，1995），模型2、3的解释能力都比模型1有所提高；模型4在模型3的基础上加入人力资本因素，则提高了收敛速度。其中对约束条件：logs=log（n+g+σ）的检验不拒绝零假设。总的来说，使用中国的数据得到的结论基本上和MRW的结论一致，但是值得注意的是，得出的收敛速度与MRW，Barro，Islam得到的结果差距很大，即使在考虑了人力资本后（模型5），我们估算出的年收敛速度为0.053％，按此速度中国经济达到其长期均衡状态一般大约需要1310年，这令人难以相信。考虑到截面数据最大的问题在于忽略了各个主体的差异，而且没有考虑时间的因素，采用面板数据就可以很好地解决这个问题，它不仅可以控制各个主体的特质因素，还可以控制时间因素和遗漏变量的问题，而且所含的信息量远大于截面数据，因而结论也更令人信服。
四、面板模型
采用Islam（1995）的分析框架，所使用的面板数据模型形式如下：
μ[，i]代表了每个个体（这里分成3个地区，东中西3个不同的组）不同的特质，例如气候、制度、地理位置、技术资源禀赋等；η[，t]反映了经济周期因素，包括外部的冲击等一些时间因素。其中采用的时间段是5年为一个时段（Islam，1995），短期内s、n视为不变的假设是合理的。
根据Islam（1995），Johnson（2002）的文章，对原始模型进行了综合以便更好地验证收敛性的3个假设，综合以后的模型如下：
其中分别用不同的虚拟变量代表地区和时间段因素；D[，1it]，D[，2it]代表东部和中部；φ[，1]，φ[，2]，φ[，3]，φ[，4]，代表4个时期1979年，1984年，1989年，1994年，每个时期都是5年。
让我们回顾一下我们要检验的3个假设：（1）绝对收敛又称无条件收敛表明在长期中所有不同的国家或地区都会趋向于一个共同的均衡状态，无论其初始状态如何。（2）条件收敛：具有相同结构特征的国家或地区（例如，偏好、技术、储蓄率、技术进步率、政府政策、劳动力增长率、人力资本等等）会在长期趋近于一个相同的均衡状态，无论其初始状态如何，只要我们控制了这些变量。（3）收敛俱乐部（又成为集束现象）具有相同结构特征的国家或地区在长期趋同的均衡状态取决于其各自的初始状态。总的来说：（1）对所有经济体来说只有唯一的均衡状态；（2）如果控制了经济体结构的差异，仍会有唯一的均衡状态；（3）会有多重均衡状态，而且取决于各类经济体的初始状态，每类内部是相同的，但各类之间是不同的。
采用Johnson（2002）的方法，为了不至于丧失更多的自由度和共线性，我们仍选取3个不同地区：东、中、西部地区。除了要求γ＜1，绝对收敛还要求方程右边不同地区的系数是相同的常数，而且控制变量前的系数为0；条件收敛假设放松了后面的限制，允许控制变量的系数不为0；收敛俱乐部进一步放松限制，允许控制变量系数可以在不同地区有所不同。可以用以下的式子表示：
假设1（无条件对有条件收敛）
H[，uc]：γ＜1，β[，i]=0，α[，i]=0，φ[，j]=0，π=0；i=1，2；j=1，2，3，4
假设2（有条件收敛对收敛俱乐部）
H[，c]：γ＜1且为常数，β[，1]=β[，2]，α[，1]=α[，2]，φ[，1]=φ[，2]=φ[，3]=φ[，4]
估计面板数据的方法很多，最基本的是固定效应和随机效应模型，但是使用之前一定要进行Hausman（1978）检验，以确定哪类模型更合理。
（1）Hausman检验的结果。
H[，o]：随机效应模型
chi2（9）=（b-B）’[S＾（-1）]（b-B），S=（S_fe-S_re）=5.41；Prob＞chi2=0.7970；从卡方和p值不能拒绝零假设，因此我们采用随机效应模型。
（2）各种不同的模型估计结果。表2中的模型1～4均采用可行的广义最小二乘法（FGLS）。模型1假设截面之间无相互依赖性，且每组内部无时间相关性；模型2假设截面之间存在异方差性，且组内无相关性；模型3假设截面之间存在异方差性，而且组内有相关性，并且每组的相关系数都相同；模型4假设截面之间存在异方差性，而且组内有相关性，并且每组的相关系数都不同；模型5假设截面之间有相关性，但是估计的标准误经过纠正（PCSE），这种模型对残差项没有要求独立同分布，允许各种形式的异方差性。使用多组模型意在检验结论的稳健性。
表2 各种不同的模型估计结果
变量名模型1 模型2 模型3 模型4 模型5
lnrjgdp1 0.952**0.960**0.959**0.960**0.952**
（0.015）（0.011）（0.011）（0.011）（0.016）
elnrjgdp10.029* 0.028* 0.029* 0.025* 0.029*
（0.013）（0.010）（0.010）（0.011）（0.016）
clnrjgdp10.010 0.008 0.008 0.002 0.010
（0.014）（0.011）（0.012）（0.011）（0.017）
lns 0.036* 0.018 0.018 0.022 0.036*
（0.014）（0.011）（0.012）（0.012）（0.014）
ln（n+g+δ）
-0.009 -0.018 -0.018 -0.022*
-0.009
（0.010）（0.010）（0.010）
（0.009）（0.015）
east -0.172*-0.168*-0.170*-0.147-0.172
（0.086）（0.065）（0.067）（0.069）（0.101）
central -0.046 -0.039 -0.039 0.001 -0.046
（0.093）（0.071）（0.074）（0.070）（0.101）
1979-0.038*-0.025*-0.025*-0.028*-0.038*
（0.018）（0.011）（0.011）（0.010）（0.016）
19840.049**0.056**0.056**0.051**0.049**
（0.016）（0.010）（0.010）（0.009）（0.013）
1989
-0.043**-0.042**
-0.041**
-0.041**-0.043**
（0.013）（0.008）（-0.008）
（0.007）（0.009）
19940.042**0.045**0.045** 0.044**0.042**
（0.012）（0.007）（0，007）
（0，006）
（0.006）
constant0.391**0.295**0.296**0.193**0.391*
（0.116）（0.086）（0.089）（0.089）（0.128）
Implied λ
eastern 0.004* 0.002* 0.002* 0.003* 0.003*
central 0.008 0.006 0.006
0.008 0.008
western 0.01** 0.008**0.008** 0.008**0.01**
注：*表示置信度至少为95％，**表示置信度至少为99.9％，括号内是估计的标准误。
（3）各种不同的假设检验。这些模型的人均GDP滞后项的系数γ＜1并且显著，不同地区显著程度不同，然后对等式约束进行验证，结果分别为：
（1）chi2（8）=158.23；Prob＞chi2=0.0000
（2）chi2（5）=146.90；Prob＞chi2=0.0000
从上面人均GDP滞后项的系数和（1）能够明显地拒绝绝对收敛；从（2）式和γ＜1显著成立得出结论：3个地区呈现收敛俱乐部现象、不同的收敛速度和长期均衡状态，收敛速度从高到低依次为西、中、东部。这一结论和我们从实际数据观测出的现象基本一致。为减少这种现象、缩小地区收入差距，政府可以对欠发达地区实行投资的税收政策优惠，加大对交通基础设施投入，改善当地的医疗卫生和教育状况，逐步构建社会保障体系。
本文没有考虑劳动力的流动，中国的劳动力市场存在各种制度性分割，大多数劳动力是在省内流动，要素的自由流动有助于缩小收入的差距，这已经得到多数学者的认同（Barro，1995）。取消不合理的户籍制度，建立全国性的规范的劳动力市场必然有助于解决这一问题。当然，在各种生产要素中，人力资本最为重要（Quah，1997，2002），如果一个地区没有充足的人力资本，即使有大量的投资，没有合适的人力资本与之结合，也就难以形成有效的生产能力。落后地区有比较落后的地理位置和信息劣势，共享知识和技术在现代社会中非常重要，东部地区已经有了比较好的基础，距离其均衡状态较近，趋同性很明显。中西部地区基础落后，距离其均衡状态较远，有一定趋同性且收敛速度较快。我们也可推测，在消除了地区间差异之后，整体的一致收敛就有可能实现。
五、结论
本文重新考察了中国不同地区的收入差异，通过对新增长理论的基本假设的验证，认为中国经济总的来说不存在条件收敛，但这并不排除地区内部的条件收敛性。通过对比横截面数据模型和面板数据模型，给出较为令人信服的结论：中国地区间的收入差异在不断扩大。这可能是因为中国目前所处的阶段所决定的，但是如果出现贫困陷阱，那就需要政府加大对中西部地区的基础设施投入、人力资本投入，充分利用其已有的资源优势，加快产业内部的技术进步，本文着重强调的事实是不同地区间的差异是造成当前中国收入差距的主要因素，如何逐步缩小地区间的收入差距是我们要进一步思考的问题。