用卡尔多分析中国区域经济增长，本文主要内容关键词为：卡尔论文,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。
本文应用中国经济增长的实例对卡尔我（Kaldor）增长动力理论作出了检验。近十年中国经历了高速工业化和非常强劲的经济增长。利用这个增长过程中的区域数据，检验卡尔多经济增长的三个法则，其检验结果支持这一理论。似乎，生产率和工业增长密切相关。
Ⅰ、概 论
本文目的是基于卡尔多增长法则分析中国区域经济增长。此考查针对1985年至1991年间的中国区域。根据卡尔多增长法则，制造业是经济增长的动力，即推动经济增长的关键部门。近年来中国经历了极其高速的全面经济增长。然而，这种强有力的发展在不同地区之间却有极大差异，并且制造业在不同地区所起作用也不同。由于卡尔多将制造业设定为经济增长过程中的关键角色，这些数据为验证卡尔多经济增长理论提供了一个良机。
第Ⅱ部分给出了近年来中国国家和地区经济增长的主要趋势。与此相关，也给出了用于此考查的数据。并且，第Ⅱ部分涉及中国发展战略中的地理区域，即为主要的区域劳动力分工给出一个梗概。第Ⅲ部分概述关于卡尔多经济增长理论的理论基础。这就引出三个基本增长法则的公式。第Ⅳ部分检验基于增长法则的方程，以便验证此理论。第Ⅴ部分为某些总结性评论。
Ⅱ、中国近期增长模式
罗斯托在发展过程中起飞阶段的概念适用于过去十年中国的经济发展。中国的实际国内生产总值（GDP）经历了很高的增长率。图1a 显示了1980—1992年间GDP年实际增长率。这段时期的平均增长率刚好在10%以下，且在90年代，经济增长似乎仍在加速。
这个强劲的增长时期伴随着显著的高资本积累， 这可由总投资占GDP的比率来衡量（图1b）资本积累率从大约30%的水平上升到80年代后半期和90年代初的大约38%。在此期间，中国的对外贸易也迅速增长。开放度用对外贸易占GDP的比率来衡量，也从1980年13%增加到1991 年35%多（图1b）。对外贸易促进了新技术的应用，这可体现为新资本物品、贸易走向和资本积累。这样，使得经济增长的条件更加有利。
图1（a）中国1980—1992，GDP年增长率（%）（1987＝100）
（b）中国的投资份额和开放度（现价）：国内总投资由占GDP的百分比给出；开放度是出口值加进口值占GDP的百分比。 这里的出口和进口值包括保险、运输和其它非要素服务，但不包括股息、利息和其它投资收入（资料来源：世界银行，1993世界表， 约翰、 霍普金斯（Johns Hopkins）大学出版社，Baltimore MA ， 1992 年数据取自中国1993年统计年鉴）。
关键在于经济增长过程中的区域性视角。中国由30个省级行政地区组成。在“七·五”计划中（1986—1990），这些地区被分成三个经济带，其中每一个经济带在整个中国的总体发展战略中都担负特殊的任务（北京评论，1986a、b）。这三个经济带是东部沿海地区，中部地区和西部地区。（图2）
图2：中国的三个经济带：
东部地区：（1）北京；（2）天津；（3）河北；（6）辽宁； （9）上海；（10）江苏；（11）浙江；（13）福建；（15）山东；（19）广东；（20）广西；中部地区：（4）山西；（5）内蒙古；（7 ）吉林；（8）黑龙江；（12）安徽；（14）江西；（16）河南；（17 ）湖北；（18）湖南；西部地区：（21）四川；（22）贵州；（23）云南；（24）西藏；（25）陕西；（26）甘肃；（27）青海；（28）宁夏；（29）新疆（取自北京评论，1986年12月8日）
外贸部门，即出口产业，将主要在东部沿海地区发展。五个经济特区也位于这一地区。该地区为外国直接投资提供了特别优惠的条件。中部地区主要侧重于农业生产和能源供给。山西省拥有大量可利用的煤炭资源，计划更集中用于未来工业化进程。西部致力于畜牧和矿产开采，该地区对其工业化没有优先考虑。
地区一级的国内生产总值（GDP）数据无法获得。 在已出版的中国地区统计数据中最接近GDP这一概念的是国民收入（National Income）。但是中国国民核算中的国民收入主要与物质生产活动相关。这就意味着服务性经济活动的主要部分没有在国民收入中得到体现。就全国而言，国民收入仅约占GDP的80%，但在不同地区之间又自然存在差异。 给出可供利用的数据后，下面的地区分析就基于中国定义的国民收入时间序列。表1显示了28个地区1985—1991年间国民收入的实际平均增长率。事实上，中国现有30个省级地区。然而，要取得西藏在整个期间的可靠数据是不可能的，故此地区在分析中被排除在外。此外，海南直至1987年底，还是广东省的一个部分，为保持1985—1991年整个期间数据的一致，从1988年起，我们仍将海南和广东的数据加在一起。
就全国水平而言，国民收入的平均增长率为8.3%， 但在地区之间，其增长率有显著的差异。比较这三个地带，沿海地区增长率最高（9.4%），中部最低（6.7%）。但三个地带各自内部的不同地区也有很大的差异，特别是沿海地区。这里，增长最快的是广东，增长率超过13%，紧接着是福建和浙江，增长率接近12%。沿海地区增长最缓慢的是天津，仅约6%。 我们注意到这个有趣现象：广东和福建两省都包含经济特区，那儿外贸部门都计划扩展产业。且这些地区皆有很高的工业增长率。这就支持了卡尔多经济增长动力理论。在官方统计中，地区国民收入时间序列被划分为五大类：农业、工业、建筑、运输和商业。以下分析中将用到这些部门的数据。
表1：中国地区经济增长。1985—1991年三个经济带分组， 其国民收入的平均实际增长率
沿海地区 中部地区 西部地区
1.北京 7.3 4.山西 5.1
21.四川7.0
2.天津 6.1 5.内蒙古7.3
22.贵州7.1
3.河北 8.0 7.吉林 6.7
23.云南
9.3
6.辽宁 6.6 8.黑龙江5.5
25.陕西8.4
9.上海 6.912.安徽 6.6
26.甘肃9.4
10.江苏 9.614.江西 8.5
27.青海7.4
11.浙江11.816.河南 7.8
28.宁夏8.1
13.福建11.717.湖北 6.1
29.新疆
10.1
15.山东10.018.湖南 7.0
19.广东13.7
20.广西 7.8
沿海地区总平均 9.4 中部地区部平均 6.7 西部地区总平均 8.0
全国总平均 8.3
注：确定地区的数字对应于图2地图的数字。沿海地区， 海南被包括在广东省内，西部地区，西藏被省略，对三个地区和全国的平均增长率计算时利用1985年的国民收入作权重。
资料来源：中国统计年鉴，1986—1992年卷，中华人民共和国统计局。
Ⅲ、模型概况
卡尔多认为：制造业是经济增长的动力。此观点基于几条推理。卡尔多本人主张：在制造业之外存在剩余劳动力，即：就制造业的生产率高于非制造业的生产率而言，经济具有双重性。（贝尔蒙Bairam，1991）。据卡尔多理论，这是个一般特征，它对发达国家同样适用。工业部门供需的增长是一个强有力的增长机制，因为它没有任何以非制造业生产减少为形式的机会成本。（注：仅仅当经济非常成熟时，例如英国制造业的增长对其它部门的生产有负面影响，卡尔多1975）。在进一步支持经济增长动力理论中，柯威尔（Cornwell 1976 ）指出了当工业生产改变时，派生需求的重要性。换句话说，工业增长通过与其它部门的行为和技术联系诱发一般增长；迪克松（Dixon）和色威尔（Thirlwell，1975，1979）认为，基于出口需求的工业增长减弱了经济中国际收支的限制，所以，工业增长对全面经济增长是有益的。最后，工业增长通过不同类型的规模经济，静态的和动态的，使工业部门生产率的增长得以提高（例如，卡尔多，1975；迪克松和色威尔，1975）。这个论断的关键是凡登（Verdoorn）定律，它是基于在生产活动中边干边学。
形式上，经济增长动力理论至少要用三个相关论述或法则来表述。第一法则指出：所有部门总生产增长率与制造业生产增长率之间呈正相关，其线性形式为：
x＝a[,1]+b[,1]x[,m]
b[,1]＞0 （1a）
这里x是总生产增长率，x[,m]是制造业生产增长率。这个设定最初由卡尔多使用（1996），以后其它人也使用，如克瑞普（Cripps）和塔林（Tarling），1973）柯威尔（Cornwell 1976，1977）和阿特索松鲁（Atesoglu，1993）。
简要说明一下方程（1a），它企图阐明制造业的增长是全面增长的关键这一主要观点。在x和x[,m]之间的一个估计的正相关可被理解为真正的关系，显示了经济增长的重要机制。但是由于制造业生产是整个生产的一部分，假相关也会产生。根据定义，以部门份额为权重，整个生产的增长等于制造业的增长率x[,m]和非制造业增长率x[,nm] 的加权平均。即x＝λx[,m]+（1－λ）x[,nm]。 这里λ是制造业产品占总生产产品的比例。为攻克此问题并进一步验证第一法则，巴兰蒙（Bairam，1991）将非制造业部门的生产增长与制造业的生产增长进行回归，导出下列第一法则表述：
x[,nm]＝a[,2]+b[,2]x[,m]b[,2]＞0 （1b）
巴兰蒙将非制造业部门再分为农业和服务业，并表明此模型充分适合土耳其的经济增长过程。
然而，方程1b中的参数依赖于制造业部门的比重是貌视合理。如果制造业部门比重很低，则制造业部门的高增长率不可能对占主导地位的非制造业部门的增长率产生重大影响。反之，当制造业比重很高，制造业的增长也不可能对非制造业的增长产生重大影响。尽管制造业获得的是诱导的生产率，但这仍将是对非制造业资源产生强大推动，这种推动的实现不可能完全由闲置资源从非制造业向制造业转移。结果，非制造业的生产增长在制造业强烈增长时也会因资源外流而受到阻碍。鉴于制造业的增长对非制造业增长的影响，只有当制造业比重适中时，才会产生最大影响。
这些因素导致卡尔多第一法则的最终表述。它通过下式用可变系数来表示：
x[,nm]＝a[,3]+b[,3]x[,m]，b[,3]＞0，这里，a[,3]＝a[,30]+a[,31]λ+a[,32]λ[2]和b[,3]＝b[,30]+b[,31]λ+b[,32]λ[2]；故x[,nm]＝（a[,30]+a[,31]λ+a[,32]λ[2]）+（b[,30]+b[,31]λ+b[,32]λ[2]）x[,m]（1c）
以上详细说明是基于卡塞提（Casetti，1972，1986 ）提出的扩张方法。其后，许多人应用此方法，例如，汉森（Hansen）和克瑞斯滕森（Kristensen）（1991）以及波恩（poon，1994）。根据以上理论因素，使用系数二次多项式能体现制造业比重与系数大小之间的多重关系。
卡尔多第二法则阐述了制造业生产率的增长率y[,m] 与制造业生产增长率x[,m]的关系，即
y[,m]＝a[,4]+b[,4]x[,m]b[,4]＞0（2）
这一法则是凡登（Verdoorn）定律（1949）的体现，是以有关在实践中学习和内生技术进步的推理为基础的。在以x[,m]回归y[,m]中，x[,m]被看作凯恩斯需求理论的外生设定（如，卡尔多1975）。此第二法则在几个研究中被验证。近来，这一关系已在土耳其（巴兰蒙Bairam，1991）希腊（德兰柯波罗斯Drakopoulos和热唯多西奥Theodossiou， 1991）和美国（阿特索格鲁Atsoglu，1993）得到验证。
在更一般的模型中，生产率发展影响出口和需求的竞争性，而该发展以一个类似于方程2的方程为表现形式。 需求通过乘数关系与生产相联系，这样生产率和生产两者的增长似乎都被内生确定了。这是由卡尔多（1970）和迪克松及色威尔（1975）使用的出口导向增长的积累因果模型的核心机制。阿特索格鲁（1994）基于美国时间序列数据以结构形式对该惯例模型作出了估计。其结果证实了该模型，揭示了在卡尔多出口导向增长模型的框架中，解释和预测美国经济增长是可能的。
第三法则将第一和第二法则的元素进行组合。由于制造业的增长导致非制造业剩余劳动力的减少及制造业中的凡登影响，总生产率y 一定与制造业生产的增长x[,m]呈正相关，即：
y＝a[,5]+b[,5]x[,m]b[,5]＞0（3a）
为了强调闲置资源从非制造业转移的生产率影响，以下表述也被用来“检验”第三法则（参见德兰柯波罗斯和热唯多西奥1991）：
y＝a[,6]+b[,6]x[,m]+C[,6]z[,nm]b[,6]＞0，C[,6]＜0
（3b）
这里z[,nm]表示非制造业的就业增长率。然而，这种情况下，制造业比重似乎会影响方程3b的参数。基于此，我们得到该法则基于可变系数的表述：
y＝a[,7]+b[,7]x[,m]+C[,7]Z[,nm]，这里，a[,7]＝a[,70]+a[,71]λ+a[,72]λ[2]，b[,7]＝b[,70]+b[,71]λ+b[,72]λ[2]和c[,7] ＝c[,70]+c[,71]λ+c[,72]λ[2]，故：
y＝（a[,7]＝a[,70]+a[,71]λ+a[,72]λ[2]）+（b[,70]+b[,71]λ+b[,72]λ[2]）x[,m]+（c[,70]+c[,71]λ+c[,72]λ[2]）z[,nm] （3c）
表2 卡尔多第一法则
自变量
因变量
常数虚拟变量 R[2] Obs
1.整个28个地区
1.79 0.56
x
(4.78) (19.90)
0.67 196
1.82 0.56 7.10
x
(5.13) (20.94)(4.67) 0.70 196
2.85 0.29
x[,nm]
(4.18)(5.54)
0.14 196
2.92 0.28 13.21
x[,nm]
(4.51)(5.83)(4.77) 0.23 196
2.沿海11个地区
1.68 0.59
x (3.30)
(17.18)
0.79 77
2.50 0.32
x[,nm]
(2.36)(4.51)
0.21 77
3.中部9个地区
1.96 0.47
x (2.68)(7.76)
0.50 63
2.04 0.47 6.84
x (3.17)(8.83)(4.27) 0.61 63
3.25 0.16 12.85
x[,nm]
(2.90)(1.70)(4.63) 0.29 63
4.西部8个地区
2.05 0.58
x
(2.77)(9.66)
0.63 56
3.30 0.34
x[,nm](2.72)(3.45)
0.18 56
注：括号内数字是t统计的绝对值；Obs表示用于估计的观察数，地区数乘以年数得到每一组的观察数。
Ⅳ、1985—1991年期间对中国地区的评估结果
中国28个地区在1985—1991年期间国民收入数据对所有上述卡尔多法则表述作出了评估。须进一步注意三点。第一，这些估计是基于历年的数据，更为理想的是排除了循环运动和其它非规则性。在阿德索格鲁（1993）美国个案中，这个可变平均数程序被成功地用于评估卡尔多法则。由于我们的分析评估只能根据7年的数据， 故在评估前我们严禁对原始数据作任何改变。然而，在中国的各个地区洪水灾害会偶而影响农业生产，在这些年份，整个国民收入的增长率将异常的低。而下一年因为农业生产的恢复总国民收入增长率又将很高。近年来中国发生的严重水灾是1989年吉林水灾和1991年安徽水灾。考虑到这些因素，我们引入一个虚拟变量，此虚拟变量在灾年赋值－1，水灾影响的地区下一年赋值+1，对其它情况，此虚拟变量被赋值0。这个虚拟变量的使用是很谨慎的。它只用于水灾导致农业生产减产超过15%的这种情况。第二，我们用第一法则的评估检验三组地区：沿海地区、中部地区和西部地区。该分类是依据中国整体计划增长战略预期的劳动力分布划分的。第三，此回归被用于非加权估计，即地区的不同大小未被考虑。如果就业或国民收入应被用作权重，该计算则并非简易。由于该分析是抽样分析和时间序列分析的综合，权重在每一年都不相同，因此我们忽略这些过于精细的分析。（值得注意的是：使用于权重过程的论述也应用于纯粹时间序列分析。）
第一法则
表2给出第一法则各种论述的近似线性方程， 其结果支持卡尔多经济增长动力理论。对所有地区，国民收入增长率中全部变量的67%可由工业中的国民收入的增长来解释。此系数非常重要。虽然很难和其它国家用国内生产总值所作的类似估计进行比较，但工业增长率系数具有同样重要性（例：德兰柯波罗斯和热唯多西奥1991）
虚拟变量的引入改善了拟合，虚拟变量系数也很重要。虽然解释变量很少，但国民收入中制造业国民收入增长率对国民收入非工业增长率的回归同样提供了重要系数。
除工业国民收入增长率对非工业国民收入增长率的回归外，地区组的类似回归结果也显示了重要联系。
中国工业化最发达的地区沿海地区取得了很好的业绩。这也和卡尔多第一法则早期目标相一致（例色威尔，1983）。
为检验工业化程度的重要性，排除无意义因子，非线性关系被证实属方程1c类型。下面关系似乎对所有地区都适用：
x[,nm]＝2.89+（1.37－0.05λ+0.001λ[2]）x[,m]+13.02dum
（4.31）（3.13）（－2.51）（2.49）（4.75），
R[2]＝0.25，Obs＝196。虽然这些系数非常重要，但只有25%的全部变量被解释。对此，两个特殊因子是其原因。首先，由于自然原因，农业部门被揭示为随机变量，而我们仅考虑两个水灾的特例，而其它几个不太特别的情况被看作非解释变量。第二，国民收入不包括某些服务性经济活动，而这些活动可能与工业部门生产相关，因而用来检验第一法则的不是最佳要素。但第二法则仅针对工业部门，所幸的是，上面提到的问题与该法则检验无关。
第二法则
第二法则意义重大，它将工业部门的生产率增长与工业生产的增长率联系起来。对所有地区的线性估计得出下列结果：
y[,m]＝－9.46E－0.5+0.71x[,m]，R[2]＝0.73，Obs＝140。这
（－0.02） （19.10）
个近似关系式显示了工业部门工业生产增长的强大生产率影响。生产率的增长率计算是使用公式[（1+x[,m]）（1+z[,m]）[-1]－1]，这里z[,m]是就业增长率。只有年终就业数据可供使用。 通过平均随后两年的年终就业数据，该年的就业随机变量得以评估并用于计算生产率的增长率。这第一个可靠的年终就业数据是1985年的，故只能计算1987至1991年的生产率增长率，即只有140个样本可供估计用。
工业中国民收入增长率增长1%，将带动生产率增长约0.7%，这意味着就业的影响仅为0.3%，这个影响的某些方面可被视为凡登影响，但最恰当的解释是，其它机制也是重要的。例如，如果工业的国民收入增长率与该部门投资，特别是外国直接投资正相关，随着工业增长，生产率的刺激将部分地影响每个雇员资本装备增加。尽管如此，这个关系显著表明了工业增长是生产率增长的一个关键因素。
第三法则
第三法则指出：整体生产率的增长与工业部门的增长正相关而与非制造业就业的增长负相关。我们首先使用其简化的表述形式，省略非工业部门就业增长率：
y＝－0.00+0.47x[,m]+0.08dum，（－0.30）（14.38）（5.20） ，R[2]＝0.63，O
bs＝140，工业增长率系数和虚拟变量同样重要，而估计结果验证了第三法则的整个论述：
y＝ 0.02+0.49x[,m]－0.82z[,nm]+0.07dum ，R[2]＝0.70，Obs
（3.51）（16.36）（－5.40）（5.06）
＝140，这里z[,nm]是非制造业就业的增长率。其估计结果引出了这些重要系数，他们都有恰当的符号。
基于变量系数（方程3c）关系的估计也提供了一些重要的系数，但其变量解释却只是稍微有点改善。
Ⅴ.结论性注释
近年来，中国经济增长过程的分析证实了工业部门在经济增长中的主导作用。所有三个卡尔多法则似乎都给出了增长过程的满意描述。中国工业部门的增长积极地推动整个经济的发展并对工业部门及整个经济生产率的增长有着特别强的影响。但是，这些法则只是简化型方程，虽然它们显示了某些关于增长和发展的重要而醒目的事实，但结构性相关未被证实，且增长的原因这一问题也仍然没有解决。从政策观点看，要获得更多有关引起工业生产增长结构机制的知识是极其重要的。出口需求的增长是一个明显的关键变量。由于中国已转向市场经济，出口需求的增长就与世界需求的增长是一个明显的关键变量。由于中国已转向市场经济，出口需求的增长就与世界需求的增长和竞争的改变相关。而竞争的改变又与生产率的增长有关。将这些关系放在一起，一个累积性的因果关系模型就形成了，这是一个与中国经济增长未来研究相关的框架。
译自《应用经济学》，1996，28，679—685
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