西部大開發(fā)對(duì)我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性的影響

摘 要：利用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型分析西部大開發(fā)對(duì)我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性的影響，結(jié)果表明：實(shí)施西部大開發(fā)前，我國(guó)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著條件β收斂，而西部大開發(fā)后，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)由原來沿著均衡路徑向穩(wěn)態(tài)發(fā)展轉(zhuǎn)變?yōu)榘l(fā)散性的增長(zhǎng)；同時(shí)，西部地區(qū)各省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也呈現(xiàn)較為明顯的發(fā)散跡象。可見，西部開發(fā)戰(zhàn)略改變了我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，西部地區(qū)逐漸成為引領(lǐng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新動(dòng)力。

關(guān)鍵詞：西部大開發(fā)；區(qū)域經(jīng)濟(jì)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂；條件β收斂；絕對(duì)β收斂；發(fā)散性經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；系統(tǒng)廣義矩估計(jì)

中圖分類號(hào)：F061.5；F127 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1674-8131（2010）06-0019-08

The Influence of Western Development on Convergence 

of China’s Regional Economic Growth

QIAO Ning-ning1，WANG Xin-ya2

(1. School of Statistics， Shanxi University of Finance and Economics， Taiyuan 030006， China;

2. School of Finance， Shanxi University of Finance and Economics， Taiyuan 030006， China)

Abstract: In this paper， we use the system-GMM dynamic panel data model to analyze the impact of western development on convergence of China’s regional economic growth and western regional economic growth. The results show that before the implementation of western development， China’s regional economic growth has the conditional beta convergence， while after the western development， the regional economic growth changes from stable development of original equilibrium path to volatilized development， meanwhile， the economic growth of each province in western region shows obvious volatilized sign. Thus， western development strategy changes China’s regional economic growth situation and western region gradually becomes the new impetus to lead China’s economic growth.

Key words: western development; regional economy; economic growth convergence; conditional beta convergence; absolute beta convergence; volatilized economic growth; system GMM



一、引言

中國(guó)幅員遼闊、人口眾多，不同省份間地理環(huán)境、自然資源、人文素質(zhì)以及經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)分布存在較大差異，使得各省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度以及人民生活水平相差很大。改革開放以來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了世人矚目的成就。從1978年到2008年，我國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值年均增長(zhǎng)率高達(dá)9.8%，GDP總量從3 645.2億元增加到302 853.4億元。然而在經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的同時(shí)，收入分配差距也在不斷拉大。導(dǎo)致我國(guó)居民收入差距擴(kuò)大的原因有很多，其中區(qū)域發(fā)展不平衡及東中西部地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距擴(kuò)大便是其中一個(gè)重要原因。為了促進(jìn)我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展，縮小東西部地區(qū)發(fā)展差距，1999年國(guó)家決定實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略。對(duì)于西部大開發(fā)的成效，魏后凱（2009）［1］指出“實(shí)施西部大開發(fā)以來，西部地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)速度連續(xù)8年逐年加快，自1999年的7.3%迅速提高到2007年的14.5%。2008年受金融危機(jī)的影響，西部經(jīng)濟(jì)增速有所回落，但仍高達(dá)12.4%，分別比全國(guó)和東部平均水平高0.5和1.1個(gè)百分點(diǎn)。從1999到2008年，西部地區(qū)生產(chǎn)總值年均增長(zhǎng)達(dá)到11.4%，其中2003—2008年平均增速達(dá)13.2%，在全國(guó)四大區(qū)域中增長(zhǎng)速度最快”。可以看出，西部大開發(fā)為西部地區(qū)帶來了巨大效益，隨著時(shí)間推移，西部大開發(fā)勢(shì)必會(huì)對(duì)西部地區(qū)乃至全中國(guó)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來深遠(yuǎn)影響。喬寧寧，王新雅：西部大開發(fā)對(duì)我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性的影響

中央提出實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略，目的在于加快西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，逐步縮小東西部地區(qū)的發(fā)展差距，以全面推進(jìn)我國(guó)的現(xiàn)代化建設(shè)。西部大開發(fā)自實(shí)施以來，部分學(xué)者對(duì)其實(shí)施效果進(jìn)行了評(píng)價(jià)，魏后凱和孫承平（2004）［2］應(yīng)用定量的方法和系統(tǒng)的數(shù)據(jù)從9個(gè)方面考察了我國(guó)西部大開發(fā)的實(shí)施效果，結(jié)果發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)加快了西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度，但并沒有使西部地區(qū)與東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距縮小。周國(guó)富、田孟（2007）［3］通過縱向?qū)Ρ龋l(fā)現(xiàn)近幾年來西部地區(qū)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展確實(shí)發(fā)生了一些可喜的變化，西部大開發(fā)戰(zhàn)略的積極效應(yīng)正在顯現(xiàn)；但是，通過橫向?qū)Ρ纫舶l(fā)現(xiàn)西部與東中部地區(qū)之間的發(fā)展差距仍在進(jìn)一步拉大，西部地區(qū)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍存在一些問題。畢濤（2007）［4］通過建立新疆地區(qū)的生產(chǎn)函數(shù)及應(yīng)用鄒至莊斷點(diǎn)檢驗(yàn)方法驗(yàn)證西部大開發(fā)對(duì)新疆地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用，結(jié)果表明新疆地區(qū)在2000年之后經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度加快。林建華、任保平（2009）［5］提出西部大開發(fā)戰(zhàn)略的目標(biāo)是促進(jìn)西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和縮小東西部之間的經(jīng)濟(jì)差距，因此在這一戰(zhàn)略實(shí)施10年之際，有必要依據(jù)其目標(biāo)對(duì)該戰(zhàn)略的績(jī)效進(jìn)行總結(jié)和評(píng)價(jià)，以便及時(shí)調(diào)整，使其切實(shí)發(fā)揮作用。魏后凱、蔡翼飛（2009）從地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、固定資產(chǎn)投資、地區(qū)工業(yè)化程度及對(duì)外開放水平等角度出發(fā)，對(duì)我國(guó)西部大開發(fā)的實(shí)施效果進(jìn)行評(píng)價(jià)，針對(duì)西部大開發(fā)面臨的新問題提出解決舉措。

總體上講，目前關(guān)于西部大開發(fā)成效的分析，雖然有大量運(yùn)用定量研究方法的文獻(xiàn)，但思路并不開闊，大多采用描述性的統(tǒng)計(jì)分析進(jìn)行縱向和橫向的對(duì)比，這樣得到的結(jié)論較為有限。西部大開發(fā)自2000年開始實(shí)施，國(guó)家傾注了大量的人力物力，那么西部大開發(fā)前后我國(guó)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距發(fā)生了多大程度的變化，是否促進(jìn)了我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的收斂？若中國(guó)各地經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)收斂增長(zhǎng)的趨勢(shì)，那么各地趨向平衡增長(zhǎng)途徑的速度又是如何？這些問題并沒有明確定論。同時(shí)，西部大開發(fā)后，西部地區(qū)本身是出現(xiàn)發(fā)散性的加速增長(zhǎng)，還是出現(xiàn)新古典增長(zhǎng)模型預(yù)測(cè)的收斂趨勢(shì)？也沒有統(tǒng)一答案。本文正是從這些思考出發(fā)，實(shí)證檢驗(yàn)西部大開發(fā)對(duì)我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性的影響，進(jìn)而為西部大開發(fā)的進(jìn)一步實(shí)施提供政策建議，更好地把握中國(guó)經(jīng)濟(jì)未來發(fā)展方向。

二、理論框架及模型構(gòu)建

為了更好地研究中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨勢(shì)，借鑒Mankin、David Romer和D. weil（1992）［6］的含人力資本的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)Y=KαHβ(AL)1-α-β，這里，0<α<1，0<β<1。通過估計(jì)近似的穩(wěn)定狀態(tài)，構(gòu)建MRW模型，可得出一個(gè)國(guó)家或地區(qū)趨向穩(wěn)定狀態(tài)的收斂率。

假設(shè)勞動(dòng)投入和技術(shù)進(jìn)步按照如下的固定速率增長(zhǎng)：L(t)=L(0)ent，A(t)=A(0)egt。n代表勞動(dòng)投入的增長(zhǎng)速度，g代表技術(shù)進(jìn)步的增長(zhǎng)速度，L(0)和A(0)表示初始的勞動(dòng)投入和初始的技術(shù)投入。以y(t)∧=Y(t)A(t)L(t)表示單位有效勞動(dòng)產(chǎn)出，k(t)∧=K(t)A(t)L(t)表示單位有效勞動(dòng)的物質(zhì)資本，h(t)∧=H(t)A(t)L(t)表示單位有效勞動(dòng)的人力資本，能夠得出：

y(t)∧=k(t)∧αh(t)∧β（1）

根據(jù)穩(wěn)態(tài)條件，得到穩(wěn)態(tài)時(shí)的物質(zhì)資本存量k*∧和人力資本存量h*∧：

k*∧(t)=(s1-βksβh(huán)n+g+δ)11-α-β（2）

h*∧(t)=(sαks1-αh(huán)n+g+δ)11-α-β（3）

其中sk和sh(huán)分別代表物質(zhì)資本投資和人力資本投資的比例，δ代表折舊率，并且設(shè)物質(zhì)資本和人力資本的折舊率相同，將式（2）和（3）代入（1），可得到穩(wěn)態(tài)的單位有效勞動(dòng)產(chǎn)出：

lny*∧=11-α-β［αlnsk+βlnsh(huán)-(α+β)ln(n+g+δ)］

依據(jù)I(xiàn)slam（1995）［7］，引入：



dlny∧(t)dt≈lny(∧t)#8226;lny(∧t)

lny(∧t)=lny*∧lny(∧t)-lny*∧ 

= -λlny(∧t)-lny*∧（4）

其中λ=-lny(∧t)#8226;lny(∧t)lny(∧t) = lny*∧ ，表示經(jīng)濟(jì)趨向均衡增長(zhǎng)的收斂速度，λ的取值表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所具有的收斂或發(fā)散的性質(zhì)，在λ>0和lny(t)∧-lny*∧<0時(shí)，得到dlny(t)∧dt>0推y(t)∧的不斷增加和y(t)∧的變化速度減緩，經(jīng)濟(jì)最終趨向均衡；在λ>0和lny(t)∧-lny*∧>0時(shí)，從dlny(t)∧dt<0推知y(t)∧的不斷下降和y(t)∧的變化速度變小，經(jīng)濟(jì)最終趨向均衡；同樣，在λ<0和lny(t)∧-lny*∧<0時(shí)，隨著y(t)∧不斷減少至零，且y(t)∧越來越偏離y*∧；對(duì)于λ<0和ny(t)∧-lny*∧>0時(shí)，伴隨y(t)∧不斷增加，y(t)∧加速偏離y*∧。因此，可以認(rèn)為在λ>0時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有收斂性，而在λ<0時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有發(fā)散性。進(jìn)而解微分方程（4）式，得到：



lny(∧t2)=(1-e-λ(t2-t1))lny*∧+e-λ(t2-t1)lny(∧t1)（5）

為了得到更為適用的模型，這里我們表達(dá)單位有效勞動(dòng)產(chǎn)出為：



lny(t)∧=lnY(t)A(t)L(t)=lnY(t)A(0)egtL(t)

=lnY(t)A(t)-lnA(0)-gt（6）

取人均勞動(dòng)產(chǎn)出y(t)=Y(t)A(t)，將（6）式代入（5）式，得到：



lny(t2)-lny(t1)=-(1-e-λ(t2-t1))lny(t1)+

(1-e-λ(t2-t1))lnA(0)+g(t2-t1)+

(1-e-λ(t2-t1))α1-α-βlnsk+

(1-e-λ(t2-t1))β1-α-βlnsh(huán)-

(1-e-λ(t2-t1))α+β1-α-βln(n+g+δ) （7）

這時(shí)如果設(shè)定β=-(1-e-λ(t2-t1))，那么收斂的速度λ可通過下式求出：



λ=-ln(β+1)t2-t1（8）

通過上述分析，最后得出引入人力資本的MRW模型和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂速度，為后面進(jìn)一步分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂性做好鋪墊。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂性一般可分為σ收斂和β收斂，前者指不同經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)間人均收入的離差隨時(shí)間的推移而趨于減少，后者指不同的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)間人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率與初始水平負(fù)相關(guān)。β收斂又包含絕對(duì)β收斂和條件β收斂。絕對(duì)β收斂的含義是指貧窮的國(guó)家或地區(qū)往往比富裕的國(guó)家或地區(qū)有更高的增長(zhǎng)率，換句話講，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在著負(fù)相關(guān)，并且隨著時(shí)間的推移，所有的國(guó)家或地區(qū)將收斂于相同的人均收入水平。條件β收斂放棄了各個(gè)經(jīng)濟(jì)體具有完全相同的基本經(jīng)濟(jì)特征的假定，從而意味著不同的經(jīng)濟(jì)體也具有不同的穩(wěn)態(tài)。由于許多的外生變量對(duì)不同的經(jīng)濟(jì)體產(chǎn)生了不同的作用，不同的經(jīng)濟(jì)體也就具有異質(zhì)的基本特征，亦即不同的增長(zhǎng)路徑和穩(wěn)態(tài)。

絕對(duì)β收斂的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)意味著物質(zhì)資本的投資比例、人力資本的投資比例、人口增長(zhǎng)率、技術(shù)進(jìn)步率、折舊率和初始的技術(shù)進(jìn)步在不同國(guó)家或地區(qū)都是相同的，Baumol(1986)［8］和Barro(1995)［9］提出判定人均收入收斂性模型的線性形式：

(1/T)ln(yi，T/yi，0)=a+bln(yi，0)+μi，0，T （9）

其中，yi，T 表示末期人均收入，yi.0表示基期人均收入，干擾項(xiàng)ui，0，T表示平均原始誤差項(xiàng)，負(fù)傾向系數(shù)b=-［ (1-e-λT)/T］，λ是控制收入收斂到均衡狀態(tài)速度的系數(shù)，通常根據(jù)該關(guān)系式來計(jì)算收斂速度λ，T表示樣本的區(qū)間跨度。如果參數(shù)λ的估計(jì)結(jié)果為正，就說明收入存在收斂，反之則說明發(fā)散。該模型能夠反映出處于同一技術(shù)水平的國(guó)家能收斂于同樣的均衡狀態(tài)。所以應(yīng)該注意觀察初期收入水平與收入增長(zhǎng)率之間是不是存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。早期的關(guān)于這方面截面數(shù)據(jù)的研究（Baumol，1986）發(fā)現(xiàn)，絕對(duì)β收斂只發(fā)生在OECD這樣具有同質(zhì)性的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)，而對(duì)超過100個(gè)包括不同發(fā)展水平國(guó)家的檢驗(yàn)則表明，并沒有一種普遍存在的絕對(duì)趨同現(xiàn)象，絕對(duì)趨同通常只存在于最富裕的國(guó)家之間以及最貧窮的國(guó)家之間［10］。

條件β收斂是絕對(duì)β收斂的擴(kuò)展，通過控制不同地區(qū)間的物質(zhì)資本的投資比例、人力資本的投資比例、人口增長(zhǎng)率等因素，我們將式（7）加以變換：

lny(t2)=e-λ(t2-t1)lny(t1)+(1-e-λ(t2-t1))lnA(0)+

g(t2-t1)+(1-e-λ(t2-t1))α1-α-βlnsk+

(1-e-λ(t2-t1))β1-α-βlnsh(huán)-

(1-e-λ(t2-t1))α+β1-α-βln(n+g+δ)（10）

式（10）可以寫成自回歸形式的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型：

yi，t=byi，t-1+θ′xi，t+ηi+vi，t（11）

其中，xi，t=(lnskit，lnshit，ln(nit+g+δ))′

b=e-λ(t2-t1)

θ=((1-e-λ(t2-t1))α1-α-β，(1-e-λ(t2-t1))β1-α-β，

-(1-e-λ(t2-t1))α+β1-α-β)′

ηi表示的是地區(qū)間不可觀測(cè)的個(gè)體效應(yīng)，比如地理位置的影響效應(yīng)，初始技術(shù)進(jìn)步的差異等。另外，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)是否保持著同樣的技術(shù)進(jìn)步速度也是爭(zhēng)論的焦點(diǎn)。LPS（1997）證實(shí)若對(duì)于國(guó)家或地區(qū)間的技術(shù)進(jìn)步速度g相同這個(gè)假定是無效的，那么將會(huì)引起b的估計(jì)向1的偏誤［11-12］。通過綜合考慮，最后選定的模型為：

yi，t=byi，t-1+θ′xi，t+git+ηi+vi，t（12）

首先，當(dāng)人均產(chǎn)出為yi，t-1時(shí)，b代表上一期對(duì)數(shù)人均產(chǎn)出yi，t-1對(duì)當(dāng)期人均產(chǎn)出yi，t的影響程度。根據(jù)b的表達(dá)形式，顯而易見，b< 1意味著λ>0，人均產(chǎn)出的長(zhǎng)期增長(zhǎng)率最終趨向均衡增長(zhǎng)率，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)收斂。b≥1意味著λ≤0，人均產(chǎn)出的長(zhǎng)期增長(zhǎng)率出現(xiàn)加速現(xiàn)象，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)發(fā)散。b越小時(shí)，λ越大，人均產(chǎn)出的增長(zhǎng)率趨向均衡增長(zhǎng)途徑的速度越快，經(jīng)濟(jì)到達(dá)均衡增長(zhǎng)的時(shí)間越短。因此，b越小，經(jīng)濟(jì)的加速度就越小；b越大，經(jīng)濟(jì)的加速度就越大。

其次，選用時(shí)間趨勢(shì)變量t作為一個(gè)解釋變量，正是為了處理技術(shù)進(jìn)步的增長(zhǎng)趨勢(shì)這一焦點(diǎn)問題。另外，正如Kumar和Ullah（2000）［13］所解釋的，時(shí)間t也代表了一些宏觀變量對(duì)當(dāng)期人均產(chǎn)出的綜合效應(yīng)。而Lee等(1997，1998)［11］同樣在模型估計(jì)過程中用時(shí)間變量t代表了技術(shù)和勞動(dòng)力的增長(zhǎng)趨勢(shì)。

三、我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性分析

依據(jù)理論模型，本文采用1981—2008年全國(guó)29個(gè)省市相關(guān)指標(biāo)的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸。為了研究西部大開發(fā)對(duì)全國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性的影響，將其劃分為兩個(gè)時(shí)期：1981—1998年和1999—2008年，采用這種方法能夠盡可能地減少經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)產(chǎn)生的影響。樣本數(shù)據(jù)取自《新中國(guó)55年統(tǒng)計(jì)資料匯編》以及中宏數(shù)據(jù)庫(kù)。yi，t代表i省份在樣本期的實(shí)際人均GDP對(duì)數(shù)化，各省實(shí)際人均GDP通過各省GDP指數(shù)換算而來；skit代表各省份在樣本期內(nèi)的物質(zhì)資本投資比例，由名義固定資產(chǎn)投資除以名義GDP計(jì)算得出；采用各省份在樣本期內(nèi)的普通中學(xué)在校人數(shù)與各省總?cè)丝诘谋壤鳛槿肆Y本投資比例的替代變量，用shit表示；nit代表各省份就業(yè)人員在樣本期內(nèi)的增長(zhǎng)率，由對(duì)數(shù)差分法計(jì)算原始數(shù)據(jù)所得；技術(shù)增長(zhǎng)率和折舊率用g+δ表示，依據(jù)Raiser（1998）［14］，假定g+δ之和為0.07；另外，用east代表東中部地區(qū)虛擬變量，對(duì)于東中部地區(qū)省份（包括北京、天津、河北、山西、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東）取值為1，西部地區(qū)省份（包括廣西、貴州、四川、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、內(nèi)蒙古）取值為0。

1．我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的絕對(duì)β收斂檢驗(yàn)

基于上述模型（9），分兩個(gè)階段對(duì)中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的絕對(duì)收斂情況運(yùn)用OLS估計(jì)進(jìn)行分析。估計(jì)結(jié)果如表1所示：

表1 1981—2008年關(guān)于中國(guó)經(jīng)濟(jì)絕對(duì)收斂的OLS估計(jì)

解釋變量1981—1998年1999—2008年

lnyi，00.02（0.20）-0.001 8（-0.05）

常數(shù)0.56(2.1**)0.37（3.13***）

R20.001 50.000 1

注：括號(hào)中為t值，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平（下表同）。

通過對(duì)兩個(gè)階段經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的絕對(duì)收斂情況建模，可以看出，第一階段lnyi，0的估計(jì)系數(shù)b為正，并且不顯著，說明該階段的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不存在絕對(duì)收斂的現(xiàn)象；而在第二階段，雖然估計(jì)系數(shù)b為負(fù)，但是顯著性水平并沒有通過，也沒有表明貧窮的省份比富裕的省份有更高的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。這些與張健、何彬（2006）［15］和蔡昉、都陽(yáng)（2000）［16］的研究相一致，即從全國(guó)來看，并不存在著一種普遍的絕對(duì)收斂趨勢(shì)。另外，從絕對(duì)收斂的檢驗(yàn)方法來看，由于解釋變量只含有各省市初始時(shí)期的人均收入，這就不可避免地面臨遺漏變量的問題，遺漏變量所帶來的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的問題對(duì)于檢驗(yàn)結(jié)果的影響是難以估量的。從目前的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)技術(shù)來看，遺漏變量問題的解釋在實(shí)證上非常困難，所以進(jìn)行絕對(duì)趨同檢驗(yàn)時(shí)，模型的擬合程度很低。而本文中模型的擬合程度很低也正好符合這一點(diǎn)，正因?yàn)槿绱耍?jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)問題的存在使得對(duì)絕對(duì)收斂檢驗(yàn)造成很大干擾，絕對(duì)收斂檢驗(yàn)的可靠性也在一定程度受到影響。

2．我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的條件β收斂檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步探究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂的影響因素，我們引入控制變量對(duì)地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行條件β收斂分析。基于理論模型（12），同樣對(duì)西部大開發(fā)前后省際間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分為兩個(gè)階段進(jìn)行研究，并對(duì)模型進(jìn)行了調(diào)整，引入東中部省份這個(gè)虛擬變量，這是因?yàn)闁|中部地區(qū)本身就受著國(guó)家政策、市場(chǎng)化、開放程度等因素的影響，與西部地區(qū)有著一定程度的差異化。對(duì)于構(gòu)造的模型，由于該模型解釋變量中包含被解釋變量的滯后項(xiàng)，導(dǎo)致解釋變量與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)，且其他解釋變量可能存在內(nèi)生性，如果采用標(biāo)準(zhǔn)的隨機(jī)效應(yīng)或者固定效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)，其結(jié)果將是有偏的。Arellano和Bond（1991）［17］提出了用一階差分GMM（first differenced GMM）估計(jì)方法。其基本思路是首先對(duì)方程進(jìn)行一階差分，然后用滯后的被解釋變量或解釋變量作為差分方程中相應(yīng)變量的工具變量，這種方法很快遭到了批評(píng)。當(dāng)解釋變量高度持久時(shí)，利用滯后變量作為工具變量會(huì)使得估計(jì)結(jié)果非常糟糕，因?yàn)樵谀欠N情況下，滯后水平是一階差分的弱工具（Templ，1999）［18］。Blundell和Bond（1998）［19］也指出，一階差分GMM估計(jì)方法容易受到弱工具變量的影響而得到有偏的估計(jì)結(jié)果。為了克服弱工具變量的影響，Arellano和Bover（1995）［20］以及Blundell和Bond（1998）提出了另外一種更加有效的辦法，即系統(tǒng)GMM（System GMM）估計(jì)方法，其具體做法是將水平回歸方程和差分回歸方程結(jié)合起來進(jìn)行估計(jì)，在這種估計(jì)方法中，滯后水平作為一階差分的工具變量，而一階差分又作為水平變量的工具變量。實(shí)驗(yàn)證明，系統(tǒng)GMM估計(jì)相對(duì)差分GMM估計(jì)方程來說有著更好的優(yōu)先樣本特征，因此估計(jì)結(jié)果更加有效。GMM估計(jì)包括一步GMM估計(jì)和兩步GMM估計(jì)，由于兩步估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差存在向下偏倚，這種偏倚經(jīng)過Wind Meijer（2005）［21］調(diào)整后會(huì)減少，但會(huì)導(dǎo)致兩步GMM估計(jì)量的近似漸進(jìn)分布不可靠，所以在應(yīng)用中通常使用一步GMM估計(jì)量（Bond，2002），因此我們選擇一步系統(tǒng)GMM估計(jì)方法。

此外，由于在系統(tǒng)GMM估計(jì)中，水平變量的滯后項(xiàng)是差分變量的工具變量，而差分變量的滯后項(xiàng)又是水平變量的工具變量，這就存在工具變量是否有效的問題。Arellano和Bover（1995）以及Blundell和Bond（1998）提出了兩種統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)系統(tǒng)GMM的工具變量是否有效：第一種方法稱為過度識(shí)別約束檢驗(yàn)，也稱為Sagan檢驗(yàn)或者Hasen檢驗(yàn)，這種方法主要是用來判斷估計(jì)過程中所使用的矩條件工具變量總體上是否有效；第二種方法是自回歸（AR）檢驗(yàn)，這種檢驗(yàn)主要是用來判斷殘差vit在差分回歸和差分水平回歸中是否存在序列相關(guān)。在Sargan檢驗(yàn)中，原假設(shè)為工具變量有效，而在AR檢驗(yàn)中，殘差項(xiàng)允許存在一階序列相關(guān)，但不允許存在二階序列相關(guān)。

模型1是對(duì)式(12)所設(shè)定模型在時(shí)間段（1981—1998）的估計(jì)，結(jié)果如表2所示。Sargan統(tǒng)計(jì)量不顯著說明工具變量選擇是有效的，AR（1）檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)，而AR（2）檢驗(yàn)接受原假設(shè)，表明原方程的殘差序列不相關(guān)。模型1的估計(jì)結(jié)果顯示，上一期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著顯著正向影響，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)出正的慣性。從人均GDPlnyit-1的估計(jì)系數(shù)來看，估計(jì)系數(shù)0.846小于1，表明人均產(chǎn)出的長(zhǎng)期增長(zhǎng)率最終趨向均衡增長(zhǎng)率，計(jì)算得到的收斂速度λ為0.084，說明我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以每年8.4%的速度趨向收斂。物質(zhì)資本的投資比例系數(shù)顯著為正，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著明顯的促進(jìn)作用，即該階段如果在低收入地區(qū)和高收入地區(qū)增加投資的情況下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度會(huì)加快。人力資本的投資比例估計(jì)系數(shù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響為正并且顯著，但影響程度明顯小于物質(zhì)資本的影響程度，這一結(jié)果也符合預(yù)期，說明這一階段物質(zhì)資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)較大，而人力資本的投資較為薄弱。時(shí)間趨勢(shì)t代表了包含技術(shù)進(jìn)步等的一些宏觀變量綜合效應(yīng)的增長(zhǎng)趨勢(shì)，顯著為正，表明這一階段確實(shí)存在這些綜合效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。另外，引入的虛擬變量east通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，這意味著改革開放后，東中部地區(qū)與西部地區(qū)受市場(chǎng)化、對(duì)外開放等影響因素的不同，使得它們的經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了差異。

為了進(jìn)一步比較西部大開發(fā)前后我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂性差異，我們引入模型2分析1999—2008年?yáng)|中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。模型2通過了AR（1）、AR（2）檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)估計(jì)方程殘差不存在序列相關(guān)，Sargan統(tǒng)計(jì)量為0.549，仍不顯著，工具變量有效。從模型2的估計(jì)結(jié)果可以看出，雖然上一期人均GDP的估計(jì)系數(shù)顯著為正，但這一階段的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)生了根本性的變化，估計(jì)系數(shù)為1.050，即相應(yīng)的收斂速度λ值為負(fù)，依據(jù)有關(guān)收斂速度的理論分析，當(dāng)λ小于0時(shí)，經(jīng)濟(jì)處于增長(zhǎng)的發(fā)散過程，中國(guó)經(jīng)濟(jì)處于增長(zhǎng)的加速階段。與前一階段我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)的收斂性狀態(tài)相比，2000年后我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)步入了新一輪的高速增長(zhǎng)，而西部大開發(fā)的實(shí)施對(duì)于整個(gè)西部地區(qū)乃至全國(guó)經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用不言而喻。從物質(zhì)資本和人力資本的投資比例系數(shù)來看，它們?cè)?%的顯著性水平下皆顯著為正，表明物質(zhì)資本和人力資本的投資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)起到巨大的推動(dòng)作用。與1981—1998年這一階段相比，物質(zhì)資本的估計(jì)系數(shù)有所降低，而人力資本的估計(jì)系數(shù)有了明顯提高，這意味著在新的階段人力資本開始“嶄露頭角”，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)逐步增大。時(shí)間趨勢(shì)t和虛擬變量east的影響系數(shù)不顯著，說明2000年后，伴隨著我國(guó)市場(chǎng)化的不斷完善和對(duì)外開放程度的逐年提高，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展受這些因素的影響越也來越小。

表2 一步法系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果

解釋變量模型1（1981—1998）模型2（1999—2008）

lnyit-10.846(27.45***)1.050(29.44***)

lnskit0.284(8.28***)0.181(2.90***)

lnshit0.086(2.20**)0.227(2.87***)

ln(nit+g+δ)0.152(1.12)-0.283(-0.95)

t0.20(3.07***)-0.012(-0.79)

east0.129(5.18***)0.002(0.10)

常數(shù)項(xiàng)2.017(5.07***)-0.72(-0.09)

Sargan Test0.2680.912

AR(1)0.0570.031

AR(2)0.2120.549

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上通過顯著性檢驗(yàn)；Arellano-Bond AR（1）、AR（2）檢驗(yàn)的原假設(shè)均為不存在自相關(guān)；Sargan檢驗(yàn)的原假設(shè)為工具變量的選擇是有效的。其中，Sargan和AR（1）、AR（2）的值均為P值，各模型均運(yùn)用xtabond2命令進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果根據(jù)STATA10.0計(jì)算所得。

以上的模型結(jié)果表明，西部大開發(fā)前，我國(guó)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著顯著的條件β收斂，條件β收斂與區(qū)域結(jié)構(gòu)性因素的差別密切相關(guān)，這些結(jié)構(gòu)性因素包括物質(zhì)資本、人力資本、貿(mào)易、市場(chǎng)化和對(duì)外開放等，而這同時(shí)意味著中國(guó)各地區(qū)之間存在技術(shù)和其他因素的差異，它們不可能收斂到相同的穩(wěn)態(tài)，因此條件收斂中有關(guān)控制變量的研究為研究地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的形成原因提供了重要依據(jù)。西部大開發(fā)后，我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)由原來沿著均衡路徑向穩(wěn)態(tài)發(fā)展轉(zhuǎn)變?yōu)榘l(fā)散性的增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)處在高速的運(yùn)行中，物質(zhì)資本和人力資本等因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了舉足輕重的作用。這就說明最近十年間，西部大開發(fā)的實(shí)施促使政府投資向內(nèi)陸欠發(fā)達(dá)地區(qū)傾斜，內(nèi)陸地區(qū)呈現(xiàn)出相對(duì)更快的發(fā)展，完全有可能使得西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)成為引領(lǐng)中國(guó)各地經(jīng)濟(jì)發(fā)散增長(zhǎng)的動(dòng)力。

3．西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性分析

從全國(guó)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展來看，改革開放后，雖然東中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在條件β收斂，但始終存在著區(qū)域差距，這一點(diǎn)與大多數(shù)研究者發(fā)現(xiàn)相一致。林毅夫等（1998）［22］、王紹光等（1999）［23］都提出，改革開放以來區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距不僅繼續(xù)存在，而且呈現(xiàn)擴(kuò)大的趨勢(shì)。在這種背景下，國(guó)家實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略，是為了加快相對(duì)落后地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度。從上面的分析得知，西部大開發(fā)實(shí)施將近十年來，西部省份在國(guó)家政策的扶持下經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度較快，而我國(guó)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)整體出現(xiàn)發(fā)散性快速增長(zhǎng)的趨勢(shì)。為了更深層次地研究西部大開發(fā)戰(zhàn)略對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，這里我們將西部地區(qū)省份作為一個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)進(jìn)行比較分析，以期得到更為有效的結(jié)論。

模型3是式（12）所設(shè)定模型對(duì)西部地區(qū)省份在時(shí)間段（1981—1998）進(jìn)行的估計(jì)，結(jié)果如表3所示。Sargan統(tǒng)計(jì)量不顯著說明工具變量選擇是有效的，AR（2）檢驗(yàn)接受原假設(shè)，表明原方程的殘差序列不相關(guān)。模型3的估計(jì)結(jié)果顯示，對(duì)于西部地區(qū)，上一期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著顯著正向影響，lnyit-1的估計(jì)系數(shù)0.750明顯小于1，說明西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)出條件β收斂；物質(zhì)資本和人力資本的投資比例估計(jì)系數(shù)均顯著為正，說明物質(zhì)資本和人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著正的促進(jìn)作用。從模型4的檢驗(yàn)結(jié)果看，工具變量的選擇是有效的。模型4是對(duì)西部地區(qū)1999—2008年進(jìn)行的回歸，從上一期人均GDP的影響系數(shù)看，b值為1.114，顯著大于1，即λ小于0，表明西部大開發(fā)實(shí)施后，西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展出現(xiàn)發(fā)散性的加速增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。與表2模型2的比較表明，相對(duì)于全國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)散性增長(zhǎng)，西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)同樣呈現(xiàn)明顯的發(fā)散跡象，這也就意味著落后地區(qū)經(jīng)濟(jì)處于加速增長(zhǎng)的狀態(tài)。雖然中國(guó)各省份的收斂速度整體最終將會(huì)趨向收斂，但可能存在富裕地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)達(dá)到收斂時(shí)，落后地區(qū)的經(jīng)濟(jì)仍有可能實(shí)現(xiàn)加速增長(zhǎng)，其加速增長(zhǎng)的時(shí)間也有可能長(zhǎng)于富裕地區(qū)。物質(zhì)資本的投資比例系數(shù)在5%的顯著性水平下顯著，估計(jì)系數(shù)為0.240，遠(yuǎn)大于西部大開發(fā)前物質(zhì)資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度，這與國(guó)家實(shí)施西部大開發(fā)政策將更多的政府投資向內(nèi)陸欠發(fā)達(dá)地區(qū)傾斜相符合；而人力資本的投資比例系數(shù)不顯著，表明人力資本對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用并不突出，西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更多的是靠基礎(chǔ)設(shè)施投資、產(chǎn)業(yè)投資等物質(zhì)資本投資帶動(dòng)起來的。

表3 一步法系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果

解釋變量模型3（1981—1998）模型4（1999—2008）

lnyit-10.750(9.75***)1.114(28.01***)

lnskit0.149(5.88***)0.240(2.61**)

lnshit0.073(3.13**)0.056(0.81)

ln(nit+g+δ)0.108(1.03)0.026(0.06)

t0.032(2.61**)-0.030(-1.89)

常數(shù)項(xiàng)2.271(4.93***)-0.187（-0.21)

Sargan Test0.3990.989

AR(1)0.2510.515

AR(2)0.9020.636



四、結(jié)論和建議

為了研究西部大開發(fā)對(duì)我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂性的影響，本文通過系統(tǒng)GMM計(jì)量分析的方法，從西部大開發(fā)前后我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的收斂性變化及西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的軌跡變化兩個(gè)角度入手，具體得到以下結(jié)論：

第一，與大多數(shù)研究的結(jié)果一致。中國(guó)在改革開放以來的地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中不存在著絕對(duì)收斂的現(xiàn)象，而在考慮到諸如物質(zhì)資本、人力資本稟賦等影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素后，中國(guó)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在著條件β收斂。也就是說，如果采取適當(dāng)?shù)恼撸鞑看箝_發(fā)戰(zhàn)略可以取得預(yù)想的效果。

第二，實(shí)施西部大開發(fā)后，中國(guó)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)發(fā)散的快速增長(zhǎng)。正如人們所預(yù)期的，通過控制一系列影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素，能夠改變地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展模式。

第三，西部大開發(fā)后，西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展同樣呈現(xiàn)明顯的發(fā)散跡象。西部地區(qū)成為引領(lǐng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新動(dòng)力，這也意味著西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)處于高速增長(zhǎng)狀態(tài)。然而即使西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率可能高于東部沿海富裕地區(qū)，但條件收斂及自然環(huán)境的限制也可能使得經(jīng)濟(jì)落后省份的長(zhǎng)期均衡人均收入與富裕地區(qū)的長(zhǎng)期均衡人均收入之間還存在一定的差距，因此要進(jìn)一步縮小地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距還有很長(zhǎng)的路要走。

第四，目前階段，就全國(guó)整體而言，人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用在逐步增大；而對(duì)于西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，物質(zhì)資本占了相當(dāng)大的貢獻(xiàn)份額，人力資本的貢獻(xiàn)并不顯著，人力資本的投資需引起關(guān)注。

根據(jù)本文的分析，可以從中國(guó)經(jīng)濟(jì)整體和各地區(qū)的層面上進(jìn)行以下的政策思考：在加快西部地區(qū)發(fā)展的過程中，對(duì)人力資本投資是至關(guān)重要的，它可以創(chuàng)造區(qū)域間收斂的條件，達(dá)到實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略的預(yù)期效果。所以，從西部地區(qū)的投資政策角度看，應(yīng)該把資金投在教育等促進(jìn)人力資本積累的領(lǐng)域。實(shí)施西部開發(fā)戰(zhàn)略并不僅僅意味著要投入資金，軟環(huán)境的建設(shè)也可以起到事半功倍的效果。例如，對(duì)外開放的程度差異，也是造成地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異的一個(gè)重要原因；加快西部地區(qū)改革開放步伐，也是促進(jìn)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度的重要杠桿。

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（編輯：夏 冬；校對(duì)：段文娟）