中國省際區域收入趨同實證研究

張純記

(上海財經大學財經研究所,上海 200433)

一、引 言

經濟增長是一個國家和地區經濟發展和社會進步的基礎。長期以來,經濟學界對經濟增長保持著比較濃厚的研究興趣。20世紀60年代,以索洛 (Solow R.M.)為代表的經濟學家創立了新古典經濟增長理論。按照該理論的觀點,經濟體的增長率隨距離穩態的不同而變化,不同經濟體間的經濟增長具有趨同的趨勢。以羅默 (Romer P.M.)和盧卡斯 (Lucas R.E.)為代表的新增長理論,通過引入知識和人力資本,其規模報酬遞增的特性為經濟體的持續增長提供了理論基礎。按照新增長理論的觀點,經濟體不存在趨同的趨勢。因此,趨同實證研究成為檢驗經濟增長理論的試金石。

中國幅員遼闊,存在較大的區域經濟差異。關于區域收入趨同的研究,對區域經濟差距調控以及實現區域經濟協調發展具有重要意義。本文擬對1952-2008年的中國省際區域收入趨同進行實證研究,通過較長時間段的考察,以期得到新的發現和有益的政策啟示。

二、相關文獻回顧

在對趨同的測度上,有σ趨同和β趨同之分。σ趨同是指經濟體的人均產出的標準差隨著時間的推移而減小,它側重于考察人均產出的離散程度;β趨同是指初期人均產出水平較低的經濟體趨于比人均產出水平較高的經濟體有更快的經濟增長,它側重于考察人均產出的增長率。巴羅和薩拉伊馬丁對美國、日本、歐洲等國家和地區的研究發現,各國區域經濟增長的σ趨同和β趨同都很顯著,而且他們還發現各國的β趨同速度均在每年2%左右[1][2]。

后來的研究者多沿用巴羅和薩拉伊馬丁的趨同分析框架,但也有學者對β趨同持比較強烈的批判態度,認為β趨同主要有以下幾個方面的缺陷:第一,β趨同結果受到回歸樣本和時期選擇的影響很大,而這些選擇帶有主觀性,易受研究者個人偏好和先驗性選擇的影響[3];第二,存在高爾頓經典謬誤,導致β趨同結果顯示趨同,但實際的區域經濟差距并未縮小的情況[4];第三,趨同結果可能掩蓋只是個別現象的事實,趨同只發生在少數幾個樣本之間,但用β趨同回歸卻出現整體趨同結果[5]。另外,在計量方面的不嚴密,也是經典的β趨同被指責較多的地方[6]。

一般認為,β趨同是σ趨同的必要而非充分條件。雖然σ趨同測度簡便且不像β趨同那樣受到較多質疑,但σ趨同只是反映樣本變化的平均情況,不能看出整體收入分布的變化。由Quah提出的“收入動態分布”方法彌補了σ趨同的不足,因而可以用來觀測截面區域整體收入分布隨時間的動態變化情況[4][7]。

中國區域經濟及其增長的差異十分顯著,對我國區域收入趨同的研究吸引了眾多國內外學者。Pedroni等運用非參數面板技術對中國省際區域收入進行了實證研究,認為中國改革開放以來的區域經濟差異是多方面原因造成的,趨異的趨勢難以扭轉[8]。周亞虹等運用半參數變系數面板數據模型,對中國1978-2006年間的30個省份的人均GDP趨同速度進行了研究,認為中國經濟增長正從發散轉向趨同[9]。潘文卿運用空間計量模型檢驗改革開放后的中國區域經濟趨同,認為存在全域范圍的β絕對趨同,但1990年前后呈現出不同的趨同特征[10]。覃成林等運用CART方法,對中國區域經濟增長進行俱樂部趨同檢驗和影響因素分析,發現改革開放以來中國區域經濟增長發生了明顯的俱樂部趨同[11]。

實際上,由于學者研究視角的不同、選取的研究方法的差異以及研究時段和樣本區域的不同選擇,趨同實證研究往往難以得出一致的結論。

三、研究方法與數據

本文對絕對趨同的檢驗采用薩拉伊馬丁的經典回歸模型[12]:

為測度趨同速度β,一般把b= (1-e-βT)/T帶入 (1)式,即采用如下的非線性回歸方程:

以上兩式中,γi,t,t+T是指區域i從時間t到時間 (t+T)之間T時段的年均經濟增長率,即有γi,t,t+T= (1/T)log(yi,t+T/yi,t),yi,t和yi,t+T為區域i在t和 (t+T)時間的人均 GDP值,εi,t為隨機誤差項。如果模型 (1)的回歸結果出現b>0或模型 (2)出現β>0,則表明被測區域間在時間段T內具有絕對β趨同。

弗里德曼比較贊成使用標準差或變異系數 (CV)來測度離散程度[13]。在趨同研究中,標準差方法被稱為σ趨同而得到廣泛的使用。

對于一組樣本X={x1,x2,…,xn},通常采用的核密度估計函數形式為:

其中,K(·)是采用的核函數形式,h為帶寬。

本文選取1952-2008年間中國28個省級行政單位 (未包括港澳臺與西藏、海南、重慶,以下簡稱各省)的人均GDP作為分析樣本。各省人均GDP數據主要來自《新中國五十年統計資料匯編》和各年《中國統計年鑒》。本文實證分析的人均GDP均為真實人均GDP,即對名義人均GDP進行價格調整后的數值。

四、實證分析及結果

按照經典絕對趨同模型 (1),對我國省際經濟增長絕對趨同進行了檢驗。結果顯示,整個分析時段和改革開放前均顯示出現了絕對趨同,改革開放后時段沒有出現絕對趨同 (見表1所示)。對趨同的兩個時段用模型 (2)回歸,得到表示趨同速度的β值,整個時段的趨同速度為每年1.99%,改革開放前時段為每年1.9%。

表1 絕對β趨同回歸結果

圖1 全國和分地區的σ值的變化

絕對β趨同實際上僅涉及整個分析時段的平均經濟增長率和經濟體的初始水平,顯得比較粗略。對1952-2008年各省的真實人均GDP對數進行σ趨同測算,并分別計算全國總的σ值和東、中、西部三地區內部的σ值 (如圖1所示)①本文的東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東,中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南,西部地區包括內蒙古、四川、廣西、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。。可以看出,σ值呈現非線性的波動變化,具有顯著的階段性特征。對比改革開放前后σ值的變化,可以發現不同的變化特征。改革開放前,σ值大起大落,改革開放后σ值的變化則較為平緩。改革開放后的σ趨同分為十分明顯的三個階段:1990年前的趨同階段;1990-2003年間的趨異階段;2003年以后的趨同階段。

從分地區的σ值來看,東部地區的σ值高于中部與西部地區的σ值,反映出東部地區的區內差異大于中西部地區的差異。從分地區的σ值的變化來看,在1952-1990年間,東、中、西地區σ值與總σ值保持較高的趨勢擬合度,具有近似的非線性波動特征。1990年以后的分化趨勢則十分明顯:在1990-2003年,除西部地區σ值略微上升外,東部地區和中部地區的σ值均呈下降態勢,而同期的總σ值是上升的。也就是說,在1990-2003年間的趨異主要是由東中西三大地帶間的趨異所致;在2003-2008年間,東部地區和中部地區的σ值與總σ值的變化趨勢相同,均呈現下降的趨勢,但西部地區的σ值卻顯現出明顯的上升趨勢,反映出西部地區內部分化加劇,趨異明顯。

為更加詳細地觀測區域收入的分布及其演化,需要借助核密度估計方法。本文采用的核函數形式為高斯核,并把帶寬設定為0.2。用于核密度估計的數據是各省相對人均GDP的對數。

1952、1978和2008年的核密度估計圖形都呈現負偏態 (如圖2所示)。這表明低于平均收入水平的相對貧困省份占多數、高于平均收入水平的相對富裕省份占少數的整體收入分布格局沒有發生根本改變。從核密度圖形的變化上看,1952年的圖形是“單峰右托尾”,1978年的呈“單峰右小雙峰”形態,而2008年的則是“三峰”形態。這種變化說明1952-1978-2008年的相對富裕省份由少到多不斷增加,并最終形成兩個“富區俱樂部”。1978年的圖形與1952年相比,主峰峰頂的升高顯示出省際收入的趨同;2008年的圖形與1978年相比,主峰峰頂的下降表明省際收入的趨異。

為對改革開放后的區域收入分布變動情況進行較詳細的考察,本文對1978、1990、2003和2008年的各省相對人均GDP分布進行了核密度估計 (如圖3所示)。1978年的“單峰右小雙峰”圖形演變到1990年的“雙峰”圖形,相對富裕省份的“右小雙峰”變為“單峰”,顯示出此階段的趨同主要發生在相對富裕省份之間。1990年的“雙峰”圖形向2003年的“三峰”形態演變,并且主峰峰頂的明顯下降,都證明在此段時期趨異成為主要趨勢。2003-2008年的演變基本上是“三峰”形態的右向平移,反映出整體收入水平的提高明顯,同時主峰的略微上升也表明出現趨同的跡象。

圖2 1952、1978、2008年的核密度圖

圖3 1978、1990、2003、2008年的核密度圖

五、結 語

省際區域收入的趨同與趨異,反映了我國區域經濟差距的變化。區域經濟發展過程中難免會存在差距,但過大的區域經濟差距則會帶來很多問題。1999年以來,“西部大開發”、“中部崛起”、“振興東北”等區域開發戰略的實施,顯示了中央政府在調控區域差距上的決心。本文研究發現,中央政府促進區域經濟協調發展的努力已經顯現出效果,2003-2008年的省際區域收入出現趨同,區域經濟差距趨于縮小。

如何在保持經濟平穩較快增長的同時,進一步有效地縮小區域經濟差距,促進區域經濟協調發展,是我國經濟發展進程中面臨的重大現實問題。

[1]BarroRJ.,Sala-i-Matin X.Convergence[J].Journal of Political Economy,1992,Vol.100,pp.223-251.

[2]Sala-i-Martin X.Regional Cohesion:Evidence and Theories of Regional Growth and Convergence[J].European Economic Review,1996, Vol.40,pp.1325-1352.

[3]Delong J.B.Productivity Growth,Convergence and Welfare:Comment[J].American Economic Review,1988,Vol.78(5),pp.1138 -1154.

[4]Quah D.T.Galton's Fallacy and Testsof the Convergence Hypothesis[J].Scandinavian Journal of Economics,1993,Vol.95(4),pp. 427-443.

[5]Bernard A.B.and Durlauf S.N.Interpreting Testsof the Convergence Hypothesis[J].Journalof Econometrics,1996,Vol.71,pp.161 -173.

[6]Rassekh F.The Convergence Hypothesis:History,Theory and Evidence[J].Open economies review,1998,Vol.9,pp.85-105.

[7]Quah D.T.Twin peaks:growth and convergence inmodelsof distribution dynamics[J].The Economic Journal,1996,Vol.6,pp.1045 -1055.

[8]Pedroni P.,Yao J.Y.Regional Income Divergence in China[J].Journal of Asian Economics,2006,Vol.17,pp.294-315.

[9]周亞虹,朱保華,劉俐含.中國經濟收斂速度的估計 [J].經濟研究,2009,(6):40-51.

[10]潘文卿.中國區域經濟差距與收斂 [J].中國社會科學,2010,(1):72-84.

[11]覃成林,張偉麗.中國區域經濟增長俱樂部趨同檢驗及因素分析 [J].管理世界,2009,(3):21-35.

[12]Sala-i-Martin X.The Classical Approach to Convergence Analysis[J].The economic journal,1996,Vol.106,pp.1019-1036.

[13]Friedman M.Do Old Fallacies Ever Die?[J].Journal of Economic Literature,1992,Vol.30(4),pp.2129-2132.