中國西部地區經濟增長收斂性研究

摘要：基于空間面板數據模型（SPDM）理論與方法，從經濟產出與居民收入兩個維度，分別對1978—2013年及1978—1992年和1992—2013年三個時段中國西部12省區的經濟增長收斂性進行實證檢驗，研究發現：人均產出在各研究時段上均不存在絕對β收斂，城鎮居民收入較農村居民收入的地區差距具有更強的發散性；不論人均產出還是人均收入，在1992—2013年期間均呈現出顯著的地區發散性，經濟差距呈現出持續擴大趨勢；經濟產出與居民收入均具有顯著的空間示范效應與空間傳遞效應，地區經濟發展和經濟沖擊對鄰近地區影響顯著。新一輪西部大開發在提升西部地區經濟整體發展水平、縮小東西部差距的同時，也應不斷縮小西部地區內部省區間的經濟差距，加快城鎮化進程和促進地區經濟合作有利于西部地區經濟差距的縮小。

關鍵詞：經濟增長收斂性；絕對β收斂；空間面板數據模型（SPDM）；西部地區；經濟產出差距；居民收入差距；空間示范效應；空間傳遞效應

中圖分類號：F061.5；F224.0；F127文獻標志碼：A文章編號：16748131（2015）04006512

一、引言

縮小區域差距，促進區域協調發展，實現落后經濟向發達經濟的收斂發展，既是各地共享發展成果、實現“共同富裕”的內在要求，更是經濟持續發展和全面建成小康社會的現實需要。以“投資拉動”為基本特征的西部大開發戰略實施10余年來，西部地區在基礎設施、生態建設等方面成效顯著，地區經濟綜合實力顯著提升。西部地區作為中國欠發達地區，經濟發展相對滯后，制約了全國經濟的整體發展水平，阻滯了全面建成小康社會進程。為此，在相當長一個時期里，人們將注意力集中在如何提升西部地區經濟發展的整體水平以及如何縮小西部地區與東部地區之間的發展差距方面，而對于西部地區內部各省區之間的經濟差距與協調發展問題則關注甚少（張文愛，2014）。事實上，西部地區幅員遼闊，人口眾多，各省區之間的發展差距不容忽視。2010年7月，黨中央、國務院正式啟動了新一輪西部大開發戰略，西部地區迎來了新的發展機遇。在新的發展階段，西部地區內部的經濟差距不可忽視，如何加強西部省區間的合作，促進落后經濟向發達經濟趨同發展，縮小經濟差距，實現區域協調發展，具有政策的重要性和實踐的緊迫性，這就需要對西部地區經濟增長的收斂性有一個客觀、準確的把握。

張文愛：中國西部地區經濟增長收斂性研究

在經濟增長收斂的理論分析方面，最早可追溯到Ramsey（1928），他認為在一個封閉經濟體內，地區間人均產出增長率可能與人均產出水平存在反方向關系，即經濟增長存在收斂趨勢。此后，新古典增長理論（Solow，1956）基于資本邊際報酬遞減假設，認為落后地區必然收斂于發達地區。而以Romer（1986，1990）和Lucas（1988）為代表發展起來的內生增長理論，則認為資本富裕地區的經濟有更大的發展能力，經濟增長的結果是發散而不是收斂。

在實證分析方面，Baumol（1986）最早對區域經濟收斂性進行了實證考察，發現16個OECD國家的經濟增長在1870—1979年存在收斂；但DeLong（1988）對Baumol的研究提出質疑，得出了與之不同的結論。Barro和SalaIMartin（1991，1992）研究發現美國、歐洲以及日本等國經濟存在顯著的收斂性，其年均收斂速度約為2%；Mankiw和Romer等（1992）研究得出類似結論，但Mauro和Godrecca（1994）的研究結論卻與之相悖。Rey（2001）在考慮空間影響的條件下，研究發現美國48個州經濟增長收斂性受到區域空間效應的重要影響；Arbia和Basile等（2005）采用空間計量技術檢驗了意大利人均GDP的收斂性。

中國作為一個區域特征明顯的發展中國家，區域多樣性為國內研究區域經濟差距提供了豐富的素材，關于經濟增長收斂性的研究涉及全國、三大區域之間以及區域內部。楊偉民（1992）研究發現1978—1989全國經濟差距趨于縮小，存在σ收斂，但董藩（1993）對此提出了商榷意見；魏后凱（1997）、胡鞍鋼等（2000）、蔡昉等（2001）、金相郁等（2010）對中國區域經濟差距進行了β收斂檢驗，發現中國經濟存在β收斂；而王志剛（2004）、項云帆等（2007）研究認為中國經濟總的來說不存在收斂性；吳玉鳴（2006）、劉生龍（2009）、Li等（2010）、史修松等（2011）采用空間計量技術研究發現，總體而言中國經濟增長具有較為顯著的收斂性。

在東、中、西部三大區域之間經濟增長的收斂性研究方面，楊偉民（1992）采用變異系數研究發現存在σ收斂；林毅夫等（2003）研究發現20世紀80年代三大區域之間存在σ收斂，而90年代主要經濟指標則發散了；蔡昉等（2000）、沈坤榮等（2002）研究認為，改革開放后我國三大區域之間經濟差距不斷擴大，不存在收斂性；彭文斌等（2010）研究發現，我國三大區域內部經濟增長存在“俱樂部收斂”現象，但三大區域之間的經濟差距正在逐年拉大。

專門研究西部地區內部經濟增長收斂性的文獻相對缺乏，相關結論多見于研究區域間差距時對區域內部差距的考察。楊偉民（1992）、蔡昉等（2000）、沈坤榮等（2002）研究認為西部地區內部經濟增長存在顯著的收斂性；而林毅夫等（2003）認為90年代后中國西部地區經濟增長不存在收斂性；郭朝先（2006）也認為不論從存量上還是增量上考察，西部地區內部差距趨于擴大，不存在收斂性；郭愛君等（2010）研究發現西部地區并不存在β收斂，特別是在改革開放和西部大開發政策實施后，經濟發散性進一步增強；喬寧寧等（2010）研究發現，西部大開發后我國區域經濟轉變為發散性增長，西部地區各省區的經濟增長也呈現較為明顯的發散趨勢。

已有關于區域經濟增長收斂性的研究，為后續研究的深入進行奠定了良好的研究基礎。但現有文獻將研究對象主要集中在對中國整體及三大區域之間的考察，對西部地區內部各省市區經濟差距與協調發展的研究相對缺乏；并且早期有關區域經濟增長收斂性的研究大多忽略了區域空間效應，只是最近才引起有關學者的重視；此外，現有研究主要采用了產出指標，對收入變量的差異與收斂性關注甚少。有鑒于此，本文采用空間面板數據模型（SPDM），從經濟產出與城鄉居民收入兩個維度，對中國西部地區經濟增長的收斂性進行實證檢驗，以豐富和拓展我國區域經濟增長收斂性研究，并為在經濟新常態下縮小西部地區內部經濟差距提供政策啟示和參考。

二、理論模型與實證方法

1.經濟增長收斂的檢驗方法

經濟增長收斂性的檢驗方法眾多，其中最常見的β收斂又分為絕對β收斂和條件β收斂。從區域經濟協調發展的角度看，絕對β收斂具有更強的政策含義。因此，本文主要對西部各省區經濟增長的絕對β收斂性進行實證檢驗。為了檢驗經濟增長的絕對β收斂性，Barro和SalaiMartin（1991）以Ramsey模型為基礎，提出了著名的巴羅回歸技術，其回歸方程的基本形式如下：

β為收斂速率，表示yit向穩態收斂的速度。如果β值大于0，表示地區經濟增長趨于收斂，β的數值越大，則向穩態收斂的速度越快；如果β值小于0，則表示地區經濟增長趨于發散（因為方程的表達式中在β前面加了負號，故β為正表示收斂，為負則表示發散）。

式（1）所表示的經濟增長收斂性檢驗方程僅適用截面數據，考慮到區域經濟的空間異質性和空間相關性，經濟增長收斂性檢驗方程更科學的數據系統是面板數據。為此，我們需要借助以下的空間面板數據模型方法。

2.空間面板數據模型理論與方法

在普通面板數據模型的基礎上，加入空間交互效應，即可得到空間面板數據模型（Spatial Panel Data Model，SPDM）。SPDM的最一般形式是Manski 模型（Manski，1993），形式如下式：

Y=δWY+αιNT+Xβ+WXθ+UU=ρWU+ε（2）

其中，W為空間權重矩陣，Y和X分別為被解釋變量和解釋變量，U、ε為擾動項，δ、α、β、θ、ρ為參數。Manski模型同時包含3種空間交互效應，分別是內生交互效應（WY）、外生交互效應（WX）和關聯效應（WU），因此有太多的參數需要估計，可能導致模型識別的問題。在實際應用中，最常用的是空間自回歸模型和空間誤差模型（Elhorst，2010）。

（1）空間自回歸模型。在式（2）中，如果δ=0，并且ρ=0，即模型中僅保留內生交互效應（WY）。此時，WY類似于時間序列模型中的被解釋變量的滯后項，故這一類模型被稱為空間滯后模型（Spatial Lag Model），或更一般的稱為空間自回歸模型（Spatial Autoregression，SAR），模型的形式為：

Y=δWY+αιNT+Xβ+U（3）

（2）空間誤差模型。在式（2）中，如果有δ=0，并且θ=0，即在模型中僅留有空間關聯效應（WU）。此時，空間個體間的相互影響僅僅通過隨機擾動項表達出來，則模型簡化為空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM），模型形式為：

Y=αιNT+Xβ+UU=ρWU+ε（4）

3.基于空間面板數據模型的經濟增長收斂性檢驗

不同的經濟單位之間存在密切聯系，在采用回歸方程進行經濟增長收斂性的檢驗時，必須充分考慮經濟體之間的空間聯系。為具體分析經濟的橫向關聯，需要從空間計量的角度對經濟增長的收斂性進行研究（Martin et al，1999；Arbia et al，2003），包括截面數據的空間計量模型和面板數據的空間計量模型（SPDM）。尤其是SPDM有效解決了空間異質性和空間關聯性的捕捉問題，避免了傳統回歸模型因為忽略空間交互效應而引起的結果偏誤。本文將巴羅回歸技術（Barro et al，1991）引入到SPDM中，并采用最常用的SAR和SEM建立SPDM框架下擴展的巴羅回歸方程，從而獲得經濟增長絕對β收斂性檢驗方程。

三、數據來源與演變分析

1.數據來源

本文對西部地區經濟增長收斂性的考察，從產出與收入兩個維度展開。以人均GDP為產出變量，考察西部地區經濟產出的現狀及其發展趨勢；以城鎮居民可支配收入和農村居民人均純收入為收入變量，從收入視角考察西部地區經濟的發展趨勢。本文的數據范圍為1978—2013年，數據來源于《新中國六十年統計資料匯編》《中國統計年鑒2010》《中國統計年鑒2012》以及《中國統計年鑒2014》。

（1）實際人均GDP。在現行統計資料中，直接可獲得的是按當年價格計量的名義GDP和按可比價格計量的GDP指數。GDP指數衡量的是按照可比價計量的當年GDP相對于上一年GDP的發展指數。由于第二次經濟普查，在2010年對從2005年開始的GDP數據進行了調整，調整后的數據出現在《中國統計年鑒》中。為了反映這一最新變化，2005—2013年的GDP指數采自《中國統計年鑒2010》《中國統計年鑒2012》以及《中國統計年鑒2014》；而1978—2004年的數據則采自《新中國六十年統計資料匯編》。以GDP指數為基礎，遞推算出各年以1978年為基期的GDP指數，并將其與1978年的總量GDP相乘，得到1978年可比價的各年實際GDP總量，再除以當年的人口數，得到各年的實際人均GDP（見圖1a）。其中，年末人口數1978—1999年采自《新中國六十年統計資料匯編》，2000—2013年采自《中國統計年鑒2012》和《中國統計年鑒2014》。

（2）城鄉居民收入。以城鎮居民人均可支配收入和農村居民人均純收入作為城鄉居民的收入變量，并采用居民消費價格指數，將名義收入調整為以1978年為基期的實際收入。其中，1978—2008年的數據來自《新中國六十年統計資料匯編》，2009—2013年的數據來源于《中國統計年鑒2012》和《中國統計年鑒2014》。對于西藏等個別省區在某些年份缺失的價格指數，采用全國整體的指數予以替代。經整理，得到西部各省區1978—2013年的城鎮居民和農村居民實際收入數據序列（見圖1b和圖1c）。

2.經濟產出與居民收入的空間動態演變

為了直觀展示西部各省區經濟產出與居民收入在不同時段的差異性，分階段作出上述產出與收入變量的空間分布地圖，以揭示西部地區經濟產出與收入水平的空間動態演變規律。具體的，除了研究樣本的起始點和終止點外，考慮到1992年社會主義市場經濟制度的建立可能對區域經濟發展產生重要影響，故設置了3個時間點，分別是1978年、1992年和2013年。圖2、圖3和圖4直觀展示了1978年、1992年和2013年西部12省區人均產出與收入的地理空間的動態演變。由圖可知，西部地區各省區人均產出與收入水平存在顯著差異性，且產出與收入均具有一定的地理聚集性；同時，人均產出與收入水平在地理空間分布上也具有隨時間而顯著變動的特征。

四、SPDM回歸結果分析

基于西部地區實際經濟數據和檢驗模型（5）（6），采用ML方法對SPDM進行參數估計。考慮到1992年實行市場經濟制度可能對經濟產生重要影響，研究采取分階段方法，即在對1978—2013年整體考察的基礎上，分1978—1992年和1992—2013年兩個時段，分別檢驗各時段經濟增長的收斂性。另外，考慮到面板數據模型的固定效應與隨機效應，估計中分別進行了混合回歸模型（Pooled）、固定效應模型（FE）和隨機效應模型（RE）的估計，以考察估計結果的穩健性。計算工具為MATLAB軟件包，其估計及檢驗的MATLAB主程序由Elhorst（2010）提供。實證檢驗結果如表1、表2和表3。

1.人均產出的絕對β收斂性

根據SAR及SEM模型估計結果，由空間效應的檢驗統計量可知，采用空間效應模型對西部地區經濟增長收斂性的檢驗結果具有統計可靠性。實證結果表明：在樣本期間的各個研究時段上，西部地區內部省區間經濟增長均不存在顯著的絕對β收斂。具體分析如下：

（1）1978—2013年，人均產出的增長率對初始經濟水平之間的回歸系數為正，且具有高度統計顯著性，意味著初始產出水平對經濟增長有正向的促進作用，即初始經濟水平越高，則經濟增長率越大，增長速度越快。這一點，所有的模型均給出了一致的穩健結果見表1第（1）（2）（3）列和第（10）（11）（12）列。 。因此，西部地區經濟增長的結果是發散而不是收斂。

（2）1992—2013年，經濟增長率對于初始經濟水平的回歸系數同樣為正值，而且具有高度的統計顯著性見表1第（7）（8）（9）列和第（16）（17）（18）列。 。因此，在此研究期間，即1992年實行社會主義市場經濟制度以來，西部地區經濟增長具有顯著的發散性。

（3）1978—1992年，經濟增長率對初始產出水平的回歸系數為負值，在SAR與SEM的混合回歸、固定效應（FE）和隨機效應（RE）模型中均是如此，這一結果具有穩健性見表1第（4）（5）（6）列和第（13）（14）（15）列。 。雖然回歸系數值為負值，但這些負值回歸系數并不具有統計顯著性。因此，我們不能得出經濟增長收斂的結論。當然，盡管否定了收斂性，但與1978—2013及1992—2013相比，這一時段經濟增長具有不同特點，表現為：1978—2013年和1992—2013年經濟增長存在顯著的發散性，而1978—1992年經濟增長不存在發散性。

（4）在空間面板數據框架下，對于各個時段的各種效應的SAR模型，空間自回歸因子（WY）對經濟增長率的回歸系數為正，且具有高度的統計顯著性，表明經濟增長在地區間具有顯著的正向空間影響，表現出區域經濟增長的空間示范效應，即一個地區經濟增長率的變動，會導致鄰近區域經濟增長率的同向變動。在SEM模型中，空間滯后因子（WU）同樣具有統計顯著的正的回歸系數，表明經濟的外生沖擊會在地理鄰近的空間單位上進行正向傳遞，表現出經濟沖擊的傳遞效應，意味著施加在某一經濟體上的沖擊，將被傳遞到其鄰近相關的經濟體上，從而對其他經濟體產生影響。

2.城鄉居民收入的絕對β收斂性

人均收入作為衡量居民生活水平的基本變量，是反映經濟發展水平的另一重要指標。考察收入增長與經濟初始發展水平的關系，是經濟增長收斂性檢驗的重要內容之一。通過采用空間面板數據的SAR及SEM模型對西部地區城鄉居民收入進行絕對β收斂性的實證檢驗，我們獲得以下重要發現：

（1）1978—2013年，城鄉居民收入增長表現出不同的收斂特征：農村居民收入整體而言存在收斂性，而城鎮居民收入不存在收斂性。在表2中，不同效應的SAR模型中城鎮居民收入增長率對初期收入水平的回歸系數為正值，表現出發散性，但不具有統計顯著性；而在SEM模型中，人均收入增長率對初始收入水平的回歸系數為負數，但同樣不存在統計顯著性，拒絕了存在絕對β收斂見表2第（19）（20）（21）列和第（28）（29）（30）列。 。因此，在整個樣本研究期間城鎮居民收入不存在絕對β收斂性。與之不同的是，在整個樣本期間農村居民收入增長存在絕對β收斂性，只是收斂系數值較小。這一結果具有穩健性，混合回歸、固定效應以及隨機效應的SAR和SEM模型估計結果中，農村居民收入增長率對初期收入水平的回歸系數均為負值，且統計顯著見表3第（37）（38）（39）和（46）（47）（48）列。 ，這意味著從研究的整個樣本來看，不同地區之間農村居民收入差距整體上趨于縮小，這一結論在SEM模型中尤其突出。

（2）1978—1992年，城鄉居民收入增長存在絕對β收斂，即西部各省區的城鎮居民和農村居民之間收入差距都趨于縮小。這一研究結論具有穩健性。在SAR與SEM模型中，不同效應的模型估計結果均顯示收入增長率對初期收入水平的回歸系數為負，且統計顯著見表2第（22）（23）（24）（31）（32）（33）列和表3中的第（40）（41）（42）（49）（50）（51）列。 。表明這一時期居民收入增長與初始收入是負相關的，各地區之間城鄉居民收入差距呈現縮小的發展態勢。但比較初始收入前的回歸系數絕對值，農村居民收入在各個回歸模型中均顯著大于城鎮居民，說明農村居民收入增長的收斂速度大于城鎮居民。

（3）1992—2013年，城鄉居民收入增長呈現出發散趨勢。在這一時期，人均收入增長率對初始收入水平的回歸系數為正，且具有統計顯著性見表2第（25）（26）（27）（34）（35）（36）列以及表3第（43）（44）（45）（52）（53）（54）列。 ，這意味著各地城鄉居民收入增長發散，收入差距趨于擴大。這一研究結果具有統計穩健性，在混合回歸、固定效應及隨機效應等各種效應的SAR和SEM中，估計結果均支持這一結論。

（4）與產出模型相一致，在地區居民收入增長過程中，具有顯著的空間效應。各個時段的各種效應的SAR模型中，空間自回歸因子（WY）對城鎮居民和農村居民收入增長均具有正的回歸系數，且具有高度統計顯著性，表明城鄉居民收入增長過程中，存在顯著的空間示范效應，一個地區居民收入增長對鄰近區域的居民收入增長具有正向示范性。這顯然具有經濟合理性，人們通過向鄰近地區的學習借鑒，可以有效提高增加收入的能力。而在SEM模型中，空間滯后因子（WU）同樣具有統計顯著的正的回歸系數，表明區域經濟的外生沖擊對鄰近空間上的居民收入具有傳遞效應，某一個地區居民收入增長受到的沖擊，將被傳遞到鄰近地區，從而可能引發連鎖效應。

五、結論與啟示

1.主要結論

本文基于SPDM的理論與方法，采用簡單的理空間權重，從產出與收入兩個維度，對西部地區1978—2013年經濟增長的絕對β收斂性進行實證檢驗，得出以下結論：

（1）人均產出不存在絕對β收斂。研究發現，不論是整個研究期間（1978—2013年），還是分階段的1978—1992年和1992—2013年，以實際人均GDP所表示的人均產出都不存在絕對β收斂。整個樣本期間，特別是1992年實行社會主義市場經濟制度以來，人均產出的增長速度與初始經濟發展水平成顯著的正向變動關系，表明經濟增長表現出發散趨勢，意味著西部地區經濟差距呈擴大趨勢。

（2）城鎮居民收入比農村居民收入具有更強的發散性。人均收入作為衡量居民生活水平的重要變量，是反映經濟發展水平的另一重要指標。研究發現：在整個樣本期間（1978—2013年），農村居民收入增長存在絕對β收斂，但城鎮居民收入增長不存在絕對β收斂。在1978—1992年，盡管農村居民與城鎮居民收入均表現出顯著的絕對β收斂，但農村居民收入的收斂速度比城鎮居民更大。在1992—2013年，城鄉居民收入增長均表現出發散性，但城鎮居民收入增長發散性更強。因此，改革開放以來，西部地區城鄉居民收入的地區差距呈現出擴大態勢，且城鎮居民收入增長具有更強的發散性，意味著城鎮居民收入差距擴大可能是區域經濟差距擴大的主要成因。

（3）空間交互效應對地區經濟發展具有重要影響。從人均產出和人均收入兩個角度的考察，在各個時段的各種效應的SAR模型中，空間滯后因子（WY）對地區經濟（產出或收入）增長率均有顯著為正的影響系數，表明經濟增長在空間單元上相互間具有顯著的正向依賴關系，表現出區域經濟增長的空間示范效應；而在SEM模型中，擾動項的空間滯后因子（WU）同樣具有統計顯著的正向影響，施加在某一個經濟體上的沖擊，將被傳遞到其他相關的經濟體上，從而對其他經濟體產生影響，表現出經濟沖擊的空間傳遞效應。空間示范效應與空間傳遞效應的顯著存在，凸顯了鄰近地區資源共享、要素流動及政策協調的必要性與合理性，對于促進區域經濟協調發展具有積極的政策啟示意義。

2.政策啟示

（1）西部地區經濟產出與居民收入增長存在顯著的發散性，表明地區經濟差距呈現持續擴大的態勢。因此，在新一輪西部大開發中，在努力提升西部地區經濟整體發展水平、縮小西部地區與東部地區的差距的同時，如何縮小西部地區內部省區間的經濟差距，是一個重要的研究課題。西部地區占全國總國土面積的70%以上，如果西部地區內部經濟不能協調發展和全面進步，就不能實現全國整體經濟的協調發展，也不能真正實現全面建成小康社會的發展目標。因此，在西部大開發宏觀政策背景下，需要從國家層面充分重視西部地區內部省區的協調發展問題，并合理制定實施針對性發展政策，對落后省區給予特殊優惠和扶持政策，促進落后地區發展。

（2）城市化是現代經濟發展的動力與標志，也是區域經濟發展不平衡的重要成因。研究表明，西部地區城鎮居民收入較農村居民收入具有更大的發散性。因此，在積極推進新型城鎮化的進程中，大力促進城市間的協調發展，縮小城市之間的經濟差距，對于縮小地區發展差距、實現區域協調發展，具有特殊重要性。西部地區由于經濟社會發展相對滯后，城市化水平整體不高，具有很大的城鎮化發展空間和潛力。通過促進城鎮化發展，可以提高城鎮居民收入，進而輻射帶動農村居民收入提高，促進地區經濟的整體進步。城鎮化是地區經濟發展的助推器，也是縮小地區經濟差距的潤滑劑。

（3）區域經濟發展中存在顯著的空間示范效應與空間傳遞效應，意味著加強地區經濟合作對于提升整體經濟水平、縮小區域經濟差距具有積極的作用。在開放經濟條件下，一個地區的經濟增長不是孤立的，會對鄰近地區的經濟增長產生積極影響，進而促進整體經濟水平提升；同樣，一個地區經濟增長所受到的沖擊也具有傳遞效應，影響其他鄰近地區的經濟增長。在此過程中，積極的沖擊將促進各地區經濟的健康發展，而消極的沖擊則會阻礙地區經濟的進步。因此，在區域經濟發展過程中，各地區需要通過技術擴散、信息共享、資源流動以及政策關聯等措施，加強區域合作，提升發展能力。這對于縮小區域經濟差距、實現區域趨同和協調發展具有重要的積極作用。

參考文獻：

蔡昉，都陽.2000.中國地區經濟增長的趨同與差異[J].經濟研究（10）： 3037.

郭愛君，賈善銘.2010.經濟增長β收斂研究：基于西部地區1952—2007年的省級面板數據[J].蘭州大學學報（社會科學版）（4）：123130.

金相郁，武鵬.2010.中國區域經濟發展差距的趨勢及其特征——基于GDP修正后的數據[J].南開經濟研究（1）： 7996.

林毅夫，劉培林.2003.中國的經濟發展戰略與地區收入差距[J].經濟研究（3）：1925.

劉生龍，王亞華，胡鞍鋼.2009.西部大開發成效與中國區域經濟收斂[J].經濟研究（9）：94105.

彭文斌，劉友金.2010.我國東中西三大區域經濟差距的時空演變特征[J].經濟地理（4）： 574578.

喬寧寧，王新雅.2010.西部大開發對我國區域經濟增長收斂性的影響[J].西部論壇（6）：1926.

沈坤榮，馬俊.2002.中國經濟增長的俱樂部收斂特征及其成因研究[J].經濟研究（1）：3339.

史修松，趙曙東.2011.中國經濟增長的地區差異及其收斂機制（1978—2009年）[J].數量經濟技術經濟研究（1）：5161.

王志剛.2004.質疑中國經濟增長的條件收斂性[J].管理世界（3）：2530.

魏后凱.1997.中國地區經濟增長及其收斂性[J].中國工業經濟（3）： 3137.

吳玉鳴.2006.中國省域經濟增長趨同的空間計量經濟分析[J].數量經濟技術經濟研究（12）：101108.

楊偉民.1992.地區間收入差距變動的實證分析[J].經濟研究（1）： 2332.

張文愛.2014.西部省區經濟差距的發展動態與波動機制——基于EMD方法的多尺度分析[J].數理統計與管理（6）：951964.

ARBIA G， BASILE R，PIRAS G. 2005. Using Spatial Panel Data in Modelling Regional Growth and Convergence[R]. ISAE Working Paper，No. 55.

BARRO R J，SALAIMARTIN X. 1991. Convergence Across States and Regions[J]. Brookings Papers on Economic Activity （1）：107182.

BARRO R J，SALAIMARTIN X. 1992. Convergence[J]. Journal of Political Economy，100：223251.

BAUMOL W J. 1986. Productivity Growth，Convergence，and Welfare： What the LongRun Data Show[J]. The American Economic Review，76（5）：10721085.

LI YR，WEI Y. 2010. The SpatialTemporal Hierarchy of Regional Inequality of China[J]. Applied Geography，30：30331.

LUCAS R. 1988. On The Mechanics of Economic Development [J]. Journal of Monetary Economics，22：342.

MANKIW N G，ROMER D，WEIL D N.1992.A contribution to the empirics of economic growth[J]. Quarterly Journal of Economics，107 （2）：407437.

REY S J. 2001. Spatial Empirics for Economic Growth and Convergence[J]. Geographical Analysis，33（3）：195214.

ROMER P M. 1986. Increasing Returns and LongRun Growth[J]. Journal of Political Economy，94（5）：10021037.

ROMER P M. 1990. Endogenous Technical Change[J]. Journal of Political Economy，98（October）：S71S102.

SOLOW R M. 1956. A Contribution to the Theory of Economic Growth[J]. The Quarterly Journal of Economics，70（1）：6594.

Abstract： Based on the theory and method of spatial panel data model（SPDM）， this paper makes an empirical test on the convergence of economic growth of 12 provinces in western China， by two dimensions of economic output and resident income under three stages respectively， 19782013， 19781992 and 19922013. The results show that for output， per capita output at different stages has no absolute β convergence； for resident income， the regional disparity of urban residents income is more divergent than that of rural residents. In the period of from 1992 to 2013， no matter output per capita or income per capita is significantly divergent， and the economic disparity tends large. The economic output and resident income have significant spacial demonstration effect and spacial transferring effect， which means regional economic development and exogenous shock have significant effect on adjacent areas. When the overall western economic development is promoted in the new round and the gap between the East and the West is narrowed， the gap among provinces in the West also should be narrowed. The acceleration of urbanization process and the promotion of regional economic cooperation is helpful to bridge the gap among provinces in the West.

Key words： economic growth convergence； absolute β convergence； Spatial Panel Data Model （SPDM）； Western China； economic output disparity； resident income gap； spacial demonstration effect； spacial transferring effect

CLC number：F061.5F224.0Document code：AArticle ID：16748131（2015）04006512

（編輯：南北）