西部大開發以來西部地區經濟收斂的再檢驗——基于地級市面板數據的空間計量分析

鄧 翔 鄒昌波 瞿小松

一、引 言

長期以來，由于資源稟賦和經濟發展環境的差異，我國地區經濟發展地區不平衡現象比較突出，尤其是東西部發展差距較大。自從國家于2000年實施西部大開發戰略以來，西部地區社會經濟持續增長，各項社會事業穩步推進，呈現出良好的發展勢頭。“十五”初期，東中西部地區GDP占全國的比重分別為58.36%、24.6%和17.04%，而到了2012年末，這一數值改變為55.96%、24.54%和19.5%，東部所占比重明顯下降，西部地區所占比重大約上升2.5%，中部則相對保持穩定。再從GDP增速來看，2012年末，東中西部經濟增速分別為9.3%、11.2%和13.64%，西部地區明顯高于東中部地區。因此，無論是經濟總量還是經濟增速來看，西部地區都呈現出加速追趕趨勢。①東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南;中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南;西部地區包括四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古。數據來源于歷年國家統計年鑒。

西部大開發戰略對西部地區發展確實起到了巨大推動作用，從整體上縮小了我國東中西部之間的地區差距。但是，對于西部地區內部而言，西部大開發戰略實施的這十余年以來，其內部差距是在擴大還是縮小?經濟增長是收斂還是發散?收斂或發散采取何種形式?與西部大開發戰略有何影響?這些問題的解答將有利于我們對西部大開發這一戰略舉措進行有效認識和評價。因此，本文將主要對西部地區是否存在經濟收斂及其機制進行研究。

自從上世紀90年代Barro和Sala－i－Martin開創性地對世界范圍內的經濟收斂現象進行考察后，后繼者針對這一問題做了大量深入研究。特別是進入新世紀以來，隨著新興市場國家經濟高速發展，全球經濟格局正在悄然發生變化。欠發達國家逐漸對發達國家形成趕超之勢，全球經濟的收斂態勢較為明顯。鑒于此，國外學者對收斂問題的研究主要出于全球層面，傾向于從中發現全球性規律或內部性結構差異 (Barro，Mankiw，and Sala－i－Martin 1995，Aghion，Howitt，and Mayer － Foulkes 2005，Barro 2012，Gennaioli 2013)。從研究視角來看，Aghion(2005)等人研究發現，金融發展程度較高的國家和地區有著更高的收斂速度;Rodrik(2011)總結了當前世界范圍內的收斂特征，并從制度、技術變革角度對全球中長期的經濟收斂進行了展望;Spilimbergo(2012)從體制變革角度對全球范圍內的經濟收斂現象進行解釋;Rodrik(2013)研究發現在全球制造業中也存在勞動生產率的絕對收斂，收斂速度大概為3%;Gennaioli(2013)等人利用雙盧卡斯模型對地區經濟增長及收斂進行了研究，發現人力資本及其外部性是造成地區差距的重要因素;而Barro(2012)等人認為，在當前對經濟收斂進行檢驗所使用的面板OLS估計中，由于普遍使用個體固定效應而存在計量經濟學上的赫維奇偏離 (Hurwicz bias)，因此會高估收斂速度，他建議使用工具變量克服這一問題。

經濟收斂一直是國內學者研究的重點問題，而對于中國經濟到底是收斂還是發散還存在較大爭議。不少學者認為經濟收斂確實普遍存在。蔡昉(2000)通過對1978－1998年間的數據研究發現，東中西部分別形成彼此可以識別開的俱樂部，并在內部形成收斂趨勢。彭國華 (2005)使用GMM方法分析發現，我國省區之間在全國范圍內沒有絕對收斂，只有條件收斂，且三大地區也都存在條件收斂，但是，只有東部地區存在俱樂部收斂。林光平等 (2005)運用空間計量方法發現，改革開放以來中國經濟存在著絕對β收斂，但這一收斂速度越來越慢。吳玉鳴 (2006)進一步研究發現省際之間確實存在β收斂，其收斂速度約為2%。潘文卿 (2010)、史修松 (2011)等人的研究也支持了這一結論，并認為物質資本存量和效率改善是中國地區經濟增長收斂的主要原因。但是，不少學者認為中國經濟并不存在收斂。劉夏明 (2004)認為，中國地區經濟的總體差距在20世紀80年代有所下降，但在90年代卻呈上升趨勢，地區經濟的總體差距主要來自沿海和內陸地區的差距，在各地區內部不存在俱樂部收斂。傅曉霞 (2006)認為，1978年以來中國地區差距形成一個先小幅下降而后持續上升的“J曲線”，地區增長在改革初期具有明顯的收斂性，但隨后又呈現顯著的發散趨勢;特別是1990年以后，東南沿海地區經濟發展水平與中西部地區的差距不斷拉大，沿海—內地差距已經成為中國地區差距的最主要原因。賈俊雪(2007)運用非參數估計方法發現，全國并不存在增長收斂，三個地區中只有中部地區存在著增長收斂。李建平 (2009)的研究得出了相似結論，但他并不認為存在俱樂部收斂。周業安 (2008)運用條件分量回歸方法發現，條件收斂在各地區間并不是普遍現象，增長率分布處于低分位點的地區存在條件收斂特點，但對于增長率分布處于高分位點的地區而言并不顯著。

從上述研究可以發現，國內對我國地區經濟是收斂還是發散仍存在較大爭議，焦點在于各地區間是否存在經濟收斂，以及收斂的方式和時間段。究其原因，一是各自的研究方法存在較大差異，有些方法由于其自身假設或特點，往往與實際情況存在偏離，如未考慮各地區間的空間相關性;二是數據選取和處理方法不一，主要體現在解釋變量及其樣本區間的選取上。從數據選取來看，現有的研究主要集中于省級數據，對地級市和縣域經濟增長收斂的研究很少。本文采用空間計量模型將各地區間的空間聯系納入考量范圍，并將樣本單位從省級縮小到地級市，采用西部83個地級市2000—2011年的年度數據。

二、地區差距的統計描述

泰爾指數可以將總體差距分解為組內差距和組間差距，并可以很好地反映出地區差異的變化趨勢，因而這一統計指標分析方法得到了廣泛的應用。為了明確近年來全國經濟到底是收斂還是發散，以及東中西部在其中各自所發揮的作用，我們首先對全國進行地區差距的泰爾指數分解。其公式如下:

其中，TB代表組間差距，TW代表組內差距。以東中西部差距為例，TB表示三大地區之間的差距，TW表示三大地區各自內部差距。TB是三大地區各自人均GDP占全國人均GDP相對比重的加權平均:

其中，GDPi與Ni分別代表第i個地帶的GDP與人口;GDP與N分別代表全國的GDP與人口。TW則是三大地區內各自省域間差異的加權平均:

其中，Tpi為第i個地帶內省區間的差異，由該地區各省區人均GDP占該地區人均GDP相對比重的加權平均來得到:

其中，GDPij與Nij分別代表第i個地區第j省/市的GDP與人口。

通過泰爾指數進行分解，我們可以把全國整體的人均國內生產總值地區差異具體地分解為:東部地區地級市差異，中部地區地級市差異，西部地區地級市差異，以及東部、中部和西部三類地區之間的差異。結果如表1所示。

表1 三大地區內部及之間差距對總體差距的貢獻

通過統計分析可以看到，在2000－2011年期間，全國的地區差距經歷了一個先震蕩上升后緩慢下降的過程。這一過程包含如下特征:

第一，東部地區內部人均國內生產總值的地級市差異對全國整體的地區差異貢獻份額最大，呈現明顯先升后降趨勢，從2000年的54.17%下降為2011年的51.08%。

第二，中部地區內部人均國內生產總值的地級市差異對全國整體的地區差異貢獻份額次之，但呈緩慢上升趨勢，從2000年的14.93%上升到2011年的18.59%，尤其是2005年后上升勢頭明顯。

第三，西部地區內部人均國內生產總值的地級市差異對全國整體的地區差異貢獻份額最小，但一直呈緩慢上升趨勢，從2000年的9.42%上升到2011年的12.25%。

第四，東中西三大地區之間人均國內生產總值差異對全國整體地區差異的貢獻份額也很大，僅次于東部地區內部差異的影響，但是，也呈現出緩慢下降的趨勢，從2000年的21.49%下降到2011年的18.09%，并且在2011年被東部地區的內部差距貢獻份額超過。

從上述泰爾指數分解結果來看，東部地區內部差距逐漸縮小與現有大多數研究是一致的;中西部地區的內部差距卻呈擴大趨勢，并不支持收斂這一假設。可以認為，西部大開發戰略乃至后來的中部崛起戰略實施以來，中西部地區的內部差距是在逐步擴大的。從表1中就可以明顯看出，中、西部地區的內部差距分別自2005年和2000年后不斷擴大，而這正是上述兩大戰略的實施期。美國經濟史學家威廉姆森 (Williamson，1965)曾經發現地區差距的“倒U曲線”，即地區差距將會隨著時間推移和經濟發展程度先擴大后縮小，呈倒“U”形。這樣看來，東部地區目前處于“倒U曲線”的右邊，而中西部地區則處于左邊上升階段。此外，東中西部三大地區之間的差距呈現出逐漸縮小的趨勢，這表明，在西部大開發、振興東北老工業基地、中部崛起等區域發展戰略作用下，我國三大地區間的經濟發展差距正在逐漸縮小，印證了全國層面較為微弱的收斂趨勢。因此，我國上述區域協調發展戰略對全國差距的縮小有著積極作用，但是卻加大了中西部的內部差距。從泰爾指數來看，西部地區從2000年以來不存在明顯的經濟收斂趨勢，為了更進一步考察這一現象，本文從σ收斂角度再次進行檢驗。

三、西部地區σ收斂檢驗

經濟發展的σ收斂，是指不同地區間人均收入的標準差隨時間的推移而趨于縮小。描述和刻畫σ收斂常使用真實人均GDP對數值的標準差，稱為σ收斂指數。本文對西部地區77個有效地級市的實際人均GDP進行了簡單的數理統計，結果如表2所示。

表2 西部地級市人均GDP統計分布

從表2可以看出，隨著經濟發展，西部地區實際人均GDP不斷增長，表現為各地區實際人均GDP的中位數、平均數的持續擴大。與此同時，西部地區人均GDP的標準差不斷變大，說明數值分布更為分散;平均數與中位數之差呈加速擴大趨勢，平均數排名也有所提高，也即是說，少數高收入地區拉高了全區的平均水平，如2011年人均GDP位于平均數以下的地級市擴大到49個，最大值與最小值從2000年的相差34倍擴大到2010年的48倍，這都表明西部內部出現較為明顯的兩極分化。

西部地區大多數地級市呈現出較為集中的連片分布。在人均GDP分布上，人均GDP大于20000元的5個地級市全部位于北方，分別是克拉瑪依、嘉峪關、鄂爾多斯、包頭和烏魯木齊市，這些地區自然資源豐富而人口稀少;人均GDP小于4000元的地級市主要分布在中部，包括川東北、甘南、陜南等地區，這些地區皆適宜農業發展，人口眾多。因此，從整個西部地區人均GDP地區分布來看，北部最高，南部次之，中部最差，地區差異較為明顯。

從人均GDP對數的標準差走勢可見看出，西部地區人均GDP從2003年左右開始不斷發散，2008年后逐漸達到頂峰，2009－2010年出現了短暫的收斂趨勢，但是2011年又迅速擴大，整體呈現出震蕩發散的趨勢。因而，綜合表2和圖1、圖2可以得出，西部地區也不存在σ收斂。

圖2 西部地級市人均GDP對數標準差和Moran’s I指數圖

四、西部地區β收斂檢驗

(一)空間相關性檢驗

空間計量經濟學理論認為，一個地區空間單元上的某種經濟地理現象或某一屬性值，與相鄰地區同一現象或屬性值是相關的。這種相關關系則會對經濟變量的變化造成相應的影響。對于地區間空間相關性的檢驗一般采用Moran’s I指數。Moran’s I的取值范圍在 ［1，－1］之間，接近1時表示空間之間存在正相關，接近－1時表示負相關，接近0時表示地區之間不存在空間相關性。其計算公式如下:

其中，Yi與Yj表示第 i、j個地區的觀測值，本文中為各地區實際人均GDP，n為地區數，Wij為空間權重矩陣W中的元素。空間權重矩陣通常采用鄰接概念的矩陣，即當第i個地區與第j個地區相鄰時，Wij的值取 1，否則取 0。林光平等(2006)提出采用簡單的相鄰空間權重矩陣W并不能很好的解釋地區間在經濟上的相互影響，而提出了經濟空間權重矩陣W*，其計算公式為W*=W×E，其中，

式中，Yit為經濟變量，表示第i個地區第t年的實際人均GDP。由于經濟空間權重矩陣對現實經濟有著更為合理的解釋，因此本文也采用這一做法。

具體計算結果見圖2，從Moran’s I指數來看，西部地區各地級市之間存在一定的空間相關關系，但是這一相關程度不高，在2008年過后，這一指標有明顯的擴大趨勢。其原因可能是由于西部地區地域面積較大，而地級市數量相對東中部而言又較少，因此不少地級市在地域分布上較為分散。這一點從圖1可以看出，尤其是北部的新疆和內蒙古、南部的云南和廣西等地較為分散。但是，隨著近年來西部地區對外開放程度和區際聯系的不斷加強，加之交通條件的不斷改善，地區間的關聯程度正在逐漸提高。現有的許多研究經濟收斂性的文章并沒有考慮地區間的空間相關性，而忽略這一事實將會影響估計結果的準確性。

(二)模型設定

經典的衡量β絕對收斂的檢驗方程，即“巴羅回歸方程”，具體表示如下:

式中，yis、yit表示 i地區 s、t年的真實人均GDP。α、β是待估參數，如果β＜0，表明經濟增長是收斂的，說明落后地區的經濟增長速度快于發達地區，否則，經濟增長是發散的。

目前，空間計量經濟學對空間相關性的處理主要是運用空間滯后模型 (Spatial Lag Model，SLM)和空間誤差模型 (Spatial Error Model，SEM)。

空間滯后模型，主要適用于相鄰機構或地區的行為對整個系統內其他機構或地區的行為存在影響的情況，變量的空間相互關系由外生的空間滯后變量來反映。引入空間滯后模型的絕對收斂方程形式如下:

其中:α、β和λ是待估參數，W是空間權重矩陣。空間滯后模型可以檢驗地區增長的空間溢出效應是否存在。

空間誤差模型則主要用于測度鄰近地區關于因變量的誤差沖擊對本地區觀測值的影響程度，其空間依賴存在于誤差擾動項中。空間誤差模型下的絕對收斂方程形式如下:

可將其整合為:

此時，誤差服從一階空間自回歸，α、β和ρ是待估參數，其中，β可以表明地區收斂是否存在，Wε是空間滯后誤差項，ρ可以表示回歸殘差之間空間關系的強度。

β條件收斂的檢驗方程則是在絕對收斂方程的基礎上加入一組控制變量，其形式如下:

其中，XT為一組控制變量，Ψ為相應的系數矩陣，其他變量與β絕對收斂條件下的含義一致。

(三)數據選取說明

目前，西部地區共有83個地級市。但是，由于部分地區2000年以后才撤縣設市，行政區劃的改變導致轄區人口和GDP發生較大變動，因此，本文將人口發生極大變動的地級市排除在外 (變動幅度大于30%)，包括廣西省的百色市、賀州市、河池市、崇左市，寧夏的中衛市、固原市;鑒于重慶市在地理上與周邊地區的相關性，本文將重慶市納入樣本范圍。所以，最終樣本個數為78個，數據選取時間從2000－2011年。

在變量選取上，采用人均GDP作為被解釋變量，并根據2000年不變價格換算成實際人均GDP;新古典增長模型關于經濟增長的經典解釋因素主要包括物質資本、有效勞動和人力資本三個方面，但是由于地級市層面數據的難以獲得，本文借鑒周業安 (2008)的做法，采用固定資產投資占當年GDP的比重 (gzzb)來代替物質資本、勞動力用人口自然增長率n表示，技術進步g和折舊率σ采用通行做法，兩者固定為0.05，人力資本用中學生在校生數量占總人口比重 (xszb)表示。此外，本文采用當年財政支出占GDP的比例 (czzb)和工業增加值占GDP的比重 (zjzzb)，分別表示政府干預程度以及工業化水平對西部地區經濟發展的影響。所有數據來源于歷年《中國統計年鑒》、《中國城市統計年鑒》、《中國區域經濟統計年鑒》和中國經濟與社會發展統計數據庫。

(四)實證結果與分析

本文首先利用最小二乘法 (OLS)考察不包含空間相關性的地區收斂問題。OLS估計的β系數為正，且未通過10%的顯著性水平檢驗，表明以最小二乘法度量的西部地區收斂性并不成立。空間計量學理論認為，如果存在空間相關性，運用傳統的普通最小二乘法 (OLS)進行模型估計，估計系數可能會是有偏的或非一致的。因此，Anselin(1988)建議對于空間計量模型的估計一般采用極大似然法 (ML)。從表3可以看出，采用空間滯后模型和空間誤差模型后，模型的擬合程度顯著提高，分別為0.332和0.369，同時β系數為負，且都通過了1%的顯著性檢驗，表明在考慮了地區間的空間相關性后，西部地區存在著絕對β收斂，說明地理因素對地區經濟收斂有著重要影響。

表3 絕對β收斂估計結果比較

但是，由于事先無法決定哪種空間模型更加符合客觀實際，Anselin(1988)提出如下判別標準:如果在空間依賴性的檢驗中發現，LM－lag較之LM－error在統計上更加顯著，且R－LM－lag顯著而R－LM－error不顯著，則可以判斷適合的模型是空間滯后模型;相反，如果LM－error比LM－lag在統計上更加顯著，且R－LM－error顯著而R－LM－lag不顯著，則可以判定空間誤差模型是恰當的模型。從上述結果可以看出，R－LM－error較R－LM－lag更為顯著，R－LM－lag未能通過10%水平下的顯著性檢驗，空間誤差模型的R2和對數似然值都較大，也表明其擬合程度比空間滯后模型高，因此，本文適用空間誤差模型。從殘差的Moran I值對比也可以發現，傳統OLS檢驗下其值為0.18，但是空間誤差模型下的結果為0.04，表明空間誤差模型成功消除了地區間的空間相關性。

從模型含義來看，空間誤差模型表明西部地區經濟增長不僅與該地區起始時間的經濟增長水平有關，同時還與其他相鄰地區經濟增長率的隨機沖擊項有關。空間誤差項的系數ρ＞0，且通過了5%水平下的顯著性檢驗，這也印證了各地區經濟增長殘差項對相鄰地區的經濟增長具有擴散效應。隨著西部地區對外開放水平的提高和交通條件的改善，區際間的相互作用將會變得更加顯著。

表4 條件β收斂的模型估計比較

在新古典增長模型中，資本存量、有效勞動、人力資本是影響經濟增長的三大因素。本文分別用固定資產投資占當年GDP的比重gzzb、人口自然增長率以及技術進步和折舊率n+g+σ、中學生在校生數量占總人口比重xszb進行表征。此外，本文還采用當年財政支出占GDP的比例 (czzb)和工業增加值占GDP的比重 (zjzzb)，分別表示政府干預程度以及工業化水平對西部地區經濟發展的影響。在模型選擇上，本文對空間滯后模型和空間誤差模型檢驗結果進行了對比。此外，由于本文研究樣本是西部所有地級市，而不是從中隨機抽樣，所以，個體的差異不是隨機的，此處采用固定效應而非隨機效應模型進行分析。

首先從模型擬合度來看，最小二乘法下的R2太小，模型解釋力度有限。隨著空間計量模型的引入，其擬合程度顯著提高，這也驗證了我們之前的結論。三種模型下的收斂系數都為負，說明西部地區存在明顯的條件β收斂。但是，固定資產投資占當年GDP的比重系數為正，且通過了顯著性檢驗，即各地區固定資產投資差異不僅不會促使經濟收斂反而會導致經濟發散。經典理論認為，固定資產投資是促進地區經濟增長的重要因素，尤其是在廣大欠發達地區效果更為明顯，這一結果也符合我們的預期。由于西部地區經濟發展長期以來主要是依靠投資拉動，嚴重依賴于政府投資。在投資乘數作用下，高投資從而推動高增長。但是，如前文所言，西部地區內部經濟實力差距較大，各地級市之間每年固定資產投資的差異將會最終體現在各自年末的地區生產總值上。

人口自然增長率以及技術進步和折舊率的系數通過了OLS下的顯著性檢驗，且數值為正，說明這一因素也會導致經濟發散，同樣符合新古典增長模型的假設。但是，其在空間計量模型下其并不顯著，說明在考慮了空間相關性后，人口增長和技術進步難以解釋西部地區的經濟增長。因為空間相關其實考慮了人口在地區間的流動，而不同地區人口流動的差異對經濟的影響往往難以確定。從技術進步角度而言，西部地區目前更多的是承接東中部地區的產業轉移，自主創新程度還有待提高，因此技術進步對經濟發展的影響有限。

中學生在校生數量占總人口比重這一指標通過了1%的顯著性檢驗，其值為負數，說明人力資本是西部地區經濟收斂的重要原因。西部大開發過程中，西部地區教育投入不斷增大，國家也加大了對西部教育的扶持力度，特別是農村地區教育水平不斷提高，一定程度上提高了當地人力資本的質量。而從內部來看，西部地區的教育資源差距不大，并非像東中部地區那樣差距懸殊。因此，質量顯著提高但差距又不大的人力資本對促進西部地區經濟收斂發揮了重要作用。

以財政支出占GDP比重衡量的政府干預程度并不顯著，這一指標也可以看做是市場化程度的一個粗略估計，說明政府對市場的干預并沒有影響地區經濟發展;而代表工業化水平的工業增加值占GDP的比重則通過了顯著性檢驗，其系數為正，也是促進經濟發散的因素。我國目前正處于工業化的中后期階段，工業成為推動經濟發展的主要動力。2000年以來，西部地區工業在三次產業中一直居于主導地位，產業升級換代正在加速推進，工業化水平不斷提高，這也是推動西部地區經濟增長的重要因素。

從收斂速度來看，Barro(1991)①Barro R．，X．Sala－i－Martin．Convergence across states and regions〔J〕．Brooking Papers on Economic Activity，1991．(1):107－182．對世界范圍內主要國家和地區間的經濟增長事實研究發現，典型的經濟收斂速度一般為2%，其半生命周期大概為35年。國內學者吳玉鳴 (2006)和潘文卿(2010)等人基于省際面板數據得出的全國經濟收斂速度分別為1.94%和2.12%，半生命周期分別為44年和30年。而本文研究表明西部地區的條件收斂速度約為2.68%，半生命周期大概為25年，明顯高于上述結論。西部地區收斂速度較高的原因可能在于，一是由于本來西部地區近年來經濟增速就高于全國平均水平，有加速追趕東中部之勢;二是本文采用地級市數據而非省級數據，其更能體現地區內部之間的細微特征。

從三種收斂方式的具體結論來看，西部地區不存在σ收斂，卻又同時存在β收斂，這一現象比較特殊。因為不存在σ收斂，即是說地區之間的人均GDP分布的標準差在不斷擴大，收入差距呈現兩極分化趨勢，這一點從表2可以看出。而β收斂則是說原本落后的經濟將會有更快的增長速度，甚至有可能趕上發達經濟，實現同樣的穩態收入水平。從這一角度而言，上述結論似乎有所矛盾。但是我們仔細考慮各地區的內部結構性差異后，將會發現新的特征。以表2和圖2為例，西部地級市2010年人均GDP分布的標準差確實較大，但這主要是由少數高收入地區 (5個)和低收入地區 (16個)造成的，大多數地區的人均GDP都處于中間水平 (56個)。更具說服力的是，2000年人均GDP最大值與最小值相差34倍，但是2010年擴大到了48倍。所以西部地區不存在σ收斂主要是由于極值偏離太大，一旦剔除上述極值，其標準差將會顯著降低。而占絕大部分的中間收入地區則是形成β絕對收斂的主要原因。再從β條件收斂來看，由于加入了控制變量，條件收斂的速度2.68%明顯低于絕對收斂下的3.79%。這一變化是顯而易見的，西部各地區之間在資本、勞動力等方面本來就存在著不同程度的差異，而這些因素給欠發達地區帶來的邊際報酬明顯高于相對發達地區，所以，相對落后地區正是利用各項要素的邊際報酬差異去追趕發達地區。一旦控制了這些變量，即是在一定程度上消除了各地區之間資本存量、勞動力、工業化水平等發展條件的差異，那么，落后地區的發展速度就會變慢，因而整個地區的經濟收斂速度也會放緩。

五、結論及建議

本文對西部大開發戰略實施以來西部地區的經濟收斂問題進行了考察。地級市層面的數據統計結果表明，西部地區不存在σ收斂，泰爾指數分解也說明西部地區內部差距有擴大趨勢。而進一步的研究發現，在考慮了各地級市之間的空間相關性后，西部地區出現了明顯的β收斂，即西部地區有趨于實現同樣的經濟發展水平的趨勢。空間計量模型的實證結果表明，資本存量、技術進步、人口增長以及工業化水平都是造成地區經濟發散的原因，人力資本才是促使西部地區經濟收斂的唯一因素。從收斂速度來看，西部地區經濟收斂速度為2.68%，略高于國際水平和國內學者估計的國內省級層面的收斂速度，表明西部地區有加速趕超發達地區之勢。

縮小地區收入差距，實現區域協調發展一直是西部大開發戰略的重要出發點。從這一角度來講，西部大開發戰略在注重推動西部地區經濟總量增長的同時，還應該兼顧內部公平，實現共同富裕。本文的研究也表明，西部地區經濟的確也呈現出收斂趨勢。而這主要受益于近年來西部地區人力資本質量的不斷提高。與物質資本一樣，人力資本也是推動經濟增長的重要因素。特別是對廣大欠發達地區而言，人力資本是其趕超發達經濟體的重要途徑。因此，在加快西部地區發展過程中，對人力資本投資是至關重要的。

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