我國地區不平等與經濟發展關系的重新審視

何雄浪，靳中輝

（1.西南民族大學 經濟學院，四川 成都 610041；2.西華大學 經濟學院，四川 成都 610039）

我國地區不平等與經濟發展關系的重新審視

何雄浪1，靳中輝2

（1.西南民族大學 經濟學院，四川 成都 610041；2.西華大學 經濟學院，四川 成都 610039）

文章使用四個不平等衡量指標，對我國改革開放以來地區不平等程度進行了測量，發現各個指標都顯示我國地區不平等程度整體呈現出下降—上升—下降的趨勢。基于1978-2015年我國的省級面板數據，利用半參數回歸方法經過檢驗發現：我國地區不平等與經濟發展的關系變動軌跡在改革開放之初呈現短暫的向下滑動之后，便呈現出明顯的倒U形關系，這與庫茲涅茨曲線相吻合。同時，檢驗結果也表明，近年來，我國地區不平等與經濟發展的關系變動軌跡有著非常明顯的下降趨勢，這既驗證了已有政策的效果，也為進一步深化經濟改革提供了依據。

區域不平等指數；經濟發展；半參數回歸；庫茲涅茨曲線

一、引言及文獻綜述

關于對地區不平等與經濟發展的關系自20世紀50年代被提出以來，一直為發展經濟學、區域經濟學等相關學科所研究，近幾年來，再次成了學界的一個熱點話題被探討，這一方面是由于2008年經濟危機以來，到目前為止，全球經濟沒能真正恢復。由于世界各地經濟發展緩慢甚至停滯所帶來的民族沖突、政治動亂不時刺痛著人們的神經，一些學者再次集中精力來探求效率與公平這一古老的經濟話題，希望能探尋些新的東西以助現實世界問題的解決；另一方面自20世紀80、90年代以來，世界的政治、經濟格局發生了巨大的變化，幾十年間在經濟發展的同時，地區不平等的伴隨物——收入不平等所累積發酵的結果，不僅在國家之間，在一些西方國家的內部也開始顯現，2016年英國脫歐公投和美國大選出人意料的結果正是人民對經濟發展不振及收入差距擴大不滿的爆發，無疑這會嚴重破壞國家的凝聚力和向心力，自然也引起了學者的注意。

就我國而言，自改革開放以來，我國經濟發展取得的成就舉世公認，但同時由于各地區地理位置優劣的不同、資源稟賦的差異乃至國家階段性政策扶持重點的變化，都對我國地區的不平等產生著深遠的影響。具體來說，改革開放后，各種生產要素被積極調動起來，我國經濟實現了全面的發展，同時東部省份憑借區位優勢及國家的政策扶持，率先實現了經濟騰飛。之后出于我國社會主義共同富裕的性質及各地區平衡發展的需要，我國從20世紀末期開始相繼實施了“西部大開發”、“振興東北老工業基地”、“中部崛起”等旨在縮小地區發展不平衡的戰略，這一政策轉向為內地吸引了大量的投資及發展機會。2007年科學發展觀提出了協調區域發展的要求，這使我國地區平衡發展有了指導思想。十八大以來，我國經濟發展步入了新常態，降速提質成為新時期的發展主題，同時為實現我國全面建成小康社會的目標，全國范圍內扶貧工作的全方位展開，這為我國中西部貧窮落后省份的發展帶來了又一次良機。

對不平等與經濟發展的研究可以追溯到Kuznets（1955）［1］，他首次提出在國家由農業經濟向工業經濟轉變的過程中，由于技術溢出效應的存在，個人收入不平等隨著經濟發展呈現先上升、后下降的倒U形趨勢，由此提出了個人收入不平等與經濟發展成倒U形關系的假說。Solow（1956）［2］的新古典經濟增長模型認為，經濟增長的動力來自勞動、資本和技術進步三個要素，由于資本邊際報酬遞減規律的存在，從長期來看，經濟增長最終趨于收斂，增長將完全由外生的技術進步決定。之后 Myrdal（1957）［3］對新古典經濟學采用的傳統靜態均衡分析方法提出了批判，他認為，在循環累積因果原理的作用下，發展快的地區將發展得更快，發展慢的地區將發展得更慢，從而導致“地理上的二元經濟結構”。這些系列經典理論已經涉及了經濟發展與地區不平衡的關系。Williamson（1965）［4］以Kuznets（1955）［1］的倒 U假說為基礎，從地區資源稟賦差異、政府政策促使人口和資本在地區間流動等角度出發，首次分析了在工業化進程中地區不平等與經濟發展之間有著先擴大、后縮小的倒U形關系趨勢。

后來隨著計量方法論的不斷發展，很多學者借助于適用的計量模型對地區不平等與經濟發展的倒U形關系進行了驗證。大體來說他們的研究工作主要沿著以下兩條主線進行：一條是國家間或國家內部各地區間的不平等與經濟發展是否存在著倒U形的關系？如果存在那么在完成之后是又一次趨于發散還是趨于穩定？為此Amos（1988）［5］使用參數回歸法對美國50個州在1950、1960、1970、1980年每十年一次的普查數據，1969-1983年度里的混合面板數據，各州之間的截面數據都分別做了估計，結果發現美國地區不平衡與經濟發展在完成倒U形關系后又呈現出新的發散趨勢，僅有少量跡象表明地區間的不平等程度在達到極小值時趨于平穩。Ezcurra和Rapun（2006）［6］使用半參數核回歸法對 14 個西北歐發達國家在1980-2002年間的情況做了考察，結果發現在經濟發展達到一定水平之后，各國間的不平等程度開始變大，只是與Amos（1988）［5］對美國考察的結果相比，這個過程要短。隨著經濟的進一步發展，國家間的不平等程度開始縮小，最終在經濟發展的后期階段，國家間的不平等程度趨于一個穩定的低水平；另一條主線則是尋找地區不平等與經濟發展關系背后演進的機理。具有代表性的是Barrios和Strobl（2009）［7］應用不平等動態演進模型分別對早期加入歐盟的15個國家及后來中東歐又相繼加入的歐盟25個國家，在20世紀70年代直到20世紀末的不同時間段做了考察，其使用半參數回歸得到的估計結果顯示，不論是先加入歐盟的發達國家間，還是并入后加入歐盟的非發達國家，國家間的不平等與經濟發展都呈倒U形關系，這驗證了在技術溢出效應下，地區間經濟發展的相互追趕過程。Lessmann（2014）［8］綜合應用參數和半參數計量方法，對全球范圍內56個國家在1980-2009年間的面板數據做了回歸分析，驗證了地區間不平等與經濟發展之間倒U形關系的存在。

國內對地區不平等與經濟發展關系的研究起步較晚，我國20世紀90年代開始顯現出區域發展不平衡和城鄉收入差距擴大的現象，出于對區域公平和城鄉統籌發展的需要，很多學者從區域不平等或收入不平等與經濟發展關系的角度著手研究這一問題。陸銘等（2005）［9］通過聯立方程模型和分布滯后模型分析了城鄉收入分配不平等與投資、教育、經濟增長的相互關系，發現收入差距和經濟增長有著負相關關系。劉生龍（2009）［10］在收入分配不平等與經濟增長的理論模型基礎上，運用OLS和GMM方法對跨國截面數據做出了估計，其理論與實證結果都證明了收入不平等與經濟增長倒U形關系的存在。龍翠紅和洪銀興（2010）［11］使用我國 21 個省區 1995-2005年間的數據分析了農村、城市以及城鄉之間收入不平等與經濟增長的關系，結果發現農村及城鄉之間的不平等對經濟增長有著明顯的抑制作用，而城市的不平等對經濟增長并沒有明顯的副作用。胡晶晶和曾國安（2011）［12］也對這一問題做了研究，不同的是，他們使用泰爾指數對城市、農村、城鄉之間的收入差距做了分析，結果發現城鄉居民收入不平等對總體居民收入的不平等水平起著決定性作用。耿德偉（2014）［13］基于我國1987-2005年間的省際面板數據，分別采用面板固定效應模型和面板隨機效應模型對我國地區間收入不平等與經濟發展的關系做了研究，結果發現我國地區不平等與經濟發展之間確實存在倒U形關系。

通過對國內外相關文獻梳理發現，地區不平等與經濟發展之間存在著倒U形的關系，本文感興趣的是改革開放以來我國地區不平等與經濟發展的關系是否遵循一般的倒U形規律？近年我國經濟發展進入新常態后，我國地區不平等與經濟發展的關系究竟處在哪一個階段？在可預期的范圍內，這一走勢將如何變化？縮小區域發展差距，這不僅是我國社會主義制度優越性的體現，也是歐美等西方國家一系列社會事件給我們的警示，探索這一規律無論是對于我國社會的穩定、經濟的持續健康發展，還是對國家政策的制定都將有著十分重要意義。

地區經濟發展不平等既受到外部政策環境的影響，也受到地區經濟發展內在機理的制約，探索我國地區不平等與經濟發展關系的趨勢，既是為了驗證我國已有政策的效果，進而為以后經濟發展與區域政策的制定提供依據，切實促進我國經濟發展、社會穩定、民族團結；也是為了探索我國社會主義市場經濟的發展規律，為我國經濟的深化改革提供依據。

與已有研究相比，本文有如下貢獻：①根據我國人口流動性較大，特別是確立社會主義市場經濟地位以來，流動人口顯著趨于變大的狀況，本文整合了一套通過估算的常住人口數據來測算真實的人均GDP；②使用基尼系數、廣義熵指數、泰爾指數、人口加權變異系數四個指標對我國改革開放至今地區不平等的時間趨勢做了分析研究；③本文使用半參數橫截面數據核回歸和半參數面板固定效應估計模型來分析改革開放以來我國地區不平等與經濟發展的關系；④本文明確了近年我國經濟發展進入新常態下地區不平衡的發展趨勢，并針對此種狀況提出相應的政策建議。

二、區域不平等指標分析與變量選取

由于所使用的計量方法、所收集的數據、所分析的國家以及對地區收入不平等衡量方法的不同，關于地區收入不平等和經濟發展的理論和實證結果非常不一致（劉生龍，2009）［10］。衡量地區不平等的指標有很多，使用較多的大體有基尼系數、廣義熵指數、泰爾指數以及人口加權變異系數等指標，盡管每個指標代表的含義不盡相同，但也有一定的相似程度。

（一）衡量地區不平等的指標分析

本文選取基尼系數、廣義熵指數、泰爾指數以及人口加權變異系數四個指標來衡我國地區的不平等程度。這四個指標的計算公式如下：

上式中，n表示地區數量，pit表示第i個省份t年的全國人口占比，yit表示第i個省份t年的人均GDP，則pjt表示第j個省份t年的全國人口占比，yjt表示第j個省份t年的人均GDP，yˉt為第t年的全國人均GDP。GINI為基尼系數，T（0）為廣義熵指數，T（1）為泰爾指數，WCV為人口加權變異系數，這四個指標都屬于相對指數，滿足處理數據的齊次性要求。基尼系數在經濟學上有著明確的經濟學含義，并有著優良的性質，因此，在衡量不平等方面基尼系數應用的最廣；廣義熵指數和泰爾指數則有著良好的分解性質，它能把不平等值分解為組內和組間兩個部分，因此在衡量城鄉不平等或不同區域內部不平等時應用較為廣泛；人口加權變異系數本質上衡量的是樣本中各觀測值的變異程度，在研究中較常應用于衡量國家之間的不平等程度。從厭惡不平等程度的角度來看，廣義熵指數、泰爾指數、人口加權變異系數有著從大到小的排序，也就說人口加權變異系數比泰爾指數、廣義熵指數對收入差異持更為接納的態度，即其暗含的厭惡不平等程度比其他幾個不平等指數要小。盡管除基尼系數外，其他三個不平等指數的數值大小沒有明確的經濟學含義，但這并不妨礙用其分析地區不平等的時間變動趨勢。經計算，我國省份間的1978-2015年的四個不平等指數數值見表1所列。

表1 1978-2015年我國地區間的四個不平等指數數值比較及其變化趨勢

為了能對四個指標的比較及其變動有更直觀的了解，將各個不平等指標的時間趨勢繪制成折線圖，如圖1至圖4所示。

圖1 基尼系數及其變動趨勢

圖2 廣義熵指數及其變動趨勢

圖3 泰爾指數及其變動趨勢

圖4 人口加權變異系數及其變動趨勢

表1及圖1至圖4反映，衡量各地區不平等的指標整體上都呈現出下降、上升、下降的趨勢。例如，四個指數值均顯示，從90年代初到2004年左右，四個指標都呈現出整體上升趨勢，從那以后便呈現出下降趨勢。同時，相比較而言，人口加權變異系數的走勢與其他三個指標值差異較大，正如前面所說，與其他三個不平等指標相比，其暗含的對不平等的“厭惡”程度更低，這或許是其走勢與其他三個指標值有較明顯差異的原因之一。盡管如此，同時對比可能得出不同結論的不平等指標仍是有必要的，因為這能較為全面的驗證本文得出結論的穩健性，而對于略顯離群傾向的人口加權變異系數，其得出的結果應注意區別看待或淡化處理。

（二）變量選取

本文所要研究的主題是我國地區不平等與經濟發展的關系及兩者目前處于一個什么樣的水平趨勢。綜合上文對各不平等指標衡量結果的對比以及考慮指標的特征，本文選取基尼系數作為衡量地區不平等程度的被解釋變量，原因有以下兩點：首先，基尼系數本質上是基于洛倫茨曲線轉化來的，有著明確的經濟含義；其次，基尼系數滿足以下六個性質（萬廣華，2008）［14］：①匿名性，即在用一組有著不同收入觀察值的人口度量不平等時，任意對調兩個人，指標值不變。②齊次性，即變換度量衡單位，指標值估算結果不受影響。③人口無關性，即樣本體積大小不影響度量結果。④轉移性原則，即富人轉移給窮人一筆錢時，不平等必須下降或不變。⑤強洛倫茨一致性，即與洛倫茨曲線一致，度量結果包含了所有的樣本信息。⑥標準化，即每個人的收入相同時，不平等必為零。其他三個不平等指標不能同時完全具備這些特征。

在衡量地區經濟發展水平的文獻中，大致都是選取人均GDP或人均GDP的自然對數作為衡量經濟發展水平的變量。Ezcurra 和 Rapun（2006）［6］、Barri?os和Strobl（2009）［7］等在實證分析地區不平等與經濟發展的關系時選取了人均GDP來衡量經濟發展水平，Lessmann（2014）［8］、張照俠和龔敏（2015）［15］則選取了人均GDP的自然對數來作為經濟發展水平的代理變量，而耿德偉（2014）［13］同時使用了人均GDP的水平值及其對數值來驗證了地區收入不平等與經濟發展的關系。考慮到衡量地區的不平衡指標——基尼系數的數值大小，為了使地區不平等與經濟發展關系曲線能夠呈現出平滑性，本文選取人均GDP的自然對數來作為經濟發展水平的代理變量。

庫茨涅茲曲線的理論基礎是經濟結構的改變會影響地區間發展的不平等程度，改革開放以來我國產業結構的調整涵蓋了兩次變化的過程，由此，把第一產業GDP占比作為農業向非農產業轉變的產業結構變化，這一變化過程稱之為第一次產業結構調整過程，這一比值越低，意味著產業結構非農化越明顯，理論上這一指標值應與地區不平等程度負相關；把第三產業份額除以第二產業份額作為非農產業結構的變化，這一變化過程稱之為第二次產業結構調整過程，這一比值越高，意味著服務業化越明顯，經濟越發達，這一指標值與地區不平等程度的相關性可能為正，也可能為負，這取決服務業的性質。此外，地區對外開放程度、投資水平等也是影響地區發展不平等的重要因素［16］。本文把進出口貿易總額除以GDP作為衡量地區對外開放程度的指標，把地區固定資產投資總額除以GDP作為衡量地區投資水平的指標，這些指標與兩次產業結構調整指標一起作為控制變量引入到計量分析中。

（三）數據的來源、變量的描述性統計分析及數據性質的檢驗

本文1978-2015年間所有數據均來源于我國31個省、市、自治區的統計年鑒以及相關的國家統計年鑒。為了準確衡量人均真實GDP，本文以1978年的價格為基期水平，采用了GDP平減指數來消除價格因素的影響。另外，本文沒有直接使用統計年鑒上的人均GDP數值（它們多以戶籍人口為參照對象，且各省統計口徑不一），而是整理了各地區的常住人口數據，用地區歷年真實GDP除以常住人口得到人均GDP。對于個別缺省數據，本文使用平均插值法進行了補充。各變量的描述性統計見表2所列。

表2 各變量的描述性統計分析

表2中，除了GINI表示基尼系數外，其他各符號的含義如下：gdppc表示人均GDP水平（單位：元），lngdppc表示人均GDP水平取自然對數，fristad表示第一產業GDP占比，secondad表示第三產業除以第二產業之比值，open表示對外開放程度，用進出口貿易總額除以GDP得到，invest表示地區投資水平，用固定資產投資除以GDP計算得到。另外，N為總樣本量，n為截面維度，T為時間維度。變量的組間異方差、組間同期相關及組內自相關的檢驗結果見表3所列。

表3 變量數據性質的檢驗

表3反映，Wald檢驗高度拒絕了不存在組間異方差的原假設，Wooldridge檢驗高度拒絕了不存在組內一階自相關的原假設，Pesaran檢驗高度拒絕了不存在組間同期相關的原假設。面板組間異方差說明要考慮地區間的異質性，組內一階自相關說明變量有著明顯的時間趨勢，對此也必須引起重視，組間同期相關從某種程度上說明了控制變量的選取是合理的。因此在下面的計量分析中要在考慮組內相關性和組間異方差的基礎上作出回歸分析。

三、計量分析

在對地區不平等與經濟發展的模型回歸中，大體有參數模型和半參數模型兩種估計方法。參數估計法是事先對模型的形式作出具體的假定，參數估計法盡管有著簡單易用的特點，但卻可能會導致意想不到的估計偏差，影響結果的穩健性。半參數回歸法就是同時給定模型的參數部分和非參數部分，參數部分是根據經濟理論對部分變量的限制來給定其函數形式，對于函數形式未知的變量則不對其限制，這既避免了參數回歸對模型過于嚴格的限制，也避免了參數回歸時往往面臨“維度的詛咒”的困境。由此，本文從橫截面數據和面板數據兩個方面，利用半參數回歸法來分析地區不平等與經濟發展的關系。

（一）半參數橫截面數據核回歸分析

對面板數據組內自相關的檢驗表明變量有著明顯的時間趨勢，同時考慮到所有地區有共有的時間趨勢因素，因此通過加入時間虛擬變量對其進行控制。對面板數據加入時間虛擬變量，組成了新的橫截面數據，對新的截面數據進行回歸時，顯示組間異方差仍然存在，為此使用異方差穩健標準誤對此進行控制。估計結果以兩部分呈現：解釋變量與被解釋變量的非線性關系以圖形的方式呈現，如圖5所示；各個控制變量與被解釋變量的具體線性關系見表4第2列的參數值。

圖5 地區不平等與經濟發展的非線性關系（1）

圖5中灰色帶子為95%的置信區間，該核回歸圖示反映，在改革開放初期，我國地區不平等與經濟發展關系呈短暫的下降趨勢后，之后便呈現出明顯的倒U形關系趨勢，并且目前兩者關系呈更為明顯的下降趨勢。這表明，在經歷長時間的非均衡發展后，我國地區不平等與經濟發展的非線性下降趨勢關系已呈現出來，這與中央政府調整經濟結構，積極推行以人為本的發展戰略分不開的。

表4 半參數橫截面數據核回歸估計線性部分結果

表4第2列控制變量的系數估計值都在1%顯著水平上高度顯著，同時也可以看出：代表產業結構第一次調整的變量系數值為負，這表明我國產業結構的工業化等非農業化過程加劇了地區不平等程度；代表產業結構第二次調整的變量系數值為正，這表明我國的第二次產業結構調整擴大了地區間的不平等程度，因此，我國服務業的發展并沒有起到縮小地區差距的作用，這可能是由于我國傳統服務業發展不足的原因造成的；代表對外開放水平的變量系數值為負，這表明我國各地區對外開放水平的提高在一定程度上起到了縮小地區發展不平等程度的作用；代表國家政策因素的投資水平變量系數值為負，這表明國家對經濟活動的介入是縮小區域發展差異的重要因素之一。

考慮到地區人均GDP相關水平可能存在的內生性，按照Barrios和Strobl（2009）［7］的做法，本文也使用對數人均GDP的滯后期進行估計，檢驗使用經濟發展變量滯后期所得回歸結果是否與原變量相一致。由此，分別使用對數人均GDP的滯后二期和滯后五期代替無滯后的解釋變量來做半參數估計，回歸結果同樣分為兩部分，圖6、圖7分別是在解釋變量滯后二期和滯后五期情況下，地區不平等與經濟發展的非線性關系描述，各個控制變量與被解釋變量的具體線性關系分別見表4第3列、第4列的參數值。

圖6 地區不平等與經濟發展的非線性關系（2）

圖7 地區不平等與經濟發展的非線性關系（3）

從圖6和圖7可以看出，在考慮解釋變量內生性情況下，使用對數人均GDP的滯后兩期和滯后五期做半參數回歸，地區不平等與經濟發展的關系走勢仍舊沒有改變，兩者關系在改革開放初期呈下降趨勢，之后便呈現出明顯的倒U形關系，并且目前兩者仍有著顯著地負相關關系。由于滯后兩期和滯后五期不同程度的損失了年份靠前的樣本量，所以在改革開放初期地區不平等與經濟發展下降的關系趨勢有所縮減。

從表4第3列、第4列控制變量的系數估計值可以看出，在使用解釋變量的滯后二期和滯后五期值做半參數回歸用來控制解釋變量內生性的情況下，與原先相比，控制變量回歸系數大小變動不大，符號仍與原先相一致，也都在1%顯著水平上高度顯著，這表現出我國地區不平等與控制變量線性關系的穩健性。

（二）半參數面板固定效應回歸分析

半參數面板數據回歸分析的一個顯著優勢是可以解決模型的遺漏變量問題，同時由于兼具橫截面維度和時間維度，樣本容量較大，可以提高回歸估計的精確度，只是在做回歸時需要考慮異方差與自相關問題。前面半參數橫截面數據回歸分析用的是局部常數估計法，這里使用局部線性回歸法。局部線性回歸法也就是假定未知函數在隨機變量附近為線性，然后使用加權最小二乘法（WLS）來估計這個線性函數。Baltagi和Li（2002）［17］使用序列估計方法代替核估計建立了部分線性面板固定效應模型，之后該模型與Newson（2000）［18］提出的B樣條序列估計法相結合發展成了應用十分廣泛的半參數面板固定效應估計法。Baltagi和Li（2002）［17］在其文章中強調該模型只適用于短面板數據，也就是截面維度要小于時間維度，而的面板數據為長面板，為了能有效使用這個模型，將樣本時間間隔單位設為一年，即將樣本分為年份尾數為偶數的樣本與年份尾數為奇數的樣本，據此來做半參數面板固定效應回歸分析，同時考慮到截面間異方差問題，在回歸中使用了異方差穩健標準誤，并且使用差分對面板數據組內自相關做了處理。這里估計結果同樣分為兩部分，第一部分非線性關系的估計結果如圖8、圖9所示，第二部分線性關系的估計結果見表5所列。

圖8和圖9顯示，我國地區不平等與經濟發展的關系仍舊呈現出下降—上升—下降的趨勢，這與基于半參數橫截面數據核回歸分析得出的結論一致，從而進一步驗證了估計結果的可信度。對比兩圖也可以發現，圖中曲線有著非常相似的走勢，這也表明使用間隔年份的數據做半參數固定效應回歸估計并不影響結果的穩健性。兩圖反映，當以1978年價格水平為基期的人均GDP在8 000～10 000元區間（即2010年（7 645元）至2013年（10 152元）之間）時，地區不平等與經濟發展間的下降關系趨勢變化不太明顯，之后便表現出顯著的下降趨勢，而這段時間正是我國經濟發展進入新常態，扶貧開發進入攻堅拔寨沖刺階段的時期，由此可以看出在實現全面建成小康社會目標的加速階段，我國政府在縮小地區不平等方面已經初步取得了顯著成效。

圖8 地區不平等與經濟發展的非線性關系（4）

圖9 地區不平等與經濟發展的非線性關系（5）

表5 半參數面板固定效應模型下線性部分回歸結果

表5列出了在考慮交叉間隔年份的情況下，控制變量的估計系數及其顯著性水平。表5反映，不同間隔年份下，控制變量的估計系數有著相同的正負性，且顯著性也一致。表中代表第一次產業結構調整的變量系數值為負，這與前述一致，并且顯著性水平也一致，因此，我國產業結構的工業化等非農業化過程加劇了地區不平等程度再度得到了計量證據的支持。代表第二次產業結構調整的變量系數值為負，這與前述的符號相反，但由于高度不顯著，在這種情況下，關于對其任何經濟含義的解釋都是不準確的，在此我們對其不予考慮。代表地區對外開放度的變量系數符號為正，這與前述符號相反，但顯著性水平低些，為了得出更嚴謹的結論，地區對外開放水平的提高是擴大還是縮小地區間不平等程度需要作進一步的研究。代表國家政策因素的投資水平變量系數值符號與前述也一致，且顯著性水平也一致，這同樣有力地支持了國家對經濟活動的介入是縮小區域發展差異的重要因素之一。

（三）計量結果的進一步穩健性分析

為了加強對我國地區不平等與經濟發展關系的檢驗，下面用其他三個不平等指標分別作為被解釋變量來驗證我國地區不平等與經濟發展的關系，半參數橫截面數據核回歸估計的非線性計量結果如圖10、圖11、圖12所示。從圖10、圖11可以看出，廣義熵指數、泰爾指數表現出的情況與基尼系數相似，即地區不平等與經濟發展的非線性關系在改革開放初期向下滑動，之后便呈現出倒U形關系。由于前面分析的人口加權變異系數和其他三個不平等指數差異較大，對其離群性作出了著重分析，因此，圖12所示結果差異較大也在預料之中，以人口加權變異系數為被解釋變量的計量結果顯示，我國地區不平等與經濟發展的非線性關系在改革開放初期向下滑動，之后人均GDP在6 800～7 600元（基于1978年價格水平）左右時有不顯著的小幅上升，隨后便呈下降趨勢，但倒U形關系不太明顯。四個不平等指標的計量結果均能一致顯示，近年來我國地區不平等與經濟發展的非線性關系有著非常明顯下降的趨勢，這再次有力證明了我國區域發展差異已成逐步縮小態勢的事實。

同樣為了進一步檢驗我國地區不平等與經濟發展的關系，基于年份尾數為奇數的樣本與年份尾數為偶數的樣本，用廣義熵指數、泰爾指數、人口加權變異系數代替基尼系數分別來做加強檢驗，所得到的半參數面板固定效應模型估計的非線性計量結果分別如圖13、圖14、圖15所示（年份尾數為偶數的樣本的計量結果相似，本文略去），這驗證了時間變化趨勢下前面計量結論的穩健性。

也可以發現（回歸的具體參數值略去）各個控制變量與廣義熵指數、泰爾指數兩個被解釋變量的具體分別線性關系所顯示的結論與前述結論具有相當程度的吻合，各個控制變量與人口加權變異系數的具體線性關系所顯示的結論與前述結論也具有一定程度的吻合，從而，前述線性關系的估計結果也具有穩定性。

圖10 地區不平等與經濟發展的非線性關系（6）

圖11 地區不平等與經濟發展的非線性關系（7）

圖12 地區不平等與經濟發展的非線性關系（8）

圖13 地區不平等與經濟發展的非線性關系（9）

圖14 地區不平等與經濟發展的非線性關系（10）

圖15 地區不平等與經濟發展的非線性關系（11）

四、簡要結論和政策建議

本文通過使用四個不平等衡量指標，對我國改革開放以來省、市、自治區之間的不平等時間趨勢做了衡量，發現各個指標都顯示我國地區不平等程度整體呈現出下降—上升—下降的趨勢。本文接著運用半參數橫截面數據核回歸和半參數面板固定效應估計模型分別對我國地區不平等與經濟發展的關系進行了考察，結果發現兩種半參數回歸方法都顯示在改革開放初期我國地區不平等與經濟發展的非線性關系呈下降趨勢，之后兩者關系便表現出與庫茲涅茨曲線相一致的倒U形關系，并且在我國經濟進入新常態的近幾年，兩者關系趨勢有著非常明顯地下降趨勢。從我國改革開放以來經濟發展的過程可以對上述現象做出合理的解釋：改革開放之初，我國確立了以經濟建設為中心的社會主義初級階段發展路線，隨后我國經濟制度和體制進行了大刀闊斧的改革，各種生產要素的積極性被調動起來，這有力地促進了經濟的快速發展，在此階段我國地區不平等趨于下降；隨著改革開放的深入和我國逐步確立社會主義市場經濟地位，由于政策傾斜以及區位差異等因素的影響，我國地區間不平等程度逐漸被拉大，在此階段地區不平等與經濟發展關系呈上升趨勢；為了實現地區間的平衡發展以及體現我國社會主義共同富裕本質的要求，國家相繼出臺了“西部大開發”、“東北老工業基地振興”、“中部崛起”等一系列促進區域平衡發展的戰略方針，最終使得我國地區不平等與經濟發展的關系又趨于下降。近年來，我國進入了產業結構調整力度加大，實現全面建成小康社會目標的加速階段，我國地區不平等與經濟發展的關系更是有著非常明顯的下降趨勢。因此，當前我國不同地區經濟發展有著快速收斂的趨勢，為了進一步深化經濟結構改革，大力推進扶貧開發、努力補齊發展短板，實現共同富裕的目標，本文結合文中幾個控制變量對區域經濟發展的影響，提出如下政策建議：

第一，仍需加大對經濟的改革力度，深化結構改革，積極轉變為創新驅動發展的經濟發展模式。現階段供給側結構改革、大眾創新、萬眾創業等系列舉措，有利于我國的經濟增長惠及更多的個人與地區，有利于我國傳統服務業、現代服務業的協調發展。當前互聯網+模式在各個行業領域已全面展開，而信息化技術的無時空限制性，能使得知識、技術的外溢速度更快、覆蓋面更廣，這極大縮短了落后地區的追趕過程，因此我國各地區應該抓住這次技術革命機會，實現經濟發展的提質增效，促進區域平衡、協調、協同發展。

第二，加大對落后地區經濟發展的扶持力度，繼續增加對中西部基礎設施建設等的投資，經驗證據表明這在降低地區不平等中起著重要的作用。為實現2020年全面建成小康社會的目標，目前我國正在全面推進精準扶貧工作，做好這項工作無疑會給落后地區帶來更多投資，促進當地經濟發展和人民生活水平的提高。

第三，繼續調動各種積極因素努力發展經濟。盡管目前我國經濟發展進入了降速提質的階段，但這并不意味著要放棄發展經濟這個目標，現階段發展仍是解決我國貧困、社會矛盾等現實問題的基礎。對外開放是促進經濟發展的重要手段，經濟落后地區要適應對外開放的要求，積極參與國內外競爭，揚長避短，發揮自身優勢，扭轉劣勢，從而促進區域的共同、互贏發展。

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A Review of the Relationship between Regional Inequality and Economic Development in China

HE Xiong-lang1，JIN Zhong-hui2
（1.School of Economics,Southwestern University for Nationalities,Chengdu 610041,China;2.School of Economics,Xihua University,Chengdu 610039,China）

Measuring the regional inequality since the beginning of China's reform and opening up by using the four inequality indexes,this paper finds that every index showing the regional inequality in China is on the trend of decline-rise-decline.Then,based on China’s province-level panel data from 1978 to 2015 and making the test through a semi-parametric regression method,the paper argues that the trajectory of the relationship between regional inequality and economic development decreases temporarily in the early stage of reform and opening up,and then presents an obvious inverted U-type relation,which is in conformity with the Kuznets curve.Moreover,the empirical results show that the trajectory of the relationship between regional inequality and economic development declines obviously in recent years,which verifies the effect of the existing policy and provides a basis for further deepening economic reform.

regional inequality index;economic development;semi-parametric regression;Kuznets curve

F061.5；F061.2

A

1007-5097（2017）11-0084-10

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.11.012

2017-06-15

國家社會科學基金項目（15BJL101）；西華大學研究生創新基金項目（YCJJ2016204）

何雄浪（1972-），男，四川南充人，教授，經濟學博士，研究方向：區域經濟；

靳中輝（1989-），男，河南周口人，碩士研究生，研究方向：區域經濟。

［責任編輯：歐世平］