區(qū)域不平衡與經(jīng)濟發(fā)展

張乃心 郎青云

摘 要：改革開放以后，隨著經(jīng)濟的高速發(fā)展，我國在科學技術、農(nóng)業(yè)發(fā)展、公共事業(yè)、社會生活的方方面面均取得了矚目的成就，但隨之而來的，我國地區(qū)間經(jīng)濟差距也逐漸拉大，區(qū)域發(fā)展不平衡問題突出，并引起社會廣泛關注。本文基于產(chǎn)業(yè)結構、地方政策差異、財政分權、人力資本和對外貿(mào)易在經(jīng)濟增長中的重要作用，選取地區(qū)差距的基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)和變異系數(shù)，分別從上述變量中根據(jù)不同經(jīng)濟差距指標選擇控制變量建立計量模型，實證性的討論了中國31個省、市、自治區(qū)1978-2014年地區(qū)差距隨著我國經(jīng)濟增長的演變趨勢。結果顯示，我國的地區(qū)間差距與經(jīng)濟增長之間符合庫茲涅茨曲線倒“U”型曲線。

關鍵詞：地區(qū)差距;經(jīng)濟增長;庫茲涅茨曲線;最小二乘法

改革開放以來，中國經(jīng)濟取得高速發(fā)展，從1978年到2014年，GDP由3645.2億元增加到102911.8億元，同期各省份的GDP也呈現(xiàn)出顯著的上升趨勢，但隨之而來的，不只有社會繁榮和人民生活水平的提高，正如圖1（a）和圖1（b）所示，1998年以前，隨著經(jīng)濟不斷發(fā)展，我國的區(qū)域差距也呈現(xiàn)不斷上升的態(tài)勢，地區(qū)間的差距并沒有出現(xiàn)新古典增長理論的趨同假說，與之相反，富裕的地區(qū)或憑借其地理優(yōu)勢，或憑借其技術水平和經(jīng)濟基礎，以更加迅猛的態(tài)勢向前發(fā)展，而貧窮的地區(qū)相對發(fā)展較慢，不可避免的使得我國地區(qū)差距不斷擴大。如圖1、2所示，1998年以后，由于西部大開發(fā)戰(zhàn)略、振興東北老工業(yè)基地戰(zhàn)略、中部崛起戰(zhàn)略等一系列致力于實現(xiàn)地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展的政策的實施，我國的地區(qū)差距逐漸縮小，呈現(xiàn)下降趨勢，但近年來下降趨勢趨緩，直到2014年，我國的區(qū)域差距仍然較大，人均收入最高的上海和收入最低的貴州相比，以2000年為基期，實際人均GDP前者仍然達到后者的5.6倍。

針對中國地區(qū)差距增長及其影響因素的問題，已經(jīng)有一些有意義的研究成果，本文將基于現(xiàn)有研究，使用泰爾指數(shù)、基尼系數(shù)、變異系數(shù)、標準差為工具計算地區(qū)間經(jīng)濟差距，以經(jīng)濟發(fā)展水平作為核心解釋變量，考慮相關性、顯著性分別從外商直接投資、對外開放程度、人力資本、地方政策差異、產(chǎn)業(yè)結構、城市化水平、財政分權中選取因素作為控制變量，通過最小二乘法回歸，分別建立相應計量模型，揭示地區(qū)差距與經(jīng)濟增長之間的關系。Fujita和Hu（2001）、Wei（2015）提出，全球化特別是國際貿(mào)易和外國直接投資對經(jīng)濟增長具有重要的影響作用;也指出，對外貿(mào)易往往有利于城市和區(qū)域比較優(yōu)勢的形成，本文在選擇控制變量時考慮了數(shù)據(jù)的代表性和可得性，以1978年至2014年的進出口貿(mào)易總額作為代表該地區(qū)國際化水平的控制變量。此外，Wei（2015）、Acemoglu，Johnson，和Robinson（2002）、Wei（2000）也提到對當?shù)卣恼呋顒訉τ谀承┑貐^(qū)的經(jīng)濟發(fā)展有著顯著的影響，也因此使得地區(qū)發(fā)展不平衡。除上述因素外，彭國華（2005），石磊、高帆（2006），林毅夫、劉培林（2003）提到工業(yè)和其他第三產(chǎn)業(yè)對省區(qū)勞動生產(chǎn)率增長有巨大貢獻。關于城市化水平，許召元、李善同（2006），陸銘、陳釗（2004），王小魯（2003）指出，城市化水平對地區(qū)經(jīng)濟增長有顯著的正向影響。劉夏明等（2004）提出財政投資分權化政策對于地方經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響。影響區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的不平衡性的相關因素遠遠多于以上所提到的，考慮到樣本數(shù)量和自由度的限制，本文僅加入以上控制變量來考察經(jīng)濟增長與地區(qū)差距的關系。

通過對核心解釋變量經(jīng)濟發(fā)展與控制變量外商直接投資、對外開放程度、人力資本、地方政策差異、產(chǎn)業(yè)結構、城市化水平、財政分權做相關系數(shù)分析，在相關系數(shù)較大（中度相關及以上|r|≥0.3）的控制變量中進行選擇，針對不用的地區(qū)差距指標淘汰相應變量，另外，通過VIF方差夸大膨脹因子檢驗，剔除VIF過高（≥10）的變量，經(jīng)過兩次篩選后得到每種差距衡量指標下的控制變量，回歸得到以下計量模型。

第一組模型為不加入任何控制變量、僅有核心解釋變量，即經(jīng)濟發(fā)展水平差距的模型，分別以四個區(qū)域差距指標回歸，得以下模型。

其中y1，y2，y3，y4分別表示以標準差、變異系數(shù)、基尼系數(shù)以及Theil指數(shù)所表示的區(qū)域經(jīng)濟差距，x表示人均GDP，根據(jù)回歸結果，除標準差模型外，其他模型均滿足β1>0，β2<0，根據(jù)David（2004）驗證，模型（2.1）、（3.1）、（4.1）均符合庫茲涅茨倒“U”曲線。

上述回歸模型的結果如表1所示，觀察分別分省實際人均GDP的變異系數(shù)、基尼系數(shù)、Theil指數(shù)模型作為被解釋變量代理變量的模型（2.1）、（3.1）、（4.1）的回歸結果可得，三個模型均通過了聯(lián)合顯著性水平檢驗，F(xiàn)統(tǒng)計量都較高，其中模型（2.1），以變異系數(shù)為指標衡量中國地區(qū)差距水平的模型的回歸效果最好，調(diào)整后的判定系數(shù)R^2最大為0.824911，解釋能力最高，F(xiàn)統(tǒng)計量最大，回歸效果最好;而使用基尼系數(shù)代理地區(qū)差距時，模型的解釋能力最差，調(diào)整后判定系數(shù)R^僅為0.388156，F(xiàn)統(tǒng)計量也相對較低;Theil指數(shù)回歸模型回歸效果居中。這說明，相比其他表示地區(qū)差距的指標，變異系數(shù)更加穩(wěn)定，回歸效果也最好，也說明，中國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距與經(jīng)濟發(fā)展確有相關，且二者之間關系滿足合庫茲涅茨曲線，即隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，我國地區(qū)先增大后縮小。

第二組模型為加入通過相關系數(shù)檢驗和方差膨脹因子分析的控制變量后，表示我國經(jīng)濟發(fā)展差距與經(jīng)濟增長之間關系的模型，由于城鎮(zhèn)化水平和人口與核心解釋變量經(jīng)濟發(fā)展水平和其他控制變量相關系數(shù)都顯著偏高，故而舍去。因而，基于對以上控制變量進行相關性分析和方差膨脹因子檢驗，以變異系數(shù)為標準的經(jīng)濟發(fā)展差距模型中，加入控制變量第三產(chǎn)業(yè)占比x2、教育x3、農(nóng)業(yè)支出x5與進出口總額x6;以基尼系數(shù)為標準的經(jīng)濟發(fā)展差距模型中，加入控制變量第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比x1、第三產(chǎn)業(yè)占比x2、財政分權x4、農(nóng)業(yè)支出x5、進出口總額x6;以泰爾指數(shù)為標準的經(jīng)濟發(fā)展差距模型中，加入控制變量第三產(chǎn)業(yè)占比x2、農(nóng)業(yè)支出x5、進出口總額x6。分別代入后得以下模型。

由表2 回歸結果可得，加入控制變量，模型的調(diào)整后R^2都提高，模型解釋能力增強。根據(jù)David（2004），模型（2.2）、（3.2）、（4.2）均滿足β1>0，β2<0，即符合庫茲涅茨倒“U”曲線，由模型（2.2）、（3.2）、（4.2）可知，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占名義GDP比重的差距對地方經(jīng)濟差距有正向作用，即第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值份額各省差距越大，地區(qū)經(jīng)濟差距就會越大，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值份額的不斷上升往往意味著該省份產(chǎn)業(yè)結構的升級，因而各省第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值份額差距的擴大往往導致地區(qū)經(jīng)濟差距的擴大。

由模型（2.2）可知，教育差距對地方經(jīng)濟差距有反向作用，即各省教育差距越大，地區(qū)經(jīng)濟差距就會越小，教育是人力資本的代理變量，體現(xiàn)了一個省份的發(fā)展?jié)撃?，一個省份的高校在校學生人數(shù)越多，就意味著該省份的潛在人才更多，從來發(fā)展?jié)摿σ簿驮酱?，教育資源富裕的省份往往有著更為高質(zhì)量的人才和更強的創(chuàng)新發(fā)展的能力。

由模型（3.2）可知，地方財政支出占名義GDP比重的差距對地方經(jīng)濟差距有反向作用，即財政分權程度各省差距越大，地區(qū)經(jīng)濟差距就會越小。財政分權意味著地方政府會擁有更自主的財政權利，地方財政支出的數(shù)值大，則意味著地方政府的財政自主性強，反之亦然。

由模型（2.2）、（3.2）、（4.2）可知，農(nóng)業(yè)支出差距對地方經(jīng)濟差距有正向作用，即農(nóng)業(yè)支出各省差距越大，地區(qū)經(jīng)濟差距就會越大，農(nóng)業(yè)支出往往與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)正相關，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟又是一個省份整體經(jīng)濟不可分割的一部分，因而農(nóng)業(yè)支出差距的擴大也會導致地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平差距的擴大。

根據(jù)以上分析，我們得出結論，自197-2014年，我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距與經(jīng)濟發(fā)展水平呈現(xiàn)倒“U”型的演變趨勢，近年來隨著我國經(jīng)濟發(fā)展水平的提升，我國地區(qū)經(jīng)濟差距逐漸縮小，但地區(qū)差距仍然較大。此外，我國地區(qū)經(jīng)濟差距也受到產(chǎn)業(yè)結構、人力資本、財政分權、地方政策以及對外貿(mào)易等多種因素的顯著影響，這對于我國下一步促進地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展的政策制定具有啟示意義。

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（中央財經(jīng)大學 北京 海淀? 100081）