俱樂部收斂與中等收入陷阱

徐永慧 李月 鄧宏圖

(1.廣州航海學(xué)院航運(yùn)經(jīng)貿(mào)學(xué)院，廣東 廣州510725；2.南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071；3.廣州大學(xué)新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中心，廣東 廣州 510006)

一、引言

中等收入陷阱(the Middle Income Trap)，是近年來發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的重要研究議題之一。該概念于2006年世界銀行的報告《東亞經(jīng)濟(jì)發(fā)展報告》中被首次提出，描述的是快速增長經(jīng)濟(jì)體運(yùn)行至中等收入階段后，經(jīng)濟(jì)增長陷入停滯，無法繼續(xù)向高收入階段攀升的現(xiàn)象。根據(jù)世界銀行2011年的標(biāo)準(zhǔn)，2010年中國人均GNI首次突破中等偏上收入門檻，進(jìn)入中高收入國家行列(1)2011年7月World Bank發(fā)布的最新標(biāo)準(zhǔn)是：2010年人均國民收入達(dá)到1 006-3 975美元的經(jīng)濟(jì)體，被劃分為中等偏下收入經(jīng)濟(jì)體；2010年人均國民收入達(dá)到3 976-12 275美元則被劃分為中等偏上收入經(jīng)濟(jì)體。，中國經(jīng)濟(jì)是否會陷入中等收入陷阱以及如何跨越等問題逐漸受到學(xué)界與管理層的重視。2020年10月黨的十九屆五中全會首次提出到2035年“全體人民共同富裕取得更為明顯的實(shí)質(zhì)性進(jìn)展”。2021年8月中央財經(jīng)委員會第十次會議就促進(jìn)共同富裕問題做出部署，強(qiáng)調(diào)在高質(zhì)量發(fā)展中促進(jìn)共同富裕。共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)要求以不懈擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)總量為基礎(chǔ)，成功邁入高收入階段是逐步推動這一遠(yuǎn)景目標(biāo)的階段性關(guān)鍵目標(biāo)，因此中等收入陷阱議題對中國始終具有重要現(xiàn)實(shí)意義。現(xiàn)有國內(nèi)外文獻(xiàn)探討中等收入陷阱相關(guān)議題主要針對3個方面：對是否陷入中等收入陷阱的判定、中等收入陷阱產(chǎn)生的原因以及跨越中等收入陷阱的戰(zhàn)略選擇。其中有理論探討也有實(shí)證檢驗(yàn)，研究方法各異；但其關(guān)鍵且首要的問題則在于第一方面。

二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

(一)中等收入陷阱的識別

現(xiàn)有文獻(xiàn)對中等收入陷阱的不同認(rèn)識與解讀主要取決于對中等收入的不同界定方法，大體上包含相對與絕對兩種界定方式：一，絕對指標(biāo)。根據(jù)一國或地區(qū)絕對人均收入水平(或人均GDP)來劃定低收入、中等收入、高收入國家的邊界。在這種認(rèn)識下，中等收入陷阱被界定為絕對人均收入水平的增長減速或停滯，從而長期停留在中等收入水平而無法邁入高收入階段[1-2]；二，相對指標(biāo)。通過構(gòu)建一國與美國或者OECD國家的收入比,即趕超指數(shù)(Catch-Up Index，CUI)，來確定低收入、中等收入、高收入國家的劃分界限[3-4]。基于這種標(biāo)準(zhǔn)，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們往往從經(jīng)濟(jì)趨同的角度來看待陷阱問題，認(rèn)為中等收入陷阱是偏離了收斂的軌道，沒有實(shí)現(xiàn)與高收入經(jīng)濟(jì)體的收斂[5]。

圖1和圖2分別按以上兩種方式給出中國大陸、中國香港、哥倫比亞的收入階段劃分(2)中國香港、哥倫比亞分別作為順利跨越中等收入階段、長期陷入中等收入陷阱的典型案例。。顯見這兩種方式得出的基本結(jié)論是類似的，中國香港在上世紀(jì)70年代末、80年代初順利跨越中等收入階段；哥倫比亞長期陷在中等收入階段，這一特點(diǎn)在圖2更突出；中國大陸在1950年之前的人均實(shí)際GDP長期停滯在1 000美元左右，之后持續(xù)增長，而且中國的增長態(tài)勢明顯優(yōu)于哥倫比亞，這一特點(diǎn)同樣在圖2更為明顯。這一對比顯示，采用相對指標(biāo)界定中等收入會更為直觀。

600005000040000300002000010000

1.00.90.80.70.60.50.40.30.20.10哥倫比亞中國大陸中國香港

就研究進(jìn)展來看，從絕對指標(biāo)探索中等收入陷阱的實(shí)證文獻(xiàn)較多，研究方法上大多基于新古典經(jīng)濟(jì)增長理論，將一國人均GDP、經(jīng)濟(jì)增長率、是否陷入陷阱的虛擬變量、中等收入階段的停留時間或轉(zhuǎn)型概率作為被解釋變量，將其他影響經(jīng)濟(jì)增長的因素作為解釋變量，使用線性增長模型、面板模型、二元或多元選擇模型、COX等比例模型等計(jì)量模型，實(shí)證探索陷入中等收入陷阱的可能原因。

與此相對，從相對指標(biāo)探索中等收入陷阱的實(shí)證文獻(xiàn)相對有限，主要集中于經(jīng)驗(yàn)研究和理論層面研究。當(dāng)經(jīng)濟(jì)體運(yùn)行至中等收入階段后經(jīng)濟(jì)增長出現(xiàn)分化，是一個不爭的事實(shí)。世界銀行2008年關(guān)于發(fā)展中國家增長表現(xiàn)的研究表明，在戰(zhàn)后101個達(dá)到中等收入的經(jīng)濟(jì)體中，僅有13個國家連續(xù)25年實(shí)現(xiàn)7%以上的增長(5)Commission on Growth and Development (2008), 13個國家與地區(qū)分別是：博茨瓦納、巴西、中國大陸、中國香港、印尼、日本、韓國、馬蘭西亞、馬耳他、阿曼、新加坡、中國臺灣和泰國。，大多數(shù)經(jīng)濟(jì)體都出現(xiàn)了不同程度的經(jīng)濟(jì)減速，偏離了原本的收斂軌道。對此，學(xué)者試圖從理論與實(shí)證層面找尋經(jīng)濟(jì)體運(yùn)行至中等收入階段出現(xiàn)分化的證據(jù)(6)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行軌跡出現(xiàn)分化不僅是跨國現(xiàn)象，在中國區(qū)域研究中也發(fā)現(xiàn)了這一特點(diǎn)。如宋高燕等(2021)[7]發(fā)現(xiàn)，基于中國各省區(qū)資源稟賦結(jié)構(gòu)不同，發(fā)達(dá)省區(qū)和非發(fā)達(dá)省區(qū)的技術(shù)選擇軌跡出現(xiàn)分岔，造成了發(fā)達(dá)、非發(fā)達(dá)兩類省區(qū)的非均衡發(fā)展。。Aghion和Howitt(2008)[8]發(fā)現(xiàn)大多數(shù)經(jīng)濟(jì)體正在向相同或平行的增長路徑收斂。Agénor和Canuto(2015,2017)[9-10]通過構(gòu)建代際模型，發(fā)現(xiàn)當(dāng)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行至中等收入階段時，基于知識占比、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)或者創(chuàng)新、融資渠道等初始條件的差異將產(chǎn)生多重均衡，運(yùn)行至低水平均衡的經(jīng)濟(jì)體表現(xiàn)為陷入中等收入陷阱，為從收斂角度展開中等收入陷阱的相關(guān)實(shí)證研究提供了理論基礎(chǔ)。李月與鄧露(2017)[11]則采用門檻回歸方法論證了Agénor和Canuto(2015)[9]的理論結(jié)果，即中等收入陷阱是多重均衡的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中低水平均衡的表現(xiàn)。Ito(2017)[12]、閆森(2017)[13]分別以東亞和亞洲為研究對象，發(fā)現(xiàn)按收入劃分的經(jīng)濟(jì)體各組別的收斂曲線存在明顯不同，通過比較增長收斂路徑的差異，他們得出若無法實(shí)現(xiàn)向更高收入水平收斂路徑的跳躍就會陷入中等收入陷阱的結(jié)論。劉金全等(2018)[14]在索洛模型框架下推導(dǎo)出經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中可能存在多條收斂線，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)體到達(dá)中等收入水平后若無法轉(zhuǎn)換增長動力以實(shí)現(xiàn)從低收斂曲線向更高收斂曲線的躍升就會陷入中等收入陷阱。黃先海和宋學(xué)印(2017)[15]在熊彼特內(nèi)生增長框架內(nèi)，從技術(shù)進(jìn)步視角給出中等收入陷阱的一般發(fā)生機(jī)制：遠(yuǎn)離技術(shù)前沿的發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體的技術(shù)進(jìn)步動力未能適時轉(zhuǎn)換，使得技術(shù)進(jìn)步率過早進(jìn)入收斂狀態(tài)而跌入“技術(shù)追趕陷阱”，由此導(dǎo)致收入增長過早收斂于中等收入水平而跌入中等收入陷阱。顯見，此類文獻(xiàn)基于的理論模型、研究視角、具體研究對象等方面雖然有諸多不同，但均圍繞一個共同的認(rèn)知——中等收入群體收斂路徑的分化，這就引出經(jīng)濟(jì)收斂理論下的相關(guān)概念——俱樂部收斂假說(the club convergence hypothesis)。但現(xiàn)有國內(nèi)外文獻(xiàn)少有明確借助俱樂部收斂來進(jìn)行中等收入陷阱的識別并展開如何跨越陷阱的研究的。本文將借助收斂理論下的俱樂部收斂在實(shí)證層面進(jìn)一步深入與拓展此類研究。

(二)俱樂部收斂概念界定和相關(guān)假說的提出

為充分明晰俱樂部收斂的內(nèi)涵，從而理解為何可以通過俱樂部收斂檢驗(yàn)來識別中等收入經(jīng)濟(jì)體收斂軌道的分化，本文對俱樂部收斂概念的衍生脈絡(luò)進(jìn)行簡述。收斂性理論根源于新古典增長理論的資本邊際報酬遞減規(guī)律[16]，即經(jīng)濟(jì)體的增長率與其和穩(wěn)態(tài)的距離成反比。以人均收入為例，絕對收斂假定所有地區(qū)擁有完全相同的外生經(jīng)濟(jì)特征，即新古典增長模型的基本構(gòu)成一致(包括投資率、人口增長率、生產(chǎn)函數(shù)等)，那么在新古典增長理論下這些地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長路徑和穩(wěn)態(tài)收入水平就是一致的，這種情形下絕對收斂就意味著經(jīng)濟(jì)增速與初始人均收入水平嚴(yán)格成反比[17-18]。絕對收斂的假定在存在大量樣本異質(zhì)性的大樣本情況下難以符合現(xiàn)實(shí)，Mankiw等(1992)[19]進(jìn)一步提出條件收斂概念，即在控制不同地區(qū)的基本外生經(jīng)濟(jì)特征(如偏好、技術(shù)、人口增速、政府政策等)后也存在初始人均收入和經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)相關(guān)關(guān)系。但條件收斂意味著不同區(qū)域會收斂于由各自的基本經(jīng)濟(jì)特征決定的穩(wěn)態(tài)水平而非同一的穩(wěn)態(tài)水平，因此只有基本經(jīng)濟(jì)特征一致的經(jīng)濟(jì)體才會趨同。諸多實(shí)證和經(jīng)驗(yàn)研究表明跨國人均收入的分布表現(xiàn)出聚類模式，由此引出俱樂部收斂的概念，即控制外生基本經(jīng)濟(jì)特征后，具有相似內(nèi)生初始條件的地區(qū)集團(tuán)內(nèi)部的人均收入會趨同，而存在初始條件差異的這些地區(qū)集團(tuán)之間則不存在人均收入的趨同[20]。

相比于絕對收斂和條件收斂，俱樂部收斂更符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)，更適用于大樣本跨國研究，也更具有實(shí)際的政策意義。俱樂部收斂意味著欠發(fā)達(dá)地區(qū)向發(fā)達(dá)地區(qū)的持續(xù)追趕還需要逐漸調(diào)整自己的經(jīng)濟(jì)特征，以與發(fā)達(dá)地區(qū)集團(tuán)接近、一致，才能實(shí)現(xiàn)向發(fā)達(dá)地區(qū)所處穩(wěn)態(tài)水平的趨同。這一政策含義根源于一個客觀規(guī)律，即處于不同發(fā)展階段的經(jīng)濟(jì)體實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長的根本動力因素不同[21-23]，因此向更高收入階段的攀升需要相應(yīng)地調(diào)整人力資本、物質(zhì)資本等基本經(jīng)濟(jì)特征以實(shí)現(xiàn)增長動力轉(zhuǎn)換，假若不能及時調(diào)整就會收斂于低水平均衡從而陷入中等收入陷阱[24](7)按此理論邏輯，亦可以定義“低收入陷阱”或者“貧困陷阱”“高收入陷阱”[21]，本文集中研究中國所屬的中等收入群體對應(yīng)的中等收入陷阱，“高收入陷阱”或?qū)⑹俏磥淼难芯恐黝}之一。。

那么中等收入群體之間是否形成了俱樂部收斂呢？如果是，基于以上理論分析，相比于收斂于高水平均衡的經(jīng)濟(jì)體，收斂于低水平均衡的經(jīng)濟(jì)體進(jìn)一步向高收入經(jīng)濟(jì)體收斂就需要付出更大的調(diào)整經(jīng)濟(jì)基本特征的努力，從而也面臨著更大的陷入中等收入陷阱的可能。本文擬通過對中等收入經(jīng)濟(jì)體之間俱樂部收斂的檢驗(yàn)來對其經(jīng)濟(jì)增長的分化展開研究，提出如下假說。

H1中等收入經(jīng)濟(jì)體之間形成了”俱樂部收斂“，部分經(jīng)濟(jì)體在高水平均衡形成穩(wěn)態(tài)，部分經(jīng)濟(jì)體在低水平均衡形成穩(wěn)態(tài)，后者即為更容易陷入中等收入陷阱的經(jīng)濟(jì)體。

(三)俱樂部收斂的識別和檢驗(yàn)

對俱樂部收斂的實(shí)證研究遵循兩步法，一是識別俱樂部個數(shù)及成員，二是檢驗(yàn)識別出來的俱樂部集團(tuán)的確屬于俱樂部收斂現(xiàn)象。

第一，對俱樂部的識別有外生識別和內(nèi)生識別兩種，前一種比如沈坤榮和馬俊(2002)[25]在研究中國區(qū)域俱樂部收斂現(xiàn)象時，依據(jù)地理區(qū)位人為預(yù)先設(shè)定東、中、西三大俱樂部。這種方法有一定的合理性，地理接近的地區(qū)一般具備類似的自然資源稟賦，互相之間的要素流動、信息和技術(shù)外溢性也比較強(qiáng)，從而更可能趨向同一穩(wěn)態(tài)。缺點(diǎn)是沒有考慮部分經(jīng)濟(jì)單元跨地域向其他發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)單元收斂的可能性，尤其是在全球經(jīng)濟(jì)一體化的背景下僅將收斂限于相鄰地域容易導(dǎo)致偏誤；內(nèi)生識別方法則更為科學(xué)，從而被更多的文獻(xiàn)采用，現(xiàn)有研究方法包括回歸樹方法[26]、基于與穩(wěn)態(tài)水平差值的時間序列分析方法[27]、基于共同確定性時間趨勢的分析[28]、協(xié)整檢驗(yàn)[29]等，其中Phillips和Sul(2007,2009)[30-31]提出的收斂和聚類檢驗(yàn)方法由于考慮了經(jīng)濟(jì)體經(jīng)歷轉(zhuǎn)型過程的情形而成為本文選擇的俱樂部識別方法，也就是說即使經(jīng)濟(jì)體之間存在短期發(fā)散行為等多種過渡模式，該方法也能檢驗(yàn)出經(jīng)濟(jì)體之間長期的收斂情況，這一優(yōu)點(diǎn)對極可能經(jīng)歷多種轉(zhuǎn)型過渡階段的發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體(包括中國在內(nèi))極為重要，而時間序列分析、面板單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)等平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法則做不到這一點(diǎn)。因此本文擬采用該方法對中等收入群體進(jìn)行俱樂部內(nèi)生識別。

第二，對俱樂部收斂的檢驗(yàn)。很多文獻(xiàn)僅止步于第一步的研究，未對是否是俱樂部收斂展開進(jìn)一步的檢驗(yàn)。但如Quah(1993)[32]所說，在收斂的很多截面研究中通常存在著非收斂俱樂部的俱樂部。Azariadis和Drazen(1990)[33]、Galor(1996)[20]等研究對是否屬于俱樂部收斂以及俱樂部收斂和條件收斂的區(qū)別進(jìn)行了理論探討，條件收斂假設(shè)意味著收斂穩(wěn)態(tài)依賴于經(jīng)濟(jì)體的外生結(jié)構(gòu)特征，但并不依賴于人力資本、物質(zhì)資本等內(nèi)生初始條件。俱樂部收斂假設(shè)則意味著若兩國初始條件不同，他們也會收斂于不同的穩(wěn)態(tài)水平。也就是說，經(jīng)濟(jì)體的收斂路徑不僅取決于經(jīng)濟(jì)體的基本經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征，還依賴于其初始條件高于還是低于某一特定的門檻值。經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)相似以及初始條件位于特定門檻值同一側(cè)的經(jīng)濟(jì)體會收斂于同一穩(wěn)態(tài)水平，也就是同一收斂俱樂部。因此初始條件在俱樂部形成機(jī)制中的解釋能力是區(qū)分條件收斂還是俱樂部收斂的關(guān)鍵[34-36]，本文對中等收入群體的俱樂部收斂檢驗(yàn)沿著他們的理論和實(shí)證思路展開。

綜上，由于采用相對指標(biāo)界定中等收入、識別中等收入陷阱會更為直觀，而此類研究也相對較少，因此本文將沿著相對指標(biāo)的視角，明確借助收斂理論下的俱樂部收斂在實(shí)證層面進(jìn)一步深化此類研究，一是采用Phillips和Sul(2007，2009)[30-31]的方法內(nèi)生識別中等收入群體之間的收斂俱樂部，并在絕對指標(biāo)視角下采用核密度估計(jì)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)；二是拓展Bartkowska和Riedl(2012)[35]對俱樂部收斂的實(shí)證檢驗(yàn)方法，并由此為中等收入經(jīng)濟(jì)體如何收斂于高水平穩(wěn)態(tài)均衡從而更可能跨越中等收入陷阱提供政策路徑參考。

三、中等收入經(jīng)濟(jì)體之間收斂俱樂部的內(nèi)生識別

(一)收斂俱樂部識別方法的說明——收斂與聚類檢驗(yàn)

Phillips和Sul(2007,2009)[30-31]提出的收斂檢驗(yàn)方法是基于一個非線性時變因子模型。

對于面板數(shù)據(jù)Xit,i=1,2,…,N,t=1,2,…,T,N為個體總數(shù)，T為時期數(shù)，通常可以分解成以下單因子模型

Xit=φiμt+εit

(1)

其中，φi代表個體特征成分(因子系數(shù))，μt為共同因子，εit為誤差項(xiàng)。通過φi和εit，式(1)就能捕獲Xit相對于共同因子μt的演化路徑。

Phillips和Sul則將時變因素納入個體特征成分，建立非線性時變因子模型

Xit=φiμt+εit=(φi+εit/μt)μt=δitμt

(2)

其中，δit包含個體特征成分和誤差項(xiàng)，代表時變的因子載荷，衡量了Xit和μt之間的距離。若μt代表共同增長路徑，那么δit就反映了個體i在t時點(diǎn)相對于共同增長路徑所占份額。相比于式(1)，式(2)通過時變的δit允許個體行為是異質(zhì)的，并能通過檢驗(yàn)δit的收斂性來檢驗(yàn)個體的收斂性。

為了對δit建模，Phillips和Sul構(gòu)建了一個相對轉(zhuǎn)換參數(shù)hit。

(3)

為了具體設(shè)定收斂原假設(shè)，Phillips和Sul用如下允許時間和個體異質(zhì)性的半?yún)⑿问綄Ζ膇t建模

(4)

其中，σi>0，εit在橫截面上獨(dú)立同分布(i.i.d.(0,1))，L(t)是個緩慢變化函數(shù)(即L(t)→∞(t→∞)),α為收斂速度。

基于式(4)，收斂原假設(shè)可寫為

H0:δi=δ,α≥0

備擇假設(shè)HA:對于所有的i，δi≠δ,或α<0

備擇假設(shè)則包括發(fā)散、俱樂部收斂、追趕等多種可能。比如，在存在兩個收斂俱樂部的情況下，備擇假設(shè)可以寫為

在式(4)和收斂原假設(shè)下，Phillips和Sul指出hit的截面方差具有以下極限形式

(5)

設(shè)定L(t)=logt，由式(5)便可得到如下logt回歸模型

(6)

其中，T0=[rT],[rT]為rT的整數(shù)部分，即剔除前r%的時間序列(8)Phillips和Sul基于蒙特卡洛模擬，建議r取值在[20,30]之間，且對于時期數(shù)小于50的樣本，建議r取值30。。-2logL(t)是懲罰函數(shù)，有助于提升模型檢驗(yàn)績效。γ即為收斂檢驗(yàn)的關(guān)鍵參數(shù)，若相應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量過小就拒絕收斂原假設(shè)。

若樣本整體收斂的原假設(shè)被拒絕，Phillips和Sul進(jìn)一步提出一個聚類機(jī)制檢驗(yàn)程序，來內(nèi)生識別收斂俱樂部。

Phillips和Sul提出的這種收斂和聚類檢驗(yàn)方法有3個主要優(yōu)點(diǎn)，一是允許不同經(jīng)濟(jì)體的收斂過程中存在多種過渡行為；二是允許技術(shù)異質(zhì)性情形從而適用性更強(qiáng)；三是能同時檢驗(yàn)出樣本整體收斂、發(fā)散和俱樂部收斂等多種情形。而這些都是標(biāo)準(zhǔn)的面板單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)等平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法無法實(shí)現(xiàn)的。下面本文用Phillips和Sul提出的這種方法來實(shí)證分析中等收入國家的經(jīng)濟(jì)增長是否形成了多個收斂俱樂部。

(二)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

為驗(yàn)證H1，首先需要選取當(dāng)前處于中等收入階段的經(jīng)濟(jì)體樣本。目前學(xué)界對于中等收入經(jīng)濟(jì)體的劃分范圍尚無確切標(biāo)準(zhǔn)，在實(shí)證層面，人均GDP(PPP)往往是最能反映一國或地區(qū)真實(shí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo)。鑒于數(shù)據(jù)的可得性和涵蓋國家的廣泛性，本文采用世界銀行2020年7月發(fā)布的收入分類標(biāo)準(zhǔn)來篩選當(dāng)前處于中等收入階段的經(jīng)濟(jì)體樣本，發(fā)現(xiàn)在2019年有106個經(jīng)濟(jì)體處于中等收入階段(9)2020年7月發(fā)布的收入分類標(biāo)準(zhǔn)為：人均GNI處于1 036-4 045美元為處于中等偏下收入階段：人均GNI處于4 046-12 535美元中等偏上收入階段。基于這一收入分類標(biāo)準(zhǔn)和按圖表集法衡量的人均國民總收入(GNI)(現(xiàn)價美元)篩選當(dāng)前處于中等收入階段的經(jīng)濟(jì)體樣本。。鑒于世行未給出跨國跨時期均可比的人均GDP或GNI數(shù)據(jù)，本文實(shí)際采用的人均GDP數(shù)據(jù)來自PWT10.0，即采用PWT10.0給出的鏈?zhǔn)劫徺I力平價下產(chǎn)出角度的實(shí)際GDP(2017年為基期，百萬美元)和總?cè)丝?百萬人)兩個指標(biāo)得到跨國、跨年可比的人均實(shí)際GDP(2017年為基期，美元/人)。基于PWT10.0中相關(guān)數(shù)據(jù)的可得性，本文進(jìn)一步剔除若干存在缺失數(shù)據(jù)的經(jīng)濟(jì)體樣本，最終確定93個中等收入經(jīng)濟(jì)體作為本文的研究樣本。

(三)俱樂部識別實(shí)證結(jié)果

1.Log t檢驗(yàn)和聚類結(jié)果

首先，本文對93個國家在1990-2019年間的人均實(shí)際GDP(2017年為基期，美元/人)進(jìn)行l(wèi)og t檢驗(yàn)，見表1第2行對整個樣本的收斂性檢驗(yàn)結(jié)果。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，整個樣本log t檢驗(yàn)得到的t統(tǒng)計(jì)量為-28.08，小于-1.65，因此，在5%的顯著性水平下拒絕中等收入樣本整體收斂的原假設(shè)。據(jù)此判斷,就人均實(shí)際GDP而言，在過去30年間這93個經(jīng)濟(jì)體并沒有向同一穩(wěn)態(tài)均衡收斂。

表1 收斂檢驗(yàn)和俱樂部識別結(jié)果

繼而，用聚類機(jī)制檢驗(yàn)程序進(jìn)行俱樂部識別，以判斷這93個樣本國家是整體發(fā)散的還是形成了某些收斂俱樂部。聚類檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)這93個國家形成了3個收斂俱樂部。表1中的第3至5行給出了這3個俱樂部所含成員個數(shù)和log t收斂性檢驗(yàn)結(jié)果。顯然，3個俱樂部檢驗(yàn)得到的t統(tǒng)計(jì)量值均大于-1.65，因此在5%的顯著性水平下均無法拒絕單個俱樂部內(nèi)部收斂的原假設(shè)。

然而，這種聚類機(jī)制容易高估俱樂部的個數(shù)[31]。為此，取α1部分的低收入俱樂部成員和α2部分的高收入俱樂部成員構(gòu)成一個新組，對其進(jìn)行l(wèi)og t檢驗(yàn)來判斷能否將鄰近俱樂部合并。借鑒Phillips和Sul的方法設(shè)定α1=α2=0.5，即取低俱樂部中與高俱樂部鄰近的一半經(jīng)濟(jì)體和高收入俱樂部中與低俱樂部鄰近的一半經(jīng)濟(jì)體構(gòu)成一個新樣本進(jìn)行l(wèi)og t檢驗(yàn)。俱樂部合并檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示(10)由于俱樂部3成員數(shù)較少，本文進(jìn)一步將俱樂部2的一半成員與整個俱樂部3的成員合并起來進(jìn)行測試，所得到的結(jié)論見表2中第四行。，所得到t統(tǒng)計(jì)量值均小于-1.69，即各子樣本均是不收斂的，這樣本文就證實(shí)了在5%的顯著性水平下俱樂部1和俱樂部2、俱樂部2和俱樂部3是無法合并的，從而證實(shí)了以上聚類檢驗(yàn)機(jī)制所識別出的3個俱樂部的穩(wěn)健性。

表2 俱樂部合并檢驗(yàn)結(jié)果

從而，借助Phillips和Sul的log t檢驗(yàn)與聚類分析檢驗(yàn)，本文發(fā)現(xiàn)當(dāng)前中等收入經(jīng)濟(jì)體在過去三十年的經(jīng)濟(jì)增長軌跡形成了3個收斂俱樂部。相對地，俱樂部1為高水平穩(wěn)態(tài)俱樂部，俱樂部3為低水平穩(wěn)態(tài)俱樂部(11)由于Phillips和Sul提出的收斂檢驗(yàn)和俱樂部識別方法針對增長率收斂，這里的“高水平穩(wěn)態(tài)”其實(shí)可以更貼切地稱為“高水平增速穩(wěn)態(tài)”。。接下來本文將分析不同俱樂部的特征及其之間的關(guān)系。

2.俱樂部特征分析

圖2給出了初期對數(shù)人均GDP相對于末期對數(shù)人均GDP的時間序列圖。圖中的斜線為45度線，在該線上方的點(diǎn)意味著正的年均增長率，在該線下方的點(diǎn)意味著負(fù)的年均增長率，每個點(diǎn)與45度線的垂直距離能反映年均增長率的大小。由圖2可看出，除了俱樂部2的吉爾吉斯共和國以及俱樂部3中伯利茲、科摩羅、津巴布韋、塔吉克斯坦五個經(jīng)濟(jì)體，其他經(jīng)濟(jì)體在1990-2019年間的年均經(jīng)濟(jì)增長率都是正的。尤其是，俱樂部1中各成員的年均增長率整體高于俱樂部2，俱樂部2中各成員的年均增長率要明顯高于俱樂部3。這就證實(shí)了從俱樂部1到俱樂部3，經(jīng)濟(jì)體的穩(wěn)態(tài)增長水平是逐漸下降的。原因在于Phillips和Sul提出的收斂檢驗(yàn)和俱樂部識別方法針對增長率收斂，經(jīng)濟(jì)增長率較高的經(jīng)濟(jì)體容易進(jìn)入高水平穩(wěn)態(tài)俱樂部，而經(jīng)濟(jì)增長率較低的經(jīng)濟(jì)體容易進(jìn)入低水平穩(wěn)態(tài)俱樂部。從絕對水平看，增速緩慢意味著它們跨越中等收入階段的時間更長，從相對水平看，收斂于低水平穩(wěn)態(tài)將始終無法實(shí)現(xiàn)向高收入經(jīng)濟(jì)體的追趕，這都意味著處于低水平穩(wěn)態(tài)俱樂部的經(jīng)濟(jì)體將面臨更大的可能陷入中等收入陷阱。

值得注意的是，中國處于高穩(wěn)態(tài)俱樂部，也即Agénor和Canuto(2015, 2017)[9-10]理論模型中所提到的多重均衡中的高水平均衡，證明了中國具有較高的跨越陷阱的可能性。此外，從更直觀的角度來看(如圖3所示)，中國也是俱樂部1中年均增速相對高的經(jīng)濟(jì)體，因此，可以判斷中國跨越中等收入陷阱的可能性較為樂觀。這一結(jié)論與中國經(jīng)濟(jì)增長現(xiàn)狀相吻合，世界銀行公布的2019年中國人均GNI為10 390美元，距離現(xiàn)行12 536美元的高收入門檻并不遙遠(yuǎn)，按照十四五規(guī)劃中“國內(nèi)生產(chǎn)總值年均增長保持在合理區(qū)間”的目標(biāo)，十四五末期中國邁過高收入門檻也是極有可能的(12)部分學(xué)者對此抱有更為樂觀的態(tài)度，如黃群慧和劉學(xué)良(2021)[37]通過對中國經(jīng)濟(jì)增長潛力的預(yù)測，認(rèn)為中國在2023年就能達(dá)到現(xiàn)行高收入國家標(biāo)準(zhǔn)。。

10.510.09.59.08.58.07.57.06.56.02019年對數(shù)人均實(shí)際GDP(美元)66.577.588.599.51010.51990年對數(shù)人均實(shí)際GDP(美元)俱樂部1俱樂部2俱樂部3圖3 各俱樂部初期和末期對數(shù)人均實(shí)際GDP散點(diǎn)圖

進(jìn)一步，圖4給出各俱樂部成員的地理分布圖(13)世界銀行將經(jīng)濟(jì)體所處地理區(qū)域劃分為六大區(qū)域，即撒哈拉以南非洲、東亞與太平洋地區(qū)、歐洲與中亞地區(qū)、拉丁美洲與加勒比海地區(qū)、中東與北非地區(qū)、南亞。。雖然各區(qū)域分布的經(jīng)濟(jì)體個數(shù)有著很大差異，但某些區(qū)域成員經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量明顯更優(yōu)，典型的如南亞、東亞與太平洋地區(qū)，其成員大多處于俱樂部1，而撒哈拉以南非洲、拉丁美洲與加勒比海地區(qū)的成員多數(shù)處于俱樂部3或俱樂部2。由此本文推測，地理和區(qū)位因素可能也是決定經(jīng)濟(jì)體所能收斂到的穩(wěn)態(tài)水平以及最終能否跨越陷阱的重要因素之一。

2520151050經(jīng)濟(jì)體個數(shù)撒哈拉以南非洲地區(qū)東亞與太平洋地區(qū)歐洲與中亞地區(qū)拉丁美洲與加勒比海地區(qū)中東與北非地區(qū)南亞俱樂部1俱樂部3俱樂部2圖4 93個經(jīng)濟(jì)體和各俱樂部成員的地理分布

至此，本文采用的聚類方法只是識別出這些中等收入經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)增長形成了多重穩(wěn)態(tài)均衡，但無法確定內(nèi)生識別出的這些俱樂部是源于俱樂部收斂現(xiàn)象還是條件收斂現(xiàn)象。本文還需要考察這些俱樂部的形成機(jī)制，只有當(dāng)初始條件變量在俱樂部形成中發(fā)揮了顯著作用，本文才能最終確定這3個俱樂部的存在的確源于俱樂部收斂現(xiàn)象，也就是說最終驗(yàn)證H1的成立(14)若只有結(jié)構(gòu)特征變量能解釋俱樂部的形成機(jī)制而初始條件變量不顯著，那么根據(jù)條件收斂的定義，即不管初始條件如何，具有相同結(jié)構(gòu)特征的經(jīng)濟(jì)體會收斂[16]，這就有可能把條件收斂誤認(rèn)作俱樂部收斂現(xiàn)象，從而需要本文進(jìn)一步考察收斂俱樂部的形成機(jī)制。。

四、對“俱樂部收斂”現(xiàn)象的實(shí)證檢驗(yàn)

這部分將采用有序回歸模型來考察收斂俱樂部的形成機(jī)制，以對H1提供實(shí)證檢驗(yàn)。

(一)有序回歸模型構(gòu)建

有序回歸模型包括有序Logit模型和有序Probit模型，二者的主要區(qū)別在于對模型隨機(jī)誤差項(xiàng)的分布有著不同的假設(shè)，通常這兩類模型的估計(jì)結(jié)果是相似的，但有序Logit模型由于方法上的簡潔更為常用。本文采用有序Logit模型來研究中等收入國家的俱樂部形成機(jī)制。

有序Logit模型由McKelvey和Zavoina(1975)[38]首次提出，該模型建立在一個潛變量y*的基礎(chǔ)上，關(guān)于潛變量y*的模型一般設(shè)定如下

(7)

其中，Xi為K個自變量構(gòu)成的K×1列向量，β為K個待估參數(shù)構(gòu)成的K×1列向量，μi為服從Logistic分布的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

與式(7)中的因變量潛變量y*相對應(yīng)的是有序變量yi。在本文的模型中，設(shè)定yi=1、2、3。其中，yi=3意味著經(jīng)濟(jì)體i屬于高水平穩(wěn)態(tài)俱樂部1；yi=2意味著經(jīng)濟(jì)體i屬于俱樂部2；yi=1意味著經(jīng)濟(jì)體i屬于低水平穩(wěn)態(tài)俱樂部3。這意味著若自變量系數(shù)β的估計(jì)值為正，說明該變量提升有助于降低經(jīng)濟(jì)體進(jìn)入低水平穩(wěn)態(tài)俱樂部的概率、提高經(jīng)濟(jì)體進(jìn)入高水平穩(wěn)態(tài)俱樂部的概率。

潛變量y*與有序變量yi之間的關(guān)系如下

(8)

其中，c1、c2為門檻值，滿足c1

(二)變量選擇和數(shù)據(jù)來源

為了驗(yàn)證前面識別出的俱樂部是否源于俱樂部收斂現(xiàn)象，這里的自變量又分為兩類：一是初始條件變量，以考察初始經(jīng)濟(jì)條件對俱樂部形成的驅(qū)動作用，若起到了關(guān)鍵作用，則證實(shí)了前面識別出的俱樂部的確源于俱樂部收斂現(xiàn)象；二是結(jié)構(gòu)特征變量，以控制經(jīng)濟(jì)體的結(jié)構(gòu)特征對于俱樂部形成的影響。

1.初使條件變量

對于初始條件變量，本文借鑒Deardorff(2001)[39]和Bartkowsk和Riedl(2012)[35]的設(shè)定，選取人均收入、有效勞動力、物質(zhì)資本三大指標(biāo)，具體如下。

(1)人均收入。以用人均實(shí)際GDP來代理人均收入水平，即采用PWT10.0給出的鏈?zhǔn)劫徺I力平價下產(chǎn)出角度的實(shí)際GDP(2017年為基期，百萬美元)和總?cè)丝?百萬人)兩個指標(biāo)得到跨國、跨年可比的人均實(shí)際GDP(2017年為基期，美元/人)。

(2)有效勞動力。人口增長在經(jīng)濟(jì)增長理論中被廣泛探討，是新古典增長模型中的一個重要經(jīng)濟(jì)增長決定因素。同時，與人力資本積累相關(guān)的初始條件對于決定經(jīng)濟(jì)體的增長路徑起到重要作用，原因在于知識存量的累積會帶來社會規(guī)模收益遞增[33,35]。實(shí)際上勞動力數(shù)量和質(zhì)量是經(jīng)濟(jì)增長過程中不可分割的要素，二者共同構(gòu)成了有效勞動。為了控制勞動力稟賦的這種差異，本文以就業(yè)人數(shù)(百萬人，取對數(shù))和人力資本指數(shù)的交互項(xiàng)生成有效勞動指標(biāo)，以控制其在俱樂部形成中所起的作用。原始數(shù)據(jù)來自PWT10.0。

(3)物質(zhì)資本。在經(jīng)濟(jì)增長決定因素研究中，諸多文獻(xiàn)認(rèn)為初期人均資本存量是決定經(jīng)濟(jì)所能達(dá)到的穩(wěn)態(tài)水平的一個重要因素[35,39]。而本質(zhì)上決定當(dāng)期產(chǎn)出的是當(dāng)期物質(zhì)資本的實(shí)際消耗，可以人均資本存量乘以相應(yīng)的折舊率代理。但是考慮到資本存量容易帶來內(nèi)生性問題[40]，本文以資本存量的平均折舊率來代理物質(zhì)資本(15)若以人均資本存量乘以折舊率代理物質(zhì)資本，也可以得到一致的估計(jì)結(jié)果，但內(nèi)生性問題嚴(yán)重導(dǎo)致顯著性偏弱。篇幅所限，這里不再給出。。

2.結(jié)構(gòu)特征變量

對于結(jié)構(gòu)特征變量，本文根據(jù)過往文獻(xiàn)和上文分析結(jié)果，選取工業(yè)化水平、對外開放度、制度環(huán)境、地理因素，具體如下。

(1)工業(yè)化水平。產(chǎn)業(yè)發(fā)展是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長的支柱。跨國經(jīng)驗(yàn)表明，從低收入向高收入攀升的經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程也是一二三產(chǎn)業(yè)不斷優(yōu)化升級的過程[23]。本文以工業(yè)增加值占GDP的百分比來代理工業(yè)化發(fā)展水平，數(shù)據(jù)來源于World Bank的WDI數(shù)據(jù)庫。

(2)對外開放度。全球經(jīng)濟(jì)一體化和區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的蔓延帶來資本、技術(shù)等要素的流動，本文納入FDI凈流入占GDP的百分比來控制經(jīng)濟(jì)自由化的影響，數(shù)據(jù)來源于World Bank的WDI數(shù)據(jù)庫。

(3)制度環(huán)境。以世界銀行的全球治理指數(shù)(The Worldwide Governance Indicators，WGI)中的政治穩(wěn)定性指標(biāo)(Political Stability and Absence of Violence/Terrorism)來反映經(jīng)濟(jì)體的基本制度環(huán)境，該指標(biāo)在-2.5到2.5之間取值，值越大說明基本制度環(huán)境越穩(wěn)定。

(4)地理因素。為控制地理因素對收斂穩(wěn)態(tài)的影響以及經(jīng)濟(jì)體處于同一區(qū)域間潛在的相互影響，本文構(gòu)建五個地理虛擬變量(見表3)。

表3給出了本文最終確定的變量及其定義。

表3 主要變量說明與數(shù)據(jù)來源

(三)有序Logit模型估計(jì)結(jié)果與分析

根據(jù)Galor(1996)[20]的理論模型，初期的內(nèi)生變量決定了俱樂部的收斂穩(wěn)態(tài)，因此Bartkowska和Riedl(2012)[35]采用研究起點(diǎn)年份的數(shù)據(jù)進(jìn)行有序回歸以檢驗(yàn)俱樂部形成機(jī)制。但本文認(rèn)為Galor(1996)[20]所說的初始條件并非初始的第一年，而是指足以反映經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)發(fā)展起點(diǎn)的基本內(nèi)生參數(shù)，由于發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體的發(fā)展變化較快，改革更是帶來多種難以預(yù)測的過渡階段，研究起點(diǎn)可能并不足以反映長達(dá)三十年時間的初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件，更重要的是基于起點(diǎn)數(shù)據(jù)所得到的實(shí)證結(jié)論對近期是否還有參考意義值得商榷。因此本文進(jìn)一步修正Bartkowska和Riedl(2012)[35]的實(shí)證方法，采用研究起點(diǎn)、前十年、前二十年、全樣本四種情形進(jìn)行有序Logit估計(jì)。有序Logit模型估計(jì)結(jié)果如表4所示。

其中式(1)-(4)為只對初始條件變量進(jìn)行回歸，式(5)-(8)進(jìn)一步納入結(jié)構(gòu)特征變量。除了變量系數(shù)估計(jì)值和門檻值，為了評估模型質(zhì)量，表4還給出了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驼w統(tǒng)計(jì)顯著性的Wald檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量以及測度模型擬合優(yōu)度的偽可決系數(shù)(Pseudo R2)。這里的Wald檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量服從卡方分布，自由度K為相應(yīng)模型的自變量個數(shù)，原假設(shè)是“所有變量均不顯著”。偽可決系數(shù)取值在0-1之間，越大說明模型擬合效果越好。

表4中的列(1)為因變量僅對研究起點(diǎn)的初始條件變量進(jìn)行回歸，以驗(yàn)證識別出的3個俱樂部是否的確源于俱樂部收斂現(xiàn)象。估計(jì)結(jié)果顯示：所有的初始條件變量系數(shù)估計(jì)值均為正，且基本均在5%的顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著，即擁有較高的這些內(nèi)生參數(shù)的經(jīng)濟(jì)體更容易收斂于高穩(wěn)態(tài)俱樂部，擁有較低的這些內(nèi)生參數(shù)的經(jīng)濟(jì)體更容易收斂于低穩(wěn)態(tài)俱樂部。由Wald檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量及其相應(yīng)P值判斷模型統(tǒng)計(jì)顯著，這說明初始條件變量在俱樂部形成機(jī)制中起到關(guān)鍵作用，從而證實(shí)了本文之前內(nèi)生識別出的3個俱樂部的確源于俱樂部收斂。此外，列(1)-(4)的偽可決系數(shù)逐漸下降，一定程度上證實(shí)了Galor(1996)[20]的理論結(jié)果，基期的初始條件對俱樂部收斂的解釋能力最強(qiáng)。

表4 有序Logit模型估計(jì)結(jié)果

列(5)-(8)進(jìn)一步納入結(jié)構(gòu)特征變量作為解釋變量(16)因世界銀行發(fā)布的全球治理指數(shù)(WGI)從1996年開始數(shù)據(jù)可得，因此列(5)-(8)的初始年份定為1996年。。估計(jì)結(jié)果顯示：初始條件變量的系數(shù)符號均保持不變，物質(zhì)資本的顯著性減弱則仍可能是內(nèi)生性導(dǎo)致。結(jié)構(gòu)特征變量中，對外開放度的系數(shù)估計(jì)值顯著為正，F(xiàn)DI凈流入占比既反映了一國對外開放程度，也反映了經(jīng)濟(jì)體對境內(nèi)外資本的吸引力，這一估計(jì)結(jié)果意味著經(jīng)濟(jì)自由化程度高、資本市場有利可圖從而能得到市場青睞的經(jīng)濟(jì)體容易進(jìn)入高水平穩(wěn)態(tài)俱樂部。以政治穩(wěn)定性代理的制度環(huán)境的系數(shù)估計(jì)值為正，但只有納入2000年后的數(shù)據(jù)后所得估計(jì)結(jié)果才顯著，由于該指標(biāo)一定程度上反映了一國最基本的制度環(huán)境，這一結(jié)論意味著隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，制度環(huán)境對經(jīng)濟(jì)體向高穩(wěn)態(tài)俱樂部收斂起到越來越重要的作用。正如Fatas和Mihov(2009)[41]提出的“制度高墻”，以人均收入為10 000美元為門檻，國家的體制質(zhì)量與人均收入之間的關(guān)系由不明顯變?yōu)槌尸F(xiàn)很強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，即在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時，對制度的要求不會很高，但要想持續(xù)增長，就會面臨對制度的更強(qiáng)烈需求。張軍擴(kuò)等(2019)[42]對“制度高墻”和“中等收入陷阱”進(jìn)行的經(jīng)驗(yàn)和理論研究也得出了類似的結(jié)論。工業(yè)化水平的系數(shù)估計(jì)值為正，但只有全樣本的估計(jì)結(jié)果顯著。五個地理虛擬變量大部分顯著，說明地理和區(qū)位因素的確是影響收斂俱樂部形成的重要因素。究其原因，處于同一區(qū)域的經(jīng)濟(jì)體資源稟賦接近，加持可能存在一定的知識、技術(shù)溢出效應(yīng)或制度模仿效應(yīng)，從而更可能收斂于同一穩(wěn)態(tài)均衡。五個地理虛擬變量的系數(shù)估計(jì)值的相對大小與圖4各俱樂部成員的地理分布圖基本保持一致，如南亞地區(qū)對應(yīng)虛擬變量的系數(shù)估計(jì)值為正且部分顯著，撒哈拉以南非洲、拉丁美洲與加勒比海地區(qū)對應(yīng)虛擬變量的系數(shù)估計(jì)值為負(fù)且絕對值較大。此外，納入結(jié)構(gòu)特征后依然是早期數(shù)據(jù)所得模型的偽可決系數(shù)值最高，但納入更長時期的數(shù)據(jù)可得到更豐富的結(jié)論，所以這里存在著一定的權(quán)衡。

綜上所述，本文證實(shí)了之前內(nèi)生識別出的3個收斂俱樂部的確源于俱樂部收斂現(xiàn)象，從而H1得證。基于有序Logit模型的回歸估計(jì)結(jié)果顯示，初始經(jīng)濟(jì)條件、能帶來豐富有效勞動力的就業(yè)人口數(shù)量增加和人力資本提升、物質(zhì)資本增加、對外開放度都對提升經(jīng)濟(jì)體向高水平穩(wěn)態(tài)收斂的概率起到顯著正效應(yīng)，制度在經(jīng)濟(jì)體向高水平穩(wěn)態(tài)收斂的過程中發(fā)揮著越來越強(qiáng)的作用。重要的是，本文發(fā)現(xiàn)地理因素對形成收斂俱樂部起到了重要作用，這意味著處于同一地理區(qū)位的經(jīng)濟(jì)體之間可能存在潛在的互相影響，也面臨著向高穩(wěn)態(tài)收斂以跨越中等收入陷阱的某些共同的阻力或推力。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于有些學(xué)者對絕對收斂框架下的增速收斂提出質(zhì)疑，認(rèn)為這一類方法只是考察了經(jīng)濟(jì)體與自身穩(wěn)態(tài)的趨同，而不是經(jīng)濟(jì)體之間的互相趨同，從而偏離了收斂的初衷[43-45]。這些學(xué)者認(rèn)為可以通過經(jīng)濟(jì)增長分布的動態(tài)變化來研究此類趨同。這里本文采用核密度估計(jì)來判斷1990-2019年間的跨國人均收入水平是否存在俱樂部趨同，以作為相對指標(biāo)視角下俱樂部收斂的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

由圖5給出1990年、2000年、2010年、2019年人均實(shí)際GDP的Kernel密度圖，由此反映1990-2019年間中等收入群體人均收入分布的大概演進(jìn)。顯見人均收入分布的核密度圖在1990年呈現(xiàn)明顯的“單峰狀”和微弱的“雙峰狀”，之后“雙峰狀”越來越明顯，到2019年已經(jīng)呈現(xiàn)出明顯的“雙峰狀”以及微弱的“三峰狀”。這意味著以絕對指標(biāo)來反映的中等收入群體仍然出現(xiàn)了俱樂部趨同現(xiàn)象，部分經(jīng)濟(jì)體在較低的人均收入水平聚類，部分經(jīng)濟(jì)體在較高的人均收入水平聚類，在本文的研究情形下聚類集團(tuán)大概形成了2到3個。

值得注意的是上述相對指標(biāo)思路下的內(nèi)生俱樂部識別方法是針對增速或者說增長路徑的收斂，而絕對指標(biāo)思路下采用空間分布動態(tài)變化識別俱樂部的方法是針對收入水平的趨同。從兩個中等收入的界定視角，采用不同研究方法，盡管識別出的俱樂部個數(shù)不同(17)一般來說采用不同方法得到的俱樂部個數(shù)可能會有所不同，這是可以接受的。，但均證實(shí)了中等收入群體之間的確存在著俱樂部趨同現(xiàn)象。

Kernel密度01000020000300000.000150.000100.0000501990年2000年2010年2019年

六、結(jié)論與政策啟示

基于經(jīng)濟(jì)體運(yùn)行至中等收入階段后經(jīng)濟(jì)增長出現(xiàn)分化的客觀事實(shí)和相關(guān)理論研究，本文借助俱樂部收斂來識別中等收入陷阱。本文共進(jìn)行了以下幾方面的工作并得到了相應(yīng)的結(jié)論。

從相對指標(biāo)視角，首次將Phillips和Sul(2007，2009)[30-31]提出的收斂檢驗(yàn)和俱樂部識別方法用于當(dāng)前93個中等收入經(jīng)濟(jì)體，發(fā)現(xiàn)中等收入群體之間在過去三十年形成了3個收斂俱樂部。而絕對指標(biāo)視角下的跨國收入分布的動態(tài)演變進(jìn)一步證實(shí)了中等收入群體之間存在俱樂部趨同，從而為中等收入經(jīng)濟(jì)體部分陷入中等收入陷阱甚至退回低收入階段、部分成功跨越陷阱的多重分化提供了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

拓展了關(guān)于俱樂部收斂檢驗(yàn)的現(xiàn)有實(shí)證研究。基于有序Logit模型進(jìn)行回歸分析，考慮了三十年間發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體內(nèi)生參數(shù)的變化以及對當(dāng)下的政策意義，對研究起點(diǎn)、前十年、前二十年、全樣本等不同時期的樣本進(jìn)行估計(jì)，證實(shí)了中等收入群體之間俱樂部收斂現(xiàn)象的存在。

在對俱樂部形成機(jī)制的分析中，本文發(fā)現(xiàn)良好的初始經(jīng)濟(jì)條件、豐富的有效勞動力、物質(zhì)資本以及對外開放都對中等收入經(jīng)濟(jì)體向高水平穩(wěn)態(tài)收斂起到顯著正效應(yīng)；制度的影響逐漸增強(qiáng)，證實(shí)了中等收入經(jīng)濟(jì)體跨越陷阱過程中“制度高墻”的存在；工業(yè)化水平的影響相對較弱；地理因素的估計(jì)結(jié)果顯示，區(qū)位因素對經(jīng)濟(jì)體所能收斂到的俱樂部起到重要決定作用，鄰近地理區(qū)位的經(jīng)濟(jì)體面臨著向高穩(wěn)態(tài)收斂的某些共同的阻力或推力。這些結(jié)論對于中等收入經(jīng)濟(jì)體尤其是收斂于低水平穩(wěn)態(tài)的經(jīng)濟(jì)體提供了有意義的政策路徑參考。

本文發(fā)現(xiàn)中國收斂于高穩(wěn)態(tài)俱樂部，而且經(jīng)濟(jì)增速要高于同一俱樂部中的大多數(shù)經(jīng)濟(jì)體，這都預(yù)示著中國有較大的可能跨越中等收入陷阱。值得提及的是，要成功邁入高收入階段并保持在高收入國家隊(duì)列，像中國這樣收斂于高水平穩(wěn)態(tài)的經(jīng)濟(jì)體仍需要在廉價勞動力、技術(shù)后發(fā)優(yōu)勢等多重紅利耗盡之前做好經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式和增長動力轉(zhuǎn)換的準(zhǔn)備，其可行路徑需要引入高收入經(jīng)濟(jì)體展開進(jìn)一步研究，這也是筆者接下來的一個研究工作。