中国经济增长差异的收敛性分析：一项实证研究（下）
四、造成省际间增长差异的因素分析
笔者认为目前地区间的经济增长具有条件收敛的特征，而影响地区间经济增长差异的主要因素则包括人力资本、对外开放度以及地区因素等。对这一问题的研究虽已有学者进行尝试，但在分析影响条件收敛的因素时没有引入反映化进程的变量。笔者认为，在工业化初期工农业两部门生产率相差较大的情况下，中国各省份间工业化进程也应是影响条件收敛的重要因素。因而本文的分析将进一步引入反映各省工业实力的变量，建立回归方程并采用逐步引入变量的方法分析影响省际间经济增长条件收敛的重要因素。
将产出表达为Cobb–Douglas 的形式：Y （t ）=A （t ）？K （t ）α？H （t ）β？
L （t ）1-α-β，其中α+β<1，
这表明了此处仍然坚持资本报酬递减的假定，因而经济增长过程仍将出现稳态。将产出表达为人均的集约形式：y （t ）=A （t ）？k （t ）α？h （t ）β。从而，若忽略物质资本和人力资本的折旧，将进一步得到物质资本的变化率表达式：dk/dt =sk？y –nk和人力资本的变化率表达式：dh/dt =sh？y –nh ，
由以上两式以及产出的表达式可以求得均衡中的物质资本和人力资本水平：
k*=（sk1-βshβ/n）1/（1-α-β）h*=（skαsh1-α/n）1/（1-α-β）
由Mankiw等（1992）可知，条件收敛的形式为：γy =n （1–α–β）·[Ln （y*）
–Ln （y0）]，又有均衡产出y*=A （t ）？k*（t ）α？h*（t ）β，因而将以上几式代入后，可以获得以下的条件收敛方程：
γy =n （1–α–β）LnA –n（α+β）Ln·n +n α·sk +nα·sh–n（1–α–β）Lny0
A0eI·eM·eO·eG.其中，I 代表工业化水平，M 代表市场化程度，O 代表对外开放度，G 代表政府支出水平。因而条件收敛方程最终可以表示为：
γy =n （1–α–β）LnA0+n（1–α–β）I +n （1–α–β）M +n （1–α–β）O +n （1–α–β）G –n（α+β）Ln·n +n α·sk +nα·sh–n（1–α–β）Lny0
由此可见，人均GDP 的增长率表现出明显的条件收敛性，不仅与初期人均GDP 负向联系，而且还受其他多方面因素的影响。其中，人口增长的加速会降低产出增长率，而人力资本和物质资本投资水平的提高，以及工业化水平，市场化程度和对外开放度的深化，会进一步增加人均产出的增长。因而，在以上模型的基础上，并考虑到数据资料的可获得性，我们建立以下形式的回归方程，利用1978-2000年间的省际截面数据，分析影响省际间经济增长条件收敛的重要因素：
γi ，t =α1+α2·Lnyi，0+α3·n +α4·（I/Y ）+α5·LnHi，0+α6·I +α7·M +α8·O +α8·G +εi ，t
其中，yi，0，n ，I/Y ，Hi，0，I ，M ，O ，G 变量的值分别对应1978年初期人均GDP 水平，人口增长率，固定资本投资率，1978年在校大学生人数，工业化程度指标，市场化程度指标，对外开放度指标以及政府支出水平指标。
首先我们将人均GDP 增长率仅对初期的人均GDP 水平做回归，由于回归方程的结果不理想，说明在1978–2000年期间各省份间并未出现显著的绝对收敛，可以初步否定中国省份间存在绝对收敛的假定，此结果也与我们在对差异的统计描述中所做的ADF 检验结果一致，即差异的形成无法通过绝对收敛实现落后省份的赶超，因而差异不会自动得以消除。其次，由于受到统计描述中得到的“俱乐部收敛”结果的启发，我们在该回归方程中分东、中、西三大地区做结构稳定性的邹检验。结果发现，F 检验量达到了7.609，在1%的水平上显著，这表明三大地区存在增长的结构非稳定，进一步支持了“俱乐部收敛”的存在。
进一步，我们依据以上的条件收敛回归方程，采用逐步引入相关变量的方法，
进行计量回归分析，得到表3的回归结果。
表中D1和D2代表的是地区虚拟变量（dummy variables ），反映在此期间内其它未分离的地区因素对省际间的经济增长差异造成的影响。表3的回归结果I 再次有力地表明，中国省份间的经济增长呈现出显著的“俱乐部收敛”现象：回归结果Ⅰ在引入了地区虚拟变量后，明显地改善了方程的回归效果，拟合结果令人满意，怀特异方差性校正后的各检验量与原检验量没有太大的变化，这说明方程并没有显著的异方差性；F 检验量在1%的水平上显著，而且地区虚拟变量的t 检验量也十分显著。这些都表明，我们有足够的理由接受中国省份间经济增长的“俱乐部收敛”特征。
回归III 引入了初期人均GDP 对数值的平方值，替换了地区虚拟变量。结果发现，初期人均GDP 的自然对数变量系数为正，而平方项系数为负。由二次函数的性质可知这表明，在经济水平较低的省份集团内，人均GDP 的增长速度是与初期人均GDP 水平成正向联系的；而在经济发展水平较高的省份集团内，人均GDP 的增长速度才表现出与初期人均GDP 水平呈负向联系的收敛性。不过，出来的转折点产出值低于各省份1978年的人均GDP 值，因而可以肯定的是，中国各省份间的增长格局已经基本走出恶性循环的“贫困化陷阱”。
我们曾试图将所有变量都代入回归方程，但结果表明方程存在严重的多重共线性，尽管方程的拟合优度值很高，但是个别原先显著的变量不再显著。特别是在工业化，市场化以及贸易额之间，先验地具有正相关关系，三者具有互相影响，互相促进的特征，我们的分析发现，工业化与市场化之间的相关度高达0.56，而工业化与贸易依存度之间的相关度为0.39，市场化与贸易依存度之间的相关度为0.43.因而，在难以为相关变量找到精确的替代变量（proxy ）之前，我们将采取分别引入变量的方法进行回归分析。回归Ⅳ得到的结果良好：回归具有较高的拟合优度值，除贸易依存度外，其他变量的系数都在5%的水平上显著。结果表明，各省份人均GDP 的增长速度不仅依然表现出与初期发展水平的负向联系，而且初期人力资本水平、人口增长率、工业化程度以及贸易依存度的提高都对经济增长起到正向的推动作用。回归结果V 则表明，各省份人均GDP 的增长速度显著地受到市场化力量的正向推动，而与政府的支出负相关。回归结果VI则进一步证实，贸易依存度和工业化程度对经济增长产生着正向的推动作用。
Romer （1990）曾指出，人力资本在知识生产中具有规模效应，这使得具有较高人力资本的地区倾向于产生更快的技术进步和增长速度。从Lucas （1988）发展的两部门内生增长模型中可以看出，如果人力资本相对物质资本丰裕，则定义在更广泛基础上的广义产出增长率就会随着人力资本和物质资本之间的不平衡程度加大而上升；相反如果人力资本相对物质资本稀缺，产出增长率趋于随不平衡程度的加大而下降，即具有更低人力资本的经济系统经济增长率反而更低（见图4）。
事实上，在人力资本相对稀缺的情况下，人力资本的高成本使得密集使用人力资本的部门会产生较一般产品生产更高的成本，从而导致人力资本流向一般产品的生产而不去生产稀缺的人力资本，结果牺牲了长期的经济增长效率，使得经济系统有可能在一个低水平的状态下徘徊不前。
从现实的角度出发，在落后地区，经济发展水平低就造成了能利用的资金少，由于着眼于短期利益的需要，常常在将资金和人才是用于物质生产，还是投入回报周期长的教育部门的选择上更倾向于前者，从而使得有限的人力资本水平无法提高；相反，具有较高人力资本存量的东部经济发达地区，可以通过教育部门积累更多的人力资本，通过生产过程中的干中学效应进一步积累专业化的人力资本，并通过人力资本的外溢效应，使得对先进生产技术的学习和管理理念的引进比落后地区更快更容易，从而提高该地区的生产能力和经济增长率，进一步扩大与落后地区的发展差距。
2、对外开放度
Helpman （1991）认为有形的商品贸易促进了无形思想的交换，并指出通过与发达地区的贸易往来有利于获得知识，产生对国内经济的溢出效应和对本地R&D 的刺激，导致生产力从而是技术进步的加速，进而在长期中持续地推动经济增长。钱纳里（1995）分析了准工业国家在结构转变过程中采取不同的贸易战略对增长产生的影响，结果发现，贯彻外向型发展战略的国家，其要素利用的效率要明显高于采取内向型发展战略的国家。Barro ，Sala-i-Martin（1997）发展的技术扩散模型中特别指出经济系统的开放程度，包括FDI （Foreign DirectInvestment）的引入是促进技术扩散从而是决定收敛速度快慢的关键因素。
自1978年改革开放以来，我国经济的整体开放度不断扩大，经济领域的各方面与国际间的合作都在进一步地拓展和深化。计量分析结果显示（沈坤荣，1999），中国外贸总量的增长与GDP 增长之间存在着显著的正向关联，对外开放度的整体提高确实对我国经济水平的整体进步功不可没。
然而，由于中国的领域广袤，各省之间存在的地理位置、自然资源、产业结构等多方面的差异使得各省份的对外开放程度参差不齐，这导致由对外开放而产生的效率提高和对经济增长的促进作用在各省的表现不一。表3的回归结果证实了在1978-1999年间各省的人均GDP增长率与各省的贸易依存度之间存在着显著的正向关联。也就是说，不同的省份间，市场开放度的差异部分地解释了省份间经济增长的差异。
另外，省际人均GDP 水平与人均FDI 水平之间也存在着显著的正向关联，已有的研究结果（沈坤荣、耿强，2001）显示，引进越多FDI 的省份通过获得技术的外溢效应保持了较其它省份更快的经济增长率和更高的经济发展水平。
3、水平
正如钱纳里等（1995）指出，增长的过程伴随着工业化的推进和产业结构的变化。
由于我国正处于工业化初期阶段，在相当长的一段时间内我国的经济增长还将由工业部门的扩张带动，因而工业化进程在地区间进展步伐的差异必然会导致地区间生产率从而是人均GDP 增长率的差异。
由表3的回归分析结果我们可以看出，各省份工业产值占全国工业总产值的比重与各省份的人均GDP 增长率之间有正向的关联。因而工业发展水平的低下正是中西部地区生产率无法提高，整个地区的经济发展水平不能提升的重要原因。事实上，中西部工业主要还是以资源型产业为主导的产业类型，产业链条短、加工层次低，主导产业与周围地区的经济联系松散，无法形成紧密的地域生产综合体，因而其效率要低于以加工工业为主的东部经济。要消除地区间的经济增长差异，落后地区在工业发展水平上向发达地区的赶超在所难免，而现在政府推行的西部大开发战略正是希望通过实施诱导性的政策，在市场引导的基础上加快中西部地区的工业化进程。
当然，需要指出，由于我国正处于从计划经济向市场经济过渡的时期，体制方面的因素对解释经济增长的作用不可或缺。一般认为，经济组织形式的有效率变迁是促进经济增长的主要因素，即一个能够使私人收益与社会收益靠近的制度安排将促进生产效率的提高和经济的增长。目前的市场化改革正是改进微观经济组织效率，使私人收益与社会收益靠近的过程。然而，不同省份市场化改革的进程不一，市场化程度在地区结构上的分布存在差异。
总的说来，处于沿海开放地区，环境良好以及政策较灵活、改革先行一步的地区在增强市场观念，培养有效率的经济组织主体上，取得了较其它省份和地区更大的发展；相反，处于中西部内地的省份和地区由于政策、观念、经济基础和对外联系等多方面的因素，在市场化的进程中慢了一步，结果导致整体上较为逊色的增长表现。如何定量分析我国市场化进程与经济增长之间的关联程度值得探讨。笔者认为，在目前的经济发展阶段上，一个重要的指标是非国有经济在全部经济中所占的比重。实证分析（沈坤荣，1999）的结果显示，非国有经济比重较大的省份获得了效率优势，产生了更高的经济增长率，这初步证实了市场化程度高的省份比市场化程度低的省份具有更高的经济增长率。
五、基本结论和政策启示
本文以收敛性理论的最新进展为理论背景，对中国省际间的经济发展水平和增长差异作了统计描述，并着重分析了影响省际间经济增长差异的因素，由此得出本文的基本结论：
（1）中国省际间经济发展水平的绝对差异一直处于上升趋势，而相对差异则在经历了几次波动后又趋于扩大。中国省际间经济增长并不具有明显的绝对收敛性，但呈现出明显的分为东中西三大地带的“俱乐部收敛”特征。
（2）中国省际间经济增长的条件收敛迹象十分显著，人力资本水平，对外开放度以及工业化进程对各省经济增长起着明显的正向作用。
（3）体制因素也影响了中国各省份的经济增长，其中市场化程度尤为显著。因而市场化改革应进一步向中西部地区推进，改进该地区的微观机制，从而提高生产效率，促进经济增长。
由此可见，中国省际间经济发展水平和增长差异的扩大主要是由三大地带之间的差异引起的，因而政府目前推行的西部大开发战略对于减小地区间的增长差异，协调我国地区间的经济发展水平，促进宏观经济的高效持续运行十分必要。另外，对中西部落后地区增加人力资本投入、扩大对外开放、提升工业化水平则是促进中西部落后地区利用后发优势，缩小与发达地区增长差异的重要前提。
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[美]H·钱纳里，S ·鲁宾逊，M ·塞尔奎因，1995：《工业化和经济增长的比较研究》[M]，中译本，上海三联书店
刘树成，李强，薛天栋，1994：《中国地区经济发展研究》[M]，中国计划出版社
魏后凯等，1997：《中国地区发展——经济增长、制度变迁与地区差异》[M]，经济管理出版社
王绍光，胡鞍钢，1999：《中国：不平衡发展的经济学》[M]，中国计划出版社
沈坤荣，1999：《体制转型期的中国经济增长》[M]，南京大学出版社
沈坤荣，1999：改革二十年我国所有制结构变动对产业结构变动的影响分析[J]，《管理世界》第2期，86-94页
郭克莎，2000：《中国工业化的进程、问题与出路》[J]，《中国社会》第3期，60-71页
蔡昉、都阳，2000：中国地区经济增长的趋同与趋异——对西部开发战略的启示[J]，《经济研究》10期，4-14页
蔡昉、王德文、都阳，2001：劳动力市场扭曲对区域差距的影响[J]，《中国社会科学》第2期，30-37页
刘强，2001：中国经济增长的收敛性分析[J]，《经济研究》第6期，70-77页
沈坤荣、耿强，2001：外国直接投资、技术外溢与内生经济增长[J]，《中国社会科学》第5期，82-93页
Arrow ，K.J.，1962，“The Economic Implications of Learning by Doing”，Reviewof Economic Studies ，29，pp.155-173
Barro ，R.J.，1991，“Economic Growth in a Cross Section of Countries ”，QuarterlyJournal of Economics，106，pp.407-444
Barro ，R.J.&Sala-i-Martin，Xavier，1992（A ），“Convergence ”，Journalof Political Economy，v100n2（April ），pp.223-251.
Barro ，R.J.&Sala-i-Martin，Xavier，1992（B ），“Regional Growth and Migration：A Japan-United States Comparison”，Journal of the Japanese and InternationalEconomy ，v6n4（December），pp.312-346.
Barro ，R.J.&Sala-i-Martin，Xavier，1997，“Technological Diffusion ，Convergence，and Growth”，Journal of Economic Growth，v2，n1（March ），pp.1-26.
Baumol，W.，1986，“Productivity，Growth，Convergence and Welfare ：What theLong-run Data Show”，American Economic Review，76，pp.1872-1885
Ben-David ，Dan ，1997，“Convergence Clubs and Subsistence Economies ”，Journalof Developmental Economics，v55（February），pp.153-169.
Ben-David ，Dan &Kimhi ，Ayal，2000，“Trade and the Rate of Income Convergence”，NBER Working Paper No.W7642，Issued in April
Deardorff ，Alan V.，2001，“Rich and Poor Countries in Neoclassical Tradeand Growth”，The Economic Journal，111，pp.277-294
Delong，B.，1988，“Productivity，Growth，Convergence and Welfare ：comment ”，American Economic Review，78，pp.1138-1154
Grossman，G.M.&E.Helpman ，1991，“Trade ，Knowledge Spillovers，and Growth”，European Economic Review，35，pp.517-526
Jian，Tianlun &Sachs ，Jeffrey D.&Warner ，Andrew M.，1996，“Trends inRegional Inequality in China”，NBER Working Paper No.W5412，Issued in January
Lucas ，R.E.，1988，“On the Mechanics of Economic Development”，Journal ofMonetary Economics，22，pp.3-42
Mankiw，N.G.，David Romer &David N.W.，1992，“A Contribution to the Empiricsof Economic Growth”，Quarterly Journal of Economics，107，pp.407-437
Galor ，Oded，1996，“Convergence ？Inferences from Theoretical Models”，TheEconomic Journal，106，pp.1056-1069
Razin ，Assaf &Yuen，Chi-Wa，1998，“Factor Mobility and Income Growth ：TwoConvergence Hypotheses”NBER Working Paper No.W5135，Issued in March
Romer ，P.M.，1986，“Increasing Returns and Long-Run Growth”，Journal of PoliticalEconomy ，94，pp.1002-1037
Romer ，P.M.，1990，“Endogenous Technological Change ”，Journal of PoliticalEconomy ，98，pp.71-102
Sala-i-Martin ，Xavier，1994，“Cross-sectional Regressions and the Empiricsof Economic Growth”，European Economic Review，38，pp.739-747
Sala-i-Martin ，Xavier，1996，“Regional Cohesion ：Evidence and Theories ofRegional Growth and Convergence ”，European Economic Review，v40（June），pp.1325-1352
①根据《新中国五十年统计资料汇编》以及《中国统计年鉴2000》的相关数据得到。
②库兹涅茨的“倒U ”曲线假说认为：经济增长的过程中，当人均收入增长时，生产率在工农业部门的非均衡分布使得收入分配的不均等最初会加重，当人均收入达到中等收入水平时，不均等程度达到最为严重的顶峰，继而当收入水平具有了工业化国家的特点时，不均等程度开始下降。笔者认为虽然“倒U ”曲线假说是基于个人收入为单位得到的结论，但从方法论的角度同样适用于以省份为单位的收入差异研究。钱纳里等（1995）曾对工业化进程作出五个阶段的划分，而根据郭克莎（2000）的研究，中国的工业化进程尚处于第一到第二阶段的工业化起步时期。
