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1、 经济理论与经济管理 2017年第1期* 周文,复旦大学中国研究院,邮政编码: 200433,电子邮箱: zhou59021 163. com;赵果庆,云南财经大学数量经济研究所;徐波,云南财经大学科研处。本文得到国家自然科学基金项目( 71563059)资助。感谢匿名评审人提出的修改建议,笔者已做了相应修改,本文文责自负。中国跨越“中等收入陷阱”的路径突破与政策应对* 基于地区收入差距视角周 文 赵果庆 徐 波提 要 “中等收入陷阱”在本质上是收入与增长非线性相关系,而威廉姆森拐点决定着中国经济发展是否落入“中等收入陷阱”的关键。本文基于空间自相关理论提出空间基尼系数的一个分解框架,并运用威
2、廉姆森“倒U型”理论构建“中等收入陷阱”理论模型。结果表明:中国地区收入差距与人均GDP之间存在“倒U型”非线性关系,更确切地说是S型关系。以平滑转化回归模型测算,中国存在人均GDP为4 189. 30美元拐点,并于2005年越过拐点,但进入地区差距收敛的“高体制”路径仍有一定差距。因此,中国在政策应对上要进一步通过实施高起点的区域协调发展战略,健全宏观配套政策,配合深化收入分配体制改革,从而成功地跨越“中等收入陷阱” 。关键词 中等收入陷阱;地区基尼系数;威廉姆森倒U型曲线;平滑转换回归模型一、问题提出“中等收入陷阱”是世界银行在2006年的东亚经济发展报告中首次提出的概念,并在2010年发
3、布的东亚经济发展报告中对所谓的“中等收入陷阱”做出的初步定义。也就是当一国人均收入达到4 000美元的中等收入水平后,会产生增长动力不足,社会矛盾交织,从而出现经济增长率回落或长期处于停滞的状态,导致人均收入难以突破11 000美元。目前,中国已步入世界银行定义的中等收入区间,而且中国经济增长正进入高增长回落的新常态,中国能否跨越“中等收入陷阱”以及跨越的路径突破与政策应对问题也更加凸显。近年来,国内学者对“中等收入陷阱”理论进行了深入探讨。高杰等人认为规避“中等收入陷阱”是一个世界性的发展难题。 1一些学者认为,按照“中等收入陷阱”的含义,当一国人均收入达到一定水平时,收入分配不公等现象是造
4、成经济发展停滞、长期徘徊不前的重要因素。特别是在市场起决定性作用的体制中,由于经济主体追求利益最大化,随着经济发展市场化体制在促进经济效率提高的同时,必然产生收入分配扩大而导致贫富两极分化。贫富差距扩大,反过来又导致经济增长减慢。因此,收入分配不公导致的贫富分化会阻碍经济可持续发展。 2 3 4楼继伟、温得伯格和庄( Vandenberg and Zhuang)也认为,中国陷入“中等收入陷阱”的最大风险来自于收入分配方面,中62 万方数据经济理论与经济管理 2017年第1期 国要想跨过“中等收入陷阱” ,必须调整不合理的收入分配结构。 5 6改革开放以来,我国30多年的持续高速增长已使我国成为
5、仅次于美国的第二大经济体。然而,一个不可忽视的问题是,地区收入差距日益扩大。中国地区差距在改革开放进程中持续扩大,已对经济的持续增长、社会公正与稳定都提出了挑战。改革开放以来,中国区域经济格局转换总体上是效率和空间平等的兼顾。 7但是,从目前看,地区差距扩大是否得到有效的抑制,仍有待证实。地区收入差距不仅影响地区间的个体收入差距,而且还影响到地区内部个体收入差距。很显然,如果要缩小个体收入差距,那么首先必须缩小地区收入差距。更重要性还在于,地区收入差距扩大成为影响中国可持续发展的最大挑战之一。 8因此,地区收入差距扩大将关系到能否全面跨越“中等收入陷阱” 。林岗等人测度了地区差距,提出“十二五
6、”时期我国地区差距的调控目标以及缩小我国地区收入差距以跨越“中等收入陷阱”的主要措施。 9显然,推进地区收入差距收敛,仍是中国跨过“中等收入陷阱”必要条件与路径。杨开忠的研究表明我国省际差异的变化以1978年为转折,即1978年以前差异扩大,而1978年以后差异缩小,大致服从威廉姆森的“倒U型”曲线规律。 10贾俊雪和郭庆旺的研究也表明,中国区域差距正处于“倒U型”曲线的顶端后开始步入一个持续缩小的新阶段。 11徐盈之等人用门槛回归模型实证了门槛效应的存在即威廉姆森假说在中国显著存在。 12探讨地区收入差距与经济发展水平之间的关系,地区收入差距测量是一个重要变量。衡量地区收入最常用的指标是人均
7、GDP,地区收入差距则是基尼系数。如黄涛等人计算了我国地区19912002年人均GDP基尼系数及变动趋势。 13同时,空间自相关、空间集聚对地区基尼系数也产生重要影响。蒲业潇计算了各产业的M oran s I指数,以控制空间相关性、异质性对地区基尼系数的影响。 14但该研究并没有把空间自相关引入地区基尼系数的计算中。本文试图回答以下三个问题:在中国经济发展和地区间收入差距存在非线性关系吗?中国在中等收入区间内有无威廉姆森拐点?中国政策如何保证越过拐点后的持续性?解决了这三个问题,就可说明中国跨越“中等收入陷阱”的路径突破与相关政策。二、“中等收入陷阱”模型(一)威廉姆森“倒U型”假说库兹涅茨(
8、 Kuznets)根据经验数据阐明了经济增长过程中个人收入分配不平等的变化趋势及其原因,提出了反映不平等长期变动特征的“倒U型”假说。 15威廉姆森( W illiamson)从区域视角又提出了一个著名的“倒U型”假说,即一国地区经济差距随着经济发展和国民收入的提高,先上升后下降,呈“倒U型”曲线变化。 16威廉姆森理论提出后,一些研究经济发展差距的经济学家也提出了与之相类似的观点,并进一步实证“倒U型”理论。索洛( Solow)认为,在跨国间的相同经济参数下,穷国的人均增长比富国更快,而提出了“趋同假说” 。 17巴罗( Baumol)则对20个OECD国家研究发现, 1960 1985年基
9、数大的国家的增长速度要慢于基数小的国家。同时,他还发现这种规律也存在于美国各州的经济增长,1880 1990年间,初始贫困的州确实以更快的速度增长。 18巴罗的这两个发现有力地支持区域发展差距的“倒U型”理论,使得不少学者逐步认同该理论。在市场化体制下,一国中央政府的区域发展政策对地区收入差距的扩大或缩小有着重要的影响,当然,什么时候采取扩大或缩小的收入差距政策主要取决于一国中央政府的发展战略和财政能力。然而,阿克森( Atkinson)却认为,如果接受“倒U型”假说,那么政府政策干预是无效的。 19从长期来看,整个经济会走出“倒U型”发展结构是一个自然的过程。按照威廉姆森假说,区域发展是一个
10、“先恶化,后改进”的过程。进一步,阿勒夏迪斯和埃里弗热欧( Alexiadis and Eleftheriou)对空间公平与经济效率的权衡观提出了异议,认为效率和公平是72万方数据 经济理论与经济管理 2017年第1期可以互补的,恰当的政策可以实现两者兼顾,即区域不平等降低而效率不损失。 20(二)“中等收入陷阱”模型按威廉姆森假说,在经济发展初期,集聚效应起主导作用,地区收入差距日益扩大,产生中心外围结构,当经济发展到一定水平后,中心区的扩散效应又将发挥主导作用,使地区之间收入差距转向缩小,其发展轨迹呈现一条“倒U型”曲线。如果当一个发展中大国进入中等收入值域后,落后地区得到较快的发展,地区
11、差距逐步缩小,那么该国就会跨越“中等收入陷阱” 。相反,当一个发展中大国进入中等收入值域后,落后地区没有得到较快的发展,那么该国就会进入“中等收入陷阱”(见图1) 。主要表现在地区差距持续扩大,发达地区边际消费倾向下降,落后地区市场萎缩,导致经济增长乏力,增长率下降,更重要的是可能诱发社会动荡,甚至分裂。因此, “拐点”是否出现在中等收入的区间内,是判别能否跨越“中等收入陷阱”路径突破的显著性标志,也是政策应对的关键所在。4 00000.5110 000 / U U U 0 KK (%1U 4 U图1 地区差距与“中等收入陷阱”理论模型(三)威廉姆森“倒U型”假说数理模型威廉姆森的“倒U型”理
12、论揭示了经济增长与区域发展不平衡之间的非线性关系。威廉姆森曲线函数关系为:Gini t = f ( PCGDP t ) ( 1)式中, Gini为地区收入差距系数; PCGDP表示人均GDP。一般情况下,威廉姆森“倒U型”曲线的计量模型为:Gini t = 0 + 1 PCGDP t + 2PCGDP 2t + ut( 2)式中, ut为随机扰动项; 1为线性系数,表示PCGDP对Gini边际贡献; 2为非线性项系数,为Gini t变化的加速度系数。在“倒U型”曲线中, 1 0,表示PCGDP增加, 1也增大, 2 0,则该国可能进入“中等收入陷阱” 。在非线性更强的情况下,广义威廉姆森“倒U
13、型”曲线的计量模型为:Gini t = 0 + 1 PCGDP t + 2PCGDP 2t + + pPCGDP pt + ut ( 3)式中, p为高次项的阶数。式( 3)为更复杂、更一般的威廉姆森曲线的计量模型。一般情况下,高次方项系数有正有负,仅以高次方项系数难以确定Gini拐点个数及“倒U型”曲线形状,只能用可视化方法加以识别。有一种特殊情况,即高次方项系数全为负,则可以肯定其呈“倒U型”曲线。(四)收入差距的体制转换威廉姆森“倒U型”的拐点存在是一个地区Gini系数由上升转为下降的门槛。在长期中,地区差距会随经济发展呈现明显的非线性的体制转换特征,也就是地区收入差距随总体发展而扩大的
14、体制向地区收入差距随总体发展而缩小的路径转换。如果没有非线性特征,就不能刻画威廉姆森拐点。实际上,地区差距结构变化内生于区域经济系统,在非线性机制中可以通过合适的计量模型找出分界点,从而证实威廉姆森拐点的存在。计量经济学采用门限回归模型( PTR)捕捉经济变量可能发生跃升的临界点。但是, PTR模型暗含了一个假定:某一特定的临界点(阈值) ,时间序列变量发生突变式的跳跃。但在实际生活中,有些时间序列变量变化却连续地渐变。格兰杰82 万方数据经济理论与经济管理 2017年第1期 和特瑞斯维塔( Granger and Terasvirta)提出了平滑转移回归( smooth transition
15、 regression model,STR)模型,描述变量在不同极端状态间的平滑变化过程。 21这种模型可以分析经济变量在不同范围表现出的不同体制特征。而门限自回归( PTR)模型只是STR模型的一个特例。采用STR模型深入研究地区收入差距是否会随着人均GDP的变化而产生路径转换,以揭示地区收入差距在不同人均GDP状态下可能具有的非对称变动特征,从而更加准确把握威廉姆森拐点。为了捕捉Gini与人均GDP之间的非线性关系,根据特瑞斯维塔( Ter-asvirta)的研究,提出地区差距的基尼系数随人均GDP的多函数多体制平滑转换回归( STR)模型: 22Gini t = 0 + 1 PCGDP
16、t + rj = 1( j PCGDP t ) g j q t ; j , c jz( ) + ut ( 4)式中, r为转移函数的个数; m为体制的个数; c jz为转移发生的位置参数; g j q t ; j , c jz( )是以q t为转换变量的体制转换函数,取值介于0至1之间连续变化;参数决定了转换的速度; c为转换发生的位置参数即威廉姆森拐点位置。进一步,在式( 4)中,当转换函数g = 0时,称为低体制;当g = 1时称为高体制。 g j q t ; j , c jz( )值在0与1之间平滑转换。转换函数采用逻辑( Logistic)函数形式:gj qt ; j , cjz( )
17、 = 1+ exp- mz= 1qt - c z( ) - 1( 5)式中, m为体制的个数。由于式( 5)为逻辑函数,称式( 4)为LSTR模型。若 ,且q t c ,则lim ( - ( q t - c ) ) = , LSTR模型退化为门限回归( PTR)模型。因此, LSTR模型可以看作是PTR模型的一种扩展。当式( 4)中, r = 1,且式( 5)中m = 2时,LSTR成为含1个转移函数的三机制模型。其中 0, c 1 0. 349时,空间自相关显著;当r q 0. 349时,空间自相关则不显著。中国31个地区政府所在地经度和纬度(来自Goole Earth)计算可而得W qij
18、稀疏矩阵结构(见图2) 。0510152025300510152025300510152025300510152025300510152025300510152025300 10 20 300 10 20 300 10 20 30 0 10 20 300 10 20 30 0 10 20 30nz=31U 1KU nz=62U 2KU nz=93U 3KUnz=186U 6KUnz=155U 5KUnz=124U 4KU 图2 我国31个省市区1阶 6阶空间相邻矩阵结构03 万方数据经济理论与经济管理 2017年第1期 (三)基尼空间系数空间计量模型空间经济计量模型主要解决回归模型中复杂的空间
19、相互作用与空间依存性结构问题。 32空间计量经济学理论认为一个空间单元上的某种经济地理现象与邻近空间单元上同一现象存在相关性。这种空间相关性的存在打破了大多数经典统计和计量分析中相互独立的基本假设。地区人均收入的空间计量经济模型设定为:GDPP i = qW qijGDPP i + ui ( 8)式中,可决系数R 2小于对空间自相关系数r q值。空间基尼系数按类空间自相关分解就是要揭示地区收入的基尼系数及其来自空间自相关集聚效应的构成。也就是,根据空间自相关性以及以空间计量的多阶相邻中的最大可决系数,把空间基尼系数分为显性基尼系数、隐性基尼系数和半显性(显性隐性)基尼系数三种:Gini = G
20、 1 + G 2 + G 3 ( 9)式( 9)中, G 1 = 12n 2 GDPP ni= 1nj = 1| GDPP i -GDPP j | , G 2 = R22n 2 W GDPP ni= 1nj = 1| W GDPP i -W GDPP j | , G 3 = R2n 2 ( y + W GDPP ) ni= 1nj = 1|GDPP i - W GDPP j | ) 。式( 9)中, G 1表示显性地区基尼系数,与式( 4)相同; G 2 , G 3分别为隐性地区基尼系数、半显性地区基尼系数; 为q ( q = 1, 2, , 6)最优值0,即r q最大值对应的阶数; R 2来
21、自式( 8) ,选用R 2而不是r ( y , W qi j y ), R 2 = ( r ( y , W qi j y ) 2 。采用式( 6)对式( 4)进行了修改,基尼系数越大,表明地区发展水平在空间上越集聚,极化效应越强。(四)计算结果1952 2008年全国及地区人均GDP数据来自于新中国六十年统计资料汇编 , 2008 2010年数据来自2010年和2011年的中国统计年鉴 。同样, 1952 2008年美元汇率由新中国六十年统计资料汇编中人民币进出口总额与对应的美元进出口总额之比求得, 2010年和2011年美元汇率直接来自2010年和2011年的中国统计年鉴 。以式( 5)计算
22、时, W ij ( q = 1, 2, , 6)分两个阶段,第一阶段为1952 1978年, W ij为3030地区(不包括海南)空间相邻矩阵,第二阶段为1979 2010年, W ij为31 31空间相邻矩阵。从图3可以看出, r q ( q = 1, 2, , 6)具有相似的走势,其中r 2的数值最大。从r 2看, 19531955年的r 2大于5%水平的临界值0. 349,以1955年的0. 378为最高。 1956 1956年, r 2下降到0. 2的水平,一直维持到1978年。从1978年开始上升, 1983年为0. 372 3,超过临界值, 1990年小幅下落后,又继续上升, 20
23、10年达最高值,最高达0. 753 6。这表明,改革开放以来,中国地区的空间自相关性不断增强,地区收入的集聚性显著上升,而2005年后空间自相关性系数的上升速率减缓(见图3) 。图4显示了按式( 8)和式( 9)计算的19552010年以空间基尼系数度量的中国地区收入差距的变化情况。 1952 1990年,美元人均GDP计算的基尼系数在0. 4上下波动, 1990年后逐步上升,2005年达到0. 628 6后又下降到略高于0. 5水平。这种变化过程的构成中,显性基尼系数在1980年后比较平稳,而隐性和半隐性的基尼系数从1980年起就不断攀升,到2005年后开始下降。因此,中国基尼系数变化主要是
24、由人均收入水平的空间集聚引起的。从图4可以看出,各种基尼系数进入下行通道,这表明地区收入差距开始收敛。四、中国威廉姆森“倒U型”曲线(一)变量特征Gini t与PCGDP t统计指标差距大,而与ln( PCGDP ) t统计指标差距相对小。主要体现在,PCGDP t标准差高达915. 964 3,而Gini t和ln( PCGDP ) t分别只有0. 085和1. 283 6;从分布看, Gini t和ln( PCGDP ) t的J B值小于1%水平的临界值9. 210 3,为正态分布,而PCGDP t的J B值高达172. 75,为非正态分布(见表1) 。进一步13万方数据 经济理论与经济管
25、理 2017年第1期0.80.70.60.50.40.30.20.10-0.11955 1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 7, 22010r1 r2 r3 r4 r5 r6图3 19522010年中国地区1阶 6阶空间相邻自相关系数1955 1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 / K 22000 2005 20100.70.60.50.40.30.20.10G1 G2 G3 Gini图4 19522010地区基尼值变化与结构曲线计算, PCGDP t的变异系数(标准差/平均值)为1.
26、527 0, Ginit和ln ( PCGDP ) t分别只为0. 189 5和0. 230 7,比较接近。这说明, Ginit和ln( PCGDP ) t变化趋势相近,而PCGDP t具有波动剧烈。表1我国人均GDP和基尼系数描述性统计变量平均值最大值最小值标准差JB值样本数Gini t 0. 449 6 0. 630 8 0. 336 4 0. 085 2 7. 613 2 58PCGDP t 599. 850 3 4 430. 460 35. 840 0 915. 964 3 172. 758 8 58ln ( PCGDP ) t 5. 564 7 8. 396 3 3. 579 1 1
27、. 283 6 2. 711 1 58我国Gini t , PCGDP t和ln( PCGDP ) t分布与变化结构有明显的不同, Gini t与PCGDP t和ln ( PCGDP ) t是否存在非线性关系取决于变量单整性。原因在于,协整关系是否存在取决于其单整性,一般要求变量之间具有相同的单整阶数。从表2可以看出, PCGDP t不平稳, PCGDP t也不平23 万方数据经济理论与经济管理 2017年第1期 稳,因而它们不是一阶单整变量。 Gini t是一阶单整变量, PCGDP t及其平方项Gini t与不可能存在协整关系。 ln ( PCGDP ) t及其平方和三次方变量均为是一阶单
28、整变量即I ( 1 )变量,而ln( PCGDP ) t的四次方变量已不是一阶单整变量即I( 1) 。因此, Gini t只可能与ln ( PCGDP ) t及其平方、三次方变量存在长期均衡的协整关系。表2 ADF单位根及单整检验阶数变量ADF值临界值( 5% )阶数变量ADF值临界值( 5% )I ( 0)Gini t - 2. 029 - 2. 912 6PCGDP t 20. 131 2 - 2. 912 6PCGDP 2t 23. 496 8 - 2. 912 6ln ( PCGDP ) t 2. 029 9 - 2. 912 6( ln( PCGDP ) ) 2t 4. 308 1
29、- 2. 912 6( ln( PCGDP ) ) 3t 6. 816 3 - 2. 912 6( ln( PCGDP ) ) 4t 9. 538 1 - 2. 912 6I ( 1) Gini t - 6. 122 4 - 2. 913 5 PCGDP t 0. 017 0 - 2. 913 5 PCGDP 2t 2. 814 0 - 2. 913 5 ln ( PCGDP ) t - 5. 878 4 - 2. 913 5 ( ln( PCGDP ) ) 2t - 4. 813 6 - 2. 913 5 ( ln( PCGDP ) ) 3t - 3. 663 8 - 2. 913 5 (
30、ln( PCGDP ) ) 4t - 2. 612 1 - 2. 913 5(二)变量关系由于变量之间可能存在协整关系,因此对变量进行格兰杰检验(见表3) 。从表3可以看出,在10%水平上PCGDP t及( ln( PCGDP ) ) 2t是Ginit的格兰杰原因,在5%水平上PCGDP t ,( ln( PCGDP ) ) 2t和( ln( PCGDP ) ) 3t之间也不存在双向格兰杰因果关系。因此, Gini t与PCGDP t及高次项之间没有显著的内生性。表3格兰杰因果关系检验原假设样本数F统计量概率ln ( PCGDP )不是GINI格兰杰原因GINI不是ln ( PCGDP )格兰
31、杰原因580. 285 5 0. 595 12. 840 8 0. 097 9( ln ( PCGDP ) ) 2不是GINI格兰杰原因GINI不是( ln ( PCGDP ) ) 2格兰杰原因580. 092 1 0. 762 62. 960 9 0. 090 9( ln ( PCGDP ) ) 3不是GINI格兰杰原因GINI不是( ln ( PCGDP ) ) 3格兰杰原因580. 001 5 0. 969 22. 169 1 0. 146 5( ln ( PCGDP ) ) 2不是ln ( PCGDP )格兰杰原因ln ( PCGDP )不是( ln ( PCGDP ) ) 2格兰杰原
32、因583. 253 9 0. 076 74. 131 8 0. 046 9( ln ( PCGDP ) ) 3不是ln ( PCGDP )格兰杰原因ln ( PCGDP )不是( ln ( PCGDP ) ) 3格兰杰原因583. 276 2 0. 075 74. 977 3 0. 029 7( ln ( PCGDP ) ) 3不是( ln ( PCGDP ) 2格兰杰原因( ln ( PCGDP ) 2不是( ln ( PCGDP ) 3格兰杰原因584. 316 5 0. 0524 25. 144 7 0. 027 2(三)参数估计对比表4各列,它们的结构有较大的差异。列( 1)是标准“倒
33、U型”曲线方程,列( 2)也是三次方“倒U型”曲线。列( 3)是一个线性模型,Gini t随ln( PCGDP ) t线性上升,列( 4)的二次方项系数大于一次方项系数的绝对值, Gini t随33万方数据 经济理论与经济管理 2017年第1期ln ( PCGDP ) t加速上升,但列( 4)的调整R 2比列( 3)高, AIC值比( 3)低,因此列( 4)比列( 3)优。再进一步看,列( 5)中一次方项与三次方项的系数为负,二次项系数为正,地区收入差距变化上有下,其调整R 2比列( 4)高, AIC值比列( 4)低。显然,在表4列( 3) 列( 5)中,列( 5)是最佳的模型。表4中国地区差
34、距“倒U型”曲线的参数估计Gini t原变量平方( 1)立方( 2)对数变量线性( 3)平方( 4)立方( 5)常数项0. 367 7(56. 975 6)0. 360 5( 47. 906 3)常数项0. 147 3( 5. 097 2)0. 479 1( 4. 119 1)3. 134 22( 7. 194 6)GDPP t 2. 26( 15. 261 4) 2. 70 10- 4( 9. 365 2) ln( PCGDP ) t 0. 054 3(10. 739 4)- 0. 066 1( - 1. 599 8)- 1. 509 5( - 6. 453 2)GDPP 2t - 4. 5
35、0 10- 8( - 11. 475 7)- 7. 99 10- 8( - 3. 999 1) ( ln( PCGDP ) )2t 0. 0103 92( 2. 934 0)0. 2625 46( 6. 470 7)GDPP 3t 6. 02 10- 12( 1. 776 8) ( ln( PCGDP ) )3t - 0. 014 193( - 6. 228 8)ut u 1, t u 2, t ut u 3, t u 4, t u 5, tR 2 0. 848 5 0. 856 7 R 2 0. 669 2 0. 713 32 0. 831 9F 156. 778 3 109. 597 1
36、F 115. 335 2 69. 670 0 90. 729 9AIC - 3. 888 1 - 3. 910 1 AIC - 3. 141 45 - 3. 250 5 - 3. 750 4由于变量之间是否存在长期的协整关系对于地区差距“倒U型”至关重要,还需对ut5平稳性进行检验。用ADF方程对u 5, t进行平稳性检验,ADF= - 3. 450 6,小于5%水平临界值- 2. 912 6。因此, u 5, t没有单位根存在,是一个平稳过程,表4列( 5)具有协整关系。这说明中国空间基尼系数与对数人均GDP及其平方项、立方项之间存在长期均衡关系。(四)“倒U型”曲线虽然表4列( 1)和列(
37、 2)不存在协整关系,但它们的R 2比列( 5)高, AIC值比列( 5)低。这说明,对地区差距“倒U型”曲线的信息识别率高,因此列( 1)和列( 2)都优于列( 5) 。图5为以PCGDP数据拟合的标准“倒U型”曲线。但是,表4的列( 5)是具有协整关系的最佳模型,其曲线不是标准的“倒U型”曲线,而是一条斜S型曲线(见图6) 。可以看出,地区差距随PCG-DP变化的曲线虽然在总体上表现为一个“倒U型” ,但中国地区差异随发展水平变化不是一个标准的“倒U型”曲线,而是由多个U型和“倒U型”曲线叠加而成的斜“ S”型曲线。0 1 000 2 000 3 000 4 000 5 0004/ K 2
38、y=-4.5e-008x2+0.000 23x+0.37y=6e-012x3-8e-008x2+0.000 27x+0.360.70.650.60.550.50.450.40.35Gini K图5 基于PCGDP的“倒U型”曲线对比图5和图6看出,中国经济发展水平对空间基尼系数具有非线性效应。未达到门槛值以前,经济发展对地区差距变化具有正效应,但超出门槛值后经济发展使地区差距收敛,跨越拐点后的地区更倾向于分散的经济地理结构,即威廉姆森假说在43 万方数据经济理论与经济管理 2017年第1期 0.650.60.550.50.450.40.35y=0.01x2-0.066x+0.48y=-0.01
39、4x3+0.26x2-1.5x+3.1 ln(PCGDP)Gini K/ K 2图6 基于ln(PCGDP)的斜S型曲线中国显著存在。从历史上看,中国地区差距变化呈现出趋同与发散并存态势,目前已越过高位的门槛值(见图6) 。至于拐点精确数值以及越过拐点的具体时间值,仍需进一步测算。(五)中国威廉姆森拐点转换函数中的和c用网格搜索法确定。网格搜索的思想是:根据条件线性参数的特点,确定参数存在的可能区间,然后选取适当的步长,将不同条件线性参数取值形成所有可能的组合,代入目标函数中,然后根据特定的准则,筛选出最合适的参数组合作为最终结果。在网格搜索中,汉森( Han-sen)给出了条件参数估计值置信
40、区间的构造方法。 33其中和c最优初值的确定用网格搜索法,最大的迭代次数设为20 000次。在r = 1和m = 2的参数下最优初值为1. 889 7, c 1 = 6. 333 1 (见图7) 。把参数转化为人均GDP, c 1为562. 89美元, c 2为4 189. 30美元。以式( 4)估计,空间基尼系数随人均GDP的多体制平滑转换回归( STR)模型:Gini t = 0. 383 2 + 0. 034 9ln ( PCGDP ) t( 114. 846 2) ( 11. 937 2)- 0. 032 7ln ( PCGDP ) t g t + ut( - 15. 373 2) (
41、 10)R 2 = 0. 908 1, AIC= - 7. 051 3, BIC= - 6. 292 6式( 10)中, g t = ( 1 + exp( - 1. 889 7 864202 0001 00001234D/ 4E D E U rU图7 网格搜索图( ln ( PCGDP) t - 6. 333 1) ( ln( PCGDP) t - 8. 340 3) ) ) - 1 ,其形状如U型曲线,在( c 1 + c 2 ) / 2 = 7. 336 7( 1 535美元)处发生体制转换(见图8) 。10.80.60.40.22 4 6D D 48 10 12图8 g函数经检验,图9的
42、残差值具有平稳性,式( 10)为协整模型。逻辑光滑转移函数值g t ( )的估计结果揭示了中国地区收入差距对人均GDP的长期效应,说明中国地区收入差距具有体制转移的非线性特征(见图10) 。对比图8和图10不难看出,目前中国已经由外体制进入内体制,且越过最低点,正向人均GDP增加与地区差距缩小的“高体制”路径迈进,但离“高体制”目标仍有较长的距离。目前g t ( )还低于0. 6,离1还相差0. 4。以g t ( )函数计算,当人均GDP为10 000美元时,即其对数9. 21时, g t ( ) = 0. 993 4,约为1。也就是说,当中国走出中等收入阶段,进入高收入阶段时,才进入“高体制
43、”路径。再从式( 9)的弹性系数53万方数据 经济理论与经济管理 2017年第1期( Gini t/ ln ( PCGDP ) t )值看,改革开放之前,弹性系数很小,且平稳,接近水平,而改革开放后,弹性系数逐步增大,达到0. 03的最大值( 2005年)后又开始进入下降通道,目前已降到0. 02以下(见图11) 。这说明,中国地区基尼系数已进入下行路径阶段,地区收入差距已逐步收敛。0.080.060.040.020-0.02-0.04-0.060 10 20 30 40 50 60ut K图9 式(10)残差值10.80.60.40.201950 1960 1970 1980 1990 20
44、00 2010D 图10 逻辑光滑转移函数值g t可见,地区收入差距的变化是一个连续不断的转化过程,通过总体收入水平提高,地区之间的收入差距已处于不断缩小的通道之中。在此值得一提的是, “高体制”的弹性系数并不是负值,地区基尼系数也不可能降到0. 383 2以下。目前中国地区基尼系数不仅已越过人均GDP为( c 1 + c 2 ) / 2 =7. 336 7即1 535美元,而且也越过c 2即人均GDP0.0350.030.0250.020.0150.010.00501950 1960 1970 1980 1990 2000 2010 2 图11 弹性系数为4 189. 30美元点对应的最高点
45、,而这个最高点在已在中等收入的值域区间内。五、结论与政策含义本文应用中国空间基尼系数与对数人均GDP的非线性协整模型,初步估计威廉姆森“倒U型”模型参数,并进一步应用逻辑平滑转换回归( LSTR)模型精确估计了拐点值,描述了中国经济增长中的地区差距关系在不同体制的转换。结果表明,中国已越过拐点,正在走上地区差距缩小的增长之路。这表明中国通过实施西部大开发、中部崛起等战略对地区收入差距缩小收到显著成效,使中国进入“倒U型”曲线的右侧,实现了跨越“中等收入陷阱”的路径突破。当然,中国离地区差距收敛的“高体制”路径还有一定的差距。这还意味着,中国要成功跨越“中等收入陷阱” ,必须要有持续推进统筹区域
46、协调发展的应对政策。第一,促进区域经济在更高起点上发展,在发展战略上推动中国跨越“中等收入陷阱” 。尽管2000年来,区域协调发展成效显著,但是缩小区域差距是一个漫长的过程,不可能一蹴而就,一步到位。同时,在经济发展新常态下,需要从全局性、长远性和高起点上谋划新战略,从而进一步促进区域协调发展,推动区域经济全方位融入“一带一路”的国家战略,加大对欠发达地区包括多民族63 万方数据经济理论与经济管理 2017年第1期 地区、西部边疆地区的支持力度,实施有效的财政转移支付和精准扶贫支持计划,推动低收入地区经济发展,提升人均收入,分享经济增长的成果。这是中国不会落入“中等收入陷阱”的基本政策保障。第
47、二,健全区域协调发展的宏观配套政策,推动中国成功跨越“中等收入陷阱” 。尽管我国地区差距已进入缩小的下行通道,但地区收入差距仍在较高位上,仍需要发挥更大的政策优势实现空间公平目标。因此,国家还要创新区域发展政策,持续推进西部开发、东北振兴、中部崛起战略,完善低收入区域发展机制,促进区域协调发展,努力缩小区域发展差距。另外,加大力度促进东部地区以产业转移方式直接投资中西部地区,同时鼓励国际产业向中西部转移,使得发达区域的技术进步、制度创新等能平顺地传递到中西部,激活欠发达地区的后发优势并产生新动力。此外,创新东部对西部的对口帮扶机制,培育西部地区发展的自身能力,从而更有效地促进区域经济的均衡协调
48、发展。最后, “中等收入陷阱”不是单纯的经济问题,而是多因素决定的社会现象,具体体现在经济、政治、社会等各个方面。收入差距是地区、城乡、行业,直至个人收入差距形成的多层次体系,而地区收入差距缩小只是跨越“中等收入陷阱”的基础性必要条件。因此,深化收入分配体制改革,应理顺收入分配关系,系统性地解决收入差距拉大对经济增长的瓶颈制约问题,也是中国成功跨越“中等收入陷阱”的必要保障。参考文献 1高杰,何平,张锐. “中等收入陷阱”理论述评 J .经济学动态, 2012, ( 3) . 2周文,孙懿.中国面对“中等收入陷阱”问题的解构:本质、挑战与对策 J .经济学动态, 2012, ( 7) . 3周文,孟捷,张晖明.中国会落入“中等收入陷阱”吗? N .光明日报, 2012 10 29. 4张德荣. “中等收入陷阱”发生机理与中国经济增长的阶段性动力 J .经济研究, 2013, ( 9) . 5楼继伟.中国经济的未来15年风险、动力和政策挑战