中国区域经济差异与收敛.doc

《中国区域经济差异与收敛.doc》由会员分享，可在线阅读，更多相关《中国区域经济差异与收敛.doc（15页珍藏版）》请在taowenge.com淘文阁网|工程机械CAD图纸|机械工程制图|CAD装配图下载|SolidWorks_CaTia_CAD_UG_PROE_设计图分享下载上搜索。

1、中国区域经济差异与收敛 潘 文 卿 摘 要 : 直接的统计数据显示 , 中 国不存 在全域性 的 收 敛 , 全域 性的 绝对 收敛趋 势也 不 明显 , 但却存 在 着 东部 与 中部 两 大 俱 乐 部 收敛 的 趋势 , 而西 部 地 带的 收 敛特 征 并 不显 著 。 T heil 指数的分解表明 , 收敛 指数的 增大 与波 动主要 是由 区域间 差异 的增大 与波 动主 导的 , 东 、 中 、 西内部省区的差异在缩小 。 空间计 量模型 进一步 揭示了 统计数 据无法 直接显 现的 结果 : 面 , 将省区间的关联效应纳入模型后发现 , 中国在改革开放 的 30 年里存在 着在

2、全域范 围内的 一 方 绝 对收敛特征 。 另一方面 , 1990 年前后呈现出两种不 同的收敛 特征 : 1990 年前 , 不 仅全国 范围内 的 绝对收敛特征显著 , 而且存在着东部与中西 部两大收敛 俱乐部 ; 1990 年后 , 全国 范围内的 绝对收敛已不复存在 , 过去的两大收敛 俱乐部 也分化成了东 、 中 、 西三大收敛 俱乐部 。 关键词 : 区域经济 收敛 收敛 俱乐部收敛 空间计量分析 作者潘文卿 , 经济学博士 , 清华大学经济管理学院副教授 ( 北京 100084) 。 一、引 言 自 20 世纪 60 年代中期以 So low 、 Sw an 为代表的新古典增长理

3、论开始 , ! 国家之间或区域经 济之间的差距及其动态变化趋势 , 就成为经济增长理论关注的话题之一。 新古典增长模型用技 术进步阐释各国经济增长水平差距 , 认为由于资本的边际产出呈现递减趋势 , 经济的发展最终 将趋于稳定状态。经济增长理论把这种可能的现象称为经济增长的收敛。 收敛问题被概括为三种假说 : 收敛、 收敛与俱乐部收敛。 收敛被解释为不同地区间人 均收入的离差随时间的推移而趋于减小的过程 , 它是对产出存量水平的描述 ; 收敛则是指初始 经济水平低的地区比经济水平高的地区具有更高的人均增长率 , 因而经过一段时间的发展 , 落 后地区就会赶上发达地区 , 达到以同样速度稳定发展

4、的收敛状态。 收敛又包含条件收敛与绝对 收敛两种情况 , 条件 收敛指当控制了一系列其他影响因素后 , 不同地区间呈现收敛现象 , 而 绝对 收敛指即使不控制这些条件因素 , 地区间也呈现出收敛的现象。 收敛是 收敛的必要条 件 , 即要想使不同地区间人均收入水平最终趋于相同 , 必须保证落后地区有着比先进地区更快 ! 本研究受国家自然科学基金项目 ( 70873071) 、国 家社会 科学基 金重大 项目 ( 06& ZD010) 科学基金重点 项目 ( 08A JY 001) 的资助。 R. M . Solow , A Contributio n to the T heo ry o f E

5、conomic Gr ow th, Q uar ter ly J our nal of 与国家 社会 Economics , vo l. 70, no . 1, 1956, pp. 65 94; T . W . Sw an, Econom ic Gr ow th and Capital A ccumulat ion, # Economic Recor d , v ol. 72 # 32, no. 2, 1956, pp. 334 361. 的收入增长 率。但大量的研究发现 , 全地区的 收敛往往无法实现 , 中国区域经济差异与收敛 而经济更多地表现为具有 相似结构特征的地区间趋于收敛 , 即落

6、后地区与发达地区各自内部存在着收敛现象 , ! 而这两类 地区间往往并不收敛 , 这种地区间的收敛被称为俱乐部收敛。 中国经济是否具有收敛的趋势 ? 这一议题引起了社会各界的广泛关注 , 但不同的学者对收 敛假说的实证研究得出的结论不尽相同。 20 世纪 90 年代中期以前的多数研究支持中国地区经济 存在全域性收敛的趋势。杨伟民、宋学明的研究均表明中国人均收入增长率与改革开放初期的 人均收入水平成反比。 魏后凯发现 , 20 世纪 80 年代之前中国经济增长具有全域性的收敛趋 势 , 但 80 年代之后人均收入增长却趋于发散。 % 蔡昉和都阳、沈坤荣和马俊等 90 年代中期之后 的多数研究发现

7、 , 改革开放以来 , 中国地区经济不存在全域性的收敛现象 , 但存在俱乐部收敛 , 而且大多数研究也都探讨了收敛的稳态值与收敛速度等问题。 & 王铮和葛昭攀的研究指出 , 存在 着东、中、西三大经济区的条件收敛 , 收敛的稳态值呈现东、中、西依次递减的现象。 林毅夫 和刘明兴也发现了省区之间的条件收敛 , 收敛速度为 7% ( 15% ; 董先安研究发现存在显著的俱 乐部收敛 , 速度约为 9 6% ; 彭国华的研究则发现只存在东部地区的俱乐部收敛 , 不存在中西部 地区的俱乐部收敛现 象 , 而东部地区的收敛速度约为 1 2% 。 ) 周业安和章泉则利用 182 个地级 以上城市 1988

8、 ( 2004 年的数据 , 采用条件分量回归的方法 , 对中国不同城市的人均 G DP 的收 敛性进行了分析 , 得到了东、中、西三大地区存在条件收敛的结论 , 虽然该研究同时指出 , 越 处于低分位点的城市群 , 其收敛特征越明显 , 但没有给出收敛稳态值与收敛速度。 在上述实证研究中 , 学者们采用了多种方法 , 但总体来说 , 每个区域总是被当成一个独立 的个体进行分析。由于研究技术方面的原因 , 区域间潜在的相互影响都被忽略了。从新经济地 理学的角度考察 , 如果不同地区间存在空间溢出效应 , 则区域差异和地理位置对经济增长与收 敛的机制就具有不可忽视的作用。如果忽视了地理空间效应的

9、作用 , 则可能导致错误的模型设 定 , 从而得出有偏的分析结论。 + 近些年来 , 国内外已有学者开始关注中国经济增长与收敛中不 同区域间的相互影响 , 并尝试将地理空间效应引入相应的分析模型中。 Y ing 较早地关注到了中 国存在着 内核地区对外围地区 的空间溢出效应 , 并较早地通过空间滞后模型的研究 , 指出 中国经济增长中区域间存在着较强的相互影响。 , 但 Y ing 的研究并未集中在中国不同地区间的 ! R. J. Bar ro, Economic G ro wth in a Cro ss Sectio n o f Co untr ies, T he Quar ter ly J

10、 ournal of Economics , vo l. 106, no. 2, 1991, pp. 407 443. 杨伟民 : 地区间收入差距变动的实 证分析 ., 经济研究 . 1992 年第 1 期 ; 宋学明 : 中国区域经 济发 % 展及其收敛性 ., 经济研究 . 1996 年第 9 期。 魏后凯 : 中国地区经济增长及其收敛性 . , 中国工业经济 . 1997 年 第 3 期。 & 蔡昉、都阳 : 中国经济增长的趋同与差异 ( ( ( 对西部开发战略 的启示 . , 经济研 究 . 2000 年第 10 期 ; 沈坤荣、马俊 : 中国经济增长的 俱乐部收敛 特征及其成因研究

11、. , 经济研究 . 2002 年第 1 期。 ) 王铮、葛昭攀 : 中国区域经济发展的多重均衡态与转 变前兆 . , 中国社 会科学 . 2002 年第 4 期。 林毅夫、刘明兴 : 中国的经济增长收敛与收 入分配 ., 世界经济 . 2003 年第 8 期 ; 董 先安 : 浅 释中 国地区收入差距 : 1952 ( 2002. , 经济研究 . 2004 年 第 9 期 ; 彭国华 : 中国地区收入差距、全要 素生 产率及其收敛分析 ., 经济研究 . 2005 年第 9 期。 周业安、章泉 : 参数异质性、经济趋同与中国区域经济发展 . , 经济研究 . 2008 年第 1 期。 +

12、Serg io J. R ey, Bor is D ev , Sigma Co nv erg ence in the P resence o f Spatial Effects, Pap er s in Regional Science, vol. 85, no . 2, 2006, pp. 217 234. , L. G. Y ing, M easuring the Spillov er Effects: So me Chinese Evidence, Pap er s in Regional S cience, vo l. 79, no . 1, 2000, pp. 75 89; L .

13、G. Y ing, U nderstanding China s Recent Gr ow th Ex per ience: A Spatial Econometr ic Per spective, T he A nnals of R egional Science , v ol. 37, no. 4, 2003, pp. 613 628. # 73 # 中国社会科学 2010 年第 1 期 收敛问题上。林光 平等人利用空 间误差模型研 究了中国 28 个省市 1978 ( 2002 年间 人均实际 GD P 的 收敛与 收敛情况 , 发现当考虑到省区间的相互影响因素后 , 省区间经济存在着

14、! 收 敛 , 但是 的估计值表现出增大的趋势 ; 同时 收敛特征也在 1990 年代末开始显现。 类似地 , 吴玉鸣也利用空间误差模型 , 验证了当考虑空间自相关的影响后 , 1978 ( 2002 年间中国省域经 济增长存在收敛趋势。 鲁凤、徐建华运用 G IS 技术与空间统计分析的综合集成方法 , 得到中 国经济发展自改革开放以来一直就表现出相似省区间的空间集聚特征 , % 并且这种空间集聚自 20 世纪 90 年以来表现得更为显著的结论。 张晓旭、冯宗宪运用探索性空间数据分析方法 , 研究 了 1978 ( 2003 年间中国 30 个省区人均 G DP 的空间相关性 , 结果表明 ,

15、 自改革开放以来中国各 & 地区人均收入的空间相关程度逐年加强 , 地区间经济增长的收敛趋势是存在的。 值得一提的 是 , 在这些将省区空间相关性因素引入中国地区经济增长收敛问题的研究中 , 除吴玉鸣外 , 都 没有明确测算其研究时间段的收敛速度。 与上述研究类似 , 本研究将采用有关空间经济计量的研究方法 , 引入我国区域经济增长与收敛性的研究之中。但与上述研究不同的是 , 将地区间的相互作用关系 本文将 收敛、 绝对收 敛以及俱乐部收敛放在一起顺次研究 , 这更加符合区域增长收敛分析的逻辑次序。同时 , 本文 将时间跨度延升到 2007 年 , 并且由于 1990 年前后中国区域经济收敛状

16、况出现了较为明显的变 化 , 我们划分了 1990 年前和 1990 年后两个时段进行对比研究。本文首先通过统计数据与简单的 统计模型考察中国经济在不同地区间是否存在 收敛的现象 , 并通过 M oran s I 指数的测定探讨 中国地区间的相关性 ; 其次 , 通过 T heil 指数分解技术 , 研究改革开放 30 年来中国地区间差异 的变化趋势以及差异的来源变动特征 , 并对是否存在 绝对收敛与俱乐部收敛趋势进行深入分 析 , 其中我们将区域空间因素引入计量模型当中 , 并与传统计量模型的分析结 果进行对比。本 文以中国大陆 31 个省区 1978 ( 2007 年的人均 G DP 作为

17、考察地区间经济收敛分析的主要指标 , 数据全部来自各年 中国统计年鉴 ., 其中不同年份的 G DP 都换算成以 2000 年价计的 G DP 数 据 , 因此不同年份的 GD P 数据已排除价格变动的影响。 二、中国区域发展的 收敛趋势与空间自相关性 经济发展的 收敛指不同地区间人均收入的标准差随时间的推移而趋于缩小。描述和刻画 收敛常使用真实人均 GD P 对数值的标准差 , 称为 收敛指数。以标准差计算的 收敛指数表 明 ( 图 1) , 20 世纪 80 年代前 , 中国 31 个省区以对数形式显示的人均 GD P 表现出一定程度的收 敛趋势 , 但在整个 90 年代表现出明显的趋异趋

18、势 ; 进入 21 世纪后 , 又开始表现出趋于收敛的特 征 , 尤其是 2004 年后收敛的趋势较为明显。那么改革开放以来 , 中国 31 个省区增长的空间相关 ! 林光平、龙志和、吴梅 : 我国地区经济收敛的空间计量实证分 析 : 1978( 2002 年 . , 经济学 ( 季刊 ). 第 4 卷增刊 , 2005 年 ; 林光平、龙志和、吴梅 : 中国 地区经济 收 敛的空间计量实证分析 ., 数量经 济技术经济研究 . 2006 年第 4 期。 吴玉鸣 : 中国省域经济增长趋同的空间计量 经济分析 . , 数量 经济技术经济研究 . 2006 年第 12 期。 % 鲁凤、徐建华 :

19、中国区域经济差 异的空 间统计分析 . , 2 期。 华东师范大 学学报 . ( 自然 科学版 ) 2007 年第 & 张晓旭、冯宗宪 : 中国人均 G DP 的空间相关与地区收敛 : 2 期 , 2008 年。 1978 ( 2003. , 经 济学 ( 季刊 ). 第 7 卷第 # 74 # 性具有什么样的变动特征呢 ? n n 中国区域经济差异与收敛 我们采用经典的空间相关 Mo ran s I 指数进行测度 : ! I = 其中 : S = i= 1 1 n j= 1 n i= 1 Wij ( Y i - n n i= 1 j= 1 ( Y i - Y ) Y ) ( Y j - Wi

20、j ; Y = Y ) i= 1 Y i ; Y i 表示第 i 个地区的观测值 , ( 1) 本文中为该地区 的人均 GD P; n 为地区数 ; Wij为空间权矩阵 W 中的元素。 I 的取值范围为 - 1, 1 , I 接近 1 时 , 表示地区间呈现空间正相关 ; 接近 - 1 时 , 表示呈现空间负相关 ; 接近 0 时 , 表示地区间不 存在空间相关性。在 M or an s I 指数的显著性检验中 , 常假设变量服从正态分布 , 因此可通过标 准正态分布的 z 统计量判断地区间的空间相关性。需要指出的是 , 空间权矩阵 W 大多采用基于 邻接概念的矩阵 , 如当第 i 个地区与第

21、 j 个地区相邻时 , 则 W 中的元素 Wij 取值为 1, 否则取值 为 0。邻接矩阵的建立相对简单 , 但该法认为不相邻的地区间不存在相关性 , 因而对 I 指数没有 贡献 , 显然与现实有较大出入。从一般的区域间空间关联规律看 , 不同地区间距离间隔越短 , 地区间的相关程度越强 , 随着地区间距离间隔的扩大 , 地区间的相关性会逐渐减弱。因此 , 在 本研究中 , 我们按不同省区省会城市间直线距离的倒数作为 W 中元素 的取值。当然 , 为了将地 区间的相互影响限制在一定距离之内 , 这一方法需要假设一个截止 ( cut o ff ) 距离 , 如果两个地 区间的距离大于截止距离 ,

22、 则不存在相互的空间影响。 图 1 中国 31 个省区人均 GDP 对数的 收敛指数及空间自相关指 数变动趋势 分析不同时间的中国人均 GD P 的自然对数值发现 , 其没有明显 偏离正态分布的趋势。而 且 , 随着时间 的推移 , 正态分 布的 特征越 来越明 显 ( 图 2) 。因 此以正 态分布 为假设 基础的 Mo ran s I 指数能够较好地反映中国不同地区间的空间自相关特征。表 1 列出了以不同截止距离 为基础的空间权矩阵所测算的 M oran s I 指数 , 该指数对不同地区间的空间自相关性给出了较好 的测度。表 1 数据显示 , 在中国改革 开放以来的各 个时间段 , 当

23、地区间的空间 截止距离采用 1700 公里时 , M oran s I 指数显示出中国地区间的自相关性最强。 ! P. A. P. M oran, L ocation Autocor relation Statistics: Distribution Issues and A pplication, Geogr ap hical A naly sis , vol. 27, no. 4, 1950, pp. 286 306. 我们也同时进行了 Gear y s C 指数的计算 , 得到与 M oa rn s I 指数基 本一致 的结论 , 1978 年、 1985 年、 1995 年、 2007

24、 年的值分别为 0 86、 0 86、 0 89、 0 84, 且都在 10% 水平下显著。 # 75 # 2 / / / 2 S 2 n 1 / 中国社会科学 2010 年第 1 期 图 2 中国人 均 GDP 不 同时段 Kernel 密 度函数似合图 表 1 空间自相 关 Moran s I 指 数及 其统计检验 SW1 SW2 SW3 SW4 SW5 SW6 SW7 SW8 SW9 SW1 SW2 SW3 SW4 SW5 SW6 SW7 SW8 SW9 距离 ( 0 ( ( 0 ( ( 0 ( ( 0 ( ( 0 ( ( 0 ( ( 0 ( ( 0 ( ( 0 ( 距离 ( 0 ( (

25、 0 ( ( 0 ( ( 0 ( ( 0 ( ( 0 ( ( 0 ( ( 0 ( ( 0 ( ( 公里 ) 1500) 1600) 1700) 1800) 1900) 2000 2010 2020 2030 ( 公里 ) 1500) 1600) 1700) 1800) 1900) 2000 2010 2020 2030 M or an s I 0 144 0 175 0 129 0 086 0 074 0 063 0 033 0 033 0 026 M or an s I 0 124 0 135 0 105 0 047 0 031 0 030 0 020 0 017 0 010 1978 年

26、z value 2 807 3 654 3 466 2 751 2 669 2 636 2 016 2 115 2 016 1995 年 z value 2 401 2 853 2 857 1 790 1 558 1 660 1 572 1 547 1 440 p value 0 005 0 000 0 001 0 006 0 008 0 008 0 044 0 034 0 044 p value 0 016 0 004 0 004 0 073 0 119 0 097 0 116 0 122 0 150 M o ran s I 0 130 0 156 0 125 0 075 0 059 0 0

27、46 0 022 0 021 0 014 M o ran s I 0 176 0 191 0 157 0 111 0 090 0 085 0 075 0 068 0 052 1985 年 z v alue 2 577 3 326 3 382 2 517 2 293 2 171 1 682 1 716 1 630 2007 年 z v alue 3 175 3 770 3 893 3 190 2 930 3 089 3 179 3 091 2 793 p value 0 010 0 001 0 001 0 012 0 022 0 03 0 093 0 086 0 103 p value 0 00

28、1 0 000 0 000 0 001 0 003 0 002 0 001 0 002 0 005 我们将以 1700 公里为带宽建立的空间权矩阵所计算的中国改革开放 30 年来的空间自相关 Mo ran s I 指数也同时列在了图 1 中。 从 M oran s I 指数的变化趋势看 , 从改革开放的 1978 年到 90 年代末 , 中国 31 个省区虽然存在一定程度的空间自相关性 , 但变化不大 , 尤其是 80 年代中 期到 90 年代中期 , 空间的自相关性还略有减弱。但自 90 年代中期以来 , 不同地区间的空间自相 关性有所加强。这说明 , 与 80 年代相比 , 90 年代中期

29、以来 , 中国不同地区人均 GD P 水平在空 # 76 # 间上更多地表现出非随机性分布特征 , 中国区 域经济差异与收敛 具有较高人均 GD P 水平的省区其周边省区也往往具有较 高的人均 G DP 水平 , 换言之 , 地区的空间集聚性随着时间的推移有所强化 , 空间自相关性的影 响可能是区域间差异变化的一个不可忽视的因素。 上述空间自相关 M or an s I 指数从全国所有地域的角度刻画了中国全域性地区间的自相关特 征 , 但该值本身并不大 , 最高的 2007 年也只有 0 157, 远小于 1, 表明尽管中国存在着全域性地 区间的自相关性 , 但自相关程度还不高。为了更深入地刻

30、画中国省域的 收敛情况 , 我们再按 东、中、西三大地带进行考察 , 这也为后文对中国地区的俱乐部收敛研究做出铺垫性工作。图 3 给出了改革开放 30 年来中国按东、中、西三大地带计算的各自的 收敛指数的变化情况。可以 看出 , 东部地区省区间的人均 GDP 有着明显的缩小趋势 ; 中部地区省区间的人均 G DP 同样在 缩小 , 但程度较之东部地区要缓慢一些 ; 而西部地 区则没能显现出省区间的这种缩小趋势。与 大多数研究不同的是 , 我们发现西部地区各省区间的人均 G DP 差异变化不大 , 即并不存在西部 地区内部的 收敛现象。虽然图 3 显示出在 20 世纪 90 年代中国西部地区人均

31、 G DP 似乎有轻微 缩小的趋势 , 但进入 21 世 纪后却再 次呈现出 拉大的迹 象。西部 地区各 省区间 的空间 自相关 Mo ran s I 指数也显示 , 改革开放 30 年来该指数的平均值只有 0 038, 表明西部地区几乎不存在 各省域间的自相关性。事实上 , 我们的计 算显示 , 从 1993 年起 , 西部地区的 M oran s I 指数值 就一直未通过 10% 水平下的显著性检验。 图 3 中国东 、 中 、 西三大地带 人均 GDP 对 数的 收敛指数 图 3 还显示出 , 尽管东部地区人均 GD P 差异缩小的幅度最大 , 但在改革开放的 30 年中其绝 对差异也比

32、中部与西部地区大。而且值得注意的是 , 从三大地区各自空间自相关 M or an s I 指数 的计算也可以看出 , 改革开放 30 年来 , 东部地区的指数平均值不仅小于中部地区 , 而且小于西 部地区 : 东部地区 M oran s I 指数的平均值为 - 0 001, 中 西部地区分别为 0 225 与 0 038。这一 点揭示出 , 尽管中国三大地区内省域间的自相关程度都不大 , 但相对来说 , 东部地区的空间自 相关性最弱 , 即东部地区几乎不存在各省域间的自相关性。同样地 , 我们的计算显示 , 从 1991 年起 , 东部地区的 M oran s I 指数值就一直未通过 10%

33、水平下的显著性检验。 三、中国经济的俱乐部趋同与 收敛 虽然从中国全区域考察的地区间人均 G DP 不存在明显的收敛现象 , 尤其是自 20 世纪 90 年 代以来 , 这种差异就有一定程度的加剧 , 但这并不排除中国存在着俱乐部收敛的特征。上文的 分析已经表明 , 在中国三大经济地带中 , 东部与中部地区人均 GD P 的差异呈缩小趋势 , 其中尤 # 77 # 中国社会科学 2010 年第 1 期 以东部地区最为明显。下面我们通过 T heil 指数的变化及其分解技术来进一步考察中国经济的俱 乐部收敛特征。 T heil 指数分解方法包括两个系数分解指标 T 和 L。基于地区的 T hei

34、l 指数主要以 T 指标的 分解来进行总体区域差异的计算。我们将考证人均 G DP 全域性差异的 T heil 指数 T p 分解为东、 中、西三大地带间的差异 T BR , 以及这三大地带内部的总差异 T WR : T p = T BR + T WR ( 2) 而三大地带间的差异是各自人均 G DP 占全国人均 G DP 相对比重的加权平均 : i G DP G DP/ N 其中 : G DPi 与 N i 分别代表第 i 个地带的 GD P 与人口 ; GD P 与 N 分别代表全国的 G DP 与 人口。三大地带内部的总差异则是三大地带内各自省域间差异的加权平均 : i G DP 其中

35、: T pi为第 i 个地带内省区间的差异 , 由该地带各省区人均 GD P 占该地带人均 G DP 相 对比重的加权平均来得到 : i j G DPi GD Pi/ N i 其中 : G DPij与 N ij 分别代表第 i 个地带第 j 省区的 G DP 与人口。 图 4 给出了中国人均 GD P 的 T heil 指数变化及其分解结果 , 左图给出了全国总的 T heil 指数 及三大地带间差异与地带内差异的变动情况 , 右图给出了东、中、西各自内部差异的变动情况。 由图 4 可以看出 , 中国全域性经济发展水平的差异确实在 20 世纪 80 年代呈下降趋势 , 但进入 90 年代后却再

36、次呈现出上升趋势 , 1996 年到 2004 年间有所波动 , 2004 年后又开始有所下降。 由于三大地带内部的差异总体看来是稳步下降的 , 因此 , 促成差异拉大或波动的主导力量是三 大地区间差异的增大与波动。 图 4 中国人均 GDP 的 Theil 指数变化及其分解 图 4 还表现出如下三个值得关注的趋势 : 第一 , 20 世纪 90 年代之前 , 三大地带内的差异对 T heil 指数的贡献大于三大地带间差异的贡献 , 三大地带内差异在 1978 ( 1990 年的平均贡 献率 达到 69 2% ; 90 年代之后 , 三大地带间的差异对 T heil 指数的贡献大于三大地带内差

37、异的贡献 , 三大地带间差异在 1991 ( 2007 年间的平均贡献率达到 65 1% 。第二 , 异方面 , 东部地带内部差异的贡献最大 , 1978 ( 1990 年间平均为 77 在三大地带内部的总体差 2% , 1991 ( 2007 年间平 均 为 75 5% ; # 78 # 中部地带与西部地带内部差异的贡献相对较小 , 两地带内部差异合计的贡献在整个 G DPi G DP i/ N i TBR = ln G DPi TWR = T pi G DP ij G DP ij/ N ij Tpi = ln 改革开放 30 年来都不到 30% 。第三 , 中国区域经济差异与收敛 东部地带

38、表现出最为明显的收敛特征 , 该地带内省区间的 差异缩小的速度与幅度远远大于中部与西部地带 ; 中部地带虽然也表 现出收敛趋势 , 但速度要 慢得多 ; 而西部地带非但没有表现出收敛趋势 , 进入 90 年代后地带内省区间的总体差异反而比 80 年代提高了。从计算结果看 , 在 1978 ( 1990 年间 , 中部地带与西部地带区内差异对中国全域 性的总区内差异的贡献分别为 16 7% 与 6% , 到 1991 ( 2007 年则分别变为 12 1% 与 12 4% 。 至此 , 我们看到了改革开放 30 年来中国区域经济发展的三大特征 : 第一 , 20 世纪 80 年代 中国全域性的地

39、区间差距处于缩小趋势 , 90 年代上半期则再次呈现拉大趋势 , 之后进入波动变 化态势。第二 , 80 年代 , 东、中、西内部省区间差异的缩小主导了中国全域性地区间差异的缩 小 , 而进入 90 年代以后 , 东、中、西三大地带间差异的拉大与波动主导着中国全域性地区间差 异的变动。第三 , 改革开放 30 年来 , 东部与中部地带各自内部的差异始终处于缩小态势 , 即存 在所谓的收敛现象 , 30 年的全周期内 , 而西部地带似乎没有明显的收敛特征。这种现象进一步印证了在改革开放 中国存在着明显的俱乐部收敛特征 , 而且 , 这种收敛主要体现在东部地带与 中部地带 , 尤以东部地带最为明显

40、 , 但全域性的绝对 收敛似乎并不存在。下面 , 我们进一步 通过空间计量的手段 , 深入考察中国的 收敛特征。 收敛是人们考察不同地区间经济趋同的一个重要手段 , 区间的 收敛。考察 收敛的初始计量模型为 : iid ln ( Y it / Y i0 ) = + ln Y i0 + it !it N ( 0, 2 只有地区间存在 ) 收敛 , 才会有地 ( 3) 其中 : Y it 为第 i 个地区在 t 时期的人均 G DP, Y i0 为初始期的该指标。如果估计的 为负且 在统计上是显著的 , 则说明不同地区间人均 G DP 的平均增长率在 0 ( t 时段与初始时期的人均 GD P 水

41、平呈现负相关 , 落后 地区的经济增长比发达地区要快 , 因而存在 收敛。同时 , 根据收 敛系数 的估计值 , 还可计算收敛所达到的稳态值 0 、收敛速度 #以及用收敛的半生命周期 表 示的落后地区追赶上发达地区所需的时间 : 0 = / ( 1 - ) , #= - ln ( 1+ ) / t , = ln ( 2) / # 如果所考察地区幅员辽阔、区域经济差异比较复杂 , 还可在 收敛基本模型 ( 3) 式的基础 上 , 引入地区虚变量来进一步考察俱乐部收敛现象的存在。当然 , 只有当 ( 3) 式的随机项满足 经典的 Gauss 假设时 , O L S 回归才可得到无偏 且一致的估计。

42、然而 , 正如我们上文所探讨的 , 从本质上看 , 不同地区间在地理上存在着一定程度的空间依赖性 , 因此 , 还必须将这种地理空 间依赖信息考虑到模型里去 , 才能得到更为可信的估计结果。 判断地区间的空间相关性存在与否 , 一般通过包括 M oran s I 检验、极大似然 L M error 检 验及极大似然 L M lag 检验等一系列空间效应检验来进行。如果检验出不同地区间空间相关性确 定存在时 , 就不能再运用 ( 3) 式进行 O L S 估计 , 而必须采用如下空间滞后模型 ( 4) 式或空间 误差模型 ( 5) 式进行空间计量分析 : ln Z = S + ln Y 0 +

43、%Wln Z + ! ! N ( 0, I) ( 4) ln Z = S + ln Y 0 + !, != &W!+ N ( 0, I) ( 5) 其中 : Z 是 t 时期与初始 0 时期各地区的人均 GD P 之比组成的列向量 ; Y 0 为初始 0 时期各 地区人均 G DP 组成的列向量 ; S 为空间单位列向量 ; W 为空间自相关权矩阵 ; % 是空间滞后模 型中空间自相关参数 , 衡量权矩阵观测值之间的空间相互作用程度 ; &是空间误差模型中揭示回 归残差之间空间相关强度的参数。空间滞后模型与空间误差模型均不再适合用 O L S 进行估计 , 一般采用极大似然法 ( M L )

44、进行估计而得到可信的参数估计值。至于当检验确实存在不同地区 # 79 # iid 2 iid 2 中国社会科学 2010 年第 1 期 间的空间相关性时 , 还需进一步检验该两 类空间计量模型中哪一类是研究对象适合的模型。一 ! 般采用 LM 检验及其稳健性检验来完成。 基本检验规则如下 : 首先通过 M oran s I 指数检验模 型是否存在空间相关性 ; 其次通过空间滞后模型与空间误差模型的两种 L M 检验 ( LM lag 检验 与 LM er ror 检验 ) 及其稳健性检验 ( Ro bst L M lag 检验与 R obst L M error 检验 ) , 判断空间自 回归

45、可能出现的两种形式 , 如果 L M lag 较之 LM erro r 在统计上更加显著 , 同时 Robst LM lag 显著而 Robst LM err or 不显著 , 则应采用 空间滞后模型 ; 反之 , 如果 L M error 较之 L M lag 在 统计上更加显著 , 同时 R obst L M error 显著而 R obst L M lag 不显著 , 则应采用空间误差模型。 本文的研究是在 st ata/ SE 9 0 软件下完成的。 表 2 1978( 2007 年中国 经济增长的 收敛 性及其检验 ( 不考虑空间关联效应 ) 估计方法 未引入虚变量 OL S 经典 ( I) 收敛模型 引入虚变 量 ( I I) O L S Region1 ( 东部 = 1, Region2 ( 中部 = 1, 稳态值 东部 中部 西部 收敛速度 ( % ) 半生命周期 ( 年 ) 统计检验 R2 F 其他 = 0) 其他 = 0) 4 0214 - 0 2073 3 131 ( 0 000) ( 0 087) 3 331 0 801 86 5 0 0975 ( 0 098) 5 8133 - 0 5017 0 6714 0 1837 14 951 ( 0 000) ( 0 000) ( 0 000) ( 0 009) 4 318 3 993