宋志濤

（1.山東輕工業(yè)學(xué)院 財政與金融學(xué)院，山東 濟南250100；2.山東大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，山東 濟南250100）

一、問題的提出

改革開放以來，我國經(jīng)濟迅速發(fā)展，但是地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展卻表現(xiàn)出很大的不均衡性，地區(qū)之間以及地區(qū)內(nèi)部在經(jīng)濟總量水平和發(fā)展速度上都呈現(xiàn)很大的差異。我們可以用經(jīng)濟收斂來檢驗這種差異。收斂可以分為δ收斂和β收斂，δ收斂指的是地區(qū)間人均收入的離散程度隨著時間的推移逐漸變小，對離散程度的度量可以使用標準差或者離散系數(shù)指標。β收斂則指的是落后地區(qū)會以更快的速度趕超先進地區(qū)，即落后地區(qū)的經(jīng)濟增長率會高于發(fā)達地區(qū)。β收斂又可以分為絕對β收斂和條件β收斂，前者是后者充分但非必要的條件。二者的主要區(qū)別是如果增長的回歸方程中包含一系列的控制變量，如物質(zhì)資本、人力資本、人口增長率、技術(shù)進步率、儲蓄率或其他的狀態(tài)變量等，那么得到的收斂狀態(tài)就屬于條件收斂，即控制了這些變量后，各經(jīng)濟體收斂于同一均衡狀態(tài)；反之如果不加任何控制變量得到的收斂則為絕對收斂。而如果經(jīng)濟體中存在多個均衡狀態(tài)和均衡路徑，那么經(jīng)濟體就存在俱樂部收斂。

關(guān)于東中西部地區(qū)經(jīng)濟收斂的問題，學(xué)者們一直沒有達成一致的意見。蔡昉、尹偉華、余長林、覃成林等認為我國各地區(qū)內(nèi)部存在著經(jīng)濟收斂［1］［2］［3］［4］。而劉夏明、王志剛、陸云航、周業(yè)安等則認為我國各地區(qū)內(nèi)部不存在經(jīng)濟收斂［5］［6］［7］［8］。產(chǎn)生分歧的主要原因在于學(xué)者們使用的方法不同?，F(xiàn)有研究多采用截面數(shù)據(jù)的分析方法或者時間序列數(shù)據(jù)的分析方法，但這兩類分析方法都容易產(chǎn)生小樣本偏誤的問題。在實證研究中面板數(shù)據(jù)可以獲得更多的樣本，能夠提高估計的精度。由于經(jīng)濟收斂問題的面板數(shù)據(jù)模型中包含被解釋變量的滯后項，因此需要使用動態(tài)面板模型來分析。本文與現(xiàn)有文獻的不同之處就在于將使用動態(tài)面板糾偏虛擬變量最小二乘法進行估計，結(jié)果更加有效。

此外，現(xiàn)有關(guān)于經(jīng)濟收斂的研究沒有綜合考慮過經(jīng)濟開放和市場分割的影響。按照新古典理論，在稻田條件（Inada conditions）的作用下，邊際報酬遞減規(guī)律將導(dǎo)致地區(qū)之間的經(jīng)濟水平呈現(xiàn)明顯的收斂特征。新古典增長理論的假設(shè)前提是要素和商品完全自由流動，即經(jīng)濟體面臨的是一個無摩擦的世界。但由于我國存在因地方保護等而形成的省際市場分割，導(dǎo)致要素和商品的自由流動受到限制，從而使稻田條件的假設(shè)無法得到滿足，這就會異化地區(qū)經(jīng)濟的收斂特征。王志剛、蔡昉認為，要素市場，尤其是勞動力市場的扭曲程度是影響中國地區(qū)經(jīng)濟增長條件收斂的重要因素［6］［9］。因此，市場分割是我們討論收斂問題時必須考慮的因素。另一方面，我國實行梯度對外開放政策，從東向西逐級開放，東部地區(qū)的經(jīng)濟開放程度明顯高于中西部地區(qū)，Sarchs和 Warner認為，經(jīng)濟開放是經(jīng)濟收斂的重要原因，開放國家和地區(qū)的經(jīng)濟呈收斂性，而封閉國家和地區(qū)則呈現(xiàn)發(fā)散性［10］。經(jīng)濟的開放程度也會對經(jīng)濟收斂產(chǎn)生影響。但是現(xiàn)有文獻在研究經(jīng)濟收斂問題時，沒有將市場分割和經(jīng)濟開放進行綜合考慮。因此本文在對Sollow-Swan模型進行擴展的基礎(chǔ)上，將經(jīng)濟開放和市場分割納入到分析體系中，來研究它們在我國經(jīng)濟收斂中所起的作用，同時考察它們對經(jīng)濟增長的影響。這是本文同現(xiàn)有文獻的另一個不同之處。

二、市場分割指標的構(gòu)建

目前度量市場分割程度的指標構(gòu)建方法主要有生產(chǎn)法、貿(mào)易法和相對價格法等。桂琦寒等認為，相對價格法是一個“有前景”的方向［11］。Poncet也認為價格包含了非常多的信息，比貿(mào)易法更具有優(yōu)勢［12］。因此本文以相對價格法為基礎(chǔ)來度量國內(nèi)市場的分割程度。

（一）數(shù)據(jù)的選取

本文沿襲Parsley和Wei的思想，具體使用桂琦寒等的方法來構(gòu)造兩地間的相對價格方差［11］［13］。為了得到該相對價格方差，我們需要包含時間t、地區(qū)d和商品種類k的三維面板數(shù)據(jù)。我們使用的數(shù)據(jù)來自1986～2009年的《中國統(tǒng)計年鑒》中的分地區(qū)商品零售價格指數(shù)，包含了1985～2008年的數(shù)據(jù)。

在商品的選擇上，本文選取食品、飲料煙酒、服裝鞋帽、紡織品、中西藥品、書報雜志、文化體育用品、日用品和燃料共9種商品。之所以選擇這些商品，本文基于兩點考慮：首先是數(shù)據(jù)的可得性，這9種商品在數(shù)據(jù)上具有連續(xù)性，使我們的分析能夠連貫；其次，Parsley和 Wei證明了容易腐爛的產(chǎn)品價格變化的方差較大，而不易腐爛的產(chǎn)品價格變化的方差較?。?3］。所以本文在選擇產(chǎn)品的時候，主要選擇不易腐爛變質(zhì)的產(chǎn)品作為我們的研究對象，因而剔除了桂琦寒等使用的鮮菜數(shù)據(jù)。

（二）市場分割指標的測度

使用相對價格法來度量市場分割程度的理論依據(jù)來源于Samuelson的冰山成本模型，假設(shè)兩地區(qū)為地區(qū)i和地區(qū)j，商品為k，時間為t，因為存在交易成本，所以只要相對價格Pi／Pj的波動小于限定的范圍，就可以認為兩地之間的市場是趨于整合的，而不必局限于傳統(tǒng)的一價定律（law of one price）所要求的絕對價格相等［14］。Parsley和Wei進一步使用相對價格的方差變動來表述市場分割的程度，只要相對價格的方差縮小，就意味著冰山成本下降，就可以認為兩地間的市場分割程度在下降［13］。由于統(tǒng)計年鑒的數(shù)據(jù)均為環(huán)比價格指數(shù)，因此首先對原始數(shù)據(jù)進行對數(shù)差分處理。

為避免由于地區(qū)排列順序而導(dǎo)致的數(shù)值正負差異，對數(shù)據(jù)取絕對值形式。為了剔除商品異質(zhì)性產(chǎn)生的波動差異，本文采用去均值的方法處理。對第t年的第k種商品兩兩省份之間的求算術(shù)平均值即為剔除了產(chǎn)品異質(zhì)性后的僅包含市場分割因素的價格變動。為測量該變動度的大小，我們求qijt的方差var（qijt）。此方差即為桂琦寒等度量市場分割程度的指標［11］。

本文認為該指標沒有考慮距離因素所導(dǎo)致的運輸成本的影響。距離是導(dǎo)致地區(qū)間價格波動的重要因素。Parsley和Wei以及Engel和Rogers都證明，兩地間價格水平的差異取決于兩地間套利成本的大小，套利成本的大小又受運輸費用的影響，而運輸費用可以用兩地間的距離來近似代替［13］［15］。然而國內(nèi)現(xiàn)有的文獻還沒有將運費的處理納入到分析中。雖然桂琦寒等將一省面積占整個相鄰省份面積的百分比作為代理變量［11］，但是當(dāng)我們把視野擴展到全國時，這個指標就不再適用了。于是本文對已經(jīng)構(gòu)建的兩地價格方差做進一步的處理。筆者認為距離越遠，價格方差越大，因此，本文將兩兩省份省會城市間的公路距離①（dist）的倒數(shù)作為權(quán)重，對var（qijt）進行加權(quán)平均。最終構(gòu)建的市場分割指標為：

按照此方法構(gòu)建的市場分割指標既剔除了距離因素對價格方差的影響，又度量了一省在時間t的市場分割程度。

（三）市場分割程度的描述統(tǒng)計

為了對市場分割程度做一個直觀的描述，本文對全國、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的市場分割指標計算簡單算術(shù)平均，結(jié)果如圖1所示。

圖1 不同地區(qū)的市場分割程度

從圖1可以看出，全國各地區(qū)的市場分割程度的變化總體趨于一致。1994年之前市場分割程度呈波動性變動，1994年之后市場分割程度呈現(xiàn)顯著下降的趨勢。此外，從圖1也可以發(fā)現(xiàn)，在大多數(shù)情況下，東部地區(qū)的市場分割程度要高于其他地區(qū)。

三、實證模型的設(shè)定以及數(shù)據(jù)說明

（一）回歸模型設(shè)定

Mankiw、Romer和 Weil擴展了Sollow-Swan模型，使用截面數(shù)據(jù)模型來分析經(jīng)濟收斂的問題［16］，他們的分析為后續(xù)研究提供了基礎(chǔ)。Knight和Islam將 M-R-W模型擴展到面板數(shù)據(jù)模型［17］［18］。本文借鑒Knight和Islam的分析方法，在面板數(shù)據(jù)模型中加入了經(jīng)濟開放、市場分割、市場分割的平方項以及市場分割和經(jīng)濟開放的交互項。市場分割的平方項以及市場分割和經(jīng)濟開放的交互項用來考察它們對經(jīng)濟增長的非線性影響。

回歸模型中的被解釋變量yi，t＋1為第t＋1年第i省的實際人均GDP。

（二）變量選擇

1.解釋變量。（1）frgi，t為第i省第t年的市場分割程度，即上文中構(gòu)造的市場分割指標。（2）openi，t代表第i省第t年的經(jīng)濟開放程度，用進出口總額和外商直接投資之和與GDP的比值來度量。由于進出口總額和FDI的數(shù)據(jù)是用美元計價，本文按照當(dāng)年的匯率將其轉(zhuǎn)換成人民幣。（3）ln frg2i，t為ln frgi，t的平方，用以度量非線性趨勢。（4）crosi，t為市場分割程度ln frgi，t與經(jīng)濟開放程度ln openi，t的交乘項，用來度量經(jīng)濟開放與市場分割的交互影響。

2.控制變量。（1）ni，t為第i省第t年的勞動人口增長率。g和δ分別為外生的技術(shù)進步增長率和資本折舊率，根據(jù)通常的做法，取g＋δ＝0.05［16］［18］。由于只有ni，t為變化的量，因此在后文的分析中將變量ln（ni，t＋g＋δ）都簡寫為ln ni，t。（2）skit為第i省第t年的人均物質(zhì)資本存量。物質(zhì)存量Kit使用張軍等的估計方法來計算［19］。將Kit除以各省當(dāng)年的人口數(shù)，得到人均物質(zhì)資本存量。（3）shit為第i省第t年的人力資本存量，用人均受教育年限表示。將受教育程度“不識字或識字很少、小學(xué)、初中、高中及中專和大學(xué)（含大專和研究生）”的受教育年限分別定義為1、6、9、12、16年。

本文使用1985～2008年中國大陸27個省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)②，所有數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（1986～2009）和《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》。

四、實證分析

由于實證模型中包含被解釋變量的滯后項，因此屬于動態(tài)面板模型，使用普通的靜態(tài)面板回歸會產(chǎn)生變量內(nèi)生性問題。工具變量（IV）回歸或廣義矩估計（GMM）都可以解決內(nèi)生性問題。Arellano和Bond將Anderson和Hsiao的工具變量選擇范圍進行了擴張，他們使用廣義矩估計方法，推導(dǎo)出了一階差分廣義矩估計方法（FD-GMM）［20］［21］。但是，Arellano和Bover發(fā)現(xiàn)，一階差分廣義矩估計的工具變量在實證分析中會產(chǎn)生弱工具變量的問題［22］。尤其是當(dāng)模型中滯后因變量的系數(shù)接近1時，差分廣義矩估計的弱工具變量問題將更加嚴重，并且會產(chǎn)生小樣本偏誤。為避免差分廣義矩估計的弱工具變量問題，Arellano和Bover以及Blundell和Bond提出了系統(tǒng)廣義矩估計方法（SISGMM），進一步使用差分變量的滯后項作為水平值的工具變量，同時對一階差分方程和水平方程進行廣義矩估計［22］［23］。但是無論是差分廣義矩估計還是系統(tǒng)廣義矩估計都要求模型中的樣本為大樣本。如果樣本容量不滿足要求就會產(chǎn)生有限樣本偏誤的問題。為解決這一問題，Bruno使用Monte Carlo數(shù)據(jù)模擬證明，糾偏虛擬變量最小二乘估計法（BCLSDV）在估計截面較小的宏觀面板數(shù)據(jù)時，比動態(tài)面板廣義矩估計更加有效［24］。尤其是當(dāng)被解釋變量滯后一階的系數(shù)接近1時，糾偏虛擬變量最小二乘法估計的優(yōu)勢更加明顯。糾偏虛擬變量最小二乘法首先使用靜態(tài)面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)LSDV方法，得出有偏估計量；然后使用動態(tài)面板的廣義矩估計方法估計出參數(shù)的一致估計量，并用該一致估計量來計算偏差；最后，對偏差進行修正，得到修正后的最終參數(shù)。在對估計結(jié)果進行檢驗時，糾偏虛擬變量最小二乘法使用自助法（bootstrap）來計算參數(shù)的標準誤。本文的實證模型使用糾偏虛擬變量最小二乘法進行估計。

為研究我國不同地區(qū)間是否存在俱樂部收斂，我們對東部、中部、西部分別進行回歸分析。根據(jù)國家發(fā)改委2000年33號文對中國大陸東中西部的劃分。東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東和廣東；中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地區(qū)包括四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。

（一）東部地區(qū)的回歸結(jié)果

從表1中模型一可以看出，L.lngdp的系數(shù)為0.99，原假設(shè)為系數(shù)等于1的Wald檢驗的卡方值為4.56，P值為0.033，可以在5%的顯著性水平下拒絕系數(shù)為1的原假設(shè)，東部地區(qū)存在明顯的絕對β收斂特征。由模型二、三、四中L.lngdp的系數(shù)可以看出，在控制了一系列條件后，經(jīng)濟的收斂特征更加明顯。

模型三和模型四中關(guān)于經(jīng)濟開放程度和市場分割程度的實證檢驗結(jié)果顯示，經(jīng)濟開放和市場分割對東部地區(qū)的影響顯著，經(jīng)濟開放是東部地區(qū)經(jīng)濟快速增長的重要原因。

從市場分割來看，一次項系數(shù)顯著為正，而二次項系數(shù)為負，但二次項的結(jié)果并不顯著。說明市場分割對東部地區(qū)經(jīng)濟具有促進作用。產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因我們需要結(jié)合經(jīng)濟開放和市場分割的交互項來看。交互項系數(shù)顯著為正，說明東部地區(qū)的國內(nèi)市場和國際市場之間存在替代關(guān)系，東部地區(qū)可以十分便利地通過進入國際市場來彌補由于國內(nèi)市場分割所帶來的市場范圍縮小的影響。因此東部地區(qū)對國內(nèi)市場的依賴程度低，也就不憚于實施國內(nèi)市場分割，這也是東部地區(qū)的市場分割程度大于中西部地區(qū)的原因。

表1 東部地區(qū)的回歸結(jié)果

（二）中部地區(qū)的回歸結(jié)果

表2給出了中部地區(qū)的實證分析結(jié)果，從表2中的模型一可以發(fā)現(xiàn)，L.lngdp的系數(shù)顯著大于1，這說明中部地區(qū)表現(xiàn)出明顯的發(fā)散特征，并不存在絕對收斂。模型二、三、四的結(jié)果表明中部地區(qū)存在條件β收斂特征。模型四中人口增長率、物質(zhì)資本存量和人力資本存量的回歸結(jié)果與傳統(tǒng)的理論一致。

經(jīng)濟開放對中部地區(qū)的經(jīng)濟影響明顯，并且其影響系數(shù)要大于東部地區(qū)，這說明經(jīng)濟開放對促進中部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展作用更大。盡管中部地區(qū)的開放程度以及開放時間要落后于東部地區(qū)，但是經(jīng)濟開放對中部地區(qū)的邊際影響更大。

市場分割的一次項系數(shù)和二次項系數(shù)不顯著，這說明市場分割對中部地區(qū)的經(jīng)濟影響甚微。同時，市場分割同經(jīng)濟開放的交互項的系數(shù)也不顯著，因此，中部地區(qū)不存在國內(nèi)市場同國際市場之間的替代關(guān)系。

表2 中部地區(qū)的回歸結(jié)果

（三）西部地區(qū)的回歸結(jié)果

表3給出了西部地區(qū)的實證結(jié)果。從模型一來看，L.lngdp的系數(shù)為0.997，非常接近于1，為此，我們對該系數(shù)進行了是否等于1的Wald檢驗，得出其卡方值為0.38，相應(yīng)的P值為0.536，無法拒絕其系數(shù)等于1的原假設(shè)。因此，西部地區(qū)的絕對β收斂特征并不顯著。模型二、三、四的結(jié)果顯示，西部地區(qū)的條件β收斂特征明顯。

從模型四可以看出，經(jīng)濟開放對西部地區(qū)經(jīng)濟增長的影響為正，并且結(jié)果在5%的置信水平上顯著，并且其系數(shù)要明顯小于東部地區(qū)和中部地區(qū)。這說明經(jīng)濟開放對西部地區(qū)的促進作用還沒有完全發(fā)揮出來，西部地區(qū)在利用國際市場上同東部地區(qū)和中部地區(qū)存在著顯著的差距。

從市場分割及其二次項的系數(shù)來看，市場分割與西部地區(qū)的經(jīng)濟增長呈現(xiàn)明顯的倒U型特征，即當(dāng)市場分割程度較低時，市場分割有利于經(jīng)濟增長，而隨著市場分割程度的提高，其對經(jīng)濟的負面影響就逐漸顯現(xiàn)出來。西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展基礎(chǔ)差，起步晚，無論是發(fā)展水平還是發(fā)展速度都遠不如其他地區(qū)，在GDP考核的激勵機制下，落后地區(qū)需要實現(xiàn)對發(fā)達地區(qū)的趕超，此時的最優(yōu)選擇是實行地方保護和市場分割，這一點我們可以從美國、德國等先進國家的趕超史上找到證據(jù)。因此西部地區(qū)實行地方保護和市場分割的政策在一定階段內(nèi)是合理的。但是隨著市場分割程度的提高，市場分割會阻礙技術(shù)進步，不利于市場范圍擴大等負面作用就越來越明顯，從而不利于經(jīng)濟的長期增長。

表3 西部地區(qū)的回歸結(jié)果

五、結(jié)論

我國不同地區(qū)的經(jīng)濟收斂特征不同。東部地區(qū)內(nèi)部存在絕對收斂，中部地區(qū)不存在絕對收斂特征，而西部地區(qū)的絕對收斂特征不顯著。但是在控制了市場分割和經(jīng)濟開放等因素后，各地區(qū)都呈現(xiàn)出顯著的條件收斂特征。

對外經(jīng)濟開放有利于各地承接國外技術(shù)轉(zhuǎn)移，同時也有利于擴大市場范圍，因此可以促進地區(qū)經(jīng)濟增長，縮小地區(qū)經(jīng)濟差距。一般而言，市場分割阻礙了商品和要素的國內(nèi)流動，不利于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)向其他地區(qū)的技術(shù)擴散，使得全國統(tǒng)一的大市場難以形成，不利于規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)的發(fā)揮，地區(qū)間的專業(yè)分工無法實現(xiàn)，無法充分發(fā)揮本地區(qū)的比較優(yōu)勢，不利于經(jīng)濟的長期增長。

市場分割促進了東部地區(qū)的經(jīng)濟增長，產(chǎn)生這種現(xiàn)象的主要原因是東部地區(qū)的國際市場與國內(nèi)市場之間存在替代關(guān)系。東部地區(qū)在過度依賴國際市場的規(guī)模效應(yīng)時，沒有充分發(fā)揮國內(nèi)市場一體化所帶來的規(guī)模效應(yīng)。但是經(jīng)濟的長期增長必須立足國內(nèi)市場的開發(fā)，通過優(yōu)化和整合國內(nèi)資源來改善資源的配置效率，提高經(jīng)濟績效。因此東部地區(qū)要實現(xiàn)經(jīng)濟的進一步發(fā)展應(yīng)當(dāng)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，從過度依賴國際市場的出口導(dǎo)向型發(fā)展轉(zhuǎn)向國內(nèi)、國際市場的利用并重上來。尤其要注重國內(nèi)市場開發(fā)，通過提高經(jīng)濟的一體化水平來實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟的內(nèi)涵式發(fā)展。

經(jīng)濟開放對中部地區(qū)的促進作用最大。但是中部地區(qū)的開放水平相對東部地區(qū)還比較低，經(jīng)濟開放對區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟增長的影響還沒有得到充分發(fā)揮。市場分割對中部地區(qū)經(jīng)濟增長的影響并不顯著。因此中部地區(qū)應(yīng)當(dāng)進一步提高經(jīng)濟開放水平，更加有效地利用國際市場，達到促進本地區(qū)經(jīng)濟快速發(fā)展以及縮小地區(qū)內(nèi)部和地區(qū)之間經(jīng)濟差距的目標。

經(jīng)濟開放能夠促進西部地區(qū)經(jīng)濟增長，但是促進作用較小。但是市場分割對西部地區(qū)影響顯著，當(dāng)市場分割程度較低時，市場分割對西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的促進作用，但是達到一定臨界點后，市場分割將會阻礙經(jīng)濟增長。因此，對西部地區(qū)而言，一方面要積極參與國際經(jīng)濟活動，提高本地區(qū)的經(jīng)濟開放水平，充分利用國際市場，發(fā)揮國際市場的規(guī)模經(jīng)濟作用和技術(shù)轉(zhuǎn)移效應(yīng)。更重要的是，西部地區(qū)應(yīng)當(dāng)著眼長遠利益，不能囿于市場分割所帶來的經(jīng)濟促進作用，應(yīng)當(dāng)更加關(guān)注其負面影響，在實現(xiàn)國內(nèi)經(jīng)濟一體化的過程中逐步融入國內(nèi)地區(qū)專業(yè)化分工，充分發(fā)揮自身的比較優(yōu)勢，實現(xiàn)本地區(qū)經(jīng)濟的跨越性增長。

注釋：

① 距離數(shù)據(jù)來自中國機動車網(wǎng)全國公路里程查詢（http：／／www.jdcsww.com）。

② 西藏、海南、重慶由于數(shù)據(jù)時間的問題省略。計算市場分割程度時沒能獲取廣西路程資料，故省略。

［1］蔡昉，都陽.中國地區(qū)經(jīng)濟增長的趨同與差異——對西部開發(fā)戰(zhàn)略的啟示［J］.經(jīng)濟研究，2000，（10）：30—37.

［2］尹偉華，張煥明.我國區(qū)域經(jīng)濟增長收斂的計量分析［J］.技術(shù)經(jīng)濟，2008，（10）：37—47.

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