金榮學(xué)，張 楠，張 迪

(中南財經(jīng)政法大學(xué)收入分配研究院，武漢430074)

經(jīng)濟增長是一個國家和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和社會進步的基礎(chǔ)和前提，如何解釋經(jīng)濟增長及各地之間發(fā)展的差距，找出其增長的長期趨勢和內(nèi)在機制，是經(jīng)濟學(xué)界持續(xù)關(guān)注的熱點問題。［1］以索洛(Robert M.Solow)和斯旺(Trevor W.Swan)于20世紀60年代創(chuàng)立的新古典經(jīng)濟理論為基礎(chǔ)的區(qū)域經(jīng)濟增長趨同假說對區(qū)域經(jīng)濟增長的長期趨勢和區(qū)域經(jīng)濟差異的變化具有較強的解釋力。

經(jīng)濟趨同現(xiàn)象不僅存在于貧富不同的國家之間，還存在于一個國家的不同地區(qū)之間。以2011年1月剛剛納入國家發(fā)展戰(zhàn)略的中原經(jīng)濟區(qū)(見圖1)為例，是指以河南省為主體，包含山西、河北、安徽、山東省部分地區(qū)的綜合性經(jīng)濟區(qū)，范圍覆蓋鄭州、開封、洛陽、平頂山、安陽、鶴壁、新鄉(xiāng)、焦作、濮陽、許昌、漯河、三門峽、南陽、商丘、信陽、周口、駐馬店、濟源、邯鄲、聊城、菏澤、長治、晉城、運城、淮北、亳州、宿州、阜陽等28個城市，經(jīng)濟區(qū)總面積為28.65km2。［2］中原經(jīng)濟區(qū)位于全國“兩橫三縱”城市化戰(zhàn)略格局中陸橋通道和京哈、京廣通道縱軸的交會處，是沿海地區(qū)發(fā)展的重要支撐，是中部崛起的重要基地。

但是中原經(jīng)濟區(qū)長期以來經(jīng)濟基礎(chǔ)薄弱，人均GDP遠落后于其他省市。以作為河南省經(jīng)濟重要增長極的鄭州為例，近些年雖然發(fā)展很快，但是與沿海發(fā)達地區(qū)的省會城市相比差距還很大，即使與中西部的武漢、長沙、西安、重慶等城市相比，在科技、文化、市區(qū)的經(jīng)濟競爭力等方面也存在明顯差距。由于經(jīng)濟區(qū)內(nèi)各市經(jīng)濟發(fā)展水平參差不齊，收入水平差距過大，導(dǎo)致一些優(yōu)勢資源不斷向發(fā)達地區(qū)流動，致使欠發(fā)達地區(qū)的發(fā)展更為艱難，從而使整個中原經(jīng)濟區(qū)人均GDP遠低于全國平均水平，與京津唐、長三角、珠三角等地區(qū)的發(fā)展水平差異也越來越大。不僅如此，中原經(jīng)濟區(qū)內(nèi)各地經(jīng)濟差異同樣較大，根據(jù)相關(guān)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)進行計算，以28個城市人均GDP對比為例，人均GDP最高的市和最低的市的差值從1996年的6 319元上升到2010年的40 962元。區(qū)域經(jīng)濟差異過分拉大且長期存在勢必影響區(qū)域經(jīng)濟效率，既阻礙發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟的進一步發(fā)展，也不利于欠發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟的起飛。

1 文獻綜述

圖1 中原經(jīng)濟區(qū)組成城市圖

圍繞經(jīng)濟增長的趨同問題，學(xué)術(shù)界展開了大量的經(jīng)驗研究。國外的實證研究包括跨國性的和區(qū)域性的經(jīng)濟增長趨同研究，研究對象主要集中于發(fā)達國家和地區(qū)，由于發(fā)達國家各區(qū)域間具有較為相似的經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境，因而研究結(jié)果大多表明其存在區(qū)域性的經(jīng)濟增長趨同。［3］Mankiw、Romer和Weil［4］對 98 個國家選取了 1960—1985 年的數(shù)據(jù)進行研究，其結(jié)果顯示并沒有發(fā)生絕對趨同。但隨后作者對人口增長率和國民儲蓄率進行了調(diào)整后發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟特征相似的國家存在著趨同傾向。Barro和Martin［5］對美國、日本及西歐地區(qū)等國家人均收入的趨同問題進行了細致的研究，他們認為，這些國家或地區(qū)的經(jīng)濟增長都表現(xiàn)出明顯的σ趨同和β趨同，落后國家或地區(qū)的經(jīng)濟增長速度快于較先進的國家或地區(qū)，且各國的趨同速度約為2%。Quah［6］在進行了大量研究后發(fā)現(xiàn)，區(qū)域經(jīng)濟增長不僅存在著σ趨同和β趨同，還存在著成群、成塊的現(xiàn)象，他首次提出了“俱樂部趨同”這一概念。Cermeno［7］運用馬爾科夫鏈方法對 16個OECD成員國、美國各州等不同樣本數(shù)據(jù)進行了分析研究，實證檢驗了俱樂部趨同的存在。

我國對區(qū)域經(jīng)濟增長趨同的研究始于1996年，但到目前為止，由于所采用的分析方法、數(shù)據(jù)的獲得以及樣本期的選擇等不同，導(dǎo)致有關(guān)我國經(jīng)濟增長趨同特性的結(jié)論還不統(tǒng)一。［8］研究主要有:高翔［9］在對1978—2002年我國東、中、西部以及全國人均GDP進行分析后認為，我國在改革以來的地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展中，不存在普遍的趨同現(xiàn)象，而是形成了東部、中部和西部地區(qū)三個趨同俱樂部。吳玉鳴［10］在巴羅與薩拉—伊—馬丁新古典增長模型的基礎(chǔ)上，提出了區(qū)域經(jīng)濟增長β趨同的空間計量經(jīng)濟分析模型框架。張偉麗、覃成林、鄧冬林［11］將我國區(qū)域經(jīng)濟增長俱樂部趨同的研究對象細化到全國345個地區(qū)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國的東部、中部和東北區(qū)域內(nèi)的各地區(qū)經(jīng)濟增長存在俱樂部趨同，而西部以及全國的各地區(qū)經(jīng)濟增長不存在俱樂部趨同;區(qū)域間的經(jīng)濟差距不平穩(wěn)，并沒有縮小的趨勢。趙長林［12］對黃河流域九省區(qū)1985—2005年產(chǎn)出收斂性和經(jīng)濟的長期增長問題進行研究，結(jié)果表明，黃河流域各省區(qū)經(jīng)濟不存在絕對收斂趨勢，具有一定發(fā)散趨勢，在加入四個控制變量(實物資本、人力資本、對外開放程度和基礎(chǔ)設(shè)施水平)之后，模型呈現(xiàn)條件收斂趨勢，收斂速度達到了15.5%。

到目前為止，對我國區(qū)域經(jīng)濟增長趨同研究的空間尺度多數(shù)集中在省域單元或者更大級別的單元范圍，選擇市縣為單位的研究相對較少。以省級以上為研究的基本單元，雖然可以使樣本的選擇簡單易行，得出了許多有價值的結(jié)論，但同時也帶來了一些問題，如我國的省域面積過大，這可能掩蓋其內(nèi)部的差異性，也可能人為地割裂行政交界地帶形成的具有相似性的區(qū)域經(jīng)濟體，從而使研究結(jié)果的精確性受到一定的影響。

本文以中原經(jīng)濟區(qū)為研究對象，運用區(qū)域經(jīng)濟增長趨同假說的方法，檢驗1996—2010年中原經(jīng)濟區(qū)28個城市的經(jīng)濟增長是否存在σ趨同［13］、絕對β趨同［13］和條件 β趨同［14］，以期為政府對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展進行宏觀調(diào)控提供重要的理論支撐和政策啟示。

2 數(shù)據(jù)來源及研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文采用有較強代表性的1996—2010年的數(shù)據(jù)進行分析。σ趨同和β趨同分析中所涉及的數(shù)據(jù)，即GDP、人均 GDP、人口總數(shù)、固定資產(chǎn)投資額、城鎮(zhèn)從業(yè)人口、地方財政支出等原始數(shù)據(jù)來源于1997—2011年《中國縣市社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、1997—2011年《河南統(tǒng)計年鑒》、《河北統(tǒng)計年鑒》、《山東統(tǒng)計年鑒》、《山西統(tǒng)計年鑒》、《安徽統(tǒng)計年鑒》，以及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫等。

其中，為保持統(tǒng)計口徑一致，將2011年《河南統(tǒng)計年鑒》中鞏義等10個新設(shè)“省管縣”的相關(guān)數(shù)據(jù)并入行政區(qū)劃隸屬的地級市內(nèi);1999年前宿州、亳州未成為地級市，其相關(guān)數(shù)據(jù)經(jīng)其縣算出。由于地方財政預(yù)算外支出的數(shù)據(jù)可獲得性不強，本文所涉及的地方財政支出為預(yù)算內(nèi)支出。同時，為了消除物價上漲等因素的干擾，保證各年度、各區(qū)域之間數(shù)據(jù)樣本在時序上的可比性，本文對原始數(shù)據(jù)進行了修正。文中的GDP和人均GDP均為實際(人均)GDP，即對名義(人均)GDP進行了物價指數(shù)修正，統(tǒng)一以1978年為基期的全國“居民消費價格指數(shù)”計算。

2.2 σ趨同檢驗(σconvergence)

σ趨同是指不同國家或地區(qū)間人均收入的離差隨著時間的推移而趨于下降，σ表示地區(qū)人均收入的離散程度即地區(qū)差距。為了消除人均GDP這一時間序列的不穩(wěn)定性，一般將實際人均GDP取自然對數(shù)。σ趨同檢驗公式參照 Barro［13］的研究文獻，如方程(1)所示:

其中，yit是第i個地區(qū)在t時期內(nèi)的實際人均GDP，σt是n個地區(qū)間實際人均GDP自然對數(shù)的標準差。若在年份t+1滿足:σt+1＜σt，即隨著時間的推移，σ逐漸變小，地區(qū)間經(jīng)濟增長水平在考察期T內(nèi)存在σ趨同;若在年份t+1滿足:σt+1＞σt，即隨著時間的推移，σ逐漸變大，地區(qū)間經(jīng)濟增長水平在考察期T內(nèi)不存在σ趨同，表現(xiàn)為差異逐漸擴大的趨勢。

2.3 絕對β趨同檢驗(absoluteβconvergence)

β趨同是指不同區(qū)域人均產(chǎn)出增長率與其經(jīng)濟初始發(fā)展水平的負相關(guān)，β表示趨同速度。假定區(qū)域之間不存在經(jīng)濟增長條件的差異，欠發(fā)達地區(qū)比發(fā)達地區(qū)有更高的經(jīng)濟增長率，β趨同常用Barro型截面回歸模型:［13］

2.4 條件β趨同檢驗(conditionalβconvergence)

在實際中，由于不同地區(qū)間人口數(shù)量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、資源稟賦、政府消費等因素存在差異，各地經(jīng)濟發(fā)展的初始穩(wěn)態(tài)水平并不完全一致，研究者將這些影響因素加入到經(jīng)典模型中作為解釋變量，進一步研究具有不同經(jīng)濟穩(wěn)態(tài)的地區(qū)在受到這些解釋變量影響的情況下的經(jīng)濟趨同現(xiàn)象。其模型一般是在絕對β趨同的檢驗?zāi)Ｐ蜕线M行了擴充。［15］通過對以往研究文獻的梳理，本文在對區(qū)域經(jīng)濟增長影響因素的選取上進行了拓展，選擇工業(yè)化水平、勞動力投入、人口增長率、固定資產(chǎn)投資、財政支出等對中原經(jīng)濟區(qū)28個城市經(jīng)濟增長有重要影響的因素作為控制變量:

若β＜0，則說明地區(qū)間存在條件β趨同，反之，存在條件β趨異。

yit表示市域i的初始人均GDP。因為本文研究的間隔時期為一年，所以本文所指初始人均GDP為t年的人均GDP。

LOIit表示市域i在t年的工業(yè)化水平，本文用當年工業(yè)增加值占實際GDP比重來反映。預(yù)期市域工業(yè)化水平越高，經(jīng)濟增長越快。

LABit表示市域i在t年的勞動力投入情況。由于資料有限，本文用當年城鎮(zhèn)從業(yè)人口占總?cè)丝诒戎貋矸从硠趧恿Φ耐度霠顩r。一般來說，該指標越高，越能促進經(jīng)濟增長。

INVit表示市域i在t年的投資狀況，用當年全社會固定資產(chǎn)投資總量占實際GDP的比重來反映。根據(jù)中國拉動經(jīng)濟增長的三駕馬車是投資、出口、消費，造成的結(jié)果是，預(yù)期投資比重越大，越能推動經(jīng)濟增長。

PFEit表示市域i在t年的政府財政支出占實際GDP比重。由于我國政府對經(jīng)濟的宏觀調(diào)控，財政支出中很大部分用于政府投資，預(yù)期該指標與經(jīng)濟增長成正相關(guān)。

PRGit表示市域i的t年比t－1年的人口增長率。根據(jù)古典的宏觀經(jīng)濟學(xué)理論，預(yù)期該指標與經(jīng)濟增長負相關(guān)。

3 中原經(jīng)濟區(qū)城市經(jīng)濟增長的趨同性檢驗

3.1 中原經(jīng)濟區(qū)σ趨同的檢驗

通過測算各種指標，本文以1996—2010年中原經(jīng)濟區(qū)28個城市的人均GDP值對數(shù)為數(shù)據(jù)樣本，采用標準差來直觀度量區(qū)域經(jīng)濟的σ趨同性。各年的標準差計算結(jié)果見表1。

表1 中原經(jīng)濟區(qū)28個城市人均GDP對數(shù)標準差表

圖2 中原經(jīng)濟區(qū)28個城市人均GDP對數(shù)標準差

由圖2可以直觀看出，人均GDP對數(shù)標準差總體上表現(xiàn)出非線性的上升趨勢，經(jīng)濟增長的趨同和趨異交替發(fā)生。由表1數(shù)據(jù)可知，中原經(jīng)濟區(qū)28個城市人均GDP對數(shù)標準差σ由1996年的0.383 291上升為2010 年的0.438 712，在整個考察期內(nèi)總體上不存在σ趨同。其中，標準差最低值出現(xiàn)在1999年，為0.359 766。1996—1999年有一次明顯的σ趨同，人均GDP對數(shù)標準差縮小了0.023 53。2000—2004年標準差持續(xù)上升，最后在2004年達到了“峰值”，為0.484 177，該考察期內(nèi)存在顯著的σ趨異，人均GDP對數(shù)標準差增加了0.089 467;2005—2010年又出現(xiàn)了兩次短暫的σ趨同，分別為2005—2007年人均GDP對數(shù)標準差σ減小了0.003 44，2008—2010年人均 GDP對數(shù)標準差σ減小了0.038 38。總體而言，在1996—2010年中原經(jīng)濟區(qū)σ趨同表現(xiàn)為趨同—趨異—趨同—趨異—趨同的態(tài)勢。

3.2 中原經(jīng)濟區(qū)絕對β趨同檢驗

根據(jù)σ趨同的結(jié)果，將中原經(jīng)濟區(qū)28個城市1996—2010年經(jīng)濟增長分為三個階段:1996—1999年、2000—2005年、2006—2010年。運用面板數(shù)據(jù)分別對1996—2010年及三個階段的絕對β趨同進行分析，結(jié)果見表2。

表2 中原經(jīng)濟區(qū)28個城市人均GDP絕對β趨同的回歸結(jié)果

由表2可以看出，1996—2010年擬合度為0.065 706，方程的擬合度很小，表明其線性趨勢較弱，即1996—2010年中原經(jīng)濟區(qū)28個城市的人均GDP不存在絕對β趨同。

將樣本劃為三個階段。1996—1999年，P值為零，t檢驗顯著，并且方程擬合度較好，此階段β系數(shù)小于零，那么中原經(jīng)濟區(qū)28個城市在此階段的人均GDP存在絕對β趨同。2000—2005年，根據(jù)P值得知通過了t檢驗，β系數(shù)為0.168 598，表明中原經(jīng)濟區(qū)28個城市人均GDP在2000—2005年間不存在絕對β趨同。在2006—2010年間，P值依舊近似零，t檢驗顯著，此時β系數(shù)小于零，說明中原經(jīng)濟區(qū)28個城市在此階段的人均GDP之間存在絕對β趨同。

3.3 中原經(jīng)濟區(qū)條件β趨同檢驗

根據(jù)實際情況考慮，經(jīng)濟發(fā)展水平不同的地區(qū)之間存在差異，為了更好驗證趨同理論，按照式(3)引入其他經(jīng)濟變量，采用混合數(shù)據(jù)進行回歸分析。1996—2010年中原經(jīng)濟區(qū)28個城市共有390個樣本。回歸檢驗時，可能某些變量某個年份的值缺失，但并不影響整體結(jié)果。對計量模型進行分析，根據(jù)單位根LLC檢驗方法和協(xié)整Kao檢驗方法得到的結(jié)果，認為時間序列是平穩(wěn)的，并且變量間存在協(xié)整關(guān)系。為避免異方差，采用廣義最小二乘法(GLS)來回歸?；貧w結(jié)果如表3所示。

表3 中原經(jīng)濟區(qū)條件β趨同的回歸結(jié)果

回歸分析的結(jié)果表明:

(1)中原經(jīng)濟區(qū)28個城市存在條件β趨同現(xiàn)象。

從表3可知，加入了工業(yè)化水平、勞動力投入、人口增長率、固定資產(chǎn)投資、財政支出等控制變量后，初始人均GDP的回歸系數(shù)為負，在1%的水平上顯著，說明中原經(jīng)濟區(qū)28個城市的經(jīng)濟增長滿足條件β趨同的條件。也就是說，在多個因素作用下，初始經(jīng)濟發(fā)展得不好的市域，經(jīng)濟增長反而高，窮市能追趕上富市。

(2)工業(yè)化水平和勞動投入對經(jīng)濟增長有促進作用，其中勞動力投入的促進作用比工業(yè)化水平大。

勞動力投入的回歸系數(shù)為正，符合經(jīng)驗預(yù)期，回歸系數(shù)是0.298 006，在1%的水平上通過了t檢驗，對經(jīng)濟增長的促進作用大。勞動力投入越多，參與經(jīng)濟活動機會越多，有力推動經(jīng)濟增長。說明中原經(jīng)濟區(qū)提高就業(yè)率就能促進經(jīng)濟增長，投入勞動力帶來產(chǎn)出的增加。而目前中原經(jīng)濟區(qū)的總從業(yè)人員只占總?cè)丝诘?0% ～60%，優(yōu)化勞動力結(jié)構(gòu)，提高就業(yè)率很有必要。工業(yè)化水平對經(jīng)濟增長的促進作用也較為明顯，回歸系數(shù)為0.114 804。但目前中原經(jīng)濟區(qū)的工業(yè)化水平不高，除鄭州、洛陽、邯鄲外，其余市域的工業(yè)化水平都在40%以下。因此，進行產(chǎn)業(yè)升級，加快工業(yè)化發(fā)展，是市域經(jīng)濟發(fā)展的重要內(nèi)容。

(3)固定資產(chǎn)投資、政府財政支出、人口增長對經(jīng)濟增長具有阻礙作用。其中固定資產(chǎn)投資阻礙作用最大，政府財政支出次之，人口增長最小。

固定資產(chǎn)投資的回歸系數(shù)為－0.392 52(通過了1%水平上的t檢驗)，對經(jīng)濟增長有很大負面影響，這與預(yù)期相反，說明中原經(jīng)濟區(qū)的投資存在很大問題。中原經(jīng)濟區(qū)的固定資產(chǎn)投資一般占GDP的40% ～50%，充分說明了這28個城市投資過快，投資結(jié)構(gòu)不合理。一味增加投資并不一定能拉動經(jīng)濟增長，反而會起阻礙作用。中原經(jīng)濟區(qū)需轉(zhuǎn)變經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)換，改變經(jīng)濟增長的粗放型特征。

政府財政支出對經(jīng)濟增長也有顯著影響，其回歸系數(shù)為負，有阻礙作用。說明中原經(jīng)濟區(qū)的政府財政支出也存在很大問題。政府用于消費性的支出較多，對民生和基本公共服務(wù)支出較少。并且財政支出的效率也較低，不透明程度大，增加了尋租的可能。中原經(jīng)濟區(qū)28個城市需優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，降低行政管理費用。

人口增長的回歸系數(shù)為－0.249 41，通過了t檢驗，符合預(yù)期。表明中原經(jīng)濟區(qū)人口的增加并沒有轉(zhuǎn)化為勞動力，反而起到了阻礙作用，拉低經(jīng)濟。

4 結(jié)論與政策建議

4.1 基本結(jié)論

在1996—2010年間，中原經(jīng)濟區(qū)的人均GDP增長總體上不存在σ趨同和絕對β趨同，其經(jīng)濟差距的變化大致可分為三個階段。一是1995—1999年，中原經(jīng)濟區(qū)的人均GDP差距近似呈現(xiàn)出不斷縮小的趨勢;另一階段是2000—2005年，人均GDP差距不斷擴大，表現(xiàn)出地區(qū)間經(jīng)濟增長的趨異;2006—2010年，人均GDP差距又出現(xiàn)了兩次短暫的縮小。

在1996—2010年間，通過引入工業(yè)化水平、勞動力投入、人口增長率、固定資產(chǎn)投資、財政支出等控制變量，中原經(jīng)濟區(qū)28個城市在1%的水平上顯著，說明中原經(jīng)濟區(qū)28個城市經(jīng)濟增長滿足條件β趨同。

4.2 政策建議

首先，要切實做好區(qū)域間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的協(xié)調(diào)，經(jīng)濟落后地區(qū)應(yīng)加強招商引資力度，吸納經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的一些淘汰產(chǎn)業(yè)，以迅速提高其工業(yè)化水平，加快落后地區(qū)的工業(yè)化進程。但也應(yīng)考慮到，一個區(qū)域的工業(yè)化格局不是在短期內(nèi)就可輕易改變的，發(fā)展工業(yè)要受到資源條件等的限制，這就表示落后地區(qū)應(yīng)把重點放在大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)上，各地應(yīng)結(jié)合本地優(yōu)勢，在這一方向上找尋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的出路。

其次，需要將大量的廉價勞動力資源優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為人力資本優(yōu)勢。各地政府要把“人才強市”這一策略作為當前最主要的策略，積極營造人才輩出、人盡其才、才盡其用的社會環(huán)境。同時加大對欠發(fā)達地區(qū)的科教投入，為本地區(qū)經(jīng)濟騰飛種下后發(fā)優(yōu)勢的種子。

最后，要加大對落后地區(qū)的財政支持力度，在重大項目建設(shè)、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和基本公共服務(wù)建設(shè)方面加大對中部地區(qū)的傾斜，使各地享有均等的基本公共服務(wù)，從而進一步優(yōu)化區(qū)域招商引資、增強市場競爭能力的外部環(huán)境和條件。

總之，各地應(yīng)定位明確，利用自身比較優(yōu)勢，努力提高經(jīng)濟效率，將地區(qū)差距變?yōu)樽汾s的動力，從而實現(xiàn)中原經(jīng)濟區(qū)各城市之間的平衡協(xié)調(diào)發(fā)展。

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