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1研究方法及數據選擇

1.1條件趨同模型

本研究的理論基礎是新古典經濟增長模型,該模型認為在自由競爭,要素自由流動,沒有制度方面的障礙等情況下,資本的邊際產出會表現出一種遞減的趨勢,因此當儲蓄等于折舊與裝備新增勞動力所需資本時,經濟體的資本勞動比例達到了一個均衡值,從而人均產出保持不變,經濟體也就到了一個穩定狀態。穩定狀態值由各經濟體的具體情況決定。如果各經濟體在滿足新古典經濟增長模型的假定條件下運作,則各經濟體都會趨同于由于它們各自具體條件決定的穩定狀態,這種情況被稱為條件趨同(收斂)。當各經濟體都趨同于同一個穩定狀態時,我們就說發生了絕對趨同(收斂)。落后地區由于其資本勞動比例比發達地區小,從收斂理論可知,落后地區將比發達地區具有更快的增長速度。假定β為趨同的速度,則經濟體i第t年的增長速度同經濟體i第t年實際人均產出(或收入)值yit與其穩定狀態值y*i之間的差距之間具有如下關系[11]:dln(yit)/dt=β[ln(y*i)-ln(yit)](1)解該微分方程:ln(yit)=(1-e-βt)ln(y*i)+e-βtln(yi0)(2)由此得到BarroandSala-I-Martin提出的模型,該式表明,在經濟體向其穩定狀態變遷的過程中,經濟體i的第t年的人均產出的對數值ln(yit)由其初始狀態值yio和它們的長期穩定狀態值y*i共同決定[9]。

從式(1)中我們可以看出,由于落后地區發展水平低,與均衡狀態有更大的差距,從而落后地區有更高的發展速度,也就是說ln(y*i)-ln(yit)越大,dln(yit)/dt越大,即增長速度越大。對于以年度為長度單位,且假定對于每一個經濟體的不同時期β值都恒定的話,方程(2)可表示為[10]:ln(yit)=(1-e-β)ln(y*i)+e-βln(yit-1)(3)如果β=0,則經濟體i不趨同于其穩定狀態。當β是一個正數時,則經濟體i以速度β趨同于其均衡狀態。當β值為負時,則我們說經濟體呈發散趨勢,即不存在收斂的趨勢。為了在趨同模型中更好的反映各省區人均產出(或收入)值與全國平均值之間的偏離,并使用Ui,Ait,Hit來刻畫式(3)中的y*i,文中實際使用的回歸方程如下:ln(Ryit)=γ1ln(Ryit-1)+γ2lnUi+γ3Ait+γ4Hit+εit(4)這里,Ryit指第i省第t年的相對人均GDP,即第i省第t年人均GDP與全國人均GDP的比值,同理Ui指表征第i省相對人均GDP穩定狀態值,即第i省第二、第三產業從業人員占總從業人員的份額與全國第二、第三產業從業人員與全國總從業的份額的比值(見表1)。Ait為虛擬變量,當此地區為東部地區時,Ait=1,當此地區為中西部地區時Ait=0。Hit是對上海而言,當t<1992時,Hit=0,當t≥1992時Hit=1。這樣選取是考慮到浦東大開發這一事件對上海經濟的巨大影響。在模型中γ1相當于方程(3)中的1-e-β,變量Ui、Ait與Hit共同決定了相對長期穩定狀態。之所以如此選取是考慮到Ui是表征工業化程度的一個很好的指標,而虛變量Ait是一個表征由于改革開放及體制轉軌過程所造成的東、中、西三大地帶之間的一些差別的參數,即Ait可以看成是一個表示東部地區先行優勢的指標。εit是誤差擾動項。由于運用的數據是橫截面、時間序列復合數據,因此進行了異方差性與自相關的檢驗,并且在回歸中避免了由此產生的誤差。

1.2數據選擇

本文研究數據來自于國家統計局公布的數據[12]。文中使用的基本數據有二:其一是表征相對人均產出的變量,用Ryit表示;二是用來表征相對穩定狀態的變量,用Ui表示。選取變量Ui作為相對穩定狀態的表征值是出于如下幾個原因:①各省第二、三產業從業人員與全省總就業人數之比在各個時間段內呈現出一種比較穩定的狀態,并且各省在全國的排名也表現出一種穩定性。②這個指標能夠較好地反映各省區的工業化程度,選取這一指標有助于說明工業化對經濟發展的作用。③根據羅斯托的經濟增長的階段論,經濟發展呈現階段性,每個階段都具有一種比較穩定的特征,而這個指標恰好具有了這種穩定的特征。基于以上幾點,文中選擇了這個指標作為相對穩定狀態的表征值,為了消除選取一年的值作為相對穩定狀態表征值的缺陷,并考慮到數據的可得性,選取了1992～1999年的數值進行加權平均。

2實證結果

為了檢驗所用數據的穩定性,本文使用如下的方程來進行穩定性估計,即單元根檢驗。Δyit=β1+β2t+β3yit-1+εit(5)式中yit是相對人均GDP的對數值,β1+β2t是趨勢路徑,εit是隨機誤差項。假設β3=0被拒絕且β2是顯著地不為0,則可知yit趨勢是穩定的。如果β3=0被拒絕且β2不是顯著地不為0,yit是穩定的。檢驗的結果基本上表明數據是有效的,唯一的例外是上海,上海的情況比較特殊,說明發生了一次結構突變,使相對人均收入的穩定狀態發生了一次持久性的變化,這正好與現實情況相符,即浦東開發給上海帶來了前所未有的發展機遇,從而使上海的經濟發生了一次結構性的突變,由上所述,突變發生的時間可以粗略地定為1992年。回歸方程(4)的估計主要參數由表2給出,其中1-γ1參數的估計值及其t值來自于回歸方程(2)。

ln(Ryit/Ryit-1)=-(1-γ1)ln(Ryit-1)+γ2ln(Ui)+γ3Ait+γ4Hit+εit(6)參數1-γ1等于1-e-β,當β趨向于0時,1-γ1也趨向于0,因β是一個小的分數,故有1-e-ββ,因此1-e-β的t值就非常近似于β的值,方程(4)與方程(6)的其它參數的估計值相同。從對回歸結果的分析中我們能得到許多定量與定性方面的有趣結果。估計的趨同速度為4.5%左右,這是一個比較合理的趨同速度。國外的研究如Conlombe考察加拿大的趨同速度為5%左右[10]。其中t值為-5.909,P值為5.65E-09,這個估計結果對比于絕對趨同中的2%,似乎高出了許多。但這種結果的出現,主要有如下兩點原因:①由于初始富的(窮的)省區似乎趨同于一個高于(低于)全國均值的穩定狀態。因此當各個省區都允許它們趨同于它們各自的穩定狀態(條件收斂)時,由于這個穩定狀態與其初始值更接近,因此趨同速度就會比把它們限制在同一穩定狀態(絕對收斂)時大。②在理論上,大約4.5%趨同速度與新古典增長模型中的內生的儲蓄率是一致的,這一點Romer已作了闡述[13]。參數γ2是關于長期均衡狀態決定值的參數,它是高度顯著的,t值為3.315,P值為0.001,參數γ3也是關于相對長期均衡值的參數,它也是高度顯著的,t值為5.801,P值為1.05E-08,這從另一個側面表明這兩個變量的選取具有一定的合理性。參數γ4是關于上海結構突變的一個參數,它的t值為2.810,P值為0.005,也是高度顯著的。并且回歸的擬合程度相當好,R2為0.991,F值為17191.84,F顯著性為0。從回歸結果中可得出參數Ui與相對長期穩定狀態值的彈性,計算公式如下:Δln(Ry*i)/ΔlnUi=γ2/(1-γ1)(7)計算得出彈性值為0.828,即在一個貧窮的省份,假如Ui值比全國平均值低10%,則相對人均GDP穩定狀態值比全國平均值低8.28%,并且根據虛擬變量與穩定狀態值的關系,我們可以推算出先行者優勢對相對人均GDP穩定狀態值的影響,它大約是0.618,這個值是相當大的。也就是說沿海地區從先行優勢中獲得0.618倍相對人均GDP穩定狀態的提高。根據以上結論計算出來的各省區相對人均GDP的穩定狀態值。

北京市的相對人均GDP在1978年到1994年是穩步向相對人均GDP穩定狀態值趨同,并在其后的時間里上下波動,說明北京市的相對人均GDP已經達到了一種穩定狀態。天津市的相對人均GDP在1986年第一次到達穩定狀態,之后也一直在其上下波動。河北省與遼寧省的情況比較特殊,雖然也表現出一種向其穩定狀態趨同的趨勢,但卻相當的慢,且相對人均GDP沒有一次與相對人均收入穩定狀態相交,說明河北省與遼寧省沒有很好地把先行優勢轉化為產出優勢,原因可能是外商投資偏少及國有大中型企業較多導致的改制困難等。上海的情況有些特別,發生了一次結構突變,從發展趨勢看,1978～1989年是穩定地向初始穩定狀態趨同,并且在其值附近波動了幾年,之后,由于浦東大開發這個導致結構突變的原因,其相對人均GDP穩定狀態值增加了,因此相對人均GDP開始向新值趨同,并于1999年第一次到達穩定狀態。江蘇、浙江、福建、廣東與山東五省的情況類似,都是以一種穩定的趨勢快速地趨同了各自的相對人均GDP的穩定狀態,江蘇、山東、廣東三省雖未與其穩定狀態相交,但已經到達了穩定狀態值附近,相差僅分別為0.2、0.2與0.1左右,而福建與浙江兩省則于1999年分別與其穩定狀態相交。說明這五個省很好地把握住機會,使經濟實現了起飛。海南省在1978年到90年代初以一種穩定的趨勢快速地向相對人均GDP的穩定狀態趨同,但在90年代中期開始趨同速度明顯放慢。概括起來,到1999年,東部沿海地區中大部分都已達到或接近于均衡值。對于中西部地區來說,吉林的相對人均GDP一直在其均衡值附近波動,并與穩定狀態相交三次。黑龍江省在90年代初到達穩定狀態,之后則一直在其附近波動,并且波動的幅度很小。內蒙古、安徽、河南、湖南、廣西與四川六省的情況基本類似,從1978年到90年代初是表現為一種比較穩定的趨同趨勢,在90年代中后期波動相對來說比較大,但總體來看還是向其穩定狀態趨同,趨同的趨勢比較穩定。江西則表現為一種在其穩定狀態下方波動的趨勢,趨同的趨勢不明顯。湖北省波動比較激烈,但總體上來說存在一種向其穩定狀態趨同的趨勢。

貴州與陜西相似,在80年代中期以前呈現一種向均衡值趨同的趨勢,但之后則表現出一種緩慢地與其均衡值相背離的不同趨勢。西藏則以較為穩定的趨勢向其穩定狀態趨同。新疆與云南是西部地區中發展勢頭最好的兩個省區,表現為在穿過均衡狀態后,就一直在其均衡值附近波動,從總體看,波動中高于均衡值的年份居多,表明它們具有比較強勁的發展勢頭。青海、寧夏、甘肅、山西的情況相似,表現為在前半期是從上往下向穩定狀態值趨同,后半期則呈現一種從下往上趨同的趨勢,但速度較慢。從空間的角度來考察,可發現兩類地區,即東部地區與中西部地區的經濟發展形勢差異很大。東部地區經濟得到比較充分的發展,大部分都已經達到或即將達到均衡狀態,反之,廣大中西部地區經濟發展態勢卻不容樂觀,很少省區達到穩定狀態,且大部分向其穩定狀態趨同的速度相當慢。

3結論

綜上所述可得出以下結論:①我國改革開放以來地區經濟呈現出一種條件趨同的趨勢,趨同速度為4.5%左右。②東部沿海地區大部分省市已經達到或接近達到其穩定狀態,而中西部地區則主要表現為一種在其均衡值附近波動的特征。特別值得注意的是,中國的條件趨同在某些省份如甘肅、青海等表現為一種特殊情形,即人均GDP水平比全國平均水平低的省份的穩定狀態值甚至低于其初始值,而國外Coulombe對加拿大的研究表明,相對貧窮的省份是趨同于高于其初始狀態的均衡值的[10]。這從另一個側面表明中國地區經濟差距在逐步擴大。③由于東部地區的相對人均GDP已達到或接近于其長期均衡值,根據新古典增長理論,如果不適時進行產業結構調整,加快技術進步,在其相對人均GDP達到長期均衡值后其經濟增長的速度將放慢,從高于全國平均水平向等于或小于全國平均水平變動。廣大中西部地區多數省份表現為一直在其穩定狀態下方波動,其相對人均GDP與穩定狀態值的差距在有些地方甚至有所擴大,因此中西部地區具有比東部地區更快的增長速度的潛力,但要使這一潛力變為現實,就要使廣大中西部地區和東部地區一樣,建立起比較完善的市場經濟體制和有利于企業生存與發展的制度環境,要素自由流動的統一大市場等。

從這個意義上,我們得出的結論正好支持我國西部大開發戰略提出與實施的時間。④文中得出東部先行優勢對長期均衡值的影響,大約為0.618,這從另一方面告訴我們市場經濟體制的建立與完善,外資的引進,先進的技術,區位優勢等因素對經濟發展的重大作用,這是我們在推行西部大開發戰略時必須特別注意的。⑤對東部地區來說,由于已經基本達到了相對人均GDP的穩定狀態,說明原有經濟結構、體制、運行機制對經濟增長的明顯促進作用正逐漸消失,為了使經濟更上一個新臺階,必須像上海一樣,發生一次巨大的導致結構性突變沖擊。以熊彼特的創新觀點來說,必須引入一種新的生產函數,這可從體制創新、技術創新中獲得,因此東部地區必須進一步完善社會主義市場經濟體制,進行產業結構調整和技術創新。⑥最后,雖然文中使用的回歸方程與現實的擬合情況較好,但在處理上也顯示出一些略顯粗糙的地方,如東部地區的先行優勢籠統地用一個虛變量來表示,上海的結構突變時間點也武斷地選在1992年,這些都是文中的不足之處,如進行后續研究,均要加以克服。