中国省际经济趋同的定量探析

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1研究方法及数据选择

1.1条件趋同模型

本研究的理论基础是新古典经济增长模型,该模型认为在自由竞争,要素自由流动,没有制度方面的障碍等情况下,资本的边际产出会表现出一种递减的趋势,因此当储蓄等于折旧与装备新增劳动力所需资本时,经济体的资本劳动比例达到了一个均衡值,从而人均产出保持不变,经济体也就到了一个稳定状态。稳定状态值由各经济体的具体情况决定。如果各经济体在满足新古典经济增长模型的假定条件下运作,则各经济体都会趋同于由于它们各自具体条件决定的稳定状态,这种情况被称为条件趋同(收敛)。当各经济体都趋同于同一个稳定状态时,我们就说发生了绝对趋同(收敛)。落后地区由于其资本劳动比例比发达地区小,从收敛理论可知,落后地区将比发达地区具有更快的增长速度。假定β为趋同的速度,则经济体i第t年的增长速度同经济体i第t年实际人均产出(或收入)值yit与其稳定状态值y*i之间的差距之间具有如下关系[11]:dln(yit)/dt=β[ln(y*i)-ln(yit)](1)解该微分方程:ln(yit)=(1-e-βt)ln(y*i)+e-βtln(yi0)(2)由此得到BarroandSala-I-Martin提出的模型,该式表明,在经济体向其稳定状态变迁的过程中,经济体i的第t年的人均产出的对数值ln(yit)由其初始状态值yio和它们的长期稳定状态值y*i共同决定[9]。

从式(1)中我们可以看出,由于落后地区发展水平低,与均衡状态有更大的差距,从而落后地区有更高的发展速度,也就是说ln(y*i)-ln(yit)越大,dln(yit)/dt越大,即增长速度越大。对于以年度为长度单位,且假定对于每一个经济体的不同时期β值都恒定的话,方程(2)可表示为[10]:ln(yit)=(1-e-β)ln(y*i)+e-βln(yit-1)(3)如果β=0,则经济体i不趋同于其稳定状态。当β是一个正数时,则经济体i以速度β趋同于其均衡状态。当β值为负时,则我们说经济体呈发散趋势,即不存在收敛的趋势。为了在趋同模型中更好的反映各省区人均产出(或收入)值与全国平均值之间的偏离,并使用Ui,Ait,Hit来刻画式(3)中的y*i,文中实际使用的回归方程如下:ln(Ryit)=γ1ln(Ryit-1)+γ2lnUi+γ3Ait+γ4Hit+εit(4)这里,Ryit指第i省第t年的相对人均GDP,即第i省第t年人均GDP与全国人均GDP的比值,同理Ui指表征第i省相对人均GDP稳定状态值,即第i省第二、第三产业从业人员占总从业人员的份额与全国第二、第三产业从业人员与全国总从业的份额的比值(见表1)。Ait为虚拟变量,当此地区为东部地区时,Ait=1,当此地区为中西部地区时Ait=0。Hit是对上海而言,当t<1992时,Hit=0,当t≥1992时Hit=1。这样选取是考虑到浦东大开发这一事件对上海经济的巨大影响。在模型中γ1相当于方程(3)中的1-e-β,变量Ui、Ait与Hit共同决定了相对长期稳定状态。之所以如此选取是考虑到Ui是表征工业化程度的一个很好的指标,而虚变量Ait是一个表征由于改革开放及体制转轨过程所造成的东、中、西三大地带之间的一些差别的参数,即Ait可以看成是一个表示东部地区先行优势的指标。εit是误差扰动项。由于运用的数据是横截面、时间序列复合数据,因此进行了异方差性与自相关的检验,并且在回归中避免了由此产生的误差。

1.2数据选择

本文研究数据来自于国家统计局公布的数据[12]。文中使用的基本数据有二:其一是表征相对人均产出的变量,用Ryit表示;二是用来表征相对稳定状态的变量,用Ui表示。选取变量Ui作为相对稳定状态的表征值是出于如下几个原因:①各省第二、三产业从业人员与全省总就业人数之比在各个时间段内呈现出一种比较稳定的状态,并且各省在全国的排名也表现出一种稳定性。②这个指标能够较好地反映各省区的工业化程度,选取这一指标有助于说明工业化对经济发展的作用。③根据罗斯托的经济增长的阶段论,经济发展呈现阶段性,每个阶段都具有一种比较稳定的特征,而这个指标恰好具有了这种稳定的特征。基于以上几点,文中选择了这个指标作为相对稳定状态的表征值,为了消除选取一年的值作为相对稳定状态表征值的缺陷,并考虑到数据的可得性,选取了1992～1999年的数值进行加权平均。

2实证结果

为了检验所用数据的稳定性,本文使用如下的方程来进行稳定性估计,即单元根检验。Δyit=β1+β2t+β3yit-1+εit(5)式中yit是相对人均GDP的对数值,β1+β2t是趋势路径,εit是随机误差项。假设β3=0被拒绝且β2是显著地不为0,则可知yit趋势是稳定的。如果β3=0被拒绝且β2不是显著地不为0,yit是稳定的。检验的结果基本上表明数据是有效的,唯一的例外是上海,上海的情况比较特殊,说明发生了一次结构突变,使相对人均收入的稳定状态发生了一次持久性的变化,这正好与现实情况相符,即浦东开发给上海带来了前所未有的发展机遇,从而使上海的经济发生了一次结构性的突变,由上所述,突变发生的时间可以粗略地定为1992年。回归方程(4)的估计主要参数由表2给出,其中1-γ1参数的估计值及其t值来自于回归方程(2)。

ln(Ryit/Ryit-1)=-(1-γ1)ln(Ryit-1)+γ2ln(Ui)+γ3Ait+γ4Hit+εit(6)参数1-γ1等于1-e-β,当β趋向于0时,1-γ1也趋向于0,因β是一个小的分数,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)与方程(6)的其它参数的估计值相同。从对回归结果的分析中我们能得到许多定量与定性方面的有趣结果。估计的趋同速度为4.5%左右,这是一个比较合理的趋同速度。国外的研究如Conlombe考察加拿大的趋同速度为5%左右[10]。其中t值为-5.909,P值为5.65E-09,这个估计结果对比于绝对趋同中的2%,似乎高出了许多。但这种结果的出现,主要有如下两点原因:①由于初始富的(穷的)省区似乎趋同于一个高于(低于)全国均值的稳定状态。因此当各个省区都允许它们趋同于它们各自的稳定状态(条件收敛)时,由于这个稳定状态与其初始值更接近,因此趋同速度就会比把它们限制在同一稳定状态(绝对收敛)时大。②在理论上,大约4.5%趋同速度与新古典增长模型中的内生的储蓄率是一致的,这一点Romer已作了阐述[13]。参数γ2是关于长期均衡状态决定值的参数,它是高度显著的,t值为3.315,P值为0.001,参数γ3也是关于相对长期均衡值的参数,它也是高度显著的,t值为5.801,P值为1.05E-08,这从另一个侧面表明这两个变量的选取具有一定的合理性。参数γ4是关于上海结构突变的一个参数,它的t值为2.810,P值为0.005,也是高度显著的。并且回归的拟合程度相当好,R2为0.991,F值为17191.84,F显著性为0。从回归结果中可得出参数Ui与相对长期稳定状态值的弹性,计算公式如下:Δln(Ry*i)/ΔlnUi=γ2/(1-γ1)(7)计算得出弹性值为0.828,即在一个贫穷的省份,假如Ui值比全国平均值低10%,则相对人均GDP稳定状态值比全国平均值低8.28%,并且根据虚拟变量与稳定状态值的关系,我们可以推算出先行者优势对相对人均GDP稳定状态值的影响,它大约是0.618,这个值是相当大的。也就是说沿海地区从先行优势中获得0.618倍相对人均GDP稳定状态的提高。根据以上结论计算出来的各省区相对人均GDP的稳定状态值。

北京市的相对人均GDP在1978年到1994年是稳步向相对人均GDP稳定状态值趋同,并在其后的时间里上下波动,说明北京市的相对人均GDP已经达到了一种稳定状态。天津市的相对人均GDP在1986年第一次到达稳定状态,之后也一直在其上下波动。河北省与辽宁省的情况比较特殊,虽然也表现出一种向其稳定状态趋同的趋势,但却相当的慢,且相对人均GDP没有一次与相对人均收入稳定状态相交,说明河北省与辽宁省没有很好地把先行优势转化为产出优势,原因可能是外商投资偏少及国有大中型企业较多导致的改制困难等。上海的情况有些特别,发生了一次结构突变,从发展趋势看,1978～1989年是稳定地向初始稳定状态趋同,并且在其值附近波动了几年,之后,由于浦东大开发这个导致结构突变的原因,其相对人均GDP稳定状态值增加了,因此相对人均GDP开始向新值趋同,并于1999年第一次到达稳定状态。江苏、浙江、福建、广东与山东五省的情况类似,都是以一种稳定的趋势快速地趋同了各自的相对人均GDP的稳定状态,江苏、山东、广东三省虽未与其稳定状态相交,但已经到达了稳定状态值附近,相差仅分别为0.2、0.2与0.1左右,而福建与浙江两省则于1999年分别与其稳定状态相交。说明这五个省很好地把握住机会,使经济实现了起飞。海南省在1978年到90年代初以一种稳定的趋势快速地向相对人均GDP的稳定状态趋同,但在90年代中期开始趋同速度明显放慢。概括起来,到1999年,东部沿海地区中大部分都已达到或接近于均衡值。对于中西部地区来说,吉林的相对人均GDP一直在其均衡值附近波动,并与稳定状态相交三次。黑龙江省在90年代初到达稳定状态,之后则一直在其附近波动,并且波动的幅度很小。内蒙古、安徽、河南、湖南、广西与四川六省的情况基本类似,从1978年到90年代初是表现为一种比较稳定的趋同趋势,在90年代中后期波动相对来说比较大,但总体来看还是向其稳定状态趋同,趋同的趋势比较稳定。江西则表现为一种在其稳定状态下方波动的趋势,趋同的趋势不明显。湖北省波动比较激烈,但总体上来说存在一种向其稳定状态趋同的趋势。

贵州与陕西相似,在80年代中期以前呈现一种向均衡值趋同的趋势,但之后则表现出一种缓慢地与其均衡值相背离的不同趋势。西藏则以较为稳定的趋势向其稳定状态趋同。新疆与云南是西部地区中发展势头最好的两个省区,表现为在穿过均衡状态后,就一直在其均衡值附近波动,从总体看,波动中高于均衡值的年份居多,表明它们具有比较强劲的发展势头。青海、宁夏、甘肃、山西的情况相似,表现为在前半期是从上往下向稳定状态值趋同,后半期则呈现一种从下往上趋同的趋势,但速度较慢。从空间的角度来考察,可发现两类地区,即东部地区与中西部地区的经济发展形势差异很大。东部地区经济得到比较充分的发展,大部分都已经达到或即将达到均衡状态,反之,广大中西部地区经济发展态势却不容乐观,很少省区达到稳定状态,且大部分向其稳定状态趋同的速度相当慢。

3结论

综上所述可得出以下结论:①我国改革开放以来地区经济呈现出一种条件趋同的趋势,趋同速度为4.5%左右。②东部沿海地区大部分省市已经达到或接近达到其稳定状态,而中西部地区则主要表现为一种在其均衡值附近波动的特征。特别值得注意的是,中国的条件趋同在某些省份如甘肃、青海等表现为一种特殊情形,即人均GDP水平比全国平均水平低的省份的稳定状态值甚至低于其初始值,而国外Coulombe对加拿大的研究表明,相对贫穷的省份是趋同于高于其初始状态的均衡值的[10]。这从另一个侧面表明中国地区经济差距在逐步扩大。③由于东部地区的相对人均GDP已达到或接近于其长期均衡值,根据新古典增长理论,如果不适时进行产业结构调整,加快技术进步,在其相对人均GDP达到长期均衡值后其经济增长的速度将放慢,从高于全国平均水平向等于或小于全国平均水平变动。广大中西部地区多数省份表现为一直在其稳定状态下方波动,其相对人均GDP与稳定状态值的差距在有些地方甚至有所扩大,因此中西部地区具有比东部地区更快的增长速度的潜力,但要使这一潜力变为现实,就要使广大中西部地区和东部地区一样,建立起比较完善的市场经济体制和有利于企业生存与发展的制度环境,要素自由流动的统一大市场等。

从这个意义上,我们得出的结论正好支持我国西部大开发战略提出与实施的时间。④文中得出东部先行优势对长期均衡值的影响,大约为0.618,这从另一方面告诉我们市场经济体制的建立与完善,外资的引进,先进的技术,区位优势等因素对经济发展的重大作用,这是我们在推行西部大开发战略时必须特别注意的。⑤对东部地区来说,由于已经基本达到了相对人均GDP的稳定状态,说明原有经济结构、体制、运行机制对经济增长的明显促进作用正逐渐消失,为了使经济更上一个新台阶,必须像上海一样,发生一次巨大的导致结构性突变冲击。以熊彼特的创新观点来说,必须引入一种新的生产函数,这可从体制创新、技术创新中获得,因此东部地区必须进一步完善社会主义市场经济体制,进行产业结构调整和技术创新。⑥最后,虽然文中使用的回归方程与现实的拟合情况较好,但在处理上也显示出一些略显粗糙的地方,如东部地区的先行优势笼统地用一个虚变量来表示,上海的结构突变时间点也武断地选在1992年,这些都是文中的不足之处,如进行后续研究,均要加以克服。