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1研究方法及數(shù)據(jù)選擇

1.1條件趨同模型

本研究的理論基礎(chǔ)是新古典經(jīng)濟(jì)增長模型,該模型認(rèn)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(chǎn)出會表現(xiàn)出一種遞減的趨勢,因此當(dāng)儲蓄等于折舊與裝備新增勞動力所需資本時,經(jīng)濟(jì)體的資本勞動比例達(dá)到了一個均衡值,從而人均產(chǎn)出保持不變,經(jīng)濟(jì)體也就到了一個穩(wěn)定狀態(tài)。穩(wěn)定狀態(tài)值由各經(jīng)濟(jì)體的具體情況決定。如果各經(jīng)濟(jì)體在滿足新古典經(jīng)濟(jì)增長模型的假定條件下運(yùn)作,則各經(jīng)濟(jì)體都會趨同于由于它們各自具體條件決定的穩(wěn)定狀態(tài),這種情況被稱為條件趨同(收斂)。當(dāng)各經(jīng)濟(jì)體都趨同于同一個穩(wěn)定狀態(tài)時,我們就說發(fā)生了絕對趨同(收斂)。落后地區(qū)由于其資本勞動比例比發(fā)達(dá)地區(qū)小,從收斂理論可知,落后地區(qū)將比發(fā)達(dá)地區(qū)具有更快的增長速度。假定β為趨同的速度,則經(jīng)濟(jì)體i第t年的增長速度同經(jīng)濟(jì)體i第t年實(shí)際人均產(chǎn)出(或收入)值yit與其穩(wěn)定狀態(tài)值y*i之間的差距之間具有如下關(guān)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(jīng)濟(jì)體向其穩(wěn)定狀態(tài)變遷的過程中,經(jīng)濟(jì)體i的第t年的人均產(chǎn)出的對數(shù)值ln(yit)由其初始狀態(tài)值yio和它們的長期穩(wěn)定狀態(tài)值y*i共同決定[9]。

從式(1)中我們可以看出,由于落后地區(qū)發(fā)展水平低,與均衡狀態(tài)有更大的差距,從而落后地區(qū)有更高的發(fā)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(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)體i不趨同于其穩(wěn)定狀態(tài)。當(dāng)β是一個正數(shù)時,則經(jīng)濟(jì)體i以速度β趨同于其均衡狀態(tài)。當(dāng)β值為負(fù)時,則我們說經(jīng)濟(jì)體呈發(fā)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(qū)人均產(chǎn)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(shí)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(wěn)定狀態(tài)值,即第i省第二、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占總從業(yè)人員的份額與全國第二、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員與全國總從業(yè)的份額的比值(見表1)。Ait為虛擬變量,當(dāng)此地區(qū)為東部地區(qū)時,Ait=1,當(dāng)此地區(qū)為中西部地區(qū)時Ait=0。Hit是對上海而言,當(dāng)t<1992時,Hit=0,當(dāng)t≥1992時Hit=1。這樣選取是考慮到浦東大開發(fā)這一事件對上海經(jīng)濟(jì)的巨大影響。在模型中γ1相當(dāng)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(wěn)定狀態(tài)。之所以如此選取是考慮到Ui是表征工業(yè)化程度的一個很好的指標(biāo),而虛變量Ait是一個表征由于改革開放及體制轉(zhuǎn)軌過程所造成的東、中、西三大地帶之間的一些差別的參數(shù),即Ait可以看成是一個表示東部地區(qū)先行優(yōu)勢的指標(biāo)。εit是誤差擾動項(xiàng)。由于運(yùn)用的數(shù)據(jù)是橫截面、時間序列復(fù)合數(shù)據(jù),因此進(jìn)行了異方差性與自相關(guān)的檢驗(yàn),并且在回歸中避免了由此產(chǎn)生的誤差。

1.2數(shù)據(jù)選擇

本文研究數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)[12]。文中使用的基本數(shù)據(jù)有二:其一是表征相對人均產(chǎn)出的變量,用Ryit表示;二是用來表征相對穩(wěn)定狀態(tài)的變量,用Ui表示。選取變量Ui作為相對穩(wěn)定狀態(tài)的表征值是出于如下幾個原因:①各省第二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員與全省總就業(yè)人數(shù)之比在各個時間段內(nèi)呈現(xiàn)出一種比較穩(wěn)定的狀態(tài),并且各省在全國的排名也表現(xiàn)出一種穩(wěn)定性。②這個指標(biāo)能夠較好地反映各省區(qū)的工業(yè)化程度,選取這一指標(biāo)有助于說明工業(yè)化對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用。③根據(jù)羅斯托的經(jīng)濟(jì)增長的階段論,經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)階段性,每個階段都具有一種比較穩(wěn)定的特征,而這個指標(biāo)恰好具有了這種穩(wěn)定的特征。基于以上幾點(diǎn),文中選擇了這個指標(biāo)作為相對穩(wěn)定狀態(tài)的表征值,為了消除選取一年的值作為相對穩(wěn)定狀態(tài)表征值的缺陷,并考慮到數(shù)據(jù)的可得性,選取了1992～1999年的數(shù)值進(jìn)行加權(quán)平均。

2實(shí)證結(jié)果

為了檢驗(yàn)所用數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性,本文使用如下的方程來進(jìn)行穩(wěn)定性估計(jì),即單元根檢驗(yàn)。Δyit=β1+β2t+β3yit-1+εit(5)式中yit是相對人均GDP的對數(shù)值,β1+β2t是趨勢路徑,εit是隨機(jī)誤差項(xiàng)。假設(shè)β3=0被拒絕且β2是顯著地不為0,則可知yit趨勢是穩(wěn)定的。如果β3=0被拒絕且β2不是顯著地不為0,yit是穩(wěn)定的。檢驗(yàn)的結(jié)果基本上表明數(shù)據(jù)是有效的,唯一的例外是上海,上海的情況比較特殊,說明發(fā)生了一次結(jié)構(gòu)突變,使相對人均收入的穩(wěn)定狀態(tài)發(fā)生了一次持久性的變化,這正好與現(xiàn)實(shí)情況相符,即浦東開發(fā)給上海帶來了前所未有的發(fā)展機(jī)遇,從而使上海的經(jīng)濟(jì)發(fā)生了一次結(jié)構(gòu)性的突變,由上所述,突變發(fā)生的時間可以粗略地定為1992年。回歸方程(4)的估計(jì)主要參數(shù)由表2給出,其中1-γ1參數(shù)的估計(jì)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(shù)1-γ1等于1-e-β,當(dāng)β趨向于0時,1-γ1也趨向于0,因β是一個小的分?jǐn)?shù),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(shù)的估計(jì)值相同。從對回歸結(jié)果的分析中我們能得到許多定量與定性方面的有趣結(jié)果。估計(jì)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(jì)結(jié)果對比于絕對趨同中的2%,似乎高出了許多。但這種結(jié)果的出現(xiàn),主要有如下兩點(diǎn)原因:①由于初始富的(窮的)省區(qū)似乎趨同于一個高于(低于)全國均值的穩(wěn)定狀態(tài)。因此當(dāng)各個省區(qū)都允許它們趨同于它們各自的穩(wěn)定狀態(tài)(條件收斂)時,由于這個穩(wěn)定狀態(tài)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(wěn)定狀態(tài)(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(nèi)生的儲蓄率是一致的,這一點(diǎn)Romer已作了闡述[13]。參數(shù)γ2是關(guān)于長期均衡狀態(tài)決定值的參數(shù),它是高度顯著的,t值為3.315,P值為0.001,參數(shù)γ3也是關(guān)于相對長期均衡值的參數(shù),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(cè)面表明這兩個變量的選取具有一定的合理性。參數(shù)γ4是關(guān)于上海結(jié)構(gòu)突變的一個參數(shù),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(dāng)好,R2為0.991,F值為17191.84,F顯著性為0。從回歸結(jié)果中可得出參數(shù)Ui與相對長期穩(wěn)定狀態(tài)值的彈性,計(jì)算公式如下:Δln(Ry*i)/ΔlnUi=γ2/(1-γ1)(7)計(jì)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(wěn)定狀態(tài)值比全國平均值低8.28%,并且根據(jù)虛擬變量與穩(wěn)定狀態(tài)值的關(guān)系,我們可以推算出先行者優(yōu)勢對相對人均GDP穩(wěn)定狀態(tài)值的影響,它大約是0.618,這個值是相當(dāng)大的。也就是說沿海地區(qū)從先行優(yōu)勢中獲得0.618倍相對人均GDP穩(wěn)定狀態(tài)的提高。根據(jù)以上結(jié)論計(jì)算出來的各省區(qū)相對人均GDP的穩(wěn)定狀態(tài)值。

北京市的相對人均GDP在1978年到1994年是穩(wěn)步向相對人均GDP穩(wěn)定狀態(tài)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(jīng)達(dá)到了一種穩(wěn)定狀態(tài)。天津市的相對人均GDP在1986年第一次到達(dá)穩(wěn)定狀態(tài),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(xiàn)出一種向其穩(wěn)定狀態(tài)趨同的趨勢,但卻相當(dāng)?shù)穆?且相對人均GDP沒有一次與相對人均收入穩(wěn)定狀態(tài)相交,說明河北省與遼寧省沒有很好地把先行優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為產(chǎn)出優(yōu)勢,原因可能是外商投資偏少及國有大中型企業(yè)較多導(dǎo)致的改制困難等。上海的情況有些特別,發(fā)生了一次結(jié)構(gòu)突變,從發(fā)展趨勢看,1978～1989年是穩(wěn)定地向初始穩(wěn)定狀態(tài)趨同,并且在其值附近波動了幾年,之后,由于浦東大開發(fā)這個導(dǎo)致結(jié)構(gòu)突變的原因,其相對人均GDP穩(wěn)定狀態(tài)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(dá)穩(wěn)定狀態(tài)。江蘇、浙江、福建、廣東與山東五省的情況類似,都是以一種穩(wěn)定的趨勢快速地趨同了各自的相對人均GDP的穩(wěn)定狀態(tài),江蘇、山東、廣東三省雖未與其穩(wěn)定狀態(tài)相交,但已經(jīng)到達(dá)了穩(wěn)定狀態(tài)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(wěn)定狀態(tài)相交。說明這五個省很好地把握住機(jī)會,使經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了起飛。海南省在1978年到90年代初以一種穩(wěn)定的趨勢快速地向相對人均GDP的穩(wěn)定狀態(tài)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(qū)中大部分都已達(dá)到或接近于均衡值。對于中西部地區(qū)來說,吉林的相對人均GDP一直在其均衡值附近波動,并與穩(wěn)定狀態(tài)相交三次。黑龍江省在90年代初到達(dá)穩(wěn)定狀態(tài),之后則一直在其附近波動,并且波動的幅度很小。內(nèi)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(xiàn)為一種比較穩(wěn)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(wěn)定狀態(tài)趨同,趨同的趨勢比較穩(wěn)定。江西則表現(xiàn)為一種在其穩(wěn)定狀態(tài)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(wěn)定狀態(tài)趨同的趨勢。

貴州與陜西相似,在80年代中期以前呈現(xiàn)一種向均衡值趨同的趨勢,但之后則表現(xiàn)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(wěn)定的趨勢向其穩(wěn)定狀態(tài)趨同。新疆與云南是西部地區(qū)中發(fā)展勢頭最好的兩個省區(qū),表現(xiàn)為在穿過均衡狀態(tài)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(qiáng)勁的發(fā)展勢頭。青海、寧夏、甘肅、山西的情況相似,表現(xiàn)為在前半期是從上往下向穩(wěn)定狀態(tài)值趨同,后半期則呈現(xiàn)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(fā)現(xiàn)兩類地區(qū),即東部地區(qū)與中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢差異很大。東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)得到比較充分的發(fā)展,大部分都已經(jīng)達(dá)到或即將達(dá)到均衡狀態(tài),反之,廣大中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展態(tài)勢卻不容樂觀,很少省區(qū)達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài),且大部分向其穩(wěn)定狀態(tài)趨同的速度相當(dāng)慢。

3結(jié)論

綜上所述可得出以下結(jié)論:①我國改革開放以來地區(qū)經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)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(qū)大部分省市已經(jīng)達(dá)到或接近達(dá)到其穩(wěn)定狀態(tài),而中西部地區(qū)則主要表現(xiàn)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(xiàn)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(wěn)定狀態(tài)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(tài)的均衡值的[10]。這從另一個側(cè)面表明中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距在逐步擴(kuò)大。③由于東部地區(qū)的相對人均GDP已達(dá)到或接近于其長期均衡值,根據(jù)新古典增長理論,如果不適時進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整,加快技術(shù)進(jìn)步,在其相對人均GDP達(dá)到長期均衡值后其經(jīng)濟(jì)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(qū)多數(shù)省份表現(xiàn)為一直在其穩(wěn)定狀態(tài)下方波動,其相對人均GDP與穩(wěn)定狀態(tài)值的差距在有些地方甚至有所擴(kuò)大,因此中西部地區(qū)具有比東部地區(qū)更快的增長速度的潛力,但要使這一潛力變?yōu)楝F(xiàn)實(shí),就要使廣大中西部地區(qū)和東部地區(qū)一樣,建立起比較完善的市場經(jīng)濟(jì)體制和有利于企業(yè)生存與發(fā)展的制度環(huán)境,要素自由流動的統(tǒng)一大市場等。

從這個意義上,我們得出的結(jié)論正好支持我國西部大開發(fā)戰(zhàn)略提出與實(shí)施的時間。④文中得出東部先行優(yōu)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(jīng)濟(jì)體制的建立與完善,外資的引進(jìn),先進(jìn)的技術(shù),區(qū)位優(yōu)勢等因素對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重大作用,這是我們在推行西部大開發(fā)戰(zhàn)略時必須特別注意的。⑤對東部地區(qū)來說,由于已經(jīng)基本達(dá)到了相對人均GDP的穩(wěn)定狀態(tài),說明原有經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、體制、運(yùn)行機(jī)制對經(jīng)濟(jì)增長的明顯促進(jìn)作用正逐漸消失,為了使經(jīng)濟(jì)更上一個新臺階,必須像上海一樣,發(fā)生一次巨大的導(dǎo)致結(jié)構(gòu)性突變沖擊。以熊彼特的創(chuàng)新觀點(diǎn)來說,必須引入一種新的生產(chǎn)函數(shù),這可從體制創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新中獲得,因此東部地區(qū)必須進(jìn)一步完善社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制,進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和技術(shù)創(chuàng)新。⑥最后,雖然文中使用的回歸方程與現(xiàn)實(shí)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(qū)的先行優(yōu)勢籠統(tǒng)地用一個虛變量來表示,上海的結(jié)構(gòu)突變時間點(diǎn)也武斷地選在1992年,這些都是文中的不足之處,如進(jìn)行后續(xù)研究,均要加以克服。