中国地区经济增长的趋同与差异——对西部开发战略的启示
中国地区经济增长的趋同与差异[1]——对西部开发战略的启示
蔡 昉 都 阳
一、引言
实施西部开发战略并且取得预期成功，尚有一系列的理论问题需要加以解决，并且根据区域经济增长的历史过程在经验上作出证明。首先需要提出的问题是，对西部地区进行倾斜性投资能否产生效果，即加快该地区的经济增长。实施西部开发战略的目的在于通过政府的投资努力，使这一地区经济增长速度快于东部地区，从而在经过一定时间之后，地区差距趋于缩小。从经济增长理论的角度来说，这无异于提出这样的问题:以中国东部、中部和西部地区划分为特点的区域经济增长，是否存在着一种趋同的趋势。新古典经济增长理论假设资本报酬具有递减的特征，由于较发达地区资本投入比不发达地区充裕得多，因而较早遇到资本报酬递减现象。相反地，不发达地区资本报酬递减现象就来得迟一些，因而可以取得较快的增长速度。发达地区与不发达地区增长速度之间的这个差异，如果得以保持一定的时间，不发达地区就会赶上发达地区。换句话说，一个国家的人均收入增长速度与其人均收入的起始水平呈负相关关系(例如参见Barro，1998)。经济增长理论把这种可能的现象叫做经济增长的趋同(convergence)。显而易见的是，只有当中国区域经济增长中存在这种趋同现象时，西部开发战略才可能取得预期的效果。
在过去一二十年中，经济增长理论的一个热点研究方向就是解释为什么一些国家或地区取得经济增长的成功，而另一些却失败了，导致经济增长成功或失败的因素是什么，落后国家有没有希望实现赶超，换句话说就是，是否存在着经济增长率或收入水平在国家和地区之间趋同的趋势。一些经济学家利用跨国或跨地区数据，尝试验证趋同假说。例如，经济学家分别刘OECD国家、美国国内各州、日本国内各县，以及欧洲些地区的初始人均收入与随后的增长率之间关系进行检验，都发现明显的趋同证据。不过，这些国家和地区全部是发达经济(Sala-i-Martin，1996)。而对超过100个包括不同发展水平国家的检验则表明，并没有一种普遍存在的绝对趋同现象，绝对趋同通常只存在于最富裕的国家之间以及最贫穷的国家之间(Ben-David，1998;Barroand Sala-i-Martin，1992)。人们用“趋同俱乐部”来描述这种分组别性质的趋同特征。在这种趋同俱乐部内，趋同通常是绝对的，而最贫穷的趋同俱乐部往往意味着贫困国家向“贫困陷阱”的趋同。
中国区域经济增长是否也形成了这种“趋同俱乐部”效应呢?如果答案是肯定的话，相对贫困的地区就有可能陷入贫困陷阱，形成贫困的恶性循环而难以摆脱出来，西部开发战略可能产生不了预期的效果。因此，我们要回答的另一个问题是，趋同俱乐部是否一定是绝对的;对于贫困地区来说，有没有摆脱贫困陷阱的机会。新古典经济增长理论的进一步研究发现，实际上广泛地存在着一种所谓的“有条件趋同”，即在控制了诸如人力资本禀赋、储蓄率、人口增长率等一系列影响经济增长的条件之后，各国经济增长率表现出趋同的趋势。例如，巴罗(Batro，1991，1998)利用包括发达国家和发展中国家在内的跨国数据，证实了这种有条件趋同现象的存在。其涵义是说，如果假设各国在人力资本、储蓄倾向、人口增长率、政治稳定和民主化程度等方面条件是一样的，国家之间的经济增长率存在着趋同的趋势。这实际上提示我们，加决落后地区的经济增长需要满足哪些条件，或者说从哪些条件的创造方面，可以实现经济增长的趋同。
中国的经济增长始终存在着区域差距。因此，改革开放以来的中国经济增长，各个地区是从不同的起点上起步的。大多数研究者都发现，改革以来区域经济发展差距不仅继续存在，而且呈现扩大的趋势(林毅夫等，1998;王绍光等，1999)。正是在这种背景之下，党中央和国务院决定实施西部开发战略，加快相对落后地区的经济发展速度。本文拟通过对决定区域经济增长的因素、导致差异的原因和趋同的条件进行一些经验研究，以图为实施西部开发战略提供几点政策建议。
二、改革以来地区差距变化的型式
许多研究者观察到，改革以来中国的地区发展差异，比较突出地表现在三类地区之间(如林毅夫等，1998)。从统计分析上来看，这就是说在全国的总体地区差异中，东部、中部和西部地区之间差异的贡献是扩大的。通过把泰尔指数(Theilentropy)进行分解，[2]我们可以把全国整体的人均国内生产总值地区差异具体地分解为:东部地区省际差异，中部地区省际差异，西部地区省际差异，以及东部、中部和西部三类地区之间的差异。通过进行统计分析可以看到，在1978～1998年期间，随着整体地区差异指标经历了一个先降低后上升的过程的同时，①东部地区内部人均国内生产总值的省际差异对全国整体的地区差异贡献份额最大，但呈现明显的下降趋势，从63.71%下降为41.52%。②中部地区内部人均国内生产总值的省际差异对全国整体的地区差异贡献份额很小，也呈下降趋势。③西部地区内部人均国内生产总值的省际差异对全国整体的地区差异贡献份额也微不足道，且呈现相同的下降趋势。④东、中、西三类地区之间人均国内生产总值差异对全国整体地区差异的贡献份额很大，呈现出明显的提高趋势，从30.95%提高到56.29%(表1)。
表1 三类地区内部及之间差异对整体差异的贡献份额(%)
续表
资料来源:《新中国五十年统计资料汇编》，中国统计出版社，2000年版。
由此可以看出一种俱乐部趋同倾向，即东部、中部和西部地区分别形成彼此可以识别开的俱乐部，并在内部形成趋同趋势。具体观察三类地区内部和之间的差异变化型式发现，东部地区的内部趋同，呈现出改革以前较发达地区变化比较稳定而相对落后地区以较快的速度赶上来的特征，中西部地区则表现出改革以前收入水平较低地区变化较稳定而相对收入较高地区落下来的特征(林毅夫等，1998)。这与经济增长理论文献中所观察到的其他国家的经验十分相像(Ben－David，1998)，因而成为一种典型的俱乐部趋同现象。
一般来说，人均收入水平在区域间的差异是增长率差异的结果。在有关趋同的研究中，通常研究者把趋同现象区别为人均收入水平上的趋同(表示为δ趋同)和经济增长率上的趋同(表示为β趋同)两类。一般来说，δ趋同是β趋同的结果。同样地，β差异导致δ差异。改革以来中国地区之间具有较大的增长率差异，导致人均收入水平差异的扩大。这一增长率差异扩大的趋势同样反映在东、中、西三类地区之间。1978－1998年期间，国内生产总值年平均增长率在东部地区平均为9.74%，省际年均增长率的标准差为1.76%;中部地区年均增长率平均为8.10%，标准差为0.88%;西部地区年均增长率平均为8.09%，标准差为0.92%。
上述中国改革以来区域经济增长型式及其特征，暗示我们这样一种趋同趋势，即从全国来看，并不存在着一种普遍的趋同趋势，而是表现为东部、中部和西部地区内部的趋同，以及三类地区之间的差异趋势。为了进一步检验这种印象，我们用人均国内生产总值增长率对初始年度(1978年)的人均国内生产总值水平作一元回归，分别观察是否存在着全国、东部地区、中部地区、西部地区和中西部地区的趋同趋势。表2中的回归结果表明，东部地区内部和中部地区内部都呈现显著的趋同趋势;全国和西部地区都没有显示出统计上显著的趋同趋势;但把中西部地区合并起来考察，显著性有所提高，意味着中部和西部地区在某种程度上的趋同，而根据以往的观察，如果的确存在中西部地区的趋同的话，则是以中部地区的下落为特征的。
表2 全国及地区内部的增长率趋同检验
资料来源:国家统计局:《新中国五十年统计资料汇编》，中国统计出版社，2000年版。括号中的数值为t值。
三、条件趋同和决定区域发展的因素
为什么在中国区域经济形成收入水平差异和增长率差异的同时，还有一种俱乐部趋同现象?换句话说，为什么三类地区之间特别是东部与中西部地区对比中的发展差异，对中国区域经济整体差异的影响越来越大?很自然地，我们会以“物以类聚”的思考方法，试图发现在趋同俱乐部中存在着哪些共同的因素，阻碍或促进其经济增长速度;而在俱乐部之间又存在着哪些最为基本的差异，恰好把不同的俱乐部区别开来。也就是索洛(见Mankiwetal.，1992)所谓的导致不同的国家处于不同的稳态(steady state)的因素。因此，有必要把东部地区分别与中部和西部地区作为不同的趋同俱乐部，比较其内部共同点和之间的差异点。从有条件趋同假说的角度看，这种比较的结果，应该是找出决定落后地区加快经济增长的条件。
人们首先会观察到的是不同俱乐部之间初始人均收入的不同。如果我们以改革伊始作为考察的起点，由于实施传统的经济发展战略已经形成了地区发展的巨大差距，所以从一开始东部地区与中西部地区就处于不同的增长起跑线上。这相继影响到三类地区之间的投资率和就业率，以常规投入要素的方式影响经济增长率。不过，在趋同假说看来，各个地区不同的初始收入水平恰恰是产生趋同现象的原因，也就是说如果其他条件满足的话，初始点上人均收入水平应该与随后的增长速度呈负相关关系。所以，我们将集中于考察影响趋同效果的其他因素或“条件”，即增长经济学家所谓的社会能力(Abramovitz，1986)。从初始条件上看，人力资本禀赋的差异是一个影响经济增长率的重要因素。首先，人力资本是研究与开发中的一种关键投入品，而后者又会产生新的产品和思想并导致技术进步(Romer，1990)。其次，一个经济的人力资本存量越高，其吸收新产品和新思想的能力也就越强(Nelson and Phelps，1966)。此外，人力资本对于经济发展的作用还体现于其可能产生的外溢效应(Becker，Murphy，and Tamura，1990)，如一个地区的人力资本存量增加会降低生育率水平等(Barro，1991)。实际上，导致趋同的初始因素并不仅仅是初始人均收入差异，技术水平的差异给予落后地区借鉴的机会，因其学习成本大大低于发达地区的开发成本而可能导致趋同的发生。而人力资本禀赋的初始水平决定了一个地区的这种学习能力。
人力资本的衡量有多种方法。虽然人力资本包括教育和健康两个方面，但大多数情况下可以用反映教育水平的指标作为代替。可行的指标包括小学和中学入学率(反映教育普及程度)、教师与学生比例(反映教育质量)和成人识字率(反映教育的结果)等(Barro，1991)。鉴于可以获得的数据，我们这里采用成人识字率作为人力资本禀赋的代替指标。在图1中，东部、中部和西部地区基本上是按照从左到右的次序排列下来的，从中可以看到1978年作为初始年份，三类地区之间在人力资本禀赋上面的差异，以及三类地区内部在这个方面的相似性。
在东部、中部和西部地区之间，改革开放进程从而市场化程度也存在着差异。80年代中期陆续建立并得到特殊政策支持的经济特区、沿海地区对外开放城市和各种各样的经济开发区，都位于东部沿海地区。而类似的改革开放机会，直到1992年以后才开始向中西部地区转移。这不可避免地导致中西部地区的对外开放水平较低，资源配置具有更多传统体制的特征，政府执行更多的不恰当的职能，从而经济效率较低。首先，我们用地区进出口总额占国内生产总值的比重作为对外开放程度的代替指标，发现在整个改革期间，东部地区的该指标上升非常迅速，且远远高于中部和西部地区(图2)。其次，我们用各省、直辖市和自治区政府消费支出作为政府职能不恰当，以及市场机制配置资源的作用不充分的代理指标，发现政府消费支出额占国内生产总值的比重西部最高，中部其次，东部最低，虽然都有提高的趋势(图3)。[3]最后，我们用各地区固定资本形成总额与资本形成总额(固定资本形成总额+存货增加)之比代表投资效率。[4]但是，这个指标的含义略为复杂一些。在改革的早期，中国经济仍然具有很强的短缺经济特征，有足够的投入品供给以保证生产需要最为重要，存货多并不是坏事。所以，当时东部地区的这个指标并不理想，大大低于西部地区。但随着改革的深入，中国经济越来越远离短缺经济，这个指标越来越接近于反映投资效率，而与此同时东部地区的改进是十分明显的，虽然西部地区仍然最高，却没有明显的改进(图4)。
图1 各地区初始的人力资本存量(识字率%)
图2 开放程度的地区比较(1978－1998)
图3 政府消费比例的地区比较(1978－1998)
图4 投资效率的地区比较(1978－1998)
四、有条件趋同的实证及其结果
各地区经济增长率与相应的影响因素的关系，可以用一个增长理论中的经典公式(参见Salai－Martin，1996)来表示:Yi，t=αi－βlog(yi，0)+ψXi，t+εi，t
Xi，t是一组控制变量，它们使经济i处于稳定状态。假定αi是在各个地区都不同的截距项，但是它可以分解为各地区人力资本存量差异和一个在各地区都相同的截距项:αi=α0+HK78ii
其中，α0是在各个地区都相同的截距项，而HK78ii则反映了各个地区在初始的人力资本存量方面的差异。而地区的经济增长可能与这经济的初始存量和Xi，t都有关系。用于回归的方程是:
Yi，t=α0+βlog(PGDP78)i，0+β1HK78i+β2INVi，t+β3LABi，t+β4IEi，t+β5GOCi，t+β6OPENi，t+β7Ti，t+εi，t
其中，等式右边的解释变量分别是初始期(1978年)人均国内生产总值(取对数)，用1978年16岁以上人口识字率表示的初始期人力资本存量，用固定资本形成总额占国内生产总值的比例表示的投资率，用就业人口占全部人口比例表示的就业系数，用固定资本形成总额与资本形成总额之比表示的投资效率，用政府消费支出占国内生产总值的比例表示的市场化程度，以及用进出口总额占国内生产总值比重表示的开放程度，T为时间趋势变量，εi，t为随机分布的扰动项。
由于使用了1978～1998年的分省时间序列数据，因此，必须从计量经济学的角度考虑以下两个因素对估计式可能产生的影响。首先，由于地区间的差异颇为显著，异方差对估计式的影响是显而易见的;其次，序列相关也可能导致估计式有偏。我们对OLS估计式进行Durbin-watson检验也表明，序列相关的确存在。在这种情况下利用OLS估计式是不合适的。因此，我们假定每一个省份的数据都存在特定的序列相关，而且省际存在异方差。采用FGLS(Feasible Generalized Least Square)回归方法进行回归后，结果如表3中的模型I所示。为了对比，也列出了考虑地区固定效果的情况，其结果如模型Ⅱ所示。
表3 对人均国内生产总值增长率进行回归的结果
资料来源:《新中国五十年统计资料汇编》，中国统计出版社，2000年版。
回归结果表明，在控制了其他变量之后，初始年份(1978年)的人均国内生产总值与随后的人均国内生产总值增长率呈反向变化关系，这实际上就是有条件的趋同。而作为控制变量，各地区的开放程度、初始年份人力资本秉赋、投资率、就业率、投资效率等都从不同的角度对经济增长率产生积极的影响。政府消费则从反面影响人均收入增长率，这与理论的预期也是一致的。一般认为，政府消费比例越大，市场机制扭曲的可能性也越大，而市场机制的发挥如果受到影响列于经济长期增长是不利的因素。模型Ⅱ考虑了东、中、西三类地区的固定效果，实际上放松了相同截距的假设。如果其他解释变量穷尽了地区间经济增长率差异的所有因素，那么地区虚拟变量应该不显著，因此地区虚拟变量的回归系数具有统计显著性则表明，一些限制地区间经济增长趋同的因素没有能在模型中得以反映。而从虚变量的符号方向看，中部和西部同东部地区相比具有明显的增长率劣势。
中国改革以来各地区间经济增长的有条件趋同还可以从下面两个散点图的对比得以直观的观察。如果仅仅看各地区1978～1998年的年经济增长率与初始的人均GDP，两者之间并未表现出明显的相关关系，其相关系数为－0.09(如图5所示);但如果假定表3模型I中其他因素不变观察经济增长率与初始人均GDP的偏相关关系，则会发现二者较为明显的负相关关系，偏相关系数为－0.39，如图6所示。
图5 各地区初始人均GDP与1978～1998平均年增长率
图6 各地区初始人均GDP与1978～1998平均年增长率的偏相关
五、结论与政策建议
正如在大多数国际比较研究中产生的结果一样，中国在改革以来的地区经济发展中，不存在普遍的趋同现象，却形成了东部、中部和西部地区三个趋同俱乐部。同时，在考虑到诸如人力资本禀赋等影响人均收入增长率的变量之后，我们可以看到这一增长率与初始年份的人均国内生产总值之间的反向关系，即中国地区经济发展中存在着有条件趋同。也就是说，如果采取适当的政策，西部开发战略可以取得预想的效果。正如人们所预期的，存在着一系列影响人均收入的增长率的因素。特别是人力资本的初始禀赋，非常显著地与增长率正相关，是促进增长速度的重要因素。这个结果给我们的启示是:第一，在加快西部地区发展的过程中，对人力资本投资是至关重要的，它可以创造区域间趋同的条件，达到实施西部开发战略的预期效果。所以，从中西部地区的投资政策角度看，首先应该把钱投在教育等促进人力资本积累的领域。第二，我们的回归结果还表明，是否能够更充分地利用市场机制是造成以前的经济发展过程中地区差异扩大的一个重要原因。换言之，如果在今后对中西部地区的开发不注重市场机制的利用，而过多地采取一些政府干预市场的措施也势必影响开发效果。实施西部开发战略并不仅仅意味着要投入资金，软环境的建设可以起到事半功倍的效果。例如，通过改革开放，恰当地定位政府职能，扩大市场机制配置资源的作用与范围，改善投资效率等，都有助于加快人均收入的增长速度。第三，开放程度的差异，也是造成地区间经济增长差异的一个重要原因。越是开放的经济，市场机制所发挥的作用也越明显，资源配置的效率也越高。加快中西部地区改革开放步伐，也是促进其经济增长速度的重要杠杆。但开放程度在很大程度上是由外生的制度决定的，因此要实现地区间经济增长的趋同，首先要做到政策的趋同。
参考文献:
1.林毅夫、蔡昉、李周:《中国经济转轨时期的地区差距分析》，载于《经济研究》1998年第6期。
2.王绍光、胡鞍钢:《中国:不平衡发展的政治经济学》中国计划出版社，1999年版。
王小鲁:《中国经济增长的可持续性与制度变革》，载于《经济研究》2000年第7期。
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4. Barro，R.，and Sala-i-Martin，X.1992，Convergence.Journal of Political Economy，100(2).
5. Barro，Robert 1991，“Economic Growth in A Cross Section of Countries，”Quarterly Journal of Economics，Vol.106.
6. Barro，Robert1998，“Determinants of Economic Growth: A Cross－Country Empirical Study，”Cambridge，Massachusetts，London，England:The M IT Press.
7. Becker，G.，Kevin M. Murphy and Robert Tamura1991，“Human Capital，Fertility and Economic Growth.”Journal of Political Economy，Vol 98.
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10. Nelson，Richard R and Edmund Phelps1966，“Investment in Humans，Technological Diffusion，and Economic Growth，”American Economic Review Proceedings Vol. 56. 3.
11. Romer，P. 1990“Endogenous Technical Change，”Journal of Political Economy，Vol.98.
12. Sala-i-Maritin，X.1996，“The Classical Approach to Convergence Analysis，”The Economic Journal，Vol. 106.
13. Shorrocks，R. 1980，“The Class of Additively Decomposable Inequality Measures，”Econometrica，Vol 48，No.3.
(原载《经济研究》2000年第10期)
【注释】
[1]作者感谢王德文为本文写作提供的有益建议和相关资料以及蒋乃华对本文的讨论。
[2]关于分解泰尔指数的方法，请参见Shorrocks(1980)。
[3]巴罗(Barro，1991)也叫讨论了这个指标，并得出方向相同的结论。
[4]王小鲁(2000)也采用了类似的方法考察投资效率。
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