本文關(guān)鍵詞：中國區(qū)域經(jīng)濟趨同與差異分析，，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

中國人民大學學報
J OU RNAL O F R ENMIN UN IV ERSIT Y O F C H INA

2007 年第 5 期 No1 5 　 2007

中國區(qū)域經(jīng)濟趨同與差異分析
賈俊雪 ,郭慶旺

　　[ 摘要 ] 　 運用基尼系數(shù) 、 面板時間序列分析和核密度估計的方法 , 對 1

978 — 2004 年間我國區(qū)域人均 GDP 水平差異 、 全國及各地區(qū)是否存在增長趨同和增長分布的動態(tài)演進方式的分析表明 : 全國人均 GDP 水 平差異主要源于地區(qū)間差異 ,20 世紀 90 年代以來全國地區(qū)間差異呈上升趨勢 , 但 2001 年以后明顯趨緩 , 且 于 2003 年出現(xiàn)反轉(zhuǎn)跡象 ,這表明 1998 年開始實施的積極財政政策在促進我國區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展方面起到了 重要作用 ,同時也預示著我國區(qū)域差異正處于倒 U 型曲線的頂端 ,已經(jīng)開始步入一個持續(xù)縮小的新階段 ; 全 國并不存在增長趨同 ,三個地區(qū)中只有中部地區(qū)存在著增長趨同 ,但東部地區(qū)和西部地區(qū)分別存在著以上海 和新疆為中心的趨同子俱樂部 ; 我國區(qū)域經(jīng)濟的增長分布主體上為 “單峰” 分布 ,這意味著我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展 并未出現(xiàn)嚴重的兩極分化現(xiàn)象 ,但自 20 世紀 90 年代以來 “雙峰” , 分布的跡象似乎在逐步趨強 。 [ 關(guān)鍵詞 ] 　 區(qū)域趨同 ; 區(qū)域差異 ; 基尼系數(shù)分解 ; 面板時間序列分析 ; 增長分布分析 [ 作者簡介 ] 　 賈俊雪 : 經(jīng)濟學博士 ,中國人民大學中國財政金融政策研究中心講師 ; 郭慶旺 : 經(jīng)濟學博士 , 中國人民大學中國財政金融政策研究中心教授 ,博士生導師 ( 北京 100872)

一、 引言
　　 中國經(jīng)濟自改革開放以來一直保持快速增 長 , 年平均增長率達到 91 4 % 。但由于各種因素 的影響 ,我國區(qū)域經(jīng)濟一直存在著發(fā)展不協(xié)調(diào)的 問題 。20 世紀 90 年代以來 , 這一問題備受國內(nèi) 學術(shù)界的廣泛關(guān)注 , 很多學者對此進行了大量研 究 。但目前關(guān)于我國區(qū)域經(jīng)濟差異的演變趨勢 , 以及區(qū)域內(nèi)部是否存在增長趨同的問題 , 還存在 著一些不同看法 。對于我國區(qū)域經(jīng)濟差異的演變 趨勢 ,一些研究認為我國區(qū)域經(jīng)濟存在明顯的增 長收斂 ,即區(qū)域經(jīng)濟差異在不斷縮小[ 1 ] ,但大多數(shù) 研究認為 90 年代以來我國區(qū)域經(jīng)濟差異呈現(xiàn)不 斷增大的趨勢 [ 2 ] ,此外 ,還有研究表明我國目前已

出現(xiàn)整體開始轉(zhuǎn)向經(jīng)濟收斂和同步發(fā)展的關(guān)鍵時 期 [ 3 ] 。對于我國區(qū)域內(nèi)部是否存在增長趨同 , 蔡 　、 都陽 [ 2 ] 和沈坤榮 、 馬俊 [ 4 ] 認為我國東中西部地 區(qū)分別形成了趨同俱樂部 ,徐現(xiàn)祥 、 舒元 [ 5 ] 認為我 國省份經(jīng)濟出現(xiàn)了 “雙峰趨同” 即 “兩俱樂部趨 [6 ] 同” ,而劉夏明 、 魏英琪和李國平 則認為我國東 中西部地區(qū)并不存在著趨同俱樂部 。 出現(xiàn)上述不同研究結(jié)論的原因 , 主要在于不 同研究考察的樣本時期和采用的研究方法不同 。 因此 ,本文首先對區(qū)域經(jīng)濟趨同與差異的四種研 究方法作詳細的比較分析 ; 然后利用基尼系數(shù)分 解的方 法 考 察 1978 — 2004 年 間 我 國 區(qū) 域 人 均 GDP 水平差異 ,利用面板時間序列分析方法對全 國及各地區(qū)作增長趨同分析 ; 最后 ,借助核密度估 計探究我國區(qū)域經(jīng)濟增長分布的動態(tài)演進方式 。

[ 基金項目 ] 　 國家社會科學基金重大項目 ( 05 &ZD008) ; 中國人民大學科學研究基金項目 ( 06XNB002)

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二、 區(qū)域經(jīng)濟趨同與差異研究方法的比較
從目前已有的研究文獻來看 , 區(qū)域經(jīng)濟趨同 與差異的研究方法大體包括四種 : 一是統(tǒng)計指標 分析 , 二是趨同回歸分析 , 三是面板時間序列分 析 ,四是增長分布分析 。前兩種方法是較為傳統(tǒng) 的研究方法 ,也是目前國內(nèi)學者使用較多的方法 , 后兩種方法在近幾年得到快速發(fā)展并逐步成為目 前國際學術(shù)界的主要研究方法 。 ( 一) 統(tǒng)計指標分析 統(tǒng)計指標分析的基本思想就是利用各種度量 差異的統(tǒng)計指標直接度量區(qū)域經(jīng)濟差異 , 目前使
[7 ] 用較多的統(tǒng)計指標有基尼系數(shù)和塞爾指標 。 基

定了超覆基尼系數(shù) G0 。在 ( 2 ) 式中 , 組內(nèi)基尼系 數(shù)度量了組內(nèi)差異 , 組間基尼系數(shù)度量了不同組 別之間的差異 , 超覆基尼系數(shù)反映了不同組別的 人均 GD P 分 布 出 現(xiàn) 重 疊 , 即 一 組 的 最 低 人 均 GDP 小于另一組最高人均 GDP 所導致的差異 。 由此可見 , 比起塞爾指標只提供了組內(nèi)和組間差 異 , 基尼系數(shù)分解提供的信息更為豐富 。 統(tǒng)計指標分析的優(yōu)點在于非常簡便易用且可 以很好地反映出地區(qū)差異的變化趨勢 , 其中基尼 系數(shù)分解方法更是提供了較為豐富的信息 , 從而 利于人們更好地認識導致地區(qū)差異的根源 。但這 種方法并不能很好地區(qū)分影響地區(qū)差異的各種因 素的作用大小 。 ( 二) 趨同回歸分析 趨同回歸分析是研究地區(qū)趨同與差異的傳統(tǒng) 方法 , 主要以巴羅回歸方 程 [ 9 ] 和 M RW 分 析框 架 [ 10 ] 為基礎(chǔ) , 分析工具早期以橫截面分析為主 , 近年來拓展到以面板分析為主 。 新古典增長理論認為 , 由于資本的邊際收益 遞減 , 從而導致窮經(jīng)濟體會比富經(jīng)濟體增長更快 , 最終不同經(jīng)濟體之間將出現(xiàn)趨同現(xiàn)象 , 這就是所 ① 謂的絕對趨同 。 人們通常利用下面的簡單回歸 方程來驗證是否存在著絕對趨同 : ( 3) 　　-gi , T = a +β L n ( Y i , 0 ) +ε i, t 其中 , -gi , T 為經(jīng)濟體 i 在樣本期內(nèi)的平均增長率 , Y i , 0 為經(jīng)濟體 i 在 初 始 點 的 人 均 GDP 。若 β為 負 , 即經(jīng)濟體的平均增長率與其初始點的人均 GDP 水平負相關(guān) , 則意味著經(jīng)濟體存在著絕對 趨同 。 然而 , 內(nèi)生增長理論認為 , 不變或遞增的規(guī)模 收益以及具有溢出效應的物質(zhì)資本 、 人力資本和 知識資本的內(nèi)生積累是經(jīng)濟增長的動力源泉 , 這 就意味著不同經(jīng)濟體之間不會出現(xiàn)絕對趨同 。大 量實證研究也驗證了這一點 , 于是人們的研究開 始集中于所謂的條件趨同和俱樂部趨同 。條件趨 同是指趨同的發(fā)生依賴于一系列反映經(jīng)濟體結(jié)構(gòu) 性差異的變量 , 如人力資本 、 經(jīng)濟開放度 、 市場化 程度以及宏觀經(jīng)濟政策等 。俱樂部趨同是指一些 經(jīng)濟結(jié)構(gòu)相似的經(jīng)濟體之間存在著經(jīng)濟趨同現(xiàn)

尼系數(shù)和塞爾指標都可以進行分解 , 即將總體差 異分解為組間差異和組內(nèi)差異 。比較而言 , 基尼 系數(shù)的分解相對復雜但可以提供更豐富的信息 。 基尼系數(shù)的公式為 : 　　 G=
1 2 N2 Y
K K Hi Rj ih

i =1 j =1 h =1 r =1

∑∑∑∑| Y

- Y jr |

( 1)

其中 , N 為經(jīng)濟體個數(shù) , Y ih 和 Y jr 分別為 i 和 j 區(qū) 域內(nèi)經(jīng)濟體的人均 GDP , H i 和 R j 分別為 i 和 j 區(qū)域 內(nèi) 的 經(jīng) 濟 體 個 數(shù) , K 為 區(qū) 域 個 數(shù) , Y =
1
N
N Hi

-

i =1

∑∑
h

, 基尼系數(shù)在 0 和 1 之間 , 數(shù)值越大 , 意

味著差異越大 。 派特 [ 8 ] 提出了一種基尼系數(shù)分解方法 。他首 先利用一個簡單的統(tǒng)計游戲?qū)�基尼系�?shù)進行了重 新詮釋 , 并在此基礎(chǔ)上引入條件期望 , 從而以矩陣 的形式將基尼系數(shù)分解為 :
3 　　G = Gw + Gb + Go =π ′ E P

( 2)

其中 , Gw 為組內(nèi)基尼系數(shù) , Gb 為組間基尼系數(shù) , Go 為超覆 (overlap ) 基尼系數(shù) ,π為子組收入的比 例向量 , P 為子組經(jīng)濟體個數(shù)占總經(jīng)濟體個數(shù)的 比例向量 。矩陣 E 3 是通過將條件期望矩陣的元 素除以相應子組人均 GD P 均值得到的 , 它可以分 解為兩部分 , 即 E 3 = E13 + E23 , 其中 E13 的對角 元素就是組內(nèi)基尼系數(shù) Gw , E13 的非對角元素決

　�、佟� 趨同分為δ趨同和β趨同 , 簡單地說 ,δ趨同是人均收入水平的趨同 ,β趨同是經(jīng)濟增長率的趨同 。本文如無特殊說明 , 趨同均
是指β趨同 。

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象 。這類 研 究 主 要 是 建 立 在 巴 羅 回 歸 方 程 和 M RW 分析框架基礎(chǔ)上 ,其中巴羅回歸方程為 : ( 4) 　　-gi , T = a +β L n ( Y i , 0 ) + Ψ X i , t +ε i,t 其中 , X i , t 就是反映經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的一組控制變量 。 趨同回歸分析具有很好的理論基礎(chǔ) , 可以較 好地反映出經(jīng)濟中各種因素對經(jīng)濟增長的影響 , 因此成為研究增長趨同的經(jīng)典方法 。但這種方法 遭到很多經(jīng)濟學家的批判 , 批判的焦點主要在于 橫截面回歸有偏 , 即由于忽略了不同經(jīng)濟主體存 在異質(zhì)性和產(chǎn)出的多均衡等問題 , 從而導致回歸 結(jié)果的不穩(wěn)定 。雖然后來的趨同回歸分析以面板 回歸為主 , 在一定程度上改進了回歸有偏問題 , 但 仍存在非平穩(wěn)數(shù)據(jù)導致的偽回歸等問題 , 所以很 ① 多經(jīng)濟學家建議用時間序列來分析增長趨同 。 ( 三) 面板時間序列分析 面板時間序列分析是建立在時間序列分析基 礎(chǔ)上的 , 其思想與時間序列分析一致 , 即將增長趨 同分析轉(zhuǎn)化為任意兩個主體人均 GDP 差序列的 單位根檢驗 �？涔�[ 11 ] 和伯納德 、 德勞夫 [ 12 ] 提出利 用時間序列分析進行增長趨同分析 , 并認為對于 一個經(jīng)濟體而言 , 如果其內(nèi)部任意兩個經(jīng)濟子體 的人均 GD P 的長期預測是一樣的 , 則此經(jīng)濟體存 在增長趨同現(xiàn)象 , 這意味著任意兩個經(jīng)濟子體的 ② 人均 GD P 差序列必須是平穩(wěn)的 。 具體研究中 , 往往將不存在增長趨同即差序 列為單位根過程作為原假設 。 　　H0 ∶x i , t ≡( y i , t - y 3 , t ) = I ( 1) , i ( 5) = 1 , 2 , …, N 其中 , y i , t 為任一子主體人均 GD P 的對數(shù)值 , y 3 , t 為基準子主體人均 GD P 對數(shù)值 , I ( 1) 表示單位根 過程 。對于上述原假設 , 我們可以利用時間序列 的 ADF ( t he A ugmented Dickey2Fuller ) 單位根檢 驗一組一組地進行檢驗 , 如果每組檢驗都拒絕原 假設 ,則認為該經(jīng)濟體存在著增長趨同 。 隨著近幾年面板數(shù)據(jù)單位根檢驗技術(shù)的發(fā) 展 ,人們越來越多地開始利用面板單位根檢驗來

進行增長趨同分析 。面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗主要 有夸哈檢驗 、 LL 檢驗和 IPS 檢驗 �？涔�檢驗的 最大問題在于沒有考慮面板數(shù)據(jù)的異質(zhì)性 , 包括 個體的特定影響以及不同形式的殘差序列相關(guān) 性 。而 LL 檢驗雖然很好地解決了上述問題 , 但 其小樣本表現(xiàn)明顯遜于 IPS 檢驗。IPS 檢驗主要 應用于動態(tài)的、 異質(zhì)的面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗 ,其 原假設就是 (5) 式 ,并以個體 ADF 單位根檢驗均值 為基礎(chǔ)構(gòu)建了一個 t - bar 檢驗統(tǒng)計量 ,即 　　t - ba r =
1
N
N i =1

∑t

iT

( Pi ,ρ i)

( 6)

其中 , t iT ( Pi ,ρ i ) 為個體 ADF 統(tǒng)計量 。當樣本期
T →∞ 和主體個數(shù) N →∞時 , t - ba r 檢驗統(tǒng)計量

遵循正態(tài)分布 。 面板時間序列分析不僅可以像時間序列分析 那樣有助于我們更好地了解整個時期內(nèi)潛在的增 長趨同 , 避免傳統(tǒng)趨同回歸可能存在的偽回歸問 題 , 而且可以從不同序列的混合數(shù)據(jù)中獲取更多 的信息 。因此 , 面板時間序列分析已經(jīng)成為目前 研究經(jīng)濟趨同問題的一個主要分析方法 。但這種 方法存在著明顯不足 , 即我們在檢驗時需要選取 一個基準主體 , 而選取不同的基準主體可能會產(chǎn) 生不同的結(jié)果 , 這就面臨著如何選取基準主體的 問題 。具體研究中往往需要選取那些比較具有代 表性的主體作為基準主體 , 或者是選取每個主體 作為基準主體依次進行檢驗 , 但這意味著需要很 大的工作量 。 ( 四) 增長分布分析 增長分布分析的基本思想是通過考察一個 國家或地區(qū)人均 GDP 或勞均 GDP 分布的動態(tài) 演進方式 , 即增長分布圖波峰個數(shù)及分布圖位 移方式來判斷該經(jīng)濟體增長差異的變化 。若增 長分布明顯呈現(xiàn)出 “雙峰” 狀 , 則意味著存在雙 峰趨同或兩俱樂部趨同 [ 13 ] ; 若增長分布波峰高 度持續(xù)降低 , 則意味著地區(qū)差異有所加大 、 集中 程度下降 。

　　①　Quah 、 Bernard 和 Durlauf 以及 Temple 詳細論述了趨同回歸分析存在的相關(guān)問題 。參見 D1 Quah , “International Patterns of
Growt h : I1 Persistence in Cro ss2Count ry Disparities” , London School of Econo mics Working Paper , 1992 ;Bernard ,A1 , and S1 Durlauf ,

“Interpreting Test s of t he Convergence Hypot hesis ” , J ournal of Economet rics 71 , 1996 ; J1 Temple , “ The New Growt h Evidence ” ,
J ournal of Economic L iterat ure 37 , 1999 。

　�、凇�St1 Aubyn 驗證了這種趨同概念包含傳統(tǒng)趨同理論中的趨同 。參見 M1 St1 Aubyn “ , Covergence Across Indust rialized Count ries
(1890 - 1989) : New Result s U sing Time Series Met hods” , Em pi rical Economics 24 , 1999 。

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增長分布分析的主要工具為普拉基特 [ 14 ] 和 希爾弗曼[ 15 ] 提出的核密度估計 ( kernel densit y
estimator ) 。假設一個數(shù)據(jù)集 X 1 , X 2 , …, X N 為

下四分位數(shù)的差 。依據(jù) B CV 法則 , 最優(yōu)帶寬為 : 　　b 3 = min{ ( n - 1 b - 1 R ( k) + b4 ) × R ( f n) ^

來自一個未知概率密度函數(shù) f ( x ) 的隨機樣本 , 則
f ( x ) 的核密度估計為 :
^ 1 　　f ( x )
N

R(k ) mb

′ ′

(

x k/ 2) } ∫
2 2

( 10 ) ) = 其中 , R (φ

N bn

i =1

∑

k

x - Xi bn

( 7)

φ ( x ) d x , k , 為核函數(shù) 。 ∫
2

) 為一個非負函數(shù) , 滿足 k ( x ) dx = 1 , 其中 , k ( ?

∫

增長分布分析可以提供關(guān)于經(jīng)濟增長趨同與 差異更為豐富的信息 , 并有助于進一步探索增長 分布演進的背后機制 。但這種方法主要依賴于增 長分布演進方式來考察增長趨同與差異 , 而增長 分布演進方式在很大程度上取決于最優(yōu)帶寬的選 取 。選取不同的最優(yōu)帶寬 , 可能會得到差異很大 的增長分布圖 , 而目前關(guān)于最優(yōu)帶寬的選取還缺 乏得到廣泛認同的方法 , 這必然會導致基于增長 ① 分布圖得到的結(jié)論缺乏足夠的說服力 。

稱為核函數(shù) ; bn 為一系列正數(shù) , 稱為帶寬 ( Band2 widt h) 。 核密度估計的關(guān)鍵在于核函數(shù)和最優(yōu)帶寬的 選擇 , 其中最優(yōu)帶寬的選擇對核密度估計的重要 性要遠遠大于核函數(shù)選擇 , 它決定了核密度估計 的精度和核密度圖的平滑度 [ 16 ] 。核函數(shù)的形式 很多 , 常用的有 Gaussian 核函數(shù)和 Epanechnikov 核函數(shù) 。其中 Gaussian 核函數(shù)為 : 　　k ( u) =
(2 π )
p/ 2

1 ( | det (

三、 中國區(qū)域經(jīng)濟趨同與差異分析
1/ 2

) |) ∑
- 1

1 exp ( u 2

∑

本文分析所使用的數(shù)據(jù)為我國各省 1978 —
( 8)

) u′

2004 年間的實際人均 GDP ( 以 1978 年為基期 ) ,

其中

∑

=

1
n

n

i =1

∑( X

i

( X i - u) 。 - u) ′

最優(yōu)帶寬選擇的基本思想是使核密度估計的 均方誤差 ( M ISE) 最小 , 具體選擇的方法很多 , 較 為經(jīng) 典 的 有 西 爾 弗 曼[ 15 ] 的 拇 指 法 則 ( rule of
t humb ,RO T) 和 BCV 法則 [ 16 ] , 其中 BCV 法則選

實際人均 GD P 是根據(jù)各省名義人均 GDP 和人均 GDP 縮減指數(shù)折算得到的 。數(shù)據(jù)來源于各省歷 ② 年的統(tǒng)計年鑒 。 ( 一) 統(tǒng)計指標分析 我們利用派特的基尼系數(shù)分解方法 , 給出 1978 — 2004 年間全國 、 東部地區(qū) 、 中部地區(qū)和西 部地區(qū)的基尼系數(shù)以及地區(qū)間 、 地區(qū)內(nèi)和超覆基 尼系數(shù)及對總體差異的貢獻率 。圖 1 和圖 2 分別 給出全國及各地區(qū) 1978 — 2004 年間基尼系數(shù)的 變化趨勢和全國基尼系數(shù)分解貢獻率 。 由圖 1 可以看出 ,全國人均 GDP 水平差異在 1978 — 1990 年間總體上輕微下降 , 此后呈現(xiàn)穩(wěn)步 快速上升趨勢并于 2002 年達到最大 ,基尼系數(shù)為 41 11 , 2 0 0 3 年以后略有下降 。 東部地區(qū)差異在

取最優(yōu)帶寬往往要大于 RO T 法則選取的最優(yōu)帶 寬 ,這意味著依據(jù) BCV 法則選取最優(yōu)帶寬得到的 核密度圖往往要更平滑 。依據(jù) RO T 法則 , 得到 的最優(yōu)帶寬為 : 　 b 3 = 1 . 06 × min [ S t d ( X ) , I qr ( X ) / 11 34 ] ×n - 1/ 5
( 9)

其中 , S t d ( X ) 為隨機變量 X 的標準差 , I qr ( X ) 為 X 的內(nèi)距 ( Inter2Q uartile Range) 即上四分位數(shù)和

　�、佟� Jones 等人詳細地討論了各種最優(yōu)帶寬的選擇方法以及不同方法帶來的核密度估計差異 。參見 Jones , M1 C1 , J1 S1 Marron ,
and S1 J1 Sheat her ,“A Brief Survey of Bandwidt h Selection for Densit y Estimation ” , J ournal of A merican S t atistics A ssoci ation 91 , 1996 。

　　②　 為了行文方便 ,我們將我國各省 、 自治區(qū)和直轄市統(tǒng)一簡稱為省 。我國目前除港 、 澳、 臺地區(qū)外共有 31 個省 ,由于重慶成為直轄 市時間較短 ,我們將重慶市的數(shù)據(jù)加入四川省來考慮 。此外 ,由于西藏的數(shù)據(jù)問題 ,我們也沒有考慮西藏 。這樣 ,我們主要考慮 29 個省 。 它們分別為 ,東部省份 : 北京 、 天津 、 河北 、 遼寧 、 上海 、 江蘇 、 浙江 、 福建 、 山東 、 廣東和海南 ; 中部省份 : 山西 、 吉林 、 黑龍江 、 安徽 、 江西 、 河 南、 湖北和湖南 ; 西部省份 : 內(nèi)蒙古 、 四川 、 廣西 、 貴州 、 云南 、 陜西 、 甘肅 、 青海 、 寧夏和新疆 。

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本保持在 26 %左右 。地區(qū)間超覆對總體差異的 貢獻相對較小 , 所占比例在 51 8 %到 91 1 %之間 , 這表明相對發(fā)達地區(qū)的落后省份人均 GDP 比相 對欠發(fā)達地區(qū)的發(fā)達省份人均 GDP 更低的比例 較小 , 換言之 , 我國地區(qū)間存在較為明顯的分界 線。 上述分析表明 ,全國人均 GD P 水平差異主要 源于地區(qū)間差異 ,在 20 世紀 80 年代有所下降 ,90 年代以來呈上升趨勢 ,但 2001 年以后上升趨勢明 顯趨緩 ,且于 2003 年出現(xiàn)了下降的跡象 。這表明 1998 年開始實施的積極財政政策在促進我國區(qū) 域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展方面起到了重要作用 , 同時也預 示著我國區(qū)域差異正處于倒 U 型曲線的頂端 [ 3 ] , 很可能已經(jīng)開始步入一個持續(xù)縮小的新階段 。東 部地區(qū)差異明顯高于中部地區(qū)和西部地區(qū)差異 , 并于 1994 年以后呈緩慢上升趨勢 。而中部地區(qū) 差異長期快速上升 , 但 1997 年以后明顯趨緩 , 并 于近幾年有所下降 。西部地區(qū)差異長期相對穩(wěn) 定 ,但近幾年有明顯增大的趨勢 。 ( 二) 面板時間序列分析 我們利用 IPS 面板單位根檢驗對全國及各地 區(qū)是否存在著增長趨同現(xiàn)象作具體考察 。 11 全國增長趨同分析 我們首先以上海為基準主體進行全國增長趨 同分析 ,利用 A IC 和 SB IC 等信息指數(shù)確定各省 人均 GDP 對數(shù)值與上海人均 GD P 對數(shù)值的差序 列的最大滯后階數(shù) 。信息指數(shù)表明 , 這些序列的 滯后階數(shù)不同即存在著異質(zhì)結(jié)構(gòu) 。具體而言 , 北 京、 天津 、 山西 、 遼寧 、 江蘇 、 浙江 、 安徽 、 山東 、 河 南、 湖南和甘肅的最大滯后階數(shù)為 1 ,除了陜西為 3 階以外 ,其余省份都是 2 階 。下面我們利用 IPS 面板單位根檢驗來檢驗全國是否存在著以上海為 中心的增長趨同現(xiàn)象 ,檢驗結(jié)果見表 1 。

1978 — 1994 年間

呈現(xiàn)出穩(wěn)步下降的趨勢并于 1994 年達到最小 ,基 尼系數(shù)為 01 305 ,此后小幅上升并于 2002 年達到 一個相對高點 ,基尼系數(shù)為 01 336 ,2003 年以后略 有下降 。中部地區(qū)差異在 1978 — 1997 年間呈現(xiàn) 出急速上升趨勢并于 1997 年達到最大 ,基尼系數(shù) 為 01 307 , 此后在相對高位波動 , 但 2001 年以后 出現(xiàn)了快速下降 。西部地區(qū)差異在相當長的時期 內(nèi)非常穩(wěn)定 , 基尼系數(shù)基本保持在 11 05 左右 , 但 1999 年以后開始穩(wěn)步上升 。 由圖 2 可知 ,全國人均 GD P 水平差異主要來 源于地區(qū)間差異 , 其貢獻率始終保持在 60 % 以 上 ,1991 年以前基本上在 63 %左右 , 但此后快速 上升并長期保持在 67 %左右 。地區(qū)內(nèi)差異的貢 獻率總體上呈現(xiàn)出小幅下降趨勢 ,1993 年以來基
表1 地區(qū) 基準主體 上海 江蘇 全國 廣東 福建 北京
t - ba r 統(tǒng)

全國和各地區(qū)趨同的 IPS 面板單位根檢驗結(jié)果 計量
- 11 236 - 11 295 - 11 284 - 11 516 - 11 118
W ( t - ba r)

1 %臨界值 - 11 82 - 11 82 - 11 82 - 11 82 - 11 82

5 %臨界值 - 11 73 - 11 73 - 11 73 - 11 73 - 11 73

10 %臨界值 - 11 69 - 11 69 - 11 69 - 11 69 - 11 69

P

11 473 11 178 11 027 - 01 302 21 364

01 931 01 882 01 844 01 383 01 992

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續(xù)前表 地區(qū) 基準主體 上海 廣東 東部地區(qū) 北京 福建 上海 吉林 內(nèi)蒙古 四川 貴州 新疆 新疆 3
3 3

t - ba r 統(tǒng)

計量
- 11 135 - 11 312 - 11 513 - 11 636 - 21 088 - 11 982 - 11 368 - 11 195 - 11 291 - 11 091 - 21 265

W ( t - ba r)

1 %臨界值 - 21 18 - 21 18 - 21 18 - 21 18 - 21 44 - 21 31 - 21 18 - 21 18 - 21 18 - 21 18 - 21 44

5 %臨界值 - 11 99 - 11 99 - 11 99 - 11 99 - 21 16 - 21 07 - 11 99 - 11 99 - 11 99 - 11 99 - 21 16
3

10 %臨界值 - 11 88 - 11 88 - 11 88 - 11 88 - 21 02 - 11 95 - 11 88 - 11 88 - 11 88 - 11 88 - 21 02

P

11 25 01 535 - 01 057 - 01 599 - 11 434 - 11 47 01 379 01 771 01 675 11 295 - 11 652

01 895 01 704 01 478 01 276 01 077 01 074 01 648 01 782 01 751 01 913 01 049

中部地區(qū)

西部地區(qū)

　　 注 : 上海 代表包括上海 、 江蘇 、 浙江 、 福建 、 山東和廣東 6 省的子俱樂部 。新疆 代表包括新疆 、 內(nèi)蒙古 、 四川 、 云南 和陜西 5 省的子俱樂部 。

　　 由表 1 可知 , 以上海為基準主體檢驗的 t bar 統(tǒng)計量為 - 11 236 , 其絕對值均小于各個臨界 值的絕對值以及 P = 01 931 , 表明在 1 % 、 5 %和 10 %的置信水平上 , 接受原假設即整個面板時間 序列是單位根過程 。這表明 , 全國并不存在以上 海為中心的增長趨同現(xiàn)象 。為了增強分析的可靠 性 ,我們分別以江蘇 、 浙江 、 廣東 、 山東 、 福建 、 北 京、 河南 、 吉林 、 新疆和內(nèi)蒙古 10 個省作為基準主 體 ,再來考察全國是否存在著分別以上述省份為 ① 中心的增長趨同現(xiàn)象 。 相應的 IPS 檢驗表明 , 全 國也不存在以上述省份為中心的增長趨同現(xiàn)象 。 為了簡潔 , 我們在表 1 中只列出以江蘇 、 廣東 、 福 建和北京為基準主體的 IPS 檢驗 。 21 各地區(qū)增長趨同分析 對于東部地區(qū) , 我們分別以所有省份為基準 主體來考察該地區(qū)是否存在增長趨同現(xiàn)象 , 相應 的 IPS 檢驗表明東部地區(qū)不存在增長趨同現(xiàn)象 。 為了簡潔 , 我們在表 1 只列出以上海 、 廣東 、 福建 和北京為基準主體的 IPS 檢驗 。進一步 , 我們從 東部地區(qū)剔除一些省份 , 利用 IPS 檢驗考察東部 地區(qū)內(nèi)部是否存在著增長趨同子俱樂部 。表 1 中

上海 3 代表包括上海 、 江蘇 、 浙江 、 福建 、 山東和廣 東 6 省的一個子俱樂部 , 相應的 t - bar 統(tǒng)計量為 - 21 088 ,絕對值大于 10 %的臨界值 ,表明在 10 % 的置信水平上 ,這個子俱樂部存在著以上海為中 心的增長趨同現(xiàn)象 。 對于中部地區(qū) ,IPS 檢驗表明 ,在 10 %的置信 水平上 ,中部地區(qū)存在以吉林為中心的增長趨同 ② 現(xiàn)象 。 對于西部地區(qū) , 我們分別以所有省份作為 基準主體考察西部地區(qū)是否存在著增長趨同 , 相 應的 IPS 檢驗表明西部地區(qū)不存在增長趨同 。為 了簡潔 , 我們在表 1 只列出內(nèi)蒙古 、 四川 、 貴州和 新疆為基準主體的 IPS 檢驗結(jié)果 。進一步 , 我們 考察西部地區(qū)是否存在增長趨同的子俱樂部 。表 1 中新疆 3 為包括新疆 、 內(nèi)蒙古 、 四川 、 云南和陜西 5 省的子俱樂部 , 相應的 IPS 檢驗結(jié)果表明 , 在 5 %的置信水平上 ,這個子俱樂部存在著以新疆為 ③ 中心的趨同現(xiàn)象 。 上述全 國與 各地 區(qū)的 增長 趨同分 析 表 明 , 1978 — 2004 年間 ,全國整體上并不存在增長趨同 ,三 個地區(qū)中只有中部地區(qū)存在著增長趨同 ,但東部地 區(qū)存在著以上海為中心的增長趨同子俱樂部 ,西部

　�、佟� 在全國趨同分析中 ,我們之所以考慮以上海 、 江蘇 、 浙江 、 廣東 、 山東 、 福建 、 北京 、 河南 、 吉林 、 新疆和內(nèi)蒙古為基準主體 , 是因為
上述省份分別在東 、 中、 西部地區(qū)具有一定的代表性 。 　�、凇� 中部地區(qū)存在著增長趨同與基尼系數(shù)分解得到的中部地區(qū)人均 GDP 水平差異持續(xù)增大的結(jié)論似乎相矛盾 , 但需要注意的是 , β趨同為δ趨同的必要但不充 基尼系數(shù)分解考察的是區(qū)域人均 GDP 水平差異即δ趨同問題 ,而本節(jié)考察的是增長趨同即 β趨同問題 。 分條件 ,所以這兩個結(jié)論并不矛盾 。關(guān)于這一點 ,請參閱 Barro ,R1 J1 , and X1 Sala2i2Martin , Economic Grow t h , Mc Graw2 Hill , 2002 。 　�、邸� 對于東部地區(qū)和西部地區(qū)而言 ,可能還存在著一些不同的增長收斂子俱樂部 ,本文并沒有列舉出所有情況 。有興趣的讀者可以 利用同樣方法進行更為詳細的考察 。

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地區(qū)存在著以新疆為中心的增長趨同子俱樂部。 ( 三) 增長分布分析 我們 選 取 Gaussian 核 函 數(shù) , 并 分 別 利 用
RO T 法則和 BCV 法則選取最優(yōu)帶寬 , 利用核密

90 年代以來 “雙峰” 分布跡象似乎在逐步趨強 ( 圖 3 ( b) 表現(xiàn)得尤其明顯) ;1978 — 2004 年間 , 我國區(qū)

域經(jīng)濟的增長分布不斷向右平移 , 意味著我國區(qū) 域人均 GDP 水平在不斷提高 ;1978 — 2004 年間 ,我 國區(qū)域經(jīng)濟增長分布圖的波峰高度在不斷下降即 波峰對應的核密度在不斷減少 ,意味著我國區(qū)域人 均 GDP 水平集中程度在不斷下降 ,差異逐步加大 。

度估 計 給 出 我 國 1978 年 、 1988 年 、 1998 年 和 2004 年的增長分布圖 ,見圖 3 。其中圖 3 ( a ) 是依 據(jù) BCV 法則選取最優(yōu)帶寬得到的 , 圖 3 ( b ) 是依 據(jù) RO T 法則選取最優(yōu)帶寬得到的 。

四、 結(jié)語
從上述分析我們可以得到如下幾點結(jié)論 : ( 1 ) 全國區(qū)域人均 GDP 水平差異主要源于地 區(qū)間差異 ,在 20 世紀 80 年代有所下降 ,90 年代 以來呈上升趨勢 ,但 2001 年以后上升趨勢明顯趨 緩 ,且于 2004 年出現(xiàn)了一些反轉(zhuǎn)跡象 , 這 表明 1998 年開始實施的積極財政政策在促進我國區(qū) 域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展方面起到了重要作用 , 同時也預 示著我國區(qū)域差異正處于倒 U 型曲線的頂端 ,很 可能已經(jīng)開始步入一個持續(xù)縮小的新階段 。東部 地區(qū)差異明顯高于中部地區(qū)和西部地區(qū)差異 , 并 于 1994 年以后呈緩慢上升趨勢 。而中部地區(qū)差 異長期快速上升 , 但 1997 年以后明顯趨緩 , 并于 近幾年有所下降 。西部地區(qū)差異長期相對穩(wěn)定 , 但近幾年有明顯增大的趨勢 。 ( 2 ) 1978 — 2004 年間 , 全國整體上并不存在 由圖 3 可以看出 ,依據(jù) BCV 法則選取最優(yōu)帶 寬得到的增長分布圖與依據(jù) RO T 法則選取最優(yōu) 帶寬得到的增長分布圖存在明顯不同 , 前者更為 平滑 ,波峰對應的核密度相對較小 。由此可見 ,經(jīng) 濟增長分布圖的特點非常依賴于采用哪一種最優(yōu) 帶寬選取法則 。 雖然兩種法則所得到的我國區(qū)域經(jīng)濟增長分 布圖存在較大差異 , 但我們還是可以從中看到一 些共性 :1978 — 2004 年間 , 我國區(qū)域經(jīng)濟的增長 分布主體上為 “單峰” 分布 , 這意味著我國區(qū)域經(jīng) 濟發(fā)展并未出現(xiàn)嚴重的兩極分化現(xiàn)象 ,但 20 世紀 　　 參考文獻
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增長趨同 ,三個地區(qū)中只有中部地區(qū)存在著增長 趨同 ,但東部地區(qū)存在著以上海為中心的增長趨 同子俱樂部 ,西部地區(qū)存在著以新疆為中心的增 長趨同子俱樂部 。 ( 3 ) 1978 — 2004 年間 , 我國區(qū)域經(jīng)濟的增長 主體上為 “單峰” 分布 , 這意味著我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā) 展并未出現(xiàn)嚴重的兩極分化現(xiàn)象即 “富國越富 ,窮 國越窮” 。但從 20 世紀 90 年代以來 “雙峰” , 分布 跡象似乎在逐步趨強 。我國區(qū)域經(jīng)濟的增長分布 不斷向右平移 ,且波峰高度不斷下降 ,這意味著我 國區(qū)域經(jīng)濟的人均 GDP 水平不斷提高 ,但集中程 度卻不斷下降 ,差異在逐步加大 。

長的趨同與差異 [J ]1 經(jīng)濟研究 ,2000 , (10) ;王小魯 ,樊綱 1 中國地區(qū)差距的變動趨勢和影響因素 [J ]1 經(jīng)濟研究 , 2004 , (1) 1

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A merican S t atistics A ssoci ation 82 , 19871

Regional Economic Convergence and Disparity in China
J IA J un2xue , GUO Qing2wang
(China Financial Policy Research Center , Renmin Universit y of China , Beijing 100872)

Abstract : After co mparing fo ur met hods of analyzing regio nal eco no mic co nvergence and disparit y , t his paper investigates t he evolutio n of regio nal disparit y , test s regio nal eco no mic co nvergence , and analyzes t he evolutio n of t he dist ributio n of per capita o utp ut over t he perio d 1978 — 2004 in China by applying Gini coefficient deco mpo sitio n , panel times2series analysis and kernel densit y estimator . The main co nclusio ns are as follows : ( 1) The overall regio nal disparit y which was owing to t he disparit y a2 mo ng t hree regio ns increased in t he 1990s , but t he increasing t rend of regio nal disparit y o bvio usly changed smoot hly after 2001 and p resented so me appearance of t urnover in 2003 , which suggested t he active fiscal policy which had implemented f ro m had significant effect s o n imp roving regio nal eco no mic co ncordant develop ment , implying t he regio nal disparit y may lie o n t he top of t he curve of inverted

“U ”and has started entering t he new stages of declining. ( 2 ) There was no co nvergence in all co unt ry , but t here were club co nvergence in t he middle regio n and sub2clubs co nvergence in t he east and west regio ns. ( 3 ) The dist ributio n of per capita o utp ut was basically unimodal , but so me appear2
ances of t he bimo dalit y seemed more and more o bvio us. Key words : regio nal co nvergence ; regio nal disparit y ; Gini coefficient deco mpo sitio n ; panel times2se2 ries analysis ; growt h dist ributio n analysis ( 責任編輯 　 武京閩)

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  本文關(guān)鍵詞：中國區(qū)域經(jīng)濟趨同與差異分析，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。