摘要：基于空間面板數(shù)據(jù)模型（SPDM）理論與方法，從經(jīng)濟產(chǎn)出與居民收入兩個維度，分別對1978—2013年及1978—1992年和1992—2013年三個時段中國西部12省區(qū)的經(jīng)濟增長收斂性進行實證檢驗，研究發(fā)現(xiàn)：人均產(chǎn)出在各研究時段上均不存在絕對β收斂，城鎮(zhèn)居民收入較農(nóng)村居民收入的地區(qū)差距具有更強的發(fā)散性；不論人均產(chǎn)出還是人均收入，在1992—2013年期間均呈現(xiàn)出顯著的地區(qū)發(fā)散性，經(jīng)濟差距呈現(xiàn)出持續(xù)擴大趨勢；經(jīng)濟產(chǎn)出與居民收入均具有顯著的空間示范效應與空間傳遞效應，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和經(jīng)濟沖擊對鄰近地區(qū)影響顯著。新一輪西部大開發(fā)在提升西部地區(qū)經(jīng)濟整體發(fā)展水平、縮小東西部差距的同時，也應不斷縮小西部地區(qū)內(nèi)部省區(qū)間的經(jīng)濟差距，加快城鎮(zhèn)化進程和促進地區(qū)經(jīng)濟合作有利于西部地區(qū)經(jīng)濟差距的縮小。

關鍵詞：經(jīng)濟增長收斂性；絕對β收斂；空間面板數(shù)據(jù)模型（SPDM）；西部地區(qū)；經(jīng)濟產(chǎn)出差距；居民收入差距；空間示范效應；空間傳遞效應

中圖分類號：F061.5；F224.0；F127文獻標志碼：A文章編號：16748131（2015）04006512

一、引言

縮小區(qū)域差距，促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，實現(xiàn)落后經(jīng)濟向發(fā)達經(jīng)濟的收斂發(fā)展，既是各地共享發(fā)展成果、實現(xiàn)“共同富?！钡膬?nèi)在要求，更是經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展和全面建成小康社會的現(xiàn)實需要。以“投資拉動”為基本特征的西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施10余年來，西部地區(qū)在基礎設施、生態(tài)建設等方面成效顯著，地區(qū)經(jīng)濟綜合實力顯著提升。西部地區(qū)作為中國欠發(fā)達地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展相對滯后，制約了全國經(jīng)濟的整體發(fā)展水平，阻滯了全面建成小康社會進程。為此，在相當長一個時期里，人們將注意力集中在如何提升西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的整體水平以及如何縮小西部地區(qū)與東部地區(qū)之間的發(fā)展差距方面，而對于西部地區(qū)內(nèi)部各省區(qū)之間的經(jīng)濟差距與協(xié)調(diào)發(fā)展問題則關注甚少（張文愛，2014）。事實上，西部地區(qū)幅員遼闊，人口眾多，各省區(qū)之間的發(fā)展差距不容忽視。2010年7月，黨中央、國務院正式啟動了新一輪西部大開發(fā)戰(zhàn)略，西部地區(qū)迎來了新的發(fā)展機遇。在新的發(fā)展階段，西部地區(qū)內(nèi)部的經(jīng)濟差距不可忽視，如何加強西部省區(qū)間的合作，促進落后經(jīng)濟向發(fā)達經(jīng)濟趨同發(fā)展，縮小經(jīng)濟差距，實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，具有政策的重要性和實踐的緊迫性，這就需要對西部地區(qū)經(jīng)濟增長的收斂性有一個客觀、準確的把握。

張文愛：中國西部地區(qū)經(jīng)濟增長收斂性研究

在經(jīng)濟增長收斂的理論分析方面，最早可追溯到Ramsey（1928），他認為在一個封閉經(jīng)濟體內(nèi)，地區(qū)間人均產(chǎn)出增長率可能與人均產(chǎn)出水平存在反方向關系，即經(jīng)濟增長存在收斂趨勢。此后，新古典增長理論（Solow，1956）基于資本邊際報酬遞減假設，認為落后地區(qū)必然收斂于發(fā)達地區(qū)。而以Romer（1986，1990）和Lucas（1988）為代表發(fā)展起來的內(nèi)生增長理論，則認為資本富裕地區(qū)的經(jīng)濟有更大的發(fā)展能力，經(jīng)濟增長的結(jié)果是發(fā)散而不是收斂。

在實證分析方面，Baumol（1986）最早對區(qū)域經(jīng)濟收斂性進行了實證考察，發(fā)現(xiàn)16個OECD國家的經(jīng)濟增長在1870—1979年存在收斂；但DeLong（1988）對Baumol的研究提出質(zhì)疑，得出了與之不同的結(jié)論。Barro和SalaIMartin（1991，1992）研究發(fā)現(xiàn)美國、歐洲以及日本等國經(jīng)濟存在顯著的收斂性，其年均收斂速度約為2%；Mankiw和Romer等（1992）研究得出類似結(jié)論，但Mauro和Godrecca（1994）的研究結(jié)論卻與之相悖。Rey（2001）在考慮空間影響的條件下，研究發(fā)現(xiàn)美國48個州經(jīng)濟增長收斂性受到區(qū)域空間效應的重要影響；Arbia和Basile等（2005）采用空間計量技術檢驗了意大利人均GDP的收斂性。

中國作為一個區(qū)域特征明顯的發(fā)展中國家，區(qū)域多樣性為國內(nèi)研究區(qū)域經(jīng)濟差距提供了豐富的素材，關于經(jīng)濟增長收斂性的研究涉及全國、三大區(qū)域之間以及區(qū)域內(nèi)部。楊偉民（1992）研究發(fā)現(xiàn)1978—1989全國經(jīng)濟差距趨于縮小，存在σ收斂，但董藩（1993）對此提出了商榷意見；魏后凱（1997）、胡鞍鋼等（2000）、蔡昉等（2001）、金相郁等（2010）對中國區(qū)域經(jīng)濟差距進行了β收斂檢驗，發(fā)現(xiàn)中國經(jīng)濟存在β收斂；而王志剛（2004）、項云帆等（2007）研究認為中國經(jīng)濟總的來說不存在收斂性；吳玉鳴（2006）、劉生龍（2009）、Li等（2010）、史修松等（2011）采用空間計量技術研究發(fā)現(xiàn)，總體而言中國經(jīng)濟增長具有較為顯著的收斂性。

在東、中、西部三大區(qū)域之間經(jīng)濟增長的收斂性研究方面，楊偉民（1992）采用變異系數(shù)研究發(fā)現(xiàn)存在σ收斂；林毅夫等（2003）研究發(fā)現(xiàn)20世紀80年代三大區(qū)域之間存在σ收斂，而90年代主要經(jīng)濟指標則發(fā)散了；蔡昉等（2000）、沈坤榮等（2002）研究認為，改革開放后我國三大區(qū)域之間經(jīng)濟差距不斷擴大，不存在收斂性；彭文斌等（2010）研究發(fā)現(xiàn)，我國三大區(qū)域內(nèi)部經(jīng)濟增長存在“俱樂部收斂”現(xiàn)象，但三大區(qū)域之間的經(jīng)濟差距正在逐年拉大。

專門研究西部地區(qū)內(nèi)部經(jīng)濟增長收斂性的文獻相對缺乏，相關結(jié)論多見于研究區(qū)域間差距時對區(qū)域內(nèi)部差距的考察。楊偉民（1992）、蔡昉等（2000）、沈坤榮等（2002）研究認為西部地區(qū)內(nèi)部經(jīng)濟增長存在顯著的收斂性；而林毅夫等（2003）認為90年代后中國西部地區(qū)經(jīng)濟增長不存在收斂性；郭朝先（2006）也認為不論從存量上還是增量上考察，西部地區(qū)內(nèi)部差距趨于擴大，不存在收斂性；郭愛君等（2010）研究發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)并不存在β收斂，特別是在改革開放和西部大開發(fā)政策實施后，經(jīng)濟發(fā)散性進一步增強；喬寧寧等（2010）研究發(fā)現(xiàn)，西部大開發(fā)后我國區(qū)域經(jīng)濟轉(zhuǎn)變?yōu)榘l(fā)散性增長，西部地區(qū)各省區(qū)的經(jīng)濟增長也呈現(xiàn)較為明顯的發(fā)散趨勢。

已有關于區(qū)域經(jīng)濟增長收斂性的研究，為后續(xù)研究的深入進行奠定了良好的研究基礎。但現(xiàn)有文獻將研究對象主要集中在對中國整體及三大區(qū)域之間的考察，對西部地區(qū)內(nèi)部各省市區(qū)經(jīng)濟差距與協(xié)調(diào)發(fā)展的研究相對缺乏；并且早期有關區(qū)域經(jīng)濟增長收斂性的研究大多忽略了區(qū)域空間效應，只是最近才引起有關學者的重視；此外，現(xiàn)有研究主要采用了產(chǎn)出指標，對收入變量的差異與收斂性關注甚少。有鑒于此，本文采用空間面板數(shù)據(jù)模型（SPDM），從經(jīng)濟產(chǎn)出與城鄉(xiāng)居民收入兩個維度，對中國西部地區(qū)經(jīng)濟增長的收斂性進行實證檢驗，以豐富和拓展我國區(qū)域經(jīng)濟增長收斂性研究，并為在經(jīng)濟新常態(tài)下縮小西部地區(qū)內(nèi)部經(jīng)濟差距提供政策啟示和參考。

二、理論模型與實證方法

1.經(jīng)濟增長收斂的檢驗方法

經(jīng)濟增長收斂性的檢驗方法眾多，其中最常見的β收斂又分為絕對β收斂和條件β收斂。從區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的角度看，絕對β收斂具有更強的政策含義。因此，本文主要對西部各省區(qū)經(jīng)濟增長的絕對β收斂性進行實證檢驗。為了檢驗經(jīng)濟增長的絕對β收斂性，Barro和SalaiMartin（1991）以Ramsey模型為基礎，提出了著名的巴羅回歸技術，其回歸方程的基本形式如下：

β為收斂速率，表示yit向穩(wěn)態(tài)收斂的速度。如果β值大于0，表示地區(qū)經(jīng)濟增長趨于收斂，β的數(shù)值越大，則向穩(wěn)態(tài)收斂的速度越快；如果β值小于0，則表示地區(qū)經(jīng)濟增長趨于發(fā)散（因為方程的表達式中在β前面加了負號，故β為正表示收斂，為負則表示發(fā)散）。

式（1）所表示的經(jīng)濟增長收斂性檢驗方程僅適用截面數(shù)據(jù)，考慮到區(qū)域經(jīng)濟的空間異質(zhì)性和空間相關性，經(jīng)濟增長收斂性檢驗方程更科學的數(shù)據(jù)系統(tǒng)是面板數(shù)據(jù)。為此，我們需要借助以下的空間面板數(shù)據(jù)模型方法。

2.空間面板數(shù)據(jù)模型理論與方法

在普通面板數(shù)據(jù)模型的基礎上，加入空間交互效應，即可得到空間面板數(shù)據(jù)模型（Spatial Panel Data Model，SPDM）。SPDM的最一般形式是Manski 模型（Manski，1993），形式如下式：

Y=δWY+αιNT+Xβ+WXθ+UU=ρWU+ε（2）

其中，W為空間權重矩陣，Y和X分別為被解釋變量和解釋變量，U、ε為擾動項，δ、α、β、θ、ρ為參數(shù)。Manski模型同時包含3種空間交互效應，分別是內(nèi)生交互效應（WY）、外生交互效應（WX）和關聯(lián)效應（WU），因此有太多的參數(shù)需要估計，可能導致模型識別的問題。在實際應用中，最常用的是空間自回歸模型和空間誤差模型（Elhorst，2010）。

（1）空間自回歸模型。在式（2）中，如果δ=0，并且ρ=0，即模型中僅保留內(nèi)生交互效應（WY）。此時，WY類似于時間序列模型中的被解釋變量的滯后項，故這一類模型被稱為空間滯后模型（Spatial Lag Model），或更一般的稱為空間自回歸模型（Spatial Autoregression，SAR），模型的形式為：

Y=δWY+αιNT+Xβ+U（3）

（2）空間誤差模型。在式（2）中，如果有δ=0，并且θ=0，即在模型中僅留有空間關聯(lián)效應（WU）。此時，空間個體間的相互影響僅僅通過隨機擾動項表達出來，則模型簡化為空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM），模型形式為：

Y=αιNT+Xβ+UU=ρWU+ε（4）

3.基于空間面板數(shù)據(jù)模型的經(jīng)濟增長收斂性檢驗

不同的經(jīng)濟單位之間存在密切聯(lián)系，在采用回歸方程進行經(jīng)濟增長收斂性的檢驗時，必須充分考慮經(jīng)濟體之間的空間聯(lián)系。為具體分析經(jīng)濟的橫向關聯(lián)，需要從空間計量的角度對經(jīng)濟增長的收斂性進行研究（Martin et al，1999；Arbia et al，2003），包括截面數(shù)據(jù)的空間計量模型和面板數(shù)據(jù)的空間計量模型（SPDM）。尤其是SPDM有效解決了空間異質(zhì)性和空間關聯(lián)性的捕捉問題，避免了傳統(tǒng)回歸模型因為忽略空間交互效應而引起的結(jié)果偏誤。本文將巴羅回歸技術（Barro et al，1991）引入到SPDM中，并采用最常用的SAR和SEM建立SPDM框架下擴展的巴羅回歸方程，從而獲得經(jīng)濟增長絕對β收斂性檢驗方程。

三、數(shù)據(jù)來源與演變分析

1.數(shù)據(jù)來源

本文對西部地區(qū)經(jīng)濟增長收斂性的考察，從產(chǎn)出與收入兩個維度展開。以人均GDP為產(chǎn)出變量，考察西部地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)出的現(xiàn)狀及其發(fā)展趨勢；以城鎮(zhèn)居民可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入為收入變量，從收入視角考察西部地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展趨勢。本文的數(shù)據(jù)范圍為1978—2013年，數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》《中國統(tǒng)計年鑒2010》《中國統(tǒng)計年鑒2012》以及《中國統(tǒng)計年鑒2014》。

（1）實際人均GDP。在現(xiàn)行統(tǒng)計資料中，直接可獲得的是按當年價格計量的名義GDP和按可比價格計量的GDP指數(shù)。GDP指數(shù)衡量的是按照可比價計量的當年GDP相對于上一年GDP的發(fā)展指數(shù)。由于第二次經(jīng)濟普查，在2010年對從2005年開始的GDP數(shù)據(jù)進行了調(diào)整，調(diào)整后的數(shù)據(jù)出現(xiàn)在《中國統(tǒng)計年鑒》中。為了反映這一最新變化，2005—2013年的GDP指數(shù)采自《中國統(tǒng)計年鑒2010》《中國統(tǒng)計年鑒2012》以及《中國統(tǒng)計年鑒2014》；而1978—2004年的數(shù)據(jù)則采自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》。以GDP指數(shù)為基礎，遞推算出各年以1978年為基期的GDP指數(shù)，并將其與1978年的總量GDP相乘，得到1978年可比價的各年實際GDP總量，再除以當年的人口數(shù)，得到各年的實際人均GDP（見圖1a）。其中，年末人口數(shù)1978—1999年采自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》，2000—2013年采自《中國統(tǒng)計年鑒2012》和《中國統(tǒng)計年鑒2014》。

（2）城鄉(xiāng)居民收入。以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入作為城鄉(xiāng)居民的收入變量，并采用居民消費價格指數(shù)，將名義收入調(diào)整為以1978年為基期的實際收入。其中，1978—2008年的數(shù)據(jù)來自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》，2009—2013年的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2012》和《中國統(tǒng)計年鑒2014》。對于西藏等個別省區(qū)在某些年份缺失的價格指數(shù)，采用全國整體的指數(shù)予以替代。經(jīng)整理，得到西部各省區(qū)1978—2013年的城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民實際收入數(shù)據(jù)序列（見圖1b和圖1c）。

2.經(jīng)濟產(chǎn)出與居民收入的空間動態(tài)演變

為了直觀展示西部各省區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)出與居民收入在不同時段的差異性，分階段作出上述產(chǎn)出與收入變量的空間分布地圖，以揭示西部地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)出與收入水平的空間動態(tài)演變規(guī)律。具體的，除了研究樣本的起始點和終止點外，考慮到1992年社會主義市場經(jīng)濟制度的建立可能對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生重要影響，故設置了3個時間點，分別是1978年、1992年和2013年。圖2、圖3和圖4直觀展示了1978年、1992年和2013年西部12省區(qū)人均產(chǎn)出與收入的地理空間的動態(tài)演變。由圖可知，西部地區(qū)各省區(qū)人均產(chǎn)出與收入水平存在顯著差異性，且產(chǎn)出與收入均具有一定的地理聚集性；同時，人均產(chǎn)出與收入水平在地理空間分布上也具有隨時間而顯著變動的特征。

四、SPDM回歸結(jié)果分析

基于西部地區(qū)實際經(jīng)濟數(shù)據(jù)和檢驗模型（5）（6），采用ML方法對SPDM進行參數(shù)估計。考慮到1992年實行市場經(jīng)濟制度可能對經(jīng)濟產(chǎn)生重要影響，研究采取分階段方法，即在對1978—2013年整體考察的基礎上，分1978—1992年和1992—2013年兩個時段，分別檢驗各時段經(jīng)濟增長的收斂性。另外，考慮到面板數(shù)據(jù)模型的固定效應與隨機效應，估計中分別進行了混合回歸模型（Pooled）、固定效應模型（FE）和隨機效應模型（RE）的估計，以考察估計結(jié)果的穩(wěn)健性。計算工具為MATLAB軟件包，其估計及檢驗的MATLAB主程序由Elhorst（2010）提供。實證檢驗結(jié)果如表1、表2和表3。

1.人均產(chǎn)出的絕對β收斂性

根據(jù)SAR及SEM模型估計結(jié)果，由空間效應的檢驗統(tǒng)計量可知，采用空間效應模型對西部地區(qū)經(jīng)濟增長收斂性的檢驗結(jié)果具有統(tǒng)計可靠性。實證結(jié)果表明：在樣本期間的各個研究時段上，西部地區(qū)內(nèi)部省區(qū)間經(jīng)濟增長均不存在顯著的絕對β收斂。具體分析如下：

（1）1978—2013年，人均產(chǎn)出的增長率對初始經(jīng)濟水平之間的回歸系數(shù)為正，且具有高度統(tǒng)計顯著性，意味著初始產(chǎn)出水平對經(jīng)濟增長有正向的促進作用，即初始經(jīng)濟水平越高，則經(jīng)濟增長率越大，增長速度越快。這一點，所有的模型均給出了一致的穩(wěn)健結(jié)果見表1第（1）（2）（3）列和第（10）（11）（12）列。 。因此，西部地區(qū)經(jīng)濟增長的結(jié)果是發(fā)散而不是收斂。

（2）1992—2013年，經(jīng)濟增長率對于初始經(jīng)濟水平的回歸系數(shù)同樣為正值，而且具有高度的統(tǒng)計顯著性見表1第（7）（8）（9）列和第（16）（17）（18）列。 。因此，在此研究期間，即1992年實行社會主義市場經(jīng)濟制度以來，西部地區(qū)經(jīng)濟增長具有顯著的發(fā)散性。

（3）1978—1992年，經(jīng)濟增長率對初始產(chǎn)出水平的回歸系數(shù)為負值，在SAR與SEM的混合回歸、固定效應（FE）和隨機效應（RE）模型中均是如此，這一結(jié)果具有穩(wěn)健性見表1第（4）（5）（6）列和第（13）（14）（15）列。 。雖然回歸系數(shù)值為負值，但這些負值回歸系數(shù)并不具有統(tǒng)計顯著性。因此，我們不能得出經(jīng)濟增長收斂的結(jié)論。當然，盡管否定了收斂性，但與1978—2013及1992—2013相比，這一時段經(jīng)濟增長具有不同特點，表現(xiàn)為：1978—2013年和1992—2013年經(jīng)濟增長存在顯著的發(fā)散性，而1978—1992年經(jīng)濟增長不存在發(fā)散性。

（4）在空間面板數(shù)據(jù)框架下，對于各個時段的各種效應的SAR模型，空間自回歸因子（WY）對經(jīng)濟增長率的回歸系數(shù)為正，且具有高度的統(tǒng)計顯著性，表明經(jīng)濟增長在地區(qū)間具有顯著的正向空間影響，表現(xiàn)出區(qū)域經(jīng)濟增長的空間示范效應，即一個地區(qū)經(jīng)濟增長率的變動，會導致鄰近區(qū)域經(jīng)濟增長率的同向變動。在SEM模型中，空間滯后因子（WU）同樣具有統(tǒng)計顯著的正的回歸系數(shù)，表明經(jīng)濟的外生沖擊會在地理鄰近的空間單位上進行正向傳遞，表現(xiàn)出經(jīng)濟沖擊的傳遞效應，意味著施加在某一經(jīng)濟體上的沖擊，將被傳遞到其鄰近相關的經(jīng)濟體上，從而對其他經(jīng)濟體產(chǎn)生影響。

2.城鄉(xiāng)居民收入的絕對β收斂性

人均收入作為衡量居民生活水平的基本變量，是反映經(jīng)濟發(fā)展水平的另一重要指標?？疾焓杖朐鲩L與經(jīng)濟初始發(fā)展水平的關系，是經(jīng)濟增長收斂性檢驗的重要內(nèi)容之一。通過采用空間面板數(shù)據(jù)的SAR及SEM模型對西部地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入進行絕對β收斂性的實證檢驗，我們獲得以下重要發(fā)現(xiàn)：

（1）1978—2013年，城鄉(xiāng)居民收入增長表現(xiàn)出不同的收斂特征：農(nóng)村居民收入整體而言存在收斂性，而城鎮(zhèn)居民收入不存在收斂性。在表2中，不同效應的SAR模型中城鎮(zhèn)居民收入增長率對初期收入水平的回歸系數(shù)為正值，表現(xiàn)出發(fā)散性，但不具有統(tǒng)計顯著性；而在SEM模型中，人均收入增長率對初始收入水平的回歸系數(shù)為負數(shù)，但同樣不存在統(tǒng)計顯著性，拒絕了存在絕對β收斂見表2第（19）（20）（21）列和第（28）（29）（30）列。 。因此，在整個樣本研究期間城鎮(zhèn)居民收入不存在絕對β收斂性。與之不同的是，在整個樣本期間農(nóng)村居民收入增長存在絕對β收斂性，只是收斂系數(shù)值較小。這一結(jié)果具有穩(wěn)健性，混合回歸、固定效應以及隨機效應的SAR和SEM模型估計結(jié)果中，農(nóng)村居民收入增長率對初期收入水平的回歸系數(shù)均為負值，且統(tǒng)計顯著見表3第（37）（38）（39）和（46）（47）（48）列。 ，這意味著從研究的整個樣本來看，不同地區(qū)之間農(nóng)村居民收入差距整體上趨于縮小，這一結(jié)論在SEM模型中尤其突出。

（2）1978—1992年，城鄉(xiāng)居民收入增長存在絕對β收斂，即西部各省區(qū)的城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民之間收入差距都趨于縮小。這一研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。在SAR與SEM模型中，不同效應的模型估計結(jié)果均顯示收入增長率對初期收入水平的回歸系數(shù)為負，且統(tǒng)計顯著見表2第（22）（23）（24）（31）（32）（33）列和表3中的第（40）（41）（42）（49）（50）（51）列。 。表明這一時期居民收入增長與初始收入是負相關的，各地區(qū)之間城鄉(xiāng)居民收入差距呈現(xiàn)縮小的發(fā)展態(tài)勢。但比較初始收入前的回歸系數(shù)絕對值，農(nóng)村居民收入在各個回歸模型中均顯著大于城鎮(zhèn)居民，說明農(nóng)村居民收入增長的收斂速度大于城鎮(zhèn)居民。

（3）1992—2013年，城鄉(xiāng)居民收入增長呈現(xiàn)出發(fā)散趨勢。在這一時期，人均收入增長率對初始收入水平的回歸系數(shù)為正，且具有統(tǒng)計顯著性見表2第（25）（26）（27）（34）（35）（36）列以及表3第（43）（44）（45）（52）（53）（54）列。 ，這意味著各地城鄉(xiāng)居民收入增長發(fā)散，收入差距趨于擴大。這一研究結(jié)果具有統(tǒng)計穩(wěn)健性，在混合回歸、固定效應及隨機效應等各種效應的SAR和SEM中，估計結(jié)果均支持這一結(jié)論。

（4）與產(chǎn)出模型相一致，在地區(qū)居民收入增長過程中，具有顯著的空間效應。各個時段的各種效應的SAR模型中，空間自回歸因子（WY）對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民收入增長均具有正的回歸系數(shù)，且具有高度統(tǒng)計顯著性，表明城鄉(xiāng)居民收入增長過程中，存在顯著的空間示范效應，一個地區(qū)居民收入增長對鄰近區(qū)域的居民收入增長具有正向示范性。這顯然具有經(jīng)濟合理性，人們通過向鄰近地區(qū)的學習借鑒，可以有效提高增加收入的能力。而在SEM模型中，空間滯后因子（WU）同樣具有統(tǒng)計顯著的正的回歸系數(shù)，表明區(qū)域經(jīng)濟的外生沖擊對鄰近空間上的居民收入具有傳遞效應，某一個地區(qū)居民收入增長受到的沖擊，將被傳遞到鄰近地區(qū)，從而可能引發(fā)連鎖效應。

五、結(jié)論與啟示

1.主要結(jié)論

本文基于SPDM的理論與方法，采用簡單的理空間權重，從產(chǎn)出與收入兩個維度，對西部地區(qū)1978—2013年經(jīng)濟增長的絕對β收斂性進行實證檢驗，得出以下結(jié)論：

（1）人均產(chǎn)出不存在絕對β收斂。研究發(fā)現(xiàn)，不論是整個研究期間（1978—2013年），還是分階段的1978—1992年和1992—2013年，以實際人均GDP所表示的人均產(chǎn)出都不存在絕對β收斂。整個樣本期間，特別是1992年實行社會主義市場經(jīng)濟制度以來，人均產(chǎn)出的增長速度與初始經(jīng)濟發(fā)展水平成顯著的正向變動關系，表明經(jīng)濟增長表現(xiàn)出發(fā)散趨勢，意味著西部地區(qū)經(jīng)濟差距呈擴大趨勢。

（2）城鎮(zhèn)居民收入比農(nóng)村居民收入具有更強的發(fā)散性。人均收入作為衡量居民生活水平的重要變量，是反映經(jīng)濟發(fā)展水平的另一重要指標。研究發(fā)現(xiàn)：在整個樣本期間（1978—2013年），農(nóng)村居民收入增長存在絕對β收斂，但城鎮(zhèn)居民收入增長不存在絕對β收斂。在1978—1992年，盡管農(nóng)村居民與城鎮(zhèn)居民收入均表現(xiàn)出顯著的絕對β收斂，但農(nóng)村居民收入的收斂速度比城鎮(zhèn)居民更大。在1992—2013年，城鄉(xiāng)居民收入增長均表現(xiàn)出發(fā)散性，但城鎮(zhèn)居民收入增長發(fā)散性更強。因此，改革開放以來，西部地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入的地區(qū)差距呈現(xiàn)出擴大態(tài)勢，且城鎮(zhèn)居民收入增長具有更強的發(fā)散性，意味著城鎮(zhèn)居民收入差距擴大可能是區(qū)域經(jīng)濟差距擴大的主要成因。

（3）空間交互效應對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展具有重要影響。從人均產(chǎn)出和人均收入兩個角度的考察，在各個時段的各種效應的SAR模型中，空間滯后因子（WY）對地區(qū)經(jīng)濟（產(chǎn)出或收入）增長率均有顯著為正的影響系數(shù)，表明經(jīng)濟增長在空間單元上相互間具有顯著的正向依賴關系，表現(xiàn)出區(qū)域經(jīng)濟增長的空間示范效應；而在SEM模型中，擾動項的空間滯后因子（WU）同樣具有統(tǒng)計顯著的正向影響，施加在某一個經(jīng)濟體上的沖擊，將被傳遞到其他相關的經(jīng)濟體上，從而對其他經(jīng)濟體產(chǎn)生影響，表現(xiàn)出經(jīng)濟沖擊的空間傳遞效應?？臻g示范效應與空間傳遞效應的顯著存在，凸顯了鄰近地區(qū)資源共享、要素流動及政策協(xié)調(diào)的必要性與合理性，對于促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展具有積極的政策啟示意義。

2.政策啟示

（1）西部地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)出與居民收入增長存在顯著的發(fā)散性，表明地區(qū)經(jīng)濟差距呈現(xiàn)持續(xù)擴大的態(tài)勢。因此，在新一輪西部大開發(fā)中，在努力提升西部地區(qū)經(jīng)濟整體發(fā)展水平、縮小西部地區(qū)與東部地區(qū)的差距的同時，如何縮小西部地區(qū)內(nèi)部省區(qū)間的經(jīng)濟差距，是一個重要的研究課題。西部地區(qū)占全國總國土面積的70%以上，如果西部地區(qū)內(nèi)部經(jīng)濟不能協(xié)調(diào)發(fā)展和全面進步，就不能實現(xiàn)全國整體經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展，也不能真正實現(xiàn)全面建成小康社會的發(fā)展目標。因此，在西部大開發(fā)宏觀政策背景下，需要從國家層面充分重視西部地區(qū)內(nèi)部省區(qū)的協(xié)調(diào)發(fā)展問題，并合理制定實施針對性發(fā)展政策，對落后省區(qū)給予特殊優(yōu)惠和扶持政策，促進落后地區(qū)發(fā)展。

（2）城市化是現(xiàn)代經(jīng)濟發(fā)展的動力與標志，也是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡的重要成因。研究表明，西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入較農(nóng)村居民收入具有更大的發(fā)散性。因此，在積極推進新型城鎮(zhèn)化的進程中，大力促進城市間的協(xié)調(diào)發(fā)展，縮小城市之間的經(jīng)濟差距，對于縮小地區(qū)發(fā)展差距、實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，具有特殊重要性。西部地區(qū)由于經(jīng)濟社會發(fā)展相對滯后，城市化水平整體不高，具有很大的城鎮(zhèn)化發(fā)展空間和潛力。通過促進城鎮(zhèn)化發(fā)展，可以提高城鎮(zhèn)居民收入，進而輻射帶動農(nóng)村居民收入提高，促進地區(qū)經(jīng)濟的整體進步。城鎮(zhèn)化是地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的助推器，也是縮小地區(qū)經(jīng)濟差距的潤滑劑。

（3）區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中存在顯著的空間示范效應與空間傳遞效應，意味著加強地區(qū)經(jīng)濟合作對于提升整體經(jīng)濟水平、縮小區(qū)域經(jīng)濟差距具有積極的作用。在開放經(jīng)濟條件下，一個地區(qū)的經(jīng)濟增長不是孤立的，會對鄰近地區(qū)的經(jīng)濟增長產(chǎn)生積極影響，進而促進整體經(jīng)濟水平提升；同樣，一個地區(qū)經(jīng)濟增長所受到的沖擊也具有傳遞效應，影響其他鄰近地區(qū)的經(jīng)濟增長。在此過程中，積極的沖擊將促進各地區(qū)經(jīng)濟的健康發(fā)展，而消極的沖擊則會阻礙地區(qū)經(jīng)濟的進步。因此，在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展過程中，各地區(qū)需要通過技術擴散、信息共享、資源流動以及政策關聯(lián)等措施，加強區(qū)域合作，提升發(fā)展能力。這對于縮小區(qū)域經(jīng)濟差距、實現(xiàn)區(qū)域趨同和協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的積極作用。

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Abstract： Based on the theory and method of spatial panel data model（SPDM）， this paper makes an empirical test on the convergence of economic growth of 12 provinces in western China， by two dimensions of economic output and resident income under three stages respectively， 19782013， 19781992 and 19922013. The results show that for output， per capita output at different stages has no absolute β convergence； for resident income， the regional disparity of urban residents income is more divergent than that of rural residents. In the period of from 1992 to 2013， no matter output per capita or income per capita is significantly divergent， and the economic disparity tends large. The economic output and resident income have significant spacial demonstration effect and spacial transferring effect， which means regional economic development and exogenous shock have significant effect on adjacent areas. When the overall western economic development is promoted in the new round and the gap between the East and the West is narrowed， the gap among provinces in the West also should be narrowed. The acceleration of urbanization process and the promotion of regional economic cooperation is helpful to bridge the gap among provinces in the West.

Key words： economic growth convergence； absolute β convergence； Spatial Panel Data Model （SPDM）； Western China； economic output disparity； resident income gap； spacial demonstration effect； spacial transferring effect

CLC number：F061.5F224.0Document code：AArticle ID：16748131（2015）04006512

（編輯：南北）