摘要：本文在既有研究的基礎(chǔ)上，加入市場(chǎng)化進(jìn)程因素，研究中國(guó)各省份經(jīng)濟(jì)的收斂情況。在繼續(xù)擴(kuò)展了MRW模型的基礎(chǔ)上，分別選用財(cái)政補(bǔ)貼的GDP比重和各省份的市場(chǎng)化指數(shù)作為市場(chǎng)化程度的代表變量進(jìn)行了實(shí)證面板數(shù)據(jù)分析。結(jié)果是在不同的收斂假設(shè)下，我國(guó)不同省份間依舊不存在收斂現(xiàn)象，哪怕控制了一些異質(zhì)性因素。

關(guān)鍵詞：區(qū)域經(jīng)濟(jì) 經(jīng)濟(jì)收斂 市場(chǎng)化程度

一、引言

自索洛新古典模型的問(wèn)世以來(lái)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問(wèn)題的研究進(jìn)入了一個(gè)嶄新的階段。而索洛模型所預(yù)言的區(qū)域經(jīng)濟(jì)絕對(duì)收斂現(xiàn)象也成為了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究中的熱門(mén)問(wèn)題。索洛認(rèn)為，一個(gè)國(guó)家地區(qū)間因?yàn)榇嬖诎l(fā)展起點(diǎn)，資源稟賦等先天差異，所以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在很大差別。但是最終，所有國(guó)家地區(qū)會(huì)達(dá)到同樣的穩(wěn)定狀態(tài)，即存在經(jīng)濟(jì)收斂。隨著理論的進(jìn)一步發(fā)展，收斂又分為了不同情況：絕對(duì)收斂和條件收斂。絕對(duì)收斂是指不同經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)具有相同的參數(shù)，最終會(huì)有相同的穩(wěn)定狀態(tài)，即達(dá)到同樣的人均產(chǎn)出水平。條件收斂則是考慮到不同經(jīng)濟(jì)體間的參數(shù)差異，認(rèn)為不一定會(huì)收斂到同樣的水平，而是各個(gè)經(jīng)濟(jì)體收斂到自身的穩(wěn)定狀態(tài)。以后的實(shí)證研究分為基于不同的概念進(jìn)行檢驗(yàn)。

本文以Mankiw 、 Romer、 Weil（1992）的研究為基礎(chǔ)，根據(jù)中國(guó)國(guó)情，加入市場(chǎng)化程度這一影響因素對(duì)模型進(jìn)行了新的拓展。并且，在新模型的基礎(chǔ)上，加入外生變量對(duì)各省份間的異質(zhì)性進(jìn)行控制，研究我國(guó)29個(gè)省份間從1991—2013年經(jīng)濟(jì)發(fā)展是否存在收斂的問(wèn)題。針對(duì)重要變量實(shí)際數(shù)據(jù)收集產(chǎn)生的問(wèn)題，進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)以期能得到更廣泛意義上的結(jié)論。

本文的另一重要特色在于對(duì)于經(jīng)濟(jì)收斂不同假設(shè)標(biāo)準(zhǔn)的討論上。一般使用的檢驗(yàn)原假設(shè)是β系數(shù)是否小于零。但是Lichenberg（1992）指出這樣Mean Reversion的方法并不是收斂假設(shè)的充要條件。于是，在Lichenberg的研究基礎(chǔ)上，對(duì)于他的研究結(jié)果，利用中國(guó)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以期能得到在修改后的收斂假設(shè)基礎(chǔ)上收斂問(wèn)題的研究結(jié)果。

二、理論模型的建立

國(guó)內(nèi)學(xué)者在新古典模型的基礎(chǔ)上，針對(duì)中國(guó)國(guó)情，認(rèn)為還存在如下變量影響中國(guó)不同地區(qū)的收斂性，比較公認(rèn)的有經(jīng)濟(jì)開(kāi)放水平，市場(chǎng)化程度，工業(yè)化水平，期初人力資本水平等因素。這是因?yàn)樗髀迥Ｐ统プ罨镜募僭O(shè)外，還隱含著一個(gè)背景，即經(jīng)濟(jì)是在完全的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制下運(yùn)行。而這些是中國(guó)這個(gè)轉(zhuǎn)型國(guó)家努力改革的目標(biāo)，并未完全實(shí)現(xiàn)。所以，在中國(guó)，不僅僅是索羅模型中的技術(shù)水平，儲(chǔ)蓄及人口增長(zhǎng)等因素絕定穩(wěn)態(tài)經(jīng)濟(jì)水平。在MRW（1993）中，將傳統(tǒng)的索洛模型加入人力資本水平進(jìn)行了拓展。本文則意圖在MRW模型的基礎(chǔ)上，加入代表中國(guó)國(guó)情的變量對(duì)模型進(jìn)行在擴(kuò)展。

至于需要加入怎樣的變量，在先前的研究中，國(guó)內(nèi)學(xué)者多使用市場(chǎng)化程度，工業(yè)化水平，稟賦差異等變量。在本文中，作者特別關(guān)注市場(chǎng)化程度對(duì)于中國(guó)經(jīng)濟(jì)的特殊貢獻(xiàn)。之所以關(guān)注這個(gè)指標(biāo)，是因?yàn)橹袊?guó)目前并在未來(lái)一定時(shí)間內(nèi)的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)就是完成向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的轉(zhuǎn)變。給定市場(chǎng)化程度，則產(chǎn)出增長(zhǎng)可由傳統(tǒng)的新古典模型所解釋。而當(dāng)給定一定的生產(chǎn)技術(shù)方式時(shí)，市場(chǎng)化程度越高，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)范圍越大，經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出效率應(yīng)該越高。這里，市場(chǎng)化程度作為制度環(huán)境的一部分，能夠阻礙或者推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。這里就是將制度變遷作為一種要素納入經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究范圍。

對(duì)市場(chǎng)化進(jìn)程與我國(guó)地區(qū)收入的相關(guān)性問(wèn)題，現(xiàn)有文獻(xiàn)有兩個(gè)基本觀點(diǎn)。其一，市場(chǎng)化可以通過(guò)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，加速地區(qū)財(cái)富積累和居民收入總體水平的提高。這種效應(yīng)主要通過(guò)轉(zhuǎn)換政府職能、發(fā)展非國(guó)有經(jīng)濟(jì)、提高要素配置效率、健全社會(huì)保障制度等幾個(gè)方面來(lái)實(shí)現(xiàn)。其二，各地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程不同步，會(huì)加大地區(qū)之間的收入分配差異?？梢钥吹?，市場(chǎng)化程度可以從正面推動(dòng)經(jīng)濟(jì)收斂，也可能從反面導(dǎo)致競(jìng)技水平差距的拉大。所以本文將此變量作為新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力因素納入模型研究，是有一定道理的。以下在MRW模型的基礎(chǔ)上，推導(dǎo)本文的標(biāo)準(zhǔn)回歸方程。

令生產(chǎn)函數(shù)形式為：

■（1）

其中，Mit為市場(chǎng)化程度，Kit為物質(zhì)資本存量，Hit為人力資本水平，Lit為勞動(dòng)力數(shù)量，Ait勞動(dòng)增進(jìn)型技術(shù)進(jìn)步。這里，市場(chǎng)化水平以相乘的形式進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)，表示市場(chǎng)化程度與產(chǎn)出水平的一對(duì)一調(diào)整關(guān)系。也許實(shí)際關(guān)系并沒(méi)有這么巨大，比如Mit的L次方，L<1，但是這種調(diào)整并不會(huì)對(duì)本文結(jié)果產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響，在去對(duì)數(shù)后，就是系數(shù)有些改變。

將上述函數(shù)改寫(xiě)為密集型形式并假定α+β<1，α+β<1的經(jīng)濟(jì)含義是資本（無(wú)論何種形式）均呈現(xiàn)遞減的規(guī)模報(bào)酬。當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于穩(wěn)態(tài)時(shí)，進(jìn)行一定變換可得拓展后的MRW模型， 在進(jìn)行一定變化即可得本文的回歸方程：

■ （2）

可以看到，產(chǎn)出收斂的狀況是市場(chǎng)化程度，初始產(chǎn)出水平以及穩(wěn)態(tài)決定因素的方程。但是方程中并未直接出現(xiàn)lny*，也就是說(shuō)方程與最終穩(wěn)態(tài)無(wú)直接關(guān)系，僅與諸多參數(shù)相關(guān)。

上述模型將人力資本的儲(chǔ)蓄率作為人力資本的代表引入方程。但是在很多時(shí)候的實(shí)證研究中此儲(chǔ)蓄率缺乏很好的代理變量和數(shù)據(jù)。因此以下嘗試將人力資本存量水平加入收入決定方程來(lái)替換掉儲(chǔ)蓄率。除去上述市場(chǎng)化程度外，還存在很多影響各地區(qū)競(jìng)技水平的因素。本文在（2）式的基礎(chǔ)上，從其擾動(dòng)項(xiàng)中再分離出是否是沿海省份的虛擬變量，以代表不同省份的異質(zhì)性。即為第二個(gè)可估計(jì)的方程模型。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）回歸結(jié)果分析

本文采用面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)效應(yīng)模型對(duì)方程進(jìn)行回歸。之所以使用隨機(jī)效應(yīng)而不是固定效應(yīng)模型，主要是考慮到數(shù)據(jù)中存在不隨時(shí)間改變的項(xiàng)。具體回歸結(jié)果見(jiàn)表1第一列。

可以看到，基年lnGDP91的系數(shù)顯著為正（0.0998），當(dāng)基年GDP水平提高一個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，GDP與基年的差距會(huì)提高約0.1個(gè)百分點(diǎn)。因此可以說(shuō)，基于本文的數(shù)據(jù)和方法，我國(guó)29各省份從1991—2013年不存在經(jīng)濟(jì)收斂現(xiàn)象，并未出現(xiàn)不發(fā)達(dá)省份與發(fā)達(dá)省份間經(jīng)濟(jì)差距縮小的預(yù)期狀況。

從表中還可以看到，Mt的系數(shù)顯著為負(fù)，與直覺(jué)感受有很大不同。但是這里必須注意的是，在此用政策性補(bǔ)貼的GDP比重作為市場(chǎng)化的代表變量，而政策性補(bǔ)貼的GDP與市場(chǎng)化程度間存在負(fù)向關(guān)系。那么也就是說(shuō)，政策性補(bǔ)貼的GDP的比重越小，市場(chǎng)化程度越高，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高。這就與理論預(yù)期的符號(hào)相同。前文中已經(jīng)指出，市場(chǎng)化程度對(duì)各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平的影響分為兩方面：一個(gè)是市場(chǎng)化促進(jìn)各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展，另一個(gè)是各地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程不同步，會(huì)加大地區(qū)之間的收入分配差異。依據(jù)本文的回歸結(jié)果，可以看到是第一個(gè)效應(yīng)更為強(qiáng)烈。這個(gè)效應(yīng)的出現(xiàn)主要通過(guò)轉(zhuǎn)變政府職能，提高要素配置效率等。

當(dāng)然，正如前文所述，市場(chǎng)化程度的代理變量——政策性補(bǔ)貼占GDP的比重并不能非常好的代表真正市場(chǎng)化程度。因此需對(duì)這一結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

在隨機(jī)效應(yīng)回歸結(jié)果中，不論是組內(nèi)，組間還是整體的擬合優(yōu)度R2都在0.8以上。可以說(shuō)，市場(chǎng)化程度，儲(chǔ)蓄，勞動(dòng)力增長(zhǎng)以及人力資本水平等成為解釋經(jīng)濟(jì)發(fā)展收斂的主要因素。傳統(tǒng)的索洛模型將勞動(dòng)生產(chǎn)率（技術(shù)水平）的差異作為解釋橫截面發(fā)展差異主要的因素，在本文中，應(yīng)該說(shuō)這樣的解釋是不完全的。

結(jié)果中除去lnng一項(xiàng)系數(shù)不顯著外，其余系數(shù)均顯著。從絕對(duì)數(shù)值來(lái)看，人力資本存量的邊際影響是比較大的。當(dāng)人力資本水平提高一個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，GDP與基年水平的差距會(huì)提高0.78個(gè)百分點(diǎn)。這個(gè)比例還是相當(dāng)令人印象深刻的。

加入虛擬變量是否是沿海東部地區(qū)后，再用隨機(jī)效應(yīng)方法可得結(jié)果見(jiàn)表1第二列。加入虛擬變量后，虛擬變量的系數(shù)不顯著。lnGDP91的系數(shù)也變的不顯著了。但是lnh的系數(shù)變得更為顯著，其絕對(duì)數(shù)值也變的更大了。擬合優(yōu)度基本沒(méi)有很大改變。Mt的系數(shù)仍舊顯著為負(fù)?？梢哉f(shuō)，加入沿海虛擬變量后，仍舊支持了各省份經(jīng)濟(jì)不收斂的結(jié)論。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

因?yàn)樨?cái)政價(jià)格補(bǔ)貼占GDP的比重只是反應(yīng)市場(chǎng)化水平的一個(gè)近似指標(biāo)，所以上述回歸結(jié)果應(yīng)該進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。在此，將財(cái)政價(jià)格補(bǔ)貼占GDP的比重一項(xiàng)換為由樊綱、王小魯編制的各地區(qū)市場(chǎng)化指數(shù)。樊綱、王小魯編制的《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)——各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程報(bào)告》是將各省的五大方面的情況進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)，給出了最終的市場(chǎng)化指數(shù)。這五方面包括政府和市場(chǎng)關(guān)系，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)情況，產(chǎn)品市場(chǎng)的發(fā)育情況，要素市場(chǎng)的發(fā)育情況和市場(chǎng)中介組織發(fā)育和市場(chǎng)制度環(huán)境，這五大方面之下還有很多二級(jí)子內(nèi)容。在此，選取2011年報(bào)告中數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

在將市場(chǎng)化程度的代表變量換為市場(chǎng)化指數(shù)后，可以看到，儲(chǔ)蓄率lnS的系數(shù)依舊保持顯著，且符號(hào)與包含財(cái)政補(bǔ)貼GDP比重的回歸和包括市場(chǎng)化指數(shù)的回歸的結(jié)果保持一致。在此，lnng的系數(shù)依舊不顯著。整體擬合優(yōu)度為0.89，比前面的回歸略微下降。但是，應(yīng)該看到，財(cái)政補(bǔ)貼占GDP的份額越高，表示市場(chǎng)化程度越低，而此份額越低，表示市場(chǎng)化程度越高。那么，此份額表示的市場(chǎng)化程度的系數(shù)符號(hào)為負(fù)時(shí)，恰恰說(shuō)明了市場(chǎng)化程度越高，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的結(jié)論。這和用市場(chǎng)化指數(shù)表示市場(chǎng)化程度的正向系數(shù)得到了同樣的結(jié)論。即，在本文數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，市場(chǎng)化程度對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響是正向的，市場(chǎng)化程度越高，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高。也就是我們?cè)诟淖冏兞繑?shù)據(jù)后，仍然能得到一樣的結(jié)論。

我們最為關(guān)注的是lnGDP91的系數(shù)，因?yàn)檫@個(gè)系數(shù)的正負(fù)反映了經(jīng)濟(jì)究竟是收斂的還是發(fā)散的。回歸1中為0.1143642但是不夠顯著，而在回歸2中，其系數(shù)變?yōu)?0.164并且顯著。符號(hào)發(fā)生了改變，表示的結(jié)論也由經(jīng)濟(jì)不呈現(xiàn)收斂狀況轉(zhuǎn)為經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)收斂現(xiàn)象。也就是說(shuō)，考察期間內(nèi)，基于市場(chǎng)化指數(shù)的回歸，各省份經(jīng)濟(jì)差異是縮小的，經(jīng)濟(jì)差異是收斂的。但是基于財(cái)政補(bǔ)貼的GDP份額的回歸，各省份的經(jīng)濟(jì)差異實(shí)質(zhì)上是擴(kuò)大的。這里需要注意的是，用市場(chǎng)化指數(shù)作為市場(chǎng)化程度的代表變量的回歸中，只有2001年到2011年的面板數(shù)據(jù)，而不是前面的1991年到2013年的數(shù)據(jù)跨度。因此結(jié)論的不同可能是由于數(shù)據(jù)的問(wèn)題。

（三）不同收斂零假設(shè)的檢驗(yàn)

基于Lichtenberg對(duì)于收斂檢驗(yàn)的不同假設(shè)的討論，利用2013年以及1991年各省份的GDP數(shù)據(jù)，對(duì)方程式進(jìn)行OLS回歸。結(jié)果顯示，lnGDP1991系數(shù)為1.058，在H0∶β=0下，系數(shù)顯著大于1，即β顯著大于零（p=0.0000），說(shuō)明不存在收斂現(xiàn)象。而在■下，■，因此經(jīng)濟(jì)不存在收斂。

由此看到，不同收斂假設(shè)下，我國(guó)不同省份間依舊不存在收斂現(xiàn)象，哪怕控制了一些異質(zhì)性因素。并不是越不發(fā)達(dá)的省份，其發(fā)展速度越快（lnGDP1991系數(shù)為負(fù)的假定）。也不是不發(fā)達(dá)省份的GDP的方差隨時(shí)間推移而減少的更快。在17年時(shí)間中，如北京上海等發(fā)達(dá)地區(qū)與如青海西藏等不發(fā)達(dá)省份的GDP差距沒(méi)有縮小，反而呈擴(kuò)大的趨勢(shì)（特別是在西部大開(kāi)發(fā)的戰(zhàn)略背景下）。這種情況存在的原因是多樣的，可能是所謂貧困陷阱所闡釋的那樣。

四、主要結(jié)論及政策含義

在本文中，作者力圖在前人研究的基礎(chǔ)上，加入市場(chǎng)化進(jìn)程因素，研究中國(guó)各省份經(jīng)濟(jì)的收斂情況。在繼續(xù)擴(kuò)展了MRW模型的基礎(chǔ)上，分別選用財(cái)政補(bǔ)貼的GDP比重和樊綱編制的各省份的市場(chǎng)化指數(shù)作為市場(chǎng)化程度的代表變量進(jìn)行了實(shí)證面板數(shù)據(jù)分析。在不同的回歸下，市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平均起到了正向且顯著的作用。這印證了理論模型擴(kuò)展的實(shí)際意義，也就是說(shuō)，市場(chǎng)化程度確實(shí)如理論所預(yù)期，正向推進(jìn)了各省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。但是根據(jù)β收斂理論，在不同回歸下，各省份間呈現(xiàn)了不同的收斂狀況，也就是說(shuō)，沒(méi)有得到一個(gè)統(tǒng)一的答案。這里需要強(qiáng)調(diào)的是，市場(chǎng)化指數(shù)指標(biāo)五年的時(shí)間跨度，也許并不能直接和1991年至2013年跨度下的回歸結(jié)果直接進(jìn)行比較。也許在這期間，確實(shí)經(jīng)濟(jì)收斂狀況是發(fā)生了實(shí)質(zhì)性的轉(zhuǎn)變，這就需要更進(jìn)一步的研究。

本文的另一個(gè)重要的研究問(wèn)題是對(duì)于收斂標(biāo)準(zhǔn)的討論?；贚ichtenberg對(duì)于收斂假設(shè)的討論，本文也采用了中國(guó)各省份的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果是在不同的收斂假設(shè)下，我國(guó)不同省份間依舊不存在收斂現(xiàn)象，哪怕控制了一些異質(zhì)性因素。當(dāng)然，后來(lái)又有經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)于Lichtenberg的討論提出了質(zhì)疑，甚至于直接否定了Lichtenberg的結(jié)論。這就需要進(jìn)一步的研究和論證。

應(yīng)該說(shuō)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)在1991年以來(lái)，取得了舉世矚目的成就，整體的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不能夠代表各省份的實(shí)際發(fā)展水平。東部，中部和西部地區(qū)本就存在的工業(yè)化水平的差異，在改革開(kāi)放后，得到了不同的發(fā)展。我國(guó)政府的西部大開(kāi)發(fā)和中部崛起的戰(zhàn)略，也許就是在看到經(jīng)濟(jì)差異擴(kuò)大情境下的方向性政策。地區(qū)間差異可能是地區(qū)間發(fā)展追趕的動(dòng)力，但是過(guò)大的地區(qū)差異并不利于我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)高速發(fā)展目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。因此，研究各省份間經(jīng)濟(jì)收斂狀況具有比較大的政策含義?；诒疚牡难芯拷Y(jié)果，作者認(rèn)為應(yīng)該繼續(xù)推進(jìn)一帶一路重大戰(zhàn)略以及西部大開(kāi)發(fā)和中部崛起的戰(zhàn)略，縮小地區(qū)間經(jīng)濟(jì)水平差異。同時(shí)，大力推進(jìn)市場(chǎng)化改革進(jìn)程，朝著完全的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制繼續(xù)奮斗以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)更好更快的發(fā)展。

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（鄒蘊(yùn)涵，1985年生，山東濰坊人，北京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，國(guó)家信息中心經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)部宏觀經(jīng)濟(jì)研究室助理研究員。研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)）