摘要：本文從時間序列分析入手，根據(jù)協(xié)整檢驗理論，選取1956—2013年的中國28個省市人均GDP的面板數(shù)據(jù)，研究了中國直轄市、東、中、西四個地區(qū)（28個省市）的收入差距演變的收斂與發(fā)散規(guī)律。分析發(fā)現(xiàn)：一方面，三個直轄市之間、直轄市與東部、東部與中部、中部與西部具有收斂性；另一方面，東中西各自內(nèi)部沒有收斂性，四個地區(qū)及東、中、西三地區(qū)間沒有收斂性，但有共同隨機趨勢；東部與西部沒有收斂性。改革開放以來，中國的宏觀調(diào)控從性質(zhì)上可分為緊縮性與擴張性兩大類型。在具體的政策操作實踐中，這兩種類型的宏觀調(diào)控長期存在總量調(diào)控與結(jié)構(gòu)性調(diào)控并存的雙軌模式。其中，結(jié)構(gòu)性調(diào)控扮演了重要角色，通過對經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的主動調(diào)整最終引致經(jīng)濟的收縮與擴張效應(yīng)，從而達(dá)到逆周期的政策效果。這種以結(jié)構(gòu)性調(diào)控為主、總量調(diào)控為輔的調(diào)控方式，成為中國宏觀調(diào)控的最大特色。結(jié)合發(fā)展中國家與發(fā)達(dá)國家大量運用結(jié)構(gòu)性政策的經(jīng)驗，筆者認(rèn)為，結(jié)構(gòu)性調(diào)控與總量調(diào)控相結(jié)合構(gòu)成了系統(tǒng)的宏觀調(diào)控理論及政策體系，而結(jié)構(gòu)性調(diào)控政策不僅彌補了西方主流反周期政策中僅包含總量政策的缺陷，也是對2012年以來政府實施的“微刺激”、區(qū)間調(diào)控與定向調(diào)控等結(jié)構(gòu)性擴張的理論提升與現(xiàn)實回應(yīng)。

關(guān)鍵詞：區(qū)域收入差距；人均GDP；共同隨機趨勢

中圖分類號：F1247文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1000176X（2015）12013206

一、引言

經(jīng)歷三十多年的改革開放，中國經(jīng)濟呈現(xiàn)高速增長態(tài)勢，然而地區(qū)收入差距問題也越來越突出。發(fā)展中國家在經(jīng)濟快速增長期，出現(xiàn)一定程度的地區(qū)差異，是一種普遍的現(xiàn)象。但是，過大的差異，對社會的安定與和諧、國家的經(jīng)濟效率、社會整體福利水平及資源的有效配置都有顯著的負(fù)面影響。因此，在保持經(jīng)濟增長的同時，縮小地區(qū)差距，實現(xiàn)二者的和諧統(tǒng)一，已成為各國政府和國際社會所追求的政策目標(biāo)。近年來學(xué)者們通過對區(qū)域收入差異演變趨勢的探索[6]，對經(jīng)濟增長的收斂性及其成因的分析[7]，構(gòu)建了愈來愈完善的理論框架，進(jìn)而為各級政府政策制定提供更為客觀和切實可行的依據(jù)[8]。本文擬從一時間序列分析入手，采用Engle和Granger[9]的協(xié)整檢驗理論，選取1956—2013長達(dá)五十多年的中國28個省市人均GDP的面板數(shù)據(jù)，分區(qū)域來探討區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間差距演變的規(guī)律。

二、地區(qū)差距演變趨勢的文獻(xiàn)綜述

關(guān)于地區(qū)收斂性的理論有：新增長理論、新古典增長模型、技術(shù)轉(zhuǎn)移和新經(jīng)濟地理學(xué)等。近年來，學(xué)者們基于不同指標(biāo)及研究方法，從不同的角度對地區(qū)經(jīng)濟收斂進(jìn)行了研究，積累了不少中國三大地帶（東、中、西）和省際差距變化的研究成果 [4]。

從方法上分，對收斂性的檢驗主要有截面分析法、時間序列分析法、分布動態(tài)法和統(tǒng)計指標(biāo)法四種。前兩種是主要方法。

（1）截面分析法。如Barro和Sala-I- Martin研究了（絕對和條件） “β收斂”及“δ收斂”，其收斂假說主要是關(guān)于“截面分析”的實證研究。學(xué)者林毅夫、劉樹成、蔡昉、Tsui、Jian、Sachs、Warner和Kanbur研究認(rèn)為中國省區(qū)間不存在σ收斂，從改革開放的1978年以來，省之間幾乎不存在絕對β收斂。魏后凱、蔡昉、林毅夫、彭國華、姚波、Jian、Sachs、Warner、 Dayal-Gulati和Husain等進(jìn)一步研究表明中國省區(qū)間存在條件β收斂。在中國東、中、西部的俱樂部收斂問題上，存在不同意見，其中如彭國華認(rèn)為，中國只有東部地區(qū)具有俱樂部收斂現(xiàn)象，且以每年12%速度絕對收斂。也有學(xué)者如李國平、劉夏明、沈坤榮、姚波、Yao和Zhang研究表明三大地區(qū)的內(nèi)部不存在俱樂部收斂，但如果引入地理因素的虛擬變量分析，我國東、中、西三大經(jīng)濟帶，存在不同穩(wěn)定狀態(tài)的俱樂部收斂現(xiàn)象[12]。

（2）時間序列分析法。Quch對截面分析檢驗方法提出異議，并進(jìn)一步提出了隨機收斂的概念。所謂時間序列分析法，即以各地區(qū)人均產(chǎn)出的時間序列為基礎(chǔ)，通過單位根和協(xié)整技術(shù)來判定地區(qū)間人均產(chǎn)出差異在長期內(nèi)是否收斂，以確定地區(qū)經(jīng)濟增長是否存在隨機收斂趨勢。

考慮到Hadri提出的橫截面單位的異質(zhì)性，為了避免所有地區(qū)收斂于同一穩(wěn)態(tài)，增強時間序列對收斂的檢測力，一些學(xué)者如Maddala、Mills和Levin等采用面板單位根測試法。Bernard和Durlarf采用上述方法，以 1900—1987年15個國家為對象，研究發(fā)現(xiàn)這些國家人均產(chǎn)出不存在收斂性，但長時期來看，經(jīng)濟波動存在共同的隨機趨勢?？紤]到外部沖擊導(dǎo)致結(jié)構(gòu)突變，Kutan和Yigit采用面板單根測試法，對1993—2003年歐洲經(jīng)濟收斂性進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)歐洲的經(jīng)濟增長存在很強的隨機收斂性。學(xué)者Zong-yi、Zhang和Aying等采用時間序列法研究表明，東部與西部之間存在隨機收斂。李國平和陳安平對1952—2001年中國地區(qū)的經(jīng)濟收斂性研究得出，東部和西部內(nèi)部存在收斂性，中部內(nèi)部和三大地區(qū)間不存在收斂性 [8]。

研究表明，多數(shù)情況下，截面分析支持收斂假說，而時間序列分析拒絕收斂假說。Evans和Karra的研究指出，在一些嚴(yán)格的限制條件下，β收斂才會與隨機收斂具有可比性。Bernard 、Quah和Durlarf也認(rèn)為，截面分析沒有考慮人均收入序列的平穩(wěn)性，不能區(qū)分介于收斂與發(fā)散之間的中間狀態(tài)，命題條件較弱，不能很好地揭示經(jīng)濟增長的分布動態(tài)性。

四、28個省市的經(jīng)驗分析

1數(shù)據(jù)來源及平穩(wěn)性檢驗

（1）數(shù)據(jù)來源。

由于人均實際GDP地區(qū)差距與人均收入地區(qū)差距關(guān)聯(lián)密切，本文將對中國各?。ㄊ?、自治區(qū)）的人均實際GDP序列進(jìn)行單位根的協(xié)整檢驗。選取1956—2013年作為樣本時間系列，考察中國地區(qū)收入增長的長期關(guān)系（收斂性）和地區(qū)差異的演變規(guī)律。

考慮重慶1997年建市，海南1988年建省及西藏數(shù)據(jù)的缺失，加之這幾個地區(qū)的經(jīng)濟總量規(guī)模小，影響不大，從而剔除海南、重慶和西藏3個省市，本文數(shù)據(jù)包括中國其他28個省（市、自治區(qū)）的人均實際GDP序列（ 1956—2013年）。數(shù)據(jù)來源中國經(jīng)濟網(wǎng)（ 1956—2013年）。

（2）中國各省人均實際GDP序列的平穩(wěn)性檢驗。

協(xié)整分析是以單位根過程為基礎(chǔ)的，因此，在Pool中運用Eviews50，對中國的人均實際GDP（28個?。┻M(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表1所示。

由表1可知，中國28個?。ㄊ?、自治區(qū)）的實際人均GDP（rGDP）及一階差分（△rGDP）的相同根LLC檢驗和不同根Fish-ADF檢驗統(tǒng)計量，在5%的水準(zhǔn)下均不能拒絕單位根假設(shè)。取二階差分后，各省在5%的水準(zhǔn)下均顯著拒絕單位根假設(shè)，表明各省的實際人均GDP（rGDP）為I（2）平穩(wěn)變量，具備協(xié)整條件。

3*表示1%顯著水平。

（3）區(qū)域的劃分。

分區(qū)不同，研究得出的結(jié)論當(dāng)然不同。若要對中國28個省市進(jìn)行協(xié)整檢驗，樣本長度顯得不夠。中國各地區(qū)的人口、地理環(huán)境、經(jīng)濟、社會等諸多條件截然不同，中國28個省市不存在收斂性是明顯的。如要收斂，可能在部分區(qū)域存在，即是否存在“俱樂部”收斂。因此，分地區(qū)討論收斂性是適宜的。多年來，鑒于京、津、滬三個直轄市的經(jīng)濟增長和發(fā)展水平明顯高于其他省市，且都位于最高行政級別，在全國的經(jīng)濟發(fā)展中始終處于領(lǐng)軍地位，具有其他省市無可比擬的優(yōu)勢，我們將其從東部獨立出來。從而，我們將28個省市分為三個直轄市、東、中、西四大區(qū)域（如表2所示），先檢驗四大區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間的收斂性，如果區(qū)域內(nèi)不收斂的，根據(jù)上述原理，通過多次運用Johansen檢驗，尋找區(qū)內(nèi)滿足收斂條件的部分省份。

2 區(qū)域內(nèi)的Johansen協(xié)整檢驗分析

運用上述協(xié)整檢驗理論，我們對直轄市、東、中、西四大區(qū)域內(nèi)部進(jìn)行多元協(xié)整分析的Johansen檢驗，結(jié)果如表3所示。

由表3可以看出，四大區(qū)域內(nèi)的收斂情況：

（1）三個直轄市存在2個協(xié)整向量，說明三個直轄市存在式（3）定義的經(jīng)濟收斂特征，即三個直轄市的經(jīng)濟增長受到1個共同因素的推動，表現(xiàn)出長期收斂性。北京、天津與上海從歷史上以來就是中國的政治、文化、經(jīng)濟的中心，新中國成立以來作為直轄市，更享有得天獨厚的優(yōu)勢。特別是北京和天津，相鄰的地理位置，相近的經(jīng)濟、文化、環(huán)境和歷史背景，從長期來看，表現(xiàn)出收斂性有其必然性。

（2）剔除三個直轄市后的東部地區(qū)八省，經(jīng)Johansen檢驗存在8個協(xié)整向量，與理論產(chǎn)生矛盾，最多只能有7個協(xié)整向量，有可能由某些設(shè)定的誤差所致，因而不能得出東部八省存在式（3）定義的經(jīng)濟收斂的結(jié)論。但除去廣西后的東部7省，有6個協(xié)整向量，符合收斂特征。廣西位于南部沿海的最盡頭，也與廣大的西部地區(qū)接壤，1995年以前國家將其劃為東部，1995年以后劃為西部，這也可以看出，近年來，廣西與其他東部省市的經(jīng)濟發(fā)展的差距在拉大，將其歸為西部更為合理。其他沿海七省市，憑借其優(yōu)越的沿海地勢，便利的交通、優(yōu)惠的政策，特別是改革開放以來，諸多共同的發(fā)展因素，從而在經(jīng)濟總量、收入、速度和效率等方面都走在全國的前列，表現(xiàn)出共同的發(fā)展態(tài)勢和收斂性。

（3）中部地區(qū)九省市存在7個協(xié)整向量，說明九省市的經(jīng)濟增長受到2個隨機因素的推動，具有式（2）所示的共同趨勢，不存在式（3）定義的經(jīng)濟收斂特征。若除去河南、安徽，檢驗其他的7個省份，則存在6個協(xié)整向量，此時可認(rèn)為這7個省份人均實際GDP的增長受同一個隨機趨勢的支配而具有收斂性。河南、安徽兩省是中部，也是中國人口最多的省份，人均偏低、包袱沉重，制約發(fā)展的因素復(fù)雜，表現(xiàn)出與中部其他省份不同的發(fā)展趨勢。

（4）西部八省存在6個協(xié)整向量，說明八省市的經(jīng)濟增長受到2個隨機因素的推動，具有式（2）所示的共同趨勢，但不具有式（3）定義的經(jīng)濟收斂特征。如果除去貴州、寧夏，采用Johansen檢驗形式（檢驗相對較弱），則其他6個省市表現(xiàn)出弱收斂性。貴州歷來都是全國人均GDP倒數(shù)第一，寧夏的經(jīng)濟總量也是最小之一，其表現(xiàn)出與西部其它省份更為復(fù)雜、發(fā)散的發(fā)展趨勢。

3 區(qū)域間的協(xié)整檢驗分析

我們對直轄市、東、中、西部四大地區(qū)的人均實際GDP的均值

均值為每個地區(qū)各省、市與自治區(qū)人均GDP的算術(shù)平均值。

進(jìn)行協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。

由表4可以看出，四大地區(qū)間的收斂情況：

（1）四大地區(qū)間存在2個協(xié)整向量，說明四大地區(qū)不存在式（3）定義的經(jīng)濟收斂特征，但具有式（2）所示的共同趨勢，即四大地區(qū)的收入水平受到2個隨機因素的推動。

（2）東、中、西部存在1個協(xié)整向量，不存在式（3）定義的經(jīng)濟收斂特征，但具有式（2）所示的共同趨勢，即三大地區(qū)的收入水平受到2個隨機因素的驅(qū)動，而中西部地區(qū)受一個隨機增長趨勢的共同支配，東部地區(qū)受另 一個隨機增長趨勢的支配。

（3）直轄市、東部的Johansen檢驗結(jié)果存在2個協(xié)整向量，產(chǎn)生矛盾，進(jìn)一步ADF檢驗，即用直轄市、東部人均GDP變量作協(xié)整回歸，對其殘差做單位根檢驗，檢驗形式：含截距不含趨勢，滯后階數(shù)為2，其ADF檢驗值（-325）的絕對值大于在5%的顯著性水平下的臨界值（-292），拒絕原假設(shè)，殘差序列不存在單位根，即是平穩(wěn)的，說明存在協(xié)整關(guān)系，進(jìn)一步格蘭杰檢驗，存在單向格蘭杰因果關(guān)系；直轄市人均GDP是引起東部人均GDP增長的格蘭杰原因，具有收斂特征。

（4）東、中部Johansen檢驗結(jié)果存在2個協(xié)整向量，產(chǎn)生矛盾，進(jìn)一步ADF檢驗，即用東、中部人均GDP變量做協(xié)整回歸，對其殘差做單位根檢驗，檢驗形式：含截距不含趨勢，滯后階數(shù)為2，其ADF檢驗值（-599）的絕對值大于在1%的顯著性水平下的臨界值（-357），拒絕原假設(shè)，殘差序列不存在單位根，即是平穩(wěn)的，說明存在協(xié)整關(guān)系，進(jìn)一步檢驗存在單向因果關(guān)系，即東部人均GDP是引起中部人均GDP增長的格蘭杰原因，具有收斂特征。

（5）東、西部不存在協(xié)整向量，當(dāng)然沒有式（3）定義的經(jīng)濟收斂特征，也不具有共同的隨機趨勢。

（6）中、西部存在1個協(xié)整向量，存在式（3）定義的經(jīng)濟收斂特征，即兩地區(qū)各省受到同一個隨機增長趨勢的共同支配，長期來看，表現(xiàn)出收斂特征。若進(jìn)一步格蘭杰檢驗，存在雙向格蘭杰因果關(guān)系。

五、結(jié)論

本文根據(jù)Bernard和Durlauf提出的共同趨勢和經(jīng)濟增長的收斂概念，將中國28個?。ㄊ?、自治區(qū)） 按相似的經(jīng)濟、地理環(huán)境分別劃分為三大或四大經(jīng)濟區(qū)域。基于人均GDP的28個省市的面板數(shù)據(jù)，運用Johansen檢驗對各經(jīng)濟區(qū)域進(jìn)行協(xié)整檢驗及格蘭杰因果關(guān)系分析，最終得出如下結(jié)論：第一，區(qū)域內(nèi)部收斂性方面，僅直轄市存在收斂性，東部沒有明顯收斂性，中部、西部內(nèi)部不存在收斂，但有兩個隨機趨勢。第二，中國三大區(qū)域間的收入水平呈現(xiàn)出發(fā)散的趨勢。剔除直轄市后，三大區(qū)域間依然不存在收斂，但存在兩個共同的隨機趨勢。第三，直轄市與東部、東部與中部、中部與西部存在收斂性，是否意味著溢出效益的顯現(xiàn)；東部與西部既不存在收斂，也沒有共同的隨機趨勢。第四，直轄市和東部的經(jīng)濟發(fā)展遠(yuǎn)領(lǐng)先于中國其他省市地區(qū)。

從上述兩兩間收斂性及格蘭杰因果分析表明，直轄市和東部的經(jīng)濟發(fā)展可能開始產(chǎn)生“溢出效應(yīng)”或“梯度效應(yīng)”的趨勢，即直轄市帶動?xùn)|部，東部帶動中部，中部與西部有互動的格蘭杰因果關(guān)聯(lián)。

相對于截面分析法“收斂或發(fā)散”的特征，時間序列分析法的優(yōu)勢是能夠區(qū)分出中間結(jié)果，也即經(jīng)濟體之間可能存在共同增長趨勢。雖然由于區(qū)位環(huán)境、歷史、文化及區(qū)域政策的諸多的差異性[17]，盡管有諸多的來自不同方向的力量相互作用，各個地區(qū)收入水平表現(xiàn)出差異性是在情理之中的。但在一個國家長期統(tǒng)一、穩(wěn)定的宏觀經(jīng)濟環(huán)境大背景下，中國經(jīng)濟制度改革又具有漸近式的特點，時間漫長，從1978年算起已30多年，使得位于不同地區(qū)之間的收入差距表現(xiàn)出一定的收斂特征或共同趨勢已逐漸顯現(xiàn)和成為可能。參考文獻(xiàn)：

[1]

楊竹莘基于邊際區(qū)域差異的我國地區(qū)收入差異比較研究[J]統(tǒng)計與決策， 2010，（10）：114-117

[2]張義彩，閆榮國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、工業(yè)化程度與地區(qū)差距的實證分析[J]西安建筑科技大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版）， 2007，（1）：19-23

[3]彭國華中國地區(qū)收入差距、全要素生產(chǎn)率及其收斂性分析[J]經(jīng)濟研究，2005，（5）：19-29

[4]王志剛質(zhì)疑中國經(jīng)濟增長的條件收斂性[J] 管理世界，2004，（3）：25-30

[5]王小魯，樊鋼中國地區(qū)差距的變動趨勢和影響因素[J]經(jīng)濟研究，2004，（1）：33-44

[6]郭軍華中國城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響——基于東、中、西部面板數(shù)據(jù)的實證研究[J]經(jīng)濟問題探索，2009， （12）：1-7

[7]王浩，陳云改革開放以來我國城鄉(xiāng)居民收入差距擴大原因的實證研究[J]金融經(jīng)濟，2013，（2）：23-28

[8]陳曉玲，李國平地區(qū)經(jīng)濟收斂實證研究方法評述[J]數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2007，（8）：151-160

[9]Engle，R F，Granger，CWJCointegration and Error Correction： Representation ， Estimation and Testing [J]Econometrica，1987，55（2）：251-276

[10]程建，連玉君 中國區(qū)域經(jīng)濟增長收斂的協(xié)整分析[J]經(jīng)濟科學(xué)，2005，（5）：16-24

[11]彭國華中國地區(qū)收入差距、全要素生產(chǎn)率及其收斂性分析[J]經(jīng)濟研究，2005，（5）：19-29

[11]劉夏明，魏英琪，李國平 收斂還是發(fā)散？——中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展?fàn)幷摰奈墨I(xiàn)綜述[J]經(jīng)濟研究，2004，（7）：70-81

[13]王志剛質(zhì)疑中國經(jīng)濟增長的條件收斂性[J]管理世界，2004，（3）：25-30

[15]程建，連玉君中國區(qū)域經(jīng)濟增長收斂的協(xié)整分析[J]經(jīng)濟科學(xué)，2005，（5）：16-24

[17]陳曉玲，李國平地區(qū)經(jīng)濟收斂實證研究方法評述[J]數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2007，（8）：151-160

[12]姚波，吳詣民，劉鵬飛我國區(qū)域差異的實證研究[J]統(tǒng)計研究，2005，（8）：35-37

[13]陳安平，李國平中國地區(qū)經(jīng)濟增長的收斂性：時間序列的經(jīng)驗研究[J]數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2004，（11）：31-35

[14]Bernard，AB， Durlauf，SNInterpreting Tests of the Convergence Hypothesis[J]Journal of Econometrics， 1996，71（1-2）：161-173

[15]Johansen，S Statistical Analysis of Cointegration Vectors[J]Journal of Economic Dynamics and Control，1988，12（2-3）：231-254

[16]呂煒，孫永軍，范輝 社會公平、財政支農(nóng)與農(nóng)村消費需求[J] 財經(jīng)科學(xué)，2010，（1）：99-106

[17]洪銀興工業(yè)和城市反哺農(nóng)業(yè)、農(nóng)村的路徑研究——長三角地區(qū)實踐的理論思考[J]經(jīng)濟研究，2007，（8）：13-20

[18]楊眉，高汝熹，羅守貴，等改革開放以來我國城鎮(zhèn)居民收入?yún)^(qū)域差距變動實證研究[J]軟科學(xué)，2006，（6）：39-43

[19]佘時飛資本深化、經(jīng)濟增長與中國區(qū)域經(jīng)濟差異[J]東北財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2015，（5）：10-17

The Analysis of Convergence Regional Income Disparity in China

Yang Zhu-xin

（East China University of Political Science and Law Business School，shanghai，201620）

Abstract：The paper based on the cointegration theory and time series ， and the econometric method of panel data model about China's 28 provinces of the index of number of people of average GDP in the period of 1956-2013，we had studied the convergence and the divergence of the evolution regional disparity about China's 28 provinces and China's conurbations directly under center ，eastern ，central and western regions， and found that on one hand ， there are convergence in among three conurbations directly under center ， conurbations directly under center-eastern ， eastern -central ， central-western regions； On the other hand ， there are stochastic divergence in eastern ，central and western regions to it's own， and no convergence in among the four regions and three regions on eastern ，central and western regions but possess common stochastic convergence； and there are stochastic divergence among eastern -western regions

Key terms：regional income disparity； cointegration test； common stochastic trend； convergence and divergence

（責(zé)任編輯：孫艷）