宋菊香

(中共永州市委黨校，湖南永州　425000)

資本投入、經(jīng)濟增長與β趨同的實證分析——基于2000－2013年省際面板數(shù)據(jù)

宋菊香

(中共永州市委黨校，湖南永州425000)

【摘要】區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展是我國經(jīng)濟發(fā)展面臨的重要課題。上世紀末我國開始實施系列均衡發(fā)展戰(zhàn)略，促進了區(qū)域經(jīng)濟的平衡協(xié)調(diào)發(fā)展，但目前東中西部經(jīng)濟差距仍然較大。新古典經(jīng)濟增長理論的“條件趨同”假說前提下，借鑒Solow－Swan經(jīng)濟增長模型和WRM經(jīng)濟趨同模型的基礎(chǔ)上推導(dǎo)出經(jīng)濟增長β趨同模型。分析發(fā)現(xiàn)2000－2013年我國經(jīng)濟增長不存在絕對β趨同，物質(zhì)資本儲蓄率、人力資本儲蓄率和R＆D資本儲蓄率的提升對我國經(jīng)濟增長條件β趨同具有正向促進作用。加大中西部地區(qū)人力資本投入能有效促進中西部地區(qū)經(jīng)濟增長，縮小與東部地區(qū)的差距。

【關(guān)鍵詞】資本投入;絕對β趨同;條件β趨同;經(jīng)濟增長;地區(qū)差距

【中圖分類號】F014.7; F014.391

【文獻標識碼】A

【文章編號】2095－1361 (2015)02－0051－07

收稿日期:· 2014－12－10

基金項目:湖南省科學(xué)技術(shù)廳軟科學(xué)重點項目“大湘西地區(qū)科技服務(wù)與創(chuàng)新能力培育存在的問題與對策研究”(批準文號:湘財企指【2014】6號，項目編號: 2014ZK2035)

作者簡介:宋菊香(1978－)，女，湖南寧遠人，中共永州市委黨校講師，碩士，研究方向:區(qū)域經(jīng)濟

Abstract:The coordinated development of regional economy is an important task of China＇s economic development.At the end of last century，China began to implement a series of balanced development strategy，to promote the balanced development of regional economy，while the eastern and western economic gap is still large.The newclassical economic growth theory " conditional convergence" hypothesis premise，the basis of the Solow－Swan economic growth model and the WRM model of theeconomic convergence is derived on the economic growth convergence model.The Result shows that the annual economic growth of our country does not exist β absolute convergence，physical capital，human capital savings rate，savings rate and R＆D capital savings rates have a positive role in promoting the economic growth of our country conditional convergence during 2000－2013 years.Increasing the human capitalinvestment in central and western regions can promote economic growth in the central and western regions，narrow the gap with the eastern region.

一、引言及文獻評述

21世紀的第一個10年，國家實施西部大開發(fā)、中部崛起和東北老工業(yè)基地振興等均衡發(fā)展戰(zhàn)略，出現(xiàn)了中西部地區(qū)經(jīng)濟增速超越東部地區(qū)現(xiàn)象，引發(fā)學(xué)者對我國區(qū)域經(jīng)濟差距是否縮小以及經(jīng)濟增長是否趨同問題的思考。學(xué)者們從資本投入角度討論過去10多年我國經(jīng)濟增長和經(jīng)濟增長β趨同以及東中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展速度出現(xiàn)差異的現(xiàn)象，這對深入了解物質(zhì)、人力和R＆D資本的差異對地區(qū)階段性經(jīng)濟增長的影響，促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，縮小區(qū)域經(jīng)濟差距，提高宏觀經(jīng)濟政策的針對性，具有十分重要的現(xiàn)實意義。

新古典經(jīng)濟理論表明，基于技術(shù)無差異和投入要素資本邊際報酬遞減的假設(shè)，發(fā)達地區(qū)的資本邊際報酬率會高于落后地區(qū)的資本報酬率，落后地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展會趕上發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)與經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)差異會逐漸減小，發(fā)達地區(qū)與欠發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長速度將會趨同。Barro，Robert.J (1991)在面板數(shù)據(jù)的框架下發(fā)展了Baumol的方程，得到絕對趨同回歸模型［1］。Mankiw、Romer和Weil (1992)在新古典經(jīng)濟理論的基礎(chǔ)上，利用規(guī)模收益不變性質(zhì)的Cobb－Douglas型生產(chǎn)函數(shù)推導(dǎo)出了計量趨同假說的回歸方程，計量趨同的回歸方程包含了人力資本要素變量［2］［3］［4］。Nonneman和Vanhoudt (1996)在Mankiw、Romer和Weil (1992)所推導(dǎo)的計量趨同回歸模型的基礎(chǔ)上再引入科研資本，這種包含R＆D資本要素的模型稱為NV Mode［5］［6］。Islam (1995)

認為截面回歸方法研究經(jīng)濟趨同問題會遺漏解釋變量和存在參數(shù)內(nèi)生性問題，導(dǎo)致有偏估計，因此建議采用面板方法［7］。

二十世紀末國內(nèi)更多學(xué)者從不同角度研究我國經(jīng)濟增長趨同問題，魏后凱(1997)從人均國民收入、人均GDP角度實證分析我國經(jīng)濟收斂性問題，發(fā)現(xiàn)我國在不同時期經(jīng)濟增長收斂的速度存在的差異較大，但是經(jīng)濟增長整體上趨于收斂狀態(tài)［8］。蔡昉和都陽(2000)通過實證分析我國1978至1998年的經(jīng)濟增長速度數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)我國經(jīng)濟增長不存在絕對趨同趨勢，但經(jīng)濟增長具有條件趨同的特征［9］。沈坤榮和馬俊(2001)實證分析我國地區(qū)經(jīng)濟增長的截面數(shù)據(jù)，張煥明(2004)通過SGMM計量估計方法分析我國從1981至2001年經(jīng)濟增長的省際面板數(shù)據(jù)，認為我國地區(qū)間經(jīng)濟增長存在顯著的俱樂部趨同［10］［11］。趙偉、馬瑞永(2005)從勞動生產(chǎn)率收斂機制、技術(shù)收斂機制以及資本收斂機制等微觀收斂機制角度研究了中國經(jīng)濟增長收斂問題［12］。張茹(2008)研究表明投資效率、人力資本、技術(shù)水平、政府作用、所有制結(jié)構(gòu)、初始產(chǎn)出水平是影響地區(qū)趨同的主要因素［13］。史修松、趙曙東(2011)研究發(fā)現(xiàn)物質(zhì)資本增長是經(jīng)濟增長的主要動力源泉，要保持中國未來持續(xù)高速經(jīng)濟增長，必須將資本投入型增長轉(zhuǎn)變?yōu)橐揽咳肆Y本和技術(shù)進步的增長［14］。

二、理論模型:拓展的β趨同模型

經(jīng)濟增長β趨同表示期初人均收入或勞均產(chǎn)出水平較低的經(jīng)濟比初始人均收入或勞均產(chǎn)出水平較高的經(jīng)濟，其人均收入或勞均產(chǎn)出的增長率更高，即人均收入或勞均產(chǎn)出增長率與其初始水平負相關(guān)。

Baumol W.(1986)把β趨同的檢驗方程設(shè)為:［15］

gi=αi+β(yi)+μi

其中g(shù)i為i區(qū)域的人均GDP增長率，yi為i區(qū)域的期初人均GDP，β系數(shù)為負意味著i區(qū)域經(jīng)濟存在β趨同。

Barro，Robert.J和Sala I.Martin，X.(1991)發(fā)展了Baumol的方程，得到絕對β趨同回歸模型(1) :［16］

其中i為區(qū)域，t和(t+T)為期初與期末，T為觀察時間長度，yi，t和yi，t+T分別是區(qū)域i 在t和(t+T)期的人均GDP，β為趨同速度或發(fā)散速度。β＜0表示區(qū)域之間顯現(xiàn)出絕對β趨同，也就是說地區(qū)間的人均GDP的差異將會逐漸減少，β＞0表示區(qū)域之間顯現(xiàn)絕對發(fā)散。

在Solow－Swan (1965)、Mankiw、N.Romer、D.Weil、D.(1992)［17］基礎(chǔ)上構(gòu)建一個同時包含物質(zhì)資本、人力資本、R＆D資本以及有效勞動力，規(guī)模經(jīng)濟不變的經(jīng)濟增長模型，總產(chǎn)出函數(shù)方程為:

Yt= KtHtRt(AtLt)1－α－β－θ(2)

kt= skyt－(n+g+δ) kt

ht= shyt－(n+g+δ) ht

rt= sryt－(n+g+δ) rt

其中sk、sh、sr和δ分別表示物質(zhì)資本積累率、人力資本積累率、R＆D資本積累率和資本折舊率。用k*t、h*t、r*t分別表示均衡狀態(tài)的人均有效勞動的物質(zhì)資本、人力資本和R＆D資本，令kt= 0，ht= 0，rt= 0，從而可以得到:

均衡有效勞動人均產(chǎn)出y*t為:

對方程(3)兩端分別取自然對數(shù)得:

方程(4)中的φ= 1－α－β－θ，是基于新古典經(jīng)濟增長理論的趨同假說，反映趨向均衡過程中的各區(qū)域人均產(chǎn)出增長率的差異，而不是其人均產(chǎn)出趨同，通過計算可將方程(4)確定的對數(shù)人均產(chǎn)出在其均衡產(chǎn)出y*t附近的趨同速度表示成:

其中λ=(n+g+δ) φ表示經(jīng)濟的趨同速度，對對數(shù)人均產(chǎn)出的初始值為lny0時，將方程(5)理解為微分方程，求解整理可導(dǎo)出:

lnyt－lny0=ψlny*t－ψlny0(6)

其中ψ= 1－e－λt簡單的Solow－Swan Model 即SS Model可拓展為:

包含物質(zhì)資本K和人力資本H的MRW Model:

其中方程(8)中的γ= 1－α－β，將方程(3)代入方程(6)得NV Model:

根據(jù)方程(7) SS Model、方程(8) MRW Model、方程(9) NV Mode可以拓展條件β趨同模型為:

ξi，t+T= lnyi，t+T－lnyi，t=α0+α1lnyi，t+βXi，t+T+εi，t+T(10)

yi，t和yi，t+T分別是區(qū)域i在t和(t+T)時期的實際人均GDP，ξi，t+T表示lnyi，t+T－lnyi，t，Xi，t+T變量包含lnsk、lnsh、lnsr、lnsr(－1)和ln(n+g+δ)，εi，t+T為隨機誤差。方程(10)表明人均產(chǎn)出增長ξi，t+T是期初人均產(chǎn)出值和Xi，t+T變量的函數(shù)，通過回歸分析估計α1就可判斷區(qū)域經(jīng)濟增長是否為條件β趨同。α1＜0，表示經(jīng)濟增長條件β趨同，α1＞0表示經(jīng)濟增長發(fā)散。實證研究部分是基于方程(10)進行面板回歸分析，考察Xi，t+T對α1的影響，也就是考察資本投入對經(jīng)濟增長β趨同的影響，同時考察Xi，t+T的系數(shù)β，即考察資本投入能否促進經(jīng)濟增長。通過對東中西部地區(qū)①回歸系數(shù)比較分析資本投入對地區(qū)經(jīng)濟增長差距的影響，找出縮小差距的方法。

三、實證研究

(一)變量的選取說明與衡量

根據(jù)拓展的β趨同模型的設(shè)定，涉及的主要變量有人均實際產(chǎn)出、物質(zhì)資本儲蓄率、人力資本儲蓄率、R＆D資本儲蓄率、人口增長率、技術(shù)進步率和折舊率等。lnyit表示不同省、自治區(qū)和直轄市的人均實際GDP的自然對數(shù)值，各省的人均實際GDP可以通過人均GDP折算指數(shù)平減得到，根據(jù)拓展的β趨同模型，如果α1＜0，說明經(jīng)濟增長出現(xiàn)β趨同;反之，經(jīng)濟增長出現(xiàn)發(fā)散趨勢; lnsk表示物質(zhì)資本儲蓄率的自然對數(shù)值，新古典經(jīng)濟增長理論表明儲蓄率越高的經(jīng)濟體，其勞均穩(wěn)態(tài)產(chǎn)出水平越高，這樣各經(jīng)濟體之間的儲蓄率差異就會影響經(jīng)濟的趨同速度，在經(jīng)濟平衡條件下投資等于儲蓄，從而在實證分析中可以用投資率替代物質(zhì)資本儲蓄率，筆者采用楊建芳、龔六堂(2006)方法用固定資產(chǎn)投資總額與GDP總額

比值表示物質(zhì)資本儲蓄率［16］; lnsh表示人力資本儲蓄率的自然對數(shù)值，人力資本儲蓄率測算方法參考了Barro和Lee (1993)和沈利生、朱運法(1997)的方法并加以調(diào)整，使用高等學(xué)校在校人數(shù)與總?cè)丝诘谋戎当硎救肆Y本儲蓄率［9］; lnsr表示R＆D資本儲蓄率的自然對數(shù)值，借鑒Nonneman和Vanhoudt (1996)的思路并加以改進，用R＆D經(jīng)費與GDP的比值表示R＆D資本儲蓄率［7］; ln(n+g+δ)中n、g、δ分別表示人口增長率、技術(shù)進步率和折舊率，借鑒Mankiw、Romer和Weil (1992)，Caselli、Esquiv和Lefort (1996)，Islam (1995)假定技術(shù)進步率和折舊率在研究期內(nèi)為一常數(shù)，g+δ =0.05［5］［6］［7］。

(二)數(shù)據(jù)來源與計量方法

筆者采用面板回歸計量方法分析資本投入對經(jīng)濟增長β趨同以及地區(qū)差距的影響，基于截面回歸或時間序列回歸方法可能存在計量問題，Islam (1995)提出了用面板檢驗條件趨同性，以減輕異質(zhì)性和參數(shù)內(nèi)生性所導(dǎo)致的計量問題的影響。為了更加準確反應(yīng)我國經(jīng)濟增長趨同現(xiàn)象，樣本數(shù)據(jù)的特點包含31省、自治區(qū)和直轄市，時間維度2000至2013年［6］。需要說明的是:第一，由于受R＆D經(jīng)費數(shù)據(jù)的限制，2000年后才出現(xiàn)分省的R＆D經(jīng)費數(shù)據(jù)，同時2010年后人口普查統(tǒng)計口徑由過去的按戶籍變?yōu)榘凑粘Ｗ∪丝诮y(tǒng)計，統(tǒng)計口徑的變化對人口總量數(shù)據(jù)影響較小，可以忽視，因此選取的面板時間維度為2000至2013年，基于面板數(shù)據(jù)的特殊性取T = 1;第二，重慶是在1997年從四川分離出來，四川和重慶為兩個截面樣本，同時考慮到香港、澳門、臺灣與內(nèi)地經(jīng)濟的異質(zhì)性，面板截面包括31省、自治區(qū)和直轄市。實證過程使用的數(shù)據(jù)來源于《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》及Wind資訊和各省統(tǒng)計年鑒。

(三)實證分析

筆者使用31個省(自治區(qū)和直轄市) 2000 －2013年的面板數(shù)據(jù)通過了平穩(wěn)性檢驗，并且

表1　2000－2013年我國經(jīng)濟增長絕對β趨同的實證檢驗

面板模型通過Hausman檢驗均表明拒絕原假設(shè)，面板模型選擇固定效應(yīng)模型。表1是固定效應(yīng)估計的結(jié)果，其中模型一是絕對β趨同模型驗證全國以及我國東中西部經(jīng)濟增長是否存在絕對β趨同，表2、3、4、5是固定效應(yīng)估計的結(jié)果，其中SS Model、MRW Model、NV Model和NV Model (－1)是條件β趨同模型驗證資本投入對全國以及我國東中西部經(jīng)濟增長條件β趨同以及地區(qū)差距。

1、我國經(jīng)濟增長的絕對β趨同

根據(jù)理論模型中的(1)式進行面板固定效應(yīng)回歸，表1根據(jù)模型一回歸結(jié)果表明全國、東中西部解釋變量期初人均產(chǎn)出前的回歸系數(shù)分別為0.050、0.026、0.064和0.057，這些系數(shù)都大于零，在1%統(tǒng)計水平下顯著并且回歸方程擬合效果較好，表明全國以及我國的東中西部地區(qū)經(jīng)濟增長不存在絕對β趨同。

2、我國經(jīng)濟增長的條件β趨同

表2中的SS Model是根據(jù)方程(7)估計得到物質(zhì)資本對經(jīng)濟增長的條件β趨同影響的實證結(jié)果。物質(zhì)資本儲蓄率的系數(shù)在1%統(tǒng)計水平下顯著為正，表明物質(zhì)資本的投入對被解釋變量有正向促進作用，物質(zhì)資本投入對我國產(chǎn)出增長具有顯著促進作用。人口增長率、技術(shù)進步率和折舊率的系數(shù)β在5%統(tǒng)計水平下顯著，為－0.291表明物質(zhì)資本的廣化程度(n+δ)大于技術(shù)的進步g，抑制人均產(chǎn)出增長率的增加。解釋變量期初人均產(chǎn)出的系數(shù)顯著大于零，表明物質(zhì)資本的邊際報酬可能并沒有處于遞減階段，或者SS Model不能較好的度量我

國資本的結(jié)構(gòu)特征，估計資本投入對我國經(jīng)濟增長條件β趨同。

生產(chǎn)要素中不僅包括物質(zhì)資本，還應(yīng)該包括人力資本。為了克服SS Model的不足，引入MRW Model，表2表示在SS Model的基礎(chǔ)上引入人力資本的MRW Model固定效應(yīng)的面板回歸結(jié)果，結(jié)果表明引入人力資本后期初人均產(chǎn)出的系數(shù)在1%統(tǒng)計水平下顯著為負，且意味著2000至2013年我國經(jīng)濟增長的條件β趨同速度為1.8%，符合理論預(yù)期。物質(zhì)資本儲蓄率的系數(shù)大于零，但是統(tǒng)計不顯著，而人力資本儲蓄率的系數(shù)顯著大于零，表明人力資本對人均產(chǎn)出增長率的增加有顯著促進作用。Ad R^2、F和DW統(tǒng)計量表明MRW Model對我國的經(jīng)濟增長條件β趨同的解釋能力更強。

表2　2000－2013年資本投入對我國經(jīng)濟增長條件β趨同影響的回歸結(jié)果

隨著經(jīng)濟的發(fā)展，我國對科研發(fā)展越來越重視，R＆D資本投入歷年增加，導(dǎo)致R＆D資本儲蓄率對經(jīng)濟增長趨同影響程度增加。根據(jù)表2的回歸結(jié)果，在NV Model的框架下，估計出變量期初人均產(chǎn)出、物質(zhì)資本儲蓄率、人力資本儲蓄率和R＆D資本儲蓄率的系數(shù)分別為－0.008、0.016、0.092和－0.062，只有人力資本儲蓄率的系數(shù)顯著為正，而R＆D資本儲蓄率的系數(shù)顯著為負，但對NV Model引入R＆D資本儲蓄率的滯后一期作為解釋變量回歸的結(jié)果NV Model (1)表明經(jīng)濟增長的條件β趨同速度為1.5%，物質(zhì)資本儲蓄率的系數(shù)變得顯著，滯后一期的R＆D資本儲蓄率的系數(shù)顯著為正，可知R＆D資本投入對人均產(chǎn)出的促進作用有一定的滯后性但對我國經(jīng)濟增長的條件β趨同有正向促進作用。

3、我國東部地區(qū)經(jīng)濟增長的條件β趨同

我國東部地區(qū)經(jīng)濟比中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達，資本比中西部地區(qū)充裕，東部地區(qū)資本投入對經(jīng)濟增長的趨同與中西部不同，表3是2000—2013年我國東部地區(qū)資本投入對經(jīng)濟增長β趨同影響的回歸結(jié)果，其中SS Model估計結(jié)果表明東部地區(qū)物質(zhì)資本投入對經(jīng)濟增長條件β趨同具有正向作用且能促進產(chǎn)出水平的提高。MRW Model估計結(jié)果表明引入人力資本后期初人均產(chǎn)出的系數(shù)顯著為負，意味著2000至2013年東部地區(qū)經(jīng)濟增長的條件β趨同速度為0.6%。物質(zhì)資本和人力資本對人均產(chǎn)出的增加有顯著促進作用。在NV Model的框架下，估計出2000至2013年東部地區(qū)經(jīng)濟增長的條件β趨同速度為2.7%，而R＆D資本儲蓄率的系數(shù)顯著為負，但對NV Model引入R＆D資本儲蓄率的滯后一期作為解釋變量回歸，NV Model(－1)回歸結(jié)果表明經(jīng)濟增長的條件β趨同速度為2.5%，滯后一期的R＆D資本儲蓄率的系數(shù)顯著為正，可知R＆D資本投入對人均產(chǎn)出的促進作用有一定的滯后性但對東部地區(qū)經(jīng)濟增長的條件β趨同有正向促進作用。

表3　2000－2013年東部地區(qū)資本投入對經(jīng)濟增長β趨同影響的回歸結(jié)果

4、我國中部地區(qū)經(jīng)濟增長的條件β趨同

表4是2000—2013年我國中部地區(qū)資本投入對經(jīng)濟增長β趨同影響的回歸結(jié)果，其中SS Model、MRW Model、NV Model和NV Model(－1)估計解釋變量期初人均產(chǎn)出的系數(shù)都為正，表明我國中部地區(qū)經(jīng)濟增長不存在條件β趨同現(xiàn)象。解釋變量物質(zhì)資本儲蓄率的系數(shù)都顯著小于零，而人力資本儲蓄率的系數(shù)都顯著大于零，表明我國中部地區(qū)現(xiàn)階段物質(zhì)資本投入對促進經(jīng)濟增長效果不明顯，應(yīng)該更注重人力資本投資。

表4　2000－2013年中部地區(qū)資本投入對經(jīng)濟增長β趨同影響的回歸結(jié)果

5、我國西部地區(qū)經(jīng)濟增長的條件β趨同

表5　2000－2013年西部地區(qū)資本投入對經(jīng)濟增長β趨同影響的回歸結(jié)果

表5是2000—2013年我國西部地區(qū)資本投入對經(jīng)濟增長β趨同影響的回歸結(jié)果，其中SS Model、MRW Model、NV Model和NV Model (－1)估計解釋變量期初人均產(chǎn)出的系數(shù)都顯著為正，同樣表明我國西部地區(qū)經(jīng)濟增長不存在條件β趨同現(xiàn)象。解釋變量物質(zhì)資本儲蓄率的系數(shù)SS Model估計為正，MRW Model、NV Model和NV Model (－1)估計都顯著小于零，而人力資本儲蓄率的系數(shù)都顯著大于零，同樣表明我國西部地區(qū)不能只簡單的增加物質(zhì)資本的投資，更應(yīng)該注重人力資本投入。

通過對東中西部地區(qū)回歸結(jié)果(表3、4和5)比較發(fā)現(xiàn)物質(zhì)資本積累與人力資本積累不匹配是導(dǎo)致東中西部地區(qū)經(jīng)濟增長差距的原因。中西部地區(qū)人力資本是制約經(jīng)濟增長的瓶頸，人力資本的邊際產(chǎn)出明顯高于物質(zhì)資本，因此，增加中西部地區(qū)人力資本的積累對縮小中西部地區(qū)與東部地區(qū)的經(jīng)濟增長差距具有促進作用。

四、結(jié)論與政策建議

基于新古典經(jīng)濟增長理論的“條件趨同”假說，借鑒Solow－Swan經(jīng)濟增長模型和WRM經(jīng)濟趨同模型和NV模型，推導(dǎo)拓展β趨同模型，通過實證回歸得出如下結(jié)論:一是2000－2013年全國以及東中西部地區(qū)經(jīng)濟增長不存在絕對β趨同。二是從全國范圍看，物質(zhì)資本和人力資本的投入對經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用，而R＆D資本投入對經(jīng)濟增長的促進作用具有滯后效應(yīng)，物質(zhì)資本儲蓄率、人力資本儲蓄率和R＆D資本儲蓄率的提升對我國經(jīng)濟增長條件β趨同具有正向促進作用［8］，并且得出2000 －2013年我國經(jīng)濟增長條件β趨同速度大約在1.5%－2%之間。三是2000至2013年我國東中西部地區(qū)資本投入對經(jīng)濟增長和條件β趨同影響具有很大的差異性，資本投入對經(jīng)濟增長和條件β趨同影響東部地區(qū)和全國地區(qū)相似，中部地區(qū)和西部地區(qū)相似，中西部地區(qū)經(jīng)濟增長不存在條件β趨同現(xiàn)象，并且中西部地區(qū)物質(zhì)資本投入對經(jīng)濟增長效果不明顯，人力資本投入對經(jīng)濟增長的促進效果更明顯，特別是加大中西部地區(qū)人力資本投入能有效的縮小東中西部地區(qū)經(jīng)濟增長差距。

由于物質(zhì)資本、人力資本和R＆D資本積累

是我國人均產(chǎn)出水平增長的主要因素，政府在政策制定中應(yīng)該更加注重資本積累的重要性;我國人力資本的投入對經(jīng)濟增長和趨同的邊際貢獻大于物質(zhì)資本，特別是中西部地區(qū)人力資本的邊際貢獻遠遠大于物質(zhì)資本，因此政府應(yīng)加大人力資本投入也就是加大對高等教育的投入，在提高高等教育的覆蓋率同時提升其教育質(zhì)量，對促進經(jīng)濟增長和經(jīng)濟增長條件β趨同，減少東中西部地區(qū)經(jīng)濟增長差距具有重要的現(xiàn)實意義; R＆D資本的投入對經(jīng)濟增長的影響具有滯后性，滯后期對經(jīng)濟增長和條件β趨同的促進作用明顯，因此政府應(yīng)加大R＆D資本投入力度，促進技術(shù)進步，為經(jīng)濟增長提供持續(xù)動力。

(編輯:余華;校對:蔡玲)

【注釋】

①包括30個省份(自治區(qū)、直轄市)，東部地區(qū)有:北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、山東、浙江、福建、廣東和海南，中部地區(qū)有:黑龍江、吉林、山西、安徽、河南、江西、湖南和湖北，西部地區(qū)有:四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、內(nèi)蒙古和廣西。

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Empirical Study on Capital Investment，Economy grow and Beta Hastens——Based on Interprovincial Kneading Board Data during 2000－2013 Years

SONG Ju－xiang

(Party School of CPC Yongzhou Municipal Committee，Yongzhou Hunan 425000)

Key words: capital investment;β absolute convergence;β conditional convergence; regional disparity; economic growth