中國區域經濟的結構變化及差異分析
2008-01-01 00:00:00陳飛高鐵梅
財經問題研究 2008年6期
摘 要：本文利用時變參數模型，從總供給和總需求兩個方面對我國區域經濟的結構性變化及差異進行了實證分析。結果表明近年來我國總供給曲線變得較為平緩，東部地區總供給曲線更為平緩，擴大總需求不僅不會產生通貨膨脹壓力，而且還會帶來產出的較大增長。東部地區的投資需求彈性呈倒U型曲線變化，表明東部地區的工業化進程發展較快，產業結構更為合理，正在向快速發展第三產業的更高階段邁進。中、西部地區需求模式較為接近，其經濟增長主要靠投資拉動，消費需求對經濟的促進作用相對較弱。
關鍵詞：區域差異；結構變化；時變參數模型
中圖分類號：F127文獻標識碼：A
文章編號：1000-176X（2008）06-0105-07
一、引 言
改革開放以來，中國政府為促進經濟發展，在東部地區實施“沿海區域優先發展”戰略，經濟實現了快速騰飛。然而，在東部地區經濟快速增長的同時，我國地區間經濟差距呈現出不斷擴大的趨勢。為改善地區經濟發展不平衡狀況，1998年以來，我國政府又先后實施了西部大開發、振興東北老工業基地和中部崛起的經濟發展戰略，對促進全國及各地區經濟增長、減緩地區差距擴大起到了十分重要的作用。近年來，國家宏觀調控政策的傾斜已成為地區經濟發展的主要動力之一。由于經濟體制改革、地區經濟環境變化以及調控政策沖擊等方面因素的影響，我國的區域經濟結構發生了深刻的變化。分析我國區域經濟供需結構的變化及相互間差異，可以為國家及地方政府制定正確的經濟政策提供相應的理論依據和實踐支持。
近十年來，我國地區經濟差距和各地區經濟結構變化已成為學術界關注的重要問題，關于區域經濟差異的研究主要集中在以下幾方面：一是利用內生經濟增長理論，通過計算我國各地區的全要素生產率（TFP），并進行收斂性檢驗，來研究我國各地區間的經濟增長差異；如彭國華測算了1982—2002年各省區全要素生產率，并進行了TFP收斂性檢驗，檢驗的結果表明，東部區域的收斂性和全國及中、西部區域的收斂性存在明顯的差別[1]；鄧祥、李建平對改革開放之后中國的地區經濟增長及生產率變動進行了估計，發現中國各地區的經濟增長與要素投入和全要素生產率的提高密切相關[2]；許召元、李善同考察了地區差距變化的決定因素，發現中國地區經濟存在條件收斂性，同時也存在促使地區差距持續擴大的因素[3]。二是比較地區間貿易水平、外國直接投資（FDI）、收入差距及人口流動等方面差異，并分析其對經濟總量的影響；如萬廣華分析了貿易和FDI對區域收入的影響，發現貿易和資本是導致地區收入差距的重要因素，并且其影響作用隨著時間的變化而加強[4]；江小涓、李輝研究了我國地區之間的實際收入差距，發現各城市間真實生活水平的差距要小于名義收入差距[5]；段平忠、劉傳江分析了人口流動對經濟增長地區差距的影響，認為人口流動的地區差距與經濟增長的地區差距高度相關[6]。三是研究政府政策對不同經濟區域影響的差異性；如郭金龍、王宏偉認為政府政策導向引起的資本流動對改變地區間經濟發展差距作用明顯，我國東、中、西部區域由于經濟基礎和政策環境的差異形成的地區差距，使得資本不斷向東部集中，而資本在地區間流動的結果又放大了地區間的經濟差距[7]；郭慶旺、賈俊雪利用面板數據模型和時變參數模型研究了財政政策對我國區域經濟的影響，認為積極財政政策對我國區域經濟增長起到了促進作用，且對相對落后地區作用更為明顯，但并未有效抑制我國區域經濟差異增大的趨勢[8]；于則利用向量自回歸模型和聚類分析方法研究了我國貨幣政策的區域效應，認為不同區域對于貨幣政策的反應差異較大[9]。
上述研究成果從宏觀經濟理論的各個方面對我國的區域經濟差異進行了分析。然而，大多數研究是采用固定參數模型，不能反映不同時期的結構變化。因此，本文針對我國當前經濟運行的特點，結合各地區經濟發展不平衡的現狀，采用時變參數模型，從總供給和總需求兩個方面綜合研究我國區域經濟的結構變化及其對區域經濟增長的影響。本文的第二部分給出總供給曲線的數理模型及時變參數模型的方法介紹；在第三部分，利用時變參數模型計算出全國及東、中、西部地區除了中國臺灣、香港和澳門，中國有31個省（自治區、直轄市）的數據。為了保證數據的一致性，重慶（成立于1997年的直轄市）和四川的數據合并在一起。西藏由于缺乏完整的數據而未被包含在內，本文的研究中包含了29個省的數據。其中，東部區域包括：北京市、天津市、河北省、遼寧省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省和海南省；中部區域包括：山西省、吉林省、黑龍江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省和湖南省；西部區域包括：內蒙古自治區、四川省、廣西自治區、貴州省、云南省、陜西省、甘肅省、寧夏自治區、青海省和新疆自治區。總供給曲線的斜率，并對各地區經濟結構的變化及相互之間的差異進行實證分析；第四部分研究了我國投資、消費需求彈性的動態變化，從總需求的角度進一步分析
我國區域經濟結構的變化；最后給出結論。
二、總供給曲線的數理模型及時變參數模型介紹
1．總供給曲線的數理模型[10]
本文從總供給曲線和產出缺口的理論出發，確定總供給曲線的斜率，由菲利普斯曲線、生產函數和工資加成定價方程可以推導出價格水平和產出缺口的關系：
式（1）中，P為當期價格水平，P-1為上期價格水平，參數α>0，稱為產出缺口彈性，Y代表實際產出，Y*代表經濟處于充分就業狀態時的產出，即潛在產出，（Y-Y*）/Y*是相對產出缺口，潛在產出與產出的長期增長趨勢相聯系，這樣產出缺口就與產出的短期波動成份有關。利用通貨膨脹率π=(P-P-1)/P-1將（1）式變換為：
在式（2）中，如果定義λ=α/Y*，我們就得到了如下形式的總供給方程：
π=λ(Y-Y*)（3）
其中，參數λ表示總供給曲線的斜率。當λ的值較大時，正的（或負的）產出缺口通過總供給曲線產生的通貨膨脹（或通貨緊縮）壓力較大，產出的變動會導致物價的大幅波動，此時經濟周期波動的幅度也較大；而當λ的值較小時，正的（或負的）產出缺口通過總供給曲線產生的通貨膨脹（或通貨緊縮）壓力就較小，產出變動對物價波動的影響相對也較小，經濟發展比較平穩。
由生產函數和工資加成定價理論可知，價格隨產出的增長而上升是因為產出增長意味著失業的下降以及由此增加的勞動成本，而價格隨產量上升的幅度取決于勞動市場的調整過程和價格的傳導機制。圖1顯示了不同斜率的短期總供給曲線，當總需求曲線向右移動時引起通貨膨脹率及產出的不同變化。總供給曲線AS1和AS2描述了兩種不同經濟狀態下產出與通貨膨脹率之間的變動關系，其中，總供給曲線AS2較為陡峭，即AS2的斜率λ2比AS1的斜率λ1大。在短期內，生產技術保持不變，且由于生產規模調整成本的存在，決定了廠商的總供給能力保持不變，經濟增長主要靠總需求拉動。當總供給曲線為AS1，總需求曲線由AD移動到AD′時，均衡點由E移動到E1，通貨膨脹率的變化為Δπ1=π1-π0，產出的變化為ΔY1=Y1-Y0；而對于總供給曲線AS2，當總需求曲線由AD移動到AD′時，均衡點由E移動到E2，通貨膨脹率的變化為Δπ2=π2-π0，產出的變化表示為ΔY2=Y2-Y0。由圖1中可以看出，Δπ2明顯大于Δπ1，即總供給曲線的斜率越大，總需求曲線向右移動導致通貨膨脹的壓力就越大。同時從圖1中還可以看出，總供給曲線越平緩，總需求曲線向右移動，產出增加就越大，即當AD移動到AD′時，ΔY1大于ΔY2。
本文利用Hodrick-Prescott濾波（簡稱為H-P濾波）方法計算潛在產出，該方法可以將時間序列Yt分解為長期增長趨勢和短期波動成份。設Yt為我國年度GDP序列，不同時期的潛在產出Y*t就是從時間序列Yt中分離得到的長期趨勢成份，則產出缺口序列Gapt的計算公式由下式給出：
Gapt=(Yt-Y*t)/Y*t（4）
2．時變參數模型（Time-varying Parameter Model ）的狀態空間表示[11]
近年來，我國的經濟結構由于體制變革、政策變化和全球化等方面因素的影響發生了很大的變化，而這種變化用以往的固定參數模型是無法表現出來的，因此，我們考慮利用時變參數模型來研究我國的經濟結構變化。下面利用狀態空間模型來構造時變參數模型：
在方程（5）中，zt是具有固定系數γ 的解釋變量集合，xt是具有隨機系數αt的解釋變量集合，隨機系數向量αt是狀態向量，稱為可變參數。αt是不可觀測向量，必須利用可觀測變量yt和xt來進行估計。在方程（6）中，假定參數αt的變動服從于AR（1）模型（可擴展為AR（p）模型）。根據方程（7），εt和ηt是相互獨立的，且服從均值為0，方差為σ2和協方差矩陣為R的正態分布。
三、中國區域總供給曲線的結構變化及差異性分析
隨著我國經濟體制改革的不斷深化，在政府調控政策沖擊的影響下，各地區的經濟結構按照其自身的發展規律不斷變化著。本文利用時變參數模型分別對全國及東、中、西部區域總供給曲線的斜率分別進行了測算，進而分析我國各地區總供給曲線的結構性變化及相互之間的差異。
本文利用公式（2）建立全國及各區域總供給曲線的時變參數模型本文使用1989—2006年的年度數據。全國數據來源于《國家統計年鑒》和中經網（www．cei．gov．cn），其中全國GDP數據為利用2004年全國經濟普查結果調整后的數據。各省份數據來源于各省歷年的《統計年鑒》，各個經濟區域的GDP值為區域內各省GDP（實際值，1985年=100）的加總，各個區域的消費價格指數CPI值是區域內各省CPI的平均值。利用第二部分介紹的方法，可以求出各個地區的產出缺口Gapit和通貨膨脹率πit的數據。。模型的具體形式如下：
πit=0，it+1，itGapit+it為節省篇幅，本文在腳注中給出式（8）的檢驗統計量。其中，參數0，it和1，it，i=0，1，2，3，均統計顯著（顯著性水平取0．05）；全國及東、中、西部地區總供給方程的R2分別為0．86，0．94，0．87和0．91；D．W．值分別為2．33、1．91、1．73和2．12。i=0，1，2，3，t=1，2，…，T（8）
式（8）中包含了四個方程，i=0，1，2，3，分別表示全國及東、中、西部地區，it為各個方程的殘差序列，0，it和1，it為可變參數，其中1，it表示不同地區產出缺口彈性，其隨著經濟結構的變化而不同。利用式（3）中總供給曲線斜率與產出缺口彈性之間的對應關系it=1，it/Y*it可計算出動態的總供給曲線的斜率，總供給曲線斜率it的動態變化如圖2所示。
1．全國總供給曲線斜率在1996年之后發生結構性變化
從圖2中可以看出，全國總供給曲線斜率在整個樣本期內持續減小，但在1996年前后，全國總供給曲線斜率的變化呈現出不同的特點。在1989—1996年期間，全國總供給曲線斜率由0．01121減少至0．00317，平均每年減少31．7%，下降的速度較快，在此期間，全國總供給曲線斜率的均值為0．00690，相對較大。總供給曲線斜率較大說明價格機制的調節能力強，產出的變動可以通過勞動市場快速地傳導到價格水平上來，調節要素和產品的分配，促進經濟增長。1992年初，“鄧小平同志南巡講話”對我國經濟增長尤其是東部地區經濟增長起到了極大的促進作用。在1992年～1996年期間，我國經濟快速發展，國民經濟增長速度連續5年超過10%，而在此期間，通貨膨脹率水平較高，最低水平亦超過了6．4%，在1994年，通貨膨脹率達到歷史最高水平24%。高經濟增長伴隨高通貨膨脹，經濟增長的穩定性較差。
1996年我國開始由計劃經濟體制向社會主義市場經濟體制轉變，政策的根本性變化對我國的經濟結構和經濟增長方式產生了巨大沖擊，從而導致了通貨膨脹率與產出缺口之間的關系發生結構性變化。1997—2006年，全國總供給曲線斜率的變化較為平緩，從0．00284下降至0．00183，在此期間，全國總供給曲線斜率的平均值為0．00234。由供需理論可知，當總供給曲線斜率較小，即總供給曲線變的較為平緩時，需求的增加只能使得均衡物價提高很少，也就是說，需求變動帶來的通貨膨脹壓力不大，而產出增加卻很大。2002—2006年我國國民經濟連續5年保持在9%以上的高增長速度，而通貨膨脹率除2004年達到3．9%外，其余4年均保持在2%以下。本文的計算結果解釋了近年來我國出現國民經濟高速增長與低通貨膨脹并存狀況的原因。目前我國總供給曲線的斜率逐漸減小，采取擴大內需的宏觀調控政策，可以在較小的通貨膨脹壓力下，促進國民經濟平穩健康快速發展。
2．東部地區總供給曲線變化趨勢與全國相同，但變得更為平緩
東部地區間總供給曲線斜率的變化趨勢與全國總供給曲線斜率的變化趨勢相同，亦在1996年之后發生結構性變化。東部地區的經濟總量占全國經濟總量的比重較大，2004年全國經濟普查結果顯示，東部地區GDP占全國經濟總量的比重為60．5%，從而決定了全國總供給曲線斜率的變化與東部地區呈現類似的特征。但東部地區總供給曲線變得更為平緩，從圖2中可以看出，在1997年之前，東部地區間總供給曲線斜率高于全國總供給曲線斜率，而在1997年之后，東部地區間總供給曲線斜率要低于全國總供給曲線斜率。這主要是因為東部地區的經濟發展要超前于全國及我國其他地區。2006年東部地區間總供給曲線斜率減少至0．00066，總供給曲線變得更為平緩，意味著在東部地區擴大總需求促進經濟快速增長的同時只會帶來較小的通貨膨脹壓力。在宏觀政策上，可以更多的從擴大總需求方面考慮對東部地區經濟發展的調控問題。
3．中部地區總供給曲線斜率緩慢下降
中部地區間總供給曲線斜率也在逐年減小，但變化速度較為緩慢，并且結構變化也不明顯。斜率值從1989年的0．00644減少至2006年的0．00309，平均每年僅減少5．99%。主要是因為中部地區的產業結構不合理、企業管理制度不完善、市場化進程緩慢等方面原因造成了中部地區的企業效率低下、市場競爭力不強，從而導致中部地區經濟增長較為緩慢，總供給結構變化不大。對于中部地區來說，既存在國家及地方投資不足問題，又存在資金利用效率低下的問題。
4．西部地區總供給曲線斜率逐年增大
1989年以來，西部地區總供給曲線斜率在逐漸增大，其變化趨勢與全國及東、中部地區總供給曲線的斜率的變化趨勢相反。1989—1999年期間，斜率的變化比較平緩，從1989年的0．00196增大到1999年的0．00342，平均每年增加6．74%；2000—2006年西部地區總供給曲線斜率的增長速度加快，從2000年的0．00378增大到2006年的0．00703，平均每年增加12．3%。總供給曲線斜率增大，則總供給曲線變陡，意味著產出的增加會導致價格水平的上漲，在工資并非完全可伸縮的條件下，價格上漲主要來源于就業的增加以及由此增加的勞動成本。由此可見，對于西部地區通過增加投資供給雖然可以促進本地區經濟快速增長，能夠增加就業、提高西部地區居民的生活水平，但是產出的增加，也將加大物價的上漲，存在通貨膨脹的隱患，所以應加快產業結構調整，使西部地區經濟步入工業化進程的良性發展階段。
近年來，西部地區的經濟增長主要是靠國家大量投資拉動的。為改變“西部區域經濟基礎薄弱、產業結構單一”的狀況，1999年，中央政府實施西部大開發戰略，國家大幅度加大對西部地區建設資金投入力度。2000年～2004年，中央累計投入西部財政性建設資金約4 600億元，安排財政轉移支付和專項補助約5 000億元。并且持續不斷地對西部地區的發展給予了政策優惠、稅收優惠等種種支持，使得西部地區的投資和經濟快速增長。但西部地區的主導產業仍然以資源導向型為主，產業結構不合理，經濟可持續發展能力較差。結合西部地區經濟發展狀況及我們計算的結果，本文建議在國家繼續對西部地區保持適度投資支持的基礎之上，改善西部地區的產業結構，大力發展高技術含量、高附加值產業，才能實現西部地區經濟發展的自我完善，減少對國家政策的依賴程度。
四、我國區域投資及消費需求彈性的動態變化
總供給和總需求是經濟發展不可分割的兩個方面，二者相互影響、相互制約，共同決定一個國家或地區的經濟發展狀況和居民生活水平。因此，本文在分析總供給曲線結構變化的基礎之上，進一步從總需求的角度出發，構建投資和消費需求對產出影響的時變參數模型，研究我國東、中、西部區域經濟的需求結構變化。利用1989—2006年各地區的國內生產總值（GDP）、社會消費品零售總額（C）和固定資產投資總額（I）的年度數據數據來源于各省份歷年的《統計年鑒》和中經網（www．cei．gov．cn）。對模型進行估計。模型的具體形式如下：
式（9）中共包含三個方程，i=1，2，3，分別表示我國東、中、西部地區，it為各個方程的殘差序列，it、it和it為可變參數，其中it和it分別表示各地區消費需求彈性和投資需求彈性。
三個方程的估計結果的R2統計量都在0．9以上，D．W值分別為1．68，1．81和1．79，說明東、中、西部地區需求方程的擬合效果均較好，且各個方程中變量的系數均是統計顯著的。在整個樣本期間，我國東部地區消費需求彈性的均值為0．8362，明顯大于中、西部地區消費需求彈性均值0．7042和0．6681，表明東部地區消費需求對產出的影響效果要優于中、西部地區消費需求對產出的影響效果。西部地區消費需求彈性的均值最小，說明西部地區消費水平偏低，對經濟增長的拉動作用較弱。中、西部地區投資需求彈性均值較大，其值分別為0．2869和0．2754，遠大于東部地區投資需求彈性均值0．1430，說明在中、西部地區適當增加投資對當地的經濟發展具有顯著的促進作用，尤其是增加對中部地區投資效果更為明顯。
1．東部地區消費需求彈性在逐漸增大，投資需求彈性亦呈倒U型曲線變化
從世界各國經濟發展和工業化進程來看，投資對產出的拉動作用呈現從低到高、再從高到低并趨于相對穩定的變動過程，近似一條平緩的“馬鞍形”曲線（或稱為“倒U”型曲線）；消費對產出拉動作用的變動過程則呈現與投資彈性相反的平緩的“倒馬鞍形”曲線（或稱為“U”型曲線）。這是由工業化進程中消費結構和產業結構的逐步提升引起的。
在工業化進程中，隨著收入水平的提高，消費結構不斷提升，食品等初級產品消費比重逐步下降，工業制成品消費比重逐步上升，第二產業發展相對較快。由于第二產業資本有機構成較高，生產過程需要大量中間投入，使得投資對產出的拉動作用不斷上升，消費對產出的拉動作用不斷下降。當工業化進程基本完成、經濟發展邁向發達階段時，消費結構由工業品消費為主轉向以住房、教育、旅游等產品的消費為主，第三產業發展相對較快。由于第三產業資本有機構成較低，需要中間投入較少，造成投資對產出的拉動作用出現下降，消費對產出的拉動作用相應上升。
從圖3a中可以看出，在整個樣本期間，東部地區投資需求彈性呈先上升再下降的倒U型曲線變化，其最大值是在1996年達到頂峰。1989—1996年期間，東部地區投資需求彈性一直處于上升階段，表明投資增加有效地促進其經濟快速增長，投資需求對產出的影響作用逐年增強。從1997年開始，東部地區的投資需求彈性開始下降，其主要原因是東部地區的產業結構已經向大力發展第三產業轉變，第三產業需要中間投入較少，使得投資需求彈性下降。從圖3b中可以看出，東部地區消費需求彈性呈線性趨勢上升，從1989年的0．815增加到2006年0．858，增加5．3%，表明我國東部地區消費需求對產出的影響在逐年增強，主要是由于東部地區第三產業發展相對較快，其消費結構已經從以普通消費品為主轉向以住房、汽車、教育和服務等高檔產品的消費為主，消費需求對經濟增長的拉動作用逐漸增強。因此，東部地區的經濟增長主要靠需求拉動，產業結構合理，工業化進程發展較快，經濟正在向快速發展第三產業的更高階段邁進。
2．中部地區消費需求彈性逐年減小，投資需求彈性逐年增大
從圖4a和圖4b中可以看出，在整個樣本期內，中部地區消費需求彈性在逐年減小，從1989年的0．729減少到2006年的0．663，共下降9．9%，表明中部地區消費需求對產出的影響在減弱。中部地區投資需求彈性呈線性趨勢上升，其值從0．278增加到0．331，共增加18．9%，表明中部地區投資需求對產出的影響在逐年增強。這主要是因為中部地區正處于工業化進程之中，其經濟增長主要靠第二產業的增長來拉動的，在生產過程中需要大量中間投入，從而使得投資對產出的拉動作用不斷上升，消費對產出的拉動作用不斷下降。
3．西部地區的需求變動情況與中部相似，但西部地區的結構性變化更為明顯
從圖5a和圖5b中可以看出，在1989—2006年期間，西部地區消費和投資需求彈性的大小及變化與中部地區存有相近之處：消費需求彈性逐年減小、投資需求彈性逐年增大。但二者之間也存在著差別，對于中部地區來說，消費和投資需求彈性的變化均較為平緩，需求結構變化不大。對于西部地區來說，西部地區消費需求彈性的下降幅度及投資需求彈性的上升幅度更大，分別超過中部地區4．3%和16．8%，并且均在1998年之后發生了結構性變化，在1998年以前西部地區消費需求彈性下降趨勢和投資需求彈性上升趨勢比較陡峭，在1998年以后，二者均變得比較平緩。其主要原因是1999年以后我國政府對西部地區實施的大開發戰略取得了顯著的成效，使得西部地區的經濟發展速度加快，投資及消費需求結構逐步趨于合理。
五、結 論
本文利用時變參數模型，從總供給和總需求兩個方面對全國及東、中、西部地區的經濟結構變化進行了實證分析。分析的結果表明，東、中、西部地區之間的供需結構及其變化特征存在很大差異。各地區間供需結構的差異是導致我國區域經濟發展不平衡的重要原因之一，為實現促進區域協調發展的“十一五”規劃目標，我國政府必須根據各地區自身的經濟發展特點進行有針對性的宏觀調控，才能夠有效地促進經濟增長、縮小地區間收入差距。
就我國整體而言，總供給曲線變得較為平緩，1997年以后，總供給曲線斜率穩定在較低水平，說明總需求曲線向右移動不僅不會產生較大的通貨膨脹壓力，而且還會帶來產出的較大增長。東部地區的總供給結構變化與全國相類似，但其總供給曲線變得更為平緩。東部地區的投資需求彈性呈倒U型曲線變化，其經濟增長主要靠消費需求拉動，表明東部地區的工業化進程發展較快，產業結構更為合理，正在向快速發展第三產業的更高階段邁進。西部地區經濟起步較晚，其經濟增長主要靠投資拉動，消費需求對經濟的促進作用相對較弱，總供給曲線的斜率逐年增大，說明在西部地區增加投資雖然有利于促進本地區經濟快速增長，能夠增加就業、提高西部地區居民的生活水平，但是產出的增加，也將加大物價的上漲，存在通貨膨脹的隱患，所以應加快產業結構調整，使西部地區經濟步入工業化進程的良性發展階段。中部地區的供需結構變化不明顯，其經濟增長主要靠投資需求推動，消費需求的拉動作用弱。加大對中部地區的投資力度、優化產業結構、加快市場化進程是促進其經濟增長的重要途徑。
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（責任編輯：于振榮）
注：“本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文。”
