中國區域經濟增長趨同中的二元經濟結構因素分析

○張純記

（上海財經大學財經研究所 上海 200433）

一、關于趨同研究的理論概述

經濟增長是一個國家和地區經濟發展和社會進步的基礎和前提，關于經濟增長問題的研究歷來是經濟學的主要研究領域。20世紀60年代，以索洛和斯旺為代表的經濟學家創立了新古典經濟增長理論（Solow，1956；Swan，1956）。該理論認為，生產中資本的邊際收益是遞減的，人均資本存量較少的區域由于較高的資本收益而比經濟發達區域有較高的經濟增長速度，因此，經濟欠發達區域存在向經濟發達區域的趨同。圍繞著趨同存在與否、趨同速度的快慢以及引致趨同的原因等問題，經濟增長趨同便成為西方經濟學界研究的熱點。

在對趨同的測度上，有σ趨同和β趨同之分。σ趨同是指經濟體的人均產出方差隨著時間的推移而減小，側重于考察人均產出的離散程度，是一個與橫截面數據相關的概念。β趨同是指初期人均產出水平較低的經濟體趨于比人均產出水平高的經濟體有更快的經濟增長，側重于考察人均產出的增長率，是一個與面板數據相關的概念。在趨同研究中，巴羅和薩拉伊馬丁做了大量的工作，他們對美國、日本、德國、法國、英國、意大利、荷蘭、比利時、丹麥、西班牙等國的研究發現，各國區域經濟增長的σ趨同和β趨同都很顯著（Barro and Sala-i-Matin，1991，1992，1995）。而且他們還發現各國每年的β趨同速度均在2%左右，這種趨同速度為許多趨同實證研究結果所支持和認可（Shioji，1993；Cashin，1995；Perrson，1994）。

在趨同研究過程中，人們發現β趨同也分為幾種類型。其中，“絕對趨同”是指無論經濟體結構特征有何差異，都存在長期人均產出的趨同，各經濟體趨同于共同的穩態?！皸l件趨同”則強調趨同發生的條件是經濟結構的相似性，即只有經濟結構相似的經濟體之間才存在趨同，但由于經濟體經濟結構的差異客觀存在，經濟體趨同于各自的穩態。“俱樂部趨同”指出經濟結構和初始條件相近的經濟體，存在增長的俱樂部，人均產出有趨于同一穩態的趨勢。西方學者對經濟增長趨同的研究已由當初側重于判斷趨同是否存在和測度趨同的速度，向更深入的方向發展，具體表現為注重對趨同機制的深入探索，在此過程中，條件趨同的研究成為主要的方向。福特（Fuente，2000）指出，影響區域經濟增長趨同的機制除了要素的邊際報酬遞減規律外，技術進步和結構變遷也發揮著重要的作用?？唆敳–oulombe，2000）認為，城市化變量能夠體現區域經濟的集聚經濟特征，他在條件趨同模型中加入城市化變量，對加拿大10個省的相對人均收入進行了趨同研究，發現各省均以每年約5%的速度向各自的穩態趨同，各省的相對城市化比率決定了其穩態值。陳和弗來舍（Chen and Fleisher，1996）對1978年到1993年中國各省區人均GDP的趨同實證研究發現，各省區存在條件趨同，趨同條件包括物質資本分享、就業增長、人力資本投資和外商直接投資等。簡等（Jian et al，1996）的研究也發現，1978年以后的中國各省區人均收入增長存在顯著的趨同性，他們認為中國的市場化改革和對外開放是趨同發生的重要原因。

由于認識到趨同方法在研究區域經濟增長方面的優勢，我國學者也積極地運用趨同方法審視中國區域經濟增長的長期變化趨勢。劉木平、舒元的研究認為，從1978年到1997年，我國省際經濟增長不存在絕對趨同，但卻存在條件趨同，趨同條件包括市場化程度、實際利用外資、技術進步、出口、政府支出、固定資產投資、經濟外向依存度、地理優勢等方面（劉木平、舒元，2000）。蔡昉、都陽的研究發現，中國經濟增長中存在東、中、西部三個趨同俱樂部，通過加入初始人力資本存量、投資率、就業系數、投資效率、市場化程度和開放程度等變量后，存在條件趨同（蔡昉、都陽，2000）。

已有的中國經濟增長條件趨同研究中，多是從要素投入的角度分析趨同的條件，雖然有的研究加入了個別表征區域經濟結構的變量，但未能從中國發展中國家的國情出發，從實際的二元經濟結構特征方面進行研究。本文擬從中國二元經濟結構及其轉型的視角，探尋二元經濟結構轉型與區域經濟增長趨同之間的聯系，以期得到有益的政策啟示。

二、中國二元經濟轉型與區域經濟增長趨同

按照發展經濟學的觀點，發展中國家普遍存在著二元經濟，即以農業為主的傳統經濟部門和以工業為主的現代經濟部門并存的現象。發展中國家經濟發展的過程，就是現代經濟部門不斷吸收傳統部門的剩余勞動力，并最終向一元經濟結構轉型的過程（Lewis，1954）。在此過程中，農業勞動力向工業部門的轉移要經歷三個階段：在第一階段，由于邊際產出為零，農業剩余勞動力進入工業，只增加社會總產出；第二階段，農業勞動力向工業的流出，促使勞動邊際生產率大于零，農業勞動力的減少和非農勞動力的增加導致糧食短缺，使工業化進程受阻；第三階段，通過對農業的現代化改造，使農業像工業生產那樣實現專業分工和規模化生產，農業勞動生產率大幅提高，勞動力在工農業間的流動完全取決于二者勞動邊際生產力的變動，農業和工業得到平衡增長，二元經濟結構宣告結束（Fei&Ranis，1964）。

中國作為一個由傳統的農業國向現代工業國轉變的發展中國家，二元經濟結構特征十分顯著，并通過資源配置、收入分配、地區發展、增長方式等機制影響我國經濟增長的持續性（高帆，2005）。國家以剝奪農村剩余勞動力為代價優先發展工業，以及包括戶籍制度在內的城鄉隔離經濟體制，對我國二元經濟結構的形成產生了決定性的影響（吳新博，2008）。從總體上講，我國近些年的經濟增長應是制度轉軌、對外開放和二元經濟轉型等因素相互作用與協同發展的結果，其中二元經濟轉型的貢獻要大于其他因素（蔣滿元等，2009）。

一般用二元反差指數來測度二元經濟結構的程度，二元反差指數即第二、三產業或非農業產值比重與勞動力比重之差的絕對值。二元反差指數理論上介于0到1之間，反差指數越大，第一產業和第二、三產業的差距越大，經濟二元性越明顯；當二元反差指數為0時，二元經濟轉變為一元經濟，二元性消失。本文運用二元反差指數衡量了改革開放以來的各省級行政單位的二元經濟結構，并取其所在區域的平均值代表區域的二元經濟結構（本文按照一般的東、中、西部地區的劃分，東部地區包括：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區包括：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區包括：內蒙古、廣西、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆），發現我國二元經濟結構的區域差異十分明顯（圖1）。

圖1 我國二元反差指數的區域差異

整體而言，我國經濟二元性區域差異基本呈階梯狀分布，東、中、西部地區經濟二元性由弱到強。東部地區的二元反差指數從1978年的0.3589下降到2007年的0.1860，二元經濟結構向一元經濟的轉型趨勢明顯。而中西部地區的二元反差指數則下降緩慢，中部地區的二元反差指數從1978年的0.3485下降到2007年的0.3120；西部地區的二元反差指數從1978年的0.4215下降到2007年的0.3700。反映出中西部地區二元經濟性沒有明顯改變，呈現出“結構剛性”。

中國二元經濟轉型主要表現為城市化和工業化的進程。首先，我國二元經濟結構的轉型表現為工業化的進程。我國作為傳統的農業國，農業部門曾長期在國民經濟部門中占據主導地位。大力發展現代工業，通過工業化進程提高現代工業在國民經濟中的地位，是我國由傳統農業國向現代工業國轉型的必由之路。也就是說，我國二元經濟轉型必然表現為現代工業部門在國民經濟中地位不斷提高并逐步占據主導地位的工業化進程。其次，我國二元經濟轉型還表現為城市化進程。從產業的空間分布上看，傳統的農業部門分布在鄉村，現代工業部門分布在城市，二元經濟在空間上的體現就是城鄉的并存和對立。伴隨著我國工業化的進程，城市數量和規模的增長也相伴而生，城市化的進程逐步加快。我國在農業部門占據主導的時期，表現為農村人口比例很高，城市化水平很低，加之我國幅員遼闊、人口眾多等因素，雖然城市化取得了很大的成就，但在縮小城鄉差距和消除城鄉對立等方面的任務仍十分艱巨。

條件趨同認為，趨同是有條件的，只有在具有相同或近似結構的經濟體之間才易于發生趨同。而對于發展中國家而言，二元經濟結構顯然是結構特征的重要方面，是在對發展中國家的趨同研究中所不容忽視的影響因素。我國區域經濟差異十分顯著，表現在區域經濟增長水平和區域經濟增長速度均存在明顯差異上。導致區域經濟增長差異的原因有很多，比如區位條件的不同、資源稟賦的差異、政策傾斜引致的投資差異等等，二元經濟結構的區域差異也應是一個重要的解釋因素。

區域經濟增長是一個動態的變化過程。對于中國區域經濟增長趨同的研究，應充分認識到區域經濟增長的過程特征，并和發展中國家的具體國情結合起來。在中國區域經濟增長中，以工業化和城市化為主要特征的二元經濟轉型是推動我國區域經濟增長的重要動力，二元經濟結構是趨同的重要條件。因此，區域經濟增長是朝向各自不同穩態的趨同，由于各自穩態不同，經濟體距離穩態的程度不同，即使在相同的投入前提下，也必然表現為不同的經濟增長速度。若要改變區域經濟失衡的狀況，促進區域經濟均衡發展，就不能只關注要素投入的均衡化，還必須注重促進中西部地區二元經濟結構轉型，以促進經濟持續快速增長。

三、模型和變量

1、模型

條件趨同假說認為，各經濟體是朝各自的穩態趨同，經濟增長速度是與其距離各自的穩態值成正比的。由于條件趨同注意到了區域的差異性特征，承認不同區域具有不同的結構特征和穩態值，使條件趨同比絕對趨同更加接近現實和更有說服力。

按照條件趨同的解釋，區域的人均產出對數增長，是由初始的人均產出對數和長期穩態的人均產出對數共同決定的（Barro and Sala-i-Matin，1995）。用公式可表示為：

式中，Yi，t為區域 i在 t期的人均產出，Yi，t-1是期初的人均產出，Y為穩態的人均產出水平。β為區域i的人均產出向穩態的趨同速度，如果β為正，則存在向穩態的趨同；若β為零，人均產出只是由期初水平決定，不存在向穩態的趨同。

通過在公式（1）中加入殘差項 εi，t，可以用于進行面板數據回歸。即：

建立條件趨同模型的關鍵是測度長期增長穩態Yi的穩態變量尋找，也有把其稱為趨同條件。

本文用于測度穩態的變量為區域二元結構變量，故實際采用的面板數據回歸模型是：

其中，RGDPi，t是指我國各省區從1978年到2007年的真實人均 GDP，RGDPi，t-1是其一階滯后變量，EYFCi，t變量代表反映區域二元經濟結構的二元反差指數變量。為解決面板數據的自相關問題，以及解釋變量設定遺漏問題，加入一階自回歸變量AR（1），之所以沒有繼續加入多階自回歸變量，是因為在二階變量加入時就已經不顯著了。如果回歸結果系數γ2為零，則說明發生了絕對趨同，如果γ2顯著不為零，則可認為二元經濟結構變量成為趨同的條件，說明發生了條件趨同。

2、變量和數據

進行條件趨同回歸時，使用面板數據比橫截面數據具有更多的優勢。面板數據方法，一方面能夠處理截面回歸中無法處理的參數異質性問題，另一方面對于處理截面回歸中遭遇的內生性、測量偏誤等問題有一定的改進，在估計的穩健性方面有提高（鄒薇、周浩，2007）。本文的面板數據橫截面選取我國30個省級行政單位（未包含臺灣省、香港和澳門特別行政區、重慶直轄市），研究的時間段是從1978年到2007年改革開放以來的30年，希望通過大樣本面板數據得到更加貼近實際的估計結果。

為剔除物價因素的影響，在衡量區域人均產出時本文使用真實人均GDP變量，具體計算是先把各年的GDP按1978年為基期的物價指數平減得到真實GDP，再除以各年相應的總人口得到真實人均GDP。

二元反差指數變量用來衡量一個區域二元結構的狀況，用第二、三產業產值比重減去第二、三產業勞動力比重的絕對值測度，該值越靠近1，則經濟結構二元性越嚴重。

本文1978年到1999年的統計數據主要來自于《新中國50年統計資料匯編》（國家統計局，1999），2000年到2007年的數據主要來自于國家統計局各年的統計年鑒、人口統計年鑒等。

四、實證計量分析

面板數據回歸模型基本的模型有混合回歸模型、固定效應模型、隨機效應模型等。本文對方程（3）分別使用三種模型進行回歸，具體回歸結果見表1。

表1 面板數據回歸結果

表1中的回歸結果由Eviews給出，采用Pooled Least Squares回歸方法。系數值下方括號里為t值，***表示在1%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著，*表示在10%水平上顯著。各省個體固定效應的不同截據項均未給出。

通過對三種模型的對比，F檢驗拒絕了使用混合回歸的假設，Hausman檢驗拒絕了使用隨機效應模型的假設，所以本文最終選擇的回歸模型為固定效應模型（個體固定效應模型）。

從D—W值可以看出，通過在模型中加入自回歸項AR（1），能比較好地解決序列自相關問題。

從最后的固定效應回歸模型檢驗結果看，模型中系數均通過檢驗（t檢驗的顯著性水平均在1%以上），其中γ2顯著不為零，說明二元反差指數變量可以作為各省向自己穩態趨同的條件。不同于一般的條件趨同研究，本文γ2為負值，其經濟意義是二元反差指數對區域人均GDP的增長起到顯著負面的制約作用。二元反差指數越高，經濟二元結構性越強，增長速度越慢。從另一個角度說，就是通過降低二元反差指數，破除二元經濟結構束縛，有利于經濟的長期增長。

圖2 非農產業比重的區域差異

二元經濟結構的轉型需要通過工業化和城市化來實現。通過工業化破除產業結構的二元性，通過城市化破除空間結構的二元性。如果用第二、三產業的產值比重簡單表示工業化水平，區域的工業化水平差距在縮小（見圖2）。用非農人口比重來表示城市化水平，則發現有比較大的區域差異，且差距有拉大的趨勢（見圖3）。因此，中西部地區二元經濟的“結構剛性”主要是受到城市化相對于工業化滯后的影響，不能消化農村轉移出來的剩余勞動力。

圖3 非農人口比重的區域差異

五、主要結論和啟示

本文結合發展經濟學的二元經濟結構理論，就我國二元經濟結構轉型對我國經濟增長的影響進行了條件趨同的理論和實證分析，得到以下結論。

第一，中國二元經濟結構及其轉型存在明顯的區域差異。整體而言，我國經濟二元性區域差異基本呈階梯狀分布，東、中、西部地區經濟二元性由弱到強。改革開放以來，東部地區從二元經濟向一元經濟轉型成效顯著；中西部地區則收效甚微，表現為明顯的二元經濟“結構剛性”特征，這主要是由于城市化的滯后導致的。

第二，二元經濟結構是制約區域經濟增長的結構變量，是影響區域經濟向各自穩態趨同的限制條件。改革開放以來，二元經濟轉型成為區域經濟增長的重要推動力，中西部地區相對沿海地區經濟增長的相對滯后，可以在其二元經濟轉型的相對滯后上得到解釋。因此，中西部地區要加快經濟增長，就必須破除二元經濟的羈絆，加快二元經濟結構轉型。

第三，二元經濟轉型必須通過工業化和城市化協同推進。如何在走新型工業化和新型城市化的道路上，促進城市化和工業化的協調和良性互動，從而有效推動二元經濟轉型是值得深思的問題。

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