地区经济收敛的实证透析

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关键词：经济增长绝对收敛条件收敛

内容摘要：本文运用陕西省各地市的面板数据，采取固定效应和两阶段最小二乘方法对陕西1989年以来的经济增长进行了实证分析，并得出相关结论，以期对今后的研究有所启示。

关于省内的收敛性问题却较少有人研究。因此，深入研究陕西各地区是否发生收敛现象，剖析影响其收敛性的决定因素，对准确把握陕西省经济发展趋势、提出缩小区域差异的具体建议具有重要意义。

Barro等（1991）提出一个关键的经济问题，贫穷国家或地区是否比富裕国家或地区增长得更快，是否存在必然的力量导致人均产出水平的收敛。许多学者对我国省际之间的收敛性先后进行了大量的研究，如林毅夫（2003）、董先安（2004）、赵伟（2005）、汪锋（2006）、沈坤荣（2006）和张晓旭（2008）等通过不同的模型和估计方法考察了我国的省际收敛问题，得出了绝对收敛、条件收敛或俱乐部收敛的结论。

陕西省地区经济收敛的实证分析

（一）模型构建

根据Solow（1956）、BarroandSala-I-Martin（1991）、Mankiw（1992）、沈坤荣（2002）和林毅夫（2003）等人的实证研究和本文研究的实际情况，本文选取影响人均产出增长率的解释变量有：投资率，劳动增长率，人力资本和工业化水平。

Ln（yi，t/yi，t-1）=β0-β1Ln（yi，t-1）+β2Labori，t+β3LnSavei，t-1+β4LnHumki，t-1+β5LnIndleveli，t-1+ui，t（1）

其中Ln（yi，t/yi，t-1）为t-1至t期的人均GDP增长率，Ln（yi，t-1）为t-1期对数人均产出，Labor为劳动力增长率，Savei为投资率，Humk为人力资本，Indlevel为工业化水平，u为误差项。

（二）数据来源和变量解释

1.数据来源。本文分析的原始数据主要来源于《陕西统计年鉴》（1990－2009）。考虑到不同年份可比价格的差异，凡牵涉到不同年份可比价格问题的数据，均采用基年法进行换算和调整，以剔除物价因素的影响，增强不同时间数据间的可比性。本文采用各市商品零售价格指数来进行折减，基期为1989年。本文采用陕西省十个地市的面板数据进行回归分析，截面包括西安、铜川、宝鸡、咸阳、渭南、汉中、安康、商洛、延安和榆林，时间序列为1989－2008年，总共190个观测值。

2.变量解释如下：

投资率。按照新古典增长理论，储蓄倾向越高的经济体，经济增长速度就越高。因为在其他条件相同的情况下，高储蓄倾向导致高稳态收入水平，进而意味着给定的初始人均收入和稳态收入之间存在更大的差距，从而就有更快的劳均收入增长速度。所以，我们引入了投资率（以Save代表）指标。在本文的分析中，陕西各地市投资率（Save）由固定资产投资占GDP的比重表示，分子和分母均为当期名义值。按照理论预期，这个解释变量的系数符号预期为正。

劳动力增长率。在新古典增长模型中，在其它条件相同的情况下，劳动力增长率越高的经济体，稳态人均收入就越低，进而意味着给定的初始人均收入和稳态收入之间存在更小的差距，从而就有更低的劳均收入增长速度。我们引入了陕西省各个地市劳动力增长率（以Labor来代表）作为解释变量。这个解释变量的系数符号预期为负。

人力资本。新古典增长理论认为，资本和劳动的存量变动（即储蓄率和劳动力增长率）会在短期内影响经济增长率，而内生增长理论则表明人力资本存量的差异有可能直接影响全要素生产率，从而在长期内影响经济增长率，即人力资本存量较大的经济体有可能长期保持较高的增长率。本文将陕西各地市的人力资本作为解释变量（以Humk代表），人力资本（Humk）由陕西各地市普通中学在校生人数占其人口的比例表示。

工业化水平。沈坤荣、马俊（2002）认为，处于工业化初期阶段的我国在相当长时期内的经济增长将由工业部门的扩张带动，因而工业化进程在地区间进展步伐的差异必然会导致地区间生产率从而是人均GDP增长率的差异。在模型中引入工业化水平Indlevel（各地区工业总产值占其GDP的比重）作为解释变量，工业总产值和GDP均为当期名义值，这个解释变量的系数符号预期为正。

（三）变量的单位根检验和随机收敛

通过E-Views6.0计量软件的检验，本文发现变量Ln（yi，t/yi，t-1），Labori，t，LnSavei，t-1，LnHumki，t-1，LnIndleveli，t-1都是平稳的，不存在单位根。但是，变量Ln（yi，t-1）一阶单整。因此，需要对面板数据进行协整检验。对上面的变量进行Pedroni，Kao，Fisher检验，结果显示变量都存在协整关系。

为了检验是否存在随机收敛，本文还对下列方程进行ADF检验。

ΔLn（yr）t=a0+a1t+α2Ln（yr）t-1+Σi-1βiΔLn（yr）t-i+εt（2）

这里，yrt代表陕西各地市实际人均产出与西安的实际人均产出之比，将西安的实际人均产出作为基准。如果由Zhangetal（2001）、Yao和Zhang（2001）所建议的存在单位根的零假设被拒绝，则表明存在随机收敛行为，相对收入序列遵循平稳随机过程，所有的外来冲击仅带来短期影响，长期而言又会回到它的初始稳态水平。相反，如果零假设没有被拒绝，就意味着相对收入序列不会收敛到稳定状态，而是存在发散现象。

结果如表1所示显示西安与陕西各地市的人均实际GDP比率序列是平稳的，这意味着在数据期间，西安和陕西各地市的收入比率以相同的稳态水平变动，而且时间趋势变量系数显著为负，这表明在数据期间陕西各地市的人均收入逐步收敛。

（四）计算结果

关于回归模型的选择。首先，本文进行多余固定效应检验，因为F统计量对应的P值小于0.01，所以推翻原假设（混合模型），即应该建立个体固定效应模型。其次，进行相关随机效应Hausman检验，因为Hausman统计量对应的P值小于0.01，所以推翻原假设（个体随机效应模型），即应该建立个体固定效应模型。综上所述，本文采用个体固定效应回归方法进行估计，其回归结果如表2所示：在表2中，模型1的结果显示Ln（GDP）的系数为正，而且在1％的条件下显著，说明陕西人均产出高的地市比人均产出低的地市倾向于有更快的人均产出增长率，此时的收敛速度为-0.0423，这表明新古典无条件收敛在陕西不成立。模型2是新古典条件收敛的框架，变量Ln（GDP）的系数为负，但是不显著。影响经济增长的各个变量都符合预期的符号，且都显著，即投资率、人力资本和工业化水平倾向于加快经济增长，而劳动增长率倾向于阻碍经济增长。

（五）原因解析

在表2中，模型1代表的严格新古典收敛机制在陕西不成立，原因可能是陕西大规模的劳动力区际迁移使得资本劳动比率并没有出现应有的变化趋势。根据新古典增长模型，在劳动力没有跨区流动的情况下，由于资本边际报酬递减，陕西发达地区较高的人均资本存量会使得人均产出增长较慢，但在存在劳动力区际迁移的情况下，陕西发达地区的资本-劳动比率会因劳动力的流入而降低，人均资本仍旧可以维持较高的边际产出。

内生性检验

有理由相信，投资率是一个内生解释变量。因为投资率的上升可以促进人均产出增长率的提高，而人均产出增长率的提高反过来为投资率的上升创造了条件。由于陕西各地市数据的可得性，本文选取内生解释变量滞后一期值Savei，t-2作为工具变量。在找到工具变量之后，可以对被怀疑是内生变量的投资率进行内生性检验。首先用被怀疑的内生变量Savei，t-1对模型2中所有的外生变量和工具变量Savei，t-2进行回归，并提取其残差e；然后把残差e加入到模型3中作为一个新解释变量继续回归，如果残差的系数显著，则说明变量Savei，t-1是一个内生变量。按照上述方法，得到残差e系数的t统计量为-2.336，该变量在5％的显著性水平上显著，从而证实了变量Savei，t-1的内生性。下面用Savei，t-2作为工具变量，对模型2进行两阶段最小二乘回归，回归结果在模型3中给出。与模型2的结果相比，模型3最大的变化是Ln（yi，t-1）的系数由不显著变得显著，在控制了投资率、劳动增长率、人力资本和工业化水平后，陕西各地市存在显著的条件收敛特征，收敛速度为每年4.5％，同时模型3的拟合优度也有了显著的上升，说明模型3的解释能力在增强。