经济收敛

经济收敛（精选10篇）

经济收敛 篇1

1 引言

经济增长的相关研究一直是经济研究的主题之一,其中经济增长的收敛性问题为众多的经济学家所关注。20世纪60年代,以索罗和斯旺为代表的经济学家创立了新古典经济增长理论。该理论认为:由于在生产中资本边际报酬递减规律的存在,当资本存量增加时,经济增长会放缓,最终会停止增长。起初人均资本占有量少的地区可以获得较高的资本收益,从而比经济发达地区有更高的经济增长速度,因此经济欠发达地区可以利用这种“追赶效应”向发达经济体收敛。关于经济增长收敛性的存在与否,其收敛的内在机制、影响收敛的静态和动态解释变量的选取问题一直是西方区域经济学研究的热点。

目前研究经济增长收敛性主要集中在两大类:β-收敛和σ-收敛。其中β-收敛又分为绝对β-收敛和条件β-收敛。β表示趋同速度,可用收敛半生命周期表示;σ表示地区人均收入的离散程度,即地区差异。Sala-i-Martin认为,绝对β-收敛是指在技术,制度,文化偏好相似的区域有相似的稳态,期初人均产出(人均收入)和其经济增长速度存在负相关关系,即各个经济单元向同一人均收入水平发展的趋势。经历一个较长时期,世界各国地区间的人均收入水平的差异将消失。条件β-收敛指区域间存在技术、制度、偏好等差异,从而具有不同的稳态,经济增长速度和距离稳态的距离呈正相关关系。Σ-收敛指不同经济单位的人均GDP离散程度随着时间而下降,说明这些经济单位存在收敛。俱乐部收敛指在技术、制度、文化、偏好等相似特征前提下,初期经济水平接近的经济集团各自内部的不同经济系统之间有着相似的经济稳态,各个集团分别向各自的经济稳态收敛。

张胜、郭军等分析全国的省际收敛性问题,得出了在改革开放前全国的区域经济增长存在绝对收敛,而在改革开放后不存在绝对收敛的结论,造成“富省愈富穷省愈穷”的原因在于东部比中西部有更高的人均资本以及其他生产要素的投入,使东部比中西部有更高的稳态值,经济增长速度更快。肖红珊等人通过萨拉伊—马丁模型对中部县域经济收敛性问题的研究发现,2000—2004年中部县域经济发展存在极强的收敛性,影响其经济增长的因素包括:起初人均GDP和起初人力资源禀赋等。李竟成和赵守国以中部5省为例实证分析了影响经济增长路径的选择问题。研究表明,对中部5省经济增长的影响因素主要是城市化水平、第三产业人数、进出口总额等。综合以上研究,笔者发现目前对区域经济增长收敛性的研究主要集中在较宏观的国家层面上,或者是在县域层面或单个省市层面,少有单独研究中部6省经济增长收敛性的问题。笔者拟运用经典的收敛模型分析中部6省区域经济收敛性,判断其收敛态势,并期望这一研究能为中部地区的崛起提供另一个全新的视角。

2 实证分析

2.1 数据说明

本文数据主要来源于各省统计年鉴(1997—2007年)和各省年度统计公报,以后行文中不再做重复说明。数据采集以中部地级及地级以上城市为统计基本单元。考虑到不同年份物价指数的影响和不同年份可比价格问题,文中均采用基年法或其它替代方法进行换算和调整,以剔除物价因素的影响。

2.2 σ-收敛分析

经济增长地区性的σ-收敛是指各地区人均GDP的绝对差异程度的变化过程。Theil指标法能较好地反映各经济带之间及经济体内部人均GDP的差异程度,能较好地描述区域经济增长的σ-收敛。本文采用Theil指数分析法,泰尔指数是由泰尔利用信息理论中的熵概念来计算收入不平等而得名。假设U是某一特定事件A将要发生的概率,P(A)=U。这个事件发生的信息量为E(U)肯定是U的减函数,用公式表达为:E(U)=log(1/u);当有n个可能的事件1,2,…,n时,相应的概率假设分别为U1,U2,…,Un,Ui≥0,并且∑Ui=1。

本文采用的Theil计算公式为:T=∑(gi/G)×log[(gi/G)/(pi/P)]。式中,T为Theil系数,测度中部地区总体差异。gi为第i个省的GDP值;pi为第i个省的人口值;G为中部6省的GDP总值,P为中部总人口。对TheilXI系数进行分解,得到如下公式:

T=Tb+Tw=Tb+∑Gi×Tw(i) (1)

式中,Tw(i)=∑(g(i)/(Gi)×log[(g(j)/Gi)/(p(j)/Pi)] (2)

Gi=∑g(j);i=1,2,3,4,5,6;j=1,2,3…18 (3)

Pi=∑p(j);i=1,2,3,4,5,6;j=1,2,3…18 (4)

式中,Tb为省际差异;Tw为省内差异,等于各省内部差异Tw(i)的加权和;Gi为第i个省份GDP占中部GDP总和的份额;g(j)为第j个地级及以上城市GDP占中部地区GDP总和的份额;Pj为第j个地级及以上城市人口占中部总人口的份额。在实际对数运算过程中均以e为底。

由表2可知,1997—2004年中部地区各省内部经济差异是产生中部经济差异的主要贡献因子,其贡献率一直保持在60%以上。这7年间各省内部经济差异逐步缩小的同时省际间的经济差异却呈现稳步上升趋势。2004年之后省际间差异是中部经济差异的主要贡献,其贡献率均在58%以上。Tw值和Tb值在1997年的绝对差最大,为0.0701;1997—2003年省内经济差异成绝对主导,平均贡献率为72.4%;随后两者贡献率差值逐步缩小,持续到2007年的0.02,是最大贡献率差值0.56(1997年)的3.6%。T值总体上可反映中部地区σ收敛的变化趋势,11年间T值总体呈现缩小趋势,说明中部地区经济增长出现了明显的σ收敛。

2.3 β-收敛分析

β收敛值是期初人均产出水平较低的经济体趋于在人均产出增长率和人均资本增长等项目上比期初人均产出水平较高的经济体以更快的速度增长。目前β收敛性分析主要是以巴罗回归方程和MRW分析框架为主,分析工具主要集中在横截面和面板时间系列分析。近年来有不少学者以核密度估计为手段进行增长分布分析,也得出了与预期相一致的收敛结果。本文引用Barro和Sala-i-Martin经典模型:

[ln(Yit/Yi,t-T)]/T=Xi*+[(1-е-βt)/T]

×ln(Yi*/Yi,t-T)+μit (5)

式中,T为观察期;Yi,t-T和Yi分别指观察期的初始和期末人均GDP;Xi*指稳态的人均增长率;Yi*为稳态的人均GDP;μit表示随机误差项;β为向稳态收敛的速度。若β为正值则说明发生了明显的收敛,β越大,表明收敛趋势越强。将(5)式进行化简可得到:

[ln(Yit/Yi,t-T)]/T=α-[(1-е-βt)/T]

×lnYi,t-T+μit (6)

式中,α=Xi*+[(1-е-βt)/T]lnYi*为一常数,即稳态值和时间趋势对各地区都相同。根据(6)式可估计β。(6)式测算的是无条件收敛,即绝对收敛。实际经验和实证研究告诉我们,经济增长不仅与期初的人均产出水平有关,还与各地区的资源禀赋、工业化、城市化等影响经济体长期发展的动态因素有关,因此还必须考虑各经济体间具有各自稳态的条件收敛。(6)式加入条件距阵Ψit得到:

[ln(Yit/Yi,t-T)]/T=α-[(1-е-βt)/T]

×lnYi,t-T+λΨit+μit (7)

式中,λ为待估系数,Ψit为衡量各经济体经济稳态的一组条件因子。本文选取中部各省工业化、城市化、开放度、创新能力、政府行为、信息化等指标作为决定中部地区经济稳态的条件。经济增长的过程伴随着工业化,工业化意味着要素投入从农业中流向回报率高的工业部门,由工业总产值占GDP的比例测度;城市化的实质是非农人口的城市化,它是资本流、人力流、信息流、技术流等产生集聚在空间上的直接反映,采用非农人口占总人口比例来表示;政府是资源配置的执行者,政府调控有助于资源的优化配置,是经济增长在制度层面上的保障,用政府转移支付占GDP比重来度量;信息化使生产要素加速流动,扩展了技术进步的技术性溢出,对经济增长有重要的促进作用,采用邮电业务总量与GDP总量的比来表示;开放度即区域对外开放的程度,表现为区域商品、要素跨越区域界限的流动程度,区域开放度越大,参与国际分工程度越深,出口量也越大,从而该地区经济增长速度越快,采用进出口总额占全国GDP的比重来表示;创新能力的提升是区域经济发展的持续动力,采用中部各省年专利申请量占全国专利申请总量的比例表示。

注:所用软件为Eviews 5.0,括号内数值为显著水平。

分析表明β值为正,说明1997—2007年中部地区的确出现了较为明显的绝对收敛趋势,其中β系数的t检验值为3.231,相伴概率为0.307,可认为通过显著性检验,且回归的拟合优度为0.476(调整后),基本可以接受。同时,将该收敛系数与国内其他学者的研究对比:京津冀地区1998—2003年经济趋于发散;泛珠三角1990—2000年β收敛系数为-0.0324;西部10省区1978—2003年β收敛系数为-0.011;中国1990—2000年间经济增长长期存在发散趋势,发散速度为0.1005。相比之下发现,在中国其他地区经济增长多数处于发散的大趋势下中部地区经济增长却存在绝对β收敛,且收敛速度高于中国其他区域或整个国家层面的发散速度。

注:所用软件为Eviews 5.0,括号内数值为显著水平。6项指标在计算前均进行了对数化,以消除共线性影响。

加入条件变量后模型(7)显然比模型(6)具有更高的拟合优度。分析结果可知,影响中部地区经济收敛性的首要因素是工业化水平,加入工业化这一条件后,β估计值达到0.048。影响中部地区经济收敛性的另一重要因素是创新能力。其中政府行为的引入使β值减小到0.019,显然政府的过度干预使中部地区经济反而出现发散,即差异扩大化,其他引入条件对中部地区经济收敛均有不同程度的促进作用。这说明城市化、工业化、信息化、创新能力、对外开放度等动态变量是影响中部地区经济收敛的重要变量,如果政府在适度调控的前提下控制以上动态变量,即可促使中部各省经济收敛于各自的稳态。

3 结论与启示

由以上分析可知,1997—2007年中部地区经济总体差异呈现缩小态势,即出现了σ-收敛。通过进一步检验发现,中部地区在此11年间还存在β条件收敛,影响其收敛性的动态变量有工业化、城市化、创新能力、开放度、信息化,通过控制这些变量,中部各省可实现经济收敛。

如何提升中部地区整体竞争力和缩小各省之间的经济差异,是中部崛起发展战略需要解决的重点问题。结合本文的研究有如下启示:①在中部崛起发展战略中,应将促进新型工业化的发展放在首要位置。工业化是实现地区经济腾飞的必要条件,历史经验和实证分析都表明,只有走新型工业化道路才能实现经济快速增长。中部地区工业化水平较低,可实现跨越式发展,相对沿海工业化发达地区具有“后发优势”,重点应放在调整中部地区工业产业布局和工业结构上,减少中部各省工业产业趋同所造成的资源浪费和低效率,争取在工业价值链的下游有所突破。②应高度重视中部地区科技创新能力的提升。传统研究认为,人力资本禀赋和城市化是影响中部经济收敛的决定因素,而忽略了科技创新对中部经济增长的重大促进作用。特别是经济全球化大背景下,科技创新已经成为提升区域综合竞争力和实现跨越式发展的关键因素。创新能力的提升主要靠教育,中部地区教育资源优越,拥有众多国家重点高校和科研机构,重点应加快产学研的一体化,加大科研资金的投入和加快科技园等技术孵化基地的建设,发挥企业创新主体的作用。③中部地区应加快城市化的建设,特别是武汉城市圈和长株潭城市带的建设,发挥中心城市的辐射和带动作用;同时应放宽户籍限制,促进农村人口向城市人口的有序流动、转化。④中部各省应重视城乡发展差距。以促进经济协调发展,加大政府对县级财政的支持,大力发展县域经济和农村经济,以现存优势资源为依托,开展“错位”竞争,打造特色产业。重点扶持农村集体经济,充分挖掘农村巨大的潜在市场。⑤应加强信息化建设和对外开放的力度,促进中部地区生产要素与外部合理的双向流动,积极吸引国外资本的进入,扩大对外贸易。建立和完善信息产业和信息化区域合作机制问题,决定按照“市场主导、政府推动、优势互补、联动发展”的原则,加快区域内的信息产业和信息化建设,充分发挥信息产业和信息化的带动作用。同时,中部地区应建立更为开放的市场,优化投资环境,要立足于国内和国际两个市场,鼓励中部有实力的大型国有企业走出去。

参考文献

[1]栾贵勤.区域经济增长[M].长春:吉林教育出版社,2001∶100-107.

[2]覃成林.中国区域经济增长分异与趋同[M].北京:科学出版社,2008∶2-4.

[3]魏后凯.中国地区间居民收入差异及其分解[J].经济研究,1996,(11)∶66-72.

[4]林毅夫,等.中国经济转型时期的地区差异分析[J].经济研究,1998,(6)∶3-10.

[5]上海财经大学区域经济研究中心.2007中国区域经济发展报告:中部塌陷与中部崛起[M].上海:上海人民出版社,2007∶79-81.

[6]肖红姗.中部地区县域经济增长的收敛性及其成分分析[J].生态经济,2007,(2)∶23-25.

[7]张胜,等.中国省际长期经济增长绝对收敛的经验分析[J].世界经济,2001,(6)∶67-70.

[8]李竟成,等.对区域经济增长路径选择的实证分析:以中部五省为例[J].北京理工大学学报(社会科学版),2006,(3)∶75-78.

经济收敛 篇2

关键词 强σ收敛；弱σ收敛；DFGLS单位根检验；ARFIMA模型

中图分类号 F064.1 文献标识码 A

Convergence Testing for China's Interprovincial Economic Growth

WANG Liang

(College of Economics and Management, Dalian Nationalities University, Dalian, Liaoning 116600)

Abstract Two new σconvergence conceptions such as strong σ convergence and weak σconvergence were put forward, and σconvergence was measured by two indicators including natural logarithm standard deviation of real per capita GDP and coefficient of variation of real per capita GDP. By using DFGLS unit root test method and ARFIMA model, the existence of strong σconvergence and weak σconvergence in China, and in the eastern, central and western regions were tested. The results indicate that significant weak σconvergence instead of strong σconvergence exists among these regions.

Key words strong σconvergence; weak σconvergence; DFGLS unit root test; ARFIMA model

1 引 言

自Solow (1956) 新古典增长模型提出后［1］，学术界围绕着区域经济增长是否存在收敛性问题展开了激烈的争论.早期的收敛实证研究主要是检验绝对β收敛和条件β收敛.然而近年来，有学者指出β收敛检验存在着Galton谬论 (Friedmen，1992；Quah，1993)，即只要资本的边际收益递减规律存在，即使是在发散的经济体之间初始条件与平均增长率依然存在着显著的负相关关系［2,3］.

σ收敛是另一种描述经济增长收敛性的方法，是指经济体之间人均产出水平的截面方差随着时间的推移不断减少.由于β收敛存在偏误，Friedmen (1992) 和Quah (1993) 指出σ收敛检验是唯一合理的描述经济体相互收敛的方法［2-3］.的确，σ收敛凭借其对经济增长收敛事实描述的动态性得到了广泛应用.例如：Barro和SalaiMartin (1991)［4］ 使用1880~1988年美国州际人均收入数据，以对数人均收入水平的标准差为研究对象，检验了σ收敛的存在性.研究结论表明，除了1920~1980时间段以外，其他时间段都支持σ收敛.Mas和Maudos等人 (1995)［5］ 对1955~1991年西班牙省际间的σ收敛性进行了分析，发现省际间相对人均收入的标准差序列的时间轨迹呈现明显的下降态势.与1955年相比，1991年的相对人均收入的标准差下降了40%，西班牙省际间的经济增长存在明显的σ收敛特征.Peter Egger等 (2003)［6］ 提出了一个能够检验条件σ收敛的Wald检验方法，他们使用该方法分析了1992~1998年间欧洲49646个工业企业的σ收敛性，结论表明在西欧一些国家的工业企业不存在条件σ收敛性.Drennan等 (2004)［7］ 使用单位根检验等时间序列方法，检验了1969~2001年间美国城市之间个人收入和平均工资两个指标的对数标准差序列的平稳性.结果显示，两个指标的时间路径均存在显著的非平稳性，由此推断1969~2001年间美国城市收入水平之间不存在σ收敛性.Lau (2009)［8］ 采用非线性面板单位根检验方法研究了1929~2005年美国经济增长的σ收敛问题，结论显示存在σ收敛.

魏后凯 (1997)［9］，林毅夫和刘明兴 (2003)［10］，覃成林 (2004)［11］ 等也对我国经济增长的σ收敛性进行过检验和研究.他们的研究结论认为，中国区域经济的σ收敛呈现明显的阶段性特征：1978~1990年区域经济增长呈现σ收敛格局, 而1990 年以后不存在σ收敛特征.林光平等 (2006)［12］ 采用空间计量方法检验了我国28个省市经济增长路径的σ收敛性，结果发现随着我国经济发展, 尤其是近几年省际间经济增长表现出σ收敛趋势.

与上述研究工作所不同，本文依据σ收敛指标时间序列的平稳性，提出了强σ收敛和弱σ收敛等新的σ收敛概念.并运用DFGLS单位根检验和ARFIMA模型等时间序列分析工具，以全国、东、中、西地区的样本数据为例，检验了强σ收敛和弱σ收敛的存在性.2 强σ收敛与弱σ收敛概念

根据Barro (1995) 的描述，σ收敛概念的量化定义可以表示为：

Dt=1N∑Ni=1(log yi,t－t)2,(1)

经 济 数 学第 29卷第1期王 亮：我国省际经济增长路径的收敛性检验

其中，N表示经济体的个数，yi,t表示t时期第i个经济体的人均产出水平，t=(∑Ni=1log yi,t)/N，Dt表示t时期N个经济体人均产出对数的方差.显然，Dt度量了不同经济体之间人均产出水平的离散程度.若对任意年份s＜t，均有σs＜σt，则称经济体之间存在着σ－收敛性［13］.

在绝对β－收敛条件下，第i个经济体的对数人均产出增长路径服从AR (1) 过程，即：

log yit=a+blog yit－1+μit,(2)

式(2) 中a代表截距项，b代表自回归系数，μit表示随机扰动项，假定μit为白噪声，μit~IID(0,σ2μ)，即在经济体之间及同一经济体不同时期具有独立性.

联合式 (1) 和式 (2) ，在样本容量N比较大的情况下，利用样本方差等于总体方差的统计性质可推导出Dt的时间路径形如式(3) ：

Dt=σ2u+b2Dt－1

+2bN∑Ni=1(log yit－1－(∑Ni=1log yit－1)/N)

(μit－(∑Ni=1μit)/N). (3)

令

α=σ2u,

β=b2,

ξt=2bN∑Ni=1(log yit－1－(∑Ni=1log yit－1)/N)

(μit－(∑Ni=1μit)/N).

式(3) 可以进一步写成：

Dt=α+βDt－1+ξt.(4)

不难看出ξt是μit的某种线性组合，由统计性质可知，ξt和μit具有相同的分布形式，经计算后有：

ξt~IID(0,4b2σ2μS2log yi,t－1/N).

其中，S2log yi,t－1表示log yit－1的样本方差.由此式(4)的表示形式意味着，σ收敛指标Dt的时间路径服从一个一阶自回归过程.如果{Dt}是平稳的，则有0＜β＜1，说明外部冲击对{Dt}的影响是暂时的，{Dt}具有向自身均值快速衰减的统计性质，此时必然有Dt＜Dt－1，表明存在σ收敛性.相反，若{Dt}是非平稳序列，则有β≥1，意味着{Dt}的长期演变趋势是发散的，这种情况下Dt≥Dt－1，表明不存在σ收敛性.由此可见，检验σ收敛性等价于检验{Dt}的平稳性.通常来讲，{Dt}的平稳性特征具有三种可能性：一是服从一个严格平稳过程，称之为I(0)序列，或者是单整过程 (Integration Process)；二是服从一个严格非平稳过程，称之为I(d)(d≥1) 过程.特别的，当d=1时被称之为服从单位根过程 (Unit Root Process)；三是介于严格平稳序列I(0)和严格非平稳序列I(d)(d≥1) 之间，服从I(d)(0＜d＜1) 过程，也被称之为分数单整过程 (Fractional Integration Process).依据{Dt}的平稳性，对σ收敛类型进行了细化和重新界定.

强σ收敛：若N个经济体的σ收敛指标序列{Dt}严格服从一个类似于I(0)的单整形式的平稳时间序列过程，则认为经济体之间存在强σ收敛性.

弱σ收敛：若N个经济体的σ收敛指标序列{Dt}严格服从一个类似于I(d) (0＜d＜1) 形式的分数单整形式的长记忆时间序列过程，则认为经济体之间存在弱σ收敛性.

σ发散：若N个经济体的σ收敛指标序列{Dt}严格服从一个类似于I(d) (d≥1) 形式的非平稳时间序列过程，则认为经济体之间存在σ发散性.

强σ收敛与弱σ收敛概念的提出具有重要的现实意义.它能够从更宽泛的角度认识和理解更为复杂的σ收敛过程.3 检验方法

本文采用DFGLS单位根检验和ARFIMA模型来实证检验强σ收敛与弱σ收敛性.

3.1 DFGLS单位根检验方法

DFGLS单位根检验方法 (Elliott、Rothenberg和Stock，1996)［14］本质上就是退势版的ADF检验.执行DFGLS单位根检验方法包含两步：第一步，采用广义最小二乘法 (GLS) 对原始序列{yt}进行退势(detrended) 处理.第二步，把对“退势”后的序列应用于ADF检验方程.Elliott、Rothenberg和Stock等人 (1996) 证明DF-GLS单位根检验方法的检验统计量和ADF检验方法的检验统计量具有相同的渐进分布，但DFGLS方法检验势力要强于ADF.

3.2 ARFIMA模型

ARFIMA模型 (Granger和Joyeux，1980)［15］在描述分数单整的长记忆过程领域有着广泛的应用.一个时间序列{yt}可以表示为：

(1－L)dyt=ut,(5)

其中，L为滞后算子，ut是一个具有指数衰减型自相关函数的I(0)平稳过程，d是差分参数，当d=0时，式(5)表示一个I(0)平稳过程.当d=1时，式(5) 表示一个I(1)非平稳过程，称单位根过程.当0＜d＜1时，式(5) 表示一个分数单整过程.特别的，如果随机扰动项ut服从一个平稳可逆的ARMA过程时，式(5)表示的分数单整过程可转换为自回归分数单整移动平均 (Autoregressive Fractional Integration Moving Average，ARFIMA (p,d,q)) 过程.

(1－L)dφ(L)yt=θ(L)εt，t=1,2,…,T,(6)

其中，p和q表示滞后阶数，εt是一个白噪声过程.φ(L)=1－φ1(L)－…－φp(L)，表示自回归滞后算子多项式.θ(L)=1－θ1(L)－…－θq(L)，表示移动平均的滞后算子多项式.

当差分参数0＜d＜0.5时， {yt}仍然是协方差平稳的，但自相关函数以较慢的双曲线速率向0衰减，其衰减的近似逼近公式为：

ρ(k)≈k2d－1.(7)

这里，k为时间间隔，由于衰减速率低于k－1，所以{yt}表现出一定的长记忆性.

当0.5≤d＜1时，序列{yt}是协方差非平稳的，但具有较强的均值回复(meanreverting)能力.当d≥1时，{yt}具有单位根形式的非平稳特征.

可见，判断{yt}是否服从分数单整过程，关键在于估计差分参数d.若估计结果∈(0,1)通过显著性检验，则意味着{yt}服从具有长记忆和均值回复的渐进平稳过程.本文采用极大似然估计方法对不同区域样本数据的差分参数d进行了估计.4 数据说明与检验结果分析

为了得到稳健的研究结论，本文用实际人均GDP自然对数标准差和实际人均GDP变异系数两个离散程度指标来度量经济增长的σ收敛性.检验对象细分为全国、东、中、西部四个区域.样本数据的时间跨度为1952~2007；所有数据均以1952年为不变价格进行了调整，数据来源于《新中国55年统计资料汇编》和2008年各省统计年鉴.图1~图4给出了四个不同区域样本的实际人均GDP自然对数标准差 (COEFFIVAR) 和实际人均GDP变异系数 (LNSTD) 两个σ收敛指标的时序图.

表1给出了四个样本数据两个σ收敛指标的DFGLS单位根检验结果.结果显示：在所研究的四个样本数据中，只有中部地区的实际人均GDP自然对数标准差在10%的显著性水平下拒绝存在单位根原假设，其他样本数据的所有指标均接受存在单位根原假设，没能通过DFGLS单位根检验.这意味着，除了中部地区，以实际人均GDP自然对数标准差作为σ收敛指标时，才存在强σ收敛特征之外，其他区域的经济增长都不存在强σ收敛性.

与强σ收敛检验结论相比，弱σ收敛的检验结论表现出较强的唯一性.表2的ARFIMA估计结果表明，表征四个样本数据实际人均GDP自然对数标准差指标和变异系数指标的长记忆参数的估计结果分别为0.479 9、0.496 4、0.487 3、0.493 8、0.471 8、0.484 8、0.490 1和0.489 3，且上述长记忆参数的估计结果均在1%的显著水平下显著.这表明上述四个样本地区的两个σ收敛指标的时间路径具有较强的均值回复能力，上述四个地区存在着显著的弱σ收敛特征，省际间经济增长差异对经济冲击的记忆性较强.5 主要结论与启示

本文从时间序列平稳性视角出发对σ收敛概念进行了扩展和延伸，进一步将其细分为强σ收敛和弱σ收敛.在此框架下，以实际人均GDP自然对数标准差和实际人均GDP变异系数为对象，采用DFGLS等单位根检验和ARFIMA模型对全国、东、中、西部地区等不同区域省际间是否存在强σ收敛性和弱σ收敛性问题进行了实证检验.我们得到的结论显示：目前，无论是全国，还是东、中、西三大地区的省际间经济增长均不存在严格的强σ收敛特征，但却存在着显著的弱σ收敛特征.这一研究结论表明：从长期来看，我国省际间增长差距路径的动态变化具有明显的均值回复特征，也就是说省际间经济增长差距的长期变化趋势是回落的，省际间经济增长差距具有较强的长记忆性.

上述研究结果较好地解释了我国区域经济增长σ收敛检验结论的争议和分歧，同时对评价和指导未来我国区域经济平衡发展具有重要启示意义.今后相当长一段时间内，我国区域发展政策的重点应致力于突破体制机制障碍，不断扩大省际经济的空间、产业和市场联系，进一步增强核心区域的辐射能力，不断加快区域一体化的进程.参考文献

［1］ R M SOLOW. A contribution to the theory of economic growth［J］. Quarterly Journal of Economics, 1956, 70(1): 65-94.

［2］ M FRIEDMAN. Do old fallacies ever die?［J］. Journal of Economics Literature, 1992, 30(4): 2129-2132.

［3］ D T QUAH. Galton’s fallacy and tests of the convergence hypothesis［J］. Scandinavian Journal of Economics, 1993, 95(4): 427-443.

［4］ R J BARRO, SALAIMARTIN X. Convergence across states and regions［J］. Brookings Papers on Economic Activity, 1991, 22(1): 107-182.

［5］ M MAS,J MAUDOS,F PEREZ,et al. Growth and convergence in the Spanish provinces［C］//In Amstrong & Vickerman (Eds.) Convergence and Divergence among European Regions. Chp.-13, Ed. Pion, 1995.

［6］ P EGGER,M PFAFFERMAYR. On testing conditional sigmaconvergence［J］. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 2009, 71(4): 453-473.

［7］ M P DRENNAN,J LOBO,D STRUMSKY. Unit root tests of sigma income convergence across metropolitan areas of the U.S.［J］. Journal of Economic Geography, 2004, 4(5): 583-595.

［8］ Chikung LAU. New evidences about convergence across states［J］. International Research Journal of Finance and Economics, 2009, 27(5): 7-18.

［9］ 魏后凯. 中国地区经济增长及其收敛性［J］. 中国工业经济, 1997, 21(3): 31-37.

［10］林毅夫, 刘明兴. 中国的经济增长收敛与收入分配［J］. 世界经济, 2003, 26(8): 3-14.

［11］覃成林. 中国区域经济增长趋同与分异研究［J］. 人文地理, 2004, 19(3): 36-40.

［12］林光平, 吴志和, 吴梅. 中国地区经济σ－收敛的空间计量实证分析［J］. 数量经济技术经济研究, 2006, 23(4): 14-21.

［13］R J BARRO,X SALAIMARTIN. Economic Growth［M］. New York: McGraw Hill, 1995.

［14］G ELLIOTT,T J ROTHENBERG,J H STOCK. Efficient tests for an autoregressive unit root［J］. Econometrica, 1996, 64(4): 813-836.

浙江区域经济增长的收敛性检验 篇3

自上世纪80年代中期开始，收敛(convergence，有的译为趋同)的概念已成为经济增长理论中的主要概念。较早是出现在新古典增长理论中。新古典增长模型认为，贫穷的国家或地区往往比富裕的国家或地区有更高的增长率。也就是说，随着经济的不断发展，所有的国家或地区都将收敛于相同的经济水平，从而达到趋同的状态。在威廉姆逊(1965)倒“U”理论中，他利用24个国家1940-l961年间的时间序列数据和横截面数据资料，将其按照收入水平的高低分为七组，然后计算了各组国家人均收入水平的区际不平等程度。结果表明，随着收入水平的提高，区际不平等程度大致呈现出先扩大后缩小的倒“U”型变化。因此，虽然经济发展初期区域增长是不平衡的，区际人均收入水平是扩大的，但从长期来看，区域增长趋向均衡，区际人均收入具有收敛性，是趋同的。

关于我国区域经济增长也有不少的学者进行了不同程度的实证研究。Jian et al. (1996) ，魏后凯(1997), zhang et al. (2001) 等学者利用了20世纪50年代初以来各省份的人均GDP或人均收入数据，对我国建国以来区域经济的收敛性作了计量分析，得出了类似的结论：我国区域经济的收敛经历了一定的波动，并具有明显的阶段性。蔡昉、都阳(2000)，沈坤荣、马俊(2002)，彭国华(2005)，陈安平、李国平(2004)等学者认为我国各省份或三大地带经济或多或少存在着某种收敛，但是郭朝先(2006)研究得出截然不同的结论，他利用1993-2004年人均GDP的数据分析得出，我国三大经济地带内部并没有出现大家通常所认为的“俱乐部收敛”，各地带内部省份之间的经济差距仍然在演变发展之中。

另外还有一些学者对我国一省(市)经济进行了研究分析。丁华(1998)、王启仿(2003, 2004)就江苏省经济的状况进行了探讨，发现在某一时间段存在一定的收敛。沈大庆、王瑞强、易楠(2008)将北京市18个区县划分为4个经济区进行研究分析得出，北京市区域经济增长不存在σ-收敛，同时也不存在β-绝对收敛，但存在β-条件收敛。

我国地域辽阔，各省市在地理环境、产业结构、自然资源和人力资源等方面都存在很大差异，外加上各个时期的政府实施的政策各不相同;浙江省作为我国东部沿海地区，于改革开放后迅速发展，现已经成为我国最为发达的省份之一，对我国整个经济有着不可忽视的影响。2007年，浙江省GDP为18700.44亿元，占全国比重的7.4%，人均GDP到达37411元，两者都居全国第四位，出口总额为1282.6亿美元，占全国10.5%的比例，居全国第三位(如表1所示)。浙江省在2004年就已成为继广东、江苏、山东之后全国第四个经济总量突破万亿元的经济富省。而在1978-2007这三十年间，浙江省经济增长是怎样的一个演变过程，其演变的主要因素又有哪些等一系列的问题都值得我们去研究和探索。本文就浙江省的人均GDP，对其11个区域进行σ-收敛和β-收敛检验，最后对其四大地区(浙北、浙东北、浙东南和浙西南)的俱乐部收敛进行检验，看其是否存在俱乐部收敛。

注: (1) 数据来源于《2008中国统计年鉴》, 《2008浙江统计年鉴》; (2) *表示浙江省人均GDP是全国的197.6%。

2 方法与数据的来源

区域经济增长收敛有三种假说：(1)σ-收敛：指不同经济系统间人均收入的离差随时间的推移而趋于下降;(2)β-收敛：指初期人均产出水平较低的经济系统趋于在人均产出增长率、人均资本增长率等人均项目上比初期人均产出水平较高的经济系统以更快的速度增长，即不同经济系统间的人均产出增长率于初始人均产出水平负相关;(3)俱乐部收敛(club convergence，有的译为群体趋同)：指在具有相同的人力资本、市场开放度、区位等结构特征的经济地区间存在着一定的增长收敛趋势。对于三种收敛的检验方法，在众多学者中已达成较为一致的认识。

2.1 σ-收敛

在对区域经济增长的收敛性研究中，σ-收敛性的检验方程为：

式中，yit表示第i个经济在时间t的人均GDP的数值;σt2为n个经济的人均GDP对数在t期的方差，σt为标准差。如果σt随着时间t变小，即，当σt+1<σt时，说明这n个经济群体间存在σ-收敛性，相反，则不存在σ-收敛性。

2.2 β-收敛

在对区域经济增长的收敛性研究中，当一个较为贫穷的经济比一个较为富裕的经济增长得更快时，那么，贫穷经济的人均收入水平将赶上富裕经济，这样的收敛性称为β-收敛性，用yit表示第i个经济在t时期的人均GDP, yit从基期0到第t期内的年平均增长率为gi (t) =1/t*ln (yit/yi0) ，由n个经济的统计数据回归方程：gi (t) =a+b*lnyi0+μ，如果参数b的估计值为负，就说明较小yi0的经济有较大的gi (t) ，贫穷的经济比富裕的经济有更快的经济增长，就称这n个经济间呈现β收敛性，且b的绝对值越大，表明收敛越强，其收敛速率为。

2.3 对区域经济增长的收敛性研究中, 俱乐部收敛的检验以萨拉-伊-马丁 (Sala-i-Martin, 1996) 的模型为基础, 其检验方程为:

式中，γi, t为末期第t年i区域的真实人均GDP增长率;yi, 0为基期i区域的人均GDP水平;α1为常数项;α2为待估参数;εi, t为随机扰动项。如果α2为正值，就称这n个区域间呈现俱乐部收敛，若α2为负值，则表明n个区域间趋于发散。

2.4 数据的来源

本文采用的统计数据来自浙江省统计局所编的《新浙江五十年统计资料汇编》和《浙江统计年鉴》(2000-2008年间)。从1978年至1998年间各区域的人均GDP直接取自《新浙江五十年统计资料汇编》, 而1999年至2007年间的数据源自这些年份的统计年鉴，人均GDP是采用不变价格进行计算(1978年=100) 。

3 实证分析

本文利用1978年—2007年的人均GDP数据分析了浙江省11个区域之间经济差距的动态趋势，主要是对这11个区域的σ-收敛、β-收敛和其四大地带的俱乐部收敛的存在性进行检验。

3.1 σ-收敛检验

1978-2007年，浙江省11个区域人均GDP对数值的标准差σt的变化趋势总体上呈现先升后降，存在一定的σ-收敛。具体而言，1978-1989年，区域人均GDP的离差σt从0.33上升到0.37，这表明在这一时期，总体上不存在σ-收敛，但在1980-1983期间，区域人均GDP的离差σt从0.33下降到0.31，说明在这一较短期间内存在σ-收敛;1989-1993年，区域人均GDP的离差σt基本保持在0.37左右，维持着相对稳定的状态;1993-2007年，区域人均GDP的离差总体上是下降的，σt从0.37下降到0.25，说明存在σ-收敛格局。

3.2 β-收敛检验

根据β-收敛检验增长回归方程，对1978-2007年这30年间浙江省区域人均GDP的增长进行回归分析。以样本基期人均GDP的对数值为解释变量，以样本观察期间人均GDP年平均增长率的对数值为因变量，利用SPPS软件进行回归分析得出结果如表2。

注:1978-1990年期间的检验表明不存在绝对β-收敛且回归结果不理想, 故在此未列出其结果

1978-2007年，浙江省区域人均GDP增长大回归模型中收敛系数b估计值为-0.018，统计量t在95%水平上显著，为2.674, R2为0.443，即回归方程的拟合程度较好。即表明，1978-2007年浙江省区域人均GDP的增长存在绝对β-收敛，且以2.54%的速度收敛。

为进一步确认上面结果，将样本按一定规律分隔，分成14个子时期进行考察，在这14个子时期中，除1978-1990年(回归模型不理想且明显不存在绝对β-收敛，故未列出)和1985-1990年(回归收敛系数β的估计值是正值，为0.013，不存在绝对β-收敛)这两个子时期之外，其余的回归收敛系数β的估计值均为负值，且回归模型的拟合程度也较好，即验证了浙江省区域人均GDP的增长存在绝对β-收敛的结论。

从表2可以发现，在1990-2007年、1995-2007和2000-2007年这三个子时期中，浙江省区域人均GDP增长的收敛速率较高，均超过2%(中国东部地区收敛速率约为2%)，且逐个增加，分别为3.1%、4%、5.1%，这从侧面反映出近十几年以来浙江省区域人均GDP增长的收敛速率有逐年增强的趋势;1985-1990年，浙江省区域人均GDP增长大回归模型中收敛系数b估计值是正值，为0.013，表明在这一期间不存在绝对β-收敛;在1978-1985年间，收敛系数b估计值为负值(-0.006)，即存在绝对β-收敛，收敛程度较弱, 但其t值并十分显著，回归模型的拟合度也较不理想，故并不能说明其存在收敛性。

3.3 俱乐部收敛检验

通过对浙江省区域经济增长进行σ-收敛和β-收敛这两种检验，发现总体上都存在着这两种收敛，但是否存在俱乐部收敛还有待进一步证实。对此，我们根据相关地理因素将浙江省分成了四个地区，即浙北、浙东北、浙东南、浙西南，其中浙北地区包括杭州、嘉兴和湖州的共13个县市，浙东北地区包括绍兴、宁波和舟山的12个县市，浙东南地区包括金华、台州和温州的19个县市，浙西南地区包括丽水和衢州的12个县市，并对四个地区内部的人均GDP(按不变价格计算，1978=100)进行实证检验，按照上述检验方程得出结果如表3。

从表3中可看出，1978-2007年，浙北和浙西南这两个地区内部的系数为正值，分别为0.153、0.443，但t值很不显著，故并不能说明这两地区内部在此期间存在俱乐部收敛;而浙东北和浙东南地区内部的系数都为负值，t值分别在60%和40%水平上才显著，所以也不存在俱乐部收敛。

1978-1985年，浙北、浙东北和浙西南内部的系数α2都是负值，分别为-0.429、-0.787和-0.465，且t值在不同水平上显著，回归模型拟合度较好，故这三地区内部在此期间并不存在俱乐部收敛，而浙东南内部的系数α2大于零，为0.403，且t值在80%水平上显著，这表明浙东南内部在1978-1985年间存在俱乐部收敛。

1985-1990年，浙北内部的系数α2大于零，为0.224, t值为1.599，在80%水平上显著;浙东南内部的系数α2虽大于零，但其t值不显著，回归模型的拟合度也不理想;浙东北和浙西南内部的系数α2都小于零，分别为-0.268、-0.195，且t值在不同水平上显著。这表明1985-1990年，浙北内部存在俱乐部收敛，浙东南内部不存在明显的俱乐部收敛，浙东北和浙西南内部并不存在俱乐部收敛。

1990-2007年，浙北内部不存在俱乐部收敛，且回归模型不理想;浙东南内部的系数α2小于零，为-1.166, t值在90%水平上显著;浙东北和浙西南内部的系数α2都大于零，且两者的t值在不同水平下显著，回归模型的拟合度较好。这表明在1990-2007年浙北和浙东南内部不存在俱乐部收敛，但浙东北和浙西南内部存在俱乐部收敛。

综上分析可知，1978-2007年，四大地区内部虽在总体上都不存在俱乐部收敛，但各个地区内部在某一时段总存在俱乐部收敛。具体来看就是，1978-1985年，浙东南内部存在俱乐部收;1985-1990年，浙北内部存在俱乐部收;1990-2007年，浙东北和浙西南内部存在俱乐部收敛。

4 结论

本文以1978-2007年浙江省11区域的人均GDP数据为研究对象，对其真实人均GDP增长建立回归模型，实证分析了其经济增长收敛性的存在性，得出实证结果表明：(1) 1978-2007年，浙江区域人均GDP增长在总体上存在一定的σ-收敛，存在绝对β-收敛，且以2.54%的速度收敛，但1978-1990年，既不存在σ-收敛，也不存在绝对β-收敛。(2) 1978-2007年，浙北、浙东北、浙东南和浙西南四大地区内部都没有显示存在俱乐部收敛的趋势，1978-1985年，浙东南内部存在俱乐部收;1985-1990年，浙北内部存在俱乐部收;1990-2007年，浙东北和浙西南内部存在俱乐部收敛。(3)自20世纪90年代初期以来，浙江区域经济整体上呈现明显的收敛趋势，且收敛速度在加快;但在浙北和浙东南地区内部有发散的趋势，而浙东北和浙西南内部则呈现收敛趋势，说明在浙北和浙东南两地区内部县市的穷富差距加大，且其人均GDP增长的差距也较大，而浙东北和浙西南两地内部县市的穷富程度则趋向一致。

摘要：本文根据区域经济收敛理论的基本假定, 利用统计计量模型, 对浙江省1978-2007年11个区域的人均GDP进行收敛性检验。实证表明, 1978-2007年, 浙江区域人均GDP增长在总体上存在σ-收敛和绝对β-收敛, 但浙北、浙东北、浙东南和浙西南内部并不存在俱乐部收敛的趋势。

经济收敛 篇4

改革开放以来，广东省经济建设取得了辉煌成就。“十五”期末，广东省经济生产总值达到21 701亿元，保持了年平均增长13.7%的经济增长速度，位居全国各省市榜首。广东省辖21个省辖市，分为四个区域：珠三角、东西两翼和山区。

2008年看到珠三角与东翼GDP之比高达8倍之多，而人均GDP之比也达4倍。随着广东省经济发展水平的上升，省内区域经济发展水平的差异问题也在凸显。虽然在经济发展过程中出现一定的地区差异是一种普遍的现象，但是这种差异长时间的存在和过分的拉大都会影响到整体经济的效率，也不利于资源的有效配置；再者，从社会福利、政治稳定性方面考虑，地区间经济发展失衡，从而引起的收入分配地域性差别也会影响社会的整体福利水平。因此，缩小地区间发展差距对于保持经济的持续稳定增长显得意义重大。

本文以收敛性理论为基础，分析广东省经济发展是否存在着如新古典经济学所描述的收敛的趋势。如果经济是收敛的，在收敛的过程中，落后经济由于具有较高的资本边际产出从而增长速度将比发达经济的增长速度快。因而，落后经济将赶上发达经济，直到最后达到各自的稳定状态。经济收敛的理论不仅仅用来讨论经济是否有收敛的趋势，更重要的是被用来分析造成地区经济增长差异的原因。通过收敛的理论框架，研究者在基本回归模型中添加控制变量对其进行条件收敛研究，通过这些控制变量对可能造成增长差异的因素进行分析，进而确定影响地区经济增长的力量源泉，这是对以前地区经济增长差异理论的一个新的补充。

二、 文献综述

近十几年来，经济增长的收敛性问题正引起经济学者们的广泛关注和热烈讨论。新古典经济增长模型认为，由于资本的边际产出呈现递减趋势，经济的发展最终将趋于稳定的状态（Solow，1956），这个稳定状态主要指的是人均产出保持不变。经济趋向稳定状态的过程，被称为经济的收敛。那么，经济发展是否存在着如新古典经济学所描述的收敛的趋势，成为近十几年来欧美各国经济学家讨论的热门话题。

以巴罗和萨拉·依·马丁为主的经济学家对发达国家进行实证的检验的结果表明，在经济发展过程中，落后地区增长速度确比发达地区快，其赶超速度约为年均2%。此外，包括考伦布（1995）、岛瑞克（1989）、卡丹纳斯（1995） 等人的分析也都支持了巴罗、萨拉·依·马丁和曼昆等人的结论。新古典经济增长理论的进一步研究发现，实际上广泛地存在着一种所谓的“有条件趋同”，即在控制了诸如人力资本秉赋、储蓄率、人口增长率等一系列影响经济增长的条件之后，各国经济增长率表现出趋同的趋势。例如，巴罗（1991，1998）利用包括发达国家和发展中国家在内的跨国数据，证实了这种有条件趋同现象的存在。由此，经济增长过程中存在收敛趋势的结论在一定程度上为人们所接受。

近年来中国经济发展的地区差异现象已经引起学者们的关注。陈等人利用我国各省1952年～1993年的数据和索罗模型指出，在改革开放前，我国各省人均产出呈发散状况，而1978年～1993年呈现收敛，而且赶超速度相当快，年达5.6%到5.7%，大大超过了发达国家的收敛速度。魏后凯等得出了我国经济的收敛速度为年2%，与发达国家基本一致的结论①。根据蔡昉、都阳（2000）的研究，中国省际间的人均GDP增长趋同是有条件的趋同，除了地区因素外，他们认为需要考虑人力资本、投资率、贸易依存度等因素。

本文运用收敛理论对广东省的省内经济发展数据进行实证分析，旨在通过省内数据的回归分析来揭示广东省内部区域经济发展是否存在收敛性，进而对造成广东省内部经济差异的影响因素进行探析，这类研究对于推动省内经济的协调发展有一定的指导意义。

三、 广东省地区经济增长的收敛性计量分析

索洛模型告诉我们，一个贫穷的经济体——每个工人的资本和实际GDP很低——比富裕的经济体增长得更快。其理由是资本的平均产品（y/k）递减。即一个贫穷经济体，具有较高的平均资本产品（y/k）的优势。这一高的资本平均产品解释了为什么每个工人的资本和实际增长率要比一开始较发达的经济体更高，因此，索洛模型预测，较贫穷的国家会随着时间推移向以每个工人的资本和实际GDP更富裕的国家趋同。

为进一步说明经济收敛假说的存在可能，巴罗和萨拉·依·马丁（1991）提出β收敛的概念，并把β收敛区分为绝对β收敛和条件β收敛。β收敛指人均收入水平更低（相对于其稳态水平而言）的经济趋于在人均项上更快地增长，即经济系统向稳定均衡水平的收敛。绝对β收敛指封闭的经济体之间，经济系统参数相同，因而具有共同的稳态水平，从而经济增长率和经济发展水平之间存在绝对的负相关关系。条件β收敛认为不同的经济体具有不同的参数，从而具有不同的稳态水平，因而只有有着共同经济特征结构的经济体才会β收敛，这种收敛与初始条件无关。

随着收敛性理论的深化发展，Galor等学者提出了俱乐部收敛的概念，它指只有经济特征结构相同，且具有相近的初始产出水平的情况下，经济体之间才产生收敛，即是较穷的国家集团和较富的国家集团各自内部存在着条件收敛，而两个集团之间却没有收敛的迹象。

下面笔者通过计量分析的方法对广东省内部经济是否存在收敛这个问题进行探讨。

1. 广东省整体经济的绝对β收敛分析。现对广东省整体的经济数据经济观测，全省21个省辖市之间是否存在绝对β收敛呢？

图1利用了各市的数据根据2000年时的人均实际GDP水平画出了2000年到2008年的人均实际GDP增长率。

如果索洛模型关于趋同的预测是正确的，我们就会发现人均实际GDP水平低的市区与高的增长率相匹配，而人均实际GDP水平高的国家与低的增长率匹配。但广东整体状况并非如此，在数据中很难看出这种格局，只能看到增长率随着人均实际GDP水平的上升有稍微上升的趋势。

笔者采用如下的回归模型：gi=?琢i+?茁（lnyi，0）+?着i，对广东省的21个省辖市2000年～2009年的数据进行更加精确的计量分析。其中gi为2000年～2009年各市真实人均GDP增长率，yi，0为2000年各市的初期人均实际GDP（用2008年的人民币计算），?着i为随机扰动项，得到的回归结果见表1。

检验结果表明，接受β显著为0的假设，并且β有微弱大于0的趋势，没有负向的趋势，说明广东21个省辖市的经济是趋于发散而非收敛，广东省21个省辖市之间并不存在绝对β收敛。

2. 广东省内部经济的俱乐部收敛分析。广东省总体经济是趋于发散的，前文也提到其内部的四个经济区发展水平差异较大。现在有必要进一步对广东省进行俱乐部收敛检验，以便证实是否存在区位优势、原有基础、自然资源、发展速度比较接近的区域内出现经济收敛现象。根据广东省的根据自然、人文地理条件将整个省域划分成两大俱乐部：①珠三角俱乐部，由广东省珠三角区域内9地市组成；②珠三角外围俱乐部，即是由广东省东西两翼及山区区域内12地市组成。依旧采用上文的回归模型：gi=?琢i+?茁（lnyi，0）+?着i。

（1）珠三角俱乐部收敛分析。首先对珠三角区域内9市进行回归分析，观察此俱乐部内部是否存在绝对β收敛，结果如表2。

检验结果表明，接受β显著为0的假设，并且β有微弱大于0的正向趋势，R2只有0.006，说明拟合度很低，修正后的R2甚至为负，说明此模型的设定存在问题，不太适合珠三角地区的收敛性研究，但是我们还是可以从分析结果大体了解到在2000年～2008年间，珠三角俱乐部内部经济不存在绝对β收敛。

以下对模型进行修正，添加解释变量，对珠三角俱乐部进行条件β收敛分析。修正后的模型为：gi=?琢i+?茁1（lnyi,0）+?茁2FDIi，0+?茁3IAVi，0+?着i。计量结果如表3。

检验结果仍然表明接受β1显著为0的假设，拟合度依旧很低。此时β1相比上一个模型的正向趋势更加明显。经过绝对β收敛和条件β收敛分析表明，在2000年～2008年间，珠三角俱乐部内部经济不存在绝对β收敛，也不存在条件β收敛，而是有发散的倾向，珠三角内部经济差异化并没有通过收敛而减弱的趋势。

（2）珠三角外围俱乐部收敛分析：下面对珠三角外围俱乐部，即是由广东省东西两翼及山区区域内12地市的经济数据进行绝对β收敛分析，回归结果如表4。

检验结果表明β在5%的水平上显著为0，在95%水平上拒绝β为0的假设，接受β小于0假设。R2并不是特别高，表明模型的拟合度一般。但是通过这个结果，我们还是可以看到，在2000年～2008年间珠三角外围俱乐部存在绝对β收敛，其经济是趋于收敛的。

3. 广东省内部两俱乐部发展差异描述：下面的图表反映了珠三角俱乐部和珠三角外围俱乐部人均GDP在2000年～2008年间的走势图，通过对比，我们可以得到两者俱乐部发展差异的直观性描述。

通过图表，我们可以直观感受到给珠三角俱乐部与珠三角外围俱乐部的发展差异，随着时间推移，两者差距越越来越大，差异愈发严重，未出现收敛迹象。

四、 结论

本文以收敛理论为基础，对广东省内部的经济发展水平和增长差异作了统计描述，得到以下结论：

（1）总体而言，广东21个省辖市的经济是趋于发散而非收敛，广东省21个省辖市之间并不存在绝对β收敛。这种发散对省内经济的协调发展、缩小各市间贫富差距是不利的。

（2）就区域内而言，珠三角俱乐部内部经济不存在绝对β收敛，也不存在条件β收敛，而是有发散的倾向，珠三角内部经济差异化并没有通过收敛而减弱的趋势，反而会由于发散的存在贫富差距愈发严重；珠三角外围俱乐部存在绝对β收敛，其经济是存在俱乐部收敛态势的。珠三角外围俱乐部发展水平与珠三角存在一定差距，但是其自身内部的经济发展趋于收敛，内部差异化趋于减小，这种收敛趋势对其自身经济的协调发展能够起到积极促进作用。

（3）就区域间而言，两个俱乐部之间的发展差异随着时间推移是越演越烈，珠三角外围俱乐部和珠三角俱乐部的差距越来越大，两者间并没有出现收敛的迹象，这种趋势对于广东整体的协调发展是显然不利的，珠三角俱乐部拉动广东总体经济快速发展，但是外围俱乐部并没有受到有效带动，总体经济的发展速度自然会受到影响。

由此可见，协调珠三角内部经济、缩小两俱乐部差距是广东省经济健康发展必须解决的问题。协调经济发展有两条直接的路子可走：①让发达区域的经济增长速度慢下来；②让欠发达区域的经济增长速度快起来。如果广东省珠三角区域经济发展速度慢下来，将会拖累广东省经济的增长速度，这不符合以经济发展为首要的国情。所以必须选择第二条路，通过加大财政转移支付、加快产业转移、发挥地方区域优势等手段实施，拉动珠三角外围经济的发展，提高其增长率；协调珠三角内部经济发展，缩小珠三角内部经济差距。其中，更需要创新的方法阻断地区经济差异扩大的传导路径，改良传导路径来实现地区经济差异缩小。

注释：

①魏后凯：《中国地区经济增长及其收敛性》，中国工业经济，1997年第3期。

参考文献：

1. 沈坤荣，马俊.中国经济增长的“俱乐部收敛”特征及其成因研究.经济研究，2002，（1） .

2. 刘强.中国经济增长的收敛性分析.经济研究，2001,（6）.

3. 徐现祥，李郇.中国经济增长的趋同分析.经济研究，2004,（5）.

4. 张学良.中国区域经济收敛的空间计量分析——基于长三角1993年～2006 年132 个县市区的实证研究.财经研究，2009,（7）.

5. 宋学明.中国区域经济发展及其收敛性.经济研究，1996,（9）.

6. 刘木平，舒元.我国地区经济的收敛与增长决定力量：1978年～1997年.中山大学学报，2000,（5）.

作者简介：葛扬，南京大学经济学院教授、博士生导师；钱晨，南京大学经济学院硕士生。

经济收敛 篇5

一、文献回顾

经济增长收敛,是指在封闭的经济条件下,一个有效经济范围内的不同经济单位(国家、地区或家庭),初期的静态经济指标(人均产出、人均收入)和其经济增长速度之间存在负相关关系。即落后地区比发达地区有更高的经济增长率,从而导致各经济单位期初的静态经济指标差异逐步消失的过程。经济增长的收敛具体可以表现为δ收敛和β收敛。δ收敛是指不同经济单位间人均收入的离差随时间的推移趋于下降。一般情况下,人均收入水平的离散程度用人均收入对数的标准差来衡量。β收敛是指初期人均产出水平较低的经济单位趋于在人均产出增长率、人均资本增长率等项目上比初期人均产出水平较高的经济单位以更快的速度增长,即不同经济单位间的人均产出增长率与初始人均产出水平负相关。与经济增长收敛相对的是经济增长发散。Sachs and Warner利用122个国家的样本数据编制出开放性指数,得出结论:经济一体化是促进经济增长收敛的根本;OECD、欧共体、美国和日本间出现的经济增长收敛是以贸易为传导机制;所有国家哪怕是那些技术初始水平低下的国家,只要它们实行对外开放和加入区域经济一体化组织,都能够实现经济增长收敛[1]。Ben-David选择了一些即将实现贸易自由化的国家作为样本进行研究,发现这些国家之间本来不存在经济增长收敛,但伴随着贸易自由化改革,这些国家间经济差距开始缩小,出现明显的收敛现象[2]。O’Rourke and williamson通过考察“Atlantic经济体”,指出贸易促使大量移民产生和大量资本流动,从而导致经济增长收敛,同时提出论断“哪儿实行对外开放,哪儿就有经济增长收敛现象,哪儿实行闭关自守,哪儿就盛行经济增长发散或中断经济增长收敛现象”[3]。

但是否所有区域经济一体化都能促进成员国经济增长收敛需要做进一步的研究。Stokey选择了最穷的国家集团和最富的国家集团作为样本,发现用低属性产品交换高属性产品的贫穷国家丧失了“干中学”的动力,两个集团之间出现经济增长发散加剧现象[4]。本文采用δ收敛考察欧盟、东盟区域经济一体化与经济增长收敛的关系。

二、欧盟、东盟经济一体化与经济增长收敛性的实证检验

1993年11月欧洲经济共同体演变为欧洲联盟;1995年1月1日,瑞典、芬兰、奥地利三国正式加入欧盟,直到2004年5月1日中东欧国家加入欧盟之前,欧盟比较长的时间是15个成员国(法国、德国、意大利、比利时、荷兰、卢森堡、丹麦、爱尔兰、英国、希腊、西班牙、葡萄牙、瑞典、芬兰、奥地利)。1967年8月,马来西亚、菲律宾、新加坡、泰国、印度尼西亚宣布建立东南亚国家联盟,1984年1月文莱加入之前一直是5个成员国。本文以欧盟15国和东南亚国家联盟的最初5国为分析对象,δ收敛的计算是对不同年份人均收入的截面数据取自然对数,然后再求标准差。人均收入数据来源于Summers Heston的Penn World Table 6.1数据库。

1、欧盟的实证检验

1955年-2000年,欧共体(欧盟)成员国人均收入自然对数的标准差随时间的变化趋势如图1所示。在欧盟区域经济一体化进程中,虽然存在一定的起伏,但各国收入差距总体上是趋于降低,各国人均收入自然对数的标准差从1955年的0.42下降到2000年的0.26。欧盟经历了1958年-1975年间强势收敛时期和1975年-2000年间起伏的收敛时期。

2、东盟的实证检验

1965年-2005年,东盟5国人均收入自然对数的标准差随时间变化的趋势如图2所示。东南亚国家联盟建立后,其成员国人均收入差距出现与图1完全相反的走势,呈现显著的发散趋势。

三、实证结果讨论

以上实证检验结果表明:欧盟成立之后,成员国之间人均收入呈显著的δ收敛,而东盟建立之后,成员国之间人均收入却呈显著的发散趋势。本文将具体比较欧盟和东盟区域经济一体化的进程和发展阶段,分析其对经济增长收敛所产生的不同影响。

1、成员国之间贸易壁垒的消除程度比较

欧盟与东盟区域经济一体化最基本的差别是它们处于一体化的不同层次。欧洲经济共同体从创建伊始就选择了关税同盟这一较高程度的经济一体化形式(1958年1月1日《罗马条约》生效;1968年7月提前一年半建成关税同盟),1994年基本建成欧洲统一大市场,欧盟现在处于经济与货币联盟阶段。与之相比,东盟的经济一体化虽然初见端倪,但远未形成,与欧洲一体化的程度相差甚远。1967年8月宣布建立的东南亚国家联盟是区域经济一体化最低级的“优惠贸易安排”,成员国对部分商品相互给予特别的优惠关税;1993年1月1日启动东盟自由贸易区建设,目前实际上仍只是相互之间的关税协调,远没有实现国家间关税的基本废除。

如图1所示,欧共体出现成员国人均收入收敛趋势明显加强、收敛速度明显增快的阶段正是欧共体处于关税同盟这——体化形式的阶段。欧共体实现关税同盟后产生了以下几方面的效应:(1)随着成员国之间贸易壁垒的完全消除,资本贫乏的国家通过贸易从资本富裕的国家引进资本品,劳动力贫乏的国家进口劳动力密集型产品,从而决定一个国家人均收入的劳动力和资本要素价格的差异会随着商品价格的均等化而逐渐减少。(2)低收入经济体与高收入经济体进行贸易,低收入经济体中非熟练劳动力的收入获得大幅度的增长,而收入的增长又使劳动力摆脱了对人力资本投资的信贷约束,其结果是促进了低收入经济体的人力资本积累以及要素的国家间流动,最终促进成员国之间的经济增长收敛。(3)知识技术在技术领导者与跟随者之间可以发生低成本模仿,这就使得经济系统之间产生一定的收敛性质,而经济系统的开放程度是决定此种收敛速度快慢的关键因素。(4)区域经济一体化成员国之间的经济差距缩小,使得成员国之间的部分主权让渡相对较为容易,从而导致区域经济合作进程加快,两者形成良性循环,不断推动经济增长收敛和经济一体化形式的晋级。

2、成员国之间贸易占对外贸易额的比重比较

区域经济一体化形成之后会导致区域内成员国之间的贸易流量增加。如表1所示,欧共体1960年只有34.5%,关税同盟成立之后的1970年达到59.5%,成员国之间贸易占对外贸易额的比重增长非常明显。而东盟成立之后的贸易流量变化不大,成员国之间贸易占对外贸易额的比重始终在20%左右,说明东盟区域经济一体化的贸易创造效应极小,远没有达到预期的目的。

资料来源:世界银行《2000世界发展指标》,中国财经出版社2001年版,第327页

计算欧共体1955-1990年区域内贸易额占欧共体GDP总和的比率。图3显示欧共体区域内贸易额占GDP总和的比率从1955年开始逐年增加,与图1基本形成反向对应关系。可以认为区域经济一体化为贸易促进其成员国经济增长收敛提供了平台,区域内成员国之间贸易流量越大,其经济增长收敛性越强,即对成员国带来了正的效应,从而产生了吸引区域外国家加入一体化组织的吸收效应。但是,新成员的加入也存在负效应,主要表现在内部竞争的加剧,区域内协调成本的增大,贸易转移效应更加严重等方面。随着1986年葡萄牙和西班牙加入欧共体,1995年奥地利、瑞典和芬兰加入欧盟,图1中出现成员国经济增长收敛速度逐步放缓,收入差距开始出现起伏。

东盟的成立本身不完全是经济利益驱动的结果,其成员国受到内外部安全环境的挤压从而期待政策协调,缺乏强烈的经济合作收益预期,导致关税削减和东盟自由贸易区建立的进程受到了影响。1995年7月越南加入东盟,1997年8月缅甸和老挝加入东盟,在削减关税的进程和幅度上,这三个国家要落后于原东盟成员国,其经济发展水平在东盟处于较低层次,它们在合作过程中的态度不够积极,甚至为保护本国市场和民族工业而进行抵制。同时,东盟成员国之间的产业结构、产品结构趋同性很高,严重制约了区域内贸易的发展,成员国主要是采用外延式发展模式,进出口贸易主要依赖东盟以外的国家[5]。这些因素共同导致东盟成员国之间没有出现预期的明显经济增长收敛。

3、区域经济一体化成立之后的FDI效应比较

欧盟的区内FDI主要向相对贫穷的国家集聚,在产生“投资转移效应”的同时,也使FDI在区域内外进行了重新的分配,这种投资的转移在一定程度上促进资源在整个区域内的进一步合理配置,缩小了成员国间的差距,为经济一体化水平的进一步提高提供了经济基础。西班牙、葡萄牙于1985年6月签署加入欧洲经济共同体,葡萄牙和西班牙两国在生产低技术和劳动密集型产品方面具有比其他成员国更大的区位优势,欧共体其他成员国的跨国公司纷纷将此类生产基地转到这两个国家,使这两个国家的FDI流入量迅速增长。1985年,流入葡萄牙、西班牙的FDI分别为2.74亿美元、19.68亿美元;1990年分别增长到26.10亿美元、139.84亿美元[6]。

东盟成员国主要是引资国,各国资源禀赋和经济发展水平相似,都具有较低的劳动力成本,欧盟、美国、日本等国是东盟国家FDI的主要来源地,东盟各成员国在吸引FDI方面形成了一定的竞争关系。1995-2004年间,流入东盟成员国的FDI总额中有62.69%向最富有的成员国新加坡集聚,相对富有的马来西亚和印度尼西亚分别占据了16.22%和12.79%,其它七国分享不到10%的份额,最穷的老挝和柬埔寨只分享到0.038%和0.067%[7]。正是FDI在东盟的配置向富有成员国集聚,从而产生不同的FDI集聚度,富者越富,贫者越贫,FDI区域分布的不平衡导致成员国收入差距扩大。

四、结论与启示

通过对欧盟(欧共体)和东盟的对比分析,本文认为,呈现经济增长收敛的区域经济一体化具有如下特点:一是经济一体化成员国消除了彼此间的贸易壁垒,区域内部基本实现自由贸易;二是经济一体化成员国之间的贸易流量成为各自对外贸易的主要流量;三是FDI效应导致成员国之间的资源配置进一步优化。

我国作为地处亚洲的最大发展中国家,一方面应积极地强化与欧盟、美国等发达国家之间的合作,在更大范围内获取国际分工与国际贸易利益;另一方面,在加强与东盟的经济合作中发挥主导作用。正如当年法、德在欧共体建设进程中充当“领航者”一样,我国需要在中国-东盟自由贸易区建设进程中发挥核心大国作用,为区域经济合作提供最主要的推动力,尽快形成一致的经济合作收益预期,为中国、东盟成员国之间通过贸易和FDI促进经济增长收敛提供通道,从而有效增进各国社会福利。

摘要：本文采用δ收敛考察欧盟(欧共体)在1955年-2000年和东盟在1965年-2005年区域经济一体化与经济增长收敛的关系,发现欧盟在1955年-1990年呈现显著的经济增长收敛,而东盟成立后经济增长呈发散趋势。本文通过分析认为,呈现经济增长收敛的区域经济一体化具有如下特点:一是经济一体化成员国消除了彼此间的贸易壁垒,区域内部基本实现自由贸易;二是经济一体化成员国之间的贸易流量成为各自对外贸易的主要流量;三是FDI效应导致成员国之间的资源配置进一步优化。

关键词：区域经济一体化,经济增长收敛,欧盟,东盟

参考文献

[1]Sachs J.D and Warner A.Economic reform and the process of global integration[J].Brookings Papers on Economics Activity,1995,1:11-46

[2]Ben-David.Equalizing exchange:trade liberalization and income convergence[J].Quarterly Journal of Economics,1993,108:653-679

[3]O'Rourke K.H.and Williamson J.G.Globalization and History[M].Cambridge,MA:The MIT Press,1999

[4]Stokey,N.L.Technological transfer by multinational firms:the resources cost of transferring technological know-how[J].Economic Record,1991,32:334-361

[5]李玮.欧盟与东盟经济一体化的比较[J].东南亚研究,2004(3)7-12

[6]世界发展指数(WDI)数据库[EB/OL].http://ddp-ext.worldbank.org/ext/DDPQQ/member.do?method=getMembers&userid=1&queryId=135

经济收敛 篇6

由于地区间资源禀赋、地理位置等差异存在, 区域经济差异是经济发展的必然现象。差异的存在对社会进步和经济发展有促进和制约的作用, 因此有必要对地区之间经济差异有清楚的认识。针对经济差异现象, 从收敛角度进行研究是目前经济问题研究的热点。经济收敛理论最早出现在20世纪八十年代, 源于索洛模型, 经过研究者的丰富和完善, 收敛问题的研究已逐渐成熟。学者们对经济收敛的概念已细分为收敛、绝对收敛、条件收敛和俱乐部收敛等类型, 其中条件收敛对研究影响地区经济收敛的因素分析时意义重大, 在资本边际报酬递减的条件下, 具有不同初始人均产出水平的经济体, 在长期内不会收敛于同一稳定状态, 而是有各自的稳态, 同时各经济体的稳态是由其初始水平及以外的因素决定。

国内关于经济收敛的研究也已广泛, 从宏观收敛到微观机制收敛, 从省级层面到区域和地级层面, 实证内容较丰富, 得到的结论不同。蔡昉和都阳 (2000) 对中国地区经济增长的收敛问题做了初步分析, 他们注意到中国经济中所谓“俱乐部收敛”现象, 即东中西三大区域之间的差距在不断拉大, 但区域内部却呈现出收敛的趋势。郭爱君、贾善铭 (2010) 对西部地区1952~2007年经济增长的敛散性进行了研究。研究表明, 西部地区并不存在收敛性, 特别是在改革开放和西部大开发政策实施后, 经济的发散性进一步增强。陈芳与龙志和 (2011) 采用动态面板分析方法, 分析我国县域经济的收敛性, 认为存在条件收敛, 同时揭示了缩小县域经济差距的部分原因。

新疆地处中国西北边陲, 地域面积大, 人口少且分布不均。各地市间距离较远, 自然资源等条件有较大差异, 经济发展不均衡, 地区经济差异较大。本文使用面板数据, 对新疆地区经济的条件收敛进行动态面板分析。

二、模型介绍

根据新古典理论关于收敛的推导, 可得到目前应用较多的收敛模型, 公式如下:

其中, 若β>0, 说明区域间经济增长趋于收敛, 且β值越大, 收敛速度越快;反之, 则说明经济增长趋于发散。

当在上式中加入影响促进经济增长变化的一些因素后, 模型就是条件收敛。条件收敛理论认为, 经济体的经济增长速度与之后的稳态值有关, 且成正比, 经济体的稳态是不同的。不同地区的经济结构不同, 最终发展的高度也有区别, 经济的发展势必存在很多限制因素, 条件收敛检验把一组影响经济增长的因素考虑进来, 比绝对收敛更接近现实情形, 可以解释其中的原因。条件β收敛公式表示为:

其中, xi, t即为一组对经济增长率变化的影响因素。条件收敛的分析与绝对收敛情况类似。

三、实证分析

数据处理说明:新疆自治区行政划分较为复杂, 结合数据的可获得性, 本文选择时间段为2000年至2012年, 研究的各地区有:乌鲁木齐市、克拉玛依市、石河子市、吐鲁番地区、哈密地区、昌吉州、伊犁地区 (包括奎屯市) 、塔城地区、阿勒泰地区、博州、巴州、阿克苏地区、喀什地区、和田地区、克州。所用数据均来自历年新疆统计年鉴、《中国城市统计年鉴》、《新疆五十年》和部分地市的统计年鉴, 本文使用人均GDP是指地区生产总值除以地区的年末人口总数, 实际人均值采用以1978年为基期的商品零售价格指数进行折算。

参考多数学者的研究, 影响经济增长收敛的因素有:人力资本水平、市场化程度、对外开放程度、自然人口增长率、资本投入水平、财政支出、工业化水平、城市化水平、技术选择等。本文进行条件收敛的分析时, 将采用工业化水平、财政支出、市场化程度、资本投资率、就业水平等作为影响变量分析问题。对于部分所选指标内容作简单介绍:

1、就业水平 (P) 。

地区经济发展受到劳动就业人数的重要影响, 根据统计年鉴已有数据, 就业水平使用地区当年从业人数表示。

2、市场化程度 (M) 。

从经济发展的历史和取得的成就可以看出, 非国有经济在推动经济的过程中做出了重要的贡献, 对改善经济整体效率有积极意义。所以, 本文认为反映地区的市场化程度可以使用各地区非国有经济发展程度表示。

3、工业化水平 (I) 。

西部地区经济发展较慢, 产业结构需要调整。近年来, 新疆各地区工业有了较快的发展, 经济实力增强。加快各地区的工业化进程是西部大开发的重要任务, 也是快速发展经济的重要手段。各地区工业化水平用各地区的工业生产总值占地区生产总值的比重表示。部分地区的一些缺失数据经过整理填补。

4、资本投资水平 (K) 。

参考已有研究者的观点在选择衡量实体经济资本存量的相对变动时, 采用储蓄率不能真实反映现实的资本存量水平。同样, 本文也用相同的指标衡量各地区的资本存量水平, 资本投资水平为各地区的固定资本投资总额。

5、财政支出 (G) 。

财政支出与经济增长关系一直是经济学家的热点话题, 地方财政支出的变化对社会需求有一定的影响, 通过对社会生产供给的数量和类别的影响, 作用于经济结构的改变和经济增长的速度和质量。鉴于财政支出对地区经济增长的重要影响, 本文用各地区的财政支出与地区GDP之比来衡量影响程度。

考虑以上指标的影响, 条件β收敛测算的模型具体形式为:

式中初始人均产出的系数有所变化, 所以检验条件收敛时回归结果要与1比较, 大于1即表示条件下发散, 小于1说明存在条件β收敛。

根据政策和社会环境的变化, 新疆地区从2000年开始得到西部开发战略的支持, 之后又有其他省市的大力援助, 经济发展环境得到很大的改善。利用2000~2012年地区数据再一次进行收敛性的分析, 回归结果见表1。 (表1)

从表1来看, 表中的模型都是采用二步估计量的差分GMM估计, 回归结果可以用来分析具体指标的影响。结果显示, 人均产出的系数较小, 说明经济增长收敛系数较大, 且引入的各变量均是显著的, 它们共同作用使得2000年以来新疆各地区的经济增长加快, 并且地区间的经济增长速度差距有所变小, 说明其中落后地区经济发展取得了很大的成就, 因其基础薄弱故发展速度较快, 这同时也表明西部大开发以来, 新疆经济取得较快发展的同时, 各地区经济均享受到开发政策的成果。劳动力因素对地区经济发展的作用为正向的, 从模型 (1) 的各指标系数看, 就业水平的系数是显著地, 对人均产出的影响最大。新时期新疆发展环境的改变吸引更多的内地劳动人口来疆就业, 不同层次的劳动力总的来说增加了新疆各地区的人力资本, 由于知识与技术的外溢效应, 地区的劳动人口增加即代表总人口的规模扩大, 这有利于规模经济的发挥, 因此这个时期各地区经济增长的加速依赖于劳动人口以及同时附带的知识和技能的扩大。财政支出水平和市场化程度指标与人均产出指标是显著地负向关系, 可能是因为经济中非国有经济的发展一般是先出现在人力资本较高的发达地区, 它的发展造成地区间经济差距加大, 不利于区域差异的缩小目标实现。政府财政支出对经济增长差异有显著的负作用, 财政支出比重过大更强烈的干预市场, 降低经济的发展速度。而固定资本投资和工业化水平的系数显著为正, 西部大开发以来, 新疆经济的增长来自固定资本的大量投入和工业在国民经济中的比重的增加, 国家对新疆各地区的投资加大, 出现了更多的重要工程, 加快发展工业, 工业和固定资本投资是当前新疆经济发展的重要力量, 全疆各地区的经济差异有所减小, 西部开发政策取得了一定的效果。回归过程 (2、3、4) 是考察引入部分控制变量时经济增长的收敛情况的, 结果可以看出, 虽然经济增长都可以是趋于收敛的, 但变化程度不一样。工业、非国有经济和固定资本投资组合对经济增长收敛的影响最大, 工业化和固定资本投资作用更加明显。从回归结果 (4) 可以看出, 工业发展和劳动人口对新疆经济增长差异起着正向的影响, 但市场化水平的系数为负, 非国有经济阻碍地区经济差异的缩小, 可能是因为非国有经济成分过低, 或者非国有经济地区分布差异较大。回归结果 (2) 和 (3) 相比较, 说明非国有经济对经济增长收敛的作用要小于财政支出对其的影响, 地区财政支出水平过大会降低区域经济增长收敛的速度。

注:括号内为t统计量, *、**、***分别指显著性水平10%、5%、1%。

四、结论及启示

本文选择新疆的15个地区研究经济收敛问题, 实证结果表明, 地区经济差异在2000年以后是趋于收敛的, 但各种因素对经济收敛的作用不同。其中, 劳动人口对新疆地区经济影响较大, 其次是固定资产投资和工业化水平, 且是推动经济差异趋向收敛的。而市场化程度 (非国有经济) 和财政支出则加速了地区经济差距扩大。因此, 本文认为针对各因素的特征, 地区应有有效的措施实施。首先, 大力引进人力资源, 多方面实施优惠条件避免人才流失;其次, 欠发达地区积极招商引资, 扩大地区的固定资产投资, 确保基础设施的先期保障, 为非国有经济的发展创造好的发展环境, 同时这也是发展工业的必要条件;最后, 由财政支出的不平等造成地区经济差距的现象, 新疆应对贫困地区给予财政支出的倾斜。

参考文献

[1]蔡昉, 都阳.中国地区经济增长的趋同与差异——对西部开发战略的启示[J].经济研究, 2000.10.

[2]郭爱君, 贾善铭.经济增长收敛研究:基于西部地区1952-2007年的省级面板数据[J].兰州大学学报 (社会科学版) , 2010.4.

经济收敛 篇7

关于中国省际经济收敛的研究, 早期主要有Jian, Sachs and Warner (1995) , Chen and Fleisher (1996) 等, 多使用索洛增长模型来考察收入的收敛性, 结论各不相同。

近年来, 蔡昉、都阳 (2000) 认为人力资本的差异是造成地区差距的主要原因。张胜等 (2001) 对几个分区域的内部是否存在同质条件下的绝对收敛进行了研究, 结果表明1990年后东西部经济增长存在绝对收敛。林毅夫、刘明兴 (2003) 研究认为中国地区间经济增长有明显的时域和地域特性, 沈坤荣、马俊 (2002) 利用1949年后的省际经济增长数据, 发现中国地区间的经济增长具有条件收敛的特征。彭国华 (2005、2006) , 管卫华等 (2006) , 石磊和高帆 (2006) , 许召元和李善同 (2006) , 张茹 (2008) , 潘文卿 (2010) 等通过实证研究验证了中国区域间经济增长收敛存在阶段性和时段性。

本文在前人的基础上, 延长数据跨度, 利用1953-2010年面板数据检验中国的省际经济增长的β收敛。

二、数据来源及说明

1978改革前中国是中央计划的封闭经济, 改革开放后的中国经历了经济的飞跃增长, 将时间分为1952-1978年和1979-2010年, 有利于检验市场力量对收敛速度的影响。因数据的可得性, 只包含了中国内地30个省市, 且在1952年-1978间无海南、西藏的数据。沿海包括福建、上海、广东、天津、广西、浙江、海南、辽宁、北京、河北、山东和江苏, 其余省市则被划分为内陆地区。本文所有的数据均来自各年《中国统计年鉴》、中经网数据。

三、实证分析

1. 绝对收敛

为检验国家或地区的经济增长存在绝对收敛与否, 笔者利用新古典经济增长模型。Baumol W J. (1986) 将检验β-收敛的方程式设为, 如果回归分析显示β系数小于零, 则β收敛存在。Barro R.J和Sala-I-Martin X. (1991) 发展了Baumol的方程式, 经过推导, 最终可以得到如下表达式:

如果X1, X2的系数b大于零, 即β大于零, 则表明被测区域在时间段T-t内存在绝对收敛。综上所述, 可得区域经济增长率与初始经济水平负相关, 则为绝对收敛。

单从系数b估计值符号来看, 1952-1978年和1979-2010年两个时段, 只有1952-1978年时段出现了绝对收敛, 且收敛速度β为0.274%, 即该期间各省市经济增长以约每年0.274%的速度趋同。而从t值和F值来看, 只有1979-2010年时段是显著的。

2. 条件收敛

除了期初的人均收入水平, 区域人均收入的增长也与产业结构、资源禀赋与区域间要素流动等其他因素相关 (魏后凯, 1997) 。鉴于此, 在模型 (2) 中引入新变量, 这时β系数衡量变为条件收敛, 即其他系数的差异也取决于收敛的速度。Sala-I-Martin, X. (1991) 采用如下增长理论中的公式:

由于沿海与内陆在建国初期的经济差异很大, 且1978年改革开放从沿海开始, 为反映地区因素对于经济收敛的影响, 在模型 (3) 中加入地区虚拟变量COAST, 沿海各省用1表示, 内陆各省市用0表示, 得回归模型:

从表2看, 引入地区虚拟变量改善了收敛模型, t值也较显著, 说明地区因素是促进沿海省份经济增长的重要因素。并且, 系数b估计值均为负, 说明地区因素对收敛虽有显著的影响, 但仍无法使两个地区的经济增长达到收敛。

四、结论

本文检验中国省际间经济增长的β-收敛, 发现中国省际间经济增长并不具有明显的绝对收敛性。而加入地区因素后, 条件收敛迹象并不十分显著, 说明地区因素在长期无法使沿海与内陆的经济增长趋于收敛。

摘要：以经济增长文献中的收敛性理论为基础, 本文对中国30个省市间的经济增长, 以改革开放为分界点, 划为1952-1978年和1979-2010年两个时段以及沿海和内陆两个地区, 进行实证分析。实证结论认为地区间不存在显著的绝对收敛, 且地区因素使经济无法达到条件收敛。

关键词：β收敛,省际经济

参考文献

[1]沈坤荣, 马俊.中国经济增长差异的收敛性分析:一项实证研究

[2]刘强.中国经济增长的收敛性分析.经济研究, 2001, (6) :70-77

经济收敛 篇8

自1999年国家实施西部大开发政策以来, 西部地区的国民经济发展水平有了显著的提高, GDP年均增长率一直保持在11.3%左右, 西部地区的社会、经济和文化等各方面已取得了较快发展, 人民的生活水平也有了大幅度提高。然而, 西部地区的区域经济存在较大失衡现象, 这种区域经济增长的差异引起了人们越来越多地关注。对于经济增长的收敛性的分析, 多数研究者的研究成果主要集中在我国各省际间和东、中部地区, 而对各地区内部的经济增长差异特别是西部地区省际间的经济增长差异研究成果较少。因此, 本文利用西部11省区的面板数据, 尝试采用收敛和经济增长因素相结合的方法, 对西部各地区间的经济增长差异进行收敛性分析, 这对于西部大开发及西部地区经济的可持续发展都具有重要的现实意义。

1 实证分析方法、模型及数据说明

1.1 分析方法简介

经济增长的收敛性, 是指在封闭的经济条件下, 落后经济体的经济增长率高于发达经济体, 从而导致所有经济体初期的静态指标差异逐渐消失的过程。基于考察角度的差别, 通常将经济增长的收敛性分为δ-收敛和δ-收敛。δ-收敛和收敛都能在一定程度上说明经济的收敛性, 但两者也都存在一定的缺陷。本文仅使用δ-收敛和增长因素相结合的方法讨论区域经济的收敛性。

δ-收敛是指不同经济体间人均产出 (或收入) 的离差随时间的推移而趋于减少。不同经济体间人均产出 (或收入) 具有等化的趋势。计算样本期每一年的所有经济体的生产率对数的方差, 如果得到一个逐年下降的序列, 说明这些经济体间经济存在收敛性。但落后经济体在样本期经济快速增长的原因, 有时可能是由于受投资的增加或者其它一些经济政策地影响, 而不是收敛性因素的本身, 所以δ-收敛不支持收敛性假设。为此, 可以建立如下的模型:

其中, yit为时期t第i个地区的人均产出;α0i为常数, 表示不同地区特有的资源、制度和政策等因素;χjit表示影响人均产出的外生变量, αji为其系数;μit为随机误差项。

为了消除外生因素总量的差异对经济的影响, 比较调整前后人均产出的收敛性。对yit进行调整:

若经过调整后的In yit截面方差的变化趋势呈现出明显的δ-收敛, 说明经济中存在收敛性;如果调整后的In yit没有呈现出δ-收敛现象, 说明调整前存在的δ-收敛是由外生因素总量水平的不同引起的, 在经济系统中不存在收敛机制。

1.2 指标的选取与模型的选择

本文选取影响地区经济增长的主要因素即劳动力、出口和投资作为经济增长的解释变量, 其它特殊资源禀赋和地区差异用panel模型中的固定影响表示。具体估计模型如下:

其中i代表省、自治区, t代表年份, gdpm表示人均国内生产总值, 反映某地区的经济发展水平, lab表示城镇从业人员, exp表示出口商品总值, inv表示全社会固定资产投资总额。

各个省的人均国内生产总值的调整值利用以下方程进行计算:

1.3 数据说明

鉴于资料的可获取性和完整性, 本文主要使用1990~2010年西部11个省、自治区 (重庆1997年才成立直辖市其数据加入四川之中) 的相关指标数据进行分析, 并对这些数据按当年不变价进行处理。所有数据均来源于西部各省区历年的统计年鉴和《中国统计年鉴》。

2 西部区域经济增长收敛性分析结果

使用截距项有固定影响的panel模型, 结合Eviews 6.0软件, 估计上述方程 (3) , 结果如下:

使用方程 (4) 来调整1990~2010年的相关数值, 计算各个省人均国内生产总值的调整值, 并作出调整后人均国内生产总值的方差图形。如图1。

从图1可以发现, 从总体趋势来看, 1990年到2010年期间, 西部十一个地区间的方差是浮动的, 从0.2533降到0.2003, 又上升到0.2337, 最后又降回0.2033, 表明了这期间不存在明显的δ-收敛。但在这二十一年中, 人均国内生产总值的方差表现出一定的波动性, 具有“先降后升再降”的趋势, 具体表现为:

第一阶段:1990~2001年, 在这十一年间, 人均GDP的方差逐年下降, 存在着较明显的收敛, 且δ-收敛速度比较平稳;

第二阶段:2001~2005年, 在这四年间, 方差从0.2003上升到0.2337, 表明了这期间不存在δ-收敛;

第三阶段:2005~2010年, 在这五年间, 方差从0.2337降到0.2033, 这两年间存在着δ-收敛;

导致产生这种波动的原因比较复杂, 如2001年到2005年西部区域经济差距扩大的原因, 可能是由1999年国家提出西部大开发战略后, 西部各省区之间投资水平、出口和劳动力总量的差异引起的, 在消除了这种总量水平的差异后, 由于内在收敛机制的作用, 各个省区的经济增长仍在之后呈现出收敛性。因此, 可以认为, 西部区域经济增长在1990年到2010年期间的一定时段内仍存在收敛性。

从表1的结果看出, 对于整个西部来说, 投资对经济增长的拉动比较大, 投资增长1%, 引起经济增长0.87%;劳动力增长1%, 引起经济增长0.084%左右;出口增长1%, 引起经济增长0.076%。从固定影响系数可以看出, 固定影响可分为两类:一类是小于3的, 有四川、内蒙古、广西、贵州、云南、陕西、新疆等七个省区;另一类是大于3的, 有西藏、青海、宁夏、甘肃等四省区。由于各个省区的固定影响不同, 同样的投资、出口和劳动力, 总体上看引起西藏、青海、宁夏、甘肃等四省区经济增长率比较高, 而西部其它七省区比较低。

3 结语

本文以经济增长中的收敛性理论为背景, 利用西部各省区的面板数据, 采用δ-收敛和经济增长因素相结合的方法, 通过对人均国内生产总值的方差进行调整后, 给出西部区域经济的收敛性问题的实证分析结果, 结论如下:

就δ-收敛的情况来看, 考察1990~2010年间的人均GDP, 西部各省区间经济增长总的来说不存在明显收敛, 但在一定时段内存在δ-收敛, 人均GDP的方差呈现出一定的波动性, 表现为方差曲线先收敛后发散再收敛, 收敛与发散交替出现。因此, 我们认为西部省际间经济发展水平从1990~2001年的差异趋于减小, 而2001~2005年又趋于扩大, 2005年后差异再趋于减小。从总体上看, 西部区域经济之间的收敛性存在着阶段性, 而2001年到2005年西部区域经济差距扩大的原因, 可能是由于1999年国家提出西部大开发战略后各个省区之间投资水平、出口和劳动力总量的差异引起的, 2005年后, 可能由于慢慢消除了这种总量水平的差异后, 加上内在收敛机制的作用, 各个省区的经济增长仍呈现出收敛性。在西部区域经济增长中, 投资对经济增长的贡献作用比较大;在西部的不同省区间, 投资、出口和劳动力对经济增长效率的影响也不一样, 同样水平的经济增长要素的投入, 在西藏、青海、宁夏和甘肃四省区的经济效率更高, 对经济增长的拉动作用较大。

因此, 国家采取一定的干预措施来协调各区域经济的发展, 将有可能使落后地区赶超发达地区成为现实。当前我国的西部大开发战略, 国家给予西部各省区的优惠政策及增加对西部的投资, 从长远来看, 将有助于提升西部落后省区的产出水平, 减少省际间经济增长的差异。

摘要：本文基于经济增长中的收敛性理论, 利用西部11省区的面板数据, 采用收敛和经济增长因素相结合的方法, 通过对人均GDP的方差进行调整后, 给出西部区域经济的收敛性问题的实证分析结果:1990～2010年间, 西部11省区间经济增长并不表现出明显收敛, 但在一定时段■-存在收敛, 人均GDP的方差有一定的波动、收敛与发散交替出现。在促进西部区域经济增长的诸要素中, 投资的拉动作用比较大。而在不同省区间, 同样水平的经济增长要素, 对促进西藏、青海、宁夏和甘肃四省区的经济增长具有更高效率。

关键词：经济增长,■-收敛,paneldata模型,西部地区

参考文献

[1]刘强.中国经济增长的收敛性分析[J].经济研究, 2001 (6) .

[2]刘夏明, 等.收敛还是发散?[J].经济研究, 2004 (7) .

[3]沈坤荣, 马俊.中国经济增长的“俱乐部收敛”特征及其成因研究[J].经济研究, 2002 (1) .

[4]申海.中国区域经济差距的收敛性分析[J], 数量经济技术经济研究, 1998 (8) .

[5]魏后凯.中国地区经济增长及其收敛性[J].中国工业经济, 1997 (3) .

分化还是收敛？ 篇9

金融、周期板块能否起来，这取决于宏观经济强弱。1月的PPI显示经济的价格动能依旧不足，生产资料与生活资料PPI之差已连续多月出现停滞。考虑社会、政府治理变革的影响，甚至是嫖娼之类地下消费的控制，可能将进一步抑制消费，这也预示着下游行业毛利率改善的空间变小，虽然中上游行业的价格有所企稳，但是下游的驱动因素减弱，供给端暂时改善带来的影响必将难以持续。因此，金融、周期板块并没有宏观经济的强支撑。

另一方面，以矿产资源为代表的强周期行业正面临着债务考验，这在货币偏紧的环境中尤其不利。2011年煤价上涨拉动了煤炭行业的投资，使得当年能源类信托的发行量高速增长，这些产品的期限通常在2年左右，现在或今后一段时间将是这些产品到期兑付的关键时期。在经济周期趋弱、产能去化的背景下，这些公司的财务状况或将承受更大压力。考虑以上两点，金融、周期仍难有趋势性机会。

转型背景下，新兴成长风格一以贯之。但对新兴成长的认识，未来市场可能会有不同的视角。比如规模，市值规模在之前的投资选择中极端重要，但未来作为定价因素的影响力可能弱化，因为在想象力耗尽之后，规模只剩下一身空皮囊。另外，在目前概念盛行的市场环境下，投资者也需要提高对估值的考虑权重，因为估值是股价的另一双翅膀，在台风口，即使是猪也能飞，但着陆肯定是个问题。

回顾年初至今，海外市场盛行的概念仍是智能穿戴、电动车、生物科技和机器人之类，虽是老生常谈，但这些仍然吸人眼球。比如特斯拉股价年内已上涨30%，虽然国内无上市公司入围特斯拉供应链，但沾边电动车产业的公司已鸡犬升天。加之万向成功收购菲斯科，电动车概念又有了新的题材元素。生物医药也是颇有看点的主题。就美国市场来说，至少有两大因素支撑生物医药继续向好：一是许多小公司成为大型公司的科研引擎，大公司不再收购兼并小公司，而是通过在资金、科研和市场化推广等方面支持小型公司，防范医药研发的高风险；二是人类基因组计划完成，人类对疾病有了更深入的认识，某些疾病可通过生物科技治疗。

总结而言，我们对权益和债券的短期表现展望积极，对股票的行业配置仍然偏向新兴成长，但更加考虑估值的安全性。另一方面，2月通胀水平将大幅下行，对债市暂时构成支撑。

经济收敛 篇10

关键词：经济增长,单位根,单整,协整,收敛性

一、导论

改革开放三十多年来, 中国取得举世瞩目的成就, 与先前推行的“让一部分人先富起来的政策”密不可分。根据2010年第一季度的统计数据, 东部沿海地区GDP总额占全国GDP的60%强, 这是一个令人深思的数字, 它表明现今中国将近有六成的财富集中在狭长的沿海地带, 而面积广袤、资源丰富的内陆地区, 则不同程度的落后于沿海发达地区。这种区域经济的差距是中国经济发展不平衡的最直观体现。这种经济发展的不平衡会产生一系列的消极影响:首先, 贫富差距进一步扩大, 影响稳定的大局, 西部地区、中部地区、东部地区形成中国经济的三个阶梯;其次, 无法充分调动全社会的生产要素, 资源不能得到有效利用, 其中一个表现是, 发达地区的土地资源日益紧张, 而欠发达地区的土地却大量闲置;再次, 影响经济的长远发展。东部地区的基础设施、教育、法规、人才、投资环境和人文环境等都接近发达国家水平, 但西部部分地区仍处在贫困线以下, 而中国经济的潜力蕴藏在资源丰富的西部地区和中部地区, 所以区域经济的不平衡性影响了经济的长远发展;最后, 大量高级人才和普通劳动力涌入东部沿海城市, 造成一系列社会影响, 包括劳动力流出地的“留守儿童”教育问题, 也间接推动了东部发达地区房价的高涨。可喜的是, 国家已经意识到区域发展不平衡的危害性, 并针对这一问题提出了一系列相应的政策措施, 比如, 西部大开发和中部崛起战略。而随着这些战略的不断落实, 地区之间以及各地区内部经济增长的差距究竟有没有缩小呢?

本文正是针对上述问题, 试图运用所学的时间序列分析方法, 通过对三大地区之间以及各地区内部各省市之间的经济增长状况进行单位根、单整和协整检验, 然后利用检验结果, 根据Bernard&Durlarf (1995, 1996) 对于共同趋势和收敛的定义, 来考察中国三大地区之间以及区域内部经济增长的收敛性。

二、检验原理与数据说明

(一) 检验原理

本文采用的检验方法是:首先对每个时间序列进行单位根和单整检验, 如果要考察的时间序列是不平稳的, 并且是同阶单整的, 则进一步对其进行协整检验, 然后根据下述原理来判断其收敛性。

判断收敛性的原理:根据Bernard&Durlarf (1995) 给出的定义, 研究国家间经济增长收敛性的关键在于确定这些国家人均产出序列的协整关系, 当人均产出序列协整关系的个数r等于p-1 (p为人均产出序列的个数, 即为要考察的国家个数) 时, 各国间的经济增长有收敛趋势。当人均产出序列的协整关系个数r小于p-1时, 各国家间的经济增长不存在收敛趋势, 只有p-r个共同趋势。

(二) 指标选取与数据说明

正如大多数文献中所用到的那样, 本文用人均GDP来近似代表人均产出, 作为经济增长的衡量指标。

本文的数据来源于CCER中国经济金融数据库。为了更真实的看出经济增长的情况, 同时也为了提高时间序列分析的检验力, 本文把样本时期选为1953—2008年。原始数据均为省际数据。对于地区人均GDP序列, 本文是采取将地区内各省份人均GDP家总求和然后取算数平均值的方法得到。

一般而言, 按经济意义对中国进行区域划分的标准为:

东部沿海地区包括:北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、广西、海南、重庆;中部内陆地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽, 江西、河南、湖北、湖南;西部边远地区:四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。由于数据缺失, 本文删去了云南。另外, 有些省市在某些年度没有数据记录, 这里取1代替。

另外, 为了避免数据的剧烈波动, 在以下的检验过程中, 均对相应数据进行对数化处理。

三、三大区域之间经济增长的收敛性

首先, 如果对以区域为单位, 每个区域画一个以时间为横轴, 以GDP增速为纵轴的GDP趋势图, 从直观上看三大区域之间的人均GDP序列的大体趋势, 很容易得出, 三个人均GDP序列均具有明显的时间趋势, 由此可推测上述三个序列均是不平稳序列。更进一步, 可以看出这三个序列具有大致相同的增长和变化趋势, 故可推测三者具有协整关系。下面将对这些直观上的推测进行严格的计量经济学检验。

为严格说明其不平稳性, 对上述三个序列进行单位根检验, 检验结果为:东部GDP序列的ADF统计值为-0.910506, 大于1%显著性水平下的统计量的值-4.137279;中部GDP序列的ADF统计值为-1.035228, 大于1%显著性水平下的统计量的值-4.133838;西部GDP序列的ADF统计值为-0.520825, 大于1%显著性水平下的统计量的值-4.137279。由此, 东中西三大区域人均GDP序列的ADF检验统计量均大于1%显著水平临界值, 故不能拒绝原假设, 即三个序列均存在单位根, 均为不平稳序列。

下面对上述序列进行单整检验, 结果为:东中西三个地区的一阶差分序列的A D F检验统计量分别为:-5.347881, -5.196129, -5.420404, 而1%显著性水平下的临界值分别为:-4.137279, -4.133838, -4.137279。由此可得:各地区的一阶差分序列的ADF检验统计量均小于1%显著水平临界值, 可以拒绝原假设, 即一阶差分序列是平稳的。这说明, 各地区人均GDP序列为一阶单整I (1) 序列, 满足进行协整检验的条件, 故可以采用Johansen方法检验他们之间的协整关系, 检验结果如下:

1.当显著性水平为1%时:

由Johansen Cointegration Test检验结果可得出:在1%的显著性水平下, 迹检验检验和最大特征值检验均显示没有协整关系。

2.当显著性水平为5%时:

由Joansen Cointegration Test检验结果可得出:在5%的显著性水平下, 迹检验检验和最大特征值检验均显示没有协整关系。

3.当显著性水平为10%时:

由Johansen Cointegration Test检验结果可得出:在10%的显著性水平下, 迹检验检验显示没有协整关系, 最大特征值检验显示有一个协整关系。

综上所述:

东中西部人均国内生产总值序列的协整检验表明, 三大地区之间在1%和5%的显著性水平下均没有协整关系, 即r=0, 根据Bernard和Durlarf (1995, 1996) 中的定义, 这里人均国内生产总值序列协整关系的个数r (等于0) 小于p-1 (等于3-1=2) 。即使在10%的显著性水平下, 最大特征之检验显示存在一个协整关系即r=1, 根据Bernard和Durlarf (1995, 1996) 中的定义, 这里人均国内生产总值序列协整关系的个数r (等于1) 小于p-1 (等于3-1=2) 。

故东中西三大区域之间的经济增长不存在收敛趋势, 从长期来看, 各地区受三个或者两个 (p-r) 共同冲击的影响。

四、区域内部各省份经济增长的收敛性

采用与第三部分相同的检验方法, 分别对东中西三大区域内部各省份的人均GDP序列进行平稳性检验和协整检验, 检验结果为:

东部地区各省份GDP的ADF统计量、一阶差分ADF统计量依次为:北京:-1.1705, -5.8749;天津:-0.4345, -6.2800;重庆:-1.5100, -7.4692;福建:-1.2538, -4.7843;广东:-1.6461, -5.5881;广西:-1.2670, -4.2004;海南:-2.2064, -7.4148;河北:-1.3812, -5.7715;江苏:-1.5357, -4.8729;辽宁:-1.1712, -5.7000;山东:-1.0581, -5.7691;上海:-1.2292, -52.6537浙江:-1.6792, -4.0412;而显著性水平为1%, 5%, 10%时的临界值分别为:-4.1373, -3.4953, -3.1766。

同理, 可以检验得出中部、西部各省份的ADF统计量、一阶差分ADF统计量和显著性水平为1%, 5%, 10%时的临界值。

由以上检验结果可得:东中西三大区域内部各省份人均GDP序列的ADF检验统计量均大于10%的显著性水平下的临界值, 不可以拒绝原假设, 即人均GDP序列是不平稳的。但其各自的一阶差分序列的ADF检验统计量均小于1%显著水平下的临界值, 可以拒绝原假设, 即一阶差分序列是平稳的。这说明, 各地区人均GDP序列为一阶单整I (1) 序列, 满足进行协整检验的条件, 下面可以采用Johansen方法检验他们之间的协整关系, 检验结果如下:

东中西三大区域内部各省份人均GDP序列在1%和5%的显著性水平下具有协整关系的序列数r均小于p-1。在10%的显著性水平下, 东部地区具有协整关系的序列数r (等于12) 等于p-1。

由此得出的结论是:中西部地区内部各省份之间的经济增长不存在收敛的趋势, 而东部地区内部各省份之间的经济增长在一定程度上具有收敛性。

五、本文的结论

中国东、中、西三大区域之间的经济增长不存在收敛趋势, 从长期来看, 各地区受三个或者两个 (p-r) 共同冲击的影响。中、西部地区内部各省份之间的经济增长不存在收敛的趋势, 而东部地区内部各省份之间的经济增长在一定程度上具有收敛性。

参考文献

[1].Peter J.Brockwell, Richard A.Davis, Introduction to Time Series and Forecasting (Second Edition) , Springer;

[2].易丹辉, 数据分析与EVIEWS应用, 中国统计出版社, 2002.10;

[3].林毅夫, 刘明兴, 中国经济的增长收敛于收入分配, Working Paper;

[4].陈晓玲、李国平, 地区经济收敛实证研究方法评述, 数量经济技术经济研究, 2007年第08期;

[5].陈安平、李国平, 中国地区经济增长的收敛性:时间序列的经验研究;数量经济技术经济研究, 2004年第11期;