中国区域经济增长趋同及机制分析

　　【摘要】本文在面板数据的基础上，采用聚类分析，将中国29个样本省市（不包括重庆、西藏和宁夏）根据经济特征划分为不同的区域类别，研究中国区域经济增长的趋同效应，并探讨了这种趋同效应发生的机制。
　　
　　东部沿海地区的经济在过去20年中比中西部地区要发达，众多文献在研究区域趋同的时候都是将中国划分为东部、中部、西部三个区域。但这其中存在较大的问题，三个区域的划分并未形成统一标准，并不能表明这三个区域内省市的经济结构相似，因此得出的区域趋同结论存在一定的缺陷。除了验证中国区域的趋同效应以外，这种趋同效应产生的原因和机制也同样是值得研究的问题。
　　
　　一、区域的划分
　　
　　根据蔡（2000）、王小鲁、樊钢（2004）、许和连、赖明勇（2003）的调查，本文遴选了市场化程度、城乡结构、产业结构、城市开放程度、人力资本投入、物质资本投入、人口增长率等7个指标来衡量地区的经济结构，指标符号和名称见表1。
　　表1指标名称及说明
　　本文选用1989－2004年上述指标的平均值进行聚类分析：第Ⅰ类包括有北京、天津、辽宁、黑龙江、吉林、上海、江苏、湖北、广东、四川，它们的市场化程度、开放程度都很高，而且是第二、三产业在地区生产总值的比重都比较大的一类地区；第II类包括有河北、山西、内蒙、浙江、安徽、福建、山东、河南、湖南、陕西、甘肃；第III类包括有江西、广西、海南、贵州、云南、青海、新疆，它们主要是市场化程度不高、第一产业比重很大、城镇人口占很小比重的一类地区。这与以前学者人为划分东部、中部、西部地区结果是不一样的，这里各省市的经济结构更为相似，更能符合俱乐部收敛的前提条件。
　　
　　二、中国区域趋同及机制研究
　　
　　（一）模型和指标选择
　　研究趋同一般始于Barro回归方程：gi，t，t+T=α+βln（yi t）+εi，t，大都采用截面分析。Islam(1995)指出，截面分析的估计结果是有偏的，建议采用面板分析，因为面板分析既能保持与新古典增长理论的结论一致(每个经济体的长期增长率相等，为外生的技术进步率)，又能解决估计有偏问题，而且Islam发现Barro回归方程和MRW分析框架可以自然推导出面板分析的回归方程。故这里采用Barro回归方程，通过面板数据来分析中国的区域趋同效应。
　　数据来源于《中国统计年鉴》（1989年-2005年）和《新中国50年统计资料汇编》。人均GDP均为真实人均GDP，即对名义人均GDP进行物价指数的修正。考虑到各省的物价指数难以获得，统一采用同年全国的物价指数进行处理；资本存量是采用永续盘存法模拟的，首先根据固定资产投资流量模拟出名义资本存量，然后按照物价指数进行修正得到实际资本存量。
　　（二）描述性统计
　　在经典的趋同研究中，一般用区域人均GDP对数的离差变化测度 趋同，如果随时间推移， δ值（即离差）变小了，就说明发生了δ趋同，区域经济差异呈缩小的趋势；若随时间推移，δ值变大了，则说明发生了δ趋异，区域经济差异呈扩大的趋势。
　　从图1-图4可以看出，全国地区差异、第Ⅰ类地区差异、第II类地区差异在近10年都处于缓慢增长的状况，发生了δ趋异；而第III类地区除了在1993年差异扩大以外，近10年差异都在呈不断缩小趋势，发生了δ趋同。
　　（三）区域趋同分析
　　利用Barro回归方程考察区域经济增长的绝对β趋同、条件趋同和俱乐部趋同情况，实证结果见表2。回归方程1，2，3，4分别考察全国、第Ⅰ类地区、第II类地区、第III类地区的区域趋同效应。从回归方程1的结果来看，初始人均GDP的回归系数虽然为负，但是不显著，说明中国的绝对β趋同不明显。进行分类后，回归方程2，4显示，初始人均GDP的回归系数显著为负，第Ⅰ类地区、第III类地区存在明显的条件收敛。而从回归方程3来看，初始人均GDP的回归系数显著为正，第II类地区不存在条件收敛，这和以往按照东、中、西划分的结果显著不同。俱乐部收敛与条件收敛不同，它指的是初期经济发展水平接近的经济集团各自内部的不同经济系统之间，在具有相似的结构特征的前提下趋于收敛，即较穷的区域集团和较富的区域集团各自内部存在着条