中国区域经济增长趋同中的二元经济结构因素分析

○张纯记

（上海财经大学财经研究所 上海 200433）

一、关于趋同研究的理论概述

经济增长是一个国家和地区经济发展和社会进步的基础和前提，关于经济增长问题的研究历来是经济学的主要研究领域。20世纪60年代，以索洛和斯旺为代表的经济学家创立了新古典经济增长理论（Solow，1956；Swan，1956）。该理论认为，生产中资本的边际收益是递减的，人均资本存量较少的区域由于较高的资本收益而比经济发达区域有较高的经济增长速度，因此，经济欠发达区域存在向经济发达区域的趋同。围绕着趋同存在与否、趋同速度的快慢以及引致趋同的原因等问题，经济增长趋同便成为西方经济学界研究的热点。

在对趋同的测度上，有σ趋同和β趋同之分。σ趋同是指经济体的人均产出方差随着时间的推移而减小，侧重于考察人均产出的离散程度，是一个与横截面数据相关的概念。β趋同是指初期人均产出水平较低的经济体趋于比人均产出水平高的经济体有更快的经济增长，侧重于考察人均产出的增长率，是一个与面板数据相关的概念。在趋同研究中，巴罗和萨拉伊马丁做了大量的工作，他们对美国、日本、德国、法国、英国、意大利、荷兰、比利时、丹麦、西班牙等国的研究发现，各国区域经济增长的σ趋同和β趋同都很显著（Barro and Sala-i-Matin，1991，1992，1995）。而且他们还发现各国每年的β趋同速度均在2%左右，这种趋同速度为许多趋同实证研究结果所支持和认可（Shioji，1993；Cashin，1995；Perrson，1994）。

在趋同研究过程中，人们发现β趋同也分为几种类型。其中，“绝对趋同”是指无论经济体结构特征有何差异，都存在长期人均产出的趋同，各经济体趋同于共同的稳态。“条件趋同”则强调趋同发生的条件是经济结构的相似性，即只有经济结构相似的经济体之间才存在趋同，但由于经济体经济结构的差异客观存在，经济体趋同于各自的稳态。“俱乐部趋同”指出经济结构和初始条件相近的经济体，存在增长的俱乐部，人均产出有趋于同一稳态的趋势。西方学者对经济增长趋同的研究已由当初侧重于判断趋同是否存在和测度趋同的速度，向更深入的方向发展，具体表现为注重对趋同机制的深入探索，在此过程中，条件趋同的研究成为主要的方向。福特（Fuente，2000）指出，影响区域经济增长趋同的机制除了要素的边际报酬递减规律外，技术进步和结构变迁也发挥着重要的作用。克鲁伯（Coulombe，2000）认为，城市化变量能够体现区域经济的集聚经济特征，他在条件趋同模型中加入城市化变量，对加拿大10个省的相对人均收入进行了趋同研究，发现各省均以每年约5%的速度向各自的稳态趋同，各省的相对城市化比率决定了其稳态值。陈和弗来舍（Chen and Fleisher，1996）对1978年到1993年中国各省区人均GDP的趋同实证研究发现，各省区存在条件趋同，趋同条件包括物质资本分享、就业增长、人力资本投资和外商直接投资等。简等（Jian et al，1996）的研究也发现，1978年以后的中国各省区人均收入增长存在显著的趋同性，他们认为中国的市场化改革和对外开放是趋同发生的重要原因。

由于认识到趋同方法在研究区域经济增长方面的优势，我国学者也积极地运用趋同方法审视中国区域经济增长的长期变化趋势。刘木平、舒元的研究认为，从1978年到1997年，我国省际经济增长不存在绝对趋同，但却存在条件趋同，趋同条件包括市场化程度、实际利用外资、技术进步、出口、政府支出、固定资产投资、经济外向依存度、地理优势等方面（刘木平、舒元，2000）。蔡昉、都阳的研究发现，中国经济增长中存在东、中、西部三个趋同俱乐部，通过加入初始人力资本存量、投资率、就业系数、投资效率、市场化程度和开放程度等变量后，存在条件趋同（蔡昉、都阳，2000）。

已有的中国经济增长条件趋同研究中，多是从要素投入的角度分析趋同的条件，虽然有的研究加入了个别表征区域经济结构的变量，但未能从中国发展中国家的国情出发，从实际的二元经济结构特征方面进行研究。本文拟从中国二元经济结构及其转型的视角，探寻二元经济结构转型与区域经济增长趋同之间的联系，以期得到有益的政策启示。

二、中国二元经济转型与区域经济增长趋同

按照发展经济学的观点，发展中国家普遍存在着二元经济，即以农业为主的传统经济部门和以工业为主的现代经济部门并存的现象。发展中国家经济发展的过程，就是现代经济部门不断吸收传统部门的剩余劳动力，并最终向一元经济结构转型的过程（Lewis，1954）。在此过程中，农业劳动力向工业部门的转移要经历三个阶段：在第一阶段，由于边际产出为零，农业剩余劳动力进入工业，只增加社会总产出；第二阶段，农业劳动力向工业的流出，促使劳动边际生产率大于零，农业劳动力的减少和非农劳动力的增加导致粮食短缺，使工业化进程受阻；第三阶段，通过对农业的现代化改造，使农业像工业生产那样实现专业分工和规模化生产，农业劳动生产率大幅提高，劳动力在工农业间的流动完全取决于二者劳动边际生产力的变动，农业和工业得到平衡增长，二元经济结构宣告结束（Fei&Ranis，1964）。

中国作为一个由传统的农业国向现代工业国转变的发展中国家，二元经济结构特征十分显著，并通过资源配置、收入分配、地区发展、增长方式等机制影响我国经济增长的持续性（高帆，2005）。国家以剥夺农村剩余劳动力为代价优先发展工业，以及包括户籍制度在内的城乡隔离经济体制，对我国二元经济结构的形成产生了决定性的影响（吴新博，2008）。从总体上讲，我国近些年的经济增长应是制度转轨、对外开放和二元经济转型等因素相互作用与协同发展的结果，其中二元经济转型的贡献要大于其他因素（蒋满元等，2009）。

一般用二元反差指数来测度二元经济结构的程度，二元反差指数即第二、三产业或非农业产值比重与劳动力比重之差的绝对值。二元反差指数理论上介于0到1之间，反差指数越大，第一产业和第二、三产业的差距越大，经济二元性越明显；当二元反差指数为0时，二元经济转变为一元经济，二元性消失。本文运用二元反差指数衡量了改革开放以来的各省级行政单位的二元经济结构，并取其所在区域的平均值代表区域的二元经济结构（本文按照一般的东、中、西部地区的划分，东部地区包括：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；中部地区包括：山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括：内蒙古、广西、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆），发现我国二元经济结构的区域差异十分明显（图1）。

图1 我国二元反差指数的区域差异

整体而言，我国经济二元性区域差异基本呈阶梯状分布，东、中、西部地区经济二元性由弱到强。东部地区的二元反差指数从1978年的0.3589下降到2007年的0.1860，二元经济结构向一元经济的转型趋势明显。而中西部地区的二元反差指数则下降缓慢，中部地区的二元反差指数从1978年的0.3485下降到2007年的0.3120；西部地区的二元反差指数从1978年的0.4215下降到2007年的0.3700。反映出中西部地区二元经济性没有明显改变，呈现出“结构刚性”。

中国二元经济转型主要表现为城市化和工业化的进程。首先，我国二元经济结构的转型表现为工业化的进程。我国作为传统的农业国，农业部门曾长期在国民经济部门中占据主导地位。大力发展现代工业，通过工业化进程提高现代工业在国民经济中的地位，是我国由传统农业国向现代工业国转型的必由之路。也就是说，我国二元经济转型必然表现为现代工业部门在国民经济中地位不断提高并逐步占据主导地位的工业化进程。其次，我国二元经济转型还表现为城市化进程。从产业的空间分布上看，传统的农业部门分布在乡村，现代工业部门分布在城市，二元经济在空间上的体现就是城乡的并存和对立。伴随着我国工业化的进程，城市数量和规模的增长也相伴而生，城市化的进程逐步加快。我国在农业部门占据主导的时期，表现为农村人口比例很高，城市化水平很低，加之我国幅员辽阔、人口众多等因素，虽然城市化取得了很大的成就，但在缩小城乡差距和消除城乡对立等方面的任务仍十分艰巨。

条件趋同认为，趋同是有条件的，只有在具有相同或近似结构的经济体之间才易于发生趋同。而对于发展中国家而言，二元经济结构显然是结构特征的重要方面，是在对发展中国家的趋同研究中所不容忽视的影响因素。我国区域经济差异十分显著，表现在区域经济增长水平和区域经济增长速度均存在明显差异上。导致区域经济增长差异的原因有很多，比如区位条件的不同、资源禀赋的差异、政策倾斜引致的投资差异等等，二元经济结构的区域差异也应是一个重要的解释因素。

区域经济增长是一个动态的变化过程。对于中国区域经济增长趋同的研究，应充分认识到区域经济增长的过程特征，并和发展中国家的具体国情结合起来。在中国区域经济增长中，以工业化和城市化为主要特征的二元经济转型是推动我国区域经济增长的重要动力，二元经济结构是趋同的重要条件。因此，区域经济增长是朝向各自不同稳态的趋同，由于各自稳态不同，经济体距离稳态的程度不同，即使在相同的投入前提下，也必然表现为不同的经济增长速度。若要改变区域经济失衡的状况，促进区域经济均衡发展，就不能只关注要素投入的均衡化，还必须注重促进中西部地区二元经济结构转型，以促进经济持续快速增长。

三、模型和变量

1、模型

条件趋同假说认为，各经济体是朝各自的稳态趋同，经济增长速度是与其距离各自的稳态值成正比的。由于条件趋同注意到了区域的差异性特征，承认不同区域具有不同的结构特征和稳态值，使条件趋同比绝对趋同更加接近现实和更有说服力。

按照条件趋同的解释，区域的人均产出对数增长，是由初始的人均产出对数和长期稳态的人均产出对数共同决定的（Barro and Sala-i-Matin，1995）。用公式可表示为：

式中，Yi，t为区域 i在 t期的人均产出，Yi，t-1是期初的人均产出，Y为稳态的人均产出水平。β为区域i的人均产出向稳态的趋同速度，如果β为正，则存在向稳态的趋同；若β为零，人均产出只是由期初水平决定，不存在向稳态的趋同。

通过在公式（1）中加入残差项 εi，t，可以用于进行面板数据回归。即：

建立条件趋同模型的关键是测度长期增长稳态Yi的稳态变量寻找，也有把其称为趋同条件。

本文用于测度稳态的变量为区域二元结构变量，故实际采用的面板数据回归模型是：

其中，RGDPi，t是指我国各省区从1978年到2007年的真实人均 GDP，RGDPi，t-1是其一阶滞后变量，EYFCi，t变量代表反映区域二元经济结构的二元反差指数变量。为解决面板数据的自相关问题，以及解释变量设定遗漏问题，加入一阶自回归变量AR（1），之所以没有继续加入多阶自回归变量，是因为在二阶变量加入时就已经不显著了。如果回归结果系数γ2为零，则说明发生了绝对趋同，如果γ2显著不为零，则可认为二元经济结构变量成为趋同的条件，说明发生了条件趋同。

2、变量和数据

进行条件趋同回归时，使用面板数据比横截面数据具有更多的优势。面板数据方法，一方面能够处理截面回归中无法处理的参数异质性问题，另一方面对于处理截面回归中遭遇的内生性、测量偏误等问题有一定的改进，在估计的稳健性方面有提高（邹薇、周浩，2007）。本文的面板数据横截面选取我国30个省级行政单位（未包含台湾省、香港和澳门特别行政区、重庆直辖市），研究的时间段是从1978年到2007年改革开放以来的30年，希望通过大样本面板数据得到更加贴近实际的估计结果。

为剔除物价因素的影响，在衡量区域人均产出时本文使用真实人均GDP变量，具体计算是先把各年的GDP按1978年为基期的物价指数平减得到真实GDP，再除以各年相应的总人口得到真实人均GDP。

二元反差指数变量用来衡量一个区域二元结构的状况，用第二、三产业产值比重减去第二、三产业劳动力比重的绝对值测度，该值越靠近1，则经济结构二元性越严重。

本文1978年到1999年的统计数据主要来自于《新中国50年统计资料汇编》（国家统计局，1999），2000年到2007年的数据主要来自于国家统计局各年的统计年鉴、人口统计年鉴等。

四、实证计量分析

面板数据回归模型基本的模型有混合回归模型、固定效应模型、随机效应模型等。本文对方程（3）分别使用三种模型进行回归，具体回归结果见表1。

表1 面板数据回归结果

表1中的回归结果由Eviews给出，采用Pooled Least Squares回归方法。系数值下方括号里为t值，***表示在1%水平上显著，**表示在5%水平上显著，*表示在10%水平上显著。各省个体固定效应的不同截据项均未给出。

通过对三种模型的对比，F检验拒绝了使用混合回归的假设，Hausman检验拒绝了使用随机效应模型的假设，所以本文最终选择的回归模型为固定效应模型（个体固定效应模型）。

从D—W值可以看出，通过在模型中加入自回归项AR（1），能比较好地解决序列自相关问题。

从最后的固定效应回归模型检验结果看，模型中系数均通过检验（t检验的显著性水平均在1%以上），其中γ2显著不为零，说明二元反差指数变量可以作为各省向自己稳态趋同的条件。不同于一般的条件趋同研究，本文γ2为负值，其经济意义是二元反差指数对区域人均GDP的增长起到显著负面的制约作用。二元反差指数越高，经济二元结构性越强，增长速度越慢。从另一个角度说，就是通过降低二元反差指数，破除二元经济结构束缚，有利于经济的长期增长。

图2 非农产业比重的区域差异

二元经济结构的转型需要通过工业化和城市化来实现。通过工业化破除产业结构的二元性，通过城市化破除空间结构的二元性。如果用第二、三产业的产值比重简单表示工业化水平，区域的工业化水平差距在缩小（见图2）。用非农人口比重来表示城市化水平，则发现有比较大的区域差异，且差距有拉大的趋势（见图3）。因此，中西部地区二元经济的“结构刚性”主要是受到城市化相对于工业化滞后的影响，不能消化农村转移出来的剩余劳动力。

图3 非农人口比重的区域差异

五、主要结论和启示

本文结合发展经济学的二元经济结构理论，就我国二元经济结构转型对我国经济增长的影响进行了条件趋同的理论和实证分析，得到以下结论。

第一，中国二元经济结构及其转型存在明显的区域差异。整体而言，我国经济二元性区域差异基本呈阶梯状分布，东、中、西部地区经济二元性由弱到强。改革开放以来，东部地区从二元经济向一元经济转型成效显著；中西部地区则收效甚微，表现为明显的二元经济“结构刚性”特征，这主要是由于城市化的滞后导致的。

第二，二元经济结构是制约区域经济增长的结构变量，是影响区域经济向各自稳态趋同的限制条件。改革开放以来，二元经济转型成为区域经济增长的重要推动力，中西部地区相对沿海地区经济增长的相对滞后，可以在其二元经济转型的相对滞后上得到解释。因此，中西部地区要加快经济增长，就必须破除二元经济的羁绊，加快二元经济结构转型。

第三，二元经济转型必须通过工业化和城市化协同推进。如何在走新型工业化和新型城市化的道路上，促进城市化和工业化的协调和良性互动，从而有效推动二元经济转型是值得深思的问题。

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