中国区域经济趋同与差异分析—贾俊,郭庆旺

  本文关键词：中国区域经济趋同与差异分析，，由笔耕文化传播整理发布。

中国人民大学学报
J OU RNAL O F R ENMIN UN IV ERSIT Y O F C H INA

2007 年第 5 期 No1 5 　 2007

中国区域经济趋同与差异分析
贾俊雪 ,郭庆旺

　　[ 摘要 ] 　 运用基尼系数 、 面板时间序列分析和核密度估计的方法 , 对 1

978 — 2004 年间我国区域人均 GDP 水平差异 、 全国及各地区是否存在增长趋同和增长分布的动态演进方式的分析表明 : 全国人均 GDP 水 平差异主要源于地区间差异 ,20 世纪 90 年代以来全国地区间差异呈上升趋势 , 但 2001 年以后明显趋缓 , 且 于 2003 年出现反转迹象 ,这表明 1998 年开始实施的积极财政政策在促进我国区域经济协调发展方面起到了 重要作用 ,同时也预示着我国区域差异正处于倒 U 型曲线的顶端 ,已经开始步入一个持续缩小的新阶段 ; 全 国并不存在增长趋同 ,三个地区中只有中部地区存在着增长趋同 ,但东部地区和西部地区分别存在着以上海 和新疆为中心的趋同子俱乐部 ; 我国区域经济的增长分布主体上为 “单峰” 分布 ,这意味着我国区域经济发展 并未出现严重的两极分化现象 ,但自 20 世纪 90 年代以来 “双峰” , 分布的迹象似乎在逐步趋强 。 [ 关键词 ] 　 区域趋同 ; 区域差异 ; 基尼系数分解 ; 面板时间序列分析 ; 增长分布分析 [ 作者简介 ] 　 贾俊雪 : 经济学博士 ,中国人民大学中国财政金融政策研究中心讲师 ; 郭庆旺 : 经济学博士 , 中国人民大学中国财政金融政策研究中心教授 ,博士生导师 ( 北京 100872)

一、 引言
　　 中国经济自改革开放以来一直保持快速增 长 , 年平均增长率达到 91 4 % 。但由于各种因素 的影响 ,我国区域经济一直存在着发展不协调的 问题 。20 世纪 90 年代以来 , 这一问题备受国内 学术界的广泛关注 , 很多学者对此进行了大量研 究 。但目前关于我国区域经济差异的演变趋势 , 以及区域内部是否存在增长趋同的问题 , 还存在 着一些不同看法 。对于我国区域经济差异的演变 趋势 ,一些研究认为我国区域经济存在明显的增 长收敛 ,即区域经济差异在不断缩小[ 1 ] ,但大多数 研究认为 90 年代以来我国区域经济差异呈现不 断增大的趋势 [ 2 ] ,此外 ,还有研究表明我国目前已

出现整体开始转向经济收敛和同步发展的关键时 期 [ 3 ] 。对于我国区域内部是否存在增长趋同 , 蔡 　、 都阳 [ 2 ] 和沈坤荣 、 马俊 [ 4 ] 认为我国东中西部地 区分别形成了趋同俱乐部 ,徐现祥 、 舒元 [ 5 ] 认为我 国省份经济出现了 “双峰趋同” 即 “两俱乐部趋 [6 ] 同” ,而刘夏明 、 魏英琪和李国平 则认为我国东 中西部地区并不存在着趋同俱乐部 。 出现上述不同研究结论的原因 , 主要在于不 同研究考察的样本时期和采用的研究方法不同 。 因此 ,本文首先对区域经济趋同与差异的四种研 究方法作详细的比较分析 ; 然后利用基尼系数分 解的方 法 考 察 1978 — 2004 年 间 我 国 区 域 人 均 GDP 水平差异 ,利用面板时间序列分析方法对全 国及各地区作增长趋同分析 ; 最后 ,借助核密度估 计探究我国区域经济增长分布的动态演进方式 。

[ 基金项目 ] 　 国家社会科学基金重大项目 ( 05 &ZD008) ; 中国人民大学科学研究基金项目 ( 06XNB002)

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二、 区域经济趋同与差异研究方法的比较
从目前已有的研究文献来看 , 区域经济趋同 与差异的研究方法大体包括四种 : 一是统计指标 分析 , 二是趋同回归分析 , 三是面板时间序列分 析 ,四是增长分布分析 。前两种方法是较为传统 的研究方法 ,也是目前国内学者使用较多的方法 , 后两种方法在近几年得到快速发展并逐步成为目 前国际学术界的主要研究方法 。 ( 一) 统计指标分析 统计指标分析的基本思想就是利用各种度量 差异的统计指标直接度量区域经济差异 , 目前使
[7 ] 用较多的统计指标有基尼系数和塞尔指标 。 基

定了超覆基尼系数 G0 。在 ( 2 ) 式中 , 组内基尼系 数度量了组内差异 , 组间基尼系数度量了不同组 别之间的差异 , 超覆基尼系数反映了不同组别的 人均 GD P 分 布 出 现 重 叠 , 即 一 组 的 最 低 人 均 GDP 小于另一组最高人均 GDP 所导致的差异 。 由此可见 , 比起塞尔指标只提供了组内和组间差 异 , 基尼系数分解提供的信息更为丰富 。 统计指标分析的优点在于非常简便易用且可 以很好地反映出地区差异的变化趋势 , 其中基尼 系数分解方法更是提供了较为丰富的信息 , 从而 利于人们更好地认识导致地区差异的根源 。但这 种方法并不能很好地区分影响地区差异的各种因 素的作用大小 。 ( 二) 趋同回归分析 趋同回归分析是研究地区趋同与差异的传统 方法 , 主要以巴罗回归方 程 [ 9 ] 和 M RW 分 析框 架 [ 10 ] 为基础 , 分析工具早期以横截面分析为主 , 近年来拓展到以面板分析为主 。 新古典增长理论认为 , 由于资本的边际收益 递减 , 从而导致穷经济体会比富经济体增长更快 , 最终不同经济体之间将出现趋同现象 , 这就是所 ① 谓的绝对趋同 。 人们通常利用下面的简单回归 方程来验证是否存在着绝对趋同 : ( 3) 　　-gi , T = a +β L n ( Y i , 0 ) +ε i, t 其中 , -gi , T 为经济体 i 在样本期内的平均增长率 , Y i , 0 为经济体 i 在 初 始 点 的 人 均 GDP 。若 β为 负 , 即经济体的平均增长率与其初始点的人均 GDP 水平负相关 , 则意味着经济体存在着绝对 趋同 。 然而 , 内生增长理论认为 , 不变或递增的规模 收益以及具有溢出效应的物质资本 、 人力资本和 知识资本的内生积累是经济增长的动力源泉 , 这 就意味着不同经济体之间不会出现绝对趋同 。大 量实证研究也验证了这一点 , 于是人们的研究开 始集中于所谓的条件趋同和俱乐部趋同 。条件趋 同是指趋同的发生依赖于一系列反映经济体结构 性差异的变量 , 如人力资本 、 经济开放度 、 市场化 程度以及宏观经济政策等 。俱乐部趋同是指一些 经济结构相似的经济体之间存在着经济趋同现

尼系数和塞尔指标都可以进行分解 , 即将总体差 异分解为组间差异和组内差异 。比较而言 , 基尼 系数的分解相对复杂但可以提供更丰富的信息 。 基尼系数的公式为 : 　　 G=
1 2 N2 Y
K K Hi Rj ih

i =1 j =1 h =1 r =1

∑∑∑∑| Y

- Y jr |

( 1)

其中 , N 为经济体个数 , Y ih 和 Y jr 分别为 i 和 j 区 域内经济体的人均 GDP , H i 和 R j 分别为 i 和 j 区域 内 的 经 济 体 个 数 , K 为 区 域 个 数 , Y =
1
N
N Hi

-

i =1

∑∑
h

, 基尼系数在 0 和 1 之间 , 数值越大 , 意

味着差异越大 。 派特 [ 8 ] 提出了一种基尼系数分解方法 。他首 先利用一个简单的统计游戏对基尼系数进行了重 新诠释 , 并在此基础上引入条件期望 , 从而以矩阵 的形式将基尼系数分解为 :
3 　　G = Gw + Gb + Go =π ′ E P

( 2)

其中 , Gw 为组内基尼系数 , Gb 为组间基尼系数 , Go 为超覆 (overlap ) 基尼系数 ,π为子组收入的比 例向量 , P 为子组经济体个数占总经济体个数的 比例向量 。矩阵 E 3 是通过将条件期望矩阵的元 素除以相应子组人均 GD P 均值得到的 , 它可以分 解为两部分 , 即 E 3 = E13 + E23 , 其中 E13 的对角 元素就是组内基尼系数 Gw , E13 的非对角元素决

　　①　 趋同分为δ趋同和β趋同 , 简单地说 ,δ趋同是人均收入水平的趋同 ,β趋同是经济增长率的趋同 。本文如无特殊说明 , 趋同均
是指β趋同 。

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象 。这类 研 究 主 要 是 建 立 在 巴 罗 回 归 方 程 和 M RW 分析框架基础上 ,其中巴罗回归方程为 : ( 4) 　　-gi , T = a +β L n ( Y i , 0 ) + Ψ X i , t +ε i,t 其中 , X i , t 就是反映经济结构的一组控制变量 。 趋同回归分析具有很好的理论基础 , 可以较 好地反映出经济中各种因素对经济增长的影响 , 因此成为研究增长趋同的经典方法 。但这种方法 遭到很多经济学家的批判 , 批判的焦点主要在于 横截面回归有偏 , 即由于忽略了不同经济主体存 在异质性和产出的多均衡等问题 , 从而导致回归 结果的不稳定 。虽然后来的趋同回归分析以面板 回归为主 , 在一定程度上改进了回归有偏问题 , 但 仍存在非平稳数据导致的伪回归等问题 , 所以很 ① 多经济学家建议用时间序列来分析增长趋同 。 ( 三) 面板时间序列分析 面板时间序列分析是建立在时间序列分析基 础上的 , 其思想与时间序列分析一致 , 即将增长趋 同分析转化为任意两个主体人均 GDP 差序列的 单位根检验 。夸哈[ 11 ] 和伯纳德 、 德劳夫 [ 12 ] 提出利 用时间序列分析进行增长趋同分析 , 并认为对于 一个经济体而言 , 如果其内部任意两个经济子体 的人均 GD P 的长期预测是一样的 , 则此经济体存 在增长趋同现象 , 这意味着任意两个经济子体的 ② 人均 GD P 差序列必须是平稳的 。 具体研究中 , 往往将不存在增长趋同即差序 列为单位根过程作为原假设 。 　　H0 ∶x i , t ≡( y i , t - y 3 , t ) = I ( 1) , i ( 5) = 1 , 2 , …, N 其中 , y i , t 为任一子主体人均 GD P 的对数值 , y 3 , t 为基准子主体人均 GD P 对数值 , I ( 1) 表示单位根 过程 。对于上述原假设 , 我们可以利用时间序列 的 ADF ( t he A ugmented Dickey2Fuller ) 单位根检 验一组一组地进行检验 , 如果每组检验都拒绝原 假设 ,则认为该经济体存在着增长趋同 。 随着近几年面板数据单位根检验技术的发 展 ,人们越来越多地开始利用面板单位根检验来

进行增长趋同分析 。面板数据的单位根检验主要 有夸哈检验 、 LL 检验和 IPS 检验 。夸哈检验的 最大问题在于没有考虑面板数据的异质性 , 包括 个体的特定影响以及不同形式的残差序列相关 性 。而 LL 检验虽然很好地解决了上述问题 , 但 其小样本表现明显逊于 IPS 检验。IPS 检验主要 应用于动态的、 异质的面板数据的单位根检验 ,其 原假设就是 (5) 式 ,并以个体 ADF 单位根检验均值 为基础构建了一个 t - bar 检验统计量 ,即 　　t - ba r =
1
N
N i =1

∑t

iT

( Pi ,ρ i)

( 6)

其中 , t iT ( Pi ,ρ i ) 为个体 ADF 统计量 。当样本期
T →∞ 和主体个数 N →∞时 , t - ba r 检验统计量

遵循正态分布 。 面板时间序列分析不仅可以像时间序列分析 那样有助于我们更好地了解整个时期内潜在的增 长趋同 , 避免传统趋同回归可能存在的伪回归问 题 , 而且可以从不同序列的混合数据中获取更多 的信息 。因此 , 面板时间序列分析已经成为目前 研究经济趋同问题的一个主要分析方法 。但这种 方法存在着明显不足 , 即我们在检验时需要选取 一个基准主体 , 而选取不同的基准主体可能会产 生不同的结果 , 这就面临着如何选取基准主体的 问题 。具体研究中往往需要选取那些比较具有代 表性的主体作为基准主体 , 或者是选取每个主体 作为基准主体依次进行检验 , 但这意味着需要很 大的工作量 。 ( 四) 增长分布分析 增长分布分析的基本思想是通过考察一个 国家或地区人均 GDP 或劳均 GDP 分布的动态 演进方式 , 即增长分布图波峰个数及分布图位 移方式来判断该经济体增长差异的变化 。若增 长分布明显呈现出 “双峰” 状 , 则意味着存在双 峰趋同或两俱乐部趋同 [ 13 ] ; 若增长分布波峰高 度持续降低 , 则意味着地区差异有所加大 、 集中 程度下降 。

　　①　Quah 、 Bernard 和 Durlauf 以及 Temple 详细论述了趋同回归分析存在的相关问题 。参见 D1 Quah , “International Patterns of
Growt h : I1 Persistence in Cro ss2Count ry Disparities” , London School of Econo mics Working Paper , 1992 ;Bernard ,A1 , and S1 Durlauf ,

“Interpreting Test s of t he Convergence Hypot hesis ” , J ournal of Economet rics 71 , 1996 ; J1 Temple , “ The New Growt h Evidence ” ,
J ournal of Economic L iterat ure 37 , 1999 。

　　②　St1 Aubyn 验证了这种趋同概念包含传统趋同理论中的趋同 。参见 M1 St1 Aubyn “ , Covergence Across Indust rialized Count ries
(1890 - 1989) : New Result s U sing Time Series Met hods” , Em pi rical Economics 24 , 1999 。

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增长分布分析的主要工具为普拉基特 [ 14 ] 和 希尔弗曼[ 15 ] 提出的核密度估计 ( kernel densit y
estimator ) 。假设一个数据集 X 1 , X 2 , …, X N 为

下四分位数的差 。依据 B CV 法则 , 最优带宽为 : 　　b 3 = min{ ( n - 1 b - 1 R ( k) + b4 ) × R ( f n) ^

来自一个未知概率密度函数 f ( x ) 的随机样本 , 则
f ( x ) 的核密度估计为 :
^ 1 　　f ( x )
N

R(k ) mb

′ ′

(

x k/ 2) } ∫
2 2

( 10 ) ) = 其中 , R (φ

N bn

i =1

∑

k

x - Xi bn

( 7)

φ ( x ) d x , k , 为核函数 。 ∫
2

) 为一个非负函数 , 满足 k ( x ) dx = 1 , 其中 , k ( ?

∫

增长分布分析可以提供关于经济增长趋同与 差异更为丰富的信息 , 并有助于进一步探索增长 分布演进的背后机制 。但这种方法主要依赖于增 长分布演进方式来考察增长趋同与差异 , 而增长 分布演进方式在很大程度上取决于最优带宽的选 取 。选取不同的最优带宽 , 可能会得到差异很大 的增长分布图 , 而目前关于最优带宽的选取还缺 乏得到广泛认同的方法 , 这必然会导致基于增长 ① 分布图得到的结论缺乏足够的说服力 。

称为核函数 ; bn 为一系列正数 , 称为带宽 ( Band2 widt h) 。 核密度估计的关键在于核函数和最优带宽的 选择 , 其中最优带宽的选择对核密度估计的重要 性要远远大于核函数选择 , 它决定了核密度估计 的精度和核密度图的平滑度 [ 16 ] 。核函数的形式 很多 , 常用的有 Gaussian 核函数和 Epanechnikov 核函数 。其中 Gaussian 核函数为 : 　　k ( u) =
(2 π )
p/ 2

1 ( | det (

三、 中国区域经济趋同与差异分析
1/ 2

) |) ∑
- 1

1 exp ( u 2

∑

本文分析所使用的数据为我国各省 1978 —
( 8)

) u′

2004 年间的实际人均 GDP ( 以 1978 年为基期 ) ,

其中

∑

=

1
n

n

i =1

∑( X

i

( X i - u) 。 - u) ′

最优带宽选择的基本思想是使核密度估计的 均方误差 ( M ISE) 最小 , 具体选择的方法很多 , 较 为经 典 的 有 西 尔 弗 曼[ 15 ] 的 拇 指 法 则 ( rule of
t humb ,RO T) 和 BCV 法则 [ 16 ] , 其中 BCV 法则选

实际人均 GD P 是根据各省名义人均 GDP 和人均 GDP 缩减指数折算得到的 。数据来源于各省历 ② 年的统计年鉴 。 ( 一) 统计指标分析 我们利用派特的基尼系数分解方法 , 给出 1978 — 2004 年间全国 、 东部地区 、 中部地区和西 部地区的基尼系数以及地区间 、 地区内和超覆基 尼系数及对总体差异的贡献率 。图 1 和图 2 分别 给出全国及各地区 1978 — 2004 年间基尼系数的 变化趋势和全国基尼系数分解贡献率 。 由图 1 可以看出 ,全国人均 GDP 水平差异在 1978 — 1990 年间总体上轻微下降 , 此后呈现稳步 快速上升趋势并于 2002 年达到最大 ,基尼系数为 41 11 , 2 0 0 3 年以后略有下降 。 东部地区差异在

取最优带宽往往要大于 RO T 法则选取的最优带 宽 ,这意味着依据 BCV 法则选取最优带宽得到的 核密度图往往要更平滑 。依据 RO T 法则 , 得到 的最优带宽为 : 　 b 3 = 1 . 06 × min [ S t d ( X ) , I qr ( X ) / 11 34 ] ×n - 1/ 5
( 9)

其中 , S t d ( X ) 为随机变量 X 的标准差 , I qr ( X ) 为 X 的内距 ( Inter2Q uartile Range) 即上四分位数和

　　①　 Jones 等人详细地讨论了各种最优带宽的选择方法以及不同方法带来的核密度估计差异 。参见 Jones , M1 C1 , J1 S1 Marron ,
and S1 J1 Sheat her ,“A Brief Survey of Bandwidt h Selection for Densit y Estimation ” , J ournal of A merican S t atistics A ssoci ation 91 , 1996 。

　　②　 为了行文方便 ,我们将我国各省 、 自治区和直辖市统一简称为省 。我国目前除港 、 澳、 台地区外共有 31 个省 ,由于重庆成为直辖 市时间较短 ,我们将重庆市的数据加入四川省来考虑 。此外 ,由于西藏的数据问题 ,我们也没有考虑西藏 。这样 ,我们主要考虑 29 个省 。 它们分别为 ,东部省份 : 北京 、 天津 、 河北 、 辽宁 、 上海 、 江苏 、 浙江 、 福建 、 山东 、 广东和海南 ; 中部省份 : 山西 、 吉林 、 黑龙江 、 安徽 、 江西 、 河 南、 湖北和湖南 ; 西部省份 : 内蒙古 、 四川 、 广西 、 贵州 、 云南 、 陕西 、 甘肃 、 青海 、 宁夏和新疆 。

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本保持在 26 %左右 。地区间超覆对总体差异的 贡献相对较小 , 所占比例在 51 8 %到 91 1 %之间 , 这表明相对发达地区的落后省份人均 GDP 比相 对欠发达地区的发达省份人均 GDP 更低的比例 较小 , 换言之 , 我国地区间存在较为明显的分界 线。 上述分析表明 ,全国人均 GD P 水平差异主要 源于地区间差异 ,在 20 世纪 80 年代有所下降 ,90 年代以来呈上升趋势 ,但 2001 年以后上升趋势明 显趋缓 ,且于 2003 年出现了下降的迹象 。这表明 1998 年开始实施的积极财政政策在促进我国区 域经济协调发展方面起到了重要作用 , 同时也预 示着我国区域差异正处于倒 U 型曲线的顶端 [ 3 ] , 很可能已经开始步入一个持续缩小的新阶段 。东 部地区差异明显高于中部地区和西部地区差异 , 并于 1994 年以后呈缓慢上升趋势 。而中部地区 差异长期快速上升 , 但 1997 年以后明显趋缓 , 并 于近几年有所下降 。西部地区差异长期相对稳 定 ,但近几年有明显增大的趋势 。 ( 二) 面板时间序列分析 我们利用 IPS 面板单位根检验对全国及各地 区是否存在着增长趋同现象作具体考察 。 11 全国增长趋同分析 我们首先以上海为基准主体进行全国增长趋 同分析 ,利用 A IC 和 SB IC 等信息指数确定各省 人均 GDP 对数值与上海人均 GD P 对数值的差序 列的最大滞后阶数 。信息指数表明 , 这些序列的 滞后阶数不同即存在着异质结构 。具体而言 , 北 京、 天津 、 山西 、 辽宁 、 江苏 、 浙江 、 安徽 、 山东 、 河 南、 湖南和甘肃的最大滞后阶数为 1 ,除了陕西为 3 阶以外 ,其余省份都是 2 阶 。下面我们利用 IPS 面板单位根检验来检验全国是否存在着以上海为 中心的增长趋同现象 ,检验结果见表 1 。

1978 — 1994 年间

呈现出稳步下降的趋势并于 1994 年达到最小 ,基 尼系数为 01 305 ,此后小幅上升并于 2002 年达到 一个相对高点 ,基尼系数为 01 336 ,2003 年以后略 有下降 。中部地区差异在 1978 — 1997 年间呈现 出急速上升趋势并于 1997 年达到最大 ,基尼系数 为 01 307 , 此后在相对高位波动 , 但 2001 年以后 出现了快速下降 。西部地区差异在相当长的时期 内非常稳定 , 基尼系数基本保持在 11 05 左右 , 但 1999 年以后开始稳步上升 。 由图 2 可知 ,全国人均 GD P 水平差异主要来 源于地区间差异 , 其贡献率始终保持在 60 % 以 上 ,1991 年以前基本上在 63 %左右 , 但此后快速 上升并长期保持在 67 %左右 。地区内差异的贡 献率总体上呈现出小幅下降趋势 ,1993 年以来基
表1 地区 基准主体 上海 江苏 全国 广东 福建 北京
t - ba r 统

全国和各地区趋同的 IPS 面板单位根检验结果 计量
- 11 236 - 11 295 - 11 284 - 11 516 - 11 118
W ( t - ba r)

1 %临界值 - 11 82 - 11 82 - 11 82 - 11 82 - 11 82

5 %临界值 - 11 73 - 11 73 - 11 73 - 11 73 - 11 73

10 %临界值 - 11 69 - 11 69 - 11 69 - 11 69 - 11 69

P

11 473 11 178 11 027 - 01 302 21 364

01 931 01 882 01 844 01 383 01 992

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续前表 地区 基准主体 上海 广东 东部地区 北京 福建 上海 吉林 内蒙古 四川 贵州 新疆 新疆 3
3 3

t - ba r 统

计量
- 11 135 - 11 312 - 11 513 - 11 636 - 21 088 - 11 982 - 11 368 - 11 195 - 11 291 - 11 091 - 21 265

W ( t - ba r)

1 %临界值 - 21 18 - 21 18 - 21 18 - 21 18 - 21 44 - 21 31 - 21 18 - 21 18 - 21 18 - 21 18 - 21 44

5 %临界值 - 11 99 - 11 99 - 11 99 - 11 99 - 21 16 - 21 07 - 11 99 - 11 99 - 11 99 - 11 99 - 21 16
3

10 %临界值 - 11 88 - 11 88 - 11 88 - 11 88 - 21 02 - 11 95 - 11 88 - 11 88 - 11 88 - 11 88 - 21 02

P

11 25 01 535 - 01 057 - 01 599 - 11 434 - 11 47 01 379 01 771 01 675 11 295 - 11 652

01 895 01 704 01 478 01 276 01 077 01 074 01 648 01 782 01 751 01 913 01 049

中部地区

西部地区

　　 注 : 上海 代表包括上海 、 江苏 、 浙江 、 福建 、 山东和广东 6 省的子俱乐部 。新疆 代表包括新疆 、 内蒙古 、 四川 、 云南 和陕西 5 省的子俱乐部 。

　　 由表 1 可知 , 以上海为基准主体检验的 t bar 统计量为 - 11 236 , 其绝对值均小于各个临界 值的绝对值以及 P = 01 931 , 表明在 1 % 、 5 %和 10 %的置信水平上 , 接受原假设即整个面板时间 序列是单位根过程 。这表明 , 全国并不存在以上 海为中心的增长趋同现象 。为了增强分析的可靠 性 ,我们分别以江苏 、 浙江 、 广东 、 山东 、 福建 、 北 京、 河南 、 吉林 、 新疆和内蒙古 10 个省作为基准主 体 ,再来考察全国是否存在着分别以上述省份为 ① 中心的增长趋同现象 。 相应的 IPS 检验表明 , 全 国也不存在以上述省份为中心的增长趋同现象 。 为了简洁 , 我们在表 1 中只列出以江苏 、 广东 、 福 建和北京为基准主体的 IPS 检验 。 21 各地区增长趋同分析 对于东部地区 , 我们分别以所有省份为基准 主体来考察该地区是否存在增长趋同现象 , 相应 的 IPS 检验表明东部地区不存在增长趋同现象 。 为了简洁 , 我们在表 1 只列出以上海 、 广东 、 福建 和北京为基准主体的 IPS 检验 。进一步 , 我们从 东部地区剔除一些省份 , 利用 IPS 检验考察东部 地区内部是否存在着增长趋同子俱乐部 。表 1 中

上海 3 代表包括上海 、 江苏 、 浙江 、 福建 、 山东和广 东 6 省的一个子俱乐部 , 相应的 t - bar 统计量为 - 21 088 ,绝对值大于 10 %的临界值 ,表明在 10 % 的置信水平上 ,这个子俱乐部存在着以上海为中 心的增长趋同现象 。 对于中部地区 ,IPS 检验表明 ,在 10 %的置信 水平上 ,中部地区存在以吉林为中心的增长趋同 ② 现象 。 对于西部地区 , 我们分别以所有省份作为 基准主体考察西部地区是否存在着增长趋同 , 相 应的 IPS 检验表明西部地区不存在增长趋同 。为 了简洁 , 我们在表 1 只列出内蒙古 、 四川 、 贵州和 新疆为基准主体的 IPS 检验结果 。进一步 , 我们 考察西部地区是否存在增长趋同的子俱乐部 。表 1 中新疆 3 为包括新疆 、 内蒙古 、 四川 、 云南和陕西 5 省的子俱乐部 , 相应的 IPS 检验结果表明 , 在 5 %的置信水平上 ,这个子俱乐部存在着以新疆为 ③ 中心的趋同现象 。 上述全 国与 各地 区的 增长 趋同分 析 表 明 , 1978 — 2004 年间 ,全国整体上并不存在增长趋同 ,三 个地区中只有中部地区存在着增长趋同 ,但东部地 区存在着以上海为中心的增长趋同子俱乐部 ,西部

　　①　 在全国趋同分析中 ,我们之所以考虑以上海 、 江苏 、 浙江 、 广东 、 山东 、 福建 、 北京 、 河南 、 吉林 、 新疆和内蒙古为基准主体 , 是因为
上述省份分别在东 、 中、 西部地区具有一定的代表性 。 　　②　 中部地区存在着增长趋同与基尼系数分解得到的中部地区人均 GDP 水平差异持续增大的结论似乎相矛盾 , 但需要注意的是 , β趋同为δ趋同的必要但不充 基尼系数分解考察的是区域人均 GDP 水平差异即δ趋同问题 ,而本节考察的是增长趋同即 β趋同问题 。 分条件 ,所以这两个结论并不矛盾 。关于这一点 ,请参阅 Barro ,R1 J1 , and X1 Sala2i2Martin , Economic Grow t h , Mc Graw2 Hill , 2002 。 　　③　 对于东部地区和西部地区而言 ,可能还存在着一些不同的增长收敛子俱乐部 ,本文并没有列举出所有情况 。有兴趣的读者可以 利用同样方法进行更为详细的考察 。

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地区存在着以新疆为中心的增长趋同子俱乐部。 ( 三) 增长分布分析 我们 选 取 Gaussian 核 函 数 , 并 分 别 利 用
RO T 法则和 BCV 法则选取最优带宽 , 利用核密

90 年代以来 “双峰” 分布迹象似乎在逐步趋强 ( 图 3 ( b) 表现得尤其明显) ;1978 — 2004 年间 , 我国区

域经济的增长分布不断向右平移 , 意味着我国区 域人均 GDP 水平在不断提高 ;1978 — 2004 年间 ,我 国区域经济增长分布图的波峰高度在不断下降即 波峰对应的核密度在不断减少 ,意味着我国区域人 均 GDP 水平集中程度在不断下降 ,差异逐步加大 。

度估 计 给 出 我 国 1978 年 、 1988 年 、 1998 年 和 2004 年的增长分布图 ,见图 3 。其中图 3 ( a ) 是依 据 BCV 法则选取最优带宽得到的 , 图 3 ( b ) 是依 据 RO T 法则选取最优带宽得到的 。

四、 结语
从上述分析我们可以得到如下几点结论 : ( 1 ) 全国区域人均 GDP 水平差异主要源于地 区间差异 ,在 20 世纪 80 年代有所下降 ,90 年代 以来呈上升趋势 ,但 2001 年以后上升趋势明显趋 缓 ,且于 2004 年出现了一些反转迹象 , 这 表明 1998 年开始实施的积极财政政策在促进我国区 域经济协调发展方面起到了重要作用 , 同时也预 示着我国区域差异正处于倒 U 型曲线的顶端 ,很 可能已经开始步入一个持续缩小的新阶段 。东部 地区差异明显高于中部地区和西部地区差异 , 并 于 1994 年以后呈缓慢上升趋势 。而中部地区差 异长期快速上升 , 但 1997 年以后明显趋缓 , 并于 近几年有所下降 。西部地区差异长期相对稳定 , 但近几年有明显增大的趋势 。 ( 2 ) 1978 — 2004 年间 , 全国整体上并不存在 由图 3 可以看出 ,依据 BCV 法则选取最优带 宽得到的增长分布图与依据 RO T 法则选取最优 带宽得到的增长分布图存在明显不同 , 前者更为 平滑 ,波峰对应的核密度相对较小 。由此可见 ,经 济增长分布图的特点非常依赖于采用哪一种最优 带宽选取法则 。 虽然两种法则所得到的我国区域经济增长分 布图存在较大差异 , 但我们还是可以从中看到一 些共性 :1978 — 2004 年间 , 我国区域经济的增长 分布主体上为 “单峰” 分布 , 这意味着我国区域经 济发展并未出现严重的两极分化现象 ,但 20 世纪 　　 参考文献
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增长趋同 ,三个地区中只有中部地区存在着增长 趋同 ,但东部地区存在着以上海为中心的增长趋 同子俱乐部 ,西部地区存在着以新疆为中心的增 长趋同子俱乐部 。 ( 3 ) 1978 — 2004 年间 , 我国区域经济的增长 主体上为 “单峰” 分布 , 这意味着我国区域经济发 展并未出现严重的两极分化现象即 “富国越富 ,穷 国越穷” 。但从 20 世纪 90 年代以来 “双峰” , 分布 迹象似乎在逐步趋强 。我国区域经济的增长分布 不断向右平移 ,且波峰高度不断下降 ,这意味着我 国区域经济的人均 GDP 水平不断提高 ,但集中程 度却不断下降 ,差异在逐步加大 。

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Regional Economic Convergence and Disparity in China
J IA J un2xue , GUO Qing2wang
(China Financial Policy Research Center , Renmin Universit y of China , Beijing 100872)

Abstract : After co mparing fo ur met hods of analyzing regio nal eco no mic co nvergence and disparit y , t his paper investigates t he evolutio n of regio nal disparit y , test s regio nal eco no mic co nvergence , and analyzes t he evolutio n of t he dist ributio n of per capita o utp ut over t he perio d 1978 — 2004 in China by applying Gini coefficient deco mpo sitio n , panel times2series analysis and kernel densit y estimator . The main co nclusio ns are as follows : ( 1) The overall regio nal disparit y which was owing to t he disparit y a2 mo ng t hree regio ns increased in t he 1990s , but t he increasing t rend of regio nal disparit y o bvio usly changed smoot hly after 2001 and p resented so me appearance of t urnover in 2003 , which suggested t he active fiscal policy which had implemented f ro m had significant effect s o n imp roving regio nal eco no mic co ncordant develop ment , implying t he regio nal disparit y may lie o n t he top of t he curve of inverted

“U ”and has started entering t he new stages of declining. ( 2 ) There was no co nvergence in all co unt ry , but t here were club co nvergence in t he middle regio n and sub2clubs co nvergence in t he east and west regio ns. ( 3 ) The dist ributio n of per capita o utp ut was basically unimodal , but so me appear2
ances of t he bimo dalit y seemed more and more o bvio us. Key words : regio nal co nvergence ; regio nal disparit y ; Gini coefficient deco mpo sitio n ; panel times2se2 ries analysis ; growt h dist ributio n analysis ( 责任编辑 　 武京闽)

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  本文关键词：中国区域经济趋同与差异分析，由笔耕文化传播整理发布。