導(dǎo)語：地區(qū)經(jīng)濟(jì)收斂的實(shí)證透析一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)絕對(duì)收斂條件收斂

內(nèi)容摘要：本文運(yùn)用陜西省各地市的面板數(shù)據(jù)，采取固定效應(yīng)和兩階段最小二乘方法對(duì)陜西1989年以來的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行了實(shí)證分析，并得出相關(guān)結(jié)論，以期對(duì)今后的研究有所啟示。

關(guān)于省內(nèi)的收斂性問題卻較少有人研究。因此，深入研究陜西各地區(qū)是否發(fā)生收斂現(xiàn)象，剖析影響其收斂性的決定因素，對(duì)準(zhǔn)確把握陜西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)、提出縮小區(qū)域差異的具體建議具有重要意義。

Barro等（1991）提出一個(gè)關(guān)鍵的經(jīng)濟(jì)問題，貧窮國(guó)家或地區(qū)是否比富裕國(guó)家或地區(qū)增長(zhǎng)得更快，是否存在必然的力量導(dǎo)致人均產(chǎn)出水平的收斂。許多學(xué)者對(duì)我國(guó)省際之間的收斂性先后進(jìn)行了大量的研究，如林毅夫（2003）、董先安（2004）、趙偉（2005）、汪鋒（2006）、沈坤榮（2006）和張曉旭（2008）等通過不同的模型和估計(jì)方法考察了我國(guó)的省際收斂問題，得出了絕對(duì)收斂、條件收斂或俱樂部收斂的結(jié)論。

陜西省地區(qū)經(jīng)濟(jì)收斂的實(shí)證分析

（一）模型構(gòu)建

根據(jù)Solow（1956）、BarroandSala-I-Martin（1991）、Mankiw（1992）、沈坤榮（2002）和林毅夫（2003）等人的實(shí)證研究和本文研究的實(shí)際情況，本文選取影響人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率的解釋變量有：投資率，勞動(dòng)增長(zhǎng)率，人力資本和工業(yè)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）為t-1至t期的人均GDP增長(zhǎng)率，Ln（yi，t-1）為t-1期對(duì)數(shù)人均產(chǎn)出，Labor為勞動(dòng)力增長(zhǎng)率，Savei為投資率，Humk為人力資本，Indlevel為工業(yè)化水平，u為誤差項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)來源和變量解釋

1.數(shù)據(jù)來源。本文分析的原始數(shù)據(jù)主要來源于《陜西統(tǒng)計(jì)年鑒》（1990－2009）?？紤]到不同年份可比價(jià)格的差異，凡牽涉到不同年份可比價(jià)格問題的數(shù)據(jù)，均采用基年法進(jìn)行換算和調(diào)整，以剔除物價(jià)因素的影響，增強(qiáng)不同時(shí)間數(shù)據(jù)間的可比性。本文采用各市商品零售價(jià)格指數(shù)來進(jìn)行折減，基期為1989年。本文采用陜西省十個(gè)地市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，截面包括西安、銅川、寶雞、咸陽、渭南、漢中、安康、商洛、延安和榆林，時(shí)間序列為1989－2008年，總共190個(gè)觀測(cè)值。

2.變量解釋如下：

投資率。按照新古典增長(zhǎng)理論，儲(chǔ)蓄傾向越高的經(jīng)濟(jì)體，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度就越高。因?yàn)樵谄渌麠l件相同的情況下，高儲(chǔ)蓄傾向?qū)е赂叻€(wěn)態(tài)收入水平，進(jìn)而意味著給定的初始人均收入和穩(wěn)態(tài)收入之間存在更大的差距，從而就有更快的勞均收入增長(zhǎng)速度。所以，我們引入了投資率（以Save代表）指標(biāo)。在本文的分析中，陜西各地市投資率（Save）由固定資產(chǎn)投資占GDP的比重表示，分子和分母均為當(dāng)期名義值。按照理論預(yù)期，這個(gè)解釋變量的系數(shù)符號(hào)預(yù)期為正。

勞動(dòng)力增長(zhǎng)率。在新古典增長(zhǎng)模型中，在其它條件相同的情況下，勞動(dòng)力增長(zhǎng)率越高的經(jīng)濟(jì)體，穩(wěn)態(tài)人均收入就越低，進(jìn)而意味著給定的初始人均收入和穩(wěn)態(tài)收入之間存在更小的差距，從而就有更低的勞均收入增長(zhǎng)速度。我們引入了陜西省各個(gè)地市勞動(dòng)力增長(zhǎng)率（以Labor來代表）作為解釋變量。這個(gè)解釋變量的系數(shù)符號(hào)預(yù)期為負(fù)。

人力資本。新古典增長(zhǎng)理論認(rèn)為，資本和勞動(dòng)的存量變動(dòng)（即儲(chǔ)蓄率和勞動(dòng)力增長(zhǎng)率）會(huì)在短期內(nèi)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，而內(nèi)生增長(zhǎng)理論則表明人力資本存量的差異有可能直接影響全要素生產(chǎn)率，從而在長(zhǎng)期內(nèi)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，即人力資本存量較大的經(jīng)濟(jì)體有可能長(zhǎng)期保持較高的增長(zhǎng)率。本文將陜西各地市的人力資本作為解釋變量（以Humk代表），人力資本（Humk）由陜西各地市普通中學(xué)在校生人數(shù)占其人口的比例表示。

工業(yè)化水平。沈坤榮、馬俊（2002）認(rèn)為，處于工業(yè)化初期階段的我國(guó)在相當(dāng)長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將由工業(yè)部門的擴(kuò)張帶動(dòng)，因而工業(yè)化進(jìn)程在地區(qū)間進(jìn)展步伐的差異必然會(huì)導(dǎo)致地區(qū)間生產(chǎn)率從而是人均GDP增長(zhǎng)率的差異。在模型中引入工業(yè)化水平Indlevel（各地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值占其GDP的比重）作為解釋變量，工業(yè)總產(chǎn)值和GDP均為當(dāng)期名義值，這個(gè)解釋變量的系數(shù)符號(hào)預(yù)期為正。

（三）變量的單位根檢驗(yàn)和隨機(jī)收斂

通過E-Views6.0計(jì)量軟件的檢驗(yàn)，本文發(fā)現(xiàn)變量Ln（yi，t/yi，t-1），Labori，t，LnSavei，t-1，LnHumki，t-1，LnIndleveli，t-1都是平穩(wěn)的，不存在單位根。但是，變量Ln（yi，t-1）一階單整。因此，需要對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。對(duì)上面的變量進(jìn)行Pedroni，Kao，F(xiàn)isher檢驗(yàn)，結(jié)果顯示變量都存在協(xié)整關(guān)系。

為了檢驗(yàn)是否存在隨機(jī)收斂，本文還對(duì)下列方程進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。

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

這里，yrt代表陜西各地市實(shí)際人均產(chǎn)出與西安的實(shí)際人均產(chǎn)出之比，將西安的實(shí)際人均產(chǎn)出作為基準(zhǔn)。如果由Zhangetal（2001）、Yao和Zhang（2001）所建議的存在單位根的零假設(shè)被拒絕，則表明存在隨機(jī)收斂行為，相對(duì)收入序列遵循平穩(wěn)隨機(jī)過程，所有的外來沖擊僅帶來短期影響，長(zhǎng)期而言又會(huì)回到它的初始穩(wěn)態(tài)水平。相反，如果零假設(shè)沒有被拒絕，就意味著相對(duì)收入序列不會(huì)收斂到穩(wěn)定狀態(tài)，而是存在發(fā)散現(xiàn)象。

結(jié)果如表1所示顯示西安與陜西各地市的人均實(shí)際GDP比率序列是平穩(wěn)的，這意味著在數(shù)據(jù)期間，西安和陜西各地市的收入比率以相同的穩(wěn)態(tài)水平變動(dòng)，而且時(shí)間趨勢(shì)變量系數(shù)顯著為負(fù)，這表明在數(shù)據(jù)期間陜西各地市的人均收入逐步收斂。

（四）計(jì)算結(jié)果

關(guān)于回歸模型的選擇。首先，本文進(jìn)行多余固定效應(yīng)檢驗(yàn)，因?yàn)镕統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值小于0.01，所以推翻原假設(shè)（混合模型），即應(yīng)該建立個(gè)體固定效應(yīng)模型。其次，進(jìn)行相關(guān)隨機(jī)效應(yīng)Hausman檢驗(yàn)，因?yàn)镠ausman統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值小于0.01，所以推翻原假設(shè)（個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型），即應(yīng)該建立個(gè)體固定效應(yīng)模型。綜上所述，本文采用個(gè)體固定效應(yīng)回歸方法進(jìn)行估計(jì)，其回歸結(jié)果如表2所示：在表2中，模型1的結(jié)果顯示Ln（GDP）的系數(shù)為正，而且在1％的條件下顯著，說明陜西人均產(chǎn)出高的地市比人均產(chǎn)出低的地市傾向于有更快的人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率，此時(shí)的收斂速度為-0.0423，這表明新古典無條件收斂在陜西不成立。模型2是新古典條件收斂的框架，變量Ln（GDP）的系數(shù)為負(fù)，但是不顯著。影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的各個(gè)變量都符合預(yù)期的符號(hào)，且都顯著，即投資率、人力資本和工業(yè)化水平傾向于加快經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而勞動(dòng)增長(zhǎng)率傾向于阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

（五）原因解析

在表2中，模型1代表的嚴(yán)格新古典收斂機(jī)制在陜西不成立，原因可能是陜西大規(guī)模的勞動(dòng)力區(qū)際遷移使得資本勞動(dòng)比率并沒有出現(xiàn)應(yīng)有的變化趨勢(shì)。根據(jù)新古典增長(zhǎng)模型，在勞動(dòng)力沒有跨區(qū)流動(dòng)的情況下，由于資本邊際報(bào)酬遞減，陜西發(fā)達(dá)地區(qū)較高的人均資本存量會(huì)使得人均產(chǎn)出增長(zhǎng)較慢，但在存在勞動(dòng)力區(qū)際遷移的情況下，陜西發(fā)達(dá)地區(qū)的資本-勞動(dòng)比率會(huì)因勞動(dòng)力的流入而降低，人均資本仍舊可以維持較高的邊際產(chǎn)出。

內(nèi)生性檢驗(yàn)

有理由相信，投資率是一個(gè)內(nèi)生解釋變量。因?yàn)橥顿Y率的上升可以促進(jìn)人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率的提高，而人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率的提高反過來為投資率的上升創(chuàng)造了條件。由于陜西各地市數(shù)據(jù)的可得性，本文選取內(nèi)生解釋變量滯后一期值Savei，t-2作為工具變量。在找到工具變量之后，可以對(duì)被懷疑是內(nèi)生變量的投資率進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。首先用被懷疑的內(nèi)生變量Savei，t-1對(duì)模型2中所有的外生變量和工具變量Savei，t-2進(jìn)行回歸，并提取其殘差e；然后把殘差e加入到模型3中作為一個(gè)新解釋變量繼續(xù)回歸，如果殘差的系數(shù)顯著，則說明變量Savei，t-1是一個(gè)內(nèi)生變量。按照上述方法，得到殘差e系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量為-2.336，該變量在5％的顯著性水平上顯著，從而證實(shí)了變量Savei，t-1的內(nèi)生性。下面用Savei，t-2作為工具變量，對(duì)模型2進(jìn)行兩階段最小二乘回歸，回歸結(jié)果在模型3中給出。與模型2的結(jié)果相比，模型3最大的變化是Ln（yi，t-1）的系數(shù)由不顯著變得顯著，在控制了投資率、勞動(dòng)增長(zhǎng)率、人力資本和工業(yè)化水平后，陜西各地市存在顯著的條件收斂特征，收斂速度為每年4.5％，同時(shí)模型3的擬合優(yōu)度也有了顯著的上升，說明模型3的解釋能力在增強(qiáng)。