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關鍵詞：經濟增長絕對收斂條件收斂

內容摘要：本文運用陜西省各地市的面板數據，采取固定效應和兩階段最小二乘方法對陜西1989年以來的經濟增長進行了實證分析，并得出相關結論，以期對今后的研究有所啟示。

關于省內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)生收斂現象，剖析影響其收斂性的決定因素，對準確把握陜西省經濟發(fā)展趨勢、提出縮小區(qū)域差異的具體建議具有重要意義。Barro等（1991）提出一個關鍵的經濟問題，貧窮國家或地區(qū)是否比富裕國家或地區(qū)增長得更快，是否存在必然的力量導致人均產出水平的收斂。許多學者對我國省際之間的收斂性先后進行了大量的研究，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方法考察了我國的省際收斂問題，得出了絕對收斂、條件收斂或俱樂部收斂的結論。

陜西省地區(qū)經濟收斂的實證分析

（一）模型構建

根據Solow（1956）、BarroandSala-I-Martin（1991）、Mankiw（1992）、沈坤榮（2002）和林毅夫（2003）等人的實證研究和本文研究的實際情況，本文選取影響人均產出增長率的解釋變量有：投資率，勞動增長率，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增長率，Ln（yi，t-1）為t-1期對數人均產出，Labor為勞動力增長率，Savei為投資率，Humk為人力資本，Indlevel為工業(yè)化水平，u為誤差項。

（二）數據來源和變量解釋

1.數據來源。本文分析的原始數據主要來源于《陜西統(tǒng)計年鑒》（1990－2009）。考慮到不同年份可比價格的差異，凡牽涉到不同年份可比價格問題的數據，均采用基年法進行換算和調整，以剔除物價因素的影響，增強不同時間數據間的可比性。本文采用各市商品零售價格指數來進行折減，基期為1989年。本文采用陜西省十個地市的面板數據進行回歸分析，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，時間序列為1989－2008年，總共190個觀測值。

2.變量解釋如下：

投資率。按照新古典增長理論，儲蓄傾向越高的經濟體，經濟增長速度就越高。因為在其他條件相同的情況下，高儲蓄傾向導致高穩(wěn)態(tài)收入水平，進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速度。所以，我們引入了投資率（以Save代表）指標。在本文的分析中，陜西各地市投資率（Save）由固定資產投資占GDP的比重表示，分子和分母均為當期名義值。按照理論預期，這個解釋變量的系數符號預期為正。

勞動力增長率。在新古典增長模型中，在其它條件相同的情況下，勞動力增長率越高的經濟體，穩(wěn)態(tài)人均收入就越低，進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速度。我們引入了陜西省各個地市勞動力增長率（以Labor來代表）作為解釋變量。這個解釋變量的系數符號預期為負。

人力資本。新古典增長理論認為，資本和勞動的存量變動（即儲蓄率和勞動力增長率）會在短期內影響經濟增長率，而內生增長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率，從而在長期內影響經濟增長率，即人力資本存量較大的經濟體有可能長期保持較高的增長率。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在校生人數占其人口的比例表示。

工業(yè)化水平。沈坤榮、馬俊（2002）認為，處于工業(yè)化初期階段的我國在相當長時期內的經濟增長將由工業(yè)部門的擴張帶動，因而工業(yè)化進程在地區(qū)間進展步伐的差異必然會導致地區(qū)間生產率從而是人均GDP增長率的差異。在模型中引入工業(yè)化水平Indlevel（各地區(qū)工業(yè)總產值占其GDP的比重）作為解釋變量，工業(yè)總產值和GDP均為當期名義值，這個解釋變量的系數符號預期為正。

（三）變量的單位根檢驗和隨機收斂

通過E-Views6.0計量軟件的檢驗，本文發(fā)現變量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，需要對面板數據進行協(xié)整檢驗。對上面的變量進行Pedroni，Kao，Fisher檢驗，結果顯示變量都存在協(xié)整關系。

為了檢驗是否存在隨機收斂，本文還對下列方程進行ADF檢驗。

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

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

結果如表1所示顯示西安與陜西各地市的人均實際GDP比率序列是平穩(wěn)的，這意味著在數據期間，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，而且時間趨勢變量系數顯著為負，這表明在數據期間陜西各地市的人均收入逐步收斂。

（四）計算結果

關于回歸模型的選擇。首先，本文進行多余固定效應檢驗，因為F統(tǒng)計量對應的P值小于0.01，所以推翻原假設（混合模型），即應該建立個體固定效應模型。其次，進行相關隨機效應Hausman檢驗，因為Hausman統(tǒng)計量對應的P值小于0.01，所以推翻原假設（個體隨機效應模型），即應該建立個體固定效應模型。綜上所述，本文采用個體固定效應回歸方法進行估計，其回歸結果如表2所示：在表2中，模型1的結果顯示Ln（GDP）的系數為正，而且在1％的條件下顯著，說明陜西人均產出高的地市比人均產出低的地市傾向于有更快的人均產出增長率，此時的收斂速度為-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）的系數為負，但是不顯著。影響經濟增長的各個變量都符合預期的符號，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濟增長，而勞動增長率傾向于阻礙經濟增長。

（五）原因解析

在表2中，模型1代表的嚴格新古典收斂機制在陜西不成立，原因可能是陜西大規(guī)模的勞動力區(qū)際遷移使得資本勞動比率并沒有出現應有的變化趨勢。根據新古典增長模型，在勞動力沒有跨區(qū)流動的情況下，由于資本邊際報酬遞減，陜西發(fā)達地區(qū)較高的人均資本存量會使得人均產出增長較慢，但在存在勞動力區(qū)際遷移的情況下，陜西發(fā)達地區(qū)的資本-勞動比率會因勞動力的流入而降低，人均資本仍舊可以維持較高的邊際產出。

內生性檢驗

有理由相信，投資率是一個內生解釋變量。因為投資率的上升可以促進人均產出增長率的提高，而人均產出增長率的提高反過來為投資率的上升創(chuàng)造了條件。由于陜西各地市數據的可得性，本文選取內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，可以對被懷疑是內生變量的投資率進行內生性檢驗。首先用被懷疑的內生變量Savei，t-1對模型2中所有的外生變量和工具變量Savei，t-2進行回歸，并提取其殘差e；然后把殘差e加入到模型3中作為一個新解釋變量繼續(xù)回歸，如果殘差的系數顯著，則說明變量Savei，t-1是一個內生變量。按照上述方法，得到殘差e系數的t統(tǒng)計量為-2.336，該變量在5％的顯著性水平上顯著，從而證實了變量Savei，t-1的內生性。下面用Savei，t-2作為工具變量，對模型2進行兩階段最小二乘回歸，回歸結果在模型3中給出。與模型2的結果相比，模型3最大的變化是Ln（yi，t-1）的系數由不顯著變得顯著，在控制了投資率、勞動增長率、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。