導(dǎo)語：地區(qū)經(jīng)濟收斂的實證透析一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，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)濟增長絕對收斂條件收斂

內(nèi)容摘要：本文運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陜西1989年以來的經(jīng)濟增長進行了實證分析，并得出相關(guān)結(jié)論，以期對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，對準(zhǔn)確把握陜西省經(jīng)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(guān)鍵的經(jīng)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(dǎo)致人均產(chǎn)出水平的收斂。許多學(xué)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(jié)論。

陜西省地區(qū)經(jīng)濟收斂的實證分析

（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）等人的實證研究和本文研究的實際情況，本文選取影響人均產(chǎn)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(shù)人均產(chǎn)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(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)計年鑒》（1990－2009）?？紤]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(shù)據(jù)，均采用基年法進行換算和調(diào)整，以剔除物價因素的影響，增強不同時間數(shù)據(jù)間的可比性。本文采用各市商品零售價格指數(shù)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(shù)據(jù)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(jīng)濟體，經(jīng)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?qū)е赂叻€(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(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，這個解釋變量的系數(shù)符號預(yù)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(jīng)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(shù)符號預(yù)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(nèi)影響經(jīng)濟增長率，而內(nèi)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(chǎn)率，從而在長期內(nèi)影響經(jīng)濟增長率，即人力資本存量較大的經(jīng)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(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）認為，處于工業(yè)化初期階段的我國在相當(dāng)長時期內(nèi)的經(jīng)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(dǎo)致地區(qū)間生產(chǎn)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(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，這個解釋變量的系數(shù)符號預(yù)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(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，需要對面板數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗。對上面的變量進行Pedroni，Kao，F(xiàn)isher檢驗，結(jié)果顯示變量都存在協(xié)整關(guān)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(chǎn)出與西安的實際人均產(chǎn)出之比，將西安的實際人均產(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(shè)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(xiàn)象。

結(jié)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(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，而且時間趨勢變量系數(shù)顯著為負，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）計算結(jié)果

關(guān)于回歸模型的選擇。首先，本文進行多余固定效應(yīng)檢驗，因為F統(tǒng)計量對應(yīng)的P值小于0.01，所以推翻原假設(shè)（混合模型），即應(yīng)該建立個體固定效應(yīng)模型。其次，進行相關(guān)隨機效應(yīng)Hausman檢驗，因為Hausman統(tǒng)計量對應(yīng)的P值小于0.01，所以推翻原假設(shè)（個體隨機效應(yīng)模型），即應(yīng)該建立個體固定效應(yīng)模型。綜上所述，本文采用個體固定效應(yīng)回歸方法進行估計，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(shù)為負，但是不顯著。影響經(jīng)濟增長的各個變量都符合預(yù)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(jīng)濟增長，而勞動增長率傾向于阻礙經(jīng)濟增長。

（五）原因解析

在表2中，模型1代表的嚴(yán)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(xiàn)應(yīng)有的變化趨勢。根據(jù)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(chǎn)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(chǎn)出。

內(nèi)生性檢驗

有理由相信，投資率是一個內(nèi)生解釋變量。因為投資率的上升可以促進人均產(chǎn)出增長率的提高，而人均產(chǎn)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(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，可以對被懷疑是內(nèi)生變量的投資率進行內(nèi)生性檢驗。首先用被懷疑的內(nèi)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(shù)顯著，則說明變量Savei，t-1是一個內(nèi)生變量。按照上述方法，得到殘差e系數(shù)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(nèi)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(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。