中部地區(qū)縣域經濟增長的趨同分析

林壽富

（福建師范大學經濟學院，福州350007）

中部地區(qū)縣域經濟增長的趨同分析

林壽富

（福建師范大學經濟學院，福州350007）

文章運用錫爾系數和Barro回歸方程對我國中部地區(qū)縣域經濟增長的趨同問題進行了分析，發(fā)現中部縣域并不存在σ-趨同和絕對β-趨同現象，但存在條件β-趨同。在σ-趨同分析過程中，分別按行政區(qū)劃和區(qū)位條件對縣域進行分組分析，都表現出發(fā)散的狀態(tài)。而中部縣域的條件β-趨同現象說明對縣域經濟發(fā)展給予適當的政策傾斜是有效而且十分必要的，可以使得縣域經濟更快地增長。通過趨同條件的分析可知，人力資本、投資、城鎮(zhèn)化水平是促進經濟增長的重要因素，而勞動投入、政府財政支出和儲蓄水平則與縣域經濟增長負相關，此外，縣域所處的區(qū)位對經濟增長也有顯著影響。

中部地區(qū)；縣域；經濟增長；趨同

0 引言

縣域經濟是指一個縣級行政區(qū)域范圍內各類經濟的總和，是以城鎮(zhèn)為中心，以農村經濟和農業(yè)為主體，由一、二、三產業(yè)各種經濟成分構成的復合系統(tǒng)（國家發(fā)展改革委員會地區(qū)經濟發(fā)展司，2004）?？h域經濟是我國國民經濟的重要組成部分。2005年，全國縣域總面積為874萬平方公里，縣域內人口總數達9.18億，占全國總人口的70.24%，地區(qū)生產總值達8.81萬億元，占全國GDP的48.10%?？梢哉f，縣域經濟的發(fā)展關系到我國經濟的全面振興。國家對縣域經濟給予了極大的重視，在十一五規(guī)劃綱要中明確提出要大力發(fā)展縣域經濟。特別的，縣域經濟的發(fā)展對“中部崛起”戰(zhàn)略的有效實現尤其重要。這是因為，中部六?。ㄉ轿?、河南、安徽、湖北、湖南、江西）是典型的農業(yè)省，約80.9%的人口在縣域，約56.7%的生產總值是由縣域經濟貢獻的（2006年數據）。而且中部與東部地區(qū)的差距也主要在于縣域經濟的差異，縣域經濟發(fā)展滯后是中部地區(qū)發(fā)展落后的主要原因（趙凌云，2007）。因此，要促進中部騰飛，實現“中部崛起”，大力發(fā)展縣域經濟十分必要，這就意味著要對縣域經濟發(fā)展給予適當的政策傾斜。那么，這些意在促進縣域經濟發(fā)展的政策傾斜是否有效呢？是否有利于不發(fā)達縣域的經濟更快的發(fā)展？從經濟增長理論的角度來看，就是說，只有經濟不發(fā)達縣域與發(fā)達縣域存在著趨同的趨勢，不發(fā)達縣域才有更快的經濟增長速度，最終才可能趕上發(fā)達縣域，對不發(fā)達縣域采取政策傾斜才有效果。進一步的，如果通過控制某些影響經濟增長的變量可以使得縣域之間達到有條件的趨同，這就暗示我們，加快不發(fā)達縣域的經濟增長需要滿足哪些條件，也就是說應該從這些方面入手發(fā)展經濟才能達到比發(fā)達縣域更快的增長速度，最終才能達到趨同。而這些正是本文試圖分析的問題。

1 研究數據

本文的研究對象為中部498個縣2000～2006年的經濟增長情況。在下面的σ-趨同和β-趨同分析中，將涉及GDP、基本建設投資完成額、財政支出、城鄉(xiāng)居民儲蓄存款余額、普通中學在校學生數、鄉(xiāng)村從業(yè)人員數、單位從業(yè)人員數、非農村人口、總人口，以及縣域的區(qū)位條件，這些數據來源于2001～2007年《中國縣(市)社會經濟統(tǒng)計年鑒》、2001～2007年中部各省統(tǒng)計年鑒、中國資訊行統(tǒng)計數據庫等。其中，GDP、基本建設投資完成額、財政支出和城鄉(xiāng)居民儲蓄存款余額都是根據各省的GDP縮減指數進行折算后得出的按可比價格計算的值。

表1 各類縣域個數

為了分析縣域的區(qū)位條件對經濟增長的影響，本文還按照區(qū)位條件對縣域進行了分類，分別分為市郊型縣和非市郊型縣，各類縣域個數如表1所示。需要說明的是，在統(tǒng)計資料中，沒有對市郊型縣和非市郊型縣的劃分，而且由于涉及的縣域眾多，本文采取較為簡單的方法來區(qū)分，即以地級市為城市，與地級市地理上有接壤的縣即為市郊型縣，沒有接壤的則為非市郊型縣。雖然這個指標不是很準確，但是一定程度上可以反映縣域的區(qū)位對經濟增長的影響，特別是考慮了較為發(fā)達的地級市對縣域的輻射作用或者極化作用。

2 σ-趨同分析

本文擬從三個層面來研究中部縣域經濟增長的σ-趨同問題，第一個層面是整個中部地區(qū)的所有縣域，第二個層面是分省對縣域進行分組，第三個層面是依據縣域的區(qū)位條件進行分組。在分析時，通過計算人均GDP的錫爾系數來反映差異。

首先，計算2000～2006年間中部498個縣的錫爾系數，結果如圖1所示，圖中的折線直觀地反映了中部縣域總體經濟差異的變化情況。由圖1可知，中部縣域經濟增長的總體差異呈現出擴大的趨勢，這說明在此期間中部縣域經濟增長總體上沒有發(fā)生σ-趨同。

其次，按省對縣域進行分組，計算組內及組間的錫爾系數，如圖2和圖3所示。由圖2和圖3可知，除了湖北省的縣域表現出σ-趨同外，其他五個省都表現除發(fā)散的趨勢。此外，組間差異也表現出擴大的趨勢。

此外，縣域的區(qū)位因素也是影響縣域經濟發(fā)展的重要因素，這是因為縣域在在經濟發(fā)展過程中，往往會與周邊城市發(fā)生互動關系，比如城市對縣域產生極化效應、擴散效應等，這些對縣域經濟的發(fā)展常常也有重要的影響，這就需要研究縣域的區(qū)位特點以及區(qū)域之間的空間相互作用。因此，進一步的我們將中部縣域按照區(qū)位（市郊型與非市郊型縣域）進行劃分，分別計算組內及組間的差異（如圖4和5所示）。由圖4和5可知，無論是組內差異還是組間差異，都成擴大的趨勢。

從上面的分析可知，中部縣域經濟增長并沒有出現?-趨同現象，而是表現出顯著的發(fā)散現象，而且不管是按行政區(qū)劃還是區(qū)位條件來對縣域進行分組，都表現出發(fā)散的狀態(tài)，這與我國城市經濟增長的趨同現象（徐現祥、李郇，2004）完全相反，與我國省際間趨同情況（魯鳳、徐建華，2005）相同。

中部縣域經濟增長的巨大差異，也可以從縣域人均GDP的簡單對比看出來。2006年，中部498個縣中，人均GDP低于4000元的有78個縣，低于5000元的有167個縣，而高于1萬元的也有94個縣，高于2萬元的有15個縣。人均GDP最高的是山西省的河津市，達到36920元，而人均GDP最低的也在山西省，是臨縣，為1441，前者是后者的近26倍。

由于β-趨同是σ-趨同的必要非充分條件（Barro、Sala-I-Martin，1995），因此如果存在σ-趨同的話，必然存在絕對β-趨同。但當前中部縣域不存在σ-趨同，也就是說不一定存在絕對β趨同，那么中部縣域的β-趨同情況如何呢？窮的縣是否比富的縣增長更快呢？這是下一部分解決的問題。

3 β-趨同分析

本文基于Barro回歸方程對中部縣域的β-趨同現象進行分析。考慮到本文的一個重要意圖是為中部縣域的經濟增長提供參考，因此本文選擇初始人力資本存量、投資、勞動投入、政府的財政支出、居民儲蓄水平、城鎮(zhèn)化水平，以及反映縣域區(qū)位因素的虛擬變量D等對縣域經濟增長有重要影響的變量作為X，在回歸分析過程中逐步引入變量進行分析?？梢园袯arro回歸方程寫成：

γit表示縣域i的t年比t-1年的人均GDP增長率。

yit-1表示縣域i的初始人均GDP。由于γit表示的是年均增長率，根據Islam(1995)，T為1，所以初始人均GDP為t-1年的人均GDP。

HKi0表示縣域i的初始人力資本，反映了各縣域在初始人力資本方面的差異，本文用2000年的普通中學在校學生數占總人口比重表示。

INVit表示縣域i在t年的投資情況，一般用固定資產投資表示。但由于數據的限制，本文只能用基本建設投資完成額占GDP比重來表示縣域的資本投入狀況。

LABit表示縣域i在t年的勞動投入情況。如果嚴格按照理論的要求，勞動投入狀況應該與勞動要素的投入量、利用效率與質量等因素有關。就勞動投入量而言，是指生產過程中實際投入的勞動量，應該用標準勞動強度的勞動時間來衡量。但由于缺乏必要的統(tǒng)計資料，這里只能用總從業(yè)人員數（包括鄉(xiāng)村從業(yè)人員數和單位從業(yè)人員數）占總人口比重來表示該指標。一般來說，該指標越高，勞動投入越多，意味著勞動力參與經濟活動的機會就越多，有利于推動經濟增長。

PFEit表示縣域i在t年的政府財政支出占GDP比重。政府財政支出分為投資性支出和消費性支出，郭慶旺，呂冰洋，張德勇（2003）認為投資性支出有利于經濟增長，而消費性支出則與經濟增長負相關。由于縣域數據的限制，本文并不能像他們那樣分析不同類的財政支出對經濟增長的影響，只能從整體上反映總財政支出對經濟增長的影響程度。

SAVit表示縣域i在t年的儲蓄水平，用城鄉(xiāng)居民儲蓄存款余額占GDP比重來反映。

URBit表示縣域i在t年的城鎮(zhèn)化水平，用非農村人口占總人口比重來反映。

Dit是引入的反映縣域區(qū)位情況的虛擬變量，Di=1表示縣域i屬于市郊型縣，Di=0表示縣域i為非市郊型縣。εit為隨機分布的擾動項。

考慮到本文所擁有的數據只有2000～2006年的數據，數據時間跨度較短，而且498個縣之間具有很大的差異，單獨運用時間序列數據或者截面數據進行分析可能會使回歸結果有偏，因此，本文采用混合數據（Pool Data）進行回歸分析，變量數據為2001～2006年的中部地區(qū)498個縣的數據（yit-1采用2000～2005年的數據），共有2988個樣本。在具體進行某個回歸時，可能由于某些變量某個年份的值缺失，樣本數會有所減少，但這并不影響整體結果。由于混合數據既包括時間序列數據又包括橫截面數據,可能產生異方差性和序列相關性問題，在這種情況下運用OLS來進行回歸是不合適的，應該采用廣義最小二乘法（GLS）來回歸。在回歸之前，對變量進行相關性分析，如表2所示。由表2可知，變量間的相關性都比較低，不存在多重共線性，可直接對方程進行回歸，回歸結果如表3所示。

表2 各變量的相關系數矩陣

表3 對人均GDP增長率進行回歸的結果

回歸分析的結果表明：

（1）中部縣域不存在絕對β-趨同現象，但是存在條件β-趨同現象。

從回歸1可知，單獨對人均GDP增長率與初始人均GDP進行回歸時，其回歸系數為正（為0.016），在1%水平上顯著，這說明了在中部縣域之間并不存在顯著的絕對?-趨同現象。在回歸2到4中，逐步加入了初始人力資本、投資和勞動投入等控制變量，但初始人均GDP的回歸系數不顯著為負，這說明僅僅靠人力資本、投資和勞動投入這三個控制變量，并不能使中部縣域的經濟增長趨同。在此基礎上，再加入其他控制變量時，初始人均GDP的回歸系數變?yōu)樨摚s為0.013左右，而且在1%水平上通過t檢驗，說明中部縣域的經濟增長滿足條件β趨同的條件。也就是說，在多個影響因素的共同作用下，初始經濟發(fā)展水平越高的縣域，其經濟增長率反而越低；反之，則增長率越高。

（2）投資、人力資本、城鎮(zhèn)化水平對經濟增長具有促進作用，其中投資的促進作用最強，城鎮(zhèn)化的促進作用相對較弱。

投資對經濟增長的促進作用最大，回歸系數達到0.16左右。這說明當前中部縣域的發(fā)展主要還是靠投資拉動，高投資可以帶來高增長。此外，人力資本、城鎮(zhèn)化水平對經濟增長的促進作用也較為明顯，在回歸8中系數分別達到0.069和0.03。但目前中部縣域的城鎮(zhèn)化水平還很低。2006年，中部498個縣中，城鎮(zhèn)化率低于10%的有97個，低于20%的有312個，高于47%（世界平均水平）的只有11個縣。因此，加快城鎮(zhèn)化建設步伐，將是縣域經濟發(fā)展的重要內容。

（3）政府財政支出、勞動投入、儲蓄水平與經濟增長負相關，其中政府財政支出的阻礙作用最大，儲蓄水平的阻礙作用相對較弱。

政府財政支出的回歸系數約為-0.11左右，對經濟增長有很大的負面影響，這說明中部縣域的財政支出存在很大問題。從投資對經濟增長的正向作用來看，如果財政支出中投資性支出占較大比重的話，總體上應該是促進經濟增長的。現在呈負相關關系，則很可能是財政支出結構存在很大的弊端，真正對經濟增長有貢獻的投資性支出只占很少的比重，而消費性支出比重過大，侵占了投資性支出的資金，導致消費性支出抑制了投資性支出的增長效應，使得總財政支出與經濟增長負相關（郭慶旺，呂冰洋，張德勇，2003）。

此外，對財政支出與基本建設投資完成額進行相關分析，發(fā)現相關性只有0.3003，也進一步說明了財政支出中用于投資的支出所占比重很小。而造成這一現象的很大原因在于縣域財政緊缺，很多是“財政窮縣”，財政只夠“吃飯”“辦公”等消費性支出，根本沒有余力來進行投資、建設，投資性支出被擠壓是很自然的。長此以往，縣域經濟基礎設施和投資環(huán)境得不到改善，投資、引資更加困難，經濟更加得不到發(fā)展，財政收入因此受到影響，就必然形成惡性循環(huán)。

一般來說，經濟增長會帶來高就業(yè)，而高就業(yè)也會帶來高的經濟增長，兩者應該是相互促進的，這在大量的省級及以上層面的研究中已經被證實（如Hu、Khan，1997；蔡昉、都陽，2000；Wang&Yao，2003）。但在縣域經濟增長中，勞動投入與經濟增長負相關，本文認為這主要是因為中部縣域大部分是農業(yè)縣，屬于較低層次的經濟發(fā)展模式，鄉(xiāng)村從業(yè)人員占總從業(yè)人員比重很大。2006年，鄉(xiāng)村從業(yè)人員占總從業(yè)人員比重低于50%的只有10個縣，超過90%的有289個縣，鄉(xiāng)村從業(yè)人員數幾乎等于總從業(yè)人員數。2000～2006年，鄉(xiāng)村從業(yè)人員的年均增長率是0.64%，而單位從業(yè)人員的年均增長率為-1.98%。所以，從某種程度上來說，在縣域中，勞動投入的增多就意味著鄉(xiāng)村從業(yè)人員數的增多。而鄉(xiāng)村從業(yè)人員由于素質較低，大部分從事第一產業(yè)中較低層次的工作，對經濟增長的貢獻比較有限，就業(yè)水平的提高反而不能提高經濟的增長率。這也說明了，優(yōu)化勞動力結構，進行勞動力轉移，減少鄉(xiāng)村從業(yè)人員很有必要。

儲蓄水平也與經濟增長負相關，這與我國整體經濟發(fā)展的情況不同。在宏觀層面上，儲蓄率的提高會引起資本形成的加速，從而使得投資增加，促進經濟增長（王小魯，2000）。但在縣域層面，由于近年來國有商業(yè)銀行在縣級撤并了大量的分支機構，并且上收信貸管理權限，縣級企業(yè)貸款非常困難。在這種情況下，儲蓄水平的提高，只能使得本來就不足的資本要素外流，加大資金缺口，限制了經濟的增長。也就是說高儲蓄率并沒有帶來高投資率從而帶動經濟增長，反而阻礙了經濟增長。

（4）市郊型縣的經濟增長速度低于非市郊型縣。

虛擬變量D與經濟增長率呈顯著的負相關關系，也就是說市郊型縣的經濟增長還不如非市郊型縣，這與預期相反。這說明中部地區(qū)的地級市不但沒有發(fā)揮輻射帶動作用，反而從周邊的縣域“掠奪”了其有限的資源，阻礙了其發(fā)展。這很可能與我國“市管縣”的體制有關，地級市是縣的上級，縣域的發(fā)展很大程度上會受到地級市的制約，市級政府往往傾向于調配市域內資源來集中發(fā)展中心城市，由此造成了縣域經濟財力不足、資源不夠。目前我國正在逐步推行的“省管縣”的制度改革，正是意圖取消過去“市管縣”的行政模式，改變城市經濟掠奪周邊縣域經濟的狀況，提高行政決策的效率，從而促進經濟更快增長。

4 結論

在中部縣域經濟增長過程中，并不存在σ-趨同，而且不管是按行政區(qū)劃、區(qū)位條件還是地貌狀況來對縣域進行分組，都表現出發(fā)散的狀態(tài)，縣域之間的差異在不斷擴大。進一步的，通過Barro回歸方程對β-趨同進行檢驗發(fā)現，也不存在絕對β-趨同現象。但在控制一些變量后，可以實現條件β-趨同。也就是說只要對這些所控制的因素多加注意，就可以使得窮縣增長得比富縣快，最終達到有條件的趨同。這說明目前中部崛起戰(zhàn)略中對縣域經濟發(fā)展的政策傾斜是有效的，可以使得縣域經濟更快發(fā)展，應該加大政策支持力度。

通過對控制變量的分析可知，投資、人力資本、城鎮(zhèn)化水平都對經濟增長有促進作用，其中投資對經濟的促進作用最大。而政府財政支出、勞動投入、儲蓄水平則對經濟增長有阻礙作用，其中政府財政支出對經濟增長的阻礙作用最大。此外，縣域所處的區(qū)位條件也對經濟增長有顯著影響，值得注意的是，地級市周圍的市郊型縣域并沒有像人們預期的那樣受到較發(fā)達城市的輻射擴散作用，反而受到城市經濟發(fā)展的制約，降低了經濟增長速度。

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[5]王小魯.中國經濟增長的可持續(xù)性與制度變革[J].經濟研究，2000，(7).

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[7]趙凌云主編.中部藍皮書—2006年：中國中部地區(qū)發(fā)展報告[M].北京：社會科學文獻出版社，2007.

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F061.5；F229.27；F224.0

A

1002-6487（2011）07-0128-04

林壽富（1981-），男，福建連城人，博士，講師，研究方向：區(qū)域經濟。

（責任編輯/易永生）