中國(guó)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性研究

摘要：基于空間面板數(shù)據(jù)模型（SPDM）理論與方法，從經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出與居民收入兩個(gè)維度，分別對(duì)1978—2013年及1978—1992年和1992—2013年三個(gè)時(shí)段中國(guó)西部12省區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)：人均產(chǎn)出在各研究時(shí)段上均不存在絕對(duì)β收斂，城鎮(zhèn)居民收入較農(nóng)村居民收入的地區(qū)差距具有更強(qiáng)的發(fā)散性；不論人均產(chǎn)出還是人均收入，在1992—2013年期間均呈現(xiàn)出顯著的地區(qū)發(fā)散性，經(jīng)濟(jì)差距呈現(xiàn)出持續(xù)擴(kuò)大趨勢(shì)；經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出與居民收入均具有顯著的空間示范效應(yīng)與空間傳遞效應(yīng)，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)鄰近地區(qū)影響顯著。新一輪西部大開(kāi)發(fā)在提升西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展水平、縮小東西部差距的同時(shí)，也應(yīng)不斷縮小西部地區(qū)內(nèi)部省區(qū)間的經(jīng)濟(jì)差距，加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程和促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)合作有利于西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的縮小。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性；絕對(duì)β收斂；空間面板數(shù)據(jù)模型（SPDM）；西部地區(qū)；經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出差距；居民收入差距；空間示范效應(yīng)；空間傳遞效應(yīng)

中圖分類號(hào)：F061.5；F224.0；F127文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：16748131（2015）04006512

一、引言

縮小區(qū)域差距，促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)落后經(jīng)濟(jì)向發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)的收斂發(fā)展，既是各地共享發(fā)展成果、實(shí)現(xiàn)“共同富?！钡膬?nèi)在要求，更是經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展和全面建成小康社會(huì)的現(xiàn)實(shí)需要。以“投資拉動(dòng)”為基本特征的西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施10余年來(lái)，西部地區(qū)在基礎(chǔ)設(shè)施、生態(tài)建設(shè)等方面成效顯著，地區(qū)經(jīng)濟(jì)綜合實(shí)力顯著提升。西部地區(qū)作為中國(guó)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)滯后，制約了全國(guó)經(jīng)濟(jì)的整體發(fā)展水平，阻滯了全面建成小康社會(huì)進(jìn)程。為此，在相當(dāng)長(zhǎng)一個(gè)時(shí)期里，人們將注意力集中在如何提升西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的整體水平以及如何縮小西部地區(qū)與東部地區(qū)之間的發(fā)展差距方面，而對(duì)于西部地區(qū)內(nèi)部各省區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)差距與協(xié)調(diào)發(fā)展問(wèn)題則關(guān)注甚少（張文愛(ài)，2014）。事實(shí)上，西部地區(qū)幅員遼闊，人口眾多，各省區(qū)之間的發(fā)展差距不容忽視。2010年7月，黨中央、國(guó)務(wù)院正式啟動(dòng)了新一輪西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略，西部地區(qū)迎來(lái)了新的發(fā)展機(jī)遇。在新的發(fā)展階段，西部地區(qū)內(nèi)部的經(jīng)濟(jì)差距不可忽視，如何加強(qiáng)西部省區(qū)間的合作，促進(jìn)落后經(jīng)濟(jì)向發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)趨同發(fā)展，縮小經(jīng)濟(jì)差距，實(shí)現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，具有政策的重要性和實(shí)踐的緊迫性，這就需要對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂性有一個(gè)客觀、準(zhǔn)確的把握。

張文愛(ài)：中國(guó)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性研究

在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂的理論分析方面，最早可追溯到Ramsey（1928），他認(rèn)為在一個(gè)封閉經(jīng)濟(jì)體內(nèi)，地區(qū)間人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率可能與人均產(chǎn)出水平存在反方向關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在收斂趨勢(shì)。此后，新古典增長(zhǎng)理論（Solow，1956）基于資本邊際報(bào)酬遞減假設(shè)，認(rèn)為落后地區(qū)必然收斂于發(fā)達(dá)地區(qū)。而以Romer（1986，1990）和Lucas（1988）為代表發(fā)展起來(lái)的內(nèi)生增長(zhǎng)理論，則認(rèn)為資本富裕地區(qū)的經(jīng)濟(jì)有更大的發(fā)展能力，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)果是發(fā)散而不是收斂。

在實(shí)證分析方面，Baumol（1986）最早對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂性進(jìn)行了實(shí)證考察，發(fā)現(xiàn)16個(gè)OECD國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在1870—1979年存在收斂；但DeLong（1988）對(duì)Baumol的研究提出質(zhì)疑，得出了與之不同的結(jié)論。Barro和SalaIMartin（1991，1992）研究發(fā)現(xiàn)美國(guó)、歐洲以及日本等國(guó)經(jīng)濟(jì)存在顯著的收斂性，其年均收斂速度約為2%；Mankiw和Romer等（1992）研究得出類似結(jié)論，但Mauro和Godrecca（1994）的研究結(jié)論卻與之相悖。Rey（2001）在考慮空間影響的條件下，研究發(fā)現(xiàn)美國(guó)48個(gè)州經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性受到區(qū)域空間效應(yīng)的重要影響；Arbia和Basile等（2005）采用空間計(jì)量技術(shù)檢驗(yàn)了意大利人均GDP的收斂性。

中國(guó)作為一個(gè)區(qū)域特征明顯的發(fā)展中國(guó)家，區(qū)域多樣性為國(guó)內(nèi)研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距提供了豐富的素材，關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性的研究涉及全國(guó)、三大區(qū)域之間以及區(qū)域內(nèi)部。楊偉民（1992）研究發(fā)現(xiàn)1978—1989全國(guó)經(jīng)濟(jì)差距趨于縮小，存在σ收斂，但董藩（1993）對(duì)此提出了商榷意見(jiàn)；魏后凱（1997）、胡鞍鋼等（2000）、蔡昉等（2001）、金相郁等（2010）對(duì)中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距進(jìn)行了β收斂檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)存在β收斂；而王志剛（2004）、項(xiàng)云帆等（2007）研究認(rèn)為中國(guó)經(jīng)濟(jì)總的來(lái)說(shuō)不存在收斂性；吳玉鳴（2006）、劉生龍（2009）、Li等（2010）、史修松等（2011）采用空間計(jì)量技術(shù)研究發(fā)現(xiàn)，總體而言中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較為顯著的收斂性。

在東、中、西部三大區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂性研究方面，楊偉民（1992）采用變異系數(shù)研究發(fā)現(xiàn)存在σ收斂；林毅夫等（2003）研究發(fā)現(xiàn)20世紀(jì)80年代三大區(qū)域之間存在σ收斂，而90年代主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)則發(fā)散了；蔡昉等（2000）、沈坤榮等（2002）研究認(rèn)為，改革開(kāi)放后我國(guó)三大區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)差距不斷擴(kuò)大，不存在收斂性；彭文斌等（2010）研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)三大區(qū)域內(nèi)部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在“俱樂(lè)部收斂”現(xiàn)象，但三大區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)差距正在逐年拉大。

專門(mén)研究西部地區(qū)內(nèi)部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性的文獻(xiàn)相對(duì)缺乏，相關(guān)結(jié)論多見(jiàn)于研究區(qū)域間差距時(shí)對(duì)區(qū)域內(nèi)部差距的考察。楊偉民（1992）、蔡昉等（2000）、沈坤榮等（2002）研究認(rèn)為西部地區(qū)內(nèi)部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著的收斂性；而林毅夫等（2003）認(rèn)為90年代后中國(guó)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不存在收斂性；郭朝先（2006）也認(rèn)為不論從存量上還是增量上考察，西部地區(qū)內(nèi)部差距趨于擴(kuò)大，不存在收斂性；郭愛(ài)君等（2010）研究發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)并不存在β收斂，特別是在改革開(kāi)放和西部大開(kāi)發(fā)政策實(shí)施后，經(jīng)濟(jì)發(fā)散性進(jìn)一步增強(qiáng)；喬寧寧等（2010）研究發(fā)現(xiàn)，西部大開(kāi)發(fā)后我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變?yōu)榘l(fā)散性增長(zhǎng)，西部地區(qū)各省區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也呈現(xiàn)較為明顯的發(fā)散趨勢(shì)。

已有關(guān)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性的研究，為后續(xù)研究的深入進(jìn)行奠定了良好的研究基礎(chǔ)。但現(xiàn)有文獻(xiàn)將研究對(duì)象主要集中在對(duì)中國(guó)整體及三大區(qū)域之間的考察，對(duì)西部地區(qū)內(nèi)部各省市區(qū)經(jīng)濟(jì)差距與協(xié)調(diào)發(fā)展的研究相對(duì)缺乏；并且早期有關(guān)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性的研究大多忽略了區(qū)域空間效應(yīng)，只是最近才引起有關(guān)學(xué)者的重視；此外，現(xiàn)有研究主要采用了產(chǎn)出指標(biāo)，對(duì)收入變量的差異與收斂性關(guān)注甚少。有鑒于此，本文采用空間面板數(shù)據(jù)模型（SPDM），從經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出與城鄉(xiāng)居民收入兩個(gè)維度，對(duì)中國(guó)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以豐富和拓展我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性研究，并為在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下縮小西部地區(qū)內(nèi)部經(jīng)濟(jì)差距提供政策啟示和參考。

二、理論模型與實(shí)證方法

1.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂的檢驗(yàn)方法

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性的檢驗(yàn)方法眾多，其中最常見(jiàn)的β收斂又分為絕對(duì)β收斂和條件β收斂。從區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的角度看，絕對(duì)β收斂具有更強(qiáng)的政策含義。因此，本文主要對(duì)西部各省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的絕對(duì)β收斂性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的絕對(duì)β收斂性，Barro和SalaiMartin（1991）以Ramsey模型為基礎(chǔ)，提出了著名的巴羅回歸技術(shù)，其回歸方程的基本形式如下：

β為收斂速率，表示yit向穩(wěn)態(tài)收斂的速度。如果β值大于0，表示地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨于收斂，β的數(shù)值越大，則向穩(wěn)態(tài)收斂的速度越快；如果β值小于0，則表示地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨于發(fā)散（因?yàn)榉匠痰谋磉_(dá)式中在β前面加了負(fù)號(hào)，故β為正表示收斂，為負(fù)則表示發(fā)散）。

式（1）所表示的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性檢驗(yàn)方程僅適用截面數(shù)據(jù)，考慮到區(qū)域經(jīng)濟(jì)的空間異質(zhì)性和空間相關(guān)性，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性檢驗(yàn)方程更科學(xué)的數(shù)據(jù)系統(tǒng)是面板數(shù)據(jù)。為此，我們需要借助以下的空間面板數(shù)據(jù)模型方法。

2.空間面板數(shù)據(jù)模型理論與方法

在普通面板數(shù)據(jù)模型的基礎(chǔ)上，加入空間交互效應(yīng)，即可得到空間面板數(shù)據(jù)模型（Spatial Panel Data Model，SPDM）。SPDM的最一般形式是Manski 模型（Manski，1993），形式如下式：

Y=δWY+αιNT+Xβ+WXθ+UU=ρWU+ε（2）

其中，W為空間權(quán)重矩陣，Y和X分別為被解釋變量和解釋變量，U、ε為擾動(dòng)項(xiàng)，δ、α、β、θ、ρ為參數(shù)。Manski模型同時(shí)包含3種空間交互效應(yīng)，分別是內(nèi)生交互效應(yīng)（WY）、外生交互效應(yīng)（WX）和關(guān)聯(lián)效應(yīng)（WU），因此有太多的參數(shù)需要估計(jì)，可能導(dǎo)致模型識(shí)別的問(wèn)題。在實(shí)際應(yīng)用中，最常用的是空間自回歸模型和空間誤差模型（Elhorst，2010）。

（1）空間自回歸模型。在式（2）中，如果δ=0，并且ρ=0，即模型中僅保留內(nèi)生交互效應(yīng)（WY）。此時(shí)，WY類似于時(shí)間序列模型中的被解釋變量的滯后項(xiàng)，故這一類模型被稱為空間滯后模型（Spatial Lag Model），或更一般的稱為空間自回歸模型（Spatial Autoregression，SAR），模型的形式為：

Y=δWY+αιNT+Xβ+U（3）

（2）空間誤差模型。在式（2）中，如果有δ=0，并且θ=0，即在模型中僅留有空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)（WU）。此時(shí)，空間個(gè)體間的相互影響僅僅通過(guò)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)表達(dá)出來(lái)，則模型簡(jiǎn)化為空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM），模型形式為：

Y=αιNT+Xβ+UU=ρWU+ε（4）

3.基于空間面板數(shù)據(jù)模型的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性檢驗(yàn)

不同的經(jīng)濟(jì)單位之間存在密切聯(lián)系，在采用回歸方程進(jìn)行經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性的檢驗(yàn)時(shí)，必須充分考慮經(jīng)濟(jì)體之間的空間聯(lián)系。為具體分析經(jīng)濟(jì)的橫向關(guān)聯(lián)，需要從空間計(jì)量的角度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂性進(jìn)行研究（Martin et al，1999；Arbia et al，2003），包括截面數(shù)據(jù)的空間計(jì)量模型和面板數(shù)據(jù)的空間計(jì)量模型（SPDM）。尤其是SPDM有效解決了空間異質(zhì)性和空間關(guān)聯(lián)性的捕捉問(wèn)題，避免了傳統(tǒng)回歸模型因?yàn)楹雎钥臻g交互效應(yīng)而引起的結(jié)果偏誤。本文將巴羅回歸技術(shù)（Barro et al，1991）引入到SPDM中，并采用最常用的SAR和SEM建立SPDM框架下擴(kuò)展的巴羅回歸方程，從而獲得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)絕對(duì)β收斂性檢驗(yàn)方程。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與演變分析

1.數(shù)據(jù)來(lái)源

本文對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性的考察，從產(chǎn)出與收入兩個(gè)維度展開(kāi)。以人均GDP為產(chǎn)出變量，考察西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的現(xiàn)狀及其發(fā)展趨勢(shì)；以城鎮(zhèn)居民可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入為收入變量，從收入視角考察西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展趨勢(shì)。本文的數(shù)據(jù)范圍為1978—2013年，數(shù)據(jù)來(lái)源于《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2010》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2012》以及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2014》。

（1）實(shí)際人均GDP。在現(xiàn)行統(tǒng)計(jì)資料中，直接可獲得的是按當(dāng)年價(jià)格計(jì)量的名義GDP和按可比價(jià)格計(jì)量的GDP指數(shù)。GDP指數(shù)衡量的是按照可比價(jià)計(jì)量的當(dāng)年GDP相對(duì)于上一年GDP的發(fā)展指數(shù)。由于第二次經(jīng)濟(jì)普查，在2010年對(duì)從2005年開(kāi)始的GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行了調(diào)整，調(diào)整后的數(shù)據(jù)出現(xiàn)在《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中。為了反映這一最新變化，2005—2013年的GDP指數(shù)采自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2010》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2012》以及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2014》；而1978—2004年的數(shù)據(jù)則采自《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。以GDP指數(shù)為基礎(chǔ)，遞推算出各年以1978年為基期的GDP指數(shù)，并將其與1978年的總量GDP相乘，得到1978年可比價(jià)的各年實(shí)際GDP總量，再除以當(dāng)年的人口數(shù)，得到各年的實(shí)際人均GDP（見(jiàn)圖1a）。其中，年末人口數(shù)1978—1999年采自《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，2000—2013年采自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2012》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2014》。

（2）城鄉(xiāng)居民收入。以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入作為城鄉(xiāng)居民的收入變量，并采用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，將名義收入調(diào)整為以1978年為基期的實(shí)際收入。其中，1978—2008年的數(shù)據(jù)來(lái)自《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，2009—2013年的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2012》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2014》。對(duì)于西藏等個(gè)別省區(qū)在某些年份缺失的價(jià)格指數(shù)，采用全國(guó)整體的指數(shù)予以替代。經(jīng)整理，得到西部各省區(qū)1978—2013年的城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民實(shí)際收入數(shù)據(jù)序列（見(jiàn)圖1b和圖1c）。

2.經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出與居民收入的空間動(dòng)態(tài)演變

為了直觀展示西部各省區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出與居民收入在不同時(shí)段的差異性，分階段作出上述產(chǎn)出與收入變量的空間分布地圖，以揭示西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出與收入水平的空間動(dòng)態(tài)演變規(guī)律。具體的，除了研究樣本的起始點(diǎn)和終止點(diǎn)外，考慮到1992年社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)制度的建立可能對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生重要影響，故設(shè)置了3個(gè)時(shí)間點(diǎn)，分別是1978年、1992年和2013年。圖2、圖3和圖4直觀展示了1978年、1992年和2013年西部12省區(qū)人均產(chǎn)出與收入的地理空間的動(dòng)態(tài)演變。由圖可知，西部地區(qū)各省區(qū)人均產(chǎn)出與收入水平存在顯著差異性，且產(chǎn)出與收入均具有一定的地理聚集性；同時(shí)，人均產(chǎn)出與收入水平在地理空間分布上也具有隨時(shí)間而顯著變動(dòng)的特征。

四、SPDM回歸結(jié)果分析

基于西部地區(qū)實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）（6），采用ML方法對(duì)SPDM進(jìn)行參數(shù)估計(jì)?？紤]到1992年實(shí)行市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)制度可能對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生重要影響，研究采取分階段方法，即在對(duì)1978—2013年整體考察的基礎(chǔ)上，分1978—1992年和1992—2013年兩個(gè)時(shí)段，分別檢驗(yàn)各時(shí)段經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂性。另外，考慮到面板數(shù)據(jù)模型的固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)，估計(jì)中分別進(jìn)行了混合回歸模型（Pooled）、固定效應(yīng)模型（FE）和隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）的估計(jì)，以考察估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。計(jì)算工具為MATLAB軟件包，其估計(jì)及檢驗(yàn)的MATLAB主程序由Elhorst（2010）提供。實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果如表1、表2和表3。

1.人均產(chǎn)出的絕對(duì)β收斂性

根據(jù)SAR及SEM模型估計(jì)結(jié)果，由空間效應(yīng)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量可知，采用空間效應(yīng)模型對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性的檢驗(yàn)結(jié)果具有統(tǒng)計(jì)可靠性。實(shí)證結(jié)果表明：在樣本期間的各個(gè)研究時(shí)段上，西部地區(qū)內(nèi)部省區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均不存在顯著的絕對(duì)β收斂。具體分析如下：

（1）1978—2013年，人均產(chǎn)出的增長(zhǎng)率對(duì)初始經(jīng)濟(jì)水平之間的回歸系數(shù)為正，且具有高度統(tǒng)計(jì)顯著性，意味著初始產(chǎn)出水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向的促進(jìn)作用，即初始經(jīng)濟(jì)水平越高，則經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率越大，增長(zhǎng)速度越快。這一點(diǎn)，所有的模型均給出了一致的穩(wěn)健結(jié)果見(jiàn)表1第（1）（2）（3）列和第（10）（11）（12）列。 。因此，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)果是發(fā)散而不是收斂。

（2）1992—2013年，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)于初始經(jīng)濟(jì)水平的回歸系數(shù)同樣為正值，而且具有高度的統(tǒng)計(jì)顯著性見(jiàn)表1第（7）（8）（9）列和第（16）（17）（18）列。 。因此，在此研究期間，即1992年實(shí)行社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)制度以來(lái)，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的發(fā)散性。

（3）1978—1992年，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)初始產(chǎn)出水平的回歸系數(shù)為負(fù)值，在SAR與SEM的混合回歸、固定效應(yīng)（FE）和隨機(jī)效應(yīng)（RE）模型中均是如此，這一結(jié)果具有穩(wěn)健性見(jiàn)表1第（4）（5）（6）列和第（13）（14）（15）列。 。雖然回歸系數(shù)值為負(fù)值，但這些負(fù)值回歸系數(shù)并不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。因此，我們不能得出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂的結(jié)論。當(dāng)然，盡管否定了收斂性，但與1978—2013及1992—2013相比，這一時(shí)段經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有不同特點(diǎn)，表現(xiàn)為：1978—2013年和1992—2013年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著的發(fā)散性，而1978—1992年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不存在發(fā)散性。

（4）在空間面板數(shù)據(jù)框架下，對(duì)于各個(gè)時(shí)段的各種效應(yīng)的SAR模型，空間自回歸因子（WY）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的回歸系數(shù)為正，且具有高度的統(tǒng)計(jì)顯著性，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在地區(qū)間具有顯著的正向空間影響，表現(xiàn)出區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間示范效應(yīng)，即一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的變動(dòng)，會(huì)導(dǎo)致鄰近區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的同向變動(dòng)。在SEM模型中，空間滯后因子（WU）同樣具有統(tǒng)計(jì)顯著的正的回歸系數(shù)，表明經(jīng)濟(jì)的外生沖擊會(huì)在地理鄰近的空間單位上進(jìn)行正向傳遞，表現(xiàn)出經(jīng)濟(jì)沖擊的傳遞效應(yīng)，意味著施加在某一經(jīng)濟(jì)體上的沖擊，將被傳遞到其鄰近相關(guān)的經(jīng)濟(jì)體上，從而對(duì)其他經(jīng)濟(jì)體產(chǎn)生影響。

2.城鄉(xiāng)居民收入的絕對(duì)β收斂性

人均收入作為衡量居民生活水平的基本變量，是反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的另一重要指標(biāo)?？疾焓杖朐鲩L(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)初始發(fā)展水平的關(guān)系，是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂性檢驗(yàn)的重要內(nèi)容之一。通過(guò)采用空間面板數(shù)據(jù)的SAR及SEM模型對(duì)西部地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入進(jìn)行絕對(duì)β收斂性的實(shí)證檢驗(yàn)，我們獲得以下重要發(fā)現(xiàn)：

（1）1978—2013年，城鄉(xiāng)居民收入增長(zhǎng)表現(xiàn)出不同的收斂特征：農(nóng)村居民收入整體而言存在收斂性，而城鎮(zhèn)居民收入不存在收斂性。在表2中，不同效應(yīng)的SAR模型中城鎮(zhèn)居民收入增長(zhǎng)率對(duì)初期收入水平的回歸系數(shù)為正值，表現(xiàn)出發(fā)散性，但不具有統(tǒng)計(jì)顯著性；而在SEM模型中，人均收入增長(zhǎng)率對(duì)初始收入水平的回歸系數(shù)為負(fù)數(shù)，但同樣不存在統(tǒng)計(jì)顯著性，拒絕了存在絕對(duì)β收斂見(jiàn)表2第（19）（20）（21）列和第（28）（29）（30）列。 。因此，在整個(gè)樣本研究期間城鎮(zhèn)居民收入不存在絕對(duì)β收斂性。與之不同的是，在整個(gè)樣本期間農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)存在絕對(duì)β收斂性，只是收斂系數(shù)值較小。這一結(jié)果具有穩(wěn)健性，混合回歸、固定效應(yīng)以及隨機(jī)效應(yīng)的SAR和SEM模型估計(jì)結(jié)果中，農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)率對(duì)初期收入水平的回歸系數(shù)均為負(fù)值，且統(tǒng)計(jì)顯著見(jiàn)表3第（37）（38）（39）和（46）（47）（48）列。 ，這意味著從研究的整個(gè)樣本來(lái)看，不同地區(qū)之間農(nóng)村居民收入差距整體上趨于縮小，這一結(jié)論在SEM模型中尤其突出。

（2）1978—1992年，城鄉(xiāng)居民收入增長(zhǎng)存在絕對(duì)β收斂，即西部各省區(qū)的城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民之間收入差距都趨于縮小。這一研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。在SAR與SEM模型中，不同效應(yīng)的模型估計(jì)結(jié)果均顯示收入增長(zhǎng)率對(duì)初期收入水平的回歸系數(shù)為負(fù)，且統(tǒng)計(jì)顯著見(jiàn)表2第（22）（23）（24）（31）（32）（33）列和表3中的第（40）（41）（42）（49）（50）（51）列。 。表明這一時(shí)期居民收入增長(zhǎng)與初始收入是負(fù)相關(guān)的，各地區(qū)之間城鄉(xiāng)居民收入差距呈現(xiàn)縮小的發(fā)展態(tài)勢(shì)。但比較初始收入前的回歸系數(shù)絕對(duì)值，農(nóng)村居民收入在各個(gè)回歸模型中均顯著大于城鎮(zhèn)居民，說(shuō)明農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)的收斂速度大于城鎮(zhèn)居民。

（3）1992—2013年，城鄉(xiāng)居民收入增長(zhǎng)呈現(xiàn)出發(fā)散趨勢(shì)。在這一時(shí)期，人均收入增長(zhǎng)率對(duì)初始收入水平的回歸系數(shù)為正，且具有統(tǒng)計(jì)顯著性見(jiàn)表2第（25）（26）（27）（34）（35）（36）列以及表3第（43）（44）（45）（52）（53）（54）列。 ，這意味著各地城鄉(xiāng)居民收入增長(zhǎng)發(fā)散，收入差距趨于擴(kuò)大。這一研究結(jié)果具有統(tǒng)計(jì)穩(wěn)健性，在混合回歸、固定效應(yīng)及隨機(jī)效應(yīng)等各種效應(yīng)的SAR和SEM中，估計(jì)結(jié)果均支持這一結(jié)論。

（4）與產(chǎn)出模型相一致，在地區(qū)居民收入增長(zhǎng)過(guò)程中，具有顯著的空間效應(yīng)。各個(gè)時(shí)段的各種效應(yīng)的SAR模型中，空間自回歸因子（WY）對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)均具有正的回歸系數(shù)，且具有高度統(tǒng)計(jì)顯著性，表明城鄉(xiāng)居民收入增長(zhǎng)過(guò)程中，存在顯著的空間示范效應(yīng)，一個(gè)地區(qū)居民收入增長(zhǎng)對(duì)鄰近區(qū)域的居民收入增長(zhǎng)具有正向示范性。這顯然具有經(jīng)濟(jì)合理性，人們通過(guò)向鄰近地區(qū)的學(xué)習(xí)借鑒，可以有效提高增加收入的能力。而在SEM模型中，空間滯后因子（WU）同樣具有統(tǒng)計(jì)顯著的正的回歸系數(shù)，表明區(qū)域經(jīng)濟(jì)的外生沖擊對(duì)鄰近空間上的居民收入具有傳遞效應(yīng)，某一個(gè)地區(qū)居民收入增長(zhǎng)受到的沖擊，將被傳遞到鄰近地區(qū)，從而可能引發(fā)連鎖效應(yīng)。

五、結(jié)論與啟示

1.主要結(jié)論

本文基于SPDM的理論與方法，采用簡(jiǎn)單的理空間權(quán)重，從產(chǎn)出與收入兩個(gè)維度，對(duì)西部地區(qū)1978—2013年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的絕對(duì)β收斂性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，得出以下結(jié)論：

（1）人均產(chǎn)出不存在絕對(duì)β收斂。研究發(fā)現(xiàn)，不論是整個(gè)研究期間（1978—2013年），還是分階段的1978—1992年和1992—2013年，以實(shí)際人均GDP所表示的人均產(chǎn)出都不存在絕對(duì)β收斂。整個(gè)樣本期間，特別是1992年實(shí)行社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)制度以來(lái)，人均產(chǎn)出的增長(zhǎng)速度與初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平成顯著的正向變動(dòng)關(guān)系，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)表現(xiàn)出發(fā)散趨勢(shì)，意味著西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距呈擴(kuò)大趨勢(shì)。

（2）城鎮(zhèn)居民收入比農(nóng)村居民收入具有更強(qiáng)的發(fā)散性。人均收入作為衡量居民生活水平的重要變量，是反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的另一重要指標(biāo)。研究發(fā)現(xiàn)：在整個(gè)樣本期間（1978—2013年），農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)存在絕對(duì)β收斂，但城鎮(zhèn)居民收入增長(zhǎng)不存在絕對(duì)β收斂。在1978—1992年，盡管農(nóng)村居民與城鎮(zhèn)居民收入均表現(xiàn)出顯著的絕對(duì)β收斂，但農(nóng)村居民收入的收斂速度比城鎮(zhèn)居民更大。在1992—2013年，城鄉(xiāng)居民收入增長(zhǎng)均表現(xiàn)出發(fā)散性，但城鎮(zhèn)居民收入增長(zhǎng)發(fā)散性更強(qiáng)。因此，改革開(kāi)放以來(lái)，西部地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入的地區(qū)差距呈現(xiàn)出擴(kuò)大態(tài)勢(shì)，且城鎮(zhèn)居民收入增長(zhǎng)具有更強(qiáng)的發(fā)散性，意味著城鎮(zhèn)居民收入差距擴(kuò)大可能是區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距擴(kuò)大的主要成因。

（3）空間交互效應(yīng)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要影響。從人均產(chǎn)出和人均收入兩個(gè)角度的考察，在各個(gè)時(shí)段的各種效應(yīng)的SAR模型中，空間滯后因子（WY）對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)（產(chǎn)出或收入）增長(zhǎng)率均有顯著為正的影響系數(shù)，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在空間單元上相互間具有顯著的正向依賴關(guān)系，表現(xiàn)出區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間示范效應(yīng)；而在SEM模型中，擾動(dòng)項(xiàng)的空間滯后因子（WU）同樣具有統(tǒng)計(jì)顯著的正向影響，施加在某一個(gè)經(jīng)濟(jì)體上的沖擊，將被傳遞到其他相關(guān)的經(jīng)濟(jì)體上，從而對(duì)其他經(jīng)濟(jì)體產(chǎn)生影響，表現(xiàn)出經(jīng)濟(jì)沖擊的空間傳遞效應(yīng)?？臻g示范效應(yīng)與空間傳遞效應(yīng)的顯著存在，凸顯了鄰近地區(qū)資源共享、要素流動(dòng)及政策協(xié)調(diào)的必要性與合理性，對(duì)于促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展具有積極的政策啟示意義。

2.政策啟示

（1）西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出與居民收入增長(zhǎng)存在顯著的發(fā)散性，表明地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距呈現(xiàn)持續(xù)擴(kuò)大的態(tài)勢(shì)。因此，在新一輪西部大開(kāi)發(fā)中，在努力提升西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展水平、縮小西部地區(qū)與東部地區(qū)的差距的同時(shí)，如何縮小西部地區(qū)內(nèi)部省區(qū)間的經(jīng)濟(jì)差距，是一個(gè)重要的研究課題。西部地區(qū)占全國(guó)總國(guó)土面積的70%以上，如果西部地區(qū)內(nèi)部經(jīng)濟(jì)不能協(xié)調(diào)發(fā)展和全面進(jìn)步，就不能實(shí)現(xiàn)全國(guó)整體經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展，也不能真正實(shí)現(xiàn)全面建成小康社會(huì)的發(fā)展目標(biāo)。因此，在西部大開(kāi)發(fā)宏觀政策背景下，需要從國(guó)家層面充分重視西部地區(qū)內(nèi)部省區(qū)的協(xié)調(diào)發(fā)展問(wèn)題，并合理制定實(shí)施針對(duì)性發(fā)展政策，對(duì)落后省區(qū)給予特殊優(yōu)惠和扶持政策，促進(jìn)落后地區(qū)發(fā)展。

（2）城市化是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力與標(biāo)志，也是區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的重要成因。研究表明，西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入較農(nóng)村居民收入具有更大的發(fā)散性。因此，在積極推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化的進(jìn)程中，大力促進(jìn)城市間的協(xié)調(diào)發(fā)展，縮小城市之間的經(jīng)濟(jì)差距，對(duì)于縮小地區(qū)發(fā)展差距、實(shí)現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，具有特殊重要性。西部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展相對(duì)滯后，城市化水平整體不高，具有很大的城鎮(zhèn)化發(fā)展空間和潛力。通過(guò)促進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展，可以提高城鎮(zhèn)居民收入，進(jìn)而輻射帶動(dòng)農(nóng)村居民收入提高，促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的整體進(jìn)步。城鎮(zhèn)化是地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的助推器，也是縮小地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的潤(rùn)滑劑。

（3）區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中存在顯著的空間示范效應(yīng)與空間傳遞效應(yīng)，意味著加強(qiáng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)合作對(duì)于提升整體經(jīng)濟(jì)水平、縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距具有積極的作用。在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是孤立的，會(huì)對(duì)鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生積極影響，進(jìn)而促進(jìn)整體經(jīng)濟(jì)水平提升；同樣，一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所受到的沖擊也具有傳遞效應(yīng)，影響其他鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。在此過(guò)程中，積極的沖擊將促進(jìn)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展，而消極的沖擊則會(huì)阻礙地區(qū)經(jīng)濟(jì)的進(jìn)步。因此，在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中，各地區(qū)需要通過(guò)技術(shù)擴(kuò)散、信息共享、資源流動(dòng)以及政策關(guān)聯(lián)等措施，加強(qiáng)區(qū)域合作，提升發(fā)展能力。這對(duì)于縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距、實(shí)現(xiàn)區(qū)域趨同和協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的積極作用。

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Abstract： Based on the theory and method of spatial panel data model（SPDM）， this paper makes an empirical test on the convergence of economic growth of 12 provinces in western China， by two dimensions of economic output and resident income under three stages respectively， 19782013， 19781992 and 19922013. The results show that for output， per capita output at different stages has no absolute β convergence； for resident income， the regional disparity of urban residents income is more divergent than that of rural residents. In the period of from 1992 to 2013， no matter output per capita or income per capita is significantly divergent， and the economic disparity tends large. The economic output and resident income have significant spacial demonstration effect and spacial transferring effect， which means regional economic development and exogenous shock have significant effect on adjacent areas. When the overall western economic development is promoted in the new round and the gap between the East and the West is narrowed， the gap among provinces in the West also should be narrowed. The acceleration of urbanization process and the promotion of regional economic cooperation is helpful to bridge the gap among provinces in the West.

Key words： economic growth convergence； absolute β convergence； Spatial Panel Data Model （SPDM）； Western China； economic output disparity； resident income gap； spacial demonstration effect； spacial transferring effect

CLC number：F061.5F224.0Document code：AArticle ID：16748131（2015）04006512

（編輯：南北）