中国区域发展差距的趋势分析

财经经纬《财经科学》2006/7总220期

中国区域发展差距的趋势分析　　　金相郁1　郝寿义2※

[内容摘要]本文利用CV、HHCI、TEC、MLD分析中国区域发展差距的趋势,包括省际

发展差距和东、中、西部地区发展差距;发现1990—2003年期间省际发展差距和东、中、西部地区发展差距呈现不断扩大趋势,而2004年出现下降趋势;利用回归模型、相关系数等方法分析造成区域发展差距的主要原因;发现1990年以来中国区域发展差距的主要原因是由第二产业所造成的。最后,在前面分析的基础上,探讨缩小区域发

展差距的几点政策建议。

[关键词]区域发展差距;CV;HHCI;TEC;MLD

　　作者简介:金相郁,男,南开大学中国城市与区域经济研究中心,副教授,天津300071

郝寿义,男,南开大学城市与区域经济研究所,教授,天津300071

一、区域发展差距分析方法

区域发展差距的分析方法大致分为两种:一种是差距检验方法,分为无条件收敛检验、条件收敛检验、俱乐部收敛检验和概率收敛检验等;另一种是差距测算方法。本文主要利用后一种。相对平均偏差方法较简单,最大缺陷是无法反映所得转移效应,尤其是其转移发生在平均的左右一方时,其转移效果是等同的,从而无法表明发达区域和不发达区域间的任何转移效应。但是,分散能够表达其差距,它表明所得从不发达区域转移到发达区域就是不平衡的扩大,所得从发达区域转移到不发达区域就是不平衡的缩小。并且,分散满足“屁古———达尔顿(Pigou-Dalton)条件”,但是,分散受到平均所得的规模影响,因此,虽然其分布比较平衡,但是平均所得高,分散也大。CV①(CoefficientofVariation)解决平均所得规模的影响。CV在任何所得水平下,使转移效用表达明显,即不受平均所得水平的影响。虽然CV解决了标准偏差及分散的问题,但是不能有效解决所得转移效应的中立性问题。资料的对数转换能够解决该问题。对数转换使低水平　　※基金项目:

本文受到南开大学哲学社会科学创新基金研究项目资助。

责任编辑:邓康林　收稿日期:200615118

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的转移效应比高水平的转移更多一些。赫芬搭尔-赫施曼系数②(Herfindal-HirschmanConcentrationIndex:HHCI)和泰尔熵系数③(TheilEntropyCoefficient:

TEC)都满足屁古———达尔顿转移原理。在完全平衡的时候,两种系数都等于0,在完全不平衡的时候,其系数都等于1。除了屁古-达尔顿转移原理以外,不平衡系数还具有两个特征,就是系数的函数特征以及同次性。HHCI是总量份额的凸函数,TEC是凹函数,并且,TEC解决CV的中立性问题。凸函数是指该系数受到大份额变化的影响较大,凹函数是指受到小份额变化的影响较大。两种系数的比较提供非常重要的意义。TEC相对稳定变化的同时,HHCI呈上升趋势,这意味着此变化主要取决于大份额间的份额变化。HHIC相对稳定变化的同时,TEC呈上升趋势,这意味着此变化主要取决于小份额间的份额变化。对于区域经济发展不平衡的研究,HIHC和TEC提供新的分析方法。但是,HHCI和TEC具有非常严重的缺陷,就是分析对象数量问题。平均对数偏差④(MeanLogarithmDeviation:MLD)系数不受衡量对象数量变化的影响。不管分析对象数量多少,只要完全平衡分配,MLD就等于零。值得我们注意的是,HHCI、TEC、MLD都

[2]

具有零次同次的性质。

二、中国区域发展差距的趋势分析(一)省际发展差距趋势

本文利用各省⑤人均GDP数据与CV、HHCI、TEC、MLD,衡量1952—2004年间的中国区域发展差距的趋势。总体来看,HHCI、TEC、MLD和CV都呈现相似的变化趋势。CV表明,在1952—2004年期间,中国区域经济发展差距不是一个“倒U字”的轨迹变化,而是形成了三个倒U型,第一倒U型阶段(1952—1967年),1967年的CV为111403,⑥1960年的CV达到顶峰为114950;第二倒U型阶段(1968—1990年),1968年的CV为113110,1990年的CV为019363,1976年的CV达到顶峰为115150;第三倒U型阶段(1991—2004年),1991年的CV为019828,2004年的CV为111260,2003年的CV达到顶峰为111427。值得我们注

意的是,1991年以来各省间的区域发展差距呈现继续扩大,一直到2003年以后开始呈现出下降。

HHCI表明,自从改革开放以来,区域发展差距逐年下降,其系数1990年最低为019473,后来呈小幅度的上升趋势,只有1996年出现小的下降趋势,但其变化对总体变化影响不大,2003年HHCI达到顶峰为110667,2004年有所下降为110555。TEC与HHCI的趋势基本上一致。不过,其轨迹变化幅度与HHCI相比较稍小一些。在分析期间,中国经过了多次行政区域单位的变化,HHCI和TEC容易受到区域单位变化的影响。MLD可以解决区域单位数量的影响。从MLD来看,区域发展差距变化更明显。其计算结果表明,MLD的变化与HHCI和TEC的

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变化基本上是一致的,但是,其变化幅度很明显。自从改革开放以来,1990年的MLD最低为019693,后来1996年也出现小幅度的下降趋势,但总体还是上升趋势。2003年MLD达到顶峰为111427,2004年有所下降为111260。1991—2004年间的中国区域发展差距的HHCI、TEC和MLD都呈现上升趋势,但2004年开始有所下降。

区域发展差距扩大的主要原因是在于发达区域人均国内生产总值的相对上升所造成的,还是在于不发达区域人均国内生产总值的相对下降所造成的,要是此时期不平衡扩大的主要原因在于不发达区域人均国内生产总值的相对下降,就意味着不发达区域处在贫困的恶性循环中。为了分析此问题,本文重新计算HHCI、TEC、MLD的轨迹变化。由于时间序列数据经常出现年特殊波动的问题,所以本文采取五年移动平均方法,将分析期间的数据重新调整。在TEC不变化的情况下,HHCI呈现了上升趋势,该结果表明此时期差距扩大的主要原因并不在于不发达区域人均国内生产总值的相对下降,而在于发达区域人均国内生产总值的相对上升。在1990—2000年间,TEC的变化是从019433到019478,其变化幅度很少,反而HHCI系数从019241上升到019615,其不平衡程度上升了4105。这是发达地区之间的份额移动所造成的结果。从全国来看,人均国内生产总值较高的东部沿海地区内部发展差距的扩大是造成全国各省间发展差距扩大的主要原因。

(二)东、中、西部地区发展差距趋势本文利用人均GDP和CV,衡量以东、中、西部地区为基础的区域发展差距变化,包括东、中、西部各地区内部的发展差距以及东、中、西部间的发展差距。总体来看,东部地区内部的发展差距程度高于中、西部地区的差距程度。并且,东部地区内部的差距变化相对较大,1952年东部地区内部的不平衡系数为016754,1978年最高达到111123,后来呈现逐年下降趋势,1994年又一次出现低

谷,从1995年起至2003年,一直呈现上升趋势,2004年呈现有所下降趋势,东部地区内部的CV2003年为016761,2004年为016691。东部地区内部差距变化的明显特征是,在改革开放后,尤其是在1978—1994年期间,与改革开放前时期相比,其不平衡系数的变化幅度很大,意味着改革开放以来东部地区内部实现相对平衡地发展。但自1995年以来,东部内部地区的差距呈现上升趋势,意味着东部地区内部又出现新的经济增长点。与东部地区内部相比,中、西部地区内部的差距变化相对较缓慢,尤其是在改革开放以来,就总体趋势而言,中、西部地区内部的差距小于改革开放前时期,1952年中部地区内部的CV为014002,1978年为012840;1952年西部地区内部的CV为013447,1978年为012433。在1990—2004年期间,中部地区内部的差距有所缩小,1990年的CV为012015,2004年为011758;西部地区内部的差距有所上升,1990年的CV为012079,2004年为012330。值得我们注意的是,中部地区内部的发展差距从2000年以来呈现下降

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趋势,但西部地区内部的发展差距还是呈现上升趋势。

从东、中、西部地区间的发展差距来看,改革开放以后时期的差距更大于改革开放前时期的差距,前期的CV变化在011—013间,后期的CV变化在012—014间。换句话说,改革开放以后,东、中、西部地区之间的发展差距更扩大了。这个扩大趋势具有阶段特征。虽然中间出现小幅度的上升趋势,但是1978—1990年期间的其差距呈现有所下降趋势,1978年的CV为013000,1990年为012487。从1991年至今,东、中、西部地区间的发展差距呈现不断的上升趋势,1991年的CV为012737,2004年的CV为014018,尤其是在90年代初期几年的变化相当大,1990—1993年期间CV的增长率为47175%,之后,其差距的变化率有所下降了。值得我们注意的是,2004年呈现东、中、西部地区间的差距有所下降,2003年CV为014101,2004年CV为014018。这是不是新趋势的开头?有待于更深入的分析。

(三)中国区域发展差距趋势格式

本文认为区域发展差距是收敛和扩散的辩证过程。关于区域发展的差距,Williamson,J1(1965)曾提出了“倒U字”假说,从此以后,不同国家进行了实证分析并验证其规律的存在与否。但是,到目前为止,Williamson的观点仍然是假说,还不能被有效证明为是区域结构演变的一般规律。有些研究提出新的观点,美国的AmosO1M1(1988)指出发展水平与区域差距间的关系并不是倒U字

[3]

型,而是一种S字型。Amos认为一国的发展水平进入新的发展阶段之后,就会出现新的区域发展差异和结构不平衡。本文认为,Williamson的倒U字假说与Amos的S字假说都在发展的某一个阶段具有说明力,但是,发展不会停留在一个阶段,而是不断地向前发展。并且,本文认为区域发展差距存在一种演变规律,无论发展中国家还是发达国家都存在区域结构的不平衡或平衡,其演变规律

[4](46-51)

并不是长期收敛,而是收敛和扩散的周期变化。这种观点与以往新古典学派的观点并不矛盾,后者认为长期均衡能够达到长期平衡,但是,均衡和平衡是不同层次的概念,经济处在均衡状态的时候,由区域发展差距所造成的结构可以是不平衡的,也可以是平衡的。中国区域发展差距,是符合“Williamson假说”,即“倒U型”趋势?还是符合“Amos假说”,即“倒S型”趋势?本文利用区域发展差距方程式,对此进行检验。该方程式包括一次差距函数与二次差距函

[5](1-5)2数。Yregionaldisparity1=α+β其中,Y为区域发D,Yregionaldisparity2=γ+δ1D+δ2D。

β、γ、δδ展差距系数,D为发展变量,α、1、2为系数;要是二次函数的系数δ2

为负值,其差距格式就是“倒U字”。要是二次函数的系数为正值,其差距格式就是“U字”。如果一次函数的回归系数β为负值,那么,发展与区域发展差距之间存在反比关系。如果一次函数的回归系数为正值,那么,发展与区域发展差距间存在正比关系。要是二次函数的第一项回归系数δ1与第二项回归系数δ2分

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别为正值与负值,那么,区域发展差距格式就符合于“Williamson假说”;要是二次函数的第一项回归系数与第二项回归系数分别为负值与正值,那么,区域发展差距格式就符合于“Amos假说”。区域发展差距方程式需要两种变量,即发展变量与区域发展差距变量,本文利用人均GDP作为各省的发展变量,而利用本文前面的CV作为区域发展差距变量。1952—2000年期间的回归分析表明一次差距函数的回归系数为负值,而二次差距函数的第一项回归系数为负值,第二项回归系数为正值,呈现“U字型”格式。但是,1952—1980年期间的回归分析表明区域差距呈现“倒U字型”格式;1980—2000年期间的回归分析呈现“U字型”格式;1990—2000年期间的回归系数没有统计显著性。本文的区域发展差距方程式表明,在改革开放以前,中国区域发展差距格式符合于“Williamson假说”,而在改革开放以后,其格式符合于“Amos假说”。本文的实证分析发现总体来看中国区域差距格式并不符合Williamson格式,而符合Amos格式。

三、中国区域发展差距趋势变化的原因(一)CV分析

表1

1952—2000年

中国区域发展差距CV相关分析结果

1970—2000年

第一产业GDPCV第二产业GDPCV第三产业GDPCV工业总产值CV第一产业GDPCV第二产业GDPCV第三产业GDPCV工业总产值CV

1980—2000年人均GDPCV

01156-01015-0165633-01245GDPCV0154633-010710164733-01129

第一产业GDPCV第二产业GDPCV第三产业GDPCV工业总产值CV第一产业GDPCV第二产业GDPCV第三产业GDPCV工业总产值CV

1990—2000年人均GDPCV

-0165933-01013-01738-01252GDPCV0159233015923301985330157733第一产业GDPCV第二产业GDPCV第三产业GDPCV工业总产值CV第一产业GDPCV第二产业GDPCV第三产业GDPCV工业总产值CV人均GDPCV

0132401050-01414-01271GDPCV-0174533019093301991330190033第一产业GDPCV第二产业GDPCV第三产业GDPCV工业总产值CV第一产业GDPCV第二产业GDPCV第三产业GDPCV工业总产值CV人均GDPCV01078018843301875330194733GDPCV-01096019943301975330194733　　注:

33为p<0101;3为p<0105。

　　从产业结构来看,在1952—1970年期间,农业在国民经济中占重要地位,分析结果表明,此期间的人均GDP的CV和第一产业的CV之间呈现正的相关关系,其相关系数为01581,并具有统计显著性。由表1可见,在1980—2000年期

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间,人均GDP的CV和各产业GDP的CV间的相关性很小,并没有统计显著性,但是GDP的CV和各产业GDP的CV间呈现相关关系,并且,第一产业GDP的相关性呈现负的相关关系,而第二产业GDP呈现正的相关关系。在1990—2000年期间,无论人均GDP的CV还是GDP的CV,它们与第二产业GDP的CV间的相关性呈现较强的相关关系。值得我们注意的是,工业总产值的CV与人均GDP的CV间的相关关系,在1970—2000年期间,其相关系数为-01252并没有统计显

著性,在1980—2000年期间,其相关系数为01900,具有统计显著性,在1990—2000年期间,其相关系数为01947,并具有统计显著性。其结果表明1990年以来

第二产业的变化是引起中国区域发展差距的一个重要原因。

(二)回归分析

表2

模型1

常数

模型2

模型3

015471(014506)(112141)

回归分析结果

模型4

011323(014371)(013028)

模型5

013334(014708)(017082)

模型6模型7模型8

016577(015219)(112601)

-011471-015353(013745)(014564)(-013929)(-111727)-010496-011454(013453)(013816)(-011438)(-013812)

lnK

019993333018258333018615333015310333014993333016959333019981333014970333(010745)(011413)(010896)(011492)(011512)(011383)(010766)(011488)(131396)(518415)(916139)(5185581)(313017)(510299)(1310221)(313399)01154733(010711)(211747)

01146133(010700)(210854)012472(011723)(114349)

01048133(010200)(214056)01166333(010659)(215232)

01155933(010591)(216090)

01140933(010610)(213101)01407433(011544)(216382)

010637333010559333(010190)(010201)(313450)(217733)

011985

(011777)(111168)

01355633(011410)(215210)

010076(016663)(011151)

357150990196231156282481041501964911602128110101968911690925910327118963019755209144750197661186302861070196941158572291940196231155980112093(010665)(118170)012429(012129)(111408)

011459(011048)(113928)

01248133(010995)(214918)011593(012184)(017296)010699333(010224)(311227)012396(011775)(113498)-010918(010680)(-113491)01978318015683119793lnL

lnGE

lnFDI

LnEDU

lnTRAF值R2D1W1　　注1:

注2:　　

分析模型为logYi=α+βLi+β1logKi+β2log3logGEi+β4logFDIi+β5logEDUi+β6logTRA;

333,P<0101;33,P<0105;3,P<0110;第一括号为标准差,第二括号为t统计量。

　　上述CV的相关系数分析表明20世纪90年代以来中国区域发展差距主要取决于第二产业的区域发展差距,其结论符合实际。本文在此基础上利用2004年各省市区的数据建立多元回归模型,进一步分析影响区域经济差距变化的原因。模型的Y为国内生产总值、K为全社会固定资产投资、L为就业人员、GE为财

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政支出、FDI为外商直接投资、EDU为教育经费、TRA为客运量。K代表资本变量,L代表劳动力,GE代表政府力量,EDU代表教育因素的影响,TRA代表要素移动,i代表全国各省市区。为了分析变量的弹性并解决度量单位的问题,本文把全部数据换为对数。

分析结果表明:(1)全社会固定资产投资、就业人数和外商直接投资对区域发展差距具有明显的统计显著性。全社会固定资产投资在六种模型中都具有统计显著性。不过,加上其他变量之后,全社会固定资产投资的弹性逐渐下降,就意味着它的影响力逐渐下降;(2)加上其他变量之后,就业人员的回归系数逐渐增大,意味着它的影响力逐步上升。这表明对中国区域发展差距而言,劳动力还是重要的变量;(3)外商直接投资是造成区域发展差距的一个主要因素,尤其是与其他变量同时考虑的时候,其弹性更大,模型3的回归系数为010481,模型4和模型8的回归系数分别为010637和010699。这意味着外商直接投资与其他变量在一起的时候它对区域发展差距的影响更大;(4)教育经费会影响劳动者的素质和劳动的质量,虽然在本文的模型5和模型8中EDU不具有统计显著性。但是,模型6却显示出具有明显的统计显著性。这意味着在中国目前教育变量对区域发展差距尚未起着关键的作用,但它却是不可忽视的变量;(5)客运量是代表生产要素的流动程度,模型7和模型8表明不具有明显的统计显著性。

四、结论与政策建议

通过以上分析,可初步得出以下结论。在中国改革开放后,特别是1990年以来,无论是31个省市区间还是东、中、西部地区间都呈现区域发展差距扩大趋势。在1990—2004年期间,中、西部地区内部的发展差距较稳定,其变化幅度不大。但是,东部地区内部的发展差距变化较大,尽管1994年以来,东部地区内部的发展差距变化逐步趋于稳定,但东、中、西部地区之间的发展差距仍呈现继续扩大趋势。

造成或影响中国区域发展差距趋势变化的原因是多方面的。本文通过CV的相关系数分析表明,1990年以来,中国区域发展差距的扩大主要是第二产业的区域布局和发展不平衡。文中的回归分析表明,全社会固定资产投资、就业人员和外商直接投资是目前中国区域发展差距的主要变量。但无论是以全社会固定资产投资为主的国内投资还是以外商直接投资为主的国外投资,大部分都集中在第二产业的发展上。因此,第二产业的区域布局和发展不平衡是造成现阶段中国区域发展差距的一个主要原因。此外,我们也发现,教育经费也是具有统计显著性,但是在目前中国缩小区域发展差距中的作用并不突出。

上述结论对中国制定有针对性地缩小区域发展差距的区域经济政策具有重要的实际意义。首先,在实施西部大开发和中部崛起战略中,国家通过转移支付加

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大对这些地区基础设施等的投资力度的同时,也要特别注意在项目布局,政策方面对适于中、西部地区的工业发展给予倾斜和重点支持。其次,国家在加强对中、西部地区硬环境建设的同时,更要加强对这些地区的教育、文化等方面的投入,加大对这些地区软环境的建设力度,从而使教育变量在缩小中、西部地区与东部地区的差距中发挥越来越大的作用。☆注　释:

σ①CV=μ,σ=

1x∑x2-x󰁡2,μ=󰁡

Nii

ifi②HHCI=∑s2,F=∑fii,si=Fi③TEC=∑silog(si)

i

1∑log(fi)ni

⑤不包括香港、澳门和台湾地区;由于统计资料的缺乏和行政区的变化,1952—1977年期间不包括海南省、西藏自治区和重庆市,共28个省市自治区,1978—1995年期间不包括重庆市,共30个省市自治区,1996—2004年期间共31个省市自治区。

⑥1952年的CV为1。

④MLD=log

1∑fnii

-

主要参考文献:

[1]金相郁.空间收敛第二规律及中国区域经济不平衡的研究[D].南开大学博士学位论文,2002.[2]Low,P.,Olarreaga,M.,Suarez,J.,“DoesGlobalizationCauseaHigherConcentrationofInternational

TradeandInvestmentFlows”,WTOEconomicResearchandAnalysisdivisionStaffWorkingPaper98-08,1998.

[3]Amos,O.M.Jr.,“Unbalancedregionalgrowthandregionalincomeinequalityinthelatterstagesofdevelop2

ment”,RegionalScienceandUrbanEconomics,Vol18,5-16,1988.

[4]金相郁.空间收敛第一规律与空间收敛第二规律[J].南开经济研究,2001(3).[5]金相郁.中国区域发展差距格式实证研究[J].地域研究与开发,2005(1).

TrendsandCausesofRegionalDevelopmentDisparityinChina

JinXiangyu1　HaoShouyi2

Abstracts:Thispaperusesfourmeasurement,coefficientofvariance,Herfindal-Hirschmanconcentration

index,Theilentropycoefficient,andmeanlogarithmdeviation,toanalyzeregionaldevelopmentdisparityinChina,thatis,thecross-provincedevelopmentdisparityandeast-middle-westthreeregionaldevelop2mentdisparity.Wefindcross-provincedevelopmentdisparityandthreeregiondevelopmentdisparityalsoappearincreasingtrendin1990-2003,andappearlittledownwardtrendin2004.Thispaperusesregres2sionmodelandcorrelationcoefficient,toanalyzetheimportantfactorinregionaldevelopmentdisparityinChina.Wefindthesecondindustryisanimportantcauseinregionaldisparity,since1990.Finally,wesug2gestsomepolicyimplicationstonarrowthedevelopmentgaps.

Keywords:regionaldevelopmentdisparity;coefficientofvariance;Herfindal-Hirschmanconcentrationindex;Theilentropycoefficient;meanlogarithmdeviation

[中图分类号]F06115[文献标识码]A[文章编号]1000-8306(2006)07-0110-08