西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施績效考察

李 冀 嚴漢平 劉 航

(西北大學經濟管理學院，陜西西安710127)

西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施績效考察

李 冀 嚴漢平 劉 航

(西北大學經濟管理學院，陜西西安710127)

選擇“十一五”末期國家區(qū)域發(fā)展規(guī)劃的戰(zhàn)略重點——成渝經濟區(qū)、關中天水經濟區(qū)、廣西北部灣經濟區(qū)作為研究對象，從經濟增長趨同性研究的視角出發(fā)，利用上述三大經濟區(qū)所涵蓋的30個地級及以上城市的數據作為樣本，采取Onestep-System-GMM方法對動態(tài)面板趨同模型進行回歸，考察三大經濟區(qū)在2000－2009年之間經濟增長的趨同性質，并計算出大致趨同速度。本文的研究結果顯示，西部地區(qū)的經濟增長呈現(xiàn)出明顯的條件趨同特征，趨同速度大約為－3.3% －2.0%，即西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施以來，西部地區(qū)內部的經濟增長出現(xiàn)了緩慢的趨異。由于政策時滯的存在，且西部地區(qū)投資多以基礎設施建設為主，投資以及經濟增長的滯后一期對當期經濟增長的影響并不顯著。而初始經濟狀態(tài)和教育事業(yè)費支出對當期經濟增長則有顯著的正向影響。因此促進西部經濟基礎薄弱地區(qū)的發(fā)展是未來西部大開發(fā)深化推進的關鍵，而在保持物質資本投資規(guī)模的同時加大教育及人力投資的比重則可以有效縮小西部地區(qū)經濟差異。

西部大開發(fā)戰(zhàn)略;實施績效;經濟增長趨同性;動態(tài)面板趨同模型

市場化進程開始至今30余年以來，中國經歷了經濟的高速增長和體制的深刻變革，但是不同地區(qū)之間經濟發(fā)展水平的差異開始擴大。根據嚴漢平、李冀等［1］的測算，中國省際人均GDP的Theil指數已經由1978年的0.028上升至2008年的0.061。區(qū)域經濟差異過大可能導致經濟增長不可持續(xù)等一系列不利影響，為了遏制這一趨勢，1999年中央開始實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略，西部地區(qū)累計投資規(guī)模達1.74萬億元。2006年末國家正式出臺的《國家西部大開發(fā)“十一五”規(guī)劃》中明確提出“加快建立分工合理、協(xié)作配套、優(yōu)勢互補的成渝、關中－天水、環(huán)北部灣(廣西)等重點經濟區(qū)，成為帶動和支撐西部大開發(fā)的戰(zhàn)略高地。”此后，三大經濟區(qū)的區(qū)域規(guī)劃在“十一五”后期相繼出臺。然而，三大經濟區(qū)各自的區(qū)位條件、資源稟賦、發(fā)展基礎、產業(yè)結構、發(fā)展方向等均存在差異，由此可能經濟增長出現(xiàn)趨異，從而拉大西部地區(qū)內部經濟差異，從而影響西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施績效。此外，由于西部地區(qū)在全國經濟版圖中處于相對落后的位置，西部地區(qū)內部經濟發(fā)展失衡所帶來的兩極分化將使國家區(qū)域協(xié)調發(fā)展戰(zhàn)略和宏觀調控政策進一步趨于復雜?；谶@一考慮，本文以西部三大經濟區(qū)作為對象，通過對2000年以來三大經濟區(qū)城市經濟增長的趨同性進行考察，從而對西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施績效進行評價。

1 主要觀點評述

縮小我國地區(qū)經濟差異是西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施的初衷，因此對區(qū)域經濟差異的變動進行考察是評價西部大開發(fā)戰(zhàn)略的績效考察的關鍵。岳利萍、白永秀［2］的研究發(fā)現(xiàn)西部大開發(fā)實施以來，東西部地區(qū)經濟增長的絕對差距和相對差距均呈現(xiàn)擴大的趨勢，其實證結果顯示市場政策差異、市場容量差異和市場體制差異是目前造成東西部地區(qū)發(fā)展差距逐漸擴大的主要因素。但更近一些的研究則提出了不同的看法，如劉生龍、王亞華等［3］基于1987－2007年中國省際面板數據所做的實證研究結果顯示，西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施使得西部地區(qū)2000年以來的年均經濟增長率增加了1.5%，從而促使中國區(qū)域經濟由趨異轉向趨同。而李冀、嚴漢平［4］的實證研究結果則進一步發(fā)現(xiàn)，1999－2008年中國東、中、西部三大地帶之間發(fā)生了速度為10.5%的絕對收斂。無論西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施是否縮小了中國的地區(qū)經濟差異，但上述文獻均忽略了一點，即西部地區(qū)內部的經濟差異究竟呈何等變化趨勢?而這構成了西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施績效的另一個部分。借助趨同理論對其經濟增長趨同性進行考察則能夠有效地回答這一問題。

大多數研究經濟增長趨同性問題的相關文獻傾向于按照趨同趨勢及涵義的不同，將區(qū)域經濟增長趨同的類型進行了不同的劃分。目前運用較為廣泛的是Barro和Sala-i-Martin［5］基于新古典經濟增長理論的背景，所提出的β趨同的概念，即經濟增長率和初始經濟發(fā)展水平之間存在著負相關關系，并且隨著時間的推移，所有國家或地區(qū)將趨同于相同的人均收入水平。不過，這一“絕對的β趨同”內含一個嚴格的假設，即對于由一些經濟體(國家或地區(qū))所組成的群體，盡管彼此相互隔絕、封閉，但卻具有完全相同的基本經濟特征、經濟增長路徑和均衡穩(wěn)態(tài)。然而，從文獻研究的現(xiàn)實狀況來看，多數實證研究認為，在大范圍樣本條件下很難發(fā)現(xiàn)絕對β趨同。此外，區(qū)域人均收入的增長不僅取決于期初的人均收入水平，而且也受到其他因素的影響，例如:資源稟賦、產業(yè)結構以及區(qū)域間要素流動等。如果選定合適的變量進行控制，也可以驗證初始收入和經濟增長率之間存在負相關關系，即稱為“條件β趨同”［6］。在使用趨同理論所進行的相關研究中，劉金山［7］發(fā)現(xiàn)隨著市場化改革的深入，西部各地區(qū)經濟增長由收斂轉為發(fā)散，但他使用的樣本是2001年以前的數據，并不能反映西部大開戰(zhàn)略的效應。郭愛君、賈善銘［8］在對1952－2007年西部地區(qū)經濟增長斂散性的考察結果顯示，西部地區(qū)并不存在明顯的經濟增長收斂特性，而西部大開發(fā)實施后經濟的發(fā)散性增強。但是他們所使用的省級數據無法有效地克服區(qū)域異質性問題，后者可能導致估計結果有偏，而使用更為細致的地理單元作為樣本則可以有效地克服區(qū)域異質性［9－10］。

作為西部經濟基礎相對較好的地區(qū)，三大經濟區(qū)已經成為帶動西部地區(qū)整體經濟發(fā)展的主要力量。選擇三大經濟區(qū)城市經濟增長的趨同性進行考察，不僅可以作為西部地區(qū)內部經濟差異變動的集中體現(xiàn)，而且相對較好的經濟基礎意味著經濟的初始狀態(tài)不會存在過分懸殊的差異，而這一點對條件趨同研究至關重要。因此本文試圖以此為切入點，在彌補現(xiàn)有文獻研究不足的基礎上對這一問題進行考察。

2 研究方法

2.1 實證模型及變量說明

本文對于β趨同分析沿用附加人力資本的索洛增長模型，并遵循 Mankiw，Rome和 Weil(即“MRW”，1992)的分析框架。假定初始函數為Cobb-Douglas形式，產出Y是資本存量K、人力資本H、勞動L和技術水平A的函數。

假設sk是收入中投資于物質資本的部分，sh是收入中投資于人力資本的部分，物質資本與人力資本的動態(tài)變化可以表示為:

其中，y=Y/AL，k=K/AL，h=H/AL。當經濟達到穩(wěn)?？梢缘玫?

將(4)、(5)式帶入生產函數(1)中，并取自然對數得:

設y*為單位有效勞動收入的穩(wěn)態(tài)水平，則有:

y(t)為時間t的人均收入實際值。當接近其穩(wěn)態(tài)水平時，趨同速度為:

其中，λ=(n+g+δ)(1－α－β)。不難得到微分方程(8)的解:lny(t)=(1 － e－λt)lny*+e－λtlny(T)(9)

其中，y(T)為基期的單位有效勞動收入。在方程兩邊同時減去lny(T)，并替換y*可以得到:

由于存在i個區(qū)域，上式可以被改寫為:

考慮到區(qū)域經濟政策的實施可能具有的滯后效應，我們在(11)中加入因變量的滯后項;此外，為了刻畫樣本中可能存在的地區(qū)差異，則在(11)中加入隨截面?zhèn)€體變化的ui，則(11)進一步變?yōu)?

式(12)是一個典型的動態(tài)面板模型，也是本文所要估計的基本面板數據條件β趨同方程。需要說明的是，式中Δpcgdpi，t是因變量，反映了特定時期內各地級市的實際人均GDP增長率，X則為控制變量集，其包含的解釋變量為:資本 sk(i，t);人力資本 sh(i，t)以及人口增長率、技術進步率和折舊率的復合變量(n+g+δ)(i，t)。對于式中的核心自變量初始人均 GDPyi，T，如果其系數 β1顯著為負，則說明經濟增長率與初始人均產出水平負相關，趨同假說成立。對于y(t)，本文選取當年人均GDP作為衡量指標。為了擴大樣本容量，保證估計的有效性，本文設定t－T=1。此外，選取固定資產投資占GDP比重作為衡量物質資本變量sk的指標;選取教育事業(yè)費支出占GDP的比例作為衡量人力資本變量sh的指標，由于2001年后《中國城市統(tǒng)計年鑒》未將按“市區(qū)”統(tǒng)計的教育事業(yè)費支出列出，故統(tǒng)一使用按“地區(qū)”統(tǒng)計的教育事業(yè)費支出代替。變量n則可以通過計算各期年末總人口的平均增長率得到。最后，對于其余無法直接觀測的變量，即衡量技術進步的變量和衡量資本折舊的變量δ，則遵循MRW的處理方法，即假設g和δ是常數，且分別等于0.02和0.03。最后可以根據β1計算不同區(qū)域的趨同速度λ。

2.2 數據來源及處理

由于西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施自1999年起正式實施，因此本文選取成渝、關中－天水以及廣西北部灣三大經濟區(qū)《規(guī)劃》所涵蓋的所有30個地級及以上城市自2000－2009年數據作為樣本，全部數據來自歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。從現(xiàn)有的統(tǒng)計數據來看，《中國城市統(tǒng)計年鑒》對地級市分別列出“地區(qū)”和“市區(qū)”兩項，“地區(qū)”包括市區(qū)和下轄縣、縣級市，包含了農村地區(qū)的數據，不能真實地反映城市的經濟活動;“市區(qū)”則僅包括城區(qū)和郊區(qū)，行政界線相對穩(wěn)定，體現(xiàn)了城市中的經濟活動。由于統(tǒng)計本身的原因，玉林市、崇左市、眉山市、雅安市、商洛市的個別年份數據缺失，使用內插法補足。

3 實證分析

3.1 估計方法的說明

對于本文所采用的動態(tài)面板數據模型而言，因變量滯后項Δpcgdpi，t－1的存在會導致其與不可觀測的界面異質性效應ui產生相關，進而導致參數估計的非一致性問題［11］;不僅如此，因變量滯后項還會導致不可避免的模型內生性問題。為了克服上述問題，需要采取工具變量法對式(12)進行估計。Arellano＆Bond(1991)提出了用一階差分GMM(first differenced GMM)估計方法，在假設干擾項ε(it)不存在序列相關的前提下，對式(12)進行一階差分，利用滯后的被解釋變量作為差分方程中相應變量的工具變量。然而，Blundell and Bond［12］、Judson and Owen［13］很快指出了這一估計方法所存在的缺陷，即DIF－GMM估計量會導致部分樣本信息的損失，因此對于不適于小樣本分析;此外，當解釋變量表現(xiàn)出較強的序列相關性時，水平滯后項將會成為差分方程中內生變量的弱工具變量，從而導致估計結果有偏，因此需要尋求更佳的工具變量。為了克服弱工具變量的問題，Arellano and Bover［14］以及Blundell and Bond［12］提出了系統(tǒng)GMM估計方法。與一階差分GMM不同的是，系統(tǒng)GMM估計量采用差分變量的滯后項作為水平值的工具變量，相當于進一步增加了可用的工具變量，且估計過程中同時使用水平方程和差分方程，因此一般認為系統(tǒng)GMM估計量具有更好的有限樣本特征。考慮到本文所使用的樣本數量有限，結合面板數據的單位根檢驗結果(無法拒絕所有控制變量為一階單整的假設)，因此為了有效克服弱工具變量問題，選擇系統(tǒng)GMM方法進行估計。此外，由于本文的動態(tài)面板數據的樣本容量相對較小，為了避免小樣本偏差，因此我們采取Onestep-System-GMM進行估計。

由于系統(tǒng)GMM估計不僅將水平值的滯后項作為差分變量的工具變量，而且進一步采用差分變量的滯后項作為水平值的工具變量，因此為了檢驗工具變量是否有效，Arellano and Bover以及Blundell and Bond先后提出了過度識別約束檢驗和自回歸(AR)檢驗。前者用于判斷估計過程中所使用的矩條件工具變量在總體上是否有效，要求匯報Sagan檢驗值或Hansen檢驗值;后者則用于判斷殘差項在差分回歸與差分水平回歸中是否存在序列相關，該檢驗允許一階序列相關存在，但不允許二階序列相關存在。

3.2 實證結果的分析

3.2.1 單位根檢驗

為了增加檢驗結果的穩(wěn)定性，本文利用Levin-Lin-Chu(LLC)、Im-Pesaran-Shin(IPS)、Fisher-ADF 和 Fisher-PP四種方法來進行面板數據的單位根檢驗。對30個地級及以上城市面板數據的穩(wěn)定性進行檢驗，結果見表1。四種檢驗方法的零假設為序列存在一個單位根。

根據表1所顯示的結果，在針對各變量水平值進行的單位根檢驗中，如果選擇 0.05的顯著性水平，只有l(wèi)n(yi，t/yi，o)、lnyi，o在 IPS 檢驗下顯示為不平穩(wěn)，而其他變量在所有檢驗方法下種均顯示為平穩(wěn)。在這種情況下，進一步檢驗各變量的一階差分，結果顯示所有變量的一階差分均為平穩(wěn)序列，即一階單整I(1)。因此，為了避免一階差分GMM可能存在的弱工具變量問題，我們選擇系統(tǒng)GMM方法進行回歸分析。

3.2.2 模型估計

由于系統(tǒng)GMM對不同類型的經濟變量采取了不同的工具變量設置方法，因此首先需要對不同經濟變量性質進行判斷。為了穩(wěn)健起見，我們基于式(12)分別構建兩個不同的模型:在模型A中，我們假設除因變量滯后項Δpcgdpi，t－1之外的其他自變量均為外生變量;在模型B中，則將除人口增長率、技術進步率和折舊率的復合變量(n+g+δ)(i，t)之外的其他自變量均設定為內生變量。兩個模型的估計結果分別如表2所示。

表1 各變量的單位根檢驗結果Tab.1 Unit root test result

表2 模型估計結果Tab.2 The estimation result

從表2給出的檢驗結果來看，兩個模型中殘差序列均存在顯著的一階自相關，但AR(2)檢驗值均在0.10以上，因此不存在二階自相關，而模型B的Hansen檢驗值更大，這說明模型B對經濟變量性質的判斷在總體上更符合動態(tài)面板數據的估計要求。

表2中的估計結果基本符合經濟學解釋。對于直接影響趨同假說是否成立的核心自變量

yi，T，無論是模型A還是模型B，其系數均為正值，且分別在5%和10%的顯著性水平下通過了顯著性檢驗。據此，我們不難判斷，西部地區(qū)成渝經濟區(qū)、關中天水經濟區(qū)以及廣西北部灣經濟區(qū)自西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施以來城市經濟增長呈現(xiàn)較為顯著的趨異特征?；谀Ｐ虯和模型B所估計得到的系數，并結合公式β1=－(1－e－λt)，可以分別計算得到西部三大經濟區(qū)之間的經濟增長趨異速度為2.0%和3.3%。這一結果表明，盡管西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施所帶來的西部地區(qū)經濟的快速增長可能促使中國區(qū)域經濟的整體增長狀況從趨異轉向趨同，但在西部地區(qū)，尤其是成渝地區(qū)、關中－天水地區(qū)和廣西北部灣地區(qū)，經濟增長反而出現(xiàn)趨異，盡管趨異速度相對多數實證研究的結果而言較為緩慢［15－18］。但這從另一個方面考證了西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施績效，即在促進中國整體區(qū)域經濟增長趨同的同時，并未能縮小西部地區(qū)內部的區(qū)域經濟差異。

在兩個模型中，因變量滯后項的系數估計結果均為負值，但并不顯著，表明西部大開發(fā)迄今為止所表現(xiàn)出的政策短期時滯效應并不明顯，前一年的經濟增速對下一年的經濟增長并沒有顯著的影響。一般而言，經濟政策的時滯大約為五至十年，我國建國以來的區(qū)域經濟政策的演變與區(qū)域經濟差異的變動也呈現(xiàn)出周期大約為十年左右的階段性耦合，因此因變量滯后一期的影響不顯著也在我們意料之中。

在兩個模型中，資本變量sk(i，t)對數值的系數均為負，與常規(guī)意義上的理解存在差異。投資是促進產出增加和經濟增長的基本條件之一，而在多數類似的實證研究中，投資對經濟增長均有著顯著的正向影響。對于這一問題的解釋，需要充分考慮投資的項目周期因素。在整個“十五”、“十一五”期間，西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施的第一階段中投資主要集中于基礎設施建設。西部大開發(fā)投資建設資金主要來源于中央財政性建設資金、國家政策性銀行貸款、國際金融組織和外國政府優(yōu)惠貸款。在中央財政性建設資金方面，水利、交通、能源等基礎設施建設項目是其主要的流向;在銀行信貸投入方面，則重點支持鐵路、主干線公路、電力、石油、天然氣等大中型能源項目建設，對于投資大、建設期長的基礎設施項目，根據項目建設周期和還貸能力，則可以適當延長貸款期限;而對外商投資西部地區(qū)基礎設施和優(yōu)勢產業(yè)項目，也給予了適當放寬外商投資股比限制等多項優(yōu)惠政策。由此可見，西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施以來，建設周期較長的基礎設施和基礎產業(yè)建設構成了西部地區(qū)新增投資中最主要的部分，而前期的大規(guī)模投資建設發(fā)生的若干年后，才會帶來的產出水平的提高。因此西部地區(qū)的投資類型對當期經濟增長的推動可能并不顯著。而sk(i，t)對數值的系數未能通過顯著性檢驗也說明了這一點。

人力資本sh(i，t)對數值的系數均為正值，且通過了5%的顯著性檢驗，說明人力資本投資顯著對于當期經濟增長產生了顯著影響。需要說明的是，本文對于人力資本度量選擇了投入法，即以教育事業(yè)費支出作為代理變量。從一般意義而言，投入法可能會傾向于強化人力資本推動經濟增長影響的估計，在時間跨度較短，樣本容量較小的情況下尤為如此。在其他的實證研究中，除投入法之外，對人力資本的度量主要根據受教育年限或是用知識存量價值指標，不同的度量方法所得到的人力資本對經濟增長的影響呈現(xiàn)不同的結果，這主要是因為在等人的研究中，多使用勞動人口平均受教育年限、入學率等作為代理變量［19－21］。但錢雪亞等［22］認為，這樣的變量選取則傾向于強化在長周期中人力資本推動經濟增長影響的估計。同時考慮到本文樣本容量較小，因此上述方法及相關的結論并不適用于本文。

最后，人口增長率、技術進步率和折舊率復合變量(n+g+δ)(i，t)對數值的系數在兩個模型中同樣呈負值，且高度顯著，這與新古典模型的預測相同，即人口增長會阻礙經濟的增長，而在經濟總量基數相對較小的西部地區(qū)，這一估計結果可能會得到強化。

4 結論

對于西部大開發(fā)戰(zhàn)略的評價，多數研究均以中國整體區(qū)域經濟差異的變動作為考察視角。但卻忽略了由此可能帶來的西部地區(qū)內部區(qū)域經濟差異的變動。基于這一考慮，本文從另一個方面對西部大開發(fā)的政策實施績效進行評價，即考察西部大開發(fā)實施以來西部地區(qū)的經濟增長趨同性。結合近年來中央出臺的一系列區(qū)域經濟發(fā)展規(guī)劃，將成渝經濟區(qū)、關中－天水經濟區(qū)以及廣西北部灣經濟區(qū)等三個西部地區(qū)未來的經濟增長極區(qū)域作為分析對象。與多數文獻研究不同，本文的研究結果表明，盡管西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施可能在一定程度上縮小了中國東西部的區(qū)域經濟差異，促進了中國地區(qū)經濟增長趨同，但卻導致西部地區(qū)內部的經濟增長出現(xiàn)了緩慢的趨異。這意味著，西部地區(qū)內部的區(qū)域經濟差異有所擴大。

初始經濟狀態(tài)對經濟增長的影響相當顯著，即在西部地區(qū)的經濟增長呈現(xiàn)出明顯的條件趨同特征，而趨同速度則大約為 －3.3% －2.0%(或者說趨異速度為2.0% －3.3%)。初始的區(qū)位條件、經濟基礎、產業(yè)結構、稟賦條件等起著關鍵的作用。因此，促進西部經濟基礎薄弱地區(qū)的發(fā)展是未來西部大開發(fā)深化推進的關鍵，也是促使西部地區(qū)經濟差異縮小的有效途徑。

由于西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施至今不過十余年時間，而西部地區(qū)的投資建設多以投資規(guī)模大、建設周期長的道路交通、水利設施、通訊電力、能源開發(fā)等基礎設施建設為主，投資對經濟增長的推動存在時滯，在當期表現(xiàn)得并不明顯;也正是由于時滯的存在，經濟增長的滯后一期的影響同樣不顯著，因此在未來西部大開發(fā)第二個十年完成后，預計這些因素將起到更為顯著的影響。

人力資本投資在西部地區(qū)經濟增長中顯得尤為重要。本文的研究結果表明教育事業(yè)費支出對當期的經濟增長有顯著的正向影響。這一方面緣于代理變量的指標選取，同時西部地區(qū)人力資本存量薄弱也強化了這一結論。在第一階段西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施過程中，從建設資金的使用來看，物質資本投資占據了絕對比重，而教育及人力資本投資的比重則相對較小?？紤]到西部地區(qū)人力資本對經濟增長所具有的顯著推動作用，未來應當加大相關投資的比重。

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The Study of the Western Development Strategy Performance

LI JiYAN Han-ping LIU Hang
(School of Economics and Management，Northwest University，Xi’an Shaanxi 710127，China)

The paper selects Chengdu-Chongqing Economic Zone，Guanzhong-Tianshui Economic Zone and Guangxi Beibu Gulf Economic Zone，as the research objects.From the perspective of economic growth convergence，using the 30-city data in the above three big economic zones as samples，taking Onestep-System-GMM method on dynamic panel model，the paper tests the convergence of three economic zones economic growth from 2000 to 2009 and calculates the approximate convergence speed.The result shows，the economy of the western China shows obvious conditional convergence，and the approximate convergence speed is －3.3%to －2%，which means since the strategy of development of the West Regions carried out，internal economy growth in western region appears slow divergence.Because of policy lagging effect and infrastructure construction，investment and lagging one phase of growth have the weak influence growth，but initial economy and education expenditure have the significant positive influence to current growth.Thus，promoting development of the less developed areas in western China is important future western development.In addition，keeping current physical capital investment scale and increasing education and human capital investment can effectively reduce the western region disparity.

western big development strategy;implementation performance;growth convergence;dynamic panel convergence model

F061.5

A

1002－2104(2012)06－0158－06

10.3969/j.issn.1002－2104.2012.06.026

(編輯:李 琪)

2012－01－08

韓美，教授，主要研究方向為資源環(huán)境與可持續(xù)發(fā)展。

王仁卿，教授，博導，主要研究方向為生態(tài)學。

山東省科技攻關項目“黃河三角洲濕地生態(tài)價值研究”(編號:2006GG2206019)。