基于空間模型的長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟增長收斂性研究

徐鴻++趙玉

摘要：在空間經(jīng)濟視角下改進了Barro經(jīng)濟增長的絕對收斂和Mankiw-Romer-Weil條件收斂模型。對長江經(jīng)濟帶內(nèi)108個地級市經(jīng)濟增長的收斂性及其生成機制進行了檢驗。結(jié)果表明：（1）長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟增長存在著絕對β收斂，絕對收斂速率為1.41%～1.68%，半衰期周期為41～49年；（2）在控制了勞動力、實物資本投資、房地產(chǎn)開發(fā)投資、FDI、地方政府行為和人力資本投資等變量之后，長江經(jīng)濟帶存在條件β收斂，條件收斂速率為1.41%～1.59%，半衰期周期為44～49年；（3）區(qū)域經(jīng)濟增長具有顯著的外溢效應，外溢乘數(shù)約為0.13～0.35，這說明經(jīng)濟帶內(nèi)存在若干個促進經(jīng)濟收斂的“中心區(qū)域”（4）經(jīng)濟增長的空間溢出效應是區(qū)域經(jīng)濟增長收斂的主要原因，但溢出效應受到空間距離的制約，這導致了長江經(jīng)濟帶目前的經(jīng)濟增長收斂以局部收斂為主。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟增長；β收斂；溢出效應；空間模型；長江經(jīng)濟帶

中圖分類號：F061.5 F124.1 文獻標識碼： 文章編號：

Research on Economic Growth Convergence of Yangtze River Economic Belt： A Spatial Perspective

XU Hong， ZHAO Yu

（East China Institute of Technology， College of Economics & Management， Nanchang， 330013）

Abstract： The paper developed and improved Barros absolute convergence frame and Mankiw， Romer and Weils conditional convergence frame via a spatial perspective. Using the spatial auto regression model and spatial error model， we analyzed the economic growth convergence and its mechanism of the cities on Yangtze River economic belt. The results showed that （1） there was an absolute convergence in this economic belt， the rate of absolute convergence was 1.41%～1.68%， and the half life period was about 41 to 49 years. （2） After controlling the variables such as labor force， material capital investment， real estate investment， FDI， local public finance expenditure and human capital investment， we also found the convergence on the economic belt， the rate of conditional convergence was 1.41%～1.59% and the half life period was about 44 to 49 years. （3） There was a significant spillover effects on the economic belt， the multipliers were about 0.13～0.35. （4） The important reason of the economic convergence was spatial spillover effects. However， restricted by spatial distance， local convergence was dominant on the economic belt.

Keywords： economic growth；βconvergence； spillover effect； spatial model； Yangtze River economic belt

1.引言

長江經(jīng)濟帶橫貫我國腹心地帶，經(jīng)濟腹地廣闊，對于開啟東部、中部和西部協(xié)同發(fā)展意義重大。依托黃金水道，不僅可以承接東部產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，也可以有效帶動西部改革，進而為中國經(jīng)濟長期持續(xù)健康發(fā)展提供支撐。但是，長江經(jīng)濟帶內(nèi)部經(jīng)濟發(fā)展并不均衡，省際或市際之間經(jīng)濟發(fā)展水平的差異巨大，既包含了東部發(fā)達省市也包含了西部落后省份。其中，長三角地區(qū)的上海、江蘇和浙江在2013年的人均地區(qū)生產(chǎn)總值為9.01萬元/人、7.46萬元/人和6.85萬元/人，而中部地區(qū)的安徽和江西人均地區(qū)生產(chǎn)總值為3.17萬元/人和3.18萬元/人，云貴高原的貴州和云南人均地區(qū)生產(chǎn)總值為2.29萬元/人和2.51萬元/人，可見區(qū)內(nèi)貧富差距顯著。若這種差異長期存在并過分拉大會影響到整個長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略實施的效果，不利于區(qū)內(nèi)資源的有效配置。因此，縮小長江經(jīng)濟帶內(nèi)部的經(jīng)濟差距有利于實現(xiàn)中西部和東南沿海、工業(yè)和農(nóng)業(yè)等多個領(lǐng)域的無縫對接，有利于保持該地區(qū)經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長，有利于確?！伴L江經(jīng)濟帶”這一國家戰(zhàn)略順利實施。

在我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距逐步拉大的背景下，許多學者對國內(nèi)區(qū)域經(jīng)濟增長的收斂性做了大量的研究工作，并大多得出了區(qū)域經(jīng)濟存在收斂性的結(jié)論：其中少數(shù)研究表明我國區(qū)域經(jīng)濟增長存在絕對收斂的特征[1][2][3]。也有部分研究表明我國區(qū)域經(jīng)濟增長存在“俱樂部”收斂或條件收斂[4][5][6][7]，不存在顯著的條件收斂[8]或絕對收斂[9][10]。受到研究方法、數(shù)據(jù)材料和樣本選擇的影響，現(xiàn)有研究結(jié)果未形成一致的觀點。另外，現(xiàn)有研究多采用省級數(shù)據(jù)進行實證分析，而采用省級數(shù)據(jù)的結(jié)論多支持條件收斂，而采用縣級或市級數(shù)據(jù)的實證分析多支持存在絕對收斂。尚沒有文獻對長江經(jīng)濟帶內(nèi)部經(jīng)濟增長的收斂性做出實證研究。本文在空間經(jīng)濟視角下改進了Barro經(jīng)濟增長絕對收斂和Mankiw-Romer-Weil經(jīng)濟增長條件收斂分析框架，在全面實證檢驗長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟收斂性的同時，分析了地理空間效應條件下的收斂原因。檢驗長江經(jīng)濟帶的經(jīng)濟收斂性和收斂機理可以為國家進一步制定東部、中部和西部協(xié)同發(fā)展的經(jīng)濟政策提供決策參考。經(jīng)濟收斂性是各地區(qū)協(xié)同發(fā)展的基礎(chǔ)，存在收斂性的主要政策含義在于通過選擇和培育合適的經(jīng)濟增長中心并合理利用由經(jīng)濟要素流動帶來的經(jīng)濟增長空間外溢效應，長江經(jīng)濟帶內(nèi)各地區(qū)經(jīng)濟增長差距、地區(qū)貧富差距等現(xiàn)象將逐漸消失。

2.理論模型和數(shù)據(jù)

2.1理論模型

經(jīng)濟增長的收斂，是指在封閉的經(jīng)濟條件下，一個有效經(jīng)濟范圍內(nèi)不同經(jīng)濟體的國家或地區(qū)初期靜態(tài)經(jīng)濟指標與其增長速度之間存在負相關(guān)關(guān)系，即落后經(jīng)濟體比發(fā)達經(jīng)濟體具有更高的增長率，從而導致各經(jīng)濟體初期的靜態(tài)指標差異逐漸消失的過程。根據(jù)Barro等人的定義，經(jīng)濟增長的β收斂是指經(jīng)濟水平較低區(qū)域的人均指標趨向于經(jīng)濟水平較高區(qū)域的人均指標。其中β收斂又包括兩個收斂：絕對β收斂，指在各個經(jīng)濟體具有相同的基本經(jīng)濟特征，貧窮的國家或地區(qū)往往比富裕的國家或地區(qū)有更高的增長率；條件β收斂放棄了各個經(jīng)濟體具有“完全相同的基本經(jīng)濟特征”的假定，從而意味著不同的經(jīng)濟體的經(jīng)濟增長最終也可能趨于一致。

Barro在1991年給出提出了判定人均收入收斂性的模型（1），并在1996年給出了模型（1）的線性形式（2）：

（1）

（2）

其中， 表示末期人均收入， 表示基期人均收入， 表示誤差項， 是控制收入收斂到均衡狀態(tài)速度的系數(shù)，常數(shù)a等于g[ ] log（y?*），其中g(shù)表示技術(shù)進步率，y?*表示均衡水平下的人均收入。若參數(shù)β的估計結(jié)果為正，說明收入存在收斂，反之則說明發(fā)散。該模型能夠反映出處于同一技術(shù)水平的地區(qū)是否可以收斂于同樣的均衡狀態(tài)。系數(shù)b等于-[ ]，通常根據(jù)該關(guān)系式來計算收斂速度β，n表示樣本的區(qū)間跨度。最后可以根據(jù)公式-ln（0.5）/β計算半衰期。與Barro模型不同，Mankiw-Romer-Weil（MRW）經(jīng)濟增長收斂模型重點對各國（地區(qū)）具有同樣消費偏好與技術(shù)這一假設(shè)進行了修正。該模型的計量形式最初包括了物質(zhì)資本投資、人力資本投資和勞動人口增長率3個變量。實證分析常利用規(guī)模報酬不變的C-D生產(chǎn)函數(shù)為工具，通過估計近似的穩(wěn)定狀態(tài)，構(gòu)建MRW模型。

由于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、技術(shù)外溢、區(qū)域間的貿(mào)易等原因?qū)е铝瞬煌貐^(qū)經(jīng)濟增長現(xiàn)象表現(xiàn)出了一定的空間依賴性。對具有相似地理環(huán)境的地區(qū)而言就是條件β趨同，要檢驗β趨同的假設(shè)，則必須先檢驗區(qū)域之間的空間依賴性[11]。以Barro為代表的趨同研究中存在著忽視地理空間因素的問題。在對空間溢出效應的解釋方面除了以上企業(yè)知識外部性的解釋外，還有研究支持地區(qū)財政支出的外部效應[12][13]和地區(qū)知識溢出效應[14]的觀點。但學者們在財政支出外部效應的正負性上并未達成一致。以財政支出外代表的政府行為既可能導致地區(qū)間的過度競爭產(chǎn)生負的外部性也可能因為示范效應、聯(lián)系效應而產(chǎn)生正的外部性。

另外，在中國發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟溢出效應是否會促進地區(qū)間的經(jīng)濟收斂等問題上，研究得到的結(jié)論并不完全一致。Ying（2000）利用1978-1994年的省際面板數(shù)據(jù)及空間分析法，研究了廣東對其他省份的經(jīng)濟溢出效應，結(jié)果發(fā)現(xiàn)其對鄰省的經(jīng)濟影響顯著，其中對廣西和海南經(jīng)濟增長產(chǎn)生了正效應，而對湖南和江西的經(jīng)濟增長產(chǎn)生了負效應[15]。Brun等（2002）利用28個省的數(shù)據(jù)，對中國東中西區(qū)域間的溢出效應進行了分析，認為東部對西部地區(qū)沒有溢出效應，并且短期內(nèi)東部沿海地區(qū)對內(nèi)陸的溢出效應不足以減少區(qū)域間的不平衡[16]。Ouyang和Fu（2012）使用1996至2004年的城市數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)集中在中國沿海城市的FDI對內(nèi)陸城市經(jīng)濟增長有正的溢出效應[17]。但有研究表明中國東部地區(qū)享受到了1978-2009年各地交通運輸基礎(chǔ)建設(shè)投資正的溢出效應，而中部地區(qū)經(jīng)濟增長受到了負面影響，1990年以后西部地區(qū)經(jīng)濟增長也受到了顯著的負面影響，這是造成地區(qū)間經(jīng)濟不均衡增長的一個主要原因[18]。

長江經(jīng)濟帶內(nèi)部經(jīng)濟增長是否存在收斂性、區(qū)域內(nèi)發(fā)達地區(qū)是否對落后地區(qū)存在正的溢出效應決定著后續(xù)區(qū)域政策的成敗。為了回答以上問題，將Barro絕對收斂分析和MRW條件收斂分析框架拓展為相應的空間收斂分析模型（3）～（6）。在理論模型中引入空間變量WY、Wu，空間矩陣W表示不同地區(qū)之間的鄰接程度，Y表示因變量，u表示模型的隨機誤差項。式（3）為絕對收斂空間自回歸模型，（4）為絕對收斂空間誤差模型，（5）為條件收斂空間自回歸模型，（6）為條件收斂空間誤差模型。

（3）

（4）

（5）

（6）

其中， yi，n 表示末期人均GDP；yi，0表示基期人均GDP；Ir1表示勞動力的平均增長率，Ir2表示實物資本（固定資產(chǎn)）投資平均增長率，Ir3表示房地產(chǎn)開發(fā)投資平均增長率，Ir4表示FDI平均增長率，Ir5表示地方政府財政支出平均增長率，用以表征地方政府行為， Ir6表示人力資本投資平均增長率，使用科技和教育總支出增長率來衡量，n表示基期和當期的間隔數(shù)目。模型（3）中引入空間變量后模型為標準的SAR形式，而模型（4）為標準的SEM形式。模型（5）和（6）分別為SAR-X和SEM-X形式的空間模型。本文采用極大似然估計的方法估計參數(shù)值。（I-ρW）-1和（I-λW）-1分別為空間乘數(shù)矩陣，用以衡量各個經(jīng)濟變量的溢出效應，從而解釋了經(jīng)濟增長收斂的空間機制。

2.2 數(shù)據(jù)材料

選取長江經(jīng)濟帶9個省份的108個地級市作為研究對象。分別選取了2002-2012年各地級市的人均地區(qū)生產(chǎn)總值、勞動力數(shù)量、固定資產(chǎn)投資、房地產(chǎn)開發(fā)投資、地方政府財政支出、科技和教育投資等經(jīng)濟指標。以上指標的數(shù)據(jù)來源于各年的《中國城市經(jīng)濟年鑒》。為了消除物價的影響，以2002年為基期對以上經(jīng)濟指標做了平減，物價指數(shù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。另外，根據(jù)城市經(jīng)緯度坐標構(gòu)造了空間矩陣W。

圖1 實際人均地區(qū)生產(chǎn)總值的Moran散點圖

對比圖1中2002和2012年兩年的Moran散點圖可知，長江經(jīng)濟帶人均地區(qū)生產(chǎn)總值存在顯著的空間依賴特征。另外長江經(jīng)濟帶2002年的人均地區(qū)生產(chǎn)總值的標準差為5792元/人，而2012年人均地區(qū)生產(chǎn)總值的標準差為17612元/人，可見用離差來衡量經(jīng)濟增長的收斂，則2002-2012年11年間該地區(qū)的經(jīng)濟并未出現(xiàn)收斂，經(jīng)濟差距反而進一步被拉大。

3.實證結(jié)果

分別估計了SAR、SEM的絕對β收斂模型，為了與普通的計量方法作對比，我們選擇了OLS模型作為基準模型，表1中給出了計量結(jié)果。結(jié)果顯示無論傳統(tǒng)的方法還是空間計量方法的估計結(jié)果都表明長江經(jīng)濟帶存在著絕對β收斂。但收斂速率較低，經(jīng)濟增長絕對收斂的半衰期周期為41年至49年。為了檢驗勞動力和各類投資對長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟收斂的作用，我們估計了衡量條件β收斂的模型（5）和（6），結(jié)果見表2。

半衰期 42年 49年 41年

注：*表示10%的顯著水平，**表示5%的顯著水平，***表示1%的顯著水平。

結(jié)果表明長江經(jīng)濟帶存在明顯的條件β收斂。但收斂速率較低，經(jīng)濟增長絕對收斂的半衰期周期為44年至49年。表1和表2的結(jié)果都支持長江經(jīng)濟帶存在經(jīng)濟收斂的結(jié)論。勞動力的增長和房地產(chǎn)投資的增長拉大了區(qū)域的差距，盡管這種作用不顯著，但由于勞動力和房地產(chǎn)資本主要配置到區(qū)域內(nèi)的發(fā)達地級市，從而導致這兩個因素對經(jīng)濟收斂的貢獻為負。表2中的結(jié)果還表明區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟增長速度快的地級市在實物投資、FDI和人力資本投資等方面的增速都較快，而地方政府支出增速較慢。

經(jīng)濟增長的空間依賴關(guān)系表明一個地區(qū)的實物投資、FDI、人力資本投資、地方政府行為等經(jīng)濟指標都存在溢出效應。我們將以上控制變量分為兩類：具有負外部性的因素包括就業(yè)人數(shù)、房地產(chǎn)投資和地方政府投資；正外部性因素包括固定資產(chǎn)投資、FDI和人力資本投資。一個地區(qū)勞動力就業(yè)人數(shù)的增加、房地產(chǎn)投資和政府支出的增加會導致周邊地區(qū)經(jīng)濟增速的降低，而一個地區(qū)固定資產(chǎn)投資、FDI和人力資本投資的增加會使得周邊地區(qū)經(jīng)濟增速上升。結(jié)果表明長江經(jīng)濟帶內(nèi)部的房地產(chǎn)投資和地方政府投資可能導致了區(qū)域內(nèi)部的過度競爭從而產(chǎn)生了負的外部性。而周邊地區(qū)就業(yè)人數(shù)的增加，可能對本地區(qū)的人力資本產(chǎn)生“虹吸效應”，但這一效應并不顯著。

另外，log（yi，0）表明一個地區(qū)的經(jīng)濟基礎(chǔ)也會影響周邊地區(qū)，經(jīng)濟基礎(chǔ)好的發(fā)達地級市經(jīng)濟增長速度較慢，從而導致周邊地區(qū)經(jīng)濟的增速放緩，而經(jīng)濟基礎(chǔ)差的落后地級市的表現(xiàn)剛好相反，從而會在空間出現(xiàn)較明顯的“俱樂部”收斂，如云南、貴州和四川等西部地區(qū)的地級市經(jīng)濟增速較快，而東部沿海的江浙地區(qū)經(jīng)濟增速較慢，經(jīng)濟增長表現(xiàn)出局部收斂，最終可能達到整個經(jīng)濟帶收斂。經(jīng)濟基礎(chǔ)較好的江浙與經(jīng)濟基礎(chǔ)較差的江西和安徽相接壤的地區(qū)的情況較其他地區(qū)更復雜一些。東部省份經(jīng)濟增速放緩會影響到江西和安徽與其接壤地區(qū)的發(fā)展，而江西和安徽省經(jīng)濟增長的加快則會帶動江浙與其接壤的地區(qū)。

我們將溢出效應繪制到圖2中。圖2顯示長江經(jīng)濟帶目前的經(jīng)濟增長收斂以局部收斂為主。橫軸和縱軸從1至108的地區(qū)序號分別對應著云南、浙江、安徽、江西、湖北、湖南、江蘇、四川和貴州的108個地級市。結(jié)果表明溢出效應存在明顯的空間特征，各個省份內(nèi)部以及相鄰省份之間相互溢出效應明顯，隨著地理距離的增加，溢出效應逐漸消失。這一研究結(jié)果與Pan（2013）的結(jié)果類似[19]：經(jīng)濟增長的局域相關(guān)也顯示出中國局域性的空間集聚特征越來越明顯，空間溢出效應是中國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不可忽視的重要影響因素，但這種溢出效應會隨著地區(qū)間距離間隔的增加而減少。這符合Englmann和Walz（1995）關(guān)于局部地理溢出的論證[20]。108個地級市的絕對β收斂模型測出的外溢乘數(shù)約為0.25～0.35，相對β收斂模型測出的外溢乘數(shù)為0.13～0.20，空間乘數(shù)分析表明該地區(qū)存在若干個經(jīng)濟增長的收斂“點”，紹興、湖州、贛州、萍鄉(xiāng)、宜昌、咸寧、岳陽、永州等地級市的經(jīng)濟增長外溢效應較大，這些地級市的經(jīng)濟增長有助于區(qū)域經(jīng)濟的收斂。

圖2 經(jīng)濟增長溢出效應的空間模式

4.對策建議

以空間經(jīng)濟學和經(jīng)濟增長收斂分析框架為基礎(chǔ)，本文設(shè)定了經(jīng)濟增長收斂性的空間計量模型分析了長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟的收斂性。主要關(guān)注點在于導致長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟收斂的因素及其空間溢出效應。結(jié)果表明該地區(qū)最終會出現(xiàn)經(jīng)濟收斂，但收斂的速度較慢。固定資產(chǎn)投資、FDI和人力資本投資將是保障落后地區(qū)經(jīng)濟增長的主要因素，各經(jīng)濟指標會產(chǎn)生一定的溢出效應從而促進或抑制周邊地區(qū)經(jīng)濟的增長。據(jù)此提出一些保障區(qū)域長江經(jīng)濟帶協(xié)調(diào)發(fā)展的對策建議：

第一，地方政府應增加在教育、科技、社會保障等方面的支出，而減少在其他方面的支出。發(fā)達地區(qū)的政府除了增加本地的教育、科技支出外還應該通過轉(zhuǎn)移支付的渠道增加對落后地區(qū)教育和科技的支出。

第二，減少政府對市場的干預，防止政府投資對私人投資產(chǎn)生擠出效應和對市場的扭曲，同時鼓勵市場主體的投資行為，積極利用好外商直接投資。落后地區(qū)應制定政策積極吸納發(fā)達地區(qū)的資本和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。

第三，做好發(fā)達省份和落后省份接壤地區(qū)的產(chǎn)業(yè)銜接和經(jīng)濟協(xié)調(diào)工作。建議設(shè)立一個能夠協(xié)調(diào)長江經(jīng)濟帶各省市協(xié)同發(fā)展的機構(gòu)。依托黃金水道，破除行政藩籬，構(gòu)建統(tǒng)一開放、競爭有序的全流域現(xiàn)代市場體系。統(tǒng)一規(guī)劃長江經(jīng)濟帶的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和布局，統(tǒng)一協(xié)調(diào)省域鄰接地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，通過財政轉(zhuǎn)移支付手段補償對區(qū)域收斂具有正外部性的經(jīng)濟活動，同時抑制具有負外部性的經(jīng)濟活動。

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