PAGEPAGE1轉型時期中國經濟增長的地區差異與收斂性分析[內容摘要]本文對1978年至2004年中國地區經濟發展的分析認為，上世紀90年代以來，我國省際經濟發展差距有擴大的趨勢，并且形成了以東、中、西部為界的顯著“收斂俱樂部”現象。本文以新古典收斂模型為框架，對轉型時期各省區的經濟發展進行了計量分析，得出了條件收斂的結論。[關鍵詞]：地區差異；收斂俱樂部；條件收斂AnAnalysisOnDisparityAndConvergenceOfChina`sRegionalEconomicGrowthDuringTheTransitionPeriodAbstract:ThispapercastsananalysisonChina`sregionaleconomicgrowthfrom1978to2004,whicharguesthat,inter-provincialdisparitieshaveshownanexpansivetrendsince1990s,accompaniedbyasalientphenomenonof“convergenceclubs”withintheeast、centralandwestzones,respectively.Furthereconometricanalysisbasedontheneo-classicalconvergenceframeworkoninter-provincialeconomicgrowthduringthetransitionperiodreachestheconclusionofconditionalconvergence.Keywords:RegionalDisparity;ConvergenceClubs;ConditionalConvergence一、引言1978年以來,我國整體經濟獲得了前所未有的快速發展,與此同時，省際經濟發展水平的差距也在擴大。雖然發展過程中地區差距拉大難以避免，但這種差距長期存在并持續拉大會影響到整體經濟的效率,也不利于社會穩定和社會整體福利水平的持續提高。因此,各省區間發展差距能否縮小，也就是在各省區間是否存在收斂、以及如何才能實現收斂，成為近年研究的一個熱點。有關經濟收斂的理論最早可以追溯到Ramsey(1928)等，他們認為在一個封閉經濟體內，各地區人均產出增長率可能與人均產出水平存在反向關系；J.G..Williamson于1965年提出了著名的倒“U”型區域收入收斂假說,即各國或地區的收入差距會先隨時間的推移而擴大，爾后保持穩定,進入成熟階段后再趨于收斂；Abramovitz（1986）提出了追趕假說，指出落后國可以通過技術跳躍趕上甚至超過先進國家。他計算了16個國家（主要以美國為領導國）1870-1970年間社會初始勞動生產率與各自后續勞動生產率變化之間的等級相關系數，證實了收入收斂存在于這些國家之間；新古典增長模型（Solow-Swan模型）認為資本收益率遞減會最終導致收斂，即落后地區可以利用較高的資本報酬率趕上先進地區；而內生增長理論（Romer,1986）認為知識資本對一般消費品的生產具有遞增效應,而且“干中學（LearningbyDoing）”的知識外溢產生了規模經濟，因此人力資本存量較高的國家可能在長期內保持比較高的增長率，即落后國家和發達國家之間可能不會出現經濟收斂；Lucas（1988）將人力資本納入增長模型，加強了不收斂的結論。理論上的這種分歧來源于大量的實證檢驗有的支持收斂假說，有的則不支持。實際上人們發現收斂只出現在最發達國家集團內部和最貧窮國家之間,而發達國家和落后國家之間則沒有表現出收斂的跡象（如Abramovitz所研究的16國全部是現在的發達國家），也就是不同國家以不同的“身份”進入各自的“收斂俱樂部”（ConvergenceClub）(Barro＆Sala-i-Martin,1995);Dan.Ben-David(1998)從理論上解釋了這種“兩端俱樂部收斂”現象：在最貧窮國家，人們為維持生存，被迫將現有的存量資本消費殆盡，因而共同淪入“貧困陷阱（PovertyTrap）”。對于尚未實現收斂的經濟體之間是否可能出現收斂，也就是有條件的收斂（conditionalconvergence），人們通常借助新古典增長框架進行分析。Barro（1991）；Mankiw,Romer＆Weil（1992）等都得出了不同發展水平的國家之間存在條件收斂的結論。對新中國成立以來、特別是改革開放以來我國各省區間的經濟收斂情況，人們已經進行了廣泛的研究。許多學者認為改革開放以來至1995年這一時期內，中國各省區間出現了收斂（如Jian、Sachs&Warner，1996；HakChoi&HongyiLi，2000），魏后凱(1997)還運用Barro回歸得出了1978年至1995年間我國各省區人均GDP大致以每年2%的速度在收斂的結論。但更細致的分析發現，1978年以來全國人均GDP差異在東部、中部和西部地區內部減小，而東中西部地區間的差異卻在擴大，且東部地區內部差異縮小以較落后地區趕上來為特征，中西部內部地區差異縮小以較先進地區下滑為特征（林毅夫等，1998；蔡昉、都陽，2000）。這種結論表明我國東中西地區之間有形成“收斂俱樂部”的趨勢。近年的研究表明，1995年以后，中國地區間的經濟增長不再表現出收斂的趨勢，但條件收斂還是存在的（蔡昉、都陽，2000；沈坤榮、馬俊，2002）。本文對1978年至2004年中國地區經濟發展的收斂性作了檢驗，也發現了東、中西部之間的顯著的“收斂俱樂部”現象，并認為三大地區之間的差異擴大是導致全國范圍內各省區經濟發展出現分化的原因。據此，本文對導致地區發展差異的相關因素進行了分析并作了計量回歸，以期得到條件收斂的結論并獲取一些有用的啟示。二、對改革開放以來中國地區經濟增長差異變化的分析中國地區間的經濟增長差異在改革開放前就存在。中央政府在20世紀50年代到70年代之間實行了強有力的轉移財政支付、平衡收入差距的政策，并在西部地區進行了大量投資，但這種重工業優先發展的趕超戰略下形成的生產要素存量配置結構沒有遵從地區間的比較優勢（林毅夫、劉培林，2003），因而在縮小地區間經濟效率方面成效不大；80年代以后，中央政府擴大了地方政府的企業經濟自主權，對各省區實行財政“分灶吃飯”，并著手從經濟體制上進行改革，這些政策使得東部地區的比較優勢得以挖掘并導致地區經濟發展水平的差距拉大，進入90年代，這種地區間的差距進一步擴大（見圖1）①本文與GDP或收入有關的數值均①本文與GDP或收入有關的數值均以1978年不變價格計算得出。②本文對我國東中西部地區的劃分如下：東部地區包括北京、天津、河北、山東、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、廣東、海南；中部地區為黑龍江、吉林、內蒙古、安徽、河南、山西、湖北、湖南、江西、四川；西部地區為新疆、青海、寧夏、甘肅、陜西、西藏、廣西、云南、貴州。重慶市1996年以前的數據不可得，故將其1996年以后的數據同四川省數據合并計算。③數據來源：《新中國五十年統計資料匯編》，中國統計出版社2000，和各年《中國統計年鑒》，中國統計出版社，部分人口數據來自《中國城市統計年鑒》,中國統計出版社（1999-2004）。可見,從1978年到2004年,東、中、西部地區GDP占全國GDP的比重保持了分化的勢頭：東部地區的比重由1978年的51.4%上升至2004年的58.4%;中部地區由1978年的36.6%下降為2004年的32.0%;而西部地區則由12.0%降至9.6%。從1978年到2004年,全國GDP年均增長率為9.58%,其中東部地區GDP年均增長率為10.31%,中部地區為8.91%,西部地區為8.62%。東部地區GDP的增長對全國GDP的增長起著主要拉動作用,在此過程中東部地區拉大了同中西部地區的差距。檢驗收斂是否發生可以考察各經濟體的人均收入方差是否在隨時間的推移而減小（這種方法稱為-檢驗）。考慮到改革開放以來，我國人均產出增長很快且各省區間增長差異很大，這里使用各省區間人均GDP的變異系數（樣本標準差與均值之比）代替方差來考察轉型時期我國各省區間的經濟收斂情況，如果人均GDP變異系數在隨時間減小，則可以認為收斂發生。圖2列出了1978年至2004年全國及三大地區人均GDP變異系數的變化情況：可以看出，就全國而言，1978年至1990年各省區人均GDP變異系數一直在下降，表明該時期內全國各省區間存在經濟收斂；1990年以后，各省區人均GDP變異系數開始上升,我國人均GDP的地區差異又開始擴大。這與魏后凱(1997)得出的全國各省區在1978年-1985年間收斂速度較快，而1985年-1995年間不存在顯著收斂的結論相符。但在觀察我國東、中、西三個地區的人均GDP變異系數曲線后，就會發現，東部地區的人均GDP變異系數在1994年以前一直下降，1994年以后稍有上升；與全國和東部地區相比，中部和西部地區的人均GDP變異系數值要低得多，且在中部地區呈穩定的緩降趨勢；西部地區人均GDP變異系數雖然看不出在穩定地減小，但其波動范圍也局限在0.20到0.27之間。這種以地區為界的人均GDP差異變化趨勢表明，各地區之間呈現出明顯的“收斂俱樂部”現象。中部和西部地區內部各省區間的人均GDP差異比起東部和全國而言要小得多，表明地區間差異特別是東部地區和中西部地區間的差異未能縮小是導致全國范圍內人均GDP差異擴大的主要原因。進一步分析發現，東部地區內部差異縮小以較落后地區趕上來為特征，中西部內部省區差異縮小更多的是因較先進地區下滑所導致的。本文還就1978年-2004年間全國和各地區按勞動力平均的GDP（勞均GDP）變異趨勢以及該時期全國和東、中、西部按城鄉人口加權得到的人均可支配收入（其中農村人口采用的是純收入）變異趨勢作了分析，得出了與人均GDP變異系數發展趨勢有差別但性質上相同的結論，即東、中、西各地區間形成了顯著的“收斂俱樂部”趨勢。對勞均GDP變異系數的分析還發現中西部地區之間存在某種程度的經濟收斂，但這種收斂是以中部地區相對下落為特征的。對于我國地區經濟差異現狀的原因，很多經濟學家給出了不同的解釋：有些學者注重開放程度對經濟發展差異的影響，認為東部沿海省區國際貿易比較發達，資本流動相對自由，在吸引外資和技術引進方面這些省區起著關鍵作用，而中西部地區則主要依靠自身資源謀取發展，這種差異引起了東中西部地區之間的發展差距，且東部地區內部的技術外溢效應推動了這種差距的擴大（Jian、Sachs&Warner，1996；HakChoi&HongyiLi，2000）；另外一些學者強調資源配置與地區比較優勢的關系，認為重工業優先發展的趕超戰略下形成的生產要素存量配置結構與許多省市的要素稟賦結構決定的比較優勢相違背，進而引致大量的趕超企業缺乏自生能力（或者說要素生產率低），是導致當前中國各省區間經濟發展差異的主要原因（林毅夫、劉培林，2003；王小魯、樊綱，2004）；還有一些學者從改革程度的差異入手,認為中國采取的市場化改革在空間上由東部沿海向中西部內地逐級推進的漸進式戰略使得東部地區在資源總量的取得和產業結構的轉變以及工業化進程上都獲得了相對于中西部地區的優勢,此外東部地區較為靈活的體制結構也導致三大地區之間的差距不斷擴大，同時三大地帶各自內部相似的起始發展水平、類似的結構特征和政策環境使得各自內部省份間的收斂得以出現（沈坤榮、馬俊，2002）。三、對各省區經濟增長條件收斂的考察以上分析表明,1990年以后我國各省區間經濟發展的差距拉大是東中西部地區之間始終沒有出現收斂的結果。因此，要考察全國范圍內的條件收斂，必須關注哪些因素導致了三大地區之間的發展差異。本文在前人研究的基礎上，結合有關理論，認為可以從如下幾個方面著手考察：儲蓄率。根據新古典增長理論，儲蓄率越高的經濟體，其勞均穩態產出水平越高。這樣，各經濟體之間的儲蓄率差異就會影響到收斂速度，因為高儲蓄率導致高穩態勞均產出水平，這意味著一定水平的初始勞均產出同穩態產出水平之間存在更大的差距，在其他條件相同的情況下，就有更高的勞均產出增長速度。按照國民經濟恒等式，在平衡條件下有I（投資）=S（儲蓄），從而可以在計量分析中用投資比率代替儲蓄率，該項系數符號預期為正。注：本圖數據集沒有包括寧夏和西藏兩省區數據。勞動力增長率。在新古典增長模型中，勞動力增長速度越快的經濟體，穩態勞均產出越低，從而勞均產出增長速度會較低。在本文的模型中，引入各省區各年勞動力增長比率作為解釋變量，該解釋變量系數符號預期為負。注：本圖數據集沒有包括內蒙古的數據；1999年各地區就業人口增長率顯示為負可能是因該年度數據統計口徑與以前相比有變化所致。人力資本。新古典增長理論認為，資本和勞動的存量變動（即儲蓄率和勞動力增長率）會在短期內影響經濟增長率，而內生增長理論則表明人力資本存量的差異有可能直接影響全要素生產率（TFP），從而在長期內影響經濟增長率，即人力資本存量較大的經濟體有可能長期保持較高的增長率。在研究長期內人力資本的影響時，需要側重于存量分析。因此下面的模型將引入各省區初始人力資本存量，并用各省區1978年在校大學生人數表示初始人力資本的存量規模，該項系數預期為正(為了對比，下圖中也給出了2004年各省區在校大學生人數)。注：四川省2004年數據為四川與重慶兩地在校大學生人數之和。開放程度。根據國際經濟學理論中的要素價格均等化定理，在相同的技術條件下，商品貿易會使各國的生產要素收入趨向均等；而跨國的要素流動也會促進要素收入的均等化。對一國內部而言，跨省區的商品貿易和資本及勞動力流動會促進各省區間的收入收斂；對外貿易和國外直接投資也會對這一收斂過程產生正的影響；地區間資本的流動和外資的流入往往伴隨著技術的傳播，從而起到縮小地區間技術差距的效果。商品貿易、要素流動和技術傳播的實現程度有賴于各地區的開放程度，開放程度越高，地區間收斂發生的可能性越大。以上各方面的數據中,各省區各年的國外直接投資額和進出口總額比較容易獲得,這里把進出口總額占GDP的比重（對外貿易依存度）引入模型中，代理各省區的開放程度，預期該項系數為正。注：本圖數據集中沒有包括海南、福建和陜西三省的數據。市場機制在資源配置中的作用程度。中國向市場經濟體制的轉型是從改進激勵機制和提高微觀經營效率入手，實際上是讓市場在新增資源的配置中起主導作用（林毅夫等，1998）。改革開放以來，我國各地區市場化進程差異很大，市場在東部沿海地區的資源配置中作用程度要遠比中西部地區高，因而這些省區的經濟效率較高。市場化程度可以用非國有經濟的比重等指標來衡量，在本文的分析中，將沿用蔡昉、都陽（2000）的作法，將政府消費占GDP的比例納入模型。該變量反映的是市場的扭曲程度，即從反面度量各省區的市場化程度，其系數預期為負。注：本圖數據集中未包括江西、西藏、寧夏三省區數據。產業結構。沈坤榮、馬俊（2002）認為處于工業化初期階段的我國在相當長時期內的經濟增長將由工業部門的擴張帶動,因而工業化進程在地區間進展步伐的差異必然會導致地區間生產率從而是人均GDP增長率的差異。我們固然不能否認工業化進程對我國地區經濟增長的作用，但如果從比較優勢的角度看，某個省區的比較優勢不在工業，則該省區的工業所占比重小就不見得其在經濟結構上處于劣勢；且我國在計劃經濟時代重工業優先發展的趕超戰略下扭曲了生產要素的配置，這種違背比較優勢的工業成分未必會形成中西部地區經濟增長的后發優勢；在農村工業化方面，中西部的發展水平也遠低于東部，而且隨著當今市場競爭的加劇，如今的中西部已經不太可能簡單重復東部走過的農村工業化道路（王小魯、樊綱2004）；由于土地報酬遞減規律的制約，固守農業（第一產業）難以獲得勞動生產率的持續增長，再加上農業部門難以像工業部門那樣形成壟斷或不完全競爭（薛敬孝等，2000），中西部地區要改善產業結構，就應當結合本地優勢，大力發展第三產業。本文擬用各省區在1978年至2004年間第二、三產業累計總產值占其累計GDP的比重試探性地分析各省區產業結構對于省區間經濟收斂的影響，在模型中，筆者用各省區第一產業累計總產值占其累計GDP的比重代理，該項系數預期為負。通常對條件收斂的計量分析以新古典增長模型為框架。該模型中，某一經濟體處在穩定狀態時人均產出以技術進步速度g增長。當實際人均產出yt與穩態人均產出yt*不相等時，由于資本報酬遞減規律的作用，二者差距越大，yt趨向于yt*的速度越快。這樣，如各經濟體穩態相同，具有不同起始人均產出水平的經濟體就會在趨向穩態的過程中實現收斂這便是新古典的收斂機制。同穩態條件下有：（1）這就是新古典的收斂方程。式中（其中為規模收益不變的C-D生產函數中資本的產出彈性，n為勞動力增長率，δ為資本折舊率），表示時期內各經濟體的平均人均產出增長速度。同穩態下，各經濟體的、（初始穩態人均產出）相同，故為一常數，由（1）可得：（2）其中=，這是檢驗收斂的另一種方法檢驗（或稱Barro回歸）。然而各經濟體穩態相同是一個非常嚴格的假定，實際上決定穩態的諸因素，即（t時期社會技術狀態），（儲蓄率）是各不相同的，因此各經濟體的穩定增長狀態通常不相同，上述收斂機制不成立。這時需要對不同經濟體的穩定狀態做出一些限定，以期得到有條件的收斂（conditionalconvergence）。異穩態下，假設各經濟體的值相等，有：（3）因為值相等，所以各經濟體值相同。但該方程沒有常數項，各經濟體的都不盡相同，方程（3）右邊各項系數不穩定，無法進行計量回歸。Mankiw,Romer＆Weil(1992)將各經濟體的視為相等的常量，而將分解為一個常數值和隨機誤差項之和：，這樣，（3）就簡化為：（4）假定。這樣可對各經濟體進行條件收斂檢驗。若回歸得出，說明各經濟體初始的人均收入對后續增長的效應仍和同穩態條件下一樣：y0越低則后續增長越快，從而促進收斂的發生。可見儲蓄率s、勞動力增長率n是影響各經濟體收斂的兩個因素。（4）中誤差項ε(0,T)包含初始技術狀態的一個分解量，因此可以在實證分析中將與技術相關的其他因素納入模型這就為在模型中加入上述因素提供了理由。基于以上分析，下文建立計量模型。這里所用的回歸方程采取如下形式：（5）其中ωi是各省區1978年到2004間的勞均GDP平均增長率；lnyi,78是各省區1978年勞均GDP的對數值；X是影響收斂的向量，其元素如前文所述，有：各省區1978年到2004年間的投資率INVi（計算公式為，其中Ii,t代表各省區各年的資本形成額，GDPi,t代表各省區各年的GDP，以下各比率變量均按此方法計算）、各省區1978年到2004年間的對外貿易依存度EXIMi（各省區各年累計進出口總額與累計GDP之比）、政府消費占GDP的比率GOCCi以及各省區第一產業累計總產值占其累計GDP的比重PRIMINDi，另外還包括各省區1978年在校大學生數HUM78和各省區1978年到2004間的勞動力平均增長率LABGROi。由于各省區間情況差異很大，假定（5）式的誤差項存在異方差，即。因此，在回歸分析中采用White異方差修正法進行方差修正。回歸結果如下：變量名模型Ⅰ模型Ⅱ模型Ⅲ模型Ⅳ模型Ⅴ常數項0.091156(3.666114)***0.160671(4.175924)***0.175194(6.817783)***0.192270(8.131939)***0.227722(3.317622)***-0.003166(-0.901668)-0.012034(-2.515455)**-0.018964(-4.474022)***-0.022341(-5.772703)***-0.025366(-3.679290)***0.027638(0.919777)0.069311(2.726665)**0.089212(3.883743)***0.079954(3.143191)***-1.050059(-2.684833)**-0.945323(-3.172912)**-0.715057(-2.746091)**-0.756507(-2.767207)**0.004853(3.987653)***0.003812(3.346963)***0.003057(1.704963)0.023821(5.877025)***0.021602(3.517270)***-0.064747(-2.294001)**-0.066408(-2.431908)**-0.032082(-0.606766)值0.0185460.2007860.3899280.6404670.652687調整的值-0.0167210.1174150.2923160.5436320.532315注：括號中的數值為t值；“***”表示顯著性水平高于1%，“**”表示顯著性水平介于1%與5%之間，“*”表示顯著性水平介于5%與10%之間，無“*”表示顯著性水平低于10%。模型Ⅰ的結果顯示lny78項系數為負，但不顯著且擬合優度很差，表明嚴格的新古典收斂機制在中國不成立；模型Ⅱ加入了儲蓄（投資）率和勞動力增長率后，lny78和LABGRO項的系數顯著性水平都高于5%，且擬合優度有所上升,說明模型的解釋能力在增強；模型Ⅲ引入了人力資本HUM78變量，INV項系數顯著性有提高，其他各解釋變量系數的顯著水平都令人滿意,同時擬合優度顯著上升；模型Ⅳ在考慮了地區開放程度、市場化程度以后，模型的擬合優度再度升高，各解釋變量的系數符號都合預期且顯著性良好；模型Ⅴ在模型Ⅳ的基礎上再加入了代理各省區第一產業累計總產值占其累計GDP比重的PRIMIND項，該項系數符號符合預期，但顯著性不高,HUM78項的顯著性水平也有所下降，但不可以據此認為產業結構對收斂結果沒有影響①魏后凱（1997）按照Barro的定義構造了產業結構變量，算法為：①魏后凱（1997）按照Barro的定義構造了產業結構變量，算法為：，其中n代表產業部門，為初期第產業在省區的人均GDP中所占份額，和分別代表期初和期末來自第j產業的全國人均收入。但該變量的構建是為了考察產業結構對條件收斂結果的影響，即是否有，對該變量系數的符號沒有要求。四、結論與政策建議回歸結果表明，盡管全國各省區間、特別是東部與中西部地區間經濟發展差距在擴大，但全國范圍內的條件收斂是存在的。模型Ⅰ代表的新古典收斂機制在中國不成立，劉強（2001）認為主要是中國大規模的勞動力區際遷移使資本勞動比率并沒有出現應有的變化趨勢②根據新古典增長模型，由于資本邊際報酬遞減，發達地區較高的人均資本存量（資本-勞動比率）會使得人均產出增長較慢。但在存在勞動力跨區流動的情況下，發達地區的資本-勞動比率會因勞動力的流入而降低，人均資本仍舊可以維持較高的邊際產出。劉強認為，90年代以后中國大規模的跨省區勞動力轉移是導致地區間經濟增長發散的重要原因。。圖（3）中可見西部地區投資率在1985年以前一直高于東部地區，2001年以后再度超過東部。為進一步考察投資對勞均產出增長的影響，筆者將1978年至2004年三大地區內部各省區資本形成率（投資率）同滯后一年的勞均產出增長率進行了回歸分析，結果顯示投資在東部地區顯著地拉動了勞均產出的增長,而在中西部地區沒有表現出明顯的拉動作用。筆者認為西部地區1985年以前的高投資率是我國在計劃經濟時代政府主導下將投資向西部地區傾斜的結果，但這種違背地區比較優勢的投資沒能有效地促進西部地區勞均產出的增長，這也是模型Ⅱ中投資率系數不夠顯著的原因；2001年后西部地區投資率再度超過東部則是實施西部大開發戰略的結果，但這種投資對勞均產出增長拉動作用的體現尚需時日。條件收斂模型還顯示各省區人均產出增長與初始人力資本稟賦正相關，表明擴大人力資本存量，即對教育進行投資是促進長期增長的重要條件。但正如Dan.Ben-David(1998)提出的“生存性消費（SubsistenceConsumption）”所表明的那樣，由于教育的投資周期長、見效慢，相對貧窮的中西部地區對教育的投資能力較弱，這是中西部地區發展教育面臨的一個難題。開放程度是影響勞均產出增長的另一個重要因素。一個省區的開放程度指的是對其他省區和對外國商品貿易及要素流動的便利程度。從圖（6）看，東部地區的開放程度要遠高于中西部且提高較快，這使得東部各省區在資源利用和技術吸收等方面都獲得了相對于中西部地區的優勢。市場對資源的配置作用也顯著地影響著各省區經濟的增長。與計劃手段相比，市場對資源的配置更為靈活、有效；政府在基礎建設和一些重大研究等方面起著不可替代的作用，本文曾把各省區1978年至2004年間政府對基本建設的投入、企業挖潛改造支出、農業基本建設以及教育科學文化建設等投入占GDP的比重納入模型，試圖考察政府參與對勞均GDP增長的積極作用，但未得到預期結果，表明在經濟活動中政府參與應更多地讓位于市場調節。圖（7）顯示西部各省區政府對經濟的干預程度明顯高于東部，因而西部地區在轉變政府職能和促進市場發育等方面還有更長的路要走。上述模型就產業結構對經濟收斂影響的考察比較粗略，如何進行更細致的研究是一個值得努力的方向。已經有人研究過工業化對中國經濟收斂的作用（如沈坤榮、馬俊，2002；②根據新古典增長模型，由于資本邊際報酬遞減，發達地區較高的人均資本存量（資本-勞動比率）會使得人均產出增長較慢。但在存在勞動力跨區流動的情況下，發達地區的資本-勞動比率會因勞動力的流入而降低，人均資本仍舊可以維持較高的邊際產出。劉強認為，90年代以后中國大規模的跨省區勞動力轉移是導致地區間經濟增長發散的重要原因。如何縮小地區差距已經成為備受矚目和刻不容緩的問題，政府已經為此做出了種種努力，比如實施西部大開發戰略和中部崛起戰略等。基于本文的分析，筆者就該問題提出如下政策建議：（1）中西部地區應在市場導向下，保持較高的投資率以獲得較高的長期增長率。但這不意味著盲目地追求高投資，而應注重投資效率的提高，防止過熱，并結合比較優勢,將投資向具有潛在競爭力的部門傾斜，加強研發投入，培育和強化區位競爭優勢。（2）促進人力資本的增長。中西部省區應樹立長遠的發展觀，從戰略高度擴大對教育的投入，加強基礎教育的普及，發展職業技術教育，針對地區比較優勢培養大批中等職業性人才。對高等教育一方面要加大投入，另一方面要促進產、學、研相結合，加強科研成果的就地產業化。同時設法優化人才工作環境，提高保留和吸引人才、特別是高層次人才的能力。國家應加大對中西部地區教育的支持力度，幫助這些地區克服由于落后而導致的在教育投入上的困難。（3）提高開放程度。地區間應撤除貿易壁壘和地方保護主義，促進商品的流通和要素市場的發育，通過引入競爭來提高本地企業的效率，淘汰一批高成本、低效率的企業，騰出更多的資源投向本地具有優勢或競爭潛力的部門。充分利用商品貿易和要素流動帶來的技術傳播，提升技術水平。（4）提高市場化程度。這首先要求深化體制改革，恰當定位政府職能，減少政府對經濟的行政干預。同時改進微觀機制，讓市場規律充分發揮作用，提高生產效率。（5）優化產業結構。在鞏固農業（第一產業）基礎地位的同時，中西部地區要加快工業和第三產業的發展。改革開放以來我國市場化程度的提高和競爭程度的加劇已經使得中西部地區難以通過走粗放型道路來發展工業或服務業。這些地區應該長遠規劃、合理引導，一開始就緊密結合本地優勢培養高效率的企業。城市在基礎設施、人力資本、技術、市場集中度、服務業發展空間等方面都為現代產業發展提供了必不可少的條件，中西部地區應該努力推動城市化進程。參考文獻[1]Barro,Robert,J..“EconomicGrowthinaCrossSectionofCountries”,QuarterlyJournalofEconomics,106,2(May),407-443,1991.[2]Barro，Robert,J.＆XavierSala-i-Martin.EconmicGrowth,McCraw-Hill,London,1995.[3].“EconomicGrowth,Theory,EmpiricsandPolicy”,Cheltenham,UK.Northampton,MA,USAEdwardElgar,1999.[4]Dan.Ben.David.“ConvergenceClubsandSubsistenceEconomies”,JournalofDevelopmentalEconomics,Vol.55(February),pp.155–171,1998.[5]HakChoiandHongyiLi.“EconomicdevelopmentandgrowthconvergenceinChina”，TheJournalofInternationalTrade&EconomicDevelopm