中国东中西部经济增长影响因素差异研究

耿康顺 王 昆

(1.中南财经政法大学经济学院，湖北武汉 430073;2.江西理工大学经济管理学院，江西赣州 341000)

一、引言

改革开放以来，中国经济持续了30多年的高速发展并取得了举世瞩目的成就。然而伴随着经济高速发展，中国出现了环境污染、收入差距扩大、区域发展失衡等一系列负面问题。近年来，虽然各地区取得了不同程度的经济增长，但总体而言，东部沿海地区的经济增长水平明显高于中部和西部地区。已有研究表明，在改革初期，东部地区的经济增长率比中西部地区平均水平高1%左右;到了上世纪90年代，这个差距已经扩大到了2%左右，并且呈上升趋势[1]。

为了缩小地区经济差距，中央政府实施了一系列政策。改革初期的转移支付、平衡收入差距，以及西部大开发、中部崛起等战略都是为了扶持中西部地区。然而，近年来的统计数据表明，中西部地区的经济水平仍然明显落后于东部地区。

已有研究对中国区域发展失衡的原因进行了探讨，认为造成这些差异的因素主要有市场化进程、人力资本、产业结构、劳动力和资本要素投入、全要素增长率等。王小鲁(2004)分析了物质资本、人力资本、劳动力和制度等因素在各地区的差异，认为各地区间资本的差距由于资本的持续流动已经有缩小的趋势，但生产率的地区差距仍然在扩大，缩小区域差距还要经历一个相当长期的过程[1]。裴怀娟(2004)认为东中西部的经济增长差异主要由资本投入差距引起，且各地区的全要素增长率有所差异[2]。张新春(2008)分别从产出角度和分配角度探析中国东中西部经济差距成因，通过面板数据计量模型分析，认为市场化程度、对外开放程度、产业结构、资本与人口因素是东中西部经济差距的重要原因[3]。潘建华(2011)通过多元回归分析将各地区经济增长因素按影响力强弱进行排序，其中各地区影响最强的因素都是人力资本因素，但东部和西部地区的产业结构因素不显著、中部地区的政策因素不显著[4]。李剑(2013)在分析中国东中西部经济发展不均衡现象时，选取了医疗、教育、交通等六大民生要素指标建立空间计量回归模型，认为民生要素呈现空间聚集性，即对本地经济起促进作用，对相邻区域则具有负的空间溢出效应[5]。

在新古典经济学中，经济增长的原因包括生产要素投入增加和全要素生产率(TFP)提高两个方面。其中全要素增长率的提高来源于技术进步、规模报酬递增等因素。西方学者认为，全要素增长率是产出增长率和所有投入要素增长率的加权和之差，即TFP是一个余值，它反映了所有投入要素无法解释的部分。随着经济理论和研究方法的不断完善，TFP将趋向于0(Jorgenson，1967)[6]。然而，在现有的经济理论中，TFP是解释经济增长的必要指标之一，它衡量的是技术水平和规模报酬等因素，即要素投入以外的影响经济增长的因素。国内对TFP的研究集中于对TFP的测算及其对经济增长的贡献。这些文献的测算方法主要有指数法和经济计量法，根据生产函数的假设不同、样本区间的选择不同，得出的结果略有不同。

与已有文献的研究不同，笔者借鉴TFP分解的分析方法(陶建宏，2012)[7]，将 TFP增长的来源划分为技术进步和规模报酬两方面，通过实证数据验证中国的技术进步类型，并在生产函数中引入相应类型的技术进步因子。在此基础上对东中西部的技术进步和规模报酬相关指标和参数进行经济计量学估算，以此来分析各地区经济增长因素的差异。

二、模型的设定

1、区域划分方法的选择

已有的文献中，对于中国东中西部有两类划分方法:一是根据地理位置和经济发展水平划分(王小鲁，2004;陈国阶，1997 等)[1][8];二是用统计学的聚类分析方法，按某一样本数据(如经济增长率、人口增长率等)将中国的地区划分为若干个层次(金相郁，2004)[9]。笔者的研究具有一定的区域地理意义，结合地理位置特征和“西部大开发”战略涉及到的省份名单，将中国划分为三个区域。

东部:辽宁、北京、天津、河北、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东、海南。

中部:山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南。

西部:广西、内蒙、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、四川、重庆、云南、贵州、西藏。

2、中国东中西部的技术进步类型

在经济理论中，技术进步通常有三种类型:劳动节约型技术进步、资本节约型技术进步和中性技术进步。

根据希克斯的定义，假设要素的价格保持不变，若技术进步导致资本劳动比下降，则该技术进步为资本节约型技术进步;若技术进步导致资本劳动比上升，则该技术进步为劳动节约型技术进步;若技术进步导致资本劳动比不变，则该技术进步为希克斯中性技术进步。

根据哈罗德的定义，假设利润率不变，若技术进步导致资本产出比下降，则该技术进步为资本节约型技术进步;若技术进步导致资本产出比上升，则该技术进步为劳动节约型技术进步;若技术进步导致资本产出比不变，则该技术进步为哈罗德中性技术进步。其中，哈罗德中性技术进步属于劳动节约型。

图1和图2分别描述了中国东中西部资本劳动比和资本产出比的趋势(图中数据为1985年不变价计算所得，数据来源《新中国60年统计资料汇编》和各地统计年鉴)。

图1 中国东中西部资本劳动比(单位:亿元/万人)

图2 中国东中西部资本产出比(单位:亿元/亿元)

从图1可以看到，中国东部、中部和西部的资本劳动比总体上都呈现上升趋势。在上世纪80年代和90年代初，资本劳动比上升较为平缓，甚至出现微弱下降;上世纪90年代末以来，该指标呈现加速上升趋势。

从图2可以看到，总体而言，中国东部、中部和西部的资本产出比呈上升趋势。东部地区的资本产出比的上升趋势相对平缓，整个过程略有反复;相对于东部而言，中部和西部地区的资本产出比上升趋势较为明显，且上升幅度更大。

前文提到，根据希克斯的定义，在要素价格不变的情况下，导致资本劳动比上升的技术进步为劳动节约型技术进步;根据哈罗德的定义，在利润率不变的情况下，导致资本产出比上升的技术进步为劳动节约型技术进步。因此，尽管在1985－2011年，中国各地区的要素价格和利润率是变化的，但根据前文定义以及图1和图2中的总体趋势，笔者假定，在所选取时间段中，中国各地区的技术进步为劳动节约型技术进步。

3、生产函数的选择

目前经济学研究中最常见的生产函数形式有三种:柯布－道格拉斯生产函数(CD生产函数)、常替代弹性生产函数(CES生产函数)和超越对数生产函数。

(1)CD生产函数

其一般形式为:

其中Y表示产出、A表示希克斯中性技术进步、L表示劳动要素投入、K表示资本要素投入，a+b=1表示假设规模报酬不变。

CD生产函数的优点是应用方便，由于数据特性，其参数估计一般较为准确;缺点是隐含约束条件较多。

(2)CES生产函数

其一般形式为:

Yt=A[δK－ρt+(1－δ)L－ρt]－1/ρ(2)

其中Y表示产出、A表示希克斯中性技术进步、L表示劳动要素投入、K表示资本要素投入、ρ表示要素替代弹性参数。特别是当ρ→0时，CES生产函数将退化为CD生产函数。

CES生产函数的优点是放宽了替代弹性恒为1的假定。

(3)超越对数生产函数

其一般形式为:

其中Y表示产出，L表示劳动要素投入、K表示资本要素投入。

超越对数生产函数的优点是不受替代弹性不变假设的约束，同其他生产函数相比更具有一般性;其缺点是各变量之间共线程度较高，不利于计量模型准确估计参数。

(4)模型中的生产函数

根据前文假定，中国的技术进步为劳动节约型而非希克斯中性。考虑到引入劳动节约型技术进步以及参数估计问题，选用CD生产函数并加以修改，以满足前文设定。修改后的生产函数为:

其中Y表示产出、A表示劳动节约型技术进步、L表示劳动要素投入、K表示资本要素投入。由于规模报酬指标是笔者的研究内容之一，所以没有在生产函数中约束规模报酬不变。

令基期技术水平为A0，平均技术进步率为r，则(4)式可以改写为:

线性化后可得:

上式即模型中使用的生产函数，下文将根据这一函数估计各参数。

4、样本与变量选择

(1)样本选择

选取中国东中西部1985－2011年间27个年度数据，数据来源为《新中国60年统计资料汇编》和各地统计年鉴。东中西部各地区数据由其所属省份进行汇总计算所得。

其中，中国东中西部区域划分按前文选择的划分法，即东部地区包括:辽、京、津、冀、鲁、苏、沪、浙、闽、粤、琼11个省份或直辖市;中部地区包括晋、吉、黑、皖、赣、豫、鄂、湘8个省份;西部地区包括桂、蒙、陕、甘、青、宁、疆、川、渝、黔、滇、藏12个省份或自治区。

(2)变量选择

t:时间变量，从1取到27。

L:劳动要素投入，选取就业人数这一指标(单位:十万人)。

K:资本要素投入，在研究中通常使用永续盘存法计算资本要素，但由于这一方法需要确定基期资本存量，而具体到中国各省份的基期资本存量存在争议，参照已有文献的研究方法[1]，选用全社会固定资产投资这一指标(单位:亿元)。

Y:产出，选取GDP这一指标(单位:亿元)。

以上数据均取1985年不变价格。

三、模型参数的估计

1、东部地区模型

根据东部地区样本数据，对(6)式的OLS估计结果如下:

1.指导自学，注重预习。预习实质上是学生自学的开始，小学阶段的学习主要依赖老师的安排，学生只要完成老师下达的简单“学习指令”就行。但初中则要求学生自觉主动并且有计划地学习。一般的学生只是单纯完成学校和老师交给的作业就觉得完成了学习任务，而优秀的学生基本上都有预习课本的学习习惯。从小学升入初中要求学生的学习态度实现从“要我学”到“我要学”的转变。

R2=0.99(括号中为t统计量值，下同)

由于选取的是时间序列数据，需要验证序列相关性。而本模型中不包含常数项，DW检验无效，所以采用LM检验。序列相关性LM检验的原假设是直到p阶滞后不存在序列相关。其中p为预先设定的滞后阶数。因此，通常在设定时选取稍高并合适的p。根据中国经济数据的特点，这里采用p=4的LM检验，结果如表1所示:

表1 东部地区模型的LM检验结果

从检验结果可知，在5%的显著性水平下拒绝原假设，该回归方程存在序列相关性，参数估计不再有效。

为使参数估计有效，采用Cochrane－Orcutt迭代法修正序列相关性，结果如下:

其中迭代项的选择根据AIC准则和SC准则决定。修正后的回归方程不存在序列相关性，因篇幅有限，LM检验结果不再列出。

通常，人们在做计量分析时对截面数据产生异方差给予足够的关注，而放松了对时间序列数据产生异方差的警惕。Engle于1982年提出了在时间序列背景下也有可能出现异方差，并提出了检验时间序列异方差性的方法，即ARCH 检验[10]。

同前文一样，根据中国经济数据的特点，选择p=4的ARCH检验，(8)式的ARCH检验结果如下:

表2 东部地区模型的ARCH检验结果

因此，该回归方程不存在异方差性，拟合良好。(8)式所估算参数真实有效。

进一步考察东部地区是否存在规模经济，令原假设H0:a+b=1，对(8)式进行Wald系数约束检验，结果如下:

表3 东部地区模型的Wald检验结果

根据Wald检验结果，拒绝了规模报酬不变的假设，由于a+b=0.7962+0.2858=1.082，所以在1985－2011年间，中国东部地区存在规模报酬递增。

2、中部地区模型

因篇幅有限，此处不再列出自相关和异方差的相关检验，只给出使用Cochrane－Orcutt迭代法修正后的回归方程:

进一步考察中部地区是否存在规模经济，令原假设H0:a+b=1，对(9)式进行Wald系数约束检验，结果如下:

表4 中部地区模型的Wald检验结果

假设根据Wald检验结果，拒绝了规模报酬不变的假设，由于a+b=0.6429+0.4667=1.1096，所以在1985－2011年间，中国中部地区存在规模报酬递增。

3、西部地区模型

同前文，此处不再列出自相关和异方差的相关检验，只给出使用Cochrane－Orcutt迭代法修正后的回归方程:

R2=0.99，其中*表示时间变量t的系数未通过t检验

进一步考察中部地区是否存在规模经济，令原假设H0:a+b=1，对(10)式进行Wald系数约束检验，结果如下:

表5 西部地区模型的Wald检验结果

根据Wald检验结果，接受了规模报酬不变的假设，表明根据所选样本数据，在1985－2011年间，中国西部地区满足规模报酬不变。

4、计量估计结果汇总

根据上文的参数估计，将各计量模型估计结果汇总，如表6所示:

表6 模型估计结果汇总

四、结论与建议

1、结论

中国东中西部三个地区之间存在多种因素的差异，自然资源、历史遗留、政策环境、投资偏好、劳动力素质等多种因素相互影响，相互制约，共同导致了三个地区之间巨大的经济发展差异。笔者从技术进步和规模报酬的角度研究中国东中西部经济增长因素的差异，并选用带有劳动节约型技术进步因子的CD生产函数进行实证分析，得出以下结果:

(1)中国东中西部存在着要素贡献率、技术进步率和规模报酬效应的差异

这些经济增长因素差异造成了全要素增长率的差异，进而导致了经济增长水平的差距。例如以2011年的数据来看，东部地区11个省市的GDP总额为291128.9亿元;中部地区8个省的GDP总额为127505.7亿元;西部地区12个省、市、自治区的GDP总额为91450.09亿元。

(2)东部地区的劳动产出弹性最大，西部地区次之，中部最小

从劳动产出弹性a来看，东部地区最大，为0.7962;西部地区其次，为0.7304;中部地区最小，为0.4667。从资本产出弹性b来看，中部地区最大，为0.4667;东部地区其次，为0.2858;西部地区最小，为0.2306。此计量结果与西方学者分析技术进步与经济增长的研究结果一致，他们估计出的劳动产出弹性一般在0.55－0.7之间，资本产出弹性一般在0.3－0.45之间(李建平，2007)[11]。与之相反，国内学者估计出的中国劳动产出弹性一般在0.2－0.5之间(张鸿武，2009;吴江，2011;杨肃昌，2012 等)[12]－[14]。笔者测算出的劳动产出弹性比国内已有研究结果高，原因在于模型中引入了劳动节约型技术进步因子。考虑到中国的主导产业为劳动密集型产业，为较高的劳动产出弹性提供了现实基础。

(3)东部和中部地区存在规模报酬递增，西部地区则是规模报酬不变

同样规模的要素投入在东部和中部地区的产出要高于西部地区。这一机制也从客观上引导了投资的流向，使得此研究结果具有一定的现实基础。

(4)东部地区的技术进步率最高，中部地区次之

从平均技术进步率r来看，东部地区最高，为0.079;中部地区其次，为0.0325;西部地区的技术进步率在统计上不显著。在现代经济增长理论中，技术进步是经济增长的源泉之一。以技术进步为主要组成部分的全要素增长率的差异，是中国东中西部经济发展不均衡的原因之一。

具体地说，中国东中西部在技术进步和规模报酬两方面有以下差异:东部地区有着较高的技术进步率和规模报酬递增效应，其经济发展规模远远高于中部和西部地区;中部地区也存在规模报酬递增效应，其技术进步率低于东部地区，经济增长水平高于西部地区;西部地区存在规模报酬不变效应，其技术进步率在统计中不显著，经济水平落后于中部地区，但差距没有中部地区与东部地区之间的差距大。

2、建议

东部地区存在规模报酬递增效应，并且具有相对较高的技术进步率和经济发展水平。应进一步加强高新技术的产业投入，加强专利保护，鼓励企业研发自主品牌，增强企业软实力，促进产业升级，使经济增长方式从粗放型向集约型转变。同时应发挥经济领先地区的辐射作用，通过技术溢出和资本溢出带动中西部地区经济发展。

中部地区存在规模报酬递增效应，有着明显的技术进步率，但其经济发展水平与东部地区有着较大差距。由于资本等要素的逐利性，同等规模的投资在规模报酬递增的地区会取得更高的收益。因此应改善法律和制度环境，加强招商引资，吸引东部地区以及国外的资本。同时应促进要素市场发育，鼓励非国有企业发展。

西部地区存在规模报酬不变效应，其技术进步不明显，且经济发展水平落后于东部和中部地区，应根据其产业特点引导相应的技术和制度改进。西部地区有着发达的农业、林业、畜牧业等初级产业，应在对这些产业提供保护的基础上进行技术创新，提高对西部地区的转移支付，改善西部地区的基础设施条件，进一步推进“西部大开发”战略[15]。在此基础上加强人力资本投资，将教育条件、学童入学率和升学率、成年劳动力的受教育水平与当地官员考核体系挂钩，同时普及基础教育和职业教育，切实提高劳动力素质。

中国的经济增长主要由要素投入来拉动。西方学者指出，亚洲的经济增长是资源等要素投入的结果，而不是因为技术进步导致的生产效率的提升(克鲁格曼，1999)[16]。总体来看，中国的技术贡献率还不高，需要进一步进行技术创新，提高全要素生产率[17]。同时，需要进一步消除经济发展的体制性障碍，加快经济体制改革，提高政府服务水平，减少权力寻租的可能性。

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