中国区域经济发展的多重均衡态与转变前兆_王铮.pdf

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1、中国区域经济发展的多重均衡态与转变前兆 王 铮 葛昭攀依据新经济增长理论, 本文研究了 20 世纪 90年代中国经济增长动态。分析发现:中国东中西部经济发展分别收敛不同的均衡点, 目前已经出现国家整体上开始转向经济收敛、 同步发展的关键时期, 但是否收敛, 与下一步的区域投资政策有关。关键词经济增长收敛性多重均衡态中国作者王铮, 1954年生, 理学博士, 中国科学院政策与管理研究所研究员;葛昭攀, 1978 年生,华东师范大学硕士研究生。 国家自然科学基金重点项目 “ 中国区域发展地学基础综合研究”,资助号 40100030。 教育部重点项目资助号 00055。魏后凯: 中国地区间居民收入差

2、异及其分解 , 经济研究 1996 年第 11 期。刘强: 中国经济增长的收敛性分析 , 经济研究 2001 年第 6期。杨伟民: 地区间收入差距变动的实证分析 , 经济研究 1992 年第 1期 。钟颖杰、 王铮: 中国八个地区的消费需求分析 , 地理学报 1998 年第 4期。一 、 引 论改革开放以来, 中国国民经济得到了全面的发展, 但从发展的程度看, 中西部地区的发展是否与东部地区同步 , 地区之间是否存在经济差距? 中国学术界就此作了大量的研究 , 得出的结论也不尽相同 。魏后凯认为我国地区间的差异出现了不断扩大的趋势, 刘强分析了中国的经济收敛性 , 他发现 “中国南北两个大区域

3、存在分化现象” , 对东、 中、 西部而言,“在各个大区域内索洛模型的收敛机制得到满足”。当前持这一观点的占多数 , 例如袁钢明 、 陈国阶 、 陆大道。另外一些学者认为区际间的发展水平非但没有扩大, 反而缩小了。钟颖杰 、 王铮则认为东西部差距不能一概而论, 在基本需求的满足方面, 东中西部没有明显差异, 但是在耐用消费品和通信需求方面 , 差距明显;他们特别强调中部地区出现落后趋势。按照新经济增长理论模型 , 区域发展的差距缩小是一个发展的收敛性问题。区域收敛性的概念首先起因于经济动力学的稳态。所谓稳态是指在长期中诸如人均资本 ( 物质的和人力的) 、产出及消费等经济量保持不变的增长率。新

4、古典经济学认为 , 存在经济增长的收敛性 , 初始经31济水平低的地区比经济水平高的地区具有更高的人均增长率 , 因而经过一段时间以后 , 落后的地区就会赶上发达的地区 , 最终它们会以相同且稳定的速度发展, 即达到同样的稳态。但是 Bar-ro 对跨国的经济增长问题进行研究时发现 , 新古典主义收敛的假说存在问题, 从而进一步得到了条件收敛的概念, 其主要思想是 : 某个经济若离其自身的稳态越远, 它的增长就越快 , 即落后地区并不一定比发达地区增长更快, 它们的增长率是以其各自的稳态位置为条件的。这就是说, 区域经济系统可能存在多重平衡态 , 不同的单元收敛到不同的平衡点。并且称新古典主义

5、的收敛性为绝对收敛性。将这种思想运用到中国的区域经济研究中, 就会提出四个问题 : 第一 ,中国区域经济是随时间的发展而绝对收敛吗? 第二, 中国区域经济如果不收敛, 那么是否是条件收敛的, 如果是条件收敛 , 各平衡点在哪里? 第三, 中国如果是条件收敛的, 是什么原因造成这种差异? 第四, 条件收敛是否可能转为绝对收敛? 刘强对这里的第一个问题做了结论 , 对第二个问题也提出初步结论, 可惜作者没有进一步分析我国3 大区域收敛的位置, 从而去发现如何解决全国经济增长差异扩大的问题 。对第三个问题, 目前还未见研究结果, 本文试图做进一步的研究。因此本文除了运用 Barro 的模型 , 还运

6、用一些新的模型方法, 例如新近发展起来的塞尔指标方法和倒 U 型曲线分析, 试图认识区域差距演变的倾向。二 、 理论与方法按Barro 和 Sala-i- Martin 的理论, 使用模型对一个区域集合回归拟合可以发现区域集合的收敛性 。模型如下 :Dyi=a0+a1yi , to+i ,to ( i =1, m)( 2. 1) 式中,a0为截距项, i ,to为误差项, Dyi为 i 区域 ( 国家、 地区或省 、 市 、 自治区等)人均GDP 的平均年增长率, yi , to为i 区域初始时刻 t0的人均 GDP 的对数值 。下标 i 为i 区域编码 , m为区域数 , 下标 t0为初始时

7、刻 t0。( 2. 1)模型, 是对经济合作与发展组织 ( OECD)国家情况的增加。由现阶段中国经济的特点结合新经济增长理论, 除了初始经济位置以外, 我们还想要考虑各区域的基础设施水平和人口增长率对区域发展差别的影响 。于是Barro 和Sala- i- Martin 在模型( 2. 1)的基础上加入基础设施投资水平和人口增长率两项因子重新进行分析, 改造后的模型如下:Dyi=a0+a1yi , to+a2( I Y)i , to+a3RPi , to+i , to( i =北京、 天津、上海 )( 2. 2)yi , to为初始时刻t0的第 i 省 、 市 、 自治区人均 GDP 的对数

8、值, ( I Y)i , to为初始时刻t0的第 i省、 市、 自治区的基础设施总投资占其 GDP 比率的年平均值, RPi , to为初始时刻t0的第 i 个省 、市、 自治区的平均年人口增长率,a0为截距项, i ,to为误差项。( 2. 2)式拟合得到结果可能会产生 3 种情况 : A.所有的点几乎都落在拟合直线上或在其邻近 ( 拟合效果较好) , 且直线的斜率为负 ; 这时 , 发达地区有较低的发展速度, 落后地区有较高的发展速度 , 经济体系收敛。B. 拟合效果较好, 但直线的斜率为正;这时, 发达地区有较高的32中国社会科学2002 年第 4 期R. J.Barro, Econom

9、ic Growth in a Cross Section of Countries.Quarterly Journal of Economics, 1991, 106 ( 2) ,pp.407443.R.J.Barro, Economic Growth in a Cross Section of Countries.Quarterly Journal of Economics, 1991, 106 ( 2) ,pp.407443.发展速度, 落后地区有较低的发展速度 , 经济体系发散 , 区域差距加大。C.样本点散落在拟合直线四周 ; 这时情况较复杂, 经济体系可能存在多重均衡态, 基于不同地

10、方的区域经济体系可能趋向不同的稳态。这时我们需要分区域讨论, 研究各区域收敛于什么稳态。在中国问题分析中, 刘强应用 ( 2. 1)式发现了发散性的存在, 即解决了第一个问题 。但是他忽视各大区域是否收敛以及收敛点在哪里 , 不能判断中国经济是否存在多重均衡态 , 也不能判别区域经济的收敛方向 。新的经济理论研究发现, 要求出各区域的稳态位置是可行的 。在上面的回归中所用的增长率实际上是在时间上的一个平均值, 而长期的平均值可能会忽视这期间发生的一些重要的变化, 我们应用了 Funke, Strulik 所用的方法, 这一方法在贝叶斯意义上可以对经济系统存在的多重均衡态进行解释。而更为重要的是

11、能够估计出各个区域相对的稳态位置。这就可以解决我们提出的第二个问题, 对东 、 中和西部三大区域的稳态做出估计。令 Yi ,t=yi ,t y+t, 这里 yi ,t是第i 区在时刻 t 的人均 GDP ,y+t是在时刻t 全国的人均 GDP 。考虑到不同区域的不同稳态, Yi ,t的表达式为:ln( Yi ,t)=vYi ,0+iln( Yi ,t - 1) i =东部、 中部、 西部; t =1,215( 2. 3)这里 t = 1代表的是1985 年, 以下依次类推。该模型通过参数 v 来考虑初始人均GDP 对未来增长的影响, 相应的统计模型写作 :ln( Yi , t)=i+iln(

12、Yi ,t - 1)+i , t( 2. 4)i ,t是均值为零, 方差为 2的误差项 , 在此基础上 Funke, Strulik 导出了 Yi ,t( 相对的)稳态值为i ( 1-i)。上述收敛性的分析有效地支持了我们对区域经济发展差异问题的研究, 但它并不能给出这种差异的变化过程和基于此对经济发展程度做出的预测 , 因此我们需要一种新的方法来解决这个问题 。相对于传统区域科学家研究区域收敛性的 指标方法, 塞尔指标在最近的收敛性研究中也越来越流行 。因为它具有许多优点, 它不仅与区域的规模无关, 不受极端值的影响 , 而且在比较不同区域系统的不平等性时与待比较的区域数量无关 。此外 ,

13、该指标可被分解成两个部分, 一部分用来衡量区际的不平等性, 另一部分用来衡量区域内部的不平等性, 这样我们就可以同时分析不同地理尺度的不平等性。实际上塞尔指标是由罗伦兹曲线而来的, 将罗伦兹曲线应用于经济中分析和分解不平等性方面 , 把总体的不平等性分解为各个部分间的不平等性和各个内部的不平等性, 就成了塞尔指标。塞尔指标的计算方法如下:IC =iyilog( yi xi)=ICbr+ICwr( 2. 5)ICbr=rYrlog( Yr Xr)( 2. 6)ICwr=rYri( yi Yr) log( yi Yrxi Xr) ( 2. 7)式中的 IC 为总的不平等性 , ICbr为区际的不平

14、等性,ICwr为区域内部的不平等性 , yi和xi分别为各省、 市、 自治区的GDP 和人口数占所考虑的区域的这 2项值总和的份额 , Yr和Xr为对于各33中国区域经济发展的多重均衡态与转变前兆M .Terrasi, Convergence and Divergence across Italian Region.The Annals of Regional Science,1999, 33 ( 3) ,pp.486510.M .Funke, H.Strulik,Regional Growth in West Germany :Convergence or Divergence? Econo

15、mic Modelling,1999, 16, pp.489502.M .Funke, H.Strulik, RegionalGrowth inWestGermany: Convergence or Divergence?Economic Modelling, 1999,16, pp.489502.区域来说占总和值的份额 。有了塞尔指标, 我们就可以研究区域经济发展的不平等过程及其空间结构的变化。三 、 中国经济的收敛性与平衡点分析 ( 一)区域的收敛在我们提出的 3个问题中, 首先是收敛性问题, 即最近 15 年中 , 中国东西部发展差距是否在减少? 20 世纪 90 年代中国各省 、 市

16、、 自治区的经济都有明显的增长 。计算结果表明, 在 1990年到 1999 年间 , 真实GDP 的增长率, 全国均值为15. 84%, 标准差为0. 021。增长率最低的 10个省、 市 、 自治区中, 西部共有 7 个, 另外 3 个分别是北京、 山西和黑龙江。增长率最高的 10 个省、 市 、 自治区中, 东部共有 7 个, 另外 3 个分别是河南、 湖北 、 广西 。东部、 中部、 西部各省、 市、 自治区增长率的均值分别为17. 56%、 15. 52%、 14. 35%。由此可见 , 在 20世纪90 年代东西部增长率存在着差异 。由绝对收敛的概念, 初始水平低的省 、 市 、

17、自治区应该趋于更快的增长 , 从而赶上原先基础较好的省、 市 、 自治区 , 出现 GDP 与增长率的负相关 。应用模型 ( 2. 2) , 我们对中国 19851999 年的情况控制了分析数据的结果给出在图 1 中 , 图 1 表明 : 对于所用的 27 个省 、 市 、 自治区的数据而言 , 1990 年到1999 年的增长率与 1990 年的人均GDP 的对数轻微正相关 , 相关系数为0. 174。这就是说我国的各区域不存在统一的收敛点, 我国区域经济存在发展差异 。进一步地我们将全国分东 、 中 、 西 3 个区域分别进行考虑。则在每个区域内绝对 收敛的假说就可以吻合得好一些 , 如图

18、 2、 图 3、 图 4所示:在我国各区域内部 , 期初人均 GDP 较低的省、 市、 自治区确实有着更高的人均增长率 。这也就证实了在各区域内部, 每个经济都收敛于其自身的稳态, 即有所谓的条件收敛。各地区存在收敛到同一稳态的倾向。这个结论也与刘强的结论相互印证 。注意到我们的模型考虑了基础设施和人口因素, 这就是说, 中国近年的人口政策 、 设施政策还没有改变区域发展的发散性。 ( 二)区域收敛的均衡点我们关心的第二个问题是 , 区域收敛的稳态在哪里? 对模型 ( 2. 3)回归后利用稳态值的计算式 i ( 1-i) , 我们对 3 大区域的稳态进行估计, 得到东部地区的稳态值为 3. 2

19、671 ( R =0. 9127) , 中部地区的稳态值为 -0. 0042 ( R =0. 5243) , 西部地区的稳态值为 -0. 6879 ( R =0. 9475) , 换言之东部地区经济系统趋向的稳态值大大地高于中、 西部地区的稳态值, 而中 、 西部地区的稳态值为负说明这两大区域低于全国平均水平 ( 应为 0) , 他们与东部的差距分别是3. 2713, 3. 9550。这就是说 , 中国东部即使在不包括上海的情况下都比中西部有较高的经济发展水平 , 中西部已经明显落后, 中部地区勉强保持在全国平均增长水平附近 。34中国社会科学2002 年第 4 期第一次计算分析发现上海这个样

20、本点不同于东部地区, 自成一类。 因而在以下的计算中东部不包括上海。注意到西部开发包括了广西, 我们把广西列入西部, 由于吉林省缺少 19861989 年数据, 我们的分析没有包括吉林省。图 1.全国 27个省市 1990 s的 GDP增长率对初始人均 GDP 水平, 相关系数为 0. 174图 2.东部各省 1990 s人均 GDP增长率对初始人均 GDP水平, 相关系数为-0. 6469图 3.中部各省 1990 s 人均 GDP 增长率对初始人均 GDP 水平, 相关系数为-0. 5422图 4.西部各省 1990 s 人均 GDP 增长率对初始人均 GDP水平, 相关系数为-0. 40

21、35这里特别要强调的是 , 中部的 R值较低, 说明中部经济存在明显的内部差异 , 实际上从图 3我们可以看出, 各样本点分布比较离散, 中部正在分化。总之, 中国区域经济发展存在多重均衡态 。为了证明三大区域各自收敛到自己的平衡点 , 我们需要证实区域内部的增长速度没有实质性差异。为此, 我们利用 27 个省 、 市 、 自治区的样本计算了塞尔指标 IC, 其结果如图 5和表 1。我们可以看出塞尔指标的区际不平等数在 1990 年前一度缩小 , 但是 1990 年来持续上升。相反 ,区内不平等数在 1990 年后, 持续下降 , 致使 3 大区域内部的差异变小 , 这就解释了为什么不同的作者

22、在区域差距问题上得到不同的结论, 因为他们考虑的时间段不同。特别有意义的是图 5表明, 1995年后我国的省区差异主要是地区性差异造成的。这种变化意味着在不包括上海时 , 我国区域经济只存在 3 个平衡态。 ( 三)增长发散的原因是什么原因产生了3 大区域的增长差异 ? 这是我们需要回答的第三个问题 。为此, 我们需要分析各变量的作用。本节我们对回归方程 ( 2. 4)进行估计, 模型中省略了下标 t 。此外 , 为了35中国区域经济发展的多重均衡态与转变前兆克服可能的测量误差 , 我们在模型中加入了原变量的各滞后值作为工具变量来考虑上述变量的内生化可能性。通过对 1985 年到1999 年全

23、国 27 个省、 市 、 自治区的样本的截面数据进行估计 ,结果如下 : Dy = 0. 2164( 0. 0799)+ 0. 0704( 0. 0312)y - 0. 0802( 0. 0303)y + 0. 2746( 0. 1003)( I2 Y) - 0. 2130( 0. 0735)( I1 Y) - 5. 3101( 1. 5824)P2-1. 1392( 0. 3344)P1Dy是 19911999年全国平均的省区人均GDP 增长率, y 是 1991 年全国平均的省区的真实人均GDP 的对数值, y 是1985年全国平均的省区的真实人均GDP 的对数值 ; ( I1 Y)是19

24、851990年间全国平均的省区的基础设施总投资对其真实GDP 比率的年平均数 ; ( I2 Y)是 19911999 年间全国平均的省区的基础设施总投资对其真实GDP 比率的年平均数;P1是 19851990 年间全国平均的省区的平均年人口增长率 , P2是 19901999 年间全国平均的省区的平均年人口增长率 。上式下面括号内是系数的标准差, R2= 0. 6325, 各系数在 5%的水平下显著。图 5.塞尔指标:总的 ( 星型)、 区际的 ( 方型)和区域内部的 ( 圆型)表 1塞尔指标:总的、 区际的和区域内部的 ( 19851999)年份ICICbrICwrICbr IC19850.

25、 10320. 03760. 065636. 4119860. 10150. 03980. 061739. 1819870. 09780. 04250. 055243. 4519880. 09620. 04530. 051047. 0419890. 09290. 04640. 046549. 9819900. 08560. 04060. 048047. 4319910. 08730. 04660. 040753. 3519920. 09460. 05590. 038859. 0519930. 10450. 06440. 040161. 6119940. 10560. 06790. 037764

26、. 2619950. 10010. 06730. 032867. 2019960. 09740. 06620. 031267. 9419970. 09850. 06660. 036967. 6319980. 10230. 06970. 032868. 1519990. 10940. 07580. 033669. 28 正如所预计的那样, y 的估计系数为 0. 07040, 证实了前文所提到的 :对我国 1990 s 而言, 并不存在所谓的绝对收敛 。将系数标准化后 , 我们发现 , 对于 19901999 年的样本来说 ,初始GDP 的对数值增加一个标准差 , 会使得增长率每年提高 3. 2

27、5个百分点 。( I Y)值提高了每有效工人产出的稳态水平 , 对于给定的状态变量值 , 增长率Dy也就相应趋于上升 。上面的回归方程中, ( I Y)作为 1990 1999 年间第 i 个省 、 市、 自治区的基础设施总投资对其真实GDP 比率的平均数加入到方程中 , 其估计系数显著为正, 这与理论是一致的。 ( I Y)对增长的解释能力可由其标准化系数 ( 1. 017)体现 , 即 ( I Y)增加一个标准差, 可使增长率每年提高 2. 22 个百分点。同样, 在上述模型中更高的人口增长率使得增长率Dy趋于下降 , 而回归方程中 RP 的估计系数显著为负与之不谋而合。RP 的标准化系数

28、为 - 0. 763, 说明人口增长率每增加一个标准差, 将使增长率下降 1. 62 个百分点。根据上述分析, 我们可以对我国东部、 中西部增长的区域差异进行讨论。注意到19901999年的增长率拟合值解释了所观测到的东部和中西部之间人均增长率差异的相当大一部分 。因此 ,36中国社会科学2002 年第 4 期尽管在单个省、 市、 自治区增长率上保留的残差还是很大, 仍值得探讨造成拟合增长率差异的解释变量上的差异:1. 初始人均 GDP :东、 中 、 西部 1990 年真实人均 GDP 对数的区域平均值分别为 7. 79 、7. 14、 7. 08, 东部地区的该值比中 、 西部地区该值分别

29、高出了 1. 391、 1. 520 个标准差 , 仅此项就使得东部地区的增长率比中部高出 4.41 个百分点 , 比西部地区则要高出 4. 87个百分点。2.投资比率 : 东 、 中、 西部 ( I Y)值的区域平均值分别为 0. 3756、 0. 2794、 0. 3296, 东部地区该值比中、 西部地区该值分别高出 1. 2233、 0. 5850 个标准差 , 这导致东部地区的增长率比中部高出 2. 64 个百分点, 比西部地区也要高出 1. 26 个百分点。这里的分析还表明 , 中部地区近年与东部的差距拉大 , 中部地区获得的投资少是重要原因 。3.人口增长率:东、 中、 西部 RP

30、 值的区域平均值分别为 0. 916%、 0. 875 %、 1. 120%。西部地区该值比东 、 中部地区该值分别高出 0. 6715、 0. 8056 个标准差 , 因而使得西部地区的增长率比东部低1. 09 个百分点 , 比中部地区也要低 1. 30 个百分点。人口增长率对经济增长仍然有负面作用, 而不像新古典经济理论认为的有正作用 。 ( 四)区域差距的变化由上面的分析可知, 至少 1985年以来 , 特别是 1990年以来 , 我国的经济整体上并没有出现收敛的现象, 区域增长有实质性差异。我们关心的第四个问题是这种差异的演变倾向。Kuznets 发现了经济增长的倒U 型曲线:在发展的

31、早期阶段 , 区域的不平等性是逐渐增大的, 然后在中期达到最大值, 而在发展的成熟阶段呈下降趋势。Terrasi 在其研究中就利用了这种思想来判断区域发展的水平。现在的一个问题是我国经济虽然在全国范围内是发散的 , 关键是我们处在倒U 曲线的哪一段 ?为了认识我国经济发展的阶段性位置 , 我们用一个二次方程来拟合区域的平均人均 GDP 与经济差距的关系 。估计的时间区间从 19851999 年, 模型如下 :ICbrt=b1+b2Yt+b3Y2t+t( 4. 1)这里 ICbrt是第t 年的区际差异指数, Yt是第t 年所考察区域的平均人均GDP 的对数值 , t是随机误差项。对模型 ( 4.

32、 1)的数据拟合结果, 得到的拟合方程相关性很好, R2=0. 956, 各回归参数在5%的水平上显著, 曲线为一开口向下的二次曲线 , 即倒U 型, 对称轴为 7 956, 如图6 所示 。图6 显示我国的经济增长与区域差异之间的关系确实满足倒 U 关系。这是一个重要的结论, 从一般趋势推断, 区域差异与人均GDP 之间的关系已经达到最高峰, 随着我国人均 GDP 的提高 , 我国的区域差异有可能进入一个缩小的阶段 。倒 U 曲线的出现, 揭示区际差距正在出现缩小趋势 。出现这种情况的原因可能是复杂的 。如图 5 的塞尔指标显示, 我国的区域差距在 19851990年有轻微的下降趋势 , 而

33、从 1990 年开始则有明显的上升 。进一步地我们求出了东西部、 中西部区域差距的塞尔指标, 给出在图 7中 。从图7 我们可以发现, 中国 3 大区域的两两差距中, 从 1985 年以来东西部的差异在扩大, 中西部的差异在缩小。东部和西部的区际不平等性 ICbEW在 19851999 年间呈明显的上升态势, 虽然中间于 19891990 年曾有过下降 , 但 1990 年以后便更快的增大。而中西部的区际不平等性 ICbMW的变化却几乎为零 。注意到条件收敛点位置, 初步可以断定 , 中国区际差异的变化, 不是西部赶37中国区域经济发展的多重均衡态与转变前兆S.Kuznets, Economi

34、c Growth and Income Inequlity.American Economic Review, 1955, 49 ( 1), pp.128.图 6.中国经济增长与区域差异的倒 U关系上东部, 而是中西部的接近。中部与西部正在接近 , 这就提出了新的问题 : 目前是中部在落后还是西部在赶上中部? 为此需要个别的分析 。首先看新疆 。从地理位置来看, 新疆属于经济水平较为落后的西部地区 。然而我们在研究中却发现从经济水平来看, 新疆与中部地区具有更多的相似性, 更确切地说在近一段时间里, 新疆的经济水平甚至超过了中部地区。比方说, 新疆 1990 年的人均 GDP 对数值为7. 4

35、1, 大大高于西部地区的平均水平7. 09 ( 中部地区也仅为 7. 12) 。另外就经济发展的水平而言 , 新疆从 1990 年到1999 年的人均GDP 的增长率为 14. 87%, 低于中部地区的平均水平 15. 49%, 却高出西部地区的平均水平 14. 42% 许多。使用塞尔指标进行分析 , 我们发现在 20 世纪 90 年代, 由 ICbr代表的新疆与中部地区其他省、 市、 自治区的不平等性变化不大, 且几乎为零, 如图 8。图 8表示 , 新疆作为一个西部区域 , 其经济却跨入中部的行列 , 这就表明倒 U 型曲线的出现, 西部的发展是不可忽视的。根据统计资料, 我们发现新疆几年

36、来人口净迁入大于零 , 特别是具有大学以上文化水平人口的净迁入大于零, 人力资本的作用使得新疆开始赶上中部。图 7.区际不平等指标:东西部 ( 星型)和中西部 ( 圆型)图 8.区际不平等指标:新疆与中部地区 ( 星型),贵州与西部其他地区 ( 方型)值得注意的是, 西部地区不是普遍地 “赶上来”。贵州是传统的西南 3 省之一, 但 90 年代以来, 贵州的经济增长率却落后于西部的其他各省 ( 贵州的人均GDP 增长率为 12. 18%, 远低于西部的平均值 , 列全国的最后一位) , 同样使用塞尔指标分析后, 我们发现贵州与西部其他各省的经济不平等性很高且呈明显的上升趋势 , 如图 8。因而

37、说明在 20 世纪 90 年代贵州的经济发展水平甚至比起西部其他各省来说都处于一个更低的层次上 , 实际上按本文中同样的标准来划分经38中国社会科学2002 年第 4 期济地带, 贵州可能自成一个类型。此外, 从塞尔指标我们可以看出 , 西部各省区内部差距也很大 , 有些地区严重落后 , 所以不能仅仅注意倒 U 型曲线表现的一般现象, 这是一个值得进一步研究的问题。但是无论如何 ,中国区域经济出现从发散向收敛转变的前兆 。四 、 结 论根据本文对 1985年以来中国经济增长的收敛性及区域经济差异变化的分析 , 我们可以得到以下几点结论。( 一)中国的地区与地区之间的经济发展速度存在着差异 ,

38、就全国来说, 不存在所谓的绝对收敛 , 但是存在条件收敛 , 中国东中西 3大区域各自有着不同的稳态, 相对全国发展水平, 东部地区明显高于全国平均水平, 中部保持在平均水平附近, 西部落后于中部, 但是没有东部领先中部突出。中国经济差距的出现与投资比例和人口增长率有关, 它们分别有正向作用和负向作用。( 二)20 世纪 90 年代中国区域经济的差异性更多地体现在区域间的差异上 ; 相反 , 区域内部的差异却表现得并不显著。尤其是东部经济发达地区与中西部经济落后地区的经济差异性在这段时间加速扩大 , 经济增长并未出现收敛的现象。而中部和西部的差异在此期间变化不大 ,且差距微小, 说明这两大区域

39、的经济发展水平基本上处于相同的层次, 但均远低于东部 。( 三)根据倒U 型理论的分析表明 , 中国经济发展水平的差距尽管较大 , 但是近年这个差距的增长率开始缩小, 已经出现进入一个转折时期的迹象。其中成功的范例是新疆的发展 。注意到我们对投资效应和人口效应的分析, 同时投资中西部 , 则中国经济可以进入经济发展倒 U 过程的中期阶段。( 四)同属西部地区 , 但新疆和贵州的发展水平迥然不同。前者让我们看到了落后地区的经济追赶相对发达地区 , 从而缩小它们之间差距的可能性 ; 后者却再度提醒我们需对落后地区的发展给予更多的注意 , 防止出现西部的 “西部”。参考文献 :陆大道: 论区域的最佳

40、结构与最佳发展 提出 “ 点轴系统” 和 “ T” 型结构以来的回顾与再分析,地理学报 2001 年第 2期。陈国阶: 我国东中西部发展差异原因分析 , 地理科学 1997 年第 1期。袁钢明: 地区经济差异与宏观经济波动 , 经济研究 1996 年第 10期 。Barro, Robert, J. , Xavie Sala -i-Martin, Economic Growth. New York, McGraw-Hill, 1996.Terrasi, M. , Convergence and divergence across Italian region.The Annalsof Regio

41、nal Science, 1999, 33 ( 3).本文责任编辑 : 禾 立 钱永中39中国区域经济发展的多重均衡态与转变前兆以上出于比较的原因, 中部、 西部地区相关的一些平均值都未将新疆本身算在内,而西部地区却仍然包含了贵州的数据。 在计算收敛点时我们也剔出了上海数据, 虽然为行文方便, 我们在作图时包括了上海数据。The labor theory of value has a dual character : social theory and analytical technique . All economic theo-ries have affiliations with so

42、cial theory at different levels. Distribution according to labor and distribution ac-cording to capital and other factors of production are issues belonging to different levels of theory ; it iswrong toset one form of distribution against the other. To understand the fulfilling of value from the per

43、spective of socialrelations not only constitutes an important approach to studying social theories pertaining to the labor theory ofvalue in more depth, but also represents an attempt to apply sociology to the field of economic studies. Theconditions imposed on the analytical technique rendered the

44、labor theory of value a “simple labor” theory ofvalue. It is a tremendous mistake in interpreting the fundamental tenets of Marxism to take a conditional ana-lytical technique as an unconditional general principle. The essence of the dual nature of the labor theory ofvalue is the result of conflict

45、of contradictions between the extensive, rich and profound social theory and astrictly conditioned analytical technique . The analysis of value and the analysis of price are two different theo-retical models and their structural separation is inevitable .( 4)The Multiple Equilibrium States of Chinas

46、 Regional Economic Development and the Omen ofChangesWang Zheng Ge Zhaopan 31This paper investigates trends of economic growth in China during the 1990s using new theories of eco-nomic growth . We show that the economic development in eastern, central and western parts of China conve-rged at differe

47、nt equilibrium points. Now is a critical period of time: economic convergence is beginning totake place in China as a whole , and all partsof the country begin to develop in step with one another . Howev-er, the ultimate convergence will hinge on regional investment policies.( 5)Time Varying Paramet

48、er Choice Model and Analysis of Time Varying Responses of MonetaryPolicyLiu Jinquan 40If monetary policy can influence real output and price levels, we can say it is effective . On the otherhand , if these levels can influence monetary policy , we can say monetary policy is responding to macroeco-no

49、mic conditions. We use the nonlinear choice model with time varying parameter to describe and test the dy-namic response function of monetary policy . There is evidence that Chinas monetary policy shows a timevarying response to macroeconomic conditions, especially to the price level and output . Th

50、is evidence impliesthat Chinas monetary policy gives consideration to both economic growth and stable prices in its counter-cy-clical operation .( 6)On Psychological System and Cultural and Ideological ProgressWu Yuanliang 50An understanding of the inherent mechanisms and operational law of mans psy