中部地区县域经济增长的趋同分析

林寿富

（福建师范大学经济学院，福州350007）

中部地区县域经济增长的趋同分析

林寿富

（福建师范大学经济学院，福州350007）

文章运用锡尔系数和Barro回归方程对我国中部地区县域经济增长的趋同问题进行了分析，发现中部县域并不存在σ-趋同和绝对β-趋同现象，但存在条件β-趋同。在σ-趋同分析过程中，分别按行政区划和区位条件对县域进行分组分析，都表现出发散的状态。而中部县域的条件β-趋同现象说明对县域经济发展给予适当的政策倾斜是有效而且十分必要的，可以使得县域经济更快地增长。通过趋同条件的分析可知，人力资本、投资、城镇化水平是促进经济增长的重要因素，而劳动投入、政府财政支出和储蓄水平则与县域经济增长负相关，此外，县域所处的区位对经济增长也有显著影响。

中部地区；县域；经济增长；趋同

0 引言

县域经济是指一个县级行政区域范围内各类经济的总和，是以城镇为中心，以农村经济和农业为主体，由一、二、三产业各种经济成分构成的复合系统（国家发展改革委员会地区经济发展司，2004）。县域经济是我国国民经济的重要组成部分。2005年，全国县域总面积为874万平方公里，县域内人口总数达9.18亿，占全国总人口的70.24%，地区生产总值达8.81万亿元，占全国GDP的48.10%。可以说，县域经济的发展关系到我国经济的全面振兴。国家对县域经济给予了极大的重视，在十一五规划纲要中明确提出要大力发展县域经济。特别的，县域经济的发展对“中部崛起”战略的有效实现尤其重要。这是因为，中部六省（山西、河南、安徽、湖北、湖南、江西）是典型的农业省，约80.9%的人口在县域，约56.7%的生产总值是由县域经济贡献的（2006年数据）。而且中部与东部地区的差距也主要在于县域经济的差异，县域经济发展滞后是中部地区发展落后的主要原因（赵凌云，2007）。因此，要促进中部腾飞，实现“中部崛起”，大力发展县域经济十分必要，这就意味着要对县域经济发展给予适当的政策倾斜。那么，这些意在促进县域经济发展的政策倾斜是否有效呢？是否有利于不发达县域的经济更快的发展？从经济增长理论的角度来看，就是说，只有经济不发达县域与发达县域存在着趋同的趋势，不发达县域才有更快的经济增长速度，最终才可能赶上发达县域，对不发达县域采取政策倾斜才有效果。进一步的，如果通过控制某些影响经济增长的变量可以使得县域之间达到有条件的趋同，这就暗示我们，加快不发达县域的经济增长需要满足哪些条件，也就是说应该从这些方面入手发展经济才能达到比发达县域更快的增长速度，最终才能达到趋同。而这些正是本文试图分析的问题。

1 研究数据

本文的研究对象为中部498个县2000～2006年的经济增长情况。在下面的σ-趋同和β-趋同分析中，将涉及GDP、基本建设投资完成额、财政支出、城乡居民储蓄存款余额、普通中学在校学生数、乡村从业人员数、单位从业人员数、非农村人口、总人口，以及县域的区位条件，这些数据来源于2001～2007年《中国县(市)社会经济统计年鉴》、2001～2007年中部各省统计年鉴、中国资讯行统计数据库等。其中，GDP、基本建设投资完成额、财政支出和城乡居民储蓄存款余额都是根据各省的GDP缩减指数进行折算后得出的按可比价格计算的值。

表1 各类县域个数

为了分析县域的区位条件对经济增长的影响，本文还按照区位条件对县域进行了分类，分别分为市郊型县和非市郊型县，各类县域个数如表1所示。需要说明的是，在统计资料中，没有对市郊型县和非市郊型县的划分，而且由于涉及的县域众多，本文采取较为简单的方法来区分，即以地级市为城市，与地级市地理上有接壤的县即为市郊型县，没有接壤的则为非市郊型县。虽然这个指标不是很准确，但是一定程度上可以反映县域的区位对经济增长的影响，特别是考虑了较为发达的地级市对县域的辐射作用或者极化作用。

2 σ-趋同分析

本文拟从三个层面来研究中部县域经济增长的σ-趋同问题，第一个层面是整个中部地区的所有县域，第二个层面是分省对县域进行分组，第三个层面是依据县域的区位条件进行分组。在分析时，通过计算人均GDP的锡尔系数来反映差异。

首先，计算2000～2006年间中部498个县的锡尔系数，结果如图1所示，图中的折线直观地反映了中部县域总体经济差异的变化情况。由图1可知，中部县域经济增长的总体差异呈现出扩大的趋势，这说明在此期间中部县域经济增长总体上没有发生σ-趋同。

其次，按省对县域进行分组，计算组内及组间的锡尔系数，如图2和图3所示。由图2和图3可知，除了湖北省的县域表现出σ-趋同外，其他五个省都表现除发散的趋势。此外，组间差异也表现出扩大的趋势。

此外，县域的区位因素也是影响县域经济发展的重要因素，这是因为县域在在经济发展过程中，往往会与周边城市发生互动关系，比如城市对县域产生极化效应、扩散效应等，这些对县域经济的发展常常也有重要的影响，这就需要研究县域的区位特点以及区域之间的空间相互作用。因此，进一步的我们将中部县域按照区位（市郊型与非市郊型县域）进行划分，分别计算组内及组间的差异（如图4和5所示）。由图4和5可知，无论是组内差异还是组间差异，都成扩大的趋势。

从上面的分析可知，中部县域经济增长并没有出现?-趋同现象，而是表现出显著的发散现象，而且不管是按行政区划还是区位条件来对县域进行分组，都表现出发散的状态，这与我国城市经济增长的趋同现象（徐现祥、李郇，2004）完全相反，与我国省际间趋同情况（鲁凤、徐建华，2005）相同。

中部县域经济增长的巨大差异，也可以从县域人均GDP的简单对比看出来。2006年，中部498个县中，人均GDP低于4000元的有78个县，低于5000元的有167个县，而高于1万元的也有94个县，高于2万元的有15个县。人均GDP最高的是山西省的河津市，达到36920元，而人均GDP最低的也在山西省，是临县，为1441，前者是后者的近26倍。

由于β-趋同是σ-趋同的必要非充分条件（Barro、Sala-I-Martin，1995），因此如果存在σ-趋同的话，必然存在绝对β-趋同。但当前中部县域不存在σ-趋同，也就是说不一定存在绝对β趋同，那么中部县域的β-趋同情况如何呢？穷的县是否比富的县增长更快呢？这是下一部分解决的问题。

3 β-趋同分析

本文基于Barro回归方程对中部县域的β-趋同现象进行分析。考虑到本文的一个重要意图是为中部县域的经济增长提供参考，因此本文选择初始人力资本存量、投资、劳动投入、政府的财政支出、居民储蓄水平、城镇化水平，以及反映县域区位因素的虚拟变量D等对县域经济增长有重要影响的变量作为X，在回归分析过程中逐步引入变量进行分析。可以把Barro回归方程写成：

γit表示县域i的t年比t-1年的人均GDP增长率。

yit-1表示县域i的初始人均GDP。由于γit表示的是年均增长率，根据Islam(1995)，T为1，所以初始人均GDP为t-1年的人均GDP。

HKi0表示县域i的初始人力资本，反映了各县域在初始人力资本方面的差异，本文用2000年的普通中学在校学生数占总人口比重表示。

INVit表示县域i在t年的投资情况，一般用固定资产投资表示。但由于数据的限制，本文只能用基本建设投资完成额占GDP比重来表示县域的资本投入状况。

LABit表示县域i在t年的劳动投入情况。如果严格按照理论的要求，劳动投入状况应该与劳动要素的投入量、利用效率与质量等因素有关。就劳动投入量而言，是指生产过程中实际投入的劳动量，应该用标准劳动强度的劳动时间来衡量。但由于缺乏必要的统计资料，这里只能用总从业人员数（包括乡村从业人员数和单位从业人员数）占总人口比重来表示该指标。一般来说，该指标越高，劳动投入越多，意味着劳动力参与经济活动的机会就越多，有利于推动经济增长。

PFEit表示县域i在t年的政府财政支出占GDP比重。政府财政支出分为投资性支出和消费性支出，郭庆旺，吕冰洋，张德勇（2003）认为投资性支出有利于经济增长，而消费性支出则与经济增长负相关。由于县域数据的限制，本文并不能像他们那样分析不同类的财政支出对经济增长的影响，只能从整体上反映总财政支出对经济增长的影响程度。

SAVit表示县域i在t年的储蓄水平，用城乡居民储蓄存款余额占GDP比重来反映。

URBit表示县域i在t年的城镇化水平，用非农村人口占总人口比重来反映。

Dit是引入的反映县域区位情况的虚拟变量，Di=1表示县域i属于市郊型县，Di=0表示县域i为非市郊型县。εit为随机分布的扰动项。

考虑到本文所拥有的数据只有2000～2006年的数据，数据时间跨度较短，而且498个县之间具有很大的差异，单独运用时间序列数据或者截面数据进行分析可能会使回归结果有偏，因此，本文采用混合数据（Pool Data）进行回归分析，变量数据为2001～2006年的中部地区498个县的数据（yit-1采用2000～2005年的数据），共有2988个样本。在具体进行某个回归时，可能由于某些变量某个年份的值缺失，样本数会有所减少，但这并不影响整体结果。由于混合数据既包括时间序列数据又包括横截面数据,可能产生异方差性和序列相关性问题，在这种情况下运用OLS来进行回归是不合适的，应该采用广义最小二乘法（GLS）来回归。在回归之前，对变量进行相关性分析，如表2所示。由表2可知，变量间的相关性都比较低，不存在多重共线性，可直接对方程进行回归，回归结果如表3所示。

表2 各变量的相关系数矩阵

表3 对人均GDP增长率进行回归的结果

回归分析的结果表明：

（1）中部县域不存在绝对β-趋同现象，但是存在条件β-趋同现象。

从回归1可知，单独对人均GDP增长率与初始人均GDP进行回归时，其回归系数为正（为0.016），在1%水平上显著，这说明了在中部县域之间并不存在显著的绝对?-趋同现象。在回归2到4中，逐步加入了初始人力资本、投资和劳动投入等控制变量，但初始人均GDP的回归系数不显著为负，这说明仅仅靠人力资本、投资和劳动投入这三个控制变量，并不能使中部县域的经济增长趋同。在此基础上，再加入其他控制变量时，初始人均GDP的回归系数变为负，约为0.013左右，而且在1%水平上通过t检验，说明中部县域的经济增长满足条件β趋同的条件。也就是说，在多个影响因素的共同作用下，初始经济发展水平越高的县域，其经济增长率反而越低；反之，则增长率越高。

（2）投资、人力资本、城镇化水平对经济增长具有促进作用，其中投资的促进作用最强，城镇化的促进作用相对较弱。

投资对经济增长的促进作用最大，回归系数达到0.16左右。这说明当前中部县域的发展主要还是靠投资拉动，高投资可以带来高增长。此外，人力资本、城镇化水平对经济增长的促进作用也较为明显，在回归8中系数分别达到0.069和0.03。但目前中部县域的城镇化水平还很低。2006年，中部498个县中，城镇化率低于10%的有97个，低于20%的有312个，高于47%（世界平均水平）的只有11个县。因此，加快城镇化建设步伐，将是县域经济发展的重要内容。

（3）政府财政支出、劳动投入、储蓄水平与经济增长负相关，其中政府财政支出的阻碍作用最大，储蓄水平的阻碍作用相对较弱。

政府财政支出的回归系数约为-0.11左右，对经济增长有很大的负面影响，这说明中部县域的财政支出存在很大问题。从投资对经济增长的正向作用来看，如果财政支出中投资性支出占较大比重的话，总体上应该是促进经济增长的。现在呈负相关关系，则很可能是财政支出结构存在很大的弊端，真正对经济增长有贡献的投资性支出只占很少的比重，而消费性支出比重过大，侵占了投资性支出的资金，导致消费性支出抑制了投资性支出的增长效应，使得总财政支出与经济增长负相关（郭庆旺，吕冰洋，张德勇，2003）。

此外，对财政支出与基本建设投资完成额进行相关分析，发现相关性只有0.3003，也进一步说明了财政支出中用于投资的支出所占比重很小。而造成这一现象的很大原因在于县域财政紧缺，很多是“财政穷县”，财政只够“吃饭”“办公”等消费性支出，根本没有余力来进行投资、建设，投资性支出被挤压是很自然的。长此以往，县域经济基础设施和投资环境得不到改善，投资、引资更加困难，经济更加得不到发展，财政收入因此受到影响，就必然形成恶性循环。

一般来说，经济增长会带来高就业，而高就业也会带来高的经济增长，两者应该是相互促进的，这在大量的省级及以上层面的研究中已经被证实（如Hu、Khan，1997；蔡昉、都阳，2000；Wang&Yao，2003）。但在县域经济增长中，劳动投入与经济增长负相关，本文认为这主要是因为中部县域大部分是农业县，属于较低层次的经济发展模式，乡村从业人员占总从业人员比重很大。2006年，乡村从业人员占总从业人员比重低于50%的只有10个县，超过90%的有289个县，乡村从业人员数几乎等于总从业人员数。2000～2006年，乡村从业人员的年均增长率是0.64%，而单位从业人员的年均增长率为-1.98%。所以，从某种程度上来说，在县域中，劳动投入的增多就意味着乡村从业人员数的增多。而乡村从业人员由于素质较低，大部分从事第一产业中较低层次的工作，对经济增长的贡献比较有限，就业水平的提高反而不能提高经济的增长率。这也说明了，优化劳动力结构，进行劳动力转移，减少乡村从业人员很有必要。

储蓄水平也与经济增长负相关，这与我国整体经济发展的情况不同。在宏观层面上，储蓄率的提高会引起资本形成的加速，从而使得投资增加，促进经济增长（王小鲁，2000）。但在县域层面，由于近年来国有商业银行在县级撤并了大量的分支机构，并且上收信贷管理权限，县级企业贷款非常困难。在这种情况下，储蓄水平的提高，只能使得本来就不足的资本要素外流，加大资金缺口，限制了经济的增长。也就是说高储蓄率并没有带来高投资率从而带动经济增长，反而阻碍了经济增长。

（4）市郊型县的经济增长速度低于非市郊型县。

虚拟变量D与经济增长率呈显著的负相关关系，也就是说市郊型县的经济增长还不如非市郊型县，这与预期相反。这说明中部地区的地级市不但没有发挥辐射带动作用，反而从周边的县域“掠夺”了其有限的资源，阻碍了其发展。这很可能与我国“市管县”的体制有关，地级市是县的上级，县域的发展很大程度上会受到地级市的制约，市级政府往往倾向于调配市域内资源来集中发展中心城市，由此造成了县域经济财力不足、资源不够。目前我国正在逐步推行的“省管县”的制度改革，正是意图取消过去“市管县”的行政模式，改变城市经济掠夺周边县域经济的状况，提高行政决策的效率，从而促进经济更快增长。

4 结论

在中部县域经济增长过程中，并不存在σ-趋同，而且不管是按行政区划、区位条件还是地貌状况来对县域进行分组，都表现出发散的状态，县域之间的差异在不断扩大。进一步的，通过Barro回归方程对β-趋同进行检验发现，也不存在绝对β-趋同现象。但在控制一些变量后，可以实现条件β-趋同。也就是说只要对这些所控制的因素多加注意，就可以使得穷县增长得比富县快，最终达到有条件的趋同。这说明目前中部崛起战略中对县域经济发展的政策倾斜是有效的，可以使得县域经济更快发展，应该加大政策支持力度。

通过对控制变量的分析可知，投资、人力资本、城镇化水平都对经济增长有促进作用，其中投资对经济的促进作用最大。而政府财政支出、劳动投入、储蓄水平则对经济增长有阻碍作用，其中政府财政支出对经济增长的阻碍作用最大。此外，县域所处的区位条件也对经济增长有显著影响，值得注意的是，地级市周围的市郊型县域并没有像人们预期的那样受到较发达城市的辐射扩散作用，反而受到城市经济发展的制约，降低了经济增长速度。

[1]蔡昉,都阳.中国地区经济增长的趋同与差异——对西部开发战略的启示[J].经济研究2000，(10).

[2]国家发展改革委员会地区经济发展司.壮大县域经济，促进城乡协调发展[J].宏观经济管理，2004，(2).

[3]郭庆旺，吕冰洋，张德勇.财政支出结构与经济增长[J].经济理论与经济管理，2003，(11).

[4]鲁凤，徐建华.基于二阶段嵌套锡尔系数分解方法的中国区域经济差异研究[J].地理科学，2005，(4).

[5]王小鲁.中国经济增长的可持续性与制度变革[J].经济研究，2000，(7).

[6]徐现祥，李郇.中国城市经济增长的趋同分析[J].经济研究，2004，(5).

[7]赵凌云主编.中部蓝皮书—2006年：中国中部地区发展报告[M].北京：社会科学文献出版社，2007.

[8]Barro R.J.,Sala-I-Martin X.Economic Growth[M].Boston:McGraw Hill,1995.

[9]Hu Z.F.,Khan M.S.Why Is China Growing So Fast?[J].Staff Papers-International Monetary Fund,1997，（1）.

[10]Islam N.Growth Empirics:A Panel Data Approach[J].Quarterly Journal of Economics,1995，（4）.

[11]Wang Y.,Yao Y.D.Sources of China’s Economic Growth 1952-1999:Incorporating Human Capital Accumulation[J].China Economic Review,2003，（14）.

F061.5；F229.27；F224.0

A

1002-6487（2011）07-0128-04

林寿富（1981-），男，福建连城人，博士，讲师，研究方向：区域经济。

（责任编辑/易永生）