西部大开发以来西部地区经济收敛的再检验——基于地级市面板数据的空间计量分析

邓 翔 邹昌波 瞿小松

一、引 言

长期以来，由于资源禀赋和经济发展环境的差异，我国地区经济发展地区不平衡现象比较突出，尤其是东西部发展差距较大。自从国家于2000年实施西部大开发战略以来，西部地区社会经济持续增长，各项社会事业稳步推进，呈现出良好的发展势头。“十五”初期，东中西部地区GDP占全国的比重分别为58.36%、24.6%和17.04%，而到了2012年末，这一数值改变为55.96%、24.54%和19.5%，东部所占比重明显下降，西部地区所占比重大约上升2.5%，中部则相对保持稳定。再从GDP增速来看，2012年末，东中西部经济增速分别为9.3%、11.2%和13.64%，西部地区明显高于东中部地区。因此，无论是经济总量还是经济增速来看，西部地区都呈现出加速追赶趋势。①东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南;中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南;西部地区包括四川、重庆、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古。数据来源于历年国家统计年鉴。

西部大开发战略对西部地区发展确实起到了巨大推动作用，从整体上缩小了我国东中西部之间的地区差距。但是，对于西部地区内部而言，西部大开发战略实施的这十余年以来，其内部差距是在扩大还是缩小?经济增长是收敛还是发散?收敛或发散采取何种形式?与西部大开发战略有何影响?这些问题的解答将有利于我们对西部大开发这一战略举措进行有效认识和评价。因此，本文将主要对西部地区是否存在经济收敛及其机制进行研究。

自从上世纪90年代Barro和Sala－i－Martin开创性地对世界范围内的经济收敛现象进行考察后，后继者针对这一问题做了大量深入研究。特别是进入新世纪以来，随着新兴市场国家经济高速发展，全球经济格局正在悄然发生变化。欠发达国家逐渐对发达国家形成赶超之势，全球经济的收敛态势较为明显。鉴于此，国外学者对收敛问题的研究主要出于全球层面，倾向于从中发现全球性规律或内部性结构差异 (Barro，Mankiw，and Sala－i－Martin 1995，Aghion，Howitt，and Mayer － Foulkes 2005，Barro 2012，Gennaioli 2013)。从研究视角来看，Aghion(2005)等人研究发现，金融发展程度较高的国家和地区有着更高的收敛速度;Rodrik(2011)总结了当前世界范围内的收敛特征，并从制度、技术变革角度对全球中长期的经济收敛进行了展望;Spilimbergo(2012)从体制变革角度对全球范围内的经济收敛现象进行解释;Rodrik(2013)研究发现在全球制造业中也存在劳动生产率的绝对收敛，收敛速度大概为3%;Gennaioli(2013)等人利用双卢卡斯模型对地区经济增长及收敛进行了研究，发现人力资本及其外部性是造成地区差距的重要因素;而Barro(2012)等人认为，在当前对经济收敛进行检验所使用的面板OLS估计中，由于普遍使用个体固定效应而存在计量经济学上的赫维奇偏离 (Hurwicz bias)，因此会高估收敛速度，他建议使用工具变量克服这一问题。

经济收敛一直是国内学者研究的重点问题，而对于中国经济到底是收敛还是发散还存在较大争议。不少学者认为经济收敛确实普遍存在。蔡昉(2000)通过对1978－1998年间的数据研究发现，东中西部分别形成彼此可以识别开的俱乐部，并在内部形成收敛趋势。彭国华 (2005)使用GMM方法分析发现，我国省区之间在全国范围内没有绝对收敛，只有条件收敛，且三大地区也都存在条件收敛，但是，只有东部地区存在俱乐部收敛。林光平等 (2005)运用空间计量方法发现，改革开放以来中国经济存在着绝对β收敛，但这一收敛速度越来越慢。吴玉鸣 (2006)进一步研究发现省际之间确实存在β收敛，其收敛速度约为2%。潘文卿 (2010)、史修松 (2011)等人的研究也支持了这一结论，并认为物质资本存量和效率改善是中国地区经济增长收敛的主要原因。但是，不少学者认为中国经济并不存在收敛。刘夏明 (2004)认为，中国地区经济的总体差距在20世纪80年代有所下降，但在90年代却呈上升趋势，地区经济的总体差距主要来自沿海和内陆地区的差距，在各地区内部不存在俱乐部收敛。傅晓霞 (2006)认为，1978年以来中国地区差距形成一个先小幅下降而后持续上升的“J曲线”，地区增长在改革初期具有明显的收敛性，但随后又呈现显著的发散趋势;特别是1990年以后，东南沿海地区经济发展水平与中西部地区的差距不断拉大，沿海—内地差距已经成为中国地区差距的最主要原因。贾俊雪(2007)运用非参数估计方法发现，全国并不存在增长收敛，三个地区中只有中部地区存在着增长收敛。李建平 (2009)的研究得出了相似结论，但他并不认为存在俱乐部收敛。周业安 (2008)运用条件分量回归方法发现，条件收敛在各地区间并不是普遍现象，增长率分布处于低分位点的地区存在条件收敛特点，但对于增长率分布处于高分位点的地区而言并不显著。

从上述研究可以发现，国内对我国地区经济是收敛还是发散仍存在较大争议，焦点在于各地区间是否存在经济收敛，以及收敛的方式和时间段。究其原因，一是各自的研究方法存在较大差异，有些方法由于其自身假设或特点，往往与实际情况存在偏离，如未考虑各地区间的空间相关性;二是数据选取和处理方法不一，主要体现在解释变量及其样本区间的选取上。从数据选取来看，现有的研究主要集中于省级数据，对地级市和县域经济增长收敛的研究很少。本文采用空间计量模型将各地区间的空间联系纳入考量范围，并将样本单位从省级缩小到地级市，采用西部83个地级市2000—2011年的年度数据。

二、地区差距的统计描述

泰尔指数可以将总体差距分解为组内差距和组间差距，并可以很好地反映出地区差异的变化趋势，因而这一统计指标分析方法得到了广泛的应用。为了明确近年来全国经济到底是收敛还是发散，以及东中西部在其中各自所发挥的作用，我们首先对全国进行地区差距的泰尔指数分解。其公式如下:

其中，TB代表组间差距，TW代表组内差距。以东中西部差距为例，TB表示三大地区之间的差距，TW表示三大地区各自内部差距。TB是三大地区各自人均GDP占全国人均GDP相对比重的加权平均:

其中，GDPi与Ni分别代表第i个地带的GDP与人口;GDP与N分别代表全国的GDP与人口。TW则是三大地区内各自省域间差异的加权平均:

其中，Tpi为第i个地带内省区间的差异，由该地区各省区人均GDP占该地区人均GDP相对比重的加权平均来得到:

其中，GDPij与Nij分别代表第i个地区第j省/市的GDP与人口。

通过泰尔指数进行分解，我们可以把全国整体的人均国内生产总值地区差异具体地分解为:东部地区地级市差异，中部地区地级市差异，西部地区地级市差异，以及东部、中部和西部三类地区之间的差异。结果如表1所示。

表1 三大地区内部及之间差距对总体差距的贡献

通过统计分析可以看到，在2000－2011年期间，全国的地区差距经历了一个先震荡上升后缓慢下降的过程。这一过程包含如下特征:

第一，东部地区内部人均国内生产总值的地级市差异对全国整体的地区差异贡献份额最大，呈现明显先升后降趋势，从2000年的54.17%下降为2011年的51.08%。

第二，中部地区内部人均国内生产总值的地级市差异对全国整体的地区差异贡献份额次之，但呈缓慢上升趋势，从2000年的14.93%上升到2011年的18.59%，尤其是2005年后上升势头明显。

第三，西部地区内部人均国内生产总值的地级市差异对全国整体的地区差异贡献份额最小，但一直呈缓慢上升趋势，从2000年的9.42%上升到2011年的12.25%。

第四，东中西三大地区之间人均国内生产总值差异对全国整体地区差异的贡献份额也很大，仅次于东部地区内部差异的影响，但是，也呈现出缓慢下降的趋势，从2000年的21.49%下降到2011年的18.09%，并且在2011年被东部地区的内部差距贡献份额超过。

从上述泰尔指数分解结果来看，东部地区内部差距逐渐缩小与现有大多数研究是一致的;中西部地区的内部差距却呈扩大趋势，并不支持收敛这一假设。可以认为，西部大开发战略乃至后来的中部崛起战略实施以来，中西部地区的内部差距是在逐步扩大的。从表1中就可以明显看出，中、西部地区的内部差距分别自2005年和2000年后不断扩大，而这正是上述两大战略的实施期。美国经济史学家威廉姆森 (Williamson，1965)曾经发现地区差距的“倒U曲线”，即地区差距将会随着时间推移和经济发展程度先扩大后缩小，呈倒“U”形。这样看来，东部地区目前处于“倒U曲线”的右边，而中西部地区则处于左边上升阶段。此外，东中西部三大地区之间的差距呈现出逐渐缩小的趋势，这表明，在西部大开发、振兴东北老工业基地、中部崛起等区域发展战略作用下，我国三大地区间的经济发展差距正在逐渐缩小，印证了全国层面较为微弱的收敛趋势。因此，我国上述区域协调发展战略对全国差距的缩小有着积极作用，但是却加大了中西部的内部差距。从泰尔指数来看，西部地区从2000年以来不存在明显的经济收敛趋势，为了更进一步考察这一现象，本文从σ收敛角度再次进行检验。

三、西部地区σ收敛检验

经济发展的σ收敛，是指不同地区间人均收入的标准差随时间的推移而趋于缩小。描述和刻画σ收敛常使用真实人均GDP对数值的标准差，称为σ收敛指数。本文对西部地区77个有效地级市的实际人均GDP进行了简单的数理统计，结果如表2所示。

表2 西部地级市人均GDP统计分布

从表2可以看出，随着经济发展，西部地区实际人均GDP不断增长，表现为各地区实际人均GDP的中位数、平均数的持续扩大。与此同时，西部地区人均GDP的标准差不断变大，说明数值分布更为分散;平均数与中位数之差呈加速扩大趋势，平均数排名也有所提高，也即是说，少数高收入地区拉高了全区的平均水平，如2011年人均GDP位于平均数以下的地级市扩大到49个，最大值与最小值从2000年的相差34倍扩大到2010年的48倍，这都表明西部内部出现较为明显的两极分化。

西部地区大多数地级市呈现出较为集中的连片分布。在人均GDP分布上，人均GDP大于20000元的5个地级市全部位于北方，分别是克拉玛依、嘉峪关、鄂尔多斯、包头和乌鲁木齐市，这些地区自然资源丰富而人口稀少;人均GDP小于4000元的地级市主要分布在中部，包括川东北、甘南、陕南等地区，这些地区皆适宜农业发展，人口众多。因此，从整个西部地区人均GDP地区分布来看，北部最高，南部次之，中部最差，地区差异较为明显。

从人均GDP对数的标准差走势可见看出，西部地区人均GDP从2003年左右开始不断发散，2008年后逐渐达到顶峰，2009－2010年出现了短暂的收敛趋势，但是2011年又迅速扩大，整体呈现出震荡发散的趋势。因而，综合表2和图1、图2可以得出，西部地区也不存在σ收敛。

图2 西部地级市人均GDP对数标准差和Moran’s I指数图

四、西部地区β收敛检验

(一)空间相关性检验

空间计量经济学理论认为，一个地区空间单元上的某种经济地理现象或某一属性值，与相邻地区同一现象或属性值是相关的。这种相关关系则会对经济变量的变化造成相应的影响。对于地区间空间相关性的检验一般采用Moran’s I指数。Moran’s I的取值范围在 ［1，－1］之间，接近1时表示空间之间存在正相关，接近－1时表示负相关，接近0时表示地区之间不存在空间相关性。其计算公式如下:

其中，Yi与Yj表示第 i、j个地区的观测值，本文中为各地区实际人均GDP，n为地区数，Wij为空间权重矩阵W中的元素。空间权重矩阵通常采用邻接概念的矩阵，即当第i个地区与第j个地区相邻时，Wij的值取 1，否则取 0。林光平等(2006)提出采用简单的相邻空间权重矩阵W并不能很好的解释地区间在经济上的相互影响，而提出了经济空间权重矩阵W*，其计算公式为W*=W×E，其中，

式中，Yit为经济变量，表示第i个地区第t年的实际人均GDP。由于经济空间权重矩阵对现实经济有着更为合理的解释，因此本文也采用这一做法。

具体计算结果见图2，从Moran’s I指数来看，西部地区各地级市之间存在一定的空间相关关系，但是这一相关程度不高，在2008年过后，这一指标有明显的扩大趋势。其原因可能是由于西部地区地域面积较大，而地级市数量相对东中部而言又较少，因此不少地级市在地域分布上较为分散。这一点从图1可以看出，尤其是北部的新疆和内蒙古、南部的云南和广西等地较为分散。但是，随着近年来西部地区对外开放程度和区际联系的不断加强，加之交通条件的不断改善，地区间的关联程度正在逐渐提高。现有的许多研究经济收敛性的文章并没有考虑地区间的空间相关性，而忽略这一事实将会影响估计结果的准确性。

(二)模型设定

经典的衡量β绝对收敛的检验方程，即“巴罗回归方程”，具体表示如下:

式中，yis、yit表示 i地区 s、t年的真实人均GDP。α、β是待估参数，如果β＜0，表明经济增长是收敛的，说明落后地区的经济增长速度快于发达地区，否则，经济增长是发散的。

目前，空间计量经济学对空间相关性的处理主要是运用空间滞后模型 (Spatial Lag Model，SLM)和空间误差模型 (Spatial Error Model，SEM)。

空间滞后模型，主要适用于相邻机构或地区的行为对整个系统内其他机构或地区的行为存在影响的情况，变量的空间相互关系由外生的空间滞后变量来反映。引入空间滞后模型的绝对收敛方程形式如下:

其中:α、β和λ是待估参数，W是空间权重矩阵。空间滞后模型可以检验地区增长的空间溢出效应是否存在。

空间误差模型则主要用于测度邻近地区关于因变量的误差冲击对本地区观测值的影响程度，其空间依赖存在于误差扰动项中。空间误差模型下的绝对收敛方程形式如下:

可将其整合为:

此时，误差服从一阶空间自回归，α、β和ρ是待估参数，其中，β可以表明地区收敛是否存在，Wε是空间滞后误差项，ρ可以表示回归残差之间空间关系的强度。

β条件收敛的检验方程则是在绝对收敛方程的基础上加入一组控制变量，其形式如下:

其中，XT为一组控制变量，Ψ为相应的系数矩阵，其他变量与β绝对收敛条件下的含义一致。

(三)数据选取说明

目前，西部地区共有83个地级市。但是，由于部分地区2000年以后才撤县设市，行政区划的改变导致辖区人口和GDP发生较大变动，因此，本文将人口发生极大变动的地级市排除在外 (变动幅度大于30%)，包括广西省的百色市、贺州市、河池市、崇左市，宁夏的中卫市、固原市;鉴于重庆市在地理上与周边地区的相关性，本文将重庆市纳入样本范围。所以，最终样本个数为78个，数据选取时间从2000－2011年。

在变量选取上，采用人均GDP作为被解释变量，并根据2000年不变价格换算成实际人均GDP;新古典增长模型关于经济增长的经典解释因素主要包括物质资本、有效劳动和人力资本三个方面，但是由于地级市层面数据的难以获得，本文借鉴周业安 (2008)的做法，采用固定资产投资占当年GDP的比重 (gzzb)来代替物质资本、劳动力用人口自然增长率n表示，技术进步g和折旧率σ采用通行做法，两者固定为0.05，人力资本用中学生在校生数量占总人口比重 (xszb)表示。此外，本文采用当年财政支出占GDP的比例 (czzb)和工业增加值占GDP的比重 (zjzzb)，分别表示政府干预程度以及工业化水平对西部地区经济发展的影响。所有数据来源于历年《中国统计年鉴》、《中国城市统计年鉴》、《中国区域经济统计年鉴》和中国经济与社会发展统计数据库。

(四)实证结果与分析

本文首先利用最小二乘法 (OLS)考察不包含空间相关性的地区收敛问题。OLS估计的β系数为正，且未通过10%的显著性水平检验，表明以最小二乘法度量的西部地区收敛性并不成立。空间计量学理论认为，如果存在空间相关性，运用传统的普通最小二乘法 (OLS)进行模型估计，估计系数可能会是有偏的或非一致的。因此，Anselin(1988)建议对于空间计量模型的估计一般采用极大似然法 (ML)。从表3可以看出，采用空间滞后模型和空间误差模型后，模型的拟合程度显著提高，分别为0.332和0.369，同时β系数为负，且都通过了1%的显著性检验，表明在考虑了地区间的空间相关性后，西部地区存在着绝对β收敛，说明地理因素对地区经济收敛有着重要影响。

表3 绝对β收敛估计结果比较

但是，由于事先无法决定哪种空间模型更加符合客观实际，Anselin(1988)提出如下判别标准:如果在空间依赖性的检验中发现，LM－lag较之LM－error在统计上更加显著，且R－LM－lag显著而R－LM－error不显著，则可以判断适合的模型是空间滞后模型;相反，如果LM－error比LM－lag在统计上更加显著，且R－LM－error显著而R－LM－lag不显著，则可以判定空间误差模型是恰当的模型。从上述结果可以看出，R－LM－error较R－LM－lag更为显著，R－LM－lag未能通过10%水平下的显著性检验，空间误差模型的R2和对数似然值都较大，也表明其拟合程度比空间滞后模型高，因此，本文适用空间误差模型。从残差的Moran I值对比也可以发现，传统OLS检验下其值为0.18，但是空间误差模型下的结果为0.04，表明空间误差模型成功消除了地区间的空间相关性。

从模型含义来看，空间误差模型表明西部地区经济增长不仅与该地区起始时间的经济增长水平有关，同时还与其他相邻地区经济增长率的随机冲击项有关。空间误差项的系数ρ＞0，且通过了5%水平下的显著性检验，这也印证了各地区经济增长残差项对相邻地区的经济增长具有扩散效应。随着西部地区对外开放水平的提高和交通条件的改善，区际间的相互作用将会变得更加显著。

表4 条件β收敛的模型估计比较

在新古典增长模型中，资本存量、有效劳动、人力资本是影响经济增长的三大因素。本文分别用固定资产投资占当年GDP的比重gzzb、人口自然增长率以及技术进步和折旧率n+g+σ、中学生在校生数量占总人口比重xszb进行表征。此外，本文还采用当年财政支出占GDP的比例 (czzb)和工业增加值占GDP的比重 (zjzzb)，分别表示政府干预程度以及工业化水平对西部地区经济发展的影响。在模型选择上，本文对空间滞后模型和空间误差模型检验结果进行了对比。此外，由于本文研究样本是西部所有地级市，而不是从中随机抽样，所以，个体的差异不是随机的，此处采用固定效应而非随机效应模型进行分析。

首先从模型拟合度来看，最小二乘法下的R2太小，模型解释力度有限。随着空间计量模型的引入，其拟合程度显著提高，这也验证了我们之前的结论。三种模型下的收敛系数都为负，说明西部地区存在明显的条件β收敛。但是，固定资产投资占当年GDP的比重系数为正，且通过了显著性检验，即各地区固定资产投资差异不仅不会促使经济收敛反而会导致经济发散。经典理论认为，固定资产投资是促进地区经济增长的重要因素，尤其是在广大欠发达地区效果更为明显，这一结果也符合我们的预期。由于西部地区经济发展长期以来主要是依靠投资拉动，严重依赖于政府投资。在投资乘数作用下，高投资从而推动高增长。但是，如前文所言，西部地区内部经济实力差距较大，各地级市之间每年固定资产投资的差异将会最终体现在各自年末的地区生产总值上。

人口自然增长率以及技术进步和折旧率的系数通过了OLS下的显著性检验，且数值为正，说明这一因素也会导致经济发散，同样符合新古典增长模型的假设。但是，其在空间计量模型下其并不显著，说明在考虑了空间相关性后，人口增长和技术进步难以解释西部地区的经济增长。因为空间相关其实考虑了人口在地区间的流动，而不同地区人口流动的差异对经济的影响往往难以确定。从技术进步角度而言，西部地区目前更多的是承接东中部地区的产业转移，自主创新程度还有待提高，因此技术进步对经济发展的影响有限。

中学生在校生数量占总人口比重这一指标通过了1%的显著性检验，其值为负数，说明人力资本是西部地区经济收敛的重要原因。西部大开发过程中，西部地区教育投入不断增大，国家也加大了对西部教育的扶持力度，特别是农村地区教育水平不断提高，一定程度上提高了当地人力资本的质量。而从内部来看，西部地区的教育资源差距不大，并非像东中部地区那样差距悬殊。因此，质量显著提高但差距又不大的人力资本对促进西部地区经济收敛发挥了重要作用。

以财政支出占GDP比重衡量的政府干预程度并不显著，这一指标也可以看做是市场化程度的一个粗略估计，说明政府对市场的干预并没有影响地区经济发展;而代表工业化水平的工业增加值占GDP的比重则通过了显著性检验，其系数为正，也是促进经济发散的因素。我国目前正处于工业化的中后期阶段，工业成为推动经济发展的主要动力。2000年以来，西部地区工业在三次产业中一直居于主导地位，产业升级换代正在加速推进，工业化水平不断提高，这也是推动西部地区经济增长的重要因素。

从收敛速度来看，Barro(1991)①Barro R．，X．Sala－i－Martin．Convergence across states and regions〔J〕．Brooking Papers on Economic Activity，1991．(1):107－182．对世界范围内主要国家和地区间的经济增长事实研究发现，典型的经济收敛速度一般为2%，其半生命周期大概为35年。国内学者吴玉鸣 (2006)和潘文卿(2010)等人基于省际面板数据得出的全国经济收敛速度分别为1.94%和2.12%，半生命周期分别为44年和30年。而本文研究表明西部地区的条件收敛速度约为2.68%，半生命周期大概为25年，明显高于上述结论。西部地区收敛速度较高的原因可能在于，一是由于本来西部地区近年来经济增速就高于全国平均水平，有加速追赶东中部之势;二是本文采用地级市数据而非省级数据，其更能体现地区内部之间的细微特征。

从三种收敛方式的具体结论来看，西部地区不存在σ收敛，却又同时存在β收敛，这一现象比较特殊。因为不存在σ收敛，即是说地区之间的人均GDP分布的标准差在不断扩大，收入差距呈现两极分化趋势，这一点从表2可以看出。而β收敛则是说原本落后的经济将会有更快的增长速度，甚至有可能赶上发达经济，实现同样的稳态收入水平。从这一角度而言，上述结论似乎有所矛盾。但是我们仔细考虑各地区的内部结构性差异后，将会发现新的特征。以表2和图2为例，西部地级市2010年人均GDP分布的标准差确实较大，但这主要是由少数高收入地区 (5个)和低收入地区 (16个)造成的，大多数地区的人均GDP都处于中间水平 (56个)。更具说服力的是，2000年人均GDP最大值与最小值相差34倍，但是2010年扩大到了48倍。所以西部地区不存在σ收敛主要是由于极值偏离太大，一旦剔除上述极值，其标准差将会显著降低。而占绝大部分的中间收入地区则是形成β绝对收敛的主要原因。再从β条件收敛来看，由于加入了控制变量，条件收敛的速度2.68%明显低于绝对收敛下的3.79%。这一变化是显而易见的，西部各地区之间在资本、劳动力等方面本来就存在着不同程度的差异，而这些因素给欠发达地区带来的边际报酬明显高于相对发达地区，所以，相对落后地区正是利用各项要素的边际报酬差异去追赶发达地区。一旦控制了这些变量，即是在一定程度上消除了各地区之间资本存量、劳动力、工业化水平等发展条件的差异，那么，落后地区的发展速度就会变慢，因而整个地区的经济收敛速度也会放缓。

五、结论及建议

本文对西部大开发战略实施以来西部地区的经济收敛问题进行了考察。地级市层面的数据统计结果表明，西部地区不存在σ收敛，泰尔指数分解也说明西部地区内部差距有扩大趋势。而进一步的研究发现，在考虑了各地级市之间的空间相关性后，西部地区出现了明显的β收敛，即西部地区有趋于实现同样的经济发展水平的趋势。空间计量模型的实证结果表明，资本存量、技术进步、人口增长以及工业化水平都是造成地区经济发散的原因，人力资本才是促使西部地区经济收敛的唯一因素。从收敛速度来看，西部地区经济收敛速度为2.68%，略高于国际水平和国内学者估计的国内省级层面的收敛速度，表明西部地区有加速赶超发达地区之势。

缩小地区收入差距，实现区域协调发展一直是西部大开发战略的重要出发点。从这一角度来讲，西部大开发战略在注重推动西部地区经济总量增长的同时，还应该兼顾内部公平，实现共同富裕。本文的研究也表明，西部地区经济的确也呈现出收敛趋势。而这主要受益于近年来西部地区人力资本质量的不断提高。与物质资本一样，人力资本也是推动经济增长的重要因素。特别是对广大欠发达地区而言，人力资本是其赶超发达经济体的重要途径。因此，在加快西部地区发展过程中，对人力资本投资是至关重要的。

Barro R．，X．Sala－i－Martin．Convergence across states and regions．Brooking Papers on Economic Activity，1991．(1):107－182．

Aghion Philippe，Peter Howitt，and David Mayer－ Foulkes．2005．The Effect of Financial Development on Convergence:Theory and Evidence．Quarterly Journal of Economics 120(1):173－222．

Rodrik，Dani．2011．The Future of Economic Convergence．NBER Working Paper No．17400．

Barro，Robert J．2012 ．Convergence and Modernization Revisited．NBER Working Paper No．18295．

Spilimbergo，Antonio and Natasha Xingyuan Che．2012．Structural Reforms and Regional Convergence．IMF Working Paper No．12/106．

Nicola Gennaioli，Rafael La Porta，Florencio Lopez－de－Silanes，and Andrei Shleifer．2013．Human Capital and Regional Development．Quarterly Journal of Economics 128(1):105 －164．

〔美〕戴维·罗默．高级宏观经济学 (第三版)〔M〕．上海财经大学出版社，2009．

〔美〕罗伯特·J．巴罗，夏威尔·萨拉－伊－马丁．经济增长 (第二版)〔M〕．格致出版社，2010．

蔡昉，都阳．中国地区经济增长的趋同与差异〔J〕．经济研究．2000，(10)．

王小鲁，樊纲．中国地区差距的变动趋势和影响因素〔J〕．经济研究．2004，(1)．

邓翔．中国地区差距的分解及其启示〔J〕．四川大学学报 (哲学社会科学版)．2002，(2)．

彭国华．中国地区收入差距、全要素生产率及其收敛分析〔J〕．经济研究．2005，(9)．

周业安，章泉．参数异质性、经济趋同与中国区域经济发展〔J〕．经济研究．2008，(1)．

林光平，龙志和，吴梅:我国地区经济收敛的空间计量实证分析〔J〕．经济学季刊．2005，4(增刊)．

吴玉鸣．中国省域经济增长趋同的空间计量经济分析〔J〕．数量经济技术经济研究．2006，(12)．

张学良．长三角地区经济收敛及其作用机制:1993－2006〔J〕．世界经济．2010，(3)．