基于贝叶斯分位回归计量模型的经济增长收敛性实证分析

曹学锋，吴丽雯

（黄冈师范学院 数理学院，湖北 黄州 438000）

0 引言

在经济发展过程中，由于各地区的地理位置、自然条件、社会环境等各因素的不同，可能导致各地区的经济发展速度不同，因此存在地区经济差距属于正常现象[1,2]。但是，如果不对各地区的经济发展进行调节，任由经济发展差距不断增大，则可能出现两极分化，不利于中西部地区的发展。这是由于“极化效应”会导致中西部地区的生产要素流向东部地区，使得本就落后省份本就短缺的资源更加稀少，进一步阻碍其经济的发展，此外，地区经济差距过大会促进封闭市场的形成，促使地方保护主义抬头，阻碍必要的区域分工，从而导致我国经济发展速率低下，进而影响整个社会发展，甚至可能由于经济差距过大引发民族矛盾，威胁社会稳定。

对经济增长收敛性问题进行研究，有利于减小各个地区间经济增长的差距，促进各地区间协调发展，提高资源配置和经济效率。中国经济增长率的特征为非对称性和异方差性，传统的经济增长的模型一般用来研究同质性经济问题，不能解决各个经济体经济增长的异质性问题。此外，针对经济问题，经济变量的尾部特征是研究重点，而传统的回归分析方法主要研究协变量对响应变量均值的影响，忽略了其对响应变量分布尾部的影响。基于此，本文构建了基于贝叶斯分位回归计量模型，以研究中国经济增长的收敛性。

1 基于贝叶斯的经济增长收敛模型的分析

1.1 经济增长收敛模型的建立

针对经济问题，大部分经济变量的分布参数并不是定值，因此将“总体分布参数是固定的常数”作为基本观点的经典统计不能用来研究该问题。而在贝叶斯理论体系中参数是一个随机变量，可以解决小样本条件下假设检验和参数估计问题。因此，本文建立基于贝叶斯的非参数异质性绝对经济增长收敛模型。

如果随机变量ui，T服从非对称Laplace分布，那么密度函数为：

此时，可利用贝叶斯方法来计算增长模型的分位回归估计。利用非对称Laplace分布构建的模型的似然函数为：

其中，y=(y1，0，T，y2，0，T，…，yn，0，T)'，X=(x1，x2，…，xn)'。若参数的先验分布为：

π(θ，σ)= π(θ)π(σ)

则根据贝叶斯公式，模型参数的后验分布为：

美国科技界认为会聚已经成为推动生物科技革命的战略思想和方法，代表了未来科研发展的新方向。理论界不仅分析了会聚项目的前沿性、社会性，也探讨了新型科研组织形式以及会聚研究发展可能带来的社会影响。这既是对科技潜在前沿的探索，也是对科技自身发展方式的思考，体现了美国科技界居安思危、进一步求新求变、先发制人的战略思维。

1.2 模型参数的MCMC模拟

参数θ的后验条件分布的具体分布形式无法表示，因此需要通过数据扩充来实现对θ的Gibbs抽样，非对称Laplace分布的随机变量可以表示为正态分布和指数分布的线性组合：

其中，wi～ exp(-wi/σ)，vi～ N(0，1)，φ=(1-2τ)/(τ(1- τ))，η=2/(τ(1-τ))。因此：

由此，yi，0，T可以看做服从均值为方差为η2σwi的正态分布，模型似然函数为：

其 中 ，w=(w1，w2，…，wn)'，假 设参数 θ 的完全条件分布为：

wi的完全条件分布为：

假设初始值 Θ=(θ(0)，w(0)，σ(0))，则第 k-1次的模拟样本为 Θ=(θ(k-1)，w(k-1)，σ(k-1))，则第 k 次迭代可描述为：

重复上述过程可以实现模型参数的MCMC模拟。

2 我国经济增长收敛性分析

GDP是现代国民经济核算体系的核心指标,在一定程度上可以反映一个国家和地区经济发展状况以及人民生活水平。通过对我国GDP数据的分析，能够研究我国的经济状况和发展情况，这有利于经济政策的制定和对各地区的管理。因此，利用1978—2016的我国的GDP数据，分析其增长率情况，从而研究经济增长的收敛性。

2.1 不同时段经济增长的收敛性

2.1.1 模型求解

通过《中国统计年鉴》中的1978—2016年的我国各省的GDP数据，分析其年均增长率与期初GDP的关系。由于1992年的大规模股份制改造对我国的经济发展产生了巨大影响，因此，将其作为时间节点，将这38年进行划分。对这三个时段的GDP数据进行分位回归分析，其结果如表1所示。

2.1.2 结果分析

由表1可知，1978—1991年，我国各省经济增长率在各分位点的收敛系数均为负值，相应的估计值分别为-0.2598、-0.2427、-0.2217、-0.2326、-0.2650，人均 GDP的变化趋势与期初人均GDP的变化趋势相反，在经历比较落后的省份，其人均增长率较高，具有全局绝对收敛性；1992—2016年间，我国各省份经济增长率在除0.25以外的4个分位点的收敛系数均为正值，其相应的估计值分别为0.0249、0.0086、0.1216、0.0416，在分位点0.25的收敛系数的估计值为-0.0096，这表示在该时段内，经济增长的相关性较差，存在明显的异质性，经济增长绝对收敛不稳定，处于波动中，不存在全局绝对收敛性。

究其原因，1992年的大规模股份制改造对改革开放以来经济增长收敛有重要的影响，尤其在1992年以后，中国经济发展进一步加快，东、西部经济发展的差距逐渐增大，各省区经济增长存在明显的异质性[4]。然而，1978—2016年，我国各省份的经济增长率在这各分位点的收敛系数的估计值分别为-0.2065、-0.2580、-0.2140、-0.2641、-0.3829，均为负数，这表示从长远考虑，全局绝对收敛性是我国经济增长的一个特性，只是其收敛速度较慢。

此外，1978—1991年，我国各省经济增长率在各个分位点收敛系数的估计值相差很小，而1992—2016年这段时间内，各收敛系数的估计值相差较大。这表示，在第一个时段内，中国各省的经济增长具有同质性，但是1992年以后，由于大规模的股份制改造以及地理位置、自然环境、人文因素等的差异，我国各省的经济发展不均衡，各省份具有一定的经济差距，属于经济增长的异质性。

表1 1978—2016年GDP分位回归结果

2.2 影响经济增长收敛性的因素

2.2.1 参数模拟

对1992—2016年的GDP数据做进一步研究，分析各个影响因素与对经济增长的关系。研究结果如下页表2所示。

2.2.2 结果分析

由表2可知，各个政策变量对不同区域的影响有差异。我国各省从1992年到2016年的经济增长率在各个分位点处的收敛系数的估计值分别为-0.3808、-0.1804、-0.0652、-0.0503、-0.0731。估计值均为负表示在该时段内经济增长为全局条件收敛；5个分位点处的估计值不同，表示不同区域的局部条件收敛速度具有差异性。

表2 1992—2016年GDP影响因素分解

3 促进经济增长的对策建议

经济增长是一个国家经济发展关键，过大的经济差距会使国家整体经济的效率下降，对资源的配置产生不利影响，因此政府希望本国地区间能够协调一致的不断发展，实现地区间经济增长的收敛[6]。此外，地区间经济发展的不平衡会引起收入分配的失衡,从而降低社会的整体福利水平。因此，只有缩小经济差距才能促进一个国家的经济协调发展。基于此，政府应采取相应的政策和措施来缩小地区间的差距，促进经济的协调发展。

（1）改善中西部的资本状况

由于东部地区在利用资本方面具有规模效应和比较优势，中、西部地区的一些个人和单位为了获得更好的发展机会或更多的投资利润，便通过各种方式在沿海地区投资，基于这种情况，为了获得较高的利润，便通过各种渠道从西部地区转移到东中部地区。政府可以积极发展地区性商业银行和非银行金融机构来促进资本的合理配置和流动，活跃本地各种资本的融通[7]。此外，加强建设中、西部非银行金融机构体系，促进储蓄转化为投资，从而改变中、西部地区单纯依赖银行信用将储蓄转化为投资的现状。

为了能够发挥资本的收敛作用，应优化投资环境，积极吸引各种投资向中、西部地区扩展；进一步制定和完善财务转移支付制度，提高中央财政对中西部经济落后地区转移支付的量；提高中、西部地区资本的边际收益，增强积累资本的能力；降低交易成本，提高投资回报率，以吸引包括外商直接投资在内的各种投资，改变东北和中西部地区资本分布不均的现状，以使经济增长收敛，地区差距缩小。

（2）调节劳动力在各省的分布情况

1992年以来劳动力的投入量上的差异导致东中西部各省份经济增长差异的扩大，因此可以通过调节各省之间的劳动力的分布来合理配置资源，从而缩小各地区的经济差异[8]。这需要进一步结合实际情况，通过相关措施解决落后地区因配置不合理，劳动力投入量不足而引起的经济增长缓慢的问题，促进其经济发展，从而形成合理的区域资源配置状况，缩小各省份的经济发展差距。

（3）提高要素投入在中西部经济发展中的效率

投资和劳动力在效率上的差异是增大各地区经济发展差异的重要因素。投资与劳动力的投入可以推动地区的经济发展，从长远考虑，其效率的提高是保持经济快速发展的关键。而目前很多粗放增长战略造成了部分地区投资效率低下[9]，经济发展缓慢，也正是低下的要素投入效率导致各地区经济发展的差距进一步增大。

因此，针对中、西部的实际情况，可以采取多种方式，灵活多样地引进技术人才以尽可能多地吸纳有用人才；政府应改变传统的教育模式，使其多样化，加大对西部的教育投资；加强地区间的交流与合作，在制度上为技术的发展提供便利；加强基础设施的建设，如通信、交通等。增强与科研机构、高等院校以及东部地区企业的合作。这有利于技术的扩散和创新，提高劳动和资本的利用效率。