爱华网收入分配与经济增长 中国经济的增长收敛与收入分配
作为经济增长分析的一个基本立足点就是探讨从长时间的范围内，究竟是何种因素决定了不同国家或地区的经济增长绩效。其中一个至今悬而未决的问题是，为什么五十年代以来落后国家中一部分实现了对发达国家的追赶，而更多的国家却在相对的意义上日渐贫困。特别是内生增长理论的兴起，在更为深入的程度上促进了这方面的研究。在本文中，我们结合增长理论既有的一些研究经验，对中国经济在近二十年来的高速增长提供一个较为全面的解释。我们通过实证分析试图回答这样几个问题：影响中国经济增长绩效的主要因素是什么？在不同的省份或地区之间，是否存在，或者在何种条件下存在所谓"增长收敛"的现象？如何解释"增长收敛"现象中所存在的时域和地域特性？同一区域内部（特别是城乡之间）出现人均收入水平发散的原因何在？等等。一、文献简述新古典模型关于收敛的预测是基于一个基本的假定：资本的边际报酬递减以及技术进步的一致性。然而在实际观察中，在绝对意义上的增长收敛并不具有普遍性。因此在理论文献中，对收敛问题的关注并不是从索罗模型提出伊始，而是当经济学家们发现经济发展的实际经验"违背"了新古典理论预言的时候。显然，我们不难发现造成国家间经济增长趋于分散的最可能之因素是由于技术进步的速度不同。但是，对于技术落后的地区，由于技术学习的成本要低于研究开发的成本，所以技术进步也应当趋于收敛。或者说，增长发散的原因是因为技术进步的差异，那么技术本身没有出现收敛的原因何在呢？内生增长理论的兴起极大地促进了对于类似问题的研究，在增长收敛的决定条件方面，人力资本积累、对外开放程度、国际技术外溢和制度结构等因素受到了广泛重视。Barro（1997）对跨国增长收敛实证研究做了一个比较完整的总结。他所使用的解释变量包括：初始水平的人均GDP、人力资本、人口增长率、储蓄水平、预期寿命、政府消费占GDP的比例、贸易条件、投资率、通货膨胀率、区域虚拟变量、对产权的保护程度、政局的稳定和民主化程度等等。Alesina（1998）对以往实证分析中所使用的解释变量进行了一个简单的总结。但是，在既有的理论文献中，并没有形成一个完整的逻辑框架，来解释发展中国家的广泛经济现实，许多的结论仅仅是基于统计意义上的简单总结。Brock和Durlauf（2000）甚至对整个实证分析方法的框架及其结论提出了全面置疑。对于中国的经济增长和各地区之间差距演变的研究，已经存在较为丰富的文献，这些文献可以大致上分成两部分：一是采用多种指标对中国的经济增长和地区经济差距进行了测度和分解，如吉尼系数、变异系数（coefficient of variation）、Theil指数（Theil entropy）、阿特金森指数（Atkinson index）、s收敛指数和b收敛指数、Kernel估计量等等；二是为中国的实际经济增长绩效和收敛特征提供理论解释。由于基本研究思想和所使用的方法与统计指标上的差异，不同的研究人员或机构得出了不同的结果，但是就前一个问题而言分歧相对较小。一个比较能够达成共识的观点是，在1990年以前我国各地区的经济增长呈现收敛的趋势，到了1990年以后则迅速发散。此结论在Jian（1996）、世界银行（1997）、田晓文（1999）、张兆杰（2000）的研究均得到了认可，但与林毅夫等（1998）的发现稍有区别。林毅夫采用吉尼系数的方法测度了中国的地区差距，发现1986－1990年间，中国地区差距的上升幅度并不明显，1990年以后的上升幅度略大，1990年吉尼系数只有0.2414，到1995年已上升到0.2747。另外一个比较一致的看法是，中国的经济增长呈现出较强的地域特性。蔡昉和都阳（2000）对中国地区经济增长收敛问题做了初步的分析，他们注意到中国经济中所谓"收敛的俱乐部"现象，即东中西三大区域之间的差距不断拉大，但区域内部却呈现出收敛的趋势（其中，西部地区的内部收敛趋势较弱）。Tsui（1991，1993）、Jian，Sachs和Warner（1996）、世界银行（1995，1997）、Zhang,Liu和Yao（2001）、Aziz和Duenwald（2001）等人的研究结果也基本上如此。不过，在对中国经济增长绩效进行理论解释的文献中，则存在很大分歧。Chen和Feng（2000）对1978-1989年中国29个省的数据进行回归，其结果认为八十年代的中国区域经济呈现出了收敛的趋势，且私有化是促进增长的主要因素。Lee（1994）、Dayal-Gulati和Husain（2000）的观点和张兆杰（2000）类似，他们均强调了FDI对经济增长的刺激作用，但FDI同时也加剧了不同区域之间的差距。关于私营资本和外国资本对于中国经济增长的积极作用是勿庸置疑的，但是私有化和外资的大规模进入是九十年代以后的情况，按照上述观点我们如何解释八十年代国有经济和集体经济的高速增长呢？蔡昉和都阳（2000）的实证研究表明人力资本上的差异是造成地区差距的主要原因，不过他们没有对1990年前后增长收敛的基本特性发生转变提供解释。韩廷春(1999)认为在经济增长的早期阶段（如现阶段的中国），人力资本的作用远远高于科研投入。Yan和Yao (2001)等也持类似观点。无疑，人力资本在经济发展中的重要作用一直受到理论界的广泛关注，在Lucas、Stocky等人的论文中，也一再强调人力资本及其在东亚奇迹中所扮演的角色。这在一定程度上反应了技术学习的重要地位。但是，所有这些论点都忽视了人力资本理论中的一个关键问题，那就是人力资本是以何种方式成为生产要素的，换言之什么才是人力资本的最优积累水平。并不见得有了教育就有了所谓的人力资本。否则，中国农村的工业化过程何以要远远超过城市呢？这是否与"人力资本是促使经济系统产生持续增长的关键要素"这一看法相违背呢？众所周知，按照通行的计算方法，乡镇企业的人力资本存量是远远无法和城市工业相比的。Young(2001)认为地区性保护政策是地区差距加大的关键，因为市场保护会使经济的发展偏离本地的比较优势。Young通过农业发展的数据来佐证上述观点。但是，各地区所推行的本地市场保护政策在长期内的有效性却令人怀疑，实际上由于保护政策刺激了项目的重复建设，最终加剧了地区间的市场竞争，结果导致了市场保护政策的垮台。中国家电行业的演变能够充分证明此点。在更为一般的观念中，中国经济的地区差距问题又往往被归结为中央政府的地区倾斜政策（Démurger等，2001；Fleisher和Chen，1997），即中央政府将全国资金过多投向东部地区是中西部地区落后于东部地区的根源 ，或者所谓的"地理优势"。胡书东（1999）测量了国民收入在地区间的流动趋势 ，其结果表明中央的倾斜政策始终偏向中西部，并且中央的政策干预可能进一步造成了中西部的落后，因为重工业优先发展战略所扶持的工业企业与中西部本地的比较优势相背。但是，他没有对此观点进行更为详尽的计量分析，而这正是本文讨论的一个核心问题。另外，财政分权（Zhang和Zou,1998；Jin、Qian和Weingast，1999、2001）、基础设施投资（Démurger，2001）等其它因素对于经济增长和收敛的影响也受到了一定的重视。本文以下的讨论并无意于去修正增长收敛分析的基本架构，而是打算在林毅夫、蔡昉、李周（1994，1999）的理论基础之上，通过中国的经验数据来论述中国中央及地方政府发展战略的变化对增长收敛的重要涵义，籍此为理论研究提供一条新的思路。同时，本文打算利用同一个理论，为多个中国经济增长中的"Stylized Facts"提供解释。二、发展战略与中国经济增长中的s收敛通过对文献的总结，对于中国地区经济增长收敛问题，我们注意到两个基本事实：一是中国经济中存在所谓"收敛的俱乐部"现象，即东中西三大区域 之间的差距不断拉大，但区域内部却呈现出收敛的趋势；二是1990年前后增长收敛的基本特性发生了转变。为什么随着经济体制改革，不同的地区表现出了不同的反应呢？为什么增长收敛的趋势会发生扭转呢？中国区域经济增长中，分阶段的收敛特征究竟是怎样形成的呢？文献中并没有给出一个在逻辑上完全一致的解释，进而也就未能对于差距的形成及其变动趋势（增长收敛）的原因取得令人信服的结论。这里，我们首先采用s收敛方法来直观地度量中国的地区差距，所谓s收敛指数通常是指人均真实GDP对数的标准差。图1中，为了全面反应增长的实际绩效，分别计算了1970-1997年间，中国28个省市自治区（不包括西藏和海南）的对数农村人均消费标准差、对数城市人均消费标准差、对数人均GDP标准差和对数人均工业GDP标准差。图1的计算结果说明，在1978年以后，人均工业GDP和人均GDP都呈现出先收敛，后发散的趋势(以1990年前后为界)。不过，1978年至1990年间，虽然人均工业GDP呈现出收敛趋势，但人均GDP的收敛趋势就要弱得多，至于人均消费水平（城市和乡村）则在整个样本期内几乎完全呈发散的趋势。这与我们在国际数据样本中所积累的一些经验有一定区别。图2中将人均GDP的对数标准差区分为东、中、西三个地带，籍此反应增长收敛中的区域特性。显然，东部沿海地区呈现出了强劲的收敛趋势，中部地区则相对微弱，而西部地区实际上是处于差距逐步拉大的状态之中。这些基本上与文献中的结论一致。图1：中国经济增长中的s收敛图2：中国三大地带经济增长中的s收敛更为重要的工作是找到影响经济增长及造成地区差距的主要因素。林毅夫、蔡昉、李周（1994，1999）的理论框架认为，影响经济增长实际绩效的关键因素在于技术进步的状况，而技术结构的实现又需要相应的要素投入结构。注意，生产要素的相对价格是由经济系统中的禀赋结构决定的，因此经济增长的过程中要求技术结构的选择需要与本地的禀赋结构相吻合。但是，中国政府长期以来受到赶超战略的影响，一直坚持重工业优先发展的方针，这就造成了工业发展背离了中国劳动力丰富的比较优势，从而在长期内损害了经济增长。本文立论之处正在于强调经济发展战略对于经济增长的影响，或者说经济系统能否获取持续的增长主要是看其在技术进步的过程中，是否充分遵循和利用了本地的比较优势。中国之所以能够在改革开放以来获得了持续20年的高速增长，一个根本的原因就是政府逐步放弃了传统的赶超战略，而通过市场的力量逐步将经济系统纳入到遵循比较优势的轨道上来。从上述基本思想出发，接下来的工作就是要准确测量中国各省在过去的一段时期内，技术结构的选择与本省比较优势的吻合程度。为此，我们首先计算了各省的实际资本存量，具体方法是：先按照分省的固定资产投资平减指数将固定资产投资统一折算到1978年不变价的数据。然后，按照折旧率10％累计计算资本存量，所以资本存量均按照1978年不变价计算。各省人均资本存量是按照劳动力总数计算出来的。1995年以前的固定资产投资平减指数主要按照《中国国内生产总值核算历史资料：1952-1995》一书中给出的固定资本形成指数值计算得来。1996-1999年间，则直接按照《中国统计年鉴》上所给出的各省固定资产投资平减指数计算。其次，我们利用各省的工业部门固定资产原值和从业人数，计算了工业部门的资本密度。然后，将之用固定资产投资平减指数统一折算到1978年不变价数值，再和滞后一期的全省总的实际资本密集度相除，即得到了所谓技术选择指数。无疑，最优的技术选择指数是无法直接观测到的。从理论上讲，对于一个农业经济而言，工业化的初期由于工业部门的规模迅速膨胀，且资本密集度不断上升，最优的技术选择指数应当成上升趋势。在工业化的中后期，随着第三次产业的不断壮大，最优值应当逐步缓慢下降。此点在跨国的数据样本中表现得尤为明显。就中国的具体情况而言， 如果经济体制改革使得各省均充分依照市场的引导，充分发挥自身比较优势的话，那么原来落后的地区就会以低廉的成本模仿先进地区已有的技术，从而带来更快的增长速度，也就是说增长会趋于收敛。对于那些长期受到政府严重干预的省份，随着改革的推进，技术选择指数应当向最优水平逐渐收敛（降低）。同时，各省的技术选择指数也会逐步收敛到相近的水平之上。换一个角度讲，如果发展战略理论可以解释前文所提出的基本问题，那么技术选择指数的变化特征也就应当同时具有时期性和地域性。图3和图4中，给出全国28个省市自治区总体以及区分了三大地带的技术选择指数的算术均值和标准差。图5中则计算了三大地带技术选择指数均值之间的方差和标准差。和图1、2相比，我们不难发现如下几点：首先，在算术平均水平上，技术选择指数的变动趋势与人均GDP具有及其相似之处，指数在不同省份的大小变化基本上反应出了人均收入水平的差异。东部沿海地区的技术选择指数始终处于较低的水平，也即技术结构和禀赋结构之间相对吻合，经济水平也就最为发达。此点正是发展战略理论的基本结论。其次，技术选择指数的跨时期对比说明，全国以及各区域指数的均值在八十年代中后期均趋于下降，九十年代的表现却呈现了很大差异。东部地区已经处于非常平缓的状态，中部略有上升，西部上升的幅度最大，这使得全国平均水平也趋于上升。而标准差的变化与此基本一致，八十年代全国以及各地区的技术选择指数均趋于收敛，九十年代中部和东部保持了收敛的特性，但西部却迅速发散了。这种情况直接导致了全国总体技术选择指数的标准差，以及三大地带技术选择指数均值之间的标准差，都表现出了先收敛后发散的时期特性。因此，技术选择指数在1984年以后与人均GDP和人均工业GDP的变化是完全吻合的。再次，注意到1978-1984年间，全国和中西部技术选择指数的标准差实际上是上升了，这可以归结为中央政府在七十年代末推行的"洋跃进"的结果。但如图1和图2中所示，该时期的人均GDP和人均工业GDP却呈收敛态势。我们认为这种状况可以归结为两方面的因素：一是该时期人均GDP增长的主要动因来自于农业经济体制改革，工业部门尤其是农村工业的发展并不迅速。技术选择指数没能很好地体现农业部门的变化；二是东部地区的工业水平在改革之前并不高于中西部，比如福建省。而在改革的早期阶段，东部迅速地纳入到比较优势的轨道上来，中西部却依然受到较多的政府干预。于是，东部省份的工业水平逐步赶上并超过了中西部。换言之，技术选择指数不收敛，但人均工业GDP却收敛的原因在于，那些工业得到了政府扶持的地区无法迅速摆脱赶超战略的影响，而因政府的歧视政策工业增长被抑制的地区，却能够更好地利用本地的比较优势，实现后来居上。另外，类似的道理还可以用于解释人均消费的变化。在改革之前，工业发达的地区并不一定就是经济发达的地区，相反可能是由于政府的强制性扶持，如"三线建设"，制造了一些"孤岛型"工业群。类似这些工业并不能在普遍的水平上提高居民收入。换言之，工业发达与否在改革之前与人均消费水平关系不大。而改革则使遵循比较优势的东部迅速实现了工业化，从而缩小了与中西部的差距，消费水平相应就高于了中西部。赶超战略向比较优势战略的转变，造成了这种工业收敛而消费水平不收敛的现象。综上所述，基于发展战略理论而构造的技术选择指数，基本上能够反应出通过s收敛来描述的中国经济增长及收敛的现实状况。此点为该理论在直观上提供了一个有力的佐证。图3：中国各地区技术选择指数的标准差图4：全国各地区技术选择指数的平均值图5：东中西部技术选择指数均值的方差与标准差三、中国经济增长与收敛的计量分析在这一节中，我们打算使用1978-1999年中国28省的纵列数据样本，从计量分析的角度来验证发展战略理论，将上述较为直观的论点变得更严格一些。和Barro（1997）的跨国研究相比，这种省级水平的研究是各有利弊的。使用一个国家的分地区数据，可以有效地回避对于大量的非经济因素的解释，而将类似政治制度等因素全部由时间虚拟变量和区域虚拟变量来代表。对于不同的省份，则认为这些非经济因素在同一时间界面上是无差异的。在增长收敛问题中，被解释变量是一个地区的实际人均GDP增长率，我们关心的问题是究竟在何种情况下，条件b收敛才会成立。（一）计量方程与变量定义在讨论增长绩效的决定和收敛的计量分析方面，常用的方法包括似不相关回归 （Seemingly unrelated regression equations，Sure）和纵列数据回归两种。就本文所使用的数据而言，Sure 方法却并不适合，因为我们只有28省的截面观察值，这样的小样本是不适合多元回归的。比起Sure，纵列数据方法被更为广泛地应用，但在具体处理方式上却存在众多的争议，其原因包括多方面，比如说噪音项在子数据集内部及其之间的异方差和序列相关问题，解释变量的内生性问题等等 。我们首先考虑下述计量方程，（1）其中， ； 。在上述基于新古典模型导出的增长方程中，人均真实GDP的平均增长率作为因变量，T是样本期。由于理论上 ，t时刻的初始人均GDP的系数 应当为负数，即所谓b收敛指数。如果该系数为负，且从统计上来看是显著的，我们就说存在b收敛，即增长处于收敛状态；如果该系数为正，且从统计上来看是显著的，那么我们就说不存在b收敛。如果不存在b收敛，而加入一些其它控制变量，b的符号和显著性发生了相反变化时，我们称之为条件b收敛。TCI代表前文所谓的技术选择指数，由于发展战略理论认为技术选择指数一旦偏离最优值将损害经济增长，我们引入了TCI*代表其最优值。同时，由于随着经济增长，最优的技术选择指数可能会发生变化（不是固定不变的），所以回归方程中使用了技术选择指数对其最优水平的偏离度与滞后人均GDP的交叉乘积项。其基本涵义在于，给定人均收入的水平，如果 显著得大于0，则意味着TCI偏离最优水平的程度越大，则会在边际上降低经济收敛的速度。（1）式可以作为针对纵列数据的回归方程式，其中常数项C可以再分解为时间和地区特定（固定或者随机）效应。时间特定效应主要用于表示经济波动的周期以及经济体制改革的不同阶段。地区特定效应代表不同省份的地理特征。另外，X是其它一些控制变量，是噪音项。整理（1）式得到，（2）其中， ； 。在实际回归中，为了尽量增加数据样本，被解释变量使用了当期的增长率，而不是多时期的平均值，所以解释变量中使用了滞后一期的实际人均GDP（下文中我们用logGDP表示）。我们将技术选择指数的滞后一期值和滞后三期的平均值作为一个主要的控制变量，后者主要是为了尽量平滑掉周期波动的影响 。本节回归中使用了该指数自然对数值的一次方项和二次方项。滞后一期的指数自然对数值的一次方项和二次方项用logTCI1-1和logTCI2-1来代表，滞后三期则用logTCI1-3和logTCI2-3来代表。我们预期二次项的系数为正，一次项的系数为负，即给定GDP滞后值的绝对水平及其负向影响，技术选择指数越偏离最优值，增长率就会越低 。下文的实证分析中还考虑了如下解释变量，由于方程（1）的理论形式，所有的解释变量均取了自然对数值 ：logUrban：非农业人口在总人口中所占的比重（％），用于衡量城市化程度。logDpop：人口密度（人/平方公里），用于衡量市场规模的大小。logRoad：公路网密度（公里/平方公里），表示基础设施的规模和便利程度。logLabor：劳动力的增长率（％）。logSaving：储蓄率（％），利用资本形成总额与净出口之和再比上GDP计算得来，用于代表资本的积累速度。logExport：出口占GDP的比重（％），用以衡量对外开放的程度。logGcon：政府消费支出占GDP的余额（％），代表政府的平均规模及其干预。logSoe：国有工业总产值占工业总产值的比重（％），用于衡量民营经济发展的程度。logInfla：滞后一期的通货膨胀率（％），按照分省的GDP平减指数计算，用以衡量宏观经济的稳定性。（二）实证分析结果因为我们同时使用了技术选择指数滞后一期值和滞后三期的平均值，为了便于比较，回归的样本跨度是从1981年至1999年，共532个观察值。表1中给出了所有的回归结果。其中，模型1采用了地区固定效应方法；模型2使用地区固定效应方法的同时，假定对于各省内部观察值的随机扰动项服从AR1；模型3、4所使用的计量方法与模型1、2的顺序完全相同，区别之处在于模型3、4采用了技术选择指数滞后三期的平均值，模型1、2则使用了技术选择指数的滞后一期值；模型5和6采用了双向（地区和时间）固定效应的方法，技术选择指数滞后一期值在模型5中作为解释变量，技术选择指数滞后三期的平均值在模型6中作为解释变量。我们也将模型1－6中的固定效应方法全部变换为随机效应方法，不过所有的Hausman检验结果均高度显著，即固定效应模型优于随机效应模型。因而，我们只给出固定效应方法的估计结果。滞后一期的人均GDP的系数估计值在所有的回归结果中都显著为负，即条件b收敛是成立的。国有工业总产值占工业总产值的比重在回归中起到了显著的负向作用，即民营经济在工业中的地位越高，经济增长的速度就越快。TCI和GDP的交叉项的符号及其显著性在绝大多数的回归结果中均与我们的理论预期相一致。城镇化程度的影响均显著为正，人口密度的影响则在单向固定和双向固定模型之间发生了反向变化，此点有待于进一步地阐释。除了考虑AR1的模型外，储蓄率对经济增长没有显著影响 ，开放度甚至存在负向影响，通货膨胀率以及政府消费等等也都没有明显作用，这些结果和跨国研究中的部分结论具有较大不同。双向固定效应模型中，劳动力增长率的影响显著为正，这或许从一个侧面上说明当一省进入高速增长期时，会有大量的外来劳动力涌入。表1：经济增长与收敛的回归结果模型1 模型2 模型3 模型4 模型5 模型6常数项 2.0733***（0.54350） 2.0152***（0.54863）logGDP -0.67182E-01***（0.16996E-01） -0.75973E-01***（0.17528E-01）-0.69047E-01***（0.17016E-01） -0.77362E-01***（0.17511E-01） -0.13973***（0.20915E-01） -0.14028***（0.21050E-01）logUrban 0.78956E-01***（0.29780E-01） 0.75530E-01**（0.31392E-01）0.81769E-01***（0.30199E-01） 0.80231E-01**（0.31724E-01）0.63041E-01***（0.23996E-01） 0.63388E-01***（0.24351E-01）logDpop 0.23650***（0.79539E-01） 0.19835**（0.87705E-01） 0.25942***（0.79841E-01） 0.22334**（0.87979E-01） -0.20393**（0.95529E-01）-0.19128**(0.96379E-01)logRoad -0.36165E-01（0.28015E-01） -0.44985E-01（0.29012E-01） -0.36232E-01（0.28330E-01） -0.47093E-01（0.29280E-01） -0.29950E-01（0.22764E-01）-0.28852E-01（0.22992E-01）logLabor 0.18697E-01（0.13723E-01） 0.17980E-01（0.12216E-01）0.17544E-01（0.13752E-01） 0.17030E-01（0.12221E-01） 0.27074E-01**（0.11088E-01） 0.26582E-01**（0.11114E-01）logSaving 0.17304E-01（0.10590E-01） 0.32277E-01**（0.13049E-01）0.17304E-01（0.10648E-01） 0.32818E-01**（0.13094E-01） 0.40377E-02（0.85495E-02） 0.35197E-02（0.86063E-02）logExport -0.33255E-02（0.50942E-02） -0.11137E-01**（0.55970E-02）-0.49274E-02（0.50553E-02） -0.13013E-01**（0.55177E-02） -0.74888E-02（0.48325E-02） -0.74206E-02（0.48449E-02）logGcon 0.18646E-01（0.13255E-01） 0.24835E-01*（0.13907E-01） 0.14239E-01（0.13327E-01） 0.21914E-01（0.13982E-01） -0.10427E-01（0.11597E-01）-0.12651E-01（0.11565E-01）logSoe -0.87569E-01***（0.15214E-01） -0.10050***（0.15292E-01）-0.84764E-01***（0.15404E-01） -0.98124E-01***（0.15446E-01）-0.86111E-01***（0.15169E-01） -0.84090E-01***（0.15446E-01）logInfla -0.29873E-01（0.38755E-01） -0.30196E-01（0.37715E-01）-0.41604E-01（0.38265E-01） -0.41649E-01（0.37192E-01） -0.13573E-01（0.50512E-01） -0.18325E-01（0.50631E-01）logGDP*logTCI1-1 -0.81224E-02*（0.41710E-02） -0.63990E-02（0.44381E-02） -0.45206E-02（0.35017E-02）logGDP*logTCI2-1 0.40113E-02***（0.14223E-02） 0.33713E-02**（0.15084E-02） 0.23763E-02**（0.11531E-02）logGDP*logTCI1-3 -0.10670E-01**（0.43404E-02） -0.10334E-01**（0.47435E-02） -0.47668E-02（0.36636E-02）logGDP*logTCI2-3 0.42045E-02***（0.14812E-02） 0.41215E-02***（0.15991E-02） 0.20974E-02*（0.12057E-02）Adjusted R-squared 0.12612 0.14721 0.12104 0.14553 0.45174 0.44845注：括号内是系数估计值的标准差。*表示在10％的水平上显著，**表示在5％的水平上显著，***表示在1％的水平上显著。以下各表同。特别需要说明的是，我们也检验了人力资本与经济增长的关系。当然，如何估算人力资本是个重要的问题。在关于中国各省的教育统计中，比较详尽的指标是入学率、升学率和学生在校人数，但这两个指标是流量概念，且在八十年代皆成下降趋势。人力资本则是一个存量指标，其变动与流量指标有一定区别。但是，对于存量水平的统计，只有在1982年和1990年人口普查，以及部分年份的千分之一人口抽样调查中才可以得到。另外一个常用的指标是国有企业技术人员占劳动力的比例，但该指标1996和1997年的数据出现了较大的下降，这与人力资本积累的规律不符，所以只得放弃。我们使用了两次人口普查中对于具有小学文化程度的人数的统计，这可以作为一种特殊的地区固定效应。具体变量设定为：1982年具有小学以上文化程度人口数占总人口的比例（％），衡量各省在八十年代人力资本丰腴度的差异；1990年具有小学以上文化程度人口数占6岁及6岁以上人口数的比例（％），衡量各省在九十年代人力资本丰腴度的差异。当然，这种处理方法过于简化了。按照上述方法的回归结果说明，教育的普及程度对经济增长不存在显著的促进作用。因篇幅所限，我们省略了该实证结果。四、中国的城乡差距问题（一）平等的经济增长在讨论了中国经济增长的动因之后，本节将重点分析经济增长结果的分配。实际上，经济增长与收入分配具有什么样的关系，一直是经济学中相当重要的问题。这方面，一个经典的实证结论是Kuznets(1955)提出的所谓倒U轨迹，即一些国家收入提高与分配之间的共同趋势是，随着人均收入的上升，收入分配不均等的程度先扩大，达到一个转折点继而缩小。对于Kuznets曲线的理论解释和进一步的验证是各种各样的，但倒U现象并不是在所有的经济发展过程中都成立的。例如，Fei, Ranis, and Kuo（1979）发现50年代以来台湾持续的经济增长并没有带来收入差距的扩大。无疑，平等的经济增长是我们所期待的一个理想状况。林毅夫、蔡昉、李周（1994，1999）认为，一个国家或地区的收入分配的变化，决定于所选择的经济发展战略和所实行的社会政策。对于一个发展中经济，如果推行能最大限度地发挥劳动力丰富这一比较优势的发展战略，并一如既往地实行关注收入分配的社会政策，就可以避免倒U字型结果。其道理并不难以理解，比如在中国这样一个劳动力丰富的国家中，对于低收入者其最主要的获利资产就是自身的劳动能力。遵循比较优势，大力发展劳动力密集型产业将使绝大多数人获得就业机会，进而也就能够在更为公平的环境中，参予市场竞争。如果政府实施以赶超为目的的产业政策，则少数资本密集型的产业得到了保护。由于缺少市场竞争，被保护产业的工人收入水平将明显高于其它行业；同时，政府对生产剩余的行政控制又使大量劳动力密集型的产业，因资金投入不足而发展缓慢，结果造成了严重的失业（显性的或者隐性的）。这种不平等的格局一旦形成，为了维系赶超战略以及防止出现严重的社会性危机，政府往往又辅之以更具有歧视性的社会政策。例如，中国一直采取严格的户籍管理制度，限制人口从乡村向城市或者从小城市向大城市流动。这样，多数劳动力在相当大的程度上就丧失了择业的自由，并在经济和政治上均处于被歧视的地位，收入分配状况的恶化将是难以避免的。近期内，国际学术界的许多论文均强调资本和高技能劳动力之间的要素互补性是造成收入不平等的一个主要原因，例如，Acemoglu(1998)和Krusell, etc.(2000)。但类似解释大多主要针对发达国家。因为在西方发达国家，工人可以自由地转换职业，自由地从收入低的地区和行业流向收入高的地区和行业，所以从长期来看，收入差距更多的是存在于劳动熟练程度不同的工人之间，而地区差距、城乡差距或者行业差距都不应当是问题的关键。不过，从另外一个角度上讲，即使这种互补现象在发展中国家也广泛存在，政府的赶超战略也将使之成为加剧收入两极分化的诱因。毕竟在发展中国家，大多数劳动力都处于低技能的水平之上。（二）中国的城乡差距和许多发展中国家一样，尽管创造了堪称奇迹的经济快速增长，中国同样存在严重的收入分配不平等问题，且收入分配差距体现在不同地区、不同行业以及城乡等多个方面。前文中对于增长收敛的讨论主要是涉及到地区差距问题，这里我们主要关心自改革开放以来中国的城乡差距。并且在城乡差距的测量上，我们没有选择人均GDP，而是采用了所谓的生计（livelihood）指标，人均农业人口消费水平和人均非农业人口消费水平。这主要因为城乡之间在生产结构上存在较大差异 ，以及政府对工农业产品相对价格一直存在扭曲性干预。促使我们将城乡差距问题作为收入分配研究重点的一个主要原因是，大量的实证分析表明城乡差距是中国收入分配不平等的主要根源。其中，Tsui(1993)利用县一级数据，把地区差距分解为省内差异、省际差异、农村内部差异、城市内部差异和城乡差距，并得出城乡差距对地区间产值差异的影响十分显著的结论。林毅夫等（1998）再次采用TheilEntropy分解法考察了农村内部、城镇内部和城乡之间的人均收入差距，对总体地区收入差距变化所起的作用。结果，城乡间差距对总体差距的影响最大，始终保持在一半左右，农村和城镇内部差距的作用占另外一半 。另外，我们缺少一个完整的分省GINI系数纵列数据 ，因此使用城乡相对人均消费水平也是一种替代性的做法。图6中给出了1978-1997年间，中国28个省市自治区总体以及东中西三大地带的城乡相对人均消费水平的算术均值。整体上讲，城乡差距在80年代早期由于农村经济体制改革的原因而趋于缩小，但是自八十年代中后期以来就一直呈现扩大的趋势。在截面上，东部地区的城乡差距最小，西部地区的城乡差距最大。换言之，经济越不发达，城乡差距就越大，但显然这只是一种表面现象。对比图4，我们就不难发现技术选择指数的变动趋势和分布特征与城乡相对人均消费水平是极为相近的，此点在直观上提示我们，城乡差距或者收入分配不平等的加剧是因为经济发展过程中，政府所采取的发展战略日趋背离了本地的比较优势。下文中，我们利用对纵列数据样本的计量分析，来进一步论证发展战略理论对收入分配问题的基本判断。图6：中国城乡人均消费差距（三）计量分析及结果我们依旧将技术选择指数的滞后一期值和滞后三期的平均值作为最重要的解释变量，即TCI1-1、TCI2-1和TCI1-3、TCI2-3。按照发展战略理论，TCI二次项的符号应当为正，一次项的符号应当为负，也就是说经济系统的技术选择越偏离自身的禀赋结构，收入分配就会越趋向于不平等。注意，本部分的计量分析不再使用技术选择指数与人均GDP（或者人均GDP增长率）的交叉项，因为在讨论收入分配的多元回归中收入平均水平及其增长速度的直接影响是不明确的。下文的计量结果证明了此点，人均GDP增长率的影响不显著，且系数估计值的符号也不稳定，而当将之替代为人均GDP的绝对水平指标时，结果基本相同。除了技术选择指数之外，我们还考虑了其它一些解释变量：人均GDP的增长率（Ggdp）、城市化程度（Urban）、人口密度（Dpop）、公路网密度（Road）、储蓄率（Saving）、出口占GDP的比重（Export）、政府消费支出占GDP的余额（Gcon）、国有工业总产值占工业总产值的比重（Soe）、滞后一期的通货膨胀率（Infla）。与前文相异的是，我们忽略了劳动力增长率这一指标，主要是劳动力增长率和收入分配在理论上没有明确的逻辑关系。实际上，当在计量中引入该指标时，其也没有显著影响。回归中使用了28个省市自治区1981年至1997年的数据样本，共计476个观察值。另外，回归中的变量使用了原始数据的直接计算结果，均没有取对数 。表2中给出了所有的回归结果，其计量方法同于表1：模型7、8将技术选择指数的滞后一期值作为解释变量，并采用了地区固定效应方法，模型8则引入了噪音项的AR1假定；模型9、10的计量方法与7、8的顺序完全相同，仅仅是采用了技术选择指数滞后三期的平均值作为解释变量。模型11和12采用了双向固定效应的方法，技术选择指数滞后一期值在模型11中作为解释变量，技术选择指数滞后三期的平均值在模型12中作为解释变量。Hausman检验的结果均支持固定效应模型。在绝大多数的回归结果中，TCI一次项和二次项的符号及显著性均与发展战略理论的逻辑判断相一致。但是，其余的解释变量则要么不存在显著影响，要么系数估计值的符号在更换计量方法时不够稳定（出现了相反的变化）。特别是国有工业总产值占工业总产值的比重的影响不再象增长收敛分析中那样明显，这意味着如果政府不放弃赶超战略的话，局部的市场化改革（比如企业私有化）未见得一定会缩小收入差距。另外，模型11和12中通货膨胀显著地负作用于城乡差距（不同于Xu和Zou关于城市居民内部收入分配的实证结论），这可能是因为城市居民消费更容易受到名义价格水平变动影响的缘故。而城市化的程度对城乡差距存在正的影响，这和一般的预期是一致的。当然，这些结果对于时间固定效应均较为敏感。表2：城乡差距的回归结果模型7 模型8 模型9 模型10 模型11 模型12常数项 1.5336**（0.62633） 1.3947**（0.64692）Ggdp -0.26209（0.28765） -0.93678E-01（0.14777） -0.31120（0.28557）-0.94464E-01（0.14598） 0.29700（0.31982） 0.23952（0.32210）Urban 1.0407（1.1139） 1.3677（1.3547） 1.1657（1.1226） 0.98940（1.3820） 4.1795***（1.1704） 4.3308***（1.1858）Dpop -0.36064E-03（0.12990E-02） 0.41361E-02**（0.17377E-02）-0.18717E-03（0.13407E-02） 0.31117E-02*（0.18558E-02） 0.13050E-02（0.12908E-02） 0.12990E-02（0.13154E-02）Road -0.17113（0.81356） -0.83005（0.84049） -0.27348（0.82180） -0.43311（0.86605） -0.30621（0.76017） -0.34853（0.77215）Saving -0.39176（0.30551） 0.57962**（0.27291） -0.34093（0.31403）0.52253*（0.27490） 0.16817（0.33380） 0.20780（0.33807）Export -0.16575E-01（0.23017） 0.10137（0.22071） -0.28996E-01（0.23076）0.11909（0.22104） -0.62601E-01（0.22809） -0.11332（0.22973）Gcon -1.2454（0.78700） 1.5004**（0.64463） -1.1141（0.80367） 1.3491**（0.64652） 0.18725（0.81651） 0.34943（0.82344）Rsoe -0.48636**（0.24024） 0.18195（0.18427） -0.46669*（0.24020）0.19976（0.18346） -0.86394E-01（0.26671） -0.11840（0.26890）Infla -0.34169（0.26241） 0.12233（0.13700） -0.31091（0.26223） 0.11837（0.13560） -0.75691**（0.38115） -0.68015*（0.38408）TCI1-1 -0.81815E-01*（0.42872E-01） -0.72975E-01**（0.34926E-01）-0.15652***（0.42715E-01）TCI2-1 0.50840E-02*（0.28796E-02） 0.34777E-02（0.24595E-02）0.79960E-02***（0.27403E-02）TCI1-3 -0.64558E-01（0.46953E-01） -0.12994**（0.53722E-01）-0.11816**（0.47151E-01）TCI2-3 0.43049E-02（0.31285E-02） 0.62682E-02*（0.36791E-02）0.59184E-02**（0.30100E-02）Adjusted R-squared 0.81432 0.64537 0.81360 0.63646 0.84354 0.84061五、结语勿庸置疑，学术界关于中国长期经济增长及收入分配的研究是极为广泛和深入的。例如，强调对外开放、人力资本、私有化、财政分权。但是却缺少一种学说，能够同时在逻辑上解释中国经济增长中的各种问题。这些问题包括中国能够保持高速增长的原因，增长收敛的趋势为什么在不同的地区和时期呈现了不同的特性，居民收入的差距为什么会在改革的中后期不断拉大等等。文献中更多的情况是，在解释不同的现象时，采取不同的理论视角。结果在理论的各种推论中，逻辑相互抵触的状况时有发生，因而无法令人信服。本文则试图在这个方面提供一个完整的一致的阐释，即发展战略是解释中国经济增长和收入分配的关键。本文通过对技术选择指数的构造以及相应的实证分析，佐证了这一理论判断。参考文献Acemoglu, Daron. 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