贫困县经济增长趋同的综合评价

罗狄欧+吴家琴

内容摘要：本文采用我国592个贫困县2008～2015年的统计数据，提出了贫困县经济增长趋同的计量分析框架，分别对其经济增长是否存在σ趋同、β绝对趋同和β条件趋同进行了检验，并深入剖析了影响贫困县σ趋同的深层次原因，最后提出了促进贫困县实现经济趋同发展的政策建议。

关键词：贫困县经济 σ趋同 β绝对趋同 β条件趋同

中图分类号：F061.5 文献标识码：A

早在20世纪60 年代，以索洛为代表的新古典经济学就提出，由于资本存在边际收益递减的规律，人均资本存量较低的区域由于资本收益高而有着较高的经济增长速度，从而存在经济欠发达区域向经济发达区域的趋同。此后，经济增长趋同性研究成为学术界的研究热点。我国地域辽阔，区域之间的经济发展差异十分明显，既有时间横截面上的静态表象，又有时间序列上的动态变化。近年来，我国区域经济差异的研究，格外受到学界的关注。这些研究对区域经济差异及其变化机制进行了深入的研究，但存在测度结果与原因解释上的惯性分离。现在通过变量分离，开展贫困县经济增长趋同性研究，是统筹区域经济发展的重要课题。本文以近十年来我国国家级贫困县的经济增长为样本，研究贫困县经济增长趋同性变化规律，探寻影响贫困县经济增长趋同或趋异的内在机理，以期为贫困县的发展提供新的思路。

研究区域选择与数据处理

研究选取我国592 个国家级贫困县作为基本的分析单元，以2008～2015年作为分析时段，选取了人均GDP 作为衡量各地经济增长的基本指标。考虑物价指数的差异，凡是涉及到不同年份可比价格问题的数据，都采用基年法进行物价指数换算和调整。

贫困县经济增长的σ趋同分析

贫困县经济增长σ趋同检验。σ趋同是在不同时间断面上考察人均产出的差异程度随时间推移而减少的过程。如果随着时间的推移，σ值不断变小，则说明经济增长存在σ趋同；反之则说明经济发展差异扩大。本文选取人均GDP对数的标准差来进行σ趋同检验。利用国研网县域经济数据2008-2015年我国592个贫困县的统计数据，分别计算各贫困县8年来的人均GDP，并且对其取对数，然后求出这8年贫困县的人均GDP对数的标准差，结果如图1所示。由图1可知，从总体上看我国贫困县的经济增长σ值大体呈现不断增大的特征，说明2008-2015年，贫困县经济增长存在着趋异趋势，其经济差异不断扩大。从局部上2015年经济增长的σ值变小了，说明2015年贫困县的经濟发展存在趋同。

贫困县经济增长σ趋同的原因。将人均GDP的对数标准差分解为劳动生产率的标准差和就业率的标准差，并通过这两个标准差的变化对人均GDP对数标准差的变化的影响来阐释贫困县经济增长趋同趋异的原因。分解过程如下所示：

AGDP=GDP/P=（GDP/EP）×（EP/P）

上式中， 表示地区生产总值，AGDP 表示人均地区生产总值，P表示总人口，EP表示就业人口数量。其中GDP/EP表示劳动生产率，EP/P表示就业率。取自然对数，上式可以转换为如下式：

LnAGDP=ln（RL×RE）=lnRL+lnRE

其中RL表示劳动生产率，用RE表示就业率，则对式两边取方差，则可转换为：

Var（lnAGDP）=var（lnRL）+var（lnRE）+2cov（lnRL，lnRE）

利用对人均GDP对数方差的分解，可以分析出我国贫困县内部劳动生产率和就业率的差异变化对贫困县经济增长σ趋同的影响，结果如图2所示。由图2可知，2008-2015年我国贫困县人均GDP对数标准差总体上呈现出不断扩大的趋势，说明这段时期我国贫困县经济增长总体上并没有发生σ趋同。其中人均GDP对数标准差2014年后有变小趋势，说明2014年后我国贫困县经济增长发生了σ趋同。对比人均GDP对数标准差、劳动生产率标准差和就业率标准差三条曲线的变化趋势，可知劳动生产率标准差与人均GDP对数标准差基本保持着相似趋势，正相关系数高达0.864。就业率标准差总体呈现下降趋势，就业率标准差和人均GDP对数标准差的相关性相对较小，为0.346。

贫困县经济增长的β趋同分析

绝对β趋同表示经济增长率和经济发展水平之间存在着负相关关系。本文利用Barro和Sala-I-Martin（1991）的经典回归模型进行绝对β趋同检验。其回归方程式为：

上式中，t表示期初时间，T表示时间跨度，i表示第i个贫困县，yit和yi，t+T分别表示期初和期末的人均GDP，β值为趋同速度，μ为随机误差项。根据我国贫困县经济发展σ趋同的检验结果，选择2014年作为分界点，运用方程对我国贫困县2008-2014年、2014-2015年，2008-2015年三个时间段的数据分别作为模型1、模型2、模型3进行回归分析。其中α表示截距项，b表示人均GDP对数系数，β表示趋同速度，回归结果如表1所示。

根据表1的计算结果显示，三个模型的Spearman相关系数分别为-0.1、-0.251、-0.174，说明三个模型的随机误差项存在不完全相关且是负相关，并且三个的p值中，模型2和模型3的显著性值都<0.001，说明模型误差项不存在异方差。从DW值来看，三个模型的DW值分别为0.987、0.909、1.064，并没有违背模型的基本假设。对模型进一步地分析可以看出，三个模型的系数b值都是负值，虽然由于模型的可决系数以及调整后的拟合系数都不是很高，影响到了方程整体的拟合程度，但是模型2的F值及其显著性概率p值都通过p<0.001的假设检验，可认为这个模型的回归方程的线性关系是显著相关，且模型2存在绝对趋同趋势。这也就是说，从总体上看，2008-2015年期间，我国贫困县的经济增长并不存在绝对β趋同，并且以1.24%的速度趋异；从局部来看，2008-2014年并也没有表现出绝对β趋同，而是以1.34%的速度出现趋异状态；不过2014-2015年期间，我国贫困县的经济增长却出现了绝对β趋同，不过相对于前两者的趋异速度而言，这个阶段的绝对趋同速度有所加速，趋同速度为7.05%。

结论与政策建议

本研究主要得出如下结论：我国贫困县之间劳动生产率差异的直接导致了我国贫困县之间经济增长的差异，也就是说，在2008～2015年间，贫困县之间劳动生产率差异的不断扩大致使贫困县经济发展差异扩大，这是贫困县在此阶段总体上没有发生σ趋同的主要原因，但是由于有着就业率的牵制作用，劳动生产率的巨大差异并没有导致经济发展的较大差异，并且也正是由于有着就业率的牵制作用，才使得2014年之后，贫困县的经济发展出现趋同。

本文得到以下几点政策启示：第一，我国贫困县的经济发展从根本上需要提高贫困县自身的劳动生产率。第二，提高就业率也是促进贫困县经济发展趋同的重要措施。第三，中央、省、市和县级的财政支持、城市化进程以及县域间经济协作，是实现贫困县经济发展趋同的重要条件。

参考文献：

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2.王新娜，黄涌.山东省新型城镇化中“新型度”的评价研究[J].商业经济研究，2016（19）