中國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)收入差別一、自生水平問題以及趕超戰(zhàn)略對(duì)中國(guó)地區(qū)差別的不利影響中國(guó)政府從第一個(gè)“五年計(jì)劃”開始實(shí)施的重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展的趕超戰(zhàn)略,是典型的違背比較優(yōu)勢(shì)的戰(zhàn)略,該戰(zhàn)略下建立的大量國(guó)有企業(yè)是沒有自生水平的（林毅夫,2002a）。自生水平問題以及為克服這個(gè)問題而形成的“三位一體”的經(jīng)濟(jì)體制,在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面的一個(gè)直接后果就是拉大地區(qū)發(fā)展差別。其作用機(jī)制如下：第一,在中西部地區(qū)建立很多資本密集項(xiàng)目需要大量的初始投資。單單從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)看,這種投資分配模式意在（或者說有可能）縮小相對(duì)發(fā)達(dá)的沿海地區(qū)和相對(duì)落后的內(nèi)陸地區(qū)的發(fā)展水平差別。但是這些投資真正形成的生產(chǎn)性資本量卻是有限的,而且這些投資形成的資本品專用性極強(qiáng),對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)活動(dòng)幾乎產(chǎn)生不了什么顯著的正向外部效應(yīng)。①第二，絕大多數(shù)趕超項(xiàng)目需要投入大量自然資源、初級(jí)原礦產(chǎn)品和初級(jí)制成品,而這些投入品絕大多數(shù)出自中西部地區(qū)。為補(bǔ)貼趕超項(xiàng)目,政府出面人為壓低這些商品的價(jià)格。由此導(dǎo)致的結(jié)果是,中西部地區(qū)事實(shí)上在補(bǔ)貼這些趕超項(xiàng)目。所以,在中西部地區(qū)建立的很多趕超項(xiàng)目不但不會(huì)促動(dòng)這些地方的經(jīng)濟(jì)發(fā)展,相反還會(huì)在一定水準(zhǔn)上起負(fù)面作用。第三,即使政府為趕超項(xiàng)目投入了大量的資本,但是這些項(xiàng)目只能夠?yàn)閬碜园l(fā)達(dá)的沿海地區(qū)的受過良好教育的勞動(dòng)力創(chuàng)造有限的就業(yè)機(jī)會(huì),而當(dāng)?shù)貏趧?dòng)力則被局限于生產(chǎn)率低下的農(nóng)業(yè)部門。因而,本地的勞動(dòng)力收入水平難以提升。改革以來為補(bǔ)貼沒有自生水平的國(guó)有企業(yè),政府繼續(xù)壓低原材料和初級(jí)產(chǎn)品的價(jià)格。而這些資源和產(chǎn)品的產(chǎn)地主要集中在中西部地區(qū)。改革以來沿海省區(qū)在快速發(fā)展的同時(shí),也從中西部地區(qū)輸入越多的原材料和初級(jí)產(chǎn)品。所以,相對(duì)落后的中西部地區(qū)向經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)持續(xù)提供補(bǔ)貼,導(dǎo)致地區(qū)差別進(jìn)一步擴(kuò)大。另外,中西部地區(qū)沒有自生水平的企業(yè)所背負(fù)的政策性負(fù)擔(dān),內(nèi)生地導(dǎo)致了這些企業(yè)的軟預(yù)算約束問題（LinandTan,1999）,所以,即使承擔(dān)趕超任務(wù)的中西部地區(qū)企業(yè)能夠獲得政策性補(bǔ)貼,但是其經(jīng)濟(jì)績(jī)效也不高。大量國(guó)有企業(yè)沒有自生水平，這是中國(guó)經(jīng)濟(jì)改革的關(guān)鍵問題（林毅夫,2002b）。二、對(duì)中國(guó)地區(qū)差別的實(shí)證分析1?實(shí)證分析的基本框架為了深入說明發(fā)展戰(zhàn)略對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響,我們?cè)谶@里實(shí)行嚴(yán)格的計(jì)量分析。按照新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論(Solow,1956;BarroandSala-I-Martin,1991,1992),因?yàn)橘Y本邊際報(bào)酬遞減,初始人均收入較低的經(jīng)濟(jì)體在未來經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的潛在速度比初始人均收入較高的經(jīng)濟(jì)體快,這是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)內(nèi)在的收斂機(jī)制。但是,新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論沒有考慮到發(fā)展戰(zhàn)略特征決定的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。正如前文闡明的那樣,如果一個(gè)欠發(fā)達(dá)的經(jīng)濟(jì)體推行違背比較優(yōu)勢(shì)的趕超戰(zhàn)略,那么其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)步伐將被延緩,從而使得其實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度低于潛在速度。林毅夫(2002a)定義了實(shí)際的技術(shù)選擇指數(shù)(TCI)以及最優(yōu)的技術(shù)選擇指數(shù)(TCI*)來度量發(fā)展戰(zhàn)略的特征?；诖?，我們這里米取如下方式間接度量政府推行的發(fā)展戰(zhàn)略對(duì)于比較優(yōu)勢(shì)戰(zhàn)略的偏離：DS=TCI-TCI*(1)如果一個(gè)國(guó)家(地區(qū))推行順應(yīng)比較優(yōu)勢(shì)的發(fā)展戰(zhàn)略，則DS=0如果優(yōu)先發(fā)展資本密集度超越于所處發(fā)展階段要素稟賦結(jié)構(gòu)所決定的具有比較優(yōu)勢(shì)的產(chǎn)業(yè)，則這種趕超戰(zhàn)略之下DS>0DS的實(shí)際取值越是大于0,則表明趕超力度越大,或者趕超的特征越強(qiáng)。進(jìn)而,我們構(gòu)造如下的計(jì)量方程：Gi=a0+a1?Ln(GDPPLO,i)+a2?DSi+?X+ui(2)(2)式中，被解釋變量是1978—2000年期間各省區(qū)市的勞均GDP年增長(zhǎng)率。Ln(GDPPL0,i)是各省區(qū)市在1978年的初始勞均GDP代表初始的發(fā)展水平。按照前述分析,如果收斂機(jī)制存有,則a1的符號(hào)預(yù)期應(yīng)該為負(fù);同時(shí),如果我們的假說和經(jīng)驗(yàn)事實(shí)相容,則a2符號(hào)預(yù)期也應(yīng)該為負(fù)。因?yàn)門CI*是不可觀察的，所以我們無法直接計(jì)算出DSi的取值。但是，注意到TCI*是一個(gè)正的常數(shù)，在回歸分析時(shí)，就能夠?qū)ⅱ剖秸归_為(2')式：Gi二Ck+a1?Ln(GDPPL0,i)+a2?TCIi+?X+ui(2')在方程(2')當(dāng)中,C'k=a0-a2TCI*。預(yù)期TCIi的系數(shù)a2的符號(hào)應(yīng)該為負(fù)。在方程(2)和(2')當(dāng)中,X代表其他解釋變量，對(duì)此我們?cè)诤笪膶⒔o出詳細(xì)的介紹。2?變量和數(shù)據(jù)來源關(guān)于TCIi的具體測(cè)算辦法,請(qǐng)參見北京大學(xué)中國(guó)經(jīng)濟(jì)研究中心發(fā)展戰(zhàn)略研究組(2002)的報(bào)告。①TCIi實(shí)際上是刻畫各個(gè)省區(qū)的產(chǎn)業(yè)、產(chǎn)品和技術(shù)結(jié)構(gòu)特征的變量。我們得到的原始TCIi數(shù)據(jù)是各個(gè)省區(qū)市1978—1999年期間的年度時(shí)間序列數(shù)據(jù)。為了刻畫整個(gè)分析時(shí)期里各省區(qū)市發(fā)展戰(zhàn)略特征,首先引入1978—1999年各個(gè)年份TCIi指數(shù)的算術(shù)平均值作為解釋變量，記為TCI7899。我們還引入了另外一種定義的發(fā)展戰(zhàn)略指標(biāo)：TCI7885,含義是1978—1985年各省區(qū)TCI的算術(shù)平均值,以便分析改革初始階段各個(gè)省區(qū)的發(fā)展戰(zhàn)略特征。 (2')式涉及到的其他解釋變量X,視具體情況而不同。按照新古典增長(zhǎng)理論，儲(chǔ)蓄傾向越高的經(jīng)濟(jì)體,其穩(wěn)態(tài)勞均產(chǎn)出就越高。這樣,如果各個(gè)經(jīng)濟(jì)體之間儲(chǔ)蓄傾向不同就會(huì)影響到收斂速度。具體來講,儲(chǔ)蓄傾向越高的經(jīng)濟(jì)體,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度就越高。因?yàn)槠渌麠l件相同的情況下,高儲(chǔ)蓄傾向?qū)е赂叻€(wěn)態(tài)收入水平,進(jìn)而意味著給定的初始人均收入和穩(wěn)態(tài)收入之間存有更大的差別,從而就有更快的勞均收入增長(zhǎng)速度。所以,我們引入了儲(chǔ)蓄傾向(以SAVi代表)指標(biāo)。按照理論預(yù)期，這個(gè)解釋變量的系數(shù)符號(hào)應(yīng)該為正。在具體實(shí)行計(jì)量估計(jì)時(shí),我們沿用Mankiw等(Mankiwetal.,1992)的做法,定義各個(gè)省區(qū)儲(chǔ)蓄傾向?yàn)椋篠AVi=E2000t=1978liGDPi。其中分子代表固定資本和存貨資本投資之和,①分母代表當(dāng)年的GDP兩者均為當(dāng)年價(jià)格。另外，在新古典增長(zhǎng)模型中,勞動(dòng)力平均增長(zhǎng)率越高的經(jīng)濟(jì)體,穩(wěn)態(tài)人均收入就越低。按照和上述儲(chǔ)蓄傾向大致類似的理論原理,我們引入了各個(gè)省區(qū)勞動(dòng)力平均增長(zhǎng)率(以LABGi來代表)作為解釋變量。這個(gè)解釋變量的系數(shù)符號(hào)應(yīng)該為負(fù)。大量的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂回歸都將人力資本作為一個(gè)解釋變量。不過各個(gè)研究者實(shí)際使用的定義不一樣。我們?cè)谶@里也將各個(gè)省區(qū)起點(diǎn)時(shí)刻的人力資本存量作為解釋變量(以HUMK82代表)。具體定義是各個(gè)省區(qū)1982年具有小學(xué)文化水準(zhǔn)的人口占總?cè)丝诘谋壤?。這個(gè)指標(biāo)的系數(shù)符號(hào)預(yù)期為正。有文獻(xiàn)強(qiáng)調(diào)外商直接投資對(duì)地區(qū)差別的影響(Lee,1994;Dayal-GulatiandHusain,2000)。外資流入,尤其是外國(guó)直接投資的流入,往往能夠帶來新的技術(shù)訣竅和管理經(jīng)驗(yàn)。所以外國(guó)直接投資(以FDIi表示)越多的省區(qū),技術(shù)進(jìn)步方面的優(yōu)勢(shì)就越大。我們?cè)谟?jì)量分析中實(shí)際使用的外國(guó)直接投資指標(biāo)的定義是：1978—2000年期間外國(guó)直接投資累計(jì)額的自然對(duì)數(shù)。我們預(yù)期外國(guó)直接投資變量的系數(shù)符號(hào)應(yīng)該為正。另外,大量的經(jīng)驗(yàn)研究文獻(xiàn)認(rèn)為中國(guó)改革開放以來出現(xiàn)了“俱樂部收斂”現(xiàn)象(如蔡和都陽(yáng),2000;Tsui,1991,1993)。中國(guó)地域廣闊,各地自然條件和市場(chǎng)容量的確相差懸殊。為了控制這些因素我們也引入中部和西部?jī)蓚€(gè)虛擬變量。②新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論模型沒有考慮經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)方面。Barro等意識(shí)到新古典增長(zhǎng)理論本身忽視經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)帶來的不利后果,試圖在對(duì)新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論實(shí)行實(shí)證檢驗(yàn)時(shí)實(shí)行補(bǔ)充。他們關(guān)于美國(guó)地區(qū)收斂的計(jì)量回歸中引入了一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊變量,該變量是一個(gè)加權(quán)和,權(quán)數(shù)是各州中各產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出份額,被加權(quán)的因子是各產(chǎn)業(yè)在全國(guó)水平上的增長(zhǎng)率(BarroandSala-I-Martin,1991,1992)。從理論層面講,Barro等理解的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)沖擊變量基本上是側(cè)重需求方面的?？紤]需求沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響,本來無可厚非。但Barro等關(guān)于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的理解,違背了一個(gè)基本的經(jīng)濟(jì)學(xué)道理。舉例來說,如果全國(guó)水平上工業(yè)增長(zhǎng)快,而某個(gè)省區(qū)的比較優(yōu)勢(shì)卻恰恰在農(nóng)業(yè),那么,這個(gè)省區(qū)里工業(yè)所占比重較小不見得就是壞事,并不見得不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。當(dāng)然,在美國(guó)那樣成熟的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國(guó)家,在較長(zhǎng)的時(shí)期內(nèi),各個(gè)州之間的產(chǎn)業(yè)分工格局已經(jīng)很好地順應(yīng)了各自的動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)。這樣一來,Barro等理解的結(jié)構(gòu)沖擊基本上就是相對(duì)短的時(shí)期里需求沖擊的影響。換言之,這個(gè)指標(biāo)用在美國(guó)還能夠刻畫較短時(shí)期里的需求沖擊,但用來理解中國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響則力有不逮。這是因?yàn)橹袊?guó)各省區(qū)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和其比較優(yōu)勢(shì)吻合得不太好。魏后凱(1997)的經(jīng)驗(yàn)研究中使用了完全按照Barro等定義的結(jié)構(gòu)變量③為了比較前述定義的發(fā)展戰(zhàn)略結(jié)構(gòu)變量和Barro定義的結(jié)構(gòu)變量,我們也根據(jù)Barro等的定義計(jì)算了1978—2000年期間中國(guó)29省區(qū)的結(jié)構(gòu)變量,并將之納入回歸分析。①Cheng(2002)的研究認(rèn)為，中國(guó)地區(qū)收斂的檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)于樣本選擇比較敏感。具體來說,對(duì)京、津、滬三個(gè)直轄市的不同處理辦法將導(dǎo)致不同的結(jié)論。比如,Tusi(1996)將三大直轄市包含到臨近的省份之后,就會(huì)得到中國(guó)地區(qū)收入水平在改革之后趨異的結(jié)論。其他研究得到收斂的結(jié)論,是把三大直轄市作為獨(dú)立的經(jīng)濟(jì)體來處理的。我們?cè)诤竺鎸⒎謩e按照包含和不包含京、津、滬三大直轄市的情形實(shí)行計(jì)量分析。(2')式中的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)假定存有異方差問題即：E(u)=O,Var(u)二。2Zi。為此在計(jì)量分析結(jié)果中，我們報(bào)告WhiteRobustness方差協(xié)方差矩陣的估計(jì)結(jié)果。3?計(jì)量分析結(jié)果報(bào)告了計(jì)量分析結(jié)果。模型I是新古典無條件收斂的框架。這個(gè)模型的估計(jì)結(jié)果似乎不支持新古典無條件收斂的假說。而且這個(gè)模型的擬合精度也比較差。模型H和模型皿分別用TCI7885和TCI7899控制住改革開放初期和整個(gè)改革期間各省區(qū)市的發(fā)展戰(zhàn)略特征。從這兩個(gè)模型的估計(jì)結(jié)果來看，發(fā)展戰(zhàn)略越體現(xiàn)出趕超的特征，則勞均GDP增長(zhǎng)率就越低；而且初始條件變量Ln(GDPPLO的符號(hào)也符合理論預(yù)期。模型IV-模型忸的基礎(chǔ)是條件收斂框架。在這些模型中涉及到的發(fā)展戰(zhàn)略特征變量系數(shù)的符號(hào)均顯著為負(fù)。不過，即使初始條件變量Ln(GDPPL0的系數(shù)符號(hào)均符合預(yù)期,但是在一些情形下不顯著。其他的解釋變量中,儲(chǔ)蓄率、勞動(dòng)力增長(zhǎng)率和外商直接投資的系數(shù)符號(hào)均符合理論預(yù)期。不過這些系數(shù)符號(hào)的顯著性卻不穩(wěn)定。而初始人力資本變量的系數(shù)符號(hào)卻相悖于理論預(yù)期,而且在有些場(chǎng)合之下系數(shù)的顯著性水平還比較高。當(dāng)然,從中難以導(dǎo)出人力資本對(duì)勞均GDP增長(zhǎng)的影響為負(fù)的一般結(jié)論來。在報(bào)告的8個(gè)模型基礎(chǔ)上加入中部和西部?jī)蓚€(gè)虛擬變量之后,所有模型的擬合精度均有比較大的改善。而且加入地區(qū)虛擬量之后,初始條件變量Ln(GDPPL0的系數(shù)符號(hào)均顯著為負(fù)，說明新古典收斂機(jī)制仍然成立。而且計(jì)量結(jié)果表明，中部省份勞均GDP增長(zhǎng)率顯著低于東部省區(qū)市；而西部省區(qū)又低于中部省份。這表明自然條件以及其他不可觀察的區(qū)域特征等因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。不過即使在加入地區(qū)虛擬變量之后,發(fā)展戰(zhàn)略特征變量的影響也仍然符合理論預(yù)期,從而充分說明發(fā)展戰(zhàn)略特征對(duì)勞均GDP增長(zhǎng)的反面影響。在報(bào)告的模型基礎(chǔ)上再引入按照 Barro等定義的結(jié)構(gòu)變量實(shí)行回歸,得到的結(jié)果表明,這些結(jié)構(gòu)變量的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)非常不理想。而與Barro等定義的結(jié)構(gòu)變量形成鮮明對(duì)比的是發(fā)展戰(zhàn)略特征變量。所有涉及到發(fā)展戰(zhàn)略特征變量的模型中 ,發(fā)展戰(zhàn)略特征變量的系數(shù)符號(hào)均顯著為負(fù)。不包含京津滬三大直轄市數(shù)據(jù)集的估計(jì)結(jié)果與上述包含三大直轄市的數(shù)據(jù)集的估計(jì)結(jié)果相類似,在此不再贅述。①回歸結(jié)果有力地支持了我們歸納的理論假說,即如果一個(gè)經(jīng)濟(jì)體推行違背比較優(yōu)勢(shì)的戰(zhàn)略,以至于其TCI偏離TCI*,那么該經(jīng)濟(jì)體的勞均GDP增長(zhǎng)率將被顯著降低。不妨做一個(gè)簡(jiǎn)單的匡算。本文的各個(gè)模型的估計(jì)結(jié)果表明，TCI7899的系數(shù)的估計(jì)值處于-0?0028和-0?0084之間,其中絕大多數(shù)估計(jì)值處于-0?003周圍。如果我們以-0?003作為TCI7899的系數(shù)的估計(jì)值，那就意味著，一個(gè)省區(qū)市的TCI對(duì)TCI*有一單位的偏離，將使其勞均GDP±1978—1999年期間每年的增長(zhǎng)率降低0?3%1978—2000年期間中國(guó)大陸省區(qū)市當(dāng)中江蘇省的勞均 GDP增長(zhǎng)速度最快。如果我們以江蘇的TCI7899（其取值為2?9713）作為TC