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摘 要：对贵州省82个县域人均GDP的σ收敛和绝对β收敛性进行了研究。研究发现，1996年之前，贵州省县域经济呈现出先收敛再发散的“U型”趋势；1996年以后，经济增长分异的趋势较明显。
关键词：县域经济；σ收敛；绝对β收敛
中图分类号：F127；F224 文献标识码：A doi:10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2011.11.06 文章编号：1672-3309（2011）11-14-03
一、引言
贵州省是我国西部地区典型的欠发达省份， 2009年全省人均GDP仅为10309元，排在全国倒数第一。由于省内各区域间自然条件、经济基础、文化环境等差异，区域经济发展极不均衡，例如2009年贵阳市南明区人均GDP高达34864元，而黔西南望谟县人均GDP仅为3803元，仅为南明区的1/10。因此，分析贵州省区域空间收敛性，深入了解其县域经济发展的差异，对促进贵州县域经济协调发展具有重要意义。
贵州省县域经济收敛性研究较少，且大多是定性分析。何康宁（2006）认为“工业化、民营化、特色化、城镇化”是贵州省县域经济发展的必由之路。张文红（2009）将贵州县域经济按经济强县、一般县和扶贫开发工作重点县进行分组，分析了第一产业对当地GDP的影响，得出经济越落后的地区，其国民生产总值对第一产业产值的依赖性越强，贵州传统农业整体发展的潜力已经不大，必须发展现代农业。陈厚义，刘斌（2010）对贵州省县域经济发展的不足和存在的优势进行分析，认为贵州省县域经济发展水平低，区域发展不平衡，城乡二元化现象突出，产业结构有待优化。臧忠卿（2007）使用主成分分析法对贵州省县域的经济发展水平情况进行了综合评价、排位和分类，认为县域经济发展不平衡，需要缩小地区差异。刘群、王颖喆（2006）对贵州全省87个县级区域，选取反映其经济社会发展水平的8个重要指标，比较县域经济发展差异。
二、变量选取与数据处理
1.研究区域与空间单元的选取
由于六盘水市钟山区于1988年建区，为保证样本空间单元的一致性，本文研究时间跨度从1988年到2008年。同时，由于贵阳市行政区划的调整较为复杂，考虑数据的可得性和空间单元的一致性，将贵阳市市辖区作为一个空间单元处理。同理，遵义市的汇川区1995年建区，将其于红花岗区作为一个空间单元“遵义市辖区”处理。因此，本文的县域空间单元为80个县级行政区划、“贵阳市辖区”和“遵义市辖区”共82个空间单元。
2.数据来源与处理
本文以贵州各个县级空间单元的人均GDP为研究变量，数据全部来自《贵州六十年》，研究的时间跨度从1988年至2008年。同时，以2008 年为基年，进行物价指数调整。“贵阳市及市辖区”和“遵义市及市辖区”数据，通过当年全市数据减去下辖各个县（县级市）数据，再除以当年全市人口（除以下辖各个县人口）计算所得。
三、贵州县域经济收敛性分析
1.贵州省县域经济σ收敛性分析
所谓σ收敛，是指地区间经济变量随时间变化而出现差异缩小的趋势（barro，1991)。对于σ收敛一般采用静态分析法，对各地区各时期的横截面数据进行离散度指标的计算，常用的方法有变异系数CV、区间基尼系数、区间泰尔系数等。本文采用变异系数分析法，首先，分别计算贵州省各年人均GDP样本均值、样本标准差和变异系数，其结果如图1和表1 所示：
从图1及表1中可以看出：
第一，从总体上来看，贵州省人均GDP变异系数呈先减小，后增大的“U型”趋势。第一阶段为1988年至1996年，变异系数从1988年的0.634，缓慢降到了1996年的0.575，在过程中略有波动，但变异系数波动幅度较小。第二阶段为1996年至2007年，变异系数迅速从1996年的0.575增大到2007年的0.759。从1996年开始，贵州省县域经济出现明显的分化，区域差距不断扩大。
第二，贵州省经济分化时间点晚于全国5年。1996至2001年为贵州快速分化期，变异系数从1996年的0.575迅速增大到了0.719。由于我国经历了计划经济向市场经济的转轨，在这过程中，导致了较发达地区和落后地区的分化。国内研究基本认为，我国在1991年前后出现了经济分化，且1991年至1996年间区域总体差距扩大（林毅夫，2006；魏后凯，2007）。
第三，2008年出现“拐点”。2008年贵州人均GDP区间变异系数为0.717，相比于2001年至2007年的稳定增长趋势，出现了突然“掉头”，低于2001年的0.719。可能在未来，贵州省区域经济会出现收敛性的趋势，其原因有待进一步研究。
2.贵州省县域经济绝对β收敛性分析
β收敛是指区域经济平均增长率与其初始经济水平负相关。（Barro，Markiw ,1991）存在β收敛，这意味着经济落后地区有着较快速的经济增长水平。同时，Barro等人还证明了β收敛是σ收敛的必要非充分条件。（Barro，1992）。另外，由于不同地区经济的异质性，既资源禀赋、发展路径以及文化、地理等原因，可能会在绝对β收敛回归中出现遗漏变量偏差，于是Mankiw（1992）、Islam（1992）等人结合内生增长理论，加入人力资本等条件变量，只要初始发展水平变量的偏系数为正，就说明该区域存在“条件β收敛”。我们采用绝对β收敛的研究方法，如上分三阶段研究贵州省县域人均GDP绝对β收敛性：即1988年至2008年整个研究区间；1988年至1996年；1996年至2007年。
估计方程为，参考Barro（1991）
其中μit为误差值，C为常数，由上式可知：β值的大小取决于初期的人均实际GDP值，而与其他参数的变化无关。因此，由上式测算出的系数实际反映的是一种绝对β收敛。使用Eviews3.3估计，结果如下表：
分析结果如表2所示，可以得出以下三点：
首先，总体看，从1988年至2008年,贵州省县域经济的经济增长率与期初的人均GDP存在负相关关系,高收入地区与低收入地区间人均GDP差距大约以每年0.832%的速度缩小。表明自1988年以来,贵州经济增长存在一定的收敛性,高收入地区的人均GDP增长较慢,而低收入地区的人均GDP增长却较快,各地区间经济增长有收敛的趋势。但该模型显著性不强，缺乏解释力，故需进一步对贵州省经济增长过程分时段进行分析。
其次，从1988至1996年期间,贵州省经济增长存在显著的绝对收敛性。该时期低收入地区以每年1.45%的收敛速度在追赶高收入地区,这与很多学者研究中国区域间的收敛系数十分接近。在改革开放初期,中国的经济体制改革主要集中在农村,而经济落后地区绝大多数是农业经济相对发达的地区,此项改革极大地促进了农业的快速发展,缩小了城乡间的收入差距,带来了地区间经济差距的减小,经济增长呈收敛性。
最后，从1996至2007年期间,贵州省县域经济的经济增长不存在绝对收敛性。表明在社会主义市场经济体制建立并发挥作用的过程中,经济体制改革的(下转36页)(上接15页)重心逐步转移到城市,而以自由竞争为特色的市场机制能够促使经济基础条件较好的地区充分利用市场机遇,加快产业结构的升级和工业化、城市化的进程,率先实现小康社会的目标。但市场经济却使经济基础条件较差的地区较难抓住市场机遇,较难应对市场挑战,经济增长的势头必然削弱,进而拉大了和较发达地区的经济差距,在区域经济增长的过程中必然出现分异现象,所以该阶段的经济增长过程就不存在绝对的收敛性。其条件β收敛性尚需进一步研究。
四、结论
第一，从整体上看，贵州省县域经济出现以1996年为分界点，呈现先收敛、再发散的“U型”趋势。与我国经济收敛趋势分界点相比晚约5年，从一个侧面反映出贵州省市场经济起步比全国晚5年左右。
第二，1988年至1996年，贵州省县域经济出现绝对β收敛，落后地区大约以每年0.832%的速度追赶较发达地区。但是这种收敛趋势并不明显，落后地区经济发展速度并未明显高于较发达地区。
第三，1996年至2007年，贵州省县域经济差距出现分化，县域经济差异不断扩大。不存在绝对β收敛性，需进一步研究其条件收敛状况。
第四，在2008年，贵州省县域经济差异出现一个明显的“拐点”，县域差异出现下降趋势。具体原因尚待进一步分析。
参考文献：
[1] 石风光、杨文举.经济增长收敛的计量研究评述[J].经济问题，2008,(06).
[2]刘强.中国经济增长的收敛性分析[J].经济研究，2001,(07).
[3]张胜、郭军、陈金贤.中国省际长期经济增长绝对收敛的经验分析[J].世界经济,2001,(06).
[4]马栓友、于红霞.转移支付与地区经济收敛[J].经济研究,2003,(03).
[5]徐现祥、李郇.中国城市经济增长的趋同分析[J].经济研究,2004,(05).
[6]张焕明.扩展的Solow模型的应用:我国经济增长的地区性趋同[J].经济学季刊,2004,(03).
[7]林毅夫、刘培林.中国的经济发展战略与地区收入差距[J].经济研究,2003,(03).
[8]魏后凯.中国地区经济增长及其收敛性[J].中国工业经济,1997,(03).
[9]杨开忠.中国区域经济差异的变动研究[J].经济研究,1994,(12).
[10]林毅夫、蔡日方、李周.中国经济转型时期的地区差距分析[J].经济研究,1998,(06).
[11]林光平、龙志和、吴梅.中国地区经济σ-收敛的空间计量实证分析[J].数量经济技术经济研究,2006,(04).
[12]范剑勇、朱国林.中国地区差距的演变及其结构分解[J].管理世界,2002,(07).
[13]贵州省统计局、国家统计局贵州调查总队.贵州统计六十年：1949—2009[M].北京：中国统计出版社，2009.
关键词：县域经济；σ收敛；绝对β收敛
中图分类号：F127；F224 文献标识码：A doi:10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2011.11.06 文章编号：1672-3309（2011）11-14-03
一、引言
贵州省是我国西部地区典型的欠发达省份， 2009年全省人均GDP仅为10309元，排在全国倒数第一。由于省内各区域间自然条件、经济基础、文化环境等差异，区域经济发展极不均衡，例如2009年贵阳市南明区人均GDP高达34864元，而黔西南望谟县人均GDP仅为3803元，仅为南明区的1/10。因此，分析贵州省区域空间收敛性，深入了解其县域经济发展的差异，对促进贵州县域经济协调发展具有重要意义。
贵州省县域经济收敛性研究较少，且大多是定性分析。何康宁（2006）认为“工业化、民营化、特色化、城镇化”是贵州省县域经济发展的必由之路。张文红（2009）将贵州县域经济按经济强县、一般县和扶贫开发工作重点县进行分组，分析了第一产业对当地GDP的影响，得出经济越落后的地区，其国民生产总值对第一产业产值的依赖性越强，贵州传统农业整体发展的潜力已经不大，必须发展现代农业。陈厚义，刘斌（2010）对贵州省县域经济发展的不足和存在的优势进行分析，认为贵州省县域经济发展水平低，区域发展不平衡，城乡二元化现象突出，产业结构有待优化。臧忠卿（2007）使用主成分分析法对贵州省县域的经济发展水平情况进行了综合评价、排位和分类，认为县域经济发展不平衡，需要缩小地区差异。刘群、王颖喆（2006）对贵州全省87个县级区域，选取反映其经济社会发展水平的8个重要指标，比较县域经济发展差异。
二、变量选取与数据处理
1.研究区域与空间单元的选取
由于六盘水市钟山区于1988年建区，为保证样本空间单元的一致性，本文研究时间跨度从1988年到2008年。同时，由于贵阳市行政区划的调整较为复杂，考虑数据的可得性和空间单元的一致性，将贵阳市市辖区作为一个空间单元处理。同理，遵义市的汇川区1995年建区，将其于红花岗区作为一个空间单元“遵义市辖区”处理。因此，本文的县域空间单元为80个县级行政区划、“贵阳市辖区”和“遵义市辖区”共82个空间单元。
2.数据来源与处理
本文以贵州各个县级空间单元的人均GDP为研究变量，数据全部来自《贵州六十年》，研究的时间跨度从1988年至2008年。同时，以2008 年为基年，进行物价指数调整。“贵阳市及市辖区”和“遵义市及市辖区”数据，通过当年全市数据减去下辖各个县（县级市）数据，再除以当年全市人口（除以下辖各个县人口）计算所得。
三、贵州县域经济收敛性分析
1.贵州省县域经济σ收敛性分析
所谓σ收敛，是指地区间经济变量随时间变化而出现差异缩小的趋势（barro，1991)。对于σ收敛一般采用静态分析法，对各地区各时期的横截面数据进行离散度指标的计算，常用的方法有变异系数CV、区间基尼系数、区间泰尔系数等。本文采用变异系数分析法，首先，分别计算贵州省各年人均GDP样本均值、样本标准差和变异系数，其结果如图1和表1 所示：
从图1及表1中可以看出：
第一，从总体上来看，贵州省人均GDP变异系数呈先减小，后增大的“U型”趋势。第一阶段为1988年至1996年，变异系数从1988年的0.634，缓慢降到了1996年的0.575，在过程中略有波动，但变异系数波动幅度较小。第二阶段为1996年至2007年，变异系数迅速从1996年的0.575增大到2007年的0.759。从1996年开始，贵州省县域经济出现明显的分化，区域差距不断扩大。
第二，贵州省经济分化时间点晚于全国5年。1996至2001年为贵州快速分化期，变异系数从1996年的0.575迅速增大到了0.719。由于我国经历了计划经济向市场经济的转轨，在这过程中，导致了较发达地区和落后地区的分化。国内研究基本认为，我国在1991年前后出现了经济分化，且1991年至1996年间区域总体差距扩大（林毅夫，2006；魏后凯，2007）。
第三，2008年出现“拐点”。2008年贵州人均GDP区间变异系数为0.717，相比于2001年至2007年的稳定增长趋势，出现了突然“掉头”，低于2001年的0.719。可能在未来，贵州省区域经济会出现收敛性的趋势，其原因有待进一步研究。
2.贵州省县域经济绝对β收敛性分析
β收敛是指区域经济平均增长率与其初始经济水平负相关。（Barro，Markiw ,1991）存在β收敛，这意味着经济落后地区有着较快速的经济增长水平。同时，Barro等人还证明了β收敛是σ收敛的必要非充分条件。（Barro，1992）。另外，由于不同地区经济的异质性，既资源禀赋、发展路径以及文化、地理等原因，可能会在绝对β收敛回归中出现遗漏变量偏差，于是Mankiw（1992）、Islam（1992）等人结合内生增长理论，加入人力资本等条件变量，只要初始发展水平变量的偏系数为正，就说明该区域存在“条件β收敛”。我们采用绝对β收敛的研究方法，如上分三阶段研究贵州省县域人均GDP绝对β收敛性：即1988年至2008年整个研究区间；1988年至1996年；1996年至2007年。
估计方程为，参考Barro（1991）
其中μit为误差值，C为常数，由上式可知：β值的大小取决于初期的人均实际GDP值，而与其他参数的变化无关。因此，由上式测算出的系数实际反映的是一种绝对β收敛。使用Eviews3.3估计，结果如下表：
分析结果如表2所示，可以得出以下三点：
首先，总体看，从1988年至2008年,贵州省县域经济的经济增长率与期初的人均GDP存在负相关关系,高收入地区与低收入地区间人均GDP差距大约以每年0.832%的速度缩小。表明自1988年以来,贵州经济增长存在一定的收敛性,高收入地区的人均GDP增长较慢,而低收入地区的人均GDP增长却较快,各地区间经济增长有收敛的趋势。但该模型显著性不强，缺乏解释力，故需进一步对贵州省经济增长过程分时段进行分析。
其次，从1988至1996年期间,贵州省经济增长存在显著的绝对收敛性。该时期低收入地区以每年1.45%的收敛速度在追赶高收入地区,这与很多学者研究中国区域间的收敛系数十分接近。在改革开放初期,中国的经济体制改革主要集中在农村,而经济落后地区绝大多数是农业经济相对发达的地区,此项改革极大地促进了农业的快速发展,缩小了城乡间的收入差距,带来了地区间经济差距的减小,经济增长呈收敛性。
最后，从1996至2007年期间,贵州省县域经济的经济增长不存在绝对收敛性。表明在社会主义市场经济体制建立并发挥作用的过程中,经济体制改革的(下转36页)(上接15页)重心逐步转移到城市,而以自由竞争为特色的市场机制能够促使经济基础条件较好的地区充分利用市场机遇,加快产业结构的升级和工业化、城市化的进程,率先实现小康社会的目标。但市场经济却使经济基础条件较差的地区较难抓住市场机遇,较难应对市场挑战,经济增长的势头必然削弱,进而拉大了和较发达地区的经济差距,在区域经济增长的过程中必然出现分异现象,所以该阶段的经济增长过程就不存在绝对的收敛性。其条件β收敛性尚需进一步研究。
四、结论
第一，从整体上看，贵州省县域经济出现以1996年为分界点，呈现先收敛、再发散的“U型”趋势。与我国经济收敛趋势分界点相比晚约5年，从一个侧面反映出贵州省市场经济起步比全国晚5年左右。
第二，1988年至1996年，贵州省县域经济出现绝对β收敛，落后地区大约以每年0.832%的速度追赶较发达地区。但是这种收敛趋势并不明显，落后地区经济发展速度并未明显高于较发达地区。
第三，1996年至2007年，贵州省县域经济差距出现分化，县域经济差异不断扩大。不存在绝对β收敛性，需进一步研究其条件收敛状况。
第四，在2008年，贵州省县域经济差异出现一个明显的“拐点”，县域差异出现下降趋势。具体原因尚待进一步分析。
参考文献：
[1] 石风光、杨文举.经济增长收敛的计量研究评述[J].经济问题，2008,(06).
[2]刘强.中国经济增长的收敛性分析[J].经济研究，2001,(07).
[3]张胜、郭军、陈金贤.中国省际长期经济增长绝对收敛的经验分析[J].世界经济,2001,(06).
[4]马栓友、于红霞.转移支付与地区经济收敛[J].经济研究,2003,(03).
[5]徐现祥、李郇.中国城市经济增长的趋同分析[J].经济研究,2004,(05).
[6]张焕明.扩展的Solow模型的应用:我国经济增长的地区性趋同[J].经济学季刊,2004,(03).
[7]林毅夫、刘培林.中国的经济发展战略与地区收入差距[J].经济研究,2003,(03).
[8]魏后凯.中国地区经济增长及其收敛性[J].中国工业经济,1997,(03).
[9]杨开忠.中国区域经济差异的变动研究[J].经济研究,1994,(12).
[10]林毅夫、蔡日方、李周.中国经济转型时期的地区差距分析[J].经济研究,1998,(06).
[11]林光平、龙志和、吴梅.中国地区经济σ-收敛的空间计量实证分析[J].数量经济技术经济研究,2006,(04).
[12]范剑勇、朱国林.中国地区差距的演变及其结构分解[J].管理世界,2002,(07).
[13]贵州省统计局、国家统计局贵州调查总队.贵州统计六十年：1949—2009[M].北京：中国统计出版社，2009.