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一、區(qū)域經(jīng)濟比較

改革開放以來,中國國民經(jīng)濟得到了全面的發(fā)展,但從發(fā)展的程度看,中西部地區(qū)的發(fā)展是否與東部地區(qū)同步,地區(qū)之間是否存在經(jīng)濟差距?中國學術界就此作了大量的研究,得出的結論也不盡相同。魏后凱認為我國地區(qū)間的差異出現(xiàn)了不斷擴大的趨勢①,劉強分析了中國的經(jīng)濟收斂性,他發(fā)現(xiàn)“中國南北兩個大區(qū)域存在分化現(xiàn)象”,對東、中、西部而言,“在各個大區(qū)域內(nèi)索洛模型的收斂機制得到滿足”②。當前持這一觀點的占多數(shù),例如袁鋼明、陳國階、陸大道。另外一些學者認為區(qū)際間的發(fā)展水平非但沒有擴大,反而縮小了③。鐘穎杰、王錚則認為東西部差距不能一概而論,在基本需求的滿足方面,東中西部沒有明顯差異,但是在耐用消費品和通信需求方面,差距明顯;他們特別強調(diào)中部地區(qū)出現(xiàn)落后趨勢④。按照新經(jīng)濟增長理論模型,區(qū)域發(fā)展的差距縮小是一個發(fā)展的收斂性問題。區(qū)域收斂性的概念首先起因于經(jīng)濟動力學的穩(wěn)態(tài)。

所謂穩(wěn)態(tài)是指在長期中諸如人均資本(物質(zhì)的和人力的)、產(chǎn)出及消費等經(jīng)濟量保持不變的增長率。新古典經(jīng)濟學認為,存在經(jīng)濟增長的收斂性,初始經(jīng)濟水平低的地區(qū)比經(jīng)濟水平高的地區(qū)具有更高的人均增長率,因而經(jīng)過一段時間以后,落后的地區(qū)就會趕上發(fā)達的地區(qū),最終它們會以相同且穩(wěn)定的速度發(fā)展,即達到同樣的穩(wěn)態(tài)。但是Bar-ro對跨國的經(jīng)濟增長問題進行研究時發(fā)現(xiàn),新古典主義收斂的假說存在問題,從而進一步得到了條件收斂的概念,其主要思想是:某個經(jīng)濟若離其自身的穩(wěn)態(tài)越遠,它的增長就越快,即落后地區(qū)并不一定比發(fā)達地區(qū)增長更快,它們的增長率是以其各自的穩(wěn)態(tài)位置為條件的①。這就是說,區(qū)域經(jīng)濟系統(tǒng)可能存在多重平衡態(tài),不同的單元收斂到不同的平衡點。并且稱新古典主義的收斂性為絕對收斂性。將這種思想運用到中國的區(qū)域經(jīng)濟研究中,就會提出四個問題:第一,中國區(qū)域經(jīng)濟是隨時間的發(fā)展而絕對收斂嗎?第二,中國區(qū)域經(jīng)濟如果不收斂,那么是否是條件收斂的,如果是條件收斂,各平衡點在哪里?第三,中國如果是條件收斂的,是什么原因造成這種差異?第四,條件收斂是否可能轉為絕對收斂?劉強對這里的第一個問題做了結論,對第二個問題也提出初步結論,可惜作者沒有進一步分析我國3大區(qū)域收斂的位置,從而去發(fā)現(xiàn)如何解決全國經(jīng)濟增長差異擴大的問題。對第三個問題,目前還未見研究結果,本文試圖做進一步的研究。因此本文除了運用Barro的模型,還運用一些新的模型方法,例如新近發(fā)展起來的塞爾指標方法和倒U型曲線分析,試圖認識區(qū)域差距演變的傾向。

二、理論與方法

按Barro和Sala-i-Martin的理論②,使用模型對一個區(qū)域集合回歸擬合可以發(fā)現(xiàn)區(qū)域集合的收斂性。模型如下:Dyi=a0+a1yi,to+εi,to(i=1,m)(2•1)式中,a0為截距項,εi,to為誤差項,Dyi為i區(qū)域(國家、地區(qū)或省、市、自治區(qū)等)人均GDP的平均年增長率,yi,to為i區(qū)域初始時刻t0的人均GDP的對數(shù)值。下標i為i區(qū)域編碼,m為區(qū)域數(shù),下標t0為初始時刻t0。(2•1)模型,是對經(jīng)濟合作與發(fā)展組織(OECD)國家情況的增加。由現(xiàn)階段中國經(jīng)濟的特點結合新經(jīng)濟增長理論,除了初始經(jīng)濟位置以外,我們還想要考慮各區(qū)域的基礎設施水平和人口增長率對區(qū)域發(fā)展差別的影響。于是Barro和Sala-i-Martin在模型(2•1)的基礎上加入基礎設施投資水平和人口增長率兩項因子重新進行分析,改造后的模型如下:Dyi=a0+a1yi,to+a2(I/Y)i,to+a3RPi,to+εi,to(i=北京、天津、上?！?(2•2)yi,to為初始時刻t0的第i省、市、自治區(qū)人均GDP的對數(shù)值,(I/Y)i,to為初始時刻t0的第i省、市、自治區(qū)的基礎設施總投資占其GDP比率的年平均值,RPi,to為初始時刻t0的第i個省、市、自治區(qū)的平均年人口增長率,a0為截距項,εi,to為誤差項。(2•2)式擬合得到結果可能會產(chǎn)生3種情況:A•所有的點幾乎都落在擬合直線上或在其鄰近(擬合效果較好),且直線的斜率為負;這時,發(fā)達地區(qū)有較低的發(fā)展速度,落后地區(qū)有較高的發(fā)展速度,經(jīng)濟體系收斂。B•擬合效果較好,但直線的斜率為正;這時,發(fā)達地區(qū)有較高的發(fā)展速度,落后地區(qū)有較低的發(fā)展速度,經(jīng)濟體系發(fā)散,區(qū)域差距加大。C•樣本點散落在擬合直線四周;這時情況較復雜,經(jīng)濟體系可能存在多重均衡態(tài),基于不同地方的區(qū)域經(jīng)濟體系可能趨向不同的穩(wěn)態(tài)。這時我們需要分區(qū)域討論,研究各區(qū)域收斂于什么穩(wěn)態(tài)。在中國問題分析中,劉強應用(2•1)式發(fā)現(xiàn)了發(fā)散性的存在,即解決了第一個問題。但是他忽視各大區(qū)域是否收斂以及收斂點在哪里,不能判斷中國經(jīng)濟是否存在多重均衡態(tài),也不能判別區(qū)域經(jīng)濟的收斂方向。新的經(jīng)濟理論研究發(fā)現(xiàn),要求出各區(qū)域的穩(wěn)態(tài)位置是可行的。在上面的回歸中所用的增長率實際上是在時間上的一個平均值,而長期的平均值可能會忽視這期間發(fā)生的一些重要的變化,我們應用了Funke,Strulik所用的方法①,這一方法在貝葉斯意義上可以對經(jīng)濟系統(tǒng)存在的多重均衡態(tài)進行解釋。

而更為重要的是能夠估計出各個區(qū)域相對的穩(wěn)態(tài)位置。這就可以解決我們提出的第二個問題,對東、中和西部三大區(qū)域的穩(wěn)態(tài)做出估計。令Yi,t=yi,t/y+t,這里yi,t是第i區(qū)在時刻t的人均GDP,y+t是在時刻t全國的人均GDP?？紤]到不同區(qū)域的不同穩(wěn)態(tài),Yi,t的表達式為:ln(Yi,t)=vYi,0+ρiln(Yi,t-1)i=東部、中部、西部;t=1,2…15(2•3)這里t=1代表的是1985年,以下依次類推。該模型通過參數(shù)v來考慮初始人均GDP對未來增長的影響,相應的統(tǒng)計模型寫作:ln(Yi,t)=αi+ρiln(Yi,t-1)+εi,t(2•4)εi,t是均值為零,方差為σ2ε的誤差項,在此基礎上Funke,Strulik導出了Yi,t(相對的)穩(wěn)態(tài)值為αi/(1-ρi)②。上述收斂性的分析有效地支持了我們對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差異問題的研究,但它并不能給出這種差異的變化過程和基于此對經(jīng)濟發(fā)展程度做出的預測,因此我們需要一種新的方法來解決這個問題。相對于傳統(tǒng)區(qū)域科學家研究區(qū)域收斂性的β指標方法,塞爾指標在最近的收斂性研究中也越來越流行。因為它具有許多優(yōu)點,它不僅與區(qū)域的規(guī)模無關,不受極端值的影響,而且在比較不同區(qū)域系統(tǒng)的不平等性時與待比較的區(qū)域數(shù)量無關。此外,該指標可被分解成兩個部分,一部分用來衡量區(qū)際的不平等性,另一部分用來衡量區(qū)域內(nèi)部的不平等性,這樣我們就可以同時分析不同地理尺度的不平等性。實際上塞爾指標是由羅倫茲曲線而來的,將羅倫茲曲線應用于經(jīng)濟中分析和分解不平等性方面,把總體的不平等性分解為各個部分間的不平等性和各個內(nèi)部的不平等性,就成了塞爾指標。塞爾指標的計算方法如下③:IC=∑iyilog(yi/xi)=ICbr+ICwr(2•5)ICbr=∑rYrlog(Yr/Xr)(2•6)ICwr=∑rYr[∑i(yi/Yr)log(yi/Yrxi/Xr)](2•7)式中的IC為總的不平等性,ICbr為區(qū)際的不平等性,ICwr為區(qū)域內(nèi)部的不平等性,yi和xi分別為各省、市、自治區(qū)的GDP和人口數(shù)占所考慮的區(qū)域的這2項值總和的份額,Yr和Xr為對于各區(qū)域來說占總和值的份額。有了塞爾指標,我們就可以研究區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的不平等過程及其空間結構的變化。

三、中國經(jīng)濟的收斂性與平衡點分析

(一)區(qū)域的收斂

在我們提出的3個問題中,首先是收斂性問題,即最近15年中,中國東西部發(fā)展差距是否在減少?20世紀90年代中國各省、市、自治區(qū)的經(jīng)濟都有明顯的增長。計算結果表明,在1990年到1999年間,真實GDP的增長率,全國均值為15•84%,標準差為0•021。增長率最低的10個省、市、自治區(qū)中,西部共有7個,另外3個分別是北京、山西和黑龍江。增長率最高的10個省、市、自治區(qū)中,東部共有7個,另外3個分別是河南、湖北、廣西。東部、中部、西部各省、市、自治區(qū)增長率的均值分別為17•56%、15•52%、14•35%。由此可見,在20世紀90年代東西部增長率存在著差異。由絕對收斂的概念,初始水平低的省、市、自治區(qū)應該趨于更快的增長,從而趕上原先基礎較好的省、市、自治區(qū),出現(xiàn)GDP與增長率的負相關。應用模型(2•2),我們對中國1985—1999年的情況控制了分析數(shù)據(jù)的結果給出在圖1中,圖1表明:對于所用的27個省、市、自治區(qū)的數(shù)據(jù)而言,1990年到1999年的增長率與1990年的人均GDP的對數(shù)輕微正相關,相關系數(shù)為0•174。這就是說我國的各區(qū)域不存在統(tǒng)一的收斂點,我國區(qū)域經(jīng)濟存在發(fā)展差異。進一步地我們將全國分東、中、西3個區(qū)域分別進行考慮①。則在每個區(qū)域內(nèi)絕對β收斂的假說就可以吻合得好一些,如圖2、圖3、圖4所示:在我國各區(qū)域內(nèi)部,期初人均GDP較低的省、市、自治區(qū)確實有著更高的人均增長率。這也就證實了在各區(qū)域內(nèi)部,每個經(jīng)濟都收斂于其自身的穩(wěn)態(tài),即有所謂的條件收斂。各地區(qū)存在收斂到同一穩(wěn)態(tài)的傾向。這個結論也與劉強的結論相互印證。注意到我們的模型考慮了基礎設施和人口因素,這就是說,中國近年的人口政策、設施政策還沒有改變區(qū)域發(fā)展的發(fā)散性。

(二)區(qū)域收斂的均衡點

我們關心的第二個問題是,區(qū)域收斂的穩(wěn)態(tài)在哪里?對模型(2•3)回歸后利用穩(wěn)態(tài)值的計算式αi/(1-ρi),我們對3大區(qū)域的穩(wěn)態(tài)進行估計②,得到東部地區(qū)的穩(wěn)態(tài)值為3•2671(R=0•9127),中部地區(qū)的穩(wěn)態(tài)值為-0•0042(R=0•5243),西部地區(qū)的穩(wěn)態(tài)值為-0•6879(R=0•9475),換言之東部地區(qū)經(jīng)濟系統(tǒng)趨向的穩(wěn)態(tài)值大大地高于中、西部地區(qū)的穩(wěn)態(tài)值,而中、西部地區(qū)的穩(wěn)態(tài)值為負說明這兩大區(qū)域低于全國平均水平(應為0),他們與東部的差距分別是3•2713,3•9550。這就是說,中國東部即使在不包括上海的情況下都比中西部有較高的經(jīng)濟發(fā)展水平,中西部已經(jīng)明顯落后,中部地區(qū)勉強保持在全國平均增長水平附近。這里特別要強調(diào)的是,中部的R值較低,說明中部經(jīng)濟存在明顯的內(nèi)部差異,實際上從圖3我們可以看出,各樣本點分布比較離散,中部正在分化。總之,中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展存在多重均衡態(tài)。為了證明三大區(qū)域各自收斂到自己的平衡點,我們需要證實區(qū)域內(nèi)部的增長速度沒有實質(zhì)性差異。為此,我們利用27個省、市、自治區(qū)的樣本計算了塞爾指標IC,其結果如圖5和表1。我們可以看出塞爾指標的區(qū)際不平等數(shù)在1990年前一度縮小,但是1990年來持續(xù)上升。相反,區(qū)內(nèi)不平等數(shù)在1990年后,持續(xù)下降,致使3大區(qū)域內(nèi)部的差異變小,這就解釋了為什么不同的作者在區(qū)域差距問題上得到不同的結論,因為他們考慮的時間段不同。特別有意義的是圖5表明,1995年后我國的省區(qū)差異主要是地區(qū)性差異造成的。這種變化意味著在不包括上海時,我國區(qū)域經(jīng)濟只存在3個平衡態(tài)。

(三)增長發(fā)散的原因

是什么原因產(chǎn)生了3大區(qū)域的增長差異?這是我們需要回答的第三個問題。為此,我們需要分析各變量的作用。本節(jié)我們對回歸方程(2•4)進行估計,模型中省略了下標t。此外,為了克服可能的測量誤差,我們在模型中加入了原變量的各滯后值作為工具變量來考慮上述變量的內(nèi)生化可能性。通過對1985年到1999年全國27個省、市、自治區(qū)的樣本的截面數(shù)據(jù)進行估計,結果如下:Dy=0•2164(0•0799)+0•0704(0•0312)y-0•0802(0•0303)y+0•2746(0•1003)(I2/Y)-0•2130(0•0735)(I1/Y)-5•3101(1•5824)P2-1•1392(0•3344)P1Dy是1991—1999年全國平均的省區(qū)人均GDP增長率,-y是1991年全國平均的省區(qū)的真實人均GDP的對數(shù)值,~y是1985年全國平均的省區(qū)的真實人均GDP的對數(shù)值;(I1/Y)是1985—1990年間全國平均的省區(qū)的基礎設施總投資對其真實GDP比率的年平均數(shù);(I2/Y)是1991—1999年間全國平均的省區(qū)的基礎設施總投資對其真實GDP比率的年平均數(shù);P1是1985—1990年間全國平均的省區(qū)的平均年人口增長率,P2是1990—1999年間全國平均的省區(qū)的平均年人口增長率。上式下面括號內(nèi)是系數(shù)的標準差,R2=0•6325,各系數(shù)在5%的水平下顯著。正如所預計的那樣,-y的估計系數(shù)為0•0704>0,證實了前文所提到的:對我國1990’s而言,并不存在所謂的絕對收斂。將系數(shù)標準化后,我們發(fā)現(xiàn),對于1990—1999年的樣本來說,初始GDP的對數(shù)值增加一個標準差,會使得增長率每年提高3•25個百分點。(I/Y)值提高了每有效工人產(chǎn)出的穩(wěn)態(tài)水平,對于給定的狀態(tài)變量值,增長率Dy也就相應趨于上升。上面的回歸方程中,(I/Y)作為1990—1999年間第i個省、市、自治區(qū)的基礎設施總投資對其真實GDP比率的平均數(shù)加入到方程中,其估計系數(shù)顯著為正,這與理論是一致的。(I/Y)對增長的解釋能力可由其標準化系數(shù)(1•017)體現(xiàn),即(I/Y)增加一個標準差,可使增長率每年提高2•22個百分點。同樣,在上述模型中更高的人口增長率使得增長率Dy趨于下降,而回歸方程中RP的估計系數(shù)顯著為負與之不謀而合。RP的標準化系數(shù)為-0•763,說明人口增長率每增加一個標準差,將使增長率下降1•62個百分點。

根據(jù)上述分析,我們可以對我國東部、中西部增長的區(qū)域差異進行討論。注意到1990—1999年的增長率擬合值解釋了所觀測到的東部和中西部之間人均增長率差異的相當大一部分。因此,盡管在單個省、市、自治區(qū)增長率上保留的殘差還是很大,仍值得探討造成擬合增長率差異的解釋變量上的差異:1•初始人均GDP:東、中、西部1990年真實人均GDP對數(shù)的區(qū)域平均值分別為7•79、7•14、7•08,東部地區(qū)的該值比中、西部地區(qū)該值分別高出了1•391、1•520個標準差,僅此項就使得東部地區(qū)的增長率比中部高出4•41個百分點,比西部地區(qū)則要高出4•87個百分點。2•投資比率:東、中、西部(I/Y)值的區(qū)域平均值分別為0•3756、0•2794、0•3296,東部地區(qū)該值比中、西部地區(qū)該值分別高出1•2233、0•5850個標準差,這導致東部地區(qū)的增長率比中部高出2•64個百分點,比西部地區(qū)也要高出1•26個百分點。這里的分析還表明,中部地區(qū)近年與東部的差距拉大,中部地區(qū)獲得的投資少是重要原因。3•人口增長率:東、中、西部RP值的區(qū)域平均值分別為0•916%、0•875%、1•120%。西部地區(qū)該值比東、中部地區(qū)該值分別高出0•6715、0•8056個標準差,因而使得西部地區(qū)的增長率比東部低1•09個百分點,比中部地區(qū)也要低1•30個百分點。人口增長率對經(jīng)濟增長仍然有負面作用,而不像新古典經(jīng)濟理論認為的有正作用。

(四)區(qū)域差距的變化

由上面的分析可知,至少1985年以來,特別是1990年以來,我國的經(jīng)濟整體上并沒有出現(xiàn)收斂的現(xiàn)象,區(qū)域增長有實質(zhì)性差異。我們關心的第四個問題是這種差異的演變傾向。Kuznets發(fā)現(xiàn)了經(jīng)濟增長的倒U型曲線①:在發(fā)展的早期階段,區(qū)域的不平等性是逐漸增大的,然后在中期達到最大值,而在發(fā)展的成熟階段呈下降趨勢。Terrasi在其研究中就利用了這種思想來判斷區(qū)域發(fā)展的水平?，F(xiàn)在的一個問題是我國經(jīng)濟雖然在全國范圍內(nèi)是發(fā)散的,關鍵是我們處在倒U曲線的哪一段?為了認識我國經(jīng)濟發(fā)展的階段性位置,我們用一個二次方程來擬合區(qū)域的平均人均GDP與經(jīng)濟差距的關系。估計的時間區(qū)間從1985—1999年,模型如下:ICbrt=b1+b2Yt+b3Y2t+εt(4.1)這里ICbrt是第t年的區(qū)際差異指數(shù),Yt是第t年所考察區(qū)域的平均人均GDP的對數(shù)值,εt是隨機誤差項。對模型(4•1)的數(shù)據(jù)擬合結果,得到的擬合方程相關性很好,R2=0•956,各回歸參數(shù)在5%的水平上顯著,曲線為一開口向下的二次曲線,即倒U型,對稱軸為7956,如圖6所示。圖6顯示我國的經(jīng)濟增長與區(qū)域差異之間的關系確實滿足倒U關系。這是一個重要的結論,從一般趨勢推斷,區(qū)域差異與人均GDP之間的關系已經(jīng)達到最高峰,隨著我國人均GDP的提高,我國的區(qū)域差異有可能進入一個縮小的階段。倒U曲線的出現(xiàn),揭示區(qū)際差距正在出現(xiàn)縮小趨勢。出現(xiàn)這種情況的原因可能是復雜的。如圖5的塞爾指標顯示,我國的區(qū)域差距在1985—1990年有輕微的下降趨勢,而從1990年開始則有明顯的上升。進一步地我們求出了東西部、中西部區(qū)域差距的塞爾指標,給出在圖7中。從圖7我們可以發(fā)現(xiàn),中國3大區(qū)域的兩兩差距中,從1985年以來東西部的差異在擴大,中西部的差異在縮小。東部和西部的區(qū)際不平等性ICbEW在1985—1999年間呈明顯的上升態(tài)勢,雖然中間于1989—1990年曾有過下降,但1990年以后便更快的增大。而中西部的區(qū)際不平等性ICbMW的變化卻幾乎為零。注意到條件收斂點位置,初步可以斷定,中國區(qū)際差異的變化,不是西部趕上東部,而是中西部的接近。中部與西部正在接近,這就提出了新的問題:目前是中部在落后還是西部在趕上中部?為此需要個別的分析。首先看新疆。

從地理位置來看,新疆屬于經(jīng)濟水平較為落后的西部地區(qū)。然而我們在研究中卻發(fā)現(xiàn)從經(jīng)濟水平來看,新疆與中部地區(qū)具有更多的相似性,更確切地說在近一段時間里,新疆的經(jīng)濟水平甚至超過了中部地區(qū)。比方說,新疆1990年的人均GDP對數(shù)值為7•41,大大高于西部地區(qū)的平均水平7•09(中部地區(qū)也僅為7•12)。另外就經(jīng)濟發(fā)展的水平而言,新疆從1990年到1999年的人均GDP的增長率為14•87%,低于中部地區(qū)的平均水平15•49%,卻高出西部地區(qū)的平均水平14•42%許多。使用塞爾指標進行分析,我們發(fā)現(xiàn)在20世紀90年代,由ICbr代表的新疆與中部地區(qū)其他省、市、自治區(qū)的不平等性變化不大,且?guī)缀鯙榱?如圖8。圖8表示,新疆作為一個西部區(qū)域,其經(jīng)濟卻跨入中部的行列,這就表明倒U型曲線的出現(xiàn),西部的發(fā)展是不可忽視的。根據(jù)統(tǒng)計資料,我們發(fā)現(xiàn)新疆幾年來人口凈遷入大于零,特別是具有大學以上文化水平人口的凈遷入大于零,人力資本的作用使得新疆開始趕上中部。值得注意的是,西部地區(qū)不是普遍地“趕上來”。貴州是傳統(tǒng)的西南3省之一,但90年代以來,貴州的經(jīng)濟增長率卻落后于西部的其他各省(貴州的人均GDP增長率為12•18%,遠低于西部的平均值,列全國的最后一位),同樣使用塞爾指標分析后,我們發(fā)現(xiàn)貴州與西部其他各省的經(jīng)濟不平等性很高且呈明顯的上升趨勢,如圖8。因而說明在20世紀90年代貴州的經(jīng)濟發(fā)展水平甚至比起西部其他各省來說都處于一個更低的層次上,實際上按本文中同樣的標準來劃分經(jīng)濟地帶,貴州可能自成一個類型①。此外,從塞爾指標我們可以看出,西部各省區(qū)內(nèi)部差距也很大,有些地區(qū)嚴重落后,所以不能僅僅注意倒U型曲線表現(xiàn)的一般現(xiàn)象,這是一個值得進一步研究的問題。但是無論如何,中國區(qū)域經(jīng)濟出現(xiàn)從發(fā)散向收斂轉變的前兆。

四、結論

根據(jù)本文對1985年以來中國經(jīng)濟增長的收斂性及區(qū)域經(jīng)濟差異變化的分析,我們可以得到以下幾點結論。

(一)中國的地區(qū)與地區(qū)之間的經(jīng)濟發(fā)展速度存在著差異,就全國來說,不存在所謂的絕對收斂,但是存在條件收斂,中國東中西3大區(qū)域各自有著不同的穩(wěn)態(tài),相對全國發(fā)展水平,東部地區(qū)明顯高于全國平均水平,中部保持在平均水平附近,西部落后于中部,但是沒有東部領先中部突出。中國經(jīng)濟差距的出現(xiàn)與投資比例和人口增長率有關,它們分別有正向作用和負向作用。

(二)20世紀90年代中國區(qū)域經(jīng)濟的差異性更多地體現(xiàn)在區(qū)域間的差異上;相反,區(qū)域內(nèi)部的差異卻表現(xiàn)得并不顯著。尤其是東部經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)與中西部經(jīng)濟落后地區(qū)的經(jīng)濟差異性在這段時間加速擴大,經(jīng)濟增長并未出現(xiàn)收斂的現(xiàn)象。而中部和西部的差異在此期間變化不大,且差距微小,說明這兩大區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展水平基本上處于相同的層次,但均遠低于東部。

(三)根據(jù)倒U型理論的分析表明,中國經(jīng)濟發(fā)展水平的差距盡管較大,但是近年這個差距的增長率開始縮小,已經(jīng)出現(xiàn)進入一個轉折時期的跡象。其中成功的范例是新疆的發(fā)展。注意到我們對投資效應和人口效應的分析,同時投資中西部,則中國經(jīng)濟可以進入經(jīng)濟發(fā)展倒U過程的中期階段。

(四)同屬西部地區(qū),但新疆和貴州的發(fā)展水平迥然不同。前者讓我們看到了落后地區(qū)的經(jīng)濟追趕相對發(fā)達地區(qū),從而縮小它們之間差距的可能性;后者卻再度提醒我們需對落后地區(qū)的發(fā)展給予更多的注意,防止出現(xiàn)西部的“西部”。