)［摘要］經濟增長是一個國家或地區經濟發展和社會進步的基礎和前提，以新古典經濟增長理論為基礎的趨同假說，對于區域經濟增長的長期趨勢提出了富有吸引力的預期。趨同研究關注區域經濟增長的長期趨勢及其影響因素，有利于發現制約區域經濟增長的關鍵因素。通過對浙江省11個行政劃分市經濟增長趨同性的實證研究認為，導致浙江省區域差異的原因復雜多樣，主要有區域發展策略、中心城市規模、歷史基礎、地理區位和市場發育程度等，需要政府對區域經濟進行宏觀調控，以促進浙江西南部地區經濟快速發展；

西南部地區要加強自身努力，因地制宜，加快工業化進程，提高經濟增長速度，實現對東北部地區的趕超;應加強各區域相互間的經濟技術協作，形成區域整體優勢。

［關鍵詞］區域經濟;趨同;經濟增長;實證分析

一、引言

(一)問題的提出

經濟增長是一個國家和地區經濟發展和社會進步的基礎和前提，其中，經濟學家尤為關注的是經濟增長的長期趨勢和經濟增長的內在機制。20世紀60年代，以索洛(Robert M．Solow)和斯旺(Trever W．Swan)為代表的經濟學家創造了新古典經濟理論。該理論認為，生產中資本的邊際收益是遞減的，人均資本存量較少的區域由于較高的資本收益而比經濟發達區域有較高的經濟增長速度。因此，經濟欠發達的區域存在向經濟發達區域的趨同。圍繞著趨同存在與否、趨同速度的快慢以及引致趨同的原因等問題，經濟增長趨同便成為西方區域經濟學界研究的熱點。

經濟增長趨同研究之所以得到如此大的關注，是由于它對于區域經濟增長的長期趨勢和區域經濟差異的變化具有較強的解釋力。以新古典經濟增長理論為基礎的趨同假說，對于區域經濟增長的長期趨勢提出了富有吸引力的預期。指出如果區域間要素可以自由流動，基于邊際收益遞減規律，在市場機制的作用下，區域間的人均產出或收入水平將趨于均衡。趨于經濟增長趨同研究為政府對區域經濟差異進行宏觀調控提供了重要的理論支撐和政策啟示。

經濟趨同現象不僅存在于貧富不同的國家之間，還存在于一個國家的不同地區之間。曾在美國各州之間、歐洲各國之間出現的經濟增長趨同效應，如今在我國不同區域間日益顯現。區域經濟增長趨同研究以新的思路和方法，可以彌補傳統區域經濟差異研究的不足，通過在回歸方程中加入適宜的解釋變量，在得到區域經濟增長是否趨同的定性結果的同時，也可以通過解釋變量對經濟增長趨同或趨異的原因給出比較可信的闡釋。

改革開放以來，浙江省因其特殊的地理、政治和歷史原因，在總體經濟實力日益增強的趨勢下，省內區域經濟發展也很不平衡。研究浙江省經濟增長趨同機理，認清省內區域差異的變動過程及其變化特點，并找出差異產生的原因，對促進浙江省區域經濟協調發展，進一步提升浙江省經濟發展的整體水平，增強經濟發展后勁都具有重要意義。

(二)經濟趨同性假說及其檢驗方法

經濟趨同是指在封閉的經濟條件下，對于一個有效經濟范圍的不同經濟單位(國家、地區甚至家庭)，初期的靜態指標(人均產出、人均收入)和其經濟增長速度之間的負相關關系，即落后地區比發達地區有更高的經濟增長率。一般地，可以將區域經濟的趨同性分為σ趨同，β趨同和俱樂部趨同。

1.σ趨同假說及其檢驗方法

σ趨同是指不同經濟體系間人均收入的離差隨時間的推移趨于下降。σ趨同常用的檢驗方程為:σ2t=1n∑ni=1(logyit－1n∑ni=1logyit)2(1)其中yit為第i個區域t時期的人均GDP，盡管經濟增長理論模型中的人均產出應以勞均GDP來表示，但由于浙江省的勞均GDP與人均GDP序列具有高度的相關性，運用人均GDP與勞均GDP的趨同性的計量模型所得到的結論通常一致，為了便于理解和分析，本文仍采用人均GDP的實際值來表示人均產出。σt為n個區域t時期實際人均GDP對數值的標準差。若在年份t+T滿足σt+T＜σt，則稱n個區域具有T階段的趨同，若對于任意—73—t，σt+T＜σt，則稱n個區域具有一致σ趨同。

2.β趨同假說及其檢驗方法

β趨同檢驗方法是在區域經濟增長模型的基礎上發展的，主要是檢驗區域經濟增長的β系數。Barro，Rob-ert．J和Sala－i－martin，X．(1991)發展了Baumol的方程，得到:1T－tlog(yiTyit)=B－(1－e－β(T－t)T－t)logyit+μit(2)其中i為區域，t和T為期初和期末，yit，yiT分別為期初和期末的人均產出或收入，β為收斂系數，μit為誤差。

如果β系數大于等于零，則β越大，就意味著向穩定狀態收斂的速度越快，反之，如果β系數小于零，則表示區域經濟是趨于發散的。

本文的研究中將以一年為時間間隔，即T－t=1。

此時，式(2)轉換為:

log(yiTyit)=α0－(1－e－β)logyit+μit(3)且記log(yiTyit)為lyit，－(1－e－β)為α1，則式(3)可簡記為lyit=α0+α1logyit+μit(4)上述方法中，β數值的大小取決于人均產出水平，而與其他參數變化無關，因此，用上述方法測算出的β系數反映的是無條件收斂，即絕對收斂。如果只有在加入其他有關附加變量之后，方程的回歸效果才能得到負相關關系，就認為是條件收斂。因為區域間人均收入的增長不僅和期初的人均產出或收入水平有關，也取決于區域資源稟賦、產業結構、區域間要素流動等因素。目前大部分試圖檢驗條件收斂假說的經驗研究采用截面數據的多元線性回歸模型:git=α0+α1 log(PGDPit)+ΨZit+ΦXit+εit(5)其中，git表示第i個區域在第t期的人均GDP增長率，本文中即1991—2008年各市人均GDP年均增長率。

log(PGDP

it)是第i個區域第t期期初的人均GDP的對數值，α0為各區域的截距項，Zit為會影響第i個區域穩態值的因素在第t期期初的值，本文選取了人口增長率和地區虛擬變量兩項，人口增長率為各市第t期初人口增長率，即1990年各市的人口增長率;地區虛擬變量XN的取值為:浙東北地區取1，其他各市取0。Xit表示一組會影響增長的其他因素，如經濟結構和政策因素，而本文選取了工業化水平GYit這一指標，工業化水平變量為第t期第i個區域工業總產值占全省工業總產值的比重的均值。由式(5)則有:git=α0+α1 log(PGDPit)+α2XNit+α3 RKit+α4 GYit+εit(6)雖然此時的α1已經不同于收斂系數β，但是如果α1顯著為負，同樣說明經濟增長率與初始人均產出水平負相關，從而確認收斂假說。 3.俱樂部趨同假說及其檢驗方法

俱樂部趨同是指在具有相同的資源稟賦、市場開放程度等結構特征的經濟區域間存在一定的增長收斂趨勢。

俱樂部趨同的計量檢驗是以薩拉－伊－馬丁的模型為基礎的，其檢驗方程為:rit=α0+α1 log(yi0)+εit(7)其中，rit為期末第t年各區域的人均GDP增長率，yi0為基期各區域的人均GDP水平，a0為常數項，a1為待沽參數，εit為隨即擾動項，如果α1為負值，就稱這n個區域呈現俱樂部趨同。

二、浙江省區域經濟增長趨同性的實證研究

(一)樣本采集及數據處理方法

衡量區域經濟發展狀態和差異的指標很多，從不同的角度出發，側重點不同，其評價指標體系不同。從一定意義上講，區域經濟的發展水平是人口與經濟增長速度的比較，在一定區域內，特別是經濟落后地區，實現人口與經濟的順差增長，是區域經濟步入良性循環和可持續發展的關鍵。因此本文采用浙江省11個行政劃分市(杭州、寧波、湖州、嘉興、舟山、溫州、麗水、臺州、衢州、紹興、金華)從1991—2008年間的人均GDP指標作為主要分析變量，來研究區域經濟發展過程中的趨同性增長，以期發現浙江省際經濟增長趨同或趨異的變化規律，探尋影響浙江省增長趨同或趨異的內在機理。在數據處理的方法上，用以1978年為基期的全省商品零售價格指數對有關的數據進行了處理，消除了價格因素的影響。

(二)浙江省區域經濟增長的趨同

由式(1)計算浙江省11市1991—2008年人均GDP對數值的標準差σt，結果見表1。

表1浙江省人均GDP值對數標準差

年份σt年份σt年份σt1991 0.37014 1997 0.39815 2003 0.428141992 0.36539 1998 0.41609 2004 0.430211993 0.35825 1999 0.43044 2005 0.430821994 0.36071 2000 0.43688 2006 0.426181995 0.36242 2001 0.44144 2007 0.426521996 0.37210 2002 0.43292 2008 0.42672資料來源:1991—2008年數據來源于《浙江統計年鑒》(1992—2009)，表中數據由相關數據計算得出。

由此可以看出，1991—2008年浙江省11市的人均GDP對數標準差由1991年的0.370137上升到2008年的0.42672，總體上不存在σ趨同。其中，1991—1993年、2001—2003年出現了一次明顯的σ趨同，人均GDP對數指標分別縮小了0.01185和0.013293，2005年、2006年出現了一次短暫的σ趨同，人均GDP對數指標縮小了0.004635。而在1993—2001年之間發生了一次比較明顯的分異現象，人均GDP對數指標增加了0.083184，增幅達23.22%。

可見，從1991—2008年，浙江省的區域經濟增長σ趨同經歷了趨同—趨異(分異)—趨同—趨異(分異)的變化過程。

(三)浙江省區域經濟增長的β趨同及俱樂部趨同采用式(2)并運用Eviewis5.0軟件，通過面板數據方法來分析人均GDP的收斂性。