中国相邻省份经济增长的溢出效应分析_经济论文

㏑(y_t)-㏑(y_t-1)=β₀+β₁㏑(y_t-1)+β₂㏑(s_t)+β₃㏑(n_t+g_t+δ_t) （9）

方程（9）即是本文分析框架的基本方程。

尽管扩展的Solow增长模型主要被用来研究收敛问题，但也有学者，如薄文广（2008），在该模型框架内研究地区经济之间的溢出效应。本文正是借鉴这些研究，认为一个地区第t年人均产出y_it的增长除了受前一年人均产出y_it-1，第t年技术进步率g_it，储蓄率s_it，人口增长率n_it和资本折旧率δ_it等因素的作用外，还可能受到其相邻地区J第t年人均产出均值y_jRt的影响。其中：

㏑(y_jRt)=j=1,2,…,J[2]（10）

上式中，y_jt是i地区的相邻地区J各自第t年的人均产出。

在（9）式中引入y_jRt变量，根据Ln(y_jRt)系数的符号和显著性就可以判断i地区的经济增长对其相邻地区的溢出效应。构建的模型如下：

㏑(y_it)-㏑(y_it-1)= β₀+β₁㏑(y_it-1)+β₂㏑(s_it)+β₃㏑(n_it+g_it+δ_it)+β₄㏑(y_jRt)+ε_it (11)

式中，β₀表示常数，β₁、β₂、β₃、β₄表示系数，ε_it是随机误差项。

同样，i地区的相邻省份J第t年人均产出均值y_jRt的增长除了受前一年人均产出均值y_iRt-1，第t年技术进步率均值g_jRt，储蓄率均值s_jRt，人口增长率均值n_jRt和资本折旧率均值δ_jRt等因素的作用外，还可能受到i地区第t年的人均产出y_it的影响。套用（9）式，通过变量Ln(y_it)系数的符号和显著性就可以判断i地区的相邻省份J的经济增长对i地区的溢出效应。构建模型如下：

㏑(y_jRt)- ㏑(y_iRt-1)= β₀+β₁㏑(y_iRt-1)+β₂㏑(s_jRt)+β₃㏑(n_jRt+g_jRt+δ_jRt)+β₄㏑(y_it)+ε_jt (12)

式中，β₀表示常数，β₁、β₂、β₃、β₄表示系数，ε_jt是随机误差项。

通过（11）式中变量㏑(y_jRt)的系数的符号和显著性就可以看出i地区的经济增长对其相邻省份的溢出效应，通过（12）式中㏑(y_it) 的系数的符号和显著性可以看出相邻省份的经济增长对i地区的溢出效应。

（二）数据说明

本文使用的数据包括全国29个省市（剔除西藏和重庆）1990-2006年间的总量GDP、人均GDP环比指数、资本形成总额、人口自然增长率、1990年的人均GDP。所有数据都来源于《中国统计年鉴》（1991-2007）和《新中国五十五年统计资料汇编》。因为在模型中包括了滞后一期的初始经济发展水平变量，所以我们的实际样本数据从1991年开始，使用的是1991年到2006年间中国29个省市的时间序列数据。以1990年为基期，通过1990-2006年的人均GDP环比指数和1990年的人均GDP换算可得到各省1990-2006年的人均实际GDP，对每年各省的人均实际GDP取对数得到的值即为㏑(y_it)；用资本形成总额占同期总量GDP的比重来表示储蓄率，取对数后即为㏑(s_it)；由于统计年鉴中没有提供技术进步率和资本折旧率的数据，许多学者在分析中假定技术进步率和资本折旧率在研究期内为常数，估计两者之和为0.05（张庆君，2006），用各省的人口增长率加上0.05，取对数后其值即为㏑(n_it+g_it+δ_it)；对i省的相邻省份J各自第t年的人均产出取对数，然后再根据式（10）计算出这些对数的平均值即为㏑(y_jRt)；把i省的相邻省份J各自的㏑(y_jt)、㏑(s_jt)和㏑(n_jt+g_jt+δ_jt)分别取均值即可得到（12）式中的㏑(y_jRt)、㏑(s_jRt)和㏑(n_jRt+g_jRt+δ_jRt) 。

三、估计结果与分析

我们分别计算了29个省份与其相邻省份的相互溢出效应，因为我们重点关注的变量是（11）式中的㏑(y_jRt)和（12）式中的㏑(y_it)，所以在回归结果中只列出了两个方程调整后的配适度²、变量㏑(y_jRt)和 ㏑(y_it)的系数以及各自对应的T值。按照系数的大小我们把结果分成四类：第一类各省份对其相邻省份的溢出系数即㏑(y_jRt)的系数与相邻省份对各省份的溢出系数（简称各省份的受溢系数）即㏑(y_it)的系数都较小；第二类各省份的溢出系数与受溢系数都较大；第三类各省份的溢出系数较小而受溢系数较大；第四类各省份的溢出系数较大而受溢系数较小。

（1）各省份对其相邻省份溢出系数与其受溢系数都较小

首先分析京津唐地区经济论文，北京的相邻省份是天津和河北，天津的相邻省份是北京和河北，河北的相邻省份除了北京和天津外，还有另外五省。由表1可以看出，只有北京和天津的溢出系数较为显著，其它都不显著，而且溢出系数和受溢系数都不大甚至很小，可见，作为我国三大都市圈之一的京津唐地区并没有形成良好的区域合作，三地经济联系度较低，这与长期以来京津唐三地各自为战，产业体系自我封闭，产业同构现象严重有关。

江西的相邻省份有经济很发达的广东、浙江和福建还有与其同处于中部省份的安徽、湖北和湖南。但是显然，江西省并没有从中获益，受溢系数为负而且很不显著，相对比，江西对相邻省份的溢出要大很多，为0.478且通过5%显著性检验。

吉林省与内蒙古自治区与其相邻省份的经济联系也不够紧密，吉林省比内蒙古情况稍微要好一些，他们共同的相邻省份是黑龙江和辽宁，可见，吉林和内蒙古分别与东北地区其它三省产业关联程度低。

另外从表1可看出，青海、陕西和贵州三省经济相对独立封闭，与其相邻省份经济联系度很低，溢出系数和受溢系数都很小。四川溢出系数与受溢系数都稍大于0.4，新疆的都在0.35以上，四川与新疆与相邻地区经济联系相对来说还是要好一些，但是也都需要提高。

表1 溢出系数与受溢系数都较小（两者都在0.5以下）

注：**代表5%的显著水平，*代表10%的显著水平

（2）各省份对其相邻省份溢出系数与其受溢系数都较大

从表2中可以看出，溢出系数与受溢系数都较大的7个地区中有5个是发达的东部沿海地区，这7个地区与其相邻地区的经济联系是比较理想的状态。

首先看长三角地区，上海的溢出系数与受溢系数相近，在0.6左右；浙江省的受溢系数为0.737，但溢出系数更大，达到1.081；江苏省的溢出系数为0.618，其受溢系数更大为1.447。上海的相邻省份是江苏和浙江，江苏的相邻省份除了上海、浙江外还有山东和安徽，浙江的相邻省份除了上海、江苏外还有安徽、福建和江西。可以看出，上海作为长三角地区的龙头城市，其快速发展带动了与其临近的浙江和江苏的快速发展，而江苏和浙江的发展反过来又推动了上海的进一步发展。上海、江苏和浙江作为广义的长三角地区经济形成了良好的互动作用，自身快速发展的同时带动着周围地区经济的发展。

安徽的相邻省份中有江苏和浙江，山东也跟江苏省接壤，而河南又与山东和安徽相邻，可以看到长三角地区经济的辐射圈已经逐步扩大，尤其是经济本身就很发达的山东省，经济辐射圈越来越大论文开题报告范例。

海南的相邻省份是广东和广西，海南的溢出系数和受溢系数相当经济论文，都稍大于0.6，与广东和广西形成了良好的互动。

表2 溢出系数与受溢系数都较大（两者都在0.5以上）

注：**代表5%的显著水平，*代表10%的显著水平

（3）各省份对其相邻省份溢出系数较小而其受溢系数较大

可以看出经济很发达的广东省和福建省对相邻省份的溢出系数很小，广东省只有0.307，而福建省竟然是-0.804，而广东省跟福建省的受溢系数却分别达到了1.109和0.605，说明广东省对相邻的广西、福建、江西和湖南的带动作用不强，而福建省对相邻的江西、浙江和广东不仅没有带动，而且对邻省经济产生很大的冲击。分析其原因，我们认为广东与福建都是外向型经济，对内地经济的带动不强，所以广东对江西和湖南以及福建对江西的经济辐射能力都不强；另外，福建省位处于珠三角地区和长三角地区中间，但是却没有与珠三角地区和长三角地区形成良好的产业互补经济，与临近的广东省和浙江省竞争多于合作。

辽宁省是东北地区经济最为发达的地区，但是显然，辽宁省并没有对其相邻省份的经济产生太大的带动作用。

云南与广西是近邻省份，同属西部落后地区，两地经济发展水平相近，产业结构、对外环境相似造成了云南与广西在很大程度上的竞争，相互之间溢出效应很小；广西与广东形成了互补互动的局面，贸易往来密切，我们认为广西对相邻省份0.217的溢出主要是流向了广东，而0.536的受溢也主要是来自于广东。甘肃的相邻省份有内蒙古、新疆、青海、四川、陕西和宁夏，除宁夏外其余五省都出现在表1，相互之间联系都比较差。

湖北受溢系数是溢出系数的2倍多，而溢出系数已接近于0.5，我们是以0.5为临界值来划分类型的，实际上可看出湖北省与其相邻省份的经济联系也较为紧密，已经接近于理想状态了。山西省的受溢要远大于其溢出。

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