我國經(jīng)濟(jì)增長的收斂性

1、我國經(jīng)濟(jì)增長的收斂性一、經(jīng)濟(jì)增長收斂性的理論溯源及實證分歧所謂經(jīng)濟(jì)增長收斂性(convergence)是指在封閉的經(jīng)濟(jì)條件下，對于一 個有效經(jīng)濟(jì)范圍的不同經(jīng)濟(jì)單位(國家、地區(qū)甚至家庭),初期的靜態(tài)指 標(biāo)(人均產(chǎn)出、人均收入)和其經(jīng)濟(jì)增長速度之間存有負(fù)相關(guān)關(guān)系，即落 后地區(qū)比發(fā)達(dá)地區(qū)有更高的經(jīng)濟(jì)增長率，從而導(dǎo)致各經(jīng)濟(jì)單位期初的靜 態(tài)指標(biāo)差異逐步消失的過程。20世紀(jì)90年代以來，經(jīng)濟(jì)增長的收斂性 問題逐步成為發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)和國際經(jīng)濟(jì)學(xué)的熱點問題之一。Bernard(1995)認(rèn)為，“新古典模型最激動人心的特征之一是其在收斂 現(xiàn)象中的應(yīng)用”。在經(jīng)濟(jì)世界化和一體化的時代背景下，經(jīng)濟(jì)增長的收斂性假說在不同的

2、國家和地區(qū)實行了大量的實證分析，而現(xiàn)實世界的復(fù)雜性和多樣性并沒有使這個假說得到統(tǒng)一的確認(rèn)，甚至還對這個假說的 技術(shù)方法產(chǎn)生質(zhì)疑。但是，經(jīng)濟(jì)增長收斂性假說蘊涵的獨特魅力吸引著 越來越多的經(jīng)濟(jì)學(xué)家為其作出更加廣泛細(xì)致的研究。Ramsey(1928)等的研究表明，在新古典框架內(nèi)，對于一個封閉經(jīng)濟(jì)，各 地區(qū)人均增長率可能與人均收入或人均產(chǎn)出水平存有反向關(guān)系。特別 地，如果存有相似的技術(shù)結(jié)構(gòu)和偏好，落后地區(qū)比發(fā)達(dá)地區(qū)增長的速度 要快，經(jīng)濟(jì)收斂現(xiàn)象就會出現(xiàn)。Baumol(1986)在收集整理16個工業(yè)化 國家1870年至1978年的人均收入數(shù)據(jù)加以回歸研究后認(rèn)為，自1870 年以來，經(jīng)濟(jì)收斂現(xiàn)象在這些國家

3、表現(xiàn)得非常明顯。Delong(1988)則通過兩個疑問證實Baumol的結(jié)論不可信：其一，Baumol的實證樣本時間 跨度太長，一些發(fā)達(dá)的工業(yè)化國家在其間已衰落為不發(fā)達(dá)國家；其二，實證檢驗誤差太大，對1870年有些國家的人均收入估計是不準(zhǔn)確的。出 于以上原因，難以證實收斂現(xiàn)象的存有。20世紀(jì)90年代，對收斂性的研究進(jìn)入了新階段。雖然在新古典框架內(nèi) 增長的收斂性得到確認(rèn)，但是相關(guān)研究的實證分析過程卻遭到了激烈的 反對。Rebelo(1991)認(rèn)為體現(xiàn)新古典思想的收斂現(xiàn)象在世界經(jīng)濟(jì)中并 不是普遍存有的，另一方面，他強調(diào)了內(nèi)生增長理論的興起。特別地,Mauro 和 Godrecca（1994）用 B

4、arro 和 Sala-I-Martin的分析方法研究了意大利地區(qū)的收斂現(xiàn)象，結(jié)論卻完全相反，收斂假說在意大利被拒 絕,數(shù)據(jù)檢驗發(fā)現(xiàn)意大利的南方和北方存有著經(jīng)濟(jì)雙元化特征。Pagano（1993）研究了歐共體國家的產(chǎn)出率和收入的收斂現(xiàn)象后認(rèn)為，自20世紀(jì)70年代石油沖擊以來，這種收斂過程已經(jīng)停止甚至走向發(fā)散。 此外,Bernard,Durlauf（1995）提出用新的時間序列分析技術(shù)來研究收斂假說,他們認(rèn)為資本邊際收益遞減是短期動態(tài)波動和長期穩(wěn)定增長共 同起作用的結(jié)果。如果從長期來看，技術(shù)進(jìn)步包含著一種隨機的增長趨 勢或特征值，這意味著在不同國家的產(chǎn)出收斂中有相同的不變成分，而協(xié)整理論提供了檢

5、測這些成分的適宜途徑。根據(jù)這種思想，他們實證分 析了 1900年至1987年15個OECD1家的數(shù)據(jù)，證明了收斂假說的無效 性。深尾京司、岳希明（2000）整理分析了日本1955-1973年間各縣的 數(shù)據(jù)，認(rèn)為日本地區(qū)間收入水平存有收斂現(xiàn)象，但新古典框架內(nèi)的索洛 模型收斂機制在日本并不存有。國內(nèi)對這個問題的研究成果比較少，針對收斂性假說在中國的實踐論 證并不充分。研究成果中有代表性的是魏后凱 （1997）,較全面地研究了 中國經(jīng)濟(jì)增長的收斂性，沿用Barro和Sala-I-Martin 分析方法計算了 自1978年以來各地區(qū)省份產(chǎn)出差別收斂（3收斂）和部門產(chǎn)出差別收斂 （7收斂），即無條件收斂

6、和有條件收斂，認(rèn)為中國各地區(qū)GD醫(yī)別大約 以每年2%勺速度收斂，但從發(fā)展階段來看，1978 1985年各地區(qū)人均 GDP勺收斂速度相對較快，而19851995年則不存有顯著的收斂性。宋 學(xué)明（1996）也認(rèn)為1978年各地區(qū)人均收入與19781992年經(jīng)濟(jì)增長 率呈反向關(guān)系；把國有工業(yè)生產(chǎn)總值占工業(yè)生產(chǎn)總值在1978年超過80%的省份與其他省份分離以后，新古典增長理論仍然適用。申海（1999）分 析了 19781996年中國地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)，認(rèn)為中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)存 有比較明顯的（3收斂，并且分別采用四組數(shù)據(jù)計算B系數(shù)，得出的重要結(jié)論之一是人均GDP攵斂快于人均收入的收斂。Chen,Fleish

7、er（1996）用部門截面（panelsection） 數(shù)據(jù)分析了中國各省 19781993年的人均GDPW認(rèn)為地區(qū)間存有條件收斂，收斂速度主要取 決于資本系數(shù)、就業(yè)增長、人力資本投資、外國直接投資和沿海區(qū)位。但是，作者發(fā)現(xiàn)，以上討論主要集中在中國地區(qū)間是否存有收斂現(xiàn)象，收斂速度如何，收斂的主要影響因素是什么，而對索洛模型的收斂機制在 中國的使用沒有涉及，對產(chǎn)生收斂的原因也沒能給出完滿的解釋。本文 在分析各地區(qū)時序資料的基礎(chǔ)上，試圖做出對中國1981年以來的經(jīng)濟(jì) 增長收斂性的獨立判斷，并研究新古典的收斂機制在中國的實現(xiàn)問題。二、中國經(jīng)濟(jì)增長收斂性的實證分析（一）各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的靜態(tài)指標(biāo)分析首先

8、解釋一下數(shù)據(jù)資料的選擇情況。本文集中分析中國各省份1981年至1998年間數(shù)據(jù)，樣本長度是18年，數(shù)據(jù)來源為中國統(tǒng)計年鑒 和中國勞動年鑒?？紤]到樣本的選擇對收斂性的檢驗和結(jié)論有一 定影響，本文選擇劃分樣本區(qū)間的理由有兩方面：（1）盡量與以前的研 究成果保持時段上的一致性，但適當(dāng)更新具體年份數(shù)據(jù)，以便既能與以 前的研究成果相互印證又使得出的結(jié)論有一定的更新成分。（2）劃分收斂區(qū)間主要根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)的波動狀態(tài)和經(jīng)濟(jì)運行的體制環(huán)境改變來確 定。分為兩個區(qū)間，即1981 1989年和19891998年，前一時段總體 上是宏觀經(jīng)濟(jì)波動的平緩期，計劃機制在經(jīng)濟(jì)運行中仍占主導(dǎo)地位，但 正逐步走向衰落。體制改革

9、主要在農(nóng)村領(lǐng)域內(nèi)展開，市場機制對經(jīng)濟(jì)運行只起著輔助性的調(diào)節(jié)作用。后一時段是中國經(jīng)濟(jì)增長的波動期，而政府積累的宏觀調(diào)控經(jīng)驗逐步成熟，計劃機制的職能和范圍逐步萎縮和減 小，市場機制在資源配置中逐步起著基礎(chǔ)性的作用。從整個轉(zhuǎn)型期的樣 本區(qū)間來看，以1989年作為分界點比較合理。通過計算各年份各省經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出增長的變異系數(shù) （標(biāo)準(zhǔn)差/平均值）和絕 對差率（各地區(qū)產(chǎn)出最小值/各地區(qū)產(chǎn)出最大值）分析各省份的產(chǎn)出水平 差別。自1984-1998年中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)差別表現(xiàn)明顯的波動狀態(tài)，大體 能夠分為三個階段。1984至1990年期間，變異系數(shù)逐年減小，從0.76 降至0.62。絕對差率同期同步增大，從0.11增至0

10、.14,表明地區(qū)差別 逐步減小。而此時段，經(jīng)濟(jì)增長速度逐步放慢。1990年因為雙緊措施的 出臺使經(jīng)濟(jì)增長急劇回落；1990年至1993年期間，各地區(qū)變異系數(shù)逐步 增加，從0.62增至0 71,而絕對差率逐步減小，從0.14降至0.09,這說明地區(qū)差別逐步擴大，此時，經(jīng)濟(jì)運行表現(xiàn)大幅波動態(tài)勢，增長率與急 速上漲的物價一起達(dá)到了兩位數(shù)。1993年至1998年期間，各地區(qū)變異 系數(shù)總體上在0.71附近徘徊，絕對差率也大致穩(wěn)定在0.08附近，兩個 指標(biāo)的波動幅度都不大。從整個 1984年至1998年時段來看，中國地區(qū) 經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出差別在波動中表現(xiàn)逐步縮小的趨勢。但經(jīng)濟(jì)波動（收縮和擴張）與地區(qū)產(chǎn)出差別變化之

11、間的關(guān)系可能比較密切，還值得進(jìn)一步研究。所 以，以經(jīng)濟(jì)增長率VGD耽解釋變量，以各地區(qū)變異系數(shù)VA時被解釋變 量，對1984年至1998年間經(jīng)濟(jì)增長率與地區(qū)變異系數(shù)實行相關(guān)回歸分 析。相關(guān)回歸分析結(jié)果顯示，1984年至1998年間經(jīng)濟(jì)增長與地區(qū)差別變化 存有一定的正相關(guān)關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)擴張時期，地區(qū)間人均產(chǎn)出差別增大，而 經(jīng)濟(jì)收縮時期，地區(qū)間人均產(chǎn)出差別減小。這種情況表明，在加快地區(qū) 經(jīng)濟(jì)發(fā)展，調(diào)控地區(qū)產(chǎn)出差別的時候，應(yīng)該有一定的逆向思維，即在經(jīng)濟(jì) 運行加快的擴張時期，決不能放松對地區(qū)發(fā)展差別的監(jiān)控，而在經(jīng)濟(jì)運 行放慢的收縮時期，應(yīng)該集中財力，抓住此時縮小地區(qū)間發(fā)展差別的有 利時機。事實和資料分析

12、證明，習(xí)慣上認(rèn)為只有在經(jīng)濟(jì)過熱時期才能通 過充足的轉(zhuǎn)移支付手段縮小地區(qū)間發(fā)展差別的做法存有著片面性。（二）中國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的收斂性檢驗我們利用Barro的收斂性分析框架研究19811998年各分省資料。在利用上述公式的計算中，對人均GDP勻利用價格平減指數(shù)實行了折 算，以消除價格差異的影響。結(jié)果顯示，中國地區(qū)的人均產(chǎn)出增長與初 期產(chǎn)出水平的關(guān)系在不同時段表現(xiàn)不同特征，在1981年至1989年期間, 兩者表現(xiàn)明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，收斂系數(shù)（3為0.024，表明落后地區(qū)將以 每年約2%勺速度補充與發(fā)達(dá)地區(qū)之間的人均產(chǎn)出差別。在 1989至 1998年期間，人均產(chǎn)出增長與初期人均產(chǎn)出之間沒有發(fā)現(xiàn)反向相

13、關(guān)關(guān)系，在這個時段并沒有收斂現(xiàn)象的存有。從1981至1998年整個樣本時段來看，人均產(chǎn)出增長率與初期人均產(chǎn)出水平存有弱收斂現(xiàn)象，收斂趨勢 并不明顯，（3值僅為0.0014。如果把全國分為東中西地區(qū)，設(shè)定兩個虛 構(gòu)變量 W1,W2東部地區(qū)數(shù)為（1,0）,西部地區(qū)為（0,1）,中部地區(qū)為（1,1） 再次利用同樣方法對樣本數(shù)據(jù)實行回歸分析，結(jié)果顯示，則在各個樣本 時段內(nèi)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與初期產(chǎn)出水平存有明顯的收斂趨勢。三個時 段的平均收斂系數(shù)是0.017,即在三個經(jīng)濟(jì)區(qū)域內(nèi)初期產(chǎn)出水平落后省 份將以每年1.7%的速度補充在本區(qū)內(nèi)與發(fā)達(dá)省份的差別水平。進(jìn)一步 如果以長江為界，把全國分為南北兩個地區(qū)，設(shè)定

14、一個虛擬變量 W再次 利用同樣方法對樣本數(shù)據(jù)實行回歸分析，分析結(jié)果表明，北方地區(qū)和南 方地區(qū)僅在1981至1989年的時段上，存有收斂現(xiàn)象，收斂系數(shù)B為 0.017，比同期東中西區(qū)域內(nèi)部收斂系數(shù)低約 0.007,即收斂速度低約 0.7個百分點。在1989至1998年和1981至1998年整個時段上，并沒 有出現(xiàn)收斂現(xiàn)象，反而是各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長率與期初產(chǎn)出水平表現(xiàn)正相關(guān) 關(guān)系,表現(xiàn)為一定的發(fā)散現(xiàn)象，這表明南北兩大區(qū)域內(nèi)各省份的經(jīng)濟(jì)增 長存有分化現(xiàn)象。在我們的研究中，沒有實行。收斂分析，主要是因為：（1）樣本期時序 資料難以收集全面，各地區(qū)的部門資料的質(zhì)量也不相同。（2）根據(jù)國內(nèi) 外學(xué)者Barro（

15、1992）和魏后凱（1997）的研究成果已經(jīng)證明，加入結(jié)構(gòu)變 量S的0收斂分析從整體上會改善回歸方程的穩(wěn)定性，導(dǎo)致收斂系數(shù) 有所下降。所以我們省略了這個部分的分析。綜合上述分析，我們發(fā)現(xiàn)一個值得研究的問題，即中國經(jīng)濟(jì)增長的收斂性存有著整體減弱、局部 增強的特征。具體表現(xiàn)為東中西三大區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的收斂性在各個 時段上始終存有，比較來說，南北地區(qū)的收斂性基本上不存有。而從表 面上看,南北地區(qū)內(nèi)各省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相差不大，似乎更具有區(qū)域 內(nèi)收斂的可能性。所以，中國經(jīng)濟(jì)增長中存有的這種特定的東中西梯度 式收斂值得我們結(jié)合其他因素繼續(xù)分析。三、索洛模型的收斂機制在中國的實證分析下面簡述一下新古典模型

16、的經(jīng)濟(jì)收斂機制，假定某一地區(qū)i的產(chǎn)出水 平為Yi,由勞動投入量（以一定技術(shù)水平A折算）ALi和資本存量投入量 Ki決定。其中A表示技術(shù)水平參數(shù)（視為外生變量）。首先，為簡單起見, 假定各個地區(qū)都以相同的增長率 g增長，生產(chǎn)函數(shù)形式相同，并且符合 邊際生產(chǎn)率遞減規(guī)律，假定生產(chǎn)函數(shù)是一階齊次函數(shù)，人均產(chǎn)量yi=Yi/Li和資本勞動比率Ri=Ki/Li,則在技術(shù)水平A下的函數(shù)式可表 示如下：yi=Af(RiA)由假定知f()滿足條件一階導(dǎo)數(shù)()0,二階導(dǎo) 數(shù)()0,上式說明地區(qū)間人均產(chǎn)出差別是由資本勞動比率引起，所以地區(qū)差別的縮小主要原因是因為落后地區(qū)的資本勞動比的增長率相對 較高。假定儲蓄率s和勞

17、動人口增長率n,在所有的地區(qū)都是相同的，一 般不發(fā)生變化，地區(qū)間不存有生產(chǎn)要素(資本、勞動力)流動，地區(qū)i的 資本勞動比率即Ki/(Ali)=R*i的增長率可由下式?jīng)Q定：R*i=sAf(RiA)/Ri-(n+g)該式右邊第一項表示資本Ki的增長率，右邊第二項表示ALi的增長率，假定資本的邊際生產(chǎn)率遞減，則f()0,所以 右邊第一項是Ri/A的減函數(shù)。這正是收斂的關(guān)鍵條件。假定上式滿足“稻田條件”，則f(RiA)=RisA (n+g)即資本與勞動比率惟一存有，表 示為收斂的穩(wěn)定狀態(tài)(Ri/A)*。各地區(qū)以不同的增長速度持續(xù)接近這個 狀態(tài)，資本積累少的地區(qū)Ri/A要比(Ri/A)*小得多，即存有增

18、量 (Ri/A)。這樣的地區(qū)，具(Ri/A)值會持續(xù)上升，導(dǎo)致人均產(chǎn)出yi的增 長速度將以大于技術(shù)進(jìn)步率g的值快速增長。這就是索洛增長模型收 斂的作用機制。下面利用19811998年間中國各分省資料判定上述收斂機制在實際 中是否起作用。根據(jù)索洛模型，初期人均產(chǎn)出同其后資本勞動比率的增 長率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，根據(jù)樣本的時序跨度和中國統(tǒng)計資料的實際情況， 作者選用固定資產(chǎn)投資額與就業(yè)人數(shù)比率作為被解釋變量，以1989年作為分界點，對樣本實行分段回歸。式中，uit為誤差項?；貧w分析結(jié)果 如表1所示，根據(jù)索洛模型，初期比較落后地區(qū)，資本勞動比率的增長率 應(yīng)該比發(fā)達(dá)地區(qū)的高，資本勞動比率與期初的人均產(chǎn)出存有

19、明顯負(fù)相關(guān) 關(guān)系。但模型1的回歸分析表明，無論是19811989年或19891998 年間，還是從1981至1998年整個樣本期間考察，模型回歸分析的結(jié)果 是資本勞動比率與期初的人均產(chǎn)出存有正相關(guān)關(guān)系。這表明落后地區(qū) 的資本勞動比率的增長率并沒有發(fā)達(dá)地區(qū)的高。所以，收斂現(xiàn)象說明的落后地區(qū)比發(fā)達(dá)地區(qū)具有較高的經(jīng)濟(jì)增長率并不是因為資本勞動比率 的變化引起的。這表明索洛模型收斂機制的關(guān)鍵環(huán)節(jié)在此被打破。由（2）式可知：根據(jù)索洛模型，初期比較落后的地區(qū)，資本的增長率應(yīng) 該比發(fā)達(dá)地區(qū)高，不過把固定資產(chǎn)形成額的增長率與初期時點的人均產(chǎn) 出作回歸分析，模型2的回歸分析，沒有發(fā)現(xiàn)索洛模型說明的負(fù)相關(guān)關(guān) 系的存

20、有。反而在1981至1989年和1981至1998年兩者有明顯的正 相關(guān)關(guān)系，僅在1989至1998年間，收斂機制的條件得到局部滿足。從 以上兩種分析基本能夠得出結(jié)論：索洛模型的收斂機制在中國地區(qū)增 長中并沒有起作用，但是，事實和統(tǒng)計分析表明，中國地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長的 確存有收斂現(xiàn)象，問題的關(guān)鍵是什么？再次分析收斂條件發(fā)現(xiàn)，被索洛模 型忽略的勞動力地區(qū)轉(zhuǎn)移、政府對落后地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付和微觀層次上 因為先進(jìn)企業(yè)技術(shù)擴散帶來的局部極化效應(yīng)等，可能是解釋收斂現(xiàn)象的 主要原因。所以，作者把各地區(qū)勞動者人數(shù)增長率與初期的人均產(chǎn)出聯(lián) 系在一起實行回歸分析，如模型3的回歸分析結(jié)果，發(fā)現(xiàn)兩者存有明顯 的負(fù)相關(guān)關(guān)系，

21、而且得到的相關(guān)系數(shù)較大，仍然沒有出現(xiàn)索洛模型預(yù)期 的正相關(guān)關(guān)系，并且回歸分析的結(jié)果與很多落后地區(qū)“越窮越生”的實 際情況是相符的。由此看來僅從地區(qū)勞動人數(shù)的增長率去分析收斂也 不會得到較好的解釋。至此，實證分析的思路改從以下兩個方向?qū)嵭校海?）在資本增長率與初 期人均產(chǎn)出的關(guān)系分析中，加入虛擬變量把全國分為東中西地區(qū)實行分 析，回歸結(jié)果如表2所示，表明中國東中西大區(qū)域內(nèi)部省份存有明顯的 資本增長率與初期人均產(chǎn)出的負(fù)相關(guān)關(guān)系。也就是說，在東中西三大地區(qū)內(nèi)部索洛模型的收斂機制得到滿足，無論是哪一個樣本時段內(nèi)。但這 種收斂機制僅僅局部的，并不能解釋地區(qū)間的收斂現(xiàn)象。（2）勞動人數(shù) 與期初人均產(chǎn)出的實

22、證結(jié)果沒有出現(xiàn)應(yīng)有的正相關(guān)關(guān)系，可能的原因主 要是：回歸分析中對產(chǎn)出作出貢獻(xiàn)的實際勞動要素投入量沒有給以真 實的反映。實際的勞動要素投入量應(yīng)由兩部分組成：地區(qū)勞動要素的 凈增長和凈遷入量。但作者發(fā)現(xiàn)國內(nèi)很多研究大都回避這個問題，而是引用Barro對美國資料實行分析的結(jié)果認(rèn)為勞動要素的地區(qū)流動 （凈遷 移）對收斂的影響不大。但是作者認(rèn)為，中國有著以勞動力大量過剩為 特征的特殊的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu),Barro的分析結(jié)論并不適宜解釋中國的勞動要 素轉(zhuǎn)移對收斂的影響，美國的情況與中國不同，不存有大量的過剩勞動力，市場機制會通過價格變動使勞動力市場達(dá)到相對均衡狀態(tài)，這就使 凈遷移對收斂機制的影響很小；在中國的現(xiàn)實

23、中，勞動力的供給在較長 時期內(nèi)是近似無限的，勞動力的大規(guī)模流動實際上反映和體現(xiàn)著一條有 中國特色的工業(yè)化道路，它對中國地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長的收斂理應(yīng)有著重要 影響。首先，讓我們考察一下中國勞動力區(qū)域間轉(zhuǎn)移的具體特點。蔡（1998）根據(jù)1995年全國1%人口抽樣調(diào)查資料，發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)向中西部地區(qū)的 遷移，加起來大約為該地區(qū)全部遷出人口的 30%也就是說，剔除省內(nèi)遷 移的因素外，東部地區(qū)的遷移傾向于主要在區(qū)內(nèi)實行。而從中部地區(qū)遷 移到東部的人口占全部遷移省際人口的71%從西部地區(qū)到東部的遷移占全省人口的54%考慮到距離對遷移的防礙因素（特別是西部與東部 地區(qū)的地理距離相對遙遠(yuǎn)）,東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展快、收入

24、高、就業(yè)機會 多而形成的遷移拉力對勞動力的流動影響很大。楊云彥 （1999）發(fā)現(xiàn)在 1990至1995年間,沿海地區(qū)有9個人口凈遷入省份是持續(xù)人口凈遷入 的，此外還增加了河北，達(dá)到10個。中部的湖北也變?yōu)閮暨w出省份。西 部地區(qū)僅有新疆保持凈人口遷入的趨勢。這個時期的顯著特征是中西 部人口密集的農(nóng)業(yè)省份全部成為凈遷出省份，形成連片遷出地區(qū)，如安 徽、江西、河南、湖北，湖南、四川等省，向沿海地區(qū)遷移的集中水準(zhǔn) 更加明顯。在1990至1995年期間，東部地區(qū)吸收了全部遷移人口的 56.86%,其中由中部流向東部的人口是由東部流向中部人口數(shù)的4.9倍,由西部向東部的遷移流是其反向流的 4.4倍。綜合這

25、些研究，能夠認(rèn)為 中國地區(qū)間勞動力轉(zhuǎn)移存有著明顯的梯度傾向，與不同區(qū)域帶的經(jīng)濟(jì)發(fā) 展水平密切相關(guān)。但是，我們還應(yīng)該進(jìn)一步深化這個研究，即勞動力的 凈遷移與不同時期不同地區(qū)的產(chǎn)出存有什么關(guān)系 ？對此，首先必須解決 統(tǒng)計資料的問題，因為人口流動的情況非常復(fù)雜，必須選擇合適的經(jīng)濟(jì) 指標(biāo)加以反映。在此作者選用了公安部戶籍管理局編制的1997年全國暫住人口統(tǒng)計資料作為分析的依據(jù)。相關(guān)分析結(jié)果表明，勞動力凈流入與地區(qū)總產(chǎn)出之間存有較明顯的正 相關(guān)關(guān)系，而與各地區(qū)人均產(chǎn)出沒有明顯的相關(guān)關(guān)系。這就解釋了勞動 要素的地區(qū)轉(zhuǎn)移對各地區(qū)產(chǎn)出水平有著明顯的貢獻(xiàn) ，雖然這種貢獻(xiàn)很少被實證檢驗出來。進(jìn)一步地，勞動力轉(zhuǎn)移的流向和流量使經(jīng)濟(jì)增長的收 斂性產(chǎn)生了區(qū)域化的特點。同時，中國經(jīng)濟(jì)體制改革的漸進(jìn)模式形成了 勞動力轉(zhuǎn)移的階段性，而勞動力轉(zhuǎn)移的階段性則直接導(dǎo)致了中國經(jīng)濟(jì)增 長收斂性的階段性?；仡?0