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经济增长下产业结构和公*之间的均衡路径——以中国为例

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经济增长下产业结构和公*之间的均衡路径 经济增长下产业结构和公*之间的均衡路径 之间的均衡 --以中国为例 --以中国为例
万建香
1

梅国*

2

内容提要: 本文设计了一个关于中央资源分配的理论模型, 模型以国民经济总体产业结构和 内容提要: 资源公*性间的均衡为目标函数,以经济增长为约束条件.理论上,以中央资源的分配数量 为内生决策变量,通过对其调整产业结构和公*性之间存在均衡路径.以1989-2006数据进 行实证检验得:(1)随着中央分配给发达地区的资源 L1 的变化,产业结构和公*性之间存 在着反向变动关系,因而找到了产业结构和公*性间均衡路径的存在形式;(2)公*性与 经济增长呈正向关系,公*性加强促进经济增长,而现有文献认为要改善公*性,必然减缓 经济增长,这是本文得出的一个新结论;(3)产业结构在[0,0.7]之间与经济增长保持着 正向关系,否则会阻碍经济增长,0.7是产业结构的饱和值,这是本文另一新结论. 关键词: 关键词:公*性 产业结构 经济增长 均衡路径 资源分配 一,引言 收入*等性和经济增长水*呈U形关系,这在很多相关文献中已有证明.当一个国家的 经济向着现代化方向迈进的同时, 经济收入的不*等性也变得越来越严重. 无论是在个人收 入方面还是在地区收入分配方面这些假设已被证明为事实.按人口计算各省的财政预算支 出, 以此为统计口径, 省际间的分配不*等性在逐年增加 (Chen, Jian, and Fleisher, Belton M.,1995).2006年,上海的人均中央财政预算支出是河南的12倍还多.这些基本数据已经 表明,中国经济快速增长的同时,越来越高的地区收入差距引起各界的高度关注.据世界银 行报告显示,在中国,基尼系数由1981年的0.28上升为1995年的0.38,继而上升为2006年的 0.46.而在2006年,如果单独考察城市和农村的基尼系数,分别为0.34和0.37,整体考察却 为0.46,城市和农村间的存在着的巨大收入差距是导致这一现象的主要原因. 中国由社会主义计划经济向市场经济转型是史无前例的伟大历史实践,既无以往的经验 可以吸取,也无现成的理论可供借鉴,我们能做的就是不断实践,不断总结,为断进步. Naughton (1992)指出中国工业企业分布不断缩小,Jefferson et al.(1992)的研究表明资 金,劳动力,原材料的资金回报率存在着收敛现象.这些都与各省保护地方经济试图建设小 而全的地方政策有关,因而很多社会问题因此产生(Byrd, 1992).为此如何改善产业结构是

1

万建香,江西财经大学,讲师,管理科学与工程在读博士 ,主要从事数量经济学的相关教学和研究. Email:zhwjx2002@163.com 2 梅国*,江西财经大学,教授,博士生导师,主要从事数量经济学和金融保险研究.

重要课题.自1980年以来,中国经历了稳步高速发展,然而传统生产方式导致了严重的资源 掠夺和消耗,环境污染,生态破坏以及社会变迁等社会问题(Zhang and Wen, 2007).2003 年,中国的GDP占世界总产值的4%,而相应的原油,铁矿石,钢铁,矾土及水泥的消耗量却 占世界消耗总量的31%,30%,27%,25%和40%(Ma, 2004).在过去的20多年中,中国一直把 经济发展作为改善人民生活,消除贫困的首要任务.在今后的一二十年中,如果中国经济继 续按原有的方式进行并成为世界制造中心, 那么中国的自然资源, 环境质量和社会发展将面 临巨大的挑战(Lu and Huang, 2003).如果这样下去,中国的繁荣还能持续下去吗?社会的 安定团结还能维持吗?为回答这些问题, 就应该系统而深入的研究经济增长和产业结构之间 的关系,能否在经济增长和产业结构之间寻求均衡,为中国的可持续发展开辟路径. 本文的目的有两个. 首先建立一个经济增长模型, 模型中以国民经济总体产业结构和中 央资源分配公*性二者间的*衡问题为研究重点, 即以产业结构和公*性间的均衡为目标函 数,以经济增长为约束条件,当前,在经济保持持续发展的条件下,可持续的产业结构和可 以为公众接受的资源公*性是中央政府的首要目标. 对政策制定者而言, 为响应十七大报告, 应考虑哪些因素才能达到产业结构和公*性之间的均衡呢?通过理论模型, 可以研究均衡路 径的形成过程.第二,本文收集1989-2006的时间序列数据,对理论模型的预测进行了实下 检验. 论文的其余部分安排如下: 第二部分简单回顾了中国过去20年在公*性和产业结构方面的 经济政策; 第三部分建立了关于均衡路径的理论模型并对模型解的存在性和含义进行以分析 阐述;第四部分进行实证检验;第三和第四部分的相关证明在附录给出;最后结束全文. 二,中国过去20年在公*性和产业结构方面的经济政策回顾 中国过去20年在公*性和产业结构方面的经济政策回顾 20 本文的重点是研究在满足经济增长的基本条件下, 寻求产业结构和资源公*性两大目标 间的均衡路径, 因此我们首先分析中国现有经济体制在产业结构和公*性两大指标的发展状 况. 我们必须回答的问题是:在理论层面上,以确定的经济增长为基本条件,产业结构和资 源公*性间的*衡路径存在吗?或者说在中国已存在着事实上均衡? 文献回顾1:地区间的不*等性和经济增长 在美国和西欧中家地区间的个人收入随时间推移存在着收敛现象, 然而在中国随着经济的快 速增长地区收入差距呈上升趋势.Tsui (1991)指出长期来看仅仅通过中央财政转移不足以 消除地区差距, CHEN and BE(1995)认为仅仅制定政策或通过农村信用社进行合作也不足于 消除沿海和内地的差距.Fu (2002)指出中国地区收入差距与进出口和外商直接投资的结构

有关,因而优化进出口和外商直接投资的结构有助于改善地区收入差距. Peter and James (2005) 发现生产要素尤其是劳动力的流动性是主要的原因,当地区投资比例,就业率,人 力资源投资, 外商直接投资等条件下, 可能达成条件收敛. 大量文献 Simon Kuznets, ( 1955;
Williamson's,1965; Tsui,1991;Dali Yang and Houkai Wei,1995 ; Baoyun Qiao 2007)

认为,要改善公*性,创造和谐,中央财政必须倾向于落后地区和贫困弱者,终将减缓经济 增长. 这一财政政策被批评为只要道德不要效率的道德优先性财政, 即主张财政分配要最大 限度地满足贫困人群的基本需要, 而富裕人群的奢侈消费则要加以抑制. 批评者认为, 和谐 财政是运用斯波特教授(J ames P1 Sterba) ,蒙得史教授(Susan Mendus) 的哲学理论以及 马克思主义的基本观点,主张和谐财政就要对不公*分配秩序予以否定,虽揭示了和谐财政 的最终目标和本质所在,但并没有从财政科学的角度深入分析我国的和谐财政问题, 在实践 中很容易陷于片面强调财力应该用于保护社会弱势群体的泥沼,必将削弱财政促进我国经济 持续快速发展的作用. 文献回顾2:产业结构和经济增长 早期文献研究表明, 跨国公司的业绩与高级市场经济学中所定义的产业结构变量之间存在着 系统的关联. (Caves and Mehra,1986; Kogut and Singh, 1988; Mitchell et al.,1993; Willmore, 1994) .如果产 业结 构不够 合理 完善, 导致 外商更 加愿 意前来 注册 和投 资 (Contractor and Lorange, 1988),因为外商从中可以获得更多优惠(Dunning, 1979).本 国产业结构不够合理完善, 前来投资的外商便可以趁机克服异地劣势, 与当*笠稻赫土 势(Brewer, 1993).Scherer and Ross(1990)发现,一个较为认同的观点是:产业结构决定 了地区的经济行为和经济组织后续的业绩.Luo and J. Justin (1997)建立了一个结构特征 模型,用于评估中国产业结构影响因素的横向和纵向含义. 在产业结构与公司营运能力的 理 论 解 释 模 型 中 , 是 产 业 结 构 促 进 了 公 司 竞 争 能 力 的 加 强 (Barnett et al., 1994;Rao,1994;Levinthal andMyatt,1994).Jay et al (2006)认为整个国家的产业结构有 助于促进公司去寻求价值实现和价值创造的创新方法, 在产业结构和创新, 品牌打造之间存 在着直接的关系.叶依广(2003)通过对我国各主要产业部门增长率的实证分析,得出第二 产业和第三产业对我国经济增长率的贡献*均在 90%以上.同时运用 Kaldor 模型分析得出 东部地区边际生产率最高,西部次之,中部地区最低.刘伟(2002)从产业结构对中国经济 增长的贡献分析得出, 中国经济增长主要是第三产业推动, 然而第三产业结构扩张会降低第 一产业和第二产业对经济规模的正效应, 因此中国经济要维持长期稳定的增长就必须改造传 统的产业结构和生产方式.两人观点都一致认为:第三产业边际生产率高,边际贡献大的特

点;产业结构合理性对经济增长存在着正向函数效应. 以上是产业结构与经济增长关系, 公*性与经济增长关系的研究文献, 但将经济增长, 产业结构,公*性三者置于同一模型中研究,相关文献还很少,这是本文选题切入点所在. 同时笔者也认为,现有文献之所以认为公*的改善必将减缓经济增长,正是没有将这三者 置于同一模型中统一研究,综合考虑产业结构和公*性对经济增长的总体效应. 三,理论模型的建立及其均衡解的存在性 (一),理论模型的假定 1,假定一个经济体只存在着一个中央政府和两个独立省份D1和D2. 两个省份各自从中 央政府获得 L1 和 L2 中央资源,在后面的研究中D1 指较富裕的省份,而D2指较为贫穷的省 份.中央政府被看成是具有统筹兼顾,全盘考虑的总设计师. 2, 中央政府可支配的资源总量为 L , 为了突出产业结构和公*性*衡路径的研究重点, 假定如下:(1),中央资源在两省间的分配比例 α 由中央政府决定, (2), L1 和 L2 由中央 政府决定, L1 = αL 分配给D1, L2 = (1 α ) L ,分配给D2. (3),这里 L 代表综合资源, 包括公共物品和服务,资金和机会,信息和技术及政策优惠等等. 3,假定生产资源分为三大类:(1),资金资源,人力资源,记为

K i 和 H i ( i = 1,2 ),其量的大小由各省自身的社会经济条件决定 K 1 和 H1 对应D1, K 2 和
H 2 对应D2.(2) ,第三种资源指上面所提到的由中央分配的资源 L1 和 L2 .(iii)省份 D1
比D2富裕,因此它的资源应该更加丰富即

K1 L > 1, 1 > 1 . K2 L2

4,为研究方便,本论文中假定社会生产只存在两种产业结构:第三产业和非第三产业. 5, δ 1 和 δ 2 分别表示省份 D1和D2分配给第三产业的资源分配系数. δ 1 和 δ 2 越大,分配 给第三产业的资源数量就越大,那么产业结构就越趋于合理.(1),尽管 δ 1 和 δ 2 由各省根 据自身情况自行决定, 但中央政府作为总体设计者, 可以通过政策引导各省制定合理的分配 系 数

δ 1 和 δ 2 . 即 在 D1 中 , δ 1 K 1 , δ 1 H 1 , δ 1 L1 , 用 于 第 三 产 业 生 产 ,

(1 δ 1 ) K 1 , (1 δ 1 ) H 1 , (1 δ 1 ) L1 , 用于非第三产业生产,在D2 中, δ 2 K 2 , δ 2 H 2 , δ 2 L2 用
于第三产业生产,(1 δ 2 ) K 2 , (1 δ 2 ) H 2 , (1 δ 2 ) L2 用于非第三产业生产. (2)由于省份 D1 比 D2 富 裕 , 所 以 D1 的 分 配 系 数 超 过 0.5, 而 D2 的 分 配 系 数 小 于 0.5, 那 么 δ 1 > 0.5,

δ 2 < 0.5, (

δ 1 λ1 δ ) > 1, ( 2 ) λ 2 < 1 . 1 δ1 1δ2

α β α β λ 5,C-D柯布道格拉斯生产函数 Y = K L 适当的调整为 Y = K L X .相应的产值分

别为 S i 和 S i (i = 1,2) ,S1 , S1 为D1在第三和非第三产业的产值,S 2 , S2 为 D2在第三和非第 三产业的产值. (1), S1 = (δ 1 K 1 ) (δ 1 H 1 )
α1 α2

(δ 1L1 ) λ1

S1 = ((1 δ 1 )K 1 ) β 1 ((1 - δ 1 )H1 ) β 2 ((1 - δ 1 )L1 ) λ1 S 2 = (δ 2 K 2 ) α 1 (δ 2 H 2 ) α 2 (δ 2 L 2 ) λ 2 S2 = ((1 δ 2 )K 2 ) β 1 ((1 - δ 2 )H 2 ) β 2 ((1 - δ 2 )L 2 ) λ 2

(2), α 1 , α 2 分别是资金K和人力资本H在第三产业的产出弹性,

β1 , β 2 分别是资金K和人力

资本H在非第三产业的产出弹性,且假定两个省份的产出弹性不加以区别,因为技术创新是 可以转移,学*,传播和扩散的.(3),无论国内外,还是发展中和发达国家,第三产业都 得到了高度重视并取得了应有的发展, 假定资源在第三产业的产出弹性大于非第三产业的产 出弹性是合理的,即在省D1和 D2内, 有 α 1 > β 1, α 2 > β 2 . 6, λ1 , λ 2 分别是中央分配给地方的资源在省D1和 D2的产出弹性.在省份D1内,无论率 第三产业和非第三产业,产出弹性都 是 λ1 , 而在省份D2内,无论率第三产业和非第三产 业,产出弹性都 是 λ 2 .假定 λ1 > λ 2 ,表明比较富裕发达省份由于更好的经济社会基础,能 够更加充分地发挥技术创新扩散和吸收所带来的好处, 因而能更好地利用中央分配的资源-公共物品和服务,资金和机会,信息和技术及政策优惠,因而产出弹性更大.即

( L1 L2 ) (λ1 λ2 ) > 0 , α (λ1 λ2 ) > 0 1,表明中央分配的资源在两个省份的产
出弹性相差越大,则分配给两省的资源数量差距也将越大,从投入产出的角度,中央政府有 更大的动机将资源分配给产出弹性大的省份. 我们必然清醒地认识到,过多的资源分配给省份D1,必然造成贫者越贫,富者越富的不

1

( L1 L2 ) (λ1 λ 2 ) = [αL (1 α ) L)] (λ1 λ 2 ) = (2α 1) L (λ1 λ 2 ) = 2 L α (λ1 λ 2 ) > 0

∵L

是常数,因此 α

(λ1 λ2 ) > 0 .

公*现象,为了研究公*性问题,本文定义公*性指标如下, E = {

1 2

∑L
i =1

2

Li 1} , 1 + L2
1

既然 L1 > L2 ,公式可以化简为 E = ( L1 L2 ) ( L1 + L2 ) ,显然 E < 0, 且 E L1 < 0 .

就产业结构和可持续发展而言, S1 和 S 2 应该加强,第三产业的产出 S1 和 S 2 越大,产 业结构越完善.因此本文将第三产业总产值在GDP中的百分比定义为产业结构,记为 F ,

F = ( S1 + S 2 ) GDP = ( S1 + S 2 ) ( S1 + S 2 + S1 + S 2 ) .根据上面的假定,可以推导出:

F δ 1 > 0, F δ 2 > 0 .
由此可知,产业间的资源分配系数 δ 1 和 δ 2 应该定高一些.δ 1 和 δ 2 越大,分配给第三产 业的资源就越多,因而产业结构就更加合理,经济发展路径就更具有可持续性. (二),理论模型的建立 本文建立了一个关于中央资源分配的理论模型, 模型中经济增长是相应的约束条件, 总体 产业结构和公*性之间的均衡是模型的目标函数.论文的结论是通过调整中央的资源的分 配, 产业结构与公*间的*衡路径可以达到, 因此中央资源的分配系数成为关键的内生变量. 实证部分将收集 1989-2006 年的时间序列数据对模型进行实证检验, 得到的结论是随着公* 性的加强和产业结构的改善, 经济增长将随之加快. 中央政府有能力获得足够的信息以充分 发挥中央资源的价值,从而实现产业结构和公*性之间的均衡,满足经济增长的约束条件. 接下来, 问题的关键论证解的存在性, 求解规划问题的最大解 . 在此规划中, {α , L1 , L2 } 以 作为规划的解. 问题1:

MaxU = w1 E ( L1 , L2 , α ) + w2 F (δ 1 , δ 2 , L1 , L2 )
Li 1 2 E = {∑ 1} 2 i =1 L1 + L2 E L1 < 0 s.t F = ( S1 + S 2 ) ( S1 + S 2 + S1 + S 2 ) F δ 1 > 0 , F δ 2 > 0 F L1 > 0 G(L , L ,α , δ , δ , λ , λ ) ≥ G 1 2 1 2 1 2
1

E L1 = [( L1 L2 ) / C ] L1 ] = 1 C < 0 .为使公*性得到改善, 应降低中央分配给富裕地区

D1 的资源数量 Ll.

在这一模型中, E = {

1 2

∑ L +L
i =1 1

2

Li

1} , 因此有 E L1 < 0 .从这一结论的含义是,中

2

央分配给省份D1的资源越大,可能导致的省际间的不公*性也越大 . 同时我们也清楚地意识 到,当 α = ( K 1 + H 1 ) ( K 1 + H 1 + K 2 + H 2 ) ,即中央以各省的资金,人力资本为基础进
1

行中央资源的分配时,即强调原有要素基础和要素分配相对称, 这时公*性达到其最大值

E MAX = 0(前面已经证明 E MAX < 0 ).综上所述,由于E的斜率是一个小于0的常数,公*
性指标E 的函数曲线是一过点(0,0),且位于x轴下方的直线.

F δ 1 > 0, F δ 2 > 0 2,表明产业结构关于资源在产业间的分配系数 δ 1 和 δ 2 存在
着正向函数关系,分配系数 δ 1 , δ 2 越大,产业结构越合理, F 的值也越大.因此改善产业 结构的一个可行性路径是增大产业间的资源分配系数 δ 1 , δ 2 .

F L1 > 0 3, 表明产业结构关于中央分配给D1的资源 L1 存在着正向函数关系,分配
给D1的资源数量越大,产业结构越合理, F 的值也越大.因此另一改善产业结构的可行性 方法是加大中央分配给 D1的资源数量,实行有利于富裕(较发达)地区的政策倾斜和优惠. 单就产业结构而言,最好的选择是使分配给D1的资源数量 L1 最大化. 既然 E L1 < 0 , F L1 > 0 ,很容易得知 E F < 0 这一关系表明在产业结构和公
4

*性之间存在着反向函数关系,随着分配给D1的资源数量 L1 的变化,产业结构和公*性将 朝相反的方向移动.关于这一点,将在后面的实证模型中得到检验.

G ( L1 , L2 , α , δ 1 , δ 2 , λ1 , λ 2 ) ≥ G 5规划模型关于经济发展所必须满足的基本条件,在这
一条件下,模型的解 L1 是否存在,产业结构 F 和公*性 E 之间的均衡路径能否达到,从而 使效用函数 U = w1 E ( L1 , L2 , α ) + w2 F (δ 1 , δ 2 , L1 , L2 ) 达到最大. (三),理论模型均衡解的存在性

1 2

中央政府按照各个省的经济社会基础分配资源,比如按人口分配,人口基数大,所得资源就多. 证明过程在附录中可以找到. 3 证明过程在附录中可以找到.
4

E F =
G

E L1 , E L1 < 0 , F L1 > 0 E F < 0 . F L1

5

是外生变量,事先已设定好.一般设定为 GDP 的年均增长率.

通过上述的模型分析,产业结构和公*性函数关于 L1 的曲线如图1所示,产业结构函数

F 的曲线记为F,公*性函数 E 的曲线记为E. 假定其它变量保持不变,如果

MaxU = w1 E ( L1 , L2 , α ) + w2 F (δ 1 , δ 2 , L1 , L2 ) 的 最 大 值 存 在 , 则 有 U L1 = 0 , 即
w1 E F E + w2 =0, L1 L1 L1

w F = 2 . L1 w1

E 关于 L 1 的一阶偏导是小于0的常数,因此对应曲线是一条向下的曲线.*年来,伴
随着整个国家的发展和分配给地区D1资源 L1 的加大, 我们见证了中国产业结构的改善,因 此函数F关于 L1 是一增函数.根据前面的性质讨论,函数F存在着拐点,或者是先加速上升 后减速上升的logistic型增长函数, 或者是先减速上升后加速上升的inverse-logistic型增 长函数,如图1所示,*20年中国的改革发展实践和经济数据表明,函数F关于 L1 的曲线更 接*于logistic 曲线 ,而不是inverse- logistic曲线.T*是相应的拐点,在 T*之前,产 业结构呈先加速上升后减速上升的发展趋势, 这与中国*20年的发展实践非常吻合. 同时我 们从模型中预期得到:产业结构存在着饱和点,关于这点将在后面的实证模型中得到验证. 为 简 便 起 见 但 不 影 响 模 型 的 研 究 效 果 , 假 定 w1 = w2 = 1 , 则 有

w1

E F E F + w2 =0 = ,也即当产业结构 F 和公*性 E 关于 L1 的一阶偏 L1 L1 L1 L1

导互为相反数时, 效用函数达到最大值即 MaxU = w1 E ( L1 , L2 , α ) + w2 F (δ 1 , δ 2 , L1 , L2 ) 成 立,根据前面的讲讨论: E L1 < 0 , F L1 > 0 , E F < 0 知,理论上这样的解一定 存在. 由图1可知,理论模型存在两个解T1和T2.在T1和T2处,曲线F的切线与 x 轴正向所成 的夹角为 θ ,同时只要曲线E与 x 轴正向所成的夹角也为 θ ,那么在T1和T2处,曲线F与曲线 E的斜率正好互为相反数,即

E F u = , = 0 .在现阶段,T1是当前经济发展的目 L1 L1 L1

标,将成为可能的*衡点,通过努力可以实现产业结构和公*性之间的*衡.在经济足够发 达的将来, T2将成为可能的均衡解,在更高的经济水*上实现产业结构和公*性之间的* 衡.

F,E

F

θ
F1

O

θ

θ

T1 T* T2

L

E

图1

产业结构和公*性曲线,理论模型的可行解 表1 模型的不同解

Model name Solution

Before T*

After T*

L1 , L2 , α , δ 1 , δ 2

L1 , L2 , α , δ 1 , δ 2 L1 , L2 , α , δ 1 , δ 2

L1 , L2 , α , δ 1 , δ 2

G

G≥G
T1

G<G
No solution No solution No solution

G≥G
T2

G<G
No solution No solution No solution

L1

α
Equity

α = αG
E = EG ,
' ' E L1 = S L1 , .

α = αG
E = EG ,
' ' E L1 = S L1 ,

If L1 = T1 .

If L1 = T2 .

Structure

S = SG ,
' ' S L1 = E L1 ,

No solution

S = SG ,
' ' S L1 = E L1 ,

No solution

If L1 = T1 .

If L1 = T2 .

四,实证分析 实证分析 (一)联立方程的建立和变量的设定 考虑到经济增长, 产业结构和中央资源分配公*性三者之间的潜在同步性, 本文建立了 分别以"经济增长""产业结构""公*性"内生变量,以资本,教育,劳动力三个外生变 量及经济增长,产业结构和公*性的一阶滞后变量为前定变量的联立方程,如联立方程*所 示.根据理论模型,我们试图通过实证模型,揭示经济增长,产业结构和中央资源分配公* 性三者之间的关系.在公*性方程中,假定其它变量保持不变,产业结构的改善必将使公* 性降低,同时公*性自身的滞后变量equity (-1)和其它外生变量对其也有影响,这些都将 在实证模型中检验;在产业结构方程中,预期公*性对产业结构有反向函数关系,自回归关 系在此也存在,同时引入适当的外生变量.在经注增长方程中,同时引入产业结构和公*性 两个内生变量,并预期这两内生变量对经济增长有正向函数关系,从散点图推测,产业结构 和公*性与经济增长之间存在着非线性关系,方程中引入了产业结构和公*性指标的*方 项, 以及其它外生变量. 正如理论模型所预测, 我们期望通过求解联立方程, 得到产业结构, 公*性,经济增长之间均衡解的实证结果,通过实证检验.模型的假定与中国决策者的预期 基本一致:分配给富裕发达地区的资源越多,经济增长越快,但同时不公*性也突出. 总之, 联立方程估*峁缦 (经过模型的反复测试与检验, 某些外生变量已经删除) : inst c capital education labour equity(-1) structure(-1) growth(-1) l equity=c(1) +c(2)*structure +c(3)*equity(-1) structure=c(4) +c(5)*equity+c(6)*structure(-1) growth=c(7)+c(8)*structure+c(9)*labour+c(10)*equity^2+c(11)*structure^2+c(12)*l
表2 模型变量的确定

变量名 公*性 equity

变量的描述 中央资源的不*等性:即中央分配给各个地区的资源份额与1的差的绝对 值的和.各地资源份额指各地人均资源在所有地区人均资源总和中所占 的份额.为了使指标反映正向的公*性,在表达式前冠以"-",即指标 数值越大,公*性越高,越完善.

产业结构 structure

为了更好地研究产业结构,本文从两个角度对其进行描述:第三产业产 值增长率和第三产业占GDP的百分比. 通过实证检验, 发现第三产业占GDP

的百分比指标更好. 经济增长 Growth 资金 Invest 教育 Education 劳动力 Labour 劳动力的增长. 中央财政用于教育投资的增长率. 固定资产投资增长率. GDP的年增长率(以上年为100).

L1 的增长率
l

中央分配给发达沿海地区的资源数量 L1 的增长率

Equity = ∑
i =1

2

l1 1 l1 + l 2

li =

LI .由于本文重在研究整个国家的公*性问题,因 POPI

此将整个国家分为两大类,第一大类包括东部沿海城市和三大自治区—北京,天津,上海, 广东,江苏,浙江6个地区;其余地区都归为第二类. L1, L2 分别是中央分配给第一,第二 类地区的资源总和; POP1 , POP2 分别是第一,第二类地区的人口总和. (二),模型数据的选取 实证模型的分析基于1989-2006年间各省的时间序列数据.公*性指标的数据根据公式

Equity = ∑
i =1

2

LI l1 1 , li = 推算而来, 其中 Li 和 POPi 由中国统计年鉴相应的原 l1 + l2 POPI

始数据加总而来.产业结构数据直接来自于中国统计年鉴,一个是第三产业产值增长率,另 一个是第三产业产值占GDP百分比,经过模型实证测试 检验,本文选用了后者. 经济增长 率取自于中国统计年鉴.至于固定资产投资增长率,劳动力增长率,教育投资增长率都来自 中国统计年鉴.必须指出的是,所有涉及货币的指标使用前都经过价格指数的调整. (三),模型估计的结果 由于经济增长, 产业结构和中央资源分配公*性三者之间的潜在同步性, 为了不丢失方程 间的信息,在此采用二阶段最小二乘法(TSLS),以估计联立方程模型,显然模型是可以识 别的.模型估*峁绫3和表4所示,下面对模型结论进行解释.

本文设立了两组联立方程模型, 一组用于揭示经济增长, 产业结构和中央资源分配公*性 三者之间的关系,相应结果见表3.另一组在第一组的基础上,引入了变量 L1 --中央分配给 第一类沿海或自治地区的资源, 因此我们可以对均衡路径进行推导演绎: 中央应该制定什么 数量的 L1 , L1 对产业结构和公*性又分别带来何种影响,最终是否会促进经济增长,所有 这些问题的答案都可以在表4中找到. 首先, 在产业结构和公*性之间存在着反向函数关系. 正如表3和表4中的公*性方程所 示,产业结构对公*性指标的系数分别是 -0.960和-0.751,且非常显著.而且在表3和表4 产业结构方程中, 也显著地反映了产业结构和公*性之间的反向函数关系, 相应的系数都是 -0.281.这意味着产业结构的上升或改善,将导致公*的下降和破坏;同样公*性的上升或

改善, 将导致产业结构的下降和破坏. 这也为理论模型中的命题: E L1 < 0 , F L1 > 0 , E F < 0 提供了统计证明,使产业结构与公*性间的反向关系得到了进一步的确认.
第二, 产业结构和公*性都与经济增长保持正向函数关系, 正如表3和表4中的经济增长 方程所示,然而产业结构和公*性对经济增长的正向关系并不是线性的,而是非线性的.表 3的经济增长方程中,equity^2 的系数是0.769,这表明equity^2每上升0.01,或者说公*性 每改善0.01单位,将促进经济增长0.769个百分点.表4经济增长方程中equity^2 的系数 0.879具有同样的含义.总之,公*性的改善,将促进经济增长的加快,而根本不会放慢经 济增长的速度,这是本文得出的同已有文献不同的结论:现有文献认为,要想改善公*性问 题,提高地区间的公*性水*,必然要以经济增长为代价,放慢经济增长的速度.与(T. Persson 和G. Tabellini,1994)在《美国经济评论》中观点基本吻合:"不论是历史资料 还是战后截面数据都表明,收入不均和经济增长之间都存在着十分显著的负相关关系,我们 的结论是一句简单的格言:收入不均对经济增长是有害的." 而且,在表3的经济增长方程中,structure 和structure^2 对于经济增长的系数分别 是 23.778 和 -34.287 , 且 显 著 地 通 过 检 验 . 先 分 析 表 达 式 :

23.778structure 34.287 structure 2 = 0 , 只 有 当 0 < structure < 0.686 时 , 表 达 式
23.778structure 34.287 structure 2 > 0 才成立. 在表4的经济增长方程中, structure 和
structure^2 对于经济增长的系数分别是 22.960和-33.450,同样非常显著.分析表达式

22.960 structure 33.450 structure 2 = 0 可知,只有当 0 < structure < 0.693,

表达式 23.778structure 34.287 structure > 0 才成立.正如前面所定义的,产业结构
2

这里指第三产业总值在GDP中的比例,它永远小于1,并且在相当长的时期内,它不可能超过 0.7.因此可以得出结论如下:(i)总体而言,产业结构对经济增长有显著地正向作用关系, 改善产业结构,可以促进经济增长.(ii)如果产业结构超过0.7,将对经济增长产生负面影 响,阻碍经济的发展,这一点与可持续发展的思想方法论一致,毕竟我们需要的是科学,和 谐的均衡发展,过分强调任一产业的发展最终都将阻碍经济的发展.因此0.7是产业结构的 饱和点. 第三,中央分配给发达沿海地区的资源数量 L1 的确造成社会公*性问题的生产.资源 数量 L1 越大,不公*性就越大.如表4中公*性方程所示, L1 的系数是-0.18,且在显著性 水*为10%时显著成立.这表明中央分配给发达沿海地区的资源数量 L1 每上升一个百分点, 公*性指标将下降0.18个单位.这些结果与Zhang and Zou (1998) 和Qiao et al(2008)研 究结果基本一致.与中国改革开放的理念:让一部分人先富裕起来.沿海地区开放和优惠政 策的执行短期内促进了地区经济的发展, 但同时带来了地区间不公*性的增加. 这与理论模 型中的命题也一致的: E L1 < 0 , 即中央分配给发达沿海地区的资源数量 L1 与公*性存在 着反向函数关系, L1 越大,导致的不公*性问题越严重.最后由于公*性对经济增长的正 向函数关系, L1 加大所导致的公*性下降最终将导致整体经济发展的放慢,尽管短期内促 进了沿海地区经济的发展.

表3

2SLS下模型的结果(1989–2006)

内生变量 内生变量equity 截距 equity Equity^2 structure Structure^2 Labour -0.960(-3.88) 0.111(2.51) 内生变量 structure growth 0.080(2.40) -0.281(-2.23) 0.769(1.86) 23.778(3.45) -34.287(-3.44) -0.047(-1.242) -4.139(-3.35)

Equity(-1) Structure(-1) R2
1, 括号中的数字为t检验值

0.498(3.87) 0.425(1.81) 0.959 0.931 0.500

表4

2SLS下模型的结果(1989–2006)

内 生 变 量 equity 截距 equity Equity^2 structure Structure^2 Labour Capital l —the growth rate of Central -0.180(-1.84) resources L1 Equity(-1) Structure(-1) Growth(-1) R2
1,括号中的数字为t检验值
0.5









内生变量 growth -3.987(-3.18)

structure 0.080(2.40) -0.281(-2.23)

0.879(2.14) -0.751(-3.55) 22.960(3.28) -33.450(-3.30) 0.040(1.59) -0.036(-1.44)

0.339(1.68) 0.425(1.81)

0.962

0.931

0.441

2,模型中考虑了中央分配给发达沿海地区的资源数量 L1 ,这里用 L1 的增长率表示,记为l.

五,结论 本文着重讨论了在中国当前科学, 和谐发展世界观的指导下, 产业结构和公*性之间是 否存在着均衡路径. 首先从理论上论证了均衡解的存在性; 再通过实证检验理论模型提供了 有力的统计支持:通过调整中央分配给发达沿海地区的资源数量 L1 ,均衡路径存在.均衡 路径的存在将使决策者限入尴尬的境地:随着中央分配给发达沿海地区的资源数量 L1 的增

大,产业结构将随之改善,从而促进经济增长;另一方面,随着 L1 的增大,或者有利于沿 海优惠政策的实施, 公*性又面临着加剧的威胁和挑战, 由于公*性与经济增长的正向作用 关系,反过来又阻碍经济增长.因此,究竟是否应该向发达沿海地区分配更多的资源,这是 一个重要问题. 为了更深入地研究均衡路径问题, 论文首先建立了关于中央资源分配的理论模型, 模型 中以满足给定的经济发展基本要求为条件,以产业结构与公*性间的均衡路径为目标函数. 随着中央分配给发达沿海地区的资源数量 L1 的变化,产业结构与公*性朝相反的方向的变 化.理论模型论证了均衡解的存在性,实证模型则通过数据提供了均衡路径存在的形式. 首先,中央分配给发达沿海地区的资源数量 L1 的确造成社会公*性问题的生产.资源 数量 L1 越大,不公*性就越大.已有文献和中国的实践已经说明这一点,我们为此付出了 牺牲公*的代价.这将成为政策制定者要充分考虑的因素.因此对于中央政府而言,加大对 贫困地区的资源分配或政策倾斜力度是明智之举, 这里的资源不仅指财政转移支付, 而且包 括发展的机会,政策优惠,文化支持等等,这与Tsui (1991) 的观点基本吻合:为了降低地 区间的不*等, 长远而言仅仅通过中央政府的财政转移支付是根本不够的, 还需要在发展机 会,政策扶持,文化舆论导向等方面的配套实施. 其次,产业结构和公*性之间存在着反向函数关系.这将为政策制定者提供政策支持. 为改善产业结构,必须加大对发达沿海地区的重视,或增加中央资源的分配,或给予政策倾 斜和优惠,但我们必须清醒地意识到,产业结构改善的同时,公*性正在被削弱. 第三,产业结构和公*性对经济增长都有着正向作用关系.这表明只有当产业结构和公 *性同步发展与完善, 经济增长才能又快又好. 但随着中央分配给发达沿海地区的资源数量

L1 的变化,产业结构和公*性之间存在着反向函数关系.这表明沿着均衡路径分配中央资
源,充分考虑产业结构和公*性指标,是非常严肃而重要的课题. 如何处理均衡路径问题将体现中央政府在面临财政改革问题时的重要而艰难的战略 决择. *年来中国改革实践表明, 中央政府在资源分配时倾斜力度正在由富裕地区向贫困地 区转移.由经验模型结果知,公*性的改善不会放慢经济增长,而是促进经济的增长,这是 不同于现有文献的新结论.有说服力的解释是:公*性是社会发展不可或缺的一部分,任何 一方面的滞后都将影响整体的发展, 尤其是经济的发展, 所有这些都与党的十七大报告相一 致,我们主张科学和谐的发展,只有当每个地区都得到应有的发展,公*性维持在一个良好

的状态,经济发展才能健康运行.这将为中国政策制定者树立信心,追求公*性原则,提高 公*性水*丝毫不会阻碍经济的发展,长远而言将促进经济的发展. 必须明确的是, 中央在给发达沿海地区分配资源的政策将影响产业结构和公*性之间的 均衡路径, 也就是说中央在确定资源分配政策的同时, 相当于在产业结构和公*性之间作出 了取舍.分配给发达沿海地区的资源数量 L1 越大,产业结构越完善,同时公*性受到负面 影响越大;分配给发达沿海地区的资源数量 L1 越小,公*性越完善但产业结构的改* 滞不前.从实证模型得知,产业结构超过其饱和点0.7,将对经济增长造成负面影响,阻碍 经济的发展.根据上面讨论可知,产业结构在某种程度上可以为公*性作出适当的让步,且 丝毫不会影响经济的发展. 附录 证明1:

F >0 δ 1

,

F >0 δ 2

.

∵ F = ( S1 + S 2 ) GDP = ( S1 + S 2 ) ( S1 + S 2 + S1 + S 2 )
λ S1 = (δ 1 K 1 ) α 1 (δ 1 H1 ) α 2 (δ 1L1 ) λ1 = δ 1α 1+α 2+ λ1 K 1α 1 H 1α 2 L1 1 = δ 1α 1+α 2+ λ1 A ,likewise,

S1 = ((1 δ 1 )K 1 ) β 1 ((1 - δ 1 )H1 ) β 2 ((1 - δ 1 )L1 ) λ1 = (1 δ 1 ) β 1+ β 2+λ1 A
α S 2 = (δ 2 K 2 )α 1 (δ 2 H 2 ) α 2 (δ 2 L 2 ) λ 2 = δ 2 1+α 2+λ 2 B

S2 = ((1 δ 2 )K 2 ) β 1 ((1 - δ 2 )H 2 ) β 2 ((1 - δ 2 )L 2 ) λ 2 = (1 δ 2 ) β 1+ β 2+λ 2 B
α δ 1α 1+α 2+λ1 A + δ 2 1+α 2+λ 2 B F ' = [ α 1+α 2+λ1 ]δ 1 α 1+α 2 + λ 2 β 1+ β 2 + λ 1 β 1+ β 2 + λ 2 δ 1 δ1 A + δ2 B + (1 δ 1 ) A + (1 δ 2 ) B

=[
+
=[

A A δ 1α 1+α 2+ λ11 (1 δ 1 ) β 1+ β 2+ λ1 (α1 + α 2 + λ1) + A B δ 1α 1+α 2+λ11 (1 δ 2 ) β 1+ β 2+λ 2 (α1 + α 2 + λ1) ] α [δ 1α 1+α 2+ λ1 A + δ 2 1+α 2+λ 2 B + (1 δ 1 ) β 1+ β 2+ λ1 A + (1 δ 2 ) β 1+ β 2+ λ 2 B ] 2

A A δ 1α 1+α 2 + λ1 (1 δ 1 ) β 1+ β 2 + λ11 ( β 1 + β 2 + λ1) + A B (1 δ 1 ) β 1+ β 2 + λ11 δ 2 [δ 1
α 1+α 2 + λ 1

α 1+α 2 + λ 2

( β 1 + β 2 + λ1)

A+δ2

α 1+α 2 + λ 2

B + (1 δ 1 )

β 1+ β 2 + λ 1

A + (1 δ 2 )

β 1+ β 2 + λ 2

B ]2

]



F >0 δ 1

同理,

F >0 δ 2

证明2:

F >0 λ1

S1 = (δ 1 K 1 ) α 1 (δ 1 H1 ) α 2 (δ 1L1 ) λ1 = C (δ 1 L1 ) λ1 S1 = ((1 δ 1 )K 1 ) β 1 ((1 - δ 1 )H1 ) β 2 ((1 - δ 1 )L1 ) λ1 = C ((1 - δ 1 )L1 ) λ1 S 2 = (δ 2 K 2 )α 1 (δ 2 H 2 ) α 2 (δ 2 L 2 ) λ 2 = D (δ 2 L 2 ) λ 2 S2 = ((1 δ 2 )K 2 ) β 1 ((1 - δ 2 )H 2 ) β 2 ((1 - δ 2 )L 2 ) λ 2 = D ((1 - δ 2 )L 2 ) λ 2 C (δ 1 L1 ) λ1 + D (δ 2 L2 ) λ 2 F =[ ] 'λ1 λ1 C (δ 1 L1 ) λ1 + C ((1 δ 1 ) L1 ) λ1 + D (δ 2 L2 ) λ 2 + D ((1 δ 2 ) L2 ) λ 2

=

[C (δ 1 L1 )

λ1

+ C ((1 δ 1 ) L1 )

λ1

1 + D (δ 2 L2 ) λ 2 + D ((1 δ 2 ) L2 ) λ 2 ] 2

{C D (δ 1 L1 ) λ1 ln δ 1 L1 [(1 δ 2 ) L2 ] λ 2 C D (δ 2 L2 ) λ 2 ln[(1 δ 1 ) L1 ] [(1 δ 1 ) L 1 ] λ1 }
F > 0 , 只要 为了证明 λ1
C D (δ1L1 )λ1 ln δ1L1 [(1 δ 2 ) L2 ]λ 2 >1 成立, C D (δ 2 L2 )λ 2 ln[(1 δ1 ) L1 ] [(1 δ1 ) L 1 ]λ1

C D (δ1L1 )λ1 ln δ1L1 [(1 δ 2 ) L2 ]λ 2 C D (δ 2 L2 )λ 2 ln[(1 δ1 ) L1 ] [(1 δ1 ) L 1 ]λ1

=

δ 1 δ 2 λ2 ln δ 1 L1 CD ) ( 1 ) λ1 ( δ2 ln(1 δ 1 ) L1 C D 1 δ1
K H (1 δ 2 ) β 1+ β 2 δ 1α 1+α 2 CD = ( 1 ) α 1 β 1 ( 1 ) α 2 β 2 α K2 H2 C D (1 δ 1 ) β 1+ β 2 δ 2 1+α 2

又,

C D (δ1L1 )λ1 ln δ1L1 [(1 δ 2 ) L2 ]λ 2 因此, C D (δ 2 L2 )λ 2 ln[(1 δ1 ) L1 ] [(1 δ1 ) L 1 ]λ1

=(

K 1 α 1 β 1 H 1 α 2 β 2 δ 1 α 1+α 2 1 δ 2 β 1+ β 2 δ 1 δ 2 λ2 ln δ 1 L1 ) ( ) ( ) ( ) ( 1 ) λ1 ( ) K2 H2 δ2 1 δ1 1 δ1 δ2 ln(1 δ 1 ) L1

根据上面的假设

K1 L K H > 1, 1 > 1 . α 1 > β 1, α 2 > β 2, so ( 1 ) α 1 β 1 ( 1 ) α 2 β 2 > 1 . K2 L2 K2 H2

δ1 > δ 2

δ1 1δ2 δ 1 δ 2 β 1+ β 2 > 1, > 1 , ( 1 ) α 1+α 2 ( ) > 1 .得证 δ2 1 δ1 δ2 1 δ1 δ 1 λ1 δ ) > 1, ( 2 ) λ 2 < 1. 1 δ1 1δ2

δ 1> 0.5, δ 2< 0.5, (

因而 (

δ 1 λ1 1 δ 2 λ 2 δ δ ) ( ) = ( 1 ) λ1 ( 2 ) λ 2 > 1 . 1 δ1 δ2 1 δ1 1δ2

C D (δ 1 L1 ) λ1 ln δ 1 L1 [(1 δ 2 ) L2 ] λ 2 因此, C D (δ 2 L 2 ) λ 2 ln[(1 δ 1 ) L1 ] [(1 δ 1 ) L 1 ] λ1

=(

1 δ2 λ2 ln δ 1 L1 K 1 α 1 β 1 H 1 α 2 β 2 δ 1 α 1+α 2 1 δ 2 β 1+ β 2 δ ) ( ) ( ) ( ) ( 1 ) λ1 ( ) >1 1 δ1 1 δ1 ln(1 δ 1 ) L1 K2 H2 δ2 δ2
F >0 λ1
得证.

所以,

C (δ 1 L1 ) λ1 + D (δ 2 L2 ) λ 2 F =[ ]' λ1 λ1 λ2 λ 2 L1 L1 C (δ 1 L1 ) + C ((1 δ 1 ) L1 ) + D (δ 2 L2 ) + D ((1 δ 2 ) L2 )
= 1 [C (δ1L1 ) + C ((1 δ1 ) L1 ) + D (δ 2 L2 )λ 2 + D ((1 δ 2 ) L2 )λ 2 ]2
λ1 λ1

{C D (δ1L1 )λ11 δ1L1 [(1 δ 2 ) L2 ]λ 2 C D (δ 2 L2 )λ 2 [(1 δ1 ) L1 ] [(1 δ1 ) L 1 ]λ11} C D (δ 1 L1 ) λ11 δ 1 L1 [(1 δ 2 ) L2 ] λ 2 F >1 为证明 > 0 ,只要 C D (δ 2 L2 ) λ 2 [(1 δ 1 ) L1 ] [(1 δ 1 ) L 1 ]λ11 L1 C D (δ1L1 )λ11 δ1L1 [(1 δ 2 ) L2 ]λ 2 一样, C D (δ 2 L2 )λ 2 [(1 δ1 ) L1 ] [(1 δ1 ) L 1 ]λ11

F 如同证明 >0 λ1

=(

K 1 α 1 β 1 H 1 α 2 β 2 δ 1 α 1+α 2 1 δ 2 β 1+ β 2 δ 1 δ 2 λ2 ) ( ) ( ) ( ) ( 1 ) λ1 ( ) >1 K2 H2 δ2 1 δ1 1 δ1 δ2
F >0 L1
和 得证.

所经

F >0 L1

F >0 λ1

两个等式相同条件下成立,这意味着就产业结构而言,中央政

府有更大的动力去投资于富裕的发达省份 D1,投资力度越大,产业结构越完善.但另一方

面,由于 E L1 = [( L1 L2 ) / C ] L1 ] = 1 C < 0 ,势必同时造成公*性的破坏.

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