中国的经济发展战略与地区收入差距
林毅夫 刘培林
2002 年 11 月 8 日
中国的经济发展战略与地区收入差距
林毅夫 刘培林
一 引 言
从 1978 年改革开放以来，中国经济发展取得了举世瞩目的成就。1978-2001
年期间按照不变价格计算的人均 Third Plenary Session of the Eleventh Central
Committee of the Communist Party of China (CPC)achievement GDP 以每年 %
的速度增长。1 在一个人口超过 10 亿的国家里持续这样长时间的高速经济增长，
看出人类经济史上奇迹般的成就。It is really a great achievement in economic
history to m（林毅夫等 1994，1999）
然而，正如图 1（a）和图 1（b）所示的那样，中国大陆地区差距从 1990 年
代以来逐渐拉大。2以 1978 年价格衡量的 31 个省区市的人均 GDP 和劳均 GDP
的变异系数在 1978 年分别为 和 ；1990 年两个指标分别为 和 ；
但是到 2000 年，两个指标则分别上升到 和 。以 1978 年价格衡量的人
均 GDP 和劳均 GDP 的基尼系数在 1978 年分别为 和 ；到 1990 年则变
为 和 ；但是 2000 年这两个指标则分别上升到 和 。由此可见，
中国各省区市的发展水平有拉大的态势。
2001 年中国大陆 31 个数据可得的省区市中，当年价格人均 GDP 最高的上海、
北京和天津分别为 37382 元/人、25300 元/人和 19986 元/人。除去三大直辖市之
外人均 GDP 最高的四个沿海省区浙江、广东、江苏和福建的水平分别为 14550
元/人、13612 元/人、12925 元/人和 12375 元/人。一些落后省区的情形则与这些
人均收入水平较高的省区市形成鲜明对比。2001 年当年价格人均 GDP 最低的四
个省区贵州、甘肃、广西和云南分别为 2865 元/人、4173 元/人、4697 元/人和 4872
元/人。上海的人均 GDP 是贵州的 13 倍，浙江的人均 GDP 是贵州的 5 倍。
gapsAmong available data
国内外众多学者对日益拉大的地区差距给予了高度的关注，也提出了各种各
样的假说解释这个现象。Chen 和 Feng（2000）对 1978-1989 年中国 29 个省的经
验研究中，强调了私有企业对经济增长的促进作用。私有企业的发展状况能够对
地区差距产生影响。然而，正如激进转轨国家的经验事实所表明的那样，私有化
本身并不会促进经济增长，中国的非国有企业之所以充满活力，是因为这些企业
进入了符合中国比较优势的行业，选择了劳动力相对密集的生产技术（Lin and
Yao 2001）。Lee（1994）以及 Dayal-Gulati 和 Husain（2000）强调了不同地区
的外商直接投资量导致了不同区域之间的差距。不过，这些研究对外商直接投资
的地区和行业分布的决定因素并没有给出深入的分析。Young(2000)认为地区性
保护政策是地区差距加大的关键，因为地区性的市场保护会使本地企业的资源配
1上面报告的数据来自最新的《中国统计摘要 2002》第 14-18 页。
2 许多研究发现中国经济发展呈现出“俱乐部收敛”特征。（蔡昉和都阳 2000；Tsui 1991，1993；Jian，Sachs
and Warner 1996；World Bank 1995，1997；Zhang,Liu and Yao 2001；Aziz and Duenwald 2001）
置状况偏离本地的比较优势。但是，地区市场分割和保护政策本身还是一个内生
的结果，地区分割政策是发展战略作用之下形成的 (林毅夫等 1994)。
另外的一些研究（Démurger et al., 2001；Fleisher and Chen 1997）将中国地
区差距的原因归结为中央政府的地区倾斜政策和/或地理因素，这些研究认为中
央政府对东部地区的优先投资是中西部地区落后于东部地区的根源，同时，中西
部不利的地理条件也限制了这些地区的发展。但是，正如后面将要指出的那样，
中西部地区的投资水平并不亚于东部地区，尤其是在改革开放之前的时期里。如
果倾斜的投资政策是导致地区差距的主要因素，那么就无法解释改革开放之前中
西部地区得到了大量投资却没有缩小和东部省区市发展水平差距的事实。
图 1（a）： 1978－2000 年中国大陆 31 个省区市的人均和劳均 GDP 变异系数
图 1（b）： 1978－2000 年中国大陆 31 个省区市的人均和劳均 GDP 基尼系数
0. 60
0. 65
0. 70
0. 75
0. 80
0. 85
0. 90
0. 95
1. 00
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20
00
人均GDP变异系数
劳均GDP变异系数
0. 26
0. 28
0. 30
0. 32
0. 34
0. 36
0. 38
0. 40
19
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19
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95
19
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19
97
19
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19
99
20
00
人均GDP基尼系数
劳均GDP基尼系数
说 明：图 1（a）和（b）中涉及到的 GDP 均以 1978 年价格衡量。图 1（a）中的变异系数的定义
是有关指标的标准差除以均值；图 1（b）中的基尼系数是根据 Lorenz 曲线的原理得来的。
资料来源：《新中国五十年统计资料汇编》（国家统计局国民经济综合统计司 1999，中国统计出版社）
和各省区市统计年鉴资料整理而来。
我们认为，当前中国大陆各省区市之间发展水平差距的主要原因在于，新中
国成立以来所推行的重工业优先发展的赶超战略下形成的生产要素存量配置结
构，与许多省区市的要素禀赋结构决定的比较优势相违背，从而导致大量的赶超
企业缺乏自生能力 3，为了实现赶超战略目标，政府就要扶持这些没有自生能力
的企业。而各种各样的扶持措施影响了市场的正常运转，制约了这些省区的资本
积累速度，也制约了这些省区的技术进步和生产率提高。中西部省区没有充分摆
脱赶超战略的影响，因而其经济增长绩效相对就差。为此，应该按照市场信号的
引导，对赶超战略之下形成的存量要素配置结构重新进行调整，以促进地区之间
协调发展和国民经济的可持续增长。s. improvement in these order to
本文后面的结构安排如下：第二部分回顾新中国成立以来，特别是改革开放
以来的地区经济发展政策，第三部分对中国地区发展政策的效果进行理论分析，
阐明赶超战略下形成的生产要素配置结构是制约地区经济协调发展的重要因素。
第四部分利用改革开放以来的系统的统计资料，对本文的理论观点进行严格的计
量分析。最后是结论性评论。
二 中国地区发展政策的大致变化历程 4
新中国的成立彻底结束了各地纷争的局面，全国空前统一。但是各省区市
之间的发展水平存在较大的差距 5。从图 2 中可见，1952 年 28 个数据可得的省
区 6之间，人均 GDP 水平的均值为 元/人，变异系数 7为 。上海市人
均 GDP 最高，为 436 元/人，最低者贵州则只有 58 元/人，前者为后者的 倍。
3 关于自生能力这个概念的含义，后面还将详述。
4 本小节所引数据，均来自《新中国五十年统计资料汇编》。
5 中国地区发展差距在历史上一直是存在的。中华民族的发祥地在黄河流域，因而早期的经济活动重心也
就主要集中在那个地区。大约到宋朝时，中国的经济活动重心逐渐南移，主要农作物种类发生了变化。
近代意义上的工业化始于洋务运动。不过洋务运动并不是全面意义上的工业化，而是有选择地在一些沿
江、沿海等交通条件好的地区设立工厂。19 世纪末中国的工业主要集中在东南沿海地区。当时上海、广
州和武汉三个城市的工厂数占全国的 64%。一次世界大战之后一段时间里，民族工业有一个较快的发展。
1928-1937 年之间的十年建设时期，国民经济也有一个大的发展。这个时期里中国地区经济格局出现了一
些变化，东北的重工业发展迅速，天津、青岛等地也形成了工业中心。抗日战争爆发之后，一些重要的
工业设施向大西南地区迁移，客观上促进了西南地区的发展，但是基本格局仍然是东南沿海比较领先。
二次世界大战结束一直到新中国成立，中国地区之间的经济发展水平差距是比较大的。
6 海南、西藏数据不可得，重庆的数据包括在四川省当中。
7 变异系数等于标准差除以均值。
0
5 0
1 0 0
1 5 0
2 0 0
2 5 0
3 0 0
3 5 0
4 0 0
4 5 0
贵
州
广
西
四
川
云
南
安
徽
河
南
山
东
湖
北
湖
南
山
西
江
西
江
苏
甘
肃
陕
西
河
北
福
建
浙
江
宁
夏
青
海
内蒙古
吉
林
辽
宁
新
疆
天
津
北
京
黑龙江
上
海
广
东
元
/ 人
人 均 GDP 人 均 消 费
图 2：1952 年中国大陆各省区市人均 GDP 和人均消费支出
为了发展国民经济，中国政府从 1953 年实施的第一个“五年计划”开始，推
行了重工业优先发展的战略。第一个五年计划时期前苏联帮助建设的 156 项重点
工程是新中国重工业优先发展战略的第一轮建设高潮。出于国防安全的考虑，这
些重工业建设项目中的相当部分，都建设在西北和西南的一些大城市里，建立在
沿海城市的只有 1/5。
第二个“五年计划”时期（1958－1962 年），为了使以上海为龙头的长江三
角洲和华北沿海地区的生产潜力充分挖掘出来，国家加强了对沿海地区的资金投
入。“三五”时期（1966－1970 年）是中国工业建设布局的一个战略转移时期。
为了备战，中央政府按照“一、二、三线”的划分，将建设项目的布点主要集中于
“大三线”的川、贵、滇、陕、甘、晋、鄂、湘等省区。“四五”时期，国家对大三
线投资的力度趋缓，中央政府要求各省区市提高工业产品自给率，加之东部一些
油田的开发，沿海一些省份投资比重有较大回升。1970 年代初期中美关系改善
之后，中国的投资重点逐渐转向沿海地区。
按照标准的新古典经济增长理论，改革之前中西部省区获得的大量投资应
该会带动这些地区经济发展水平的提高。然而事与愿违，从 1953 年到 1978 年
的 25 年里，中西部地区落后于东部沿海地区的局面没有根本改观。到 1978 年改
革开放之前，中西部省区的经济发展水平仍然低于东部省区。从图 3 可见，1978
年人均 GDP 最高的上海市为 2498 元/人，是人均 GDP 最低的贵州省的 倍，
除三大直辖市之外发展水平最高的辽宁省的人均 GDP 为 680 元/人，是贵州的
倍。1978 年各省区市的人均 GDP 均值为 元/人，变异系数为 ，
远高于 1952 年的 的变异系数。From figure 3, we could see that i
图 3：1978 年中国大陆各省人均 GDP 水平
0
250
500
750
1000
1250
1500
1750
2000
2250
2500
北
京
天
津
河
北
山
西
内蒙古
辽
宁
吉
林
黑龙江
上
海
江
苏
浙
江
安
徽
福
建
江
西
山
东
河
南
湖
北
湖
南
广
东
广
西
海
南
四
川
贵
州
云
南
西
藏
陕
西
甘
肃
青
海
宁
夏
新
疆
元/
人
1978 年秋季，中国共产党第十一届三中全会确立了改革开放的政策。在邓
小平的领导下，实施了允许一部分人和一部分地区先富起来的政策。8 “六五”
（1981－1985 年）、“七五”（1986－1990 年）计划当中确立了充分利用沿海地
区现有的经济技术基础，首先加快东部沿海地区的发展的方针。在这些政策之下，
沿海地区的投资比重迅速上升。
在中央和地方的财政关系体制方面，从 1980 年开始，改革了过去实行的“统
收统支”财政体制，代之以“分灶吃饭”的财政包干体制，以激发各省区市财政增
收节支的积极性。
1980 年代重视沿海地带发展的政策取得了显著效果，但是中西部地区的发
展水平却相对滞后，对未来国民经济的发展构成挑战。在这种状况之下，进入
1990 年代以来政府的长期发展规划中又重新强调了“区域经济协调发展”。在 1996
年 3 月第八次全国人民代表大会上制定的“九五计划和 2010 年远景目标规划”中，
提出了防止地区差距扩大的若干政策措施，加大了对中西部地区的基础设施投资，
同时也引导大量的外资投入到中西部地区。1990 年代末期，中央政府又提出了
“西部大开发”的战略。伴随着这些宏观政策的变化，1994 年改革了中央和地方
政府的财政关系，实行了分税制，统一了所有内资企业的所得税。
三 自生能力问题以及赶超战略对中国地区差距的不利影响
正如我们前文介绍的那样，改革之前在重工业优先发展战略指导下投向中
西部地区的大量投资没有根本提高这些地区的人均和劳均 GDP 水平。事实上，
改革开放以来中国地区发展不平衡的重要症结，也在于赶超战略之下对中西部省
区的投资大量集中于资本密集的行业。
为阐明发展战略对经济绩效的影响机制，林毅夫（2002a，第 272 页）中正
式定义了“自生能力”概念：
“如果一个企业通过正常的经营管理预期能够在自由、开放和竞争的
市场中赚取社会可接受的正常利润，那么这个企业就是有自生能力的；
否则，这个企业就是没有自生能力的。”
在该论文中，林毅夫将发展中国家推行的发展战略划分为两种类型：（i）
违背比较优势的发展战略（CAD），这种战略鼓励和引导企业在进入具体的产业、
选择具体的生产技术时，置经济的比较优势于不顾；（ii）顺应比较优势的发展
战略（CAF），这种战略鼓励和引导企业根据经济的比较优势来选择所进入具体
产业和具体的生产技术。
自生能力的概念在新古典经济学框架中似乎无足轻重，因为新古典经济学
的信奉者秉持着这样的观念：如果一个企业在长期内预期不能够获得社会可接受
的利润水平，那么这样的企业就不会被建立起来，或者即使建立起来也将被竞争
性的市场所淘汰。Seemingly, t9 但是，如果一国政府推行违背比较优势的发展
战略，Therefore, we see that t鼓励企业不顾所处发展阶段的比较优势去选择产业
8 “在 1980 年 3 月召开的关于制定长期计划的会议上，邓小平指出，要‘发挥比较优势，扬长避短，要承认
不平衡’”（王梦奎等 2000，第 266 页）。
9 当然，通常进行项目投资决策时，投资早期净利润流为负，但整个投资周期内预期净利润流的贴现值，
一定要大于或等于零。事实上，新古典经济学将企业具有自生能力视为当然前提。
进入方向和技术结构，那么，在一个开放、自由、竞争性的市场中，这样的企业
就没有自生能力 (林毅夫 2002a)。
中国政府从第一个“五年计划”开始实施的重工业优先发展的赶超战略是典
型的违背比较优势战略（CAD战略）。这些优先发展的工业部门具有三方面的
显著特征：（1）建设周期长；（2）需要进口大量的机器设备；（3）大量投入
资本。但在开始推行赶超战略时，中国是一个贫穷的农业经济，资本、外汇储备
和投资资金都极其有限。赶超战略下建立的资本密集企业的要素投入结构，和资
本稀缺的要素禀赋结构之间存在矛盾，这些企业在竞争性市场上是没有自生能力
的。为建立这些企业并维持其运营，政府建立了“三位一体”的经济体制，即：
（1）扭曲的宏观要素价格和产品价格体系；（2）资源的计划配置体制；（3）
没有微观自主权的微观治理机制。(林毅夫等 1994，1999)
赶超战略所内生决定的自生能力问题，以及为克服这个问题而形成的“三位
一体”的经济体制，在区域经济发展方面的一个直接后果就是拉大地区发展差距。
其作用机制有几个方面。
在中西部地区建立许多资本密集项目需要大量的初始投资。单单从统计数
据看，这种投资分配模式意在（或者说有可能）缩小相对发达的沿海地区和相对
落后的内陆地区的发展水平差距。（Yang 1990） 但是这些投资真正形成的生产
性资本量却是有限的，而且这些投资形成的资本品专用性极强，对当地经济活动
几乎产生不了什么显著的正向外部效应。10
第二，大部分赶超项目需要投入大量自然资源、初级原矿产品和初级制成
品，而这些投入品大部分出自中西部地区。为补贴赶超项目，政府出面人为压低
这些商品的价格。由此导致的结果是，中西部地区事实上在补贴这些赶超项目。
所以，在中西部地区建立的许多赶超项目不但不会促进这些地方的经济发展，相
反还会在一定程度上起负面作用。
第三，尽管政府为赶超项目投入了大量的资本，但是这些项目只能够为来
自发达的沿海地区的受过良好教育的劳动力创造有限的就业机会，而当地劳动力
则被局限于生产率低下的农业部门。因而，本地的劳动力收入水平难以提高。
传统体制的低效率决定了 1978 年以来的渐进式经济改革。改革首先是对农
户、国有企业管理者等微观主体放权，之后逐渐推进到资源配置体系和宏观政策
环境。（林毅夫等 1994，1999）
渐进式改革使得中国得以平稳地启动和推进改革，同时避免剧烈社会动荡
带来的巨大社会成本。但是渐进改革也决定了各个地区在捕捉新的发展机会方面
有所差异。原来赶超特征强的地区，转型成本高、难度大、周期长，因为这些地
区大量国有企业的自生能力问题将逐渐由隐性转为显性。而原来受赶超战略影响
相对较弱的地区，情形正好相反，其经济转轨速度更快，因为这些地区只有少量
的企业背负着因为赶超而导致的自生能力问题。
改革以来为补贴没有自生能力的国有企业，政府继续压低原材料和初级产
品的价格。而这些资源和产品的产地主要集中在中西部地区。当沿海省区在改革
以来快速发展的同时，也从中西部地区输入越多的原材料和初级产品。因此，相
对落后的中西部地区向经济相对发达的东部地区的经济增长不断提供补贴，导致
地区差距进一步扩大。另外，中西部地区没有自生能力的企业所背负的政策性负
10 这是因为赶超项目进入的产业和选择的技术均具有资本过度密集的特征，而项目建设地区的资本又过于
稀缺，所以优先发展的赶超项目的技术难以向当地企业转移。
担，内生地导致了这些企业的软预算约束问题（林毅夫等1997；Lin and Tan
1999），所以，即使承担赶超任务的中西部地区的企业能够获得政策性补贴，但
是其经济绩效也不高。,
大量国有企业没有自生能力，这是中国经济改革的关键问题（林毅夫
2002b）。但是中国中央和地方政府对此都没有足够的认识。中央政府在考核地
方政府政绩时，强调技术进步和总产出以及净产出的增长。因此地方政府在决策
时经常无视市场信号，继续推行赶超战略。所幸的是，中国已经加入 WTO，这
将限制各级政府对没有自生能力企业的保护和补贴，从而使得各级政府充分意识
到在经济发展过程中遵循比较优势规律的重要性。and the
四 对中国地区差距的实证分析
1 实证分析的基本框架
为了深入说明发展战略对地区经济发展的影响，我们在这里进行严格的计
量分析。按照新古典经济增长理论（Solow 1956；Barro and Sala-I-Martin 1991，
1992），由于资本边际报酬递减，初始人均收入较低的经济体在未来经济增长的
潜在速度比初始人均收入较高的经济体快，这是经济增长内在的收敛机制。但是，
新古典经济增长理论没有考虑到发展战略特征决定的经济结构对经济增长的影
响。正如前文阐明的那样，如果一个欠发达的经济体推行违背比较优势的赶超战
略，那么其经济增长步伐将被延缓，从而使得其实际经济增长速度低于潜在速度。
林毅夫（2002）构造了一个技术选择指数（TCI）来度量发展战略的特征。
其原理如下：
如果一个经济体推行顺应比较优势的发展战略，其企业均根据该经济体的
比较优势进行产业、产品和技术结构决策，那么整个经济制造业资本投入量和劳
动投入量的最优结构，内生决定于整个经济体的资本禀赋量和劳动禀赋量结构。
也即，一个经济体的制造业最优资本密集度水平，是该经济体中资本和劳动禀赋
结构的函数。
为了度量一个经济体的发展战略对比较优势战略的偏离程度，首先定义一个
制造业实际技术选择指数 TCI，该指数的具体含义是一个经济体的制造业的实际
资本/劳动比率，除以整个经济体的资本/劳动禀赋量比率。即：
政府的发展战略决策会影响到各个经济体 TCI 指数值的大小。
接下来定义制造业的最优技术选择指数 。将（1）式在 K/L=0 处进行
一阶泰勒展开，并忽略余项可以得到：
)1(..................................................
*
L
K
F
L
K
i
i
)2......(........................................
)/(
)/(
LK
LK
TCI ii
*TCI
)3(..................................................
*
L
K
L
K
i
i
上式中 是一个常数，表示（1）式在 K/L=0 处的导函数的取值 11。显然，
资本/劳动禀赋比例结构越高的经济，其制造业最优的资本/劳动投入量之比也越
高。也就是说 >0。至此可以定义最优技术选择指数 为：
就是给定一个经济体要素禀赋结构条件下的最优 。12
我们可以采取如下方式间接度量政府实际发展战略对于比较优势战略的偏
离：
如果一个国家（地区）推行顺应比较优势的发展战略，则 DS=0。如果优先
发展资本密集度超越于所处发展阶段要素禀赋结构所决定的具有比较优势的产
业，则这种赶超战略之下 DS>0。DS 的实际取值越是大于 0，则表明赶超力度越
大，或者赶超的特征越强。进而言之，给定 之后， 越大则赶超的特征越
强。
基于上述，我们构造如下的计量方程：
（6）式中，被解释变量是 1978-2000 年期间各省区市的劳均 GDP 年增长率。
是各省区市在 1978 年的初始劳均 GDP，代表初始的发展水平。
按照前述分析，如果收敛机制存在，则 的符号预期应该为负；同时，如果预
期 符号也应该为负。
由于最优的 是不可观察的，所以我们无法直接计算出 的取
值。但是，注意到 是一个正的常数。所以，在回归分析时，我们就可以将
（6）式最终展开为(6′)式。
在方程 equation (6′)当中， ，我们预期 的系数 的符号应该
为负。在方程（6）和(6′)当中，Xdenote 代表其他解释变量，对此我们在后文将
给出详细的介绍。
2 变量和数据来源
关于 的具体测算办法，请参见北京大学中国经济研究中心发展战略研
究组（2002）13。 实际上是刻画各个省区的产业、产品和技术结构特征的
11 K/L=0，意味着一个经济体的生产要素禀赋结构中没有任何资本存量。显然，此时制造业最优的资本劳动
比率必定是 0。也就是说（）式是从原点出发的一条曲线。ω是该曲线在原点之处的斜率。
12 TCI*除决定于要素禀赋结构之外，还受到发展阶段和自然资源丰裕程度的影响。这里不考虑这些因素。
13 需要说明的是，由于国家推行的资本密集重工业优先发展战略只能吸收少量劳动力，出于社会稳定等考
虑，往国家往还赋予企业吸收超过必要量的劳动力的社会性政策负担。从而出现一个人的工作三个人干
的局面。这和追求资本相对密集产业优先发展的技术赶超是两个概念，两者并不矛盾。因为雇佣同样劳
动力数量之下，实际的劳动力利用效率可以大不一样。高就业表象背后实际上是大量的隐性失业。
*TCI
)4...(..............................
)/(
)/( **
LK
LK
TCI ii
*TCI TCI
)5..(....................* TCITCITCIDS
TCI
)6....()( 2,010 iiii uXDSGDPPLLnG
)( ,0 iGDPPLLn
1
2
*TCI iDS
)'6..()(' 2,01 iiiki uXTCIGDPPLLnCG
20 kC iTCI 2
iTCI
iTCI
变量。我们得到的原始 数据是各个省区市 1978-1999 年期间的年度时间序
列数据。为了刻画整个改革期间里各省区市发展战略特征，首先引入 1978-1999
年各个年份 指数的算术平均值作为解释变量，记为 TCI7899。
我们还引入了一个另外定义的发展战略指标：TCI7885，含义是 1978-1985
年各省区 TCI 的算术平均值，以便分析改革初始阶段各个省区发展战略特征 14。
(6′)式涉及到的其他解释变量 X，视具体情况而不同。按照新古典增长理论，
储蓄倾向越高的经济体，其稳态劳均产出就越高。这样，如果各个经济体之间储
蓄倾向不同就会影响到收敛速度。具体来讲，储蓄倾向越高的经济体，经济增长
速度就越高。因为其他条件相同的情况下，高储蓄倾向导致高稳态收入水平，进
而意味着给定的初始人均收入和稳态收入之间存在更大的差距，从而就有更快的
劳均收入增长速度。所以，我们引入了储蓄倾向（以 代表）指标。按照理
论预期，这个解释变量的系数符号应该为正。在具体进行计量估计时，我们沿
用 Mankiw 等（Mankiw et al. 1992）的做法，定义各个省区储蓄倾向为：
其中分子代表固定资本和存货资本投资 Where15；16，分母代表当年的 GDP。两
者均为当年价格。
另外，在新古典增长模型中，劳动力平均增长率越高的经济体，稳态人均
收入就越低。按照和上述储蓄倾向大致类似的理论原理，我们引入了各个省区劳
动力平均增长率（以 来代表）作为解释变量。这个解释变量的系数符号
应该为负。
大量的经济增长收敛回归都将人力资本作为一个解释变量。不过各个研究
者实际使用的定义不一样。我们在这里也将各个省区起点时刻的人力资本存量作
为解释变量（以 代表）。具体定义是各个省区 1982 年具有小学文化
程度的人口占总人口的比例。这个指标的系数符号预期为正。
有文献强调外商直接投资对地区差距的影响（Lee 1994；Dayal-Gulati and
Husain 2000）。外资流入，尤其是外国直接投资的流入，往往能够带来新的技术
诀窍和管理经验。所以外国直接投资（以 FDIi 表示）越多的省区，技术进步方
面的优势就越大。我们在计量分析中实际使用的外国直接投资指标的定义是：
14 我们这里计算 TCI 指数所依据的劳动力数量，实际上就高于真实（或者说有效）的劳动力雇佣量。这样
一来，就会低估人均资本装备水平。也就是说，我们得到的 TCI 指数高估了实际情况。不过这个事实只
会加强我们的结论。
15 我们这里没有考虑政府财政盈余和净出口对储蓄的影响。毕竟这两者与生产性资本的意义要远一些。
16 这里的储蓄指标的定义，事实上不是特别理想。在新古典模型中运用的是自愿的储蓄倾向，同时暗含了
市场出清的条件，从而储蓄自动地全部转化为投资。而我们这里的指标还可以被解释为投资率。而一旦
从投资率角度理解这个变量，那么得出的政策含义就应该谨慎对待。毕竟，Solow 模型中暗含的自愿储
蓄倾向和储蓄自动全部转化为投资的机制，和政府进行赤字政策扩大投资的机制，包含着迥然二致的含
义。,t
iTCI
iTCI
iSAV
2000
1978t
i
i
i GDP
I
SAV
iLABG
iHUMK82
1978-2000 年期间外国直接投资累计额的自然对数 17。我们预期外国直接投资变
量的系数符号应该为正。
另外，大量的经验研究文献认为中国改革开放以来出现了“俱乐部收敛”现
象。（蔡昉和都阳 2000；Tsui 1991，1993；Jian，Sachs and Warner 1996；World
Bank 1995，1997；Zhang,Liu and Yao 2001；Aziz and Duenwald 2001Jian et al.
1996）。而中国地域广阔，各地自然条件和市场容量相差悬殊。为了控制这些因
素，我们也引入中部和西部两个虚拟变量 18。
新古典经济增长理论模型没有考虑经济的结构方面。Barro 等意识到新古典
增长理论本身忽视经济结构带来的不利后果，试图在对新古典经济增长理论进行
实证检验时进行弥补。他们关于美国地区收敛的计量回归中引入了一个结构冲击
变量，该变量是一个加权和，权数是各州中各产业的产出份额，被加权的因子是
各产业在全国水平上的增长率。（Barro and Sala-I-Martin 1991，1992）这个变量
代表了现在新古典经济增长理论对经济结构的理解。从理论层面讲，Barro 等理
解的经济结构冲击变量基本上是侧重需求方面的。考虑需求冲击对经济增长的影
响，本来无可厚非。但是 Barro 等关于经济结构对经济增长的影响的理解，违背
了一个基本的经济学道理。举例来说，如果全国水平上工业增长快，而某个省区
的比较优势却恰恰在农业，那么，这个省区里工业所占比重较小不见得就是坏事，
并不见得不利于经济增长。换言之，各地的产出结构各不相同，本来就是各地比
较优势不同而且产品和要素充分流动导致的结果，发挥各地比较优势也并不要求
各地的各个产业增长速度和全国增长速度相等，因为各地的比较优势不同而且也
在不断变化。
当然，在美国那样成熟的市场经济国家，在较长的时期内，各个州之间的
产业分工格局已经很好地顺应了各自的动态比较优势。这样一来，Barro 等理解
的结构冲击基本上就是相对短的时期里需求冲击的影响。换言之，这个指标用在
美国还能够刻画较短时期里的需求冲击。尽管如此，这个指标用来理解中国的经
济结构对经济发展的影响，力有不逮。这是因为中国各省区的经济结构和其比较
优势吻合得不太好。1978 年以来中国在全国水平上增长最快的无疑是工业，但
是各省区工业，尤其是中西部省区的工业，未必符合其比较优势。那么，专业化
于这样的赶超工业，不仅不会促进经济增长，事实上会适得其反。
魏后凯（1997）的经验研究中使用了完全按照 Barro 等定义的结构变量 19。
为了比较前述定义的发展战略结构变量和 Barro 定义的结构变量，我们也根据
17 严格地说，外国直接投资的具体形式多种多样，有现金，有技术股权，有实物作价的资本品等等。国民
经济核算角度的总投资定义和外国直接投资的含义不是完全吻合的。从这个角度考虑，通常研究中采用
FDI 除以投资总额的比例来刻画外资对经济增长影响的做法，未必妥当。我们认为，从我们主要关注的
技术进步角度而言，外资的绝对量要比前述的比例指标的含义更加合适。当然采用这样的定义也暗含地
假定，所有来自 FDI 的技术进步优势，是最初投资时的一次性贡献。事实上，或许外商投资企业在未来
能够分享母公司 R&D 的进一步信息，也就是说一次 FDI 带来了持续的技术进步优势。对此我们无法刻
画。
18这里的四川包括重庆的数据，因为得不到重庆的系统数据，所以只能将重庆成立直辖市以来的数据和四
川合并。西藏和海南的系统数据不可得，所以也没有包括在数据集中。
19 其他大量关于中国地区增长的文献中，也引入了各种各样的结构变量。Cheng（2002）在通常的 Barro 回
归中，引入了一个解释变量来刻画经济结构的影响，具体含义是非农 GDP 占总 GDP 份额的变化。无独
有偶，在 Jian 等（Jian et al. 1996）使用了初始的农业 GDP 份额。事实上 Barro 等（Barro et al., 1991）在
Barro 等的定义计算了 1978-2000 年期间中国 29 省区的结构变量，并将之纳入回
归分析 20。表 1 是我们后面的计量分析的数据集。
Cheng(2002)的研究认为，中国地区收敛的检验结果对于样本选取比较敏感。
具体说来，对于京、津、沪三个直辖市的不同处理办法将导致不同的结论。比如，Tusi
（1996）将三大直辖市包含到临近的省份之后，就会得到中国地区收入在改革之
后趋异的结论。其他研究得到收敛的结论，是把三大直辖市作为独立的经济体来
处理的。我们在后面将分别按照包含和不包含京、津、沪三大直辖市的情形进行
计量分析。
(6′)式中的随机扰动项假定存在异方差问题，即： 。
为此在计量分析结果中，我们报告 White Robustness 方差协方差矩阵的估计结果。
3 计量分析结果
表 2－表 4 报告了我们的计量分析结果。
表 2 报告了 8 个模型的估计结果。模型 I 是新古典无条件收敛的框架。这个
模型的估计结果似乎不支持新古典无条件收敛的假说。而且这个模型的拟合精度
也比较差。模型 II 和模型 III 分别用 TCI7885 和 TCI7899 控制了改革开放初期和
整个改革期间各省区市的发展战略特征。从这两个模型的估计结果来看，发展战
略越体现出赶超的特征，则劳均 GDP 增长率就越低；而且初始条件变量 Ln
（GDPPL0）的符号也符合理论预期。
模型 IV-模型 VIII 的基础是条件收敛框架。在这些模型中涉及到的发展战略
特征变量系数的符号均显著为负。不过，尽管初始条件变量 Ln（GDPPL0）的系
数符号均符合预期，但是在一些情形下不显著。其他的解释变量中，储蓄率、劳
动力增长率和外商直接投资的系数符号均符合理论预期。不过这些系数符号的显
著性却不稳定。而初始人力资本变量的系数符号却相悖于理论预期，而且在有些
场合之下系数的显著性水平还比较高。当然，从中难以导出人力资本对劳均 GDP
增长的影响为负的一般结论来。
表 3 报告的 8 个模型是在表 2 的 8 个模型基础上加入中部和西部两个虚拟
变量。加入地区虚拟变量之后，所有模型的拟合精度均有比较大的改善。而且加
入地区虚拟量之后，初始条件变量 Ln（GDPPL0）的系数符号均显著为负，说明
新古典收敛机制仍然成立。从表 3 的各个计量结果中均可以看出，中部省份劳
均 GDP 增长率显著低于东部省区市；而西部省区又低于中部省份。这表明自然
条件以及其他不可观察的区域特征等因素对经济增长的影响。不过即使在加入地
区虚拟变量之后，发展战略特征的影响也仍然符合理论预期，从而充分说明发展
战略特征对劳均 GDP 增长的反面影响。
关于美国 1929 年之前的地区收敛的研究中，也运用了农业占州总收入比重的结构指标。沈坤荣等（沈坤
荣，马俊 2002）使用了所谓工业化程度的指标——各个省区真实的工业总产值占全国工业总产值的比重；
蔡昉等（蔡昉，王德文，都洋 2001）中也引入了一个试图刻画要素市场发育影响的结构变量：农业的比
较劳动生产率，这个指标的定义是农业产出比重除以农业劳动力比重。不过蔡昉等没有交待这里的比重
是农业占全国农业的比重，还是农业占本省总产出的比重。
20基于可得的数据，我们计算结构变量时，将国民经济划分为第一产业、工业、建筑业、零售贸易业、交
通运输业和其他第三产业等 6 个子产业。
iuVaruE
2)(,0)(
表 4 报告了 9 个模型的估计结果。在这些模型里均引入了按照 Barro 等定义
的结构变量。从估计结果来看，这些结构变量的统计性质非常不理想。而与 Barro
等定义的结构变量形成鲜明对比的是发展战略特征变量。所有涉及到发展战略特
征变量的模型中，发展战略特征变量的系数符号均显著为负。
不包含京津沪三大直辖市数据集的估计结果与上述包含三大直辖市的数据
集的估计结果相类似，在此不再赘述。如果对该结果感兴趣可以和作者联系索取。
回归结果有力地支持了我们归纳的理论假说，即如果一个经济体推行违背
比较优势的战略，以致于其 TCI 偏离 ，那么该经济体的劳均 GDP 增长率将被
显著降低。表 2－表 3 表明 TCI7899 的系数的估计值处于– 和 之间，
其中大部分估计值处于– 周围。如果我们以– 作为 TCI7899 的估计值，
那就意味着，一个省区市的 TCI 对 有一单位的偏离，将使其劳均 GDP 在
1978-1999 年期间每年的增长率降低 %。表 3 的第四列报告了每个省的
TCI7899，而 的精确值无法测度。表 3 的第二列表明各省区市之间江苏省的劳
均 GDP 增长速度最快。如果我们以江苏的 TCI7899（其取值为 ）作为 ，
则可以发现发展战略对每个省区市经济增长的影响。举例来说，贵州的 TCI7899
为 ，所以该省的 DS 为 。那么，贵州的劳均 GDP 在 1978-1999 年
期间每年的增长率被降低了 %。
表 1：计量分析的数据集
省区市
Gi Ln(GDPPL0) TCI7899 TCI7885 SAV LABG HUMK82 FDI
中部虚
拟量
西部虚
拟量
Barro 定义的
结构变量
安 徽 1 0
北 京 0 0
福 建 0 0
甘 肃 0 1
广 东 0 0
广 西 0 1
贵 州 0 1
河 北 0 0
河 南 1 0
黑龙江 1 0
湖 北 1 0
湖 南 1 0
吉 林 1 0
江 苏 1 0
江 西 0 0
辽 宁 1 0
内蒙古 0 0
宁 夏 1 0
青 海 0 1
山 东 0 1
山 西 0 0
陕 西 1 0
上 海 0 1
天 津 0 0
新 疆 0 0
云 南 0 1
省区市
Gi Ln(GDPPL0) TCI7899 TCI7885 SAV LABG HUMK82 FDI
中部虚
拟量
西部虚
拟量
Barro 定义的
结构变量
浙 江 0 1
重庆四川 0 0
说明：(1)海南省没有 TCI 指数的数据，所以我们的全部回归中就不包含这个省的样本。这里也没有列出。
(2)TCI7899 代表 1978-1999 年各个年度 TCI 指数的算术平均；TCI7885 代表 1978-1985 年各个年度 TCI 指数的算术平均。
资料来源:从《新中国五十年统计资料汇编》（国家统计局国民经济综合统计司，1999）可以得到 1978-1998 年当年价格总量 GDP
和真实 GDP 指数。从各省区的统计年鉴中可以得到 1999-2000 年当年价格总量 GDP 和真实 GDP 指数。由此可以得到按
照 1978 年价格衡量的真实总量 GDP 时间序列资料。Gi 、Ln(GDPPL0)涉及到的从业人数，来自于《新中国五十年统计资
料汇编》和各个省区市的统计年鉴。外商直接投资数据，来自中国统计年鉴各期。代表人力资本的 1982 年小学文化程度
人口占总人口比例的数据，来自于《中国人口年鉴 1985》(中国社会科学院人口研究中心中国人口年鉴编辑部，1986，第
614-615 页)。各省区储蓄率的数据，直接利用上述介绍的名义资本形成数据，除以名义总量 GDP 数据，就可以得到。
表 2： 回 归 结 果
模型 I 模型 II 模型 III 模型 IV 模型 V 模型 VI 模型 VII 模型 VIII
Constant
() () () () () () () ()
[]** []*** []*** [] []** []*** []*** []***
Ln（GDPPL0）
() () () () () () () ()
[] [] []** [] [] []* [] []*
TCI7885
() () ()
[]** []*** []**
TCI7899
() () ()
[]*** []*** []***
SAVE
() () () () ()
[] []* []** []* []**
LABG
() () () () ()
[]*** []*** []** []** []
HUMK82
() () () () ()
[]*** []*** [] []*** []
FDI
() () ()
[]*** []*** []***
调整的 R2
说 明：（1）每个解释变量的系数估计值下面的圆括号里的数字，是系数估计的标准差；再下面的方括号里的数据为“该系数显著异于
零”的假说的双尾 t 检验的 p 值。以下各个 OLS 计量结果报告中各个数字含义都与此相同，不再另行交待。
（2）因为我们假定方程的随机扰动项呈现异方差特征，所以在进行 OLS 估计时，进行了相应的调整。表中所报告的系数估计值
的标准差，是调整之后得到的 White Robust 方差协方差矩阵。以下各个 OLS 计量结果都进行了同样的处理，不再另行交
待。
（3）为了直观起见，我们将双尾 t 检验的显著性水平（p 值）小于 1%的情形标记为“***”；将双尾 t 检验的显著性水平（p 值）
大于 1%小于 5%的情形标记为“**”；将双尾 t 检验的显著性水平（p 值）大于 5%小于 10%的情形标记为“*”。以下相同，不再专门说明。
表 3： 回 归 结 果（包含地区虚拟变量）
模型 I 模型 II 模型 III 模型 IV 模型 V 模型 VI 模型 VII 模型 VIII
常数项
() () () () () () () ()
[]*** []*** []*** []*** []*** []*** []*** []***
Ln（GDPPL0）
() () () () () () () ()
[]*** []*** []*** []*** []*** []*** []*** []***
TCI7885
() () ()
[]** []** []***
TCI7899
() () ()
[]** []** []**
SAVE
() () () () ()
[] [] [] [] []
LABG
() () () () ()
[]*** []*** []** []** []**
HUMK82
() () () () ()
[] []* [] []** []
FDI
() () ()
[] [] []
中部地区虚拟量
() () () () () () () ()
模型 I 模型 II 模型 III 模型 IV 模型 V 模型 VI 模型 VII 模型 VIII
[]*** []*** []*** []*** []** []*** []** []***
西部地区虚拟量
() () () () () () () ()
[]*** []*** []*** []*** []*** []*** []** []***
调整的 R2
表 4： 回 归 结 果（包括 Barro 定义的结构冲击变量和地区虚拟变量）
模型 I 模型 II 模型 III 模型 IV 模型 V 模型 VI 模型 VII 模型 VIII 模型 IX
常数项
() () () () () () () () ()
[]* []**
*
[]**
*
[]**
*
[]* []**
*
[]**
*
[]**
*
[]**
*
Ln（GDPPL0）
() () () () () () () () ()
[] [] [] [] [] []** []** []** []**
Barro 定义的结构变
量
() () () () () () () () ()
[] [] [] [] [] [] [] [] []
TCI7885
() ()
[]**
*
[]**
*
TCI7899
() ()
[]** []**
SAVE
() () () () ()
[] [] [] [] []
LABG
() () () () ()
[]**
*
[]**
*
[]** []**
*
[]**
*
模型 I 模型 II 模型 III 模型 IV 模型 V 模型 VI 模型 VII 模型 VIII 模型 IX
HUMK82
() () () () ()
[]**
*
[] [] [] []*
FDI
() () () ()
[]**
*
[] [] []
中部地区虚拟量
() () () () () () ()
[]**
*
[]**
*
[]**
*
[]** []**
*
[]** []*
西部地区虚拟量
() () () () () () ()
[]**
*
[]**
*
[]**
*
[]**
*
[]**
*
[]**
*
[]**
调整的 R2
五 结论性评论
本文中我们研究了中国的地区差距问题。研究发现，一个省区市如果在发
展其工业时推行违背比较优势的战略，那么其整体的 GDP 增长将受到负面的影
响。从表 1 中报告的各省区市 TCI 指数的具体取值来看，中西部省区市的发展战
略较之东部省区市而言，更加接近于违背比较优势的战略。因此，中西部地区推
行的错误的工业发展模式，是导致观察到的 1978 年以来逐渐扩大的地区差距的
重要原因。为了在经济增长过程中缩小地区差距，对各省区市而言，尤其是对那
些中西部省区市而言，亟需根据其各自的比较优势优化其增量投资，以便调整其
现有的产业结构。一个地区要违背自身比较优势而发展经济，那么其企业就要选
择超越其要素禀赋结构的产业、产品和技术结构，进而这些企业就没有自生能力，
需要政府的保护/补贴。加入 WTO 之后中国政府保护/补贴企业的可能性大为降
低。正是出于这个考虑，中国政府在“十五计划”中正式全面确立了“比较优势”原
则在农业、制造业、服务业以及在经济结构调整当中的地位。由于地区之间自然
条件差异的作用，地区差距难以彻底消除。但是加入 WTO 之后的新条件下，地
区差距拉大的趋势将得到遏制。
参 考 文 献
Barro, Robert J. (1991), “Economic Growth in a Cross Section of Countries,”
Quarterly Journal of Economics, 106:5,407-443.
Barro, Robert J. and Sala-I-Martin,Xavier (1991), “Convergence Across States
and Regions,” Brookings Papers on Economics Activity, No. 1,107-182.
Barro, Robert J. and Sala-I-Martin,Xavier (1992), “Convergence,” Journal of
Political Economy, 100:4, 223-251.
Chen, Baizhu, and Yi Feng. (2000). “Determinants of Economic Growth in
China: Private Enterprise, Education and Openness”, China Economic Review, 11
(1):1–15.
Cheng, Y. (2002), “Regional Growth Dynamics in China: A Re-examination of
σ-convergence and β-convergence.” Mimeo, International Workshop on the Chinese
Economy, Shanghai.
Dayal-Gulati,Anuradha and Aasim (2000), “ Centripetal Forces in
China’s Economic Take-off”,IMF Working Paper,WP/00/86.
Démurger, S., Jeffrey D. Sachs, Wing T. Woo, Shuming Bao, Gene Chang and
Andrew Mellinger (2001), “Geography, Economic Policy and Regional Development
in China”. CID Working Paper, No. 77.
Fleisher, Belton M. and Jian Chen (1997), “The Coast-Noncoast Income Gap,
Productivity, and Regional Economic Policy in China”, Journal of Comparative
Economics: 25 (2), 220-236.
Jian, Tianlun, Jeffery D. Sacks, Andrew M. Warner (1996), “Trends in Regional
Inequality in China”, NBER working paper, No. 5412.
Lee, Jongchul. (1994). “Regional Differences in the Impact of the Open Door
Policy on Income Growth in China”, Journal of Economic Development, 19 (1):215–
34.
Lin, J. Y. (1992), “Rural Reforms and Agricultural Growth in China,” American
Economic Review, 82:1, 34-51.
Lin, . and Yao Yang (2001) “Chinese Rural Industrialization in the Context
of the East Asian Miracle,” in Joseph E. Stigilitz and Shahid Yusuf eds. Rethinking
the East Asian Miracle, Oxford and New York: the Oxford University Press, pp.
143-95.
Lin, J. Y. and Tan G. (1999), “Policy Burden, Accountability, and the Soft
Budget Constraint,” American Economic Review :Papers and Proceedings,
88,422-427.
Mankiw, N. G., Romer, D. and Weil, D. N. (1992), “A Contribution to the
Empirics of Economic Growth,” Quarterly Journal of Economics, 107, 407-437.
Solow, R. M. (1956), “A Contribution to the Theory of Economic Growth,”
Quarterly Journal of Economics, 70:1, 65-94.
Tsui, Kai Yuen, (1991), “China’s Regional Inequality: 1952-19985”, Journal of
Comparative Economics, 15: 1-21.
Tsui, Kai Yuen, (1993), “Decomposition of China’s Regional Inequalities”,
Journal of Comparative Economics, 17: 600-627.
Tusi, Kai-yuan (1996), “Economic Reform and Interprovincial Inequalities,”
Journal of Development Economics, 50, 353-368.
World Bank (1995), China’s Regional Disparities, report No. 14496-CHA,
Country Operations Division, China and Mongolia Department, East Asia and Pacific
Regional Office.
World Bank (1997), “Sharing Rising Incomes: disparities in China”, China 2020
series, Washington .
Yang, Dali L.(1990), “Patterns of China's Regional Development Strategy”, The
China Quarterly, No. 122, pp. 230-257.
Young, Alwyn (2000), “The Razor’s Edge: Distortions and Incremental
Reform in the People Republic of China”, Quarterly Journal of Economics, ,
Nov 2000, -1135.
Zhang, Zongyi, Aying Liu, and Shujie Yao (2001), “Convergence of China’s
Regional Incomes, 1952–1997”, China Economic Review, 12 (2/3):243–58.
北京大学中国经济研究中心发展战略研究组 （2002）, “关于技术选择指数
的测量与计算”，北京大学中国经济研究中心讨论稿，。
蔡昉、都阳（2000），《中国地区经济增长的趋同与差异──对西部开发战
略的启示》，《经济研究》2000 年第 10 期。
蔡昉，王德文，都阳（2001）,“劳动力市场扭曲对区域差距的影响”, 《中
国社会科学》, 2001 年第 2 期，第 4-14 页。
国家统计局 （2002），《中国统计摘要 2002》，中国统计出版社。
国家统计局国民经济综合统计司 （1999），《新中国五十年统计资料汇
编》，中国统计出版社。
林毅夫，蔡昉，李周 (1994),《中国的奇迹：发展战略和经济改革》，上海
人民出版社，上海三联书店。
———— (1997) ,《充分信息与国有企业改革》，上海人民出版社，上海三
联书店。
———— (1999) ,《中国的奇迹：发展战略和经济改革(增订版)》，上海人民
出版社，上海三联书店。
林毅夫（2002a）， “发展战略、自生能力和经济收敛”， 《经济学（季
刊）》，第一卷 第 2 期，第 269-300 页。
林毅夫 （2002b）, “自生能力，经济转型和新古典经济学反思”，北京大学
中国经济研究中心讨论稿，
林毅夫，刘培林（2001）， “自生能力与国企改革” 《经济研究》，2001 年
第 9 期，第 60-70 页。
沈坤荣，马俊（2002），“中国经济增长的‘俱乐部收敛’特征及其成因研究”，
《经济研究》，2002 年第 1 期。
王梦奎，李善同 主编（2000），《中国地区社会经济发展不平衡问题研
究》，商务印书馆。
魏后凯（1997），“中国地区经济增长及其收敛性”，《中国工业经济》， 1997
年第 3 期，第 31-37 页。
《中华人民共和国第一届全国人民代表大会第二次会议文件》，人民出版
社 1955 年版。
