第304峙.9期统计研究Vol. 30, 2013牢'月Statistical Research Sep. 2013 经济增长是否存在"贫困陷阱"黄晶涂巍邹恒甫内窑提要:本文从OLG随机增长模型出发，使用中国城市数据估计参数化的产出运动方程，对人均实际产出分布的动态过程进行模拟预测。研究发现，尽管产出运动方程并非严格凹，但稳态均衡唯一，经济增长未出现"贫困陷阱"。长期来看，地区经济最终趋于单峰收敛，采用离差指数衡量经济发展平衡程度的结果显示，经济发展不平衡程度将有所下降。外生扰动(如技术进步、政策扶持)的持续性越强，经济增长收敛越快。关键词:OLG模型:贫困陷阱;分布预测:单峰收敛中图分类号:C812文献标识码:A文章编号:1002 -4565 (2013 )09 -0057 -07 Study on the Existence of "Poverth Trap" in the Economic Growth Huang J ng Tu We Zou Hengfu Abstract:This paper predicts the evolution of the cross-city income distribution using a stochastic OLG growth model. We estimate the dynamic structure of output per capita with Chinese city data. Result suggests that the non-concavity of the transition function does not imply a .. poverty trap". The distribution of output per capita converges in the long run with a single peak, and the more persistent of tbe exogenous disturbance (such as technological progress, policy support, etc. ) the faster the convergence. Key words: OLG Model; Poverty Trap; Distribution Projection; Single Peak Convergence 一方面，在市场经济规律作用下，人才、资金、能源、一、引言原材料从落后地区向发达地区流动，以及"干中从长期来看，初始经济发展水平不同的地区能学"、"知识积累"等产生的规模报酬递增效应，使得否收敛到相同的均衡;经济落后地区最终能否赶上初始产出水平较高、经济较发达的地区具有更高的发达地区，实现共同富裕;初始条件的差异是否是持资本存量和知识水平，产生更高的人均产出，导致持续性地区经济差距的决定因素等问题是增长收敛研续两极分化。此外，基础设施、实物资本、人力资本究的核心问题，围绕这些问题的讨论同时伴随着理和研发往往具有很强的互补性，一个因素上的薄弱论的发展和研究方法的创新。很可能使其他因素发展缓慢，从而陷入恶性循环，形改革开放以来，中国经济实现了快速增长，同时成"富者更富、穷者愈穷"的局面。地区经济发展不平衡问题也开始显现。为了协调区借鉴Azariadis和Drazen( 1990 )以及Azariadis和域经济发展、缩小地区差距，自1999年以来，中央政Stachurski ( 2∞4)的研究，本文从生产函数非严格凹府开始实施以西部大开发、中部崛起和振兴东北老假设下的OverlappingGeneration ( OLG)随机增长模型工业基地为代表的地区经济平衡发展政策，使得日出发，推导出关于人均产出的运动方程，并用非线性益扩大的地区经济差距在进入21世纪后有所缓解最小二乘法估计运动方程，进而得到人均产出水平的(何颖和齐亚伟，2011)。支配经济差距动态演变的随机核(StochasticKernel) ，在此基础上向前预测和模力量往往是多重的，一方面，知识和技术在领导者与拟人均产出分布，重点分析产出分布的演变和长期收跟随者之间的低成本模仿，以及发达地区经济实力敛形态，探讨经济增长是否存在"贫困陷阱"。文章增强后带来的资本、技术、设备等的向外扩散，能够的结构安排如下:第二部分对地区经济收敛问题的研推动经济落后地区向发达地区靠拢，使差距缩小;另究成果进行综述;第三部分介绍理论模型;第四部分
.58 . 统计研究2013年9月对数据来源加以说明;第五部分导出计量模型，通过济收敛的核心原理在于要素投入的边际收益递减规估计和绘制产出运动方程说明经济增长是否存在"贫律。新古典增长模型假设生产函数是严格凹的，经困陷阱并探讨外生扰动对长期收敛过程的影响;第济的长期均衡唯一，初期产出水平低的经济体比初六部分基于估计结果预测未来人均产出分布的演变;期产出水平高的经济体以更快的速度增长，产出增第七部分为主要结论及研究展望。长率与初始产出水平负相关，从而不同的经济体"绝对β收敛"。在新古典假设下，不会存在永久性二、文献综述贫困，地区差距最终会消失O如果放松新古典假设，增长收敛的实证研究最初始于跨国问题，之后允许生产函数非严格凹，则经济增长可能出现多重被推广至某一国家内部不同地区的收敛问题。两类均衡，产生多峰收敛现象(Acemoglu , 2009 )。由于代表性的研究方法为回归法和分布法，两种方法各生产函数非严格凹，低均衡附近的经济体会被吸引有侧重，采用的收敛概念也略有差别。回归法着重落入永久性贫困，因而较低的均衡通常被称为"贫讨论β收敛类型及收敛速度，而分布法更关注截面困陆阱"。目前研究产出分布的两类常用方法为非参数高斯上的产出分布形态和产出分布的动态演化过程，在核密度法和有限维马尔科夫转移矩阵法。前者虽然能研究中多与"σ收敛"(指不同经济体的产出的离差够给出分布的形态变化，但仅从数据的统计特征出发，随时间推移而趋于下降)的概念相结合反映分布的很难将影响产出运动方程的因素与分布本身的变化相极化程度Quah，1993&19960目前，采用分布法的结合。有限维马尔科夫转移矩阵法要求转移过程是线研究基本达成共识，认为跨国收入分布呈双峰态，且性的，对于非线性动力系统无能为力，无法考虑产出运双峰持续的时间非常长，如Quah(1996)、Kremer等动方程包含非严格凹部分对产出长期收敛形态的影(2001)、Azariadis和Stachuriski( 2004 )。响。Azariadis和Drazen( 1990 )指出生产函数非严格凹收敛问题关乎区域经济平衡发展和社会福利，的情形可能对于地区经济的长期收敛形态有重要影一直也是国内学术界研究的热点问题之一。多数采响，是分布法研究中不可忽视的问题之一。用分布法的研究认为，中国的地区产出分布呈双峰形态，并且双峰极化现象越来越严重(杨建宏和孙三、理论模型舒好，2009)。徐现祥和舒元(2004)采用核密度法参考Azariadis和Stachuriski( 2004 )的模型设的研究发现，进入1990年代后，产出增长分布逐渐定，假设所有经济体遵循相同的OLG随机增长模从单峰状演进为双峰状;何江和张馨之(2006)运用型。代表性个人在年轻时提供劳动，获得工资用于区域控制的核密度估计和空间马尔可夫链方法对省消费和储蓄，在老年时使用储蓄购买资本品。每一际人均产出分布变化进行研究后，提出了多俱乐部期，老年人提供的资本与当期年轻人提供的劳动相收敛现象;杨建宏和孙舒好(2009)、何颖和齐亚伟结合进行生产，其产出公式如下:(2011 )的研究结论与此类似。此外，国外学者对中y, = Akk~l:-αe~ ,0 <α(1) 国经济进行研究后也得出了类似的结论，即产出分其中k，表示第t期老年人提供的资本，1，表示布经历了从单峰向双峰变化的过程，但不同的研究第t期年轻人提供的劳动，α表示资本的产出份额。对经济长期收敛与否仍存在争论。Sαkamoto和生产过程受到外生冲击的影响，假设冲击e，相互独lslam ( 2008 )使用马尔科夫转移矩阵方法对1952-立，服从标准对数正态分布，密度函数记为φ( )。2003年中国省际人均收入的研究显示，收入分布从假设技术进步是资本存量的函数，A，=A(k,) ,A(.) 单峰演变为双峰，采用改革开放后数据计算的稳定是严格正、非递减的有界函数，即允许生产函数存在分布呈双峰负偏状。Herrert.αs等(2011)的研究虽显非严格凹的部分(也称为"资本自身的外部性")。示改革开放后省际产出分布呈双峰负偏状，但他们在第t期，年轻人最大化期望效用函数u(c; , 同时也发现从长期来看，绝大部分省区最终会脱离c:+) = E, (lnc; +βlnc:+) ，其预算约束为s，11"贫困陷阱这一过程需要相当长的时间。= W, -c;和cLI=ssR川，c;和5，分别表示t期年轻从理论角度看，双峰收敛的原因主要来自经济人的消费和储蓄，cLI表示t+ 1期老年人的消费。增长存在多重稳态均衡。新古典增长理论认为，经
.59. 第30警第9期黄画等:经济增长是否存在"贫困陷阱"假设要素市场完全竞争，生产要素的回报率等于其四、数据来源边际产出，工资w，和利息率R，可以表示为:文中，城市名义生产总值(亿元)、城市人口数θ'Y， ’" .. IW .._tv ,.. = = A,(1 -α)k;Çs~ θts z s z (万人)和价格指数取自《中经网统计数据库城市年鉴库》。观测对象为1990-2010年直辖市、副省级θ'Yt .. ..._1,,1 = ~: ’ = A，αk~-l z:-a S θka z a v 市和地级市。目前，官方统计不报告年平均人口数假设劳动供给外生给定，将劳动人口标准化为据，本文根据国家统计局对年平均人口数的定义，将1个单位。年初人口数和年末人口数的平均值作为年平均人口第s期年轻人的优化问题可以表示为:数。使用价格指数(1990年为基年)对城市名义生产总值进行调整，再除以年平均人口数后得到人均mail们，(以)-s.) +βf1n[s儿(儿，实际生产总值。为了表述上的简沽，下文中提到的S,+I) ]φ(S..I) dS’+1 "人均产出"均为"人均实际生产总值"。目标函数中的第二项表示年轻人在第t期预期五、模型估计及结果自己在老年时(第t+ 1期)的消费水平，0<β< 1 表示贴现因子。优化问题的一阶条件为1一(-)估计方法w, -s, 为了估计产出运动方程式。)，进一步假设=主jφ(s, + 1 ) ds, + 1 ，即SS=IZUa。假设资本每期A(y)的具体函数形式为Aoexp[h’l’ (y爪，γ)]，其且+8中，Ao> 0; h ( E R )表示资本外部性，h的符号表完全折旧，则k'+1=町，结合工资率的表达式可以得示外部性的方向。如果h= 0，模型退化为标准的到资本的运动方程:新古典模型才日果h> 0，说明产出运动方程并非严k’+1 =忐;A(k，)(1 -川(2)格凹，经济增长可能存在多重均衡。'I'(y;λ，γ)== (1 + (y/γ)川)-1为logistic转移函数，参数A表为了预测人均产出分布，还需要导出关于y，的a 示转移的平滑度;γ(> 0)用于确定转移临界点运动方程。定义函数T( k) = A ( k ) k，根据假设T(k)(Threshold Point)的位置。假设哑r(y爪，γ)是非递是单调递增函数。由于y，=T(k，)s;，因而有ka=T-I减的，并且满足1(斗)，T-(.)表示T(.)的反函数。将忡九1的表Etψ(y;λ，γ) = 0和!ifqF(y;λ，γ)= 1 式(3)取对数后得到:达式代入资本运动方程式(2)，可耻1(去)InY’+1 = 1nAo + h'l'(y，爪，γ)+αlny， +σIns'+1 (5) 定义式(5)中的变量y== lny，α== 1nAo，进=旦旦二旦LT(k，)s~=旦旦二旦与。等式两边同时作1/ ~， 1 +β‘ 而有:九1= a + h’l’( exp( ,) ;λ，γ) +α:ÿ， +σlns1+1 (6) 用函数T，得到年=T r区仨子Ly，l，定义常数CS;+I -L 1 + JO J 式(6)即产出运动方程。采用上述设定的好处β(1-α) 在于元需先验地假定产出运动方程存在非严格凹部=气歹>0，进而有y'+1= CaA( CY.)Y;S~+1。由于分(h > 0 )和均衡点的个数，而是在使用数据进行A( .)是严格正、非递减、有界的，去掉常数不会改变估计后给出判断。系统的动力学特征，进而得到产出的运动方程:由式(1)知生产函数为Cobb-Douglas形式，α(3) Y’+1 = A(y，)Y;S~+1 表示资本的产出份额，因而在进行参数估计之前由lns，-N(O，l)，可以导出y，的随机核函数可以根据已有研究确定α的取值。白重恩等p( , )的表达式:(2008)基于中国垄断竞争企业的研究显示，1998-2006年企业的资本收入份额大致在左右。帅'"tt+J)=τ县一呵r-=(lnY1+1-lnA(y,) -a1ny,)2l ..(2’TT’UY’+1 -l 2u’ 李稻葵等(2009)的研究则发现，1990-2005年中(4) 国资本收入比重在左右，2006年升至。
.60. 统计研究2013年'月本文选取α=，其余参数α、h、γ、λ、σ通过回归误见表1第4列和第7列。综上所述，改变前定参估计确定。数取值和样本点选择，产出运动方程均存在非严格经济理论中，通常假设OLG模型的一代为25凹部分(Ii. > 0 ) ，并未发生结构性改变，资本自身的年，限于数据样本期长度，本文选取=1990, 外部性始终为正。t + 1 =2010，即以21年作为一代。采用截面数据为了判断稳态均衡的个数，根据估计结果绘制对式(6)进行参数估计。根据Fox(2011)，使用非线产出运动方程式(6)。图1中的fl、f2J3分别对应性最小二乘法最小化残差平方和，得到参数估计量表1第1列至第3列，图2中的flJ2对应表1第5A、♀、&、且和。。计算参数估计量的渐进方差协方差列和第6列，图3中的λJ2对应表1第4列和第7短阵，得到估计量的渐进标准误。列，45。线表示久+1丸。结果显示，尽管产出运动方{二)估计结果程存在非严格凹部分，但运动方程与45。线只存在参数估计值和标准误见表1第2列。A的95%一个交点，稳态均衡唯一，资本自身的外部性并未过置信区间为[,1. 77 ] ，且参数在5%显著性水度强化初始经济差距和导致持续的两极分化，地区平下拒绝原假设(ft=0)，说明产出运动方程存在非经济增长未出现"贫困陷阱"。根据参数对产出运严格凹部分，经济增长有可能出现多重均衡。动方程的影响来看，均衡点唯一的原因可能在于初Azariadis和Stachurski( 2004 )认为，如果γ非常大，始技术水平a较高和(或)资本自身外部性程度h则可能会导致分布序列不收敏，然而从后方中第六较低。部分对稳定分布的模拟结果来看，产出的分布序列Y, J 是收敛的O\4 表1估计结果12 /-2二~l 。jdqf u样1990和1999和1990和1990和1990和2002和2002和本2010 2010 2010 2001 2001 2010 2010 8 期α= α= α= α= α= α= α= 6 4 a () () () () () () () 2 1. 27 1. 62 1. 97 A 1。 () () () () () ( ) () υY1 2 6 8 \2 \4 1. 99 1. 73 ¯ I () () ( 1. 885) () () () () 圈1产出运动方程801. 9 γ() () () () () () () 币120 σ n I 249 249 249 244 244 277 277 注:括号内数字表示参数估计值的标准误。\5 ρ古工工在前述估计过程中，资本收入份额参数α是前l nυ .:.---定的，为了说明估计结果对α选取的敏感性，改变α斗F-一一兀的取值得到估计结果见表1第1列和第3列。参数~..... 一一元a、足的变化较小，Ii.始终大于零。为了说明估计结VVJ 句，，O但υ , 果对样本选择的敏感性，将样本期以2001年为界划10 \5 分为两个子区间，分别以各区间端点且α选取闺2产出运动方程时进行回归，得到参数估计值和标准误见表1第5{三)对外生扰动项的讨论列和第6列。参数a的变化较小，且和h有较大变采用前述方法估计参数值依赖于扰动项8，服化但h始终大于零。最后，考察同时改变资本收入从标准对数正态分布的假设。为验证这一假设的合份额和样本期对估计结果的影响。参照李稻葵等理性，考察回归方程式(6)的残差序列的密度柱状(2009)的研究，对两个子样本区间进行参数估计时图(见图的，图中曲线表示残差服从正态分布时的分别选择α=和α=，参数估计结果和标准
61 . 第30卷第'期黄晶等:经济增长是否存在"贫困陷阱"~， 1 20 . . . 巴±1. 15 r- -/ ~ -,-’ ,;;.--,..-.. --10 .",.-..~ tt;二二二二二i二--j, /万~扩·---低5 一-[，sι._------------------------吨----. . . . . Y, 期7 5 10 15 20 23467 9 10 注2圈中的每一期代表21年。固3产出运动方程圄5独立扰动项的模拟固情形。结果显示，可以近似认为扰动项服从对数正态分布。18，对数人均实际产出120，藏事141----------~多τ三---..._--....--，吃'-12~Þ{:-二二------------白白-/ "一一高10ν~ -，王-----曲------------τ电-----1低8~~--------------------------期6 。23467 8 9 10 -2 。2 注=闺中的每一期代表21年。固4残差序列的密度柱状图图6序列相关扰动项的模拟图此外，理论模型假设扰动项矶相互独立，而在六、分布预测和长期动态现实中，该假设一般很难满足。尽管在前述估计时选取21年作为一期，能够尽量减弱扰动项的序列相基于表1第2列的参数估计结果，借鉴关性，但仍无法完全排除扰动项序列相关的可能。Azariadis和Stachurski( 2004 )提供的算法，向前迭代为了说明扰动项序列相关对收敛结果的影响，以产出运动方程预测未来的人均产出分布并计算稳定2010年对数城市人均产出的最低值()、中等值分布(StationaryDistribution)和离差指数用于说明长()、最高值()为初始值(在图5和图6中从期收敛形态。下至上排列)，使用式(6)分别模拟扰动项独立同分记S(y)== + hψ( exp(ÿ)叶，少)+钞，将式布(见图5)和序列相关(见图6)时人均产出序列的(6)表示为:变化情况。参数选择h= 1. 27，α= ，γ= , ’+1 = S( ,) + lne’+1 (7) λ=，α= ，σ= 。扰动项独立同分布以1990年的城市人均产出截面数据作为时，假设lne，-i. i. d. N(O ，)扰动项序列相关j ÿ~ f :=1的观测值，利用密度函数时生成M个随机时，假设lne，服从AR(1)过程lne，= 矶-1产出j ’.m f ~=1。根据Kolmogorov大数定理，M +吧，e，阳. d. N(O ，)。模拟结果显示，扰动q斋主1(九m, ’+I) f q(久，ÿ'+1)tp:(久)dy=此1项序列相关与否并不影响稳态均衡唯一的结论，差别在于序列相关扰动项会对人均产出增长有趋势性( ’+I) ，M→∞ 影响，独立的扰动项只是在趋势附近随机扰动，无法得到人均产出分布的序列|伊:( ) f ~= 1。选择改变增长趋势本身。当扰动项序列相关时，经济收1990年和2010年两个时间点且α=时，预测未敛所需的时间更短。来(t+ 2 = 2030 , t + 3 = 2050, t + 4 = 2070, t + 5
.62. 统计研究2013年'月= 2090)的人均产出分布。图7显示了1990年对数根据参数估计值(见表1第2列)，绘制给定期人均产出分布存在小的左凸且分布负偏，到2010年初人均实际产出y(10元/人)时的产出期望增长率左凸消失，分布的主体右移。从分布预测看，均值不(%) ，即映射y，→E，(y’+l -斗的图像(见图9)。当断上升反映了经济不断增长的过程，分布的峰度先飞y，人均实际产出处于极低水平(0到1000元之间)时，下降后上升，偏度从负偏到基本无偏，稳定分布i预期增长率较高(大于10%)，但随着产出增长出现呈单峰状(见图8)。快速下降;人均产出从3000元增至5000元时，预期 增长率基本不变，初始经济水平不同的城市具有相同的预期增长率，此时可能出现差距扩大的现象;高于5000元以上时，随着人均实际产出上升，预期增长率以非常缓慢的速度下降。总体上看，人均实际产出和预期增长率之间负相关，初始落后地区的增 ~.. 长率快于初始发达地区的增长率，经济增长存在Aυ OU "绝对β收敛"的机制。 8 13 对数人均实际产出25~...+…….. 圄7产出分布族。.815 f-.... • 。.610~.........:"............ 5 。200 400 600 800 1000 人均实际产出 圃'预期人均产出增长率。。最后对预测精度进行说明。如图10所示，虚线3 8 对数人均实际产出表示使用高斯核密度估计的2010年人均产出分布，图8长期动态记为f(x);实线表示使用预测方法得到的2010年1人均产出分布，记为g(x)。采用L范数Ilf(x)为了衡量人均产出分布的集中度，计算离差指-g(X) 11计算的二者之间差距为，说明该方数:三(ψ)=门Ix-ylψ(x) <p (y) dxdy。该指数表示法的预测精度较高。从人均产出分布ψ中随机抽取两个城市Z和y的预 期距离，本质上与测量"σ收敛"的方法相同。预测的离差指数(见表2)在2030年之前呈上升趋势，一-预测密度核密度卡............................................h\2030年之后不断下降，2090年后离差指数变化非常小，人均产出分布接近稳定分布。如果未来一段时间经济的增长态势保持稳定且不发生结构性变化，卡!气中国城市人均产出在经历一段分化期后会趋于单峰收敛，不平衡程度将下降，绝大多数城市的经济差距最终将缩小，但这一过程将非常缓慢。表2离差指鼓Aυ nU 吨‘ 8 \3 2110 年份对数人均实际产出 离差指数回10密度函鼓对比
.63. 第30卷第9期黄晶串事:经济增长是否存在"贫困陷阱"[ 3 J Azariadis C, Stachurski J. A forward projection of the cross-count巧七、主要结论及研究展望income distribution[ CJ. KIER Working Papers,2004 ,Number 570. [ 4 J Quah D T. Empirical cross-section dynamics in economic growth 本文使用中国城市人均产出数据估计产出运动[JJ. European Economic Review,1993 ,37(2 -3) :426 -434. 方程。结果显示，尽管产出运动方程存在非严格凹[ 5 ]Quah D T. Twin Peaks: Growth and Convergence in Models of 部分，但稳态均衡唯一，经济增长并未出现"贫困陷Distribution Dynamics [J]. Economic Joumal, 1996,106 (437): 1045 -1055. 阱"。通过向前预测人均产出分布，地区经济最终[ 6 ] Kremer M, Onatski A, Stock J. Searchi吨forprosperity [ C ]. 趋于单峰收敛。采用离差指数衡量的经济发展不平Camegie-Rochester Conference Series on Public Policy, 2001,55 : 衡程度先上升后下降。与跨国收敛研究的结论不275 -303 同，国内经济增长的稳定分布呈"单峰"状。一个国[ 7 ]杨建宏，孙舒好穷者越穷，富者恒富"发展格局的动态演化家内部的不同地区由于经济制度相同、地缘接近，要与产业成因:1978-2006[J].中国石油大学学报(社会科学版),2009(2) :21 -24. 素流动更加便捷，信息和技术的传播速度更快，加之[ 8 ]徐现祥，舒元.中国省区经济增长分布的演进(1978-1998) 政策协调和扶持因素，比跨国经济增长更可能出现[1].经济学(季刊),2004(3) :610 -638. 单峰收敛。[ 9 ]何江，张馨之.中国省区收入分布演进的空间一时间分析[J]. 在估计时本文选取21年作为一期，即每期的扰南方经济，2006(12):64 -77. 动项间隔21年，可用于反映影响经济长期波动的因[ 10] Sakamoto H, N Islam. Convergence across Chinese provinces: an 素，如长期技术进步、政策扶持等。模拟结果显示外analysis using markov transition matrix [ J ]. China Economic Review,2008,19(l) :66 -79 生扰动的持续性越强，经济增长收敛得越快。虽然[ll]M J He盯.erfas，Vicente Orts, Emili Tortosa-Ausinal. Weighted 估计结果表明资本自身的外部性并未过度强化初始convergence and regional clusters across China [ J ]. Papers in 经济差距和导致持续两极分化，但要素间的互补效Regional Science,2011 ,90(4) :703 -734. 应仍然可能使地区经济差距拉大。为了避免增长出[ 12] D Acemoglu. Introduction to Modem Economic Growth [ M ]. 现"贫困陷阱仍需提高落后地区的初始技术水平Princeton Princeton University Press,2009. [ 13]自重恩，钱震杰，武康平.中国工业部门要素分配份额决定因素和增强技术承接能力，引导生产要素在地区间合理研究[J].经济研究，2008(8):16 -28. 流动，避免资本、劳动、知识在某一地区过度积累形[14]李稻葵，刘霖林，王红领.GDP中劳动份额演变的U型规律[J].成"极化效应"。同时，保持政策扶持的延续性，加经济研究，2009(1):70 -82. 快地区经济收敛。[15] Fox J. An R companion to applied regression, Second ed. [M]. 本文仅以中国城市数据为研究对象，然而随着Sage Publications,2011. 人口和企业向城市核心区域迁移，大部分经济活动作者简介会最终发生在核心区域，外围区域会变得更加荒芜，黄晶，女，河南洛阳人，中央财经大学中国经济与管理研城乡间经济差距仍有可能扩大，这种可能性并未在究院在读博士，研究方向为经济增长、收入分配、区或经济。本文的考虑范围之内。此外，有于算法的限制，本文涂巍，男，湖南长沙人，中央财经大学中国经济与管理研以可加的方式引人扰动因素，假设扰动项直接作用究院在读博士，研究方向为经济波动、货币政策、应用时间于产出，因而在扰动项的具体分解方面尚显不足，未序列。来的研究可在这方面有所突破。邹但甫，男，湖南岳阳人，1989年毕业于哈佛大学，获经济学博士学位，现为中央财经大学中国经济与管理研究院院参考文献长，世界银行研究部终身高级经济学家，博士生导师。研究[ 1 J何颖，齐亚伟.中国区域经济差异的空间演化与政府调控[JJ.方向为经济增长理论、公共财政政策、转型性经济研究、收入安徽行政学院学报，2011(6):40 -45 分配。[ 2 J Azariadis C, Drazen A. Threshold extemalities in economic development[ JJ. Quarterly Joumal of Economics, 1990, 105 (2) : (责任编辑:曹麦)501 -526.
