我国地区不平等与经济发展关系的重新审视

何雄浪，靳中辉

（1.西南民族大学 经济学院，四川 成都 610041；2.西华大学 经济学院，四川 成都 610039）

我国地区不平等与经济发展关系的重新审视

何雄浪1，靳中辉2

（1.西南民族大学 经济学院，四川 成都 610041；2.西华大学 经济学院，四川 成都 610039）

文章使用四个不平等衡量指标，对我国改革开放以来地区不平等程度进行了测量，发现各个指标都显示我国地区不平等程度整体呈现出下降—上升—下降的趋势。基于1978-2015年我国的省级面板数据，利用半参数回归方法经过检验发现：我国地区不平等与经济发展的关系变动轨迹在改革开放之初呈现短暂的向下滑动之后，便呈现出明显的倒U形关系，这与库兹涅茨曲线相吻合。同时，检验结果也表明，近年来，我国地区不平等与经济发展的关系变动轨迹有着非常明显的下降趋势，这既验证了已有政策的效果，也为进一步深化经济改革提供了依据。

区域不平等指数；经济发展；半参数回归；库兹涅茨曲线

一、引言及文献综述

关于对地区不平等与经济发展的关系自20世纪50年代被提出以来，一直为发展经济学、区域经济学等相关学科所研究，近几年来，再次成了学界的一个热点话题被探讨，这一方面是由于2008年经济危机以来，到目前为止，全球经济没能真正恢复。由于世界各地经济发展缓慢甚至停滞所带来的民族冲突、政治动乱不时刺痛着人们的神经，一些学者再次集中精力来探求效率与公平这一古老的经济话题，希望能探寻些新的东西以助现实世界问题的解决；另一方面自20世纪80、90年代以来，世界的政治、经济格局发生了巨大的变化，几十年间在经济发展的同时，地区不平等的伴随物——收入不平等所累积发酵的结果，不仅在国家之间，在一些西方国家的内部也开始显现，2016年英国脱欧公投和美国大选出人意料的结果正是人民对经济发展不振及收入差距扩大不满的爆发，无疑这会严重破坏国家的凝聚力和向心力，自然也引起了学者的注意。

就我国而言，自改革开放以来，我国经济发展取得的成就举世公认，但同时由于各地区地理位置优劣的不同、资源禀赋的差异乃至国家阶段性政策扶持重点的变化，都对我国地区的不平等产生着深远的影响。具体来说，改革开放后，各种生产要素被积极调动起来，我国经济实现了全面的发展，同时东部省份凭借区位优势及国家的政策扶持，率先实现了经济腾飞。之后出于我国社会主义共同富裕的性质及各地区平衡发展的需要，我国从20世纪末期开始相继实施了“西部大开发”、“振兴东北老工业基地”、“中部崛起”等旨在缩小地区发展不平衡的战略，这一政策转向为内地吸引了大量的投资及发展机会。2007年科学发展观提出了协调区域发展的要求，这使我国地区平衡发展有了指导思想。十八大以来，我国经济发展步入了新常态，降速提质成为新时期的发展主题，同时为实现我国全面建成小康社会的目标，全国范围内扶贫工作的全方位展开，这为我国中西部贫穷落后省份的发展带来了又一次良机。

对不平等与经济发展的研究可以追溯到Kuznets（1955）［1］，他首次提出在国家由农业经济向工业经济转变的过程中，由于技术溢出效应的存在，个人收入不平等随着经济发展呈现先上升、后下降的倒U形趋势，由此提出了个人收入不平等与经济发展成倒U形关系的假说。Solow（1956）［2］的新古典经济增长模型认为，经济增长的动力来自劳动、资本和技术进步三个要素，由于资本边际报酬递减规律的存在，从长期来看，经济增长最终趋于收敛，增长将完全由外生的技术进步决定。之后 Myrdal（1957）［3］对新古典经济学采用的传统静态均衡分析方法提出了批判，他认为，在循环累积因果原理的作用下，发展快的地区将发展得更快，发展慢的地区将发展得更慢，从而导致“地理上的二元经济结构”。这些系列经典理论已经涉及了经济发展与地区不平衡的关系。Williamson（1965）［4］以Kuznets（1955）［1］的倒 U假说为基础，从地区资源禀赋差异、政府政策促使人口和资本在地区间流动等角度出发，首次分析了在工业化进程中地区不平等与经济发展之间有着先扩大、后缩小的倒U形关系趋势。

后来随着计量方法论的不断发展，很多学者借助于适用的计量模型对地区不平等与经济发展的倒U形关系进行了验证。大体来说他们的研究工作主要沿着以下两条主线进行：一条是国家间或国家内部各地区间的不平等与经济发展是否存在着倒U形的关系？如果存在那么在完成之后是又一次趋于发散还是趋于稳定？为此Amos（1988）［5］使用参数回归法对美国50个州在1950、1960、1970、1980年每十年一次的普查数据，1969-1983年度里的混合面板数据，各州之间的截面数据都分别做了估计，结果发现美国地区不平衡与经济发展在完成倒U形关系后又呈现出新的发散趋势，仅有少量迹象表明地区间的不平等程度在达到极小值时趋于平稳。Ezcurra和Rapun（2006）［6］使用半参数核回归法对 14 个西北欧发达国家在1980-2002年间的情况做了考察，结果发现在经济发展达到一定水平之后，各国间的不平等程度开始变大，只是与Amos（1988）［5］对美国考察的结果相比，这个过程要短。随着经济的进一步发展，国家间的不平等程度开始缩小，最终在经济发展的后期阶段，国家间的不平等程度趋于一个稳定的低水平；另一条主线则是寻找地区不平等与经济发展关系背后演进的机理。具有代表性的是Barrios和Strobl（2009）［7］应用不平等动态演进模型分别对早期加入欧盟的15个国家及后来中东欧又相继加入的欧盟25个国家，在20世纪70年代直到20世纪末的不同时间段做了考察，其使用半参数回归得到的估计结果显示，不论是先加入欧盟的发达国家间，还是并入后加入欧盟的非发达国家，国家间的不平等与经济发展都呈倒U形关系，这验证了在技术溢出效应下，地区间经济发展的相互追赶过程。Lessmann（2014）［8］综合应用参数和半参数计量方法，对全球范围内56个国家在1980-2009年间的面板数据做了回归分析，验证了地区间不平等与经济发展之间倒U形关系的存在。

国内对地区不平等与经济发展关系的研究起步较晚，我国20世纪90年代开始显现出区域发展不平衡和城乡收入差距扩大的现象，出于对区域公平和城乡统筹发展的需要，很多学者从区域不平等或收入不平等与经济发展关系的角度着手研究这一问题。陆铭等（2005）［9］通过联立方程模型和分布滞后模型分析了城乡收入分配不平等与投资、教育、经济增长的相互关系，发现收入差距和经济增长有着负相关关系。刘生龙（2009）［10］在收入分配不平等与经济增长的理论模型基础上，运用OLS和GMM方法对跨国截面数据做出了估计，其理论与实证结果都证明了收入不平等与经济增长倒U形关系的存在。龙翠红和洪银兴（2010）［11］使用我国 21 个省区 1995-2005年间的数据分析了农村、城市以及城乡之间收入不平等与经济增长的关系，结果发现农村及城乡之间的不平等对经济增长有着明显的抑制作用，而城市的不平等对经济增长并没有明显的副作用。胡晶晶和曾国安（2011）［12］也对这一问题做了研究，不同的是，他们使用泰尔指数对城市、农村、城乡之间的收入差距做了分析，结果发现城乡居民收入不平等对总体居民收入的不平等水平起着决定性作用。耿德伟（2014）［13］基于我国1987-2005年间的省际面板数据，分别采用面板固定效应模型和面板随机效应模型对我国地区间收入不平等与经济发展的关系做了研究，结果发现我国地区不平等与经济发展之间确实存在倒U形关系。

通过对国内外相关文献梳理发现，地区不平等与经济发展之间存在着倒U形的关系，本文感兴趣的是改革开放以来我国地区不平等与经济发展的关系是否遵循一般的倒U形规律？近年我国经济发展进入新常态后，我国地区不平等与经济发展的关系究竟处在哪一个阶段？在可预期的范围内，这一走势将如何变化？缩小区域发展差距，这不仅是我国社会主义制度优越性的体现，也是欧美等西方国家一系列社会事件给我们的警示，探索这一规律无论是对于我国社会的稳定、经济的持续健康发展，还是对国家政策的制定都将有着十分重要意义。

地区经济发展不平等既受到外部政策环境的影响，也受到地区经济发展内在机理的制约，探索我国地区不平等与经济发展关系的趋势，既是为了验证我国已有政策的效果，进而为以后经济发展与区域政策的制定提供依据，切实促进我国经济发展、社会稳定、民族团结；也是为了探索我国社会主义市场经济的发展规律，为我国经济的深化改革提供依据。

与已有研究相比，本文有如下贡献：①根据我国人口流动性较大，特别是确立社会主义市场经济地位以来，流动人口显著趋于变大的状况，本文整合了一套通过估算的常住人口数据来测算真实的人均GDP；②使用基尼系数、广义熵指数、泰尔指数、人口加权变异系数四个指标对我国改革开放至今地区不平等的时间趋势做了分析研究；③本文使用半参数横截面数据核回归和半参数面板固定效应估计模型来分析改革开放以来我国地区不平等与经济发展的关系；④本文明确了近年我国经济发展进入新常态下地区不平衡的发展趋势，并针对此种状况提出相应的政策建议。

二、区域不平等指标分析与变量选取

由于所使用的计量方法、所收集的数据、所分析的国家以及对地区收入不平等衡量方法的不同，关于地区收入不平等和经济发展的理论和实证结果非常不一致（刘生龙，2009）［10］。衡量地区不平等的指标有很多，使用较多的大体有基尼系数、广义熵指数、泰尔指数以及人口加权变异系数等指标，尽管每个指标代表的含义不尽相同，但也有一定的相似程度。

（一）衡量地区不平等的指标分析

本文选取基尼系数、广义熵指数、泰尔指数以及人口加权变异系数四个指标来衡我国地区的不平等程度。这四个指标的计算公式如下：

上式中，n表示地区数量，pit表示第i个省份t年的全国人口占比，yit表示第i个省份t年的人均GDP，则pjt表示第j个省份t年的全国人口占比，yjt表示第j个省份t年的人均GDP，yˉt为第t年的全国人均GDP。GINI为基尼系数，T（0）为广义熵指数，T（1）为泰尔指数，WCV为人口加权变异系数，这四个指标都属于相对指数，满足处理数据的齐次性要求。基尼系数在经济学上有着明确的经济学含义，并有着优良的性质，因此，在衡量不平等方面基尼系数应用的最广；广义熵指数和泰尔指数则有着良好的分解性质，它能把不平等值分解为组内和组间两个部分，因此在衡量城乡不平等或不同区域内部不平等时应用较为广泛；人口加权变异系数本质上衡量的是样本中各观测值的变异程度，在研究中较常应用于衡量国家之间的不平等程度。从厌恶不平等程度的角度来看，广义熵指数、泰尔指数、人口加权变异系数有着从大到小的排序，也就说人口加权变异系数比泰尔指数、广义熵指数对收入差异持更为接纳的态度，即其暗含的厌恶不平等程度比其他几个不平等指数要小。尽管除基尼系数外，其他三个不平等指数的数值大小没有明确的经济学含义，但这并不妨碍用其分析地区不平等的时间变动趋势。经计算，我国省份间的1978-2015年的四个不平等指数数值见表1所列。

表1 1978-2015年我国地区间的四个不平等指数数值比较及其变化趋势

为了能对四个指标的比较及其变动有更直观的了解，将各个不平等指标的时间趋势绘制成折线图，如图1至图4所示。

图1 基尼系数及其变动趋势

图2 广义熵指数及其变动趋势

图3 泰尔指数及其变动趋势

图4 人口加权变异系数及其变动趋势

表1及图1至图4反映，衡量各地区不平等的指标整体上都呈现出下降、上升、下降的趋势。例如，四个指数值均显示，从90年代初到2004年左右，四个指标都呈现出整体上升趋势，从那以后便呈现出下降趋势。同时，相比较而言，人口加权变异系数的走势与其他三个指标值差异较大，正如前面所说，与其他三个不平等指标相比，其暗含的对不平等的“厌恶”程度更低，这或许是其走势与其他三个指标值有较明显差异的原因之一。尽管如此，同时对比可能得出不同结论的不平等指标仍是有必要的，因为这能较为全面的验证本文得出结论的稳健性，而对于略显离群倾向的人口加权变异系数，其得出的结果应注意区别看待或淡化处理。

（二）变量选取

本文所要研究的主题是我国地区不平等与经济发展的关系及两者目前处于一个什么样的水平趋势。综合上文对各不平等指标衡量结果的对比以及考虑指标的特征，本文选取基尼系数作为衡量地区不平等程度的被解释变量，原因有以下两点：首先，基尼系数本质上是基于洛伦茨曲线转化来的，有着明确的经济含义；其次，基尼系数满足以下六个性质（万广华，2008）［14］：①匿名性，即在用一组有着不同收入观察值的人口度量不平等时，任意对调两个人，指标值不变。②齐次性，即变换度量衡单位，指标值估算结果不受影响。③人口无关性，即样本体积大小不影响度量结果。④转移性原则，即富人转移给穷人一笔钱时，不平等必须下降或不变。⑤强洛伦茨一致性，即与洛伦茨曲线一致，度量结果包含了所有的样本信息。⑥标准化，即每个人的收入相同时，不平等必为零。其他三个不平等指标不能同时完全具备这些特征。

在衡量地区经济发展水平的文献中，大致都是选取人均GDP或人均GDP的自然对数作为衡量经济发展水平的变量。Ezcurra 和 Rapun（2006）［6］、Barri⁃os和Strobl（2009）［7］等在实证分析地区不平等与经济发展的关系时选取了人均GDP来衡量经济发展水平，Lessmann（2014）［8］、张照侠和龚敏（2015）［15］则选取了人均GDP的自然对数来作为经济发展水平的代理变量，而耿德伟（2014）［13］同时使用了人均GDP的水平值及其对数值来验证了地区收入不平等与经济发展的关系。考虑到衡量地区的不平衡指标——基尼系数的数值大小，为了使地区不平等与经济发展关系曲线能够呈现出平滑性，本文选取人均GDP的自然对数来作为经济发展水平的代理变量。

库茨涅兹曲线的理论基础是经济结构的改变会影响地区间发展的不平等程度，改革开放以来我国产业结构的调整涵盖了两次变化的过程，由此，把第一产业GDP占比作为农业向非农产业转变的产业结构变化，这一变化过程称之为第一次产业结构调整过程，这一比值越低，意味着产业结构非农化越明显，理论上这一指标值应与地区不平等程度负相关；把第三产业份额除以第二产业份额作为非农产业结构的变化，这一变化过程称之为第二次产业结构调整过程，这一比值越高，意味着服务业化越明显，经济越发达，这一指标值与地区不平等程度的相关性可能为正，也可能为负，这取决服务业的性质。此外，地区对外开放程度、投资水平等也是影响地区发展不平等的重要因素［16］。本文把进出口贸易总额除以GDP作为衡量地区对外开放程度的指标，把地区固定资产投资总额除以GDP作为衡量地区投资水平的指标，这些指标与两次产业结构调整指标一起作为控制变量引入到计量分析中。

（三）数据的来源、变量的描述性统计分析及数据性质的检验

本文1978-2015年间所有数据均来源于我国31个省、市、自治区的统计年鉴以及相关的国家统计年鉴。为了准确衡量人均真实GDP，本文以1978年的价格为基期水平，采用了GDP平减指数来消除价格因素的影响。另外，本文没有直接使用统计年鉴上的人均GDP数值（它们多以户籍人口为参照对象，且各省统计口径不一），而是整理了各地区的常住人口数据，用地区历年真实GDP除以常住人口得到人均GDP。对于个别缺省数据，本文使用平均插值法进行了补充。各变量的描述性统计见表2所列。

表2 各变量的描述性统计分析

表2中，除了GINI表示基尼系数外，其他各符号的含义如下：gdppc表示人均GDP水平（单位：元），lngdppc表示人均GDP水平取自然对数，fristad表示第一产业GDP占比，secondad表示第三产业除以第二产业之比值，open表示对外开放程度，用进出口贸易总额除以GDP得到，invest表示地区投资水平，用固定资产投资除以GDP计算得到。另外，N为总样本量，n为截面维度，T为时间维度。变量的组间异方差、组间同期相关及组内自相关的检验结果见表3所列。

表3 变量数据性质的检验

表3反映，Wald检验高度拒绝了不存在组间异方差的原假设，Wooldridge检验高度拒绝了不存在组内一阶自相关的原假设，Pesaran检验高度拒绝了不存在组间同期相关的原假设。面板组间异方差说明要考虑地区间的异质性，组内一阶自相关说明变量有着明显的时间趋势，对此也必须引起重视，组间同期相关从某种程度上说明了控制变量的选取是合理的。因此在下面的计量分析中要在考虑组内相关性和组间异方差的基础上作出回归分析。

三、计量分析

在对地区不平等与经济发展的模型回归中，大体有参数模型和半参数模型两种估计方法。参数估计法是事先对模型的形式作出具体的假定，参数估计法尽管有着简单易用的特点，但却可能会导致意想不到的估计偏差，影响结果的稳健性。半参数回归法就是同时给定模型的参数部分和非参数部分，参数部分是根据经济理论对部分变量的限制来给定其函数形式，对于函数形式未知的变量则不对其限制，这既避免了参数回归对模型过于严格的限制，也避免了参数回归时往往面临“维度的诅咒”的困境。由此，本文从横截面数据和面板数据两个方面，利用半参数回归法来分析地区不平等与经济发展的关系。

（一）半参数横截面数据核回归分析

对面板数据组内自相关的检验表明变量有着明显的时间趋势，同时考虑到所有地区有共有的时间趋势因素，因此通过加入时间虚拟变量对其进行控制。对面板数据加入时间虚拟变量，组成了新的横截面数据，对新的截面数据进行回归时，显示组间异方差仍然存在，为此使用异方差稳健标准误对此进行控制。估计结果以两部分呈现：解释变量与被解释变量的非线性关系以图形的方式呈现，如图5所示；各个控制变量与被解释变量的具体线性关系见表4第2列的参数值。

图5 地区不平等与经济发展的非线性关系（1）

图5中灰色带子为95%的置信区间，该核回归图示反映，在改革开放初期，我国地区不平等与经济发展关系呈短暂的下降趋势后，之后便呈现出明显的倒U形关系趋势，并且目前两者关系呈更为明显的下降趋势。这表明，在经历长时间的非均衡发展后，我国地区不平等与经济发展的非线性下降趋势关系已呈现出来，这与中央政府调整经济结构，积极推行以人为本的发展战略分不开的。

表4 半参数横截面数据核回归估计线性部分结果

表4第2列控制变量的系数估计值都在1%显著水平上高度显著，同时也可以看出：代表产业结构第一次调整的变量系数值为负，这表明我国产业结构的工业化等非农业化过程加剧了地区不平等程度；代表产业结构第二次调整的变量系数值为正，这表明我国的第二次产业结构调整扩大了地区间的不平等程度，因此，我国服务业的发展并没有起到缩小地区差距的作用，这可能是由于我国传统服务业发展不足的原因造成的；代表对外开放水平的变量系数值为负，这表明我国各地区对外开放水平的提高在一定程度上起到了缩小地区发展不平等程度的作用；代表国家政策因素的投资水平变量系数值为负，这表明国家对经济活动的介入是缩小区域发展差异的重要因素之一。

考虑到地区人均GDP相关水平可能存在的内生性，按照Barrios和Strobl（2009）［7］的做法，本文也使用对数人均GDP的滞后期进行估计，检验使用经济发展变量滞后期所得回归结果是否与原变量相一致。由此，分别使用对数人均GDP的滞后二期和滞后五期代替无滞后的解释变量来做半参数估计，回归结果同样分为两部分，图6、图7分别是在解释变量滞后二期和滞后五期情况下，地区不平等与经济发展的非线性关系描述，各个控制变量与被解释变量的具体线性关系分别见表4第3列、第4列的参数值。

图6 地区不平等与经济发展的非线性关系（2）

图7 地区不平等与经济发展的非线性关系（3）

从图6和图7可以看出，在考虑解释变量内生性情况下，使用对数人均GDP的滞后两期和滞后五期做半参数回归，地区不平等与经济发展的关系走势仍旧没有改变，两者关系在改革开放初期呈下降趋势，之后便呈现出明显的倒U形关系，并且目前两者仍有着显著地负相关关系。由于滞后两期和滞后五期不同程度的损失了年份靠前的样本量，所以在改革开放初期地区不平等与经济发展下降的关系趋势有所缩减。

从表4第3列、第4列控制变量的系数估计值可以看出，在使用解释变量的滞后二期和滞后五期值做半参数回归用来控制解释变量内生性的情况下，与原先相比，控制变量回归系数大小变动不大，符号仍与原先相一致，也都在1%显著水平上高度显著，这表现出我国地区不平等与控制变量线性关系的稳健性。

（二）半参数面板固定效应回归分析

半参数面板数据回归分析的一个显著优势是可以解决模型的遗漏变量问题，同时由于兼具横截面维度和时间维度，样本容量较大，可以提高回归估计的精确度，只是在做回归时需要考虑异方差与自相关问题。前面半参数横截面数据回归分析用的是局部常数估计法，这里使用局部线性回归法。局部线性回归法也就是假定未知函数在随机变量附近为线性，然后使用加权最小二乘法（WLS）来估计这个线性函数。Baltagi和Li（2002）［17］使用序列估计方法代替核估计建立了部分线性面板固定效应模型，之后该模型与Newson（2000）［18］提出的B样条序列估计法相结合发展成了应用十分广泛的半参数面板固定效应估计法。Baltagi和Li（2002）［17］在其文章中强调该模型只适用于短面板数据，也就是截面维度要小于时间维度，而的面板数据为长面板，为了能有效使用这个模型，将样本时间间隔单位设为一年，即将样本分为年份尾数为偶数的样本与年份尾数为奇数的样本，据此来做半参数面板固定效应回归分析，同时考虑到截面间异方差问题，在回归中使用了异方差稳健标准误，并且使用差分对面板数据组内自相关做了处理。这里估计结果同样分为两部分，第一部分非线性关系的估计结果如图8、图9所示，第二部分线性关系的估计结果见表5所列。

图8和图9显示，我国地区不平等与经济发展的关系仍旧呈现出下降—上升—下降的趋势，这与基于半参数横截面数据核回归分析得出的结论一致，从而进一步验证了估计结果的可信度。对比两图也可以发现，图中曲线有着非常相似的走势，这也表明使用间隔年份的数据做半参数固定效应回归估计并不影响结果的稳健性。两图反映，当以1978年价格水平为基期的人均GDP在8 000～10 000元区间（即2010年（7 645元）至2013年（10 152元）之间）时，地区不平等与经济发展间的下降关系趋势变化不太明显，之后便表现出显著的下降趋势，而这段时间正是我国经济发展进入新常态，扶贫开发进入攻坚拔寨冲刺阶段的时期，由此可以看出在实现全面建成小康社会目标的加速阶段，我国政府在缩小地区不平等方面已经初步取得了显著成效。

图8 地区不平等与经济发展的非线性关系（4）

图9 地区不平等与经济发展的非线性关系（5）

表5 半参数面板固定效应模型下线性部分回归结果

表5列出了在考虑交叉间隔年份的情况下，控制变量的估计系数及其显著性水平。表5反映，不同间隔年份下，控制变量的估计系数有着相同的正负性，且显著性也一致。表中代表第一次产业结构调整的变量系数值为负，这与前述一致，并且显著性水平也一致，因此，我国产业结构的工业化等非农业化过程加剧了地区不平等程度再度得到了计量证据的支持。代表第二次产业结构调整的变量系数值为负，这与前述的符号相反，但由于高度不显著，在这种情况下，关于对其任何经济含义的解释都是不准确的，在此我们对其不予考虑。代表地区对外开放度的变量系数符号为正，这与前述符号相反，但显著性水平低些，为了得出更严谨的结论，地区对外开放水平的提高是扩大还是缩小地区间不平等程度需要作进一步的研究。代表国家政策因素的投资水平变量系数值符号与前述也一致，且显著性水平也一致，这同样有力地支持了国家对经济活动的介入是缩小区域发展差异的重要因素之一。

（三）计量结果的进一步稳健性分析

为了加强对我国地区不平等与经济发展关系的检验，下面用其他三个不平等指标分别作为被解释变量来验证我国地区不平等与经济发展的关系，半参数横截面数据核回归估计的非线性计量结果如图10、图11、图12所示。从图10、图11可以看出，广义熵指数、泰尔指数表现出的情况与基尼系数相似，即地区不平等与经济发展的非线性关系在改革开放初期向下滑动，之后便呈现出倒U形关系。由于前面分析的人口加权变异系数和其他三个不平等指数差异较大，对其离群性作出了着重分析，因此，图12所示结果差异较大也在预料之中，以人口加权变异系数为被解释变量的计量结果显示，我国地区不平等与经济发展的非线性关系在改革开放初期向下滑动，之后人均GDP在6 800～7 600元（基于1978年价格水平）左右时有不显著的小幅上升，随后便呈下降趋势，但倒U形关系不太明显。四个不平等指标的计量结果均能一致显示，近年来我国地区不平等与经济发展的非线性关系有着非常明显下降的趋势，这再次有力证明了我国区域发展差异已成逐步缩小态势的事实。

同样为了进一步检验我国地区不平等与经济发展的关系，基于年份尾数为奇数的样本与年份尾数为偶数的样本，用广义熵指数、泰尔指数、人口加权变异系数代替基尼系数分别来做加强检验，所得到的半参数面板固定效应模型估计的非线性计量结果分别如图13、图14、图15所示（年份尾数为偶数的样本的计量结果相似，本文略去），这验证了时间变化趋势下前面计量结论的稳健性。

也可以发现（回归的具体参数值略去）各个控制变量与广义熵指数、泰尔指数两个被解释变量的具体分别线性关系所显示的结论与前述结论具有相当程度的吻合，各个控制变量与人口加权变异系数的具体线性关系所显示的结论与前述结论也具有一定程度的吻合，从而，前述线性关系的估计结果也具有稳定性。

图10 地区不平等与经济发展的非线性关系（6）

图11 地区不平等与经济发展的非线性关系（7）

图12 地区不平等与经济发展的非线性关系（8）

图13 地区不平等与经济发展的非线性关系（9）

图14 地区不平等与经济发展的非线性关系（10）

图15 地区不平等与经济发展的非线性关系（11）

四、简要结论和政策建议

本文通过使用四个不平等衡量指标，对我国改革开放以来省、市、自治区之间的不平等时间趋势做了衡量，发现各个指标都显示我国地区不平等程度整体呈现出下降—上升—下降的趋势。本文接着运用半参数横截面数据核回归和半参数面板固定效应估计模型分别对我国地区不平等与经济发展的关系进行了考察，结果发现两种半参数回归方法都显示在改革开放初期我国地区不平等与经济发展的非线性关系呈下降趋势，之后两者关系便表现出与库兹涅茨曲线相一致的倒U形关系，并且在我国经济进入新常态的近几年，两者关系趋势有着非常明显地下降趋势。从我国改革开放以来经济发展的过程可以对上述现象做出合理的解释：改革开放之初，我国确立了以经济建设为中心的社会主义初级阶段发展路线，随后我国经济制度和体制进行了大刀阔斧的改革，各种生产要素的积极性被调动起来，这有力地促进了经济的快速发展，在此阶段我国地区不平等趋于下降；随着改革开放的深入和我国逐步确立社会主义市场经济地位，由于政策倾斜以及区位差异等因素的影响，我国地区间不平等程度逐渐被拉大，在此阶段地区不平等与经济发展关系呈上升趋势；为了实现地区间的平衡发展以及体现我国社会主义共同富裕本质的要求，国家相继出台了“西部大开发”、“东北老工业基地振兴”、“中部崛起”等一系列促进区域平衡发展的战略方针，最终使得我国地区不平等与经济发展的关系又趋于下降。近年来，我国进入了产业结构调整力度加大，实现全面建成小康社会目标的加速阶段，我国地区不平等与经济发展的关系更是有着非常明显的下降趋势。因此，当前我国不同地区经济发展有着快速收敛的趋势，为了进一步深化经济结构改革，大力推进扶贫开发、努力补齐发展短板，实现共同富裕的目标，本文结合文中几个控制变量对区域经济发展的影响，提出如下政策建议：

第一，仍需加大对经济的改革力度，深化结构改革，积极转变为创新驱动发展的经济发展模式。现阶段供给侧结构改革、大众创新、万众创业等系列举措，有利于我国的经济增长惠及更多的个人与地区，有利于我国传统服务业、现代服务业的协调发展。当前互联网+模式在各个行业领域已全面展开，而信息化技术的无时空限制性，能使得知识、技术的外溢速度更快、覆盖面更广，这极大缩短了落后地区的追赶过程，因此我国各地区应该抓住这次技术革命机会，实现经济发展的提质增效，促进区域平衡、协调、协同发展。

第二，加大对落后地区经济发展的扶持力度，继续增加对中西部基础设施建设等的投资，经验证据表明这在降低地区不平等中起着重要的作用。为实现2020年全面建成小康社会的目标，目前我国正在全面推进精准扶贫工作，做好这项工作无疑会给落后地区带来更多投资，促进当地经济发展和人民生活水平的提高。

第三，继续调动各种积极因素努力发展经济。尽管目前我国经济发展进入了降速提质的阶段，但这并不意味着要放弃发展经济这个目标，现阶段发展仍是解决我国贫困、社会矛盾等现实问题的基础。对外开放是促进经济发展的重要手段，经济落后地区要适应对外开放的要求，积极参与国内外竞争，扬长避短，发挥自身优势，扭转劣势，从而促进区域的共同、互赢发展。

［1］Kuznets S.Economic growth and income inequality［J］.The American Economic Review，1955，45（1）：1-28.

［2］Solow R.A Contribution to the theory of economic growth［J］.The Quarterly Journal of Economics，1956，70（1）：65-94.

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A Review of the Relationship between Regional Inequality and Economic Development in China

HE Xiong-lang1，JIN Zhong-hui2
（1.School of Economics,Southwestern University for Nationalities,Chengdu 610041,China;2.School of Economics,Xihua University,Chengdu 610039,China）

Measuring the regional inequality since the beginning of China's reform and opening up by using the four inequality indexes,this paper finds that every index showing the regional inequality in China is on the trend of decline-rise-decline.Then,based on China’s province-level panel data from 1978 to 2015 and making the test through a semi-parametric regression method,the paper argues that the trajectory of the relationship between regional inequality and economic development decreases temporarily in the early stage of reform and opening up,and then presents an obvious inverted U-type relation,which is in conformity with the Kuznets curve.Moreover,the empirical results show that the trajectory of the relationship between regional inequality and economic development declines obviously in recent years,which verifies the effect of the existing policy and provides a basis for further deepening economic reform.

regional inequality index;economic development;semi-parametric regression;Kuznets curve

F061.5；F061.2

A

1007-5097（2017）11-0084-10

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.11.012

2017-06-15

国家社会科学基金项目（15BJL101）；西华大学研究生创新基金项目（YCJJ2016204）

何雄浪（1972-），男，四川南充人，教授，经济学博士，研究方向：区域经济；

靳中辉（1989-），男，河南周口人，硕士研究生，研究方向：区域经济。

［责任编辑：欧世平］