地區(qū)經(jīng)濟(jì)分析精選(五篇)

序言：作為思想的載體和知識(shí)的探索者，寫(xiě)作是一種獨(dú)特的藝術(shù)，我們?yōu)槟鷾?zhǔn)備了不同風(fēng)格的5篇地區(qū)經(jīng)濟(jì)分析，期待它們能激發(fā)您的靈感。

篇1

1關(guān)于資源詛咒的一個(gè)綜述

發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的先驅(qū)Prebisch和Singer首先發(fā)現(xiàn)了發(fā)展中國(guó)家出口初級(jí)產(chǎn)品并不能成為本國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的引擎，他們從國(guó)家對(duì)外貿(mào)易的結(jié)構(gòu)差異出發(fā)，發(fā)現(xiàn)在發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家的對(duì)外貿(mào)易中，發(fā)展中國(guó)家的貿(mào)易條件惡化是一種歷史趨勢(shì)，并提出了貿(mào)易增長(zhǎng)的"貧困化"陷阱理論［2］。

1993年Auty在研究產(chǎn)礦國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展問(wèn)題時(shí)第一次提出了"資源的詛咒"，這一概念是指豐富的自然資源長(zhǎng)期對(duì)經(jīng)濟(jì)有著極強(qiáng)的抑制作用。Sachs和Warner(1995)的研究發(fā)現(xiàn)，在1971年自然資源產(chǎn)品出口占GDP較大比重的國(guó)家在接下來(lái)1971－1989這18年中都經(jīng)歷了低的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。這種自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)面作用在排除了其他影響因素(如初始人均收入水平、對(duì)外貿(mào)易政策、政府效率和投資利率)之后被證明是客觀存在的。Sachs和Warner(1995)指出這是一個(gè)歷史性的固定的模式。那些嚴(yán)重依賴(lài)資源發(fā)展的國(guó)家將成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面的失敗者，在過(guò)去的兩個(gè)世紀(jì)中，擁有豐富自然資源的國(guó)家，如俄國(guó)，尼日利亞和委內(nèi)瑞拉都經(jīng)歷了相對(duì)緩慢的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，相反，日本、香港、韓國(guó)、新加坡和瑞士這些只有有限自然資源的國(guó)家卻獲得了顯著的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。Sachs和Warner(1995)總結(jié)說(shuō):"現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)令人吃驚的特征便是那些擁有豐富自然資源的國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)不如資源匱乏的國(guó)家。"1997年和2001年，Sachs和Warner用初級(jí)產(chǎn)品出口占GDP的比重作為資源豐裕度的度量指標(biāo)，對(duì)87個(gè)國(guó)家的跨部門(mén)數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析，引入了許多特定變量，包括當(dāng)時(shí)的經(jīng)濟(jì)類(lèi)型變量(初始GDP、商品價(jià)格趨勢(shì)、投資)和結(jié)構(gòu)類(lèi)型或制度類(lèi)型變量(經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度、法律制度的力度)，結(jié)果顯示資源豐裕度與人均收入增長(zhǎng)存在負(fù)面的相關(guān)關(guān)系［3，4］。中國(guó)學(xué)者徐康寧、王劍(2006)以中國(guó)省際的面板數(shù)據(jù)為樣本，對(duì)"資源詛咒"假說(shuō)進(jìn)行了檢驗(yàn)。計(jì)量結(jié)果顯示，該命題在我國(guó)內(nèi)部地區(qū)層面同樣成立，多數(shù)省份豐裕的自然資源并未成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的有利條件，反而制約了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［5，8］。

2甘肅省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有資源依賴(lài)型特征

2．1甘肅是我國(guó)資源比較豐富的省份

甘肅省是我國(guó)能源礦產(chǎn)資源比較豐富的省份之一，能礦開(kāi)發(fā)已成為甘肅省的重要經(jīng)濟(jì)支柱。目前已探明儲(chǔ)量的81種礦產(chǎn)中，在全國(guó)排第一位的有11種，前五位的有29種，前十位的有53種［6，7］。2007年甘肅省主要能礦資源基礎(chǔ)儲(chǔ)量在全國(guó)31個(gè)省份中均處于中上游水平。

2．2甘肅優(yōu)勢(shì)工業(yè)行業(yè)主要集中在資源型行業(yè)

利用波士頓矩陣進(jìn)行工業(yè)優(yōu)勢(shì)行業(yè)的篩選。

以2004－2007年間甘肅省名義經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率16．97%和2007年各行業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重是否大于5%可以將各行業(yè)分為四類(lèi)。根據(jù)波士頓矩陣分析方法，上述Ⅰ類(lèi)行業(yè)為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，特點(diǎn)是在工業(yè)總產(chǎn)值中占有較大比重，且增長(zhǎng)速度高于GDP平均增長(zhǎng)率，這類(lèi)行業(yè)需要加大投資以支持其迅速發(fā)展。Ⅱ類(lèi)行業(yè)屬于問(wèn)題行業(yè)或潛在優(yōu)勢(shì)行業(yè)，特點(diǎn)是高增長(zhǎng)率、低市場(chǎng)占有率，對(duì)這類(lèi)行業(yè)應(yīng)采取選擇性投資戰(zhàn)略。III類(lèi)行業(yè)屬于衰退類(lèi)行業(yè)，其特點(diǎn)是低增長(zhǎng)率、低市場(chǎng)占有率，對(duì)這類(lèi)行業(yè)應(yīng)采用撤退戰(zhàn)略。甘肅省4個(gè)Ⅰ類(lèi)行業(yè)均為資源型行業(yè)，Ⅱ類(lèi)行業(yè)中有一半是資源型行業(yè)。再?gòu)墓I(yè)增加值來(lái)看，2007年甘肅省全年實(shí)現(xiàn)工業(yè)增加值1063．84億元，其中石化工業(yè)完成增加值271．0億元，有色工業(yè)完成增加值225．88億元，電力工業(yè)完成增加值124．83億元，冶金工業(yè)完成增加值92．89億元，這四大資源型行業(yè)占到工業(yè)增加值的67%以上［12］。由此可見(jiàn)，甘肅省優(yōu)勢(shì)工業(yè)行業(yè)主要集中在資源型行業(yè)，其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有典型的資源依賴(lài)型特征。

3甘肅省資源依賴(lài)型經(jīng)濟(jì)的資源詛咒分析

3．1自然資源豐裕程度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的計(jì)量分析

為了采用量化方式具體分析甘肅省資源與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間的關(guān)系，本文采用以各省煤炭、石油、天然氣三種礦產(chǎn)資源的基礎(chǔ)儲(chǔ)量占全國(guó)的相對(duì)比重而構(gòu)造的資源豐裕度指數(shù)(RAI)來(lái)衡量各地區(qū)自然資源貧富的差異，在我國(guó)一次能源生產(chǎn)和消費(fèi)總量中煤炭約占75%，石油約占17%，天然氣約占2%。

在各地區(qū)物價(jià)基本統(tǒng)一的基礎(chǔ)上，選取各省區(qū)1991和2007年的名義地區(qū)生產(chǎn)總值來(lái)計(jì)算各省區(qū)年均地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率。同時(shí)選取2007年各省區(qū)的人均地區(qū)生產(chǎn)總值、農(nóng)民人均純收入、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入等三項(xiàng)指標(biāo)來(lái)度量各省區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平①。分別以各省區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值年均增長(zhǎng)率、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、農(nóng)民人均純收入、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為縱軸，以RAI為橫軸，做四組散點(diǎn)圖(圖1)，可以清晰地發(fā)現(xiàn)一個(gè)規(guī)律:四組圖中各散點(diǎn)均非常近似地收斂于由高向低和從左到右的一條擬合線，即我國(guó)資源豐富地區(qū)(RAI值較大的地區(qū))的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平普遍要比資源貧窮地區(qū)(RAI值較小的地區(qū))低很多。在上述5項(xiàng)指標(biāo)中，甘肅省的RAI值在26個(gè)樣本省區(qū)中位列第11位，處于中游水平，而1991－2007年的地區(qū)生產(chǎn)總值年均增長(zhǎng)率、2007年人均地區(qū)生產(chǎn)總值、2007年農(nóng)民人均純收入、2007年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入在26個(gè)樣本省區(qū)中分別位列第23位、第25位、第26位和第26位，明顯處于最落后省份水平。在圖中，甘肅省始終位于擬合曲線的右下方，這說(shuō)明相對(duì)于甘肅省擁有的資源優(yōu)勢(shì)來(lái)說(shuō)，其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度和發(fā)展水平明顯偏低，遠(yuǎn)不如浙江、廣東等資源貧乏的省區(qū)，由此可以認(rèn)為，甘肅省經(jīng)濟(jì)發(fā)展被資源所"詛咒"。

3．2資源詛咒的成因－要素轉(zhuǎn)移效應(yīng)引發(fā)"荷蘭病"

20世紀(jì)60年代，已是制成品出口主要國(guó)家的荷蘭發(fā)現(xiàn)大量天然氣，荷蘭政府大力發(fā)展天然氣業(yè)，出口劇增，國(guó)際收支出現(xiàn)順差，經(jīng)濟(jì)顯現(xiàn)繁榮景象。可是，蓬勃發(fā)展的天然氣業(yè)卻嚴(yán)重打擊了荷蘭的農(nóng)業(yè)和其他工業(yè)部門(mén)，削弱了出口行業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，這種以削弱其他行業(yè)發(fā)展為代價(jià)使資源型產(chǎn)業(yè)在繁榮時(shí)期膨脹發(fā)展的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象被稱(chēng)為"荷蘭病"［11］

。文中認(rèn)為，甘肅省在一定程度上也面臨著"荷蘭病"的困境。

3．2．1資源型產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢(shì)吸引了大量投資

甘肅省在資源型產(chǎn)業(yè)具有比較優(yōu)勢(shì)，按照市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)規(guī)律，生產(chǎn)要素將向收益高的部門(mén)聚集，自然會(huì)吸引投資向資源型行業(yè)集中。1994－2007年間，甘肅省國(guó)有經(jīng)濟(jì)中采掘業(yè)投資占總投資的比重在4～10%間波動(dòng)，總體水平高于全國(guó)采掘業(yè)占總投資的比重，如2004年甘肅省國(guó)有經(jīng)濟(jì)中采掘業(yè)投資占總投資的比重為6．435%，高于全國(guó)采掘業(yè)投資占總投資3．40%的比重［12］。

3．2．2資源型產(chǎn)業(yè)的擠出效應(yīng)削弱了甘肅省的總體競(jìng)爭(zhēng)力

經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為資源始終是稀缺的，如何將有限的資源配置到國(guó)民經(jīng)濟(jì)各個(gè)部門(mén)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的協(xié)調(diào)、可持續(xù)發(fā)展是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的核心命題之一。甘肅省在資源型產(chǎn)業(yè)的投資比重過(guò)大必然會(huì)在一定程度上"擠占"技術(shù)含量和附加值產(chǎn)業(yè)發(fā)展所占需的要素投入，從而使甘肅省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展陷入進(jìn)一步依賴(lài)于采掘業(yè)和資源型產(chǎn)品加工業(yè)的循環(huán)之中，而決定現(xiàn)代區(qū)域競(jìng)爭(zhēng)力的制造業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)始終處于被動(dòng)和從屬地位，制造業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的弱勢(shì)地位又進(jìn)一步拉大了甘肅省與全國(guó)及發(fā)達(dá)省份間的相對(duì)差距，最終便甘肅省的綜合競(jìng)爭(zhēng)力處于較低水平。肖紅葉等人的研究表明在1985－2004年間甘肅省競(jìng)爭(zhēng)力總指數(shù)在全國(guó)31個(gè)省市區(qū)中排名從未進(jìn)入過(guò)前20名，最高是在1991年排名第20名，最低是在2002年位列第29名，其中2004年位列第25名;從產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力來(lái)看，甘肅省在20年間排名最高為第18位，最低為第29位，自1990以后，甘肅省產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力持續(xù)走低，其中2004年排第27位［9］。

4擺脫詛咒的路徑選擇－從資源依賴(lài)型向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)型轉(zhuǎn)變

第1期周亞雄等我國(guó)西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)資源依賴(lài)型經(jīng)濟(jì)的資源詛咒分析·27·世界工業(yè)化歷史進(jìn)程表明，一大批資源依賴(lài)型區(qū)域在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的驅(qū)動(dòng)下，通過(guò)不斷的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，使科技進(jìn)步成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)生要素，提高了其經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效率，改善了資源、環(huán)境利用方式，改變了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，為資源依賴(lài)型區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型提供了成功的案例。

4．1甘肅省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)從資源依賴(lài)型向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)型轉(zhuǎn)變的優(yōu)勢(shì)和機(jī)遇

4．1．1后發(fā)優(yōu)勢(shì)

后發(fā)優(yōu)勢(shì)是指由于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間的差異，欠發(fā)達(dá)地區(qū)能夠通過(guò)借鑒發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)，有效地利用發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)的資本、先進(jìn)技術(shù)，學(xué)習(xí)移植發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)先進(jìn)的制度，使?jié)撛诘暮蟀l(fā)優(yōu)勢(shì)變?yōu)楝F(xiàn)實(shí)優(yōu)勢(shì)，以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的快速發(fā)展［10］。從甘肅省當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展整體水平來(lái)看，甘肅省仍屬于發(fā)展水平較低的欠發(fā)達(dá)地區(qū)，與發(fā)達(dá)國(guó)家和國(guó)內(nèi)發(fā)達(dá)沿海地區(qū)的發(fā)展差距依然較大，從而存在著較大的后發(fā)優(yōu)勢(shì)潛力。

4．1．2政府部門(mén)對(duì)科技創(chuàng)新的日益重視

近年來(lái)，甘肅省政府一直將科技創(chuàng)新作為全省發(fā)展的核心戰(zhàn)略，全省范圍內(nèi)開(kāi)展了營(yíng)造科技創(chuàng)新的良好環(huán)境，相繼制定頒布了相關(guān)條例、規(guī)定，較大地改變了甘肅省科技創(chuàng)新的大環(huán)境，推動(dòng)了科技創(chuàng)新活動(dòng)的快速發(fā)展。

4．1．3國(guó)際國(guó)內(nèi)技術(shù)、產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移加快

利用國(guó)際技術(shù)擴(kuò)散，加強(qiáng)與技術(shù)交流合作及產(chǎn)業(yè)協(xié)作，不僅可以改善本國(guó)、本地區(qū)的技術(shù)能力，還能通過(guò)各種渠道和機(jī)制促使本國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力的提高以及創(chuàng)新機(jī)制的形成。當(dāng)前，國(guó)際新一輪產(chǎn)業(yè)、技術(shù)轉(zhuǎn)移正在持續(xù)深入，這為甘肅省提供了新的歷史性發(fā)展機(jī)遇。

4．1．4國(guó)家對(duì)資源型地區(qū)(城市)轉(zhuǎn)型的重視

至2009年3月國(guó)務(wù)院共確定了包括甘肅省白銀市、玉門(mén)市在內(nèi)44個(gè)城市為國(guó)家資源枯竭型轉(zhuǎn)型城市，中央財(cái)政將給予這些城市轉(zhuǎn)型發(fā)展的資金支持。

4．1．5國(guó)家、區(qū)域創(chuàng)新體系建設(shè)的不斷完善

區(qū)域創(chuàng)新體系作為國(guó)家創(chuàng)新體系的基礎(chǔ)，和國(guó)家創(chuàng)新體系在地域、結(jié)構(gòu)、功能和目標(biāo)等方面具有高度關(guān)聯(lián)性，國(guó)家創(chuàng)新體系必將以區(qū)域創(chuàng)新體系的發(fā)展為依托，通過(guò)促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新體系的發(fā)展來(lái)實(shí)現(xiàn)國(guó)家創(chuàng)新體系的整體提高，這意味著甘肅省區(qū)域創(chuàng)新體系建設(shè)將在政策和財(cái)力等方面獲得國(guó)家的支持。

4．2甘肅省經(jīng)濟(jì)發(fā)展從資源依賴(lài)型向創(chuàng)新推動(dòng)型轉(zhuǎn)變的路徑選擇

4．2．1技術(shù)創(chuàng)新的路徑選擇

從甘肅省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較為落后，自主創(chuàng)新主體和區(qū)域創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)體系尚未形成的實(shí)際情況出發(fā)，結(jié)合甘肅省經(jīng)濟(jì)及創(chuàng)新發(fā)展的趨勢(shì)，在甘肅省科技創(chuàng)新應(yīng)選擇從引進(jìn)模仿、學(xué)習(xí)合作創(chuàng)新提高研發(fā)能力自主創(chuàng)新的動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)型之路。

4．2．2管理創(chuàng)新的路徑選擇

管理創(chuàng)新包括企業(yè)管理創(chuàng)新與政府管理創(chuàng)新兩個(gè)方面。甘肅省企業(yè)管理創(chuàng)新應(yīng)遵循從以模仿創(chuàng)新為主、自主創(chuàng)新為輔，到以自主創(chuàng)新為主的創(chuàng)新路徑，逐步形成適應(yīng)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的企業(yè)管理模式。甘肅省政府管理創(chuàng)新應(yīng)以自主創(chuàng)新為主，政府職能從全能政府向有限政府轉(zhuǎn)變，政府管理理念從控制導(dǎo)向型向服務(wù)導(dǎo)向型創(chuàng)新，政府組織結(jié)構(gòu)從機(jī)械封閉式到彈性開(kāi)放式創(chuàng)新。

篇2

論文關(guān)鍵詞：民族地區(qū),經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),環(huán)境污染,計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析

一、研究背景及選題意義

西部地區(qū)是中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后地區(qū)，而民族地區(qū)大多又是西部地區(qū)12省中比較落后的地區(qū)。民族地區(qū)包括新疆、內(nèi)蒙古、寧夏、西藏、廣西5個(gè)省級(jí)民族自治區(qū)，還有少數(shù)民族聚集的青海、云南、貴州3個(gè)省區(qū)。改革開(kāi)放尤其是西部大開(kāi)發(fā)以來(lái)，民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)雖然較東部地區(qū)仍然落后，也得到了快速發(fā)展，但隨之而來(lái)的環(huán)境問(wèn)題在民族地區(qū)卻日益凸現(xiàn)。研究如何協(xié)調(diào)民族地區(qū)的經(jīng)濟(jì)和環(huán)境的發(fā)展，避免東部地區(qū)先污染后治理的模式具有重要意義。

Grossman和Krueger1991,1993)提出來(lái)的環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線(EnvironmentalKuznetsCurve，EKC）是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染間的關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)總結(jié)。近年來(lái)許多文獻(xiàn)應(yīng)用時(shí)間序列和面板數(shù)據(jù)對(duì)各地區(qū)的EKC進(jìn)行了實(shí)證分析。但是同時(shí)間序列相比，面板數(shù)據(jù)能夠?qū)⒆兞康慕孛婧蜁r(shí)序信息綜合在一起，利用各變量在時(shí)間和截面上的差異所提供的信息，拓展樣本的數(shù)據(jù)點(diǎn)，增加模型的自由度，顯著減少缺省變量帶來(lái)的問(wèn)題。

國(guó)外，CrossmanandKrueger使用跨國(guó)PanelData模型對(duì)一些國(guó)家地區(qū)進(jìn)行了EKC實(shí)證檢驗(yàn)；國(guó)內(nèi)，包群等利用1996－2002年中國(guó)30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與6類(lèi)環(huán)境污染指標(biāo)之間的關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)；李剛利用面板數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)環(huán)境Kuznets進(jìn)行了檢驗(yàn)；王彥斌對(duì)面板數(shù)據(jù)對(duì)中部六省環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。

在這些文獻(xiàn)的研究基礎(chǔ)上，可以發(fā)現(xiàn)以下問(wèn)題：

1.許多文獻(xiàn)在利用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行方程回歸時(shí)沒(méi)有進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，這就容易產(chǎn)生虛假回歸并且不能保證方程的穩(wěn)定性。

2.許多文獻(xiàn)在得到方程后，僅僅得出EKC的形狀，沒(méi)有求出曲線的拐點(diǎn)，這對(duì)經(jīng)濟(jì)和環(huán)境關(guān)系的研究是沒(méi)有多大意義的，因?yàn)楣拯c(diǎn)兩側(cè)的環(huán)境和經(jīng)濟(jì)政策是不相同的。

3.一些文獻(xiàn)直接用二次型的EKC模型進(jìn)行估計(jì)，這必定會(huì)帶來(lái)方程設(shè)定錯(cuò)誤。

4.對(duì)民族地區(qū)8省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展，還沒(méi)有基于PanelData進(jìn)行實(shí)證研究的文獻(xiàn)。

基于上述的分析，本文從以下方面進(jìn)行了改進(jìn)：

1.利用拓展的Kuznets曲線三次型模型進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析，且先對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，以克服虛假回歸和方程不穩(wěn)定的缺陷。

2.分析出民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)同環(huán)境污染的一般關(guān)系，并找出各個(gè)省區(qū)各自獨(dú)有的EKC和相應(yīng)的拐點(diǎn)，為民族地區(qū)環(huán)境政策制定和經(jīng)濟(jì)規(guī)劃提供理論依據(jù)。

3.利用的19992008年民族地區(qū)最新的數(shù)據(jù)，得出的結(jié)論會(huì)更實(shí)用（2009年數(shù)據(jù)所在的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2010》尚未出版）。選取的是西部大開(kāi)發(fā)10周年時(shí)間段，也是民族地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境關(guān)系沖突最為明顯的階段。

二、模型建立與數(shù)據(jù)選取

EKC的形狀不盡相同。CrossmanandKrueger證實(shí)了倒U型的庫(kù)茲涅茨環(huán)境曲線存在；Kaufmann(1998)等人的研究表明人均收入和SO2排放量之間存在U型關(guān)系；根據(jù)其他研究資料表明庫(kù)茲涅茨環(huán)境曲線有倒N型、N型、線型多種形狀。

為了保證研究的一般性，本文采取CrossmanandKrueger（1998）拓展的包含上述五種類(lèi)型可能性的的庫(kù)茲涅茨環(huán)境曲線模型進(jìn)行回歸分析。根據(jù)計(jì)量分析最終確定各個(gè)省區(qū)到底是屬于倒U型、U型、直線型、倒N型、N型中的哪一種。模型形式為：

Y=α+β1X+β2X+β3X+u(1)

其中Y為環(huán)境污染指標(biāo)；X為經(jīng)濟(jì)指標(biāo);u為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

根據(jù)模型回歸結(jié)果可以判斷環(huán)境曲線關(guān)系:若β1>0,β2則為倒U型曲線關(guān)系;若β10,β3=0,則為U型曲線關(guān)系;若β10,β3則為倒N型曲線關(guān)系;若β1>0,β20,則為N型曲線關(guān)系;若β1≠0,β2=0,β3=0,則為線性關(guān)系。具體的判斷表如表1所示：

表1環(huán)境Kuznets曲線形狀判斷表

β1

β2

β3

倒U型

>0

<0

=0

U型

<0

>0

=0

倒N型

<0

>0

<0

N型

>0

<0

>0

直線型

≠0

篇3

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(07CJY033)。

作者簡(jiǎn)介：

胡毅(1951-)，新疆烏魯木齊人，新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)與信息管理系教授、博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)橛?jì)量經(jīng)濟(jì)分析、區(qū)域經(jīng)濟(jì)。

摘要：文章應(yīng)用協(xié)整分析的方法，研究了新疆1952-2005年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與出口貿(mào)易總額這兩個(gè)重要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間的關(guān)系，進(jìn)而揭示出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之問(wèn)的相互作用。研究表明在所選取的樣本區(qū)間內(nèi)這兩列時(shí)間序列均為非平穩(wěn)的，并且都是單位根過(guò)程，隨后驗(yàn)證了它們之間存在唯一協(xié)整關(guān)系。最后，論文給出了上述兩個(gè)重要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的協(xié)整方程以及誤差修正模型(ECM)，在此基礎(chǔ)上分析了新疆出口貿(mào)易增長(zhǎng)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的影響，并提出對(duì)策建議。

關(guān)鍵詞：出口貿(mào)易；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；協(xié)整檢驗(yàn)；誤差修正模型；Granger因果檢驗(yàn)

中圖分類(lèi)號(hào)：F127

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A　文章編號(hào)：1002-0594(2007)11-0080-03　收稿日期：2007-09-05

一、引言

新疆的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值持續(xù)快速增長(zhǎng)，從1952年的7．9億元增至2005年的2064億元。出口貿(mào)易總額從1952年的5437萬(wàn)元增至2005年的237．7億元，取得了矚目的成就。通常出口貿(mào)易被認(rèn)為是促進(jìn)國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)和就業(yè)增長(zhǎng)的重要因素，一個(gè)地區(qū)的出口貿(mào)易對(duì)GDP具有顯著影響，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)該地區(qū)的對(duì)外貿(mào)易有依賴(lài)性，即該地區(qū)

經(jīng)濟(jì)發(fā)展符合出口貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)假說(shuō)(Hypothesisof export-led growth，ELG)。近期國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)二者的關(guān)系從不同角度進(jìn)行了探討和研究。

由于新疆外貿(mào)遠(yuǎn)期出口量較小，而近期出口量增長(zhǎng)很快，但主要是“通道效應(yīng)”所致，即內(nèi)地通過(guò)新疆向泛中亞區(qū)域的出口貿(mào)易量快速增長(zhǎng)，大多為非新疆本地產(chǎn)品的出口。故新疆的出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用應(yīng)用回歸分析的方法是不可靠的，因?yàn)楫?dāng)兩列時(shí)序都具有很強(qiáng)的趨勢(shì)性時(shí)，即使它們生成過(guò)程毫不相關(guān)，也往往表現(xiàn)出它們之間的高度相關(guān)性，Granger和Newbold稱(chēng)之為“偽回歸”。

新疆出口貿(mào)易總額(XJTE)與新疆國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(XJGDP)兩組時(shí)間序列數(shù)據(jù)具有較強(qiáng)的趨勢(shì)性，為了避免“偽回歸”，本文運(yùn)用協(xié)整(cointegration)理論研究它們之間關(guān)系，它從分析時(shí)間序列的非平穩(wěn)性著手探求非平穩(wěn)變量間是否蘊(yùn)含著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。為深入了解兩者關(guān)系，本文還應(yīng)用時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn)和協(xié)整分析進(jìn)一步探討新疆地區(qū)出口貿(mào)易與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相互作用。

二、檢驗(yàn)與建模

(一)變量選擇和數(shù)據(jù)的處理本文研究過(guò)程中采用1952～2005年的新疆國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(XJGDPt)和新疆出口貿(mào)易總額(XJTEt)，均以現(xiàn)價(jià)形式表示，并使用以1952年為基期的商品零售價(jià)格指數(shù)(Pt)對(duì)以上兩個(gè)變量進(jìn)行縮減，以消除物價(jià)因素影響。為了保證數(shù)據(jù)的可比性和容易得到平穩(wěn)序列，同時(shí)削弱可能存在的異方差，對(duì)數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)處理，即LXJGDPt=Ln(XJGDPt/Pt)，LXJTEt=Ln(XJTEt/Pt)，t=1952,…，2005,并記其一階差分序列為L(zhǎng)XJGDP、LXJTE。圖1顯示LXJDXP與LXJTE都呈上揚(yáng)趨勢(shì)，有非平穩(wěn)變量的特征，而且有共同的發(fā)展趨勢(shì)，圖2顯示了兩個(gè)變量一階差分序列有白噪聲的特征。

(二)單位根檢驗(yàn)(ADF檢驗(yàn))根據(jù)協(xié)整理論對(duì)變量IXJGDP,LXJTE作ADF檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表1。由表1可知，變量LXJGDP、LXJTE的ADF統(tǒng)計(jì)值都大于5％顯著水平的臨界值，而ALXJGDP和ALXJTE在各種檢驗(yàn)形式下ADF統(tǒng)計(jì)值都小于5％顯著水平的臨界值，因此拒絕原假設(shè)，從而認(rèn)為變量LXJGDP和LXJTE都是I(1)序列。

(三)變量的協(xié)整檢驗(yàn)　采用JJ(Johansen-Juselius)“極大似然法”協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表2：

拒絕零假設(shè)r=0，即LXJGDP和LXJTE之間存在協(xié)整關(guān)系；似然比統(tǒng)計(jì)量LR=3.379979小于臨界值9.16，接受零假設(shè)r≤1，即LXJGDP和IXITE存在唯一的協(xié)整關(guān)系。進(jìn)而得到協(xié)整方程為：

(四)誤差校正模型　由上述結(jié)果知經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與出口貿(mào)易之間存在協(xié)整關(guān)系，因而為了進(jìn)一步說(shuō)明它們之間短期動(dòng)態(tài)與長(zhǎng)期調(diào)整特征，獲得如下誤差修正模型(ECM)：

方程(2)表明：滯后1期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化將對(duì)本期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化有正向促進(jìn)作用，滯后l期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化1％將引起本期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)同向變化0.3202％，而滯后2期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化1％將引起本期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)反向變化0.3664％，這反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的延續(xù)性和波動(dòng)性。而出口貿(mào)易總額滯后1期和滯后2期差分項(xiàng)的系數(shù)均不顯著，因此出口貿(mào)易對(duì)新疆的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)只在當(dāng)期有影響，而長(zhǎng)期影響不顯著。誤差修正項(xiàng)系數(shù)的估計(jì)值(-0.0168)反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與出口貿(mào)易的長(zhǎng)期均衡使得短期內(nèi)XJGDP的非均衡狀態(tài)逐漸向均衡狀態(tài)趨近。

(五)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)　應(yīng)用Granger因果檢驗(yàn)方法分析新疆GDP與出口貿(mào)易總額之間的內(nèi)在關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3、表4和表5，模型滯后階數(shù)的改變導(dǎo)致檢驗(yàn)結(jié)果變化較大，一不具有一致的結(jié)論。根據(jù)Granger因果關(guān)系分析的核心思想，新疆樣本的Granger因果檢驗(yàn)沒(méi)有較大的可靠性。

三、結(jié)論

1．新疆的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與出口貿(mào)易盡管各自是非平穩(wěn)的，在短期內(nèi)可能表現(xiàn)出非一致性，但協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)表明，長(zhǎng)期而言新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和出口貿(mào)易構(gòu)成穩(wěn)定的均衡關(guān)系，表現(xiàn)出協(xié)同變化的一致趨勢(shì)，呈現(xiàn)出相互促進(jìn)的良性經(jīng)濟(jì)循環(huán)態(tài)勢(shì)。盡管近十幾年新疆出口的工業(yè)制成品60％以上來(lái)自?xún)?nèi)地，但這種通道貿(mào)易就對(duì)新疆的經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍起到積極的促進(jìn)作用。

2．新疆的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與出口貿(mào)易存在唯一的協(xié)整關(guān)系，這反映出新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變化對(duì)出口貿(mào)易的變化具有正向顯著影響，同時(shí)有直接的滯后作用。

3．出口貿(mào)易增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響僅僅限于一年滯后期內(nèi)，這反映出由于新疆本地出口產(chǎn)品的附加值不高，導(dǎo)致當(dāng)年出口增長(zhǎng)所拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響力在第二年就基本消失。因此在努力增加對(duì)外貿(mào)易總額同時(shí)，要積極拓展出口產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度強(qiáng)、附加值高的新疆本地工業(yè)產(chǎn)品的種類(lèi)，著力開(kāi)發(fā)跨行業(yè)、跨產(chǎn)業(yè)以及資本密集和技術(shù)密集型的出口工業(yè)制成品。

篇4

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；格蘭杰因果檢驗(yàn)

文章編號(hào)：1003-4625(2009)09-0069-03

中圖分類(lèi)號(hào)：F832.0

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

一、引言

金融是現(xiàn)代市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的核心。越來(lái)越多的實(shí)證表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展正相關(guān)，較高水平的經(jīng)濟(jì)發(fā)展通常伴隨著較高水平的金融發(fā)展水平。在欠發(fā)達(dá)地區(qū)，由于金融發(fā)展相對(duì)滯后，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的支持力度有限。本文運(yùn)用實(shí)證檢驗(yàn)的分析方法，選取陜西省經(jīng)濟(jì)總量指標(biāo)與相關(guān)金融指標(biāo)之間的歷史數(shù)據(jù)，通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，試圖證實(shí)陜西省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展的關(guān)系，并以金融支持為研究視角探尋構(gòu)建欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展的思路。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展的相互關(guān)系，國(guó)外經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)此進(jìn)行了大量實(shí)證研究。戈德史密斯(1969)采用金融中介資產(chǎn)對(duì)GDP的比重代表金融發(fā)展水平，得出“在一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中，金融上層結(jié)構(gòu)有關(guān)的增長(zhǎng)比國(guó)民總收入及國(guó)民財(cái)富所表示的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)結(jié)構(gòu)的增長(zhǎng)更為迅速，因而，金融相關(guān)比率(FIR)(即某一時(shí)點(diǎn)上一國(guó)或一地區(qū)金融工具的市場(chǎng)總值與實(shí)物形式的國(guó)民財(cái)富的市場(chǎng)總值之比)有提高的趨勢(shì)”的結(jié)論。麥金農(nóng)和肖通過(guò)研究金融受到抑制的發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)，提出“包括利率與匯率在內(nèi)的金融價(jià)格的扭曲以及其他手段所造成的金融抑制，會(huì)使實(shí)際的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率下降，同時(shí)金融抑制的戰(zhàn)略嚴(yán)重妨礙了發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程”的結(jié)論。

我國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)界關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究出現(xiàn)于20世紀(jì)90年代。早期的金融發(fā)展以張杰為代表，主要包括對(duì)相關(guān)概念的界定和理論框架的構(gòu)建，在該項(xiàng)研究中界定了金融成長(zhǎng)的概念，并提出了金融成長(zhǎng)的內(nèi)生分析框架，研究了經(jīng)濟(jì)狀態(tài)、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和金融努力對(duì)金融成長(zhǎng)的影響。談儒勇(1999)運(yùn)用OLS對(duì)我國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)系進(jìn)行線性回歸，研究結(jié)果表明，在我國(guó)金融中介發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間有顯著的、很強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系。周立、王子明(2002)則通過(guò)對(duì)中國(guó)各地區(qū)1978―2000年金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，兩者密切相關(guān)，提高金融發(fā)展水平，對(duì)于長(zhǎng)期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)帶來(lái)良好影響。王志強(qiáng)和孫剛(2003)的研究則認(rèn)為我國(guó)金融規(guī)模與金融效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在雙向的因果關(guān)系。徐璋勇(2006)通過(guò)選取陜西關(guān)中地區(qū)1990年到2003年的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過(guò)建立計(jì)量模型并進(jìn)行了格蘭杰因果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，陜西關(guān)中地區(qū)的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系是單項(xiàng)的，表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)金融發(fā)展。劉志友，王家華(2008)實(shí)證分析得出江蘇地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展存在統(tǒng)計(jì)上的顯著穩(wěn)定關(guān)系，而且互為因果關(guān)系，相互促進(jìn)，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)金融發(fā)展的促進(jìn)作用更為明顯。

三、數(shù)據(jù)選取與實(shí)證檢驗(yàn)

(一)研究方法與數(shù)據(jù)選取

本文結(jié)合陜西金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)際情況，建立金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)，運(yùn)用1978年到2007年的數(shù)據(jù)對(duì)陜西金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)以及格蘭杰因果檢驗(yàn)。其中，主要運(yùn)用協(xié)整方法與格蘭杰因果檢驗(yàn)方法來(lái)研究陜西省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展之間的關(guān)系。

在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的度量上，采用陜西省人均實(shí)際GDP(ARGDP)作為衡量陜西省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)，人均實(shí)際GDP以1978年不變價(jià)格計(jì)算，用人均GDP可以消除模型中的人力資源因素，用不變價(jià)格計(jì)算的GDP可以消除物價(jià)擾動(dòng)因素。在金融發(fā)展的度量上，結(jié)合Goldsmith的研究，選用金融相關(guān)率FIR，即用金融資產(chǎn)與GDP的比重來(lái)表示金融發(fā)展以及金融深化程度。選用存貸款余額代替金融資產(chǎn)總量。在數(shù)據(jù)處理上，對(duì)所有變量均取自然對(duì)數(shù)。

(二)實(shí)證過(guò)程及分析檢驗(yàn)

本文采用Eviews3.1統(tǒng)計(jì)軟件分別對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)之前首先對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，由于時(shí)間序列數(shù)據(jù)大部分都是非平穩(wěn)的，在進(jìn)行后續(xù)的協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)之前，采用單位根檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。為消除變量間的異方差，對(duì)ARGDP和FIR這兩個(gè)變量都取對(duì)數(shù)，記為L(zhǎng)NARGDP和LNFIR，并采用標(biāo)準(zhǔn)的單位根檢驗(yàn)方法――Augmented Dickey Fuller(ADF)檢驗(yàn)方法分別對(duì)取對(duì)數(shù)后的LNARGDP和LNFIR和一階差分后的ALNARGDP和ALNFIR進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如表2所示。

從單位根的檢驗(yàn)來(lái)看，對(duì)于水平項(xiàng)的陜西省人均實(shí)際GDP以及金融相關(guān)率的對(duì)數(shù)序列的ADF統(tǒng)計(jì)量都大于10％的顯著性水平的MaeKinnon臨界值，無(wú)法拒絕有單位根的原假設(shè)，其對(duì)應(yīng)的序列是非平穩(wěn)的，對(duì)兩對(duì)數(shù)序列進(jìn)行一階差分處理，然后進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)兩對(duì)數(shù)序列在一階差分條件下的ADF統(tǒng)計(jì)量都小于1％的顯著性水平的MacKinnon臨界值，在此顯著性水平下可以拒絕原假設(shè)，接受其對(duì)數(shù)序列是平穩(wěn)序列的結(jié)論。這表明分析的這兩個(gè)變量是一階單整的，即是I(1)的，對(duì)此非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量可以用協(xié)整方法進(jìn)行分析處理。

2.協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

對(duì)于非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量不能采用傳統(tǒng)的線性回歸分析方法檢驗(yàn)它們之間是否具有相關(guān)性。協(xié)整檢驗(yàn)是對(duì)非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量的長(zhǎng)期均衡關(guān)系的統(tǒng)計(jì)描述，常用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法，這是一種在VAR系統(tǒng)下用極大似然估計(jì)來(lái)檢驗(yàn)變量的協(xié)整關(guān)系的方法。本文采用Johansen提出的檢驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)變量和金融發(fā)展變量之間的協(xié)整關(guān)系，對(duì)陜西省人均實(shí)際GDP以及陜西省金融相關(guān)率的對(duì)數(shù)序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

根據(jù)以上的分析，發(fā)現(xiàn)在5％的顯著性水平上不可以拒絕原假設(shè)，說(shuō)明二者不存在協(xié)整關(guān)系，不存在長(zhǎng)期、穩(wěn)定的關(guān)系。也就是說(shuō)，陜西省在5％的顯著性水平下，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不存在長(zhǎng)期、穩(wěn)定的關(guān)系。

3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

兩變量存在協(xié)整關(guān)系，只能說(shuō)明它們之間存在著因果關(guān)系，但未指明因果關(guān)系方向，下面對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量與金融發(fā)展變量之間因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)之前對(duì)所有的變量進(jìn)行差分，使被檢驗(yàn)變量變平穩(wěn)。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

根據(jù)結(jié)果可知，對(duì)于陜西省零假設(shè)“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是金融發(fā)展的格蘭杰原因”發(fā)生的概率為0.05101。因此，在10％的顯著性水平上對(duì)應(yīng)陜西省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是其金融發(fā)展的格蘭杰原因；而對(duì)于

陜西省零假設(shè)“金融發(fā)展不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因”發(fā)生的概率為0.76717。因此，在10％的顯著性水平上對(duì)應(yīng)陜西省金融發(fā)展不是其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因。

(三)檢驗(yàn)結(jié)果分析

通過(guò)以上的分析與檢驗(yàn)，用來(lái)表示陜西地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)――陜西地區(qū)人均實(shí)際GDP和用來(lái)表示陜西地區(qū)金融發(fā)展的指標(biāo)――金融相關(guān)率，其對(duì)數(shù)序列是非平穩(wěn)序列。但從協(xié)整分析中可看出，陜西省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展并不存在統(tǒng)計(jì)上的顯著穩(wěn)定關(guān)系，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)金融發(fā)展的促進(jìn)作用更為明顯。金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用有限是金融發(fā)展不足的實(shí)證反應(yīng)。

四、結(jié)論和建議

通過(guò)本文的實(shí)證研究，可得到以下結(jié)論：陜西省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)了金融發(fā)展，而金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用不顯著，這說(shuō)明陜西省的金融發(fā)展不足，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的支持力度有限。為此，筆者認(rèn)為一是要大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)，以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶動(dòng)金融發(fā)展；同時(shí)要大力發(fā)展金融市場(chǎng)，優(yōu)化金融結(jié)構(gòu)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；二是陜西作為資源大省，可以充分發(fā)揮石油、天然氣、煤炭、有色金屬等資源優(yōu)勢(shì)，借助直接融資，推動(dòng)陜西省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展；三是積極轉(zhuǎn)變政府職能，提高行政效率，認(rèn)真解決金融企業(yè)改革發(fā)展中遇到的實(shí)際問(wèn)題，加強(qiáng)金融生態(tài)環(huán)境建設(shè)；四是完善中小企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)的金融支持體系，促進(jìn)金融體系建設(shè)。

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篇5

區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異；絕對(duì)差異；相對(duì)差異；中部地區(qū)

[中圖分類(lèi)號(hào)]F224;F127[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A [文章編號(hào)]1009-9646（2011）03-0004-02

中部地區(qū)處于中國(guó)內(nèi)陸腹地，起著承東啟西、輻射八方的作用。加快中部地區(qū)發(fā)展是提高中國(guó)國(guó)家競(jìng)爭(zhēng)力的重大戰(zhàn)略舉措，也是實(shí)現(xiàn)東西融合、南北對(duì)接，推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的客觀需要。所以，定量分析中部地區(qū)的區(qū)域差異，進(jìn)一步分析區(qū)域差異的成因，對(duì)制定合理的發(fā)展對(duì)策促進(jìn)中部崛起具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、中部地區(qū)省際人均GDP絕對(duì)差異的分析

本文主要采用人均GDP的標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)分析其絕對(duì)差異。1978-2008年間中部地區(qū)各省的人均GDP的標(biāo)準(zhǔn)差總體上一直呈現(xiàn)擴(kuò)大的趨勢(shì)，由1978年的51.14元到2008年的2611.5元，擴(kuò)大了51.07倍。在1990年以前增長(zhǎng)緩慢，之后增長(zhǎng)幅度迅速，總體上各省間絕對(duì)差異的標(biāo)準(zhǔn)差一直呈逐年擴(kuò)大的趨勢(shì)。從1993年我國(guó)確立市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制到2002年十六大的召開(kāi)，這段時(shí)間各省人均GDP的絕對(duì)差異比1990年以前擴(kuò)大的速度加快，而在2002年之后，各省的人均GDP絕對(duì)差異比之前的擴(kuò)大更加加快。

二、中部省際人均GDP相對(duì)差異的分析

1.極差率分析

極差率是指地區(qū)人均GDP最大值與最小值之比。1978-1999年間人均GDP的極差率總體上在波動(dòng)中呈下降趨勢(shì)，但波動(dòng)幅度較大，下降趨勢(shì)緩慢，極差率從1.5733下降到1.2385，下降了0.3348。自1999-2008年間人均極差值總體上呈上升趨勢(shì)，由1.2385上升到1.4847，上升了0.2462?？傮w上說(shuō)，中部地區(qū)的貧富差距是在波動(dòng)中縮小，又在波動(dòng)中漸漸擴(kuò)大這樣一個(gè)變化過(guò)程。

2.變異系數(shù)分析

變異系數(shù)是將標(biāo)準(zhǔn)差與其平均數(shù)對(duì)比所得的比值，又稱(chēng)離散系數(shù)。反映了各地區(qū)人均GDP偏離總區(qū)域人均GDP的集中或離散程度。變異系數(shù)越大，說(shuō)明區(qū)域間經(jīng)濟(jì)差異就越大。

圖1中部地區(qū)省際人均GDP的變異系數(shù)折線圖(1978-2008年)

由圖1的變異系數(shù)變化圖中看以看到，各地區(qū)的人均GDP相對(duì)差異在0.1769和0.1445之間波動(dòng)。其中在1978-1999年間總體是下降的，在1999年達(dá)到最低值0.0833。1999-2008年間上升和下降交替出現(xiàn)，總體呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì)。

三、中部地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的原因分析

1.區(qū)域經(jīng)濟(jì)政策的影響

從上面的分析可知，中部六省區(qū)域經(jīng)濟(jì)的絕對(duì)差異和相對(duì)差異總體上都呈現(xiàn)出逐漸擴(kuò)大的趨勢(shì)。這主要是受到國(guó)家區(qū)域發(fā)展政策和戰(zhàn)略的影響，中部地區(qū)受到國(guó)家開(kāi)放政策以及發(fā)展戰(zhàn)略的影響較小，經(jīng)濟(jì)處于低水平的發(fā)展?fàn)顟B(tài)。伴隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程，中部地區(qū)各省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件不同，區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異逐步顯現(xiàn)。

2.經(jīng)濟(jì)整體性差，中心城市功能不足

由于中部地區(qū)行政分割嚴(yán)重，區(qū)域間的合作水平較低，存在區(qū)域經(jīng)濟(jì)利益的沖突。再加上政策措施上不得力的原因，區(qū)域經(jīng)濟(jì)整體性較差，影響了發(fā)展的潛力。目前中部地區(qū)中心城市功能不足，其聚合力和輻射力較小，不能撬動(dòng)起區(qū)域發(fā)展的戰(zhàn)略支點(diǎn)。

3.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不合理

中部六省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)基本相同，都是全國(guó)的糧食主產(chǎn)區(qū)，工業(yè)結(jié)構(gòu)均以重工業(yè)為主，使得各省沒(méi)法發(fā)揮各自的優(yōu)勢(shì)，投資和生產(chǎn)分散，導(dǎo)致資源重復(fù)配置，同時(shí)生產(chǎn)能力也閑置。

四、結(jié)論及建議

通過(guò)對(duì)1978-2008年間中部地區(qū)省際間經(jīng)濟(jì)差異的分析發(fā)現(xiàn)，中部地區(qū)區(qū)域間存在明顯的經(jīng)濟(jì)差異，并且這種差異在最近幾年擴(kuò)大的趨勢(shì)比較明顯。為促進(jìn)中部崛起，實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展，應(yīng)做好以下幾個(gè)方面。

1.加強(qiáng)各地方政府間的區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作

中部地區(qū)各地方政府可制定相關(guān)的法規(guī)和政策，保障彼此的合法權(quán)益，推動(dòng)區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)合作，共同發(fā)展?？梢越⑿袠I(yè)協(xié)會(huì)、聯(lián)合商會(huì)、中部地區(qū)規(guī)劃組等，擴(kuò)大中部地區(qū)間的合作范圍。

2.優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展

各省應(yīng)充分發(fā)揮自己的比較優(yōu)勢(shì)，避免產(chǎn)業(yè)同構(gòu)和重復(fù)建設(shè)現(xiàn)象，建立區(qū)域性的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)和支柱產(chǎn)業(yè)，提高優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力。同時(shí)，把區(qū)域內(nèi)的相關(guān)產(chǎn)業(yè)形成一個(gè)整體，優(yōu)劣互補(bǔ)，提高區(qū)域整體的經(jīng)濟(jì)效益和競(jìng)爭(zhēng)力，以促進(jìn)中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。

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