地區經濟分析精選(五篇)

序言：作為思想的載體和知識的探索者，寫作是一種獨特的藝術，我們為您準備了不同風格的5篇地區經濟分析，期待它們能激發您的靈感。

篇1

1關于資源詛咒的一個綜述

發展經濟學的先驅Prebisch和Singer首先發現了發展中國家出口初級產品并不能成為本國經濟增長的引擎，他們從國家對外貿易的結構差異出發，發現在發達國家和發展中國家的對外貿易中，發展中國家的貿易條件惡化是一種歷史趨勢，并提出了貿易增長的"貧困化"陷阱理論［2］。

1993年Auty在研究產礦國經濟發展問題時第一次提出了"資源的詛咒"，這一概念是指豐富的自然資源長期對經濟有著極強的抑制作用。Sachs和Warner(1995)的研究發現，在1971年自然資源產品出口占GDP較大比重的國家在接下來1971－1989這18年中都經歷了低的經濟增長率。這種自然資源對經濟增長的負面作用在排除了其他影響因素(如初始人均收入水平、對外貿易政策、政府效率和投資利率)之后被證明是客觀存在的。Sachs和Warner(1995)指出這是一個歷史性的固定的模式。那些嚴重依賴資源發展的國家將成為經濟發展方面的失敗者，在過去的兩個世紀中，擁有豐富自然資源的國家，如俄國，尼日利亞和委內瑞拉都經歷了相對緩慢的經濟增長，相反，日本、香港、韓國、新加坡和瑞士這些只有有限自然資源的國家卻獲得了顯著的經濟增長率。Sachs和Warner(1995)總結說:"現代經濟增長的一個令人吃驚的特征便是那些擁有豐富自然資源的國家的經濟增長速度遠遠不如資源匱乏的國家。"1997年和2001年，Sachs和Warner用初級產品出口占GDP的比重作為資源豐裕度的度量指標，對87個國家的跨部門數據進行了分析，引入了許多特定變量，包括當時的經濟類型變量(初始GDP、商品價格趨勢、投資)和結構類型或制度類型變量(經濟開放度、法律制度的力度)，結果顯示資源豐裕度與人均收入增長存在負面的相關關系［3，4］。中國學者徐康寧、王劍(2006)以中國省際的面板數據為樣本，對"資源詛咒"假說進行了檢驗。計量結果顯示，該命題在我國內部地區層面同樣成立，多數省份豐裕的自然資源并未成為經濟發展的有利條件，反而制約了經濟增長［5，8］。

2甘肅省經濟增長具有資源依賴型特征

2．1甘肅是我國資源比較豐富的省份

甘肅省是我國能源礦產資源比較豐富的省份之一，能礦開發已成為甘肅省的重要經濟支柱。目前已探明儲量的81種礦產中，在全國排第一位的有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儲量在全國31個省份中均處于中上游水平。

2．2甘肅優勢工業行業主要集中在資源型行業

利用波士頓矩陣進行工業優勢行業的篩選。

以2004－2007年間甘肅省名義經濟增長率16．97%和2007年各行業產值占工業總產值的比重是否大于5%可以將各行業分為四類。根據波士頓矩陣分析方法，上述Ⅰ類行業為主導產業，特點是在工業總產值中占有較大比重，且增長速度高于GDP平均增長率，這類行業需要加大投資以支持其迅速發展。Ⅱ類行業屬于問題行業或潛在優勢行業，特點是高增長率、低市場占有率，對這類行業應采取選擇性投資戰略。III類行業屬于衰退類行業，其特點是低增長率、低市場占有率，對這類行業應采用撤退戰略。甘肅省4個Ⅰ類行業均為資源型行業，Ⅱ類行業中有一半是資源型行業。再從工業增加值來看，2007年甘肅省全年實現工業增加值1063．84億元，其中石化工業完成增加值271．0億元，有色工業完成增加值225．88億元，電力工業完成增加值124．83億元，冶金工業完成增加值92．89億元，這四大資源型行業占到工業增加值的67%以上［12］。由此可見，甘肅省優勢工業行業主要集中在資源型行業，其經濟增長具有典型的資源依賴型特征。

3甘肅省資源依賴型經濟的資源詛咒分析

3．1自然資源豐裕程度與經濟增長關系的計量分析

為了采用量化方式具體分析甘肅省資源與經濟發展間的關系，本文采用以各省煤炭、石油、天然氣三種礦產資源的基礎儲量占全國的相對比重而構造的資源豐裕度指數(RAI)來衡量各地區自然資源貧富的差異，在我國一次能源生產和消費總量中煤炭約占75%，石油約占17%，天然氣約占2%。

在各地區物價基本統一的基礎上，選取各省區1991和2007年的名義地區生產總值來計算各省區年均地區生產總值增長率。同時選取2007年各省區的人均地區生產總值、農民人均純收入、城鎮居民人均可支配收入等三項指標來度量各省區的經濟發展水平①。分別以各省區的地區生產總值年均增長率、人均地區生產總值、農民人均純收入、城鎮居民人均可支配收入為縱軸，以RAI為橫軸，做四組散點圖(圖1)，可以清晰地發現一個規律:四組圖中各散點均非常近似地收斂于由高向低和從左到右的一條擬合線，即我國資源豐富地區(RAI值較大的地區)的經濟增長速度和經濟發展水平普遍要比資源貧窮地區(RAI值較小的地區)低很多。在上述5項指標中，甘肅省的RAI值在26個樣本省區中位列第11位，處于中游水平，而1991－2007年的地區生產總值年均增長率、2007年人均地區生產總值、2007年農民人均純收入、2007年城鎮居民人均可支配收入在26個樣本省區中分別位列第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，這說明相對于甘肅省擁有的資源優勢來說，其經濟增長速度和發展水平明顯偏低，遠不如浙江、廣東等資源貧乏的省區，由此可以認為，甘肅省經濟發展被資源所"詛咒"。

3．2資源詛咒的成因－要素轉移效應引發"荷蘭病"

20世紀60年代，已是制成品出口主要國家的荷蘭發現大量天然氣，荷蘭政府大力發展天然氣業，出口劇增，國際收支出現順差，經濟顯現繁榮景象。可是，蓬勃發展的天然氣業卻嚴重打擊了荷蘭的農業和其他工業部門，削弱了出口行業的國際競爭力，這種以削弱其他行業發展為代價使資源型產業在繁榮時期膨脹發展的經濟現象被稱為"荷蘭病"［11］

。文中認為，甘肅省在一定程度上也面臨著"荷蘭病"的困境。

3．2．1資源型產業的比較優勢吸引了大量投資

甘肅省在資源型產業具有比較優勢，按照市場經濟規律，生產要素將向收益高的部門聚集，自然會吸引投資向資源型行業集中。1994－2007年間，甘肅省國有經濟中采掘業投資占總投資的比重在4～10%間波動，總體水平高于全國采掘業占總投資的比重，如2004年甘肅省國有經濟中采掘業投資占總投資的比重為6．435%，高于全國采掘業投資占總投資3．40%的比重［12］。

3．2．2資源型產業的擠出效應削弱了甘肅省的總體競爭力

經濟學認為資源始終是稀缺的，如何將有限的資源配置到國民經濟各個部門，實現經濟社會的協調、可持續發展是經濟學研究的核心命題之一。甘肅省在資源型產業的投資比重過大必然會在一定程度上"擠占"技術含量和附加值產業發展所占需的要素投入，從而使甘肅省的經濟發展陷入進一步依賴于采掘業和資源型產品加工業的循環之中，而決定現代區域競爭力的制造業和高新技術產業始終處于被動和從屬地位，制造業和高新技術產業的弱勢地位又進一步拉大了甘肅省與全國及發達省份間的相對差距，最終便甘肅省的綜合競爭力處于較低水平。肖紅葉等人的研究表明在1985－2004年間甘肅省競爭力總指數在全國31個省市區中排名從未進入過前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;從產業競爭力來看，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，甘肅省產業競爭力持續走低，其中2004年排第27位［9］。

4擺脫詛咒的路徑選擇－從資源依賴型向創新驅動型轉變

第1期周亞雄等我國西部欠發達地區資源依賴型經濟的資源詛咒分析·27·世界工業化歷史進程表明，一大批資源依賴型區域在市場競爭的驅動下，通過不斷的技術創新活動，使科技進步成為經濟發展的內生要素，提高了其經濟發展的效率，改善了資源、環境利用方式，改變了區域經濟增長方式，為資源依賴型區域經濟發展方式轉型提供了成功的案例。

4．1甘肅省經濟增長從資源依賴型向創新驅動型轉變的優勢和機遇

4．1．1后發優勢

后發優勢是指由于區域經濟發展水平之間的差異，欠發達地區能夠通過借鑒發達國家或地區的經驗教訓，有效地利用發達國家或地區的資本、先進技術，學習移植發達國家或地區先進的制度，使潛在的后發優勢變為現實優勢，以實現經濟社會的快速發展［10］。從甘肅省當前的經濟社會發展整體水平來看，甘肅省仍屬于發展水平較低的欠發達地區，與發達國家和國內發達沿海地區的發展差距依然較大，從而存在著較大的后發優勢潛力。

4．1．2政府部門對科技創新的日益重視

近年來，甘肅省政府一直將科技創新作為全省發展的核心戰略，全省范圍內開展了營造科技創新的良好環境，相繼制定頒布了相關條例、規定，較大地改變了甘肅省科技創新的大環境，推動了科技創新活動的快速發展。

4．1．3國際國內技術、產業的轉移加快

利用國際技術擴散，加強與技術交流合作及產業協作，不僅可以改善本國、本地區的技術能力，還能通過各種渠道和機制促使本國技術創新能力的提高以及創新機制的形成。當前，國際新一輪產業、技術轉移正在持續深入，這為甘肅省提供了新的歷史性發展機遇。

4．1．4國家對資源型地區(城市)轉型的重視

至2009年3月國務院共確定了包括甘肅省白銀市、玉門市在內44個城市為國家資源枯竭型轉型城市，中央財政將給予這些城市轉型發展的資金支持。

4．1．5國家、區域創新體系建設的不斷完善

區域創新體系作為國家創新體系的基礎，和國家創新體系在地域、結構、功能和目標等方面具有高度關聯性，國家創新體系必將以區域創新體系的發展為依托，通過促進區域創新體系的發展來實現國家創新體系的整體提高，這意味著甘肅省區域創新體系建設將在政策和財力等方面獲得國家的支持。

4．2甘肅省經濟發展從資源依賴型向創新推動型轉變的路徑選擇

4．2．1技術創新的路徑選擇

從甘肅省經濟發展水平較為落后，自主創新主體和區域創新網絡體系尚未形成的實際情況出發，結合甘肅省經濟及創新發展的趨勢，在甘肅省科技創新應選擇從引進模仿、學習合作創新提高研發能力自主創新的動態轉型之路。

4．2．2管理創新的路徑選擇

管理創新包括企業管理創新與政府管理創新兩個方面。甘肅省企業管理創新應遵循從以模仿創新為主、自主創新為輔，到以自主創新為主的創新路徑，逐步形成適應社會主義市場經濟的企業管理模式。甘肅省政府管理創新應以自主創新為主，政府職能從全能政府向有限政府轉變，政府管理理念從控制導向型向服務導向型創新，政府組織結構從機械封閉式到彈性開放式創新。

篇2

論文關鍵詞：民族地區,經濟增長,環境污染,計量經濟分析

一、研究背景及選題意義

西部地區是中國經濟發展落后地區，而民族地區大多又是西部地區12省中比較落后的地區。民族地區包括新疆、內蒙古、寧夏、西藏、廣西5個省級民族自治區，還有少數民族聚集的青海、云南、貴州3個省區。改革開放尤其是西部大開發以來，民族地區經濟雖然較東部地區仍然落后，也得到了快速發展，但隨之而來的環境問題在民族地區卻日益凸現。研究如何協調民族地區的經濟和環境的發展，避免東部地區先污染后治理的模式具有重要意義。

Grossman和Krueger1991,1993)提出來的環境庫茲涅茨曲線(EnvironmentalKuznetsCurve，EKC）是經濟增長與環境污染間的關系的經驗總結。近年來許多文獻應用時間序列和面板數據對各地區的EKC進行了實證分析。但是同時間序列相比，面板數據能夠將變量的截面和時序信息綜合在一起，利用各變量在時間和截面上的差異所提供的信息，拓展樣本的數據點，增加模型的自由度，顯著減少缺省變量帶來的問題。

國外，CrossmanandKrueger使用跨國PanelData模型對一些國家地區進行了EKC實證檢驗；國內，包群等利用1996－2002年中國30個省份的面板數據，對中國經濟增長與6類環境污染指標之間的關系進行了檢驗；李剛利用面板數據對中國環境Kuznets進行了檢驗；王彥斌對面板數據對中部六省環境污染與經濟增長關系進行了實證分析。

在這些文獻的研究基礎上，可以發現以下問題：

1.許多文獻在利用面板數據進行方程回歸時沒有進行單位根檢驗和協整檢驗，這就容易產生虛假回歸并且不能保證方程的穩定性。

2.許多文獻在得到方程后，僅僅得出EKC的形狀，沒有求出曲線的拐點，這對經濟和環境關系的研究是沒有多大意義的，因為拐點兩側的環境和經濟政策是不相同的。

3.一些文獻直接用二次型的EKC模型進行估計，這必定會帶來方程設定錯誤。

4.對民族地區8省區經濟增長和環境協調發展，還沒有基于PanelData進行實證研究的文獻。

基于上述的分析，本文從以下方面進行了改進：

1.利用拓展的Kuznets曲線三次型模型進行計量經濟學分析，且先對面板數據進行了單位根檢驗和協整檢驗，以克服虛假回歸和方程不穩定的缺陷。

2.分析出民族地區經濟增長同環境污染的一般關系，并找出各個省區各自獨有的EKC和相應的拐點，為民族地區環境政策制定和經濟規劃提供理論依據。

3.利用的19992008年民族地區最新的數據，得出的結論會更實用（2009年數據所在的《中國統計年鑒2010》尚未出版）。選取的是西部大開發10周年時間段，也是民族地區的經濟發展與環境關系沖突最為明顯的階段。

二、模型建立與數據選取

EKC的形狀不盡相同。CrossmanandKrueger證實了倒U型的庫茲涅茨環境曲線存在；Kaufmann(1998)等人的研究表明人均收入和SO2排放量之間存在U型關系；根據其他研究資料表明庫茲涅茨環境曲線有倒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型可能性的的庫茲涅茨環境曲線模型進行回歸分析。根據計量分析最終確定各個省區到底是屬于倒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為環境污染指標；X為經濟指標;u為隨機誤差項。

根據模型回歸結果可以判斷環境曲線關系:若β1>0,β2則為倒U型曲線關系;若β10,β3=0,則為U型曲線關系;若β10,β3則為倒N型曲線關系;若β1>0,β20,則為N型曲線關系;若β1≠0,β2=0,β3=0,則為線性關系。具體的判斷表如表1所示：

表1環境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

國家社會科學基金項目(07CJY033)。

作者簡介：

胡毅(1951-)，新疆烏魯木齊人，新疆財經大學統計與信息管理系教授、博士生導師，研究方向為計量經濟分析、區域經濟。

摘要：文章應用協整分析的方法，研究了新疆1952-2005年國內生產總值與出口貿易總額這兩個重要經濟指標之間的關系，進而揭示出口貿易與經濟增長之問的相互作用。研究表明在所選取的樣本區間內這兩列時間序列均為非平穩的，并且都是單位根過程，隨后驗證了它們之間存在唯一協整關系。最后，論文給出了上述兩個重要經濟指標的協整方程以及誤差修正模型(ECM)，在此基礎上分析了新疆出口貿易增長對國內生產總值增長的影響，并提出對策建議。

關鍵詞：出口貿易；經濟增長；協整檢驗；誤差修正模型；Granger因果檢驗

中圖分類號：F127

文獻標識碼：A　文章編號：1002-0594(2007)11-0080-03　收稿日期：2007-09-05

一、引言

新疆的國內生產總值持續快速增長，從1952年的7．9億元增至2005年的2064億元。出口貿易總額從1952年的5437萬元增至2005年的237．7億元，取得了矚目的成就。通常出口貿易被認為是促進國民生產總值增長和就業增長的重要因素，一個地區的出口貿易對GDP具有顯著影響，表明經濟增長對該地區的對外貿易有依賴性，即該地區

經濟發展符合出口貿易促進經濟增長假說(Hypothesisof export-led growth，ELG)。近期國內外學者對二者的關系從不同角度進行了探討和研究。

由于新疆外貿遠期出口量較小，而近期出口量增長很快，但主要是“通道效應”所致，即內地通過新疆向泛中亞區域的出口貿易量快速增長，大多為非新疆本地產品的出口。故新疆的出口對經濟增長作用應用回歸分析的方法是不可靠的，因為當兩列時序都具有很強的趨勢性時，即使它們生成過程毫不相關，也往往表現出它們之間的高度相關性，Granger和Newbold稱之為“偽回歸”。

新疆出口貿易總額(XJTE)與新疆國內生產總值(XJGDP)兩組時間序列數據具有較強的趨勢性，為了避免“偽回歸”，本文運用協整(cointegration)理論研究它們之間關系，它從分析時間序列的非平穩性著手探求非平穩變量間是否蘊含著長期均衡關系。為深入了解兩者關系，本文還應用時間序列的單位根檢驗和協整分析進一步探討新疆地區出口貿易與地區經濟增長之間的相互作用。

二、檢驗與建模

(一)變量選擇和數據的處理本文研究過程中采用1952～2005年的新疆國內生產總值(XJGDPt)和新疆出口貿易總額(XJTEt)，均以現價形式表示，并使用以1952年為基期的商品零售價格指數(Pt)對以上兩個變量進行縮減，以消除物價因素影響。為了保證數據的可比性和容易得到平穩序列，同時削弱可能存在的異方差，對數據取自然對數處理，即LXJGDPt=Ln(XJGDPt/Pt)，LXJTEt=Ln(XJTEt/Pt)，t=1952,…，2005,并記其一階差分序列為LXJGDP、LXJTE。圖1顯示LXJDXP與LXJTE都呈上揚趨勢，有非平穩變量的特征，而且有共同的發展趨勢，圖2顯示了兩個變量一階差分序列有白噪聲的特征。

(二)單位根檢驗(ADF檢驗)根據協整理論對變量IXJGDP,LXJTE作ADF檢驗，結果見表1。由表1可知，變量LXJGDP、LXJTE的ADF統計值都大于5％顯著水平的臨界值，而ALXJGDP和ALXJTE在各種檢驗形式下ADF統計值都小于5％顯著水平的臨界值，因此拒絕原假設，從而認為變量LXJGDP和LXJTE都是I(1)序列。

(三)變量的協整檢驗　采用JJ(Johansen-Juselius)“極大似然法”協整檢驗，結果如表2：

拒絕零假設r=0，即LXJGDP和LXJTE之間存在協整關系；似然比統計量LR=3.379979小于臨界值9.16，接受零假設r≤1，即LXJGDP和IXITE存在唯一的協整關系。進而得到協整方程為：

(四)誤差校正模型　由上述結果知經濟增長與出口貿易之間存在協整關系，因而為了進一步說明它們之間短期動態與長期調整特征，獲得如下誤差修正模型(ECM)：

方程(2)表明：滯后1期的經濟增長變化將對本期的經濟增長變化有正向促進作用，滯后l期的經濟增長變化1％將引起本期的經濟增長同向變化0.3202％，而滯后2期的經濟增長變化1％將引起本期的經濟增長反向變化0.3664％，這反映經濟增長的延續性和波動性。而出口貿易總額滯后1期和滯后2期差分項的系數均不顯著，因此出口貿易對新疆的經濟增長只在當期有影響，而長期影響不顯著。誤差修正項系數的估計值(-0.0168)反映經濟增長與出口貿易的長期均衡使得短期內XJGDP的非均衡狀態逐漸向均衡狀態趨近。

(五)Granger因果關系檢驗　應用Granger因果檢驗方法分析新疆GDP與出口貿易總額之間的內在關系，檢驗結果見表3、表4和表5，模型滯后階數的改變導致檢驗結果變化較大，一不具有一致的結論。根據Granger因果關系分析的核心思想，新疆樣本的Granger因果檢驗沒有較大的可靠性。

三、結論

1．新疆的經濟增長與出口貿易盡管各自是非平穩的，在短期內可能表現出非一致性，但協整關系檢驗表明，長期而言新疆經濟增長和出口貿易構成穩定的均衡關系，表現出協同變化的一致趨勢，呈現出相互促進的良性經濟循環態勢。盡管近十幾年新疆出口的工業制成品60％以上來自內地，但這種通道貿易就對新疆的經濟發展仍起到積極的促進作用。

2．新疆的經濟增長與出口貿易存在唯一的協整關系，這反映出新疆經濟增長的變化對出口貿易的變化具有正向顯著影響，同時有直接的滯后作用。

3．出口貿易增長對經濟增長的影響僅僅限于一年滯后期內，這反映出由于新疆本地出口產品的附加值不高，導致當年出口增長所拉動經濟增長影響力在第二年就基本消失。因此在努力增加對外貿易總額同時，要積極拓展出口產業關聯度強、附加值高的新疆本地工業產品的種類，著力開發跨行業、跨產業以及資本密集和技術密集型的出口工業制成品。

篇4

關鍵詞：金融發展；經濟增長；格蘭杰因果檢驗

文章編號：1003-4625(2009)09-0069-03

中圖分類號：F832.0

文獻標識碼：A

一、引言

金融是現代市場經濟的核心。越來越多的實證表明，經濟增長與金融發展正相關，較高水平的經濟發展通常伴隨著較高水平的金融發展水平。在欠發達地區，由于金融發展相對滯后，對經濟增長的支持力度有限。本文運用實證檢驗的分析方法，選取陜西省經濟總量指標與相關金融指標之間的歷史數據，通過格蘭杰因果關系檢驗和協整檢驗，試圖證實陜西省經濟增長與金融發展的關系，并以金融支持為研究視角探尋構建欠發達地區經濟增長與金融發展的思路。

二、文獻綜述

關于經濟增長與金融發展的相互關系，國外經濟學家對此進行了大量實證研究。戈德史密斯(1969)采用金融中介資產對GDP的比重代表金融發展水平，得出“在一國經濟發展過程中，金融上層結構有關的增長比國民總收入及國民財富所表示的經濟基礎結構的增長更為迅速，因而，金融相關比率(FIR)(即某一時點上一國或一地區金融工具的市場總值與實物形式的國民財富的市場總值之比)有提高的趨勢”的結論。麥金農和肖通過研究金融受到抑制的發展中國家經濟，提出“包括利率與匯率在內的金融價格的扭曲以及其他手段所造成的金融抑制，會使實際的經濟增長率下降，同時金融抑制的戰略嚴重妨礙了發展中國家的經濟發展過程”的結論。

我國經濟學界關于金融發展與經濟增長關系的研究出現于20世紀90年代。早期的金融發展以張杰為代表，主要包括對相關概念的界定和理論框架的構建，在該項研究中界定了金融成長的概念，并提出了金融成長的內生分析框架，研究了經濟狀態、經濟結構和金融努力對金融成長的影響。談儒勇(1999)運用OLS對我國金融發展與經濟增長間的關系進行線性回歸，研究結果表明，在我國金融中介發展和經濟增長之間有顯著的、很強的正相關關系。周立、王子明(2002)則通過對中國各地區1978―2000年金融發展與經濟增長關系的實證研究發現，兩者密切相關，提高金融發展水平，對于長期的經濟增長會帶來良好影響。王志強和孫剛(2003)的研究則認為我國金融規模與金融效率與經濟增長之間存在雙向的因果關系。徐璋勇(2006)通過選取陜西關中地區1990年到2003年的相關數據，通過建立計量模型并進行了格蘭杰因果檢驗發現，陜西關中地區的金融發展與經濟增長之間的因果關系是單項的，表現為經濟增長促進金融發展。劉志友，王家華(2008)實證分析得出江蘇地區經濟增長與金融發展存在統計上的顯著穩定關系，而且互為因果關系，相互促進，而經濟增長對金融發展的促進作用更為明顯。

三、數據選取與實證檢驗

(一)研究方法與數據選取

本文結合陜西金融發展與經濟增長的實際情況，建立金融發展和經濟增長的指標，運用1978年到2007年的數據對陜西金融發展與經濟增長進行單位根檢驗、協整檢驗以及格蘭杰因果檢驗。其中，主要運用協整方法與格蘭杰因果檢驗方法來研究陜西省經濟增長與金融發展之間的關系。

在經濟增長的度量上，采用陜西省人均實際GDP(ARGDP)作為衡量陜西省經濟增長指標，人均實際GDP以1978年不變價格計算，用人均GDP可以消除模型中的人力資源因素，用不變價格計算的GDP可以消除物價擾動因素。在金融發展的度量上，結合Goldsmith的研究，選用金融相關率FIR，即用金融資產與GDP的比重來表示金融發展以及金融深化程度。選用存貸款余額代替金融資產總量。在數據處理上，對所有變量均取自然對數。

(二)實證過程及分析檢驗

本文采用Eviews3.1統計軟件分別對樣本數據進行平穩性檢驗、協整檢驗和Granger因果關系檢驗。

1.平穩性檢驗

對變量進行協整分析和格蘭杰因果檢驗之前首先對變量的平穩性進行檢驗，由于時間序列數據大部分都是非平穩的，在進行后續的協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗之前，采用單位根檢驗來檢驗時間序列數據的平穩性。為消除變量間的異方差，對ARGDP和FIR這兩個變量都取對數，記為LNARGDP和LNFIR，并采用標準的單位根檢驗方法――Augmented Dickey Fuller(ADF)檢驗方法分別對取對數后的LNARGDP和LNFIR和一階差分后的ALNARGDP和ALNFIR進行檢驗。結果如表2所示。

從單位根的檢驗來看，對于水平項的陜西省人均實際GDP以及金融相關率的對數序列的ADF統計量都大于10％的顯著性水平的MaeKinnon臨界值，無法拒絕有單位根的原假設，其對應的序列是非平穩的，對兩對數序列進行一階差分處理，然后進行ADF檢驗，發現兩對數序列在一階差分條件下的ADF統計量都小于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，接受其對數序列是平穩序列的結論。這表明分析的這兩個變量是一階單整的，即是I(1)的，對此非平穩的經濟變量可以用協整方法進行分析處理。

2.協整關系檢驗

對于非平穩的經濟變量不能采用傳統的線性回歸分析方法檢驗它們之間是否具有相關性。協整檢驗是對非平穩經濟變量的長期均衡關系的統計描述，常用Johansen協整檢驗方法，這是一種在VAR系統下用極大似然估計來檢驗變量的協整關系的方法。本文采用Johansen提出的檢驗方法來檢驗經濟變量和金融發展變量之間的協整關系，對陜西省人均實際GDP以及陜西省金融相關率的對數序列進行協整檢驗，結果如表3所示。

根據以上的分析，發現在5％的顯著性水平上不可以拒絕原假設，說明二者不存在協整關系，不存在長期、穩定的關系。也就是說，陜西省在5％的顯著性水平下，金融發展與經濟增長不存在長期、穩定的關系。

3.格蘭杰因果關系檢驗

兩變量存在協整關系，只能說明它們之間存在著因果關系，但未指明因果關系方向，下面對經濟增長變量與金融發展變量之間因果關系進行檢驗，檢驗之前對所有的變量進行差分，使被檢驗變量變平穩。格蘭杰因果關系檢驗結果如表4所示。

根據結果可知，對于陜西省零假設“經濟增長不是金融發展的格蘭杰原因”發生的概率為0.05101。因此，在10％的顯著性水平上對應陜西省經濟增長是其金融發展的格蘭杰原因；而對于

陜西省零假設“金融發展不是經濟增長的格蘭杰原因”發生的概率為0.76717。因此，在10％的顯著性水平上對應陜西省金融發展不是其經濟增長的格蘭杰原因。

(三)檢驗結果分析

通過以上的分析與檢驗，用來表示陜西地區經濟增長的指標――陜西地區人均實際GDP和用來表示陜西地區金融發展的指標――金融相關率，其對數序列是非平穩序列。但從協整分析中可看出，陜西省經濟增長與金融發展并不存在統計上的顯著穩定關系，而經濟增長對金融發展的促進作用更為明顯。金融發展對經濟增長作用有限是金融發展不足的實證反應。

四、結論和建議

通過本文的實證研究，可得到以下結論：陜西省經濟增長促進了金融發展，而金融發展對經濟增長的作用不顯著，這說明陜西省的金融發展不足，對經濟增長的支持力度有限。為此，筆者認為一是要大力發展經濟，以經濟增長帶動金融發展；同時要大力發展金融市場，優化金融結構，促進經濟增長；二是陜西作為資源大省，可以充分發揮石油、天然氣、煤炭、有色金屬等資源優勢，借助直接融資，推動陜西省的經濟發展；三是積極轉變政府職能，提高行政效率，認真解決金融企業改革發展中遇到的實際問題，加強金融生態環境建設；四是完善中小企業和民營企業的金融支持體系，促進金融體系建設。

參考文獻：

[1]Goldsmith.金融結構與金融發展[M].上海：上海三聯書店、上海人民出版社，1994.

[2]愛德華.S.肖.經濟發展中的金融深化[M].上海：三聯書店，1988.

[3]張杰.中國金融成長的經濟分析[M].北京：中國經濟出版社，1995.

[4]李子奈，潘文卿.計量經濟學[M].北京：高等教育出版社，2005.

[5]談儒勇.中國金融發展和經濟增長關系的實證研究[J].經濟研究，1999，(10).

[6]周立，王子明.中國各地區金融發展與經濟增長實證分析：1978-2000[J].金融研究，2002.

[7]王志強，孫剛.中國金融發展規模、結構、效率與經濟增長關系的經驗分析[J].管理世界，2003.

篇5

區域經濟差異；絕對差異；相對差異；中部地區

[中圖分類號]F224;F127[文獻標識碼]A [文章編號]1009-9646（2011）03-0004-02

中部地區處于中國內陸腹地，起著承東啟西、輻射八方的作用。加快中部地區發展是提高中國國家競爭力的重大戰略舉措，也是實現東西融合、南北對接，推動區域經濟發展的客觀需要。所以，定量分析中部地區的區域差異，進一步分析區域差異的成因，對制定合理的發展對策促進中部崛起具有非常重要的現實意義。

一、中部地區省際人均GDP絕對差異的分析

本文主要采用人均GDP的標準差來分析其絕對差異。1978-2008年間中部地區各省的人均GDP的標準差總體上一直呈現擴大的趨勢，由1978年的51.14元到2008年的2611.5元，擴大了51.07倍。在1990年以前增長緩慢，之后增長幅度迅速，總體上各省間絕對差異的標準差一直呈逐年擴大的趨勢。從1993年我國確立市場經濟體制到2002年十六大的召開，這段時間各省人均GDP的絕對差異比1990年以前擴大的速度加快，而在2002年之后，各省的人均GDP絕對差異比之前的擴大更加加快。

二、中部省際人均GDP相對差異的分析

1.極差率分析

極差率是指地區人均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中呈下降趨勢，但波動幅度較大，下降趨勢緩慢，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，由1.2385上升到1.4847，上升了0.2462。總體上說，中部地區的貧富差距是在波動中縮小，又在波動中漸漸擴大這樣一個變化過程。

2.變異系數分析

變異系數是將標準差與其平均數對比所得的比值，又稱離散系數。反映了各地區人均GDP偏離總區域人均GDP的集中或離散程度。變異系數越大，說明區域間經濟差異就越大。

圖1中部地區省際人均GDP的變異系數折線圖(1978-2008年)

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

三、中部地區區域經濟差異的原因分析

1.區域經濟政策的影響

從上面的分析可知，中部六省區域經濟的絕對差異和相對差異總體上都呈現出逐漸擴大的趨勢。這主要是受到國家區域發展政策和戰略的影響，中部地區受到國家開放政策以及發展戰略的影響較小，經濟處于低水平的發展狀態。伴隨著經濟發展的過程，中部地區各省的經濟發展條件不同，區域經濟差異逐步顯現。

2.經濟整體性差，中心城市功能不足

由于中部地區行政分割嚴重，區域間的合作水平較低，存在區域經濟利益的沖突。再加上政策措施上不得力的原因，區域經濟整體性較差，影響了發展的潛力。目前中部地區中心城市功能不足，其聚合力和輻射力較小，不能撬動起區域發展的戰略支點。

3.產業結構的不合理

中部六省的產業結構基本相同，都是全國的糧食主產區，工業結構均以重工業為主，使得各省沒法發揮各自的優勢，投資和生產分散，導致資源重復配置，同時生產能力也閑置。

四、結論及建議

通過對1978-2008年間中部地區省際間經濟差異的分析發現，中部地區區域間存在明顯的經濟差異，并且這種差異在最近幾年擴大的趨勢比較明顯。為促進中部崛起，實現區域經濟協調發展，應做好以下幾個方面。

1.加強各地方政府間的區域經濟合作

中部地區各地方政府可制定相關的法規和政策，保障彼此的合法權益，推動區域之間的經濟合作，共同發展。可以建立行業協會、聯合商會、中部地區規劃組等，擴大中部地區間的合作范圍。

2.優化產業結構，促進區域產業協調發展

各省應充分發揮自己的比較優勢，避免產業同構和重復建設現象，建立區域性的主導產業和支柱產業，提高優勢產業的競爭力。同時，把區域內的相關產業形成一個整體，優劣互補，提高區域整體的經濟效益和競爭力，以促進中部地區的經濟協調發展。

[1]草成林.中國區域經濟差異研究[M].北京:中國經濟出版社,1997:119．

[2]陸大道.區位論衛區域研究方法[M].北京;科學出版社.1998.

[3]覃成林.中國區域經濟差異變化的空間特征及其政策含義研究[J].地域研究與開發,1998,17(2):36―39．