地區(qū)經(jīng)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(shù)，我們?yōu)槟鷾蕚淞瞬煌L格的5篇地區(qū)經(jīng)濟分析，期待它們能激發(fā)您的靈感。

篇1

1關(guān)于資源詛咒的一個綜述

發(fā)展經(jīng)濟學的先驅(qū)Prebisch和Singer首先發(fā)現(xiàn)了發(fā)展中國家出口初級產(chǎn)品并不能成為本國經(jīng)濟增長的引擎，他們從國家對外貿(mào)易的結(jié)構(gòu)差異出發(fā)，發(fā)現(xiàn)在發(fā)達國家和發(fā)展中國家的對外貿(mào)易中，發(fā)展中國家的貿(mào)易條件惡化是一種歷史趨勢，并提出了貿(mào)易增長的"貧困化"陷阱理論［2］。

1993年Auty在研究產(chǎn)礦國經(jīng)濟發(fā)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(jīng)濟有著極強的抑制作用。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較大比重的國家在接下來1971－1989這18年中都經(jīng)歷了低的經(jīng)濟增長率。這種自然資源對經(jīng)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(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)指出這是一個歷史性的固定的模式。那些嚴重依賴資源發(fā)展的國家將成為經(jīng)濟發(fā)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(nèi)瑞拉都經(jīng)歷了相對緩慢的經(jīng)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(jīng)濟增長率。Sachs和Warner(1995)總結(jié)說:"現(xiàn)代經(jīng)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(jīng)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(chǎn)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(shù)據(jù)進行了分析，引入了許多特定變量，包括當時的經(jīng)濟類型變量(初始GDP、商品價格趨勢、投資)和結(jié)構(gòu)類型或制度類型變量(經(jīng)濟開放度、法律制度的力度)，結(jié)果顯示資源豐裕度與人均收入增長存在負面的相關(guān)關(guān)系［3，4］。中國學者徐康寧、王劍(2006)以中國省際的面板數(shù)據(jù)為樣本，對"資源詛咒"假說進行了檢驗。計量結(jié)果顯示，該命題在我國內(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)濟發(fā)展的有利條件，反而制約了經(jīng)濟增長［5，8］。

2甘肅省經(jīng)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(chǎn)資源比較豐富的省份之一，能礦開發(fā)已成為甘肅省的重要經(jīng)濟支柱。目前已探明儲量的81種礦產(chǎn)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(chǔ)儲量在全國31個省份中均處于中上游水平。

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

利用波士頓矩陣進行工業(yè)優(yōu)勢行業(yè)的篩選。

以2004－2007年間甘肅省名義經(jīng)濟增長率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。根據(jù)波士頓矩陣分析方法，上述Ⅰ類行業(yè)為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，特點是在工業(yè)總產(chǎn)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(yè)需要加大投資以支持其迅速發(fā)展。Ⅱ類行業(yè)屬于問題行業(yè)或潛在優(yōu)勢行業(yè)，特點是高增長率、低市場占有率，對這類行業(yè)應(yīng)采取選擇性投資戰(zhàn)略。III類行業(yè)屬于衰退類行業(yè)，其特點是低增長率、低市場占有率，對這類行業(yè)應(yīng)采用撤退戰(zhàn)略。甘肅省4個Ⅰ類行業(yè)均為資源型行業(yè)，Ⅱ類行業(yè)中有一半是資源型行業(yè)。再從工業(yè)增加值來看，2007年甘肅省全年實現(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，甘肅省優(yōu)勢工業(yè)行業(yè)主要集中在資源型行業(yè)，其經(jīng)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(jīng)濟的資源詛咒分析

3．1自然資源豐裕程度與經(jīng)濟增長關(guān)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(jīng)濟發(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)儲量占全國的相對比重而構(gòu)造的資源豐裕度指數(shù)(RAI)來衡量各地區(qū)自然資源貧富的差異，在我國一次能源生產(chǎn)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(qū)物價基本統(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)總值來計算各省區(qū)年均地區(qū)生產(chǎn)總值增長率。同時選取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指標來度量各省區(qū)的經(jīng)濟發(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，做四組散點圖(圖1)，可以清晰地發(fā)現(xiàn)一個規(guī)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(qū)(RAI值較大的地區(qū))的經(jīng)濟增長速度和經(jīng)濟發(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項指標中，甘肅省的RAI值在26個樣本省區(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，這說明相對于甘肅省擁有的資源優(yōu)勢來說，其經(jīng)濟增長速度和發(fā)展水平明顯偏低，遠不如浙江、廣東等資源貧乏的省區(qū)，由此可以認為，甘肅省經(jīng)濟發(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60年代，已是制成品出口主要國家的荷蘭發(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，國際收支出現(xiàn)順差，經(jīng)濟顯現(xiàn)繁榮景象?？墒?，蓬勃發(fā)展的天然氣業(yè)卻嚴重打擊了荷蘭的農(nóng)業(yè)和其他工業(yè)部門，削弱了出口行業(yè)的國際競爭力，這種以削弱其他行業(yè)發(fā)展為代價使資源型產(chǎn)業(yè)在繁榮時期膨脹發(fā)展的經(jīng)濟現(xiàn)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(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢吸引了大量投資

甘肅省在資源型產(chǎn)業(yè)具有比較優(yōu)勢，按照市場經(jīng)濟規(guī)律，生產(chǎn)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(yè)集中。1994－2007年間，甘肅省國有經(jīng)濟中采掘業(yè)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(yè)占總投資的比重，如2004年甘肅省國有經(jīng)濟中采掘業(yè)投資占總投資的比重為6．435%，高于全國采掘業(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爭力

經(jīng)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(jīng)濟各個部門，實現(xiàn)經(jīng)濟社會的協(xié)調(diào)、可持續(xù)發(fā)展是經(jīng)濟學研究的核心命題之一。甘肅省在資源型產(chǎn)業(yè)的投資比重過大必然會在一定程度上"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)濟發(fā)展陷入進一步依賴于采掘業(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)域競爭力的制造業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)始終處于被動和從屬地位，制造業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的弱勢地位又進一步拉大了甘肅省與全國及發(fā)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(shù)在全國31個省市區(qū)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(chǎn)業(yè)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(chǎn)業(yè)競爭力持續(xù)走低，其中2004年排第27位［9］。

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

第1期周亞雄等我國西部欠發(fā)達地區(qū)資源依賴型經(jīng)濟的資源詛咒分析·27·世界工業(yè)化歷史進程表明，一大批資源依賴型區(qū)域在市場競爭的驅(qū)動下，通過不斷的技術(shù)創(chuàng)新活動，使科技進步成為經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)生要素，提高了其經(jīng)濟發(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)濟增長方式，為資源依賴型區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型提供了成功的案例。

4．1甘肅省經(jīng)濟增長從資源依賴型向創(chuàng)新驅(qū)動型轉(zhuǎn)變的優(yōu)勢和機遇

4．1．1后發(fā)優(yōu)勢

后發(fā)優(yōu)勢是指由于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平之間的差異，欠發(fā)達地區(qū)能夠通過借鑒發(fā)達國家或地區(qū)的經(jīng)驗教訓(xùn)，有效地利用發(fā)達國家或地區(qū)的資本、先進技術(shù)，學習移植發(fā)達國家或地區(qū)先進的制度，使?jié)撛诘暮蟀l(fā)優(yōu)勢變?yōu)楝F(xiàn)實優(yōu)勢，以實現(xiàn)經(jīng)濟社會的快速發(fā)展［10］。從甘肅省當前的經(jīng)濟社會發(fā)展整體水平來看，甘肅省仍屬于發(fā)展水平較低的欠發(fā)達地區(qū)，與發(fā)達國家和國內(nèi)發(fā)達沿海地區(qū)的發(fā)展差距依然較大，從而存在著較大的后發(fā)優(yōu)勢潛力。

4．1．2政府部門對科技創(chuàng)新的日益重視

近年來，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)開展了營造科技創(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，推動了科技創(chuàng)新活動的快速發(fā)展。

4．1．3國際國內(nèi)技術(shù)、產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移加快

利用國際技術(shù)擴散，加強與技術(shù)交流合作及產(chǎn)業(yè)協(xié)作，不僅可以改善本國、本地區(qū)的技術(shù)能力，還能通過各種渠道和機制促使本國技術(shù)創(chuàng)新能力的提高以及創(chuàng)新機制的形成。當前，國際新一輪產(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)展機遇。

4．1．4國家對資源型地區(qū)(城市)轉(zhuǎn)型的重視

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

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

區(qū)域創(chuàng)新體系作為國家創(chuàng)新體系的基礎(chǔ)，和國家創(chuàng)新體系在地域、結(jié)構(gòu)、功能和目標等方面具有高度關(guān)聯(lián)性，國家創(chuàng)新體系必將以區(qū)域創(chuàng)新體系的發(fā)展為依托，通過促進區(qū)域創(chuàng)新體系的發(fā)展來實現(xiàn)國家創(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)將在政策和財力等方面獲得國家的支持。

4．2甘肅省經(jīng)濟發(fā)展從資源依賴型向創(chuàng)新推動型轉(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)體系尚未形成的實際情況出發(fā)，結(jié)合甘肅省經(jīng)濟及創(chuàng)新發(fā)展的趨勢，在甘肅省科技創(chuàng)新應(yīng)選擇從引進模仿、學習合作創(chuàng)新提高研發(fā)能力自主創(chuàng)新的動態(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)社會主義市場經(jīng)濟的企業(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)從機械封閉式到彈性開放式創(chuàng)新。

篇2

論文關(guān)鍵詞：民族地區(qū),經(jīng)濟增長,環(huán)境污染,計量經(jīng)濟分析

一、研究背景及選題意義

西部地區(qū)是中國經(jīng)濟發(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個省級民族自治區(qū)，還有少數(shù)民族聚集的青海、云南、貴州3個省區(qū)。改革開放尤其是西部大開發(fā)以來，民族地區(qū)經(jīng)濟雖然較東部地區(qū)仍然落后，也得到了快速發(fā)展，但隨之而來的環(huán)境問題在民族地區(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)提出來的環(huán)境庫茲涅茨曲線(EnvironmentalKuznetsCurve，EKC）是經(jīng)濟增長與環(huán)境污染間的關(guān)系的經(jīng)驗總結(jié)。近年來許多文獻應(yīng)用時間序列和面板數(shù)據(jù)對各地區(qū)的EKC進行了實證分析。但是同時間序列相比，面板數(shù)據(jù)能夠?qū)⒆兞康慕孛婧蜁r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(shù)據(jù)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(qū)進行了EKC實證檢驗；國內(nèi)，包群等利用1996－2002年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)，對中國經(jīng)濟增長與6類環(huán)境污染指標之間的關(guān)系進行了檢驗；李剛利用面板數(shù)據(jù)對中國環(huán)境Kuznets進行了檢驗；王彥斌對面板數(shù)據(jù)對中部六省環(huán)境污染與經(jīng)濟增長關(guān)系進行了實證分析。

在這些文獻的研究基礎(chǔ)上，可以發(fā)現(xiàn)以下問題：

1.許多文獻在利用面板數(shù)據(jù)進行方程回歸時沒有進行單位根檢驗和協(xié)整檢驗，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(jīng)濟和環(huán)境關(guān)系的研究是沒有多大意義的，因為拐點兩側(cè)的環(huán)境和經(jīng)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(shè)定錯誤。

4.對民族地區(qū)8省區(qū)經(jīng)濟增長和環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)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(jīng)濟學分析，且先對面板數(shù)據(jù)進行了單位根檢驗和協(xié)整檢驗，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)濟增長同環(huán)境污染的一般關(guān)系，并找出各個省區(qū)各自獨有的EKC和相應(yīng)的拐點，為民族地區(qū)環(huán)境政策制定和經(jīng)濟規(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)論會更實用（2009年數(shù)據(jù)所在的《中國統(tǒng)計年鑒2010》尚未出版）。選取的是西部大開發(fā)10周年時間段，也是民族地區(qū)的經(jīng)濟發(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證實了倒U型的庫茲涅茨環(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型可能性的的庫茲涅茨環(huán)境曲線模型進行回歸分析。根據(jù)計量分析最終確定各個省區(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；X為經(jīng)濟指標;u為隨機誤差項。

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(jīng)大學統(tǒng)計與信息管理系教授、博士生導(dǎo)師，研究方向為計量經(jīng)濟分析、區(qū)域經(jīng)濟。

摘要：文章應(yīng)用協(xié)整分析的方法，研究了新疆1952-2005年國內(nèi)生產(chǎn)總值與出口貿(mào)易總額這兩個重要經(jīng)濟指標之間的關(guān)系，進而揭示出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長之問的相互作用。研究表明在所選取的樣本區(qū)間內(nèi)這兩列時間序列均為非平穩(wěn)的，并且都是單位根過程，隨后驗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重要經(jīng)濟指標的協(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)易增長對國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的影響，并提出對策建議。

關(guān)鍵詞：出口貿(mào)易；經(jīng)濟增長；協(xié)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(nèi)生產(chǎn)總值持續(xù)快速增長，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)易被認為是促進國民生產(chǎn)總值增長和就業(yè)增長的重要因素，一個地區(qū)的出口貿(mào)易對GDP具有顯著影響，表明經(jīng)濟增長對該地區(qū)的對外貿(mào)易有依賴性，即該地區(qū)

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

由于新疆外貿(mào)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(yīng)”所致，即內(nèi)地通過新疆向泛中亞區(qū)域的出口貿(mào)易量快速增長，大多為非新疆本地產(chǎn)品的出口。故新疆的出口對經(jīng)濟增長作用應(yīng)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(guān)，也往往表現(xiàn)出它們之間的高度相關(guān)性，Granger和Newbold稱之為“偽回歸”。

新疆出口貿(mào)易總額(XJTE)與新疆國內(nèi)生產(chǎn)總值(XJGDP)兩組時間序列數(shù)據(jù)具有較強的趨勢性，為了避免“偽回歸”，本文運用協(xié)整(cointegration)理論研究它們之間關(guān)系，它從分析時間序列的非平穩(wěn)性著手探求非平穩(wěn)變量間是否蘊含著長期均衡關(guān)系。為深入了解兩者關(guān)系，本文還應(yīng)用時間序列的單位根檢驗和協(xié)整分析進一步探討新疆地區(qū)出口貿(mào)易與地區(qū)經(jīng)濟增長之間的相互作用。

二、檢驗與建模

(一)變量選擇和數(shù)據(jù)的處理本文研究過程中采用1952～2005年的新疆國內(nèi)生產(chǎn)總值(XJGDPt)和新疆出口貿(mào)易總額(XJTEt)，均以現(xiàn)價形式表示，并使用以1952年為基期的商品零售價格指數(shù)(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(shù)據(jù)的可比性和容易得到平穩(wěn)序列，同時削弱可能存在的異方差，對數(shù)據(jù)取自然對數(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LXJGDP、LXJTE。圖1顯示LXJDXP與LXJTE都呈上揚趨勢，有非平穩(wěn)變量的特征，而且有共同的發(fā)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(jù)協(xié)整理論對變量IXJGDP,LXJTE作ADF檢驗，結(jié)果見表1。由表1可知，變量LXJGDP、LXJTE的ADF統(tǒng)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(tǒng)計值都小于5％顯著水平的臨界值，因此拒絕原假設(shè)，從而認為變量LXJGDP和LXJTE都是I(1)序列。

(三)變量的協(xié)整檢驗　采用JJ(Johansen-Juselius)“極大似然法”協(xié)整檢驗，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)濟增長與出口貿(mào)易之間存在協(xié)整關(guān)系，因而為了進一步說明它們之間短期動態(tài)與長期調(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)濟增長變化將對本期的經(jīng)濟增長變化有正向促進作用，滯后l期的經(jīng)濟增長變化1％將引起本期的經(jīng)濟增長同向變化0.3202％，而滯后2期的經(jīng)濟增長變化1％將引起本期的經(jīng)濟增長反向變化0.3664％，這反映經(jīng)濟增長的延續(xù)性和波動性。而出口貿(mào)易總額滯后1期和滯后2期差分項的系數(shù)均不顯著，因此出口貿(mào)易對新疆的經(jīng)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(shù)的估計值(-0.0168)反映經(jīng)濟增長與出口貿(mào)易的長期均衡使得短期內(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　應(yīng)用Granger因果檢驗方法分析新疆GDP與出口貿(mào)易總額之間的內(nèi)在關(guān)系，檢驗結(jié)果見表3、表4和表5，模型滯后階數(shù)的改變導(dǎo)致檢驗結(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因果檢驗沒有較大的可靠性。

三、結(jié)論

1．新疆的經(jīng)濟增長與出口貿(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)系檢驗表明，長期而言新疆經(jīng)濟增長和出口貿(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，呈現(xiàn)出相互促進的良性經(jīng)濟循環(huán)態(tài)勢。盡管近十幾年新疆出口的工業(yè)制成品60％以上來自內(nèi)地，但這種通道貿(mào)易就對新疆的經(jīng)濟發(fā)展仍起到積極的促進作用。

2．新疆的經(jīng)濟增長與出口貿(mào)易存在唯一的協(xié)整關(guān)系，這反映出新疆經(jīng)濟增長的變化對出口貿(mào)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(mào)易增長對經(jīng)濟增長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)致當年出口增長所拉動經(jīng)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(mào)易總額同時，要積極拓展出口產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度強、附加值高的新疆本地工業(yè)產(chǎn)品的種類，著力開發(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(xiàn)代市場經(jīng)濟的核心。越來越多的實證表明，經(jīng)濟增長與金融發(fā)展正相關(guān)，較高水平的經(jīng)濟發(fā)展通常伴隨著較高水平的金融發(fā)展水平。在欠發(fā)達地區(qū)，由于金融發(fā)展相對滯后，對經(jīng)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(jīng)濟總量指標與相關(guān)金融指標之間的歷史數(shù)據(jù)，通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗和協(xié)整檢驗，試圖證實陜西省經(jīng)濟增長與金融發(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)達地區(qū)經(jīng)濟增長與金融發(fā)展的思路。

二、文獻綜述

關(guān)于經(jīng)濟增長與金融發(fā)展的相互關(guān)系，國外經(jīng)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(chǎn)對GDP的比重代表金融發(fā)展水平，得出“在一國經(jīng)濟發(fā)展過程中，金融上層結(jié)構(gòu)有關(guān)的增長比國民總收入及國民財富所表示的經(jīng)濟基礎(chǔ)結(jié)構(gòu)的增長更為迅速，因而，金融相關(guān)比率(FIR)(即某一時點上一國或一地區(qū)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(jié)論。麥金農(nóng)和肖通過研究金融受到抑制的發(fā)展中國家經(jīng)濟，提出“包括利率與匯率在內(nèi)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(jīng)濟增長率下降，同時金融抑制的戰(zhàn)略嚴重妨礙了發(fā)展中國家的經(jīng)濟發(fā)展過程”的結(jié)論。

我國經(jīng)濟學界關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究出現(xiàn)于20世紀90年代。早期的金融發(fā)展以張杰為代表，主要包括對相關(guān)概念的界定和理論框架的構(gòu)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(nèi)生分析框架，研究了經(jīng)濟狀態(tài)、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)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(fā)展與經(jīng)濟增長間的關(guān)系進行線性回歸，研究結(jié)果表明，在我國金融中介發(fā)展和經(jīng)濟增長之間有顯著的、很強的正相關(guān)關(guān)系。周立、王子明(2002)則通過對中國各地區(qū)1978―2000年金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究發(fā)現(xiàn)，兩者密切相關(guān)，提高金融發(fā)展水平，對于長期的經(jīng)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(guī)模與金融效率與經(jīng)濟增長之間存在雙向的因果關(guān)系。徐璋勇(2006)通過選取陜西關(guān)中地區(qū)1990年到2003年的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過建立計量模型并進行了格蘭杰因果檢驗發(fā)現(xiàn)，陜西關(guān)中地區(qū)的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的因果關(guān)系是單項的，表現(xiàn)為經(jīng)濟增長促進金融發(fā)展。劉志友，王家華(2008)實證分析得出江蘇地區(qū)經(jīng)濟增長與金融發(fā)展存在統(tǒng)計上的顯著穩(wěn)定關(guān)系，而且互為因果關(guān)系，相互促進，而經(jīng)濟增長對金融發(fā)展的促進作用更為明顯。

三、數(shù)據(jù)選取與實證檢驗

(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)濟增長的實際情況，建立金融發(fā)展和經(jīng)濟增長的指標，運用1978年到2007年的數(shù)據(jù)對陜西金融發(fā)展與經(jīng)濟增長進行單位根檢驗、協(xié)整檢驗以及格蘭杰因果檢驗。其中，主要運用協(xié)整方法與格蘭杰因果檢驗方法來研究陜西省經(jīng)濟增長與金融發(fā)展之間的關(guān)系。

在經(jīng)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(jīng)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(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，對所有變量均取自然對數(shù)。

(二)實證過程及分析檢驗

本文采用Eviews3.1統(tǒng)計軟件分別對樣本數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗和Granger因果關(guān)系檢驗。

1.平穩(wěn)性檢驗

對變量進行協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗之前首先對變量的平穩(wěn)性進行檢驗，由于時間序列數(shù)據(jù)大部分都是非平穩(wěn)的，在進行后續(xù)的協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗之前，采用單位根檢驗來檢驗時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。為消除變量間的異方差，對ARGDP和FIR這兩個變量都取對數(shù)，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(shù)后的LNARGDP和LNFIR和一階差分后的ALNARGDP和ALNFIR進行檢驗。結(jié)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(guān)率的對數(shù)序列的ADF統(tǒng)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(shè)，其對應(yīng)的序列是非平穩(wěn)的，對兩對數(shù)序列進行一階差分處理，然后進行ADF檢驗，發(fā)現(xiàn)兩對數(shù)序列在一階差分條件下的ADF統(tǒng)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(shè)，接受其對數(shù)序列是平穩(wěn)序列的結(jié)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(wěn)的經(jīng)濟變量可以用協(xié)整方法進行分析處理。

2.協(xié)整關(guān)系檢驗

對于非平穩(wěn)的經(jīng)濟變量不能采用傳統(tǒng)的線性回歸分析方法檢驗它們之間是否具有相關(guān)性。協(xié)整檢驗是對非平穩(wěn)經(jīng)濟變量的長期均衡關(guān)系的統(tǒng)計描述，常用Johansen協(xié)整檢驗方法，這是一種在VAR系統(tǒng)下用極大似然估計來檢驗變量的協(xié)整關(guān)系的方法。本文采用Johansen提出的檢驗方法來檢驗經(jīng)濟變量和金融發(fā)展變量之間的協(xié)整關(guān)系，對陜西省人均實際GDP以及陜西省金融相關(guān)率的對數(shù)序列進行協(xié)整檢驗，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)，說明二者不存在協(xié)整關(guān)系，不存在長期、穩(wěn)定的關(guān)系。也就是說，陜西省在5％的顯著性水平下，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長不存在長期、穩(wěn)定的關(guān)系。

3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗

兩變量存在協(xié)整關(guān)系，只能說明它們之間存在著因果關(guān)系，但未指明因果關(guān)系方向，下面對經(jīng)濟增長變量與金融發(fā)展變量之間因果關(guān)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(wěn)。格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果如表4所示。

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

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

(三)檢驗結(jié)果分析

通過以上的分析與檢驗，用來表示陜西地區(qū)經(jīng)濟增長的指標――陜西地區(qū)人均實際GDP和用來表示陜西地區(qū)金融發(fā)展的指標――金融相關(guān)率，其對數(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)濟增長與金融發(fā)展并不存在統(tǒng)計上的顯著穩(wěn)定關(guān)系，而經(jīng)濟增長對金融發(fā)展的促進作用更為明顯。金融發(fā)展對經(jīng)濟增長作用有限是金融發(fā)展不足的實證反應(yīng)。

四、結(jié)論和建議

通過本文的實證研究，可得到以下結(jié)論：陜西省經(jīng)濟增長促進了金融發(fā)展，而金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用不顯著，這說明陜西省的金融發(fā)展不足，對經(jīng)濟增長的支持力度有限。為此，筆者認為一是要大力發(fā)展經(jīng)濟，以經(jīng)濟增長帶動金融發(fā)展；同時要大力發(fā)展金融市場，優(yōu)化金融結(jié)構(gòu)，促進經(jīng)濟增長；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，借助直接融資，推動陜西省的經(jīng)濟發(fā)展；三是積極轉(zhuǎn)變政府職能，提高行政效率，認真解決金融企業(yè)改革發(fā)展中遇到的實際問題，加強金融生態(tài)環(huán)境建設(shè)；四是完善中小企業(yè)和民營企業(yè)的金融支持體系，促進金融體系建設(shè)。

參考文獻：

[1]Goldsmith.金融結(jié)構(gòu)與金融發(fā)展[M].上海：上海三聯(lián)書店、上海人民出版社，1994.

[2]愛德華.S.肖.經(jīng)濟發(fā)展中的金融深化[M].上海：三聯(lián)書店，1988.

[3]張杰.中國金融成長的經(jīng)濟分析[M].北京：中國經(jīng)濟出版社，1995.

[4]李子奈，潘文卿.計量經(jīng)濟學[M].北京：高等教育出版社，2005.

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[6]周立，王子明.中國各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)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(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)、效率與經(jīng)濟增長關(guān)系的經(jīng)驗分析[J].管理世界，2003.

篇5

區(qū)域經(jīng)濟差異；絕對差異；相對差異；中部地區(qū)

[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(qū)處于中國內(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)展是提高中國國家競爭力的重大戰(zhàn)略舉措，也是實現(xiàn)東西融合、南北對接，推動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的客觀需要。所以，定量分析中部地區(qū)的區(qū)域差異，進一步分析區(qū)域差異的成因，對制定合理的發(fā)展對策促進中部崛起具有非常重要的現(xiàn)實意義。

一、中部地區(qū)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(qū)各省的人均GDP的標準差總體上一直呈現(xiàn)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(jīng)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(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?？傮w上說，中部地區(qū)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(shù)分析

變異系數(shù)是將標準差與其平均數(shù)對比所得的比值，又稱離散系數(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，說明區(qū)域間經(jīng)濟差異就越大。

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(xiàn)，總體呈現(xiàn)出上升的趨勢。

三、中部地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟差異的原因分析

1.區(qū)域經(jīng)濟政策的影響

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

2.經(jīng)濟整體性差，中心城市功能不足

由于中部地區(qū)行政分割嚴重，區(qū)域間的合作水平較低，存在區(qū)域經(jīng)濟利益的沖突。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，不能撬動起區(qū)域發(fā)展的戰(zhàn)略支點。

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，使得各省沒法發(fā)揮各自的優(yōu)勢，投資和生產(chǎn)分散，導(dǎo)致資源重復(fù)配置，同時生產(chǎn)能力也閑置。

四、結(jié)論及建議

通過對1978-2008年間中部地區(qū)省際間經(jīng)濟差異的分析發(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(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，應(yīng)做好以下幾個方面。

1.加強各地方政府間的區(qū)域經(jīng)濟合作

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，推動區(qū)域之間的經(jīng)濟合作，共同發(fā)展?？梢越⑿袠I(yè)協(xié)會、聯(lián)合商會、中部地區(qū)規(guī)劃組等，擴大中部地區(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，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)勢產(chǎn)業(yè)的競爭力。同時，把區(qū)域內(nèi)的相關(guān)產(chǎn)業(yè)形成一個整體，優(yōu)劣互補，提高區(qū)域整體的經(jīng)濟效益和競爭力，以促進中部地區(qū)的經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。

[1]草成林.中國區(qū)域經(jīng)濟差異研究[M].北京:中國經(jīng)濟出版社,1997:119．

[2]陸大道.區(qū)位論衛(wèi)區(qū)域研究方法[M].北京;科學出版社.1998.

[3]覃成林.中國區(qū)域經(jīng)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(fā),1998,17(2):36―39．