區(qū)域經濟論文全文(5篇)

本文作者：張富田 單位：許昌學院經濟管理學院

在現(xiàn)有的實證分析中對政府能力的衡量基本都是從政府具有的經濟能力而引申的變量。但是得出的結論卻有很大差別。一種觀點認為政府的經濟能力增強對經濟增長具有促進作用。林毅夫和劉志強利用分省數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)財政分權提高了省級人均GDP的增長率［10］。莊子銀和鄒薇也認為政府支出的增長率與GDP的增長率存在顯著的正相關關系［11］。另一種觀點卻認為政府經濟能力的增強制約了經濟增長或不存在相關性。付文林和沈坤榮認為政府預算內支出的GDP占比與經濟增長呈負相關關系［12］。張晏和龔六堂通過實證分析發(fā)現(xiàn)中國的財政分權存在顯著的跨時差異和地區(qū)差異［13］。但是更多的研究則支持政府的經濟能力與經濟增長之間存在倒U型的關系，政府存在著最優(yōu)規(guī)模。高彥彥，蘇煒和鄭江淮通過對187個國家的面板數(shù)據(jù)進行分析，證明政府規(guī)模與經濟增長之間存在一種倒U型關系［14］。楊華和陳迅也證明地方政府的消費支出與經濟增長之間存在門限效應，門限值兩邊存在正負的非線性關系［15］。肖蕓和龔六堂的研究也表明政府財政和經濟增長之間存在統(tǒng)計相關的Laffer曲線特征，經濟發(fā)展初期正相關，超過某個臨界值時，二者負相關［16］。但是，現(xiàn)有的文獻均沒有考慮政府能力的增強和金融市場的深化彼此之間的影響，以及它們之間合作競爭的關系對經濟增長的作用，而這是在不同的條件和階段下采取不同的政策促進區(qū)域經濟增長的關鍵所在，也是劃分政府與市場界限的依據(jù)。

根據(jù)現(xiàn)有的文獻，可以假設金融發(fā)展對經濟增長存在兩方面的效應，首先適度的金融發(fā)展和深化可以促進經濟剩余投入到生產循環(huán)中，加快經濟的增長;但是以金融為主導的虛擬經濟過度發(fā)展，又可能形成虹吸效應，虛擬經濟形成自我循環(huán)，不僅會吸取實體經濟中的資金，并且還會引起經濟的過度波動。而政府能力的增強也會對經濟的增長產生難以預測的效應，適當?shù)恼芰υ鰪娔軌虼龠M公共產品的完善，有利于資源的配置和效率的提升;但是政府能力的過度膨脹，又會引起政府財政對經濟資源配置的不當干預，引起過度的尋租行為，不利于經濟效率的持續(xù)提升。另外在地方政府對區(qū)域經濟發(fā)展承擔完全責任的情況下，地方政府還會對金融機構的資金投向進行干預，雖然近年來中央政府控制的金融機構通過措施的完善，盡可能的排除了地方政府對中央政府所控制的金融資源的尋租行為，但是地方依然可以通過自己所控制的區(qū)域發(fā)展基金融資平臺對金融剩余的投向施加直接和間接的影響。所以為了檢驗在不同的發(fā)展階段和環(huán)境下政府能力和金融發(fā)展之家的關系，以及雙發(fā)對經濟增長的共同作用，設定計量經濟學模型采用如下形式:gnνit=a+β1jrfzit+β2jrfzit+β3zfnlit+β4zfnlit+β4(jrfzit×zfnlit)+∑jrjctrlitj+μitj(1)其中，gnνit表示i省t年實際人均GDP的增長率，zfnlit表示i省t年的金融發(fā)展指數(shù)測度指標，zfnlit表示i省t年的政府干預經濟的能力測度指標，(jrfzit×zfnlit)表示區(qū)域政府能力和區(qū)域金融發(fā)展水平相互影響的交互項指標，ctrlitj是控制變量，a，β1，β2，β3，β4，rj均為待估參數(shù)，表示隨機誤差項。

現(xiàn)有的研究中，一般用國內生產總值的增加額或者人均國民生產總值的增加額來測度經濟增長狀況，但是單純用國內生產總值的增加額難以反映區(qū)域內生產效率的增長情況，因此用人均國民生產總值的增加額來測度生產效率的更為合適，為了消除通貨膨脹的影響，用1978年作為基年的CPI數(shù)值進行調整，模型中用本年的GDP對數(shù)減去上年的GDP對數(shù)進行測量。區(qū)域金融發(fā)展指數(shù)的測度指標主要參考戈德史密斯提出的金融相關率測度方法，用各地區(qū)本年度的存貸款總量與本地區(qū)當年的GDP的比值加以衡量，政府干預經濟能力的指數(shù)測定用各個地區(qū)當年的財政支出水平與當年的GDP的比值加以衡量。對于控制變量的選取主要參考柯布－道格拉斯生產方程，在人力資本總量和資本投入增加總量上進行測度。因為各個地區(qū)的人口具有流動性，特別是接受高等教育的人口，所以用各個地區(qū)的教育投入來指代人力資本的增加額更為合適。另外在控制變量中還要加上區(qū)域勞動力人口的變動情況。在外部資本流入上，因為缺少各個地區(qū)利用國內外部資金的數(shù)據(jù)，因此只能用各個地區(qū)歷年實際利用外資情況加以計量。

本文重點考察區(qū)域金融因素和政府因素在不同區(qū)域發(fā)展階段和不同類型經濟體中所起作用，因此選擇河南省18個直轄市的面板數(shù)據(jù)作為分析樣本，考慮到區(qū)域經濟的組團式發(fā)展，以2004－2010年數(shù)據(jù)作為時間節(jié)點。因為不同時間段的樣本數(shù)據(jù)采集中存在著單位的不一致，所以本文統(tǒng)一了不同年度數(shù)據(jù)的單位值。外資投入以美元計價，為了能在分析中與人民幣的計價方式一致，用各個年度美元兌換人民幣的中間價對外資投入量值進行換算。并且按照價格指數(shù)對歷年的數(shù)據(jù)進行了換算，以保證比較的真實性。

本文采用計量經濟學軟件eviews6.0對面板數(shù)據(jù)回歸模型進行了固定效應和隨機效應的擬合。固定效應估計是假設解釋變量中對被解釋變量的效應不隨個體和時間變化，而無法觀測到的地區(qū)效應構成的殘差與解釋變量相關，用虛擬變量最小二乘法進行估計。隨機效應估計是假設解釋變量對被解釋變量的效應不隨個體和時間變化，無法觀測到的地區(qū)效應構成的殘差隨機分布，與解釋變量嚴格不相關，因此將模型看成有隨機截距項的回歸方程，使用廣義最小二乘法解決誤差項中的序列相關問題。是選擇固定效應模型還是隨機效應模型則依賴hausman檢驗統(tǒng)計，如果統(tǒng)計結果在10%的置信水平下顯著，則選擇固定效應模型，否則選擇隨機效應模型。為了減少變量的內生性導致的估計誤差，需要選取若干工具變量來減少隨機擾動項和解釋變量的相關性，所以采用的估計方法為兩階段最小二乘法(TSLS)。為了預防模型中可能存在異方差，需要用面板數(shù)據(jù)的加權最小二乘法進行估計。注:(1)回歸結果省略了常數(shù)項，*，＊＊，＊＊＊分別表示1%，5%，10%的水平下顯著，解釋變量估計值下括號內的數(shù)值均為系數(shù)的t檢驗值;(2)P值為接受備擇假設(隨機效應或固定效應)的概率，若該值大于0，則接受備擇假設;(3)JR-FZ的工具變量為滯后一期的JRFZ，ZFNL的工具變量為滯后一期的ZFNL，其它工具變量均為其自身。估計結果顯示，添加工具變量后的估計結果與未添加工具變量之前估計結果差別不大，表明原估計結果較為穩(wěn)健。

通過對估計結果的分析，可以得出如下結論。(1)根據(jù)方程1的估計結果表明，區(qū)域金融的發(fā)展對經濟增長的短期推動作用為負值，長期作用可能為正值。這說明目前區(qū)域金融對經濟的推動力作用不顯著，也可以認為區(qū)域金融的發(fā)展不僅沒有推動地方經濟的增長，并且還引起了資金的外流，這與地方推動區(qū)域金融深化的目標背道而馳。金融發(fā)展和地方能力的交叉項指標為正值，但是估計的回歸系數(shù)很小，這表明政府對金融機構的存貸款行為具有一定程度的影響力，但是這種影響力對區(qū)域經濟增長所起的作用非常微弱。在控制變量中，雖然所有的控制變量的估計結果都顯著，但是還是可以看出，勞動力變量對經濟增長的推動更為重要，這也反映了區(qū)域經濟增長還是依靠生產要素投入的粗放生產特征。在截距項中可以看出，中原城市群城市中，除了濟源和開封，其余的截距項都為正值，表明此經濟區(qū)的大部分城市區(qū)域金融的發(fā)展推動了區(qū)域經濟的增長，而且效果較為顯著。豫北經濟區(qū)城市中，截距項也為正值，但是回歸系數(shù)較小，說明區(qū)域金融發(fā)展對區(qū)域經濟增長的推動作用不強。豫西和豫西南經濟區(qū)中，三門峽的截距項為正值，但是南陽為負值，說明此經濟區(qū)的內部差異較大，區(qū)域內部城市的經濟聯(lián)系不強。但是黃淮經濟區(qū)的所有城市截距項均為負值，而且效果較為顯著，說明此區(qū)域金融的發(fā)展不僅沒有促進區(qū)域經濟的增長，而且造成了區(qū)域資金的流出，抑制了區(qū)域經濟增長。(2)根據(jù)方程2的估計結果表明，總體上地方政府對區(qū)域經濟的控制力增強對區(qū)域經濟增長的貢獻度不明顯，回歸的結果結果既不顯著，回歸系數(shù)的量值也很小，這說明區(qū)域經濟增長總體上還是市場經濟作用的結果，強勢政府對推動區(qū)域經濟增長的作用有限。但是政府能力和金融發(fā)展的交叉項為負值，而且檢驗結果顯著，這表明政府對金融機構的行為還是施加了一定的控制，而且對區(qū)域經濟增長產生了不良的影響?？刂谱兞炕貧w參數(shù)與方程1的結果相差不大，進一步表明區(qū)域經濟增長的粗放性質和有限開放的特征。截距項中，中原城市群城市中，除了濟源和開封，其余城市的截距項都為正值，而且系數(shù)較大，表明政府對區(qū)域經濟增長的作用力較強，而且政府掌控區(qū)域經濟資源的能力也較強。豫北經濟區(qū)所有城市的截距項都為正值，但是數(shù)值較小，表明政府在區(qū)域經濟增長中所起作用較弱。豫西和豫西南經濟區(qū)中兩個城市的截距項差異較大，表明此經濟區(qū)個體差異較大，內部聯(lián)系不強。黃淮經濟區(qū)中所有城市的截距項都為負值，說明此區(qū)域政府過于強勢抑制了經濟增長的動力。(3)根據(jù)方程3的回歸結果表明，短期內金融發(fā)展水平和政府控制經濟的能力都不能顯著的促進區(qū)域經濟的增長，不僅如此，還有可能會抑制經濟增長的潛力，這說明區(qū)域經濟的增長會受到區(qū)域金融發(fā)展和政府干預經濟能力的共同影響，結合方程1和方程2的回歸結果，可以表明政府對區(qū)域金融的發(fā)展具有顯著的影響，同時區(qū)域金融的發(fā)展對政府能力也有顯著的影響，而這種影響對區(qū)域經濟增長的貢獻是負面的。

1區(qū)域經濟發(fā)展的差距原因

1.1自然條件

我國國土面積非常廣闊，尤其是中西部地區(qū)占據(jù)著總面積的百分之六十以上，但是中西部地區(qū)多沙漠戈壁，而且多高寒地區(qū)，自然條件相對比較惡劣，導致該地區(qū)人口分布非常不合理。中西部地形通常比較封閉，而且地理環(huán)境比較復雜，生存、氣候等條件也比較差，離經濟中心的距離也比較遠，盡管其有非常豐富的資源，但是因為這些原因，很難進行經濟發(fā)展，導致生產力無法實現(xiàn)。

1.2歷史因素

我國經濟在發(fā)展過程中，西部地區(qū)一直處于比較貧困落后的情況下，而且，歷史上也是從中原地區(qū)向四周進行擴展，但是在發(fā)展過程中還是出現(xiàn)了很大的差異。東部地區(qū)在經濟發(fā)展方面非常的快速，導致中西部地區(qū)發(fā)展相對于比較緩慢。西部地區(qū)地貌比較復雜，交通比較閉塞，而且信息傳遞比較緩慢，導致資源利用方面也存在著很大的問題，對經濟發(fā)展起到了負面影響。

1.3環(huán)境影響

西部地區(qū)在發(fā)展過程中，資源數(shù)量非常大，但是很多資源都處在環(huán)境比較險惡的地區(qū)，主要是因為這個地區(qū)平原比較少。經濟發(fā)展過程中需要便利的交通條件，西部地區(qū)交通比較落后，導致經濟發(fā)展出現(xiàn)了受阻現(xiàn)象。改革開放政策的實施是為了更好的發(fā)展經濟，但是，很多的經濟政策都是給予了東部地區(qū)，導致東部地區(qū)在發(fā)展過程中出現(xiàn)了高速發(fā)現(xiàn)現(xiàn)象。政策傾斜導致了全國經濟的發(fā)展不平衡，國家為了實現(xiàn)經濟的平衡發(fā)展實行了西部大開發(fā)戰(zhàn)略，實現(xiàn)了有計劃的開發(fā)西部。