區(qū)域經(jīng)濟(jì)論文全文(5篇)

本文作者：張富田 單位：許昌學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院

在現(xiàn)有的實(shí)證分析中對(duì)政府能力的衡量基本都是從政府具有的經(jīng)濟(jì)能力而引申的變量。但是得出的結(jié)論卻有很大差別。一種觀點(diǎn)認(rèn)為政府的經(jīng)濟(jì)能力增強(qiáng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用。林毅夫和劉志強(qiáng)利用分省數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)提高了省級(jí)人均GDP的增長率［10］。莊子銀和鄒薇也認(rèn)為政府支出的增長率與GDP的增長率存在顯著的正相關(guān)關(guān)系［11］。另一種觀點(diǎn)卻認(rèn)為政府經(jīng)濟(jì)能力的增強(qiáng)制約了經(jīng)濟(jì)增長或不存在相關(guān)性。付文林和沈坤榮認(rèn)為政府預(yù)算內(nèi)支出的GDP占比與經(jīng)濟(jì)增長呈負(fù)相關(guān)關(guān)系［12］。張晏和龔六堂通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)中國的財(cái)政分權(quán)存在顯著的跨時(shí)差異和地區(qū)差異［13］。但是更多的研究則支持政府的經(jīng)濟(jì)能力與經(jīng)濟(jì)增長之間存在倒U型的關(guān)系，政府存在著最優(yōu)規(guī)模。高彥彥，蘇煒和鄭江淮通過對(duì)187個(gè)國家的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，證明政府規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長之間存在一種倒U型關(guān)系［14］。楊華和陳迅也證明地方政府的消費(fèi)支出與經(jīng)濟(jì)增長之間存在門限效應(yīng)，門限值兩邊存在正負(fù)的非線性關(guān)系［15］。肖蕓和龔六堂的研究也表明政府財(cái)政和經(jīng)濟(jì)增長之間存在統(tǒng)計(jì)相關(guān)的Laffer曲線特征，經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期正相關(guān)，超過某個(gè)臨界值時(shí)，二者負(fù)相關(guān)［16］。但是，現(xiàn)有的文獻(xiàn)均沒有考慮政府能力的增強(qiáng)和金融市場(chǎng)的深化彼此之間的影響，以及它們之間合作競爭的關(guān)系對(duì)經(jīng)濟(jì)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(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵所在，也是劃分政府與市場(chǎng)界限的依據(jù)。

根據(jù)現(xiàn)有的文獻(xiàn)，可以假設(shè)金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長存在兩方面的效應(yīng)，首先適度的金融發(fā)展和深化可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)剩余投入到生產(chǎn)循環(huán)中，加快經(jīng)濟(jì)的增長;但是以金融為主導(dǎo)的虛擬經(jīng)濟(jì)過度發(fā)展，又可能形成虹吸效應(yīng)，虛擬經(jīng)濟(jì)形成自我循環(huán)，不僅會(huì)吸取實(shí)體經(jīng)濟(jì)中的資金，并且還會(huì)引起經(jīng)濟(jì)的過度波動(dòng)。而政府能力的增強(qiáng)也會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長產(chǎn)生難以預(yù)測(cè)的效應(yīng)，適當(dāng)?shù)恼芰υ鰪?qiáng)能夠促進(jìn)公共產(chǎn)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(huì)引起政府財(cái)政對(duì)經(jīng)濟(jì)資源配置的不當(dāng)干預(yù)，引起過度的尋租行為，不利于經(jīng)濟(jì)效率的持續(xù)提升。另外在地方政府對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展承擔(dān)完全責(zé)任的情況下，地方政府還會(huì)對(duì)金融機(jī)構(gòu)的資金投向進(jìn)行干預(yù)，雖然近年來中央政府控制的金融機(jī)構(gòu)通過措施的完善，盡可能的排除了地方政府對(duì)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(tái)對(duì)金融剩余的投向施加直接和間接的影響。所以為了檢驗(yàn)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(guān)系，以及雙發(fā)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的共同作用，設(shè)定計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)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(shí)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(cè)度指標(biāo)，zfnlit表示i省t年的政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的能力測(cè)度指標(biāo)，(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(xiàng)指標(biāo)，ctrlitj是控制變量，a，β1，β2，β3，β4，rj均為待估參數(shù)，表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

現(xiàn)有的研究中，一般用國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加額或者人均國民生產(chǎn)總值的增加額來測(cè)度經(jīng)濟(jì)增長狀況，但是單純用國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加額難以反映區(qū)域內(nèi)生產(chǎn)效率的增長情況，因此用人均國民生產(chǎn)總值的增加額來測(cè)度生產(chǎn)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(jìn)行調(diào)整，模型中用本年的GDP對(duì)數(shù)減去上年的GDP對(duì)數(shù)進(jìn)行測(cè)量。區(qū)域金融發(fā)展指數(shù)的測(cè)度指標(biāo)主要參考戈德史密斯提出的金融相關(guān)率測(cè)度方法，用各地區(qū)本年度的存貸款總量與本地區(qū)當(dāng)年的GDP的比值加以衡量，政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)能力的指數(shù)測(cè)定用各個(gè)地區(qū)當(dāng)年的財(cái)政支出水平與當(dāng)年的GDP的比值加以衡量。對(duì)于控制變量的選取主要參考柯布－道格拉斯生產(chǎn)方程，在人力資本總量和資本投入增加總量上進(jìn)行測(cè)度。因?yàn)楦鱾€(gè)地區(qū)的人口具有流動(dòng)性，特別是接受高等教育的人口，所以用各個(gè)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(dòng)力人口的變動(dòng)情況。在外部資本流入上，因?yàn)槿鄙俑鱾€(gè)地區(qū)利用國內(nèi)外部資金的數(shù)據(jù)，因此只能用各個(gè)地區(qū)歷年實(shí)際利用外資情況加以計(jì)量。

本文重點(diǎn)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(jīng)濟(jì)體中所起作用，因此選擇河南省18個(gè)直轄市的面板數(shù)據(jù)作為分析樣本，考慮到區(qū)域經(jīng)濟(jì)的組團(tuán)式發(fā)展，以2004－2010年數(shù)據(jù)作為時(shí)間節(jié)點(diǎn)。因?yàn)椴煌瑫r(shí)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(jì)價(jià)，為了能在分析中與人民幣的計(jì)價(jià)方式一致，用各個(gè)年度美元兌換人民幣的中間價(jià)對(duì)外資投入量值進(jìn)行換算。并且按照價(jià)格指數(shù)對(duì)歷年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了換算，以保證比較的真實(shí)性。

本文采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件eviews6.0對(duì)面板數(shù)據(jù)回歸模型進(jìn)行了固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的擬合。固定效應(yīng)估計(jì)是假設(shè)解釋變量中對(duì)被解釋變量的效應(yīng)不隨個(gè)體和時(shí)間變化，而無法觀測(cè)到的地區(qū)效應(yīng)構(gòu)成的殘差與解釋變量相關(guān)，用虛擬變量最小二乘法進(jìn)行估計(jì)。隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)是假設(shè)解釋變量對(duì)被解釋變量的效應(yīng)不隨個(gè)體和時(shí)間變化，無法觀測(cè)到的地區(qū)效應(yīng)構(gòu)成的殘差隨機(jī)分布，與解釋變量嚴(yán)格不相關(guān)，因此將模型看成有隨機(jī)截距項(xiàng)的回歸方程，使用廣義最小二乘法解決誤差項(xiàng)中的序列相關(guān)問題。是選擇固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型則依賴hausman檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)，如果統(tǒng)計(jì)結(jié)果在10%的置信水平下顯著，則選擇固定效應(yīng)模型，否則選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。為了減少變量的內(nèi)生性導(dǎo)致的估計(jì)誤差，需要選取若干工具變量來減少隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)和解釋變量的相關(guān)性，所以采用的估計(jì)方法為兩階段最小二乘法(TSLS)。為了預(yù)防模型中可能存在異方差，需要用面板數(shù)據(jù)的加權(quán)最小二乘法進(jìn)行估計(jì)。注:(1)回歸結(jié)果省略了常數(shù)項(xiàng)，*，＊＊，＊＊＊分別表示1%，5%，10%的水平下顯著，解釋變量估計(jì)值下括號(hào)內(nèi)的數(shù)值均為系數(shù)的t檢驗(yàn)值;(2)P值為接受備擇假設(shè)(隨機(jī)效應(yīng)或固定效應(yīng))的概率，若該值大于0，則接受備擇假設(shè);(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(jì)結(jié)果顯示，添加工具變量后的估計(jì)結(jié)果與未添加工具變量之前估計(jì)結(jié)果差別不大，表明原估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)健。

通過對(duì)估計(jì)結(jié)果的分析，可以得出如下結(jié)論。(1)根據(jù)方程1的估計(jì)結(jié)果表明，區(qū)域金融的發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的短期推動(dòng)作用為負(fù)值，長期作用可能為正值。這說明目前區(qū)域金融對(duì)經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)力作用不顯著，也可以認(rèn)為區(qū)域金融的發(fā)展不僅沒有推動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)的增長，并且還引起了資金的外流，這與地方推動(dòng)區(qū)域金融深化的目標(biāo)背道而馳。金融發(fā)展和地方能力的交叉項(xiàng)指標(biāo)為正值，但是估計(jì)的回歸系數(shù)很小，這表明政府對(duì)金融機(jī)構(gòu)的存貸款行為具有一定程度的影響力，但是這種影響力對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(jì)結(jié)果都顯著，但是還是可以看出，勞動(dòng)力變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)更為重要，這也反映了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長還是依靠生產(chǎn)要素投入的粗放生產(chǎn)特征。在截距項(xiàng)中可以看出，中原城市群城市中，除了濟(jì)源和開封，其余的截距項(xiàng)都為正值，表明此經(jīng)濟(jì)區(qū)的大部分城市區(qū)域金融的發(fā)展推動(dòng)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長，而且效果較為顯著。豫北經(jīng)濟(jì)區(qū)城市中，截距項(xiàng)也為正值，但是回歸系數(shù)較小，說明區(qū)域金融發(fā)展對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用不強(qiáng)。豫西和豫西南經(jīng)濟(jì)區(qū)中，三門峽的截距項(xiàng)為正值，但是南陽為負(fù)值，說明此經(jīng)濟(jì)區(qū)的內(nèi)部差異較大，區(qū)域內(nèi)部城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系不強(qiáng)。但是黃淮經(jīng)濟(jì)區(qū)的所有城市截距項(xiàng)均為負(fù)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(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長，而且造成了區(qū)域資金的流出，抑制了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。(2)根據(jù)方程2的估計(jì)結(jié)果表明，總體上地方政府對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的控制力增強(qiáng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度不明顯，回歸的結(jié)果結(jié)果既不顯著，回歸系數(shù)的量值也很小，這說明區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長總體上還是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)作用的結(jié)果，強(qiáng)勢(shì)政府對(duì)推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的作用有限。但是政府能力和金融發(fā)展的交叉項(xiàng)為負(fù)值，而且檢驗(yàn)結(jié)果顯著，這表明政府對(duì)金融機(jī)構(gòu)的行為還是施加了一定的控制，而且對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了不良的影響?？刂谱兞炕貧w參數(shù)與方程1的結(jié)果相差不大，進(jìn)一步表明區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的粗放性質(zhì)和有限開放的特征。截距項(xiàng)中，中原城市群城市中，除了濟(jì)源和開封，其余城市的截距項(xiàng)都為正值，而且系數(shù)較大，表明政府對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的作用力較強(qiáng)，而且政府掌控區(qū)域經(jīng)濟(jì)資源的能力也較強(qiáng)。豫北經(jīng)濟(jì)區(qū)所有城市的截距項(xiàng)都為正值，但是數(shù)值較小，表明政府在區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長中所起作用較弱。豫西和豫西南經(jīng)濟(jì)區(qū)中兩個(gè)城市的截距項(xiàng)差異較大，表明此經(jīng)濟(jì)區(qū)個(gè)體差異較大，內(nèi)部聯(lián)系不強(qiáng)。黃淮經(jīng)濟(jì)區(qū)中所有城市的截距項(xiàng)都為負(fù)值，說明此區(qū)域政府過于強(qiáng)勢(shì)抑制了經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力。(3)根據(jù)方程3的回歸結(jié)果表明，短期內(nèi)金融發(fā)展水平和政府控制經(jīng)濟(jì)的能力都不能顯著的促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長，不僅如此，還有可能會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長的潛力，這說明區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長會(huì)受到區(qū)域金融發(fā)展和政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)能力的共同影響，結(jié)合方程1和方程2的回歸結(jié)果，可以表明政府對(duì)區(qū)域金融的發(fā)展具有顯著的影響，同時(shí)區(qū)域金融的發(fā)展對(duì)政府能力也有顯著的影響，而這種影響對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)是負(fù)面的。

1區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(duì)比較惡劣，導(dǎo)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(fù)雜，生存、氣候等條件也比較差，離經(jīng)濟(jì)中心的距離也比較遠(yuǎn)，盡管其有非常豐富的資源，但是因?yàn)檫@些原因，很難進(jìn)行經(jīng)濟(jì)發(fā)展，導(dǎo)致生產(chǎn)力無法實(shí)現(xiàn)。

1.2歷史因素

我國經(jīng)濟(jì)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(jìn)行擴(kuò)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(jīng)濟(jì)發(fā)展方面非常的快速，導(dǎo)致中西部地區(qū)發(fā)展相對(duì)于比較緩慢。西部地區(qū)地貌比較復(fù)雜，交通比較閉塞，而且信息傳遞比較緩慢，導(dǎo)致資源利用方面也存在著很大的問題，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了負(fù)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(xiǎn)惡的地區(qū)，主要是因?yàn)檫@個(gè)地區(qū)平原比較少。經(jīng)濟(jì)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(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展出現(xiàn)了受阻現(xiàn)象。改革開放政策的實(shí)施是為了更好的發(fā)展經(jīng)濟(jì)，但是，很多的經(jīng)濟(jì)政策都是給予了東部地區(qū)，導(dǎo)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(dǎo)致了全國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展不平衡，國家為了實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的平衡發(fā)展實(shí)行了西部大開發(fā)戰(zhàn)略，實(shí)現(xiàn)了有計(jì)劃的開發(fā)西部。