地区经济分析精选(五篇)

序言：作为思想的载体和知识的探索者，写作是一种独特的艺术，我们为您准备了不同风格的5篇地区经济分析，期待它们能激发您的灵感。

篇1

1关于资源诅咒的一个综述

发展经济学的先驱Prebisch和Singer首先发现了发展中国家出口初级产品并不能成为本国经济增长的引擎，他们从国家对外贸易的结构差异出发，发现在发达国家和发展中国家的对外贸易中，发展中国家的贸易条件恶化是一种历史趋势，并提出了贸易增长的"贫困化"陷阱理论［2］。

1993年Auty在研究产矿国经济发展问题时第一次提出了"资源的诅咒"，这一概念是指丰富的自然资源长期对经济有着极强的抑制作用。Sachs和Warner(1995)的研究发现，在1971年自然资源产品出口占GDP较大比重的国家在接下来1971－1989这18年中都经历了低的经济增长率。这种自然资源对经济增长的负面作用在排除了其他影响因素(如初始人均收入水平、对外贸易政策、政府效率和投资利率)之后被证明是客观存在的。Sachs和Warner(1995)指出这是一个历史性的固定的模式。那些严重依赖资源发展的国家将成为经济发展方面的失败者，在过去的两个世纪中，拥有丰富自然资源的国家，如俄国，尼日利亚和委内瑞拉都经历了相对缓慢的经济增长，相反，日本、香港、韩国、新加坡和瑞士这些只有有限自然资源的国家却获得了显著的经济增长率。Sachs和Warner(1995)总结说:"现代经济增长的一个令人吃惊的特征便是那些拥有丰富自然资源的国家的经济增长速度远远不如资源匮乏的国家。"1997年和2001年，Sachs和Warner用初级产品出口占GDP的比重作为资源丰裕度的度量指标，对87个国家的跨部门数据进行了分析，引入了许多特定变量，包括当时的经济类型变量(初始GDP、商品价格趋势、投资)和结构类型或制度类型变量(经济开放度、法律制度的力度)，结果显示资源丰裕度与人均收入增长存在负面的相关关系［3，4］。中国学者徐康宁、王剑(2006)以中国省际的面板数据为样本，对"资源诅咒"假说进行了检验。计量结果显示，该命题在我国内部地区层面同样成立，多数省份丰裕的自然资源并未成为经济发展的有利条件，反而制约了经济增长［5，8］。

2甘肃省经济增长具有资源依赖型特征

2．1甘肃是我国资源比较丰富的省份

甘肃省是我国能源矿产资源比较丰富的省份之一，能矿开发已成为甘肃省的重要经济支柱。目前已探明储量的81种矿产中，在全国排第一位的有11种，前五位的有29种，前十位的有53种［6，7］。2007年甘肃省主要能矿资源基础储量在全国31个省份中均处于中上游水平。

2．2甘肃优势工业行业主要集中在资源型行业

利用波士顿矩阵进行工业优势行业的筛选。

以2004－2007年间甘肃省名义经济增长率16．97%和2007年各行业产值占工业总产值的比重是否大于5%可以将各行业分为四类。根据波士顿矩阵分析方法，上述Ⅰ类行业为主导产业，特点是在工业总产值中占有较大比重，且增长速度高于GDP平均增长率，这类行业需要加大投资以支持其迅速发展。Ⅱ类行业属于问题行业或潜在优势行业，特点是高增长率、低市场占有率，对这类行业应采取选择性投资战略。III类行业属于衰退类行业，其特点是低增长率、低市场占有率，对这类行业应采用撤退战略。甘肃省4个Ⅰ类行业均为资源型行业，Ⅱ类行业中有一半是资源型行业。再从工业增加值来看，2007年甘肃省全年实现工业增加值1063．84亿元，其中石化工业完成增加值271．0亿元，有色工业完成增加值225．88亿元，电力工业完成增加值124．83亿元，冶金工业完成增加值92．89亿元，这四大资源型行业占到工业增加值的67%以上［12］。由此可见，甘肃省优势工业行业主要集中在资源型行业，其经济增长具有典型的资源依赖型特征。

3甘肃省资源依赖型经济的资源诅咒分析

3．1自然资源丰裕程度与经济增长关系的计量分析

为了采用量化方式具体分析甘肃省资源与经济发展间的关系，本文采用以各省煤炭、石油、天然气三种矿产资源的基础储量占全国的相对比重而构造的资源丰裕度指数(RAI)来衡量各地区自然资源贫富的差异，在我国一次能源生产和消费总量中煤炭约占75%，石油约占17%，天然气约占2%。

在各地区物价基本统一的基础上，选取各省区1991和2007年的名义地区生产总值来计算各省区年均地区生产总值增长率。同时选取2007年各省区的人均地区生产总值、农民人均纯收入、城镇居民人均可支配收入等三项指标来度量各省区的经济发展水平①。分别以各省区的地区生产总值年均增长率、人均地区生产总值、农民人均纯收入、城镇居民人均可支配收入为纵轴，以RAI为横轴，做四组散点图(图1)，可以清晰地发现一个规律:四组图中各散点均非常近似地收敛于由高向低和从左到右的一条拟合线，即我国资源丰富地区(RAI值较大的地区)的经济增长速度和经济发展水平普遍要比资源贫穷地区(RAI值较小的地区)低很多。在上述5项指标中，甘肃省的RAI值在26个样本省区中位列第11位，处于中游水平，而1991－2007年的地区生产总值年均增长率、2007年人均地区生产总值、2007年农民人均纯收入、2007年城镇居民人均可支配收入在26个样本省区中分别位列第23位、第25位、第26位和第26位，明显处于最落后省份水平。在图中，甘肃省始终位于拟合曲线的右下方，这说明相对于甘肃省拥有的资源优势来说，其经济增长速度和发展水平明显偏低，远不如浙江、广东等资源贫乏的省区，由此可以认为，甘肃省经济发展被资源所"诅咒"。

3．2资源诅咒的成因－要素转移效应引发"荷兰病"

20世纪60年代，已是制成品出口主要国家的荷兰发现大量天然气，荷兰政府大力发展天然气业，出口剧增，国际收支出现顺差，经济显现繁荣景象。可是，蓬勃发展的天然气业却严重打击了荷兰的农业和其他工业部门，削弱了出口行业的国际竞争力，这种以削弱其他行业发展为代价使资源型产业在繁荣时期膨胀发展的经济现象被称为"荷兰病"［11］

。文中认为，甘肃省在一定程度上也面临着"荷兰病"的困境。

3．2．1资源型产业的比较优势吸引了大量投资

甘肃省在资源型产业具有比较优势，按照市场经济规律，生产要素将向收益高的部门聚集，自然会吸引投资向资源型行业集中。1994－2007年间，甘肃省国有经济中采掘业投资占总投资的比重在4～10%间波动，总体水平高于全国采掘业占总投资的比重，如2004年甘肃省国有经济中采掘业投资占总投资的比重为6．435%，高于全国采掘业投资占总投资3．40%的比重［12］。

3．2．2资源型产业的挤出效应削弱了甘肃省的总体竞争力

经济学认为资源始终是稀缺的，如何将有限的资源配置到国民经济各个部门，实现经济社会的协调、可持续发展是经济学研究的核心命题之一。甘肃省在资源型产业的投资比重过大必然会在一定程度上"挤占"技术含量和附加值产业发展所占需的要素投入，从而使甘肃省的经济发展陷入进一步依赖于采掘业和资源型产品加工业的循环之中，而决定现代区域竞争力的制造业和高新技术产业始终处于被动和从属地位，制造业和高新技术产业的弱势地位又进一步拉大了甘肃省与全国及发达省份间的相对差距，最终便甘肃省的综合竞争力处于较低水平。肖红叶等人的研究表明在1985－2004年间甘肃省竞争力总指数在全国31个省市区中排名从未进入过前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;从产业竞争力来看，甘肃省在20年间排名最高为第18位，最低为第29位，自1990以后，甘肃省产业竞争力持续走低，其中2004年排第27位［9］。

4摆脱诅咒的路径选择－从资源依赖型向创新驱动型转变

第1期周亚雄等我国西部欠发达地区资源依赖型经济的资源诅咒分析·27·世界工业化历史进程表明，一大批资源依赖型区域在市场竞争的驱动下，通过不断的技术创新活动，使科技进步成为经济发展的内生要素，提高了其经济发展的效率，改善了资源、环境利用方式，改变了区域经济增长方式，为资源依赖型区域经济发展方式转型提供了成功的案例。

4．1甘肃省经济增长从资源依赖型向创新驱动型转变的优势和机遇

4．1．1后发优势

后发优势是指由于区域经济发展水平之间的差异，欠发达地区能够通过借鉴发达国家或地区的经验教训，有效地利用发达国家或地区的资本、先进技术，学习移植发达国家或地区先进的制度，使潜在的后发优势变为现实优势，以实现经济社会的快速发展［10］。从甘肃省当前的经济社会发展整体水平来看，甘肃省仍属于发展水平较低的欠发达地区，与发达国家和国内发达沿海地区的发展差距依然较大，从而存在着较大的后发优势潜力。

4．1．2政府部门对科技创新的日益重视

近年来，甘肃省政府一直将科技创新作为全省发展的核心战略，全省范围内开展了营造科技创新的良好环境，相继制定颁布了相关条例、规定，较大地改变了甘肃省科技创新的大环境，推动了科技创新活动的快速发展。

4．1．3国际国内技术、产业的转移加快

利用国际技术扩散，加强与技术交流合作及产业协作，不仅可以改善本国、本地区的技术能力，还能通过各种渠道和机制促使本国技术创新能力的提高以及创新机制的形成。当前，国际新一轮产业、技术转移正在持续深入，这为甘肃省提供了新的历史性发展机遇。

4．1．4国家对资源型地区(城市)转型的重视

至2009年3月国务院共确定了包括甘肃省白银市、玉门市在内44个城市为国家资源枯竭型转型城市，中央财政将给予这些城市转型发展的资金支持。

4．1．5国家、区域创新体系建设的不断完善

区域创新体系作为国家创新体系的基础，和国家创新体系在地域、结构、功能和目标等方面具有高度关联性，国家创新体系必将以区域创新体系的发展为依托，通过促进区域创新体系的发展来实现国家创新体系的整体提高，这意味着甘肃省区域创新体系建设将在政策和财力等方面获得国家的支持。

4．2甘肃省经济发展从资源依赖型向创新推动型转变的路径选择

4．2．1技术创新的路径选择

从甘肃省经济发展水平较为落后，自主创新主体和区域创新网络体系尚未形成的实际情况出发，结合甘肃省经济及创新发展的趋势，在甘肃省科技创新应选择从引进模仿、学习合作创新提高研发能力自主创新的动态转型之路。

4．2．2管理创新的路径选择

管理创新包括企业管理创新与政府管理创新两个方面。甘肃省企业管理创新应遵循从以模仿创新为主、自主创新为辅，到以自主创新为主的创新路径，逐步形成适应社会主义市场经济的企业管理模式。甘肃省政府管理创新应以自主创新为主，政府职能从全能政府向有限政府转变，政府管理理念从控制导向型向服务导向型创新，政府组织结构从机械封闭式到弹性开放式创新。

篇2

论文关键词：民族地区,经济增长,环境污染,计量经济分析

一、研究背景及选题意义

西部地区是中国经济发展落后地区，而民族地区大多又是西部地区12省中比较落后的地区。民族地区包括新疆、内蒙古、宁夏、西藏、广西5个省级民族自治区，还有少数民族聚集的青海、云南、贵州3个省区。改革开放尤其是西部大开发以来，民族地区经济虽然较东部地区仍然落后，也得到了快速发展，但随之而来的环境问题在民族地区却日益凸现。研究如何协调民族地区的经济和环境的发展，避免东部地区先污染后治理的模式具有重要意义。

Grossman和Krueger1991,1993)提出来的环境库兹涅茨曲线(EnvironmentalKuznetsCurve，EKC）是经济增长与环境污染间的关系的经验总结。近年来许多文献应用时间序列和面板数据对各地区的EKC进行了实证分析。但是同时间序列相比，面板数据能够将变量的截面和时序信息综合在一起，利用各变量在时间和截面上的差异所提供的信息，拓展样本的数据点，增加模型的自由度，显著减少缺省变量带来的问题。

国外，CrossmanandKrueger使用跨国PanelData模型对一些国家地区进行了EKC实证检验；国内，包群等利用1996－2002年中国30个省份的面板数据，对中国经济增长与6类环境污染指标之间的关系进行了检验；李刚利用面板数据对中国环境Kuznets进行了检验；王彦斌对面板数据对中部六省环境污染与经济增长关系进行了实证分析。

在这些文献的研究基础上，可以发现以下问题：

1.许多文献在利用面板数据进行方程回归时没有进行单位根检验和协整检验，这就容易产生虚假回归并且不能保证方程的稳定性。

2.许多文献在得到方程后，仅仅得出EKC的形状，没有求出曲线的拐点，这对经济和环境关系的研究是没有多大意义的，因为拐点两侧的环境和经济政策是不相同的。

3.一些文献直接用二次型的EKC模型进行估计，这必定会带来方程设定错误。

4.对民族地区8省区经济增长和环境协调发展，还没有基于PanelData进行实证研究的文献。

基于上述的分析，本文从以下方面进行了改进：

1.利用拓展的Kuznets曲线三次型模型进行计量经济学分析，且先对面板数据进行了单位根检验和协整检验，以克服虚假回归和方程不稳定的缺陷。

2.分析出民族地区经济增长同环境污染的一般关系，并找出各个省区各自独有的EKC和相应的拐点，为民族地区环境政策制定和经济规划提供理论依据。

3.利用的19992008年民族地区最新的数据，得出的结论会更实用（2009年数据所在的《中国统计年鉴2010》尚未出版）。选取的是西部大开发10周年时间段，也是民族地区的经济发展与环境关系冲突最为明显的阶段。

二、模型建立与数据选取

EKC的形状不尽相同。CrossmanandKrueger证实了倒U型的库兹涅茨环境曲线存在；Kaufmann(1998)等人的研究表明人均收入和SO2排放量之间存在U型关系；根据其他研究资料表明库兹涅茨环境曲线有倒N型、N型、线型多种形状。

为了保证研究的一般性，本文采取CrossmanandKrueger（1998）拓展的包含上述五种类型可能性的的库兹涅茨环境曲线模型进行回归分析。根据计量分析最终确定各个省区到底是属于倒U型、U型、直线型、倒N型、N型中的哪一种。模型形式为：

Y=α+β1X+β2X+β3X+u(1)

其中Y为环境污染指标；X为经济指标;u为随机误差项。

根据模型回归结果可以判断环境曲线关系:若β1>0,β2则为倒U型曲线关系;若β10,β3=0,则为U型曲线关系;若β10,β3则为倒N型曲线关系;若β1>0,β20,则为N型曲线关系;若β1≠0,β2=0,β3=0,则为线性关系。具体的判断表如表1所示：

表1环境Kuznets曲线形状判断表

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

直线型

≠0

篇3

国家社会科学基金项目(07CJY033)。

作者简介：

胡毅(1951-)，新疆乌鲁木齐人，新疆财经大学统计与信息管理系教授、博士生导师，研究方向为计量经济分析、区域经济。

摘要：文章应用协整分析的方法，研究了新疆1952-2005年国内生产总值与出口贸易总额这两个重要经济指标之间的关系，进而揭示出口贸易与经济增长之问的相互作用。研究表明在所选取的样本区间内这两列时间序列均为非平稳的，并且都是单位根过程，随后验证了它们之间存在唯一协整关系。最后，论文给出了上述两个重要经济指标的协整方程以及误差修正模型(ECM)，在此基础上分析了新疆出口贸易增长对国内生产总值增长的影响，并提出对策建议。

关键词：出口贸易；经济增长；协整检验；误差修正模型；Granger因果检验

中图分类号：F127

文献标识码：A　文章编号：1002-0594(2007)11-0080-03　收稿日期：2007-09-05

一、引言

新疆的国内生产总值持续快速增长，从1952年的7．9亿元增至2005年的2064亿元。出口贸易总额从1952年的5437万元增至2005年的237．7亿元，取得了瞩目的成就。通常出口贸易被认为是促进国民生产总值增长和就业增长的重要因素，一个地区的出口贸易对GDP具有显著影响，表明经济增长对该地区的对外贸易有依赖性，即该地区

经济发展符合出口贸易促进经济增长假说(Hypothesisof export-led growth，ELG)。近期国内外学者对二者的关系从不同角度进行了探讨和研究。

由于新疆外贸远期出口量较小，而近期出口量增长很快，但主要是“通道效应”所致，即内地通过新疆向泛中亚区域的出口贸易量快速增长，大多为非新疆本地产品的出口。故新疆的出口对经济增长作用应用回归分析的方法是不可靠的，因为当两列时序都具有很强的趋势性时，即使它们生成过程毫不相关，也往往表现出它们之间的高度相关性，Granger和Newbold称之为“伪回归”。

新疆出口贸易总额(XJTE)与新疆国内生产总值(XJGDP)两组时间序列数据具有较强的趋势性，为了避免“伪回归”，本文运用协整(cointegration)理论研究它们之间关系，它从分析时间序列的非平稳性着手探求非平稳变量间是否蕴含着长期均衡关系。为深入了解两者关系，本文还应用时间序列的单位根检验和协整分析进一步探讨新疆地区出口贸易与地区经济增长之间的相互作用。

二、检验与建模

(一)变量选择和数据的处理本文研究过程中采用1952～2005年的新疆国内生产总值(XJGDPt)和新疆出口贸易总额(XJTEt)，均以现价形式表示，并使用以1952年为基期的商品零售价格指数(Pt)对以上两个变量进行缩减，以消除物价因素影响。为了保证数据的可比性和容易得到平稳序列，同时削弱可能存在的异方差，对数据取自然对数处理，即LXJGDPt=Ln(XJGDPt/Pt)，LXJTEt=Ln(XJTEt/Pt)，t=1952,…，2005,并记其一阶差分序列为LXJGDP、LXJTE。图1显示LXJDXP与LXJTE都呈上扬趋势，有非平稳变量的特征，而且有共同的发展趋势，图2显示了两个变量一阶差分序列有白噪声的特征。

(二)单位根检验(ADF检验)根据协整理论对变量IXJGDP,LXJTE作ADF检验，结果见表1。由表1可知，变量LXJGDP、LXJTE的ADF统计值都大于5％显著水平的临界值，而ALXJGDP和ALXJTE在各种检验形式下ADF统计值都小于5％显著水平的临界值，因此拒绝原假设，从而认为变量LXJGDP和LXJTE都是I(1)序列。

(三)变量的协整检验　采用JJ(Johansen-Juselius)“极大似然法”协整检验，结果如表2：

拒绝零假设r=0，即LXJGDP和LXJTE之间存在协整关系；似然比统计量LR=3.379979小于临界值9.16，接受零假设r≤1，即LXJGDP和IXITE存在唯一的协整关系。进而得到协整方程为：

(四)误差校正模型　由上述结果知经济增长与出口贸易之间存在协整关系，因而为了进一步说明它们之间短期动态与长期调整特征，获得如下误差修正模型(ECM)：

方程(2)表明：滞后1期的经济增长变化将对本期的经济增长变化有正向促进作用，滞后l期的经济增长变化1％将引起本期的经济增长同向变化0.3202％，而滞后2期的经济增长变化1％将引起本期的经济增长反向变化0.3664％，这反映经济增长的延续性和波动性。而出口贸易总额滞后1期和滞后2期差分项的系数均不显著，因此出口贸易对新疆的经济增长只在当期有影响，而长期影响不显著。误差修正项系数的估计值(-0.0168)反映经济增长与出口贸易的长期均衡使得短期内XJGDP的非均衡状态逐渐向均衡状态趋近。

(五)Granger因果关系检验　应用Granger因果检验方法分析新疆GDP与出口贸易总额之间的内在关系，检验结果见表3、表4和表5，模型滞后阶数的改变导致检验结果变化较大，一不具有一致的结论。根据Granger因果关系分析的核心思想，新疆样本的Granger因果检验没有较大的可靠性。

三、结论

1．新疆的经济增长与出口贸易尽管各自是非平稳的，在短期内可能表现出非一致性，但协整关系检验表明，长期而言新疆经济增长和出口贸易构成稳定的均衡关系，表现出协同变化的一致趋势，呈现出相互促进的良性经济循环态势。尽管近十几年新疆出口的工业制成品60％以上来自内地，但这种通道贸易就对新疆的经济发展仍起到积极的促进作用。

2．新疆的经济增长与出口贸易存在唯一的协整关系，这反映出新疆经济增长的变化对出口贸易的变化具有正向显著影响，同时有直接的滞后作用。

3．出口贸易增长对经济增长的影响仅仅限于一年滞后期内，这反映出由于新疆本地出口产品的附加值不高，导致当年出口增长所拉动经济增长影响力在第二年就基本消失。因此在努力增加对外贸易总额同时，要积极拓展出口产业关联度强、附加值高的新疆本地工业产品的种类，着力开发跨行业、跨产业以及资本密集和技术密集型的出口工业制成品。

篇4

关键词：金融发展；经济增长；格兰杰因果检验

文章编号：1003-4625(2009)09-0069-03

中图分类号：F832.0

文献标识码：A

一、引言

金融是现代市场经济的核心。越来越多的实证表明，经济增长与金融发展正相关，较高水平的经济发展通常伴随着较高水平的金融发展水平。在欠发达地区，由于金融发展相对滞后，对经济增长的支持力度有限。本文运用实证检验的分析方法，选取陕西省经济总量指标与相关金融指标之间的历史数据，通过格兰杰因果关系检验和协整检验，试图证实陕西省经济增长与金融发展的关系，并以金融支持为研究视角探寻构建欠发达地区经济增长与金融发展的思路。

二、文献综述

关于经济增长与金融发展的相互关系，国外经济学家对此进行了大量实证研究。戈德史密斯(1969)采用金融中介资产对GDP的比重代表金融发展水平，得出“在一国经济发展过程中，金融上层结构有关的增长比国民总收入及国民财富所表示的经济基础结构的增长更为迅速，因而，金融相关比率(FIR)(即某一时点上一国或一地区金融工具的市场总值与实物形式的国民财富的市场总值之比)有提高的趋势”的结论。麦金农和肖通过研究金融受到抑制的发展中国家经济，提出“包括利率与汇率在内的金融价格的扭曲以及其他手段所造成的金融抑制，会使实际的经济增长率下降，同时金融抑制的战略严重妨碍了发展中国家的经济发展过程”的结论。

我国经济学界关于金融发展与经济增长关系的研究出现于20世纪90年代。早期的金融发展以张杰为代表，主要包括对相关概念的界定和理论框架的构建，在该项研究中界定了金融成长的概念，并提出了金融成长的内生分析框架，研究了经济状态、经济结构和金融努力对金融成长的影响。谈儒勇(1999)运用OLS对我国金融发展与经济增长间的关系进行线性回归，研究结果表明，在我国金融中介发展和经济增长之间有显著的、很强的正相关关系。周立、王子明(2002)则通过对中国各地区1978―2000年金融发展与经济增长关系的实证研究发现，两者密切相关，提高金融发展水平，对于长期的经济增长会带来良好影响。王志强和孙刚(2003)的研究则认为我国金融规模与金融效率与经济增长之间存在双向的因果关系。徐璋勇(2006)通过选取陕西关中地区1990年到2003年的相关数据，通过建立计量模型并进行了格兰杰因果检验发现，陕西关中地区的金融发展与经济增长之间的因果关系是单项的，表现为经济增长促进金融发展。刘志友，王家华(2008)实证分析得出江苏地区经济增长与金融发展存在统计上的显著稳定关系，而且互为因果关系，相互促进，而经济增长对金融发展的促进作用更为明显。

三、数据选取与实证检验

(一)研究方法与数据选取

本文结合陕西金融发展与经济增长的实际情况，建立金融发展和经济增长的指标，运用1978年到2007年的数据对陕西金融发展与经济增长进行单位根检验、协整检验以及格兰杰因果检验。其中，主要运用协整方法与格兰杰因果检验方法来研究陕西省经济增长与金融发展之间的关系。

在经济增长的度量上，采用陕西省人均实际GDP(ARGDP)作为衡量陕西省经济增长指标，人均实际GDP以1978年不变价格计算，用人均GDP可以消除模型中的人力资源因素，用不变价格计算的GDP可以消除物价扰动因素。在金融发展的度量上，结合Goldsmith的研究，选用金融相关率FIR，即用金融资产与GDP的比重来表示金融发展以及金融深化程度。选用存贷款余额代替金融资产总量。在数据处理上，对所有变量均取自然对数。

(二)实证过程及分析检验

本文采用Eviews3.1统计软件分别对样本数据进行平稳性检验、协整检验和Granger因果关系检验。

1.平稳性检验

对变量进行协整分析和格兰杰因果检验之前首先对变量的平稳性进行检验，由于时间序列数据大部分都是非平稳的，在进行后续的协整检验和格兰杰因果关系检验之前，采用单位根检验来检验时间序列数据的平稳性。为消除变量间的异方差，对ARGDP和FIR这两个变量都取对数，记为LNARGDP和LNFIR，并采用标准的单位根检验方法――Augmented Dickey Fuller(ADF)检验方法分别对取对数后的LNARGDP和LNFIR和一阶差分后的ALNARGDP和ALNFIR进行检验。结果如表2所示。

从单位根的检验来看，对于水平项的陕西省人均实际GDP以及金融相关率的对数序列的ADF统计量都大于10％的显著性水平的MaeKinnon临界值，无法拒绝有单位根的原假设，其对应的序列是非平稳的，对两对数序列进行一阶差分处理，然后进行ADF检验，发现两对数序列在一阶差分条件下的ADF统计量都小于1％的显著性水平的MacKinnon临界值，在此显著性水平下可以拒绝原假设，接受其对数序列是平稳序列的结论。这表明分析的这两个变量是一阶单整的，即是I(1)的，对此非平稳的经济变量可以用协整方法进行分析处理。

2.协整关系检验

对于非平稳的经济变量不能采用传统的线性回归分析方法检验它们之间是否具有相关性。协整检验是对非平稳经济变量的长期均衡关系的统计描述，常用Johansen协整检验方法，这是一种在VAR系统下用极大似然估计来检验变量的协整关系的方法。本文采用Johansen提出的检验方法来检验经济变量和金融发展变量之间的协整关系，对陕西省人均实际GDP以及陕西省金融相关率的对数序列进行协整检验，结果如表3所示。

根据以上的分析，发现在5％的显著性水平上不可以拒绝原假设，说明二者不存在协整关系，不存在长期、稳定的关系。也就是说，陕西省在5％的显著性水平下，金融发展与经济增长不存在长期、稳定的关系。

3.格兰杰因果关系检验

两变量存在协整关系，只能说明它们之间存在着因果关系，但未指明因果关系方向，下面对经济增长变量与金融发展变量之间因果关系进行检验，检验之前对所有的变量进行差分，使被检验变量变平稳。格兰杰因果关系检验结果如表4所示。

根据结果可知，对于陕西省零假设“经济增长不是金融发展的格兰杰原因”发生的概率为0.05101。因此，在10％的显著性水平上对应陕西省经济增长是其金融发展的格兰杰原因；而对于

陕西省零假设“金融发展不是经济增长的格兰杰原因”发生的概率为0.76717。因此，在10％的显著性水平上对应陕西省金融发展不是其经济增长的格兰杰原因。

(三)检验结果分析

通过以上的分析与检验，用来表示陕西地区经济增长的指标――陕西地区人均实际GDP和用来表示陕西地区金融发展的指标――金融相关率，其对数序列是非平稳序列。但从协整分析中可看出，陕西省经济增长与金融发展并不存在统计上的显著稳定关系，而经济增长对金融发展的促进作用更为明显。金融发展对经济增长作用有限是金融发展不足的实证反应。

四、结论和建议

通过本文的实证研究，可得到以下结论：陕西省经济增长促进了金融发展，而金融发展对经济增长的作用不显著，这说明陕西省的金融发展不足，对经济增长的支持力度有限。为此，笔者认为一是要大力发展经济，以经济增长带动金融发展；同时要大力发展金融市场，优化金融结构，促进经济增长；二是陕西作为资源大省，可以充分发挥石油、天然气、煤炭、有色金属等资源优势，借助直接融资，推动陕西省的经济发展；三是积极转变政府职能，提高行政效率，认真解决金融企业改革发展中遇到的实际问题，加强金融生态环境建设；四是完善中小企业和民营企业的金融支持体系，促进金融体系建设。

参考文献：

[1]Goldsmith.金融结构与金融发展[M].上海：上海三联书店、上海人民出版社，1994.

[2]爱德华.S.肖.经济发展中的金融深化[M].上海：三联书店，1988.

[3]张杰.中国金融成长的经济分析[M].北京：中国经济出版社，1995.

[4]李子奈，潘文卿.计量经济学[M].北京：高等教育出版社，2005.

[5]谈儒勇.中国金融发展和经济增长关系的实证研究[J].经济研究，1999，(10).

[6]周立，王子明.中国各地区金融发展与经济增长实证分析：1978-2000[J].金融研究，2002.

[7]王志强，孙刚.中国金融发展规模、结构、效率与经济增长关系的经验分析[J].管理世界，2003.

篇5

区域经济差异；绝对差异；相对差异；中部地区

[中图分类号]F224;F127[文献标识码]A [文章编号]1009-9646（2011）03-0004-02

中部地区处于中国内陆腹地，起着承东启西、辐射八方的作用。加快中部地区发展是提高中国国家竞争力的重大战略举措，也是实现东西融合、南北对接，推动区域经济发展的客观需要。所以，定量分析中部地区的区域差异，进一步分析区域差异的成因，对制定合理的发展对策促进中部崛起具有非常重要的现实意义。

一、中部地区省际人均GDP绝对差异的分析

本文主要采用人均GDP的标准差来分析其绝对差异。1978-2008年间中部地区各省的人均GDP的标准差总体上一直呈现扩大的趋势，由1978年的51.14元到2008年的2611.5元，扩大了51.07倍。在1990年以前增长缓慢，之后增长幅度迅速，总体上各省间绝对差异的标准差一直呈逐年扩大的趋势。从1993年我国确立市场经济体制到2002年十六大的召开，这段时间各省人均GDP的绝对差异比1990年以前扩大的速度加快，而在2002年之后，各省的人均GDP绝对差异比之前的扩大更加加快。

二、中部省际人均GDP相对差异的分析

1.极差率分析

极差率是指地区人均GDP最大值与最小值之比。1978-1999年间人均GDP的极差率总体上在波动中呈下降趋势，但波动幅度较大，下降趋势缓慢，极差率从1.5733下降到1.2385，下降了0.3348。自1999-2008年间人均极差值总体上呈上升趋势，由1.2385上升到1.4847，上升了0.2462。总体上说，中部地区的贫富差距是在波动中缩小，又在波动中渐渐扩大这样一个变化过程。

2.变异系数分析

变异系数是将标准差与其平均数对比所得的比值，又称离散系数。反映了各地区人均GDP偏离总区域人均GDP的集中或离散程度。变异系数越大，说明区域间经济差异就越大。

图1中部地区省际人均GDP的变异系数折线图(1978-2008年)

由图1的变异系数变化图中看以看到，各地区的人均GDP相对差异在0.1769和0.1445之间波动。其中在1978-1999年间总体是下降的，在1999年达到最低值0.0833。1999-2008年间上升和下降交替出现，总体呈现出上升的趋势。

三、中部地区区域经济差异的原因分析

1.区域经济政策的影响

从上面的分析可知，中部六省区域经济的绝对差异和相对差异总体上都呈现出逐渐扩大的趋势。这主要是受到国家区域发展政策和战略的影响，中部地区受到国家开放政策以及发展战略的影响较小，经济处于低水平的发展状态。伴随着经济发展的过程，中部地区各省的经济发展条件不同，区域经济差异逐步显现。

2.经济整体性差，中心城市功能不足

由于中部地区行政分割严重，区域间的合作水平较低，存在区域经济利益的冲突。再加上政策措施上不得力的原因，区域经济整体性较差，影响了发展的潜力。目前中部地区中心城市功能不足，其聚合力和辐射力较小，不能撬动起区域发展的战略支点。

3.产业结构的不合理

中部六省的产业结构基本相同，都是全国的粮食主产区，工业结构均以重工业为主，使得各省没法发挥各自的优势，投资和生产分散，导致资源重复配置，同时生产能力也闲置。

四、结论及建议

通过对1978-2008年间中部地区省际间经济差异的分析发现，中部地区区域间存在明显的经济差异，并且这种差异在最近几年扩大的趋势比较明显。为促进中部崛起，实现区域经济协调发展，应做好以下几个方面。

1.加强各地方政府间的区域经济合作

中部地区各地方政府可制定相关的法规和政策，保障彼此的合法权益，推动区域之间的经济合作，共同发展。可以建立行业协会、联合商会、中部地区规划组等，扩大中部地区间的合作范围。

2.优化产业结构，促进区域产业协调发展

各省应充分发挥自己的比较优势，避免产业同构和重复建设现象，建立区域性的主导产业和支柱产业，提高优势产业的竞争力。同时，把区域内的相关产业形成一个整体，优劣互补，提高区域整体的经济效益和竞争力，以促进中部地区的经济协调发展。

[1]草成林.中国区域经济差异研究[M].北京:中国经济出版社,1997:119．

[2]陆大道.区位论卫区域研究方法[M].北京;科学出版社.1998.

[3]覃成林.中国区域经济差异变化的空间特征及其政策含义研究[J].地域研究与开发,1998,17(2):36―39．