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四川省区域经济发展收敛性及影响因素研究
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郭仕利,周葵
西南财经大学中国西部经济研究中心,四川成都 611130

内容提要:本研究基于新古典增长理论,利用固定效应模型对四川省经济发展进行研究。研究结果表明:(1)川东北经济区1995-2012年经济收敛具有极强时段性,具体表现为两个拐点,分别是2000年和2008年;(2)2000年前川东北经济区经济具有显著的绝对收敛,即尽管各地区前期经济基础有所差异,但各地区经济仍然趋于共同的稳态发展;而2000年后,川东北经济区的绝对收敛不再存在,而表现为条件收敛;(3)在分析资源、教育、交通、固定资产投资、外商和港澳投资、人均GDP因素对地区经济条件收敛的影响中,成都经济区与川东北经济区具有显著差异。最后,本研究提出了一些相应的政策建议,以期能够推动经济增长收敛机制充分发挥作用,从而促进区域经济的合理发展。
关键词:经济收敛;影响因素;固定效应

一、引言
20世纪50年代提出的新古典经济增长模型,标志着区域经济收敛研究的开始[1,2]。Baumol(1986)对1870-1979年的人均收入数据进行检验,发现16个工业化国家间存在显著的经济收敛。但是当用相同的方法对发展中国家进行检验时,却不存在经济收敛 [3]。Delong(1988)认为Baumol的研究样本并不是随机选择的结果,当研究样本扩大时,收敛现象不存在[4]。此后,一国内部不同区域在长时间内是否具有经济收敛趋势,逐渐成为经济学理论界和实务界关注的焦点。巴罗和萨拉伊马丁(Barroand,1991,1992,1997) 将经济收敛分为β收敛和σ收敛,并对其进行了大量分析 [5,6,7]。Islam(1995)发现利用动态面板数据进行回归分析时结果更准确 [8]。Quah(1996)建议采用动态分布法研究经济增长的收敛性问题[9]。随着经济收敛理论与实证研究的深化,俱乐部收敛应运而生。Daven(1997)发现俱乐部收敛趋势存在[10]。Deardorff(2001)从不同角度阐述了俱乐部收敛存在的原因[11]。Park(2003)揭示亚太地区在1960-2000年整体上不存在收敛,但是将所有数据分区域和分时段分析后发现存在俱乐部收敛[12]。林毅夫、刘明兴(2003)对中国28个省份进行研究,表明1990年以前中国经济增长存在σ收敛,而1990以后σ收敛趋势不存在[13]。董先安(2004)对中国1952-2002年区域经济增长的收敛性进行了分析 [14]。林光平等(2006)提出了σ条件收敛的概念[15]。宋学明(1996)得出改革开放后中国各省人均收入差距逐步缩小 [16]。魏后凯(1997)、张胜等、郭军、陈金贤(2001)、郭腾云、徐勇、杨国安(2006)分别对中国1952年以来的人均GDP进行分析,结果表明中国区域经济增长的绝对收敛具有明显阶段性特征[17, 18, 19]。张明喜(2006)分析了分税制改革以来中国28个省份的经济增长特征 [20]。此外,学者们也对东、中、西部是否存在收敛现象进行了实证检验。蔡坊、都阳(2000)在对人均GDP进行分解的基础上,得出1978-1998年中国东、中和西部地区内部各省份间的人均GDP差异对全国整体地区差异的贡献大小[21]。刘夏明、魏英琪、李国平(2004)运用基尼系数对内陆地区、沿海地区的内部差距以及内陆与沿海地区之间的差距进行实证检验,发现在沿海和内陆地区内部并不存在俱乐部收敛[22]。刘生龙、王亚华、胡鞍钢(2009)揭示了促进西部经济增长收敛的机制主要是通过大量的基础设施投资实现的[23]。

二、研究区域基本特征分析
2006年1月,《四川省“十一五”规划纲要(草案)》出台,提出“五大经济区+四大主体功能区”的区域发展新格局。《纲要(草案)》提出了构建成都、川南、攀西、川东北和川西北5大经济区,构建四川省未来区域发展新格局的设想。其中,川东北经济区包括四川省东北部的广安、南充、达州、巴中和广元五个地级市(图1)。经过不断的发展,川东北经济区已成为为四川五大经济区的重要板块,在全省经济、社会发展总体格局中占有十分重要的地位。川东北经济区六个地级市人均GDP从1998年-2012年都呈现上升趋势。与1995年相比,2012年六个地级市的人均GDP都有很大的提升。同时,成都经济区人均GDP从1995-2012年呈现上升趋势,发展较为稳定。增长幅度上成都经济区增长幅度远高于川东北经济区,成都经济区的发展速度高于川东北经济区。

图1 川东北经济区区位

3 研究方法
(一)收敛分析
Friedman提出了一种研究地区经济内部收敛的收敛检验方法。该方法跟踪区域内部人均收入水平的离差随时间推移的趋势,适当地测度收敛。收敛检验方法核心思想是,表示地区第年收敛度,如果,则说明川东北地区经济收敛。反之,则不存在经济收敛。在经济学研究中,人均 GDP 反映一个地区在一定时期内经济各方面的综合发展水平,表现了一个地区经济发展的潜力和可持续发展的可能性,故学者通常采用人均 GDP指标来刻画收敛性。
本研究在衡量川东北地区经济差距时,一方面通过人均GDP的标准差分析1995-2012年川东北区域5市经济差距变动趋势;另一方面在分析人均GDP的标准差的基础上,通过人均GDP的变异系数来分析变化趋势,综合考虑人均GDP的绝对差距指标和条件差距指标两大类反映区域经济差距的实际情况。具体公式如下:
(1)标准差
                        (1)
(2)变异系数
                     (2)
式(1)、(2)中,代表川东北地区数,表示第地区年人均GDP的对数值,,表示年人均GDP对数值的均值。、表示刻画收敛度的标准差和变异系数。
本研究基于川东北地区1995-2012年人均GDP数据,利用式(1)-(2),采用matlab软件,求解川东北地区经济收敛的标准差和变异系数。
(二)收敛分析
收敛问题主要概括两种假说:一是绝对收敛假说,二是条件收敛假说。基于收敛的假说,本研究在对川东北地区经济发展的收敛性实证研究中,也从绝对收敛和条件收敛两方面来测算地区经济发展的收敛性。绝对收敛方程按照Solow-Swan模型将人均产出在其稳态附近大体呈log线性形式推导,得绝对收敛方程为:
           (3)
考虑到经济的持续发展状况,本研究为了充分利用数据信息,使模型符合经济连续发展实质,令T=1。简化方程为:
          (4)
式中,代表川东北地区单元,为地区年的人均GDP,为时间跨度,表示收敛速度系数,即经济体接近其稳态值的速度,表示随机扰动项。该方程为面板数据模型,考虑到地区间的差异,本研究采用固定效应回归模型求解系数,若该系数大于0且模型回归较大,那么显著的正的意味着川东北在时间段T内具有绝对收敛效应,地区经济差距缩小,反之则地区经济差距扩大,从而考察地区经济发展的收敛与否。条件收敛方程的建立就是在绝对收敛方程的基础上加进控制稳态变量,因此,本研究在绝对收敛方程基础上,通过引入资源、教育、交通、固定资产投资、外商和港澳投资等因素,构建了条件收敛方程对川东北地区2001-2012年进行条件收敛的实证研究。具体方程如下:
    (5)
 式(5)是在式(4)的基础上,添加控制变量而建构。其中,表示人均资源产量,表示控制变量。
 控制变量的选择:控制变量指能够影响经济单元的稳态水平的经济变量。研究证明,对趋同性有显著影响的主要有:市场化程度、对外开放程度、产业结构变量、地区虚拟变量、投资率(或储蓄率)、投资效率、劳动力(或人口自然)增长率、就业率、政府消费、城镇化程度、要素配置、技术选择指数等等。具体到本文,鉴于数据收集的难度和便利条件,本研究拟采用以下控制变量,包括:(1)经济规模,用人均GDP来表示;(2)资本,主要包括3个方面:①固定资产投资,人均固定资产投资的对数来衡量;②交通基础设施投资,用人均公路通车里程衡量交通基础设施投资对经济增长的影响;③人力资本投资,用人均中等学校以上教师数目衡量人力资本投资对经济增长的影响;(3)政府支出,用人均财政支出来表示,用它来控制政府支出对该地区经济增长的影响;(4)对外开放度,以人均FDI水平和港澳投资来衡量。具体而言,见公式(6):
    (6)
式(6)中,表示地区年的人均固定资产投资,表示新增人均公路通车里程,表示人均万人拥有中等以上教师数, 表示人均财政支出,表示人均外商和港澳投资。将相关数据代入模型(5),仍采用eviews软件进行回归。
(三)川东北经济与成都经济区比较
本研究考虑到成都经济区作为四川省五大区域的核心,对川东北未来的发展将产生积极的示范作用,故引入成都经济区的相关指标,并以此作为控制组,进行进一步实证分析。
因此,模型将在式(5)的基础上,引入虚拟变量,变化为如下理论模型:
   (7)
式(7)中,增加的变量dgroup是区域虚拟变量,取值0或者1,且dgroup=1代表川东北经济区(处理组),dgroup=0代表成都经济(控制组);实证研究中,考虑到非奇异矩阵的影响,本研究仍然先以成都经济区为区域,进行相关条件收敛研究,发现成都经济区在2001-2012年经济收敛分析中,那些变量因素对其产生了显著影响,以期对川东北地区未来经济收敛政策提供数据参考。结合面板数据模型中的固定效用模型,使用eviews7.2对其实证,采用方法是排除法,通过固定效用模型回归,不断剔除较不显著因素,直到最终留下显著因素,且R2较高时完成回归。
四、研究结果
(一)收敛分析
1995-2012年川东北地区经济收敛的标准差和变异系数见表1。
表1  1995-2012年川东北地区经济收敛
年份 标准差 变异系数 年份 标准差 变异系数
1995 0.1682 0.0224 2004 0.1484 0.0177
1996 0.1622 0.0212 2005 0.1516 0.0179
1997 0.1651 0.0212 2006 0.1626 0.0189
1998 0.1153 0.0147 2007 0.1737 0.0197
1999 0.0991 0.0126 2008 0.1507 0.0165
2000 0.1073 0.0135 2009 0.1528 0.0166
2001 0.1118 0.014 2010 0.1942 0.0206
2002 0.1039 0.0128 2011 0.2046 0.0212
2003 0.1139 0.0139 2012 0.1957 0.02

标准差和变异系数反映了川东北地区一致的收敛趋势,由此趋势分析,1995-2012年川东北地区的经济收敛的趋势有所波动,其中出现了两个波谷,表现为经济最为收敛年份分别为2000年和2008年。为此本研究认为川东北地区经济收敛主要分为三个阶段:第一阶段,时间1995-2000年,其经济收敛的标准差在0.1-0.17之间,变异系数0.012-0.023之间,且呈下降趋势,表明川东北地区在1995-2000年间,其经济存在收敛;第二阶段,时间2000-2008年,其收敛的标准差在0.1-0.18之间,变异系数在0.012-0.02之间,呈上升趋势,表明川东北地区2000-2008年其经济不存在收敛;第三阶段,2008-2012,该阶段表现为2008年标准经历一个短暂的波谷后持续攀升,表明川东北经济在2008年存在一个短暂的收敛后就持续发散。
(二)收敛分析
1.东北经济绝对收敛分析
本研究为观察西部大开发(2000年)实施后川东北地区经济收敛变化,本研究选取了1995-2000年,2001-2012年,1995-2012年三个时间段,利用式(4)进行实证分析,模型结果见表2。
表2 川东北绝对收敛回归结果
时间 解释变量 系数 T检验 P值 调整后 F统计量
1995-2000 2.927822 5.830074 <0.0001 0.623540 0.525333 6.349235
0.456645 -5.652413 <0.0001
2001-2012 -0.232085 -1.952234 0.0552 0.161001 0.083555 2.078880
-0.04336 3.236407 0.0019
1995-2012 -0.260691 -2.796322 0.0063 0.169889 0.117461 3.240412
-0.04591 4.242084 0.0001
表2的回归结果显示:1995-2000年川东北地区经济回归方程中,绝对收敛系数值为0.456645,大于0,且T检验值为-5.830074,且p<0.0001,由此说明人均GDP对经济增长率影响显著。回归方程为0.623540,说明回归方程效果较为显著,即1995-2000年川东北地区存在绝对收敛;而2001-2012年的方程回归结果显示绝对收敛系数的T检验值为3.236407,p值为0.0019。而却只有0.161001,表明回归结果不显著;同理,分析1995-2012年回归结果显示,绝对收敛系数值为-0.04591,T检验值为4.242084,p值为0.0001,然后却仍然只有0.169889,说明回归方程不显著。
综上,1995-2012年川东北经济不存在绝对收敛,然而在西部大开发以前(1995-2000年),其绝对收敛显著。对比分析上述三个回归方程,由此本研究大胆推测川东北部地区经济不绝对收敛出现2000年以后,接下来将对川东北地区2001-2012年进行条件收敛的实证研究,试图找到影响川东北经济收敛的显著因素。
2.川东北条件收敛分析
首先利用 Hausman 检验确定应该建立随机效应面板数据模型还是固定效应面板数据模型。当检验结果 P>0.05 时, 一般采用随机效应模型; 反之, 则采用固定效应模型。检验结果为P<0.05,故用固定效应模型进行回归。川东北条件收敛分析结果见表3。



表3 川东北条件收敛固定效应模型回归结果
第一次回归 第二次回归 第三次回归 第四次回归 第五次回归
因素 t-Statistic Prob. t-Statistic Prob. t-Statistic Prob. t-Statistic Prob. t-Statistic Prob.
a -1.08 0.28 -1.11 0.27 -1.07 0.29 -1.15 0.25 -0.41 -2.01
1.78 0.08 1.81 0.08 1.73 0.09 1.71 0.09 0.10 1.90
3.76 0.00 3.78 0.00 3.73 0.00 3.65 0.00 0.01 4.54
-1.37 0.18 -1.43 0.16 -1.43 0.16 -1.57 0.12 -0.04 -1.26
1.13 0.26 1.10 0.28 1.05 0.30 1.78 0.21
-0.75 0.46 -0.90 0.37 -0.85 0.40
-0.67 0.51 -0.70 0.49
-0.30 0.76
R-squared 0.43 0.42 0.44 0.48 0.55 
F-statistic 3.66 4.01 4.40 9.83 35.27 
注:a为常数,为地区年的人均GDP, 表示人均资源产量, 表示新增人均公路通车里程, 表示地区年的人均固定资产投资,表示人均万人拥有中等以上教师数,表示人均外商和港澳投资, 表示人均财政支出。

由表可知,通过固定效应模型第一次回归,得系数人均外商和港澳投资的p值最大为0.7629,且只有0.426748,说明该人均外商投资和港澳台投资对于人均GDP的增长影响不显著,故剔除不显著因素变量,继续固定效应回归分析。第二次回归为除去人均外商投资和港澳台投资的个体固定效应,结果显示人均资源产量的T值-0.699806较小,而P值0.4868最大,该因素不显著,即资源对于经济收敛不显著,予以剔除,继续回归。通过第三次回归分析得,人均财政支出的T值较小,而p值为0.3997,大于0.05,表现为不显著,故在回归方程对此变量剔除,继续回归。由第四次回归结果可知,人均万人拥有中等以上教师数的T值较小,而p值0.2119,仍大于0.05,由此推测变量在回归方程中不显著,即教育对川东北地区经济的收敛影响不显著,故对其剔除继续回归。固定效用方程第5次回归结果显示,所有变量的p值均小于0.05,各因素对于经济收敛的影响显著。且方程回归得R2为0.691,回归方程显著,结果可信。
综述五次对于川东北地区2001-2012年经济的条件收敛回归结果,在资源、教育、交通、固定资产投资、外商和港澳投资、人均GDP因素对川东北经济收敛的影响中,交通、固定资产投资对其影响非常显著,资源和教育对其影响次之,而外商和港澳投资对其影响最小。
(三)川东北经济区与成都经济区比较
在川东北经济区与成都经济区比较研究的具体实证中,第一次采用全变量回归,结果见表4。
因素 第一次回归 第二次回归 第三次回归 第四次回归
t-Statistic Prob. t-Statistic Prob. t-Statistic Prob. t-Statistic Prob.
a -4.57 0.00 -4.62 0.00 -4.66 0.00 -4.18 0.00
4.59 0.00 4.64 0.00 4.67 0.00 4.08 0.00
-2.86 0.01 -2.89 0.01 -2.82 0.01 -2.48 0.02
-2.88 0.01 -2.91 0.01 -2.86 0.01 -3.44 0.00
1.66 0.10 1.68 0.10 1.63 0.11 -4.18 0.00
-0.96 0.34 -0.97 0.34 -1.01 0.32
0.60 0.55 0.60 0.55
-0.27 0.79
R-squared 0.36 0.36 0.43 0.63
F-statistic 0.22 2.77 5.09 24.88
表4 成都经济区条件收敛固定效应模型回归结果
注:a为常数,为地区年的人均GDP, 表示人均资源产量, 表示新增人均公路通车里程, 表示地区年的人均固定资产投资,表示人均万人拥有中等以上教师数,表示人均外商和港澳投资, 表示人均财政支出。
从第一次回归结果分析,新增人均公路通车里程的T值为-0.267643,P值最大,为0.7901,可知在20001-2012年成都经济区的经济收敛分析中,交通对其收敛影响不显著,由此先排除代表交通因素的变量,继续进行第二次回归。第二次回归结果显示人均万人拥有中等以上教师数的T值为0.595739,p值为0.5541较大,由此可知代表教育因素的变量对成都经济区经济收敛不显著,故剔除教育因素,继续第三次回归。对成都经济区收敛的第三次回归结果显示,人均财政支出的p值为0.3176,对于经济的收敛不显著。接下来剔除变量,再进行第四次回归。通过第四次回归分析,人均资源产量、人均固定资产投资和人均外商和港澳投资三个系数对应的t值均较大,且p都小于0.05,说明这些因素都显著,且R2为0.7,回归方程整体拟合效果较好。
对成都经济区四次回归的2001-2012年条件收敛结果显示,在分析资源、教育、交通、固定资产投资、外商和港澳投资、人均GDP因素对成都经济区经济收敛的影响中,资源、固定支出投资对于收敛影响非常显著,而交通、教育的影响不显著,财政支出对其影响较为显著。
五、研究结论与讨论
本研究基于固定效应模型对川东北经济区进行了收敛、收敛、与成都经济区对比分析实证研究,综合分析模型回归结果,可得如下结论:
(1)川东北经济区1995-2012年经济收敛具有极强时段性,具体表现为两个拐点,分别是2000年和2008年。在1995-2000年,川东北经济区内部各地区间经济具有显著收敛性,而后就开始发散,并持续到2008年的经济拐点。经历2008年短暂的收敛后,2008至今均表现为不收敛。结合时事背景分析,2000年“西部大开发战略”实施前,川东北经济区地区间经济发展较为平稳,之后,由于国家和四川省政府对于川东北经济区发展的支持,导致了各地区利用优资优势快速发展,地区间的经济发展差距开始显现;到2008年由于“汶川地震”对于川东北经济的影响,加之全国对四川省经济的支持等,川东北经济经历一个短暂的收敛期,随后就发散。由此,可以分析政府的经济干预对川东北经济区经济收敛具有显著影响。
(2)通过对川东北经济区收敛实证分析,本研究发现2000年“西部大开发战略”实施前,川东北经济区经济具有显著的绝对收敛,即尽管各地区前期经济基础所有差异,但各地区经济仍然趋于共同的稳态发展。而2000年后,川东北经济区的绝对收敛不再存在,而表现为条件收敛。结合川东北经济区收敛分析,本研究认为2001-2012年各地区利用不同优势积极发展,经济增长差异增大,资源、交通、政府干预因素对于经济的收敛逐渐显现出来,其中交通、固定资产投资对川东北经济区经济收敛影响最为显著,而外商投资和港澳投资、交通对于经济收敛影响较小,主要原因有两方面:其一,川东北地区地处西部,教育投资滞后于基础产业的投入,引用外商投资和港澳投资不足,发展本身较为落后;其二,“西部大开发战略”实施以后,川东北经济区自身交通设施投资较高,加之其他经济区交通辐射对于经济收敛较为明显。
(3)本研究通过进一步对2001-2012年成都经济区条件收敛的实证研究表明,在分析资源、教育、交通、固定资产投资、外商和港澳投资、人均GDP因素对地区经济收敛的影响中,成都经济区与川东北经济区具有显著差异。成都经济区资源、固定资产投资对于收敛影响非常显著,而交通、教育的影响不显著,财政支出对其影响较为显著。成都经济区作为四川省经济的核心,考虑到两地快速交通互通、经济合作方面以及缩小地区差异而对于川东北的经济发展支持,所以成都经济区2001-2012年经济收敛的资源、固定资产投资等显著因素成为了未来川东北发展的重点。
基于以上结论,本研究提出以下几点政策建议:
(1)根据各地区的比较优势制定相应的发展战略
西部大开发之后,川东北经济区的绝对收敛不再存在,表现为条件收敛,各地区的发展呈现出差异性。川东北地区劳动力和自然资源丰富且各有所长,但在区际分工中不能一味以消耗资源和输出初级产品来换取贸易利益,否则,将陷入“比较利益陷阱”。第一,应积极争取承接非资源性产业,优化区内产业结构;第二,开展错位竞争,做大乘数效应。六市应依托各自比较优势有选择地发展“人无我有,人有我优”的特色产品和产业,拉长产业链条,提升专业化水平,实施品牌化战略,变输出资源为输出特色深加工产品。具体讲,巴中生物和旅游资源丰富,应着力发展旅游和绿色生态产品加工业,同时凭借地处“西三角”区位重心优势,将来还可以发展物流贸易业;达州、南充应发挥能源资源和交通枢纽优势,重点发展石化、汽配、丝纺、建材、商贸等产业;广元应依托川北门户优势和煤炭、水利资源大力发展物流、能源产业;广安地缘优势明显,重点发展旅游、纺织、食品业。
(2)优化财政投资功能,吸引外资,扩大各区域的开放度
投资是经济增长的发动机。通过对成都经济区经济增长的分析,我们发现固定资产投资和外商及港澳投资对经济增长影响显著。由此,为了促进川东北经济区的大力发展,要加大财政支出中对固定资产投资的比例,加强对私人投资不足领域的基础设施、基础工业的支出供给,强化政府在经济活动中的宏观调控的作用。
本研究发现交通和教育投入对经济发展的影响是显著的,但是由于川东北地区的交通发展速度要慢于经济增长速度,所以是制约川东北经济区经济社会快速发展和协调发展的主要“瓶颈”之一,川东北地区没有形成互通互连的快速交通网络。而且教育投入相对其他地方也相对较低,所以政府财政支出要加大对高速公路、城际铁路网、教育领域中的人力资本支出,以期能够促进川东北经济区的发展。
另外,事实已经证明改革开放是符合我国基本国情的伟大的发展战略,改革开放促进了资源与资本的流通,大大的促进了经济的发展。由此,针对川东北经济区发展,应扩大区域的开放度,积极吸引外资,加强与周边经济区的区域间的合作,强化与外界的联系,吸引经济区外的资金加大投资力度。
(3)全力推进川东北地区城市化进程
城市是现代文明的标志,是经济、政治、科技、文化、教育的中心,集中体现了区域的综合实力、政府管理能力和国际竞争力。发展城市,发挥城市在西部大开发中的带动作用,有利于川东北经济区在经济、科技力量、熟练劳动力等方面的集中,通过城市的聚集效应和扩散效应,能有效解除经济社会约束“瓶颈”,消除二元结构,促进整个地区的经济发展,是推动区域经济增长的火车头。要以服务成都市、重庆市、西安市等大城市为基本取向,重点建设广元市、达州市、南充市,使之逐渐发展成为大城市,加快建设广安市、巴中市。使之逐渐发展成为中等城市,有选择的建设县级小城市和重点集镇,逐步形成大、中、小城市和重点集镇协调发展的新格局。

致谢:感谢西南财经大学中国西部经济研究中心硕士研究生肖华、易鹏、向前莹、张成钊和贺亚星等对本文的帮助。感谢国家自然科学基金(No. 41601614,No. 41571527)的资助。

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Convergence and Influencing Factors of Regional Economic Development
GUO Shili,ZHOU Kui
Southwestern University of Finance and Economics, Chengdu 610074
Abstract: Based on the neoclassical growth theory, this study uses the fixed effect model to study the economic growth of the Northeast Economic Zone in Sichuan Province, and compares it with the Chengdu Economic Zone. The results show that: (1) economic convergence of  Northeast Economic Zone in Sichuan Province in 1995-2000 has a strong period of time, and the concrete performance is two inflection points, which are 2000 and 2008 respectively. (2) Empirical analysis of convergence shows that before 2000, there is a significant absolute convergence in the Northeast Economic Zone in Sichuan Province, that is, despite the regional economic fundamentals are different, but the regional economy tends to common steady development; and after 2000, the absolute convergence no longer exists, and (3) Through the empirical study on the convergence of Chengdu Economic Zone in 2001 - 2012, it shows that the Chengdu Economic Zone and the Northeast Economic Zone in Sichuan Province have significant difference in influencing factors of regional economic convergence among per capita GDP, resources, education, transportation, fixed assets, foreign investment and Hong Kong and Macao investment. Finally, this study puts forward some corresponding policy suggestions, so as to promote the economic growth and convergence mechanism to give full play, so as to promote the rational development of regional economy.
Key words: economic convergence; influencing factors; fixed effect model


时代人物杂志社--唯一官网   2018-03-27 23:20:28 作者:www.ems86.com 来源: 文字大小:[][][]
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