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      區(qū)域不平衡與經(jīng)濟發(fā)展

      2021-03-08 02:55:54張乃心郎青云
      科學(xué)與財富 2021年4期
      關(guān)鍵詞:分權(quán)基尼系數(shù)第三產(chǎn)業(yè)

      張乃心 郎青云

      摘 要:改革開放以后,隨著經(jīng)濟的高速發(fā)展,我國在科學(xué)技術(shù)、農(nóng)業(yè)發(fā)展、公共事業(yè)、社會生活的方方面面均取得了矚目的成就,但隨之而來的,我國地區(qū)間經(jīng)濟差距也逐漸拉大,區(qū)域發(fā)展不平衡問題突出,并引起社會廣泛關(guān)注。本文基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、地方政策差異、財政分權(quán)、人力資本和對外貿(mào)易在經(jīng)濟增長中的重要作用,選取地區(qū)差距的基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)和變異系數(shù),分別從上述變量中根據(jù)不同經(jīng)濟差距指標(biāo)選擇控制變量建立計量模型,實證性的討論了中國31個省、市、自治區(qū)1978-2014年地區(qū)差距隨著我國經(jīng)濟增長的演變趨勢。結(jié)果顯示,我國的地區(qū)間差距與經(jīng)濟增長之間符合庫茲涅茨曲線倒“U”型曲線。

      關(guān)鍵詞:地區(qū)差距;經(jīng)濟增長;庫茲涅茨曲線;最小二乘法

      改革開放以來,中國經(jīng)濟取得高速發(fā)展,從1978年到2014年,GDP由3645.2億元增加到102911.8億元,同期各省份的GDP也呈現(xiàn)出顯著的上升趨勢,但隨之而來的,不只有社會繁榮和人民生活水平的提高,正如圖1(a)和圖1(b)所示,1998年以前,隨著經(jīng)濟不斷發(fā)展,我國的區(qū)域差距也呈現(xiàn)不斷上升的態(tài)勢,地區(qū)間的差距并沒有出現(xiàn)新古典增長理論的趨同假說,與之相反,富裕的地區(qū)或憑借其地理優(yōu)勢,或憑借其技術(shù)水平和經(jīng)濟基礎(chǔ),以更加迅猛的態(tài)勢向前發(fā)展,而貧窮的地區(qū)相對發(fā)展較慢,不可避免的使得我國地區(qū)差距不斷擴大。如圖1、2所示,1998年以后,由于西部大開發(fā)戰(zhàn)略、振興東北老工業(yè)基地戰(zhàn)略、中部崛起戰(zhàn)略等一系列致力于實現(xiàn)地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展的政策的實施,我國的地區(qū)差距逐漸縮小,呈現(xiàn)下降趨勢,但近年來下降趨勢趨緩,直到2014年,我國的區(qū)域差距仍然較大,人均收入最高的上海和收入最低的貴州相比,以2000年為基期,實際人均GDP前者仍然達到后者的5.6倍。

      針對中國地區(qū)差距增長及其影響因素的問題,已經(jīng)有一些有意義的研究成果,本文將基于現(xiàn)有研究,使用泰爾指數(shù)、基尼系數(shù)、變異系數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差為工具計算地區(qū)間經(jīng)濟差距,以經(jīng)濟發(fā)展水平作為核心解釋變量,考慮相關(guān)性、顯著性分別從外商直接投資、對外開放程度、人力資本、地方政策差異、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化水平、財政分權(quán)中選取因素作為控制變量,通過最小二乘法回歸,分別建立相應(yīng)計量模型,揭示地區(qū)差距與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。Fujita和Hu(2001)、Wei(2015)提出,全球化特別是國際貿(mào)易和外國直接投資對經(jīng)濟增長具有重要的影響作用;也指出,對外貿(mào)易往往有利于城市和區(qū)域比較優(yōu)勢的形成,本文在選擇控制變量時考慮了數(shù)據(jù)的代表性和可得性,以1978年至2014年的進出口貿(mào)易總額作為代表該地區(qū)國際化水平的控制變量。此外,Wei(2015)、Acemoglu,Johnson,和Robinson(2002)、Wei(2000)也提到對當(dāng)?shù)卣恼呋顒訉τ谀承┑貐^(qū)的經(jīng)濟發(fā)展有著顯著的影響,也因此使得地區(qū)發(fā)展不平衡。除上述因素外,彭國華(2005),石磊、高帆(2006),林毅夫、劉培林(2003)提到工業(yè)和其他第三產(chǎn)業(yè)對省區(qū)勞動生產(chǎn)率增長有巨大貢獻。關(guān)于城市化水平,許召元、李善同(2006),陸銘、陳釗(2004),王小魯(2003)指出,城市化水平對地區(qū)經(jīng)濟增長有顯著的正向影響。劉夏明等(2004)提出財政投資分權(quán)化政策對于地方經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響。影響區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的不平衡性的相關(guān)因素遠遠多于以上所提到的,考慮到樣本數(shù)量和自由度的限制,本文僅加入以上控制變量來考察經(jīng)濟增長與地區(qū)差距的關(guān)系。

      通過對核心解釋變量經(jīng)濟發(fā)展與控制變量外商直接投資、對外開放程度、人力資本、地方政策差異、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化水平、財政分權(quán)做相關(guān)系數(shù)分析,在相關(guān)系數(shù)較大(中度相關(guān)及以上|r|≥0.3)的控制變量中進行選擇,針對不用的地區(qū)差距指標(biāo)淘汰相應(yīng)變量,另外,通過VIF方差夸大膨脹因子檢驗,剔除VIF過高(≥10)的變量,經(jīng)過兩次篩選后得到每種差距衡量指標(biāo)下的控制變量,回歸得到以下計量模型。

      第一組模型為不加入任何控制變量、僅有核心解釋變量,即經(jīng)濟發(fā)展水平差距的模型,分別以四個區(qū)域差距指標(biāo)回歸,得以下模型。

      其中y1,y2,y3,y4分別表示以標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)、基尼系數(shù)以及Theil指數(shù)所表示的區(qū)域經(jīng)濟差距,x表示人均GDP,根據(jù)回歸結(jié)果,除標(biāo)準(zhǔn)差模型外,其他模型均滿足β1>0,β2<0,根據(jù)David(2004)驗證,模型(2.1)、(3.1)、(4.1)均符合庫茲涅茨倒“U”曲線。

      上述回歸模型的結(jié)果如表1所示,觀察分別分省實際人均GDP的變異系數(shù)、基尼系數(shù)、Theil指數(shù)模型作為被解釋變量代理變量的模型(2.1)、(3.1)、(4.1)的回歸結(jié)果可得,三個模型均通過了聯(lián)合顯著性水平檢驗,F(xiàn)統(tǒng)計量都較高,其中模型(2.1),以變異系數(shù)為指標(biāo)衡量中國地區(qū)差距水平的模型的回歸效果最好,調(diào)整后的判定系數(shù)R^2最大為0.824911,解釋能力最高,F(xiàn)統(tǒng)計量最大,回歸效果最好;而使用基尼系數(shù)代理地區(qū)差距時,模型的解釋能力最差,調(diào)整后判定系數(shù)R^僅為0.388156,F(xiàn)統(tǒng)計量也相對較低;Theil指數(shù)回歸模型回歸效果居中。這說明,相比其他表示地區(qū)差距的指標(biāo),變異系數(shù)更加穩(wěn)定,回歸效果也最好,也說明,中國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距與經(jīng)濟發(fā)展確有相關(guān),且二者之間關(guān)系滿足合庫茲涅茨曲線,即隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高,我國地區(qū)先增大后縮小。

      第二組模型為加入通過相關(guān)系數(shù)檢驗和方差膨脹因子分析的控制變量后,表示我國經(jīng)濟發(fā)展差距與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的模型,由于城鎮(zhèn)化水平和人口與核心解釋變量經(jīng)濟發(fā)展水平和其他控制變量相關(guān)系數(shù)都顯著偏高,故而舍去。因而,基于對以上控制變量進行相關(guān)性分析和方差膨脹因子檢驗,以變異系數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)的經(jīng)濟發(fā)展差距模型中,加入控制變量第三產(chǎn)業(yè)占比x2、教育x3、農(nóng)業(yè)支出x5與進出口總額x6;以基尼系數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)的經(jīng)濟發(fā)展差距模型中,加入控制變量第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比x1、第三產(chǎn)業(yè)占比x2、財政分權(quán)x4、農(nóng)業(yè)支出x5、進出口總額x6;以泰爾指數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)的經(jīng)濟發(fā)展差距模型中,加入控制變量第三產(chǎn)業(yè)占比x2、農(nóng)業(yè)支出x5、進出口總額x6。分別代入后得以下模型。

      由表2 回歸結(jié)果可得,加入控制變量,模型的調(diào)整后R^2都提高,模型解釋能力增強。根據(jù)David(2004),模型(2.2)、(3.2)、(4.2)均滿足β1>0,β2<0,即符合庫茲涅茨倒“U”曲線,由模型(2.2)、(3.2)、(4.2)可知,第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占名義GDP比重的差距對地方經(jīng)濟差距有正向作用,即第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值份額各省差距越大,地區(qū)經(jīng)濟差距就會越大,第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值份額的不斷上升往往意味著該省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級,因而各省第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值份額差距的擴大往往導(dǎo)致地區(qū)經(jīng)濟差距的擴大。

      由模型(2.2)可知,教育差距對地方經(jīng)濟差距有反向作用,即各省教育差距越大,地區(qū)經(jīng)濟差距就會越小,教育是人力資本的代理變量,體現(xiàn)了一個省份的發(fā)展?jié)撃?,一個省份的高校在校學(xué)生人數(shù)越多,就意味著該省份的潛在人才更多,從來發(fā)展?jié)摿σ簿驮酱?,教育資源富裕的省份往往有著更為高質(zhì)量的人才和更強的創(chuàng)新發(fā)展的能力。

      由模型(3.2)可知,地方財政支出占名義GDP比重的差距對地方經(jīng)濟差距有反向作用,即財政分權(quán)程度各省差距越大,地區(qū)經(jīng)濟差距就會越小。財政分權(quán)意味著地方政府會擁有更自主的財政權(quán)利,地方財政支出的數(shù)值大,則意味著地方政府的財政自主性強,反之亦然。

      由模型(2.2)、(3.2)、(4.2)可知,農(nóng)業(yè)支出差距對地方經(jīng)濟差距有正向作用,即農(nóng)業(yè)支出各省差距越大,地區(qū)經(jīng)濟差距就會越大,農(nóng)業(yè)支出往往與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)正相關(guān),而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟又是一個省份整體經(jīng)濟不可分割的一部分,因而農(nóng)業(yè)支出差距的擴大也會導(dǎo)致地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平差距的擴大。

      根據(jù)以上分析,我們得出結(jié)論,自197-2014年,我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距與經(jīng)濟發(fā)展水平呈現(xiàn)倒“U”型的演變趨勢,近年來隨著我國經(jīng)濟發(fā)展水平的提升,我國地區(qū)經(jīng)濟差距逐漸縮小,但地區(qū)差距仍然較大。此外,我國地區(qū)經(jīng)濟差距也受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人力資本、財政分權(quán)、地方政策以及對外貿(mào)易等多種因素的顯著影響,這對于我國下一步促進地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展的政策制定具有啟示意義。

      參考文獻:

      [1]彭國華,2005:《中國地區(qū)經(jīng)濟增長及差距的來源》,《世界經(jīng)濟》第09期

      [2]石磊、高帆,2006:《地區(qū)經(jīng)濟差距:一個基于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的實證研究》,《管理世界》第05期

      [3]林毅夫、劉培林,2003:《中國的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略與地區(qū)收入差距》,《經(jīng)濟研究》第03期

      [4]許召元、李善同,2006:《近年來中國地區(qū)差距的變化趨勢》,《經(jīng)濟研究》第07期

      [5]陸銘、陳釗,2004:《城市化、城市傾向的經(jīng)濟政策與城鄉(xiāng)收入差距》,《經(jīng)濟研究》第06期

      [6]王小魯,2003:《農(nóng)村工業(yè)化和城市化在區(qū)域發(fā)展中的作用》,

      [7]Fujita M.and Hu D.,2001,”Regional disparity in China 1985-1994:the effects of globalization and economic liberalization”,Annals of Reg .Science,35(1),3-38

      [8]Wei Y.H.D.,2015,”Spatial of Regional Inequality ”, Applied Geography, April 2015

      [9]Acemoglu D. Johnson S.& Robinson J.A.,2002,”Reversal of fortune: geography and institutions in the making of the modern world income distribution” ,Quarterly Journal of Economics ,117,1231-1294

      [10]Wei T.H.D.,2000,”Regional development in China”, London:Routledge

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      [12]David I.Stern,2004,”The Rise and Fall of the Environmental Kuznets Curve”

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