區(qū)域經濟增長精選(九篇)
前言：一篇好文章的誕生，需要你不斷地搜集資料、整理思路，本站小編為你收集了豐富的區(qū)域經濟增長主題范文，僅供參考，歡迎閱讀并收藏。
第1篇：區(qū)域經濟增長范文
一、技術要素對經濟增長的貢獻
改革開放以來，中國經濟雖然持續(xù)高速增長，但中國的部分地區(qū)卻舊貌依然，地區(qū)經濟增長差異在部分地區(qū)高速增長的對照下，顯得尤其突出。各界專家，采用目前分析經濟增長因素的最主要方法即將有形與無形增長因素同時加以研究、計算的新經濟增長理論研究方法，并結合中國二元經濟的特點，在詳細描述了中國大部分省級地區(qū)在改革開放后經濟不均衡增長的格局后，分析了地區(qū)經濟增長差距擴大的原因和后果，彌補了目前國內關于在省級地區(qū)層次上進行經濟增長間比較研究的空缺：張慧文根據經濟全球化的發(fā)展趨勢及西部大開發(fā)的需求，研究了西部地區(qū)經濟增長與地區(qū)形象的關系，認為把形象資源優(yōu)勢轉化為經濟優(yōu)勢和市場優(yōu)勢，構筑經濟增長的支撐力，是實現西部地區(qū)經濟跨越式發(fā)展的一條重要途徑。桁林認為經濟增長來源于勞動積累、資本積累和技術進步，而技術進步歸根結蒂也來源與勞動積累和資本積累，因而經濟增長的源泉是勞動積累和資本積累。康江峰、白帆認為由于現階段我國正處于國民經濟工業(yè)化的中級階段，各地區(qū)的經濟增長主要依靠生產要素的增加來推動，而在諸多的生產要素中，投資的增長尤為重要，技術進步和勞動力投入的增加對經濟增長的貢獻相對較小。吳文麗運用經濟增長理論，以新經濟增長模型為基礎，對我國東中西部各地區(qū)1978～1998年勞動、資本、技術的增長率及對GDP的貢獻進行分析，比較東中西部地區(qū)在要素投入增長、全要素生產率增長對經濟增長貢獻方面的差異。通過研究指出:我國現階段的經濟增長主要還是靠要素投入來拉動;經濟發(fā)達的江蘇、浙江、廣東、上海和北京這些省市的固定資產投資已經趨于飽和，其資本利用效率低下，應著重進行技術創(chuàng)新，提高全要素生產率的貢獻。而西部地區(qū)的省市應該是資金首先投向的地方，要提高其資金的使用效率，進而提高整個地區(qū)的綜合生產率。
當前，在知識經濟背景下，技術要素的制度激勵已成為技術創(chuàng)新及與經濟增長形成互動循環(huán)的重要環(huán)節(jié)。與其他要素不同，技術要素按貢獻分配更為復雜，有一系列尚未解決的問題。周振華從技術要素內涵界定、基本屬性及其按貢獻分配依據等方面構建了一個理論分析框架，重點分析了技術要素特性及其對收益分配的影響，并從理論上概括與歸納了技術要素按貢獻分配的方式類型，闡述了技術要素按貢獻分配的分類原則及機制設計框架。
二、產業(yè)結構對經濟增長的貢獻
經濟增長可視為一國經濟總量擴張與經濟結構優(yōu)化、升級的統(tǒng)一。
近年來，我國經濟增速放緩的一個重要原因就在于我國產業(yè)結構不盡合理，束縛了產業(yè)結構效率的發(fā)揮。孫健、周浩運用產業(yè)結構效率約束的理論分析，對這些約束因素做了詳盡的闡述，并提出了促進產業(yè)結構優(yōu)化升級，改變目前我國產業(yè)結構低層次、低效率的現狀的建議。朱慧明、韓玉啟利用各地區(qū)的國內生產總值及一、二、三產業(yè)產出的橫截面數據和時間序列數據測算了各產業(yè)增長對經濟增長的貢獻。研究指出，產業(yè)結構調整和經濟增長之間存在單向的Granger因果關系，產業(yè)結構調整促進了地區(qū)經濟增長，而非經濟增長造成了我國的結構調整;同時，通過產業(yè)結構對經濟增長貢獻的研究，證明了擴大第三產業(yè)產出在國內生產總值中的比重能引導我國地區(qū)經濟的良性增長。而劉偉認為，過去中國經濟的增長主要是由第三產業(yè)拉動的，第三產業(yè)的結構擴張會降低第一產業(yè)和第二產業(yè)對經濟規(guī)模的正效應，因此只有通過提高第一產業(yè)和第二產業(yè)的效率才能獲得長期穩(wěn)定的經濟增長。
產業(yè)結構變動是經濟增長的重要動力，是實現區(qū)域經濟可持續(xù)協調發(fā)展的關鍵。面對區(qū)域間的產業(yè)結構扭曲，產業(yè)組織的低水平生產過剩，何雄浪、嚴紅認為只有以產業(yè)調整為核心，積極培育主導產業(yè)，增強中小企業(yè)活力，大力加快城市化進程，我國國民經濟才能克服區(qū)域產業(yè)結構失調的現象，使中西部落后地區(qū)的經濟盡快起飛，縮小與東部地區(qū)經濟差異。
三、投資與消費對經濟增長的貢獻
投資作為促進經濟增長的重要因素，在經濟發(fā)展過程中一直起著舉足輕重的作用。沈秀雙研究認為，隨著市場機制的逐步完善，經濟增長的主要動力由供給一方轉向需求一方，投資成為最積極的需求因素，更肩負起“擴大內需、啟動消費、拉動經濟”的重任。而李忠、任文舉通過對1992年以來我國經濟運行的考察，發(fā)現這時期中國經濟運行的總特征是投資成了支撐中國經濟的決定力量，結果造成了經濟的大起大落。李忠、任文舉通過理論的探討發(fā)現消費需求才是社會需求中的最終決定力量，并通過消費調節(jié)投資需求，進而支撐中國及地區(qū)經濟的增長。盧嘉瑞、王智剛針對近年來我國通貨緊縮、內需不足、市場低迷的情況，對擴大內需與經濟增長的關系進行了研究，研究認為，內需對推動經濟穩(wěn)健增長起決定性作用，投資需求是實現經濟穩(wěn)健增長的重要推動力量，而消費需求是實現經濟穩(wěn)健增長的主要動力。因此，擴大內需應堅持投資與消費的“雙拉動”。范劍平通過剖析我國經濟增長的需求結構發(fā)現，目前我國的經濟增長呈明顯的投資主導型模式，且政府投資拉動略強于社會投資；在消費領域，政府消費率節(jié)節(jié)上升，居民消費率保持低位，消費需求對經濟增長拉動作用減弱。分析認為，為了進一步增強經濟自主性增長動力，應對社會投資實行更大力度的多方面鼓勵政策，千方百計增加居民收入和居民消費，促進我國經濟增長動力機制由目前的投資主導型向居民消費、社會雙拉動型轉換。
四、其他影響經濟增長的因素
在經濟增長中人力資本是一個十分重要的因素，江曉薇認為我國要防止陷入發(fā)展中國家工業(yè)化進程中經常出現的貧困陷阱之中，需要轉變經濟增長方式，由總量拉動增長轉向提高生產素質推動的增長，充分發(fā)揮人力資本的效應使之成為未來經濟增長的重要因素。
FDI對我國經濟增長的貢獻近年來成為一個研究的熱點。陳浪南研究發(fā)現FDI的存量增長率與GDP增長率存在線性相關關系，FDI對中國經濟增長的貢獻逐年增加。FDI除了直接促進我國經濟增長外，還通過技術這一渠道發(fā)揮效力。程惠芳利用FDI與開放型內生增長模型實證分析了1975～1999年FDI對我國的影響，發(fā)現FDI對我國經濟增長和全要素生產率具有積極作用，其作用機理是FDI促進我國在資本深化的情況下的自主創(chuàng)新能力，FDI項目的技術溢出和技術轉移提升我國的技術水平。
【參考文獻】
[1]趙熙，唐五湘．中國地區(qū)經濟增長差異比較[J]．北京機械工業(yè)學院學報，2000，（1）．
[2]張慧文．西部地區(qū)形象與西部經濟增長機制的形成[J]．甘肅社會科學，2003，（1）．
[3]桁林．是什么因素創(chuàng)造了長期經濟增長的根本動力[J]．浙江學刊，2003，（3）．
[4]康白峰，白帆．固定資產投資與經濟增長關聯性的回歸分析[J]．寶雞文理學院學報（自然科學版），2002，（1）．
[5]吳文麗．東中西部地區(qū)經濟增長的要素投入作用比較[J]．重慶師范學院學報(自然科學版)，2003，（1）．
[6]周振華．技術要素按貢獻分配的理論分析[J]．學術月刊，2003，（5）．
[7]孫健，周浩．我國產業(yè)結構低效率因素分析[J]．山東社會科學，2003，（1）．
[8]朱慧明，韓玉啟．產業(yè)結構與經濟增長關系的實證分析[J]．運籌與管理，2003，（4）．
[9]劉偉，李紹榮．產業(yè)結構與經濟增長[J]．中國工業(yè)經濟，2002，（5）．
第2篇：區(qū)域經濟增長范文
【關鍵詞】金融發(fā)展 區(qū)域經濟 經濟增長
金融在現代經濟發(fā)展中的核心地位已為現代經濟發(fā)展史和現代經濟增長理論所證明，而且區(qū)域金融發(fā)展與區(qū)域經濟增長的關系作為區(qū)域金融理論的核心研究內容，無論是在研究方法上還是在研究視角上都得到了一定的提高和拓展。本文依次對國內外區(qū)域經濟發(fā)展理論和金融發(fā)展理論進行了論述，最后突出金融發(fā)展對區(qū)域經濟增長的影響，并對其進行詳細闡述，在借鑒前人經驗的基礎上提出實證研究的新方向。
一、區(qū)域經濟發(fā)展理論
區(qū)域經濟發(fā)展歷來都受到各國政府和學者的強烈關注。由于各國學者研究的角度、方法、深度都有所不同，自然也就造成得出收斂和發(fā)散兩種不同的結論，這也成為如今學術界爭論的焦點。因此，我們對區(qū)域經濟增長理論的研究，可以歸結為均衡發(fā)展理論和非均衡發(fā)展理論兩種。
（一）區(qū)域經濟均衡發(fā)展理論
區(qū)域經濟均衡發(fā)展理論認為：在生產要素可以自由流動的條件下，通過資源合理調配，各區(qū)域經濟體的發(fā)展程度將會趨向統(tǒng)一，這種統(tǒng)一還包括區(qū)域經濟體內部各產業(yè)和各部門的平衡發(fā)展。新古典區(qū)域經濟發(fā)展理論，源于以Solow（1956）和Swan（1973）為代表的發(fā)展經濟學的經濟增長理論。他們認為，經濟落后的國家和地區(qū)擁有比經濟發(fā)達地區(qū)更快的增長速度，隨著時間的推移，兩個國家或地區(qū)的發(fā)展程度將趨于一致，最終達到均衡發(fā)展的狀態(tài)。但這一理論也存在一個前提假設，就是市場是完全競爭的，而且資本、勞動、技術等各種生產要素在地區(qū)間的流動是無成本的，不受限制的。
（二）區(qū)域經濟非均衡發(fā)展理論
區(qū)域經濟非均衡發(fā)展理論主張部分地區(qū)或者部門先發(fā)展起來，再來帶動其他地區(qū)和部門的聯動發(fā)展，強調重點地區(qū)的重點產業(yè)和部門。Myrdal（1948）循環(huán)累積因果理論認為各區(qū)域間的經濟進步在時間和空間上都是不對等的，區(qū)域間的差距通過“積累性因果循環(huán)”，使得初始條件較好地區(qū)優(yōu)勢不斷鞏固，而落后地區(qū)則越加貧窮，這就導致了區(qū)域間發(fā)展的不平衡。Perroux（1954）提出增長極理論，他強調的是那些擁有支配地位或者國家主導產業(yè)的部門成為增長極，進而聯動的影響周圍其他地區(qū)和產業(yè)部門進一步發(fā)展。Williamson（1965）提出伴隨著一國居民人均收入水平的增長，區(qū)域間的人均收入不平等性也出現倒“U”型。就是說，一國在經濟發(fā)展的初期，區(qū)域間的發(fā)展水平是不均衡的，但從長遠來看，區(qū)域間發(fā)展水平始終呈現一種收斂的狀態(tài)，即發(fā)展均衡。
二、金融發(fā)展理論
（一）國外研究歷程
金融發(fā)展理論形成于二十世紀六、七十年代，是專門研究金融發(fā)展以及從金融角度探討其與經濟增長之間的內在作用機制的理論。但對于這一問題，學界尚處于爭論的狀態(tài)。從歷史來看，西方古典經濟學家很早便開始了金融發(fā)展問題的研究。他們認為這兩者之間不存在因果關系，即貨幣數量的變動并不能對實體經濟產生影響。在其后的幾十年中，一大批經濟學家對這一觀點進行了反駁，其中以弗里德曼的現代貨幣數量理論最為著名。他認為貨幣能夠影響就業(yè)、產出等實際經濟變量，因而它是經濟發(fā)展中一個不可忽略的重要因素。這一理論的提出，了之前古典經濟學派統(tǒng)治多年的結論，為貨幣金融理論的發(fā)展奠定了基礎。上世紀60年代以后，許多學者對金融發(fā)展和經濟增長之間的關系進行了深入的探究。Gurley和Shaw（1984）在《金融理論中的貨幣》一書中指出，貨幣是影響產出水平和產出組成的重要因素，并進一步指出了貨幣對經濟增長的作用。Goldsmith（1969）首次提出了金融結構論，并且他也是第一個運用實證方法來研究金融發(fā)展和經濟增長關系的經濟學家。他通過分析35個國家的經濟狀況和金融結構，提出了金融相關比率這個概念，并以此作為金融結構發(fā)展程度的度量衡，他認為“金融的發(fā)展和經濟的發(fā)展是平行關系，隨著一個國家的經濟增長，它的金融結構規(guī)模和復雜程度也會增大”，這項研究雖然存在一定的薄弱點，但它對金融發(fā)展和經濟增長兩者關系的肯定具有重大的歷史意義。到了20世紀70年代，出現了一種“金融壓抑論”，主要代表人物是Shaw和Mckinnon（1973）。這種理論認為，實際利率和實際匯率是影響經濟增長的重要因素，在現實條件下，利率和匯率價格的扭曲將會極大的阻礙經濟的發(fā)展。與“金融抑制”相對，Shaw還提出了“金融深化”理論，他認為廣大發(fā)展中國家需要放開過多的金融管制，形成完善的金融市場化體制，消除“金融抑制”，更好的促進本國的經濟發(fā)展。隨著金融深化的展開，問題也隨之而來，過渡的金融自由造成了嚴重的金融危機。因此，學者們開始尋找不同的角度來解釋金融與經濟的問題。20世紀90年代，經濟學家運用內生增長模型，在此基礎上加入了金融中介和金融市場，來研究兩者的關系。這其中要以King和Levine（1993）為代表，他們構造了新的金融中介指標，并以此為基礎進行實證分析金融中介對經濟增長的影響程度。
第3篇：區(qū)域經濟增長范文
關鍵詞：區(qū)域經濟增長；GRP；泰爾指數；Moran's I
中國是一個幅員遼闊的國家，地區(qū)之間經濟增長具有明顯差異。在本文筆者對改革開放以來我國區(qū)域經濟增長所呈現的統(tǒng)計特征進行分析，以便對我國經濟增長有更全面的認識。
一、 區(qū)域經濟增長的整體特征
1978年以來，我國區(qū)域經濟增長在總量表現上非常明顯。如圖1所示，無論是31個省份名義GRP（Gross Regi-onal Product，地區(qū)生產總值）的平均值，還是實際GRP（以1978年的不變價格換算）的平均值，在30多年中均實現高速增長，二者的年均增速分別達到了16.22%、11.13%。簡而言之，名義GRP與實際GRP的均值在這35年中分別增加了164倍與35倍。同時，人均名義GRP與人均實際GRP也由1978年的457.13億元人民幣增長分別以年均14.30%與9.30%的速度增長至2012年的43 045.02億元與9 390.27億元。由此可見，改革開放以來我國各地區(qū)經濟增長在整體上都表現出良好的發(fā)展態(tài)勢。
同時，各地區(qū)之間經濟增長的差異也日趨凸顯。從圖2可以看出，31個省份名義GRP與實際GRP的變異系數值的在1978年～2007年之間呈波動上升的趨勢，由最初的0.65分別上升到最高時的0.85與0.88，其中是在20世紀90年代上升最為顯著，2008年之后變異系數值有所回落。可以看出，整體上而言，我國各省份經濟在顯著增長的同時，區(qū)域間的經濟差異也具有擴大的態(tài)勢。
具體來看一下我國東、中、西部地區(qū)經濟增長的差異狀況。1978年東、中、西部省份的名義GRP之和的比值為2.61∶1.59∶1，而到了2012年三者的比值也變?yōu)?.27∶1.61∶1。可以發(fā)現，一方面與全國情況一樣，三個地區(qū)的經濟增長都比較迅速，1978年～2012年間東、中、西部名義GRP之和的年均增速分別達到16.58%、15.84%和15.80%，都超過了10%；而另一方面，在改革開放之處已經存在的東、中、西部之間階梯型（或俱樂部型）經濟差距，由于近30多年來的平均增速的差異而使得東部與中西部、中部與西部之間進一步拉開差距。
同時，從GRP的人均值來看，1978年，東、中、西部省份的人均名義GRP分別為158.51億元、118.30億元和60.72億元人民幣，到2012年則分別達到5 219.27億元、2 838.09億元和1 430.66億元人民幣，三個地區(qū)之間的人均名義GRP不僅在絕對值方面不斷拉開差距，而且在相對值方面的差距也逐步擴大。1978年東、中、西部地區(qū)之間人均名義GRP的比值為2.61∶1.95∶1，而2012年三者的比值則變?yōu)?.27∶1.97∶1，可以看出1978年以來東部省份與中西部省份、中部省份與西部省份之間的人均名義GRP差距都具有逐步加大的趨勢。這表明我國東中西部地區(qū)的經濟增長存在類似“俱樂部趨同”性質的差異。
二、 區(qū)域經濟增長的差異性特征
對于衡量變量差異性的統(tǒng)計指標，除了前文提到的變異系數以外，常用的還有全距、平均差、差異系數、泰爾指數等指標。其中，泰爾指數（Theil Index）因為具有可分解性的特點，不僅可以反映總體的差異，還可以衡量樣本內部的差異，因而得到較為廣泛的應用。
泰爾指數是由H.Theil（1967）提出的，是一種廣義熵指數，可寫為GE（1）。以人均GRP差異為例，泰爾指數常用的計算公式為：
T=■■（■）ln（■）=■■■■ln（■）=Tw+Tb（1）
Tw=■（■）Twi=■■（■）（■）ln（■）（2）
Tb=■（■）ln（■）（3）
其中，T、Tw、Tb分別表示總體泰爾指數、組內差距和組間差距；Y、N分別代表整體（如全國）的GRP之和與總人口，Yi、Ni代表第i組（如東、中、西部）的GRP之和與總人口，Yij、Nij代表第i組中第j亞組（如省份）的GRP和人口， ■ij為第i組第j亞組的人均GRP，■為全國的人均GRP。
這樣，根據公式（1）～（3），筆者計算了1978年～2012年中國各省份人均名義GRP與人均實際GRP的泰爾指數。圖2與表1是人均名義GRP泰爾指數的基本情況。由于人均實際GRP的泰爾指數與之非常類似，限于篇幅，在此筆者就不再列出。
從圖2與表1可以看出，我國各省份人均名義GRP的泰爾指數呈現出“下降―上升―再下降”的變動趨勢。具體來看，1990年以前，泰爾指數從1978年的0.155 5不斷減少至1990年的0.076 3；而1991年～2003年之間則呈現一直上升的態(tài)勢，到2003年回升至0.142 0；2004年之后泰爾又開始回落，到2012年為0.078 0，基本與1990年的數值持平。這表明我國區(qū)域經濟水平的整體差異在1978年～1990年、2004年～2012年間有下降趨勢，而在1991年～2003年期間呈擴大趨勢。
同時，我國東中西部地區(qū)之間經濟增長的組間差異，在2003年之前基本呈擴大態(tài)勢，并在20世紀90年代初期取代區(qū)域組內差異，成為區(qū)域經濟整體差異的最主要因素。同時，2004年之后東中西部之間經濟差異有減小趨勢，2012年的差異水平已回落至20世紀90年代初的水平。
同時，改革開放以來東中西部區(qū)域經濟的組內差異則大體表現為縮小的趨勢，期間在2000年前后有所回升，但2003年之后又開始下降。具體來說，從表1中可以發(fā)現，我國東部省份內部之間的經濟差異雖然在東中西部三者之中最為顯著，但其縮小趨勢也最為明顯，其組內泰爾指數由最開始的0.21（1978年）持續(xù)縮小至0.03（2012年）；中部省份內部的人均名義GRP差異在東中西部三者中大致處于中間水平，但與西部差別很小，并且中部西區(qū)的組內泰爾指數大體上也有所下降，由最初的0.039減少至現在的0.023；西部省份之間的差異變化很小，且在20世紀90年代前期略有擴大。總體來看，我國區(qū)域經濟增長的組內與組間兩種差異變化進一步反映了我國區(qū)域經濟增長具有“俱樂部趨同”的特點。
三、 區(qū)域經濟增長的相關性特征
除了差異性之外，區(qū)域經濟之間的相關性也需要關注。而Moran's I統(tǒng)計量則是檢驗經濟現象全局空間自相關特征的一種常用指標（P. A. P Moran，1950），其計算公式為：
Moran′s I=■（4）
式中，■=■■Yi，S2=■■■（Yi-■）2。
其中，Yi、Yj分別表示第i、j個地區(qū)的觀測變量（如人均GRP），N為地區(qū)總數，Wij為空間權重矩陣。Moran's I取值范圍為[-1，1]，其大于0表明變量之間存在空間正相關，小于0表明變量之間存在空間負相關，而等于（或近似為）0，則說明變量為空間零自相關（即在空間上隨機分布）。同時，如果Moran's I的絕對值越大，表明變量在空間分布的（正/負）相關性越強。同時，對于Moran's I顯著性，可以通過Z值及其對應的P值進行檢驗。
根據（4）式，筆者以各省份省會之間距離的平方為權重，構建了空間權重矩陣W，進而計算了1978年～2012年我國人均名義GRP與人均實際GRP的Moran's I值。具體見圖3。其中，兩種人均GRP的Moran's I值均至少在3%的水平上顯著，且顯著水平也同Moran's I值一樣不斷提高。
從圖3可以看出，不論是人均名義GRP還是人均實際GRP，兩者的Moran's I值在改革開放之后均呈現出不斷提高的趨勢。其中，人均名義GRP的Moran's I雖然在20世紀90年代初期有略微下降，但整體而言其上升的幅度更大，由最初時的0.09（1978年）逐漸上升至最高時的0.45（2010年）；而人均實際GRP的上升過程則相對平穩(wěn)一些，其最高值為2010年的0.32。綜上所述，我國各省份之間的人均GRP（包括名義與實際）具有比較顯著的全局正相關性（或空間集聚性）。
在分析全局空間自相關之后，可以再考察我國區(qū)域經濟增長的局部自相關特性，這主要通過Moran散點圖進行分析，具體如圖4所示。可以看出，擬合曲線的斜率逐漸變大，表明省份人均實際GRP的全局自相關特征日趨明顯。同時，第一象限與第三象限（表示存在局域空間相關）的點逐步增多，而第二象限與第四象限（表示部存在局域空間相關）的點則有減少的趨勢。同時，1978年～2012年間我國各省份的名義GRP與實際GRP的Moran's I均為正，且都至少在10%水平下顯著。綜上所述，我國區(qū)域經濟增長具有空間自相關特征。
四、 基本結論
改革開放以來，我國區(qū)域經濟增長也取得了突出的成就，各省GRP均得到大幅度提高，無論是名義GRP還是實際GRP增長率都超過10%。同時，在這一增長過程中也伴隨著各省份之間的經濟差距經歷了“縮小――擴大――縮小”的變化，然而東部地區(qū)與中西部地區(qū)之間的組間差距日益凸顯。而在區(qū)域內部的經濟差異中，東部地區(qū)內部的差異最為明顯，但1978年以來具有明顯的縮小趨勢，中西部地區(qū)內部的差距則在數值與波動幅度上都較之于東部要小一些。同時，我國各省份經濟增長之間的空間相關性日益顯著，為此在進行關于我國區(qū)域經濟增長的實證研究中最好能考慮相關變量的空間自相關問題。
參考文獻：
1. 蔡，都陽.中國地區(qū)經濟增長的趨同與差異.經濟研究，2000，（10）：30-37.
2. Theil H.， Economics and InformtationTheo- ry. Amsterdam： North Holland Publishing Company， 1967.
3. Moran P.A.P.， Notes on Continuous Stoc- hastic Phenomena. Biometrika，1950，（6）：7-23.
4. 周衛(wèi)峰.中國區(qū)域經濟增長收斂性研究.中國社會科學院研究生院學位論文，2005.
5. 鄭凱捷.分工與產業(yè)結構發(fā)展.復旦大學學位論文，2006.
基金項目：教育部人文社科基地重大項目“我國經濟社會協調發(fā)展與縮小收入分配差距研究”（項目號：11JJD790038）。
第4篇：區(qū)域經濟增長范文
【關鍵詞】 農村消費；區(qū)域經濟；經濟增長
1 消費影響區(qū)域經濟增長的表現與特征
消費主要通過消費理念、消費水平、消費結構來直接和間接拉動區(qū)域經濟增長。
1.1 消費理念對區(qū)域經濟增長的影響
消費觀念可以通過影響消費者的消費態(tài)度和行為方向目標，并影響消費者對消費對象和消費內容的理解及消費行為價值的變化來影響居民的消費。目前，隨著我國農民收入的提高和消費環(huán)境的改善，使得農民的消費理念不再是局限在物質消費上面，而逐漸轉向了精神和服務消費，更加注重品牌和環(huán)保及精神方面的消費。而且精神文化消費是隨著經濟的發(fā)展其在總消費支出上面占的比重會變得越來越高，精神文化的需求會給區(qū)域經濟增長在其他行業(yè)上面開拓出全新的發(fā)展空間，從而促進有效消費需求的形成促進經濟的增長；給農村區(qū)域經濟增長培育新的消費熱點。
1.2 消費水平對區(qū)域經濟增長的影響
居民的消費水平不僅能反映出購買能力，也能夠反映出經濟的發(fā)展趨勢，而區(qū)域增長是反映了區(qū)域經濟總體運行的狀況，并體現了一個區(qū)域的經濟實力和發(fā)展水平。消費水平的變動會直接影響到區(qū)域經濟的增長并且相互作用，兩者之間會有一個合理的比例同步性來一起變化。另外居民的消費水平也會影響其邊際和平均的消費傾向。這些都可以看出消費水平對區(qū)域經濟增長有重要的影響，在國民收入一定的情況下，消費水平是取決于社會的積累，只有積累的增長才會帶來經濟的增長。而消費的提高會促進社會生產發(fā)展和積累的增加，進而提升區(qū)域經濟的增長。
1.3 消費結構對區(qū)域經濟增長的影響
居民的消費行為主要是消費決策和消費結構的選擇，消費決策對投資的均衡產生影響，而消費結構影響經濟結構的變動，進而影響到經濟資源的配置。其中，產業(yè)結構是經濟結構的重要組成部分，并影響和決定經濟結構的變動。當居民消費結構變化的時候會影響到產業(yè)結構的升級，最終影響到經濟的資源配置，從而影響到經濟的增長。因此，當農民的消費結構升級的時候會推動產業(yè)結構的不斷升級，并能夠形成有效的社會需求，來確保區(qū)域經濟的協調、持續(xù)和全面的發(fā)展。
2 農村消費與區(qū)域經濟增長的不協調之處
2.1 農村居民消費觀念與區(qū)域經濟創(chuàng)新互促性不強
目前我國農村居民的消費支出還是主要集中在衣食住行的基本生存消費上面，在醫(yī)療保健、文教娛樂、交通通訊等精神文化方面的需求盡管得到了一定的提高，但是增加的幅度還是比較小，對區(qū)域經濟增長的影響力度不夠強勁，而且消費觀念還是沒有得到很大的改變，在個人消費品貸款、旅游貸款、汽車消費貸款等方面的支出增長緩慢，甚至一些信貸的項目是空白的。農民作為農村經濟發(fā)展的主體和創(chuàng)新的創(chuàng)造者，其消費觀念會直接影響到農村經濟的創(chuàng)新的進程和產業(yè)結構調整，因此，要想我國農村經濟能夠健康且持久的增長，必須要轉變農民的消費觀念來促進農村消費的增長。
2.2 農村居民消費結構與區(qū)域經濟增長同步性不夠
盡管我國農村居民的消費結構目前隨著我國消費水平的提高得到了一定的優(yōu)化，但是消費結構的升級程度還是不夠深，農村居民的消費支出的重點得到了一定的轉變，但食品、衣著和居住仍然是消費支出的重點，使得醫(yī)療保健和文教娛樂等方面支出有一定的被動性，并沒有轉化為主動性。在農村地區(qū)，被動的消費支出會直接對居民消費結構的升級和優(yōu)化產生擠出效應，進而會影響到農村居民消費結構的變動，進而會對區(qū)域經濟產業(yè)結構的升級產生一定的抑制作用，進一步增加了區(qū)域經濟穩(wěn)定增長的難度。
3 提升農村消費對區(qū)域經濟增長的影響的對策
3.1 加快思想創(chuàng)新，轉變消費觀念
首先應該積極的轉變農村居民的消費觀念，在鼓勵其增加收入的同時也要增加消費支出，增加對教育、醫(yī)療保健等精神文化方面的消費需求，使其成為農村消費市場的熱點。其次，推薦農村消費信貸的發(fā)展進程，加快農村金融市場的發(fā)展，解除農民消費的后顧之憂；建立健全的基本生活保障制度和社會養(yǎng)老保障制度及免費義務教育等方面的制度，推進企業(yè)職工工傷、失業(yè)、醫(yī)療等保險向農民工覆蓋，推進農業(yè)勞動力穩(wěn)定的向城鎮(zhèn)轉移，深化農村土地經營體制的改革，在這樣的基礎上面來穩(wěn)定農村居民的超前消費信心，進而改變消費觀念。最后，要提高公共服務水平，把先進的消費文化引進農村，改變其落后的娛樂消費方式，引導農民形成科學的消費和價值觀，使其敢于消費和善于消費，使得精神文化消費成為農村居民消費的主流。
3.2 增加農民收入，提高消費水平
只有當農民的收入增加后，才會改善其生活水平進而去調整其消費結構，因此增加農民的收入才是增加其消費的主要推動力。比如：可以通過在農村發(fā)展現代休閑農業(yè)，提高其核心競爭力，發(fā)揮出農村的優(yōu)勢，注重農業(yè)的經濟效益，增強農業(yè)的結構力、安全力、持續(xù)力和主題創(chuàng)造力等，從而更好的轉變農村的產業(yè)和經濟結構，來促進區(qū)域經濟的增長。
參考文獻
[1] 高鐵生、郭冬樂.擴大農村消費研究[M].北京：中國社會出版社.2008
[2] 范建平、王小廣.中國城鄉(xiāng)居民消費結構的變化趨勢[M].北京：人民出版社.2001
[3] 李通屏.中國消費制度變遷研究[M].北京：經濟科學出版社.2005
[4] 彭必源，對湖北省農村居民消費現狀的分析[J].農業(yè)經濟，2008，（12）
第5篇：區(qū)域經濟增長范文
【關鍵詞】要素產出效率；稅收結構；產業(yè)結構；區(qū)域經濟增長
一、引言
稅收結構主要包括兩方面的內容：一是稅種結構，二是稅負結構。稅種結構是否合理，是稅收制度是否健全與完善、稅收作用能否充分發(fā)揮的前提；而稅負結構是稅種結構效應的綜合體現。本文將稅收結構定義為流轉稅類、所得稅類和其他稅類占稅收收入的份額。
江蘇作為東部發(fā)達省份的代表，在新的經濟發(fā)展時期同樣面臨經濟結構調整問題。我們通過稅收結構研究，揭示稅收結構與區(qū)域經濟增長之間的關系，從而調整稅收結構以促進經濟增長。
二、江蘇省稅收結構現狀及存在問題
（一）稅收總量的描述統(tǒng)計
江蘇小口徑宏觀稅負總體上保持了穩(wěn)定的上升趨勢，從1997年的7.3%，到2001年的10%，再到2005年的12.5%，2009年達到15.37%。從1997年到2009年江蘇小口徑宏觀稅負所占比重上升了8.07%，平均每年上升0.62%。
（二）稅收結構的描述統(tǒng)計
本文將各稅種分類為流轉稅類、所得稅類和其他稅類三大類，各稅類稅收份額變化不大，但都有變化。
流轉稅所占的比重（X1）最大，其所占比重先降，最后基本穩(wěn)定。流轉稅所占比重從1997年到2004年呈現下降的趨勢，1997年為76.35%，到2004年為60%，2005年到2009年所占比重基本穩(wěn)定，保持在60%左右，2009年其所占比重為60.59%。
所得稅的比重（X2）先降后升，最后基本穩(wěn)定。所得稅所占比重在1997年為10.88%，1998年比1997年有些下降，1998年到2004年逐年上升，2005年到2009年基本保持穩(wěn)定，到2009年所得稅比重為25.13%。
其他稅類總體上緩慢上升。從1997年到2009年變化很小，每年都微幅上升一些，經過了十三年，提高大約2%-3%。
（三）稅收結構存在的主要問題
近年來江蘇小口徑宏觀稅負總體上保持了穩(wěn)定的上升趨勢。但稅收結構，即各稅類稅收份額變化不大。表現為流轉稅比重持續(xù)過大、所得稅比重持續(xù)偏低、稅收體系不完善等，并沒有形成“雙主體”的稅收格局。而內生經濟增長理論表明所得稅類份額的提高更有利于區(qū)域經濟增長。毫無疑問，為了適應新的經濟形勢的需要，對現行稅收制度和稅收結構進行適當調整是必然趨勢。
三、實證分析
（一）模型說明與數據來源
經濟增長是由各種生產要素通過社會的專業(yè)化和勞動分工體系，或經濟制度組合在一起，生產出社會的總產出。顯然，對于既定的生產要素量，在不同的專業(yè)化和社會勞動分工體系中，生產要素的產出效率將會不同。而一個國家的稅收體制，具體從數量上講就是稅收結構份額，會對社會的專業(yè)化和勞動分工的程度產生影響，從而對生產要素效率產生影響。即傳導路徑為：
稅收結構優(yōu)化交易費用降低勞動分工和專業(yè)化水平提高技術進步要素產出彈性和使用效率提高經濟增長
根據上述說明，我們可以將受稅收結構影響的生產函數表示為如下Cobb-Douglas生產函數形式：
（1）
其中Y表示總產出；K表示資本使用量；L表示勞動投入量；Xi，i=1，2，3表示第i稅類在總稅收收入中所占份額。對（1）式兩端同時取對數，可得計量稅收結構對生產要素效率影響的經濟計量模型：
（2）
從計量模型（2）可以看出，參數Ai和Bi，i=1，2，3分別表示第i稅類的份額對資本和勞動要素產出彈性的影響，同時在一定程度上也表示稅收結構份額對資本和勞動的產出效率的影響；Ci表示在資本要素和勞動要素不變的情形下，稅收結構份額Xi的變化對經濟生產規(guī)模的影響，如果影響是正的，就意味著剔除資本和勞動的貢獻外，經濟的生產規(guī)模擴大了。
本文選用江蘇省1994年到2009年數據樣本區(qū)間。反映全社會資本投入量（K）的指標選用國民經濟核算中的固定資本形成存量凈額。勞動投入量（L）采用就業(yè)人員數。考慮中國稅收體制的特點，選用流轉稅、所得稅和其他稅作為稅收結構變量。相關數據主要來源于歷年《中國稅務年鑒》，《江蘇統(tǒng)計年鑒》和中經網統(tǒng)計數據庫。GDP和K分別是以1994年為基期的可比價格計算的。
（二）結果分析
利用Eviews5.0軟件包對方程（2）進行回歸，得到如下估計結果：
從回歸結果可以看出，在現行的經濟制度和稅種結構中，在資本要素和勞動要素不變的情形下，流轉稅類收入占總稅收收入的份額X1，每增加1%使經濟整體規(guī)模降低。所得稅類收入在總稅收收入中的份額X2每增加1%，會使經濟的總體規(guī)模增加。這說明在現行稅收結構中，所得稅份額的提高既會有效擴大經濟總體規(guī)模，同時也會顯著擴大資本和勞動產出效率的差異。
由此可以看出，在現行的稅收結構中，稅收份額的增加對經濟總體規(guī)模和要素產出效率的影響，所得稅類份額均大于流轉稅類份額。
在一定的技術條件下，經濟總體規(guī)模的大小主要取決于經濟社會的專業(yè)化和勞動分工的廣度和深度，而專業(yè)化和勞動分工的廣度和深度又取決于市場的大小（斯密定理），因此在稅率不變的條件下，所得稅份額的增加會增加個人收入的制度化特征，這必然會增進社會專業(yè)化和勞動分工的深度，從而增加經濟的總體規(guī)模。
四、政策建議
所得稅類收入份額的增加會提高經濟的總體規(guī)模，同時增加資本要素產出效率，這說明增加所得稅的份額，將有助于市場經濟中資本積累，提高專業(yè)化生產水平和促進社會勞動分工的深化。因此，在現階段的稅制和稅種結構下，所得稅份額的增加會促進經濟增長，并且這種增長是帕累托改進式的經濟增長。
加大所得稅的比例，理論上和實踐上都是可行的。所得稅稅源廣闊，富有彈性，有助于保障政府收入來源。而且，所得稅的直接征收和累進稅率也比較符合效率原則中的最少征稅和中性原則，稅收負擔比較合理，對國民經濟也沒有直接的妨礙作用。
（一）簡化稅收優(yōu)惠，建立“整潔的稅基”
戰(zhàn)略性新興產業(yè)是江蘇創(chuàng)新型經濟發(fā)展的趨勢，2010年以來江蘇在新能源、新材料、生物醫(yī)藥等方面的出口增速很快，應當制定重點產業(yè)稅收優(yōu)惠體系。整頓地方政府為稅收競爭目的而采取稅收優(yōu)惠、稅收返還手段，造成的稅收的不透明和不公平。從高稅率多優(yōu)惠向低稅率寬稅基轉變。
（二）稅收結構與產業(yè)結構同步調整
由于產業(yè)結構的不合理，導致企業(yè)經濟運行層次低，經濟效益受到嚴重制約，企業(yè)所得稅增長緩慢，而且極不穩(wěn)定；由于產業(yè)結構的不合理導致虛假就業(yè)，產品附加值少，勞動者個人收入水平較低，個人所得稅收入徘徊不前，流失嚴重。所以調整產業(yè)結構既可以提高企業(yè)經濟效益，也可以增加就業(yè)。通過稅收優(yōu)惠引導企業(yè)投資，調整產業(yè)結構。
（三）提高稅收征管水平，努力做到應收盡收
目前個人所得稅累進級次多，邊際稅率高；企業(yè)所得稅稅率差別大，稅收優(yōu)惠復雜，給納稅人偷逃稅創(chuàng)造了空間，給稅務機關的征管帶來挑戰(zhàn)。有關政府部門正在著力健全和完善所得稅的征管，提高稅收風險管理水平，這必將有利于拓展稅基，減少稅款流失，也有助于緩解居民收入兩極分化的趨勢。
參考文獻：
[1]Frida Widmalm.Tax Structure and Growth:Are Some Taxes Better Than Others?[J].Public Choice,2001(3):199-219.
[2]李紹榮,耿瑩.中國的稅收結構、經濟增長與收入分配[J].經濟研究,2005(5):118-126.
[3]馬栓友.稅收結構與經濟增長的實證分析―兼論我國的最優(yōu)直接稅間接稅結構[J].經濟理論與經濟管理,2001(7):15-20.
[4]王亮.我國流轉稅與所得稅最優(yōu)比例關系的實證分析[J].財貿研究,2004(5):67-71.
第6篇：區(qū)域經濟增長范文
論文關鍵詞：金融生態(tài)環(huán)境,經濟增長,協整檢驗,脈沖響應函數
一、引言
良好的金融生態(tài)環(huán)境，有助于保持金融生態(tài)的動態(tài)平衡和結構優(yōu)化，并且關系到一國或地區(qū)金融體系的平穩(wěn)運行和持續(xù)發(fā)展。近年來，義烏市依托于建立國際小商品城的優(yōu)勢，大力發(fā)展金融業(yè)，這使得其金融生態(tài)環(huán)境得到了很大改善，資金的流動性、安全性和效益性有所增強，資金的吸納能力也在增強。在當前金融危機形勢下，義烏市的金融業(yè)務量仍能位列浙江省縣市第一位，已成為浙江省乃至全國金融業(yè)務增長最快的縣市之一。
從2009年中國社科院研究報告中公布的國內金融生態(tài)環(huán)境評價結果來看，義烏所屬的金華市位列第十三位。優(yōu)良的金融生態(tài)環(huán)境作為區(qū)域金融發(fā)展的一種特有現象，與地區(qū)經濟基礎、金融發(fā)展、政府治理和制度文化有很大的相關性。但同時要注意到，義烏市的金融生態(tài)環(huán)境改善，還遠未達到自我調節(jié)、自我優(yōu)化的良性發(fā)展狀態(tài)，特別是與上海、杭州等大城市相比還有差距。金融生態(tài)環(huán)境的改善帶來了經濟發(fā)展的契機，但其不完善之處又制約著經濟發(fā)展，因而如何同時帶動金融生態(tài)環(huán)境發(fā)展和經濟的增長，對于受金融危機影響較大的義烏市是一個重大的考驗。
二、本文的研究方法及設想
本文采用了數量分析的方法對義烏市金融生態(tài)環(huán)境與經濟增長做出實證分析，以檢驗金融發(fā)展與經濟增長的動態(tài)關系。主要利用1998~2009年義烏市地區(qū)生產總值，第三產業(yè)等占地區(qū)生產總值比重，銀行存貸款數據等，利用回歸分析和VAR模型實證檢驗義烏市金融生態(tài)環(huán)境發(fā)展對經濟增長的作用。
金融生態(tài)理論為我們研究金融與區(qū)域經濟增長提供了新的視角，本文嘗試從這一角度出發(fā)來系統(tǒng)考察金融與經濟之間的關系。根據金融生態(tài)的特征，運用VAR模型來研究金融生態(tài)系統(tǒng)與經濟增長之間的動態(tài)關系。基本思想是：首先，利用OLS建立線性回歸方程。其次，利用ADF檢驗經濟變量的單位根是否同階，若同階，可進行協整檢驗，協整檢驗平穩(wěn)，則它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，這種均衡是統(tǒng)計學上的一種動態(tài)均衡。目前關于協整關系的檢驗估計，常用EG(Engle—Granger)兩步法和Johansen跡統(tǒng)計量法，本文使用Johansen協整檢驗。并使用脈沖響應函數得到各變量的結構沖擊引起GDP波動的響應函數，進而得到金融生態(tài)與區(qū)域經濟增長之間的動態(tài)關系，從而為金融發(fā)展政策提供經驗證據。如果金融生態(tài)的確促進了經濟增長，那么，改善金融生態(tài)對經濟的可持續(xù)增長具有重大的意義。
三、模型設計
（一）數據分析
1、指標選取：
數據主要來自于《義烏市統(tǒng)計年鑒》、《義烏金融統(tǒng)計年報》（1999~2010）和《金華市統(tǒng)計年鑒》（1999~2010）等。為了防止各時間序列數據產生異方差，并考慮到對時間序列取自然對數后不會改變原序列的性質及關系，且所得到的數據容易成為平穩(wěn)序列，故對這些時間序列數據作對數處理，采用的軟件是Eviews6.0。
(1)解釋變量
有關金融生態(tài)指標的選取，現有的文獻幾乎沒有正式提出。由于數據的可獲得性，我們不能得到所有的代表金融生態(tài)的各個子系統(tǒng)的變量數據，需要對變量進行選取。本文選取了代表金融生態(tài)狀態(tài)的以下變量：
IDU-第三產業(yè)產值占GDP之比，可以衡量一個地區(qū)第三產業(yè)在國民經濟總值中所占的地位，以及第三產業(yè)的發(fā)展。由于金融業(yè)是第三產業(yè)的一部分，因而該指標也能說明金融業(yè)占國民經濟總值的比例。
FIR-金融相關率，一般將貨幣總量(通常為M2)與GDP的比值作為衡量金融發(fā)展“廣度”的指標。由于中國沒有各地區(qū)貨幣供給數量，可以用金融部門存款總額和貸款總額之和來代替。我們用金融相關率這一變量來衡量金融深化和貨幣化程度。計算公式為：
（1）
式中表示金融相關比率，D表示全部金融機構的存款余額，L表示全部金融機構的貸款余額，GDP為地區(qū)生產總值。
EFF-存貸比(貸款/存款)，代表金融生態(tài)效率，這里選用金融機構的貸款余額與金融機構的存款余額之比來反映金融生態(tài)系統(tǒng)配置資金資源的效率。
DEP-金融存貸差（存款-貸款），這一指標反映了金融存款與貸款的差額。
(2)被解釋變量
本文對經濟增長的含義界定為國民經濟的增長，在經濟增長的指標選取方面，選擇義烏市生產總值(GDP)作為衡量經濟增長的變量。
2.選取的模型
我們將要估計的基本回歸模型如下：
(2)
其中是因變量，反映地區(qū)生產總值，即經濟增長指標；是一組向量，代表要考察的影響地區(qū)金融生態(tài)環(huán)境的一組變量；是誤差項。最小二乘法主要作為一個對比的結果，檢驗后面的VAR模型脈沖響應函數和方差分解的結果。
對lnGDP，lnIDU，lnFIR，lnEFF和lnDEP做線性回歸得到以下結果：
表1
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
lnIDU
0.031578
0.142969
0.220876
0.8315
lnFIR
-1.030719
0.095630
-10.77820
0.0000
lnEFF
1.932979
0.158763
12.17522
0.0000
lnDEP
1.001498
0.045841
21.84721
0.0000
C
11.64389
0.692381
16.81717
0.0000
R-squared
0.999125
Mean dependent var
23.83398
Adjusted R-squared
0.998626
S.D. dependent var
0.609459
S.E. of regression
0.022594
Akaike info criterion
-4.447932
Sum squared resid
0.003573
Schwarz criterion
-4.245888
Log likelihood
31.68759
Hannan-Quinn criter.
-4.522736
F-statistic
1999.205
Durbin-Watson stat
1.236194
Prob(F-statistic)
0.000000
除了lnIDU之外的各解釋變量的系數和常數項均通過了T檢驗，下文將舍去對模型并不顯著的這個指標并進行修正后的OLS回歸，得到如下結果：
表2
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
lnFIR
-1.039098
0.082400
-12.61046
0.0000
lnEFF
1.937205
0.147940
13.09453
0.0000
lnDEP
1.008017
0.032926
30.61465
0.0000
C
11.53776
0.467942
24.65639
0.0000
R-squared
0.999119
Mean dependent var
23.83398
Adjusted R-squared
0.998789
S.D. dependent var
0.609459
S.E. of regression
0.021208
Akaike info criterion
-4.607654
Sum squared resid
0.003598
Schwarz criterion
-4.446018
Log likelihood
31.64592
Hannan-Quinn criter.
-4.667497
F-statistic
3025.304
Durbin-Watson stat
1.174509
Prob(F-statistic)
第7篇：區(qū)域經濟增長范文
關鍵詞：金融生態(tài)環(huán)境；區(qū)域經濟增長；回歸分析
一、引言
近年來我國經濟呈現良好的發(fā)展勢態(tài)，但是在當前我國金融生態(tài)環(huán)境這一塊由于種種原因致使金融生態(tài)環(huán)境惡化，金融生態(tài)系統(tǒng)也出現了失衡。在國內，周小川（2004）在“經濟學50人論壇”中第一次正式提出了“金融生態(tài)”這個概念，他最早將生態(tài)學概念系統(tǒng)地引申到金融領域，并強調用生態(tài)學的方法來考察金融發(fā)展問題。隨后在2005年李揚等發(fā)表的《中國城市金融生態(tài)環(huán)境評價》是較有代表性的研究成果，該報告主要從經濟基礎、法治環(huán)境、地方政府公共服務、社會誠信文化、金融部門獨立性等方面，將金融生態(tài)環(huán)境分為5個等級進行評價。結果顯示：一個地區(qū)金融生態(tài)良好，當地的經濟就會獲得巨大的商機和融資便利，這個地區(qū)的經濟也就越有發(fā)展?jié)摿Α?/p>
雖然從之前學者的研究來看，他們積極的探索了對金融生態(tài)與經濟增長之間的關系，但主要是在理論上研究二者的關系，較少的運用計量經濟學對金融生態(tài)環(huán)境對經濟增長的影響進行實證分析。因此，本文基于四川省的相關數據，進行二者的實證分析，如果能更好的理清它們之間的關系，那么對于我國金融生態(tài)環(huán)境的優(yōu)化和經濟增長都會有更好的促進作用。本文是以金融生態(tài)環(huán)境理論為指導，以四川省為例，通過分析金融生態(tài)環(huán)境，揭示其對區(qū)域經濟增長的影響，并針對它的不足之處提出具有針對性的措施。同時通過這一分析研究，可以對西部地區(qū)其他省份的金融生態(tài)環(huán)境的建設和優(yōu)化起到借鑒作用，從而更有利于當地經濟的發(fā)展。
二、我國金融生態(tài)環(huán)境概況
2011年6月出版的《金融藍皮書》（即《中國金融發(fā)展報告（2011）》）對2010年度全國各省份的金融生態(tài)環(huán)境進行綜合評價后發(fā)現：上海綜合評分最高，為0.743，浙江第二，為0.724，北京第三，為0.715。在評分最高的前十個地區(qū)中，除了排在第七位的重慶之外，其余全都為東部沿海省份。與之對應，綜合得分最低的十個省份中，西部占了七席，東北、東部和中部各一席。其中，綜合得分最低的山西、青海、貴州、甘肅，低于0.350。
同時我們還了解到，東部沿海地區(qū)金融生態(tài)綜合評分最高（0.602），顯著高于內陸地區(qū)。中部（0.424）、東北（0.423）和西部（0.402）綜合評分相差并不大，然而西部各省份綜合評分最低，經濟總量小，經濟較為落后。
因此金融生態(tài)環(huán)境在我國不同區(qū)域存在著巨大的差異。中部地區(qū)和西部地區(qū)金融生態(tài)環(huán)境顯然落后于東部沿海地區(qū)。由此可見，東部地區(qū)的金融生態(tài)環(huán)境已經比較完善，而中西部地區(qū)的金融生態(tài)環(huán)境需要不斷完善。
三、金融生態(tài)環(huán)境與區(qū)域經濟增長關系的基本判斷
良好的金融生態(tài)環(huán)境對推動區(qū)域經濟的發(fā)展具有促進作用，同時區(qū)域經濟的發(fā)展，會對金融生態(tài)環(huán)境形成反作用，來促進金融生態(tài)環(huán)境的進一步改善。
第十一屆中國城市競爭力排行榜中，根據《GN中國城市綜合競爭力評價指標體系》計算得出成都4250.889分排行16名。根據《GN中國城市成長競爭力評價指標體系》計算得出成都6.643903分排行20名。根據《GN中國國際化城市評價指標體系》計算得出成都79.79分排行14名。根據《GN國際友好城市評價指標體系》計算得出成都80.28分排行21名等等。由此可見，四川省成都市的城市競爭力在全國來看處于優(yōu)勢地位。但是從全國來看（見表1），四川省綜合發(fā)展指數和全面小康指數在34個省中處于中間位置，而人均GDP、HDI指數則處于中下水平位置，因此要是四川經濟走向一個新的臺階則需要不斷的優(yōu)化金融生態(tài)環(huán)境，采取相關措施統(tǒng)籌規(guī)劃好四川經濟的發(fā)展。
基于差距的存在，我們可以對四川省金融生態(tài)環(huán)境對區(qū)域經濟增長的影響做出一個基本判斷：四川省金融生態(tài)環(huán)境存在一定的缺陷，不能很好的滿足區(qū)域經濟增長的需要，從金融生態(tài)環(huán)境對經濟增長促進的角度而言，四川省金融生態(tài)環(huán)境還沒有很好地將其優(yōu)勢發(fā)揮出來。
四、四川省金融生態(tài)環(huán)境對其經濟增長的實證檢驗
（一）指標選取、數據來源
對金融生態(tài)的評價則要全面、系統(tǒng)、有效地反映金融生態(tài)主體和金融生態(tài)環(huán)境兩大方面。因此在參考中國社會科學院金融研究所的《中國城市金融生態(tài)環(huán)境評價報告》、《中國西部金融發(fā)展報告》和《中國地區(qū)金融生態(tài)環(huán)境評價》等現有文獻選取了金融生態(tài)環(huán)境中貢獻彈性較大的三個要素——政府治理、信用環(huán)境、法治環(huán)境來分析驗證四川省金融生態(tài)狀況的指標，同時由于數據的可取性政府治理則選取政府財政支出（GOV）作為參考指標，信用環(huán)境則選取金融機構貸款額（CRE）為參數指標，法治環(huán)境則選取法律案件結案數（LAW）為參考指標。另一方面，選取GDP作為衡量經濟增長的指標。
各指標數據均由中國統(tǒng)計年鑒、中國金融年鑒、四川省統(tǒng)計年鑒以及各年四川省國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報、中國人民銀行成都支行、四川省高級人民法院工作報告中相關數據整理得出。
（二）檢驗方法與檢驗模型
結合四川省金融生態(tài)環(huán)境與經濟增長的實際情況，運用spss17.0軟件進行分析，對四川省2005年到2011年的相關數據進行線性回歸分析，以驗證金融生態(tài)環(huán)境是否有效的促進了經濟增長。
因此以四川省GDP作為被解釋變量，以金融生態(tài)環(huán)境各指標作為解釋變量，將模型設定如下：
第8篇：區(qū)域經濟增長范文
關鍵詞：品牌區(qū)域經濟增長機制
觀察世界和我國經濟發(fā)展的實際情況可以看出，區(qū)域品牌與區(qū)域經濟發(fā)展存在著一種正向關系，這種正向關系表現在：區(qū)域品牌較好的地區(qū)其區(qū)域經濟發(fā)展的也較好，反之，地區(qū)的經濟發(fā)展也往往落后。一個國家或地區(qū)擁有的強勢品牌越多，市場競爭力就越強，則所創(chuàng)造的國民財富就越多，區(qū)域經濟發(fā)展與區(qū)域品牌塑造是密切相關的［1］。
一、文獻綜述
波特（1998）認為，區(qū)域品牌是區(qū)域經濟發(fā)展的產物，產業(yè)群是區(qū)域經濟的一個顯著特征。產業(yè)集群可以提高企業(yè)的生產率，獲得交易成本、外部經濟和創(chuàng)新等方面的競爭力。因此，區(qū)域經濟發(fā)展到一定階段，隨著區(qū)域經濟效益的提高，區(qū)域品牌效應凸現，提升區(qū)域品牌就勢在必行了。波特（2002）又進一步指出一個國家的成功并非來自某一項產業(yè)的成功，而是源于國家內部眾多的產業(yè)簇群，區(qū)域品牌可以帶動一個產業(yè)簇群，帶動區(qū)域周邊地區(qū)的發(fā)展。
關于區(qū)域經濟發(fā)展和品牌之間的關系，這方面國內已有許多研究。孫宏杰（2002）認為，區(qū)域品牌包含的兩個要素中的第二個要素品牌效應，往往代表著一個地方產業(yè)產品的主體和形象，對本地區(qū)的經濟發(fā)展起著舉足輕重的作用。夏曾玉（2003，2004）通過對“溫州現象”的考察，分析了建設區(qū)域品牌的好處以及溫州建設區(qū)域品牌的經驗。陳方方（2005）強調，地域品牌有識別、搭載、聚集、刺激的經濟效應。何鐵（2005）指出，品牌是現代市場經濟的發(fā)展趨勢，是提高企業(yè)核心競爭力的重要手段，是支撐區(qū)域經濟發(fā)展的重要力量。
吳程或（2005）認為，區(qū)域品牌可以增強區(qū)域的核心競爭能力，是轉變經濟增長方式的有效途徑，能夠形成地域分工與產業(yè)分工的有效結合，是農村城市化和城市形成的重要推動力量。武躍麗（2005）認為，區(qū)域品牌比單個企業(yè)品牌具有更持續(xù)的品牌效應，更強大的吸引力，在對外宣傳和區(qū)域經濟發(fā)展中能發(fā)揮更積極的作用，可以促進區(qū)域經濟的健康持續(xù)發(fā)展。肖志明（2009）從品牌帶動來研究區(qū)域經濟增長問題，通過晉江品牌帶動經濟增長模式，找到品牌帶動對區(qū)域經濟增長的作用關系，為其他區(qū)域通過品牌帶動區(qū)域經濟增長提供一些有益的啟示，以促進地區(qū)經濟持續(xù)快速增長。可見，國內外學者對區(qū)域品牌和區(qū)域經濟發(fā)展的關系從不同角度、不同側面進行了大量研究，區(qū)域品牌與區(qū)域經濟發(fā)展的內在聯系以及區(qū)域品牌帶動區(qū)域經濟發(fā)展的機制研究至今還沒有系統(tǒng)化，尤其是如何更好地發(fā)揮品牌帶動機制促進區(qū)域經濟發(fā)展的問題更應展開清晰、徹底的研究。所以實施品牌戰(zhàn)略，推動經濟發(fā)展已成為時展和經濟轉型的緊迫要求，構建品牌帶動區(qū)域經濟增長機制是提高國際競爭力，振興民族經濟的必由之路。
二、品牌帶動區(qū)域經濟增長的作用機制
“機制”一詞的含義為［2］：事物在內因與外力共同作用下發(fā)生變化的原理及其表現形態(tài)。區(qū)域品牌對區(qū)域經濟發(fā)展的帶動機制是區(qū)域品牌形成過程中和形成后產生的一些變化對區(qū)域經濟增長的內在原因和外在因素共同起作用，以使區(qū)域經濟得到發(fā)展。同時，區(qū)域經濟發(fā)展又反過來影響區(qū)域品牌，使區(qū)域經濟和區(qū)域品牌共同持續(xù)發(fā)展。
1.區(qū)域品牌的內在帶動機制。
（1）外部規(guī)模帶動機制。
外部規(guī)模經濟理論首先由著名的經濟學家馬歇爾在1890年提出，后經克魯格曼等學者的完善而得到發(fā)展。外部規(guī)模經濟理論認為［3］，在其他條件相同的情況下，行業(yè)規(guī)模較大的地區(qū)比行業(yè)規(guī)模較小的地區(qū)生產更有效率，行業(yè)規(guī)模的擴大可以引起該地區(qū)廠商的規(guī)模收益遞增，這會導致某種行業(yè)及其輔助部門在同一或幾個地點大規(guī)模高度集中，形成外部規(guī)模經濟。通常由產業(yè)集群形成的區(qū)域品牌企業(yè)中，多數的企業(yè)規(guī)模比較小，內部規(guī)模經濟難以觀察，然而，由于分工的不斷外部化和專業(yè)化生產的深入，各個企業(yè)的生產都集中于某個特定的產品和特定的經濟環(huán)節(jié)，產品和服務可以同時滿足其他廠商的需求，區(qū)域品牌的外部規(guī)模經濟也就顯現出來。相對于內部規(guī)模經濟，外部規(guī)模經濟對于產業(yè)集群區(qū)域品牌具有非常特殊的重要作用。
（2）空間集聚帶動機制。
大量中小企業(yè)在大城市的近郊區(qū)或中小城市（鎮(zhèn)）集聚成群，空間上的接近使經濟活動高度密集。從硅谷到中關村，從底特律汽車工業(yè)的集中到深圳加工制造業(yè)的發(fā)展，從娛樂業(yè)、金融業(yè)、釀酒業(yè)、冶煉業(yè)到高科技產業(yè)的集聚，都是因為有某種或某些優(yōu)勢資源的存在，這些優(yōu)勢資源包括自然資源（如農產品、礦產資源、水陸交通的便利）、人文資源和社會資源，人力資源和政治資源等，這些資源是企業(yè)集群在某地誕生的個性化條件。另外，空間集聚不僅帶來生產上的外部經濟性，而且還產生智力與管理外溢。例如：對于集聚的企業(yè)，即使自己不進行科研開發(fā)，也可以因久居此地而享受智力包括隱性知識外溢帶來的好處，如：由于大學或科研機構的集聚使當地企業(yè)技術進步比其他地區(qū)的企業(yè)更快，從而獲得競爭優(yōu)勢，使區(qū)域品牌企業(yè)獲取規(guī)模經濟和范圍經濟的好處。
（3）整體優(yōu)化帶動機制。
整體優(yōu)化效應是指群體內各組織由于增長上的協調而產生的收益。區(qū)域品牌的特性表明，集群區(qū)域品牌是一個天然的區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)，在某一區(qū)域的機構集中能夠形成一個共享的文化與學習區(qū)域，產生一個學習與知識傳播的網絡，積淀豐富的社會資本，從而促進區(qū)域系統(tǒng)的創(chuàng)新能力提升和技術進步。如作為高技術集群區(qū)域品牌的典范，硅谷因其知識密集、流動的高質量勞動力、鼓勵冒險并容忍失敗的氛圍、開放的商業(yè)環(huán)境、產學研的互動、政企與非贏利機構的合作、專業(yè)化的商業(yè)服務機構、高質量的生活等特點而被譽為“技術進步的源泉”。
2.區(qū)域品牌的外在帶動機制。
（1）關聯帶動機制。
區(qū)域品牌形成的基礎是產業(yè)集群，產業(yè)集群一般都有一個主導核心企業(yè)，通過該主導核心企業(yè)的衍生、裂變、創(chuàng)新與被模仿而逐步形成產業(yè)集群區(qū)域品牌。一個區(qū)域有某個領域的產業(yè)或企業(yè)出現，隨即與之相互關聯、相互競爭的原材料、零配件供應、產品制作、銷售渠道甚至最終用戶就會在空間分布上不斷地趨向集中，匯集于區(qū)域的各企業(yè)，通過合作與交流，尋求規(guī)模經濟，尋求互動式學習和創(chuàng)新，尋求在產業(yè)價值鏈上新的機會和更有影響力的競爭位置。
（2）擴散帶動機制。
區(qū)域是一個復雜的開放系統(tǒng)，它與區(qū)域之間通過雙向聯系來獲取自身發(fā)展不可缺少的原料、燃料、勞動力和技術，同時也為其他區(qū)域提品和服務。區(qū)域品牌的建立和發(fā)展，同樣會形成對原材料、零部件及輔助產品等的較高需求，從而刺激相關部門的建立及生產規(guī)模的擴大，促進本地區(qū)經濟的增長［4］。
3.不同類型區(qū)域品牌對區(qū)域經濟增長的帶動機制。
（1）由特色資源、技術工藝形成的區(qū)域品牌對區(qū)域經濟增長的帶動。
地理氣候、地貌條件和文化特質、傳統(tǒng)工藝是很難移植和模仿的，有些區(qū)域品牌的形成在于其獨特的地理、氣候優(yōu)勢，或是因為悠久歷史的特色技術工藝，如新疆哈密瓜、杭州龍井茶、景德鎮(zhèn)陶瓷、蘇州刺繡等。在特定區(qū)域內，基于當地獨特優(yōu)越的自然條件和悠久的人文環(huán)境或特色技術工藝，圍繞某一主導產品或產業(yè)的生產活動為基礎，經過長時間的發(fā)展，逐步樹立起來能代表本地區(qū)特色的品牌。這種具有特色競爭優(yōu)勢企業(yè)空間聚集形成本地化的產業(yè)氛圍和產業(yè)綜合競爭力，它們是地區(qū)經濟持續(xù)增長的源泉［5］。比如河南信陽毛尖、福建安溪“烏龍茶”和“鐵觀音”系列、浙江安吉白茶等。這些地方借助當地優(yōu)越的自然條件和悠久的茶文化促進茶產業(yè)發(fā)展，并通過區(qū)域品牌效應在市場上實現品牌對產品的增值作用。
（2）由產業(yè)集群形成的區(qū)域品牌的帶動機制基于產業(yè)集群的區(qū)域品牌自身的一些特征（如區(qū)位特征、資源共享特征），使區(qū)域內企業(yè)獲得市場優(yōu)勢、創(chuàng)新優(yōu)勢，形成區(qū)域品牌的特色和競爭優(yōu)勢。這種具有特色和競爭優(yōu)勢的品牌企業(yè)空間聚集形成本地化的產業(yè)氛圍、產業(yè)品牌和產業(yè)綜合競爭力，這是其他區(qū)域很難模仿的。這些具有特色的產業(yè)對區(qū)域經濟的貢獻往往具有乘數效應，他們是地區(qū)經濟持續(xù)增長的動力。
三、發(fā)揮品牌效應，推動經濟發(fā)展的對策建議
1.樹立用品牌引領經濟發(fā)展的理念。
現代經濟的一個重要特征就是品牌主導。我們對于世界經濟強國的了解和認識大都是從品牌開始的。
通過波音、通用、微軟、可口可樂、沃爾瑪，我們進一步認識了強大的美國；通過奔馳、西門子，我們認識了德國；通過三星、現代，LG、了解了韓國。同樣，這些國家對世界經濟和市場的滲透、占有和壟斷，也是通過這些品牌實現的。正是因為認識到了品牌的好處，他們高度重視品牌戰(zhàn)略，許多國家把品牌戰(zhàn)略上升到國家戰(zhàn)略的高度，始終把打造品牌作為謀求長遠發(fā)展的企業(yè)戰(zhàn)略，堅持不懈地圍繞自己的品牌來提升產品質量，培育企業(yè)文化，提供優(yōu)質服務，推進自主創(chuàng)新，最后形成今天的世界性影響力，這一切是值得我們學習的。因此通過實施品牌戰(zhàn)略、推動產業(yè)升級，逐步形成產業(yè)龍頭、產業(yè)鏈條、產業(yè)集群，樹立用品牌引領區(qū)域經濟發(fā)展的理念是十分必要的。
2.搭建用品牌整合資源的平臺。
品牌的基礎是企業(yè)和產品，引導企業(yè)進一步增強創(chuàng)新意識，重視品牌的培育和研發(fā)，加大品牌創(chuàng)新推廣的投入，不斷開發(fā)出掌握核心技術并具有完全自主知識產權、適應市場需要的品牌產品；對于企業(yè)現有的品牌應該進一步鞏固提高，使其在市場競爭中保持優(yōu)勢。同時鼓勵名牌產品和馳名商標的生產企業(yè)通過收購、兼并、控股、聯合等多種途徑進行品牌重組，加快生產要素向名牌企業(yè)聚集，著力打造區(qū)域經濟的旗幟品牌。
以知名品牌企業(yè)為龍頭，以標準化生產為重點，進一步提升品牌規(guī)模效益，把現有品牌進一步做大、做優(yōu)、做強，鼓勵和支持更多的品牌走出省門，爭創(chuàng)中國名牌和世界名牌，充分利用企業(yè)現有品牌的價值和影響力，通過授權生產、授權經營、連鎖經營等方式，實現快速的品牌擴張、規(guī)模擴張、市場擴張。如吉林化纖“白山”牌商標被認定馳名商標后，大力推進商標許可使用，帶動了相關企業(yè)的發(fā)展。因此，廣泛深入地開展品牌建設研究和交流工作，搭建品牌建設的公共平臺，為充分發(fā)揮優(yōu)勢品牌對產業(yè)發(fā)展的帶動作用奠定基礎，繼而推動區(qū)域經濟的發(fā)展。
3.整體優(yōu)化區(qū)域資源，奠定區(qū)域經濟持續(xù)發(fā)展基礎。
區(qū)域品牌存在的價值在于它在市場上的定位和不可替代性，定位的實質就是將區(qū)域品牌放在目標顧客心目中給它一個獨特的位置，由此而形成區(qū)域鮮明的品牌個性。［6］由于空間差異的客觀存在，每個區(qū)域的稟賦是不同的，每個區(qū)域的優(yōu)勢也各有千秋，因此區(qū)域要根據自身的優(yōu)勢準確定位。區(qū)域定位的基礎是區(qū)域最具優(yōu)勢的資源，優(yōu)勢資源是區(qū)域品牌的成因之一。由于區(qū)域品牌的培育過程是一個長期的、持續(xù)性的過程，因此只有那些具有規(guī)模性、低消耗、可持續(xù)性的特有資源才是優(yōu)勢資源。在培育區(qū)域品牌選擇重點產業(yè)時，我們一定要選擇那些建立在可持續(xù)性的優(yōu)勢資源之上且具有發(fā)展?jié)摿Α⒏偁巸?yōu)勢明顯、產業(yè)關聯度高的產業(yè)重點扶持。
4.發(fā)揮品牌效應，推動企業(yè)迅速發(fā)展壯大。
品牌之所以對任何企業(yè)都具有吸引力，是因為它的品牌效應。產品品牌的聲譽一旦樹立起來，就會通過消費和流通領域的傳播，迅速擴大產品的影響力，贏得越來越多的消費者的青睞。只要產品質量信譽不受損害，它的影響力及其經濟效果就會長期持續(xù)下去，以至延續(xù)幾代人的時間，并且品牌的信譽可以由一種產品放大到一組產品，產品的卓越形象可以放大為企業(yè)甚至地區(qū)的形象，由此帶來的經濟效果也起到了乘數作用。由于品牌產生的擴散、持續(xù)和放大效應機制，刺激市場需求，能給企業(yè)帶來一連串的利益。市場營銷學認為，當品牌被公眾認可后，就成了一種載體，在此基礎上，利用其品牌效應，將其做強做大，形成品牌企業(yè)和集群品牌，就形成了品牌經濟。
總之，只有通過積極培育區(qū)域品牌、全國品牌乃至國際品牌，才能增強企業(yè)核心競爭力，產品占據國內外高端市場才成為可能，由此可見，發(fā)揮品牌市場帶動作用是振興經濟，提高國力的必經之路［7］。
參考文獻：
［1］馬志強。區(qū)域形象—現代區(qū)域發(fā)展的品牌和魅力［M］。哈爾濱：黑龍江人民出版社，2002∶25.
［2］孫日瑤。品牌經濟學［M］。北京：經濟科學出版社，2007∶48.
［3］劉陽。中國品牌［M］。北京：中國工人出版社，2006∶156.
［4］熊愛華。區(qū)域品牌與產業(yè)集群互動關系中的磁場效應分析［J］。管理世界，2008，（8）∶176.
［5］王秀海，區(qū)域品牌帶動區(qū)域經濟發(fā)展的機制研究［D］。碩士論文，2007∶5.
第9篇：區(qū)域經濟增長范文
【關鍵詞】 區(qū)域經濟增長 趨同假說 區(qū)域經濟增長趨同
從傳統(tǒng)意義上來講，區(qū)域經濟增長趨同假說研究是指不考慮空間相互作用或空間依賴的經濟增長規(guī)律研究。到目前為止，這在趨同問題的研究歷史中持續(xù)了二十年左右的時間，期間歷經從理論基礎到概念定義再到研究方法的多次重要變遷，這對提高經濟增長理論的解釋力及強化經濟增長規(guī)律的把握有不可磨滅的貢獻。Sala-I-Matin（1996）和De la Fuente（1997）從研究方法的變化角度總結了用面板數據分析方法、時間序列數據分析方法和分布方法進行的趨同研究進展。Durlauf & Quah（1999）和Temple（1999）嘗試從駁斥趨同研究和增長理論無用論的角度，綜述經濟增長研究進展，并深入考察不同增長模型的理論聯系，進而把經驗性研究的許多細節(jié)繪制到一個表格中。但是，這些研究都是綜合性的，而趨同問題僅是不同增長主題中的一個，因此這些論文不能詳盡的關注趨同討論。基于此，本文給出專門針對于趨同假說概念的較全面的討論，及其在此領域的最新研究動態(tài)。
一、增長理論與趨同假說的提出
世界上貧窮國家的收入水平和富裕國家的收入水平是否趨同是關乎人類福利的一個極為重要的問題。然而，這個問題似乎又與不同增長理論（新古典增長理論和新增長理論）的有效性相聯系，這就使它備受關注。因為，一般 “趨同”是新古典增長理論的一個推論，而新增長理論沒有這種隱含意義。其中新古典增長理論的假設之一——邊際報酬遞減，是導致趨同產生的直接原因。然而，在20世紀80年代中期，普遍經驗性研究結論表明趨同假說在大樣本國家間不成立，而只有在涉及發(fā)達國家的小樣本中才成立。Romer（1994）就把這種可識別的不調和性作為新增長理論的兩個起源之一，而他認為的另一個起源是新古典增長理論在模型內部不能產生長期增長。因此，新增長理論模型試圖通過各種避免報酬遞減的方法來解決這兩個問題。這就使得所產生的這一類模型沒有趨同的隱含意義，但都具有內生的長期增長，這樣，就產生了在趨同問題和增長理論有效性問題之間的聯系。
在應用新古典增長理論研究跨國增長規(guī)律時，研究者或明或暗地都在基礎假設（邊際報酬遞減）中增加了其他假設，正是這種原因導致多種不同類型的趨同概念的出現。表1給出了在研究趨同問題時經常用到的概念和研究方法。但是，并不是從一開始就同時出現了這些趨同概念，關于趨同的研究發(fā)展也是經歷了幾個階段的，并且這些不同的概念是隨時間而發(fā)展流行起來的。同時，趨同假說的研究也見證了不同研究方法的變遷。雖然在趨同概念和方法應用間有一定的對應性，然而這種對應性并不是唯一的。例如，非正式的和正式的截面數據分析方法、面板數據分析方法及（部分的）時間序列數據分析方法都被用于（絕對或條件）β趨同研究，一般處理依據人均收入水平的跨經濟體趨同問題。此外，正式截面數據分析方法和面板數據分析方法被用于研究俱樂部趨同和全要素趨同；截面數據分析方法甚至也被用于研究σ趨同；時間序列分析方法主要用于研究經濟體內部和經濟體之間趨同；而分布方法用于研究σ趨同及研究整體分布形狀和分布的內部動態(tài)。因此，在下文中將對這些趨同概念進行辨析。
二、趨同假說的相關概念
1、經濟體內部趨同和經濟體之間趨同
Robert Solow（1970）在評價Kaldor（1971）1958年所提出的關于增長的六個典型事實中的第五個和第六個事實時，指出“剩下的典型事實都出自不同類型，并且和我無關，因為他們更多的側重于比較不同的經濟體而不是關注于任何一個經濟體內部事件的過程”。
從中可以看出，Solow模型所研究的內容是經濟體內部的增長過程，并且所暗示的“趨同”也是指經濟體內部的“趨同”，即不管經濟體開始的人均資本存量是高于或低于均衡狀態(tài)時的資本水平，要素間替代的可能性和報酬遞減的力量都會使經濟體收斂于本身的均衡狀態(tài)。而之后產生于新古典增長理論并與之發(fā)生聯系的趨同概念卻是指經濟體之間的趨同，這從廣泛的跨國數據比較的經驗性研究中可以看出。兩者之間的矛盾一方面為新古典增長理論不能解釋增長率和收入水平在國家間的巨大差異給出理由，另一方面也在學術界引起廣泛的爭論。
2、依據增長率的趨同和依據收入水平的趨同
相應的，經濟體之間趨同能夠從兩個不同的角度進行理解：依據增長率的趨同和依據收入水平的趨同。這都要求把新古典增長理論中關于技術的概念擴展到世界范圍。在新古典增長理論中技術過程的設定是基于以下假設的：一是不需要任何資源來產生技術創(chuàng)新；二是每一個人平等的從中受益；三是沒有人為了從中受益而支付任何報酬。把它擴展到世界范圍之后，這些假設就意味著所有國家平等的分享技術進步，并且由此他們都能在穩(wěn)態(tài)時以一個相同的增長率增長，這就是所謂的依據增長率的趨同假說。為了得到這個設定，研究者通常附加假設：所有國家具有相同的總量生產函數。因此，這也就表明所有國家穩(wěn)態(tài)時的收入水平也是相同的，即依據收入水平的趨同假說。
3、β趨同和σ趨同
依據增長率和收入水平的趨同都被稱作所謂的β趨同。這主要是根據報酬遞減的假設，暗示在資本貧乏的國家有較高的資本邊際生產率，假如儲蓄率相似的話，貧窮經濟體便會增長較快。如果這種設想是正確的，那么在初始收入水平和增長率之間就會存在負相關。這就產生了趨同研究的一般方法，即進行增長率和初始水平回歸，回歸中初始收入水平變量的參數（即β）負值表明負相關的關系，也就是通過參數β的符號判斷趨同假說，因此得名β趨同。
然而，有些研究者如Quah（1993），Friedman（1994）等強調趨同是關于截面收入和增長率分布離散程度的一個概念，并且來自增長率和初始水平回歸中的負β，并不必然意味著這種離散程度的下降。這個觀點認為不應該通過β的符號間接的判斷假說，并且這種判斷或許是錯誤的，而應該通過觀察國家間收入水平和（或）增長率的分布動態(tài)來直接判斷。這就提出了σ趨同的概念，σ是指收入水平或增長率截面分布的標準差。盡管有以上的限制，研究者仍然對β趨同感興趣，部分是因為它是σ趨同的一個必要條件，盡管不是充分條件；另一個原因是和β趨同相關的研究方法也為增長模型的結構參數提供信息，而在用分布方法研究問題時通常不會提供這些信息。
4、非條件（絕對）趨同和條件趨同
從概念上來看，最重要的不同可能在于條件和非條件（絕對）趨同。從Solow模型開始假定如下C-D生產函數形式：
其中，Y，K，L和A0分別表示產出、資本、勞動和全要素生產率，那么人均收入的穩(wěn)態(tài)水平y(tǒng)?鄢給定如下：
y?鄢=A0egt[s/（n+g+δ）]α/（1-α）（2）
其中，s是投資率，g和n是At和Lt的指數化增長率，δ是折舊率，α是資本的產出份額。這清楚的表明一個國家的穩(wěn)態(tài)收入水平依賴于以下六個元素：A0，s，g，n，δ和α，可以用向量θ來綜合表示。非條件（絕對）趨同意味著向量θ中的六個元素對所考慮的經濟體來說都是相同的。根據增長率和初始水平回歸，這意味著回歸方程右邊不引入其他變量的情況下，β的符號也應該是負的。相比而言，條件趨同的概念強調穩(wěn)態(tài)水平可能存在的差異性，并且因此要求合適的變量要引入到上述回歸方程的右邊來控制這些差異，向量θ中的六個元素應該允許變化，并且不再成為一個重要的問題。
5、條件（全局）趨同和俱樂部（地方）趨同
條件趨同的概念也和俱樂部趨同的概念相聯系。后者可以追溯到Baumol（1986），但是更嚴格的形式由Durlauf & Johnson（1995）和Galor（1996）給出。標準新古典增長模型的一個特性是均衡的唯一性，并且通常的趨同概念承認這個唯一性。在非條件趨同中，所有經濟體都會達到唯一的均衡水平。在條件趨同中，均衡會隨著經濟體不同而不同，并且每一個經濟體都會走向它自己唯一的均衡。相比而言，俱樂部趨同的思想是產生于多重均衡的模型。一個經濟體將達到這些不同均衡中的哪一個，依賴于其初始位置或其他一些結構特征。一組國家中，如果他們具有這個均衡所要求的初始位置或特征，就可能會收斂于一個特定的均衡，這就產生了俱樂部趨同。
6、收入趨同和全要素趨同
研究者在處理趨同問題時一般是依據人均收入，即收入趨同。然而，收入趨同是資本深化和技術趕超兩個過程的綜合結果。盡管大多數研究者關注資本深化過程參數，但有另一些研究者，如Dowrick & Nguyen（1989），Dougherty & Jorgenson（1996，1997），Wolff（1991）及Dollar & Wolff（1994）直接關注于技術趕超的過程。由于全要素生產率是測度技術進步的最近似指標，這些研究者就考察國家間是否在全要素生產率的水平上趨同，這就是所謂的全要素（TFP）趨同。
7、確定性趨同和隨機性趨同
一些研究者，如Bernard & Durlauf（1996），Carlino & Mills（1993），Evans（1996），Evans & Karras（1996），Li & Papell（1999）等用時間序列計量經濟方法來研究趨同。上文中所提到的“經濟體內部趨同”實際上是一個時間序列的概念。然而，研究者也用時間序列方法來檢驗“經濟體之間趨同”。從這個觀點來看，兩個經濟體i和j，如果他們的人均產出yi，t和yj，t滿足下面的條件，就認為是趨同的：
其中，It表示在時間t的信息集。這個趨同定義對只有兩個國家的情況是比較明確的。但是當所考慮的樣本數超過兩個時，情況就不同了。趨同的時間序列定義也能夠和條件趨同和非條件（絕對）趨同相聯系：當a=1時，方程（3）就表示非條件（絕對）趨同；當a≠1時，那么方程（3）或許就代表了條件趨同。在這樣一個框架下，也要進行確定性和隨機性趨同的區(qū)分。這種區(qū)分是指在檢驗差分序列的單位根時能否滿足確定性或隨機性的趨勢。
三、結語
在傳統(tǒng)意義上，關于趨同的研究有多種不同的定義和方法在許多方向上發(fā)展起來。然而，通過綜述發(fā)現所揭示的這些結果有相當大的一致性。盡管方法不同，條件β趨同的發(fā)現還是相對穩(wěn)健的。對發(fā)達國家來說，研究者實際上經常報告非條件趨同。相似的，由于σ趨同研究一般關注非條件趨同，因此，σ趨同的結果很大程度上與β趨同結果一致。σ趨同的事實在那些發(fā)達國家的小樣本中精確發(fā)現，其中也有非條件β趨同的證據。另一方面，在全球大樣本中，非條件β趨同和σ趨同都不成立。最后，對經濟體內部和經濟體之間趨同的時間序列分析得到能夠支持條件趨同的證據。在趨同速度上，甚至有更一般性的結論：經濟體穩(wěn)態(tài)中的差異被控制的越多（或是通過樣本選擇或是通過回歸中相關變量的確定），結果中趨同速度就會越高，尤其是考慮了經濟體之間的技術差異后就會更高。
一般來說，傳統(tǒng)趨同假說研究取得的重要進展有：第一，條件趨同的經驗性發(fā)現，導致許多產生趨同含義的新增長理論模型的出現，這就表明趨同的含義不再是只能和新古典增長理論相聯系，于是便促成了兩種類型的增長理論走向融合；第二，它提供了關于跨國增長規(guī)律的新的典型事實，如“持續(xù)”和“雙峰”，增長理論面臨著解釋這些事實的任務，并且引起重新構建多重均衡模型的熱潮；第三，趨同研究強調國家間存在巨大的生產率和技術上的差異，并且為這些差異的量化提供新的方法，同時巨大的技術和制度差異的發(fā)現也導致理論的發(fā)展。
參考文獻
[1] Durlauf，Steven N.and Danny T.Quah：The New Empirics of Economic Growth，in John Taylor and Michael Woodford （eds.），Handbook of Macroeconomics[J].Vol. 1A， Amsterdam， North-Holland，1999.
[2] Islam， Nazrul，What Have We Learnt from the Convergence Debate?[J]. Journal of Economic Surveys，2003，17（3）.
[3] Sala-i-Martin，Xavier Regional Cohesion：Evidence and Theories of Regional Growth and Convergence[J]. European Economic Review，1996（40）.
