中國的區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展:空間集聚與政策效應(yīng)——基于2136個市縣1999、2010年數(shù)據(jù)
發(fā)布時間：2021-10-20 22:51
本文對我國2136個縣市1999年到2010年人均GDP增量數(shù)據(jù)進行空間自相關(guān)性、位置相關(guān)性進行顯著性檢驗,并采用空間計量模型進行實證后,發(fā)現(xiàn)我國人均GDP增量具有空間依賴、地理位置、初始水平和區(qū)域政策的聯(lián)合效應(yīng),我國東部和西部發(fā)展均已獲得區(qū)域政策效應(yīng),區(qū)域政策在一定程度上已促進了區(qū)域發(fā)展差距的收斂,這說明我國區(qū)域政策體系已取得一定的成效,但中部崛起戰(zhàn)略效果在2010年時還不顯著。為進一步促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展,我國仍需在創(chuàng)新區(qū)域政策,實施更有針對性的區(qū)域政策,特別是將促進"大西南"發(fā)展應(yīng)作為今后我國以區(qū)域政策為導(dǎo)向的宏觀調(diào)控戰(zhàn)略重點。
【文章來源】：經(jīng)濟科學(xué). 2016,(04)北大核心CSSCI
【文章頁數(shù)】：13 頁
【部分圖文】：
圖3Y分布的Kernel密度函數(shù)估計
于Y平均值的樣本分布就一般而言，一個空間變量在空間的分布有集聚、平均和隨機分布三個狀態(tài)。當(dāng)樣本當(dāng)分大時，平均分布趨于正態(tài)分布。從表1可知，人均GD增量樣本數(shù)據(jù)的正態(tài)分布統(tǒng)計量Jarque-Bera值均大于臨界5.77，在統(tǒng)計上為非正態(tài)分布。就圖3看出，我國人均GDP增量集聚形態(tài)不是隨機分布，也不是正態(tài)分布，這就意味著市縣人均GDP增量分布只可能集聚分布。根據(jù)趙果慶、羅宏翔（2009）提出的集聚強度=樣本數(shù)×峰度×︱偏度-3︱÷6公式，以表1數(shù)據(jù)計算我國人均GDP增量的集聚指數(shù)為58308.81，東部、中部和西部圖3Y分布的Kernel密度函數(shù)估計00.511.522.533.544.5x10400.511.522.533.5x10-4
于Y平均值的樣本分布就一般而言，一個空間變量在空間的分布有集聚、平均和隨機分布三個狀態(tài)。當(dāng)樣本當(dāng)分大時，平均分布趨于正態(tài)分布。從表1可知，人均GD增量樣本數(shù)據(jù)的正態(tài)分布統(tǒng)計量Jarque-Bera值均大于臨界5.77，在統(tǒng)計上為非正態(tài)分布。就圖3看出，我國人均GDP增量集聚形態(tài)不是隨機分布，也不是正態(tài)分布，這就意味著市縣人均GDP增量分布只可能集聚分布。根據(jù)趙果慶、羅宏翔（2009）提出的集聚強度=樣本數(shù)×峰度×︱偏度-3︱÷6公式，以表1數(shù)據(jù)計算我國人均GDP增量的集聚指數(shù)為58308.81，東部、中部和西部圖3Y分布的Kernel密度函數(shù)估計00.511.522.533.544.5x10400.511.522.533.5x10-4
【參考文獻】：
期刊論文
[1]中國縣域經(jīng)濟差距的收斂性研究——基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)的GMM方法[J]. 陳芳,龍志和. 中國科技論壇. 2011(04)
[2]中國區(qū)域經(jīng)濟差異與收斂[J]. 潘文卿. 中國社會科學(xué). 2010(01)
[3]中國梯度發(fā)展模式下經(jīng)濟效率的增進——基于空間視角的分析[J]. 呂冰洋,余丹林. 中國社會科學(xué). 2009(06)
[4]西部大開發(fā)成效與中國區(qū)域經(jīng)濟收斂[J]. 劉生龍,王亞華,胡鞍鋼. 經(jīng)濟研究. 2009(09)
[5]經(jīng)濟地理與地區(qū)間工資差異[J]. 范劍勇,張雁. 經(jīng)濟研究. 2009(08)
[6]中國經(jīng)濟收斂速度的估計[J]. 周亞虹,朱保華,劉俐含. 經(jīng)濟研究. 2009(06)
[7]中國制造業(yè)集聚:度量與顯著性檢驗——基于集聚測量新方法[J]. 趙果慶,羅宏翔. 統(tǒng)計研究. 2009(03)
[8]中國人均GDP的空間相關(guān)與地區(qū)收斂:1978—2003[J]. 張曉旭,馮宗憲. 經(jīng)濟學(xué)(季刊). 2008(02)
[9]縣域經(jīng)濟增長集聚與差異:空間計量經(jīng)濟實證分析[J]. 吳玉鳴. 世界經(jīng)濟文匯. 2007(02)
[10]中國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距的空間分析[J]. 張馨之,何江. 地域研究與開發(fā). 2007(01)
本文編號：3447739
【文章來源】：經(jīng)濟科學(xué). 2016,(04)北大核心CSSCI
【文章頁數(shù)】：13 頁
【部分圖文】：
圖3Y分布的Kernel密度函數(shù)估計
于Y平均值的樣本分布就一般而言，一個空間變量在空間的分布有集聚、平均和隨機分布三個狀態(tài)。當(dāng)樣本當(dāng)分大時，平均分布趨于正態(tài)分布。從表1可知，人均GD增量樣本數(shù)據(jù)的正態(tài)分布統(tǒng)計量Jarque-Bera值均大于臨界5.77，在統(tǒng)計上為非正態(tài)分布。就圖3看出，我國人均GDP增量集聚形態(tài)不是隨機分布，也不是正態(tài)分布，這就意味著市縣人均GDP增量分布只可能集聚分布。根據(jù)趙果慶、羅宏翔（2009）提出的集聚強度=樣本數(shù)×峰度×︱偏度-3︱÷6公式，以表1數(shù)據(jù)計算我國人均GDP增量的集聚指數(shù)為58308.81，東部、中部和西部圖3Y分布的Kernel密度函數(shù)估計00.511.522.533.544.5x10400.511.522.533.5x10-4
于Y平均值的樣本分布就一般而言，一個空間變量在空間的分布有集聚、平均和隨機分布三個狀態(tài)。當(dāng)樣本當(dāng)分大時，平均分布趨于正態(tài)分布。從表1可知，人均GD增量樣本數(shù)據(jù)的正態(tài)分布統(tǒng)計量Jarque-Bera值均大于臨界5.77，在統(tǒng)計上為非正態(tài)分布。就圖3看出，我國人均GDP增量集聚形態(tài)不是隨機分布，也不是正態(tài)分布，這就意味著市縣人均GDP增量分布只可能集聚分布。根據(jù)趙果慶、羅宏翔（2009）提出的集聚強度=樣本數(shù)×峰度×︱偏度-3︱÷6公式，以表1數(shù)據(jù)計算我國人均GDP增量的集聚指數(shù)為58308.81，東部、中部和西部圖3Y分布的Kernel密度函數(shù)估計00.511.522.533.544.5x10400.511.522.533.5x10-4
【參考文獻】：
期刊論文
[1]中國縣域經(jīng)濟差距的收斂性研究——基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)的GMM方法[J]. 陳芳,龍志和. 中國科技論壇. 2011(04)
[2]中國區(qū)域經(jīng)濟差異與收斂[J]. 潘文卿. 中國社會科學(xué). 2010(01)
[3]中國梯度發(fā)展模式下經(jīng)濟效率的增進——基于空間視角的分析[J]. 呂冰洋,余丹林. 中國社會科學(xué). 2009(06)
[4]西部大開發(fā)成效與中國區(qū)域經(jīng)濟收斂[J]. 劉生龍,王亞華,胡鞍鋼. 經(jīng)濟研究. 2009(09)
[5]經(jīng)濟地理與地區(qū)間工資差異[J]. 范劍勇,張雁. 經(jīng)濟研究. 2009(08)
[6]中國經(jīng)濟收斂速度的估計[J]. 周亞虹,朱保華,劉俐含. 經(jīng)濟研究. 2009(06)
[7]中國制造業(yè)集聚:度量與顯著性檢驗——基于集聚測量新方法[J]. 趙果慶,羅宏翔. 統(tǒng)計研究. 2009(03)
[8]中國人均GDP的空間相關(guān)與地區(qū)收斂:1978—2003[J]. 張曉旭,馮宗憲. 經(jīng)濟學(xué)(季刊). 2008(02)
[9]縣域經(jīng)濟增長集聚與差異:空間計量經(jīng)濟實證分析[J]. 吳玉鳴. 世界經(jīng)濟文匯. 2007(02)
[10]中國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距的空間分析[J]. 張馨之,何江. 地域研究與開發(fā). 2007(01)
本文編號：3447739
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