研究领域：区域经济学
空间溢出、经济增长趋同及成因分析*
吴玉鸣
（清华大学公共管理学院100084，广西师范大学法商学院541001）内容提要：在巴罗与萨拉-伊-马丁新古典增长模型的基础上，提出了区域经济增长β趋同的空间计量经济分析模型框架，采用1953-1978、1978-2002年的截面数据，分析了地理溢出效应和β趋同效应及其成因。中国省域经济经过改革开放25年的发展，在地理上的集聚性明显增强的同时，空间联系也在变得不断密切，考虑空间自相关的空间误差趋同β模型是目前研究中国省域经济增长截面趋同比较合适的模型，趋同速度约为2％，这与目前跨国截面研究的结果基本一致。地理因素和空间溢出效应一起对经济增长和收入差距产生重要影响。劳动力、人力资本、对外开放（国际贸易、FDI）、企业制度改革、公路网络密度等对各省的经济增长从不同的角度对经济增长率产生正面作用，而人力资本投资、国内贸易（地区分割）、人口密度、邮电通讯的作用为负；工业化进程、政府消费的影响不显著，工业化和政府行为在经济增长过程中的作用值得关注。
关键词：空间溢出经济增长趋同空间计量经济模型
Spatial Spillover，Economic Growth Convergence and its Cause
Wu Yuming
(School of Public Policy & Management，Tsinghua University;
School of Law & Business, Guangxi Normal University)
Abstract: Based on the model of Barro and Salad-I-Martin neoclassical theory of growth, This paper puts forward a spatial, statistical, analytical framework ofβconvergence of regional economic growth, employs cross-sectional data during 1953-1978 and 1978-2002 in China’s pro vinces and analyses the geographical spill-over effects and βconvergence effect and its cause. After 25 years’ development of China’s provincial economies reform and opening, the spatial association becomes closer while geographical clustering obviously intensifies. The spatial error model of convergence taking into account spatial autocorrelation is the comparatively appropriate cross-sectional convergence model studying China’s provincial economic growth. The convergence speed is about 2 percent, which is consistent with the results of multi-national convergence study at present. The geographical factors and spatial spillover have a great impact on economic growth and income disparity. The factors of labor force, human capital, opening policy (international trade, FDI), enterprise reform, highway network density have positive impact on China’s provincial economic growth rates from multi-aspects, while the effects of human capital investment, domestic trade (regional segmentation), population density, post & telecommunication negatively impact on regional growth rate. The influence on process of industrialization, government consumption expenditure is not remarkable. Impact on the industrialization and function on government behavior of economic growth process should be paid attention to.
Key Words: Spatial Spillover, Economic Growth Convergence, Spatial Econometric Model
JEL Classification: O110, R110, H210
一、问题的提出
目前，国内外学者对经济增长与收入分配差异进行了大量研究，取得了不少成果。但是，由于采用的理论不同，方法模型各异，样本选择完整与否，数据时段和质量的较大差别，以及各个地区经济增长的特殊性、地域性和不平衡性，研究所得的结论对经济增长和收入分配差异现象及形成机制的解释不尽如人意，与现实也有不相符合之处。究其原因，主要是传统的理论研究基于一些理想假设，以时间维度和单要素分析为主，而现实的经济系统是一个复杂的巨系统，系统各个要素变量
*本研究得到国家自然科学基金项目（70463001）的资助。
之间存在着复杂的相互影响和相互关联，且在地理空间承载之上运行。因而，用抽象掉地理空间维度及单要素的理论模型框架来进行理论和实证研究，难免会无法满足经济和管理应用研究的需要，难以达到对复杂的地区经济增长差异现象深入分析和深刻把握的目的。
区域发展差距和收入分配不平等与经济的持续快速增长，一直是中国经济社会发展的一个重要现实，也是政策制订者和学者们广泛关注的一个热点问题。经济增长中的收入分配差异过大所产生的消极作用，是中央政府和经济地理学者所共同认识到的。我国三大地带之间发展差距持续扩大，城乡居民收入差异也呈现为不断加剧的态势，表明我国主要由城乡二元经济结构导致的城乡发展差距及工业化进程不一进而造成的区域发展差距已经到了不重视不行、非重视不可的地步了。但是，长期以来，国内外的相关研究一直未能取得比较一致且具有实践指导价值的成果。在以往国内外的研究中，对中国经济增长和收入分配差异的研究结果可谓是见仁见智（Chen，Fleisher，1996；Fujita，Hu，2001；胡鞍钢，王绍光，康晓光，1995；林毅夫，刘明兴，2003）。总的来说，新古典增长理论和传统经济地理学理论认为，随着经济的发展，地区收入分配差异将趋于缩小（趋同或收敛），而新增长理论预言的恰恰是趋异（发散），新经济地理学理论认为趋同的速度要比新古典增长模型的趋同速度慢得多。可见，经济增长理论和经济地理学原理指导下的理论和实证研究结果不尽一致。那么，到底哪一种更加符合现实，更具解释力呢？这需要从理论、方法、时间空间、变量等多维角度重新审视。
从区域经济增长趋同及成因分析的角度看，主流研究大多建立在新古典增长理论的横截面框架基础上，使用普通最小二乘法估计方程，还有些使用不恰当的计量方法，忽视了统计检验中的异方差及序列相关现象，有些研究没有考虑经济增长中的地理空间效应主要考虑初始年份的经济发展水平（Raiser，1998；Wu，1999；张胜，郭军，陈金贤，2001），涉及要素主要集中在传统要素如劳动力、物质资本等方面；后来扩展到人力资本、国际贸易、外商投资（沈坤荣，耿强，2001；林毅夫，刘培林，2003；林毅夫，刘明兴，2003；Ying，2000，2003）、制度、地理位置与优惠政策（Démurger，2001，2002）等方面。这些研究要么遗漏了重要的变量如产业结构（Li，Liu，Rebelo，1998；刘强，2001）产生了偏差；要么在理论上存在认识的不足，对人力资本等变量对经济增长的作用在模型中进行了不恰当的使用，普遍忽视了地理空间效应与经济增长的作用（Weeks，Yao，2003；Ying，2003）。可见，由于运用的数据、理论模型不用，对中国增长趋同研究回归分析的结果不尽一致。这些研究基本上都在忽视地理空间效应的基础上展开的，而极少数研究考虑到了空间效应（Ying，2003）。
众所周知，许多因素在影响着经济增长的趋同性（Cai，Wang，Du，2002），忽视地理空间因素，即使在同一理论框架下，舍弃或忽略一些重要因素也可能导致不大相同的结果。这必须引起趋同及其驱动力量研究的重视。实际上，处于转型时期的中国地区经济增长，多种因素耦合在一起产生的作用与少数几个因素放在一块是不一样的。因此，非常有必要将这些重要因素集成起来，从相互作用角度，采用更加合适的计量方法，纳入地理空间因素，来检验各个解释变量因素对被解释变量因素的作用机制。
二、经济增长趋同研究中的空间效应
（一）空间溢出与增长差异
经济地理学理论认为，在主导集聚力量的驱动下，工业和第三产业经济行为倾向于集中在发达国家或地区的少数几个重要地点。地区经济行为的高密度或低密度的地理分布很少是随机产生的，集聚产生的地点是由初始天赋（First Nature）条件或后天（Second Nature）条件决定的（Krugman，1993a）。初始天赋条件指一个企业先前所做的随机区位决策，后天条件指一个地点对一个企业产生的吸引力源于先前已经选择定位于该地点的其他企业的出现。Krugman（1993b）的多区域模型认为，由于“影子效应”（Shadow Effect）对相邻其他地区的可能集聚形成的阻碍作用，导致两个集聚区位被一个最小距离（门槛）所分割，而最小距离则随着集聚规模的扩大也在增加。
由于集聚本身也可看作为集聚力量的一个组成部分，因此集聚过程具有很强的累积性。即使集
聚行为的初始分布在空间上是均匀的（即没有集聚），一个企业在另外一个地区重新选择区位的随机决策所产生的外部冲击作用，也可能导致该地区集聚的形成。新经济地理学的一些理论指出，区域经济增长行为的非均衡空间分布效应可形成所谓的“地理－增长综合体”（Baumont，1998）。基于经济行为空间及动态累积过程的几种类似机制提出的这种理论，形成了促进并支撑经济增长的事实：即一些普通决定因素影响着生产过程的特征（如收益递增、垄断竞争、外部性、垂直联系等），并集中于某些特定要素载体（如研究与开发、创新、销售服务、高度的第三产业、基础设施等）。在这种情况下，集聚总体上可被认为是一种增长要素。已有几位学者建立了集聚与增长过程之间联系的关系形式（Englmann，Walz，1995；Kubo，1995；Martin，Ottaviano，1999），通过大量研究他们获得了区域增长机制分析重要的研究结果：一方面，经济行为的空间集中有利于经济增长，其非均衡的空间分布对经济增长来说是一种有效的地理平衡行为；另一方面，经济增长可被视为另外一种集聚力量，也就是说增长可强化极化过程。
根据这种理论思路可以分析区域经济一体化政策如何影响区域经济之间收入差异的缩小过程，对我国西部大开发战略和“五个统筹”目标的实现及和谐社会的建立具有重要指导意义。因为，区域差距的缩小和经济一体化过程的加强，将导致较低的交易成本、畅通的劳动力流动及市场规模的扩大，这些因素将对区域的集聚过程和非平衡发展产生重要作用。垂直联系和空间溢出效应对企业区位和生产力的影响强化了集聚和增长过程相互作用的力量。然而，有关区域经济增长和收入差异的经验研究较少考虑诸如要素流动、交易成本或地理溢出等空间要素的解释作用。
根据Englmann、Walz（1995）和Kubo（1995）等人的观点，经济增长的地理（空间）溢出效应，指影响企业区位周围的其他企业生产过程的、由某些特定区位的企业产生的正的知识外部效应。在这里，必须正确区分全域地理溢出（Global Geographical Spillover）和局域地理溢出（Local Geographical Spillover）两个概念。前者指位于一个区域的企业的生产过程仅仅受益于该地区知识的积累，在这种情况下，将出现经济行为的不平衡空间分布及经济增长的趋异（发散）。而后者意味着一个区域的知识积累将提高不管位于什么地方或区位的所有企业的生产力。比较起来看，全域地理溢出效应不会强化集聚过程，也不会对增长趋同做出贡献（Englmann、Walz，1995）。一般认为，企业在一个地区的集中将同时产生不同水平的局域和全域知识溢出（Kubo，1995）。地区内部和地区之间地理溢出的相对力量决定了区域增长非均衡或均衡模式的形成。
以上分析显示，经济增长过程能配置增长地理分布的空间模式，并能引导区域增长模式的发展方向。运用这些结论对区域经济空间格局进行分析时可以获得以下情景：（1）经济行为在空间上不平衡分布，产生集聚累积过程，大多经济行为趋向少数几个地区；（2）经济增长受地理集中的刺激，出现非均衡发展的模式；（3）累积集聚过程产生的影子效应及空间溢出的地理影响范围，将对为什么贫困地区和富裕地区在空间上出现或者没有出现均匀分布做出解释。鉴于所有地区均会受益于全域地理溢出，一个地区集中的累积过程将减少使其周围的集聚行为。结果，如果地理溢出表现为全域效应并规则分布，则富裕地区将相互吸引，产生空间集群行为。而局域溢出的假设对解释富裕地区和贫困地区出现均匀分布成因具有重要意义。（4）历史因素在初始条件及增长与集聚累积的过程中发挥着重要作用，业已形成的富裕地区和贫困地区的地理分布格局随着时间推移将保持相当的稳定。
在国内外，很容易观察到这种理论分析框架下的空间分布格局。譬如，在欧盟，富裕和吸引力强的地区在地理上继续保持集中于英国南部的景象，比利时、法国东部、德国西部、意大利北部沿伦敦-慕尼黑-都灵轴线的地区也是如此，而西班牙、葡萄牙和意大利南部则有无数贫困集聚地区。另外，美国、日本、澳大利亚等国也呈现出了类似的地理分布格局。在中国，除了众所周知的东中西部地理分布格局外，研究发现南方发达地区和北方落后地区表现出南北区域差异的空间分布格局（周民良，2000）。
（二）有待解决的三个问题
在持续进行的理论与实际经验研究中，有三个问题需要得到回答：（1）基于经济增长理论，研
究经济增长与收入分配差异的趋同与趋异问题，即贫困地区能否赶上富裕地区；（2）在经济地理学理论指导下，分析增长过程中的地理（空间）溢出效应，进而解释区域经济增长的空间发展模式；（3）在空间统计和计量经济学方法支撑下，估计和检验经济地理增长的机制与成因，起因是区域数据在空间上随机分布而非均匀分布。
通过实证分析来回答以上问题是本文努力的方向。以下将对经济增长与收入分配差异与地理空间效应的建立一个理论框架，并进行定量的实证计量分析。
三、增长趋同的空间计量经济β趋同模型
（一）新古典增长β趋同模型
不同国家或地区之间经济增长的趋同性假说来自新古典理论中要素边际报酬递减假说。经济增长的绝对趋同、条件趋同以及其他一些重要概念的分析都是以此为基础展开的。Barro 和Sala-I-Martin （2002）通过对一些国家及区域经济集团内部的截面数据分析后，认为在同质经济集团内部，落后经济体将比富裕经济体增长的更快。
新古典增长理论一般进行趋同分析所用的模型为（以下为了与本文的考虑空间依赖性后的趋同模型相区别，称之为经典趋同模型）
i j j T j y T
y y εβα++=-00
,ln ln ln ， it ε~),0(,2σN iid (1)
对于地区而言，如果（1）式中的估计系数β为负且在统计上显著，则说明地区人均GDP 的平均增长率在0-T 时段内与初始时期的人均GDP 水平呈现负相关，就存在β趋同，即落后地区的经济增长比发达地区更快；如果该系数为正，且从统计上来看显著，则不存在β趋同，就拒绝该假设。
基于趋同模型（1）还可以进行条件趋同假说的检验，即假设区域内部的子区域具有相同的稳定状态，引入地区虚拟变量，然后估计β系数来判断俱乐部趋同现象的存在。在国土面积较大，地区差距显著的中国这种方法应该具有一定的合理性。考虑到我国幅员辽阔，区域经济差异现象比较明显，在回归方程式(1)中加入地区虚拟变量后①，考察条件β趋同是否发生非常必要。
包含地区虚拟变量的回归方程为
i j j T j X y T
y y εγβα+++=-00
,ln ln ln ， it ε~),0(,2σN iid (2)
其中，γ为1×31阶地区虚拟变量待测系数向量，X 为31×1阶地区虚拟变量向量。
在条件β趋同模型中，预期可以估计得到经济增长的两种效应。第一种是为了捕获趋同现象而通过β估计值得到的预期初始人均GDP 的负面效应，第二种为以上介绍的解释变量X 对增长所产生的所有其他效应。如此看来，在更加普遍的增长过程中模型（2）提供的信息要比模型（1）更为普遍。
实际上，除了引入地区虚拟变量外，X 向量还可以是其他一些状态变量如物质或人力资本存量，也可以是一些控制或环境变量如公共投资占GDP 的比重、国内投资占GDP 的比率、贸易条件的改善、人口增长率、政治不稳定程度等（Barro ，Sala-I-Martin ，2002）。因此，为了考察各种因素对中国省域经济增长差异的影响，笔者拟引入劳动力、资本、人力资本等控制变量，以及与地区虚拟变量一起检验增长趋同的形成原因。
但是，在模型中到底应该包括哪些影响不同稳定状态的变量，是恰当选择解释变量的一个关键问题。而且，包括初始人均GDP 的解释变量与误差项之间还可能存在相关性，会导致OLS 估计无效而无法进行统计推断（Quah ，1993；Evans ，1996）。这都需要从新的视角区构建一个更加合理的经济增长趋同模型框架，以保证得出科学客观的结论。当然，这种研究虽然也考虑到了不同地区差异的影响并以地区虚拟变量来衡量，但是从本质上看，最大的问题是假定区域之间是相互独立。而我
①
如果是东部地区取值为1，否则为0。
们观测到的截面区域之间在地理上是一些明显地具有空间依赖性的经济实体，因此对这种误差项独立的严格假定合理与否，应该先经过空间相关性检验才能断定。如果原假设在统计上被拒绝了，则表明OLS 估计的结果是不可信的，就有必要审慎地将地理空间维度引入趋同过程估计研究中来。 （二）空间依赖性与经济增长的β趋同 如果假定地区之间存在空间依赖性，那么一个地区的相关区位就会影响它自身的经济绩效。在这种情况下，对具有相似地理环境的地区而言就是条件β趋同。由此，要检验β趋同的假设，则必须先检验区域之间的空间依赖性，原因是空间自相关性的出现使得普通最小二乘法（OLS ）将产生无效估计和不可靠的统计推论。
空间依赖（Spatial Dependence ）可以定义为观测值及区位之间的一致性（Anselin ，2000）。当相邻地区随机变量的高值或低值在空间上出现集聚倾向时为正的空间自相关，而当地理区域倾向于被相异值的邻区所包围时则为负的空间自相关。可见，空间依赖意味着观测值由于某种空间作用而在地理上集聚，这些联系不同地区的作用有溢出效应及贸易、传播或其他社会经济的交互作用。由于直接作用于区域相互关系，像劳动力、资本流动、知识溢出、交通运输或交易成本等经济因素对空间依赖尤其重要。
当然，本文重点讨论多种交互过程在空间上所导致的某种特定经济行为组织的形成，以及到底是哪些解释变量在发挥作用。研究的重点将放在特定的、由空间权值矩阵决定的外生性的空间模式过程引起的空间依赖上。具体思路是：先未将经济因素考虑到空间权值矩阵中去，进行纯空间效应的计量检验，然后逐步引入地区虚拟变量及人力资本等控制变量，目的是在经济增长信息比较全面及可靠的条件下，检验并捕捉影响增长趋同的地理溢出效应及其他因素产生的综合效应。 （三）空间溢出效应与β趋同的空间计量经济模型
在空间计量经济模型支持下进行的β趋同分析中，有两种模型可以用来研究空间依赖性（Anselin ，1988）：空间自回归（滞后）模型和空间误差模型。
1．空间自回归（滞后）模型（Spatial Lag Model ，SLM ）
在空间自回归趋同模型中，观测值的空间相关性被处理成内生的空间滞后变量W[(1/T)ln(z)]
μμρβα+++=)]ln()/1[()ln()ln()/1(0z T W y S z T ~),0(2I N σ (3) 其中，z 为(n×1)阶无条件β趋同模型（1）中的被解释变量向量，具体到本研究中为地区i 在时间0和T 之间的人均GDP 增长率，而)ln()/1(Z T 为人均GDP 增长率的平均值；0y 为(n×1)阶初始0时期i 地区人均GDP 水平向量；μ为(n×1)阶正态分布的误差项向量；S 为空间单位向量；α、β和ρ分别为一未
知待估参数；ρ为空间自回归参数，衡量引进的外生标准化权值矩阵的观测值之间的空间相互作用程度。内生空间滞后变量)]ln()/1[(Z T W 为包括预先乘以权值矩阵的增长率向量。对于i 地区的增长率向量)ln()/1(Z T ，相应的空间滞后向量包括了邻近地区经过空间权值化处理后的平均增长率。
即便残差相等且独立分布（Anselin ，1988），由于回归向量Wy 常常与误差项μ相关，采用OLS 法估计模型（3）将会产生非一致估计。因此，该模型一般需使用极大似然（ML ）法或者工具变量（IV ）法进行估计。
模型（3）的含义可从两个方面来理解：一是从趋同的角度看，一旦空间效应被控制，它将通过估计的β参数提供趋同性质的信息；二是从经济地理的角度考察，它将有助于凸现空间效应，一旦确定了初始人均GDP 水平的条件，则该模型显示了一个地区是如何通过参数β受邻近地区人均GDP 增长率的影响的。
如果做个简单变换，可以将模型（3）改写为以下方程
μβαρ++=-)ln()]ln()1)[((0y S z W I (4)
μρρβρα1011)()ln()()()ln()1(----+-+-=W I y W I S W I z T (5) 方程（5）显示：平均看来，一个地区的增长率不仅仅受其初始人均GDP 水平的影响，而且也通过空
间转换的转置形式1)(--W I ρ受到其他邻近地区的影响。当然，从经典趋同角度来考虑，该模型的解
释很难与基本的β趋同概念保持一致。因此，应该相当审慎地解释空间相关情况下的趋同过程。如果考虑误差的作用，模型（5）意味着对某一特定地区的随机冲击将不仅影响该地区的增长率，而且通过同样的1)
(-
-W
Iρ对所有其他地区的增长率产生冲击。
2．空间误差模型（Spatial Error Model，SEM）
当假定空间依赖性是通过忽略了的变量产生作用时，空间误差模型是一种比较准确的模型。它通过不同地区的空间协方差来反映误差过程，当误差遵循第一阶过程时，模型为
μ
μ
ε
λ
ε
ε
β
α+
=
+
+
=W
y
S
z
T)
ln(
)
ln(
)
/1(
0~)
,0(2I
Nσ(6)
其中，λ为揭示回归残差之间空间相关强度的标量参数。用OLS估计的非球形扰动误差②将会产生无偏但非有效的估计。而且，由于估计的参数方差是有偏的，基于OLS估计结果的推论容易产生误导，因此，该模型一般需用极大似然法（ML）或广义矩估计法（GMM）估计。
可以看出，这两种空间计量经济趋同模型可以有效地揭示经济增长中的空间溢出效应。但在实际应用中，如何确定哪一种模型是最佳的趋同估计模型呢？下面介绍在实际应用中基于空间自相关检验的选择标准和方法，这种方法可以帮助我们从这三种模型中选择最佳的空间回归模型来估计经济增长的趋同性和空间溢出效应。
（四）空间计量经济β趋同模型的空间自相关检验
关于绝对β趋同的空间计量经济模型检验的三种空间自相关检验方法分别为：一是Moran指数检验法，即由Cliff和Ord（1981）提出的对所有空间依赖性都适合的回归残差检验方法，这种方法虽能有效地检验模型是否具有空间相关性，但无法区分应该是两种模型（SLM和SEM）中的哪一种（Anselin，Florax，1995）。为了解决这个问题，Anselin和Rey（1991）提出了区别两种模型的检验方法——空间滞后和空间误差模型的两种拉格朗日乘子（Lagrange Multiplier，LM）检验及其稳健性（Robust）形式。这两种检验方法都可以检验空间自回归可能出现的两种形式：LMLAG检验空间自回归滞后变量模型、LMERR检验空间自相关误差模型。两种稳健性检验R-LMLAG、R-LMERR是对两种拉格朗日乘子检验的有力补充。这两种检验方法可以用于决定哪一种形式更加符合适合的模型。具体判别规则（Anselin，Florax，1995）是：如果在空间依赖性的检验中发现，LMLAG较之LMERR 在统计上更加显著，且R-LMLAG显著而R-LMERR不显著，则可以断定适合的模型是空间自回归模型；相反，如果LMERR比LMLAG在统计上更加显著，且R-LMERR显著而R-LMLAG不显著，则可以断定空间自回归模型是恰当的模型。
五、空间溢出效应、经济增长β趋同及成因分析
（一）变量数据及空间权值矩阵的选择
本文选取了1953-1978-2002年31个省域的人均收入增长率及增长水平的统计数据③。这里需要强调的是，在以下进行的实证检验中，1953-1978、1978-2002年两个时段都包括了所有31个省、直辖市和自治区的人均GDP数据，进行了空间溢出的趋同估计和检验研究。在1953-1978年间由于数据可得性的问题，在趋同模型中没有引入控制变量，只进行了纯空间溢出效应的检验；1978年以后，引入劳动力、人力资本及投资、资本储蓄率、国际国内贸易、工业非国有化率、城市化、人口密度、公路交通及通讯发展、工业化、政府公共开支和地区虚拟变量，进行计量分析。
在考虑经济控制变量对经济增长具有的解释力之外，本文还将重点集中在空间联系模式上。也就是说，笔者认为经济变量和作为外生变量的纯地理的空间邻接矩阵所反映的信息，能比较全面地解释中国全域经济趋同的趋势。空间权值矩阵有多种计算方法，本文具体的计算选择了一阶和二阶邻接方法（Anselin，2003），同时也对比分析了基于经纬度坐标的各个地区质心之间的距离的权值矩阵估计结果。最后，确定采用空间自相关性最显著的第一阶邻接矩阵作为空间计量模型中的空间
②非球形扰动指违背古典回归的同方差假设，其所产生的异方差性常常来源于截面数据（包括合成数据）。
③数据来源于《新中国五十年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》各期以及各省市自治区历年统计年鉴。
权值矩阵。
具体检验过程是，首先利用OLS法估计经典的绝对β趋同模型，然后用空间权值矩阵方法对中国大陆31个省域的绝对趋同模型进行针对性的空间自相关的多种检测，最后再将空间效应和多种经济控制变量置于趋同模型中进行空间计量估计和检验。
（二）空间相关性检验及计量估计结果
出于与传统截面趋同研究的比较目的，本研究的思路是：首先，进行未引入及引入其他控制变量，使用OLS法估计参数，检验中国省域经济增长是否存在趋同现象；其次，未引入及引入地区虚拟变量，并在趋同空间计量模型的支持下，使用ML法估计参数，检验省域增长在地理上是否表现出空间溢出效应；最后，在上述模型中引入诸多经济控制变量后运用ML法估计参数，检验中国31个省域经济增长率差异是否存在条件β趋同及地理溢出效应，并对增长差异和影响趋同的决定因素进行分析。
1．改革开放以前的β趋同检验
改革开放前的1953-1978年期间，主要对经典的趋同分析和纯地理效应进行趋同检验。
●经典的绝对β趋同检验
以下先从经典的绝对β趋同基本模型开始进行估计和检验。根据经典趋同方程（1），利用OLS 法获得的估计及检验结果见表1中模型Ⅰ。在经典趋同模型下，初始时期的人均GDP水平在1953-1978年时段内与人均GDP的平均增长率的回归系数在5％的水平下勉强通过了显著性检验，呈现为负相关
关系，β?＝-0.0115。这意味着中国省域经济增长在改革开放之前符合新古典增长理论的绝对趋同假
设。趋同速度为1.36％，半生命周期为57.92年，当然，该结果表明省域经济增长在1953-1978年间的趋同效应比较微弱。
当引进地理虚拟变量以后（见表1模型Ⅱ），模型的整体显著性有了很大提高，地区虚拟变量也通过了5％水平下的显著性检验，表明地理位置对经济增长趋同具有显著影响，速度显著提高，达到1.95％，半生命周期下降到45年。
注：括号内为各种检验的临界值，下同。
●纯地理效应下的β趋同检验
表1显示，在引入空间效应后，空间依赖性检验的各项指标均未能通过检验，未考虑与考虑地区虚拟变量经典回归模型的Moran（误差）指数未能通过5％水平下的显著性检验，拉格朗日乘子误差和滞后检验及其稳健性检验均没有通过5％水平下的检验，这表明改革开放前（1953-1978），省域之间经济增长率差异的空间效应并不明显。为了证明这一观点，本文仍然给出了空间滞后和空间误差模型的估计结果，见表1的模型Ⅲ、Ⅳ、Ⅴ、Ⅵ。可以看出，经济增长仍然与引入虚拟变量以后的经典趋同的估计结果基本相似，趋同速度分别为1.32％、2.11％、1.82和1.86％，半生命周期分别为61.38年、41.92年、47.13年和47.17年。因此，引入与不引入空间权值矩阵，估计的结果相差不大，且无法区别空间滞后模型和空间误差模型哪一个到底更加合适。这进一步证明了刚才获得的改革开放以前中国省域之间经济增长的空间依赖性不明显的结论。
表2 1978-2002年中国经济增长趋同估计与检验
2．改革开放以后的β趋同检验
在改革开放以后的1978-2002年期间，本文先进行经典和纯地理效应的趋同检验，来检验条件趋
同的结果能否发生；然后引入控制变量，进行趋同检验和因素分析。
●经典的绝对β趋同检验
由表2中的模型（Ⅰ）可以看出，按照新古典增长理论的假设进行的估计表明，初始时期的人均GDP水平在1978-2002年期间与人均GDP的平均增长率的回归系数表现为负相关关系，β?＝-0.0040，
趋同速度为0.42％，半生命周期为173年。但是未能通过10％水平下的显著性检验。这表明改革开放以来，1978-2002期间各省域之间并不存在显著的绝对趋同，新古典经济增长理论所预期的绝对趋同在改革开放以后的我国31个省域之间并没有发生。
下面，引入地区虚拟变量，来检验条件趋同在中国省域之间能否发生。表2（模型Ⅱ）显示，在引入地区虚拟变量以后，模型的拟合优度检验值有了大幅度提高，R2从未引入地区虚拟变量的2.64％提高到引入地区虚拟变量后的59.61％，人均GDP的平均增长率的回归系数通过了1％水平下的显著
性检验，估计的β?＝-0.0152，趋同速度为1.89％，半生命周期为45年，表明条件趋同在1978-2002年
间发生了，与新古典趋同速度2％的基本一致④。
以上分析结果表明，改革开放期间各省域之间并不存在显著的绝对趋同。但在引入地区虚拟变量后，其在解释省际间的经济增长差异中作用显著，表明它的引入不仅改善了回归方程的拟合效果，而且该变量的t 检验值在99%的水平上显著，这说明地理位置对省域增长趋同的影响确实存在。
●纯地理效应下的β趋同检验
在没有引入控制变量的前提下，通过建立空间自相关（滞后）模型和空间误差模型，进行纯地理效应下的β趋同检验。为了检测单独的地理空间因素对省域经济增长率差异的作用，笔者绘制了1953-1978、1978-2002年两个时段的人均GDP平均增长率的空间自相关Moran散点图（略）。结果显示，1953-1978年间中国31个省域之间的平均经济增长水平表现出了微弱的空间自相关性。而在改革开放以后的1978-2002年间，中国31个省域之间的平均经济增长水平呈现为显著的空间正相关关系。这种结果意味着省域经济发展之间存在着某种类型的空间“俱乐部”（集团）现象，也就是说省域经济平均增长率在空间上存在着一定的集聚现象，省域之间经济增长率的差异较为明显。因此，必须将地理空间因素纳入到趋同增长模型研究的理论与实证框架中来。
为了确定改革开放以后趋同模型中应该使用那一个空间权值矩阵，本文绘制了1978-2002年省域平均增长率邻接和距离的Moran指数散点图（略）。结果显示，不管是采取一阶邻接、二阶邻接还是最小距离都非常显著，表明空间误差自相关存在，而增大一倍距离矩阵的估计结果则不再显著⑤。另外，一阶邻接矩阵的Moran指数最大，表明该空间权值矩阵计算的空间效应是可取的。因此，本文以下的模型均为基于第一阶邻接的空间权值矩阵计算结果。
为了进一步验证空间自相关性的存在，进行了以下的空间依赖性检验（见表2）。Moran指数检验证明经典回归误差具有一定程度（1％的显著性水平下）的空间依赖性（相关性）。同时为了区分是内生空间滞后还是空间误差自相关，根据前面判别规则，空间依赖性检验Lagrange Multiplier （SARMA）检验显示空间自相关性确实存在，拉格朗日乘子误差和滞后及其稳健性检验表明，5％水平下空间误差模型应当是更加恰当的模型形式。因此，经典的绝对β趋同模型由于遗漏了空间误差自相关性而不够恰当。这也验证了这样的观点：任何地区之间的经济增长都不可能不相互依赖。而以往的研究大多假定地区之间相互独立，导致了基于OLS法估计结果及推论可能不可靠，需要通过引入空间差异性和空间依赖性对经典的绝对β趋同模型进行修正。
基于LM估计的空间误差模型的残差结果显示，空间依赖性不再存在。绘制的ML估计残差在地区之间的分布图（略）显示：模型估计的残差基本呈现为随机分布状态，也就是说，使用估计空间
④趋同速度为2%，是跨国或地区经济增长趋同分析中的一个典型特征。
⑤当距离更进一步增大1倍（距离效应衰减一半）时，Moran指数显著性很快下降并不再显著，因此，我们仅列出了两个距离矩阵的Moran检验结果。
误差趋同模型的残差的空间相关性已被成功消除；而与之对应的OLS估计的残差分布则显示为一定的集聚，在空间上表现为一定的自相关性⑥。
为了验证上一节节空间自回归和空间误差模型判别规则的正确性，本文还估计了空间自回归滞后模型（3），结果见表2中的模型Ⅲ和Ⅳ。我们注意到，与经典回归的两种估计结果（见表2的模型Ⅰ、Ⅱ）相比，趋同性有所增强，并表现出了较强空间溢出的效应：区域初始人均GDP水平确实受到邻近地区人均GDP增长率的影响。当然，空间依赖性和异方差检验，清楚地表明该模型并不比误差模型表现更好。因此，本文选择的空间误差模型是恰当的形式。
通过以上分析可以看出，分别采用加入三大地带虚拟变量和引入空间依赖性的空间误差回归模型、以及同时引入地带虚拟变量和空间依赖性的模型进行验证发现，地区虚拟变量经典回归模型（Ⅱ）、空间滞后模型（Ⅲ、Ⅳ）、空间误差模型（Ⅴ、Ⅵ）的各项检验的显著性均有较大提高。这表明：在经济增长率的平均值与初始人均产出的关系分析中，加入东中西地区虚拟变量、引入空间依赖性的空间误差回归模型及同时引入地带虚拟变量以及利用空间依赖性模型估计的回归结果显示，地理和空间因素确实通过某种机制，在省域经济增长中发挥着重要的作用，我国东中西大区域内部省域之间存在明显的经济增长率与初期人均产出的负相关关系。也就是说，在东中西三大地区内部新古典增长模型的趋同机制得到满足，但这种趋同机制只是局部的，是一种俱乐部趋同现象。
这里需要强调指出三点：一是同时引入地带虚拟变量和空间依赖性模型虽然各项显著性提高了，而且揭示回归残差之间空间相关强度的参数λ在5％水平下，均通过了检验异方差和空间依赖性检
验，说明考虑空间的影响是正确的；二是用LM法估计的空间误差模型具有良好的性质，趋同系数β?
较经典绝对趋同有所提高，空间依赖性和异方差性均已消除；三是改革开放以后，中国省域经济增长表现出了比较明显的空间溢出效应。从目前有关中国经济增长的经验研究成果来看，以下研究结果支持了本文的结论。Ying（2000）发现中国大陆沿海与内陆省域之间经济存在明显的经济溢出效应，Ying（2003）的空间归滞后截面估计进一步证明，中国经济在空间上正在经历一个极化过程。
（三）空间误差β趋同模型的经济地理含义
根据以上纯地理空间的趋同分析，可从以下两个方面来理解空间误差β趋同模型的经济地理含义。（1）从趋同的角度看，基于空间误差模型的趋同速度为2％，与经典绝对趋同速度基本一致，考虑了空间效应的半生命周期为45年左右，趋同速度有所上升。而且，随着时间的推移，趋同性和速度并不完全相同。（2）从新经济地理学的角度考察，趋同的空间误差模型突出了空间溢出效应的重要性。地区差异和地理位置对经济增长机制具有不可忽视的作用。省域经济平均增长率差异的地理溢出效应和空间依赖性理应受到经济增长分布和趋同研究的重视。如果忽视了地理空间效应的作用，则可能导致错误的模型设定。
同时，我们也注意到，一旦空间相关性检验出区域经济增长存在空间自相关误差，则基于空间效应的模型可能是估计β趋同模型及获得可信统计推论比较可靠的方法。因此，省域经济增长地区虚拟变量的回归系数具有统计上的显著性表明，一些限制地区间经济增长趋同的因素可能没有能在模型中得以反映。如果将这些因素综合考虑进来，则模型对省域经济增长率的差异应该有更大的解释力。
根据以上分析，可以确认，改革开放以后，中国省域经济增长确实表现出了比较明显的空间效应，而且也表现出了俱乐部趋同的趋势。那么，探究经济增长及造成地区收入差异的形成原因，就成为增长差异趋同研究一个不可回避的问题。以下，以下主要针对改革开放以后的经济增长差异，引入影响经济增长的诸多控制变量，在空间趋同模型支持下，检验条件β趋同能否发生，以及各种经济因素对经济增长率的差异产生了什么样的作用。
⑥虽然1953-1978年期间各个省域之间经济平均增长率的空间自相关性不太明显，但是，考虑空间误差后的模型仍然具有较好的估计效果，表现在本文所进行的模型估计残差空间分布检验上。
（四）空间误差β趋同检验及成因分析
进行经济增长与收入分配差异的影响因素研究，一般应该选取分省的人均GDP基尼系数作为被解释变量，人均GDP增长率及其他待检验的影响因素作为解释变量，进行回归分析即可确定它们之间的相互影响关系。但是，就目前中国的数据获取渠道而言，我们无法获得一个完整的分省域的人均GDP基尼系数数据，因此，只好寻求替代做法。本文用真实人均GDP增长率代替真实人均GDP基尼系数，作为被解释变量进行回归分析。而以各省域截面的人均GDP增长率作为因变量，通过引入劳动力、人力资本等经济控制变量（解释变量），考察在地理空间效应和这些控制变量的共同作用下，省域经济增长的趋同趋势及其影响因素。根据前面的空间检验可知，空间误差模型是比较合适的趋同估计模型，因此，根据空间误差趋同模型(6)，构建了引入经济控制变量的空间误差趋同双对数模型⑦
μβ
β
β
β
ββ
β
β
β
ββ
β
β
β
β
ββ
+ +
+
+
+
+ +
+
+
+
+ +
+
+
+
+
+ =
LOCATION
GOVCGDP
INDUST
PATGDP
HROAD
DPOP
URBAN
NRSOE
RSOGDP
IAEGDP
FDIGDP
TSR
CES
PHCAP
LAB
RRJGDP AGRJGDP
16
15
14
13
12
11
10
9
8
7
6
5
4
3
2
1
ln
ln
ln
ln
ln
ln
ln
ln
78
ln
其中，AGRJGDP代表1978-2002年间人均GDP的年均增长率，为被解释变量；方程右边的各个解释变量分别代表劳动力（LAB）、人力资本（PHCAP）及投资（CES）、资本储蓄率（TSR）、国际贸易（IAEGDP）和国内贸易（RSOGDP）、工业非国有化率（NRSOE）、城市化率（URBAN）、人口密度（DPOP）、公路交通（HROAD）及通讯发展（PATGDP）、工业化（INDUST）、政府公共开支（GOVCGDP）和地区虚拟变量（LOCA TION）。
运用ML估计法给出了估计及检验结果，见表3。回归结果表明，在控制了其他变量之后，初始年份（1978年）的人均GDP与1978-2002年期间的人均GDP平均增长率呈反向变化关系，这实际上就是有条件的趋同。可以看出在考虑了导致不同稳态的诸多因素后，各省域间表现出较为显著的条件趋同迹象⑧，趋同的速度约为1.94％，生命周期约为44年。
其次，在引入劳动力、人力资本及投资、储蓄率、国际与国内贸易、非国有化率、城市化率、人口密度、公路密度、邮电通讯占GDP比重、工业化进程、政府消费占GDP比重等变量后，回归方程的解释能力显著提高，在未包含地区虚拟解释变量的回归模型Ⅰ中，R2为93.34%，表明回归方程的拟合效果令人满意。同时，作为控制变量的劳动力、人力资本、国际贸易（开放程度）、非国有化率（企业制度改革）、公路网密度，对各省的经济增长具有显著的正向作用，这些因素都从不同的角度对经济增长率产生积极的影响；人力资本投入、国内贸易（地区分割）、人口密度、邮电通讯的系数为负；城市化的系数为正，工业化进程、政府消费的系数为负，但三者均为未能通过5％水平下的显著性检验，这符合我们的理论预期。工业化和城市化的估计结果与我国的经济发展情况也基本相符。一般认为，政府消费比例越大，市场机制扭曲的可能性也越大，而市场机制的发挥如果受到抑制，对于经济长期增长就是不利的因素。这也与我国地方消费、政府行为在经济增长过程中发挥作用的实际情况基本一致。
在引进空间效应的回归模型中，如果除了地区虚拟变量外的其他解释变量能够穷尽省域间经济增长率差异的所有因素，那么在引入地区虚拟变量以后对模型的影响应该不再显著。本文的计量检验结果证明了这种假设。表3的检验表明，本文考虑的解释变量已经非常全面，对经济增长率的解释能力高达93.34％，而引进地区虚拟变量后的模型Ⅱ的解释能力反而下降到了92.77％。而且，地区虚拟变量的回归系数在统计上也不显著，系数符号也不符合一般的认识，表明考虑空间溢出效应和众多经济解释变量后的模型已经成功地解释了中国31个省域平均经济增长率的差异，引入地区虚拟变
⑦使用双对数线性模型的目的是为了消除可能存在于线性回归模型中的异方差。
⑧需要说明的是，条件趋同的估计是在一系列控制变量的假设下进行的，因此，并不是说现实经济中的人均收入（GDP）水平在绝对地缩小，而是在控制变量的条件得到满足的前提下，趋同有发生的趋势。
量已经是多余的了。
表3 中国省域经济增长的截面回归估计及检验结果（SEM）
（五）改革开放以后的条件β趋同的政策含义
经济增长和收入分配差异条件趋同的研究结果，对中国正在实施的西部大开发战略和党的十六届三中全会提出的“五个统筹”目标以及建立和谐社会和要求，具有重要的理论与实践指导意义。省域经济增长中的条件，即指那些影响经济增长和收入分配差异的众多因素。中西部地区之所以落后，主要就是由于改革开放之初，东中西部地区业已形成并存在的显著不同的人均收入、人力资本、城市化水平和工业化进程，以及体制上的诸多差异之处，导致了对各个省域之间经济绩效具有持续作用的初始条件不同。既然，这些初始条件对经济增长这么重要，那么，国家和地方政府就可以通过差异性的经济政策和收入再分配手段，为缩小并消除城乡差距和地区差距，创造并供给这些条件，
促使中西部落后地区的经济增长速度赶上并超过较发达的东部地区。
六、结论
将地理空间效应纳入经济增长趋同分析的理论框架是经济增长研究的必然要求，本文正是按照从经典趋同研究到引入空间因素的思路，深入探讨了经济增长与收入趋同研究中地理空间效应的重要性，并对中国省域经济增长差异、收入趋同及其影响因素进行了实证分析。
1．考察了新经济地理学理论与经济增长及收入分配差异研究的关系。理论分析表明，地理溢出效应对区域经济增长的非均衡或均衡模式的形成具有重要影响，以索罗和巴罗、萨拉-伊-马丁等为代表的趋同研究中存在着忽视地理空间因素的问题。
2．分析了空间依赖性和空间溢出效应对趋同研究的重要性，在借鉴巴罗等人的基本模型思路的基础上，引入空间依赖性和空间效应的概念，结合空间计量学模型，建立了能同时反映趋同和空间溢出与地理扩散效应的经济增长趋同模型体系。为增长趋同及地理溢出的空间计量经济实证分析构建了一个基本框架，并以此从理论上说明地理空间效应在区域增长趋同研究中的重要作用。
3．采用经典的绝对β趋同模型、引进地区虚拟变量的β趋同模型、基于空间误差的β趋同模型以及同时考虑虚拟变量与空间误差的β趋同模型，利用1953-1978、1978-2002年的横截面数据，对比估计和检验了中国省域经济增长和收入差距趋同问题。分时段的分析结果表明，改革开放以前，中国省域经济增长存在着新古典增长理论所说的绝对趋同，而在改革开放以后，绝对趋同现象在各个省域之间没有发生，但是存在着条件趋同。中国省域经济经过改革开放25年的发展，地理上的集聚性在明显增强，空间联系也在不断加强。实证分析结果还表明，考虑空间自相关的空间误差β趋同模型是目前中国省域经济增长截面趋同研究比较合适的模型；与经典OLS法估计的趋同速度相比，基于空间误差模型的趋同速度有显著提高；地理因素和空间溢出效应一起对经济增长和收入差距产生重要影响。
4．本研究结论对西部地区开发具有重要的理论与实践指导意义。中西部地区之所以落后，主要就是由于改革开放之初初始条件的不同。国家和地方政府一个可供选择就是通过差异性的经济政策和收入再分配手段，为缩小并消除城乡差距和地区差距，创造并提供促使中西部落后地区的经济增长速度赶上并超过较发达的东部地区的条件。
5．在未考虑众多经济控制变量时，地区虚拟变量在解释省域间的经济增长差异中的作用非常显著，这说明地理位置对省域趋同的影响非常明显。而在综合考虑众多经济控制变量后，劳动力、人力资本、国际贸易（开放程度）、非国有化率（企业制度改革）、公路网络密度，对各省的经济增长从不同的角度对经济增长率产生正面作用，而人力资本投资、国内贸易（地区分割）、人口密度、邮电通讯的作用为负；工业化进程、政府消费的影响不显著，工业化和政府行为在经济增长过程中的作用值得关注。另外，在考虑了导致不同稳态的诸多因素后，各省域间表现出较为显著的条件趋同迹象，趋同的速度约为2％。这说明，不管是否引进地区虚拟变量，有无考虑控制因素，改革开放以来用人均GDP衡量的省域经济增长确实存在条件趋同趋势，该结果具有较强的稳健性，对经济增长趋同及其影响因素具有较强的解释力。
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第十六章宏观经济政策 1.宏观经济政策目标有哪些？如何理解宏观经济政策目标之间的一致性和冲突关系？ 【参考答案】 国家宏观调控的政策目标一般包括充分就业、物价稳定、经济增长和国际收支平衡四项。其中，充分就业是宏观经济政策的首要目标，它指劳动力和生产设备都达到充分利用的状态或总失业率等于自然失业率的状态。物价稳定是指通过宏观经济政策使某一时期内的一般物价水平保持相对稳定。经济增长是指在一个较长时间跨度内一国人均产出（或人均收入）水平的持续增加。国际收支平衡目标是指采取各种措施纠正国际收支差额，使之趋于平衡。 宏观经济政策的四个目标具有一致性和互补性，但也存在着矛盾和冲突。一致性主要是指对某一目标的追求或某一目标的实现，同时也能够促进或影响其他目标实现。互补关系主要表现在：一国经济能长期持续均衡增长，就业率就高，失业率就低，反之亦然。从宏观经济政策目标的矛盾和冲突来看，任何一种政策手段都有其副作用，对其他目标的实现产业不利的影响。著名的“米德冲突”说明了财政政策和货币政策在处理国际收支逆差与国内经济疲软并存或是国际收支顺差与国内同伙膨胀并存的情况时左右为难；而稳定物价与充分就业目标之间也经常发生冲突。 2．如何用IS-LM模型解释财政政策效应？ 【参考答案】 财政政策效应是政府变动收支后对社会经济活动如就业、产出等产生的有效作用以及相应的反应。 从IS-LM模型看，财政政策效应是指IS曲线移动对国民收入变动的影响。这里考察扩张性财政政策的情况，紧缩性财政政策与之相反变动。如图所示，当 IS曲线和LM曲线相交于E 0点时，决定均衡的利率水平r 和均衡收入水平Y 。假
宏观经济政策习题(答案) 单项选择题 1.财政政策(A) A.涉及财政支出与财政收入 B.包括创造工作岗位计划 C.包括最低工资立法 D.包括失业保险计划 2.(B)不就是经济中的内在稳定器 A.累进税率 B.政府开支直接随国民收入水平变动 C.社会保障支出与失业保险 D.农业支持方案 3.如果法定准备金为20%,那么,简单的货币乘数就就是( D ) A、1 B、2 C、4 D、5 4.当法定准备金为20%,商业银行最初所吸收的存款为3000时,银行所能创造的货币总量为( C )。 A 20000 B 80000 C 15000 D 60000 5.中央银行最常用的政策工具就是( B ) A 法定准备率 B 公开市场业务 C 再贴现率 D 道义劝告 6.凯恩斯主义者通常认为( B ) A 货币政策与财政政策同样有效 B 财政政策比货币政策有效 C 货币政策比财政政策有效 D 货币政策与财政政策同样无效 7.货币主义者通常认为(C ) A 货币政策与财政政策同样有效 B 财政政策比货币政策有效 C 货币政策比财政政策有效 D 货币政策与财政政策同样无效 8.如果经济低于充分就业水平,价格水平固定,( D )能使经济更接近于充分就业。 A.政府支出的削减或税收的增加 B.政府支出或税收的削减 C.政府支出或税收的增加 D.政府支出的增加或税收的削减 9.货币供给增加使LM曲线右移,若要均衡收入变动接近于LM曲线的移动量, 则必须( C )。 A.LM曲线陡峭,IS曲线也陡峭 B.LM曲线与IS曲线一样平缓 C.LM曲线陡峭,而IS曲线平缓 D.LM曲线平缓而IS曲线陡峭 10.下列( C ) 情况中,增加货币供给不会影响均衡收入 A.LM曲线陡峭,而IS曲线平缓 B.LM曲线陡峭,IS曲线也陡峭 C.LM曲线平缓,而IS垂直 D LM曲线与IS曲线一样平缓 11.政府购买增加使IS曲线右移.若要均衡收入变动接近于IS曲线的移动量,则必须( A )。 A.LM曲线平缓,IS曲线陡峭
交通基础设施的空间溢出效应文献综述 前言 在经济全球化的条件下，加强交通基础设施建设是极其关键的，有了发达的交通，人员往来，货物以及信息的传递就更加快速和方便了，这是提高国家竞争力的关键。以往的研究主要集中在交通基础设施的经济效益分析、交通经济带理论以及交通基础设施与经济发展的关系等。多忽略交通基础设施的空间溢出效应。那么交通基础设施的空间溢出效应有多少，是正的还是负的?溢出效益是怎样计算的？ 带着这些问题，我开始了对相关资料的搜集，希望对它有更加全面的了解，以便今后的资料查询和深入研究。 主题 1.交通基础设施建设的溢出效应的定义及其内容 空间溢出研究是一个有关区域联系的话题。现实的情况是全球经济一体化浪潮把世界每个区域都卷入其中，区域间的互动关系倍受重视。因为区域的竞争与合作对一个区域的发展至关重要。每个区域都在根据自己与其他区域的关系来调整区域政策，从而为自己争取最大的区域利益。区域溢出是区域利益不能完全内部化的结果，它给外区域所带来的影响，最终也会影响到区域自身的发展。 赫尔希曼(Hirschman A.O,1958)认为空间进入经济关系的俩个渠道：一是运输成本，另一个就是对邻近区域的影响。无论是运输成本还是对邻近区域的影响都与距离有关。溢出具有扩散的特性，距离在溢出扩散中的作用也得到了有关研究的证明(Keller,2000,Maurseth2001)。在传统贸易理论中，随距离产生的运输成本影响商品价格，空间距离的存在将世界置于一种地理主导和技术决定比较优势的转换边缘。当交易成本大于贸易带来的利益时，贸易将不会发生。 由于交通基础设施具有网络属性，它们将各个区域的经济活动连成一个整体，从而交通基础设施的发展不仅仅是在区域内部使要素流动，加速分工合作的发展以及促进集聚现象的产生；同时，交通基础设施的发展还会促进区域间要素的流动，从而对其他区域的经济增长也会产生一定的影响。我国可以借鉴GDP溢出的概念，将交通基础设施空间溢出效应的概念界定为：由于本国或本地区的交通基础设施的变动而引起的外国或其他地区经济变量变动的程度。 穆内认为交通基础设施具有网络属性，它们将各个区域的经济活动连成一个整体，通过扩散效应，使经济增长较快区域带动增长较慢区域的经济发展，从而表现为正溢出作用；同时交通基础设施又会产生负的溢出作用，通过聚集效应，使生产要素更方便地流向经济发达地区，在这种情况下，一个区域的经济增长可能会以其他区域的经济衰退为代价。赫兹以肯?道格拉斯，凯利建和罗宾逊和马龙
第9章宏观经济政策 一、名词解释 财政政策自动稳定器货币政策公开市场业务 法定准备金比率挤出效应财政政策乘数货币政策乘数 二、判断题（正确标出"T"，错误标出"F"） 1．紧缩性财政政策对经济的影响是抑制了通货膨胀但增加了政府债务。（） 2．预算赤字财政政策是凯恩斯主义用于解决失业问题的有效需求管理的主要手段。（）3．扩张性货币政策使LM曲线右移，而紧缩性货币政策使LM曲线左移。（） 4．政府的财政支出政策主要通过转移支付、政府购买和税收对国民经济产生影响。（）5．当政府同时实行紧缩性的财政政策和紧缩性货币政策时，均衡国民收入一定会下降，均衡的利率一定会上升。（） 6．减少再贴现率和法定准备金比率可以增加货币供给量。（） 7．由于现代西方财政制度具有自动稳定器功能，在经济繁荣时期自动抑制通货膨胀，在经济衰退时期自动减轻萧条，所以不需要政府采取任何行动来干预经济。（） 8．宏观经济政策目标之一是价格稳定，价格稳定指价格指数相对稳定，而不是所有商品价格固定不变。（） 9．财政政策的内在稳定器作用是稳定收入水平，但不稳定价格水平和就业水平。（）10．商业银行体系所能创造出来的货币数量与最初的存款和法定准备金比率都成正比。（）11．扩张性财政政策使IS曲线左移，而紧缩性财政政策使IS曲线右移。（） 12．当一个国家出现恶性通货膨胀时，政府只能通过采取紧缩性货币政策加以遏制。（）13．在西方发达国家，由财政部、中央银行和商业银行共同运用货币政策来调节。（）14．当一个国家经济处于充分就业水平时，政府应采取紧缩性财政政策和货币政策。（）15．凯恩斯主义者奉行功能财政思想，而不是预算平衡思想。（） 三、单项选择 1．下列哪种情况增加货币供给不会影响均衡国民收入？（） A. IS曲线陡峭而LM曲线平缓 B. IS曲线垂直而LM曲线平缓 C. IS曲线平缓而LM曲线陡峭 D. IS曲线和LM曲线一样平缓 2．下列哪种情况"挤出效应"可能会很大？（） A. 货币需求对利率不敏感，私人部门支出对利率也不敏感 B. 货币需求对利率不敏感，而私人部门支出对利率敏感 C. 货币需求对利率敏感，而私人部门支出对利率不敏感 D. 货币需求对利率敏感，私人部门支出对利率也敏感 3．挤出效应发生于下列哪种情况？（） A. 私人部门增税，减少了私人部门的可支配收入和支出 B. 减少政府支出，引起消费支出下降 C. 增加政府支出，使利率提高，挤出了对利率敏感的私人部门支出 D. 货币供给增加，引起消费支出增加
第二章 案例分析 研究目的：分析各地区城镇居民计算机拥有量与城镇居民收入水平的关系，对更多规律的研究具有指导意义. 一． 模型设定 2011年年底城镇居民家庭平均每百户计算机拥有量Y 与城镇居民平均每人全年家庭总收入X 的关系 图2.1 各地区城镇居民每百户计算机拥有量与人均总收入的散点图 由图可知，各地区城镇居民每百户计算机拥有量随着人均总收入水平的提高而增加，近似于线性关系，为分析其数量性变动规律，可建立如下简单线性回归模型： Y t =β1+β2X t +u t 50 60 708090100 110120130140 X Y
二．估计参数 假定所建模型及其随机扰动项u i满足各项古典假设，用普通最小二乘法（OLSE）估计模型参数.其结果如下： 表2.1 回归结果 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 11/13/17 Time: 12:50 Sample: 1 31 Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 11.95802 5.622841 2.126686 0.0421 X 0.002873 0.000240 11.98264 0.0000 R-squared 0.831966 Mean dependent var 77.08161 Adjusted R-squared 0.826171 S.D. dependent var 19.25503 S.E. of regression 8.027957 Akaike info criterion 7.066078 Sum squared resid 1868.995 Schwarz criterion 7.158593 Log likelihood -107.5242 Hannan-Quinn criter. 7.096236 F-statistic 143.5836 Durbin-Watson stat 1.656123 Prob(F-statistic) 0.000000 由表2.1可得， β1=11.9580，β2=0.0029 故简单线性回归模型可写为： ^ Y X t t=11.9580+0.0029 其中：SE(β1)=5.6228, SE(β2)=0.0002 R-squared=0.8320，F=143.5836，n=31
本文极具参考价值，如若有用请打赏支持我们！不胜感激！ 以空间创造时间(职场经验) 我们对空间的一般意义的理解是，空间是指运动着的物质的伸张性、广延性，空间就是表示物体彼此之间的并存关系和分离状态。空间是与物质的存在密不可分的，没有物质就无所谓空间。事实上，“空间”的概念一直在不断地变化，从农耕文明到工业文明及作为后工业文明的信息时代，每个阶段对于空间的解读都有自己新意思。 从空间与时间的关系切入，可以看出，农耕经济时代特征是“以空间掌握时间”，就是以空间的变化掌握时间的变化。人们通过季节物候的空间变化，逐渐掌握了农时；通过观察日月星象的空间变化，逐渐创造了历法；通过观察和测定日影的空间变化，逐渐获得了确定时间的能力，这是人类文明最伟大的飞跃。 在19世纪中叶的社会化大生产快速发展时期，一位伟人曾经提出这样一个命题：用时间消灭空间。这是针对当时大机器生产发展给商品经济带来的巨大变化。他指出：“用时间消灭空间，就是说，把商品从一个地方转移到另一个地方所花费的时间缩减到最低限度。 创意经济时代特征是“以空间创造时间”，就是以空间的多样性创造时间的多样性。空间与时间的关系不再局限在牛顿物理框架下的绝对时空观，而是以爱因斯坦相对时空观的基础上进一步拓展。《时间简史》的作者霍金斯和《皇帝新脑》的作者之间曾就“时空本性”做过深入的辩论。总之，时间与空间绝不像我们“常识”中认识的那么简单。 从农业经济、工业经济再到创意经济，每一个经济时代都意味着一场时空观念的变革，如果不能认识到这一点就无法从根本上认识经济的本质规律。经济活动的杠杆是“价值”，时间与空间是人们对价值做最终判定的依据。探讨创意经济无法回避的问题是创意经济的时间与空间关系特征是什么？若此时，我们对“空间”的理解还停留在牛顿绝对时空观中，把时间与空间截然对立，那么这样的头脑就叫“过时的头脑”。创意经济的空间概念具有多样性的特点，必须以复杂性的观点来加以认识和理解。人文科学、社会科学和自然科学视野下的空间呈现多样性的特点：精神空间、关系空间、实践空间、文化空间、经济空间、能量空间、信息空间和物质空间。 创意经济时代是“以空间创造时间”为特征的时空关系。它是如何实现的呢？是以“联脑”的方式实现的。联脑的意思包括3个含义：人的左右大脑之间的联通；人与他人之脑的联通；人脑与电
了解各项主要经济政策的目的是为了给评价现状和预测未来做铺垫，因为对各种经济政策进行分析总是围绕其政策目标、政策手段与工具等进行的，对各项政策的功能特性有一大体认识，在评价和预测时就易于把握大方向。 （１）评价经济政策的步骤一般说来，分析评价各项经济政策主要有以下几个步骤： 第一，确定评价分析的标准。一般说来应以各项经济政策的政策目标为依据。 第二，比较各经济政策实施后的实际结果与政策目标，找出二者之间的差异及产生差异的原因，评价政策手段的有效性；有时还应分析由于某项经济政策实施给其他方面带来的间接影响。第三，根据上一步所得结论，结合新形势的新要求，预测下一阶段可能会实施的政策。 （２）评价经济政策的原则为保证评价效果正确、有效，对经济政策的评价必须坚持下面两个原则： 一是系统性原则。由于各项经济政策的政策目标都是多元的，那么其效应必定也是多元的；另外，政策效应不仅包括经济效应，往往还包括了一定的社会效应。因此，对政策有效性进行评价必须考虑到各项经济政策的各个目标的实现状况，不能只要增长不要稳定，也不能只讲规模忽视效益，等等。 必须从多方面、从整体上评价政策效应的好坏，只有这样才可能对某一政策实施所造成的后果有全面、准确的认识，才能为下阶段的预测提供可靠的依据。 二是客观性原则。所谓客观性是指评价应有客观标准，不能只从主观出发来判断效应的好坏。不同的投资者由于其所处地位、环境、自身实力等有差异，出发点往往各不相同，如果全凭主观判断，很可能对同一现象得出截然不同的结论，显然不利于发现真实的客观状况。因此，评价政策效应必须依据一定的客观标准，尽量让数字与资料来说话。 （３）评价政策效应要考虑的两个问题 第一，评价政策效应应考虑到政策的机会成本的大小。所谓政策机会成本是指经济政策实施在取得一定效果的同时放弃的其他方面的效益。这可以用付出的代价的大小来衡量。这一代价可以是物质代价，如人力、物力、财力等；也可以是精神代价，如由于政策实施所引起的社会矛盾等。举例来说，如果政策为实现物价稳定目标而对城镇居民进行价格补贴，在总量资金一定的条件下，必然意味着政府用于其他方面的开支要相应减少，特别是减少了用于经济建设的资金，这会使完成经济增长目标受到一定影响。如果为实现物价稳定而在其他方面付出的代价太大，那么就可以认为这一政策是不成功的，在下一阶段很可能就不会再采用这一政策。 第二，在进行评价时还应考虑到另外一个具体的问题，即经济政策效应的间接性问题。经济政策往往从其政策目标或手段本身无法直接反映出来，这就需要通过一定的指标间接反映。例如，对于资源优化配置目标来说，"优化"就是一个抽象概念，不同的人对"优化"完全可以有不同的理解，这就要求把它转化为一个或几个具体的、可衡量的指标，才便于作出客观判断。由于各项经济政策种类繁多，反映这些目标的指标更是不胜枚举，限于篇幅，这里只能就资源优化配置、充分就业、物价稳定、国际收支平衡、经济增长、收入公平等六大宏
计量经济学案例分析1 一、研究的目的要求 居民消费在社会经济的持续发展中有着重要的作用。居民合理的消费模式和居民适度的消费规模有利于经济持续健康的增长，而且这也是人民生活水平的具体体现。改革开放以来随着中国经济的快速发展，人民生活水平不断提高，居民的消费水平也不断增长。但是在看到这个整体趋势的同时，还应看到全国各地区经济发展速度不同，居民消费水平也有明显差异。例如，2002年全国城市居民家庭平均每人每年消费支出为元, 最低的黑龙江省仅为人均元，最高的上海市达人均10464元，上海是黑龙江的倍。为了研究全国居民消费水平及其变动的原因，需要作具体的分析。影响各地区居民消费支出有明显差异的因素可能很多，例如，居民的收入水平、就业状况、零售物价指数、利率、居民财产、购物环境等等都可能对居民消费有影响。为了分析什么是影响各地区居民消费支出有明显差异的最主要因素，并分析影响因素与消费水平的数量关系，可以建立相应的计量经济模型去研究。 二、模型设定 我们研究的对象是各地区居民消费的差异。居民消费可分为城市居民消费和农村居民消费，由于各地区的城市与农村人口比例及经济结构有较大差异，最具有直接对比可比性的是城市居民消费。而且，由于各地区人口和经济总量不同，只能用“城市居民每人每年的平均消费支出”来比较，而这正是可从统计年鉴中获得数据的变量。所以模型的被解释变量Y选定为“城市居民每人每年的平均消费支出”。 因为研究的目的是各地区城市居民消费的差异，并不是城市居民消费在不同时间的变动，所以应选择同一时期各地区城市居民的消费支出来建立模型。因此建立的是2002年截面数据模型。 影响各地区城市居民人均消费支出有明显差异的因素有多种，但从理论和经验分析，最主要的影响因素应是居民收入，其他因素虽然对居民消费也有影响，但有的不易取得数据，如“居民财产”和“购物环境”；有的与居民收入可能高度相关，如“就业状况”、“居民财产”；还有的因素在运用截面数据时在地区间的差异并不大，如“零售物价指数”、“利率”。因此这些其他因素可以不列入模型，即便它们对居民消费有某些影响也可归入随即扰动项中。为了与“城市居民人均消费支出”相对应，选择在统计年鉴中可以获得的“城市居民每人每年可支配收入”作为解释变量X。 从2002年《中国统计年鉴》中得到表的数据: 表 2002年中国各地区城市居民人均年消费支出和可支配收入
空间计量经济学分析 空间依赖、空间异质性 ?传统的统计理论是一种建立在独立观测值假定基础上的理论。然而，在现实世界中，特别是遇到空间数 据问题时，独立观测值在现实生活中并不是普遍存在的（Getis, 1997）。 ?对于具有地理空间属性的数据，一般认为离的近的变量之间比在空间上离的远的变量之间具有更加密切 的关系（Anselin & Getis，1992）。正如著名的Tobler地理学第一定律所说：“任何事物之间均相关，而离的较近事物总比离的较远的事物相关性要高。”（Tobler，1979） ?地区之间的经济地理行为之间一般都存在一定程度的Spatial Interaction，Spatial Effects）：Spatial Dependence and Spatial Autocorrelation）。 ?一般而言，分析中涉及的空间单元越小，离的近的单元越有可能在空间上密切关联（Anselin & Getis, 1992）。 ?然而，在现实的经济地理研究中，许多涉及地理空间的数据，由于普遍忽视空间依赖性，其统计与计量 分析的结果值得进一步深入探究（Anselin & Griffin, 1988）。 ?可喜的是，对于这种地理与经济现象中常常表现出的空间效应（特征）问题的识别估计，空间计量经济 学提供了一系列有效的理论和实证分析方法。 ?一般而言，在经济研究中出现不恰当的模型识别和设定所忽略的空间效应主要有两个来源（Anselin， 1988）：空间依赖性（Spatial Dependence）和空间异质性（Spatial Heterogeneity）。 空间依赖性 ?空间依赖性（也叫空间自相关性）是空间效应识别的第一个来源，它产生于空间组织观测单元之间缺乏 依赖性的考察（Cliff & Ord, 1973）。 ?Anselin & Rey（1991）区别了真实（Substantial）空间依赖性和干扰（Nuisance）空间依赖性的不同。 ?真实空间依赖性反映现实中存在的空间交互作用（Spatial Interaction Effects）， ?比如区域经济要素的流动、创新的扩散、技术溢出等， ?它们是区域间经济或创新差异演变过程中的真实成分，是确确实实存在的空间交互影响， ?如劳动力、资本流动等耦合形成的经济行为在空间上相互影响、相互作用，研发的投入产出行为及政策 在地理空间上的示范作用和激励效应。 ?干扰空间依赖性可能来源于测量问题，比如区域经济发展过程研究中的空间模式与观测单元之间边界的 不匹配，造成了相邻地理空间单元出现了测量误差所导致。 ?测量误差是由于在调查过程中，数据的采集与空间中的单位有关，如数据一般是按照省市县等行政区划 统计的，这种假设的空间单位与研究问题的实际边界可能不一致，这样就很容易产生测量误差。 ?空间依赖不仅意味着空间上的观测值缺乏独立性，而且意味着潜在于这种空间相关中的数据结构，也就 是说空间相关的强度及模式由绝对位置（格局）和相对位置（距离）共同决定。 ?空间相关性表现出的空间效应可以用以下两种模型来表征和刻画：当模型的误差项在空间上相关时，即 为空间误差模型；当变量间的空间依赖性对模型显得非常关键而导致了空间相关时，即为空间滞后模型（Anselin，1988）。 空间异质性 ?空间异质性（空间差异性），是空间计量学模型识别的第二个来源。 ?空间异质性或空间差异性，指地理空间上的区域缺乏均质性，存在发达地区和落后地区、中心（核心） 和外围（边缘）地区等经济地理结构，从而导致经济社会发展和创新行为存在较大的空间上的差异性。 ?空间异质性反映了经济实践中的空间观测单元之间经济行为（如增长或创新）关系的一种普遍存在的不 稳定性。 ?区域创新的企业、大学、研究机构等主体在研发行为上存在不可忽视的个体差异，譬如研发投入的差异 导致产出的技术知识的差异， ?这种创新主体的异质性与技术知识异质性的耦合将导致创新行为在地理空间上具有显著的异质性差异， 进而可能存在创新在地理空间上的相互依赖现象或者创新的局域俱乐部集团。 ?对于空间异质性，只要将空间单元的特性考虑进去，大多可以用经典的计量经济学方法进行估计。 ?但是当空间异质性与空间相关性同时存在时，经典的计量经济学估计方法不再有效，而且在这种情况下，
第六章 联立方程计量经济学模型案例 1、下面建立一个包含3个方程的中国宏观经济模型，已经判断消费方程式恰好识别的，投资方程是过度识别的。对模型进行估计。样本观测值见表6.1 01211012t t t t t t t t t t t C Y C u I Y u Y I C G αααββ-=+++?? =++??=++? 表6.1 中国宏观经济数据 单位：亿元 （1） 用狭义的工具变量法估计消费方程 选取方程中未包含的先决变量G 作为内生解释变量Y 的工具变量，过程如下：
结果如下： 所以，得到结构参数的工具变量法估计量为： 012???582.27610.2748560.432124α αα===，， （2） 用间接最小二乘法估计消费方程 消费方程中包含的内生变量的简化式方程为： 1011112120211222t t t t t t t t C C G Y C G πππεπππε--=+++?? =+++? 参数关系体系为：
11121210012012122000 παπαπααππαπ--=?? --=??-=? 用普通最小二乘法估计，结果如下： 所以参数估计量为： 101112???1135.937,0.619782, 1.239898π ππ=== 202122???2014.368,0.682750, 4.511084π ππ=== 所以，得到间接最小二乘估计值为： 12122??0.274856?π α π ==
211121????0.432124α παπ=-= 010120????582.2758α παπ=-= （3）用两阶段最小二乘法估计消费方程 第一阶段使用普通最小二乘法估计内生解释变量的简化方程，得到 1?2014.3680.68275 4.511084t t t Y C G -=++ 用Y 的预测值替换消费方程中的Y ，直接用OLS 估计消费方程，过程如下：
第六章 案例分析 一、研究目的 2003年中国农村人口占59.47％，而消费总量却只占41.4%，农村居民的收入和消费是一个值得研究的问题。消费模型是研究居民消费行为的常用工具。通过中国农村居民消费模型的分析可判断农村居民的边际消费倾向，这是宏观经济分析的重要参数。同时，农村居民消费模型也能用于农村居民消费水平的预测。 二、模型设定 正如第二章所讲述的，影响居民消费的因素很多，但由于受各种条件的限制，通常只引入居民收入一个变量做解释变量，即消费模型设定为 t t t u X Y ++=21ββ （6.43） 式中，Y t 为农村居民人均消费支出，X t 为农村人均居民纯收入，u t 为随机误差项。表6.3是从《中国统计年鉴》收集的中国农村居民1985-2003年的收入与消费数据。 表6.3 1985-2003年农村居民人均收入和消费 单位： 元
2000 2001 2002 2003 2253.40 2366.40 2475.60 2622.24 1670.00 1741.00 1834.00 1943.30 314.0 316.5 315.2 320.2 717.64 747.68 785.41 818.86 531.85 550.08 581.85 606.81 为了消除价格变动因素对农村居民收入和消费支出的影响，不宜直接采用现价人均纯收入和现价人均消费支出的数据，而需要用经消费价格指数进行调整后的1985年可比价格计的人均纯收入和人均消费支出的数据作回归分析。 根据表6.3中调整后的1985年可比价格计的人均纯收入和人均消费支出的数据，使用普通最小二乘法估计消费模型得 t t X Y 0.59987528.106?+= （6.44） Se = (12.2238) (0.0214) t = (8.7332) (28.3067) R 2 = 0.9788，F = 786.0548，d f = 17，DW = 0.7706 该回归方程可决系数较高，回归系数均显著。对样本量为19、一个解释变量的模型、5%显著水平，查DW 统计表可知，d L =1.18，d U = 1.40，模型中DW 空间经济学是美国经济学者沃尔特·艾萨德提出的经济学概念，是根据时间、层次、传统三维空间相互转化原理研究经济发展规律、预测经济发展趋向、进行经济空间布局、调整产业空间结构、取得经济规模效益、实现经济可持续发展的经济学流派，是结构经济学向发展经济学转化的中间环节。空间经济学与结构经济学使发展经济学成为科学。空间经济学是是结构经济学向发展经济学转化的中间环节，空间经济学与结构经济学使发展经济学成为科学。其主要研究理论为规模收益递增，即当所有投入品的数量以相同的百分比增加时，总收益增加的百分比会大于该百分比。 空间经济学是当代经济学对人类最伟大的贡献之一，也是当代经济学中最激动人心的领域。空间经济学是在区位论的基础上发展起来的多门学科的总称。它研究的是空间的经济现象和规律，研究生产要素的空间布局和经济活动的空间区位。 既然经济的全球化加速了生产要素在世界范围内的流动,既然一国之中生产要素的流动并无更多的限制,为什么仍有那么多经济活动的集聚?在经济开放和贸易自由化的背景下,一国经济活动的区位会发生什么样的变化?在区域经济一体化的进程中,一国或一个地区是赢得“中心”地位,还是沦为“外围”?一个国家或地区如何参与国际分工?这些问题都是十分具有现实意义的。 空间经济学研究经济活动的空间差异，它从微观层次探讨了影响企业区位决策的因素，在宏观层次上解释了现实中存在的各种经济活动的空间集中现象。 1、经济系统内生的循环累积因果并系决定了经济活动的空间差异 宏观的经济活动空间模式是微观层次上的市场接近效应和市场拥挤效应共同作用的结果。追逐市场接近性优势的微观经济的主体的行为产生了聚集力，即价格指数效应和本地市场放大效应，这种前后联系具有循环累积因果特征，它们可以使对经济系统的初始冲击进一步放大，从而强化初始的冲击。聚集力的市场拥挤效应所产生的扩散力决定了最终经济活动的空间模式。 2、即使不存在外生的非对称冲击因素，经济系统的内生力量也可以促使经济活动的空间差异 聚集力和分散力随贸易成本的下降而减弱，但分散力的减弱速度相对快。在空间贸易成本较大的情况下，分散力会相对大一些，这时市场拥挤效应占优势，经济系统内存在负反馈机制产业的均衡分布得以稳定。当间空间贸易成本下降到某一临界值时，聚集力超过分散力，市场的接近性优势超过了市场拥挤劣势，均衡分布被打破，现代部门向某一区域集中，随之初始均衡分布结构演变为非均衡分布结构。 3、在某些临界状态下经济系统的空间模式可以发生突然变 如果产业为均衡分布且贸易自由度很小，则贸易自由度的提高不会影响产业的区位，但贸易自由度变化到某一临界值后，贸易自由度稍微增加，就发生突发性聚集，因为此时所有产业集中在某一区域是稳定的。这种特征包含的是一种哲学思想，就是量变到质变 近年来日本宏观经济政策及效果分析 2005-8-2 0:0中国财政·邹立文【大中小】【打印】【我要纠错】 一、政策出台的背景 1990年前后，日本“泡沫”经济破灭，结束了长达数十年的高速增长阶段，也打破了“土地”、“消费”和“就业”等日本“神话”，经济进入衰退期。为此，1992－1997财年日本政府实施了价值约60万亿日元的旨在刺激经济增长的经济政策措施，但效果并不理想。之后，以阪神大地震灾后重建为契机，加之移动电话和卡拉OK消费的推动，日本经济一度出现好转迹象，实际GDP增长由1995财年的3％上升到了1996财年的4.4％。然而，面对这一良好的发展态势，桥本内阁错误地估计形势、并急于出台了包括提高消费税税率等措施在内的“财政重建”政策，重创复苏中的日本经济，实际GDP增长率1997财年为 -0.4％，而1998财年更为严峻，为-1.9％。1997年7月爆发并迅速蔓延的亚洲金融危机，对于日本经济来说无疑是雪上加霜，而日本一些重要金融机构的破产又严重挫伤了日本国民的信心。出口乏力、内需不足，从1997年第四季度开始，日本实际GDP曾连续五个季度下滑。 二、亚洲金融危机爆发后日本实施的经济政策 针对亚洲金融危机后日本经济的严重衰退，日本政府（桥本内阁和小渊内阁）相应采取了以财政、货币政策为主要内容的一系列扩张性经济政策，旨在尽快摆脱衰退，实现经济的良性增长。主要政策措施有： （一）“综合经济方案” .“综合经济方案”是在1998年4月24日草拟、并在同年6月17日的1998财年“第一补充预算”通过后实施。该方案“含金量”超过16万亿日元，其中，基础设施投资和减税合计达12万亿日元。该方案的三个政策目标是：通过社会基础设施投资和减税等措施扩大国内需求；推动经济结构调整；处理银行呆坏账。其政策措施主要包括：一是扩大社会基础设施建设投入，中央和地方政府共投资7.7万亿日元用于环境、新能源、信息通讯、社会福利、城区再建、以及灾后重建等项目；另外，政府还放松住房信贷合作金库的贷款环境，促进私人住房投资增长。二是推动所谓的“私人融资便利”，促进私人部门采用新技术、管理方法等。三是减税，特别和持续性的所得税和地方居住税减免额将达4万亿日元。这样，每个独立纳税人将减少纳税29000日元，每个受赡养者将减少纳税14500日元。四是通过自由化、培育风险投资企业、促进中小企业发展、实施500亿日元的“紧急就业发展项目”、扩大直接融资比例、“金融大爆炸”、促进土地和证券市场流通（2.3万亿日元）等措施，致力于建立一个富于弹性和创造性的经济结构。 （二）“紧急经济方案” .“紧急经济方案”是在1998年11月16日决定、并在同年12月17日的1998财年“第三补充预算”通过后实施。该方案的项目投资额超过17万亿日元，如果加上减税额，直接政策“含金量”达27万亿日元，这是日本历史上规模最大的经济方案。主要的政策措施包括扩大公共投资、减税和低利率政策。财政政策方面，扩大公共投资、创造需求政策的“含金量”总计约17万亿日元。具体措施是，扩大公共投资，1999财年公共投资额达44.8万亿日元，比上年增长10％。税收政策方面，减税总量超过9万亿日元。其中，个人所得税最高税率由65％降至50％，公司所得税有效税率降为40％，同时，还出台了旨在鼓励购买住房的税收优惠措施。货币政策方面，日本银行在1998年11月和1999年2月两次召开货币政策会议，坚持维持零利率政策，以扩大货币供给，为市场提供充足的流动性。 （三）“经济再生政策措施”。“经济再生政策措施”是在1999年11月11日起草的，政策所含投资约17万亿日元（加上婴幼保健项目，达18万亿日元）。其政策目的是，将日本现阶段政府部门主导经济的 国际知识溢出对农业TFP的空间溢出效应研究 摘要：本文从知识溢出的空间角度出发，融入地理信息，以我国260个市级行政区划为样本，构建空间Durbin模型实证检验国际知识溢出对农业TFP的空间溢出效应。结果显示国际知识溢出能够在一定程度上影响我国农业技术效率及其纯技术效率，但对农业TFP的空间溢出作用并不明显。 关键词：国际知识溢出；农业全要素生产率；空间溢出效应 一、引言 作为发展中国家，我国欲实现快速可持续的农业经济增长，就必须以最低廉的成本来获取先进的知识和技术，而获取国际先进技术和知识的主要途径为发达国家的技术外溢。被认为是衡量农业生产率增长的最重要的定量指标的农业全要素生产率（total factor productivity，TFP），近年来引起了国内外学者的广泛注意和研究。因此如何有效的利用发达国家的知识溢出，从而提高我国的农业TFP 显得尤为重要。 吕立才（2010）对30年来我国农业利用FDI的情况进行了回顾，指出FDI 对我国农业生产起到了直接技术引进以及技术外溢效应。李泳（2006）研究发现FDI的出口导向效应以及技术外溢效应均促进了我国农业产业结构升级。外贸方面，孙中才（2003）指出对外贸易能促进农业经济增长。杜红梅、安龙送（2007）的研究结果显示农产品出口增长有利于农业经济增长。而已有国际知识溢出效应的研究大都忽略了空间属性。本文则基于空间维度，构建空间Durbin模型来实证研究国际知识溢出对中国农业TFP的影响。 二、空间建模、估计方法和参数释义 （一）空间Durbin模型 Le Sage and Pace（2009）认为，遗漏变量是空间计量模型出现的原因之一，本文以此为借鉴构建实证所用的空间Durbin模型（SDM）。R&D资本是影响AGTFP的主要因素，假定其只来源于两种渠道：一是国际R&D资本溢出，二是国内R&D资本。FDI和外贸是国际R&D溢出的两条途径，基于截面数据样本，可以构建三者对AGTFP作用的基本方程： （二）SDM的空间溢出效应参数释义 空间权重矩阵引入，使得样本区域中某一自变量观测值的变动不仅会对本区域因变量观测值产生影响，而且还会对其他区域因变量观测值产生影响，因此，模型（4）中常规解释变量的参数不能代表FDI和外贸对所在区域内的溢出（区域内溢出），空间滞后项的参数也不能代表FDI和外贸对所在区域以外毗邻区域的溢出（区域间外溢）。根据Le Sage and Pace（2009）的阐述，直接效应代表 案例分析一关于计量经济学方法论的讨论 问题：利用计量经济学建模的步骤，根据相关的消费理论，刻画我国改革开放以来的边际消费倾向。 第一步：相关经济理论。首先了解经济理论在这一问题上的阐述，宏观经济学中，关于消费函数的理论有以下几种：①凯恩斯的绝对收入理论，认为家庭消费在收入中所占的比例取决于收入的绝对水平。②相对收入理论，是由美国经济学家杜森贝提出的，认为人们的消费具有惯性，前期消费水平高，会影响下一期的消费水平，这告诉我们，除了当期收入外，前期消费也很可能是建立消费函数时应该考虑的因素。关于消费函数的理论还有持久收入理论、生命周期理论，有兴趣的同学可以参考相应的参考书。毋庸置疑，收入和消费之间是正相关的。 第二步：数据获得。在这个例子中，被解释变量选择消费，用cs表示；解释变量为实际可支配收入，用inc表示（用GDP减去税收来近似，单位：亿元）；变量均为剔除了价格因素的实际年度数据，样本区间为1978～2002年。 第三步：理论数学模型的设定。为了讨论的方便，我们可以建立下面简单的线性模型： 第四步：理论计量经济模型的设定。根据第三步数学模型的形式，可得 式中：cs=CS/P，inc=(1-t)*GDP/P，其中GDP是当年价格的国内生产总值，CS代表当年价格的居民消费值，P代表1978年为1的价格指数，t=TAX/GDP代表宏观税率，TAX是税收总额。u t表示除收入以外其它影响消费的因素。 第五步：计量经济模型的参数估计 根据最小二乘法，可得如下的估计结果： 常数项为正说明，若inc为0，消费为414.88，也就是自发消费。总收入变量的系数 为边际消费倾向，可以解释为城镇居民总收入增加1亿元导致居民消费平均增加0.51亿元。 另外，根据相对收入理论，我们可以得到下面的估计结果： 空间经济学 空间经济学是根据时间、层次、传统三维空间相互转化原理研究经济发展规律、预测经济发展趋向、进行经济空间布局、调整产业空间结构、取得经济规模效益、实现经济可持续发展的经济学，是结构经济学向发展经济学转化的中间环节。空间经济学与结构经济学使发展经济学成为科学 空间经济学是根据时间、层次、传统三维空间相互转化原理研究经济发展规律、预测经济发展趋向、进行经济空间布局、调整产业空间结构、取得经济规模效益、实现经济可持续发展的经济学，是结构经济学向发展经济学转化的中间环节。空间经济学与结构经济学使发展经济学成为科学。[1][2] 2释义编辑 空间经济学是当代经济学对人类最伟大的贡献之一，也是当代经济学中最激动人心的领域。空间经济学是在区位论的基础上发展起来的多门学科的总称。它研究的是空间的经济现象和规律，研究生产要素的空间布局和经济活动的空间区位。 既然经济的全球化加速了生产要素在世界范围内的流动,既然一国之中生产要素的流动并无更多的限制,为什么仍有那么多经济活动的集聚?在经济开放和贸易自由化的背景下,一国经济活动的区位会发生什么样的变化?在区域经济一体化的进程中,一国或一个地区是赢得“中 心”地位,还是沦为“外围”?一个国家或地区如何参与国际分工?这些问题都是十分具有现实意义的。 3里程碑编辑 1999年由麻省理工学院出版的《空间经济学:城市、区域与国际贸易》,具有里程碑意义。它是三位国际著名经济学大家的合作结晶:日本京都大学的藤田昌久、美国普林斯顿大学的保罗·克鲁格曼和英国伦敦政治经济学院的安东尼·J·维纳伯尔斯。这本书在美国享有极高的声誉,是许多大学的博士生教材,也被译为日文、西班牙文、葡萄牙文和中文等多种文字广为流传。在这以后,众多同类著作纷纷问世,其中2002年由英国剑桥大学出版的“经济学前沿理论”书系中就包括两本:《集聚经济学》和《地理经济学导论》。2003年美国普林斯顿大学又出版了《经济地理与公共政策》。最近几年来,它已成为我国经济学界的一个热门。事实上,在当代经济全球化和区域经济一体化的背景下,经济活动的空间区位对经济发展和国际经济关系的重要作用在过去的十年中已经引起人们的高度重视, 从而也赋予了空间经济学崭新的生命力。 第五章宏观经济政策效果分析 【教学目的与要求】通过本章的学习，应当掌握运用IS―LM模型对财政政策、货币政策效果进行分析的基本方法，掌握经济政策的效果，掌握两种经济政策混合使用的效果。 【教学重点与难点】经济政策会因IS曲线、LM曲线斜率的不同而产生不同的效果，IS曲线、LM曲线的不同斜率对经济政策产生不同效果的原因，两种经济政策混合使用的效果。 【教学方法】课堂讲授与学生自学相结合。 【教学内容】 第一节财政政策效果 一、财政政策效果的IS―LM图形分析 在给定的条件下，扩张性的财政政策可以使产出水平提高，这是毋须质疑的，但需要进一步研究的问题是：扩张性的财政政策为什么在不同的情况下会产生不同的效果？下面的研究是在IS—LM模型的框架下展开的。从IS—LM模型来看，财政政策效果的大小是指政府税收和支出的变化所导致IS曲线的变化对国民收入产生的影响。研究影响政策效应的因素实际上就是研究IS曲线、LM曲线中的各参数的数值及其变化对曲线的空间位置的变化从而对均衡产出水平的影响。从I S曲线和LM曲线的图形上看，这种影响的大小会因IS曲线和LM 曲线斜率的不同而不同。下面分别加以论述。 1．IS曲线的斜率对财政政策效果的影响 当LM曲线不变时，IS曲线斜率的绝对值越大，即IS曲线越陡峭，政府收支变化使IS曲线发生移动时，导致国民收入的变化就越大，财政政策的效果就越大；反之，IS曲线斜率的绝对值越小，即IS曲线越平坦，则IS曲线发生移动时导致国民收入的变化就越小，财政政策效果也就越小。这一结果可以用下图表示。 上图中，假定LM 曲线的斜率不变，初始状态下的均衡收入y 0和利率r 0也完全相同，现假定政府实行一项扩张性的财政政策（增加政府支出或减少税收），增加相同的一笔支出量均为Δg ，则会使IS 曲线右移，假定右移的距离是E 0E 3，E 0E 3为政府支出乘数和政府支出增加额的积，即E 0E 3=K g ·Δg ，也就是说，政府支出的增加能带动国民收入增加若干倍，这其中的原理在前面的内容中已有论述，这里不再赘述。由于IS 曲线斜率的不同，国民收入的增加额大不相同，但有一点是相同的，即两者的增加额y 0y 1和y 0y 2均小于E 0E 3，原因是要想使国民收入的增加额为E 0E 3，必须保持利率水平不变。但是，保持利率水平不变是不可能的。因为IS 1曲线、IS 2曲线向右分别平行移动到IS 1′和IS 2′时，在（r 0，y 3）点上，商品市场实现了新的均衡，但货币市场却发生了失衡——货币需求大于货币供给。原因是什么呢？因为政府支出增加势必导致国民收入的增加，国民收入增加导致对货币交易需求增加，但货币供给不变（LM 曲线不变），这势必导致货币需求大于货币供给，利率必将上升，而利率的上升导致私人投资水平下降以及总需求水平进一步下降，扩张性财政政策的产出效应受到了限制，这种限制就是所谓的“挤出效应”。由于存在政府支出挤走私人投资的问财政政策效果因IS 曲线斜率而异 r 0123r r 1 r 0空间经济学
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