CDHK
中国区域经济增长的非线性与参数异质性
——一个基于CES索罗模型的视角分析
Nichtlinearit?ten und Parametersheterogenit?t des regionalen Wirtschaftswachstums in China: Solow-Modell mit CES-Technik
Nonlinearities and Parameter Heterogeneity of Regional Growth in China: A Solow model with CES Technology Analysis
饶晓辉(RAO Xiaohui)
经济发展文论 Jingji fazhan wenlun
Arbeitspapiere für Wirtschaftsentwicklung
02/2009 Working Papers for Economic Development
同济大学中德学院经济发展研究所
Institut für Wirtschaftsentwicklung
Institute for Econommic Development
国际标准刊号：ISSN No 1860 2207
目录/Gliederung/Contents
中文提要/Chinesische Zusammenfassung/Chinese Abstract
英文提要/Englische Zusammenfassung/English Abstract
1 引言/Einfuehrung/Introduction
2 理论模型/Modell/Model
3实证估计结果/Bewertungen mit Daten/Estimations with data
4引入多重均衡与门槛模型/Einfuehrung der Multi-Gleichgewichte und Threshold-Modell/Introduction of Multiple Regimes und Threshold Model
5结论/Schlussfolgerungen/Conclusions
参考文献/Referenzen/References
附表/Tabelenanlagen/Table Appendix
关键词：非线性参数异质性CES模型门槛回归模型
Key words: Nonlinearity; Parameter Heterogeneity; CES model; Threshold model
--------------------------------------------------------
作者/Autor/Author: 饶晓辉（江西财经大学应用经济学博士后，讲师）
联系地址/Address：南昌市庐山中大道江西财经大学经济学院；邮政编码：330013
电子信箱/E-Mail：rxh076@https://www.doczj.com/doc/e618606170.html,
中文提要/Chinesische Zusammenfassung/Chinese Abstract
本文从非线性CES生产函数的角度分析了中国区域经济增长问题。已有相关研究文献均建立在线性CD索罗模型基础上，无法揭示经济增长过程当中出现的非线性和参数异质性现象。利用中国233个城市经济体横截面数据，本文研究表明，非线性CES生产函数的设定要优于线性CD生产函数，中国区域经济增长具有非线性和参数异质性特征。与此同时，Hansen（2000）内生结构分组门槛模型的结论进一步支持了CES生产函数的设定，揭示了中国城市经济发展存在多重均衡性特征，中国区域经济趋同只是局部现象。
英文提要/Englische Zusammenfassung/English Abstract
This paper first employs a Solow model with CES technology to analyses regional growth of China. The existing literature is usually based on the Solow model with CD technology, which could not discover the situation of nonlinearity and parameter heterogeneity in China’s growth. Using the cross-section dataset which includes 233 cities in China over the period of 1990 to 2005, the empirical results suggest the cross-city level regressions favor the CES over the CE technology, and substantial nonlinearity and parameter heterogeneity in the growth process. Then, by using the endogenous threshold methodology of Hansen (2000) we show that the CES technology is consistent with the existence of multiple regimes, the convergence is partial phenomenon in China.
中国区域经济增长的非线性与参数异质性
——一个基于CES索罗模型的视角分析
一、引言
改革开放30年来，我国经济保持了较为快速的增长，总体经济GDP增长率在1979-2008年之间年平均大约为9.8%。与此同时，我国各区域发展水平的差距却在不断的扩大。按照可比价格计算，我国城市人均GDP的标准差由1990的226上升到2005年735。1区域发展不平衡性已被许多经济增长的文献证实了是一个客观存在的事实。舒瓦茨（Schultz，1998）认为区域人均收入差别的三分之二是由于地区（或区域）本身禀赋因素所引起的。区域经济的发展不平衡性的长期存在将会降低经济效率，不利于资源有效配置，损害了整个社会的福利水平。因此，如何协调地区经济的发展，缩减地区之间的发展不平衡性，具有重要的理论和现实意义。
区域经济发展不平衡性问题的另一联系面为区域经济增长是否收敛问题。一旦区域经济增长收敛时，长期内区域经济发展的不平等程度将会逐渐消失。许多经济学家已从区域经济增长是否收敛这一角度来解释区域经济的发展差距（Barro,1991;Baumol,1986;Bernard和Daulauf，1996，Mawkin，
Romer和Weil，1992）。经济收敛模型有绝对β收敛、条件β收敛与σ收敛模型。在绝对β收敛模型中，人均GDP的初始水平表现为直接影响经济收敛的唯一因素。实际上，影响收敛的还有其他一些因素。条件β收敛模型除人均GDP因素之外，还添加了其他对收敛有影响的条件变量。σ收敛是指各经济体间（国家间或区域间）人均收入水平的差异随着时间的推移而缩小的一种趋势。σ收敛形成了绝对β收敛，绝对β收敛是σ收敛的必要条件而非充分条件（因为有可能受到随机因素
冲击的影响）。
在中国，已有许多学者对地区之间的收入差异是否趋同（收敛）的问题进行了分析。一些学者得出了中国存在着俱乐部收敛或条件收敛（魏后凯，1997；蔡昉等，2000；沈坤荣等，2002；林毅夫等，2003；董先安，2004；许召元等，2006）。而另外一些学者却得出了相反的结论，认为中国地区经济不存在着区域收敛（马拴友等，2003；王志刚，2004；刘夏明等，2004）。这些研究结论谁更具有代表性？谁更令人信服呢？对此问题并没有一个明确的答案。这些实证研究所得出的相矛盾结果可能原因是计量方法的问题和研究样本的选择或样本容量的问题。事实上，许多学者对由传统经济学方法所得出的关于经济增长的实证结果和一些推论持有怀疑态度。经济增长的传统实证计量方法遭到许多学者的质疑。帕克（Park，1994）列举了一系列涉及经济增长回归的问题，他认为，在利用横截面数据进行经济增长回归时，所有国家或地区具有相同的生产函数假设使得对于生产函数的解释变得更糟糕。并且一些经济增长的实证分析弱化了从一些个别国家（或地区）的政策分析中所获得的经验教训。舒瓦茨（Schultz，1998）认为，宏观经济增长的研究通常致力于利用教育水平、健康人力资本和其他条件变量的绝对变化或相对变化来解释国家(或地区)之间的增长差别，然
1根据本文所收集的中国城市数据核算而得。
而，测量误差以及模型设定等问题使得实证分析结果的准确性令人生疑。
众多因素影响经济收敛结果的信服力，其中一个最重要的因素是，在以跨国（或地区）的横截面数据进行实证分析时，以传统索罗模型为基础的经济增长模型对回归方程的参数施加了一个过于严格的假设——参数同质性。参数同质性是指回归模型中所待估的参数不会随着国家或地区的差异而发生变化，所有国家或地区都具有相同的生产函数。无论从实证还是理论层面上，我们均毫无理由去相信某个特定变量的变化（比如教育水平、金融发展水平等）对所有国家或地区的影响力度是一样的。美国学者（Brock和Durlauf，2001）指出，当所研究的客体具有较强的异质性特征时（比如以国家或地区为研究对象），参数同质性的假设就显得特别地不恰当。
参数异质性的假设可以从以下两方面得以解释。（一）理论层面。从理论层面上，以索罗模型为基础的线性增长回归模型不足之处可以从以下几个方面得以阐述与解释。1、增长过程的非线性。从增长过程的局部线性近似的角度看，非线性（多重）均衡增长理论模型明确表明线性增长模型的参数同质性假设就不再适宜了，所待估的参数将随着研究客体的变化而发生变化（Romer，1986；Azariadis和Drazen，1990；Galor和Zeria，1993；Durlauf，1993，1996；Lucas，1993；）。多重均衡增长理论核心是，在一个非线性系统里，系统的运动状态依赖于系统前期的状态变量（部分或者全部），在不同的状态下，经济体系有不同的均衡水平。一旦状态变量发生变化时，经济体就会转化为新均衡状态。2、遗漏了决定增长的其它相关条件变量。新古典增长理论表明，如果在标准的索罗增长模型中添加一些其它条件变量，线性索罗增长模型就有可能转化为具有多重均衡（或贫困陷阱）特征的非线性模型。Galor（1996）研究表明，当添加了收入分配、生育率等决定因素时，将会导致两极分化、低发展陷阱的非线性状态。Durlauf和Quah（1999）综合了相关研究结论，列举了可以导致非线性存在的大量相关决定变量（例如市场扭曲程度、地理位置、资源禀赋、气候以及制度等等众多因素）。3、科布道格拉斯生产函数（CD）形式的假设不合适。索罗增长模型的生产函数形式假设为CD形式，对于不同研究对象而言，这可能是不恰当的。在研究跨国（或跨地区）增长收敛问题时，一些学者的研究结论表明，采用不变替代弹性生产函数（CES生产函数）要优于传统的科布道格拉斯生产函数（CD生产函数）形式（Duffyand和Papageorgiou，2000；Masanjala和Pagageorgiou，2004；Kourtellos，2003）。1
（二）计量方法。大量的统计计量文献从方法上表明，在分析国家或地区之间的经济增长问题时，传统的线性单方程的假设是无效的。一系列统计方法的实证研究结论支持了多重均衡假设。Durlauf和Johnson（1995）运用回归树（regression tree）方法，利用Summers-Heston的跨国数据，得出跨国经济增长的行为取决于各国的初始条件，验证了多重均衡性的存在。Hansen（2000）认为回归树方法是一种事后方法，他提出了一种更为正式的统计方法（门槛模型）来检验多重均衡的存在性，得出了与Durlauf和Johnson相一致的结论。Liu和Stengos(1999) 、Kalaitzidakis et al.（2001）运用可加性半参数偏线形模型（additive semiparametric partially linear model）验证了非线性增长方式。Kourtellos(2001)运用投影寻踪回归（Projection pursuit regression），Desdoigts（1999）运用了探测投影寻踪回归（exploratory Projection Pursuit regression），Canova（1999）利用先验密度方法（Predictive density approach）验证了经济增长非线性过程。Kourtellos（2003）运用半参数可变系数（Semiparametric varying coefficient）统计方法对跨国经济增长方式进行了研究，其结论表明跨国数据的增长方程存在着非线性和多重均衡性,忽略参数异质性将导致错误的推论。Brock和Durlauf （2001）针对运用索罗增长模型所面临的计量问题，提出了系统的评估模式。他们认为这些计量问题是与可交换性假设相违背的体现。
现有有关研究中国经济增长的文献都建立在线性索罗模型的基础上，假设参数具有不变性。考1科布道格拉斯生产函数形式是线形索罗增长模型的必要条件。
虑到我国地方政府之间竞争性，以及区域经济在资源禀赋、产业结构、人口增长与结构以及市场化
的发展水平等诸多因素存在显著的差别，因此，在研究中国区域经济是否趋同这一问题时，我们应
当放松参数同质性的假设。有必要从参数异质性这一角度去分析中国区域经济增长的情况。
本文研究所使用的数据是1990至2005年间中国233个城市经济体的有关宏观经济数据。现有
研究文献基本上是以31个省市自治区为为研究对象，同现有文献相比，本文研究对象的样本容量得到显著的变化，从而有可能避免由于统计样本过小而导致的系列统计问题。
中国区域经济增长具有非线性和参数异质性特征吗？非线性生产函数的形式能否解释参数异
质性的特征呢？这就是本文所要研究的目的。本文试图从生产函数设定这一角度对中国区域经济增
长的方式进行研究，采用非线性CES 技术代替传统的CD 技术函数，研究结论表明，CES 技术优于CD
技术，中国区域经济增长具有非线性特点，中国经济增长具有多重均衡特点。1与此同时，本文还利
用了hansen （2000）内生区域分组的门槛模型方法，对我国区域经济增长存在的多重均衡进行了进
一步的实证检验。门槛模型的实证检验结果表明：我国部分区域经济发展存在着经济趋同现象，CES
函数的设定能够解释中国区域经济增长的参数异质性。
本文以下的结构安排是：第二部分给出了所要估计的理论模型。第三部分给出了数据的来源及
实证估计的结果。第四部分利用门槛模型检验了中国区域经济可能存在的多重均衡性。最后一部分
为小结及政策含义。
二、理论模型
（一）CD 技术的索罗模型
依据索罗和斯旺的新古典模型，假定一国的总量生产函数为科布-道格拉斯（C-D ）形式。总产
出水平是资本存量、劳动和技术水平的函数，生产函数具有如下形式：
i Y i K i L A 1()i i i Y K AL αα?= （1）
其中，参数(0,1)α∈表示不同国家或地区资本对产出的贡献比例（资本份额），和都为外
生变量，分别以和速率增长。资本运动方程是A L g n i ik i K s K K i δ=?&，与ik
s δ分别表示一国国民收入在物资资本上固定投资比例和资本折旧率。
那么，根据Solow 模型，人均产出对数的稳态方程可以写成：
i i Y ln()ln (0)ln()
L 1ik i s A gt n g ααδ
=++?++ （2） 曼昆、罗默和魏尔（Mankiw ，Romer and Weil,1992）认为索罗模型所预测的结论并不是所有的
都正确。他们发现各个国家趋于其稳定状态的速度比资本份额为1/3的索罗模型所预测的速度要慢
一些。实证中所观测到的收敛速度也意味着广义资本在产出中的比例大约为0.7到0.8之间。这使
得他们扩展了索罗模型，在模型（1）中加入了人力资本要素，除人力资本生产要素外，该
模型与具有科布-道格拉斯生产函数的索罗模型相像。生产函数的形式为：
i H i H 1()
i i i i Y K H AL αβαβ??= （3） 1 周业安、章泉（2008）利用分量回归技术分析了我国区域经济增长的异质性问题。
参数(0,1)β∈表示为人力资本对产出弹性，人力资本的运动方程与物资资本运动方程的形式一
样，假设人力资本与物资资本具有相同的资本折旧率δ，表示一国居民收入在人力资本上固定投
资比例。
ih s 此时，人均对数的稳态方程为：
ln ln (0)ln()ln()11i
ik i i Y s A gt L n g αβih i s n g αβδαβ??=+++????++??++??
δ （4） （二）CES 技术的索罗模型
为了探讨具有CES 生产技术的索罗模型的稳态方程，下面用CES 生产技术来替代方程（1）。
该总量生产函数形式为：
1
(1)()i i i Y K AL ρρραα?=+???? （5） 参数(0,1)α∈与上CD 技术函数方程中的经济学含义有所不同，在方程（5）中，它不在表示为
物资资本份额，而是表示为物资资本的分布参数（distribution parameter ）（Arrow et.al,1961）,参数
1(1)0ρ?≥（或参数σ）为物质资本和有效劳动力资本之间的替代弹性1。如果参数ρ等于0（或
1σ=），则方程（5）就退化为方程（1）。假定（5）的资本运动方程与方程（1）中一样，此时稳
态条件下有效人均产出水平为：
1
111i i i Y s AL n g ρik ραααδ??????????=???????++???????? （6）
依据Kmenta （1967）的方法，对方程（6）两边取对数，在0ρ=处进行二阶线性泰勒级数展
开，从而近似可得人均产出的稳态运动方程：
2
2ln()ln (0)ln()0.5ln()1(1)i ik i i Y s A gt L n g ααραδαik i s n g δ??=+++???++?++?? （7）
对比方程（7）与方程（2）右边的内容构成，可知方程（7）的右边构成项多了一项二次项。
当参数0ρ=时，方程（7）就可退化为方程（2）
。尤其重要的是，当参数ρ在统计上显著不为零时，如若采用方程（2）进行经济增长收敛分析，那么就会产生模型设定的偏误，此时估计出来的
结果准确性令人怀疑。模型设定偏误的大小取决于方程（7）右边的二次项的大小，模型设定偏误
的程度依赖于参数ρ偏离数值0的大小幅度。
下面，我们对方程（5）进行扩展，考虑了包括人力资本要素在内的CES 生产技术的索罗模
型，产出方程的形式为：
i H
1 令(1)ρσ=?σ，此时参数σ的经济学含义为要素替代弹性。
1
(1)()i i i i Y K H AL ρρρραβαβ??=++???? （8） 其中，参数β表示为人力资本的分布参数，参数1(1)0ρ?≥为三个要素、和当中
的任意两个要素之间的替代弹性。假定人力资本与物资资本的运动方程前面的假设相同，那么稳态
下的有效人均产出的运动方程为：
i H i K i AL 1
1()()(111i ik i i Y s AL n g n g ih i s ρρραβαβαβδ
αβδ????=????????++??++?? （9） 对方程（9）两边取对数，在0ρ=处进行二阶泰勒级数近似，有
222ln()ln (0)ln()ln()1110.5ln()ln()ln((1)i ik ih i i i ik ih ik i i Y s s A gt L n g n g s s n g n g s 2ih s αβα
δαβδραβαβαβδδ=+++?++??++??????????++??????????++++??????????
? （10） 对比方程（10）与方程（7），可知，当参数0β=时，方程（10）就可退化成方程（7）
，当参数0ρ=时（1σ=），就退化为（4）。
方程（2）、（4）、（7）、（10）就是下面将要被估计的方程。
三、实证估计结果
（一）数据来源
本文所研究的对象有别于现有有关研究中国经济增长实证分析，现有有关的文献基本上采用省
级截面数据，而本文采用了中国地级市及以上级别的城市数据，从而有可能避免由于统计样本过小
而导致的系列统计问题。本文数据样本来自中国354个地级及地级以上城市的面板数据，1时间区间
为1990年到2005年，数据源于1990-2005年各期《中国城市统计年鉴》，收集了我国354个地级市
及以上城市的90年、2005年的GDP 总量，人口总量和固定资本形成总量和普通中学在校人数总量。
本文排除了一些数据的异常性变化和数据的不完整的城市，只保留全部年份数据完整的城市作为样
本观察对象，最后，采用了中国233个地级及以上级别城市的数据。
根据国民生产总值指数，我们将1990、2005年名义GDP 转化为实际GDP 。1990年、2005年间
实际人均GDP 分别定义为、。表示人均GDP 的变量、分别用各年实际GDP 与年末总人
口的比例计算。衡量物质资本的变量用各个城市1990—2005年间每年固定资产投资总额占当年
GDP 的平均比重度量。人力资本的度量指标用各个城市1990-2005年间普通中学在校生占年末总
90Y 05Y 90Y 05Y ik s ih s 1 来自于中经网统计数据库查询和辅助决策系统。
人口的平均比例表示。1
变量通过计算各个城市在1990-2005年间各年末总人口的平均增长率得到。对于技术进步的变量、资本折旧率n g δ的取值，现有的有关文献在实践中通常给以它们赋以一个常
数，我们采用MRW （1992）、Durlauf and Johnson(1995)所采用的方法，假定技术进步率和资本折
旧率g δ均为常数，其取值分别等于0.02和0.03。
（二）计量回归结果
为了检验上述所设定的回归方程适应性，我们必须验证待估方程二次项的系数是否在统计上显
著不为零和要素之间的替代弹性ρ是否显著不为零。如若能通过显著性检验，则表明了中国区域经
济增长具有非线性和参数异质性的特征。本文采用了线性OLS 与非线性NLS 的计量方法对所待估
方程的系数进行了计量分析。表1和表2分别给出了无约束和有约束条件下方程（2）、（7）的回归
结果。表3和表4分别给出了无约束和受约束条件下扩充的CD 和CES 生产函数（含人力资本生产
要素）(4)、(10)回归结果。与此同时，我们也列出了稳态状态下的省会城市和直辖市的物资资本份
额和人力资本份额。无约束和受约束方程的系数估计方法分别采用最小二乘法估计和非线性回归估
计方法。
1、不含人力资本要素的CD 与CES 函数的回归结果
表1的回归结果显示，在回归系数没有受约束的条件下，CD 生产技术的索罗模型对于收入变
异的解释力度要小于CES 生产技术的索罗模型，CD 技术的索罗模型大约解释了9%左右的收入变
异，而当采用CES 生产技术模型时，该模型对收入变异的解释力度增加了4个百分点左右。从回归
系数的显著性及系数的大小来看，采用CES 技术并没有改变CD 技术模型的回归系数显著性，反而
显著性有所提高，并且两种技术下相应回归系数的变动幅度也比较大。
从样本回归系数的符号看，ln()i n g δ++的系数估计为负，的系数为正，两种技术条
件下的样本回归结果与新古典经济增长模型的预测一致。ln 的估计系数由0.3653上升为
1.2291，并且系数的显著性水平得到了明显的改善，犯第一类错误的概率由0.0131转变为0。表1
第3列的非线性项（二次项）的系数为-0.3801，显著不为0。这表明了采用常规模弹性不变的两要
素生产函数要优于规模不变的科布道格拉斯生产函数。
ln()ik s ()ik s 表2表明，当回归系数受约束时，CD 模型的拟合优度为0.088897，小于CES 模型的拟合优度
0.133124，这与表1结果非常相像。参数α的拟合值由0.2844上升为0.4891，接受零假设的概率为
零，统计上非常显著。参数ρ回归拟合值为0.8563（即两要素之间的替代弹性为6.96），其统计上
显著不为零。
2、含人力资本要素的CD 与CES 函数的回归结果
当所考虑的生产函数包含人力资本要素时，模型对收入变异的解释力度要优于不包括人力资本
要素模型的解释力度。回归系数不受约束的CD 函数与CES 函数的解释力度要优于回归系数受约束
模型的解释力度。从系数估计的符号及大小看，CES 技术模型并没有改变CD 技术模型的系数符号，
但是回归系数的大小却有显著的变化。由表3的结果可知，无约束的模型所估计的系数均与新经济
增长理论预测的一样。CD 函数的的估计系数为0.2434，在10%显著水平下显著；
ln()ik s
1
MRW （1992）、Durlauf and Johnson(1995)等用某地区当年实际GDP 及15-64岁学历为普通中学的人数除以当年工作
年龄（15-64）人口总数来计算出实际GDP 和人力资本存量两个指标。囿于我国各期城市统计年鉴缺乏各个城市15-64
岁人口数据，故本文采用年末总人口数据来代替15-64岁的人口数据。
ln()i n g δ++的系数是-0.4727，其在1%显著水平下显著，并且人力资本也有利于经济发展，ln 系数估计值为1.1786，在1%的显著水平下显著。但若采用CES 技术时，上述三者的系数均变为不
显著了。在三个二次项系数的估计中，只有()
ih s 2[ln ln()]ik i s n g δ?++的系数在10%显著水平下显著，其余的二个二次项系数在统计上不显著。
表4显示，无论是CD 技术还是CES 技术生产函数，所估计的参数均在显著水平下显著。物资
资本产出弹性（或资本收入份额）系数α在统计上显著，
接受零假设的概率为5.1%，其值为0.0591。而在CES 函数中，参数α的估计值为0.2678，在10%的显著水平下显著。参数β的取值由0.2878下降为0.1278，其相应的显著性水平也由0.00399下降为0.0689。特别的，参数ρ等于0.6386，接
受零假设的概率为0，在1%显著水平下显著。这一结果与不含人力资本要素的CES 模型的结果非
常相像。
3、CES 生产函数的资本收入份额及人力资本收入份额
由前面定义可知，参数α在CD 函数中定义为资本收入份额，在CES 函数中定义为分布参数。
两要素（含资本与劳动要素）CES 生产函数的资本产出弹性（或资本的收入份额）由下式所定义：()[(1)]i i i sha K k k ρραα=+α?（当参数ρ＝０或1σ=时，CES 生产函数退化为常见的CD 形式，()i sha K α=）。其中，表示第个国家（或地区）的资本收入份额，为人均资本存量，
()i sha K i i k ()0,()0i i i sha K k sha K ρ??>??<；在三要素CES 生产函数（扩充了人力资本要素）中，资本收
入份额与人力资本收入份额的核算方程为：
()(1)i i i i sha K k k h ρρρ]ααβα=+++?β?，()[(1)]i i i i sha H h k h ρρρβαβαβ=+++??
表2的回归结果显示，两要素CES 生产技术函数（方程5）的分布参数和替代弹性参数的估计
值分为：0.4891α=，0.8563σ=，根据两要素CES 资本份额的核算方程，从而我们就可核算出
所估计对象（各个城市）的资本份额比例1。从表5核算结果可知，各城市资本份额并不一致。贵阳
的资本份额最低，为0.3623；最高资本份额的城市是杭州，为0.437。30个省市自治区的资本份额
离差为0.019258。同理，根据表4给出的分布参数及替代弹性的估计值，我们可以计算出扩充CES
函数的资本份额和人力资本份额。结果显示，相应各城市的资本份额比例要小于两要素模型的估计
结果。物资资本的份额也存在着较大的区别，所估计城市资本份额的离差为0.021507，变动的幅度
要大于两要素CES 模型的资本份额变动幅度（0.019285）。资本份额最低的城市还是贵阳，为0.0973。而资本份额最高为杭州，为0.1831。这一结果与基本CES 模型所估计的一样。从人力资本份额的估
计结果看，各城市人力资本份额的标准离差为0.02968，变动的幅度要大于资本份额的变动幅度。
人力资本对呼和浩特贡献率最低，为0.1299，最高的是重庆（0.254）。这些结论再次充分地显示了
参数异质性的存在性。
四、多重均衡与门槛模型
1
本文只给出了30个省市自治区直辖市省会城市的相关核算数据。
前文的结论表明在研究中国区域经济增长问题时，CES 生产函数的设定要优于CD 生产函数的
设定。中国区域经济增长存在着非线性的增长方式。CES 生产函数的设定能否解释中国区域经济增
长的参数异质性吗？能否解释城市经济体增长方式之间的差别吗？利用Hansen （1996，2000）的门
槛效应模型，本小节的结论显示了CES 生产函数的设定能够解释中国区域经济增长的异质性，区域
增长存在着多重均衡性。
门槛模型（threshold model ）则为解决非参数模型最简洁的方法之一。门槛模型的核心思想是以
某个变量作为门槛值，将所要回归的模型按照这门槛值区分为两个或两个以上的区间，每一个区间
有着不同的回归模式（这意味着回归参数在不同区间的取值不太一样），与用传统的最小二乘法来
解释此回归模型的效果相比，门槛回归模型可能会得到一个更佳的解释。门槛模型的一般化的结构
如下所示：
,,11,,22,,,(,)(,)......(,)i t i t t i t t i t m m t t Y X I r d X I r d X I r d ααα′′′=+++ε+ （11）
其中参数r 表示为门槛值，参数为样本分割的区间，参数向量表示为落在第m 个区间的回归
参数。此处m m a ,1(,)()j t j t d j I r d I r X r ??=<≤为指示函数，若变量t d X ?若在第一区间，则，否则
11t I =1.t I =0。以三种区间为例，将上式（11）进行简化，回归方程可以写成如下：
,,1i t i t t Y X αε′=+ 如果,i t X r ≤ （12）
,2i t t X αε′=+ 如果,i t X r > （13）
此模型表示，当,i t X 的值小于等于门槛值时，回归式为（12）式；当r ,i t X 的值大于门槛值时，
回归式为（13）式。Hansen （1996）发展出以Least Squares(LS)方法来进行门槛值的估计。估计
的方法是先设定在某一门槛值下，采用LS 方法估计参数r r 12(,)ααα′=，而
1
11?()(()())(()n n
t t t t t r X r X r X r α?==′=∑∑)t Y （14） 其中()((),())t t t d t t d X r X I X r X I X r ??′′=≤>，对应的回归残差项为??()()()t t t r Y r X r ε
α′=?，残差的方差为。最优的门槛估计值就是在不同的下，让残差平方和21??()/n t t r σ
ε==∑2n *?r r 2?σ的值最小，即满足*2[,]
??arg min ()r
r γγγσ∈=。 （一） 非线性的检验
对于我国区域经济经济增长之间的关系是否存在着参数的异质性（两者之间是否存在显著的非
线性关系），我们还需对其进行严格的统计计量检验。Hansen （1999）为我们提供了检验，异方
差一致性及Wald 检验，来检验回归模型（7）是否存在着门槛效应。此检验的零假设“：
F LM 0H
回归模型为线性的（不存在门槛效应）”，备择假设“：回归模型为非线性的（存在着门槛临界
值）”。以存在着一个门槛临界值回归模型（12）、（13）为例，此时零假设为：1H 12αα=；对应的备
择假设为：12αα≠。假设检验的渐进统计量011?()(
?()S S F n S )γγ?=。统计量的极限分布近似于卡方F 2χ分布统计量，其中为在原假设下的普通最小二乘法（OLS ）的残差平方和，0S 1?()S γ
为备择假设下的残差平方和（临界值为?γ）。Hansen （1996）提出了以bootstrap 方法来获得一阶近似
分布，当样本容量以及bootstrap 的重复次数充分大时，所得到的F 统计量的bootstrap p 值无限接
近于其真实的p 值。如果bootstrap p 值小于显著的临界值水平，则拒绝线性模型零假设，接受非
线性模型的备择假设。
在确定及估计出真实门槛值之后，Hansen （1999）还提出了真实门槛值?γ
的置信区间的构造方法。其方法是：对于零假设：0H 0??γ
γ=，标准化的似然比检验统计量10?()LR γ在大样本情况下近似服从一随机变量分布：10?()d LR γ
ξ→。其中ξ随机变量的概率密度函数
，。
2()(1exp(/2))P x x ξ≤=??0x ≥表6给出了以1990年人均GDP 作为转移变量对回归方程（7）进行非线性检验的检验结果。
当以1990年人均GDP 作为门槛变量时，我们发现，回归方程（7）具有一个门槛值的F 统计量在
统计上显著性显著，相对应的Bootstrap p 值为0.026。同时在具有二个门槛值的假设检验中，假设
检验的F 统计量在统计上显著，其相伴的概率为0.001。但对应于三个门槛值的检验过程中，假设
检验F 统计量不具有显著性，对应的Bootstrap p 为0.655。因此，我们可知，当以1990年人均GDP
为转移变量时，我们接受回归方程存在着两个门槛效应的假设，回归模型（7）表现出明显的非线
性，即中国区域经济增长存在着显著的参数异质性。
表7给出了回归模型（7）中两个门槛值的最小二乘估计量以及他们在95%（99%）置信水平下
的近似置信区间。两个门槛值的相应最小二乘估计量分别为1653.0233和6730.392，这意味着初始
收入水平对经济增长的影响具体可以划分为三个不同的区间，分别为小于1653.0233区间、在
1653.0233到6730.392之间、大于6730.392阶段。在这三个不同区间内，以1990人均GDP 衡量的
初始人均收入水平对经济增长的影响表现出具有参数的异质性，中国区域（以城市经济体为研究对
象）经济增长呈现出多重均衡性。
表6 非线性的检验结果 转移变量 一个门槛 二个门槛 三个门槛
统计量 值 统计量 值 统计量 值 1F P 2F P 3F P _90GDP 14.665447 0.026 17.849179 0.001 6.8077902 0.655
注：每一个线性检验的Bootstrap 重复次数为1000。零假设：无门槛效应（线性回归模型），对应的备择假设分
0H
别为具有一个门槛值、二个门槛值与三个门槛值。值为接受原假设的概率
P 图1和图2的横轴表示门槛参数γ，纵轴表示为相对应的标准化似然率()n LR γ。图1描述了
在具有两个门槛效应时第一个门槛估计值1?γ
的标准化似然率1?()n LR γ随门槛估计量1?γ变化的动态过程。图2显示了第二个门槛估计值的标准化似然率2?()n LR γ
随临界值2?γ的变化情况。在图1和图2中，图中虚横线都表示95%的显著水平值（7.352），实线表示为标准化的似然率1?()n LR γ
和2?()n LR γ。在图1中，第一个门槛值的估计量1?γ是使1?()n LR γ取得最小值0的点，其几何特征表现
为标准化似然率1?()n LR γ
在1?γ与横轴相交，并且似然率函数1?()n LR γ与横轴交点的位置较偏左。另外，从图1和图2中，我们大概可以得出两个门槛估计值1?γ
和2?γ的置信区间。似然率函数位于显著性水平下的那段区间就表现两个门槛值的置信区间。图1似然率函数1?()n LR γ
与95%显著水平值的虚横线的两个交点分别为6677.046和7145.883，因而置信区间为[6677.046 , 7145.883]。同理，2?γ
的95%的置信区间显现为[ 1250.731 , 4239.948]（参见表7）。二个门槛值把整个样本空间分割成三个子
样本区间：第一个区间是人均收入小于1653.0233的子区间，包含61个城市；大于1633.0233而小
于6730.392为第二子区间，包含163个城市经济体；最后一个子区间是人均收入大于6790.392的
区间，其包括8个城市样本容量。图三描述了整个样本区间的分割状态。
表7 门槛值的估计值与置信区间
门槛值 估计值 95%的置信区间 99%的置信区间
1?γ 6730.392 [ 6677.046 , 7145.883 ] [ 3135.104 , 7145.883 ]
2?γ 1653.0233 [ 1250.731 , 4239.948 ] [ 1224.480 , 4486.385 ]
图1第一个门槛值的置信区间 图2 第二个门槛值的置信区间
区制2
区制3
注：方框表示样本分割的起始点，椭圆形表示为样本分割的终点。方框和椭圆形内的数据为样本容量。
图3：样本分割情况
其中，区制1：；区制2：1653.0233_906730.392GDP >_906730.392GDP <≤；区制3：
。
_901653.0233GDP ≤（二）非线性模型的估计
由上述非线性的检验结果可知，中国区域经济增长具有显著的非线性关系，参数具有异质性，
区域经济增长具体可以区分为三个区制。根据上面所估计转移变量以及相应的两个门槛
值_90GDP 1?γ
和2?γ，下面我们对回归方程（7）其余的参数进行估计。表8给出了人均GDP 的增长率对门槛变量（1990年的人均GDP ）的三组回归结果。第一列为回归方程的解释变量，第二列、第三列和
第四列分别为区制1、区制2和区制3的回归结果。
表8 门槛模型的回归结果 被解释变量：人均GDP 的增长率
解释变量 区制1 区制2 区制3
截距项 -14.7572** -0.1281 5.4183***
（5.082） （0.9832） （1.3559）
_90GDP 1.5894** 0.0565 -0.6162***
（0.5658） （0.1209） （0.0128）
ln()ik i s n g δ++ -2.2724* 0.8521*** 0.7188***
（1.2184） （0.2255） （0.1728）
2[ln()]ik i s n g δ++ 1.5431** -0.1609* -0.2288***
（0.5938） （0.1050） （0.0917）
回归标注差 0.5942 0.2212 0.1654
2R 0.6145 0.2666 0.3431
观测值的个数 8 164 61
注：***，**，*分别表示为1%，5%，10%的显著水平。（）为标准差（异方差一致性的标准差）。
门槛模型的回归结果充分表明，解释变量系数的回归估计在三个区制中存在着显著的差别，中
国区域经济增长存在着显著的参数异质性以及多重均衡的特征。基年人均国内生产总值（GDP-90）
的估计系数无论是从符号还是从估计值看，在三个区制中存在着较大的差别。在高收入地区当中（区
制1），GDP-90估计系数为1.5894，在5%的显著水平下显著；中等收入区制2中，其估计系数为正，
但不显著。而在低收入区制三中，GDP-90的系数符号转变为负，估计值为-0.6162，在1%的显著水
平下显著。这表明，中国城市经济的发展并不符合新古典经济增长模型的预测，城市经济的发展没
有出现经济趋同的统一现象，而是既有经济趋同也有经济发散的现象。部分经济增长较快的8个城
市经济发展的特点与61个发展较慢的城市经济存在收入差距不断扩大的趋向。这可能解释了现实
中区域收入不断扩大的现象。
ln()ik i s n g δ++系数的估计值由区制1的-2.2724变化到区制2的0.8521，并且所估计值在统
计显著水平上都较显著。二次项2
[ln()]ik i s n g δ++系数的估计值在所有区制中均为统计上显著，
显著性水平由区制2的10%提高到区制3的1%。二次项系数统计上显著表明了我国城市经济发展
特点为非线性的特点，参数具有异质性特征。
五、结论
本文在放松回归参数同质性的假设下，采用了非线性CES 生产函数，运用我国233个城市横截
面数据，对中国城市经济发展的特点进行了研究。本文研究的结论是：在研究中国城市经济发展问
题上，非线性CES 生产函数的设定要优于传统的CD 生产函数，非线性CES 生产函数的设定能够
解释参数异质性问题，中国城市经济发展存在着显著的非线性和参数异质性特征；同时，Hansen
（2000）内生结构分组的门槛模型的结论进一步支持了CES 生产函数的设定，中国城市经济发展存
在多重均衡性。经济收敛只是局部现象，中国城市经济发展既有收入趋同的状态，也存在收入发散
的现象。这个结论也表明，在研究经济发展趋同问题时，忽略参数异质性的因素，将会导致模型设定的偏误，就不能对我们的政策实践提供明确可靠的指导。
本文的结论对于如何协调中国区域经济的发展具有重要的启示意义。我们的研究结论表明，区域经济增长方式存在着参数异质性，这意味着，中央政府在制定宏观经济政策时，应当针对地区特点制定不同措施，具体规划。
本文的结论是建立在一个CES生产函数模型的基础上，它有别于国内相关研究一般从传统CD 函数角度分析的新古典经济增长模型。本文研究并没有完全探明影响中国区域经济增长参数异质性的全部因素，如何从增长过程的非线性和添加其它相关条件变量的角度去进一步深入分析参数异质性问题是我们未来研究的方向。
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附表
表1 CD 与CES 生产技术的索罗模型回归结果（无约束，线性OLS ）
模型的设定形式
CD 技术的索罗模型 CES 技术的索罗模型
常数项 8.4834 8.7768
（0.2798） （0.2853）
[0.0000] [0.0000]
ln ik s 0.3653 1.2262
（0.1460） （0.2810）
[0.0131] [0.0000]
ln()i n g δ++ -0.4120 -0.9864
（0.0954） (0.1865)
[0.0000] [0.0000]
2[ln ln()]ik i s n g δ?++ —— -0.3788
(0.1066)
[0.0005]
2[ln ln()]ih i s n g δ?++ —— ——
2[ln ln ]ik ih s s ? —— ——
回归标准差 0.6395 0.6240
2R 0.0892 0.1330
观察值的个数 233 233
注：（ ）里的数值表示系数的标准差，[ ]里的数值表示接受系数为零的P 值
表2 CD 与CES 生产技术的索罗模型回归结果（受约束，非线性NLS ） 模型的设定形式
CD 技术的索罗模型 CES 技术的索罗模型
常数项 8.5535（0.1076） 8.4411（0.1106）
[0.0000] [0.0000]
α 0.2844（0.04098） 0.4891（0.0484）
[0.0000] [0.0000]
β —— ——
σ 1 0.8563（0.0186）
[0.0000]
回归标准差 0.6383 0.6701
2R 0.092569 0.1307
观察值的个数 233 233
注：（ ）里的数值表示系数的标准差，[ ]里的数值表示接受系数为零的P 值。
表3 扩充的CD 与CES 生产技术的索罗模型回归结果（无约束，线性OLS ）
CD 技术的索罗模型 CES 技术的索罗模型
常数项 11.635 （0.7813） 12.4828 （1.2014）
[0.0000] [0.0000]
ln ik s 0.2433 （0.1436） 0.0502(0.9055)
[0.0916] [0.956]
ln()i n g δ++ -0.4735（0.0931） -0.5614(0.6332)
[0.0000] [0.3761]
ln()ih s 1.1786(0.2741) 1.6792(1.1786)
[0.0000] [0.1556]
2[ln ln()]ik i s n g δ?++ —— -0.2687(0.1674)
[0.10001]
2[ln ln()]ih i s n g δ?++ —— -0.1568(0.2131)
[0.4626]
2[ln ln ]ik ih s s ? —— 0.2273(0.289)
[0.4325]
回归标准差 0.6165 0.6060
2R 0.1535 0.1821
观察值的个数 233 233
注：（ ）里的数值表示系数的标准差，[ ]里的数值表示接受系数为零的P 值
表4 扩充的CD与CES生产技术的索罗模型回归结果（受约束，非线性NLS）
CD技术的索罗模型CES技术的索罗模型
常数项9.1795（0.2563）8.9522（0.3200）
[0.0000] [0.0000]
α0.0591（0.0907）0.2678（0.1611）
[0.05153] [0.0978]
β0.2878(0.09899) 0.1278(0.0699)
[0.00399] [0.0689]
σ 1 0.6386（0.1151）
[0.0000]
回归标准差0.6299 0.6231 2
R0.1163 0.1355
观察值的个数233 233
注：（ ）里的数值表示系数的标准差，[ ]里的数值表示接受系数为零的P值。
表5 物资资本、人力资本的收入份额
方程（5） 方程（8） 方程（5） 方程（8）
城市shaK shaK shaH城市shaK shaK shaH
北京0.37460.10890.1686郑州0.36920.10380.1509天津0.36610.10080.1556武汉0.39610.13160.1813石家庄0.38170.11610.1529长沙0.38370.11810.1594太原0.3710.10550.1498广州0.39650.13190.1658呼和浩特0.36580.10050.1299南宁0.42170.16240.1725沈阳0.37590.11020.1385海口0.40040.13640.2331长春0.39930.13510.1681重庆0.42650.16880.254哈尔滨0.3820.11640.157成都0.38190.11630.2024上海0.37260.1070.171贵阳0.36230.09730.1565南京0.39550.13080.1954昆明0.39690.13240.181杭州0.4370.18310.2383西安0.39790.13350.1733合肥0.38420.11870.1578兰州0.36530.10010.1511福州0.37870.1130.1361西宁0.36860.10320.1807南昌0.40150.13760.1512银川0.36280.09780.1508济南0.40290.13930.1585乌鲁木齐0.37570.110.1561
中国区域经济布局 中国经济“四大板块”： 东部率先、西部开发、中部崛起和东北振兴。 十六个国家重点建设地区 1、辽宁中南地区。重点发展钢铁工业和门类齐全的重型机电设备制造业等。 2、京津唐地区。加强机械电子工业和高技术产业的发展。 3、山东半岛。重点开发石油和海洋资源,加快石油化工和海洋产业的发展。 4、长江三角洲地区。加快机械电子工业、石油化工、汽车三角洲地区。加快机械电子工业、石油化工、汽车等支柱产业以及高新技术产业和第三产业的发展。 5、闽南三角洲地区。以发展劳动资金密集型产业为主。 6、珠江三角洲地区。在目前接纳劳动密集型产业的基础上进一步升级。 7 、海南、北部湾沿海地区。具有对外开放的区位优势和一定的资源优势。 8 、红水河电力和有色金属基地。本区域可建成全国的有色金属工业基地。 9 、哈尔滨—长春地区。本区主要抓好石化、汽车、机电工业的发展和技术水平的提高。 1 0 、以山西为中心的能源基地。重点开发煤、铝等资源，也是东部耗能产业的良好接纳地。 1 1 、长江干流中上游沿岸地区。本区水陆交通方便，水资源和矿产资源丰富，发展水电、钢铁、有色金属、磷和盐化工业。 1 2 、陕西关中地区。重点考虑机械电子工业的发展和技术水平的提高，同时是接纳东部地区纺织工业向西转移的理想地区。 1 3 、以兰州为中心的黄河干流沿岸地区。该区为开发新疆石油资源提供钻采设备，在接纳东部地区有色冶金、石油化工、化肥向西转移等方面有重要地位。 1 4 、以乌鲁木齐为中心的天山北坡地区。是东部地区石油加工、轻纺工业向西转移的重要接收基地。 1 5 、攀西—六盘水冶金、能源、化工基地。主要发展能源、钢铁工业、有色金属、化肥工业。 1 6 、乌江电力和黔中铝、磷基地。主要开发水电，发展磷肥、炼铝工业。
中国区域经济发展的四种模式 进入21世纪以来，在改革开放已近30年的中国内地，在长三角、珠三角、浙江以及福建沿海地区，区域经济的活力丝毫不弱于任何小“龙”小“虎”。 温州进入“凯恩斯主义”时代？ 曾是中国民营经济发展教科书式范本的“温州模式”正在悄然发生转变。 温州这个令人惊叹的地方，生产出了占全国市场份额10%的服装、20%的鞋、60%的剃须刀、65%的锁具、80%的眼镜、90%的金属外壳打火机和90%的水彩笔。电器、泵、拉链、五金制品、汽摩配件、文教具等产业在国内也有十分重要的地位。 1986年，著名社会学家费孝通教授以“小商品、大市场”6字概括了“温州模式”，称其重要意义在于激活了一个民间自发的、遍及全国的大市场，并直接在生产者和消费者之间建立起了流通网络。 近年来，温州盛名之下其实难副，“前面的标兵越行越远，后面的追兵咄咄逼人”，传统产业的低技术含量和低附加值，成为影响温州竞争力和成长性的重要因素。 “温州模式”扬名世界的三件“利器”也出现了钝化的迹象：一是温州价廉物美的轻工产品频繁遭遇国际贸易壁垒，出口受阻；二是温州资本难寻出路；三是温州第一代创业者的市场精神在第二代接班人中已难觅踪迹。 温州市政府在经济发展初期的施政理念为温州民营经济的自由发展开辟了道路，但政府的公共服务职能在“无为”的旗帜下受到削弱。 2005年之后的温州经历了政府职能的一次巨大转变，从一向奉行的“无为”到“有为”，从“不管”到“强管”，招商引资成为这个地级市的“一号工程”。温州市委书记王建满表示：“如果没有外来资金的投入，没有先进设备的引进，没有先进智力的引入，温州要实现又快又好发展，难度很大。” 凯恩斯主义的出现标志着西方自由放任经济时代的结束，温州在经过20多年的自由发展之后，是否也进入了某种意义上的“凯恩斯主义”时代呢？一个强势的政府又会将“温州模式”引入怎样一条道路？ 苏州模式只长骨头不长肉？ “只长骨头不长肉”，对于多年来中国最耀眼的城市经济明星苏州而言，可能是最具争议的一种评价了。 所谓“苏州模式”，实际上是类似于早年日本和韩国“政府主导型”的一种经济发展模式，但又有自己的特色。政府除了提供制度和政策环境外，还通过制定非常明确的发展规划和战略来吸引外资。有外商笑称，“在苏州办事，找厂长、经理没有用，要找局长、找书记”。
新形势下区域经济一体化对国际贸易的影响 摘要区域经济一体化，是指在一定区域范围内，由文化相近、体制相同、水 平相似的地理近邻国家建立区域经贸合作组织，促使资本、技术、劳动、信息、劳务和商品的自由流动和有效配置。它以牺牲一定的国家主权为代价，以期获得更多的比较成本收益和社会经济福利，直至形成区域内统一的经贸政策和经济体制。 区域经济一体化是战后世界经济发展的重要特征，也是当今世界经济发展的客观必然趋势，它对国际政治、世界经济及社会发展有着越来越大的影响和作用。本文在阐述区域经济一体化在最近二三十年来，结合当前的国际形势，区域经济出现的新的特点，在此大环境的影响下，中国应该怎样去适应新形势下的世界经济区域化。 关键词区域经济一体化国际贸易
引言……………………………………………………………………… 1、新形势下的区域经济一体化的发展及特点………………………… 1.1第二次世界大战后区域经济一体化的发展及其原因………………… 1.2世界经济区域一体化的新阶段，新特点…………………………… 1.3区域经济一体的实践，欧盟、北美自由贸易区以及亚太经济合作组织的 发展概况…………………………………………………………… 2、区域经济一体化对国际贸易的影响………………………………… 2.1经济一体化对世界经济贸易的积极影响……………………………… 2.2经济一体化对世界经济贸易的消极影响……………………………… 3、区域经济一体化对中国的影响……………………………………… 4、中国与国际区域经济的合作………………………………………… 5、结束语………………………………………………………………… 6、参考资料……………………………………………………………… 7、英文摘要………………………………………………………………
促进区域经济协调发展（中）试卷 只选错的 1、在我国发展水平较低时期，产业结构从大到小排列依次为三产、二产、一产。 正确 错误 2、四大功能区以行政区划为依托，又要打破行政区划的限制，与四大板块的区域政策相结合。 正确 错误 3、城市发展要以城市经济增长速度为中心。 正确 错误 4、民生的最基本问题是“三就一保障”。三就指就业、就学、就医；一保障指必要的社会保障。 正确 错误 5、十七大报告提出的“三个转变”中要求，要把过去主要依靠第一产业拉动，转变为二三产协调拉动。 正确 错误 6、东部地区在发展现代产业服务业时，一方面要体现（），促进社会经济 市场经济规律 以人为本 以产业为中心 高科技含量 7、国土的开发密度和开发水平较高，资源及环境的承载能力却已开始减弱，这样的区域被划定为（）。 优化开发区 限制开发区 重点开发区 禁止开发区 8、资源环境承载力较强，经济和人口的聚集条件较好的区域被划定为（）。 优化开发区 限制开发区 重点开发区 禁止开发区
9、资源环境承载力较弱，经济和人口的大规模聚集条件较差的区域被划定为（）。优化开发区 限制开发区 重点开发区 禁止开发区 10、国家依法设立的保护区被划定为（）。 优化开发区 限制开发区 重点开发区 禁止开发区 11、党的十七大报告提出：“（）,突破行政区划界限，形成若干带 遵循商品价值规律 遵循宏观调控原则 遵循市场经济规律 遵循可持续发展原则 12、以人为本是科学发展观的（） 灵魂 基本原则 基本要求 最终目标 13、全面协调可持续是科学发展观的（） 灵魂 基本原则 基本要求 最终目标 14、统筹兼顾是科学发展观的（） 灵魂 基本原则 基本方法 最终目标 15、我国的政府职能包括：经济调节，市场监管，社会管理，（） 强制执行 政府援助 公共服务 财政管理 16、下列各项属于我国禁止开发区的是（） 自然保护区
中国区域经济发展版图清晰布局由陆地向海洋延伸 发布时间：2011-10-26信息来源：世纪经济报道 专访国家发展改革委地区经济司司长范恒山 2009年，这是个标志性的年份。 从这一年开始，中国前所未有地陆续出台了13个区域发展规划，并相继上升为国家战略，这些被选中的地区，担当起其新一轮改革探路者[17.01 1.01% 股吧研报]的角色。 其背后，是十年来区域经济发展思路的演进。 站在“十一五”与“十二五”的交接点，作为发展改革系统地区经济的负责人，范恒山更显忙碌，从各地调研到工作会议，与范的约访，几度被迫推迟。 新时期区域发展面临的问题和挑战在哪里？下阶段区域工作的重点领域是什么？这十年间区域发展思路的变化有哪些？范恒山对本报记者做出了详细的解答。 范恒山指出，虽然地区经济增长速度差距趋于缩小，但区域差距扩大的趋势没有根本改变，缩小区域差距的难度不断增大；以行政区为板块的发展仍然没有得到根本改变，地区间的无序开发与恶性竞争仍然存在；促进区域协调发展的体制机制还不完善。 “我们将坚持缩小区域发展差距这个主要目标，把缩小区域间人均生产总值、人均收入、人民群众所享受的基本公共服务水平等方面的差距，作为衡量区域协调发展水平的重要指标，切实巩固区域发展相对差距缩小的良好局面。”范恒山说。 而“十二五”期间，我国区域发展要在五个重点领域取得突破：一是形成主体功能区，二是推动重点地区加快发展，三是推进地区间基本公共服务均等化，四是推动区域一体化发展，五是建立促进区域协调发展的制度架构。 东中西协调发展格局初步形成 《21世纪》：2000年西部大开发战略，正式拉开中国区域均衡发展的大幕，这十年间的区域均衡取得哪些进展？ 范恒山：首先是中西部地区加快发展，区域增长格局发生重大转变。长期以来，中西部经济增长速度一直落后于东部。在国家区域发展总体战略的指引下，随着针对革命老区、民族地区、边疆地区和贫困地区区域政策力度的强化，中西部经济增长速度落后于东部的格局得到了扭转。
摘要：全球区域经济一体化一直都是经济发展的主线，目前全球区域经济一体化出现了空前的发展热潮，在如此快速的发展之下，中国不仅要在贸易合作和贸易自由上做出相应的战略调整，更是在经济教学这一容易被忽略的层面上也做出了深刻的反思。本文就是从经济教学中关于全球经济一体化的发展着手进行研究，在研究过程中对于中国关于这一全球性发展趋势的对策做出相应分析。 关键词：区域经济；经济教学；对策 全球经济不断扩张、发展的同时，区域经济的发展模式和范围也在发生改变。很多主权国家开始注重区域内外经济的联合和发展，随着全球区域经济一体化的不断融合，自由经济贸易、贸易集团浪潮、区域经济教学都随之发展并不断的被强化和推广。 一、区域经济一体化的发展趋势 二、区域经济一体化的特征 （一）贸易主张开放自由。经济的发展最主要的保障就是它的发展可持续性以及自由性，想要保障经济发展的稳定和可持续性，开放无疑是最佳的方法。一般而言，贸易主张开放自由就是其将发展单边贸易自由化和对外资源开放密切联系在一起，两者共存的经济发展就是对区域经济一体化特征的最好诠释。 （二）加强自我扩张意识。贸易的发展已经走到一定的顶峰时期，必然会出现佼佼者与失败者，贸易经济要有足够的风险意识和自我扩张意识，当两者同时被重视的时候，成功的贸易集团就将在这其中脱颖而出，所以当区域贸易集团出现后，其贸易伙伴将因担心在竞争中处于不利地位，传统市场遭到侵蚀，而采取相应行动。最根本的方法就是加强自我扩张的意识和积极的行动。 三、区域经济教学存在的问题以及中国的对策 （一）教学计划理论性强缺乏实践性。区域经济教学是属于应用型教学，很多西方对于区域经济学教学内容的实践性是给予高度重视的，在教学环节的设计上，西方国家会有充分的实践教学环节，而我国的区域经济学教学则比较注重理论性，缺乏教学的实践性，在教学内容上，教条性质的知识比较多，很少回去关注比较热点的问题和话题，实践性的缺乏不仅仅会使区域经济学教学面临无趣，更重要的是会破会学生对于经济学教学的学习兴趣，教学效果自然会受到很大的影响。 （二）教师对于授课缺乏主动性。区域经济学是经济学的核心课程，它不是独立存在的一门学科，区域经济学与其它经济学内容息息相关，区域经济学的教学应能够让学生明确各专业课程之间的内在联系，培养学生综合所学各门专业知识，分析解决区域经济实际问题的能力，为毕业论文撰写打下基础。尽管如此在现实教学中，教师往往围绕课本照本宣科，对于区域经济学教学的内容严重缺乏调理和理论性，在很多问题上模棱两可，导致学生最后只具备应对考试的能力。 （三）中国应积极做出战略调整明确目标。中国作为世界最大发展中国家，对于区域经济一体化的变革应该积极做出政策和战略的调整。目前，在自由贸易区域的谈判中，中国的方向性和目的性并不是非常的明确，缺乏整体的战略规划，没有立足长远的发展目标。中国应尽快明确战略目标，加快自由贸易区域的实施，对于相对落后和发展中薄弱的环节进行深入的研究分析，最大限度的明确战略目标并向着目标前进。 （四）站稳脚跟开拓领域。在能够确保亚洲地位稳固的同时，尽快确保能够长远的立足，将目光集中到全球的经济发展上，在全球网络的构件上，力求构筑我国区域与全球的联系与合作。最佳的选择就是海峡两岸的区域经济合作，大陆与之强强联手一致对外共同挑战，尽快构建一个涵盖大陆以及海峡两岸的经济贸易区域，用共同的市场、共同的资源实现对外的经济政策，积极的参与全球经济区域一体化的变革。
论文摘要：区域经济的协调发展不仅是一个重大的经济问题，而且还是一个重大的政治和社会问题。财税政策在我国区域经济建设的不同时期都发挥了重要的作用，目前由于我国财税政策方面的缺陷，如分税制、税收优惠、财政转移支付制度的不完善，阻碍了区域经济的协调发展，因此要求我们合理选择和创新财税政策，促进区域经济协调发展。 区域经济发展不平衡是各国在经济发展过程中，特别是经济转型或经济起飞时期都要面临的一个难题。同样，这个难题也困扰着以构建和谐社会为目标的中国。党的十六届六中全会提出，要“落实区域发展总体战略，促进区域协调发展”。我国“十一五”规划纲要中也明确指出，要根据资源环境承载能力、发展基础和潜力，按照发挥比较优势、加强薄弱环节、享受均等化基本公共服务的要求，逐步形成主体功能定位清晰、东中西良性互动、公共服务和人民生活水平差距趋向缩小的区域协调发展格局。因此，在目前以及今后一个较长时期，抑制地区经济发展差距扩大趋势，逐步缩小东中西部地区居民之间的社会福利水平差距，促进区域经济协调发展，是我国经济社会发展面临的重大任务，也是制定区域协调发展战略的基本出发点。 一、区域经济协调发展需要财税政策扶持 在经济全球化条件下，区域经济协调发展要求做到促进国家总体发展目标的实现、逐步缩小地区之间居民生活福利水平的差距、消除地区壁垒、建立全国统一市场、形成合理的分工布局、加强区域经济发展之间的协作。国内外的研究表明，主要可以通过市场和政府这两个途径来协调区域发展。当然，市场这只“看不见的手”的协调是基础，而政府这只“看得见的手”的协调是补充，它以市场协调为对象，弥补市场失灵。区域经济发展不平衡不仅是由于自然、历史等原因所造成的，同时也是因为市场机制缺陷所引起的，而市场本身并不能有效解决经济发展过程中所带来的区域之间经济的巨大差距，这就必须要由政府采取相关措施，来纠正市场机制所造成的国民经济空间结构的某些缺陷，以达到经济增长和区域经济协调发展的目标。 作为宏观经济政策调节杠杆之一的财税政策，历来是各国政府作用于经济的重要手段，它不仅起到自动调节和“熨平”经济的作用，而且对经济结构的转变、区域经济的协调发展具有重要的意义。财税政策是通过价格传导机制，投资、消费、国际贸易，公共品的供给三个方面来影响经济主体的决策行为，引导资源市场、要素市场、产品市场的重新调整，保持发达地区经济持续稳定地增长，促进落后地区经济的发展，从而实现各地区经济协调发展。 在促进区域经济协调发展的过程中，财税政策可以通过以下途径来干预经济：政府直接投资或运用财税政策引导私人资本流向落后地区公共产品领域，为落后地区经济发展提供更多的公共产品，逐步实现这些地区与其他地区之间公共服务水平均等化；利用财政工具对市场需求进行直接启动，如通过政府采购从产品市场上直接启动落后区域的需求，促进整体经济的区域结构性转换；通过调整产业政策，限制某些产业的区域进入或促进某些产业的区域退出；政府利用财政补贴、税收优惠等政策措施来影响私人经济主体的区域决策行为，引导私人经济作出符合财税政策导向的决策，促进要素流向目标区域。 二、现行财税政策与当前区域经济协调发展的不适应性 从建国初期到改革开放三十年的今天，财税政策在我国区域经济建设的不同时期，发挥着不同且不可替代的作用，但同时，随着时代的发展，经济的腾飞，现行财税政策与当前区域经济协调发展也存在着诸多不适应的地方。 1953～1978年，这是我国区域经济发展比较“平衡”的时期。那时的“平衡”是一种生产力
中国区域经济协调发展的意义 内容摘要：区域经济发展不平衡、不协调是一个世界性的问题，我国作为一个幅员辽阔的自然环境差异大的国家，自然也不例外。我国历史上就一直存在区域经济发展不平衡问题。本文在描述我国区域经济发展不协调的基础上，具体的分析了造成这一现象的原因，并提出了解决这一问题的对策，最后，点明中国区域经济协调发展具有重大的意义。 关键词中国区域经济发展东部中部西部 正文 纵观我国几十年的经济发展的历史，可以骄傲的说这是一个奇迹，中国的综合国力显著提高，国家整体国际竞争力排名世界前列。中国这条巨龙终于开始腾飞。然而隐藏在这一现象之后的危机也慢慢浮现。相对于东部来说，中西部的经济发展十分缓慢，由于历史的日积月累，改革开放后政策向东部倾斜，计划经济的转轨以及中西部地区自身的问题等，我国东西部地区经济发展差距越来越大。如果把中国比喻为一个东方巨人的话，有人形象地称西部地区为“巨人的跛足”，这对我国的经济发展、民族团结、边疆稳定、第三步战略目标实现带来了极为不利的影响。因此，研究中国区域经济协调发展的意义就显得十分必要，对我国经济的发展具有重大的现实意义。 一、中国存在巨大的经济发展不平衡 在新中国建立以后的较长时期，我国经济一直采取“两分法”，即将全国划分为沿海和内地。20世纪80年代，按经济发展水平和地理位置相结合的原则，将我国划分为东部、中部、西部三大经济带。[1] 改革开放以来，东、中、西部地区的经济都有很大的发展，但与此同时，地区间发展不协调更加突出、而且差距越来越大。 1．总体发展水平比较 西部地区国土面积占全国的71%，人口占全国的28%。但是其经济发展与其人口规模及国土面积极不相称； （1）国民生产总值 1998年，东、中、西部地区的国内生产总值之比分别为46211.50亿元、21921.37亿元、14647.38亿元，东中西部的国内生产总值之比为3.15：1.50：1，人均国内生产总值东、中、西部分别为10032元、5258元和4123元，其中东部的上海人均国内生产总值最高，达25192元，西部的贵州最低，为2301元，前者是后者的11倍。 （2）社会经济结构 1998年，东、中、西部的第一产业之比为1.66：1.3：1，第二产业之比为3.76：1.66：1，第三产业之比为3.55：1.42：1。由此可见，从第三产业角度考虑，东部的先进和西部的落后主要是在第二产业的发展水平上，其次是第三产业的发展水平。 企业所有制结构——以各类所有制企业工业总值占本区域工业总产值的比重来衡量，东部地区国有及国有控股企业所占的比重为40%，而其他所有制企业（包括集体企业、股份有限公司、外商投资企业、港澳台投资企业）的比重占60%；对于西部地区而言，国有及国有控股企业所占的比重为74%，其他所有制企业的
中国参与国际区域经济一体化：文献综述 摘要：国际区域经济一体化已经成为当今世界的一大显著特征，至2011 年，中国已经与五大洲的28个国家和地区建设了15个自由贸易区，已签署了10个自由贸易协定，加上中国—东盟自由贸易区的如期建成，中国参与国际经济一体化进程不断加快。本文对经济一体化代表性理论及中国参与国际经济一体化现状进行评述，最后对中国参与区域经济一体化过程中存在的问题进行了分析，并提出相关战略性对策。 关键词：中国；国际经济一体化；综述 国际经济一体化正向更高层次更广范围拓展，各国集团与宏观经济主体的区域合作趋势也在进一步加强。区域经济一体化是全球化的初级形态，也是一种局部性的全球化，自此过程中，随着中国对外开放不断向纵深发展，中国已成为国际经济一体化的积极参与者与推动者。本文将对我国参与国际区域经济一体化的相关文献作出回顾与评述。 1.国际区域经济一体化含义界定： 对于国际区域经济一体化的含义界定，国内外学者持不同意见。主流表述如下： 从手段角度，国际经济一体化是指两个或两个以上的国家在社会再生产的某些领域实行不同程度的经济联合和共同的经济调节。 从状态过程角度，经济一体化既是一个过程又是一种状态。就过程而言，它包括旨在消除各国经济单位之间的差别的各种举措；就状态而言，其表现为各国间的各种不公平的差别待遇的消除。 从目的角度，应定义为自由贸易、统一市场、共同繁荣等等。 2.国际区域经济一体化相关理论基础 2.1 关税同盟理论 关税同盟即是两个或两个以上国家缔结协定，建立统一的关境，在统一关境内缔约国相互间减让或取消关税，对从关境以外的国家或是地区的商品进口则实行共同的关税税率和外贸政策。该理论在国际区域经济一体化理论中居于主导地位，其强调自由贸易可以给各国带来更大的经济利益，在同盟内部的关税减免，必然导致成员国的福利增加，就世界范围而言，总体福利也是增加的。 1950年，美国经济学家雅各布维纳在其著作《关税同盟理论》提出了关税同盟理论，并认为任何形式的区域经济一体化对于成员国以及外围集团都将产生一定的影响，而具体得益取决于“贸易创造”与“贸易转移”的最终结果。继维纳之后，米德、维纳克、科登等人在其基础上提出了3*3模型，后经麦克米兰、麦克兰和劳埃德对该模型进行了总结与归纳。 除了贸易创造和贸易转移两个效应外，经济一体化的静态效应还包括贸易扩大效应、减少行政开支、减少走私、增强集团的谈判力量等。此外，关税同盟建立之后，会对成员国经济结构产生较大影响，就是关税同盟的动态效应：会使资源配置更加优化，是成员国获得规模经济利益，以及有利于扩大投资促进技术进步。
姓名：徐元挺学号：200701100130 院系：法学院班级：07级法学3班 中国区域经济发展现状分析 摘要：文章探讨了东北区域内部空间结构的优化和升级问题，提出了以沈阳-大连双核心城市组合模式来推动东北区域协调发展的，并就两城市之间的协同分工政策安排进行了阐述。 一、中国区域经济发展现状分析 在改革开放早期，国家为了搞活经济，通过实施沿海发展战略，以使珠江三角洲和长江三角洲地区加快对外开放。三十年间东南沿海地区成为中国经济的“隆起”地带。该地区的加速发展确实带动了全国经济的持续快速发展，实现了既定的目的。但是这种发展也因为政策性倾斜等方面原因加剧了中国不同地区、不同经济板块之间的经济发展不平衡性，从而也不利于中国经济的长期发展。 中国各地区经济发展的空间不平衡主要表现在两个方面：东部沿海经济发达地区和中西部经济欠发达地区的不平衡；中国南方经济板块和北方经济板块的不平衡。为了从根本上改变这种现状，国家首先实施了西部大开发和中部崛起战略，实现东中西部地区的互补发展；其次为了振兴北方经济，国家加大对环渤海地区经济发展的支持力度。 中国北方经济区域的发展与布局必须立足于东北亚区域经济板块。要想在东北亚区域经济整合过程中发挥更加积极的作用，就必须下大力气整合东北亚中国地区，使之形成统一的协同体。东北亚中国地区包括环渤海地区和中国东北地区，具体来说包括京津冀板块、山东半岛城市群、环渤海辽宁地区和其他东北地区及内蒙古东部地区。从发展现状来看，京津冀板块有北京和天津滨海新区的强力拉动，山东半岛城市群有青岛和济南的带动，这两个地区经济发展现状良好，而另外两个板块却发展缓慢。即东北地区的振兴事关中国北方经济的区域发展大局。 东北地区两个板块，环渤海辽宁地区的核心城市是大连，而另一地区的核心城市则是沈阳。这两个板块无论从行政区划上还是从文化历史传统上都是一脉相承的。但是在具体发展过程中这两个地区，或者说大连和沈阳两个城市的协同发展情况却并不能令人满意。因此，大连和沈阳的组合模式及协同发展有利于环渤海地区各板块间的有效整合，有利于改变中国经济“南重北轻”的格局，还有利于辽宁经济的协调发展。 二、东北区域空间结构分析 对一个区域进行空间结构分析最重要的就是评价该地区城市的竞争力状况，从而能够找到该区域经济增长的动力引擎，实现区域经济的发展。 城市的竞争力受多方面因素的影响，中国社科院倪鹏飞教授认为，城市竞争力系统构成是复杂的，其众多的要素和环境系统以不同的方式存在，又处在不同的维度和层次上，它们共同集成，构成城市综合竞争力，决定城市的价值收益。根据这一思路，倪鹏飞教授编制并出版了2003年《中国城市竞争力报告》一书，
内容摘要：中国的经济地理特征和目前经济发展阶段的基本特点，是决定区域经济格局的基本因素。改革开放以来，中国经济的发展模式已经从产业非均衡，转变为区域非均衡模式。由于人口流动因素的存在，区域不平衡格局还会进一步扩大。正确的战略选择，不是逆自然趋势而动，而是在淡水丰富的东部地区按照都市圈（带）的设想来推进城市化。因此，中央政府在区域经济发展问题上负有重要的协调、规划和组织实施的责任。 关键词：经济地理非均衡人口流动城市化 研究区域经济布局问题，首先要搞清楚中国经济地理的整体特征，以及不同区域之间的关系。其次要明确中国目前所处的经济发展阶段，以及该阶段所具有的产业发展特点。第三是找出经济发展与各个地区经济地理优势之间的关系，尊重客观规律，防止短期利益行为导致国家整体发展上的长期失衡。而要做到这一点，只靠地方政府的努力是远远不够的，中央政府必须承担起规划、协调和组织实施的责任。 一、中国经济地理的总体特征 中国的面积与美国或欧洲差不多大，但可耕地面积只有人家的一半。其原因是中国拥有世界上的“第三极”——青藏高原。它决定了中国的地势西高东低，“一江春水向东流”；它将东亚季风的作用限制于中国东部地区，导致了夏季雨热集中，年降水量从东南向西北递减。其北侧（河西走廊）则形成了常年的西风带，使得西北地区的蒸发量远大于降水量，生态环境十分脆弱；并造就了其东侧的黄土高原。工业化以来，尽管人类拥有的技术手段越来越先进，却改变不了这样一个事实：淡水资源的多少，依然是一个地区的人口和产业发展规模的决定因素。 中国古老的农业文明起源于黄河流域，但是随着人口的不断增长，经济中心逐渐向南迁移。其根本原因，是北方的降水量限制了该地区的农作物产量，从而限制了北部中国的人口规模。青藏高原和西部地区严酷的自然环境，则将该地区少数民族的人口，长期限制在极低的数量级上。明清以后，由于美洲高产作物（玉米、薯类）的引入，中国东部的人口迅速增加，很快超过了国土的承载力。辽宁曾经是一个森林密集，水草丰富的地区。清朝开禁以后，大量中原移民流入东北，至今不过一百多年。随着人口的增加和现代产业的发展，目前辽宁已经是河川断流，风沙遍地，生态环境的恢复与重建十分困难。 本文之所以一开始要扯这么远，是因为历史上我们许多搞规划的同志无视以上这些基本常识。以至于一搞三线建设，就敢在缺煤少矿、氧气稀薄的西宁搞什么“五七”钢厂；一说开发西部，就踌躇满志地要把新疆变成中国的加里福尼亚；一提南水北调，就想引雅鲁藏布江之水把河西走廊变成鱼米之乡。在大量资金投入的情况下，即使违反经济地理常识，很多建设规划短期内都能够“大见成效”，但长远代价却留给了子孙后代。由于中国的人均资源占有量远远低于世界平均水平，我们已经没有多少自然资源和环境容量供挥霍了。 二、我国目前经济发展阶段的基本特点 经过传统计划体制时期和改革开放以来两个阶段的持续努力，中国经济目前已经越过了罗斯托所说的工业化“起飞”阶段，进入了所谓“向成熟推进”的发展阶段。如果国际上和平与发展的总趋势不发生逆转，国内改革开放的政策得以继续保持，这一发展阶段将至少持续到本世纪的中叶。在这50年的时间里，中国的农业产值将下降到gdp的10%左右，农村人口将下降到全部人口的1/3左右。由于出口依然是经济增长的主要动力之一，制造业的产值不会明显低于服务业的产值，并且继续扮演着着经济增长领头羊的角色。新增就业的产业分
中国区域经济发展差距分析 （一）中国区域经济发展差距的主要表现 1、沿海与内地经济发展的差距 2、东、中、西部经济发展的差距 3、省区之间经济发展的差距 4、南北之间经济发展的差距 5、城乡之间经济发展的差距 （二）中国区域经济发展差距的形成原因 1、历史基础 区域经济发展水平的历史差异，是构成区域经济发展水平现实差距的重要 因素之一。 2、区位条件 区位条件是指一个地区与周围各种社会经济事物关系的总和，包括位置关系、地域分工关系、地缘政治关系、地缘经济关系以及交通、信息关系等。区位条件作为经济区域的成长基础，是一种重要的经济资源，它在实现工业化和经济起飞过程中，起着十分重要的甚至决定性作用。 3、制度因素 中国的改革，发展了市场经济，也同时造成了富裕的城市和东部地区更加 富裕，贫穷的农村和西部地区更加贫穷，贫富差距进一步扩大。 4、政策倾斜效应 政策的倾斜是中国区域经济发展不平衡的主要原因。 5、人力资源差异
区域间人力资源差异是区域经济社会发展存在差异的另一个重要原因。有 思想文化因素和教育共同组成的人力资源是区域发展的基础条件。应当看到，中国东、中、西部地区以及城市与农村之间，由于历史和现实的种种原因，思想文化和教育存在着较大差异。 （三）对中国区域经济发展差距的评价 1、区域经济发展差距的积极意义 （1）区域经济一定程度的发展差距是社会经济发展的动力源泉。 （2）区域经济发展的差距是区际竞争与合作的基础。 （3）区域经济发展的差距给落后地区造成一种压力。 2、区域经济发展差距的消极影响 （1）区域经济发展差距过大，会制约国民经济的总体发展和可持续发展。 （2）区域经济发展差距过大，会损害落后地区自我发展的能力，加剧区域经济的矛盾。 （3）区域经济发展差距过大，不利于社会公平和共同富裕的实现。 （4）区域经济发展差距扩大，不利于社会稳定和民族团结。 （四）解决中国区域经济发展不平衡的政策思路 1、在经济全球化时代背景之下，各地区经济都应融于世界经济体系之中。 2、遵循区域经济发展不平衡规律，继续允许和鼓励有优势的地区发展得更快、更好，以此引领全国经济发展。 3、积极采取有效措施，努力缓解区域经济差距扩大的趋势。 4、落后地区要加快改革开放的步伐，发挥自身优势，赶超发达地区。所谓落后地区，是指一定地域范围内经济发展水平处于低下层次的地区。它包括以下含义：① 落后地区是一个相对的地域概念。
浅谈中国区域经济一体化 2006221109100159 付群体育学院1．中国参与区域经济一体化的基本情况 经济全球化的今天,区域经济一体化是中国经济安全战略中不可缺少的重要组成部分。更是实现中国经济持续发展、国际竞争力不断提高的内在需要。随着两岸四方的经济联系、要素流动日益密切,顺应经济发展规律，推动中国区域经济一体化，建立“中华自由贸易区”，是两岸四方的现实选择。经济全球化是当今世界经济发展的主旋律。应对经济全球化的挑战，对于大多数的发展中国家，所采取的一条主要措施就是适应开放经济的需要，促进贸易自由化，推进国内经济的结构性改革。在此过程中，区域经济一体化越来越成为一种突出的趋势和现象。一方面，已存在的欧盟、北美自由贸易区，目前是世界上最具实力的地区，还在随着经济发展不断拓展其范围。另一方面，许多新的区域一体化组织正在孕育或已现雏形，越来越多的国家对区域一体化表示兴趣。如正朝贸易自由化目标努力的东盟十国自由贸易区，东盟"10+3"自由贸易区的构想，东盟与澳大利亚、新西兰自由贸易区的构想，拉美国家自由贸易区的构想等。这些现象说明，区域经济一体化趋势在经济全球化背景下得到进一步强化，并成为推进经济全球化进程的重要力量。各个国家在参与经济全球化的过程中，首先遇到的问题就是如何参与与本国经济有更紧密联系的本区域经济的整合和开放。 二．区域经济一体化对我国的影响与对策 现代生产力发展水平已经达到惟有以特定地理范围的国家集团为生产单位相适应的阶段。当今世界，任何一个国家要实现其经济的持续、稳定和快速发展，都必须借助于区域经济一体化组织合作的力量。因此，虽然区域经济一体化与经济全球化都有利于资源的优化配置，有利于世界贸易和经济总量的增长，但在今天乃至今后半个世纪中，区域经济一体化都要比经济全球化实际得多，重要得多。 由于东亚经济最为引人注目的一点是“横向一体化”的飞速发展，形成了梯度发展格局及其有活力的内部贸易和投资网络，经济互利互补，各具不同的需求和比较优势。因此，东亚现已初步具备了在更大范围内进行区域经济一体化合作的条件和可能。最近几年，“１０＋３”、“１０＋１”及中日韩三国合作对话都在加速进行。但由于具有敏感性的农产品自由贸易等问题难以解决，制度化的中日韩合作，“１０＋３”合作及东盟分别与日、韩“１０＋１”合作，目前尚难以取得真正突破。笔者认为，比较可行的合作途径是建立中国与东盟自由贸易区。中国与东盟自由贸易区
申论热点：区域经济协调发展战略 2011国家公考《申论》热点总论。 区域经济协调发展战略之主体功能区 理论指导——《国民经济和社会发展第十二个五年规划》 促进区域协调发展，积极稳妥推进城镇化 实施区域发展总体战略和主体功能区战略，构筑区域经济优势互补、主体功能定位清晰、国土空间高效利用、人与自然和谐相处的区域发展格局，逐步实现不同区域基本公共服务均等化。坚持走中国特色城镇化道路，科学制定城镇化发展规划，促进城镇化健康发展。 （18）实施区域发展总体战略。坚持把深入实施西部大开发战略放在区域发展总体战略优先位置，给予特殊政策支持，发挥资源优势和生态安全屏障作用，加强基础设施建设和生态环境保护，大力发展科技教育，支持特色优势产业发展。加大支持西藏、新疆和其他民族地区发展力度，扶持人口较少民族发展。全面振兴东北地区等老工业基地，发挥产业和科技基础较强的优势，完善现代产业体系，促进资源枯竭地区转型发展。大力促进中部地区崛起，发挥承东启西的区位优势，改善投资环境，壮大优势产业，发展现代产业体系，强化交通运输枢纽地位。积极支持东部地区率先发展，发挥对全国经济发展的支撑作用，在更高层次参与国际经济合作和竞争，在转变经济发展方式、调整经济结构和自主创新中走在全国前列。加强和完善跨区域合作机制，消除市场壁垒，促进要素流动，引导产业有序转移。实行地区互助政策，开展多种形式对口支援。加大对革命老区、民族地区、边疆地区、贫困地区扶持力度。更好发挥经济特区、上海浦东新区、天津滨海新区在改革开放中先行先试的重要作用。加快沿边地区开发开放，加强国际通道、边境城市和口岸建设，深入实施兴边富民行动。
新中国背景下区域经济发展探索 关键词：区域经济发展模式分布格局 内容摘要：新中国成立60多年来，中国区域经济发展模式经历了以下五个阶段的演化：“点状”分布格局—沿海“带状”分布格局—“弓”状分布格局—“井”状分布格局—“棋盘”状分布格局。中国的区域发展模式的演进是中央政府政策、各地区位优势等多方面因素共同催化的结果。 我国区域经济发展模式概况 （一）点状分布格局 从“一五计划”到“三线建设”期间，中国的发展重点主要集中在东北地区和中西部地区的数个大城市，如东北地区的沈阳、长春、哈尔滨，中部地区的唐山、太原、洛阳、武汉，西部地区的兰州、西安等大中城市。这段时期，中央政府主要从行政化的角度去考察中国工业化布局，使中国区域发展格局呈现出若干个大城市异常发达，而其他非“一五计划”支持的地区异常贫困的区域发展局面。此时的中国区域发展格局呈现出典型的非均匀的点状分布状态。 从“三线建设”到改革开放，中国的区域发展格局依然没有摆脱非均匀的点状发展格局，但点状的区位却有了变化：通过三线建设使整个西南地区成为中国重工业集中地之一，重庆、成都等西南部城市成为国家发展的重点。 总之，从新中国成立到改革开放，中国的经济发展重点集中在一些重工业城市，中国的区域发展格局是典型的点状分布图。 （二）带状分布格局 改革开放后，中央政府的区域发展政策逐步从政治导向转为经济效益导向，发展的重点也逐渐从内地转向沿海。这一时期的中国东部沿海地区利用中央所出台的一系列的政策优势和所处的区位优势，大力发展外向型经济，使东部沿海地区成为中国最活跃的经济地带。从北到南依次出现大连、青岛、烟台、连云港、上海、宁波、温州、厦门、深圳、珠洲等沿海经济发达城市，这些大城市连结起来像一条玉带镶嵌在东部沿海，成为中国最为活跃、经济实力最强的发展区域。 （三）弓状分布格局 1985年，上海、南京、武汉、重庆四市在国家有关部委的支持下率先成立了
中国区域经济发展 （农经081 ） 摘要：“统筹区域发展”，是党的十六届三中全会提出的完善社会主义市场经济的重要要求之一。当前，我国正在为到2020年实现全面建设小康社会的目标而奋斗，在此发展进程中，全国各地都有自己的区域发展特色。怎样正视我国东南西北地区的差距和发展潜力，是统筹区域发展的前提之一。 关键词：中国区域经济发展 1. 区域经济发展战略概述 区域经济发展战略是实现经济和社会目标的需要。区域经济发展战略相应的是：启动经济高速发展的车轮，实行非均衡发展战略；进一步加速经济发展，实行全局较均衡但局部不均衡的发展战略；保持协调发展、实现共同富裕，实行协调发展战略。 区域经济发展战略是走向共同富裕的需要。社会主义生产的目的是为了满足人民群众日益增长的物质文化需要需要，共同富裕是社会主义的本质特征。区域经济发展战略的精髓就是从“先富到后富再到共同富裕”。邓小平指出：“我们提倡一部分地区先富起来，是为了激励和带动其他地区也富裕起来，并且先富起来的地区帮助落后的地区更好的发展。”在视察南方讲话中，小平同志又一次强调了这个问题，他说：“走社会主义道路，就是要逐步实现共同富裕。”同时，他又指出：“如果富的愈来愈富，穷的愈来愈穷，两极分化就会产生，而社会主义制度就应该而且能够避免两极分化。” 区域经济发展的战略，其实质是顺应经济发展的客观规律，允许而不是限制一部分地区先发展起来：而其最终目的则是实现共同富裕。中央对东部沿海地区与中西部地区经济发展的战略关系高度重视，明确提出了加快中西部地区经济发展的战略方针，并进一步提出，“促进地区经济合理发展和协调发展。东部地区要充分利用有利条件，在推进改革开放中实现更高水平的发展，有条件的地区要率先实现现代化。中西部地区要加快改革开放和开发，发挥资源优势，发展优势企业”，要“从多方面努力，逐步缩小地区发展差距”。在“坚持区域经济协调发展”战略方针的指导下，党中央下决心加快中西部地区的发展步伐。这将使我国地区经济结构发生重要变化，与此相适应，将逐步形成地区经济协调发展的新格局，并为最终实现全国的共同富裕奠定基础。 2. 我国区域经济发展的国情 2.1 我国是个大国，经济区域众多，条件千差万别，因而区域经济发展的水平和状况有差异。
高达50%，这表明建设项目“三同时”环保投资变量对于环境投资效率具有相当显著的影响力。 三、结论及政策建议 通过效率值分析、敏感度分析、投影值分析三大步骤，本文对于我国财政投资效率，特别是环境投资效率的评价给出了操作方法与案例。本论文研究表明，我国环境治理与保护投资效率的整体状况令人堪忧，环保投资所取得的积极效果相对于环境投资自身的高速增长并不相互协调。我国在环境保护与治理投资方面的基础比较薄弱，环境投资效率在不同省、自治区、直辖市之间存在显著的差异，加强我国环境投资效率跟踪、评比、监管具有必要性和紧迫性。长期以来由于环保投资占GDP的比重成为对政府考核的引导性指标之一，导致一些地区着力于把环保投资金额人为地做大。一些地区甚至自觉或不自觉地把片面扩大环境保护投资范围、增加环境保护投资绝对值作为环境工作的指导思想，导致一些城市环境保护投资普遍偏高，而环境污染没有得到根本遏制，环境质量没有得到根本好转，造成了环境投资与实际效果之间出现较大的反差（章轲2009）[9]。基于上述研究，本文建议建立环境保护与治理专项资金效率评价与监管的长效机制。对不同区域、不同时间的环境投资效率进行及时监管与评价，环保部门、财政部门要对环境投资资金进行必要的跟踪检查，提高评价与分析结果的惩罚刚性，将之作为环保项目承担单位今后年度申报项目资格 审查的重要参考依据。同时，国家审计部门 要加强对环境投资资金的审计。实践中我 国环境保护资金涉及面非常之广泛，资金 来源渠道很多，如何对环境保护与治理资 金进行效率审计，应成为今后我国财政支 出效率审计的研究方向及重点。 主要参考文献 [1]刘长翠.生态环保资金监管：基于政府投入效 应问题的研究[J].财政研究，2006(7). [2]张中华.论我国财政投资效率的制约因素及 其对策[J].财政研究，2002(8). [3]颉茂华，刘向伟等.环保投资效率实证与政策 建议[J].中国人口资源与环境，2010(4). [4]黄泉川，扈文丽.我国环境保护投融资机制创 新研究[J].财经理论与实践，2006(5). [5]尹希果，陈刚.环保投资运行效率的评价与实 证研究[J].当代财经，2005(7). [6]王小玉，王晓萍.我国环境保护投资的现状及 改革建议[J].价值工程，2011(1). [7]黄志刚..浅谈国外环保投资的经验及对我国 的启示[J].经济前沿，2008(7). [8]李振东.环保投资的费用效益分析[J].中国环 保产业，2002(2). [9]章轲.中国环保投资虚火太盛专家呼吁提高 投资效率.第一财经日报，2009-12-14. 作者单位：华北电力大学经济与管理学院 国家电力监管委员会 北京广播电视大学 （责任编辑纪燕渠） 一、引言 国内区域经济一体化是区域经济学和 区域政策讨论的重要话题，在当前经济社 会发展的条件下，中国区域经济的一体化 有助于调整经济结构，转变经济发展方式。 促进区域经济的一体化还有利于扩大国内 市场规模，扩大内需，缩小地区间的差距， 同时还可以促进国土空间优化，形成良好 的国土空间经济秩序等。 虽然国内很早就认识到中国区域经济 一体化程度不高或者说市场分割的负面影 响，并在相关政策和法规方面做出了很大 的改进，但当前中国区域经济一体化进程 仍然相对缓慢，存在的突出问题有：不同行 政区之间的要素流动不充分、产业结构趋 同、底线竞争、基础设施重复建设和不衔 接、生态治理分割与跨界污染、公共服务体 系不衔接等。这导致了经济资源配置效率 低、不公平竞争和区域公共服务水平差距 大等问题，严重影响了中国区域经济的协 调发展。 区域一体化既可以将其理解为一个状 态，在这个状态下，一个完整区域内不同地 方的市场主体行为受到同一供求关系的调 节；也可以理解为是一个过程，在这个过程 中，不同区域之间的经济边界逐步消失（李 善同和侯永志，2008）。与此相对应，国内区 域经济一体化的建设过程也会包括多个阶 段，第一阶段通常是基础设施建设阶段，通 过大规模投入、逐步完善并最终形成密度 适当的网络型交通通信等基础设施体系， 为产品和要素的跨区域流动创造便利的条 件；第二阶段是区域合作逐步扩大阶段，地 理上相互毗邻的地区，通过政府间的协议， 消除产品和要素流动的政策壁垒，在地方 政府的引导和促进之下，区域合作不断增 强；第三阶段是制度建设和整合阶段，通过 完善维护市场有序竞争及有效竞争的法律 体系，建立合理的中央地方关系框架，消除 阻碍商品和要素流动的政策及制度根源， 实现国内区域一体化 。 34 ··