曾國平，蘇 宏

（重慶大學 貿(mào)易與行政學院，重慶 400030）

我國西部服務業(yè)發(fā)展地區(qū)差異及其成因

曾國平，蘇 宏

（重慶大學 貿(mào)易與行政學院，重慶 400030）

文章通過構建衡量服務業(yè)發(fā)展水平的綜合指標體系，利用主成分分析法實證了我國西部服務業(yè)發(fā)展的地區(qū)差異，并采用Moran I指數(shù)測算了我國西部服務業(yè)空間分布機理。研究發(fā)現(xiàn)：我國西部服務業(yè)發(fā)展地區(qū)差異突出，呈現(xiàn)出明顯的空間集聚特征。

服務業(yè)；差異；空間經(jīng)濟學

1 指標構建與數(shù)據(jù)說明

1.1 指標構建

本文在前人研究的基礎上，遵循科學性，全面性和系統(tǒng)性原則，構建如表1衡量服務業(yè)發(fā)展狀況的指標體系。

1.2 數(shù)據(jù)說明

本文采用我國西部12個省市1998年，2003年和2007年截面數(shù)據(jù)進行主成分分析。數(shù)據(jù)主要來源于各省市統(tǒng)計年鑒，中國統(tǒng)計年鑒以及新中國55年統(tǒng)計資料匯編。由于衡量西部服務業(yè)發(fā)展水平的各指標通常是有度量單位的，由這些指標以觀測數(shù)據(jù)所計算的協(xié)方差矩陣或相關矩陣必然要受到指標量綱的影響，不同的量綱和數(shù)量級將得到不同的協(xié)方差矩陣或相關矩陣。所以，為避免計算結果受指標量綱和數(shù)量級的影響，保證其客觀性和科學性，在進行主成分分析之前，必須對原始數(shù)據(jù)進行標準化處理。計算公式為：

2 實證檢驗

2.1 我國西部服務業(yè)發(fā)展地區(qū)差異的主成分分析

主成分分析法是研究用變量族的少數(shù)幾個線性組合（新的變量族）來解釋多維變量的協(xié)方差結構，挑選最佳變量子集，簡化數(shù)據(jù)，揭示變量間關系的一種多元統(tǒng)計分析方法。其基本原理如下：

設 X=(X1,X2,…，Xp)是P維隨機向量，其中 Xj=(X1j,X2j,…，Xnj)，j=1,2,…,p。 若對變量 X1,X2,…，Xp作變換，產(chǎn)生新的 P 個變量Y1,Y2,…，Yp并使其滿足：

第一，每個新的變量Yj都是原有變量X1,X2,…，Xp的線性組合，即要求：

第二，各個新的變量之間互不相關，即

第三，在上述條件下，各個新變量的方差盡可能大，但新舊變量的方差和不變，即

顯而易見，新變量是由原變量產(chǎn)生，且二者的關系是簡單的線性關系，由于新變量之間互不相關，使各個新變量的意義獨立、明確；新變量Y1,Y2,…，Yp依次代表了具有最大變異的方向，且各自包含了原有P個向量在該方向上的最多信息。在這里，分別稱Y1,Y2,…，Yp為第1，第2，…第P個主成分。 當 Yk+1,Yk+2,…，Yp的方差之和很小時，Y1,Y2,…，Yk(k+p)等 K個主成分就基本上反映出原變量X1,X2,…，Xp所含的有關信息。

這里主要詳述2007年西部服務業(yè)發(fā)展地區(qū)指標的主成分分析。進行主成分分析，主成分數(shù)目考慮和挑選標準，常用的有兩種：一種是主成分的累積貢獻率，一般來說，提取主成分的累積貢獻率達到85%以上就比較滿意了，可以由此決定提取多少個主成分；另外一種就是通過比較特征值來確定主成分數(shù)目，一般可以用特征根大于1作為納入標準，因為特征根小于1時，說明主成分的解釋力度還不如直接引入一個原變量的平均解釋力度大。

表1 服務業(yè)發(fā)展衡量指標

表2 旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣表

表3 2007年主成分分值及綜合評價表

同時考慮Kaiser準則：選取特征值大于1的因子，共有6個因子的特征值大于1。可以確定主成分分析所抽出的共同因子有6個，即6個主成分。

從公因子載荷矩陣可以看出，前六個公因子累計貢獻率達到90.450%，因此可以用前六個公因子的變化代表整個樣本相關變量的變化。

由表2看出，公因子Y1在服務業(yè)固定資產(chǎn)投入(X1)，服務業(yè)從業(yè)人員(X3)上具有較大載荷，反映各地區(qū)服務業(yè)投入規(guī)模；公因子Y2在人均GDP(X15)上載荷較大，反映區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平；公因子Y3在服務業(yè)固定資產(chǎn)投入增長率(X2)和服務業(yè)從業(yè)人員增長率(X5)上載荷較大，反映服務業(yè)投入增長速度；公因子Y4在服務密度(X11)和城鎮(zhèn)人均可支配收入(X16)中載荷較大，反映服務業(yè)區(qū)域發(fā)展水平和城鎮(zhèn)居民生活水平；公因子Y5在服務業(yè)產(chǎn)值比重(X8)中載荷較大，反映服務業(yè)化程度；公因子Y6在服務業(yè)勞動生產(chǎn)率(X7)中具有較大載荷，反映服務業(yè)效率水平。

六個主成分權重計算公式如下：

進而得到綜合得分計算公式：

其中Wi為權重，yi為主成分分值，從而得到我國西部各省市主成分綜合得分，見表3。

在表3中，綜合評價值反映了服務業(yè)發(fā)展整體水平，可以看出我國西部各省市服務業(yè)發(fā)展水平存在較大差異，服務業(yè)發(fā)展水平較高的是四川，內(nèi)蒙古，其次是重慶，陜西和廣西，而寧夏的服務業(yè)發(fā)展水平最低。

為了從時間上全面反映我國西部服務業(yè)地區(qū)差異變動情況，本文對1998年和2003年我國西部服務業(yè)發(fā)展情況按照上面的步驟進行了主成分分析。受篇幅的限制，本文僅將1998年，2003年和2007年主成分分析的綜合得分直觀顯示在圖1中。從圖1可以看出：在空間上，我國西部服務業(yè)地區(qū)差異突出，各地區(qū)服務業(yè)相對發(fā)展水平具有穩(wěn)定性；在時間上，我國西部各地區(qū)服務業(yè)發(fā)展水平都有較大提高，空間差異性有進一步擴大到趨勢。

2.2 服務業(yè)發(fā)展的空間關聯(lián)分析

為了進一步探索我國西部服務業(yè)發(fā)展的特征,我們對服務業(yè)發(fā)展的空間自相關性進行檢驗。通常使用的有兩個統(tǒng)計量,一是由Moran(1950)提出的空間自相關指數(shù)Moran I,二是由Geary(1954)所定義的Geary c。在實際的空間相關分析應用研究中,由于Moran I指數(shù)和Geary c指數(shù)的基本原理相同,而Moran I更為常用(吳玉鳴,2004),因此,本文采用Moran I指數(shù)分析我國服西部服務業(yè)發(fā)展的空間差異。

Moran I指數(shù)的計算公式如下:

表4 我國西部服務業(yè)發(fā)展Moran I指數(shù)及其Z值

表4中Moran I的檢驗均通過5%顯著水平的檢驗,除1990年和1994年外，各年的Moran I指數(shù)都為正，表明我國西部服務業(yè)發(fā)展水平在分布上具有明顯的正自相關關系和空間依賴性,說明我國西部服務業(yè)的空間分布并非表現(xiàn)出完全隨機狀態(tài),而是表現(xiàn)出相似值之間的空間集聚,即中國西部省際服務業(yè)存在明顯的集聚效應(Clustering)。正的空間相關代表相鄰地區(qū)的特性類似，即具體表現(xiàn)為服務業(yè)發(fā)展水平較高的省際和服務業(yè)發(fā)展水平較高的省際相靠近,服務業(yè)發(fā)展水平較低的省際與服務業(yè)發(fā)展水平較低的省際相靠近。省際服務業(yè)分布呈現(xiàn)明顯的核心—邊緣的區(qū)域特征。

3 用空間經(jīng)濟學分析服務業(yè)發(fā)展地區(qū)差異形成原因

綜合上述分析,我國西部服務業(yè)存在較為明顯的空間集聚特征,分布呈現(xiàn)明顯的核心—邊緣特征。為了從理論上驗證上述命題,我們拓展了“2×2×2”模型。設定如下假設條件:

①世界經(jīng)濟中存在兩個國家，兩種產(chǎn)業(yè)，兩種要素λ1和λ2，但λ1和λ2并不是簡單的要素，而是由潛在要素（2個或以上）生產(chǎn)的產(chǎn)品，即λ1、λ2是由諸如勞動、資本這些初級要素生產(chǎn)出來的。投入λ1和λ2要素時，就相當于在投入生產(chǎn)λ1和λ2的多個要素。

②兩國的產(chǎn)業(yè)具有相同的消費需求參數(shù)，各占消費支出的一半，且需求彈性都相同。

③ν1為單位 λ1的生產(chǎn)成本，ν2為單位 λ2的生產(chǎn)成本，假設要素市場是完全競爭的，所以兩者產(chǎn)品λ1和λ2的出廠價也分別是 ν1和 ν2。

為了分析產(chǎn)業(yè)集聚維持條件和產(chǎn)業(yè)對稱分布突破條件，找出相應的維持點和突破點，首先假設產(chǎn)業(yè)1集中在本國，產(chǎn)業(yè)2集中在外國，由于本國廠商支付給λ1、λ2的價格分別為 ω1、ω2，價格比率恰好是工資比率方程，但 λ1、λ2由潛在要素市場決定的價格比率則為ν1/ν2，則產(chǎn)業(yè)1集聚在本國的維持條件就變?yōu)?ω1/ω2≤ν1/ν2,在該條件下，本國廠商投資于產(chǎn)業(yè)1是有利可圖的。產(chǎn)業(yè)1集聚在本國。在該模型中，實現(xiàn)集聚時，貿(mào)易成本T的范圍大小取決于要素價格ν1/ν2比率的大小，比率越大，集聚可以維持的T值范圍越大；反之則越小。但貿(mào)易成本T取中間值時最容易發(fā)生集聚，原因是當T很高時，廠商按接近最終消費者的原則進行布局，以節(jié)約運輸成本；當T很低時，若某個產(chǎn)業(yè)集中在某個經(jīng)濟體中，則此產(chǎn)業(yè)中密集使用的要素的價格高于非集聚地產(chǎn)業(yè)的相應要素價格，這一要素價格的差異促使廠商轉(zhuǎn)入其他行業(yè)。產(chǎn)業(yè)集聚與貿(mào)易成本成倒U型關系。

如果λ1的增加使得產(chǎn)業(yè)1所支付的工資ω1的增量大于λ1的成本增量ν1，此時勞動力就會從產(chǎn)業(yè)1轉(zhuǎn)向產(chǎn)業(yè)2，廠商在利益驅(qū)動下也會轉(zhuǎn)向產(chǎn)業(yè)2，前向聯(lián)系和后向聯(lián)系的作用會使這個過程持續(xù)下去，從而對稱均衡被打破。對稱均衡突破點難以程度取決于dω/dλ比值的大小，比值越大越不容易突破，反正則容易突破。

通過分析發(fā)現(xiàn)，集聚難以維持，對稱均衡難以突破，但隨著貿(mào)易成本的持續(xù)下降，聚集力最終大于分散力，集聚總會發(fā)生。集聚的形成表明區(qū)域經(jīng)濟差距的拉大。這實際上揭示了我國西部省際服務業(yè)分布呈現(xiàn)明顯的核心—外圍區(qū)域特征的運行機理。

4 研究結論及建議

本文通過構建衡量服務業(yè)發(fā)展水平的多指標體系，采用我國西部12省市1998～2007年的年度數(shù)據(jù)，利用主成分分析法對我國西部12省市服務業(yè)發(fā)展地區(qū)差異進行了實證分析，并計算了空間自相關指數(shù)Moran I，得到如下幾點結論：

第一，我國西部服務業(yè)發(fā)展地區(qū)差異顯著。根據(jù)主成分分析結果，在空間上，我國西部12省市服務業(yè)發(fā)展綜合評價值差距較大，各地區(qū)服務業(yè)相對發(fā)展水平具有穩(wěn)定性。服務業(yè)發(fā)展水平較低的地方仍然是經(jīng)濟相對落后地區(qū)，服務業(yè)發(fā)展水平與經(jīng)濟發(fā)展水平存在一定的正向關系。在時間上，我國西部各地區(qū)服務業(yè)發(fā)展水平都有所提高，同時服務業(yè)發(fā)展地區(qū)差異有進一步擴大趨勢，這一點與曹躍群2005年在研究我國第三產(chǎn)業(yè)地區(qū)差異時得到的結論相一致。目前我國二元經(jīng)濟結構突出，東、中、西經(jīng)濟發(fā)展差距較大，服務業(yè)發(fā)展的地區(qū)差異將伴隨著經(jīng)濟發(fā)展的地區(qū)差異而長期存在。

第二，我國西部服務業(yè)呈現(xiàn)明顯的空間集聚特征，形成了核心—外圍發(fā)展模式。通過對服務業(yè)發(fā)展的空間關聯(lián)進行分析發(fā)現(xiàn)：從1978～2007年，Moran I值都大于零（1990年和1994年除外），反映出我國西部服務業(yè)呈現(xiàn)空間集聚特征，服務業(yè)發(fā)展程度較高的省市，也是人口較多的省市。這與（W.Christaller；Daniels等）的研究結論相一致。從變化趨勢來看，Moran I值略有下降，變動過程呈現(xiàn)出一定的波動性，說明我國西部服務業(yè)集聚程度有所減弱，但變化不夠明顯。

第三，服務業(yè)空間分布呈現(xiàn)先集聚后分散的變動特征。在KFV體系下，存在促使產(chǎn)業(yè)分散的分散力和因前后聯(lián)系而形成的聚集力，隨著貿(mào)易成本的下降，聚集力最終大于分散力，集聚最終會發(fā)生；但隨著貿(mào)易成本的進一步下降，分散力將會大于聚集力，產(chǎn)業(yè)將會表現(xiàn)為擴散現(xiàn)象。產(chǎn)業(yè)集聚是產(chǎn)業(yè)發(fā)展的必然階段。隨著我國西部大開發(fā)的進一步推進，各省市間交通運輸條件的改善，政策協(xié)調(diào)與區(qū)間合作的進一步加深，我國西部服務業(yè)集聚程度在緩慢減弱。

第四，服務業(yè)發(fā)展地區(qū)差異與空間集聚特征將加劇區(qū)域間的競爭。服務業(yè)發(fā)展水平不僅受自然條件，人口規(guī)模，經(jīng)濟發(fā)展水平等客觀因素影響，資本投入（包括資金資本和人力資本），政策措施等將會對服務業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生強烈影響。各省市為發(fā)展本地區(qū)服務業(yè)，克服現(xiàn)有服務業(yè)集聚現(xiàn)象對本地區(qū)的不利影響，必然在資金上，人力上加強競爭，具體表現(xiàn)為實施各種優(yōu)惠政策吸引外部資金，留住本地人才和吸收外部人才；在財政上爭取更多傾斜。這種競爭更多的是從本地區(qū)出發(fā)，有可能造成資源浪費和產(chǎn)業(yè)布局重復，不利于發(fā)揮區(qū)域間合作，實現(xiàn)更廣泛有效的資源配置和區(qū)域間的協(xié)調(diào)發(fā)展。2001年夏大慰在研究中國經(jīng)濟過渡競爭問題時就認為，過度競爭會降低社資源配置效率和福利水平,不利于民族工業(yè)的發(fā)展。各省市在發(fā)展本地區(qū)服務業(yè)中的非理性競爭，將會損害服務業(yè)發(fā)展帶來的社會福利，甚至將社會福利降到更低的水平。

根據(jù)本文的研究結論，本文提出如下三點建議：

(1)增強西部服務業(yè)投入力度，加快西部服務業(yè)發(fā)展。與東部沿海相比，我國西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展滯后，資金資本和人力資本相對缺乏，嚴重制約著我國西部經(jīng)濟發(fā)展，也制約著我國西部服務業(yè)的發(fā)展。從本研究的主成分分析結果可以看出：服務業(yè)固定資產(chǎn)投入和服務業(yè)人力投入對我國西部服務發(fā)展的累計貢獻率高達74.877%，成為服務業(yè)發(fā)展的主要影響因素。結合實證結果分析發(fā)現(xiàn)：我國西部服務業(yè)發(fā)展水平與經(jīng)濟發(fā)展水平、居民收入水平具有正向關系，服務業(yè)發(fā)展落后地區(qū)往往也是經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，居民生活相對落后。加快西部服務業(yè)發(fā)展，其一，拓展服務業(yè)融資渠道，廣泛吸引民間資本和外資：引導外資流向服務業(yè)，為民間資本創(chuàng)造更優(yōu)惠的投資環(huán)境；從政策角度完善中小企業(yè)融資難問題，健全中小型金融機構，加大對中小企業(yè)金融護持力度。其二，培養(yǎng)和引進人才，提高勞動者素質(zhì)：引進重要部門的高層次人才，加大服務業(yè)勞動者的培訓力度；加強產(chǎn)學研合作，充分利用中高等院校資源。

(2)加強區(qū)域協(xié)作，降低貿(mào)易成本，促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。通過對服務業(yè)發(fā)展地區(qū)差異深層次原因的空間經(jīng)濟學分析，表明在一定范圍內(nèi)，隨著貿(mào)易成本的降低，服務業(yè)的空間分布表現(xiàn)為先聚集再分散的特征。從空間關聯(lián)度指數(shù)Moran I的估計值看出：我國西部服務業(yè)呈現(xiàn)集聚特征，形成核心—外圍發(fā)展模式。為了加速西部服務業(yè)發(fā)展，實現(xiàn)西部產(chǎn)業(yè)結構升級和區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，各地區(qū)間應加強合作，提高貿(mào)易的自由度，結合各地區(qū)特色和優(yōu)勢，在整體上進行資源配置和產(chǎn)業(yè)規(guī)劃，實現(xiàn)服務業(yè)快速發(fā)展和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。

(3)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。服務業(yè)的發(fā)展，對于優(yōu)化經(jīng)濟結構、提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量、擴大就業(yè)與消費、提高人民生活水平等具有重要作用。服務業(yè)發(fā)展水平成為衡量一個國家，一個地區(qū)整體經(jīng)濟實力的重要標志。根據(jù)本文研究結果，服務業(yè)區(qū)域發(fā)展水平（服務密度）和服務業(yè)投入水平（服務業(yè)固定資產(chǎn)投入）與區(qū)域協(xié)調(diào)度之間均存在長期的均衡關系；在短期內(nèi)，對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展也具有積極的促進作用。加速服務業(yè)發(fā)展，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構升級，對實現(xiàn)我國西部區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展至關重要。其一，大力發(fā)展傳統(tǒng)服務業(yè)，大量吸納就業(yè)人員，提高居民收入水平；其二，調(diào)整服務業(yè)內(nèi)部結構，通過發(fā)展現(xiàn)代服務業(yè)，提高工、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，實現(xiàn)工業(yè)與農(nóng)業(yè)之間，城市與農(nóng)村之間以及各地區(qū)之間協(xié)調(diào)發(fā)展。

[1]華而誠．論服務業(yè)在國民經(jīng)濟發(fā)展中的戰(zhàn)略性地位[J]．經(jīng)濟研究，2001，（12）．

[2]李江帆．第三產(chǎn)業(yè)與中國現(xiàn)代化建設的若干問題[J]．宏觀經(jīng)濟研究，2001，(10).

[3]黃少軍．服務業(yè)與經(jīng)濟增長[M]．北京：經(jīng)濟科學出版社，2000．

[4]曹躍群,胡新華．我國第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展地區(qū)差異的演變(1985-2003)[J]．統(tǒng)計與決策，2005

[5]安虎森.空間經(jīng)濟學[M].北京：經(jīng)濟科學出版社，2006.

[6]PETER W.Daniels.Service Industries：Growth and Location[M].New York:Cambridge University Press，1982．

[7]PETER.W.Daniels．Service Industries:A GeographicalAppraisal[M]．New York:Methuen,1985.

[8]PETER W.Daniel.Some Perspectives on the Geography of Services[M].Progress in Human Geography，1989.

（責任編輯/易永生）

F062.9

A

1002－6487（2010）18－0103-04

國家社科基金資助項目（07BJY122）

曾國平（1955-），男，江蘇興化人，教授，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟、行政管理。

蘇 宏（1984-），男，四川廣安人，碩士研究生，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究。