孫曼曼, 趙 媛

(南京師范大學(xué)地理科學(xué)學(xué)院,江蘇南京 210046)

改革開放以來,伴隨我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展,區(qū) 域間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距也在不斷擴(kuò)大.區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)程中的趨同與分異成為區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究的熱點(diǎn).有關(guān)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長趨同的研究主要有α趨同(區(qū)域之間的相對人均收入水平分異程度隨時間推移而減少)和β趨同 (區(qū)域的相對人均收入增長速度與其初始水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系).這兩種趨同都假定不同區(qū)域在空間上是相互獨(dú)立的,區(qū)域之間不存在相互作用,這與現(xiàn)實(shí)不相符合.隨著ESDA(Eoploratory SpatialData Analysis)技術(shù)的發(fā)展,對俱樂部趨同的相關(guān)研究日益增多,巴羅和薩拉伊馬丁[1]把俱樂部趨同定義為在經(jīng)濟(jì)增長的初始條件和結(jié)構(gòu)特征等方面相似的區(qū)域之間所發(fā)生的相互趨同.覃成林、沈坤榮等[2-3]的研究也得出我國的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長存在明顯的俱樂部趨同現(xiàn)象,文獻(xiàn)[4-10]的研究檢驗了省域內(nèi)的“俱樂部趨同”現(xiàn)象.

長三角是我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)最發(fā)達(dá)的地區(qū)之一,但區(qū)域內(nèi)部經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也存在較大差異.2007年長三角 16市的 GDP總量里,上海仍占據(jù)龍頭位置,為 12 188.85億元,蘇州和杭州緊隨其后,分別為 5 700.85億元和 4 103.89億元,而湖州市和舟山市只有 895.94億元和 407億元.靖學(xué)青[11]用α趨同和β趨同檢驗長三角地區(qū)城市的經(jīng)濟(jì)增長趨同,但α趨同和β趨同假定區(qū)域在空間上不發(fā)生相互作用,這與現(xiàn)實(shí)情況不符合.

基于此,筆者對長三角 1978-2007年的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長趨同進(jìn)行了研究,通過構(gòu)建長三角 16市市域人均 GDP的馬爾可夫轉(zhuǎn)移概率矩陣,結(jié)合空間自相關(guān)分析方法,探討了長三角區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長趨同情況,以揭示區(qū)域經(jīng)濟(jì)演變過程的時空特征.

1 研究區(qū)域及數(shù)據(jù)來源

筆者以長三角 16市 (上海市;江蘇省南京、蘇州、無錫、常州、鎮(zhèn)江、南通、揚(yáng)州和泰州 8市;浙江省杭州、嘉興、湖州、紹興、寧波、舟山和臺州 7市)為研究區(qū)域單元,選用 1978-2007年各市人均 GDP反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r,分析改革開放以來長三角地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的時空演變.數(shù)據(jù)來源于《上海統(tǒng)計年鑒》(1979-2008)、《江蘇改革開放二十年》(1978-1997)、《江蘇省統(tǒng)計年鑒》(1999-2008)、《浙江經(jīng)濟(jì)發(fā)展五十年》(1949-1999)、《浙江省統(tǒng)計年鑒》(2000-2008).

參照世界銀行的區(qū)域經(jīng)濟(jì)分類辦法和標(biāo)準(zhǔn),依據(jù)歷年人均 GDP水平將 16市劃分為 4種類型:(1)低水平地區(qū):人均 GDP低于 16市平均值的 50%;(2)中低水平地區(qū):人均 GDP介于平均值的 50%和 100%之間;(3)中高水平地區(qū):人均GDP介于平均值的 100%和 150%之間;(4)高水平地區(qū):人均 GDP高于平均值的 150%.

2 研究方法

2.1 馬爾可夫鏈

馬爾可夫鏈 (Markov chain)是隨機(jī)過程的一個特例,是一種時間和狀態(tài)均為離散的馬爾可夫過程,專門研究在無后效條件下時間和狀態(tài)均為離散的隨機(jī)轉(zhuǎn)移問題[4].在本文中,筆者首先將連續(xù)的反映區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)據(jù) (人均 GDP)離散化為 K種類型,然后計算相應(yīng)類型的概率分布及其年際變化,以此近似逼近區(qū)域演變的整個過程.通常將 t年份地區(qū)人均 GDP類型的概率分布區(qū)人均 GDP類型之間的轉(zhuǎn)移可以用一個 K×K的馬爾可夫轉(zhuǎn)移概率矩陣來表示,具體見表 1.

表 1 馬爾可夫轉(zhuǎn)移概率矩陣 (K=4)

表 1中,mij表示 t年份屬于類型 i的區(qū)域在下一年份轉(zhuǎn)移到 j類型的轉(zhuǎn)移概率,并采用 mij=nij/ni評估.其中:nij表示在整個研究期間內(nèi),由 t年份屬于 i類型的區(qū)域在 t+1年份屬于 j類型的區(qū)域數(shù)量之和;ni是所有年份中屬于類型 i的區(qū)域數(shù)量之和.若某個區(qū)域的人均 GDP在初始年份為 i,在下一年份仍保持不變,則區(qū)域類型轉(zhuǎn)移為平穩(wěn);如果人均 GDP類型有所提高,則區(qū)域向上轉(zhuǎn)移,否則,區(qū)域向下轉(zhuǎn)移.

2.2 空間自相關(guān)

空間自相關(guān)是檢驗?zāi)骋灰氐膶傩灾凳欠耧@著地與其相鄰空間點(diǎn)上的屬性值相關(guān)聯(lián)的重要指標(biāo)[6].空間自相關(guān)分析是通過空間權(quán)重矩陣建立區(qū)域和周圍鄰居之間的空間關(guān)系,并利用空間滯后算子 (鄰域觀測值的加權(quán)平均)確定每一個區(qū)域的鄰域狀態(tài),為定量分析區(qū)域的空間分布格局提供方法依據(jù).

本文用Moran′sⅠ系數(shù)測定區(qū)域經(jīng)濟(jì)之間的空間自相關(guān)性,用Moran散點(diǎn)圖描述局域空間的異質(zhì)性,橫軸為變量 x的所有觀測值,縱軸為空間滯后向量的所有取值.坐標(biāo)系把區(qū)域劃分為 4種不同類型:H-H型,即高收入的區(qū)域和高收入的鄰居區(qū)域;L-L型,即低收入的區(qū)域和低收入的鄰居區(qū)域;H-L型,即高收入的區(qū)域和低收入的鄰居區(qū)域;L-H型,即低收入的區(qū)域和高收入的鄰居區(qū)域.其中,H-H和 L-L表示正的空間自相關(guān)性,即相似性特征集群在一起;相反,L-H和 H-L表示負(fù)的空間自相關(guān)性,即差異性特征集群在一起[12].

3 長三角區(qū)域經(jīng)濟(jì)趨同的時空演變

3.1 區(qū)域經(jīng)濟(jì)趨同的時間演化特征

運(yùn)用馬爾可夫轉(zhuǎn)移概率矩陣檢驗 1978-2007年長三角區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長趨同與分異過程中是否存在俱樂部趨同現(xiàn)象,結(jié)果如表 2所示.

表 2 1978-2007年長三角區(qū)域人均 GDP類型的馬爾可夫轉(zhuǎn)移概率矩陣

表 2對角線上的元素表示區(qū)域類型沒有發(fā)生變化的概率,非對角線上的元素表示不同區(qū)域類型之間發(fā)生轉(zhuǎn)移的概率.從表 2可以看出,長三角區(qū)域人均 GDP類型轉(zhuǎn)移具有如下特征:

第一,長三角區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長存在比較明顯的俱樂部趨同現(xiàn)象,區(qū)域之間表現(xiàn)為向中低、高收入組趨同.1978-2007年期間,中低收入組維持原類型的概率為 95.3%;由低收入組向中低收入組轉(zhuǎn)移的概率為 16.7%,遠(yuǎn)高于中低收入組向中高收入組及中高收入組向高收入組轉(zhuǎn)移的概率;而由中低收入組向低收入組轉(zhuǎn)移的概率僅為0.8%;中高收入組向中低收入組轉(zhuǎn)移的概率為 4.7%,略大于其向高收入組轉(zhuǎn)移的概率;高收入組維持原類型的概率為 96%.值得一提的是,低收入趨同俱樂部中的區(qū)域仍留在該俱樂部內(nèi)的概率僅為83.3%,為 4組趨同俱樂部中維持原類型概率最低的區(qū)域,這說明低收入趨同俱樂部的穩(wěn)定性要遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于其他 3組.究其原因,首先是因為改革開放以來,長三角地區(qū)依托區(qū)位優(yōu)勢,加快引進(jìn)國外資金、技術(shù)、人才和管理經(jīng)驗,有效地發(fā)揮了對外開放的門戶與窗口作用,通過多途徑、多方式的承接,使得整體經(jīng)濟(jì)得到較高較快的發(fā)展;其次,改革開放后區(qū)域發(fā)展策略的不同在一定程度上也影響著區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展.隨著改革開放的深入,一些具有較好經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和增長條件的城市,憑借改革開放之風(fēng)得到了優(yōu)先發(fā)展,在區(qū)域經(jīng)濟(jì)聯(lián)系中處于領(lǐng)先和支配地位,而另一些城市由于自身條件基礎(chǔ)薄弱和區(qū)域政策的遺漏,使得經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對較慢,因此形成了不同的俱樂部.

第二,對角線上的元素數(shù)值都大于非對角線的元素數(shù)值.對角線上的元素數(shù)值最大的為0.96,最小的為0.833,非對角線的最大值僅為0.167,即一個地區(qū)在初期屬于類型 i,在隨后的年份里屬于該類型的可能性最高為 96%,最低為 83.3%,而轉(zhuǎn)移為其他類型的最大概率僅為 16.7%.這表明,地區(qū)維持原有類型的概率遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于轉(zhuǎn)移為其他類型的概率,地區(qū)類型在相鄰的年份里具有一定的穩(wěn)定性.

第三,在連續(xù)的 2個年份里不存在一個地區(qū)跨越收入層次的趨同俱樂部轉(zhuǎn)移現(xiàn)象.從表 2可以看出,對角線兩側(cè)以外的元素都為 0,這說明:從高收入趨同俱樂部向低收入和中低收入趨同俱樂部轉(zhuǎn)移或由中高收入趨同俱樂部向低收入趨同俱樂部轉(zhuǎn)移的概率均為 0;反之,從低收入向高收入和中高收入轉(zhuǎn)移或由中低收入向高收入轉(zhuǎn)移的概率也均為 0.這說明在連續(xù)的年份里,地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長不可能實(shí)現(xiàn)跨越式發(fā)展,主要是受制于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展自身連續(xù)性的規(guī)律.

圖 1 1978年和 2007年長三角地區(qū)趨同俱樂部空間分布

3.2 區(qū)域經(jīng)濟(jì)趨同的空間分布特征

長期以來,由于自然環(huán)境和區(qū)位條件等因素的差異,長三角地區(qū)各城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平并不平衡.圖 1表示長三角地區(qū)各城市人均 GDP類型在 1978-2007年間的空間分布格局變化.

從圖 1可以看出,1978年長三角地區(qū)只有上海市屬于高水平地區(qū),中高水平地區(qū)也僅有江蘇的南京、無錫和蘇州 3市,中低水平地區(qū)主要分布在江蘇的中北部和浙江的北部地區(qū),數(shù)量最多,為9個,浙江的紹興和臺州則屬于低水平區(qū)域.整體上來說,1978年是改革開放初期,長三角地區(qū)整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平還不高;1978年以后,隨著改革開放進(jìn)程的加快,長三角區(qū)域經(jīng)濟(jì)迅速崛起.

2007年,長三角地區(qū)處于高水平地區(qū)的城市有蘇州、無錫 2市,處于中高水平地區(qū)的城市增加到了 5個,為南京、常州、杭州、寧波、上海,處于中低水平地區(qū)的城市也減少到 8個,已沒有處于低水平地區(qū)的城市.究其原因,主要是隨著改革開放的進(jìn)行,沿海地區(qū)優(yōu)越的區(qū)位條件,以及國家在經(jīng)濟(jì)發(fā)展上給予的優(yōu)惠政策和財政上的支持,各地經(jīng)濟(jì)都得到較快發(fā)展,原先屬于低收入地區(qū)的城市受鄰居區(qū)域的影響,主動向高收入地區(qū)以及中高收入地區(qū)學(xué)習(xí),逐步提高自身發(fā)展能力,實(shí)現(xiàn)向高一級類型的轉(zhuǎn)移.值得一提的是,上海由 1978年的高水平地區(qū)降為中高水平地區(qū),這是因為改革開放后,長三角地區(qū)各市的經(jīng)濟(jì)都得到長足的發(fā)展,導(dǎo)致整個區(qū)域的整體水平大幅提高,比如蘇州、無錫等城市,而上海雖然在經(jīng)濟(jì)總量上提高很多,但其增長速度比不上人均量的增長速度,因此在經(jīng)濟(jì)類型上反而降到低一級的類型上去.

我們把地區(qū)從相對低收入類型轉(zhuǎn)變?yōu)橄鄬Ω呤杖腩愋?定義為“上轉(zhuǎn)移”;反之,定義為“下轉(zhuǎn)移”;如果類型保持不變,則定義為“平穩(wěn)”.1978-2007年間,長三角地區(qū) 16市的類型變化如圖 2所示.1978-2007年之間,向上轉(zhuǎn)移的城市有 7個,主要為浙江中北部 4個城市以及蘇南的蘇州、無錫、常州 3市;向下轉(zhuǎn)移的僅有上海 1市;保持平穩(wěn)的主要為江蘇中北部城市以及浙江北部 3市.另外,區(qū)域在發(fā)生轉(zhuǎn)移時,在空間上大多是以“集群”的形式連片出現(xiàn)的.

圖 2 1978-2007年各市在趨同俱樂部之間的轉(zhuǎn)移

4 空間自相關(guān)分析

本文利用Anselin設(shè)計的軟件 GeoDA,采用以999次重新排列的結(jié)果進(jìn)行統(tǒng)計檢驗,計算出長三角地區(qū) 1978-2007年人均 GDP的全局Moran′sⅠ系數(shù),用來測定 1978年和 2007年長三角區(qū)域經(jīng)濟(jì)體之間的空間自相關(guān)性.

圖 3表示了 1978-2007年人均 GDP全局Moran′sⅠ系數(shù)的變化過程.由圖 3可以看出:長三角地區(qū)人均 GDP整體上有著顯著的正的空間相關(guān)性,呈現(xiàn)顯著的空間集聚狀態(tài),即在人均GDP較高的地區(qū),其周邊地區(qū)的人均 GDP亦較高;反之,人均 GDP較低的地區(qū)也傾向于集聚在一起.

根據(jù)長三角地區(qū)人均 GDPMoran′sⅠ值的變化情況,筆者把它分為 2個階段,即 1978-1991年和 1992-2007年.1992年之前,長三角地區(qū)人均 GDPMoran′sⅠ值呈現(xiàn)出穩(wěn)步上升、逐年增大的趨勢,從 1978年的 0.030 2上升至 1991年的0.107 2.這表明長三角地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長從最初的較低的正的空間相關(guān)性,逐漸演變?yōu)檩^強(qiáng)的空間自相關(guān)性.這樣的轉(zhuǎn)變是由于改革開放初期,長三角各地區(qū)的改革開放都處于摸索階段,開放程度不高,因此地區(qū)之間聯(lián)系較少,空間相關(guān)性較弱.1985年之后,“允許一部分人先富起來”的非均衡區(qū)域發(fā)展政策使得區(qū)域之間的聯(lián)系日益加強(qiáng),相同區(qū)域政策條件下的相鄰地區(qū)可能逐漸走向趨同,結(jié)果各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間相關(guān)性不斷加強(qiáng).1992年之后,長三角地區(qū)人均 GDP Moran′sⅠ值始終在 0.15左右徘徊,2005年達(dá)到最高,為 0.172 1.這說明自 1992年社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制建立以來,其效應(yīng)逐漸顯現(xiàn),各區(qū)域之間空間關(guān)聯(lián)特征顯著.

圖 3 1978-2007年長三角地區(qū)人均 GDP自相關(guān)系數(shù) (Moran′sⅠ值)

圖 4所示為 1978年及 2007年長三角地區(qū)人均 GDPMoran散點(diǎn)圖.從圖 4可以看出:1978年長三角大部分城市都分布在 L-L這一類型,其所占比重為 88.75%;2007年大部分城市主要分布在 L-L和 H-H 2種類型.總體上看,L-L型地區(qū)的數(shù)量有所減少,H-H型地區(qū)的數(shù)量則明顯增加.這是由于在改革開放初期,各地區(qū)之間聯(lián)系甚少,少有的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高地區(qū)對周邊地區(qū)的溢出效應(yīng)也不明顯,沒有強(qiáng)有力的拉動作用,但之后地區(qū)間的聯(lián)系日益加強(qiáng).長三角地區(qū)人均 GDP Moran′sⅠ值的變化過程說明,地區(qū)與鄰居之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在著正的空間相關(guān)性,呈現(xiàn)相互聯(lián)系和相互影響的發(fā)展趨勢,即經(jīng)濟(jì)發(fā)展的高水平地區(qū)在地理空間上傾向于集中在一起,反之,低水平地區(qū)亦集中在一起,因此在空間上形成高水平地區(qū)和低水平地區(qū)的“趨同俱樂部”.Moran′sⅠ系數(shù)從整體上反映了長三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的空間自相關(guān)情況,而Moran散點(diǎn)圖則通過散點(diǎn)圖的形式,定性地描述地區(qū)與周邊地區(qū)之間的聯(lián)系.

圖 4 1978年及 2007年長三角地區(qū)人均 GDPMoran散點(diǎn)圖 (W為權(quán)重)

5 結(jié)論與建議

長三角地區(qū) 16市在改革開放的 30 a期間,區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長存在俱樂部趨同現(xiàn)象,由 1978年的高收入、中高收入、中低收入和低收入 4個趨同俱樂部轉(zhuǎn)變?yōu)楦呤杖?、中高收入和中低收?3個趨同俱樂部,其中,中低收入趨同俱樂部和高收入趨同俱樂部的穩(wěn)定性最大.總體上看,區(qū)域之間的空間關(guān)系或者“鄰居區(qū)域環(huán)境”對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長及其向何種趨同俱樂部轉(zhuǎn)移有一定的影響.長三角區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長在整體上存在較強(qiáng)的正相關(guān)性,并且相關(guān)性不斷上升.

轉(zhuǎn)變目前長三角地區(qū)俱樂部趨同集中在中低收入俱樂部和高收入俱樂部的現(xiàn)象,努力促進(jìn)其

向中高收入及高收入趨同俱樂部趨同,是促進(jìn)長三角地區(qū)更好更快發(fā)展的必然要求,也是起到全國經(jīng)濟(jì)領(lǐng)頭羊作用的關(guān)鍵所在.區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展策略直接影響區(qū)域趨同和分異進(jìn)程,因此,長三角地區(qū)在制定區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)劃和政策時,需特別注意以下幾點(diǎn):第一,統(tǒng)籌區(qū)域發(fā)展策略,保證長三角地區(qū)在發(fā)展過程中享有一致的、公平的政策環(huán)境,同時對目前處于中低收入趨同俱樂部的城市加大扶持力度,使其獲得更強(qiáng)勁的發(fā)展動力;第二,健全區(qū)域互動機(jī)制,促使區(qū)域間相互促進(jìn)、優(yōu)勢互補(bǔ).主要表現(xiàn)在健全市場機(jī)制,打破行政區(qū)劃的限制,促進(jìn)生產(chǎn)要素在區(qū)域間自由流動,引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移;健全合作機(jī)制,拓展合作平臺,優(yōu)勢互補(bǔ),錯位發(fā)展,避免惡性競爭.

[1]Barro R J,Sala IM.Convergen across states and regions[J].Brookings Papers on Economic Activity,1991(2):107-182.

[2]覃成林.中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長趨同與分異研究[J].人文地理,2004,19(3):36-40.

[3]沈坤榮,馬俊.中國經(jīng)濟(jì)增長的“俱樂部收斂”特征及其成因研究[J].經(jīng)濟(jì)研究,2002(1):33-39.

[4]覃成林,唐永.河南區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長俱樂部趨同研究[J].地理研究,2007,26(3):548-555.

[5]蒲英霞,馬榮華,羅浩,等.基于馬爾可夫鏈的江蘇省“俱樂部趨同”演變特征[J].南京社會科學(xué),2006(7):110-115.

[6]潘竟虎,石培基.甘肅省區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長俱樂部空間趨同分析[J].西北師范大學(xué)學(xué)報:自然科學(xué)版,2007,43(6):85-86.

[7]蒲英霞,馬榮華,葛瑩,等.基于空間馬爾可夫鏈的江蘇區(qū)域趨同時空演變[J].地理學(xué)報,2005,60(5):817-826.

[8]黃曉峰,黃躍東.福建省區(qū)域趨同時空演變的空間馬爾可夫鏈分析[J].福建地理,2006,21(6):28-32.

[9]劉春艷,穆新偉,劉淑娟.山東省區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長趨同研究[J].山東師范大學(xué)學(xué)報:自然科學(xué)版,2006,21(3):110-112.

[10]覃成林,彭寶玉.河南區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長趨同實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)問題探索,2005(8):87-90.

[11]靖學(xué)青.長江三角洲區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長趨同檢驗與分析[J].南通大學(xué)學(xué)報:社會科學(xué)版,2006,22(2):21-27.

[12]唐永.中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長俱樂部趨同研究[D].鄭州:河南大學(xué)環(huán)境與規(guī)劃學(xué)院,2007:17.