摘要：在關(guān)于區(qū)域工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的研究中，大多文獻(xiàn)都假定經(jīng)濟(jì)個(gè)體獨(dú)立存在，忽視了經(jīng)濟(jì)個(gè)體之間在地理空間經(jīng)濟(jì)關(guān)系上的相互作用。本文將對(duì)工業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究基礎(chǔ)加入空間因素，考察各省份的工業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存不存在空間相關(guān)性。

關(guān)鍵詞：環(huán)境；工業(yè)全要素生產(chǎn)率；空間相關(guān)性

一、導(dǎo)言

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展，取得了舉世矚目的成就，作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)主導(dǎo)部門(mén)的工業(yè)部門(mén)一直持續(xù)高速發(fā)展，據(jù)統(tǒng)計(jì)，2011年工業(yè)產(chǎn)值達(dá)到188470.2億元，占GDP比重近40%，可見(jiàn)工業(yè)已成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)體系的核心，并且在未來(lái)相當(dāng)長(zhǎng)的時(shí)期內(nèi)我國(guó)還將處于工業(yè)化發(fā)展階段，它的增長(zhǎng)狀況將直接影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度和質(zhì)量。全要素生產(chǎn)率一直被認(rèn)為是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在源泉。

然而，工業(yè)生產(chǎn)率的快速增長(zhǎng)帶動(dòng)了中國(guó)經(jīng)濟(jì)的崛起，但在工業(yè)發(fā)展過(guò)程中也出現(xiàn)許多問(wèn)題和挑戰(zhàn)。其中，區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距有日益擴(kuò)大之勢(shì)，過(guò)去我國(guó)政策優(yōu)惠與投資重心一味向東部沿海地區(qū)傾斜，造成區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距擴(kuò)大和區(qū)域利益關(guān)系嚴(yán)重扭曲。2011年?yáng)|部地區(qū)生產(chǎn)總值為269259億元，占全國(guó)經(jīng)濟(jì)總量份額的51.96%。此外，中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的背后引發(fā)的環(huán)境污染問(wèn)題日益嚴(yán)重，2012年全國(guó)廢水排放總量達(dá)684.6億噸，全國(guó)監(jiān)測(cè)的1200多條河流中，有850多條受污染，90%以上的城市水域也遭到污染。

二、研究?jī)?nèi)容

對(duì)于中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)展迅速，但環(huán)境問(wèn)題不斷惡化的現(xiàn)實(shí)，許多學(xué)者關(guān)于工業(yè)TFP和環(huán)境做了大量研究。Hailu和Veeman（2001）在研究加拿大造紙行業(yè)生產(chǎn)率時(shí)認(rèn)識(shí)到污染排放對(duì)生產(chǎn)率具有負(fù)面影響；Fare等（2001）運(yùn)用ML指數(shù)測(cè)算了1974-1986年美國(guó)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率，發(fā)現(xiàn)考慮環(huán)境因素的生產(chǎn)率年均增長(zhǎng)了3.6%，忽略環(huán)境因素的生產(chǎn)率增長(zhǎng)為1.7%。楊俊、邵漢華（2009）則利用方向性距離函數(shù)的Malmquist-Luenberger指數(shù)測(cè)算了1998-2007年地區(qū)工業(yè)考慮了環(huán)境因素下全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)及分解，得到忽略環(huán)境因素會(huì)高估我國(guó)工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的結(jié)論。

然而，已有學(xué)者的研究大多忽視了地區(qū)間要素流動(dòng)和溢出效應(yīng)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響。而且大多文獻(xiàn)都假定經(jīng)濟(jì)個(gè)體獨(dú)立存在，忽視了經(jīng)濟(jì)個(gè)體之間在地理空間經(jīng)濟(jì)關(guān)系上的相互作用。新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)認(rèn)為，一個(gè)地區(qū)空間單元上某種經(jīng)濟(jì)地理現(xiàn)象或某一屬性值與鄰近地區(qū)空間單元上同一經(jīng)濟(jì)地理現(xiàn)象或?qū)傩灾凳窍嚓P(guān)的（Anselin，1988）。中國(guó)改革開(kāi)放三十多年，區(qū)域間開(kāi)放程度越來(lái)越大，地區(qū)間聯(lián)系越來(lái)越密切，不僅經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在一定程度上具有空間關(guān)聯(lián)性，環(huán)境污染也具有跨地區(qū)“溢出”效應(yīng)，臨近區(qū)域存在著技術(shù)、信息擴(kuò)散、人才相互流動(dòng)，這種流動(dòng)的頻繁使得地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受周邊地區(qū)的影響越來(lái)越大。因此，各地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展并不是孤立的，而是相互作用、相互影響的。區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否存在空間上的相關(guān)性？這也成為本文研究的主要內(nèi)容。

三、實(shí)證分析

在對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)進(jìn)行空間相關(guān)性分析時(shí)，首先要采用空間統(tǒng)計(jì)分析檢驗(yàn)被解釋變量存不存在空間相關(guān)性，大多數(shù)文獻(xiàn)一般采用Moran（1950）提出的Moran’s I指數(shù)法來(lái)檢驗(yàn)空間自相關(guān)。Moran’s I指數(shù)分為全局Moran’s I指數(shù)和局部Moran’s I指數(shù)。由于版面限制，我們省去工業(yè)TFP的測(cè)算結(jié)果，直接給出工業(yè)TFP的空間相關(guān)性的結(jié)論。

1、檢驗(yàn)方法

全局Moran’s I描述的是總體上被解釋變量的空間相關(guān)性。其統(tǒng)計(jì)量為：

MI=∑Ni=1∑Nj=1wij（TFPi-TFP）（TFPj-TFP）S2∑Ni=1∑Nj=1wij（3.1）

其中，wij空間權(quán)重矩陣中的第（i，j）個(gè)元素。一般兩個(gè)地區(qū)相鄰取值為1，否則為0。Moran’s I指數(shù)取值在（-1，1）之間，MI0表示各空間單元的觀測(cè)值為空間正相關(guān)，數(shù)值越大，正相關(guān)程度越強(qiáng)；MI0表示空間負(fù)相關(guān)，等于0表示各地區(qū)無(wú)空間相關(guān)。

Anselin（1995）認(rèn)為，全局Moran’s I指數(shù)可能平均化了各地區(qū)間的差異，不能反映各地區(qū)之間的空間相關(guān)性，因此有必要使用局部Moran’s I指標(biāo)分析空間相關(guān)的局部特性，其統(tǒng)計(jì)量：

MIi = Zi ∑Nj = 1wij Zj ∑Ni = 1Z2i N （3.2）

Zi=TFPi-TFP，Zj=TFPj-TFP，wij空間權(quán)重矩陣中的第（i，j）個(gè)元素。該指數(shù)測(cè)度了第i個(gè)地區(qū)與其他周?chē)貐^(qū)的空間相關(guān)程度。當(dāng)局部Moran’s I值大于其期望值Ei（MIi）時(shí)，表示地區(qū)i與周?chē)貐^(qū)存在正的局部空間相關(guān)性，反之，則為負(fù)的局部空間相關(guān)性。

2、空間相關(guān)性檢驗(yàn)分析

本文首先選取2005-2011年中國(guó)30個(gè)省份的工業(yè)TFP值數(shù)據(jù)，基于Rook的鄰近矩陣，并利用OpenGeoDA軟件包計(jì)算全局Moran’s I 指數(shù)，各年計(jì)算結(jié)果如表3-1。

表3-1分析發(fā)現(xiàn)，Moran’s I指數(shù)較為顯著，從全國(guó)平均水平來(lái)看，鄰近省份的生產(chǎn)率水平存在顯著的空間相關(guān)性。其中僅2008年和2010年為負(fù)值，說(shuō)明這兩年的工業(yè)TFP在空間上存在負(fù)相關(guān)關(guān)系；而其余年份均為正值，表明其余年份的各省份工業(yè)TFP存在空間正相關(guān)關(guān)系。但是，我們不能根據(jù)此結(jié)果就斷定任何地區(qū)的TFP都與鄰近省份均有關(guān)，我們需要進(jìn)一步通過(guò)局部Moran’s I指數(shù)來(lái)考察地區(qū)間的空間相關(guān)性。

局部Moran’s I指數(shù)的空間特征可以通過(guò)Moran’s I散點(diǎn)圖進(jìn)行考察，兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)，即2005、2010年，并對(duì)這兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)的Moran’s I散點(diǎn)圖展開(kāi)分析，如圖3-2a—3-2c。

圖3-2a2005年中國(guó)30個(gè)省份工業(yè)TFP Moran’s I散點(diǎn)圖

2005年，中國(guó)工業(yè)TFP的Moran’s I指數(shù)是負(fù)的，其中，位于第一象限的省份有上海、江蘇、北京、天津、河北、遼寧、山東、浙江，屬于高-高（H-H）的正相關(guān)關(guān)系；黑龍江、吉林、山西、江西、安徽、福建位于第二象限的低-高（L-H）關(guān)系群上；河南、貴州、陜西、甘肅、湖南、湖北、寧夏、青海、四川、新疆10省份位于第三象限的高-低（L-L）關(guān)系集群上；位于第四象限上的有5個(gè)省市，分別是重慶、云南、廣西、內(nèi)蒙古、廣東，是低-低（H-L）的負(fù)相關(guān)關(guān)系。其中海南同時(shí)跨越了第一和第四象限。見(jiàn)圖3-2a。

圖3-2b2010年中國(guó)30個(gè)省份工業(yè)TFP Moran’s I散點(diǎn)圖

2010年，遼寧、北京、天津、山東、江蘇、上海、福建、廣東8省份位于H-H的第一象限；位于第二象限的L-H省份包括河北、黑龍江、吉林、安徽、浙江、寧夏、甘肅、山西8省份；河南、湖北、湖南、貴州、四川、廣西、云南、陜西、青海9省份位于第三象限上， 為L(zhǎng)-L的空間相關(guān)關(guān)系；江西、重慶、新疆、內(nèi)蒙古4個(gè)省份位于第四象限上。其中，海南同時(shí)跨越了第一和第四象限，如圖3-2b。

總之，通過(guò)全局Moran’s I 值和局部Moran散點(diǎn)圖可以看出，我國(guó)各省份工業(yè)TFP存在著明顯的空間自相關(guān)和空間依賴(lài)性。從東中西的角度來(lái)看，顯著的L-L地區(qū)主要集聚在中西部地區(qū)，H-H地區(qū)則出現(xiàn)在東中部省市。因此，可以看出東部地區(qū)的工業(yè)TFP存在顯著的向中部地區(qū)溢出，并不斷提高中部地區(qū)工業(yè)TFP水平。西部省市的工業(yè)TFP水平普遍較低。

四、結(jié)論

本文提出了一種對(duì)地區(qū)工業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率的空間統(tǒng)計(jì)方法—Moran指數(shù)，根據(jù)前文分析結(jié)果得出中國(guó)各地區(qū)的工業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在著明顯的空間相關(guān)性和依賴(lài)性，即一個(gè)省份的工業(yè)全要素生產(chǎn)率容易受鄰近省份的工業(yè)全要素生產(chǎn)率影響。因此，在以后的研究中，無(wú)需只考慮時(shí)間效應(yīng)，還需考慮空間效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響。

實(shí)際上，各省工業(yè)全要素生產(chǎn)率的非均衡性使得東西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異拉大，這也正和我國(guó)地域經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀和工業(yè)發(fā)展的空間格局基本相同?？傮w來(lái)說(shuō)，東部地區(qū)的工業(yè)全要素生產(chǎn)率水平最高，中部次之、西部最低。因此，本文的研究結(jié)果對(duì)于制定中國(guó)區(qū)域工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略具有重要意義。國(guó)家和地方政府在制定工業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略時(shí)也應(yīng)充分考慮空間外溢性，將區(qū)域間的空間聯(lián)系和作用納入到全要素生產(chǎn)率或經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策制定中。（作者單位：浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)）

參考文獻(xiàn)：

[1]吳玉鳴，李建霞.基于地理加權(quán)回歸模型的省域工業(yè)全要素生產(chǎn)率分析[J].經(jīng)濟(jì)地 理，2006，（5）.

[2]涂正革.全要素生產(chǎn)率與區(qū)域工業(yè)的和諧快速發(fā)展：基于1995-2004年28個(gè)省市大中型工業(yè)的非參數(shù)生產(chǎn)前沿分析[J].財(cái)經(jīng)研究，2007，（12）

[3]楊俊，邵漢華.環(huán)境約束下的中國(guó)工業(yè)增長(zhǎng)狀況研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2009，（9）

[4]Anselin，L.and Griffith，D.： Do Spatial Effects Really Matter in Regression Analysis？ Papers of the Regional Science Association， 65：11-34，1988.