范 闖 , 劉成杰

(重慶工商大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，重慶 400067)

0 引言

區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長一直都是經(jīng)濟(jì)問題研究的焦點(diǎn)之一，20世紀(jì)80年代以來，新空間經(jīng)濟(jì)學(xué)獲得了飛速發(fā)展，從空間角度研究我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長問題也已獲得諸多有價(jià)值的成果。吳玉鳴等提出了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長β趨同的空間計(jì)量分析框架，發(fā)現(xiàn)由于經(jīng)濟(jì)增長因素在地理空間上的均衡集聚導(dǎo)致了迥然不同的區(qū)域增長格局，并估算出我國省域經(jīng)濟(jì)增長的趨同速度約為2%[1-2]；林光平等的研究發(fā)現(xiàn)，中國在2006年前的幾年時(shí)間內(nèi)，省區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出σ-收斂趨勢[3]；徐勇等提出了基于GIS技術(shù)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長時(shí)空分異模擬方法，據(jù)此，對京津冀都市圈的實(shí)證分析表明該都市圈內(nèi)部城市等級還未完全展開，尚未形成合理的梯度推移和梯級演化結(jié)構(gòu)[4]；張曉旭等研究發(fā)現(xiàn)，空間誤差自回歸模型能夠解釋中國省際經(jīng)濟(jì)增長空間差異及其變化，模型顯示勞動力和資本流動以及知識溢出在省際水平上是顯著存在的，并且有利于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的收斂[5]；覃成林等采用CART方法對中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行俱樂部趨同檢驗(yàn)和影響因素分析，表明中國的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長發(fā)生了明顯的俱樂部趨同，市場化水平和區(qū)域政策是影響俱樂部趨同發(fā)生的重要因素[6]；洪國志等的空間計(jì)量研究也表明中國的經(jīng)濟(jì)增長在城市間存在絕對β收斂[7]；史修松等的研究表明，在經(jīng)濟(jì)增長的源泉中，由于物質(zhì)資本積累與效率改善控制經(jīng)濟(jì)增長收斂方向的差異，使得區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長趨同，人力資本存量與技術(shù)進(jìn)步使得經(jīng)濟(jì)增長趨異[8]。此外，張學(xué)良[9]、武劍等[10-13]分別對長三角、京津冀等沿海較發(fā)達(dá)地區(qū)進(jìn)行了區(qū)域經(jīng)濟(jì)的空間計(jì)量分析。

綜上所述，首先，基于空間視角的中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)問題研究大多是在省級行政單元或東部沿海經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)省份層面進(jìn)行的，利用空間方法研究省級地區(qū)內(nèi)部的經(jīng)濟(jì)增長演變問題的成果較少；二是在探索性空間數(shù)據(jù)分析(ESDA)過程中，可視化展示手段單一，如缺少展現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與經(jīng)濟(jì)空間差異狀況聯(lián)系的可視化分析；第三，在實(shí)證性空間數(shù)據(jù)分析(CSDA)過程中，引進(jìn)交通可達(dá)性并研究其與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的研究成果不多。

1 研究框架

經(jīng)典計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的基本假設(shè)沒有考慮數(shù)據(jù)的空間性特征，因而，運(yùn)用經(jīng)典計(jì)量方法對空間經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)分析所得的結(jié)論，往往與實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行存在嚴(yán)重偏差。隨著空間統(tǒng)計(jì)學(xué)、空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)以及經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的融合發(fā)展，其相關(guān)理論有效地解決了經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)分析過程中的空間性問題，為區(qū)域經(jīng)濟(jì)分析提供了新的方法和手段。

重慶是“國家統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)”，區(qū)域差距、貧富差距、城鄉(xiāng)差距矛盾交織；在自然條件方面，由于地處四川盆地邊緣，受困于山地、丘陵地形，經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間格局獨(dú)特，空間差異顯著。本研究針對空間因素對重慶各區(qū)域間經(jīng)濟(jì)增長所起的作用日益顯著的客觀現(xiàn)實(shí)，將探索性空間數(shù)據(jù)分析(ESDA)與實(shí)證性空間數(shù)據(jù)分析(CSDA)結(jié)合應(yīng)用于分析較小空間尺度即重慶市內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長空間差異問題。在探索性空間數(shù)據(jù)分析(ESDA)過程中，將空間統(tǒng)計(jì)中的統(tǒng)計(jì)地圖與經(jīng)濟(jì)地理學(xué)中的箱地圖聯(lián)立，通過可視化地圖，結(jié)合空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)理論，對重慶市各區(qū)縣的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與縣域經(jīng)濟(jì)空間差異進(jìn)行探索性分析，判斷重慶市區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長中的空間相關(guān)性與異質(zhì)性；在實(shí)證性空間數(shù)據(jù)分析(CSDA)過程中，引進(jìn)交通可達(dá)性與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系研究的成果，并以實(shí)際最短車程作為距離閥值，定義空間權(quán)重*由于地理位置等原因，重慶市區(qū)縣經(jīng)濟(jì)格局與平原地區(qū)不同，影響重慶市區(qū)縣間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的主要因素是交通，依據(jù)交通可達(dá)性與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的相關(guān)研究成果，本研究引進(jìn)交通可達(dá)性概念，并以實(shí)際最短車程定義距離權(quán)重。。期望發(fā)現(xiàn)重慶市區(qū)縣經(jīng)濟(jì)增長的空間結(jié)構(gòu)變化規(guī)律及其特點(diǎn)，并為推動重慶統(tǒng)籌城鄉(xiāng)及區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展提出政策建議。

1.1 探索性空間分析

一般采用Global Moran’sI統(tǒng)計(jì)量和Local Moran’sI(LISA)統(tǒng)計(jì)量測度研究區(qū)域的全局空間自相關(guān)性和局部空間自相關(guān)性以對其進(jìn)行探索性空間檢驗(yàn)(分別用Ig和Ii表示)[14]。其計(jì)算公式分別表示為：

式中：n為重慶的區(qū)縣總數(shù)；wij為空間權(quán)重；xi和xj分別為區(qū)縣i與區(qū)縣j的人均地區(qū)生產(chǎn)總值；s2為屬性方差。

正的局部空間相關(guān)性指數(shù)Ii表示具有較高經(jīng)濟(jì)增長水平的區(qū)縣i被經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的區(qū)縣所包圍(高 —高)，或者表示具有較低經(jīng)濟(jì)增長水平的區(qū)縣i被經(jīng)濟(jì)落后的區(qū)縣所包圍(低 —低)；負(fù)的Ii表示經(jīng)濟(jì)落后的區(qū)縣i被經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的區(qū)縣所包圍(低 —高)，或者表示經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的區(qū)縣i被經(jīng)濟(jì)落后的區(qū)縣所包圍(高 —低)。

1.2 空間計(jì)量模型

通過以上探索性空間數(shù)據(jù)分析，判斷重慶區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長中空間相關(guān)性與異質(zhì)性的存在與否，若顯著存在，則運(yùn)用空間計(jì)量模型中的空間滯后模型(SLM)和空間誤差模型(SEM)分別對重慶區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長作進(jìn)一步的實(shí)證分析。SLM和SEM的模型形式分別為[15-16]：

式中：y為因變量，通常用n×1維向量表示；α為常數(shù)項(xiàng)；I為n×1維的常數(shù)向量；參數(shù)ρ為Wy的系數(shù)；Wy是與因變量的空間自回歸過程相關(guān)的空間權(quán)重矩陣；X為解釋變量矩陣，為n×k矩陣；β為反映解釋變量對因變量變化的影響；ε為回歸估計(jì)的誤差干擾項(xiàng)；ξ為空間誤差回歸估計(jì)的誤差干擾項(xiàng)；λ為空間相關(guān)誤差參數(shù)；Wy′為與誤差干擾項(xiàng)ε的空間自回歸過程相關(guān)的空間權(quán)重矩陣。

將重慶市區(qū)縣i1997—2011年人均地區(qū)生產(chǎn)總值的增長率記作Yi,則Yi=Xi，2011/Xi，1997，其中，Xit表示以1997年為基期的第t(t=1997，1998，…，2011)年區(qū)縣i的實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值,并將1997年各區(qū)縣的人均GDP記作Xi，1997。則空間滯后模型與空間誤差模型相應(yīng)變換為：

式中：Y為1997—2011年重慶市38個(gè)區(qū)縣人均地區(qū)生產(chǎn)總值增長率的向量；α*為常數(shù)項(xiàng);β*為β收斂的參數(shù)估計(jì)值，其收斂速度可以表示為V=-ln (1+β)/T，且T為間隔的時(shí)期數(shù)；X1997表示以1997年為基期的重慶市38個(gè)區(qū)縣人均地區(qū)生產(chǎn)總值向量；ρ*為空間滯后影響參數(shù)；W表為空間權(quán)重矩陣；λ*和ξ分別為空間誤差影響參數(shù)和空間誤差干擾項(xiàng)。

在區(qū)域經(jīng)濟(jì)的空間分析過程中，W的合理選擇很重要，其關(guān)鍵是如何對區(qū)域內(nèi)各研究單元的空間位置進(jìn)行量化。本研究先后嘗試用空間距離的相鄰距離和有限距離兩種方法，分別對重慶各區(qū)縣間的空間位置進(jìn)行量化，得出基于相鄰距離的一階相鄰空間權(quán)重矩陣W1和有限距離的空間權(quán)重矩陣W2兩個(gè)空間權(quán)重矩陣。

關(guān)于空間權(quán)重矩陣W的確定方法是：

一階相鄰空間權(quán)重矩陣W1中，

有限距離的空間權(quán)重矩陣W2中，

式中：dij為從區(qū)縣i的縣政府(區(qū)政府)到j(luò)區(qū)縣的縣政府(區(qū)政府)的距離；d為距離閥值，且i≠j。

2 實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)說明

本研究以重慶全域的“一圈兩翼”38個(gè)區(qū)縣(自治縣)為空間分析尺度，通過車載GPS導(dǎo)航測得各縣政府(區(qū)政府)之間的實(shí)際最短車程定義有限距離相鄰的空間權(quán)重矩陣W2，以重慶各區(qū)縣1997年為基期的通過可比價(jià)格計(jì)算的實(shí)際年人均地區(qū)生產(chǎn)總值為分析變量，且記作Xit，時(shí)間序列為1997—2011年。其中，各區(qū)縣的人均地區(qū)生產(chǎn)總值及其實(shí)際增長指數(shù)數(shù)據(jù)均來源于《重慶直轄10周年 ——數(shù)據(jù)與分析》和《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒(1998—2012)》。

2.2 探索性空間分析

2.2.1全局空間相關(guān)性分析。利用Geoda 095i軟件，建立1997和2011年實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值的箱地圖、統(tǒng)計(jì)地圖，并以一階相鄰空間矩陣W1作為權(quán)重矩陣，計(jì)算1997—2011年重慶市區(qū)縣人均地區(qū)生產(chǎn)總值的全局自相關(guān)系數(shù)(圖1，圖2)。

圖1 1997和2011年重慶市區(qū)縣經(jīng)濟(jì)的箱地圖和統(tǒng)計(jì)地圖

圖2 重慶市區(qū)縣經(jīng)濟(jì)全局空間自相關(guān)系數(shù)

圖1表明，從重慶各區(qū)縣的人均地區(qū)生產(chǎn)總值的整體分布來看，經(jīng)濟(jì)增長水平高的區(qū)縣大多集中在主城及其周邊地區(qū)，而經(jīng)濟(jì)增長水平較低的區(qū)縣主要分布在兩翼地區(qū)，說明地理位置不同，各區(qū)縣在經(jīng)濟(jì)增長水平上也表現(xiàn)出一定的差異性。

圖2表明，自重慶成為直轄市以來，其所有年份的Ig指數(shù)值遠(yuǎn)大于0，且總體呈上升趨勢。這說明重慶市區(qū)縣經(jīng)濟(jì)整體上具有明顯的空間集聚特征，且集聚程度呈不斷加強(qiáng)趨勢：與發(fā)達(dá)區(qū)縣相鄰的區(qū)縣大多是發(fā)達(dá)區(qū)縣，而與落后區(qū)縣相鄰的區(qū)縣大多是落后區(qū)縣。表明重慶市區(qū)縣人均地區(qū)生產(chǎn)總值的空間分布存在顯著的空間相關(guān)性。

2.2.2局部空間自相關(guān)分析。為了檢驗(yàn)重慶各區(qū)縣的經(jīng)濟(jì)增長在各地區(qū)內(nèi)是否存在顯著的空間關(guān)聯(lián)性，以一階相鄰空間矩陣W1為權(quán)重矩陣，運(yùn)用Geoda 095i軟件分別繪制1997和2011年重慶各區(qū)縣人均地區(qū)生產(chǎn)總值的LISA集聚地圖及其對應(yīng)的顯著性地圖(圖3)。

比較重慶1997和2011年區(qū)縣人均地區(qū)生產(chǎn)總值的LISA集聚地圖及其顯著性地圖可以發(fā)現(xiàn)，1997與2011年重慶市區(qū)縣人均地區(qū)生產(chǎn)總值具有較為顯著的空間集聚特征，并且2011年的集聚程度比1997年明顯提高。這與全局空間相關(guān)分析的結(jié)論一致。其中，高—高相鄰區(qū)縣集中分布在1 h經(jīng)濟(jì)圈內(nèi)，以主城區(qū)為主，且規(guī)模在擴(kuò)大，客觀上該區(qū)域一直是重慶經(jīng)濟(jì)增長的火車頭，對區(qū)域內(nèi)其他區(qū)縣間帶動作用顯著；低—低相鄰的區(qū)縣集中分布在兩翼地區(qū)，該區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展長期滯后，這些區(qū)縣相互間的帶動作用也不顯著；其他不顯著區(qū)縣也存在一定的空間相關(guān)性，只是沒有通過0.05的顯著性水平檢驗(yàn)。

圖3 1997和2011年重慶市區(qū)縣經(jīng)濟(jì)的LISA集聚地圖及其顯著性

探索性空間分析初步表明：自重慶成為直轄市以來，其區(qū)縣經(jīng)濟(jì)增長無論是在全局還是在局部都呈現(xiàn)出顯著的空間集聚特征，即不同區(qū)縣間經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)為顯著的空間相關(guān)性。

2.3 空間計(jì)量分析

引起這種空間自相關(guān)的原因有兩種可能：第一是各區(qū)縣間確實(shí)存在空間相互作用；第二是由于數(shù)據(jù)測量誤差而引起的空間關(guān)聯(lián)。因此，需要選擇合適的空間計(jì)量模型對重慶市區(qū)縣經(jīng)濟(jì)增長作進(jìn)一步分析。為此，本研究以60 km作為距離閥值設(shè)定重慶市區(qū)縣經(jīng)濟(jì)增長的空間權(quán)重矩陣，并利用Geoda 095i軟件分別對標(biāo)準(zhǔn)的β-收斂模型、空間滯后模型和空間誤差模型的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行比較分析(表1)[17-19]。

通過對比表中3種模型的估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)：(1)OLS的估計(jì)結(jié)果中只有參數(shù)α*通過了0.05水平的顯著性檢驗(yàn)，β*未通過檢驗(yàn)，而考慮了空間相關(guān)性的空間滯后模型和空間誤差模型的各個(gè)參數(shù)皆可通過0.01水平的顯著性檢驗(yàn); (2) 就擬合優(yōu)度而言，空間誤差模型回歸結(jié)果擬合優(yōu)度最高，傳統(tǒng)的OLS 模型次之，空間滯后模型的回歸結(jié)果的擬合優(yōu)度最低; (3) 通過對各模型回歸殘差的空間檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)只有傳統(tǒng)OLS 模型估計(jì)結(jié)果的殘差存在顯著的空間相關(guān)性，且通過了0．05 水平下的顯著性檢驗(yàn)(圖4) ，而兩類空間計(jì)量模型回歸結(jié)果的殘差的空間相關(guān)性都不顯著( 均沒有通過0．05水平的顯著性檢驗(yàn)) ; (4) 從空間依賴性檢驗(yàn)結(jié)果看，就擬合效果而言，空間誤差模型的擬合效果最好，空間滯后模型次之，傳統(tǒng)的OLS 模型的擬合效果最差。因而，無論是從估計(jì)結(jié)果的顯著性水平、擬合優(yōu)度還是從殘差的空間性檢驗(yàn)角度，考慮了空間相關(guān)性的空間計(jì)量模型比傳統(tǒng)的空間計(jì)量模型更加穩(wěn)健。

表1 估計(jì)結(jié)果對比

圖4 OLS回歸估計(jì)殘差的四分位圖及其Moran散點(diǎn)圖

顯然，應(yīng)用空間計(jì)量模型研究重慶市區(qū)縣經(jīng)濟(jì)增長水平的關(guān)聯(lián)性更為合適。而對于是選擇空間滯后模型還是空間誤差模型，根據(jù)Anselin[20]和LeSage[21]的建議，可以使用拉格朗日乘數(shù)作為判別標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行模型檢驗(yàn)[22]。根據(jù)表1，按照Anselin和LeSage設(shè)定的原則，選擇空間誤差模型較為合理，這與回歸結(jié)果的顯著性水平檢驗(yàn)、擬合優(yōu)度檢驗(yàn)和擬合效果的檢驗(yàn)結(jié)果相一致。

通過以上分析,最終選擇空間誤差模型對重慶市區(qū)縣經(jīng)濟(jì)作進(jìn)一步分析，這說明，重慶各區(qū)縣經(jīng)濟(jì)增長不僅與該區(qū)縣在重慶直轄之初的經(jīng)濟(jì)發(fā)展格局有關(guān)，還與其鄰近區(qū)縣的經(jīng)濟(jì)增長水平及其溢出效應(yīng)有關(guān)。從空間誤差模型的估計(jì)結(jié)果還可以發(fā)現(xiàn)：(1)β*參數(shù)的估計(jì)值為負(fù)，說明1997—2011年期間，重慶市區(qū)縣經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的趨同現(xiàn)象，且收斂速度為0.61%，但遠(yuǎn)小于吳玉鳴[2]研究發(fā)現(xiàn)的全國省域經(jīng)濟(jì)增長的2%左右平均收斂速度。說明重慶市區(qū)縣經(jīng)濟(jì)增長趨同明顯受制于地區(qū)間“中心 —外圍”格局，處于外圍的兩翼地區(qū)區(qū)縣與鄰近區(qū)縣間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系仍明顯受困于交通等因素的制約；(2)空間誤差項(xiàng)的系數(shù)λ*<0，表明重慶市各區(qū)縣在經(jīng)濟(jì)增長過程中因勞動力、資本、技術(shù)等因素的空間溢出效應(yīng)引起的殘差項(xiàng)對鄰近區(qū)縣的經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的集聚效應(yīng)。因?yàn)閯趧恿?、資本、技術(shù)等在跨區(qū)縣流動過程中，由落后地區(qū)向發(fā)達(dá)地區(qū)流動比較容易，而由發(fā)達(dá)地區(qū)向落后地區(qū)流動則相對困難，因而，1997—2011年間重慶市區(qū)縣經(jīng)濟(jì)增長過程呈現(xiàn)顯著的集聚效應(yīng)。

3 結(jié)論與建議

通過對重慶市1997—2011年間區(qū)縣經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)分析表明：(1)重慶市區(qū)縣經(jīng)濟(jì)增長過程中的空間集聚現(xiàn)象顯著存在，且呈加強(qiáng)趨勢；主城區(qū)的核心輻射帶動功能得到強(qiáng)化，對“一圈”內(nèi)其他區(qū)縣經(jīng)濟(jì)增長的引領(lǐng)作用顯著，但“兩翼”地區(qū)的后發(fā)優(yōu)勢仍未得到充分發(fā)揮。(2)受交通等基礎(chǔ)設(shè)施制約因素的影響，雖然重慶市區(qū)縣經(jīng)濟(jì)增長中趨同現(xiàn)象顯著，但其收斂速度僅為0.61%，遠(yuǎn)小于全國2%左右的平均水平，“一圈”對“兩翼”地區(qū)的幫扶帶動作用仍需加強(qiáng)。

基于以上結(jié)論，為了縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異、促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，使重慶成為城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的直轄市，應(yīng)從以下3個(gè)著眼點(diǎn)進(jìn)行努力：(1)強(qiáng)化主城區(qū)經(jīng)濟(jì)的核心地位，“一圈”內(nèi)的其他區(qū)縣要充分利用地區(qū)優(yōu)勢，依托主城、做優(yōu)做強(qiáng)，最大限度地?cái)U(kuò)大“一圈”經(jīng)濟(jì)的輻射區(qū)域；(2)改善“兩翼”地區(qū)的交通運(yùn)輸?shù)然A(chǔ)設(shè)施條件，利用資源優(yōu)勢，發(fā)展地區(qū)特色經(jīng)濟(jì)，力爭實(shí)現(xiàn)趕超發(fā)展；(3)增進(jìn)“一圈兩翼”間的經(jīng)濟(jì)互動，強(qiáng)化“一圈”對“兩翼”的幫扶帶動作用，以形成城鄉(xiāng)及區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新格局。

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