潘竟虎　賈文晶

摘要：區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異是學(xué)術(shù)界和政府決策層都關(guān)注的重要問(wèn)題，適度的經(jīng)濟(jì)差異有助于資源的高效配置和產(chǎn)業(yè)的合理轉(zhuǎn)移，經(jīng)濟(jì)差異過(guò)大則會(huì)弱化業(yè)已形成的分工與協(xié)作，甚至有可能影響到社會(huì)穩(wěn)定，已有研究往往忽視了縣域空間效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。本文以人均GDP為測(cè)度指標(biāo)，利用ESDA和GIS空間分析方法對(duì)2000-2010年中國(guó)國(guó)家級(jí)貧困縣經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的空間差異格局進(jìn)行分析；將貧困縣按經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分為4種類(lèi)型，計(jì)算其馬爾可夫鏈矩陣和空間馬爾可夫鏈矩陣，并進(jìn)行類(lèi)型轉(zhuǎn)變及其與鄰域類(lèi)型轉(zhuǎn)變關(guān)系的空間格局演化分析。結(jié)果表明：中國(guó)國(guó)家級(jí)貧困縣在數(shù)量上表現(xiàn)為非均衡的發(fā)展格局，即強(qiáng)者日趨極化，而弱者日趨邊緣化；在空間分布上呈現(xiàn)東—西遞增，南—北遞減的分異趨勢(shì)。從總體分布格局來(lái)看，11年間Morans I估計(jì)值呈上升趨勢(shì)，縣域經(jīng)濟(jì)的自相關(guān)性在不斷增加；從局部分布格局來(lái)看，各貧困縣域經(jīng)濟(jì)總體發(fā)展水平不均衡，縣域之間的經(jīng)濟(jì)差異有所擴(kuò)大?？h域經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在比較顯著的俱樂(lè)部趨同特征，其中高、低水平趨同俱樂(lè)部穩(wěn)定性最強(qiáng)，其維持原有狀態(tài)的可能性分別為0.942和0.957；趨同俱樂(lè)部類(lèi)型的轉(zhuǎn)變受鄰域空間背景的影響明顯，鄰域環(huán)境對(duì)區(qū)域發(fā)展程度聚集類(lèi)型的演變具有促進(jìn)或制約效應(yīng)。11年間縣域經(jīng)濟(jì)的熱、冷點(diǎn)格局發(fā)生了較大變化，冷點(diǎn)區(qū)域在空間上形成“兩橫三縱”的空間架構(gòu)。資源基礎(chǔ)、區(qū)位條件以及空間近鄰效應(yīng)是貧困縣經(jīng)濟(jì)空間差異的主要原因。最后，從制定多中心空間開(kāi)發(fā)政策、強(qiáng)化縣域經(jīng)濟(jì)跨行政區(qū)合作、提升擴(kuò)散型區(qū)域輻射效應(yīng)等方面提出了發(fā)展建議。

關(guān)鍵詞：區(qū)域差異；ESDA-GIS；空間計(jì)量；貧困縣；中國(guó)

中圖分類(lèi)號(hào) F127 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 1002-2104（2014）05-0153-08

區(qū)域差異始終是經(jīng)濟(jì)學(xué)和地理學(xué)研究的熱點(diǎn)問(wèn)題，適度的經(jīng)濟(jì)差異對(duì)于資源的高效配置和產(chǎn)業(yè)的合理轉(zhuǎn)移有幫助，經(jīng)濟(jì)差異過(guò)大反而會(huì)弱化業(yè)已形成的分工與協(xié)作，甚至有可能影響到社會(huì)穩(wěn)定[1]。研究區(qū)域間經(jīng)濟(jì)差異的空間格局及其成因，可以為落后地區(qū)加快發(fā)展和發(fā)達(dá)地區(qū)保持競(jìng)爭(zhēng)力提供政策制定依據(jù)[2]。我國(guó)由于不同區(qū)域間在自然稟賦、區(qū)位條件、政策傾斜、發(fā)展歷史和文化背景等方面存在較大差異，致使區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異顯著，不僅表現(xiàn)在沿海與內(nèi)地之間，東西與南北之間，甚至在同一區(qū)域內(nèi)部也存在較大差異。這引起了學(xué)者的高度關(guān)注，開(kāi)展了大量學(xué)術(shù)研究。從研究尺度看，既有全國(guó)[3]、三大地帶[4]、大經(jīng)濟(jì)區(qū)[5]和省域[6]層面上的宏觀(guān)研究，也有基于縣域[7]和鄉(xiāng)鎮(zhèn)[8]視角的微觀(guān)研究；從研究對(duì)象看，既有針對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)[9]和欠發(fā)達(dá)地區(qū)[10]內(nèi)部差異的研究，還有針對(duì)如省際邊緣區(qū)[11]和鐵路沿線(xiàn)經(jīng)濟(jì)帶[1]等特殊區(qū)域的跨界研究；從研究方法看，既采用傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)分析手段（變差函數(shù)[12]、Gini系數(shù)[13]、信息熵[14]、Theil指數(shù)[15]等）和計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型（趨同模型[16]、小波分析[3]、隨機(jī)前沿模型[17]等），也借助空間計(jì)量學(xué)方法（空間自相關(guān)[2]、地理加權(quán)回歸[6]、趨勢(shì)面分析[11]等）展開(kāi)研究。

我國(guó)已進(jìn)入全面建成小康社會(huì)的歷史時(shí)期，但全國(guó)仍有1.28億的貧困人口[18]。加快貧困地區(qū)發(fā)展，尤其是縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展是減少農(nóng)村貧困的根本途徑。國(guó)家級(jí)貧困縣是經(jīng)國(guó)務(wù)院扶貧開(kāi)發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組辦公室認(rèn)定的國(guó)家實(shí)施經(jīng)濟(jì)扶持的縣級(jí)行政區(qū)特定稱(chēng)謂，研究其經(jīng)濟(jì)時(shí)空差異是科學(xué)制定縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的前提和基礎(chǔ)。目前，國(guó)家級(jí)貧困縣空間差異的研究鮮見(jiàn)報(bào)道，全國(guó)范圍的格局研究更是少見(jiàn)。針對(duì)上述不足，本文以592個(gè)國(guó)家級(jí)貧困縣為案例，基于GIS空間計(jì)量測(cè)度方法，分析經(jīng)濟(jì)差異的時(shí)空格局，以期為貧困地區(qū)空間格局有序開(kāi)發(fā)及區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展提供科學(xué)參考和決策依據(jù)。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

1.1 國(guó)家級(jí)貧困縣概況

1986年，國(guó)家首次劃出273個(gè)國(guó)家貧困縣；1994年，國(guó)家啟動(dòng)“八七扶貧攻堅(jiān)計(jì)劃”，國(guó)家貧困縣擴(kuò)大為592個(gè)；2001年，《中國(guó)農(nóng)村扶貧開(kāi)發(fā)綱要（2001-2010年）》發(fā)布，取消了沿海發(fā)達(dá)地區(qū)的所有國(guó)家級(jí)貧困縣，增加了中西部地區(qū)的貧困縣數(shù)目，但總數(shù)依然為592個(gè)，同時(shí)將“貧困縣”的提法改為“扶貧開(kāi)發(fā)工作重點(diǎn)縣”；2011年，《中國(guó)農(nóng)村扶貧開(kāi)發(fā)綱要（2011-2020年）》發(fā)布，2012年3月，國(guó)務(wù)院扶貧開(kāi)發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組辦公室在其官方網(wǎng)站公布了最新的扶貧開(kāi)發(fā)工作重點(diǎn)縣，總數(shù)雖仍為592個(gè)，但空間分布上有所調(diào)整。1994-2012年，調(diào)出的縣有127個(gè)（圖1），主要位于內(nèi)蒙古（12個(gè)）、陜西（11個(gè)）、山西（10個(gè)）、山東（10個(gè)）和遼寧（9個(gè)）等省區(qū)，這些縣近年來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，如內(nèi)蒙古鄂爾多斯市的伊金霍洛旗、烏審旗和準(zhǔn)格爾旗依靠豐富的煤炭資源大力發(fā)展能源產(chǎn)業(yè)，2010年3個(gè)旗的人均GDP均超過(guò)1萬(wàn)元，農(nóng)民人均純收入均在8 700元以上，高于全國(guó)平均水平47%，貧困縣的稱(chēng)謂已不合時(shí)宜。調(diào)入的縣也有127個(gè)，主要位于內(nèi)蒙古（12個(gè)）、四川（11個(gè)）、陜西（11個(gè)）、湖南（10個(gè)）、河南（9個(gè)）和山西（9個(gè)），這些原本并不貧困的縣由于不同的原因在發(fā)展中逐漸落在了后面。調(diào)整后的國(guó)家貧困縣全部分布在中西部地區(qū)，其中西部省份占375個(gè)，中部217個(gè)；按所屬省區(qū)來(lái)看，云南省最多，有73個(gè)，其次是陜西和貴州，各有50個(gè)。

1.2 研究方法

1.2.1 探索性數(shù)據(jù)分析（ESDA）

常用的區(qū)域差異分析方法包括統(tǒng)計(jì)法、公理法、社會(huì)安全函數(shù)以及模型法，前3種方法均為基于數(shù)字挖掘的分析推導(dǎo)法，缺乏空間視角，無(wú)法實(shí)現(xiàn)地域差異空間格局的可視化表達(dá)，也忽視了鄰域的影響。本文采用基于GIS平臺(tái)的ESDA技術(shù)，包括全局Morans I指數(shù)和局域Morans I指數(shù)（LISA）。ESDA是得到學(xué)界認(rèn)可的較為理想的數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)分析方法，已被廣泛用于區(qū)域差異的研究中，篇幅所限，計(jì)算公式詳見(jiàn)文獻(xiàn)[19]。引入GetisOrd Gi*來(lái)判別不同空間位置上的高值與低值集聚狀況，計(jì)算式詳見(jiàn)文獻(xiàn)[20]。

1.2.2 三維趨勢(shì)分析（Trend Analysis）

用于揭示空間物體的總體分布規(guī)律，忽視局部變異。一般來(lái)說(shuō)，任一表面可分為兩部分：確定性的全局趨勢(shì)和隨機(jī)性的短程變異[21]。三維趨勢(shì)分析反映了描述對(duì)象在空間區(qū)域上變化的主體特征。

1.2.3 Markov chain與空間Markov chain

馬爾可夫鏈?zhǔn)茄芯吭跓o(wú)后效性條件下時(shí)間和狀態(tài)均為離散的隨機(jī)轉(zhuǎn)移問(wèn)題的方法。無(wú)后效性是眾多地理或區(qū)域經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象演變過(guò)程的狀態(tài)轉(zhuǎn)移都具有的特征，因此，馬爾可夫鏈成為了研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)俱樂(lè)部趨同的最常用方法。具體做法是把連續(xù)的人均GDP數(shù)值離散化為n種類(lèi)型，計(jì)算每種類(lèi)型的分布及其年際變化，據(jù)此近似逼近區(qū)域演變的全過(guò)程。區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在地理空間上并非孤立而是受到周邊區(qū)域的影響與作用，處于一個(gè)具有狀態(tài)特征的鄰域環(huán)境中。傳統(tǒng)馬爾可夫鏈忽視了區(qū)域單元的空間相互作用，空間馬爾可夫鏈引入空間滯后（空間權(quán)重矩陣與區(qū)域?qū)傩灾档某朔e），以區(qū)域i在初始年份的空間滯后類(lèi)型為條件，將傳統(tǒng)的k×k馬爾可夫矩陣分解為k個(gè)k×k條件轉(zhuǎn)移概率矩陣。對(duì)第k個(gè)條件矩陣而言，元素mij（k）表示以區(qū)域在t年份的空間滯后類(lèi)型k為條件，該年份屬于類(lèi)型i而在下一年份轉(zhuǎn)移為類(lèi)型j的空間轉(zhuǎn)移概率[22]。

1.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

為便于了解國(guó)家貧困縣整體經(jīng)濟(jì)空間差異，分別選取1994年與2012年公布的592個(gè)貧困縣名單中的縣域作為研究對(duì)象。人均GDP是研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展問(wèn)題時(shí)最常用的指標(biāo)，因?yàn)槠淇梢暂^充分地反映區(qū)域差異的內(nèi)涵，而且數(shù)據(jù)的易獲取性、可信性和完整性好?？紤]到數(shù)據(jù)可獲取的最早年份，本文以縣級(jí)人均GDP為基本分析變量，2010年按2000年人均GDP的不變價(jià)計(jì)算。數(shù)據(jù)來(lái)源于2001-2011年《中國(guó)縣（市）社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》與《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》?？h區(qū)界線(xiàn)、縣城位置等獲取自國(guó)家基礎(chǔ)地理信息中心1∶400萬(wàn)數(shù)據(jù)庫(kù)。

2 區(qū)域差異時(shí)空分異特征

2.1 總體分異特征

采用ArcGIS 9.3的全局趨勢(shì)分析方法，以正西和正南方向?yàn)閄和Y軸，以貧困縣縣域人均GDP為Z軸，制作三維透視圖，將透視角度合理旋轉(zhuǎn)后用以揭示貧困縣縣域經(jīng)濟(jì)的總體空間特征及其趨勢(shì)（圖2）。在空間分布上，國(guó)家級(jí)貧困縣總體呈現(xiàn)東—西遞增，南—北遞減的趨勢(shì)。2010年較之2000年，這一趨勢(shì)有所減小。

3 經(jīng)濟(jì)差異趨同分析

3.1 縣域經(jīng)濟(jì)“俱樂(lè)部趨同”的時(shí)間特征

將國(guó)家級(jí)貧困縣按歷年全國(guó)貧困縣人均GDP的平均值劃分為4種類(lèi)型：①低水平：人均GDP低于全國(guó)平均的50%；②中低水平：人均GDP介于全國(guó)平均的50-00%；③中高水平：人均GDP介于全國(guó)平均的100-150%；④高水平：人均GDP高于全省平均的150%。表1為2000-2010年國(guó)家貧困縣縣域人均GDP類(lèi)型的馬爾可夫轉(zhuǎn)移矩陣。由表1可知，2000-2010年間國(guó)家貧困縣縣級(jí)單元經(jīng)濟(jì)類(lèi)型具有如下的轉(zhuǎn)變特征：

（1）依據(jù)縣級(jí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的類(lèi)型劃分，國(guó)家貧困縣區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著4個(gè)趨同俱樂(lè)部。表1顯示，對(duì)角線(xiàn)上的概率值均大于非對(duì)角線(xiàn)上的概率值，在任一個(gè)時(shí)期內(nèi)，區(qū)域保持原有經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度類(lèi)型的概率至少為0.761，說(shuō)明4個(gè)俱樂(lè)部趨同的穩(wěn)定性都較強(qiáng)。其中，位于兩端的低水平趨同俱樂(lè)部和高水平趨同俱樂(lè)部，其穩(wěn)定度最高，保持原有發(fā)展類(lèi)型的概率分別為0.942和0.957?！爸虚g階層”趨同俱樂(lè)部的穩(wěn)定性較為均衡，相對(duì)而言中高水平趨同俱樂(lè)部的穩(wěn)定性最差，向中低水平類(lèi)型轉(zhuǎn)變的概率（0.179）較大。

（2）不同發(fā)展類(lèi)型間轉(zhuǎn)換的概率較小，最大僅為0.179，約為對(duì)角線(xiàn)最小概率的23.52%；而與對(duì)角線(xiàn)不相鄰的轉(zhuǎn)換概率均為0（跨等級(jí)轉(zhuǎn)變的概率為0），表明在2個(gè)連續(xù)的年份之間不存在低水平發(fā)展縣域向高水平以上的趨同俱樂(lè)部轉(zhuǎn)變的可能，反之亦然。這與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程也是一致的，經(jīng)濟(jì)發(fā)展是個(gè)連續(xù)的進(jìn)程，短期內(nèi)的跨級(jí)類(lèi)型遷越或衰退均難以實(shí)現(xiàn)。

（3）就相鄰類(lèi)型的轉(zhuǎn)變而言，中高水平縣域向中低水平趨同俱樂(lè)部轉(zhuǎn)變的概率最高，達(dá)0.179，大于逆向轉(zhuǎn)變即中低水平地區(qū)向中高水平趨同俱樂(lè)部的轉(zhuǎn)變概率的0.068。與之類(lèi)似，中低水平向低水平趨同俱樂(lè)部轉(zhuǎn)變的概率（0.133）大于其逆向轉(zhuǎn)變的概率（0.058）。而高水平向中高水平趨同俱樂(lè)部轉(zhuǎn)變的概率（0.043）則稍小于其逆向轉(zhuǎn)變概率（0.060）。

3.2 俱樂(lè)部趨同的空間解釋

在Markov chain的基礎(chǔ)上引入鄰域影響條件，建立空間Markov chain概率矩陣（表2），從而定量分析區(qū)域所處的鄰域環(huán)境如何影響其向某種趨同俱樂(lè)部轉(zhuǎn)變的概率。從表2中可以看出，與表1相比，不同的鄰域環(huán)境導(dǎo)致區(qū)域的類(lèi)型轉(zhuǎn)變概率差異較大，說(shuō)明空間位置對(duì)區(qū)域的趨同俱樂(lè)部有著重要作用：與等級(jí)越高的縣域相鄰，越有利于某縣域向更高等級(jí)的趨同俱樂(lè)部轉(zhuǎn)變；與等級(jí)越低的縣域相鄰，縣域向更低等級(jí)趨同俱樂(lè)部轉(zhuǎn)變的概率也越大。具體而言，對(duì)于低水平俱樂(lè)部來(lái)說(shuō)，在低水平、中低水平、中高水平和高水平的鄰域環(huán)境等級(jí)中，其向中低水平趨同俱樂(lè)部轉(zhuǎn)變的概率分別為0.033，0.072，0.108和0.188，依次增大，表明與等級(jí)越高的縣域相鄰，越有利于低水平俱樂(lè)部的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，繼而向中低水平趨同俱樂(lè)部轉(zhuǎn)變。對(duì)于較低水平俱樂(lè)部，其向低水平俱樂(lè)部轉(zhuǎn)移的概率大都遠(yuǎn)大于向中高水平俱樂(lè)部轉(zhuǎn)移的概率，這說(shuō)明高等級(jí)鄰居區(qū)域環(huán)境對(duì)中低水平俱樂(lè)部的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有抑制作用。中高水平和高水平俱樂(lè)部的轉(zhuǎn)移則不具規(guī)律性，反映出低水平鄰域?qū)χ懈吆透咚娇h域的影響較弱。

4 經(jīng)濟(jì)空間差異原因與對(duì)策

4.1 資源基礎(chǔ)

4.2 區(qū)位條件

區(qū)位既決定了區(qū)域開(kāi)發(fā)的次序與機(jī)遇，也影響到區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展程度和發(fā)展速度。2000-2010年，國(guó)家貧困縣低-低類(lèi)型的縣域主要集中分布在省際邊緣地區(qū)，這些地區(qū)多為丘陵山區(qū)，生態(tài)敏感脆弱，距高水平區(qū)發(fā)展的縣較遠(yuǎn)，接受高水平縣域的輻射和帶動(dòng)作用小，在競(jìng)爭(zhēng)力、經(jīng)濟(jì)外向度和發(fā)展活力等領(lǐng)域處于相對(duì)劣勢(shì)地位，退化為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“盲區(qū)”。

4.3 空間近鄰效應(yīng)

依據(jù)Tobler的地理學(xué)第一定律[23]，任何地理事物或現(xiàn)象之間都存在相關(guān)性，這種相關(guān)性與空間距離有關(guān)，越鄰近的事物相關(guān)性越強(qiáng)。從國(guó)家貧困縣縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的空間分異格局來(lái)看，空間鄰近效應(yīng)也不容忽視。以中部的河南、安徽、江西、湖南為例，距離中原經(jīng)濟(jì)區(qū)、皖江沿江地區(qū)、鄱陽(yáng)湖、長(zhǎng)株潭等經(jīng)濟(jì)區(qū)較近的外圍縣域，便于最大化地接受經(jīng)濟(jì)區(qū)的輻射，空間溢出效應(yīng)顯著。另一方面也說(shuō)明，具有不同特質(zhì)的空間格局，往往是由地理變量的空間關(guān)聯(lián)所導(dǎo)致的鄰域空間的趨同與分異，以及距離空間的增強(qiáng)和衰弱而形成。

5 政策啟示

本文結(jié)論的政策啟示是：①貧困縣應(yīng)制定多中心發(fā)展和多區(qū)域聯(lián)動(dòng)的空間開(kāi)發(fā)策略，借助交通等基礎(chǔ)設(shè)施的連接，強(qiáng)化中心城市的核心帶動(dòng)作用，加快城鎮(zhèn)化發(fā)展步伐等措施，逐步改善蕭索型縣域的鄰域發(fā)展環(huán)境，降低因生態(tài)脆弱、區(qū)位不利等帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展強(qiáng)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)。②縣域局部空間關(guān)聯(lián)模式應(yīng)引起關(guān)注，空間上提升擴(kuò)散型區(qū)域的輻射效應(yīng)，弱化極化型效應(yīng)區(qū)，避免出現(xiàn)新的蕭索貧困區(qū)。③強(qiáng)化縣域經(jīng)濟(jì)的跨行政區(qū)合作，打破阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展的行政區(qū)劃限制，革除影響區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的體制弊端。

（編輯：劉呈慶）

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