韋章涵　李云婷

作者簡介：韋章涵，女，漢族，碩士研究生，陜西師范大學國際商學院，研究方向：西方經(jīng)濟學。

李云婷，女，漢族，碩士研究生，陜西師范大學國際商學院，研究方向：西方經(jīng)濟學。

摘 要：本文運用空間計量模型，分析中國31個省份的人均消費、人均固定資產(chǎn)投資與人均GDP的關(guān)系，通過計算全局的Morans I指數(shù)和局部的Morans I散點圖確定人均消費、人均固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長存在空間相關(guān)性，并刻畫了2010年到2015年空間相關(guān)性的全局Morans I指數(shù)，并通過最小二乘法模型、空間滯后模型和空間誤差模型計量模型驗證了人均消費和人均固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的空間溢出作用。

關(guān)鍵詞：人均消費；人均固定資產(chǎn)投資；經(jīng)濟增長；空間計量；溢出作用

一、引言

中國經(jīng)濟增長一直是政界和學術(shù)界關(guān)注的焦點。中國經(jīng)濟經(jīng)過30多年的高速增長之后，2012年到2014年開始回落保持在7%左右，2015年可能還達不到7%，中國可能陷入“中等收入陷阱”。為了讓中國跨過“中等收入陷阱”，孔涇源給出了促進經(jīng)濟增長的建議，其中促進消費和投資是拉動經(jīng)濟增長的主要動力[1]。王小魯、樊綱、劉鵬在研究中國經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)換和增長可持續(xù)性中發(fā)現(xiàn)，資本的增長對經(jīng)濟的增長起著重要作用，且貢獻將進一步提高[2]。劉方棫認為消費是經(jīng)濟增長的最終動力，良性促進國民消費對國民經(jīng)濟的整體運行和功效起著決定性的作用[9]。所以消費和投資是經(jīng)濟增長的主要動力，本文選取了人均消費和人均固定資產(chǎn)投資來研究消費和投資對經(jīng)濟增長的影響。

對于經(jīng)濟增長的研究，很多經(jīng)濟學家也發(fā)現(xiàn)了經(jīng)濟增長的空間依賴性，但是由于空間問題很復雜沒有專門的技術(shù)進行研究，古典經(jīng)濟學家只考慮了經(jīng)濟增長的時間效益，而忽視了經(jīng)濟增長的空間相關(guān)性，主要運用最小二乘法模型對經(jīng)濟增長進行估計，導致了經(jīng)濟研究結(jié)果在很多方面解釋力不強[3]。現(xiàn)在從區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展看來，地區(qū)經(jīng)濟的輻射效應的確能帶動周邊地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展，經(jīng)濟增長的空間相關(guān)性確實存在。薛繼亮利用1995～2012年的省級數(shù)據(jù)，構(gòu)建了空間計量模型考察了人口轉(zhuǎn)變、技術(shù)進步和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系[4]。吳玉鳴對2000年中國縣域的經(jīng)濟增長進行研究發(fā)現(xiàn)：縣域經(jīng)濟增長存在著較強的空間集聚知空間依賴性，縣域經(jīng)濟增長不僅與人力資本、工業(yè)化、信息化等因素相關(guān)，而且與相鄰縣域的經(jīng)濟增長存在一定的空間依賴性[8]。綜上所述，本文選取了人均消費與人均固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長進行回歸，應用空間計量的分析方法分析經(jīng)濟增長的空間依賴關(guān)系。

二、文獻綜述

空間模型最早源于地理學，研究地理鄰接之間的相關(guān)關(guān)系。后來應用于經(jīng)濟學，逐漸形成一個獨立的學科，即空間經(jīng)濟學。后來隨著計算機的發(fā)展，與空間經(jīng)濟學融合成空間計量經(jīng)濟學，空間計量經(jīng)濟學由美國經(jīng)濟學家Paelinck在1979年首次提出?？臻g計量經(jīng)濟學吸收了地理學的思想，并運用運籌學、計算機科學和統(tǒng)計學等知識來處理空間數(shù)據(jù)，研究區(qū)域之間經(jīng)濟行為在空間相關(guān)關(guān)系。這正是Tobler地理學第一定律所說：“任何事物之間均相關(guān)，而離得近的事物總比離得遠的事物相關(guān)性要高?！奔吹貐^(qū)之間的經(jīng)濟行為一般都存在一定程度的空間相關(guān)性，包括空間依賴性和空間異質(zhì)性。其中空間依賴性來源于空間溢出和遺漏變量。現(xiàn)如今，空間計量經(jīng)濟學可以研究許多經(jīng)濟行為的空間依賴關(guān)系，李林、丁藝和劉志華運用空間計量經(jīng)濟學研究金融集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長的溢出作用[5]；鄭長德和劉帥運用空間計量經(jīng)濟學研究碳排放與我國經(jīng)濟增長的空間依賴性[6]；許愛文、魏梅、程文露和王錚運用空間計量經(jīng)濟學研究信息化和產(chǎn)業(yè)空間聚集的相關(guān)性等[7]?？傊臻g計量經(jīng)濟學發(fā)展到現(xiàn)在已經(jīng)是一門相當完善的科學，可以研究現(xiàn)實中的很多空間相關(guān)關(guān)系。

三、空間相關(guān)性檢驗

（一）基于全局莫然指數(shù)（Morans I）的經(jīng)濟增長的全局空間自相關(guān)檢驗

通過全局莫然指數(shù)來分析人均國內(nèi)生產(chǎn)總值是否存在空間相關(guān)性?？臻g相關(guān)性是空間計量經(jīng)濟學的基礎，如果不存在空間相關(guān)性，就不需要空間計量模型。全局莫然指數(shù)I在（-1，1）之間，大于0表示各地區(qū)間為空間正相關(guān)，小于0表明空間負相關(guān)，等于或接近0表示各地區(qū)之間無關(guān)聯(lián)。首先構(gòu)建一個空間權(quán)重矩陣W，其元素wij表示省份i與j的鄰近關(guān)系。本文選擇queen鄰接方式，當i省份和j省份相鄰時，wij等于1；當i省份和j省份不相鄰時，wij等于0。

本文對中國2010年到2014年，5年鑒的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值進行全局莫然指數(shù)顯著性檢驗可知：2010年人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的全局莫然指數(shù)為0.4488，P值為0.002；2011年全局莫然指數(shù)為0.4470，P值為0.001；2012年全局莫然指數(shù)為0.4337，P值為0.001；2013年全局莫然指數(shù)為0.4231，P值為0.003；2014年全局莫然指數(shù)為0.4075，P值為0.001。根據(jù)2010年到2014年5年間的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值進行全局莫然指數(shù)分析，其全局莫然指數(shù)都大于0.40，并且顯著性水平P值都顯著小于0.05，說明中國各省份的經(jīng)濟增長的確具有空間依賴關(guān)系，全局莫然指數(shù)為正，表示我國各省份的經(jīng)濟增長具有空間溢出效應。

（二）基于局部莫然指數(shù)（LISA）的區(qū)域之空間相關(guān)性檢驗

通過對2014年人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的局部莫然指數(shù)來檢驗各省份i與其相鄰省份之間的關(guān)聯(lián)程度。Morans I散點圖是局部空間相關(guān)性分析的主要方法，正的Ii表示正相關(guān)，負值則表示負相關(guān)。根據(jù)2014年人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的散點圖發(fā)現(xiàn)：莫然散點圖將中國31個省份人均國內(nèi)生產(chǎn)總值劃分為四個象限的集聚模式：第一象限，高高集聚（HH）表示中心省份與鄰近省份的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值都高，包括福建省、遼寧省、浙江省、江蘇省、北京市、上海市和天津市；第二象限，低高集聚（LH），表示中心省份的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值低，而其鄰近省份的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值高，包括河北省、黑龍江省、吉林省、安徽省、江西省和海南省；第三象限，低低集聚（LL），表示中心省份與鄰近省份的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值都低，包括山西省、青海省、甘肅省、河南省、河南省、陜西省、四川省、貴州省、云南省、重慶市、湖北省、廣西壯族自治區(qū)、西藏自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)和新疆維吾爾族自治區(qū)；第四象限，高低集聚（HL），表示中心省份人均國內(nèi)生產(chǎn)總值高，而其鄰近省份人均國內(nèi)生產(chǎn)總值低，包括廣東省、山東省和內(nèi)蒙古自治區(qū)。從散點圖可以看出：人均國內(nèi)生產(chǎn)總值高高聚集和高低聚集的地區(qū)主要在北京、上海、天津、浙江、福建、山東、廣東等中國東南沿海的發(fā)達地區(qū)；低高聚集和低低聚集的主要在云貴川、新疆、西藏、陜西、甘肅等中國中部和西部欠發(fā)達地區(qū)。

四、人均消費和人均固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析

（一）指標選取及數(shù)據(jù)來源

本文選取中國31個省份從2010年到2014年5年的國內(nèi)生產(chǎn)總值、社會消費品零售總額和固定資產(chǎn)投資總額的年度數(shù)據(jù)。其中人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（Y）為因變量，人均消費（X1）和人均固定資產(chǎn)投資（X2）為自變量，通過對人均國內(nèi)生產(chǎn)總值與人均消費和人均固定資產(chǎn)投資建立回歸模型。本文采用的2010年到2014年的數(shù)據(jù)來自《國家統(tǒng)計局》，國內(nèi)生產(chǎn)總值、社會消費品零售總額和固定資產(chǎn)投資總額的單位均為億元人民幣，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均消費和人均固定資產(chǎn)投資的單位均為萬元。數(shù)據(jù)分析運用軟件GeoDa。

（二）模型建立

1.最小二乘法模型回歸

根據(jù)不考慮空間經(jīng)濟關(guān)系的傳統(tǒng)經(jīng)濟增長關(guān)系，運用最小二乘法對人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和人均消費與人均固定資產(chǎn)投資建立模型，進行回歸。

Y=-0.3512+1.6998X1+0.5145X2+e（1）R^2=0.7923，P=0.0000

其中：Y代表人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，X1代表人均消費，X2代表人均固定資產(chǎn)投資，e表示隨機誤差。公式（1）表示人均消費每增加1元，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增加1.6998元；人均固定資產(chǎn)投資每增加1元，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.5145元。

2.空間滯后模型（SLM）回歸

空間滯后模型主要研究各個變量在一個地區(qū)間是否有溢出效應。考慮到經(jīng)濟增長的空間相關(guān)性，運用空間滯后模型對人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和人均消費與人均固定資產(chǎn)投資建立模型，進行回歸。

Y=-0.7930+0.1651WY+1.5346X1+0.5107X2+e（2）R^2=0.8026，P=0.0000

其中：Y代表人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，X1代表人均消費，X2代表人均固定資產(chǎn)投資，W為n×n的空間權(quán)重矩陣，e表示隨機誤差。公式（2）表示人均消費每增加1元，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增加1.5346元；人均固定資產(chǎn)投資每增加1元，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.5107元；其他省份的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1元，本省份的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.1651元。

3.空間誤差模型（SEA）回歸

空間誤差模型是假設地區(qū)之間的相關(guān)關(guān)系是通過誤差項來完成，因為各個地區(qū)所在相對地里空間的不同而存在差異?？紤]到各省份的經(jīng)濟增長處于不同的地區(qū)，運用空間誤差模型對人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和人均消費與人均固定資產(chǎn)投資建立模型，進行回歸。

Y=-0.2204+1.5643X1+0.5648X2+e，e=0.3868WY+ε（3）R^2=0.8127，P=0.0000

其中：Y代表人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，X1代表人均消費，X2代表人均固定資產(chǎn)投資，W為n×n的空間權(quán)重矩陣，e和ε表示隨機誤差。公式（3）表示人均消費每增加1元，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增加1.5643元；人均固定資產(chǎn)投資每增加1元，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.5648元；其他省份的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1元，本省份的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.3868元。

五、結(jié)論

本文通過對人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和人均消費與人均固定資產(chǎn)投資分別建立最小二乘法模型、空間滯后模型和空間誤差模型分析，得出以下幾點結(jié)論：（1）三個模型中，空間誤差模型的R^2最大，解釋了人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的81.27%，而且Lambda的系數(shù)的顯著性水平P=0.06626，小于10%的顯著性水平，說明我國的經(jīng)濟增長的空間相關(guān)性是通過擾動誤差項來影響的，所以運用空間誤差模型分析經(jīng)濟增長的空間相關(guān)性更合適。（2）2010年到2014年人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的全局莫然指數(shù)都大于0.40，并且顯著性水平P值都顯著小于0.05，說明中國各省份的經(jīng)濟增長的確具有空間依賴關(guān)系，全局莫然指數(shù)為正，表示我國各省份的經(jīng)濟增長具有空間溢出效應。（3）通過2014年人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的MoransI散點圖分析，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值高高聚集和高低聚集的地區(qū)主要的中國東南沿海的發(fā)達地區(qū)；低高聚集和低低聚集的主要是中國中部和西部欠發(fā)達地區(qū)。

（作者單位：陜西師范大學國際商學院）

參考文獻：

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