謝忠秋

區(qū)域經濟復雜適應能力差異的測度與實證研究*
——基于全國主要城市及蘇錫常的數據

謝忠秋

（江蘇理工學院商學院，江蘇常州213001）

本文通過復雜適應能力概念界定和模型構建，運用全國主要城市和蘇錫常等38個城市相關數據，在計算出復雜適應能力的基礎上，實證分析其特征以及對區(qū)域經濟差異的影響程度。結論顯示：我國各區(qū)域經濟主體的復雜適應能力總體水平依然較低，且差異較大；但動態(tài)上絕大多數城市均有不同程度的上升；我國各區(qū)域經濟主體復雜適應能力分布表現出與我國各區(qū)域經濟發(fā)展水平分布相吻合的基本分布；無論是區(qū)域經濟主體復雜適應能力，還是“流”入復雜適應能力、“流”出復雜適應能力，均對人均GDP 具有顯著的正向促進作用，且體現出影響方式不同、影響水平不同等明顯的區(qū)域性特征。

區(qū)域經濟；復雜適應能力；計量模型；實證分析

關于區(qū)域經濟差異，國內外學者進行了長期廣泛的研究，主要表現為：一是方法林立，如標準差、極差等絕對差異測算法和洛倫茨曲線、泰爾指數等相對差異測算法（吳愛芝，楊開忠，李國平，2011）以及馬爾科夫轉移矩陣（Sakmoto等，2008）、空間計量模型（潘文卿，2010）等［1］。二是成因種種，有空間集聚說（Fan and Scott，2003）、技術進步說（Lucas，1988）、外商直接投資（FDI）說（魏后凱，2002）、產業(yè)結構調整說（鄭玉歆，1993）、人力資本說（閆淑敏等，2002）、貿易開放度說（Romer等，1986）、比較優(yōu)勢自生能力說（林毅夫等，2003）、地區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略說（胡鞍綱等，1995）等。三是特征不一，有東、中、西三大地區(qū)存在條件收斂（周業(yè)安、章泉，2008）、地區(qū)層面表現為俱樂部收斂特征（潘文卿，2010；覃成林，2012）。［2］我國地區(qū)經濟趨同與否仍是個有待回答的問題（Sakmoto，2008）等。

顯然，它們極大地繁盛了區(qū)域經濟差異的研究。但值得注意的是，這些研究更多地是將區(qū)域經濟差異置于單一要素的框架內進行，而忽視了區(qū)域經濟是一個復雜適應系統(tǒng)（CAS）這一根本特性。事實上，作為復雜適應系統(tǒng)的區(qū)域經濟，顯現出主動性、適應性和非線性等諸多特征。區(qū)域經濟具有主動性，能夠感受環(huán)境，感知外界信息刺激，自我學習，通過學習來調整自己的行為；具有適應性，能夠尋找和創(chuàng)建相互適應并共同適應外部環(huán)境所需的行為規(guī)則，不斷地對資源進行分配，使之更好地適應環(huán)境；具有非線性，顯示支配主體聚集的相互關系以及主體與環(huán)境之間的關系不再簡單，而是更為復雜的一種非線性關系。誠然，這些特征在不同的區(qū)域之間，客觀存在著主動性夠與不夠、適應性強與不強等之間的差異，即不同區(qū)域經濟復雜適應能力之間的差異。迄今為止，將復雜適應能力與區(qū)域經濟差異相結合研究的文獻還幾乎沒有。

基于此，本文將通過復雜適應能力概念的界定和模型的構建，運用全國主要城市和蘇錫常三市的相關數據，計算復雜適應能力，并在此基礎上，實證分析其特征以及對區(qū)域經濟差異的影響程度，以在復雜適應系統(tǒng)（CAS）的框架中得出一些有益的結論。［3］

一、復雜適應能力模型構建

式中I為“流”入復雜適應能力；k0為質量系數；Ai為x1、x2、x3……xn的權重，ui為x1、x2、x3……xn的隸屬度。

2.明確一個主體向環(huán)境或另一主體輸出的“流”出量為多少？為簡便計，我們假設：一個主體向環(huán)境或另一主體輸出的各種要素的“流”出量，分別為y1、y2、y3……ym，轉換為“流”出復雜適應能力，借鑒信息量計算方法則有下列公式：

復雜適應能力是指作為復雜適應系統(tǒng)的區(qū)域經濟主體在一段時間內，適應環(huán)境或另一主體的力度。事實是，相比于那些區(qū)域經濟發(fā)達或較發(fā)達地區(qū)，落后或較落后地區(qū)正是在應對市場環(huán)境和管理對象的力度上較低，即復雜適應能力較低，才導致了其在實力、競爭力上的較弱。因此，有必要從復雜適應系統(tǒng)適應能力的視角深入研究我國區(qū)域經濟的發(fā)展和差異問題，這具有較好的理論實踐意義和現實意義。

復雜適應系統(tǒng)認為，以主體為節(jié)點，以相互作用為邊，主體間發(fā)生著物質、能量與信息等要素的流動（稱之為“要素流”或“流”），表現為兩方面：一是要素的“流”入，即一個主體能否從環(huán)境或另一主體那兒得到“流”的流入，顯然，是“流”入量越多越好；二是要素的“流”出，即一個主體又能否向環(huán)境或另一主體進行“流”的流出，誠然，是“流”出量越大越好。在關系上，“流”入和“流”出之間是一種非線性關系。由此決定，其關于復雜適應能力計量的實質就是：［4］

1.明確一個主體從環(huán)境或另一主體獲得的“流”入量為多少？為簡便計，我們假設：一個主體從環(huán)境或另一主體所獲得的各種要素的“流”入量，分別為x1、x2、x3……xn，轉換為“流”入復雜適應能力，借鑒信息量計算方法則有下列公式：

式中S為“流”輸出復雜適應能力；h0為質量系數；Bj為y1、y2、y3……ym的權重，θj為y1、y2、 y3……ym的隸屬度。

3.明確復雜適應能力高低的度量。分兩種情形：

（1）一個主體的情形。如果其“流”出復雜適應能力大于“流”入復雜適應能力，則可以認為，其主體復雜適應能力高，否則認為低。即有：

（2）兩個主體進行比較的情形。考慮“流”出復雜適應能力與“流”入復雜適應能力之比后的相對值，即有：

綜合上述分析，最后我們得到復雜適應能力的計量模型為：

二、我國主要城市和蘇錫常區(qū)域經濟復雜適應能力的實證分析

（一）指標體系構建

1.反映“流”入量的指標體系構建。就一個主體而言，要素“流”入主要有人、財、物等的流入?？紤]到指標數據的可搜集性和可比性，著重選取以下幾個指標以反映要素“流”入量：

（1）反映資金“流”入的指標：人均城鄉(xiāng)居民儲蓄年末余額（萬元/人）（x1）——該指標反映一個區(qū)域經濟主體來自于自身資金的最大供給狀況；

（2）反映財力“流”入的指標：人均地方財政預算內支出（萬元/人）（x2）——該指標反映一個區(qū)域經濟主體自身財力的主要需求狀況；

（3）反映商品“流”入的指標：人均社會商品零售總額（萬元/人）（x3）——該指標反映一個區(qū)域經濟主體自身商品的主要需求狀況；

（4）反映物質“流”入的指標：人均貨物運輸量（噸/人）（x4）——該指標反映一個區(qū)域經濟主體自身物質的主要需求狀況。

2.反映“流”出量的指標體系構建。就一個主體而言，要素“流”出主要是產品的流出?？紤]到指標數據的可搜集性和可比性，本文選取以下幾個指標以反映要素“流”出量：

（1）反映總產品“流”出的指標：人均國內生產總值（GDP）（萬元/人）（y1）——該指標反映一個區(qū)域經濟主體總產品流出的狀況；

（2）反映總財力“流”出的指標：人均地方財政預算內收入（萬元/人）（y2）——該指標反映一個區(qū)域經濟主體總財力流出的狀況；

（3）反映產品向國外“流”出的指標：人均貨物進出口總額（百美元/人）（y3）——該指標反映一個區(qū)域經濟主體產品向國外流出的狀況；

（4）反映產品向在崗職工“流”出的指標：在崗職工平均工資（萬元/人）（y4）——該指標反映一個區(qū)域經濟主體產品向在崗職工流出的狀況。

（二）數據來源

1.全國主要城市和蘇錫常三市的人均數據均依據總額數據除以年末總人口計算而得。

2.全國主要城市各指標總額數據均來自中國統(tǒng)計局網站《統(tǒng)計數據》、《數據查詢》、《國家數據》、《地區(qū)數據》、《主要城市年度數據》，蘇錫常三城市總額數據均來自《江蘇統(tǒng)計年鑒2014》。

（三）權重、隸屬度、質量系數計算

1.權重計算。運用離散系數法計算，結果為“流”入各指標權重2012年分別為28、29、19、24，2013年分別為28、28、21、23；“流”出各指標權重2012年分別為18、21、56、5，2013年分別為17、20、54、9。

2.隸屬度計算。對越大越優(yōu)指標，有：

對越小越優(yōu)指標，有：

q為距離參數。本文取q=1。使μi或θj的取值在（p，p+l）之間。本文p取0.6，l取0.3。

3.質量系數計算?！傲鳌比胭|量，應結合“流”出，表現為“流”出與“流”入之比。為簡便計，“流”出僅以人均國內生產總值為代表，計算出“流”出與“流”入之比，再以各“流”入指標權重進行加權平均，最終得出區(qū)域經濟主體“流”入質量系數k0?！傲鳌背鲑|量，則應考慮其對全社會的貢獻，表現為某一“流”出與與全國該“流”出之比，再以各“流”出指標權重進行加權平均，最終得出區(qū)域經濟主體“流”出質量系數h0。

（四）計算結果

（五）若干分析

1.總體分析。我國各城市區(qū)域經濟主體復雜適應能力總體水平較低。2012和2013年，區(qū)域經濟主體復雜適應能力的平均值分別為0.75和0.87，均沒有達到1。而且在38個城市中，區(qū)域經濟主體復雜適應能力大于1的，無論是2012年還是2013年，僅有5個城市，比例不及15%。究其原因，其實質是主體的要素流自身所具有的活力以及內部運動和變化的強度較弱。

2.動態(tài)分析。比較2013年與2012年的區(qū)域經濟主體復雜適應能力，發(fā)現除上海、北京、昆明、烏魯木齊、重慶、廣州、呼和浩特等7個城市下降外，其余31個城市則在上升，其中上升最快的是西寧和蘇州，增長率超過或接近140%；此外，增長率在40%以上的城市有3個，在20%以上的城市有3個，在10%以上的城市有12個，表明各區(qū)域經濟主體的主動性和要素流的活力得到了進一步的迸發(fā)，聚集（這里的聚集與城市經濟學中的聚集經濟概念不同，不是單指空間層面的靠近，它強調的是主體間通過一種非線性的結合形成一種更大的主體）功能發(fā)揮日益強大，正朝著適應環(huán)境和其他主體協(xié)調發(fā)展的方向發(fā)展。［5］

3.差異分析。一是我國各區(qū)域經濟主體復雜適應能力之間的差異較大。以2012和2013年平均值為限，2012和2013年，有多達31個城市低于其平均值，比例高達80%以上；38個城市的離散系數更是在194.93%和189.56%以上。二是區(qū)域內部的差異較大。次序依次為東部地區(qū)最大，2012、2013年離散系數分別高達153.37%和147.71%；西部地區(qū)其次，2012、2013年離散系數分別為40.57%、37.30%；中部地區(qū)最低，2012、2013年離散系數分別為21.33%、29.80%。上述所呈現出的這一特征，基本與我國各區(qū)域經濟發(fā)展水平的分布相吻合。運用復雜適應系統(tǒng)理論加以解析，這是由于我國各區(qū)域經濟主體在經濟發(fā)展進程中所形成的“內部模型”不同而引起的。［6］

三、復雜適應能力對區(qū)域經濟差異的影響分析

反映區(qū)域經濟差異最常用的指標是人均GDP。為此，以人均GDP為被解釋變量，以區(qū)域經濟主體復雜適應能力、“流”入復雜適應能力、“流”出復雜適應能力為解釋變量，運用面板數據分析技術分析解釋變量對被解釋變量的影響。

1.計量模型設定

為檢驗和確定全國范圍和東、中、西部地區(qū)各層面區(qū)域經濟主體復雜適應能力對人均GDP的影響，建立模型1，如下：

模型1：GDPi，t=ci，t+b1sznli，t+μi，t

為進一步分析全國總體和東、中、西部各區(qū)域內“流”入、“流”出復雜適應能力對人均GDP的影響效應，建立模型2，如下：

模型2：GDPi，t=αi，t+β1lrnli，t+β2lcnli，t+εi，t

其中GDPi，t代表第i城市第t年的人均GDP、lrnli，t代表第i城市第t年的“流”入復雜適應能力、lcnli，t代表第i城市第t年的“流”出復雜適應能力、sznli，t代表第i城市第t年的區(qū)域經濟主體復雜適應能力、μi，t、εi，t代表隨機擾動項。

2.模型檢驗

（1）Hausman檢驗。經檢驗，模型1之全國模型和模型2之全國、東部、中部地區(qū)，建立固定影響模型；而模型1之東部、中部、西部地區(qū)模型以及模型2之西部地區(qū)則建立隨機影響模型。

（2）模型設定形式檢驗。經檢驗，模型1之全國、東部地區(qū)和模型2之全國、東部、中部、西部地區(qū)應采用不變系數模型，而模型1之中部、西部地區(qū)應采用變系數模型。

由于橫截面?zhèn)€數大于時序個數，所以采用截面加權估計法（Cross Section Weights）。

互質陣列是一種非均勻稀疏陣列，所以陣列流型A不滿足范德蒙矩陣的形式，此時方向向量a(θi)=(1,e-jMπsinθi,e-jNπsinθi,…,e-j(2M-1)Nπsinθi)T，為了充分利用陣列的稀疏特性，對接收信號協(xié)方差矩陣進行列向量化處理如式(5)所示

3.全國以及分區(qū)域城市實證結果（*）

（1）全國38個城市實證檢驗結果

模型1：GDPi，t=6.845+3.026sznli，t

模型2：GDPi，t=-0.587+4.523lrnli，t+1.140lcnli，t

可以看到，無論是區(qū)域經濟主體復雜適應能力，還是“流”入、“流”出復雜適應能力均對人均GDP具有顯著的正向促進作用。

（2）東部地區(qū)19個城市實證檢驗結果

模型1：GDPi，t=9.130+2.187sznli，t

（3）中部地區(qū)8個城市實證檢驗結果。見表1。

（4）西部地區(qū)11個城市實證檢驗結果。見表2。

可見，之于各區(qū)域，區(qū)域經濟主體復雜適應能力以及“流”入、“流”出復雜適應能力與人均GDP之間也具有顯著的正相關關系。但上述三個區(qū)域也表現出了一些區(qū)域性的特征。［7］

（1）影響方式不同。之于模型1，東部地區(qū)建立固定影響模型，中西部地區(qū)則建立隨機影響模型；東部地區(qū)采用不變系數模型，而中西部地區(qū)則采用變系數模型。這表明在東部地區(qū)，區(qū)域經濟主體復雜適應能力已成為經濟發(fā)展的一支較為穩(wěn)定的力量；而在中西部地區(qū)，區(qū)域經濟主體復雜適應能力效應的發(fā)揮還處于一種不太穩(wěn)定的狀態(tài)。

表1　中部地區(qū)8個城市實證檢驗結果

（2）影響水平不同。模型2顯示，“流”入復雜適應能力對人均GDP的影響系數，全國、東部、中部、西部地區(qū)的水平分別為4.52、3.52、4.95、3.91，表現出東部、西部地區(qū)低于全國平均水平以及東部地區(qū)低于中部、西部地區(qū)水平?！傲鳌背鰪碗s適應能力對人均GDP的影響系數，全國、東部、中部、西部地區(qū)的水平分別為1.14、0.87、3.77、4.00，表現出東部地區(qū)不僅低于全國平均水平，而且低于中部、西部地區(qū)的水平。這結果表明，在中西部地區(qū)，無論是提高“流”入復雜適應能力，還是提高“流”出復雜適應能力，其效應都要比東部地區(qū)來得更大、更明顯。［8］

表2　西部地區(qū)11個城市實證檢驗結果

四、結論與建議

（一）研究結論

1．總體看，我國各城市區(qū)域經濟主體的復雜適應能力總體水平較低，且差異較大。其原因在于經濟增長質量（質量系數比值）較低以及差異較大。

2．動態(tài)看，我國各城市區(qū)域經濟主體復雜適應能力除少數城市外，絕大多數城市均有不同程度上升。其原因在于絕大多數城市的經濟增長質量（質量系數比值）有了明顯改善。

3．分布看，我國各城市區(qū)域經濟主體復雜適應能力分布表現為東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)逐漸遞減的基本格局，這與我國各城市區(qū)域經濟發(fā)展水平的分布相吻合。

4．無論是區(qū)域經濟主體復雜適應能力，還是“流”入復雜適應能力、“流”出復雜適應能力均對人均GDP具有顯著的正向促進作用。表明各類復雜適應能力的確是影響區(qū)域經濟發(fā)展差異的不可忽視的重要因素。

5．無論是區(qū)域經濟主體復雜適應能力，還是“流”入、“流”出復雜適應能力對人均GDP差異的影響具有明顯的區(qū)域性特征：一是影響方式不同，二是影響水平不同。

（二）政策建議

不斷縮小區(qū)域經濟發(fā)展差異，關鍵在切實提高區(qū)域經濟主體以及“流”入、“流”出復雜適應能力，核心在經濟發(fā)展模式轉型。為此，各區(qū)域經濟主體有必要：

1．“標識”增長質量，實現經濟發(fā)展目標轉型。在經濟新常態(tài)下，環(huán)境承載能力已經達到或接近上限，人民群眾不再僅僅滿足于收入和物質的增長，而是對良好生態(tài)環(huán)境有著迫切的期待，對保證產品質量安全有著急切的需求，這就要求我國各區(qū)域經濟主體必須順應人民群眾的意愿，在發(fā)展目標上實現向滿足人民群眾生命安全、生活幸福轉型。而要做到這一點，就必須將推動形成綠色低碳循環(huán)發(fā)展新方式，不斷提高經濟增長質量作為一種貫穿始終的“標識”或一面旗幟，以引導主體辨別方向，引領主體加快聚集，促進主體選擇性相互作用，揭示層次的產生，獲得不以自然資源消耗為前提的經濟增長。［9］

2．強化“內部模型”，促進經濟發(fā)展體制機制轉型。作為具有主動性和適應性的各區(qū)域經濟主體正是通過“內部模型”指導著自身的行動，使之更好地適應環(huán)境。隨著傳統(tǒng)產業(yè)供給能力大幅超出需求，數量擴張和價格競爭不再，各類隱性風險日益顯性，全面刺激政策的邊際效果明顯遞減等整個市場環(huán)境的劇烈變化，各區(qū)域經濟主體的“內部模型”也必須要發(fā)生相應的變化，使之成為具有“活”的、生長和發(fā)展前途的機制：在產業(yè)組織上，實現產業(yè)組織向生產小型化、智能化、專業(yè)化的轉型；在資源配置上，實現提高資源配置效率向深化改革開放，加快形成統(tǒng)一透明、有序規(guī)范市場環(huán)境的轉型；在化解風險上，實現各類風險化解向建立健全標本兼治、對癥下藥體制機制的轉型；在調控方式上，實現宏觀調控方式向全面把握總供求關系新變化，科學進行宏觀調控的轉型。

3．加快功能聚集，推動經濟發(fā)展動力轉型。聚集功能較強的區(qū)域經濟主體，由于多次聚集，形成了大規(guī)模以及更大規(guī)模的介主體、介介主體，使得其在環(huán)境面前不再脆弱，而涌現出原來主體所不具備的協(xié)調性、適應性和持存性等特質。因此，對于聚集功能較弱的各區(qū)域經濟主體，在今后經濟新常態(tài)下的發(fā)展中，當以強化人力資本質量和技術進步等要素流的聚集功能，使之通過相互之間的耦合聚集為突破口，推動經濟發(fā)展動力由要素規(guī)模驅動向創(chuàng)新驅動轉型，讓創(chuàng)新成為驅動發(fā)展新引擎，形成大規(guī)模以及更大規(guī)模的介主體、介介主體，以不斷涌現和提升主體的協(xié)調性、適應性和持存性等特質。［10］

4．增強要素活力，助力經濟發(fā)展路徑轉型。經濟新常態(tài)一方面是模仿型排浪式消費階段基本結束，傳統(tǒng)產業(yè)相對飽和，全球總需求不振，我國低成本比較優(yōu)勢也發(fā)生了轉化。另一方面是，多樣化消費漸成主流，保證產品質量安全、通過創(chuàng)新供給激活需求的重要性顯著上升；基礎設施互聯(lián)互通和一些新技術、新產品、新業(yè)態(tài)、新商業(yè)模式的投資機會大量涌現；同時我國出口競爭優(yōu)勢依然存在，高水平引進來、大規(guī)模走出去正在同步發(fā)生。這一切意味著在今后的區(qū)域經濟發(fā)展中，要更多地關注其自身各要素流，如消費、投資、出口等的發(fā)展變化，不斷增強這些要素流運動和變化的強度，使其更具有活力，而不只僅僅強調外部原因推動的作用。一條可行的路徑就是，采取正確的消費政策，釋放消費潛力，使消費繼續(xù)在推動經濟發(fā)展中發(fā)揮基礎作用；善于把握投資方向，消除投資障礙，使投資繼續(xù)對經濟發(fā)展發(fā)揮關鍵作用；加緊培育新的比較優(yōu)勢，使出口繼續(xù)對經濟發(fā)展發(fā)揮支撐作用。

［1］潘文卿．中國區(qū)域經濟差異與收斂［J］．中國社會科學，2010，（01）：72-84．

［2覃成林，劉迎霞，李超．空間外溢與區(qū)域經濟增長趨同——基于長江三角洲的案例分析［J］．中國社會科學，2012，（05）：76－94．

［3］侯漢坡，劉春成，孫夢水.城市系統(tǒng)理論：基于復雜適應系統(tǒng)的認識［J］.管理世界，2013，（05）：182-183.

［4］張濤，萬相昱.復雜適應系統(tǒng)下收入分配政策的動態(tài)評價：一個基于主體微觀模擬模型［J］.中國社會科學院研究生院學報，2012，3（02）：42-49.

［5］邵艷華，李堅石，王靜紅，沈昭華.基于CAS 的企業(yè)競爭模型與仿真研究［J］.計算機工程與設計，2008，（20）：5338-5341.

［6］管衛(wèi)華，林振山，顧朝林.中國區(qū)域經濟發(fā)展差異及其原因的多尺度分析［J］.經濟研究，2006，（07）：117-125.

［7］李海崢，等．中國人力資本的區(qū)域分布及發(fā)展動態(tài)［J］．經濟研究，2013，（07）：49-62．

［8］倪方鈺，段進軍．基于區(qū)域視角下對江蘇城鎮(zhèn)化模式創(chuàng)新的思考［J］．2012，（05）：11－15．

［9］李敏納，蔡舒，覃成林．海南省建省以來區(qū)域經濟差異的測度與評價［J］．海南大學學報人文社會科學版，2012，（06）：111－120．

［10］余運江，孫斌棟，孫旭．區(qū)域政策能否重塑中國經濟版圖：中國經濟差距研究綜述［J］．江淮論壇，2014，（04）：87－93．

（責任編輯明篤）

F127

A

1001－862X（2015）06－0082－006

本刊網址·在線雜志：www．jhlt．net．cn

教育部人文社會科學研究一般項目（12YJA790153）

謝忠秋（1964—），江蘇鎮(zhèn)江丹徒人，江蘇理工學院商學院教授，主要研究方向：統(tǒng)計基本理論與方法及其應用。