李 樹，魯釗陽，b

(西南政法大學 a.經濟學院;b.法學博士后流動站，重慶401120)

一、引言

改革開放以來，我國經濟建設取得了舉世矚目的成就，綜合國力顯著提升，但在經濟建設的過程中，經濟發(fā)展方式轉而不變的問題已經成為阻礙我國經濟健康穩(wěn)定可持續(xù)發(fā)展的重大障礙。經濟發(fā)展過程中的如自然環(huán)境破壞、生態(tài)環(huán)境污染、低水平重復建設屢禁不止、社會貧富差距日益拉大、社會矛盾不斷激化、貪污腐敗現(xiàn)象屢見不鮮等問題難以在短期內徹底根治。從可持續(xù)發(fā)展的角度來看，我國長期以來一直采用的經濟發(fā)展方式已經走到了盡頭，迫切需要轉變經濟發(fā)展方式(李長安，2013)。［1］黨的十七大報告已經明確指出，加快經濟發(fā)展方式轉變，是關系國民經濟緊迫而重大的戰(zhàn)略任務;十七屆五中全會通過的《中共中央關于制定國民經濟和社會發(fā)展第十二個五年規(guī)劃建議》中指出，今后5年我國經濟發(fā)展要以轉變經濟發(fā)展方式為主線;十八屆三中全會通過的《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》更是明確提出，要“加快轉變經濟發(fā)展方式，加快建設創(chuàng)新型國家，推動經濟更有效率、更加公平、更可持續(xù)發(fā)展”。在此背景下，全面深入地研究經濟發(fā)展方式轉變問題無疑具有很強的理論意義和現(xiàn)實意義。

對經濟發(fā)展方式轉變問題，國外學者早期研究鮮有直接涉及的，他們所研究的問題大多集中在經濟發(fā)展模式(Model of Economic Development)或經濟發(fā)展型式(Pattern of Economic Development)等方面，代表性理論主要有Nurkse等(1953)［2］的平衡增長理論、Lewis(1954)［3］的“二元經濟模型”、以 Hirschman(1958)［4］為代表的不平衡增長理論及前蘇聯(lián)布哈林(1981)［5］和普列奧布拉任斯基(1984)［6］的工業(yè)化發(fā)展道路理論。隨著時代的發(fā)展，國外學者們的研究更為深入，更為具體，重點研究了作為經濟發(fā)展方式轉變重要表現(xiàn)形式的經濟結構轉型問題。比如，Gries and Naude(2010)［7］研究了企業(yè)家精神與經濟結構轉型間的關系，認為在具備一定條件的情況下，企業(yè)家精神有利于促進經濟結構的轉型，Noseleit(2013)［8］的研究進一步證實了該研究結論;Dic and Zhang(2011)［9］將中國置于全球化的背景下，研究了中國經濟轉型問題，認為改革開放初到1990年以前我國經濟增長的動力主要來自內部，是生產要素重新配置和生產率提升的結果，而1990年以后，我國經濟增長與我國的資本深化緊密相關;Gaaitzen et.al.(2012)［10］以金磚四國(巴西、俄羅斯、印度和中國)為例，研究經濟結構轉型對于生產率的影響，結果發(fā)現(xiàn):對中國、印度和俄羅斯而言，勞動力在不同部門的重新配置有利于促進生產率的增長，而巴西則不會如此;Yasuhide(2014)［11］以 1995年阪神大地震為例，研究了自然災害對于經濟結構轉型升級的影響，認為阪神大地震直接沖擊了整個日本的經濟，在恢復和重建過程中，經濟結構的調整得到了優(yōu)化，也就是說，自然災害對經濟發(fā)展方式轉變的影響主要是通過災后經濟恢復和重建來實現(xiàn)的。

與國外學者的研究相比，國內學者的研究起步較晚，但研究文獻卻極為豐富。比如，在經濟發(fā)展方式轉變必要性研究方面，洪銀興(2010)［12］認為雖然我國GDP總量達到世界第二，但是，經濟和社會發(fā)展中仍面臨諸多現(xiàn)實問題，要推動經濟大國向經濟強國的轉變，必須轉變經濟發(fā)展方式;與前者相類似，倪東明(2011)［13］、簡新華和葉林(2011)［14］、史晉川和黃良浩(2011)［15］、任保平和郭晗(2012)［16］、肖文和周君芝(2012)［17］的研究進一步證實了經濟發(fā)展方式轉變的必要性;茹少峰和雷振宇(2014)［18］更是從霧霾天氣治理的視角出發(fā)，論述轉變經濟發(fā)展方式轉變的現(xiàn)實必要性。在經濟發(fā)展方式轉變的概念內涵研究方面，黃泰巖(2007)［19］認為經濟發(fā)展方式的轉變，不僅包括從粗放增長向集約增長的轉變，還應該包括向經濟增長的質量和效益并舉轉變、向以人為本發(fā)展理念轉變等多方面的內容;宋立(2011)［20］則從三個結構調整(推動需求結構、產業(yè)結構以及內外結構、區(qū)域結構與城鄉(xiāng)結構的聯(lián)動調整)的視角出發(fā)，全面闡述了經濟發(fā)展方式轉變的概念內涵。在經濟發(fā)展方式轉變的評價指標體系研究方面，吳旭曉和許正中(2010)［21］、李玲玲和張耀輝(2011)［22］、陳作成和龔新蜀(2012)［23］、何菊蓮等 (2012)［24］、藍曉寧(2013)［25］、汪素芹(2014)［26］分別進行了研究;雖然不同學者的具體評價指標體系存在差異，但都是將經濟發(fā)展方式分解為具體的不同指標來進行衡量的。

通過上述分析不難看出，國外學者并沒有通過建立指標體系的方式來全方位多角度研究經濟發(fā)展方式轉變問題，而國內學者的研究主要是以定性分析為主，現(xiàn)有的定量分析未涉及到省域經濟發(fā)展方式轉變可能存在的空間依賴性問題。基于此，本文擬從空間經濟學視角出發(fā)，全面研究我國省域經濟發(fā)展方式的轉變問題。

二、模型設定與估計方法

(一)經濟發(fā)展方式轉變的理論分析

由于目前學術界還沒有省域經濟發(fā)展方式轉變的概念，在借鑒黃泰巖(2007)［19］和宋立(2011)［20］關于經濟發(fā)展方式轉變的概念基礎上，本文認為，省域經濟發(fā)展方式轉變是指在資源約束限制和經濟社會發(fā)展多目標訴求條件下，省域自身通過經濟體制改革、創(chuàng)新機制形成及其推動的經濟增長方式轉變和經濟結構調整優(yōu)化的互動與集成，逐步形成新的資源配置模式、生產要素組合方式、生產要素報酬決定機制以及經濟增長與發(fā)展動力機制，在一定區(qū)域范圍內成為新的經濟增長極，以便提高其自身經濟發(fā)展的水平、質量以及協(xié)調性、包容性、均衡性與可持續(xù)性，實現(xiàn)科學發(fā)展。也就是說，省域經濟發(fā)展方式的轉變是省域經濟運行行為、發(fā)展動力、發(fā)展約束適應和發(fā)展成果分享的變化過程，是一個包括經濟、社會、科技和環(huán)境等多方面因素變化的復雜發(fā)展過程。很顯然，本文所界定的省域經濟發(fā)展方式轉變的內涵與吳旭曉和許正中(2010)［21］、李玲玲和張耀輝(2011)［22］、陳作成和龔新蜀(2012)［23］、何菊蓮等(2012)［24］、藍曉寧(2013)［25］、汪素芹(2014)［26］等人的是不一樣的，他們基于研究目的的差異，并沒有從經濟、科技、社會和環(huán)境視角出發(fā)來綜合剖析經濟發(fā)展方式轉變，而從上文所界定的概念不難看出，經濟發(fā)展方式的轉變應該包括這些內容?；诖?，擬從省域經濟系統(tǒng)、科技創(chuàng)新系統(tǒng)、社會系統(tǒng)和環(huán)境系統(tǒng)等四個方面來全面剖析省域經濟發(fā)展方式轉變，并構建省域經濟發(fā)展方式轉變評價指標體系(如表1所示)。

表1 省域經濟發(fā)展方式轉變評價指標體系

(二)經濟發(fā)展方式轉變的空間計量模型設定

根據(jù)省域經濟發(fā)展方式轉變評價指標體系，如果記省域經濟發(fā)展方式轉變、省域經濟實力、省域經濟結構、省域經濟效益、省域經濟市場化、省域創(chuàng)新投入、省域創(chuàng)新成果、省域人口素質、省域人口生活質量、省域社會保障、省域環(huán)境效應和省域環(huán)境治理等指標分別為 tedp、ec、es、ef、em、ii、io、pq、lq、ss、ee、er;在充分考慮到前期省域經濟社會發(fā)展對當期省域經濟發(fā)展方式轉變影響的前提下，為全面統(tǒng)一不同指標的量綱(取對數(shù))，i省經濟發(fā)展方式轉變模型可以表述如下:

(1)式中，γ為回歸系數(shù)，μi為隨機誤差項，i為1，2，…，31，表示各省級單位。由于經濟發(fā)展方式的轉變是一個包括經濟、社會、科技和環(huán)境等多方面因素變化的復雜發(fā)展過程，從單方面衡量省域經濟發(fā)展方式的轉變都是不科學的，本文擬分別從省域經濟系統(tǒng)、科技創(chuàng)新系統(tǒng)、社會系統(tǒng)和環(huán)境系統(tǒng)等四個方面來衡量省域經濟發(fā)展方式的轉變，分別記其為 tedp1、tedp2、tedp3和tedp4，則根據(jù)表1，i省份經濟發(fā)展方式轉變衡量指標計算公式為:

其中，ec、es、ef、em、ii、io、pq、lq、ss、ee、er、tedp1、tedp2、tedp3和tedp4的數(shù)據(jù)分別采用因子分析法獲得?？紤]到中國宏觀經濟和金融總量數(shù)據(jù)“結構斷點”問題，文中研究的跨度為1992～2012 年(梁琪、滕建州，2006)，［27］研究所選樣本除中國香港、澳門和臺灣外的31個省級行政單位?？紤]到重慶成立于1997年，由原重慶、萬縣、涪陵、黔江四地構成，文中1992～1996年重慶相應指標的原始數(shù)據(jù)取上述四地的數(shù)據(jù)之和;相應地，1992～1996年四川省的數(shù)據(jù)為原四川省的數(shù)據(jù)減去上述四地的數(shù)據(jù)之差。文中數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、相關省市六十年統(tǒng)計資料及《中經網(wǎng)數(shù)據(jù)庫》。

(三)空間計量模型的估計方法

根據(jù) Anselin(1999)［28］關于空間計量經濟分析的基本思路，首先運用Moran指數(shù)對省域間經濟發(fā)展方式轉變的空間依賴性進行檢驗。如果存在空間依賴性，則建立空間計量模型，進行空間計量估計和檢驗。

1.空間依賴性檢驗

2018年全國職業(yè)院校導游技能大賽中增加了現(xiàn)場導游詞創(chuàng)作與講解賽項，內容為100個旅游文化元素和15個團型。選手現(xiàn)場抽選出一個旅游文化元素和一個團型，準備時長30分鐘，選手獨立完成現(xiàn)場導游詞創(chuàng)作。30分鐘后上場，在2分鐘內用中文進行脫稿講解。

為驗證省域經濟發(fā)展方式轉變空間依賴性的存在，采用空間自相關指數(shù) MoranI，其可定義為:

根據(jù)數(shù)據(jù)分布可以計算出狀態(tài)分布MoranI的期望值，如下:

依據(jù)上述方法，對1992～2012年我國31個省級單位經濟發(fā)展方式轉變在地理空間上的空間依賴性進行了檢驗(見表2)。從表2中可以看出，1992～2012年間，我國省域經濟發(fā)展方式轉變的MoranI指數(shù)分別為0.2339、0.2514、0.2612、0.2011 和 0.2995，MoranI的正態(tài)統(tǒng)計量 Z值分別為 3.3212、3.3021、2.6985、2.2259和3.0215，均大于正態(tài)分布函數(shù)在1%水平下的臨界值1.96，這說明我國31個省級單位經濟發(fā)展方式轉變在空間分布上具有明顯的正自相關關系，即空間依賴性。進一步分析，可以認為我國省域經濟發(fā)展方式轉變不是完全隨機狀態(tài)，而是表現(xiàn)出相似值之間的空間集群。通過Moran散點圖，可將我國省域經濟發(fā)展方式轉變的空間相關模式分為四類(見表3)。很顯然，在使用省域面板數(shù)據(jù)分析經濟發(fā)展方式轉型問題時，需要采用納入空間依賴性的空間計量經濟模型進行估計。

表2 最近5年31個省級單位經濟發(fā)展方式轉變的MoranI指數(shù)及其Z值

表3 省域經濟發(fā)展方式轉變的空間相關模式(2012年)

2.空間計量模型設定

由于省域經濟發(fā)展方式轉變在空間分布上存在顯著的空間依賴性，故采用的空間計量經濟模型是納入了空間效應(空間相關和空間差異)的空間常系數(shù)回歸模型，包括空間滯后模型(Spatial Lag Model，SLM)和空間誤差模型(Spatial Error Model，SEM)，以及空間變系數(shù)回歸模型，即地理加權回歸模型(Geographical Weighted Regression，GWR)。

空間滯后模型(Spatial Lag Model，SLM)主要研究不同變量在一個地區(qū)是否有擴散現(xiàn)象，也就是溢出效應的問題，其表達式為:

(6)式中，y為因變量，X為 n×k的外生解釋變量矩陣，ρ為空間自回歸系數(shù)，W為n×n的空間權值矩陣，常用鄰接矩陣，Wy為空間滯后變量，ε為誤差向量。

空間誤差模型(Spatial error model，SEM)的數(shù)學表達式為:

(7)式中，ε為隨機誤差項，λ為(n×1)的截面因變量的空間誤差系數(shù)，μ為正態(tài)分布的隨機誤差向量。根據(jù)Anselin(1988)［29］的思路可知:參數(shù)λ衡量了樣本觀測值中的空間依賴性，即相鄰地區(qū)的觀測值y對本地區(qū)觀測值y的影響方向和程度，參數(shù)β反映了自變量X對因變量y的影響。同時，為保證SEM模型的無偏和有效，需要采用極大似然法估計空間滯后模型和空間誤差模型的參數(shù)。

雖然上文分析已經表明，省域經濟發(fā)展方式轉變存在空間依賴性，但這并不能直接決定到底該選用SLM還是SEM。Anselin(1988)［29］的研究表明，如果在空間依賴性的經驗中，LMLAG比LMERR在統(tǒng)計上更為顯著，且R－LMLAG顯著而R－LMERR不顯著的話，則應該采用 SLM。從表4中不難看出，應該采用空間滯后模型(SLM)進行估計。在確定了檢驗的基本模型之后，為確保最終檢驗模型的準確性，對所有解釋變量均進行空間依賴性檢驗，結果發(fā)現(xiàn):經濟結構(es)的 MoranI指數(shù)為0.2558，MoranI的正態(tài)統(tǒng)計量Z值為3.415，大于正態(tài)分布函數(shù)在1%水平下的臨界值1.96，空間依賴性顯著，其他變量則不顯著?；诖耍瑢δＰ?1)進行調整，充分考慮周邊省級單位經濟發(fā)展方式轉變和經濟結構(es)對樣本省級單位經濟發(fā)展方式轉變產生的影響，權重矩陣w采用省級單位間的距離構建，建立如下空間計量經濟學模型。

表4 SLM與SEM選擇的空間依賴性診斷

三、實證分析

(一)省域經濟發(fā)展方式轉變的全域空間實證分析

在全域范圍內，對省域經濟發(fā)展方式轉變進行實證研究(如表5)。其中，Ⅰ和Ⅱ為采用最小二乘法的估計結果，Ⅲ和Ⅳ則為采用極大似然法估計的SLM模型。從表5中可以看出，采用極大似然法估計的空間滯后模型擬合優(yōu)度R2明顯高于采用最小二乘法估計的擬合優(yōu)度R2;從對數(shù)似然函數(shù)值 Loglikelihood、AIC和 SC的值來看，空間滯后模型效果明顯優(yōu)于最小二乘法的估計結果;同時，es、ii、io、er等指標在最小二乘法下并不顯著，而在空間滯后模型中均顯著，說明最小二乘法可能是由于遺漏了重要的空間誤差項，而使得模型設定不夠精確;wtedp的高度顯著，進一步說明了省域經濟發(fā)展方式轉變空間依賴性的存在;這些充分表明采用極大似然法估計的空間滯后模型的合理性。

表5 省域經濟發(fā)展方式轉變全域空間估計

基于上述分析，最終確定分析的回歸結果為表5中的Ⅳ列。從中可以看出，除ec、em、pq等變量不顯著外，其他變量均顯著。具體來說即是:基于歷史的原因和建國以來工業(yè)布局的影響，當期省域經濟發(fā)展方式轉變在很大程度上受前一期經濟發(fā)展方式的制約。省域經濟實力雖然會對省域經濟發(fā)展方式轉變帶來諸多影響，但隨著西部大開發(fā)和中部崛起等一系列發(fā)展戰(zhàn)略的實施，國家在協(xié)調省域經濟發(fā)展方面的努力效果日益顯著，統(tǒng)一有序的全國市場體系日益完善，生產要素的流通更為便利和快捷，省域經濟實力和經濟市場化程度不再直接決定著省域經濟發(fā)展方式的轉變。而相反，省域經濟結構和經濟效益則在很大程度上決定著省域經濟發(fā)展方式的轉變，這更多的可以從經濟結構調整的制度慣性和市場經濟的有效性方面尋求答案?？萍际堑谝簧a力，創(chuàng)新是科技的靈魂，創(chuàng)新投入和創(chuàng)新成果更能夠在一定程度上影響省域經濟發(fā)展方式的轉變。隨著我國改革開放的深入，人才流動速度更快，區(qū)際間公共服務均等化問題也在逐步得到解決，人口素質對省域經濟發(fā)展方式轉變影響不顯著，但區(qū)際間(省域間、城鄉(xiāng)間)收入差距的存在，并在一定程度上擴大，社會保障的差異，則直接影響著省域經濟發(fā)展方式的轉變。隨著我國經濟的發(fā)展，環(huán)境對經濟社會發(fā)展的影響日益明顯，環(huán)境問題必然成為省域間經濟發(fā)展方式轉變的重要制約因素。

(二)省域經濟發(fā)展方式轉變的局域空間分析:GWR實證檢驗

1.GWR模型

SLM模型雖然能夠從全域視角檢驗省域經濟發(fā)展方式轉變問題，但在局域存在異質性的情況下，則無法探究不同自變量對因變量的作用。因此，繼續(xù)采用地理加權回歸(GWR)進行局域估計。GWR模型的一般形式為:

(9)式中，βi表示與觀測位置i對應的n×1個參數(shù)，y是在n個點上采集的因變量的n×1階觀測向量，X是n×k階的解釋變量矩陣，ε是n×1階服從方差為常數(shù)的正態(tài)分布的誤差向量，Wi表示n×n階對角矩陣，它是觀測點i到近鄰觀測點的距離的函數(shù)。GWR模型產生n個這樣的參數(shù)向量的估計，即每個位置對應一個參數(shù)向量。根據(jù)近鄰觀測信息的子樣本，使用局部加權回歸獲得空間上每一個點的參數(shù)向量的估計:

(10)式中，空間權值矩陣函數(shù)Wi可用高斯函數(shù)表示為:

其中，di是距離向量，θ是帶寬，φ代表標準狀態(tài)密度，σ是距離向量的標準差。關于帶寬的確定，國際上普遍采取Bowman提出的交叉確認方法(Cross－Validation，CV):

2.GWR模型估計及顯著性檢驗

根據(jù)上述GWR模型及相應的估計方法，可以對GWR模型進行估計，并對其顯著性進行檢驗(見表6)。從表 6 中可以看出，tedpi－1、es、ii、ee等變量對不同省級單位經濟發(fā)展方式轉變的影響存在較大差異，也就是說，這些自變量對于因變量的影響在空間上存在異質性，有必要進行GWR檢驗。理論上來講，GWR模型的有效性問題和每個參數(shù)估計集合是否在所研究區(qū)域表現(xiàn)出空間差異的問題需要考慮。Brunsdon 等(1999)［30］、Fotheringhan et.al.(2002)［31］的方差分析檢驗和 Leung(1998)［32］的統(tǒng)計檢驗為解決這兩個問題提供了思路，得出其相關檢驗結果(如表7和表8)。表7結果顯示，與最小二乘法相比，GWR方法能夠使殘差平方和顯著減少，GWR模型在本文中具有更強的優(yōu)勢。從表8中可看出，除經濟實力、經濟市場化、人口素質和生活質量指標外，其他指標均存在顯著的空間變異現(xiàn)象。

表6 省域經濟發(fā)展方式轉變的局域空間估計

c tedpi-1 ec es ef em ii io pq lq ss ee er安徽 2.015 0.02 0.124 0.234 0.668 0.369 0.368 0.368 0.335 0.036 0.098 0.444 0.257四川 4.056 0.498 0.268 0.298 0.214 0.158 0.122 0.125 0.258 0.048 0.088 0.245 0.254湖北 3.231 0.405 0.361 0.589 0.235 0.241 0.374 0.258 0.255 0.045 0.082 0.258 0.147重慶 4.325 0.369 0.125 0.452 0.155 0.142 0.175 0.425 0.365 0.029 0.035 0.369 0.365上海 6.235 0.902 0.575 0.658 0.988 0.146 0.662 0.815 0.762 0.226 0.392 0.925 0.802浙江 5.752 0.862 0.614 0.725 0.665 0.412 0.274 0.412 0.259 0.035 0.045 0.458 0.501湖南 4.012 0.501 0.414 0.361 0.235 0.358 0.368 0.445 0.366 0.039 0.024 0.258 0.255江西 3.021 0.239 0.235 0.125 0.225 0.665 0.258 0.359 0.219 0.035 0.065 －0.259 0.558云南 3.002 －0.102 0.125 0.092 0.08 0.04 0.268 0.258 0.452 0.088 0.058 0.258 －0.241貴州 1.231 0.334 0.187 0.061 0.05 0.05 0.125 0.358 0.421 0.084 0.095 －0.354 0.214福建 3.325 0.412 0.195 0.225 0.258 0.214 0.448 0.158 0.355 0.018 0.068 0.215 0.257廣西 1.452 0.215 0.206 0.074 0.09 0.061 0.215 0.258 0.365 0.068 0.065 0.124 0.352海南 3.011 0.268 0.409 0.336 0.104 0.328 0.129 0.502 0.258 0.098 0.048 0.114 0.225廣東 3.235 0.772 0.698 －0.122 0.782 0.259 0.778 0.698 0.965 0.229 0.301 0.685 0.756

表7 GWR模型方差分析檢驗

表8 GWR模型參數(shù)檢驗

3.GWR模型實證分析

根據(jù)表6中的結果，可以對GWR模型中參數(shù)的空間異質可作如下分析:常數(shù)項(C)測度了除自變量以外的其他因素對省域經濟發(fā)展方式轉變的影響，具體來說，即是:西南地區(qū)的云南、貴州、廣西以及大西北地區(qū)的甘肅、青海、寧夏、西藏、新疆與國內其他省級單位相比存在很大的差異，四川和重慶雖然地處西南，但前者經濟發(fā)展基礎較好，整體經濟實力較為雄厚，后者則發(fā)展?jié)摿o限，基本和東部沿海地區(qū)處于同一水平，這與魯釗陽和李名杰(2008)［33］的研究成果是相吻合的，他們也認為對于區(qū)域的經濟社會發(fā)展狀況的衡量不能夠完全以區(qū)位來研判，更多的是應該從區(qū)域實際發(fā)展水平來看，盡管川渝兩地同處西南，但是，基于歷史和現(xiàn)實的原因，四川的發(fā)展基礎要好于重慶這是不可否認的，而后者發(fā)展?jié)摿t是不可低估的。從經濟結構、經濟效益、創(chuàng)新投入、創(chuàng)新成果和社會保障等指標方面看，北部沿海地區(qū)的北京、天津、河北和山東，東部沿海地區(qū)的上海、江蘇和浙江以及南部沿海地區(qū)的福建和廣東具有顯著的優(yōu)勢。經濟結構穩(wěn)步優(yōu)化、經濟效益逐步提升、創(chuàng)新投入顯著增多、創(chuàng)新成果日益增多，這些因素對其自身經濟發(fā)展轉變作用也更為明顯，而作為南部沿海的海南在此方面則并沒有顯著優(yōu)勢，這與海南自身這些年來的發(fā)展是緊密相關的，這與魯釗陽和廖杉杉(2012)［34］的研究成果是相吻合的。從環(huán)境效應和環(huán)境管理指標方面來看，大西北地區(qū)的甘肅、青海、寧夏、西藏和新疆優(yōu)勢更為明顯一些，與東部沿海發(fā)達省份相比，甚至與中部省份相比，大西北經濟發(fā)展較為落后，但是，從整體上來看，自然資源對經濟社會發(fā)展的約束并不是十分顯著，這與宋濤等(2006)［35］、周兵等(2014)［36］研究成果也是相一致的。

四、研究結論及政策建議

對省域經濟發(fā)展方式轉變可能具有的空間依賴性進行分析，通過外生的空間權值矩陣，引入空間滯后因變量和空間滯后自變量，構建省域經濟發(fā)展方式轉變的空間計量經濟學模型，并從全域視角和局域視角分別對省域經濟發(fā)展方式轉變問題進行實證研究。結果發(fā)現(xiàn):在全域視角下，除經濟實力、經濟市場化和人口素質對省域經濟發(fā)展方式轉變不顯著外，其他變量的作用均顯著;在局域視角下，除經濟實力、經濟市場化、人口素質和生活質量指標外，其他指標均存在顯著的空間變異性?？傮w來說，雖然個別指標對省域經濟發(fā)展方式轉變的影響并不顯著，但這并不能否認省域經濟發(fā)展方式的轉變過程是一個包括經濟、社會、科技和環(huán)境等多方面因素變化的復雜發(fā)展過程。

基于以上分析，要加快轉變省域經濟發(fā)展方式的轉變，必須:第一，加快省域經濟發(fā)展方式的轉變，需要強化省域經濟實力，調整省域經濟結構，提升省域經濟效益，穩(wěn)步推進省域經濟市場化建設。經濟發(fā)展方式的轉變，不僅需要追求經濟增長速度，還需要高度重視經濟效益。特別是在當前CPI走勢并不樂觀的情況下，要將經濟發(fā)展與民生緊密結合，以民生為導向，有條不紊地調整經濟結構，破除阻礙市場經濟發(fā)展的壁壘，通過市場經濟的發(fā)展，實現(xiàn)省域間產業(yè)梯度的合理轉移。第二，加快省域經濟發(fā)展方式的轉變，需要高度重視對省域科研的投入力度和獎勵力度。不僅需要嚴格按照GDP的增長，穩(wěn)步強化對省域科研的資金投入力度，還需要重視對重大創(chuàng)新成果的獎勵力度，重視科研成果向現(xiàn)實生產力的轉化(魯釗陽，2013)。［37］同時，還需要營造高度重視科研的氛圍，重視對知識產權的保護力度，夯實省域為吸收FDI效應溢出的基礎，特別是要重視農業(yè)領域FDI的立法建設，為涉農機構吸收和使用FDI創(chuàng)造條件。第三，加快省域經濟發(fā)展方式的轉變，需要提高人口素質，改善居民生活，強化社會保障。不僅需要繼續(xù)重視對基礎教育的投入力度，還需要引導高層次人才在區(qū)際間的合理流動;不僅需要采取切實有效的措施，逐步縮小區(qū)際間(省域間、城鄉(xiāng)間)居民收入差距，還需要重視與農民生產生活相關的諸如農田水利設施建設等，提高廣大農村地區(qū)的公共服務水平(李樹，2013)。［38］第四，加快省域經濟發(fā)展方式的轉變，需要高度重視環(huán)境保護。要將低碳理念貫徹落實到經濟發(fā)展過程中，重視節(jié)能減排工作，將單位GDP能耗高低逐步納入到對地方政府的政績考核中;要在經濟發(fā)展的過程中，高度重視能源工業(yè)固定資產投資與能源產量的良性互動，有效緩解經濟發(fā)展中的能源短缺問題。

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