張 偉 麗，覃 成 林

(1.河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)資源與環(huán)境學(xué)院，河南 鄭州 450046；2.中原經(jīng)濟(jì)區(qū) “三化” 協(xié)調(diào)發(fā)展河南省協(xié)同創(chuàng)新中心，河南 鄭州 450046；3.暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 廣州 510632)

基于時(shí)空耦合視角的中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長俱樂部趨同分析

張 偉 麗1,2，覃 成 林3

(1.河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)資源與環(huán)境學(xué)院，河南 鄭州 450046；2.中原經(jīng)濟(jì)區(qū) “三化” 協(xié)調(diào)發(fā)展河南省協(xié)同創(chuàng)新中心，河南 鄭州 450046；3.暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 廣州 510632)

目前有關(guān)俱樂部趨同的研究存在一個(gè)很大的缺憾，即時(shí)間維度與空間維度的分離，這不僅無法真正揭示俱樂部趨同形成的內(nèi)在機(jī)理，更有可能偏離俱樂部趨同的事實(shí)。該文從時(shí)空耦合的視角構(gòu)建了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長俱樂部趨同的檢驗(yàn)方法，并以中國329個(gè)地級(jí)行政區(qū)為基本區(qū)域單元，檢驗(yàn)了中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長是否存在俱樂部趨同，結(jié)果發(fā)現(xiàn)全國僅有一個(gè)由東部沿海發(fā)達(dá)地市、遼寧省大部分發(fā)達(dá)地市及中西部部分省會(huì)和資源型發(fā)達(dá)地市構(gòu)成的發(fā)展水平較高的時(shí)空耦合趨同俱樂部。對(duì)該趨同俱樂部的影響因素分析表明，它是由區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的歷史因素和結(jié)構(gòu)因素在空間相互作用、市場作用及政府作用的綜合影響下形成的。

時(shí)空耦合；俱樂部趨同；CART方法；加權(quán)隨機(jī)Kernel分布密度函數(shù)；區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長

0 引言

在區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長趨同研究中，俱樂部趨同為越來越多的學(xué)者所關(guān)注，其原因是，俱樂部趨同能夠更好地描述區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長總體上趨異而局部趨同的現(xiàn)象。這種現(xiàn)象在現(xiàn)實(shí)世界中更為普遍，因而也更能吸引學(xué)者的興趣[1]。對(duì)于中國這樣一個(gè)大國而言，俱樂部趨同的研究具有更加特殊的意義，能夠準(zhǔn)確地判斷不同類型區(qū)域間經(jīng)濟(jì)增長的異質(zhì)性，進(jìn)而針對(duì)性地分析不同類型區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響因素，從中發(fā)現(xiàn)擴(kuò)大富裕區(qū)域組的規(guī)?；蚩s小貧窮區(qū)域組的規(guī)?；虼俪韶毟F區(qū)域進(jìn)入到富裕區(qū)域組等的路徑，為實(shí)現(xiàn)全國經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展提供重要的理論啟示和決策參考價(jià)值。

然而，國內(nèi)外關(guān)于俱樂部趨同的研究都存在一個(gè)明顯的缺憾，即研究視角上時(shí)間維度和空間維度的分離。時(shí)間維度文獻(xiàn)的特點(diǎn)是忽略區(qū)域間空間效應(yīng)，但重視初始增長條件和結(jié)構(gòu)特征等多因素的影響；空間維度文獻(xiàn)的特點(diǎn)是重點(diǎn)分析區(qū)域間空間效應(yīng)，但對(duì)其他有關(guān)初始增長條件和結(jié)構(gòu)特征等影響因素的分析較少。事實(shí)上，就某個(gè)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長而言，一方面不僅與影響因素的當(dāng)期值有關(guān)，還與這些因素的前幾期值有關(guān)，表現(xiàn)出明顯的時(shí)間自相關(guān)性；另一方面，一個(gè)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長不僅與其本身有關(guān)，還與其周圍的鄰居區(qū)域有關(guān)，存在明顯的空間自相關(guān)性。因此，把時(shí)間維度與空間維度分離不利于科學(xué)地解釋區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長俱樂部趨同現(xiàn)象。

有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，將俱樂部趨同的時(shí)間維度和空間維度進(jìn)行耦合是可能的[2]，但他們提出的時(shí)空耦合俱樂部趨同檢驗(yàn)方法并不成熟，是一種“二合一”的替代辦法。本文試圖尋找一種能夠同時(shí)把時(shí)間維度與空間維度有機(jī)結(jié)合的時(shí)空耦合俱樂部趨同檢驗(yàn)方法，并用這個(gè)方法對(duì)我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長是否存在時(shí)空耦合的俱樂部趨同進(jìn)行檢驗(yàn)。

1 研究方法

目前，國內(nèi)外用于俱樂部趨同假說檢驗(yàn)的方法大致可以劃分為兩類：一是參數(shù)分析方法，即根據(jù)設(shè)定的模型利用參數(shù)方法估計(jì)β系數(shù)(或σ系數(shù))，驗(yàn)證區(qū)域的初始增長水平與其增長率之間的負(fù)向關(guān)系；另一類是非參數(shù)分析方法，即利用數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)技術(shù)分析區(qū)域的增長分布的形態(tài)及其轉(zhuǎn)移概率。參數(shù)分析的代表是Barro和Sala-I-Martin提出的橫截面回歸[3，4]，但由于存在參數(shù)異質(zhì)性、外圍性、內(nèi)生性和測度誤差等，其結(jié)果可能有偏差。學(xué)者們大致沿著3個(gè)方向?qū)ζ溥M(jìn)行改進(jìn)。其一，面板數(shù)據(jù)分析方法[5]。該方法最顯著的進(jìn)步在于允許個(gè)體效應(yīng)的存在，然而也存在如小樣本偏差的可能性問題、短頻率問題等缺陷[6]。其二，單位根檢驗(yàn)方法。該方法已由時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)方法[7]發(fā)展到面板單位根檢驗(yàn)方法[8]。然而，該方法不能測算趨同的速率，也不能在檢驗(yàn)趨同的回歸方程中通過引入解釋變量分析俱樂部趨同的影響因素。其三，空間計(jì)量方法。由于不考慮區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)增長的空間依賴將導(dǎo)致無效的OLS估計(jì)量和不可靠的統(tǒng)計(jì)推斷，于是就產(chǎn)生了空間計(jì)量方法[9，10]。但是，這類研究的結(jié)果存在不穩(wěn)健的問題。在非參數(shù)分析方法中，Quah提出的增長分布方法具有代表性[11]，該方法能夠描述不同截面的分布及其演變，因此，更適合檢驗(yàn)俱樂部趨同假說[12-15]。但是有學(xué)者認(rèn)為，增長分布方法忽視了大國內(nèi)不同區(qū)域的經(jīng)濟(jì)規(guī)模及人口規(guī)模，得到的結(jié)論并不可信[16，17]。

對(duì)于時(shí)空耦合俱樂部趨同，無論是參數(shù)分析方法，還是非參數(shù)分析方法，均不能對(duì)其進(jìn)行有效檢驗(yàn)。其中，參數(shù)分析方法最大的缺陷在其空間權(quán)重矩陣的選擇會(huì)影響區(qū)域組劃分的結(jié)果，而且只能固定地劃分出HH、HL、LL和LH四類區(qū)域，無法考察更加豐富的空間格局形態(tài)。非參數(shù)分析方法中，馬爾科夫鏈方法中的區(qū)域組劃分是按照一定的指標(biāo)在初始時(shí)期就被人為確定好的，因此，不可能有效地反映考察期間某個(gè)區(qū)域發(fā)生類型變化的情況。而核密度估計(jì)方法雖然利用連續(xù)的分布區(qū)間排除了離散區(qū)間的任意性，但是其劃分的依據(jù)往往是單一指標(biāo)，因此，不能滿足俱樂部趨同的區(qū)域限定。

根據(jù)時(shí)空耦合俱樂部趨同的特性，本文在進(jìn)行區(qū)域分組時(shí)，對(duì)CART方法進(jìn)行改進(jìn)，使之一方面能夠綜合考慮經(jīng)濟(jì)增長的初始條件及結(jié)構(gòu)特征，另一方面又能將區(qū)域間的相互作用(即空間效應(yīng)的影響)納入分組過程中。在進(jìn)行趨同檢驗(yàn)時(shí)，本文使用加權(quán)(人口和經(jīng)濟(jì)規(guī)模加權(quán))隨機(jī)Kernel密度函數(shù)分析的方法，既考慮了權(quán)重的影響，又能夠充分考慮截面單元之間的相互作用。

2 實(shí)證分析

本文選擇地級(jí)行政區(qū)域作為研究單元，共有329個(gè)。原因如下：根據(jù)2010年行政區(qū)劃，除去海南省外，中國內(nèi)地共有地級(jí)行政區(qū)域335個(gè)?？紤]到海南省從行政區(qū)劃講，除?？?、三亞可以看做是地市級(jí)行政單元外，其他16個(gè)均只能理解為省直轄行政單元，其與335個(gè)地級(jí)行政單元不匹配。因此，本文將海南省作為一個(gè)地級(jí)行政單元來處理，記為海南(省)，以區(qū)別于青海省的海南。由于數(shù)據(jù)的限制，西藏自治區(qū)所屬的7個(gè)地級(jí)行政單元以及臺(tái)灣、香港、澳門沒有被包含在分析之列。對(duì)于研究期內(nèi)一些地級(jí)行政單元的變化，盡量采用縣域的數(shù)據(jù)進(jìn)行了合并處理。本文選擇的研究時(shí)段是1990-2013年，這一方面是受數(shù)據(jù)可獲得性的限制，另一方面，選擇1990年為起始年份，可以反映改革開放深化以來中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長及趨同的變化趨勢。原始數(shù)據(jù)均來源于有關(guān)省區(qū)市1991-2014年的統(tǒng)計(jì)年鑒以及相應(yīng)年份《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》中的全市數(shù)據(jù)。

2.1 基于 CART方法的區(qū)域分組

CART方法的相關(guān)算法及原理參見文獻(xiàn)[18]，在此不再贅述。本文選擇的目標(biāo)變量是區(qū)域的實(shí)際人均GDP增長率，采用對(duì)數(shù)形式，用y表示。這里，人均GDP是以1990年為基期以各地GDP平減指數(shù)處理后的數(shù)據(jù)，對(duì)于缺乏GDP平減指數(shù)的地級(jí)市則將其所屬省份的GDP平減指數(shù)作為該地級(jí)市的GDP平減指數(shù)。預(yù)測變量選取依據(jù)主要參考了覃成林等[18]的前期研究。其中，需要說明的是：1)CART方法[16]有一個(gè)缺陷，就是未能將區(qū)域之間的空間相互作用納入?yún)^(qū)域分組的過程中，故本文的一個(gè)重要改進(jìn)就是把區(qū)域初始增長的空間效應(yīng)和平均增長率的空間效應(yīng)作為預(yù)測變量，通過這兩個(gè)指標(biāo)將區(qū)域之間的空間相互作用納入?yún)^(qū)域分組的分析之中。2)現(xiàn)有文獻(xiàn)大多選擇單位面積的鐵路/公路里程來反映區(qū)域的基礎(chǔ)設(shè)施水平，由于各區(qū)域之間在自然環(huán)境的交通適宜性方面存在差異顯著，導(dǎo)致采用單位交通線路里程衡量基礎(chǔ)設(shè)施水平往往出現(xiàn)偏差，且這方面完整、準(zhǔn)確的數(shù)據(jù)也不易直接獲得，因此，本文嘗試從信息基礎(chǔ)設(shè)施的角度選用每萬人擁有的郵電局個(gè)數(shù)、郵電業(yè)務(wù)總量占全國的比重以及每萬人電話擁有量3個(gè)指標(biāo)來反映各區(qū)域的基礎(chǔ)設(shè)施水平。3)考慮到區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長受國家改革開放政策的差異性影響，本文重點(diǎn)考察國家改革開放政策對(duì)經(jīng)濟(jì)特區(qū)、沿海開放城市、沿海經(jīng)濟(jì)開放區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響。用政府政策這個(gè)指標(biāo)來測度各區(qū)域受到的政策支持。另外，考慮到按照享受國家優(yōu)惠政策力度由大到小排序?yàn)椋航?jīng)濟(jì)特區(qū)>沿海開放城市>沿海經(jīng)濟(jì)開放區(qū)，本文遵照“不同政策類型賦值不同、同一政策類型賦值相同”的原則，對(duì)這三類區(qū)域的政策力度分別進(jìn)行賦值，即經(jīng)濟(jì)特區(qū)的政策力度賦值為1，沿海開放城市的政策力度賦值為0.5，沿海經(jīng)濟(jì)開放區(qū)的政策力度賦值為0.25。

CART分析模型如下：

yi=α+βlog(GDP)ti+∏Xi+εi

(1)

其中：yi=log(GDP)Ti-log(GDP)ti，反映考察時(shí)期內(nèi)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長率；(GDP)ti是區(qū)域人均GDP的初始水平，(GDP)Ti是區(qū)域人均GDP的末期水平；Xi是一個(gè)控制變量向量，由表1的所有預(yù)測變量構(gòu)成。

表1 CART分析中的預(yù)測變量Table 1 Predictive variables of CART method

根據(jù)式(1)的回歸結(jié)果進(jìn)行區(qū)域分組。為了比較加入空間效應(yīng)和不考慮空間效應(yīng)對(duì)區(qū)域分組結(jié)果的影響，本文分別用CART方法分析了包括表1所有變量的區(qū)域分組及表1中除去X2和X3后剩余變量的區(qū)域分組。兩種情形下最優(yōu)的區(qū)域分組均為5組，但每組包括的區(qū)域卻有很大差異(圖1、圖2)。

可以看出，圖1中屬于同一區(qū)域組的地級(jí)市空間分布較為分散，而圖2中屬于同一區(qū)域組的地級(jí)市空間分布相對(duì)集中，即地理位置臨近的地級(jí)市屬于同一區(qū)域組的幾率較高。比如，圖1中劃分的第二組共包括14個(gè)地級(jí)市，且零星分布在新疆、青海、廣西、陜西、貴州5個(gè)省份。此外，由CART分組過程可知，未引入空間效應(yīng)得到的第一、二、三、四、五組的組內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)差依次為0.003、0.004、0.004、0.003、0.004，而引入空間效應(yīng)得到的第一、二、三、四、五組的組內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)差依次為0.003、0.002、0.003、0.003、0.003，因此，圖2展示的區(qū)域分組不僅最大限度地滿足了將空間相互作用顯著的地級(jí)市劃分在同一組的條件，而且也滿足同一區(qū)域組內(nèi)表1選擇的反映經(jīng)濟(jì)增長初始條件和結(jié)構(gòu)特征的各項(xiàng)指標(biāo)的相似度較高這一條件，更加符合時(shí)空耦合俱樂部趨同的區(qū)域限定。因此，本文稱之為時(shí)空耦合區(qū)域組。根據(jù)俱樂部趨同的特點(diǎn)，本文用組內(nèi)差異較小而組間差異較大的標(biāo)準(zhǔn)來判斷不同區(qū)域分組結(jié)果的科學(xué)性，結(jié)果見表2。顯然，引入空間效應(yīng)的區(qū)域分組比其他兩種區(qū)域分組更符合時(shí)空耦合趨同俱樂部的特點(diǎn)。

圖1 未引入空間效應(yīng)的區(qū)域分組Fig.1 The regional grouping without spatial effect

圖2 引入空間效應(yīng)的區(qū)域分組Fig.2 The regional grouping with spatial effect

表2 三種區(qū)域分組方法的泰爾指數(shù)比較Table 2 Comparison of Theil Entropy under three regional grouping methods

2.2 基于加權(quán)隨機(jī)Kernel密度函數(shù)的趨同檢驗(yàn)

本文使用式(2)所示的Kernel函數(shù)，分別計(jì)算和對(duì)比圖2所展示的5個(gè)時(shí)空耦合區(qū)域組的相對(duì)人均GDP、人口加權(quán)相對(duì)人均GDP及經(jīng)濟(jì)規(guī)模加權(quán)相對(duì)人均GDP的Kernel分布圖，以檢驗(yàn)是否存在時(shí)空耦合俱樂部趨同。

(2)

式中：n為各時(shí)空耦合區(qū)域組包括地市級(jí)區(qū)域個(gè)數(shù)，h為帶寬或者平滑參數(shù)，x為估計(jì)值，Xi為屬于該組的各地市級(jí)區(qū)域的相對(duì)人均GDP，‖·‖x表示X與K(x)之間的距離，wi為i地市級(jí)區(qū)域的權(quán)重(人口加權(quán)權(quán)重為年末總?cè)丝谡既珖側(cè)丝诘谋戎兀?jīng)濟(jì)規(guī)模加權(quán)權(quán)重為地區(qū)生產(chǎn)總值占全國的比重)。

常用的K(x)函數(shù)是高斯函數(shù)，公式如下：

(3)

按照本文的研究時(shí)段，特選擇1990年、1995年、2000年、2005年、2010年及2011年作為考察年份，繪制5個(gè)時(shí)空耦合區(qū)域組的增長分布圖(圖3,見封3)，其中，每一副圖的3個(gè)子圖從左至右分別為相對(duì)人均GDP、人口加權(quán)相對(duì)人均GDP及經(jīng)濟(jì)規(guī)模加權(quán)相對(duì)人均GDP的Kernel分布圖。

由圖3可知，時(shí)空耦合區(qū)域組1、3和4無論在哪種情形下均未呈現(xiàn)單峰分布，而其加權(quán)后的相對(duì)人均GDP分布形態(tài)峰谷更多，這就意味著這3個(gè)組內(nèi)各地級(jí)市沒有產(chǎn)生趨同，而是分異的。時(shí)空耦合區(qū)域組2的相對(duì)人均GDP雖然由1990年的雙峰演變?yōu)?000年和2010年的單峰，但是加上人口權(quán)重后則呈現(xiàn)一個(gè)大峰和一個(gè)小峰的雙峰分布，加入經(jīng)濟(jì)規(guī)模權(quán)重后呈多峰分布，這就意味著從相對(duì)人均GDP來看該組各地級(jí)市趨同，但是考慮了人口和經(jīng)濟(jì)規(guī)模后，該組各地級(jí)市卻是分異的。可見，如果不考慮權(quán)重就會(huì)得到錯(cuò)誤的結(jié)論。而時(shí)空耦合區(qū)域組5的相對(duì)人均GDP及加權(quán)相對(duì)人均GDP均呈現(xiàn)多峰向單峰發(fā)展的趨勢，即該組各地級(jí)市的經(jīng)濟(jì)增長分布集中在平均水平附近，存在趨同。因此，可以認(rèn)為只有時(shí)空耦合區(qū)域組5發(fā)生了時(shí)空耦合俱樂部趨同，其平均人均GDP最高，是一個(gè)“富?！钡臅r(shí)空耦合趨同俱樂部。

3 影響因素分析

可從以下方面探索影響時(shí)空耦合俱樂部趨同形成的重要因素。其一，重要的區(qū)域分組變量。時(shí)空耦合俱樂部趨同是在一定區(qū)域組內(nèi)發(fā)生的趨同，因此，影響區(qū)域組劃分的重要變量最有可能影響時(shí)空耦合俱樂部趨同的形成，而經(jīng)過改進(jìn)的CART方法最大優(yōu)點(diǎn)就是能將區(qū)域分組過程中的重要變量提取出來，有助于對(duì)時(shí)空耦合俱樂部趨同影響因素的分析。其二，俱樂部趨同的影響因素，主要有自然資源稟賦、物質(zhì)資本積累、人力資本、外貿(mào)依存度、工業(yè)化進(jìn)程、地區(qū)虛擬變量、空間溢出效應(yīng)等[19-25]。其三，中國的特殊國情[26]。因此，本文提出如下時(shí)空耦合俱樂部趨同影響因素的假說：歷史因素和結(jié)構(gòu)因素在空間相互作用、市場作用及政府作用等的綜合影響下導(dǎo)致區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長發(fā)生時(shí)空耦合俱樂部趨同(表3)。

表3 影響時(shí)空耦合俱樂部趨同形成的待檢因素Table 3 Factors that may influence the spatiotemporal coupling club convergence

構(gòu)建計(jì)量模型(式(4))檢驗(yàn)本文提出的時(shí)空耦合俱樂部趨同影響因素假說，由于事先無法準(zhǔn)確判斷變量的顯著性，因此，模型包括了所有的變量；然后，采用逐步回歸的方式對(duì)影響因素假說進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

(4)

其中：Yi=[lnrgdpTi-lnrgdpti]/T是考察時(shí)期內(nèi)區(qū)域的平均增長率，Xim代表區(qū)域除表4中l(wèi)nrgdp之外的所有單因素，γm代表這些單因素變量的影響程度，Zip分別代表i區(qū)域的第p個(gè)相互作用因素，ηp代表第p個(gè)相互作用因素的影響程度。

4 結(jié)論與討論

本文主要討論了如何建立適用于時(shí)空耦合俱樂部趨同要求的檢驗(yàn)方法，并運(yùn)用所提出的檢驗(yàn)方法，以我國329個(gè)地級(jí)行政區(qū)為基本的地理單元，檢驗(yàn)我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長是否存在時(shí)空耦合趨同俱樂部，并進(jìn)一步分析時(shí)空耦合趨同俱樂部的影響因素。概括起來，本文獲得了以下主要結(jié)論。

表4 時(shí)空耦合俱樂部趨同影響因素檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 Test results of impact factors about the spatiotemporal coupling club convergence

(1)時(shí)空耦合俱樂部趨同假說的檢驗(yàn)主要有兩步：首先，基于改進(jìn)CART方法的區(qū)域分組，該方法分析了經(jīng)濟(jì)增長初始條件、結(jié)構(gòu)特征、區(qū)位條件、要素稟賦以及鄰居效應(yīng)等多個(gè)重要指標(biāo)對(duì)分組過程的影響，得到的區(qū)域組更加符合時(shí)空耦合趨同俱樂部的區(qū)域特性。然后，同一區(qū)域組內(nèi)利用加權(quán)隨機(jī)Kernel分布函數(shù)方法檢驗(yàn)是否存在趨同。該方法有效避免了一般核密度分析方法區(qū)間選擇不同導(dǎo)致結(jié)果不穩(wěn)健的缺陷，而且充分考慮了中國這一大國不同地域人口規(guī)模對(duì)增長分布的影響。對(duì)中國的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，有的區(qū)域組在不考慮人口權(quán)重時(shí)增長分布呈單峰，但加入人口權(quán)重后增長分布變?yōu)槎喾?，因此，?duì)大國的分析應(yīng)考慮不同的人口規(guī)模和經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)增長分布的影響。

(2)空間效應(yīng)是區(qū)域分組不可忽略的重要變量。通過比較發(fā)現(xiàn)，相比未改進(jìn)的CART區(qū)域分組及常用的四大區(qū)域分組，使用加入空間效應(yīng)的CART方法所劃分的區(qū)域組才符合時(shí)空耦合趨同俱樂部的區(qū)域特性。

(3)中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長存在一個(gè)由東部沿海發(fā)達(dá)地市、遼寧省大部分發(fā)達(dá)地市及中西部部分省會(huì)和資源型發(fā)達(dá)地市構(gòu)成的代表較高發(fā)展水平的“富裕”的時(shí)空耦合趨同俱樂部。多數(shù)已有文獻(xiàn)得到的結(jié)論是，東、中、西三大區(qū)域內(nèi)部或者東部和西部或者東部、中部和東北等存在俱樂部趨同，或者“雙峰”趨同等。這是由于本文得到的趨同俱樂部是時(shí)空耦合趨同俱樂部，綜合考慮了空間因素、經(jīng)濟(jì)增長的初始條件及結(jié)構(gòu)特征等方面指標(biāo)，而東部、中部、西部及東北僅僅是政策劃分。

(4)時(shí)空耦合趨同俱樂部是由歷史因素和結(jié)構(gòu)因素在空間相互作用、市場作用及政府作用的綜合影響下形成的。其中，一些在單因素檢驗(yàn)中不顯著的變量考慮到與其他變量的相互作用時(shí)就有可能是顯著的。比如，測度空間相互作用的空間效應(yīng)，其本身對(duì)時(shí)空耦合俱樂部趨同的形成影響不顯著，但是，與市場作用及歷史因素的相互作用就顯著地影響了時(shí)空耦合俱樂部趨同的形成。還有，政府作用在單因素中不顯著，而其與歷史因素、結(jié)構(gòu)因素、空間相互作用及市場作用等的相互作用卻顯著地影響了時(shí)空耦合俱樂部趨同的形成。因此，忽視因素間相互作用的機(jī)制分析是不全面的。

此外，值得注意的是，本文發(fā)現(xiàn)在研究時(shí)期內(nèi)我國僅存在一個(gè)發(fā)展水平較高的區(qū)域組成的時(shí)空耦合趨同俱樂部，而其他區(qū)域之間沒有發(fā)生時(shí)空耦合俱樂部趨同。這似乎意味著時(shí)空耦合俱樂部趨同只會(huì)在發(fā)展水平較高的區(qū)域之間發(fā)生，這需要進(jìn)一步研究。僅從影響因素的作用強(qiáng)度看，在沒有發(fā)生時(shí)空耦合俱樂部趨同的區(qū)域組中，本文所篩選的16個(gè)顯著影響時(shí)空耦合俱樂部趨同的因素的數(shù)值普遍較低(有的甚至為0)，有的則差異較大，這或許是導(dǎo)致這些區(qū)域組沒有發(fā)生時(shí)空耦合俱樂部趨同的原因之一。

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Analyzing Regional Economic Growth Club Convergence in China Based on the Perspective of Spatiotemporal Coupling

ZHANG Wei-li1,2,QIN Cheng-lin3

(1.SchoolofResourceandEnvironmentalScience,HenanUniversityofEconomicsandLaw,Zhengzhou450046; 2.HenanThreeNew-TypesCoordinatedDevelopmentCenter,Zhengzhou450046; 3.CollegeofEconomics,JinanUniversity,Guangzhou510632,China)

The existing research about club convergence has an obvious shortcoming that is the separation of time and space dimensions.From the point of view of whether to consider the spatial effect of regional,the existing research can be roughly divided into two categories,namely,the time and space dimensions.Study on the characteristics of the time dimension is ignored the spatial effect of regional influence but attaches importance of the initial growth conditions and structural characteristics of multi factors.Study on the characteristics of the spatial dimension is focus on the analysis of spatial effect of regional but less on the analysis of factors of other relevant initial growth conditions and structural characteristics of influence.So the existing study on separation of time and space dimension is not conducive to the scientific explanation of the club convergence of regional economic growth.This paper sets up a test method of spatiotemporal coupling convergence club,including CART method and weighted random Kernel distribution density function.Using this method,this paper examines whether there exists spatiotemporal coupling convergence club of regional economic growth in China with 329 prefecture level administrative regions as the basic units during the period from 1990 to 2011.Through empirical analysis the paper found a rich spatiotemporal coupling convergence club constituted by the eastern coastal developed cities,the most developed cities of Liaoning Province and some capital and resource type developed cities of the central and western part.Then the paper analyzes influence factors of this convergence club.The analysis reveals its formation attributing to two types of factors and three forces.It is formed by the combined influence of historical factors and structural factors of regional economic growth with affecting of spatial interactions,market force and government power.

spatiotemporal coupling;club convergence;CART method;weighted random Kernel distribution density function;regional economic growth

2015-09-20；

2016-01-04

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(41101128、41201131)；河南省政府決策研究招標(biāo)課題(2014004)；河南省高?？萍紕?chuàng)新人才支持計(jì)劃項(xiàng)目(2013)；河南省高等學(xué)校哲學(xué)社會(huì)科學(xué)農(nóng)戶活動(dòng)與農(nóng)區(qū)發(fā)展創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)支持計(jì)劃項(xiàng)目(2014-CXTD-07)

張偉麗(1980-)，女，博士，副教授，主要研究方向?yàn)閰^(qū)域經(jīng)濟(jì)增長差異與協(xié)調(diào)發(fā)展。E-mail：ljxzwl518@163.com

10.3969/j.issn.1672-0504.2016.02.015

F290

A

1672-0504(2016)02-0077-06