李德榮，唐 俊，趙 娜

(內(nèi)蒙古科技大學(xué) 理學(xué)院,內(nèi)蒙古 包頭 014030)

目前對內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間計量相關(guān)性領(lǐng)域的研究還很匱乏，研究者大多是利用傳統(tǒng)計量方法對內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)行實(shí)證研究。但傳統(tǒng)計量方法忽視了地理空間的異質(zhì)性，這就會使結(jié)果與真實(shí)值不符，而結(jié)合空間數(shù)據(jù)分析和建模技術(shù)以及地理信息系統(tǒng)的空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)，現(xiàn)已廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)政策的分析。

內(nèi)蒙古在2018年工業(yè)增加值為5 461.52億元，同比增長6.9%。同年規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)實(shí)現(xiàn)利潤1 409.4億元，同比降低2.9%。由此看出， 2018年的工業(yè)在各個方面都基本有所增加，但是相較于以往，還是有明顯的降低。而從2010年算起，工業(yè)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)也是相當(dāng)不樂觀，工業(yè)增加更是一路下滑。

2018年內(nèi)蒙古的GDP相較于2017年有所增加，但是2017年是其低谷。雖然說自2010起的生產(chǎn)總值在逐年增長，但是地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)更是自2010年開始急速下跌，由2010年的115一直跌至2017年的104，直到2018年才增長到105.3。由此可見，這兩者之間應(yīng)該存在一定的關(guān)聯(lián)，而當(dāng)?shù)剡@兩者之間的關(guān)系到底是怎樣，關(guān)聯(lián)是否穩(wěn)定強(qiáng)大，在這之間是否還有其他的因素?fù)诫s在里面，就是本文所要討論的問題。

1 內(nèi)蒙古工業(yè)經(jīng)濟(jì)分析

首先，需要對2001年-2018年內(nèi)蒙古的工業(yè)生產(chǎn)總值及GDP的數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)。

1.1 平穩(wěn)性分析的單位根檢驗(yàn)

首先，對內(nèi)蒙古GDP進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，包括LLC檢驗(yàn)和Fisher—ADF檢驗(yàn)，結(jié)果見表1所示。

表1 LLC檢驗(yàn)結(jié)果

由表1可以看出，對于內(nèi)蒙古GDP和工業(yè)生產(chǎn)總值的LLC檢驗(yàn)中，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果為數(shù)據(jù)不存在相同的單位根，即數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。

1.2 協(xié)整檢驗(yàn)

對內(nèi)蒙古GDP和工業(yè)生產(chǎn)總值進(jìn)行Kao檢驗(yàn)和Westerlund檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 KAO檢驗(yàn)

通過表2和表3可以看出除了P值均<0.05，即認(rèn)為內(nèi)蒙古的GDP與工業(yè)生產(chǎn)總值存在長期未定的均衡關(guān)系。

表3 Westerlund檢驗(yàn)

1.3 最佳滯后階數(shù)的確認(rèn)

確定最佳的滯后階數(shù)要在因果檢驗(yàn)之前完成，而且它的確認(rèn)需要使用平穩(wěn)的數(shù)據(jù)(差分過了的平穩(wěn)數(shù)據(jù))來做。

可以看出，標(biāo)記星號的是最佳的滯后階數(shù)，不管是AIC,BIC或HQIC都認(rèn)為滯后二階是最佳的選擇，在這里，選擇最小的BIC得出的結(jié)論。

表4 滯后階數(shù)確認(rèn)

1.4 Granger因果檢驗(yàn)

確定好最優(yōu)滯后階數(shù)后，做Granger因果檢驗(yàn)，觀測數(shù)據(jù)之間是否存在因果關(guān)系，結(jié)果見表5。

表5 Granger因果檢驗(yàn)

由表5，P值為0，即認(rèn)為內(nèi)蒙古的GDP和工業(yè)生產(chǎn)總值存在著因果關(guān)系。

根據(jù)本章的數(shù)據(jù)分析可以看出面板向量自回歸模型，可以反映出現(xiàn)實(shí)中經(jīng)濟(jì)發(fā)展的趨勢，內(nèi)蒙古工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對其生產(chǎn)期具有顯著的正和反推動作用。

2 基于空間面板模型的工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長分析

2.1 檢驗(yàn)

在使用空間計量模型之前，必須檢驗(yàn)是否存在空間效應(yīng)，即是否存在空間自相關(guān)性。首先需要建立空間權(quán)重矩陣，筆者使用Queen權(quán)重矩，即如果兩個地區(qū)之間由相鄰的邊或點(diǎn)，則在矩陣中顯示1，反之，如果兩個地區(qū)之間毫無聯(lián)系的邊或點(diǎn)，則顯示為0。

通過LM檢驗(yàn)，LR檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)對模型進(jìn)行自相關(guān)性的檢驗(yàn)。LM檢驗(yàn)檢驗(yàn)的是隨機(jī)效應(yīng)，就是說檢驗(yàn)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型還是混合效應(yīng)模型；Wald檢驗(yàn)和似然比檢驗(yàn)(LR檢驗(yàn))來判斷選擇固定效應(yīng)模型還是混合效應(yīng)模型。

LM檢驗(yàn)結(jié)果：

對模型進(jìn)行序列自相關(guān)性檢驗(yàn)，結(jié)果如下：

由以上結(jié)果可以看出， P值都是<0.05否定原假設(shè)認(rèn)為序列無自相關(guān)性，都認(rèn)為有自相關(guān)性。

其次對數(shù)據(jù)進(jìn)行固定效應(yīng)的檢驗(yàn)：

由結(jié)果可得到固定效應(yīng)存在異方差性。而對于自相關(guān)性的檢驗(yàn)得出存在自相關(guān)性。因?yàn)榇嬖诋惙讲睿詫δＰ瓦M(jìn)行修正。

修正之后。R2為0.9以上，F(xiàn)為425.12，P值為0，在95%的置信區(qū)間中認(rèn)為方程可靠。異方差消失，原方程更具有代表性。

2.2 模型的選擇

對模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果如下：

P值為0.0053，所以該模型應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。

2.3 模型分析及效應(yīng)分析

通過Hausman檢驗(yàn)，我們選取固定效應(yīng)模型來完成之后的模型建立。通過檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)并修正表示出來了異方差。并且得到了兩個變量之間的各種效應(yīng)的數(shù)據(jù)。

圖1 空間自相關(guān)模型

圖2 空間杜賓模型

為了比較出這兩種模型，空間面板杜賓模型和空間面板自回歸模型誰的擬合程度更高，則需要對比每個模型中l(wèi)oglikelihood和R2的大小，數(shù)值越好的模型擬合程度越優(yōu)秀。根據(jù)結(jié)果顯示，使用固定效應(yīng)的空間面板杜賓模型的擬合程度更好一點(diǎn)。

根據(jù)以上結(jié)果顯示，使用固定效應(yīng)的空間面板杜賓模型的擬合程度更好一點(diǎn)。

效應(yīng)分為直接效應(yīng)，間接效應(yīng)和總效應(yīng)。在本文直接效應(yīng)就是工業(yè)生產(chǎn)總值對工業(yè)生產(chǎn)總值和內(nèi)蒙古生產(chǎn)總值的影響。間接效應(yīng)，用例子表示，就是呼和浩特周邊的盟市(包頭等城市)對呼和浩特的生產(chǎn)總值的影響?？傂?yīng)就是前兩者之和，也就是所有的影響加在一起。

表6 直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)

我們可以看出，直接效應(yīng)的P值為0.006，不是很顯著，也就是說給地區(qū)的自變量對該因變量的影響不是很明顯。而通過大P值的間接效應(yīng)反映出來的結(jié)果是周邊的地區(qū)對這個地區(qū)的影響很大。

結(jié)果所示，工業(yè)生產(chǎn)總值的間接效應(yīng)和直接效應(yīng)都是正值，是正向的促進(jìn)作用。且其直接效應(yīng)通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，而間接效應(yīng)也通過了10%的顯著性水平檢驗(yàn)，兩者之間的相互作用，證明了內(nèi)蒙古自治區(qū)區(qū)域工業(yè)經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)水平的上漲，不僅僅對本市的發(fā)展有好處，更會帶動周邊城市的發(fā)展，但是這種正向的發(fā)展對本市的發(fā)展的效果比對周邊城市的效果更好一些，兩者之間相輔相成，各個城市之間相互協(xié)同，相互合作。而總效應(yīng)為正值，這就表明對本市和鄰市的空間溢出效應(yīng)是有正向的經(jīng)濟(jì)效果的。一個地區(qū)的工業(yè)生產(chǎn)發(fā)展起來，對該市的經(jīng)濟(jì)引入和人才引進(jìn)有著非常好的效果，就更能帶動人們的生活水平。這為今后內(nèi)蒙古自治區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，以及人們的物質(zhì)文化生活有了更好的保障。

3 結(jié)論

首先對數(shù)據(jù)進(jìn)行了描述性分析，得到一些基本的信息之后對數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，通過檢驗(yàn)，得到兩者皆不存在單位根，并進(jìn)行了協(xié)整分析，通過格蘭因果檢驗(yàn)得到兩者之間存在著因果關(guān)系。發(fā)現(xiàn)內(nèi)蒙古自治區(qū)的生產(chǎn)總值對工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長短期和長期均有顯著的正反的推動作用，工業(yè)生產(chǎn)總值和生產(chǎn)總值GDP的增加，也會對自身產(chǎn)生滯后的影響。之后選擇空間自相關(guān)性模型和空間杜賓模型。并根據(jù)模型顯示出的直接效應(yīng)，間接效應(yīng)和總效應(yīng)，得出結(jié)論如下：①內(nèi)蒙古自治區(qū)的生產(chǎn)總值GDP與工業(yè)生產(chǎn)總值之間存在著協(xié)整關(guān)系，也就是說，兩者之間存在著長期的均衡關(guān)系。②當(dāng)?shù)氐腉DP不僅對當(dāng)?shù)氐腉DP和工業(yè)生產(chǎn)總值有著影響，還對臨近的地區(qū)也有著一定的影響作用。在這種正向的影響下，人們的物質(zhì)生活水平，精神水平都會得到提高，內(nèi)蒙古自治區(qū)的資金注入和人才注入也會有所增加。③工業(yè)生產(chǎn)總值和生產(chǎn)總值GDP之間具有顯著的正向促進(jìn)效果。在這個經(jīng)濟(jì)政策多樣性的環(huán)境下，人口流動加速，對自己和鄰近的地方都有正向促進(jìn)作用。