張圓 郝楓 李婧文

摘要：基于“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”的新發(fā)展理念，首先以時序全局主成分方法測度中國大陸31個省區(qū)市的高質量發(fā)展水平;進而借助Dagum基尼子群分解法揭示地區(qū)差異，通過耦合協(xié)調(diào)與灰色關聯(lián)方法識別各地區(qū)內(nèi)部發(fā)展差異;最后選用面板向量自回歸（PVAR）技術，探討新發(fā)展理念對高質量發(fā)展水平的作用強度及相對重要性。研究發(fā)現(xiàn)：（1）我國高質量發(fā)展水平的總體差異有所減小，盡管子群內(nèi)存在明顯分化，但超變密度差異才是其首要來源。（2）近年來，我國高質量發(fā)展水平與新發(fā)展理念達到較強關聯(lián)，但耦合協(xié)調(diào)度尚未收斂。東部地區(qū)耦合協(xié)調(diào)等級普遍較高，而中部地區(qū)發(fā)展速度最快，多數(shù)省份跨越瀕臨失調(diào)狀態(tài)，僅少數(shù)西部省份處于輕度失調(diào)階段。（3）新發(fā)展理念對高質量發(fā)展水平有明顯促進作用，東部地區(qū)以創(chuàng)新和開放為主導因素，中西部地區(qū)則在綠色與協(xié)調(diào)方面更具優(yōu)勢。

關鍵詞：高質量發(fā)展;新發(fā)展理念;耦合協(xié)調(diào);空間分布

文章編號：2095-5960（2022）02-0023-12;中圖分類號：C813;文獻標識碼：A

一、引言

中國的長期高速經(jīng)濟增長，堪稱世界經(jīng)濟發(fā)展史上的一大奇跡。但高投入、高污染、高產(chǎn)出的粗放發(fā)展模式，引發(fā)了收入差距擴大、區(qū)域發(fā)展失衡、環(huán)境污染加劇等突出問題。當前，中國經(jīng)濟已由高速增長階段轉向高質量發(fā)展階段，實現(xiàn)質量與數(shù)量并重的可持續(xù)發(fā)展成為我國經(jīng)濟轉型的首要目標。十九大報告指出，“發(fā)展必須是科學發(fā)展，必須堅定不移貫徹創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享的發(fā)展理念”。立足新理念、把握新方向，加快構建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局，既是十四五時期我國經(jīng)濟社會發(fā)展必須遵循的原則，亦是實現(xiàn)二〇三五年遠景目標的必然選擇。其中，新發(fā)展理念集中體現(xiàn)了對經(jīng)濟社會發(fā)展規(guī)律認識的深化，圍繞貫徹新發(fā)展理念構建新發(fā)展格局，是實現(xiàn)我國高質量發(fā)展的理性選擇與必由之路。因此，從新發(fā)展理念視角測度我國高質量發(fā)展水平，厘清五大維度與高質量發(fā)展的內(nèi)在聯(lián)系，對全面建成小康社會，開啟全面建設社會主義現(xiàn)代化國家新征程具有重要意義。

高質量發(fā)展提出以來，學術界積極對其經(jīng)濟意涵、評判標準、決定因素與實現(xiàn)路徑進行探討與解讀。[1][2]新發(fā)展理念進一步賦予其更為豐富的內(nèi)涵，五方面構成統(tǒng)一整體又各有側重。[3]創(chuàng)新為首要動力，協(xié)調(diào)為評價標尺，綠色為發(fā)展形態(tài)，開放為必由之路，共享為發(fā)展目標。[4]正確理解新發(fā)展理念，是科學構建高質量發(fā)展評價指標體系的重要前提。[5]目前，我國發(fā)展不平衡不充分的矛盾依然存在，由于區(qū)位環(huán)境與發(fā)展模式有別，各地區(qū)經(jīng)濟增長速度與發(fā)展質量各異。與可用GDP直接反映區(qū)域增長差異相比，高質量發(fā)展的多維屬性令其有效測度十分困難，衡量高質量發(fā)展水平的變化趨勢與區(qū)域差異極具挑戰(zhàn)。盡管針對全國層面的高質量發(fā)展指標體系研究已取得一定成果，但進一步揭示地區(qū)差異及其變化趨勢的研究仍亟待加強。

早期研究，主要聚焦于對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質量問題的探討[6][7][8]，但由于測度指標選取缺乏統(tǒng)一標準，且數(shù)據(jù)處理方式與綜合評價方法各異，各類研究的結果不易比較。2015年10月，習近平總書記在黨的十八屆五中全會正式提出新發(fā)展理念，為構建經(jīng)濟發(fā)展質量評價指標體系確立了根本指向，一些學者據(jù)此展開有益嘗試。[9]十九大以后，經(jīng)濟發(fā)展質量測度標準逐步向新發(fā)展理念統(tǒng)一。針對地區(qū)高質量發(fā)展水平評價，多數(shù)研究由新發(fā)展理念切入，就其時間與空間分布格局進行經(jīng)驗分析。[10][11]從時間趨勢變化看，近年來我國各地區(qū)高質量發(fā)展穩(wěn)中向好;從空間格局演變看，各地區(qū)發(fā)展水平也有明顯差異。[12]雖然多數(shù)省區(qū)高質量發(fā)展水平穩(wěn)步上升，但發(fā)展過程中的不穩(wěn)定、不充分、不協(xié)調(diào)、不平衡問題依然存在，迫切需要進行有效的經(jīng)濟結構調(diào)整與發(fā)展轉型。[13][14]

基于新發(fā)展理念的既有研究，對認識我國地區(qū)高質量發(fā)展水平現(xiàn)狀已取得積極進展，但尚有一些重要問題亟待深入探討。其一，在認識地區(qū)高質量發(fā)展時空變化特征方面，已有研究對地區(qū)高質量發(fā)展的耦合協(xié)調(diào)未予重視，其空間分布與發(fā)展趨勢有待詳探。其二，分析區(qū)域高質量發(fā)展差異時，現(xiàn)有文獻?；诰怠⒎讲畹让枋鲂越y(tǒng)計指標，難以充分體現(xiàn)地區(qū)差異，更無力對差異做深入分解。其三，針對新發(fā)展理念與地區(qū)高質量發(fā)展的聯(lián)系，僅有少數(shù)研究分析各維度對高質量發(fā)展的貢獻，對二者互動聯(lián)系與動態(tài)效應評價仍鮮有涉及。綜上，我國地區(qū)高質量發(fā)展差異仍有諸多問題有待深入挖掘。

有鑒于此，本文在已有研究基礎上，根據(jù)“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”的新發(fā)展理念構建高質量發(fā)展統(tǒng)計指標體系，以識別高質量發(fā)展水平地區(qū)耦合協(xié)調(diào)的區(qū)域分布，針對各省區(qū)發(fā)展差異進行分解，并考察新發(fā)展理念與高質量發(fā)展之間的相互作用機制。本文力圖在如下方面進行拓展：①采用全局主成分分析對新發(fā)展理念各維度進行客觀賦權，通過數(shù)據(jù)降維壓縮評估指標數(shù)量，以有效反映新發(fā)展理念下地區(qū)高質量發(fā)展水平;②應用Dagum基尼系數(shù)分解法，克服泰爾指數(shù)與基尼系數(shù)的固有缺陷，從組內(nèi)與組間兩方面揭示地區(qū)高質量發(fā)展水平差距;③借用耦合協(xié)調(diào)與灰色關聯(lián)思想，對新發(fā)展理念與各地區(qū)高質量發(fā)展的耦合關系及關聯(lián)程度進行評價，并選用面板向量自回歸模型反映二者間的動態(tài)效應及相互影響。其有助于更深刻地認識區(qū)域內(nèi)與區(qū)域間高質量發(fā)展水平差異，并為扭轉地區(qū)發(fā)展不平衡不充分矛盾，促進新發(fā)展格局下我國高質量發(fā)展提供有益的經(jīng)驗參考與政策空間。

二、新發(fā)展理念下中國地區(qū)高質量發(fā)展水平測度

（一）指標選取與體系構建

科學構建評價指標體系，客觀反映新發(fā)展理念五個維度特點與地區(qū)高質量發(fā)展狀況，是新發(fā)展理念下有效測度我國地區(qū)高質量發(fā)展水平的內(nèi)在要求。為確保指標體系合理性，指標選取應遵循如下原則：一是代表性，可反映經(jīng)濟發(fā)展的宏觀指標數(shù)量龐大而無法盡收，必須細心篩檢最優(yōu)指標組合;二是操作性，應力求入選指標測度方法普適性強、數(shù)據(jù)可得且時間連續(xù);三是可比性，核心是確保選定指標在總體的內(nèi)一致性，包括量綱統(tǒng)一、時空可比?；谝陨显瓌t，以新發(fā)展理念為指導，建立涵蓋“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”5大維度、15個支撐點、36個基礎指標的綜合評價指標體系，詳見表1。

創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力。重點反映社會發(fā)展創(chuàng)新活動和其對高新技術生產(chǎn)的貢獻，選取創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新貢獻與經(jīng)濟增長效率4個支撐點，選取8個指標用以刻畫創(chuàng)新發(fā)展對社會經(jīng)濟的發(fā)展及效率的影響。其中，全要素生產(chǎn)率（TFP）基于Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)構建。物質資本投入采用郝楓等基于OCM-PIM法估算的數(shù)據(jù);[15]勞動力投入采用我國全社會從業(yè)人員年中值;產(chǎn)出為各省區(qū)GDP;為了剔除價格變動影響，產(chǎn)出與資本投入數(shù)據(jù)均調(diào)整為2002年價格表示。

協(xié)調(diào)是持續(xù)健康發(fā)展的內(nèi)在要求，旨在反映高質量發(fā)展的穩(wěn)定性、全面性和平衡性。其具體表現(xiàn)為協(xié)調(diào)城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構、改善需求結構及升級經(jīng)濟結構對地區(qū)發(fā)展的影響。具體設立城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)等5個支撐點，并選取城鄉(xiāng)收入比等10個基礎指標。各產(chǎn)業(yè)勞動效率由各產(chǎn)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率Bi（i=1，2，3）表示，計算公式為Bi=（Gi/G）/（Li/L）。其中，Gi（i=1，2，3）為各產(chǎn)業(yè)增加值，G為總產(chǎn)值，Li（i=1，2，3）為各產(chǎn)業(yè)就業(yè)量，L為總就業(yè)量。恩格爾系數(shù)由居民食品支出與居民消費總支出之比得到①?① 具體為，恩格爾系數(shù)=（城市人均食品支出×城鎮(zhèn)人口+農(nóng)村人均食品支出×農(nóng)村人口）/居民消費支出。，用于測度經(jīng)濟穩(wěn)定的經(jīng)濟波動率，采用經(jīng)濟增長率變動幅度絕對值表示。

綠色能充分體現(xiàn)促進人與自然和諧相處的可持續(xù)發(fā)展觀。由資源節(jié)約、污染控制、生態(tài)保護3個支撐點出發(fā)選擇指標。具體選取單位GDP的能耗與電耗、單位GDP三類排放等變量反映資源消耗與環(huán)境治理，以森林覆蓋率等指標揭示環(huán)境保護的成果。其中，單位GDP能/電耗為地區(qū)能耗與電耗總額與各省區(qū)2002年價格GDP之比;廢氣排放由二氧化硫排放量衡量，固體廢物排放用一般工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量反映。

開放是國家繁榮發(fā)展的必由之路。以貿(mào)易依存度反映外貿(mào)開放程度，以實際利用外資強度衡量外商投資水平。為便于與GDP比較，對美元計價的進出口總額和實際利用外資總額指標，參照同年美元兌人民幣平均匯率換算為人民幣計價。

共享旨在改善民生問題。針對共享發(fā)展中出現(xiàn)的收入差距大、區(qū)域發(fā)展不均、社會公共服務水平差距過大等社會分配失衡現(xiàn)象，設立福利設施水平和地區(qū)共享水平2個支撐點。福利設施水平具體包括等級公路密度等6個基礎指標，以全面反映當前社會公眾普遍關注的交通、醫(yī)療、教育、公共服務等重點問題。地區(qū)共享水平涵蓋兩方面，一是通過各省人均GDP與全國人均GDP的比值衡量地區(qū)收入共享水平，二是以各省居民消費水平與全國平均消費水平之比衡量地區(qū)消費共享水平。

（二）數(shù)據(jù)來源和方法選擇

鑒于2002年以前眾多指標數(shù)據(jù)缺失嚴重且2018年后部分數(shù)據(jù)尚未公布，本研究測度中國大陸31個省區(qū)高質量發(fā)展指數(shù)時，時間跨度定為2002～2017年?；A指標所需數(shù)據(jù)分別來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國固定資產(chǎn)統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》，以及中經(jīng)網(wǎng)與國泰安數(shù)據(jù)庫。對部分省份個別指標的少量缺失數(shù)據(jù)，通過年平增長率插補獲得。

加權合成方法選擇上，本文在經(jīng)典主成分分析法基礎上，將橫截面數(shù)據(jù)按時序排列以開展全局主成分分析，構造涵蓋指標、空間、時間的三維立體數(shù)據(jù)，使測度結果兼具橫向可比性與縱向可比性。為消除量綱差異的影響，采用z-score法將指標數(shù)據(jù)標準化。同時，對逆指標采用倒數(shù)處理，以確保所有指標對高質量發(fā)展指數(shù)的作用方向一致。在此基礎上，即可對照表1高質量發(fā)展體系指標進行全局主成分分析。首先，確定基礎指標對支撐點的權重;進而，應用時序全局主成分分析，通過對多維基礎指標進行降維處理分別合成創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享五大維度指數(shù);最后，再次對各發(fā)展理念指數(shù)進行主成分分析，最終合成地區(qū)高質量發(fā)展總指數(shù)。

三、中國高質量發(fā)展水平的地區(qū)差異分解

為進一步識別地區(qū)間高質量發(fā)展不平衡不充分特征，在已有測度結果基礎上，對地區(qū)差異進行分解以厘清其貢獻來源。為衡量地區(qū)經(jīng)濟質量發(fā)展差異，眾多學者采用基尼系數(shù)法、σ系數(shù)法、變異系數(shù)法，[16][17]也有少數(shù)研究利用泰爾指數(shù)法進行結構分解。[18]然而，基尼系數(shù)等經(jīng)典方法僅能從組內(nèi)分析地區(qū)發(fā)展質量變化，其精度不高且無法辨識組間差異;泰爾指數(shù)法雖能分解組內(nèi)與組間差異，但受數(shù)據(jù)分布及形式選擇影響，其在應用中仍有一定局限。[19]針對上述問題，Dagum提出一種基于基尼系數(shù)的子群分解方法，以克服傳統(tǒng)方法不足，該方法充分考慮各子群樣本分布，可有效解釋總體與樣本子群間的差異來源。[20]

（一）分解方法

借鑒Dagum的研究方法，[20]將我國大陸各省區(qū)劃分為東中西部三個子群。子群數(shù)k=3，省區(qū)數(shù)n=31;h與j代表子群，nh與nj為相應子群包含的省區(qū)數(shù)。對任意一年，以yhr代表h子群中r省區(qū)高質量發(fā)展水平，為所有省區(qū)高質量發(fā)展水平的均值，則該年原始基尼系數(shù)G為：

G=∑kj=1∑kh=1∑nji=1∑nhr=1yji-yhr2n2?（1）

將G分為子群內(nèi)（Within）差異貢獻Gw、子群間（Between）凈差異貢獻Gnb及超變密度（Intensity of Transvariation）貢獻Gt三個部分，等式關系為：G=Gw+Gnb+Gt。與泰爾指數(shù)法相比，Dagum基尼系數(shù)子群分解法不僅可以有效識別各省區(qū)高質量發(fā)展水平的組內(nèi)效應（Gw）與組間效應（Gnb），同時還能考慮地區(qū)間高質量發(fā)展水平交叉項對整體基尼系數(shù)G的影響，超變密度Gw衡量了不同地區(qū)間省區(qū)高質量水平產(chǎn)生交叉項的情況，反映了不同地區(qū)高質量發(fā)展水平的聚類程度。聚類程度越高，交叉項越小，超變密度貢獻越小;反之，聚類程度越低，交叉項越大，超變密度貢獻則越大。故其對高質量發(fā)展水平差異的分析更為準確全面。

進一步地，基尼系數(shù)G各組成部分可細分為：

Gjj=∑nji=1∑njr=1yji-yjr2jn2j?（2）

Gw=∑kj=1Gjjpjsj?（3）

Gjh=∑nji=1∑nhr=1yji-yhrnjnh（j+h）?（4）

Gnb=∑kj=2∑j-1h=1Gjh（pjsh+phsj）Djh?（5）

Gt=∑kj=2∑j-1h=1Gjh（pjsh+phsj）（1-Djh）?（6）

其中，Gjj為子群內(nèi)各省區(qū)高質量發(fā)展水平基尼系數(shù)，Gjh則為不同子群的省區(qū)間基尼系數(shù);j與h為對應子群高質量發(fā)展水平均值;pj=nj/n為j子群省區(qū)數(shù)占比;sj=njj/n為j地區(qū)高質量發(fā)展水平倍率。

以Djh=（djh-pjh）/（djh+pjh）表示兩子群高質量發(fā)展水平的相對影響。其中，djh為子群間總影響，pjh為超變一階矩。給定連續(xù)的子群累積密度分布函數(shù)Fj（·）與Fh（·），djh與pjh可表示為：

djh=∫∞0dFj（y）∫y0（y-x）dFh（x）?（7）

pjh=∫∞0dFh（y）∫y0（y-x）dFj（x）?（8）

當j&gt;h，djh與pjh分別為在yji>yhr和yji<yhr的條件下，高質量發(fā)展水平差距yji-yhr與yhr-yji的加權平均，即樣本值加總的數(shù)學期望。

（二）分解結果

根據(jù)式（4）至式（11），對2002～2017年度各省區(qū)高質量發(fā)展水平基尼系數(shù)進行子群分解，為此，將我國31個省區(qū)市劃分為三大區(qū)域①?①目前，官方采用的區(qū)域劃分方式中將東北地區(qū)單列。但就學術研究需要而言，仍有不少學者青睞三大區(qū)域劃分。東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11個省市;中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8個省;西部地區(qū)包括四川、重慶、貴州、云南、內(nèi)蒙古、西藏、陜西、廣西、甘肅、青海、寧夏、新疆等12個省區(qū)市。，各種基尼系數(shù)及其貢獻率，如表2所示。

由整體基尼系數(shù)G可知：21世紀初，由于經(jīng)濟系統(tǒng)各維度發(fā)展不均，各地區(qū)高質量發(fā)展水平差異較大;2010年以前，基尼系數(shù)較高，取值在0.240～0.258之間;2010年后，欠發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟協(xié)調(diào)能力增強促使總體差異縮小，基尼系數(shù)基本保持在0.21上下。由各地區(qū)高質量發(fā)展水平差異三大來源可知，分項貢獻率十分穩(wěn)定：超變密度Gt是導致區(qū)域高質量發(fā)展差異的主因，其貢獻高達60%，表明東中西部的高質量發(fā)展水平具有一定程度的交叉，地區(qū)間部分省份發(fā)展層次相近，也反映了地區(qū)內(nèi)省份高質量發(fā)展水平聚類程度低，差異水平大;與此同時，組內(nèi)差異也有較大影響，其貢獻率維持在34.2%～34.5%;組間差異貢獻很低，僅在5%～7%上下，與超變密度貢獻分析結果相吻合。結合基尼系數(shù)分解結果可知，西部地區(qū)的組內(nèi)與組間差異均明顯高于東中部地區(qū)，其地區(qū)內(nèi)部差異及同發(fā)達地區(qū)的暫時性差距是我國高質量發(fā)展地區(qū)差異的主要原因之一。

四、新發(fā)展理念的耦合關聯(lián)評價

Dagum基尼系數(shù)子群分解法雖能識別各地區(qū)高質量發(fā)展水平的差異來源，但無法詳細說明地區(qū)內(nèi)部諸發(fā)展理念與高質量發(fā)展綜合評價值的內(nèi)在聯(lián)系。作為評價高質量發(fā)展的核心要素，新發(fā)展理念的協(xié)調(diào)性直接影響區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質量，可進一步揭示地區(qū)內(nèi)部與地區(qū)之間發(fā)展理念差異與高質量發(fā)展之間的相互關系。

經(jīng)濟研究中，常用耦合協(xié)調(diào)度測度經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)部各要素的協(xié)調(diào)性?；疑P聯(lián)模型則基于幾何相似度定量判斷各要素間是否存在緊密聯(lián)系，其較相關系數(shù)與回歸分析更勝任反映經(jīng)濟系統(tǒng)的主要影響因素及差異。下面進一步使用耦合協(xié)調(diào)度與灰色關聯(lián)模型，探討我國各區(qū)域新發(fā)展理念指標與高質量發(fā)展水平的協(xié)調(diào)性。

（一）計算方法

假設經(jīng)濟系統(tǒng)有M個測度指標，分別記作U1，U2，…，UM。可用如下公式計算耦合度O，以θ為權重構造系統(tǒng)綜合評價指數(shù)P，最終得到耦合協(xié)調(diào)度Q：

O=∏Mm=1Um（∑Mm=1Um/M）M1M?（9）

P=∑Mm=1θmUm?（10）

Q=OP?（11）

其中，耦合度O用以度量各系統(tǒng)的相互作用影響，反映系統(tǒng)之間相互依賴制衡程度。協(xié)調(diào)指數(shù)P度量耦合相互作用中良性耦合程度的大小，體現(xiàn)系統(tǒng)協(xié)調(diào)狀況的好壞。由式（11）最終得到耦合協(xié)調(diào)度Q，用以量化評價經(jīng)濟系統(tǒng)的協(xié)調(diào)發(fā)展水平。Q取值范圍為0～1，越接近1，表明經(jīng)濟系統(tǒng)的協(xié)調(diào)狀況越好;越接近0，則意味著經(jīng)濟系統(tǒng)的協(xié)調(diào)狀況越差。進一步參照任喜萍和殷仲義的研究[21]，按數(shù)值大小將耦合協(xié)調(diào)度分為十個等級，標準如表3所示。

設t時期（t=1，2，…，T）n省區(qū)市（n=1，2，…，N）的高質量發(fā)展水平特征序列為H0（n，t），第m個發(fā)展理念指標因素特征序列為Um（n，t），則各發(fā)展理念指標與高質量發(fā)展水平的灰色關聯(lián)系數(shù)rm（n，t）為：

rm（n，t）=S+ρ×LH0（n，t）-Um（n，t）+ρ×L?（12）

其中，S=minm，n，tH0（n，t）-Um（n，t），L=maxm，n，tH0（n，t）-Um（n，t），分別代表三個維度（指標m、省區(qū)市n、時期t）上發(fā)展理念絕對差的最小值與最大值;分辨系數(shù)ρ的取值范圍在0～1之間，取值越小則分辨能力越強。對發(fā)展理念指標m，可分別計算截面灰色關聯(lián)系數(shù)rm，n=∑Tt=1rm（n，t）/T與時序灰色關聯(lián)系數(shù)rm，t=∑Nn=1rm（n，t）/N。與耦合協(xié)調(diào)度等級類似，灰色關聯(lián)度可分為四個等級：0≤r<0.4為弱關聯(lián)，0.4≤r<0.6為中等關聯(lián)，0.6≤r<0.8為較強關聯(lián)，0.8≤r≤1為強關聯(lián)。

（二）結果分析

基于通過全局主成分分析測算所得的新發(fā)展理念五大維度指數(shù)，根據(jù)式（9）計算耦合度，以高質量發(fā)展水平綜合指數(shù)作為協(xié)調(diào)指數(shù)，通過式（11）計算得到耦合協(xié)調(diào)度，據(jù)以反映各地區(qū)高質量發(fā)展的協(xié)調(diào)水平，計算結果如表4所示。整體上看，全國31個省區(qū)市新發(fā)展理念耦合協(xié)調(diào)度均值由2002年的0.4167不斷增長至2017年的0.5318，由瀕臨失調(diào)逐步轉換至勉強協(xié)調(diào)階段，但達到初級協(xié)調(diào)階段目標尚有一定距離，各發(fā)展理念互動作用逐步增強;分省區(qū)市進行分析，同其他地區(qū)相比，北京、上海兩地耦合協(xié)調(diào)度自2002年起已擁有較強的發(fā)展優(yōu)勢，且十余年來增勢明顯，目前已達到較高水平。天津與黑龍江在21世紀初耦合協(xié)調(diào)一度領先多數(shù)省區(qū)市，但近年來增速放緩，增長幅度分別僅為0.0313與0.0381，而青海、寧夏、新疆等西部地區(qū)初始耦合協(xié)調(diào)度較低，耦合協(xié)調(diào)增長速度緩慢，2002～2017年之間增幅不足0.05。與之相對，安徽、湖南、湖北等中部地區(qū)耦合協(xié)調(diào)近年來增勢迅猛，增長幅度均超過0.15，尤以安徽為甚，由2002年的0.2915增至0.5485，耦合協(xié)調(diào)增加達0.2570。除此之外，中部絕大部分省份增長幅度也均超過0.1。西部地區(qū)中，耦合協(xié)調(diào)度增長則以貴州為翹楚，2002～2017年增長幅度達0.2363，但由于期初耦合協(xié)調(diào)度不高，因而當前與部分東中部省市之間尚存在一定距離。重慶、陜西、四川緊隨其后，耦合協(xié)調(diào)亦保持著較高的增長態(tài)勢，而青海、寧夏等地由于經(jīng)濟發(fā)展的局限性，其初始耦合協(xié)調(diào)度較低且增幅緩慢，仍存在較大的上升空間。

由上述分析可知，各省區(qū)市耦合協(xié)調(diào)度存在一定差異，為進一步探究我國地區(qū)耦合協(xié)調(diào)差異的變動情況，采用σ收斂檢驗法對全國及東中西部地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度進行收斂性分析，σ收斂可有效反映地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度偏離整體平均水平的動態(tài)變化趨勢，用以揭示地區(qū)耦合協(xié)調(diào)水平是否隨時間推移而減小。常用于σ收斂檢驗的統(tǒng)計指標包括變異系數(shù)、標準差、基尼系數(shù)等，這里通過標準差法對耦合協(xié)調(diào)的離散程度進行衡量，檢驗公式如式（13），其中，Qi（t）表示第i個省區(qū)市第t時期的耦合協(xié)調(diào)度，N=31為省區(qū)市數(shù)，若下一時期耦合協(xié)調(diào)度標準差σt+1<σt，則表明各地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度差異有縮小趨勢，存在σ收斂，反之則說明仍處于發(fā)散狀態(tài)。2002～2017年全國及各地區(qū)σ值隨時間的變化趨勢如圖1所示。

σt=N-1∑Ni=1Qi（t）-N-1∑Ni=1Qi（t）21/2?（13）

圖1表明，全國及東中西部地區(qū)耦合協(xié)調(diào)的σ值均呈現(xiàn)平穩(wěn)變化，從變化程度大小來看，全國整體耦合協(xié)調(diào)度保持在0.1032～0.1226之間，其中東部地區(qū)各省區(qū)市耦合協(xié)調(diào)差異最大，西部次之，而中部地區(qū)σ值最小。自2002年起，雖然中、西部地區(qū)耦合協(xié)調(diào)σ值大小變化有所起伏，但從總體上看呈下降趨勢。與之相對，東部地區(qū)在2010年前始終呈現(xiàn)上升態(tài)勢，2010年后有所回落，但降幅程度不大。2014年之后，東中西部耦合協(xié)調(diào)σ值均出現(xiàn)一定反彈上升，其收斂性也有發(fā)散之勢。

為更準確地檢驗各地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度的σ收斂性，參照郝楓和張圓的研究思路[22]，構建如下收斂性檢驗計量模型：

σt=α+δt+μt?（14）

其中，α為截距項，δ為收斂系數(shù)，t為時間趨勢，μt為隨機擾動項，若δ顯著小于0，則表明該地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度具有收斂趨勢;否則則表示仍處于發(fā)散狀態(tài)，檢驗結果如表5所示。

估計結果顯示，σ收斂性檢驗中收斂系數(shù)δ均不顯著，表明當前我國各地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度差異尚未達到逐漸縮小的趨勢。從收斂系數(shù)δ正負及大小來看，全國及中西部地區(qū)δ為負，意味著其已逐步向收斂方向發(fā)展，需要經(jīng)歷更長一段時期方可達到顯著收斂。中部地區(qū)較西部地區(qū)收斂速度更快，對整體耦合協(xié)調(diào)度的收斂具有重要推動作用。同圖1數(shù)值分析結果一致，東部地區(qū)的收斂系數(shù)為正，說明現(xiàn)階段東部地區(qū)各省區(qū)市之間的耦合協(xié)調(diào)度差異尚未縮小，仍處于一定的發(fā)散狀態(tài)但并不明顯。相對中西部地區(qū)而言，其實現(xiàn)耦合協(xié)調(diào)收斂的困難程度更大。

由表2中基尼分解結果可知，我國各地區(qū)高質量發(fā)展水平在2010年前后存在明顯變化。為更好對耦合協(xié)調(diào)度結果做共時性對比與歷時性演變分析，以2010年為界將考察期分為兩個階段，分別對其計算各省區(qū)市耦合協(xié)調(diào)度的均值。根據(jù)表3所列劃分標準，耦合協(xié)調(diào)度空間分布格局如表6所示。由空間分布演變結果看，我國各地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度的等級差異，再次呈東高西低的階梯分布特征。北京與上海耦合協(xié)調(diào)度最高，發(fā)展理念與高質量發(fā)展水平達到中級協(xié)調(diào)，而西部地區(qū)多數(shù)省區(qū)市輕度失調(diào)。相比2002～2010年，2011～2017年多數(shù)省區(qū)市協(xié)調(diào)等級均有提升。西部省區(qū)市的中度失調(diào)現(xiàn)象完全消除;東部省區(qū)市基本跨越瀕臨協(xié)調(diào)等級，廣東、江蘇、浙江由勉強協(xié)調(diào)升至初級協(xié)調(diào);中部省份協(xié)調(diào)等級均上升一級;西部省區(qū)市耦合協(xié)調(diào)度同樣明顯改善，多個省區(qū)市由輕度失調(diào)升為瀕臨失調(diào)，四川和重慶則由瀕臨失調(diào)邁入勉強協(xié)調(diào)階段。

西部地區(qū)協(xié)調(diào)等級整體上與東中部仍有較大差距，但其耦合協(xié)調(diào)度增速更快。西部地區(qū)兩階段間平均增長率高達15.1%，而東部、中部增長率分別為7.2%與10.8%，這促使耦合協(xié)調(diào)度區(qū)域差異有所減弱。但西部各省區(qū)市耦合協(xié)調(diào)發(fā)展速度存在兩極分化，四川（23.5%）和重慶（22.8%）耦合協(xié)調(diào)度大幅上升，極具發(fā)展?jié)摿?寧夏（-2.1%）、新疆（-2.7%）、青海（-10.1%）的耦合協(xié)調(diào)度均有不同程度下降，滯留甚至降級至輕度失調(diào)等級?？梢?，提升欠發(fā)達地區(qū)高質量發(fā)展與新發(fā)展理念的協(xié)同度，縮小與發(fā)達地區(qū)差距仍任重道遠。

根據(jù)上述耦合協(xié)調(diào)分析，依據(jù)協(xié)調(diào)等級與發(fā)展速度將各省區(qū)市劃分為四大類型，協(xié)調(diào)等級高低以是否達到勉強協(xié)調(diào)進行劃分，而發(fā)展速度快慢以2002～2017年耦合協(xié)調(diào)增長是否超過0.1進行衡量。其中，“優(yōu)異型”為協(xié)調(diào)等級高且發(fā)展速度快，當前耦合協(xié)調(diào)已處于領先水平的省區(qū)市;“普通型”為初始協(xié)調(diào)等級高但發(fā)展速度慢，在已有良好基礎上有待上升的省區(qū)市;“后進型”則是初始協(xié)調(diào)等級低但發(fā)展速度快，耦合協(xié)調(diào)極具發(fā)展?jié)摿Φ氖^(qū)市，近年來部分省區(qū)市已進入勉強協(xié)調(diào)及以上的協(xié)調(diào)等級;“滯后型”為初始協(xié)調(diào)等級較低且發(fā)展緩慢的省區(qū)市，需給予重點關注，四類型省區(qū)市分布如表6所示。

由表7可知，我國耦合協(xié)調(diào)發(fā)展存在“領頭少，中間多”的分布特征，“優(yōu)異”型省區(qū)市僅有北京、上海兩個城市，多數(shù)集中在“后進型”省區(qū)市，其中主要以中西部地區(qū)為主，經(jīng)過十余年的發(fā)展，“后進型”省區(qū)市基本已實現(xiàn)了向勉強協(xié)調(diào)階段的跨越，未來具有較大的提升空間。“普通型”省區(qū)市的數(shù)量相對較少，其中以東部地區(qū)居多，雖然在初期處于較高的耦合協(xié)調(diào)等級，然而近年來發(fā)展受到一定局限，其耦合協(xié)調(diào)需要更大提升。同時也應看出，目前仍有一部分省區(qū)市處于“滯后型”，除河北省外，其余均位于西部地區(qū)，其無論在耦合協(xié)調(diào)等級還是發(fā)展速度上均與東中部省區(qū)市存在較大差距，有待進一步改善。

由標準化數(shù)據(jù)，根據(jù)式（15）對兩個時期分別計算各地區(qū)發(fā)展理念的灰色關聯(lián)系數(shù)，并對各理念指標得分排序，以識別各大發(fā)展理念對各地區(qū)高質量發(fā)展的相對重要性。參照已有研究慣例，將分辨系數(shù)ρ設為0.5，得到地區(qū)截面灰色關聯(lián)系數(shù)。

表8顯示，2011～2017年，我國各地區(qū)新發(fā)展理念的五個維度與高質量發(fā)展得分之間的灰色關聯(lián)程度基本達到較強關聯(lián)，中西部地區(qū)各指標關聯(lián)性更強。不同時期內(nèi)，地區(qū)層面上各指標灰色關聯(lián)系數(shù)排序變化較大，而全國層面則保持穩(wěn)定。整體來看，新發(fā)展理念對高質量發(fā)展的相對重要性為：創(chuàng)新>共享>協(xié)調(diào)>開放>綠色。從各維度指標系數(shù)變化看，創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、共享指標的灰色關聯(lián)系數(shù)有一定提升，而綠色、開放關聯(lián)度有所下降。此外，地區(qū)層面高質量發(fā)展關聯(lián)側重點各不相同。對于東部地區(qū)，確定適度產(chǎn)業(yè)結構比例、合理安排投資消費結構等協(xié)調(diào)問題為當前高質量發(fā)展的工作重心;中西部地區(qū)的高質量發(fā)展與創(chuàng)新關聯(lián)最為密切，利用創(chuàng)新產(chǎn)出貢獻有望逐步縮小與東部的差距。與此同時，隨著共享經(jīng)濟不斷發(fā)展，區(qū)域間共享水平與區(qū)域內(nèi)福利設施完善程度與高質量發(fā)展之間的聯(lián)系日益緊密。囿于地域限制，內(nèi)陸地區(qū)開放發(fā)展受限，沿海地區(qū)開放水平較為發(fā)達，地區(qū)差異明顯，相較而言開放關聯(lián)度略低，而對環(huán)境污染的治理和生態(tài)保護所取得的成果需較長時間方能顯現(xiàn)，故綠色關聯(lián)度居末。

除區(qū)域間關聯(lián)程度有別，同一省份各發(fā)展理念指標的相關系數(shù)也各有差異，少數(shù)省份個別指標仍處于弱關聯(lián)水平，與高質量發(fā)展融合度亟待提升。不同經(jīng)濟發(fā)展水平下，各發(fā)展理念對各省區(qū)高質量發(fā)展的作用不同。經(jīng)濟發(fā)達省份的創(chuàng)新關聯(lián)度與共享關聯(lián)度較高、綠色關聯(lián)度較低，綠色生產(chǎn)力有待激發(fā);欠發(fā)達省區(qū)的協(xié)調(diào)關聯(lián)度與綠色關聯(lián)度較強，開放關聯(lián)度較弱。此外，地區(qū)內(nèi)各省份不同指標的關聯(lián)性有明顯動態(tài)變化，兩時期灰色關聯(lián)系數(shù)增速各異。中部地區(qū)協(xié)調(diào)關聯(lián)系數(shù)增速最高（7.30%）;東部地區(qū)緊隨其后（7.26%），表明緩解區(qū)域不平衡矛盾、促進協(xié)調(diào)發(fā)展對發(fā)達地區(qū)日益重要;西部地區(qū)創(chuàng)新關聯(lián)系數(shù)增速最高（9.63%），因而創(chuàng)新指標對欠發(fā)達地區(qū)具有更大潛力。

五、地區(qū)新發(fā)展理念的互動關系

由上可知，新發(fā)展理念與高質量發(fā)展存在密切關聯(lián)，各地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度不斷攀升。新發(fā)展理念同高質量發(fā)展在經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)彼此影響，對其互為因果的動態(tài)關系，可借助計量模型進一步量化識別。為有效反映系統(tǒng)內(nèi)高質量與發(fā)展理念各變量間的內(nèi)生依存，選取面板向量自回歸模型（Panel Vector Autoregression，PVAR）進行考察。PVAR模型最初由Holtzeakin提出[23]，后經(jīng)不斷完善，兼具向量自回歸與動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型之長，將系統(tǒng)內(nèi)所有變量視為相互影響的有機整體，無需區(qū)分內(nèi)生與外生變量。PVAR放寬了VAR模型對數(shù)據(jù)時間長度的限制，并放松平穩(wěn)性假設，其僅憑較短數(shù)據(jù)即可有效估計模型參數(shù);故可較好揭示樣本單元中個體差異對系統(tǒng)整體的影響，在反映變量相互作用及動態(tài)效應方面頗具優(yōu)勢。

（一）模型設定

為揭示新發(fā)展理念各個維度與高質量發(fā)展水平之間的相互作用機制，參考Love和Zicchino[24]、孫正和張志超[25]，構建如下計量模型：

EHQit=Γ0+∑qp=1Γ1EHQit-p+∑qp=1Γ2Xit-p+φtfi+λt+εit（15）

其中，i代表省區(qū)（i=1，2，…，n），t代表時期（t=1，2，…，T），p為滯后期階數(shù)。本文著重考察各發(fā)展理念對高質量發(fā)展的影響，故以高質量發(fā)展水平EHQit為被解釋變量，發(fā)展理念指標作為解釋變量Xit=[Innovateit，Coordinateit，Greenit，Openit，Shareit]。Γ0，Γ1，Γ2分別為截距項、高質量發(fā)展水平及發(fā)展理念指標待估參數(shù)矩陣;fi為不可觀測的地區(qū)固定效應，φt為其對應系數(shù);λt為時間效應，體現(xiàn)每一時期的特定沖擊;假設隨機誤差項εit服從零期望與同方差，并同各變量及fi正交。通過對各變量的參數(shù)估計及脈沖響應圖解，可有效刻畫新發(fā)展理念對不同地區(qū)高質量發(fā)展影響的異質性，進而揭示各地區(qū)高質量發(fā)展系統(tǒng)內(nèi)部的動態(tài)效應。

（二）數(shù)據(jù)檢驗

模型估計前，需對各變量進行單位根及格蘭杰因果檢驗以保障分析結果可靠性。前者確保時間序列平穩(wěn)，避免偽回歸造成的估計結果有偏;后者用以判斷考察期內(nèi)解釋變量與被解釋變量間是否存在因果關系。首先，對全國與地區(qū)層面各變量進行單位根檢驗。經(jīng)審慎權衡，借鑒徐建中等做法[26]，采用LLC檢驗、IPS檢驗、Fisher ADF及Fisher PP檢驗等多種方法，交叉驗證保證檢驗結果穩(wěn)健。結果表明，對全國及東中西部，至少在10%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設，即高質量發(fā)展水平與各發(fā)展理念指標為平穩(wěn)序列。

隨后，采用Dumitrescu與Hurlin的改進方法[27]，將EHQit與Xit中各指標分別進行面板數(shù)據(jù)Granger因果關系檢驗。該方法在面板平穩(wěn)的假設之下，允許各截面單元回歸系數(shù)可變，因而更具靈活性。結果顯示，在1%的顯著性水平下，全國及各地區(qū)的D-H檢驗拒絕無Granger因果關系的原假設，表明高質量發(fā)展水平與各發(fā)展理念指標相互間存在因果關系。以上檢驗，為估計PVAR模型奠定了良好基礎。

（三）估計結果

PVAR模型的地區(qū)固定效應及時間效應，同解釋變量滯后項可能存在相關性。參照Love和Zicchino的處理方式[24]，模型估計前采用Helmert前向差分轉換法剔除地區(qū)固定效應，同時應用組內(nèi)均值差分法剔除時間效應，以提高參數(shù)估計結果的準確性。然后，綜合參考AIC、BIC及HQIC信息準則確定PVAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。結果顯示，全國及東中西部PVAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)均為二階。進而，使用GMM對全國及三大地區(qū)PVAR模型的參數(shù)進行估計。

表9的PVAR模型估計結果顯示，各變量一期滯后對高質量發(fā)展均有顯著促進作用。高質量發(fā)展滯后項EHQ（-1）的影響最強;發(fā)展理念指標中，創(chuàng)新與協(xié)調(diào)滯后項影響更高，綠色、開放、共享的影響稍低且較為接近。對二期滯后，EHQ仍保持顯著自我增強機制;但各發(fā)展理念指標的影響均不顯著，且作用方向不盡一致。Innovate，Share，Open維持積極作用，其他指標則轉為抑制效應。得益于技術進步與FDI擴大，創(chuàng)新、開放指標對高質量發(fā)展的正向效應更早顯現(xiàn)。滯后二期Green（-2）Coordinate（-2）對高質量產(chǎn)生消極作用，其對高質量發(fā)展的促進作用直至滯后一期才得以顯現(xiàn)，二者滯后一期二期系數(shù)符號截然相反。一方面，由于環(huán)境污染、地區(qū)發(fā)展不協(xié)調(diào)等問題致使綠色、協(xié)調(diào)對高質量發(fā)展產(chǎn)生不甚顯著的負面影響;另一方面，隨著發(fā)展的不斷深化，綠色、協(xié)調(diào)對于高質量發(fā)展的正向經(jīng)濟效應逐漸釋放，抵消了前期的消極結果。這表明，其對高質量發(fā)展的影響具有一定的時效性。

分地區(qū)看，各發(fā)展理念對區(qū)域高質量發(fā)展的影響程度不盡相同。東部地區(qū)憑借政策先發(fā)與區(qū)位優(yōu)勢，在貿(mào)易開放與引進外資方面具備得天獨厚的有利條件。自我國加入WTO以來，更多外資企業(yè)進入我國東部地區(qū)，先進技術引入與經(jīng)濟體制改革深化，極大促進了創(chuàng)新能力提升。同時，東部地區(qū)公共醫(yī)療衛(wèi)生服務與基礎設施更為完善，使其在創(chuàng)新、開放及共享方面的貢獻度優(yōu)于中西部。然而，長期粗放型經(jīng)濟增長積累起嚴重的環(huán)境污染問題，制約了東部地區(qū)的綠色發(fā)展;加之“馬太效應”加劇地區(qū)內(nèi)部發(fā)展不平衡矛盾，令其協(xié)調(diào)發(fā)展貢獻度弱于中西部地區(qū)。相比之下，中西部地區(qū)雖在創(chuàng)新與開放貢獻度方面略遜東部，但其協(xié)調(diào)與綠色發(fā)展貢獻度更勝一籌。

六、結論與展望

本文基于“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”的新發(fā)展理念，構建我國高質量發(fā)展指標體系用于綜合評價，并就二者內(nèi)在關聯(lián)與影響強度進行量化分析。首先，借助全局主成分分析法，測度2002～2017年高質量發(fā)展水平與各發(fā)展理念指標得分。進而，利用Dagum基尼子群分解技術揭示各地區(qū)高質量發(fā)展水平差異來源，借助耦合協(xié)調(diào)分析識別各地區(qū)的系統(tǒng)協(xié)同性。最后，選用面板向量自回歸模型，探討新發(fā)展理念對高質量發(fā)展水平的影響強度及動態(tài)變化。主要結論與認識如下：

1.?各地區(qū)高質量發(fā)展水平存在差異，但差異結構相對穩(wěn)定，超變密度是其首要來源。雖然地區(qū)間發(fā)展差異近年來明顯減小，但地區(qū)內(nèi)部較大的省區(qū)差異不容忽視。有別于高質量發(fā)展水平的地區(qū)排序，西部子群內(nèi)差異遠高于其他地區(qū)，表明兩極分化十分明顯。

2.?我國各地區(qū)耦合協(xié)調(diào)呈現(xiàn)強度“東高西低”、速度“中快西慢”的發(fā)展特征。近年來，各地區(qū)新發(fā)展理念的耦合協(xié)調(diào)度均有不同程度改善，但增長幅度有別。2002～2017年間，多數(shù)中部地區(qū)耦合協(xié)調(diào)增加明顯，但部分東部省區(qū)增速緩慢，仍有許多西部省區(qū)存在較大的提升空間，發(fā)展突出的高協(xié)調(diào)等級省區(qū)甚少。全國及東中西部省區(qū)的耦合協(xié)調(diào)均未達到顯著收斂，比較之下，中部省區(qū)最具收斂趨勢，而東部省區(qū)內(nèi)部耦合協(xié)調(diào)差異較大，達到收斂狀態(tài)更為困難。2010年后，邁入或超越勉強協(xié)調(diào)階段的省區(qū)比例顯著提升;但耦合協(xié)調(diào)度地區(qū)差異明顯，盡管東部省區(qū)幾乎均已跨入?yún)f(xié)調(diào)階段，西部省區(qū)大多仍未擺脫失調(diào)狀態(tài)。從區(qū)域的空間分布來看，中部地區(qū)存在較多“后進型”省區(qū)，其未來耦合協(xié)調(diào)極具發(fā)展?jié)摿?，東部地區(qū)雖然整體協(xié)調(diào)等級較高，但“優(yōu)異型”發(fā)展省區(qū)鳳毛麟角，部分“普通型”省區(qū)發(fā)展缺乏后勁，西部地區(qū)“后進型”與“滯后型”發(fā)展省區(qū)分庭抗禮，“滯后型”省區(qū)將成為后續(xù)重點關注對象。據(jù)灰色關聯(lián)系數(shù)而論，各地區(qū)差異不大，各發(fā)展理念指標與高質量發(fā)展均呈較強關聯(lián)，尤以創(chuàng)新指標聯(lián)系更緊。

3.?新發(fā)展理念對高質量發(fā)展水平有明顯促進作用。新發(fā)展理念指標對高質量發(fā)展的影響存在明顯地區(qū)差異：東部地區(qū)在創(chuàng)新、開放、共享等方面頗具優(yōu)勢，中西部地區(qū)則更為倚重綠色與協(xié)調(diào)發(fā)展。我國高質量發(fā)展系統(tǒng)長期穩(wěn)健，其主要由自身滯后項決定，受各發(fā)展理念指標沖擊的影響較為有限。

根據(jù)研究結論，提出如下政策建議：（1）將新發(fā)展理念貫穿我國耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的全過程和各領域，結合地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀與相對優(yōu)勢，制定我國區(qū)域耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的綜合提升政策，全方位推進耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的逐步提升;（2）以區(qū)域協(xié)調(diào)戰(zhàn)略強化耦合協(xié)調(diào)發(fā)展，在客觀認識各地區(qū)耦合協(xié)調(diào)發(fā)展差異的基礎上，發(fā)揮東部地區(qū)新發(fā)展理念耦合協(xié)調(diào)優(yōu)勢，加強其與中西部地區(qū)的合作交流力度，發(fā)揮突出優(yōu)勢帶動中部地區(qū)崛起，同時推動西部地區(qū)耦合協(xié)調(diào)的同步提高;（3）注重新發(fā)展理念五大維度相互聯(lián)系，在保證綠色發(fā)展的前提下，充分發(fā)揮地區(qū)創(chuàng)新的主導作用，加強內(nèi)部相對發(fā)展滯后省區(qū)的互助幫扶，促進區(qū)域間耦合協(xié)調(diào)的相互融通補充，進而實現(xiàn)各地區(qū)耦合協(xié)調(diào)的全面可持續(xù)發(fā)展。

以新發(fā)展理念引領高質量發(fā)展，是協(xié)調(diào)我國地區(qū)發(fā)展不平衡、不充分矛盾的根本出路。本研究力圖由新發(fā)展理念視角推進我國區(qū)域高質量發(fā)展研究，雖已得到若干發(fā)現(xiàn)，但該領域研究仍任重道遠。未來研究中，可對如下方面做深入探索：①正視新發(fā)展理念耦合協(xié)調(diào)的地區(qū)差異，由城鄉(xiāng)差異和產(chǎn)業(yè)分布剖析各省區(qū)耦合協(xié)調(diào)的空間關聯(lián)與主導因素異同。②克服數(shù)據(jù)可得性與可比性制約，構建適于國際比較的高質量發(fā)展指標體系，圍繞新發(fā)展理念，重點考察典型發(fā)達國家耦合協(xié)調(diào)發(fā)展特征，為更好評價我國高質量發(fā)展進程提供有益參照系。③立足我國經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)實，進一步深入剖析新發(fā)展理念系我國耦合協(xié)調(diào)的內(nèi)在機理，考察新冠疫情等重大突發(fā)事件對我國耦合協(xié)調(diào)系統(tǒng)的外生沖擊，為促進我國各地區(qū)新發(fā)展理念耦合協(xié)調(diào)的平穩(wěn)協(xié)同健康發(fā)展提供政策參考。

參考文獻：

[1]金碚.關于“高質量發(fā)展”的經(jīng)濟學研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2018（4）：5～18.

[2]任保平，文豐安.新時代中國高質量發(fā)展的判斷標準、決定因素與實現(xiàn)途徑[J].改革，2018（4）：5～16.

[3]馬建堂.偉大的實踐 深邃的理論——學習習近平新時代中國特色社會主義經(jīng)濟思想的體會[J].管理世界，2019，35（1）：1～12.

[4]高培勇.理解、把握和推動高質量發(fā)展[J].經(jīng)濟學動態(tài)，2019（8）：3～9.

[5]李金昌，史龍梅，徐藹婷.高質量發(fā)展評價指標體系探討[J].統(tǒng)計研究，2019，36（1）：4～14.

[6]鈔小靜，任保平.中國經(jīng)濟增長質量的時序變化與地區(qū)差異分析[J].經(jīng)濟研究，2011，46（4）：26～40.

[7]魏婕，任保平.中國各地區(qū)經(jīng)濟增長質量指數(shù)的測度及其排序[J].經(jīng)濟學動態(tài)，2012（4）：27～33.

[8]任保平，韓璐，崔浩萌.進入新常態(tài)后中國各省區(qū)經(jīng)濟增長質量指數(shù)的測度研究[J].統(tǒng)計與信息論壇，2015，30（8）：3～8.

[9]詹新宇，崔培培.中國省際經(jīng)濟增長質量的測度與評價——基于“五大發(fā)展理念”的實證分析[J].財政研究，2016（8）：40～53;39.

[10]李夢欣，任保平.新時代中國高質量發(fā)展的綜合評價及其路徑選擇[J].財經(jīng)科學，2019（5）：26～40.

[11]楊柳青青，李小平.基于“五大發(fā)展理念”的中國少數(shù)民族地區(qū)高質量發(fā)展評價[J].中央民族大學學報（哲學社會科學版），2020，47（1）：79～88.

[12]方大春，馬為彪.中國省際高質量發(fā)展的測度及時空特征[J].區(qū)域經(jīng)濟評論，2019（2）：61～70.

[13]徐志向，丁任重.新時代中國省際經(jīng)濟發(fā)展質量的測度、預判與路徑選擇[J].政治經(jīng)濟學評論，2019，10（1）：172～194.

[14]郭長青.經(jīng)濟結構調(diào)整、增速放緩與高質量發(fā)展——基于索羅-斯旺增長模型[J].貴州財經(jīng)大學學報，2019（5）：12～18.

[15]郝楓，郝紅紅，趙慧卿.中國基準資本存量研究——基于首次經(jīng)濟普查修訂數(shù)據(jù)[J].統(tǒng)計與信息論壇，2009，24（2）：7～13.

[16]魏敏，李書昊.新時代中國高質量發(fā)展水平的測度研究[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2018，35（11）：3～20.

[17]師博，任保平.中國省際高質量發(fā)展的測度與分析[J].經(jīng)濟問題，2018（4）：1～6.

[18]聶長飛，簡新華.中國高質量發(fā)展的測度及省際現(xiàn)狀的比較分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2020，37（2）：26～47.

[19]廖凱誠，李曉曄，謝慧敏.地方政府經(jīng)濟與社會投資效率的區(qū)域差異分解及動態(tài)效應評價[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2019，36（12）：42～63.

[20]Dagum C. A New Approach to the Decomposition of the Gini Income Inequality Ratio[J]. Empirical Economics， 1997， 22（4）： 515～531.

[21]任喜萍，殷仲義.中國省域人口集聚、公共資源配置與服務業(yè)發(fā)展時空耦合及驅動因素[J].中國人口·資源與環(huán)境，2019，29（12）：77～86.

[22]郝楓，張圓.國民財富視角下我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展均衡性初探[J].商業(yè)經(jīng)濟與管理，2021（2）：80～96.

[23]Holtzeakin D， Newey W K， Rosen H S， et al. Estimating Vector Autoregressions with Panel Data[J]. Econometrica， 1988， 56（6）： 1371～1395.

[24]Love I， Zicchino L. Financial Development and Dynamic Investment Behavior： Evidence from Panel VAR[J]. The Quarterly Review of Economics and Finance， 2006， 46（2）： 190～210.

[25]孫正，張志超.流轉稅改革是否優(yōu)化了國民收入分配格局？——基于“營改增”視角的PVAR模型分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2015，32（7）：74～89.

[26]徐建中，王曼曼，貫君.動態(tài)內(nèi)生視角下能源消費碳排放與綠色創(chuàng)新效率的機理研究——基于中國裝備制造業(yè)的實證分析[J].管理評論，2019，31（9）：81～93.

[27]Dumitrescu E I， Hurlin C. Testing for Granger Non-Causality in Heterogeneous Panels[J]. Economic Modelling， 2012， 29（4）： 1450～1460.

The Spatial Distribution of Coupling and Coordination of China’s High-quality

Development Level Based on the New Development Philosophy

ZHANG Yuan1，HAO Feng1，LI Jingwen2

（1.School of Economics， Tianjin University of Commerce， Tianjin 300134， China

2.School of Statistics， Tianjin University of Finance and Economics， Tianjin 300222，China）

Abstract：

Based on the vision of innovative， coordinated， green， open and inclusive development， this paper measures the high-quality economic development level of 31 provinces by using the time series global principal component analysis method. Then， we use the Dagum Gini subgroup decomposition method to decompose the regional differences， and decomposes the regional differences with the coupling and cooperation method. Finally， according to PVAR， the interaction mechanism between new development vision and high-quality economic development level is discussed. The main findings are：（1）The overall difference in China's high-quality development level has decreased， the internal multi-level differentiation is increasingly apparent， while the structure of regional differences is stable， and the super variable density difference is the main source. （2）In recent years， China's high-quality development level has reached a strong correlation with the new development concept， but the coupling coordination degree has not yet reached convergence. The level of coupling and coordination in the eastern region is generally high， while the central region develops the fastest. Although some western provinces are still in the stage of mild maladjustment， most provinces are on the verge of maladjustment. （3）There is a short-term interaction between new development vision and high-quality development. The eastern region has prominent impact on innovation and opening， while the central and western regions have more advantages in green and coordination.

Key words：

high quality economic development;new development philosophy;coupling coordination;spatial distribution

收稿日期：2021-04-23

基金項目：天津哲學社會科學基金重點項目“京津冀經(jīng)濟高質量發(fā)展水平統(tǒng)計測度與提升路徑研究”（TJTJ20-001）。

作者簡介：張?圓（1991—），男，天津人，天津商業(yè)大學經(jīng)濟學院講師，中國準精算師，研究方向為宏觀經(jīng)濟統(tǒng)計分析;郝?楓（1979—）（通訊作者），男，河北河間人，天津商業(yè)大學領軍學者，經(jīng)濟學院教授，博士生導師，研究方向為國民經(jīng)濟統(tǒng)計分析;李婧文（1994—），女，山東東營人，天津財經(jīng)大學統(tǒng)計學院碩士研究生，研究方向為宏觀經(jīng)濟統(tǒng)計分析。