摘要本文利用中部六省2000-2007年88個地市的年均GDP增長率,采用ESDA方法對中國中部六省區域經濟增長空間集聚問題進行了實證研究,結果發現中部省份區域經濟存在顯著的空間集聚現象,且集聚程度的加劇必將推動中部省份區域經濟差異的進一步擴大,制約整個中部省份的經濟發展。
關鍵詞中部六省 區域經濟增長 空間集聚 探索性空間數據分析
中圖分類號:F127文獻標識碼:A
1 引言
區域經濟空間集聚是指經濟發展水平相近的區域在空間分布上會趨于集中的現象,區域經濟在空間分布上的集聚與擴散會直接影響到區域經濟差異的擴大與縮小。尋找一種指標對空間集聚現象做出定量的判斷,分析區域經濟空間聚集形成的原因,將為各部門制定合理的區域發展戰略、協調區域經濟發展提供基礎性的科學判斷依據。
探索性空間數據分析(Exploratory Spatial Data Analisis,ESDA)是一系列空間數據分析方法和技術的集合,其研究主要有兩個方面,即全局空間自相關和局部空間相關,為區域經濟空間集聚分析提供了方法依據。在實證研究中,通常選擇地區人均GDP或GDP增長率為分析指標,通過構建空間權重矩陣W,為區域經濟增長集聚與趨同提供空間上的解釋。
中國中部六省由于其地理位置優越,因此一直在全國區域經濟分工中扮演著十分重要的角色,近年來隨著中央對中部地區經濟發展問題的逐步重視,中部崛起必將發展成為國家戰略。在這樣一種背景下,利用探索性數據分析探討中部六省2000年至2007年經濟增長的空間集聚特征,將為中部區域經濟增長的空間結構調整與政策制定提供重要支撐。
2 研究方法和數據處理
2.1 空間權值矩陣
在探索性空間數據分析中要求空間位置的信息必須以數值的形式表示,解決這個問題的方法就是指定一個空間權重矩陣(W)來表達n個目標單元的空間鄰近,其具體形式如下:
一般用鄰接標準和距離標準定義元素。本文主要采用鄰接標準來構建空間權重矩陣,定義為:如果區域i和區域j在地理空間上有共同邊界,則定義為相鄰,=1;否則,定義為區域不相鄰,=0。
(2.2)
2.2 全局空間自相關
本文采用Moran’s I統計值檢驗區域經濟增長集聚的空間相關性。Moran系數I的形式定義如下(Anselin L,1995):
(2.3)
其中:。在這里,I為全局空間自相關系數;為空間權重矩陣。
Moran系數反映空間鄰接或空間鄰近的區域單元的屬性值的相似程度。Moran系數的取值范圍為。若各地區之間空間正相關,I的數值應該較大,負相關則較小,0意味著一個隨即模式。
用下式可以檢驗n個區域是否存在空間自相關關系:
(2.4)
根據(2.4)式計算出的Z-值,可以檢驗所有區域單元的屬性值之間是否存在空間自相關。由于不管在那種零假設下,Z-值都具有一個標準正態分布,因此非常容易獲得顯著性水平。
2.3 局部空間自相關
局部空間自相關指數描述一個空間單位與其鄰域的相似程度,表示每個局部服從全局總趨勢的程度,并說明空間依賴是如何隨位置而變化的。本文采用局部Moran統計量和局部Geary統計進行局域空間自相關分析。
對于某個空間單元i,其局部Moran統計可以定義為如下形式:
(2.5)
其中:,表示觀察值與均值的偏差;為了便于解釋采用行標準化形式的空間權重。因此是與觀測單元i的周圍觀測單元觀測值加權平均的乘積。
選擇使用“條件”隨機或排列方法,產生所謂的偽顯著性水平(Hubert,1987),對統計進行估計。通過計算模擬數據排列的大于(小于)或等于實際數據排列的的比例,可以獲得每個的一個偽顯著性水平p_值。
其局部Geary統計可以定義為如下形式:
(2.6)
使用條件隨機方法或排列法,也可以獲得單個統計的顯著性。局部Geary的偽顯著性水平p_值的計算與局部Moran的p_值的計算相似。如果將局部Moran與局部Geary統計結合在一起進行分析,通常可以根據下列標準來識別觀測單元i與其鄰接單元之間可能存在的空間集聚模式。
1)的p_值低且的p_值高——正的空間相關(++);
2)的p_值高且的p_值高——正的空間相關(--);
3)的p_值高且的p_值低——負的空間相關(+-);
4)的p_值低且的p_值低——負的空間相關(- +)。
2.4 數據選取
本文研究的數據主要有兩個來源:一類是地理空間數據,主要來源于地球系統科學數據共享平臺的網站。為探索性空間數據分析提供鄰接矩陣等地理空間計算支持。另一類是經濟屬性數據。本文選取了2000-2007年中部地區88個市(州)的GDP為主要研究的變量數據。這些數據主要來源于2000-2008年中部各省的統計年鑒。
3 實證分析
3.1 中部省份區域經濟增長空間分布模式
根據2000-2007年中部六省各地級市實際GDP數據,計算出2000-2007年中部省份各地市年平均GDP增長速度,并利用這個指標來進行分析。為了使結果更加直觀,我們采用四分位數表示法,圖形化反映中部六省各地市年均GDP增長速度的空間模式。
圖1 中部省份各地市年均GDP增速空間模式
根據圖1可以看到,就整體來說,年均GDP增速比較快的地市主要在山西省、河南省的西北部、江西省的北部等地區;此外,除了湖北省的武漢市,其他五省的省會城市的年均GDP增速都很快。江西省和安徽省的交界處的年均GDP增速次之。年均GDP增速比較慢的地市主要分布在湖北省、湖南省的大部分地區、安徽省的東北部以及安徽湖北河南三省的交界處。總體而言,增速較快和增速較慢的各地市的分布都相對集中。
就各省域內部分布來說,山西省幾乎所有地市的年均GDP增速都很快,而湖北省大部分地市的年均GDP增速都很慢,其省會城市武漢的增速遠遠快于周邊城市;江西省除了吉安市外,其他地市的年均GDP增速較快,而湖南省除了長沙市、婁底市、郴州市和湘西自治州以外,其他地市的年均GDP增速較慢;河南省總體說來,東南部地區的年均GDP增速低于西北部地區,而安徽省增速較快的地區大部分分布在東南部。
3.2 中部省份區域經濟增長的全局空間自相關分析
在實際經驗分析中,本文采用鄰接標準計算出2000-2007年中部省份區域經濟增長全局自相關Moran系數及其檢驗值,結果見表1。
表1 2000-2007全局空間自相關Moran系數及顯著性檢驗統計量
表1中計算的Moran I的正態統計量Z值均大于正態分布函數在0.05水平下的臨界值1.96,表明2000-2007年中部省份各市域GDP年均增速之間存在顯著的正的空間自相關關系,說明中部88個市域GDP年均增速表現出相似值之間的空間集聚。
由此可見中部省份各市域的經濟發展速度在很大程度上受到周圍市域的影響,一個經濟發展速度較快的市能通過輻射和帶動作用促進周圍市域經濟的快速發展;同時由于這種作用力,使得經濟發展較快的區域分布于經濟發展較快的區域周圍,一些距離經濟發展較快的區域較遠的區域由于受到經濟輻射的強度減少而使得發展機會減少,導致中部省份區域經濟差異持續擴大。
3.3 中部省份區域經濟增長的局域空間自相關分析
使用2000-2007年中部省份各地市GDP年均增長速度作為分析的屬性指標,通過計算地市級水平的局部Moran和局部Geary統計來研究中部省份局部空間經濟關聯模式,確定經濟區域內存在的局部空間經濟關聯,以揭示和分析不同區域的局部經濟增長與發展情況。采用多序列蒙特卡羅模擬隨機排列試驗計算出局部Moran和局部Geary統計的偽顯著性水平,得到結果如表2所示。
根據表2,取檢驗水平,可以發現河南省的濟源市、洛陽市以及山西省的呂梁市、臨汾市、運城市都存在顯著性的正的空間關聯關系(++),若取檢驗水平,則山西省的長治市、河南省的焦作市也存在顯著性的正的空間關聯關系(++),區域經濟增長顯示出較快的發展模式。
對湖北省而言,取檢驗水平,可以發現荊門市、天門市、荊州市、潛江市、仙桃市、孝感市存在顯著性的正的空間關聯關系(--),區域經濟增長速度緩慢,顯示出典型的滯后發展模式。當檢驗水平時,省會城市武漢市與鄰接地市之間存在顯著性的負的空間關聯關系(+-),這種關系可以標識為極化效應或回流效應(Backwash);此外,湖北省中具有顯著性空間關聯的地市還有襄樊市和隨州市,具有顯著性的正的空間關聯關系(--),區域經濟增長速度較為緩慢。當檢驗水平時,湖南省的邵陽市也存在顯著性的正的空間關聯關系(--)。山西省的省會太原市具有顯著性的局部Moran統計(_),表明其與鄰接地市之間具有較高的經濟增長速度,顯示出相對較快的增長規模;江西省的省會南昌市和河南省的省會鄭州市具有顯著性的局部Geary統計(_),結合初始屬性值,表明與鄰接地市之間存在正的空間關聯關系,可將其標識為一種擴散效應,亦顯示出相對較快的經濟增長模式。對于其他省會城市而言,具有非顯著性的局部Geary統計,表示其與鄰接地市之間不存在顯著性的空間關聯關系。
4 結論
中部省份各市域GDP年均增速表現出顯著的集聚現象,并且全局自相關Moran統計值顯著提高,空間集聚程度的加劇必將推動中部省份區域經濟差異的進一步擴大。
太原市由于具有較強的經濟輻射和帶動能力,可以看作是區域經濟增長的增長極。武漢市是一個典型的極化效應區,其經濟的高速增長非但沒有促進周圍地市的經濟發展,反而可能因為占有了周圍地市的生產要素而制約了它們的經濟增長。正是這樣一種動力機制使得中部省份的經濟差異不斷擴大,對整個中部省份的經濟發展有極大的制約作用,因此中部地區在加快落后區域經濟發展的同時,也要縮小內部區域的經濟差異。
總的說來,區域經濟空間集聚是地區經濟發展中的一個重要問題,相對而言,將探索性空間數據分析方法運用于區域經濟增長空間集聚研究的研究還是一個比較新的課題,本文也只是做了一個比較初步的探討。對空間集聚因素的說明、分析單元的選取、經濟區的劃分等問題都還有待進一步的研究與探討。
參考文獻
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