中原地區經濟增長演變及空間依賴性分析

楊 賀，劉金平

（中國礦業大學 管理學院，江蘇 徐州 221116）

0 引言

近年來，國家深入實施區域協調發展戰略，不斷調整區域經濟布局，依托沿海一線經濟高地，推動部分區域規劃上升為國家戰略。中原地區具有獨特的區域特征，是國家戰略的重要組成部分。構建中原經濟區，是促進中部崛起，實現區域協調發展的必然選擇。

近年來，隨著河南省提出中心城市帶動戰略，中原城市群經濟發展突飛猛進，但是發展的同時，區域經濟增長的非均衡性凸顯，尤其是以鄭州為中心的中原城市群和豫東地區的差距更為顯著。從空間的角度看，經濟發展是空間集中和分散的辨證過程，適當的經濟差異可以為落后地區提供一定的發展契機和潛在的原動力，但過大的經濟差異也會帶來很多的負面影響[1]。區域經濟空間結構形成的動力機制不同，導致了區域經濟發展的非均衡性[2]。不同的區域空間位置和條件，發展的重點也不盡相同。本文深入探析區域局部空間位置的影響因素，對比分析縣域與市域經濟發展的差異與聯系，對促進中原經濟區的全面協調發展有一定現實意義。

1 研究方法模型及數據來源

1.1 研究方法

1.1.1 空間數據探索分析

（1）變異系數CV

變異系數可以用作衡量區域發展差異或不平衡的程度[3]，其式為均值和標準差的比值。變異系數的值越大，表明區域內部的總體差異越大。

（2）全局空間自相關

全局空間自相關是度量空間自相關的全局指標。本文選取Moran’s I作為研究的指標和方法，Moran指數是分析區域總體的空間關聯和空間差異程度[4]。

當Moran’s I值顯著為正（或負）時，呈現高高聚集或低低聚集分布格局，觀測值在空間上服從正態分布；當Moran’s I值接近期望E(I)=-1/n時，表明不存在空間自相關，觀測值在空間上隨機排列。

（3）局部空間自相關

本文采用LISA中的局部Moran指數，并結合Moran散點圖或LISA集聚圖等形式，來研究局部空間分布規律[5]，進一步度量區域i與其周邊地區之間的空間差異程度及其顯著性。

1.1.2 證實性空間計量分析

（1）空間依賴性

隨機變量的取值決定了研究單元之間的集聚效應[6]，為了檢驗空間自相關，本文需要采用因變量的空間滯后模型和空間誤差模型

①因變量空間滯后模型

一個空間位置上的因變量不僅與該位置的自變量有關，還與相鄰只的因變量有關。又稱為回歸-空間自回歸混合模型，用以下方程表示：

其中，W為空間權值矩陣，Wy是空間滯后項，λ和β是估計參數。

②空間誤差模型將無法預期的成份和誤差項設定為一個空間自回歸過程，如下式其中，Wε是誤差項的空間之后，ν是不相關的、同方差的誤差項。

采用極大似然估計方法，和實質、冗余的空間依賴性LM檢驗方法，并比較空間滯后模型和空間依賴模型的顯著性。

（2）空間權值矩陣Wij

一般有鄰接指標和距離指標兩種方法[7]，本文將對著兩種方法進行比較分析。

①以下所有結果是建立在9999個置換排序操作基礎上（Anselin 1995）基于鄰接概念的空間權值矩陣有一級Rook鄰接和一級Queen鄰接兩種計算方法，本文選用一級Rook鄰接矩陣作為Contiguity測試。

②通過分別使用4、6個最近鄰接的空間權值矩陣計算同樣得出了上述結論，這更加證實了結論的可靠性基于距離的空間權值矩陣。由于地理單元面積不均，本文使用k值最鄰接空間矩陣方法。

1.2 空間計量模型的設定

根據新經濟地理學理論以及中原地區目前經濟增長的實際情況[8]，構造中原區域經濟增長的實證模型：

其中，被解釋變量PerGDP為人均國內生產總值（元/人），該指標可以較好地反映區域經濟發展水平，而被廣泛用于區域經濟差異和經濟空間結構研究中。

解釋變量中，資本投入K使用城鄉居民人均儲蓄存款余額（元）作為替代指標[9]。勞動力用全社會從業人員數（萬人）來表示，人力資本H用平均每萬人在校學生總數及各專業技術人員數之和表示，專利Patent為萬人平均擁有的專利數量，政府支出GE用各地區財政支出占GDP的比重（%）表示，工業化程度Ind用工業產值與生產總值的比重（%）表示，交通運輸用公路網密度（公里/平方公里）來度量，萬人電話戶數來衡量信息通訊能力。

在這個模型中，本文引入了以下2個變量。

農業化水平變量（Agr），中原地區為全國重要的糧食主產區，糧食產量占全國近1/5，其中河南是全國第一農業大省、第一糧食生產大省、第一糧食轉化加工大省。所以農業經濟發展對中原區域經濟影響巨大，特別是縣域經濟的發展和空間集聚，都與農業密不可分。這里以農業產值與生產總值的比重（%）來衡量各縣域農業化發展水平。

城市化變量（URBAN），城市化在縣域經濟增長中具有重要作用，是縮小城鄉差距的一條重要途徑[10]。以城鎮人口占總人口比重（%）來衡量城市化進程的快慢。

1.3 研究區域和數據來源

為便于研究，本文以2003年全國行政區劃為準，中原經濟區共包括河南省、安徽省淮北、宿州、亳州、阜陽，山西省晉城、運城、長治，山東省菏澤、聊城，以及河北省邯鄲、邢臺。共選取225個空間單元（縣、縣級市和市區）作為縣域研究對象，29個空間單元作為市域研究對象；在時序段上，以1994～2009年16年的連續時間序列，反應中原經濟區差異變化的歷史演變軌跡。數據選自各省統計年鑒、經濟年鑒（1994～2009），各省統計局網站以及各縣、市的國民經濟和社會發展統計公報。

行政區劃變動為：濟源市1988年撤縣建市，原屬新鄉地區，后劃歸焦作，1997年實行省直管體制（副地級城市），現在是河南省18個省轄市之一；亳州市1986年撤縣建市（縣級市），1998年收歸省直轄（副地級），2000年5月正式設立地級亳州市，下轄渦陽、蒙城、利辛三縣和譙城區。

2 中原地區經濟增長的空間結構演化

2.1 全局空間關聯分析

通過計算中原經濟區縣域225個樣本單位1994～2009年各年人均GDP的變異系數和Moran’s I統計值（見圖1）①以下所有結果是建立在9999個置換排序操作基礎上（Anselin 1995）發現：CV值一直在0.27～0.34浮動，這表明中原經濟區縣域經濟發展總體差異一直維持在相對穩定的狀態；Moran’s I統計值都通過了顯著性水平0.01的檢驗，高度顯著②通過分別使用4、6個最近鄰接的空間權值矩陣計算同樣得出了上述結論，這更加證實了結論的可靠性，這表明中原地區縣域經濟存在顯著的正向空間自相關關系，即經濟增長的空間集聚現象。因此，縣域的人均GDP數據為正態分布，而非隨機分布，這也就否定了傳統的區域差異或趨同研究中總是假定地區之間相互獨立性。

2003年，河南省提出實施區域性中心城市帶動戰略、加快中原城市群經濟隆起帶發展的重大決策以后，區域經濟整體差異較穩定，而Moran’s I值較之前顯著提高，并且總體上呈不斷上升趨勢。說明中原地區經濟發展趨向于富裕地區分布更加集中、欠發達地區也更加集中分布的空間格局。要了解中原經濟區域空間自相關程度提高的原因，需要進一步通過局部空間自相關分析來加以探討。

圖1 1994～2009年縣域人均GDP的Moran’s I與CV指數期望值

2.2 局部空間關聯分析

圖2分別詳細地描述了1994年和2009年河南省縣域人均GDP數據之間的局部空間自相關程度。散點圖的四個象限分別表示一個地區和其周圍鄰居之間可能存在的四種局部空間關聯類型。

圖2 1994和2009年縣域人均GDP的Moran散點圖

2.2.1 Moran散點圖

與圖1空間關聯的全局度量形式相聯系，散點圖除了表示那些偏離全局空間模式的局部空間關聯類型以外，還表示了空間關聯的總體平穩程度。圖2對1994年和2009年進行比較看出：中原經濟區縣域經濟總體空間差異有了較大幅度的縮小。2009年，位于HH象限的縣（市、區）個數由1994年的50個增加到61個；位于LH和HL象限的數量分別由48和27個較少到31和22個。2009年LH和HL象限數量的減少和HH象限數量的增加極大地降低了縣域總體的空間差異，這也與Global Moran’s I估計結果相一致。

但與此同時，那些原先經濟基礎比較薄弱，其周圍地區也相對比較落后的縣域（LL象限），經過近20年的發展，依然沒有擺脫相對落后的局面。到2009年，仍有接近一半的縣域屬于欠發達地區，LL象限的數量從100變為111個，增加了11個。中原經濟區縣域經濟大體形成了兩個截然不同的俱樂部類型：HH和LL區域。

2.2.2 LISA檢驗

下面通過LISA檢驗來分析局域顯著性檢驗。圖3是計算得到的1994年和2009年局部Moran’s I的估計值及其顯著性。從這2年的比較可以清晰地觀察局部關聯類型的空間分布格局。

圖3 1994年和2009年縣域人均GDP的Moran顯著性地圖（顯著性p＜0.05）

從1994～2009年，顯著性集聚比例從80.7%增長到88.89%，而且經濟高速發展縣域集聚更加明顯；高水平GDP分布聚集區域從鄭州地區向焦作市、濟源市和山西省晉城市的部分縣市發展，經濟區擴散輻射效應明顯，并帶動了西峽縣、欒川縣、嵩縣和洛寧縣從低速發展顯著區域脫離出來；較貧困區域聚集數量也有所增加，其集中分布在黃淮地區的基本格局沒有變化，但北部邢臺市的寧晉、隆饒、新河等縣形成了一個新的低水平人均GDP聚集區，說明中原地區縣域的經濟聚集越來越明顯，地區與地區見得差異也越來越增大，較貧困地區的集聚不利于經濟的追趕與發展；再次，只有極少數地區顯著的屬于HL或LH象限（1994年的19.3%減少到2009年的11.11%），中原城市群呈現出一個較清晰的中心-外圍圈層結構。

但是，對市域單元做探索性數據分析，均沒有通過顯著性水平0.05檢驗，這表明中原地區各市的人均GDP水平是隨機分布的，不存在明顯的空間自相關現象。這說明市域發展缺乏相互合作，而相互合作僅僅存在于市內的縣域之間。

3 中原區域經濟增長的空間依賴性模型分析

3.1 基于OLS估計方法的縣域經濟增長回歸模型

表1 中原縣域經濟增長回歸模型最小二乘法估計

表1是用最小二乘估計得出的結果，從中可以看出，多元回歸模型整體效果較好，擬合優度達到0.8563，F值為74.1514，比較顯著。其中勞動力、人力資本、交通運輸和農業化水平等變量的參數估計結果符合本文的預期假設，但是由于沒有考慮經濟增長的空間集聚溢出效應，參數估計結果存在差距。

3.2 空間依賴性的實證研究

3.2.1 模型的判定

本文選取Rook一階鄰接矩陣和基于不同距離最近鄰接空間權值矩陣，對縣域經濟增長模型進行空間依賴性檢驗，通過GeoDa分析，檢驗結果如表2所示。

表2 中原縣域經濟增長回歸模型的空間依賴性檢驗

表2中，LM-LAG值（8-13）遠大于LM-ERROR（1-2），空間滯后模型明顯優于空間誤差模型，下面采用空間之后模型估計鄰近地區的經濟增長對本地區經濟增長的影響程度。

3.2.2 空間滯后模型估計

通過R軟件③由于GEODA中創建的K最近鄰接權重矩陣不是對稱矩陣，無法進行正確的空間滯后分析，需要用R軟件創建對稱的KNN權重矩陣。和GEODA分析得出，表3是基于4、5、6個最近鄰接空間權值矩陣的空間滯后模型的估計結果，從中可以看出，模型K5的決定系數和似然值的自然對數最大，AIC值和SC值最小④log-likelihood值、AIC值和SC值是在標準回歸模型中多變量正太分布及似然估計函數假設基礎上所得出的測量指標，log-likelihood值越大，AIC值和SC值越小，模型估計效果越好(Anselin,2005)，這與上文分析相一致。

表3中，模型K5解釋了地區經濟增長總變異的93.36%，明顯優于OLS模型，并且與模型OLS相比，模型K5的log-likelihood值顯著提高（41.02＞22.91），AIC值和SC值顯著降低，這表明本文在分析中原經濟區縣域經濟增長中，SAR模型與OLS模型相比有了明顯的改善。

3.2.3 檢驗假設分析

關于提出的假設，查看模型K5，一些變量估計系數不顯著，沒有通過5%的顯著性水平檢驗，表明這些變量對中原地區縣域經濟增長的作用不明顯。觀察一下2009年的專利數據，主要原因是專利數量中外觀設計量占大半比例，發明、實用新型這類的專利對經濟增長的作用更大一些。而人口密度變量沒有通過顯著性檢驗，表明市場容量不是影響中原地區縣域經濟的主要因素，可能是由于中原地區縣域人口都很密集，中心城市的發展并沒有使人口的地域分布產生變動或變動很小，人口并沒有同程度相應的向那里集中，與經濟增長的空間集聚處于不相協調狀態。

表3 空間滯后模型回歸結果

資本、人力資本、交通運輸、信息通訊和農業化水平變量估計系數顯著為正，通過了5%的顯著性水平檢驗，可以看出人力資本對縣域經濟增長具有重要的促進作用，教育競爭力與區域競爭力之間具有較強的相關性[9]，通過提高教育競爭力，進而促進區域經濟可持續發展；另外，縣域經濟發展所需的資本投入對城鄉居民儲蓄存款積累的依賴性較強。對于兩個空間變量，其彈性系數分別為交通運輸0.537和信息通訊0.241，說明加強交通和信息基礎設施投資，對區域內市場聯動以及產業選址都尤為重要。參數W_lnPerGDP高度顯著，表明縣域經濟發展的空間溢出效果明顯，縣域經濟增長互動性較好，可以從鄰接地區收益，協調發展。由于中原地區發展較為滯后，所以城市化水平低且對經濟增長作用不顯著，其落后阻礙了城鄉經濟和區域經濟經一部增長，因此應加快城市化進程及小城鎮建設，在現階段中原地區的縣域經濟發展中具有其特殊的意義。

為了表明上述模型設定、估計的準確性，各分析結果的可靠性，進行殘差檢驗，見表4。得出結果是所有的p-值都沒有通過5%的顯著性檢驗，說明經過空間滯后回歸分析后，模型效果優化，結論可靠，殘差不存在空間依賴性。

表4 空間滯后模型回歸殘差的空間自相關LM檢驗

3.3 縣域經濟增長溢出效應邊界分析

由于中原地區縣域經濟增長具有集聚和溢出效應，且溢出的范圍是有界限的。通過對4個和5個鄰接的空間之后分析，在顯著性水平0.05下，不存在空間滯后和誤差以來。在同時考慮4個和5個鄰接的基礎上，兩個參數估計值均不顯著，所以得出一個縣域單位的經濟溢出效應為4個最近鄰接縣域單位，基本上屬于市域范圍內的部分縣域經濟溢出效應比較明顯（見表5）。

表5 中原地區縣域經濟增長溢出的距離衰減效應

4 結論與發展對策

在中原區域經濟增長探索性空間數據分析中得出，經濟圈總體上是一個中心-外圍模型結構狀態，由鄭州、焦作及晉城市的部分縣域圍成的富裕集聚區，分布在中原經濟區的西部及西北部，另一個是黃淮地區組成的低水平空間集聚區；然而，在市域經濟中，1994～2009年人均GDP分布的Moran I值都不顯著，各市的人均GDP是隨機分布的，不存在明顯的空間自相關現象。在證實性空間依賴性分析中，通過建立模型，得出中原區域經濟增長差異、集聚及形成原因；并且縣域具有經濟溢出效應且溢出范圍有限，市域經濟增長的溢出效應并不顯著。

通過實證分析檢驗，提出以下建議，以期實現中原城市群經濟社會協調快速發展。首先，在縣域經濟增長中，人力資本、交通路網構建、信息通訊聯系和農業化等因素對經濟增長產生了重要的積極的影響，糧食核心區的建設是區域發展的基礎，是保障國家糧食安全的長遠利益，因此應堅持不懈的發展農業，實現農業現代化。另外城市化滯后于工業化問題，應重視產業集聚和城市化空間聯系；其次，縣域之間具有顯著的經濟增長溢出效應，應大力加強市域范圍內各縣的協同發展，擴大經濟收益范圍；但是在市域經濟增長方面，各地區之間缺乏有效的合作，應在加強交通、信息通訊等基礎設施的同時，提高市域的經濟關聯度，高速發展地區之間應繼續強化聚集優勢，加強與周邊落后市域的經濟社會聯系，實現空間資源優化配置。總之，河南省需要走一條在農業、糧食、人口大省協調推進新型工業化、新型城鎮化和農業現代化發展的道路。

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