長三角地區區域統籌評價以及影響因素分析

欒秋琳， 杜新建

（南京財經大學，江蘇 南京 210046）

區域統籌是一種務實的發展思路和全新的增長戰略，與其他的發展思路相比，區域統籌不僅注重基礎性問題的解決而且還更加注重人文因素、環境因素等因素的影響，通過實現區域內部協調發展，最終實現社會福利的最大化。區域統籌發展依據決策層面的不同分為國家級的區域統籌和地方層面的區域統籌。國家層面的區域統籌主要是指東中西部地區的協調發展，地方層面的區域統籌則主要是指區域內部旨在縮小區域差距的發展戰略［1］。

長三角地區包括上海市、江蘇省、浙江省，是我國經濟發展的排頭兵。與國內其他區域相比，其發展中所面臨的問題出現的早，問題暴露的突出。區域統籌發展很早就被長三角地區各地方政府提上議程，同時也得到了中央政府的熱切關注。2010年6月，國務院正式批準《長江三角洲地區區域規劃》，將長三角地區定位為亞太地區重要的國際門戶，力爭到2020年，率先實現現代化，并在城市布局上形成以上海為核心的“一核九帶”的空間格局。

長三角地區區域統籌發展需要以長三角地區經濟差異的正確認識為基礎。本文以泰爾系數為衡量指標，通過對1978—2011年長三角地區經濟差異的衡量測度，總結長三角地區區域統籌發展的規律，并判斷區域內部差距是收斂還是發散。通過將區域差異與影響因素的回歸分析，明確哪些因素是促進區域統籌的，哪些因素對區域統籌具有抑制作用，從而更好地開展區域統籌的研究，為區域統籌規劃提出政策建議。

1 理論框架及研究方法

1.1 理論框架

區域統籌的理論基礎是均衡增長理論和新增長理論。此處的均衡增長理論區別于傳統的均衡增長理論，準確地說應該稱為“有限制的非均衡增長理論”，它既強調非均衡增長理論中，通過區域間差異發展，構建增長極，先動地區帶動后進地區發展；同時，它也強調生產要素在區域間的流動，區域間的發展水平將趨于收斂。新增長理論則是將技術的內生性納入分析中，生產要素的邊際報酬不再遞減，同時，該理論也肯定了政府政策在經濟發展中的積極作用，長期促進經濟增長的經濟政策是存在的。

區域經濟差異過大存在巨大的危害，它不僅影響地區經濟的可持續發展，而且也會帶來很多不穩定因素，影響社會安定，不利于和諧社會的構建，因此，控制差距是統籌發展的主體之一。在本文中區域經濟差異作為區域經濟統籌的逆指標出現，區域差異越大，則區域統籌發展水平越低，區域差異水平越低，則區域統籌發展的水平越高。

區域統籌主要受哪些因素的影響，并沒有明確的答案，本文選取了區域經濟平均增長速度、區域經濟最高增長速度、產業結構等因素嘗試對區域統籌的影響作用進行分析。在經濟增長理論中，區域的經濟增長與區域的經濟差異存在著相互影響的關系，在本研究中只考慮經濟增長對于區域經濟差異的影響。同時區域產業結構的變化往往意味著區域產業升級，在產業升級過程中，必定會引起生產要素的集中，對于中心區域來講，要素集中會促進新興產業的發展，對于外圍區域來講，要素流失會影響新興產業的發展，但是其經濟增長會在產業梯度轉移中獲得補償。在分析中，首先對影響因素做出定性判斷，然后通過定量分析進行檢驗，并針對結果做出合理解釋。依據結果得出結論，提出政策建議。

1.2 研究方法

本文的研究中理論分析與實證分析相結合。第一步，采用變異系數測度長三角地區的區域差異狀況，分析長三角地區區域差異的變化趨勢，從而評價區域統籌發展的必要性和可行性。第二步，以變異系數為被解釋變量，選取地區平均增長速度、地區最高增長速度、地區第三產業比重等因素作為解釋變量，進行回歸分析，探索各變量對區域差異的影響的方向以及程度［2］。

2 變量及數據

2.1 變量

衡量區域內部經濟差距的指標主要有相對極差、加權變異系數、泰爾系數、基尼系數等。在充分考慮指標的代表性和可操作性后，本文選取加權變異系數V衡量區域內部經濟差異。

變異系數和級差、標準差和方差一樣都是反映數據離散程度的絕對值，其數據大小不僅受變量值離散程度的影響，而且還受變量值平均水平大小的影響。一般來說，變量值平均水平高，其離散程度的測度值也大，反之越小。變異系數是衡量資料中各觀測值變異程度的另一個統計量，當進行兩個或多個資料變異程度的比較時，如果度量單位與平均數相同，可以直接利用標準差來比較。如果單位和（或）平均數不同時，比較其變異程度就不能采用標準差，而需采用標準差與平均數的比值（相對值）來比較。標準差與平均數的比值稱為變異系數，可以消除單位和（或）平均數不同對兩個或多個資料變異程度比較的影響。權重采用地區GDP占區域GDP的比重，對變異系數進行整合即得加權變異系數。其計算公式如下：

式中，yi指某年第i個區域的人均GDP，xi為某年第i個區域的GDP，x為區域內部所有地區GDP的總和，珔y為各地區人均GDP的均值。

區域經濟增長速度的衡量指標比較少，主要有地區生產總值增長率和地區人均生產總值增長率。在考慮人口因素的影響后，本文決定采用地區人均GDP增長率進行衡量，并對各地區進行加權，充分反映地區整體的經濟發展水平。其計算公式為：

式中，yi指某年第i個區域的人均GDP，y指某年區域內所有地區GDP的總和，λi表示某年第i個區域的人均GDP增長率。

區域經濟增長速度的最大值是取該區域中每年所有行政區劃中經濟增長速度最高的地區的增長速度，與上面的指標一致，本指標同樣采用地區人均GDP進行衡量，充分反映地區增長極的帶動作用，其計算公式為：

第三產業比重反映一個地區產業結構，第三產業比重越高，代表一個地區所處的經濟發展階段越高級，其經濟發展水平越高。同時，區域內第三產業比重的比較反映區域產業的融合度。此處，我們用區域內第三產業比重的最大值作為指標，充分反映地區的產業結構水平。

同時，為了克服數據的異方差問題，實證過程中采用數據的自然對數建立模型，變量的自然對數定義如下：

2.2 數據來源

本文選取的研究周期為1978—2011年，因為，從1978年起，我國開始市場經濟的建設，2008年，國家首次出臺關于長三角整體的合作規劃，因此，選擇1978—2011年為研究區間。文中采用指標主要包括各地區GDP、GDP增長速度、人均GDP、第三產業產值占GDP比重等，均來自于《中國統計年鑒2012》、《上海市統計年鑒2012》、《江蘇省統計年鑒2012》、《浙江省統計年鑒2012》，本文的實證分析均由軟件Eeiws6.0實現。

3 實證結果分析

3.1 1978—2011年變異系數的測定

根據公式（1），根據從統計年鑒獲得的數據，計算變異系數結果如圖1所示。

通過對上圖的分析，我們可以發現長三角地區經濟變異系數整體呈“W”型，總體上，可以將其分為三個階段。第一階段，1978—1985年，區域變異系數不斷下降，并在1985年達到歷史最低點。江浙滬是我國較早進行經濟改革的區域，各地區尤其是浙江民營經濟十分活躍，獲得了較快增長。第二階段，1985—2005年，呈現“M”式波動。上海地區擁有眾多國企，江蘇地區以蘇州為代表是外資投資的熱土，浙江地區民營經濟依舊活躍，針對任何所有制經濟的經濟政策都會對長三江的經濟發展產生深遠影響。第三階段，2005—2011年，長三角地區經濟變異系數呈現出逐年遞增的趨勢，并沒有呈現收斂。這一趨勢的出現是因為長三角地區進入了新一輪的經濟增長周期，在新一輪的產業升級中，生產要素加速向中心區域的轉移，區域發展呈現不同的水平區域之間的經濟水平被拉大。但是，隨著區域產業升級的完成，各區域經濟發展必將趨同。

圖1 1978—2011年長三角地區地區經濟變異系數

3.2 時間序列數據的單位根檢驗

時間序列的平穩性會影響回歸結果，如果非平穩的時間序列單做平穩序列，會破壞線性回歸中的經典假設，使得各統計量失效，因此需要對時間序列進行平穩性檢驗。本文采用ADF檢驗方法對數據的平穩性進行單位根檢驗，檢驗結果如下：

由表1可知，ln V、lnλ、lnλm、ln h是一個非平穩時間序列，而ln V、lnλ、lnλm、ln h的一階差分檢驗值的相伴概率值均小于1，說明變量的一階差分可以在1%的水平上拒絕存在單位根的原假設，從而它們是平穩序列。

表1 時間序列數據的單位根檢驗

3.3 時間序列數據的協整關系檢驗

協整分析主要應用于短期易受隨機擾動影響，長期受到均衡關系約束的經濟系統。它衡量的是幾個變量之間是否存在長期的均衡關系。在協整序列中，如果變量在某期受到干擾偏離均衡，其在下期將會調整會均衡狀態。由單位根檢驗可知，幾個變量均為一階單整序列，因此可以進行協整檢驗［3］。

首先用ln V、lnλ、lnλm、ln h構建回歸模型，加入AR（1）消除自相關，將得到的隨機誤差項序列E進行單位根檢驗。如果ln V、lnλ、lnλm、ln h間存在協整關系，E應該具有平穩性。其ADF檢驗結果見表2：

表2 E的單位根檢驗

由表2可知，E是平穩序列，所以變量ln V、ln λ、lnλm、ln h之間存在協整關系。

（四）回歸模型構建

通過協整檢驗，表明變量之間存在著長期均衡關系。本文中回歸模型見表3。

表3 回歸模型

模型通過了顯著性檢驗。D.W.值顯示模型可能存在一階自相關問題，但是這并不影響對模型中變量的系數符號，因此，暫不予處理。模型顯示，區域經濟平均增長速度、區域最高經濟增長速度與區域經濟差異成負相關關系，即區域經濟增速越快，區域經濟的差異越小，并且從變量系數來看，兩者的相關性并不是非常大。區域產業結構與區域經濟差異呈正相關關系，即區域中第三產業比重越高，區域經濟差異越大，并且從變量系數來看，兩者之間具有較強的相關性。

4 結論及政策建議

本文采取長三角1978—2011年的時間序列數據，將區域差異與區域經濟增長、產業結構進行實證研究，以此分析區域統籌的影響因素，本文主要得到結論如下。

第一，協整檢驗的結果表明，區域差異與區域經濟增長、產業結構之間存在著長期均衡關系。這保證了研究的科學性。統籌區域經濟發展，首先要明確區域之間的經濟差異，區域經濟統籌就是為了縮小地區經濟發展的差異。根據非均衡增長理論，地區發展中總是通過生產要素集中形成增長極，然后帶動周圍區域的發展。然而根據均衡增長理論，當生產要素在地區之間合理的配置時，區域之間的經濟結構更加合理時，區域整體才能取得更好的結果。本文的實證結果很好地印證了這一點，變量的符號代表著總的效應，相關性系數比較小代表兩種力量作用的共同結果，因此，有限制的非均衡增長理論最應該被接受。

第二，產業結構調整比經濟增長在統籌區域發展中發揮著更加重要的作用。由本文中粗略的實證研究可以看到，產業結構作為解釋變量的系數要比經濟增長作為解釋變量的系數大得多，因此影響也越大。在經濟發展中，產業結構的調整往往意味著區域經濟格局的變動，例如，生產型服務業目前是產業升級的方向。在長三角地區，相關的企業和生產要素就會集聚到上海、南京、杭州等中心城市，而蘇北、浙江部分地區會面臨人才的流失和企業的遷移，這部分高端產業的發展會受到嚴重制約，為了發展，這些地區通過承接中心城市轉移的淘汰產業維持自身經濟的增長。根據產業生命周期理論，朝陽產業和夕陽產業所處的階段不同，其對地方經濟增長的貢獻也存在顯著差異，整個產業結構的調整結果必將導致區域經濟差異的夸大。但是，這是市場作用下產業結構升級的必經階段，因此，為了保證產業結構升級的順利進行，同時避免區域內部經濟差距過大，必須對區域經濟進行統籌規劃。

因此，統籌區域經濟發展中要合理對待區域經濟差異，既保證經濟增長的活力，同時避免區域內部差距過大，這對區域經濟的健康發展有重要意義。

第一，繼續突出增長極的帶動作用，同時要保證社會公共服務均等化［4］。在區域統籌中，仍然要確立差異化的增長策略。但是，區別于最初階段的不均衡增長理論，這里的差異是有限制的，即差異只能來源于新興產業的發展，而對于其他產業尤其是公共服務業一定要實現均衡發展。這是在戰略思想上的一種進步，如果放棄增長極，地區的經濟增長就會缺乏動力，整個地區的均衡只能是低水平的均衡，經濟增長無從談起；而如果繼續堅持初期的非均衡增長措施，必定會拉大區域內部的經濟差異，為區域經濟發展帶來不穩定因素，而且會阻礙區域經濟的進一步發展。因此，統籌區域經濟發展是一種戰略的折中選擇，既保證了經濟運行的效率，又保證了經濟運行的公平。

第二，協調區域關系，實行差異化的發展戰略［5］。外圍地區地方政府出于地方保護主義的思想，在產業結構升級中往往會阻礙生產要素的自由流動，在過去中央政府可以通過政策部署糾正這一行為。但是，這樣的做法是不符合市場經濟建設的要求的，政府只能通過健全相關法律政策，營造秩序良好的外圍環境，才能保證生產要素的順利流通。同時，由于不同地區在發展主導產業上的差異，不同地區需要不同的政策規定，比如，與中心地區相比，外圍區域的污染控制要相對寬松一些，這既保證了中心區域產業對高標準環境質量的要求，同時還為了外圍區域經濟增長的需要。因此，區域統籌要切實的了解不同地區經濟發展的需要，從而促進經濟更好的發展。

［1］李艷君.長三角經濟區產業結構的演進與經濟增長關系的灰色關聯分析［J］.經濟師，2013（4）：58-59.

［2］呂韜，曹有揮.“時空接近”空間自相關模型構建及其應用——以長三角區域經濟差異分析為例［J］.地理研究，2010（2）：163-172.

［3］孫敬水.中級計量經濟學［M］.上海財經大學出版社，2008.

［4］邱靈，方創琳.城市產業結構優化的縱向測度與橫向診斷模型及應用——以北京市為例［J］.地理研究，2010（2）：139-149.

［5］李致平，孔令池.區域經濟“二重開放”與制造業區域結構差異研究——基于長三角的實證分析［J］.現代財經：天津財經大學學報，2013（5）：122-131.