中國農村經濟發展區域差異的空間計量分析

曹志文吳志遠（江西農業大學經濟管理學院，江西南昌330045；中共江西省委黨校經濟學教研部，江西南昌330003）

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中國農村經濟發展區域差異的空間計量分析

1曹志文2吳志遠
（1江西農業大學經濟管理學院，江西南昌330045；2中共江西省委黨校經濟學教研部，江西南昌330003）

文章利用1981-2010年中國農村地區人均GDP數據，采用空間計量分析方法對中國農村經濟發展區域差異的空間格局演化進行研究，通過空間自相關分析獲取了反映空間集聚現象的觀測值。分析結果顯示，中國各省區農村經濟發展存在顯著的空間自相關，且空間上的集聚現象并未顯示出整體上升態勢，而是呈現一種周期性波動的現象。根據空間集聚類型的特點可以看出，HH型和LL型空間集聚現象是農村地區空間自相關的主要特點，且HH型空間集聚地區主要集中在東部沿海省份，LL型空間集聚地區則大多數為西部內陸省份。從局部地區空間自相關分析可以看出，雖然農村地區經濟發展水平相對滯后，但仍然有部分區域表現突出。

農村經濟；區域差異；Moran′s I指數；空間集聚

經過改革開放30多年的高速發展，中國社會經濟取得了舉世矚目的成就。但是發展過程中不可避免地遇到了一些制約因素，地區發展不平衡已經成為最為重要的因素之一，特別是相對落后的農村地區，區域差異更為明顯。以往學者關于農村經濟發展區域差異的研究側重于以下幾點：有從農村居民收入結構變化、公共產品供給等角度對區域差異進行剖析［1］［2］。也有以某一地區為例，通過設置各類經濟指標，研究地區差異形成機制［3］。有些學者研究發現農村勞動力轉移對地區差異有著明顯的影響［4］。

近些年來，國外學者開始利用空間經濟學的分析方法研究區域經濟發展問題，并且形成了一些成果［5］［6］。國內學者也逐步涉及到這一領域，有些學者利用全國區域數據進行空間計量分析［7-9］，也有針對某一地區進行分析［10-13］，還有針對城鄉差距進行分析［14］，考察農村居民收入的詳細剖析［15］。

已有文獻對于中國經濟發展區域差異問題都有所涉及，但是對農村地區差異問題的研究相對較少［16-18］。鑒于此，本文將利用空間計量分析方法，對1981-2010年中國農村經濟發展區域差異的空間格局演化進行研究，在揭示中國農村地區區域差異的同時，試圖找出其內在原因。

一、研究方法與數據來源

（一）空間權重矩陣

進行空間分析以及建立空間模型的第一步就是要確定空間權重關系。其通常定義是構建一個二元對稱矩陣Wn*n來表示所分析的區域空間關系。

建立權重矩陣思路有距離限定、鄰接關系等不同方法［19］。本文采用基于鄰接關系的ROOK空間權重矩陣，其定義為：

需要指出的是，由于空間權重矩陣的主觀性較強，它是基于對空間關系的模擬，通常情況無法完全反映出空間關系的真實情況。因此，本文基于鄰接關系的ROOK空間權重矩陣只是相對合理的選擇。

（二）全局空間自相關

全局空間自相關在于描述某一屬性值在整個區域的空間特征分布狀況，并且判斷其在此空間是否具有集聚性，但是這種描述是全局性的，無法了解到空間內部集聚現象。描述全局空間自相關的指標和方法有全局Moran′s I指數、全局Geary′s C指數和全局G系數等［20］。

本文采用全局Moran′s I指數進行分析，反映的是空間鄰接的區域觀測值的相似程度，計算公式為：

其中n為樣本量，及空間區域劃分的數量，xi、xj分別是空間區域i和j的觀測值，wij即為之前確定的空間權重矩陣，表示其空間鄰接關系。全局Moran′s I指數的取值區間為［-1，1］。

計算出全局Moran′s I指數之后，還需要進行顯著性檢驗，一般采用Z檢驗，其計算公式為：

原假設為空間區域觀測值之間不存在空間自相關，備選假設為存在空間自相關。進行顯著性檢驗，其顯著性水平即由Z檢驗的P值來決定：如果P值小于給定的顯著性水平（0.1水平、0.05水平、0.01水平），則拒絕原假設，說明存在正向空間自相關；否則，接受原假設，說明存在負向空間自相關。本文中，P值通過隨機分布的方法獲得。

（三）局部空間自相關

鑒于全局空間自相關指數僅是對一般意義上的空間差異進行說明，并沒有全面反映區域內的空間差異問題，如果需要進一步考察區域內部或局部空間集聚現象，局部空間自相關分析必不可少。一方面，當全局空間自相關結果不顯著時，可以通過局部空間自相關分析尋找可能存在的部分觀測值的顯著性；另一方面，當全局空間自相關結果顯著時，可以尋找觀測值之間是否存在空間異質性、不同觀測值之間的關系以及對全局空間自相關的影響程度大小等。局部空間自相關分析可以顯示出每個觀測值的統計量，包括顯著性水平和聚集點分布，對于分析具體區域之間的關系有著重要意義。

本文采用局部Moran′s I指數，計算出每個空間觀測值的具體數據。其計算公式為：

計算出局部Moran′s I指數之后，同樣需要進行Z檢驗，其計算公式同（4）。在得出局部Moran′s I指數的同時，還可以通過空間格局的圖形得到局部空間區域不同的模式，有以下四種情況：（1）高高型（HH）：高值區域集聚明顯。（2）低低型（LL）：低值區域集聚明顯。（3）低高型（LH）：低值區域被高值區域包圍。（4）高低型（HL）：高值區域被低值區域包圍。

（四）數據來源及處理

為了更為準確地描述我國農村經濟發展區域差異的變化，選取以省級行政區劃為代表的人均農村GDP作為分析數據。鑒于農村GDP目前尚未有統一標準，本文采取目前較為普遍的處理方法，通過第一產業增加值和鄉鎮企業增加值加總形成農村GDP的最終數據。省級行政區劃的處理上，鑒于重慶直轄市成立時間較短，將重慶與四川合并處理，海南省因其與廣東省陸上不相鄰，所以在空間模型構建時作單獨處理，不考慮港澳臺地區。數據時間1981-2010年，結合中國經濟改革開放的大潮流和區域經濟發展的特殊性，本文試圖做出較為細致的空間分析。

本文通過ArcGIS軟件進行空間模型構建，然后利用GeoDa軟件進行空間分析。各省區的第一產業增加值、鄉鎮企業增加值和農村人口來源于歷年的《中國統計年鑒》、《中國農業年鑒》、《中國鄉鎮企業年鑒》以及各省區統計年鑒。因2010年之后鄉鎮企業增加值等數據的統計口徑調整，取消了鄉鎮企業增加值這一統計指標，為保持數據的前后一致性，故未采用2010年之后的數據指標。

二、中國農村經濟區域差異的空間分析

（一）全局Moran's I指數分析

通過計算全局Moran′s I指數，對1981-2010年考察期內中國省區農村經濟發展的整體空間集聚情況進行分析，結果見圖1、表1。

圖1　 1981-2010年人均農村GDP的全局Moran′s I指數

通過表1可以看出，歷年人均農村GDP的全局Moran′s I指數的區間范圍都處于［0，1］，且P值均小于0.05，在P=0.05的水平上通過了顯著性檢驗。因此其結果可以拒絕原假設，即認為各省區的農村經濟發展存在較為顯著的空間自相關。人均農村GDP數值較高的省區趨向于在空間上相鄰接，人均農村GDP數值較低的省區趨向于在空間上相鄰接。從圖1全局Moran′s I指數曲線圖可以看出，其指數雖然一直處于［0，1］范圍內，且顯著性水平有所提升，但是波動性較為明顯，基本上呈現出以5年左右的時間為周期上下波動。中國各省區農村經濟發展在空間上的集聚現象并未顯示出整體上升態勢，而是呈現一種周期性波動的現象。

（二）局部Moran's I指數

鑒于全局Moran′s I指數無法全面反映中國農村經濟發展區域差異的情況，及其呈現出的周期性波動現象。本文以5年為一周期，選取了1981、1986、1991、1996、2001、2006、2010年局部Moran′s I指數進行詳細分析。表2顯示了1981、1986、1991、1996、2001、2006、2010年局部Moran' s I指數情況，包括了空間類型以及Z檢驗P值（P0.05）。表2顯示中國過半省區顯示出正向的空間自相關，同時也有不少省區顯示出負向的空間自相關。

由表2可以看出：

1.在1981、1986、1991、1996、2001、2006、2010年的時間點上，存在顯著的空間自相關的省區主要是東部沿海和西部內陸省區。呈現出高高型空間集聚的全部都是東部沿海省區，低低型空間集聚的基本上是西部內陸省區（1986年陜西、河南，1991年河南、湖北、內蒙古，1996年和2001年湖北除外）。說明中國農村經濟發展區域差異整體上呈現出不均衡化發展。當然，相關時間點的具體省區也存在變化。高高型空間集聚的省區1981年是上海、浙江，1986年為上海、江蘇，1991年僅有天津一地，1996年也只有江蘇，進入21世紀，2001年、2006年和2010年都是江蘇、浙江、上海三地。這些沿海省區主要是由于政策、歷史以及工業化進程等因素一直處于中國農村經濟發展的領先地位。特別是進入20世紀90年代之后，沿海省區江蘇、浙江、上海的發展一直表現突出。低低型空間集聚則主要分布在西部內陸省份，其中四川在所有的時間點中都一直處于低低型，既有其農村地區經濟發展滯后因素影響，也因其農村人口不斷增長。新疆、西藏、青海、甘肅則自1996年起就一直處于低低型，其農村經濟發展速度較快，但是受限于其經濟總量規模，一直也是處于中國農村經濟發展滯后區域。

表1　1981-2010年人均農村GDP的全局Moran′s I指數

2.從中國農村經濟發展區域空間演化歷程來看，高高型集聚顯著的省區變化并不明顯，1981、1986年有2個省區，1991、1996年只出現1個省區，2001、2006、2010年出現了3個省區（江蘇、浙江、上海）。說明中國農村經濟發展在改革開放的大背景下雖然增速明顯，但是人均GDP數值顯示出空間集聚現象并未出現較為明顯的改善，其空間集聚程度上下波動較為明顯。低低型空間集聚顯著的區域在1981年只有3個省區，主要是由于改革開放初期，相對落后地區的空間滯后現象并不明顯。1986年省區數量達到了6個，1996年為7個，2001年增加到了8個，2006 和2010年則回落至6個。低低型空間集聚顯著的省區數量保持在一個較高的水平，且其中省區變化并不大，說明這些年以來，西部內陸地區的農村經濟發展空間自相關處于一種難以突破的瓶頸狀態，農村地區經濟發展水平很難獲得外部力量的支持。低高型和高低型的省區數量較少。

表2　典型年份不同地區空間聚集模式和局部Moran′s I指數

表2　續典型年份不同地區空間聚集模式和局部Moran′s I指數

3.根據各個時間點的局部Moran′s I指數可以看出不同類型省區空間集聚輻射能力大小。高高型空間集聚明顯的省區會對周邊地區產生正向的輻射效應，其輻射效應的大小可以通過指數值顯示出來。1981年浙江和上海兩省區為高高型空間集聚，但是浙江局部Moran′s I指數僅為0.0391，其輻射帶動作用有限，而上海局部Moran′s I指數達到了2.0180，其輻射周邊地區能力更為顯著。1986年江蘇和上海為高高型空間集聚，局部Moran′s I指數分別達到了1.0770和3.2412，對周邊地區正向影響作用十分明顯。但是1991年高高型局部Moran′s I指數達到顯著水平的省區僅有天津，其他東部沿海省區高高型指數顯著性水平無法通過Z檢驗，顯示其對周邊地區的輻射作用有限，難以帶動周邊地區經濟發展。1996年也僅有江蘇一地達到了高高型空間集聚的顯著水平，而且其局部Moran′s I指數也只有0.5560，輻射帶動能力仍顯不足。2001年、2006年和2010年呈現高高型空間集聚的省區維持不變，為江蘇、浙江、上海三地。顯示出長三角地區農村經濟發展不僅體現了自身的進步（上海2006年局部Moran′s I指數高達5.1400），而且對周邊地區的輻射帶動作用十分明顯。

（三）中國農村經濟區域差異的原因分析

1.經濟基礎的變動。根據上述分析，中國農村區域經濟基礎是決定其空間差異的主要原因。一般來說，經濟基礎較好的地區或者擁有較強經濟發展潛力的地區，其農村經濟發展也會更加突出。1981年呈現高高型和低低型空間集聚顯著的地區并不多，說明當時中國農村地區空間差異并不明顯，但是隨著改革開放不斷深入，不同區域的農村經濟基礎有了較大的改變，東部沿海地區開始成為中國農村地區經濟發展的排頭兵，經濟基礎好，擁有良好的自然條件和區位優勢，其高高型空間集聚地區也不斷增加。而西部內陸地區經濟基礎較差，雖然擁有諸多自然資源優勢，但是因農村人口發展和農業經濟發展水平的相對滯后，其低低型空間集聚地區反而不斷增加，直到2006年之后有所回落，但仍然保持著7個省區的數量。

2.國家宏觀戰略的調整。上述分析提到了中國各省區農村經濟發展在空間上的集聚現象并未顯示出整體上升態勢，而是呈現一種周期性波動的現象。這主要是受國家宏觀戰略調整的影響，特別是改革開放過程中實施的非均衡發展戰略。側重于支持工業化發展的戰略導致了農村地區經濟發展水平相對滯后，各類資源要素的分配都傾向于工業發展，農村區域整體經濟水平難以提升，其空間集聚能力總體較弱。通過前文分析也可以看出，中國農村地區全局Moran′s I指數每經歷一段時間的上升后都會出現下跌，1985年經歷了第一次下跌，伴隨著幾年的發展1990年再次下跌，之后1995年和1997年存在兩個低值時期，2004年再次出現下降趨勢，并且在2008年達到最低值。歷年來局部Moran′s I指數除上海外，其他地區空間集聚現象都較不顯著，僅有的幾個高高型空間集聚顯著省區，其輻射帶動能力也較為有限。雖然20世紀90年代末，國家開始關注三農問題，提出社會主義新農村建設等舉措，2006年之后低低型空間集聚顯著的省區數量有所減少（見表2），但是農村區域空間集聚現象的波動性仍然明顯。

3.市場化程度的不同。改革開放初期，東部沿海地區利用對外開放的區位優勢，不斷擴大自身市場規模，引導國內外各類要素向東部沿海地區集聚，不僅推動了東部沿海地區整體經濟的發展，也帶動了東部沿海地區農村經濟的發展。特別是從20世紀80年代開始的東部沿海地區鄉鎮企業的發展，帶動了農村地區市場經濟的發展，為其農村經濟的崛起提供了重要條件。長三角地區就是典型的代表，1996年僅有江蘇一地是高高型空間集聚顯著省區，2001年之后江蘇、浙江、上海都成為高高型空間集聚顯著省區。而中西部地區由于市場經濟發展較為落后，市場化進程中各類要素獲取困難，市場資源配置效率較低，因此，中西部地區農村經濟發展從市場經濟受益有限，與東部沿海地區存在差距且呈逐漸擴大趨勢，2001年低低型空間集聚顯著的中西部省區擴大到了9個。

三、結論與啟示

（一）結論

本文利用空間計量分析方法對1981-2010年中國各省區農村經濟發展區域差異的空間格局演化進行了詳細分析，探討了各省區農村區域空間集聚現象及其時空演變，并從經濟基礎、國家宏觀戰略和市場化程度等方面對造成農村區域空間差異的原因進行了考察，得到以下主要結論：

1.1981-2010年各省區的農村經濟發展存在較為顯著的空間自相關，且空間上的集聚現象并未顯示出整體上升態勢，而是呈現一種周期性波動的現象。

2.根據空間集聚類型的特點可以看出，高高型和低低型空間集聚現象是農村地區空間自相關的主要特點，且高高型空間集聚地區主要集中在東部沿海省份，低低型空間集聚地區則大多數為西部內陸省份。工業發展戰略的傾向性導致了農村地區經濟發展水平相對滯后，空間自相關呈現周期性波動，難以實現較長時期的空間集聚現象，當然，經濟基礎也是農村地區空間集聚較不顯著的重要原因。

3.從局部地區典型時間點的空間自相關分析可以看出，雖然一直以來，農村地區經濟發展水平滯后，但仍然有部分區域表現突出，自2001年開始，以江蘇、浙江、上海為代表的長三角區域空間集聚顯著，對周邊地區的輻射帶動能力十分突出。此外，中西部農村區域空間低低型集聚顯著，且受限于經濟總量規模，2010年仍有高達7個省區存在顯著的低低型空間集聚。

（二）啟示

通過上述分析可知，要改變中國農村經濟發展的區域差異，推動農村地區高水平的空間集聚現象更加顯著，需要采取以下措施：一是進一步推動農村地區改革開放，工業反哺農業政策實施更應該體現持續性，努力提高農村地區經濟發展水平，做大經濟總量，避免在低水平空間集聚中周期性波動。二是進一步強化高高型空間集聚顯著區域的輻射帶動作用，長三角地區農村經濟發展對周邊地區的影響應該更加明顯地體現出全面性、多層次，利用“一帶一路”等國家新興戰略，擴大輻射范圍；京津冀地區以及廣東福建等沿海地區，其空間集聚現象目前并不顯著，因此需要繼續加強與周邊地區的農村經濟等各方面的聯系，推動市場化進程的共同提升。三是大力推動低低型空間集聚區域的農村經濟轉型，由于發展落后的農村地區空間集聚周期性波動更加明顯，需要在中西部農村地區引入外部經濟力量的支持，打造新的經濟增長點，努力推動空間集聚水平的提升，實現落后地區的跨越發展。

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（責任編輯：管仲）

曹志文（1990-），男，江西九江人，碩士研究生，研究方向：轉型期金融發展；吳志遠（1972-），男，江西九江人，教授，金融學博士，碩士生導師，研究方向：貨幣銀行學、政府經濟學等。