中國的區域經濟協調發展：空間集聚與政策效應*——基于2136個市縣1999、2010年數據

周 文 趙果慶

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中國的區域經濟協調發展：空間集聚與政策效應*——基于2136個市縣1999、2010年數據

周 文1趙果慶2

（1．復旦大學中國研究院 上海 200433）（2．云南財經大學數量經濟研究所 云南昆明 650221）

本文對我國2136個縣市1999年到2010年人均GDP增量數據進行空間自相關性、位置相關性進行顯著性檢驗，并采用空間計量模型進行實證后，發現我國人均GDP增量具有空間依賴、地理位置、初始水平和區域政策的聯合效應，我國東部和西部發展均已獲得區域政策效應，區域政策在一定程度上已促進了區域發展差距的收斂，這說明我國區域政策體系已取得一定的成效，但中部崛起戰略效果在2010年時還不顯著。為進一步促進區域協調發展，我國仍需在創新區域政策，實施更有針對性的區域政策，特別是將促進“大西南”發展應作為今后我國以區域政策為導向的宏觀調控戰略重點。

區域協調發展 人均GDP增量 空間集聚 空間計量

一、引 言

改革開放以來，我國經濟發展取得了令人矚目的成就。從1978年到2014年，我國GDP增長率高達9.76%，人均GDP增長率為8.68%，我國GDP已位居世界第二，成為繼美國之后的世界第二大經濟體。然而，在我國經濟高速增長的同時，也帶來了一系列問題，其中重要問題之一就是區域發展呈現出不平衡現象。由于歷史的、地理區位的和政策的原因，相比東部地區而言，中部和西部地區人均收入增速較慢，仍相對比較落后，我國區域經濟發展差距越來越大。上世紀90年代以前，我國區域之間的之間人均GDP差距不大，進入90年代中期后，區域人均GDP差距開始拉大，中部和西部發展已明顯低于全國平均水平，2000年以后，中部和西部的人均GDP差距比較穩定，但與東部的差距仍比較大，2014年東部人均GDP分別是中部、西部的1.81倍和1.85倍。顯然，我國區域間具有明顯的發展梯度。由于中部與西部的人均GDP相近，因此我國區域發展具有比較典型的空間二元特征，并且這種趨勢在短期內仍難以逆轉。

區域發展的不平衡會產生嚴重的社會問題，給我國經濟安全、社會穩定和民族團結帶來嚴峻挑戰，并進一步阻礙未來的協調發展。因此，如何縮小區域之間的差距，已成為我國統籌區域協調發展，實現全面建成小康社會，發揮我國社會主義制度優越性，促進社會和諧穩定，保持社會經濟可持續發展的重大問題。中國的地理面積大、經濟多樣性、多民族性和發展差距決定了在經濟發展中必須實施區域協調發展戰略。因此，縮小區域發展差距就成為區域政策的核心。

為了縮小區域之間的發展差距，我國已在1999年以來先后啟動實施了西部大開發戰略、中部崛起戰略、東北老工業基地振興戰略、東部率先發展戰略，形成全域性區域政策體系。這表明，自1999年以來中國已經逐步進入以縮小區域差距為導向的西部大開發階段和以區域協調發展為導向的共同發展階段。在促進區域協調發展戰略全面實施的新階段，區域政策實施的目標在于改變經濟活動的空間分布，進而有效地增進低水平區域發展，有效推動區域經濟社會快速協調發展。然而，究竟這種區域戰略的成效怎么樣？這不僅關系到區域政策本身的成效，而且關系到未來區域發展政策調節和區域差距改善程度。

如何破解區域發展不平衡的難題，推進區域協調發展，這是各國和各區域所共同面臨的艱巨任務。對于區域政策效應來說，重要的有兩個變量，一個是時間，另一個是空間。區域政策具有時滯性，只有在一定的時間后其效應才顯示出來。因此，經過一定時期后，可以根據區域政策引起發展空間變化來測度政策效應大小。人均GDP是地區發展水平的標志，也是衡量地區之間差異的關鍵變量。劉生龍等（2009）應用時間列的差分模型，通過設定西部虛擬變量，實證了西部大開發的成效。本文主要選用人均GDP增量為空間發展變量。由于人均GDP增量是人均GDP的差分變量，因此它既可以表示區域在時間區間內的速度，又是地區發展水平的標志；同時，由于扣除了期初水平的影響，更能體現區域政策以及空間效應的空間演化動力機制。

目前，我國已進入“中等收入”階段，正處于全面實現小康的決勝階段，實現區域經濟協調發展，共享發展成果就顯得尤為重要。因此，本文試圖從空間和政策角度為我國經濟發展水平空間演化以及政策效應尋求一個全新的解說，并在現有的區域發展空間趨勢基礎上，提出進一步促進區域協調發展的政策建議。本文的研究與目前已有的研究文獻有著顯著不同：（1）運用空間計量模型方法，分離我國區域1997年到2010年人均GDP增量分布的空間效應和非空間效應，并對大地理范圍區域發展差距的集聚性進行可視化；（2）對我國區域政策包東部、中部、西部政策空間效應進行全面的實證，所采用東部、中部、西部空間自相關變量檢測區域政策效應，而非設定虛擬變量；（3）采用比省區更小的縣市空間單元，以大樣本測定空間效應與政策空間效應；（4）揭示了我國區域經濟發展的促進機制，具體揭示空間如何影響區域差異的變化以及區域政策如何影響區域差異。

二、區域發展的要素效應解釋與假說

（一）空間自相關

不論是歷史因素，還是改革開放以來的新因素，中國區域經濟發展與空間因素有較大的相關性。孟斌等（2005）利用中國1952~2000年各省區的人口和人均GDP等數據，采用空間分析方法對中國區域社會經濟發展差異問題進行了實證研究。張馨之，何江（2007）運用探索性空間數據分析方法考察了1990~2004年中國341個區域單位人均GDP增長速度的空間相關性和空間異質性，揭示了中國區域經濟增長速度的空間格局及區域發展差距的演變過程。吳玉鳴（2007）運用中國2000年縣域截面數據，基于新增長理論和新經濟地理學理論假設檢驗，采用空間計量經濟學模型對中國2030個縣域的增長集聚與差異進行了空間計量分析。張曉旭和馮宗憲（2008）運用探索性空間數據分析方法研究了中國30個省份人均GDP之間的空間相關性，用三種不同的空間經濟計量模型研究了中國各省份人均GDP增長的收斂性。Dantin Yu和Yehua Dennis Weil（2003）利用地理信息系統和空間統計技術分析1978年至2000年我國區域不平等的不斷變化模式，并確定了變化集群的區域發展情況。Laura Hering和Sandra Poncet（2007）使用195個城市1995年至2002年的人均收入，評估在何種程度上接近市場和空間的依賴日益擴大的收入可以解釋中國城市之間的不平等。呂冰洋和余丹林（2009）運用空間計量經濟學方法實證表明，中國特有的梯度發展模式使得經濟增長呈現高度的空間相關性。

空間集聚是空間自相關的具體表現，只要區域經濟發展存在顯著空間自相關，就可將其分成四類集群。按新經濟地理學解釋，集聚或聚類產生可以節約資源和交易成本，具有外部性，規模效應和溢出效應。在現實的區域經濟中，空間效應具有使發展水平不同的地區“抱團”集聚，例如美國歷史上東北與五大中心的“制造地帶”、歐洲的“藍香蕉”地帶和我國沿海地區（范劍勇，2009）。這種“抱團”集聚會產生不同的發展“俱樂部”。空間“俱樂部”及其效應的廣泛存在，說明空間集聚發揮了重要的作用。

假說1：空間自相關對區域發展產生集聚效應。

（二）空間位置相關

從空間位置看，緯度決定氣候，氣候又影響生產環境和人的生產力；地理條件決定資源儲備；離出海口的距離還決定運輸成本。區位條件的不同與區域經濟的發展直接相關。東南沿海地區擁有眾多的港口碼頭、密集的公路和鐵路網，并且與經濟發達的香港、臺灣、日本、韓國相比鄰，具有其他地區無法可比的地緣優勢。20世紀70年代以來，世界經濟重心開始向亞太地區特別是東亞地區轉移。80年代這一趨勢已經日漸明顯，這給中國經濟發展帶來了良好的機遇。東南沿海地區具有接受這種機遇的最為有利的地理條件、人文條件和區位優勢。而中西部地區卻處于相對封閉或半封閉地帶，地形地貌復雜，交通不便，氣候條件也差，遠離亞太地區經濟發展中心，難以引來資本、技術等生產要素，形不成集聚生產力。

關于空間位置的效應，國內大量研究文獻已得到實證。周民良（2000）通過實證分析指出改革開放以來中國經濟重心的主要變動方向由高緯度指向低緯度，表明區域經濟差距擴大主要表現在南北方向上。李小建和喬家君（2001）以1990～1998年中國縣域人均GDP數據對中國縣域經濟發展相對差異進行分析。Shuming BAO等（2002）研究認為地理因素是區域差距的主因，正是地理因素造成了區域間的外國直接投資（FDI）和農村富余勞動力的差異。陸銘和陳釗（2005）認為地理和制度在決定增長和區域發展的過程中所起的作用同等重要，相對來說，地理的因素更為根本；對于我國，東部沿海沿江等在地理位置上具有優勢的地區在改革之后取得了更快的發展，這其中一個根本的原因就是地理對于經濟發展的重要作用。顯然，空間因素對認識我國區域發展演化以及政策效應具有明顯的價值。

假說2：空間位置影響區域發展。

（三）初始水平相關

岡納·纓爾達爾的循環累積因果論認為，經濟發展過程在空間上并不是同時產生和均勻擴散的，而是先從一些條件較好的地區開始，一旦這些區域由于初始優勢而比其他區域超前發展，則由于既得優勢，這些區域就通過累積因果效應，不斷積累有利因素繼續超前發展，從而進一步強化和加劇區域間的不平衡，導致增長區域和滯后區域之間發生空間相互作用，導致發達區域更發達，落后區域更落后。基于此，繆爾達爾提出了區域經濟協調發展的政策主張。在經濟發展初期，政府應當優先發展條件較好的地區，以尋求較好的投資效率和較快的經濟增長速度，通過擴散效應帶動其他地區的發展；當經濟發展到一定水平時，為防止累積循環因果造成貧富差距的無限擴大，政府必須制定一系列特殊政策來刺激落后地區的發展，以縮小經濟差距。

建國以前，我國東部地區集中了主要的工業基礎，制造業相對比較發達，中西部地區相對而言，工業基礎比較薄弱，制造業也比較落后。20世紀六、七十年代國家出于軍事戰略考慮，在工業布局和資源分配上向中西部地區傾斜，在中西部地區設立了一系列軍事工業基地。這些工業基地在一定程度上增強了中西部地區的生產能力和工業基礎，但并沒有從實質上彌補東部與中西部地區工業化水平的差距。此外，不同地區在改革開放的初期所面臨的初始條件是不同的，初始條件的差異也構成了不同地區發展程度的不同。Kim等（2001）發現中國1952-1985年地區經濟發展政策和地區差距問題，經濟向沿海地區的集中早在中國政府采取地區非平衡增長政策之前就已經出現，其中的原因包括沿海地區在地理上容易與外界交流以及基礎設施網絡密度高等等。Démurger（2001）在有關區域經濟增長的實證研究中考慮了經濟地理的因素，發現地理位置和基礎設施稟賦顯著影響各個省間的增長差異。

此外，長期累積起來的商品經濟觀念在東西部地區之間存在相當明顯的差異。歷史上，東部地區尤其是江浙一帶居民的商品經濟觀念比較濃，對市場的理解和參與意識較強。相反，中西部地區的居民則相對比較保守，習慣于固守本土，缺乏冒險精神和創業意識，相應地，中西部地區人口的流動性相對較差。所以，當中國開始市場化改革的時候，東部地區的抓住先機，發揮先發優勢，積極地參與便首先分享了改革的成果，而中西部地區則產業基礎差，行動遲緩，從而使東部與中西部地區之間發展差距越拉越大。

假說3：區域發展與初始發展水平有關。

（四）區域政策相關

區域政策具有明顯的空間指向，旨在促進一個空間范圍經濟增長的空間變量。針對市場機制在區域經濟協調發展中的空間失靈，區域政策往往成為校正失靈的有效措施。區域政策主要是通過中央政府的政策，實現經濟資源在區域間的再分配，使得一些相對落后的地區得到中央政府更多的資源支持，從而促進這些地區資本、技術和人才等的快速積累，以趕上或者接近發達地區的經濟發展水平，實現區域經濟的協調發展。美國著名區域經濟學者埃德加·M胡佛（1990）認為：“區域經濟政策的最終目標，是通過增進個人福利、機會、公平和社會和睦體現出來的。因此，一個區域的經濟政策，顯然應該有助于提高人均實際收入、實現充分就業、擴大個人職業和生活方式的選擇范圍，保障收入和避免造成收入懸殊。”范霍夫和克勞森（1980）將區域政策定義為“所有旨在改善經濟活動地理分布的公共干預，……實際上試圖修改自由市場經濟的某些空間結果，以實現兩個相關的日標：經濟增長和良好的社會分配”。前蘇聯P·S·克里夫（1966）將區域政策描述為“著眼于從地域水平上解決區域問題的政策”。顯然，雖然上述對于區域政策的學理界定各有側重，但它們都有著共同的邏輯起點，那就是區域發展不平衡問題催生了區域政策。顯然，中央政府的區域政策可以在相當程度上主導一個地區的經濟發展差距軌跡。

改革開放以來，我國實施了非均衡發展戰略和傾斜性區域政策，建立經濟特區，沿海地區率先開放，從而使東部沿海地區得到優先發展，我國的區域經濟發展差距與格局發生了明顯的變化。Fujita和Hu（2001）使用GDP和工業產值數據描述了1985-1994年中國的地區差距問題，他們發現這個時期地區差距的擴大部分是由于中國實施了傾向于沿海地區的經濟政策，更是這個時期的全球化和經濟市場化的結果。陳芳和龍志和（2011）基于我國2000-2007年1994個縣的非平衡面板數據，實證結果表明，我國縣域經濟存在條件收斂，縣域經濟間的發展差距縮小。周亞虹和朱保華等（2009）的研究也表明，中國經濟還處于加速增長的發散狀態，富裕地區的經濟增長向收斂狀態過渡，相對于富裕地區，相對落后地區的經濟增長的發散現象。潘文卿（2010）發現從1990年前后兩個時期看，中國地區經濟增長表現出不同的收斂特征，出現了東、中、西三大收斂“俱樂部”。

在我國，區域政策是中央政府促進區域協調發展、優化空間布局結構、提高資源空間配置效率的重要途徑和手段。在中央政策到位后，地方政府的響應能力決定了區域發展的速度。發達國家和地區的經濟發展史及經濟政策實踐表明，各國無一例外通過政府的區域政策刺激落后地區的經濟發展，縮小地區間發展差距。顯然，區域政策是一個能引起空間發展變化的空間變量。就實質而言，區域政策主要是力圖調節和糾正一些因素造成的某些空間后果，其核心是縮小區域間差距以此達到經濟增長和區域均衡兩個相互關聯的總目標。由此，可以有一個推論，如果行政區域政策不符合區經濟空間集聚的區域結構，那么空間力量就會抵御或削弱行政區域政策效應。

假說4：區域政策促進區域發展。

三、數據與統計檢驗

（一）數據

人均GDP增量是經濟發展水平的關鍵指標，其空間分布基本可以代表我國經濟發展水平分布。1999年人均GDP（以表示）有兩部分來源，縣（市）人均GDP來自國家統局網站，城市人均GDP來自2000年《中國城市統計年鑒》，2010年縣人均GDP數據來自2011年《中國區域經濟統計年鑒》，城市人均GDP來自2011年《中國城市統計年鑒》兩年對應數據共有2136個樣本，以1999年、2010年人民幣美元匯8.27和6.458（數據來自2014年《中國統計年鑒》）分別計算；中國省區邊界的經緯度數據和市縣樣本經緯度數據來自國家地理信息系統網站。對于人均GDP增量按計算，其中，E，M，W，分別表示全國、東部、中部和西部。描述性統計指標見表1。

表1 1999年、2010年全國、東部、中部和西部人均GDP及增量數據的描述性統指標

（2）人均GDP增量的空間分布

人均GDP平均值為參照系，粗略展示出1999～2010年空間發展水平變化。1999年超過平均水平的樣本有739個，其中，東部有399個，中部195個，西部145個，2010年超過平均水平的樣本有691個，其中，東部有341個，中部178個，西部172個。1999～2010年人均GDP平均值的樣本數東部、中部明顯下降，而西部卻明顯上升。這說明，西部大開發收到顯著成效。1999～2010年人均GDP增量超過平均值縣市有690個，東部333個，中部182個，西部175個。

人均GDP增量超過平均值樣本分布具有相對集中，特點有兩個主集聚區和次集聚區（圖1），一是在東經120，北緯30度附近，以上海為中心主要包括浙江、江蘇的長三角地區；二是在東經115～125，北緯35～42的環渤海經濟地區，包括山東，河北、北京和天津。還有兩個次集聚區廣東株三角和福建。其它的僅是零星分布。可見，高發展水平縣市主要分布在東部沿海一帶地區，大部分中部和西南地區很少有高發展水平縣市分布。而人均GDP增量小于平均水平的緩慢發展地區，全國31個省市都有分布，主要集中在東經97～115，北緯23～40區域，以西南地區和廣大中部地區為主，東南沿海發展緩慢縣市分布很少，已是點綴其中（見圖2）。可以看出，從1999年到2010年間東部沿海地區的出現集群式快速發展，而其它區域的個別地區增量也發展較快，但普遍發展不足。

圖1 超過平均值的樣本分布

圖2 低于平均值的樣本分布

就一般而言，一個空間變量在空間的分布有集聚、平均和隨機分布三個狀態。當樣本當分大時，平均分布趨于正態分布。從表1可知，人均GD增量樣本數據的正態分布統計量Jarque-Bera值均大于臨界5.77，在統計上為非正態分布。就圖3看出，我國人均GDP增量集聚形態不是隨機分布，也不是正態分布，這就意味著市縣人均GDP增量分布只可能集聚分布。根據趙果慶、羅宏翔（2009）提出的集聚強度=樣本數×峰度×︱偏度-3︱÷6公式，以表1數據計算我國人均GDP增量的集聚指數為58308.81，東部、中部和西部人均GDP增量的集聚指數分別為475.90、10368.95和32320.36，均大于0.1%的臨界值18.42，達到強集聚水平。這說明，我國全域和局域市縣人均GDP增量的呈集聚分布，水平相同或相近市縣在空間發生集聚，高人均GDP增量市縣只是小概率事件。這意味，集聚式發展，是我國區域發展的基本特征。

圖3分布的Kernel密度函數估計

（三）人均GDP增量與地理位置相關性

地理位置相關性研究主要是考察觀察變量與地理變量的關系。地理相關系數，是研究空間變量與地理位置要素間的相互關聯強度的一種度量指標，其計算公式：

（四）空間自相關性

空間自相關的出發點是基于地理學第一定律，即空間上分布的事物是相互聯系的，近距離事物之間相互作用力大于遠距離事物之間的相互作用力。對地產業來說，空間自相關意味著的一個地區產業增長不僅與自身有關，還與相鄰地區的同種產業增長的密切關系。也就是要檢驗一個地區產業規模與一個或多個鄰地區同類產業規模之間是否存在的相關性。判斷地區間的空間相關存在與否，一般通過包括Moran's I檢驗。Moran's I 統計量常用于全局空間相關的檢驗。其計算公式（沈體雁、馮等田、孫鐵山等，2010）：

，，，當空間單元與空間單元相鄰； 當空間單元與空間單元不相鄰；

Moran's I具有漸近正態的分布, 符號為正和為負分別表示空間正相關和空間負相關，其取值范圍為-1≤I≤1，絕對值越大說明空間相關越明顯。由于Moran's I沒有顯著性檢驗功能，需把其轉化標準正態檢驗統計量：

表2 1999～2010年縣市人均GDP增量的空間自相關顯著性檢驗

相對而言，人均GDP增量的三階鄰接矩陣空間自相關系數最大，表明該三階鄰接空間矩陣計算的空間效應是最佳的。從圖4看，以平均值為參照系，把我國縣市樣本分為四類集群，第一象限，即HH，一個高人均GDP增量縣市和三個相接高人均GDP增量縣市的集聚；第二象限，即LH，一個低人均GDP增量縣市和三個相接高人均GDP增量縣市的集聚，第三象限，即LL，一個低人均GDP增量縣市和三個相接低人均GDP增量縣市的集聚；第四象限，即HL，一個高人均GDP增量縣市被三個相接低人均GDP增量縣市包圍的集聚。同時，可以看出HH類比較分散，LL最為集中。

圖4與其三階相接變量相關性

表3顯示出，我國區域仍以低水平發展的空間集聚占主導地位，占樣本數的50%以上，其次是高水平集聚，高低集聚和低高集聚的數量小于300。不難看出，東部、中部和西部的四類地區集聚結構存一定的差異，但不是很明顯，HH類在20%左右，LH和HL分別占13%和10%左右，而LL占52.8%～56.56%。

表3 我國區域空間集聚結構

由于經濟發展的空間相關與溢出效應存在，發展水平也呈集聚狀態。我國縣市之間的發展水平呈現出空間相關關系，以及各縣市之間巨大的經濟水平的差異。這種分布意味著縣市經濟發展水平之間存在著不同種類型的空間“俱樂部”，也就是說縣市經濟發展水平在空間上存在著顯著的集聚現象，地區之間發展水平差異性明顯。

四、計量模型設定及參數估計

（一）空間計量模型

在采用傳統的計量分析方法時，隱含假設橫截面空間單元是同質的。由于存在所謂的“地理學第一定律”，幾乎所有的空間數據都具有一定程度的空間依賴性或空間自相關性的特征。空間自相關的存在打破了大多數經典統計和計量分析中相互獨立的基本假設，在運用計量模型進行空間回歸的誤差項中，存在著不同形式的類似于時間序列相關的空間自相關（Anselin，1988）。在這種情況下，顯然，不考慮空間相關的傳統分析，將與不考慮自相關的傳統分析一樣，其結論是有偏的。空間計量經濟學的基本思想是將空間單元之間的相互關系引入基本線性回歸模型（沈體雁等，2010）：

（二）區域發展的計量模型設定

人均GDP增量的空間相關分為空間自相關與空間位置相關。因此，只有把空間自相關與空間位置相關結合起來，才能更有效地解釋空間因素對區域發展的影響。另外，區域經濟發展還可能與初期發展水平有關。進一步地，這種初期發展水平還可能與不同區域的空間分布關。為了檢驗區域政策效應，我們借鑒計量經濟學中虛擬變量用法，以1階空間相鄰矩陣的分塊矩陣測度不同區域發展的政策效應。東部、中部和西部的一階相接的分塊矩陣分別為、和（表4）。

表4 我國東部、中部和西部一階空間相接矩陣結構

基于文獻與理論分析，構造出我國區域發展的空間模型：

（三）參數估計

采用（6）式對1999年到2010年2136個縣市樣本數據進行回歸分析，參數估計結果表見表5。

表5 我國人均GDP增量的空間相效應參數估計

在表5中，（1）為空間自相關模型，在不考慮其它因素的情況下，我國區域發展具有三階相鄰的全局集聚效應。（2）表明東部、中部和西部具有顯著的政策效應。相對來說，東部的邊際貢獻最大，政策效應更明顯，其次是西部，中部最小。（3）為在空間依賴性與政策效應下，對1999年東部、中部和西部人均GDP的起始值效應進行檢驗，也就是說，區域經濟發展具有滯后效應。我國區域發展具有的初始水平的邊際效應以中部最高，西部次之，東部最小。（4）是對空間集聚效應進行檢驗。其中，當HH類、HL類和LL類的集聚效應顯著為正，LH類為負，但在5%水平不顯著，同時中部政策效應變為負值，但在5%水平上不顯著。（5）為在（4）的基礎上加入地理位置因素，并保留5%水平上顯著變量的模型。從（5）看出，地理位置對區域發展產生正效應，LL類和LH類集聚產生負效應，中部政策效應、HH類、HL類集聚效應已在5%水平上變得不顯著。

在（5）中看出有兩點不同：一是中部的政策效應不顯著；二是西部政策效應明顯高于東部。這表明中部地區的發展滯后于東部，更滯后于西部，中部塌陷的確是事實。這可能是中部崛起戰略實施時間較晚，區域政策尚未發力，其效應沒能顯現出來。

（四）可視化

把表5中的（5）的人均GDP增量擬合值可視形成化的趨勢面（圖5）。可以看出，在我國的版圖上具有不同人均GDP增量集聚區域。以4000美元人均GDP增量線看，區域發展可以劃分為一個發達區域和兩個欠發達區域：一是一個發達的區域，由東片區的東南沿海包括江西、湖南與湖北東部，以及環勃海帶；西片區的新疆東北部、青海北部、甘肅西北部、內蒙西北部、寧夏北部、陜西北部、吉林的少部分、河北北部；中片區由河北東部、內蒙古東部、遼寧和吉林西南部組成，這是一個連通的大區域。二是東部不發達區域，由內蒙東北部、黑龍江、吉林東南部組成。三是西南部不發達大區域，由新疆西南部、西藏、青海南部、甘肅東南部、青海南部、寧夏、陜西南部、山西、河北西南部、山東西部、安徽、河南、湖南與湖北西部、廣西西部、云南、貴州、四川和重慶組成。

圖5 我國人均GDP增量的空間分布結構

進一步從6000美元人均GDP增量看，高水平發展區域有五個，分別為新疆東部，青海北部和甘肅西北部組成的區域，內蒙東北部，廣東中南部，長三角，膠東半島。以2000美元人均GDP增量線看，最不發達區域有新疆和西藏西南部兩個零星區，而由云南、四川、貴州、重慶、青海東部、甘肅南部、陜西南部、河南南部、安徽西部、湖南與湖北西部、廣西西部形成大面積不發達的“大西南”區域。

總體上，我國存在南北兩個發展極，而“大西南”區域是我國經濟發展最不發展的空間，其發展滯后極大地制約我國區域經濟的協調發展。尤其是西南地區地理位置偏僻，國土面積雖然大，但60%以上是海拔超過3000米的高寒地區或沙漠戈壁，氣候干旱，水資源貧乏。從地理因素看，西南地區交通相對不便，且民族多，勞動力數量多且廉價，素質低；郵電通訊、交通運輸等基礎設施相對落后，難以構成經濟高速發展的重要條件。同時，長期從事農業生產，多數人依然是傳統思想，沒有市場觀念，開放觀念不強。從這幾方面看，地理因素起決定性作用，發展難度較大。盡管我國已實施西部大開發與中部崛起戰略，但由于歷史條件、自然條件及的原因，東部沿海地區在相當長的時間內仍會保持領先的優勢地位，發展的差距在短期內不僅難以縮小，甚至還有可能出現新的發展差距繼續拉大現象。

五、結論與含義

自實施“西部大開發戰略”以來，中國區域政策所產生的效應是明顯的，它培育了西北部發展帶，促進了欠發達地區的發展，區域發展的協調性顯著增強，導致區域間經濟增長格局發生較大變化。但是，我國區域發展不協調的狀態并沒有發生實質性改變，同時空間集聚、地理位置、初始發展水平因素聯合作用下，區域發展又產生了一些新差距。主要是形成“大西南”相對不發展區域。這表明，中國區域協調發展的任務遠未完成，促進區域協調發展仍然面臨艱巨任務。

本文實證表明：一個地區的空間位置、空間集聚、初始發展水平以及政策都會影響到它的經濟發展速度。其中，空間集聚的影響具有穩健性，而它又是我國區域發展的隱性力量。從空間集聚看，高發展水平地區集聚抱團，且形成相對獨立的增長模式，而低水平區域卻產生“窮人俱樂部”效應，高水平集聚區與多廣大的低水平地區集聚形成了較復雜的空間結構。此外，政策效應已經開始發力，西部大開發收到了明顯的效果，西部地區發展發生了分化，成就了以內蒙古、新疆為主體西北高速發展帶，而西南地區仍成為全國最不發展的地區，同時中部地區崛起效果還不顯著，導致中部塌陷的潛在因素還繼續存在。值得注意的是，西北地區由于人口少，自然資源豐富，其高速發展具有一定特殊性和難持續性，資源環境的壓力使其發展方式難以為繼，轉變發展方式仍面臨較大的挑戰。

進一步地，傳統區域四大板塊的劃分在地理空間上仍然存在不合理的一面，空間集聚效應導致區域政策指向錯亂，效果并不理想。由于中國地域遼闊，地區間差距較大，因此有必要根據空間效應，打破四大板塊的劃分界線，將區域政策進一步細化，實施差別化政策，從而更有針對性地解區域協調發展的問題。尤其是對“塌陷區域”要制定更有效的、特殊的區域政策，著力解決關鍵問題，進一步加快區域協調發展新格局形成，促進區域發展的收斂。

區域不協調的深層次原因在于受空間地理力量的影響。我國不發達地區（吉林與黑龍江東部，中部、西南部）經濟基礎薄弱，區位不具有優勢。今后一個時期，我國要通過實施“一帶一路”戰略，加大內地開放和沿邊開放，以適宜制度安排彌補區位劣勢，促進低水平發展區域的發展。為此，我國必須制定更強、更優惠的政策，加大國家支持力度，建立起長效機制，才能克服空間因素帶來的不利影響，加速低發展水平區域的開發與開放，促進承接國際產業轉移。更重要的是要加快“大西南”地區的經濟發展，增加中央財政在西南地區的投資比重，并積極推動沿海一些加工制造業逐步向西部資源豐富地區轉移集聚，縮小區域之間動態發展能力的差距。

1. 陳芳、龍志和：《中國縣域經濟差距的收斂性研究——基于動態面板數據的GMM方法》[J]，《中國科技論壇》2011年第4期。

2. 范劍勇：《經濟地理與地區間工資差異》[J]，《經濟研究》2009年第8期。

3. 陸銘、陳釗：《論中國區域經濟發展的兩大因素和兩種力量》[J]，《云南大學學報（社會科學版）》2005年第4期。

4. 呂冰洋、余丹林：《中國梯度發展模式下經濟效率的增進——基于空間視角的分析》[J]，《中國社會科學》2009年第6期。

5. 劉生龍、王亞華、胡鞍鋼：《西部大開發成效與中國區域經濟收斂》[J]，《經濟研究》2009年第9期。

6. 李小建、喬家君：《20世紀90年代中國縣際經濟差異的空間分析》[J]，《地理學報》2001年第2期。

7. 孟斌、王勁峰、張文忠、劉旭華：《基于空間分析方法的中國區域差異研究》[J]，《地理科學》2005年第4期。

8. 潘文卿：《中國區域經濟差異與收斂》[J]，《中國社會科學》2010年第１期。

9. 沈體雁、馮等田、孫鐵山：《空間計量經濟學》[J]，北京大學出版社，2010。

10. 吳玉鳴：《縣域經濟增長集聚與差異：空間計量經濟實證分析》[J]，《世界經濟文匯》2007年第2期。

11. 王遠飛、何洪林：《空間數據分析方法》[M]，科學出版社，2008。

12. 周民良：《經濟重心、區域差距與協調發展》[J]，《中國社會科學》2000年第2期。

13. 趙果慶、羅宏翔：《中國制造業集聚：度量與顯著性檢驗——基于集聚測量新方法》[J]，《統計研究》2009年第3期。

14. 張馨之、何江：《中國地區經濟發展差距的空間分析》[J]，《地域研究與開發》2007年第1期。

15. 張曉旭、馮宗憲：《中國人均GDP的空間相關與地區收斂：1978—2003》[J]，《經濟學（季刊）》2008年第2期。

16. 周亞虹、朱保華、劉俐含：《中國經濟收斂速度的估計》[J]，《經濟研究》2009年第6期。

17. Anselin, L., 1988, Spatial Econometrics: Methods and Models[M], Dordrecht: Kluwer Academic Publishers.

18. Dantin Yu, Yehua Dennis Weil, “Analyzing Regional Inequality in Post-Mao China in a GIS Environment”[J],, 2003, 44, (7):514-534.

19. Démurger, S., 2001, “Infrastructure Development and Economic Growth: An Explanation for Regional Disparities in China?”[J],, 29: 95-117.

20. Fujita, M. and Hu, Dapeng, 2001, “Regional Disperity in China 1985-1994: The Effects of Globalization and Economic Liberalization”[J],, 35: 3-37.

21. John Friedmann, Regional Development Policy: A Case Study of Venezuela[M], MIT Press, 1966:5.

22. Kim, Tschangho John and Knaap, Gerrit, 2001, “The Spatial Dispersion of Economic Activities and Development Trends in China: 1952-1985”[J],, 35: 39-37.

23. Laura Hering, Sandra Poncet, “Economic Geography, Spatial Dependence and Income Inequality in China”[D], CEPII, Working Paper No 2007-22.

24. Shuming BAO, Gene Hsin CHANG, Jeffrey D. SACHS, Wing Thye WOO, “Geographic Factors and China’s Regional Development Under Market Reforms, 1978–1998”[J],, 2002, 13:89–111.

25. Vanhove, N. and H. L. Klaassen, 1980, Regional Policy: A European Approach[M]. London: Saxon House.

* 本文為國家自然科學基金項目(71563059)的階段性成果。作者感謝匿名審稿人提出的寶貴意見。