西藏區(qū)域經(jīng)濟增長σ收斂空間實證研究

李國斌

（西藏阿里地委黨校，西藏 阿里 859400）

自1951年西藏和平解放以來，西藏經(jīng)濟增長具有明顯的階段性和地區(qū)差異性。從發(fā)展時間來看，上世紀90年代之前西藏人均地區(qū)生產(chǎn)總值不足1000元，到21世紀初人均GDP尚不足5000元，經(jīng)濟社會發(fā)展極為緩慢。進入新世紀后，西藏經(jīng)濟發(fā)展進入快車道，2015年西藏人均GDP達31999元，但西藏境內(nèi)7地市間經(jīng)濟增長差距開始不斷拉大，2015年拉薩市人均GDP為69621.02元，同年昌都地區(qū)為18630.14元，相差3.74倍，區(qū)域經(jīng)濟差異化現(xiàn)象十分嚴重。在經(jīng)濟發(fā)展過程中出現(xiàn)區(qū)域差異是一種普遍現(xiàn)象，特別是西藏地廣人稀，生態(tài)環(huán)境脆弱，基礎設施落后，分散投資導致各地區(qū)經(jīng)濟增長效率差異化，從而對整個西藏經(jīng)濟社會產(chǎn)生巨大負面影響。中央政府和西藏自治區(qū)長期注重區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，通過一系列政策措施來縮小區(qū)域經(jīng)濟差距，即實現(xiàn)數(shù)理經(jīng)濟學中的經(jīng)濟增長收斂。那么進入2000年后，西藏經(jīng)濟在快速增長過程中，是否正在存在經(jīng)濟收斂現(xiàn)象呢？

“經(jīng)濟增長收斂假說”思想源于新古典索羅-斯旺增長模型（Solow-Swan Model），該模型認為邊際收益遞減規(guī)律會使得落后區(qū)域經(jīng)濟體比先進區(qū)域經(jīng)濟體擁有更快的增長速度。［1］從經(jīng)濟發(fā)展長遠來看，生產(chǎn)要素會流向邊際收益較高的區(qū)域，區(qū)域經(jīng)濟增長將收斂于一個穩(wěn)定的狀態(tài)，這意味著人均產(chǎn)出或收入將成為衡量經(jīng)濟收斂的重要指標。在新古典經(jīng)濟增長理論基礎之上，1990年Barro和Sala-i-Martin提出了“σ收斂”的概念，認為若區(qū)域內(nèi)各經(jīng)濟單元的人均收入水平差異隨時間推移而減小，則區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟體經(jīng)濟增長存在σ收斂。［2］σ收斂分析描述的是地區(qū)經(jīng)濟差異在每個時點上的狀態(tài)和既有的變動軌跡。從人均收入指標的數(shù)理關系來看，σ收斂指的是各地區(qū)人均收入對數(shù)方差逐漸減小，即變異系數(shù)變小。σ收斂是水平量的收斂，在收入水平差距縮小的過程中，σ收斂常常受到新的隨機變量沖擊，一般用地區(qū)間實際人均GDP的離差程度來代表地區(qū)間的經(jīng)濟水平差異程度。

20世紀80年代中期，Baumol（1986）開創(chuàng)了經(jīng)濟收斂實證研究的先河。Baumol用Maddison（1982）提供的16個工業(yè)化國家1870-1978年的人均收入數(shù)據(jù)進行線性回歸，發(fā)現(xiàn)平均經(jīng)濟增長率與初始經(jīng)濟水平存在明顯的負相關關系，即這些工業(yè)化國家經(jīng)濟增長存在經(jīng)濟收斂現(xiàn)象。［3］D Sahoo（2011）采用印度15個主要工業(yè)經(jīng)濟地區(qū)，1980-2003人均收入進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)這些地區(qū)經(jīng)濟增長存在明顯的σ收斂。20世紀90年代以來，大量學者對中國區(qū)域經(jīng)濟增長收斂問題進行了大量研究，Jian等（1996）、蔡昉等（2002）、吳玉鳴（2006）、洪國志等（2010）通過計算標準差、變異系數(shù)等對中國省區(qū)σ收斂進行了研究，認為1990年之前中國省區(qū)經(jīng)濟增長存在σ收斂，1990年之后不存在σ收斂。［4-6］從文獻來看，絕大多數(shù)經(jīng)濟增長σ收斂研究，都假定經(jīng)濟區(qū)域為相互獨立、互不干擾，單純考慮各區(qū)域自身影響，這種假定與事實不符。文章采用空間計量分析方法，考慮西藏地市間經(jīng)濟相關性，對傳統(tǒng)σ收斂進行擴展，研究西藏區(qū)域經(jīng)濟增長的σ收斂問題。

1 模型與變量

1.1 理論與模型

經(jīng)濟增長σ收斂研究注重考察不同區(qū)域經(jīng)濟單元人均GDP隨時間變動情況，如果人均GDP的離差趨于下降，說明各區(qū)域經(jīng)濟增長存在σ收斂。為描述和分析西藏區(qū)域經(jīng)濟增長水平差異的變動，文章選用實際人均GDP的對數(shù)值的標準差，來反映絕對經(jīng)濟增長差異的變化情況。具體σ計算公式如下（1）：

其中，i=1,2,…N（N=7）；t=1，2，…T。

當時，表明西藏區(qū)域經(jīng)濟增長存在σ收斂。

將西藏各地區(qū)每一時間段的實際人均GDP的對數(shù)進行常數(shù)回歸，公式如下（2）：

其中，i與t與式（1）相同，式（2）中殘差項的無偏估計是。

無偏估計說明需要假定各地區(qū)經(jīng)濟獨立且無相關。當脫離這種假定后，各地區(qū)經(jīng)濟在特定空間內(nèi)彼此相互影響、相互制約。所以當放棄區(qū)域經(jīng)濟封閉假定后，需要將空間相關關系引入模型，才能更好的對區(qū)域經(jīng)濟增長σ收斂問題做出更好判定。

1.2 變量與數(shù)據(jù)

文章實證選擇西藏自治區(qū)7地區(qū)的實際人均GDP作為研究變量，為了剔除價格影響等因素，研究中對各年人均GDP值按照2000年的不變價格進行了處理。文章研究樣本包括西藏自治區(qū)的拉薩市、昌都地區(qū)、林芝地區(qū)、山南地區(qū)、日喀則地區(qū)、那曲地區(qū)、阿里地區(qū)等7個地市。樣本區(qū)間選擇2000—2015年作為考察的收斂區(qū)間，因為這一階段是西藏經(jīng)濟社會快速發(fā)展的時期。文章研究數(shù)據(jù)來源于西藏自治區(qū)相關年度統(tǒng)計年鑒、國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。

2 σ收斂空間實證

2.1 無空間關系σ收斂檢驗

根據(jù)前文對σ收斂的定義，采用式（2）計算了2000年至2015年西藏各地區(qū)間的人均GDP變異系數(shù)變動情況，如下表1所示。總體上看從2000年開始，西藏七地市實際人均GDP對數(shù)值標準差都隨著時間有所縮小，2004年達到最小值0.4378，存在σ收斂。但從2004年后變異系數(shù)變動復雜，2008年達到峰值0.4721，出現(xiàn)σ趨異傾向，隨后系數(shù)又在向下調(diào)整，出現(xiàn)σ趨同現(xiàn)象。

表1 2000年至2015年西藏區(qū)域?qū)嶋H人均GDP對數(shù)值標準差

前文指出式（2）中殘差項對進行估計時，西藏7地市被當作獨立區(qū)域，這與現(xiàn)實經(jīng)濟環(huán)境不符。在實際經(jīng)濟活動中，任何一個地區(qū)的經(jīng)濟行為都不是獨立運作的，而是經(jīng)濟體相互交織在一起。換言之，當摒棄西藏區(qū)域經(jīng)濟獨立假定后，需要將西藏各地區(qū)空間相互作用關系引入σ收斂模型。

2.2 空間鄰接矩陣

空間鄰接權重矩陣是描述空間觀測區(qū)域相對位置關系和衡量空間相關性的計量工具。為了引入西藏空間地理效應，需要依據(jù)西藏區(qū)域地理信息構建一個空間權重矩陣。根據(jù)地理空間鄰接權重矩陣的理論，按照西藏各地市地理單元的空間排列位置，應用簡單二進制權重矩陣賦值方式，利用Queen鄰近賦權算法，在表2中列出了西藏7個地區(qū)的地理相鄰信息。

表2 西藏地區(qū)地理相鄰信息

對西藏各地區(qū)賦值后進行單位矩陣轉(zhuǎn)化，則西藏區(qū)域空間鄰接權重矩陣W為：

其中，i與j代表西藏不同的地市。

2.3 空間相關性檢驗

由于西藏區(qū)域經(jīng)濟增長變量觀測值間存在相關性，違反了經(jīng)典假定中有關觀測值不相關的假定前提，空間相關性會導致計量估計數(shù)據(jù)信息偏離具體經(jīng)濟含義，這就需要應用莫蘭指數(shù)（Moran’s I）檢驗，驗證西藏地區(qū)間經(jīng)濟增長相關性，為σ收斂的空間模型設定提供必要依據(jù)。運用GeoDa1.4.0根據(jù)空間相關性檢驗的理論，對西藏7個地區(qū)2000-2015年經(jīng)濟增長的空間依賴性進行Moran’s I檢驗。

如圖1所示2000年至2015年西藏區(qū)域?qū)嶋H人均GDP Moran’s I指數(shù)，Moran’s I統(tǒng)計值在5%水平下顯著。表明自2000年始西藏地區(qū)間經(jīng)濟增長存在正向的空間自相關，各區(qū)域相互獨立假定顯然失效。同時發(fā)現(xiàn)空間效應Moran’s I呈隨時間推移增大趨勢，表明各地區(qū)之間空間聯(lián)系越發(fā)緊密。因此，西藏區(qū)域經(jīng)濟增長σ收斂研究，必須將空間相關性納入其中。

圖1 2000年至2015年西藏區(qū)域?qū)嶋H人均GDP Univariate Moran’s I圖

2.4 空間計量模型選擇

空間計量模型是由空間誤差模型（SEM）、空間滯后模型（SLM）及其變種形態(tài)構成，為了進一步確定加入空間權重矩陣后，運用何種空間計量模型來對文章進行研究，需要對西藏區(qū)域經(jīng)濟增長σ收斂進行常數(shù)回歸，采用拉格朗日乘子檢驗LM(lag)、LM(err)、穩(wěn)健的拉格朗日乘子檢驗R-LM(err)、R-LM(lag)來判定。

運用GeoDa1.4.0分別節(jié)選2003年、2007年、2011年、2015年西藏各地區(qū)數(shù)據(jù)進行有空間屬性的OLS回歸，回歸結果見表3。表3中LM(lag)、R-LM(lag)、LM(err)、R-LM(err)檢驗結果發(fā)現(xiàn)，LM(lag)值均不顯著，LM(err)值和R-LM(err)均通過顯著性水平1%的檢驗，綜上分析表明，含有空間誤差因子的空間模型比較適用于文章研究使用。

表3 LM與R-LM檢驗結果

2.5 空間誤差模型回歸

將西藏空間鄰接權重矩陣W（3）引入σ收斂常數(shù)回歸方程式（2）中，組建具有空間屬性的空間誤差模型，空間誤差模型（SEM）的表達式如下：

式（4）可等價表示為：

選取2000-2015年西藏7地區(qū)數(shù)據(jù)，運用Geo?Da1.4.0對模型（5）進行回歸估計，回歸結果見表4。表4似然比統(tǒng)計量檢驗中除2008年沒有通過檢驗，剩余皆通過顯著性檢驗，模型回歸參差項ε總體上隨時間推移而變小。

表4 2000-2015年西藏區(qū)域經(jīng)濟增長SEM模型估計結果

下圖2給出了考慮空間相關性的空間誤差模型和不考慮空間相關性的常數(shù)模型所得的σ收斂值，可以看出考慮空間相關性后的σ曲線與原曲線的趨勢基本相同，但考慮相關性后，各地區(qū)的差異性明顯下降，特別是在2008年之后西藏區(qū)域經(jīng)濟增長的σ收斂趨勢特別明顯。

圖2 考慮空間相關性前后西藏區(qū)域?qū)嶋H人均GDP對數(shù)值標準差時序圖

3 結論

通過以上分析表明，在西藏區(qū)域經(jīng)濟增長σ收斂研究中，空間相關性是重要影響因素，采用空間計量建模的研究方法是可行的，空間因素顯著性的提高了區(qū)域經(jīng)濟σ收斂速度。從計量模型分析結果對比來看，加入空間相關性后，西藏各地區(qū)間經(jīng)濟增長的σ趨異性明顯減弱，σ收斂趨勢更為明顯。同時發(fā)現(xiàn)西藏區(qū)域經(jīng)濟增長σ收斂存在階段性波動，但總體趨勢是收斂的。從時序發(fā)展來看，西藏區(qū)域經(jīng)濟增長σ收斂可分為三個階段，2000-2004年呈σ收斂趨勢，2004-2008年趨異性較為明顯，2008-2015年呈σ收斂趨勢。

西藏區(qū)域經(jīng)濟增長收斂性波動很大程度上受宏觀經(jīng)濟調(diào)控政策的影響，在“十五”期間，西藏惠民工程、陽光工程等區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展政策的實施，有效縮小了地區(qū)間經(jīng)濟差距。2004年在國家投資消費雙拉動作用下，特別是西藏一批重點工程開工建設背景下，經(jīng)濟基礎雄厚地區(qū)增長速度優(yōu)于經(jīng)濟薄弱地區(qū)，導致西藏各地區(qū)間經(jīng)濟水平差距有所拉大。2008年第五次援藏工作會議召開后，國家進一步加大了對西藏的支持力度，特別是對邊遠貧困落后地區(qū)的扶持，使得西藏區(qū)域經(jīng)濟增長再次呈收斂狀態(tài)。

隨著西藏交通、信息等基礎公共服務的不斷完善，已打破以往各地區(qū)間孤立封閉的局面，要素可以自由流動，資源實現(xiàn)優(yōu)化配置。鑒于此，筆者認為西藏在今后發(fā)展中應當注重推進區(qū)域一體化發(fā)展戰(zhàn)略，破除區(qū)劃障礙、理順行政職能、深化產(chǎn)業(yè)協(xié)作、加強優(yōu)勢互補、合理產(chǎn)業(yè)分工，同時注重改善經(jīng)濟環(huán)境，加快優(yōu)勢資源開發(fā)，引導特色產(chǎn)業(yè)集群，壯大區(qū)域經(jīng)濟規(guī)模，改善西藏各地區(qū)因資源稟賦、投資氛圍、生態(tài)環(huán)境等因素導致的區(qū)域發(fā)展失衡問題，保持西藏區(qū)域經(jīng)濟增長σ收斂趨勢穩(wěn)態(tài)。

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