長(zhǎng)三角地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)證分析

矯衛(wèi)紅

（煙臺(tái)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東 煙臺(tái) 264000）

0 引言

從經(jīng)濟(jì)發(fā)展的角度來(lái)看，一個(gè)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展既受其所處區(qū)位的影響，又影響著其相鄰區(qū)域的發(fā)展。地區(qū)資源的要素、人文社會(huì)條件基礎(chǔ)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式、區(qū)域內(nèi)市場(chǎng)的發(fā)展?fàn)顩r都制約了區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可以促使地區(qū)產(chǎn)生明顯的集聚效應(yīng)，出現(xiàn)城市化集聚、產(chǎn)業(yè)集聚，刺激城市化規(guī)模擴(kuò)大，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)迅速。我國(guó)地域遼闊,自然條件、地理環(huán)境、歷史文化背景差異大,地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，為實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展，掌握區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展情況十分必要。從空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)角度研究經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況可以為今后經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供參考。

國(guó)內(nèi)外對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論的研究頗多，大多數(shù)學(xué)者是采用空間計(jì)量模型研究相關(guān)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題[1-4]。因此，本文從地理加權(quán)空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型的角度出發(fā)，通過(guò)運(yùn)用地理加權(quán)空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型的DMM框架進(jìn)行數(shù)據(jù)推導(dǎo)，研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展情況，為進(jìn)一步促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展提出針對(duì)性意見。

1 區(qū)域概況

區(qū)域經(jīng)濟(jì)是指在一定區(qū)域內(nèi)內(nèi)部因素與外部條件相互作用而產(chǎn)生的生產(chǎn)經(jīng)濟(jì)綜合體[5]，以區(qū)域?yàn)榻缦蓿?jīng)濟(jì)要素與空間分布相結(jié)合的發(fā)展實(shí)體。

長(zhǎng)三角地區(qū)是我國(guó)最大的經(jīng)濟(jì)區(qū)，也是重要的經(jīng)濟(jì)命脈。該地區(qū)總面積占全國(guó)陸地總面積的2%，人口占有率是全國(guó)總?cè)丝诘?1%，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值占全國(guó)GDP的20%。長(zhǎng)三角區(qū)域經(jīng)濟(jì)主要發(fā)展外向型經(jīng)濟(jì)，對(duì)外貿(mào)易發(fā)展較快，外貿(mào)貢獻(xiàn)較高；引進(jìn)外資的規(guī)模較大，隨著該地區(qū)市場(chǎng)、產(chǎn)業(yè)、區(qū)域的比較優(yōu)勢(shì)，大批外商投資企業(yè)進(jìn)入該地區(qū)，逐漸拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)圈的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，由資源型向投資驅(qū)動(dòng)型轉(zhuǎn)變；經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，生產(chǎn)的國(guó)際化程度較高，已成為我國(guó)具有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高、綜合競(jìng)爭(zhēng)力強(qiáng)、城鎮(zhèn)化水平最為完善的發(fā)達(dá)地區(qū)[6]。

長(zhǎng)三角區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展絕不是孤立的，該地區(qū)與橫向的中西部經(jīng)濟(jì)區(qū)，以及縱向的京津冀和珠三角城市群都有著千絲萬(wàn)縷的聯(lián)系。中西部地區(qū)為長(zhǎng)三角地區(qū)提供了豐富的資源與廣闊的市場(chǎng)，長(zhǎng)三角區(qū)域經(jīng)濟(jì)對(duì)中西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有帶動(dòng)和輻射作用，而京津冀和珠三角城市群的高速發(fā)展也成為推動(dòng)長(zhǎng)三角保持發(fā)展的動(dòng)力引擎。所以，對(duì)長(zhǎng)三角區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展研究具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

2 地理加權(quán)空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型的構(gòu)建

為研究地理加權(quán)空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型，本文從空間統(tǒng)計(jì)方法與空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的基礎(chǔ)上闡述模型的假設(shè)可靠性，從而驗(yàn)證模型的正確性。

地理加權(quán)空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量（Spatial Geographically Weighted Regression SGWR）模型，是通過(guò)研究空間相關(guān)性與異質(zhì)性二者之間關(guān)系形成的，主要分成兩部分[7]。一部分是地理加權(quán)空間誤差（GWR-SEA）模型，另一部分是地理加權(quán)空間滯后（GWR-SL）模型。本文總結(jié)前人的研究成果，從模型理論的根本出發(fā)，創(chuàng)新性地利用地理加權(quán)空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的應(yīng)用進(jìn)行分析，探索經(jīng)濟(jì)發(fā)展與空間區(qū)域的相關(guān)性。

2.1 模型準(zhǔn)備

根據(jù)空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)的基本理論，在基本地理加權(quán)回歸模型的基礎(chǔ)上對(duì)空間相關(guān)性與差異性模型進(jìn)行分析，現(xiàn)有回歸模型：

式中，μ~N(0，Ω)的定義為A=I-ρW1，B=I-λW2,W1和W2代表n×n表示空間權(quán)重矩陣（標(biāo)準(zhǔn)化或者未標(biāo)準(zhǔn)化的），與其對(duì)應(yīng)的變量在空間自回歸的過(guò)程中可與矩陣不同，從而生成不同的空間結(jié)構(gòu)。

2.2 模型檢驗(yàn)

利用Moran’s I檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷目臻g相關(guān)性，用公式表示為：

式中，e代表回歸模型的殘差估計(jì)值。

對(duì)Moran's I值的近似值期望值E(I)和方差V(I)的分布狀況計(jì)算如下:

2.3 模型建立

建立地理加權(quán)空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型的誤差模型，在觀測(cè)點(diǎn)i(i=1，2，3，...，n)的任意取點(diǎn)處得到的回歸面的近似值用線性形式表示為：

式中，X、Y表示解釋變量矩陣與變量矩陣，W表示對(duì)角線0的空間權(quán)重矩陣，(ui，vi)表示觀測(cè)點(diǎn)為i的地理觀測(cè)坐標(biāo)，空間誤差系數(shù)用λi=λ(ui，vi)表示，系數(shù)向量用

由此得到標(biāo)準(zhǔn)化形式：時(shí)，當(dāng)測(cè)點(diǎn)i(i=1，2，...，n)發(fā)生變化時(shí)，模型的系數(shù)變?yōu)棣膇=(δ1，δ2，...，δn)T。由此可知，δ表示不同于空間誤差模型的，表示n×p型矩陣的系數(shù)向量。

本文運(yùn)用Gauss地理矩陣：

其中，dio代表歐式距離，是觀測(cè)點(diǎn)o與i的距離，h(h＞0)代表窗寬。矩陣(h)與Y=Xβi+ui，ui-λWui+εi，|λi|＜1的乘積得到:

同時(shí)，也可以用下列式子表示：

3 實(shí)證分析

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以長(zhǎng)三角地區(qū)為研究對(duì)象，以國(guó)家批準(zhǔn)的行政區(qū)域劃分為準(zhǔn)，包含上海市、浙江省以及江蘇省的地級(jí)市，選取2001—2017年為研究時(shí)間段。數(shù)據(jù)選取以《浙江省統(tǒng)計(jì)年鑒》《上海市統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒》所記載的數(shù)據(jù)為準(zhǔn)，并利用各個(gè)地級(jí)市的統(tǒng)計(jì)年鑒作為補(bǔ)充。

3.2 變量選取

根據(jù)影響我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響因素的指標(biāo)體系制定出調(diào)查問(wèn)卷。調(diào)查的對(duì)象包括從事金融事業(yè)的專業(yè)人員、接觸金融的業(yè)務(wù)人員、經(jīng)濟(jì)金融參與者等，人員分布均勻。共發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷400份，收回有效問(wèn)卷385份，回收率為96.25%，符合統(tǒng)計(jì)的要求，研究的結(jié)果具有普遍性、可靠性和專業(yè)性。經(jīng)過(guò)歸納總結(jié)，得到影響因素如下：

（1）整體GDP經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比例作為區(qū)域生產(chǎn)總值和勞動(dòng)力總數(shù)之間的比例，是衡量區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要指標(biāo)。本文將長(zhǎng)江GDP經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率作為整體的GDP經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為因變量進(jìn)行研究。

（2）相鄰區(qū)域GDP增長(zhǎng)率。相鄰區(qū)域GDP增長(zhǎng)率指的是研究區(qū)域相比鄰的區(qū)域的GDP經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，本文研究的相鄰區(qū)域的GDP增長(zhǎng)率指的是長(zhǎng)江區(qū)域周邊省份的GDP經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。

（3）初始經(jīng)濟(jì)狀態(tài)。初始經(jīng)濟(jì)狀態(tài)指的是區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究最初的狀態(tài)，是根據(jù)時(shí)間所表述的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)，也是對(duì)經(jīng)濟(jì)后期研究的一個(gè)起始設(shè)定。

（4）地理空間誤差。地理空間誤差指的是不同區(qū)域、地域和地區(qū)等條件下，對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響。因此，本文是在長(zhǎng)江區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)行的相近地區(qū)的研究。

綜上，本文將整體GDP的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率作為衡量區(qū)域經(jīng)濟(jì)的因變量，把相鄰區(qū)域內(nèi)的GDP增長(zhǎng)率、初始經(jīng)濟(jì)狀態(tài)與地理空間誤差作為自變量。

3.3 初始模型估計(jì)結(jié)果

本文根據(jù)現(xiàn)有模型，得到相關(guān)變量和系數(shù)如表1所示，并將其帶入到區(qū)域經(jīng)濟(jì)的模型中，進(jìn)行下一步的研究。

表1 模型估計(jì)

3.4 空間依賴性分析

長(zhǎng)三角地區(qū)金融發(fā)展空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型的估計(jì)結(jié)果如表2所示。由表2可知，系數(shù)β的估計(jì)值在模型中呈現(xiàn)負(fù)數(shù)，說(shuō)明長(zhǎng)三角地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與經(jīng)濟(jì)條件呈負(fù)相關(guān)，也就是說(shuō)落后地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展在開始階段處于較快的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，逐漸追上經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)并且二者逐漸趨于平衡；空間滯后的顯著性在顯著檢驗(yàn)之后，對(duì)被解釋變量的影響是顯著的，也就是說(shuō)，相鄰區(qū)域內(nèi)的GDP增長(zhǎng)率、初始經(jīng)濟(jì)狀態(tài)、地理空間誤差與長(zhǎng)三角地區(qū)的GDP增長(zhǎng)率都有明顯影響。模型中解釋變量與GDP經(jīng)濟(jì)狀態(tài)有明顯影響，初始經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的空間滯后性與GDP的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率呈現(xiàn)正相關(guān)，由此說(shuō)明長(zhǎng)三角地區(qū)的初始經(jīng)濟(jì)狀態(tài)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)明顯相關(guān)，即有空間依賴性。

表2 長(zhǎng)三角地區(qū)金融發(fā)展空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型的估計(jì)結(jié)果

3.5 相關(guān)性檢驗(yàn)

長(zhǎng)三角地區(qū)金融股發(fā)展的空間相關(guān)性檢驗(yàn)顯示正相關(guān)性，因此對(duì)模型的回歸殘差進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)是十分必要的，表3給出了模型的估計(jì)結(jié)果與檢驗(yàn)值。

表3 空間相關(guān)性檢驗(yàn)與模型選擇

根據(jù)表3所示，殘差中Moran，s I的數(shù)值顯示為0.00020555，那么在顯著性水平上空間的相關(guān)性檢驗(yàn)可以順利通過(guò)，表明模型的相關(guān)性檢驗(yàn)與模型的選擇有很大關(guān)聯(lián)，表3表達(dá)了明顯的回歸殘差在空間上的分布情況，可知?dú)埐畹姆植继攸c(diǎn)呈空間聚集模式。為此，采用地理加權(quán)空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型消除長(zhǎng)三角地區(qū)之間的空間正相關(guān)性。

3.6 具體指標(biāo)分析

結(jié)合本文現(xiàn)有的因變量和自變量進(jìn)行分析，得到結(jié)果如表4所示。

表4 區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)證研究

由表4可知，長(zhǎng)江區(qū)域經(jīng)濟(jì)與相鄰區(qū)域內(nèi)的GDP增長(zhǎng)率關(guān)系系數(shù)為0.3541，即長(zhǎng)江區(qū)域經(jīng)濟(jì)與相鄰區(qū)域內(nèi)的GDP增長(zhǎng)率之間的關(guān)系為正相關(guān)，長(zhǎng)江區(qū)域經(jīng)濟(jì)會(huì)隨著相鄰區(qū)域內(nèi)GDP增長(zhǎng)率的提高而提高；長(zhǎng)江區(qū)域經(jīng)濟(jì)與初始經(jīng)濟(jì)狀態(tài)關(guān)系系數(shù)為0.4589，即長(zhǎng)江區(qū)域經(jīng)濟(jì)與初始經(jīng)濟(jì)狀態(tài)之間的關(guān)系為正相關(guān)，長(zhǎng)江區(qū)域經(jīng)濟(jì)會(huì)隨著初始經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的提高而提高；長(zhǎng)江區(qū)域經(jīng)濟(jì)與地理空間誤差關(guān)系系數(shù)為-0.1870，即長(zhǎng)江區(qū)域經(jīng)濟(jì)與相鄰區(qū)域內(nèi)的GDP增長(zhǎng)率之間的關(guān)系為負(fù)相關(guān)，長(zhǎng)江區(qū)域經(jīng)濟(jì)會(huì)隨著地理空間誤差的提高而降低。

4 結(jié)論與建議

本文提出了地理加權(quán)回歸經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型，利用長(zhǎng)三角地區(qū)的金融發(fā)展數(shù)據(jù)進(jìn)行模型估計(jì)和檢驗(yàn)，驗(yàn)證了模型的正確性，證實(shí)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)于空間相關(guān)性的依賴。長(zhǎng)三角地區(qū)在空間上，相鄰區(qū)域內(nèi)的GDP增長(zhǎng)率、初始經(jīng)濟(jì)狀態(tài)、地理空間誤差與長(zhǎng)三角地區(qū)的GDP增長(zhǎng)率都有明顯影響。初始經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的空間滯后性與GDP的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率呈現(xiàn)正相關(guān)，由此說(shuō)明長(zhǎng)三角地區(qū)的初始經(jīng)濟(jì)狀態(tài)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)明顯空間依賴性。為此，本文提出建議：增加長(zhǎng)三角地區(qū)間的科技交流，利用相鄰區(qū)域的技術(shù)互補(bǔ)性，建立技術(shù)合作共享機(jī)制進(jìn)而推進(jìn)區(qū)域技術(shù)的多層次交流，提升地區(qū)技術(shù)總量水平；增加區(qū)域之間的貿(mào)易往來(lái)，應(yīng)充分利用本地區(qū)的資源優(yōu)勢(shì)，完善臨近省份的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)往來(lái)，同時(shí)利用好區(qū)域內(nèi)優(yōu)勢(shì)資本外溢性，吸納優(yōu)勢(shì)企業(yè)來(lái)本地發(fā)展；提高地區(qū)企業(yè)的綜合競(jìng)爭(zhēng)力，不斷提高人力資源的整體水平，充分發(fā)揮FDI外溢的顯著性作用，重視企業(yè)文化素質(zhì)的培養(yǎng)，關(guān)注新型科技創(chuàng)新，跟上創(chuàng)新企業(yè)的步伐；提升區(qū)域資本使用效率，進(jìn)一步完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，保護(hù)好資源環(huán)境，積極響應(yīng)“綠水青山就是金山銀山”的口號(hào)響應(yīng)，在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時(shí)重視資源環(huán)境的保護(hù)，充分利用臨近省份資源外溢效應(yīng)，促進(jìn)本區(qū)域的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)。