廣西城市消費(fèi)水平的空間格局及其影響因素分析

朱媛媛

（桂林理工大學(xué)公共管理與傳媒學(xué)院，廣西 桂林 541004）

一、引言

消費(fèi)高質(zhì)量發(fā)展是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要因素[1]，具有反映收入變化的功能，更能反映真實(shí)的福利水平，相關(guān)研究逐漸從收入不均衡轉(zhuǎn)向消費(fèi)不平等視角[2]，并著力于其演變趨勢(shì)測(cè)度、核算及動(dòng)因分析等[3]，這為研究經(jīng)濟(jì)空間格局提供了消費(fèi)視角的新思路。

對(duì)于區(qū)域消費(fèi)水平，已有研究從消費(fèi)特征、動(dòng)因探究、關(guān)聯(lián)因素[4]等多角度，基于不同的消費(fèi)水平衡量指標(biāo)、地理空間尺度等差異，探究我國(guó)消費(fèi)水平時(shí)空格局變化[5]及南北差異[6]等。然而較少有研究關(guān)注于某個(gè)具體的省市單元，考慮特定地區(qū)的差異，探求其消費(fèi)水平的空間格局及影響因素。區(qū)域消費(fèi)水平不僅可以作為研究國(guó)家或區(qū)域發(fā)展方向與均衡等問題的重要指標(biāo)，同時(shí)對(duì)于理解區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的空間格局與重要意義。

得益于“一帶一路”的持續(xù)推進(jìn)，中國(guó)與東盟各國(guó)的貿(mào)易快速增長(zhǎng)，區(qū)域經(jīng)濟(jì)得到了進(jìn)一步發(fā)展。廣西壯族自治區(qū)位于我國(guó)沿海地區(qū)西南端，作為華南地區(qū)通向西南的樞紐，其消費(fèi)水平也得到了很大的提升[7]，同時(shí)表現(xiàn)出區(qū)域消費(fèi)不均衡的現(xiàn)象，且作為消費(fèi)水平重心的南寧與柳州等城市與其周邊城市的發(fā)展存在一定的相互影響。因此，本文以廣西各市為研究對(duì)象，探測(cè)2005—2019 年間廣西城市消費(fèi)水平的空間格局并對(duì)其影響機(jī)制進(jìn)行深入分析。

二、研究方法

1.全局相關(guān)性

全局相關(guān)性常用Moran’s I 系數(shù)來衡量，其計(jì)算公式[8]：

其中：xi為第i 空間單元上觀測(cè)值，ˉx 表示平均值，wij為區(qū)域空間權(quán)重矩陣（定義區(qū)域空間相鄰為1，不相關(guān)為0），S0是空間權(quán)重矩陣元素之和。Moran’s I 結(jié)果用z 檢驗(yàn)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)。

2.局部相關(guān)性

本文用Moran’s I 散點(diǎn)圖來探究研究區(qū)域內(nèi)部的局部相關(guān)性，探究不同地區(qū)屬性值的空間分布特征[9]，Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ象限分別表示高消費(fèi)水平城市聚集區(qū)、低消費(fèi)水平城市被高消費(fèi)水平城市圍繞、低消費(fèi)水平城市的聚集區(qū)和高消費(fèi)水平城市被低消費(fèi)水平城市圍繞。

3.空間計(jì)量模型

區(qū)域之間通常存在客觀的經(jīng)濟(jì)社會(huì)聯(lián)系，區(qū)域消費(fèi)水平不僅在時(shí)間演進(jìn)維度上呈現(xiàn)一定的規(guī)律性與歷史性，且在空間維度上也具有明顯的區(qū)域性[10]，故本文用空間計(jì)量模型探究廣西城市消費(fèi)水平的空間格局及其影響因素。

空間計(jì)量模型的形式設(shè)定包括三種：①空間滯后模型（Spatial Lag Model，SLM），若空間交互效應(yīng)或空間自相關(guān)來源于實(shí)質(zhì)的相關(guān)性，則可以選擇加入因變量的空間滯后因子分析；②空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM），在模型的設(shè)定過程中，也許會(huì)遺漏一些與被解釋變量有關(guān)的變量，因此忽略誤差的空間自相關(guān)性在某些情況下可能會(huì)導(dǎo)致模型設(shè)定的偏差；③空間杜賓模型（Spatial Durbin Model，SDM），有些情況可能需要同時(shí)動(dòng)用內(nèi)生的交互效應(yīng)、外生的交互效應(yīng)以及具有自相關(guān)性的誤差項(xiàng)[11]。三種模型設(shè)定如下：

式中：X 為解釋變量構(gòu)成的矩陣；Y 為被解釋變量，本文為廣西區(qū)域消費(fèi)水平；WX 和WY 分別是被解釋變量和各解釋變量的空間滯后因子；α 為常數(shù)項(xiàng)；β 為解釋變量回歸系數(shù)向量；ρ、τ 為空間相關(guān)系數(shù)；ε 為殘差項(xiàng)，ε～iid（0，σ2I）。

三、變量選取

影響區(qū)域消費(fèi)水平的因素很多，結(jié)合已有文獻(xiàn)，本文選取以下變量對(duì)廣西城市消費(fèi)水平的影響機(jī)制進(jìn)行分析：①經(jīng)濟(jì)水平（Pgdp），選用人均GDP 衡量；②服務(wù)業(yè)占比（Tgdp），用服務(wù)業(yè)生產(chǎn)總值占GDP 的比重表示；③工業(yè)化率（Igdp），選用工業(yè)增長(zhǎng)值占GDP 的比重計(jì)算；④人均財(cái)政支出（Pexpend），用地方財(cái)政一般預(yù)算內(nèi)支出/常住人口表示；⑤人力資本水平（Phuman），選用每萬(wàn)人在校學(xué)生擁有教師數(shù)量；⑥交通條件（Proad），選用道路里程取對(duì)數(shù)?；趶V西2005—2019 年14個(gè)市的面板數(shù)據(jù)，選取以上6 個(gè)變量為解釋變量，分析廣西城市消費(fèi)水平的空間格局及其影響因素，各變量描述統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、區(qū)域消費(fèi)水平的空間分布特征

1.全局空間自相關(guān)分析

根據(jù)式（1），計(jì)算2005—2019 年廣西各市人均消費(fèi)水平的全局自相關(guān)系數(shù)，討論廣西人均消費(fèi)水平整體上是否存在空間關(guān)聯(lián)。由表2 可知，2005—2019 年廣西區(qū)域人均消費(fèi)水平的Moran's I 值以及Z 值均為負(fù)值，除2014 年和2016 年之外的其余年份均在10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明2005—2019 年廣西各市的消費(fèi)水平具有空間依賴關(guān)系，表現(xiàn)為顯著的空間負(fù)相關(guān)性，呈現(xiàn)強(qiáng)弱聚集或弱強(qiáng)聚集，具有空間虹吸效應(yīng)和“空間俱樂部”現(xiàn)象。同時(shí)Moran’s I 值逐漸減小，從2005 年的-0.285、2006 年的-0.281 減小到2019 年的-0.305，表明廣西各市的消費(fèi)水平的空間負(fù)相關(guān)性隨著時(shí)間的推移在逐漸增強(qiáng)。

表2 2005—2019年廣西各市區(qū)域消費(fèi)水平全局莫蘭指數(shù)

2.局部空間自相關(guān)分析

在驗(yàn)證了廣西各市消費(fèi)水平在整體上有著空間負(fù)相關(guān)性特性的基礎(chǔ)上，借助局部Moran’s I 指數(shù)進(jìn)一步檢驗(yàn)廣西各市與其周邊城市的空間關(guān)聯(lián)性。由圖1 可知：散點(diǎn)主要集中于Ⅱ、Ⅳ象限，表明城市消費(fèi)水平在空間上存在顯著強(qiáng)弱聚集現(xiàn)象；從散點(diǎn)的分布位置和分布密度來看，第Ⅱ象限散點(diǎn)密集，第Ⅳ象限散點(diǎn)稀疏。南寧市為廣西的首府，城市的發(fā)展定位為經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的推動(dòng)，柳州市是大型工業(yè)城市，培育戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，大力推動(dòng)工業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，建設(shè)現(xiàn)代制造城。南寧和柳州在2005 年、2012 年以及2019 年的消費(fèi)水平均呈現(xiàn)高水平，而崇左市、來賓市、河池市、欽州市、貴港市以及百色市作為與南寧市相鄰的城市（其中河池市和來賓市同時(shí)與柳州市相鄰），卻在三年均呈現(xiàn)低水平的消費(fèi)特征，消費(fèi)差距較大，即呈現(xiàn)明顯的低-高聚集，表明南寧和柳州未能起到很好的輻射作用，帶動(dòng)周邊城市消費(fèi)發(fā)展的效果不明顯。

圖1 2005年、2012年、2019年廣西城市消費(fèi)水平局部莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖

五、廣西城市消費(fèi)水平的影響因素分析

1.模型分析及檢驗(yàn)

根據(jù)空間自相關(guān)結(jié)果可知，廣西城市消費(fèi)水平存在顯著空間負(fù)相關(guān)，進(jìn)一步用面板空間計(jì)量模型實(shí)證分析。首先進(jìn)行拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)（見表3），確定空間計(jì)量模型的具體形式。空間誤差模型的LM 通過10%水平下的顯著性檢驗(yàn)，空間滯后模型的LM通過1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，拒絕忽略空間效應(yīng)的原假設(shè)，表明廣西城市消費(fèi)水平存在空間依賴性，故采用空間計(jì)量模型，將空間效應(yīng)納入分析范疇。其次對(duì)穩(wěn)健拉格朗日乘數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，空間誤差模型與空間滯后模型的R-LM 統(tǒng)計(jì)量均在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，即誤差項(xiàng)和滯后項(xiàng)變化上都體現(xiàn)了空間關(guān)聯(lián)性?；谝陨蠙z驗(yàn)，構(gòu)建一般形式的空間杜賓模型，利用Wald檢驗(yàn)和LR 檢驗(yàn)選取最優(yōu)模型。兩種檢驗(yàn)均通過1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，即拒絕可以簡(jiǎn)化的原假設(shè)，選取空間杜賓模型探討影響廣西城市消費(fèi)水平的因素。

表3 LM檢驗(yàn)、LR檢驗(yàn)以及Wald檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

2.回歸結(jié)果分析

為對(duì)比空間計(jì)量回歸結(jié)果，本文進(jìn)行了普通面板回歸（OLS）與空間杜賓模型（SDM）的回歸檢驗(yàn)，結(jié)果如表4 所示，其中W·X 代表解釋變量的空間溢出效應(yīng)。由空間固定效應(yīng)下SDM 模型的結(jié)果可知決定系數(shù)（R-squared）為0.835，即模型設(shè)定合理。消費(fèi)水平空間溢出系數(shù)（ρ）為-0.477，在5%的水平上顯著，即某地的消費(fèi)水平會(huì)對(duì)其鄰近地區(qū)產(chǎn)生負(fù)向作用，消費(fèi)水平有較為明顯的空間效應(yīng)。在普通面板回歸中，經(jīng)濟(jì)水平（lnPgdp）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)廣西城市的消費(fèi)水平存在直接的正向影響。在空間杜賓模型中，經(jīng)濟(jì)水平的系數(shù)在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說明未考慮空間溢出效應(yīng)可能會(huì)夸大經(jīng)濟(jì)水平對(duì)消費(fèi)的影響。服務(wù)業(yè)占比（Tgdp）、工業(yè)化率（Igdp）的系數(shù)分別在1%、10%水平上顯著為負(fù)。解釋變量的空間滯后項(xiàng)W·ln Pgdp、W·Tgdp、W·Igdp 分別在不同顯著性水平上為負(fù)，即在不同程度上對(duì)周邊地區(qū)的消費(fèi)水平起到抑制作用。W·ln Prood 在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，表明交通條件會(huì)對(duì)鄰近地區(qū)的消費(fèi)水平起到促進(jìn)作用。

表4 普通面板回歸與空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果

3.空間效應(yīng)分解

由于空間杜賓模型中納入了空間滯后變量與被解釋變量，為正確衡量自變量對(duì)因變量的直接影響，進(jìn)一步通過偏微分方程進(jìn)行空間分解，從而分析SDM 模型各變量的直接和間接影響（見表5），探討廣西城市消費(fèi)水平的影響機(jī)制。

表5 SDM模型空間效應(yīng)分解結(jié)果

（1）經(jīng)濟(jì)水平（ln Pgdp）的直接、間接效應(yīng)系數(shù)分別為0.412和-0.714。社會(huì)生產(chǎn)力水平的提高是消費(fèi)擴(kuò)大的基礎(chǔ)，但由于存在虹吸效應(yīng)，發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)未能輻射提升鄰近地區(qū)的消費(fèi)水平，反而對(duì)周邊地區(qū)產(chǎn)生抑制作用。這可能是由于廣西各市整體發(fā)展階段和發(fā)展水平不高，故地域鄰近城市之間的競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系更為明顯，像南寧、柳州這樣發(fā)展較好的城市在經(jīng)濟(jì)水平提升的同時(shí)，導(dǎo)致優(yōu)質(zhì)消費(fèi)資源向其集中，從而不利于提升周邊的河池、來賓等城市的消費(fèi)水平。

（2）服務(wù)業(yè)占比（Tgdp）的直接、間接效應(yīng)系數(shù)分別為6.755、-2.940。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)能夠更好地促進(jìn)消費(fèi)，提升當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)資源配置效率，激發(fā)經(jīng)濟(jì)活力，從而有效提高本地的消費(fèi)水平，但在一定程度上抑制了周邊城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

（3）工業(yè)化率（Igdp）的直接、間接效應(yīng)系數(shù)分別為4.193和-1.371。提高工業(yè)化率在一定程度上能夠推動(dòng)人口城鎮(zhèn)化，而在消費(fèi)集聚效應(yīng)的作用下，城鎮(zhèn)化能夠帶動(dòng)當(dāng)?shù)氐南M(fèi)增長(zhǎng)。

（4）交通條件（ln Prood）的直接、間接效應(yīng)系數(shù)分別為0.166、0.176。交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)能夠?qū)︵徑貐^(qū)消費(fèi)水平產(chǎn)生正面影響，說明便利的交通條件有利于城市進(jìn)一步發(fā)展，不僅能對(duì)當(dāng)?shù)叵M(fèi)起到擴(kuò)大作用，而且有助于交通沿線的區(qū)域的發(fā)展。

（5）人均財(cái)政支出（Pexpend）和人力資本水平（Phuman）的直接效應(yīng)系數(shù)顯著為正，而空間溢出效應(yīng)系數(shù)不顯著，即二者僅對(duì)當(dāng)?shù)叵M(fèi)水平有影響。

六、結(jié)論與建議

1.結(jié)論

本文以廣西各市的人均可支配收入表征區(qū)域消費(fèi)水平，分析2005—2019 年廣西地區(qū)消費(fèi)水平的空間格局，利用空間計(jì)量模型對(duì)影響機(jī)制進(jìn)行解釋，總結(jié)以下結(jié)論。

首先，2005—2019 年廣西區(qū)域消費(fèi)水平有顯著空間負(fù)相關(guān)性，各市的消費(fèi)水平存在明顯的空間依賴關(guān)系，且這種高低集聚的態(tài)勢(shì)隨著時(shí)間的推移不斷增強(qiáng)；其次，通過局部自相關(guān)分析，選取2005 年、2012 年以及2019 年三年的局部莫蘭散點(diǎn)圖，發(fā)現(xiàn)廣西區(qū)域消費(fèi)水平的總體空間格局趨于穩(wěn)定，形成以南寧市、柳州市等為消費(fèi)重心，而其周邊崇左市、來賓市、河池市等為較低消費(fèi)水平的高低互嵌分布格局；最后，通過空間計(jì)量回歸分析可得，經(jīng)濟(jì)水平、服務(wù)業(yè)占比及工業(yè)化率對(duì)廣西消費(fèi)水平有正向作用，而人均財(cái)政支出、人力資本水平及交通條件的影響不明顯，進(jìn)一步通過偏微分方程進(jìn)行空間分解得出，經(jīng)濟(jì)水平、服務(wù)業(yè)占比及工業(yè)化率對(duì)消費(fèi)水平有負(fù)向的空間溢出效應(yīng)，交通條件對(duì)鄰近地區(qū)的消費(fèi)水平具有正向影響。

2.建議

為推動(dòng)廣西高質(zhì)量發(fā)展，提高整體消費(fèi)水平，需重視解決區(qū)域發(fā)展不平衡、不充分的問題。本文提出以下三點(diǎn)建議。

第一，注重充分發(fā)揮消費(fèi)空間嵌套效應(yīng)以帶動(dòng)區(qū)域消費(fèi)水平整體提升。以南寧市和柳州市為代表的高消費(fèi)水平城市應(yīng)當(dāng)更好地發(fā)揮消費(fèi)引領(lǐng)作用與輻射效果，帶動(dòng)其周邊城市如崇左市、來賓市、河池市等協(xié)同發(fā)展。

第二，消費(fèi)水平與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、城市化水平密切相關(guān)，為增進(jìn)地區(qū)的消費(fèi)能力，應(yīng)不斷推進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，提高城市化水平。增加居民穩(wěn)定收入，完善住房、醫(yī)療、就業(yè)、養(yǎng)老等社會(huì)保障制度，增強(qiáng)居民消費(fèi)信心，提高消費(fèi)意愿。

第三，需促進(jìn)區(qū)域消費(fèi)要素自由流動(dòng)，營(yíng)造良好消費(fèi)環(huán)境。根據(jù)不同區(qū)域各自所處的發(fā)展階段，考慮消費(fèi)水平影響因素存在空間異質(zhì)性，需依據(jù)實(shí)際情況實(shí)施相關(guān)舉措，不斷完善消費(fèi)環(huán)境，加快消費(fèi)市場(chǎng)體系構(gòu)建。發(fā)揮便利的交通條件不僅能夠擴(kuò)大當(dāng)?shù)爻鞘械南M(fèi)，還能帶動(dòng)周邊地區(qū)的消費(fèi)水平的作用。