劉漢中　劉佳麗

摘 要：本文基于1998年-2014年我國(guó)30個(gè)省的空間面板數(shù)據(jù)，利用MoranI指數(shù)檢驗(yàn)制造業(yè)集聚對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間相關(guān)性，并運(yùn)用反映地理距離影響的鄰接矩陣與距離矩陣，構(gòu)建空間誤差模型、空間滯后模型以及空間杜賓模型考察制造業(yè)集聚對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間效應(yīng)，結(jié)果顯示，構(gòu)建空間計(jì)量模型需要設(shè)定正確的空間權(quán)重矩陣，不僅要考慮反映地理位置的空間鄰接矩陣，還應(yīng)該考慮反映真實(shí)距離影響的空間距離矩陣；制造業(yè)集聚的專業(yè)化、多樣性以及競(jìng)爭(zhēng)性對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均具有空間效應(yīng)，且政府的干預(yù)程度對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也存在空間效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：MoranI指數(shù)；空間計(jì)量模型；空間效應(yīng)

制造業(yè)集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用發(fā)揮著重要作用，不僅發(fā)生在如美國(guó)、德國(guó)與日本等發(fā)達(dá)國(guó)家，同樣也發(fā)生在我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中。但是，近年來(lái)研究學(xué)者只是單一地從制造業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系出發(fā)，考察其指標(biāo)之間的聯(lián)系，并未從制造業(yè)集聚的本質(zhì)出發(fā)，制造業(yè)集聚的產(chǎn)生本身就與地理距離存在密切的關(guān)系，故而我們?cè)谘芯恐圃鞓I(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的問(wèn)題時(shí)應(yīng)該考慮地理距離的影響。

一、空間相關(guān)性檢驗(yàn)

本文采用MoranI指數(shù)（Moran，1950）來(lái)檢驗(yàn)我國(guó)各地區(qū)制造業(yè)集聚對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間相關(guān)性，具體計(jì)算公式為：

從表1可知，1998年-2014年中國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的全局MoraI指數(shù)均為正，并且所有的MoranI指數(shù)均通過(guò)了1%顯著性水平下的檢驗(yàn)，這說(shuō)明我國(guó)各地區(qū)制造業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著地空間正相關(guān)性，也就是說(shuō)，我國(guó)各省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平相近的地區(qū)存在明顯的空間集聚效應(yīng)。同時(shí)，從1998年-2014年的全局MoranI指數(shù)來(lái)看，整體上呈現(xiàn)一個(gè)“倒U”型發(fā)展趨勢(shì)，我國(guó)各地區(qū)的全局MoranI指數(shù)隨著時(shí)間的變化出現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)，這說(shuō)明我國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在較強(qiáng)的空間集聚效應(yīng)。這也充分反映了地理位置在我國(guó)各地區(qū)制造業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的重要作用。

二、空間計(jì)量模型的構(gòu)建

在構(gòu)建空間面板計(jì)量模型之前需要考慮空間權(quán)重問(wèn)題，本文選取了空間鄰接權(quán)重矩陣W1與空間距離權(quán)重矩陣W2?？臻g鄰接權(quán)重矩陣W1是對(duì)角線上的元素全部為0，非對(duì)角線上的元素根據(jù)地區(qū)i與地區(qū)j的相鄰情況，如果兩個(gè)地區(qū)相鄰則為1，如果不相鄰則取0，具體形式為：

三、變量的選擇與數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文主要采用的是1998年-2014年我國(guó)30個(gè)?、俚闹圃鞓I(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)數(shù)據(jù)，由于統(tǒng)計(jì)口徑的變動(dòng)影響，本文的原始數(shù)據(jù)主要來(lái)自于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》與《中國(guó)工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》等，具體情況如下：

1.被解釋變量：實(shí)際人均GDP（pergdp），本文采用的是1998年-2014年我國(guó)30個(gè)省的實(shí)際人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。

四、空間模型實(shí)證分析

本文根據(jù)MoranI指數(shù)的空間相關(guān)性檢驗(yàn)的結(jié)果，說(shuō)明我國(guó)各地區(qū)制造業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在空間效應(yīng)，并且以地區(qū)之間的空間鄰接矩陣為空間權(quán)重矩陣，構(gòu)建我國(guó)制造業(yè)集聚對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間滯后模型、空間誤差模型與空間杜賓模型，依據(jù)公式（6）、（7）、（8），得到具體的空間面板回歸估計(jì)結(jié)果如表2所示。

由表2可知，以空間鄰接矩陣為空間權(quán)重矩陣的空間滯后模型、空間誤差模型與空間杜賓模型在1%的顯著性水平下是成立的，但三個(gè)模型的面板估計(jì)結(jié)果系數(shù)符號(hào)存在明顯的差異性，空間誤差模型與空間杜賓模型的估計(jì)結(jié)果趨于一致，而空間滯后模型的估計(jì)結(jié)果卻不相同；但是，空間杜賓模型的回歸估計(jì)結(jié)果要優(yōu)于空間滯后模型與空間誤差模型，其擬合優(yōu)度最好，似然比檢驗(yàn)結(jié)果也最優(yōu)。

空間杜賓模型的估計(jì)結(jié)果與空間誤差模型的估計(jì)結(jié)果更為接近，我國(guó)制造業(yè)集聚的地區(qū)專業(yè)化與企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向作用，其系數(shù)分別為0.1246與0.0966，但只有地區(qū)專業(yè)化系數(shù)通過(guò)了5%顯著性水平下的檢驗(yàn)；制造業(yè)集聚的經(jīng)濟(jì)多樣性也對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有負(fù)向作用；空間自回歸系數(shù)的估計(jì)值為0.5552，且在1%的顯著性水平下成立，說(shuō)明我國(guó)省際間地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平存在正向促進(jìn)作用，周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平提高能夠帶動(dòng)該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。從控制變量來(lái)看，人力資本與政府的干預(yù)程度對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)具有正向作用，其系數(shù)分別為0.5356與0.3226，且分別在1%與5%的顯著性水平下成立，說(shuō)明我國(guó)人力資本與政府政策的偏向在地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中占據(jù)重要地位。

由表3可知，空間距離矩陣的面板模型估計(jì)結(jié)果要優(yōu)于空間鄰接矩陣的面板估計(jì)結(jié)果，說(shuō)明實(shí)際地理在我國(guó)各地區(qū)制造業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中占據(jù)重要作用；以空間距離矩陣為空間權(quán)重矩陣的空間滯后模型、空間誤差模型與空間杜賓模型的回歸估計(jì)結(jié)果在1%的顯著性水平下基本成立，回歸估計(jì)系數(shù)符號(hào)也基本趨于一致。地區(qū)專業(yè)化指數(shù)與企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度效應(yīng)系數(shù)為0.1969與0.1657，在1%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明我國(guó)制造業(yè)集聚的地區(qū)專業(yè)化與企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向促進(jìn)作用；而經(jīng)濟(jì)多樣性系數(shù)卻為-0.3237，在1%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明我國(guó)制造業(yè)集聚的多樣化對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有負(fù)向阻礙作用。而地區(qū)專業(yè)化與企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度的空間效應(yīng)系數(shù)卻為-0.2966與-0.1800，分別在10%與5%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明周邊地區(qū)制造業(yè)集聚的地區(qū)專業(yè)化發(fā)展與企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度的提高對(duì)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有負(fù)向阻礙作用，周邊地區(qū)的專業(yè)化水平提高與企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)加劇會(huì)吸引該地區(qū)的企業(yè)與勞動(dòng)力；經(jīng)濟(jì)多樣性的空間效應(yīng)系數(shù)為0.3607，在5%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明周邊地區(qū)制造業(yè)集聚的多樣化發(fā)展對(duì)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向作用，能夠給該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)溢出效應(yīng)。

從控制變量來(lái)看，人力資本與政府干預(yù)程度系數(shù)分別為0.1927與0.1282，在5%的顯著性水平下成立，說(shuō)明我國(guó)各地區(qū)人力資本與政府的政策干預(yù)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有推動(dòng)作用，但政府的干預(yù)程度還具有空間效應(yīng)，其系數(shù)為0.3403，在1%的顯著性水平下成立，說(shuō)明周邊地區(qū)政府的政策干預(yù)會(huì)給本地區(qū)的發(fā)展帶來(lái)溢出效應(yīng)，會(huì)帶動(dòng)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的提高。

五、結(jié)論

本文主要是為了研究制造業(yè)集聚對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間效應(yīng)，通過(guò)MoranI指數(shù)的檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)制造業(yè)集聚對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間相關(guān)性；同時(shí)，運(yùn)用反映地理距離影響的鄰接矩陣與距離矩陣，構(gòu)建空間誤差模型、空間滯后模型以及空間杜賓模型考察制造業(yè)集聚對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)，結(jié)果顯示，地理距離是影響制造業(yè)集聚與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素，我國(guó)制造業(yè)集聚對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在明顯的空間效應(yīng)，制造業(yè)集聚的地區(qū)專業(yè)化與企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向作用，而制造業(yè)集聚的經(jīng)濟(jì)多樣性也對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有負(fù)向作用；我國(guó)省際間地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平存在正向促進(jìn)作用，周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平提高能夠帶動(dòng)該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。政府干預(yù)程度對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向空間溢出效應(yīng)，周邊地區(qū)的人力資本水平的提高也會(huì)給本地區(qū)帶來(lái)負(fù)向影響，從而阻礙該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

注釋：

①本文研究的30個(gè)省包括北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆，由于數(shù)據(jù)的有限性，不包括西藏、香港和澳門(mén).

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作者簡(jiǎn)介：劉漢中（1968- ），男，湖南婁底人，博士，教授，主要從事計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)前沿理論方法及其應(yīng)用研究；劉佳麗（1991- ），女，湖南衡陽(yáng)人，碩士研究生，主要從事區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究