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第1篇

關鍵詞 空間統(tǒng)計分析 GIS 區(qū)域經(jīng)濟分析 應用

GIS與空間統(tǒng)計分析這兩種處在前沿的技術，雖已經(jīng)得到了大力推廣與使用，并且在它們的結合作用下，能大幅度地加快區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展方面的研究效率。但是以現(xiàn)階段的情況來看，在GIS與空間統(tǒng)計分析進行結合之后也存在著很大的局限性，讓實際發(fā)揮出來的效果打了個很大的折扣。所以說，研究如何將空間統(tǒng)計分析和GIS結合起來讓它們發(fā)揮更大的效用是非常有必要的。

一、對空間統(tǒng)計分析與GIS進行描述

（一）對空間統(tǒng)計分析的了解

空間統(tǒng)計分析需要建立在統(tǒng)計學的知識體系之上，而在地域領域之中，空間抽樣是最常被使用的一種做法。這一做法主要是要依靠大量的數(shù)據(jù)在某一區(qū)域以及鄰近區(qū)域在某些方面的表現(xiàn)值與現(xiàn)象存在很強的相似性。與以往統(tǒng)計分析理念不同的是，它的空間概念打破了先前相互獨立的設想，在操作應用的時候，為了簡化任務的復雜度，應該對全國各區(qū)域的散亂的數(shù)據(jù)資料進行整合，以此實現(xiàn)對區(qū)域經(jīng)濟的分析。雖然這種新型統(tǒng)計方法與傳統(tǒng)統(tǒng)計方法有一定的出入，然而并不是意味著我們就得把先前的統(tǒng)計方法徹底棄置，反而是要對它進行不斷地加強和創(chuàng)新，提高它的科學性和技術性，更適合社會的發(fā)展需求。

（二）對GIS的進一步了解

GIS又叫作地理信息系統(tǒng)，他是以信息技術為基礎對空間信息進行整合分析的一種科學方法。它最重要的一種方法就是地理模型法，GIS技術可以為地理研究提供各種不同的信息，其中有動態(tài)或是靜態(tài)信息等。更重要的是，他可以讓空間信息形成一條完整的信息產(chǎn)業(yè)鏈，從信息的收集和整合到后期的分析應用，都起到重大的作用。在GIS與空間統(tǒng)計分析的共同作用之下，我國區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展必然會大步向前推進。

二、空間統(tǒng)計分析與GIS協(xié)作運用的未來發(fā)展情況

對于特異性強的經(jīng)濟區(qū)域來說，做好對它們的分析工作處在推動社會經(jīng)濟發(fā)展工作的核心地位。根據(jù)每個地區(qū)的具體的經(jīng)濟形勢，運用分區(qū)化的方法來細化所要研究的對象，讓研究工作可以更細致地完成。與此同時，還要堅持經(jīng)濟區(qū)域的概念，抓住空間管理的特性，更加明確哪個是首要經(jīng)濟區(qū)域，并且對這個重要地區(qū)以及與它有所關聯(lián)的經(jīng)濟區(qū)域做更深層次的研究。在對經(jīng)濟區(qū)域進行分析時，往往都是按照從低等到高等的順序來進行的。在這樣的情況下，如果在進行空間統(tǒng)計分析之前先加入GIS技術，就可以明顯提高分析效率。不僅如此，一方面它還減少了分析數(shù)據(jù)的工作量，另一方面讓區(qū)域經(jīng)濟分析的進行得到了有力的保證。我相信在這兩個技術的不斷進步之下，它們對國家發(fā)展的促進作用也會越來越明顯。

三、如何實施空間統(tǒng)計分析與GIS在區(qū)域經(jīng)濟分析中的應用

（一）建立完善的空間權重矩陣

在進行區(qū)域經(jīng)濟分析的時候，及時對有的信息進行拓展和延伸是非常有必要的，而這些信息通常都是經(jīng)由GIS來產(chǎn)生的。而在對所獲數(shù)據(jù)進行分析和拓展時，空間鄰近和空間鏈接都是其中的決定性因素。因此建立一個完善的空間權重矩陣式是極其有必要的，它的空間鄰近關系能夠更清楚地表達出來，就可以讓距離標準和鄰近標準更加精確，這樣就讓處在各個位置的要素得到更好地理解以及分析。

（二）精確空間自相關度的度量

在整個數(shù)據(jù)分析過程之中，空間自相關度的精確度是非常關鍵的。如果兩個鄰近地域有著極其相似的地理現(xiàn)象或者是有著某個相似的屬性值，這時候就應該將這個屬性值或現(xiàn)象的相似程度與自相關度聯(lián)系起來，并經(jīng)由它進行反映。而一般的自相關度是由局部指標和全局指標來衡量的，而這兩種衡量指標各自都存在著優(yōu)點以及缺點，所以想要提高空間自相關度的精確度就必須妥善用好這兩種衡量標準，以免不正確的使用造成自相關度的度量的誤差過大而影響了區(qū)域經(jīng)濟的數(shù)據(jù)分析。

（三）弄清空間關聯(lián)識別

在對區(qū)域經(jīng)濟分析中，空間關聯(lián)識別也是其中一個非常重要的環(huán)節(jié)。而衡量它的標準也是由兩個因素來決定，這兩者之間呈現(xiàn)著負相關的關系。當計算出一個值的時候，也就得到了另外一個的值。若是MC的取值處在-1之下而GR又在0之上時，各個屬性值都會呈現(xiàn)聚集分布的狀態(tài)，這樣就讓空間自相關變成負的了。當MC的值一直處在0的附近且小于0，這樣空間自相關也將一直是負的。這是由于正負值都有著與之對應的自相關，即正對正，負對負。

（四）空間統(tǒng)計分析與GIS的結合應用

隨著社會經(jīng)濟的不斷發(fā)展，我國區(qū)域經(jīng)濟的分析工作的難度也在不斷地加大，僅僅只靠空間統(tǒng)計分析早已經(jīng)沒法再勝任這個任務。當下的專家和相關工作者都在研究如何將空間統(tǒng)計分析與GIS技術更好地結合在一起來進行工作。由于GIS擁有著很強的優(yōu)勢，它不但可以獲得更為精確的地理信息，而且還能夠得到有關的空間數(shù)據(jù)信息。在經(jīng)過無數(shù)次的實驗研究后發(fā)現(xiàn)，將空間統(tǒng)計分析運用到GIS的結合方式能更好地達到分析作用。先是利用空間統(tǒng)計分析，將MC和GR的值計算出來，然后再利用GIS將這些數(shù)據(jù)在空間上的分布特征確定出來，以此來了解區(qū)域之間所存在的關聯(lián)性。

四、結論

結合上面所論述的觀點，為了我國各個區(qū)域更好更快地發(fā)展，就必須對這些區(qū)域的經(jīng)濟進行更為系統(tǒng)而又科學的研究和分析。若想得到更為科學的數(shù)據(jù)和信息就離不開GIS的幫助，而只有GIS還無法對這些數(shù)據(jù)進行全面的分析，所以還需要運用空間統(tǒng)計分析進行分析。所以如何讓GIS和空間統(tǒng)計分析更有效率地對區(qū)域經(jīng)濟進行分析研究成為發(fā)展區(qū)域經(jīng)濟工作的重中之重。伴隨著GIS與空間統(tǒng)計分析結合的有效性的提高，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展也會得到很大的提升，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的加快也會對我國的社會主義現(xiàn)代化建設起促進作用。

（作者單位為武安市城市供水管理處）

參考文獻

[1] 龍洋洲.空間統(tǒng)計分析在區(qū)域社會經(jīng)濟分析中的應用分析[J].科技傳播，2014 （15）.

[2] 陳燦斌.區(qū)域經(jīng)濟分析中空間統(tǒng)計分析理論與GIS的應用探討[J].商業(yè)故事，2015 （6）.

[3] 李林.基于GIS的空間統(tǒng)計分析在奶牛地氟病監(jiān)測中的應用[J].農(nóng)業(yè)工程學報， 2012（10）.

第2篇

關鍵詞：區(qū)域文化；區(qū)域經(jīng)濟；云南省

一、引言

云南省有著自己的歷史、文明、傳統(tǒng)和生產(chǎn)方式，這些因素都在日常生活中不斷的影響著當?shù)厝说乃季S和生活，進而影響著當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展。文化不僅能夠為一個地區(qū)提供精神動力和文化氛圍，同時也對經(jīng)濟效益和社會效益產(chǎn)生了巨大的推動作用，成為增強區(qū)域競爭力的基礎因素。因此，將傳統(tǒng)文化因素納入經(jīng)濟研究中是非常必要的。

二、區(qū)域文化對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響分析

1.區(qū)域文化對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響

（1）文化模式對區(qū)域特色經(jīng)濟形成的影響機制。一個地區(qū)能夠形成產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化發(fā)展是區(qū)域社會對生活與發(fā)展方式的一種選擇，這種選擇能夠與當?shù)匚幕嗥鹾鲜欠浅Ｖ匾模瑹o論是在當?shù)匚幕膬r值認同與技術支持上，還是在組織系統(tǒng)、技術系統(tǒng)上，都有一定的關聯(lián)。技術系統(tǒng)是所有產(chǎn)業(yè)都要具備的，如果所選擇的技術系統(tǒng)與該區(qū)域的文化不能夠協(xié)調(diào)統(tǒng)一，該區(qū)域的人就無法更好的摒棄原有的模式而去接受和適應它。文化模式下的技術系統(tǒng)不僅是特指的生產(chǎn)工具，更是生產(chǎn)工藝，即使人們使用的工具改變了，工藝還是會繼續(xù)延續(xù)下來。所以產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整過程要與文化水平保持一致，本土文化正式這一環(huán)節(jié)的內(nèi)在基礎。區(qū)域文化對于本地經(jīng)濟的發(fā)展有著直接、間接和廣泛的影響。文化對產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟結構、發(fā)展水平和方向的影響都是直接性的，但是對勞動力、資本等因素的影響是間接性的。本文借助經(jīng)濟分析工具，從制度經(jīng)濟學的角度將正式制度進行分類，進一步分析區(qū)域文化對經(jīng)濟的影響。

（2）區(qū)域文化建設是經(jīng)濟發(fā)展的精神動力。區(qū)域的社會群體意愿、利益等形成了一個文化氛圍和環(huán)境，能夠起到調(diào)節(jié)社會關系和支配行為的作用。當今占主體地位的發(fā)展模式是市場經(jīng)濟，有助于促進生產(chǎn)，但同時也遇到了自然與人類對立的問題，這就是經(jīng)濟發(fā)展缺乏人文關懷的結果。個人主義、享樂主義等不道德、不健康的觀念也影響著正常的消費途徑。只有通過提高文化水平、加強文化建設才能夠提高人們的精神境界，才能夠促進人與人、人與自然、人與社會的和諧關系，正常健康的致富手段才能夠營造健康的市場經(jīng)濟環(huán)境。

（3）區(qū)域文化建設是經(jīng)濟的核心競爭力。進入小康社會后，人們的生活水平不斷提高，消費模式也由功能性消費向?qū)徝佬韵M轉(zhuǎn)變。產(chǎn)品不再僅僅是一個實體，更多的代表了審美價值和使用價值。從產(chǎn)品的設計、包裝到產(chǎn)品營銷，每一個環(huán)節(jié)都緊緊圍繞著一定的文化內(nèi)涵，各種文化因素形成了無形資產(chǎn)，是企業(yè)經(jīng)濟競爭的核心力量，可以說，所有的經(jīng)濟活動都離不開文化價值，隨著經(jīng)濟的文化取向日益增加，二者之間也呈現(xiàn)出相輔相成、互相促進的狀態(tài)。因此，可以使區(qū)域文化和經(jīng)濟之間形成良好的互動，這是當今經(jīng)濟發(fā)展的重要趨勢。

2.區(qū)域文化對正式制度的影響

（1）區(qū)域文化對正式制度選擇的影響。制度的制定是建立在約束主體福利的基礎上的，本文將制度分為正式制度和非正式制度兩種，前者是成員要共同遵守的規(guī)范和準則，例如法律規(guī)章等，后者是源自于價值的文化遺傳，后者先于前者產(chǎn)生，二者都對人的行為有著規(guī)范作用。格雷夫從博弈論的角度進行了分析，認為熱那亞人和馬格里布人的兩種社會價值體系決定了不同的制度路徑。熱那亞人建立了能夠支撐現(xiàn)代市場經(jīng)濟圓形的制度，主要是由無限連帶責任、提貨單制度、永久合伙性質(zhì)、保險制度等形成的，同時建立了有效而完善的法律制度，對經(jīng)濟發(fā)展起到了很大的促進作用，所以不同的文化價值能夠形成不同的正式制度，形成與市場經(jīng)濟發(fā)展相匹配的正式制度體系。

（2）區(qū)域文化對地方正式制度變遷的影響。一種制度形成后會隨著時間的流逝而變遷，變遷是制度創(chuàng)立之后被打破，被新的制度替代的方式。正式制度的變遷也會受到非正式制度的影響，如同初始制度安排一樣，非正式制度對制度變遷會產(chǎn)生很大影響，是一種誘致性、強制性變遷，不同于正式制度的變遷，這是一個慢慢累積的過程。因此，很多國家和地區(qū)的非正式制度變遷速度都趕不上正式制度，所以前者延長了地區(qū)制度變遷、阻礙了制度創(chuàng)新。

（3）區(qū)域文化對正式制度實施的影響。意識形態(tài)能夠提高人們遵循制度的自覺性，減少了制度安排服務費用成本，大大減少了制度實施過程中的摩擦和沖突。由誘致性制度變遷而來的正式制度易于執(zhí)行，而強制性制度變遷而來的正式制度則難以執(zhí)行，前者具有一致性，而后者則相沖突。正式制度包括正式制度安排、正式制度執(zhí)行和正式制度變遷，正式制度會受區(qū)域文化的影響，所以本文用正式制度代表區(qū)域文化程度。

綜上所述，區(qū)域文化主要是通過制度的選擇、執(zhí)行和變遷對區(qū)域經(jīng)濟產(chǎn)生影響的，當正式制度和文化一致時，就能夠推動制度向良性方向發(fā)展，但相沖突時，就會阻礙制度的發(fā)展變遷。所以當文化和經(jīng)濟發(fā)展相適應時，能夠降低交易成本、提高經(jīng)濟績效，不一致時阻礙制度的執(zhí)行而影響經(jīng)濟發(fā)展，這種作用是雙重的。

三、區(qū)域文化與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的實證分析――以云南省為例

1.模型與假設

為了研究區(qū)域文化與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展之間的關系，本文提出如下假設：

假設一：資本、勞動力、技術進步和制度等區(qū)域文化是影響區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的重要因素

假設二：區(qū)域文化主要通過正式制度對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平產(chǎn)生影響

根據(jù)新制度經(jīng)濟學派的觀點，正式制度安排可能是從外引進的新制度，也可能是從初始制度演化而來的。但無論是哪一種，都要受到非正式制度的約束，因此我們把制度定義為區(qū)域文化的函數(shù)：

LNY=LNA+aLNK+bLNL+cLNI

其中Y表示經(jīng)濟發(fā)展程度，A表示技術進步，K表示資本，L表示勞動力，I表示正式制度安排。

2.樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選擇了云南省2010年的數(shù)據(jù)，區(qū)域文化程度采用經(jīng)濟性觀念、經(jīng)營性觀念和制度性觀念三個一級指標來衡量，這三個一級指標下含有17個二級指標，以此來判斷云南省的文化程度，如果得分高，則說明該地區(qū)的文化程度高，反之較低。正式制度主要通過非國有化率（FGYH）、市場化程度（SCH）、分配格局變化程度（FPGJ）和對外開放程度（DWKF）的加權平均值來衡量。本文選擇的計量軟件是EVIEW5.0。

3.回歸分析

可以看到，調(diào)整后的R方為0.883047，F(xiàn)值為227.5141，因此模型擬合較好，假設成立，即區(qū)域文化對正式制度有所影響。主要是因為正式制度的執(zhí)行有賴于非正式制度的存在，后者能夠有效的提高前者的執(zhí)行效率，但是當二者有沖突的時候，后者就會阻礙前者的執(zhí)行效果。另一方面，非正式制度是優(yōu)先于正式制度而存在的，地區(qū)文化的差異也會導致制度安排的差異。從制度變遷的角度來看，非正式制度會影響正式制度的變遷進程，有引導作用。所以，區(qū)域文化是通過對正式制度來影響區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的。

利用收集到的數(shù)據(jù)我們對云南省正式制度與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的關系進行回歸分析，得到結果如下（見表2）。

可以看出，調(diào)整后的R方為0.781643，因此模型擬合較好，從一定程度上解釋了文化與經(jīng)濟的關系。回歸結果表明，地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展受資本、技術、勞動力和制度等文化的影響，正式制度對經(jīng)濟發(fā)展有三方面的作用：首先，正式制度能夠減低經(jīng)濟的不確定性，通過使人們之間的關系和行為構成一種固定模式，激發(fā)人們的積極性，降低行為的不穩(wěn)定性；其次，正式制度能夠節(jié)約經(jīng)濟活動的交易成本，減少人們行為選擇的信息成本，降低人們的機會主義傾向，形成一種有效的約束；最后，正式制度能夠促進形成一種激勵結構，使個人與社會收益達成一致，有效的統(tǒng)一人們的權利和責任。

四、結論

關于文化與經(jīng)濟發(fā)展的關系至今都沒有形成一致的結論，但是隨著經(jīng)濟學和文化變量越來越受到重視，二者的關系也不斷的被驗證。本文利用云南省的數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)資本、勞動力、技術進步和制度等區(qū)域文化是影響區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的重要因素，同時區(qū)域文化主要通過正式制度對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平產(chǎn)生影響。這樣的結論給我們帶來一些啟示：

第一，除了提高物質(zhì)資本和人力資本以外，改變傳統(tǒng)落后的文化觀念也是促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的重要方式，創(chuàng)建一種先進的文化氛圍，提升區(qū)域競爭力。文化是多種要素發(fā)揮作用的基礎，提高社會資源的使用效率，制度的創(chuàng)新和減低制度的實施成本有賴于該地區(qū)文化發(fā)展水平，從而有力促進經(jīng)濟發(fā)展。

第二，云南是傳統(tǒng)文化水平很高的地區(qū)，雖然傳統(tǒng)文化對促進經(jīng)濟發(fā)展起到了很大作用，但是傳統(tǒng)陳舊的觀念已經(jīng)無法滿足經(jīng)濟發(fā)展的需要，因此在保護與發(fā)展傳統(tǒng)文化的同時，還要注意在此基礎上進行文化創(chuàng)新，使其更好的融入市場經(jīng)濟，這也是保證區(qū)域經(jīng)濟能夠得到更好發(fā)展的基礎。

第三，文化是區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展的重要內(nèi)在驅(qū)動力之一，我國還存在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡的現(xiàn)象。中西部地區(qū)封建社會思想較為嚴重，文化觀念落后，而東部地區(qū)則較容易接受新鮮文化，形成了良好的市場經(jīng)濟理念。要加強落后地區(qū)的文化，創(chuàng)建先進的文化，減少地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的差距。

參考文獻：

[1]李艷艷.區(qū)域文化與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的聯(lián)動機制初探[J].沙洋師范高等專科學校學報，2010（4）：87-89.

[2]游細斌，魏清泉，湯放華.區(qū)域文化與區(qū)域經(jīng)濟耦合路徑探析[J].熱帶地理，2008，28（2）：139-143.

第3篇

區(qū)位商是區(qū)分地域分工格局的基本指標,用于說明在地域分工中,某種產(chǎn)業(yè)或產(chǎn)品生產(chǎn)區(qū)域化的水平,通過產(chǎn)業(yè)或產(chǎn)品生產(chǎn)區(qū)域化的比較,也就顯現(xiàn)出地域分工的基本格局。是現(xiàn)代經(jīng)濟學中常用的分析區(qū)域產(chǎn)業(yè)布局和產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢的指標。區(qū)位商又稱專門化率,它是一個地區(qū)某種產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值(勞動力)在該地區(qū)所有產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(勞動力)中所占的比重與全國該產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(勞動力)占全國所有產(chǎn)業(yè)該指標的比重之比。

在區(qū)域經(jīng)濟分析中,區(qū)位商是一種十分有用的工具,由于區(qū)域規(guī)模有很大差異,在經(jīng)濟總量、人口、幅員各方面差別非常顯著,直接進行市場絕對份額比較顯然無法顯示區(qū)域規(guī)模不同地區(qū)的各自優(yōu)勢行業(yè)所在,通過區(qū)位商指標就排除了區(qū)域規(guī)模差異因素,有利于顯示真正的區(qū)域優(yōu)勢行業(yè),可以真實地反映地理要素的空間分布、主導經(jīng)濟部門的作用及其變化特點。區(qū)位商在分析區(qū)域產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結構時,可以對比有關部門或產(chǎn)業(yè)活動的區(qū)位商,研究區(qū)域優(yōu)勢行業(yè)的變動及趨向,明確各部門或產(chǎn)業(yè)活動在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中的功能差異以及重點和薄弱環(huán)節(jié)所在,從而判斷和確定區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的主導產(chǎn)業(yè),為產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整提供依據(jù)。

二、實證分析

第三產(chǎn)業(yè)中,批發(fā)與零售貿(mào)易業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)及金融保險業(yè)為代表的部門或行業(yè)主要集中在樓宇中,這些行業(yè)是利用樓宇經(jīng)濟的聚集作用大力發(fā)展現(xiàn)代服務業(yè)的結果。用批發(fā)與零售貿(mào)易業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)及金融保險業(yè)增加值之和所占該地區(qū)或市GDP的比重去全國相對應的值對比所得的比值來粗略反映該地區(qū)或市樓宇經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀,用此種量化指標來認識河南省及各地市樓宇經(jīng)濟的發(fā)展狀況。經(jīng)過收集河南省從2002年至2008年的數(shù)據(jù),并進行整理、計算,得出下表2中的區(qū)位商數(shù)值。(由于河南省2001年及以前年份沒有各地市的批發(fā)與零售貿(mào)易業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)及金融保險業(yè)三個行業(yè)的增加值,數(shù)據(jù)只能從2002年開始)表2計算公式與表1相同(如表所示)。

(從上表數(shù)據(jù)可以看出)只有省份鄭州市的樓宇經(jīng)濟量化指標區(qū)位商大于全國平均水平1,從2002年至今一直大于1.15,這說明鄭州市樓宇經(jīng)濟發(fā)展水平處于中上等,和上海、北京的2.02和1.7相比,還是存在差距。下面再看鄭州市近幾年樓宇經(jīng)濟發(fā)展情況(如下圖所示)。

(從上圖1中可以更直接的看出)鄭州市在2002年～2004年期間,區(qū)位商基本保持在一個水平線上;從2004年以后,鄭州市區(qū)位商開始下降,直到降至1.20附近出現(xiàn)轉(zhuǎn)折;2008年區(qū)位商升到1.46,這與全國大趨勢相同,近幾年房地產(chǎn)業(yè)的興起,對鄭州市樓宇經(jīng)濟的發(fā)展起到了積極作用。

2002～2008年河南省各地市區(qū)位商統(tǒng)計表

資料來源:河南省統(tǒng)計年鑒(2003-2009年)中國統(tǒng)計年鑒(2009年)

在2008年,超過全國平均水平的還有平頂山市和周口市,他們的區(qū)位商分別達到1.44和1.57,余下的地市樓宇經(jīng)濟的發(fā)展則在平均水平以下。以下是以2008年數(shù)據(jù)聚類,聚類結過如下:

* * * * * * * H I E R A R C H I C A LC L U S T E R A N A L Y S I S * * * * * * *

Dendrogram using Average Linkage (Between Groups)

Rescaled Distance Cluster Combine

C A S E 0 5 10 152025

Label Num+---+---+-----+-----+-----+

三 門峽 市 12-+

濟源市 18-+

開封市 2-+-+

鶴壁市 6 -+ |

漯河市 11 -+ +-----+

濮陽市9 -+ | |

商丘市 14 -+ | |

焦作市8 -+-+ |

許昌市 10 -+ +---------------+

駐 馬店 市 17 -+ | |

安陽市5 -+ | |

洛陽市3-+ ||

南陽市 13 -+---+||

新鄉(xiāng)市7 -+ | |

信陽市 15 -+ | |

鄭州市1 -+ | |

平 頂山 市4 -+-----------------------+

周口市 16 -+

第一類為:鄭州市、平頂山市和周口市,屬于樓宇經(jīng)濟發(fā)展水平較高的城市。

第二類為:洛陽市、新鄉(xiāng)市、南陽市和信陽市,這些城市的樓宇經(jīng)濟的發(fā)展處于中等水平。

第三類為:出第一類和第二類的其他城市,包括十一個城市,這些城市樓宇經(jīng)濟發(fā)展水平較低。

第4篇

關鍵詞：協(xié)整 區(qū)域物流 經(jīng)濟增長 物流規(guī)模 物流需求

引言

改革開放以來，廣東省經(jīng)濟呈現(xiàn)良好的增長趨勢，GDP由1985年的577.38億元增長到2011年的53210.28億元，增長了92.15倍。特別是中國加入WTO后，廣東省加大了開放力度和積極參與了國際分工，經(jīng)濟取得了持續(xù)的良好增長。值得注意的是，廣東省物流業(yè)同時也取得了很好的發(fā)展，如反應廣東省物流需要的貨物周轉(zhuǎn)量1985年只有1767.86 億噸公里，2011年增長到了7113.29億噸公里。同時，代表廣東省物流供給能力的物流基礎設施也取得了長足的增長，2011年末廣東省擁有載貨汽車159.92萬輛，公路通車里程190724公里，其中高速公路5049公里，碼頭泊位 3120個，港口貨物吞吐量達 133704 萬噸。因此，本文將借助計量經(jīng)濟學相關理論探究區(qū)域經(jīng)濟增長引發(fā)的相應物流需求，以及現(xiàn)代物流各環(huán)節(jié)的高效運作又是如何保證區(qū)域經(jīng)濟順利發(fā)展的內(nèi)生機制。

模型變量選取及數(shù)據(jù)處理

（一）模型變量的選取

區(qū)域經(jīng)濟是一個復雜的系統(tǒng)，目前衡量區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平的指標較多，既體現(xiàn)在經(jīng)濟水平“量”的方面，也體現(xiàn)在“質(zhì)”的方面，本文考慮到數(shù)據(jù)的可計算性及可得性，僅從量的角度選取區(qū)域生產(chǎn)總值（GDP）作為廣東省經(jīng)濟發(fā)展水平的衡量指標。

區(qū)域物流是區(qū)域經(jīng)濟有效運行的基礎和保障，物流活動同樣是一個復雜的系統(tǒng)運營過程，學術界在選取什么指標能反映某一區(qū)域物流水平，目前還沒有達成共識，本文在考慮計量數(shù)據(jù)的可得性和有效性的基礎上選取貨物周轉(zhuǎn)量（HZ）代表區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展對區(qū)域物流的需求量，選取物流業(yè)產(chǎn)值（CZ）代表區(qū)域物流發(fā)展的規(guī)模，這兩個指標共同衡量區(qū)域物流業(yè)發(fā)展水平。

（二）數(shù)據(jù)的來源及處理

文中1990-2011年的相關數(shù)據(jù)來源于《廣東省統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》及廣東省統(tǒng)計局網(wǎng)站，GDP統(tǒng)一核算為億元，貨物周轉(zhuǎn)量為億噸公里。由于物流業(yè)產(chǎn)值的數(shù)據(jù)不容易得到，文中使用交通運輸、倉儲和郵政業(yè)總值代替物流業(yè)產(chǎn)值，統(tǒng)一核算為億元。為了使數(shù)據(jù)具有可比性，使用CPI指數(shù)（1978=100）對歷年GDP和物流業(yè)產(chǎn)值進行平減。由于本文選取的樣本時間跨度比較大，時間序列中可能存在異方差問題，故此，文中對時間序列CZ（物流業(yè)產(chǎn)值）、HZ（貨物周轉(zhuǎn)量）及GDP（區(qū)域生產(chǎn)總是）取自然對數(shù)處理，得到時間序列l(wèi)nCZ、lnHZ及l(fā)nGDP。

變量的描述統(tǒng)計

由序列l(wèi)nGDP、lnCZ及l(fā)nHZ 的變動趨勢圖（見圖1）知，1985-2011年間變量lnGDP、lnCZ及l(fā)nHZ基本上具有相同的變化趨勢，說明變量間可能存在較強的相關性。由lnGDP、lnCZ及l(fā)nHZ變量間的相關系數(shù)矩陣表知（見表1），文中所選取的變量間彼此的相關系數(shù)很高，最低也達到0.981037，表明廣東省經(jīng)濟增長與物流發(fā)展水平之間相關性顯著，這就保證了后面計量分析模型擬合的可靠性。

模型估計與參數(shù)分析

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗

本文采用ADF檢驗法對序列l(wèi)nGDP、lnCZ及l(fā)nHZ進行平穩(wěn)性檢驗。通過AIC準則確定時間序列l(wèi)nGDP、lnCZ及l(fā)nHZ的最大滯后階數(shù)，使用eviews6.0進行檢驗，由表2可知在10%的顯著水平下，序列l(wèi)nGDP、lnCZ及l(fā)nHZ的ADF統(tǒng)計值分別大于各自的臨界值，所以接受lnGDP、lnEX及l(fā)nIM是非平穩(wěn)序列的原假設。由于原序列是不平穩(wěn)的，所以需要對其差分進行檢驗。

通過AIC準則確定差分序列l(wèi)nGDP、lnCZ以及l(fā)nHZ 的最大滯后階數(shù)，之后使用eviews6.0進行檢驗，由表2可知lnGDP、lnCZ及l(fā)nHZ的ADF統(tǒng)計值分別小于各自在1%的臨界值，lnGDP、lnCZ及l(fā)nHZ一階差分后不含單位根，拒絕lnGDP、lnCZ及l(fā)nHZ是非平穩(wěn)的原假設。故此，時間序列l(wèi)nGDP、lnCZ及l(fā)nHZ都是一階單整的，即lnGDPt～I（1），lnCZt～I（1），lnHZt～I（1）。

（二）協(xié)整分析

根據(jù)1987年Engle和Granger提出協(xié)整理論及其方法，如果k維時間序列yt～ CI（d，b）是同階單整的，且存在非零向量β使得的 yt～I（d-b），則yt是協(xié)整的，向量β是協(xié)整向量。由變量的平穩(wěn)檢驗知lnGDP、lnCZ及l(fā)nHZ是非平穩(wěn)序列，且都是1階單整的，建立lnGDP、lnCZ及l(fā)nHZ間的回歸方程如下：

本文選取Johansen協(xié)整檢驗方法，對lnGDP、lnCZ及l(fā)nHZ之間進行檢驗，利用Eviews6.0軟件檢驗結果表明lnGDP、lnEX及l(fā)nIM在95%的置信水平下，變量線性組合存在一個協(xié)整向量（見表3），運用OLS法回歸得估計方程如下：

回歸結果分析：

估計方中的LnCZ和lnHZ的回歸系數(shù)都是正的，符合西澤修在“第三利潤源泉”學說中指出的物流是未來經(jīng)濟發(fā)展 “加速器”的理論預期；由R2=0.982 和 Adj.R2=0.978可以判斷估計方程擬合的比較好；回歸系數(shù)的t值分別為3.564和3.1320，表明lnCZ和lnHZ對lnGDP有顯著影響；而DW=

1.907說明擾動項不存在自相關。因此，在95%置信水平下，估計方程可以反映lnCZ、lnHZ與lnGDP之間的長期均衡關系，即反應了廣東省物流發(fā)展水平與經(jīng)濟增長之間的長期穩(wěn)定關系，且GDP的物流規(guī)模和物流需求彈性分別為0.483和0.512，即廣東省物流業(yè)規(guī)模和物流需求每增加1%將促進GDP 增長0.483%和0.512%。

（三）Granger因果性檢驗

協(xié)整分析結果表明廣東省物流發(fā)展水平與經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關系，但這種協(xié)整關系的背后是否存在因果關系，還需進一步分析辨別。根據(jù)Granger 提出的因果關系檢驗方法思路，由AIC準則選擇滯后期為3，利用eviews6.0分析結果如表4所示。

在1%的顯著水平下，拒絕 lnCZ不是引起lnGDP的Granger原因的原假設，接受 lnCZ是引起lnGDP的Granger原因，即廣東省物流規(guī)模增加是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因；而在10%的顯著水平下，不能拒絕 lnGDP不是引起lnCZ的Granger原因的原假設，即廣東省經(jīng)濟增長推動了物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展并沒有得到相關經(jīng)驗證據(jù)的有力支持。同理，在1%的顯著水平下，拒絕 lnHZ不是引起lnGDP的Granger原因的原假設，接受 lnHZ是引起lnGDP的Granger原因， 即廣東省物流需求是引起經(jīng)濟增長的格蘭杰原因；而在10%的顯著水平下，不能拒絕lnGDP不是引起lnHZ的Granger原因的原假設，即廣東省經(jīng)濟增長引起物流需求增加并沒有得到相關經(jīng)驗證明。

由此可見，在1985-2011年間廣東省物流業(yè)發(fā)展水平與經(jīng)濟增長之間只是存在一種單向的因果關系，即區(qū)域物流業(yè)拉動了經(jīng)濟增長， 而經(jīng)濟增長帶動區(qū)域物流發(fā)展效果不顯著，這一檢驗結果支持了物流促進經(jīng)濟增長的相關理論，也符合我國改革開放三十年多年來，重視生產(chǎn)、輕視流通的經(jīng)濟政策。

結論及啟示

（一）結論

本文通過對廣東省1985-2011年間物流發(fā)展水平與經(jīng)濟增長的有效統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行實證研究，得出：物流業(yè)發(fā)展水平與區(qū)域經(jīng)濟增長之間的確存在著長期穩(wěn)定的關系，物流業(yè)發(fā)展水平的變化會引起區(qū)域經(jīng)濟同向變化；Granger因果關系檢驗表明廣東省的物流業(yè)有利于促進區(qū)域經(jīng)濟增長，但是經(jīng)濟增長未能有效的促進物流業(yè)的發(fā)展，改革開放這么多年物流業(yè)和經(jīng)濟發(fā)展未能呈現(xiàn)互動趨勢。雖然廣東省的物流業(yè)已經(jīng)是走在其他地區(qū)的前列，但是物流業(yè)對經(jīng)濟促進作用的指標遠遠低于發(fā)達國家的水平，說明物流業(yè)已是發(fā)展區(qū)域經(jīng)濟的一塊短板。

（二）啟示

總之，在我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的背景下，廣東省物流企業(yè)一方面要增強服務理念，提供差異化服務以滿足不同需求；另一方面要加快物流企業(yè)的兼并重組，組建更多的龍頭物流企業(yè)。同時，地方政府需要發(fā)揮主導作用，從宏觀層面積極利用廣東省的區(qū)位優(yōu)勢，為物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供一個良好的市場環(huán)境，避免未來經(jīng)濟增長失去動力。

參考文獻：

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2.Julia Devlin， Peter Yee. Trade logistics in developing countries： the case of the Middle East and North Africa [M]. Blackwell Publishing Ltd. 2005

3.Marc Goetschalckx，Carlos J ， Vidal， Koray Dogan. Modeling and Design of Global Logistics Systems： A Review of Integrated Strategic and Tactical Models and Design Algorithms[J]. European Journal of Operational Research， 2002，143

4.高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模[M].清華大學出版社，2009

5.張嘵峒.計量經(jīng)濟學基礎（第三版）[M].南開大學出版社，2007

第5篇

0 引言

空間統(tǒng)計學（spatial analysis）起始于20世紀60年代左右，經(jīng)過五十幾年的發(fā)展，已廣泛應用于人類生活和發(fā)展的各個領域。空間現(xiàn)象不同于傳統(tǒng)的統(tǒng)計對象，它們之間存在不同方向、不同距離成分等相互作用。傳統(tǒng)的數(shù)理統(tǒng)計方法無法有效地解決空間樣本點的選取、空間估值和兩組以上空間數(shù)據(jù)的關系等問題。空間統(tǒng)計學的一些基本理論都是在傳統(tǒng)統(tǒng)計學的基礎上發(fā)展起來的。空間統(tǒng)計分析主要用于研究與地理位置有關的數(shù)據(jù)之間的空間關系，基于空間地理位置利用空間統(tǒng)計分析模型計算空間數(shù)據(jù)的關聯(lián)度。它不僅能夠進行數(shù)值計算，將數(shù)據(jù)分析與地理位置相結合，既考慮到樣本值的大小，又彌補傳統(tǒng)統(tǒng)計分析忽略空間方位的缺陷，更能描述和揭示空間數(shù)據(jù)中所蘊涵的獨特的空間信息、關系、格局和過程。

空間統(tǒng)計分析主要分析的內(nèi)容有基本統(tǒng)計量、探索性空間統(tǒng)計分析、分級統(tǒng)計分析、空間插值、空間回歸和空間分類。空間統(tǒng)計數(shù)據(jù)在地方、區(qū)域和全國各級水平的經(jīng)濟發(fā)展分析過程中都發(fā)揮著重要作用 。城市的建設和發(fā)展與周邊的環(huán)境是相互聯(lián)系和影響的，因此城市布局的空間規(guī)律可以運用空間統(tǒng)計分析方法進行系統(tǒng)的計算。基于空間統(tǒng)計分析，可以通過對人均GDP的空間分布模式研究以探討區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展狀況。利用GIS系統(tǒng)開發(fā)一個分析空間關聯(lián)的功能模塊，運用度量空間自相關、空間關聯(lián)的一些空間統(tǒng)計分析方法，可將其應用于區(qū)域經(jīng)濟分析的各個方面。

本文首先分析了空間統(tǒng)計學中的基本原理，概念與經(jīng)典分析方法，介紹了空間統(tǒng)計分析在區(qū)域社會經(jīng)濟分析各方面的應用實例，最后展望了空間統(tǒng)計分析的應用前景。

1 空間統(tǒng)計分析方法

空間數(shù)據(jù)基本上都具有定位、定性、時間、空間依賴、空間自相關等特征。數(shù)據(jù)間的空間關聯(lián)對傳統(tǒng)統(tǒng)計分析中相互獨立的基本假設不成立，故在處理離散的區(qū)域社會經(jīng)濟數(shù)據(jù)時，需要引入空間統(tǒng)計分析方法。空間連續(xù)數(shù)據(jù)分析方法包括反距離加權法、簡單克里格方法、普通克里格方法以及泛克里格方法。本文探討了面狀數(shù)據(jù)空間模式分析方法，研究地理位置數(shù)據(jù)間的空間依賴、空間關聯(lián)或空間自相關。介紹空間權重矩陣，空間地物其位置鄰近關系、確定空間權重矩陣的兩個簡單標準以及空間自相關的幾種最著名的方法。

1.1 空間權重矩陣

通常情況下，為體現(xiàn)空間自相關指數(shù)，反映空間鏈接和空間鄰近關系，常定義一個二元對稱空間權重矩陣W來表達個位置的空間鄰近關系。

空間權重矩陣的建立規(guī)則可以分為三類：一是根據(jù)相鄰關系；二是根據(jù)距離關系；三是選擇最近的個點（不論距離遠近）。空間權重矩陣可以用來衡量空間位置之間的空間關聯(lián)程度。

1.2空間自相關度量

空間自相關指同一變量在不同空間位置上的相關性。與區(qū)域社會經(jīng)濟相關的各方面因為受到地理分布上具有連續(xù)性的過程所影響而在空間上具有自相關特征。空間自相關指數(shù)能夠?qū)ψ兞靠臻g分布的自相關強度進行檢驗，空間自相關分析可以包括全程空間自相關分析和局部空間自相關分析。全程空間自相關用于分析整體范圍內(nèi)某一屬性是否具有自相關性。局部空間自相關用于分析局部地區(qū)某一理現(xiàn)象或某一屬性值是否具有自相關性。

1.2.1全局空間自相關

全局空間自相關一般用Moran系數(shù)和Geary比率來度量。

Moran I指數(shù)反映的是空間鄰接或空間鄰近的區(qū)域單元觀測值的相似程度，其公式為

Moran指數(shù)I值取值一般在之間，小于零表示負相關，大于零表示正相關，等于零表示不相關。

Geary系數(shù)等方法也是可選擇的統(tǒng)計指標，它與Moran指數(shù)是負相關關系。

對于Moran指數(shù)，可計算檢驗統(tǒng)計量標準化值Z來判斷n個區(qū)域是否存在空間自相關性，如公式（4）所示。

當Z值為正且顯著時，表明存在正的空間自相關，即相似的觀測值趨于空間集聚；當Z值為負且顯著時，表明存在負的空間自相關，即相似的觀測值趨于空間分散；當Z值為零時，則呈隨機的空間分布。

1.2.2局部空間自相關

一般而言，全局Moran系數(shù)可以很好的反映觀測值全局的空間相關情況。而觀測值的局部特征往往在全局評估中被掩蓋了。當需考慮局部特征時，就需要引入局部空間自相關指標。常見的指標包括：空間聯(lián)系的局部指標、G統(tǒng)計、Moran散點圖。這里主要介紹Moran圖和LISA。

1） 空間聯(lián)系的局部指標LISA

LISA包括局部Moran指數(shù)和局部Geary指數(shù)。局部Moran指數(shù)I 被定義為：

式中，。當I>o時表示該區(qū)域單元周圍相似值的空間集聚，當I

空間聯(lián)系的局部指標滿足下列兩個條件：（1）每個區(qū)域的LISA是描述其周圍顯著的相似值區(qū)域空間集聚程度的指標；（2）所有LISA總與全局空間聯(lián)系指標成正比。

局部指數(shù)Local Moran’s I可以將空間關聯(lián)模式為四種類型，分別與MORAN散點圖中的四個象限相對應。正的空間關聯(lián)包括兩種類型：“高-高”關聯(lián)和“低-低”關聯(lián)。而負的空間關聯(lián)也有兩種類型：“高-低”關聯(lián)，或者相反的“低-高”關聯(lián)。

2）Moran散點圖

Moran散點圖以（，）為坐標點，常用來研究局部空間的不穩(wěn)定性。對相鄰域單元觀測值的空間加權平均值（又稱為“空間滯后”向量）和數(shù)據(jù)（所有觀測值與均值之間的離差組成的向量）進行了可視化的二位圖示，構成散點圖。對Moran指數(shù)以及外值具有強烈影響的區(qū)域，可通過標準回歸診斷出來。

Moran散點圖中第一、三象限代表正的空間聯(lián)系，第二、四象限代表負的空間聯(lián)系。“Moran顯著性水平圖”可以由將Moran散點圖與LISA顯著性水平相結合得到。

1.3空間統(tǒng)計分析與GIS集成

地理信息系統(tǒng)數(shù)據(jù)庫中存儲了海量的數(shù)據(jù)及信息，如能與空間統(tǒng)計分析方法有效集成，提高其空間分析的能力，必將大大拓寬GIS數(shù)據(jù)庫的知識發(fā)現(xiàn)和在GIS分析決策上的應用。從而更深入地探索、分析、處理和解釋與經(jīng)濟發(fā)展相關的各地理特征之間的相互關系。完成空間統(tǒng)計分析與 GIS的集成，要在現(xiàn)有成熟的GIS系統(tǒng)中，嵌入空間統(tǒng)計分析功能模塊，充分的利用GIS強大的可視化和交互功能，實現(xiàn)區(qū)域社會經(jīng)濟數(shù)據(jù)的空間化統(tǒng)計。

2 應用實例

人均GDP是反映區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展整體水平的重要指標，故在探討區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平時，多采用GDP數(shù)據(jù)以了解經(jīng)濟發(fā)展水平的好壞。經(jīng)濟持續(xù)增長是一個國家和地區(qū)長期追求的目標，也是區(qū)域經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展、社會福利增進和政治穩(wěn)定的前提條件，歷來受到各國和地區(qū)政府、學術界長期關注和普遍重視。隨著理論和實踐的發(fā)展，有關的理論研究也日益深化。利用空間統(tǒng)計學知識對經(jīng)濟學和經(jīng)濟地理學從不同的角度對經(jīng)濟增長和區(qū)域差異的理論做研究已成為重要應用之一。

研究區(qū)域經(jīng)濟差異可通過對個地域年平均GDP增長速度進行分析。這里作者將給出兩個研究實例以幫助分析應用的過程與技術關鍵。根據(jù)計算出的全局Moran系數(shù)各個區(qū)域的MC可以大致說明空間統(tǒng)計分析方法計算經(jīng)濟區(qū)域內(nèi)存在的空間關聯(lián)的有效性。首先需要按要求生成一個空間權值矩陣，再計算數(shù)據(jù)集中的空間自相關性質(zhì)和強度。同時進行顯著性檢驗 （一般取0.05）。又稱可進一步分析得到局部區(qū)域的Moran系數(shù)以考察各個區(qū)域之間存在的局部空間經(jīng)濟關聯(lián)模式。

2.1 分析湖南省長沙市經(jīng)濟增長速度及區(qū)域差異

實驗數(shù)據(jù)為1988～2009年長沙市內(nèi)五區(qū)的GDP數(shù)據(jù)。實驗方法為：計算各個區(qū)年平均GDP增長速度，在計算全局的Moran系數(shù)、各縣市的局部MC系數(shù)，并借助局部Moran系數(shù)散點圖來確定空間顯著特征點。

在生成空間權值矩陣的過程中，首先采用鄰近多邊形列表來表示區(qū)域單元空間鄰近關系。在生成鄰近多邊形列表后，可計算數(shù)據(jù)的Moran系數(shù)、均值及檢驗統(tǒng)計量標準化值Z，得到數(shù)據(jù)集中的空間自相關。可以得到1988～2009 年長沙市各區(qū) GDP年平均增速之間存在顯著的正的空間自相關。再計算各個區(qū)局部Moran系數(shù)及檢驗統(tǒng)計量可以考察區(qū)域經(jīng)濟的局部空間關系。通過與GIS集成，可將上述的空間統(tǒng)計方法集成到一個ArcView中使用的一個模塊，為經(jīng)濟決策提供一個種靈活方便的、交互式的可視化支持工具。

2.2 分析1978―2001年全國各省區(qū)人均GDP水平

實驗數(shù)據(jù)選取1978～2001年中國大陸31個省區(qū)的人均GDP（可比價）統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用自然對數(shù)變換方式，對人均GDP進行數(shù)據(jù)變換以減小變幅來用于空間數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析。

實驗方法為：先各省份的人均GDP數(shù)據(jù)計算Moran I指數(shù)，檢驗建立在正態(tài)分布假設之上，分析各省份人均GDP水平的空間聚集特征，再計算Moran散點圖以分析對樣本全局相關性影響較大的幾個省份及各省份空間自相關性的正負，揭示全國經(jīng)濟發(fā)展區(qū)域分異的空間格局及演變過程。最后，由LISA分析來進一步探究顯著性水平較高的局部空間集聚指標。

實驗結果可以得到東部發(fā)展水平高，西北、西南發(fā)展水平低，且它們在空間上都趨于集聚。集聚的發(fā)達地區(qū)主要集中在以北京和天津為核心的環(huán)渤海區(qū)域，以上海為核心的長江三角洲地區(qū)，和以廣州、深圳為核心的珠三角地區(qū)。

2.3 分析湖南省縣級及以上城市人均GDP分布的空間分布模式

實驗數(shù)據(jù)位為湖南省縣級及以上85個城市的“人均GDP”的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。實驗方法為先提取數(shù)據(jù)總體特征，再分析分布的局部特征。

首先用spss軟件對實驗數(shù)據(jù)鏡像快速聚類并結合標準化z分數(shù)將人均GDP指標分為5個級別，使用ArcGIS查看分類結果。計算人均GDP統(tǒng)計數(shù)據(jù)的Moran I指數(shù)值，隨機選擇999中變化進行檢驗，接受零假設-空間自相關性不顯著的概率僅為0.0010，即認為拒絕零假設，表明全局分布具有較強的正自相關，有顯著的空間聚集。再將Local Moran系數(shù)的顯著水平較高的空間單元計算空間關聯(lián)類型，最后得到湖南省東部、中部和西部區(qū)域城市存在的或正或負的空間關聯(lián)模式。

3 應用前景

第6篇

［關鍵詞］經(jīng)濟波動；經(jīng)濟增長；宏觀政策

［中圖分類號］F061.5［文獻標識碼］A［文章編號］1002-2880(2011)03-0100-03

市場經(jīng)濟條件下，由于要素稟賦的差異，各區(qū)域在經(jīng)濟發(fā)展中會形成自身的特殊性，要加快區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，需要制定最適合該區(qū)域的經(jīng)濟政策，而不是實行整齊規(guī)劃的經(jīng)濟政策。目前，相關各界對社會主義市場經(jīng)濟體制下市場在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中的獨立運行機制、相對特殊規(guī)律以及區(qū)域之間的差異性缺乏充分的認識。在計劃經(jīng)濟體制下區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展完全執(zhí)行國家的計劃安排，區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展服從國家的計劃布局、產(chǎn)品服從國家的計劃調(diào)撥，市場機制不發(fā)揮作用，因此區(qū)域之間發(fā)展的差異不是由市場因素造成的，而是由計劃安排和布局所致。改革開放以后，地方自不斷擴大，區(qū)域產(chǎn)業(yè)受市場經(jīng)濟的影響日益增強，體現(xiàn)國家和各地區(qū)特殊性的經(jīng)濟波動更加突出。

一、全國和各地區(qū)經(jīng)濟增長及波動周期

本文將我國分為四個區(qū)域，即東北、東南、中部和西部。其中東北區(qū)域包括遼寧、吉林和黑龍江三省，東南區(qū)域包括北京、上海、天津、河北、山東、廣東、江蘇、浙江、海南和福建十省市，中部包括安徽、河南、湖北、湖南、江西、內(nèi)蒙古和山西七省市，西部地區(qū)包括廣西、貴州、四川、青海、甘肅、寧夏、陜西、云南、新疆、和重慶十一省市，運用計量經(jīng)濟學方法，定量分析區(qū)域經(jīng)濟增長和波動的相互傳導和沖擊響應等問題，研究的核心內(nèi)容是全國各區(qū)域經(jīng)濟總量波動特點及各區(qū)域經(jīng)濟增長與波動的內(nèi)在關聯(lián)性。

表1是全國和各省自1953—2004年以來的當年價GDP和按可比價計算的GDP增長率，并計算了以1952年價格為基價的全國和各省可比價GDP，以及全國和各區(qū)域的GDP增長率。

根據(jù)對表1的分析，改革開放前后全國和四大區(qū)域經(jīng)濟波動特征比較主要有以下特點：

表1全國和各區(qū)域GDP增長率

(1952年可比價)及其波動周期

年份全國東南東北中部西部195315.616.2420.058.5111.9519544.25.529.151.5813.5719556.8

1320017.510.049.128.938.7820028.311.2110.099.869.8520039.512.991111.3110.8420049.514.0612.4513.4212.021.改革開放后周期波動長度明顯延長，擴張期比重明顯提高，全國和各大區(qū)域經(jīng)濟穩(wěn)定性提高且增長動力增強。以全國為例，改革開放前的25年間(1955—1979年)，共發(fā)生了7次經(jīng)濟波動，而改革開放后至今的25年間只發(fā)生了4次完整的經(jīng)濟波動。

全國和各區(qū)域的平均周期也明顯延長，并且呈現(xiàn)加速延長和趨同化的趨勢。早期延長幅度大的區(qū)域，近期延長幅度都減小，而早期延長幅度小的區(qū)域近期延長幅度明顯加大。

2.增長型波動已經(jīng)成為經(jīng)濟波動的常態(tài)，東南地區(qū)進入增長型波動的時間明顯早于全國和其他各區(qū)域。出現(xiàn)經(jīng)濟絕對衰退現(xiàn)象的古典型波動全部發(fā)生在改革開放前，改革開放后各區(qū)域均沒有出現(xiàn)經(jīng)濟總量的絕對衰退現(xiàn)象。東南地區(qū)發(fā)生古典型波動的次數(shù)最少，而且進入增長型波動階段的時間最早。從一定程度上看，東南地區(qū)在經(jīng)濟波動性質(zhì)變化方面有明顯的先行性。

石慧:區(qū)域視野下的中國經(jīng)濟波動與增長分析二、實證檢驗

研究各經(jīng)濟變量之間關聯(lián)度高低最簡便的方法是進行相關性檢驗。表2是改革開放前與后全國與各區(qū)域經(jīng)濟波動的相關系數(shù)。

表2改革開放前(后)全國和各區(qū)域

經(jīng)濟波動的相關系數(shù)

區(qū)域相關系數(shù)

(改革開放前)區(qū)域相關系數(shù)

(改革開放后)全國 東南0.90全國 東南0.81全國 東北0.87全國 東北0.65全國 中部0.87全國 中部0.64全國 西部0.86全國 西部0.69東南 東北0.89東南 東北0.58東南 中部0.78東南 中部0.69東南 西部0.71東南 西部0.72東北 中部0.74東北 中部0.42東北 西部0.70東北 西部0.52中部 西部0.72中部 西部0.63結果顯示，各個時期、各個區(qū)域之間的經(jīng)濟波動均呈高度相關關系。為了深入研究全國與各區(qū)域經(jīng)濟波動之間的因果關系和相互沖擊關系，本文運用格蘭杰因果檢驗、向量自回歸模型和脈沖響應函數(shù)研究區(qū)域間的互動關系。

為提高和保證檢驗結果的顯著性，首先將全國和各區(qū)域的年度GDP增長率換算以1952年為100的GDP指數(shù)，然后對其進行了對數(shù)化處理，以對數(shù)化指數(shù)為數(shù)據(jù)序列，對全國和各區(qū)域間經(jīng)濟波動的因果關系進行了格蘭杰因果關系檢驗(見圖1)。

三、計量分析結果

1.全國與各區(qū)域之間經(jīng)濟波動的內(nèi)在關聯(lián)性呈增強趨勢。首先各區(qū)域經(jīng)濟波動的相互解釋能力總體呈增強趨勢。從兩個時期的格蘭杰因果關系檢驗來看，西部和中部區(qū)域與全國經(jīng)濟波動的因果關系由改革開放前的統(tǒng)計檢驗的不顯著到改革開放后的顯著；由東南區(qū)域的經(jīng)濟波動對全國經(jīng)濟波動的解釋力也呈增強趨勢；而全國對東南的解釋力也在增強。

其次，區(qū)域間經(jīng)濟波動的相互解釋力呈增強趨勢。其中東北區(qū)域在改革開放前后與其他區(qū)域經(jīng)濟波動的因果關系在統(tǒng)計上一直是顯著的。東南地區(qū)與其他區(qū)域經(jīng)濟波動因果關系呈全面增強的趨勢。

2.改革開放后全國經(jīng)濟波動主要由東南地區(qū)決定。主要表現(xiàn)在兩個方面：一是東南經(jīng)濟波動對全國經(jīng)濟波動的影響力遠遠大于其他地區(qū)，并且其對全國經(jīng)濟波動的相對影響力呈不斷增強的趨勢。尤其在改革開放后，東南區(qū)域?qū)θ珖?jīng)濟波動的相對影響力超過了其他三個地區(qū)之和。二是東南區(qū)域?qū)ζ渌麉^(qū)域經(jīng)濟波動的反應程度遠遠小于其他區(qū)域?qū)|南經(jīng)濟波動的反應程度。在改革開放前和后兩張脈沖響應函數(shù)曲線圖上的第一列反映的是其他區(qū)域?qū)|南經(jīng)濟波動的反應程度，而第一行反映的是東南對其他區(qū)域經(jīng)濟波動的反應程度，從曲線的彎曲和延長程度可以清晰得出以上的結論。

3.改革開放后，東南和中部區(qū)域?qū)ψ陨聿▌拥恼驔_擊反應比較明顯，東北和西部則變化不夠明顯。這說明改革開放后東南和中部區(qū)域經(jīng)濟的自主增長能力提高比較快，而東北和西部區(qū)域則比較小。圖1改革開放前與后全國和各區(qū)域間GDP波動的沖擊響應函數(shù)曲線

蔡昉等人將改革開放以來我國區(qū)域經(jīng)濟增長的形成原因，歸結為我國經(jīng)濟改革在時間和空間上的梯度安排。中國經(jīng)濟改革遵循兩條主線推進：一是在微觀層次上放權讓利和進行產(chǎn)權改革，如農(nóng)村的家庭承包制和城市國有改革，二是在宏觀層次上進行體制再造，如價格、金融、財政體制改革和培育生產(chǎn)要素市場。改革開放前期所進行的微觀機制創(chuàng)新發(fā)端于中西部地區(qū)，繼而推廣到東部地區(qū)；而改革后期的宏觀體制再造特別是產(chǎn)品市場和要素市場的發(fā)育，則首先在東部地區(qū)取得進展，隨后才逐漸向中西部擴散。

分析區(qū)域視野下的中國經(jīng)濟波動和增長，應確立以下思想：并不希望落后不發(fā)達區(qū)域照搬發(fā)達區(qū)域的模式或做法，也不希望國家把原來給予發(fā)達區(qū)域的優(yōu)惠政策簡單搬到不發(fā)達區(qū)域的改革建設中。在中國加入WTO，市場經(jīng)濟體制初步確立的現(xiàn)實環(huán)境下，政治動員具有不可替代的作用。東部地區(qū)的發(fā)展是在國家宏觀經(jīng)濟政策偏重下得以實現(xiàn)超常規(guī)的發(fā)展，西部欠發(fā)達地區(qū)也需要國家偏重的經(jīng)濟政策。

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第7篇

關鍵詞：成本約束；區(qū)域經(jīng)濟一體化；模式選擇

20世紀80年代末90年代初，區(qū)域經(jīng)濟一體化組織紛紛涌現(xiàn)，對整個世界產(chǎn)生了深刻影響。許多學者也用理論或?qū)嵶C的方法，對區(qū)域經(jīng)濟一體化的經(jīng)濟效應進行了廣泛研究，但是總體而言，前人在研究經(jīng)濟一體化對成員國帶來的經(jīng)濟效應的差異上著墨甚少，沒有很好地回答類似“一國獲益是否是建立在另一國受損的基礎上”等問題。

一、區(qū)域經(jīng)濟一體化理論中的成本約束

西方學者將區(qū)域經(jīng)濟一體化的歷史追溯到世界殖民體系的建立及早期歐洲國家間的經(jīng)濟安排，但是對這一現(xiàn)象的經(jīng)濟分析卻始于二戰(zhàn)后Viner（1950）和Meade（1955）的開創(chuàng)性研究。Viner在其局部均衡框架中提出了貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移兩種效應，依此確定一國在區(qū)域經(jīng)濟一體化安排中的利益得失。由于某些產(chǎn)品可能發(fā)生貿(mào)易創(chuàng)造效應，而另一些產(chǎn)品又可能帶來貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應，因此一國參與區(qū)域經(jīng)濟一體化安排的經(jīng)濟效應是不確定的。

針對Viner理論的不足，許多經(jīng)濟學家從不同側(cè)面給出了有益補充。Arvind Panagariya（1995）認為，如果FTA對成員國的福利效應可以檢驗，那么取消內(nèi)部關稅帶來的收入轉(zhuǎn)移將表現(xiàn)為成員國之間關稅收入的重新分配。此時，一國福利呈下降態(tài)勢。特別是類似墨西哥這樣的高關稅國家與類似美國這樣的低關稅國家建立自由貿(mào)易區(qū)，墨西哥的關稅損失會大于貿(mào)易創(chuàng)造帶來的福利改善，整體福利下降。

Meade（1955）理論克服了Viner局部均衡分析固有的缺陷，在一般均衡框架中考察區(qū)域經(jīng)濟一體化安排對成員國、非成員國以及世界經(jīng)濟體系的影響。在其理論中更明顯的呈現(xiàn)出這樣一種格局，即區(qū)域經(jīng)濟一體化安排在為一國帶來福利改善的同時，為他國帶來的卻是福利損失。具體哪一國受損，哪一國獲益取決于兩國的貿(mào)易結構、生產(chǎn)水平及資源稟賦狀況。

隨著不完全競爭和規(guī)模經(jīng)濟的引入，M.Corden（1972）等經(jīng)濟學家開始從新的角度分析區(qū)域經(jīng)濟一體化安排的各種效應，包括成本削減和貿(mào)易壓制兩個補充效應。此理論為分析不同利益格局的產(chǎn)生提供了有益的思路。

區(qū)域經(jīng)濟一體化的模式選擇，是指一國決定與怎樣的國家或集團實施經(jīng)濟一體化安排，才最有可能為該國帶來確定的或更大的收益。基于以上的理論分析，以及各國本身經(jīng)濟約束條件的差異，便產(chǎn)生了南南模式和南北模式的基本劃分。

二、南南模式

南南模式，是指發(fā)展中國家之間達成協(xié)議建立自由貿(mào)易區(qū)。20世紀60、70年代后，世界上涌現(xiàn)出了許多南南型的經(jīng)濟一體化集團，影響較大的有亞洲的東盟、美洲的加勒比共同體、南方共同市場和非洲的東非共同市場等等。有些在一體化的道路上走得比較穩(wěn)健，存續(xù)到今天；有些則早早解體。這些均為經(jīng)濟研究提供了大量實例，促進了理論發(fā)展。

假設兩個發(fā)展中國家A和B建立自由貿(mào)易區(qū)。初始條件下，兩國在初級產(chǎn)品的生產(chǎn)上具有比較優(yōu)勢，在工業(yè)品的生產(chǎn)上具有比較劣勢，但A國相對于B國和區(qū)外國家的劣勢要小一些；同時由于高關稅的保護，兩國沒有按比較優(yōu)勢進行分工，在工業(yè)產(chǎn)品上既有國內(nèi)生產(chǎn)也從區(qū)外國家進口。自由貿(mào)易區(qū)建立后，對內(nèi)關稅的取消和對外高關稅的存在，部分從區(qū)外國家的進口會轉(zhuǎn)移到區(qū)內(nèi)國家。這時，由于A國在工業(yè)品的生產(chǎn)上相對于B國有優(yōu)勢，A國的產(chǎn)品更有價格競爭力。從靜態(tài)看，A國將獲得貿(mào)易轉(zhuǎn)移和貿(mào)易創(chuàng)造的好處；從動態(tài)看，兩國將在自由貿(mào)易區(qū)的范圍內(nèi)，按照比較優(yōu)勢的原則重新進行分工，A國成為工業(yè)產(chǎn)品的唯一的提供者，其福利大為改善，而B國卻承擔了一體化的所有損失。以上結論得到了東非共同市場和中美洲共同市場的印證。

東非共同市場的發(fā)展表明，上文分析中所描述的利益分配格局很有可能發(fā)生。在這個經(jīng)濟一體化組織中，肯尼亞相對于其他區(qū)內(nèi)國家如烏干達等在工業(yè)品的生產(chǎn)上具有比較優(yōu)勢。這種優(yōu)勢的獲得可能是源于肯尼亞有較完善的基礎設施、較先進的技術,也可能是恰巧擁有更多的技術工人。共同市場建立后，肯尼亞接受了區(qū)內(nèi)其他國家的貿(mào)易轉(zhuǎn)移，并且在對外高關稅的保護下供給區(qū)內(nèi)市場。數(shù)據(jù)表明，20世紀60年代，肯尼亞生產(chǎn)了共同市場內(nèi)超過70％的工業(yè)品，其中70％以上出口到區(qū)內(nèi)其他國家。這種對一國有利而對其他國家有害的利益格局引起了其他國家的廣泛不滿，并最終成為導致東非共同市場解體的原因之一。

上文的分析還隱含了一個條件，即工業(yè)化要比專注于初級產(chǎn)品的生產(chǎn)對發(fā)展中國家更有利。實際上P國從初級產(chǎn)品生產(chǎn)的分工和專業(yè)化中能獲得部分好處，但是這顯然無法彌補由于工業(yè)部門的崩潰而帶來的損失。另外，這種利益格局的顯著性還受到多重因素的制約。第一，成員國之間在比較優(yōu)勢上的差異越大（當然相對于區(qū)外世界是同方向的），比較優(yōu)勢進行的產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的幅度可能就越大；第二，成員國之間潛在的經(jīng)濟規(guī)模的差異越大，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的幅度也就可能越大。對肯尼亞來說，假若其潛在的生產(chǎn)能力不夠大，該國資源的重新配置就不足以滿足區(qū)內(nèi)其他國家對工業(yè)品的需求，貿(mào)易轉(zhuǎn)移的比例就越小，工業(yè)部門向肯尼亞轉(zhuǎn)移的份額就越小，福利的改善就越不顯著。假若相對經(jīng)濟規(guī)模較大的國家恰好是在工業(yè)產(chǎn)品的生產(chǎn)上具有相對比較優(yōu)勢的國家，那么區(qū)域經(jīng)濟一體化會為該國帶來明顯的福利改善，而使其他國家蒙受一體化的損失。

ASEAN屬于南南模式，其中雖然有所謂的新興工業(yè)化國家，但仍屬于發(fā)展中國家。20世紀60、70年代開始的經(jīng)濟起飛使這些國家不再是僅具有初級產(chǎn)品比較優(yōu)勢的發(fā)展中國家。憑借廉價的勞動力，各國在資本和技術密集型產(chǎn)業(yè)的勞動力密集工序上發(fā)揮了比較優(yōu)勢，工業(yè)取得了較快發(fā)展。同時，各國經(jīng)濟起飛時期接近，經(jīng)濟發(fā)展水平比較接近。這些因素都使上文對南南模式的分析不能完全適用。

三、南北模式

南北模式，即發(fā)達國家與發(fā)展中國家實施經(jīng)濟一體化。通常認為，南北模式對所有成員國都具有正的經(jīng)濟效應，而且對發(fā)展中國家而言，福利改善極其顯著。

發(fā)達國家和發(fā)展中國家本來就處于分工的兩端，在工業(yè)-農(nóng)業(yè)或資本技術密集型產(chǎn)品-勞動密集型產(chǎn)品上分別具有比較優(yōu)勢。自由貿(mào)易區(qū)建立前，雙方向?qū)Ψ交蚴澜缣峁┑漠a(chǎn)品本身就較有競爭力，自由貿(mào)易區(qū)建立后又繼續(xù)在各自擅長的領域進行專業(yè)分工，提供更有效率的生產(chǎn)和更多廉價產(chǎn)品的消費。貿(mào)易轉(zhuǎn)移基本不發(fā)生或貿(mào)易轉(zhuǎn)移極為有限，而貿(mào)易創(chuàng)造卻顯著地發(fā)生。因此，各成員國都得到了福利的改善。

然而，實際情況并非如理論分析的那樣樂觀。表1顯示，對加拿大和墨西哥的出口在美國對外出口中所占的比重20年來僅上升了2個百分點，從這兩國的進口所占比重也變化細微，分別為上升2個和3個百分點。NAFTA建立后的5個年份，即1996~2001年，出口比重基本不變而進口比重略有上升。表2表明，加拿大對美出口比重顯著上升，對墨出口比重有所下降，特別是NAFTA建立之后，且對墨出口份額持續(xù)很小，1996~2001年度僅占其總出口的0.5%；而加拿大來自美國和墨西哥進口比重均略有增加。表3數(shù)據(jù)顯示，墨西哥與美國的貿(mào)易關系持續(xù)加強，對美進出口占其對外進出口的比例均達到70%-80%以上。但與另一伙伴國加拿大的貿(mào)易聯(lián)系則非常薄弱，NAFTA建立后的年份中對加進出口僅占其進出口總值的2%。

綜合以上三國數(shù)據(jù)，NAFTA建立后，三國確實發(fā)生了一定的貿(mào)易融合，貿(mào)易關系更為密切，但這種融合并沒有呈現(xiàn)加速趨勢。美加自上世紀60年代就已經(jīng)開始實施經(jīng)濟一體化措施，如美加汽車協(xié)定和美加自由貿(mào)易協(xié)定簽訂生效；墨西哥也從20世紀80年代始采取了諸多促進與美貿(mào)易自由化的政策。這些可以部分解釋為何NAFTA的建立沒有顯著促進三國貿(mào)易聯(lián)系，而只是“鎖定了”早先存在的經(jīng)濟一體化安排的成果。

應該說這種格局的形成是符合比較優(yōu)勢原則的，根據(jù)該原則各國都應該在各自具有比較優(yōu)勢的領域進行生產(chǎn)，而自由貿(mào)易區(qū)的安排正是為這種分工創(chuàng)造了更大的空間。但這種靜態(tài)的比較優(yōu)勢很有可能將發(fā)展中國家鎖定在現(xiàn)有的經(jīng)濟水平上，福利不能持續(xù)提高。

四、小結

區(qū)域經(jīng)濟一體化本質(zhì)上講是各國按其現(xiàn)有的比較優(yōu)勢在區(qū)域集團內(nèi)部進行的再分工、專業(yè)化及資源的重新配置。不同國家受其自身和面對的經(jīng)濟約束條件的影響，會得到不同的經(jīng)濟結果。可能損失也可能獲益。各國都是從本國利益出發(fā)，在博弈中求得穩(wěn)定的解。

我國目前正在大力倡導與周邊國家建立形式多樣的區(qū)域經(jīng)濟一體化組織，進展較快的有中國－東盟10＋1自由貿(mào)易區(qū)。作為大的發(fā)展中國家，從上文的分析中可以看出，與東盟這樣在產(chǎn)業(yè)結構、經(jīng)濟發(fā)展水平差距不大的區(qū)域集團建立自由貿(mào)易區(qū)調(diào)整成本是比較小的。雖然不能確保未來的自由貿(mào)易區(qū)能為各國帶來較大的福利改善，但是由于利益分配相對公平，卻能使此組織較為穩(wěn)定得以發(fā)展。另外，我國還有意在“上海合作組織的框架下發(fā)展同中亞和俄國的經(jīng)濟合作，但由于我國具有的在勞動密集型產(chǎn)品上的國際競爭力，普遍引起中亞國家和俄國的擔憂，很有可能產(chǎn)生上文南南模式中的第一種利益格局，顯然將面臨較大阻力。正如某些經(jīng)濟學家所建議的，合理的補償機制對建立這樣的區(qū)域經(jīng)濟一體化組織至關重要。

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第8篇

關鍵詞：區(qū)域間投入產(chǎn)出表；中部地區(qū)；溢出效應

作者簡介：彭連清(1975-)，男，江西會昌人，華南師范大學經(jīng)濟與管理學院講師，暨南大學產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學博士生，主要從事為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展研究。

中圖分類號：F127　文獻標識碼：A　文章編號：1006-1096(2008)01-0063-04　收稿日期：2007-11-22

一、引言

區(qū)域間投入產(chǎn)出模型是區(qū)域經(jīng)濟分析的一個有效的方法。國家信息中心(2005)編制了我國第一份8區(qū)域17產(chǎn)業(yè)部門投入產(chǎn)出表，極大地推進了我國區(qū)域間產(chǎn)業(yè)聯(lián)系的研究。這份投入產(chǎn)出表把全國劃分為8大區(qū)域，具體如下：東北(黑、吉、遼)，京津(京、津)，北部沿海(冀、魯)，東部沿海(滬、蘇、浙)，南部沿海(閩、粵、瓊)，中部(晉、豫、皖、鄂、湘、贛)，西北(蒙、陜、寧、甘、青、新)和西南(川、渝、桂、云、貴、藏)。張亞雄、趙坤(2005)利用這份投入產(chǎn)出表，對我國區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)聯(lián)系進行了全面分析，并測度了中國沿海與內(nèi)陸間的溢出與反饋效應明顯高于內(nèi)陸地區(qū)對沿海地區(qū)的這兩類效應。潘文卿、李子奈(2007)利用投入產(chǎn)出表，提出了一個統(tǒng)一以最終需求為出發(fā)點測度各類效應的方法，他們的研究認為沿海地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展對內(nèi)陸地區(qū)的溢出效應并不明顯。這些研究成果是對我國區(qū)域間經(jīng)濟增長互動關系研究的重大推進，但對全國進行兩區(qū)域劃分可能會掩蓋區(qū)域內(nèi)部的一些有用信息，從而無法更為詳盡地剖析區(qū)域之間的經(jīng)濟互動關系。

中部6省是我國的資源豐裕地區(qū)，經(jīng)濟總量規(guī)模在8大區(qū)域中居第2，但人口稠密，人均GDP水平較低。由于特殊的地緣優(yōu)勢，中部地區(qū)在我國各區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系中處于承東啟西的樞紐地位，與東西部地區(qū)都具有較為密切的區(qū)際經(jīng)濟聯(lián)系。中部地區(qū)的經(jīng)濟增長對國內(nèi)其他區(qū)域產(chǎn)生了多大的影響和帶動作用?中部地區(qū)又從國內(nèi)其他區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展中獲得了多大的溢出效應?深入分析這些問題有利于我們更為深入地認識我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的驅(qū)動機制和發(fā)展規(guī)律，更深層次地把握我國各區(qū)域之間的空間依存關系，進一步明確區(qū)域經(jīng)濟合作的發(fā)展方向。本文擬以中部地區(qū)為基點，采用Miller-Round模型的測算方法對中部地區(qū)與其他7區(qū)域經(jīng)濟增長的互動關系展開詳盡分析。

二、研究方法

Miller是最早運用投入產(chǎn)出分析技術研究不同區(qū)域間的反饋與溢出效應的學者，他在1963年提出了一個通過兩區(qū)域投入產(chǎn)出模型測度區(qū)域間反饋效應的差分算法，為后來的學者利用乘法或加法分解法對各種區(qū)域間乘數(shù)、溢出和反饋效應進行研究奠定了基礎。后來Round(1978，1985，2001)提出了利用區(qū)域間投入產(chǎn)出模型進行溢出和反饋效應因素分解的加法分解式與乘法分解式，并得到廣泛運用。本文利用Mill-er-Round模型對我國區(qū)域間的溢出效應進行測算，我們首先對這一模型作簡要介紹。

Miller的模型建立在兩區(qū)域的區(qū)域間投入產(chǎn)出表上，區(qū)域間投入產(chǎn)出模型的矩陣形式如下

這是一個以分塊矩陣表示的區(qū)域間投入產(chǎn)出表的均衡關系，其中Aijd為區(qū)域j不同產(chǎn)業(yè)單位產(chǎn)品中來自區(qū)域i各產(chǎn)業(yè)的中間投入；Y1d、Y2d分別為兩區(qū)域的最終產(chǎn)品，x1、x2分別為兩區(qū)域的總產(chǎn)出。下標d表示國內(nèi)產(chǎn)品的流動，說明只討論國內(nèi)區(qū)域間的溢出和反饋效應，進出口因素沒有放入矩陣。對式(1)運算后整理得到Miller模型的初始形式

兩個公式的右邊分別有兩項，以式(3)為例，表明區(qū)域1的總產(chǎn)出由兩部分組成：第一項是為滿足本區(qū)域最終需求而誘發(fā)的本區(qū)域總產(chǎn)出增加，包括區(qū)域內(nèi)部門間的相互作用效應與區(qū)域間的相互作用效應；第二項是為滿足區(qū)域2最終需求而誘發(fā)的本區(qū)域總產(chǎn)出增加，即是區(qū)域2最終需求的變化對區(qū)域1總產(chǎn)出的一種溢出效應。

最初的研究主要集中在探討區(qū)域間的反饋效應上，但又沒有清晰地將區(qū)域間的反饋效應、溢出效應以及區(qū)域內(nèi)的乘數(shù)效應分解開來，或者說它僅能籠統(tǒng)地代表區(qū)域1的反饋效應，無法進一步考證這一反饋效應與區(qū)域間的溢出效應以及區(qū)域內(nèi)乘數(shù)效應的內(nèi)在聯(lián)系。Round(2001)首先明確區(qū)分了區(qū)域間溢出和反饋效應。以式(3)為例，將區(qū)域1的Leontief逆矩陣提出，則模型可變換為如下形式

式(6)說明在只有一個區(qū)域的情況下，區(qū)域1總產(chǎn)出的增加依賴于本區(qū)域最終需求Y1d和區(qū)域內(nèi)乘數(shù)(I-A11d)。但在兩區(qū)域的投入產(chǎn)出模型中，一區(qū)域最終需求誘發(fā)的本區(qū)域總產(chǎn)出增加，不僅受區(qū)域內(nèi)乘數(shù)效應的影響，也受區(qū)域間溢出和反饋效應影響，式(5)右邊第一項說明了這一點。首先是區(qū)域1最終需求Y1d增加通過區(qū)域內(nèi)乘數(shù)(I-A11d)-1使區(qū)域1總產(chǎn)出增加。區(qū)域1總產(chǎn)出增加會通過A21d產(chǎn)生對區(qū)域2的中間產(chǎn)品需求，并通過區(qū)域2的區(qū)域內(nèi)乘數(shù)帶來區(qū)域2總產(chǎn)出增加(I-A22d)-1A21d，這就是區(qū)域1對區(qū)域2溢出效應。同時，區(qū)域2總產(chǎn)出增加反過來也會通過A12d產(chǎn)生對區(qū)域1的中間產(chǎn)品需求，這一需求又會通過區(qū)域1的區(qū)域內(nèi)乘數(shù)帶來區(qū)域1總產(chǎn)出增加(I-A11d)A12d。顯然，[I-(I-A11d)-1dA12d(I-A22d)-1d(I-A11d)-1]-1給出了全部直接和間接滿足這一投入(中間需求)的區(qū)域1的產(chǎn)出，這就是

區(qū)域1產(chǎn)出增加的反饋效應。所以，式(5)右邊第一項說明的是區(qū)域1最終需求通過區(qū)域內(nèi)乘數(shù)效應和區(qū)域間反饋效應帶來的本區(qū)域總產(chǎn)出增加。

式(5)右邊第二項說明的是區(qū)域2最終需求Y2d對區(qū)域1總產(chǎn)出的影響，Y2d首先通過區(qū)域內(nèi)乘數(shù)帶來區(qū)域2總產(chǎn)出增加，這一總產(chǎn)出增加又會通過A12d產(chǎn)生對區(qū)域1的中間產(chǎn)品需求，并通過區(qū)域1的區(qū)域內(nèi)乘數(shù)帶來區(qū)域1總產(chǎn)出增加(I-A11d)-1A12d。區(qū)域1總產(chǎn)出增加后又會通過區(qū)域間的溢出和反饋機制進一步帶來區(qū)域2總產(chǎn)出增加，式(5)右邊第二項就是為滿足區(qū)域2最終需求Y2d而帶來區(qū)域1總產(chǎn)出的全部增加。

令其中M1為區(qū)域1的Leontief逆矩陣，用于測度區(qū)域1的區(qū)域內(nèi)乘數(shù)效應，M1Y1d反映了區(qū)域1最終需求增加時，區(qū)域內(nèi)不同部門間相互影響所帶來的區(qū)域1總產(chǎn)出的增加；M2同解。S12考察區(qū)域間的溢出效應，表示區(qū)域2對區(qū)域1的溢出效應，可看成是區(qū)域2總產(chǎn)出的變化對區(qū)域1總產(chǎn)出變化的影響；同樣地，S12表示區(qū)域1對區(qū)域2的溢出效應，可看成是區(qū)域1總產(chǎn)出的變化對區(qū)域2總產(chǎn)出變化的影響。F1考察區(qū)域間的反饋效應，區(qū)域1的反饋效應可看成是區(qū)域1總產(chǎn)出的變化會通過溢出效應帶來區(qū)域2總產(chǎn)出的變化，區(qū)域2總產(chǎn)出變化后再反過來又影響區(qū)域1總產(chǎn)出變化；F2作同解。由此可見，區(qū)域間溢出效應依賴于區(qū)域內(nèi)乘數(shù)效應，而區(qū)域間反饋效應依賴于區(qū)域間溢出效應。

將上述相關項代入式(5)，即可得到其簡化形式x1=F1M1Y1d+F1S12M2Y2d并將式(1)進一步變換進行乘法分解

式(7)為式(1)的Leontief逆矩陣表達式，式(8)為對Le-ontief逆矩陣進行乘法分解后表達式。由式(8)可看出，兩區(qū)域的區(qū)域間投入產(chǎn)出模型中的Leontief逆矩陣所反映的最終需求對總產(chǎn)出的影響可以分解成區(qū)域內(nèi)乘數(shù)效應、區(qū)域間溢出效應與區(qū)域間反饋效應的乘積。對于F1M1，一方面代表區(qū)域1最終需求增加一個單位時對本區(qū)域總產(chǎn)出的影響；另一方面也表示區(qū)域1最終需求增加一個單位時所產(chǎn)生的反饋效應，因此，這一反饋效應不僅僅包括了區(qū)域l與區(qū)域2間的反饋效應所帶來的總產(chǎn)出的增加，還包括了區(qū)域1不同部門間的相互作用所帶來的產(chǎn)出的增加，即區(qū)域內(nèi)的反饋效應或乘數(shù)效應。對于F1S12M2，一方面代表區(qū)域2最終需求增加一個單位時產(chǎn)生的對區(qū)域1的產(chǎn)出的影響，另一方面也表示了這種需求來自于區(qū)域2對區(qū)域1的外溢性影響所帶來的區(qū)域1的反饋性影響，同樣地，區(qū)域1的反饋性影響既包括了區(qū)域內(nèi)不同產(chǎn)業(yè)部門間的反饋性影響，也包括了區(qū)域1與區(qū)域2間的反饋性影響。因此，只有排除區(qū)域內(nèi)的反饋效應或乘數(shù)效應才能測算純粹的區(qū)域間的反饋效應。

Round(2001)將式(8)表示成加法形式的分解式，更直觀地把三種效應表現(xiàn)出來。

式(9)最后的等式包含的三項分別表示區(qū)域內(nèi)的乘數(shù)效應(Mi)、區(qū)域間的溢出效應(SijMj)和區(qū)域間的反饋效應(F1-I)Mi。

在兩區(qū)域的投入產(chǎn)出模型中，三種效應計算出來后都表現(xiàn)為一個階矩陣，反映了一個區(qū)域的每一個產(chǎn)業(yè)對本區(qū)域或另一區(qū)域各產(chǎn)業(yè)的影響。參照利用Leontief逆矩陣測算產(chǎn)業(yè)后向聯(lián)接系數(shù)方法，對階矩陣列向量求和即得到了每一個區(qū)域各產(chǎn)業(yè)的三種效應。

三、實證分析結果討論

(一)總體特征

根據(jù)我國8區(qū)域投入產(chǎn)出表基本流量數(shù)據(jù)，我們采用Miller-Round模型的測算方法對我國各區(qū)域的區(qū)域內(nèi)乘數(shù)效應和區(qū)域間溢出效應進行了計算，得到的8區(qū)域的區(qū)域內(nèi)乘數(shù)效應和區(qū)域間溢出效應結果如表1所示。

從區(qū)域內(nèi)乘數(shù)效應來看，中部地區(qū)17個產(chǎn)業(yè)部門后向聯(lián)系值合計為37.8939，其經(jīng)濟含義是，當中部地區(qū)17個產(chǎn)業(yè)部門的最終需求同時增加1單位(如1億元)時，由于區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)關聯(lián)的作用，將帶來區(qū)域內(nèi)總產(chǎn)出增加37.8939個單位(億元)。與其他區(qū)域相比，中部地區(qū)的區(qū)內(nèi)乘數(shù)效應較低，在8區(qū)域中居第5位，反映了中部地區(qū)內(nèi)部各省之間經(jīng)濟聯(lián)系較弱，產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度不高，因而區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的相互帶動效應較小。

從中部地區(qū)對其他區(qū)域的溢出效應(簡稱外溢效應)來看，中部地區(qū)對其他7個區(qū)域外溢效應17個產(chǎn)業(yè)部門的后向聯(lián)系值合計為8.468，其經(jīng)濟含義是，當中部地區(qū)17個產(chǎn)業(yè)部門的最終需求同時增加1單位(如l億元)時，由于與其他7區(qū)域的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)作用，將帶來其他7區(qū)域的總產(chǎn)出增加8.468個單位(億元)。與其他區(qū)域相比，中部地區(qū)的外溢效應較小，在8區(qū)域中居第5位。

從其他區(qū)域?qū)χ胁康貐^(qū)的溢出效應(簡稱受溢效應)來看，中部地區(qū)從其他7區(qū)域獲得的溢出效應17個產(chǎn)業(yè)部門后向聯(lián)系值合計為17.4883，其經(jīng)濟含義是，當其他7區(qū)域的17個產(chǎn)業(yè)部門的最終需求同時增加1單位(如1億元)時，由于其他7區(qū)域與中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)作用，將帶來中部地區(qū)總產(chǎn)出增加17.4883個單位(億元)。與其他區(qū)域相比，中部地區(qū)的受溢效應最大，居各區(qū)域之首。中部區(qū)域自然資源豐富，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎雄厚，制造業(yè)發(fā)展有一定的基礎，再加上它處于連接各區(qū)域的中心地理位置，其初級產(chǎn)品作為原材料、能源大量流向沿海發(fā)達地區(qū)，而深加工產(chǎn)品又可便利地進入西部欠發(fā)達地區(qū)，因而，中部地區(qū)能從東西部地區(qū)獲得較大的溢出效應。

2　中部地區(qū)對其他區(qū)域的溢出效應分析

表2列出了中部地區(qū)對其他7區(qū)域17個產(chǎn)業(yè)部門溢出效應的后向聯(lián)系值。從外溢效應值的區(qū)域合計來看，東部沿海地區(qū)獲得的溢出效應最大，北部沿海、南部沿海地區(qū)次之，而東北地區(qū)、京津地區(qū)則較小，表明中部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展對東部沿海地區(qū)的帶動效應最大，與東北地區(qū)、京津地區(qū)產(chǎn)業(yè)聯(lián)系弱，經(jīng)濟影響小。從外溢效應值的產(chǎn)業(yè)合計來看，電子電器設備制造業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、機械工業(yè)的外溢效應大，主要表現(xiàn)為對東部沿海地區(qū)、北部沿海、南部沿海地區(qū)等發(fā)達地區(qū)有較大技術產(chǎn)品

和投資產(chǎn)品的需求。

分區(qū)域來看，中部地區(qū)與東北地區(qū)經(jīng)濟聯(lián)系弱，外溢效應小，對東北地區(qū)主要是交通運輸設備制造業(yè)、金屬冶煉和制品業(yè)等產(chǎn)業(yè)的需求。中部地區(qū)與京津地區(qū)經(jīng)濟聯(lián)系也較弱，對京津地區(qū)溢出效應大的產(chǎn)業(yè)是電子電器設備制造業(yè)，主要是對其高技術產(chǎn)品需求較大。中部地區(qū)對北部沿海的溢出效應主要集中在投資產(chǎn)品中(機械工業(yè))和能源(石油加工與化學工業(yè))的依賴，總體溢出效應較大。中部地區(qū)與東部沿海地區(qū)經(jīng)濟聯(lián)系最為緊密，相互溢出效應都很大，中部地區(qū)對東部沿海地區(qū)的技術和資本密集型產(chǎn)業(yè)(電子電器設備制造業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、機械工業(yè))的依賴程度較高。中部地區(qū)與南部沿海地區(qū)經(jīng)濟聯(lián)系也較密切，對南部沿海地區(qū)的電子電器設備制造業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)需求較大。中部地區(qū)與西北地區(qū)、西南地區(qū)地理位置鄰近，經(jīng)濟聯(lián)系較強，由于中部地區(qū)本身資源豐富，對西部地區(qū)沒有形成需求特殊明顯的產(chǎn)業(yè)，所以，對西部地區(qū)的需求比較分散，溢出效應也相對較小。但值得一提的是，西部地區(qū)從全國各區(qū)域獲得的溢出效應都很小，相比而言，中部地區(qū)是對西部地區(qū)溢出效應最大的區(qū)域(筆者另文專門分析)。

(三)其他區(qū)域?qū)χ胁康貐^(qū)的溢出效應分析

表3列出了其他7區(qū)域?qū)χ胁康貐^(qū)17個產(chǎn)業(yè)部門溢出效應的后向聯(lián)系值。從受溢效應值的區(qū)域合計來看，從東部沿海地區(qū)獲得的溢出效應最大，南部沿海地區(qū)、西北地區(qū)、西南地區(qū)次之，而北部沿海、東北地區(qū)則較小。如果與中部地區(qū)的外溢效應相比較可以發(fā)現(xiàn)，除了北部沿海之外，中部地區(qū)從其他區(qū)域獲得的溢出效應都要高于其外溢效應，因而，中部地區(qū)的受溢出效應大大高于外溢效應，表明其在全國各區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系中獲得了更大的收益。從受溢效應值的產(chǎn)業(yè)合計來看，金屬冶煉和制品業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、建筑業(yè)的受溢效應大，其中金屬冶煉和制品業(yè)在中部地區(qū)有較大的資源優(yōu)勢，而交通運輸設備制造業(yè)屬于產(chǎn)業(yè)鏈較長，帶動效應較大的產(chǎn)業(yè)，建筑業(yè)則是中部地區(qū)的傳統(tǒng)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)。

分區(qū)域來看，東北地區(qū)與中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度低，對中部地區(qū)溢出效應大的產(chǎn)業(yè)主要是電力熱水煤氣和自來水供應業(yè)、金屬冶煉和制品業(yè)、紡織服裝業(yè)等。京津地區(qū)對中部地區(qū)的優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)金屬冶煉和制品業(yè)、食品制造和煙草加工業(yè)需求較大。北部沿海對中部地區(qū)的溢出效應主要集中在木材加工和家具制造業(yè)和金屬冶煉和制品業(yè)，溢出效應小。中部地區(qū)與東部沿海地區(qū)、南部沿海地區(qū)經(jīng)濟聯(lián)系強，這兩個地區(qū)對中部地區(qū)的資源和能源需求較大(金屬冶煉和制品業(yè)、電力熱水煤氣和自來水供應業(yè))。西南地區(qū)、西北地區(qū)對中部地區(qū)溢出效應都較大，集中在金屬冶煉和制品業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)和機械工業(yè)。

第9篇

關鍵詞：制度效率 行政效率 區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平 差距

引言

改革開放以來，由于優(yōu)惠政策的傾斜，東南沿海地區(qū)集聚了大部分優(yōu)質(zhì)生產(chǎn)要素，珠三角、長三角以及環(huán)渤海區(qū)域一躍成為無可非議的“增加極”。但是，隨著優(yōu)惠政策的逐漸取消以及向欠發(fā)達地區(qū)的轉(zhuǎn)移，我國區(qū)域經(jīng)濟不平衡發(fā)展態(tài)勢并沒有得到緩解。近幾年，雖然很多欠發(fā)達省份的人均經(jīng)濟總量增長速度較快，但是就絕對數(shù)量來說仍然與發(fā)達省份存在巨大落差，各種優(yōu)質(zhì)生產(chǎn)要素仍然趨向或活躍在經(jīng)濟發(fā)達區(qū)域。很明顯，目前吸引要素集中的因子已經(jīng)從優(yōu)惠政策等外生變量轉(zhuǎn)化為制度效率等內(nèi)生變量。這種制度效率因子在發(fā)達區(qū)域三十幾年的發(fā)展過程中已經(jīng)內(nèi)化為一種全社會的行為“習慣”，它能夠有效減少各種行為之間的摩擦和內(nèi)耗，成為吸引優(yōu)質(zhì)要素和決定經(jīng)濟發(fā)展態(tài)勢的關鍵。

本文將利用2011年我國31個省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)，來比較各地區(qū)在制度效率方面的差異，并據(jù)此與各地的經(jīng)濟發(fā)展水平作多元回歸分析，探討制度效率各因子與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平之間的影響方向和相關系數(shù)，總結分析欠發(fā)達地區(qū)制度效率低下的表現(xiàn)和根源，并提出相應的結論和政策建議。

文獻綜述

（一）制度與制度效率

Williamson（1975）等人提出了新制度經(jīng)濟學，該理論的核心是探討“為什么正交易費用的存在使得在構建經(jīng)濟模型時必須將制度視為內(nèi)生變量”。繼科斯提出“交易成本”理論之后，諾思提出制度安排并不僅僅是為了降低交易費用，而且還有助于降低發(fā)展中國家和地區(qū)的轉(zhuǎn)型費用（North and Wallis，1994）。至于制度經(jīng)濟學如何應用于中國實踐，從上世紀90年代初，我國很多學者就給予了極大關注。如探討我國改革開放制度變遷的方式和弊端以及向市場化過渡的三個階段（楊瑞龍，1993）；制度變遷與中國經(jīng)濟改革的關系（楊友才，2010）等。

關于制度效率的分析，諾思最早建立了實證模型，依據(jù)交易成本不同來判斷制度效率高低。并且，他認為，交易成本是不斷增加的，但是交易費用和制度效率并不一定就存在著非常嚴格的負相關關系，在某些情況下存在特殊性。其后，韋森（2001）把制度看作是“約束機制”和“激勵機制”的結合，并據(jù)此將制度效率定義為“制度安排本身產(chǎn)生的激勵所引致的經(jīng)濟增長”。

國內(nèi)一些學者往往借用經(jīng)濟學中常見的成本——收益分析法，將制度的運作看作是一種產(chǎn)品，通過衡量其成本和收益的高低來判斷制度效率。如林毅夫（1994）認為，在交易成本相同的情況下，能提供較多服務的制度更有效率。袁慶明（2002）也提到，制度成本包括制度變革過程中的界定、設計、組織等成本和制度運行過程中的組織、維持、實施等費用；制度收益則指制度降低交易成本、減少外部性和不確定性的程度。

（二）制度效率與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平差異

目前，隨著我國經(jīng)濟一體化程度持續(xù)加深、交通成本急速下降、要素流動性不斷加大、技術低成本快速擴散、政策普惠化明顯、政治經(jīng)濟體制改革日益深化，區(qū)域之間經(jīng)濟發(fā)展差異的根源已經(jīng)從資源稟賦、區(qū)位要素、優(yōu)惠政策、技術差異等外生變量中陸續(xù)抽離并趨于收斂，而應歸結于某種在長期發(fā)展過程中逐漸凝結于內(nèi)部化的因子，其核心就是制度效率的高低。完善的、低運行成本的制度可以提高整個社會運行效率，降低交易成本，增加績效。如果制度缺失、不完善或者自身運行效率太低，會導致社會成員之間的互動過于繁瑣，貨幣成本和時間成本太高，人們?yōu)榱俗陨砝孀畲蠡萑霟o休止的爭斗之中，整個區(qū)域陷入低效率運行狀態(tài)，勢必會阻礙經(jīng)濟發(fā)展。

筆者認為，區(qū)域制度效率主要體現(xiàn)在兩個方面：政府的行政效率、政府提供制度的效率。首先，政府的行政效率。規(guī)范的、有效率的政府是推動社會降低運行成本，進入良性循環(huán)的必要條件。對于這一點，新加坡等國的政府調(diào)控模式和管理方式已經(jīng)給出了很好的示范和驗證。其次，政府所供給的制度效率。如果政府所制定的規(guī)則能夠有效降低交易成本，減少不確定性和風險，為人們之間的合作提供保障，有效保護產(chǎn)權，為經(jīng)濟主體提供激勵與約束機制，促進經(jīng)濟發(fā)展以及社會進步，那么制度就是有效率的。兩者的關系在于，只要前者是有效率的，并且有著不斷改善的內(nèi)在驅(qū)動力，那么就會通過政府不斷地試錯、糾錯，以及積極調(diào)整，最終會保證供給制度的高效性。如果前者就是低效的，那么也意味著自身并不具備改善供給效率的能力。同時政府所供給的制度效率反過來會影響到其行政效率。

欠發(fā)達區(qū)域低制度效率的表現(xiàn)

制度效率已經(jīng)成為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差異和未來發(fā)展?jié)摿Φ臎Q定性因素。制度的低效率導致對生產(chǎn)要素使用的低效率，使得優(yōu)質(zhì)要素流出，區(qū)域競爭力降低。制度效率作用于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展主要體現(xiàn)在兩個方面：發(fā)展成本低，社會風險低。很多欠發(fā)達區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展從一開始就面臨多種約束，如知識存量約束、技術約束、意識形態(tài)約束、權利約束等，這些約束共同影響了其制度競爭力和制度效率的提高。在現(xiàn)有的制度框架下，社會運行模式會保持一定的延續(xù)性，低效率的制度會得到保留而有效率的制度得不到實施，即傳統(tǒng)的社會制度運行模式還存在著較大慣性，政府和市場之間的界限模糊甚至錯位，既得利益群體所主導的格局導致制度運行的路徑依賴嚴重，具體表現(xiàn)為：

（一）政府對企業(yè)的直接干預及暗箱操作

目前仍然存在眾多的政府主管部門通過項目審批、能源、運輸和重要物資的分配與人事任命對企業(yè)進行直接或間接干預。這些都會造成企業(yè)過多的尋租活動，帶來社會資源的嚴重浪費和企業(yè)運行效率的低下。除此之外，暗箱操作現(xiàn)象大量存在，各種行為不能公開透明，績效無法量化。無論是在微觀的企事業(yè)單位內(nèi)部還是在宏觀的城市管理層面，各項事務都較難規(guī)范化、制度化、量化處理，信息閉塞，缺乏民主和監(jiān)督，不能對經(jīng)濟行為形成良好的激勵。

（二）各部門行政效率極低

和珠江三角洲等發(fā)達區(qū)域相比，欠發(fā)達省份非常明顯的差別在于行政辦事效率極其低下。國際上將政府從業(yè)人員人數(shù)占地區(qū)總?cè)藬?shù)的比重在1%～3%作為判斷政府機構是否精干和高效的重要標準。但是這一指標在我國很多地區(qū)達到5%，甚至10%。很多落后地區(qū)多次表面上試圖努力，但始終擺脫不了政府機構“精簡——膨脹——再精簡——再膨脹“的怪圈。除此之外，行政管理費用占財政支出的比例過高，大量的財政收入用于公車、接待、考察等個人消費，以及向下的設租和向上的尋租上。同時，行政手續(xù)復雜、程序繁瑣也嚴重影響到企業(yè)和個人的經(jīng)濟效率和日常生活。

（三）民眾的改革意識缺乏

很多欠發(fā)達地區(qū)的民眾長期陷于這種低效制度，并已經(jīng)習以為常、思維僵化，甚至沒意識到自身的某些行為會繼續(xù)助長這種情況惡化。比如說，大部分東北地區(qū)的民眾一旦涉及到辦理與政府公共服務相關的業(yè)務時，第一個想法就是尋求相關政府部門熟人的幫助，這種“人情思維”在欠發(fā)達地區(qū)普遍存在。在這種氛圍下，社會各部門各行業(yè)的工作人員都嚴重缺乏服務意識和市場化意識，普遍的人為設置關卡和障礙，造成全社會成員彼此成本和精力的內(nèi)耗。

假說和驗證

制度效率體現(xiàn)在制度安排對于區(qū)域人均財富的影響上，本文僅試圖以幾個簡單的指標對該問題進行驗證。

本文假設：第一，各省區(qū)的制度效率與各省區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平之間具有正相關關系；第二，政府消費水平與制度效率水平正相關。因為政府消費指政府為社會提供公共服務的支出和政府免費或以較低價格向居民提供的消費貨物和服務所承擔的凈支出。第三，政府工作人員占職工人數(shù)的比例與制度效率負相關。第四，地方財政支出和地方財政收入之比與制度效率負相關。第五，行政管理費用占地方財政支出的比例與制度效率負相關。

本文以全國31個省市區(qū)的面板數(shù)據(jù)為基礎，其數(shù)據(jù)全部來自于《中國統(tǒng)計年鑒2012》。其次，以各省份的人均GDP（RG）表示該地區(qū)現(xiàn)階段經(jīng)濟發(fā)展水平高低。其次，從數(shù)據(jù)的可考核性、可操作性、易得性角度出發(fā)，本文選用了四個指標表示該地區(qū)制度效率的高低，分別是：各省政府消費支出占最終消費支出的比例（ZX）、政府行政人員占職工人數(shù)的比例（ZR）、地方財政支出和地方財政收入的比例（ZC）、行政管理費用占地方財政支出的比例（ZG）。

由于以上五個指標測度單位不同，根據(jù)需要，對原始值采用閥值法進行無量綱化處理。公式如下：

Ii=（Xi-Xmin）/（Xmax-Xmin）

其中，Ii 為每列第i個指標無量綱化處理后的值，Xi為每列指標的原始值，Xmax、Xmin分別為參加比較的同列指標中的最大原始值和最小原始值。處理后得到的數(shù)據(jù)見表1。

根據(jù)已經(jīng)選定的指標體系，利用SPSS17.0統(tǒng)計軟件，進行線性回歸分析，以RG為因變量，ZG、ZX、 ZC、ZR為自變量，根據(jù)系數(shù)表中的回歸系數(shù)，可以得到如下回歸方程：

RG=0.797+0.602ZX-0.365ZR

-0.717ZC-0.540ZG

首先，ZX的系數(shù)為正，說明ZX和RG正相關；ZR、ZC、ZG的符號為負，這說明這三者和RG負相關。其次，回歸方程檢驗：F=39.432，在F值分布表中，F(xiàn)0.05（4，26）=2.74，小于F值39.432，這說明了a=0.05的水平下，回歸方程是有顯著意義的。復相關系數(shù)R=0.932，表明方程的總體相關性很高。根據(jù)F=t2計算出的各指標的F值見表2。

F0.05（1，26）=4.22，上表中只有ZR的F值小于4.22，說明變量ZR對RG沒有顯著影響，其他變量都有顯著影響。

該總體方程以及ZX、ZC、ZG等變量都可以通過檢驗，說明ZX、ZC、ZG都對RG存在顯著影響。ZX的系數(shù)為正，說明ZX和RG正相關，且影響系數(shù)為0.602，即ZX增加1%，RG會相應增加0.602%；ZC的系數(shù)為負，說明ZC和RG負相關，且影響系數(shù)為0.717，即ZC下降1%，RG會相應增加0.717%；ZG的系數(shù)為負， ZG和RG負相關，且影響系數(shù)為0.540，ZG下降1%，RG會相應增加0.540%。

結論及其政策含義

綜上所述，可以看出，各省政府消費支出占最終消費支出的比例、政府行政人員占職工人數(shù)的比例、地方財政支出和地方財政收入的比例、行政管理費用占地方財政支出的比例都是決定制度效率的因子，進而都會影響各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平高低。其中，除了政府行政人員占總職工人數(shù)的比例之外，各指標與制度效率都有嚴格的正或負相關關系，政府行政人員占總職工人數(shù)的比例與制度效率并不是嚴格的負相關關系。因為政府行政人員的比例并不是越低越好，因為比例過低即人員嚴重缺乏的話反而不能為民眾提供更全面更便捷的公共服務，應該維持在一個合理的比例范圍。

高效率的制度是有效減少發(fā)展中的不確定性以及降低社會運行成本，實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟增長的關鍵。但是，在區(qū)域發(fā)展過程中，低效率的制度并不必然被高效率的制度所取代。欠發(fā)達地區(qū)的低效率運行仍然頑固根植于其體制內(nèi)部，說明對低效率制度的改革異常艱難。提高制度效率的途徑主要有：

（一）地方政府權力限定

政府的根本職能是為企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營與市場的有序運行提供全方位的服務，實現(xiàn)政府宏觀發(fā)展目標與企業(yè)微觀決策行為的有機藕合。政府行為的選擇應謹慎，明確權力界限，權力過大或過小都不能確保社會經(jīng)濟的正常運轉(zhuǎn)。首先，必須對地方政府的權力予以適當約束，樹立正確的思維方式和價值取向，才能保證制度安排不偏離效率的軌道。其次，妥善處理政府和市場的關系，逐漸清晰兩者的邊界，同時也要適當為民間的制度創(chuàng)新提供空間。政府應通過各種制度改革致力于提高民眾的利益，而不是利用權力在現(xiàn)有的資源分配內(nèi)與民爭利，從而導致出現(xiàn)制度悖論。

（二）克服制度慣性和路徑依賴

制度改革具有明顯的路徑依賴特性，一種制度是否高效都會長期存在并影響其后的制度安排。發(fā)達地區(qū)往往是沿著良性循環(huán)的軌道，資本流動性增強，交易成本降低，社會風險分散，制度效率較高。而欠發(fā)達區(qū)域則往往沿著效率低下的路徑下滑，甚至被鎖定在某種狀態(tài)下難以自拔。當落后區(qū)域固執(zhí)于一個制度框架時，則無法擺脫其所限定的政府職能、意識形態(tài)、市場化程度、產(chǎn)權結構等制度因子的影響，改革與創(chuàng)新只能在有限的范圍內(nèi)和范式下進行。只有打破這種制度慣性，勇于承擔轉(zhuǎn)變所需要的成本和陣痛，實質(zhì)性的制度效率提高才有可能。

（三）社會提供可置信的承諾

諾斯（1994）寫道：“一個社會可得的技術潛力之所以不能實現(xiàn)，在于其游戲規(guī)則所暗含的激勵結構未能有效地促進生產(chǎn)性努力”。在所有的制度安排中，最核心的就是界定良好的產(chǎn)權制度、強有力的法治制度、高度的契約精神和誠信意識。這些都能保證社會可以提供可置信的承諾，幫助經(jīng)濟主體建立合理明確的交易預期，減少不確定性和風險，降低交易費用，把阻礙市場各經(jīng)濟主體之間安全交易的摩擦系數(shù)降至最低，建立起與高效率制度相適應的社會信用結構和體系。

（四）提高政府行政效率

政府的制度效率改革包括兩部分，作為制度的重要供給者所提供的制度產(chǎn)品的效率提高，以及政府自身的行政效率提高。欠發(fā)達區(qū)域政府行政效率極低是導致較高社會摩擦和內(nèi)耗的重要原因。首先，應推進行政方式改革，提高政府效能，加強服務意識，全面推行政務公開。二是推進行政審批制度改革，減少審批環(huán)節(jié)和繁瑣的行政干預，降低民眾的社會活動成本。三是改善行政執(zhí)法，推進行政執(zhí)法規(guī)范化，減少人為因素的大量干預。最后需要改變對外排斥的區(qū)域內(nèi)部保護方式，加強區(qū)域之間的合作與資源共享。

（五）制度系統(tǒng)優(yōu)化

單獨在某一領域或行業(yè)內(nèi)的制度改革并不足以對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生實質(zhì)性影響，需要的是各領域范圍的制度改革相互協(xié)調(diào)配套及結構合理，提升制度系統(tǒng)的有序性和整體功能，力爭發(fā)揮制度的最佳績效。避免出現(xiàn)彼此之間的“不適應”，甚至是沖突，否則制度系統(tǒng)的改革還會成為阻礙。除此之外，還要注重非正式制度的影響和匹配。非正式制度，如行為習慣、文化信仰、社會結構和組織都影響著價值觀念和實施機制的發(fā)展，從而壓制了制度改革的靈活性。因此，欲破解經(jīng)濟發(fā)展的制度效率瓶頸，制度整體領域內(nèi)的種種完善和合理架構也非常重要。

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