單中心視角下杭州都市經(jīng)濟圈內(nèi)經(jīng)濟增長關聯(lián)性的實證研究

林 明

摘要:區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的相關理論表明,都市經(jīng)濟圈的形成與發(fā)展需要一個強有力的中心。文章對杭州都市經(jīng)濟圈的杭州與嘉興、湖州、紹興3地之間的經(jīng)濟增長(率)的相互關聯(lián)性進行了探討,通過格蘭杰因果檢驗表明,杭州經(jīng)濟增長率對嘉興、湖州地區(qū)的經(jīng)濟增長率的影響不是很顯著,而對紹興的經(jīng)濟增長率是顯著的。因此,目前杭州都市經(jīng)濟圈的發(fā)展還處于低級階段,并不存在明顯增長極的中心。

關鍵詞:格蘭杰因果檢驗;杭州;都市圈;強心

一、問題的提出

杭州都市經(jīng)濟圈的范圍包括杭州、嘉興、湖州、紹興4市全境的區(qū)域,總面積34585平方公里。有關杭州都市經(jīng)濟圈研究方面,李王鳴等人(1998)分析了杭州都市區(qū)經(jīng)濟集聚與擴散機制,認為經(jīng)濟技術革新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級是根本動力,區(qū)位和交通條件是誘因,政府規(guī)劃是指導,政策是催化劑。徐長樂(2007)提出,政府在推動杭州都市圈構建中要有所作為,要積極發(fā)揮統(tǒng)籌規(guī)劃、資源整合的作用。王東祥(2008)認為目前杭州都市經(jīng)濟圈的規(guī)劃首要做的是確定核心的范圍,確定核心與周邊地區(qū)的經(jīng)濟聯(lián)系程度及其影響范圍。在現(xiàn)有的規(guī)劃中,人們都假設杭州已經(jīng)是都市經(jīng)濟圈的中心,杭州城區(qū)是都市經(jīng)濟圈的核心,但是,杭州經(jīng)濟增長是否已經(jīng)形成對湖州、嘉興、紹興3個城市的經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著的影響還缺乏定量分析。所以,本文試圖通過區(qū)域經(jīng)濟增長的空間依賴性定量分析都市經(jīng)濟圈內(nèi)的經(jīng)濟增長(率)聯(lián)系及差異問題,以驗證杭州都市經(jīng)濟圈內(nèi)的中心與外圍之間是否存在長期穩(wěn)定的增長關系與因果關系,以及杭州都市經(jīng)濟圈的中心與外圍經(jīng)濟增長之間的空間依賴性。

二、都市圈的相關理論與假設

都市圈是區(qū)域產(chǎn)業(yè)空間重組的產(chǎn)物,是中心城市對社會經(jīng)濟要素聚集與擴散到一定階段的必然結(jié)果。在區(qū)域經(jīng)濟經(jīng)典理論方面,佩魯?shù)脑鲩L極理論、布代維爾等人的區(qū)域發(fā)展極、繆爾達爾的累積因果關系理論、赫希曼的中心-外圍理論以及弗里德曼的空間極化理論,都強調(diào)了區(qū)域經(jīng)濟增長的不平衡規(guī)律,認為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中存在著經(jīng)濟核心或增長極,其與外圍之間的聯(lián)系主要是通過資源要素的積聚與擴散來完成。中心城市核心圈層的能級是影響整個都市圈能級和大小的重要因素,在都市圈的形成過程中,各種要素在中心城市的聚集與擴散是最基本的前提。隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構的調(diào)整,一些產(chǎn)業(yè)向城市中心聚集以獲取規(guī)模聚集效益,并推動原有產(chǎn)業(yè)向外擴散;當聚集到一定規(guī)模或產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級后,部分產(chǎn)業(yè)再一次向外擴散,從而形成聚集-擴散-聚集-擴散的產(chǎn)業(yè)空間重組循環(huán),使城市由中心向郊區(qū)呈現(xiàn)核心城市區(qū)、近郊區(qū)、遠郊區(qū)的圈層式結(jié)構。中心城市與外圍城市之間通過要素的不斷聚集和擴散促進了大都市圈的不斷發(fā)展。一個強大的中心城市對都市圈具有十分重大的意義,一方面,中心城市的規(guī)模和能量決定了它輻射的遠近,從而決定了都市經(jīng)濟圈范圍的大小,另一方面,都市圈的中心與次中心之間的經(jīng)濟增長的關聯(lián)度,決定了都市經(jīng)濟圈的發(fā)展水平。杭州都市經(jīng)濟圈屬于區(qū)域經(jīng)濟的范疇,它是以杭州為中心,嘉興、湖州和紹興為次中心的都市經(jīng)濟圈發(fā)展模式,從區(qū)域經(jīng)濟的相關理論來講,以杭州為增長極必然會形成杭州對其他處于次中心城市的要素的積聚——擴散作用。作為都市經(jīng)濟圈次中心的湖州、嘉興、紹興3個城市的經(jīng)濟增長(經(jīng)濟增長率)將受到杭州經(jīng)濟增長(經(jīng)濟增長率)的影響,而如果市場是高度開放且緊密聯(lián)系的話,杭州的經(jīng)濟增長(經(jīng)濟增長率)將成為影響各個次中心經(jīng)濟增長(經(jīng)濟增長率)的因素,因此我們假設:

H1:杭州的經(jīng)濟增長(經(jīng)濟增長率)是影響嘉興的經(jīng)濟增長(經(jīng)濟增長率)的因素。

H2:杭州的經(jīng)濟增長(經(jīng)濟增長率)是影響湖州的經(jīng)濟增長(經(jīng)濟增長率)的因素。

H3:杭州的經(jīng)濟增長(經(jīng)濟增長率)是影響紹興的經(jīng)濟增長(經(jīng)濟增長率)的因素。

三、杭州都市經(jīng)濟圈經(jīng)濟增長關系的實證分析

(一)數(shù)據(jù)來源及分析工具

本文所用1978-2008年的數(shù)據(jù)來自于《杭州統(tǒng)計年鑒2009》、《嘉興統(tǒng)計年鑒2009》、《湖州統(tǒng)計年鑒2009》、《紹興統(tǒng)計年鑒2009》和《上海統(tǒng)計年鑒2009》公布的以1978年為基期的各個地方的國民生產(chǎn)總值的指數(shù),總共有31組數(shù)據(jù)。其中杭州的GDP指數(shù)用HANGGDP表示、嘉興的GDP指數(shù)用JIAGDP表示、湖州的GDP指數(shù)用HUGDP表示、紹興的GDP指數(shù)用SHAOGDP表示、上海的GDP用SHANGGDP表示。為了消除數(shù)據(jù)中存在的異方差性,再分別對每個變量取對數(shù),就是:LY1=log(HANGGDP),LY2=log(JIA GDP),LY3=log(HUGDP),LY4=log(SHAOGDP)。其相應的一階差分序列分別為:△LY1、△LY2、△LY3和△LY4。這里一階差分的經(jīng)濟含義代表著地區(qū)的經(jīng)濟增長率。本研究使用的軟件是Eviews(5.1)軟件。

(二)時間序列的平穩(wěn)性及協(xié)整檢驗

為了研究相關關系,一般的做法是根據(jù)現(xiàn)有的樣本資料建立比較合適的回歸方程。但是在進行傳統(tǒng)的回歸分析時,要求所用的時間序列必須是平穩(wěn)的,否則會產(chǎn)生所謂的“偽回歸”問題。所以,我們首先本文采用PP檢驗,對LY1、LY2、LY3、LY4進行平穩(wěn)性檢驗。計算結(jié)果,序列LY1、LY2、LY3、LY4的PP統(tǒng)計量值分別為-2.01242、-2.23143、-2.41032和-1.36179,對應的99%置信水平的臨界值是-4.2967,均不能拒絕序列存在單位根的零假設,因而它們都是非平穩(wěn)的。對LY1、LY2、LY3、LY4的一階差分變量△LY1、△LY2、△LY3和△LY4進行平穩(wěn)性檢驗。結(jié)果是:△LY1、△LY2、△LY3、△LY4的PP統(tǒng)計量值分別為-2.58160、-3.63322、-3.13312和-2.36497,對應的99%置信水平的臨界值是-4.309824,均不能拒絕序列存在單位根的零假設,因而它們都是非平穩(wěn)的。由于一階差分變量△LY1、△LY2、△LY3和△LY4是非平穩(wěn)的,因此,LY1、LY2、LY3、LY4之間不具有協(xié)整關系。我們進一步對對LY1、LY2、LY3、LY4的二階差分變量△2LY1、△2LY2、△2LY3和△2LY4進行平穩(wěn)性檢驗。結(jié)果是:△2LY1、△2LY2、△2LY3、△2LY4的PP統(tǒng)計量值分別為-3.78589、-6.59064、-6.86968和-4.40410,對應的99%置信水平的臨界值是-3.58062,全部拒絕序列存在單位根的零假設,因而它們都是平穩(wěn)的,因此序列LY1、LY2、LY3、LY4都具有二階單整。

(三)格蘭杰因果檢驗

格蘭杰(Granger)因果檢驗在考察序列A是否是序列B產(chǎn)生的原因時,先估計當前的B值被其自身滯后期取值所能解釋的程度,然后驗證通過引入序列A的滯后值是否可以提高B的被解釋程度,如果是,則稱序列A是B的格蘭杰成因(Granger Cause),此時A的滯后期系數(shù)具有統(tǒng)計顯著性。變量是否平穩(wěn)會影響Granger因果檢驗。在變量均非平穩(wěn)且不協(xié)整的情況下,可以在差分的基礎上建立VAR模型,此時只可以檢驗短期的因果關系(陳雄兵、張宗成,2008)。格蘭杰(Granger)因果檢驗的具體結(jié)論對滯后階很敏感(Gujarati,1995)。因此需要在向量自回歸模型確定滯后期的基礎上進行格蘭杰成因果檢驗。向量自回歸模型的滯后期確定,一般根據(jù)AIC和SC的信息量取值最小的準則,如果AIC和SC取最小值時最大滯后期不一樣的話,應該考慮LR檢驗(易丹輝,2002)。我們對于模型滯后期的選擇參見表1。對于模型1來說,AIC滯后期為8時最小,為-8.82;SC滯后期為4時最小,為-7.21,因此,需要進行LR檢驗,檢驗的原假設是模型最大的滯后期為4,檢驗的統(tǒng)計量LR有漸進的X2分布,自由度為24,可以得到P值為0.87,因此不能拒絕原假設,即采取滯后期為4的情況。對于模型2和模型3來說,AIC最小時的滯后期與SC最小時的滯后期一樣。在確定每個模型的滯后期后,我們對序列的一階差分進行格蘭杰(Granger)因果檢驗,檢驗結(jié)果見表2。

以上對Granger因果檢驗的結(jié)果顯示:第一,杭州的經(jīng)濟增長率不是嘉興經(jīng)濟增長率的格蘭杰成因,因此假設H1不成立,但是嘉興的經(jīng)濟增長率是杭州的經(jīng)濟增長率的格蘭杰成因。第二,至少在90%的置信水平下,杭州的經(jīng)濟增長率是湖州經(jīng)濟增長率的格蘭杰成因,但是在95%的置信水平下,杭州的經(jīng)濟增長率不是湖州經(jīng)濟增長率的格蘭杰成因,因此假設H2不完全成立。另外,湖州的經(jīng)濟增長率不是杭州經(jīng)濟增長率的格蘭杰成因。第三,在95%的置信水平下,杭州的經(jīng)濟增長率是紹興經(jīng)濟增長率的格蘭杰成因,因此假設H3成立,但是,紹興的經(jīng)濟增長率不是杭州經(jīng)濟增長率的格蘭杰成因。

四、結(jié)論與展望

從整體情況來說,我們可以得出:杭州都市經(jīng)濟圈內(nèi)中心城市(杭州)的經(jīng)濟增長率與另外3個次中心城市的經(jīng)濟增長率之間經(jīng)濟關聯(lián)性弱,杭州中心的作用還不很明顯,仍處于弱中心的地位。盡管本文對杭州都市經(jīng)濟圈的中心與外圍地區(qū)之間的經(jīng)濟增長的空間依賴關系進行了分析,但并沒有解決弱中心的問題,將來可以進一步從以下3個方面做深入的研究:第一,需要增強杭州都市經(jīng)濟圈的區(qū)域創(chuàng)新能力,促進杭州的產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級。第二,如何進行跨區(qū)域的產(chǎn)業(yè)對接、合作、轉(zhuǎn)移,是否可以在杭州城區(qū)與嘉興、湖州、紹興城區(qū)之間建立產(chǎn)業(yè)過渡集聚區(qū)。在杭州與德清、安吉、海寧、桐鄉(xiāng)、紹興、諸暨6個縣(市)之間的邊界共同建立邊界經(jīng)濟合作區(qū)。第三,如何以行政管理體制創(chuàng)新促進產(chǎn)業(yè)合理的布局。目前,杭州都市經(jīng)濟圈設立了市長聯(lián)席會議,并組建規(guī)劃、交通、產(chǎn)業(yè)、環(huán)保、旅游、宣傳6個專業(yè)委員會,這些制度上的創(chuàng)新有利于促進區(qū)域合作與發(fā)展,但是各個區(qū)域都有自身的經(jīng)濟利益,產(chǎn)業(yè)上轉(zhuǎn)移和重新布局將會影響各自的經(jīng)濟利益,利益上的協(xié)調(diào)和處理會帶來較大的成本和困難。

參考文獻:

1、李王鳴,陳秋曉,戴企成.杭州都市區(qū)經(jīng)濟集聚與擴敞機制研究[J].經(jīng)濟地理,1998(1).

2、袁家冬,周筠,黃偉.我國都市圈理論研究與規(guī)劃實踐中的若干誤區(qū)[J].地理研究,2006(1).

3、Gujarati,D..Basic Econometrics[M].McGraw-Hill,1995.

4、易丹輝.數(shù)據(jù)分析與EVIEWS應用[M].中國統(tǒng)計出版社,2002.

5、陳雄兵,張宗成.再議Granger因果檢驗[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究,2008(1).

*本文系浙江省教育廳科研項目《單中心視角下杭州都市經(jīng)濟圈經(jīng)濟增長關聯(lián)性的實證研究》(項目編號:Y200803846)的階段性成果。

(作者單位:浙江工商職業(yè)技術學院。作者為該單位工商企業(yè)管理專業(yè)主任、管理學博士)