不同空間權(quán)重下區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)收斂性分析
——以長三角經(jīng)濟(jì)區(qū)為例

李祥妹，張榮敏

（南京農(nóng)業(yè)大學(xué)a.經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院；b.中國糧食安全研究中心，江蘇南京210095）

不同空間權(quán)重下區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)收斂性分析
——以長三角經(jīng)濟(jì)區(qū)為例

李祥妹a，b，張榮敏a，b

（南京農(nóng)業(yè)大學(xué)a.經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院；b.中國糧食安全研究中心，江蘇南京210095）

文章根據(jù)長江三角經(jīng)濟(jì)區(qū)25市1996-2014年宏觀統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，基于地理空間和經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣構(gòu)建空間滯后模型與空間誤差模型，探討研究區(qū)三大產(chǎn)業(yè)的β收斂性動(dòng)態(tài)變化特征，結(jié)果表明：研究區(qū)第一產(chǎn)業(yè)不存在空間相關(guān)性和收斂性；在地理和經(jīng)濟(jì)距離影響下，研究區(qū)內(nèi)二、三產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)絕對(duì)β收斂，而第三產(chǎn)業(yè)收斂速度高于第二產(chǎn)業(yè)，其中科技、勞動(dòng)力和資本要素顯著影響第二產(chǎn)業(yè)的收斂性；經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣前提下第三產(chǎn)業(yè)的空間相關(guān)性遠(yuǎn)高于地理空間權(quán)重矩陣；基于上述研究結(jié)果，發(fā)現(xiàn)忽略空間權(quán)重矩陣下產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)收斂性差異將導(dǎo)致區(qū)域發(fā)展研究誤差，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的制定應(yīng)以不同空間權(quán)重模型下產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)收斂性研究為基礎(chǔ)，加強(qiáng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作，促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)和經(jīng)濟(jì)一體化。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)β收斂；長三角經(jīng)濟(jì)區(qū)；空間相關(guān)性；地理空間權(quán)重；經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重

［DOI］10.3969/j.issn.1007-5097.2016.10.013

區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長收斂性研究關(guān)系到區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略的制定，是應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域主要關(guān)注的焦點(diǎn)之一，該思想最早可以追溯到Solow［1］提出的假說，隨后該假說因Barro以及Sala-I-Martin［2］的研究而得到快速發(fā)展，關(guān)于地區(qū)發(fā)展收斂性問題的研究逐漸成為學(xué)術(shù)界討論熱點(diǎn)之一。隨著我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的逐漸拉大，許多學(xué)者基于Barro和Sala-I-Martin提出的經(jīng)濟(jì)收斂理論，從國家層面［3］、省域?qū)用妫?-10］等尺度來探討區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的收斂性，部分學(xué)者認(rèn)為我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長存在絕對(duì)收斂特征［11-12］，部分研究結(jié)果指出改革以來我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)存在俱樂部收斂或條件收斂［13-15］，人力資本［16］、大規(guī)模勞動(dòng)力的區(qū)際遷移［8］、工業(yè)化水平差異［15］、財(cái)政支出［17］、創(chuàng)新能力［18］是影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展收斂性的主要因素。近年來，隨著空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)工具的發(fā)展，學(xué)者逐漸將地理空間效應(yīng)引入?yún)^(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展收斂性研究中［19-20］，發(fā)現(xiàn)省級(jí)層面經(jīng)濟(jì)發(fā)展多表現(xiàn)為條件收斂，而縣域或者地級(jí)市經(jīng)濟(jì)發(fā)展則呈現(xiàn)絕對(duì)收斂趨勢(shì)［21］。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、產(chǎn)業(yè)集聚等與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展收斂性相互作用。胡向婷和張璐［22］認(rèn)為，1996至2002年我國地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異逐年擴(kuò)大，相互之間不存在收斂性；但有學(xué)者指出1985至2003年間除中部工業(yè)外，其余各行業(yè)在我國東中西部都存在收斂性［23］；此外，研究發(fā)現(xiàn)我國制造業(yè)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、旅游產(chǎn)業(yè)等具體產(chǎn)業(yè)都存在條件收斂［24-25］，二、三產(chǎn)業(yè)逐漸由行業(yè)內(nèi)競爭轉(zhuǎn)為產(chǎn)業(yè)集聚與合理分工［26-27］。然而，上述成果對(duì)不同經(jīng)濟(jì)體經(jīng)濟(jì)距離空間效應(yīng)考慮較少，忽略了經(jīng)濟(jì)發(fā)展中區(qū)域間相互潛在影響，基于地理和經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣的產(chǎn)業(yè)收斂性研究更少見于文獻(xiàn)。基于此，本文以長三角25個(gè)地級(jí)市為例，在引入空間相關(guān)性基礎(chǔ)上，以空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究方法為基礎(chǔ)，比較地理空間權(quán)重矩陣與經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣下長三角經(jīng)濟(jì)區(qū)1996-2014年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)β收斂性，從微觀角度探討研究區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)收斂性動(dòng)態(tài)變化規(guī)律，為區(qū)域一體化發(fā)展及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整提供參考。

一、研究區(qū)概況與數(shù)據(jù)來源

（一）研究區(qū)概況

本研究以長三角洲城市群核心區(qū)為例，涵蓋滬蘇浙25個(gè)地級(jí)及以上城市，是我國城市群最密集、城鎮(zhèn)體系最完備、經(jīng)濟(jì)增長最強(qiáng)勁、生產(chǎn)力最發(fā)達(dá)、發(fā)展最具活力的區(qū)域之一，也是國際公認(rèn)的六大世界級(jí)城市群之一。該區(qū)僅占全國2.1%的國土面積，集中了全國20%的經(jīng)濟(jì)總量和25%以上的工業(yè)增加值。2014年，研究區(qū)經(jīng)濟(jì)總量高達(dá)13.1萬億元，人均GDP突破8萬元，為全國人均值的2倍，區(qū)域經(jīng)濟(jì)密度超6萬元/km2，為全國平均水平的10倍。目前，長三角經(jīng)濟(jì)區(qū)已發(fā)展為以上海、杭州、南京為中心的“一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈”，成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和區(qū)域一體化程度最高，對(duì)周邊經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶動(dòng)力最強(qiáng)的地區(qū)。

（二）數(shù)據(jù)來源及說明

本研究利用長三角經(jīng)濟(jì)區(qū)25市1996-2014年的三大產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值和生產(chǎn)要素?cái)?shù)據(jù)（即資金、勞動(dòng)力及科技）進(jìn)行實(shí)證分析，選擇一、二、三產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值、人均科技支出、人均實(shí)際使用外資、人均固定資產(chǎn)投資額等變量表征區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及經(jīng)濟(jì)增長特征。為更好地了解地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)收斂的動(dòng)態(tài)變化以及把握研究區(qū)歷次五年規(guī)劃產(chǎn)業(yè)發(fā)展實(shí)際情況，研究中以每個(gè)五年規(guī)劃為一個(gè)時(shí)段，將數(shù)據(jù)分成滾動(dòng)時(shí)段：九五規(guī)劃（1996-2000年）、十五規(guī)劃（2001-2005年）、十一五規(guī)劃（2006-2010年）及十二五規(guī)劃（2011-2015年），其中十二五規(guī)劃只到2014年，各市不同年份的各項(xiàng)人均值以1996年為基期的物價(jià)指數(shù)調(diào)整得到（表1）。

表1　主要變量的統(tǒng)計(jì)說明

二、研究方法與理論模型

（一）空間相關(guān)性

為探討區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)收斂性，首先分析區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的空間相關(guān)性，通過分析Moran's I指數(shù)來檢驗(yàn)地區(qū)之間空間相關(guān)性。對(duì)于任何一個(gè)年份，該指數(shù)表達(dá)式為：

其中，n為研究區(qū)城市總個(gè)數(shù)，Wij為空間權(quán)重；Xi和Xj分別為城市i和城市j的屬性表示屬性的方差。

Moran's I指數(shù)的取值范圍一般在-1到1之間，大于0表示正相關(guān)，若接近1表明具有相似的屬性集聚在一起（即高值與高值、低值與低值相鄰）；小于0表示負(fù)相關(guān)，若接近-1表明具有相異的屬性集聚在一起（即高值與低值、低值與高值相鄰）；接近0表明不存在空間相關(guān)性［28］。

（二）空間權(quán)重矩陣

空間計(jì)量分析的前提是度量區(qū)域間的空間距離［29］，而這一距離主要通過空間權(quán)重矩陣來體現(xiàn)。因此，本文在設(shè)定空間權(quán)重矩陣時(shí)考慮地理空間結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)距離兩大方面因素。

1.地理空間權(quán)重

基于Tobler［30］的地理學(xué)第一定律：所有事物都與其他事物相關(guān)聯(lián)，但較近的事物比較遠(yuǎn)的事物關(guān)聯(lián)更大，本文所設(shè)的地理空間權(quán)重W采用以Rook為相鄰規(guī)則的簡單二分權(quán)重矩陣，即兩個(gè)地區(qū)若有共同邊界則視為相鄰［31］。因此，對(duì)于長三角25市而言，如果地理上相鄰對(duì)應(yīng)權(quán)重取1，否則取0，即地理空間權(quán)重如下：

2.經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重

林光平等［9］把人均實(shí)際GDP差額作為測(cè)度地區(qū)間“經(jīng)濟(jì)距離”，認(rèn)為GDP指標(biāo)是一個(gè)衡量各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展的綜合性指標(biāo)，包含的信息量大，較好地反映出各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。該“經(jīng)濟(jì)距離”W*表達(dá)式為：

其中，W為上述地理空間權(quán)重矩陣；Yi，t表示城市i在t年的人均地區(qū)生產(chǎn)總值?；诖耍狙芯空J(rèn)為城市間即使地理上不相鄰，也不能認(rèn)為其經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重等于0，主要由于城市之間會(huì)通過勞動(dòng)力遷移、投資等多種渠道來相互影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展，故本文設(shè)定經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣W1來反映出長三角各市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系密切程度：

（三）β收斂方程

1.收斂的標(biāo)準(zhǔn)方程

產(chǎn)業(yè)β收斂主要分為絕對(duì)β收斂和條件β收斂，其中絕對(duì)β收斂指區(qū)域產(chǎn)業(yè)的發(fā)展僅僅取決于初始資本水平的不同，而條件β收斂強(qiáng)調(diào)除初始資本水平之外，還有其他影響因素制約產(chǎn)業(yè)發(fā)展，如勞動(dòng)力、資本、技術(shù)等。本研究基于產(chǎn)業(yè)絕對(duì)β收斂方程構(gòu)建模型為：

其中，Yi，t+k、Yi，t分別為期末、期初的產(chǎn)業(yè)人均值，k表示時(shí)間跨度，εi，t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.空間計(jì)量模型

空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的基本思想是將地區(qū)或機(jī)構(gòu)間的相關(guān)關(guān)系引入模型，若忽視地區(qū)間空間相關(guān)性必然會(huì)導(dǎo)致結(jié)果誤差［32］，因此需要利用空間權(quán)重矩陣對(duì)模型（6）、（7）進(jìn)行修正。根據(jù)模型設(shè)定對(duì)“空間”的不同體現(xiàn)方法，將空間計(jì)量模型分為空間滯后模型（SLM）、空間誤差模型（SEM）。

（1）空間滯后模型。將各市產(chǎn)業(yè)增長率的空間滯后變量引入模型，用以表明一個(gè)城市的產(chǎn)業(yè)增長可能直接與周邊地區(qū)及整個(gè)系統(tǒng)內(nèi)的產(chǎn)業(yè)增長情況相關(guān)。由此，構(gòu)建產(chǎn)業(yè)收斂的SLM模型以及加入控制變量矩陣bX的SLM模型分別為：

其中，W表示地理或經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣ρ；表示空間自回歸系數(shù)。

（2）空間誤差模型?？臻g誤差模型表明特定區(qū)域產(chǎn)業(yè)的隨機(jī)沖擊不但影響各自增長，由于誤差空間相關(guān)的存在，沖擊效應(yīng)會(huì)擴(kuò)散到整個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)［9］。因此，長三角各市間的相互關(guān)系通過誤差項(xiàng)來體現(xiàn)，構(gòu)建空間誤差模型SEM為：

其中，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)向量；μ為正態(tài)分布的隨機(jī)擾動(dòng)向量；λ為空間誤差系數(shù)。

三、空間相關(guān)性檢驗(yàn)

（一）變異系數(shù)

變異系數(shù)是反映差異性的重要指標(biāo)。由圖1可知，第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值的變異系數(shù)總體上呈增長趨勢(shì)，表明長三角經(jīng)濟(jì)區(qū)第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值增長率的差異不斷擴(kuò)大，即第一產(chǎn)業(yè)在1996-2014年間可能是發(fā)散的；而第二、第三產(chǎn)業(yè)的變異系數(shù)在總體上呈下降趨勢(shì)，表明第二、第三產(chǎn)業(yè)表現(xiàn)為較高的空間相關(guān)性，可能存在收斂現(xiàn)象。

圖1　長三角1996-2014年三大產(chǎn)業(yè)變異系數(shù)折線

（二）Moran's I指數(shù)

1.全局空間相關(guān)性分析

基于地理和經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣運(yùn)用Stata12.1軟件定量分析區(qū)域空間相關(guān)性檢驗(yàn)見表2，從表中可以看出，研究區(qū)第一產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)值在兩種權(quán)重矩陣下空間相關(guān)性不顯著，第二、第三產(chǎn)業(yè)的Moran's I指數(shù)顯著為正，且經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重下統(tǒng)計(jì)的顯著性優(yōu)于地理空間權(quán)重，表明第二、第三產(chǎn)業(yè)在空間分布上具有顯著的正自相關(guān)關(guān)系，即具有較高產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的城市相對(duì)趨于和較高的城市集聚，較低產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的城市趨于和較低產(chǎn)出的城市相鄰，說明長三角第二、第三產(chǎn)業(yè)存在明顯的空間集聚現(xiàn)象，呈現(xiàn)出不斷增強(qiáng)的趨勢(shì)，其中第二產(chǎn)業(yè)的空間集聚效應(yīng)最顯著。基于此，下文將進(jìn)一步探討長三角第二、第三產(chǎn)業(yè)收斂的空間動(dòng)態(tài)變化。

圖2　長三角經(jīng)濟(jì)區(qū)第二產(chǎn)業(yè)分時(shí)段聚類

圖3　長三角經(jīng)濟(jì)區(qū)第三產(chǎn)業(yè)分時(shí)段聚類

表2　不同空間權(quán)重矩陣下產(chǎn)業(yè)人均值空間相關(guān)性檢驗(yàn)

2.局部空間相關(guān)性分析

盡管Moran's I指數(shù)值說明長三角經(jīng)濟(jì)區(qū)第二、第三產(chǎn)業(yè)在1996-2014年存在顯著空間相關(guān)性，但不能顯示產(chǎn)業(yè)發(fā)展較高地區(qū)或較低地區(qū)空間集聚的具體狀況。由此，利用GeoDa軟件作出長三角第二、第三產(chǎn)業(yè)分時(shí)段空間聚類圖，紅色區(qū)域（HH）反映高產(chǎn)值城市與其他高產(chǎn)值城市相鄰，紫色區(qū)域（LL）反映低產(chǎn)值城市與低產(chǎn)值城市相鄰，藍(lán)色區(qū)域（LH）反映低產(chǎn)值城市與高產(chǎn)值城市相鄰。

如圖2和圖3所示，在1996-2014年間，第二產(chǎn)業(yè)中顯著位于HH型地區(qū)的是蘇州，而連云港和淮安的第二、第三產(chǎn)業(yè)均顯著位于LL型地區(qū)。分時(shí)段來看，1996-2005年間，宿遷和淮安顯著位于LL型地區(qū)；連云港和淮安在2006-2014年間顯著位于LL型地區(qū)；蘇州的第二產(chǎn)業(yè)在2001-2014年間顯著位于HH型地區(qū)；臺(tái)州的第二、第三產(chǎn)業(yè)均顯著位于LH型地區(qū)；圖中白色區(qū)域表示沒有通過顯著性檢驗(yàn)。

四、空間計(jì)量模型估計(jì)

通過上述分析可以看出長三角經(jīng)濟(jì)區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在空間相關(guān)性，因此適合于空間計(jì)量模型的分析。為避免估計(jì)值的誤差，一般通過工具變量法、最大似然法或廣義最小二乘估計(jì)等方法對(duì)空間計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)，從而消除數(shù)據(jù)的空間自相關(guān)性。本研究基于Stata12.1采用最大似然估計(jì)法（ML）來估計(jì)空間計(jì)量模型，結(jié)果如表3所示。

（一）1996-2014年產(chǎn)業(yè)收斂性分析

1.絕對(duì)收斂性分析

表3顯示，在1996-2014年間，經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣下空間自回歸系數(shù)為負(fù)，且在1%的水平上顯著，表明存在非常顯著的空間自回歸效應(yīng)，使用空間滯后模型較為合適；地理空間權(quán)重矩陣下空間誤差系數(shù)顯著為正，表明此時(shí)使用空間誤差模型較好。此外，無論何種空間矩陣，β1均為負(fù)，且在統(tǒng)計(jì)上顯著，說明在地理和經(jīng)濟(jì)距離的影響下長三角第二、第三產(chǎn)業(yè)均存在顯著的絕對(duì)β收斂性；另外，第二產(chǎn)業(yè)的收斂速度明顯高于第三產(chǎn)業(yè)，而在產(chǎn)業(yè)內(nèi)經(jīng)濟(jì)空間矩陣下的收斂速度較高于地理空間矩陣。

表3　長三角1996-2014年第二、第三產(chǎn)業(yè)絕對(duì)收斂估計(jì)結(jié)果

2.條件收斂性分析

根據(jù)OLS估計(jì)結(jié)果，我們看出長三角經(jīng)濟(jì)區(qū)第二、第三產(chǎn)業(yè)在1996-2014年間存在條件β收斂，且第二產(chǎn)業(yè)的收斂速度明顯高于第三產(chǎn)業(yè)，但我們不能直接由此得出結(jié)論，需進(jìn)一步分析空間計(jì)量模型的結(jié)果（表4）。

表4　長三角1996-2014年第二、第三產(chǎn)業(yè)條件收斂估計(jì)結(jié)果

由表4可見，兩種空間權(quán)重矩陣下空間滯后模型的空間自回歸系數(shù)較為顯著，表明此時(shí)選擇該模型較為適合；經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重下第二產(chǎn)業(yè)的β1系數(shù)為-0.552，收斂速度為4.46%，第三產(chǎn)業(yè)的β1值在地理和經(jīng)濟(jì)空間矩陣下分別為-0.176、-0.353，收斂速度分別為1.08%、2.42%，均在1%的水平上通過檢驗(yàn)，表明第二、第三產(chǎn)業(yè)在1996-2014年間存在條件β收斂，且經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重下的收斂速度快于地理空間權(quán)重。勞動(dòng)力、國外資本以及國內(nèi)資本投入明顯促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)在空間上趨于集聚和收斂，主要由于勞動(dòng)力、資本等資源在區(qū)域內(nèi)的快速流動(dòng)使產(chǎn)業(yè)差距不斷縮??；而科技要素對(duì)第二、第三產(chǎn)業(yè)收斂性具有顯著的消極影響，由于科技投入沒有得到最優(yōu)配置，不斷拉大了長三角各市的產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距。另一方面，我們可以看出OLS以及兩種空間權(quán)重矩陣下估計(jì)出的β1系數(shù)均為負(fù)值，且在統(tǒng)計(jì)上非常顯著，判斷第二、第三產(chǎn)業(yè)在1996-2014年間的確存在條件β收斂，第二產(chǎn)業(yè)的收斂速度遠(yuǎn)高于第三產(chǎn)業(yè)。

（二）分時(shí)段產(chǎn)業(yè)收斂分析

區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展收斂結(jié)果見表5和表6。

表5　地理距離下長三角分時(shí)段第二、第三產(chǎn)業(yè)收斂模型估計(jì)結(jié)果

從表5可以看出在地理距離下，第二、第三產(chǎn)業(yè)在2006-2010年和2011-2014年時(shí)段里，空間誤差系數(shù)均在5%的水平上顯著，說明空間誤差模型更適合估計(jì)條件β收斂方程；在經(jīng)濟(jì)距離下，第二產(chǎn)業(yè)在1996-2000年和2006-2010年時(shí)段里，空間誤差系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上顯著，適宜用空間誤差模型，而第三產(chǎn)業(yè)在1996-2000年應(yīng)采用空間滯后模型，在2006-2010年和2011-2014年時(shí)段里應(yīng)采用空間誤差模型。

結(jié)果表明，在地理和經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重的作用下，長三角第二產(chǎn)業(yè)在1996-2000年、2006-2010年及2011-2014年三個(gè)時(shí)段里表現(xiàn)出顯著的條件β收斂，收斂速度總體呈下降趨勢(shì)，波動(dòng)較大，但地理空間矩陣下的收斂速度較快，說明地理空間矩陣下估計(jì)結(jié)果存在偏誤，經(jīng)濟(jì)距離的作用更與現(xiàn)實(shí)吻合。第三產(chǎn)業(yè)在1996-2000年和2006-2010年時(shí)段內(nèi)表現(xiàn)為條件β收斂，收斂速度呈先升后降的態(tài)勢(shì)?？傮w來言，第二產(chǎn)業(yè)的收斂速度普遍稍高于第三產(chǎn)業(yè)，主要由于長三角經(jīng)濟(jì)區(qū)產(chǎn)業(yè)正逐步進(jìn)入后工業(yè)化階段，重心不斷向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，使各市第二產(chǎn)業(yè)的差距不斷縮小，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展差距不斷擴(kuò)大。

表6　經(jīng)濟(jì)距離下長三角分時(shí)段第二、第三產(chǎn)業(yè)收斂模型估計(jì)結(jié)果

五、結(jié)論與建議

本文利用空間計(jì)量方法對(duì)長三角1996-2014年間三大產(chǎn)業(yè)的收斂性進(jìn)行實(shí)證分析，比較研究地理空間權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣下長三角經(jīng)濟(jì)區(qū)產(chǎn)業(yè)收斂的動(dòng)態(tài)變化，主要結(jié)論如下：①長三角第一產(chǎn)業(yè)不存在空間相關(guān)性，而第二、第三產(chǎn)業(yè)表現(xiàn)出顯著的空間正相關(guān)性，并且存在典型的HH型、LL型和LH型地區(qū)，其中蘇北的淮安、連云港以及浙江省的臺(tái)州等地主要表現(xiàn)為低空間集聚和低發(fā)展速率特征；②第二、第三產(chǎn)業(yè)在1996-2014年間存在顯著的絕對(duì)β收斂，其中地理空間權(quán)重下第二產(chǎn)業(yè)收斂速度略高于經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重，經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重下第三產(chǎn)業(yè)的收斂速度高于地理空間權(quán)重；同時(shí)也存在顯著的條件β收斂，但收斂速度因時(shí)段和空間權(quán)重不同而波動(dòng)較大；③勞動(dòng)力和資本要素的投入能明顯加快第二、第三產(chǎn)業(yè)的收斂速度，促進(jìn)長三角各市產(chǎn)業(yè)趨于集聚，而科技要素?cái)U(kuò)大了產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距，使長三角第二、第三產(chǎn)業(yè)不斷發(fā)散。

基于上述分析，未來長三角地區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略制定中應(yīng)立足地理空間權(quán)重矩陣下的β收斂性特征制定發(fā)展戰(zhàn)略，一方面加大蘇錫常與上海之間的密切聯(lián)系與合作，形成最有效的高產(chǎn)業(yè)集聚、高發(fā)展效率區(qū)，同時(shí)加大以徐州為中心的蘇北重型機(jī)械制造業(yè)基地，加大人才、信息、資本等生產(chǎn)要素在空間上向蘇北地區(qū)的快速流動(dòng)，一方面利用這些后起的發(fā)展中地區(qū)的生產(chǎn)潛力，另一方面充分利用產(chǎn)業(yè)發(fā)展收斂性結(jié)論，在促進(jìn)產(chǎn)業(yè)分工基礎(chǔ)上加強(qiáng)合作與集聚，制定基于地理空間權(quán)重和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重的發(fā)展戰(zhàn)略，促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)整體上協(xié)調(diào)、快速發(fā)展。

注釋：

①長三角經(jīng)濟(jì)區(qū)即為上海市、江蘇省、浙江省3個(gè)省份及直轄市共25個(gè)城市，分別是上海、南京、蘇州、無錫、常州、鎮(zhèn)江、揚(yáng)州、南通、泰州、鹽城、徐州、淮安、宿遷、連云港、杭州、寧波、舟山、紹興、湖州、嘉興、臺(tái)州、金華、衢州、麗水、溫州。

②數(shù)據(jù)經(jīng)《2014年中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》整理得到。

③數(shù)據(jù)來源于1996-2014年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和國家統(tǒng)計(jì)局，淮安市2000年及以前數(shù)據(jù)采用淮陰市數(shù)據(jù)代替；各產(chǎn)業(yè)人均值由三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值除以戶籍人口得到，實(shí)際使用外資額按歷年官方匯率換算成人民幣，所有數(shù)據(jù)都經(jīng)過可比性處理，個(gè)別缺失值采用移動(dòng)平均法填補(bǔ)調(diào)整。

④即柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)要求的資本、技術(shù)和勞動(dòng)力三大類投入要素。

［1］Solow R.A Contribution to the Theory of Economic Growth［J］.Quarterly Journal of Economics，1956，70（1）：65-94.

［2］Barro R J，X Sala-I-Martin.Convergence across States and Regions［J］.Brookings Paper.Economy Activity，1991，22（1）：107-182.

［3］Cardenas M.Growth and Convergence in Colombia：1950-1990［J］.Journal of Development Economics，1995（47）：5-37.

［4］Koo Jaewoon，Young-Yong Kim，Sangphil Kim.Regional Income Convergence：Evidence from a Rapidly Growing Economy［J］.Journal of Economic Development，1998，23（2）：191-203.

［5］Rey S J，Montouri B D.US Regional Income Convergence：A Spatial Econometric Perspective［J］.Regional Studies，1999，33（2）：143-156.

［6］魏后凱.中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長及其收斂性［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，1997（3）：31-37.

［7］林毅夫，蔡昉，李周.中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期的地區(qū)差距分析［J］.經(jīng)濟(jì)研究，1998（6）：3-10.

［8］蔡昉，王德文，都陽.勞動(dòng)力市場扭曲對(duì)區(qū)域差距影響［J］.中國社會(huì)科學(xué)，2001（2）：4-14+204.

［9］林光平，龍志和，吳梅.我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)收斂的空間計(jì)量實(shí)證分析：1978-2002年［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2005（S1）：67-82.

［10］朱國忠，喬坤元，虞吉海.中國各省經(jīng)濟(jì)增長是否收斂？［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2014，13（3）：1171-1194.

［11］張曉旭，馮宗憲.中國人均GDP的空間相關(guān)與地區(qū)收斂：1978-2003［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2008（1）：399-414.

［12］張學(xué)良.長三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)收斂及其作用機(jī)制：1993-2006［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2010（3）：126-140.

［13］樊杰.近期我國省域經(jīng)濟(jì)增長的基本態(tài)勢(shì)分析［J］.地理科學(xué)進(jìn)展，1997，16（3）：8-16.

［14］蔡昉，都陽.中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的趨同與差異——對(duì)西部開發(fā)戰(zhàn)略的啟示［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2000（10）：30-37.

［15］沈坤榮，馬俊.中國經(jīng)濟(jì)增長的“俱樂部收斂”特征及其成因研究［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2002（1）：33-39.

［16］Mankiw G N，Romer D，Weil D.A Contribution to the Em?pirics of Economic Growth［J］.Quarterly Journal of Eco?nomics，1992，107（2）：407-437.

［17］張明喜.地方財(cái)政支出與區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂［J］.經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2007（1）：137-139.

［18］楊朝峰，趙志耘，許治.區(qū)域創(chuàng)新能力與經(jīng)濟(jì)收斂實(shí)證研究［J］.中國軟科學(xué)，2015（1）：88-95.

［19］劉生龍，王亞華，胡鞍鋼.西部大開發(fā)成效與中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2009，35（9）：94-105.

［20］洪國志，胡華穎，李郇.中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展收斂的空間計(jì)量分析［J］.地理學(xué)報(bào)，2010，65（12）：1548-1558.

［21］徐鴻，趙玉.基于空間模型的長江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)增長收斂性研究［J］.軟科學(xué)，2015，29（8）：77-81.

［22］胡向婷，張璐.地方保護(hù)主義對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響——理論與實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2005（2）：102-112.

［23］朱發(fā)倉，蘇為華.區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂與比較優(yōu)勢(shì)發(fā)展戰(zhàn)略——基于行業(yè)的動(dòng)態(tài)Panel模型分析［J］.管理世界，2006（9）：46-52，70.

［24］孫巍，李菁.我國制造業(yè)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的收斂性研究［J］.經(jīng)濟(jì)管理，2010（3）：46-54.

［25］郭為，何媛媛.旅游產(chǎn)業(yè)的區(qū)域集聚、收斂與就業(yè)差異：基于分省面板的說明［J］.旅游學(xué)刊，2008（3）：29-36.

［26］張榮敏，黃遠(yuǎn)林.快速交通流線建設(shè)背景下長三角城市群物質(zhì)代謝動(dòng)態(tài)模擬［J］.華中師范大學(xué)學(xué)報(bào)：自然科學(xué)版，2015，49（6）：1-5.

［27］劉芬，鄧宏兵，李雪平.增長極理論、產(chǎn)業(yè)集群理論與我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展［J］.華中師范大學(xué)學(xué)報(bào)：自然科學(xué)版，2007（1）：130-133.

［28］Moran P.The Interpretation on Statistical Maps［J］.Jour?nal of the Royal Statistical Society，1948（2）：243-251.

［29］陳強(qiáng).高級(jí)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)及Stata應(yīng)用［M］.北京：高等教育出版社，2014.

［30］Tobler W R.A Computer Movie Simulating Urban Growth in the Detroit Region［J］.Economic Geography，1970，46（2）：234-240.

［31］LeSage J.The Theory and Practice of Spatial Econometrics［M］.The United States：University of Toledo，1999.

［32］Anselin L，Rey S J.Properties of Tests for Spatial Depen?dence in Linear Regression Models［J］.Geographical Anal?ysis，1991，23（2）：112-131.

［責(zé)任編輯：張青］

An Analysis on Convergence of Regional Industrial Structure under Different Spatial Weights—A Case of the Yangtze River Delta Economic Zone

LI Xiang-meia，b，ZHANG Rong-mina，b
（a.College of Economics and Management；b.China Center for Food Security Studies，Nanjing Agricultural University，Nanjing 210095，China）

Building a spatial lag model and spatial error model on the premise of geographical spatial weights matrix and eco?nomic spatial weights matrix respectively，we discuss the dynamic process of industrial structure's convergence based on 25 cities'macroscopic statistical data from 1996 to 2014 in the Yangtze River Delta Economic Zone.The outcomes show that no matter what kind of spatial matrixes，the primary industry doesn't have spatial autocorrelation and convergence；influenced by geographical and economic distance，the secondary industry and the tertiary industry show absolute convergence，of which the speed of tertiary industry is faster than that of secondary industry，and the secondary industry shows a conditional convergence，which is significantly affected by technology，labor and capital；the tertiary industry's spatial autocorrelation under economic spatial weights matrix is significantly stronger than that under geographical spatial weights matrix；ignoring the differences of industrial structure's convergence between different spatial weights matrixes will result in errors of the research on the region?al development convergence.Based on this，it is proposed that the establishment of regional economic development strategy should be based on the research of industrial structure's convergence under different spatial weight models，the convergence of regional development should be refined，the regional economic cooperation should be strengthened，and the gap in industrial development among cities should be gradually narrowed so as to promote regional industry's coordination and economic inte?gration.

convergence of industrial structure；the Yangtze River Delta Economic Zone；spatial autocorrelation；geographical spatial weights；economic spatial weights

F061.5；F124.3

A

1007-5097（2016）10-0080-07

2016-07-01

教育部人文社會(huì)科學(xué)研究基金項(xiàng)目（13YJC630081）；中央高校基本科研業(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金項(xiàng)目（SKCX2016002）；江蘇省第四期“333工程”資助項(xiàng)目

李祥妹（1973-），女，河南泌陽人，教授，碩士生導(dǎo)師，研究方向：農(nóng)村發(fā)展，區(qū)域產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)；張榮敏（1991-），男，江蘇南京人，碩士研究生，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。