區(qū)域物流發(fā)展水平對(duì)經(jīng)濟(jì)收斂的影響探討

呂雪

內(nèi)容摘要：本文對(duì)我國(guó)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)省際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間相關(guān)性較強(qiáng)。因此，采用納入空間相關(guān)性的空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型，對(duì)1991-2014年我國(guó)31個(gè)省市的經(jīng)濟(jì)條件B收斂情況進(jìn)行了實(shí)證分析，并探討了區(qū)域物流發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)收斂的影響。結(jié)果表明：空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型的誤差項(xiàng)的空間自相關(guān)性較強(qiáng)，包含空間誤差項(xiàng)的空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型比基礎(chǔ)模型的收斂速度更快；在考慮區(qū)域物流發(fā)展的影響基礎(chǔ)上，我國(guó)省區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在較為顯著的條件收斂。說明不同省區(qū)物流發(fā)展水平的差異和由此引發(fā)的溢出效應(yīng)使相對(duì)落后的地區(qū)具有了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“后發(fā)優(yōu)勢(shì)”，并逐漸縮小省區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，從而促進(jìn)了我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的收斂。

關(guān)鍵詞：區(qū)域物流 收斂性 空間效應(yīng)空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型

引言

我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展自1978年改革開放之后取得了舉世矚目的成就。但是，由于發(fā)展起點(diǎn)和發(fā)展條件的不同，特別是我國(guó)非均衡發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施，使我國(guó)東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)得到了跨越式的發(fā)展。同時(shí)，非均衡發(fā)展戰(zhàn)略使得生產(chǎn)要素向東部地區(qū)聚集，導(dǎo)致我國(guó)區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差距日益擴(kuò)大。雖然區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異在發(fā)展中國(guó)家的發(fā)展過程中是一種比較普遍的現(xiàn)象，但是區(qū)域間經(jīng)濟(jì)的發(fā)展差距過大不利于經(jīng)濟(jì)資源的有效配置，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展和我國(guó)和諧社會(huì)的建設(shè)。區(qū)域物流是連接區(qū)域間生產(chǎn)和消費(fèi)的紐帶，有利于優(yōu)化資源配置和促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。區(qū)域內(nèi)的物流發(fā)展不僅可以降低該區(qū)域內(nèi)的交易成本，提高該區(qū)域的生產(chǎn)效率，同時(shí)也有利于與其相鄰省區(qū)的交易效率提高，使一個(gè)落后的區(qū)域在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中獲得“后發(fā)優(yōu)勢(shì)”，從而步入快速的發(fā)展階段，促進(jìn)區(qū)域的協(xié)調(diào)發(fā)展，最終實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂。因此，研究我國(guó)區(qū)域物流發(fā)展與經(jīng)濟(jì)收斂的內(nèi)在關(guān)系機(jī)理，對(duì)于縮小區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差距、促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義。

相關(guān)研究綜述

“收斂”的實(shí)質(zhì)是驗(yàn)證在一些初始收入水平相同、結(jié)構(gòu)相似的國(guó)家或地區(qū)的人均收入經(jīng)過一段時(shí)期的發(fā)展后是否會(huì)相互趨同。索羅和斯旺（1956）最早提出了經(jīng)濟(jì)的收斂性。該模型認(rèn)為落后經(jīng)濟(jì)體在資本邊際報(bào)酬遞減規(guī)律的作用下，其發(fā)展速度比發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體快，并且從長(zhǎng)期上看，各經(jīng)濟(jì)體的人均產(chǎn)出水平具有收斂的趨勢(shì)。20世紀(jì)80年代，收斂假說得到進(jìn)一步發(fā)展，收斂假說細(xì)化為絕對(duì)p收斂、條件p收斂和俱樂部收斂等類型。在絕對(duì)B收斂的研究方面，Baumol（1986）利用16個(gè)工業(yè)化國(guó)家1870-1978年的人均收入的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)這16個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在收斂性。魏后凱（1997）沿用Barr的分析方法，利用1978-1995年的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，認(rèn)為中國(guó)各地區(qū)人均國(guó)民收入水平存在絕對(duì)B收斂。劉強(qiáng)（2001）通過計(jì)算1981-1998年省區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變異系數(shù)和絕對(duì)差率分析我國(guó)省區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂性，認(rèn)為我國(guó)省區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在明顯的階段性收斂和區(qū)域性收斂。郭騰云（2005）通過構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，實(shí)證研究了我國(guó)三個(gè)時(shí)期的經(jīng)濟(jì)收斂性。尹偉華和張煥明（2007）分析了改革開放后我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的收斂性，認(rèn)為我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)先發(fā)散，然后趨于收斂，并預(yù)測(cè)了我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的結(jié)果。王絲雨和劉嘉夫（2012）對(duì)我國(guó)31個(gè)省（市、自治區(qū)）進(jìn)行了σ-收斂、β-收斂和俱樂部檢驗(yàn)，認(rèn)為我國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)σ收斂和β收斂比較顯著。郭佩穎（2012）利用偏離一份額模型分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)區(qū)域間經(jīng)濟(jì)收斂影響，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)促進(jìn)了區(qū)域間經(jīng)濟(jì)收斂。王欣亮（2014）利用莫蘭指數(shù)測(cè)算法分析了我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異的變動(dòng)狀況、發(fā)展現(xiàn)狀及演進(jìn)特征。在條件β收斂的研究方面，趙自芳（2006）引入技術(shù)引進(jìn)的模型，研究了區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂中技術(shù)溢出的作用機(jī)制，分析表明技術(shù)溢出顯著地促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂。湯學(xué)兵（2007）認(rèn)為對(duì)外開放水平、工業(yè)化水平和市場(chǎng)化程度促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的收斂。孫巍（2008）采用變異系數(shù)分析了我國(guó)1992-2004年省際經(jīng)濟(jì)收斂性的特征，并采用產(chǎn)業(yè)集聚度指標(biāo)詳細(xì)分析了產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)收斂的關(guān)系，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚狀況促進(jìn)了我國(guó)省際經(jīng)濟(jì)的收斂。牛沖槐（2010）通過實(shí)證分析區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與科技型人力資本的內(nèi)在聯(lián)系，認(rèn)為科技型人才聚集是影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂的重要因素。喬寧寧（2010）利用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型分析了西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂性，認(rèn)為西部大開發(fā)后，西部地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)由條件β收斂變?yōu)榘l(fā)散性的增長(zhǎng)。

從以上文獻(xiàn)的梳理可以看出?，F(xiàn)有的對(duì)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂性的研究主要基于β收斂，并且探討的問題主要是區(qū)域經(jīng)濟(jì)是否存在收斂的趨勢(shì)。但是對(duì)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)間其內(nèi)在收斂機(jī)制及影響因素的研究卻相對(duì)較少，并且已有的關(guān)于條件β收斂的研究主要是對(duì)于勞動(dòng)力流動(dòng)、技術(shù)溢出、制度體制變革和技術(shù)擴(kuò)散等因素在區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂中作用的研究。另外，采用的方法為主要包括Theil指數(shù)、基尼系數(shù)、變異系數(shù)、Kernel估計(jì)量和阿特金森指數(shù)等。區(qū)域物流作為連接區(qū)域間生產(chǎn)和消費(fèi)的紐帶，是區(qū)域經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，對(duì)于促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展等方面具有重要意義。鑒于此，本文選取1991-2014年我國(guó)31個(gè)省區(qū)（西藏地區(qū)、港澳臺(tái)除外）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和物流發(fā)展的數(shù)據(jù)，首先對(duì)我國(guó)省域經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間的效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，然后通過構(gòu)建納入空間相關(guān)性的空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型分析區(qū)域物流發(fā)展與省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂之間的內(nèi)在聯(lián)系，以期促進(jìn)我國(guó)省域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

我國(guó)省域經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間效應(yīng)的檢驗(yàn)

空間效應(yīng)包括空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性，對(duì)模型中的變量進(jìn)行檢驗(yàn)稱為空間相關(guān)性檢驗(yàn)。作為空間相關(guān)性檢驗(yàn)的經(jīng)典方法，Morans I檢驗(yàn)在1950年由Moran首次提出，Morans I檢驗(yàn)備擇假設(shè)是變量之間存在一定形式的空間相關(guān)性，原假設(shè)是變量之間不存在空間相關(guān)性。莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果為負(fù)值表示變量之間具有負(fù)相關(guān)，莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果為正值說明變量之間具有空間正相關(guān)性，莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果為零值表示變量之間不具有空間相關(guān)性，即為空間隨機(jī)分布。1972年Cliff和Ord推導(dǎo)了Morans I統(tǒng)計(jì)量在滿足大樣本條件下的分布。

空間權(quán)重矩陣W_ij是省區(qū)間空間地理效應(yīng)的體現(xiàn)，在空間效應(yīng)的分析中，研究對(duì)象的特點(diǎn)決定了空間權(quán)重矩陣的選擇。因此，空間權(quán)重矩陣的確定是空間計(jì)量模型的關(guān)鍵之一，正確地選擇空間權(quán)重矩陣是模型估計(jì)的前提和基礎(chǔ)。實(shí)際運(yùn)用中常用的空間權(quán)重矩陣是基于鄰接關(guān)系的空間權(quán)重矩陣和基于距離關(guān)系的空間權(quán)重矩陣?；卩徑雨P(guān)系的權(quán)重矩陣是根據(jù)研究對(duì)象之間的直接相鄰關(guān)系，將觀測(cè)對(duì)象的空間位置鄰接關(guān)系定義為直接4鄰域鄰近（Rooks）、8鄰域鄰近（Queen或Kings）和對(duì)角線方向4鄰域鄰近（Bishops）等三種簡(jiǎn)單、直觀的情形。而基于距離關(guān)系的空間權(quán)重矩陣中，其距離是所觀測(cè)對(duì)象的直線距離或球面距離，在小尺度地區(qū)空間數(shù)據(jù)的測(cè)算研究中，距離的計(jì)算一般可以忽略地球的曲率，通常采用歐氏距離或曼哈頓距離，進(jìn)而衍生出諸如距離n次方倒數(shù)、K-最近點(diǎn)權(quán)重和高斯距離衰減等基于距離關(guān)系的空間權(quán)重矩陣。

我國(guó)各省區(qū)省會(huì)城市一般是該省區(qū)的政治、經(jīng)濟(jì)和文化中心。一般而言，各省會(huì)城市之間的交通距離越近，跨區(qū)域的經(jīng)濟(jì)之間的聯(lián)系越強(qiáng)，各省會(huì)城市之間的交通距離越遠(yuǎn)，跨區(qū)域的經(jīng)濟(jì)之間的聯(lián)系也就越弱。因此，本文將不同省會(huì)城市間實(shí)際距離的倒數(shù)作為空間權(quán)重矩陣W_ij的元素，即采用距離標(biāo)準(zhǔn)（inverse distance）定義省區(qū)間的空間相互鄰近關(guān)系。

通過運(yùn)行Arcgis軟件可以得到1991-2014年我國(guó)省際GDP的莫蘭指數(shù)。為了直觀地觀察1991—2014年我國(guó)省際經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間效應(yīng)的變化趨勢(shì)，本文將1991—2014年我國(guó)省際GDP的莫蘭指數(shù)的計(jì)算結(jié)果反映在變化趨勢(shì)圖上，如圖1所示。

根據(jù)圖1可以看出，1991-2014年我國(guó)省際GDP的Morans I指數(shù)均通過了5%水平下的顯著性檢驗(yàn)。盡管我國(guó)省際GDP的Moran's I指數(shù)在這24年間存在波動(dòng)，但是整體趨勢(shì)呈現(xiàn)出了波動(dòng)上升的態(tài)勢(shì)，并且Morans I指數(shù)都在1.5以上，說明我國(guó)省際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間相關(guān)性較強(qiáng)。即我國(guó)省際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)在地理空間上呈現(xiàn)出集聚現(xiàn)象，并且隨著時(shí)間的推移不斷增強(qiáng)。

為了與老慮空間效應(yīng)的空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型進(jìn)行比較，首先利用線性回歸析，構(gòu)造的基礎(chǔ)模型如下：

我國(guó)省域經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件β收斂的空間計(jì)量模型

（二）買證分析

為了與考慮空間效應(yīng)的空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型進(jìn)行比較，本文運(yùn)用R軟件的相關(guān)程序包把上述的三個(gè)模型進(jìn)行運(yùn)算，采用的估計(jì)方法為極大似然法。上述三個(gè)模型的估計(jì)結(jié)果如表1所示。其中收斂速度根據(jù)（2）計(jì)算得出。

對(duì)于表1中的3種模型，根據(jù)Loglikelihood的估計(jì)值可知，OLS模型的Log likelihood的估計(jì)值最小，這說明沒有考慮空間相關(guān)性的基礎(chǔ)模型的擬合效果明顯要低于納入空間效應(yīng)的空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型。通過空間滯后模型和空間誤差模型的對(duì)比可以看出，這兩個(gè)模型的Loglikelihood的估計(jì)值比較接近，同時(shí)空間誤差模型的赤池信息準(zhǔn)則（AIC）的估計(jì)值略高于空間滯后模型的赤池信息準(zhǔn)則（AIC）的估計(jì)值。因此，需要通過LM-Lag和LM-Error檢驗(yàn)選擇適合的模型，檢驗(yàn)的結(jié)果如表2所示。

從表2中的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，無論是LM-Error檢驗(yàn)還是穩(wěn)健LM-Error檢驗(yàn)，其結(jié)果都比LM-Lag和穩(wěn)健LM-Error的結(jié)果顯著，這說明空間誤差自相關(guān)性要顯著強(qiáng)于空間滯后自相關(guān)性。因此，應(yīng)采用空間誤差模型分析我國(guó)省域問經(jīng)濟(jì)條件β收斂。

通過表1中空間誤差模型的實(shí)證結(jié)果可以看出：

第一，收斂系數(shù)β為負(fù)，且在1%水平下顯著，說明我國(guó)省域經(jīng)濟(jì)存在收斂性。在以鄰近矩陣作為權(quán)重矩陣的空間計(jì)量模型分析我國(guó)省域經(jīng)濟(jì)條件β收斂時(shí)，空間誤差模型的空間誤差系數(shù)λ在1%水平下顯著，誤差項(xiàng)的空間自相關(guān)性較強(qiáng)。說明我國(guó)省域經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在顯著的空間相關(guān)性，其經(jīng)濟(jì)收斂速度顯著增大。

第二，通過空間滯后模型的估計(jì)結(jié)果可知，當(dāng)空間誤差模型中納入物流發(fā)展水平時(shí)，1991-2014年我國(guó)省域經(jīng)濟(jì)條件β收斂的空間誤差參數(shù)λ為-0.91699，并且通過了5%水平下的顯著性檢驗(yàn)。說明我國(guó)區(qū)域物流的發(fā)展促進(jìn)了省際問的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的收斂，并逐漸縮小省區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。另外，回歸系數(shù)a，為0.01427915，并且在5%水平下顯著，這說明省區(qū)的物流發(fā)展水平每提升一個(gè)百分點(diǎn)，能使我國(guó)省區(qū)經(jīng)濟(jì)的收斂速度提高1.42個(gè)百分點(diǎn)。因此，我國(guó)物流的發(fā)展有利于增強(qiáng)省區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的互動(dòng)程度。

結(jié)論與政策建議

本文首先對(duì)我國(guó)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)省際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間相關(guān)性較強(qiáng)。因此，本文采用了納入空間相關(guān)性的空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型，對(duì)1991-2014年我國(guó)31個(gè)省區(qū)的經(jīng)濟(jì)條件B收斂情況進(jìn)行了實(shí)證分析，并探討了區(qū)域物流發(fā)展水平對(duì)經(jīng)濟(jì)收斂的影響。結(jié)果表明：空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型的誤差項(xiàng)的空間自相關(guān)性較強(qiáng)，包含空間誤差項(xiàng)的空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型比基礎(chǔ)模型的收斂速度更快，說明一個(gè)省區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展受與其相鄰的省區(qū)和整個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響顯著；在考慮區(qū)域物流發(fā)展的影響后，我國(guó)省區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在較為顯著的條件收斂。說明不同省區(qū)物流發(fā)展水平的差異和由此引發(fā)的溢出效應(yīng)使相對(duì)落后地區(qū)具有了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“后發(fā)優(yōu)勢(shì)”，并逐漸縮小省區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，從而促進(jìn)了我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的收斂。

我國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期，縮小區(qū)域發(fā)展差距、促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展是當(dāng)前我國(guó)亟待解決的重要問題。根據(jù)本文的研究結(jié)果可以看出，區(qū)域物流發(fā)展有利于增強(qiáng)省區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的互動(dòng)程度，對(duì)經(jīng)濟(jì)收斂的速度有顯著的影響。因此提出以下建議：首先，相關(guān)政府部門應(yīng)該在充分考慮區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間相關(guān)性的前提條件下制定物流發(fā)展政策。促使各區(qū)域加強(qiáng)合作，以期縮小區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。其次，完善交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，利用現(xiàn)代化的信息網(wǎng)絡(luò)技術(shù)，提高交通網(wǎng)絡(luò)化水平。物流產(chǎn)業(yè)是一種跨地區(qū)、跨行業(yè)、跨部門的產(chǎn)業(yè)，因而應(yīng)該通過構(gòu)建與各區(qū)域物流中心地能力相匹配的集散通道，配備現(xiàn)代化的物流中轉(zhuǎn)設(shè)施，促進(jìn)多種運(yùn)輸方式順暢銜接和高效周轉(zhuǎn)，提高區(qū)域物流一體化發(fā)展的水平。進(jìn)而加強(qiáng)各省區(qū)間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，并加快我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂速度，縮小地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。