中國(guó)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異與趨同性研究

胡亞南 ， 藏苗苗 ， 張英卓

(1.鄭州大學(xué) 商學(xué)院，鄭州 450001； 2.武漢大學(xué) 中國(guó)中部發(fā)展研究院，武漢 430072；3.河南大學(xué) 黃河文明與可持續(xù)發(fā)展研究中心/黃河文明省部共建協(xié)同創(chuàng)新中心，河南 開(kāi)封 475001)

0 引言

改革開(kāi)放初期，鼓勵(lì)東部地區(qū)率先發(fā)展，讓一部分地區(qū)率先富裕起來(lái)再帶動(dòng)其他地區(qū)走向富裕，是我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要戰(zhàn)略，由此，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平一度領(lǐng)跑全國(guó)。為加快西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，2000年我國(guó)實(shí)施西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略。隨著東部地區(qū)率先發(fā)展與西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施，中部塌陷問(wèn)題日益凸顯，中部地區(qū)發(fā)展滯后以及國(guó)家對(duì)中部地區(qū)發(fā)展傾斜政策缺失使中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)喪失活力。中部地區(qū)連接我國(guó)東西部、承接南北部，對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平更上一層樓尤為重要。中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式使其地區(qū)間經(jīng)濟(jì)存在顯著差異?？s小地區(qū)差距，深刻認(rèn)識(shí)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)趨同特征，實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化，保持中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長(zhǎng)，是推動(dòng)中部地區(qū)崛起的關(guān)鍵。

大量學(xué)者對(duì)我國(guó)不同區(qū)域的經(jīng)濟(jì)差異進(jìn)行了趨同性研究[1-3]。在區(qū)域選擇上，有全國(guó)尺度的研究[2，4-5]，也有對(duì)局部地區(qū)的研究[6-9]，還有對(duì)省域尺度的研究[10-11]，對(duì)具體目標(biāo)地區(qū)[12]的經(jīng)濟(jì)趨同特征研究也逐漸增多。已有經(jīng)濟(jì)趨同性方面的研究多以省級(jí)行政區(qū)為基本單位，但地級(jí)行政區(qū)具有區(qū)別于省級(jí)行政區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)特性，以地級(jí)行政區(qū)為基本單位的研究能夠更好地刻畫(huà)經(jīng)濟(jì)趨同特征[13]。在方法上，多數(shù)研究首先從靜態(tài)角度采用極差、標(biāo)準(zhǔn)差、基尼系數(shù)等分析地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異[5,14]，其次從動(dòng)態(tài)角度采用傳統(tǒng)計(jì)量方法[6]、面板數(shù)據(jù)模型[9,12,15]、分位數(shù)回歸方法[3-4]、空間誤差模型[5]、空間杜賓模型[16]、空間馬爾可夫模型[11]等分析其趨同特征，所使用的模型要么引入空間因素而未考慮地區(qū)異質(zhì)性，要么考慮了地區(qū)異質(zhì)性而忽略了空間依賴(lài)性[1]。因此，本研究綜合考慮地區(qū)間經(jīng)濟(jì)的空間依賴(lài)性與異質(zhì)性，將空間模型與分位數(shù)回歸模型相結(jié)合，分析2006—2017年我國(guó)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異的時(shí)空特征及其趨同性。

1 研究區(qū)域、數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

1.1 研究區(qū)域

選取中部地區(qū)山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南六省的82個(gè)地級(jí)市(州)、4個(gè)省直管市和1個(gè)林區(qū)作為研究對(duì)象。中部地區(qū)處于我國(guó)連接?xùn)|西部、承接南北部的重要地理位置，占我國(guó)10.7%的國(guó)土面積，2017年中部地區(qū)生產(chǎn)總值176 648.6億元，占全國(guó)地區(qū)生產(chǎn)總值的20.83%，是2006年中部地區(qū)生產(chǎn)總值43 218.0億元的4倍多。

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

數(shù)據(jù)主要來(lái)源于2007—2018年《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省份、地級(jí)市(州)、省直管市、林區(qū)的統(tǒng)計(jì)年鑒以及各地區(qū)2006—2017年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)。為了消除通貨膨脹帶來(lái)的偏差，利用各地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)求得以2006年為不變價(jià)格的歷年實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值，再利用地區(qū)年平均常住人口得到歷年的實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值，從而消除價(jià)格變化帶來(lái)的影響。采用指數(shù)平滑法補(bǔ)齊缺失數(shù)據(jù)。

1.3 研究方法

1.3.1地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異演變分析。采用基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異進(jìn)行空間分解。基尼系數(shù)可以用來(lái)考察人均地區(qū)生產(chǎn)總值的總體差異以及各區(qū)域內(nèi)部差異，基尼系數(shù)越大，表示地區(qū)間差異越大。泰爾指數(shù)不僅可以考察人均地區(qū)生產(chǎn)總值的總體差異以及各區(qū)域的內(nèi)部差異，同時(shí)可以將總體差異分解為組間差異及組內(nèi)差異，能夠較為全面地反映經(jīng)濟(jì)差異的空間分布整體格局[17]。泰爾指數(shù)值越大，地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異也就越大。

1.3.2探索性空間數(shù)據(jù)分析。經(jīng)典經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)研究往往忽略變量的空間依賴(lài)性，假定變量之間互不相關(guān)。但是，社會(huì)經(jīng)濟(jì)事物和現(xiàn)象之間往往存在廣泛、普遍的關(guān)聯(lián)性，不考慮空間相關(guān)性會(huì)影響統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果的準(zhǔn)確性。因此，本研究以Queen鄰接為依據(jù)設(shè)定空間權(quán)重矩陣，利用全局Moran’sI對(duì)中部地區(qū)整體經(jīng)濟(jì)的空間差異性進(jìn)行分析，Moran’sI>0，表示地區(qū)間呈正相關(guān)性，反之呈負(fù)相關(guān)性。同時(shí)，利用局部Moran’sI和Moran散點(diǎn)圖來(lái)研究中部地區(qū)局部經(jīng)濟(jì)差異特征。

1.3.3趨同性分析。對(duì)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的σ趨同、絕對(duì)β趨同與條件β趨同的分析可以進(jìn)一步認(rèn)識(shí)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異的演變特征。σ趨同考察了不同經(jīng)濟(jì)體間實(shí)際人均生產(chǎn)總值的差異隨時(shí)間變化的情況，如果各經(jīng)濟(jì)體間實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值差異隨時(shí)間變化而縮小，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)體間的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在σ趨同。不同地區(qū)間實(shí)際人均生產(chǎn)總值的差異經(jīng)常用其離差程度來(lái)表示，本研究采用不同經(jīng)濟(jì)體的實(shí)際人均生產(chǎn)總值自然對(duì)數(shù)值的標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)衡量其差異的變化。絕對(duì)β趨同是指地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度只與其初始經(jīng)濟(jì)水平有關(guān)，并且由于資本邊際報(bào)酬遞減，長(zhǎng)期來(lái)看不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)將趨于同一穩(wěn)態(tài)水平，并表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)水平低的地區(qū)比經(jīng)濟(jì)水平高的地區(qū)將有更快的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。絕對(duì)β趨同模型為：

式中：yi,t0,yi,t分別表示i地區(qū)在基期(t0年)和報(bào)告期(t年)的人均地區(qū)生產(chǎn)總值；T為研究期時(shí)長(zhǎng)，T=t-t0；ln [ (yi,t/yi,t0)]/T表示i地區(qū)人均地區(qū)生產(chǎn)總值從t0年到t年的年均增長(zhǎng)率;α為常數(shù)項(xiàng)；β為待估系數(shù)；ε為誤差項(xiàng)。若β<0，表示地區(qū)間存在絕對(duì)β趨同，i地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的年趨同速度為-ln (1+βT)/T。由于經(jīng)濟(jì)體間存在異質(zhì)性，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平不同的地區(qū)趨同速度會(huì)存在一定差異。本研究通過(guò)對(duì)模型進(jìn)行簡(jiǎn)單線性回歸和分位數(shù)回歸，分析中部地區(qū)絕對(duì)β趨同特征。條件β趨同是對(duì)絕對(duì)β趨同結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。條件β趨同認(rèn)為不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)除了受初始經(jīng)濟(jì)水平影響外，還受其他因素如政策結(jié)構(gòu)、人力資本、實(shí)物資本等的影響，不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的經(jīng)濟(jì)體可能會(huì)趨向不同的穩(wěn)態(tài)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低的地區(qū)可能會(huì)趨于其自身的穩(wěn)態(tài)水平，而不是向經(jīng)濟(jì)水平更高的地區(qū)趨同。條件β趨同模型為：

式中：Xi,t為除初始經(jīng)濟(jì)水平外影響地區(qū)趨同的其他因素(控制變量)；γ為控制變量的系數(shù)。如果β<0，表示地區(qū)存在條件β趨同，趨同速度為-ln (1+βT)/T。模型中控制變量包括：① 地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展相對(duì)水平(S)。采用第三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例來(lái)衡量，服務(wù)業(yè)發(fā)展相對(duì)水平反映了地區(qū)發(fā)展現(xiàn)代化的水平，增加就業(yè)、擴(kuò)大內(nèi)需能夠促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。② 地區(qū)工農(nóng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(A)。用第二產(chǎn)業(yè)增加值占第一產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)增加值之和的比例進(jìn)行測(cè)算，中部地區(qū)作為我國(guó)重要的糧食生產(chǎn)基地，提升產(chǎn)業(yè)層次、促進(jìn)地區(qū)工農(nóng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化是中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)突破發(fā)展的重中之重。③ 對(duì)外開(kāi)放水平(O)。用進(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值比例來(lái)衡量，對(duì)外開(kāi)放水平一定程度上體現(xiàn)了地區(qū)吸引外資流入或?qū)ν馔顿Y等的能力，地區(qū)間對(duì)外開(kāi)放程度的不同對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)帶來(lái)不同程度的影響。④ 勞動(dòng)力狀況(L)。用地區(qū)在崗職工占常住人口比例進(jìn)行測(cè)算。⑤ 投資水平(P)。采用人均固定資產(chǎn)投資額來(lái)衡量。勞動(dòng)力和投資水平作為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要元素，對(duì)地區(qū)吸引外資、擴(kuò)大生產(chǎn)、提高產(chǎn)出效率均有著重要影響，從而影響地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。⑥ 政府財(cái)政調(diào)控(F)。采用財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例來(lái)衡量，政府財(cái)政調(diào)控在一定程度上會(huì)引導(dǎo)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，進(jìn)而對(duì)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。⑦ 省會(huì)城市發(fā)展優(yōu)勢(shì)(C)。省會(huì)城市賦值1，非省會(huì)城市賦值0。中部各省實(shí)施“強(qiáng)省會(huì)”戰(zhàn)略，省會(huì)城市與其他城市相比具有各方面的優(yōu)勢(shì)，是否是省會(huì)城市也是區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的重要因素。

2 中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異演變

由人均地區(qū)生產(chǎn)總值的基尼系數(shù)變化(表1)可以看出，2006—2008年，中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)差異逐漸擴(kuò)大,基尼系數(shù)由0.255 7提高到0.260 6。到2011年基尼系數(shù)又降為0.243 5，2011—2014年基本保持不變，隨后繼續(xù)下降，中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異總體呈現(xiàn)縮小趨勢(shì)。從省域尺度看，安徽省2006—2014年人均地區(qū)生產(chǎn)總值的基尼系數(shù)均高于其他省份，經(jīng)濟(jì)差異最大，2015年及以后差異逐漸縮??；湖南省2006—2014年經(jīng)濟(jì)差異僅次于安徽省，但2015年及以后經(jīng)濟(jì)差異超過(guò)安徽省，成為中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異最大的省份；山西省經(jīng)濟(jì)差異在中部六省中一直最??；江西省、湖北省與河南省內(nèi)部經(jīng)濟(jì)差異變化不大，且在2009年之后均呈緩慢縮小趨勢(shì)。

表1 中部各省人均地區(qū)生產(chǎn)總值的基尼系數(shù)

從泰爾指數(shù)分解(圖1)可以看出，2006—2017年中部地區(qū)人均地區(qū)生產(chǎn)總值的總體差異變化趨勢(shì)與基尼系數(shù)變化基本一致，經(jīng)濟(jì)差異先是擴(kuò)大，之后再緩慢縮小。通過(guò)泰爾指數(shù)將總體差異分解為組內(nèi)差異與組間差異，中部地區(qū)人均地區(qū)生產(chǎn)總值的組內(nèi)差異遠(yuǎn)大于組間差異，且組內(nèi)差異與總體差異的變化趨勢(shì)保持一致。由此可見(jiàn)，中部地區(qū)各省份發(fā)展?fàn)顩r相似，中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異主要來(lái)源于各省內(nèi)部的差異，且省份之間的經(jīng)濟(jì)差異遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于各省內(nèi)部地區(qū)之間的差異。而由泰爾指數(shù)測(cè)算的中部地區(qū)各個(gè)省份內(nèi)部經(jīng)濟(jì)差異的歷年變化與基尼系數(shù)所得結(jié)果基本一致。

圖1 中部地區(qū)人均地區(qū)生產(chǎn)總值的Theil指數(shù)分解

3 中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異的空間結(jié)構(gòu)特征

3.1 中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異的空間分布

為了更直觀地反映中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的空間差異特征，繪制中部地區(qū)人均地區(qū)生產(chǎn)總值四分位圖(圖2)。可以看出，隨著時(shí)間的變化，地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平空間分布格局變化不大，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平在時(shí)間縱向上均得到提高，橫向上地區(qū)間經(jīng)濟(jì)差異依舊存在，且與初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平空間格局分布相關(guān)。另外，中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈現(xiàn)以省會(huì)城市為中心、由內(nèi)到外降低的態(tài)勢(shì)，即各省經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈“核心-邊緣”模式。集優(yōu)勢(shì)政策、優(yōu)勢(shì)資源等為一體，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度較快的省會(huì)城市率先發(fā)展為“核心”，而其他經(jīng)濟(jì)發(fā)展較慢的地區(qū)成為“邊緣”。邊緣地區(qū)的發(fā)展因其市場(chǎng)落后等因素往往依附于核心地區(qū)，核心地區(qū)因其經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展也會(huì)吸引邊緣地區(qū)的資金、勞動(dòng)力等向其流入，但隨著核心地區(qū)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，其地區(qū)經(jīng)濟(jì)的輻射作用也會(huì)增強(qiáng)，從而再帶動(dòng)邊緣地區(qū)的發(fā)展，最終實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化。但是，現(xiàn)階段中部地區(qū)的核心城市輻射范圍有限，核心城市經(jīng)濟(jì)的擴(kuò)散、輻射作用還有待提高。

圖2 中部地區(qū)人均地區(qū)生產(chǎn)總值四分位圖

3.2 中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異的空間結(jié)構(gòu)特征

3.2.1整體空間結(jié)構(gòu)特征。計(jì)算中部地區(qū)人均地區(qū)生產(chǎn)總值的全局Moran’sI(表2)。2006—2017年的全局Moran’sI均為正，且p值均小于0.05。中部地區(qū)人均地區(qū)生產(chǎn)總值的Moran’sI時(shí)序結(jié)果顯示，2006—2012年Moran’sI在波動(dòng)中略有增加，2012年之后Moran’sI呈上升趨勢(shì)，表明中部地區(qū)人均地區(qū)生產(chǎn)總值的空間正相關(guān)性在增強(qiáng)，說(shuō)明高-高經(jīng)濟(jì)水平地區(qū)集聚或低-低經(jīng)濟(jì)水平地區(qū)集聚現(xiàn)象增強(qiáng)。

3.2.2局部空間結(jié)構(gòu)特征。中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)整體上雖呈空間正相關(guān)性，但局部地區(qū)的空間相關(guān)性并不完全呈正相關(guān)，部分地區(qū)空間相關(guān)性為負(fù)，表現(xiàn)為低-高集聚或高-低集聚(圖3)。2017年人均地區(qū)生產(chǎn)總值Moran散點(diǎn)圖中位于第Ⅰ象限(高-高集聚)的有19個(gè)地區(qū)，位于第Ⅲ象限(低-低集聚)的地區(qū)有34個(gè)。呈局部空間正相關(guān)性(高-高集聚和低-低集聚)的地區(qū)占比從2012年的55.17%提高至2017年的60.92%，說(shuō)明呈局部空間正相關(guān)性的地區(qū)增多，即地區(qū)集聚現(xiàn)象增強(qiáng)，2006—2012年位于高-高集聚和低-低集聚的區(qū)域占比較為波動(dòng)(表3)，其整體變化趨勢(shì)與全局自相關(guān)基本保持一致。

表2 中部地區(qū)人均地區(qū)生產(chǎn)總值的Moran’s ITab.2 Moran’s I of per capita GDP in Central China

圖3 人均地區(qū)生產(chǎn)總值的Moran散點(diǎn)圖

表3 局部相關(guān)的地區(qū)分布統(tǒng)計(jì)

4 中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異的趨同性分析

對(duì)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異的時(shí)空演變和空間結(jié)構(gòu)特征的研究只是從靜態(tài)視角客觀性地描述經(jīng)濟(jì)差異性，并未進(jìn)一步分析經(jīng)濟(jì)差異的變化趨勢(shì)。因此，需要從動(dòng)態(tài)視角對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的σ趨同、絕對(duì)β趨同與條件β趨同進(jìn)行分析，進(jìn)一步認(rèn)識(shí)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異的演變特征。

4.1 σ趨同

由中部地區(qū)人均地區(qū)生產(chǎn)總值自然對(duì)數(shù)值標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)序(圖4)可知，2006—2008年與2011—2014年地區(qū)間人均地區(qū)生產(chǎn)總值的差異呈擴(kuò)大趨勢(shì)，2008—2011年與2014—2017年地區(qū)間人均地區(qū)生產(chǎn)總值的差異呈縮小趨勢(shì)，中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異變化趨勢(shì)發(fā)散與趨同在交替進(jìn)行。但整體上看，中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異在縮小，即中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異存在σ趨同趨勢(shì)。

4.2 絕對(duì)β趨同

絕對(duì)β趨同的普通最小二乘(OLS)回歸結(jié)果(表4)顯示，初始經(jīng)濟(jì)水平(lny2006)的回歸系數(shù)小于0，分位數(shù)回歸結(jié)果同樣顯示各分位水平所對(duì)應(yīng)的lny2006的系數(shù)均為負(fù)值，可見(jiàn)OLS回歸所得地區(qū)絕對(duì)β趨同性具有穩(wěn)健性。但不同分位水平所對(duì)應(yīng)的初始經(jīng)濟(jì)水平的回歸系數(shù)值存在差異。分位水平為10%時(shí)，β為-0.024 6，而分位水平為75%時(shí)，β為-0.006 0，此時(shí)隨著分位水平的提高，β值逐漸增大，對(duì)應(yīng)趨同速度降低，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較慢的地區(qū)相比經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)快的地區(qū)具有更高的趨同速度。分位數(shù)水平為90%時(shí)，經(jīng)濟(jì)趨同速度卻出現(xiàn)上升趨勢(shì)，說(shuō)明高經(jīng)濟(jì)水平的地區(qū)會(huì)更快達(dá)到穩(wěn)態(tài)水平。顯然，OLS回歸的結(jié)果只是體現(xiàn)初始經(jīng)濟(jì)水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平條件均值的影響，難以體現(xiàn)不同經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的地區(qū)受初始經(jīng)濟(jì)水平影響程度的差異及其趨同速度的差異，其回歸結(jié)果的代表性不如分位數(shù)回歸。

圖4 中部地區(qū)人均地區(qū)生產(chǎn)總值自然對(duì)數(shù)值標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)序Fig.4 Time series of natural logarithmic standard deviation of per capita GDP in Central China

4.3 條件β趨同(絕對(duì)β趨同結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn))

中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)存在著顯著的空間差異特征，忽略地區(qū)間空間相關(guān)性可能會(huì)造成結(jié)果的偏差。因此，在考慮初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、工農(nóng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素的同時(shí)，加入地區(qū)間相互作用因素對(duì)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)趨同性進(jìn)行進(jìn)一步分析。地區(qū)間的相互作用通常表現(xiàn)為該地區(qū)經(jīng)濟(jì)對(duì)相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)的依賴(lài)性、該地區(qū)與相鄰地區(qū)不可觀測(cè)的誤差沖擊相互作用以及二者的共同作用，體現(xiàn)在模型上分為地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有相關(guān)性(也稱(chēng)為空間滯后相關(guān))的空間滯后模型、影響地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的遺漏變量相關(guān)的空間誤差模型以及兩種相關(guān)性共同存在的Kelejian-Prucha模型。對(duì)條件β趨同的空間相關(guān)性的存在形式進(jìn)行判斷是準(zhǔn)確選擇模型的前提，本研究通過(guò)LM-Lag檢驗(yàn)、LM-Error檢驗(yàn)和穩(wěn)健的LM-Lag檢驗(yàn)、穩(wěn)健的LM-Error檢驗(yàn)后選取空間滯后自相關(guān)計(jì)量模型(SAR)進(jìn)行分析，采用分位數(shù)回歸法研究條件β趨同[18]，一方面與絕對(duì)β趨同研究方法保持一致，以便檢驗(yàn)絕對(duì)β趨同的穩(wěn)健性，另一方面可以分析條件β趨同中各控制變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平不同地區(qū)的影響程度。由于地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展相對(duì)水平(S)、對(duì)外開(kāi)放水平(O)、勞動(dòng)力狀況(L)、省會(huì)城市發(fā)展優(yōu)勢(shì)(C)在模型中均不顯著，剔除這4個(gè)變量。具體模型為：

表4 絕對(duì)β趨同回歸結(jié)果Tab.4 Absolute β convergence regression results

式中：WY為空間滯后項(xiàng)；ρ為空間滯后項(xiàng)系數(shù)；τ為分位水平。模型回歸結(jié)果(表5)顯示，OLS模型和SAR模型中的初始經(jīng)濟(jì)水平(lny2006)對(duì)應(yīng)的系數(shù)均為負(fù)，說(shuō)明中部地區(qū)存在條件β趨同。當(dāng)把邊緣性城市因子也作為控制變量引入條件β趨同的分析時(shí)，同樣得出中部地區(qū)具有條件β趨同性的結(jié)果，可見(jiàn)其條件β趨同性結(jié)果具有穩(wěn)健性。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平不同的地區(qū)可能會(huì)趨于不同的穩(wěn)態(tài)水平，這與絕對(duì)β趨同結(jié)果出現(xiàn)分歧，此結(jié)果表明絕對(duì)β趨同回歸結(jié)果并不具有穩(wěn)健性。條件β趨同的空間滯后分位數(shù)回歸(SLQR)結(jié)果顯示，所有分位水平下所對(duì)應(yīng)的初始經(jīng)濟(jì)水平系數(shù)均小于0，同樣說(shuō)明地區(qū)間均存在條件β趨同性。而不同分位水平所對(duì)應(yīng)的趨同速度并不相同，10%分位數(shù)水平對(duì)應(yīng)的趨同速度為0.094 765，75%分位水平對(duì)應(yīng)的趨同速度為0.048 017，在10%分位水平與75%分位水平之間地區(qū)趨同速度基本呈下降趨勢(shì)，而90%分位水平的地區(qū)趨同速度再次提高。對(duì)比表4與表5的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，條件β趨同對(duì)應(yīng)的趨同速度均高于絕對(duì)β趨同對(duì)應(yīng)的趨同速度。絕對(duì)β趨同與條件β趨同的共存并不矛盾，由于條件β趨同對(duì)應(yīng)的趨同速度更快，達(dá)到條件趨同的穩(wěn)態(tài)水平所用的時(shí)間也就更短，地區(qū)經(jīng)濟(jì)會(huì)先進(jìn)行條件β趨同，再呈現(xiàn)絕對(duì)β趨同，即條件β趨同包含于絕對(duì)β趨同過(guò)程中?？梢?jiàn)，條件β趨同中控制變量影響了整個(gè)趨同過(guò)程，這與洪國(guó)志等的研究結(jié)果一致[19]。

表5 模型分析結(jié)果

除此之外，空間滯后相關(guān)影響著地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，系數(shù)ρ均大于0，說(shuō)明地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正的空間溢出效應(yīng)。但在分位水平為10%和90%時(shí),系數(shù)ρ均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平較高的地區(qū)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平較低的地區(qū)受相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響并不顯著，這可能與地區(qū)開(kāi)放程度、自身發(fā)展水平、地區(qū)經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境等相關(guān)?？紤]空間相互作用時(shí)所得到的各分位數(shù)水平對(duì)應(yīng)的地區(qū)趨同速度均高于未考慮空間相互作用時(shí)各分位數(shù)水平對(duì)應(yīng)的地區(qū)趨同速度。

進(jìn)一步對(duì)各控制變量的對(duì)應(yīng)系數(shù)及其顯著性進(jìn)行分析。地區(qū)工農(nóng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(A)在空間滯后模型以及空間滯后分位數(shù)回歸中的各分位水平下均不顯著。為了深入分析地區(qū)工農(nóng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)不顯著的原因，剔除空間因素對(duì)模型進(jìn)行分位數(shù)回歸分析，結(jié)果仍不顯著?？梢?jiàn)，忽略地區(qū)間經(jīng)濟(jì)的空間依賴(lài)性和異質(zhì)性的OLS回歸所得參數(shù)估計(jì)量并不穩(wěn)健。而人均固定資產(chǎn)額即投資水平(P)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈正相關(guān)，除了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在25%分位數(shù)水平的地區(qū)外，其余分位數(shù)水平下的地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受投資水平的影響隨分位數(shù)水平增加而降低，表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)水平高的地區(qū)受投資水平的影響小于經(jīng)濟(jì)水平低的地區(qū)。在分位水平為10%時(shí)，政府財(cái)政調(diào)控(F)的系數(shù)并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度過(guò)低的地區(qū)受政府財(cái)政調(diào)控的影響并不顯著，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)處在不同分位數(shù)水平的地區(qū)所對(duì)應(yīng)的政府財(cái)政調(diào)控(F)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響基本呈倒“U”型，這可能是由于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平過(guò)低或過(guò)高的地區(qū)財(cái)政支出的增長(zhǎng)會(huì)在不同程度上落后于地區(qū)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)，地區(qū)財(cái)政投入方式不當(dāng)也可能是政府財(cái)政調(diào)控沒(méi)有促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因之一。

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

2006—2017年中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異整體上呈縮小趨勢(shì)，經(jīng)濟(jì)差異主要來(lái)源于各省內(nèi)部差異。2006—2014年各省內(nèi)部經(jīng)濟(jì)差異由大到小依次為安徽省、湖南省、江西省、湖北省、河南省、山西省，2015—2017年各省內(nèi)部經(jīng)濟(jì)差異由大到小依次為湖南省、安徽省、江西省、湖北省、河南省、山西省。

中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在顯著的空間正相關(guān)性，且呈現(xiàn)出以省為單位的“核心-邊緣”經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。人均地區(qū)生產(chǎn)總值高的地區(qū)集中在以省會(huì)為中心的鄰近地區(qū)，而人均地區(qū)生產(chǎn)總值低的地區(qū)多分布在省邊界地區(qū)。

中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)同時(shí)存在σ趨同性、絕對(duì)β趨同性與條件β趨同性，且條件β趨同包含于絕對(duì)β趨同過(guò)程中。中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在地區(qū)異質(zhì)性。不同分位水平下各控制變量對(duì)應(yīng)系數(shù)不盡相同，由此可見(jiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平不同的地區(qū)受各控制變量的影響也不同。

5.2 建議

中部地區(qū)應(yīng)實(shí)施協(xié)調(diào)發(fā)展的區(qū)域政策，降低核心城市“虹吸效應(yīng)”，加快核心城市“極化效應(yīng)”到“涓滴效應(yīng)”的轉(zhuǎn)型，縮小中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異，促進(jìn)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。首先，中部六省要加強(qiáng)地區(qū)合作交流，利用各省優(yōu)勢(shì)資源、產(chǎn)業(yè)，互惠互利，實(shí)現(xiàn)合作共贏；同時(shí)各地區(qū)政府應(yīng)積極提供完善的協(xié)作交易平臺(tái)，出臺(tái)相關(guān)優(yōu)惠政策，鼓勵(lì)地區(qū)間貿(mào)易交流。其次，各省邊緣城市應(yīng)積極出臺(tái)人才優(yōu)惠政策、企業(yè)優(yōu)惠政策，防止人才大量流出，同時(shí)各省應(yīng)鼓勵(lì)核心城市相關(guān)企業(yè)生產(chǎn)部門(mén)向省邊緣城市遷移，邊緣城市存在更低的生產(chǎn)成本和企業(yè)落地優(yōu)惠政策，通過(guò)此舉加強(qiáng)核心城市經(jīng)濟(jì)的輻射作用，帶動(dòng)周?chē)鞘械陌l(fā)展，縮小省內(nèi)經(jīng)濟(jì)差距。第三，各地區(qū)應(yīng)結(jié)合資源優(yōu)勢(shì)、區(qū)位優(yōu)勢(shì)，發(fā)展優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，加強(qiáng)對(duì)外開(kāi)放。最后，各地區(qū)應(yīng)倡導(dǎo)“一地一策”，因地制宜，根據(jù)實(shí)際情況調(diào)整財(cái)政支出投入方式，促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。