新疆產業結構調整的縣域差異化研究

作者簡介：何劍（1973-），男，四川西充人，石河子大學商學院教授，統計學博士，研究方向：綠洲經濟可持續發展；李?。?987-），男，山東濰坊人，石河子大學商學院研究生，研究方向：綠洲經濟可持續發展。

基金項目：新疆生產建設兵團軟科學項目，項目編號：2012BB033。

摘要：本文從時間層面和地理空間集聚角度，運用VAR模型的脈沖響應分析法，探討了縣域產業結構調整差異化的問題。結果表明：如果忽略縣域差異性，新疆“產業結構合理化”對經濟增長會產生抑制作用，“產業結構高度化”提高將會在短期內對經濟產生較強的正向影響；新疆縣域經濟空間相關性較弱、空間聚集不顯著，僅有烏魯木齊和克拉瑪依是區域性經濟中心，同質化的調整模式反而會使縣域間的差距越來越大；產業結構調整需考慮地域差異性，核心是促進產業結構的高度化，宜采取適合當地的調整模式提高經濟系統的升級能力。

關鍵詞：產業結構調整；脈沖響應；空間自相關

中圖分類號：F1213；C81文獻標識碼：A

一、引言

產業結構與經濟增長之間存在著一種累積性的、雙向循環式的作用機制，產業結構調整作為外生介入手段和內生作用中介對經濟增長有著較強的影響，是實現經濟增長質和量的提高的一個有效突破點。產業結構調整不僅是一種適應性調整，更是一種升級性、超前性調整，是實現可持續發展的重要保證。

產業結構調整是“戰略性”決策，為經濟長期發展奠定基調，眾多學者從不同方面對產業調整問題進行了探討。德國經濟學家李斯特（1841）主張保護幼稚產業，首次系統的提出采用國家宏觀調控，以產業結構調整為手段實現經濟發展。筱原三代平（1957）提出在規劃未來產業結構時應遵循“收入彈性原則”和“比較生產率上升率原則”。赤松要（1935）提出產業發展的“雁行形態理論”，主張本國的產業發展要與國際市場緊密結合起來，使產業結構國際化。我國學者研究內容主要集中于主導產業選擇、產業結構變動規律、產業結構與就業的關系等。一般認為，根據轉變方式主導力量不同，可以分為市場自發演進型和政府主導強制型兩類[1]；產業結構調整對經濟增長的直接影響在短期和長期內均有明顯作用[2]；產業結構合理化和高級化進程均對經濟增長的影響有明顯的階段性特征，它們的影響機制卻截然不同[3]。多數研究都是從宏觀角度出發，微觀層面涉足較少，偏重于國家，省、自治區的分析，忽視市、縣的分析，并且沒有考慮地理空間對產業結構調整實用性的影響。空間統計學已廣泛應用于農業、水文、環境以及地理等領域，將其用于區域經濟的空間分析，可以度量空間相關程度和地域差異[4]。本文以新疆地區為研究對象，將脈沖響應分析和空間統計結合起來，從產業結構合理化、高度化與經濟增長之間的動態關系和縣域經濟的空間相關性著手，考量產業結構調整的縣域差異化問題，從而為產業結構調整選擇提供借鑒。

二、數據與指標選擇

（一）數據來源

本文研究數據來源于《2012年新疆統計年鑒》和中國測繪網基礎地理數據。研究對象包括自治區85個縣/市和4個兵團轄市。在研究期間內米泉市在2007年劃歸烏魯木齊市，為保持一致性將其與烏魯木齊市進行合并計算，北屯市（2011年底建市）還未從阿勒泰市劃出，鐵門關市（2012年底建市）還未從庫爾勒市劃出，其數據合并在原行政區劃內。在ArcGIS100環境下將新疆縣市級行政區劃進行矢量化，使用GeoDa進行數據的可視化處理和空間自相關分析。

（二）產業結構合理化測度方法

產業結構合理化是指在現有發展水平下，通過要素流動使不同產業之間的比例結構組合達到動態的平衡的過程[5]。經濟學家錢納里（1986）根據其“發展型式”理論提出，借助一個合適的參照結構，將被分析的產業結構與參照結構進行比較，借此來評價產業間比例的合理化程度，該評價標準稱為“國際標準結構”[6]。它將不同國民生產總值與不同產業結構對應起來，將人均GDP由低到高劃分為8個檔次（見表1）。地區產業結構越接近標準結果，該地區的產業結構合理化程度計算值就越高。計算公式為：

式中sdi與sri （i=1，2，3）分別代表三次產業的產值比例與錢納里產業結構標準模式中各產業的產值比例。

（三）產業結構高度化測度方法

產業結構高度化又稱高級化，是由低水平向高水平狀態發展，產業素質結構（生產要素質量、結合效益、產業間聯系方式）提高的過程。為了掌握產業結構高度變化，必須對其進行合理的測度。西方學者主要從經濟增長的角度運用統計計量的方法對研究產業結構進行研究、從產業結構演進的角度研究產業結構高度化。我國學者付凌暉（2010）提出用三次產業比重向量與其極限分布之間夾角大小來測量產業結構的高度化[7]。該方法是將三次產業增加值占GDP 的比重作為空間向量中的一個分量，從而構成一組3維向量X0=（x1，0，x2，0，x3，0）。然后分別計算X0與產業由低層次到高層次排列的向量X1=（1，0，0），X2=（0，1，0），X3=（0，0，1）的夾角θ1，θ2，θ3。定義產業結構高度化值W的公式：GDH=∑[DD（]3[]k=1[DD）]∑[DD（]3[]j=1[DD）]θj。W越大，表明產業結構高級化水平越高。計算三維夾角的公式如下：

三、時間緯度分析

VAR模型是Sims（1980）首先提出的動態計量經濟模型，研究各個變量之間關系的非結構建模方法。通常用來預測相互聯系的時間序列系統及分析隨機擾動項對變量系統的動態影響。脈沖響應函數描述了其他變量保持不變的前提下，被解釋變量以及隨機擾動項對一次沖擊的響應過程，能夠全面地反映各個變量之間的動態關系。

（一）協整檢驗

協整檢驗是區別真實回歸和虛假回歸的有效方法，建立VAR模型首先要確保變量之間存在協整關系。使用單位根（ADF）法對經濟增長率（ZZL）、產業結構合理化（HLH）和高度化（GDH）三個序列進行平穩性檢驗，檢驗的結果如表2所示。

通過單位根檢驗發現原序列不平穩，但一階差分之后都滿足平穩條件，即都服從I（1），因此可以進行協整檢驗。基于單位根檢驗結果，對各變量組采用Johansen似然比檢驗的方法進行協整檢驗。檢驗結果表明：產業結構合理化、高度化分別和經濟增長之間存在著協整關系，即變量之間存在著至少2個協整關系。

（二）模型建立和診斷

VAR模型中各等式的系數只反映了一個局部的關系，并不能捕捉全面復雜的動態過程，所以建立的模型主要用于脈沖響應研究變量之間的動態變化過程。使用非限制性向量自回歸模型（Unrestricted VAR），根據滯后長度準則的多數原則確定最優滯后期為1，建立VAR模型。

經過檢驗殘差是服從正態分布的且不存在自相關和異方差。從估計的結果可知，所有根的模的倒數都小于1，即所建立的VAR模型滿足系統穩定性條件，進行脈沖響應分析是穩定的。經過以上檢驗之后有足夠的理由認為，VAR模型的設定是不存在偏差的，可以用于脈沖響應分析。

（三）脈沖響應

脈沖響應函數表示令其他誤差項任何時期都不變的條件下，當第j個變量yjt對應的誤差項在t期受到一個單位的沖擊后，對第i個內生變量yjt在t+s期造成的影響。為了進一步分析變量之間的動態特征，運用上面建立的模型，對其進行脈沖響應分析。經濟增長率的脈沖響應結果如圖1所示。

從整體上看，如果忽略縣域差異性，產業結構合理化對經濟增長會產生抑制作用，產業結構高度化提高將會在短期內有正向影響。脈沖響應結果表明：經濟增長受到自身一個標準差信息的沖擊后，產生強烈的正向效應，立即增加20。此后至第三期一直為正向影響，但影響效應迅速衰減。該影響效應在第四期轉向為負，連續三期負影響較為明顯，此后影響逐漸減?。划a業結構合理化對經濟增長有顯著的負影響，且在第七期才恢復到原來水平，周期較長。一個單位的合理化沖擊對經濟增長第二、三期影響最大（-082），雖然隨著時間延長負向影響逐漸減弱，但是整體負影響未發生改變；產業結構高度化對經濟增長的影響在沖擊后沒有立即產生，而是從0開始逐漸增大，在滯后4期內正向效應很顯著。在第二期和第三期都在03左右，甚至超過經濟增長本身的影響，之后該正影響逐漸減弱。第五期的時候影響作用由正轉負，但負向影響始終較為微弱。

四、空間緯度分析

空間自相關分為全局空間自相關和局部空間自相關。全局空間自相關研究的是區域內屬性的平均相關程度，局部空間自相關研究相關區域的具體分布狀況[8]。

（一）全局空間自相關

Moran系數反映的是空間鄰接或空間鄰近的區域單元屬性值的相似程度[9]。該指數取值范圍為（-11），大于0為正相關，小于0為負相關。值越大表示空間分布的相關性越大，即空間的集聚現象越明顯?？梢酝ㄟ^散點圖的形式定性的區分每個地區與周邊地區產業經濟間的相互關系[8]。全局空間自相關Moran’I指數公式為：

其中，n為研究區域數，x各地市GDP，Wij為空間權重矩陣，應用最廣泛的是二值鄰接矩陣，其定義是兩個區域相鄰且邊界長度非零時，矩陣相應位置元素為1，對角線元素和其他元素為0。

新疆縣域經濟空間相關性較弱、空間聚集不顯著。圖2為2011年新疆縣域生產總值的Moran’s I散點圖。將數據標準化后劃分為四個區域，落入HH區域的觀察值占1011%，表示這些縣市與其相鄰縣市有較高的集聚性。盡管落入該象限的觀察值個數不多，但它們向四周擴散的程度很大。這意味著縣域生產總值呈現高-高集聚的縣（市）比例不高，但它們之間差距明顯，并且對整個地區經濟的平均趨勢產生很大影響。而落入H-L和L-H區域的觀察值占到總體的2247%，分別表明某地觀察值較高（低），而周邊區域卻較低（高），說明相鄰縣市的經濟發展存在差異。落入第三象限（LL）的觀察值占整體比例高達6742%，而且它們差距較小在圖中幾乎相互重疊，表示低-低集聚的縣域占新疆顯示的大部分且它們的經濟發展程度差異不大。

（二）局部空間自相關

通過局部Moran’s I統計量，可以得到每個縣（市）與其周邊縣市經濟聚集程度的估計值。局部空間自相關本質上是將Moran’s I分解到各區域，絕對值越大，區域與周邊區域的空間關聯度越高。其表達式為：

新疆經濟增長內生動力不足，僅有烏魯木齊和克拉瑪依是區域性經濟中心。通過運用ArcGIS100和GeoDa軟件的空間展示功能，顯示Moran’s I統計值在研究區域上的地理分布（見圖3）。在置信水平99%的條件下，LISA聚類圖在空間上顯示了空間相關關系的變化特點[10]。第一，天山北坡經濟帶中段地區，從烏魯木齊到克拉瑪依之間的范圍經濟集聚水平較高，成為新疆僅有的兩個“熱點區”（HH）。這兩個區域都是緊鄰經濟發達地區，依靠其溢出效應獲得較好的發展。其中烏昌一體化的快速推進，很大程度上推動了該區域經濟集聚，克拉瑪依作為著名的是石油城，石油產業的發展帶動了周邊地區的發展。第二，低-高集聚主要位于天山北坡經濟帶南北兩側呈帶狀分布，這部分縣市距離經濟中心較遠受其輻射帶動效應不明顯。第三，阿克蘇市作為天山南坡的核心城市，在極化效應的作用下其發展水平遠遠超出周邊地區，形成了以阿克蘇為中心的高-低類型的聚集區。第四，低-低分布集中于南疆三地州和阿勒泰地區。這些縣市地理區位相對較差，經濟發展基礎薄弱在區域發展競爭中處于弱勢地位，陷入了發展能力弱化、邊緣化的困境。第五，沿邊等地區例如巴州地區和哈密地區經濟集聚效果不明顯。

五、結論和建議

第一，如果忽略縣域差異性，“產業結構合理化”對經濟增長率有顯著的抑制作用，“產業結構高度化”提高短期內對經濟增長產生正向影響，長期影響轉變成微弱的負值。新疆作為西部省份，經濟發展受地理區位的限制明顯。同質化的調整模式，反而會使縣域間的差距越來越大。提高經濟系統的自我調節升級能力，核心是促進產業結構的高度化，才能實現其跨越式發展的目標。為了實現產業結構優化和經濟增長的協調發展，需要政府的合理產業政策調控，引導產業結構從低端型走向較高級型結構的轉變。

第二，產業結構調整需考慮地域差異性，采取適合當地的差異化的調整模式。新疆地區差異較大，形成了不同類型的經濟集聚區。高-高集聚區位于天山北坡經濟帶，在其外圍是低-高集聚區，這部分縣市距離經濟中心較遠輻射帶動效應不明顯。以阿克蘇為中心形成了小范圍的高-低類型的聚集。低-低集聚區主要位于南疆三地州，這些縣市地理區位相對較差，經濟發展基礎薄弱在區域發展競爭中處于弱勢地位。經濟發展不平衡，基礎條件差異巨大，要求產業結構調整過程中要因地制宜，采取適應地方需求的差異化的策略。

第三，新疆縣域經濟空間相關性較弱、空間聚集不顯著。烏魯木齊和克拉瑪依是新疆僅有的區域性經濟中心，在其周邊形成了兩個經濟發展“熱點區”。應創造有利的空間環境，促進新的優勢經濟集聚區的形成，發掘規模經濟效益，尤其是在南疆地區急需建立有影響力的經濟增長極，從而帶動整個區域的發展；以高速公路與鐵路為軸對區域格局重組，提高城鎮之間、城鄉之間的經濟聯系，充分發揮中心城市的輻射帶動作用。

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（責任編輯：嚴元）