區域物流發展水平對經濟收斂的影響探討

■ 呂　雪（廣東農工商職業技術學院　廣州　510507）

區域物流發展水平對經濟收斂的影響探討

■ 呂雪（廣東農工商職業技術學院廣州510507）

本文對我國省域經濟增長的空間效應進行檢驗，發現我國省際經濟增長的空間相關性較強。因此，采用納入空間相關性的空間經濟計量模型，對1991-2014年我國 31個省市的經濟條件β收斂情況進行了實證分析，并探討了區域物流發展對經濟收斂的影響。結果表明：空間經濟計量模型的誤差項的空間自相關性較強，包含空間誤差項的空間經濟計量模型比基礎模型的收斂速度更快；在考慮區域物流發展的影響基礎上，我國省區的經濟增長存在較為顯著的條件收斂。說明不同省區物流發展水平的差異和由此引發的溢出效應使相對落后的地區具有了經濟發展的“后發優勢”，并逐漸縮小省區之間的經濟發展差距，從而促進了我國區域經濟的收斂。

區域物流收斂性空間效應空間經濟計量模型

引言

我國的經濟發展自1978年改革開放之后取得了舉世矚目的成就。但是，由于發展起點和發展條件的不同，特別是我國非均衡發展戰略的實施，使我國東部地區的經濟得到了跨越式的發展。同時，非均衡發展戰略使得生產要素向東部地區聚集，導致我國區域間經濟發展水平的差距日益擴大。雖然區域間經濟發展差異在發展中國家的發展過程中是一種比較普遍的現象，但是區域間經濟的發展差距過大不利于經濟資源的有效配置，進而影響經濟的可持續發展和我國和諧社會的建設。區域物流是連接區域間生產和消費的紐帶，有利于優化資源配置和促進區域經濟可持續發展。區域內的物流發展不僅可以降低該區域內的交易成本，提高該區域的生產效率，同時也有利于與其相鄰省區的交易效率提高，使一個落后的區域在經濟發展中獲得 “后發優勢”，從而步入快速的發展階段，促進區域的協調發展，最終實現區域經濟增長的收斂。因此，研究我國區域物流發展與經濟收斂的內在關系機理，對于縮小區域間經濟發展水平的差距、促進區域經濟的協調發展具有重要意義。

相關研究綜述

“收斂”的實質是驗證在一些初始收入水平相同、結構相似的國家或地區的人均收入經過一段時期的發展后是否會相互趨同。索羅和斯旺（1956）最早提出了經濟的收斂性。該模型認為落后經濟體在資本邊際報酬遞減規律的作用下，其發展速度比發達經濟體快，并且從長期上看，各經濟體的人均產出水平具有收斂的趨勢。20世紀80年代，收斂假說得到進一步發展，收斂假說細化為絕對β收斂、條件β收斂和俱樂部收斂等類型。在絕對β收斂的研究方面，Baumol（1986）利用16 個工業化國家1870-1978 年的人均收入的數據進行分析，發現這16 個國家的經濟增長存在收斂性。魏后凱（1997）沿用Barr的分析方法，利用1978-1995年的截面數據進行分析，認為中國各地區人均國民收入水平存在絕對β收斂。劉強（2001）通過計算1981-1998年省區間經濟增長的變異系數和絕對差率分析我國省區間經濟增長的收斂性，認為我國省區間經濟增長存在明顯的階段性收斂和區域性收斂。郭騰云（2005）通過構建計量經濟模型，實證研究了我國三個時期的經濟收斂性。尹偉華和張煥明（2007）分析了改革開放后我國區域經濟的收斂性，認為我國區域經濟增長先發散，然后趨于收斂，并預測了我國區域經濟收斂的結果。王絲雨和劉嘉夫（2012）對我國31個省（市、自治區）進行了σ-收斂、β-收斂和俱樂部檢驗，認為我國省區經濟增長σ收斂和β收斂比較顯著。郭佩穎（2012）利用偏離-份額模型分析了產業結構變動對區域間經濟收斂影響，認為產業結構變動促進了區域間經濟收斂。王欣亮（2014）利用莫蘭指數測算法分析了我國區域經濟增長差異的變動狀況、發展現狀及演進特征。在條件β收斂的研究方面，趙自芳（2006）引入技術引進的模型，研究了區域經濟收斂中技術溢出的作用機制，分析表明技術溢出顯著地促進了區域經濟收斂。湯學兵（2007）認為對外開放水平、工業化水平和市場化程度促進了經濟的收斂。孫巍（2008）采用變異系數分析了我國1992-2004年省際經濟收斂性的特征，并采用產業集聚度指標詳細分析了產業集聚與經濟收斂的關系，認為產業集聚狀況促進了我國省際經濟的收斂。牛沖槐（2010）通過實證分析區域經濟增長與科技型人力資本的內在聯系，認為科技型人才聚集是影響區域經濟增長收斂的重要因素。喬寧寧（2010）利用動態面板數據模型分析了西部地區經濟增長的收斂性，認為西部大開發后，西部地區區域經濟增長由條件β收斂變為發散性的增長。

從以上文獻的梳理可以看出。現有的對于區域經濟收斂性的研究主要基于β收斂，并且探討的問題主要是區域經濟是否存在收斂的趨勢。但是對于區域經濟間其內在收斂機制及影響因素的研究卻相對較少，并且已有的關于條件β收斂的研究主要是對于勞動力流動、技術溢出、制度體制變革和技術擴散等因素在區域經濟增長收斂中作用的研究。另外，采用的方法為主要包括Theil 指數、基尼系數、變異系數、Kernel估計量和阿特金森指數等。區域物流作為連接區域間生產和消費的紐帶，是區域經濟的重要組成部分，對于促進區域經濟可持續發展等方面具有重要意義。鑒于此，本文選取1991-2014年我國31個省區（西藏地區、港澳臺除外）經濟增長和物流發展的數據，首先對我國省域經濟發展空間的效應進行檢驗，然后通過構建納入空間相關性的空間經濟計量模型分析區域物流發展與省域經濟增長收斂之間的內在聯系，以期促進我國省域經濟的協調發展。

我國省域經濟發展空間效應的檢驗

空間效應包括空間相關性和空間異質性，對模型中的變量進行檢驗稱為空間相關性檢驗。作為空間相關性檢驗的經典方法，Moran's I檢驗在1950年由Moran首次提出，Moran's I檢驗備擇假設是變量之間存在一定形式的空間相關性，原假設是變量之間不存在空間相關性。莫蘭指數檢驗結果為負值表示變量之間具有負相關，莫蘭指數檢驗結果為正值說明變量之間具有空間正相關性，莫蘭指數檢驗結果為零值表示變量之間不具有空間相關性，即為空間隨機分布。1972年Cliff和Ord推導了Moran's I統計量在滿足大樣本條件下的分布。

Moran's I的計算公式如下：

空間權重矩陣Wij是省區間空間地理效應的體現，在空間效應的分析中，研究對象的特點決定了空間權重矩陣的選擇。因此，空間權重矩陣的確定是空間計量模型的關鍵之一，正確地選擇空間權重矩陣是模型估計的前提和基礎。實際運用中常用的空間權重矩陣是基于鄰接關系的空間權重矩陣和基于距離關系的空間權重矩陣。基于鄰接關系的權重矩陣是根據研究對象之間的直接相鄰關系，將觀測對象的空間位置鄰接關系定義為直接4鄰域鄰近（Rooks）、8鄰域鄰近（Queen或Kings）和對角線方向4鄰域鄰近（Bishops）等三種簡單、直觀的情形。而基于距離關系的空間權重矩陣中，其距離是所觀測對象的直線距離或球面距離，在小尺度地區空間數據的測算研究中，距離的計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，進而衍生出諸如距離n次方倒數、K-最近點權重和高斯距離衰減等基于距離關系的空間權重矩陣。

我國各省區省會城市一般是該省區的政治、經濟和文化中心。一般而言，各省會城市之間的交通距離越近，跨區域的經濟之間的聯系越強，各省會城市之間的交通距離越遠，跨區域的經濟之間的聯系也就越弱。因此，本文將不同省會城市間實際距離的倒數作為空間權重矩陣Wij的元素，即采用距離標準（inverse distance）定義省區間的空間相互鄰近關系。

通過運行Arcgis軟件可以得到1991-2014年我國省際GDP的莫蘭指數。為了直觀地觀察1991-2014年我國省際經濟發展空間效應的變化趨勢，本文將1991 -2014年我國省際GDP的莫蘭指數的計算結果反映在變化趨勢圖上，如圖1所示。

根據圖1可以看出，1991-2014年我國省際GDP的Moran's I 指數均通過了5%水平下的顯著性檢驗。盡管我國省際GDP的Moran's I指數在這24年間存在波動，但是整體趨勢呈現出了波動上升的態勢，并且Moran's I指數都在1.5以上，說明我國省際經濟增長的空間相關性較強。即我國省際經濟活動在地理空間上呈現出集聚現象，并且隨著時間的推移不斷增強。

我國省域經濟發展條件β收斂的空間計量模型

（一）變量選取和模型構建

本文采用各省區GDP的對數值代表經濟發展水平進行分析。fi，to表示各省區的初始經濟發展水平，fi，t表示我國i個省份的期末經濟發展水平，ln（fi，t/fi，to）表示經濟的增長速度。按照新古典經濟增長理論，β反映的是經濟增長速度和初始經濟發展水平間的關系。如果β<0，說明在控制了其它影響經濟增長的外生變量后，經濟的增長速度和期初經濟發展水平之間存在負相關關系，意味著經濟落后地區比經濟發達地區呈現更快的經濟增長速度，出現如新古典經濟增長理論所預期的經濟增長收斂。反之，如果β>0，則表明即使控制了影響經濟增長的外生變量，經濟發達省區比經濟落后省區仍有更快的經濟增長速度，各省區間的經濟增長是發散的。

物流產業是一個新興的生產服務型產業，物流產業的精確數據無法準確獲得。為了與物流業相關的研究保持一致，故選取相關研究學者普遍采用的交通運輸、倉儲和郵政業產值作為物流產業發展（Xi，t）的指標。在樣本選取方面，本文選取我國31個省區進行研究，數據來源于歷年的《中國統計年鑒》。

為了與考慮空間效應的空間經濟計量模型進行比較，首先利用線性回歸分析，構造的基礎模型如下：

其中，t0=1991，t=2014，i=1，2，3，…，24。式（1）中斜率系數β如果小于零，則表明我國區域經濟發展在1990-2014年期間存在收斂（下同）。平均收斂速度的計算公式如式（2）所示：

根據Moran's I的檢驗結果可知，應該建立空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）。

首先是空間滯后模型（SLM），空間滯后模型就是引入了每個省區的GDP的空間滯后項，反映的是一個省區的經濟發展受與其相鄰的省區和整個國家的經濟增長的影響。空間滯后模型（SLM）如式（3）所示：

另一種是空間誤差模型（SEM），該模型所表示的省區間空間相關性是由誤差項所體現。空間誤差模型（SEM）如公式（4）所示：

（二）實證分析

為了與考慮空間效應的空間經濟計量模型進行比較，本文運用R軟件的相關程序包把上述的三個模型進行運算，采用的估計方法為極大似然法。上述三個模型的估計結果如表1所示。其中收斂速度根據（2）計算得出。

對于表1中的3種模型，根據Log likelihood的估計值可知，OLS模型的Log likelihood的估計值最小，這說明沒有考慮空間相關性的基礎模型的擬合效果明顯要低于納入空間效應的空間經濟計量模型。通過空間滯后模型和空間誤差模型的對比可以看出，這兩個模型的Log likelihood的估計值比較接近，同時空間誤差模型的赤池信息準則（AIC）的估計值略高于空間滯后模型的赤池信息準則（AIC）的估計值。因此，需要通過LMLag和LM-Error檢驗選擇適合的模型，檢驗的結果如表2所示。

從表2中的檢驗結果可以看出，無論是LM-Error檢驗還是穩健LM-Error檢驗，其結果都比LM-Lag和穩健LM-Error的結果顯著，這說明空間誤差自相關性要顯著強于空間滯后自相關性。因此，應采用空間誤差模型分析我國省域間經濟條件β收斂。

通過表1中空間誤差模型的實證結果可以看出：

第一，收斂系數β為負，且在1%水平下顯著，說明我國省域經濟存在收斂性。在以鄰近矩陣作為權重矩陣的空間計量模型分析我國省域經濟條件β收斂時，空間誤差模型的空間誤差系數λ在1%水平下顯著，誤差項的空間自相關性較強。說明我國省域經濟發展存在顯著的空間相關性，其經濟收斂速度顯著增大。

第二，通過空間滯后模型的估計結果可知，當空間誤差模型中納入物流發展水平時， 1991-2014年我國省域經濟條件β收斂的空間誤差參數λ為-0.91699，并且通過了5%水平下的顯著性檢驗。說明我國區域物流的發展促進了省際間的經濟發展的收斂，并逐漸縮小省區之間的經濟發展差距。另外，回歸系數α1為0.01427915，并且在5%水平下顯著，這說明省區的物流發展水平每提升一個百分點，能使我國省區經濟的收斂速度提高1.42 個百分點。因此，我國物流的發展有利于增強省區間經濟發展的互動程度。

結論與政策建議

本文首先對我國省域經濟增長的空間效應進行檢驗，發現我國省際經濟增長的空間相關性較強。因此，本文采用了納入空間相關性的空間經濟計量模型，對1991-2014年我國 31 個省區的經濟條件β收斂情況進行了實證分析，并探討了區域物流發展水平對經濟收斂的影響。結果表明：空間經濟計量模型的誤差項的空間自相關性較強，包含空間誤差項的空間經濟計量模型比基礎模型的收斂速度更快，說明一個省區的經濟發展受與其相鄰的省區和整個國家的經濟增長的影響顯著；在考慮區域物流發展的影響后，我國省區的經濟增長存在較為顯著的條件收斂。說明不同省區物流發展水平的差異和由此引發的溢出效應使相對落后地區具有了經濟發展的“后發優勢”，并逐漸縮小省區之間的經濟發展差距，從而促進了我國區域經濟的收斂。

表1　我國省域經濟條件β收斂相關模型的估計結果

表2　我國省域經濟條件β收斂空間相關性檢驗

圖1　我國省區GDP的莫蘭指數趨勢圖

我國正處于經濟轉型期，縮小區域發展差距、促進區域經濟協調發展是當前我國亟待解決的重要問題。根據本文的研究結果可以看出，區域物流發展有利于增強省區間經濟發展的互動程度，對經濟收斂的速度有顯著的影響。因此提出以下建議：首先，相關政府部門應該在充分考慮區域經濟發展空間相關性的前提條件下制定物流發展政策。促使各區域加強合作，以期縮小區域間的經濟發展差距。其次，完善交通基礎設施建設，利用現代化的信息網絡技術，提高交通網絡化水平。物流產業是一種跨地區、跨行業、跨部門的產業，因而應該通過構建與各區域物流中心地能力相匹配的集散通道，配備現代化的物流中轉設施，促進多種運輸方式順暢銜接和高效周轉，提高區域物流一體化發展的水平。進而加強各省區間的經濟聯系，并加快我國經濟增長的收斂速度，縮小地區間的經濟發展差距。

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