制造業(yè)集聚對地區(qū)經(jīng)濟增長的空間效應(yīng)實證分析

劉漢中　劉佳麗

摘 要：本文基于1998年-2014年我國30個省的空間面板數(shù)據(jù)，利用MoranI指數(shù)檢驗制造業(yè)集聚對地區(qū)經(jīng)濟增長的空間相關(guān)性，并運用反映地理距離影響的鄰接矩陣與距離矩陣，構(gòu)建空間誤差模型、空間滯后模型以及空間杜賓模型考察制造業(yè)集聚對地區(qū)經(jīng)濟增長的空間效應(yīng)，結(jié)果顯示，構(gòu)建空間計量模型需要設(shè)定正確的空間權(quán)重矩陣，不僅要考慮反映地理位置的空間鄰接矩陣，還應(yīng)該考慮反映真實距離影響的空間距離矩陣；制造業(yè)集聚的專業(yè)化、多樣性以及競爭性對地區(qū)經(jīng)濟增長均具有空間效應(yīng)，且政府的干預(yù)程度對地區(qū)經(jīng)濟增長也存在空間效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：MoranI指數(shù)；空間計量模型；空間效應(yīng)

制造業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的作用發(fā)揮著重要作用，不僅發(fā)生在如美國、德國與日本等發(fā)達國家，同樣也發(fā)生在我國的經(jīng)濟發(fā)展過程中。但是，近年來研究學(xué)者只是單一地從制造業(yè)集聚與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系出發(fā)，考察其指標(biāo)之間的聯(lián)系，并未從制造業(yè)集聚的本質(zhì)出發(fā)，制造業(yè)集聚的產(chǎn)生本身就與地理距離存在密切的關(guān)系，故而我們在研究制造業(yè)集聚與經(jīng)濟增長的問題時應(yīng)該考慮地理距離的影響。

一、空間相關(guān)性檢驗

本文采用MoranI指數(shù)（Moran，1950）來檢驗我國各地區(qū)制造業(yè)集聚對地區(qū)經(jīng)濟增長的空間相關(guān)性，具體計算公式為：

從表1可知，1998年-2014年中國地區(qū)經(jīng)濟增長的全局MoraI指數(shù)均為正，并且所有的MoranI指數(shù)均通過了1%顯著性水平下的檢驗，這說明我國各地區(qū)制造業(yè)經(jīng)濟增長存在顯著地空間正相關(guān)性，也就是說，我國各省經(jīng)濟增長水平相近的地區(qū)存在明顯的空間集聚效應(yīng)。同時，從1998年-2014年的全局MoranI指數(shù)來看，整體上呈現(xiàn)一個“倒U”型發(fā)展趨勢，我國各地區(qū)的全局MoranI指數(shù)隨著時間的變化出現(xiàn)先上升后下降的趨勢，這說明我國各地區(qū)經(jīng)濟增長存在較強的空間集聚效應(yīng)。這也充分反映了地理位置在我國各地區(qū)制造業(yè)集聚與經(jīng)濟增長中的重要作用。

二、空間計量模型的構(gòu)建

在構(gòu)建空間面板計量模型之前需要考慮空間權(quán)重問題，本文選取了空間鄰接權(quán)重矩陣W1與空間距離權(quán)重矩陣W2。空間鄰接權(quán)重矩陣W1是對角線上的元素全部為0，非對角線上的元素根據(jù)地區(qū)i與地區(qū)j的相鄰情況，如果兩個地區(qū)相鄰則為1，如果不相鄰則取0，具體形式為：

三、變量的選擇與數(shù)據(jù)說明

本文主要采用的是1998年-2014年我國30個省①的制造業(yè)與經(jīng)濟增長的相關(guān)數(shù)據(jù)，由于統(tǒng)計口徑的變動影響，本文的原始數(shù)據(jù)主要來自于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》與《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》等，具體情況如下：

1.被解釋變量：實際人均GDP（pergdp），本文采用的是1998年-2014年我國30個省的實際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值。

四、空間模型實證分析

本文根據(jù)MoranI指數(shù)的空間相關(guān)性檢驗的結(jié)果，說明我國各地區(qū)制造業(yè)集聚與經(jīng)濟增長存在空間效應(yīng)，并且以地區(qū)之間的空間鄰接矩陣為空間權(quán)重矩陣，構(gòu)建我國制造業(yè)集聚對地區(qū)經(jīng)濟增長的空間滯后模型、空間誤差模型與空間杜賓模型，依據(jù)公式（6）、（7）、（8），得到具體的空間面板回歸估計結(jié)果如表2所示。

由表2可知，以空間鄰接矩陣為空間權(quán)重矩陣的空間滯后模型、空間誤差模型與空間杜賓模型在1%的顯著性水平下是成立的，但三個模型的面板估計結(jié)果系數(shù)符號存在明顯的差異性，空間誤差模型與空間杜賓模型的估計結(jié)果趨于一致，而空間滯后模型的估計結(jié)果卻不相同；但是，空間杜賓模型的回歸估計結(jié)果要優(yōu)于空間滯后模型與空間誤差模型，其擬合優(yōu)度最好，似然比檢驗結(jié)果也最優(yōu)。

空間杜賓模型的估計結(jié)果與空間誤差模型的估計結(jié)果更為接近，我國制造業(yè)集聚的地區(qū)專業(yè)化與企業(yè)競爭強度對地區(qū)經(jīng)濟增長具有正向作用，其系數(shù)分別為0.1246與0.0966，但只有地區(qū)專業(yè)化系數(shù)通過了5%顯著性水平下的檢驗；制造業(yè)集聚的經(jīng)濟多樣性也對地區(qū)經(jīng)濟增長具有負向作用；空間自回歸系數(shù)的估計值為0.5552，且在1%的顯著性水平下成立，說明我國省際間地區(qū)經(jīng)濟增長水平存在正向促進作用，周邊地區(qū)經(jīng)濟增長水平提高能夠帶動該地區(qū)的經(jīng)濟增長。從控制變量來看，人力資本與政府的干預(yù)程度對地區(qū)經(jīng)濟具有正向作用，其系數(shù)分別為0.5356與0.3226，且分別在1%與5%的顯著性水平下成立，說明我國人力資本與政府政策的偏向在地區(qū)經(jīng)濟增長中占據(jù)重要地位。

由表3可知，空間距離矩陣的面板模型估計結(jié)果要優(yōu)于空間鄰接矩陣的面板估計結(jié)果，說明實際地理在我國各地區(qū)制造業(yè)集聚與經(jīng)濟增長中占據(jù)重要作用；以空間距離矩陣為空間權(quán)重矩陣的空間滯后模型、空間誤差模型與空間杜賓模型的回歸估計結(jié)果在1%的顯著性水平下基本成立，回歸估計系數(shù)符號也基本趨于一致。地區(qū)專業(yè)化指數(shù)與企業(yè)競爭強度效應(yīng)系數(shù)為0.1969與0.1657，在1%的顯著性水平下通過檢驗，說明我國制造業(yè)集聚的地區(qū)專業(yè)化與企業(yè)競爭強度對地區(qū)經(jīng)濟增長具有正向促進作用；而經(jīng)濟多樣性系數(shù)卻為-0.3237，在1%的顯著性水平下通過檢驗，說明我國制造業(yè)集聚的多樣化對地區(qū)經(jīng)濟增長具有負向阻礙作用。而地區(qū)專業(yè)化與企業(yè)競爭強度的空間效應(yīng)系數(shù)卻為-0.2966與-0.1800，分別在10%與5%的顯著性水平下通過檢驗，說明周邊地區(qū)制造業(yè)集聚的地區(qū)專業(yè)化發(fā)展與企業(yè)競爭強度的提高對該地區(qū)經(jīng)濟增長具有負向阻礙作用，周邊地區(qū)的專業(yè)化水平提高與企業(yè)競爭加劇會吸引該地區(qū)的企業(yè)與勞動力；經(jīng)濟多樣性的空間效應(yīng)系數(shù)為0.3607，在5%的顯著性水平下通過檢驗，說明周邊地區(qū)制造業(yè)集聚的多樣化發(fā)展對該地區(qū)經(jīng)濟增長具有正向作用，能夠給該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展帶來溢出效應(yīng)。

從控制變量來看，人力資本與政府干預(yù)程度系數(shù)分別為0.1927與0.1282，在5%的顯著性水平下成立，說明我國各地區(qū)人力資本與政府的政策干預(yù)對地區(qū)經(jīng)濟增長具有推動作用，但政府的干預(yù)程度還具有空間效應(yīng)，其系數(shù)為0.3403，在1%的顯著性水平下成立，說明周邊地區(qū)政府的政策干預(yù)會給本地區(qū)的發(fā)展帶來溢出效應(yīng)，會帶動該地區(qū)經(jīng)濟增長水平的提高。

五、結(jié)論

本文主要是為了研究制造業(yè)集聚對地區(qū)經(jīng)濟增長的空間效應(yīng)，通過MoranI指數(shù)的檢驗，發(fā)現(xiàn)制造業(yè)集聚對地區(qū)經(jīng)濟增長的空間相關(guān)性；同時，運用反映地理距離影響的鄰接矩陣與距離矩陣，構(gòu)建空間誤差模型、空間滯后模型以及空間杜賓模型考察制造業(yè)集聚對地區(qū)經(jīng)濟增長的效應(yīng)，結(jié)果顯示，地理距離是影響制造業(yè)集聚與地區(qū)經(jīng)濟增長的重要因素，我國制造業(yè)集聚對地區(qū)經(jīng)濟增長存在明顯的空間效應(yīng)，制造業(yè)集聚的地區(qū)專業(yè)化與企業(yè)競爭強度對地區(qū)經(jīng)濟增長具有正向作用，而制造業(yè)集聚的經(jīng)濟多樣性也對地區(qū)經(jīng)濟增長具有負向作用；我國省際間地區(qū)經(jīng)濟增長水平存在正向促進作用，周邊地區(qū)經(jīng)濟增長水平提高能夠帶動該地區(qū)的經(jīng)濟增長。政府干預(yù)程度對地區(qū)經(jīng)濟增長具有正向空間溢出效應(yīng)，周邊地區(qū)的人力資本水平的提高也會給本地區(qū)帶來負向影響，從而阻礙該地區(qū)經(jīng)濟增長。

注釋：

①本文研究的30個省包括北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆，由于數(shù)據(jù)的有限性，不包括西藏、香港和澳門.

參考文獻：

[1]程中華，于斌斌.產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)工資差距--基于中國城市數(shù)據(jù)的空間計量分析[J].當(dāng)代經(jīng)濟科學(xué)，2014，（06）：86-94+125.

[2]李世杰，胡國柳，高健.轉(zhuǎn)軌期中國的產(chǎn)業(yè)集聚演化：理論回顧、研究進展及探索性思考[J].管理世界，2014，（04）：165-170.

[3]袁冬梅，魏后凱，于斌.中國地區(qū)經(jīng)濟差距與產(chǎn)業(yè)布局的空間關(guān)聯(lián)性--基于Moran指數(shù)的解釋[J].中國軟科學(xué)，2012，（12）：90-102.

[4]胡晨光，程惠芳，陳春根.產(chǎn)業(yè)集聚的集聚動力：一個文獻綜述[J].經(jīng)濟學(xué)家，2011，（06）：93-101.

[5]劉軍，徐康寧.產(chǎn)業(yè)聚集、經(jīng)濟增長與地區(qū)差距--基于中國省級面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].中國軟科學(xué)，2010，（07）：91-102.

作者簡介：劉漢中（1968- ），男，湖南婁底人，博士，教授，主要從事計量經(jīng)濟學(xué)前沿理論方法及其應(yīng)用研究；劉佳麗（1991- ），女，湖南衡陽人，碩士研究生，主要從事區(qū)域經(jīng)濟研究