中國區(qū)域資源開發(fā)的空間溢出及其影響因素
——基于網(wǎng)絡分析方法

(內蒙古科技大學 經(jīng)濟與管理學院,內蒙古 包頭 014010)

1 引言

我國“十三五”規(guī)劃中明確提出全面節(jié)約和高效利用資源的戰(zhàn)略部署。貫徹落實好這一戰(zhàn)略部署,必須科學把握我國的資源國情,加大資源利用管理創(chuàng)新力度,牢固樹立節(jié)約集約循環(huán)利用的資源觀。同時,各省區(qū)間應形成上下聯(lián)動、左右互動的資源利用格局,確保全面節(jié)約和高效利用資源取得成效。我國資源總量大、人均少,分布不均衡,各省區(qū)資源儲量和資源依賴度差異很大。

市場機制與政策調解是能源資源得以跨區(qū)域配置的重要手段，因此我們有理由相信,我國資源開發(fā)在區(qū)域間存在著空間溢出和交互作用。從政府政策層面來看,我國高度重視國家資源安全,適時出臺了資源開發(fā)與管理的相關法律法規(guī),并實施“西氣東輸”、“西電東送”等能源工程,意在促進資源開發(fā)與利用的區(qū)域協(xié)調與關聯(lián)。從市場層面來看,隨著我國社會主義市場經(jīng)濟體制向更深層次發(fā)展和市場化進程的不斷加深,有利于地區(qū)間能源資源的自由流動,增強了相互間的資源聯(lián)系。因此,針對各地區(qū)在資源開發(fā)空間關聯(lián)網(wǎng)絡中的不同地位和作用,不斷完善政策調控機制,通過創(chuàng)造更多空間溢出“通道”,加強地區(qū)間的關聯(lián)程度,提升資源產業(yè)的區(qū)域協(xié)同性已經(jīng)成為我國資源開發(fā)的“新常態(tài)”。在此背景下,探尋我國區(qū)域資源開發(fā)的空間溢出關聯(lián)網(wǎng)絡及其來源,對促進我國能源資源的區(qū)域協(xié)同發(fā)展以及實現(xiàn)全面節(jié)約和高效利用資源的戰(zhàn)略目標具有十分重要的現(xiàn)實意義。

目前已有學者提出我國資源產業(yè)依賴有著明顯的地區(qū)差異性和空間關聯(lián)特征。劉那日蘇、郝戊[1]在我國東、中、西三大區(qū)域層面,運用Dagum基尼系數(shù)和Kernel密度估計方法實證考察了我國資源產業(yè)依賴的地區(qū)差異與演變趨勢,指出我國資源產業(yè)依賴具有顯著的空間非均衡特征;薛稚偉等[2]基于Krugman空間基尼系數(shù)測度了我國資源產業(yè)空間集聚程度,認為我國15個省市區(qū)存在資源產業(yè)空間集聚現(xiàn)象,這些地區(qū)大部分為資源富集的中西部地區(qū);鮑超等[3]運用空間計量模型方法檢驗了河南省用水效率的影響因素,結果表明河南省地級市用水效率存在顯著的空間依賴性,地區(qū)用水效率明顯受鄰近地區(qū)的影響;劉華軍等[4]利用社會網(wǎng)絡分析方法研究了1995—2012年我國能源消費的空間關聯(lián)特征,指出我國能源消費空間關聯(lián)呈網(wǎng)絡結構形態(tài),在樣本考察期內空間關聯(lián)的緊密程度和網(wǎng)絡穩(wěn)定性逐步增強;劉那日蘇、袁雪晴[5]運用空間Durbin模型方法從空間經(jīng)濟學視角實證考察了自然資源開發(fā)對經(jīng)濟增長的空間溢出效應,研究發(fā)現(xiàn)自然資源開發(fā)在我國各省區(qū)間存在顯著關聯(lián)。

縱觀現(xiàn)有文獻,空間關聯(lián)互動是我國區(qū)域資源開發(fā)中必須加以考慮的重要決策變量。針對資源開發(fā)的空間關聯(lián),雖然現(xiàn)有研究已取得富有價值的研究成果,但仍存在著一定的局限。傳統(tǒng)空間計量方法往往將空間關聯(lián)限制在地理上相鄰或經(jīng)濟上相近地區(qū)間,而我國區(qū)域資源開發(fā)利用的戰(zhàn)略中心是資源匱乏的東部沿海省份與資源富集的中西部省份之間的互聯(lián)互動,因此依據(jù)傳統(tǒng)空間計量技術得出的結論尚需進一步驗證。

本文利用格蘭杰因果關系檢驗和網(wǎng)絡分析方法識別我國區(qū)域資源開發(fā)的空間溢出和關聯(lián)網(wǎng)絡特征,并采用二次指派程序(QAP)方法探尋空間溢出的影響因素。社會網(wǎng)絡分析法是通過對網(wǎng)絡中關系的分析,刻畫其結構特征。目前該方法被廣泛應用于各類文獻中[6-8]。本文選擇網(wǎng)絡分析法主要基于兩點原因:一是網(wǎng)絡分析法能有效彌補傳統(tǒng)空間計量方法的不足,可全面捕捉空間關聯(lián)關系;二是網(wǎng)絡分析法能從整體結構、個體中心性、凝聚子群(板塊)、假設檢驗等角度揭示空間溢出的網(wǎng)絡結構特征與來源。

2 方法與數(shù)據(jù)

2.1 空間溢出測度及關聯(lián)網(wǎng)絡構建

區(qū)域資源開發(fā)的空間溢出網(wǎng)絡是區(qū)域間自然資源開發(fā)利用的關系集,其中各區(qū)域是網(wǎng)絡節(jié)點,區(qū)域間的溢出關系是節(jié)點連線,因此準確測度區(qū)域資源開發(fā)的空間溢出關系是構建區(qū)域關聯(lián)網(wǎng)絡的關鍵。本文參考相關文獻[9,10],在非結構化的向量自回歸(VAR)模型框架下,依據(jù)HQ、SC、AIC、FPE、LR指標來選擇模型最優(yōu)滯后階數(shù),利用格蘭杰因果檢驗來實現(xiàn)這一目的。即如果A、B兩個區(qū)域的資源開發(fā)活動相互關聯(lián),而且A是B的格蘭杰因果關系時,說明A省對B省有資源開發(fā)空間溢出,因此在關聯(lián)網(wǎng)絡中用A指向B的箭頭線將A和B連接,依此方法重復進行,檢驗所有區(qū)域兩兩之間的空間溢出關系,繪制出網(wǎng)絡中的節(jié)點連線,這樣便可構建我國區(qū)域資源開發(fā)的一個有向空間溢出網(wǎng)絡。

2.2 網(wǎng)絡結構分析

空間關聯(lián)網(wǎng)絡結構是指溢出網(wǎng)絡內部各區(qū)域之間相對穩(wěn)定的關系模式,通常從整體網(wǎng)絡結構和個體網(wǎng)絡結構兩個維度來刻畫關聯(lián)網(wǎng)絡結構的特征。整體網(wǎng)絡結構特征通常利用網(wǎng)絡密度、網(wǎng)絡效率、網(wǎng)絡關聯(lián)度和網(wǎng)絡等級度等指標來刻畫,而個體網(wǎng)絡結構特征則利用度數(shù)中心度、中介中心度和接近中心度等中心性指標表示。此外,網(wǎng)絡分析法通常使用塊模型分析,主要解析空間聯(lián)動網(wǎng)絡中凝聚子群(板塊)特征與不同聚類板塊之間的空間聯(lián)動關系。本文將采用上述方法分析我國區(qū)域資源開發(fā)空間溢出網(wǎng)絡結構,并采用QAP回歸方法探尋空間溢出來源。

2.3 研究樣本

本文以我國年31個省區(qū)市(未包括香港特區(qū)、澳門特區(qū)和臺灣地區(qū),下同)為基本區(qū)域單元開展研究。在相關文獻中,自然資源開發(fā)度一般用采礦業(yè)就業(yè)比重、投資比重、產值比重來衡量。為不失一般性,本文選取采礦業(yè)固定資產投資占全社會固定資產投資比重作為資源開發(fā)的代理變量。此外,我們從資源稟賦差異和地理近鄰效應兩個角度考察資源開發(fā)空間溢出的主要來源,選取區(qū)域標準煤產量作為資源稟賦的測量指標,依據(jù)空間上是否相鄰和省會城市的球面距離來構建地理近鄰效應矩陣。囿于數(shù)據(jù)的可得性和統(tǒng)計口徑變化,本文考察的時間范圍為2003—2015年,數(shù)據(jù)來源于相關年份的《中國統(tǒng)計年鑒》和各省統(tǒng)計年鑒。

3 區(qū)域資源開發(fā)的空間溢出分析

3.1 構建區(qū)域資源開發(fā)的空間溢出網(wǎng)絡

序列平穩(wěn)是進行Granger因果檢驗的必要前提。本文利用ADF單位根檢驗方法對各省資源開發(fā)度序列進行了平穩(wěn)性檢驗,結果顯示一階差分序列在10%的顯著性水平上均是平穩(wěn)的。由此,本文構造了31個省區(qū)市兩兩之間的資源開發(fā)VAR模型,在此基礎上利用Granger因果檢驗來識別空間溢出關系,構建空間關聯(lián)網(wǎng)絡,并利用Netdrau工具對空間關聯(lián)網(wǎng)絡進行可視化,結果見圖1。從圖1可見,圖中每個箭頭代表區(qū)域資源開發(fā)的空間溢出關系,根據(jù)可視化網(wǎng)絡關聯(lián)線條,可初步判斷我國區(qū)域資源開發(fā)普遍存在空間溢出。

圖1 我國區(qū)域資源開發(fā)空間溢出網(wǎng)絡

3.2 網(wǎng)絡結構特征分析

整體網(wǎng)絡結構特征:我國區(qū)域資源開發(fā)空間關聯(lián)網(wǎng)絡結構指標測度見表1。從網(wǎng)絡密度來看,31個省區(qū)市的實際溢出關系為319個,理論上應存在的可能最大溢出關系數(shù)為930個,整體網(wǎng)絡密度為0.3430,說明我國資源開發(fā)的區(qū)域關聯(lián)較普遍。但從網(wǎng)絡密度值來看,關聯(lián)關系的緊密程度整體相對不高,全面提高和促進更緊密的資源開發(fā)協(xié)作尚有較大的空間和潛力。從網(wǎng)絡關聯(lián)度來看,資源開發(fā)的區(qū)域溢出網(wǎng)絡關聯(lián)度為1,說明省份之間資源開發(fā)的空間關聯(lián)可達性較強,存在著普遍的空間溢出效應,不存在“孤立”的省份,每個省的資源開發(fā)活動均受到空間關聯(lián)網(wǎng)絡的影響。從網(wǎng)絡效率來看,測算值為0.4552,表明區(qū)域資源開發(fā)的空間溢出存在較多冗余連線,整體網(wǎng)絡較穩(wěn)定。同時,測算得到的網(wǎng)絡等級度為0,說明區(qū)域資源開發(fā)空間溢出無等級屬性,在不同資源開發(fā)水平上都有可能產生溢出效應。

個體網(wǎng)絡結構特征:區(qū)域資源開發(fā)溢出是有向關聯(lián)網(wǎng)絡,因此有必要考察各區(qū)域在網(wǎng)絡中的地位和作用。一般利用度數(shù)中心度、接近中心度和中介中心度等指標揭示網(wǎng)絡節(jié)點的個體網(wǎng)絡結構特征,本文中心度測度結果見表1。需要說明的是,為了便于相互比較,表1是標準化處理后的相對中心度測度結果。從表1可知,31個省區(qū)市在資源開發(fā)空間關聯(lián)網(wǎng)絡中扮演著不同的角色和作用。從度數(shù)中心度看,31個省區(qū)市平均度數(shù)中心度為57.419。其中,15個超過平均值,從高到低依次是黑龍江、吉林、浙江、寧夏、湖北、青海、新疆、河北、安徽、山東、遼寧、甘肅、天津、湖南、江西,說明這些省份在網(wǎng)絡中處于重要地位,在區(qū)域資源開發(fā)關聯(lián)網(wǎng)絡中與其發(fā)生的直接關系最多。同時還發(fā)現(xiàn),上述省區(qū)市中除浙江、遼寧、河北、天津外,其他省區(qū)市均屬于中西部地區(qū),進一步證實了中西部地區(qū)對我國資源開發(fā)空間網(wǎng)絡具有舉足輕重的影響。從中介中心度來看,黑龍江、吉林、寧夏、湖北、浙江較高,表明這些省份在資源開發(fā)空間關聯(lián)網(wǎng)絡中控制其他省份之間資源開發(fā)交流的能力較強,而且這5個省份中的中部省份有3個,由此說明中部地區(qū)在資源開發(fā)空間關聯(lián)網(wǎng)絡中起著重要的“橋梁”和“中介”作用。從接近中心度而言,全國平均值為70.908,黑龍江、寧夏、浙江、吉林、新疆、青海、湖北、山東、安徽、河北、甘肅、遼寧、湖南、天津、江西的接近中心度超過了全國平均值,表明上述省份在資源開發(fā)空間關聯(lián)網(wǎng)絡中扮演著中心行動者的角色。

表1 中國區(qū)域資源開發(fā)的空間溢出網(wǎng)絡結構特征

3.3 關聯(lián)網(wǎng)絡塊模型分析

我們采用CONCOR方法[11,12](Convergent Correlations),選擇最大切分深度為2,集中標準為0.2,將我國31個省區(qū)市歸類為4個聚類板塊,結果見表2。從表2可見,聚類板塊內部溢出關系為85個,板塊間溢出關系為234個,板塊間關系占整體網(wǎng)絡關系的73%,說明聚類板塊間的溢出效應較突出。具體來看,聚類板塊Ⅰ由北京、上海、福建、云南、內蒙古、重慶、廣西組成,向外發(fā)出58個溢出關系,接收外部板塊關系35個,板塊內部溢出關系7個,期望內部關系比例為20%,實際內部關系比例為11%,可將其劃分為“凈溢出”聚類板塊。聚類板塊Ⅱ由黑龍江、天津、江蘇、青海、安徽、貴州、遼寧、山東、河南、新疆構成,向外溢出關系95個,接收外部板塊關系65個,內部成員關系42個,實際內部關系比例與期望內部關系比例相當,屬于“雙向溢出”聚類板塊,其成員既發(fā)送也接受外部關系,聚類板塊內部省份之間的聯(lián)系相對較多。聚類板塊Ⅲ由湖南、吉林、浙江、江西、河北、湖北、寧夏、甘肅構成,內部關系25個,接收外部板塊關系105個,向外溢出關系53個,實際內部關系比例大于期望內部比例,屬于“凈收益”聚類板塊。該聚類板塊既發(fā)送也接受外部關系,但后者明顯多于前者。聚類板塊Ⅳ由廣東、山西、海南、陜西、四川、西藏構成,聚類板塊內部關系11個,接收其他板塊關系29個,向外溢出關系28個,內部實際關系比例大于期望內部關系比例,屬于“經(jīng)紀人”板塊,該板塊成員在網(wǎng)絡中既向外發(fā)送關系,也接受外部關系,但板塊內部成員間關系較少,在網(wǎng)絡中主要發(fā)揮“中介”和“橋梁”作用。

表2 區(qū)域資源開發(fā)的空間溢出聚類板塊劃分及其溢出效應

按照網(wǎng)絡密度含義,聚類板塊的網(wǎng)絡密度大于整體網(wǎng)絡密度,說明溢出關系多集中于該聚類板塊。我們以聚類板塊網(wǎng)絡密度大于整體網(wǎng)絡密度的賦值為1,否則為0的原則,將聚類板塊網(wǎng)絡密度矩陣轉化為像矩陣,進而更清晰地刻畫各聚類板塊之間的溢出效應,結果見表3。從表3可見,除聚類板塊Ⅰ外,其他聚類板塊的像矩陣對角線元素均為1,說明板塊內部省份之間存在明顯的資源開發(fā)聯(lián)動關系,即“俱樂部”效應較突出。聚類板塊Ⅰ向聚類板塊Ⅱ產生溢出。因此,聚類板塊Ⅰ和聚類板塊Ⅳ扮演著重要的“發(fā)動機”角色,聚類板塊Ⅱ在資源依賴關聯(lián)網(wǎng)絡中同樣發(fā)揮著重要的中介和橋梁作用。綜上所述,加強聚類板塊Ⅰ自身關聯(lián)、聚類板塊Ⅰ與聚類板塊Ⅳ、聚類板塊Ⅳ與聚類板塊Ⅱ的關聯(lián)互動,將對我國資源開發(fā)戰(zhàn)略的制定和實現(xiàn)區(qū)域協(xié)同發(fā)展具有重要的決策參考意義。

表3 資源開發(fā)空間溢出板塊的密度矩陣與像矩陣

4 我國區(qū)域資源開發(fā)空間溢出的影響因素

4.1 理論假設與模型構建

學者們通常將地理距離或空間近鄰視為空間溢出的關鍵影響因素[13],即某區(qū)域的資源開發(fā)活動可能會影響到與之相鄰或近距離的其他區(qū)域。此外,一般而言資源豐裕地區(qū)更易于產生資源依賴心理,往往圍繞所謂“資源優(yōu)勢”開展經(jīng)濟建設,有意無意被鎖定于資源依賴型發(fā)展道路,進而長期熱衷于資源開發(fā)活動。因此,我們做出如下理論假設:我國區(qū)域資源開發(fā)的空間關聯(lián)關系R主要受兩個關系因素的影響,分別是由地理位置所決定的近鄰關系S和由資源稟賦差異K。據(jù)此,建立如下模型:

R=f(S,K)

(1)

式中,R為資源開發(fā)空間溢出矩陣；S為資源稟賦差異矩陣；K為空間距離矩陣。選取鄰接空間矩陣和地理距離矩陣來衡量空間距離效應,若兩省在空間上相鄰則為1,否則為0,依此構建空間鄰接矩陣,表示為I;選取0—500km、500—1000km兩個區(qū)間來測度地理距離效應,若省會城市距離在該區(qū)間內為1,否則為0,依此構建地理距離矩陣。關于資源稟賦指標S,選取各省煤炭、石油、天然氣預測儲量,并按照標準煤折算系數(shù)轉化為標準煤儲量作為其代理變量,然后取實證期間各省平均值的絕對差組建差異矩陣。

由于模型(1)中變量均為關系數(shù)據(jù),由于關系數(shù)據(jù)之間本身可能存在的相關性問題,若直接采用傳統(tǒng)回歸方法,可能會得到有偏估計量[14]。為此,本文選用QAP回歸分析方法對區(qū)域資源開發(fā)的影響因素進行參數(shù)估計。QAP作為一種非參數(shù)估計方法,無需假設自變量之間相互獨立,且該方法為網(wǎng)絡分析中常用的方法之一,分析結果更具有穩(wěn)健性和邏輯說服力。

4.2 QAP回歸分析

QAP回歸分析的目的主要是考察多個影響因素矩陣與區(qū)域資源開發(fā)空間溢出矩陣之間的關聯(lián)關系,并對模型可決系數(shù)R2的顯著性進行評價。區(qū)域資源開發(fā)空間溢出矩陣與影響因素差異矩陣的QAP相關性分析結果見表4。其中,空間鄰接矩陣、0—500km、500—1000km距離矩陣的相關系數(shù)分別為0.013、0.011和0.025,但均未通過10%的顯著性水平,說明地理位置鄰接性與地理距離近鄰性對區(qū)域資源開發(fā)的空間溢出并沒有十分顯著的影響。資源稟賦差異矩陣與區(qū)域資源開發(fā)空間溢出的相關系數(shù)為-0.113,且通過了5%的顯著性水平檢驗,說明區(qū)域資源稟賦差異對區(qū)域資源開發(fā)空間溢出具有顯著影響。因此,本文進一步就資源稟賦差異對資源開發(fā)空間溢出的影響進行QAP回歸分析。

表4 QAP相關性分析結果

本文選擇5000次隨機置換,結果見表5。其中,概率1表示隨機置換得到的回歸系數(shù)不小于實際觀察到的回歸系數(shù)的概率,概率2表示隨機置換得到的回歸系數(shù)不大于實際觀察到的回歸系數(shù)的概率。從表5可知,資源稟賦差異矩陣S的回歸系數(shù)為負,且通過了5%的顯著性水平檢驗,表明資源稟賦相似是發(fā)生區(qū)域資源開發(fā)空間溢出的主要原因之一。此外,調整后的可決系數(shù)R2為0.132,說明資源稟賦差異可解釋資源開發(fā)空間溢出的13.1%。

表5 QAP回歸結果

5 結論與政策含義

本文得到以下結論:①我國區(qū)域資源開發(fā)存在顯著空間溢出特征,呈穩(wěn)定、多線程的溢出網(wǎng)絡結構狀態(tài),任何區(qū)域的資源開發(fā)活動均受到整體溢出網(wǎng)絡的影響。②各區(qū)域在網(wǎng)絡中具有不同的地位和作用,中西部省份對資源開發(fā)空間溢出網(wǎng)絡具有舉足輕重的影響。其中，中部地區(qū)省份在網(wǎng)絡中發(fā)揮著重要的橋梁作用,同時空間溢出沒有等級屬性,在不同資源開發(fā)水平上都有可能發(fā)生溢出。③北京、上海、福建、云南、內蒙古、重慶、廣西組成的聚類板塊在資源開發(fā)空間溢出網(wǎng)絡中扮演“凈溢出”角色，由黑龍江、天津、江蘇、青海、安徽、貴州、遼寧、山東、河南、新疆組成的聚類板塊在網(wǎng)絡中扮演“雙向溢出”角色，由湖南、吉林、浙江、江西、河北、湖北、寧夏、甘肅組成的聚類板塊在溢出網(wǎng)絡中扮演“凈收益”角色，由廣東、山西、海南、陜西、四川、西藏組成的聚類板塊在網(wǎng)絡中扮演“經(jīng)紀人”角色。④地理臨近效應對資源開發(fā)的空間溢出無顯著影響,而區(qū)域資源稟賦差異對資源開發(fā)的空間溢出具有顯著的負向影響,即資源稟賦的相似性是區(qū)域之間發(fā)生資源開發(fā)空間溢出的重要原因之一。

首先,本文測度了我國區(qū)域資源開發(fā)空間溢出網(wǎng)絡的整體結構特征,揭示了各區(qū)域在溢出網(wǎng)絡中的中心特征,為能源開發(fā)聯(lián)合聯(lián)動機制的構建提供了重要決策依據(jù)。其次,根據(jù)資源開發(fā)空間溢出網(wǎng)絡特征,我國有必要將省際空間關聯(lián)作為區(qū)域能源協(xié)調的重要決策變量,進行定向調控和精準調控,創(chuàng)造更多的空間關聯(lián)“通道”,提高省域間的關聯(lián)緊密程度,提升能源資源的空間配置效率。同時,要根據(jù)不同板塊功能和網(wǎng)絡個體特征,選擇有針對性的資源發(fā)展政策,以提升區(qū)域資源開發(fā)的空間協(xié)同性。第三,各省既要重視與地理位置上近鄰省份間的互聯(lián)互動,更要重視空間關聯(lián)網(wǎng)絡所呈現(xiàn)的復雜多線程聯(lián)動關系,加強資源溢出的空間聯(lián)動效應,推動資源合作從“局部”轉向“整體”,從“點”轉向“面”,實現(xiàn)能源資源的區(qū)域協(xié)同發(fā)展。