基于空间面板数据的浙江县域经济差异测度

【摘要】二、研究方法与模型 （一）变异系数 变异系数是用来反映随机系列各变量对其均值的相对离散程度的指标，可以用来衡量区域发展差异或不平衡程度。计算公式如下： CV=■×100%；S=■① ...

摘要：本文基于2003～2011年浙江省69个县域的经济数据，运用变异系数、泰勒指数、探索性空间统计等方法，从时空全局和局部角度测析经济总体格局、人均GDP增长、空间集聚度等。研究结果表明：（1）浙江省区域经济差异逐年增大，城乡间收入不平等性呈逐年上升趋势；（2）县域经济存在显著的正空间关联，且呈现先扩大后缩小的态势；（3）浙江省经济发展的空间分布呈现明显的地带性，其中经济“高-高”型县域主要集中在东部。

关键词：县域；经济差异；空间统计；时空聚集；测度

一、引言

改革开放前，中国实行高度集权的计划经济和区域经济均衡发展战略，区域间差距呈缩小趋势。改革开放后，中国实行区域经济非均衡发展和非均衡协调发展战略，这使得各省的县域经济差异越拉越大。

从目前的研究成果来看，区域经济差异分析的理论概述已经非常全面，但大多沿用定性分析方法，而定量分析中也多是从时间维度或传统计量分析出发，从空间角度针对浙江省经济差异的分析成果目前还较为少见。本文利用变差系数、泰勒指数及经济平均增长指数对浙江省区域差异进行定量测度。但是，由于空间数据存在一定的自相关性，而经典统计学方法缺乏空间视角，难以真正反映区域空间差异的变化与机制，因此本文利用探索性空间统计方法，从全局和局部两个角度对区域经济的空间自相关进行测定。

二、研究方法与模型

（一）变异系数

变异系数是用来反映随机系列各变量对其均值的相对离散程度的指标，可以用来衡量区域发展差异或不平衡程度。计算公式如下：

CV=■×100%；S=■①

式中，CV为变异系数，xi为第i区域人均GDP，x为平均人均GDP，n为区域个数。CV值越大，表示区域经济差异越大。

（二）泰勒指数

泰勒指数是衡量个人之间或者地区间收入差距（不平等度）的指标，计算公式如下

T=■■rilogri②

其中ri是个人收入（yi）与平均收入（μγ）的比值，ri=yi/μγ，μγ=■yi/n。如果把人口分为m组，g1，g2，...，gm每组有nj个个体，j=1，2，...，m，计算公式如下

T=，■piRjlogRj+■pjRjTj，Tj=■■rilogri③

式中，T为子群体间差距指数，该数值越小说明子群体间不均衡程度越小。人口比例有公式pj=nj/n计算，Rj为第j组平均GDP占整个区域平均GDP的比例，Tj为第j个子群体的收入不平等程度。

（三）空间自相关

目前空间自相关的测度方法有许多种，对于定量数据，Moran’s I指数法是最为基本和重要的方法。本文利用全局和局部Moran’s I指数来检验区域经济是否存在空间集聚。同时，对Moran’s I结果进行Z检验，公式为：

Z（d）=■④

通过检验后，当Moran’s I为正值且较大时，表示区域经济发展水平在空间上具有集聚性；反之，则表明区域与其周边地区的经济发展水平具有空间差异性，呈局部间聚集。Moran 散点图由4个象限组成。落入第一象限H-H（高-高）或第三象限L-L（低-低）的观察值分别表示某区域与其相邻区域的属性有较高（低）程度的集聚效应，因而相邻区域的属性逐步趋向一致。位于第二象限L-H（低-高）和第四象限H-L（高-低）的观察值分别表明某区域与相邻区域的属性存在较大差异。为了更好地反应各县域与其周围邻近县域之间经济差异的分布关系，本文利用局部空间关联指数LISA中的局部Moran’sI指数，结合Moran散点图和LISA集聚图来研究局部空间分布规律。

三、实证研究

（一）数据来源

本文空间面板数据中69个县域数据来源于2004～2012年《浙江省统计年鉴》，空间数据来自于国家基础地理信息系统1998版的浙江省县级政区数据库。由于2001年撤销萧山市、余杭市，设立杭州市萧山区、余杭区，2000年撤销金华县，设立金华市金东区，2002年撤销鄞县，设立宁波市鄞州区，2001年撤销衢县，设立衢州市衢江区，因此本文采用GIS软件进行相应地区合并等处理。

（二）实证结果与分析

1.变异系数

利用公式①计算得浙江省69个县域2003～2011年的变异系数，从表1分析可知浙江省区域经济差异在这9年中逐渐增大。2006～2007年变化速度突然加快，2008年后增长速度有稍有下降。

2.泰勒指数

利用公式②和③计算得2003～2011年浙江省总体泰勒指数（见表2），可以看出浙江省泰勒指数的变化是一个波动较大但总体上升的过程，总指数由2003年的13.87%上升到2011年的15.82%，增加幅度为19.5%。但随着浙江省经济二、三产业转型升级步伐加快和新城市化深入推进，总体指数的变化呈现下降的趋势。

为了进一步考虑浙江省69个县域间收入的不公平度，本文把浙江省整体分为城镇与农村两个子群体，分别考虑农村间差距、城镇间差距及城乡间差距。由表2可以看出，农村间差距与城镇间差距都很小。城乡间差距由2003年的5.4%上升到2011年的6.36%，增加幅度为0.96%，说明城乡间收入差距变大。

3.全局自相关

利用公式（4）测算出浙江省69个县域经济的空间自相关性Moran’s I指数及其检验值，见表3。Moran’s I均大于0，且其正态统计量值均远远大于正态分布在0.05水平下的临界值1.96，这表明浙江省69个县市之间以人均GDP衡量的经济增长在空间分布上具有明显的正相关关系。2003～2009年各个县域的正相关关系越来越强，说明浙江省各县域经济发展具有趋同性。

4.局部自相关

为了进一步说明在空间集聚格局中县域单元对于全局空间自相关的贡献程度，以及经济格局的演化状况，本文利用Geoda软件绘制浙江省2003～2011年县域人均GDP的空间局部LISA集聚图（文中只展示部分），见图1。

从图1可以看出，浙江省经济发展程度的空间分布表现出明显的地带性，高值区域和低值区域的集聚特征十分显著。“高-高”集聚发展型主要分布于东部及东北部地区，“低-低”集中贫困型主要分布于在西南地区。根据2003～2011年县域经济局部LISA集聚图，将浙江省县域经济集聚性程度分为3个类型区，见表4。

四、结论与建议

通过浙江省2003～2011年区域经济差异的分析，笔者认为：1.基于变异系数测度，浙江省区域经济差异逐年增大；2.基于泰勒指数测度，农村间与城镇间的收入差距较小，但城乡间的泰勒指数由2003年的5.4%上升到2011年的6.36%，说明城乡间收入差距变大，即城乡间的不公平度增大；3.基于空间全局效应测度，得出全局Moran指数由2003年的41.64%上升到2009年的46.99%，再下降到2011年的42.47%，表明浙江省县域经济具有显著的空间自相关，且呈现先扩大后缩小的趋势，县域之间的相互作用日益增强；4.基于空间局部效应测度，浙江省所有县域都表现为正的空间关联，县域之间经济作用显著。“高-高”类型的县域数量较少，主要集中浙江东部，但这些县域的经济辐射力较强。“低-低”类型的县域数量较多主要集中浙南、浙西地区，这些地区与周边地区经济差异小，形成了浙江省经济落后的集聚区域。“低-高”与“高-低”类型县域数目较少且其显著性不明显。

基于本文分析过程和相关结论，针对浙江区域经济可持续发展提出如下建议：1.应进一步加强农村生活保障、医疗等基础建设，增加对“三农”和“民生”等的投入，鼓励农民积极的生产，同时合理征用农民土地并有效利用土地，进一步缩小城乡间收入；2.对于浙江中部地区，应坚定不移地对国有企业实行改制，放手发展民营经济，由市场来决定产业和结构，而政府应注意加强规划工业园区与开发区，适时引导产业集聚等；3.对于浙江西南部地区，应当加大引进企业进驻以及投资的力度，在农业生产的同时为农民提供更多工作的机会，同时大力促进教育事业的发展，培养人才来共同推进经济发展；4.对于浙江东部地区，应坚持走现在的发展路线，然后在原有的基础上继续创新性发展，同时可以加大对落后区域的财政投资。

参考文献：

[1]任建军，阳国梁.中国区域经济发展差异及其成因分析[J].经济地理，2010（05）.

[2]张青峰，吴发启，赵龙山等.基于空间分析方法的山西省县域经济空间差异分析[J].生态经济：学术版，2010（01）

[3] GETIS A，ORD JK. The analysis of spatial association by use of distance statistics[J].Geographical Analysis，1992，24（03）.

[4]陈斐，杜道生.空间统计分析与GIS在区域经济分析中的应用[J].武汉大学学报， 2002，27（04）.

[5]王水君.区域竞争与城市发展——推进新型城市化与产业转型升级互动发展[J].浙江经济，2012（03）.

[6]宋萍，洪伟，吴乘祯.基于ESDA的福建省县域经济差异[J]福建农林大学学报：自然科学，2009，38（04）.

*本文受浙农林大学大学生科技创新活动计划项目（项目编号：2012005）、浙农林大学理学院大学生创新训练基地项目资助。

（作者单位：浙江农林大学理学院）