孙曼曼, 赵 媛

(南京师范大学地理科学学院,江苏南京 210046)

改革开放以来,伴随我国经济的快速发展,区 域间的经济发展差距也在不断扩大.区域经济增长进程中的趋同与分异成为区域经济研究的热点.有关区域经济增长趋同的研究主要有α趋同(区域之间的相对人均收入水平分异程度随时间推移而减少)和β趋同 (区域的相对人均收入增长速度与其初始水平呈负相关关系).这两种趋同都假定不同区域在空间上是相互独立的,区域之间不存在相互作用,这与现实不相符合.随着ESDA(Eoploratory SpatialData Analysis)技术的发展,对俱乐部趋同的相关研究日益增多,巴罗和萨拉伊马丁[1]把俱乐部趋同定义为在经济增长的初始条件和结构特征等方面相似的区域之间所发生的相互趋同.覃成林、沈坤荣等[2-3]的研究也得出我国的区域经济增长存在明显的俱乐部趋同现象,文献[4-10]的研究检验了省域内的“俱乐部趋同”现象.

长三角是我国区域经济最发达的地区之一,但区域内部经济发展水平也存在较大差异.2007年长三角 16市的 GDP总量里,上海仍占据龙头位置,为 12 188.85亿元,苏州和杭州紧随其后,分别为 5 700.85亿元和 4 103.89亿元,而湖州市和舟山市只有 895.94亿元和 407亿元.靖学青[11]用α趋同和β趋同检验长三角地区城市的经济增长趋同,但α趋同和β趋同假定区域在空间上不发生相互作用,这与现实情况不符合.

基于此,笔者对长三角 1978-2007年的区域经济增长趋同进行了研究,通过构建长三角 16市市域人均 GDP的马尔可夫转移概率矩阵,结合空间自相关分析方法,探讨了长三角区域经济增长趋同情况,以揭示区域经济演变过程的时空特征.

1 研究区域及数据来源

笔者以长三角 16市 (上海市;江苏省南京、苏州、无锡、常州、镇江、南通、扬州和泰州 8市;浙江省杭州、嘉兴、湖州、绍兴、宁波、舟山和台州 7市)为研究区域单元,选用 1978-2007年各市人均 GDP反映经济发展状况,分析改革开放以来长三角地区区域经济增长的时空演变.数据来源于《上海统计年鉴》(1979-2008)、《江苏改革开放二十年》(1978-1997)、《江苏省统计年鉴》(1999-2008)、《浙江经济发展五十年》(1949-1999)、《浙江省统计年鉴》(2000-2008).

参照世界银行的区域经济分类办法和标准,依据历年人均 GDP水平将 16市划分为 4种类型:(1)低水平地区:人均 GDP低于 16市平均值的 50%;(2)中低水平地区:人均 GDP介于平均值的 50%和 100%之间;(3)中高水平地区:人均GDP介于平均值的 100%和 150%之间;(4)高水平地区:人均 GDP高于平均值的 150%.

2 研究方法

2.1 马尔可夫链

马尔可夫链 (Markov chain)是随机过程的一个特例,是一种时间和状态均为离散的马尔可夫过程,专门研究在无后效条件下时间和状态均为离散的随机转移问题[4].在本文中,笔者首先将连续的反映区域经济增长的数据 (人均 GDP)离散化为 K种类型,然后计算相应类型的概率分布及其年际变化,以此近似逼近区域演变的整个过程.通常将 t年份地区人均 GDP类型的概率分布区人均 GDP类型之间的转移可以用一个 K×K的马尔可夫转移概率矩阵来表示,具体见表 1.

表 1 马尔可夫转移概率矩阵 (K=4)

表 1中,mij表示 t年份属于类型 i的区域在下一年份转移到 j类型的转移概率,并采用 mij=nij/ni评估.其中:nij表示在整个研究期间内,由 t年份属于 i类型的区域在 t+1年份属于 j类型的区域数量之和;ni是所有年份中属于类型 i的区域数量之和.若某个区域的人均 GDP在初始年份为 i,在下一年份仍保持不变,则区域类型转移为平稳;如果人均 GDP类型有所提高,则区域向上转移,否则,区域向下转移.

2.2 空间自相关

空间自相关是检验某一要素的属性值是否显著地与其相邻空间点上的属性值相关联的重要指标[6].空间自相关分析是通过空间权重矩阵建立区域和周围邻居之间的空间关系,并利用空间滞后算子 (邻域观测值的加权平均)确定每一个区域的邻域状态,为定量分析区域的空间分布格局提供方法依据.

本文用Moran′sⅠ系数测定区域经济之间的空间自相关性,用Moran散点图描述局域空间的异质性,横轴为变量 x的所有观测值,纵轴为空间滞后向量的所有取值.坐标系把区域划分为 4种不同类型:H-H型,即高收入的区域和高收入的邻居区域;L-L型,即低收入的区域和低收入的邻居区域;H-L型,即高收入的区域和低收入的邻居区域;L-H型,即低收入的区域和高收入的邻居区域.其中,H-H和 L-L表示正的空间自相关性,即相似性特征集群在一起;相反,L-H和 H-L表示负的空间自相关性,即差异性特征集群在一起[12].

3 长三角区域经济趋同的时空演变

3.1 区域经济趋同的时间演化特征

运用马尔可夫转移概率矩阵检验 1978-2007年长三角区域经济增长趋同与分异过程中是否存在俱乐部趋同现象,结果如表 2所示.

表 2 1978-2007年长三角区域人均 GDP类型的马尔可夫转移概率矩阵

表 2对角线上的元素表示区域类型没有发生变化的概率,非对角线上的元素表示不同区域类型之间发生转移的概率.从表 2可以看出,长三角区域人均 GDP类型转移具有如下特征:

第一,长三角区域经济增长存在比较明显的俱乐部趋同现象,区域之间表现为向中低、高收入组趋同.1978-2007年期间,中低收入组维持原类型的概率为 95.3%;由低收入组向中低收入组转移的概率为 16.7%,远高于中低收入组向中高收入组及中高收入组向高收入组转移的概率;而由中低收入组向低收入组转移的概率仅为0.8%;中高收入组向中低收入组转移的概率为 4.7%,略大于其向高收入组转移的概率;高收入组维持原类型的概率为 96%.值得一提的是,低收入趋同俱乐部中的区域仍留在该俱乐部内的概率仅为83.3%,为 4组趋同俱乐部中维持原类型概率最低的区域,这说明低收入趋同俱乐部的稳定性要远远低于其他 3组.究其原因,首先是因为改革开放以来,长三角地区依托区位优势,加快引进国外资金、技术、人才和管理经验,有效地发挥了对外开放的门户与窗口作用,通过多途径、多方式的承接,使得整体经济得到较高较快的发展;其次,改革开放后区域发展策略的不同在一定程度上也影响着区域经济的发展.随着改革开放的深入,一些具有较好经济基础和增长条件的城市,凭借改革开放之风得到了优先发展,在区域经济联系中处于领先和支配地位,而另一些城市由于自身条件基础薄弱和区域政策的遗漏,使得经济发展相对较慢,因此形成了不同的俱乐部.

第二,对角线上的元素数值都大于非对角线的元素数值.对角线上的元素数值最大的为0.96,最小的为0.833,非对角线的最大值仅为0.167,即一个地区在初期属于类型 i,在随后的年份里属于该类型的可能性最高为 96%,最低为 83.3%,而转移为其他类型的最大概率仅为 16.7%.这表明,地区维持原有类型的概率远远大于转移为其他类型的概率,地区类型在相邻的年份里具有一定的稳定性.

第三,在连续的 2个年份里不存在一个地区跨越收入层次的趋同俱乐部转移现象.从表 2可以看出,对角线两侧以外的元素都为 0,这说明:从高收入趋同俱乐部向低收入和中低收入趋同俱乐部转移或由中高收入趋同俱乐部向低收入趋同俱乐部转移的概率均为 0;反之,从低收入向高收入和中高收入转移或由中低收入向高收入转移的概率也均为 0.这说明在连续的年份里,地区经济增长不可能实现跨越式发展,主要是受制于区域经济发展自身连续性的规律.

图 1 1978年和 2007年长三角地区趋同俱乐部空间分布

3.2 区域经济趋同的空间分布特征

长期以来,由于自然环境和区位条件等因素的差异,长三角地区各城市的经济发展水平并不平衡.图 1表示长三角地区各城市人均 GDP类型在 1978-2007年间的空间分布格局变化.

从图 1可以看出,1978年长三角地区只有上海市属于高水平地区,中高水平地区也仅有江苏的南京、无锡和苏州 3市,中低水平地区主要分布在江苏的中北部和浙江的北部地区,数量最多,为9个,浙江的绍兴和台州则属于低水平区域.整体上来说,1978年是改革开放初期,长三角地区整体经济发展水平还不高;1978年以后,随着改革开放进程的加快,长三角区域经济迅速崛起.

2007年,长三角地区处于高水平地区的城市有苏州、无锡 2市,处于中高水平地区的城市增加到了 5个,为南京、常州、杭州、宁波、上海,处于中低水平地区的城市也减少到 8个,已没有处于低水平地区的城市.究其原因,主要是随着改革开放的进行,沿海地区优越的区位条件,以及国家在经济发展上给予的优惠政策和财政上的支持,各地经济都得到较快发展,原先属于低收入地区的城市受邻居区域的影响,主动向高收入地区以及中高收入地区学习,逐步提高自身发展能力,实现向高一级类型的转移.值得一提的是,上海由 1978年的高水平地区降为中高水平地区,这是因为改革开放后,长三角地区各市的经济都得到长足的发展,导致整个区域的整体水平大幅提高,比如苏州、无锡等城市,而上海虽然在经济总量上提高很多,但其增长速度比不上人均量的增长速度,因此在经济类型上反而降到低一级的类型上去.

我们把地区从相对低收入类型转变为相对高收入类型,定义为“上转移”;反之,定义为“下转移”;如果类型保持不变,则定义为“平稳”.1978-2007年间,长三角地区 16市的类型变化如图 2所示.1978-2007年之间,向上转移的城市有 7个,主要为浙江中北部 4个城市以及苏南的苏州、无锡、常州 3市;向下转移的仅有上海 1市;保持平稳的主要为江苏中北部城市以及浙江北部 3市.另外,区域在发生转移时,在空间上大多是以“集群”的形式连片出现的.

图 2 1978-2007年各市在趋同俱乐部之间的转移

4 空间自相关分析

本文利用Anselin设计的软件 GeoDA,采用以999次重新排列的结果进行统计检验,计算出长三角地区 1978-2007年人均 GDP的全局Moran′sⅠ系数,用来测定 1978年和 2007年长三角区域经济体之间的空间自相关性.

图 3表示了 1978-2007年人均 GDP全局Moran′sⅠ系数的变化过程.由图 3可以看出:长三角地区人均 GDP整体上有着显著的正的空间相关性,呈现显著的空间集聚状态,即在人均GDP较高的地区,其周边地区的人均 GDP亦较高;反之,人均 GDP较低的地区也倾向于集聚在一起.

根据长三角地区人均 GDPMoran′sⅠ值的变化情况,笔者把它分为 2个阶段,即 1978-1991年和 1992-2007年.1992年之前,长三角地区人均 GDPMoran′sⅠ值呈现出稳步上升、逐年增大的趋势,从 1978年的 0.030 2上升至 1991年的0.107 2.这表明长三角地区的区域经济增长从最初的较低的正的空间相关性,逐渐演变为较强的空间自相关性.这样的转变是由于改革开放初期,长三角各地区的改革开放都处于摸索阶段,开放程度不高,因此地区之间联系较少,空间相关性较弱.1985年之后,“允许一部分人先富起来”的非均衡区域发展政策使得区域之间的联系日益加强,相同区域政策条件下的相邻地区可能逐渐走向趋同,结果各地区经济发展的空间相关性不断加强.1992年之后,长三角地区人均 GDP Moran′sⅠ值始终在 0.15左右徘徊,2005年达到最高,为 0.172 1.这说明自 1992年社会主义市场经济体制建立以来,其效应逐渐显现,各区域之间空间关联特征显著.

图 3 1978-2007年长三角地区人均 GDP自相关系数 (Moran′sⅠ值)

图 4所示为 1978年及 2007年长三角地区人均 GDPMoran散点图.从图 4可以看出:1978年长三角大部分城市都分布在 L-L这一类型,其所占比重为 88.75%;2007年大部分城市主要分布在 L-L和 H-H 2种类型.总体上看,L-L型地区的数量有所减少,H-H型地区的数量则明显增加.这是由于在改革开放初期,各地区之间联系甚少,少有的经济发展水平较高地区对周边地区的溢出效应也不明显,没有强有力的拉动作用,但之后地区间的联系日益加强.长三角地区人均 GDP Moran′sⅠ值的变化过程说明,地区与邻居之间经济发展水平存在着正的空间相关性,呈现相互联系和相互影响的发展趋势,即经济发展的高水平地区在地理空间上倾向于集中在一起,反之,低水平地区亦集中在一起,因此在空间上形成高水平地区和低水平地区的“趋同俱乐部”.Moran′sⅠ系数从整体上反映了长三角地区经济增长的空间自相关情况,而Moran散点图则通过散点图的形式,定性地描述地区与周边地区之间的联系.

图 4 1978年及 2007年长三角地区人均 GDPMoran散点图 (W为权重)

5 结论与建议

长三角地区 16市在改革开放的 30 a期间,区域经济增长存在俱乐部趋同现象,由 1978年的高收入、中高收入、中低收入和低收入 4个趋同俱乐部转变为高收入、中高收入和中低收入 3个趋同俱乐部,其中,中低收入趋同俱乐部和高收入趋同俱乐部的稳定性最大.总体上看,区域之间的空间关系或者“邻居区域环境”对区域经济增长及其向何种趋同俱乐部转移有一定的影响.长三角区域经济增长在整体上存在较强的正相关性,并且相关性不断上升.

转变目前长三角地区俱乐部趋同集中在中低收入俱乐部和高收入俱乐部的现象,努力促进其

向中高收入及高收入趋同俱乐部趋同,是促进长三角地区更好更快发展的必然要求,也是起到全国经济领头羊作用的关键所在.区域经济发展策略直接影响区域趋同和分异进程,因此,长三角地区在制定区域经济发展规划和政策时,需特别注意以下几点:第一,统筹区域发展策略,保证长三角地区在发展过程中享有一致的、公平的政策环境,同时对目前处于中低收入趋同俱乐部的城市加大扶持力度,使其获得更强劲的发展动力;第二,健全区域互动机制,促使区域间相互促进、优势互补.主要表现在健全市场机制,打破行政区划的限制,促进生产要素在区域间自由流动,引导产业转移;健全合作机制,拓展合作平台,优势互补,错位发展,避免恶性竞争.

[1]Barro R J,Sala IM.Convergen across states and regions[J].Brookings Papers on Economic Activity,1991(2):107-182.

[2]覃成林.中国区域经济增长趋同与分异研究[J].人文地理,2004,19(3):36-40.

[3]沈坤荣,马俊.中国经济增长的“俱乐部收敛”特征及其成因研究[J].经济研究,2002(1):33-39.

[4]覃成林,唐永.河南区域经济增长俱乐部趋同研究[J].地理研究,2007,26(3):548-555.

[5]蒲英霞,马荣华,罗浩,等.基于马尔可夫链的江苏省“俱乐部趋同”演变特征[J].南京社会科学,2006(7):110-115.

[6]潘竟虎,石培基.甘肃省区域经济增长俱乐部空间趋同分析[J].西北师范大学学报:自然科学版,2007,43(6):85-86.

[7]蒲英霞,马荣华,葛莹,等.基于空间马尔可夫链的江苏区域趋同时空演变[J].地理学报,2005,60(5):817-826.

[8]黄晓峰,黄跃东.福建省区域趋同时空演变的空间马尔可夫链分析[J].福建地理,2006,21(6):28-32.

[9]刘春艳,穆新伟,刘淑娟.山东省区域经济增长趋同研究[J].山东师范大学学报:自然科学版,2006,21(3):110-112.

[10]覃成林,彭宝玉.河南区域经济增长趋同实证分析[J].经济问题探索,2005(8):87-90.

[11]靖学青.长江三角洲区域经济增长趋同检验与分析[J].南通大学学报:社会科学版,2006,22(2):21-27.

[12]唐永.中国区域经济增长俱乐部趋同研究[D].郑州:河南大学环境与规划学院,2007:17.