加入WTO以來江蘇省經濟增長驅動因素及增長協調性的時空結構分析

段進軍，許銘雪

(蘇州大學 東吳商學院，江蘇 蘇州 215021)

0 引言

2001年12月11日中國正式加入世界貿易組織(WTO)，自此以后，中國更加深入地融入國際經濟體系，更加積極地參與國際產業分工，為中國經濟的增長注入了強勁的動力. 江蘇省作為我國改革開放的前沿陣地，在這一時期經濟也獲得了長足的發展，經濟總量翻了近三番，經濟結構趨于合理，區域發展日益均衡，經濟增長的可持續性明顯增強[1]. 當前，在國際經濟增長趨緩，我國經濟發展進入“新常態”的宏觀背景下，深入分析自加入WTO十五年以來江蘇經濟發展的特征和路徑，不僅對促進江蘇省自身經濟的轉型升級、提質增效有重要的現實意義，而且可以為其他省區經濟發展的平穩換擋，增強發展的可持續性提供有益的借鑒.

研究經濟增長的視角一般包括從時間角度、從空間角度和從機制角度，但傳統的研究方法往往是從上述視角中的某一個角度出發去分析問題，很少有將上述三個角度綜合起來分析經濟增長特征的研究[2-5]. 本文首先采用地理加權回歸(GWR，Geographically Weighted Regression)的方法分析自加入WTO以來江蘇經濟增長的驅動機制及其空間分異，然后采用經驗正交分解的方法對江蘇經濟增長驅動因素間的協調性進行時空分解，深入分析其時空結構. 地理加權回歸是一種廣泛應用的空間數據分析方法，它允許回歸參數隨地理空間的變化而變化，將其應用于經濟驅動機制的分析可以更為精細地展現經濟驅動因子的空間分異特征[6]. 經驗正交分解法(EOF，Empirical Orthogonal Function)主要用于要素場的時空展開[7]，該方法可以將波動性大的要素場(如經濟要素)分解為穩定的空間分量和時間分量，不僅可以有效地降低要素場的維數，且各分量具有明確的物理內涵，在分析要素場的時空分布特征及其成因方面有獨特的優勢[8].

1 研究方法

1.1 地理加權回歸

事物在空間上具有相互依賴性和關聯性是一個普遍的現象，經濟要素也不例外，GWR對傳統的線性回歸模型進行了擴展，擴展后模型的參數是位置的函數[9]：

(1)

式中:ui和vi是第i個回歸點的坐標，βj(ui,vi)是第i個回歸點的回歸系數. 在GWR中，觀測值的權重在回歸過程中不再保持不變，而是通過與位置i的鄰接程度來進行加權，因此回歸系數的估計值也將隨空間位置的變化而變化[10]：

(2)

其中:W(ui,vi)是空間權重矩陣，本研究以高斯函數來計算權重：

W(ui,vi)=e-(dij/2b)2,

(3)

式中:b為核函數的基帶寬度，dij為回歸點i到觀測點j的歐氏距離. 采用赤池信息準則(AIC)檢驗，該值最小時帶寬最佳[11].

由于在經濟發展的各種指標中，GDP仍然是衡量區域經濟發展水平最具有代表性的指標，本文以縣域的GDP作為GWR回歸中的應變量. 在宏觀經濟運行中GDP的增長主要靠投資、消費和出口這“三駕馬車”拉動，因此，本研究選取各縣域的固定資產投資、社會消費品零售總額和出口額這三個量作為回歸的自變量. 考慮到GDP、固定資產投資、社會消費品零售總額和出口額這幾個指標間存在著數量級或單位上的差異，本研究取這幾個指標在2002-2015年間的年平均增長率作為實際參與回歸的變量[12].

1.2 經驗正交分解

在經驗正交分解(EOF)法中，一個要素的時空變化場X.

(i=1, 2, …,m;j=1, 2, …,n)，

(4)

其中:每一列代表要素在某個時間截面的空間場，每一行代表該要素在某個空間位置的時間變化，該要素場可以分解成空間函數V和時間函數Z兩個部分

X=VZ，

(5)

且各空間場各向量之間和時間場各向量之間正交，由式(5)可得

X·XT=A=V·Z·ZT·VT,

(6)

其中：A為實對稱矩陣，V是由A的特征向量構成的矩陣，其每一列都代表一個典型的空間場. 當V求出后可利用V求出Z:

Z=VTX,

(7)

Z的行向量對應于每一個空間場的時間系數. EOF方法具有收斂快的特點，將特征值由大到小排列，只要取前面少數幾個特征場就可以近似地反映原始要素場的總體特征. 該方法的實質是將原始要素場看成是由一系列典型的空間場和時間場線性組合而成的，尤其對于時空分布波動較大的要素而言，該方法可以獲得少數能夠代表原始要素時空變化總體特征且內涵較為明確的時空分量[13,14].

在計算各縣域GDP、固定資產投資、社會消費品零售總額和出口額在2003-2015年期間各年增長率的基礎上，本研究采用固定資產投資、社會消費品零售總額和出口額各年增長率與對應年份GDP增長率的差值作為衡量經濟經濟增長協調性的指標，利用EOF方法對各縣域、各年份相關差值指標的矩陣進行分解，分析經濟增長主要驅動要素與經濟增長間協調性的時空分布特征. 用ArcGIS軟件對分析結果進行可視化表達，數量分級采用自然裂點法. 為便于比較，本研究還對各分量的時間系數進行了標準化處理[8].

2 數據來源

本文研究數據主要來源于2003-2016年的《江蘇統計年鑒》. 由于大部分地級市的市轄區面積較小，為研究方便，將地級市的市轄區合并為地級市大市區. 由于行政區劃的調整，為保持分析結果前后的一致性和可比性，本研究的行政區劃以2012年的行政區劃為準，在這之前和之后的行政區劃與其有不一致的，都按照2012年的行政區對相關指標進行拆分或合并計算.

3 結果分析

3.1 江蘇經濟增長驅動因素分析

GWR模型的AIC值為239.94，決定系數R2為0.41，調整后的R2為0.33，模型殘差平方和為137.86；而采用傳統的最小二乘(OLS)法建立的模型AIC值為238.3，決定系數R2為0.33，調整后的R2為0.298，模型殘差平方和為155.78. 雖然GWR模型的AIC略大于OLS模型，但在模型的R2及殘差平方和等方面均優于OLS模型.

通過對GWR模型回歸系數的分析發現，所有縣域單元都是社會消費品零售總額的回歸系數最大，這反映了江蘇經濟增長主要的驅動因素是內生的消費增長，已經擺脫了片面依靠投資和過分依賴出口的高風險增長模式，步入了主要依靠內需的良性增長軌道. 居第二位的增長驅動因素則有明顯的區域差異，大部分縣區居第二位的增長驅動因素都是固定資產投產，這表明全省大部分地區的經濟增長對投資還存在著一定程度的路徑依賴. 贛榆、東海、灌云、響水、灌南、新沂、沭陽、濱海、射陽、漣水、阜寧、建湖、大豐等縣域以及連云港、淮安和鹽城三個市的大市區居第二位的增長驅動因素是出口，上述縣區主要位于江蘇省的東北部，雖然經濟發展相對滯后，但由于位于沿海的區位使得該地區外向型經濟的發展具有一定的比較優勢，加上相關經濟指標的基數較低，出口的增長對經濟的增長拉動作用比較明顯.

圖1 各變量回歸系數的空間分布Fig. 1 The distribution of regression coefficient a.Consumption;b. Investment;c.Export

從各變量回歸系數的空間分布看，消費品零售總額的回歸系數在空間上明顯呈現由東南部向西北部遞減的趨勢，這與江蘇省經濟發展的總體空間格局是一致的，這也表明越是經濟發達的區域，消費在拉動經濟增長中的作用越重要，其經濟增長的內生動力越強. 固定資產投資回歸系數的空間分布總體上具有由蘇南向北部和東北部逐漸遞減的特征，個別蘇北的縣區固定資產投資也具有較大的回歸系數，這個趨勢主要反映了蘇南地區在勞動生產率和全要素生產率等方面的比較優勢，對投資具有較大的吸引力，此外這一趨勢還表明在蘇南地區投資對經濟的增長拉動效果更加明顯. 出口的回歸系數總體較小，其空間分布呈現由東北向西南遞減的趨勢，與固定資產投資系數的分布趨勢正好相反，東北部出口回歸系數較大的縣區大部分同時也是出口系數大于固定資產投資系數的縣區，該地區出口對經濟增長拉動作用顯著的原因主要是該地區地處沿海，發展外向型經濟具有一定的優勢，加上相關經濟指標的基數較低而導致的.

3.2 江蘇經濟增長的協調性分析

圖2 消費品零售總額增長率和GDP增長率差值指標的分解結果Fig. 2 The decomposition results and standardizetime coefficients of coordination between consumption and GDPa.First component;b. Second component;c.Third component

消費品零售總額增長率和GDP增長率差值指標的第一分量的方差貢獻率為50.5%，第一分量大部分縣(市、區)為正值，只有興化、姜堰、儀征、金壇、溧陽等少數縣市為負值，這反映了總體上消費的增長速度還是快于GDP的增長速度；第一分量值較大的縣(市、區)有沛縣、睢寧、盱眙、贛榆等，主要是蘇北經濟發展相對滯后的地區，這反映了這些地區經濟發展的內生動力正逐步增強，蘇南地區值較大的主要是蘇州市市轄區，這表明蘇州市不僅經濟發展水平高，而且在發展的可持續性方面也具有明顯的優勢；從第一分量的時間系數看，2005年是一個極大值，2014年的值也較大，表明這兩年消費增長較快而其余年份波動不大. 第二分量方差貢獻率為15.9%，其中正值和負值的縣(市、區)各占一半，空間分布上總體呈現由南部和東部高，北部和西部低的特征；時間系數上2005年、2009年和2013年值較高，呈現出以4年為周期的波動周期，2014年出現極小值，表明這一年蘇南地區消費增長乏力而蘇北增長強勁. 第三分量方差貢獻率為12.4%，其中接近3/4的縣(市、區)為正值，負值的縣(市、區)主要分布在蘇北，而蘇北值較高的地區都是地級市的市轄區，反映了蘇南地區和地級市的市轄區等相對發達的地區在消費增長方面相對的優勢；時間系數波動較大，2003-2009年期間持續上升，2010年后有一個急劇下降，2010年后一直在0值附近徘徊，這反映了2008年后經歷了一個短暫的刺激性增長，2010年以后經濟增長逐步進入新常態，經濟增速趨緩，消費增長與GDP增長基本保持同步. 以上三個分量能夠解釋總方差的78.8%，能夠反映消費品零售總額增長和經濟增長間協調性總體的時空分布特征.

圖3 固定資產投資增長率和GDP增長率差值指標的分解結果Fig. 3 The decomposition results and standardizetime coefficients of coordination between investment and GDPa.First component;b.Second component;c.Third component

固定資產投資增長率和GDP增長率差值指標的第一分量的方差貢獻率為50.9%，第一分量所有縣域的值都是正值，這表明全省固定資產投資的增長普遍高于GDP的增長，從空間分布上看，沿海地區的縣(市、區)的值較高，反映了優越的區位條件對投資的吸引力，蘇南的蘇州市市轄區、南京市市轄區和昆山市值較低，反映了這些地區經濟增長已經擺脫了對投資的依賴；第一分量的時間系數極大值出現在2003年，次極大值在2011年，時間系數有一個以2～3年為周期的波動節律，但總體上呈現緩慢下降的趨勢，表明江蘇省經濟的增長正逐步擺脫投資驅動的模式. 第二分量的方差貢獻率為13.9%，值的空間分布總體呈現南部和東部大，北部和西部小的特征，表明蘇南和沿海地區對投資更具有吸引力；從時間系數上看，2008年以前都為負值，表明在2008年以前蘇南投資的增速在放慢，而蘇北投資的增速在加大，2008年之后，由于刺激性經濟政策的實施，時間系數值有所增高，除了2011年出現一個極大值外，大部分年份比較均衡，在0值附近徘徊，這也表明刺激性經濟政策的效果有限. 第三分量的方差貢獻率為9.4%，第三分量中有近2/3的縣(市、區)為正值，值的空間分布沒有明顯的規律性；時間系數自2004-2008年呈下降趨勢，2008年后有所反彈，2009年后再次進入下行通道，2012年迅速躥升后再次下行，這也反映了單純依靠投資驅動經濟增長模式的不可持續性. 這一指標前三個分量的總方差貢獻率為74.5%，也能夠較好地反映固定資產投資增長和GDP增長協調性的時空分布特征.

圖4 出口增長率和GDP增長率差值指標的分解結果Fig. 4 The decomposition results and standardize timecoefficients of coordination between export and GDPa.First component;b.Second component;c.Third component

出口增長率和GDP增長率差值指標的第一分量的方差貢獻率為61.4%，其中僅有大豐市、儀征市、金壇市、溧水縣、沭陽縣、宿遷市市轄區、鎮江市市轄區和南通市市轄區為負值，其余縣(市、區)都為正值，這表明江蘇省絕大多數縣域出口的增速高于經濟的增速，經濟發展的國際化程度較高；從空間分布上看，高值多集中在蘇北和蘇中，蘇南低值較為集中，這主要是由于蘇南地區過去外向型經濟就比較發達，而加入WTO以后，蘇中和蘇北地區隨著國際貿易環境的改善，外向型經濟發展的速度較快；從時間系數看，極大值出現在2004年，主要是由于剛剛加入WTO，在經歷一個短暫的滯后期后，加入WTO對外貿的正向刺激作用開始顯現，2005年后時間系數波動不大，在0值附近徘徊，表明江蘇出口增長與經濟增長間相對平衡，沒有大的起伏. 第二分量的方差貢獻率為15.0%，除金湖、灌南和南通市市轄區為正值外，其余縣(市、區)都為負值，總體分布趨勢是蘇南大于蘇北；第三分量的方差貢獻率為7.0%，其中3/4以上的縣(市、區)為正值，約1/4左右的縣(市、區)為負值，空間分布表現為蘇北大于蘇南. 第二和第三分量不僅在空間分布上具有相反的特征，而且在時間分布具有交替漲落的特點，第二分量的大值出現在2004年、2009年和2013年，第三分量的大值出現在2007年和2012年，這表明蘇南地區在2004年、2009年和2013年出口增長較快，蘇北地區在2007年和2012年出口增長較快. 這一指標以上三個分量的總方差貢獻率為83.3%，完全能夠反映出口增長和經濟增長協調性的時空分布特征.

4 結論

本研究運用GWR模型分析了2002-2015年投資、消費和出口這三大因素在驅動江蘇省經濟發展方面的作用，分析結果顯示，消費的增長是江蘇經濟增長最主要的動力，表明江蘇開始逐漸擺脫經濟增長對投資驅動的路徑依賴，經濟增長的內生性和可持續性顯著增強. 大部分縣(市、區)居第二位的驅動因素是投資，出口位居第三；只有部分位于江蘇省東北部的縣(市、區)出口是第二位的驅動因素. 各驅動因素回歸系數的分布具有明顯的空間結構特征：消費品零售總額的回歸系數呈現由東南向西北遞減的趨勢，與江蘇省經濟發展的總體格局是一致的；固定資產投資的回歸系數大體上由南向北遞減，反映了蘇南地區在吸引投資和投資效益方面有較強的相對優勢；出口額的回歸系數由東北向西南遞減，這主要是由于江蘇東北部地處沿海，發展外向型經濟的區位條件較好且經濟基礎薄弱，加入WTO對外貿的促進作用拉動經濟增長的效果比較顯著.

以固定資產投資、消費品零售總額、出口的年增長率分別與GDP的增長率的差值為指標，運用EOF方法分析了自加入WTO以來三大驅動因素增長與經濟增長間的協調性. 所有三個差值指標經時空分解后，前三個分量方差的總貢獻率都在70%以上，最大的達83.3%；所有的第一分量方差貢獻率都在50%以上，且絕大多數縣(市、區)的值都為正值，這表明三大驅動因素的增長都快于經濟的增長，對經濟增長有著顯著的拉動作用；第一分量的時間系數都在2003-2005年期間出現極大值，而后期波動相對較小，這反映了加入WTO對江蘇經濟增長的刺激作用主要體現在加入后的初期，隨著時間的推移，這種刺激作用逐漸消退；所有差值指標的第二和第三分量方差貢獻率在7%～16%之間，所占比重不大，在空間分布上主要體現為蘇南和蘇北的地域差異；第二、三分量的時間系數波動都比較大，其中消費與GDP差值和出口與GDP差值的第二分量有較為明顯的時間節律性；此外，2008年金融危機的影響在部分第二和第三分量上有顯著的反映，而在第一分量上影響不明顯，這表明金融危機對江蘇省經濟發展的影響是有限的，江蘇具有較強的抗御國際經濟風險的能力.