山西省縣域第三產(chǎn)業(yè)的空間計量分析

范晶鑫

[摘 要] 在山西省積極推動轉(zhuǎn)型的背景下，健康發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，分析其影響因素，對于山西省轉(zhuǎn)型來說至關(guān)重要。因此利用2010-2019年山西省119個縣域截面數(shù)據(jù)，研究山西省第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展情況。通過空間計量分析方法分析后得出以下幾點結(jié)論：山西省縣域第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在空間上呈現(xiàn)出顯著的空間正相關(guān)性，并且在局部地區(qū)存在空間聚集現(xiàn)象;建立了空間誤差模型，表明山西省不同地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異較大，不僅受人均GDP、消費水平、城鎮(zhèn)化率等因素的影響，還受周圍地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況的影響。

[關(guān)鍵詞] 第三產(chǎn)業(yè);空間相關(guān)性;空間誤差模型

[中圖分類號] F064.1[文獻標(biāo)識碼] A[文章編號] 1009-6043（2020）10-0049-03

一、引言

由于得天獨厚的地理資源條件，一直以來山西省作為能源大省帶領(lǐng)全省經(jīng)濟較快發(fā)展，第二產(chǎn)業(yè)占據(jù)經(jīng)濟總量的半壁江山，第三產(chǎn)業(yè)次于第二產(chǎn)業(yè)。隨著資源不斷消耗以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的單一，“一煤獨大”的現(xiàn)象制約了山西經(jīng)濟發(fā)展的腳步，凸顯了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理的弊端。十八大以來，山西省委、省政府把大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)視為轉(zhuǎn)型的重中之重，在2015年比重首次超過第二產(chǎn)業(yè)，但所占比重仍然較低[1-3]。雖然第三產(chǎn)業(yè)具有巨大潛力，但其發(fā)展尚未成熟，與山西省如今的經(jīng)濟發(fā)展要求相比存在滯后性，并且區(qū)域間發(fā)展不協(xié)調(diào)。為了縮小區(qū)域發(fā)展差距，就要分析區(qū)域之間的差異性[4]。已有學(xué)者在研究山西省區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展時往往都忽視了不同區(qū)域空間區(qū)位所造成的影響，因此本文通過對近十年山西省縣域截面數(shù)據(jù)進行空間分析，建立空間計量經(jīng)濟模型，在探究影響山西省第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展原因的同時可以得出空間影響因素，從而提出針對性的可行建議。

二、空間計量經(jīng)濟方法

（一）空間相關(guān)性

空間計量經(jīng)濟學(xué)與傳統(tǒng)計量經(jīng)濟學(xué)的重要差別就在于前者更注重于體現(xiàn)樣本數(shù)據(jù)的空間區(qū)位屬性，空間相關(guān)性是其衡量標(biāo)準(zhǔn)，是否存在空間相關(guān)性是進行空間分析的前提，通常建立空間權(quán)重矩陣將空間相關(guān)性進行量化?？臻g權(quán)重矩陣用來描述n個區(qū)域位置空間關(guān)系的矩陣，本文采用車相鄰鄰接空間權(quán)重矩陣。全局Morans I指數(shù)經(jīng)常用來判斷空間整體是否存在相關(guān)性，其取值介于-1到1內(nèi)，大于0表示正相關(guān)，高值與高值（低值與低值）的區(qū)域相鄰;小于0為負相關(guān)，高值與低值區(qū)域相鄰。

全局Morans I指數(shù)描述的是整體全局的相關(guān)性，如果想研究區(qū)域i附近的相關(guān)聚集情況，可使用局部Morans I指數(shù)，大于0表明區(qū)域i附近發(fā)生了與其相似屬性值（同為高值、低值）的集聚，小于0表明區(qū)域i附近發(fā)生了與其相異值的集聚。為了能夠更加直觀的發(fā)現(xiàn)局部區(qū)域的空間分布特征，可以運用局部Morans I散點圖進行觀察，數(shù)值為正位于散點圖的第一、三象限，分別表示高-高、低-低的集聚情況;為負位于第二、四象限，分別表示低-高、高-低的集聚情況[5]。

（二）空間計量經(jīng)濟模型

一般的線性回歸模型使用普通最小二乘法進行估計，但空間計量中，模型在原來的基礎(chǔ)上引入空間因素，空間線性模型的一般形式即發(fā)生改變，且可以進一步演化為以下兩種形式：空間滯后模型（SLM），若空間滯后系數(shù)顯著不為0，表明該區(qū)域被解釋變量受到本身解釋變量和周圍區(qū)域被解釋變量的共同影響;空間誤差模型（SEM），若空間誤差系數(shù)顯著不為0，表明該區(qū)域被解釋變量受到本身解釋變量和周圍區(qū)域被解釋變量、解釋變量的共同影響[6]。

（三）小結(jié)

由于空間計量經(jīng)濟模型加入了空間因素，適用于普通線性回歸模型估計的普通最小二乘法不再適用，取而代之的是極大似然法。若普通最小二乘估計后殘差存在空間依賴性，則可以利用空間計量模型分析。進一步，需要確定選擇哪個空間計量模型進行估計，可以用拉格朗日乘數(shù)的LMLAG和LMERR檢驗以及穩(wěn)健的R-LMLAG和R-LMERR檢驗，從而找到合適的模型[7]。同時通過對數(shù)似然函數(shù)值（Log L）、赤池信息準(zhǔn)則（AIC）、施瓦茨準(zhǔn)則（SC）可以幫助確定最佳模型，對數(shù)似然函數(shù)值越大、AIC與SC值越小的模型擬合程度越好。

三、實證分析

（一）指標(biāo)選取

可能影響山西省第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值發(fā)展的原因較多，指標(biāo)選取范圍較廣。綜合考慮指標(biāo)的影響程度與可獲得性，本文選取以下六個指標(biāo)作為建立空間計量模型的依據(jù)：山西省經(jīng)濟發(fā)展水平，使用各縣市人均生產(chǎn)總值表示其經(jīng)濟發(fā)展水平，記為AGDP;勞動力，使用各縣市第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)表示其勞動力水平，記為LABOR;居民消費水平，使用社會消費品零售總額作為居民消費水平的指標(biāo)，記為CONSUM;城鎮(zhèn)化率，使用各縣非鄉(xiāng)村人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)比重表示城鎮(zhèn)化率，記為URBAN;財政支出水平，使用各縣財政支出占地方生產(chǎn)總值的比值表示財政支出水平，記為FISCAL。投資力度，使用各縣的固定資產(chǎn)投資占地方生產(chǎn)總值的比值表示投資力度，記為FAI。

此外，第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值作為本文研究的被解釋變量，記為TGDP，其他影響因素均看作隨機誤差。本文所使用的2010-2019年山西省119個縣的數(shù)據(jù)，均來自于《山西統(tǒng)計年鑒2010-2019》。

（二）山西省第三產(chǎn)業(yè)的描述性分析

將2010-2019年各縣第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值進行整理，分別從均值、標(biāo)準(zhǔn)差、極差、變異系數(shù)來研究山西省第三產(chǎn)業(yè)近十年的發(fā)展情況。均值數(shù)值穩(wěn)步上升，說明山西省第三產(chǎn)業(yè)在逐步發(fā)展;標(biāo)準(zhǔn)差數(shù)值逐漸增加，數(shù)據(jù)的離散呈度較大，說明各縣第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的差異較大;極差數(shù)值增加，說明第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展最好的縣與滯后的縣差距在不斷增加;變異系數(shù)在2010-2016年間一直處于波動狀態(tài)，并且在2016年降到最低，因此在這七年里的總體趨勢是減小的，說明數(shù)據(jù)的離散程度變小，各縣的差距也有所減小;但在2017-2019年里變異系數(shù)逐漸上升，并且達到最大，各縣之間差距變大，說明山西省第三產(chǎn)業(yè)雖在發(fā)展，但發(fā)展質(zhì)量有待提高，導(dǎo)致各縣之間的差距較大，同時極差也在增加，說明山西省縣域第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不協(xié)調(diào)、不均衡。

（三）全局空間相關(guān)性分析

經(jīng)過計算，2010-2019年山西省縣域第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值全局Morans I指數(shù)全部都在0.3以上，z值都大于1.96，p值都小于0.05，結(jié)果都較為顯著，說明山西省縣域第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值在這十年內(nèi)存在顯著的空間正相關(guān)性，生產(chǎn)值相似的縣域間存在聚集現(xiàn)象。從趨勢來看，2010-2017年全局Morans I指數(shù)逐漸減少，2010年數(shù)值最大，全省聚集性最強;2011年一直到2012年全局Morans I指數(shù)數(shù)值下降幅度最大，聚集性減弱，再看變異系數(shù)在2011年明顯增加，部分縣第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展形式較好，產(chǎn)值明顯增長，也有一些縣第三產(chǎn)業(yè)未得到良好發(fā)展，產(chǎn)值呈現(xiàn)負增長狀態(tài)，使得各縣間差距拉開，比如太原市，清徐縣第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長率為-25.8%，而婁煩縣的增長率為66.7%，相差較大。這種現(xiàn)象導(dǎo)致全局聚集格局出現(xiàn)變化，部分縣域脫離曾經(jīng)的相似聚集狀態(tài)。2012-2013出現(xiàn)短暫增加，但從2013-2017年指數(shù)總體仍呈下降趨勢，縣域聚集性進一步減弱。在2015年出現(xiàn)拐點，指數(shù)值明顯增加，一直到2019年都呈上升趨勢，聚集性顯著增強，而變異系數(shù)同時顯著增加，表明這些年第三產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，但縣域間差距擴大，這種差距很有可能是前些年份的發(fā)展存在問題造成的，原先第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r較好的縣進一步發(fā)展，發(fā)展?fàn)顩r欠佳的縣滯后更加滯后，說明原有發(fā)展模式短期內(nèi)很難改變。

（四）局部空間相關(guān)性分析

由于全局空間相關(guān)性分析描述的是整體全局的相關(guān)性，不能描述更微觀的情況，要想了解局部區(qū)域附近的相關(guān)聚集情況，可以使用局部Morans I指數(shù)來對局部地區(qū)數(shù)據(jù)進行分析。由于數(shù)據(jù)量較大，本文選取2011、2016、2019三年的局部聚集情況列于表1中。

表1 2011、2016、2019年山西省地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值集聚情況

從表1可以看出，山西省近十年的局部聚集情況整體沒有很大變化，基本一致，沒有出現(xiàn)高-低聚集情況的區(qū)域，主要在山西北部、中部地區(qū)發(fā)生了空間集聚。具體地，榆次區(qū)等六個地區(qū)屬于高-高型地區(qū)，且在十年里沒有改變，這些地區(qū)作為省內(nèi)經(jīng)濟較為發(fā)達的區(qū)域，第三產(chǎn)業(yè)也較為發(fā)達，代表了第三產(chǎn)業(yè)的較高水平。低-低型地區(qū)始終分布于山西北部，例如陽高縣，以及中部，例如五寨縣等十個地區(qū)，空間依賴性較強，表現(xiàn)出第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的滯后性。靈丘縣第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值分布的隨機性較強，十年內(nèi)反復(fù)出現(xiàn)在低-低型地區(qū)內(nèi)，保德縣、方山縣分別在2011年、2014年后脫離低-低型地區(qū)，說明第三產(chǎn)業(yè)得到了較好發(fā)展，與其他地區(qū)的差距縮小。晉源區(qū)、壽陽縣始終保持在低-高型地區(qū)內(nèi)，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展欠佳，而太原市大部分地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展較好，體現(xiàn)出發(fā)展的不平衡性;陽曲縣在2014年以后也出現(xiàn)在該型地區(qū)內(nèi)，這三個縣包圍在高-高型地區(qū)周圍，值得重視。2019年與2010年相比，除個別區(qū)域不穩(wěn)定外，其余地區(qū)集聚模式大致相同，空間集聚程度減弱，與全局情況類似。

（五）空間計量模型分析

取2019年山西省119個縣級單元的第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值以及上述所選六個指標(biāo)的截面數(shù)據(jù)進行分析，并將其中的TGDP、AGDP、LABOR、CONSUM分別取對數(shù)，lnTGDP表示TGDP的對數(shù)，其他類似;其余指標(biāo)為比例數(shù)據(jù)，保留小數(shù)點后三位。首先進行普通最小二乘估計，估計結(jié)果列于表2。

表2 線性回歸估計結(jié)果

由表2可以看出，模型回歸的擬合優(yōu)度達到97.4%，殘差序列的Morans I指數(shù)為正且在1%的水平下顯著，說明殘差中存在空間關(guān)聯(lián)性，需要引入空間因素對模型進行進一步分析。但Morans I檢驗無法判斷這種空間關(guān)聯(lián)性是由空間誤差還是空間滯后引起的，因此繼續(xù)對模型做LM檢驗。LMLAG及其穩(wěn)健性檢驗結(jié)果在10%的水平下不顯著，而LMERR及其穩(wěn)健性檢驗結(jié)果在1%的水平下顯著，故選用空間誤差模型SEM比較合適，并用極大似然法進行估計，本文用一階車相鄰鄰接矩陣作為空間權(quán)重矩陣，為了便于比較，將空間滯后模型SLM的極大似然估計結(jié)果也置于表內(nèi)，如表3所示。

表3 空間模型估計結(jié)果

由表3可知，SEM模型的空間誤差系數(shù)在5%的水平下顯著，SLM模型的空間相關(guān)系數(shù)未通過檢驗，相比較之下選用SEM模型是更合適的;與OLS估計相比，SEM模型的LogL值更大，且AIC、SC值更小，說明有必要引入空間因素進行分析，具有空間因素的模型比普通線性模型擁有更優(yōu)的擬合度。

從SEM模型變量顯著性來看，AGDP、CONSUM、URBAN這三個變量高度顯著且為正，說明山西省縣域人均GDP、居民消費水平、城市化率對第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值有正向影響作用，因此刺激居民消費，提高地區(qū)城市化率，有利于第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展。此外，SEM模型的空間誤差系數(shù)顯著，表明山西省第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與空間因素有關(guān)，周圍區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展情況會對本地區(qū)造成影響，因此空間因素是不可忽視的。固定資產(chǎn)投資力度這一變量系數(shù)為負，與實際生活相悖，原因可能是投資數(shù)據(jù)源的范圍較大，是包括了三個產(chǎn)業(yè)的總投資，未得到各縣市專用于第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)，影響了模型系數(shù);也可能是因為對于第三產(chǎn)業(yè)的投資在三個產(chǎn)業(yè)中份額較少，第一、二產(chǎn)業(yè)投資過多，從而影響了第三產(chǎn)業(yè)投資應(yīng)占的合理比例，影響了模型系數(shù)。

四、結(jié)論與建議

通過對山西省第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值的發(fā)展情況進行空間分析以及建立了空間誤差模型[8]，可以得出以下結(jié)論。

第一，2010-2019年，山西省第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值在全局上呈現(xiàn)出正的空間相關(guān)性，但有所減弱;全局Morans I指數(shù)大于0小于1，各縣之間的第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值發(fā)展相互影響。進一步分析局部集聚情況發(fā)現(xiàn)，十年里山西北部、中部存在低值聚集區(qū)，高值區(qū)則主要集聚在太原市內(nèi)，并且這種情況在十年里沒有太大變化，說明要想有所改善，除了關(guān)注發(fā)展滯后地區(qū)、縮小低值區(qū)以外，還要減弱聚集、分散發(fā)展高值區(qū)。

第二，從空間計量模型來看，表3中前五個變量的系數(shù)為正，表明這些地區(qū)的指標(biāo)與第三產(chǎn)業(yè)關(guān)系密切，具體分為以下幾方面內(nèi)容：本縣市的經(jīng)濟情況是第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)，良好的經(jīng)濟情況會帶動第三產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展;擴大第三產(chǎn)業(yè)勞動力規(guī)模，提高勞動力質(zhì)量，有了人才支持，第三產(chǎn)業(yè)就有了發(fā)展的動力;政府應(yīng)指定適當(dāng)政策提高居民消費水平，鼓勵消費，刺激居民對于服務(wù)業(yè)的消費需求，推動第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展;提高城鎮(zhèn)化率，推動城市化建設(shè)進程，不僅會帶來大量勞動力，也會提升產(chǎn)業(yè)設(shè)備質(zhì)量，優(yōu)化軟、硬件設(shè)施;政府方面要適當(dāng)增加對于行政、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、教育等方面的支出，在助力經(jīng)濟發(fā)展的同時也會起到扶持第三產(chǎn)業(yè)的作用。

第三，由表3可知固定資產(chǎn)投資力度系數(shù)為負，對第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生負面作用。反映出投資對第三產(chǎn)業(yè)沒有起到相應(yīng)作用。在投資中應(yīng)調(diào)整相適應(yīng)三個產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況的投資力度，合理的投資比例結(jié)構(gòu)不僅有利于各個產(chǎn)業(yè)得到更好的發(fā)展，也會使得投資真正用到實處，發(fā)揮最大的效益，降低了浪費，同時也會促進第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

第四，引入空間因素后，可以得出山西省各縣市的區(qū)域位置會影響其第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值的發(fā)展，省內(nèi)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展不平衡，相鄰地區(qū)之間存在相互影響的結(jié)論，要想優(yōu)質(zhì)發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，就要解決發(fā)展不平衡的問題，協(xié)同發(fā)展，各縣市之間不能割裂開來。發(fā)展較好的地區(qū)應(yīng)利用自身優(yōu)勢起到帶頭作用，幫助周圍地區(qū)，以自身為中心呈放射狀發(fā)展，例如加強創(chuàng)新技術(shù)的推廣、設(shè)備的更新優(yōu)化以及優(yōu)秀人才的流動等;同時其他縣市之間也應(yīng)相互幫忙，多交流、多合作、多學(xué)習(xí)，共同促進省內(nèi)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，縮小省內(nèi)差距。

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[責(zé)任編輯：史樸]