顏洋明

（湖南師范大學商學院，湖南長沙 410006）

區(qū)域一體化對經(jīng)濟增長的實證研究
——基于長株潭一體化的數(shù)據(jù)

顏洋明

（湖南師范大學商學院，湖南長沙 410006）

以長株潭區(qū)域一體化為研究對象，依據(jù)2000-2013年相關數(shù)據(jù)測算出長株潭一體化的程度；在此基礎上，對長株潭人均GDP和區(qū)域一體化程度進行單位根檢驗、協(xié)整檢驗、VAR和ECM建模分析。結果表明：區(qū)域一體化可以促進經(jīng)濟的增長，并且穩(wěn)定而持久。

長株潭；區(qū)域一體化；經(jīng)濟增長

區(qū)域一體化出現(xiàn)于第二次世界大戰(zhàn)之后，自19世紀以來，區(qū)域一體化的理論趨于系統(tǒng)化，從早期的關稅同盟理論、自由區(qū)貿(mào)易理論、大市場理論等以國際貿(mào)易為重點，轉(zhuǎn)而向空間、制度等方面擴展，引入了新區(qū)域主義、新經(jīng)濟地理理論和新制度經(jīng)濟學等研究視角［1］。

近年來，區(qū)域一體化作為發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟的一種重要手段，越來越受到文化學者的關注和政府地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的青睞。朱彤和蔣玲媛［2］認為，新一輪區(qū)域經(jīng)濟一體化浪潮波瀾壯闊，有其深刻的經(jīng)濟、政治動因；經(jīng)濟原因在于促進地區(qū)經(jīng)濟增長，政治原因在于尋求地區(qū)穩(wěn)定與和平。徐現(xiàn)祥等［3］從中央政府按照經(jīng)濟績效晉升地方政府官員的假設出發(fā)，構造一個地方官員晉升博弈模型，利用長三角的數(shù)據(jù)證明了，地方政府官員選擇區(qū)域一體化可獲得更快的經(jīng)濟增長、更高的晉升可能性。張利華和徐曉新［4］通過對比分析區(qū)域一體化的四種典型協(xié)調(diào)機制，指出具有權威性和執(zhí)行力的協(xié)調(diào)機制，是區(qū)域一體化發(fā)展的重要保障。劉小峒等［5］通過構建數(shù)學分析模型來證明，結合分析推動和阻滯兩區(qū)域進一步結合的因子，在此過程中構造了區(qū)域作用的地形空間，實證了區(qū)域一體化是一超越地理和行為空間距離且對單位時間內(nèi)交易量的累計過程。對于一體化程度的測量，眾多學者也進行了探索，對于區(qū)域一體化對經(jīng)濟發(fā)展的影響，國內(nèi)外的一些學者都進行了理論或者實證方面的研究［6-7］。

1　長株潭區(qū)域一體化程度的測定

區(qū)域一體化的測量方法，在國內(nèi)外有很多種方法，比如生產(chǎn)法、貿(mào)易流量法、經(jīng)濟周期法以及調(diào)查問卷法等。就國內(nèi)學者而已，使用最多的還是層次分析法下的調(diào)查問卷和指標代理相結合的方法來測定區(qū)域一體化程度。李雪松等［8］利用層次分析法加問卷調(diào)查的方法測定了長江中游城市群的區(qū)域一體化程度。周立群等［9］則用同樣相同的方法測定了京津冀、長三角和珠三角區(qū)域一體化的程度。千慧雄［10］使用KLD和SKLD實證了長江三角洲區(qū)域一體化大致經(jīng)歷了三個階段，是一個以上海為中心的一體化進程。由于數(shù)據(jù)的可得性和指標的豐富性，本文使用層次分析法下的問卷調(diào)查加指標代理的方法構建模型測定長株潭區(qū)域一體化的程度。

1.1評價指標體系的構建

經(jīng)濟發(fā)展在市場，所以區(qū)域一體化的重點也應該是在市場的角度。區(qū)域市場一體化，主要表現(xiàn)在生產(chǎn)要素的流動和經(jīng)濟發(fā)展水平和結構以及貿(mào)易等諸多因素上面，它們共同構成區(qū)域市場一體化的程度。區(qū)域市場一體化主要反映的是區(qū)域一體化的主導因素，主導因素以外還應該包括人為因素，這主要體現(xiàn)在政府行政方面對于一體化進程的影響和社會基礎等方面。行政一體化著重反映的是地方保護主義和政策安排方面，社會一體化則更加注重的是社會基礎設施投入、人民生活感受的變化。

結合長株潭三城市的特點和數(shù)據(jù)的可得性，我們構建一個長株潭一體化評測體系，包括了市場一體化、行政一體化和社會一體化三個層次；在這三個層次下面又包含25個二級指標觀測量表1。

表1　區(qū)域一體化評測體系

1.2數(shù)據(jù)來源和處理

本評測體系里面的代理指標變量的數(shù)據(jù)主要來自2000年到2013年湖南統(tǒng)計年鑒以及對應年份的長沙、株洲、湘潭統(tǒng)計年鑒和國研網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。評測體系里面表明了問卷類型的指標為主觀定性的指標，主要根據(jù)調(diào)查問卷得來。對于這些變量，筆者設計了一份問卷，采用線上和線下相結合的方式，調(diào)查對象主要是長株潭三地的居民、高校學者學生、企業(yè)人士、以及部分政府工作人員。

由于收集到的數(shù)據(jù)單位各異，其平均值或者離散程度無法進行加權加總，所以需要對每一個變量做一些變形處理，使它們在同一個量綱水平。為此，我們采用標準差值法將各變量標準化并最終借助表1的評價體制測算出長株潭區(qū)域一體化程度的量化值。具體操作如下：

其中，θ代表標準差值，Vij代表某個地區(qū)i在第j個指標下的觀測值；Aj是這個指標的平均值；Sj是第j個指標的標準差；n為觀測范圍的地區(qū)數(shù)量，本觀測體系中n=3。

假設一個評價體系下共有M個一級評價指標（本體系M=3，為市場一體化、行政一體化和社會一體化），則第m個指標的測算值為其對應的二級指標的標準量化值的線性加權。設某一個一級變量下設的二級變量標準量化值為ri，對應的權重為Wi，則第m個一級變量的綜合評價值Pm為：

由于標注差值反映的是差異程度的大小，定量指標的值越大，則說明該指標一體化程度越小，為了方便理解和后面實證模型的求證，故對一級變量最終的加權值進行倒數(shù)化處理，即：

最后直接對一級變量采用上面類似處理加權即可以得到區(qū)域一體化程度的大小。

1.3長株潭一體化程度的測算結果

根據(jù)1.2的測算方法，最終市場一體化、行政一體化、社會一體化和區(qū)域一體化的數(shù)值如表2。

表2　各一體化指標的測算值

根據(jù)表2繪出一體化程度趨勢圖（圖1），結合表2和圖1可以看出，市場一體化、行政一體化、社會一體化和區(qū)域一體化都呈現(xiàn)出上升的趨勢，這說明了長株潭一體化的程度越來越高。從測算的指標的一體化來看，之所以會呈現(xiàn)出一體化程度增強的趨勢，主要是從2000年左右開始，湖南省政府變開始規(guī)劃長株潭一體化。隨著政府正式文件的出臺，通訊業(yè)務取消長途漫游，三城市規(guī)劃更加具體，城際交通網(wǎng)絡更加發(fā)達，市場融合性更高，長株潭三城市的一體化程度逐年攀升。

圖1　長株潭一體化程度

2　長株潭一體化與經(jīng)濟增長關系的實證分析

2.1模型設定

選擇長沙、株洲、湘潭三地2000年到2013年的人均GDP代表經(jīng)濟增長的被解釋變量，以本文第2大部分測算出來的三地的2000年到2013年的區(qū)域一體化程度I作為解釋變量，進行一元線性回歸驗證它們之間的關系。由于變量為時間序列，為了消除變量之間的異方差和自相關性，對解釋變量和被解釋變量均做對數(shù)化處理，以及模型引入時間變量T（T=0，1，2…，13）。初步設想建立區(qū)域一體化和經(jīng)濟增長關系的數(shù)學模型為：

2.2單位根檢驗

涉及時間序列的另一個問題是虛假回歸（spuriousregression）或偽回歸，即如果有兩列時間序列數(shù)據(jù)表現(xiàn)出一致的變化趨勢（非平穩(wěn)的），即使它們之間沒有任何經(jīng)濟關系，若進行回歸也可表現(xiàn)出較高的可決系數(shù)［11］。因此在在協(xié)整檢驗之前，需要對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，也就是單位根檢驗，最常用到的方法是迪基（Dickey）和福勒（Fuller）的ADF檢驗法。

檢驗結果見表3。

根據(jù)ADF的檢驗結果可以看出，LnGDP和LnI的原序列和一階差分之后的序列都是不平穩(wěn)的時間序列。經(jīng)過二階差分之后的序列的ADF統(tǒng)計量的絕對值大于5%的臨界值，拒絕二階差分序列存在單位根的原假設，說明Ln GDP和LnI兩個變量都是二階單整的，因而可以繼續(xù)進行協(xié)整分析。

表3　變量的ADF檢驗結果

2.3Johansen協(xié)整檢驗

前文提到了虛假回歸，對于非平穩(wěn)時間序列使用OLS造成虛假回歸的模型構造，對經(jīng)濟的解釋能力很弱甚至會出錯；但是也存在一種情況，就是它們自身分非平穩(wěn)，但是它們的線性組合卻可以反映變量之間長期穩(wěn)定的均衡關系，這成為協(xié)整關系。對于兩個變量協(xié)整關系的檢驗，一個重要的前提就是它們是同階單整的。前面已經(jīng)證明Ln GDP和LnI都是I（2）的序列，下面使用Johansen協(xié)整檢驗方法來驗證兩個變量之間是否存在長期穩(wěn)定均衡的關系。檢驗結果如表4。

表4　Johansen檢驗結果

結果表明：跡統(tǒng)計量檢驗和最大特征根檢驗法則下，檢驗結果都拒絕了沒有協(xié)整關系的原假設，接受了最多一個協(xié)整關系的原假設。這個結果說明，長株潭人均GDP的增長和長株潭一體化程度之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，可以進行普通最小二乘法建模分析。

2.4格蘭杰因果檢驗

前面分析說明GDP和一體化程度之間存在長期均衡穩(wěn)定的關系，但是并沒有說明它們二者之間的因果關系，所以不能對2.1所假設的模型之間分析。為此，我們需要做一下格蘭杰因果檢驗，來考察它們之間的影響是單向的還是互相的。格蘭杰檢驗的原假設是被檢驗變量不是因變量的因果關系，通常置信水平設定為5%。格蘭杰因果檢驗的結果如下表5。

表5　Granger因果檢驗結果

結果表明：在5%的置信水平之下，長株潭一體化程度是人均GDP增長的的原因，但是人均GDP的增長并不構成區(qū)域一體化程度加強的原因。這與實際情況也比較符合，因為長株潭一體化是湖南省政府主導建立起來的，并不是市場經(jīng)濟的作用形成一體化的。

2.5OLS回歸結果分析

根據(jù)前面的ADF檢驗、協(xié)整檢驗和格蘭杰因果分析，證明2.1初步構建的帶有趨勢項的模型（5）是符合Ln GDP和LnI之間經(jīng)濟關系的，可以進行OLS回歸分析。

OLS計算得出的回歸結果如下所示：

從回歸結果來看，OLS的解釋變量的T值大于t0.025（12）=2.179，所以拒絕原假設，即系數(shù)顯著不為0。擬合優(yōu)度大于0.98，表明人均GDP變化的98%以上可以由區(qū)域一體化程度變化來解釋，模型擬合度高。1.045＜DW＜1.35，模型不存在自相關，并且White檢驗也通過，不存在異方差。模型方程的F=326.7911＞F0.05Y1，12Y=4.75，說明回歸方程整體顯著。

模型為雙對數(shù)模型，因變量系數(shù)為彈性系數(shù)。在本模型中，LnI變化1%，人均GDP同方向變化3.77%，說明區(qū)域一體化對經(jīng)濟確實存在促進作用。

2.6 VAR模型

為考察區(qū)域一體化程度和經(jīng)濟增長之間的互動關系，衡量跨時期的影響，建立VAR模型。VAR模型實質(zhì)上是考察多個變量之間的動態(tài)互動關系，把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為所有變量滯后項的函數(shù)來構造回歸模型，一般形式如公式（7）。

通過AIC和SC最小準則判斷，LnGDP和LnI之間的滯后期為2，建立的包含經(jīng)濟增長Ln GDP和區(qū)域一體化LnI之間的VAR模型為：

根據(jù)Eviews計算結果，得到模型如下：

從公式（9）來看，LnI滯后一期和滯后兩期的系數(shù)分別為1.055和1.596，說明從長期來看，長株潭區(qū)域一體化對于經(jīng)濟增長還是具有顯著的作用，特別是滯后兩期的作用相對明顯。方程的和都高于0.99，模型擬合度相當好。

VAR模型的系數(shù)只是反映局部的動態(tài)關系，并不能捕捉全面的動態(tài)關系。為了研究一個變量對另一個變量的全部影響過程，我們通過繪制IRF脈沖響應函數(shù)來全面反映LnI和Ln GDP之間的動態(tài)關系，見圖2。

圖2　脈沖響應函數(shù)曲線

從圖2可以看出，經(jīng)濟增長（LnGDP）對于一體化程度（LnI）的響應在第一期并不明顯，基本上沒有作用。從1期開始，則呈現(xiàn)出遞增的響應，在第3期的時候達到最大，為0.02，第3期以后開始下降到第6期，以后平緩保持在0.017的水平。整體來看，區(qū)域一體化程度的一個標準差沖擊對經(jīng)濟增長是有長期影響的，雖然響應程度比較低，但是作用力穩(wěn)定且持久。

2.7誤差修正模型ECM

現(xiàn)實經(jīng)濟中，解釋變量和被解釋變量很少處在均衡點，即使它們在長期是具有穩(wěn)定的關系，我們實際觀測到的只是變量間短期的或非均衡的關系。從長期的角度來看，被解釋變量的第t期的變化不僅取決于解釋變量的第t期，也取決于解釋變量和被解釋變量在t-1期末的狀態(tài)，尤其是不平衡狀態(tài)。為了防止長期關系的偏差在規(guī)?；蛘邤?shù)量的擴大，計量經(jīng)濟分析通常使用誤差修正模型（Error-Correction Model，簡稱ECM）。本文前面實證過Ln GDP和LnI之間存在一個協(xié)整關系，滿足格蘭杰表述定理：如果X和Y是協(xié)整的，則他們間的短期非均衡關系總能由一個誤差修正模型表述?；鵏n GDP和LnI都是二階單整，我們建立Ln GDP和LnI之間的二階誤差修正模型：

其中ECM為誤差修正項。

最后測算的ECM形式為：

結果顯示：在LnI不變的情況下，Ln GDP在t期的變化可以消除前一期30.97%的非均衡誤差。

3　研究結論和對策建議

（1）長株潭一體化的程度隨著時間呈現(xiàn)出加強的趨勢，盡管中間有些年份比如2008年到2009年左右沒有明顯增長，這主要是由于受到經(jīng)濟危機的沖擊導致的市場不景氣所影響。從另外一個角度，也說明了區(qū)域一體化的程度在很大程度上表現(xiàn)在市場一體化的角度上。一直到2013年，區(qū)域一體化程度增速也沒有放緩，說明長株潭的一體化程度還有很大的上升空間。

（2）由協(xié)整檢驗可以看出，長株潭一體化程度和長株潭經(jīng)濟增長二者之間存在長期穩(wěn)定的經(jīng)濟關系，并且區(qū)域一體化程度每上升1個百分點，可以拉動經(jīng)濟上升3.7個百分點，說明區(qū)域一體化確實在發(fā)展經(jīng)濟上是一個良好的手段。Granger因果分析得到的結論是區(qū)域一體化促進了經(jīng)濟增長，但是經(jīng)濟增長并沒有促進區(qū)域一體化，說明在這個過程中起作用的主要是政府，而沒有發(fā)揮到市場的調(diào)節(jié)與控制作用。

（3）通過VAR模型和脈沖響應函數(shù)圖像分析知道，長株潭一體化程度和經(jīng)濟增長之間確實存在長期穩(wěn)定的均衡關系。區(qū)域一體化的沖擊波對經(jīng)濟的增長作用不表現(xiàn)在當期，而是從下期開始起作用，一直持續(xù)下去，兩者的動態(tài)關系穩(wěn)定持久。ECM的分析表現(xiàn)出：在LnI不變的情況下，LnGDP 在t期的變化可以消除前一期30.97%的非均衡誤差，二者反向修正機制良好。

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Empirical Research on Regional Integration to Economic Growth——Based on the data of Changsha-Xiangtan-Zhuzhou integration

YAN Yang-ming
（Business School of Hunan Normal University，Changsha Hunan 410006，China）

Taking the regional integration of Changsha-Xiangtan-Zhuzhou for research object and according to the related data of 2000-2013，the degree of the integration is calculated.On this base，the unit root test and the cointegration test of the per capita GDP of Changsha-Xiangtan-Zhuzhou and the regional integration degree have been carried out and the model of VAR and ECM have been analyzed.The results showed that the regional integration can promote the economic growth and this growth is stable and lasting.According to the empirical research of Changsha-Xiangtan-Zhuzhou，some suggestions to the other regional economic development have been put forward.

Changsha-Xiangtan-Zhuzhou；regional integration；economic growth

F120.3

A

1673-0313（2015）06-0100-05

2015-09-30

國家社會科學基金項目“大國效應、分工經(jīng)濟和國家之間收入差距的研究”（15BJL072）

顏洋明（1991-），男，江西吉安人，碩士研究生，研究方向：產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)布局理論。