秦瑾龍 周 勇

（新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)，新疆 烏魯木齊830012）

一、引 言

自20 世紀(jì)80年以來，我國(guó)縣域作為城市農(nóng)村的結(jié)合，經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，不僅對(duì)解決“三農(nóng)”問題有著重要的作用，對(duì)整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用也越來越明顯。然而，東部、中部和西部地區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異巨大，特別是新疆地處西北邊陲，經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后，國(guó)家級(jí)貧困縣雖有5 個(gè)縣域已脫貧摘帽，脫貧比例15.6%，但依然還有27個(gè)貧困縣，占新疆縣域總數(shù)比重達(dá)40%?！翱たh治，天下安”，發(fā)展壯大縣域經(jīng)濟(jì)不僅對(duì)打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)至關(guān)重要，更關(guān)乎新疆社會(huì)穩(wěn)定和民族和諧。因此對(duì)新疆縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的定量測(cè)度具有十分重要的意義。

二、文獻(xiàn)綜述

中國(guó)東部地帶、省域、縣域等不同空間尺度地域間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不盡相同，采用不同尺度的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可以揭示不同尺度的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素。有關(guān)我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的研究主要集中在三方面：第一，研究尺度上從全國(guó)轉(zhuǎn)移到省域，再到縣域，研究尺度逐漸縮小。蘆惠等（2013）以地級(jí)行政區(qū)為樣本單元，并借鑒國(guó)外差異系數(shù)和極化指數(shù)等相關(guān)研究，分析中國(guó)東部、中部、西部經(jīng)濟(jì)差異與極化的演變過程，指出中國(guó)三大地帶經(jīng)濟(jì)差異和極化演變趨勢(shì)基本一致，大部分省域內(nèi)部差異和極化的變化為正向關(guān)聯(lián)。伍世代和王強(qiáng)（2008）對(duì)東南沿海地區(qū)經(jīng)濟(jì)空間差異變化、空間格局的演化、特征及其成因進(jìn)行初步研究，分析表明東南沿海地球存在兩極分化現(xiàn)象，并且出現(xiàn)逐漸擴(kuò)大態(tài)勢(shì)。陳培陽和朱喜鋼（2012）對(duì)1998-2009年中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異進(jìn)行測(cè)度和空間格局比較分析，中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異在不同地域尺度上呈現(xiàn)出擴(kuò)大的趨勢(shì)。

第二，研究方法采用單一指標(biāo)和綜合指標(biāo)。許旭（2010）采用地理信息分析和主成分分析法相結(jié)合的方法，對(duì)成渝經(jīng)濟(jì)區(qū)近8年的經(jīng)濟(jì)發(fā)展特征進(jìn)行初探索。魯鳳和徐建華（2006）基于錫爾系數(shù)分解來定量分析了中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的格局及其動(dòng)態(tài)演變。覃成林等（2011）從人口的角度出發(fā)，使用人口加權(quán)變異系數(shù)和二重分解法研究了中國(guó)區(qū)域發(fā)展的演變過程，解析了導(dǎo)致中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡變化的空間原因和產(chǎn)業(yè)原因。李麗使用基尼系數(shù)對(duì)江蘇經(jīng)濟(jì)差異總體上的格局演過程進(jìn)行了研究，又使用聚類分析分時(shí)段江蘇區(qū)域經(jīng)濟(jì)的空間分布。

第三，當(dāng)前關(guān)于縣域經(jīng)濟(jì)的研究主要集中少數(shù)沿海省份。仇方道等（2004）分別對(duì)江蘇和廣東的縣域經(jīng)濟(jì)的差異及其影響原因進(jìn)行了研究。王振華和李旭（2015）基于遼寧省的縣域面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，構(gòu)建空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，研究技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。而關(guān)于西部地區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)的研究較少，新疆地處我國(guó)西北地區(qū)，是集貧困、邊境、多民族于一體的省份，土地遼闊，縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異較大。已有部分學(xué)者開始對(duì)新疆縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)行了研究，比如，盧飛等（2016）通過使用空間統(tǒng)計(jì)方法分析新疆縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展模式，胡蒙蒙等（2016）對(duì)新疆人均GDP 空間關(guān)聯(lián)性做了研究。但是對(duì)于新疆縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的演化過程和影響因素的研究尚不充分，因此本文以空間相關(guān)性為切入點(diǎn)，結(jié)合核密度函數(shù)法測(cè)度新疆縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間格局及其演化過程，并使用空間杜賓模型對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響因素做了定量分析，從而為政府采取有針對(duì)性對(duì)策提供依據(jù)。

三、研究方法和數(shù)據(jù)來源

（一）研究方法

1.全局空間自相關(guān)性檢驗(yàn)

全局自相關(guān)檢驗(yàn)的方法很多，例如Moran 指數(shù)I、Geary’s C 和Getis-Ord’G，其中運(yùn)用于檢驗(yàn)全局聚類的主要是Moran 指數(shù)I 方法。它反映整個(gè)研究區(qū)域中鄰近地區(qū)間空間的關(guān)聯(lián)度，檢驗(yàn)其空間屬性是否是相關(guān)還是相互獨(dú)立的。其具體表達(dá)式如下：

式中，n 是新疆縣域總數(shù)，wij是空間權(quán)重矩陣；xi和xj分別是新疆縣域i 和縣域j 的人均GDP；x 表示新疆所有縣域人均GDP 的均值。Moran 指數(shù)I 可以看作是某個(gè)縣域的人均GDP 與它的空間滯后（臨近縣域）相關(guān)系數(shù)。變量xi的空間滯后是xj在鄰域j 的平均值，定義為：

因此，Moran 指數(shù)I 的取值為[-1，1]，大于0 表示正相關(guān)，值越大表明各縣域的人均GDP 的空間自相關(guān)性越強(qiáng)（即人均GDP 高的縣域相鄰，低的縣域相鄰）；小于0 表示負(fù)相關(guān)，值越小表明各縣域人均GDP 的之間的差異性越大（即人均GDP 高的與低的縣域相鄰）。如果Moran 指數(shù)I 趨于0，表明各縣域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不存在空間相關(guān)性，即隨機(jī)分布。

2.局部空間自相關(guān)檢驗(yàn)

局部Moran 指數(shù)I 是局部空間自相關(guān)檢驗(yàn)常用的方法，用于檢驗(yàn)局部地區(qū)的縣域經(jīng)濟(jì)是否存在相似或相異的發(fā)展水平聚集在一起，縣域i 的局部Moran 指數(shù)用來度量縣域i 和它鄰近縣域之間的關(guān)聯(lián)程度，具體表達(dá)式：

Ii為正值，表明一個(gè)較高水平的縣域經(jīng)濟(jì)與較高水平的縣域相鄰，或者是一個(gè)較低經(jīng)濟(jì)水平的縣域與較低經(jīng)濟(jì)水平的縣域相鄰；Ii為負(fù)值，表示一個(gè)較低經(jīng)濟(jì)水平的縣域與較高經(jīng)濟(jì)水平的縣域值相鄰，或者是一個(gè)較高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平縣域與較低發(fā)展水平的縣域相鄰。

本文采用經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣，具體為：

其中，Wd是以各個(gè)縣域間的地理距離為依據(jù)建立的空間權(quán)重矩陣，為考察期內(nèi)新疆第i 個(gè)縣域國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的平均值為考察期內(nèi)新疆所有縣域GDP 的均值，當(dāng)一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高時(shí)，對(duì)周邊的縣域的影響越大。

3.Kernel 密度估計(jì)

核密度估計(jì)法（Kernel Density Estimation，KDE）是由Rosenblatt (1955)和Emanuel Parzen(1962)提出的一種非參數(shù)估計(jì)方法，由于樣本分布未知，用這種方法估計(jì)的密度函數(shù)做分布曲線圖，然后得知隨機(jī)變量的分布形態(tài)。該方法不利用隨機(jī)變量的先驗(yàn)知識(shí)，假設(shè)隨機(jī)變量X 的密度函數(shù)為f（x），在點(diǎn)x 的概率密度由式（5）進(jìn)行估計(jì)。

式（5）中，N 是新疆縣域的個(gè)數(shù)，Xi為獨(dú)立同分布的觀測(cè)值，x 為均值，h 為帶寬，選擇合理的帶寬是估計(jì)步驟中的重點(diǎn)，為了識(shí)別局部模式，選擇較小的帶寬，估計(jì)精度較高。K 為核函數(shù)，一般滿足：

至于核函數(shù)，包括多種設(shè)定形式，通常有高斯核、均勻核、巴特利特核、QS 核、圖基-漢寧核等。本文選擇高斯核函數(shù)對(duì)新疆縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的分布動(dòng)態(tài)演變進(jìn)行估計(jì)。通過對(duì)不同年份縣域經(jīng)濟(jì)的核密度估計(jì)曲線圖進(jìn)行比較，可以得到縣域經(jīng)濟(jì)分布的位置、形態(tài)和延展性信息。分布位置反映縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高低；分布形態(tài)用來反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間差異大小和極化程度，其中波峰的高度和寬度反映差異大小，波峰數(shù)量反映極化程度；分布延展性用來刻畫縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最高的縣域與其他縣域的空間差異大小，如果拖尾越長(zhǎng)，則差異越大。

4.空間面板回歸

不同經(jīng)濟(jì)個(gè)體的發(fā)展并非相互獨(dú)立的，而是存在一定的相互影響，即空間依賴性和空間異質(zhì)性，但傳統(tǒng)的計(jì)量模型的設(shè)定通常忽略了空間效應(yīng)，這會(huì)產(chǎn)生模型設(shè)定偏誤，導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)有偏。因此本文引入空間杜賓模型研究縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響因素。模型的一般形式如下：

其中，yit為因變量，表示縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平表示臨近縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)本縣域的影響，w'ixt=代表相鄰縣域的自變量對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，w 為空間權(quán)重矩陣，i=1，L，N，N 為新疆縣域的個(gè)數(shù)，t=1，L，T，T 為考察期年數(shù)，ρ 和λ 為空間回歸系數(shù)，μi和ηt分別表示空間效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，如果μi和ηt與xit相關(guān)，則為空間或者時(shí)間效應(yīng)對(duì)應(yīng)的固定效應(yīng)模型，反之則為隨機(jī)效應(yīng)模型。

二、數(shù)據(jù)來源與變量

1.樣本選取

本文數(shù)據(jù)均來自于新疆2004-2016年87 個(gè)縣（縣級(jí)市）的面板數(shù)據(jù)，并按照2004年不變價(jià)格進(jìn)行平減，并對(duì)每個(gè)變量取對(duì)數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)化。在獲取縣級(jí)單位樣本數(shù)據(jù)時(shí)，新疆一些地州行政區(qū)的行政邊界經(jīng)歷了多次變更。2008年至今，自治區(qū)新設(shè)立直轄市9 個(gè)，另外多個(gè)撤縣劃區(qū)（市）的行政變動(dòng)等等。由于市轄區(qū)與縣（縣級(jí)市）在經(jīng)濟(jì)特征和財(cái)政權(quán)利劃分上有著較大差異，并且缺少市轄區(qū)的數(shù)據(jù)，故將其剔除。因此本文以新疆的縣（縣級(jí)市）為主要的研究對(duì)象，同時(shí)剔除了少量數(shù)據(jù)不全的縣域樣本，對(duì)于數(shù)據(jù)的缺失，采用均值填補(bǔ)的方法。

2.新疆縣域經(jīng)濟(jì)空間格局演變的主要影響因素（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平采用人均GDP（PGDP）表示，即經(jīng)濟(jì)水平高的縣域，其人均GDP 越高，經(jīng)濟(jì)水平較低的縣域，人均GDP 越低。

（2）區(qū)域政策

不同區(qū)域政府給予的政策支持是不同的，區(qū)域政策中的財(cái)稅制度是影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。目前新疆重點(diǎn)發(fā)展天山北坡經(jīng)濟(jì)帶，以此拉動(dòng)全疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展，相應(yīng)的政策導(dǎo)向是對(duì)烏魯木齊附近地區(qū)進(jìn)行重點(diǎn)投資，同時(shí)對(duì)南疆四地州投入大量資金幫助其脫貧致富，本文使用固定資產(chǎn)投資來衡量區(qū)域政策(ASSINV)。

（3）城鎮(zhèn)化和工業(yè)化率

城鎮(zhèn)化與工業(yè)化率最能反映縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高低，城鎮(zhèn)化水平及其工業(yè)、服務(wù)業(yè)等非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的合理配置是縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵。在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制下，資源要素在各地區(qū)自由流動(dòng)，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)會(huì)不斷向優(yōu)勢(shì)地區(qū)聚集，加劇發(fā)達(dá)縣域與落后縣域之間的差異。城鎮(zhèn)化和工業(yè)化水平較高的縣域大多集中在北疆地區(qū)，在廣大南疆地區(qū)大多數(shù)縣域經(jīng)濟(jì)以農(nóng)牧業(yè)為主，城鎮(zhèn)化率和工業(yè)化水平極低。城鎮(zhèn)化和工業(yè)化通過城鎮(zhèn)化影響縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。城鎮(zhèn)化水平采用非農(nóng)人口占總?cè)丝跀?shù)的比重來表示(URR)，工業(yè)化水平(IND)用人均工業(yè)總產(chǎn)值表示。

（4）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)配置是否合理是評(píng)價(jià)一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)優(yōu)劣的重要指標(biāo)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展受制于地理位置和宏觀政策，不同的地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展受限于不同的產(chǎn)業(yè)政策。新疆國(guó)家級(jí)貧困縣總數(shù)所占比例接近30%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失調(diào)，農(nóng)牧業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中所占比重較高，部分縣域工業(yè)化剛剛起步，第三產(chǎn)業(yè)異常落后。在地區(qū)分布上，北疆地區(qū)和東疆地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平較高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相對(duì)合理，南疆地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)嚴(yán)重失調(diào)，農(nóng)業(yè)占比極高，縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平很大程度產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平體現(xiàn)出。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平在本文中用二產(chǎn)、三產(chǎn)產(chǎn)值占比表示(INR)。

（5）投入要素

要素投入是縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉，其在縣域間的流動(dòng)造成經(jīng)濟(jì)差異的主要因素，在縣域內(nèi)部的配置方式也是引起縣域經(jīng)濟(jì)格局演變的動(dòng)因。新疆為西北邊疆地區(qū)，地理位置偏遠(yuǎn)，由于部分縣域礦產(chǎn)資源較為豐富，能吸引外商投資，也有少量縣域依靠邊境通關(guān)口岸獲得外商投資，政府可獲得財(cái)稅收入較高，用于經(jīng)濟(jì)發(fā)展和改善民生的投入較多，投入要素用人均財(cái)政支出表示(GOV)。

（6）金融環(huán)境

金融業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支持是多方位、多渠道，不能僅以貸款余額來衡量，但在縣域金融業(yè)不發(fā)達(dá)的情況下，銀行信貸作為縣域經(jīng)濟(jì)融資的主要渠道仍然是衡量一個(gè)縣域金融支持力度的重要指標(biāo)，因此金融環(huán)境采用人均金融機(jī)構(gòu)本外幣各項(xiàng)貸款余額來表示(FINANCED)。對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)來說資金的投放量大說明為社會(huì)提供的物資多，對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)的支持力度也越大。

四、實(shí)證分析

（一）全局空間自相關(guān)分析

利用Geoda 軟件計(jì)算新疆2004-2016年縣域人均GDP 全局自相關(guān)值，結(jié)果顯示Moran 指數(shù)I 值均為正，且均通過顯著性檢驗(yàn)。表明在這一時(shí)期內(nèi)新疆的縣域間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有正相關(guān)性，表現(xiàn)出空間集聚的現(xiàn)象。從圖1可以看出，根據(jù)全局Moran 指數(shù)I 演變，大致可以分為三個(gè)時(shí)段，表現(xiàn)出下降-上升-下降的演變，總體上有下降的趨勢(shì)。第一時(shí)段為2004-2009年，Moran 指數(shù)I 呈現(xiàn)出下降-平穩(wěn)-下降的，在2009年時(shí)達(dá)到低點(diǎn)0.2002，說明了新疆縣域經(jīng)濟(jì)集聚效應(yīng)逐漸變?nèi)酢５诙r(shí)段為2009-2010年，Moran 指數(shù)急劇增長(zhǎng)至0.4474，達(dá)到最高，表明在2010年時(shí)，縣域經(jīng)濟(jì)在地理空間上空間相關(guān)性最高。第三時(shí)段為2010-2016年，Moran 指數(shù)出現(xiàn)明顯下降的趨勢(shì)，新疆縣域經(jīng)濟(jì)集聚效應(yīng)在不斷弱化。需要指出的是，在2010年前后，Moran 指數(shù)I出現(xiàn)劇烈波動(dòng)，說明經(jīng)濟(jì)空間格局波動(dòng)較大。

圖1 新疆2004-2016年縣域經(jīng)濟(jì)全局Moran 指數(shù)I

（二）局部空間自相關(guān)分析

采用公式（2），利用軟件Geoda計(jì)算得到局部自相關(guān)指數(shù)值，并生成LISA 聚集圖，本文選取了2004、2008、2012、2016年作為分析時(shí)點(diǎn)，具體結(jié)果如圖2所示，可以得出新疆縣域經(jīng)濟(jì)空間演變格局呈現(xiàn)出如下特征：

1.縣域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)兩極分化

根據(jù)散點(diǎn)圖1可知，大多數(shù)縣域處在一、三象限，新疆縣域經(jīng)濟(jì)空間格局呈現(xiàn)出自身與鄰近縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相似，即高經(jīng)濟(jì)水平的縣域集聚在一起，經(jīng)濟(jì)水平低的縣域集聚在一起，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)兩極分化明顯。2004-2016年，新疆縣域經(jīng)濟(jì)屬于高-高的類型的個(gè)數(shù)由27 個(gè)減少到23 個(gè)，低-高和高-低類型的縣域個(gè)數(shù)由19 個(gè)變?yōu)?8 個(gè)，基本持平，低-低集聚的縣域數(shù)量由41 個(gè)增加到46 個(gè)，占比高達(dá)52.87%，與新疆境內(nèi)有集中連片分布的貧困縣相符。

2.同類型經(jīng)濟(jì)發(fā)展的縣域集中分布格局變化不大

從LISA 集聚分布圖中看，2004年，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)縣集中在東疆和北疆地區(qū)，奎屯、哈密、吐魯番部分縣分布著顯著高水平的縣域。而經(jīng)濟(jì)落后的縣域主要集中在南疆地區(qū)，克孜勒蘇柯爾克孜自治州、喀什地區(qū)、和田地區(qū)的縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平普遍較低，縣域間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異較小，是貧困縣主要集聚地區(qū)。2016年，高-高集聚的縣域從7 變?yōu)? 個(gè)，分變?yōu)楣苁?、昌吉市、巴里坤哈薩克自治縣。而吐魯番，奎屯等烏魯木齊周邊一些縣域由高-高發(fā)展類型變?yōu)闊o顯著影響，經(jīng)濟(jì)發(fā)展優(yōu)勢(shì)逐漸消失。同樣低-低發(fā)展類型的縣域仍集中在南疆三地州，數(shù)量由41 個(gè)變?yōu)?6，且有向周邊地區(qū)延伸的趨勢(shì)。

圖2 新疆縣域經(jīng)濟(jì)LISA 圖

（三）新疆縣域經(jīng)濟(jì)分布動(dòng)態(tài)及其演變規(guī)律

運(yùn)用Kernel 密度估計(jì)做出新疆縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的二維圖，如圖3所示?，F(xiàn)將其分布動(dòng)態(tài)的演變特征總結(jié)如下：第一，從2004-2016年新疆縣域人均GDP 分布曲線的中心逐漸右移，表明其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈現(xiàn)逐漸上升的趨勢(shì)。第二，新疆縣域人均GDP 分布曲線的主峰峰值隨著年份逐漸下降，主峰寬度也隨著變寬，表明其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異有增大的趨勢(shì)。第三，分布曲線存在著明顯的向右拖尾現(xiàn)象，且分布的延展性呈拓寬的趨勢(shì)，表明新疆經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的縣域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，與新疆縣域經(jīng)濟(jì)平均水平的差距逐年增大，延展性差距逐年擴(kuò)大。第四，2004年存在一個(gè)峰值較高的主峰以及兩個(gè)較低的側(cè)峰，表明當(dāng)時(shí)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在一定的梯度，呈現(xiàn)微弱的多級(jí)分化現(xiàn)象。隨著時(shí)間的推移，右側(cè)側(cè)峰逐漸消失，并最終呈現(xiàn)出單極化現(xiàn)象，表明新疆縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的微弱的多極化逐年得到緩解，并且其主峰值逐年下降，說明其極化現(xiàn)象逐漸得到緩解與控制。

圖3 新疆縣域經(jīng)濟(jì)分布的演進(jìn)

（四）新疆縣域經(jīng)濟(jì)空間格局演變的影響因素分析

本文分別采用傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型和空間計(jì)量模型進(jìn)行分析，在采用空間計(jì)量模型對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行建模時(shí)，采用極大似然法估計(jì)參數(shù)，對(duì)不同的效應(yīng)設(shè)定對(duì)回歸結(jié)果分別進(jìn)行檢驗(yàn)。模型的檢驗(yàn)順序遵循OLS—SLM（SEM）—SDM。，借助Matlab2014a 版軟件的Elhorst 所提供的空間計(jì)量工具箱實(shí)現(xiàn)。

首先采用非空間面板數(shù)據(jù)模型對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，并對(duì)結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，決定采用空間滯后還是空間誤差模型來擬合數(shù)據(jù)。如表1所示，當(dāng)使用經(jīng)典的LM 檢驗(yàn)時(shí)，在1%的顯著性水平下，接受時(shí)間和空間固定效應(yīng)的空間滯后的原假設(shè)，拒絕了空間滯后和空間誤差相關(guān)性的假設(shè)，無論是空間還是時(shí)間固定效應(yīng)；當(dāng)使用穩(wěn)健的LM檢驗(yàn)時(shí)，在1%顯著性水平下拒絕了不存在空間滯后和空間殘差相關(guān)的假設(shè)檢驗(yàn)。空間固定效應(yīng)聯(lián)合檢驗(yàn)（LR=1770.6，p＜0.01）和時(shí)間固定效應(yīng)聯(lián)合檢驗(yàn)（LR=116.1，p＜0.01）的結(jié)果可以確認(rèn)具有空間固定效應(yīng)或時(shí)間固定效應(yīng)或時(shí)間或時(shí)空雙向固定效應(yīng)。因此空間因素在對(duì)新疆縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展中有著明顯的作用，應(yīng)適用空間滯后或空間誤差模型對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及其影響因素進(jìn)行測(cè)度。

表1 無空間效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型LM 檢驗(yàn)

表2中采用了空間杜賓模型對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合，第一、二、三列是用直接方法估計(jì)，第四列采用偏誤校正的方法估計(jì)①M(fèi)atlab 軟件在SAR 模型和SEM 模型估計(jì)時(shí)，偏誤校正關(guān)閉會(huì)導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)出現(xiàn)偏差。，與第三列相比，解釋變量和方差估計(jì)的系數(shù)差異較小，但是空間滯后變量的估計(jì)系數(shù)對(duì)偏誤校正較為敏感。在選擇合適模型時(shí)，首先驗(yàn)證空間杜賓模型能否簡(jiǎn)化成簡(jiǎn)單的空間滯后模型或空間誤差模型，即H0∶θ+ρβ=0 且H0∶θ=0，Wald 檢驗(yàn)和LR 檢驗(yàn)的結(jié)果表明該原假設(shè)均被拒絕，因此接受空間杜賓模型。針對(duì)第五列是否應(yīng)引入隨機(jī)效應(yīng)，進(jìn)行了Hausman 檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果（85.54，p＜0.01）表明應(yīng)拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型，采用固定效應(yīng)模型。綜合來看，第一列模型的擬合優(yōu)度和對(duì)數(shù)似然值優(yōu)于其他模型，最終確定分析新疆縣域經(jīng)濟(jì)影響因素的空間計(jì)量模型：空間固定效應(yīng)的杜賓模型。

由模型估計(jì)的結(jié)果來看，W*dep.var 的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明縣域經(jīng)濟(jì)之間存在正向空間關(guān)聯(lián)，縣域經(jīng)濟(jì)之間存在相互促進(jìn)、共同提高的現(xiàn)象。對(duì)解釋變量的初步分析發(fā)現(xiàn)，各個(gè)解釋變量均對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著顯著影響，其中除城鎮(zhèn)化的系數(shù)為負(fù)之外，其他解釋變量對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)均起到促進(jìn)作用。但是，解釋變量的空間滯后項(xiàng)系數(shù)差異較大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的空間滯后項(xiàng)顯著為負(fù)，表明它不利于周邊經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。政府支出與城鎮(zhèn)化的空間滯后項(xiàng)系數(shù)顯著為正，說明增加政府支出和提高城鎮(zhèn)化有助于提高臨近縣域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

表2 空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果

在非空間模型與空間杜賓模型中解釋變量的系數(shù)都顯著不為0，不能直接比較兩種模型的系數(shù)。因此，需要估算模型的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。解釋變量的直接效應(yīng)不同于估計(jì)系數(shù)的主要原因在于反饋效應(yīng)，這些反饋效應(yīng)部分是因?yàn)楸唤忉屪兞康墓烙?jì)值，部分是因?yàn)榭臻g滯后變量系數(shù)本身，反應(yīng)了解釋變量對(duì)自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成的平均影響；間接效應(yīng)反應(yīng)了解釋變量在縣與縣之間的溢出效應(yīng)，即解釋變量對(duì)臨近縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的平均效應(yīng)；總效應(yīng)表示解釋變量對(duì)各縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的平均影響。為了準(zhǔn)確衡量各解釋變量對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)的影響，本文將模型中的系數(shù)分解為直接效應(yīng)，間接效應(yīng)和總效應(yīng)。具體結(jié)果如表3所示。

表3的效應(yīng)分解表明，工業(yè)化水平的直接效應(yīng)顯著為正，表明工業(yè)化水平的提高能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，但是其間接效應(yīng)為負(fù)，且不顯著，總效應(yīng)在10%的顯著性水平為正，說明工業(yè)化水平?jīng)]有明顯的空間溢出效應(yīng)。新疆縣域第三產(chǎn)業(yè)普遍較為落后，縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要是由工業(yè)驅(qū)動(dòng)，為了發(fā)展工業(yè)，各地區(qū)政府紛紛制定了符合自身發(fā)展需要的產(chǎn)業(yè)規(guī)劃，為各縣域的工業(yè)發(fā)展提供了政策保證。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的直接效應(yīng)為顯著為正，說明對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)明顯。新疆為我國(guó)西北落后地區(qū)，大多數(shù)縣域以農(nóng)業(yè)為主，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄弱，但是受到西部大開發(fā)以及對(duì)口援疆政策的拉動(dòng)，積極引進(jìn)援助地區(qū)的部分產(chǎn)業(yè)，優(yōu)化了本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，培育了一大批特色產(chǎn)業(yè)，特別在旅游、紡織、礦產(chǎn)開采等一批優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)的帶動(dòng)，有效的促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。但間接效應(yīng)系數(shù)顯著為負(fù)，說明周邊縣域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)會(huì)對(duì)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來負(fù)面影響，主要是由于臨近縣域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)會(huì)吸引本地的資源向周邊流動(dòng)。城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的有著顯著負(fù)面影響，由于系數(shù)較小，因此作用不明顯，新疆大多數(shù)縣域農(nóng)民基數(shù)較大，城鎮(zhèn)化的提高導(dǎo)致富余的勞動(dòng)力不能被落后的工業(yè)和服務(wù)業(yè)吸收，在一定程度上阻礙了縣域經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展。

表3 固定效應(yīng)空間杜賓模型系數(shù)分解結(jié)果

固定資產(chǎn)投資的直接效應(yīng)系數(shù)顯著為正，說明固定資產(chǎn)投資對(duì)縣域基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以及經(jīng)濟(jì)環(huán)境的改善具有較大作用，加上新疆由于地處邊疆，招商引資存在客觀困難，更加突出了政府的固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)效應(yīng)。政府支出的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著為正，說明政府支出不僅對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動(dòng)作用明顯，同樣也會(huì)對(duì)周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生正面影響。由于大部分縣域?yàn)榍钒l(fā)達(dá)地區(qū)，居民消費(fèi)和貿(mào)易比較落后，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展更加依賴于政府消費(fèi)和轉(zhuǎn)移支付，因此政府財(cái)政支出在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用尤為突出。金融市場(chǎng)環(huán)境系數(shù)的直接效應(yīng)顯著為正，說明金融市場(chǎng)環(huán)境在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中起到正面作用，金融市場(chǎng)越活躍，經(jīng)濟(jì)也越具有活力。

五、結(jié)論與啟示

本文利用新疆87 個(gè)縣域的面板數(shù)據(jù)，在充分考慮空間關(guān)聯(lián)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的基礎(chǔ)上，利用空間杜賓模型，對(duì)新疆縣域經(jīng)濟(jì)空間格局演變及其影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。

（一）結(jié)論

第一，新疆縣域經(jīng)濟(jì)全局Moran 指數(shù)I 顯著為正，其縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的自相關(guān)特征。從局部趨勢(shì)看，出現(xiàn)了相似縣域經(jīng)濟(jì)集聚的現(xiàn)象，新疆縣域經(jīng)濟(jì)高-高集中烏魯木齊周邊，而低-低主要集中在南疆三地州。第二，縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)出明顯的空間二元結(jié)構(gòu)，兩級(jí)分化明顯，隨著時(shí)間的推移，極化效應(yīng)會(huì)逐漸減弱。第三，工業(yè)化水平、固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、金融環(huán)境和政府支出的提高能推動(dòng)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，其中政府支出對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)最為突出，并存在較強(qiáng)的溢出效應(yīng)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)也會(huì)對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)地域格局的形成產(chǎn)生重要影響。

（二）啟示

第一，強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)縣域的輻射效應(yīng)，破除縣域經(jīng)濟(jì)二元壁壘，加強(qiáng)縣域之間的經(jīng)濟(jì)合作和政府協(xié)調(diào)。第二，利用財(cái)政資金、社會(huì)資金、信貸資金重點(diǎn)投資基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，特別是道路交通、供水供電等，實(shí)現(xiàn)縣域基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通，提高區(qū)域內(nèi)正向溢出作用。第三，以絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶建設(shè)和對(duì)口援疆政策為契機(jī)，加強(qiáng)新疆各地州和參與援疆省市之間的聯(lián)系，引進(jìn)新技術(shù)，做大做強(qiáng)本地優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)。第四，發(fā)揮政府主導(dǎo)作用，扶持落后地區(qū)的特色產(chǎn)業(yè)，通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)促進(jìn)自身發(fā)展，推動(dòng)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展。