时间：2023-10-11 10:08:08
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GIS与空间统计分析这两种处在前沿的技术，虽已经得到了大力推广与使用，并且在它们的结合作用下，能大幅度地加快区域经济发展方面的研究效率。但是以现阶段的情况来看，在GIS与空间统计分析进行结合之后也存在着很大的局限性，让实际发挥出来的效果打了个很大的折扣。所以说，研究如何将空间统计分析和GIS结合起来让它们发挥更大的效用是非常有必要的。
一、对空间统计分析与GIS进行描述
（一）对空间统计分析的了解
空间统计分析需要建立在统计学的知识体系之上，而在地域领域之中，空间抽样是最常被使用的一种做法。这一做法主要是要依靠大量的数据在某一区域以及邻近区域在某些方面的表现值与现象存在很强的相似性。与以往统计分析理念不同的是，它的空间概念打破了先前相互独立的设想，在操作应用的时候，为了简化任务的复杂度，应该对全国各区域的散乱的数据资料进行整合，以此实现对区域经济的分析。虽然这种新型统计方法与传统统计方法有一定的出入，然而并不是意味着我们就得把先前的统计方法彻底弃置，反而是要对它进行不断地加强和创新，提高它的科学性和技术性，更适合社会的发展需求。
（二）对GIS的进一步了解
GIS又叫作地理信息系统，他是以信息技术为基础对空间信息进行整合分析的一种科学方法。它最重要的一种方法就是地理模型法，GIS技术可以为地理研究提供各种不同的信息，其中有动态或是静态信息等。更重要的是，他可以让空间信息形成一条完整的信息产业链，从信息的收集和整合到后期的分析应用，都起到重大的作用。在GIS与空间统计分析的共同作用之下，我国区域经济的发展必然会大步向前推进。
二、空间统计分析与GIS协作运用的未来发展情况
对于特异性强的经济区域来说，做好对它们的分析工作处在推动社会经济发展工作的核心地位。根据每个地区的具体的经济形势，运用分区化的方法来细化所要研究的对象，让研究工作可以更细致地完成。与此同时，还要坚持经济区域的概念，抓住空间管理的特性，更加明确哪个是首要经济区域，并且对这个重要地区以及与它有所关联的经济区域做更深层次的研究。在对经济区域进行分析时，往往都是按照从低等到高等的顺序来进行的。在这样的情况下，如果在进行空间统计分析之前先加入GIS技术，就可以明显提高分析效率。不仅如此，一方面它还减少了分析数据的工作量，另一方面让区域经济分析的进行得到了有力的保证。我相信在这两个技术的不断进步之下，它们对国家发展的促进作用也会越来越明显。
三、如何实施空间统计分析与GIS在区域经济分析中的应用
（一）建立完善的空间权重矩阵
在进行区域经济分析的时候，及时对有的信息进行拓展和延伸是非常有必要的，而这些信息通常都是经由GIS来产生的。而在对所获数据进行分析和拓展时，空间邻近和空间链接都是其中的决定性因素。因此建立一个完善的空间权重矩阵式是极其有必要的，它的空间邻近关系能够更清楚地表达出来，就可以让距离标准和邻近标准更加精确，这样就让处在各个位置的要素得到更好地理解以及分析。
（二）精确空间自相关度的度量
在整个数据分析过程之中，空间自相关度的精确度是非常关键的。如果两个邻近地域有着极其相似的地理现象或者是有着某个相似的属性值，这时候就应该将这个属性值或现象的相似程度与自相关度联系起来，并经由它进行反映。而一般的自相关度是由局部指标和全局指标来衡量的，而这两种衡量指标各自都存在着优点以及缺点，所以想要提高空间自相关度的精确度就必须妥善用好这两种衡量标准，以免不正确的使用造成自相关度的度量的误差过大而影响了区域经济的数据分析。
（三）弄清空间关联识别
在对区域经济分析中，空间关联识别也是其中一个非常重要的环节。而衡量它的标准也是由两个因素来决定，这两者之间呈现着负相关的关系。当计算出一个值的时候，也就得到了另外一个的值。若是MC的取值处在-1之下而GR又在0之上时，各个属性值都会呈现聚集分布的状态，这样就让空间自相关变成负的了。当MC的值一直处在0的附近且小于0，这样空间自相关也将一直是负的。这是由于正负值都有着与之对应的自相关，即正对正，负对负。
（四）空间统计分析与GIS的结合应用
随着社会经济的不断发展，我国区域经济的分析工作的难度也在不断地加大，仅仅只靠空间统计分析早已经没法再胜任这个任务。当下的专家和相关工作者都在研究如何将空间统计分析与GIS技术更好地结合在一起来进行工作。由于GIS拥有着很强的优势，它不但可以获得更为精确的地理信息，而且还能够得到有关的空间数据信息。在经过无数次的实验研究后发现，将空间统计分析运用到GIS的结合方式能更好地达到分析作用。先是利用空间统计分析，将MC和GR的值计算出来，然后再利用GIS将这些数据在空间上的分布特征确定出来，以此来了解区域之间所存在的关联性。
四、结论
结合上面所论述的观点，为了我国各个区域更好更快地发展，就必须对这些区域的经济进行更为系统而又科学的研究和分析。若想得到更为科学的数据和信息就离不开GIS的帮助，而只有GIS还无法对这些数据进行全面的分析，所以还需要运用空间统计分析进行分析。所以如何让GIS和空间统计分析更有效率地对区域经济进行分析研究成为发展区域经济工作的重中之重。伴随着GIS与空间统计分析结合的有效性的提高，区域经济发展也会得到很大的提升，区域经济发展的加快也会对我国的社会主义现代化建设起促进作用。
（作者单位为武安市城市供水管理处）
参考文献
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[2] 陈灿斌.区域经济分析中空间统计分析理论与GIS的应用探讨[J].商业故事，2015 （6）.
[3] 李林.基于GIS的空间统计分析在奶牛地氟病监测中的应用[J].农业工程学报， 2012（10）.
关键词：区域文化；区域经济；云南省
一、引言
云南省有着自己的历史、文明、传统和生产方式，这些因素都在日常生活中不断的影响着当地人的思维和生活，进而影响着当地的经济发展。文化不仅能够为一个地区提供精神动力和文化氛围，同时也对经济效益和社会效益产生了巨大的推动作用，成为增强区域竞争力的基础因素。因此，将传统文化因素纳入经济研究中是非常必要的。
二、区域文化对区域经济发展的影响分析
1.区域文化对区域经济发展的影响
（1）文化模式对区域特色经济形成的影响机制。一个地区能够形成产业结构的优化发展是区域社会对生活与发展方式的一种选择，这种选择能够与当地文化相契合是非常重要的，无论是在当地文化的价值认同与技术支持上，还是在组织系统、技术系统上，都有一定的关联。技术系统是所有产业都要具备的，如果所选择的技术系统与该区域的文化不能够协调统一，该区域的人就无法更好的摒弃原有的模式而去接受和适应它。文化模式下的技术系统不仅是特指的生产工具，更是生产工艺，即使人们使用的工具改变了，工艺还是会继续延续下来。所以产业结构的调整过程要与文化水平保持一致，本土文化正式这一环节的内在基础。区域文化对于本地经济的发展有着直接、间接和广泛的影响。文化对产业经济结构、发展水平和方向的影响都是直接性的，但是对劳动力、资本等因素的影响是间接性的。本文借助经济分析工具，从制度经济学的角度将正式制度进行分类，进一步分析区域文化对经济的影响。
（2）区域文化建设是经济发展的精神动力。区域的社会群体意愿、利益等形成了一个文化氛围和环境，能够起到调节社会关系和支配行为的作用。当今占主体地位的发展模式是市场经济，有助于促进生产，但同时也遇到了自然与人类对立的问题，这就是经济发展缺乏人文关怀的结果。个人主义、享乐主义等不道德、不健康的观念也影响着正常的消费途径。只有通过提高文化水平、加强文化建设才能够提高人们的精神境界，才能够促进人与人、人与自然、人与社会的和谐关系，正常健康的致富手段才能够营造健康的市场经济环境。
（3）区域文化建设是经济的核心竞争力。进入小康社会后，人们的生活水平不断提高，消费模式也由功能性消费向审美性消费转变。产品不再仅仅是一个实体，更多的代表了审美价值和使用价值。从产品的设计、包装到产品营销，每一个环节都紧紧围绕着一定的文化内涵，各种文化因素形成了无形资产，是企业经济竞争的核心力量，可以说，所有的经济活动都离不开文化价值，随着经济的文化取向日益增加，二者之间也呈现出相辅相成、互相促进的状态。因此，可以使区域文化和经济之间形成良好的互动，这是当今经济发展的重要趋势。
2.区域文化对正式制度的影响
（1）区域文化对正式制度选择的影响。制度的制定是建立在约束主体福利的基础上的，本文将制度分为正式制度和非正式制度两种，前者是成员要共同遵守的规范和准则，例如法律规章等，后者是源自于价值的文化遗传，后者先于前者产生，二者都对人的行为有着规范作用。格雷夫从博弈论的角度进行了分析，认为热那亚人和马格里布人的两种社会价值体系决定了不同的制度路径。热那亚人建立了能够支撑现代市场经济圆形的制度，主要是由无限连带责任、提货单制度、永久合伙性质、保险制度等形成的，同时建立了有效而完善的法律制度，对经济发展起到了很大的促进作用，所以不同的文化价值能够形成不同的正式制度，形成与市场经济发展相匹配的正式制度体系。
（2）区域文化对地方正式制度变迁的影响。一种制度形成后会随着时间的流逝而变迁，变迁是制度创立之后被打破，被新的制度替代的方式。正式制度的变迁也会受到非正式制度的影响，如同初始制度安排一样，非正式制度对制度变迁会产生很大影响，是一种诱致性、强制性变迁，不同于正式制度的变迁，这是一个慢慢累积的过程。因此，很多国家和地区的非正式制度变迁速度都赶不上正式制度，所以前者延长了地区制度变迁、阻碍了制度创新。
（3）区域文化对正式制度实施的影响。意识形态能够提高人们遵循制度的自觉性，减少了制度安排服务费用成本，大大减少了制度实施过程中的摩擦和冲突。由诱致性制度变迁而来的正式制度易于执行，而强制性制度变迁而来的正式制度则难以执行，前者具有一致性，而后者则相冲突。正式制度包括正式制度安排、正式制度执行和正式制度变迁，正式制度会受区域文化的影响，所以本文用正式制度代表区域文化程度。
综上所述，区域文化主要是通过制度的选择、执行和变迁对区域经济产生影响的，当正式制度和文化一致时，就能够推动制度向良性方向发展，但相冲突时，就会阻碍制度的发展变迁。所以当文化和经济发展相适应时，能够降低交易成本、提高经济绩效，不一致时阻碍制度的执行而影响经济发展，这种作用是双重的。
三、区域文化与区域经济发展的实证分析――以云南省为例
1.模型与假设
为了研究区域文化与区域经济发展之间的关系，本文提出如下假设：
假设一：资本、劳动力、技术进步和制度等区域文化是影响区域经济发展的重要因素
假设二：区域文化主要通过正式制度对区域经济发展水平产生影响
根据新制度经济学派的观点，正式制度安排可能是从外引进的新制度，也可能是从初始制度演化而来的。但无论是哪一种，都要受到非正式制度的约束，因此我们把制度定义为区域文化的函数：
LNY=LNA+aLNK+bLNL+cLNI
其中Y表示经济发展程度，A表示技术进步，K表示资本，L表示劳动力，I表示正式制度安排。
2.样本选取与数据来源
本文选择了云南省2010年的数据，区域文化程度采用经济性观念、经营性观念和制度性观念三个一级指标来衡量，这三个一级指标下含有17个二级指标，以此来判断云南省的文化程度，如果得分高，则说明该地区的文化程度高，反之较低。正式制度主要通过非国有化率（FGYH）、市场化程度（SCH）、分配格局变化程度（FPGJ）和对外开放程度（DWKF）的加权平均值来衡量。本文选择的计量软件是EVIEW5.0。
3.回归分析
可以看到，调整后的R方为0.883047，F值为227.5141，因此模型拟合较好，假设成立，即区域文化对正式制度有所影响。主要是因为正式制度的执行有赖于非正式制度的存在，后者能够有效的提高前者的执行效率，但是当二者有冲突的时候，后者就会阻碍前者的执行效果。另一方面，非正式制度是优先于正式制度而存在的，地区文化的差异也会导致制度安排的差异。从制度变迁的角度来看，非正式制度会影响正式制度的变迁进程，有引导作用。所以，区域文化是通过对正式制度来影响区域经济发展的。
利用收集到的数据我们对云南省正式制度与区域经济发展的关系进行回归分析，得到结果如下（见表2）。
可以看出，调整后的R方为0.781643，因此模型拟合较好，从一定程度上解释了文化与经济的关系。回归结果表明，地区经济的发展受资本、技术、劳动力和制度等文化的影响，正式制度对经济发展有三方面的作用：首先，正式制度能够减低经济的不确定性，通过使人们之间的关系和行为构成一种固定模式，激发人们的积极性，降低行为的不稳定性；其次，正式制度能够节约经济活动的交易成本，减少人们行为选择的信息成本，降低人们的机会主义倾向，形成一种有效的约束；最后，正式制度能够促进形成一种激励结构，使个人与社会收益达成一致，有效的统一人们的权利和责任。
四、结论
关于文化与经济发展的关系至今都没有形成一致的结论，但是随着经济学和文化变量越来越受到重视，二者的关系也不断的被验证。本文利用云南省的数据进行实证研究，发现资本、劳动力、技术进步和制度等区域文化是影响区域经济发展的重要因素，同时区域文化主要通过正式制度对区域经济发展水平产生影响。这样的结论给我们带来一些启示：
第一，除了提高物质资本和人力资本以外，改变传统落后的文化观念也是促进区域经济发展的重要方式，创建一种先进的文化氛围，提升区域竞争力。文化是多种要素发挥作用的基础，提高社会资源的使用效率，制度的创新和减低制度的实施成本有赖于该地区文化发展水平，从而有力促进经济发展。
第二，云南是传统文化水平很高的地区，虽然传统文化对促进经济发展起到了很大作用，但是传统陈旧的观念已经无法满足经济发展的需要，因此在保护与发展传统文化的同时，还要注意在此基础上进行文化创新，使其更好的融入市场经济，这也是保证区域经济能够得到更好发展的基础。
第三，文化是区域经济的发展的重要内在驱动力之一，我国还存在区域经济发展不平衡的现象。中西部地区封建社会思想较为严重，文化观念落后，而东部地区则较容易接受新鲜文化，形成了良好的市场经济理念。要加强落后地区的文化，创建先进的文化，减少地区经济发展的差距。
参考文献：
[1]李艳艳.区域文化与区域经济发展的联动机制初探[J].沙洋师范高等专科学校学报，2010（4）：87-89.
[2]游细斌，魏清泉，汤放华.区域文化与区域经济耦合路径探析[J].热带地理，2008，28（2）：139-143.
区位商是区分地域分工格局的基本指标,用于说明在地域分工中,某种产业或产品生产区域化的水平,通过产业或产品生产区域化的比较,也就显现出地域分工的基本格局。是现代经济学中常用的分析区域产业布局和产业优势的指标。区位商又称专门化率,它是一个地区某种产业生产产值(劳动力)在该地区所有产业产值(劳动力)中所占的比重与全国该产业产值(劳动力)占全国所有产业该指标的比重之比。
在区域经济分析中,区位商是一种十分有用的工具,由于区域规模有很大差异,在经济总量、人口、幅员各方面差别非常显著,直接进行市场绝对份额比较显然无法显示区域规模不同地区的各自优势行业所在,通过区位商指标就排除了区域规模差异因素,有利于显示真正的区域优势行业,可以真实地反映地理要素的空间分布、主导经济部门的作用及其变化特点。区位商在分析区域产业内部结构时,可以对比有关部门或产业活动的区位商,研究区域优势行业的变动及趋向,明确各部门或产业活动在区域经济发展中的功能差异以及重点和薄弱环节所在,从而判断和确定区域经济发展的主导产业,为产业结构调整提供依据。
二、实证分析
第三产业中,批发与零售贸易业、房地产业及金融保险业为代表的部门或行业主要集中在楼宇中,这些行业是利用楼宇经济的聚集作用大力发展现代服务业的结果。用批发与零售贸易业、房地产业及金融保险业增加值之和所占该地区或市GDP的比重去全国相对应的值对比所得的比值来粗略反映该地区或市楼宇经济发展现状,用此种量化指标来认识河南省及各地市楼宇经济的发展状况。经过收集河南省从2002年至2008年的数据,并进行整理、计算,得出下表2中的区位商数值。(由于河南省2001年及以前年份没有各地市的批发与零售贸易业、房地产业及金融保险业三个行业的增加值,数据只能从2002年开始)表2计算公式与表1相同(如表所示)。
(从上表数据可以看出)只有省份郑州市的楼宇经济量化指标区位商大于全国平均水平1,从2002年至今一直大于1.15,这说明郑州市楼宇经济发展水平处于中上等,和上海、北京的2.02和1.7相比,还是存在差距。下面再看郑州市近几年楼宇经济发展情况(如下图所示)。
(从上图1中可以更直接的看出)郑州市在2002年～2004年期间,区位商基本保持在一个水平线上;从2004年以后,郑州市区位商开始下降,直到降至1.20附近出现转折;2008年区位商升到1.46,这与全国大趋势相同,近几年房地产业的兴起,对郑州市楼宇经济的发展起到了积极作用。
2002～2008年河南省各地市区位商统计表
资料来源:河南省统计年鉴(2003-2009年)中国统计年鉴(2009年)
在2008年,超过全国平均水平的还有平顶山市和周口市,他们的区位商分别达到1.44和1.57,余下的地市楼宇经济的发展则在平均水平以下。以下是以2008年数据聚类,聚类结过如下:
* * * * * * * H I E R A R C H I C A LC L U S T E R A N A L Y S I S * * * * * * *
Dendrogram using Average Linkage (Between Groups)
Rescaled Distance Cluster Combine
C A S E 0 5 10 152025
Label Num+---+---+-----+-----+-----+
三 门峡 市 12-+
济源市 18-+
开封市 2-+-+
鹤壁市 6 -+ |
漯河市 11 -+ +-----+
濮阳市9 -+ | |
商丘市 14 -+ | |
焦作市8 -+-+ |
许昌市 10 -+ +---------------+
驻 马店 市 17 -+ | |
安阳市5 -+ | |
洛阳市3-+ ||
南阳市 13 -+---+||
新乡市7 -+ | |
信阳市 15 -+ | |
郑州市1 -+ | |
平 顶山 市4 -+-----------------------+
周口市 16 -+
第一类为:郑州市、平顶山市和周口市,属于楼宇经济发展水平较高的城市。
第二类为:洛阳市、新乡市、南阳市和信阳市,这些城市的楼宇经济的发展处于中等水平。
第三类为:出第一类和第二类的其他城市,包括十一个城市,这些城市楼宇经济发展水平较低。
关键词：协整 区域物流 经济增长 物流规模 物流需求
引言
改革开放以来，广东省经济呈现良好的增长趋势，GDP由1985年的577.38亿元增长到2011年的53210.28亿元，增长了92.15倍。特别是中国加入WTO后，广东省加大了开放力度和积极参与了国际分工，经济取得了持续的良好增长。值得注意的是，广东省物流业同时也取得了很好的发展，如反应广东省物流需要的货物周转量1985年只有1767.86 亿吨公里，2011年增长到了7113.29亿吨公里。同时，代表广东省物流供给能力的物流基础设施也取得了长足的增长，2011年末广东省拥有载货汽车159.92万辆，公路通车里程190724公里，其中高速公路5049公里，码头泊位 3120个，港口货物吞吐量达 133704 万吨。因此，本文将借助计量经济学相关理论探究区域经济增长引发的相应物流需求，以及现代物流各环节的高效运作又是如何保证区域经济顺利发展的内生机制。
模型变量选取及数据处理
（一）模型变量的选取
区域经济是一个复杂的系统，目前衡量区域经济发展水平的指标较多，既体现在经济水平“量”的方面，也体现在“质”的方面，本文考虑到数据的可计算性及可得性，仅从量的角度选取区域生产总值（GDP）作为广东省经济发展水平的衡量指标。
区域物流是区域经济有效运行的基础和保障，物流活动同样是一个复杂的系统运营过程，学术界在选取什么指标能反映某一区域物流水平，目前还没有达成共识，本文在考虑计量数据的可得性和有效性的基础上选取货物周转量（HZ）代表区域经济发展对区域物流的需求量，选取物流业产值（CZ）代表区域物流发展的规模，这两个指标共同衡量区域物流业发展水平。
（二）数据的来源及处理
文中1990-2011年的相关数据来源于《广东省统计年鉴》、《中国统计年鉴》及广东省统计局网站，GDP统一核算为亿元，货物周转量为亿吨公里。由于物流业产值的数据不容易得到，文中使用交通运输、仓储和邮政业总值代替物流业产值，统一核算为亿元。为了使数据具有可比性，使用CPI指数（1978=100）对历年GDP和物流业产值进行平减。由于本文选取的样本时间跨度比较大，时间序列中可能存在异方差问题，故此，文中对时间序列CZ（物流业产值）、HZ（货物周转量）及GDP（区域生产总是）取自然对数处理，得到时间序列lnCZ、lnHZ及lnGDP。
变量的描述统计
由序列lnGDP、lnCZ及lnHZ 的变动趋势图（见图1）知，1985-2011年间变量lnGDP、lnCZ及lnHZ基本上具有相同的变化趋势，说明变量间可能存在较强的相关性。由lnGDP、lnCZ及lnHZ变量间的相关系数矩阵表知（见表1），文中所选取的变量间彼此的相关系数很高，最低也达到0.981037，表明广东省经济增长与物流发展水平之间相关性显著，这就保证了后面计量分析模型拟合的可靠性。
模型估计与参数分析
（一）变量的平稳性检验
本文采用ADF检验法对序列lnGDP、lnCZ及lnHZ进行平稳性检验。通过AIC准则确定时间序列lnGDP、lnCZ及lnHZ的最大滞后阶数，使用eviews6.0进行检验，由表2可知在10%的显著水平下，序列lnGDP、lnCZ及lnHZ的ADF统计值分别大于各自的临界值，所以接受lnGDP、lnEX及lnIM是非平稳序列的原假设。由于原序列是不平稳的，所以需要对其差分进行检验。
通过AIC准则确定差分序列lnGDP、lnCZ以及lnHZ 的最大滞后阶数，之后使用eviews6.0进行检验，由表2可知lnGDP、lnCZ及lnHZ的ADF统计值分别小于各自在1%的临界值，lnGDP、lnCZ及lnHZ一阶差分后不含单位根，拒绝lnGDP、lnCZ及lnHZ是非平稳的原假设。故此，时间序列lnGDP、lnCZ及lnHZ都是一阶单整的，即lnGDPt～I（1），lnCZt～I（1），lnHZt～I（1）。
（二）协整分析
根据1987年Engle和Granger提出协整理论及其方法，如果k维时间序列yt～ CI（d，b）是同阶单整的，且存在非零向量β使得的 yt～I（d-b），则yt是协整的，向量β是协整向量。由变量的平稳检验知lnGDP、lnCZ及lnHZ是非平稳序列，且都是1阶单整的，建立lnGDP、lnCZ及lnHZ间的回归方程如下：
本文选取Johansen协整检验方法，对lnGDP、lnCZ及lnHZ之间进行检验，利用Eviews6.0软件检验结果表明lnGDP、lnEX及lnIM在95%的置信水平下，变量线性组合存在一个协整向量（见表3），运用OLS法回归得估计方程如下：
回归结果分析：
估计方中的LnCZ和lnHZ的回归系数都是正的，符合西泽修在“第三利润源泉”学说中指出的物流是未来经济发展 “加速器”的理论预期；由R2=0.982 和 Adj.R2=0.978可以判断估计方程拟合的比较好；回归系数的t值分别为3.564和3.1320，表明lnCZ和lnHZ对lnGDP有显著影响；而DW=
1.907说明扰动项不存在自相关。因此，在95%置信水平下，估计方程可以反映lnCZ、lnHZ与lnGDP之间的长期均衡关系，即反应了广东省物流发展水平与经济增长之间的长期稳定关系，且GDP的物流规模和物流需求弹性分别为0.483和0.512，即广东省物流业规模和物流需求每增加1%将促进GDP 增长0.483%和0.512%。
（三）Granger因果性检验
协整分析结果表明广东省物流发展水平与经济增长之间存在协整关系，但这种协整关系的背后是否存在因果关系，还需进一步分析辨别。根据Granger 提出的因果关系检验方法思路，由AIC准则选择滞后期为3，利用eviews6.0分析结果如表4所示。
在1%的显著水平下，拒绝 lnCZ不是引起lnGDP的Granger原因的原假设，接受 lnCZ是引起lnGDP的Granger原因，即广东省物流规模增加是经济增长的格兰杰原因；而在10%的显著水平下，不能拒绝 lnGDP不是引起lnCZ的Granger原因的原假设，即广东省经济增长推动了物流产业发展并没有得到相关经验证据的有力支持。同理，在1%的显著水平下，拒绝 lnHZ不是引起lnGDP的Granger原因的原假设，接受 lnHZ是引起lnGDP的Granger原因， 即广东省物流需求是引起经济增长的格兰杰原因；而在10%的显著水平下，不能拒绝lnGDP不是引起lnHZ的Granger原因的原假设，即广东省经济增长引起物流需求增加并没有得到相关经验证明。
由此可见，在1985-2011年间广东省物流业发展水平与经济增长之间只是存在一种单向的因果关系，即区域物流业拉动了经济增长， 而经济增长带动区域物流发展效果不显著，这一检验结果支持了物流促进经济增长的相关理论，也符合我国改革开放三十年多年来，重视生产、轻视流通的经济政策。
结论及启示
（一）结论
本文通过对广东省1985-2011年间物流发展水平与经济增长的有效统计数据进行实证研究，得出：物流业发展水平与区域经济增长之间的确存在着长期稳定的关系，物流业发展水平的变化会引起区域经济同向变化；Granger因果关系检验表明广东省的物流业有利于促进区域经济增长，但是经济增长未能有效的促进物流业的发展，改革开放这么多年物流业和经济发展未能呈现互动趋势。虽然广东省的物流业已经是走在其他地区的前列，但是物流业对经济促进作用的指标远远低于发达国家的水平，说明物流业已是发展区域经济的一块短板。
（二）启示
总之，在我国经济转型的背景下，广东省物流企业一方面要增强服务理念，提供差异化服务以满足不同需求；另一方面要加快物流企业的兼并重组，组建更多的龙头物流企业。同时，地方政府需要发挥主导作用，从宏观层面积极利用广东省的区位优势，为物流产业的发展提供一个良好的市场环境，避免未来经济增长失去动力。
参考文献：
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5.张哓峒.计量经济学基础（第三版）[M].南开大学出版社，2007
0 引言
空间统计学（spatial analysis）起始于20世纪60年代左右，经过五十几年的发展，已广泛应用于人类生活和发展的各个领域。空间现象不同于传统的统计对象，它们之间存在不同方向、不同距离成分等相互作用。传统的数理统计方法无法有效地解决空间样本点的选取、空间估值和两组以上空间数据的关系等问题。空间统计学的一些基本理论都是在传统统计学的基础上发展起来的。空间统计分析主要用于研究与地理位置有关的数据之间的空间关系，基于空间地理位置利用空间统计分析模型计算空间数据的关联度。它不仅能够进行数值计算，将数据分析与地理位置相结合，既考虑到样本值的大小，又弥补传统统计分析忽略空间方位的缺陷，更能描述和揭示空间数据中所蕴涵的独特的空间信息、关系、格局和过程。
空间统计分析主要分析的内容有基本统计量、探索性空间统计分析、分级统计分析、空间插值、空间回归和空间分类。空间统计数据在地方、区域和全国各级水平的经济发展分析过程中都发挥着重要作用 。城市的建设和发展与周边的环境是相互联系和影响的，因此城市布局的空间规律可以运用空间统计分析方法进行系统的计算。基于空间统计分析，可以通过对人均GDP的空间分布模式研究以探讨区域经济发展状况。利用GIS系统开发一个分析空间关联的功能模块，运用度量空间自相关、空间关联的一些空间统计分析方法，可将其应用于区域经济分析的各个方面。
本文首先分析了空间统计学中的基本原理，概念与经典分析方法，介绍了空间统计分析在区域社会经济分析各方面的应用实例，最后展望了空间统计分析的应用前景。
1 空间统计分析方法
空间数据基本上都具有定位、定性、时间、空间依赖、空间自相关等特征。数据间的空间关联对传统统计分析中相互独立的基本假设不成立，故在处理离散的区域社会经济数据时，需要引入空间统计分析方法。空间连续数据分析方法包括反距离加权法、简单克里格方法、普通克里格方法以及泛克里格方法。本文探讨了面状数据空间模式分析方法，研究地理位置数据间的空间依赖、空间关联或空间自相关。介绍空间权重矩阵，空间地物其位置邻近关系、确定空间权重矩阵的两个简单标准以及空间自相关的几种最著名的方法。
1.1 空间权重矩阵
通常情况下，为体现空间自相关指数，反映空间链接和空间邻近关系，常定义一个二元对称空间权重矩阵W来表达个位置的空间邻近关系。
空间权重矩阵的建立规则可以分为三类：一是根据相邻关系；二是根据距离关系；三是选择最近的个点（不论距离远近）。空间权重矩阵可以用来衡量空间位置之间的空间关联程度。
1.2空间自相关度量
空间自相关指同一变量在不同空间位置上的相关性。与区域社会经济相关的各方面因为受到地理分布上具有连续性的过程所影响而在空间上具有自相关特征。空间自相关指数能够对变量空间分布的自相关强度进行检验，空间自相关分析可以包括全程空间自相关分析和局部空间自相关分析。全程空间自相关用于分析整体范围内某一属性是否具有自相关性。局部空间自相关用于分析局部地区某一理现象或某一属性值是否具有自相关性。
1.2.1全局空间自相关
全局空间自相关一般用Moran系数和Geary比率来度量。
Moran I指数反映的是空间邻接或空间邻近的区域单元观测值的相似程度，其公式为
Moran指数I值取值一般在之间，小于零表示负相关，大于零表示正相关，等于零表示不相关。
Geary系数等方法也是可选择的统计指标，它与Moran指数是负相关关系。
对于Moran指数，可计算检验统计量标准化值Z来判断n个区域是否存在空间自相关性，如公式（4）所示。
当Z值为正且显著时，表明存在正的空间自相关，即相似的观测值趋于空间集聚；当Z值为负且显著时，表明存在负的空间自相关，即相似的观测值趋于空间分散；当Z值为零时，则呈随机的空间分布。
1.2.2局部空间自相关
一般而言，全局Moran系数可以很好的反映观测值全局的空间相关情况。而观测值的局部特征往往在全局评估中被掩盖了。当需考虑局部特征时，就需要引入局部空间自相关指标。常见的指标包括：空间联系的局部指标、G统计、Moran散点图。这里主要介绍Moran图和LISA。
1） 空间联系的局部指标LISA
LISA包括局部Moran指数和局部Geary指数。局部Moran指数I 被定义为：
式中，。当I>o时表示该区域单元周围相似值的空间集聚，当I
空间联系的局部指标满足下列两个条件：（1）每个区域的LISA是描述其周围显著的相似值区域空间集聚程度的指标；（2）所有LISA总与全局空间联系指标成正比。
局部指数Local Moran’s I可以将空间关联模式为四种类型，分别与MORAN散点图中的四个象限相对应。正的空间关联包括两种类型：“高-高”关联和“低-低”关联。而负的空间关联也有两种类型：“高-低”关联，或者相反的“低-高”关联。
2）Moran散点图
Moran散点图以（，）为坐标点，常用来研究局部空间的不稳定性。对相邻域单元观测值的空间加权平均值（又称为“空间滞后”向量）和数据（所有观测值与均值之间的离差组成的向量）进行了可视化的二位图示，构成散点图。对Moran指数以及外值具有强烈影响的区域，可通过标准回归诊断出来。
Moran散点图中第一、三象限代表正的空间联系，第二、四象限代表负的空间联系。“Moran显著性水平图”可以由将Moran散点图与LISA显著性水平相结合得到。
1.3空间统计分析与GIS集成
地理信息系统数据库中存储了海量的数据及信息，如能与空间统计分析方法有效集成，提高其空间分析的能力，必将大大拓宽GIS数据库的知识发现和在GIS分析决策上的应用。从而更深入地探索、分析、处理和解释与经济发展相关的各地理特征之间的相互关系。完成空间统计分析与 GIS的集成，要在现有成熟的GIS系统中，嵌入空间统计分析功能模块，充分的利用GIS强大的可视化和交互功能，实现区域社会经济数据的空间化统计。
2 应用实例
人均GDP是反映区域经济发展整体水平的重要指标，故在探讨区域经济发展水平时，多采用GDP数据以了解经济发展水平的好坏。经济持续增长是一个国家和地区长期追求的目标，也是区域经济持续发展、社会福利增进和政治稳定的前提条件，历来受到各国和地区政府、学术界长期关注和普遍重视。随着理论和实践的发展，有关的理论研究也日益深化。利用空间统计学知识对经济学和经济地理学从不同的角度对经济增长和区域差异的理论做研究已成为重要应用之一。
研究区域经济差异可通过对个地域年平均GDP增长速度进行分析。这里作者将给出两个研究实例以帮助分析应用的过程与技术关键。根据计算出的全局Moran系数各个区域的MC可以大致说明空间统计分析方法计算经济区域内存在的空间关联的有效性。首先需要按要求生成一个空间权值矩阵，再计算数据集中的空间自相关性质和强度。同时进行显著性检验 （一般取0.05）。又称可进一步分析得到局部区域的Moran系数以考察各个区域之间存在的局部空间经济关联模式。
2.1 分析湖南省长沙市经济增长速度及区域差异
实验数据为1988～2009年长沙市内五区的GDP数据。实验方法为：计算各个区年平均GDP增长速度，在计算全局的Moran系数、各县市的局部MC系数，并借助局部Moran系数散点图来确定空间显著特征点。
在生成空间权值矩阵的过程中，首先采用邻近多边形列表来表示区域单元空间邻近关系。在生成邻近多边形列表后，可计算数据的Moran系数、均值及检验统计量标准化值Z，得到数据集中的空间自相关。可以得到1988～2009 年长沙市各区 GDP年平均增速之间存在显著的正的空间自相关。再计算各个区局部Moran系数及检验统计量可以考察区域经济的局部空间关系。通过与GIS集成，可将上述的空间统计方法集成到一个ArcView中使用的一个模块，为经济决策提供一个种灵活方便的、交互式的可视化支持工具。
2.2 分析1978―2001年全国各省区人均GDP水平
实验数据选取1978～2001年中国大陆31个省区的人均GDP（可比价）统计数据，采用自然对数变换方式，对人均GDP进行数据变换以减小变幅来用于空间数据统计分析。
实验方法为：先各省份的人均GDP数据计算Moran I指数，检验建立在正态分布假设之上，分析各省份人均GDP水平的空间聚集特征，再计算Moran散点图以分析对样本全局相关性影响较大的几个省份及各省份空间自相关性的正负，揭示全国经济发展区域分异的空间格局及演变过程。最后，由LISA分析来进一步探究显著性水平较高的局部空间集聚指标。
实验结果可以得到东部发展水平高，西北、西南发展水平低，且它们在空间上都趋于集聚。集聚的发达地区主要集中在以北京和天津为核心的环渤海区域，以上海为核心的长江三角洲地区，和以广州、深圳为核心的珠三角地区。
2.3 分析湖南省县级及以上城市人均GDP分布的空间分布模式
实验数据位为湖南省县级及以上85个城市的“人均GDP”的统计数据。实验方法为先提取数据总体特征，再分析分布的局部特征。
首先用spss软件对实验数据镜像快速聚类并结合标准化z分数将人均GDP指标分为5个级别，使用ArcGIS查看分类结果。计算人均GDP统计数据的Moran I指数值，随机选择999中变化进行检验，接受零假设-空间自相关性不显著的概率仅为0.0010，即认为拒绝零假设，表明全局分布具有较强的正自相关，有显著的空间聚集。再将Local Moran系数的显著水平较高的空间单元计算空间关联类型，最后得到湖南省东部、中部和西部区域城市存在的或正或负的空间关联模式。
3 应用前景
［关键词］经济波动；经济增长；宏观政策
［中图分类号］F061.5［文献标识码］A［文章编号］1002-2880(2011)03-0100-03
市场经济条件下，由于要素禀赋的差异，各区域在经济发展中会形成自身的特殊性，要加快区域经济发展，需要制定最适合该区域的经济政策，而不是实行整齐规划的经济政策。目前，相关各界对社会主义市场经济体制下市场在区域经济发展中的独立运行机制、相对特殊规律以及区域之间的差异性缺乏充分的认识。在计划经济体制下区域经济发展完全执行国家的计划安排，区域产业发展服从国家的计划布局、产品服从国家的计划调拨，市场机制不发挥作用，因此区域之间发展的差异不是由市场因素造成的，而是由计划安排和布局所致。改革开放以后，地方自不断扩大，区域产业受市场经济的影响日益增强，体现国家和各地区特殊性的经济波动更加突出。
一、全国和各地区经济增长及波动周期
本文将我国分为四个区域，即东北、东南、中部和西部。其中东北区域包括辽宁、吉林和黑龙江三省，东南区域包括北京、上海、天津、河北、山东、广东、江苏、浙江、海南和福建十省市，中部包括安徽、河南、湖北、湖南、江西、内蒙古和山西七省市，西部地区包括广西、贵州、四川、青海、甘肃、宁夏、陕西、云南、新疆、和重庆十一省市，运用计量经济学方法，定量分析区域经济增长和波动的相互传导和冲击响应等问题，研究的核心内容是全国各区域经济总量波动特点及各区域经济增长与波动的内在关联性。
表1是全国和各省自1953—2004年以来的当年价GDP和按可比价计算的GDP增长率，并计算了以1952年价格为基价的全国和各省可比价GDP，以及全国和各区域的GDP增长率。
根据对表1的分析，改革开放前后全国和四大区域经济波动特征比较主要有以下特点：
表1全国和各区域GDP增长率
(1952年可比价)及其波动周期
年份全国东南东北中部西部195315.616.2420.058.5111.9519544.25.529.151.5813.5719556.8
1320017.510.049.128.938.7820028.311.2110.099.869.8520039.512.991111.3110.8420049.514.0612.4513.4212.021.改革开放后周期波动长度明显延长，扩张期比重明显提高，全国和各大区域经济稳定性提高且增长动力增强。以全国为例，改革开放前的25年间(1955—1979年)，共发生了7次经济波动，而改革开放后至今的25年间只发生了4次完整的经济波动。
全国和各区域的平均周期也明显延长，并且呈现加速延长和趋同化的趋势。早期延长幅度大的区域，近期延长幅度都减小，而早期延长幅度小的区域近期延长幅度明显加大。
2.增长型波动已经成为经济波动的常态，东南地区进入增长型波动的时间明显早于全国和其他各区域。出现经济绝对衰退现象的古典型波动全部发生在改革开放前，改革开放后各区域均没有出现经济总量的绝对衰退现象。东南地区发生古典型波动的次数最少，而且进入增长型波动阶段的时间最早。从一定程度上看，东南地区在经济波动性质变化方面有明显的先行性。
石慧:区域视野下的中国经济波动与增长分析二、实证检验
研究各经济变量之间关联度高低最简便的方法是进行相关性检验。表2是改革开放前与后全国与各区域经济波动的相关系数。
表2改革开放前(后)全国和各区域
经济波动的相关系数
区域相关系数
(改革开放前)区域相关系数
(改革开放后)全国 东南0.90全国 东南0.81全国 东北0.87全国 东北0.65全国 中部0.87全国 中部0.64全国 西部0.86全国 西部0.69东南 东北0.89东南 东北0.58东南 中部0.78东南 中部0.69东南 西部0.71东南 西部0.72东北 中部0.74东北 中部0.42东北 西部0.70东北 西部0.52中部 西部0.72中部 西部0.63结果显示，各个时期、各个区域之间的经济波动均呈高度相关关系。为了深入研究全国与各区域经济波动之间的因果关系和相互冲击关系，本文运用格兰杰因果检验、向量自回归模型和脉冲响应函数研究区域间的互动关系。
为提高和保证检验结果的显著性，首先将全国和各区域的年度GDP增长率换算以1952年为100的GDP指数，然后对其进行了对数化处理，以对数化指数为数据序列，对全国和各区域间经济波动的因果关系进行了格兰杰因果关系检验(见图1)。
三、计量分析结果
1.全国与各区域之间经济波动的内在关联性呈增强趋势。首先各区域经济波动的相互解释能力总体呈增强趋势。从两个时期的格兰杰因果关系检验来看，西部和中部区域与全国经济波动的因果关系由改革开放前的统计检验的不显著到改革开放后的显著；由东南区域的经济波动对全国经济波动的解释力也呈增强趋势；而全国对东南的解释力也在增强。
其次，区域间经济波动的相互解释力呈增强趋势。其中东北区域在改革开放前后与其他区域经济波动的因果关系在统计上一直是显著的。东南地区与其他区域经济波动因果关系呈全面增强的趋势。
2.改革开放后全国经济波动主要由东南地区决定。主要表现在两个方面：一是东南经济波动对全国经济波动的影响力远远大于其他地区，并且其对全国经济波动的相对影响力呈不断增强的趋势。尤其在改革开放后，东南区域对全国经济波动的相对影响力超过了其他三个地区之和。二是东南区域对其他区域经济波动的反应程度远远小于其他区域对东南经济波动的反应程度。在改革开放前和后两张脉冲响应函数曲线图上的第一列反映的是其他区域对东南经济波动的反应程度，而第一行反映的是东南对其他区域经济波动的反应程度，从曲线的弯曲和延长程度可以清晰得出以上的结论。
3.改革开放后，东南和中部区域对自身波动的正向冲击反应比较明显，东北和西部则变化不够明显。这说明改革开放后东南和中部区域经济的自主增长能力提高比较快，而东北和西部区域则比较小。图1改革开放前与后全国和各区域间GDP波动的冲击响应函数曲线
蔡昉等人将改革开放以来我国区域经济增长的形成原因，归结为我国经济改革在时间和空间上的梯度安排。中国经济改革遵循两条主线推进：一是在微观层次上放权让利和进行产权改革，如农村的家庭承包制和城市国有改革，二是在宏观层次上进行体制再造，如价格、金融、财政体制改革和培育生产要素市场。改革开放前期所进行的微观机制创新发端于中西部地区，继而推广到东部地区；而改革后期的宏观体制再造特别是产品市场和要素市场的发育，则首先在东部地区取得进展，随后才逐渐向中西部扩散。
分析区域视野下的中国经济波动和增长，应确立以下思想：并不希望落后不发达区域照搬发达区域的模式或做法，也不希望国家把原来给予发达区域的优惠政策简单搬到不发达区域的改革建设中。在中国加入WTO，市场经济体制初步确立的现实环境下，政治动员具有不可替代的作用。东部地区的发展是在国家宏观经济政策偏重下得以实现超常规的发展，西部欠发达地区也需要国家偏重的经济政策。
［参考文献］
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［6］蔡昉．中国地区经济增长的趋同与差异——对西部开发战略的启示［J］．经济研究，2000（10）．
关键词：成本约束；区域经济一体化；模式选择
20世纪80年代末90年代初，区域经济一体化组织纷纷涌现，对整个世界产生了深刻影响。许多学者也用理论或实证的方法，对区域经济一体化的经济效应进行了广泛研究，但是总体而言，前人在研究经济一体化对成员国带来的经济效应的差异上着墨甚少，没有很好地回答类似“一国获益是否是建立在另一国受损的基础上”等问题。
一、区域经济一体化理论中的成本约束
西方学者将区域经济一体化的历史追溯到世界殖民体系的建立及早期欧洲国家间的经济安排，但是对这一现象的经济分析却始于二战后Viner（1950）和Meade（1955）的开创性研究。Viner在其局部均衡框架中提出了贸易创造和贸易转移两种效应，依此确定一国在区域经济一体化安排中的利益得失。由于某些产品可能发生贸易创造效应，而另一些产品又可能带来贸易转移效应，因此一国参与区域经济一体化安排的经济效应是不确定的。
针对Viner理论的不足，许多经济学家从不同侧面给出了有益补充。Arvind Panagariya（1995）认为，如果FTA对成员国的福利效应可以检验，那么取消内部关税带来的收入转移将表现为成员国之间关税收入的重新分配。此时，一国福利呈下降态势。特别是类似墨西哥这样的高关税国家与类似美国这样的低关税国家建立自由贸易区，墨西哥的关税损失会大于贸易创造带来的福利改善，整体福利下降。
Meade（1955）理论克服了Viner局部均衡分析固有的缺陷，在一般均衡框架中考察区域经济一体化安排对成员国、非成员国以及世界经济体系的影响。在其理论中更明显的呈现出这样一种格局，即区域经济一体化安排在为一国带来福利改善的同时，为他国带来的却是福利损失。具体哪一国受损，哪一国获益取决于两国的贸易结构、生产水平及资源禀赋状况。
随着不完全竞争和规模经济的引入，M.Corden（1972）等经济学家开始从新的角度分析区域经济一体化安排的各种效应，包括成本削减和贸易压制两个补充效应。此理论为分析不同利益格局的产生提供了有益的思路。
区域经济一体化的模式选择，是指一国决定与怎样的国家或集团实施经济一体化安排，才最有可能为该国带来确定的或更大的收益。基于以上的理论分析，以及各国本身经济约束条件的差异，便产生了南南模式和南北模式的基本划分。
二、南南模式
南南模式，是指发展中国家之间达成协议建立自由贸易区。20世纪60、70年代后，世界上涌现出了许多南南型的经济一体化集团，影响较大的有亚洲的东盟、美洲的加勒比共同体、南方共同市场和非洲的东非共同市场等等。有些在一体化的道路上走得比较稳健，存续到今天；有些则早早解体。这些均为经济研究提供了大量实例，促进了理论发展。
假设两个发展中国家A和B建立自由贸易区。初始条件下，两国在初级产品的生产上具有比较优势，在工业品的生产上具有比较劣势，但A国相对于B国和区外国家的劣势要小一些；同时由于高关税的保护，两国没有按比较优势进行分工，在工业产品上既有国内生产也从区外国家进口。自由贸易区建立后，对内关税的取消和对外高关税的存在，部分从区外国家的进口会转移到区内国家。这时，由于A国在工业品的生产上相对于B国有优势，A国的产品更有价格竞争力。从静态看，A国将获得贸易转移和贸易创造的好处；从动态看，两国将在自由贸易区的范围内，按照比较优势的原则重新进行分工，A国成为工业产品的唯一的提供者，其福利大为改善，而B国却承担了一体化的所有损失。以上结论得到了东非共同市场和中美洲共同市场的印证。
东非共同市场的发展表明，上文分析中所描述的利益分配格局很有可能发生。在这个经济一体化组织中，肯尼亚相对于其他区内国家如乌干达等在工业品的生产上具有比较优势。这种优势的获得可能是源于肯尼亚有较完善的基础设施、较先进的技术,也可能是恰巧拥有更多的技术工人。共同市场建立后，肯尼亚接受了区内其他国家的贸易转移，并且在对外高关税的保护下供给区内市场。数据表明，20世纪60年代，肯尼亚生产了共同市场内超过70％的工业品，其中70％以上出口到区内其他国家。这种对一国有利而对其他国家有害的利益格局引起了其他国家的广泛不满，并最终成为导致东非共同市场解体的原因之一。
上文的分析还隐含了一个条件，即工业化要比专注于初级产品的生产对发展中国家更有利。实际上P国从初级产品生产的分工和专业化中能获得部分好处，但是这显然无法弥补由于工业部门的崩溃而带来的损失。另外，这种利益格局的显著性还受到多重因素的制约。第一，成员国之间在比较优势上的差异越大（当然相对于区外世界是同方向的），比较优势进行的产业结构调整的幅度可能就越大；第二，成员国之间潜在的经济规模的差异越大，产业转移的幅度也就可能越大。对肯尼亚来说，假若其潜在的生产能力不够大，该国资源的重新配置就不足以满足区内其他国家对工业品的需求，贸易转移的比例就越小，工业部门向肯尼亚转移的份额就越小，福利的改善就越不显著。假若相对经济规模较大的国家恰好是在工业产品的生产上具有相对比较优势的国家，那么区域经济一体化会为该国带来明显的福利改善，而使其他国家蒙受一体化的损失。
ASEAN属于南南模式，其中虽然有所谓的新兴工业化国家，但仍属于发展中国家。20世纪60、70年代开始的经济起飞使这些国家不再是仅具有初级产品比较优势的发展中国家。凭借廉价的劳动力，各国在资本和技术密集型产业的劳动力密集工序上发挥了比较优势，工业取得了较快发展。同时，各国经济起飞时期接近，经济发展水平比较接近。这些因素都使上文对南南模式的分析不能完全适用。
三、南北模式
南北模式，即发达国家与发展中国家实施经济一体化。通常认为，南北模式对所有成员国都具有正的经济效应，而且对发展中国家而言，福利改善极其显著。
发达国家和发展中国家本来就处于分工的两端，在工业-农业或资本技术密集型产品-劳动密集型产品上分别具有比较优势。自由贸易区建立前，双方向对方或世界提供的产品本身就较有竞争力，自由贸易区建立后又继续在各自擅长的领域进行专业分工，提供更有效率的生产和更多廉价产品的消费。贸易转移基本不发生或贸易转移极为有限，而贸易创造却显著地发生。因此，各成员国都得到了福利的改善。
然而，实际情况并非如理论分析的那样乐观。表1显示，对加拿大和墨西哥的出口在美国对外出口中所占的比重20年来仅上升了2个百分点，从这两国的进口所占比重也变化细微，分别为上升2个和3个百分点。NAFTA建立后的5个年份，即1996~2001年，出口比重基本不变而进口比重略有上升。表2表明，加拿大对美出口比重显著上升，对墨出口比重有所下降，特别是NAFTA建立之后，且对墨出口份额持续很小，1996~2001年度仅占其总出口的0.5%；而加拿大来自美国和墨西哥进口比重均略有增加。表3数据显示，墨西哥与美国的贸易关系持续加强，对美进出口占其对外进出口的比例均达到70%-80%以上。但与另一伙伴国加拿大的贸易联系则非常薄弱，NAFTA建立后的年份中对加进出口仅占其进出口总值的2%。
综合以上三国数据，NAFTA建立后，三国确实发生了一定的贸易融合，贸易关系更为密切，但这种融合并没有呈现加速趋势。美加自上世纪60年代就已经开始实施经济一体化措施，如美加汽车协定和美加自由贸易协定签订生效；墨西哥也从20世纪80年代始采取了诸多促进与美贸易自由化的政策。这些可以部分解释为何NAFTA的建立没有显著促进三国贸易联系，而只是“锁定了”早先存在的经济一体化安排的成果。
应该说这种格局的形成是符合比较优势原则的，根据该原则各国都应该在各自具有比较优势的领域进行生产，而自由贸易区的安排正是为这种分工创造了更大的空间。但这种静态的比较优势很有可能将发展中国家锁定在现有的经济水平上，福利不能持续提高。
四、小结
区域经济一体化本质上讲是各国按其现有的比较优势在区域集团内部进行的再分工、专业化及资源的重新配置。不同国家受其自身和面对的经济约束条件的影响，会得到不同的经济结果。可能损失也可能获益。各国都是从本国利益出发，在博弈中求得稳定的解。
我国目前正在大力倡导与周边国家建立形式多样的区域经济一体化组织，进展较快的有中国－东盟10＋1自由贸易区。作为大的发展中国家，从上文的分析中可以看出，与东盟这样在产业结构、经济发展水平差距不大的区域集团建立自由贸易区调整成本是比较小的。虽然不能确保未来的自由贸易区能为各国带来较大的福利改善，但是由于利益分配相对公平，却能使此组织较为稳定得以发展。另外，我国还有意在“上海合作组织的框架下发展同中亚和俄国的经济合作，但由于我国具有的在劳动密集型产品上的国际竞争力，普遍引起中亚国家和俄国的担忧，很有可能产生上文南南模式中的第一种利益格局，显然将面临较大阻力。正如某些经济学家所建议的，合理的补偿机制对建立这样的区域经济一体化组织至关重要。
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关键词：区域间投入产出表；中部地区；溢出效应
作者简介：彭连清(1975-)，男，江西会昌人，华南师范大学经济与管理学院讲师，暨南大学产业经济学博士生，主要从事为区域经济发展研究。
中图分类号：F127 文献标识码：A 文章编号：1006-1096(2008)01-0063-04 收稿日期：2007-11-22
一、引言
区域间投入产出模型是区域经济分析的一个有效的方法。国家信息中心(2005)编制了我国第一份8区域17产业部门投入产出表，极大地推进了我国区域间产业联系的研究。这份投入产出表把全国划分为8大区域，具体如下：东北(黑、吉、辽)，京津(京、津)，北部沿海(冀、鲁)，东部沿海(沪、苏、浙)，南部沿海(闽、粤、琼)，中部(晋、豫、皖、鄂、湘、赣)，西北(蒙、陕、宁、甘、青、新)和西南(川、渝、桂、云、贵、藏)。张亚雄、赵坤(2005)利用这份投入产出表，对我国区域间的产业联系进行了全面分析，并测度了中国沿海与内陆间的溢出与反馈效应明显高于内陆地区对沿海地区的这两类效应。潘文卿、李子奈(2007)利用投入产出表，提出了一个统一以最终需求为出发点测度各类效应的方法，他们的研究认为沿海地区经济发展对内陆地区的溢出效应并不明显。这些研究成果是对我国区域间经济增长互动关系研究的重大推进，但对全国进行两区域划分可能会掩盖区域内部的一些有用信息，从而无法更为详尽地剖析区域之间的经济互动关系。
中部6省是我国的资源丰裕地区，经济总量规模在8大区域中居第2，但人口稠密，人均GDP水平较低。由于特殊的地缘优势，中部地区在我国各区域经济联系中处于承东启西的枢纽地位，与东西部地区都具有较为密切的区际经济联系。中部地区的经济增长对国内其他区域产生了多大的影响和带动作用?中部地区又从国内其他区域的经济发展中获得了多大的溢出效应?深入分析这些问题有利于我们更为深入地认识我国区域经济发展的驱动机制和发展规律，更深层次地把握我国各区域之间的空间依存关系，进一步明确区域经济合作的发展方向。本文拟以中部地区为基点，采用Miller-Round模型的测算方法对中部地区与其他7区域经济增长的互动关系展开详尽分析。
二、研究方法
Miller是最早运用投入产出分析技术研究不同区域间的反馈与溢出效应的学者，他在1963年提出了一个通过两区域投入产出模型测度区域间反馈效应的差分算法，为后来的学者利用乘法或加法分解法对各种区域间乘数、溢出和反馈效应进行研究奠定了基础。后来Round(1978，1985，2001)提出了利用区域间投入产出模型进行溢出和反馈效应因素分解的加法分解式与乘法分解式，并得到广泛运用。本文利用Mill-er-Round模型对我国区域间的溢出效应进行测算，我们首先对这一模型作简要介绍。
Miller的模型建立在两区域的区域间投入产出表上，区域间投入产出模型的矩阵形式如下
这是一个以分块矩阵表示的区域间投入产出表的均衡关系，其中Aijd为区域j不同产业单位产品中来自区域i各产业的中间投入；Y1d、Y2d分别为两区域的最终产品，x1、x2分别为两区域的总产出。下标d表示国内产品的流动，说明只讨论国内区域间的溢出和反馈效应，进出口因素没有放入矩阵。对式(1)运算后整理得到Miller模型的初始形式
两个公式的右边分别有两项，以式(3)为例，表明区域1的总产出由两部分组成：第一项是为满足本区域最终需求而诱发的本区域总产出增加，包括区域内部门间的相互作用效应与区域间的相互作用效应；第二项是为满足区域2最终需求而诱发的本区域总产出增加，即是区域2最终需求的变化对区域1总产出的一种溢出效应。
最初的研究主要集中在探讨区域间的反馈效应上，但又没有清晰地将区域间的反馈效应、溢出效应以及区域内的乘数效应分解开来，或者说它仅能笼统地代表区域1的反馈效应，无法进一步考证这一反馈效应与区域间的溢出效应以及区域内乘数效应的内在联系。Round(2001)首先明确区分了区域间溢出和反馈效应。以式(3)为例，将区域1的Leontief逆矩阵提出，则模型可变换为如下形式
式(6)说明在只有一个区域的情况下，区域1总产出的增加依赖于本区域最终需求Y1d和区域内乘数(I-A11d)。但在两区域的投入产出模型中，一区域最终需求诱发的本区域总产出增加，不仅受区域内乘数效应的影响，也受区域间溢出和反馈效应影响，式(5)右边第一项说明了这一点。首先是区域1最终需求Y1d增加通过区域内乘数(I-A11d)-1使区域1总产出增加。区域1总产出增加会通过A21d产生对区域2的中间产品需求，并通过区域2的区域内乘数带来区域2总产出增加(I-A22d)-1A21d，这就是区域1对区域2溢出效应。同时，区域2总产出增加反过来也会通过A12d产生对区域1的中间产品需求，这一需求又会通过区域1的区域内乘数带来区域1总产出增加(I-A11d)A12d。显然，[I-(I-A11d)-1dA12d(I-A22d)-1d(I-A11d)-1]-1给出了全部直接和间接满足这一投入(中间需求)的区域1的产出，这就是
区域1产出增加的反馈效应。所以，式(5)右边第一项说明的是区域1最终需求通过区域内乘数效应和区域间反馈效应带来的本区域总产出增加。
式(5)右边第二项说明的是区域2最终需求Y2d对区域1总产出的影响，Y2d首先通过区域内乘数带来区域2总产出增加，这一总产出增加又会通过A12d产生对区域1的中间产品需求，并通过区域1的区域内乘数带来区域1总产出增加(I-A11d)-1A12d。区域1总产出增加后又会通过区域间的溢出和反馈机制进一步带来区域2总产出增加，式(5)右边第二项就是为满足区域2最终需求Y2d而带来区域1总产出的全部增加。
令其中M1为区域1的Leontief逆矩阵，用于测度区域1的区域内乘数效应，M1Y1d反映了区域1最终需求增加时，区域内不同部门间相互影响所带来的区域1总产出的增加；M2同解。S12考察区域间的溢出效应，表示区域2对区域1的溢出效应，可看成是区域2总产出的变化对区域1总产出变化的影响；同样地，S12表示区域1对区域2的溢出效应，可看成是区域1总产出的变化对区域2总产出变化的影响。F1考察区域间的反馈效应，区域1的反馈效应可看成是区域1总产出的变化会通过溢出效应带来区域2总产出的变化，区域2总产出变化后再反过来又影响区域1总产出变化；F2作同解。由此可见，区域间溢出效应依赖于区域内乘数效应，而区域间反馈效应依赖于区域间溢出效应。
将上述相关项代入式(5)，即可得到其简化形式x1=F1M1Y1d+F1S12M2Y2d并将式(1)进一步变换进行乘法分解
式(7)为式(1)的Leontief逆矩阵表达式，式(8)为对Le-ontief逆矩阵进行乘法分解后表达式。由式(8)可看出，两区域的区域间投入产出模型中的Leontief逆矩阵所反映的最终需求对总产出的影响可以分解成区域内乘数效应、区域间溢出效应与区域间反馈效应的乘积。对于F1M1，一方面代表区域1最终需求增加一个单位时对本区域总产出的影响；另一方面也表示区域1最终需求增加一个单位时所产生的反馈效应，因此，这一反馈效应不仅仅包括了区域l与区域2间的反馈效应所带来的总产出的增加，还包括了区域1不同部门间的相互作用所带来的产出的增加，即区域内的反馈效应或乘数效应。对于F1S12M2，一方面代表区域2最终需求增加一个单位时产生的对区域1的产出的影响，另一方面也表示了这种需求来自于区域2对区域1的外溢性影响所带来的区域1的反馈性影响，同样地，区域1的反馈性影响既包括了区域内不同产业部门间的反馈性影响，也包括了区域1与区域2间的反馈性影响。因此，只有排除区域内的反馈效应或乘数效应才能测算纯粹的区域间的反馈效应。
Round(2001)将式(8)表示成加法形式的分解式，更直观地把三种效应表现出来。
式(9)最后的等式包含的三项分别表示区域内的乘数效应(Mi)、区域间的溢出效应(SijMj)和区域间的反馈效应(F1-I)Mi。
在两区域的投入产出模型中，三种效应计算出来后都表现为一个阶矩阵，反映了一个区域的每一个产业对本区域或另一区域各产业的影响。参照利用Leontief逆矩阵测算产业后向联接系数方法，对阶矩阵列向量求和即得到了每一个区域各产业的三种效应。
三、实证分析结果讨论
(一)总体特征
根据我国8区域投入产出表基本流量数据，我们采用Miller-Round模型的测算方法对我国各区域的区域内乘数效应和区域间溢出效应进行了计算，得到的8区域的区域内乘数效应和区域间溢出效应结果如表1所示。
从区域内乘数效应来看，中部地区17个产业部门后向联系值合计为37.8939，其经济含义是，当中部地区17个产业部门的最终需求同时增加1单位(如1亿元)时，由于区域内产业关联的作用，将带来区域内总产出增加37.8939个单位(亿元)。与其他区域相比，中部地区的区内乘数效应较低，在8区域中居第5位，反映了中部地区内部各省之间经济联系较弱，产业关联度不高，因而区域内产业发展的相互带动效应较小。
从中部地区对其他区域的溢出效应(简称外溢效应)来看，中部地区对其他7个区域外溢效应17个产业部门的后向联系值合计为8.468，其经济含义是，当中部地区17个产业部门的最终需求同时增加1单位(如l亿元)时，由于与其他7区域的产业关联作用，将带来其他7区域的总产出增加8.468个单位(亿元)。与其他区域相比，中部地区的外溢效应较小，在8区域中居第5位。
从其他区域对中部地区的溢出效应(简称受溢效应)来看，中部地区从其他7区域获得的溢出效应17个产业部门后向联系值合计为17.4883，其经济含义是，当其他7区域的17个产业部门的最终需求同时增加1单位(如1亿元)时，由于其他7区域与中部地区的产业关联作用，将带来中部地区总产出增加17.4883个单位(亿元)。与其他区域相比，中部地区的受溢效应最大，居各区域之首。中部区域自然资源丰富，农业生产基础雄厚，制造业发展有一定的基础，再加上它处于连接各区域的中心地理位置，其初级产品作为原材料、能源大量流向沿海发达地区，而深加工产品又可便利地进入西部欠发达地区，因而，中部地区能从东西部地区获得较大的溢出效应。
2 中部地区对其他区域的溢出效应分析
表2列出了中部地区对其他7区域17个产业部门溢出效应的后向联系值。从外溢效应值的区域合计来看，东部沿海地区获得的溢出效应最大，北部沿海、南部沿海地区次之，而东北地区、京津地区则较小，表明中部地区的经济发展对东部沿海地区的带动效应最大，与东北地区、京津地区产业联系弱，经济影响小。从外溢效应值的产业合计来看，电子电器设备制造业、交通运输设备制造业、机械工业的外溢效应大，主要表现为对东部沿海地区、北部沿海、南部沿海地区等发达地区有较大技术产品
和投资产品的需求。
分区域来看，中部地区与东北地区经济联系弱，外溢效应小，对东北地区主要是交通运输设备制造业、金属冶炼和制品业等产业的需求。中部地区与京津地区经济联系也较弱，对京津地区溢出效应大的产业是电子电器设备制造业，主要是对其高技术产品需求较大。中部地区对北部沿海的溢出效应主要集中在投资产品中(机械工业)和能源(石油加工与化学工业)的依赖，总体溢出效应较大。中部地区与东部沿海地区经济联系最为紧密，相互溢出效应都很大，中部地区对东部沿海地区的技术和资本密集型产业(电子电器设备制造业、交通运输设备制造业、机械工业)的依赖程度较高。中部地区与南部沿海地区经济联系也较密切，对南部沿海地区的电子电器设备制造业、交通运输设备制造业需求较大。中部地区与西北地区、西南地区地理位置邻近，经济联系较强，由于中部地区本身资源丰富，对西部地区没有形成需求特殊明显的产业，所以，对西部地区的需求比较分散，溢出效应也相对较小。但值得一提的是，西部地区从全国各区域获得的溢出效应都很小，相比而言，中部地区是对西部地区溢出效应最大的区域(笔者另文专门分析)。
(三)其他区域对中部地区的溢出效应分析
表3列出了其他7区域对中部地区17个产业部门溢出效应的后向联系值。从受溢效应值的区域合计来看，从东部沿海地区获得的溢出效应最大，南部沿海地区、西北地区、西南地区次之，而北部沿海、东北地区则较小。如果与中部地区的外溢效应相比较可以发现，除了北部沿海之外，中部地区从其他区域获得的溢出效应都要高于其外溢效应，因而，中部地区的受溢出效应大大高于外溢效应，表明其在全国各区域经济联系中获得了更大的收益。从受溢效应值的产业合计来看，金属冶炼和制品业、交通运输设备制造业、建筑业的受溢效应大，其中金属冶炼和制品业在中部地区有较大的资源优势，而交通运输设备制造业属于产业链较长，带动效应较大的产业，建筑业则是中部地区的传统优势产业。
分区域来看，东北地区与中部地区产业关联度低，对中部地区溢出效应大的产业主要是电力热水煤气和自来水供应业、金属冶炼和制品业、纺织服装业等。京津地区对中部地区的优势产业金属冶炼和制品业、食品制造和烟草加工业需求较大。北部沿海对中部地区的溢出效应主要集中在木材加工和家具制造业和金属冶炼和制品业，溢出效应小。中部地区与东部沿海地区、南部沿海地区经济联系强，这两个地区对中部地区的资源和能源需求较大(金属冶炼和制品业、电力热水煤气和自来水供应业)。西南地区、西北地区对中部地区溢出效应都较大，集中在金属冶炼和制品业、交通运输设备制造业和机械工业。
关键词：制度效率 行政效率 区域经济发展水平 差距
引言
改革开放以来，由于优惠政策的倾斜，东南沿海地区集聚了大部分优质生产要素，珠三角、长三角以及环渤海区域一跃成为无可非议的“增加极”。但是，随着优惠政策的逐渐取消以及向欠发达地区的转移，我国区域经济不平衡发展态势并没有得到缓解。近几年，虽然很多欠发达省份的人均经济总量增长速度较快，但是就绝对数量来说仍然与发达省份存在巨大落差，各种优质生产要素仍然趋向或活跃在经济发达区域。很明显，目前吸引要素集中的因子已经从优惠政策等外生变量转化为制度效率等内生变量。这种制度效率因子在发达区域三十几年的发展过程中已经内化为一种全社会的行为“习惯”，它能够有效减少各种行为之间的摩擦和内耗，成为吸引优质要素和决定经济发展态势的关键。
本文将利用2011年我国31个省区市的面板数据，来比较各地区在制度效率方面的差异，并据此与各地的经济发展水平作多元回归分析，探讨制度效率各因子与区域经济发展水平之间的影响方向和相关系数，总结分析欠发达地区制度效率低下的表现和根源，并提出相应的结论和政策建议。
文献综述
（一）制度与制度效率
Williamson（1975）等人提出了新制度经济学，该理论的核心是探讨“为什么正交易费用的存在使得在构建经济模型时必须将制度视为内生变量”。继科斯提出“交易成本”理论之后，诺思提出制度安排并不仅仅是为了降低交易费用，而且还有助于降低发展中国家和地区的转型费用（North and Wallis，1994）。至于制度经济学如何应用于中国实践，从上世纪90年代初，我国很多学者就给予了极大关注。如探讨我国改革开放制度变迁的方式和弊端以及向市场化过渡的三个阶段（杨瑞龙，1993）；制度变迁与中国经济改革的关系（杨友才，2010）等。
关于制度效率的分析，诺思最早建立了实证模型，依据交易成本不同来判断制度效率高低。并且，他认为，交易成本是不断增加的，但是交易费用和制度效率并不一定就存在着非常严格的负相关关系，在某些情况下存在特殊性。其后，韦森（2001）把制度看作是“约束机制”和“激励机制”的结合，并据此将制度效率定义为“制度安排本身产生的激励所引致的经济增长”。
国内一些学者往往借用经济学中常见的成本——收益分析法，将制度的运作看作是一种产品，通过衡量其成本和收益的高低来判断制度效率。如林毅夫（1994）认为，在交易成本相同的情况下，能提供较多服务的制度更有效率。袁庆明（2002）也提到，制度成本包括制度变革过程中的界定、设计、组织等成本和制度运行过程中的组织、维持、实施等费用；制度收益则指制度降低交易成本、减少外部性和不确定性的程度。
（二）制度效率与区域经济发展水平差异
目前，随着我国经济一体化程度持续加深、交通成本急速下降、要素流动性不断加大、技术低成本快速扩散、政策普惠化明显、政治经济体制改革日益深化，区域之间经济发展差异的根源已经从资源禀赋、区位要素、优惠政策、技术差异等外生变量中陆续抽离并趋于收敛，而应归结于某种在长期发展过程中逐渐凝结于内部化的因子，其核心就是制度效率的高低。完善的、低运行成本的制度可以提高整个社会运行效率，降低交易成本，增加绩效。如果制度缺失、不完善或者自身运行效率太低，会导致社会成员之间的互动过于繁琐，货币成本和时间成本太高，人们为了自身利益最大化而陷入无休止的争斗之中，整个区域陷入低效率运行状态，势必会阻碍经济发展。
笔者认为，区域制度效率主要体现在两个方面：政府的行政效率、政府提供制度的效率。首先，政府的行政效率。规范的、有效率的政府是推动社会降低运行成本，进入良性循环的必要条件。对于这一点，新加坡等国的政府调控模式和管理方式已经给出了很好的示范和验证。其次，政府所供给的制度效率。如果政府所制定的规则能够有效降低交易成本，减少不确定性和风险，为人们之间的合作提供保障，有效保护产权，为经济主体提供激励与约束机制，促进经济发展以及社会进步，那么制度就是有效率的。两者的关系在于，只要前者是有效率的，并且有着不断改善的内在驱动力，那么就会通过政府不断地试错、纠错，以及积极调整，最终会保证供给制度的高效性。如果前者就是低效的，那么也意味着自身并不具备改善供给效率的能力。同时政府所供给的制度效率反过来会影响到其行政效率。
欠发达区域低制度效率的表现
制度效率已经成为区域经济发展差异和未来发展潜力的决定性因素。制度的低效率导致对生产要素使用的低效率，使得优质要素流出，区域竞争力降低。制度效率作用于区域经济发展主要体现在两个方面：发展成本低，社会风险低。很多欠发达区域的经济发展从一开始就面临多种约束，如知识存量约束、技术约束、意识形态约束、权利约束等，这些约束共同影响了其制度竞争力和制度效率的提高。在现有的制度框架下，社会运行模式会保持一定的延续性，低效率的制度会得到保留而有效率的制度得不到实施，即传统的社会制度运行模式还存在着较大惯性，政府和市场之间的界限模糊甚至错位，既得利益群体所主导的格局导致制度运行的路径依赖严重，具体表现为：
（一）政府对企业的直接干预及暗箱操作
目前仍然存在众多的政府主管部门通过项目审批、能源、运输和重要物资的分配与人事任命对企业进行直接或间接干预。这些都会造成企业过多的寻租活动，带来社会资源的严重浪费和企业运行效率的低下。除此之外，暗箱操作现象大量存在，各种行为不能公开透明，绩效无法量化。无论是在微观的企事业单位内部还是在宏观的城市管理层面，各项事务都较难规范化、制度化、量化处理，信息闭塞，缺乏民主和监督，不能对经济行为形成良好的激励。
（二）各部门行政效率极低
和珠江三角洲等发达区域相比，欠发达省份非常明显的差别在于行政办事效率极其低下。国际上将政府从业人员人数占地区总人数的比重在1%～3%作为判断政府机构是否精干和高效的重要标准。但是这一指标在我国很多地区达到5%，甚至10%。很多落后地区多次表面上试图努力，但始终摆脱不了政府机构“精简——膨胀——再精简——再膨胀“的怪圈。除此之外，行政管理费用占财政支出的比例过高，大量的财政收入用于公车、接待、考察等个人消费，以及向下的设租和向上的寻租上。同时，行政手续复杂、程序繁琐也严重影响到企业和个人的经济效率和日常生活。
（三）民众的改革意识缺乏
很多欠发达地区的民众长期陷于这种低效制度，并已经习以为常、思维僵化，甚至没意识到自身的某些行为会继续助长这种情况恶化。比如说，大部分东北地区的民众一旦涉及到办理与政府公共服务相关的业务时，第一个想法就是寻求相关政府部门熟人的帮助，这种“人情思维”在欠发达地区普遍存在。在这种氛围下，社会各部门各行业的工作人员都严重缺乏服务意识和市场化意识，普遍的人为设置关卡和障碍，造成全社会成员彼此成本和精力的内耗。
假说和验证
制度效率体现在制度安排对于区域人均财富的影响上，本文仅试图以几个简单的指标对该问题进行验证。
本文假设：第一，各省区的制度效率与各省区的经济发展水平之间具有正相关关系；第二，政府消费水平与制度效率水平正相关。因为政府消费指政府为社会提供公共服务的支出和政府免费或以较低价格向居民提供的消费货物和服务所承担的净支出。第三，政府工作人员占职工人数的比例与制度效率负相关。第四，地方财政支出和地方财政收入之比与制度效率负相关。第五，行政管理费用占地方财政支出的比例与制度效率负相关。
本文以全国31个省市区的面板数据为基础，其数据全部来自于《中国统计年鉴2012》。其次，以各省份的人均GDP（RG）表示该地区现阶段经济发展水平高低。其次，从数据的可考核性、可操作性、易得性角度出发，本文选用了四个指标表示该地区制度效率的高低，分别是：各省政府消费支出占最终消费支出的比例（ZX）、政府行政人员占职工人数的比例（ZR）、地方财政支出和地方财政收入的比例（ZC）、行政管理费用占地方财政支出的比例（ZG）。
由于以上五个指标测度单位不同，根据需要，对原始值采用阀值法进行无量纲化处理。公式如下：
Ii=（Xi-Xmin）/（Xmax-Xmin）
其中，Ii 为每列第i个指标无量纲化处理后的值，Xi为每列指标的原始值，Xmax、Xmin分别为参加比较的同列指标中的最大原始值和最小原始值。处理后得到的数据见表1。
根据已经选定的指标体系，利用SPSS17.0统计软件，进行线性回归分析，以RG为因变量，ZG、ZX、 ZC、ZR为自变量，根据系数表中的回归系数，可以得到如下回归方程：
RG=0.797+0.602ZX-0.365ZR
-0.717ZC-0.540ZG
首先，ZX的系数为正，说明ZX和RG正相关；ZR、ZC、ZG的符号为负，这说明这三者和RG负相关。其次，回归方程检验：F=39.432，在F值分布表中，F0.05（4，26）=2.74，小于F值39.432，这说明了a=0.05的水平下，回归方程是有显著意义的。复相关系数R=0.932，表明方程的总体相关性很高。根据F=t2计算出的各指标的F值见表2。
F0.05（1，26）=4.22，上表中只有ZR的F值小于4.22，说明变量ZR对RG没有显著影响，其他变量都有显著影响。
该总体方程以及ZX、ZC、ZG等变量都可以通过检验，说明ZX、ZC、ZG都对RG存在显著影响。ZX的系数为正，说明ZX和RG正相关，且影响系数为0.602，即ZX增加1%，RG会相应增加0.602%；ZC的系数为负，说明ZC和RG负相关，且影响系数为0.717，即ZC下降1%，RG会相应增加0.717%；ZG的系数为负， ZG和RG负相关，且影响系数为0.540，ZG下降1%，RG会相应增加0.540%。
结论及其政策含义
综上所述，可以看出，各省政府消费支出占最终消费支出的比例、政府行政人员占职工人数的比例、地方财政支出和地方财政收入的比例、行政管理费用占地方财政支出的比例都是决定制度效率的因子，进而都会影响各地区经济发展水平高低。其中，除了政府行政人员占总职工人数的比例之外，各指标与制度效率都有严格的正或负相关关系，政府行政人员占总职工人数的比例与制度效率并不是严格的负相关关系。因为政府行政人员的比例并不是越低越好，因为比例过低即人员严重缺乏的话反而不能为民众提供更全面更便捷的公共服务，应该维持在一个合理的比例范围。
高效率的制度是有效减少发展中的不确定性以及降低社会运行成本，实现区域经济增长的关键。但是，在区域发展过程中，低效率的制度并不必然被高效率的制度所取代。欠发达地区的低效率运行仍然顽固根植于其体制内部，说明对低效率制度的改革异常艰难。提高制度效率的途径主要有：
（一）地方政府权力限定
政府的根本职能是为企业的生产经营与市场的有序运行提供全方位的服务，实现政府宏观发展目标与企业微观决策行为的有机藕合。政府行为的选择应谨慎，明确权力界限，权力过大或过小都不能确保社会经济的正常运转。首先，必须对地方政府的权力予以适当约束，树立正确的思维方式和价值取向，才能保证制度安排不偏离效率的轨道。其次，妥善处理政府和市场的关系，逐渐清晰两者的边界，同时也要适当为民间的制度创新提供空间。政府应通过各种制度改革致力于提高民众的利益，而不是利用权力在现有的资源分配内与民争利，从而导致出现制度悖论。
（二）克服制度惯性和路径依赖
制度改革具有明显的路径依赖特性，一种制度是否高效都会长期存在并影响其后的制度安排。发达地区往往是沿着良性循环的轨道，资本流动性增强，交易成本降低，社会风险分散，制度效率较高。而欠发达区域则往往沿着效率低下的路径下滑，甚至被锁定在某种状态下难以自拔。当落后区域固执于一个制度框架时，则无法摆脱其所限定的政府职能、意识形态、市场化程度、产权结构等制度因子的影响，改革与创新只能在有限的范围内和范式下进行。只有打破这种制度惯性，勇于承担转变所需要的成本和阵痛，实质性的制度效率提高才有可能。
（三）社会提供可置信的承诺
诺斯（1994）写道：“一个社会可得的技术潜力之所以不能实现，在于其游戏规则所暗含的激励结构未能有效地促进生产性努力”。在所有的制度安排中，最核心的就是界定良好的产权制度、强有力的法治制度、高度的契约精神和诚信意识。这些都能保证社会可以提供可置信的承诺，帮助经济主体建立合理明确的交易预期，减少不确定性和风险，降低交易费用，把阻碍市场各经济主体之间安全交易的摩擦系数降至最低，建立起与高效率制度相适应的社会信用结构和体系。
（四）提高政府行政效率
政府的制度效率改革包括两部分，作为制度的重要供给者所提供的制度产品的效率提高，以及政府自身的行政效率提高。欠发达区域政府行政效率极低是导致较高社会摩擦和内耗的重要原因。首先，应推进行政方式改革，提高政府效能，加强服务意识，全面推行政务公开。二是推进行政审批制度改革，减少审批环节和繁琐的行政干预，降低民众的社会活动成本。三是改善行政执法，推进行政执法规范化，减少人为因素的大量干预。最后需要改变对外排斥的区域内部保护方式，加强区域之间的合作与资源共享。
（五）制度系统优化
单独在某一领域或行业内的制度改革并不足以对区域经济发展产生实质性影响，需要的是各领域范围的制度改革相互协调配套及结构合理，提升制度系统的有序性和整体功能，力争发挥制度的最佳绩效。避免出现彼此之间的“不适应”，甚至是冲突，否则制度系统的改革还会成为阻碍。除此之外，还要注重非正式制度的影响和匹配。非正式制度，如行为习惯、文化信仰、社会结构和组织都影响着价值观念和实施机制的发展，从而压制了制度改革的灵活性。因此，欲破解经济发展的制度效率瓶颈，制度整体领域内的种种完善和合理架构也非常重要。
参考文献：
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