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GIS與空間統計分析這兩種處在前沿的技術，雖已經得到了大力推廣與使用，并且在它們的結合作用下，能大幅度地加快區域經濟發展方面的研究效率。但是以現階段的情況來看，在GIS與空間統計分析進行結合之后也存在著很大的局限性，讓實際發揮出來的效果打了個很大的折扣。所以說，研究如何將空間統計分析和GIS結合起來讓它們發揮更大的效用是非常有必要的。
一、對空間統計分析與GIS進行描述
（一）對空間統計分析的了解
空間統計分析需要建立在統計學的知識體系之上，而在地域領域之中，空間抽樣是最常被使用的一種做法。這一做法主要是要依靠大量的數據在某一區域以及鄰近區域在某些方面的表現值與現象存在很強的相似性。與以往統計分析理念不同的是，它的空間概念打破了先前相互獨立的設想，在操作應用的時候，為了簡化任務的復雜度，應該對全國各區域的散亂的數據資料進行整合，以此實現對區域經濟的分析。雖然這種新型統計方法與傳統統計方法有一定的出入，然而并不是意味著我們就得把先前的統計方法徹底棄置，反而是要對它進行不斷地加強和創新，提高它的科學性和技術性，更適合社會的發展需求。
（二）對GIS的進一步了解
GIS又叫作地理信息系統，他是以信息技術為基礎對空間信息進行整合分析的一種科學方法。它最重要的一種方法就是地理模型法，GIS技術可以為地理研究提供各種不同的信息，其中有動態或是靜態信息等。更重要的是，他可以讓空間信息形成一條完整的信息產業鏈，從信息的收集和整合到后期的分析應用，都起到重大的作用。在GIS與空間統計分析的共同作用之下，我國區域經濟的發展必然會大步向前推進。
二、空間統計分析與GIS協作運用的未來發展情況
對于特異性強的經濟區域來說，做好對它們的分析工作處在推動社會經濟發展工作的核心地位。根據每個地區的具體的經濟形勢，運用分區化的方法來細化所要研究的對象，讓研究工作可以更細致地完成。與此同時，還要堅持經濟區域的概念，抓住空間管理的特性，更加明確哪個是首要經濟區域，并且對這個重要地區以及與它有所關聯的經濟區域做更深層次的研究。在對經濟區域進行分析時，往往都是按照從低等到高等的順序來進行的。在這樣的情況下，如果在進行空間統計分析之前先加入GIS技術，就可以明顯提高分析效率。不僅如此，一方面它還減少了分析數據的工作量，另一方面讓區域經濟分析的進行得到了有力的保證。我相信在這兩個技術的不斷進步之下，它們對國家發展的促進作用也會越來越明顯。
三、如何實施空間統計分析與GIS在區域經濟分析中的應用
（一）建立完善的空間權重矩陣
在進行區域經濟分析的時候，及時對有的信息進行拓展和延伸是非常有必要的，而這些信息通常都是經由GIS來產生的。而在對所獲數據進行分析和拓展時，空間鄰近和空間鏈接都是其中的決定性因素。因此建立一個完善的空間權重矩陣式是極其有必要的，它的空間鄰近關系能夠更清楚地表達出來，就可以讓距離標準和鄰近標準更加精確，這樣就讓處在各個位置的要素得到更好地理解以及分析。
（二）精確空間自相關度的度量
在整個數據分析過程之中，空間自相關度的精確度是非常關鍵的。如果兩個鄰近地域有著極其相似的地理現象或者是有著某個相似的屬性值，這時候就應該將這個屬性值或現象的相似程度與自相關度聯系起來，并經由它進行反映。而一般的自相關度是由局部指標和全局指標來衡量的，而這兩種衡量指標各自都存在著優點以及缺點，所以想要提高空間自相關度的精確度就必須妥善用好這兩種衡量標準，以免不正確的使用造成自相關度的度量的誤差過大而影響了區域經濟的數據分析。
（三）弄清空間關聯識別
在對區域經濟分析中，空間關聯識別也是其中一個非常重要的環節。而衡量它的標準也是由兩個因素來決定，這兩者之間呈現著負相關的關系。當計算出一個值的時候，也就得到了另外一個的值。若是MC的取值處在-1之下而GR又在0之上時，各個屬性值都會呈現聚集分布的狀態，這樣就讓空間自相關變成負的了。當MC的值一直處在0的附近且小于0，這樣空間自相關也將一直是負的。這是由于正負值都有著與之對應的自相關，即正對正，負對負。
（四）空間統計分析與GIS的結合應用
隨著社會經濟的不斷發展，我國區域經濟的分析工作的難度也在不斷地加大，僅僅只靠空間統計分析早已經沒法再勝任這個任務。當下的專家和相關工作者都在研究如何將空間統計分析與GIS技術更好地結合在一起來進行工作。由于GIS擁有著很強的優勢，它不但可以獲得更為精確的地理信息，而且還能夠得到有關的空間數據信息。在經過無數次的實驗研究后發現，將空間統計分析運用到GIS的結合方式能更好地達到分析作用。先是利用空間統計分析，將MC和GR的值計算出來，然后再利用GIS將這些數據在空間上的分布特征確定出來，以此來了解區域之間所存在的關聯性。
四、結論
結合上面所論述的觀點，為了我國各個區域更好更快地發展，就必須對這些區域的經濟進行更為系統而又科學的研究和分析。若想得到更為科學的數據和信息就離不開GIS的幫助，而只有GIS還無法對這些數據進行全面的分析，所以還需要運用空間統計分析進行分析。所以如何讓GIS和空間統計分析更有效率地對區域經濟進行分析研究成為發展區域經濟工作的重中之重。伴隨著GIS與空間統計分析結合的有效性的提高，區域經濟發展也會得到很大的提升，區域經濟發展的加快也會對我國的社會主義現代化建設起促進作用。
（作者單位為武安市城市供水管理處）
參考文獻
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關鍵詞：區域文化；區域經濟；云南省
一、引言
云南省有著自己的歷史、文明、傳統和生產方式，這些因素都在日常生活中不斷的影響著當地人的思維和生活，進而影響著當地的經濟發展。文化不僅能夠為一個地區提供精神動力和文化氛圍，同時也對經濟效益和社會效益產生了巨大的推動作用，成為增強區域競爭力的基礎因素。因此，將傳統文化因素納入經濟研究中是非常必要的。
二、區域文化對區域經濟發展的影響分析
1.區域文化對區域經濟發展的影響
（1）文化模式對區域特色經濟形成的影響機制。一個地區能夠形成產業結構的優化發展是區域社會對生活與發展方式的一種選擇，這種選擇能夠與當地文化相契合是非常重要的，無論是在當地文化的價值認同與技術支持上，還是在組織系統、技術系統上，都有一定的關聯。技術系統是所有產業都要具備的，如果所選擇的技術系統與該區域的文化不能夠協調統一，該區域的人就無法更好的摒棄原有的模式而去接受和適應它。文化模式下的技術系統不僅是特指的生產工具，更是生產工藝，即使人們使用的工具改變了，工藝還是會繼續延續下來。所以產業結構的調整過程要與文化水平保持一致，本土文化正式這一環節的內在基礎。區域文化對于本地經濟的發展有著直接、間接和廣泛的影響。文化對產業經濟結構、發展水平和方向的影響都是直接性的，但是對勞動力、資本等因素的影響是間接性的。本文借助經濟分析工具，從制度經濟學的角度將正式制度進行分類，進一步分析區域文化對經濟的影響。
（2）區域文化建設是經濟發展的精神動力。區域的社會群體意愿、利益等形成了一個文化氛圍和環境，能夠起到調節社會關系和支配行為的作用。當今占主體地位的發展模式是市場經濟，有助于促進生產，但同時也遇到了自然與人類對立的問題，這就是經濟發展缺乏人文關懷的結果。個人主義、享樂主義等不道德、不健康的觀念也影響著正常的消費途徑。只有通過提高文化水平、加強文化建設才能夠提高人們的精神境界，才能夠促進人與人、人與自然、人與社會的和諧關系，正常健康的致富手段才能夠營造健康的市場經濟環境。
（3）區域文化建設是經濟的核心競爭力。進入小康社會后，人們的生活水平不斷提高，消費模式也由功能性消費向審美性消費轉變。產品不再僅僅是一個實體，更多的代表了審美價值和使用價值。從產品的設計、包裝到產品營銷，每一個環節都緊緊圍繞著一定的文化內涵，各種文化因素形成了無形資產，是企業經濟競爭的核心力量，可以說，所有的經濟活動都離不開文化價值，隨著經濟的文化取向日益增加，二者之間也呈現出相輔相成、互相促進的狀態。因此，可以使區域文化和經濟之間形成良好的互動，這是當今經濟發展的重要趨勢。
2.區域文化對正式制度的影響
（1）區域文化對正式制度選擇的影響。制度的制定是建立在約束主體福利的基礎上的，本文將制度分為正式制度和非正式制度兩種，前者是成員要共同遵守的規范和準則，例如法律規章等，后者是源自于價值的文化遺傳，后者先于前者產生，二者都對人的行為有著規范作用。格雷夫從博弈論的角度進行了分析，認為熱那亞人和馬格里布人的兩種社會價值體系決定了不同的制度路徑。熱那亞人建立了能夠支撐現代市場經濟圓形的制度，主要是由無限連帶責任、提貨單制度、永久合伙性質、保險制度等形成的，同時建立了有效而完善的法律制度，對經濟發展起到了很大的促進作用，所以不同的文化價值能夠形成不同的正式制度，形成與市場經濟發展相匹配的正式制度體系。
（2）區域文化對地方正式制度變遷的影響。一種制度形成后會隨著時間的流逝而變遷，變遷是制度創立之后被打破，被新的制度替代的方式。正式制度的變遷也會受到非正式制度的影響，如同初始制度安排一樣，非正式制度對制度變遷會產生很大影響，是一種誘致性、強制性變遷，不同于正式制度的變遷，這是一個慢慢累積的過程。因此，很多國家和地區的非正式制度變遷速度都趕不上正式制度，所以前者延長了地區制度變遷、阻礙了制度創新。
（3）區域文化對正式制度實施的影響。意識形態能夠提高人們遵循制度的自覺性，減少了制度安排服務費用成本，大大減少了制度實施過程中的摩擦和沖突。由誘致性制度變遷而來的正式制度易于執行，而強制性制度變遷而來的正式制度則難以執行，前者具有一致性，而后者則相沖突。正式制度包括正式制度安排、正式制度執行和正式制度變遷，正式制度會受區域文化的影響，所以本文用正式制度代表區域文化程度。
綜上所述，區域文化主要是通過制度的選擇、執行和變遷對區域經濟產生影響的，當正式制度和文化一致時，就能夠推動制度向良性方向發展，但相沖突時，就會阻礙制度的發展變遷。所以當文化和經濟發展相適應時，能夠降低交易成本、提高經濟績效，不一致時阻礙制度的執行而影響經濟發展，這種作用是雙重的。
三、區域文化與區域經濟發展的實證分析――以云南省為例
1.模型與假設
為了研究區域文化與區域經濟發展之間的關系，本文提出如下假設：
假設一：資本、勞動力、技術進步和制度等區域文化是影響區域經濟發展的重要因素
假設二：區域文化主要通過正式制度對區域經濟發展水平產生影響
根據新制度經濟學派的觀點，正式制度安排可能是從外引進的新制度，也可能是從初始制度演化而來的。但無論是哪一種，都要受到非正式制度的約束，因此我們把制度定義為區域文化的函數：
LNY=LNA+aLNK+bLNL+cLNI
其中Y表示經濟發展程度，A表示技術進步，K表示資本，L表示勞動力，I表示正式制度安排。
2.樣本選取與數據來源
本文選擇了云南省2010年的數據，區域文化程度采用經濟性觀念、經營性觀念和制度性觀念三個一級指標來衡量，這三個一級指標下含有17個二級指標，以此來判斷云南省的文化程度，如果得分高，則說明該地區的文化程度高，反之較低。正式制度主要通過非國有化率（FGYH）、市場化程度（SCH）、分配格局變化程度（FPGJ）和對外開放程度（DWKF）的加權平均值來衡量。本文選擇的計量軟件是EVIEW5.0。
3.回歸分析
可以看到，調整后的R方為0.883047，F值為227.5141，因此模型擬合較好，假設成立，即區域文化對正式制度有所影響。主要是因為正式制度的執行有賴于非正式制度的存在，后者能夠有效的提高前者的執行效率，但是當二者有沖突的時候，后者就會阻礙前者的執行效果。另一方面，非正式制度是優先于正式制度而存在的，地區文化的差異也會導致制度安排的差異。從制度變遷的角度來看，非正式制度會影響正式制度的變遷進程，有引導作用。所以，區域文化是通過對正式制度來影響區域經濟發展的。
利用收集到的數據我們對云南省正式制度與區域經濟發展的關系進行回歸分析，得到結果如下（見表2）。
可以看出，調整后的R方為0.781643，因此模型擬合較好，從一定程度上解釋了文化與經濟的關系。回歸結果表明，地區經濟的發展受資本、技術、勞動力和制度等文化的影響，正式制度對經濟發展有三方面的作用：首先，正式制度能夠減低經濟的不確定性，通過使人們之間的關系和行為構成一種固定模式，激發人們的積極性，降低行為的不穩定性；其次，正式制度能夠節約經濟活動的交易成本，減少人們行為選擇的信息成本，降低人們的機會主義傾向，形成一種有效的約束；最后，正式制度能夠促進形成一種激勵結構，使個人與社會收益達成一致，有效的統一人們的權利和責任。
四、結論
關于文化與經濟發展的關系至今都沒有形成一致的結論，但是隨著經濟學和文化變量越來越受到重視，二者的關系也不斷的被驗證。本文利用云南省的數據進行實證研究，發現資本、勞動力、技術進步和制度等區域文化是影響區域經濟發展的重要因素，同時區域文化主要通過正式制度對區域經濟發展水平產生影響。這樣的結論給我們帶來一些啟示：
第一，除了提高物質資本和人力資本以外，改變傳統落后的文化觀念也是促進區域經濟發展的重要方式，創建一種先進的文化氛圍，提升區域競爭力。文化是多種要素發揮作用的基礎，提高社會資源的使用效率，制度的創新和減低制度的實施成本有賴于該地區文化發展水平，從而有力促進經濟發展。
第二，云南是傳統文化水平很高的地區，雖然傳統文化對促進經濟發展起到了很大作用，但是傳統陳舊的觀念已經無法滿足經濟發展的需要，因此在保護與發展傳統文化的同時，還要注意在此基礎上進行文化創新，使其更好的融入市場經濟，這也是保證區域經濟能夠得到更好發展的基礎。
第三，文化是區域經濟的發展的重要內在驅動力之一，我國還存在區域經濟發展不平衡的現象。中西部地區封建社會思想較為嚴重，文化觀念落后，而東部地區則較容易接受新鮮文化，形成了良好的市場經濟理念。要加強落后地區的文化，創建先進的文化，減少地區經濟發展的差距。
參考文獻：
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區位商是區分地域分工格局的基本指標,用于說明在地域分工中,某種產業或產品生產區域化的水平,通過產業或產品生產區域化的比較,也就顯現出地域分工的基本格局。是現代經濟學中常用的分析區域產業布局和產業優勢的指標。區位商又稱專門化率,它是一個地區某種產業生產產值(勞動力)在該地區所有產業產值(勞動力)中所占的比重與全國該產業產值(勞動力)占全國所有產業該指標的比重之比。
在區域經濟分析中,區位商是一種十分有用的工具,由于區域規模有很大差異,在經濟總量、人口、幅員各方面差別非常顯著,直接進行市場絕對份額比較顯然無法顯示區域規模不同地區的各自優勢行業所在,通過區位商指標就排除了區域規模差異因素,有利于顯示真正的區域優勢行業,可以真實地反映地理要素的空間分布、主導經濟部門的作用及其變化特點。區位商在分析區域產業內部結構時,可以對比有關部門或產業活動的區位商,研究區域優勢行業的變動及趨向,明確各部門或產業活動在區域經濟發展中的功能差異以及重點和薄弱環節所在,從而判斷和確定區域經濟發展的主導產業,為產業結構調整提供依據。
二、實證分析
第三產業中,批發與零售貿易業、房地產業及金融保險業為代表的部門或行業主要集中在樓宇中,這些行業是利用樓宇經濟的聚集作用大力發展現代服務業的結果。用批發與零售貿易業、房地產業及金融保險業增加值之和所占該地區或市GDP的比重去全國相對應的值對比所得的比值來粗略反映該地區或市樓宇經濟發展現狀,用此種量化指標來認識河南省及各地市樓宇經濟的發展狀況。經過收集河南省從2002年至2008年的數據,并進行整理、計算,得出下表2中的區位商數值。(由于河南省2001年及以前年份沒有各地市的批發與零售貿易業、房地產業及金融保險業三個行業的增加值,數據只能從2002年開始)表2計算公式與表1相同(如表所示)。
(從上表數據可以看出)只有省份鄭州市的樓宇經濟量化指標區位商大于全國平均水平1,從2002年至今一直大于1.15,這說明鄭州市樓宇經濟發展水平處于中上等,和上海、北京的2.02和1.7相比,還是存在差距。下面再看鄭州市近幾年樓宇經濟發展情況(如下圖所示)。
(從上圖1中可以更直接的看出)鄭州市在2002年～2004年期間,區位商基本保持在一個水平線上;從2004年以后,鄭州市區位商開始下降,直到降至1.20附近出現轉折;2008年區位商升到1.46,這與全國大趨勢相同,近幾年房地產業的興起,對鄭州市樓宇經濟的發展起到了積極作用。
2002～2008年河南省各地市區位商統計表
資料來源:河南省統計年鑒(2003-2009年)中國統計年鑒(2009年)
在2008年,超過全國平均水平的還有平頂山市和周口市,他們的區位商分別達到1.44和1.57,余下的地市樓宇經濟的發展則在平均水平以下。以下是以2008年數據聚類,聚類結過如下:
* * * * * * * 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 門峽 市 12-+
濟源市 18-+
開封市 2-+-+
鶴壁市 6 -+ |
漯河市 11 -+ +-----+
濮陽市9 -+ | |
商丘市 14 -+ | |
焦作市8 -+-+ |
許昌市 10 -+ +---------------+
駐 馬店 市 17 -+ | |
安陽市5 -+ | |
洛陽市3-+ ||
南陽市 13 -+---+||
新鄉市7 -+ | |
信陽市 15 -+ | |
鄭州市1 -+ | |
平 頂山 市4 -+-----------------------+
周口市 16 -+
第一類為:鄭州市、平頂山市和周口市,屬于樓宇經濟發展水平較高的城市。
第二類為:洛陽市、新鄉市、南陽市和信陽市,這些城市的樓宇經濟的發展處于中等水平。
第三類為:出第一類和第二類的其他城市,包括十一個城市,這些城市樓宇經濟發展水平較低。
關鍵詞：協整 區域物流 經濟增長 物流規模 物流需求
引言
改革開放以來，廣東省經濟呈現良好的增長趨勢，GDP由1985年的577.38億元增長到2011年的53210.28億元，增長了92.15倍。特別是中國加入WTO后，廣東省加大了開放力度和積極參與了國際分工，經濟取得了持續的良好增長。值得注意的是，廣東省物流業同時也取得了很好的發展，如反應廣東省物流需要的貨物周轉量1985年只有1767.86 億噸公里，2011年增長到了7113.29億噸公里。同時，代表廣東省物流供給能力的物流基礎設施也取得了長足的增長，2011年末廣東省擁有載貨汽車159.92萬輛，公路通車里程190724公里，其中高速公路5049公里，碼頭泊位 3120個，港口貨物吞吐量達 133704 萬噸。因此，本文將借助計量經濟學相關理論探究區域經濟增長引發的相應物流需求，以及現代物流各環節的高效運作又是如何保證區域經濟順利發展的內生機制。
模型變量選取及數據處理
（一）模型變量的選取
區域經濟是一個復雜的系統，目前衡量區域經濟發展水平的指標較多，既體現在經濟水平“量”的方面，也體現在“質”的方面，本文考慮到數據的可計算性及可得性，僅從量的角度選取區域生產總值（GDP）作為廣東省經濟發展水平的衡量指標。
區域物流是區域經濟有效運行的基礎和保障，物流活動同樣是一個復雜的系統運營過程，學術界在選取什么指標能反映某一區域物流水平，目前還沒有達成共識，本文在考慮計量數據的可得性和有效性的基礎上選取貨物周轉量（HZ）代表區域經濟發展對區域物流的需求量，選取物流業產值（CZ）代表區域物流發展的規模，這兩個指標共同衡量區域物流業發展水平。
（二）數據的來源及處理
文中1990-2011年的相關數據來源于《廣東省統計年鑒》、《中國統計年鑒》及廣東省統計局網站，GDP統一核算為億元，貨物周轉量為億噸公里。由于物流業產值的數據不容易得到，文中使用交通運輸、倉儲和郵政業總值代替物流業產值，統一核算為億元。為了使數據具有可比性，使用CPI指數（1978=100）對歷年GDP和物流業產值進行平減。由于本文選取的樣本時間跨度比較大，時間序列中可能存在異方差問題，故此，文中對時間序列CZ（物流業產值）、HZ（貨物周轉量）及GDP（區域生產總是）取自然對數處理，得到時間序列lnCZ、lnHZ及lnGDP。
變量的描述統計
由序列lnGDP、lnCZ及lnHZ 的變動趨勢圖（見圖1）知，1985-2011年間變量lnGDP、lnCZ及lnHZ基本上具有相同的變化趨勢，說明變量間可能存在較強的相關性。由lnGDP、lnCZ及lnHZ變量間的相關系數矩陣表知（見表1），文中所選取的變量間彼此的相關系數很高，最低也達到0.981037，表明廣東省經濟增長與物流發展水平之間相關性顯著，這就保證了后面計量分析模型擬合的可靠性。
模型估計與參數分析
（一）變量的平穩性檢驗
本文采用ADF檢驗法對序列lnGDP、lnCZ及lnHZ進行平穩性檢驗。通過AIC準則確定時間序列lnGDP、lnCZ及lnHZ的最大滯后階數，使用eviews6.0進行檢驗，由表2可知在10%的顯著水平下，序列lnGDP、lnCZ及lnHZ的ADF統計值分別大于各自的臨界值，所以接受lnGDP、lnEX及lnIM是非平穩序列的原假設。由于原序列是不平穩的，所以需要對其差分進行檢驗。
通過AIC準則確定差分序列lnGDP、lnCZ以及lnHZ 的最大滯后階數，之后使用eviews6.0進行檢驗，由表2可知lnGDP、lnCZ及lnHZ的ADF統計值分別小于各自在1%的臨界值，lnGDP、lnCZ及lnHZ一階差分后不含單位根，拒絕lnGDP、lnCZ及lnHZ是非平穩的原假設。故此，時間序列lnGDP、lnCZ及lnHZ都是一階單整的，即lnGDPt～I（1），lnCZt～I（1），lnHZt～I（1）。
（二）協整分析
根據1987年Engle和Granger提出協整理論及其方法，如果k維時間序列yt～ CI（d，b）是同階單整的，且存在非零向量β使得的 yt～I（d-b），則yt是協整的，向量β是協整向量。由變量的平穩檢驗知lnGDP、lnCZ及lnHZ是非平穩序列，且都是1階單整的，建立lnGDP、lnCZ及lnHZ間的回歸方程如下：
本文選取Johansen協整檢驗方法，對lnGDP、lnCZ及lnHZ之間進行檢驗，利用Eviews6.0軟件檢驗結果表明lnGDP、lnEX及lnIM在95%的置信水平下，變量線性組合存在一個協整向量（見表3），運用OLS法回歸得估計方程如下：
回歸結果分析：
估計方中的LnCZ和lnHZ的回歸系數都是正的，符合西澤修在“第三利潤源泉”學說中指出的物流是未來經濟發展 “加速器”的理論預期；由R2=0.982 和 Adj.R2=0.978可以判斷估計方程擬合的比較好；回歸系數的t值分別為3.564和3.1320，表明lnCZ和lnHZ對lnGDP有顯著影響；而DW=
1.907說明擾動項不存在自相關。因此，在95%置信水平下，估計方程可以反映lnCZ、lnHZ與lnGDP之間的長期均衡關系，即反應了廣東省物流發展水平與經濟增長之間的長期穩定關系，且GDP的物流規模和物流需求彈性分別為0.483和0.512，即廣東省物流業規模和物流需求每增加1%將促進GDP 增長0.483%和0.512%。
（三）Granger因果性檢驗
協整分析結果表明廣東省物流發展水平與經濟增長之間存在協整關系，但這種協整關系的背后是否存在因果關系，還需進一步分析辨別。根據Granger 提出的因果關系檢驗方法思路，由AIC準則選擇滯后期為3，利用eviews6.0分析結果如表4所示。
在1%的顯著水平下，拒絕 lnCZ不是引起lnGDP的Granger原因的原假設，接受 lnCZ是引起lnGDP的Granger原因，即廣東省物流規模增加是經濟增長的格蘭杰原因；而在10%的顯著水平下，不能拒絕 lnGDP不是引起lnCZ的Granger原因的原假設，即廣東省經濟增長推動了物流產業發展并沒有得到相關經驗證據的有力支持。同理，在1%的顯著水平下，拒絕 lnHZ不是引起lnGDP的Granger原因的原假設，接受 lnHZ是引起lnGDP的Granger原因， 即廣東省物流需求是引起經濟增長的格蘭杰原因；而在10%的顯著水平下，不能拒絕lnGDP不是引起lnHZ的Granger原因的原假設，即廣東省經濟增長引起物流需求增加并沒有得到相關經驗證明。
由此可見，在1985-2011年間廣東省物流業發展水平與經濟增長之間只是存在一種單向的因果關系，即區域物流業拉動了經濟增長， 而經濟增長帶動區域物流發展效果不顯著，這一檢驗結果支持了物流促進經濟增長的相關理論，也符合我國改革開放三十年多年來，重視生產、輕視流通的經濟政策。
結論及啟示
（一）結論
本文通過對廣東省1985-2011年間物流發展水平與經濟增長的有效統計數據進行實證研究，得出：物流業發展水平與區域經濟增長之間的確存在著長期穩定的關系，物流業發展水平的變化會引起區域經濟同向變化；Granger因果關系檢驗表明廣東省的物流業有利于促進區域經濟增長，但是經濟增長未能有效的促進物流業的發展，改革開放這么多年物流業和經濟發展未能呈現互動趨勢。雖然廣東省的物流業已經是走在其他地區的前列，但是物流業對經濟促進作用的指標遠遠低于發達國家的水平，說明物流業已是發展區域經濟的一塊短板。
（二）啟示
總之，在我國經濟轉型的背景下，廣東省物流企業一方面要增強服務理念，提供差異化服務以滿足不同需求；另一方面要加快物流企業的兼并重組，組建更多的龍頭物流企業。同時，地方政府需要發揮主導作用，從宏觀層面積極利用廣東省的區位優勢，為物流產業的發展提供一個良好的市場環境，避免未來經濟增長失去動力。
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0 引言
空間統計學（spatial analysis）起始于20世紀60年代左右，經過五十幾年的發展，已廣泛應用于人類生活和發展的各個領域。空間現象不同于傳統的統計對象，它們之間存在不同方向、不同距離成分等相互作用。傳統的數理統計方法無法有效地解決空間樣本點的選取、空間估值和兩組以上空間數據的關系等問題。空間統計學的一些基本理論都是在傳統統計學的基礎上發展起來的。空間統計分析主要用于研究與地理位置有關的數據之間的空間關系，基于空間地理位置利用空間統計分析模型計算空間數據的關聯度。它不僅能夠進行數值計算，將數據分析與地理位置相結合，既考慮到樣本值的大小，又彌補傳統統計分析忽略空間方位的缺陷，更能描述和揭示空間數據中所蘊涵的獨特的空間信息、關系、格局和過程。
空間統計分析主要分析的內容有基本統計量、探索性空間統計分析、分級統計分析、空間插值、空間回歸和空間分類。空間統計數據在地方、區域和全國各級水平的經濟發展分析過程中都發揮著重要作用 。城市的建設和發展與周邊的環境是相互聯系和影響的，因此城市布局的空間規律可以運用空間統計分析方法進行系統的計算。基于空間統計分析，可以通過對人均GDP的空間分布模式研究以探討區域經濟發展狀況。利用GIS系統開發一個分析空間關聯的功能模塊，運用度量空間自相關、空間關聯的一些空間統計分析方法，可將其應用于區域經濟分析的各個方面。
本文首先分析了空間統計學中的基本原理，概念與經典分析方法，介紹了空間統計分析在區域社會經濟分析各方面的應用實例，最后展望了空間統計分析的應用前景。
1 空間統計分析方法
空間數據基本上都具有定位、定性、時間、空間依賴、空間自相關等特征。數據間的空間關聯對傳統統計分析中相互獨立的基本假設不成立，故在處理離散的區域社會經濟數據時，需要引入空間統計分析方法。空間連續數據分析方法包括反距離加權法、簡單克里格方法、普通克里格方法以及泛克里格方法。本文探討了面狀數據空間模式分析方法，研究地理位置數據間的空間依賴、空間關聯或空間自相關。介紹空間權重矩陣，空間地物其位置鄰近關系、確定空間權重矩陣的兩個簡單標準以及空間自相關的幾種最著名的方法。
1.1 空間權重矩陣
通常情況下，為體現空間自相關指數，反映空間鏈接和空間鄰近關系，常定義一個二元對稱空間權重矩陣W來表達個位置的空間鄰近關系。
空間權重矩陣的建立規則可以分為三類：一是根據相鄰關系；二是根據距離關系；三是選擇最近的個點（不論距離遠近）。空間權重矩陣可以用來衡量空間位置之間的空間關聯程度。
1.2空間自相關度量
空間自相關指同一變量在不同空間位置上的相關性。與區域社會經濟相關的各方面因為受到地理分布上具有連續性的過程所影響而在空間上具有自相關特征。空間自相關指數能夠對變量空間分布的自相關強度進行檢驗，空間自相關分析可以包括全程空間自相關分析和局部空間自相關分析。全程空間自相關用于分析整體范圍內某一屬性是否具有自相關性。局部空間自相關用于分析局部地區某一理現象或某一屬性值是否具有自相關性。
1.2.1全局空間自相關
全局空間自相關一般用Moran系數和Geary比率來度量。
Moran I指數反映的是空間鄰接或空間鄰近的區域單元觀測值的相似程度，其公式為
Moran指數I值取值一般在之間，小于零表示負相關，大于零表示正相關，等于零表示不相關。
Geary系數等方法也是可選擇的統計指標，它與Moran指數是負相關關系。
對于Moran指數，可計算檢驗統計量標準化值Z來判斷n個區域是否存在空間自相關性，如公式（4）所示。
當Z值為正且顯著時，表明存在正的空間自相關，即相似的觀測值趨于空間集聚；當Z值為負且顯著時，表明存在負的空間自相關，即相似的觀測值趨于空間分散；當Z值為零時，則呈隨機的空間分布。
1.2.2局部空間自相關
一般而言，全局Moran系數可以很好的反映觀測值全局的空間相關情況。而觀測值的局部特征往往在全局評估中被掩蓋了。當需考慮局部特征時，就需要引入局部空間自相關指標。常見的指標包括：空間聯系的局部指標、G統計、Moran散點圖。這里主要介紹Moran圖和LISA。
1） 空間聯系的局部指標LISA
LISA包括局部Moran指數和局部Geary指數。局部Moran指數I 被定義為：
式中，。當I>o時表示該區域單元周圍相似值的空間集聚，當I
空間聯系的局部指標滿足下列兩個條件：（1）每個區域的LISA是描述其周圍顯著的相似值區域空間集聚程度的指標；（2）所有LISA總與全局空間聯系指標成正比。
局部指數Local Moran’s I可以將空間關聯模式為四種類型，分別與MORAN散點圖中的四個象限相對應。正的空間關聯包括兩種類型：“高-高”關聯和“低-低”關聯。而負的空間關聯也有兩種類型：“高-低”關聯，或者相反的“低-高”關聯。
2）Moran散點圖
Moran散點圖以（，）為坐標點，常用來研究局部空間的不穩定性。對相鄰域單元觀測值的空間加權平均值（又稱為“空間滯后”向量）和數據（所有觀測值與均值之間的離差組成的向量）進行了可視化的二位圖示，構成散點圖。對Moran指數以及外值具有強烈影響的區域，可通過標準回歸診斷出來。
Moran散點圖中第一、三象限代表正的空間聯系，第二、四象限代表負的空間聯系。“Moran顯著性水平圖”可以由將Moran散點圖與LISA顯著性水平相結合得到。
1.3空間統計分析與GIS集成
地理信息系統數據庫中存儲了海量的數據及信息，如能與空間統計分析方法有效集成，提高其空間分析的能力，必將大大拓寬GIS數據庫的知識發現和在GIS分析決策上的應用。從而更深入地探索、分析、處理和解釋與經濟發展相關的各地理特征之間的相互關系。完成空間統計分析與 GIS的集成，要在現有成熟的GIS系統中，嵌入空間統計分析功能模塊，充分的利用GIS強大的可視化和交互功能，實現區域社會經濟數據的空間化統計。
2 應用實例
人均GDP是反映區域經濟發展整體水平的重要指標，故在探討區域經濟發展水平時，多采用GDP數據以了解經濟發展水平的好壞。經濟持續增長是一個國家和地區長期追求的目標，也是區域經濟持續發展、社會福利增進和政治穩定的前提條件，歷來受到各國和地區政府、學術界長期關注和普遍重視。隨著理論和實踐的發展，有關的理論研究也日益深化。利用空間統計學知識對經濟學和經濟地理學從不同的角度對經濟增長和區域差異的理論做研究已成為重要應用之一。
研究區域經濟差異可通過對個地域年平均GDP增長速度進行分析。這里作者將給出兩個研究實例以幫助分析應用的過程與技術關鍵。根據計算出的全局Moran系數各個區域的MC可以大致說明空間統計分析方法計算經濟區域內存在的空間關聯的有效性。首先需要按要求生成一個空間權值矩陣，再計算數據集中的空間自相關性質和強度。同時進行顯著性檢驗 （一般取0.05）。又稱可進一步分析得到局部區域的Moran系數以考察各個區域之間存在的局部空間經濟關聯模式。
2.1 分析湖南省長沙市經濟增長速度及區域差異
實驗數據為1988～2009年長沙市內五區的GDP數據。實驗方法為：計算各個區年平均GDP增長速度，在計算全局的Moran系數、各縣市的局部MC系數，并借助局部Moran系數散點圖來確定空間顯著特征點。
在生成空間權值矩陣的過程中，首先采用鄰近多邊形列表來表示區域單元空間鄰近關系。在生成鄰近多邊形列表后，可計算數據的Moran系數、均值及檢驗統計量標準化值Z，得到數據集中的空間自相關。可以得到1988～2009 年長沙市各區 GDP年平均增速之間存在顯著的正的空間自相關。再計算各個區局部Moran系數及檢驗統計量可以考察區域經濟的局部空間關系。通過與GIS集成，可將上述的空間統計方法集成到一個ArcView中使用的一個模塊，為經濟決策提供一個種靈活方便的、交互式的可視化支持工具。
2.2 分析1978―2001年全國各省區人均GDP水平
實驗數據選取1978～2001年中國大陸31個省區的人均GDP（可比價）統計數據，采用自然對數變換方式，對人均GDP進行數據變換以減小變幅來用于空間數據統計分析。
實驗方法為：先各省份的人均GDP數據計算Moran I指數，檢驗建立在正態分布假設之上，分析各省份人均GDP水平的空間聚集特征，再計算Moran散點圖以分析對樣本全局相關性影響較大的幾個省份及各省份空間自相關性的正負，揭示全國經濟發展區域分異的空間格局及演變過程。最后，由LISA分析來進一步探究顯著性水平較高的局部空間集聚指標。
實驗結果可以得到東部發展水平高，西北、西南發展水平低，且它們在空間上都趨于集聚。集聚的發達地區主要集中在以北京和天津為核心的環渤海區域，以上海為核心的長江三角洲地區，和以廣州、深圳為核心的珠三角地區。
2.3 分析湖南省縣級及以上城市人均GDP分布的空間分布模式
實驗數據位為湖南省縣級及以上85個城市的“人均GDP”的統計數據。實驗方法為先提取數據總體特征，再分析分布的局部特征。
首先用spss軟件對實驗數據鏡像快速聚類并結合標準化z分數將人均GDP指標分為5個級別，使用ArcGIS查看分類結果。計算人均GDP統計數據的Moran I指數值，隨機選擇999中變化進行檢驗，接受零假設-空間自相關性不顯著的概率僅為0.0010，即認為拒絕零假設，表明全局分布具有較強的正自相關，有顯著的空間聚集。再將Local Moran系數的顯著水平較高的空間單元計算空間關聯類型，最后得到湖南省東部、中部和西部區域城市存在的或正或負的空間關聯模式。
3 應用前景
［關鍵詞］經濟波動；經濟增長；宏觀政策
［中圖分類號］F061.5［文獻標識碼］A［文章編號］1002-2880(2011)03-0100-03
市場經濟條件下，由于要素稟賦的差異，各區域在經濟發展中會形成自身的特殊性，要加快區域經濟發展，需要制定最適合該區域的經濟政策，而不是實行整齊規劃的經濟政策。目前，相關各界對社會主義市場經濟體制下市場在區域經濟發展中的獨立運行機制、相對特殊規律以及區域之間的差異性缺乏充分的認識。在計劃經濟體制下區域經濟發展完全執行國家的計劃安排，區域產業發展服從國家的計劃布局、產品服從國家的計劃調撥，市場機制不發揮作用，因此區域之間發展的差異不是由市場因素造成的，而是由計劃安排和布局所致。改革開放以后，地方自不斷擴大，區域產業受市場經濟的影響日益增強，體現國家和各地區特殊性的經濟波動更加突出。
一、全國和各地區經濟增長及波動周期
本文將我國分為四個區域，即東北、東南、中部和西部。其中東北區域包括遼寧、吉林和黑龍江三省，東南區域包括北京、上海、天津、河北、山東、廣東、江蘇、浙江、海南和福建十省市，中部包括安徽、河南、湖北、湖南、江西、內蒙古和山西七省市，西部地區包括廣西、貴州、四川、青海、甘肅、寧夏、陜西、云南、新疆、和重慶十一省市，運用計量經濟學方法，定量分析區域經濟增長和波動的相互傳導和沖擊響應等問題，研究的核心內容是全國各區域經濟總量波動特點及各區域經濟增長與波動的內在關聯性。
表1是全國和各省自1953—2004年以來的當年價GDP和按可比價計算的GDP增長率，并計算了以1952年價格為基價的全國和各省可比價GDP，以及全國和各區域的GDP增長率。
根據對表1的分析，改革開放前后全國和四大區域經濟波動特征比較主要有以下特點：
表1全國和各區域GDP增長率
(1952年可比價)及其波動周期
年份全國東南東北中部西部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.改革開放后周期波動長度明顯延長，擴張期比重明顯提高，全國和各大區域經濟穩定性提高且增長動力增強。以全國為例，改革開放前的25年間(1955—1979年)，共發生了7次經濟波動，而改革開放后至今的25年間只發生了4次完整的經濟波動。
全國和各區域的平均周期也明顯延長，并且呈現加速延長和趨同化的趨勢。早期延長幅度大的區域，近期延長幅度都減小，而早期延長幅度小的區域近期延長幅度明顯加大。
2.增長型波動已經成為經濟波動的常態，東南地區進入增長型波動的時間明顯早于全國和其他各區域。出現經濟絕對衰退現象的古典型波動全部發生在改革開放前，改革開放后各區域均沒有出現經濟總量的絕對衰退現象。東南地區發生古典型波動的次數最少，而且進入增長型波動階段的時間最早。從一定程度上看，東南地區在經濟波動性質變化方面有明顯的先行性。
石慧:區域視野下的中國經濟波動與增長分析二、實證檢驗
研究各經濟變量之間關聯度高低最簡便的方法是進行相關性檢驗。表2是改革開放前與后全國與各區域經濟波動的相關系數。
表2改革開放前(后)全國和各區域
經濟波動的相關系數
區域相關系數
(改革開放前)區域相關系數
(改革開放后)全國 東南0.90全國 東南0.81全國 東北0.87全國 東北0.65全國 中部0.87全國 中部0.64全國 西部0.86全國 西部0.69東南 東北0.89東南 東北0.58東南 中部0.78東南 中部0.69東南 西部0.71東南 西部0.72東北 中部0.74東北 中部0.42東北 西部0.70東北 西部0.52中部 西部0.72中部 西部0.63結果顯示，各個時期、各個區域之間的經濟波動均呈高度相關關系。為了深入研究全國與各區域經濟波動之間的因果關系和相互沖擊關系，本文運用格蘭杰因果檢驗、向量自回歸模型和脈沖響應函數研究區域間的互動關系。
為提高和保證檢驗結果的顯著性，首先將全國和各區域的年度GDP增長率換算以1952年為100的GDP指數，然后對其進行了對數化處理，以對數化指數為數據序列，對全國和各區域間經濟波動的因果關系進行了格蘭杰因果關系檢驗(見圖1)。
三、計量分析結果
1.全國與各區域之間經濟波動的內在關聯性呈增強趨勢。首先各區域經濟波動的相互解釋能力總體呈增強趨勢。從兩個時期的格蘭杰因果關系檢驗來看，西部和中部區域與全國經濟波動的因果關系由改革開放前的統計檢驗的不顯著到改革開放后的顯著；由東南區域的經濟波動對全國經濟波動的解釋力也呈增強趨勢；而全國對東南的解釋力也在增強。
其次，區域間經濟波動的相互解釋力呈增強趨勢。其中東北區域在改革開放前后與其他區域經濟波動的因果關系在統計上一直是顯著的。東南地區與其他區域經濟波動因果關系呈全面增強的趨勢。
2.改革開放后全國經濟波動主要由東南地區決定。主要表現在兩個方面：一是東南經濟波動對全國經濟波動的影響力遠遠大于其他地區，并且其對全國經濟波動的相對影響力呈不斷增強的趨勢。尤其在改革開放后，東南區域對全國經濟波動的相對影響力超過了其他三個地區之和。二是東南區域對其他區域經濟波動的反應程度遠遠小于其他區域對東南經濟波動的反應程度。在改革開放前和后兩張脈沖響應函數曲線圖上的第一列反映的是其他區域對東南經濟波動的反應程度，而第一行反映的是東南對其他區域經濟波動的反應程度，從曲線的彎曲和延長程度可以清晰得出以上的結論。
3.改革開放后，東南和中部區域對自身波動的正向沖擊反應比較明顯，東北和西部則變化不夠明顯。這說明改革開放后東南和中部區域經濟的自主增長能力提高比較快，而東北和西部區域則比較小。圖1改革開放前與后全國和各區域間GDP波動的沖擊響應函數曲線
蔡昉等人將改革開放以來我國區域經濟增長的形成原因，歸結為我國經濟改革在時間和空間上的梯度安排。中國經濟改革遵循兩條主線推進：一是在微觀層次上放權讓利和進行產權改革，如農村的家庭承包制和城市國有改革，二是在宏觀層次上進行體制再造，如價格、金融、財政體制改革和培育生產要素市場。改革開放前期所進行的微觀機制創新發端于中西部地區，繼而推廣到東部地區；而改革后期的宏觀體制再造特別是產品市場和要素市場的發育，則首先在東部地區取得進展，隨后才逐漸向中西部擴散。
分析區域視野下的中國經濟波動和增長，應確立以下思想：并不希望落后不發達區域照搬發達區域的模式或做法，也不希望國家把原來給予發達區域的優惠政策簡單搬到不發達區域的改革建設中。在中國加入WTO，市場經濟體制初步確立的現實環境下，政治動員具有不可替代的作用。東部地區的發展是在國家宏觀經濟政策偏重下得以實現超常規的發展，西部欠發達地區也需要國家偏重的經濟政策。
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關鍵詞：成本約束；區域經濟一體化；模式選擇
20世紀80年代末90年代初，區域經濟一體化組織紛紛涌現，對整個世界產生了深刻影響。許多學者也用理論或實證的方法，對區域經濟一體化的經濟效應進行了廣泛研究，但是總體而言，前人在研究經濟一體化對成員國帶來的經濟效應的差異上著墨甚少，沒有很好地回答類似“一國獲益是否是建立在另一國受損的基礎上”等問題。
一、區域經濟一體化理論中的成本約束
西方學者將區域經濟一體化的歷史追溯到世界殖民體系的建立及早期歐洲國家間的經濟安排，但是對這一現象的經濟分析卻始于二戰后Viner（1950）和Meade（1955）的開創性研究。Viner在其局部均衡框架中提出了貿易創造和貿易轉移兩種效應，依此確定一國在區域經濟一體化安排中的利益得失。由于某些產品可能發生貿易創造效應，而另一些產品又可能帶來貿易轉移效應，因此一國參與區域經濟一體化安排的經濟效應是不確定的。
針對Viner理論的不足，許多經濟學家從不同側面給出了有益補充。Arvind Panagariya（1995）認為，如果FTA對成員國的福利效應可以檢驗，那么取消內部關稅帶來的收入轉移將表現為成員國之間關稅收入的重新分配。此時，一國福利呈下降態勢。特別是類似墨西哥這樣的高關稅國家與類似美國這樣的低關稅國家建立自由貿易區，墨西哥的關稅損失會大于貿易創造帶來的福利改善，整體福利下降。
Meade（1955）理論克服了Viner局部均衡分析固有的缺陷，在一般均衡框架中考察區域經濟一體化安排對成員國、非成員國以及世界經濟體系的影響。在其理論中更明顯的呈現出這樣一種格局，即區域經濟一體化安排在為一國帶來福利改善的同時，為他國帶來的卻是福利損失。具體哪一國受損，哪一國獲益取決于兩國的貿易結構、生產水平及資源稟賦狀況。
隨著不完全競爭和規模經濟的引入，M.Corden（1972）等經濟學家開始從新的角度分析區域經濟一體化安排的各種效應，包括成本削減和貿易壓制兩個補充效應。此理論為分析不同利益格局的產生提供了有益的思路。
區域經濟一體化的模式選擇，是指一國決定與怎樣的國家或集團實施經濟一體化安排，才最有可能為該國帶來確定的或更大的收益。基于以上的理論分析，以及各國本身經濟約束條件的差異，便產生了南南模式和南北模式的基本劃分。
二、南南模式
南南模式，是指發展中國家之間達成協議建立自由貿易區。20世紀60、70年代后，世界上涌現出了許多南南型的經濟一體化集團，影響較大的有亞洲的東盟、美洲的加勒比共同體、南方共同市場和非洲的東非共同市場等等。有些在一體化的道路上走得比較穩健，存續到今天；有些則早早解體。這些均為經濟研究提供了大量實例，促進了理論發展。
假設兩個發展中國家A和B建立自由貿易區。初始條件下，兩國在初級產品的生產上具有比較優勢，在工業品的生產上具有比較劣勢，但A國相對于B國和區外國家的劣勢要小一些；同時由于高關稅的保護，兩國沒有按比較優勢進行分工，在工業產品上既有國內生產也從區外國家進口。自由貿易區建立后，對內關稅的取消和對外高關稅的存在，部分從區外國家的進口會轉移到區內國家。這時，由于A國在工業品的生產上相對于B國有優勢，A國的產品更有價格競爭力。從靜態看，A國將獲得貿易轉移和貿易創造的好處；從動態看，兩國將在自由貿易區的范圍內，按照比較優勢的原則重新進行分工，A國成為工業產品的唯一的提供者，其福利大為改善，而B國卻承擔了一體化的所有損失。以上結論得到了東非共同市場和中美洲共同市場的印證。
東非共同市場的發展表明，上文分析中所描述的利益分配格局很有可能發生。在這個經濟一體化組織中，肯尼亞相對于其他區內國家如烏干達等在工業品的生產上具有比較優勢。這種優勢的獲得可能是源于肯尼亞有較完善的基礎設施、較先進的技術,也可能是恰巧擁有更多的技術工人。共同市場建立后，肯尼亞接受了區內其他國家的貿易轉移，并且在對外高關稅的保護下供給區內市場。數據表明，20世紀60年代，肯尼亞生產了共同市場內超過70％的工業品，其中70％以上出口到區內其他國家。這種對一國有利而對其他國家有害的利益格局引起了其他國家的廣泛不滿，并最終成為導致東非共同市場解體的原因之一。
上文的分析還隱含了一個條件，即工業化要比專注于初級產品的生產對發展中國家更有利。實際上P國從初級產品生產的分工和專業化中能獲得部分好處，但是這顯然無法彌補由于工業部門的崩潰而帶來的損失。另外，這種利益格局的顯著性還受到多重因素的制約。第一，成員國之間在比較優勢上的差異越大（當然相對于區外世界是同方向的），比較優勢進行的產業結構調整的幅度可能就越大；第二，成員國之間潛在的經濟規模的差異越大，產業轉移的幅度也就可能越大。對肯尼亞來說，假若其潛在的生產能力不夠大，該國資源的重新配置就不足以滿足區內其他國家對工業品的需求，貿易轉移的比例就越小，工業部門向肯尼亞轉移的份額就越小，福利的改善就越不顯著。假若相對經濟規模較大的國家恰好是在工業產品的生產上具有相對比較優勢的國家，那么區域經濟一體化會為該國帶來明顯的福利改善，而使其他國家蒙受一體化的損失。
ASEAN屬于南南模式，其中雖然有所謂的新興工業化國家，但仍屬于發展中國家。20世紀60、70年代開始的經濟起飛使這些國家不再是僅具有初級產品比較優勢的發展中國家。憑借廉價的勞動力，各國在資本和技術密集型產業的勞動力密集工序上發揮了比較優勢，工業取得了較快發展。同時，各國經濟起飛時期接近，經濟發展水平比較接近。這些因素都使上文對南南模式的分析不能完全適用。
三、南北模式
南北模式，即發達國家與發展中國家實施經濟一體化。通常認為，南北模式對所有成員國都具有正的經濟效應，而且對發展中國家而言，福利改善極其顯著。
發達國家和發展中國家本來就處于分工的兩端，在工業-農業或資本技術密集型產品-勞動密集型產品上分別具有比較優勢。自由貿易區建立前，雙方向對方或世界提供的產品本身就較有競爭力，自由貿易區建立后又繼續在各自擅長的領域進行專業分工，提供更有效率的生產和更多廉價產品的消費。貿易轉移基本不發生或貿易轉移極為有限，而貿易創造卻顯著地發生。因此，各成員國都得到了福利的改善。
然而，實際情況并非如理論分析的那樣樂觀。表1顯示，對加拿大和墨西哥的出口在美國對外出口中所占的比重20年來僅上升了2個百分點，從這兩國的進口所占比重也變化細微，分別為上升2個和3個百分點。NAFTA建立后的5個年份，即1996~2001年，出口比重基本不變而進口比重略有上升。表2表明，加拿大對美出口比重顯著上升，對墨出口比重有所下降，特別是NAFTA建立之后，且對墨出口份額持續很小，1996~2001年度僅占其總出口的0.5%；而加拿大來自美國和墨西哥進口比重均略有增加。表3數據顯示，墨西哥與美國的貿易關系持續加強，對美進出口占其對外進出口的比例均達到70%-80%以上。但與另一伙伴國加拿大的貿易聯系則非常薄弱，NAFTA建立后的年份中對加進出口僅占其進出口總值的2%。
綜合以上三國數據，NAFTA建立后，三國確實發生了一定的貿易融合，貿易關系更為密切，但這種融合并沒有呈現加速趨勢。美加自上世紀60年代就已經開始實施經濟一體化措施，如美加汽車協定和美加自由貿易協定簽訂生效；墨西哥也從20世紀80年代始采取了諸多促進與美貿易自由化的政策。這些可以部分解釋為何NAFTA的建立沒有顯著促進三國貿易聯系，而只是“鎖定了”早先存在的經濟一體化安排的成果。
應該說這種格局的形成是符合比較優勢原則的，根據該原則各國都應該在各自具有比較優勢的領域進行生產，而自由貿易區的安排正是為這種分工創造了更大的空間。但這種靜態的比較優勢很有可能將發展中國家鎖定在現有的經濟水平上，福利不能持續提高。
四、小結
區域經濟一體化本質上講是各國按其現有的比較優勢在區域集團內部進行的再分工、專業化及資源的重新配置。不同國家受其自身和面對的經濟約束條件的影響，會得到不同的經濟結果。可能損失也可能獲益。各國都是從本國利益出發，在博弈中求得穩定的解。
我國目前正在大力倡導與周邊國家建立形式多樣的區域經濟一體化組織，進展較快的有中國－東盟10＋1自由貿易區。作為大的發展中國家，從上文的分析中可以看出，與東盟這樣在產業結構、經濟發展水平差距不大的區域集團建立自由貿易區調整成本是比較小的。雖然不能確保未來的自由貿易區能為各國帶來較大的福利改善，但是由于利益分配相對公平，卻能使此組織較為穩定得以發展。另外，我國還有意在“上海合作組織的框架下發展同中亞和俄國的經濟合作，但由于我國具有的在勞動密集型產品上的國際競爭力，普遍引起中亞國家和俄國的擔憂，很有可能產生上文南南模式中的第一種利益格局，顯然將面臨較大阻力。正如某些經濟學家所建議的，合理的補償機制對建立這樣的區域經濟一體化組織至關重要。
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關鍵詞：區域間投入產出表；中部地區；溢出效應
作者簡介：彭連清(1975-)，男，江西會昌人，華南師范大學經濟與管理學院講師，暨南大學產業經濟學博士生，主要從事為區域經濟發展研究。
中圖分類號：F127 文獻標識碼：A 文章編號：1006-1096(2008)01-0063-04 收稿日期：2007-11-22
一、引言
區域間投入產出模型是區域經濟分析的一個有效的方法。國家信息中心(2005)編制了我國第一份8區域17產業部門投入產出表，極大地推進了我國區域間產業聯系的研究。這份投入產出表把全國劃分為8大區域，具體如下：東北(黑、吉、遼)，京津(京、津)，北部沿海(冀、魯)，東部沿海(滬、蘇、浙)，南部沿海(閩、粵、瓊)，中部(晉、豫、皖、鄂、湘、贛)，西北(蒙、陜、寧、甘、青、新)和西南(川、渝、桂、云、貴、藏)。張亞雄、趙坤(2005)利用這份投入產出表，對我國區域間的產業聯系進行了全面分析，并測度了中國沿海與內陸間的溢出與反饋效應明顯高于內陸地區對沿海地區的這兩類效應。潘文卿、李子奈(2007)利用投入產出表，提出了一個統一以最終需求為出發點測度各類效應的方法，他們的研究認為沿海地區經濟發展對內陸地區的溢出效應并不明顯。這些研究成果是對我國區域間經濟增長互動關系研究的重大推進，但對全國進行兩區域劃分可能會掩蓋區域內部的一些有用信息，從而無法更為詳盡地剖析區域之間的經濟互動關系。
中部6省是我國的資源豐裕地區，經濟總量規模在8大區域中居第2，但人口稠密，人均GDP水平較低。由于特殊的地緣優勢，中部地區在我國各區域經濟聯系中處于承東啟西的樞紐地位，與東西部地區都具有較為密切的區際經濟聯系。中部地區的經濟增長對國內其他區域產生了多大的影響和帶動作用?中部地區又從國內其他區域的經濟發展中獲得了多大的溢出效應?深入分析這些問題有利于我們更為深入地認識我國區域經濟發展的驅動機制和發展規律，更深層次地把握我國各區域之間的空間依存關系，進一步明確區域經濟合作的發展方向。本文擬以中部地區為基點，采用Miller-Round模型的測算方法對中部地區與其他7區域經濟增長的互動關系展開詳盡分析。
二、研究方法
Miller是最早運用投入產出分析技術研究不同區域間的反饋與溢出效應的學者，他在1963年提出了一個通過兩區域投入產出模型測度區域間反饋效應的差分算法，為后來的學者利用乘法或加法分解法對各種區域間乘數、溢出和反饋效應進行研究奠定了基礎。后來Round(1978，1985，2001)提出了利用區域間投入產出模型進行溢出和反饋效應因素分解的加法分解式與乘法分解式，并得到廣泛運用。本文利用Mill-er-Round模型對我國區域間的溢出效應進行測算，我們首先對這一模型作簡要介紹。
Miller的模型建立在兩區域的區域間投入產出表上，區域間投入產出模型的矩陣形式如下
這是一個以分塊矩陣表示的區域間投入產出表的均衡關系，其中Aijd為區域j不同產業單位產品中來自區域i各產業的中間投入；Y1d、Y2d分別為兩區域的最終產品，x1、x2分別為兩區域的總產出。下標d表示國內產品的流動，說明只討論國內區域間的溢出和反饋效應，進出口因素沒有放入矩陣。對式(1)運算后整理得到Miller模型的初始形式
兩個公式的右邊分別有兩項，以式(3)為例，表明區域1的總產出由兩部分組成：第一項是為滿足本區域最終需求而誘發的本區域總產出增加，包括區域內部門間的相互作用效應與區域間的相互作用效應；第二項是為滿足區域2最終需求而誘發的本區域總產出增加，即是區域2最終需求的變化對區域1總產出的一種溢出效應。
最初的研究主要集中在探討區域間的反饋效應上，但又沒有清晰地將區域間的反饋效應、溢出效應以及區域內的乘數效應分解開來，或者說它僅能籠統地代表區域1的反饋效應，無法進一步考證這一反饋效應與區域間的溢出效應以及區域內乘數效應的內在聯系。Round(2001)首先明確區分了區域間溢出和反饋效應。以式(3)為例，將區域1的Leontief逆矩陣提出，則模型可變換為如下形式
式(6)說明在只有一個區域的情況下，區域1總產出的增加依賴于本區域最終需求Y1d和區域內乘數(I-A11d)。但在兩區域的投入產出模型中，一區域最終需求誘發的本區域總產出增加，不僅受區域內乘數效應的影響，也受區域間溢出和反饋效應影響，式(5)右邊第一項說明了這一點。首先是區域1最終需求Y1d增加通過區域內乘數(I-A11d)-1使區域1總產出增加。區域1總產出增加會通過A21d產生對區域2的中間產品需求，并通過區域2的區域內乘數帶來區域2總產出增加(I-A22d)-1A21d，這就是區域1對區域2溢出效應。同時，區域2總產出增加反過來也會通過A12d產生對區域1的中間產品需求，這一需求又會通過區域1的區域內乘數帶來區域1總產出增加(I-A11d)A12d。顯然，[I-(I-A11d)-1dA12d(I-A22d)-1d(I-A11d)-1]-1給出了全部直接和間接滿足這一投入(中間需求)的區域1的產出，這就是
區域1產出增加的反饋效應。所以，式(5)右邊第一項說明的是區域1最終需求通過區域內乘數效應和區域間反饋效應帶來的本區域總產出增加。
式(5)右邊第二項說明的是區域2最終需求Y2d對區域1總產出的影響，Y2d首先通過區域內乘數帶來區域2總產出增加，這一總產出增加又會通過A12d產生對區域1的中間產品需求，并通過區域1的區域內乘數帶來區域1總產出增加(I-A11d)-1A12d。區域1總產出增加后又會通過區域間的溢出和反饋機制進一步帶來區域2總產出增加，式(5)右邊第二項就是為滿足區域2最終需求Y2d而帶來區域1總產出的全部增加。
令其中M1為區域1的Leontief逆矩陣，用于測度區域1的區域內乘數效應，M1Y1d反映了區域1最終需求增加時，區域內不同部門間相互影響所帶來的區域1總產出的增加；M2同解。S12考察區域間的溢出效應，表示區域2對區域1的溢出效應，可看成是區域2總產出的變化對區域1總產出變化的影響；同樣地，S12表示區域1對區域2的溢出效應，可看成是區域1總產出的變化對區域2總產出變化的影響。F1考察區域間的反饋效應，區域1的反饋效應可看成是區域1總產出的變化會通過溢出效應帶來區域2總產出的變化，區域2總產出變化后再反過來又影響區域1總產出變化；F2作同解。由此可見，區域間溢出效應依賴于區域內乘數效應，而區域間反饋效應依賴于區域間溢出效應。
將上述相關項代入式(5)，即可得到其簡化形式x1=F1M1Y1d+F1S12M2Y2d并將式(1)進一步變換進行乘法分解
式(7)為式(1)的Leontief逆矩陣表達式，式(8)為對Le-ontief逆矩陣進行乘法分解后表達式。由式(8)可看出，兩區域的區域間投入產出模型中的Leontief逆矩陣所反映的最終需求對總產出的影響可以分解成區域內乘數效應、區域間溢出效應與區域間反饋效應的乘積。對于F1M1，一方面代表區域1最終需求增加一個單位時對本區域總產出的影響；另一方面也表示區域1最終需求增加一個單位時所產生的反饋效應，因此，這一反饋效應不僅僅包括了區域l與區域2間的反饋效應所帶來的總產出的增加，還包括了區域1不同部門間的相互作用所帶來的產出的增加，即區域內的反饋效應或乘數效應。對于F1S12M2，一方面代表區域2最終需求增加一個單位時產生的對區域1的產出的影響，另一方面也表示了這種需求來自于區域2對區域1的外溢性影響所帶來的區域1的反饋性影響，同樣地，區域1的反饋性影響既包括了區域內不同產業部門間的反饋性影響，也包括了區域1與區域2間的反饋性影響。因此，只有排除區域內的反饋效應或乘數效應才能測算純粹的區域間的反饋效應。
Round(2001)將式(8)表示成加法形式的分解式，更直觀地把三種效應表現出來。
式(9)最后的等式包含的三項分別表示區域內的乘數效應(Mi)、區域間的溢出效應(SijMj)和區域間的反饋效應(F1-I)Mi。
在兩區域的投入產出模型中，三種效應計算出來后都表現為一個階矩陣，反映了一個區域的每一個產業對本區域或另一區域各產業的影響。參照利用Leontief逆矩陣測算產業后向聯接系數方法，對階矩陣列向量求和即得到了每一個區域各產業的三種效應。
三、實證分析結果討論
(一)總體特征
根據我國8區域投入產出表基本流量數據，我們采用Miller-Round模型的測算方法對我國各區域的區域內乘數效應和區域間溢出效應進行了計算，得到的8區域的區域內乘數效應和區域間溢出效應結果如表1所示。
從區域內乘數效應來看，中部地區17個產業部門后向聯系值合計為37.8939，其經濟含義是，當中部地區17個產業部門的最終需求同時增加1單位(如1億元)時，由于區域內產業關聯的作用，將帶來區域內總產出增加37.8939個單位(億元)。與其他區域相比，中部地區的區內乘數效應較低，在8區域中居第5位，反映了中部地區內部各省之間經濟聯系較弱，產業關聯度不高，因而區域內產業發展的相互帶動效應較小。
從中部地區對其他區域的溢出效應(簡稱外溢效應)來看，中部地區對其他7個區域外溢效應17個產業部門的后向聯系值合計為8.468，其經濟含義是，當中部地區17個產業部門的最終需求同時增加1單位(如l億元)時，由于與其他7區域的產業關聯作用，將帶來其他7區域的總產出增加8.468個單位(億元)。與其他區域相比，中部地區的外溢效應較小，在8區域中居第5位。
從其他區域對中部地區的溢出效應(簡稱受溢效應)來看，中部地區從其他7區域獲得的溢出效應17個產業部門后向聯系值合計為17.4883，其經濟含義是，當其他7區域的17個產業部門的最終需求同時增加1單位(如1億元)時，由于其他7區域與中部地區的產業關聯作用，將帶來中部地區總產出增加17.4883個單位(億元)。與其他區域相比，中部地區的受溢效應最大，居各區域之首。中部區域自然資源豐富，農業生產基礎雄厚，制造業發展有一定的基礎，再加上它處于連接各區域的中心地理位置，其初級產品作為原材料、能源大量流向沿海發達地區，而深加工產品又可便利地進入西部欠發達地區，因而，中部地區能從東西部地區獲得較大的溢出效應。
2 中部地區對其他區域的溢出效應分析
表2列出了中部地區對其他7區域17個產業部門溢出效應的后向聯系值。從外溢效應值的區域合計來看，東部沿海地區獲得的溢出效應最大，北部沿海、南部沿海地區次之，而東北地區、京津地區則較小，表明中部地區的經濟發展對東部沿海地區的帶動效應最大，與東北地區、京津地區產業聯系弱，經濟影響小。從外溢效應值的產業合計來看，電子電器設備制造業、交通運輸設備制造業、機械工業的外溢效應大，主要表現為對東部沿海地區、北部沿海、南部沿海地區等發達地區有較大技術產品
和投資產品的需求。
分區域來看，中部地區與東北地區經濟聯系弱，外溢效應小，對東北地區主要是交通運輸設備制造業、金屬冶煉和制品業等產業的需求。中部地區與京津地區經濟聯系也較弱，對京津地區溢出效應大的產業是電子電器設備制造業，主要是對其高技術產品需求較大。中部地區對北部沿海的溢出效應主要集中在投資產品中(機械工業)和能源(石油加工與化學工業)的依賴，總體溢出效應較大。中部地區與東部沿海地區經濟聯系最為緊密，相互溢出效應都很大，中部地區對東部沿海地區的技術和資本密集型產業(電子電器設備制造業、交通運輸設備制造業、機械工業)的依賴程度較高。中部地區與南部沿海地區經濟聯系也較密切，對南部沿海地區的電子電器設備制造業、交通運輸設備制造業需求較大。中部地區與西北地區、西南地區地理位置鄰近，經濟聯系較強，由于中部地區本身資源豐富，對西部地區沒有形成需求特殊明顯的產業，所以，對西部地區的需求比較分散，溢出效應也相對較小。但值得一提的是，西部地區從全國各區域獲得的溢出效應都很小，相比而言，中部地區是對西部地區溢出效應最大的區域(筆者另文專門分析)。
(三)其他區域對中部地區的溢出效應分析
表3列出了其他7區域對中部地區17個產業部門溢出效應的后向聯系值。從受溢效應值的區域合計來看，從東部沿海地區獲得的溢出效應最大，南部沿海地區、西北地區、西南地區次之，而北部沿海、東北地區則較小。如果與中部地區的外溢效應相比較可以發現，除了北部沿海之外，中部地區從其他區域獲得的溢出效應都要高于其外溢效應，因而，中部地區的受溢出效應大大高于外溢效應，表明其在全國各區域經濟聯系中獲得了更大的收益。從受溢效應值的產業合計來看，金屬冶煉和制品業、交通運輸設備制造業、建筑業的受溢效應大，其中金屬冶煉和制品業在中部地區有較大的資源優勢，而交通運輸設備制造業屬于產業鏈較長，帶動效應較大的產業，建筑業則是中部地區的傳統優勢產業。
分區域來看，東北地區與中部地區產業關聯度低，對中部地區溢出效應大的產業主要是電力熱水煤氣和自來水供應業、金屬冶煉和制品業、紡織服裝業等。京津地區對中部地區的優勢產業金屬冶煉和制品業、食品制造和煙草加工業需求較大。北部沿海對中部地區的溢出效應主要集中在木材加工和家具制造業和金屬冶煉和制品業，溢出效應小。中部地區與東部沿海地區、南部沿海地區經濟聯系強，這兩個地區對中部地區的資源和能源需求較大(金屬冶煉和制品業、電力熱水煤氣和自來水供應業)。西南地區、西北地區對中部地區溢出效應都較大，集中在金屬冶煉和制品業、交通運輸設備制造業和機械工業。
關鍵詞：制度效率 行政效率 區域經濟發展水平 差距
引言
改革開放以來，由于優惠政策的傾斜，東南沿海地區集聚了大部分優質生產要素，珠三角、長三角以及環渤海區域一躍成為無可非議的“增加極”。但是，隨著優惠政策的逐漸取消以及向欠發達地區的轉移，我國區域經濟不平衡發展態勢并沒有得到緩解。近幾年，雖然很多欠發達省份的人均經濟總量增長速度較快，但是就絕對數量來說仍然與發達省份存在巨大落差，各種優質生產要素仍然趨向或活躍在經濟發達區域。很明顯，目前吸引要素集中的因子已經從優惠政策等外生變量轉化為制度效率等內生變量。這種制度效率因子在發達區域三十幾年的發展過程中已經內化為一種全社會的行為“習慣”，它能夠有效減少各種行為之間的摩擦和內耗，成為吸引優質要素和決定經濟發展態勢的關鍵。
本文將利用2011年我國31個省區市的面板數據，來比較各地區在制度效率方面的差異，并據此與各地的經濟發展水平作多元回歸分析，探討制度效率各因子與區域經濟發展水平之間的影響方向和相關系數，總結分析欠發達地區制度效率低下的表現和根源，并提出相應的結論和政策建議。
文獻綜述
（一）制度與制度效率
Williamson（1975）等人提出了新制度經濟學，該理論的核心是探討“為什么正交易費用的存在使得在構建經濟模型時必須將制度視為內生變量”。繼科斯提出“交易成本”理論之后，諾思提出制度安排并不僅僅是為了降低交易費用，而且還有助于降低發展中國家和地區的轉型費用（North and Wallis，1994）。至于制度經濟學如何應用于中國實踐，從上世紀90年代初，我國很多學者就給予了極大關注。如探討我國改革開放制度變遷的方式和弊端以及向市場化過渡的三個階段（楊瑞龍，1993）；制度變遷與中國經濟改革的關系（楊友才，2010）等。
關于制度效率的分析，諾思最早建立了實證模型，依據交易成本不同來判斷制度效率高低。并且，他認為，交易成本是不斷增加的，但是交易費用和制度效率并不一定就存在著非常嚴格的負相關關系，在某些情況下存在特殊性。其后，韋森（2001）把制度看作是“約束機制”和“激勵機制”的結合，并據此將制度效率定義為“制度安排本身產生的激勵所引致的經濟增長”。
國內一些學者往往借用經濟學中常見的成本——收益分析法，將制度的運作看作是一種產品，通過衡量其成本和收益的高低來判斷制度效率。如林毅夫（1994）認為，在交易成本相同的情況下，能提供較多服務的制度更有效率。袁慶明（2002）也提到，制度成本包括制度變革過程中的界定、設計、組織等成本和制度運行過程中的組織、維持、實施等費用；制度收益則指制度降低交易成本、減少外部性和不確定性的程度。
（二）制度效率與區域經濟發展水平差異
目前，隨著我國經濟一體化程度持續加深、交通成本急速下降、要素流動性不斷加大、技術低成本快速擴散、政策普惠化明顯、政治經濟體制改革日益深化，區域之間經濟發展差異的根源已經從資源稟賦、區位要素、優惠政策、技術差異等外生變量中陸續抽離并趨于收斂，而應歸結于某種在長期發展過程中逐漸凝結于內部化的因子，其核心就是制度效率的高低。完善的、低運行成本的制度可以提高整個社會運行效率，降低交易成本，增加績效。如果制度缺失、不完善或者自身運行效率太低，會導致社會成員之間的互動過于繁瑣，貨幣成本和時間成本太高，人們為了自身利益最大化而陷入無休止的爭斗之中，整個區域陷入低效率運行狀態，勢必會阻礙經濟發展。
筆者認為，區域制度效率主要體現在兩個方面：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。規范的、有效率的政府是推動社會降低運行成本，進入良性循環的必要條件。對于這一點，新加坡等國的政府調控模式和管理方式已經給出了很好的示范和驗證。其次，政府所供給的制度效率。如果政府所制定的規則能夠有效降低交易成本，減少不確定性和風險，為人們之間的合作提供保障，有效保護產權，為經濟主體提供激勵與約束機制，促進經濟發展以及社會進步，那么制度就是有效率的。兩者的關系在于，只要前者是有效率的，并且有著不斷改善的內在驅動力，那么就會通過政府不斷地試錯、糾錯，以及積極調整，最終會保證供給制度的高效性。如果前者就是低效的，那么也意味著自身并不具備改善供給效率的能力。同時政府所供給的制度效率反過來會影響到其行政效率。
欠發達區域低制度效率的表現
制度效率已經成為區域經濟發展差異和未來發展潛力的決定性因素。制度的低效率導致對生產要素使用的低效率，使得優質要素流出，區域競爭力降低。制度效率作用于區域經濟發展主要體現在兩個方面：發展成本低，社會風險低。很多欠發達區域的經濟發展從一開始就面臨多種約束，如知識存量約束、技術約束、意識形態約束、權利約束等，這些約束共同影響了其制度競爭力和制度效率的提高。在現有的制度框架下，社會運行模式會保持一定的延續性，低效率的制度會得到保留而有效率的制度得不到實施，即傳統的社會制度運行模式還存在著較大慣性，政府和市場之間的界限模糊甚至錯位，既得利益群體所主導的格局導致制度運行的路徑依賴嚴重，具體表現為：
（一）政府對企業的直接干預及暗箱操作
目前仍然存在眾多的政府主管部門通過項目審批、能源、運輸和重要物資的分配與人事任命對企業進行直接或間接干預。這些都會造成企業過多的尋租活動，帶來社會資源的嚴重浪費和企業運行效率的低下。除此之外，暗箱操作現象大量存在，各種行為不能公開透明，績效無法量化。無論是在微觀的企事業單位內部還是在宏觀的城市管理層面，各項事務都較難規范化、制度化、量化處理，信息閉塞，缺乏民主和監督，不能對經濟行為形成良好的激勵。
（二）各部門行政效率極低
和珠江三角洲等發達區域相比，欠發達省份非常明顯的差別在于行政辦事效率極其低下。國際上將政府從業人員人數占地區總人數的比重在1%～3%作為判斷政府機構是否精干和高效的重要標準。但是這一指標在我國很多地區達到5%，甚至10%。很多落后地區多次表面上試圖努力，但始終擺脫不了政府機構“精簡——膨脹——再精簡——再膨脹“的怪圈。除此之外，行政管理費用占財政支出的比例過高，大量的財政收入用于公車、接待、考察等個人消費，以及向下的設租和向上的尋租上。同時，行政手續復雜、程序繁瑣也嚴重影響到企業和個人的經濟效率和日常生活。
（三）民眾的改革意識缺乏
很多欠發達地區的民眾長期陷于這種低效制度，并已經習以為常、思維僵化，甚至沒意識到自身的某些行為會繼續助長這種情況惡化。比如說，大部分東北地區的民眾一旦涉及到辦理與政府公共服務相關的業務時，第一個想法就是尋求相關政府部門熟人的幫助，這種“人情思維”在欠發達地區普遍存在。在這種氛圍下，社會各部門各行業的工作人員都嚴重缺乏服務意識和市場化意識，普遍的人為設置關卡和障礙，造成全社會成員彼此成本和精力的內耗。
假說和驗證
制度效率體現在制度安排對于區域人均財富的影響上，本文僅試圖以幾個簡單的指標對該問題進行驗證。
本文假設：第一，各省區的制度效率與各省區的經濟發展水平之間具有正相關關系；第二，政府消費水平與制度效率水平正相關。因為政府消費指政府為社會提供公共服務的支出和政府免費或以較低價格向居民提供的消費貨物和服務所承擔的凈支出。第三，政府工作人員占職工人數的比例與制度效率負相關。第四，地方財政支出和地方財政收入之比與制度效率負相關。第五，行政管理費用占地方財政支出的比例與制度效率負相關。
本文以全國31個省市區的面板數據為基礎，其數據全部來自于《中國統計年鑒2012》。其次，以各省份的人均GDP（RG）表示該地區現階段經濟發展水平高低。其次，從數據的可考核性、可操作性、易得性角度出發，本文選用了四個指標表示該地區制度效率的高低，分別是：各省政府消費支出占最終消費支出的比例（ZX）、政府行政人員占職工人數的比例（ZR）、地方財政支出和地方財政收入的比例（ZC）、行政管理費用占地方財政支出的比例（ZG）。
由于以上五個指標測度單位不同，根據需要，對原始值采用閥值法進行無量綱化處理。公式如下：
Ii=（Xi-Xmin）/（Xmax-Xmin）
其中，Ii 為每列第i個指標無量綱化處理后的值，Xi為每列指標的原始值，Xmax、Xmin分別為參加比較的同列指標中的最大原始值和最小原始值。處理后得到的數據見表1。
根據已經選定的指標體系，利用SPSS17.0統計軟件，進行線性回歸分析，以RG為因變量，ZG、ZX、 ZC、ZR為自變量，根據系數表中的回歸系數，可以得到如下回歸方程：
RG=0.797+0.602ZX-0.365ZR
-0.717ZC-0.540ZG
首先，ZX的系數為正，說明ZX和RG正相關；ZR、ZC、ZG的符號為負，這說明這三者和RG負相關。其次，回歸方程檢驗：F=39.432，在F值分布表中，F0.05（4，26）=2.74，小于F值39.432，這說明了a=0.05的水平下，回歸方程是有顯著意義的。復相關系數R=0.932，表明方程的總體相關性很高。根據F=t2計算出的各指標的F值見表2。
F0.05（1，26）=4.22，上表中只有ZR的F值小于4.22，說明變量ZR對RG沒有顯著影響，其他變量都有顯著影響。
該總體方程以及ZX、ZC、ZG等變量都可以通過檢驗，說明ZX、ZC、ZG都對RG存在顯著影響。ZX的系數為正，說明ZX和RG正相關，且影響系數為0.602，即ZX增加1%，RG會相應增加0.602%；ZC的系數為負，說明ZC和RG負相關，且影響系數為0.717，即ZC下降1%，RG會相應增加0.717%；ZG的系數為負， ZG和RG負相關，且影響系數為0.540，ZG下降1%，RG會相應增加0.540%。
結論及其政策含義
綜上所述，可以看出，各省政府消費支出占最終消費支出的比例、政府行政人員占職工人數的比例、地方財政支出和地方財政收入的比例、行政管理費用占地方財政支出的比例都是決定制度效率的因子，進而都會影響各地區經濟發展水平高低。其中，除了政府行政人員占總職工人數的比例之外，各指標與制度效率都有嚴格的正或負相關關系，政府行政人員占總職工人數的比例與制度效率并不是嚴格的負相關關系。因為政府行政人員的比例并不是越低越好，因為比例過低即人員嚴重缺乏的話反而不能為民眾提供更全面更便捷的公共服務，應該維持在一個合理的比例范圍。
高效率的制度是有效減少發展中的不確定性以及降低社會運行成本，實現區域經濟增長的關鍵。但是，在區域發展過程中，低效率的制度并不必然被高效率的制度所取代。欠發達地區的低效率運行仍然頑固根植于其體制內部，說明對低效率制度的改革異常艱難。提高制度效率的途徑主要有：
（一）地方政府權力限定
政府的根本職能是為企業的生產經營與市場的有序運行提供全方位的服務，實現政府宏觀發展目標與企業微觀決策行為的有機藕合。政府行為的選擇應謹慎，明確權力界限，權力過大或過小都不能確保社會經濟的正常運轉。首先，必須對地方政府的權力予以適當約束，樹立正確的思維方式和價值取向，才能保證制度安排不偏離效率的軌道。其次，妥善處理政府和市場的關系，逐漸清晰兩者的邊界，同時也要適當為民間的制度創新提供空間。政府應通過各種制度改革致力于提高民眾的利益，而不是利用權力在現有的資源分配內與民爭利，從而導致出現制度悖論。
（二）克服制度慣性和路徑依賴
制度改革具有明顯的路徑依賴特性，一種制度是否高效都會長期存在并影響其后的制度安排。發達地區往往是沿著良性循環的軌道，資本流動性增強，交易成本降低，社會風險分散，制度效率較高。而欠發達區域則往往沿著效率低下的路徑下滑，甚至被鎖定在某種狀態下難以自拔。當落后區域固執于一個制度框架時，則無法擺脫其所限定的政府職能、意識形態、市場化程度、產權結構等制度因子的影響，改革與創新只能在有限的范圍內和范式下進行。只有打破這種制度慣性，勇于承擔轉變所需要的成本和陣痛，實質性的制度效率提高才有可能。
（三）社會提供可置信的承諾
諾斯（1994）寫道：“一個社會可得的技術潛力之所以不能實現，在于其游戲規則所暗含的激勵結構未能有效地促進生產性努力”。在所有的制度安排中，最核心的就是界定良好的產權制度、強有力的法治制度、高度的契約精神和誠信意識。這些都能保證社會可以提供可置信的承諾，幫助經濟主體建立合理明確的交易預期，減少不確定性和風險，降低交易費用，把阻礙市場各經濟主體之間安全交易的摩擦系數降至最低，建立起與高效率制度相適應的社會信用結構和體系。
（四）提高政府行政效率
政府的制度效率改革包括兩部分，作為制度的重要供給者所提供的制度產品的效率提高，以及政府自身的行政效率提高。欠發達區域政府行政效率極低是導致較高社會摩擦和內耗的重要原因。首先，應推進行政方式改革，提高政府效能，加強服務意識，全面推行政務公開。二是推進行政審批制度改革，減少審批環節和繁瑣的行政干預，降低民眾的社會活動成本。三是改善行政執法，推進行政執法規范化，減少人為因素的大量干預。最后需要改變對外排斥的區域內部保護方式，加強區域之間的合作與資源共享。
（五）制度系統優化
單獨在某一領域或行業內的制度改革并不足以對區域經濟發展產生實質性影響，需要的是各領域范圍的制度改革相互協調配套及結構合理，提升制度系統的有序性和整體功能，力爭發揮制度的最佳績效。避免出現彼此之間的“不適應”，甚至是沖突，否則制度系統的改革還會成為阻礙。除此之外，還要注重非正式制度的影響和匹配。非正式制度，如行為習慣、文化信仰、社會結構和組織都影響著價值觀念和實施機制的發展，從而壓制了制度改革的靈活性。因此，欲破解經濟發展的制度效率瓶頸，制度整體領域內的種種完善和合理架構也非常重要。
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