工業(yè)經(jīng)濟增長下空間計量淺析

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摘要：利用2001年－2019年內(nèi)蒙古工業(yè)生產(chǎn)總值和生產(chǎn)總值GDP的數(shù)據(jù)，使用GeoDa軟件進行單位根檢驗、協(xié)整檢驗研究了內(nèi)蒙古自治區(qū)各地區(qū)經(jīng)濟增長的長期均衡關系，建立了兩種空間面板模型———空間面板自回歸模型（SAR）和空間面板杜賓型（SDM）；對加入地理因素的內(nèi)蒙古GDP和工業(yè)生產(chǎn)總值進行了分析，來說明內(nèi)蒙古的工業(yè)生產(chǎn)總值和生產(chǎn)總值GDP之間是否有相關性，并分析出了對經(jīng)濟增長有影響的因素，由此找到可以提高工業(yè)城市發(fā)展的方法，加大地區(qū)之間的聯(lián)系，從而為加大工業(yè)經(jīng)濟增長的戰(zhàn)略部署和提高人民生活質(zhì)量提供參考。

關鍵詞：工業(yè)生產(chǎn)總值；固定效應；PVAR模型；空間計量模型

目前對內(nèi)蒙古經(jīng)濟發(fā)展空間計量相關性領域的研究還很匱乏，研究者大多是利用傳統(tǒng)計量方法對內(nèi)蒙古經(jīng)濟發(fā)展進行實證研究。但傳統(tǒng)計量方法忽視了地理空間的異質(zhì)性，這就會使結果與真實值不符，而結合空間數(shù)據(jù)分析和建模技術以及地理信息系統(tǒng)的空間計量經(jīng)濟學，現(xiàn)已廣泛應用于經(jīng)濟政策的分析。內(nèi)蒙古在2018年工業(yè)增加值為5461．52億元，同比增長6．9％。同年規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)實現(xiàn)利潤1409．4億元，同比降低2．9％。由此看出，2018年的工業(yè)在各個方面都基本有所增加，但是相較于以往，還是有明顯的降低。而從2010年算起，工業(yè)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)也是相當不樂觀，工業(yè)增加更是一路下滑。2018年內(nèi)蒙古的GDP相較于2017年有所增加，但是2017年是其低谷。雖然說自2010起的生產(chǎn)總值在逐年增長，但是地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)更是自2010年開始急速下跌，由2010年的115一直跌至2017年的104，直到2018年才增長到105．3。由此可見，這兩者之間應該存在一定的關聯(lián)，而當?shù)剡@兩者之間的關系到底是怎樣，關聯(lián)是否穩(wěn)定強大，在這之間是否還有其他的因素摻雜在里面，就是本文所要討論的問題。

1內(nèi)蒙古工業(yè)經(jīng)濟分析

首先，需要對2001年－2018年內(nèi)蒙古的工業(yè)生產(chǎn)總值及GDP的數(shù)據(jù)進行檢驗。

1．1平穩(wěn)性分析的單位根檢驗

首先，對內(nèi)蒙古GDP進行單位根檢驗，包括LLC檢驗和Fisher—ADF檢驗，結果見表1所示。由表1可以看出，對于內(nèi)蒙古GDP和工業(yè)生產(chǎn)總值的LLC檢驗中，根據(jù)檢驗結果為數(shù)據(jù)不存在相同的單位根，即數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。

1．2協(xié)整檢驗

對內(nèi)蒙古GDP和工業(yè)生產(chǎn)總值進行Kao檢驗和Westerlund檢驗，檢驗結果見表2。通過表2和表3可以看出除了P值均＜0．05，即認為內(nèi)蒙古的GDP與工業(yè)生產(chǎn)總值存在長期未定的均衡關系。

1．3最佳滯后階數(shù)的確認

確定最佳的滯后階數(shù)要在因果檢驗之前完成，而且它的確認需要使用平穩(wěn)的數(shù)據(jù)（差分過了的平穩(wěn)數(shù)據(jù)）來做?？梢钥闯?，標記星號的是最佳的滯后階數(shù)，不管是AIC，BIC或HQIC都認為滯后二階是最佳的選擇，在這里，選擇最小的BIC得出的結論。

1．4Granger因果檢驗

確定好最優(yōu)滯后階數(shù)后，做Granger因果檢驗，觀測數(shù)據(jù)之間是否存在因果關系，結果見表5。由表5，P值為0，即認為內(nèi)蒙古的GDP和工業(yè)生產(chǎn)總值存在著因果關系。根據(jù)本章的數(shù)據(jù)分析可以看出面板向量自回歸模型，可以反映出現(xiàn)實中經(jīng)濟發(fā)展的趨勢，內(nèi)蒙古工業(yè)經(jīng)濟增長對其生產(chǎn)期具有顯著的正和反推動作用。

2基于空間面板模型的工業(yè)經(jīng)濟增長分析

2．1檢驗

在使用空間計量模型之前，必須檢驗是否存在空間效應，即是否存在空間自相關性。首先需要建立空間權重矩陣，筆者使用Queen權重矩，即如果兩個地區(qū)之間由相鄰的邊或點，則在矩陣中顯示1，反之，如果兩個地區(qū)之間毫無聯(lián)系的邊或點，則顯示為0。通過LM檢驗，LR檢驗和Wald檢驗對模型進行自相關性的檢驗。LM檢驗檢驗的是隨機效應，就是說檢驗選擇隨機效應模型還是混合效應模型；Wald檢驗和似然比檢驗（LR檢驗）來判斷選擇固定效應模型還是混合效應模型。LM檢驗結果：由以上結果可以看出，P值都是＜0．05否定原假設認為序列無自相關性，都認為有自相關性。其次對數(shù)據(jù)進行固定效應的檢驗：由結果可得到固定效應存在異方差性。而對于自相關性的檢驗得出存在自相關性。因為存在異方差，所以對模型進行修正。修正之后。R2為0．9以上，F(xiàn)為425．12，P值為0，在95％的置信區(qū)間中認為方程可靠。異方差消失，原方程更具有代表性。

2．2模型的選擇

對模型進行Hausman檢驗，結果如下：P值為0．0053，所以該模型應選擇固定效應模型。2．3模型分析及效應分析通過Hausman檢驗，我們選取固定效應模型來完成之后的模型建立。通過檢驗發(fā)現(xiàn)并修正表示出來了異方差。并且得到了兩個變量之間的各種效應的數(shù)據(jù)。為了比較出這兩種模型，空間面板杜賓模型和空間面板自回歸模型誰的擬合程度更高，則需要對比每個模型中l(wèi)oglikelihood和R2的大小，數(shù)值越好的模型擬合程度越優(yōu)秀。根據(jù)結果顯示，使用固定效應的空間面板杜賓模型的擬合程度更好一點。根據(jù)以上結果顯示，使用固定效應的空間面板杜賓模型的擬合程度更好一點。效應分為直接效應，間接效應和總效應。在本文直接效應就是工業(yè)生產(chǎn)總值對工業(yè)生產(chǎn)總值和內(nèi)蒙古生產(chǎn)總值的影響。間接效應，用例子表示，就是呼和浩特周邊的盟市（包頭等城市）對呼和浩特的生產(chǎn)總值的影響?？傂褪乔皟烧咧停簿褪撬械挠绊懠釉谝黄?。我們可以看出，直接效應的P值為0．006，不是很顯著，也就是說給地區(qū)的自變量對該因變量的影響不是很明顯。而通過大P值的間接效應反映出來的結果是周邊的地區(qū)對這個地區(qū)的影響很大。結果所示，工業(yè)生產(chǎn)總值的間接效應和直接效應都是正值，是正向的促進作用。且其直接效應通過了5％的顯著性水平檢驗，而間接效應也通過了10％的顯著性水平檢驗，兩者之間的相互作用，證明了內(nèi)蒙古自治區(qū)區(qū)域工業(yè)經(jīng)濟的生產(chǎn)水平的上漲，不僅僅對本市的發(fā)展有好處，更會帶動周邊城市的發(fā)展，但是這種正向的發(fā)展對本市的發(fā)展的效果比對周邊城市的效果更好一些，兩者之間相輔相成，各個城市之間相互協(xié)同，相互合作。而總效應為正值，這就表明對本市和鄰市的空間溢出效應是有正向的經(jīng)濟效果的。一個地區(qū)的工業(yè)生產(chǎn)發(fā)展起來，對該市的經(jīng)濟引入和人才引進有著非常好的效果，就更能帶動人們的生活水平。這為今后內(nèi)蒙古自治區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，以及人們的物質(zhì)文化生活有了更好的保障。

3結論

首先對數(shù)據(jù)進行了描述性分析，得到一些基本的信息之后對數(shù)據(jù)進行檢驗，通過檢驗，得到兩者皆不存在單位根，并進行了協(xié)整分析，通過格蘭因果檢驗得到兩者之間存在著因果關系。發(fā)現(xiàn)內(nèi)蒙古自治區(qū)的生產(chǎn)總值對工業(yè)經(jīng)濟增長短期和長期均有顯著的正反的推動作用，工業(yè)生產(chǎn)總值和生產(chǎn)總值GDP的增加，也會對自身產(chǎn)生滯后的影響。之后選擇空間自相關性模型和空間杜賓模型。并根據(jù)模型顯示出的直接效應，間接效應和總效應，得出結論如下：①內(nèi)蒙古自治區(qū)的生產(chǎn)總值GDP與工業(yè)生產(chǎn)總值之間存在著協(xié)整關系，也就是說，兩者之間存在著長期的均衡關系。②當?shù)氐腉DP不僅對當?shù)氐腉DP和工業(yè)生產(chǎn)總值有著影響，還對臨近的地區(qū)也有著一定的影響作用。在這種正向的影響下，人們的物質(zhì)生活水平，精神水平都會得到提高，內(nèi)蒙古自治區(qū)的資金注入和人才注入也會有所增加。③工業(yè)生產(chǎn)總值和生產(chǎn)總值GDP之間具有顯著的正向促進效果。在這個經(jīng)濟政策多樣性的環(huán)境下，人口流動加速，對自己和鄰近的地方都有正向促進作用。

作者:李德榮 唐俊 趙娜 單位:內(nèi)蒙古科技大學理學院