基于地理加权回归模型的县域经济发展的空间因素分析——以辽宁省县域为例

2005年第5期(总第172期)
学术论坛
ACADEM IC　FORUM
NO.5,2005
(Cumulatively NO.172)
基于地理加权回归模型的县域经济发展的空间因素分析
———以辽宁省县域为例
苏方林
(华东师范大学资源与环境科学学院,上海200062)
[摘　要]普通最小二乘法(OL S)只能是在全局或者平均意义上对参数进行估计,无法反映空间局部的变化,故其不能揭示空间依赖性;地理加权回归(GWR)可以在空间上对每个参数进行估计,更能反映经济变量之间的空间依赖性。

文章使用地理加权回归(GWR)方法,以辽宁省27个县为例,研究县域经济的空间差异。

通过研究发现,人均G DP与在岗职工人数占总人口的份额(UL)呈正相关,绝大部分县的工业化水平却与人均G DP呈负相关,其他的经济变量也反映出县域经济发展是有空间差异的,这也说明GWR 比OL S更能反映经济变量的空间依赖性。

[关键词]空间依赖性;地理加权回归(GWR);县域经济;辽宁省
[中图分类号]F23 [文献标识码]A [文章编号]1004-4434(2005)05-0081-04
一、引　言
当前,辽宁经济成了学术界和政府部门的研究热点之一。

辽宁省国有经济占有很大比重,由于体制、管理等方面的原因,在计划经济向市场经济转轨过程中,普遍存在适应市场能力低、企业效益差、经济增长乏力的问题。

国内学者对辽宁经济进行了多方面研究,但多从产业角度进行研究,如王景升(2002)研究了辽宁国有经济的发展现状;郝忠胜、蔡得久(2002)分析了辽宁工业竞争力等等,而从县域经济角度研究辽宁经济的文献并不多见,夏本力、刘景新(2001)通过比较江浙两省县域经济的发展对辽宁县域经济进行了一定的探讨。

由于县域经济是中国国民经济中具有综合性和区域性的基本单元、国民经济的基本支柱和协调城乡关系的重要环节,因此,研究辽宁县域经济的发展有实际意义。

根据Tobler(1970)的地理学第一定理“在地球上,任何事物都和其它事物有关系,但是距离近的比距离远的关系更大”,因此,县域经济发展具有空间依赖性。

普通最小二乘法(OL S)只能是在全局或者平均意义上对参数进行估计,其无法反映空间局部的变化,也就不能揭示空间依赖性;由Fotheringham,Charlton,Brunsdon(1996)首先提出来的地理加权回归(GWR)可以在空间上对每个参数进行估计,更能反映经济变量之间的空间依赖性。

Y efang Huang,Y ee Leung(2002)用地理加权回归模型首次研究了江苏省75个县的工业化水平。

本文尝试使用地理加权回归(GWR)模型,以辽宁省27个县为样本,探讨县域经济发展的空间差异,进而提出相关对策措施。

二、地理加权回归(GWR)模型
考虑如下的全局回归模型:
[收稿日期]2005-03-20
[基金项目]国家自然科学基金项目(10461002);广西哲学社会科学“十五”规划课题(03BJL008) [作者简介]苏方林(1971—),男,广西桂林人,华东师范大学资源与环境科学学院博士研究生,广西师范大学经济系讲师,研究方向:空间计量经济学。

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Y i =αo +
∑
k
αk χik +εi (1)
利用普通最小二乘法可以得到全局的参数估计向
量:
α=(X T X )21X T Y (2)
其中α是由参数估计值向量,X 是自变量观测值组成的矩阵,它的第一列的元素为1,Y 是由因变量观测值组成的变量。

GWR 方法考虑了局部的参数估计,把模型(1)推广为:
Y i =αo (U i ,V i )+
∑
k
αk
(U i
,V i )χik +εi
(3)其中(U i ,V i )是第i 个样本点的空间坐标,αk (U i ,V i )是连续函数αk (U ,V )在i 点的值。

如果αk (U ,V )在空间保持不变,则模型(3)就变为全局模型(1)。

因此GWR 方程(3)考虑到了空间变化关系,GWR 估计值是
α(U i ,V i )=(X T W (U i ,V i )X )-1X T W (U i ,V i )Y (4)其中W (U i ,V i )是距离权重矩阵。

地理加权回归方法的主要贡献是使用数据子
样本的距离权重在空间上对每个点进行局部线性回归估计。

参数估计的每个集合是基于邻近观察值的子样本的距离加权,因此在空间经济学上有重要的意义。

笔者采用高斯函数来构建加权函数,使用交叉确认(CV )方法与核密度估计求得“带宽”,然后进行地理加权回归计算。

三、县域经济发展的空间变化
根据地理学第一定理,辽宁省经济发展的空间
变化可能是存在的,如经济增长快的城市会对周围的城市的经济增长产生影响,县域经济发展也是如此。

有很多社会、经济、地理的因素影响县域人均国内生产总值,考虑到县级城市的指标和县的指标不一致,所以本文只研究辽宁省27个县的经济发展状况。

本文确定的因变量是人均国内生产总值(GP ),自变量有在岗职工人数占总人口的份额(UL )、衡量工业化水平(工业总产值占工农业总产值的份额)的指标(IIAV )、固定资产投资额(FI )、乡镇企业总产值占工农业总产值的份额(TIA )、工业企业总产值(IV )、农业总产值(AV )[1]。

首先用普通最小二乘法研究全局(或者平均意义上)人均国内生产总值(GP )和自变量之间关系,分析得到的结果如下:
GP =4064.5+24690UL -5762IIAV -0.0119FI +1652.2TIA +0.0107IV -0.0092AV
t 值　1.42　2.85　-1.66　-0.62　1.56
　3.42　-0.77
R 2=0.6451,R -2
=0.5390,dw =1.4972,AIC =
492.346
从上面的结果可以知道最小二乘法模型只解释了人均国内生产总值(GP )总变异的64.54%。

其次采用GWR 模型(3)来分析研究辽宁省27个县的人均国内生产总值(GP )和自变量的空间变化关系,计算结果如表1所示。

由于GWR 模型与OL S 模型的AIC 之差大于3,因此GWR 模型(3)比OL S 模型(1)模拟的效果要好。

从表1中可以看出:常数项的估计值在OL S 方法下是正值,在GWR 方法下则有正有负;IIAV 的估计值在OL S 方法下是负的,但在GWR
下有正有负,参数FI ,TIA 和AV 有类似的情形。

即使在两种方法下参数估计值符号都保持不变,但
在不同的样本点也是不相同的。

以上事实说明自变量对GP 的影响是有空间变化的,同时辽宁县域经济发展也是有空间变化的。

表1的第1列是常数项的参数估计值,显示沿海地区县的常数项估计值比内陆地区县的大。

常数项估计值从南到北按梯度降低,这说明辽宁省县域经济间差异是存在的,靠近海的县经济基础较好,远离海的县经济基础较差。

UL 参数估计值
(表1中第6列)显示高的估计值集中在北部,低估计值集中在沿海,在其他变量保持不变的情况下,北部的县的在岗职工数占总人口的份额(UL )对人均国内生产总值比沿海县敏感。

在全局模型中UL 的参数估计值是24690,只有台安县的GWR
估计值(22768.54)和它相近;另外黑山、盘山、岫岩、建昌4县的估计值都小于24690,其余各县的估计值都大于24690。

由表1第7列可以看出绝大部分县(包括沿海、西部县)的IIAV 估计值都是负的,只有北部几个县的估计值是正的,这说明绝大部分县的工业化水平对人均G DP 有负的影响,只有少数几个县的工业化水平对人均G DP 有正的影响。

这可能是由于企业在当时处于转型时期,原来的比较优势已经变成了劣势所致。

而表1第3列则显示9个县的固定资产投资(FI )的估计值是负的,这和全局模型估计的一样,说明这7个县的固定资产投资是无效的,对人均国内生产总值有负的影响;但在局部的GWR 估计值中其他县的固定资产投资估
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8
计值都是正的,比较符合实际情况。

表1:地理加权回归模型的参数估计值(AIC=505.4104)
县名常数项FI IV AV UL IIAV TIA R2昌图-1013.74850.00930.0080-0.011449861.04001051.1602412.11900.8764西丰-2942.26540.04170.0058-0.016054363.98003385.9022396.02080.8778康平304.5662-0.01160.0098-0.007049560.0800-1746.01111074.40560.8311彰武1232.7992-0.01670.01090.000148361.5300-5299.48621995.14220.8085法库613.8155-0.01160.0097-0.007250250.7000-2296.86321288.81880.8153清原-3493.41280.05610.0045-0.018856310.67004193.2796505.32680.8500阜新-516.52270.01080.0077-0.012750951.5500323.9491819.93320.8343新宾2413.2801-0.00370.01080.008935931.1100-8505.68582609.18470.8184抚顺-2374.26210.05160.0046-0.019955124.44003149.1738616.00040.8262建平67.59340.01230.0074-0.013951295.9000-319.08021022.33840.8136黑山5923.83400.00040.01110.008112234.9300-11507.73112232.77090.9413桓仁2175.8115-0.01000.01100.005544446.3000-7769.87602406.01290.8056辽中-3495.53830.07110.0033-0.022857397.60004741.4106409.89070.8236本溪2315.1463-0.01790.0109-0.001249556.2000-6329.76421986.60280.7902义县1076.95790.01300.0072-0.015450884.8100-1261.03281112.97570.7985台安4019.50290.00820.01040.013122768.5400-10599.08342599.46030.8342盘山5786.72540.00650.01090.011412198.9400-11940.58982354.26760.8962宽甸2718.5984-0.01170.01100.004146020.2200-8079.02652249.19840.7984辽阳2685.7611-0.01830.0109-0.002149518.1000-6544.07501912.56840.7866喀喇3514.74330.00670.01040.012432124.7900-10197.58122519.22870.8209大洼2581.7521-0.01730.0103-0.006050220.9000-5301.66731679.30350.7835岫岩4595.82080.01360.01020.014519863.5200-11326.61002506.64570.8412建昌6389.44340.00460.01100.009611203.0200-12241.31352160.98780.9604绥中3641.31710.00770.01030.012632115.8700-10356.78032482.63780.8214长海3617.58770.00690.01040.012333340.2200-10301.05672457.63410.8200铁岭3768.50850.00920.01030.013130945.0900-10527.96442474.09500.8232朝阳3699.12050.00720.01030.012233751.4500-10378.93322421.23730.8198
本文的数据来源于《2000年辽宁省统计年鉴》。

另外从表中还可以看出:西部的阜新和黑山两县的乡镇企业总产值占工农业总产值的份额(TIA)的估计值位于最高的组,沿海的县次之,北部的县最低,说明沿海的乡镇企业较活跃;所有县的IV估计值都是正的,但估计值都不大,说明工业总产值对人均国内生产总值的影响不大;有13个县农业总产值(AV)的估计值是负的,这和普通最小二乘法(OL S)所得到的结果相一致,全局模型只适用这13个县,说明这13个县的农业总产值对人均G DP有负的影响,14个县的农业总产值对人均G DP有正的影响。

这进一步证实GWR比OL S 更能反映经济要素的空间变化。

四、结果及其需要进一步研究的问题
通过应用地理加权回归(GWR)分析可以知:辽宁省27个县的县域经济发展确实存在着空间差异。

首先,各县城市化水平(UL)对人均G DP高度敏感,有条件的县可以通过加快城市化的进程来提高人均G DP。

其次,大多数县的工业化水平和人均G DP负相关。

这个结论具有特殊性。

笔者对此的解释是,辽宁省作为老工业基地,其第二产业附加值占其国内生产总值从1953年以来一直在50%以上,直到2001年才低于50%,工业对辽宁省国内生产总值作出了重大贡献。

之所以大部分县的工业化水平对人均国内生产总值产生负影响,
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主要原因可能是:一方面国有企业是辽宁省工业的主体,国有企业由于众所周知的原因而一直效率低下;另一方面,辽宁省没有能够及时调整产业结构,致使许多老工业企业在走下坡路的同时,新的工业企业没有能够脱颖而出。

当然,这个问题还有待于作进一步研究。

由于篇幅有限,本文对此就不展开分析。

这个结论的政策含义是,辽宁省很有必要优化其产业结构,提高工业的质量与附加值。

同时也说明,地理加权回归方法比最小二乘法更能反映空间依赖性,OL S模型只解释了人均国内生产总值的总变异的64.54%,而GWR模型的拟和度也反映了空间变化:最小值是0.7835,最大值是0.9604,平均值是0.8339,进一步说明GWR 比OL S更好地反映了辽宁省27个县的经济发展变化。

[参考文献]
[1]王景升.辽宁国有经济发展的现状分析[J].财
经问题研究,2002,(12).
[2]郝忠胜,蔡得久.辽宁工业竞争力分析[J].财经
问题研究,2002,(11).
[3]夏本力,刘景新.为辽宁县域经济的发展加足
“马力”———江、浙两省县域经济发展对我省的启示[J].辽宁财税,2001,(12).
[4]2000年辽宁省统计年鉴[M].北京:中国统计
出版社,2001.
[5]Fotheringham AS,Charlton M,Brunsdon C.
(1996),“The geography of parameter space:An investigation of spatial nonstationarity”,Inter2 national Journal of G eographical information Sys2 tems,10(5):605～627.
[6]Tobler W.R.(1970),“A computer movie simu2
lating urban growth in the Detroit region”,Eco2 nomic G eography,(46):234～240.
[7]Y efang Huang,Y ee Leung.(2002),“Analsing
regional industrialization in Jiangsu province us2 ing geographically weighted regression”,J.G eo2 graph.Syst,(4):233～249.
[责任编辑:罗运贵]
(上接第63页)
2.隐蔽思想政治教育的意图,淡化被教育者的“受教育”意识。

所谓隐蔽思想政治教育意图,就是思想政治教育者在充分理解思想政治教育内涵的基础上,在日常生活教育中尽可能不暴露自己的目的,改变教育对象总是以被动、应付的态度去接受思想政治教育的状况,淡化他们“受教育者”的角色意识。

在充分的自主意识的支配下,自觉自愿或在不知不觉中接受思想政治教育的内容,实现思想政治教育的终极目的。

前苏联教育家苏霍姆林斯基说过:教育者的教育意图越是隐蔽,就越是能为教育的对象所接受,就越能转化成教育对象自己的内心要求。

这不仅是现代思想政治教育形式上的要求,也应该成为指导思想上的要求。

3.身体力行,榜样示范。

在日常生活中,语言是思想政治教育者传递信息的主要方式,但不是最有效的方式。

思想政治教育者应该把所要传递的教育内容转化为自己的行动,以实际行动去感染受教育者,让受教育者自己思考、自己学习、自己模仿,从而把所要传递的教育内容内化到自己的心中,起到思想政治教育的效果。

总之,思想政治教育具有明显的时代特征,时代不同了,其方法也必须与之相适应。

在知识革命的背景下,对话已成为人们思想感情交流的一种基本方式。

因此,我们必须以全新的视角审视传统思想政治教育的方法,用人性化对话的思想政治教育方法取代原有的主客体间传统的单向关系的方法,以保证思想政治教育取得良好的时代效果。

[参考文献]
[1]单玉.政治教育:从灌输走向对话[J].北京青年
政治学院学报,2003,(3).
[2]孙其昂.社会学视野中的思想政治工作[M].北
京:中国物价出版社,2001.
[责任编辑:胡彩芬]
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