| 空间误差模型就是用来处理“干扰项的空间自相关”。将空间自相关设定在误差项，消除因空间自相关所造成的干扰，使得估计到的回归系数更加准确。模型如下（Anselin，1988）：
其中， 为 的被解释变量向量； 为 解释变量矩阵； 为 的传统解释变量的回归系数向量； 为误差项，修正后可以表示如下：
 ，
其中， 为空间自回归系数； 为 空间权重矩阵； 为的修正误差向量。
2．空间延迟模型（SLM）
空间延迟依赖（SpatialLagDependence）认为空间自相关存在于空间延迟变量中，即除了传统自变量外，在模型内另外引入邻近地区因变量的观察值来呈现空间自相关的影响。空间延迟模型就是用来处理“实质性的空间自相关”，将空间自相关设定在因变量的延迟项，消除因空间自相关造成的干扰。模型为（Anselin，1988）：
 ，
其中为的被解释变量向量；为解释变量矩阵；为的传统解释变量的回归系数向量；为空间权重矩阵； 空间延迟， 为空间自回归系数。
由于空间数据可能存在自相关，此时不宜采用 。Anselin（1988）建议使用最大概似法（ML）或一般动差估计法（GMM）。本文使用ML进行回归系数估计。
三、资料来源与变量选取
本研究的资料来源于《浙江省统计年鉴》、《中国统计年鉴》和《中国城市统计年鉴》等2008年的统计数据，研究对象为浙江省的69个县级市，共345个样本值。选取的有关变量定义如下。
（一）因变量—人均收入（Y）
人均收入为各县市的GDP除以各县市的总人口。这里使用自然对数表示经济增长，单位人民币。
（二）自变量
1．内生增长变量
（1）资本存量（K）。资本存量数据参考张军等（2004）对中国资本的估计方式，设定资本存量如下： 。其中 、 分别为 期、 期资本存量，利用全社会资本估计固定资产衡量； 为折旧率，假设为 ； 为期固定资本形成总额。
（2）人力资本。本研究参考Ying（2003）的说明，以浙江省各县市人均科学及教育投资（R&D）以及专业技术人员占总就业人员比例（PH）两个变量表示区域人力资本存量。
2．制度变量
对制度因素的估计而言，大部分学者以非国有化率、市场化程度、国家财政收入占GDP的比重以及对外开放程度等四个指标，来衡量中国的制度变迁。本研究以私营企业员工占整个就业人数的比例（NE）和外国投资（FI）两个变量标识区域制度变量，分析浙江省的经济环境是否有利于经济增长。
（三）空间权重矩阵的设定
由于要考察空间邻近性是否影响经济增长，在此对邻近关系进行定义，将空间权重矩阵设定如下。
1．邻接关系
多数实证研究一般根据行政区的相邻性（Contiguity）定义邻接关系。设定两空间单位若为共同边或者共同点的情况互为邻居，当相邻层级为1时，表示两空间单位边界接壤，用WQ1表示。当相邻层级为n时，表示两个空间单位之间相隔n-1个空间单位。如WQ2表示间隔在一个空间单位内的行政区域，都有邻接关系。
2．距离关系
为避免因为岛屿或者其他因素，使得某一行政区域没有邻居的情况，需要以行政单位之间的距离定义邻接关系。如果两个空间单位的距离在一个门槛值之内，则表示互为邻居。可用Wd50、Wd100等表示。例如Wd50表示若某一单位距离目标空间单位在50公里内，则该空间单位与目标空间单位有邻接关系。
四、实证分析
本研究针对浙江省县域经济增长聚集以及差异的成因，利用2008年的横截面数据，分别用传统回归模型（OLS）、空间延迟模型（SLM）和空间误差模型（SEM），进行实证分析。
（一）最小二乘法（OLS）估计结果分析
首先，我们利用浙江省2008年的横截面资料，对其区域经济增长进行实证分析，利用传统的OLS回归模型检验内生增长假说与制度增长假说，模型如下：
首先验证模型是否存在多重共线性问题。表1为各自变量的变异系数膨胀系数（VIF），可以看出各自变量的VIF值均不高，说明本模型不存在多重共线性问题。
表1：变异系数膨胀系数（VIF）
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变量
|
VIF
|
|
资本存量（自然对数）
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2.12
|
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人均R&D（自然对数）
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1.57
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专业技术人员比例
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1.42
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私营企业员工比例
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1.4
|
|
外国投资（自然对数）
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1.22
|
|
Mean VIF
|
1.54
|
注：VIF>10说明存在严重的多重共线性
表2第一栏为OLS回归模型估计结果。可以看出，资本存量的回归系数为正，显著性水平为1%；在人力资本变量中，人均R&D和专业技术人员比例的系数均为正，且达到1%的显著性水平，符合预期，支持内生增长理论假说。制度变量方面，外国投资的系数为正，显著性水平达到1%，符合预期。但私营企业员工比例的系数小于0，且不具统计显著性，不符合我们的预期，不支持制度增长假说。 2/3 首页 上一页 1 2 3 下一页 尾页 |
