焦 兵，李方超

（西安財經(jīng)學(xué)院資源環(huán)境與區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究中心，陜西 西安710100）

“十一五”期間，我國油氣資源富集區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了巨大成就，西部地區(qū)和東北地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增速均高于全國平均水平。2011年全國GDP增速居前的六個省區(qū)分別為：內(nèi)蒙古（15.2%）、四川（15%）、湖 北 （14.8%）、陜 西 （14.6%）、安 徽（14.5%）以及遼寧（14.3%），其中油氣資源富集省區(qū)——四川、陜西以及遼寧，就占了3席①根據(jù)各省2011年經(jīng)濟(jì)發(fā)展公報計算得出，統(tǒng)計數(shù)據(jù)均未包括香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)和臺灣省。。油氣資源富集省區(qū)良好的經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)顛覆了傳統(tǒng)的“資源詛咒”假說，支持了油氣資源開發(fā)能夠帶動區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的經(jīng)濟(jì)發(fā)展思路。油氣資源富集省區(qū)的經(jīng)濟(jì)何以取得如此顯著的進(jìn)展？原因是多方面的，但是油氣資源產(chǎn)業(yè)的空間集聚是最重要的影響因素。一方面油氣資源產(chǎn)業(yè)的空間集聚有效地促進(jìn)了資本、技術(shù)以及人才的集中，從而提升了油氣資源開發(fā)對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用；另一方面油氣資源產(chǎn)業(yè)的空間集聚對關(guān)聯(lián)制造業(yè)產(chǎn)生了顯著的溢出作用，間接拉動了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。

近年來，國內(nèi)外大量文獻(xiàn)對產(chǎn)業(yè)區(qū)位選擇、地理集中和空間集聚問題進(jìn)行了深入的研究。新古典區(qū)位論強調(diào)資源稟賦、市場潛力等先天優(yōu)勢對產(chǎn)業(yè)集聚的影響（Kim，1999；Ellison，1999），而建立在規(guī)模報酬遞增和不完全競爭市場等假設(shè)基礎(chǔ)上的新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)則認(rèn)為，規(guī)模經(jīng)濟(jì)和外部效應(yīng)是導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)地理集中的關(guān)鍵因素（Thisse，2011；Murata，2003）。國內(nèi)學(xué)者大都是沿著新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的研究路徑開展研究工作（金煜、陳釗、陸銘，2006；路江涌、陶志剛，2007）。直到2010年之后，國內(nèi)學(xué)者才逐漸開始關(guān)注新古典區(qū)位論的研究路徑（李超、覃成林，2011），但是目前探索性研究工作都局限在制造業(yè)或者服務(wù)業(yè)領(lǐng)域，而上述產(chǎn)業(yè)部門的馬歇爾外部性特征比較明顯，資源稟賦優(yōu)勢則相對次要，因此在實證檢驗過程中往往得出資源稟賦因素不顯著的結(jié)論。油氣資源產(chǎn)業(yè)由于自身產(chǎn)業(yè)特點使其成為研究現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)空間地理分布的理想樣本，但是國內(nèi)對于油氣資源產(chǎn)業(yè)的空間地理分布問題及其成因的實證研究幾乎還是空白。有鑒于此，本文首次嘗試?yán)每臻g數(shù)據(jù)分析工具討論我國油氣資源產(chǎn)業(yè)的空間分布狀況及其影響因素。

1 中國油氣資源產(chǎn)業(yè)地理分布的空間格局演變

判斷我國油氣資源產(chǎn)業(yè)空間地理分布狀況，一般可通過測算Moran's I指數(shù)進(jìn)行檢驗。在空間統(tǒng)計分析中，Moran's I指數(shù)一般分為全局Moran's I指數(shù)和局部Moran's I指數(shù)。

本文在進(jìn)行統(tǒng)計分析過程中所用到的各省區(qū)石油和天然氣開采業(yè)和石油加工及煉焦業(yè)等產(chǎn)業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值以及全部工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)來自于各省統(tǒng)計年鑒，全國數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》。

1.1 全局Moran's I指數(shù)

從計算結(jié)果來看（圖1），2000年以來，油氣資源產(chǎn)業(yè)的上游——石油和天然氣開采業(yè)的全局Moran's I指數(shù)都大于0.1，而油氣資源產(chǎn)業(yè)的下游——石油加工及煉焦業(yè)的全局Moran's I指數(shù)卻小于0.1，由此可見，我國油氣資源產(chǎn)業(yè)上游呈現(xiàn)強空間集聚狀況，而下游卻呈現(xiàn)弱空間集聚狀況，上下游之間的空間集聚度并不匹配。

從時間變動趨勢可以看出，油氣資源產(chǎn)業(yè)上下游的全局 Moran's I指數(shù)在2000～2005年的“十五”期間空間集聚水平是不斷下降的，而2006年開始的“十一五”期間，這一下降趨勢得到扭轉(zhuǎn)，油氣資源產(chǎn)業(yè)上下游的空間集聚水平恢復(fù)上升，2010年已經(jīng)恢復(fù)到2000年的水平，而石油天然氣開采業(yè)甚至在數(shù)值上超過2000年，這說明在“十一五”期間，我國油氣資源產(chǎn)業(yè)政策發(fā)生了重大變化，推動油氣資源產(chǎn)業(yè)走上空間集聚發(fā)展道路已經(jīng)成為國家的政策取向。

圖1 我國油氣資源產(chǎn)業(yè)全局Moran's I指數(shù)變化圖

1.2 局部Moran's I指數(shù)

全局Moran's I指數(shù)的分析發(fā)現(xiàn)，我國油氣資源上游產(chǎn)業(yè)已經(jīng)呈現(xiàn)出強空間集聚狀態(tài)，而下游也開始出現(xiàn)空間集聚態(tài)勢。但是國內(nèi)哪些區(qū)域?qū)τ蜌赓Y源產(chǎn)業(yè)空間集聚的貢獻(xiàn)度更大，就需要進(jìn)一步討論油氣資源產(chǎn)業(yè)上下游的局部Moran's I指數(shù)。

1.2.1 油氣資源產(chǎn)業(yè)上游空間地理分布

從圖2可以看出，2000年、2005年和2010年我國油氣資源產(chǎn)業(yè)上游的空間地理分布一直非常集中，在2010年處于空間集聚度第一、二等級的區(qū)域包括新疆、青海、陜西和黑龍江四省區(qū)，處于空間集聚度第三、四等級的區(qū)域包括寧夏、甘肅、四川、貴州、河南、山東等省區(qū)。

1.2.2 油氣資源產(chǎn)業(yè)下游的空間分布

從圖3可以看出，我國油氣資源產(chǎn)業(yè)下游的空間地理分布比較分散，但是從2000～2010年間，油氣資源下游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展趨勢是趨于空間集聚。2010年我國油氣資源產(chǎn)業(yè)下游逐漸形成的三大空間集聚區(qū)域包括：一是以山東和遼寧為主體的環(huán)渤海灣地區(qū)；二是以新疆、甘肅為主體的西北地區(qū)；三是由廣東、海南和福建為主體的珠三角地區(qū)。

圖2 2000年、2005年和2010年中國油氣資源產(chǎn)業(yè)上游空間地理分布圖

圖3 2000年、2005年和2010年中國油氣資源產(chǎn)業(yè)下游空間地理分布圖

2 我國油氣資源產(chǎn)業(yè)空間布局的影響因素分析

2.1 模型構(gòu)建

本文引入資源稟賦、市場潛力、專業(yè)化工人的集聚、中間投入品的匯聚、技術(shù)溢出效應(yīng)以及政府政策變量來解釋中國油氣資源產(chǎn)業(yè)的空間地理分布。據(jù)此，設(shè)定的油氣資源產(chǎn)業(yè)空間地理分布的基本計量模型見式（1）。

式中：i表示省份；I是被解釋變量，代表油氣資源產(chǎn)業(yè)全局Moran's I指數(shù)，其數(shù)值越大，表明油氣資源產(chǎn)業(yè)在該區(qū)域的空間集聚程度越高；RE代表人均資源儲量水平，該值越大表明該省資源稟賦越高；MP代表市場潛能；IP、HP和IRD分別代表中間投入品的匯聚水平、專業(yè)化工人的集聚水平以及技術(shù)溢出水平；G代表政府經(jīng)濟(jì)政策；ε為隨機誤差項。

2.2 變量說明

2.2.1 資源稟賦

一般認(rèn)為，資源密集型產(chǎn)業(yè)的地理分布主要依賴于資源稟賦，為了使運輸成本最小化，資源密集型產(chǎn)業(yè)大多布局在資源富集地區(qū)?；谫Y源稟賦度量指標(biāo)的內(nèi)生性問題，本文選取區(qū)域內(nèi)油氣資源儲量占當(dāng)?shù)厝丝跀?shù)比例來反映區(qū)域資源稟賦①以當(dāng)?shù)厝丝诳倲?shù)作為分母，而不是以工業(yè)總產(chǎn)值為分母的，能夠有效避免錯置資源豐裕度的問題。。

2.2.2 市場潛能

借鑒 Harris（2004）方法，市場潛能函數(shù)（Market Potential Function）用其他地區(qū)油氣資源產(chǎn)品最終需求的加權(quán)平均數(shù)來衡量某地的油氣資源產(chǎn)業(yè)市場潛能，其權(quán)數(shù)是區(qū)域間距離的減函數(shù)。具體計算公式見式（2）。

式中，MPLJ表示區(qū)域L的油氣資源產(chǎn)業(yè)市場潛能；Yi是i地區(qū)對油氣資源產(chǎn)品的最終消費水平；DiL是地區(qū)i到L的距離。本文以省會距離為準(zhǔn)來衡量兩省之間的距離。那么，DiL為i、L兩地區(qū)省會城市間的距離；DLL為L地區(qū)內(nèi)部距離。借鑒Redding和Venables（2004）的研究成果，各地區(qū)內(nèi)部距離取地理半徑的2／3，即其中areaL為L省的地區(qū)土地面積。

2.2.3 中間投入品的匯聚

基于 Amiti－Javorcik（2008）的方法以及趙曌等（2012）的改進(jìn)，本文的中間產(chǎn)品投入?yún)R聚指標(biāo)IPjL的計算公式為

2.2.4 專業(yè)化工人的集聚

基于Ellison－Glaeser指數(shù)構(gòu)建方法，本文構(gòu)建出專業(yè)化工人集聚度指標(biāo)HPjL，其具體計算公式為

式中：Hj表示油氣資源產(chǎn)業(yè)勞動力地理集中度，用赫芬達(dá)爾指數(shù)表示，公式為 ，其中Si為第i個地區(qū)油氣資源產(chǎn)業(yè)勞動力人數(shù)占全國油氣資源產(chǎn)業(yè)勞動力人數(shù)的比例，wi表示權(quán)重。

2.2.5 技術(shù)溢出

目前主流的產(chǎn)業(yè)間技術(shù)溢出測度方法采用的是“間接R＆D”測度方法，其計算公式為

式中，RDi表示第i產(chǎn)業(yè)直接的R＆D投入，權(quán)數(shù)ωij表示第i產(chǎn)業(yè)的技術(shù)投入有多大比例溢出到油氣資源產(chǎn)業(yè)，ωij的確定參照胡健等（2010）的技術(shù)距離法來確定。

2.2.6 經(jīng)濟(jì)政策變量

由于國家政策引導(dǎo)對油氣資源產(chǎn)業(yè)發(fā)展至關(guān)重要，因此本文構(gòu)建經(jīng)濟(jì)政策虛擬變量G來衡量政策因素的影響。當(dāng)某省區(qū)建立了國家級或省級的油氣資源重化工基地，則虛擬變量G賦值為1；反之，則賦值為0。

2.3 數(shù)據(jù)來源

本研究采用的數(shù)據(jù)中資源、經(jīng)濟(jì)以及人口類數(shù)據(jù)來自各省統(tǒng)計年鑒，各省各產(chǎn)業(yè)的R＆D投入數(shù)據(jù)來自于各省第二次經(jīng)濟(jì)普查公告，各省會城市間的距離以及省域內(nèi)部距離數(shù)據(jù)是根據(jù)國家測繪局公布的國家基礎(chǔ)地理信息系統(tǒng)中1∶400萬中國地形數(shù)據(jù)庫整理得到的，采用的是歐氏直線距離。

2.4 油氣資源產(chǎn)業(yè)空間地理分布影響因素的空間計量檢驗

當(dāng)模型變量之間存在空間自相關(guān)關(guān)系時②空間自相關(guān)是指一個地區(qū)的樣本觀測值與其相鄰地區(qū)的觀測值顯著相關(guān)。，經(jīng)典的OLS方法便不適合用來進(jìn)行參數(shù)估計。因此在本文實證檢驗中，首先需要進(jìn)行最小二乘法（OLS）回歸估計，判別變量之間是否存在空間自相關(guān)關(guān)系，以及空間自相關(guān)關(guān)系更適于空間誤差模型（SEM）進(jìn)行處理還是空間滯后模型（SLM）進(jìn)行處理；其次，基于Geoda－095i和ArcGIS 9.3空間統(tǒng)計分析軟件進(jìn)行空間計量分析；最后根據(jù)檢驗確定的空間計量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行相應(yīng)的分析解釋。

首先對我國油氣資源產(chǎn)業(yè)的空間地理分布影響因素進(jìn)行OLS檢驗，結(jié)果如表1所示。

表1 OLS估計結(jié)果

從表1可以看出，OLS估計的F值為3.3020，模型整體上通過了1%的顯著性水平檢驗。多重共線性條件數(shù)，非正態(tài)檢驗（Jarque－Bera）以及懷特異方差性檢驗也通過了1%顯著性水平的檢驗，說明模型不存在多重共線性、非正態(tài)分布以及異方差。但是從從空間依賴性檢驗指標(biāo)Moran's I（error）的相伴概率0.0013，可以看出該模型存在顯著的空間自相關(guān)問題，模型設(shè)定忽視了截面單元之間的空間相關(guān)性。

同時，表1中OLS估計的LM（lag）和Robust LM（lag）相伴概率分別為0.3320和0.1341，統(tǒng)計不顯著，因此該空間自相關(guān)關(guān)系不能用空間滯后模型（SLM）進(jìn)行估計；而表1中的 LM（error）和Robust LM（error）的相伴概率分別為0.0397和0.0187，在1%顯著性水平上統(tǒng)計顯著，因此該模型更適于利用空間誤差模型（SEM）進(jìn)行參數(shù)估計。油氣資源產(chǎn)業(yè)空間分布影響因素空間滯后模型（SEM）ML估計結(jié)果見表2。

表2 SEM的ML估計結(jié)果

從表2的檢驗結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，該模型的擬合優(yōu)度R2為0.5625，比OLS模型估計的擬合優(yōu)度0.4232大大提高了，同時SEM估計的LogL、AIC和SC值分別為－33.6598、81.3195和92.0041都比OLS估計的LogL、AIC和SC值有所降低，因此，油氣資源產(chǎn)業(yè)空間相關(guān)影響因素的SEM估計要比OLS估計的檢驗效果好。

根據(jù)表2的檢驗結(jié)果還可以看出，資源稟賦因素RE和市場潛能因素MP對煤炭產(chǎn)業(yè)空間分布的影響系數(shù)分別為0.1956和－0.1989，都通過顯著性水平為1%的檢驗。外部效應(yīng)中的中間產(chǎn)品匯聚（IP）、專業(yè)化勞動力的集中（HP）和技術(shù)溢出（IRD）對油氣資源產(chǎn)業(yè)空間分布的影響都分別是0.1609、0.1917和0.0682，且都通過了顯著水平為1%的檢驗。由此可以看出外部效應(yīng)對油氣資源產(chǎn)業(yè)的空間分布影響是異常重要的，油氣資源產(chǎn)業(yè)空間集聚可以產(chǎn)生顯著地空間溢出效應(yīng)，從而形成累計循環(huán)效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)政策影響因素（G）對油氣資源產(chǎn)業(yè)空間分布的影響系數(shù)為1.5677，通過了顯著水平為1%的檢驗。由影響系數(shù)可以看出經(jīng)濟(jì)政策是所有因素中對油氣資源產(chǎn)業(yè)空間分布影響最大的因素，因此政府科學(xué)經(jīng)濟(jì)政策的引導(dǎo)對于油氣資源產(chǎn)業(yè)空間集聚的形成至關(guān)重要。

3 結(jié)論與政策建議

本文利用我國省域最新數(shù)據(jù)，對油氣資源產(chǎn)業(yè)的地理分布狀況進(jìn)行了空間統(tǒng)計和計量分析?？臻g統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)，我國油氣資源上游產(chǎn)業(yè)——石油天然氣開采業(yè)表現(xiàn)出比較顯著的空間集聚趨勢，而油氣資源產(chǎn)業(yè)的下游——石油加工及煉焦業(yè)則還沒有形成空間集聚。同時，本文運用空間計量經(jīng)濟(jì)模型對可能導(dǎo)致油氣資源產(chǎn)業(yè)空間地理分布差異的影響因素進(jìn)行實證檢驗，證實外部效應(yīng)是油氣資源產(chǎn)業(yè)地理集中的關(guān)鍵影響因素，而政府經(jīng)濟(jì)政策變量也對我國油氣資源產(chǎn)業(yè)空間布局有重要影響。

基于上述研究結(jié)論，本文提出如下政策建議。第一，我國目前對于油氣資源下游產(chǎn)業(yè)的中長期發(fā)展規(guī)劃，都提倡逐步引導(dǎo)資源型產(chǎn)業(yè)布局在市場需求大且利于進(jìn)口原材料的沿海地區(qū)。由上述分析可以發(fā)現(xiàn)，市場潛能對油氣資源產(chǎn)業(yè)的空間集聚影響則是負(fù)的，因此，我國煉油和石油化工行業(yè)則應(yīng)該布局到上游開采業(yè)集聚的空間區(qū)域內(nèi)，以便更充分的發(fā)揮油氣資源產(chǎn)業(yè)的空間溢出效應(yīng)。第二，全局空間自相關(guān)檢驗和局部空間自相關(guān)檢驗的結(jié)果均表明，我國油氣資源產(chǎn)業(yè)的空間依賴關(guān)系客觀存在。而我國現(xiàn)行的各級油氣資源產(chǎn)業(yè)戰(zhàn)略規(guī)劃，對這種客觀存在的空間依賴關(guān)系有所忽視，規(guī)劃的內(nèi)容仍舊停留在分散的、局部的區(qū)域?qū)用?，亟需國家有關(guān)部門從全局的高度作一個戰(zhàn)略整合，提出基于國家層面的油氣資源產(chǎn)業(yè)空間布局規(guī)劃，以便更好地發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)。第三，政府科學(xué)的經(jīng)濟(jì)政策對油氣資源產(chǎn)業(yè)的空間集聚會產(chǎn)生極大地推動作用。因此，以構(gòu)建油氣資源化工基地為核心的油氣資源產(chǎn)業(yè)政策是推動油氣資源產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展的有效途徑，但是目前各地政府基于自身利益的考慮推動的油氣資源重化工基地同質(zhì)化狀況十分嚴(yán)重，造成資源的低效率配置，因此地方政府應(yīng)該從比較優(yōu)勢出發(fā)，拋棄劃地為牢的傳統(tǒng)行政觀念，立足于省際之間的強強聯(lián)合。

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