丁剛　王海巖

[摘要] 基于對2006—2010年中國30個省市區(qū)資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的動態(tài)評價，從全局和局域兩個角度檢驗(yàn)省域資源節(jié)約型社會建設(shè)的空間相關(guān)性；研究結(jié)果表明，2006—2010年中國30個省域的資源節(jié)約型社會建設(shè)績效均有所提高，但5年間資源節(jié)約型社會建設(shè)績效綜合得分排名變化不大，地區(qū)間發(fā)展差距仍較為顯著，且各省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效存在顯著的空間正自相關(guān)性。通過空間滯后面板數(shù)據(jù)模型的建構(gòu)及測算，發(fā)現(xiàn)省域資源節(jié)約型社會建設(shè)之間存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)；在其影響下，中國省域資源節(jié)約型社會建設(shè)空間集聚態(tài)勢的整體均衡性有所改觀。

[關(guān)鍵詞] 資源節(jié)約型社會；空間溢出效應(yīng)；空間相關(guān)性

[中圖分類號]F124；F224

[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A

[文章編號] 1673-5595（2014）05-0013-06

一、引言

倡導(dǎo)資源節(jié)約型社會建設(shè)無疑有助于推進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，進(jìn)而突破節(jié)能減排指標(biāo)對地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的硬約束?；趯obler“地理學(xué)第一定律”的研究表明，鄰近區(qū)域間存在不同程度的空間自相關(guān)性。[1]然而，就既有關(guān)于資源節(jié)約型社會建設(shè)的文獻(xiàn)來看，主要集中在理論綜述和實(shí)證評價方面的探討，忽視了對鄰近區(qū)域間資源節(jié)約型社會建設(shè)的空間相關(guān)性及溢出效應(yīng)的研究。

梳理國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)不難發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外學(xué)者從不同角度對經(jīng)濟(jì)增長的區(qū)域間空間溢出效應(yīng)進(jìn)行了較為深入的理論闡釋和實(shí)證研究。最早關(guān)于區(qū)域間經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)的理論解釋是20世紀(jì)50年代的發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)家在探討區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長機(jī)制時提出的。[2]以中國省域間經(jīng)濟(jì)增長互動關(guān)系的實(shí)證研究為例，Ying和Long Gen以1978—1994年的省際面板數(shù)據(jù)為支撐，運(yùn)用空間滯后模型分析了廣東經(jīng)濟(jì)增長對周圍省域的空間溢出效應(yīng)，指出廣東省的經(jīng)濟(jì)增長對周圍4省的影響較為顯著，但影響作用有正有負(fù)。[3]在Ying等開創(chuàng)性貢獻(xiàn)的基礎(chǔ)之上，Brun等考察了1981—1998年中國東中西部地區(qū)間的空間溢出效應(yīng)，分析認(rèn)為東部地區(qū)對中西部地區(qū)存在空間溢出效應(yīng)，但該效應(yīng)在短期內(nèi)不足以減少東中西部地區(qū)間的發(fā)展不平衡。[4]

從國內(nèi)已有研究來看，王錚等基于Douver Peeterse模型，建立了一個分析區(qū)域間經(jīng)濟(jì)互動關(guān)系的簡單計(jì)量模型，指出中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展在東中西部經(jīng)濟(jì)互動中發(fā)揮主環(huán)節(jié)的作用。[5]陳安平將全國劃分為8大區(qū)域，以8大區(qū)域?yàn)閷ο蠼⑾蛄孔曰貧w（VAR）模型，由脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果，指出長江中游、黃河中游、北部沿海、東部沿海和西南地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)增長對其他區(qū)域有明顯的帶動作用，南部沿海、東北和西北地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長則沒有產(chǎn)生明顯的溢出效應(yīng)。[6]潘文卿以中國31個省域?yàn)檠芯繉ο螅谑褂锰剿餍钥臻g數(shù)據(jù)分析工具探討人均GDP的空間分布和格局的基礎(chǔ)上建立新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)模型并分析表征區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間溢出效應(yīng)的指標(biāo)市場潛能對省域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，證實(shí)省際經(jīng)濟(jì)增長空間溢出效應(yīng)的存在，并進(jìn)一步指出，該種空間溢出效應(yīng)會隨省域間空間距離的增加而減小。[7]

總體而言，各種研究多證實(shí)中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長現(xiàn)階段存在較為顯著的空間相關(guān)性和溢出效應(yīng)。

那么，中國區(qū)域的資源節(jié)約型社會建設(shè)是否亦存在與之相似的空間相關(guān)性和溢出效應(yīng)呢？本研究認(rèn)為，就省域間資源節(jié)約型社會建設(shè)而言，一方面，中央政府可以通過考核省域節(jié)能減排的績效來作為衡量地方政府政績的標(biāo)尺之一，從而對節(jié)能減排績效較好的省份給予一定的政策激勵。在中央政府的環(huán)境規(guī)制和政策激勵作用下，地方政府之間的標(biāo)尺競爭會減輕信息的不對稱性，導(dǎo)致它們在環(huán)境治理和節(jié)能減排支出等方面相互模仿，表現(xiàn)為省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的正向空間外溢性。另一方面，地方政府一旦加大對環(huán)境治理和節(jié)能減排的投入，將會形成較強(qiáng)的資源節(jié)約型社會建設(shè)優(yōu)勢，而鄰近省域資源要素的流入和中央政府的政策激勵會進(jìn)一步強(qiáng)化已經(jīng)形成的資源節(jié)約型社會建設(shè)優(yōu)勢，導(dǎo)致周圍省域發(fā)展能力的弱化，表現(xiàn)為省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的負(fù)向空間外溢性。

基于此，本研究假定不同省域資源節(jié)約型社會建設(shè)亦有不同程度的空間相關(guān)性，擬通過選用科學(xué)的空間計(jì)量方法證明省域資源節(jié)約型社會建設(shè)空間溢出效應(yīng)的存在，若存在，再進(jìn)一步確定空間溢出效應(yīng)方向及程度。

二、基于GPCA模型的省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效動態(tài)綜合評價

（一）指標(biāo)體系的建立

資源節(jié)約型社會的建設(shè)內(nèi)涵較為寬泛，主要涉及經(jīng)濟(jì)發(fā)展、能源利用、技術(shù)創(chuàng)新、社會支撐、資源環(huán)境等層面。本研究遵循系統(tǒng)科學(xué)性、簡明可操作性、動態(tài)可比性、生態(tài)優(yōu)先性的指標(biāo)構(gòu)建原則，在源自上述層面的資源節(jié)約型社會相關(guān)指標(biāo)中選擇了最具代表性的指標(biāo)， 具體遴選步驟為[8]： （1）指標(biāo)初選，在設(shè)計(jì)時借鑒了相關(guān)研究成果，通過對上述層面所涉及指標(biāo)的具體分析， 將能夠反映省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的主要指標(biāo)確定為評價指標(biāo)體系的內(nèi)容。[910]（2）征詢和篩選，對初選指標(biāo)進(jìn)行專家意見征詢， 反復(fù)進(jìn)行三輪， 逐步去掉那些相互重復(fù)或具有明顯相關(guān)的指標(biāo)。（3）指標(biāo)的確定，根據(jù)專家意見，進(jìn)行指標(biāo)篩選、分類和歸納， 最后確定評價指標(biāo)體系，基本框架如表1所示。（二）GPCA模型簡介

構(gòu)成省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的評價指標(biāo)體系是復(fù)雜的、多層次的，而以往對資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的評價方法僅限于層次分析法、模糊綜合評價等需確定指標(biāo)權(quán)重的主觀評價方法，使得評價結(jié)果的質(zhì)量大打折扣，為確保評價結(jié)果的客觀、準(zhǔn)確、系統(tǒng)分析的統(tǒng)一性和可比性，本文嘗試運(yùn)用全局主成分分析（Generalized Principle Component Analysis， GPCA）這一模型，從省域?qū)用嫒胧郑罁?jù)表1所示的綜合評價指標(biāo)體系，基于這些指標(biāo)2006—2010年的時序立體數(shù)據(jù)對省域資源節(jié)約型社會績效的動態(tài)演進(jìn)態(tài)勢進(jìn)行定量描述和分析評價。GPCA模型是一種重要的且被市場廣泛認(rèn)可的綜合動態(tài)評價方法，對于其構(gòu)建原理，在此之前學(xué)者對其已有詳盡闡述，本文對此不再贅述。

基于2007—2011年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》中的相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用多元統(tǒng)計(jì)分析軟件STATA110，在對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行正向化處理并實(shí)施標(biāo)準(zhǔn)變換后，對中國省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效總體現(xiàn)狀進(jìn)行分析評價，限于數(shù)據(jù)可得性，本文的評價區(qū)域不包括西藏和港澳臺地區(qū)。

通過進(jìn)行GPCA分析，可得到全局主成分的特征值及貢獻(xiàn)率，且前9個全局主成分的方差累計(jì)貢獻(xiàn)率為8026%（大于80%），效果較好。其中，F(xiàn)1、F2、F3、F4、F5、F6、F7、F8、F9（分別代表第1、2、3、4、5、6、7、8、9個全局主成分）的方差貢獻(xiàn)率分別為3381%、1317%、925%、541%、457%、427%、357%、343%和279%，故可將其確定為所需要提取的9個全局主成分，由此可寫出綜合得分F綜的評價公式：

F綜=03381F1+01317F2+00925F3+00541F4+00457F5+00427F6+00357F7+00343F8+00279F9（1）

根據(jù)主成分的計(jì)算公式及綜合得分F綜的評價公式，可得到中國30個省域2006—2010年資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的全局主成分值及綜合得分，具體結(jié)果見表2。

（三）評價結(jié)果分析

由表2可以清晰地看出，2006—2010年，中國各省域的綜合得分均有不同程度的上升，這意味著其資源節(jié)約型社會建設(shè)績效都有了一定程度的提高。而從全國范圍來看各省域的排名狀況，5年內(nèi)各省的排名波動幅度不大，尤其排名前10的省份中，有7個省份的排名未發(fā)生變動，排名上升的共有11個省，主要集中在西部（占比為7/11）；排名下降的省域共有9個，主要集中在中部地區(qū)（占比為4/9）和西部地區(qū)（占比為3/9）；其余省域的排名保持不變。

三、省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效空間溢出效應(yīng)的實(shí)證研究

（一）省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的空間相關(guān)性檢驗(yàn)

檢驗(yàn)省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的全域空間自相關(guān)現(xiàn)象存在與否，一般可通過計(jì)算空間自相關(guān)指數(shù)Morans I[1112]來實(shí)現(xiàn)，其計(jì)算公式為：

i=1，2…，n，j=1，2…，m；m=n或m≠n。Morans I指數(shù)可看作各省域觀測值的乘積和，其取值范圍為-1≤I≤1。大于0表示正相關(guān)，表示不同省域的資源節(jié)約型社會建設(shè)績效具有相似的屬性在空間區(qū)位上集聚；小于0表示負(fù)相關(guān)，表示不同省域的資源節(jié)約型社會建設(shè)績效具有相異的屬性在空間上集聚；等于0則表示各省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效在空間上是隨機(jī)分布的，即不存在空間相關(guān)性，二者相互獨(dú)立。通過繪制的空間相關(guān)系數(shù)的MoranI指數(shù)散點(diǎn)圖，可將各個省市區(qū)資源節(jié)約型社會建設(shè)績效綜合評價得分以四個象限的集群模式加以劃分，分別識別某個省域與鄰近地區(qū)的關(guān)系：

圖的右上方的第一象限，表示資源節(jié)約型社會建設(shè)績效高的地區(qū)被資源節(jié)約型社會建設(shè)績效高的其他地區(qū)所包圍（HH）；左上方的第二象限，表示資源節(jié)約型社會建設(shè)績效低的地區(qū)被資源節(jié)約型社會建設(shè)績效高的其他地區(qū)所包圍（LH）；左下方的第三象限，表示資源節(jié)約型社會建設(shè)績效低的地區(qū)被資源節(jié)約型社會建設(shè)績效低的其他地區(qū)所包圍（LL）；右下方的第四象限，表示資源節(jié)約型社會建設(shè)績效高的地區(qū)被資源節(jié)約型社會建設(shè)績效低的其他地區(qū)所包圍（HL）。

基于上文得出的2006—2010年省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效綜合評價得分，借助一階鄰近矩陣的方法確定空間權(quán)重矩陣W，可在隨機(jī)性假設(shè)條件下對其空間自相關(guān)指數(shù)Morans I 統(tǒng)計(jì)值的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)，經(jīng)計(jì)算，2006—2010年中國30個省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效綜合得分的空間自相關(guān)指數(shù)Morans I分別為04454、04606、04654、04382、04385，通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效存在顯著的空間正自相關(guān)性。

（二）省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的空間溢出效應(yīng)估計(jì)模型及變量的選擇

由于本研究的目的是探究省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的空間溢出效應(yīng)，因此需要選取合適的空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型來進(jìn)行測度。本文選取廣泛應(yīng)用于空間溢出效應(yīng)計(jì)算的空間滯后面板數(shù)據(jù)模型（Spatial Lag Panel Data Model，SLPDM）來驗(yàn)證前述理論假定。為符合模型設(shè)置的要求，本文選取2008—2010年30個省市區(qū)的資源節(jié)約型社會建設(shè)績效綜合得分等相關(guān)數(shù)據(jù)構(gòu)成面板數(shù)據(jù)，綜合考慮中國省域資源節(jié)約型社會建設(shè)進(jìn)程中的時間效應(yīng)和空間效應(yīng)，建立如式（3）所示的空間滯后面板數(shù)據(jù)模型，對中國省域資源節(jié)約型社會建設(shè)的溢出效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)：

省市區(qū)t期因變量，本文由中國i省市區(qū)t年的資源節(jié)約型社會建設(shè)績效綜合得分表征；WYit為其空間滯后因變量；Yit-1為滯后一期的時間滯后因變量；參數(shù)ρ為空間溢出系數(shù)，反映樣本觀測值中的空間溢出效應(yīng)程度及方向，即相鄰區(qū)域的資源節(jié)約型社會建設(shè)績效WYit對本地區(qū)資源節(jié)約型社會建設(shè)績效Yit的影響方向和程度；W為n×n（本例中n=30）階的空間權(quán)重矩陣；參數(shù)β則反映時間滯后因變量Yit-1對因變量Yit的影響；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)向量。

為確定空間滯后面板數(shù)據(jù)模型（包括混合估計(jì)模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型）的具體形式，首先通過F檢驗(yàn)的結(jié)果決定采用混合估計(jì)模型還是固定效應(yīng)模型。如表3所示，固定效應(yīng)模型在同混合模型作比較時其F 統(tǒng)計(jì)量對應(yīng)的p 值小于 001，在1%顯著性水平下拒絕混合估計(jì)模型的原假設(shè)，因此選擇固定效應(yīng)模型更優(yōu)。

表4中所列回歸結(jié)果中，模型的擬合優(yōu)度R2為0995654，空間滯后因變量WYit、時間滯后因變量Yit-1的回歸系數(shù)均為正，且均通過了1%的變量顯著性檢驗(yàn)，說明這兩個變量對資源節(jié)約型社會建設(shè)績效有高度顯著的正向作用，中國省域資源節(jié)約型社會建設(shè)進(jìn)程中的時間效應(yīng)和空間效應(yīng)均顯著存在，證實(shí)了前文關(guān)于省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效間存在標(biāo)尺競爭效應(yīng)的理論假設(shè)。所最終確定的空間滯后面板數(shù)據(jù)模型如式（4）所示（括號內(nèi)為t值）。

（三）溢出效應(yīng)影響下的局域集聚態(tài)勢分析

既然上述分析表明，各省域資源節(jié)約型社會建設(shè)之間存在著顯著的空間溢出效應(yīng)，在此種效應(yīng)影響下，局域空間集聚態(tài)勢將如何演變呢？根據(jù)Anselin的觀點(diǎn)，地區(qū)間全域空間自相關(guān)分析可能反映不出局域分布的非典型情況。[14]因此有必要使用空間關(guān)聯(lián)局域指標(biāo)（LISA）來檢驗(yàn)空間溢出效應(yīng)影響下省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效空間關(guān)聯(lián)的局域特征。

實(shí)證結(jié)果顯示，期初（2006年），高資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和高空間滯后省域僅有1個：上海；低資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和低空間滯后省域有5個：四川、青海、甘肅、陜西和新疆；低資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和高空間滯后省域僅有1個：海南；高資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和低空間滯后省域未見顯示。期末（2010年），高資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和高空間滯后省域數(shù)目增至2個：天津和江蘇，比期初多出1個；低資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和低空間滯后省域數(shù)目降至4個：四川、云南、陜西、甘肅，比期初減少1個；低資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和高空間滯后省域仍為1個：海南；高資源節(jié)約型社會建設(shè)和低空間滯后省域在空間集聚形態(tài)中亦仍未見顯示。上述省域均通過了5%或1%的顯著性水平檢驗(yàn)。由此可見，在顯著的正向空間溢出效應(yīng)影響下，省域資源節(jié)約型社會建設(shè)的集聚態(tài)勢呈現(xiàn)出如下演變特征：

一是高資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和高空間滯后省域的集聚形態(tài)漸趨擴(kuò)張，但其涵蓋的區(qū)域范圍有所變動。說明在整個空間分布格局中，高資源節(jié)約型社會建設(shè)績效同鄰近省域表現(xiàn)出正的空間自相關(guān)關(guān)系和集群效應(yīng)的核心區(qū)域有所變化，且規(guī)模在不斷擴(kuò)大。

二是低資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和低空間滯后省域的集聚形態(tài)漸趨縮小，其涵蓋的區(qū)域范圍亦有所變動且日趨縮減。這說明在整個空間分布格局中，低資源節(jié)約型社會建設(shè)績效同鄰近省域表現(xiàn)出正的空間自相關(guān)關(guān)系和集群效應(yīng)的邊緣區(qū)域規(guī)模在不斷減少，且范圍有一定的變動。

四、結(jié)論

本文通過構(gòu)建GPCA模型綜合動態(tài)評價中國30個省域的資源節(jié)約型社會建設(shè)績效，在此基礎(chǔ)上采用空間滯后面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的空間溢出效應(yīng)，并結(jié)合ESDA方法進(jìn)一步分析省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效空間溢出效應(yīng)的空間集聚演變態(tài)勢，分析結(jié)果表明：

其一，2006—2010年中國30個省域的資源節(jié)約型社會建設(shè)績效均有所提高，但5年間資源節(jié)約型社會建設(shè)績效綜合得分排名變化不大，地區(qū)間發(fā)展差距仍較為顯著。

其二，通過構(gòu)建的空間滯后面板數(shù)據(jù)模型對30個省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行具體測度。計(jì)量分析發(fā)現(xiàn)，省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的空間溢出系數(shù)達(dá)034351，表現(xiàn)出顯著的正向空間溢出性，說明在標(biāo)尺競爭效應(yīng)的影響下，某省域資源節(jié)約型社會的建設(shè)工作會對其鄰近省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效起到正向促進(jìn)作用。

其三，本文通過ESDA方法考察了2006—2010年受正向空間溢出效應(yīng)影響的省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的空間集聚演化形態(tài)，研究結(jié)果表明，資源節(jié)約型社會建設(shè)績效較高且同鄰近省域空間正相關(guān)的核心區(qū)域的規(guī)模在不斷擴(kuò)大；資源節(jié)約型社會建設(shè)績效較低且同鄰近省域空間負(fù)相關(guān)的邊緣區(qū)域規(guī)模在不斷減少，范圍亦有一定變動。

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[9] 付加鋒，莊貴陽，高慶先. 資源節(jié)約型社會的概念辨識及評價指標(biāo)體系構(gòu)建[J].中國人口·資源與環(huán)境，2010，20（8）：3843.

[10] 張坤民，潘家華，崔大鵬. 資源節(jié)約型社會論[M].北京：中國環(huán)境科學(xué)出版社，2008：1592.

[11] 丁剛，胡聯(lián)升. 中國區(qū)域人口安全發(fā)展態(tài)勢及其空間集聚效應(yīng)研究——基于GPCA模型和ESDA方法[J].哈爾濱工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)：社會科學(xué)版，2010，12（6）：8393.

[12] 崔向陽.中國工業(yè)化指數(shù)的計(jì)算與分析[J].經(jīng)濟(jì)評論，2003（6）：4447.

[13] Anselin Luc.Spatial Externalities，Spatial Multipliers，and Spatial Econometrics[J].International Regional Science Review，2003，26（2）：153166.

[14] Anselin L. Local Indicators of Spatial Association——LISA[J]. Geographical Analysis，1995，27（2）：93115.

[責(zé)任編輯：張巖林]

（三）溢出效應(yīng)影響下的局域集聚態(tài)勢分析

既然上述分析表明，各省域資源節(jié)約型社會建設(shè)之間存在著顯著的空間溢出效應(yīng)，在此種效應(yīng)影響下，局域空間集聚態(tài)勢將如何演變呢？根據(jù)Anselin的觀點(diǎn)，地區(qū)間全域空間自相關(guān)分析可能反映不出局域分布的非典型情況。[14]因此有必要使用空間關(guān)聯(lián)局域指標(biāo)（LISA）來檢驗(yàn)空間溢出效應(yīng)影響下省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效空間關(guān)聯(lián)的局域特征。

實(shí)證結(jié)果顯示，期初（2006年），高資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和高空間滯后省域僅有1個：上海；低資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和低空間滯后省域有5個：四川、青海、甘肅、陜西和新疆；低資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和高空間滯后省域僅有1個：海南；高資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和低空間滯后省域未見顯示。期末（2010年），高資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和高空間滯后省域數(shù)目增至2個：天津和江蘇，比期初多出1個；低資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和低空間滯后省域數(shù)目降至4個：四川、云南、陜西、甘肅，比期初減少1個；低資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和高空間滯后省域仍為1個：海南；高資源節(jié)約型社會建設(shè)和低空間滯后省域在空間集聚形態(tài)中亦仍未見顯示。上述省域均通過了5%或1%的顯著性水平檢驗(yàn)。由此可見，在顯著的正向空間溢出效應(yīng)影響下，省域資源節(jié)約型社會建設(shè)的集聚態(tài)勢呈現(xiàn)出如下演變特征：

一是高資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和高空間滯后省域的集聚形態(tài)漸趨擴(kuò)張，但其涵蓋的區(qū)域范圍有所變動。說明在整個空間分布格局中，高資源節(jié)約型社會建設(shè)績效同鄰近省域表現(xiàn)出正的空間自相關(guān)關(guān)系和集群效應(yīng)的核心區(qū)域有所變化，且規(guī)模在不斷擴(kuò)大。

二是低資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和低空間滯后省域的集聚形態(tài)漸趨縮小，其涵蓋的區(qū)域范圍亦有所變動且日趨縮減。這說明在整個空間分布格局中，低資源節(jié)約型社會建設(shè)績效同鄰近省域表現(xiàn)出正的空間自相關(guān)關(guān)系和集群效應(yīng)的邊緣區(qū)域規(guī)模在不斷減少，且范圍有一定的變動。

四、結(jié)論

本文通過構(gòu)建GPCA模型綜合動態(tài)評價中國30個省域的資源節(jié)約型社會建設(shè)績效，在此基礎(chǔ)上采用空間滯后面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的空間溢出效應(yīng)，并結(jié)合ESDA方法進(jìn)一步分析省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效空間溢出效應(yīng)的空間集聚演變態(tài)勢，分析結(jié)果表明：

其一，2006—2010年中國30個省域的資源節(jié)約型社會建設(shè)績效均有所提高，但5年間資源節(jié)約型社會建設(shè)績效綜合得分排名變化不大，地區(qū)間發(fā)展差距仍較為顯著。

其二，通過構(gòu)建的空間滯后面板數(shù)據(jù)模型對30個省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行具體測度。計(jì)量分析發(fā)現(xiàn)，省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的空間溢出系數(shù)達(dá)034351，表現(xiàn)出顯著的正向空間溢出性，說明在標(biāo)尺競爭效應(yīng)的影響下，某省域資源節(jié)約型社會的建設(shè)工作會對其鄰近省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效起到正向促進(jìn)作用。

其三，本文通過ESDA方法考察了2006—2010年受正向空間溢出效應(yīng)影響的省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的空間集聚演化形態(tài)，研究結(jié)果表明，資源節(jié)約型社會建設(shè)績效較高且同鄰近省域空間正相關(guān)的核心區(qū)域的規(guī)模在不斷擴(kuò)大；資源節(jié)約型社會建設(shè)績效較低且同鄰近省域空間負(fù)相關(guān)的邊緣區(qū)域規(guī)模在不斷減少，范圍亦有一定變動。

[參考文獻(xiàn)]

[1] Tobler W R. Lattice Tuning[J]. Geographical Analysis，1979，11（1）：3644.

[2] Myr Myrdal.Rich Lands and Poor：the Road to World Prosperity[R].New York：Harper&Brothers，1957.

[3] Ying， Long Gen. Measuring the Spillover Effect：Some Chinese Evidence[J].Papers in Regional Science，2000，79（1）：7589.

[4] Brun J F， J L Combes， M F Renard. Are The Spillover Effects between the Coastal and Noncoastal Regions in China？[J].China Economic Review，2002，13（2）：161169.

[5] 王錚，劉海燕，劉麗.中國東中西部GDP溢出分析[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2003（1）：513.

[6] 陳安平.經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長與收入差距的縮小：魚與熊掌能否兼得？[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2007（5）：4552.

[7] 潘文卿. 中國的區(qū)域關(guān)聯(lián)與經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2012（1）：5464.

[8] 吳傳鈞.中國農(nóng)業(yè)與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展問題[M].北京：中國環(huán)境科學(xué)出版社，2001：3287.

[9] 付加鋒，莊貴陽，高慶先. 資源節(jié)約型社會的概念辨識及評價指標(biāo)體系構(gòu)建[J].中國人口·資源與環(huán)境，2010，20（8）：3843.

[10] 張坤民，潘家華，崔大鵬. 資源節(jié)約型社會論[M].北京：中國環(huán)境科學(xué)出版社，2008：1592.

[11] 丁剛，胡聯(lián)升. 中國區(qū)域人口安全發(fā)展態(tài)勢及其空間集聚效應(yīng)研究——基于GPCA模型和ESDA方法[J].哈爾濱工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)：社會科學(xué)版，2010，12（6）：8393.

[12] 崔向陽.中國工業(yè)化指數(shù)的計(jì)算與分析[J].經(jīng)濟(jì)評論，2003（6）：4447.

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[14] Anselin L. Local Indicators of Spatial Association——LISA[J]. Geographical Analysis，1995，27（2）：93115.

[責(zé)任編輯：張巖林]

（三）溢出效應(yīng)影響下的局域集聚態(tài)勢分析

既然上述分析表明，各省域資源節(jié)約型社會建設(shè)之間存在著顯著的空間溢出效應(yīng)，在此種效應(yīng)影響下，局域空間集聚態(tài)勢將如何演變呢？根據(jù)Anselin的觀點(diǎn)，地區(qū)間全域空間自相關(guān)分析可能反映不出局域分布的非典型情況。[14]因此有必要使用空間關(guān)聯(lián)局域指標(biāo)（LISA）來檢驗(yàn)空間溢出效應(yīng)影響下省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效空間關(guān)聯(lián)的局域特征。

實(shí)證結(jié)果顯示，期初（2006年），高資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和高空間滯后省域僅有1個：上海；低資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和低空間滯后省域有5個：四川、青海、甘肅、陜西和新疆；低資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和高空間滯后省域僅有1個：海南；高資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和低空間滯后省域未見顯示。期末（2010年），高資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和高空間滯后省域數(shù)目增至2個：天津和江蘇，比期初多出1個；低資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和低空間滯后省域數(shù)目降至4個：四川、云南、陜西、甘肅，比期初減少1個；低資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和高空間滯后省域仍為1個：海南；高資源節(jié)約型社會建設(shè)和低空間滯后省域在空間集聚形態(tài)中亦仍未見顯示。上述省域均通過了5%或1%的顯著性水平檢驗(yàn)。由此可見，在顯著的正向空間溢出效應(yīng)影響下，省域資源節(jié)約型社會建設(shè)的集聚態(tài)勢呈現(xiàn)出如下演變特征：

一是高資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和高空間滯后省域的集聚形態(tài)漸趨擴(kuò)張，但其涵蓋的區(qū)域范圍有所變動。說明在整個空間分布格局中，高資源節(jié)約型社會建設(shè)績效同鄰近省域表現(xiàn)出正的空間自相關(guān)關(guān)系和集群效應(yīng)的核心區(qū)域有所變化，且規(guī)模在不斷擴(kuò)大。

二是低資源節(jié)約型社會建設(shè)績效和低空間滯后省域的集聚形態(tài)漸趨縮小，其涵蓋的區(qū)域范圍亦有所變動且日趨縮減。這說明在整個空間分布格局中，低資源節(jié)約型社會建設(shè)績效同鄰近省域表現(xiàn)出正的空間自相關(guān)關(guān)系和集群效應(yīng)的邊緣區(qū)域規(guī)模在不斷減少，且范圍有一定的變動。

四、結(jié)論

本文通過構(gòu)建GPCA模型綜合動態(tài)評價中國30個省域的資源節(jié)約型社會建設(shè)績效，在此基礎(chǔ)上采用空間滯后面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的空間溢出效應(yīng)，并結(jié)合ESDA方法進(jìn)一步分析省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效空間溢出效應(yīng)的空間集聚演變態(tài)勢，分析結(jié)果表明：

其一，2006—2010年中國30個省域的資源節(jié)約型社會建設(shè)績效均有所提高，但5年間資源節(jié)約型社會建設(shè)績效綜合得分排名變化不大，地區(qū)間發(fā)展差距仍較為顯著。

其二，通過構(gòu)建的空間滯后面板數(shù)據(jù)模型對30個省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行具體測度。計(jì)量分析發(fā)現(xiàn)，省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的空間溢出系數(shù)達(dá)034351，表現(xiàn)出顯著的正向空間溢出性，說明在標(biāo)尺競爭效應(yīng)的影響下，某省域資源節(jié)約型社會的建設(shè)工作會對其鄰近省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效起到正向促進(jìn)作用。

其三，本文通過ESDA方法考察了2006—2010年受正向空間溢出效應(yīng)影響的省域資源節(jié)約型社會建設(shè)績效的空間集聚演化形態(tài)，研究結(jié)果表明，資源節(jié)約型社會建設(shè)績效較高且同鄰近省域空間正相關(guān)的核心區(qū)域的規(guī)模在不斷擴(kuò)大；資源節(jié)約型社會建設(shè)績效較低且同鄰近省域空間負(fù)相關(guān)的邊緣區(qū)域規(guī)模在不斷減少，范圍亦有一定變動。

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[7] 潘文卿. 中國的區(qū)域關(guān)聯(lián)與經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2012（1）：5464.

[8] 吳傳鈞.中國農(nóng)業(yè)與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展問題[M].北京：中國環(huán)境科學(xué)出版社，2001：3287.

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[10] 張坤民，潘家華，崔大鵬. 資源節(jié)約型社會論[M].北京：中國環(huán)境科學(xué)出版社，2008：1592.

[11] 丁剛，胡聯(lián)升. 中國區(qū)域人口安全發(fā)展態(tài)勢及其空間集聚效應(yīng)研究——基于GPCA模型和ESDA方法[J].哈爾濱工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)：社會科學(xué)版，2010，12（6）：8393.

[12] 崔向陽.中國工業(yè)化指數(shù)的計(jì)算與分析[J].經(jīng)濟(jì)評論，2003（6）：4447.

[13] Anselin Luc.Spatial Externalities，Spatial Multipliers，and Spatial Econometrics[J].International Regional Science Review，2003，26（2）：153166.

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[責(zé)任編輯：張巖林]