海陸經濟發展的協同效應透析

導語：海陸經濟發展的協同效應透析一文來源于網友上傳，不代表本站觀點，若需要原創文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

目前，關于海陸經濟之間關系的研究主要集中于測量海洋經濟與陸域經濟之間的關聯程度方面，運用的方法主要是海陸經濟產值的灰色關聯度分析。徐勝（2009）對海陸經濟內在關聯關系的存在原因進行了闡釋，并運用灰色關聯分析方法計量了海洋三次產業與陸域三次產業之間的關聯關系。董曉菲等（2009）從自然資源、經濟發展、社會需求及生態環境等方面分析東北地區沿海經濟帶與腹地海陸產業聯動發展機制，其中也運用灰色關聯分析方法測量海洋經濟及主要海洋產業與陸域經濟的灰色關聯關系，從而說明海洋經濟與陸域經濟之間的密切相關。對于海洋經濟與陸域經濟相互作用方面，董曉菲、韓增林（2007）分析了遼寧省海洋經濟對東北老工業基地振興的拉動效應，但只是進行了文字分析，沒有對其進行數學計量。本文著重運用格蘭杰因果關系和面板數據模型兩種方法實現對海陸產業發展的協同效應的檢驗。

一、海陸經濟發展存在協同效應的理論依據

協同效應是指兩種或兩種以上的組分相加或調配在一起，所產生的作用大于各種組分單獨應用時作用的總和。1971年，物理學家提出了協同的概念。協同論認為整個中的各個系統間存在著相互影響而又相互合作的關系。社會現象亦如此。

海陸經濟之間同樣存在著明顯的協同效應：首先，海洋產業是陸域產業的延伸，在陸域產業的基礎上發展起來的，因此，海洋產業的發展廣泛需要陸域產業的支撐，陸域產業發展水平越高，其對海洋產業促進作用越大。其次，海洋產業的發展能夠帶動陸域產業的發展，海洋廣闊的開發空間和豐富的蘊藏資源決定了海洋產業發展很好的前景，近年來，我國海洋產業發展速度均高于同期GDP增長速度，呈現出強勁的發展趨勢。海洋產業的發展會通過乘數效應帶動相關陸域產業的發展，因此，海洋產業較發達的地區，陸域產業發展水平一般也較高，人均收入水平相對高于其他地區。

海洋經濟與陸域經濟之間存在著廣泛而又密切的相互聯系，海洋經濟發展可以很大程度地借鑒運用陸域經濟的發展成果，包括制度形式、發展方式、科技成果等方面；與此同時，陸域經濟的發展也受到海洋經濟發展的推動，如能源、原材料的提供，海洋經濟的發展同樣需要以沿海陸域地區為依托，這同樣會拉動陸域經濟的發展。如海洋經濟的發展需要陸域交通運輸、倉儲等物流行業，資本市場、金融機構等進行金融服務支持，沿海旅游業的發展同時需要陸域餐飲、住宿等行業的支持。

二、海陸經濟發展的相互促進關系——基于格蘭杰因果關系檢驗結果的分析

首先，對海洋經濟與陸域經濟發展進行格蘭杰因果關系檢驗。格蘭杰因果關系檢驗可以進行如下表述：以兩變量為例，其他條件不變，若xt加上的滯后變量后對yt的預測精度不存在顯著性改善，則稱xt-1對yt不存在格蘭杰因果關系。根據以上定義，格蘭杰因果檢驗式如下

如有必要，常數項、趨勢項、季節虛擬變量等都可以包括在上式中。則檢驗xt-1對yt不存在格蘭杰因果關系的原假設是：

H0=β1＝β2＝β3＝…＝βk=0

顯然如果式①中的xt的滯后變量的回歸參數估計值全部不存在顯著性，則上述假設不能被拒絕。即如果xt的任何一個滯后變量的回歸參數的估計值存在顯著性（不等于零），則結論應是xt-1對yt存在格蘭杰因果關系。雙數檢驗可通過F統計量完成。

式中，RSSr表示施加約束（零假設成立）條件后的模型的殘差平方和，表示RSSu不是加約束條件下的模型的殘差平方和，k表示模型xt中的最大滯后期，2k表示無約束模型中被估計參數的個數。T為樣本容量。

在原假設成立條件下，F統計量漸進服從F（k，T-2k）分布。判斷規則是：

若用樣本計算的F≤Fα（k，T-2k），接受原假設，即xt-1對yt不存在格蘭杰因果關系。

若用樣本計算的F＞Fα（k，T-2k），拒絕原假設，即xt-1對yt存在格蘭杰因果關系。

本文運用格蘭杰因果關系方法考察海洋經濟與陸域經濟之間發展速度的因果關系情況。選擇發展速度指標，主要是為考查海陸經濟之間的動態效應，同時能夠有效避免因資源稟賦、地區差異等因素導致的初始狀態對海洋經濟及陸域經濟產值的長期影響。

鑒于我國海洋經濟數據樣本空間時間的短暫性，并同時考慮到政策、經濟發展環境等因素的影響，本文選取1996-2008年的數據作為樣本數據，由于全國的樣本數據數量較少，不能有效地進行檢驗，因此，選取全國11沿海省市的海洋經濟、陸域經濟等數據作為格蘭杰因果關系的檢驗對象。選擇的指標主要包括海洋經濟發展速度、陸域經濟發展速度以及海洋經濟產值與陸域經濟產值之間的比例。協同效應可以簡單用海洋經濟與陸域經濟之間的協調發展水平對海洋經濟及陸域經濟發展速度的影響。為方便闡述，將以上三個指標分別記為HYZS、LYZS和HLBL。

下文進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果如表1所示。

根據表1檢驗結果可以看出，在滯后階數為2的檢驗前提下，海洋產值與陸域產值的比例指標對海洋產業的增速具有明顯的影響：HLBL在5%的置信水平下是HYZS的格蘭杰原因，在1%的置信水平下是LYZS的格蘭杰原因。同時LYZS也是HLBL的格蘭杰原因，而HYZS不是HLBL的格蘭杰原因；而且在這種情況下，海洋經濟增速與陸域經濟增速之間并不存在格蘭杰因果關系，說明海洋經濟與陸域經濟之間的靜態效應大于動態效應，即既定的海陸經濟比例對海陸經濟發展起的作用較為明顯，而由于海陸經濟動態增長而給陸海經濟帶來的拉動效應在短期內不明顯。當滯后階數=3時，僅有陸域經濟增長速度與海陸產值比例之間存在相互的格蘭杰因果關系，而其他指標之間的因果關系均不明顯，這可能是因為滯后三期處于一個海陸經濟協同發展的靜態效應起主導作用向動態效應作用更加明顯的過度階段。當滯后階數為4時，海洋經濟與陸域經濟增長速度在5%置信水平下存在相互的因果關系，印證了海洋經濟與陸域經濟發展的協同效應的存在。

三、海陸經濟協同效應的面板數據回歸方程計量

為更準確地衡量海陸經濟發展之間的協同效應，本文運用面板數據模型擬合海陸經濟發展的各項主要指標，建立適當的模型形式，考察海陸經濟之間存在的相互促進、共同發展的具體方程形式。選擇的樣本數據包括我國沿海11省市的海洋經濟增長速度、陸域經濟增長速度、GDP增長速度與海陸經濟協調發展程度的關系。關于海陸經濟協調發展程度的度量，本文選擇海洋經濟產值與陸域經濟產值的比例作為解釋變量，考察該解釋變量對各個被解釋變量的解釋程度。

文中選取的被解釋變量分別為海洋經濟增長速度、陸域經濟增長速度、GDP增長速度，考察海洋經濟產值與陸域經濟產值對海洋經濟增速、陸域經濟增速以及GDP增速的影響，以我國沿海11省市1997-2008年海洋經濟增長速度、陸域經濟增長速度、GDP增長速度以及海陸經濟產值之間的比例作為模型的樣本數據。

為了增加模型的解釋程度，我們同時選擇各個被解釋變量的之后一期數據作為解釋變量。建立面板數據模型，具體模型方程形式分別為：

GDPZS=α*GDPZS（-1）+β*HLBL

HYZS=α*HYZS（-1）+β*HLBL

LYZS=α*LYZS（-1）+β*HLBL

其中GDPZS表示現實我國沿海各個地區生產總值與其上年生產總值相比增加的比例；GDPZS（-1）代表上期地區生產總值增加的數值；HLBL指標代表海洋生產總值與陸域生產總值之間的比例，是衡量海洋經濟與陸域經濟協調發展程度的指標；HYZS表示各期海洋生產總值的增加比例；LYZS表示陸域生產總值比上一年的增加比例。

根據Hausman檢驗結果，建立隨機效應模型，回歸結果如表2所示：

根據上述回歸結果，海洋產值與陸域產值之間的比例對海洋經濟發展速度、陸域經濟發展速度以及GDP發展速度均有正向影響，即海洋經濟與陸域經濟產值之比越大，其對于海洋經濟、陸域經濟、GDP發展速度的推動作用越大。

四、結論

本文主要通過格蘭杰因果關系檢驗和面板數據回歸分析兩種方法，驗證了海洋經濟與陸域經濟之間存在一定的協同發展效應。在短期內，海陸經濟靜態布局（海洋經濟與陸域經濟產值之比指標反映）對海洋經濟和陸域經濟的發展均有推動作用。該指標數值越大，越有利于海陸經濟的一體化發展，表現為海陸經濟發展速度趨向平衡，海陸經濟之間存在良好的協同效應兩個方面。在中長期內，海洋經濟與陸域經濟之間存在相互拉動的效果，但存在一個滯后期，通過格蘭杰因果關系檢驗結果初步確定，該滯后期約為4年。

由上述結論可以看出，綜合協調海洋經濟與陸域經濟的結構比例，實現海洋經濟與陸域經濟的結構協調不僅能夠有效地推動海陸經濟的發展速度，而且對于實現海陸經濟的一體化發展具有重要意義。