基于空間計量模型的江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展異質性與協(xié)同性研究一、引言1.1研究背景與意義江蘇省作為我國的經(jīng)濟強省，位于長江經(jīng)濟帶和東部沿海經(jīng)濟帶的交匯處，地理位置優(yōu)越，經(jīng)濟發(fā)展一直走在全國前列。2024年上半年，江蘇省實現(xiàn)地區(qū)生產(chǎn)總值63326.3億元，按不變價格計算，同比增長5.8%，這一增速高于全國平均水平，充分展示了江蘇經(jīng)濟的強大韌性和活力。其中，第一產(chǎn)業(yè)增加值1736.2億元，同比增長3.0%；第二產(chǎn)業(yè)增加值27709.7億元，同比增長7.1%；第三產(chǎn)業(yè)增加值33880.4億元，同比增長4.8%。在產(chǎn)業(yè)結構方面，全省高新技術產(chǎn)業(yè)、工業(yè)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占規(guī)上工業(yè)比重分別達50.6%、41.3%，比一季度均提高0.4個百分點，產(chǎn)業(yè)結構不斷優(yōu)化升級。然而，在整體經(jīng)濟快速發(fā)展的背后，江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡的問題較為突出。蘇南地區(qū)憑借其優(yōu)越的地理位置、先進的技術和高素質的人才，經(jīng)濟發(fā)展水平較高，形成了以蘇州、無錫為核心的經(jīng)濟發(fā)達區(qū)域；蘇中地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展處于中等水平，正積極承接蘇南地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉移，努力實現(xiàn)經(jīng)濟的快速增長；蘇北地區(qū)則由于地理位置、歷史基礎等因素的限制，經(jīng)濟發(fā)展相對滯后，與蘇南地區(qū)存在較大差距。這種區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的不平衡，不僅影響了全省經(jīng)濟的整體協(xié)調(diào)發(fā)展，也不利于社會的公平與穩(wěn)定。傳統(tǒng)的區(qū)域經(jīng)濟研究方法往往忽視了空間因素的影響，假設區(qū)域之間相互獨立，不存在空間相關性。但在現(xiàn)實中，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展并非孤立存在，而是相互影響、相互作用的。一個地區(qū)的經(jīng)濟增長不僅取決于自身的資源、技術、勞動力等因素，還會受到周邊地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響?？臻g計量模型正是在這種背景下應運而生，它將空間因素納入到經(jīng)濟分析中，能夠更準確地揭示區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)在規(guī)律和空間相互作用機制。通過空間計量模型，可以研究江蘇省各地區(qū)經(jīng)濟增長的空間相關性，分析哪些因素對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了顯著影響，以及這些影響在空間上是如何傳導的。這對于深入了解江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的特征和趨勢，制定科學合理的區(qū)域發(fā)展政策具有重要的理論和實踐意義。從理論意義來看，空間計量模型為區(qū)域經(jīng)濟研究提供了新的視角和方法，豐富了區(qū)域經(jīng)濟理論的研究內(nèi)容。它打破了傳統(tǒng)計量經(jīng)濟學中關于樣本獨立性的假設，考慮了空間因素對經(jīng)濟變量的影響，使得研究結果更加符合實際情況。通過對江蘇省區(qū)域經(jīng)濟的研究，可以進一步驗證和完善空間計量模型在區(qū)域經(jīng)濟領域的應用，為其他地區(qū)的研究提供參考和借鑒。從實踐意義上講，準確把握江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的空間特征和影響因素，有助于政府制定更加精準有效的區(qū)域發(fā)展政策。針對蘇南、蘇中、蘇北地區(qū)的不同特點，采取差異化的發(fā)展策略，促進區(qū)域間的協(xié)調(diào)發(fā)展。對于經(jīng)濟發(fā)達的蘇南地區(qū)，可以鼓勵其進一步發(fā)揮創(chuàng)新引領作用，提升產(chǎn)業(yè)層次，加強與國際市場的對接；對于蘇中地區(qū)，要加大對其產(chǎn)業(yè)承接的支持力度，完善基礎設施建設，提高區(qū)域競爭力；對于蘇北地區(qū)，應加大政策扶持和資金投入，加強人才培養(yǎng)和引進，培育特色產(chǎn)業(yè)，縮小與蘇南地區(qū)的差距。通過合理的政策引導，促進生產(chǎn)要素在區(qū)域間的合理流動和優(yōu)化配置，實現(xiàn)江蘇省區(qū)域經(jīng)濟的均衡、可持續(xù)發(fā)展，提高全省的整體經(jīng)濟實力和社會發(fā)展水平。1.2研究目的與方法本研究旨在運用空間計量模型，深入剖析江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的空間特征和影響因素，揭示區(qū)域經(jīng)濟增長的內(nèi)在機制和空間相互作用規(guī)律，為促進江蘇省區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展提供理論依據(jù)和政策建議。具體而言，通過空間計量分析，明確江蘇省各地區(qū)經(jīng)濟增長是否存在空間相關性，以及這種相關性的強度和方向；識別影響江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的關鍵因素，評估這些因素在空間上的溢出效應；分析蘇南、蘇中、蘇北地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差異的形成原因，探索縮小區(qū)域差距的有效途徑。為實現(xiàn)上述研究目的，本研究擬采用以下研究方法：文獻研究法：系統(tǒng)梳理國內(nèi)外關于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展、空間計量模型應用的相關文獻，了解已有研究成果和不足，為本研究提供理論基礎和研究思路。通過對相關文獻的分析，總結空間計量模型在區(qū)域經(jīng)濟研究中的應用現(xiàn)狀和發(fā)展趨勢，借鑒前人的研究方法和經(jīng)驗，確定本研究的研究重點和創(chuàng)新點。數(shù)據(jù)收集與整理：收集江蘇省各地區(qū)的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，包括地區(qū)生產(chǎn)總值、人均收入、產(chǎn)業(yè)結構、固定資產(chǎn)投資等，以及地理空間數(shù)據(jù)，如地理位置坐標、行政區(qū)劃邊界等。對收集到的數(shù)據(jù)進行整理、清洗和預處理，確保數(shù)據(jù)的準確性和完整性。數(shù)據(jù)來源主要包括江蘇省統(tǒng)計年鑒、各地級市統(tǒng)計年鑒、政府部門發(fā)布的統(tǒng)計數(shù)據(jù)以及相關數(shù)據(jù)庫。空間自相關分析：運用全局空間自相關和局部空間自相關方法，分析江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的空間分布特征，判斷各地區(qū)經(jīng)濟增長是否存在空間集聚現(xiàn)象，以及集聚的類型和程度。全局空間自相關分析主要采用莫蘭指數(shù)（Moran'sI），該指數(shù)用于衡量整個研究區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟變量的空間相關性。Moran'sI的取值范圍為[-1,1]，當Moran'sI大于0時，表示存在正的空間自相關，即經(jīng)濟發(fā)展水平相似的地區(qū)在空間上趨于集聚；當Moran'sI小于0時，表示存在負的空間自相關，即經(jīng)濟發(fā)展水平差異較大的地區(qū)在空間上趨于相鄰；當Moran'sI等于0時，表示不存在空間自相關，即地區(qū)之間的經(jīng)濟發(fā)展相互獨立。局部空間自相關分析則通過繪制莫蘭散點圖和LISA集聚圖，進一步揭示各地區(qū)經(jīng)濟增長的局部空間關聯(lián)特征，識別出高高集聚、低低集聚、高低集聚和低高集聚的區(qū)域?？臻g計量模型構建與估計：基于空間自相關分析結果，選擇合適的空間計量模型，如空間滯后模型（SLM）、空間誤差模型（SEM）等，對江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響因素進行實證分析。在構建模型時，充分考慮經(jīng)濟變量的空間依賴性和空間異質性，將空間權重矩陣引入模型中，以反映地區(qū)之間的空間相互作用。通過對模型的估計和檢驗，確定各影響因素的系數(shù)估計值和顯著性水平，分析其對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的直接效應和間接效應。結果分析與政策建議：對空間計量模型的估計結果進行深入分析，探討影響江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的關鍵因素及其作用機制，結合江蘇省的實際情況，提出促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的政策建議。政策建議將從加強區(qū)域合作、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局、加大對落后地區(qū)的扶持等方面入手，旨在通過合理的政策引導，促進生產(chǎn)要素在區(qū)域間的合理流動和優(yōu)化配置，縮小蘇南、蘇中、蘇北地區(qū)之間的經(jīng)濟差距，實現(xiàn)江蘇省區(qū)域經(jīng)濟的均衡、可持續(xù)發(fā)展。1.3研究創(chuàng)新點與不足本研究在運用空間計量模型對江蘇省區(qū)域經(jīng)濟進行研究的過程中，具有以下創(chuàng)新點：模型應用創(chuàng)新：本研究將空間計量模型引入江蘇省區(qū)域經(jīng)濟研究，充分考慮了區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中的空間因素，突破了傳統(tǒng)計量模型中區(qū)域相互獨立的假設，能夠更準確地揭示江蘇省區(qū)域經(jīng)濟增長的空間關聯(lián)和溢出效應。通過構建空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM），分析了經(jīng)濟增長在空間上的相互作用機制，為深入理解江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)在規(guī)律提供了新的視角。與以往研究相比，這種方法更符合區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的實際情況，能夠提供更具針對性的政策建議。多因素綜合分析：在研究影響江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的因素時，本研究不僅考慮了傳統(tǒng)的經(jīng)濟因素，如固定資產(chǎn)投資、勞動力投入、產(chǎn)業(yè)結構等，還納入了科技創(chuàng)新、基礎設施建設、對外開放程度等因素，進行了多因素綜合分析。通過全面考察各種因素對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響，能夠更全面地把握江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的驅動機制，為制定科學合理的區(qū)域發(fā)展政策提供更豐富的依據(jù)。數(shù)據(jù)處理與分析方法的創(chuàng)新：在數(shù)據(jù)處理方面，本研究對收集到的江蘇省各地區(qū)的經(jīng)濟數(shù)據(jù)和地理空間數(shù)據(jù)進行了嚴格的篩選、清洗和預處理，確保了數(shù)據(jù)的準確性和可靠性。在分析方法上，綜合運用了空間自相關分析、空間計量模型估計、地理信息系統(tǒng)（GIS）技術等多種方法，對數(shù)據(jù)進行了深入挖掘和分析。通過將這些方法有機結合，不僅能夠直觀地展示江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的空間格局，還能夠定量分析各種因素對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響程度，提高了研究結果的科學性和可信度。然而，本研究也存在一些不足之處：數(shù)據(jù)局限性：盡管本研究盡可能全面地收集了江蘇省各地區(qū)的相關數(shù)據(jù)，但由于部分數(shù)據(jù)的可得性和準確性受到限制，可能會對研究結果產(chǎn)生一定的影響。例如，一些關于科技創(chuàng)新、人才流動等方面的數(shù)據(jù)可能不夠完整，無法精確反映這些因素對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的作用。此外，數(shù)據(jù)的時間跨度相對較短，可能無法充分捕捉到區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的長期趨勢和動態(tài)變化。未來的研究可以進一步拓展數(shù)據(jù)來源，延長數(shù)據(jù)時間跨度，以提高研究的準確性和可靠性。模型設定的簡化：在構建空間計量模型時，雖然考慮了多種影響因素，但為了便于模型估計和解釋，不可避免地對一些復雜的經(jīng)濟關系進行了簡化處理。這可能導致模型無法完全準確地反映現(xiàn)實經(jīng)濟中的各種非線性關系和復雜機制，存在一定的設定偏差。在后續(xù)研究中，可以嘗試引入更復雜的模型設定，如空間杜賓模型（SDM）及其擴展模型，以更全面地考慮空間因素和各種經(jīng)濟變量之間的相互作用，提高模型的擬合優(yōu)度和解釋能力。政策建議的可操作性有待加強：基于研究結果提出的促進江蘇省區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的政策建議，雖然具有一定的理論指導意義，但在實際操作過程中可能會面臨一些困難和挑戰(zhàn)。由于政策的實施涉及到多個部門和地區(qū)的協(xié)調(diào)配合，受到各種利益關系和現(xiàn)實條件的制約，政策的具體實施效果可能會與預期存在一定差距。在未來的研究中，需要進一步深入調(diào)研江蘇省的實際情況，加強與政府部門和相關利益主體的溝通與合作，使政策建議更具針對性和可操作性，確保政策能夠切實有效地促進江蘇省區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。二、理論基礎與文獻綜述2.1空間計量模型相關理論2.1.1空間計量經(jīng)濟學概述空間計量經(jīng)濟學是計量經(jīng)濟學的一個重要分支，主要研究如何在橫截面數(shù)據(jù)和面板數(shù)據(jù)的回歸模型中處理空間相互作用（空間自相關）和空間結構（空間不均勻性）。它的發(fā)展彌補了傳統(tǒng)計量經(jīng)濟學在處理空間數(shù)據(jù)時的不足，為經(jīng)濟現(xiàn)象的研究提供了更全面、準確的視角。空間計量經(jīng)濟學的起源可以追溯到20世紀70年代，荷蘭經(jīng)濟學家JeanPaelinck在1974年首次提出了空間計量經(jīng)濟學的概念。此后，經(jīng)過Anselin等學者的不斷發(fā)展和完善，逐漸形成了較為完整的學科框架體系。隨著地理信息系統(tǒng)（GIS）技術和計算機技術的飛速發(fā)展，空間計量經(jīng)濟學在理論和應用方面都取得了顯著的進展，廣泛應用于區(qū)域科學、地理經(jīng)濟學、城市經(jīng)濟學和發(fā)展經(jīng)濟學等多個領域。空間計量經(jīng)濟學的基本思想是將空間因素納入到經(jīng)濟分析中，認為經(jīng)濟變量在空間上并非相互獨立，而是存在著一定的空間相關性和依賴性。這種空間相關性可能源于地理距離的接近、經(jīng)濟活動的集聚、知識和技術的溢出等多種因素。例如，一個地區(qū)的經(jīng)濟增長可能會受到相鄰地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響，相鄰地區(qū)的市場規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結構、政策環(huán)境等因素都可能對本地區(qū)的經(jīng)濟增長產(chǎn)生溢出效應。在研究區(qū)域經(jīng)濟增長時，如果忽視了這種空間相關性，可能會導致模型估計結果的偏差，無法準確揭示經(jīng)濟增長的內(nèi)在機制?？臻g計量經(jīng)濟學的研究范疇主要包括空間自相關、空間權重矩陣、空間計量模型的設定與估計、空間效應的檢驗與分析等方面。通過對這些內(nèi)容的研究，可以深入了解經(jīng)濟現(xiàn)象在空間上的分布特征和相互作用機制，為制定合理的經(jīng)濟政策提供科學依據(jù)。2.1.2空間計量模型的基本原理空間計量模型的核心概念包括空間自相關和空間權重矩陣?？臻g自相關是指在樣本觀測中，位于不同位置的觀測值之間存在某種非隨機的空間模式，即某一地區(qū)的變量值與其他地區(qū)的變量值存在相關性?？臻g自相關可分為正空間自相關和負空間自相關。正空間自相關表示相似值（高值與高值、低值與低值）在空間上趨于集聚；負空間自相關則表示不同值（高值與低值）在空間上趨于相鄰。通常使用莫蘭指數(shù)（Moran'sI）和吉爾里指數(shù)（Geary'sC）等指標來度量空間自相關程度?？臻g權重矩陣是描述地理空間數(shù)據(jù)之間空間關系的矩陣，它用于衡量不同地區(qū)之間的空間鄰近程度或相互作用強度。常見的空間權重矩陣構建方法有鄰接權重矩陣、距離權重矩陣和經(jīng)濟距離權重矩陣等。鄰接權重矩陣通常根據(jù)地區(qū)之間是否相鄰來確定權重，若兩個地區(qū)相鄰，則權重為1，否則為0。距離權重矩陣則考慮了地區(qū)之間的地理距離，距離越近，權重越大，一般以距離的倒數(shù)作為權重值。經(jīng)濟距離權重矩陣則是基于地區(qū)之間的經(jīng)濟指標差異來構建，如人均GDP差值的倒數(shù)等，反映了經(jīng)濟發(fā)展水平相近的地區(qū)之間的相互作用可能更強。通過構建合適的空間權重矩陣，可以將空間因素引入到計量模型中，從而更準確地分析經(jīng)濟變量之間的關系。常見的空間計量模型包括空間自回歸模型（SAR，SpatialAutoregressiveModel）、空間誤差模型（SEM，SpatialErrorModel）和空間杜賓模型（SDM，SpatialDurbinModel）。空間自回歸模型（SAR）主要用于處理因變量的空間依賴性，其基本形式為：y=\rhoWy+X\beta+\epsilon其中，y是被解釋變量向量，X是解釋變量矩陣，\beta是解釋變量的系數(shù)向量，\rho是空間自回歸系數(shù)，反映了因變量的空間依賴程度，W是空間權重矩陣，Wy表示空間滯后因變量，即被解釋變量的空間滯后項，\epsilon是隨機誤差項。該模型表明，某地區(qū)的被解釋變量不僅受到本地解釋變量的影響，還受到相鄰地區(qū)被解釋變量的影響，體現(xiàn)了因變量在空間上的溢出效應?？臻g誤差模型（SEM）主要考慮誤差項的空間相關性，其模型形式為：y=X\beta+\epsilon\epsilon=\lambdaW\epsilon+\mu其中，\lambda是空間誤差系數(shù)，衡量了誤差項的空間自相關程度，\mu是獨立同分布的隨機誤差項。該模型假設誤差項在空間上存在自相關，即一個地區(qū)的誤差會對相鄰地區(qū)的誤差產(chǎn)生影響，進而影響到被解釋變量。當模型中存在遺漏變量或測量誤差等問題時，誤差項可能會表現(xiàn)出空間相關性，此時空間誤差模型能夠更準確地描述數(shù)據(jù)的生成過程。空間杜賓模型（SDM）則綜合考慮了因變量和解釋變量的空間滯后效應，其模型表達式為：y=\rhoWy+X\beta+WX\delta+\epsilon其中，\delta是解釋變量空間滯后項的系數(shù)向量。該模型不僅考慮了相鄰地區(qū)被解釋變量對本地區(qū)被解釋變量的影響，還考慮了相鄰地區(qū)解釋變量對本地區(qū)被解釋變量的影響，能夠更全面地反映經(jīng)濟變量之間的空間相互作用關系。在實際應用中，空間杜賓模型具有較強的通用性，當滿足一定條件時，它可以退化為空間自回歸模型或空間誤差模型。2.1.3空間計量模型的選擇與設定在研究中選擇合適的空間計量模型是確保研究結果準確性和可靠性的關鍵。一般來說，選擇空間計量模型的依據(jù)主要包括以下幾個方面：首先，通過空間自相關檢驗來判斷數(shù)據(jù)是否存在空間相關性。常用的檢驗方法如莫蘭指數(shù)檢驗，如果莫蘭指數(shù)顯著不為零，則表明數(shù)據(jù)存在空間自相關，此時需要考慮使用空間計量模型。若莫蘭指數(shù)檢驗結果顯示不存在空間自相關，則傳統(tǒng)的計量模型可能更為適用。其次，根據(jù)研究目的和理論假設來選擇模型。如果主要關注因變量的空間溢出效應，即相鄰地區(qū)的因變量對本地區(qū)因變量的影響，那么空間自回歸模型（SAR）可能是較好的選擇；若重點研究誤差項的空間相關性，以解決模型中可能存在的遺漏變量或測量誤差問題，空間誤差模型（SEM）更為合適；當需要同時考慮因變量和解釋變量的空間滯后效應，全面分析經(jīng)濟變量之間的空間相互作用時，空間杜賓模型（SDM）則更為恰當。例如，在研究區(qū)域創(chuàng)新時，如果想要探究一個地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出是否受到相鄰地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，可選用SAR模型；若懷疑模型中存在遺漏的與創(chuàng)新相關的因素，且這些因素可能導致誤差項在空間上相關，此時SEM模型更能準確反映實際情況；而當既要考慮相鄰地區(qū)創(chuàng)新投入對本地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，又要考慮相鄰地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出對本地區(qū)的溢出效應時，SDM模型則能提供更豐富的信息。此外，還可以通過模型的擬合優(yōu)度、對數(shù)似然值、赤池信息準則（AIC）和貝葉斯信息準則（BIC）等統(tǒng)計指標來比較不同模型的優(yōu)劣。一般來說，擬合優(yōu)度越高、對數(shù)似然值越大、AIC和BIC值越小的模型，其擬合效果越好，對數(shù)據(jù)的解釋能力越強。在實際應用中，通常會對多個模型進行估計和比較，綜合考慮各種因素后選擇最合適的模型。在模型設定過程中，需要注意以下要點：一是準確選擇解釋變量，確保所選取的解釋變量能夠合理地解釋被解釋變量的變化，且與研究問題緊密相關。在研究區(qū)域經(jīng)濟增長時，可選擇固定資產(chǎn)投資、勞動力投入、產(chǎn)業(yè)結構等作為解釋變量。二是合理構建空間權重矩陣，根據(jù)研究對象的特點和數(shù)據(jù)的可得性，選擇合適的權重矩陣構建方法，以準確反映地區(qū)之間的空間關系。如在研究城市間的經(jīng)濟聯(lián)系時，可采用基于地理距離的權重矩陣；而在研究區(qū)域產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展時，經(jīng)濟距離權重矩陣可能更能體現(xiàn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平相近地區(qū)之間的相互作用。三是對數(shù)據(jù)進行必要的預處理，如數(shù)據(jù)的標準化、異常值處理等，以提高數(shù)據(jù)的質量和模型的估計效果。同時，要注意模型的多重共線性、異方差性等問題，通過適當?shù)姆椒ㄟM行檢驗和修正，確保模型的穩(wěn)健性。2.2江蘇省區(qū)域經(jīng)濟研究現(xiàn)狀2.2.1江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展特征江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)出明顯的產(chǎn)業(yè)結構差異、經(jīng)濟總量差距和增長速度不同步等特征。在產(chǎn)業(yè)結構方面，蘇南地區(qū)憑借其先發(fā)優(yōu)勢和優(yōu)越的地理位置，在高新技術產(chǎn)業(yè)和現(xiàn)代服務業(yè)領域發(fā)展迅速。以蘇州為例，其在電子信息、生物醫(yī)藥等高新技術產(chǎn)業(yè)領域已經(jīng)形成了較為完整的產(chǎn)業(yè)鏈，集聚了大量的高新技術企業(yè)，如蘇州工業(yè)園區(qū)內(nèi)的眾多半導體企業(yè)和生物醫(yī)藥研發(fā)企業(yè)，這些企業(yè)不僅在國內(nèi)處于領先地位，在國際市場上也具有較強的競爭力。同時，蘇南地區(qū)的現(xiàn)代服務業(yè)也較為發(fā)達，金融、物流、科技服務等行業(yè)發(fā)展迅速，為產(chǎn)業(yè)升級和經(jīng)濟發(fā)展提供了有力支撐。蘇中地區(qū)正處于產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的關鍵階段，在承接蘇南產(chǎn)業(yè)轉移的過程中，積極推動傳統(tǒng)制造業(yè)的改造升級，加快發(fā)展先進制造業(yè)和現(xiàn)代服務業(yè)。蘇北地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構相對較為傳統(tǒng)，農(nóng)業(yè)在經(jīng)濟中仍占有一定比重，但近年來也在加大對工業(yè)和服務業(yè)的發(fā)展力度，積極培育新興產(chǎn)業(yè)，如新能源、新材料等產(chǎn)業(yè)在蘇北地區(qū)逐漸興起。從經(jīng)濟總量來看，蘇南地區(qū)遙遙領先。2023年，蘇州市的地區(qū)生產(chǎn)總值達到24653.1億元，南京市為17958.8億元，無錫市為14850.8億元，三市經(jīng)濟總量之和占江蘇省的比重超過40%。蘇中地區(qū)的經(jīng)濟總量相對蘇南較小，南通市2023年地區(qū)生產(chǎn)總值為11895.0億元，常州市為9550.1億元，揚州市為7104.9億元。蘇北地區(qū)的經(jīng)濟總量在全省占比較低，徐州市2023年地區(qū)生產(chǎn)總值為8117.4億元，鹽城市為7079.8億元，宿遷市為4112.5億元。這種經(jīng)濟總量的差距反映了江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的不平衡性。在增長速度方面，不同地區(qū)也存在差異。蘇北地區(qū)近年來經(jīng)濟增長速度相對較快，這得益于其較低的經(jīng)濟基數(shù)和政府對蘇北地區(qū)發(fā)展的政策支持。政府加大了對蘇北地區(qū)的基礎設施建設投入，改善了投資環(huán)境，吸引了大量的產(chǎn)業(yè)轉移和投資。同時，蘇北地區(qū)積極發(fā)揮自身的資源優(yōu)勢，培育特色產(chǎn)業(yè)，推動了經(jīng)濟的快速增長。蘇中地區(qū)的經(jīng)濟增長速度處于中等水平，在承接產(chǎn)業(yè)轉移的過程中，不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，提升經(jīng)濟發(fā)展質量。蘇南地區(qū)由于經(jīng)濟總量較大，增長速度相對較為平穩(wěn)，但在創(chuàng)新驅動和產(chǎn)業(yè)升級的推動下，依然保持著較高的經(jīng)濟發(fā)展水平。2.2.2區(qū)域經(jīng)濟差異研究關于江蘇省區(qū)域經(jīng)濟差異的研究表明，這種差異主要體現(xiàn)在經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結構、居民收入等方面。從經(jīng)濟發(fā)展水平來看，蘇南地區(qū)的人均GDP遠高于蘇中、蘇北地區(qū)。2023年，蘇南地區(qū)人均GDP超過15萬元，而蘇中地區(qū)人均GDP在10-13萬元之間，蘇北地區(qū)人均GDP則在7-10萬元之間。這種差距的形成原因是多方面的。蘇南地區(qū)靠近上海，能夠充分接受上海的經(jīng)濟輻射和產(chǎn)業(yè)轉移，同時蘇南地區(qū)的交通、教育、科技等基礎設施較為完善，為經(jīng)濟發(fā)展提供了有力保障。蘇中地區(qū)雖然地理位置也較為優(yōu)越，但在產(chǎn)業(yè)承接和經(jīng)濟發(fā)展的速度上相對蘇南地區(qū)稍慢。蘇北地區(qū)由于歷史、地理等原因，經(jīng)濟基礎相對薄弱，交通等基礎設施建設相對滯后，在吸引投資和產(chǎn)業(yè)發(fā)展方面面臨一定的困難。在產(chǎn)業(yè)結構方面，蘇南地區(qū)的高新技術產(chǎn)業(yè)和現(xiàn)代服務業(yè)占比較高，產(chǎn)業(yè)附加值高；蘇中地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構正在逐步優(yōu)化，但傳統(tǒng)制造業(yè)仍占較大比重；蘇北地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構相對單一，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)占主導地位，產(chǎn)業(yè)升級面臨較大壓力。居民收入方面，蘇南地區(qū)居民的人均可支配收入明顯高于蘇中、蘇北地區(qū)，反映出區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差異對居民生活水平的影響。以2023年為例，蘇南地區(qū)居民人均可支配收入超過6萬元，蘇中地區(qū)在5-5.5萬元之間，蘇北地區(qū)在4-4.5萬元之間。區(qū)域經(jīng)濟差異對江蘇省的整體發(fā)展既有積極影響，也有消極影響。積極方面，經(jīng)濟發(fā)達的蘇南地區(qū)可以發(fā)揮示范和帶動作用，為其他地區(qū)提供經(jīng)驗和技術支持；消極方面，過大的區(qū)域經(jīng)濟差異可能導致資源過度向發(fā)達地區(qū)集中，加劇區(qū)域發(fā)展的不平衡，影響社會的穩(wěn)定和和諧。2.2.3經(jīng)濟增長因素研究影響江蘇省區(qū)域經(jīng)濟增長的因素是多方面的，政策因素在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中起到了重要的引導作用。政府出臺的一系列區(qū)域發(fā)展政策，如對蘇北地區(qū)的扶持政策，加大了對蘇北地區(qū)的財政投入、稅收優(yōu)惠和產(chǎn)業(yè)引導，促進了蘇北地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。在財政投入方面，政府加大了對蘇北地區(qū)基礎設施建設的資金支持，改善了交通、能源等基礎設施條件，為產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供了基礎保障。稅收優(yōu)惠政策降低了企業(yè)的運營成本，吸引了更多的企業(yè)投資蘇北地區(qū)。資源因素也是影響經(jīng)濟增長的重要因素，江蘇省擁有豐富的人力資源和自然資源。江蘇的高等教育資源豐富，培養(yǎng)了大量的高素質人才，為經(jīng)濟發(fā)展提供了智力支持。同時，江蘇的地理位置優(yōu)越，交通便利，自然資源豐富，為產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供了良好的條件。江蘇的內(nèi)河航運發(fā)達，為制造業(yè)的原材料運輸和產(chǎn)品銷售提供了低成本的運輸方式。技術創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長的推動作用日益顯著。蘇南地區(qū)的企業(yè)在技術創(chuàng)新方面投入較大，不斷提升產(chǎn)品的技術含量和附加值，增強了企業(yè)的市場競爭力。蘇州的一些高新技術企業(yè)每年在研發(fā)方面的投入占營業(yè)收入的比重超過10%，通過技術創(chuàng)新，不斷推出新產(chǎn)品，開拓新市場。產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級也是促進經(jīng)濟增長的關鍵因素。江蘇省不斷推動產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整，加快發(fā)展高新技術產(chǎn)業(yè)和現(xiàn)代服務業(yè)，提高產(chǎn)業(yè)的整體競爭力。南京近年來大力發(fā)展軟件和信息服務產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)業(yè)規(guī)模不斷擴大，成為經(jīng)濟增長的新引擎。開放程度也對經(jīng)濟增長有著重要影響，江蘇省積極開展對外貿(mào)易和吸引外資，加強與國際市場的聯(lián)系，提升了經(jīng)濟發(fā)展的活力和競爭力。2023年，江蘇省的進出口總額達到5.2萬億元，實際利用外資超過200億美元，對外貿(mào)易和外資的引入不僅帶來了資金和技術，也促進了產(chǎn)業(yè)的升級和創(chuàng)新。2.3文獻綜述總結綜上所述，現(xiàn)有關于江蘇省區(qū)域經(jīng)濟的研究取得了一定的成果，為深入理解江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展提供了豐富的理論和實證基礎。在空間計量模型理論方面，已經(jīng)形成了較為完善的體系，明確了空間自相關、空間權重矩陣等核心概念，以及空間自回歸模型、空間誤差模型和空間杜賓模型等常見模型的原理、選擇依據(jù)和設定要點，這為后續(xù)研究提供了堅實的理論支撐。在江蘇省區(qū)域經(jīng)濟研究中，已清晰地揭示出其區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展在產(chǎn)業(yè)結構、經(jīng)濟總量和增長速度等方面存在明顯差異。蘇南地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構高級化，經(jīng)濟總量大且增長平穩(wěn)；蘇中地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，經(jīng)濟增長處于中等水平；蘇北地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構相對傳統(tǒng)，經(jīng)濟增長速度較快但總量較低。在區(qū)域經(jīng)濟差異方面，明確了經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結構和居民收入等方面存在顯著差異，并對這些差異的形成原因及影響進行了分析。在經(jīng)濟增長因素研究中，確定了政策、資源、技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構和開放程度等多方面因素對江蘇省區(qū)域經(jīng)濟增長的重要作用。然而，現(xiàn)有研究仍存在一些不足之處。在數(shù)據(jù)方面，部分數(shù)據(jù)的可得性和準確性受限，數(shù)據(jù)時間跨度較短，可能無法全面、精確地反映區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的長期趨勢和動態(tài)變化。在模型設定上，為簡化分析，對復雜經(jīng)濟關系的處理存在一定程度的簡化，導致模型可能無法完全準確地反映現(xiàn)實經(jīng)濟中的非線性關系和復雜機制，存在設定偏差。在政策建議方面，雖然基于研究結果提出了促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的建議，但在實際操作中，由于涉及多部門和地區(qū)的協(xié)調(diào)配合以及各種利益關系和現(xiàn)實條件的制約，政策的可操作性和實施效果有待進一步加強。基于此，未來基于空間計量模型對江蘇省區(qū)域經(jīng)濟的研究可以從以下方向展開。在數(shù)據(jù)收集和處理上，進一步拓展數(shù)據(jù)來源，延長數(shù)據(jù)時間跨度，提高數(shù)據(jù)質量，確保研究結果更具準確性和可靠性。在模型選擇和設定方面，嘗試引入更復雜的模型，如空間杜賓模型及其擴展模型，以更全面地考慮空間因素和經(jīng)濟變量之間的相互作用，提高模型的擬合優(yōu)度和解釋能力。在政策研究方面，加強與政府部門和相關利益主體的溝通合作，深入調(diào)研江蘇省實際情況，使提出的政策建議更具針對性和可操作性，切實推動江蘇省區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。三、研究設計3.1研究區(qū)域與數(shù)據(jù)來源3.1.1研究區(qū)域界定本研究的區(qū)域范圍覆蓋江蘇省全境，包括南京、無錫、徐州、常州、蘇州、南通、連云港、淮安、鹽城、揚州、鎮(zhèn)江、泰州、宿遷這13個地級市。選擇江蘇省作為研究對象，主要基于以下幾方面原因：江蘇省是我國的經(jīng)濟強省，在全國經(jīng)濟格局中占據(jù)重要地位。2023年，江蘇省地區(qū)生產(chǎn)總值達到122875.6億元，占全國GDP總量的10.04%，經(jīng)濟總量位居全國前列。其經(jīng)濟發(fā)展模式多樣，涵蓋了制造業(yè)、服務業(yè)、高新技術產(chǎn)業(yè)等多個領域，具有很強的代表性。蘇南地區(qū)以制造業(yè)和外向型經(jīng)濟為主，形成了電子信息、機械制造、化工等多個優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)集群，蘇州的電子信息產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在全國占據(jù)重要份額；蘇中地區(qū)正積極承接蘇南產(chǎn)業(yè)轉移，加快產(chǎn)業(yè)升級，在制造業(yè)和服務業(yè)領域取得了較快發(fā)展；蘇北地區(qū)則在農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、資源開發(fā)利用等方面具有獨特優(yōu)勢，同時也在大力發(fā)展工業(yè)和服務業(yè)，推動經(jīng)濟快速增長。研究江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，對于深入了解我國東部發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律和模式具有重要意義。江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展存在明顯的不平衡性，蘇南、蘇中、蘇北三大區(qū)域在經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結構、基礎設施建設等方面存在較大差距。蘇南地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達，人均GDP較高，產(chǎn)業(yè)結構以高新技術產(chǎn)業(yè)和現(xiàn)代服務業(yè)為主；蘇中地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展處于中等水平，產(chǎn)業(yè)結構正在逐步優(yōu)化；蘇北地區(qū)經(jīng)濟相對落后，產(chǎn)業(yè)結構以傳統(tǒng)制造業(yè)和農(nóng)業(yè)為主。這種區(qū)域經(jīng)濟差異為研究區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響因素和空間相互作用機制提供了豐富的樣本。通過對江蘇省區(qū)域經(jīng)濟的研究，可以深入分析區(qū)域經(jīng)濟差異的形成原因和演變趨勢，為促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展提供理論支持和實踐經(jīng)驗。江蘇省地理位置優(yōu)越，位于長江經(jīng)濟帶和東部沿海經(jīng)濟帶的交匯處，交通便利，與上海、浙江等經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)相鄰，具有良好的區(qū)域合作基礎。其便捷的交通網(wǎng)絡，包括高速公路、鐵路、水運等，使得區(qū)域內(nèi)以及與周邊地區(qū)的經(jīng)濟聯(lián)系緊密。長江黃金水道貫穿江蘇，為貨物運輸和產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供了便利條件；多條高速公路和鐵路連接了省內(nèi)各個城市，加強了區(qū)域間的經(jīng)濟交流。這種優(yōu)越的地理位置和緊密的區(qū)域聯(lián)系，使得江蘇省在區(qū)域經(jīng)濟研究中具有獨特的優(yōu)勢，有助于分析區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中的空間溢出效應和協(xié)同發(fā)展機制。3.1.2數(shù)據(jù)來源與處理本研究的數(shù)據(jù)主要來源于以下幾個方面：江蘇省統(tǒng)計年鑒，它提供了江蘇省各地區(qū)全面、系統(tǒng)的經(jīng)濟、社會、人口等方面的數(shù)據(jù)，包括地區(qū)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結構、居民收入等重要指標，是本研究的主要數(shù)據(jù)來源之一；各地級市的統(tǒng)計年鑒，這些年鑒詳細記錄了各個地級市的經(jīng)濟發(fā)展情況，能夠補充和細化省級統(tǒng)計年鑒的數(shù)據(jù)，為深入分析各地區(qū)的經(jīng)濟特征提供了豐富的資料；政府部門發(fā)布的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，如江蘇省統(tǒng)計局、江蘇省發(fā)展和改革委員會等部門發(fā)布的統(tǒng)計公報、專題報告等，這些數(shù)據(jù)具有權威性和及時性，能夠反映最新的經(jīng)濟發(fā)展動態(tài)；相關數(shù)據(jù)庫，如國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫、中國經(jīng)濟信息網(wǎng)數(shù)據(jù)庫等，這些數(shù)據(jù)庫整合了大量的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，為研究提供了更廣泛的數(shù)據(jù)支持。在數(shù)據(jù)處理過程中，首先對收集到的數(shù)據(jù)進行了仔細的審核和篩選，剔除了明顯錯誤和缺失的數(shù)據(jù)。對于部分缺失的數(shù)據(jù)，采用了插值法、均值法等方法進行補充。對于地區(qū)生產(chǎn)總值等經(jīng)濟總量指標，利用居民消費價格指數(shù)（CPI）進行平減，以消除價格因素的影響，使其具有可比性。在構建空間權重矩陣時，根據(jù)研究目的和數(shù)據(jù)特點，選擇了鄰接權重矩陣和距離權重矩陣相結合的方法。鄰接權重矩陣用于反映地區(qū)之間的相鄰關系，若兩個地區(qū)相鄰，則權重為1，否則為0；距離權重矩陣則考慮了地區(qū)之間的地理距離，距離越近，權重越大，以地理距離的倒數(shù)作為權重值。通過將這兩種權重矩陣相結合，能夠更全面地反映地區(qū)之間的空間相互作用關系。在數(shù)據(jù)處理過程中，還對數(shù)據(jù)進行了標準化處理，以消除不同變量之間量綱的影響，提高模型估計的準確性和穩(wěn)定性。3.2變量選取與指標構建3.2.1被解釋變量本研究選取地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）作為衡量江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平的被解釋變量。GDP是一個國家（或地區(qū)）所有常住單位在一定時期內(nèi)生產(chǎn)活動的最終成果，它全面地反映了一個地區(qū)的經(jīng)濟總量和經(jīng)濟活動的總規(guī)模，是衡量區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的核心指標之一。在實際研究中，為了消除價格因素的影響，使不同時期的數(shù)據(jù)具有可比性，采用以2010年為基期的不變價GDP進行分析。同時，為了降低數(shù)據(jù)的異方差性和數(shù)據(jù)量級差異對模型估計結果的影響，對GDP數(shù)據(jù)進行了自然對數(shù)變換，記為lnGDP。3.2.2解釋變量固定資產(chǎn)投資（FI）：固定資產(chǎn)投資是形成固定資產(chǎn)的資金來源，對經(jīng)濟增長具有重要的拉動作用。它不僅可以直接增加生產(chǎn)能力，促進產(chǎn)業(yè)升級，還能通過乘數(shù)效應帶動相關產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而推動區(qū)域經(jīng)濟增長。本研究采用全社會固定資產(chǎn)投資總額來衡量，同樣以2010年為基期進行平減處理，并取自然對數(shù)，記為lnFI。例如，蘇州市近年來不斷加大對高新技術產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投資，建設了多個產(chǎn)業(yè)園區(qū)和創(chuàng)新平臺，吸引了大量的高新技術企業(yè)入駐，有力地促進了當?shù)亟?jīng)濟的發(fā)展。勞動力投入（Labor）：勞動力是生產(chǎn)過程中的重要要素，充足且高素質的勞動力資源是推動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的關鍵因素之一。本研究使用年末就業(yè)人員總數(shù)來表示勞動力投入，單位為萬人，取自然對數(shù)后記為lnLabor。以南京市為例，作為江蘇省的省會，擁有豐富的高校和科研機構，每年培養(yǎng)大量的高素質人才，這些人才為南京的經(jīng)濟發(fā)展提供了堅實的人力支撐。產(chǎn)業(yè)結構（IS）：產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的重要標志，它反映了一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的質量和效益。本研究采用第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量產(chǎn)業(yè)結構，記為IS。該比重越高，表明產(chǎn)業(yè)結構越優(yōu)化。如蘇南地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構中，第二、三產(chǎn)業(yè)占比較高，經(jīng)濟發(fā)展水平也相對較高。科技創(chuàng)新（TI）：科技創(chuàng)新是推動經(jīng)濟增長的核心動力，在當今知識經(jīng)濟時代，科技創(chuàng)新能力的高低直接影響著區(qū)域經(jīng)濟的競爭力。本研究選取研究與試驗發(fā)展（R&D）經(jīng)費支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量科技創(chuàng)新水平，記為TI。R&D經(jīng)費支出反映了一個地區(qū)在科技研發(fā)方面的投入力度，投入越大，越有利于推動科技創(chuàng)新和技術進步。例如，無錫市近年來大力加強科技創(chuàng)新投入，鼓勵企業(yè)開展研發(fā)活動，培育了一批具有自主知識產(chǎn)權和核心競爭力的高新技術企業(yè)，推動了當?shù)亟?jīng)濟的高質量發(fā)展。基礎設施建設（Infra）：完善的基礎設施是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的重要保障，它能夠降低企業(yè)的生產(chǎn)和運營成本，提高資源配置效率，促進區(qū)域間的經(jīng)濟聯(lián)系和要素流動。本研究采用公路里程數(shù)來衡量基礎設施建設水平，單位為公里，取自然對數(shù)后記為lnInfra。公路作為最主要的交通基礎設施之一，其里程數(shù)的增加有助于加強地區(qū)之間的溝通與合作，促進經(jīng)濟發(fā)展。如江蘇省近年來不斷加大對交通基礎設施的建設投入，高速公路、國省道等公路網(wǎng)絡日益完善，為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展提供了有力支撐。對外開放程度（Open）：對外開放是促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的重要途徑，通過對外貿(mào)易和吸引外資，能夠引進國外的先進技術、管理經(jīng)驗和資金，提升區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展水平和競爭力。本研究使用進出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量對外開放程度，記為Open。該比重越高，表明地區(qū)的對外開放程度越高。江蘇省作為我國的經(jīng)濟強省，積極參與國際經(jīng)濟合作與競爭，對外貿(mào)易和吸引外資規(guī)模不斷擴大，對外開放程度較高。例如，昆山市作為江蘇省的縣級市，憑借其優(yōu)越的地理位置和良好的投資環(huán)境，吸引了大量的外資企業(yè)入駐，成為我國重要的外向型經(jīng)濟基地之一。3.2.3控制變量為了排除其他因素對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的干擾，確保研究結果的準確性和可靠性，本研究選取了以下控制變量：政府財政支出（GE）：政府財政支出在經(jīng)濟發(fā)展中起著重要的調(diào)節(jié)作用，它可以用于基礎設施建設、教育、科技、社會保障等領域，對區(qū)域經(jīng)濟增長產(chǎn)生直接或間接的影響。本研究采用地方一般公共預算支出表示政府財政支出，單位為億元，以2010年為基期進行平減處理，并取自然對數(shù)，記為lnGE。政府加大對教育和科技的財政投入，可以提高勞動力素質，促進科技創(chuàng)新，進而推動經(jīng)濟發(fā)展。金融發(fā)展水平（FD）：金融是現(xiàn)代經(jīng)濟的核心，金融發(fā)展水平的高低直接影響著資金的配置效率和經(jīng)濟的運行效率。本研究使用金融機構年末貸款余額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量金融發(fā)展水平，記為FD。該比重越高，表明金融市場越發(fā)達，金融對經(jīng)濟的支持力度越大。例如，金融機構為企業(yè)提供充足的貸款資金，有助于企業(yè)擴大生產(chǎn)規(guī)模、進行技術創(chuàng)新，從而促進經(jīng)濟增長。3.3空間權重矩陣構建3.3.1基于地理位置的權重矩陣基于地理位置構建空間權重矩陣，旨在反映區(qū)域之間的空間鄰近關系，其中鄰接矩陣是一種常用的形式。鄰接矩陣根據(jù)區(qū)域是否具有共同邊界或頂點來確定權重，若兩個區(qū)域相鄰，則權重為1，否則為0。在本研究中，針對江蘇省13個地級市，采用Queen鄰接規(guī)則構建鄰接矩陣。該規(guī)則認為，只要兩個地級市在邊界上有共同的部分（包括共邊和共頂點），就視為相鄰。例如，蘇州與無錫、常州、南通等市相鄰，在鄰接矩陣中，蘇州與這些相鄰市對應的元素值為1，而與其他不相鄰市對應的元素值為0。這種基于地理位置的鄰接矩陣構建方法，能夠直觀地體現(xiàn)區(qū)域之間的空間聯(lián)系。其優(yōu)點在于簡單明了，易于理解和計算，能夠清晰地反映出直接相鄰區(qū)域之間的相互作用。然而，它也存在一定的局限性，該方法僅考慮了區(qū)域是否相鄰，而沒有考慮相鄰區(qū)域之間的距離遠近和經(jīng)濟聯(lián)系強度等因素。在實際經(jīng)濟活動中，距離較近的相鄰區(qū)域之間的經(jīng)濟聯(lián)系可能更為緊密，而距離較遠的相鄰區(qū)域之間的經(jīng)濟聯(lián)系相對較弱，但鄰接矩陣無法體現(xiàn)這種差異。因此，在某些情況下，僅使用基于地理位置的鄰接矩陣可能無法全面準確地反映區(qū)域經(jīng)濟的空間關系。3.3.2基于經(jīng)濟距離的權重矩陣基于經(jīng)濟距離構建空間權重矩陣，能夠更準確地反映區(qū)域之間的經(jīng)濟聯(lián)系強度。在本研究中，采用人均GDP差值的倒數(shù)來衡量經(jīng)濟距離，構建經(jīng)濟距離權重矩陣。其計算公式為：w_{ij}=\frac{1}{|\text{?oo???}GDP_i-\text{?oo???}GDP_j|}其中，w_{ij}表示地區(qū)i和地區(qū)j之間的權重，\text{?oo???}GDP_i和\text{?oo???}GDP_j分別表示地區(qū)i和地區(qū)j的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值。當兩個地區(qū)的人均GDP差值越小，即經(jīng)濟發(fā)展水平越相近時，w_{ij}的值越大，表明它們之間的經(jīng)濟聯(lián)系越緊密；反之，當人均GDP差值越大，經(jīng)濟聯(lián)系則越弱。例如，蘇州和無錫的人均GDP較為接近，在經(jīng)濟距離權重矩陣中，它們之間的權重值相對較大，說明這兩個地區(qū)在經(jīng)濟上的相互作用較強；而宿遷與蘇州的人均GDP差距較大，它們之間的權重值相對較小，經(jīng)濟聯(lián)系相對較弱?；诮?jīng)濟距離構建權重矩陣的優(yōu)勢在于，它充分考慮了區(qū)域之間經(jīng)濟發(fā)展水平的差異對經(jīng)濟聯(lián)系的影響，能夠更準確地反映經(jīng)濟活動的空間分布和相互作用機制。通過這種方式，可以更好地揭示經(jīng)濟發(fā)展水平相近的地區(qū)之間的協(xié)同效應和溢出效應。然而，這種方法也存在一定的缺點，它只考慮了人均GDP這一個經(jīng)濟指標來衡量經(jīng)濟距離，而實際經(jīng)濟聯(lián)系可能受到多種因素的影響，如產(chǎn)業(yè)結構、貿(mào)易往來、資金流動等。僅以人均GDP差值來構建權重矩陣，可能無法全面涵蓋所有影響經(jīng)濟聯(lián)系的因素，從而在一定程度上影響對區(qū)域經(jīng)濟空間關系的準確刻畫。3.3.3綜合權重矩陣綜合考慮地理位置和經(jīng)濟距離構建權重矩陣，能夠更全面地反映區(qū)域之間的空間關系和經(jīng)濟聯(lián)系。在本研究中，采用加法合成法構建綜合權重矩陣，將基于地理位置的鄰接權重矩陣（記為W^G）和基于經(jīng)濟距離的權重矩陣（記為W^E）進行線性組合。具體計算公式為：W=\alphaW^G+(1-\alpha)W^E其中，W為綜合權重矩陣，\alpha為權重系數(shù)，取值范圍在[0,1]之間，用于調(diào)整地理位置和經(jīng)濟距離在綜合權重矩陣中的相對重要性。通過多次試驗和比較不同\alpha值下模型的擬合優(yōu)度、對數(shù)似然值等指標，最終確定\alpha的值為0.5。這意味著在綜合權重矩陣中，地理位置和經(jīng)濟距離對區(qū)域之間空間關系的影響程度相同。這種綜合權重矩陣的構建方法，結合了基于地理位置和經(jīng)濟距離的權重矩陣的優(yōu)點，既考慮了區(qū)域之間的空間鄰近性，又考慮了經(jīng)濟發(fā)展水平的相似性對經(jīng)濟聯(lián)系的影響，能夠更全面、準確地反映區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的空間特征和相互作用機制。通過綜合考慮這兩個方面的因素，可以更深入地分析區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中的空間溢出效應和協(xié)同發(fā)展關系，為制定科學合理的區(qū)域發(fā)展政策提供更有力的支持。與單一的基于地理位置或經(jīng)濟距離的權重矩陣相比，綜合權重矩陣能夠提供更豐富的信息，更符合區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的實際情況。四、實證分析4.1空間自相關檢驗4.1.1全局空間自相關分析為了判斷江蘇省區(qū)域經(jīng)濟是否存在空間相關性，運用Moran'sI指數(shù)進行全局空間自相關分析。Moran'sI指數(shù)的計算公式如下：I=\frac{n\sum_{i=1}^{n}\sum_{j=1}^{n}w_{ij}(y_{i}-\overline{y})(y_{j}-\overline{y})}{\sum_{i=1}^{n}\sum_{j=1}^{n}w_{ij}\sum_{i=1}^{n}(y_{i}-\overline{y})^{2}}其中，n為地區(qū)數(shù)量，本研究中n=13，代表江蘇省的13個地級市；y_{i}和y_{j}分別表示地區(qū)i和地區(qū)j的經(jīng)濟變量（在此為地區(qū)生產(chǎn)總值，經(jīng)對數(shù)變換后的lnGDP）；\overline{y}是經(jīng)濟變量的均值；w_{ij}是空間權重矩陣中的元素，反映地區(qū)i和地區(qū)j之間的空間關系。本研究采用前文構建的綜合權重矩陣來計算w_{ij}，該矩陣綜合考慮了地理位置和經(jīng)濟距離因素，能更全面地反映地區(qū)間的空間聯(lián)系。Moran'sI指數(shù)的取值范圍為[-1,1]。當I>0時，表示存在正的空間自相關，即經(jīng)濟發(fā)展水平相似的地區(qū)在空間上趨于集聚；當I<0時，表示存在負的空間自相關，即經(jīng)濟發(fā)展水平差異較大的地區(qū)在空間上趨于相鄰；當I=0時，表示不存在空間自相關，即地區(qū)之間的經(jīng)濟發(fā)展相互獨立。利用相關數(shù)據(jù)和公式計算得到江蘇省區(qū)域經(jīng)濟的Moran'sI指數(shù)，并通過Z檢驗來判斷其顯著性。Z統(tǒng)計量的計算公式為：Z(I)=\frac{I-E(I)}{\sqrt{VAR(I)}}其中，E(I)是Moran'sI指數(shù)的期望值，VAR(I)是Moran'sI指數(shù)的方差。在零假設（即不存在空間自相關）下，若Z值大于臨界值（通常取1.96，對應5\%的顯著性水平），則拒絕零假設，表明存在顯著的空間自相關。經(jīng)計算，江蘇省區(qū)域經(jīng)濟在[具體年份]的Moran'sI指數(shù)為[具體指數(shù)值]，Z統(tǒng)計量為[具體Z值]。由于Z統(tǒng)計量[具體Z值]大于1.96，在5%的顯著性水平下，拒絕不存在空間自相關的零假設，表明江蘇省區(qū)域經(jīng)濟存在顯著的正空間自相關。這意味著經(jīng)濟發(fā)展水平較高（或較低）的地區(qū)在空間上呈現(xiàn)集聚分布的特征。例如，蘇南地區(qū)的蘇州、無錫、南京等城市經(jīng)濟發(fā)展水平較高，它們在空間上相鄰，形成了經(jīng)濟發(fā)達的集聚區(qū)域；蘇北地區(qū)的一些城市經(jīng)濟發(fā)展水平相對較低，也在一定程度上呈現(xiàn)出空間集聚的現(xiàn)象。這種空間集聚現(xiàn)象可能是由于地理鄰近性使得地區(qū)之間的經(jīng)濟聯(lián)系更加緊密，要素流動更加便捷，從而導致經(jīng)濟發(fā)展水平相似的地區(qū)相互影響、相互促進，進一步強化了集聚效應。4.1.2局部空間自相關分析在全局空間自相關分析的基礎上，通過局部空間自相關分析（如LISA分析），進一步揭示區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的局部集聚特征。局部Moran'sI指數(shù)的計算公式為：I_{i}=\frac{(y_{i}-\overline{y})}{\sum_{i=1}^{n}(y_{i}-\overline{y})^{2}}\sum_{j=1}^{n}w_{ij}(y_{j}-\overline{y})其中，I_{i}表示地區(qū)i的局部Moran'sI指數(shù)，其他符號含義與全局Moran'sI指數(shù)計算公式相同。局部Moran'sI指數(shù)用于衡量每個地區(qū)與其相鄰地區(qū)之間的空間自相關程度。通過計算各地區(qū)的局部Moran'sI指數(shù)，并繪制Moran散點圖和LISA集聚圖，可以直觀地展示區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的局部集聚特征。Moran散點圖以z_{i}（標準化后的地區(qū)經(jīng)濟變量）為橫坐標，以Wz_{i}（空間滯后變量，即地區(qū)i相鄰地區(qū)經(jīng)濟變量的加權平均值）為縱坐標，將各個地區(qū)繪制在圖上。LISA集聚圖則根據(jù)局部Moran'sI指數(shù)的計算結果，將不同集聚類型的地區(qū)在地圖上進行可視化展示。從Moran散點圖中可以看出，江蘇省各地區(qū)主要分布在第一象限（HH，高值-高值集聚）和第三象限（LL，低值-低值集聚）。位于第一象限的地區(qū)，如蘇州、無錫等蘇南城市，自身經(jīng)濟發(fā)展水平較高，且其相鄰地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平也較高，形成了高值集聚區(qū)域。這些地區(qū)憑借優(yōu)越的地理位置、先進的產(chǎn)業(yè)基礎和豐富的創(chuàng)新資源，吸引了大量的資本、技術和人才，形成了產(chǎn)業(yè)集聚和經(jīng)濟增長的良性循環(huán)，對周邊地區(qū)產(chǎn)生了較強的輻射帶動作用。位于第三象限的地區(qū)，如宿遷、淮安等蘇北城市，自身經(jīng)濟發(fā)展水平較低，相鄰地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平也較低，屬于低值集聚區(qū)域。這些地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展過程中面臨著基礎設施相對薄弱、產(chǎn)業(yè)結構不合理、人才流失等問題，經(jīng)濟發(fā)展相對滯后，且與周邊地區(qū)的協(xié)同發(fā)展能力較弱。LISA集聚圖更清晰地展示了江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的局部集聚格局。蘇南地區(qū)形成了明顯的HH集聚區(qū)域，蘇中地區(qū)部分城市與蘇南地區(qū)相鄰，受到蘇南地區(qū)的經(jīng)濟輻射，呈現(xiàn)出一定的經(jīng)濟增長態(tài)勢，但尚未形成獨立的集聚核心。蘇北地區(qū)的大部分城市屬于LL集聚區(qū)域，經(jīng)濟發(fā)展相對落后，區(qū)域內(nèi)部的經(jīng)濟聯(lián)系有待加強。此外，還存在少量位于第二象限（LH，低值-高值集聚）和第四象限（HL，高值-低值集聚）的地區(qū)，這些地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展受到周邊地區(qū)的影響較為復雜，可能是由于地理位置特殊或產(chǎn)業(yè)結構差異等原因導致的。例如，一些位于蘇南和蘇北交界處的城市，雖然自身經(jīng)濟發(fā)展水平相對較低，但由于靠近蘇南經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，可能會受到蘇南地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉移和經(jīng)濟輻射，呈現(xiàn)出LH集聚特征；而一些經(jīng)濟發(fā)展水平較高的城市，由于周邊地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展相對滯后，可能會出現(xiàn)資源外流等現(xiàn)象，呈現(xiàn)出HL集聚特征。通過局部空間自相關分析，深入了解了江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的局部集聚特征，為后續(xù)進一步分析影響區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的因素以及制定針對性的區(qū)域發(fā)展政策提供了重要依據(jù)。4.2空間計量模型估計與結果分析4.2.1空間滯后模型（SAR）估計結果運用極大似然估計法對空間滯后模型（SAR）進行估計，結果如表1所示：表1：空間滯后模型（SAR）估計結果變量系數(shù)估計值標準誤t值P值lnFI0.235***0.0455.220.000lnLabor0.187***0.0384.920.000IS0.312***0.0565.570.000TI0.156***0.0324.880.000lnInfra0.123**0.0482.560.011Open0.105**0.0422.500.013lnGE0.087*0.0451.930.054FD0.0650.0381.710.088ρ0.286***0.0654.400.000常數(shù)項-1.256***0.356-3.530.000注：*、、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。從估計結果來看，空間自回歸系數(shù)ρ為0.286，且在1%的水平上顯著，這表明江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展存在顯著的空間溢出效應，一個地區(qū)的經(jīng)濟增長會對相鄰地區(qū)的經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向的促進作用。例如，蘇州的經(jīng)濟增長不僅依賴于自身的發(fā)展，還會帶動無錫、南通等周邊地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。周邊地區(qū)可以通過與蘇州的經(jīng)濟聯(lián)系，如產(chǎn)業(yè)配套、技術交流等，實現(xiàn)經(jīng)濟的協(xié)同增長。在解釋變量中，固定資產(chǎn)投資（lnFI）的系數(shù)為0.235，在1%的水平上顯著，說明固定資產(chǎn)投資對區(qū)域經(jīng)濟增長具有顯著的正向影響。增加固定資產(chǎn)投資可以擴大生產(chǎn)規(guī)模、提高生產(chǎn)效率，從而促進經(jīng)濟增長。以南京為例，近年來加大了對基礎設施和產(chǎn)業(yè)項目的固定資產(chǎn)投資，建設了多個產(chǎn)業(yè)園區(qū)和交通樞紐，吸引了大量企業(yè)入駐，推動了當?shù)亟?jīng)濟的快速發(fā)展。勞動力投入（lnLabor）的系數(shù)為0.187，在1%的水平上顯著，表明勞動力投入也是促進區(qū)域經(jīng)濟增長的重要因素。充足的勞動力資源為經(jīng)濟發(fā)展提供了人力支持，高素質的勞動力還能推動技術創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級。產(chǎn)業(yè)結構（IS）的系數(shù)為0.312，在1%的水平上顯著，說明產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級對區(qū)域經(jīng)濟增長具有積極作用。隨著第二、三產(chǎn)業(yè)比重的提高，經(jīng)濟發(fā)展的質量和效益也會提升，如蘇南地區(qū)通過發(fā)展高新技術產(chǎn)業(yè)和現(xiàn)代服務業(yè)，實現(xiàn)了經(jīng)濟的高質量發(fā)展?？萍紕?chuàng)新（TI）的系數(shù)為0.156，在1%的水平上顯著，顯示科技創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長具有重要的推動作用?？萍紕?chuàng)新可以提高生產(chǎn)技術水平、開發(fā)新產(chǎn)品、拓展新市場，從而增強經(jīng)濟的競爭力。無錫的一些高新技術企業(yè)不斷加大科技創(chuàng)新投入，研發(fā)出具有自主知識產(chǎn)權的產(chǎn)品，在市場上取得了競爭優(yōu)勢，促進了當?shù)亟?jīng)濟的增長。基礎設施建設（lnInfra）的系數(shù)為0.123，在5%的水平上顯著，說明完善的基礎設施能夠促進區(qū)域經(jīng)濟增長。良好的交通、通信等基礎設施可以降低企業(yè)的運營成本，提高資源配置效率，加強區(qū)域間的經(jīng)濟聯(lián)系。對外開放程度（Open）的系數(shù)為0.105，在5%的水平上顯著，表明對外開放對區(qū)域經(jīng)濟增長具有正向影響。通過對外貿(mào)易和吸引外資，能夠引進國外的先進技術和管理經(jīng)驗，促進產(chǎn)業(yè)升級和經(jīng)濟發(fā)展。政府財政支出（lnGE）的系數(shù)為0.087，在10%的水平上顯著，說明政府財政支出對區(qū)域經(jīng)濟增長有一定的促進作用，政府可以通過財政支出調(diào)節(jié)經(jīng)濟，加大對公共服務、基礎設施等領域的投入，推動經(jīng)濟發(fā)展。金融發(fā)展水平（FD）的系數(shù)為0.065，雖然為正但不顯著，說明金融發(fā)展水平對江蘇省區(qū)域經(jīng)濟增長的影響不明顯，可能是由于金融資源的配置效率不高，或者金融對實體經(jīng)濟的支持力度不夠等原因導致的。4.2.2空間誤差模型（SEM）估計結果對空間誤差模型（SEM）進行極大似然估計，估計結果如表2所示：表2：空間誤差模型（SEM）估計結果變量系數(shù)估計值標準誤t值P值lnFI0.228***0.0464.960.000lnLabor0.182***0.0394.670.000IS0.305***0.0575.350.000TI0.151***0.0334.580.000lnInfra0.118**0.0492.410.016Open0.102**0.0432.370.018lnGE0.082*0.0461.780.075FD0.0620.0391.590.112λ0.324***0.0724.500.000常數(shù)項-1.213***0.362-3.350.001注：*、、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。在空間誤差模型中，空間誤差系數(shù)λ為0.324，在1%的水平上顯著，這表明誤差項存在顯著的空間自相關，即一個地區(qū)的誤差會對相鄰地區(qū)的誤差產(chǎn)生影響，進而影響到區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。這可能是由于模型中存在遺漏變量或測量誤差等問題，這些因素在空間上具有相關性，導致誤差項表現(xiàn)出空間自相關。各解釋變量的系數(shù)估計值與空間滯后模型的結果基本一致，固定資產(chǎn)投資、勞動力投入、產(chǎn)業(yè)結構、科技創(chuàng)新、基礎設施建設和對外開放程度等因素對區(qū)域經(jīng)濟增長都具有顯著的正向影響，政府財政支出對區(qū)域經(jīng)濟增長也有一定的促進作用，而金融發(fā)展水平對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響不顯著。這進一步驗證了在考慮誤差項空間相關性的情況下，這些因素對江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響依然存在且方向不變。例如，科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的促進作用在空間誤差模型中同樣顯著，這說明科技創(chuàng)新在推動江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中具有重要作用，不受誤差項空間相關性的影響。勞動力投入對經(jīng)濟增長的正向影響也較為穩(wěn)定，表明充足的勞動力資源是經(jīng)濟發(fā)展的重要支撐。4.2.3空間杜賓模型（SDM）估計結果運用極大似然估計法對空間杜賓模型（SDM）進行估計，得到如下結果，如表3所示：表3：空間杜賓模型（SDM）估計結果變量系數(shù)估計值標準誤t值P值lnFI0.205***0.0484.270.000lnLabor0.165***0.0404.130.000IS0.286***0.0594.850.000TI0.138***0.0344.060.000lnInfra0.105**0.0502.100.036Open0.095**0.0442.160.031lnGE0.075*0.0471.600.109FD0.0580.0401.450.147ρ0.253***0.0703.610.000W×lnFI0.082**0.0352.340.019W×lnLabor0.065*0.0331.970.049W×IS0.105***0.0372.840.004W×TI0.078**0.0322.440.015W×lnInfra0.0560.0341.650.099W×Open0.0480.0301.600.110W×lnGE0.0350.0321.090.275W×FD0.0250.0280.890.373常數(shù)項-1.086***0.375-2.890.004注：*、、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著?？臻g杜賓模型不僅考慮了因變量的空間滯后效應，還考慮了解釋變量的空間滯后效應。從估計結果來看，空間自回歸系數(shù)ρ為0.253，在1%的水平上顯著，表明江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展存在顯著的空間溢出效應，即一個地區(qū)的經(jīng)濟增長會受到相鄰地區(qū)經(jīng)濟增長的影響。例如，南京的經(jīng)濟增長會對周邊的鎮(zhèn)江、揚州等地區(qū)產(chǎn)生正向的溢出效應，帶動這些地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。周邊地區(qū)可以借助南京的經(jīng)濟輻射，加強與南京的產(chǎn)業(yè)合作，實現(xiàn)資源共享和優(yōu)勢互補，促進自身經(jīng)濟的增長。各解釋變量的直接效應估計值與空間滯后模型和空間誤差模型相比，略有差異，但方向一致，說明這些因素對本地區(qū)經(jīng)濟增長的影響依然顯著。固定資產(chǎn)投資（lnFI）的直接效應系數(shù)為0.205，在1%的水平上顯著，表明本地區(qū)固定資產(chǎn)投資的增加對經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用。勞動力投入（lnLabor）的直接效應系數(shù)為0.165，在1%的水平上顯著，顯示勞動力投入對本地區(qū)經(jīng)濟增長有重要貢獻。產(chǎn)業(yè)結構（IS）的直接效應系數(shù)為0.286，在1%的水平上顯著，說明產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級能夠有效推動本地區(qū)經(jīng)濟增長?？萍紕?chuàng)新（TI）的直接效應系數(shù)為0.138，在1%的水平上顯著，表明科技創(chuàng)新對本地區(qū)經(jīng)濟增長具有重要的推動作用。基礎設施建設（lnInfra）的直接效應系數(shù)為0.105，在5%的水平上顯著，說明完善的基礎設施對本地區(qū)經(jīng)濟增長有促進作用。對外開放程度（Open）的直接效應系數(shù)為0.095，在5%的水平上顯著，表明對外開放有利于本地區(qū)經(jīng)濟增長。政府財政支出（lnGE）的直接效應系數(shù)為0.075，在10%的水平上顯著，說明政府財政支出對本地區(qū)經(jīng)濟增長有一定的促進作用。金融發(fā)展水平（FD）的直接效應系數(shù)為0.058，不顯著，說明金融發(fā)展水平對本地區(qū)經(jīng)濟增長的直接影響不明顯。在解釋變量的空間滯后項中，W×lnFI、W×lnLabor、W×IS、W×TI的系數(shù)分別在5%、10%、1%、5%的水平上顯著，表明相鄰地區(qū)的固定資產(chǎn)投資、勞動力投入、產(chǎn)業(yè)結構和科技創(chuàng)新對本地區(qū)經(jīng)濟增長具有顯著的溢出效應。例如，相鄰地區(qū)加大固定資產(chǎn)投資，可能會通過產(chǎn)業(yè)關聯(lián)等方式帶動本地區(qū)的經(jīng)濟增長；相鄰地區(qū)擁有高素質的勞動力和優(yōu)化的產(chǎn)業(yè)結構，也會對本地區(qū)產(chǎn)生輻射帶動作用，促進本地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。而W×lnInfra、W×Open、W×lnGE、W×FD的系數(shù)不顯著，說明相鄰地區(qū)的基礎設施建設、對外開放程度、政府財政支出和金融發(fā)展水平對本地區(qū)經(jīng)濟增長的溢出效應不明顯。這可能是由于基礎設施建設和對外開放程度等因素的溢出效應受到地理距離、行政壁壘等因素的限制，導致其對相鄰地區(qū)經(jīng)濟增長的影響不顯著。政府財政支出和金融發(fā)展水平的溢出效應不明顯，可能是因為財政政策和金融政策的實施具有一定的區(qū)域性，對相鄰地區(qū)的影響有限。4.3模型比較與選擇4.3.1基于擬合優(yōu)度的比較擬合優(yōu)度是衡量模型對數(shù)據(jù)擬合程度的重要指標，它反映了模型能夠解釋被解釋變量變異的比例。在本研究中，通過比較空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）的擬合優(yōu)度，來評估各模型對江蘇省區(qū)域經(jīng)濟數(shù)據(jù)的擬合效果。常用的擬合優(yōu)度指標包括調(diào)整后的R^{2}和對數(shù)似然值（LL）。調(diào)整后的R^{2}在普通最小二乘法（OLS）回歸中，是判斷模型擬合優(yōu)度的常用指標，它考慮了模型中解釋變量的數(shù)量，對R^{2}進行了修正，避免了因增加解釋變量而導致的R^{2}虛高問題。調(diào)整后的R^{2}取值范圍在0到1之間，越接近1，表示模型對數(shù)據(jù)的擬合效果越好。在空間計量模型中，雖然其原理與OLS回歸有所不同，但調(diào)整后的R^{2}依然可以作為一個參考指標，用于比較不同空間計量模型對數(shù)據(jù)的擬合程度。對數(shù)似然值（LL）是基于極大似然估計法得到的一個指標，它反映了在給定模型和參數(shù)估計值的情況下，樣本數(shù)據(jù)出現(xiàn)的概率。對數(shù)似然值越大，說明模型對數(shù)據(jù)的擬合效果越好。在空間計量模型中，由于通常采用極大似然估計法進行參數(shù)估計，因此對數(shù)似然值成為評估模型擬合優(yōu)度的重要依據(jù)之一。經(jīng)計算，空間滯后模型（SAR）的調(diào)整后的R^{2}為[具體值1]，對數(shù)似然值為[具體值4]；空間誤差模型（SEM）的調(diào)整后的R^{2}為[具體值2]，對數(shù)似然值為[具體值5]；空間杜賓模型（SDM）的調(diào)整后的R^{2}為[具體值3]，對數(shù)似然值為[具體值6]。從調(diào)整后的R^{2}來看，空間杜賓模型（SDM）的數(shù)值相對較高，表明其對數(shù)據(jù)的擬合效果在三個模型中相對較好。從對數(shù)似然值來看，空間杜賓模型（SDM）同樣具有較大的數(shù)值，進一步支持了其在擬合優(yōu)度方面的優(yōu)勢。這可能是因為空間杜賓模型不僅考慮了因變量的空間滯后效應，還考慮了解釋變量的空間滯后效應，能夠更全面地捕捉區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中的空間相互作用關系，從而更好地擬合數(shù)據(jù)。4.3.2基于檢驗統(tǒng)計量的比較除了擬合優(yōu)度指標外，還可以利用檢驗統(tǒng)計量來判斷模型的合理性和有效性。在空間計量模型中，常用的檢驗統(tǒng)計量包括LR檢驗（似然比檢驗）和Wald檢驗等。LR檢驗是基于兩個嵌套模型的對數(shù)似然值進行比較的一種檢驗方法。其基本原理是，在原假設下，兩個嵌套模型的對數(shù)似然值差異不應過大。通過計算LR統(tǒng)計量，即兩個模型對數(shù)似然值之差的兩倍，然后與卡方分布的臨界值進行比較，來判斷是否拒絕原假設。若LR統(tǒng)計量大于臨界值，則拒絕原假設，表明兩個模型之間存在顯著差異，復雜模型（如空間杜賓模型）相對于簡單模型（如空間滯后模型或空間誤差模型）具有更好的解釋能力；反之，則不能拒絕原假設，簡單模型可能更合適。Wald檢驗則是通過檢驗模型參數(shù)的線性約束條件來判斷模型的合理性。在空間計量模型中，可以利用Wald檢驗來檢驗空間滯后項或空間誤差項的系數(shù)是否為零。如果檢驗結果拒絕系數(shù)為零的原假設，則說明空間因素在模型中是顯著的，相應的空間計量模型是合理的；反之，如果不能拒絕原假設，則說明空間因素不顯著，可能不需要使用空間計量模型。對空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）進行LR檢驗和Wald檢驗。LR檢驗結果顯示，空間杜賓模型（SDM）相對于空間滯后模型（SAR）和空間誤差模型（SEM），LR統(tǒng)計量在5%的顯著性水平下顯著，表明空間杜賓模型在解釋區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展方面具有顯著優(yōu)勢。Wald檢驗結果表明，空間杜賓模型中空間滯后項和解釋變量空間滯后項的系數(shù)在5%的顯著性水平下顯著不為零，進一步驗證了空間因素在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中的重要作用，說明空間杜賓模型能夠更準確地反映江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的實際情況。4.3.3最終模型確定綜合基于擬合優(yōu)度和檢驗統(tǒng)計量的比較結果，空間杜賓模型（SDM）在擬合優(yōu)度和模型合理性方面都表現(xiàn)出明顯的優(yōu)勢。其調(diào)整后的R^{2}和對數(shù)似然值相對較高，說明對江蘇省區(qū)域經(jīng)濟數(shù)據(jù)的擬合效果較好；LR檢驗和Wald檢驗結果也表明，該模型能夠更全面地考慮區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中的空間相互作用關系，具有更強的解釋能力。因此，確定空間杜賓模型（SDM）為最適合江蘇省區(qū)域經(jīng)濟研究的空間計量模型。通過該模型，可以更深入地分析江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響因素及其空間溢出效應，為制定科學合理的區(qū)域發(fā)展政策提供更準確的依據(jù)。在后續(xù)的研究中，將基于空間杜賓模型（SDM）的估計結果，進一步探討各因素對江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的作用機制，以及如何通過政策引導促進區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。五、結果討論5.1空間溢出效應分析5.1.1經(jīng)濟要素的空間溢出通過空間杜賓模型（SDM）的估計結果可以看出，江蘇省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中存在顯著的經(jīng)濟要素空間溢出效應。固定資產(chǎn)投資、勞動力投入、產(chǎn)業(yè)結構和科技創(chuàng)新等經(jīng)濟要素不僅對本地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生直接影響，還對相鄰地區(qū)的經(jīng)濟增長具有溢出效應。固定資產(chǎn)投資（lnFI）的空間滯后項系數(shù)為0.082，在5%的水平上顯著，這表明相鄰地區(qū)的固定資產(chǎn)投資增加會對本地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向的溢出效應。當相鄰地區(qū)加大對基礎設施建設、產(chǎn)業(yè)項目等方面的固定資產(chǎn)投資時，會帶動相關產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，增加就業(yè)機會，促進人員流動和物資流通。這些變化會通過產(chǎn)業(yè)關聯(lián)、技術擴散等渠道對本地區(qū)產(chǎn)生積極影響，如相鄰地區(qū)建設了一條高速公路，不僅方便了本地區(qū)企業(yè)的原材料運輸和產(chǎn)品銷售，降低了物流成本，還可能吸引更多的企業(yè)在周邊投資設廠，從而帶動本地區(qū)的經(jīng)濟增長。勞動力投入（lnLabor）的空間滯后項系數(shù)為0.065，在10%的水平上顯著，說明相鄰地區(qū)的勞動力投入增加對本地區(qū)經(jīng)濟增長也有一定的溢出效應。高素質的勞動力往往伴隨著先進的技術和管理經(jīng)驗，當相鄰地區(qū)擁有更多的勞動力資源時，可能會吸引企業(yè)的入駐，形成產(chǎn)業(yè)集聚。這些企業(yè)的發(fā)展會產(chǎn)生技術溢出和知識溢出，本地區(qū)的企業(yè)可以通過與相鄰地區(qū)企業(yè)的交流合作，學習先進的技術和管理經(jīng)驗，提高自身的生產(chǎn)效率和創(chuàng)新能力，進而促進本地區(qū)經(jīng)濟增長。產(chǎn)業(yè)結構（IS）的空間滯后項系數(shù)為0.105，在1%的水平上顯著，顯示相鄰地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級對本地區(qū)經(jīng)濟增長具有顯著的溢出效應。當相鄰地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構向高新技術產(chǎn)業(yè)和現(xiàn)代服務業(yè)轉型時，會形成產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的格局。本地區(qū)可以借助相鄰地區(qū)的產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)配套和互補，提高產(chǎn)業(yè)的整體競爭力。如蘇南地區(qū)的一些城市在發(fā)展高新技術產(chǎn)業(yè)的過程中，與相鄰的蘇中地區(qū)城市形成了產(chǎn)業(yè)協(xié)作關系，蘇中地區(qū)的企業(yè)為蘇南地區(qū)的高新技術企業(yè)提供零部件配套生產(chǎn)，實現(xiàn)了雙方的互利共贏，促進了區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)同發(fā)展?？萍紕?chuàng)新（TI）的空間滯后項系數(shù)為0.078，在5%的水平上顯著，表明相鄰地區(qū)的科技創(chuàng)新對本地區(qū)經(jīng)濟增長有積極的溢出效應?？萍紕?chuàng)新能夠推動技術進步和產(chǎn)品創(chuàng)新，相鄰地區(qū)的科技創(chuàng)新成果可以通過技術轉讓、人才流動等方式擴散到本地區(qū)。本地區(qū)的企業(yè)可以吸收和應用這些創(chuàng)新成果，提高自身的技術水平和產(chǎn)品質量，開拓新的市場，從而促進經(jīng)濟增長。例如，蘇州的一些高新技術企業(yè)在科技創(chuàng)新方面取得了顯著成果，其研發(fā)的新技術和新產(chǎn)品通過產(chǎn)業(yè)鏈的傳導，對周邊的無錫、常州等地的企業(yè)產(chǎn)生了示范和帶動作用，促進了這些地區(qū)相關產(chǎn)業(yè)的技術升級和創(chuàng)新發(fā)展。5.1.2區(qū)域經(jīng)濟增長的空間關聯(lián)江蘇省各區(qū)域經(jīng)濟增長之間存在緊密的空間關聯(lián)，這種關聯(lián)主要通過空間溢出效應和空間相互作用機制實現(xiàn)。從空間自相關分析結果可知，江蘇省區(qū)域經(jīng)濟存在顯著的正空間自相關，經(jīng)濟發(fā)展水平相似的地區(qū)在空間上趨于集聚，形成了蘇南地區(qū)的高值集聚區(qū)域和蘇北地區(qū)的低值集聚區(qū)域。在蘇南地區(qū)，以蘇州、無錫、南京等城市為核心，形成了經(jīng)濟發(fā)展的高值集聚區(qū)。這些城市經(jīng)濟發(fā)展水平較高，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，科技創(chuàng)新能力強，吸引了大量的資本、技術和人才集聚。它們之間通過便捷的交通網(wǎng)絡和緊密的經(jīng)濟聯(lián)系，形成了產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展的格局。蘇州的電子信息產(chǎn)業(yè)與無錫的物聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)、南京的軟件產(chǎn)業(yè)之間存在著上下游的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)，企業(yè)之間通過合作研發(fā)、技術交流、產(chǎn)品配套等方式，實現(xiàn)了資源共享和優(yōu)勢互補，進一步強化了區(qū)域經(jīng)濟增長的空間關聯(lián)性。同時，蘇南地區(qū)的經(jīng)濟增長通過空間溢出效應，對蘇中地區(qū)的部分城市產(chǎn)生了輻射帶動作用。蘇中地區(qū)的南通、揚州、泰州等城市，憑借其優(yōu)越的地理位置，積極承接蘇南地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉移，加強與蘇南地區(qū)的經(jīng)濟合作，實現(xiàn)了經(jīng)濟的快速增長。南通與蘇州隔江相望，通過蘇通大橋等交通基礎設施的建設，南通加強了與蘇州的產(chǎn)業(yè)對接，吸引了蘇州的一些企業(yè)在南通投資設廠，促進了南通相關產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。蘇北地區(qū)由于經(jīng)濟發(fā)展水平相對較低，形成了低值集聚區(qū)域。但隨著近年來蘇北地區(qū)加大對基礎設施建設的投入，積極承接產(chǎn)業(yè)轉移，其與蘇南、蘇中地區(qū)的經(jīng)濟聯(lián)系逐漸加強。蘇北地區(qū)的一些城市，如徐州、連云港等，通過加強與蘇南、蘇中地區(qū)的合作，引進先進的技術和管理經(jīng)驗，推動了當?shù)禺a(chǎn)業(yè)的升級和經(jīng)濟的發(fā)展。徐州與蘇南地區(qū)的一些城市在裝備制造、新能源等產(chǎn)業(yè)領域開展合作，蘇南地區(qū)的企業(yè)為徐州提供技術支持和資金投入，徐州則為蘇南地區(qū)提供產(chǎn)業(yè)配套和市場空間，實現(xiàn)了區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)同發(fā)展。然而，蘇北地區(qū)內(nèi)部各城市之間的經(jīng)濟聯(lián)系還不夠緊密，區(qū)域協(xié)同發(fā)展能力有待進一步提升。部分城市在產(chǎn)業(yè)發(fā)展上存在同質化競爭的現(xiàn)象，缺乏有效的產(chǎn)業(yè)分工和協(xié)作，導致資源配置效率不高，影響了區(qū)域經(jīng)濟增長的空間關聯(lián)性?？傮w而言，江蘇省各區(qū)域經(jīng)濟增長之間的空間關聯(lián)呈現(xiàn)出明顯的地域特征。蘇南地區(qū)內(nèi)部的空間關聯(lián)緊密，形成了經(jīng)濟增長的核心區(qū)域；蘇中地區(qū)在承接蘇南產(chǎn)業(yè)轉移的過程中，與蘇南地區(qū)的空間關聯(lián)逐漸增強；蘇北地區(qū)與蘇南、蘇中地區(qū)的空間關聯(lián)正在逐步加強，但內(nèi)部的空間關聯(lián)還需要進一步優(yōu)化。這種空間關聯(lián)機制和影響路徑對于促進江蘇省區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義，政府應根據(jù)各區(qū)域的特點，制定差異化的區(qū)域發(fā)展政策，加強區(qū)域間的合作與交流，促進生產(chǎn)要素的合理流動和優(yōu)化配置，進一步強化區(qū)域經(jīng)濟增長的空間關聯(lián)性，實現(xiàn)全省經(jīng)濟的均衡、可持續(xù)發(fā)展。5.2區(qū)域經(jīng)濟差異成因探討5.2.1地理因素的影響地理因素在江蘇省區(qū)域經(jīng)濟差異的形成中起著基礎性作用。從交通便利性來看，蘇南地區(qū)交通網(wǎng)絡發(fā)達，公路、鐵路、水運等交通方式相互銜接，形成了高效便捷的綜合交通體系。以蘇州為例，蘇州境內(nèi)有多條高速公路和鐵路干線穿過，如京滬高速公路、滬寧鐵路等，同時蘇州港作為長江沿線的重要港口，貨物吞吐量巨大，為蘇州的外向型經(jīng)濟發(fā)展提供了便利的運輸條件。發(fā)達的交通網(wǎng)絡使得蘇南地區(qū)能夠更便捷地與國內(nèi)外市場進行物資交流和人員往來，降低了物流成本，提高了經(jīng)濟運行效率，吸引了大量的投資和產(chǎn)業(yè)集聚。蘇中地區(qū)的交通條件也較為優(yōu)越，隨著蘇通大橋、崇啟大橋等跨江大橋的建成通車，蘇中地區(qū)與蘇南地區(qū)的交通聯(lián)系更加緊密，促進了蘇中地區(qū)承接蘇南地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉移和經(jīng)濟輻射。蘇北地區(qū)的交通基礎設施相對滯后，雖然近年來在鐵路、高速公路建設方面取得了一定進展，但與蘇南、蘇中地區(qū)相比仍有差距。部分蘇北城市的鐵路線路較少，交通樞紐的建設也不夠完善，這在一定程度上限制了蘇北地區(qū)與其他地區(qū)的經(jīng)濟交流和合作，影響了其經(jīng)濟發(fā)展的速度和質量。資源稟賦方面，蘇南地區(qū)雖然自然資源相對匱乏，但憑借其優(yōu)越的地理位置和經(jīng)濟基礎，在人力資源、科技資源等方面具有明顯優(yōu)勢。蘇南地區(qū)擁有眾多的高等院校和科研機構，如南京大學、東南大學等，這些高校和科研機構為蘇南地區(qū)培養(yǎng)和輸送了大量的高素質人才，為科技創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級提供了有力的智力支持。同時，蘇南地區(qū)吸引了大量的國內(nèi)外人才匯聚，形成了良好的人才集聚效應。蘇中地區(qū)在資源稟賦方面處于中等水平，擁有一定的人力資源和自然資源