巴中 O  O  0  O  1         1    O  O  O  1         O  O  O  1         O  O   O
资阳  l          1   O  O  O  O  l         1    O  O   l        O  O  O  0  0   0
对矩阵行进行标准化，即分别使得各行的元
素的和为1，得到标准化的空间权重矩阵W。
为了研究四川省17个城市居民家庭可支配 收人与消费支出结构的空间差异，我们构造了以 下5种回归模型并获得相应的参数估计，结果如 表2所示：
 
五、实证分析 西部大开发是我国进行经济建设的重要战
略，“西气东输”、“西电东送”、“南水北调”这些重
大工程的相继实施，极大地促进了整个西部地区 经济的发展。四川省是西部地区具有重要作用的
表2回归模型及相应的参数估计

模型                                   Bo      BI          p      X     R2 一252．7l  0．776
(1)普通回归模型y=拍+。                                                 0．873
(0．747)  (0．000)
0．991
(2)x一阶空问自回归模型X=pWX+8                                 0．986
(0．000)
0．985
(3)Y一阶空间自回归模型Y=pWY+。                              0．984
(0．000)
 
地区，同时也是一个人口大省，因此四川省经济的
—395．53  0．770    0．027
(4)混合空间白回归模型Y=pWT+举+5                            0．873
(0．757)  f0．000)  (n 885)
一408．23  0．777              一0．204
 
发展不仅影响着四川省经济的自身的发展，也对
㈤空间谟差戚份模型盘：：。

(0．850)  fO．000)            (0．153)
0．890
 
相邻地区有着深远的意义。在居民消费结构的变 化过程中，城镇居民可支配收入水平与居民生活 性消费支出水平之间的地区差异问题也就成为人 们密切关注的问题，因此分析四川省城镇居民家 庭收入与消费结构的变化特征就具有非常重要的 理论与现实意义。为此我们以四川省2007年17 个城市的居民人均可支配收人(元)和生活性消费 支出(元)为资料进行分析，建立不同的分析模型，
注：表格中括号内的数字是相应的p一但。
为了检验空间回归模型的空间特征，我们利 用模型(1)的OLS估计残差计算Moran I统计量， 对其残差是否具有空间特性进行检验。计算得到 I=一0．0229，对应的P值为0．313。在5％显著性 水平下的接受H。：P=0，即残差不存在空间相关结 构。
对于模型(2)和(3)，显然我们应该拒绝原假
H。：P=0或入=0，即当我们单独分析四川省城市
居民家庭的可支配收入或生活性消费支出资料 时，它们各自均具有空间差异的特征，即必须考虑 其空问结构对各地城市居民家庭的可支配收入与 生活性消费结构的作用。
对于模型(4)和(5)，显然我们应该接受原假 H。：P=0或入=0，即当我们分析四川省城市居民 家庭的可支配收入与生活性消费支出之间的关系
时，并不具有明显的空间差异的特征，即从2007
年的统计资料来看，四川省各地城市居民家庭的 可支配收人与生潘陛消费支出之间的关系不具有 明显的空间结构的差异。
综合上述分析，我们认为四川省城市居民家 庭可支配收入与生活性消费支出受到邻近地区的 影响较大，但是考虑可支配收入对生活性消费支 出的影响时则没有明显的空间差异，即各地区可 支配收入对生活性消费支出的作用没有受到邻近 地区城市居民家庭可支配收入与生活性消费支出 的影响。
六、小结 在空间回归模型中加入了具有空间滞后特征
的被解释变量，反映了空间中邻近位置或经济特
征相近的经济个体之间的相互制约和影响因素， 因此更适合于描述经济对象的区域差异和区域特 征。同时也可如果定义不同的“相邻性”，我们能 获得不同的“空间差异”特征，因此合理定义“空间 相邻性”应该是空间自回归模型中一个关键因素。
空间统计模型中的关于参数的统计推断是建
立于渐近的极大似然估计量基础上，而极大似然
估计方法是建立在误差成份是正态分布假设条件(责任编辑：南粤论文中心)转贴于南粤论文中心: http://www.nylw.net(南粤论文中心__代写代发论文_毕业论文带写_广州职称论文代发_广州论文网）