中國(guó)文化產(chǎn)業(yè)區(qū)域集聚的空間計(jì)量分析

袁 海，曹培慎

(陜西師范大學(xué) 國(guó)際商學(xué)院，西安 710062)

中國(guó)文化產(chǎn)業(yè)區(qū)域集聚的空間計(jì)量分析

袁 海，曹培慎

(陜西師范大學(xué) 國(guó)際商學(xué)院，西安 710062)

文章運(yùn)用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型對(duì)經(jīng)濟(jì)地理與產(chǎn)業(yè)政策因素對(duì)中國(guó)文化產(chǎn)業(yè)區(qū)域集聚影響進(jìn)行了實(shí)證分析。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）中國(guó)文化產(chǎn)業(yè)存在較明顯的空間集聚性和空間相關(guān)性，鄰接地區(qū)間的文化產(chǎn)業(yè)集聚具有正的溢出效應(yīng)；（2）沿海區(qū)位與文化資源稟賦能部分解釋中國(guó)文化產(chǎn)業(yè)區(qū)域集聚，在控制新經(jīng)濟(jì)地理與產(chǎn)業(yè)政策因素影響下，經(jīng)濟(jì)地理因素對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚的影響不再顯著；（3）文化消費(fèi)需求、文化企業(yè)數(shù)量、人力資本水平與城市化對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚有正向影響；（4）政府的財(cái)政支持促進(jìn)了文化產(chǎn)業(yè)集聚，金融服務(wù)對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚的影響不顯著。

文化產(chǎn)業(yè)集聚；經(jīng)濟(jì)地理；新經(jīng)濟(jì)地理；產(chǎn)業(yè)政策

0 引言

空間集聚是文化產(chǎn)業(yè)的重要特征，現(xiàn)代文化產(chǎn)業(yè)的主要部分集中在像洛杉磯、紐約、巴黎、米蘭或者東京這樣的國(guó)際化城市。中國(guó)文化產(chǎn)業(yè)集聚的特征事實(shí)也非常明顯，據(jù)第二次全國(guó)經(jīng)濟(jì)普查的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，2008年我國(guó)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)東高西低的態(tài)勢(shì)，東部地區(qū)的文化產(chǎn)業(yè)法人單位營(yíng)業(yè)收入占全國(guó)的78%，從業(yè)人員數(shù)占67%，增加值占69%；法人單位實(shí)現(xiàn)增加值超過(guò)200億元的有廣東、山東、江蘇、北京、浙江、上海、福建、湖南和河南，9省市占全國(guó)文化產(chǎn)業(yè)增加值的73%。因此有必要研究影響文化產(chǎn)業(yè)集聚的因素，從而揭示中國(guó)文化產(chǎn)業(yè)集聚的空間分布規(guī)律。

目前對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚因素的實(shí)證研究主要以工業(yè)集聚為研究對(duì)象，對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚的實(shí)證研究卻很少[2]。傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的集聚規(guī)律，是否同樣適用于文化產(chǎn)業(yè)？本文使用新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的分析框架討論了經(jīng)濟(jì)地理和產(chǎn)業(yè)政策因素對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚的影響，考慮到空間相互依賴性與空間異質(zhì)性，運(yùn)用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型對(duì)導(dǎo)致中國(guó)區(qū)域文化產(chǎn)業(yè)集聚的因素進(jìn)行了實(shí)證分析。

1 理論分析與變量設(shè)計(jì)

1.1 傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)地理理論對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚的解釋

傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)地理理論認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚是外部因素決定的，主要源于不同區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)地理因素的差異，包括資源稟賦和沿海便利的港口貿(mào)易。文化產(chǎn)業(yè)離不開(kāi)對(duì)文化資源的開(kāi)發(fā)與利用，當(dāng)?shù)匚幕Y源稟賦條件，有利于形成基于地方的創(chuàng)造性[3]和產(chǎn)業(yè)資產(chǎn)[4]，進(jìn)而建立文化產(chǎn)品的地理品牌和聲譽(yù)[5]；沿海地區(qū)優(yōu)越的區(qū)位條件，促進(jìn)了文化交流與文化貿(mào)易，吸引文化企業(yè)的進(jìn)入與集聚。

為了檢驗(yàn)地理區(qū)位與文化資源稟賦對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚的影響，本文設(shè)計(jì)兩個(gè)變量：沿海地區(qū)的虛擬變量(coast)和文化資源虛擬變量(resourse)。本文只設(shè)置了沿海地區(qū)虛擬變量，是因?yàn)橹袊?guó)文化產(chǎn)業(yè)向東部集聚的特征明顯。文化資源主要是指歷史文化資源，根據(jù)中國(guó)世界遺產(chǎn)與歷史文化名城分布數(shù)量，將北京、山東、江蘇、浙江、山西、河南、陜西、甘肅、云南、四川歸為歷史文化資源大?。ㄊ校?，文化資源虛擬變量取值為1，其余省區(qū)取值為0。

1.2 新經(jīng)濟(jì)地理理論對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚的解釋

新經(jīng)濟(jì)地理理論突破了利用外生要素差異解釋產(chǎn)業(yè)空間分布的理論框架，通過(guò)引入規(guī)模報(bào)酬遞增和正反饋效應(yīng)，強(qiáng)調(diào)了產(chǎn)業(yè)外部性和人力資本外部性[6]、企業(yè)間的前向和后向聯(lián)系[7]、運(yùn)輸成本和需求因素[8]在決定企業(yè)選址中的重要作用。按照新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論，影響文化產(chǎn)業(yè)集聚的因素包括：

（1）產(chǎn)業(yè)外部性

產(chǎn)業(yè)外部性是指前后向關(guān)聯(lián)企業(yè)集中在同一地區(qū)，共享基礎(chǔ)設(shè)施、節(jié)省中間投入品的運(yùn)輸成本，有利于信息知識(shí)交流等，是產(chǎn)業(yè)集聚過(guò)程中向心力的重要來(lái)源。文化產(chǎn)業(yè)是一個(gè)關(guān)聯(lián)度十分強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)，它具有強(qiáng)大的前向關(guān)聯(lián)與后向關(guān)聯(lián)，如電影產(chǎn)業(yè)。同一個(gè)地區(qū)的文化企業(yè)數(shù)量越多，企業(yè)間的前后向關(guān)聯(lián)程度超強(qiáng)，也就越能吸引文化產(chǎn)業(yè)的集聚。本文選用地區(qū)文化企業(yè)數(shù)量占全國(guó)比重(firm)來(lái)衡量企業(yè)的前后向關(guān)聯(lián)所導(dǎo)致的產(chǎn)業(yè)外部性。

（2）人力資本外部性

企業(yè)集中在人力資本豐富的地區(qū)，不僅有利于知識(shí)的傳遞、共享與溢出，而且節(jié)省了企業(yè)對(duì)勞動(dòng)力的搜尋與匹配成本。文化產(chǎn)品的生產(chǎn)離不開(kāi)高素質(zhì)人力資本的創(chuàng)意，而文化創(chuàng)意人員的地理鄰近，面對(duì)面的接觸，有利于隱形知識(shí)的溢出與創(chuàng)意生成；而且，新進(jìn)入文化企業(yè)也容易招聘到所需要的文化創(chuàng)意與經(jīng)營(yíng)管理人才。本文用各省區(qū)受過(guò)高中和大專及以上教育的人口數(shù)占6歲及以上人口總數(shù)的百分比與全國(guó)該指標(biāo)的比（hc）來(lái)衡量人力資本外部性。

（3）市場(chǎng)需求

源地市場(chǎng)效應(yīng)是指企業(yè)通常集中在市場(chǎng)通達(dá)性好的區(qū)域，這種集中創(chuàng)造了一個(gè)大的市場(chǎng)需求，而大的市場(chǎng)更容易吸引企業(yè)進(jìn)入該區(qū)域，這又促進(jìn)了該地區(qū)市場(chǎng)的擴(kuò)大，進(jìn)而增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)的集聚（Krugman,1980)。與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)相比，文化產(chǎn)業(yè)是一個(gè)高收入彈性的產(chǎn)業(yè)，這意味著一個(gè)地區(qū)居民的消費(fèi)能力越強(qiáng)，那么對(duì)于文化產(chǎn)品與服務(wù)的需求就會(huì)越多，會(huì)導(dǎo)致本地文化產(chǎn)品與服務(wù)價(jià)格的上升，吸引新企業(yè)進(jìn)入這一市場(chǎng)。

本文用地區(qū)人均文化消費(fèi)（文化娛樂(lè)用品與文化娛樂(lè)服務(wù)消費(fèi)之和）與全國(guó)平均值之比（cc）反映各地相對(duì)文化消費(fèi)需求。

（4）交易成本

文化產(chǎn)業(yè)是一個(gè)高風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)業(yè)，為了應(yīng)對(duì)文化消費(fèi)的不確定性與商業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，一般選擇在城市空間聚集。城市化的發(fā)展會(huì)促使如法律體系、交通通訊網(wǎng)絡(luò)、文化場(chǎng)館等各類(lèi)基礎(chǔ)設(shè)施的改善,這顯然有利于降低交易成本,從而吸引文化企業(yè)在當(dāng)?shù)氐募?。本文選擇城市化水平(urban)來(lái)衡量各地區(qū)相對(duì)交易成本。

1.3 產(chǎn)業(yè)政策理論對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚的解釋

文化產(chǎn)業(yè)作為新興產(chǎn)業(yè)，是提升國(guó)家文化軟實(shí)力的重要手段，它的發(fā)展離不開(kāi)政府的政策支持。近幾年來(lái)，中國(guó)文化事業(yè)和文化產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展在很大程度上具有文化市場(chǎng)開(kāi)放的“體制性松綁”和政策推動(dòng)的效應(yīng)[9]。中國(guó)各省市陸續(xù)出臺(tái)的文化產(chǎn)業(yè)規(guī)劃與各種優(yōu)惠政策，是自上而下推動(dòng)文化產(chǎn)業(yè)集聚形成的重要機(jī)制。

為了檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)政策對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚的影響，本文設(shè)置了兩個(gè)政策變量：（1）金融發(fā)展（fd）。文化產(chǎn)業(yè)是一個(gè)高投入與高風(fēng)險(xiǎn)的產(chǎn)業(yè)，而金融發(fā)展在分散風(fēng)險(xiǎn)、甄別項(xiàng)目、監(jiān)控企業(yè)和平滑交易等方面均具有積極的作用，其對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚也會(huì)具有顯著影響。本文以金融機(jī)構(gòu)貸款占GDP比重來(lái)衡量一地的金融發(fā)展水平。（2）財(cái)政支持（fs）。本文用政府在文化、體育與傳媒財(cái)政支出與全國(guó)均值之比度量相對(duì)的政府對(duì)文化產(chǎn)業(yè)的支持。

2 計(jì)量模型與數(shù)據(jù)說(shuō)明

根據(jù)以上提出的文化產(chǎn)業(yè)集聚影響因素的分析框架，為了檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)地理、新經(jīng)濟(jì)地理、經(jīng)濟(jì)政策對(duì)中國(guó)文化產(chǎn)業(yè)集聚的影響，將文化產(chǎn)業(yè)集聚因素分析的計(jì)量模型設(shè)為如下形式：

式中，LQi表示的是第i個(gè)省份文化產(chǎn)業(yè)區(qū)位商，用該省份文化產(chǎn)業(yè)實(shí)現(xiàn)的增加值占本地區(qū)GDP比重除以全國(guó)文化產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的平均比重來(lái)度量文化產(chǎn)業(yè)集聚程度；Geography表示經(jīng)濟(jì)地理因素的向量，包括沿海區(qū)位(coast)與文化資源（resource）；New-Geography表示新經(jīng)濟(jì)地理因素的向量，包括文化企業(yè)數(shù)量（firm）、人力資本（hc）、文化消費(fèi)需求（fd）與交易成本(urban&com)；Policy表示產(chǎn)業(yè)政策因素的向量，包括金融發(fā)展（fd）與財(cái)政支持（fs）；i為 1,2,…31 個(gè)省份，εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

本文使用的空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型主要是納入了空間效應(yīng)的空間回歸模型,包括空間滯后模型與空間誤差模型兩種[10]。

2.1 空間滯后模型

空間滯后模型假定一個(gè)地區(qū)的因變量依賴于其附近的因變量，而不是無(wú)法解釋的成分。其表達(dá)式為：

式中，Y為因變量；X為n×k階的外生解釋變量矩陣；W為n×n階的空間權(quán)重矩陣，一般用鄰接矩陣（Contiguity Matrix）和距離矩陣；ρ為空間回歸系數(shù)，反映了樣本觀測(cè)值中的空間依賴作用，即相鄰區(qū)域的觀測(cè)值WY對(duì)本地區(qū)觀測(cè)值Y的影響方向和程度；β為解釋變量回歸系數(shù)；WY為空間滯后因變量；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)向量。

2.2 空間誤差模型

空間誤差模型假定一個(gè)地區(qū)的因變量依賴于其附近的地區(qū)因變量中無(wú)法解釋或無(wú)法預(yù)期的成分，空間依賴作用存在于擾動(dòng)誤差項(xiàng)之中。其表達(dá)式為：

式中，ε為空間自相關(guān)隨機(jī)誤差向量；λ為空間誤差回歸系數(shù)；μ為服從正態(tài)分布的隨機(jī)誤差項(xiàng)向量。

3.3 計(jì)量模型選擇與估計(jì)

對(duì)空間自相關(guān)性的檢驗(yàn)以及決定采用SEM還是SLM一般可以通過(guò)Moran’s檢驗(yàn)，拉格朗日乘數(shù)LM形式的LMError、 LM-Lag 以 及 穩(wěn) 健 的 Robust LM-Error、Robust LMLag等檢驗(yàn)來(lái)完成。

首先對(duì)模型1進(jìn)行普通最小二乘法OLS回歸，對(duì)回歸殘差進(jìn)行Moran’s檢驗(yàn)，如果未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，則選擇計(jì)量模型1，即不包括空間因素的古典回歸模型CRM；如果通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明存在顯著的空間自相關(guān)，則應(yīng)選擇空間計(jì)量模型2或3。

其次，通過(guò)LM檢驗(yàn)來(lái)決定選擇SEM還是SLM。如果LM-Error比LM-Lag在統(tǒng)計(jì)上更顯著則采用空間誤差模型，反之則采用空間滯后模型。如果兩者一樣顯著，則進(jìn)一步根據(jù)Robust LM-Error和Robust LM-Lag的顯著性哪個(gè)更高決定采取哪個(gè)模型更好[11]。

最后，對(duì)選擇的計(jì)量模型進(jìn)行OLS估計(jì)或ML估計(jì)。

本文所使用的數(shù)據(jù)是2008年31個(gè)省、自治區(qū)、直轄市的截面數(shù)據(jù)，文化產(chǎn)業(yè)增加值等相關(guān)數(shù)據(jù)是第二次全國(guó)經(jīng)濟(jì)普查公布的權(quán)威數(shù)據(jù)，來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的《2008年我國(guó)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況的報(bào)告》，其它數(shù)據(jù)均來(lái)源于2009年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》與《中國(guó)金融年鑒》。

3 模型估計(jì)結(jié)果分析

3.1 空間自相關(guān)性分析

（1）全局空間自相關(guān)分析

全局空間自相關(guān)分析可以反映區(qū)域之間整體上的空間關(guān)聯(lián)與空間差異程度。本文采用全局空間相關(guān)統(tǒng)計(jì)量Global Moran’s I來(lái)檢驗(yàn)中國(guó)31個(gè)省區(qū)文化產(chǎn)業(yè)集聚在地理空間上的相關(guān)性，即空間相互依賴性。圖1是中國(guó)地區(qū)間文化產(chǎn)業(yè)區(qū)位商LQ的Moran’s I散點(diǎn)圖。經(jīng)計(jì)算 Moran’s I統(tǒng)計(jì)量為 0.201，Moran’s I的正態(tài)統(tǒng)計(jì)量為2.82，大于正態(tài)分布函數(shù)5%水平下臨界值(1.96)，表明中國(guó)31個(gè)省、直轄市和自治區(qū)的文化產(chǎn)業(yè)在空間分布上具有較明顯的正自相關(guān)關(guān)系。另外，由圖1可見(jiàn)，北京文化產(chǎn)業(yè)區(qū)位商的標(biāo)準(zhǔn)化值接近4個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，可視為離群值，這是因?yàn)楸本┪幕a(chǎn)業(yè)的區(qū)位商高達(dá)2.53，屬于文化產(chǎn)業(yè)高度集聚區(qū)，為此，本文也計(jì)算了不包括北京的Moran’s I統(tǒng)計(jì)量，數(shù)值高達(dá)0.453。

圖1也反映了中國(guó)各地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)集聚在空間分布上的特征，共分為四個(gè)象限。第一象限（高-高，記為HH）：表示高文化產(chǎn)業(yè)水平的區(qū)域被高文化產(chǎn)業(yè)水平的其他區(qū)域所包圍，在這一象限分布的地區(qū)包括山東、江蘇、浙江、上海、湖南和福建，這一區(qū)域?yàn)槲幕a(chǎn)業(yè)發(fā)展水平較高地區(qū)的聚集。第二象限（低-高，記為L(zhǎng)H）：表示低文化產(chǎn)業(yè)水平的區(qū)域與高文化產(chǎn)業(yè)水平的其他區(qū)域鄰接，這一區(qū)域包括天津、河北、河南、安徽、江西、廣西和海南。第三象限（低-低，記為L(zhǎng)L）：表示低文化產(chǎn)業(yè)水平的區(qū)域被低文化產(chǎn)業(yè)水平的其他區(qū)域所包圍，這一區(qū)域包括吉林、遼寧、黑龍江、內(nèi)蒙古、山西、湖北、四川、重慶、云南、貴州、陜西、寧夏、甘肅、青海、新疆與西藏，這一區(qū)域?yàn)槲幕a(chǎn)業(yè)發(fā)展的低水平聚集。第四象限（高-低，記為HL）：表示高文化產(chǎn)業(yè)水平的區(qū)域與低文化產(chǎn)業(yè)水平的其他區(qū)域相鄰，這一區(qū)域包括北京與廣東。北京與文化產(chǎn)業(yè)水平較低的河北為鄰，而廣東與廣西、江西、海南三個(gè)文化產(chǎn)業(yè)水平較低的省包圍。

（2）局部空間自相關(guān)分析

Global Moran’s I統(tǒng)計(jì)量是對(duì)于整個(gè)研究區(qū)域概括出的統(tǒng)計(jì)量，而假定研究區(qū)域上具有不同的空間自相關(guān)是合理的。為此，本文采用反映空間聯(lián)系的局部指標(biāo)LISA[12]中的Local Moran’s I統(tǒng)計(jì)量來(lái)分析每個(gè)區(qū)域與周邊區(qū)域的空間自相關(guān)程度。

圖2是在5%顯著性水平下的LISA聚類(lèi)分布圖。由圖2可見(jiàn)，在5%顯著性水平下，文化產(chǎn)業(yè)區(qū)位商的局部空間自相關(guān)顯著的省、自治區(qū)、直轄市包括：江蘇、浙江、上海、安徽、海南、內(nèi)蒙古、四川、甘肅、青海、新疆。其中，江蘇、浙江、上海文化產(chǎn)業(yè)集聚程度都很高（HH象限），文化產(chǎn)業(yè)空間差異較小，文化產(chǎn)業(yè)空間相關(guān)性強(qiáng)，形成了長(zhǎng)三角互動(dòng)式快速發(fā)展的文化產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)；內(nèi)蒙古、四川、甘肅、青海、新疆文化產(chǎn)業(yè)集聚程度都較低（LL象限），區(qū)域間文化產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性強(qiáng)，屬于文化產(chǎn)業(yè)低水平集聚區(qū)；安徽與海南（LH象限），文化產(chǎn)業(yè)集聚程度較低，分別與文化產(chǎn)業(yè)集聚程度很高的山東、江蘇、浙江與廣東相鄰，這表明相鄰的高集聚省區(qū)并沒(méi)有發(fā)生文化產(chǎn)業(yè)溢出。

圖1 中國(guó)各省區(qū)LQ Moran’s I散點(diǎn)圖

圖2 LISA聚類(lèi)分布圖（p＜0.05）

以上空間自相關(guān)性的分析說(shuō)明，全國(guó)各省域文化產(chǎn)業(yè)的空間分布并非表現(xiàn)出完全隨機(jī)狀態(tài)，而是表現(xiàn)出相似值之間空間集聚。因此，在文化產(chǎn)業(yè)空間集聚的研究中，納入空間相關(guān)與異質(zhì)性的空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析才更符合文化產(chǎn)業(yè)集聚的客觀實(shí)際。

3.2 計(jì)量模型的選擇與估計(jì)

表1列出了計(jì)量模型的選擇與估計(jì)結(jié)果。方程（1）是只包括了經(jīng)濟(jì)地理變量的古典回歸模型，對(duì)該方程進(jìn)行空間依賴性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),Moran’sI未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，而且LM-Error、 LM-Lag、Robust LM-Error與 Robust LM-Lag 檢驗(yàn)均不顯著，表明并不存在空間相關(guān)性，此時(shí)我們采用OLS來(lái)估計(jì)該模型。方程（2）與方程（3）分別是只包括新經(jīng)濟(jì)地理變量與只包括產(chǎn)業(yè)政策變量的空間誤差模型的估計(jì)結(jié)果，Moran’sI檢驗(yàn)結(jié)果均顯著支持了空間計(jì)量模型，LM檢驗(yàn)表明LM-Error比 LM-Lag檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量更加顯著，因此我們對(duì)兩個(gè)方程均采用空間誤差模型。方程（4）是包括了經(jīng)濟(jì)地理、新經(jīng)濟(jì)地理、產(chǎn)業(yè)政策全部變量的空間誤差模型,Moran’sI檢驗(yàn)與LM檢驗(yàn)結(jié)果均顯著支持空間誤差模型；多重共線性診斷表明，該方程的條件指數(shù)為42.202，解釋變量人力資本水平（hc）與城市化水平（urban）的方差膨脹因子分別為10.172與13.978，表明該方程存在較嚴(yán)重的多重共線性，因此，我們采用了主成分回歸的方法，即從8個(gè)解釋變量中提取全部8個(gè)主成分，將主成分作為解釋變量進(jìn)行回歸，將通過(guò)顯著性檢驗(yàn)的主成分保留在方程中，在此方程基礎(chǔ)上，進(jìn)行空間依賴性檢驗(yàn)、模型選擇與參數(shù)估計(jì)。

我們將影響文化產(chǎn)業(yè)集聚的因素歸納如下:

（1）經(jīng)濟(jì)地理因素。由方程（1）可見(jiàn)，沿海地區(qū)憑借區(qū)位優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)了文化產(chǎn)業(yè)在東部沿海地區(qū)集聚；文化資源稟賦對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚有正面影響，經(jīng)濟(jì)地理因素可以部分解釋中國(guó)文化產(chǎn)業(yè)地區(qū)間的差異。當(dāng)我們引入新經(jīng)濟(jì)地理變量與產(chǎn)業(yè)政策變量后，經(jīng)濟(jì)地理因素的影響變得不再顯著。

（2）新經(jīng)濟(jì)地理因素。方程（2）回歸結(jié)果表明，文化消費(fèi)需求 (cc)、反映企業(yè)間前向與后向聯(lián)系的文化企業(yè)數(shù)量（firm）、人力資本水平（hc）顯著促進(jìn)了文化產(chǎn)業(yè)的集聚；城市化水平（urban）對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚具有顯著的正面影響，這與文化企業(yè)傾向選擇城市空間集聚的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)是一致的；空間誤差回歸系數(shù)（λ）顯著，表明文化產(chǎn)業(yè)集聚在地區(qū)間的溢出效應(yīng)是存在的。在引入經(jīng)濟(jì)地理變量與產(chǎn)業(yè)政策變量的方程（4）中，新經(jīng)濟(jì)地理變量的估計(jì)系數(shù)沒(méi)有發(fā)生顯著變化，因而其結(jié)果是穩(wěn)健的。

表1 文化產(chǎn)業(yè)集聚影響因素估計(jì)

（3）產(chǎn)業(yè)政策因素。由方程（3）可見(jiàn)，財(cái)政支持（fs）對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚具有顯著的正向影響，這顯示出在文化體制改革與文化產(chǎn)業(yè)集聚培育上政府的主導(dǎo)作用；金融發(fā)展（fd）對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚具有不顯著的正向影響，這是因?yàn)槲幕a(chǎn)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)高，可抵押資產(chǎn)少，致使文化產(chǎn)業(yè)融資渠道狹窄，金融服務(wù)對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚的影響有限；存在于擾動(dòng)誤差項(xiàng)之中的空間依賴作用仍然顯著。

在包括經(jīng)濟(jì)地理、新經(jīng)濟(jì)地理與產(chǎn)業(yè)政策因素的方程（4）的估計(jì)結(jié)果中，文化產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)仍然顯著，文化消費(fèi)需求、文化企業(yè)數(shù)量、人力資本、城市化、財(cái)政支持變量對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚有顯著的正向影響，而沿海區(qū)位、文化資源稟賦與金融服務(wù)對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚影響不再顯著。

4 結(jié)論及政策建議

本文將空間因素納入到中國(guó)文化產(chǎn)業(yè)集聚的研究當(dāng)中，利用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型實(shí)證檢驗(yàn)了經(jīng)濟(jì)地理、新經(jīng)濟(jì)地理與產(chǎn)業(yè)政策對(duì)中國(guó)文化產(chǎn)業(yè)集聚的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）中國(guó)文化產(chǎn)業(yè)存在較明顯的空間集聚性和空間正相關(guān)性，鄰接地區(qū)的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平對(duì)本地區(qū)有較明顯的影響。（2）沿海地區(qū)具有文化產(chǎn)業(yè)集聚的區(qū)位優(yōu)勢(shì)，而文化資源稟賦豐富的地區(qū)具有文化產(chǎn)業(yè)集聚的比較優(yōu)勢(shì)，在控制新經(jīng)濟(jì)地理與產(chǎn)業(yè)政策因素影響下，經(jīng)濟(jì)地理因素對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚的影響不再顯著；（3）文化消費(fèi)需求、文化企業(yè)數(shù)量、人力資本水平與城市化對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚有正向影響；（4）政府的財(cái)政支持促進(jìn)了文化產(chǎn)業(yè)集聚，金融服務(wù)對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚的影響不顯著。

由研究結(jié)論可以得到以下的政策建議：加強(qiáng)文化資源的產(chǎn)業(yè)化運(yùn)作與管理，培育各具地域特色的文化產(chǎn)業(yè)集群；積極推進(jìn)城市化進(jìn)程，培育文化消費(fèi)市場(chǎng)，提升文化產(chǎn)業(yè)的人力資本水平；加快培育文化產(chǎn)業(yè)的骨干企業(yè)和企業(yè)集團(tuán)；加強(qiáng)政府在培育文化產(chǎn)業(yè)集聚上的政策支持與財(cái)政支持；促進(jìn)金融產(chǎn)業(yè)與文化產(chǎn)業(yè)的合作，發(fā)揮金融服務(wù)對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚的推動(dòng)作用。

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F064.1

A

1002－6487（2011）10-0077-04

陜西師范大學(xué)“211工程”三期重點(diǎn)學(xué)科建設(shè)項(xiàng)目(200903)

袁海（1975-），男，山東人，博士，講師，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)。

（責(zé)任編輯/易永生）