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    蘭州—西寧城鎮(zhèn)密集區(qū)經(jīng)濟(jì)增長空間收斂性研究

    2013-06-03 04:20:06張志斌劉向來
    地域研究與開發(fā) 2013年1期
    關(guān)鍵詞:蘭西區(qū)域空間

    張志斌,劉向來

    (西北師范大學(xué)地理與環(huán)境科學(xué)學(xué)院,蘭州 730070)

    0 引言

    區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不均衡是一種普遍的經(jīng)濟(jì)與社會現(xiàn)象,中國的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不均衡問題一直是學(xué)者們關(guān)注的重點(diǎn)問題[1-10]。這類研究主要采用各種不平等指數(shù)[11-14](基尼系數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)、加權(quán)變異系數(shù)、熵指數(shù)以及泰爾指數(shù)等)來描述地區(qū)差距的變化趨勢和結(jié)構(gòu)組成,強(qiáng)調(diào)的是與全局平均偏差的程度,忽視局部平均值的周圍聚集情況,并不能反映區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不均衡的空間布局[15]。在不同空間尺度上,許多研究表明空間鄰近性對經(jīng)濟(jì)成長具有鄰近乘數(shù)效應(yīng),促進(jìn)區(qū)域間協(xié)調(diào)發(fā)展。而威廉姆森的倒“U”型理論、赫希曼的不均衡增長理論均認(rèn)為區(qū)域差異呈先擴(kuò)大后縮小的趨勢??柖?、繆爾達(dá)爾等認(rèn)為,規(guī)模報酬遞增和循環(huán)累積機(jī)制的存在會導(dǎo)致區(qū)域差異逐漸擴(kuò)大[16]。為此有學(xué)者從經(jīng)濟(jì)增長收斂角度出發(fā),采用計量經(jīng)濟(jì)模型考察省區(qū)初始人均GDP及其他因素對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長速度的影響,從而判斷地區(qū)經(jīng)濟(jì)是否收斂[17-18]。但是,目前這些研究多集中于東部發(fā)達(dá)地區(qū)城市,對于西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)研究較少。蘭州—西寧城鎮(zhèn)密集區(qū)(以下簡稱“蘭西地區(qū)”)是西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)發(fā)展較為典型的區(qū)域,學(xué)者們對此區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂問題研究也較為薄弱,故本研究以蘭西城鎮(zhèn)密集區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)單元為研究區(qū)域,探討其經(jīng)濟(jì)收斂狀況及其收斂機(jī)制,為蘭西地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供科學(xué)參考。

    1 研究區(qū)域與方法

    1.1 研究區(qū)域與數(shù)據(jù)來源

    蘭西地區(qū)是以蘭州、西寧兩個省會城市為核心,沿黃河河谷及蘭青鐵路線、109國道等交通干線分布的典型雙核帶狀城鎮(zhèn)密集區(qū),它位于甘肅、青海兩省的交界地帶,同時也位于西隴?!m新經(jīng)濟(jì)帶和包蘭—蘭青經(jīng)濟(jì)帶的交匯地區(qū)。東臨以西安為中心的關(guān)中—天水經(jīng)濟(jì)區(qū),西連以烏魯木齊為中心的天山北坡經(jīng)濟(jì)帶。密集區(qū)內(nèi)現(xiàn)有特大城市蘭州市,大城市西寧市,中等城市白銀市及32個小城市(市、縣)。該區(qū)土地總面積為87 193 km2,占甘青兩省土地總面積的7.44%。2010年該區(qū)總?cè)丝谶_(dá)1 310.28萬人,占甘青兩省總?cè)丝诘?6.40%。地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值為2 448億元,人均地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值為18 685.58元。

    在研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異或收斂問題時,區(qū)域單元劃分得越細(xì),越能反映區(qū)域經(jīng)濟(jì)的真實(shí)差異性,本研究以縣域(含縣、自治縣、縣級市)和省轄市市區(qū)作為地域研究單元采集數(shù)據(jù),選取2000,2010年作為時間斷面,采用的社會經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)主要來源于2001—2011年的《甘肅發(fā)展年鑒》和《青海省統(tǒng)計年鑒》。其中,人均GDP縮減為2000年可比價。

    1.2 主要研究方法

    1.2.1 經(jīng)濟(jì)收斂。一般認(rèn)為,收斂概念源于 Solow[19]的新古典增長模型。經(jīng)濟(jì)增長收斂有兩種類型,第一種為σ收斂,指在區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長中,區(qū)域間人均收入分布的離散程度隨著時間的推移呈逐漸下降的趨勢,最后經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異消失。通常以變異系數(shù)或者區(qū)域間對數(shù)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)力的標(biāo)準(zhǔn)差作為衡量指標(biāo)。如果指標(biāo)逐年擴(kuò)大,說明區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展是發(fā)散的,反之,則收斂。公式如下:

    式中:yi,t表示區(qū)域i在時間t的觀測值;σt為n個區(qū)域之間觀測值的標(biāo)準(zhǔn)差。若在年份t+T滿足σt+T<σt,則稱這n個區(qū)域具有T階段的σ趨同。如果對任意年份s>t均有σs<σt,則稱這n個區(qū)域具有一致σ趨同。第二種為β收斂,指在區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長過程中,初期人均收入較低的區(qū)域經(jīng)濟(jì)會有較高的人均產(chǎn)出增長率,從而獲得比初期人均產(chǎn)出高的地區(qū)更快的增長率。β收斂的檢驗(yàn)?zāi)P陀镁哂袑?shù)形式的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型表示:

    式中:Yi,t為t時期i區(qū)域的勞動生產(chǎn)力;α,β 為估計系數(shù);εi,t為獨(dú)立且均等分布的誤差項;收斂速度 θ=-ln(1+β)/k;k為研究期末和期初的時間間隔年數(shù)。1.2.2 區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長收斂的空間回歸模型??臻g誤差模型(spatial error model)是從誤差項中分離出空間自相關(guān)成分的一種分析方法,它把β收斂方程的誤差項轉(zhuǎn)化成一個含有空間相鄰矩陣形式的空間滯后誤差項。公式如下:

    式中:ε為矢量形式的空間誤差項;I為全局空間自相關(guān)Moran指數(shù);λ為空間誤差系數(shù);W為n×n空間相鄰矩陣;μ~N(0,σ2I);y和X均為n×1的向量。

    空間滯后模型(spatial lag model)揭示了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不僅與區(qū)域內(nèi)部增長有關(guān),而且和周圍區(qū)域有密切關(guān)系。為表達(dá)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與空間的關(guān)系,引入空間滯后變量,β收斂方程為:

    式中:ρ為空間自回歸參數(shù);Wy為空間滯后因變量;其他變量與公式(4)一致。本研究中的空間權(quán)重矩陣W采用地理距離作為權(quán)重。

    2 經(jīng)濟(jì)空間關(guān)聯(lián)模式與σ收斂分析

    2.1 蘭西地區(qū)全局自相關(guān)分析與σ收斂

    基于人均GDP采用變異系數(shù)(CV)作為測度σ收斂指標(biāo),計算2000—2010年蘭西地區(qū)各縣經(jīng)濟(jì)增長的收斂狀況。同時,利用全局Moran’sI分析蘭西地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長在地理空間的總體變化特征(圖1)。蘭西地區(qū)CV自2002年后趨于下降趨勢,在蘭西經(jīng)濟(jì)增長過程中,存在σ收斂趨勢。同時,Moran’sI統(tǒng)計值顯著為正,人均GDP水平顯示出空間正相關(guān)關(guān)系,意味著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相似的地區(qū)在空間上存在集聚分布趨勢。從動態(tài)演進(jìn)過程來看,Moran’sI統(tǒng)計值隨著時間變化有起伏波動現(xiàn)象,2000—2002明顯下降,但自2002年以后緩慢上升,說明在此時段空間集聚具有先弱化后加強(qiáng)的趨勢。

    圖1 2000—2010蘭西地區(qū)人均GDP收斂及空間自相關(guān)變化趨勢Fig.1 GDP per capita convergence and space autocorrelation trend in Lanzhou-Xining CTCAs(2000—2010)

    總之,蘭西地區(qū)人均GDP分布呈現(xiàn)一種很強(qiáng)的空間依賴關(guān)系,地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長過程中存在著兩種增長趨勢:一方面,區(qū)域經(jīng)濟(jì)要素流動使區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長趨向一個穩(wěn)定狀態(tài),即存在σ收斂;另一方面,由于空間外溢效應(yīng)和內(nèi)部社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異導(dǎo)致區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長要素在空間上呈現(xiàn)集聚現(xiàn)象。但是,全局空間自相關(guān)掩飾了一定的集聚特征,需進(jìn)一步分析局部熱點(diǎn)區(qū)域空間自相關(guān)。

    2.2 蘭西地區(qū)局部自相關(guān)分析

    Moran’sI散點(diǎn)圖直觀反映出研究變量與空間滯后的關(guān)系,局部空間自相關(guān)Moran’sI散點(diǎn)圖以標(biāo)準(zhǔn)化的局部空間自相關(guān)指標(biāo)為縱坐標(biāo),標(biāo)準(zhǔn)化的人均GDP為橫坐標(biāo)。Moran’sI散點(diǎn)圖的4個象限把一個區(qū)域和其相鄰區(qū)域的局部空間自相關(guān)關(guān)系分為4種類型(表1)。

    表1 局部空間自相關(guān)Moran’s I散點(diǎn)圖統(tǒng)計結(jié)果Tab.1 Statistical results of the local space related Moran’s I scatter plot

    2000,2010年2個時間斷面的正局部相關(guān)性城市比例在75%左右,負(fù)局部相關(guān)始終保持在25%左右,說明局部空間結(jié)構(gòu)相對穩(wěn)定,空間依賴程度較為均衡。雖然正負(fù)局部相關(guān)城市比例比較穩(wěn)定,但是仍有個別城市存在類型遷移。綜合局部自相關(guān)Moran’sI散點(diǎn)圖,運(yùn)用ArcGIS 9.3可視化方法綜述各城市地理分布狀況(圖2,圖3)。結(jié)果如下。

    1)蘭西地區(qū)總體空間差異有所減小,2010年位于HH象限的縣(市、區(qū))個數(shù)由2000年的8個增加到11個,占據(jù)蘭西地區(qū)城鎮(zhèn)總數(shù)的32%,說明經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)對周圍地區(qū)的帶動能力有所提高;相反,位于LH區(qū)和HL區(qū)的城市分別由2000年的8和2個減少到2010年的6和1個,說明所在一、三象限區(qū)域人均GDP較低,與之相鄰的區(qū)域也較低,反映出一定的空間依賴關(guān)系。同時,比較2000與2010年發(fā)現(xiàn),處于第三象限的區(qū)域數(shù)量未做變化,仍舊以位于循化—民和—永靖—臨洮—定西—會寧一線以南的縣(市)為主,這些人均GDP較低的縣區(qū)對周圍縣(市)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的帶動力較小,區(qū)域間的空間相互作用較弱,經(jīng)濟(jì)輻射能力有限。

    2)2000年僅有蘭州的各區(qū)縣、白銀市區(qū)、平川區(qū)和平安縣、尖扎縣以零散的斑塊狀分布于高經(jīng)濟(jì)增長、高鄰域增長地區(qū)。憑借其自身發(fā)展優(yōu)勢,吸收大量的資金和發(fā)展機(jī)會,使這些縣區(qū)處于高度極化的發(fā)展態(tài)勢,但其經(jīng)濟(jì)帶動能力和擴(kuò)散力還較弱,位于其周圍的縣(市)處于低經(jīng)濟(jì)增長、高鄰域增長狀態(tài)。2010年,極核的極化涓滴效應(yīng)增強(qiáng),高經(jīng)濟(jì)增長區(qū)域面積逐步拓展,由零散斑塊狀演化為“雙T型”片狀分布格局,區(qū)域帶動能力增強(qiáng)。整體來說,蘭西地區(qū)內(nèi)部以極核為中心呈現(xiàn)距離衰減規(guī)律,遠(yuǎn)離經(jīng)濟(jì)中心的邊緣縣(市),經(jīng)濟(jì)中心對其輻射帶動能力較弱,其經(jīng)濟(jì)發(fā)展一直都比較緩慢,處于低經(jīng)濟(jì)增長區(qū)。

    圖2 2000年局部空間自相關(guān)lisa圖Fig.2 Local autocorrelation lisa figure(2000)

    3 經(jīng)濟(jì)增長收斂性回歸結(jié)果分析

    蘭西地區(qū)雖具有較高的同質(zhì)性,但區(qū)域內(nèi)部由于存在社會經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、文化、技術(shù)人才培養(yǎng)等差異,區(qū)域之間產(chǎn)生交互作用,由此形成空間外溢效應(yīng)。經(jīng)驗(yàn)研究中,普遍采用空間滯后模型和空間誤差模型來測度空間外溢效應(yīng),空間誤差模型在具體解釋區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長趨同機(jī)制時認(rèn)為鄰居區(qū)域隨機(jī)波動對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長過程產(chǎn) 生顯著影響。而空間滯后模型是把空間中相鄰區(qū)域的增長率作為空間滯后項解釋目標(biāo)區(qū)域增長率的經(jīng)濟(jì)增長趨同機(jī)制。根據(jù)Moran’sI統(tǒng)計值發(fā)現(xiàn),蘭西地區(qū)經(jīng)濟(jì)成長存在正向空間自相關(guān),但是這并不能具體闡述產(chǎn)生此空間集聚現(xiàn)象的原因。采用β收斂性分析方法對蘭西地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異變化進(jìn)行分析:如果落后地區(qū)比富裕地區(qū)增長得更快,則落后地區(qū)的人均收入產(chǎn)出比就會趕上發(fā)達(dá)地區(qū),此時存在β收斂。

    圖3 2010年局部空間自相關(guān)lisa圖Fig.3 Local autocorrelation lisa figure(2010)

    3.1 絕對β收斂模型檢驗(yàn)

    假定所有區(qū)域的結(jié)構(gòu)特征相同,在均衡狀態(tài)下,區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平和增長率相同,則是絕對 β收斂[20-21]。分別利用最小二乘法和最大似然法對傳統(tǒng)收斂模型、空間誤差模型和空間滯后模型的參數(shù)進(jìn)行估計(表2)。傳統(tǒng)收斂模型結(jié)果顯示,收斂系數(shù)β為-0.20(5%水平上顯著),蘭西地區(qū)存在絕對β收斂,收斂速度為每年2%。Moran’sI統(tǒng)計量對應(yīng)的p值0.013 5在1%水平上顯著,說明蘭西地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長過程存在空間依賴效應(yīng)。區(qū)別不同空間依賴模型有空間滯后模型和空間誤差模型,本研究進(jìn)行了LM(lag)、LM(error)及在全局空間自相關(guān)下Robust LM(lag)和Robust LM(error)檢驗(yàn),依照Florax的模型選擇方法[22],并在下一步模型設(shè)定時選擇空間誤差模型。

    檢驗(yàn)異方差的BP統(tǒng)計量僅在5%水平上不顯著,模型同方差假定存在問題,然而由于模型殘差存在空間自相關(guān),傳統(tǒng)的BP統(tǒng)計量不能診斷模型是否存在異方差問題,在空間自相關(guān)背景下,模型嵌入空間地理鄰近變量進(jìn)行BP檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)模型BP統(tǒng)計量在1%水平上顯著性得到提高,說明蘭西地區(qū)中心城市和外圍地區(qū)存在不同的方差。通過對傳統(tǒng)收斂模型空間自相關(guān)變量的校正,空間誤差模型的對數(shù)似然值和調(diào)整后R2遠(yuǎn)大于傳統(tǒng)模型,地理行政邊界鄰近的區(qū)域在1%水平上顯著,蘭西地區(qū)核心區(qū)域存在著收斂,而距核心區(qū)域較遠(yuǎn)地區(qū)不存在收斂,蘭西地區(qū)收斂系數(shù)存在空間結(jié)構(gòu)的不穩(wěn)定性。但是,收斂半周期由31.08減小到18.00,說明知識或者技術(shù)空間外溢效應(yīng)對中心區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的作用較大,一是因經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)域的知識、技術(shù)存量較多,在空間外溢強(qiáng)度(空間自相關(guān)系數(shù))不變時,知識溢出量更大;二是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)域接受知識、技術(shù)擴(kuò)散的能力較強(qiáng),能很快吸納知識和技術(shù),促進(jìn)其生產(chǎn)率提高。

    在2000—2010年期間,蘭西地區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在絕對β收斂,而且收斂率相對穩(wěn)定,蘭西地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長差距收斂于一個穩(wěn)定狀態(tài)。從3個模型的估計效果來看,空間誤差模型的效果最好,傳統(tǒng)收斂模型最差。因此,蘭西地區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展絕對β收斂效果不明顯,收斂速度較低,在一定程度上反映了蘭西地區(qū)內(nèi)部各個縣(市)之間的非均質(zhì)性發(fā)展。加入空間關(guān)聯(lián)屬性之后,模型的擬合效果得到改善,收斂速度有所提高,在鄰近區(qū)域虛擬變量的前提下,區(qū)域之間的外溢效應(yīng)主要受到屬性特征隨機(jī)波動而產(chǎn)生相關(guān)影響來傳播的。即為初始階段若與高水平城市為鄰,由于外部性的非確定性因素,或者知識與技術(shù)的外溢等現(xiàn)象導(dǎo)致供給方經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨于優(yōu)勢或者劣勢。

    表2 蘭西城鎮(zhèn)密集區(qū)絕對β收斂模型及其檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 Absolute β convergence models and their test results in Lanzhou-Xining CTCAs

    3.2 條件β收斂

    條件β收斂是指在規(guī)模報酬不變、資本邊際收益遞減和技術(shù)空間均質(zhì)假設(shè)下,消費(fèi)偏好、技術(shù)、人口增長率、政府政策等相似的區(qū)域,初始經(jīng)濟(jì)水平較低的區(qū)域增長率較高[23],通過條件收斂可以檢驗(yàn)絕對收斂的穩(wěn)健性,內(nèi)生控制變量的選擇對于條件收斂至關(guān)重要。本研究選取的控制變量有經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合變量(人均固定資產(chǎn)投資、人均財政收入、農(nóng)民人均純收入、人均社會消費(fèi)品零售總額),人力資本變量(高中文化程度、大專及其以上),城市規(guī)模變量(人口、城市化水平)。其中人均固定資產(chǎn)投資、人均財政收入、農(nóng)民人均純收入、人均社會消費(fèi)品零售總額統(tǒng)一縮減為2000年可比價格。

    傳統(tǒng)空間模型中LM(error)為3.74,明顯大于LM(lag)0.77,因此,建立空間誤差模型來檢驗(yàn)條件收斂程度(表3)??臻g誤差自回歸模型R2為0.77,收斂速度為0.102,初始人均GDP系數(shù)顯著為負(fù),經(jīng)濟(jì)增長速度與人均GDP之間存在負(fù)相關(guān)。從各個控制變量的系數(shù)來看,經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合變量表現(xiàn)為不顯著作用,這4個變量對于收斂穩(wěn)態(tài)影響不大。大專及其以上文化程度和總?cè)丝谙禂?shù)為負(fù),表明擁有較少人口和大專以上文化程度的城市區(qū)域有較低的收斂狀態(tài)。城市化水平與高中文化程度系數(shù)為正,將導(dǎo)致城市化水平較高的城市收斂于更高的水平,而擁有高中教育水平人力資本的城市趨于高水平收斂。

    表3 條件β收斂空間計量回歸估計分析Tab.3 Regression estimation analysis of conditional β convergence spatial econometric

    綜合上述分析,人口變化對經(jīng)濟(jì)收斂的影響是負(fù)向的。這可能是因?yàn)樘m西地區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)存在大量的剩余勞動力,人口增長對縣域經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)較低,從而導(dǎo)致縣域經(jīng)濟(jì)總量雖實(shí)現(xiàn)增長,但人均產(chǎn)出卻出現(xiàn)了下降。教育實(shí)力是區(qū)域發(fā)展力的象征,而受教育水平是反映一個人知識水平的主要指標(biāo)。受教育程度低,就意味著知識的生產(chǎn)、積累、傳播及轉(zhuǎn)變?yōu)樨敻坏乃俣葘⑹艿街萍s。因此,蘭西地區(qū)受教育水平的集中度不同,對經(jīng)濟(jì)收斂性的貢獻(xiàn)存在差異。

    4 收斂機(jī)制分析

    4.1 收斂機(jī)制模型建立

    Dowrich和Rogers把兩個收斂理論統(tǒng)一在一個框架[24]:gi,t=c+β×ln(yi0)+α×k+εi,t。其中:g,y,k分別為勞均GDP平均增長速度、初始人均GDP和勞均資本存量增長速度。資本變量表示資本積累在收斂中的作用,而把初始人均GDP解釋為技術(shù)缺口,從而在一個分析框架下綜合兩個收斂理論。若α顯著且小于1,則存在新古典主義理論收斂機(jī)制;若β顯著小于0,則存在新增長理論收斂機(jī)制。

    洪國志等學(xué)者[18]在 Dowrich和 Rogers模型基礎(chǔ)之上修正了技術(shù)空間擴(kuò)散過程對收斂的影響,即嵌入空間權(quán)重矩陣。發(fā)展的模型在原模型之上假設(shè):柯布道格拉斯的生產(chǎn)函數(shù);技術(shù)擴(kuò)散服從距離衰減規(guī)律;技術(shù)擴(kuò)散接納能力與技術(shù)缺口成正比,技術(shù)缺口以初始勞均GDP替代;技術(shù)進(jìn)步率與自身勞動生產(chǎn)率成正比,與技術(shù)擴(kuò)散以及自身對技術(shù)接納能力成正比。模型修正為:

    式中:ρ為技術(shù)擴(kuò)散強(qiáng)度因子,ρ越大表明技術(shù)擴(kuò)散強(qiáng)度較大;W為空間權(quán)重矩陣;βln(y0)為初始勞均GDP代替技術(shù)缺口。統(tǒng)計年鑒上未直接給出各城市資本存量,需要利用固定資產(chǎn)投資流量數(shù)據(jù)通過永續(xù)盤算法計算各城市物質(zhì)資本存量,利用各城市投資價格指數(shù)縮減為2000 年不變價,計算過程為:Ki,t-1=Ki,t-1+Ii,t-1-Di,t-1;其中:Di,t=δ×Ki,t-1;得到:

    式中:Ki,t為城市i年度t的資本存量;Ii,t為城市i年度t的固定資產(chǎn)投資總額;Di,t為城市i年度t的折舊量;δ為折舊率,本研究選用官方3.6%作為δ的取值;δ為各城市2000—2010年固定資產(chǎn)投資平均增長速度。

    4.2 收斂機(jī)制結(jié)果分析

    根據(jù)公式(7),以2000年為基期,通過GDP指數(shù)分別得到各城市2000—2010年實(shí)際GDP平均增長速度,然后除以從業(yè)人員總數(shù)(就業(yè)人員總數(shù))即得到各自勞均實(shí)際GDP(即勞動生產(chǎn)率)。一般而言,人均實(shí)際GDP反映了收入水平,而勞均實(shí)際GDP反映了技術(shù)效率。對蘭西地區(qū)收斂機(jī)制分析(表4)表明,α=0.064 334且在0.01水平顯著,該地區(qū)存在新古典主義收斂機(jī)制,即資本邊際報酬遞減。β顯著小于0,說明存在新增長理論的收斂機(jī)制。從截面回歸分析結(jié)果可以判斷,2000—2010年,蘭西地區(qū)城市間經(jīng)濟(jì)同時存在新古典主義和新增長理論的收斂機(jī)制。

    表4 蘭西城鎮(zhèn)密集區(qū)收斂機(jī)制分析Tab.4 Mechanism of convergence in Lanzhou-Xining CTCAs

    5 結(jié)論

    1)蘭西地區(qū)內(nèi)部雖然具有一定的同質(zhì)性,但是不同地區(qū)由于其自身資源稟賦、技術(shù)條件、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)的差異,區(qū)域呈現(xiàn)出南北、東西方向的整體分異特征。利用σ收斂指標(biāo)和全局Moran’sI指數(shù)分析蘭西地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長在地理空間的總體變化特征。結(jié)果顯示,蘭西城鎮(zhèn)密集區(qū)存在微弱的σ收斂趨勢,并且高值區(qū)域由零散的斑塊分布演化為“雙T型”連片分布格局。

    2)以人均GDP為核心變量,對蘭西地區(qū)進(jìn)行β收斂假設(shè)檢驗(yàn),蘭西地區(qū)存在絕對β收斂,且收斂速度為每年2%,同時異方差檢驗(yàn)顯示蘭西城鎮(zhèn)密集區(qū)經(jīng)濟(jì)增長過程存在空間依賴效應(yīng),且距核心區(qū)域較遠(yuǎn)地區(qū)不存在收斂,收斂系數(shù)存在空間結(jié)構(gòu)的不穩(wěn)定性。中心城市因其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高而具有較高的地位,因此空間外溢效應(yīng)突出,加之中心地區(qū)產(chǎn)業(yè)配套完善、技術(shù)實(shí)力強(qiáng)、勞動力素質(zhì)高,其接受知識、技術(shù)擴(kuò)散的能力強(qiáng),中心地區(qū)存在較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)收斂,并且收斂速度較快。

    3)蘭西地區(qū)收斂機(jī)制表明,2000—2010年,蘭西地區(qū)城市間經(jīng)濟(jì)同時存在新古典主義和新增長理論的收斂機(jī)制。同時,蘭西地區(qū)城市間存在顯著技術(shù)擴(kuò)散,地理距離仍是技術(shù)擴(kuò)散的限制因素。并且,蘭西地區(qū)人口變化和受教育水平的集中度不同,對經(jīng)濟(jì)收斂性貢獻(xiàn)存在差異。因此,不能再繼續(xù)走投資驅(qū)動型經(jīng)濟(jì)之路,而必須向創(chuàng)新驅(qū)動型經(jīng)濟(jì)與知識驅(qū)動型經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域邁進(jìn)。

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