城市化發(fā)展中的產(chǎn)業(yè)升級(jí)：集聚推動(dòng)、溢出效應(yīng)與空間衰減
——基于西北地區(qū)的空間計(jì)量

馬子量，郭志儀

(1.西北民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，甘肅 蘭州 730030；2.蘭州大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 甘肅 蘭州 730000)

城市化發(fā)展中的產(chǎn)業(yè)升級(jí)：集聚推動(dòng)、溢出效應(yīng)與空間衰減

——基于西北地區(qū)的空間計(jì)量

馬子量1，郭志儀2

(1.西北民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，甘肅 蘭州 730030；2.蘭州大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 甘肅 蘭州 730000)

摘要：城市化和產(chǎn)業(yè)發(fā)展進(jìn)程中均呈現(xiàn)集聚經(jīng)濟(jì)特征，城市化發(fā)展中的要素集聚對(duì)集聚形態(tài)下的產(chǎn)業(yè)層次提升具有明顯的推動(dòng)。基于2005—2012年西北地區(qū)30個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)，利用空間計(jì)量方法分析了城市化發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的推動(dòng)效應(yīng)。研究結(jié)果表明，西北地區(qū)城市化發(fā)展帶來的要素集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)具有明顯的正向推動(dòng)，同時(shí)城市化集聚對(duì)相鄰城市的產(chǎn)業(yè)升級(jí)存在空間溢出效應(yīng)，利用空間閾值權(quán)重矩陣進(jìn)一步分析后發(fā)現(xiàn)，600km以內(nèi)時(shí)城市化發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)存在顯著的正向空間溢出，但溢出效應(yīng)隨空間距離的增長(zhǎng)呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，超出600km之后轉(zhuǎn)為負(fù)向空間溢出，同時(shí)城市化發(fā)展中其他結(jié)構(gòu)性因素對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)存在空間效應(yīng)，空間效應(yīng)方向和趨勢(shì)由于各結(jié)構(gòu)因素的特征而有所差異?；谏鲜鰧?shí)證研究，提出了相應(yīng)的政策建議。

關(guān)鍵詞：城市化；產(chǎn)業(yè)升級(jí)；空間計(jì)量；空間閾值；西北地區(qū)

一、引言

產(chǎn)業(yè)集聚是現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的重要特征，而城市化發(fā)展體現(xiàn)為人口等經(jīng)濟(jì)要素的集聚，所以集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)是城市化經(jīng)濟(jì)與現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)發(fā)展中存在的共有經(jīng)濟(jì)機(jī)理。眾多學(xué)者對(duì)于城市化發(fā)展與產(chǎn)業(yè)升級(jí)的關(guān)系進(jìn)行了研究，認(rèn)為城市化發(fā)展通過集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)發(fā)展起到了重要的助推作用[1-3]，此外，大量學(xué)者從多元角度論證了城市化發(fā)展對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)的重要作用。首先，城市化發(fā)展為產(chǎn)業(yè)升級(jí)發(fā)展提供了資源供給。孫洪哲和劉琦認(rèn)為城市化水平越高，伴隨著城市人力資源的集聚規(guī)模的擴(kuò)大，各類要素的集聚規(guī)模得以擴(kuò)張，能為產(chǎn)業(yè)升級(jí)提供更強(qiáng)的動(dòng)力[4]；Jaffe等通過實(shí)證研究后發(fā)現(xiàn)，大城市申請(qǐng)專利中所引用本地專利的數(shù)量是小城市的5～10倍，指出技術(shù)知識(shí)溢出在城市規(guī)模越大的情況下越明顯，且其溢出范圍更為廣泛[5]，可見城市化發(fā)展為產(chǎn)業(yè)升級(jí)提供了勞動(dòng)力、資本、技術(shù)和相關(guān)服務(wù)的支撐。其次，城市化發(fā)展為產(chǎn)業(yè)集聚提供了基本的市場(chǎng)需求。田雪原指出城市人口的消費(fèi)水平高于農(nóng)村人口，所以城市化發(fā)展或城市人口規(guī)模的擴(kuò)張可以有效提升市場(chǎng)需求水平[6]；謝晶晶和羅樂勤通過對(duì)中國(guó)相關(guān)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析后發(fā)現(xiàn)，城市化發(fā)展能提升城市人口的平均消費(fèi)水平[7]；萬(wàn)勇對(duì)此進(jìn)行了進(jìn)一步的研究，發(fā)現(xiàn)城市化發(fā)展增強(qiáng)了城市居民交易的可獲得性和便利性，從而使消費(fèi)需求進(jìn)一步增長(zhǎng)[8]，上述研究表明城市化發(fā)展催生和拓張了市場(chǎng)需求規(guī)模，為產(chǎn)業(yè)升級(jí)提供了源源不斷的動(dòng)力。第三，城市化發(fā)展為產(chǎn)業(yè)升級(jí)提供了更好的基礎(chǔ)設(shè)施。應(yīng)煥紅認(rèn)為城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)具有綜合性和網(wǎng)絡(luò)性的特征，從而促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)向城市的集聚，進(jìn)而引發(fā)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性發(fā)展[9]；吳豐林等認(rèn)為產(chǎn)業(yè)升級(jí)必須依靠迅捷的物流和信息流，城市化發(fā)展中基礎(chǔ)設(shè)施的完善極大地改善了產(chǎn)業(yè)升級(jí)的外部條件[10]，說明城市化發(fā)展中基礎(chǔ)設(shè)施的改善對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的外部環(huán)境有著直接的促進(jìn)作用。最后，城市化發(fā)展為產(chǎn)業(yè)升級(jí)提供了良好的制度文化環(huán)境。袁海認(rèn)為城市化發(fā)展中市場(chǎng)制度的完善，將極大地提升城市的對(duì)外開放度，各種經(jīng)濟(jì)資源可以在空間中自由流動(dòng)和組合，對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)起到了推動(dòng)作用[11]；陸根堯和盛龍指出城市中所建立的開放公平的市場(chǎng)為產(chǎn)業(yè)升級(jí)提供了公平的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境和法律保障，有助于產(chǎn)業(yè)交易過程中形成平等的市場(chǎng)地位，通過交易成本的降低極大地促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)間合作與發(fā)展[12]，說明城市化發(fā)展中的軟環(huán)境改善將極大的促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)。

綜上所述，城市化發(fā)展依托于集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)有著深刻的影響，通過資源供給、市場(chǎng)需求、載體支撐和制度完善等方面促使產(chǎn)業(yè)自我發(fā)展能力提升，從而帶來了產(chǎn)業(yè)升級(jí)的持續(xù)動(dòng)力。但上述研究多以定性手段為主論證了二者的理論關(guān)系，缺乏相關(guān)實(shí)證分析。文章基于2005—2012年西北地區(qū)30個(gè)地級(jí)設(shè)市城市的相關(guān)數(shù)據(jù)，利用空間計(jì)量方法分析了城市化進(jìn)程對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的推動(dòng)，并利用空間閾值權(quán)重矩陣對(duì)空間效應(yīng)及其空間影響半徑進(jìn)行了測(cè)度，在完善相關(guān)實(shí)證經(jīng)驗(yàn)的同時(shí)，亦為西北地區(qū)如何利用城市化進(jìn)程加速其產(chǎn)業(yè)升級(jí)提供了現(xiàn)實(shí)依據(jù)。

二、城市化發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)影響效應(yīng)的分析方法及模型構(gòu)建

(一)空間計(jì)量模型

空間計(jì)量模型最早針對(duì)截面數(shù)據(jù)分析提出，一般包括空間滯后模型(Spatial Lag Model, SLM)、空間誤差模型(Spatial Error Model,SEM)和空間杜賓模型(Spatial Durbin Model,SDM)[13]54-57，其中SDM模型是討論空間回歸模型的一般起點(diǎn)，Lesage將SDM模型延展到面板數(shù)據(jù)模型[14]，其表達(dá)式為：

Yt=ρWYt+αtιN+Xtβ+WXtθ+ε

(1)

式中Yt為因變量向量，Xt為解釋變量向量，W為空間權(quán)重矩陣，αt為常數(shù)項(xiàng)，ρ為空間自回歸系數(shù)， β、θ為待估參數(shù)，ε為殘差項(xiàng)。由于存在滯后項(xiàng)，模型內(nèi)生性將導(dǎo)致最小二乘法(OLS)估計(jì)的參數(shù)是有偏的或是無效的，一般利用極大似然法(ML)對(duì)SDM模型進(jìn)行估計(jì)，然后利用瓦爾德(Wald)檢驗(yàn)和似然比率(LR)檢驗(yàn)SDM模型能否簡(jiǎn)化為SLM模型或SEM模型。

考慮到面板數(shù)據(jù)兼具空間和時(shí)間的特點(diǎn)，可以將SDM模型誤差項(xiàng)進(jìn)行分解，得到：

Yt=ρWYt+αtιN+Xtβ+WXtθ+

un+ut+ε

(2)

式中un代表空間固定效應(yīng)，ut代表時(shí)間固定效應(yīng)，當(dāng)二者不存在時(shí)為隨機(jī)效應(yīng)，分析中可以利用Hausman檢驗(yàn)方法對(duì)隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，但是Elhorst認(rèn)為空間計(jì)量分析中選取的區(qū)域一般有整體性，視為固定抽樣，所以固定效應(yīng)模型更為適合[15]。

對(duì)于解釋變量影響的測(cè)度，根據(jù)SDM模型估計(jì)的參數(shù)測(cè)度其影響程度是不準(zhǔn)確的，Lesage和Pace認(rèn)為利用偏微分的方式更為有效[16]73-75，將式(1)轉(zhuǎn)換為一般形式為：

Yt=(I-ρW)-1αtιN+(I-ρW)-1(Xtβ+WXθ)+(I-ρW)-1ε

(3)

因變量關(guān)于第k個(gè)解釋變量的偏微分方程矩陣如下：

(4)

其中對(duì)角線元素的平均值為直接效應(yīng)，反映區(qū)域解釋變量對(duì)解釋變量的影響，非對(duì)角線元素的平均值為間接效應(yīng)，反映其他區(qū)域解釋變量對(duì)解釋變量的影響。

(二)變量選擇

產(chǎn)業(yè)升級(jí)是一個(gè)復(fù)雜的過程，對(duì)其測(cè)度的準(zhǔn)確性直接關(guān)系到實(shí)證分析的結(jié)論準(zhǔn)確與否。學(xué)術(shù)界提出了多種產(chǎn)業(yè)升級(jí)水平測(cè)度的方法，如高燕提出的More值測(cè)定法[17]、楊曉猛提出的綜合指標(biāo)體系評(píng)價(jià)法[18]、李逢春提出的產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率加權(quán)平均法[19]等均能良好地度量產(chǎn)業(yè)升級(jí)水平，基于分析的連續(xù)性與直觀性，采用產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率加權(quán)平均法測(cè)度西北地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)水平，其計(jì)算公式如下：

(5)式中PR代表整體產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率，αi代表i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在整體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出中的比重，Yi代表i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，Li代表i產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)，二者比值反映了i產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率，多產(chǎn)業(yè)進(jìn)行加權(quán)平均后得到整體產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率，PR越大代表產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率越高，說明產(chǎn)業(yè)層次得到了提升。

分析中以西北地區(qū)主要的30個(gè)地級(jí)設(shè)市城市為研究對(duì)象(見表1)，分析時(shí)期為2005—2012年，將西北地區(qū)30個(gè)地級(jí)設(shè)市城市在這一時(shí)期內(nèi)的加權(quán)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率(PR)作為被解釋變量，以西北地區(qū)30個(gè)地級(jí)設(shè)市城市在這一時(shí)期內(nèi)的城市化率(UR)作為解釋變量，同時(shí)考慮到產(chǎn)業(yè)升級(jí)過程受多因素影響，加入以下控制變量：

1.科技發(fā)展(T)。產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的提升可直接受益于技術(shù)水平的發(fā)展，同時(shí)更多新興產(chǎn)業(yè)能否有效滿足消費(fèi)者需求而獲得快速發(fā)展，也在很大程度上依賴于能否利用先進(jìn)技術(shù)將其產(chǎn)品實(shí)現(xiàn)并進(jìn)行改進(jìn)。以各城市財(cái)政支出中科技支出額度反映科技發(fā)展水平。

2.金融支撐(F)。金融支撐可以為產(chǎn)業(yè)升級(jí)提供資金保障和支持，特別是對(duì)于一些處于產(chǎn)品研發(fā)和市場(chǎng)開拓發(fā)展初期產(chǎn)業(yè)企業(yè)，信貸需求相對(duì)較大，其成長(zhǎng)和發(fā)展需要金融市場(chǎng)的及時(shí)跟進(jìn)。以各城市城市信貸余額反映金融支撐力度。

3.基礎(chǔ)設(shè)施(I)。基礎(chǔ)設(shè)施直接決定了產(chǎn)業(yè)升級(jí)環(huán)境的狀況，產(chǎn)業(yè)升級(jí)發(fā)展需要良好的基礎(chǔ)設(shè)施配套，尤其對(duì)于分布在城市中的各類產(chǎn)業(yè)集聚的產(chǎn)業(yè)園區(qū)，基礎(chǔ)設(shè)施的完善更能吸引產(chǎn)業(yè)集聚和促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)。以各城市人均擁有城市道路面積反映基礎(chǔ)設(shè)施水平。

表1　西北地區(qū)地級(jí)設(shè)市城市表

在分析中對(duì)所有變量取對(duì)數(shù)以消除異方差性，記為L(zhǎng)N，以空間杜賓模型為一般起點(diǎn)，則西北地區(qū)城市化發(fā)展中的產(chǎn)業(yè)升級(jí)空間計(jì)量模型為：

LNPRit=ρWLNPRit+αtιN+LNURitβ1+WLNURitθ1+LNTitβ2+WLNTitθ2+LNFitβ3+WLNFitθ3+LNIitβ4+WLNIitθ4+un+ut+ε

(6)

式中空間權(quán)重矩陣采用空間反距離權(quán)重矩陣，各城市間的距離由其經(jīng)緯度測(cè)定，單位為公里數(shù)。各城市城市化數(shù)據(jù)來源于各省區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒《2006—2013》，其他相關(guān)數(shù)據(jù)通過《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒(2006—2013)》獲得或推算而得。

三、西北地區(qū)城市化發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)影響效應(yīng)的實(shí)證分析

(一) 非空間OLS面板模型估計(jì)及空間相關(guān)性檢驗(yàn)

首先對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了一般OLS估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表2所示，OLS面板估計(jì)結(jié)果中各變量的顯著性明顯，說明變量選擇是合理的，但模型整體擬合度僅為0.401 0，且DW值為1.421 3，其偏離度較大，進(jìn)一步對(duì)其殘差進(jìn)行Moran’I檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)， Moran’I值在1%的水平下顯著，說明研究對(duì)象具有明顯的空間相關(guān)性，選擇空間計(jì)量模型進(jìn)行研究是適宜的，同時(shí)LM和robust LM檢驗(yàn)結(jié)果顯示空間滯后和空間誤差均顯著，所以應(yīng)采用SDM模型進(jìn)行分析。

表2　非空間OLS面板模型估計(jì)結(jié)果表

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著。

(二) 空間杜賓面板模型估計(jì)

對(duì)式6中的SDM模型進(jìn)行了ML估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表3所示，LR和Wald檢驗(yàn)均在1%的顯著性下拒絕模型簡(jiǎn)化為SLM模型或SEM模型，同時(shí)在模型固定效應(yīng)選擇中發(fā)現(xiàn)空間固定效應(yīng)下各變量的顯著性較高，極大似然值也得到了明顯的提升，LR檢驗(yàn)也表明接受空間固定效應(yīng)而拒絕時(shí)期固定效應(yīng)，所以選擇空間固定效應(yīng)SDM模型進(jìn)行分析。在空間固定效應(yīng)的SDM模型估計(jì)結(jié)果中，空間滯后系數(shù)為0.233 9，其在10%的水平下顯著，說明西北地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級(jí)存在空間溢出效應(yīng)，但是各自變量的空間交互效應(yīng)并不明顯，考慮到部分變量的空間交互可能僅在一定空間范圍內(nèi)有所體現(xiàn)，而超出一定距離后效應(yīng)大幅減弱甚至不存在，如技術(shù)溢出、基礎(chǔ)設(shè)施共享等，而在SDM模型中采用了全域反距離空間權(quán)重，導(dǎo)致存在空間交互距離閾值的變量其空間交互效應(yīng)未得到良好體現(xiàn)。

(三) 閾值空間權(quán)重矩陣設(shè)定

由于在全域反距離空間權(quán)重矩陣下，部分變量的空間交互并未得到有效體現(xiàn)，進(jìn)一步采用閾值空間反距離權(quán)重矩陣進(jìn)行分析，其具體設(shè)定如下：

(7)

式中dij代表i地區(qū)和j地區(qū)間的距離，du為空間閾值距離下限，dl為空間閾值距離上限，其值為自主設(shè)定，當(dāng)兩個(gè)地區(qū)間的距離在空間閾值范圍之內(nèi)時(shí)，則認(rèn)為兩個(gè)城市間存在空間關(guān)系，其權(quán)重值為二者距離的倒數(shù)，低于或高于這個(gè)范圍，則認(rèn)為兩個(gè)城市間不存在空間關(guān)系，其權(quán)重值為0。對(duì)西北地區(qū)30個(gè)地級(jí)設(shè)市城市間空間距離進(jìn)行整理分析后，將空間閾值距離設(shè)定為五種形式，分別為0～200km、200～400km、400～600km、600～800km、800～1 000km，依據(jù)其計(jì)算的閾值空間權(quán)重矩陣分別為W1、W2、W3、W4、W5。

在設(shè)定閾值空間權(quán)重矩陣的基礎(chǔ)上分別對(duì)其閾值范圍內(nèi)的城市連接關(guān)系進(jìn)行了分析，分析結(jié)果如圖1所示，圖1中橫縱軸數(shù)字均代表城市編號(hào)，具體見表1，如兩城市間的距離在設(shè)定閾值范圍內(nèi)，則圖1中兩個(gè)城市間存在連接點(diǎn)，反之則不存在。如圖1所示，在空間閾值距離0～200km、200～400km、400～600km三種形式下，其空間連接點(diǎn)數(shù)總和為574個(gè)，占總連接點(diǎn)數(shù)的66%，說明城市間距離多在此范圍內(nèi)，而超出600km后城市間連接點(diǎn)數(shù)迅速下降。

表3　SDM模型估計(jì)結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著，括弧里的數(shù)字為t值。

圖1　西北地區(qū)地級(jí)設(shè)市城市不同空間距離閾值下聯(lián)接關(guān)系圖

(四) 不同閾值空間權(quán)重矩陣下SDM模型估計(jì)

分別以上述五種空間反距離權(quán)重矩陣對(duì)SDM模型進(jìn)行了估計(jì)，分析中仍然設(shè)定為空間固定效應(yīng)，估計(jì)結(jié)果如表4所示，從ρ值來看，在400 km以內(nèi)顯著為正，400～800 km之內(nèi)顯著為負(fù)，超出800 km之后并不顯著，說明西北地區(qū)城市間產(chǎn)業(yè)升級(jí)的空間交互半徑平均約為800 km，而在400 km之內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)具有明顯的空間溢出效應(yīng)，在400～800 km之內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)具有明顯空間集聚效應(yīng)，具體空間交互路徑可以通過各變量的空間效應(yīng)分解得出。

(五) 不同閾值空間權(quán)重矩陣下SDM模型空間效應(yīng)分解

利用式(3)對(duì)不同閾值設(shè)定下的SDM模型進(jìn)行了空間效應(yīng)分解，結(jié)果如表5所示，城市化發(fā)展對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)的推動(dòng)效應(yīng)最為明顯，其中直接效應(yīng)為始終正且較顯著，且在所有變量中其影響程度是最強(qiáng)的，說明城市化進(jìn)程的深入對(duì)于城市產(chǎn)業(yè)升級(jí)有著明顯正向的推動(dòng)作用，而間接效應(yīng)伴隨著空間閾值的增大出現(xiàn)了階段性的演變，在600 km以內(nèi)城市化發(fā)展對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)的空間溢出效應(yīng)為正，但是正向空間溢出效應(yīng)伴隨著距離的增大在逐漸減小，而空間閾值進(jìn)一步增長(zhǎng)為600～1 000 km時(shí)城市化發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的間接效應(yīng)為負(fù)。城市間通過城市化發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響進(jìn)程中溢出與極化效應(yīng)是并存的，如效應(yīng)為正則說明空間擴(kuò)散為主導(dǎo)，如效應(yīng)為負(fù)則說明空間極化為主導(dǎo)，空間距離在600 km以內(nèi)時(shí)近距離城市間城市化發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的效應(yīng)以空間溢出效應(yīng)為主，此時(shí)各城市城市化水平的不斷提高導(dǎo)致其要素規(guī)模和流動(dòng)性不斷提升，通過資金、技術(shù)的交流或者產(chǎn)業(yè)的直接轉(zhuǎn)移，帶動(dòng)周邊城市的產(chǎn)業(yè)升級(jí)，而伴隨著城市間距離的拉大導(dǎo)致要素流動(dòng)、技術(shù)轉(zhuǎn)移等經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的難度加大和頻率降低，從而使得產(chǎn)業(yè)升級(jí)的空間溢出效應(yīng)雖仍占據(jù)主導(dǎo)地位，但其程度在不斷下降，而空間距離進(jìn)一步增長(zhǎng)為600～1 000 km時(shí)，城市化發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的效應(yīng)以空間極化效應(yīng)為主，這是由于城市間距離進(jìn)一步提升導(dǎo)致城市間資金、技術(shù)的交流或者產(chǎn)業(yè)的直接轉(zhuǎn)移可能性變得更低，而遠(yuǎn)距離城市的城市化水平不斷提高導(dǎo)致其要素規(guī)模在不斷增長(zhǎng)的同時(shí)，勢(shì)必在一定程度上造成城市自身要素的流出，從而使得自身產(chǎn)業(yè)升級(jí)變得更為不利。

表4　不同閾值反距離權(quán)重矩陣下空間固定效應(yīng)SDM模型估計(jì)結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著，括弧里的數(shù)字為t值。

表5　不同閾值反距離權(quán)重矩陣下SDM模型空間效應(yīng)分解

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著，括弧里的數(shù)字為t值。

其他結(jié)構(gòu)性因素對(duì)于城市化發(fā)展中的產(chǎn)業(yè)升級(jí)也帶來了不同程度的影響，科技發(fā)展、金融支撐和基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的直接效應(yīng)均為正向顯著，說明這些方面的提升將有力地推動(dòng)城市產(chǎn)業(yè)升級(jí)，同時(shí)從三者的間接效應(yīng)分別來看存在著差異?？萍及l(fā)展具有明顯的正向空間外溢效應(yīng)，在200 km之內(nèi)技術(shù)溢出對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的推動(dòng)最強(qiáng)烈，伴隨著空間距離的增大其影響程度逐漸下降，在800 km之外其顯著性明顯下降，說明西北地區(qū)城市化發(fā)展中的技術(shù)溢出平均半徑約為800 km，超出800 km后技術(shù)溢出效應(yīng)并不明顯；金融支撐的間接效應(yīng)顯著性并未隨空間距離的增大而變化，且其影響程度也與空間距離無反向關(guān)系，說明現(xiàn)代金融業(yè)通過引進(jìn)先進(jìn)的信息交流技術(shù)，空間距離對(duì)現(xiàn)代金融市場(chǎng)的制約越來越??；基礎(chǔ)設(shè)施的間接效應(yīng)伴隨著空間距離的增大出現(xiàn)了較大的變化，在400 km以內(nèi)基礎(chǔ)設(shè)施的間接效應(yīng)為正向顯著，說明近距離城市間可以通過共享基礎(chǔ)設(shè)施以推動(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)，但是當(dāng)空間距離延伸至400 km之外時(shí)其間接效應(yīng)為負(fù)，說明遠(yuǎn)距離城市間共享基礎(chǔ)設(shè)施的難度增大，其他城市基礎(chǔ)設(shè)施水平的提高將使得城市自身產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，存在明顯的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，從而加大了自身產(chǎn)業(yè)升級(jí)的難度。

四、結(jié)論及建議

結(jié)合空間閾值反距離權(quán)重矩陣，利用空間計(jì)量方法以空間視角對(duì)西北地區(qū)城市化發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響進(jìn)行了分析。結(jié)論如下：第一，西北地區(qū)城市化進(jìn)程中存在的集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)有著重要的推動(dòng)作用，城市化進(jìn)程中要素集聚的外部性對(duì)于產(chǎn)業(yè)效率的提升至關(guān)重要。第二，西北地區(qū)城市化發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響存在明顯的空間效應(yīng)，城市化發(fā)展不僅對(duì)本地產(chǎn)業(yè)升級(jí)具有推動(dòng)作用，也對(duì)周邊地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級(jí)有所影響，且這種影響伴隨著空間距離的增大出現(xiàn)了明顯變化，600 km以內(nèi)存在空間溢出效應(yīng)，600 km以外存在空間極化效應(yīng)，同時(shí)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)存在明顯的空間衰減現(xiàn)象。第三，城市化發(fā)展中其他結(jié)構(gòu)性因素對(duì)本地產(chǎn)業(yè)升級(jí)有著明顯的直接推動(dòng)的同時(shí)，也存在城市間的空間效應(yīng)，空間效應(yīng)方向和趨勢(shì)由于各結(jié)構(gòu)因素的特征而有所差異。

未來提升西北地區(qū)整體產(chǎn)業(yè)層次，在依托于城市化綜合進(jìn)程的同時(shí)，應(yīng)充分發(fā)揮城市化空間外溢效應(yīng)。第一，加速西北地區(qū)城市化進(jìn)程，利用城市化過程中的要素空間集聚，充分發(fā)揮集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，不斷催生產(chǎn)業(yè)新形態(tài)及提升產(chǎn)業(yè)效率，促進(jìn)西北地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級(jí)。第二，由于西北地區(qū)城市化發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的外溢效應(yīng)存在空間距離閾值，決定了目前城市化經(jīng)濟(jì)對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的外溢效應(yīng)在城際間距離較小的城市密集區(qū)更為顯著，所以需以區(qū)域大城市為中心的城市密集區(qū)域?yàn)辇堫^，著重發(fā)展分布在區(qū)域中心城市周邊的中小城市，依托其雄厚的城市經(jīng)濟(jì)資源促進(jìn)周邊近距離城市的產(chǎn)業(yè)升級(jí)，以引發(fā)城市產(chǎn)業(yè)升級(jí)的空間聯(lián)動(dòng)態(tài)勢(shì)。第三，注重西北地區(qū)城市化發(fā)展中其他結(jié)構(gòu)性因素對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的重要影響，依托城市化發(fā)展中的金融支撐、科技進(jìn)步和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)為城市產(chǎn)業(yè)升級(jí)不斷充實(shí)資本、提升效率和完善環(huán)境，同時(shí)還要依托城市化發(fā)展中結(jié)構(gòu)性要素的空間外溢、共享和示范效應(yīng)，提升周邊城市和區(qū)域整體的產(chǎn)業(yè)層次。

參考文獻(xiàn)：

[1]劉志彪. 以城市化推動(dòng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)——兼論 “土地財(cái)政” 在轉(zhuǎn)型時(shí)期的歷史作用[J]. 學(xué)術(shù)月刊, 2010 (10).

[2]Michaels G, Rauch F, Redding S. Urbanisation and Structural Transformation[J]. The Quarterly Journal of Economics, 2012, 127(2).

[3]吳福象, 沈浩平. 新型城鎮(zhèn)化、基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出與地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)——基于長(zhǎng)三角城市群16個(gè)核心城市的實(shí)證分析[J]. 財(cái)經(jīng)科學(xué), 2013 (7).

[4]孫洪哲, 劉琦. 城市化與產(chǎn)業(yè)集聚互動(dòng)機(jī)制研究[J]. 中國(guó)青年政治學(xué)院學(xué)報(bào), 2011 (2).

[5]Jaffe A B, Trajtenberg M, Henderson R. Geographic Localization of Knowledge Spillovers as Evidenced by Patent Citations[R]. National Bureau of Economic Research, 1992.

[6]田雪原. 人口城市化驅(qū)動(dòng)消費(fèi)需求效應(yīng)研究[J]. 中國(guó)人口科學(xué), 2000 (2).

[7]謝晶晶, 羅樂勤. 城市化對(duì)投資和消費(fèi)需求的拉動(dòng)效應(yīng)分析[J]. 改革與戰(zhàn)略, 2004 (3).

[8]萬(wàn)勇. 城市化驅(qū)動(dòng)居民消費(fèi)需求的機(jī)制與實(shí)證——基于效應(yīng)分解視角的中國(guó)省級(jí)區(qū)域數(shù)據(jù)研究[J]. 財(cái)經(jīng)研究, 2012 (6).

[9]應(yīng)煥紅. 加快產(chǎn)業(yè)集聚 大力推進(jìn)城市化進(jìn)程——對(duì)浙江省溫嶺市城市化與產(chǎn)業(yè)集聚良性互動(dòng)的案例分析[J]. 中共杭州市委黨校學(xué)報(bào), 2002 (4).

[10]吳豐林, 方創(chuàng)琳, 趙雅萍. 城市產(chǎn)業(yè)集聚動(dòng)力機(jī)制與模式研究進(jìn)展[J]. 地理科學(xué)進(jìn)展, 2010 (10).

[11]袁海. 包含制度因素的中國(guó)城市化動(dòng)力機(jī)制的實(shí)證分析[J]. 首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào), 2004 (2).

[12]陸根堯, 盛龍. 產(chǎn)業(yè)集聚與城市化互動(dòng)發(fā)展機(jī)制研究:理論與實(shí)證[J]. 發(fā)展研究, 2012 (10).

[13]Anselin L. Spatial Econometrics: Methods and Models[M]. Dordrecht, Netherlands :Kluwer, 1988.

[14]LeSage J P. Spatial Econometrics [J]. Encyclopedia of Social Measurement, 2005 (3).

[15]Elhorst J P. Applied Spatial Econometrics: Raising the Bar[J]. Spatial Economic Analysis, 2010, 5(1).

[16]LeSage J P, Pace R K. Introduction to Dpatial Econometrics [M]. Boca Raton,US:CRC Press, 2009.

[17]高燕. 產(chǎn)業(yè)升級(jí)的測(cè)定及制約因素分析[J]. 統(tǒng)計(jì)研究, 2006 (4).

[18]楊曉猛. 轉(zhuǎn)型國(guó)家市場(chǎng)化進(jìn)程測(cè)度的地區(qū)差異分析——基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指標(biāo)的設(shè)計(jì)與評(píng)價(jià)[J]. 世界經(jīng)濟(jì)研究, 2006 (1).

[19]李逢春. 中國(guó)對(duì)外直接投資推動(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的區(qū)位和產(chǎn)業(yè)選擇[J]. 國(guó)際經(jīng)貿(mào)探索, 2013 (2).

(責(zé)任編輯：馬慧)

Industrial Upgrading in the Development of Agglomeration Promote，Spillover Effect and Spatial Attenuation:Based Spatial Econometrics in the Northwest of China

MA Zi-liang1， GUO Zhi-yi2

(1.School of Economics, Northwest University For Nationalities, Lanzhou 730030, China；2.School of Economics, Lanzhou University, Lanzhou 730000, China)

Abstract:Agglomeration is an important economic characteristic in the process of urbanization and industrial development, elements agglomeration in the urbanization development has obvious promotion to industry upgrading agglomeration of spatial agglomeration. Based on city panel data in the northwest of China from 2005 to 2012, using the spatial econometric methods to analyze the promoting effect from urbanization development to the industrial upgrading. The results showed, the elements agglomeration in the urbanization development has obvious positive push to industrial upgrading, at the same time, the urbanization agglomeration of existing spatial spillover effect to industrial upgrading in the adjacent cities; based on the spatial threshold weighted matrix after further analysis found urbanization has significantly positive spatial spillover effect to the industrial upgrading within 600km, but spillover effects presents downtrend along with the growth of the space distance, and the spillover effects turn to negative after more than 600km . At the same time other structural factors in the development of urbanization also existing spatial effect to industrial upgrading, and the direction and trend of spatial effect are different due to the characteristics of the structure factors. Based on the above empirical study, this paper puts forward the corresponding policy recommendations.

Key words:urbanization; industrial upgrading; spatial econometrics; spatial threshold; northwest of China

收稿日期：2015-09-18

基金項(xiàng)目：甘肅省社科規(guī)劃項(xiàng)目《甘肅省城鎮(zhèn)化進(jìn)程與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷協(xié)同發(fā)展研究》(14YB029)；西北民族大學(xué)中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)重大培育項(xiàng)目《西北地區(qū)產(chǎn)城發(fā)展中的驅(qū)動(dòng)機(jī)制、溢出識(shí)別及融合調(diào)適》(1001370303)

作者簡(jiǎn)介：馬子量，甘肅臨夏人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，副教授，研究方向：區(qū)域與城市經(jīng)濟(jì)；

中圖分類號(hào)：F061.5∶F224.0

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1007-3116(2016)02-0042-07

郭志儀，甘肅通渭人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)與可持續(xù)發(fā)展。

【統(tǒng)計(jì)應(yīng)用研究】