長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)空間集聚及影響效應(yīng)研究

曹如中, 張 陽(yáng), 胡燕玲, 郭 華

(上海工程技術(shù)大學(xué) a.管理學(xué)院; b.圖書館,上海 201620)

文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的支柱性產(chǎn)業(yè)之一,在推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)轉(zhuǎn)型中起著重要的作用。其中,實(shí)踐角度下的長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平在中國(guó)具有較大的知名度和影響力,且集聚化發(fā)展特征越來越明顯,不僅對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著直接的推動(dòng)作用,而且對(duì)周邊和關(guān)聯(lián)地區(qū)產(chǎn)生了良好的溢出效應(yīng)[1]。在已有研究中,這種集聚效應(yīng)的正向作用也被多位學(xué)者證實(shí)[2-3]。然而,目前的研究多是從相對(duì)單一的經(jīng)濟(jì)學(xué)或管理學(xué)視角展開,鮮有從地理距離和經(jīng)濟(jì)發(fā)展兩方面來綜合探討長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)之間的依附關(guān)系及其影響效應(yīng)[4]。據(jù)此,為了豐富本領(lǐng)域研究成果,本文結(jié)合長(zhǎng)三角區(qū)域內(nèi)27個(gè)城市2010—2019年的面板數(shù)據(jù),從文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)空間集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的空間關(guān)聯(lián)關(guān)系視角出發(fā),通過構(gòu)建城市群經(jīng)濟(jì)距離嵌套矩陣,使用莫蘭指數(shù)和區(qū)位熵來分析長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的空間相關(guān)性和空間集聚態(tài)勢(shì),并進(jìn)一步運(yùn)用空間杜賓模型探究長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)空間集聚對(duì)本城市(直接效應(yīng))、周邊城市(間接效應(yīng))及整個(gè)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響效應(yīng)(總效應(yīng))。本文的研究旨在為區(qū)域文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長(zhǎng)提供決策參考。

1 理論假設(shè)

研究表明,自然資源、產(chǎn)業(yè)政策、地理區(qū)位等多種經(jīng)濟(jì)地理因素能夠引起產(chǎn)業(yè)集聚[5]。長(zhǎng)三角城市群作為中國(guó)最早發(fā)展文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的區(qū)域之一,不僅擁有優(yōu)越的文化資源、雄厚的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和龐大的消費(fèi)市場(chǎng),而且具備眾多知名高校、科研機(jī)構(gòu)和高素質(zhì)人才[6]。到目前為止,長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)已形成較為穩(wěn)定的產(chǎn)業(yè)集群,且隨著政府規(guī)劃和政策加持得到不斷完善,文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)空間集聚形態(tài)趨于均衡發(fā)展。由此,提出本文的第一個(gè)假設(shè)。

假設(shè)1:長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)出空間集聚并趨于均衡發(fā)展。

長(zhǎng)三角各城市之間有著頻繁的經(jīng)濟(jì)往來并相互影響,區(qū)域內(nèi)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)規(guī)模不斷擴(kuò)張,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化[7],空間集聚水平不斷提高[8]。受產(chǎn)業(yè)內(nèi)在發(fā)展規(guī)律和外部影響,文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)空間集聚不僅引起周邊城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的變化[9],而且導(dǎo)致城市之間的空間依賴性越發(fā)顯著,同時(shí)城市之間的距離也對(duì)這種空間依賴性產(chǎn)生影響。由此,提出本文的第二個(gè)假設(shè)。

假設(shè)2:長(zhǎng)三角城市群各城市之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在空間相關(guān)性,且彼此之間相互影響。

文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)是一種極具附加值的產(chǎn)業(yè),能通過城市之間的生產(chǎn)活動(dòng)帶動(dòng)周邊城市和區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。特別是當(dāng)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)集聚化發(fā)展達(dá)到一定規(guī)模時(shí),會(huì)對(duì)本城市、周邊城市和整個(gè)區(qū)域范圍的經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生特定的影響[10]。其中作為智力因素的人力資本和作為指引因素的政府干預(yù)將對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用[11];而城鎮(zhèn)化水平、交通基礎(chǔ)設(shè)施[12]和對(duì)外開放程度[13]則會(huì)在空間層面上由于“虹吸效應(yīng)”的存在而擠占其他的生產(chǎn)要素,從而導(dǎo)致對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的抑制作用。由此,提出本文的第三個(gè)假設(shè)。

假設(shè)3:文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)空間集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在正向的影響,且人力資本、政府干預(yù)等變量能夠顯著地促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展,城鎮(zhèn)化水平、交通基礎(chǔ)設(shè)施、對(duì)外開放程度則對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的抑制作用。

2 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

2.1 模型構(gòu)建

2.1.1 長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)空間集聚態(tài)勢(shì)測(cè)度

區(qū)位熵綜合考慮了產(chǎn)業(yè)規(guī)模和地域差異[14],可以作為長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)集聚水平的測(cè)度指標(biāo),具體計(jì)算公式如下:

(1)

一般來說,區(qū)位熵指數(shù)越大,代表文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)集聚水平越高。

2.1.2 長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)空間相關(guān)性分析

1) 長(zhǎng)三角城市群空間權(quán)重矩陣構(gòu)建?？臻g權(quán)重矩陣可以衡量城市間空間地理距離、相互依賴程度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等情況[15]。為了探討長(zhǎng)三角城市群之間的相鄰關(guān)系,本文構(gòu)建兼顧地理和經(jīng)濟(jì)兩種影響因素的經(jīng)濟(jì)距離嵌套矩陣,具體表達(dá)式如下:

(2)

2) 長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)空間相關(guān)性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。借鑒現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)[16],長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)相關(guān)性可以結(jié)合莫蘭指數(shù)I來進(jìn)行分析。運(yùn)用全局莫蘭指數(shù)I可以分析得出整體空間集聚狀況,計(jì)算公式為:

(3)

計(jì)算局部空間集聚狀況:

(4)

式中:s2表示樣本方差。

局部自相關(guān)有四種類型且分布在四個(gè)象限中,具體如圖1所示。

圖1 局部自相關(guān)的四種類型分布Fig.1 Four types of local autocorrelation maps

2.1.3 長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)影響效應(yīng)分析

1) 空間杜賓模型構(gòu)建。空間杜賓模型同時(shí)兼顧了解釋變量和被解釋變量的空間滯后效應(yīng)[17],可以用來考察長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)空間影響效應(yīng)。為減少數(shù)據(jù)存在多重共線性、自相關(guān)帶來的誤差,增強(qiáng)模型的說服力,本文將模型的各指標(biāo)數(shù)據(jù)均取對(duì)數(shù)形式,具體如下:

(5)

式中:a為常數(shù)項(xiàng),t表示不同年份;lnPDGPit是被解釋變量,為第i個(gè)城市第t年的人均生產(chǎn)總值;lnCIAit是核心解釋變量,lnXit為一組控制變量,包括產(chǎn)業(yè)要素、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)、區(qū)位優(yōu)勢(shì)三類;WijlnXjt、WijlnYjt表示城市i的解釋變量與被解釋變量的空間滯后項(xiàng);ρ為空間回歸系數(shù);β、θ分別表示解釋變量和解釋變量空間交互項(xiàng)的待估系數(shù);μi為空間效應(yīng),λi為時(shí)間效應(yīng);εit為隨時(shí)間和空間改變的空間誤差項(xiàng),服從獨(dú)立分布。

2) 影響效應(yīng)分解。由于某個(gè)城市解釋變量的變化不僅會(huì)影響到本城市的被解釋變量,還會(huì)影響到其他城市。因此,為了對(duì)兩種影響進(jìn)行區(qū)分,本文借鑒Lesage和Pace的研究方法[18],利用偏微分法對(duì)空間杜賓模型進(jìn)行分解,將解釋變量對(duì)被解釋變量的影響效應(yīng)分解成直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。具體分解步驟如下:

水利工程是一項(xiàng)民生工程，是我國(guó)的一大主要工程，不僅關(guān)系到社會(huì)生產(chǎn)活動(dòng)的運(yùn)行，也關(guān)系到百姓的日常生活，因此，堤壩的施工質(zhì)量是水利工程施工中的一個(gè)主要控制點(diǎn)。而對(duì)于堤壩滲水病害的治理，當(dāng)前我國(guó)已經(jīng)提出了具體的解決方法，例如，混凝土防滲墻技術(shù)、堤壩灌漿防滲技術(shù)等，本文主要分析幾種堤壩防滲加固技術(shù)以及施工要點(diǎn)。

空間杜賓模型表達(dá)式轉(zhuǎn)換為:

Y=ρWY+βX+θWX+αln+ε

(6)

由式(6)變換成:

(ln-ρW)Y=βX+θWX+αln+ε

(7)

Y=(ln-ρW)-1αln+(ln-ρW)-1(Xtβ+WXtθ)+
(ln-ρW)-1ε

(8)

令V(W)=(ln-ρW)-1,Sr(W)=V(W)(lnβ+Wθr),則有:

(9)

若令Sr(W)ij表示Sr(W)中的第i、j個(gè)元素,V(W)i表示V(W)中的第i行,ln表示n階單位矩陣,k表示解釋變量的個(gè)數(shù),則式(9)的矩陣形式為:

(10)

(11)

2.2 變量說明

在借鑒已有研究的基礎(chǔ)上,綜合考慮長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的實(shí)際情況,本文構(gòu)建被解釋變量、核心解釋變量和控制變量。

2.2.1 被解釋變量

被解釋變量采用人均GDP(PGDP)衡量各市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況。衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)包括國(guó)民生產(chǎn)總值(GDP)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)、生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)(PPI)等,但考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性,本文選擇PGDP作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況的指標(biāo)[14]。

2.2.2 核心解釋變量

采用區(qū)位熵(CIA)作為核心解釋變量[12]。

2.2.3 控制變量

文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不僅局限于產(chǎn)業(yè)集聚,還受到其他因素的綜合作用,因此本文選擇以下變量作為控制變量:1) 人力資本(HUM),表示文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?jié)摿?用每萬(wàn)人高等院校在校大學(xué)生人數(shù)來衡量[5];2) 政府干預(yù)(GOV),表示政府對(duì)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展的支持力度,用文化產(chǎn)業(yè)財(cái)政撥款占地區(qū)財(cái)政總支出的比例來衡量[11];3) 交通基礎(chǔ)設(shè)施(TRA),這主要是與各市的交通通達(dá)度相關(guān)的指標(biāo),用貨運(yùn)量(TRA)來衡量[12];4) 城鎮(zhèn)化水平(URB),用來表示城市的發(fā)展水平和程度,通?？梢杂贸擎?zhèn)人口總數(shù)占常住總?cè)丝诒戎貋砗饬縖19];5) 地區(qū)開放程度(FDI),用來衡量各市經(jīng)濟(jì)與其他國(guó)家經(jīng)濟(jì)往來的程度,用外商直接投資來衡量[20]。

2.3 數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各市統(tǒng)計(jì)局公布的統(tǒng)計(jì)年鑒、統(tǒng)計(jì)公報(bào)。數(shù)據(jù)盡量采用同一指標(biāo)發(fā)布體系的數(shù)據(jù),部分缺失值采用插值法補(bǔ)齊[21]。各變量原始數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 各變量原始數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)Tab.1 Descriptive statistics of original data of each variable

3 實(shí)證分析

3.1 長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)空間集聚態(tài)勢(shì)分析

以三年為基準(zhǔn)分別取2010年、2013年、2016年和2019年的區(qū)位熵計(jì)算結(jié)果并結(jié)合Arcgis 10.2軟件進(jìn)行分級(jí)繪圖分析。如圖2和圖3所示,長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的集聚水平較高,區(qū)位熵指數(shù)多數(shù)超過0.5,在近些年的集聚水平趨于均衡發(fā)展。具體來看,位于安徽省和江蘇省的城市區(qū)位熵指數(shù)在2010—2013年有小幅度的下降,隨后呈上升趨勢(shì);上海市和位于浙江省的城市區(qū)位熵指數(shù)變化幅度較小,表明此類城市的文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)集聚水平維持穩(wěn)定的增長(zhǎng)趨勢(shì);在2019年多數(shù)城市的區(qū)位熵指數(shù)超過了1且集聚態(tài)勢(shì)的曲線相較平緩,表明長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的空間集聚程度不斷加強(qiáng),空間集聚水平趨于均衡發(fā)展,由此驗(yàn)證假設(shè)1成立。

圖2 長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)產(chǎn)業(yè)空間集聚態(tài)勢(shì)Fig.2 Spatial agglomeration trend of cultural and creative industries in the Yangtze River Delta Urban Agglomeration

圖3 2010—2019年區(qū)位熵指數(shù)分級(jí)Fig.3 Classification of location entropy index from 2010 to 2019

3.2 長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)空間相關(guān)性檢驗(yàn)

3.2.1 全局莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)

運(yùn)行Stata 16.0軟件進(jìn)行全局空間相關(guān)性檢驗(yàn),可得到如表2所示的結(jié)果。從表2可以看出,長(zhǎng)三角城市群的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在較顯著的空間相關(guān)性,全局莫蘭指數(shù)通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)且結(jié)果均為正數(shù),并整體呈現(xiàn)上升的趨勢(shì),表示長(zhǎng)三角城市群的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在空間集聚效應(yīng),且伴隨長(zhǎng)三角城市群一體化發(fā)展進(jìn)程的加快,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)逐漸有明顯的正向空間依賴性,由此驗(yàn)證假設(shè)2成立。具體來看(圖4),2010—2011年的全局莫蘭指數(shù)值有較為明顯的上升,2012—2014年數(shù)值維持不變,2015—2016年有小幅下降趨勢(shì),2017—2019年則波動(dòng)上升并保持相對(duì)穩(wěn)定。其中,作為轉(zhuǎn)折點(diǎn)的2016年是長(zhǎng)三角城市群推進(jìn)供給側(cè)改革、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、邁入經(jīng)濟(jì)新增長(zhǎng)模式的重要時(shí)間節(jié)點(diǎn),隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的向前邁步,區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展更加穩(wěn)定協(xié)調(diào)。

表2 2010—2019年長(zhǎng)三角城市群PGDP莫蘭指數(shù)Tab.2 PGDP Moran index of the Yangtze River Delta Urban Agglomeration from 2010 to 2019

圖4 2010—2019年長(zhǎng)三角城市群PGDP莫蘭指數(shù)趨勢(shì)Fig.4 Trend chart of PGDP Moran index of the Yangtze River Delta Urban Agglomeration from 2010 to 2019

3.2.2 局部莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)

城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的局部空間相關(guān)性用莫蘭散點(diǎn)圖來驗(yàn)證,本文以每三年為基準(zhǔn)分別取2010、2013、2016年和2019年的局部莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖進(jìn)行分析。由圖5可知,2010年長(zhǎng)三角城市群經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集聚態(tài)勢(shì)較為分散,第二象限與第四象限的城市相對(duì)較多,在2013—2019年的散點(diǎn)圖中可以看出長(zhǎng)三角城市群逐漸移動(dòng)至第一、第三象限,說明長(zhǎng)三角城市群的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)逐漸呈現(xiàn)出高高集聚和低低集聚的特征,表現(xiàn)出較為明顯的正向空間集聚狀態(tài),經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)局部空間關(guān)聯(lián)性強(qiáng)。從動(dòng)態(tài)演示的趨勢(shì)來看,隨著時(shí)間的推移,長(zhǎng)三角城市群經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的集聚態(tài)勢(shì)顯著性不斷增強(qiáng),“H-H集聚型”的城市由2010年的5個(gè)在2019年變成9個(gè),“L-L集聚型”的城市由2010年的7個(gè)在2019年變?yōu)?個(gè)。具體來看,位于“高高集聚區(qū)”的城市多為浙江省和江蘇省的城市,位于“L-L集聚型”的城市多為安徽省的城市,這主要是由于江浙兩省眾多城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一直處于較高的狀態(tài),兩省的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)更加完備,經(jīng)濟(jì)發(fā)展前景更廣闊,吸引了大量文化創(chuàng)意企業(yè)進(jìn)駐,周圍城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也較高,因此出現(xiàn)高高集聚的現(xiàn)象。而安徽省內(nèi)城市由于經(jīng)濟(jì)、地理、歷史等諸多因素的影響,發(fā)展相對(duì)欠缺,安徽省內(nèi)城市文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)集聚不如江浙兩省,因此呈現(xiàn)“L-L集聚”的態(tài)勢(shì)。這表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較高(或者較低)的城市在空間上更容易集聚,進(jìn)一步證明長(zhǎng)三角城市群的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間差異較小,為本文從空間視角研究城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供依據(jù)。

3.3 基于空間杜賓模型的影響效應(yīng)分析

3.3.1 空間計(jì)量模型估計(jì)

莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果表明,長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)影響效應(yīng)適宜采用空間計(jì)量模型進(jìn)行研究,利用Stata 16.0軟件對(duì)空間計(jì)量模型估計(jì)進(jìn)行檢驗(yàn),可得到如表3所示的具體結(jié)果。從表3可以看出,LM-lag、LM-error、Robust LM-error均在1%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè),Robust LM-lag在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè),證明本文選擇建立空間計(jì)量模型是合理的;Wald Spatial-error、Wald Spatial-lag、LR Spatial-lag、LR Spatial-error均在1%的顯著性水平下拒絕SDM模型可以退化成SAR或者SEM模型的原假設(shè),說明本文選擇SDM模型更能滿足研究的需求;最后Hausman檢驗(yàn)在1%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)。因此,適宜建立固定效應(yīng)的空間杜賓模型進(jìn)行深度研究。

圖5 局部莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖Fig.5 Scatterplot of local Moran index

表3 空間計(jì)量模型檢驗(yàn)選擇結(jié)果Tab.3 Selection results of spatial econometric model test

3.3.2 空間杜賓模型的固定效應(yīng)檢驗(yàn)

固定效應(yīng)又分為個(gè)體固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)和雙固定效應(yīng),本文使用極大似然估計(jì)法(MLE法)分別對(duì)三種固定效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果如表4所示。從表4可以看出,個(gè)體固定效應(yīng)下的核心解釋變量CIA回歸結(jié)果顯著,ρ值為0.700且在1%的顯著性水平下顯著,表明長(zhǎng)三角城市群經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間有顯著的正向空間相關(guān)性,而時(shí)間固定效應(yīng)和雙固定效應(yīng)下CIA、ρ值均未能通過顯著性檢驗(yàn);同時(shí)根據(jù)R2數(shù)值判斷,個(gè)體固定效應(yīng)的R2值最大,表明個(gè)體固定效應(yīng)模型相較其他兩種模型的解釋能力稍好。因此,本文選擇基于個(gè)體固定效應(yīng)的空間杜賓模型進(jìn)一步展開研究。

表4 基于個(gè)體固定、時(shí)間固定、雙固定效應(yīng)的SDM回歸結(jié)果Tab.4 SDM regression results based on individual fixed,time fixed and double fixed effects

3.3.3 基于個(gè)體固定的影響效應(yīng)分解

由于空間杜賓模型中存在反饋效應(yīng),在表4中僅反映出顯著性水平和作用方向上的有效性,針對(duì)自變量對(duì)因變量所產(chǎn)生的邊際效應(yīng)不能夠直接反映,而長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)空間集聚對(duì)區(qū)域發(fā)展的影響效應(yīng)并不是單一的,因此本文采用偏微分的方法解釋SDM模型中自變量變化對(duì)因變量所帶來的影響。由式(6)～(11)可以得到某城市的文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)空間集聚對(duì)本城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接效應(yīng)、對(duì)其他城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的間接效應(yīng),以及對(duì)長(zhǎng)三角城市群經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的總效應(yīng),具體結(jié)果如表5所示。

表5 個(gè)體固定效應(yīng)下SDM模型效應(yīng)分解Tab.5 Effect decomposition of SDM model under individual fixed effect

1) 由表5數(shù)據(jù)可知,在經(jīng)濟(jì)距離嵌套矩陣下,長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)空間集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接效應(yīng)為正值且不顯著,可能是由于文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)在本城市的集聚存在規(guī)劃等限制,對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響未能充分且顯著地體現(xiàn)出來;間接效應(yīng)和總效應(yīng)均為正值且均通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn),表明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)在長(zhǎng)三角城市群中的集聚水平不斷提高,能夠隨著集聚水平的增長(zhǎng)而形成溢出效應(yīng),顯著地促進(jìn)周邊城市和整個(gè)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。直接效應(yīng)估計(jì)系數(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于間接效應(yīng)的估計(jì)系數(shù),表明文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)空間集聚對(duì)周邊城市和整個(gè)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響要超過對(duì)本城市的影響,文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)空間集聚所帶來的空間溢出效應(yīng)已經(jīng)成為推動(dòng)長(zhǎng)三角城市群經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素。

2) 人力資本對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三種影響效應(yīng)均為正值且都通過了顯著性檢驗(yàn),表明人力資本作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的生產(chǎn)要素,通過積極參與生產(chǎn)活動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生正向的影響效應(yīng)。其中,直接效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為0.320 6,低于間接效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)和總效應(yīng)的估計(jì)系數(shù),表明人力資本在本城市的集聚能夠顯著地促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),但是對(duì)周邊城市和區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而言具有更強(qiáng)的空間溢出效應(yīng)。這可能是因?yàn)樵趨^(qū)域一體化發(fā)展的當(dāng)下,長(zhǎng)三角城市群各城市間經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的互動(dòng)加強(qiáng)了人力資本的空間流動(dòng)率,在一定程度上促進(jìn)人力資本分布格局的改善,增強(qiáng)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的活力,說明人力資本的發(fā)展對(duì)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生積極顯著的作用,進(jìn)一步證明高素質(zhì)人才對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要性。

3) 政府干預(yù)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三種影響效應(yīng)均為正值且分別通過了5%和10%的顯著性檢驗(yàn),其中間接效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)超過直接效應(yīng)的估計(jì)系數(shù),說明政府干預(yù)雖然對(duì)本城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有積極的正向促進(jìn)作用,但相鄰城市之間的影響程度要更為深刻;政府干預(yù)的總效應(yīng)估計(jì)系數(shù)為2.350 0,即當(dāng)長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)空間集聚程度每增加1%,會(huì)促使該區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平顯著的增加2.350 0%,表明長(zhǎng)三角城市群一體化發(fā)展成為區(qū)域發(fā)展的大勢(shì),在各級(jí)政府的協(xié)調(diào)下,區(qū)域一體化發(fā)展邁向更協(xié)調(diào)的發(fā)展階段,區(qū)域內(nèi)資源配置和使用效率得到提高,文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)在長(zhǎng)三角城市群之間形成良性的產(chǎn)業(yè)聯(lián)動(dòng)。

4) 交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三種影響效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)值,且只有直接效應(yīng)的系數(shù)通過了顯著性檢驗(yàn),其中直接效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為-0.047 3,意味著當(dāng)交通基礎(chǔ)設(shè)施在城市內(nèi)集聚程度每增加1%,會(huì)導(dǎo)致本城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)下降0.047 3%。這可能是因?yàn)楫?dāng)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)在本城市內(nèi)集聚達(dá)到了一定的程度后,對(duì)交通設(shè)施完善度的需求便不再?gòu)?qiáng)烈,并轉(zhuǎn)而尋求其他能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚水平提高的影響因素,意味著交通基礎(chǔ)設(shè)施的集聚意味著會(huì)對(duì)擠占城市內(nèi)的生產(chǎn)要素,因此交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度有所下降。間接效應(yīng)和總效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為負(fù)值但不顯著,可能的原因是交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)周邊城市和整個(gè)區(qū)域的空間溢出效應(yīng)有限,但由于本城市的交通基礎(chǔ)設(shè)施得到完善,會(huì)產(chǎn)生城市間的資源“虹吸效應(yīng)”,從而導(dǎo)致對(duì)周邊城市和整個(gè)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有負(fù)向的影響。

5) 城鎮(zhèn)化水平的提升對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接效應(yīng)不顯著,但間接效應(yīng)和總效應(yīng)均顯著且系數(shù)為負(fù)值,城鎮(zhèn)化水平表示城市的發(fā)展水平和發(fā)展?fàn)顟B(tài),城鎮(zhèn)化水平每提升1%,會(huì)導(dǎo)致本城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提高0.004 7%,說明伴隨城鎮(zhèn)化的進(jìn)展,城市內(nèi)資源配置、基礎(chǔ)設(shè)施條件、產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展等多方面都有所改善,從而對(duì)城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著正向的影響作用;但間接效應(yīng)和總效應(yīng)顯著為負(fù)則進(jìn)一步說明當(dāng)本城市的城鎮(zhèn)化水平得到了提升,對(duì)周邊落后城市生產(chǎn)要素的“虹吸效應(yīng)”得到加強(qiáng),更多的生產(chǎn)要素會(huì)流入較發(fā)達(dá)的城市,因此會(huì)對(duì)周邊城市和整個(gè)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生顯著的抑制作用。

6) 對(duì)外開放程度的三種影響效應(yīng)系數(shù)均為負(fù)值,其中間接效應(yīng)和總效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)通過了5%的顯著性檢驗(yàn),即對(duì)外開放程度每提高1%,會(huì)顯著地引起周邊城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下降0.866 2%、長(zhǎng)三角城市群區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下降0.879 6%。這與季穎穎等[13]的研究結(jié)果相吻合,可能的原因是外商對(duì)長(zhǎng)三角城市群的文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的投資通常是為了能夠享受該區(qū)域內(nèi)政策優(yōu)惠、較低的生產(chǎn)成本,外商企業(yè)在長(zhǎng)三角城市群的發(fā)展會(huì)加劇市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度,對(duì)尚處于起步或成長(zhǎng)階段的本土企業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng),從而導(dǎo)致對(duì)本城市、周邊城市和整個(gè)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生抑制作用。以上實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)3成立。

4 結(jié)論和建議

4.1 結(jié) 論

1) 長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)存在明顯的空間依賴性和空間影響效應(yīng)。根據(jù)莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果顯示,長(zhǎng)三角城市群經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在較為明顯的空間相關(guān)性,27個(gè)城市文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)多位于“H-H集聚區(qū)型”“L-L集聚型”;從莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖的動(dòng)態(tài)演示結(jié)果來看,長(zhǎng)三角城市群經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間差異逐漸縮小,區(qū)域經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展呈現(xiàn)出更加穩(wěn)定協(xié)調(diào)的態(tài)勢(shì)。此外,根據(jù)莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖發(fā)現(xiàn),浙江省、江蘇省的城市多位于“H-H集聚型”,安徽省的城市多位于“L-L集聚型”,這與各城市之間的發(fā)展現(xiàn)狀有著較為明顯的關(guān)聯(lián),經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的上海市、浙江省和江蘇省的城市擁有有利于文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)集聚的經(jīng)濟(jì)環(huán)境、基礎(chǔ)設(shè)施等,而處于安徽省的城市受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展、地理因素、歷史原因等影響,對(duì)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的吸引力較低,產(chǎn)業(yè)集聚化水平較低。

2) 文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)所具備的高滲透、高知識(shí)、高附加值等特性使其更容易在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中成為各行各業(yè)的黏合劑。就長(zhǎng)三角城市群而言,文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)空間集聚對(duì)本城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向的促進(jìn)作用,對(duì)周邊城市和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)展影響更為顯著且影響程度超過對(duì)本城市的影響程度,表明完善的文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈條不僅能夠?yàn)槌鞘刑峁┐罅康木蜆I(yè)機(jī)會(huì),而且通過帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)并對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著顯著的貢獻(xiàn)。目前文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)空間集聚所帶來的溢出效應(yīng),已經(jīng)成為推動(dòng)長(zhǎng)三角城市群經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長(zhǎng)的重要因素。

3) 從控制變量影響效應(yīng)估計(jì)系數(shù)來看,人力資本、政府干預(yù)的間接效應(yīng)估計(jì)系數(shù)遠(yuǎn)超于直接效應(yīng),這表明此類控制變量對(duì)本城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著的正向促進(jìn)作用,但對(duì)周邊城市的溢出效應(yīng)要更加深刻;交通基礎(chǔ)設(shè)施、對(duì)外開放程度的三種影響效應(yīng)系數(shù)均為負(fù)值,表明此類控制變量在區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中會(huì)出現(xiàn)擠占生產(chǎn)要素、產(chǎn)生“虹吸效應(yīng)”,從而不利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);城鎮(zhèn)化水平的提升有利于推進(jìn)本城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),同樣由于“虹吸效應(yīng)”的存在,會(huì)導(dǎo)致周邊落后城市的生產(chǎn)要素流入該城市,并進(jìn)一步影響整個(gè)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。由此可見,在文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)空間集聚的過程中,諸多要素所起的作用也各不相同,未來將眾多文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)要素轉(zhuǎn)換成經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展優(yōu)勢(shì)至關(guān)重要。

4.2 建 議

1) 統(tǒng)籌規(guī)劃長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè),形成各具特色的區(qū)域文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)整體發(fā)展格局。長(zhǎng)三角城市群在歷史發(fā)展過程中陸續(xù)形成了以吳越文化、江南文化、徽派文化、海派文化為主的特色文化體系,不僅區(qū)域文化底蘊(yùn)極為深厚,而且各城市間的文化特色不盡相同,未來各城市必須明確自身發(fā)展文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的優(yōu)劣勢(shì),充分利用所在城市文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的資源稟賦,形成各具競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)整體格局;同時(shí)根據(jù)城市發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)際情況,注重發(fā)揮城市的比較優(yōu)勢(shì),避免長(zhǎng)三角城市群內(nèi)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)同構(gòu)現(xiàn)象,促進(jìn)區(qū)域文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展。

2) 充分發(fā)揮政府協(xié)調(diào)作用,積極引導(dǎo)長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)一體化發(fā)展進(jìn)程。區(qū)域一體化發(fā)展強(qiáng)調(diào)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)資源應(yīng)該在長(zhǎng)三角城市群之間合理、適度的流動(dòng),以促使本城市、周邊城市和整個(gè)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展,因此資源稟賦相對(duì)落后的城市應(yīng)該沖破行政藩籬和地域阻隔,以吸引到優(yōu)質(zhì)的文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)資源在當(dāng)?shù)丶?同時(shí)也應(yīng)該避免因資源過度集聚而擠占其他產(chǎn)業(yè)和其他城市發(fā)展空間,進(jìn)而發(fā)揮產(chǎn)業(yè)的規(guī)模效應(yīng)以降低生產(chǎn)成本、提高產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效益,推動(dòng)長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)一體化可持續(xù)發(fā)展。

3) 明確不同產(chǎn)業(yè)門類的市場(chǎng)定位,合理推進(jìn)長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)進(jìn)行空間集聚。針對(duì)不同類型文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需的資源條件及其目標(biāo)市場(chǎng)消費(fèi)群體,合理選址能使產(chǎn)業(yè)充分利用政府優(yōu)惠政策及產(chǎn)業(yè)資源。由于文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)細(xì)分門類眾多,不同產(chǎn)業(yè)類型對(duì)資源、政策等的需求各有側(cè)重,因此,在加快引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)集聚進(jìn)程中必須明確不同產(chǎn)業(yè)門類的市場(chǎng)定位,如注重創(chuàng)造研發(fā)的文化創(chuàng)意企業(yè)選址應(yīng)當(dāng)靠近大學(xué)城、研發(fā)機(jī)構(gòu),不僅能享受到更優(yōu)質(zhì)的人才資源,還能利用政府所提供的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)優(yōu)惠政策,保證行業(yè)領(lǐng)先位置。

4) 充分發(fā)揮文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)資源比較優(yōu)勢(shì),加快長(zhǎng)三角城市群內(nèi)部之間的分工協(xié)作。由于文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的細(xì)分門類眾多,長(zhǎng)三角各城市在引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)集聚的過程中需要合理地考慮當(dāng)?shù)氐馁Y源稟賦和市場(chǎng)環(huán)境,充分發(fā)揮各城市的比較優(yōu)勢(shì),有目地吸引某一類型的文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)在當(dāng)?shù)丶?推動(dòng)長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)鏈條高效銜接,打造跨地區(qū)、跨行業(yè)、跨資本的文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈條,提高長(zhǎng)三角城市群文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)分工協(xié)作效率,推進(jìn)長(zhǎng)三角城市群經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長(zhǎng)和區(qū)域文化軟實(shí)力穩(wěn)步提升。

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