經(jīng)濟(jì)聯(lián)系對中部地區(qū)高質(zhì)量發(fā)展影響的非線性空間效應(yīng)
——基于“中心——外圍”城市視角

盛三化，李 菲，李佐軍，袁 亮

（1.三峽大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 宜昌 4 4 3 0 0 2；2.國務(wù)院發(fā)展研究中心，北京 100100）

0 引言

自中部崛起戰(zhàn)略實(shí)施以來，我國中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會實(shí)現(xiàn)了快速發(fā)展，且對國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)度不斷攀升，在全國經(jīng)濟(jì)發(fā)展格局中處于越來越顯著的戰(zhàn)略地位［1］。我國強(qiáng)調(diào)中心城市和城市群對于打造優(yōu)勢互補(bǔ)高質(zhì)量發(fā)展區(qū)域的重要性，認(rèn)為以“中心城市”為關(guān)鍵點(diǎn)的城市群發(fā)展是新形勢下區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展的主要方向［2］。2021 年7 月22 日，《中共中央國務(wù)院關(guān)于新時代推動中部地區(qū)高質(zhì)量發(fā)展的意見》（以下簡稱《意見》）指出，推動中部地區(qū)快速崛起必須加大城市間合作，加強(qiáng)武漢、鄭州國家中心城市建設(shè)，增強(qiáng)長沙、合肥等區(qū)域中心城市輻射帶動能力。作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“增長極”，中心城市具有強(qiáng)大的集聚能力與高效率空間利用能力［3］，其憑借資源優(yōu)勢向外發(fā)散，并通過知識溢出、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、信息傳播、技術(shù)交流等方式帶動外圍城市經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展［4］。這種帶動作用主要表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)要素的流動，體現(xiàn)了中心城市與外圍城市之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系和經(jīng)濟(jì)滲透。“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系實(shí)質(zhì)上是中心城市與外圍城市間經(jīng)濟(jì)的相互作用，中心城市與外圍城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度與其輻射帶動效應(yīng)呈正相關(guān)［5，6］。因此，基于“中心——外圍”城市視角研究城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系對我國中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

目前，學(xué)術(shù)界直接研究城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的文獻(xiàn)較少，主要集中于城市或區(qū)域經(jīng)濟(jì)聯(lián)系對經(jīng)濟(jì)增長的影響研究。經(jīng)濟(jì)聯(lián)系主要表現(xiàn)為勞動、資本、技術(shù)等要素的跨區(qū)域流動［5］，因此現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從要素流動的角度探究城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系對經(jīng)濟(jì)增長的影響。勞動力流動對流出地和流入地的經(jīng)濟(jì)影響不同。如：Braun［7］研究發(fā)現(xiàn)，勞動力流動通過降低流出地的人口增長率而促進(jìn)了該地經(jīng)濟(jì)的增長；而彭國華［8］、楚爾鳴等［9］的研究表明，勞動力流動有利于流入地經(jīng)濟(jì)增長而不利于流出地經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但科技人才的頻繁流動對流入地經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展存在抑制作用［10］。資本流動產(chǎn)生的城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系有利于流入地經(jīng)濟(jì)增長，但有損流出地經(jīng)濟(jì)增長［11，12］。勞動與資本流動會引起產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和變遷，從而產(chǎn)生技術(shù)擴(kuò)散，而技術(shù)的長期擴(kuò)散能同時促進(jìn)技術(shù)流入地與輸出地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展［12，13］。城市之間的生產(chǎn)要素流動與交通設(shè)施密切相關(guān)，高鐵、高速公路等交通基礎(chǔ)設(shè)施有助于提高城市的整體可達(dá)性，從而促進(jìn)區(qū)域要素流動［14，15］。因此，便捷的交通設(shè)施能夠間接反映了城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。此外，產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)也在一定程度上反映了城市或區(qū)域的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，因?yàn)楫a(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)是經(jīng)濟(jì)體在經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展過程中產(chǎn)生的相互依存、相互制約的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系［16］。一部分學(xué)者研究了產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)對經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出影響，結(jié)論基本一致。如，彭連清［17］、陳國亮等［18］研究發(fā)現(xiàn)，區(qū)域間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系與區(qū)域間的溢出效應(yīng)和帶動效應(yīng)呈正相關(guān)；原女原等［19］基于制造業(yè)的實(shí)證研究，進(jìn)一步表明產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度對經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在著由緩慢到快速再到穩(wěn)定緩慢的促進(jìn)作用。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者對城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系各有見解，為本文提供了有益的參考。但經(jīng)濟(jì)增長并不能代表經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系結(jié)論也不一定適用于城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系。本文的邊際貢獻(xiàn)為：驗(yàn)證了“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系對中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展存在非線性空間影響————“倒U型”空間直接效應(yīng)與“正U型”空間總效應(yīng)。

1 研究設(shè)計

1.1 研究假設(shè)

人力、資本、技術(shù)等要素的跨城流動表明城市間發(fā)生經(jīng)濟(jì)互動并產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，增強(qiáng)城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系會加大經(jīng)濟(jì)要素跨城流動的速率和總量，而經(jīng)濟(jì)要素的流向主要取決于城市對要素的吸引力。在整個中部地區(qū)，中心城市具有最顯著的城市地位，其發(fā)展機(jī)會、收入水平等方面優(yōu)于外圍城市。在工業(yè)化尚未完成的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展初期，大量高端人才、技術(shù)等高級生產(chǎn)要素從外圍城市流向中心城市，因此中心城市集聚了各種高端人才、高質(zhì)量投資、高端技術(shù)等高級要素，外圍城市則流失了高級生產(chǎn)要素，不利于要素升級、結(jié)構(gòu)優(yōu)化和資源配置效率提升，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展動力也相對不足。此階段，增強(qiáng)“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系會逐漸降低外圍城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平。隨著工業(yè)化持續(xù)推進(jìn)和經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展，中部地區(qū)中心城市過高的工作壓力、生活成本導(dǎo)致人才等高級要素向外圍城市回流，中心城市的部分企業(yè)也會因土地、勞動力等成本過高而向外圍城市遷移，技術(shù)要素也隨之外溢，從而促進(jìn)外圍城市要素升級和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，提升外圍城市的資源配置效率和生產(chǎn)效率，其經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平較快提高。此階段，增強(qiáng)“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系會促進(jìn)外圍城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。由此，本文提出假設(shè)1：“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系與中部地區(qū)外圍城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展存在“正U型”關(guān)系。

要素的流動伴隨要素的集聚，而經(jīng)濟(jì)要素的地理集聚會形成區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間格局［3］。根據(jù)區(qū)域非均衡理論，在整個中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展過程中，經(jīng)濟(jì)要素首先流向中心城市，并促使其成為該地區(qū)最強(qiáng)的“增長極”城市。當(dāng)中心城市流出生產(chǎn)要素之時，外圍城市因經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求而競爭要素資源，尤其是優(yōu)質(zhì)生產(chǎn)要素。因此，某個外圍城市要素流入量會影響中部地區(qū)其他外圍城市的要素流入量，增強(qiáng)某個外圍城市與中心城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系可能會增加中心城市對該外圍城市的要素流出量，同時會減少中心城市對中部地區(qū)其他外圍城市的要素流出量。中部地區(qū)某個外圍城市與中心城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系增強(qiáng)不僅會影響該外圍城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，還會產(chǎn)生溢出效應(yīng)，并影響中部地區(qū)其他外圍城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。由此，本文提出假設(shè)2：某個外圍城市與中心城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系對中部地區(qū)其他外圍城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展造成影響，具有空間溢出效應(yīng)（空間間接效應(yīng)）。

1.2 中心——外圍城市的界定

首先，構(gòu)建中部地區(qū)80 × 80 的關(guān)系矩陣，并采用引力模型測度2006——2019 年中部地區(qū)80 個城市之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。本文借鑒羅朋偉等［20］修正后的引力模型，計算公式如下：

式中：ERij表示城市i 對城市j 的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系；kij表示城市i 的經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)比；Pi、Pj分別表示城市i 和城市j 的年末總?cè)丝?；Gi、Gj分別表示城市i 和城市j 的年實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）；Si、Sj分別表示城市i 和城市j 的建成區(qū)面積；Dij表示城市間最短公路交通時間（h）。

其次，參考姜莉莉等學(xué)者［21］界定省內(nèi)地方中心城市的做法，通過社會網(wǎng)絡(luò)分析方法測算我國中部地區(qū)每個城市的中心性。中心性由點(diǎn)度中心度、接近中心度和中間中心度3 種中心度值決定，將2006——2019 年城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系矩陣分別導(dǎo)入Ucinet 軟件并輸出每年各城市的3 種中心度值，某個節(jié)點(diǎn)的3個指標(biāo)值越大，表明其在整個社會網(wǎng)絡(luò)中的地位也越高［22］。

最后，通過比較每個城市對應(yīng)的3 種中心度值的大小來判斷它們在中部地區(qū)的城市地位，從而確定中部地區(qū)的中心城市。Ucinet 軟件輸出結(jié)果顯示，每個城市的接近中心度和中間中心度的值相同，沒有參考價值。因此，本文僅通過比較所有城市的點(diǎn)度中心度（某個節(jié)點(diǎn)與網(wǎng)絡(luò)中其他節(jié)點(diǎn)相連的數(shù)量多少）值的大小來判斷它們的城市地位。由于省會城市的點(diǎn)度中心度值一般高于其他地級市，因此本文僅呈現(xiàn)中部六省省會城市的輸出結(jié)果。由圖1可知，2006——2019 年6 個省會城市的點(diǎn)度中心度值的大小順序基本不變，武漢市始終高居第一，是中部地區(qū)最顯著的中心城市。在后續(xù)的計量分析中，本文視武漢市為唯一的中心城市，其他79 個城市均為外圍城市。

圖1 2006——2019 年6 省省會城市的點(diǎn)度中心度Figure 1 The value of degree centrality of capital cities in six provinces of Central China，2006-2019

1.3 模型設(shè)定

模型1：借鑒張莉娜等［23］的研究，采用多元回歸面板固定效應(yīng)模型探究“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響。計算公式如下：

式中：下標(biāo)i 為城市；下標(biāo)t 為年份；ln TFPit為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展；ln ERit、ln ER2it為“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系及其平方項(xiàng)；controlit為控制變量；α1、α2、βi分別為模型變量的回歸系數(shù)；λi為個體固定效應(yīng)；μi為時間固定效應(yīng)；C1為常數(shù)項(xiàng)；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

模型2：本文需要驗(yàn)證“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響是否存在空間效應(yīng)，因此使用空間計量模型［24］。傳統(tǒng)的空間計量模型有空間誤差模型、空間滯后模型與空間杜賓模型3類，但只有空間杜賓模型考慮了隨機(jī)擾動項(xiàng)的空間相關(guān)性并得到無偏估計結(jié)果［25］，因此本文使用空間杜賓模型。在基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)下，借鑒陳若愚等［26］的研究，構(gòu)建以下空間杜賓模型：

式中：ln TFPit為城市i 的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展；ln TFPjt為78 個外圍城市中城市j 的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展；ln ERit、ln ER2it為城市i 與中心城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系及其平方項(xiàng)；controlit為控制變量；W 為空間權(quán)重矩陣；W ln TFPjt為78 個外圍城市中城市j 經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的空間滯后項(xiàng)；W ln ERjt、W ln ER2jt、Wcontroljt分別為78 個外圍城市中的城市j 與中心城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系、平方項(xiàng)和控制變量的空間滯后項(xiàng)；ρ為空間相關(guān)系數(shù)；α3、α4、θ1、θ2分別為空間杜賓模型的回歸系數(shù)；φi、?j分別為控制變量的回歸系數(shù)；C2為常數(shù)項(xiàng)；εit為誤差項(xiàng)。

嵌套權(quán)重矩陣將距離權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)特征權(quán)重矩陣有機(jī)地結(jié)合起來，同時考慮研究對象間的距離因素和經(jīng)濟(jì)因素［27］，非常適合本文的空間杜賓模型，因此采用嵌套權(quán)重矩陣。為保證空間杜賓模型結(jié)果的穩(wěn)健性，本文選擇更換解釋變量測度指標(biāo)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法。

1.4 變量及其測度指標(biāo)

被解釋變量：經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展（ln TFP）。經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展包括經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、經(jīng)濟(jì)效率提高、經(jīng)濟(jì)效益提升等，而全要素生產(chǎn)率是經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、經(jīng)濟(jì)效率提高、經(jīng)濟(jì)效益提升的集中體現(xiàn)。本文借鑒張浩然［28］的研究，采用全要素生產(chǎn)率來衡量城市的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平。計算公式為：

式中：y、k、l 分別表示城市的實(shí)際GDP、資本投入和勞動要素投入。資本投入利用永續(xù)盤存法估算，投資數(shù)據(jù)為全社會固定資產(chǎn)投資［29］，資本形成價格使用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)［30］。參考王小魯［31］、范九利等［32］的做法，將資本折舊率設(shè)定為5%；基期為2005 年，參考張軍擴(kuò)［33］、何楓等［34］的做法，根據(jù)3 倍的資本產(chǎn)出比估算各個城市的基期資本存量。勞動要素投入采用城鎮(zhèn)從業(yè)人員數(shù)量［28］；α、β表示資本、勞動的產(chǎn)出彈性，取值分別為0.4和0.6［33］。

為消除異方差影響，等式兩邊取對數(shù)：

核心解釋變量：“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系（ln ER），即“中心——外圍”城市之間的要素吸引力。生產(chǎn)要素在中心城市與外圍城市之間流動是“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的重要表現(xiàn)［35］，而要素流動的速率和總量取決于中心城市與外圍城市的相互作用力。借鑒羅朋偉等［20］的研究，采用引力模型測算中心城市與外圍城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，并參考陳磊等［13］對城市間雙向城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的處理方法，分別測算ERci和ERic，然后取平均值ER 作為中心城市與外圍城市的雙向平均經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。計算公式為：

式中：下標(biāo)c 表示中心城市；下標(biāo)i 表示外圍城市，i =1，2，…，79；ER 表示中心城市與外圍城市的雙向平均經(jīng)濟(jì)聯(lián)系；ERci表示中心城市對外圍城市i的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系；ERic表示外圍城市i 對中心城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系；kci表示中心城市的經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)比；kic表示外圍城市的經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)比；P、G、S 分別表示城市年末人口、實(shí)際GDP和建成區(qū)面積；Dic表示中心城市與外圍城市的最短公路交通時間（h）。為了消除異方差的影響，對計算結(jié)果進(jìn)行對數(shù)處理。

控制變量：主要根據(jù)全要素生產(chǎn)率增長的3 條主要路徑————制度革新、要素升級與結(jié)構(gòu)優(yōu)化來選擇控制變量［36］。①人力資本（HC），采用普通中學(xué)生在校人數(shù)占總?cè)丝诘谋戎刈鳛闇y度指標(biāo)［37］。②政府作用（GOV），采用扣除科學(xué)支出和教育支出的財政支出占實(shí)際GDP 的比重作為測度指標(biāo)［28］。③外商直接投資（FDI），采用外商直接投資額占實(shí)際GDP的比重作為測度指標(biāo)［38］。④產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS），采用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)占GDP 比重的比值作為測度指標(biāo)［39］。⑤信息化（INFO），采用互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)占總?cè)丝诘谋戎刈鳛闇y度指標(biāo)［40］。

2 實(shí)證結(jié)果及分析

2.1 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

由于受到新冠疫情的沖擊，2020 年武漢市與其他城市間的要素流動量明顯下降，而國家發(fā)布的一些經(jīng)濟(jì)政策推動了城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，因此引力模型測算出的城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系并不符合實(shí)際，2020 年的數(shù)據(jù)不適于本文研究。本文研究時段為2006——2019年。統(tǒng)計數(shù)據(jù)主要來源于國家統(tǒng)計局、EPS 數(shù)據(jù)庫、中部地區(qū)的城市統(tǒng)計年鑒和部分地級市的統(tǒng)計公報。其中，“最短公路交通時間”數(shù)據(jù)利用百度地圖API工具提取。

變量描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1 所示。城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系具有方向性差異：C ln ER 指數(shù)（反映中心城市對外圍城市的要素吸引力）均值為18.466，高于P ln ER指數(shù)（反映外圍城市對中心城市的要素吸引力）的16.582，ln ER 指數(shù)（反映中心城市與外圍城市的雙向平均要素吸引力）的均值為17.933。控制變量中的標(biāo)準(zhǔn)差均小于1，數(shù)據(jù)較為穩(wěn)定。2006——2019 年，C ln ER、P ln ER 和ln ER 等3 種城市間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系指數(shù)呈穩(wěn)定上行趨勢，分別上升了6.911、8.059、7.05，表明中部地區(qū)的城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系穩(wěn)步緩慢上升（圖2）。2006——2019 年，中心城市（武漢）與湖北省其他城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系指數(shù)顯著高于其與非湖北省城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系指數(shù)，表明城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系受到行政區(qū)劃的阻礙（圖3）。

表1 變量描述性統(tǒng)計Table 1 Descriptive statistics of variables

圖2 2006——2019 年3 類經(jīng)濟(jì)聯(lián)系總體趨勢Figure 2 Overall trend of three types of economic relations，2006-2019

圖3 2006——2019 年湖北省內(nèi)城市與湖北省外城市的LNER 總體趨勢Figure 3 Overall trend of ln ER in cities within Hubei Province and cities outside Hubei Province，2006-2019

2.2 基準(zhǔn)回歸分析

由表2 列（1）的回歸結(jié)果可知，lnER 系數(shù)顯著為正，其二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，說明“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系與中部地區(qū)外圍城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展呈“倒U型”關(guān)系。加入控制變量后，解釋變量系數(shù)的顯著性程度和符號均未改變，表明基準(zhǔn)回歸模型較為穩(wěn)?。ū? 列（2））。該結(jié)論與研究假設(shè)1 相悖，可能的原因是：在中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展初期（工業(yè)化早中期階段），中心城市在憑借綜合優(yōu)勢吸引人才、技術(shù)等高級要素的同時，與外圍城市的產(chǎn)業(yè)分工合作并逐漸形成跨區(qū)域產(chǎn)業(yè)鏈，從而促進(jìn)了外圍城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，提高了外圍城市的生產(chǎn)效率與資源配置效率，進(jìn)而提高了其經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平。隨著“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系增強(qiáng)，中心城市與其外圍城市的分工合作不斷深化，會產(chǎn)生知識溢出、規(guī)模經(jīng)濟(jì)等效應(yīng)，外圍城市的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平持續(xù)提高，但知識溢出、規(guī)模經(jīng)濟(jì)等效應(yīng)存在邊際遞減，導(dǎo)致外圍城市的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提升速度趨緩。進(jìn)入工業(yè)化后期，中心城市對外圍城市的知識溢出效應(yīng)降低到很低水平，外圍城市在產(chǎn)業(yè)分工中處于不利地位并固化下來，阻礙了外圍城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與要素升級。與此同時，為了培育高質(zhì)量發(fā)展新動能，中心城市大力推進(jìn)產(chǎn)業(yè)高端化、智能化、數(shù)字化，吸引外圍城市的頭部企業(yè)總部入駐，并將中低端產(chǎn)業(yè)、高污染高耗能產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至外圍城市，導(dǎo)致外圍城市高質(zhì)量發(fā)展水平出現(xiàn)階段性下降。

需要說明的是，“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系與中部地區(qū)外圍城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的“倒U 型”關(guān)系是基于過去十多年數(shù)據(jù)估測的結(jié)果，將來是否會按照“倒U 型”關(guān)系發(fā)展變化具有不確定性。隨著國內(nèi)雙循環(huán)戰(zhàn)略、區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化戰(zhàn)略的推進(jìn)，中部地區(qū)的城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系將進(jìn)一步增強(qiáng)，中心城市的輻射帶動能力也將增強(qiáng)，很可能再次帶動外圍城市共同推進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展，“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系與中部地區(qū)外圍城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的“倒U 型”關(guān)系將因此向“N型”轉(zhuǎn)變。

控制變量中，政府作用的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明研究期內(nèi)中部地區(qū)地方政府對經(jīng)濟(jì)的干預(yù)妨礙了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展；外商直接投資的系數(shù)顯著為負(fù)，表明外商直接投資質(zhì)量不高，降低了城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，與孟祥蘭等［41］的研究結(jié)論一致；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的系數(shù)顯著為正，表明城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化有助于全要素生產(chǎn)率，與鄧曉蘭等［42］的研究結(jié)論一致。

2.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

借鑒方大春等［22］的研究，城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的測度公式如下：

式中：下標(biāo)c 表示中心城市；下標(biāo)i 表示外圍城市，i =1，2，…，79；ER 表示中心城市對外圍城市的雙向平均經(jīng)濟(jì)聯(lián)系；ERci表示中心城市對外圍城市i的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系；ERic表示外圍城市i 對中心城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系；kci表示中心城市的經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)比；kic表示外圍城市的經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)比；P、G 分別表示年末人口、實(shí)際GDP值；Dic為城市間最短公路里程數(shù)（km）。對計算結(jié)果進(jìn)行對數(shù)處理，以消除異方差的影響。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果見表2 中的列（3）和列（4）。結(jié)果表明，ln ER 及其二次項(xiàng)系數(shù)的顯著性和符號與表2中的列（1）和列（2）的回歸結(jié)果一致，即本文基準(zhǔn)回歸模型穩(wěn)健。

表2 實(shí)證回歸結(jié)果Table 2 Empirical regression results

2.4 內(nèi)生性檢驗(yàn)

城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平提高可能會促進(jìn)城市之間的要素流動，從而增強(qiáng)城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，并可能進(jìn)一步影響人力資本提升、外商直接投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和信息化水平。為了解決因變量與自變量互成因果的內(nèi)生性問題，本文借鑒張傳財?shù)龋?3］的內(nèi)生性處理方法，將解釋變量和除開政府作用以外的控制變量的滯后一期代入公式（3）中重新進(jìn)行回歸。表2中的列（5）呈現(xiàn)了內(nèi)生性處理后的回歸結(jié)果。從結(jié)果來看，ln ER 及其二次項(xiàng)系數(shù)符號未改變且依然顯著。

3 空間效應(yīng)分析

3.1 空間相關(guān)性檢驗(yàn)

本文通過Moran′s I 指數(shù)來檢驗(yàn)被解釋變量是否具有空間相關(guān)性。從2006——2019 年經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的全局莫蘭檢驗(yàn)結(jié)果可見，所有年份下的城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的莫蘭指數(shù)都在1%顯著水平下顯著，莫蘭值大于0（表3）。因此，中部地區(qū)城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展并不是隨機(jī)分布的，在地理位置上具有空間集聚性，滿足空間計量模型的前提條件。

表3 2006——2019 年經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的全局莫蘭指數(shù)Table 3 Global Moran′s I index of high- quality economic development from 2006 to 2019

3.2 空間杜賓模型檢驗(yàn)

理論上，空間杜賓模型更適于本文，但是否符合實(shí)際，還有待檢驗(yàn)。為檢驗(yàn)空間杜賓模型的穩(wěn)健性及其類型，本文先后進(jìn)行了LM檢驗(yàn)、LR 檢驗(yàn)、Hausman檢驗(yàn)和聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

表4 空間杜賓模型的檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 Test results of spatial Dubin model

其中：LM 檢驗(yàn)具有兩個原假設(shè)，分別為空間滯后模型優(yōu)于空間杜賓模型和空間誤差模型優(yōu)于空間杜賓模型，若兩個檢驗(yàn)結(jié)果都拒絕原假設(shè)，表明空間杜賓模型優(yōu)于空間滯后模型和空間誤差模型；LR 檢驗(yàn)也有兩個原假設(shè)，分別為空間杜賓模型會退化為空間滯后模型或空間誤差模型，若兩個檢驗(yàn)結(jié)果都拒絕原假設(shè)，則表明空間杜賓模型非常穩(wěn)?。籋ausman檢驗(yàn)和聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)是檢驗(yàn)空間計量模型的具體類型，Hausman 檢驗(yàn)用于選擇固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)模型，聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)結(jié)果則用于選擇單個固定效益模型還是雙固定效應(yīng)模型。由表4 可知，本文應(yīng)當(dāng)使用空間杜賓雙固定效應(yīng)模型。

3.3 空間溢出效應(yīng)檢驗(yàn)

在極大似然估計條件下，本文采用空間杜賓雙固定效應(yīng)模型對參數(shù)進(jìn)行估計，結(jié)果見表5。

表5 空間杜賓模型的回歸結(jié)果Table 5 Regression results of spatial Dubin model

由列（7）回歸結(jié)果可知，加入控制變量后的W × ln ER和W×lnER2的系數(shù)符號沒有變化，這表明“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展存在顯著的空間“U 型”關(guān)系，研究假設(shè)2 得到驗(yàn)證?？臻g相關(guān)系數(shù)ρ顯著為負(fù)，說明某個外圍城市的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平與中部地區(qū)其他外圍城市的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平負(fù)相關(guān)。

3.4 空間效應(yīng)分解

LeSage等［44］認(rèn)為，空間杜賓模型的回歸結(jié)果雖然可以說明各變量之間的關(guān)系，但是并不能解釋各變量的邊際效應(yīng)，于是采用偏微分方法將回歸結(jié)果分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)?！爸行摹鈬背鞘薪?jīng)濟(jì)聯(lián)系影響中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的效應(yīng)分解結(jié)果如表6 中的列（10）所示。更換解釋變量指標(biāo)后的穩(wěn)健性空間效應(yīng)分解結(jié)果沒有發(fā)生變化（表6 列（11）回歸結(jié)果），表明本文的空間杜賓模型較穩(wěn)健。

表6 空間效應(yīng)分解結(jié)果Table 6 Decomposition results of spatial effects

由空間直接效應(yīng)的回歸結(jié)果可知，“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系與中部地區(qū)外圍城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展存在“倒U型”關(guān)系，這與基準(zhǔn)回歸模型的研究結(jié)論一致。由空間間接效應(yīng)（空間溢出效應(yīng)）的回歸結(jié)果可知，某個外圍城市的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平會受到中部地區(qū)其他外圍城市與中心城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的“正U型”影響。產(chǎn)生此現(xiàn)象的原因可能是：在中部經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展初期，中心城市會向外圍城市提供產(chǎn)業(yè)資源（即中心城市與外圍城市的產(chǎn)業(yè)分工合作，并形成比較穩(wěn)定的產(chǎn)業(yè)鏈）與少量高級生產(chǎn)要素，外圍城市之間為了爭奪產(chǎn)業(yè)資源與高級要素而相互競爭，某個外圍城市與中心城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系增強(qiáng)會增加該外圍城市的產(chǎn)業(yè)資源與高級要素的流入，中部地區(qū)其他外圍城市的產(chǎn)業(yè)資源與高級要素的流入量則因此減少，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展也隨之受阻。隨著“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的增強(qiáng)，中部地區(qū)中心城市與外圍城市的分工合作不斷深化，輸出的產(chǎn)業(yè)資源與高級要素總量增多，同時促進(jìn)了外圍城市之間的分工合作，外圍城市對產(chǎn)業(yè)資源與高級要素的競爭因此逐漸下降，某個外圍城市與中心城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系加強(qiáng)對中部地區(qū)其他外圍城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的阻礙作用減小。在進(jìn)入工業(yè)化后期，隨著中部地區(qū)分工的深化和廣化，中心城市與外圍城市、外圍城市之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系增強(qiáng)，外圍城市之間的分工合作愈發(fā)緊密，某個外圍城市不僅受到中心城市的輻射帶動效應(yīng)，還會產(chǎn)生知識外溢效應(yīng)，從而促進(jìn)其他外圍城市高質(zhì)量發(fā)展。

空間總效應(yīng)回歸結(jié)果顯示，空間溢出效應(yīng)影響大于直接效應(yīng)影響，即“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系與中部地區(qū)整體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展存在“正U 型”關(guān)系。產(chǎn)生此結(jié)論的原因可能是：中心城市對要素的吸引力最強(qiáng)，但某個外圍城市與中部其他所有外圍城市的要素流量總和大于其與中心城市的要素流量，即對于某個外圍城市而言，該城市與中心城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于該城市與其他78 個城市的經(jīng)濟(jì) 聯(lián)系之和，因此城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的空間總效應(yīng)主要取決于空間間接效應(yīng)（空間溢出效應(yīng)）。

根據(jù)表6 模型（10）中l(wèi)n ER 和lnER2的系數(shù)，可以估算出“U型”曲線的拐點(diǎn)所對應(yīng)的“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系指數(shù)。其中，直接效應(yīng)“倒U 型”曲線所對應(yīng)的最高點(diǎn)的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系指數(shù)約為16.7，間接效應(yīng)“正U型”曲線所對應(yīng)的最低點(diǎn)的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系指數(shù)約為28.2，總效應(yīng)“正U型”曲線所對應(yīng)的拐點(diǎn)的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系指數(shù)約為33.1。根據(jù)拐點(diǎn)以及曲線的開口方向可以大致畫出3 種空間效應(yīng)的整體趨勢圖（圖4）。“中心——外圍”城市平均經(jīng)濟(jì)聯(lián)系指數(shù)均值約為17.9，已越過空間直接效應(yīng)影響曲線拐點(diǎn)的對應(yīng)指數(shù)16.7，但處于空間間接效應(yīng)和空間總效應(yīng)影響曲線的左半側(cè)，且離其拐點(diǎn)還有一定距離。

圖4 空間效應(yīng)“U型”曲線Figure 4“U shaped”curve of spatial effects

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

本文基于“中心——外圍”城市視角，選取2 0 0 6——2019 年我國中部六省80 個地級市的面板數(shù)據(jù)，采用空間杜賓模型驗(yàn)證了經(jīng)濟(jì)聯(lián)系對中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響的非線性空間效應(yīng)。主要結(jié)論如下：①2006——2019 年，中部地區(qū)“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系總體呈上行趨勢，但城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系受到行政區(qū)劃的阻礙。②在工業(yè)化早中期，中心城市與外圍城市分工合作有利于外圍城市高質(zhì)量發(fā)展，但其帶來的知識溢出效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)存在邊際遞減；進(jìn)入工業(yè)化后期，中低端產(chǎn)業(yè)和高污染高耗能產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移等不利于外圍城市高質(zhì)量發(fā)展，因此“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系對外圍城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生“倒U型”影響。隨著雙循環(huán)戰(zhàn)略、區(qū)域一體化戰(zhàn)略的推進(jìn)，這種“倒U型”關(guān)系有望向“N 型”轉(zhuǎn)變。③隨著外圍城市之間由產(chǎn)業(yè)資源和高級要素的競爭關(guān)系轉(zhuǎn)向更密切的分工合作關(guān)系，某個外圍城市與中心城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系增強(qiáng)會對其他外圍城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生先抑后揚(yáng)的影響，即“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系具有“正U型”空間間接效應(yīng)（空間溢出效應(yīng)）。中心城市對某個外圍城市的經(jīng)濟(jì)影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于其他所有外圍城市的經(jīng)濟(jì)影響之和，“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的空間總效應(yīng)主要取決于空間間接效應(yīng)，也呈現(xiàn)“正U 型”特征。④當(dāng)前，中部地區(qū)的“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系已越過空間直接效應(yīng)影響曲線的拐點(diǎn)，對外圍城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響為負(fù)；“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展處于空間間接和總效應(yīng)影響曲線的左半側(cè)，且離拐點(diǎn)還有一定距離，增強(qiáng)“中心——外圍”城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系短期內(nèi)不利于中部地區(qū)整體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，但長期內(nèi)會轉(zhuǎn)向有利的一面。⑤地方政府干預(yù)與外商直接投資在一定程度上阻礙了中部地區(qū)城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化則起到了積極作用。

4.2 建議

中部地區(qū)城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系具有“倒U 型”空間直接效應(yīng)，且已越過拐點(diǎn)，其空間直接效應(yīng)不利于中部地區(qū)高質(zhì)量發(fā)展。因此，在增強(qiáng)城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的同時，需要采取有效措施推動其空間直接效應(yīng)由“倒U型”向“N型”轉(zhuǎn)變。①建設(shè)多中心格局，強(qiáng)化中心城市的輻射帶動能力。中部地區(qū)城市眾多，單一中心城市輻射帶動能力有限（武漢與非湖北城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系明顯不強(qiáng)），需要深入貫徹落實(shí)《意見》，聚焦科技創(chuàng)新、人才培育、高端制造、現(xiàn)代服務(wù)等領(lǐng)域，加強(qiáng)武漢、鄭州國家中心城市建設(shè)，增強(qiáng)長沙、合肥、南昌、太原等區(qū)域中心城市輻射帶動能力，在中部地區(qū)至少形成4 個地位及輻射能力比較接近的中心城市與次中心城市。②大力發(fā)展區(qū)域重點(diǎn)城市，優(yōu)化中部區(qū)域城市空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)。大力發(fā)展襄陽、宜昌、衡陽、洛陽、大同、阜陽、贛州等區(qū)域重點(diǎn)城市，增強(qiáng)區(qū)域重點(diǎn)城市與鄰近城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，形成以兩大城市群（長江中游城市群、中原城市群）、五大都市圈（武漢、長株潭、鄭州、合肥、南昌）為主體，眾多“微城市群”環(huán)繞的更優(yōu)更穩(wěn)更強(qiáng)的城市空間網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)，更好地發(fā)揮城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的空間溢出效應(yīng)。

中部地區(qū)城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系處于“正U 型”空間總效應(yīng)曲線的左側(cè)，需要持續(xù)增強(qiáng)中部地區(qū)城市間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，推動城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系快速越過“正U 型”空間總效應(yīng)曲線的拐點(diǎn)，促進(jìn)中部地區(qū)整體高質(zhì)量發(fā)展。因此，需要打破行政區(qū)劃隔離，建立中部地區(qū)高質(zhì)量發(fā)展跨區(qū)域協(xié)同機(jī)制，推動城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系向縱深發(fā)展。①協(xié)同推進(jìn)產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈建設(shè)。建立跨省跨市合作機(jī)制，共同規(guī)劃，協(xié)同推進(jìn)現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)、產(chǎn)業(yè)鏈和供應(yīng)鏈建設(shè)，打造高端化、智能化、數(shù)字化的中部地區(qū)現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)鏈體系，推動城市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系更優(yōu)更強(qiáng)。②協(xié)同推進(jìn)中部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。協(xié)同推進(jìn)交通、能源、物流等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和5G、工業(yè)互聯(lián)網(wǎng)、物聯(lián)網(wǎng)、人工智能、大數(shù)據(jù)等新型基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，不斷突破空間阻礙，降低產(chǎn)品與要素跨區(qū)域流動成本。③協(xié)同推進(jìn)現(xiàn)代市場體系建設(shè)。協(xié)同推進(jìn)公平競爭制度建設(shè)，徹底拆除市場分割，建立統(tǒng)一、開放、競爭、有序的高標(biāo)準(zhǔn)現(xiàn)代市場體系，促進(jìn)產(chǎn)品與要素自由流動。④協(xié)同承接制造業(yè)轉(zhuǎn)移。中部地區(qū)非中心城市在承接?xùn)|部地區(qū)制造業(yè)轉(zhuǎn)移之時要避免惡性競爭，加強(qiáng)分工協(xié)作，建設(shè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移合作園區(qū)，創(chuàng)新跨區(qū)域制造業(yè)轉(zhuǎn)移利益分享機(jī)制，建立跨區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計分成制度。