中部地區(qū)城鎮(zhèn)化影響因素的空間溢出效應(yīng)分析

周　慧

(中央財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100081)

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中部地區(qū)城鎮(zhèn)化影響因素的空間溢出效應(yīng)分析

周慧

(中央財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100081)

基于2009—2013年中國中部地區(qū)80個地級市面板統(tǒng)計數(shù)據(jù)，構(gòu)建空間計量模型，實證分析中部地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響因素及相應(yīng)的空間溢出效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化發(fā)展存在顯著的空間相關(guān)性；是否省會城市對地區(qū)城鎮(zhèn)化水平有顯著影響；而在控制省會城市影響下，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長對城鎮(zhèn)化發(fā)展具有顯著的區(qū)域內(nèi)溢出、區(qū)域間溢出以及空間總溢出效應(yīng)，區(qū)域內(nèi)人均GDP提高會促進(jìn)城鎮(zhèn)化水平的提升；第二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比、經(jīng)濟(jì)開放程度對地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展也具有正向空間溢出效應(yīng)，而金融機構(gòu)資金運用水平、城市土地擴(kuò)張對人口城鎮(zhèn)化率的溢出效應(yīng)為負(fù)。

中部地區(qū)；城鎮(zhèn)化；空間溢出效應(yīng)

一、引言及文獻(xiàn)綜述

作為人才、技術(shù)、創(chuàng)新的搖籃，城市是一國或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的引擎。而城鎮(zhèn)化不僅是經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會進(jìn)步的客觀結(jié)果，也是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長的重要助推器。斯蒂格利茨曾斷言，中國的城市化和美國的新技術(shù)革命是21世紀(jì)影響人類進(jìn)程的兩件大事*本文對城鎮(zhèn)化與城市化兩種表述的內(nèi)涵暫不作具體區(qū)分。。改革開放后，中國城鎮(zhèn)化進(jìn)程明顯加快，2015年底中國城鎮(zhèn)常住人口達(dá)到77116萬，城鎮(zhèn)化率為56.1%*數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。?！秶倚滦统擎?zhèn)化規(guī)劃》指出，到2020年中國人口城鎮(zhèn)化率要達(dá)到60%。城鎮(zhèn)化作為中國各項經(jīng)濟(jì)事業(yè)發(fā)展的總抓手，是擴(kuò)大內(nèi)需的長期動力和推動經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展的“火車頭”。

圖1　全國與中部地區(qū)2009—2013年人均GDP和城鎮(zhèn)化率

中部地區(qū)承東啟西，接南連北，區(qū)位條件優(yōu)越。到2013年底，中部地區(qū)城鎮(zhèn)化率達(dá)到48.49%，低于全國平均水平5.24個百分點；經(jīng)濟(jì)總量達(dá)到127305.6億元，約占全國經(jīng)濟(jì)總量的20.2%*數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。。一直以來，中部地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展相對滯后，這不僅影響了中部地區(qū)的發(fā)展，甚至制約全國的協(xié)同發(fā)展。一般而言，城鎮(zhèn)化水平越低，城鎮(zhèn)化速度與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性越強，當(dāng)前中部地區(qū)進(jìn)入城鎮(zhèn)化加速發(fā)展的關(guān)鍵時期，迫切需要對影響城鎮(zhèn)化發(fā)展的內(nèi)在機制進(jìn)行深入研究。城鎮(zhèn)化以空間綜合變化為基本特征，是空間體系下各種要素重新配置和資源向城市集聚的過程。資源向城市集聚的過程，一方面促進(jìn)了本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，另一方面通過擴(kuò)散效應(yīng)帶動了周邊地區(qū)發(fā)展。換言之，隨著區(qū)域開放程度的不斷提高，不同區(qū)域之間要素流動增強，經(jīng)濟(jì)聯(lián)系日益密切，城市經(jīng)濟(jì)活動不僅依賴于自身的發(fā)展，也受周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)要素資源的影響，區(qū)域之間的相關(guān)性不可忽視。然而，目前對城鎮(zhèn)化的研究大多忽視區(qū)域之間的空間相關(guān)性以及異質(zhì)性*空間相關(guān)性(又稱為空間依賴性)是指空間個體觀測值之間相互依賴、相互影響。造成空間相關(guān)性的主要原因是要素在空間上的流動、技術(shù)溢出； 空間異質(zhì)性指空間單元存在發(fā)達(dá)地區(qū)和落后地區(qū)、中心(核心)地區(qū)和外圍(邊緣)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)地理結(jié)構(gòu)非均質(zhì)性。，導(dǎo)致結(jié)論缺乏相應(yīng)的解釋力，因而從空間角度考察地區(qū)之間城鎮(zhèn)化相關(guān)性及影響機制很有必要。

當(dāng)前城鎮(zhèn)化研究，城鎮(zhèn)化影響機制是重點，從要素投入、消費需求、政府作用、金融發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新、集聚成本、戶籍制度等角度切入的研究都有之。伴隨各種要素在空間上集聚，在人力資本及信息外溢的作用下，城鎮(zhèn)的集聚能力得到增強；城鎮(zhèn)的集聚創(chuàng)造了更多的就業(yè)，促進(jìn)勞動力不斷向城市轉(zhuǎn)移，然而集聚成本過高影響到經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長和結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，造成城鎮(zhèn)發(fā)展的滯后。中國經(jīng)濟(jì)增長與宏觀穩(wěn)定課題組(2009)發(fā)現(xiàn)，隨著人均GDP的提高，各國的城鎮(zhèn)化水平都得到了提升。中國城鎮(zhèn)化快速發(fā)展得益于：資本要素投入(王志剛 等，2006)、基礎(chǔ)設(shè)施投入(王小魯，2002；劉生龍，2010)、消費需求增加以及體制機制創(chuàng)新(王國剛，2010)。中國經(jīng)濟(jì)增長前沿課題組(2011)認(rèn)為，公共基礎(chǔ)設(shè)施投資的增加，推動了中國城鎮(zhèn)化和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長，而土地財政具有直接加速效應(yīng)。

上世紀(jì)70年代后，空間計量方法被廣泛應(yīng)用到要素集聚的空間外部性研究中。利用空間計量聯(lián)立方程，柯善咨(2009)研究發(fā)現(xiàn)，在一定地理范圍內(nèi)，城市間GDP增長有相互促進(jìn)作用；呂健(2011)采用探索性空間數(shù)據(jù)分析方法，得出空間效應(yīng)對城市化水平的地區(qū)收斂具有正向作用；丁志國等(2011)采用省級面板數(shù)據(jù)構(gòu)建空間計量模型，指出相鄰地區(qū)城鎮(zhèn)化聯(lián)系密切，溢出效應(yīng)明顯。然而也有研究表明，中國各城市的城市化水平及相互之間的社會經(jīng)濟(jì)因示關(guān)存在明顯的空間依賴關(guān)系，空間溢出效應(yīng)對中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用不可忽視(蔣偉，2009；王偉進(jìn) 等，2012；潘文卿，2012)；劉華軍等(2014)使用空間回歸模型偏微分法，對中國各省域城鎮(zhèn)化在區(qū)域內(nèi)以及區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)增長直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)空間溢出效應(yīng)進(jìn)行了分解；通過對中國31個省(區(qū)市)城市化效率進(jìn)行空間效應(yīng)分析，劉文峰(2015)指出，各省(區(qū)、市)城市化效率有不平衡性，存在相互學(xué)習(xí)模仿、空間集聚及溢出效應(yīng)，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放水平對城市化效率有正向影響；通過考察中國八大區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域內(nèi)乘數(shù)效應(yīng)、區(qū)域間溢出效應(yīng)及反饋效應(yīng)，潘文卿(2015)指出政府應(yīng)當(dāng)重視地緣經(jīng)濟(jì)，消除地方保護(hù)，降低地區(qū)間商品流通成本，更好地發(fā)揮相鄰地區(qū)間的溢出效應(yīng)。綜上，現(xiàn)有研究大都建立在傳統(tǒng)計量經(jīng)濟(jì)學(xué)對樣本空間均質(zhì)的假定基礎(chǔ)上，而忽視了空間異質(zhì)對研究結(jié)果造成影響。

通過梳理現(xiàn)有文獻(xiàn)，已有研究有三點不足：其一，多數(shù)研究采用截面數(shù)據(jù)的定性靜態(tài)分析，基于面板數(shù)據(jù)的分析較少，缺少城鎮(zhèn)化影響機制空間特征的動態(tài)研究。計量經(jīng)濟(jì)方法中，采用時間序列數(shù)據(jù)分析一般無法考慮到空間相關(guān)性問題，因為截面數(shù)據(jù)可以處理空間自相關(guān)問題，假定各截面單元為同質(zhì)與現(xiàn)實不符，從而降低了計量結(jié)果的可靠性；其二，忽視了空間因素的影響。地理學(xué)第一定律告訴我們，任何事物之間都是相關(guān)的。Anselin(1988)指出，從計量角度上忽視空間效應(yīng)的普通計量回歸結(jié)果在一定程度上是有偏的。傳統(tǒng)的城鎮(zhèn)化影響機制研究極少涉及空間因素，隨著中國市場化程度的不斷提升，區(qū)域之間資源要素流動不斷加強，空間外部性成為研究城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長問題不可忽視的因素；其三，現(xiàn)有研究大多是以省級個案或東、中、西三大區(qū)域城鎮(zhèn)化水平進(jìn)行分析，而對中部地區(qū)城鎮(zhèn)化空間溢出效應(yīng)的研究較少。近年來，中國城鎮(zhèn)化地區(qū)貢獻(xiàn)內(nèi)陸化趨勢逐漸顯著，新一輪人口城鎮(zhèn)化進(jìn)程中內(nèi)陸地區(qū)尤其是中部地區(qū)發(fā)揮著越來越強的支撐作用。本文基于空間經(jīng)濟(jì)的視角，明晰中部地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響機制，對城鎮(zhèn)化影響因素進(jìn)行空間溢出效應(yīng)分解，從而為中部地區(qū)制定城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略提供了重要依據(jù)。

二、空間統(tǒng)計分析與空間效應(yīng)分解

(一)空間相關(guān)性檢驗

根據(jù)Tobler地理學(xué)第一定律，任何事物之間均相關(guān)，離得越近的事物相關(guān)性越高，空間關(guān)聯(lián)越密切。在進(jìn)行空間自相關(guān)測度之前，需要證明兩個區(qū)域存在空間上的依賴性，測度常用方法是Moran′I指數(shù)(Anselin，1988)。對中部地區(qū)80個地級市的人均GDP(被解釋變量)和人口城鎮(zhèn)化率(核心解釋變量)進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗，建立方程如下：

(二)空間權(quán)重矩陣

進(jìn)行空間計量分析的前提是度量區(qū)域之間的空間“距離”，空間權(quán)重矩陣在實際分析中設(shè)定為外生，包含n×n維的區(qū)域i和區(qū)域j之間空間聯(lián)系為外生信息，通過權(quán)值計算而無需通過模型估計即可得到。要描述城市i與城市j的空間關(guān)系，若元素為wi，則空間權(quán)重矩陣W為：

在鄰近原則下構(gòu)建空間權(quán)重矩陣W，矩陣元素wij在空間單元i和j相鄰時取值1，不相鄰取0。矩陣元素為0或1，是否相鄰被用來描述空間單元之間關(guān)系，其假設(shè)在于相鄰地區(qū)之間存在相互影響關(guān)系，不相鄰的空間單元之間不存在聯(lián)系。該種方法構(gòu)建的權(quán)重矩陣能夠較為直觀地反映區(qū)域間的空間位置關(guān)系，雖然對空間關(guān)系的描述存在一定缺陷，但卻被眾多學(xué)者接受，同時其對經(jīng)濟(jì)活動的反映并未受影響。因此，考慮數(shù)據(jù)的可得性以及應(yīng)用中的有效性，鄰近原則下的空間權(quán)重是可取的。

(三)空間回歸模型的參數(shù)釋義與溢出效應(yīng)分解

Anselin(1988)認(rèn)為，當(dāng)空間滯后項回歸系數(shù)不為0時，普通回歸系數(shù)反映的自變量對因變量影響結(jié)果是有偏的，應(yīng)用空間偏微分方法對總效應(yīng)進(jìn)行分解，可在一定程度上描述變量之間的空間交互作用。通過一般面板數(shù)據(jù)的空間杜賓模型對相關(guān)參數(shù)及溢出效應(yīng)進(jìn)行分解：

y=λWy+Xβ+ε

(1)

其中，y為被解釋變量；X包括核心解釋變量和控制變量；W為反映空間各單元空間關(guān)系的權(quán)重矩陣。式(1)可改寫為：

Ay≡(I-λW)y=Xβ+ε

y=(I-λW)-1Xβ+(I-λW)-1ε

(2)

χr=(χ1rχ2r…χnr)′

(3)

Sr(W)≡βr(I-λW)-1

其中，X為n×k矩陣，即樣本容量為n的k列解釋變量(解釋變量個數(shù))；In表示n階單位矩陣。式(3)展開可得：

三、 變量、數(shù)據(jù)與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來源及變量說明

中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展極為不均衡，東、中、西部市場發(fā)育程度存在顯著差異。在研究城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系時，關(guān)鍵對各區(qū)域分別進(jìn)行，以比較東、中、西部經(jīng)濟(jì)社會差異，突出中部地區(qū)在中國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展中的重要意義。本文分析對象為中部地區(qū)80個地級市2009—2013年面板數(shù)據(jù)*中部地區(qū)包括安徽、山西、江西、湖南、湖北、河南六省，地級以上城市數(shù)量分別為：16、11、11、13、12、17。，數(shù)據(jù)來源于《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》、《中國城市統(tǒng)計年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、中國經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫*安徽省巢湖市于2011年7月并入合肥市，改設(shè)為縣級單位，故本文將其剔除；同時考慮數(shù)據(jù)可得性，不包括湖北省仙桃市、神農(nóng)架林區(qū)、恩施土家族苗族自治區(qū)及湖南省湘西土家族苗族自治區(qū)。，運算的軟件是Stata12.0及相應(yīng)軟件包。

在指標(biāo)選取上：被解釋變量為各地級市人口城鎮(zhèn)化率(Urb)，用常住人口占總?cè)丝诒戎乇硎?；借鑒馬孝先(2014)、褚麗娟(2015)等的做法，用地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(gdp)、地區(qū)人均金融機構(gòu)資金運用額(Fin)、城市土地擴(kuò)張(Land)、第二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比(Ind)和經(jīng)濟(jì)開放程度(Open)作為解釋變量；此外，由于省會城市作為各省經(jīng)濟(jì)政治中心，在交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、吸引外資能力、金融發(fā)展水平以及政策傾斜等方面都有較大的優(yōu)勢，本文引入省會城市作為虛擬變量(D)，以控制省會城市與其他地級市的這種差異。

解釋變量包括：人均地區(qū)生產(chǎn)總值(gdp)；城市土地擴(kuò)張(Land)，用各地級市建成區(qū)面積占城市總面積比重表示；第二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比(Ind)，用各地級市第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和占地區(qū)GDP的比重表示；經(jīng)濟(jì)開放度(Open)，用各地級市實際利用外資額占地區(qū)生產(chǎn)總值比重來表示；金融發(fā)展(Fin)，用人均金融機構(gòu)資金運用額即各地級市人均金融機構(gòu)人民幣資金運用(各項貸款)表示；對于省會城市虛擬變量(D)，省會城市D取值為0，非省會城市為1。為了比較傳統(tǒng)計量方法與空間計量回歸方法的差異，本文采用較為常用的雙對數(shù)模型*采用雙對數(shù)模型的優(yōu)點在于，可以提高模型的擬合度；模型參數(shù)表示彈性的概念，具有更加直觀的經(jīng)濟(jì)含義。，構(gòu)建普通回歸模型如下：

ln Urbit=c0+β1ln Gdpit+β2ln Indit+β3ln Finit+β4ln Openit+β5ln Landit+β6Di+εit

其中，c為常數(shù)項，β為回歸系數(shù)，ε為隨機誤差項。

(二)空間相關(guān)性檢驗

圖2　城鎮(zhèn)化率與人均GDP取對數(shù)后的散點圖

人均GDP與城鎮(zhèn)化率的Morans'I指數(shù)2009年2010年2011年2012年2013年lngdp0.141**0.143**0.146**0.149***0.149***lnurb0.158***0.181***0.166***0.165***0.164***

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%顯著性水平下通過檢驗。

回歸結(jié)果表明，2009—2013年間，中部地區(qū)80個地級市城鎮(zhèn)化率的Morans′I指數(shù)均為正，Z統(tǒng)計量均大于1.96，通過5%以上的顯著性水平檢驗，說明中部地區(qū)各城市的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平和經(jīng)濟(jì)增長之間存在空間自相關(guān)性(表1)；經(jīng)濟(jì)增長的空間自相關(guān)呈現(xiàn)出逐漸增加的趨勢，而城鎮(zhèn)化率的空間相關(guān)性趨勢則不明顯，表明隨區(qū)域市場化和城鎮(zhèn)化水平的不斷提高，地區(qū)間的要素、商品和勞務(wù)流動壁壘破除，各地政府越來越重視并加強區(qū)域間的交流和合作，地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系日益密切，中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)一體化程度不斷提升。

(三)空間計量模型的設(shè)定

通過對中部地區(qū)80個地級市進(jìn)行空間檢驗，各空間單元存在集群現(xiàn)象，且隨時間推移集群特征越來越顯著，表明各城市經(jīng)濟(jì)活動之間存在溢出效應(yīng)。因此，需要構(gòu)建空間面板數(shù)據(jù)模型，選用適當(dāng)?shù)挠嬃糠椒▽δＰ瓦M(jìn)行估計，即使用相較于空間誤差模型(SEM)和空間滯后模型(SLM)更為廣義的空間杜賓模型(SDM)?？臻g計量回歸模型設(shè)定如下：

其中：ln Urbit為區(qū)域i在t時刻被解釋變量城鎮(zhèn)化率的觀測值；ln Gdpit、ln Openit、ln Finit、ln Indit、ln Landit為區(qū)域i在t時刻影響地區(qū)城鎮(zhèn)化率的解釋變量觀測值；Di表示省會城市虛擬變量；∑Wijln Urbjt表示被解釋變量的空間滯后項；∑witln Gdpjt、∑witln Openjt、∑witln Finjt、∑witln Indjt、∑witln Landjt分別表示各解釋變量的空間滯后項；α0為常數(shù)項；β與θ均表示K×1維參數(shù)向量；W為空間權(quán)重矩陣；μi、λt分別表示區(qū)域i的個體效應(yīng)和時間效應(yīng)；ρ為被解釋變量空間滯后項回歸系數(shù)。

四、 實證結(jié)果分析

在空間杜賓模型中，被解釋變量空間滯后項回歸系數(shù)ρ值在1%的顯著性水平下不為零，空間誤差模型(SEM)和空間滯后模型(SLM)的LM檢驗在5%以下的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，即模型中既存在空間誤差項也存在空間滯后項，說明采用空間杜賓模型(SDM)是恰當(dāng)?shù)?。通過空間計量模型回歸結(jié)果進(jìn)行Hausman檢驗表明，在1%的顯著性水平下強烈拒絕“H0：ui與xit不相關(guān)”的原假設(shè)，說明采用固定效應(yīng)模型更優(yōu)。引入省會城市這一虛擬變量(表3)的回歸結(jié)果表明，省會城市對城鎮(zhèn)化水平有顯著影響，而非省會城市則不甚顯著*省會城市虛擬變量是不隨時間改變的地區(qū)屬性變量，因此在進(jìn)行模型的固定效應(yīng)估計時被系統(tǒng)自動剔除。。對影響地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展的因素進(jìn)行空間溢出效應(yīng)分解(表4)，控制省會城市與其他地級市的差異影響，地區(qū)人均GDP每提高1%將導(dǎo)致本地區(qū)城鎮(zhèn)化率提高0.1329%，并抑制周邊地區(qū)城鎮(zhèn)化率0.0586%，綜合產(chǎn)生0.0743%的正向溢出。對周邊地區(qū)城鎮(zhèn)化產(chǎn)生抑制作用的原因在于，城市在發(fā)展過程中對周邊地區(qū)要素具有一定“虹吸效應(yīng)”，不利于周邊城市的城鎮(zhèn)化發(fā)展。其他解釋變量的溢出效應(yīng)分析:(1)地區(qū)金融機構(gòu)人均運用資金額每提高1%，對本地區(qū)及周邊城市城鎮(zhèn)化發(fā)展分別帶來0.0111%和0.0058%的負(fù)向溢出。由于城鎮(zhèn)化建設(shè)中基礎(chǔ)設(shè)施、產(chǎn)業(yè)投資、消費升級、公共服務(wù)、社會保障等方面大量的資金需求，導(dǎo)致資金缺口較大；同時資金又多集中在“大城市”(如省會城市)，多流向國企及房地產(chǎn)、制造業(yè)等行業(yè)，造成資金使用效率普遍偏低，金融服務(wù)對城鎮(zhèn)化發(fā)展的支撐作用無法顯現(xiàn)。(2)本地區(qū)第二三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重每提高1%，可以帶動本地區(qū)城鎮(zhèn)化水平提高0.4526%，但會降低周邊地區(qū)城鎮(zhèn)化率0.0578%，第二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展反映了地區(qū)工業(yè)化和信息化水平的提升，本地區(qū)第二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展能顯著推動本地城鎮(zhèn)化水平的提高，加大第二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展尤其服務(wù)業(yè)的發(fā)展會推動城鎮(zhèn)化發(fā)展。目前，中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展各自為營，缺乏聯(lián)動，資源整合不足，以致于對周邊地區(qū)的城鎮(zhèn)化造成一定程度的抑制。(3)實際利用外資額占地區(qū)生產(chǎn)總值比重每提高1%，將推動本地區(qū)城鎮(zhèn)化水平提高0.0055%，并間接推動周邊地區(qū)城鎮(zhèn)化水平提高0.0020%。需要注意的是，盡管經(jīng)濟(jì)開放度對城鎮(zhèn)化發(fā)展溢出效應(yīng)是正向的，但溢出水平較低，這是由于招商引資作為政府政績考核的一部分，城市間稅收、土地等方面政策相互競爭甚至出現(xiàn)惡性競爭，融資成本、交易費用過高而外資利用效率偏低。(4)城市建成區(qū)面積占比每提高1%，導(dǎo)致本地區(qū)城鎮(zhèn)化水平降低0.1106%，對周邊地區(qū)城鎮(zhèn)化產(chǎn)生0.0193%的負(fù)溢出，表明中部地區(qū)城市擴(kuò)張和人口增長尚未形成良性互動，這主要由于各類新區(qū)、開發(fā)區(qū)跟風(fēng)建設(shè)現(xiàn)象嚴(yán)重，城區(qū)擴(kuò)建過于超前，人口的城鎮(zhèn)化滯后于土地的城鎮(zhèn)化。

表2　普通計量回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)值為系數(shù)的t統(tǒng)計量或z統(tǒng)計量；F檢驗、Wald檢驗、Hausman檢驗括號內(nèi)為概率P值；***、**、*分別表示在1%、5%、10%顯著性水平下通過檢驗。

表3　空間計量回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)值為系數(shù)的z統(tǒng)計量或t統(tǒng)計量；F檢驗、Hausman檢驗括號內(nèi)為概率P值；***、**、*分別表示在1%、5%、10%顯著性水平下通過檢驗。

表4　空間杜賓模型(SDM)的溢出效應(yīng)分解

注：括號內(nèi)數(shù)值為系數(shù)的z統(tǒng)計量；***、**、*分別表示在1%、5%、10%顯著性水平下通過檢驗。

五、結(jié)論及政策含義

本文利用2009—2013年間中部地區(qū)80個地級市面板數(shù)據(jù)，實證測算了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長、地區(qū)金融機構(gòu)資金使用、城市土地擴(kuò)張、第二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比、經(jīng)濟(jì)開放程度等因素對城鎮(zhèn)化水平的空間溢出效應(yīng)，得到如下結(jié)論：中部地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展具有顯著的空間相關(guān)性，鄰近地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平顯著相關(guān)，區(qū)域間城鎮(zhèn)化發(fā)展存在一定的“示范效應(yīng)”；在考慮各城市單元空間相關(guān)性前提下，本地區(qū)人均GDP每提高1%，能夠提升當(dāng)?shù)?.1329%城鎮(zhèn)化率，降低周邊地區(qū)0.0586%城鎮(zhèn)化率，表明經(jīng)濟(jì)增長對本地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展具有顯著的正向溢出效應(yīng)；第二三產(chǎn)業(yè)增加值占比對城鎮(zhèn)化發(fā)展溢出效應(yīng)相對突出，表明當(dāng)前階段產(chǎn)業(yè)優(yōu)化與升級對中部地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展具有重要的推動作用；城市土地擴(kuò)張對本地區(qū)人口城鎮(zhèn)化發(fā)展負(fù)向溢出效應(yīng)顯著。

本研究的政策含義為：一、當(dāng)前中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)處于調(diào)整時期，而城鎮(zhèn)化發(fā)展顯著處于加速發(fā)展期，中部地區(qū)應(yīng)當(dāng)以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整為支撐，構(gòu)建現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、現(xiàn)代制造業(yè)、現(xiàn)代服務(wù)業(yè)為一體的城鎮(zhèn)化體系，有效利用區(qū)域空間，以此推進(jìn)中部地區(qū)城鎮(zhèn)化健康快速發(fā)展；二、應(yīng)當(dāng)扭轉(zhuǎn)中部地區(qū)土地利用效率偏低、土地布局使用結(jié)構(gòu)不合理、工業(yè)用地占比高、生活和基礎(chǔ)設(shè)施用地低等問題，切實提高城市土地綜合承載能力，增加土地利用的經(jīng)濟(jì)、社會、生態(tài)綜合效益。

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(責(zé)任編輯張坤)

Spatial Spillover Effects Analysis on Influencing Factors of Central China Urbanization

ZHOU Hui

(School of Economics, Central University of Finance and Economics, Beijing 100081)

Based on panel data of 80 cities in central China in 2009-2013, by constructing a spatial econometric model, the paper makes an empirical analysis of influencing factors of urbanization development in central China as well as spatial spillover effects of various factors. The study shows that there exists significant spatial correlation urbanization between the 80 cities, and whether provincial capital cities have significant influence on regional urbanization. When provincial capital cities influence is controlled, regional economic growth has significant influence on urbanization′s intra-regional overflow, inter-regional overflow and spatial total overflow. The improvement of intra-regional per capita GDP promotes the development of urbanization. The output value proportion of secondary and services industries and degree of economic openness have positive spatial overflow on regional urbanization, while capital operation of financial institutions and urban land expansion have negative spatial overflow on spillover effects of population urbanization rate.

central region; urbanization; spatial overflow

2016-01-14

周慧(1982--)，女，安徽淮北人，中央財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生。

國家自然科學(xué)基金應(yīng)急項目“新型城鎮(zhèn)化對扶貧開發(fā)的影響與應(yīng)對研究”(71541034)。

F061.5；F291.1

A

1001-6260(2016)04-0016-08

財貿(mào)研究2016.4