脫貧地區(qū)市場潛能與經濟增長溢出效應釋放研究

楊水根 王露

摘 要：利用湖南省武陵山片區(qū)2001-2018年37個縣（市、區(qū)）的數(shù)據(jù)，在剖析市場潛能與經濟增長溢出內在機理的基礎上，建立面板和空間計量模型估計其作用效應。研究發(fā)現(xiàn)：片區(qū)整體市場潛能強度不斷提升，顯著促進了經濟增長，但片區(qū)內部作用強度不一;市場潛能對經濟增長具有明顯的“關聯(lián)-集聚-溢出”空間效應過程，經由價格提升、要素流動等形成集聚促進了本地區(qū)經濟增長，但市場分割、鄰近競爭的存在明顯抑制了周圍地區(qū)空間溢出;經濟增長空間溢出效應大致呈現(xiàn)倒U型變化趨勢，其有效溢出范圍為80 km內，并在影響范圍、方向等方面存在顯著的內部差異。

關鍵詞： 脫貧地區(qū);經濟增長;市場潛能;空間溢出效應

中圖分類號：F127 文獻標識碼： A ?文章編號：1003-7217（2021）05-0108-08

一、引 言

經過多年連續(xù)奮斗，我國如期完成了新時代脫貧攻堅的目標任務，然而由于返貧的區(qū)域性、頻繁性等特征，中西部脫貧地區(qū)返貧現(xiàn)象時有發(fā)生[1]。黨的十九屆五中全會指出要“鞏固拓展脫貧攻堅成果與鄉(xiāng)村振興有效銜接、強大國內市場、充分發(fā)揮增長潛力以取得經濟發(fā)展新成效”，這意味著連片脫貧地區(qū)要不斷擴大市場需求、強化區(qū)域聯(lián)系與合作以促進經濟增長，進而滿足未來高質量發(fā)展的需要。目前，相關研究大多從均質經濟體的視角考察經濟總量增長，忽略了經濟穩(wěn)步增長與活躍的、多元化的區(qū)域市場潛在需求的緊密性[2]。隨著新經濟地理學將空間要素納入一般均衡分析框架中，市場潛能變量通過加速地區(qū)生產要素融合、釋放地區(qū)比較優(yōu)勢及發(fā)達地區(qū)涓滴效應以縮小區(qū)域間差距，成為區(qū)域經濟增長中不可忽視的重要因素[3]。因此，脫貧地區(qū)市場潛能與經濟增長的關系如何、市場潛能與經濟增長溢出內在聯(lián)系如何、是否存在最佳溢出范圍，諸如此類問題的探討對于鞏固脫貧成效、促進脫貧地區(qū)經濟高質量增長以及鄉(xiāng)村振興具有重要的現(xiàn)實意義。

國外學者早在20世紀50年代便開始關注經濟增長的空間地理問題，“增長極、中心外圍”等是經濟增長空間溢出理論的策源地[4，5]，并基于“冰山成本”和經典工資方程發(fā)現(xiàn)，市場潛能顯著促進人均GDP增長[6，7]。國內學者關于兩者關系的研究起步較晚，且多以實證數(shù)據(jù)驗證市場潛能是促進經濟增長不可或缺的因素[8，9]，但這種增長效應存在明顯的距離衰減效應，如，有研究發(fā)現(xiàn)，省域市場潛能能夠引起經濟增長0.47%的變化，且空間溢出效應會隨著地區(qū)間距離增大而減少[10];城市間溢出效應隨距離呈倒U型變化，且在180km范圍內溢出效應最顯著[11];東部省份對內陸地區(qū)沒有形成溢出效應，而內陸地區(qū)表現(xiàn)出顯著的溢出效應[12];經濟增長溢出效應呈現(xiàn)“∽”變化，并在200km范圍內為有效溢出區(qū)[13]，等等。

“十三五”時期，我國集中連片特困地區(qū)的脫貧問題得到廣泛討論[14]，其中，以武陵山片區(qū)[15]的研究最為豐富，研究主要集中在扶貧機制和扶貧策略的一般性分析[16]、貧困測度及評價[17]、產業(yè)與城鎮(zhèn)化[18]協(xié)同減貧等方面，但從區(qū)域空間關聯(lián)視角探討經濟增長及其空間溢出效應的研究較少。武陵山片區(qū)是我國確立的集中連片特困區(qū)域發(fā)展與扶貧攻堅“先行先試”地區(qū)，是少數(shù)民族聚居多、貧困人口分布廣的地區(qū)。湖南省武陵山片區(qū)約占武陵山片區(qū)“半壁江山”，占湖南省以往確定的51個貧困縣的3/4，是武陵山片區(qū)和湖南省扶貧攻堅的核心區(qū)和主戰(zhàn)場[19]。據(jù)統(tǒng)計，湖南省武陵山片區(qū)2019年農村居民人均可支配收入達11544元人民幣，2020年底區(qū)域性整體貧困得到較好解決，但片區(qū)居民的整體收入、增速等均明顯低于周邊地區(qū)，且區(qū)域差異較大?？梢?，強化該區(qū)域市場潛能、推動經濟一體化發(fā)展，對于武陵山片區(qū)整體實現(xiàn)脫貧攻堅與鄉(xiāng)村振興的有效銜接

以及其他脫貧山區(qū)的加速發(fā)展具有重大意義。

已有研究大多聚焦在省域、地級市、特定經濟區(qū)等，針對縣域尤其是欠發(fā)達縣域的研究鮮少，對市場潛能影響經濟增長溢出的內在作用機制討論尚不深入;在溢出效應范圍的探討上，僅以空間自回歸系數(shù)進行分析，忽視了空間外溢作用機理的差別。鑒此，本文以湖南省武陵山片區(qū)作為典型案例，從區(qū)域市場潛能的視角探究脫貧地區(qū)經濟增長溢出的影響機制，并基于C-D生產函數(shù)構建面板模型實證檢驗市場潛能對經濟增長的作用及其空間溢出效應，同時，采用分解后的間接溢出效應探討經濟增長溢出效應的“距離衰減”特性，以期為促進脫貧地區(qū)在新時代實現(xiàn)經濟高質量增長提供新的思路和參考。

二、市場潛能與經濟增長理論機制分析

新經濟地理學認為，市場潛能是一個地區(qū)生產產品和服務的潛在需求規(guī)模，既代表經濟體本身的空間地理聯(lián)系，也反映區(qū)域經濟增長的空間關聯(lián)程度[20]。從需求關聯(lián)的角度看，市場潛能本身帶有空間關聯(lián)效應，并通過提高生產要素價格及吸引周圍地區(qū)要素流入的作用機制，引起經濟活動在高市場潛能區(qū)空間集聚，經由本地市場放大和循環(huán)累積因果機制不斷強化這種集聚趨勢，在降低本地創(chuàng)新成本和交易成本的同時，促進新知識與新技術的溢出與擴散，輻射帶動周邊地區(qū)經濟增長，同時，這種效應將進一步加強地區(qū)間關聯(lián)，促使要素不斷向高市場潛能區(qū)流動，形成更高的集聚效應和溢出效應，形成“關聯(lián)-集聚-溢出”的空間循環(huán)過程，推動區(qū)域經濟增長[21]。具體作用機制如圖1所示。

湖南省武陵山片區(qū)是具有典型空間集聚形態(tài)的區(qū)域，其經濟規(guī)?？偭看蟮拿撠毧h域更有發(fā)展成為集聚中心的可能，借由市場需求產生的空間聯(lián)系加速各類要素、信息等流動，價格指數(shù)效應和本地市場規(guī)模效應等更是強化這種集聚效應，更易形成資源要素凈輸入和產品凈輸出關系，最終造成要素空間極化，促進本地經濟增長、實現(xiàn)資源優(yōu)化配置。伴隨而來的溢出效應則在要素流動加速、知識溢出等作用下輻射帶動鄰近地區(qū)發(fā)展，進一步強化縣域間關聯(lián)，使得片區(qū)整體經濟增長具有“關聯(lián)-集聚-溢出”的空間效應過程。由于片區(qū)內交通通達性還有較大提升空間，且經濟結構和產業(yè)模式等同質化競爭等影響，各地方政府在“經濟錦標賽”的驅使下也可能表現(xiàn)出較強的“逐底競爭”傾向，使得鄰近競爭、市場分割等影響經濟溢出效應，呈現(xiàn)衰減特性[22]。

溢出效應的作用機制

三、模型構建與變量選取

（一）市場潛能測度

市場潛能是區(qū)域內潛在的產品和服務需求的總和，同時受到其他地區(qū)市場潛能的影響，其溢出效應隨著地區(qū)間距離的增加而減弱。目前學術界普遍采用Harri[23]計算方法，具體的測算為：

MP.it=∑i≠jGDP.jtd.ij+GDP.itd.ii （1）

其中，MP.it為i地區(qū)的市場潛能，GDP.jt為第t年地區(qū)j的國內生產總值，d.ij為地區(qū)i到地區(qū)j的幾何直線距離;d.ii=2/3area/π，area為各縣域轄區(qū)面積。各縣（市、區(qū)）經濟發(fā)展水平以實際GDP（2001年為價格基期）進行縮減，以剔除經典工資方程中價格因素的影響。

測算結果表明，湖南省武陵山片區(qū)市場潛能強度總體上升，其均值由2001年的4.2790萬元/km上升到2018年的61.0114萬元/km，增長近15倍，但以標準差與均值之比表示的空間變異系數(shù)（CV）由2001年的0.2848擴大到2018年的0.3188，表明片區(qū)內部市場潛能的差異在擴大。分板塊來看，片區(qū)市場潛能的板塊式空間集聚特征明顯，逐漸由“東南-西北”板塊式遞減的空間趨勢向多“中心-外圍”集聚的空間格局轉變，冷水江、鶴城、永定等中心城市功能突出，湘西北部和懷化南部市場潛能度相對較弱，這與各板塊經濟區(qū)位優(yōu)勢和產業(yè)基礎密切相關。

（二）計量模型設定

1.面板數(shù)據(jù)模型。借鑒Fujita等[24]的經典工資方程，將市場潛能MP.it代入工資方程，并用地區(qū)經濟增長水平替代工資收入變量，同時，考慮C-D經典經濟增長模型中資本、勞動力和人力資本等影響，得到以下面板數(shù)據(jù)模型[13]：

ln y.it=α+β.1ln mp.it+β.2ln k.it+β.3ln l.it+

β.4ln hl.it+β.5ln ts.it+β.6ln gov.it+ε.it（2）

其中，i為縣級市，y.it為地區(qū)經濟增長水平，mp.it為i地區(qū)第t年市場潛能，l.it為勞動力投入，k.it為資本投入，hl.it以人力資本表征技術進步，ts.it為產業(yè)結構優(yōu)化，gov.it為政府干預情況，α為截距項，β為變量參數(shù)，ε.it為隨機誤差項。

2.空間面板數(shù)據(jù)模型。市場潛能不僅對本地區(qū)具有市場需求效應，對鄰近地區(qū)也具有吸附作用。構建空間滯后（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓（SDM）模型如下：

ln y.it=ρ∑mi=1W.ijln y.jt+β.1ln mp.it+β.2ln k.it+

β.3ln l.it+β.4ln hl.it+β.5λ.it+μ.i+γ.t+u.it（3）

ln y.it=λ∑mi=1W.iju.jt+β.1ln mp.it+β.2ln k.it+

β.3ln l.it+β.4ln hl.it+β.5λ.it+μ.i+γ.t+ε.it （4）

ln? y.it=ρ∑Nj=1W.ijln? y.jt+βX.it+δ∑Nj=1w.ijX.it+

μ.i+γ.t+u.it（5）

其中，λ.it為包含gov.it、ts.it的控制變量，式（3）是在式（2）的基礎上引入空間滯后變量，反映經濟增長的“鄰居”效應;式（4）是在式（2）的基礎上引入空間誤差變量，反映相鄰區(qū)域不可觀測因素對經濟增長的影響;式（5）是式（3）和式（4）的結合，考察“鄰近效應”和隨機誤差效應的雙重影響。λ為空間誤差系數(shù)，ρ為空間自回歸系數(shù);W.ij為空間權重矩陣，本文除了基于“rook”原則建立鄰接空間權重矩陣（W.1）外，還以區(qū)域間歐式距離的倒數(shù)1/d2構建地理距離權重矩陣（W.2），以區(qū)域間的最快公路里程100 km為距離閥值構建交通距離空間權重矩陣（W.3）;μ.i為個體效應，γ.t為時間效應，ε.it、u.it為隨機誤差項;其他自變量含義與前述相同。式（5）中X.it為式（3）中解釋變量構成的向量。

（三）變量選擇與數(shù)據(jù)說明

考慮數(shù)據(jù)的可得性和可比性，以湖南省武陵山片區(qū)涉及的張家界4個縣（區(qū)）、懷化12個縣（市、區(qū)）、婁底市3個縣（市）（新化、漣源、冷水江）、益陽的安化縣、常德的石門縣及湘西自治州全境共計37個縣（市、區(qū)）2001-2018年的數(shù)據(jù)為典型事實，數(shù)據(jù)來源于《湖南統(tǒng)計年鑒（2002-2019）》及各縣（市、區(qū)）統(tǒng)計公報，個別缺失值利用線性插值法進行補充。

為估計市場潛能對經濟增長的空間溢出效應，以經濟發(fā)展水平（y）為因變量，采用各縣（市、區(qū)）人均GDP來衡量，并進行消脹處理（CPI=2001）。資本、技術和勞動力作為衡量地區(qū)經濟增長的要素稟賦狀況，年末從業(yè)人員占總人口的比重（l）和每萬人普通中學在校學生人員數(shù)（hl）分別作為勞動力投入和技術的代理變量，以固定資產投資價格指數(shù)進行縮減后的人均全社會固定資產投資額（k）作為資本的替代變量?？紤]縣級市經濟生產受地區(qū)產業(yè)結構、政府干預等的影響較大，在模型中還加入第二、三產業(yè)占GDP比重（ts）和財政支出占GDP比重（gov）控制變量。為解決模型異方差等問題，對所有指標都進行了取對數(shù)處理。

四、湖南省武陵山片區(qū)市場潛能的經濟增長效應分析

（一）總體效應分析

利用式（2）進行OLS、個體固定和雙向固定模型估算，結果表明（見表1），不論是否兼顧市場潛能因素的影響，雙向固定回歸模型的R2、BIC等值更優(yōu)，應選擇時空雙向固定模型，即第（3）列和第（6）列探討湖南省武陵山片區(qū)市場潛能對經濟增長的作用。

在表1中，當不考慮市場潛能變量時，資本投資每增長1%，湖南省武陵山片區(qū)經濟增長0.0421%;人力資本每增長1%，片區(qū)經濟增長0.1445%;勞動力正向促進經濟增長的效應有待進一步提升，這與當前欠發(fā)達地區(qū)縣域勞動力主要以凈流出為主的現(xiàn)實相符，產業(yè)結構和人力資本知識溢出的經濟增長邊際彈性相對較大。加入市場潛能變量后，市場潛能每提高1%，區(qū)域經濟將增長1.4853%，勞動力和資本對經濟增長的影響系數(shù)明顯上升，人力資本和產業(yè)結構的正向促進作用依然顯著，表明市場潛能是影響片區(qū)縣域經濟增長不可忽視的重要因素。

（二）區(qū)域異質性分析

根據(jù)地理鄰近原則，將湖南省武陵山片區(qū)分為邵陽、懷化、張家界和湘西自治州四大板塊，運用雙向固定效應模型分析市場潛能對經濟增長影響的區(qū)域異質性（見表2）。從中發(fā)現(xiàn)，人力資本和產業(yè)結構仍然是各板塊經濟增長的核心要素，但市場潛能的增長效應更顯著。從作用系數(shù)來看，四大板塊的作用系數(shù)分別是2.0533、1.1154、0.6433和3.9532，即湘西板塊邊際彈性更大，而懷化板塊作用系數(shù)最小，一定程度表明市場潛能顯著正向促進經濟增長，但這種增長效應也受到資源要素配置的影響，在片區(qū)中部溢出作用較小。以邵陽板塊為例，經濟總量較大且近中心城市，區(qū)域市場潛能性較強，表現(xiàn)為極大的經濟增長效應;反觀湘西自治州板塊，市場潛能對經濟增長的促進作用較大，且勞動力等生產要素的正向經濟效應顯著，基本實現(xiàn)了強化市場潛能的同時，資源要素也得到了較好配置。從這個角度上說，欠發(fā)達脫貧縣域經濟的發(fā)展并不是單純以強化市場潛能為最終目的，促進資源優(yōu)化配置、實現(xiàn)提質轉型發(fā)展更是重點。

（三）穩(wěn)健性檢驗

首先，考慮分階段樣本估計市場潛能對經濟增長的長短期影響;其次，考慮雙向因果及遺漏變量等內生性問題對回歸結果的影響，分別采用市場潛能滯后一期與滯后兩期作為工具變量對式（2）進行內生性檢驗;最后，考慮動態(tài)面板模型在處理內生性上的優(yōu)勢，且經濟增長可能存在時滯效應，加入被解釋變量滯后一期變量采用差分GMM和動態(tài)GMM進行變量有效性分析。檢驗表明，市場潛能對經濟增長具有正向溢出作用的結論基本穩(wěn)健。

五、湖南省武陵山片區(qū)經濟增長空間溢出效應分析

（一）空間自相關分析

基于鄰接權重矩陣計算的經濟增長與市場潛能的全局Moran's I指數(shù)結果表明，2001-2018年市場潛能（ln mp）的Moran's I指數(shù)值在0.35～0.55之間，均通過1%的顯著性檢驗;經濟增長（ln y）全局Moran's I指數(shù)由-0.103上升到0.206，逐漸由空間分散向空間集聚特征轉變，說明市場潛能與經濟增長均存在空間自相關性。值得注意的是，2001-2004年，市場潛能與經濟增長的空間集聚度呈反向變動，一定程度上表明市場潛能具有時滯性，地區(qū)經濟增長空間相關性降低不會引起鄰近地區(qū)市場需求的即時減少。

（二）回歸結果分析

首先，根據(jù)Anselin[25]等提出基于LM檢驗和Robust-LM檢驗的判斷標準對SAR和SEM兩類模型進行選擇（見表3），LM檢驗結果顯示，三種空間權重矩陣下的LM和R-LM統(tǒng)計量都在1%的水平上顯著，表明兩類模型均適用;其次，LR檢驗的P值通過5%顯著性檢驗，說明SDM模型更優(yōu);最后，綜合考慮模型中各自變量顯著程度、可決系數(shù)與對數(shù)似然值估計結果三個方面[9]，地理距離權重矩陣下的R2為0.9936，對數(shù)似然值為712.0360，空間自回歸系數(shù)為0.4012，且各類變量均具有統(tǒng)計學上顯著性意義，因此，選用地理距離權重（W.2矩陣）下的SDM雙向固定效應模型考察市場潛能對經濟增長的空間溢出效應。

由表3可知，ln mp的空間自回歸系數(shù)顯著為正，其空間滯后項系數(shù)顯著為負，表明市場潛能強度在欠發(fā)達脫貧縣域的經濟增長正向促進作用更大，但鄰近地區(qū)的市場潛能對本地經濟增長存在顯著負向溢出影響，這與孫斌棟等[26]基于長三角縣級小城市的經驗研究相呼應，表明片區(qū)通過強化市場潛能，促使區(qū)域內資源要素高效利用進而促進本地經濟高質量發(fā)展，但由于區(qū)域“擠壓效應”（鄰近競爭）和市場分割的影響，使得鄰近地區(qū)資源相對匱乏，且中心城市的輻射效應難以發(fā)揮，表現(xiàn)出負向空間溢出。此外，經濟增長的空間滯后系數(shù)ρ顯著不為0，表明片區(qū)經濟發(fā)展存在顯著空間溢出效應，且地理距離越近其空間溢出效應越強，這是因為處于地理鄰接位置的地區(qū)，經濟和產業(yè)同質化程度較高，地方政府“戒備”心理導致“逐底式”競爭，影響經濟增長的空間溢出效應，而地理距離相近的地區(qū)經濟發(fā)展互補性較高，政府間合作頻繁，有利于形成較高的空間溢出效應。

在ρ顯著不為零的情況下，直接使用空間自回歸系數(shù)分析變量的空間外溢效應容易出現(xiàn)偏誤。因此，需利用空間自回歸偏微分方法將市場潛能的空間效應進行分解（見表4）。表4中，市場潛能每提高1%，將促進本地區(qū)經濟增長1.6819%，帶動區(qū)域整體經濟總增長0.9726%，但會引起鄰近地區(qū)經濟下降0.7093%，可以認為市場潛能對區(qū)域總體經濟增長起到了重要的支撐作用?，F(xiàn)實中，人口、資本等要素優(yōu)先在市場潛能度高的縣域集聚，形成集聚和規(guī)模經濟，為區(qū)域經濟發(fā)展提供豐富勞動力、高質量的人力資本以及技術資源，刺激欠發(fā)達地區(qū)經濟自發(fā)性增長。周圍地區(qū)由于資源要素中心化集聚，導致地區(qū)經濟發(fā)展動力不足，但隨著區(qū)域市場潛能的增強，為進一步促進和擴大市場潛能，地方政府不斷推動產業(yè)結構升級，釋放資本和知識技術外溢效應，實現(xiàn)片區(qū)經濟“群體式增長”。此外，人力資本和資本對經濟增長的三種效應都為正，勞動力的負向溢出強于正向溢出，政府支持在促進鄰近地區(qū)經濟增長中起到積極作用，但在區(qū)域整體經濟增長中的正向引導作用還有待加強。因此，如何強化脫貧縣域間市場潛能是實現(xiàn)經濟高質量轉型發(fā)展的關鍵所在，而實現(xiàn)“勞動力回流”、促進資本、技術溢出和產業(yè)集聚效應釋放、提升政府合作與行政效率、優(yōu)化片區(qū)資源配置是值得思考的重點任務。

（三）溢出范圍分析

基于不同地理距離閾值權重矩陣，每隔10 km進行雙向固定SAR模型回歸，將得到市場潛能對經濟增長的空間外溢系數(shù)，繪制得到圖2。

由圖2可知，市場潛能對經濟增長的空間溢出效應大致呈倒U型趨勢。具體表現(xiàn)為：在80 km范圍內，其空間溢出系數(shù)在10%水平上顯著且在80 km處最低，說明經濟增長的密集溢出區(qū)為80 km以內;80～140 km范圍內間接溢出系數(shù)隨距離增加而逐漸減少，而140 km以外間接溢出系數(shù)為負，但不具有統(tǒng)計學意義。說明市場潛能對經濟增長的正向空間溢出效應僅在一定的鄰近范圍內有效，而后隨地理距離的增加而減少，服從“距離衰減”規(guī)律，主要原因在于：一方面，在市場潛能較強的中心地區(qū)吸引了大量生產要素和企業(yè)形成空間集聚，從而輻射帶動周邊地區(qū)發(fā)展，且離集聚中心較遠的邊緣地區(qū)因競爭下降及周邊地區(qū)新需求形成更大的市場潛能，因而市場潛能對經濟增長的空間溢出效應隨地理距離增加而增強;另一方面，距集聚中心較近的廠商由于勞動力、資本等要素被中心地區(qū)擠壓，競爭優(yōu)勢難以獲取，發(fā)展受到抑制，因此市場潛能帶來的經濟增長效應將隨著地理距離的增加而下降，而遠離集聚中心的脫貧縣域在投資消費結構、產業(yè)結構、技術水平等方面的同質性和替代性較強，隨著地理距離越來越大，經濟外溢成本和運輸成本愈來愈高，對鄰近地區(qū)經濟增長的負向溢出逐漸顯現(xiàn)。

就片區(qū)內部來看，除懷化板塊外，其他板塊與片區(qū)整體的空間溢出范圍大體一致。邵陽板塊得益于長株潭城市群增長核心極和湘南經濟區(qū)產業(yè)轉移優(yōu)勢，擁有更為優(yōu)越的交通區(qū)位和工業(yè)體系及基礎設施網(wǎng)絡，在70 km閾值區(qū)的空間溢出系數(shù)最大，到140 km以內為繆爾達爾的擴散效應有效輻射區(qū);湘西自治州板塊在50～140 km內都為負向溢出的有效密集區(qū)，呈現(xiàn)顯著的“距離衰減”規(guī)律，與現(xiàn)實中丘陵高原過渡地帶交通不便、經濟基礎薄弱等密切相關;張家界板塊則在70 km處空間溢出效應由正轉負，這可能是因為超出70 km以外的區(qū)域受到鄰近地區(qū)競爭機制的影響成為集聚陰影區(qū)，抑制了經濟增長;懷化板塊則在90 km范圍內顯現(xiàn)正向空間溢出效應，鑒于懷化板塊轄區(qū)數(shù)量較多，地理空間分布較為狹長，因此，距離聚集中心的距離相對較遠，鄰近地區(qū)競爭下降而周邊新需求增加產生更大市場潛能，空間溢出系數(shù)隨距離的增加緩慢增大。綜上所述，市場潛能在欠發(fā)達縣域更容易受到鄰近競爭機制和行政藩籬影響，為促進脫貧地區(qū)經濟發(fā)展，既要加強正向空間溢出，也要減少負向空間溢出。

六、結論與建議

研究表明：（1）湖南省武陵山片區(qū)市場潛能強度總體提升，并發(fā)展成為片區(qū)經濟增長中不可忽視的影響因素;區(qū)域異質性顯著，其中片區(qū)西部的湘西板塊邊際彈性最大，中部懷化板塊最小。（2）市場潛能對經濟增長的空間關聯(lián)效應明顯，經由要素價格提升及要素流動產生集聚效應，顯著促進本地區(qū)經濟增長。由于縣域間經濟行政藩籬的制約，導致鄰近競爭嚴重，抑制了周圍地區(qū)經濟增長的空間溢出，呈現(xiàn)“關聯(lián)-集聚-溢出”的空間效應互動過程。（3）片區(qū)市場潛能對經濟增長的空間溢出效應大致呈現(xiàn)倒U型變化。其中，片區(qū)整體經濟增長的密集溢出范圍為80 km以內;邵陽板塊則在70 km以內空間溢出效應最大，湘西板塊和張家界板塊存在負向溢出范圍，并服從“距離衰減”規(guī)律，而懷化板塊則在90～290 km內其經濟增長的空間溢出效應隨地理距離的增加緩慢增大。

為此，提出如下建議：（1）進一步挖掘市場潛能潛力。以提升居民收入、擴大和培育內需為導向，強化擴大就業(yè)、降低消費稅率等政策，提升消費意愿，結合片區(qū)非均衡發(fā)展特征，在片區(qū)東部培育和開發(fā)中高端消費市場，中西部地區(qū)則在承接東部地區(qū)產業(yè)轉移同時兼顧自身資源稟賦優(yōu)勢，發(fā)展特色產業(yè)以擴大自身市場潛力。（2）加速推動市場一體化發(fā)展。緊扣鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，借助吉首、鶴城區(qū)、武陵源區(qū)作為引領區(qū)及冷水江作為重點區(qū)的高市場潛能區(qū)優(yōu)勢，加快交通基礎設施建設，倚靠邵冷漣城鎮(zhèn)圈和張家界城市圈等分類打造特色“縣域經濟1小時圈”，強化脫貧縣域間經濟聯(lián)系，加快市場一體化進程。（3）進一步釋放空間經濟正效應。主動參與銅吉懷城鎮(zhèn)圈、黔恩龍、大湘西等更大區(qū)域內產業(yè)分工與協(xié)作，完善產業(yè)基礎配套設施建設，提高中部懷化板塊市場潛能空間關聯(lián)性，同時，強化對中西部地區(qū)的空間溢出效應，探索建立制度化的區(qū)域合作機制和資源共享平臺，進一步擴大空間正溢出效應范圍。

參考文獻：

[1] 段小力.返貧的特征、成因及阻斷[J].人民論壇，2020（3）：90-91.

[2] 安樹偉，熊雪如.區(qū)域增長接力可以推動中國經濟穩(wěn)增長嗎？——基于全國285個地級及以上城市面板數(shù)據(jù)的分析[J].中國軟科學，2020（2）：82-93.

[3] 何雄浪，葉連廣.長江經濟帶城市群經濟關聯(lián)、空間溢出與經濟增長[J].現(xiàn)代財經（天津財經大學學報），2020，40（1）：16-28.

[4] Fujita M， Hu D D. Regional disparity in China 1985-1994：The effects and globalization and economic liberalization[J]. The Annals of Regional Science，2001（35）：3-37.

[5] Ye X Y， Wei Y D. Eurasian geospatial analysis of regional development in China： The case of Zhejiang Province and the Wenzhou Model[J]. Geography and Economics，2005，46（6）：445-464.

[6] Bruna F， Lopez-Rodriguez J， Faina A . Market potential， spatial dependence? and spillovers in European regions[J]. Regional Studies， 2016， 50（9）：1551-1563.

[7] Martinez-Galarraga J， Tirado D A ， Gonzalez-Val R . Market potential and regional economic growth in Spain， 1860-1930[J]. European Review of Economic History， 2014， 19（4）：335-358.

[8] 趙偉光，敬莉.區(qū)域經濟關聯(lián)與經濟增長的空間溢出效應——以新疆為例[J].財經科學，2015（3）：131-140.

[9] 楊水根，王露.長三角城市群經濟關聯(lián)、空間溢出與經濟增長——基于空間面板計量模型的實證研究[J].系統(tǒng)工程，2017，35（11）：99-109.

[10]潘文卿.中國的區(qū)域關聯(lián)與經濟增長的空間溢出效應[J].經濟研究，2012，47（1）：54-65.

[11]張浩然，衣保中.地理距離與城市間溢出效應——基于空間面板模型的經驗研究[J].當代經濟科學，2011，33（3）：117-123，128.

[12]顏銀根，安虎森.中國分割的經濟空間：基于區(qū)域間經濟增長溢出的實證研究[J].當代經濟科學，2014，36（4）：47-57，125-126.

[13]王雪輝，谷國鋒.基于市場潛能的城市經濟增長空間格局及溢出效應[J].地理科學，2017，37（11）：1617-1623.

[14]王勝，屈陽，王琳，等.集中連片貧困山區(qū)電商扶貧的探索及啟示——以重慶秦巴山區(qū)、武陵山區(qū)國家級貧困區(qū)縣為例[J].管理世界，2021，37（2）：95-106，8.

[15]王兆峰，石獻.武陵山片區(qū)旅游業(yè)與交通協(xié)同發(fā)展研究[J].經濟地理，2016，36（2）：202-208.

[16]賈林瑞，劉彥隨，劉繼來，等.中國集中連片特困地區(qū)貧困戶致貧原因診斷及其幫扶需求分析[J].人文地理，2018，33（1）：85-93，151.

[17]趙志君，羅紅云，王文豪.相對貧困測度與民族地區(qū)貧困發(fā)生率研究[J].民族研究，2020（3）：15-27，139.

[18]楊水根，王露.湖南省武陵山片區(qū)人口城鎮(zhèn)化與流通產業(yè)發(fā)展協(xié)同演化及其減貧效應研究[J].地理科學，2020，40（11）：1909-1920.

[19]丁建軍，寧燕.湖南武陵山片區(qū)農民收入多樣性特征及其對貧困的影響[J].地理科學，2016，36（7）：1027-1035.

[20]Head K， Mayer T. Market potential and the location of Japanese investment in the European Union[J]. The Review of Economics and Statistics，2004，86（4）：959-972.

[21]王雪輝.市場潛能對區(qū)域經濟增長的空間效應研究[D].沈陽：東北師范大學，2018.

[22]黃建歡，方霞，黃必紅.中國城市生態(tài)效率空間溢出的驅動機制：見賢思齊VS見劣自緩[J].中國軟科學，2018（3）：97-109.

[23]Harris C D. The market as a factor in the localization of? industry in the Unitied States[J]. Annals of the Association of American Geographers，1954，44（4）：315-348.

[24]Fujita M， Krugman P， Venables A J. The spatial economy： Cities， regions and international trade[M].Cambrige MA：MIT Press，1999.

[25]Anselin L. Local indicators of spatial association-LISA[J]. Geographical Analysis，1995（2）：93-115.

[26]孫斌棟，丁嵩.大城市有利于小城市的經濟增長嗎？——來自長三角城市群的證據(jù)[J].地理研究，2016，35（9）：1615-1625.

（責任編輯：寧曉青）

A Study on the Release of Market Potential and Spatial

Spillover Effect of Economic Growth in Poverty-free Areas of China：

A Case Study of Wuling Mountainous Area of Hunan Province

YANG Shuigen1，2，WANG Lu3

（1.Education Science Research Institute of Hunan University， Changsha， Hunan 10082， China;

2.School of Economics and Trade， Hunan University of Technology and Business， Changsha， Hunan 410205， China;

3. School of Economic and Finance， South China University of Technology，Guangzhou，Guangdong 510006， China）

Abstract：With the data of 37 counties in Wuling mountainous area of Hunan Province from 2001 to 2018， this paper constructs the panel and spatial theoretical model of market potential and economic growth to estimate their economic growth and spatial spillover effects. The study found that： the market potential has been increasing continuously， which has significantly promoted the economic growth， but the promotional effects in different plates are particularly different. The market potential has obvious spatial effect process of "association-aggregation-spillout" on economic growth. Market potential generates agglomeration effects through price increases and factor flows， which promote economic growth in the region， but due to the segmentation of the inter-county market and neighboring competition， it has significantly inhibited the effect of spatial spillover in the surrounding area. Further analysis shows that the spatial spillover intensity of economic growth is roughly "inverted U"， and its effective spillover range is less than 80 km， and there are significant internal differences in the impact range， direction and other aspects.

Key words：poverty-free areas; economic growth; market potential; spatial spillover effect

收稿日期： 2021-01-15

基金項目： ?國家社會科學基金課題（19BGL206）、中國博士后科學基金面上資助項目（2019M652763）、湖南省自然科學基金項目（2021JJ30200）、湖南省教育廳科學研究優(yōu)秀青年項目（18B332）、湖南省社會科學評審課題（XSP18YBC315）、湖南工商大學青年創(chuàng)新驅動項目（校行發(fā)〔2018〕99 號）

作者簡介： 楊水根（1980—），男，湖南瀏陽人，湖南大學教育科學研究院博士后，湖南工商大學經濟與貿易學院副教授，研究方向：空間經濟與區(qū)域產業(yè)發(fā)展。