徐長生 周志鵬

摘 要：

采用空間面板德賓（Durbin）模型，分析城市首位度對經(jīng)濟增長和不同產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，結(jié)果表明：城市首位度對本地整體經(jīng)濟增長和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有正向促進(jìn)作用，而對第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)向作用；相鄰地區(qū)城市首位度的提高對本地第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展都具有顯著的正向作用；各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展是相互依賴、相互關(guān)聯(lián)的，一個地區(qū)發(fā)展會帶動周圍地區(qū)發(fā)展。

す丶詞：

城市首位度；空間面板德賓(Durbin)模型；空間效應(yīng)の惱鹵嗪牛2095-5960（2014）04-0070-05

；中圖分類號：F293.1；文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

一、引言與文獻(xiàn)綜述

城市首位度是一個區(qū)域內(nèi)人口規(guī)模第一位的城市與人口規(guī)模第二位的城市人口數(shù)量之比，它充分反映了一個區(qū)域內(nèi)城市的分布情況，若其值較高則意味著本區(qū)域存在著一個超級中心城市，相反若其值較小則意味著區(qū)域存在規(guī)模相當(dāng)?shù)膬蓚€中心城市。同時，城市首位度是一個區(qū)域內(nèi)人口聚集程度的一種衡量指標(biāo)，這種聚集程度一方面受到自然環(huán)境的制約，同時也受到經(jīng)濟社會發(fā)展程度的影響，而且還會受到政府政策的影響。作為上述原因的結(jié)果，區(qū)域城市體系結(jié)構(gòu)、城市人口的聚集程度又會對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展發(fā)揮作用：其正向影響來自于規(guī)模經(jīng)濟，而負(fù)向影響來自于人口擁擠、城市污染等城市病，因此最終的作用方向是上述兩種力量合力的結(jié)果。通過研究城市首位度對區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展影響，有助于政府選擇不同的區(qū)域城市發(fā)展戰(zhàn)略政策來調(diào)整城市體系結(jié)構(gòu)，進(jìn)而最終促進(jìn)經(jīng)濟增長。

城市首位度對經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響結(jié)果到底怎么樣，不同的學(xué)者進(jìn)行了分析研究，但是卻得到不同的結(jié)論，例如：Williamson (1965)認(rèn)為只有在經(jīng)濟發(fā)展到一定階段之后，城市集聚才能夠促進(jìn)人均GDP增長［1］；Henderson（2003）利用1960—1990年70個國家跨國證據(jù)證實存在城市首位度對經(jīng)濟增長的非線性關(guān)系，存在最優(yōu)城市首位度可能最有利于經(jīng)濟增長［2］；Brülhart和Sbergami (2008)進(jìn)一步利用較大樣本的105個國家和較小樣本的歐洲國家樣本，采用擴展的OLS和改進(jìn)的動態(tài)面板系統(tǒng)GMM方法證實在某種經(jīng)濟發(fā)展水平下，城市首位度確實能夠促進(jìn)人均GDP增長，他得到的結(jié)論證實了Williamson (1965)的假說［3］。但是，Steven和Frederick（2008）根據(jù)Henderson模型，將樣本擴大后，通過城市首位度與FDI、FDI與經(jīng)濟增長這兩者關(guān)系研究，然后實證研究發(fā)現(xiàn)，沒有證據(jù)表明所謂最優(yōu)城市首位度的存在，并進(jìn)一步認(rèn)為即使存在城市首位度對經(jīng)濟增長的非線性關(guān)系，也是與Henderson研究結(jié)論相反，即可能存在最差的城市首位度，可能存在一個城市首位度最不利于經(jīng)濟增長，并進(jìn)一步分析出現(xiàn)結(jié)論相反的原因在于研究結(jié)論對樣本和時間的選擇具有非常大的敏感性［4］。關(guān)于城市首位度與經(jīng)濟增長的研究可進(jìn)一步參考Davis 和Henderson (2003)［5］，Henderson (2004)［6］，Duranton (2007)［7］ ，Ploeg 和 Poelhekke (2008)［8］研究。國內(nèi)學(xué)者也從不同角度研究了城市首位度與經(jīng)濟增長的關(guān)系，詳細(xì)可以參加周一星（1995）［9］、王馨（2003）［10］、郭松（2006）［11］、王家庭（2012）［12］、王小魯和夏小林（1999）［13］、龍大海（2003）［14］、韓瑜（2004）［15］、馮云廷（2004）［16］等。

但是上述研究仍舊有兩點不足，一是忽略了不同區(qū)域之間的空間相互聯(lián)系，從分割的角度單獨看待本地空間單元。本地首位城市不僅會對自身、周圍小城市產(chǎn)生影響，也會對周圍地區(qū)的發(fā)展產(chǎn)生影響，即存在空間效應(yīng)，換句話說本地不同的城市規(guī)模等級結(jié)構(gòu)不僅對本地經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生影響也會對周圍地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生作用。二是只整體地看待城市首位度對經(jīng)濟增長的影響，沒有對城市首位度對經(jīng)濟體不同的產(chǎn)業(yè)，尤其是第二和第三產(chǎn)業(yè)的影響進(jìn)行考察對比。不同的產(chǎn)業(yè)在不同的地區(qū)具有不同的優(yōu)勢，并且不同產(chǎn)業(yè)的空間相互聯(lián)系是不同的，需要進(jìn)行對比研究，以對政策制定提供更加有力的借鑒。

因此本文的創(chuàng)新點就在于，著重從空間相互依賴的角度，利用最近不斷發(fā)展的空間面板德賓模型，來分析城市首位度對經(jīng)濟增長的影響，特別是分析城市首位度對第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的不同影響。

二、城市首位度對經(jīng)濟發(fā)展的影響機制分析

上部分分析了城市首位度對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響是城市人口空間分布的正向和負(fù)向因素合力的結(jié)果。值得一提的是，不僅本地城市首位度對本地經(jīng)濟增長具有影響，而且鄰近地區(qū)的城市首位度也會對本地經(jīng)濟發(fā)展具有影響。在研究本地城市首位度對經(jīng)濟增長的直接效應(yīng)時，也不應(yīng)當(dāng)忽略鄰近地區(qū)的城市空間結(jié)構(gòu)對本地經(jīng)濟的間接效應(yīng)。這種間接效應(yīng)是空間依賴關(guān)系下區(qū)域競爭和晉升激勵的結(jié)果，知識、人才資源總是最為稀缺的，而這又是帶動經(jīng)濟最為關(guān)鍵的要素，一省城市首位度的提高或者降低，提升或者降低了本省中心城市吸引力，不僅對本省人才的聚集和技術(shù)創(chuàng)新起到正向或者負(fù)向的作用，而且也對他省人才聚集和技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生負(fù)向或者正向作用，因此他省也會對相鄰各省城市空間布局戰(zhàn)略決策做出反應(yīng)。

同時，對比研究城市首位度對第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的影響非常有必要。因為不同產(chǎn)業(yè)所具有的特點和屬性，使得一個地區(qū)的空間城市布局結(jié)構(gòu)對二者的影響可能不同。一般而言，以制造業(yè)為主的第二產(chǎn)業(yè)，可貿(mào)易性要強于以服務(wù)業(yè)為主的第三產(chǎn)業(yè)，所以對于具有不同第二產(chǎn)業(yè)相對優(yōu)勢的各個中心城市的發(fā)展，其第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展更加依賴于本地區(qū)和相鄰地區(qū)的市場潛力，本地不同城市之間更加需要制造業(yè)之間形成互補之勢才能帶動整個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，而與相鄰地區(qū)的制造業(yè)形成層次鮮明的相對優(yōu)勢時，不同地區(qū)的制造業(yè)貿(mào)易就會增加，從而對本地和相鄰地區(qū)發(fā)展產(chǎn)生更加積極的效應(yīng)。但是，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展更加需要的是人口集聚和知識、信息的交流，而對市場需求沒有制造業(yè)那么強，因此本地人口的中心〖JP2〗集聚會對創(chuàng)新能力有所提升，從而會對本地第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生積極的影響，同時因為相鄰地區(qū)人口的集聚提升其創(chuàng)新能力時，雖然不能使得服務(wù)變得更加可貿(mào)易，但是會通過兩種途徑產(chǎn)生溢出效應(yīng)：一是服務(wù)業(yè)產(chǎn)出效率提升會對本地制造業(yè)發(fā)展具有積極作用，從而帶動制造業(yè)發(fā)展并提升貿(mào)易性。二是服務(wù)業(yè)的提升也會對相鄰地區(qū)服務(wù)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生模范帶頭作用，促使相鄰地區(qū)模仿學(xué)習(xí)。因此，在研究城市首位度對不同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響時，有必要根據(jù)不同產(chǎn)業(yè)特點分析城市首位度對不同產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響。

三、模型、數(shù)據(jù)、變量

假定區(qū)域生產(chǎn)函數(shù)為柯布-道格拉斯（Cobb-Douglas）形式，城市首位度對經(jīng)濟的增長主要體現(xiàn)在對技術(shù)進(jìn)步的影響。將生產(chǎn)函數(shù)取其對數(shù)形式進(jìn)行實證檢驗，空間德賓面板模型計量檢驗形式可以設(shè)為：

y﹊t=μ璱+λ璽+ρWy﹊t+U﹊tβ+WU﹊tθ+X﹊tβ+WX﹊tθ+ε﹊t

其中，y﹊t=lnY﹊t L﹊t為對數(shù)人均GDP產(chǎn)出（lnrjgdp）、人均第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出（lnrjsi）或者人均第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出（lnrjti），U﹊t表示城市首位度，W為空間權(quán)重矩陣，μ璱、λ璽分別為個體效應(yīng)和時間效應(yīng)項，X﹊t表示其他控制變量，含有：選取區(qū)域內(nèi)省級財政分權(quán)(lnfde)，使用喬寶云（2002）［17］的測度方法測算。對外貿(mào)易程度(lnopen)，采用各省對外進(jìn)出口總值占本地區(qū)GDP比重來衡量，并經(jīng)過歷年人民幣匯率中間值進(jìn)行折算；政府規(guī)模(lnbgov)，采用預(yù)算內(nèi)財政支出占GDP比重衡量；從業(yè)人員人均固定資產(chǎn)形成總額(lnpk)，上述變量在回歸之中使用對數(shù)表達(dá)形式。構(gòu)建空間權(quán)重矩陣的方法有很多，本文采取簡單的0—1矩陣，若地區(qū)i和地區(qū)j邊界相連，W中的元素W﹊j的值為1，否則為0。同時在實證研究之中，需要將空間矩陣W經(jīng)過行標(biāo)準(zhǔn)化，以反映權(quán)重。正如前面分析的城市首位度對經(jīng)濟增長的影響機制，之所以選擇空間面板德賓模型的原因就在于：本地區(qū)經(jīng)濟增長不僅受到本身經(jīng)濟要素的影響，也受到臨近地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度和鄰近地區(qū)經(jīng)濟要素的影響，即各省經(jīng)濟發(fā)展存在空間溢出效應(yīng)。

本文的研究樣本為1989—2009年全國28個內(nèi)陸省級行政區(qū)，數(shù)據(jù)分別來自《新中國六十年資料匯編》、歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、歷年《中國財政年鑒》、歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》，其中GDP 和人均GDP 數(shù)據(jù)以及各地區(qū)固定資本形成總額根據(jù)普查數(shù)據(jù)進(jìn)行了調(diào)整。重慶、海南、西藏的數(shù)據(jù)較短或缺失較多，并不包括在內(nèi)，在計算省級行政區(qū)城市首位度的過程之中，1997 年以后四川數(shù)據(jù)為不包含重慶數(shù)據(jù)，而之前包括重慶的數(shù)據(jù)，以此來計算四川的城市首位度。變量的描述性結(jié)果見表1。

ケ1描述性統(tǒng)計

變量

說明

計算方法

最小值

最大值

均值

方差

被解釋變量

lnrjgdp

人均GDP對數(shù)

實際GDP/人口

6.885

10.778

8.524

0.789 lnrjsi

人均第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對數(shù)

實際第二產(chǎn)業(yè)/人口

8.182

12.486

10.117

0.925 lnrjti

人均第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對數(shù)

實際第三產(chǎn)業(yè)/人口

8.052

12.027

9.794

0.818

控制變量

lnfde

財政分權(quán)程度對數(shù)

喬寶云（2002）計算方法

-0.660

-0.070

-0.332

0.130 lnopen

對外開放程度對數(shù)

進(jìn)出口總值/GDP

-10.480

0.790

-1.913

1.168 lnbgov

政府力量對數(shù)

預(yù)算財政支出/GDP

-3.012

-0.798

-2.055

0.394 lnpk

人均固定資產(chǎn)投資對數(shù)

固定資產(chǎn)總額/人口

5.910

10.923

8.221

1.001

核心解釋變量

U

城市首位度

人口第一位城市/第二位城市

1

7.734

1.900

1.176

四、實證分析結(jié)果

為了檢驗城市首位度對經(jīng)濟增長、第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的不同影響，理解城市首位度對不同經(jīng)濟發(fā)展的不同機制，文章進(jìn)行了下面六種模型的回歸檢驗。表2報告了這些空間德賓面板模型估計結(jié)果，其中模型1為城市首位度對整個經(jīng)濟產(chǎn)出（人均GDP）的空間面板固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果，模型2為城市首位度對整個經(jīng)濟產(chǎn)出（人均GDP）空間面板隨機效應(yīng)回歸結(jié)果，模型3、模型4分別為城市首位度對第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展（人均第二產(chǎn)業(yè)增加值）空間面板固定、隨機效應(yīng)回歸結(jié)果，模型5和模型6為城市首位度對第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展（人均第三產(chǎn)業(yè)增加值）空間面板固定、隨機效應(yīng)回歸結(jié)果。

在使用空間德賓面板模型之前，需要先期進(jìn)行Moran檢驗，表明是否需要采用空間計量模型更加合適研究問題；再進(jìn)行空間滯后LM和空間誤差LM檢驗，表明是采用空間滯后模型還是空間誤差模型；然后進(jìn)行空間面板德賓模型和空間滯后模型Wald檢驗，表明是否采用空間面板德賓模型優(yōu)于空間滯后面板模型。在本文研究過程之中，先期進(jìn)行了上述檢驗，回歸結(jié)果研究都很好地通過了顯著性檢驗。因此本文采用空間面板德賓模型對城市首位度與經(jīng)濟增長的關(guān)系進(jìn)行研究，回歸結(jié)果見表2。

ケ2回歸分析結(jié)果

空間面板德賓模型

模型1固定效應(yīng)

模型2隨機效應(yīng)

模型3固定效應(yīng)

模型4隨機效應(yīng)

模型5固定效應(yīng)

模型6隨機效應(yīng)

被解釋變量

人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（lnrjgdp）

人均第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（lnrjsi）

人均第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（lnrjti）

解釋變量

系數(shù)

系數(shù)

系數(shù)

系數(shù)

系數(shù)

系數(shù)

lnfde

1.082***ィ13.096）

1.127***ィ13.776）

1.004***ィ3.883）

1.092***ィ4.594）

0.753***ィ3.306）

1.040***ィ4.900） lnopen

0.012***ィ3.555）

0.0136***ィ4.108）

0.006ぃ0.551）

0.008ぃ0.823）

0.026***ィ2.941）

0.030***ィ3.382） lnbgov

-0.461***ィ-16.639）

-0.470***ィ-17.249）

-0.192**-2.225）

-0.214***ィ-2.790）

-0.185**ィ-2.434）

-0.264***ィ-3.832） lnpk

0.166***ィ13.196）

0.170***ィ13.609）

0.190***ィ4.837）

0.220***ィ5.833）

0.080**ィ2.301）

0.109***ィ3.251） U

0.005ぃ1.346）

0.004ぃ1.083）

-0.021* （-1.652）

-0.015ぃ-1.261）

0.015ぃ1.367）

0.013ぃ1.212） W*lnfde

-0.361** （-2.076）

-0.133ぃ-0.769）

-2.115***ィ-4.078）

-1.705***ィ-3.820）

-0.906**ィ-1.974）

-0.400ぃ-0.985） W*lnopen

0.066***ィ7.955）

0.072***ィ8.736）

0.041ぃ1.623）

0.038ぃ1.546）

0.075*** （3.340）

0.078***ィ3.581） W*lnbgov

0.280***ィ4.565）

0.170*** （2.821）

0.550***ィ3.015）

0.428***ィ3.064）

-0.088ぃ-0.547）

-0.251ぃ-1.930） W*lnpk

-0.080** （-3.926）

-0.060***ィ-2.937）

0.076ぃ1.239）

0.089ぃ1.487）

0.013ぃ0.242）

0.015ぃ0.295） W*U

-0.018*ぃ-2.296）

-0.020**ィ-2.522）

0.085***ィ3.482）

0.065***ィ2.909）

0.091***ィ4.183）

0.069***ィ3.404） ρ

0.324*** （8.244）

0.207***ィ4.816）

0.349***ィ7.531）

0.259***ィ5.270）

0.120**ィ2.265）

0.067ぃ1.237） Teta

0.046***ィ5.297）

0.175***ィ5.364）

0.150***ィ5.345）R-squared

0.996

0.991

0.974

0.820

0.974

0.894 log-likelihood

946.231

846.869

280.350

215.743

362.729

290.908 Wald_spatial_lag

159.381(0.000)

134.521(0.000)

27.046(0.000)

23.700(0.000)

33.024(0.000)

32.391(0.000) LR_spatial_lag

122.954(0.000)

26.3815(0.000)

36.3734(0.000)

Hausman 檢驗

18.646(0.068)

9.5233(0.574)

1.4435(0.999)

注：***、**、* 分別代表在1%、5% 和10% 顯著性水平上顯著。Teta為隨機效應(yīng)項。系數(shù)下方括號內(nèi)為t統(tǒng)計量。

從表2回歸結(jié)果可以看出，在選擇不同的被解釋變量分析回歸模型之中，若分析城市首位度對整體經(jīng)濟發(fā)展的影響，Hausman檢驗表明固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機效應(yīng)模型，因此需要選擇模型1作為基本分析模型。若分析城市首位度對第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展影響，Hausman檢驗表明隨機效應(yīng)模型優(yōu)于固定效應(yīng)模型，因此需要選擇模型4作為基本分析模型。同時，若分析城市首位度對第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展影響，Hausman檢驗表明隨機效應(yīng)模型優(yōu)于固定效應(yīng)模型，因此需要選擇模型6作為基本分析模型。

本文主要關(guān)注本地城市首位度、鄰近地區(qū)城市首位度以及鄰近地區(qū)發(fā)展?fàn)顩r即空間滯后項三者對本地經(jīng)濟發(fā)展的影響，對比模型1、模型4和模型6，可以得到結(jié)論：1989－2009年間本地區(qū)城市首位度的提高對當(dāng)?shù)卣麄€經(jīng)濟增長、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有正向影響，但是作用不顯著，而本地城市首位度的提高對本地第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有負(fù)向影響，且通過01的顯著性水平檢驗。相鄰地區(qū)城市首位度對本地經(jīng)濟增長則具有顯著負(fù)向作用，并且通過01的顯著性水平檢驗，換句話說本地城市首位度的提高對鄰近地區(qū)經(jīng)濟具有顯著負(fù)向作用，但是對第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有正向作用，且通過001的顯著性水平檢驗。從空間滯后項回歸系數(shù)來看，1989－2009 年間，相鄰地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的提高對本地經(jīng)濟增長、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有正向作用，并且其效應(yīng)顯著，僅只有相鄰地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對本地第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的正向作用沒有通過顯著性水平檢驗，其他兩者都通過顯著性水平檢驗，則經(jīng)濟意義可以表述為各地經(jīng)濟發(fā)展和各產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有相互關(guān)聯(lián)、相互依賴的關(guān)系。

上述實證結(jié)果，可以由下列原因來解釋：1.因為第二、三產(chǎn)業(yè)所具有的不同特點，使得本地城市首位度對本地第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)影響效果不同，以制造業(yè)為主的第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展要依靠本地區(qū)各個城市之間的互補效應(yīng)發(fā)揮，利用各自優(yōu)勢，從而擴大市場交易和提升可貿(mào)易性，而城市首位度提高意味著本地區(qū)人口主要集中在一個龍頭城市，這樣會減少第二位等其他城市相對優(yōu)勢的發(fā)揮，并且限制了本地不同城市之間第二產(chǎn)業(yè)的可貿(mào)易性。但是以服務(wù)業(yè)為主的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展主要靠人才聚集、知識信息集聚引導(dǎo)發(fā)展，可貿(mào)易性低并且不需要依靠本地區(qū)各城市之間的相互配合，城市首位度的提高會提升整個地區(qū)研發(fā)和智力創(chuàng)新的能力，進(jìn)而對第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生積極影響。總體來看，城市首位度提高對第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的正向作用，超過對第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的負(fù)向效應(yīng)，最終有助于本地經(jīng)濟發(fā)展的提高，但是效果不是很明顯。2.臨近地區(qū)城市首位度提高對本地第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展和本地第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展都具有正向作用，但是作用機制不同，對第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的提升是因為相鄰地區(qū)城市首位度提高之后不同地區(qū)形成不同的相對優(yōu)勢，并且提高了各地區(qū)之間的可貿(mào)易性和擴大了市場交易，而對第三產(chǎn)業(yè)的提升是因為城市首位度提高增強了臨近地區(qū)創(chuàng)新研發(fā)能力進(jìn)而對本地區(qū)樹立典型，本地區(qū)因此會加快新技術(shù)利用從而在“干中學(xué)”過程之中提高研發(fā)能力和服務(wù)能力，并且相鄰地區(qū)研發(fā)能力提高之后也會對本地制造業(yè)產(chǎn)生需求，進(jìn)而帶動本地制造業(yè)發(fā)展最終會引致第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展。但是為什么綜合看來，相鄰地區(qū)城市首位度提高之后對本地整體經(jīng)濟產(chǎn)生負(fù)向作用，現(xiàn)在不能有很好的解釋，是一個值得繼續(xù)探討的方向。3.因為各地區(qū)是相互聯(lián)系相互依賴的，不同地區(qū)并不是相互嚴(yán)格分割，因此一個地區(qū)各種產(chǎn)業(yè)的發(fā)展最終也會有助于其他鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，并最終帶動整個經(jīng)濟的發(fā)展，這就解釋了相鄰地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的提高對本地經(jīng)濟增長、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展都具有正向作用這一回歸結(jié)果。

其他變量回歸分析結(jié)果之中，不同控制變量在不同的回歸模型之中有幾點差異，具體表現(xiàn)在：本地開放程度和相鄰地區(qū)開放程度對本地第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的正向效應(yīng)，但是沒有通過顯著性檢驗；相鄰地區(qū)的政府能力對本地第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)向作用，并且沒有通過顯著性檢驗；相鄰地區(qū)人均固定資本對本地整體經(jīng)濟具有顯著的負(fù)向效應(yīng)；其他變量得到的結(jié)果在三種模型之中，正負(fù)向作用和顯著性水平一致。

五、結(jié)論

文章通過采用不斷發(fā)展的空間面板德賓模型，對城市首位度與經(jīng)濟增長、第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行了分析，并對城市首位度對不同產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響進(jìn)行了比較，得到以下結(jié)論：

1.本地城市首位度對本地整體經(jīng)濟增長和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有正向促進(jìn)作用，而對第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)向作用。城市首位度對不同產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生不同影響的原因可能是：產(chǎn)業(yè)的互補性依賴程度和可貿(mào)易性強度有所差異。

2.相鄰地區(qū)城市首位度提高對本地第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展都具有正向顯著作用，但是作用機制不同，對第二產(chǎn)業(yè)的影響主要是可貿(mào)易程度的擴大，而對第三產(chǎn)業(yè)影響在于“干中學(xué)”的示范效應(yīng)。

3.相鄰地區(qū)發(fā)展是相互依賴的，沒有完全的分割，一個地區(qū)的發(fā)展會帶動周圍臨近地區(qū)的發(fā)展。

因此，政府應(yīng)當(dāng)合理布局城市空間發(fā)展戰(zhàn)略，從本區(qū)域和區(qū)域之外的空間依賴關(guān)系入手，既要通過人口集聚發(fā)揮龍頭城市在帶動整體經(jīng)濟和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的作用，也要著眼長期解決各種阻礙要素流動的體制機制障礙，發(fā)揮好龍頭城市的帶頭示范作用，增強鄰近地區(qū)的合作，從而擴大以制造業(yè)為主的第二產(chǎn)業(yè)的市場需求并提高產(chǎn)出的可貿(mào)易性，從而實現(xiàn)共同發(fā)展。

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The Spatial Spillover Effects of Urban Primacy on Different Industries

- Based on Spatial Panel Durbin Model Analysis

XU Chang瞫heng,ZHOU Zhi瞤eng

(School of Economics, Huazhong University of Science and Technology,Wuhan,Hubei 430074, China)

Abstract：

We use the Spatial Panel Durbin Model to explore the relationship between urban primacy and different industries empirically .Based on the above result, we can gain many main conclusions: improvement of one unit urban primacy may raise this ﹔egion economy and its the third industry output, but decrease its second industry output; improvement of its ﹏eighborhood urban primacy may also raise its both the second and third industries significantly; all regions growth ヾepend their neighborhood partially.

Key words：

urban primacy; spatial panel durbin model; spatial effect

責(zé)任編輯：蕭敏娜

吳錦丹 蕭敏娜 常明明