周 韜

（1.中央財經大學經濟學院，北京 100032；2.河南科技大學經濟學院，河南 洛陽 471023）

一、引言

城市群經濟是全球經濟的核心領域，其經濟增長的動力、機制及績效等主題是區(qū)域經濟研究的熱點問題。優(yōu)化經濟增長結構、轉變經濟發(fā)展方式以及實現新舊動能轉化是新時代區(qū)域經濟亟待研究的重要課題?！敖Y構因素”是經濟學觀察經濟增長的重要窗口。在長時段、多尺度、迅疾亦劇烈的城市群競爭中，不同區(qū)域的空間組織、分化與重組深刻影響著中國區(qū)域經濟的基本格局。文章試圖從“雁陣模式”入手，以我國長三角、京津冀和中原三類不同發(fā)展水平的城市群作為案例研究，實證檢驗經濟結構差異對我國城市群經濟的影響，研究空間組織對城市群增長的“結構性”影響，進而揭示中國城市群增長的“結構之謎”，更進一步驗證中國城市群內部和城市群之間的“雁陣”空間組織模式及其績效，探索城市群增長中的時空特點，為實現“調結構、促轉型、穩(wěn)增長”等宏觀經濟目標提供理論依據和政策支持。

二、理論機制分析

城市群可以看做是一種客觀存在的經濟地理現象，也可以看做是一類經濟空間組織形態(tài)，還可以看做是區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略。大多研究把城市群的發(fā)展視為地理集聚而相互依賴和合作的城市及其內部組織共生共榮的過程。不同的城市在要素稟賦、發(fā)展階段及產業(yè)結構不同，在區(qū)域發(fā)展中并不是同時發(fā)展的，而在時間上卻是繼起發(fā)展的。

雁陣發(fā)展模式是日本學者赤松要(1935)在總結日本工業(yè)的“進口—國內生產（進口替代） —出口”發(fā)展模式的基礎上提出的[1]，小島清(Kojima，2003)用要素稟賦的差異將雁陣模式納入到比較優(yōu)勢理論框架內[2]，進一步拓展了雁陣模式理論。這一理論一直以來成為解釋“亞洲四小龍”崛起路徑的經典范式。Sachs、Woo(1994)與Chen 等(2011)認為產業(yè)結構變遷能顯著促進產出增長與全要素生產率的提高，發(fā)現中國經濟高速發(fā)展的核心動力在于改變落后產業(yè)結構[3，4]。Peneder(2003)認為要素從低生產效率行業(yè)向高生產效率行業(yè)轉移是社會生產效率提高的動力，“結構紅利”是促進經濟數量穩(wěn)定增長的源泉[5]。

進一步講，中心城市產業(yè)結構的調整變化導致中心城市地區(qū)大量藍領工人向城郊遷移，進而帶來了城市集群規(guī)模的延伸和擴大[6]。多中心城市地區(qū)的協(xié)同可以通過對不同城市之間在經濟和功能的差異化定位和提升區(qū)域組織能力的合作來實現[7]，重要的是城市間的互補發(fā)展會使市民享受到更多的功能性服務[8]。蔡昉等(2009)認為，大國地區(qū)間的異質性使得經濟體內部地區(qū)間的產業(yè)承接和轉移成為可能[9]。唐根年等(2015)認為，中國不同于小國資源稟賦和產業(yè)結構的同質性，不同發(fā)展階段的東部、中部、西部構成一個產業(yè)升級的大國“雁陣”模式[10]。干春暉等(2011)認為，產業(yè)結構高級化是經濟波動的一個重要來源，產業(yè)結構合理化則有助于抑制經濟波動[11]。林毅夫(2012)則認為依據比較優(yōu)勢確立主導產業(yè)能夠實現產業(yè)升級和經濟增長的互動[12]。袁志剛(2015)研究發(fā)現，城市制造業(yè)就業(yè)對服務業(yè)就業(yè)的乘數效應，城市制造業(yè)就業(yè)每增加1%，會帶來服務業(yè)就業(yè)約0.44%的上升[13]。楊仁發(fā)(2019)從馬克思主義政治經濟學視角分析經濟增長中產業(yè)結構演進的基礎和動力，提出新時代中國需要不斷提高產業(yè)結構變遷度，實現經濟從高速增長向高質量增長轉變[14]。

城市間的關系傳統(tǒng)上被認為是圈層結構，而中國區(qū)域經濟目前的趨勢是：越來越多地出現了橫向的、網絡狀的城市關系。通過互補與合作，網絡城市結構這種新的空間組織模式出現了，這種結構在創(chuàng)造協(xié)同效應上是有益的。城市群內部各城市間主要表現為核心城市對周邊城市的空間外部性與局部地理溢出，而城市群間則表現為全局地理溢出[15]。隨著經濟的增長，某一地區(qū)具有比較優(yōu)勢的產業(yè)（勞動密集型） 會走向衰落，取而代之的是新比較優(yōu)勢的產業(yè)（資本密集型），隨著新生產要素技術和知識作用的凸顯，導致原有產業(yè)比較優(yōu)勢的消失，日本的產業(yè)升級路線正符合這一特點。

目前，大量研究已關注結構性因素對區(qū)域經濟增長的長期影響及其波動機理[16-20]，但大多數文獻所關注的結構性問題局限在國家層面或地區(qū)層面。由于我國經濟發(fā)展不平衡，資源稟賦和產業(yè)結構空間異質性明顯，城市群之間更具有顯著的差異性，這使得我國城市群之間形成“雁陣”發(fā)展模式成為可能。根據經濟發(fā)展的梯度性特點，需要對雁陣模式進行進一步拓展，將城市群經濟增長理解為產業(yè)結構的空間變化，使用“雁陣”描述中國城市群“結構性增長”的不同階段及相互繼起模式，具有較強的解釋力和一般性。雁陣模式依據比較優(yōu)勢的動態(tài)變化，解釋以發(fā)達經濟體為領頭雁，勞動密集型產業(yè)從發(fā)達經濟體依次轉移到次發(fā)達地區(qū)的經濟發(fā)展模式，一般形容發(fā)展階段的“雁陣”式相互繼起形態(tài)。

據此，文章給出一個核心推論：在空間分布規(guī)律上，中國不同發(fā)展水平的城市群形成了相互繼起的“雁陣”模式。這種雁陣模式的形成，是經濟活動在不同空間尺度上的整合、重組和聯合，將有助于促進城市群之間和城市群內部的分工與協(xié)作。城市群之間“雁陣”結構的形成，釋放出巨大的外部經濟，從而降低交易成本，并在相互信任和合作的共性文化氛圍中促進技術創(chuàng)新和實現競爭優(yōu)勢。

基于“雁陣模式”空間組織的城市群發(fā)展的基本邏輯是：在時空演變特征上，隨著經濟結構的不斷演進，不同城市群的結構紅利首先表現為發(fā)達城市群帶動其他城市群增長的加速雁陣，隨后演變?yōu)榇伟l(fā)達城市群的崛起并緩解整體結構紅利下降的減速雁陣，單個城市群的發(fā)展也符合這一規(guī)律?！把汴嚒苯Y構是城市群經濟的重要特征，通過結構維度解讀城市群經濟動力形成及其增長機制對我國區(qū)域經濟發(fā)展具有重要意義。

三、變量、數據及計量模型

1. 研究區(qū)域

城市群已經成為我國區(qū)域經濟的主體形態(tài)，由于我國經濟發(fā)展的不平衡，各類城市群發(fā)展具有明顯的空間異質性。據此，文章選取2001-2017 年不同發(fā)展水平的長三角、京津冀和中原城市群作為樣本城市群為研究對象進行實證分析，如圖1 所示。

圖1 三大城市群人均GDP

2. 變量選取及度量

綜合相關結構因素影響經濟增長的研究，文章認為區(qū)域之間的空間組織是影響城市群增長的重要因素，但結構因素是復雜的，根據經濟社會變遷一般規(guī)律，經濟結構至少應包括產業(yè)結構、人口結構、技術結構、投資-消費結構、外貿結構五個方面，城市群空間組織的核心內容也應從這五個方面考察。具體測算方法和指標涵義見表1。文章實證數據來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》、中經網、萬得數據庫、《中國區(qū)域經濟統(tǒng)計年鑒》等。

表1 變量定義與說明

3. 計量模型的設定與分析

（1） 空間相關性檢驗

區(qū)域內部的分工協(xié)作促進了城市之間的經濟聯系，在特定區(qū)域內出現了城市聚合區(qū)。在存在空間異質性的情況下，實證研究采用空間計量模型更為合適。從表2 可以看出，在2001-2017 年期間，我國三大城市群人均GDP 的全局Moran 指數均為正值；在正態(tài)分布假設之上，對Moran 指數檢驗的結果也高度顯著。這意味著，在此期間，三大城市人均GDP 存在顯著的、正的空間自相關，也就是說各城市發(fā)展水平的空間分布并非表現出完全的隨機性，而表現出相似值之間的空間集聚，其空間組織的特征是：較高發(fā)展水平的城市相對地趨于和較高發(fā)展水平水平的城市相鄰，或者較低發(fā)展水平的城市相對地趨于和較低發(fā)展水平的城市相鄰。

表2 2001- 2016 年三大城市群地理權重下的人均GDP moran,I 值

（2） 計量模型的設定

考慮到產業(yè)結構、人口結構、技術結構、投資—消費結構、外貿結構五個單項結構在不同空間尺度下的城市群增長的不同作用，因此選擇空間計量模型較為合適?？臻g面板模型的一般形式為：

其中，yit表示變量i 在時間t 的值，是因變量。wit是空間權重矩陣，表示空間對象之間的連接關系。ρ∑wityit是因變量的空間滯后效應，表示周邊地區(qū)因變量對本地區(qū)的影響?！苭itx'itδ 是自變量的空間滯后效應，表示周邊地區(qū)自變量對本地區(qū)的影響。ui為個體效應，γt為時間效應。如果λ=0 且δ=0，式(1)為空間滯后模型（SAR）；如果ρ=δ=0，則為空間誤差模型（SEM）；如果λ=0，則為空間杜賓模型（SDM）。可見，空間杜賓模型（SDM） 同時考慮了個體效應和時間效應，兼具SAR 模型和SEM模型的優(yōu)勢，因此，構建空間杜賓模型如下：

4. 空間交互及其效應

如果某一空間單元的某一解釋變量發(fā)生變化，該空間單元的因變量和其他單元的因變量都發(fā)生變化的現象，稱之為空間組織中的交互作用。其中空間變量變化對自身的影響被稱為“空間組織交互直接效應”，對其他空間單元的影響稱為“空間組織交互間接效應”。空間計量模型的參數估計結果反映了區(qū)域變量之間交互影響的豐富信息，借鑒LeSage 和Pace 的方法將其歸納為直接效應和間接效應[23]。這種反映空間組織交互作用的直接效應和間接效應正是文章所要捕捉的空間外部性。其中，直接效應不僅包括自變量變化對本區(qū)域因變量的影響，而且也能夠捕捉到空間循環(huán)反饋效應；間接效應則可以解讀為區(qū)域間的溢出效應[24]。據此，式(3)可轉換為：

被解釋變量對解釋變量的偏微分方程矩陣如下：

其中對角線元素的平均值為直接效應，非對角線元素的平均值為間接效應[25]。

5. 空間權重矩陣構建

將空間因素納入城市群空間組織效率分析，空間權重矩陣的構建是核心內容，不同空間權重矩陣的設定反應不同的分析思路?？臻g權重矩陣定義為W，是用以描述區(qū)域之間的地理特征與空間關系的n×n 為矩陣，形式如下：

為了分析城市群空間格局的動態(tài)演進機制，需要構建空間權重矩陣。在一般的空間權重建模分析中，地理距離空間權重由于其客觀性被廣泛采用?？臻g權重矩陣設定通常有鄰接標準和距離標準。

鄰接標準根據二分法建立的相鄰函數矩陣形式如下：

記作w={wij}，wij表示城市i 和城市j 的空間關系，i=1，2，…，n；j=1，2，…，n。

四、結果及分析

在進行計量模型回歸分析之間，一般首先要進行普通最小二乘估計，確立空間計量分析的必要性，普通OLS 回歸結果如表 3 所示，三大城市群的空間相關系數(ρ)的顯著性較高，因此采用空間計量模型進行進一步的分析是必要的。

根據前文所述，在空間計量模型分析中，需要考慮空間誤差和空間滯后等因素，但作為城市群層面的空間組織研究來講，由于城市區(qū)域是固定的，可視為固定抽樣。因此，空間杜賓模型（SDM）更為合適。表4 是地理空間權重下的SDM模型估計結果。

表3 普通OLS 估計結果

表3 的回歸結果顯示，結構因素對三大城市群經濟增長的影響差異較大。具體表現為：

第一，產業(yè)結構。產業(yè)結構升級與變遷對三大城市群的經濟增長均發(fā)揮了正向促進作用，但在長三角和中原城市群中較為顯著。說明長三角和中原城市群在產業(yè)結構及空間布局方面的經濟成效較為明顯，京津冀城市群產業(yè)結構及空間組織需要進一步優(yōu)化。

第二，人口結構。第三產業(yè)從業(yè)人數與第二產業(yè)從業(yè)人數比重的提高在三大城市群經濟產出中存在負向影響，其中在京津冀和中原城市群中較為顯著。主要原因是二、三產業(yè)從業(yè)存在顯著的空間分異，尤其是在京津冀和中原城市群中，高端服務業(yè)勞動力中心化集聚較為突出，導致勞動力布局與空間不匹配，無法形成“雁陣”空間形態(tài)，這種就業(yè)結構對經濟產出具有負向作用。

第三，技術結構。科學研究和技術服務業(yè)人員數和與城鎮(zhèn)就業(yè)單位人口數的比重所反映的技術結構對經濟增長具有正向促進作用，且在長三角和京津冀城市群中較為顯著。一方面印證了內生性技術進步是經濟增長的源泉，同時說明三大城市群對技術的依賴程度存在差異，對技術的依賴程度由強到弱依次是長三角城市群、京津冀城市群和中原城市群，佐證了三大城市群存在技術層面上的“雁陣”格局的結論。

第四，投資消費結構。投資消費結構對經濟增長的影響在京津冀和中原城市群中為負，在長三角城市群中為正，但均不顯著。說明投資效率在京津冀和中原城市群中較低，而在長三角城市群中較高，可能原因是長三角城市群城市間的分工體系較為合理。

表4 地理權重的SDM 模型估計結果

第五，外貿結構。使用貿易順差和GDP 的比值來表示的外貿結構在考慮了空間因素后，對三大城市群經濟增長的影響產生了負向影響，但均不顯著。一方面說明外貿順差對GDP 的貢獻趨于弱化，另一方面說明近年來三大城市群經濟增長的動力機制存在差異。

從控制變量來看，考慮空間因素以后，長三角城市群的固定資產投資、政府規(guī)模、發(fā)展?jié)摿唾Y源稟賦的空間溢出效應較弱，但并不顯著；京津冀城市群的固定資產投資、政府規(guī)模和發(fā)展?jié)摿鶑娀说貐^(qū)經濟增長，但資源稟賦弱化了其經濟增長，但并不顯著；政府規(guī)模顯著弱化了中原城市群的經濟增長，說明政府支出沒有產生空間溢出效應。固定資產投資和資源稟賦對中原城市群產生了顯著的空間增長效應，一方面說明中原城市群經濟經濟增長對物質要素的依賴程度較高，處于投資驅動階段；另一方面說明，中原、京津冀和長三角城市群經濟增長函數的不同，三大城市群處于不同的發(fā)展階段，符合大國雁陣模式的特點。

文章為了進一步考察經濟增長與結構因素之間的關系，且驗證了城市群所處階段各不相同，呈現出不同的增長模式，還需要對產業(yè)結構、人口結構、技術結構、投資—消費結構和外貿結構五個結構的結構效應進行分解，分解結果見表5。

表5 地理權重矩陣下三大城市群空間固定效應分解

表 4 結果表明，產業(yè)結構對三大城市群經濟增長的間接效應較為顯著，城市群中各個城市的產業(yè)升級對其他城市經濟增長具有顯著的促進作用。人口結構在三大城市群的各類效應均是負向的，說明第三產業(yè)從業(yè)人數與第二產業(yè)從業(yè)人數比重的增加，既沒有對各個城市自身經濟增長產生正向促進作用，也沒有產生城市之間的空間溢出效應，可能原因是各大城市群人口結構趨同所致。長三角城市群投資消費結構的三類效應為正，且較為顯著，說明長三角城市群產業(yè)空間協(xié)調度較高，產業(yè)空間耦合與互動產生的正向的聚合效應和溢出效應，其核心城市較好發(fā)揮了“領頭雁”作用。京津冀和中原兩大城市群投資消費結構的三類效應均為負，說明京津冀和中原兩大城市群投資消費結構失衡，城市之間沒有形成良好的空間組織體系，產業(yè)集聚的空間溢出效應有限。外貿結構的總效應和間接效應在三大城市群中均為負，說明出口對經濟增長的貢獻不斷降低。根據以上結論，可以將城市群分為成熟型城市群、半成熟城市群和不成熟城市群。三類城市群構成雁陣模式發(fā)展格局，其內涵及特點見表6。

表6 基于“雁陣模式”的我國城市群的分類及特點

五、穩(wěn)健性檢驗

為了確保結論的可靠性，文章從以下兩個角度對以上分析結果進行穩(wěn)健性檢驗：

穩(wěn)健性檢驗Ⅰ：由于在空間建模中可能存在隨機效應。因此，為了檢驗基準回歸結果是否受到這些可能存在的隨機效應的影響，文章運用具有空間滯后因變量和空間隨機效應模型進行回歸估計，估計結果見表7?？梢钥闯觯煌瑓^(qū)位和產業(yè)布局的城市群在結構維度下具有顯著差異，基準回歸結果是穩(wěn)健的。

穩(wěn)健性檢驗Ⅱ：剔除特異值。在空間計量建模中，特異值可能會對分析結果帶來較大影響。根據三大城市群的內部特點，有必要對城市群中的中心城市剔除，進一步檢驗其結構效應，空間權重矩陣采用地理權重矩陣，結果顯示核心解釋變量和控制變量的符號方向基本沒有改變，說明以上分析的結論是可靠的。

表7 具有空間滯后因變量和空間隨機效應模型的估計結果

六、結論與政策啟示

從以上分析結果來看，長三角、京津冀與中原城市群經濟增長的結構效應存在顯著差異，根據前文的假定，文章認為造成這種差異的根源有以下幾點：從縱向來看，三大城市群目前處于不同的發(fā)展階段，其內部的資源稟賦和結構因素存在較大差異；從橫向來看，三大城市群處于不同的產業(yè)價值鏈區(qū)位，目前已經形成類似東亞模式的“雁陣”空間組織格局，即長三角城市群為領頭雁。通過改革開放40 年的發(fā)展已經逐漸走向產業(yè)價值鏈的高端，與此對應的京津冀城市群和中原城市群處在產業(yè)價值鏈中下游，目前正在進行產業(yè)結構調整和重組，這在中原城市群中更為明顯；就單個城市群來看，長三角城市群核心城市發(fā)揮“領頭雁”的作用與其他城市群相比較為明顯?？梢灶A見，在下一輪城市群競爭、區(qū)域分工和產業(yè)升級中，三大城市群經濟增長的多層次“雁陣”空間組織形態(tài)將會得到強化，據此，提出以下政策建議：

首先，從整個國家或區(qū)域來看，城市群發(fā)展是不均衡的。由于資源稟賦、產業(yè)結構以及發(fā)展階段的不同，不同區(qū)域的城市群應形成優(yōu)勢互補、分工合作和開放協(xié)同的城市群體系。作為城市群體系中的發(fā)達城市群，應探索城市群的服務職能，發(fā)揮“領頭雁”的作用，提升核心城市群的空間整合和拉動輻射能力，增強空間溢出效應，推動城市群之間的協(xié)同發(fā)展，鼓勵不同城市群核心城市間的強強聯合。在核心城市的帶動下，其周邊城鎮(zhèn)獲得優(yōu)先發(fā)展，進而輻射至更廣闊的地域范圍，最終通過產業(yè)布局的調整與區(qū)域內其它城市在產業(yè)分工與協(xié)作中的關系變得更加密切，形成關聯度極強的空間組織機制，促進形成區(qū)域經濟一體化發(fā)展。

其次，城市群經濟具有空間與產業(yè)特征，因此，需要在空間與產業(yè)雙重維度下解讀城市群空間格局演進與增長機制。城市群中包含了若干個城市，每個城市的空間價值具有差異性。因此，產業(yè)組織應在城市群內部進行空間組織，核心城市發(fā)揮“領頭雁”的角色，形成大中小城市和小城鎮(zhèn)合理分工、功能互補、協(xié)同發(fā)展，進而發(fā)揮各類城市的比較優(yōu)勢，形成與要素稟賦結構相匹配的“空間—產業(yè)”耦合發(fā)展格局，以此提升城市群發(fā)展績效。

再次，在城市群和中心城市之間打造輻射力和整合力更強的都市圈。一般來說，都市圈是圍繞核心城市形成的經濟區(qū)域，其內部各城市的經濟聯系比城市群更加緊密，在區(qū)域經濟整合發(fā)展的環(huán)境下，都市圈的經濟功能逐漸凸顯。“雁陣”型的城市群空間布局為都市圈的形成創(chuàng)造了生成條件，都市圈的形成可以優(yōu)化城市群的空間結構，提升城市群產業(yè)韌性，增強城市群的集聚經濟效應。

最后，資源要素的有序流動是城市群形成與發(fā)展的基本條件和要求，需要在市場與政府合力推動下實現區(qū)域經濟一體化發(fā)展。應打破行政壁壘，建立完善跨區(qū)域城市群綜合聯動合作，推動跨區(qū)域城市群間產業(yè)分工、基礎設施、環(huán)境治理、公共衛(wèi)生防疫等協(xié)調聯動，建立合理的城市層級體系和產業(yè)分工協(xié)作機制，構建城市群之間和城市群內部的多維價值鏈和內部響應系統(tǒng)，形成多層次的“雁陣”空間組織格局，避免無序蔓延和同質化競爭，增強城市群應對公共突發(fā)事件及外部沖突的能力，防治競爭不當或過度競爭造成的城市衰退和收縮，增強在重大外部沖擊下的抗風險能力。