盧 山

（中共連云港市委黨校，江蘇 連云港）

一、問題的提出

淮海經(jīng)濟區(qū)地處我國京津冀、中原經(jīng)濟區(qū)與長江三角洲的結合部，涵蓋蘇、魯、豫、皖四省交界區(qū)域，通過京滬鐵路溝通南北，隴海-蘭新鐵路連接東西。自1986年成立淮海經(jīng)濟區(qū)以來的三十多年，良好的區(qū)位優(yōu)勢并沒有得到較好的發(fā)揮。截至2017年末，淮海經(jīng)濟區(qū)人口占全國總人口的比重為9.79%，經(jīng)濟總量占全國的比重為6.57%；相較于成立之初的1986年水平增長幅度較小，經(jīng)濟總量占全國經(jīng)濟總量比重增長幅度低于人口增長比重。區(qū)域內人均GDP均值為48537元，僅為全國人均GDP的81.4%。全體居民人均可支配收入均值為20308元，低于全國5666元。城鎮(zhèn)化率也低于全國水平5.36個百分點，和長三角、珠三角、京津冀經(jīng)濟社會發(fā)展的差距更大。研究淮海經(jīng)濟區(qū)的城市發(fā)展?jié)摿σ约坝绊懸蛩?，對于更好地發(fā)揮淮海經(jīng)濟區(qū)的區(qū)位優(yōu)勢、促進高質量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

發(fā)展?jié)摿κ呛饬恳粋€地區(qū)未來可持續(xù)發(fā)展能力和競爭力的重要表現(xiàn)。目前對于區(qū)域發(fā)展?jié)摿群恼J識隨著經(jīng)濟的發(fā)展和時代的進步而變化。一些學者對此進行了大量闡述，認為，“區(qū)域發(fā)展?jié)摿κ菂^(qū)域復合系統(tǒng)在維持可持續(xù)發(fā)展的前提下，支撐體系所具有的潛在能力①?！卑l(fā)展?jié)摿κ菂^(qū)域可持續(xù)發(fā)展的內在系統(tǒng)，科技生產(chǎn)、區(qū)際交換能力和管理決策能力決定一個區(qū)域的發(fā)展?jié)摿Β凇?/p>

對于區(qū)域發(fā)展?jié)摿Φ亩攘?，不同學者采用的方法和指標也是各異，主要是從地理學、規(guī)劃學的區(qū)域發(fā)展條件（自然條件、社會條件等）分析區(qū)域發(fā)展的優(yōu)勢和潛力③④；研究主要包括三個層面：（1）區(qū)域經(jīng)濟增長的內生要素；（2）對單個城市或單個區(qū)域發(fā)展?jié)摿τ绊懸氐难芯竣?⑧；（3）集聚經(jīng)濟因素的影響⑨。對影響因素的定量測度，大多采用探索性空間數(shù)據(jù)分析（ESDA）方法，它同時考慮了空間依賴和空間異質性⑩?。

綜上來看，區(qū)域發(fā)展?jié)摿娬{的是“潛力”，這種潛力是一種促進區(qū)域可持續(xù)發(fā)展的能力。本文認為，區(qū)域發(fā)展?jié)摿κ且粋€系統(tǒng)，構成包括區(qū)位、人口、資源、環(huán)境、社會、科技、金融、交通可達性與基礎設施的完備性等要素，潛力的決定和發(fā)揮是各要素綜合作用、相互協(xié)同的結果。本文在既往研究的基礎上，采用潛力模型和ESDA方法，重點解決三個問題：一是厘清淮海經(jīng)濟區(qū)的發(fā)展?jié)摿ΜF(xiàn)狀；二是分析淮海經(jīng)濟區(qū)城市發(fā)展?jié)摿Φ目臻g格局與演化趨勢；三是探析淮海經(jīng)濟區(qū)城市發(fā)展?jié)摿Φ挠绊懸蛩?，為政策制定提供決策支持。

二、研究方法與數(shù)據(jù)來源

（一）模型選擇

1.發(fā)展?jié)摿δＰ?。借鑒市場潛力的研究方法來測算區(qū)域發(fā)展?jié)摿?，這種方法的優(yōu)點是既能評價城市可達性，也可以反映城市經(jīng)濟發(fā)展強度，評判未來的發(fā)展?jié)摿?。計算公式如下：

其中，Pi表示地區(qū)的發(fā)展?jié)摿Γ籲為研究區(qū)域內城市的個數(shù)，在這里為淮海經(jīng)濟區(qū)的20個市。Mi表示地區(qū)經(jīng)濟、人口規(guī)?；蛘邔χ苓叺妮椛淞臀?，此處用地區(qū)發(fā)展綜合實力來表示。Dij表示在研究區(qū)域內i地區(qū)通過交通手段到達j地區(qū)所需的時間或者距離等，本文利用最短距離來代替。為距離摩擦系數(shù)，采納顧朝林的研究結論，即距離摩擦系數(shù)α取值為2更適合反映省域尺度范圍或國家內部一個區(qū)域體系?，因此本文取α=2。在保持其他條件不變的情況下，區(qū)域發(fā)展?jié)摿εc地區(qū)發(fā)展綜合實力正相關，與時間距離負相關。

衡量一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展綜合實力的主要指標是地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的結果，如地區(qū)生產(chǎn)總值和財政收入，影響發(fā)展結果的指標主要是投資強度、消費對經(jīng)濟的拉動、金融的支持。因此，本文采用如下指標和計算方法來衡量地區(qū)發(fā)展綜合實力，計算公式為：

其中，Qj表示地區(qū)j經(jīng)濟實力（j=1,2…20，分別代表淮海經(jīng)濟區(qū)的20個市）。G表示地區(qū)生產(chǎn)總值，A表示固定資產(chǎn)投資，C表示社會消費品零售總額，R表示財政收入，F(xiàn)表示金融機構存款余額。Q值越大，地區(qū)經(jīng)濟實力越強。

為了使各個地區(qū)的發(fā)展?jié)摿哂懈玫闹庇^可比性，將各地區(qū)的區(qū)域發(fā)展?jié)摿χ蹬c淮海經(jīng)濟區(qū)內的所有地區(qū)發(fā)展?jié)摿Φ钠骄迪喑?，得到發(fā)展?jié)摿ο禂?shù)。發(fā)展?jié)摿ο禂?shù)是一個地區(qū)發(fā)展?jié)摿Ω叩偷臏y度值，系數(shù)越高，發(fā)展?jié)摿υ礁哂谄骄?。發(fā)展?jié)摿ο禂?shù)的計算公式為：

2.ESDA分析方法。ESDA是一種衡量某一現(xiàn)象空間效應的空間自相關分析方法，用空間權重矩陣確定空間位置的相似性，通過空間滯后向量，分析確定每個地域單元的空間鄰域狀態(tài)??，其主要方法和功能是可視化描述空間現(xiàn)象的分布格局，探索空間集聚和空間異常?，并對研究對象之間的關系和空間相互作用方向做出判斷及解釋。探索性空間數(shù)據(jù)分析分為兩類：一類是用來分析整個區(qū)域關聯(lián)性指數(shù)的全局空間自相關，稱為“全局Moran’s I”指數(shù)，可以用來反映淮海經(jīng)濟區(qū)發(fā)展?jié)摿Φ目傮w空間集聚格局與特征；另一類是用來分析區(qū)域內各個地域單元關聯(lián)性指數(shù)的局部空間自相關，可以反映淮海經(jīng)濟區(qū)發(fā)展?jié)摿Φ目臻g異質性?。

ESDA是一種衡量某一現(xiàn)象空間效應的空間自相關分析方法，用空間權重矩陣確定空間位置的相似性，通過空間滯后向量，分析確定每個地域單元的空間鄰域狀態(tài)??，主要方法和功能是可視化描述空間現(xiàn)象的分布格局，探索空間集聚和空間異常，并對研究對象之間的關系和空間相互作用方向做出判斷及解釋?。探索性空間數(shù)據(jù)分析分為兩類：一類是用來分析整個區(qū)域關聯(lián)性指數(shù)的全局空間自相關，稱為“全局Moran’s I”指數(shù)，可以用來反映淮海經(jīng)濟區(qū)發(fā)展?jié)摿Φ目傮w空間集聚格局與特征。另一類是用來分析區(qū)域內各個地域單元關聯(lián)性指數(shù)的局部空間自相關，可以反映淮海經(jīng)濟區(qū)發(fā)展?jié)摿Φ目臻g異質性?。

全局空間自相關公式為：

其中，n是研究區(qū)域內地域單元總數(shù)；wij是空間權重矩陣，一般定義為地區(qū)i和地區(qū)j空間相鄰為1，不相鄰為0；xi、xj為第i和第j個研究地域單元上的觀測值，為xi的均值；I∈[-1,1]，當I＜0，表示空間負相關，值越接近于-1時越表明有相異的屬性值集聚在一起（高值與低值鄰接，低值與高值鄰接）；I接近于0，表示地域單元屬性是隨機分布的，或者不存在空間自相關?。

局部空間自相關可以識別不同空間位置上的高值集聚和低值集聚特征并揭示空間異質?局部空間。自相關公式為：

其中，Zi和Zj都是研究地域單元i和單元j的標準化形式（平均值為0，方差為1），wij是空間權重矩陣的行標準形式。Ii＞0，表示具有高（低）的相同值在空間上的正相關集聚效應，即高值被高值包圍（HH），或者是低值被低值包圍（LL）；Ii＜0，表示地區(qū)與鄰近地區(qū)單元間存在空間負相關效應，即低值被高值包圍（LH），或者是高值被低值包圍（HL）。

3.空間計量模型?？臻g計量經(jīng)濟學通用模型為：

式中，Y為n×1因變量向量；W1W1、W2W2為n×n空間權重矩陣，WY為空間滯后因變量，取值在-1和1之間，反映一個區(qū)域變量變化對相鄰區(qū)域的溢出程度。

當ρ=0、β≠0，λ≠0時，模型就變?yōu)榭臻g誤差模型（SEM）：

此模型反映了一個地區(qū)的因變量同時受到自身的自變量、相鄰區(qū)域的因變量（WY）、解釋變量（WX）的共同影響，這時候的空間依賴作用存在于擾動誤差項μ之中。

（二）影響因素選取與數(shù)據(jù)來源

1.區(qū)域發(fā)展?jié)摿τ绊懸蛩剡x取。區(qū)域發(fā)展?jié)摿κ莻鹘y(tǒng)經(jīng)濟地理因素和新經(jīng)濟地理因素與經(jīng)濟政策因素相互作用的結果。新經(jīng)濟地理學認為，具有基本相同（或相似）區(qū)位條件和自然資源票賦的地區(qū)（或區(qū)域），由于在其他因素方面存在差異，潛力水平可能存在顯著差別??。經(jīng)濟政策因素主要是一個地區(qū)為了促進經(jīng)濟發(fā)展而制定的相關發(fā)展規(guī)劃或政策，如產(chǎn)業(yè)規(guī)制、環(huán)境規(guī)制、開放政策、政府干預程度等。結合新經(jīng)濟地理因素和經(jīng)濟政策因素，本文主要選取如下指標（即X）：居民收入水平（income）、產(chǎn)業(yè)結構水平（struc）、城鎮(zhèn)化水平（urban）、人力資本水平（hc）、金融發(fā)展程度（fir）、企業(yè)數(shù)量（firm）、房地產(chǎn)依賴度（house）、百度指數(shù)（baidu）、信息化水平（inter）、創(chuàng)新驅動水平（rdin）、對外開放水平（open）。

2.數(shù)據(jù)來源。所有數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》，部分數(shù)據(jù)來源于淮海經(jīng)濟區(qū)各城市歷年統(tǒng)計年鑒、國民統(tǒng)計公報；本文選取兩地之間的最短距離來代替dijdij，在數(shù)據(jù)獲取過程中，利用高德導航地圖，選取淮海經(jīng)濟區(qū)兩兩城市行政中心（即市政府所在地）之間的最短距離，優(yōu)勢是現(xiàn)在導航數(shù)據(jù)比較精準，導航地圖可以根據(jù)高速公路和省際、市級公路自動篩選最短距離，在正常情況下，最短距離的行車時間也最小。在數(shù)據(jù)處理時，將一地區(qū)與淮海經(jīng)濟區(qū)全區(qū)的比值得到的相對指標作為影響因素變量。

三、淮海經(jīng)濟區(qū)城市發(fā)展?jié)摿翱臻g格局演變

（一）淮海經(jīng)濟區(qū)城市發(fā)展?jié)摿τ嬎憬Y果

將數(shù)據(jù)代入公式1—3，計算出淮海經(jīng)濟區(qū)及20個城市的區(qū)域發(fā)展?jié)摿χ岛蛥^(qū)域發(fā)展?jié)摿ο禂?shù)（表1）。經(jīng)過12年的發(fā)展，到2017年，淮海經(jīng)濟區(qū)的發(fā)展?jié)摿_到0.7894，較2005年的變化幅度為553.9%，平均每年變化46.2%；淮海經(jīng)濟區(qū)20個城市的潛力值到得到了增長。

對2005、2010、2017年20個城市潛力值按極大值標準化并按自然斷裂點法劃分為5個等級，潛力較高的地區(qū)主要有兩塊：一是以徐州為中心及其周邊鹽城、淮安、連云港、宿遷組成的江蘇板塊。二是以“濟寧-臨沂”為兩極以及泰安、棗莊組成的山東板塊。區(qū)域發(fā)展?jié)摿O化現(xiàn)象明顯，2005年和2010年區(qū)域發(fā)展?jié)摿^強的有三個地區(qū)，到了2017年，徐州極化為淮海經(jīng)濟區(qū)發(fā)展?jié)摿ψ顝姷貐^(qū)，符合徐州作為淮海經(jīng)濟區(qū)中心城市的定位。

（二）全局空間集聚格局

基于鄰接規(guī)則的rook法構建空間權重矩陣，利用公式（4）計算淮海經(jīng)濟區(qū)20個城市2005、2010、2017年共計三年的全局空間相關指數(shù)（表2）。由表2可知，區(qū)域發(fā)展?jié)摿oran’s I指數(shù)統(tǒng)計表明，淮海經(jīng)濟區(qū)發(fā)展?jié)摿Υ嬖谝欢ǖ目臻g相關性，說明發(fā)展?jié)摿Φ牡赜蚍只F(xiàn)象并不是隨機產(chǎn)生的，而是由正向空間相關作用產(chǎn)生的結果，發(fā)展?jié)摿Φ目臻g集聚在全局上表現(xiàn)出空間依賴特征。三個年度的Moran’s I指數(shù)都大于0，表明淮海經(jīng)濟區(qū)發(fā)展出現(xiàn)減弱趨勢，Moran’s I指數(shù)由2005年的0.2067下降到2017年的0.0533。2005年的Moran’s I指數(shù)值最大，表明2005年區(qū)域發(fā)展?jié)摿臻g差異相對較小，在較低層次上體現(xiàn)出空間均衡。2010年和2017年Moran’s I指數(shù)下降，而且下降幅度較大，表明自2010年之后，地區(qū)發(fā)展差異拉大，區(qū)域發(fā)展?jié)摿Φ臉O化效應明顯.尤其到2017年，徐州發(fā)展?jié)摿Α耙恢Κ毿恪?。總體上來說，2005年以來的淮海經(jīng)濟區(qū)發(fā)展?jié)摿κ且环N正向空間集聚，且都在5%左右水平上顯著，但是各年的Moran’s I指數(shù)值都不太大，反映空間集聚不強烈并呈下降趨勢，區(qū)域不均衡依然存在。

（三）局部集聚空間格局

區(qū)域內部單元的“異質性”可以通過局部空間自相關來反映。利用公式（5）計算得到淮海經(jīng)濟區(qū)20個城市相對發(fā)展?jié)摿Φ木植縈oran’s I值，三個年份分別有35%、35%和15%的城市發(fā)展?jié)摿Ρ憩F(xiàn)為局部空間正相關.2005年和2010年有13個城市局部空間集聚不顯著，但是到了2017年，發(fā)展?jié)摿植靠臻g集聚不顯著的地級城市增加到16個，且棗莊呈LH的空間集聚模式?；春＝?jīng)濟區(qū)20個城市發(fā)展?jié)摿植靠臻g集聚格局總體上驗證了全局空間集聚體現(xiàn)的特征，即正空間集聚和極化發(fā)展趨勢。

淮海經(jīng)濟區(qū)發(fā)展?jié)摿Φ木植靠臻g集聚與全局空間集聚有較大的差異，即在全局空間集聚格局中，三年的計算結果徐州都是處于核心地位，而且徐州作為極化中心的趨勢明顯。但是，在局部空間集聚格局中，徐州市與周邊地區(qū)的空間相關模式都不顯著，反而濟寧、臨沂、連云港三市在2010年和2017年都處于HH集聚，原因值得深入探討。

局部空間集聚區(qū)位變化較大。2005年HH區(qū)集中分布在棗莊、濟寧、臨沂的山東板塊，2010年HH的范圍增加了連云港，江蘇板塊開始局部加入，2017年棗莊退出HH集聚，連云港、濟寧、臨沂依然處于HH區(qū)。身為淮海經(jīng)濟區(qū)中心城市的徐州處于不顯著區(qū)，反映了淮海經(jīng)濟區(qū)在局部Moran’s I集聚格局中極化現(xiàn)象不明顯，擴散效應存在。LL區(qū)在2005年主要分布在以安徽板塊和河南板塊為主的淮海經(jīng)濟區(qū)西部和南部相鄰地區(qū)的亳州、蚌埠、周口、商丘，意味著區(qū)域發(fā)展?jié)摿ο鄬^弱的地區(qū)集聚在一起。2010年蚌埠退出LL區(qū)，2017年全部退出LL區(qū)，局部空間集聚不顯著區(qū)增大。

局部空間關聯(lián)類型數(shù)量減少，局部集聚類型有微弱的轉化。2005年HH單元數(shù)有3個，2010年增加到4個，2017年又減少為3個。LL單元數(shù)在2005年為4個，2010年減少到3個，2017年沒有LL集聚。LH集聚僅在2017年存在一個單元（地區(qū)），HL集聚模式不存在。

降低局部集聚顯著性到10%，局部空間集聚模式和數(shù)量都將增大。2005年HH單元數(shù)增加到4個，徐州加入HH行列。LL單元數(shù)增加到5個，阜陽加入。連云港屬于LH區(qū)，不顯著區(qū)為10個。2010年HH單元數(shù)增加到5個，徐州加入。LL單元數(shù)不變，LH、HL模式不存在，表明局部空間是一種正向集聚，不顯著區(qū)依然為10個。顯著性降低后局部空間集聚模式和類型在2017年發(fā)生了較大的變化，HH單元數(shù)有4個，分別為徐州、濟寧、臨沂、連云港。棗莊被HH集聚區(qū)包圍，屬于LH集聚。LL單元數(shù)有三個，分別為周口、商丘、亳州，不顯著區(qū)12個。從以上變化來看，局部Moran’s I的10%顯著性更能反映淮海經(jīng)濟區(qū)發(fā)展?jié)摿Ψ植紝嶋H。

地區(qū) 區(qū)域發(fā)展?jié)摿?區(qū)域發(fā)展?jié)摿ο禂?shù)2005 2017 排名 指標變化 變化幅度/% 2005 2017徐州 0.4157 3.0143 1 2.5986 625.1 3.4436 3.8183連云港 0.1166 0.8070 6 0.6904 592.0 0.9660 1.0222淮安 0.1122 0.7908 7 0.6786 604.6 0.9297 1.0018鹽城 0.1211 0.8309 5 0.7098 586.0 1.0033 1.0526宿遷 0.0747 0.7527 8 0.6780 907.7 0.6187 0.9535菏澤 0.0954 0.6140 12 0.5187 543.9 0.7898 0.7778棗莊 0.1417 0.7001 11 0.5584 394.1 1.1735 0.8868濟寧 0.2270 1.1318 3 0.9048 398.6 1.8803 1.4337泰安 0.1872 0.9800 4 0.7929 423.6 1.5503 1.2414日照 0.0589 0.3876 19 0.3287 558.2 0.4878 0.4910萊蕪 0.0531 0.2203 20 0.1672 314.9 0.4399 0.2791臨沂 0.2546 1.3306 2 1.0760 422.6 2.1091 1.6855亳州 0.0463 0.4554 16 0.4091 882.9 0.3838 0.5769蚌埠 0.0526 0.4156 17 0.3630 689.5 0.4361 0.5265淮北 0.0741 0.4777 14 0.4036 544.7 0.6137 0.6051阜陽 0.0488 0.4588 15 0.4100 840.7 0.4040 0.5812宿州 0.0812 0.7105 10 0.6294 775.5 0.6722 0.9001周口 0.0852 0.5630 13 0.4778 561.1 0.7054 0.7132商丘 0.1135 0.7515 9 0.6380 562.2 0.9401 0.9520開封市 0.0546 0.3957 18 0.3410 624.1 0.4526 0.5012淮海經(jīng)濟區(qū) 0.1207 0.7894 — 0.6687 553.9 — —江蘇板塊 0.1681 1.2391 — 1.0711 637.2 1.3923 1.5697安徽板塊 0.0606 0.5036 — 0.4430 731.0 0.5020 0.6380山東板塊 0.1454 0.7663 — 0.6209 427.1 1.2044 0.9708河南板塊 0.0844 0.5701 — 0.4856 575.2 0.6994 0.7221

年份 2005 2010 2017 Moran's I 0.2067 0.1405 0.0533 E(I) -0.0526 -0.0526 -0.0526 Z(I) 1.9547 1.6602 1.0196顯著性水平 0.0410 0.0530 0.1450

四、淮海經(jīng)濟區(qū)發(fā)展?jié)摿τ绊懸蛩?/h2>

（一）模型估計

為了減小數(shù)據(jù)的波動性，減小共線性與異方差性，增強數(shù)據(jù)平穩(wěn)性，以區(qū)域發(fā)展?jié)摿Γ≒）的自然對數(shù)值為被解釋變量，各影響因素的自然對數(shù)值為解釋變量，對2017年的截面數(shù)據(jù)進行回歸估計。由于淮海經(jīng)濟區(qū)發(fā)展?jié)摿Υ嬖诳臻g依賴，因此采用空間截面計量模型來估計和檢驗?？臻g效應的計量表現(xiàn)為空間滯后（SLM）和空間誤差模型（SEM）兩種基本形式，采用極大似然估計法對參數(shù)進行估計，并將空間滯后和空間誤差回歸結果與傳統(tǒng)回歸模型進行比較，結果見表3。由于存在空間效應，因此空間滯后模型和空間誤差模型的回歸擬合效果優(yōu)于傳統(tǒng)的回歸模型（OLS）。依據(jù)logL、AIC、SC信息準則的比較，結合空間回歸系數(shù)ρ和空間誤差自相關系數(shù)λ的顯著性，SEM模型能更好地擬合空間效應。SEM中空間誤差自相關系數(shù)λ為-0.5509，在10%的水平下顯著，且R2R2=0.9361，大于SLM模型R2R2（=0.9202），檢驗異方差的Breusch-Pagan值沒有通關過顯著性檢驗。說明不存在異方差問題，該模型擬合效果最好。SEM模型表明淮海經(jīng)濟區(qū)地區(qū)間的發(fā)展?jié)摿臻g效應明顯，一個地區(qū)的發(fā)展?jié)摿εc周邊地區(qū)的發(fā)展?jié)摿γ芮邢嚓P，周邊地區(qū)的發(fā)展?jié)摿Ρ镜貐^(qū)的發(fā)展?jié)摿τ胸撓虻挠绊憽?/p>

（二）估計結果分析

變量 傳統(tǒng)回歸模型（OLM） 空間滯后模型（SLM） 空間誤差模型（SEM）系數(shù) 標準差 T統(tǒng)計量 系數(shù) 標準差 Z統(tǒng)計量 系數(shù) 標準差 Z統(tǒng)計量ρ——0.0245 0.1609 0.1522— — —λ—— -0.5509* 0.2961 -1.8607常數(shù)項α -23.3941*** 7.8514 -2.9796 -23.2199*** 5.0895 -4.5623 -22.6003*** 4.4172 -5.1164 lnincome 2.4777 4.2526 0.5826 2.4836 2.7088 0.9169 -0.5378 2.7201 -0.1977 lnstruc 35.6224*** 10.9930 3.2405 35.3317*** 7.1543 4.9385 35.9369*** 6.0944 5.8967 lnurban -10.0414* 5.5390 -1.8129 -10.1087*** 3.5019 -2.8866 -7.9626*** 3.3029 -2.4108 lnhc 1.35959 0.9292 1.4632 1.3579** 0.5929 2.2905 0.9370* 0.5355 1.7497 lnfir 0.20696 0.8241 0.2511 0.2291 0.5303 0.4321 0.0907 0.4893 0.1855 lnfirm -20.9815*** 5.8175 -3.6067 -21.0887*** 3.7821 -5.5759 -22.8462*** 3.5365 -6.4601 lnhouse 0.5689 0.5674 1.0026 0.5599* 0.3589 1.5603 0.7421*** 0.3131 2.3699 lnbaidu 0.1924 0.2131 0.9029 0.1948 0.1347 1.4461 0.0893 0.1423 0.6276 lnrdin 0.5015 1.2237 0.4098 0.5279 0.7948 0.6642 0.9325 0.7274 1.2819 lninter 31.2745** 11.2127 2.7892 31.2864*** 7.1754 4.3602 37.5778*** 7.1787 5.2346 Lnopen -0.5781* 0.2831 -2.0419 -0.5825*** 0.1797 -3.2424 -0.5250*** 0.1568 -3.3484 R2 0.9201 0.9202 0.9361殘差檢驗 顯著相關Log L 7.9818 7.9927 10.7990 AIC 8.0363 10.0146 2.4019 SC 19.9851 22.9591 14.3507 Bre-pagan 12.2372（不顯著） 11.7402（顯著水平0.38349） 15.2524（顯著水平0.1712）

從地區(qū)間的空間交互作用看，λ在10%的水平下顯著為負，表明地區(qū)間存在顯著的空間負相關。即地區(qū)間的發(fā)展?jié)摿Υ嬖谪摰囊绯鲂?，在地理空間上表現(xiàn)為較顯著的空間依賴性，而且在一定程度上是通過誤差沖擊的空間傳遞實現(xiàn)的。在統(tǒng)計學上的意義為，當某個地區(qū)相鄰區(qū)域的發(fā)展?jié)摿ψ儎?個單位時，將負向波及該地區(qū)的發(fā)展?jié)摿ψ儎?0.5509%，存在極化現(xiàn)象。

解釋變量的顯著性和影響作用各異。居民收入水平（income）的系數(shù)（-0.5378）不顯著，說明居民收入水平對區(qū)域發(fā)展?jié)摿Φ挠绊憺樨撉逸^小。

產(chǎn)業(yè)結構水平（struc）的系數(shù)在0.01水平下顯著，說明產(chǎn)業(yè)結構變動和升級對地區(qū)發(fā)展?jié)摿Φ奶岣哂酗@著正向影響，產(chǎn)業(yè)結構對發(fā)展?jié)摿Φ膹椥韵禂?shù)為35.9369，與理論預期一致。城市化水平（urban）的系數(shù)（-7.9626）在0.01的水平下顯著，但是為負，反映城鎮(zhèn)化水平對區(qū)域發(fā)展?jié)摿τ酗@著負影響。如果說對于發(fā)達地區(qū)的城鎮(zhèn)化而言，由于城鎮(zhèn)化程度已經(jīng)較高，過度的城鎮(zhèn)化會加劇城鎮(zhèn)諸如交通、教育、醫(yī)療、住房、環(huán)境污染等負擔，這與吳玉鳴的研究結論一致。但是，對于經(jīng)濟欠發(fā)達的淮海經(jīng)濟區(qū)而言，城鎮(zhèn)化的速度快于經(jīng)濟發(fā)展的速度，過快的城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟發(fā)展不協(xié)調，可能是城鎮(zhèn)化影響為負的合理解釋。

以各級各類在校學生數(shù)表征的人力資本水平（hc）的回歸系數(shù)（0.9370）在0.1的水平下顯著，且影響為正，表明人力資本水平對區(qū)域發(fā)展?jié)摿τ酗@著正向影響，存在正的溢出效應，這與以往人力資本對經(jīng)濟增長影響的研究結論一致，也與本文研究預期一致。即增強人力資本投資，可顯著提升區(qū)域發(fā)展?jié)摿Γ肆Y本水平每提高1個百分點，將會使區(qū)域發(fā)展?jié)摿μ岣?.9370%。

金融發(fā)展水平（fir）系數(shù)（0.0907）沒有通過顯著性檢驗，表明對區(qū)域發(fā)展?jié)摿Υ嬖诓伙@著的正影響，但影響不大，與理論預期不一致。理論研究認為金融發(fā)展水平高會促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，淮海經(jīng)濟區(qū)金融發(fā)展水平影響不大，可能與地區(qū)金融發(fā)展水平相對較低有關。

企業(yè)數(shù)量（firm）的系數(shù)（-22.8242）在0.01的檢驗水平下顯著，對區(qū)域發(fā)展?jié)摿τ绊憺樨?，存在負向溢出效應，且負向影響較大，意味著企業(yè)數(shù)量每增加1%，將會降低22.8242%的區(qū)域發(fā)展?jié)摿?。這個結果與理論預期和假設相悖，可能的原因在于，淮海經(jīng)濟區(qū)的企業(yè)數(shù)量與企業(yè)質量存在較大的差異。由于經(jīng)濟發(fā)展相對落后，企業(yè)大多數(shù)是傳統(tǒng)的勞動密集型產(chǎn)業(yè)，依賴于資源加工的制造業(yè)和資源開采業(yè)，新興產(chǎn)業(yè)和高新技術產(chǎn)業(yè)占比較小，產(chǎn)業(yè)的低端集聚導致產(chǎn)業(yè)結構同構和資源環(huán)境等問題，降低了本地集聚企業(yè)的吸引力。因此，政府應該重視企業(yè)的轉型升級與產(chǎn)業(yè)轉型升級。房地產(chǎn)依賴度的系數(shù)（0.7421）在0.01的水平下顯著且為正，說明房地產(chǎn)依賴度對區(qū)域發(fā)展?jié)摿Υ嬖陲@著的正向影響，房地產(chǎn)依賴度每提高1個百分點，將會提升區(qū)域發(fā)展?jié)摿?.7421%。這一結果與理論預期相反，但是又與當前發(fā)展的實際相吻合。

房地產(chǎn)開發(fā)投資是固定資產(chǎn)投資的一部分，投資的增加將會帶動經(jīng)濟的增長，同時由于房地產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈較長，可以帶動相關產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。但是，一個地區(qū)過度地依賴房地產(chǎn)開發(fā)投資來拉動經(jīng)濟增長，未來的發(fā)展將不可持續(xù)，也會降低區(qū)域的發(fā)展?jié)摿Α０俣戎笖?shù)（baidu）的回歸系數(shù)（0.0893）為正但不顯著，表明對區(qū)域發(fā)展?jié)摿ψ兓挠绊戄^小。

百度指數(shù)由搜索指數(shù)、資訊指數(shù)、媒體指數(shù)構成，反映了一個地區(qū)被搜索、報道和受關注的程度，是一個地區(qū)知名度的體現(xiàn)，百度指數(shù)的提升在一定程度上可以提高地區(qū)發(fā)展?jié)摿?。研發(fā)投入水平（rdin）回歸系數(shù)（0.9325）為正且不顯著，表明研發(fā)投入對淮海經(jīng)濟區(qū)各個城市的發(fā)展?jié)摿Φ挠绊懖伙@著。這與既往的理論研究和假設不相符，也反映出研發(fā)投入在考察期并沒有發(fā)揮應有的作用。

信 息 化 水 平（inter）的 系 數(shù)（35.5778）通 過 了0.01水平下的顯著性檢驗，且回歸系數(shù)值最大，表明信息化水平對區(qū)域發(fā)展?jié)摿τ酗@著正影響，正向溢出效應最大，在其他影響因素不變的情況下，信息化水平每提高1個百分點，將會提升地區(qū)發(fā)展?jié)摿?5.5778個百分點，從側面反映出信息化時代信息基礎設施建設的重要性。

對外開放水平（open）的系數(shù)（-0.5250）為負且通過了0.01水平下的檢驗，表明對外開放水平對區(qū)域發(fā)展?jié)摿Υ嬖谪撓蛴绊?，即對外開放水平對地區(qū)發(fā)展?jié)摿Φ膹椥詾?0.5250%，與理論預期不符。出現(xiàn)這一結果的原因，或許與淮海經(jīng)濟區(qū)的發(fā)展程度有一定的關系。由于區(qū)域發(fā)展程度相對較低，發(fā)展理念相對落后，對外開放度的提高并沒有在多大程度上改變傳統(tǒng)的發(fā)展理念。再者產(chǎn)業(yè)大多處于低中端，對外開放水平提高帶來的先進技術和管理經(jīng)驗難以復制，還有外資企業(yè)的進入對產(chǎn)業(yè)“原生態(tài)”的沖擊和環(huán)境破壞產(chǎn)生的“污染光環(huán)”及“污染天堂”的雙重效應?-?。

五、研究結論與政策建議

淮海經(jīng)濟區(qū)及20個城市的區(qū)域發(fā)展?jié)摿χ岛蛥^(qū)域發(fā)展?jié)摿ο禂?shù)經(jīng)過12年的發(fā)展，到2017年淮海經(jīng)濟區(qū)的發(fā)展?jié)摿_到0.7894，較2005年的變化幅度為553.9%，平均每年變化46.2%?；春＝?jīng)濟區(qū)20個城市的潛力值到得到了增長。2007年，淮海經(jīng)濟區(qū)地區(qū)之間的發(fā)展?jié)摿傮w格局為以徐州為中心，并向外圍地區(qū)擴散為“單核心”模式，徐州的發(fā)展?jié)摿χ凳钦麄€淮海經(jīng)濟區(qū)20個地區(qū)發(fā)展?jié)摿χ悼偤偷慕宸种??；春＝?jīng)濟區(qū)內部地區(qū)間的發(fā)展?jié)摿Υ嬖陲@著的空間負相關與負的溢出效應，當某個地區(qū)相鄰區(qū)域的發(fā)展?jié)摿ψ儎?個單位時，將負向波及該地區(qū)的發(fā)展?jié)摿ψ儎?0.5509%，存在極化現(xiàn)象。對淮海經(jīng)濟區(qū)發(fā)展?jié)摿τ姓蛴绊懬绎@著的因素有產(chǎn)業(yè)結構水平、房地產(chǎn)依賴度、信息化水平和人力資本水平；有負向影響且顯著的因素有城鎮(zhèn)化水平、企業(yè)數(shù)量、對外開放水平；影響不顯著的因素有居民收入水平、金融發(fā)展水平、百度指數(shù)和研發(fā)投入水平。

基于以上結論，要提高淮海經(jīng)濟區(qū)整體潛力和競爭力，縮小內部地區(qū)之間的差異，需要采取區(qū)域聯(lián)動發(fā)展戰(zhàn)略，加快促進淮海經(jīng)濟區(qū)核心區(qū)的一體化發(fā)展，實現(xiàn)政策聯(lián)動、產(chǎn)業(yè)聯(lián)動、基礎設施聯(lián)動、環(huán)境治理與保護聯(lián)動、人才聯(lián)動。此外，在制定提升區(qū)域發(fā)展?jié)摿Φ恼邥r，要區(qū)別考慮不同因素的影響方向和影響程度，使政策更具有針對性，以便取得更好的政策效果。當前最迫切的是要推進淮海經(jīng)濟區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉型升級，把握和利用“互聯(lián)網(wǎng)+”的信息化發(fā)展機遇，實現(xiàn)“兩化融合”，促進產(chǎn)業(yè)結構的合意性發(fā)展；同時，要充分認識人才是提升地區(qū)發(fā)展?jié)摿透偁幜Φ年P鍵，加大人才培養(yǎng)和引進力度，樹立人才競爭意識。

注釋：

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