盛三化，李 菲，李佐軍，袁 亮

（1.三峽大學 經(jīng)濟與管理學院，湖北 宜昌 4 4 3 0 0 2；2.國務院發(fā)展研究中心，北京 100100）

0 引言

自中部崛起戰(zhàn)略實施以來，我國中部地區(qū)經(jīng)濟社會實現(xiàn)了快速發(fā)展，且對國家經(jīng)濟發(fā)展的貢獻度不斷攀升，在全國經(jīng)濟發(fā)展格局中處于越來越顯著的戰(zhàn)略地位［1］。我國強調中心城市和城市群對于打造優(yōu)勢互補高質量發(fā)展區(qū)域的重要性，認為以“中心城市”為關鍵點的城市群發(fā)展是新形勢下區(qū)域高質量發(fā)展的主要方向［2］。2021 年7 月22 日，《中共中央國務院關于新時代推動中部地區(qū)高質量發(fā)展的意見》（以下簡稱《意見》）指出，推動中部地區(qū)快速崛起必須加大城市間合作，加強武漢、鄭州國家中心城市建設，增強長沙、合肥等區(qū)域中心城市輻射帶動能力。作為經(jīng)濟發(fā)展的“增長極”，中心城市具有強大的集聚能力與高效率空間利用能力［3］，其憑借資源優(yōu)勢向外發(fā)散，并通過知識溢出、產(chǎn)業(yè)轉移、信息傳播、技術交流等方式帶動外圍城市經(jīng)濟快速發(fā)展［4］。這種帶動作用主要表現(xiàn)為經(jīng)濟要素的流動，體現(xiàn)了中心城市與外圍城市之間的經(jīng)濟聯(lián)系和經(jīng)濟滲透?！爸行摹鈬背鞘薪?jīng)濟聯(lián)系實質上是中心城市與外圍城市間經(jīng)濟的相互作用，中心城市與外圍城市的經(jīng)濟聯(lián)系強度與其輻射帶動效應呈正相關［5，6］。因此，基于“中心——外圍”城市視角研究城市經(jīng)濟聯(lián)系對我國中部地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響具有重要現(xiàn)實意義。

目前，學術界直接研究城市經(jīng)濟聯(lián)系與經(jīng)濟高質量發(fā)展的文獻較少，主要集中于城市或區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系對經(jīng)濟增長的影響研究。經(jīng)濟聯(lián)系主要表現(xiàn)為勞動、資本、技術等要素的跨區(qū)域流動［5］，因此現(xiàn)有文獻主要從要素流動的角度探究城市經(jīng)濟聯(lián)系對經(jīng)濟增長的影響。勞動力流動對流出地和流入地的經(jīng)濟影響不同。如：Braun［7］研究發(fā)現(xiàn)，勞動力流動通過降低流出地的人口增長率而促進了該地經(jīng)濟的增長；而彭國華［8］、楚爾鳴等［9］的研究表明，勞動力流動有利于流入地經(jīng)濟增長而不利于流出地經(jīng)濟發(fā)展，但科技人才的頻繁流動對流入地經(jīng)濟高質量發(fā)展存在抑制作用［10］。資本流動產(chǎn)生的城市經(jīng)濟聯(lián)系有利于流入地經(jīng)濟增長，但有損流出地經(jīng)濟增長［11，12］。勞動與資本流動會引起產(chǎn)業(yè)轉移和變遷，從而產(chǎn)生技術擴散，而技術的長期擴散能同時促進技術流入地與輸出地的經(jīng)濟發(fā)展［12，13］。城市之間的生產(chǎn)要素流動與交通設施密切相關，高鐵、高速公路等交通基礎設施有助于提高城市的整體可達性，從而促進區(qū)域要素流動［14，15］。因此，便捷的交通設施能夠間接反映了城市經(jīng)濟聯(lián)系。此外，產(chǎn)業(yè)關聯(lián)也在一定程度上反映了城市或區(qū)域的經(jīng)濟聯(lián)系，因為產(chǎn)業(yè)關聯(lián)是經(jīng)濟體在經(jīng)濟社會發(fā)展過程中產(chǎn)生的相互依存、相互制約的經(jīng)濟聯(lián)系［16］。一部分學者研究了產(chǎn)業(yè)關聯(lián)對經(jīng)濟增長的空間溢出影響，結論基本一致。如，彭連清［17］、陳國亮等［18］研究發(fā)現(xiàn)，區(qū)域間經(jīng)濟聯(lián)系與區(qū)域間的溢出效應和帶動效應呈正相關；原女原等［19］基于制造業(yè)的實證研究，進一步表明產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度對經(jīng)濟發(fā)展存在著由緩慢到快速再到穩(wěn)定緩慢的促進作用。

綜上所述，國內外學者對城市經(jīng)濟聯(lián)系與經(jīng)濟增長的關系各有見解，為本文提供了有益的參考。但經(jīng)濟增長并不能代表經(jīng)濟高質量發(fā)展，城市經(jīng)濟聯(lián)系與經(jīng)濟增長的關系結論也不一定適用于城市經(jīng)濟聯(lián)系與經(jīng)濟高質量發(fā)展的關系。本文的邊際貢獻為：驗證了“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系對中部地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展存在非線性空間影響————“倒U型”空間直接效應與“正U型”空間總效應。

1 研究設計

1.1 研究假設

人力、資本、技術等要素的跨城流動表明城市間發(fā)生經(jīng)濟互動并產(chǎn)生經(jīng)濟聯(lián)系，增強城市經(jīng)濟聯(lián)系會加大經(jīng)濟要素跨城流動的速率和總量，而經(jīng)濟要素的流向主要取決于城市對要素的吸引力。在整個中部地區(qū)，中心城市具有最顯著的城市地位，其發(fā)展機會、收入水平等方面優(yōu)于外圍城市。在工業(yè)化尚未完成的經(jīng)濟高質量發(fā)展初期，大量高端人才、技術等高級生產(chǎn)要素從外圍城市流向中心城市，因此中心城市集聚了各種高端人才、高質量投資、高端技術等高級要素，外圍城市則流失了高級生產(chǎn)要素，不利于要素升級、結構優(yōu)化和資源配置效率提升，經(jīng)濟高質量發(fā)展動力也相對不足。此階段，增強“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系會逐漸降低外圍城市經(jīng)濟高質量發(fā)展水平。隨著工業(yè)化持續(xù)推進和經(jīng)濟社會發(fā)展，中部地區(qū)中心城市過高的工作壓力、生活成本導致人才等高級要素向外圍城市回流，中心城市的部分企業(yè)也會因土地、勞動力等成本過高而向外圍城市遷移，技術要素也隨之外溢，從而促進外圍城市要素升級和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，提升外圍城市的資源配置效率和生產(chǎn)效率，其經(jīng)濟高質量發(fā)展水平較快提高。此階段，增強“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系會促進外圍城市經(jīng)濟高質量發(fā)展。由此，本文提出假設1：“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系與中部地區(qū)外圍城市經(jīng)濟高質量發(fā)展存在“正U型”關系。

要素的流動伴隨要素的集聚，而經(jīng)濟要素的地理集聚會形成區(qū)域經(jīng)濟空間格局［3］。根據(jù)區(qū)域非均衡理論，在整個中部地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展過程中，經(jīng)濟要素首先流向中心城市，并促使其成為該地區(qū)最強的“增長極”城市。當中心城市流出生產(chǎn)要素之時，外圍城市因經(jīng)濟發(fā)展需求而競爭要素資源，尤其是優(yōu)質生產(chǎn)要素。因此，某個外圍城市要素流入量會影響中部地區(qū)其他外圍城市的要素流入量，增強某個外圍城市與中心城市的經(jīng)濟聯(lián)系可能會增加中心城市對該外圍城市的要素流出量，同時會減少中心城市對中部地區(qū)其他外圍城市的要素流出量。中部地區(qū)某個外圍城市與中心城市的經(jīng)濟聯(lián)系增強不僅會影響該外圍城市的經(jīng)濟發(fā)展，還會產(chǎn)生溢出效應，并影響中部地區(qū)其他外圍城市的經(jīng)濟發(fā)展。由此，本文提出假設2：某個外圍城市與中心城市的經(jīng)濟聯(lián)系對中部地區(qū)其他外圍城市經(jīng)濟高質量發(fā)展造成影響，具有空間溢出效應（空間間接效應）。

1.2 中心——外圍城市的界定

首先，構建中部地區(qū)80 × 80 的關系矩陣，并采用引力模型測度2006——2019 年中部地區(qū)80 個城市之間的經(jīng)濟聯(lián)系。本文借鑒羅朋偉等［20］修正后的引力模型，計算公式如下：

式中：ERij表示城市i 對城市j 的經(jīng)濟聯(lián)系；kij表示城市i 的經(jīng)濟貢獻比；Pi、Pj分別表示城市i 和城市j 的年末總人口；Gi、Gj分別表示城市i 和城市j 的年實際國內生產(chǎn)總值（GDP）；Si、Sj分別表示城市i 和城市j 的建成區(qū)面積；Dij表示城市間最短公路交通時間（h）。

其次，參考姜莉莉等學者［21］界定省內地方中心城市的做法，通過社會網(wǎng)絡分析方法測算我國中部地區(qū)每個城市的中心性。中心性由點度中心度、接近中心度和中間中心度3 種中心度值決定，將2006——2019 年城市經(jīng)濟聯(lián)系矩陣分別導入Ucinet 軟件并輸出每年各城市的3 種中心度值，某個節(jié)點的3個指標值越大，表明其在整個社會網(wǎng)絡中的地位也越高［22］。

最后，通過比較每個城市對應的3 種中心度值的大小來判斷它們在中部地區(qū)的城市地位，從而確定中部地區(qū)的中心城市。Ucinet 軟件輸出結果顯示，每個城市的接近中心度和中間中心度的值相同，沒有參考價值。因此，本文僅通過比較所有城市的點度中心度（某個節(jié)點與網(wǎng)絡中其他節(jié)點相連的數(shù)量多少）值的大小來判斷它們的城市地位。由于省會城市的點度中心度值一般高于其他地級市，因此本文僅呈現(xiàn)中部六省省會城市的輸出結果。由圖1可知，2006——2019 年6 個省會城市的點度中心度值的大小順序基本不變，武漢市始終高居第一，是中部地區(qū)最顯著的中心城市。在后續(xù)的計量分析中，本文視武漢市為唯一的中心城市，其他79 個城市均為外圍城市。

圖1 2006——2019 年6 省省會城市的點度中心度Figure 1 The value of degree centrality of capital cities in six provinces of Central China，2006-2019

1.3 模型設定

模型1：借鑒張莉娜等［23］的研究，采用多元回歸面板固定效應模型探究“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響。計算公式如下：

式中：下標i 為城市；下標t 為年份；ln TFPit為經(jīng)濟高質量發(fā)展；ln ERit、ln ER2it為“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系及其平方項；controlit為控制變量；α1、α2、βi分別為模型變量的回歸系數(shù)；λi為個體固定效應；μi為時間固定效應；C1為常數(shù)項；εit為隨機誤差項。

模型2：本文需要驗證“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響是否存在空間效應，因此使用空間計量模型［24］。傳統(tǒng)的空間計量模型有空間誤差模型、空間滯后模型與空間杜賓模型3類，但只有空間杜賓模型考慮了隨機擾動項的空間相關性并得到無偏估計結果［25］，因此本文使用空間杜賓模型。在基準回歸模型的基礎下，借鑒陳若愚等［26］的研究，構建以下空間杜賓模型：

式中：ln TFPit為城市i 的經(jīng)濟高質量發(fā)展；ln TFPjt為78 個外圍城市中城市j 的經(jīng)濟高質量發(fā)展；ln ERit、ln ER2it為城市i 與中心城市的經(jīng)濟聯(lián)系及其平方項；controlit為控制變量；W 為空間權重矩陣；W ln TFPjt為78 個外圍城市中城市j 經(jīng)濟高質量發(fā)展的空間滯后項；W ln ERjt、W ln ER2jt、Wcontroljt分別為78 個外圍城市中的城市j 與中心城市的經(jīng)濟聯(lián)系、平方項和控制變量的空間滯后項；ρ為空間相關系數(shù)；α3、α4、θ1、θ2分別為空間杜賓模型的回歸系數(shù)；φi、?j分別為控制變量的回歸系數(shù)；C2為常數(shù)項；εit為誤差項。

嵌套權重矩陣將距離權重矩陣和經(jīng)濟特征權重矩陣有機地結合起來，同時考慮研究對象間的距離因素和經(jīng)濟因素［27］，非常適合本文的空間杜賓模型，因此采用嵌套權重矩陣。為保證空間杜賓模型結果的穩(wěn)健性，本文選擇更換解釋變量測度指標的穩(wěn)健性檢驗方法。

1.4 變量及其測度指標

被解釋變量：經(jīng)濟高質量發(fā)展（ln TFP）。經(jīng)濟高質量發(fā)展包括經(jīng)濟結構優(yōu)化、經(jīng)濟效率提高、經(jīng)濟效益提升等，而全要素生產(chǎn)率是經(jīng)濟結構優(yōu)化、經(jīng)濟效率提高、經(jīng)濟效益提升的集中體現(xiàn)。本文借鑒張浩然［28］的研究，采用全要素生產(chǎn)率來衡量城市的經(jīng)濟高質量發(fā)展水平。計算公式為：

式中：y、k、l 分別表示城市的實際GDP、資本投入和勞動要素投入。資本投入利用永續(xù)盤存法估算，投資數(shù)據(jù)為全社會固定資產(chǎn)投資［29］，資本形成價格使用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)［30］。參考王小魯［31］、范九利等［32］的做法，將資本折舊率設定為5%；基期為2005 年，參考張軍擴［33］、何楓等［34］的做法，根據(jù)3 倍的資本產(chǎn)出比估算各個城市的基期資本存量。勞動要素投入采用城鎮(zhèn)從業(yè)人員數(shù)量［28］；α、β表示資本、勞動的產(chǎn)出彈性，取值分別為0.4和0.6［33］。

為消除異方差影響，等式兩邊取對數(shù)：

核心解釋變量：“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系（ln ER），即“中心——外圍”城市之間的要素吸引力。生產(chǎn)要素在中心城市與外圍城市之間流動是“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系的重要表現(xiàn)［35］，而要素流動的速率和總量取決于中心城市與外圍城市的相互作用力。借鑒羅朋偉等［20］的研究，采用引力模型測算中心城市與外圍城市的經(jīng)濟聯(lián)系，并參考陳磊等［13］對城市間雙向城市經(jīng)濟聯(lián)系的處理方法，分別測算ERci和ERic，然后取平均值ER 作為中心城市與外圍城市的雙向平均經(jīng)濟聯(lián)系。計算公式為：

式中：下標c 表示中心城市；下標i 表示外圍城市，i =1，2，…，79；ER 表示中心城市與外圍城市的雙向平均經(jīng)濟聯(lián)系；ERci表示中心城市對外圍城市i的經(jīng)濟聯(lián)系；ERic表示外圍城市i 對中心城市的經(jīng)濟聯(lián)系；kci表示中心城市的經(jīng)濟貢獻比；kic表示外圍城市的經(jīng)濟貢獻比；P、G、S 分別表示城市年末人口、實際GDP和建成區(qū)面積；Dic表示中心城市與外圍城市的最短公路交通時間（h）。為了消除異方差的影響，對計算結果進行對數(shù)處理。

控制變量：主要根據(jù)全要素生產(chǎn)率增長的3 條主要路徑————制度革新、要素升級與結構優(yōu)化來選擇控制變量［36］。①人力資本（HC），采用普通中學生在校人數(shù)占總人口的比重作為測度指標［37］。②政府作用（GOV），采用扣除科學支出和教育支出的財政支出占實際GDP 的比重作為測度指標［28］。③外商直接投資（FDI），采用外商直接投資額占實際GDP的比重作為測度指標［38］。④產(chǎn)業(yè)結構（IS），采用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)占GDP 比重的比值作為測度指標［39］。⑤信息化（INFO），采用互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)占總人口的比重作為測度指標［40］。

2 實證結果及分析

2.1 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

由于受到新冠疫情的沖擊，2020 年武漢市與其他城市間的要素流動量明顯下降，而國家發(fā)布的一些經(jīng)濟政策推動了城市的經(jīng)濟發(fā)展，因此引力模型測算出的城市經(jīng)濟聯(lián)系并不符合實際，2020 年的數(shù)據(jù)不適于本文研究。本文研究時段為2006——2019年。統(tǒng)計數(shù)據(jù)主要來源于國家統(tǒng)計局、EPS 數(shù)據(jù)庫、中部地區(qū)的城市統(tǒng)計年鑒和部分地級市的統(tǒng)計公報。其中，“最短公路交通時間”數(shù)據(jù)利用百度地圖API工具提取。

變量描述性統(tǒng)計結果如表1 所示。城市經(jīng)濟聯(lián)系具有方向性差異：C ln ER 指數(shù)（反映中心城市對外圍城市的要素吸引力）均值為18.466，高于P ln ER指數(shù)（反映外圍城市對中心城市的要素吸引力）的16.582，ln ER 指數(shù)（反映中心城市與外圍城市的雙向平均要素吸引力）的均值為17.933。控制變量中的標準差均小于1，數(shù)據(jù)較為穩(wěn)定。2006——2019 年，C ln ER、P ln ER 和ln ER 等3 種城市間經(jīng)濟聯(lián)系指數(shù)呈穩(wěn)定上行趨勢，分別上升了6.911、8.059、7.05，表明中部地區(qū)的城市經(jīng)濟聯(lián)系穩(wěn)步緩慢上升（圖2）。2006——2019 年，中心城市（武漢）與湖北省其他城市的經(jīng)濟聯(lián)系指數(shù)顯著高于其與非湖北省城市的經(jīng)濟聯(lián)系指數(shù)，表明城市經(jīng)濟聯(lián)系受到行政區(qū)劃的阻礙（圖3）。

表1 變量描述性統(tǒng)計Table 1 Descriptive statistics of variables

圖2 2006——2019 年3 類經(jīng)濟聯(lián)系總體趨勢Figure 2 Overall trend of three types of economic relations，2006-2019

圖3 2006——2019 年湖北省內城市與湖北省外城市的LNER 總體趨勢Figure 3 Overall trend of ln ER in cities within Hubei Province and cities outside Hubei Province，2006-2019

2.2 基準回歸分析

由表2 列（1）的回歸結果可知，lnER 系數(shù)顯著為正，其二次項系數(shù)顯著為負，說明“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系與中部地區(qū)外圍城市經(jīng)濟高質量發(fā)展呈“倒U型”關系。加入控制變量后，解釋變量系數(shù)的顯著性程度和符號均未改變，表明基準回歸模型較為穩(wěn)?。ū? 列（2））。該結論與研究假設1 相悖，可能的原因是：在中部地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展初期（工業(yè)化早中期階段），中心城市在憑借綜合優(yōu)勢吸引人才、技術等高級要素的同時，與外圍城市的產(chǎn)業(yè)分工合作并逐漸形成跨區(qū)域產(chǎn)業(yè)鏈，從而促進了外圍城市產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，提高了外圍城市的生產(chǎn)效率與資源配置效率，進而提高了其經(jīng)濟高質量發(fā)展水平。隨著“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系增強，中心城市與其外圍城市的分工合作不斷深化，會產(chǎn)生知識溢出、規(guī)模經(jīng)濟等效應，外圍城市的經(jīng)濟高質量發(fā)展水平持續(xù)提高，但知識溢出、規(guī)模經(jīng)濟等效應存在邊際遞減，導致外圍城市的經(jīng)濟高質量發(fā)展提升速度趨緩。進入工業(yè)化后期，中心城市對外圍城市的知識溢出效應降低到很低水平，外圍城市在產(chǎn)業(yè)分工中處于不利地位并固化下來，阻礙了外圍城市的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化與要素升級。與此同時，為了培育高質量發(fā)展新動能，中心城市大力推進產(chǎn)業(yè)高端化、智能化、數(shù)字化，吸引外圍城市的頭部企業(yè)總部入駐，并將中低端產(chǎn)業(yè)、高污染高耗能產(chǎn)業(yè)轉移至外圍城市，導致外圍城市高質量發(fā)展水平出現(xiàn)階段性下降。

需要說明的是，“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系與中部地區(qū)外圍城市經(jīng)濟高質量發(fā)展的“倒U 型”關系是基于過去十多年數(shù)據(jù)估測的結果，將來是否會按照“倒U 型”關系發(fā)展變化具有不確定性。隨著國內雙循環(huán)戰(zhàn)略、區(qū)域經(jīng)濟一體化戰(zhàn)略的推進，中部地區(qū)的城市經(jīng)濟聯(lián)系將進一步增強，中心城市的輻射帶動能力也將增強，很可能再次帶動外圍城市共同推進高質量發(fā)展，“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系與中部地區(qū)外圍城市經(jīng)濟高質量發(fā)展的“倒U 型”關系將因此向“N型”轉變。

控制變量中，政府作用的回歸系數(shù)顯著為負，表明研究期內中部地區(qū)地方政府對經(jīng)濟的干預妨礙了經(jīng)濟高質量發(fā)展；外商直接投資的系數(shù)顯著為負，表明外商直接投資質量不高，降低了城市經(jīng)濟發(fā)展質量，與孟祥蘭等［41］的研究結論一致；產(chǎn)業(yè)結構的系數(shù)顯著為正，表明城市產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化有助于全要素生產(chǎn)率，與鄧曉蘭等［42］的研究結論一致。

2.3 穩(wěn)健性檢驗

借鑒方大春等［22］的研究，城市經(jīng)濟聯(lián)系的測度公式如下：

式中：下標c 表示中心城市；下標i 表示外圍城市，i =1，2，…，79；ER 表示中心城市對外圍城市的雙向平均經(jīng)濟聯(lián)系；ERci表示中心城市對外圍城市i的經(jīng)濟聯(lián)系；ERic表示外圍城市i 對中心城市的經(jīng)濟聯(lián)系；kci表示中心城市的經(jīng)濟貢獻比；kic表示外圍城市的經(jīng)濟貢獻比；P、G 分別表示年末人口、實際GDP值；Dic為城市間最短公路里程數(shù)（km）。對計算結果進行對數(shù)處理，以消除異方差的影響。

穩(wěn)健性檢驗結果見表2 中的列（3）和列（4）。結果表明，ln ER 及其二次項系數(shù)的顯著性和符號與表2中的列（1）和列（2）的回歸結果一致，即本文基準回歸模型穩(wěn)健。

表2 實證回歸結果Table 2 Empirical regression results

2.4 內生性檢驗

城市經(jīng)濟高質量發(fā)展水平提高可能會促進城市之間的要素流動，從而增強城市的經(jīng)濟聯(lián)系，并可能進一步影響人力資本提升、外商直接投資、產(chǎn)業(yè)結構升級和信息化水平。為了解決因變量與自變量互成因果的內生性問題，本文借鑒張傳財?shù)龋?3］的內生性處理方法，將解釋變量和除開政府作用以外的控制變量的滯后一期代入公式（3）中重新進行回歸。表2中的列（5）呈現(xiàn)了內生性處理后的回歸結果。從結果來看，ln ER 及其二次項系數(shù)符號未改變且依然顯著。

3 空間效應分析

3.1 空間相關性檢驗

本文通過Moran′s I 指數(shù)來檢驗被解釋變量是否具有空間相關性。從2006——2019 年經(jīng)濟高質量發(fā)展的全局莫蘭檢驗結果可見，所有年份下的城市經(jīng)濟高質量發(fā)展的莫蘭指數(shù)都在1%顯著水平下顯著，莫蘭值大于0（表3）。因此，中部地區(qū)城市經(jīng)濟高質量發(fā)展并不是隨機分布的，在地理位置上具有空間集聚性，滿足空間計量模型的前提條件。

表3 2006——2019 年經(jīng)濟高質量發(fā)展的全局莫蘭指數(shù)Table 3 Global Moran′s I index of high- quality economic development from 2006 to 2019

3.2 空間杜賓模型檢驗

理論上，空間杜賓模型更適于本文，但是否符合實際，還有待檢驗。為檢驗空間杜賓模型的穩(wěn)健性及其類型，本文先后進行了LM檢驗、LR 檢驗、Hausman檢驗和聯(lián)合顯著性檢驗，檢驗結果見表4。

表4 空間杜賓模型的檢驗結果Table 4 Test results of spatial Dubin model

其中：LM 檢驗具有兩個原假設，分別為空間滯后模型優(yōu)于空間杜賓模型和空間誤差模型優(yōu)于空間杜賓模型，若兩個檢驗結果都拒絕原假設，表明空間杜賓模型優(yōu)于空間滯后模型和空間誤差模型；LR 檢驗也有兩個原假設，分別為空間杜賓模型會退化為空間滯后模型或空間誤差模型，若兩個檢驗結果都拒絕原假設，則表明空間杜賓模型非常穩(wěn)健；Hausman檢驗和聯(lián)合顯著性檢驗是檢驗空間計量模型的具體類型，Hausman 檢驗用于選擇固定效應還是隨機效應模型，聯(lián)合顯著性檢驗結果則用于選擇單個固定效益模型還是雙固定效應模型。由表4 可知，本文應當使用空間杜賓雙固定效應模型。

3.3 空間溢出效應檢驗

在極大似然估計條件下，本文采用空間杜賓雙固定效應模型對參數(shù)進行估計，結果見表5。

表5 空間杜賓模型的回歸結果Table 5 Regression results of spatial Dubin model

由列（7）回歸結果可知，加入控制變量后的W × ln ER和W×lnER2的系數(shù)符號沒有變化，這表明“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系與經(jīng)濟高質量發(fā)展存在顯著的空間“U 型”關系，研究假設2 得到驗證。空間相關系數(shù)ρ顯著為負，說明某個外圍城市的經(jīng)濟高質量發(fā)展水平與中部地區(qū)其他外圍城市的經(jīng)濟高質量發(fā)展水平負相關。

3.4 空間效應分解

LeSage等［44］認為，空間杜賓模型的回歸結果雖然可以說明各變量之間的關系，但是并不能解釋各變量的邊際效應，于是采用偏微分方法將回歸結果分解為直接效應、間接效應和總效應?！爸行摹鈬背鞘薪?jīng)濟聯(lián)系影響中部地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展的效應分解結果如表6 中的列（10）所示。更換解釋變量指標后的穩(wěn)健性空間效應分解結果沒有發(fā)生變化（表6 列（11）回歸結果），表明本文的空間杜賓模型較穩(wěn)健。

表6 空間效應分解結果Table 6 Decomposition results of spatial effects

由空間直接效應的回歸結果可知，“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系與中部地區(qū)外圍城市經(jīng)濟高質量發(fā)展存在“倒U型”關系，這與基準回歸模型的研究結論一致。由空間間接效應（空間溢出效應）的回歸結果可知，某個外圍城市的經(jīng)濟高質量發(fā)展水平會受到中部地區(qū)其他外圍城市與中心城市的經(jīng)濟聯(lián)系的“正U型”影響。產(chǎn)生此現(xiàn)象的原因可能是：在中部經(jīng)濟高質量發(fā)展初期，中心城市會向外圍城市提供產(chǎn)業(yè)資源（即中心城市與外圍城市的產(chǎn)業(yè)分工合作，并形成比較穩(wěn)定的產(chǎn)業(yè)鏈）與少量高級生產(chǎn)要素，外圍城市之間為了爭奪產(chǎn)業(yè)資源與高級要素而相互競爭，某個外圍城市與中心城市的經(jīng)濟聯(lián)系增強會增加該外圍城市的產(chǎn)業(yè)資源與高級要素的流入，中部地區(qū)其他外圍城市的產(chǎn)業(yè)資源與高級要素的流入量則因此減少，經(jīng)濟高質量發(fā)展也隨之受阻。隨著“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系的增強，中部地區(qū)中心城市與外圍城市的分工合作不斷深化，輸出的產(chǎn)業(yè)資源與高級要素總量增多，同時促進了外圍城市之間的分工合作，外圍城市對產(chǎn)業(yè)資源與高級要素的競爭因此逐漸下降，某個外圍城市與中心城市的經(jīng)濟聯(lián)系加強對中部地區(qū)其他外圍城市經(jīng)濟高質量發(fā)展的阻礙作用減小。在進入工業(yè)化后期，隨著中部地區(qū)分工的深化和廣化，中心城市與外圍城市、外圍城市之間的經(jīng)濟聯(lián)系增強，外圍城市之間的分工合作愈發(fā)緊密，某個外圍城市不僅受到中心城市的輻射帶動效應，還會產(chǎn)生知識外溢效應，從而促進其他外圍城市高質量發(fā)展。

空間總效應回歸結果顯示，空間溢出效應影響大于直接效應影響，即“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系與中部地區(qū)整體經(jīng)濟高質量發(fā)展存在“正U 型”關系。產(chǎn)生此結論的原因可能是：中心城市對要素的吸引力最強，但某個外圍城市與中部其他所有外圍城市的要素流量總和大于其與中心城市的要素流量，即對于某個外圍城市而言，該城市與中心城市的經(jīng)濟聯(lián)系遠遠小于該城市與其他78 個城市的經(jīng)濟 聯(lián)系之和，因此城市經(jīng)濟聯(lián)系的空間總效應主要取決于空間間接效應（空間溢出效應）。

根據(jù)表6 模型（10）中l(wèi)n ER 和lnER2的系數(shù)，可以估算出“U型”曲線的拐點所對應的“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系指數(shù)。其中，直接效應“倒U 型”曲線所對應的最高點的經(jīng)濟聯(lián)系指數(shù)約為16.7，間接效應“正U型”曲線所對應的最低點的經(jīng)濟聯(lián)系指數(shù)約為28.2，總效應“正U型”曲線所對應的拐點的經(jīng)濟聯(lián)系指數(shù)約為33.1。根據(jù)拐點以及曲線的開口方向可以大致畫出3 種空間效應的整體趨勢圖（圖4）?！爸行摹鈬背鞘衅骄?jīng)濟聯(lián)系指數(shù)均值約為17.9，已越過空間直接效應影響曲線拐點的對應指數(shù)16.7，但處于空間間接效應和空間總效應影響曲線的左半側，且離其拐點還有一定距離。

圖4 空間效應“U型”曲線Figure 4“U shaped”curve of spatial effects

4 結論與建議

4.1 結論

本文基于“中心——外圍”城市視角，選取2 0 0 6——2019 年我國中部六省80 個地級市的面板數(shù)據(jù)，采用空間杜賓模型驗證了經(jīng)濟聯(lián)系對中部地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展影響的非線性空間效應。主要結論如下：①2006——2019 年，中部地區(qū)“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系總體呈上行趨勢，但城市經(jīng)濟聯(lián)系受到行政區(qū)劃的阻礙。②在工業(yè)化早中期，中心城市與外圍城市分工合作有利于外圍城市高質量發(fā)展，但其帶來的知識溢出效應和規(guī)模效應存在邊際遞減；進入工業(yè)化后期，中低端產(chǎn)業(yè)和高污染高耗能產(chǎn)業(yè)轉移等不利于外圍城市高質量發(fā)展，因此“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系對外圍城市經(jīng)濟高質量發(fā)展產(chǎn)生“倒U型”影響。隨著雙循環(huán)戰(zhàn)略、區(qū)域一體化戰(zhàn)略的推進，這種“倒U型”關系有望向“N 型”轉變。③隨著外圍城市之間由產(chǎn)業(yè)資源和高級要素的競爭關系轉向更密切的分工合作關系，某個外圍城市與中心城市的經(jīng)濟聯(lián)系增強會對其他外圍城市經(jīng)濟高質量發(fā)展產(chǎn)生先抑后揚的影響，即“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系具有“正U型”空間間接效應（空間溢出效應）。中心城市對某個外圍城市的經(jīng)濟影響遠遠小于其他所有外圍城市的經(jīng)濟影響之和，“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系的空間總效應主要取決于空間間接效應，也呈現(xiàn)“正U 型”特征。④當前，中部地區(qū)的“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系已越過空間直接效應影響曲線的拐點，對外圍城市經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響為負；“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系與經(jīng)濟高質量發(fā)展處于空間間接和總效應影響曲線的左半側，且離拐點還有一定距離，增強“中心——外圍”城市經(jīng)濟聯(lián)系短期內不利于中部地區(qū)整體經(jīng)濟高質量發(fā)展，但長期內會轉向有利的一面。⑤地方政府干預與外商直接投資在一定程度上阻礙了中部地區(qū)城市經(jīng)濟高質量發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化則起到了積極作用。

4.2 建議

中部地區(qū)城市經(jīng)濟聯(lián)系具有“倒U 型”空間直接效應，且已越過拐點，其空間直接效應不利于中部地區(qū)高質量發(fā)展。因此，在增強城市經(jīng)濟聯(lián)系的同時，需要采取有效措施推動其空間直接效應由“倒U型”向“N型”轉變。①建設多中心格局，強化中心城市的輻射帶動能力。中部地區(qū)城市眾多，單一中心城市輻射帶動能力有限（武漢與非湖北城市的經(jīng)濟聯(lián)系明顯不強），需要深入貫徹落實《意見》，聚焦科技創(chuàng)新、人才培育、高端制造、現(xiàn)代服務等領域，加強武漢、鄭州國家中心城市建設，增強長沙、合肥、南昌、太原等區(qū)域中心城市輻射帶動能力，在中部地區(qū)至少形成4 個地位及輻射能力比較接近的中心城市與次中心城市。②大力發(fā)展區(qū)域重點城市，優(yōu)化中部區(qū)域城市空間網(wǎng)絡結構。大力發(fā)展襄陽、宜昌、衡陽、洛陽、大同、阜陽、贛州等區(qū)域重點城市，增強區(qū)域重點城市與鄰近城市的經(jīng)濟聯(lián)系，形成以兩大城市群（長江中游城市群、中原城市群）、五大都市圈（武漢、長株潭、鄭州、合肥、南昌）為主體，眾多“微城市群”環(huán)繞的更優(yōu)更穩(wěn)更強的城市空間網(wǎng)絡結構，更好地發(fā)揮城市經(jīng)濟聯(lián)系的空間溢出效應。

中部地區(qū)城市經(jīng)濟聯(lián)系處于“正U 型”空間總效應曲線的左側，需要持續(xù)增強中部地區(qū)城市間經(jīng)濟聯(lián)系，推動城市經(jīng)濟聯(lián)系快速越過“正U 型”空間總效應曲線的拐點，促進中部地區(qū)整體高質量發(fā)展。因此，需要打破行政區(qū)劃隔離，建立中部地區(qū)高質量發(fā)展跨區(qū)域協(xié)同機制，推動城市經(jīng)濟聯(lián)系向縱深發(fā)展。①協(xié)同推進產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈建設。建立跨省跨市合作機制，共同規(guī)劃，協(xié)同推進現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)基礎、產(chǎn)業(yè)鏈和供應鏈建設，打造高端化、智能化、數(shù)字化的中部地區(qū)現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)鏈體系，推動城市經(jīng)濟聯(lián)系更優(yōu)更強。②協(xié)同推進中部地區(qū)基礎設施建設。協(xié)同推進交通、能源、物流等基礎設施建設和5G、工業(yè)互聯(lián)網(wǎng)、物聯(lián)網(wǎng)、人工智能、大數(shù)據(jù)等新型基礎設施建設，不斷突破空間阻礙，降低產(chǎn)品與要素跨區(qū)域流動成本。③協(xié)同推進現(xiàn)代市場體系建設。協(xié)同推進公平競爭制度建設，徹底拆除市場分割，建立統(tǒng)一、開放、競爭、有序的高標準現(xiàn)代市場體系，促進產(chǎn)品與要素自由流動。④協(xié)同承接制造業(yè)轉移。中部地區(qū)非中心城市在承接東部地區(qū)制造業(yè)轉移之時要避免惡性競爭，加強分工協(xié)作，建設產(chǎn)業(yè)轉移合作園區(qū)，創(chuàng)新跨區(qū)域制造業(yè)轉移利益分享機制，建立跨區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計分成制度。