廖敬文

(重慶工商大學 長江上游經濟研究中心，重慶　400067)

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長江中游城市群產業(yè)結構升級的空間溢出效應

廖敬文

(重慶工商大學 長江上游經濟研究中心，重慶400067)

結合長江中游城市群2001—2014年城市面板數(shù)據(jù)，運用綜合指數(shù)、莫蘭指數(shù)對長江中游城市群產業(yè)結構升級進行測度并分析其空間格局，建立空間計量模型探究產業(yè)結構升級對經濟增長的空間溢出效應。研究結果表明：長江中游城市群各城市產業(yè)結構升級程度表現(xiàn)出空間異質性特征；產業(yè)結構升級對本地區(qū)的經濟增長有顯著正向影響，對鄰近地區(qū)的經濟影響是正的溢出效應；但對其他不可觀測的因素而言，長江中游城市群城市之間存在要素競爭。

長江中游城市群；產業(yè)結構升級；空間計量模型；溢出效應

一、引言與文獻回顧

2015年4月國家發(fā)改委印發(fā)的《長江中游城市群發(fā)展規(guī)劃》明確表示：城市間應通過聯(lián)手打造優(yōu)勢產業(yè)集群，建設現(xiàn)代服務業(yè)集聚區(qū)、推進跨區(qū)域轉移與承接等方式升級產業(yè)結構。同時，該規(guī)劃對長江中游城市群的范圍有了新的、明確的界定。那么，長江中游城市群產業(yè)結構升級的演變路徑與空間格局如何？長江中游城市群產業(yè)結構升級對本地城市的經濟發(fā)展有多大影響？城市群內部是否存在溢出效應？這些問題對探索長江中游城市群的進一步發(fā)展具有重要意義。

對于產業(yè)結構升級的測度，柯軍按三次產業(yè)的層次高低賦予權重，將三次產業(yè)的比重進行加權求和來判斷產業(yè)結構升級的水平[1]。孫晶等通過計算各省第二、三產業(yè)產值之和與該地區(qū)GDP的比值來衡量產業(yè)結構的升級程度[2]。一些學者認為產業(yè)結構升級對經濟發(fā)展具有單向顯著的正向影響。柯軍根據(jù)實證研究認為：產業(yè)結構升級是促進經濟增長的主要因素，產業(yè)結構升級是引起經濟增長的Granger原因，但經濟增長卻不是產業(yè)結構升級的Granger原因[1]。吳豐華等對我國自主創(chuàng)新和產業(yè)結構升級之間的實證關系進行研究，證實第二、三產業(yè)的升級能夠有效提升勞動生產率，加快經濟增長[3]。也有學者認為經濟增長對產業(yè)結構升級具有單向促進作用，付凌暉認為我國國內生產總值的增加顯著促進了產業(yè)結構升級，而產業(yè)結構高級化對經濟增長的反作用不顯著[4]。另有一部分學者認為產業(yè)結構升級與經濟增長兩者互相影響。王輝通過實證研究認為湖北省產業(yè)結構升級對經濟增長有明顯的帶動作用，經濟增長也加快了產業(yè)結構的演進[5]。可以看出，已有文獻對于產業(yè)結構升級與經濟增長關系的觀點不一致是由于研究的具體空間不同。

由于忽視空間效應，普通最小二乘法(OLS)被廣泛地應用于數(shù)據(jù)的計量分析中并進行模型估計，但這樣的模型在用于研究區(qū)域經濟問題時，與實際情況會存在偏差。Anselin認為，若一個區(qū)域空間單元上的某種經濟現(xiàn)象或某一屬性與相鄰區(qū)域空間單元上同一現(xiàn)象或屬性是有關聯(lián)的，該區(qū)域間存在空間依賴性[6]。高遠東等經過測算地區(qū)間Moran’s I指數(shù)，建立面板空間誤差模型(SEM)、面板空間滯后模型(SLM)，認為中國省域產業(yè)結構表現(xiàn)出顯著的空間依賴性特點[7-9]。張雅杰等運用探索性數(shù)據(jù)分析(ESDA)及地理加權回歸(GWR)等空間計量經濟學方法研究長江中游城市群經濟空間格局演化驅動機理，發(fā)現(xiàn)長江中游城市群產業(yè)結構在空間上具有正相關性[10]。而徐建斌等通過在模型中引入空間異質性原理，發(fā)現(xiàn)長株潭城市群產業(yè)結構異質性明顯[11]。張翠菊等利用空間自相關分析方法和空間面板計量模型得出我國省域產業(yè)結構表現(xiàn)出顯著的空間集聚特征[12]。

長江中游城市群作為區(qū)域發(fā)展的增長極與輻射源，其經濟影響包括地域間產業(yè)結構、經濟增長的溢出效應，區(qū)域間的這種互動關系逐漸成為當前研究的熱點。李靜嫻等通過建立擴展的Solow增長模型發(fā)現(xiàn)地區(qū)間產業(yè)結構的相似性與經濟增長的溢出效應有著顯著的相互影響[13]。吳梅等通過實證研究得出廣東省各地區(qū)產業(yè)結構存在溢出效應，還從外部性解釋了溢出效應對經濟增長的作用[14]。陶長琪等進一步指出資本要素和技術要素的集聚對省域產業(yè)結構優(yōu)化升級存在正向影響，但對于相鄰省市而言，其資本、勞動力要素集聚對本省市的產業(yè)結構升級表現(xiàn)出消極溢出作用[15]。

綜上所述，由于長江中游城市群的開發(fā)上升至國家戰(zhàn)略層面的時間較短，所以研究其產業(yè)結構升級空間格局的文獻并不多，針對其產業(yè)結構升級空間溢出效應的文獻尚處于空缺。相較于我國發(fā)展較為成熟的長三角、珠三角城市群，研究中部地區(qū)長江中游城市群產業(yè)結構升級對經濟影響的成果明顯偏少。本文首先以確切范圍的長江中游城市群為研究對象并對長江中游城市群城市的產業(yè)結構升級進行測度，觀察2001—2014年長江中游城市群產業(yè)結構升級的程度，接著運用ArcGIS軟件從時空雙重維度揭示自2001年以來長江中游城市群產業(yè)結構升級程度的空間格局，然后根據(jù)莫蘭指數(shù)(Moran’s I)對產業(yè)結構的升級度進行自相關分析，最后建立適合的空間計量模型實證檢驗產業(yè)結構升級對當?shù)亟洕鲩L的影響，利用直接效應、間接效應[16]說明產業(yè)結構升級等是否存在溢出效應，以期為今后長江中游城市群經濟發(fā)展提供有益的借鑒和參考。

二、長江中游城市群產業(yè)結構升級的空間結構

(一)產業(yè)結構升級的測度

本文測度產業(yè)結構升級的指標來源于吳豐華等的研究[3]，用該指標對我國長江中游城市群地區(qū)產業(yè)結構的升級情況進行定量分析，選擇各市第二、三產業(yè)GDP之和與該市GDP的比值反映產業(yè)結構升級的水平,計算公式如下：

(1)

其中，GDPi代表第i產業(yè)的產值；R代表產業(yè)結構升級系數(shù)，其取值范圍是0-1，R越趨向于0，則說明該區(qū)域產業(yè)結構層次越低，R越趨向于1，說明該區(qū)域產業(yè)結構層次越高。而且，在同一時間區(qū)間、不同地域范圍的前提下，產業(yè)結構升級系數(shù)提升幅度越大表明城市升級速度越快，反之表明產業(yè)結構升級速度越慢。

需要指出的是，由于天門、仙桃、潛江3個縣級市數(shù)據(jù)的統(tǒng)計口徑不一致，為了使單個樣本是具有相同行政等級的城市，本文未將仙桃、天門、潛江3個縣級城市納入樣本之中。所以本文的長江中游城市群地區(qū)特指武漢、黃石、鄂州、黃岡、孝感、咸寧、宜昌、荊州、荊門、襄陽、長沙、株洲、湘潭、岳陽、益陽、常德、婁底、衡陽、南昌、九江、景德鎮(zhèn)、鷹潭、上饒、撫州、萍鄉(xiāng)、吉安、宜春、新余等28個城市。根據(jù)式(1)計算得出2001—2014年長江中游城市群各城市的產業(yè)結構升級系數(shù)，結果如表1所示。數(shù)據(jù)來源于2002—2015年的《湖北統(tǒng)計年鑒》《湖南統(tǒng)計年鑒》《江西統(tǒng)計年鑒》。

表1　2001—2014年我國長江中游城市群的產業(yè)結構升級系數(shù)

續(xù)表(表1)

由表1可得，從時間角度觀察，2001—2014年，長江中游城市群的產業(yè)結構系數(shù)發(fā)生了明顯的變化，總體趨于增大，說明長江中游城市群的產業(yè)結構在不斷提升。這是由于自2004年以來，長江中游城市群開始從工業(yè)化前期向工業(yè)化中期過渡，第二產業(yè)所占比例大幅提升。從空間角度觀察，2001—2014年，襄陽、常德、婁底、衡陽、九江、上饒、撫州、吉安、宜春及新余的產業(yè)結構升級速度相較于同時期長江中游城市群其他城市更快。江西省某些城市的產業(yè)結構提升速度非常突出，根源在于此期間江西省大力推進工業(yè)產業(yè)的升級，極大改善了原有的工業(yè)滯后局面。特別是2003年以來，江西省規(guī)劃打造以鄱陽湖城市圈為依托的生態(tài)經濟區(qū)，積極引進先進技術加速推進新型工業(yè)化，表1中近年來產業(yè)升級程度較大的城市就包含了位于鄱陽湖城市圈的九江、上饒、撫州、宜春、新余。但是，2001—2014年長江中游城市群中湖北省大部分城市產業(yè)結構提升幅度不明顯，這是因為湖北省作為老工業(yè)基地，有一定的工業(yè)產業(yè)基礎，所以其各個城市的第二產業(yè)占比一直遠高于第一產業(yè)、第三產業(yè)占比并呈現(xiàn)出穩(wěn)定趨勢，表現(xiàn)為近年來湖北省產業(yè)結構只有襄陽市出現(xiàn)較大提升。

(二)產業(yè)結構升級空間格局

利用ArcGIS軟件，分別繪出2001年、2007年、2014年的長江中游城市群的產業(yè)結構升級分布格局如圖1、圖2、圖3。由圖1-3可知，武漢、長沙、南昌一直以來都屬于產業(yè)結構較高層次，作為省會城市，這3個城市一定是最先進行產業(yè)結構升級的領頭羊。而3個城市的鄰近地區(qū)主要是產業(yè)結構升級層次中等或較低的城市，且產業(yè)結構升級程度出現(xiàn)了波動，如景德鎮(zhèn)市在2001年、2007年都屬于較高的產業(yè)結構層次，可在2014年卻變?yōu)榱酥械鹊漠a業(yè)結構層次。這并不是因為景德鎮(zhèn)市2014年的二三產業(yè)結構占比降低了，而是因為景德鎮(zhèn)市2014年的產業(yè)結構升級幅度相對低于其他周邊城市的產業(yè)結構升級幅度。總而言之，長江中游城市群產業(yè)結構升級的空間分布不是勻質的。

圖1　2001年長江中游城市群產業(yè)結構升級空間分布格局

圖2　2007 年長江中游城市群產業(yè)結構升級空間分布格局

圖3　2014 年長江中游城市群產業(yè)結構升級空間分布格局

(三)產業(yè)結構升級的空間自相關分析

產業(yè)結構升級的空間效應分為空間依賴性(相關性)和空間異質性(差異性)兩種?？臻g依賴性主要表現(xiàn)為鄰近地區(qū)產業(yè)結構升級的相互影響；空間異質性主要表現(xiàn)為產業(yè)結構升級在地理空間上缺乏勻質性，表明產業(yè)結構升級在空間上存在較大差異。本文利用全域Moran’s I指數(shù)來衡量空間效應，其計算公式如式(2)所示：

(2)

其中，xi,xj分別是區(qū)域i，j的產業(yè)結構升級系數(shù)(R)；W是空間權重矩陣，wij是空間權重矩陣中對應元素，本文選用0-1鄰接矩陣判別兩個地區(qū)是否相鄰，相鄰時值取1，不相鄰取0。Moran’s I取值范圍是[-1，1]，小于0說明空間負相關，等于0說明空間不相關，大于0說明空間正相關，并且絕對值大小與區(qū)域相關性成正比。

通過計算得出長江中游城市群28個城市各年的全域Moran’s I指數(shù)，如表2所示。

由表2可知，2001—2014年長江中游城市群全局空間自相關系數(shù)由正到負逐漸變化。2001—2003年的Moran’s I都是正值，且絕對值不超過0.084，表明長江中游城市群產業(yè)結構升級未表現(xiàn)出空間自相關，不存在顯著的空間集聚狀態(tài)。2004—2014的Moran’s I全為負值，且絕對值處于0.067～0.200，表明產業(yè)結構升級程度空間差異顯著，并且不斷擴大，產業(yè)結構升級具有較強的空間分異特征，體現(xiàn)出近年來區(qū)域產業(yè)結構劇烈變動，產業(yè)結構變化速度快、變化程度大，長江中游城市集群產業(yè)梯度落差明顯。這與用ArcGIS繪圖闡述的長江中游城市群各城市產業(yè)結構升級程度的空間格局一致。

表2　2001—2014年長江中游城市群產業(yè)結構升級全局空間自相關分析結果

注：*，**， ***分別表示在1%,5%和10%水平上顯著。

三、空間溢出效應計量模型的構建

(一)基本模型

本文根據(jù)已有研究成果，引入產業(yè)結構升級和人力資本作為新增內生經濟影響變量，構建索洛模型如式(3)：

(3)

其中，F(xiàn)是經濟產出，K是資本存量，L是勞動力，H是人力資本，S是產業(yè)結構升級系數(shù)的觀測值，f(·)是生產函數(shù)。

在索洛模型中，要求經濟產出通過生產映射條件對內生經濟影響變量的變化作出反應，更強調內生變量的投入產出效應。用柯布-道格拉斯生產函數(shù)代表投入產出的映射條件f(·)，則式(3)可構建為：

(4)

其中，Y是各個城市的GDP，β1、β2、β3分別是人均資本、人力資本、產業(yè)結構升級的產出彈性系數(shù)。

(5)

其中,ε是誤差項。

式(5)雖然能夠估計產業(yè)結構升級對經濟增長的貢獻程度，但沒有分析產業(yè)結構升級的空間經濟影響。通過引入空間權重矩陣W將產業(yè)結構升級經濟影響模型拓展到空間經濟影響模型。

空間滯后模型(SLM)：

(6)

空間誤差模型(SEM)：

(7)

廣義空間模型(SAC)：

(8)

式(6)～(8)中，μi,t=λwijμj,t+ε，ε～N(0，σ2Ii)，λ表示除人均資本、人力資本和產業(yè)結構升級之外的因素對經濟的影響，i、t分別表示地區(qū)和時間，ρ是表示其他地區(qū)經濟增長對本地區(qū)經濟增長的影響。

(二)溢出效應的估計方法

選取我院心臟外科2016年6月～2017年6月留置尿管7天以內的患者100例。其中男55例，女45例，年齡21～60歲，先心病30例，瓣膜病40例，冠心病30例，采用隨機分原則分為觀察組與對照組，各50例。兩組患者在一般臨床資料比較均無明顯差異；差異無統(tǒng)計學意義（P＞0.05）。見表1。

為分解產業(yè)結構升級對經濟增長空間影響的程度，依據(jù)空間計量模型，Lesage 等提出一種將總的邊際效應分解為直接效應和間接效應的方法，在空間相互影響下的解釋變量的邊際效應通過該方法能夠被很好解釋[9]。產業(yè)結構升級直接效應、間接效應和總效應的估計模型如式(9)所示：

(9)

其中，S是產業(yè)結構升級程度，β3是S作為自變量的參數(shù)，W是空間權重矩陣，式(9)右邊矩陣的主對角線元素均值為直接效應，非對角線元素均值為間接效應，總效應為直接效應與間接效應之和。

(三)變量和數(shù)據(jù)說明

本文使用2001—2014年的中國城市面板數(shù)據(jù)，主要來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》(2002—2015年)，少數(shù)城市缺失了部分數(shù)據(jù)，通過查閱這些城市的國民經濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報進行補全，因為價格指數(shù)沒有分城市的數(shù)據(jù)，所以利用各省價格指數(shù)進行代替，主要來自歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》。由于估計模型的假定，數(shù)據(jù)全部取對數(shù)，其中，Y表示產出，K表示資本存量，L表示勞動力數(shù)量，H表示人力資本，S表示測度的產業(yè)結構升級程度，各變量的具體數(shù)據(jù)及構造如下：

(1)Y：由國內生產總值定義，為了消除物價的影響，根據(jù)GDP平減指數(shù)將各城市的GDP調整為2001年價格為基期的實際GDP，單位：億元。

(2)K：由于各城市沒有公開發(fā)表的城市資本存量統(tǒng)計數(shù)據(jù)，本文參考柯善咨(2009)的估算方式，首先使用各城市2001年限額以上工業(yè)企業(yè)流動資產和固定資產凈值估算限額以上工業(yè)資本存量，然后使用限額以上工業(yè)增加值占全市生產總值比例估算2001年各城市資本存量，2001年以后各城市的資本存量通過全市固定資產投資總額，用永續(xù)盤存法計算：

(10)

其中，Ki,t表示第i個地區(qū)第t年的資本存量，Ki,t-1表示第i個地區(qū)第t-1年的資本存量，Ii,t表示第i個地區(qū)第t年的投資，Pi,t為各地區(qū)固定資產投資價格指數(shù)，δt表示第t年的折舊率。在折舊率的設定上，本文根據(jù)胡煜等的研究[16]，將折舊率設定為10.96%，單位為億元。

(3)L：選取單位從業(yè)人員加私營和個體從業(yè)人員代表勞動力，單位為萬人。

(4)H：人力資本采用了每萬人在校大學生數(shù)，單位為人。

(5)S：產業(yè)結構升級水平用各市第二、三產業(yè)產值之和與該市產業(yè)總值之比來表示。

四、產業(yè)結構升級空間溢出效應的實證研究

分別利用面板數(shù)據(jù)模型(PDM)、空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)、廣義空間模型(SAC)估計長江中游城市群地區(qū)產業(yè)結構升級對經濟的影響作用，結果如表3所示。

由表3可知，面板數(shù)據(jù)模型(PDM)中各個自變量的系數(shù)在1%的水平上顯著，本地區(qū)產業(yè)結構升級變動1%就引起本地區(qū)經濟增長2.14%，該系數(shù)高于其余3個空間模型的對應系數(shù)。說明若不考慮空間影響，面板數(shù)據(jù)模型會高估本地區(qū)產業(yè)結構對本地區(qū)經濟的影響，所以選擇空間計量模型建模更為合適。

空間滯后模型(SLM)中各自變量的系數(shù)在1%水平上顯著，ρ在1%水平上是顯著不為0；空間誤差模型(SEM)中各個自變量的系數(shù)在1%水平上顯著，但λ不顯著。鑒于廣義空間模型(SAC)同時考慮了因變量和誤差項的滯后項，且該模型中各個自變量系數(shù)在1%水平上顯著，Z值均通過檢驗，參數(shù)ρ、λ均在1%水平上顯著不為0，并且對數(shù)似然值大于其他兩個模型的值，赤池信息準則值與施瓦茨信息準則值均小于其他兩個模型對應值，所以本文認為SAC比其他兩個模型在解釋力度上更具有科學性。因此，本文重點分析廣義空間模型(SAC)的回歸結果。

表3　不同模型的回歸結果

注：***、**和*分別表示在1%，5%和10%的水平上顯著,下同；wald1統(tǒng)計量是對因變量參數(shù)的約束性檢驗，wald2統(tǒng)計量是對空間滯后自變量參數(shù)的約束性檢驗。PDM模型括號內為T檢驗值，其余模型括號內為Z檢驗值。

廣義空間模型中產業(yè)結構升級程度的系數(shù)都在1%水平上顯著為正，說明產業(yè)結構升級的確可以促進當?shù)亟洕脑鲩L，本地區(qū)產業(yè)結構升級變動1%就引起本地區(qū)經濟增長變動1.02%。此外，人均資本、人力資本的增加也會引起本地區(qū)的經濟增長，總體上符合產業(yè)結構升級、人均資本、人力資本在現(xiàn)實中對經濟的影響。2001—2014年長江中游城市群中各省響應國家號召，經濟增長方式由粗放型向集約型轉變，導致第二、三產業(yè)之和持續(xù)上升，第一產業(yè)占比持續(xù)下降。理論上，第二、三產業(yè)的發(fā)展是推動經濟增長最有效的途徑。實踐中，江西省南昌逐漸以發(fā)展現(xiàn)代服務業(yè)為核心，上饒、新余、萍鄉(xiāng)、宜春調整為以先進的制造業(yè)為主，九江以生產性服務業(yè)為代表，撫州、景德鎮(zhèn)、吉安、鷹潭則打造了多個傳統(tǒng)制造業(yè)和地方特色產品加工業(yè)的制造基地。湖南省長沙、株洲、衡陽逐步形成了汽車及零部件材料優(yōu)勢產業(yè)集群。常德、岳陽的工程機械、食品煙草等原有支柱產業(yè)持續(xù)壯大，新材料及節(jié)能環(huán)保、新能源汽車、生物產業(yè)、電子信息等戰(zhàn)略性新興產業(yè)快速崛起。武漢城市圈著力打造了從孝感到武漢沿線汽車制造業(yè)密集帶，選擇以武漢、孝感、黃石為中心發(fā)展紡織產業(yè)群，建設以武鋼和新冶鋼為龍頭企業(yè)的武漢至黃石鋼鐵走廊。襄陽初步形成了整車、電機和電池等較為完整的新能源汽車產業(yè)鏈、汽車產業(yè)群。

從空間相關系數(shù)ρ可以知道，鄰近城市經濟每增長1%，將帶動本地城市經濟增長0.43%。因為隨著長江中游城市群地區(qū)間交通設施的互聯(lián)互通，綜合交通體系建設的不斷推進，使得本地經濟對周邊區(qū)域輻射增強。2007年景鷹高速的通車，提升了環(huán)鄱陽湖城市圈在長江中游的經濟紐帶作用。2010年湖北與湖南齊力加快建成杭瑞高速、恩來高速的省際銜接路段，打通武漢至南昌最便捷的陸路通道，加強了城市經濟的相互聯(lián)系。

從顯著為負的空間誤差系數(shù)λ可以看出，除開本文考慮的人均資本k、人力資本H、產業(yè)結構升級程度S因素外，還存在一些不可觀測的因素，使得長江中游城市群存在空間集聚效應。

表4　廣義空間模型(SAC)的直接效應、間接效應

從表4可以看出，產業(yè)結構升級的直接效應、間接效應的系數(shù)均在1%水平上顯著為正。說明不僅本地產業(yè)結構和本地區(qū)經濟增長水平呈現(xiàn)正向關，還存在正向溢出效應，本地產業(yè)結構的升級會帶動周邊區(qū)域經濟的增長。武漢進行產業(yè)結構升級的同時，鄂州搭建葛店國家級開發(fā)區(qū)作為承接武漢產業(yè)轉移最近的園區(qū)，以此帶動了鄂州當?shù)亟洕陌l(fā)展；九江主動承接了南昌地區(qū)的產業(yè)轉移，大力發(fā)展有機硅產業(yè)、新型建材、新型仿生制藥產業(yè)，如今已成為南昌產業(yè)轉移的“集聚地”，產業(yè)互補、錯位發(fā)展促進了九江經濟的增長；岳陽市金龍新區(qū)的建設目的就是承接長株潭的轉移產業(yè)，目前該區(qū)大部分入園企業(yè)都是從長株潭轉移而來，園區(qū)形成了先進制造業(yè)配套產業(yè)基地，金龍新區(qū)也成為了岳陽市湘陰縣的第二個新增長極。同時，還可以發(fā)現(xiàn)人均資本、人力資本的3種效應都在1%的水平上顯著為正，說明人均資本、人力資本不僅對當?shù)亟洕l(fā)展有著良好的促進作用，對相鄰地區(qū)也存在正向空間溢出效應。其次，產業(yè)結構升級程度、人力資本、人均資本的直接效應的系數(shù)都大于間接效應的系數(shù)，說明產業(yè)結構升級程度、人力資本、人均資本對當?shù)亟洕挠绊懕葘︵徑貐^(qū)的影響更為顯著。

五、結論

本文對長江中游城市群產業(yè)結構升級進行了定性定量的分析，并用廣義空間模型(SAC)探討了長江中游城市群2001—2014年產業(yè)結構升級對區(qū)域經濟的影響，主要結論如下：

第一，長江中游城市群各城市的產業(yè)結構在不斷升級，但升級速度不一，且在空間格局上表現(xiàn)出分異的特征。城市群中各城市應該在此基礎上錯位發(fā)展，發(fā)揮各地資源要素比較優(yōu)勢，促進特色化、差異化發(fā)展。城市應參考區(qū)域協(xié)調組織的專業(yè)化生產安排，在產業(yè)發(fā)展中遵循市場規(guī)律，發(fā)展區(qū)域特色產業(yè)，形成良好的區(qū)域協(xié)作機制。

第二，產業(yè)結構升級可以顯著促進當?shù)亟洕鲩L，并存在顯著為正的空間溢出效應，產業(yè)結構升級對當?shù)亟洕拇龠M作用大于對鄰近地區(qū)經濟的增長作用。進行產業(yè)結構升級，武漢城市圈應充分發(fā)揮武漢科教優(yōu)勢和產業(yè)優(yōu)勢，強化輻射引領作用，開創(chuàng)國家創(chuàng)新型城市試點，把武漢建成先進制造業(yè)和高新技術產業(yè)基地。環(huán)長株潭城市群可以依托現(xiàn)有國家級開發(fā)區(qū)和產業(yè)基地，增強產業(yè)集聚能力，促進長沙產業(yè)高端化發(fā)展。環(huán)鄱陽湖城市群可以優(yōu)化南昌要素聚集、科技創(chuàng)新的功能，將南昌打造成為重要的先進制造業(yè)基地、中部地區(qū)綜合交通樞紐和現(xiàn)代服務業(yè)集聚區(qū)。3個省會城市在提升產業(yè)結構的同時，輻射帶動周邊區(qū)域發(fā)展。

第三，長江中游城市群中的人均資本、人力資本對該區(qū)域經濟增長有明顯帶動作用。長江中游城市群可以建立一體化人力資源市場，統(tǒng)一人才引進政策，建立引進高端人才和行業(yè)領軍人才的綠色通道，提高人力資本。全面深化與其他地區(qū)合作，進一步加強與京津冀、長三角、珠三角地區(qū)合作，引導沿海地區(qū)資金向城市群轉移。

第四，除人均資本、人力資本、產業(yè)結構升級因素外，長江中游城市群內部存在未知要素的競爭。從實際情況來看，地區(qū)間的要素競爭可能來源于政策支持力度的傾斜、科技發(fā)展水平的高低以及區(qū)位勢能的差異，它們與區(qū)域經濟的關系有待進一步深入研究。

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(責任編輯魏艷君)

The Spillover Effects of Upgrading Industrial Structure in the Middle Reaches of the Yangtze River

LIAO Jing-wen

(Yangtze Upriver Economic Research Center, Chongqing Technology and Business University, Chongqing 400067, China)

Using urban panel data in the middle reaches of the Yangtze River from 2001 to 2014, we can measure the upgrading of industrial structure of the middle reaches of the Yangtze River, analyze its spatial pattern by applying of comprehensive index and Moran index, and explore the spatial spillover effect of industrial structure upgrading on economic growth by using spatial econometric model. The result shows that spatial heterogeneity is apparent in the upgrading industrial structure, the upgrading of industrial structure has a significant positive effect on the economic growth of local cities, and local upgrading of industrial structure generates spillover effects on the economic growth of adjacent cities. Cities of the middle reaches of the Yangtze River compete between elements which are unobserved.

the middle reaches of the Yangtze River; upgrading of the industrial structure; spatial econometric model; spillover effect

2016-03-01

廖敬文(1992—)，女，貴州遵義人，碩士研究生，研究方向：區(qū)域經濟理論。

引用格式：廖敬文.長江中游城市群產業(yè)結構升級的空間溢出效應[J].重慶理工大學學報(社會科學)，2016(8):32-39.

format：LIAO Jing-wen.The Spillover Effects of Upgrading Industrial Structure in the Middle Reaches of the Yangtze River[J].Journal of Chongqing University of Technology(Social Science)，2016(8):32-39.

10.3969/j.issn.1674-8425(s).2016.08.006

F061.5

A

1674-8425(2016)08-0032-08