王雪輝，谷國(guó)鋒

(東北師范大學(xué)地理科學(xué)學(xué)院，吉林　長(zhǎng)春　130024)

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市場(chǎng)潛能、地理距離與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的溢出效應(yīng)

王雪輝，谷國(guó)鋒

(東北師范大學(xué)地理科學(xué)學(xué)院，吉林長(zhǎng)春130024)

本文將人均GDP和市場(chǎng)潛能作為表征經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及其溢出效應(yīng)的指標(biāo)，基于空間計(jì)量方法考察了我國(guó)285個(gè)地級(jí)市2004-2013年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)溢出效應(yīng)隨時(shí)間和地理距離的變化規(guī)律。研究結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的溢出效應(yīng)一方面隨時(shí)間推移整體增強(qiáng)，另一方面隨地理距離的增加而減弱，其中300公里內(nèi)為密集溢出區(qū)，800公里以?xún)?nèi)為有效溢出區(qū)、以外為間接溢出區(qū)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最有效的空間溢出范圍在一到兩個(gè)省的范圍內(nèi)，與地級(jí)市的行政界線(xiàn)相比，省級(jí)行政界線(xiàn)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間溢出的阻礙作用更明顯。

市場(chǎng)潛能；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；地理距離；空間溢出效應(yīng)

改革開(kāi)放以來(lái)，市場(chǎng)化改革和對(duì)外開(kāi)放這兩大舉措讓中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長(zhǎng)30多年，但由于我國(guó)梯度空間發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施及地區(qū)經(jīng)濟(jì)的不平衡發(fā)展，形成經(jīng)濟(jì)上的東部沿?！奥∑稹?、中西部?jī)?nèi)陸地區(qū)“塌陷”的空間格局。東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在區(qū)域內(nèi)部產(chǎn)生溢出效應(yīng)的同時(shí)也會(huì)對(duì)中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響，因此基于區(qū)域關(guān)聯(lián)的視角對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)溢出效應(yīng)影響范圍的研究就顯得尤為重要。

一些國(guó)外學(xué)者較早關(guān)注了區(qū)域發(fā)展不平衡及空間溢出。Ying(2000,2003)指出中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著的空間聯(lián)系和溢出效應(yīng)[1][2]。Brun et al.(2002)、Zhang & Felmingham(2002)和Groenewold et al.(2007)等考察了我國(guó)東中西三大經(jīng)濟(jì)帶間的空間溢出效應(yīng)，認(rèn)為我國(guó)存在從東部沿海到中西部地區(qū)的溢出效應(yīng)[3][4][5]。國(guó)內(nèi)學(xué)者也對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中區(qū)域間的相互影響進(jìn)行了深入研究[6][7]，探究了區(qū)域溢出效應(yīng)的傳輸渠道、機(jī)理及其梯度特征[8][9][10]。在研究方法上，目前的研究大多基于傳統(tǒng)計(jì)量方法，估計(jì)過(guò)程中對(duì)空間因素的忽視違背了“地理學(xué)第一定律”，也妨礙了對(duì)中國(guó)“中等收入陷阱”等問(wèn)題的合理解釋[11]?？臻g計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為相鄰空間地域單元上的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)具有相關(guān)性，在經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象是連續(xù)點(diǎn)的前提下忽視空間因素將影響某些生產(chǎn)要素在非均衡力作用下對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)程度[12]。為此，部分學(xué)者基于空間計(jì)量方法考察了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與空間要素的關(guān)系[13][14][15][16][17]。通過(guò)梳理以上文獻(xiàn)后發(fā)現(xiàn)，基于空間計(jì)量方法的估計(jì)結(jié)果說(shuō)明溢出效應(yīng)在一定程度上受地理距離的影響，但對(duì)溢出效應(yīng)隨地理距離變化的規(guī)律問(wèn)題鮮有涉及。符淼(2009)基于Moreno et al.(2004)對(duì)歐洲技術(shù)外溢的衰減距離的分析，采用我國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行不同閾值下的連續(xù)回歸，發(fā)現(xiàn)技術(shù)外溢在800公里以?xún)?nèi)最強(qiáng)[18][19]。張浩然(2011,2012)發(fā)現(xiàn)城市間溢出效應(yīng)隨距離的增加呈倒U型曲線(xiàn)過(guò)程，且在180公里范圍內(nèi)表現(xiàn)最顯著[20][21]。

對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)溢出效應(yīng)的研究，本文借鑒潘文卿(2012)引入市場(chǎng)潛能作為考察區(qū)域間經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)唯一指標(biāo)的方法，從市場(chǎng)需求的角度反映地區(qū)間溢出關(guān)聯(lián)效應(yīng)的相互影響。在研究區(qū)域上，以地級(jí)市為研究單元更能體現(xiàn)市場(chǎng)潛能的重要性和區(qū)域關(guān)聯(lián)性，省會(huì)城市和經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地級(jí)市對(duì)周邊相對(duì)落后的地級(jí)市需求更明顯，空間相關(guān)性也更顯著。

一、市場(chǎng)潛能與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間自相關(guān)性

市場(chǎng)潛能包括國(guó)內(nèi)市場(chǎng)潛能和國(guó)外市場(chǎng)潛能，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)潛能由國(guó)內(nèi)本地市場(chǎng)潛能和國(guó)內(nèi)周邊市場(chǎng)潛能組成，本文研究的市場(chǎng)潛能主要指國(guó)內(nèi)市場(chǎng)潛能。目前，對(duì)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)潛能的測(cè)度主要有兩種方法：一種是Harris(1954)提出的“市場(chǎng)潛能函數(shù)”；另一種是Redding和Venables(2004)以雙邊貿(mào)易流數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)提出的Ma和Sa指標(biāo)?？紤]到相關(guān)數(shù)據(jù)的可得性，本文采用更易于度量的Harris對(duì)市場(chǎng)潛能的衡量方法，其計(jì)算公式為：

(1)

為揭示市場(chǎng)潛能隨時(shí)間和地理距離變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用規(guī)律，需先檢驗(yàn)市場(chǎng)潛能與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否具有空間自相關(guān)性。Moran’s I可看作觀測(cè)值與其空間滯后之間的相關(guān)程度的測(cè)度，常用于全局空間相關(guān)的檢驗(yàn)，其計(jì)算公式如下：

(2)

圖1　2004-2013年人均GDP及市場(chǎng)潛能的Moran’s I統(tǒng)計(jì)量

其中，xi、xj分別為地級(jí)市i和地級(jí)市j的觀測(cè)值，n為地級(jí)市數(shù)量，w為空間權(quán)重矩陣。本文構(gòu)建了兩種空間權(quán)重矩陣：一是rook鄰接權(quán)重；二是有限距離閾值權(quán)重。I的絕對(duì)值越接近于1，表示空間相關(guān)性越大；越接近于0，空間相關(guān)性越小。I大于0，說(shuō)明存在正的空間相關(guān)性；小于0，說(shuō)明存在負(fù)的相關(guān)性。在一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中，隨著經(jīng)濟(jì)總量規(guī)模的擴(kuò)大，對(duì)相鄰地區(qū)產(chǎn)生的需求及帶動(dòng)作用最明顯，因此本文以人均GDP表征經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平，基于鄰接矩陣計(jì)算2004-2013年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與市場(chǎng)潛能的空間自相關(guān)性(結(jié)果如圖1所示)。

圖1顯示，相鄰地區(qū)的人均GDP與市場(chǎng)潛能均具有顯著的空間自相關(guān)性。研究期內(nèi)市場(chǎng)潛能的Moran’s I均大于0.625，遠(yuǎn)大于人均GDP的Moran’s I，說(shuō)明市場(chǎng)潛能的空間相關(guān)性強(qiáng)于人均GDP。2004-2013年人均GDP的空間自相關(guān)性處于波動(dòng)下降狀態(tài)，而市場(chǎng)潛能的Moran’s I于2004-2006年短暫上升后開(kāi)始逐年下降，與人均GDP相比具有滯后性，一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間相關(guān)性減弱對(duì)周?chē)貐^(qū)的市場(chǎng)需求不會(huì)馬上減少，而是經(jīng)過(guò)一段時(shí)間以后才顯現(xiàn)出來(lái)。但該曲線(xiàn)末端略有上升，可能預(yù)示著未來(lái)曲線(xiàn)的變化趨勢(shì)，但尚待觀察。

基于鄰接矩陣權(quán)重得到的Moran’s I逐年減小的原因可能在于：一是人均GDP與市場(chǎng)潛能的整體空間影響程度在逐年降低；二是整體影響程度不變，只是直接相鄰地區(qū)的關(guān)聯(lián)程度降低，但關(guān)聯(lián)范圍擴(kuò)大，即由于權(quán)重矩陣僅考慮了一級(jí)鄰接地區(qū)，距離帶寬較小，很難在空間上反應(yīng)整體相關(guān)程度。為確定到底是哪一種原因，我們基于不同帶寬門(mén)檻距離的權(quán)重矩陣求其Moran’s I。確定權(quán)重的具體方法為給定一個(gè)閾值，城市地區(qū)幾何中心之間直線(xiàn)距離在閾值范圍之內(nèi)定義為1，閾值范圍之外定義為0。經(jīng)估計(jì)后發(fā)現(xiàn)，當(dāng)以超過(guò)2000公里的帶寬進(jìn)行計(jì)算的Moran’s I接近于零且這一特征存在于研究期內(nèi)，因此閾值的設(shè)定方法采取以500公里作為步進(jìn)距離設(shè)置從0至2000公里帶寬內(nèi)的四個(gè)地理距離區(qū)間。

在時(shí)間維度上，表1的結(jié)果顯示人均GDP的Moran’s I隨時(shí)間推移在1000公里帶寬內(nèi)出現(xiàn)明顯先上升后下降的趨勢(shì)，而在超過(guò)1500公里的門(mén)檻距離上沒(méi)有出現(xiàn)明顯波動(dòng)，說(shuō)明人均GDP的空間相關(guān)性整體變化屬于上文分析的兩種可能性中的第一種。市場(chǎng)潛能基于不同門(mén)檻距離權(quán)重矩陣的Moran’s I在研究期內(nèi)并沒(méi)有明顯的波動(dòng)，說(shuō)明市場(chǎng)潛能在2004-2013年雖然對(duì)相鄰地區(qū)的相關(guān)性減弱，但整體上與區(qū)域間的相關(guān)性仍保持比較穩(wěn)定的狀態(tài)，也說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的溢出效應(yīng)不僅受到市場(chǎng)潛能的影響，可能還有其他因素的沖擊。

表1　基于不同門(mén)檻距離權(quán)重矩陣的Moran’s I統(tǒng)計(jì)量

注：“* ”、“** ”和“*** ”分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

在空間維度上，人均GDP和市場(chǎng)潛能的Moran’s I在2000公里的帶寬變化范圍內(nèi)均隨著距離的增加而大幅度降低，分別由0.198、0.580降至0.005和0.039，說(shuō)明中國(guó)區(qū)域間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及市場(chǎng)潛能的空間相關(guān)性隨著距離的增加逐漸減弱。由此可見(jiàn)，地理空間效應(yīng)對(duì)中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及其空間關(guān)系具有舉足輕重的作用。

二、空間溢出效應(yīng)的模型設(shè)定

(一)理論模型

古典增長(zhǎng)理論強(qiáng)調(diào)一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)離不開(kāi)資本和勞動(dòng)力等要素的投入，新增長(zhǎng)理論則認(rèn)為要獲得持續(xù)的增長(zhǎng)，離不開(kāi)固定資產(chǎn)投資隱含的技術(shù)進(jìn)步。內(nèi)生增長(zhǎng)理論強(qiáng)調(diào)馬歇爾外部性和產(chǎn)品多樣性?xún)煞N機(jī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)基于區(qū)域循環(huán)累積效應(yīng)的思想建立基本理論模型，強(qiáng)調(diào)規(guī)模經(jīng)濟(jì)、運(yùn)輸成本和中心外圍理論的重要性，并突出城市化經(jīng)濟(jì)與不同經(jīng)濟(jì)活動(dòng)地理相鄰帶來(lái)的外溢效應(yīng)，這也正是與內(nèi)生增長(zhǎng)理論的主要思想相異之處。不同經(jīng)濟(jì)活動(dòng)在空間上的集聚引起經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間不均衡，經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)對(duì)周邊地區(qū)會(huì)產(chǎn)生一種潛在需求，吸引更多的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、物質(zhì)、資本和勞動(dòng)力，進(jìn)而增加集聚范圍和強(qiáng)度，這種潛在需求就是市場(chǎng)潛能。大多數(shù)研究將市場(chǎng)潛能的模型化定義為一種消費(fèi)支出或地區(qū)產(chǎn)值的加權(quán)，權(quán)數(shù)為地理距離或與其相關(guān)的運(yùn)費(fèi)成本及市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)的組合。

新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)對(duì)價(jià)格指數(shù)的度量借鑒了馮·杜能和薩繆爾森引進(jìn)的“冰山成本”思想，為建模的需要，假設(shè)存在R個(gè)獨(dú)立區(qū)位且每種產(chǎn)品只在一個(gè)地方生產(chǎn)，所有特定地區(qū)生產(chǎn)的產(chǎn)品都是對(duì)稱(chēng)的，生產(chǎn)技術(shù)和價(jià)格均相同。據(jù)此，我們可將價(jià)格指數(shù)表示為：

(3)

其中，nr表示地區(qū)r生產(chǎn)的產(chǎn)品種類(lèi)數(shù)，pr表示各類(lèi)產(chǎn)品的出廠價(jià)格。盡管推導(dǎo)過(guò)程不盡相同，但大多數(shù)學(xué)者仍采用新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論中的經(jīng)典工資方程表示地區(qū)勞動(dòng)力價(jià)格與市場(chǎng)準(zhǔn)入性關(guān)系，具體公式表示如下：

(4)

(5)

由工資方程可知，廠商所在市場(chǎng)的居民工資收入水平越高，廠商進(jìn)入市場(chǎng)越容易，廠商在這些市場(chǎng)面臨的競(jìng)爭(zhēng)就越少。采用人均收入Y替換地區(qū)工資水平w，即可得到利用人均收入表征的地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平與市場(chǎng)潛能的關(guān)系：

lnYr=1/σlnmpr

(6)

(二)計(jì)量模型的設(shè)定

根據(jù)上文的理論分析，我們引入資本投入、人力資本和勞動(dòng)力投入作為控制變量，以減少遺漏變量引起回歸結(jié)果的誤差，同時(shí)考察控制變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間溢出效應(yīng)的影響。由于地級(jí)市的自然地理?xiàng)l件是影響該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)溢出效應(yīng)的重要因素，故引入港口城市虛擬變量以考察港口城市對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間溢出效應(yīng)的影響程度。

lnyi=β0+β1lnmpi+β2lnedui+β3lnki+β4lnli+β5portduni+εi

(7)

其中，下標(biāo)i代表地級(jí)市；yi為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平，以人均GDP衡量；edui代表人力資本，以各地級(jí)市每萬(wàn)人中的中等及以上學(xué)校在校生數(shù)量衡量；ki代表資本投入，以人均固定資產(chǎn)投資衡量；li代表勞動(dòng)力投入，以勞動(dòng)人口占總?cè)丝诘谋壤饬浚籶ortduni為港口城市虛擬變量，若該城市為港口城市，則取值為1，否則為0；μi為誤差項(xiàng)。

三、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的溢出效應(yīng)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度為2004-2013年，空間跨度為中國(guó)285個(gè)地級(jí)市，數(shù)據(jù)主要來(lái)自歷年的《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省統(tǒng)計(jì)年鑒。

(二)模型估計(jì)

空間回歸模型通過(guò)空間權(quán)重矩陣的形式將空間因素納入模型中，借助模型中空間滯后項(xiàng)或空間誤差項(xiàng)體現(xiàn)變量的空間效應(yīng)。由于考慮空間要素的模型不再滿(mǎn)足最小二乘法(OLS)的獨(dú)立假設(shè)，因此采用極大似然估計(jì)方法對(duì)空間回歸模型估計(jì)，使變量估計(jì)的結(jié)果更可信。

1.空間滯后模型。空間滯后模型(SLM)通過(guò)引入被解釋變量的空間滯后項(xiàng)，將被解釋變量空間位置的變化與其周邊位置的變量聯(lián)系在一起，在一定程度上解釋了其空間依賴(lài)性的作用，其模型設(shè)定為：

(8)

2.空間誤差模型?？臻g誤差模型(SEM)通過(guò)加入誤差項(xiàng)的空間滯后項(xiàng)，表達(dá)了由于測(cè)量誤差等原因造成的冗余空間依賴(lài)性，其模型形式為：

lnyi=α+β1lnmpi+β2lnedui+β3lnki+β4lnli+β5portduni+μi,μi=λWijμj+εi

(9)

3.空間杜賓模型?？臻g杜賓模型(SDM)是解釋變量和被解釋變量空間滯后項(xiàng)加入模型后對(duì)其進(jìn)行回歸以考察二者的空間相關(guān)性，其模型形式如下：

(10)

其中，ρ、λ和θ為空間自相關(guān)系數(shù)，Wij為m×m階的空間權(quán)重矩陣。

4.權(quán)重設(shè)定。為保證每個(gè)地級(jí)市至少有一個(gè)鄰接地理單元而不至于形成地域“孤島”，本文對(duì)2013年截面模型估計(jì)的權(quán)重選取保證鄰接的最小門(mén)檻距離1510.05千米，在該閾值下權(quán)重的設(shè)定方法與前文描述的門(mén)檻距離權(quán)重的設(shè)定方法相同。

(三)研究結(jié)果分析

表2　LM檢驗(yàn)及相應(yīng)概率值

1.空間計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果。本文利用Geoda和Matlab2010b對(duì)我國(guó)285個(gè)地級(jí)市2013年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素進(jìn)行回歸分析(如表3所示)。根據(jù)LM-lag與L-Merr及其穩(wěn)健性檢驗(yàn)、殘差的Moran’s I均高度顯著，可知經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有明顯的空間溢出效應(yīng)。

從擬合優(yōu)度來(lái)看，空間計(jì)量模型較OLS具有更好的擬合效果，且空間相關(guān)系數(shù)(ρ或λ)均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明加入空間要素的模型具有更好的解釋力。對(duì)比三種空間計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，SEM具有更好的估計(jì)效果，因此下文將以SEM為主進(jìn)行進(jìn)一步分析。

表3　空間回歸模型的估計(jì)結(jié)果

注：“* ”、“** ”和“*** ”分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著；Log-L為對(duì)數(shù)似然值。

對(duì)比OLS與空間計(jì)量模型的估計(jì)參數(shù)發(fā)現(xiàn)，資本投資、勞動(dòng)力投入及港口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的系數(shù)變化不大，但OLS對(duì)市場(chǎng)潛能和人力資本的估計(jì)系數(shù)明顯偏小。根據(jù)SEM的估計(jì)結(jié)果，市場(chǎng)潛能每增長(zhǎng)1%，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將提升0.09個(gè)百分點(diǎn)，該彈性值表示某地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)周?chē)貐^(qū)的市場(chǎng)需求的影響程度或產(chǎn)生的輻射帶動(dòng)作用程度。人力資本的空間集聚會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這部分在OLS中會(huì)被遺漏而需進(jìn)一步證明其估計(jì)結(jié)果的偏差。根據(jù)SEM估計(jì)結(jié)果，2013年固定資產(chǎn)投資仍是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿Γ潭ㄙY產(chǎn)投資每增加1%，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將提高0.677個(gè)百分點(diǎn)，這符合古典增長(zhǎng)理論中對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)現(xiàn)象的預(yù)期。

潘文卿(2012)指出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的間接空間溢出效應(yīng)為影響一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)其他因素對(duì)周?chē)貐^(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有的擴(kuò)散效應(yīng)。根據(jù)SDM模型的估計(jì)結(jié)果，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間接溢出效應(yīng)的體現(xiàn)來(lái)自市場(chǎng)潛能的空間滯后項(xiàng)(w*mp)，即市場(chǎng)潛能的溢出效應(yīng)對(duì)周?chē)貐^(qū)的擴(kuò)散效應(yīng)，其系數(shù)為0.024且通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明SEM模型無(wú)法估計(jì)的誤差中確實(shí)有一部分來(lái)自經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的間接溢出效應(yīng)，這可能得益于市場(chǎng)潛能實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚過(guò)程中技術(shù)和知識(shí)的溢出效應(yīng)帶來(lái)的間接影響[22]。人力資本、勞動(dòng)力、固定資產(chǎn)投資及港口城市變量的空間滯后項(xiàng)相關(guān)系數(shù)均顯著為正，表明這些要素均對(duì)周?chē)貐^(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向溢出效應(yīng)。

2.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的溢出效應(yīng)隨時(shí)間和地理距離的變化。依據(jù)前文分析，SEM的估計(jì)效果優(yōu)于其他模型，因此本文在100-2000公里閾值范圍內(nèi)以100公里作為步進(jìn)距離，基于不同門(mén)檻距離權(quán)重的方法對(duì)2004-2013年SEM截面模型進(jìn)行連續(xù)回歸，記錄市場(chǎng)潛能與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量的相關(guān)系數(shù)。結(jié)果顯示，空間相關(guān)系數(shù)均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明回歸結(jié)果可信度較高。

圖2　2004-2013年空間相關(guān)系數(shù)與地理距離的關(guān)系

由圖2可知，二者的空間相關(guān)系數(shù)在0-0.2之間，隨時(shí)間和地理距離的變化規(guī)律如下：

依據(jù)時(shí)間變化可以分為兩個(gè)階段：2004-2009年為波動(dòng)階段，該階段的相關(guān)系數(shù)隨地理距離呈現(xiàn)明顯的規(guī)律性波動(dòng)；2009-2013年為穩(wěn)定階段，該階段的相關(guān)系數(shù)整體維持在較高且穩(wěn)定的狀態(tài)，其中2009年的低值區(qū)可能是因?yàn)?008年金融危機(jī)的時(shí)滯性影響。從地理距離的影響來(lái)看，這兩個(gè)階段經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的溢出效應(yīng)均隨著地理距離的增大而減小。

在波動(dòng)階段，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)在800公里內(nèi)隨地理距離呈現(xiàn)倒U型走勢(shì)。在300公里內(nèi)，空間相關(guān)系數(shù)隨距離增加而增大并在300公里處最高，說(shuō)明當(dāng)各地級(jí)市幾何中心的平均直線(xiàn)距離為300公里時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)溢出效應(yīng)最明顯且為密集溢出區(qū)。300-800公里之間的相關(guān)系數(shù)隨距離增加而逐漸減小并在800公里處最低，原因在于經(jīng)濟(jì)外溢的成本隨距離逐漸增加而帶來(lái)溢出效應(yīng)的減弱。以上結(jié)論與符淼(2009)得到的技術(shù)的密集溢出區(qū)在112-800公里內(nèi)的結(jié)論相近，即800公里以?xún)?nèi)為繆爾達(dá)爾的擴(kuò)散效應(yīng)有效輻射區(qū)[18]。由圖2可以看出，800公里以外的空間相關(guān)系數(shù)隨地理距離變化不明顯但仍維持在0.1左右，前文已說(shuō)明的間接溢出效應(yīng)的作用體現(xiàn)在SEM模型的誤差項(xiàng)中，因此這一部分的相關(guān)系數(shù)波動(dòng)變化可能為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的間接溢出效應(yīng)的影響或由于空間單元變化引起的噪聲波動(dòng)。

在穩(wěn)定階段，空間相關(guān)系數(shù)值較高，但在800公里內(nèi)仍呈現(xiàn)倒U型趨勢(shì)，說(shuō)明該門(mén)檻距離在研究的階段內(nèi)均存在。在經(jīng)濟(jì)全球化背景下，中國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)總量增大，市場(chǎng)需求增加，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)溢出效應(yīng)顯著升高，尤其是市場(chǎng)潛能的間接效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響增強(qiáng)。因此，800公里的門(mén)檻距離內(nèi)外空間相關(guān)系數(shù)相近，其原因可能為網(wǎng)絡(luò)電商日益發(fā)展對(duì)市場(chǎng)沖擊帶來(lái)的影響。相比之下，無(wú)形因素的影響增加了市場(chǎng)潛能的間接溢出效應(yīng)，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間接溢出效應(yīng)的影響范圍及強(qiáng)度仍需進(jìn)一步研究。

四、結(jié)論與啟示

隨著中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展和經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程的不斷加快，地區(qū)間貿(mào)易和要素流動(dòng)不斷消除市場(chǎng)分割、提升資源配置效率，使地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不僅依靠本地區(qū)市場(chǎng)需求規(guī)模，也受其周?chē)貐^(qū)的市場(chǎng)潛能影響。新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)將運(yùn)輸成本引入傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中，強(qiáng)調(diào)地理空間的影響對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的重要性，適用于對(duì)中國(guó)地區(qū)聯(lián)系日益深入的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的研究。因此，基于新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)視角，本文對(duì)以市場(chǎng)潛能為地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)溢出效應(yīng)指標(biāo)的相關(guān)問(wèn)題進(jìn)行分析。

首先，通過(guò)考察2004-2013年中國(guó)285個(gè)地級(jí)市人均GDP和市場(chǎng)潛能的空間自相關(guān)性隨時(shí)間和地理距離的變化特征，發(fā)現(xiàn)二者均具有顯著的空間自相關(guān)性，且市場(chǎng)潛能的空間自相關(guān)性高于人均GDP。在時(shí)間維度上，人均GDP和市場(chǎng)潛能的空間自相關(guān)性逐年降低，市場(chǎng)潛能對(duì)相鄰地區(qū)的相關(guān)性減弱，但整體上與全國(guó)地級(jí)市區(qū)域間的相關(guān)性仍保持穩(wěn)定狀態(tài)；在空間維度上，人均GDP和市場(chǎng)潛能的空間自相關(guān)性在2000公里帶寬內(nèi)均隨地理距離的增加而減弱。其次，資本投入仍是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最主要影響因素，市場(chǎng)潛能和人力資本的空間效應(yīng)會(huì)增強(qiáng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向影響。因此，在關(guān)注本地區(qū)資本和要素積累的同時(shí)，也要加強(qiáng)區(qū)域內(nèi)外貿(mào)易和要素流動(dòng)，提高地區(qū)市場(chǎng)潛能，從而實(shí)現(xiàn)地區(qū)間的均衡發(fā)展。最后，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的溢出效應(yīng)隨時(shí)間推移整體增強(qiáng)、隨地理距離增加而減弱，其中300公里內(nèi)為密集溢出區(qū)，800公里以?xún)?nèi)為有效溢出區(qū)、以外為間接溢出區(qū)，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最有效的空間溢出范圍在一到兩個(gè)省的范圍內(nèi)，證明了我國(guó)空間分割的存在，同時(shí)說(shuō)明與地級(jí)市行政界線(xiàn)相比，省界對(duì)經(jīng)濟(jì)空間溢出的阻礙更明顯。因此，雖然東部地區(qū)對(duì)中西部地區(qū)有溢出效應(yīng)，但由于溢出范圍的限制，并不能對(duì)所有中西部地級(jí)市產(chǎn)生明顯溢出。我國(guó)政府應(yīng)致力于消除省區(qū)間的市場(chǎng)壁壘，鼓勵(lì)省際間的經(jīng)濟(jì)合作，加速區(qū)域市場(chǎng)一體化，擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的溢出范圍，促進(jìn)我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。

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(責(zé)任編輯：化木)

Market Potential，Geographical Distance and Spillover Effect of Economic Growth

WANG Xue-hui，GU Guo-feng

(School of Geography Sciences，Northeast Normal University，Changchun 130024，China)

This paper regards the GDP per capita and market potential as indicators of economic growth and its spillover effect index respectively, and based on space measurement method investigates 285 prefecture-level cities’ 2004-2013 economic growth spillovers variation over time and geographical distance.The results are as follows: on one hand, the spillover effect of economic growth increases with the passage of time, on the other hand, decreases as the geographical distance increases.We find that spillover effect is strong within 800 km and strongest within 300 km, while over 800 km, the spillover effect becomes indirect.It shows that the most effective space overflow ranges in scope from one to two provinces.Compared with prefecture-level cities’s administrative boundaries, the provincial administrative boundaries have a more obvious effect on economic growth spatial spillover.

market potential；economic growth；geographical distance；spatial spillover effect

2016-04-26

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金資助項(xiàng)目(16BJL032)

王雪輝(1989-)，女，黑龍江延壽人，東北師范大學(xué)地理科學(xué)學(xué)院博士生；谷國(guó)鋒(1966-)，男，吉林農(nóng)安人，東北師范大學(xué)地理科學(xué)學(xué)院教授。

F713.55

A

1004-4892(2016)11-0003-03