賀世紅 劉天祥

2015年，國務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于支持沿邊重點地區(qū)開發(fā)開放若干政策措施的意見》中明確指出要深入推進興邊富民行動，實現(xiàn)穩(wěn)邊安邊興邊。黨的十九大報告明確要求：“加快邊疆發(fā)展，確保邊疆鞏固、邊境安全”。隨著近年來西部大開發(fā)、“一帶一路”倡議與鄉(xiāng)村振興的深入推進，民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展取得了翻天覆地的變化，但與東部發(fā)達地區(qū)甚至全國平均水平相比，民族地區(qū)總體經(jīng)濟水平仍較為滯后?，F(xiàn)階段，推動民族地區(qū)經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展具有客觀基礎(chǔ)和現(xiàn)實需要，隨著我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)入高質(zhì)量發(fā)展階段，民族地區(qū)迎來高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵時期，民族地區(qū)由于特殊的地理位置和獨特的民族文化資源，在推動高質(zhì)量發(fā)展的過程中更具獨特性、挑戰(zhàn)性，對民族地區(qū)高質(zhì)量發(fā)展路徑也提出了新的挑戰(zhàn)。經(jīng)濟集聚效應(yīng)與輻射效應(yīng)能有效帶動區(qū)域、城市經(jīng)濟增長，但經(jīng)濟集聚與輻射如何帶動民族地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展為本文提供新的思考方向。本文以7個民族地區(qū)省份的地（縣）級市為考察對象，探討經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射的協(xié)同效應(yīng)，為民族地區(qū)城市的協(xié)同發(fā)展提供建議。

一、文獻綜述

協(xié)同發(fā)展一直是區(qū)域、城市領(lǐng)域的研究熱點，一些學者認為主要的城市群，例如長三角城市群已經(jīng)達到了高度的協(xié)同關(guān)系，正朝向一體化趨勢發(fā)展（洪銀興，2018；方大春，2020；張安馳，2019）。2010-2012年長三角處城市群產(chǎn)業(yè)鏈屬于垂直聯(lián)動模式，核心城市上海的制造業(yè)發(fā)展速度已經(jīng)緩慢落后于浙江和江蘇，以上海為發(fā)展極點的發(fā)展模式已經(jīng)出現(xiàn)了改變，逐步轉(zhuǎn)變成相互協(xié)作的模式（鞠立新，2013），長三角城市群的發(fā)展模式現(xiàn)在正進入多次擴容階段，輻射范圍正在擴大，形成以上海、南京、杭州為主的圈層結(jié)構(gòu)（劉曙華、沈玉芳，2010）。

而目前對城市經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射的協(xié)同研究較少，大多是經(jīng)濟集聚和經(jīng)濟輻射的單方面研究。首先從測度上，測度城市集聚的方法主要分為兩大類（王燕、郭立宏，2021）：一是偏定性的測度方法，例如波特的鉆石模型評估方法（Porter，1990）；二是偏定量的測度方法，例如空間基尼系數(shù)、區(qū)位熵、行業(yè)集中度等都是常用的指標。其次，在驅(qū)動因素方面，中心城市的集聚現(xiàn)象和多種因素有關(guān)，這些因素在每個中心城市的差異導致了集聚規(guī)模的不同，由于因素種類多種多樣，導致影響效果也各不相同（金勇彬，2010）。Ravi Kanbur（2011）研究得出基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)因素和投資因素對中國區(qū)域經(jīng)濟協(xié)同的影響明顯，但在不同的子區(qū)域上，影響幅度又有不同。許多學者在各城市群層面對經(jīng)濟協(xié)同效應(yīng)的影響因素做了研究，主要得出科學技術(shù)發(fā)展、人才流動、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府的行政分割、教育體制、醫(yī)療衛(wèi)生、交通承載力是影響區(qū)域經(jīng)濟協(xié)同效應(yīng)的重要因素（齊喆，2016；楊珍麗，2018）。

通過梳理相關(guān)文獻可見，經(jīng)濟集聚效應(yīng)測度研究與經(jīng)濟輻射效應(yīng)測度研究相對成熟，但大多都集中在產(chǎn)業(yè)層面、城市群層面或省域的研究，缺乏針對民族地區(qū)中心城市經(jīng)濟集聚效應(yīng)與經(jīng)濟輻射效應(yīng)的研究，且在驅(qū)動機制研究中多為固定效應(yīng)模型和空間效應(yīng)模型，較少運用考慮異質(zhì)性的分位數(shù)回歸模型；其次，較少有學者以協(xié)同視角分析經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射效應(yīng)。借鑒國內(nèi)城市群協(xié)同發(fā)展的經(jīng)驗，為民族地區(qū)城市發(fā)展找尋路徑，本文針對城市發(fā)展相對落后的民族地區(qū)，對經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射的協(xié)同效應(yīng)進行測度，并通過分位數(shù)回歸方程探討其驅(qū)動機制，為民族地區(qū)城市的協(xié)同發(fā)展提供建議指導。

二、研究設(shè)計

（一）經(jīng)濟集聚測度指標構(gòu)建

本文參考劉修巖（2014）的方法對經(jīng)濟集聚指標以及經(jīng)濟輻射指標做估計。經(jīng)濟集聚指標參考Spiezia（2002）所提出的調(diào)整的地理集中指數(shù)（Aggre），計算方法如下：

其中，Si是i城市的產(chǎn)出占所在省區(qū)產(chǎn)出的比重，Ai表示i城市的行政區(qū)域面積占所在省區(qū)的行政面積比，Amin是最小面積的城市的行政面積占所在省區(qū)的行政面積比重。

（二）經(jīng)濟輻射測度指標構(gòu)建

經(jīng)濟輻射指標采用是市場潛能指數(shù)（Radia），計算方法如下：

其中Ij表示的是地區(qū)j的GDP，dij表示地區(qū)i與地區(qū)j之間的距離，省區(qū)內(nèi)部的距離用dii表示，用地區(qū)半徑的2/3來替代，計算方法為，SAi表示i城市對應(yīng)省份的行政土地面積。

（三）經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射協(xié)同效應(yīng)測度模型

經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射的協(xié)同效應(yīng)采用耦合協(xié)調(diào)度擬合。兩個指標的量綱差距較大，因而對地理集中指數(shù)和市場潛能指數(shù)進行極差法標準化處理，再進行耦合協(xié)調(diào)度模型分析，計算公式如下：

式中C為耦合度，D為協(xié)調(diào)度；T為綜合指數(shù)，是經(jīng)濟集聚效應(yīng)與經(jīng)濟輻射效應(yīng)兩個子系統(tǒng)指標值標準化后的加權(quán)平均值。耦合協(xié)調(diào)度的分級標準見表1。

表1 耦合度判定標準

（四）分位數(shù)回歸模型

分位數(shù)回歸最早由Koenker和Bassett在1978年提出，在2004年koenker又進一步提出了面板分位數(shù)回歸，實質(zhì)是OLS深化擴展，稱為條件分位數(shù)（CQR）。不僅采用殘差絕對值加權(quán)平均數(shù)作為最小化目標函數(shù)，能夠揭示因變量條件分布的全貌。相對于均值回歸，它既不需要假定誤差項的分布函數(shù)，又能在某種程度上克服異方差的問題，而且對于異常值的敏感程度小，是一種穩(wěn)健性方法。條件分位數(shù)回歸可以分析自變量對于因變量在不同分位點上的異質(zhì)性影響，因此本文通過面板分位數(shù)回歸分析經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射協(xié)同效應(yīng)的驅(qū)動因素。經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射對經(jīng)濟發(fā)展都有顯著的正向影響，依據(jù)內(nèi)生增長理論構(gòu)建模型，研究二者協(xié)同效應(yīng)的驅(qū)動因素。模型如下：

其中模型等式左邊的Coorit代表的是城市經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射相互的協(xié)同效應(yīng)指數(shù)；右邊的Xit代表的是各個驅(qū)動因素，包括產(chǎn)業(yè)因素（advan、bspec、tspec）、政策因素（inf）、社會因素（growth）、能源因素（resoc）、環(huán)境因素（env）、規(guī)劃因素（iarea）；βi表示的是各個核心驅(qū)動因素變量的影響系數(shù)矩陣；α為常數(shù)項；μit代表固定效應(yīng)，i為個體固定效應(yīng)，t為時間固定效應(yīng)；εit表述隨機誤差項。

具體的分位數(shù)回歸模型如下：

（五）變量選取與數(shù)據(jù)來源

1.數(shù)據(jù)來源

模型實證數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國縣域統(tǒng)計年鑒》以及各省區(qū)的統(tǒng)計局官方數(shù)據(jù)。民族地區(qū)省份包括廣西、云南、青海、貴州、西藏、新疆、內(nèi)蒙古、寧夏。其中西藏區(qū)數(shù)據(jù)缺失，因此未納入實證模型中。再者，由于所選的樣本包括地級市和縣級市，年鑒的統(tǒng)計指標口徑存在不一致，選取的變量在地級市層面為市轄區(qū)數(shù)據(jù)，縣級市層面為全市數(shù)據(jù)。所選取的時間跨度為2003年—2019年，為消除數(shù)據(jù)量綱的影響，對所選變量進行了歸一化標準化處理或?qū)?shù)化處理。變量的描述情況如表2。

2.數(shù)據(jù)說明

（1）核心變量

經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射協(xié)同效應(yīng)指標Coor，由前文對經(jīng)濟集聚效應(yīng)（地理集中指數(shù)）與經(jīng)濟輻射效應(yīng)（市場潛能指數(shù)）進行極差法標準化處理后進行耦合協(xié)調(diào)模型的計算得到。主要反映的是民族地區(qū)各城市經(jīng)濟集聚效應(yīng)與經(jīng)濟輻射效應(yīng)相互作用的程度。協(xié)同效應(yīng)指數(shù)越大，表明城市經(jīng)濟集聚效應(yīng)與經(jīng)濟輻射效應(yīng)相輔相成，能夠助力區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展；協(xié)同效應(yīng)指數(shù)越小，說明集聚能力與輻射能力尚為薄弱，或是二者還未能達到平衡。

（2）驅(qū)動因素

依據(jù)上述模型方程，產(chǎn)業(yè)因素由產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化指數(shù)（advan）以及第二產(chǎn)業(yè)專業(yè)化程度（bspec）、第三產(chǎn)業(yè)專業(yè)化程度（tspec）來反映。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化主要包括三方面內(nèi)容：1.在整個城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中，由第一產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢逐級往第二三產(chǎn)業(yè)占優(yōu)轉(zhuǎn)移；2.有勞動密集型產(chǎn)業(yè)占主要比重向資本密集型、技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)占優(yōu)勢演進；3.所生產(chǎn)的產(chǎn)品由初級產(chǎn)品轉(zhuǎn)向中間產(chǎn)品、最終產(chǎn)品或是產(chǎn)業(yè)鏈長的高附加產(chǎn)品轉(zhuǎn)變。因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化能為地區(qū)吸引資源，帶動鄰近地區(qū)發(fā)展。而第二產(chǎn)業(yè)專業(yè)化程度與第三產(chǎn)業(yè)專業(yè)化程度反映的是地區(qū)行業(yè)的生產(chǎn)實力，一定程度上也體現(xiàn)了地區(qū)的技術(shù)發(fā)展水平。政策因素本文選用的是政府干預(yù)指標（inf），由政府支出占當年GDP的比重來表示。政府一般會以制定政策或者項目計劃進而實現(xiàn)大規(guī)模公共支出投入經(jīng)濟發(fā)展當中，公共支出占生產(chǎn)總值之比能衡量政府參與市場經(jīng)濟的程度，也就是政策投入的多少。社會因素由人口自然增長率（growth）來衡量，反映的是人口增長對經(jīng)濟集聚或是經(jīng)濟輻射效應(yīng)的作用，往往集聚效應(yīng)和輻射效應(yīng)正顯著增強的城市，會具有較高的人口增長率。人口增長越快，城市人口規(guī)模越大，一定程度上刺激了城市規(guī)模的擴張需求。能源因素用資源型城市虛擬變量（resoc）表示，主要反映資源稟賦是否能促進城市的經(jīng)濟集聚或加強經(jīng)濟輻射。但由于地級市和縣級市的能源數(shù)據(jù)較難獲得，《中國能源統(tǒng)計年鑒》中披露的數(shù)據(jù)也只能到省級層面，因此為綜合考慮城市賦有的能源資源，本文依據(jù)截至2020年國家公布的262個資源型城市名單，與本文的研究樣本一一對比篩選，是資源型城市的樣本，該指標為1，否則為0。環(huán)境因素使用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值占GDP比重（env）替代，工業(yè)產(chǎn)值與環(huán)境污染成正向相關(guān)關(guān)系，規(guī)模以上工業(yè)產(chǎn)值越高，工業(yè)廢物排放量會越大，對環(huán)境影響較重；其次大規(guī)模的產(chǎn)值需要大面積的生產(chǎn)用地作為平臺支撐，一定程度上減少了城市的綠地面積占比，也不利于環(huán)境友好。規(guī)劃因素主要側(cè)重于城市建設(shè)方面，最直觀的用城市建成區(qū)面積（iarea）表示，研究建成區(qū)面積的擴大是否能影響經(jīng)濟集聚或是經(jīng)濟輻射作用之間的協(xié)調(diào)性。各變量描述如表2。

表2 描述性統(tǒng)計

三、實證分析

（一）經(jīng)濟集聚與輻射的協(xié)同效應(yīng)測度結(jié)果分析

從表3對民族地區(qū)經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射協(xié)同效應(yīng)的均值計算結(jié)果來看，民族地區(qū)市轄區(qū)從2003年至2012年集聚效應(yīng)和輻射效應(yīng)的協(xié)調(diào)度處于中度失調(diào)狀態(tài)，從2013年至2019年處于基本協(xié)調(diào)狀態(tài)，并且市轄區(qū)協(xié)調(diào)度呈現(xiàn)逐漸上升趨勢?？h級市的協(xié)調(diào)度常年處于中度失調(diào)狀態(tài)且呈現(xiàn)上升趨勢。中心城市在2016年之前處于中度失調(diào)狀態(tài)，但2016年之后上升為基本協(xié)調(diào)水平，呈現(xiàn)波浪式上升趨勢。而非中心城市也是常年穩(wěn)定于中度失調(diào)狀態(tài)，但是大致呈現(xiàn)上升增長趨勢，協(xié)調(diào)度漸漸趨于基本協(xié)調(diào)水平?？傊鄬τ诳h級市和非中心城市而言，市轄區(qū)和中心城市的經(jīng)濟集聚和輻射效應(yīng)兩系統(tǒng)間的協(xié)調(diào)作用相對較高。

表3 分城市等級經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射效應(yīng)協(xié)調(diào)度計算結(jié)果（均值）

（二）基本回歸分析

表4是民族地區(qū)全樣本協(xié)同效應(yīng)的驅(qū)動因素分析，表4的列（1）是雙向固定效應(yīng)的普通最小二乘法的基本回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)高級化系數(shù)對經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射有顯著的正向影響，影響因子為0.736，民族地區(qū)產(chǎn)業(yè)的高級化轉(zhuǎn)變加強了城市的集聚與輻射的協(xié)同效應(yīng)。而在分位數(shù)回歸中五個分位點上的系數(shù)都非常顯著，但整體隨著分位的增加呈現(xiàn)下降趨勢，原因在于協(xié)同效應(yīng)較好的城市多為大規(guī)模城市，擁有相對合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)布局。政策因素對經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射的協(xié)調(diào)作用效果呈現(xiàn)逐步增大的趨勢，在高分位點0.9的回歸中系數(shù)達到0.207，明顯高于低分位回歸，由此可見，政策是更傾向于大型城市。能源因素在普通最小二乘回歸中顯著性為10%，系數(shù)為0.086。在0.1分位數(shù)回歸中，系數(shù)不顯著，在中分位數(shù)0.5與0.75的回歸中，系數(shù)顯著性達到了0.01水平。由此可見，較多中等城市的發(fā)展有依賴于能源的帶動，民族地區(qū)擁有能源資源的城市不少，這些城市的轉(zhuǎn)型發(fā)展尤其是第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，能夠依靠能源稟賦獲得發(fā)展機會，對其經(jīng)濟集聚與輻射的能力有一定的提升，促進二者的協(xié)同效應(yīng)增長。社會因素方面，人口規(guī)模的自然增長在普通最小二乘法和所有的五個分位數(shù)回歸中系數(shù)都不顯著，值得注意的是，在高分位組的回歸中，人口自然增長率對經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射的協(xié)同效應(yīng)產(chǎn)生了負向影響。可能的原因是民族地區(qū)的人口向大規(guī)模城市匯聚，容易造成城市擁堵，使得資源分配出現(xiàn)問題，長期如此會削弱城市的經(jīng)濟輻射作用，直至降低經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射的協(xié)調(diào)作用。城市規(guī)劃因素反應(yīng)的是建成區(qū)域面積占城市總體的行政區(qū)域面積，反映城市的擴張，緩解城市擁堵效應(yīng)的能力。從表4中的統(tǒng)計結(jié)果來看，城市規(guī)劃能對經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射協(xié)同效應(yīng)起到顯著的正向影響，最小二乘回歸的系數(shù)為0.133，顯著水平為0.01。在分位數(shù)回歸中，系數(shù)隨著分位數(shù)的增長而增長。環(huán)境因素整體上不顯著，而低分位回歸中的系數(shù)與高分位回歸的作用系數(shù)相反?？赡苡捎诟叻治换貧w中城市的工業(yè)產(chǎn)值增加對環(huán)境的影響小于其對經(jīng)濟的拉動作用，民族地區(qū)城市在近十年發(fā)展較快，其中大部分得益于工業(yè)制造業(yè)的帶動，再加之國家五位一體布局中綠色理念的深入，節(jié)能減排的技術(shù)得到發(fā)展，工業(yè)排放量減少，產(chǎn)能上升。

表4 民族地區(qū)全樣本協(xié)調(diào)度驅(qū)動因素分析

（三）影響因子作用程度分析

從影響因素模型估計結(jié)果（表5）看，產(chǎn)業(yè)高級化對經(jīng)濟集聚與輻射的協(xié)同效應(yīng)影響最顯著，其次是第二三產(chǎn)業(yè)的專業(yè)化程度和政府干預(yù)；環(huán)境因素和人口自然增長率不顯著。進一步了解驅(qū)動因素的效應(yīng)，利用夏普利值分解法，對各個影響因素子系統(tǒng)進行貢獻程度分析。通過表5可以發(fā)現(xiàn)在模型設(shè)定中六個驅(qū)動因素組分別對應(yīng)表格中的分組，Group1代表的產(chǎn)業(yè)因素系統(tǒng)，夏普值為0.107，占比較高，達到69.69%，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化和產(chǎn)業(yè)的專業(yè)化程度是影響經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射協(xié)調(diào)作用的關(guān)鍵驅(qū)動因素。城市規(guī)劃因素占比人口增長對經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射協(xié)同效應(yīng)的影響最小，僅僅占到0.03%。與前文的影響因素分析的分位數(shù)回歸結(jié)果基本吻合。

表5 經(jīng)濟集聚與輻射的影響因子貢獻程度

（四）影響因素變化趨勢分析

分位數(shù)回歸不僅能看出影響因素產(chǎn)生的作用是否穩(wěn)定，還能改進模型的擬合效果。從影響因素的分位數(shù)回歸模型中發(fā)現(xiàn)，各影響因素回歸系數(shù)的標準誤差基本都服從隨著分位點數(shù)的增加，先降低后升高的趨勢，且部分變量的顯著性與預(yù)期不符合，因此有必要繪制出影響因素的變化趨勢圖，觀測各個變量在不同分位數(shù)水平下的回歸模型系數(shù)的置信區(qū)間，分位數(shù)從0.01到0.99上等距變化。圖1中深色的曲線表示不同分位數(shù)水平下各自變量對應(yīng)的系數(shù)估計值，灰色區(qū)域表示系數(shù)的95%置信區(qū)間，深色虛線表示均值回歸模型中各系數(shù)的估計值，兩側(cè)的淺色虛線之間為均值回歸模型中系數(shù)的95%置信區(qū)間。隨著分位數(shù)的增大，各系數(shù)的置信區(qū)間在逐漸變寬。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與二三產(chǎn)業(yè)專業(yè)化程度對應(yīng)系數(shù)估計值的置信區(qū)間先變窄后變寬，系數(shù)置信區(qū)間變寬，在統(tǒng)計學意義上可以理解為標準差在逐漸變大，即參數(shù)估計值的波動增加，穩(wěn)定性相對較差。政策因素對應(yīng)參數(shù)的置信區(qū)間變化均勻，說明政策影響對于經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射的協(xié)同效應(yīng)的作用效果非常穩(wěn)健。在能源因素上，系數(shù)置信區(qū)間在逐漸縮小，說明分位數(shù)在中高位更能擬合資源要素對經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射的協(xié)同效應(yīng)的影響。同時黑色虛線基本都在灰色陰影部分中，且黑色實線也都位于兩條灰色虛線之間，即能源因素對應(yīng)的系數(shù)估計值基本在均值回歸模型的系數(shù)置信區(qū)間內(nèi)，說明基本OLS回歸與分位數(shù)回歸結(jié)果都能很好地擬合變量之間的關(guān)系。規(guī)劃因素的系數(shù)置信區(qū)間狹長，寬度變化不大，但系數(shù)自身的變化呈單調(diào)遞增趨勢，說明在不同的分為數(shù)水平下，規(guī)劃因素的作用效果不同，回歸估計存在偏誤。然而，從整體的八個變量系數(shù)圖來看，僅有規(guī)劃因素變量是單調(diào)的，因此可以認為模型不存在“分位數(shù)交叉問題”，其余變量在不同分位數(shù)水平下，影響效果在一定程度上相同。人口增長率變量在低分位水平時，系數(shù)的標準誤變化大，其他分位數(shù)趨于穩(wěn)定，在高分位水平下，分位數(shù)回歸與基本最小二乘回歸的估計結(jié)果基本一致。最后是環(huán)境變量，環(huán)境變量影響因素在中分位水平下變化波動較大，整體上較為穩(wěn)定?？傮w上看，除了能源因素對應(yīng)的系數(shù)估計值在基本均值模型的置信區(qū)間內(nèi)，其余系數(shù)的估計值基本不在均值回歸模型的系數(shù)置信區(qū)間之內(nèi)，尤其是低分位數(shù)和高分位數(shù)上，大多數(shù)影響因素的系數(shù)擬合差別較大，這也進一步說明了均值回歸模型在一定程度上具有不合理性，分位數(shù)回歸模型可以更好地解釋變量間的關(guān)系。

圖1 各影響因素系數(shù)變化趨勢圖

（五）穩(wěn)健性檢驗

首先，本文運用的分位數(shù)回歸的方法，本身就是一種相對穩(wěn)健的方法。因此穩(wěn)健性檢驗從消除隨機性影響或極端值影響入手，采用的是蒙特卡洛模擬法，蒙特卡洛模擬是以一個概率模型為基礎(chǔ)，按照這個模型所描繪的過程，通過模擬實驗的結(jié)果，作為問題的近似解。本節(jié)在每個分位點進行蒙塔卡洛模擬抽樣500次進行分位數(shù)回歸，保證模型實驗的隨機性。從表6的結(jié)果來看，列（1）至列（5）為0.1、0.25、0.5、0.75、0.9五個分位點的蒙特卡洛模擬抽樣做的分位數(shù)回歸。估計結(jié)果的影響系數(shù)作用方向和顯著性水平與基本的面板分位數(shù)回歸基本一致。其中在蒙特卡洛模擬抽樣方法中，人口自然增長率在低分位回歸系數(shù)是顯著的，顯著水平為0.05，在0.25分位上系數(shù)不顯著，環(huán)境因素同樣也在0.1分位數(shù)上顯著，在0.25分位的回歸系數(shù)為不顯著，0.5分位回歸上顯著。因此人口增長和環(huán)境因素對經(jīng)濟集聚與輻射協(xié)同效應(yīng)的影響不穩(wěn)定，結(jié)論也與前文的基礎(chǔ)分位數(shù)回歸一致。除此之外其余影響因素僅僅是系數(shù)大小差異，因此可以認為本文對經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射的協(xié)同作用的驅(qū)動因素分析結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表6 蒙特卡洛法

四、結(jié)論與建議

本文通過分位數(shù)回歸方程對民族地區(qū)中心城市經(jīng)濟集聚與輻射的協(xié)同效應(yīng)進行相關(guān)探討，實證分析了2003—2019年民族地區(qū)經(jīng)濟集聚效應(yīng)和輻射效應(yīng)的協(xié)調(diào)度及影因子作用程度分析，研究結(jié)果表明：相對于縣級市和非中心城市而言，市轄區(qū)和中心城市的經(jīng)濟集聚和輻射效應(yīng)兩系統(tǒng)間的協(xié)調(diào)作用相對較高。產(chǎn)業(yè)高級化和政府有效干預(yù)能顯著促進經(jīng)濟集聚與輻射的協(xié)調(diào)發(fā)展，是影響經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射協(xié)調(diào)作用的關(guān)鍵驅(qū)動因素，但政策效果在大城市相對更明顯；環(huán)境因素和人口自然增長率未能有效促進經(jīng)濟集聚與輻射的協(xié)調(diào)發(fā)展；城市規(guī)劃能促進經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射協(xié)同效應(yīng)；而資源型城市能夠依靠能源稟賦促進二者的協(xié)同效應(yīng)增長。

本文研究結(jié)論對民族地區(qū)中心城市協(xié)同發(fā)展具有以下幾點建議：一是促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，部分民族地區(qū)雖能依靠資源稟賦優(yōu)勢帶動第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展、促進城市經(jīng)濟集聚和經(jīng)濟輻射，但城市發(fā)展應(yīng)著眼長遠，始終堅持綠色、高質(zhì)量發(fā)展的理念，應(yīng)鼓勵民族地區(qū)產(chǎn)業(yè)不斷轉(zhuǎn)型升級，推動以傳統(tǒng)的第一產(chǎn)業(yè)為主導向二三產(chǎn)業(yè)為主導的轉(zhuǎn)變，民族地區(qū)更應(yīng)利用自身區(qū)位優(yōu)勢推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，積極促進城市經(jīng)濟效益提升與城市的集聚與輻射的協(xié)同效應(yīng)。二是強化政策支持導向，政策支持在較大城市更易發(fā)揮出效果，但在區(qū)域協(xié)同發(fā)展的背景下，一方面需持續(xù)加強政策支持引導、強化政府公共支出，保證較大城市的可持續(xù)發(fā)展；另一方面是針對規(guī)模較小的城市，強化政策傾斜，確保經(jīng)濟發(fā)展緊跟大城市步伐，進而促進民族地區(qū)中心城市經(jīng)濟集聚與協(xié)同效應(yīng)提升。三是調(diào)整城市空間布局，城市規(guī)劃是城市發(fā)展的地理框架，人口增長則是社會經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)，特別是在現(xiàn)階段人口可能出現(xiàn)負增長的情況下，更應(yīng)切實增強人口吸引力，強化城市發(fā)展基礎(chǔ)。同時要有效協(xié)調(diào)人口增長與城市空間布局的合理性，避免因人口的快速增長導致城市擁堵，為城市經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟輻射騰出協(xié)調(diào)發(fā)展空間。