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        中國三大城市群功能分工與人口集聚的空間效應(yīng)

        2023-12-15 14:36:40
        統(tǒng)計與決策 2023年22期
        關(guān)鍵詞:珠三角分工城市群

        李 剛

        (中國宏觀經(jīng)濟研究院a.博士后工作站;b.經(jīng)濟體制與管理研究所,北京 100035)

        0 引言

        伴隨著中國城市與經(jīng)濟的高速發(fā)展,長三角、京津冀、珠三角等城市群不斷成熟、壯大,三大城市群集聚了全國1/3左右的人口,貢獻了全國近1/2的國內(nèi)生產(chǎn)總值。三大城市群已成為中國經(jīng)濟的三大增長極,但長三角、京津冀、珠三角城市群內(nèi)城市之間的發(fā)展卻并不協(xié)調(diào)[1,2],區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展是中國區(qū)域發(fā)展總體戰(zhàn)略的重要目標(biāo)。越來越多的學(xué)者注意到城市群功能分工與人口集聚對區(qū)域一體化及城市群協(xié)同發(fā)展的重要性[3—5]:城市群功能分工有助于形成優(yōu)勢互補、功能錯位、良性互動的空間發(fā)展格局,推動城市群協(xié)同發(fā)展。然而,中國城市群呈現(xiàn)何種功能分工與人口集聚的空間效應(yīng)?是否有助于區(qū)域一體化及城市群協(xié)同發(fā)展?

        在既往研究中,一方面,學(xué)者們通過實證分析指出了功能分工對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的重要作用。如周韜和郭志儀(2014)[6]從產(chǎn)業(yè)價值鏈分工的角度探討了功能分工,并進一步指出功能分工的提高有助于城市群整體能力的提高;柴志賢和何偉財(2016)[7]從產(chǎn)業(yè)效率的角度出發(fā),認為功能分工的提高有助于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)經(jīng)濟效率的提高;周韜(2017)[8]則指出,功能分工有助于城市群內(nèi)部產(chǎn)業(yè)價值鏈發(fā)展水平的提高。另一方面,人口對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的重要作用也得到證實。如林李月等(2021)[9]運用回歸分析方法實證檢驗了人口空間布局對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的重要促進作用;張鳳超和黎欣(2021)[10]驗證了人口集聚促進產(chǎn)業(yè)集聚,從而推動區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展這一重要路徑。

        通過文獻梳理可以發(fā)現(xiàn),現(xiàn)有研究較為缺乏城市群功能分工與人口集聚互動效應(yīng)方面的研究?;诖?,本文以三大城市群作為研究對象,建立實證分析模型,探討城市群功能分工與人口集聚的空間效應(yīng),分析不同城市群空間效應(yīng)的不同與協(xié)同發(fā)展程度的差異,以期為重新定義城市群的功能多中心性提供新視角。

        1 理論分析與研究假設(shè)

        1.1 功能分工與人口集聚的空間溢出效應(yīng)

        城市的集聚與擴散使得區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)非平衡發(fā)展?fàn)顟B(tài)。城市群是人口、經(jīng)濟的集聚區(qū)域,其生產(chǎn)效率、功能分工往往受益于多中心的組織結(jié)構(gòu)模式,伴隨著城市群深化發(fā)展,城市之間的功能分工日趨顯著。

        城市群空間結(jié)構(gòu)的演化反映出城市之間的不同關(guān)系模式,也體現(xiàn)了不同的城市群功能分工或不同的產(chǎn)業(yè)合作分工模式:城市群內(nèi)部中心城市越來越聚焦于研發(fā)、金融等生產(chǎn)性服務(wù)行業(yè),而外圍城市則更多地承擔(dān)生產(chǎn)制造功能[11—14]。受到城市群功能分工的影響,功能互補、多中心協(xié)同發(fā)展的城市群發(fā)揮出“規(guī)模借用”與“功能借用”效應(yīng),推動城市群內(nèi)資源要素共享及知識、技術(shù)擴散[15]。此時,城市群存在顯著的人口集聚、產(chǎn)業(yè)分工的空間溢出效應(yīng),即鄰近地區(qū)的功能分工能促進本地區(qū)的功能分工,鄰近地區(qū)的人口集聚也能促進本地區(qū)的人口集聚。基于此,本文提出第一個待檢驗的假設(shè):

        假設(shè)1:城市群功能分工與人口集聚存在顯著的空間溢出效應(yīng)。即鄰近地區(qū)功能分工能夠促進本地區(qū)功能分工,鄰近地區(qū)人口集聚也能促進本地區(qū)人口集聚。

        1.2 功能分工與人口集聚的空間交叉效應(yīng)

        在城市的發(fā)展過程中,人口、勞動力與城市群功能分工密不可分,一方面,城市之間合理有序的功能分工能夠通過產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)引導(dǎo)人口在地理空間上實現(xiàn)優(yōu)化分布[16];另一方面,人口集聚,尤其是勞動力的集聚會使得產(chǎn)業(yè)分布也呈現(xiàn)一定的集聚現(xiàn)象,從而影響城市群內(nèi)中心城市與外圍城市在不同功能上的分工合作[17]。當(dāng)區(qū)域內(nèi)實現(xiàn)一體化發(fā)展、協(xié)同發(fā)展時,城市群成為有機整體,城市之間多表現(xiàn)為合作關(guān)系[18]。此時,鄰近地區(qū)的功能分工能促進本地區(qū)的人口集聚,鄰近地區(qū)的人口集聚也能促進本地區(qū)的功能分工。基于此,本文提出第二個待檢驗的假設(shè):

        假設(shè)2:城市群功能分工與人口集聚的空間交叉效應(yīng)為正。也即,當(dāng)城市群實現(xiàn)一體化發(fā)展時,鄰近地區(qū)的功能分工能夠促進本地區(qū)人口集聚,鄰近地區(qū)的人口集聚也能促進本地區(qū)功能分工。

        2 研究設(shè)計

        2.1 模型構(gòu)建

        城市群功能分工與人口集聚這兩個變量之間存在雙向因果關(guān)系:一方面,依據(jù)Ravenstein 人口遷移規(guī)律、Lee推拉理論等人口遷移理論,經(jīng)濟發(fā)展差異及就業(yè)機會差異是人口遷移的重要原因;另一方面,人口作為經(jīng)濟增長的一大要素,為經(jīng)濟發(fā)展提供動力支持,促進形成產(chǎn)業(yè)鏈分工??紤]到城市群功能分工與人口集聚間的雙向因果關(guān)系,本文建立聯(lián)立方程模型來分析二者之間的互動效應(yīng)。進一步,依據(jù)Button 聚集經(jīng)濟理論及Haggett 城市群演化理論,人口遷移會帶動周邊地區(qū)的人口遷移、經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動,經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動也會帶動周邊地區(qū)的功能轉(zhuǎn)變與人口遷移,即人口遷移與城市群功能分工之間存在空間效應(yīng)。為更好地度量二者之間的關(guān)系,本文擬建立空間聯(lián)立方程模型。然而,在雙向因果關(guān)系的實證分析研究中,時常會因為忽略因變量的聯(lián)立性或是遺漏重要的解釋變量等因素,使得模型構(gòu)建過程中出現(xiàn)嚴重的內(nèi)生性問題,導(dǎo)致實證結(jié)果不可靠。因此,本文通過構(gòu)建空間滯后工具變量,采用GS3SLS 方法得到一致性估計[11]。

        其中,i為城市,t為時間;P和F分別表示人口集聚與城市群功能分工指數(shù);W為空間權(quán)重;Control1與Control2則分別為人口集聚方程與城市群功能分工方程的控制變量,Control1包括人口規(guī)模、第二產(chǎn)業(yè)比重、第三產(chǎn)業(yè)比重、經(jīng)濟發(fā)展水平、適齡勞動人口比率及老齡化率,Control2包含人口規(guī)模、第二產(chǎn)業(yè)比重、第三產(chǎn)業(yè)比重、經(jīng)濟發(fā)展水平、固定資產(chǎn)投資、技術(shù)進步率、適齡勞動人口比率及老齡化率;μ1和μ2為個體固定效應(yīng);ε1與ε2為隨機誤差項;α11和α22分別表示城市群內(nèi)相鄰城市人口集聚對本城市人口集聚的影響系數(shù)和城市群內(nèi)相鄰城市功能分工對本城市功能分工的影響系數(shù);β21和β12分別表示城市群內(nèi)相鄰城市功能分工對本城市人口集聚的影響系數(shù)和城市群內(nèi)相鄰城市人口集聚對本城市功能分工的影響系數(shù);λ1和λ2則為控制變量的影響系數(shù)。

        2.2 變量選取

        (1)內(nèi)生變量。人口集聚指數(shù)(P),依據(jù)數(shù)據(jù)可得性,采用人口凈流入率作為其衡量指標(biāo),即一個地區(qū)的凈流入人口與其常住人口的比值。城市群功能分工指數(shù)(F),城市產(chǎn)業(yè)專業(yè)化可分為相對專業(yè)化指標(biāo)(SS)與絕對專業(yè)化指標(biāo)(HHI),城市專業(yè)化水平的提高體現(xiàn)出了城市間功能分工水平的提高,因此,本文選擇城市產(chǎn)業(yè)相對專業(yè)化指標(biāo)作為城市群功能分工指數(shù)的代理變量,并將產(chǎn)業(yè)絕對化指標(biāo)作為穩(wěn)健性檢驗,進行分析探討。

        (2)控制變量。經(jīng)濟發(fā)展水平(GDP),本文采用國內(nèi)生產(chǎn)總值作為其衡量指標(biāo);人口規(guī)模(People),采用年末常住人口數(shù)作為其衡量指標(biāo);第二產(chǎn)業(yè)比重(Rate2),即第二產(chǎn)業(yè)增加值占整個地區(qū)生產(chǎn)總值的比重;第三產(chǎn)業(yè)比重(Rate3),即第三產(chǎn)業(yè)增加值占整個地區(qū)生產(chǎn)總值的比重;固定資產(chǎn)投資(Invest),采用統(tǒng)計數(shù)據(jù)中的固定資產(chǎn)投資總額作為其衡量指標(biāo);技術(shù)進步率(A),采用索洛余值的計算方法,將全要素生產(chǎn)率作為其衡量變量①GDP=A×Peopleα×Investβ;ln A=ln GDP-α ln People-β ln Invest。;適齡勞動人口比率(Labor),采用勞動年齡人口總數(shù)(考慮到數(shù)據(jù)可得性,用15~65 歲人口總數(shù)代替)除以當(dāng)年年末常住人口總數(shù)得到;老齡化率(Aging),即常住人口中65歲及以上人口的比重。其中,將經(jīng)濟發(fā)展水平、人口規(guī)模、適齡勞動人口比率、老齡化率、第二產(chǎn)業(yè)比重、第三產(chǎn)業(yè)比重作為人口集聚方程的控制變量;將經(jīng)濟發(fā)展水平、人口規(guī)模、第二產(chǎn)業(yè)比重、第三產(chǎn)業(yè)比重、固定資產(chǎn)投資、技術(shù)進步率、適齡勞動人口比率及老齡化率作為功能分工方程的控制變量。需要注意的是,為了消除量綱及異方差給建模帶來的困擾,本文對經(jīng)濟發(fā)展水平、人口規(guī)模、固定資產(chǎn)投資取自然對數(shù)。

        (3)空間權(quán)重矩陣。城市之間的聯(lián)系受到地理距離的深刻影響,本文采用1小時通勤圈作為空間權(quán)重矩陣的構(gòu)建依據(jù)。設(shè)定兩地之間的通勤時間為dij,則空間權(quán)重的確定方式如下:

        即當(dāng)i地到j(luò)地的通勤時間不超過1 小時時,則定義為兩地相鄰;反之,則定義為不相鄰。

        2.3 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

        本文選取長三角城市群、京津冀城市群、珠三角城市群作為本文的研究樣本。具體而言,本文選擇長三角城市群26 個城市、京津冀城市群13 個城市、珠三角城市群21個城市作為本文實證分析的研究對象。本文實證分析部分所用到的數(shù)據(jù)均來自2010—2020 年《中國城市統(tǒng)計年鑒》;空間權(quán)重數(shù)據(jù)則采用谷歌地圖通勤時間數(shù)據(jù)。為減少數(shù)據(jù)差異帶來的異方差問題,本文對部分數(shù)據(jù)采用取對數(shù)的方法進行了預(yù)處理。

        3 實證結(jié)果與分析

        3.1 功能分工與人口集聚的空間效應(yīng)

        根據(jù)三大城市群的估計結(jié)果(見表1)可知:長三角城市群內(nèi)鄰近城市的人口集聚促進本地人口集聚,且影響系數(shù)在1%的水平上顯著為正,系數(shù)值為0.2277;鄰近城市的功能分工促進本地的功能分工,且影響系數(shù)在5%的水平上顯著為正,系數(shù)值為0.1187,表明長三角城市群人口集聚與功能分工均呈現(xiàn)顯著的空間溢出效應(yīng)。進一步,長三角城市群功能分工對人口集聚的空間交叉回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負(-0.1728),表明長三角城市群內(nèi)鄰近城市的功能分工不利于本城市的人口集聚;人口集聚對功能分工的空間交叉回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(-0.1715),表明長三角城市群內(nèi)鄰近城市的人口集聚不利于本城市的功能分工。此外,長三角城市群內(nèi)功能分工對長三角城市群內(nèi)人口集聚的影響系數(shù)在1%的水平上顯著為正(0.8886);長三角城市群人口集聚對長三角城市群內(nèi)功能分工的影響系數(shù)在1%的水平上顯著為正(0.7107)。綜上,長三角城市群人口集聚與功能分工存在顯著的空間溢出效應(yīng),即假設(shè)1 被證實。但是,長三角城市群內(nèi)功能分工與人口集聚的交叉效應(yīng)顯著為負,即假設(shè)2 被證偽,長三角城市群并未實現(xiàn)一體化協(xié)同發(fā)展。

        表1 三大城市群的估計結(jié)果

        京津冀城市群內(nèi)鄰近城市的人口集聚對本地人口集聚的影響系數(shù)不顯著,鄰近城市的功能分工對本地功能分工的影響系數(shù)也不顯著,表明京津冀城市群人口集聚與功能分工無顯著的空間溢出效應(yīng)。進一步,京津冀城市群功能分工對人口集聚的影響系數(shù)未通過5%的顯著性檢驗,京津冀城市群人口集聚對功能分工的影響系數(shù)未通過5%的顯著性檢驗(通過了10%的顯著性檢驗)。綜上,一方面,京津冀城市群人口集聚與功能分工無空間溢出效應(yīng),即假設(shè)1 被證偽;另一方面,京津冀城市群人口集聚與功能分工也不存在空間交叉效應(yīng),即假設(shè)2被證偽。京津冀城市群集聚水平較低,協(xié)同發(fā)展水平低。珠三角城市群內(nèi)鄰近城市的人口集聚對本地人口集聚的影響系數(shù)不顯著,鄰近城市的功能分工對本地功能分工的影響系數(shù)也不顯著,表明珠三角城市群人口集聚與功能分工無顯著的空間溢出效應(yīng)。進一步,珠三角城市群功能分工對人口集聚的影響系數(shù)未通過顯著性檢驗,且珠三角城市群人口集聚對功能分工的影響系數(shù)也未通過顯著性檢驗。綜上,一方面,珠三角城市群人口集聚與功能分工無空間溢出效應(yīng),即假設(shè)1 被證偽;另一方面,珠三角城市群人口集聚與功能分工也不存在空間交叉效應(yīng),即假設(shè)2被證偽。京津冀城市群集聚水平較低,協(xié)同發(fā)展水平也較低。

        綜上所述,一方面,京津冀城市群與珠三角城市群功能分工與人口集聚不存在空間溢出效應(yīng);同時,功能分工與人口集聚也不存在顯著的空間交叉效應(yīng),表明京津冀城市群與珠三角城市群一體化及協(xié)同發(fā)展水平較低。另一方面,長三角城市群功能分工與人口集聚存在顯著的空間溢出效應(yīng),但功能分工與人口集聚不存在空間交叉效應(yīng),表明長三角城市群一體化及協(xié)同發(fā)展水平較高。整體而言,長三角城市群協(xié)同發(fā)展水平高于京津冀城市群與珠三角城市群。

        3.2 穩(wěn)健性檢驗

        為使實證檢驗結(jié)論更可靠,本文通過構(gòu)建不同的空間權(quán)重矩陣以及更換核心變量這兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗。

        (1)構(gòu)建不同空間權(quán)重矩陣的穩(wěn)健性檢驗

        考慮到空間模型受空間權(quán)重矩陣的影響比較大,本文將2 小時通勤時間作為穩(wěn)健性檢驗的空間權(quán)重矩陣構(gòu)建依據(jù)。根據(jù)不同權(quán)重矩陣的穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果(見表2)可知,三大城市群的功能分工與人口集聚的空間交叉效應(yīng)均非正,且長三角城市群與京津冀城市群功能分工對人口集聚的空間交叉效應(yīng)影響系數(shù)均通過1%的顯著性檢驗,分別為-0.0627、-0.0105;珠三角城市群人口集聚對功能分工的空間交叉效應(yīng)影響系數(shù)通過10%的顯著性檢驗,為-0.0327,假設(shè)2 被證偽。這表明,長三角、京津冀、珠三角城市群均未達到完全的一體化協(xié)同發(fā)展水平。進一步,長三角城市群功能分工、人口集聚的空間溢出效應(yīng)分別為0.0020、0.8020,且分別通過5%、10%的顯著性檢驗,表明長三角城市群存在顯著的功能分工與人口集聚的空間溢出效應(yīng);京津冀城市群不存在功能分工與人口集聚的空間溢出效應(yīng);珠三角城市群功能分工、人口集聚的空間自回歸系數(shù)分別為0.0097、0.0395,且只有后者通過了1%的顯著性檢驗,表明珠三角城市群功能分工的空間溢出效應(yīng)不顯著。整體而言,長三角城市群協(xié)同發(fā)展水平高于珠三角城市群和京津冀城市群。這表明前文的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

        表2 穩(wěn)健性檢驗的估計結(jié)果Ⅰ

        (2)更換核心變量的穩(wěn)健性檢驗

        根據(jù)更換核心變量的穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果(見表3)可知,三大城市群的功能分工與人口集聚的空間交叉效應(yīng)部分顯著為負,且長三角城市群與京津冀城市群存在顯著的功能分工對人口集聚的空間交叉效應(yīng),其影響系數(shù)均通過1%的顯著性檢驗,分別為-0.0117、-0.0042,假設(shè)2被證偽。這表明長三角、京津冀、珠三角城市群均未達到完全的一體化協(xié)同發(fā)展水平。進一步,長三角城市群功能分工、人口集聚的空間溢出效應(yīng)分別為0.0010、0.0452,且分別通過5%、1%的顯著性檢驗,表明長三角城市群存在顯著的功能分工與人口集聚的空間溢出效應(yīng);京津冀城市群功能分工、人口集聚的空間自回歸系數(shù)分別為0.0009、0.0226,且均未通過10%的顯著性檢驗,京津冀城市群不存在功能分工與人口集聚的空間溢出效應(yīng);珠三角城市群存在人口集聚的空間溢出效應(yīng),但不存在功能分工的空間溢出效應(yīng)。同理,長三角城市群協(xié)同發(fā)展水平高于珠三角城市群和京津冀城市群。這表明前文的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

        表3 穩(wěn)健性檢驗的估計結(jié)果Ⅱ

        4 結(jié)論

        長三角、京津冀、珠三角三大城市群是中國最有代表性的城市群,三大城市群具有不同的發(fā)展特點與演化狀態(tài)。本文認為隨著城市群空間結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變,城市群功能分工與人口集聚會呈現(xiàn)不同的空間效應(yīng)。通過對比分析城市群功能分工與人口集聚的空間效應(yīng),可分析不同城市群的協(xié)同發(fā)展水平。為了對上述假設(shè)進行檢驗,本文選取長三角城市群26個城市、京津冀城市群13個城市、珠三角城市群21 個城市作為研究樣本,考察了在不同城市群空間結(jié)構(gòu)下,城市群人口集聚與功能分工的空間效應(yīng)。本文采用三大城市群2010—2020 年的面板數(shù)據(jù),建立了空間聯(lián)立方程模型,實證結(jié)果表明:(1)從城市群功能分工與人口集聚的空間溢出效應(yīng)來看,不同城市群呈現(xiàn)不同的特點,長三角城市群、京津冀城市群、珠三角城市群呈現(xiàn)不同的發(fā)展水平。(2)長三角城市群、京津冀城市群、珠三角城市群均不存在顯著的功能分工與人口集聚的正向空間交叉效應(yīng),三大城市群未達到一體化發(fā)展水平。(3)整體而言,長三角城市群協(xié)同發(fā)展水平高于珠三角城市群和京津冀城市群。

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