聚集经济与中国城市经济增长_基于动态面板数据的实证研究_张志强
市场经济体制完善与外国资本吸收能力——基于省际FDI面板数据的实证
International Trade国际商贸 2012年6月217市场经济体制完善与外国资本吸收能力——基于省际FDI 面板数据的实证研究暨南大学产业经济研究院 曹兴摘 要：本文基于制度变迁视角，考察和评估市场化程度在决定地区FDI流入中的作用。
利用中国省级面板数据进行实证研究结果显示，市场化水平的提高对地区FDI流入的具有显著的促进效应。
市场化进程在决定中国各地区FDI流入中发挥重要作用。
市场化进程的代理变量在不同模型以及加入各种控制变量之后，均显示了对FDI流入的一致的显著效应。
市场化进程是地区FDI流入的一个非常稳健的因素。
而且，与其他控制变量对FDI流入的影响效应相比，市场化的影响最为显著。
因此，市场化是跨国企业对中国各地区进行投资时会考虑的最关键的因素之一。
关键词：外商直接投资 市场化 面板数据模型 制度变迁中图分类号：F752 文献标识码：A 文章编号：1005-5800(2012)06(a)-217-02长期、持续、大规模的外商直接投资选择中国作为流入的目的地，自然就引发了一系列问题，譬如说：什么原因促使外商直接投资选择中国，而不是别国作为东道国。
流入中国的外商直接投资能否在接下来变幻莫测的国际、国内形势下，仍然保持持续的较大规模、较高增长率的发展态势。
因此有必要开展关于影响外商直接投资流入的因素的研究。
决定外商直接投资流入以及区位分布的因素有很多，某国(或某地区)经济总体规模、经济增长速度、东道国市场容量、基础设施完备程度、东道国吸引外资政策等等，都是有效吸引外商直接投资的重要手段和因素。
除上述这些因素之外，近年来，一些文献开始关注到外商直接投资流入的制度决定因素，即：东道国制度对外商直接投资流入的影响，认为制度在吸引跨国公司投资中起着重要作用，拥有良好制度质量的国家总是在吸引外商直接投资上做得更好。
因此，本文从制度环境这一独特视角，研究中国的外商直接投资问题。
我们从中国特殊的制度转型背景出发，考察制度质量与外商直接投资流入的关系。
金融产业集聚及其对区域经济增长的影响研究
金融产业集聚及其对区域经济增长的影响研究一、本文概述随着全球化的深入发展和金融科技的飞速进步，金融产业集聚现象日益明显，其对区域经济增长的影响也日趋显著。
本文旨在深入研究金融产业集聚的内涵、形成机制及其如何对区域经济增长产生深远影响。
通过理论分析和实证研究，本文旨在揭示金融产业集聚与区域经济增长之间的内在联系，为政策制定者提供决策参考，推动金融产业与区域经济的协同发展。
具体而言，本文首先界定了金融产业集聚的概念，并探讨了其形成的动因，包括政策支持、市场需求、技术创新等多方面因素。
接着，本文分析了金融产业集聚对区域经济增长的直接影响，如优化资源配置、促进技术创新、提高金融服务效率等。
本文还从空间溢出效应的角度，探讨了金融产业集聚对周边区域经济增长的间接影响。
在研究方法上，本文综合运用了文献研究、理论分析、实证研究和案例分析等多种方法。
通过梳理国内外相关文献，本文总结了金融产业集聚与区域经济增长研究的现状和发展趋势。
在理论分析方面，本文构建了金融产业集聚与区域经济增长的理论模型，深入探讨了二者之间的内在联系。
在实证研究方面，本文利用面板数据模型，对金融产业集聚与区域经济增长的关系进行了实证分析，得出了相关结论。
本文提出了促进金融产业集聚和区域经济增长的政策建议。
这些建议包括加强政策支持、优化金融生态环境、推动金融科技创新、加强区域金融合作等。
通过实施这些政策建议，有望推动金融产业集聚与区域经济的协同发展，实现经济的持续、健康、快速发展。
二、金融产业集聚的理论基础金融产业集聚是指金融机构和金融资源在特定地理区域内的高度集中和有机组合，是现代金融产业发展的重要趋势。
金融产业集聚的形成与发展受到多种理论的支持与引导，其中主要包括产业集聚理论、金融地理学理论、新经济地理学理论以及金融发展理论等。
产业集聚理论认为，产业集聚是产业空间布局的一种重要形式，它通过产业间的前后向联系和溢出效应，促进区域内产业的协同发展。
基于持续经济增长的中国城市最优化水平研究
维普资讯
０ 镶 妍 ｌ ｌ ０城 舞 ｜
霍霪壑 垦
基 于持续经济增 长 的 中国城市最优化 水 平研 究
刘 华 芳 ， 兴 华 党
（ 西安理工大学 工商管理学院 ， 陕西 西安 ７０ ５ ） １ ０４
【 摘 要】 文章通过构建城市化与经济增长之间的非线性模型， 采用动态面板数据的协整技术， 利用广义矩估法研
ｙ （） １
பைடு நூலகம்
式 （ ） ， 表 Ｇ Ｐ Ａ 代 表技术 进步 ； 表资 本存 １中 ｙ代 Ｄ ； Ｋ代 量； Ｌ代表人 口数 ； 和 卢分别代表 资本存 量与劳动力 的偏产
出弹 性 ；表 示 时 间 。 ｔ
对式 （ ）两边 同除 以 Ｌ并取对数 ，让 Ｙ＝ ， ， １ ｙ／ 表示 人均 Ｌ Ｇ Ｐ， ／； Ｄ ｋ＝ Ｌ代表人均 资本存量 ， 则式 （ ） ： １为
究了中国城 市化水平 与人 均 Ｇ Ｐ 间的长期 关系， Ｄ之 发现 城市化水 平对人均 Ｇ Ｐ Ｄ 具有 显著 的贡献 ， 中国 目前 的城 市化水 而 平远未达到最优水平 。 通过 Ｇａ ｇ ｒ因果检验 ， ｒｎｅ 发现城 市化水平增长是推动人均 Ｇ Ｐ增长的原因。中国城市 化水平较低 的 Ｄ 主要原 因是户 口制度对 国内移 民限制所致。文章进 一步对 户 口制度进行 了经济权衡。
一
Ａ ＝ ｅ
（） ３
式 （ ） ， 代表城市化 ， ３中 即城 市人 口占总人 口的比例 ， 它 与技术进 步呈指 数关系 ； ｌ Ｏ代表技 术进步 的长期趋势 ； ． 表 ８代 技术进步 的随机影响 ， 假设 它服从 ｉ （ ， ）。把式 （ ） ｉ ０ ｄ ３ 带入 式 （ ）得到城市化水平与人 均 Ｇ Ｐ的动态关 系， ２， Ｄ 即
金融集聚对经济增长的影响效应分析——以珠三角城市群为例
内蒙古财经大学学报２０２０年第１８卷第４期[收稿日期]２０２０－０２－１８[基金项目]广州市哲学社会科学规划课题(２０１８ＧＺＹＢ９４)[作者简介]谢丽娟(１９８７－)ꎬ女ꎬ江西于都人ꎬ广东金融学院经济与贸易学院讲师ꎬ博士ꎬ从事区域金融㊁城市经济研究ꎮ金融集聚对经济增长的影响效应分析以珠三角城市群为例谢丽娟１ꎬ谢智文２(１.广东金融学院㊀经济与贸易学院ꎬ广州㊀５１０６２０ꎻ２.中国工商银行广州天河支行ꎬ广州㊀５１０６２０)[摘㊀要]随着«粤港澳大湾区发展规划纲要»的公布ꎬ建设国际一流的湾区和世界级城市群的愿景跃然于心ꎬ金融业等产业聚集的作用将进一步凸显ꎬ探究金融集聚促进经济增长的作用机理及其对经济增长的影响ꎮ在此基础上ꎬ利用２０００－２０１７年珠三角各城市的面板数据做回归分析ꎬ得出金融集聚对经济增长存在显著的促进作用ꎬ主要通过资本积累和技术进步产生作用ꎮ[关键词]金融集聚ꎻ珠三角ꎻ经济增长ꎻ影响效应[中图分类号]Ｆ８３２.７㊀㊀㊀㊀㊀[文献标识码]Ａ㊀㊀㊀㊀㊀[文章编号]２０９５－５８７１(２０２０)０４－００８３－０６㊀㊀一㊁引言自２０世纪８０年代以来ꎬ国内外学者在金融集聚与经济增长方面的研究已取得卓有成效的成果ꎮ不得不提的是ꎬ现有文献大都将金融集聚表征为具有金融功能的机构在特定地域上集中的过程和结果[１ꎬ２]ꎬ其本质体现的是区别于制造业的特殊产业集聚ꎬ又是金融发展高级化的表现之一ꎮ因此ꎬ探讨金融集聚与经济增长之间关系的文献ꎬ落脚点主要从金融自身功能刻画其内在逻辑ꎮ具体而言ꎬ自Ｇｏｌｄ￣ｓｍｉｔｈ首次实证验证金融发展与经济增长具有同步性后ꎬ后续部分研究了通过金融集聚的测度ꎬ运用跨国样本验证了金融集聚对经济增长的正向影响[３]ꎮ其中两者内在机制可以归纳为ꎬ金融集聚通过规模经济㊁范围经济㊁技术进步效应和辐射效应等发挥作用ꎬ进而对区域经济的发展产生积极的影响[４]ꎮ具体到我国单一经济体所具有区域经济发展不平衡的独特情境ꎬ为此研究提供很好的蓝本ꎮ陈文锋和平瑛选用格兰杰因果检验法对中国金融集聚与区域经济增长之间的关系做了检验ꎬ发现金融集聚与区域经济增长之间存在内生关系[５]ꎮ丁艺收集了中国３１个省市(自治区ꎬ直辖市)的面板数据ꎬ并进一步研究了金融集聚与区域经济增长之间的相互作用ꎬ发现金融集聚与经济增长之间互相促进[６]ꎮ与之相异的文献则表明ꎬ一方面ꎬ金融集聚对区域经济增长溢出效应受地理空间的影响颇深[７ꎬ８]ꎬ以至于产生区域外围虹吸效应ꎻ另一方面ꎬ金融集聚调整速度要快于实体经济在空间和时间上的变化ꎬ从而产生的不匹配问题可能会滞后于现实需求ꎬ因而金融集聚与经济增长并非为线性关系[９－１４]ꎬ过度强调区域金融集聚而忽视现实经济发展阶段ꎬ将过犹不及[１１]ꎮ当前ꎬ中国的金融资本与实体经济之间是脱实向虚 的ꎬ企业过度的 金融化 是资本配置和产业结构升级对金融需求背离的体现ꎬ进而不可避免地伤害实体经济的发展ꎬ因此也正是这一理论演化的外化表象ꎮ珠三角是我国三大经济圈之一ꎬ也是金融集聚典型区域ꎮ当前以珠三角为研究样本考察金融集聚对经济增长的影响ꎬ缺乏系统的研究ꎬ其内在机制也尚未明晰ꎮ珠三角作为粤港澳大湾区的核心地带ꎬ于我国经济转型升级具有重要引擎和典范作用ꎮ２０１７年７月ꎬ«深化粤港澳合作促进大湾区建设框架协议»正式签署ꎬ粤港澳湾区升级为国家战略ꎮ２０１７年ꎬ粤港澳大湾区地区ＧＤＰ突破１０万亿元ꎬ占全国的１２ １７％ꎮＧＤＰ总量排名世界第１１位ꎬ是我国经济最３８活跃的地区之一ꎮ但另一方面ꎬ珠三角内部经济发展不平衡问题显现ꎮ因此ꎬ研究珠三角地区金融集聚对经济增长的影响ꎬ探讨如何发挥区域内金融要素集中的优势ꎬ以支撑内部经济稳健发展ꎬ夯实产业结构优化的步伐ꎬ便具有一定现实和理论意义ꎮ二㊁理论㊁机制和假设提出(一)金融集聚理论目前ꎬ国内外学者对金融集聚的界定并不统一ꎮ与一般产业集聚相比ꎬ金融集聚的含义似乎更加多元化ꎮ国内学者黄解宇和杨再斌认为金融集聚既是一种过程ꎬ也是一种结果ꎮ所谓过程ꎬ是指金融资源不断协调配合时空地理条件ꎬ进而在一定区域内不断提高金融资源配置效率的动态过程ꎻ所谓结果ꎬ是指经过上述过程后ꎬ达到一定规模和实力的金融产品㊁机构ꎬ政策和法规与地理空间的有机结合ꎮ(二)金融集聚对经济增长的影响机制经济学家从金融的集聚效应㊁扩散效应和基本功能等方面ꎬ针对金融集聚对经济增长的影响进行研究ꎬ得到了一套完整的理论体系ꎮ刘红和丁艺通过ＡＫ模型和ＬＳ模型ꎬ研究了金融的集聚效应和扩散效应ꎬ进一步阐述了金融集聚对特定地区经济增长以及周边地区经济辐射所发挥的效应ꎬ进一步完善了金融集聚论的科学理论体系ꎮ首先ꎬ金融集聚是金融业的一种产业发展趋势ꎬ金融集聚可以有效提高金融机构的存款规模ꎬ缓解企业融资困境ꎬ从而提高投资效率ꎬ推动经济发展ꎮ其次ꎬ金融集聚可以产生大量的金融机构和金融专业人才ꎬ带动地区的金融发展ꎬ提升金融机构的技术效率ꎬ从而提高对实体经济的融资服务水平ꎮ第三ꎬ大量金融机构的集聚ꎬ加剧了同业竞争ꎬ推动了金融机构的服务水平和创新能力ꎬ从而更好的为企业提供融资服务ꎬ减少了企业的融资成本ꎮ第四ꎬ金融机构的集聚ꎬ有利于分工协作ꎬ加快资金流动ꎬ提高业务效率ꎬ同时能互相监督ꎬ分散金融风险ꎬ为企业融资提供更充分的保障ꎮ第五ꎬ金融集聚能促进地区的知识和信息交流ꎬ并将其转化为生产力ꎬ推动经济增长ꎬ优化产业结构ꎮ由此ꎬ本文提出假设:假设１:金融集聚会对经济增长有促进作用ꎮ(三)金融集聚对经济增长的实际效应１.外部规模经济效应根据产业集聚理论ꎬ实现规模经济与金融集聚一样ꎬ是产业集聚最突出的优势ꎮ金融集聚的外部规模效应是整个金融市场中各种金融企业㊁机构㊁金融辅助性产业等微观经济单位的空间关联产生的外部规模经济ꎬ而不是单个经济单位的整体规模经济的实现ꎮ集聚区内的金融企业集聚产生的外部规模经济不仅促进了整个金融行业的发展ꎬ也带动了该地区其他产业集聚的发展ꎬ其他产业的发展将推动金融业的发展ꎬ实现相互促进㊁协调发展的良好局面ꎬ优化产业结构并创造出更多的社会财富ꎮ２.创新效应金融集聚创造的集聚环境对知识和技术的传播和扩散非常有利ꎮ首先ꎬ金融集聚中心汇集了大量的研发机构和创新型企业ꎮ由于企业在集聚区的地理位置附近和企业文化的相似性ꎬ新技术创新和技术扩散速度快于其他地区ꎮ其次ꎬ大多数金融信息是隐含的经验知识ꎬ需要大量的高质量金融人才和技术人才ꎬ金融集聚区具备良好的创新环境ꎬ能充分激活创新资源ꎬ促进集聚区的技术创新ꎮ再次ꎬ金融集聚区拥有大量的具有创新潜质的金融企业㊁科研机构以及辅助性产业ꎬ能够通过稳定的共生机制来促进企业间㊁行业间的技术交流与进步ꎮ最后ꎬ金融集团企业还可以通过销售产品和向消费者提供服务来获取需求信息ꎮ在不断满足消费者需求的同时ꎬ地域集中度可以给金融企业和机构极大的激励ꎬ使其进行改革和创新ꎮ通过设计新产品或提供新服务来获得竞争优势ꎮ由此ꎬ本文提出以下三个假设:假设２:金融集聚会通过资本积累促进经济增长ꎮ假设３:金融集聚会通过技术进步促进经济增长ꎮ假设４:金融集聚会通过资本积累与技术创新两条途径促进经济增长ꎮ三㊁回归分析(一)变量与模型由于区域经济增长受到多因素影响ꎬ所以本文除了选取金融集聚变量ꎬ还选取了经济增长变量以及其他变量ꎮ基于前文理论部分的分析ꎬ本文构建计量模型如下:ｙｉｔ＝α＋βｘｉｔ＋γｚｉｔ＋ｖｉｔ＋εｉｔ(１)ｙｉｔ为被解释变量ꎬ代表衡量地区生产总值的指标ꎻｘｉｔ为解释变量ꎬ代表地区ｉ在第ｔ年的金融集聚程度ꎮ下标ｉ代表城市ꎬｔ代表年份ꎮｚｉｔ为控制变量向量ꎬ包括固定资产投资额㊁地区消费度㊁人力资本㊁４８城镇化水平㊁技术进步程度以及政府干预程度等ꎮｕｉｔ为个体效应项ꎬｖｉｔ为时间效应项ꎬεｉｔ为假定其服从独立同分布的随机误差项ꎮ相关变量具体表述为:１.被解释变量(Ｙｉｔ):人均地区生产总值ꎮ采用了学者周海鹏㊁李媛媛㊁李瑞晶选用的人均地区生产总值变量ꎮ相比于地区生产总值ꎬ人均地区生产总值能更好地体现各城市的差异ꎮ２.解释变量(ＬＱｉｔ):金融集聚程度ꎮ我们用熵值法来确定珠三角各市金融集聚程度ꎬ其计算公式为:ＬＱｉｔ＝ｑｉｔ/ðＮｊ＝１ｑｊｔ()Ｑｉｔ/ðＮｊ＝１Ｑｊｔ()其中ꎬＬＱｉｔ代表区域ｉ部门中高层次区域的区域熵ꎬｑｉｔ代表区域ｉ第ｔ年的金融业产值ꎬðＮｊ＝１ｑｊｔ表示第ｔ年金融业产值ꎬＱｉｔ代表区域ｉ第ｔ年的所有行业产值ꎬðＮｊ＝１Ｑｊｔ表示第ｔ年珠三角所有行业产值ꎬＬＱｉ越大(越小)ꎬ区域产业集聚程度越高(越低)ꎮ３.控制变量:固定资产投资(ＧＺＴｉｔ)ꎬ选用人均固定资产投资来表示ꎮ地区消费度(ＸＦｉｔ)ꎬ选用地区人均消费水平来表示ꎮ人力资本(Ｌｉｔ)ꎬ选用普通高等学校在校生人数来表示ꎮ技术进步程度(ＲＤ)ꎬ选用珠三角九市的ＲＤ研发试验支出来衡量ꎮ城镇化(Ｕｒｂａｎ)是选用城镇化率作为影响经济增长的控制变量ꎮ政府干预(Ｇｉｔ)ꎬ选用政府财政支出占当年地区生产总值的比重来表示ꎮ数据资料来源于:广东省统计年鉴㊁珠三角九市的年鉴和统计公报㊁广东省产业发展数据库ꎮ表１是选取变量的描述性统计ꎮ表１㊀各变量描述性统计变量含义平均值标准差最小值最大值样本Ｙ地区人均生产总值５４８６１.７２３５７６５.３３７４２２１６７４１１.２１５３ＬＱ区域金融部门高层次的区位熵０.７７７６７９４０.４８７５１９０.１０７８２０６２.２６７８４７１５３Ｇ政府财政支出/地区生产总值比重０.０９２７００６０.０３０５１６８０.０４０９７５３０.２１５０３２９１５３ＧＺＴ地区人均固定资产１８６５６.５２１４１５９.８４１５９５.５９８２９５５.２９１５３ＸＦ地区人均消费１８３６６.９７７２７３.７５１６３２２３９３９８.２１５３Ｌ普通高等学校在校生人数１１２１５７２２８２２９.８３２４１１０５７２８１１５３Ｕｒｂａｎ各市城镇人口占常住人口的比例０.７５１６６９９０.１８６８７８５０.３２５２１１５３ＲＤ各市ＲＤ研究与试验内部支出７９.６５４６７１３９.１６３３０.７５８４２.９７１５３㊀㊀由上表１可以看到ꎬ珠三角地区的人均生产总值平均值为５４８６１亿元ꎬ而最大值为１６７４１１ ２亿元ꎬ最小值为７２２２ꎬ这说明珠三角地区的经济发展水平不平衡ꎬ经济总量最大的是深圳和广州ꎬ最小的是肇庆ꎬ由此表现为金融集聚水平的差距较大ꎬ从区位熵的统计中可以看到珠三角九市的金融集聚程度的差异ꎬ以及其他变量在地区间相比较ꎬ差异也比较大ꎮ广州和深圳作为珠三角地区经济金融的中心城市ꎬ其金融发展水平很高ꎬ远远超过珠三角其他城市ꎮ(二)单位根与协整检验为了使不出现伪回归ꎬ首先要对变量的平稳性做单位根检验ꎬ详见表２ꎮ表２㊀面板变量单位根检验结果检验方法ＬｎＹＬＱＬｎＧＺＴＬｎＧ统计量Ｐ值统计量Ｐ值统计量Ｐ值统计量Ｐ值ＬＬＣ－０.６４３０６０.２６０１－３.４４９７３０.０００３－８.８８７２５０.００００－０.８６３３５０.１９４０Ｂｒｅｉｔｕｎｇ２.６０１０１０.９９５４－１.５２４６４０.０６３７１.２９２４２０.９０１９－０.１８０８２０.４２８３ＩＰＳ１.５６６３８０.９４１４－２.２７６４００.０１１４－３.９５０９５０.０００００.２８５５２０.６１２４ＡＤＦ１１.０８５７０.８９０７３３.０３８６０.０１６５４８.２４８２０.０００１１６.２７４５０.５７３４ＰＰ４.３２７５６０.９９９６１１.７２５２０.８６１１２０.５６０８０.３０２１１４.１３０９０.７２０５５８㊀㊀续表２检验方法ＬｎＸＦＬｎＬＬｎＵｒｂａｎ统计量Ｐ值统计量Ｐ值统计量Ｐ值ＬＬＣ－２.６０７７６０.００４６－６.２７９３７０.００００－１.３９９３００.０８０９Ｂｒｅｉｔｕｎｇ－０.６１４６４０.２６９４３.４６１３６０.９９９７０.２５４０５０.６００３ＩＰＳ－０.８８３８７０.１８８４－１.９６２０３０.０２４９１.２４９４２０.８９４２ＡＤＦ２２.８４９４０.１９６４３１.８４２６０.０２２９１０.７８５５０.９０３２ＰＰ２６.７２４６０.０８４３２１.１４０５０.２７２４１１.６６７４０.８６３９㊀㊀从表２的结果可以得出ꎬ五种常用的检验方法均不能拒绝原假设ꎬ认为存在单位根ꎬ所以再进行差分面板变量检验ꎮ表３㊀差分面板变量单位根检验结果检验方法Ｄ(ＬｎＹ)Ｄ(ＬＱ)Ｄ(ＬｎＧＺＴ)Ｄ(ＬｎＧ)统计量Ｐ值统计量Ｐ值统计量Ｐ值统计量Ｐ值ＬＬＣ－３.９９８９５０.００００－７.７４１８８０.００００－３.１３４８１０.０００９－６.２９７０９０.００００Ｂｒｅｉｔｕｎｇ－０.７４８３２０.２２７１－６.９６２９４０.００００－１.３９９３７０.０８０９－１.２２９８７０.１０９４ＩＰＳ－２.１４１６２０.０１６１－６.０８３１１０.００００－４.３７８４３０.００００－６.４９６９８０.００００ＡＤＦ３２.４２０１０.０１９６６４.９１６６０.００００４８.７５４２０.０００１６８.１７２３０.００００ＰＰ３２.８２９４０.０１７５８８.７０１３０.００００４６.９４０００.０００２９６.７３４４０.００００检验方法Ｄ(ＬｎＸＦ)Ｄ(ＬｎＬ)Ｄ(ＬｎＵｒｂａｎ)统计量Ｐ值统计量Ｐ值统计量Ｐ值ＬＬＣ－８.０７３９４０.００００－４.４６７４４０.００００－７.０４８４４０.００００Ｂｒｅｉｔｕｎｇ－４.６７１３３０.００００－２.７９５１７０.００２６－６.７０８１５０.００００ＩＰＳ－４.９８２５３０.００００－３.３８４０３０.０００４－４.１９０１２０.００００ＡＤＦ５５.２８８５０.００００４０.３５０５０.００１９４７.４６７１０.０００２ＰＰ９１.７８６６０.００００４７.２０６７０.０００２４８.８２１００.０００１㊀㊀注:Ｄ(－)表示差分ꎮ㊀㊀从表３结果可以得到ꎬ差分后各变量同阶单整ꎬ因此可以进行协整关系检验ꎮ表４㊀面板数据Ｐｅｄｒｏｎｉ检验结果统计量Ｐ值Ｐａｎｅｌｖ－Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ１.９８６９０５０.０２３５Ｐａｎｅｌｒｈｏ－Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ３.４６１１５８０.９９９７ＰａｎｅｌＰＰ－Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ－３.８２５４８３０.０００１ＰａｎｅｌＡＤＦ－Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ－１.８７７９０７０.０３０２Ｇｒｏｕｐｒｈｏ－Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ４.７２０２７０１.００００ＧｒｏｕｐＰＰ－Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ－７.２１１５９３０.００００ＧｒｏｕｐＡＤＦ－Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ－２.５４４４０７０.００５５从表４检验结果显示ꎬＰａｎｅｌｒｈｏ统计量和Ｇｒｏｕｐｒｈｏ检验统计量不能拒绝没有协整的原假设ꎬ其他五个检验统计量均很显著ꎬ拒绝了没有协整的原假设ꎬ可以判断珠三角金融集聚与经济增长之间存在着协整关系ꎮ(三)参数估计为消除异方差影响以及可能存在的其他回归上的误差ꎬ回归中的各组数据ꎬ部分进行自然对数处理后回归ꎮ本文用于检验金融集聚程度对区域经济增长的影响ꎬ为验证金融集聚区位熵对珠三角地区人均ＧＤＰ对数的影响关系ꎬ运用固定效应模型ꎬ结果见表５所示ꎮ根据Ｆ值方程整体显著ꎬ从个别指标来看ꎬＬＱ回归系数为３.０１８９６８ꎬ在１％显著性水平下显著ꎬ证明假设１金融集聚会促进地区经济增长ꎮ除了ＬｎＸＦ不显著ꎬ其余控制变量在统计学上均显著ꎮ据分析ꎬ构造金融集聚与资本积累和技术进步的两个交叉项衡量金融集聚通过资本积累和技术进步这两个途径促进经济增长的能力ꎬ包括金融集聚促进资本积累的能力以及促进技术进步的能力ꎮ６８表５㊀金融集聚对经济增长影响的回归结果(基准模型)变量回归系数标准差Ｔ值Ｐ值ＬＱｉｔ３.０１８９６８０.５５４１５８５.４４７８４５０.００００Ｇｉｔ－１.１８６０４５０.５７５８２６－２.０５９７２８０.０４１５ＬｎＧＺ０.１５８５８４０.０４４４８５３.５６４８８４０.０００５ＬｎＸＦ０.０２５２５９０.０５５８７３０.４５２０７５０.６５２０ＬｎＬ０.０２８０６００.０１０９６８２.５５８３７７０.０１１７Ｕｒｂａｎ０.４８４４８２０.１１０９２１４.３６７８１１０.００００ＬｎＲＤ０.０５８３５２０.０２７６７７２.１０８３１４０.０３７０Ａｄｊ－Ｒ２０.９６８４Ｆ１８７.２６２０因此ꎬ下文的模型实证分析主要基于如下三个模型:ＬｎＹｉｔ＝β１ＬＱｉｔ＋β２ＬＱ＿Ｋ＋β３ＬｎＧＺＴｉｔ＋β４Ｌｎｒｄ＋β５Ｇｉｔ＋β６ＬｎＸＦｉｔ＋β７ＬｎＬｉｔ＋β８Ｕｒｂａｎｉｔ＋ｃｉｔ＋εｉｔ(２)ＬｎＹｉｔ＝β１ＬＱｉｔ＋β２ＬＱ＿Ｒ＋β３ＬｎＧＺＴｉｔ＋β４Ｌｎｒｄ＋β５Ｇｉｔ＋β６ＬｎＸＦｉｔ＋β７ＬｎＬｉｔ＋β８Ｕｒｂａｎｉｔ＋ｃｉｔ＋εｉｔ(３)ＬｎＹｉｔ＝β１ＬＱｉｔ＋β２ＬＱ＿Ｋ＋β３ＬＱ＿Ｒ＋β４Ｇｉｔ＋β５ＬｎＸＦｉｔ＋β６ＬｎＬｉｔ＋β７Ｕｒｂａｎｉｔ＋ｃｉｔ＋εｉｔ(４)其中ꎬｉ＝１ꎬ２ꎬ ９ꎬｔ＝２０００ꎬ２００１ꎬ ꎬ２０１７本文首先根据Ｆ统计量做了固定效应检验ꎬ检验结果非常显著ꎬ拒绝存在混合效应的原假设ꎻ其次ꎬ通过Ｈａｕｓｍａｎ检验ꎬ显著拒绝存在随机效应的原假设ꎬ最终建议该面板数据选择固定效应模型ꎮ具体计量结果如表６所示ꎮ模型(１)到(４)的回归结果中显示ＬＱ的系数为正ꎬ统计学上显著ꎬ这表明控制其他变量不变ꎬ金融集聚将促进区域经济的增长ꎬ这验证了假设１ꎮＬＱ＿Ｋ㊁ＬＱ＿Ｒ的回归结果为正ꎬ且统计学上显著ꎬ这表明金融集聚能通过珠三角地区的资本积累㊁技术进步来促进区域经济的增长ꎮ这验证了假设２㊁３和４ꎮ金融集聚通过资本积累的渠道对于经济增长的促进作用效果要大于技术进步对于珠三角区域经济的促进作用ꎮ尽管近年来ꎬ创新驱动战略在全国不断深化ꎬ政府对于企业㊁高校等知识创新主体的创新投入不断加大ꎬ但其创新产出仍然较低ꎬ企业自主创新能力不强ꎬ创新成果的转化率仍然不高ꎮ这说明ꎬ在未来的经济发展过程中ꎬ经济发展仍然要走内涵式发展道路ꎬ从要素驱动性增长不断向创新驱动增长转变ꎬ加强对于企业创新的投入ꎬ优化创新成果转化机制ꎮ同时ꎬ金融集聚对于技术创新的促进作用较为有限ꎬ部分原因源自于金融支持实体经济的相关政策缺乏有效性ꎬ因此政府还应该继续完善现有的金融扶持政策ꎬ促进金融支持创新活动的能力和产出不断加强ꎬ激发金融机构对创新投资的积极性ꎮ表６金融集聚对经济增长的影响的面板回归结果(多模型)ＬｎＹ模型一(３.２)模型二(３.３)模型三(３.４)Ｃｏｎｓ＿－２.０６６０６１∗∗∗(－４.３６)－３.３６３３２６∗∗∗(－７.６６)３.５１２０３５∗∗∗(５.１２)ＬＱ１.８８２４６２∗∗∗(７.５５)０.１１０３０４∗∗∗(３.４３)３.０１８９６８∗∗∗(５.４５)ＬＱ＿Ｋ０.２２０９０７∗∗∗(７.６１)０.３７１１６２∗∗∗(５.３６)ＬＱ＿Ｒ０.０８５１４５∗∗∗(７.８１)０.０８２９４２∗∗∗(３.３９)ＬｎＧＺ０.１０５６０７∗∗∗(３.６４)０.１８８６００∗∗∗(６.６１)Ｌｎｒｄ０.０４８６６７∗∗∗(２.６７)０.００１７９７(０.９１)Ｇｉｔ－０.５９２４１２(－１.５２)－０.１６０３６４(－０.４３)－１.１８６０４５∗∗(－２.０６)ＬｎＸＦ０.４４６７１０∗∗∗(８.１９)０.５０３２８２∗∗∗(９.３９)０.３５７９４６２∗∗∗(４.５２)ＬｎＬ０.１３９３２４∗∗∗(６.５９)０.１４６２５８∗∗∗(７.０５)０.２８０６９６∗∗(２.５６)Ｕｒｂａｎ０.５７４６８７∗∗∗(３.８５)０.６０８０２１∗∗∗(４.０９)０.４８４４８２∗∗∗(４.３７)样本量/个１５３１５３１５３Ａｄｊ－Ｒ２０.９８３４０.９８３６０.９６８４Ｆ/ｗａｌｄ５６.２５５７.１４１８.７３ｐ０.０００００.０００００.００００㊀㊀注:∗㊁∗∗㊁∗∗∗分别代表在统计上通过１０％㊁５％㊁１％的显著性检验ꎮ最后ꎬ从其他控制变量的回归结果来看ꎬ各个控制变量包括固定资产投资㊁消费㊁人力资本㊁城镇化率以及技术进步程度对于经济增长的效应也都较为明显ꎬ并且在统计水平上也都较为显著ꎮ其中消费㊁人力资本以及城镇化水平对于经济增长的促进作用较为明显ꎬ这说明消费㊁投资仍然是拉动经济的重要力量ꎬ这说明我国一直以来的要素驱动型经济作用较为显著ꎬ但作用正慢慢减弱ꎬ同时ꎬ技术进步㊁人力资本以及城镇化水平对于经济增长的促进作用也非常显著ꎬ这也说明在未来ꎬ中国经济的增长仍需继续转变增长方式ꎬ创新驱动战略仍是当下我国经济增７８长的重大战略ꎮ(四)稳健性检验为了进一步确保实证结果的可靠性ꎬ本文通过变换金融集聚的数据指标ꎬ采用新的金融数据计算集聚程度作为金融集聚变量进行稳健性检验ꎮ本节对于金融集聚程度的衡量采用珠三角地区各市的本外币存贷款余额数据进行区位熵的计算ꎬ并代入上一节所构建的面板数据模型进行回归ꎬ结果如表７所示ꎮ表７㊀金融集聚对经济增长的影响的稳健性检验结果ＬｎＹ模型一模型二模型三Ｃｏｎｓ＿４.２８９６８７∗∗∗(７.１１)４.２５２０７１∗∗∗(６.４９)－０.６５２１７１(－１.７３)ＬＱ１１.９８２１８８∗∗∗(７.６３)０.３７７８８５∗∗∗(３.０７)２.０６７２２４∗∗∗(９.６４)ＬＱ＿Ｋ１０.１２２９６５∗∗∗(４.７９)０.０７２２２７∗∗∗(３.２４)ＬＱ＿Ｒ１０.０１１６６５∗∗(２.０９)０.０９９３１１∗∗∗(１１.５０)ＬｎＧＺＴ０.０８８４０５∗∗∗(３.１４)０.０４４９７２(１.３０)Ｌｎｒｄ０.１５２４８１∗∗∗(１１.７３)０.１２７８３６(１.３１)Ｇｉｔ２.０７９９３２∗∗∗(４.９２)－０.６５１３８１∗∗∗(２.８１)２.５７０２６１∗∗∗(９.８５)ＬｎＸＦ０.２３０４３５∗∗∗(４.５４)０.２５９０９∗∗∗(３.２７)０.４０９１４８∗∗(９.２３)ＬｎＬ０.１９３７８３∗∗∗(８.７３)０.１４５９１３∗∗∗(３.４７)０.１５９０７７∗∗∗(１７.１３)Ｕｒｂａｎ０.４２１２７２∗∗∗(３.７８)０.５１９００３∗∗∗(３.８８)０.４３４４２３∗∗∗(５.７２)样本量/个１５３１５３１５３Ａｄｊ－Ｒ２０.９３８９０.９６５７０.９３０７Ｆ/ｗａｌｄ２９.２８１７.９５２９.２７ｐ０.０００００.０００００.００００四㊁主要结论金融集聚是金融产业在空间布局的静态结果ꎬ也是金融产业在空间地域上的发展过程ꎮ根据分析ꎬ金融集聚对于珠三角地区的经济增长具有显著的促进作用ꎬ主要通过以下资本积累效应和创新效应促进区域经济增长ꎮ当前珠三角地区的经济增长仍主要由资本积累和劳动进行驱动ꎬ技术进步的作用较小但水平也很显著ꎬ说明技术进步对于区域经济增长的作用正在不断提高ꎮ随着生产要素边际报酬的递减ꎬ单一的要素驱动型增长方式是不可持续的ꎬ未来珠三角地区的经济增长仍然要继续转变经济发展方式ꎬ实行创新驱动发展战略ꎬ同时ꎬ促进珠三角地区金融的不断集聚ꎬ进一步发挥金融集聚对于珠三角地区创新和技术进步的促进作用ꎮ[参考文献][１]㊀黄解宇ꎬ杨再斌.金融集聚论:金融中心形成的理论与实践解析[Ｍ].北京:中国社会科学出版社ꎬ２００６:３－１８.[２]㊀刘红.金融集聚对区域经济的增长效应和辐射效应研究[Ｊ].上海金融ꎬ２００８ꎬ(６):１４－１９.[３]㊀ＧＯＬＤＳＭＩＴＨＲＮ.ＦｉｎａｎｃｉａｌＳｔｒｕｃｔｕｒｅａｎｄＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ[Ｍ].ＮｅｗＨａｖｅｎ:ＹａｌｅＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙＰｒｅｓｓꎬ１９６９:２１２－２３１.[４]㊀ＰＯＲＴＥＲＭＥ.ＣｌｕｓｔｅｒａｎｄｔｈｅＮｅｗＥｃｏｎｏｍｉｃｓｏｆＣｏｍｐｅ￣ｔｉｔｉｏｎ[Ｊ].ＨａｒｖａｒｄＢｕｓｉｎｅｓｓＲｅｖｉｅｗꎬ１９９８ꎬ(１１):７７－９０.[５]㊀陈文锋ꎬ平琪.上海金融产业集聚与经济增长的关系[Ｊ].统计与决策ꎬ２００８ꎬ(１０):９３－９５.[６]㊀丁艺ꎬ李婧霞ꎬ李林.金融集聚与区域经济增长 基于省际数据的实证分析[Ｊ].保险研究ꎬ２０１０ꎬ(２):２０－３０.[７]㊀ＡＵＤＲＥＳＳＣꎬＦＥＬＤＭＡＮ.ＳｐｉｌｌｏｖｅｒｓａｎｄｔｈｅＧｅｏｇｒａｐｈｙｏｆＩｎｎｏｖａｔｉｏｎａｎｄＰｒｏｄｕｃｔｉｏｎ[Ｊ].ＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅ￣ｖｉｅｗꎬ２００６ꎬ８６(３):６３０－６４０.[８]㊀余泳泽ꎬ宣烨ꎬ沈扬扬.金融集聚对工业效率提升的空间外溢效应[Ｊ].世界经济ꎬ２０１３ꎬ(２):９３－１１６.[９]㊀张浩然ꎬ魏琳.金融集聚与城市经济绩效:基于城市异质性视角的分析[Ｊ].当代财经ꎬ２０１５ꎬ(１０):６１－６９.[１０]㊀张同功ꎬ孙一君.金融集聚与区域经济增长:基于副省级城市的比较研究[Ｊ].宏观经济研究ꎬ２０１８ꎬ(１):８２－９３.[１１]㊀王文ꎬ孙早.制造业需求与中国生产性服务业效率 经济发展水平的门槛效应[Ｊ].财贸经济ꎬ２０１７ꎬ(７):１３６－１５５.[１２]㊀赵曦ꎬ王金哲.金融资源空间整合的城市群协调发展效应研究 基于２００５－２０１５年全国１２个城市群面板数据的研究[Ｊ].经济问题探索ꎬ２０１９ꎬ(１):６６－７４.[１３]㊀王如玉ꎬ王志高ꎬ梁琦ꎬ等.金融集聚与城市层级[Ｊ].经济研究.２０１９ꎬ(１１):１６５－１７９.[１４]㊀魏巍ꎬ周世军.中国区域金融集聚的空间关联特征及影响因素研究 基于社会网络分析方法[Ｊ].兰州财经大学学报ꎬ２０１８ꎬ(３):８５－９３.[责任编辑:张淑敏]８８。
地域视角下影响中国产业结构升级的因素——基于省级面板数据的实证分析
现代商贸工业２０２１年第４期３㊀作者简介:陈卓怡(１９９６－),女,汉族,武汉大学经济与管理学院硕士研究生,研究方向:中国经济改革与发展.１．３．２㊀高质量的人力资本不足产业结构调整优化的过程也是劳动力向第三产业转移的过程,第三产业的调整优化又是一个现代服务业比重逐渐增加㊁传统服务业比重逐渐减少的过程.由于现代服务业往往是技术密集型行业,行业的科技含量相对较高,则第三产业的调整优化需要高质量的人力资本能够在知识结构㊁劳动技能等方面与之相匹配,人力资本尤其是技能型劳动力的集聚能够显著促进经济增长.河南传统农区人力资本存量充足,但高质量的人力资本缺乏.大量的农村剩余劳动力没有接受过高等教育或者技能培训,很多人即使从农业转移,由于缺少专业技术和技能,也只能从事简单的服务活动,进入家政行业㊁消费服务业等,在河南某些山区甚至出现整村外出务工者皆为女性,且十有八九进入家政行业.再加上近些年高校毕业生就业难㊁就业不满意问题的出现以及外出务工人员劳务报酬的大幅攀升,使得农村地区 读书无用论 再次兴起,这也使得高质量的人力资本后续供给不足.２㊀河南传统农区产业结构调整的对策建议２．１㊀加快农业科技的推广和创新河南传统农区发展的成就众所周知,作为全国的粮食基地之一,为工业化㊁城市化做出了巨大的贡献.但随着居民对优质㊁安全农产品需求的增加,河南第一产业发展与之不相匹配的问题开始暴露.要提高农林牧渔业产品的供给水平,就要通过技术创新来推动,在保护环境的前提下优化第一产业结构,建立结构合理的产业体系.２．２㊀加快农村土地流传一家一户的传统农业生产方式规模小,劳动效率低,制约了第一产业的发展.河南省传统弄清要加快农村土地流转,进行传统农业调整升级,以规模化和机械化发展破除小农分散经营体系.要促进土地有序流转,一方面,政府要在尊重农民意愿的基础上发挥保障作用,在土地流转过程中制定土地流转政策和法规,对具体流转过程采用程序化的步骤,保障农民权益不受损害.另一方面,土地交易状况㊁交易主体以及交易价格都应公开透明,土地流转价格要由市场来决定.２．３㊀加大高新技术创新河南传统农区已经进入全面工业化阶段,要在坚持农业生产发展为主的前提下推进第二产业协调稳定发展,促进河南传统农区工业调整升级.这就要加大对高技术产业技术创新的投入,培育新的增长动力,提高竞争力,逐步淘汰高能耗的粗放型工业企业.参考文献[１]戴宏伟,王云平．产业转移与区域产业结构调整的关系分析[J ]．当代财经,２００８,(０２)．[２]曹博,赵芝俊．基于供给侧结构性改革的农业科技创新体系研究[J ]．科技管理研究,２０１７,(１７)．[３]曾博,李江．农村土地流转市场的现实考量与制度构建[J ]．江西社会科学,２０１７,(１２)．[４]郭栋,邸敏学．发挥好农村土地流转中的政府作用[J ]．理论探索,２０１７,(０３)．[５]杨朝均,呼若青．环境管制工具对工业绿色工艺创新影响的实证研究 基于省级面板数据[J ]．现代经济探讨,２０１７,(０８)．[６]史丹．中国工业绿色发展的理论与实践 兼论十九大深化绿色发展的政策选择[J ]．当代财经,２０１８,(０１)．地域视角下影响中国产业结构升级的因素基于省级面板数据的实证分析陈卓怡(武汉大学经济与管理学院,湖北武汉４３００７２)摘㊀要:本文利用我国３０个省份(除西藏)２００６－２０１７年的面板数据来分析多重因素对产业结构升级的驱动作用.将３０个省份划分为东㊁中㊁西三个地区,通过进行空间面板回归发现:政府财政投入㊁人力资本㊁基础设施建设㊁城市化进程㊁城乡收入差距对产业升级具有显著影响,但是区域差距显著;并且具有空间溢出效应,影响本省产业结构升级的同时会同时影响相邻省份.关键词:产业结构升级;区域差距;人力资本;财政支出中图分类号:F ２㊀㊀㊀㊀㊀文献标识码:A㊀㊀㊀㊀㊀㊀d o i :１０．１９３１１/j ．c n k i ．１６７２Ｇ３１９８．２０２１．０４．００２０㊀引言中国经济增长飞速,步入新的增长阶段,产业结构的优化升级是经济能否保持强劲增长的关键.经济发展㊁地理生态资源,产业结构等方面都有所差距,各个地区的产业结构特点和发展规律因为区域发展而不同.本文从地域视角通过对我国３０个省份(剔除西藏)２００６－２０１７年的面板数据进行计量分析来分析政府财政投入㊁人力资本㊁固定资本㊁基础设施建设等因素对产业结构升级的驱动作用.１㊀文献综述目前,我国学者对产业结构升级驱动因子方面展开大量的研究,近年来研究最多的一方面就是技术创新对产业结构升级的影响.张银银(２０１５)运用价值链的理论,论证了产业结构优化和现代化驱动的三种创新方式.周珂(２０１６)基于省级数据构建了面板模型,分析了技术创新在中国现代化工业的显著正效应.理论界的学者对人力资本与产业结构的关系也做了大量的研究,人力资本的积累提高了不仅在提高劳动生产效率的方面起了正作用,在促进技术进步,现代产业结构优化方面也有显著成效.黄文正(２０１１)使用了V A R 计量研究模型,说明人力资本的累积有助于提高产业转型的提升能力,对产业结构现代化升级具有重要作用.税收支出与产业结构现代化的关系许多学者也对此进行了研究.国内学者毛军和刘建民(２０１４)检验了中国财税政策对产业结构升级的非线性效应,研究发现,当经济发展水平小于１９０９４．４５元时,财政支出对产业结构升级产生正面效应,反映了地方政府动产业经济现代商贸工业２０２１年第４期４㊀㊀用财政资源对产业结构转型升级形成助力.学术界关于城市和农村贫富差距扩大与产业结构优化升级的论文越来越多.城乡收入差距对产业结构的是推力还是拉力,诸多学者进行了激烈地争论.高霞(２０１１)和程莉(２０１４)等,产业结构的优化升级进一步促进了贫富收入差距.也有一些学者提出相左的理论,李小玉(２０１１)和常远(２０１６)等认为现代化产业结构优化升级有利于城市和农村贫富差距缩小.通过梳理文献可知,现有研究还存在不足.一方面,基于静态面板模型的理论逻辑,产业结构转型和现代化是一个动态的过程.前一个时期的产业结构形势必然会对下一个时期的产业结构起作用.而且,我国幅员辽阔,区域经济发展迅速,存在着不均衡的差距现象.关于影响产业结构升级的因素,众说纷纭.不能只考虑单一因素就下结论.本文将采用空间计量模型对政府财政投入㊁人力资本㊁固定资产㊁基础设施建设㊁城市化进程㊁城乡收入差距和出生率对产业结构升级的影响进行分析,找出其中起到关键作用的因素.分析了东㊁中㊁西部地区的区域差异.希望能对产业结构升级提供一定的理论和实证经验证据.２㊀实证分析２．１㊀变量说明和数据来源本文旨在分析各因素对产业结构的驱动力.选根据中国的３０个省份(不含西藏)２００６－２０１７年的宏观数据作为数据样本.依据中国区域划分依据,把中国３０个省(不包括西藏)分为东部㊁中部和西部区域.详细信息为:东部地区(北京㊁天津㊁山东㊁辽宁㊁河北㊁上海㊁浙江㊁江苏㊁广东㊁广西㊁福建㊁海南㊁中部地区(吉林㊁黑龙江㊁内蒙古㊁河南㊁山西㊁安徽㊁湖北㊁湖南㊁江西)和西部地区(甘肃㊁陕西㊁四川㊁重庆㊁青海㊁宁夏㊁新疆).样本总量为３６０个,数据样本来自«中国与中国人口统计年鉴»和«就业统计年鉴».２．１．１㊀主要被解释变量本文将从产业结构现代化指标(C Y )入手作为被解释变量,产业结构现代化的概念比较广泛.一方面是代表产业的附加值由低到高,也指产业从第一产业到第三产业的发展转变形式.对于产业结构现代化的计算,本文借鉴张晓燕(２０１５)的方法,以产业结构现代化升级系数作为计量产业结构现代化程度的指标.计算公式为:C Y ＝ð３i １y i ˑi ＝y １ˑ１＋y ２ˑ２＋y ３ˑ３其中y i ＝Y i Y表示每个省份的第i 种产业的产值比上该省份三个产业的总产值.因为三次产业的划分,所以C Y 的取值范围也是在[１,３]的范围内,越靠近３就说明该省的产业结构升级速度快.２．１．２㊀解释变量人力资本集聚程度(H C )是主要解释变量,因为不同的产业结构对于人力资本的要求是同质的,为了能把人力资本的作用在不同的产业结构的情况下得以区分清楚.本文通过梳理相关文献,最后借鉴陈得文和苗建军(２０１２)的方法用:使用学历在专科及其以上的学生的数量作为测算人力资本的指标,用E C 表示,使用区位熵的指标对劳动力的集聚水平进行衡量,劳动力的集聚程度的测算公式详见下部分:H C i ＝E C i E i /E C E.E C 表示全国人力资本,E C i 则表示第i省内的人力资本数,用大专及以上学历的人口数来表示.E 表示全国的人口,E i 表示i 省的人口数.区域的人力资本占区域总人口的比重去和全国人力资本占全国人口的比重相比,表明了i 区域人力资本的集聚程度.其余解释变量为:政府支出(g o v )㊁固定资产投资(k )㊁出生率(b i r t h )㊁基础设施建设(i n f )㊁城乡收入差距(i n c o m e )㊁城市化程度(u r b a n １):城市化程度用每年末的各个省份的城市人口数量占东㊁中㊁西部分总人口数的比重来测算.表１㊀变量的描述性统计(１)(２)(３)(４)(５)变量变量含义样本量均值标准误最小值最大值C Y产业结构升级系数３６０２．３１７０．１２８２．０７２２．８０１g o v 政府支出３６００．２２３０．０９６３０．０８３００．６２７k 固定资产投资３６００．７０８０．２３４０．２３７１．４８０i n f 基础设施建设３６００．８４８０．４４００．０６６５１．７９８i n c o m e 城乡收入差距３６０２．８５００．５４３１．８４５４．５９４b i r t h 出生率３６０１１．３１２．６４１５．３６０１７．８９h c人力资本３６０１．１４７０．６９１０．４２３４．８３０u r b a n １城市化水平３６０５３．５３１３．７１２７．４６８９．６０２．２㊀分东㊁中㊁西区域的静态面板回归和空间杜宾回归２．２．１㊀空间相关性检验第一步使用M o r a n ＇s I 指数法检验不同地域的产业结构系数是否存在空间自相关.M o r a n ＇s I 指数的值是我国计量的３０个省份的测量值的乘数加总汇合值,检验值的取值范围在－１~１之间,如果M o r a n ＇s I 的测算值结果显示存在空间自相关,那么数据样本就适用空间计量经济模型进行数据处理,其计算公式为:I ＝ðn i ＝１ðnj ＝１W ij (Y i －Y －)－(Y j －Y －)S２ðn i ＝１ðnj ＝１Wi j其中,S ２＝１n ðni ＝１(Y i －Y );Y ＝１n ðni ＝１Y i ,S２表示样本方差,Y i ㊁Y j 表示省份i 和j 的观测值,W i j 为空间权重矩阵,使用地理距离空间权重矩阵,W i j ＝０,i ＝j１d ２i j,i ʂj {对全国３０个省份的产业结构系数进行空间自相关检验发现(见表２),２００６－２０１７年各省份产业结构的关系是明显的正向的空间关联,所以本文采用空间计量模型进行处理,并而且关联的强度具有整体呈波动上升趋势.２００６－２０１７年的产业结构系数的M o Ｇr a n s I 值在０．１６９~０．２７５之间,每年都通过了１％的显著性检验.由此可以看出,我国的产业结构之间的关系并不是完全独立不受影响的个体,地理距离越是靠近,产业结构就越相似.现代商贸工业２０２１年第４期５㊀表２㊀产业结构M o r a n ’s I 指数年份IE (I)s d (I)z pv a l u e ∗２００６０．１６９－０．０３４０．０８４２．４１３０．０１６２００７０．１８４－０．０３４０．０８４２．６０７０．００９２００８０．１７１－０．０３４０．０８３２．４５８０．０１４２００９０．２０３－０．０３４０．０８５２．７８５０．００５２０１００．２２８－０．０３４０．０８６３．０４８０．００２２０１１０．２３５－０．０３４０．０８６３．１４６０．００２２０１２０．２３３－０．０３４０．０８６３．１０４０．００２２０１３０．２３４－０．０３４０．０８６３．１０６０．００２２０１４０．２１８－０．０３４０．０８６２．９３０．００３２０１５０．２１４－０．０３４０．０８７２．８６７０．００４２０１６０．２４６－０．０３４０．０８８３．１９６０．００１２０１７０．２７５－０．０３４０．０８７３．５５２０．０００２．２．２㊀模型的构建区位因素的变化在对空间的影响也是巨大的,因为第i 个省份的现代化产业水平会因为j 省份劳动力集聚程度和产业结构升级变化而变化.一般而言,普通的经济学计量模型是在一定程度上没有对空间结构进行考量,所以,测算结果存在理论漏洞.为了实现最优的分析空间关系影响产业结构升级的因子,所以本文利用S t a t a 软件采用空间杜宾模型进行计量分析:y ＝αI n ＋ρW y ＋βx ＋θW x ＋ε模型中,y 是被解释变量,表示产业结构的升级系数,ρW y 这一解释变量衡量了其他省份的产业水平对于本省的影响程度.其中W 是空间权重矩阵用来测量３０个省份之间的空间关系,ρ为空间相关系数,如果ρ大于１,表明各省份产业结构的水平之间是存在正向的空间关系,如果ρ小于１,表明各省份产业结构的水平存在负向的空间关联关系,如果ρ等于０,表明相邻各省份产业结构水平之间无相关关系,产业升级系数和空间关系无影响.x 为解释变量,β为解释变量的系数矩阵,表示本地人力资本集聚对本地的影响;θW x 表示相邻省份解释表里受空间溢出效应影响而对本省的产业结构升级起的作用,其中系数θ则体现了这种影响的方向和影响程度.２．２．３㊀普通面板回归结果首先利用S t a t a 软件对面板数据进行固定效应模型(F E )㊁随机效应模型(R E )和混合面板模型估计.h a u s m a n 检验结果表明在１％显著性水平下应该拒绝随机效应的原假设,所以选择固定效应模型进行回归,回归结果见表３.模型１是将３０个省份看成一个整体进行了固定效应回归.模型２㊁模型３㊁模型４是分别对应我国中国东部地区㊁中部地区㊁西部地区.从S t a t a 软件的估算结果中,可以得到以下结论:各地区的人力资本水平㊁政府财政支出㊁城市和农村收入差距㊁基础设施建设和城市化水平都对现代化产业结构升级都产生了显著的影响,下面进行具体讨论.(１)城市化水平对产业结构水平的影响在０．１％的显著性水平下显著,因此可以做出结论,其对产业结构升级有积极的推动作用.原因在于一个地区城市化水平的提高代表着农村剩余劳动力的转移.随着迁移人口的增加,城市人口数量上升,该省份的人民对第二产业和第三产业的铲平和服务会有极大需求,因此带动了本省份的产业结构优化升级.从供给的层面分析,因为城市人口数量的增多,劳动力供给提高,且基本服务于第二产业和第三产业,从供给端也是带动了产业结构的优化升级.(２)人力资本水平对产业结构的影响在５％的显著性水平上显著,因此各省份的人力资本水平对产业结构升级的推动作用较为明显.因为人力资本水平的提高具体变现为能显著提升劳动者的劳动生产率,提高省内工业资源和技术利用效率,提高区域工业的发展水平.根据实际情况,在同一水平下,具备更高人力资本劳动者能更有效地利用其他生产要素,提高工业生产水平,对促进工业发展具有重要意义.(３)根据数据结果,政府财政支出对产业结构水平的影响在０．１％的显著性水平下显著,政府的财政支出对产业结构升级有积极的推动作用.一方面,经济结构的变迁和经济增长过程中需要实行一定的产业政策.另一方面,公共财政支出是产业政策的重要组成部分,反映了国家产业结构的调整取向,对产业结构的优化发展起着促进或遏制作用.(４)根据数据结果,在其他经济指标中,基础设施建设对提高产业结构优化水平也起到了显著的积极作用.改革开放以来,经济建设提速明显,一方面基础设施的建设总量得到提升,另一方面基础设施产业结构得到了整体优化.基础设施是产业发展的基础,因为他是社会生产的所有部门的基础,并促进各地区和地区之间的投入流动.随着基础设施总量的增加,服务能力和服务水平的辐射范围都得到了迅速扩大,城市和农村的收入差距对促进产业结构现代化起着重要作用.改善产业结构将扩大城乡收入差距,根据数据结果来看:因为资源是有限的,城乡收入差距越大,城市和农村的产业分层也就越大.城市的产业结构更好,产业水平越高.工业化的发展和产业结构的现代化为高质量劳动力提供了就业和机会,导致人口不断向城市聚集.然而,先进的产业结构和高科技一样,对资本和人力资源的要求也越来越高.集中在城市和城市的农民工从事高科技工作的能力较低,只能从事一些传统的低水平㊁集约化的劳动产业.城乡收入差距进一步扩大.在全国的数据估计中,固定资产投资对产业结构升级的促进作用不明显.本文基于区域差异的视角,对区域产业结构的升级做了在静态面板模型估计,具体的估计结果如表３的模型２㊁模型３㊁模型４所示.从东部㊁中部㊁西部的静态面板数据估计结果中可以得出以下有价值的结论:(１)政府财政支出与产业结构改善正相关,且相关系数极显著,这表明,政府投资促进了产业结构的进一步合理化和现代化,东部和中部地区的公共预算支出对产业结构水平有积极影响,而西部地区政府财政支出对产业结构升级的影响最弱,但参数估计值未通过显著性检验.这表明,政府财政支出对产业结构水平的影响存在区域间的差异.东部地区经济发达,区域内政府重视产业的优化,政府援助对促进产业结构优化和现代化起到了积极作用.西部地区的产业主要是集中在一㊁二次产业.与东中部地区相比,政府财政投入相对较少,技术水平相对较低.对比政府财政支出系数,政府财政支出对中部地区的影响最大,其次为东部地区,最末为西部地区.(２)在衡量人力资本指标方面,东西部地区的人力资本水平对我国现代化产业结构升级具有积极作用产业结构.中东部地区经济发达,人才资本的教育培训投入明显偏高,相较于西部地区人均受教育程度较低的情况,人力资本对优化现代化产业结构的促进作用不明显,但这就不能否定了人力资本的重要作用,西部产业经济现代商贸工业２０２１年第４期６㊀㊀地区必须加大对人力资本的投入.(３)基础设施建设对各个区域产业结构升级的影响均显示出了正向的调整作用,这与全国的统计结果一致.基础设施的建设给东部地区的积极影响最大,东部地区和西部地区的基础设施建设对产业结构升级的影响通过了０．１％的显著性检验.(４)根据回归结果,固定资产对产业结构的影响,在东部地区显示出了负面的影响,并且通过０．１％的显著性检验.而在中部和西部地区显示出了较强的正向调整作用.这是因为东部地区基础设施比较完善,固定资产投资主要用于固定资产折旧和改造.相反,过度的固定资产投资挤占了其他促进产业结构现代化的投资.中西部地区固定资产投资有效改善了地区企业基础设施建设,加快了更新换代,有利于中西部地区产业结构现代化.(５)城市化对产业结构升级的影响,分区域分析的结果和整体分析的结果一致.其中,城镇化对产业结构升级的影响对中部地区影响最大.对于中西部地区来说城市化进程的加快使得农村劳动力流向城市,改善就业结构,带来二㊁三产业的迅猛发展,同时缩小第一产业在国民生产总值中所占的比重.(６)其他变量:出生率对产业结构的升级没有显著影响.城乡收入差距对中部地区和西部产业结构升级有显著作用,在中西部地区,城乡收入越大,产业结构升级越快.中西部地区,产业结构较于东部地区是不完善的.所以需要依靠城市带动乡村的发展.城市的产业结构更好,产业水平越高,导致人口和资源不断向城镇集中所以与农村的收入差距更大了.表３㊀分区域普通面板回归结果(１)(２)(３)(４)全样本东中西h c ０．０２５４∗０．０１２９∗０．０５４６∗－０．００１３(２．４３)(１．９５)(２．４６)(－０．０６)k －０．０２５３－０．１２３８∗∗∗－０．０５６９０．０５４６(－１．２８)(－４．９２)(－１．４４)(１．７４)g o v ０．３３１３∗∗∗０．６８０５∗∗∗０．９３２７∗∗∗０．０６３４(４．３９)(６．２８)(４．０８)(０．８２)b i r t h ０．００３８０．００１８０．００１５０．０１２５∗∗(１．４６)(０．７８)(０．５３)(３．０７)i n c o m e ０．０２８２∗－０．０１９９０．１０１３∗∗∗０．０５０６∗∗(２．２３)(－０．９４)(４．６９)(２．９１)i n f０．１５２７∗∗∗０．１９３７∗∗∗０．０８７４∗∗∗０．０５１６．(４．４０)(７．２７)(４．１３)(１．８７)u r b a n １０．００６６∗∗∗０．００５８∗∗∗０．００９６∗∗∗０．００７６∗∗∗(５．９９)(６．７３)(６．４１)(５．１５)_c o n s１．６８７０∗∗∗１．７７７３∗∗∗１．２３６３∗∗∗１．５１４５∗∗∗(２２．３５)(１９．０５)(１２．４３)(１１．５４)２．２．４㊀空间面板模型回归考虑到空间影响因素,对数据进行了空间杜宾模型回归(表４).结果显示,政府财政支出对本省的产业结构升级起积极作用,但是却不利于相邻省份产业结构的升级,空间溢出效应显著为负.城乡收入差距对本省份产业结构的影响显著为正,虽然杜宾回归结果不显著,但是能从系数判断空间溢出效应为负,不利于相邻省份产业结构升级.本省的人力资本㊁固定资产的投入㊁出生率㊁城市化率和基础设施建设有利于相邻省份产业结构升级,空间溢出效应为正.表４㊀空间杜宾模型回归结果C Y (产业结构升级系数)M a i nh c －０．０００００５９８(－０．００)k－０．０１３３(－０．８９)go v ０．１４８∗∗(２．３１)b i r t h０．００２００(１．０５)i n c o m e ０．０４５２∗∗∗(４．４７)i n f ０．０６１８∗∗(２．１６)u r b a n １０．０００６３４(０．６１)W xh c ０．００１４３(０．０９)k ０．０００６７７(０．０２)g o v －０．３３３∗∗(－２．２１)b i r t h ０．００１４９(０．３６)i n c o m e －０．０２９９(－１．５２)i n f ０．０９４１(１．５３)u r b a n １０．００３０３(１．４９)S p a t i a l r h o ０．５８７∗∗∗(１１．１３)V a r i a n c es i gm a ２_e ０．０００５５２∗∗∗(１３．１６)N ３６０３㊀结论通过固定效应模型和空间杜宾模型的回归成果,可以发现:政府投资大力推动了产业结构的升级,但是却不利于相邻省份产业结构的升级,空间溢出效应显著为负.东部地区和西部地区的人力资本水平促进了产业结构的升级,同时也具有正的空间溢出效应.城乡收入差距㊁基础设施建设和城市化水平对产业结构升级都产生了显著的影响,且显示区域差距.从全国视角来看,出生率对产业结构升级没有显著影响,但是对西部地区的产业结构升级有推动作用.应该制定政策吸引高素质人才留在农村,提高我国农业现代化生产水平,切实提高农村居民的收入水平,持续缩小城乡收入差距.基于东㊁中㊁西的对比分析来看,政府财政投入㊁人力资本㊁固定资本㊁基础设施建设㊁城市化进程㊁城乡收入差距和出生率对产业结构升级的驱动作用存在明显的区域差异.因此各地区应该根据区域的经济基础及人力资本的实际情况来制定产业结构升级的政策.参考文献[１]陈建军,杨飞．人力资本异质性与区域产业升级:基于前沿文献的讨论[J ]．浙江大学学报(人文社会科学版),２０１４,４４(５):１４９Ｇ１６０．[２]高锡荣,胡小娟,张薇．基于人力资本㊁技术进步和创新政策视角的国家创新转型动力学:来自日本创新转型的经验[J ]．科技与经济,２０１５,２８(１):１Ｇ６．[３]张银银,黄彬．创新驱动产业结构升级的路径研究[J ]．经济问题探索,２０１５,(３):１０７Ｇ１１２．[４]张玉昌,陈保启．产业结构㊁空间溢出与城乡收入差距 基于空间D u r b i n 模型偏微分效应分解[J ]．经济问题探索,２０１８,４３４(９):６６Ｇ７５．[５]赵丹阳．基于V A R 模型的我国城市化与产业结构关系的实证分析[J ]．当代经济,２０１７,(１１):１５４Ｇ１５５．[６]张景波．交通基础设施建设对产业结构转型的影响研究[J ]．云南财经大学学报,２０１８,３４(１１):３７Ｇ４８．[７]林春艳,孔凡超．技术创新㊁模仿创新及技术引进与产业结构转型升级 基于动态空间D u r b i n 模型的研究[J ]．宏观经济研究,２０１６,(０５)[８]朱华宇．技术创新㊁人力资本与产业结构升级 基于动态面板模型的实证研究[D ]．杭州:浙江工商大学,２０１８．[９]甘劲燕．人力资本对产业结构升级的影响 基于省际面板数据的研究[J ]．价值工程,２０１９,３８(２０):５９Ｇ６１．。
课题研究论文：我国省域金融业聚集的区位因素分析
金融研究论文我国省域金融业聚集的区位因素分析产业集聚是世界上很多发展中国家和经济转型国家在经济开放之后出现的一个普遍经济现象。
产业聚集所带来的聚集效应、共生效应、协同效应、区位效应等诸多优势对各区域产业发展有着重要影响。
在各产业中，金融业相对于传统产业表现出了更为明显的聚集现象，不仅在全球范围内形成了纽约、伦敦、东京等国际金融中心，而且在我国也出现了北京、上海、广州等区域金融中心。
它们对各自所在地区的经济发展都起到了重要的推动作用。
因此研究我国省域金融产业聚集现象并且进行区位因素分析，不仅能丰富和实证产业聚集的相关理论，同时对于区域的协调发展和区域金融中心的建设也有重要的指导意义。
一、文献综述产业集聚问题的研究产生于l9世纪末，马歇尔（1890）开始关注产业集聚这一经济现象，提出重要的外部经济理论，并据此解释了企业在同一区位聚集的现象。
Henderson则扩展了马歇尔的研究成果，基于经济地理学的分析框架认为产业聚集主要由经济地理因素的差异引起。
克鲁格曼则通过新贸易理论，发展了聚集经济的概念，并在规模报酬递增和存在运输成本的假设前提下，解释了产业聚集现象。
之后迈克尔波特（1995）在研究国家竞争优势的过程中，提出产业聚集是递增收益、历史积累或路径依赖和区位“锁定”时生产活动所形成的结果。
近几年来，学者们开始逐渐关注非经济因素对产业聚集的影响，如社会网络模型强调企业间的合作与信任、嵌入性、网络关系等产业聚集的影响，历史基础、开放性、适应性以及多样性对产业聚集形成的重要作用。
国内大部分关于产业聚集的文献基本都是综合考虑了以上理论的分析框架，并以中国的经验证明该理论在中国的可行性。
金煜等（2006）构建了基于经济地理、新经济地理和经济政策的产业聚集分析框架，并运用省级面板数据进行了实证检验。
此外白重恩等（2004）还分别从地方保护主义和生产要素角度考察了它们对产业聚集的影响。
对于产业聚集度的测量，我国学者也进行了大量实证工作。
中国省级面板数据
“中国省级面板数据”资料合集目录一、数字金融能驱动经济高质量发展吗——基于中国省级面板数据的实证分析二、新型城镇化推动产业结构升级了吗——基于中国省级面板数据的空间计量研究三、城市化、社会保障支出与城乡收入差距——来自中国省级面板数据的经验证据四、数字经济发展与高技术产业创新效率提升——基于中国省级面板数据的实证检验五、目标考核、官员晋升激励与安全生产治理效果——基于中国省级面板数据的实证检验六、环境规制、产业结构调整与绿色经济增长——基于中国省级面板数据的实证检验七、财政分权与地方政府行政管理支出——基于中国省级面板数据的实证研究八、地方政府投资行为、地区性行政垄断与经济增长——基于转型期中国省级面板数据的分析九、中国地方政府间支出竞争研究——基于中国省级面板数据的经验证据数字金融能驱动经济高质量发展吗——基于中国省级面板数据的实证分析数字金融能驱动经济高质量发展吗？基于中国省级面板数据的实证分析引言随着科技的不断进步，数字金融逐渐成为全球经济发展的重要引擎。
数字金融通过创新的服务模式和高效的运营方式，为经济高质量发展提供了新的动力。
本文将探讨数字金融与经济高质量发展之间的关系，并利用中国省级面板数据对此进行实证分析。
文献综述自2以来，数字金融的发展历程已经引发了广泛。
大量研究表明，数字金融对经济发展具有积极影响。
然而，现有研究主要集中在宏观层面，较少涉及数字金融对经济高质量发展的影响。
因此，本文旨在弥补这一研究不足，探讨数字金融如何驱动经济高质量发展。
研究方法本文采用固定效应模型，利用2010-2020年中国30个省份的面板数据进行实证分析。
数字金融的发展水平由移动支付、互联网理财、P2P 网贷等指标构成。
同时，我们还控制了其他影响经济发展的因素，如地区产业结构、科技创新能力、基础设施建设等。
结果与讨论数字金融对经济高质量发展具有显著的正向影响。
在数字金融发展水平较高的地区，经济增长质量也相对较高。
产业集聚文献综述
产业集聚机制的文献综述产业聚集是一个较为古老的经济现象，也是当今世界经济活动表现出的显著特征。
关于产业聚集机制的研究已有相当长的历史,不同学科和流派从不同的视角比较、分析了产业聚集问题，已取得了较为丰硕的成果。
对产业聚集理论形成和发展影响较大的主要有新古典学派、韦伯的工业区位理论和新经济地理学等，产业聚集机制理论可以分为理论形成、发展和最新研究进展三个阶段。
近年来,由于政府的支持和企业的努力，我国产业集聚现象在各区域都较为明显。
纵观国内外学者对中国产业集聚的研究,本文试图从国内外产业集聚机制的理论综述、产业聚集机制的影响因素、产业集聚机制对经济增长的影响等方面进行归纳。
一、国外产业集聚机制的理论综述17世纪创立的古典生产区位理论,包括河流、交通、资源等自然因素，被认为是产业集聚力的来源，且在传统的经济地理学中研究成果颇丰.Krugman等人从经验上证明了一个地区优越的自然属性在城市区位的形成上具有先天比较优势（Fujita和Mori，1996；Krugman,1993;Matsuyama和Takahashi,1998)。
1977年,Dixit和Stigliz联合发表了《垄断竞争与产品的多样性》一文,开创了不完全竞争理论的建模技术，学者们开始从不完全竞争范式中探寻解释传统经济地理理论所不能解释的集聚机制。
Marshall（1920)是最早从外部性中寻找企业集聚机制的经济学家，在其代表作《经济学原理》一书中，他认为规模经济应有内外之分，内部规模经济是企业内部生产能力的扩展，降低了企业的生产成本，外部规模经济包涵范围广，主要是企业与企业之间分工协作，从事专业化生产和劳动力市场、技术知识及基础设施的共享。
Harris最先提出企业应靠近大市场进行生产经济活动的市场潜力理论(Harris，1954）。
而Puga（1999）的研究表明当产品的运输成本与工人在地区间的流动成本较低时，会促使企业分散从事生产与经营活动。
城市群发展规划对区域经济增长的带动效应——基于19个城市群的实证检验
Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ Ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｉｃａｌ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ
Ｎｏ ５ （ Ｇｅｎｅｒａｌ， Ｎｏ ３４３）
Ｍａｙ ２０２２
ｎｏｎ 等［６］ 、 Ｋｏｇｌｅｒ 和 Ｄｉｅｔｅｒ ［７］ 等学者将演化经济学、
大范围的空间组织形态， 其本质是多产业在空间
上的集聚。 然而传统的主流经济学忽略了 “ 空间”
因素， 直到新经济地理学家 Ｋｒｕｇｍａｎ ［４］ 将 “ 空间”
因素纳入一般均衡分析， 才逐渐阐明了空间集聚
与区域经济增长的关系 ［５］ 。 在此基础上， ＭａｃＫｉｎ⁃
收稿日期： ２０２１－１２－３１
动区域经济增长成为学界关注的热点。 那么， 城
市群政策能否有效带动区域内城市经济的持续增
然实验， 运用多期双重差分法进行实证研究， 为
准确理解城市群政策与经济增长的内在关系提供
预地方经济发展， 进一步探讨了城市群发展规划
的作用机制， 丰富了研究成果。
１ 文献回顾
城市群是城市在地理空间上集聚而形成的更
化行政区划设置， 发挥中心城市和城市群带动作
用， 建设现代化都市圈” ［１］ ， 其目的是在区域发展
差距拉大的背景下， 如何将中央政府的顶层设计
研究方法上， 将城市群发展规划பைடு நூலகம்实施视为准自
与地方的自身优势相结合， 发挥好城市群发展规
经验证据； 在研究视角上， 鉴于地方政府对城市
划经济增长效应， 对于稳住经济基本盘、 防范区
向溢出效应或虹吸效应。 此外， 一些学者也将双
科技企业、 科研机构和学校等制定的财政补贴和优
区域流动， 在一定程度上能够缓解科技基础、 教育
水平较落后地区的发展困境， 激发当地活力和积极
西北地区城镇化动力机制研究——基于面板数据的实证分析
力量 的推 动和 引导 （ ｅ ｄｒｏ ，１７ ；Ｔ ｌ ｙ ａｄ ｅ 和 Ｇ ａｅ ，１７ ；Ａ ｅ 和 Ｇ ａｓｒ ９ ５ ｕ ｔ Ｈ ｎ ｅｓｎ ９ ４ ｏ ｅ ，Ｇ ｒｎ ｒ ｌ ｒｖｓ ９ ９ ｄｓ ｌ ｅ ，１９ ；Ｆ ｊａ和 ｅ ｉ Ｋｕｍａ ，２０ ） ｅｄｒ ｎ （０ ７ ｒｇ ｎ ００ 。Ｈ ｎ ｅｓ ２ ０ ）等指 出 民主化 程 度和技 术 进 步对 城 镇 化有 着 直 接 的影 响 Ｊ 随着 经 ｏ 。
关 键词 ：西北地 区；城 镇 化 ；动 力机 制 ；面板 数据
中图分 类号 ：Ｆ ９ ． ２ ９２
文献标 识 码 ：Ａ
一
文章 编号 ：１０ ０ ８—２ ０ （ ０ ０ ５— ０ １— ． ７０ ２ １ ）０ ０ ８ ７ ５
、
文献 回顾
城镇 化是 一种 世界 性 的社会 经济 现 象 ，是 乡 村 分 散 的人 口、劳 动力 和非 农 业 经 济活 动 持 续 进行 空 间 上 的聚集 而逐 渐转 化为 城镇 的经 济要 素 ，城 镇 数 量增 多 、规 模 增 大 的过 程 。库 兹 涅 茨 （９９ 指 出城 镇 １８ ） 化是 城镇 和 乡村之 间 的人 口分 布方 式 的 变化 过 程 … 。Ｈ ｄｏ （ ９９ 和 Ｐｄｒ ｎ （９０ 认 为 城镇 化 是 ｕｓｎ １６ ） ｅｅｓ ｏ １７ ） 从传 统社 会 向现代 社会 转 变 过程 中经 济 发 展 的必 然 结 果 ，城镇 化 最 终 会 带 动 整 个 国家 迈 向现 代 化 。 高佩 义 （９ １ 指 出城镇化 是 一个 变传 统 落 后 的 乡村 社 会 为现 代 先 进 的城 市 社会 的 自然历 史 过 程 。谢 １９ ） 文 惠 、邓 卫 （９６ 等 认 为 ，城 镇 化 意 味 着 乡村 生 活 方 式 向城 市 生 活 方 式 发 生 质 变 的过 程 。周 一 星 １９ ）