蘭州—西寧城鎮(zhèn)密集區(qū)經(jīng)濟(jì)增長空間收斂性研究

張志斌，劉向來

(西北師范大學(xué)地理與環(huán)境科學(xué)學(xué)院，蘭州 730070)

0 引言

區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不均衡是一種普遍的經(jīng)濟(jì)與社會現(xiàn)象，中國的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不均衡問題一直是學(xué)者們關(guān)注的重點(diǎn)問題［1－10］。這類研究主要采用各種不平等指數(shù)［11－14］(基尼系數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)、加權(quán)變異系數(shù)、熵指數(shù)以及泰爾指數(shù)等)來描述地區(qū)差距的變化趨勢和結(jié)構(gòu)組成，強(qiáng)調(diào)的是與全局平均偏差的程度，忽視局部平均值的周圍聚集情況，并不能反映區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不均衡的空間布局［15］。在不同空間尺度上，許多研究表明空間鄰近性對經(jīng)濟(jì)成長具有鄰近乘數(shù)效應(yīng)，促進(jìn)區(qū)域間協(xié)調(diào)發(fā)展。而威廉姆森的倒“U”型理論、赫希曼的不均衡增長理論均認(rèn)為區(qū)域差異呈先擴(kuò)大后縮小的趨勢?？柖?、繆爾達(dá)爾等認(rèn)為，規(guī)模報酬遞增和循環(huán)累積機(jī)制的存在會導(dǎo)致區(qū)域差異逐漸擴(kuò)大［16］。為此有學(xué)者從經(jīng)濟(jì)增長收斂角度出發(fā)，采用計量經(jīng)濟(jì)模型考察省區(qū)初始人均GDP及其他因素對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長速度的影響，從而判斷地區(qū)經(jīng)濟(jì)是否收斂［17－18］。但是，目前這些研究多集中于東部發(fā)達(dá)地區(qū)城市，對于西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)研究較少。蘭州—西寧城鎮(zhèn)密集區(qū)(以下簡稱“蘭西地區(qū)”)是西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)發(fā)展較為典型的區(qū)域，學(xué)者們對此區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂問題研究也較為薄弱，故本研究以蘭西城鎮(zhèn)密集區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)單元為研究區(qū)域，探討其經(jīng)濟(jì)收斂狀況及其收斂機(jī)制，為蘭西地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供科學(xué)參考。

1 研究區(qū)域與方法

1.1 研究區(qū)域與數(shù)據(jù)來源

蘭西地區(qū)是以蘭州、西寧兩個省會城市為核心，沿黃河河谷及蘭青鐵路線、109國道等交通干線分布的典型雙核帶狀城鎮(zhèn)密集區(qū)，它位于甘肅、青海兩省的交界地帶，同時也位于西隴?！m新經(jīng)濟(jì)帶和包蘭—蘭青經(jīng)濟(jì)帶的交匯地區(qū)。東臨以西安為中心的關(guān)中—天水經(jīng)濟(jì)區(qū)，西連以烏魯木齊為中心的天山北坡經(jīng)濟(jì)帶。密集區(qū)內(nèi)現(xiàn)有特大城市蘭州市，大城市西寧市，中等城市白銀市及32個小城市(市、縣)。該區(qū)土地總面積為87 193 km2，占甘青兩省土地總面積的7.44%。2010年該區(qū)總?cè)丝谶_(dá)1 310.28萬人，占甘青兩省總?cè)丝诘?6.40%。地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值為2 448億元，人均地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值為18 685.58元。

在研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異或收斂問題時，區(qū)域單元劃分得越細(xì)，越能反映區(qū)域經(jīng)濟(jì)的真實(shí)差異性，本研究以縣域(含縣、自治縣、縣級市)和省轄市市區(qū)作為地域研究單元采集數(shù)據(jù)，選取2000，2010年作為時間斷面，采用的社會經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)主要來源于2001—2011年的《甘肅發(fā)展年鑒》和《青海省統(tǒng)計年鑒》。其中，人均GDP縮減為2000年可比價。

1.2 主要研究方法

1.2.1 經(jīng)濟(jì)收斂。一般認(rèn)為，收斂概念源于 Solow［19］的新古典增長模型。經(jīng)濟(jì)增長收斂有兩種類型，第一種為σ收斂，指在區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長中，區(qū)域間人均收入分布的離散程度隨著時間的推移呈逐漸下降的趨勢，最后經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異消失。通常以變異系數(shù)或者區(qū)域間對數(shù)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)力的標(biāo)準(zhǔn)差作為衡量指標(biāo)。如果指標(biāo)逐年擴(kuò)大，說明區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展是發(fā)散的，反之，則收斂。公式如下:

式中:yi，t表示區(qū)域i在時間t的觀測值;σt為n個區(qū)域之間觀測值的標(biāo)準(zhǔn)差。若在年份t+T滿足σt+T＜σt，則稱這n個區(qū)域具有T階段的σ趨同。如果對任意年份s＞t均有σs＜σt，則稱這n個區(qū)域具有一致σ趨同。第二種為β收斂，指在區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長過程中，初期人均收入較低的區(qū)域經(jīng)濟(jì)會有較高的人均產(chǎn)出增長率，從而獲得比初期人均產(chǎn)出高的地區(qū)更快的增長率。β收斂的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ陀镁哂袑?shù)形式的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型表示:

式中:Yi，t為t時期i區(qū)域的勞動生產(chǎn)力;α，β 為估計系數(shù);εi，t為獨(dú)立且均等分布的誤差項;收斂速度 θ=－ln(1+β)/k;k為研究期末和期初的時間間隔年數(shù)。1.2.2 區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長收斂的空間回歸模型?？臻g誤差模型(spatial error model)是從誤差項中分離出空間自相關(guān)成分的一種分析方法，它把β收斂方程的誤差項轉(zhuǎn)化成一個含有空間相鄰矩陣形式的空間滯后誤差項。公式如下:

式中:ε為矢量形式的空間誤差項;I為全局空間自相關(guān)Moran指數(shù);λ為空間誤差系數(shù);W為n×n空間相鄰矩陣;μ～N(0，σ2I);y和X均為n×1的向量。

空間滯后模型(spatial lag model)揭示了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不僅與區(qū)域內(nèi)部增長有關(guān)，而且和周圍區(qū)域有密切關(guān)系。為表達(dá)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與空間的關(guān)系，引入空間滯后變量，β收斂方程為:

式中:ρ為空間自回歸參數(shù);Wy為空間滯后因變量;其他變量與公式(4)一致。本研究中的空間權(quán)重矩陣W采用地理距離作為權(quán)重。

2 經(jīng)濟(jì)空間關(guān)聯(lián)模式與σ收斂分析

2.1 蘭西地區(qū)全局自相關(guān)分析與σ收斂

基于人均GDP采用變異系數(shù)(CV)作為測度σ收斂指標(biāo)，計算2000—2010年蘭西地區(qū)各縣經(jīng)濟(jì)增長的收斂狀況。同時，利用全局Moran’sI分析蘭西地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長在地理空間的總體變化特征(圖1)。蘭西地區(qū)CV自2002年后趨于下降趨勢，在蘭西經(jīng)濟(jì)增長過程中，存在σ收斂趨勢。同時，Moran’sI統(tǒng)計值顯著為正，人均GDP水平顯示出空間正相關(guān)關(guān)系，意味著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相似的地區(qū)在空間上存在集聚分布趨勢。從動態(tài)演進(jìn)過程來看，Moran’sI統(tǒng)計值隨著時間變化有起伏波動現(xiàn)象，2000—2002明顯下降，但自2002年以后緩慢上升，說明在此時段空間集聚具有先弱化后加強(qiáng)的趨勢。

圖1 2000—2010蘭西地區(qū)人均GDP收斂及空間自相關(guān)變化趨勢Fig.1 GDP per capita convergence and space autocorrelation trend in Lanzhou-Xining CTCAs(2000—2010)

總之，蘭西地區(qū)人均GDP分布呈現(xiàn)一種很強(qiáng)的空間依賴關(guān)系，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長過程中存在著兩種增長趨勢:一方面，區(qū)域經(jīng)濟(jì)要素流動使區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長趨向一個穩(wěn)定狀態(tài)，即存在σ收斂;另一方面，由于空間外溢效應(yīng)和內(nèi)部社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異導(dǎo)致區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長要素在空間上呈現(xiàn)集聚現(xiàn)象。但是，全局空間自相關(guān)掩飾了一定的集聚特征，需進(jìn)一步分析局部熱點(diǎn)區(qū)域空間自相關(guān)。

2.2 蘭西地區(qū)局部自相關(guān)分析

Moran’sI散點(diǎn)圖直觀反映出研究變量與空間滯后的關(guān)系，局部空間自相關(guān)Moran’sI散點(diǎn)圖以標(biāo)準(zhǔn)化的局部空間自相關(guān)指標(biāo)為縱坐標(biāo)，標(biāo)準(zhǔn)化的人均GDP為橫坐標(biāo)。Moran’sI散點(diǎn)圖的4個象限把一個區(qū)域和其相鄰區(qū)域的局部空間自相關(guān)關(guān)系分為4種類型(表1)。

表1 局部空間自相關(guān)Moran’s I散點(diǎn)圖統(tǒng)計結(jié)果Tab.1 Statistical results of the local space related Moran’s I scatter plot

2000，2010年2個時間斷面的正局部相關(guān)性城市比例在75%左右，負(fù)局部相關(guān)始終保持在25%左右，說明局部空間結(jié)構(gòu)相對穩(wěn)定，空間依賴程度較為均衡。雖然正負(fù)局部相關(guān)城市比例比較穩(wěn)定，但是仍有個別城市存在類型遷移。綜合局部自相關(guān)Moran’sI散點(diǎn)圖，運(yùn)用ArcGIS 9.3可視化方法綜述各城市地理分布狀況(圖2，圖3)。結(jié)果如下。

1)蘭西地區(qū)總體空間差異有所減小，2010年位于HH象限的縣(市、區(qū))個數(shù)由2000年的8個增加到11個，占據(jù)蘭西地區(qū)城鎮(zhèn)總數(shù)的32%，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)對周圍地區(qū)的帶動能力有所提高;相反，位于LH區(qū)和HL區(qū)的城市分別由2000年的8和2個減少到2010年的6和1個，說明所在一、三象限區(qū)域人均GDP較低，與之相鄰的區(qū)域也較低，反映出一定的空間依賴關(guān)系。同時，比較2000與2010年發(fā)現(xiàn)，處于第三象限的區(qū)域數(shù)量未做變化，仍舊以位于循化—民和—永靖—臨洮—定西—會寧一線以南的縣(市)為主，這些人均GDP較低的縣區(qū)對周圍縣(市)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的帶動力較小，區(qū)域間的空間相互作用較弱，經(jīng)濟(jì)輻射能力有限。

2)2000年僅有蘭州的各區(qū)縣、白銀市區(qū)、平川區(qū)和平安縣、尖扎縣以零散的斑塊狀分布于高經(jīng)濟(jì)增長、高鄰域增長地區(qū)。憑借其自身發(fā)展優(yōu)勢，吸收大量的資金和發(fā)展機(jī)會，使這些縣區(qū)處于高度極化的發(fā)展態(tài)勢，但其經(jīng)濟(jì)帶動能力和擴(kuò)散力還較弱，位于其周圍的縣(市)處于低經(jīng)濟(jì)增長、高鄰域增長狀態(tài)。2010年，極核的極化涓滴效應(yīng)增強(qiáng)，高經(jīng)濟(jì)增長區(qū)域面積逐步拓展，由零散斑塊狀演化為“雙T型”片狀分布格局，區(qū)域帶動能力增強(qiáng)。整體來說，蘭西地區(qū)內(nèi)部以極核為中心呈現(xiàn)距離衰減規(guī)律，遠(yuǎn)離經(jīng)濟(jì)中心的邊緣縣(市)，經(jīng)濟(jì)中心對其輻射帶動能力較弱，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展一直都比較緩慢，處于低經(jīng)濟(jì)增長區(qū)。

圖2 2000年局部空間自相關(guān)lisa圖Fig.2 Local autocorrelation lisa figure(2000)

3 經(jīng)濟(jì)增長收斂性回歸結(jié)果分析

蘭西地區(qū)雖具有較高的同質(zhì)性，但區(qū)域內(nèi)部由于存在社會經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、文化、技術(shù)人才培養(yǎng)等差異，區(qū)域之間產(chǎn)生交互作用，由此形成空間外溢效應(yīng)。經(jīng)驗(yàn)研究中，普遍采用空間滯后模型和空間誤差模型來測度空間外溢效應(yīng)，空間誤差模型在具體解釋區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長趨同機(jī)制時認(rèn)為鄰居區(qū)域隨機(jī)波動對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長過程產(chǎn) 生顯著影響。而空間滯后模型是把空間中相鄰區(qū)域的增長率作為空間滯后項解釋目標(biāo)區(qū)域增長率的經(jīng)濟(jì)增長趨同機(jī)制。根據(jù)Moran’sI統(tǒng)計值發(fā)現(xiàn)，蘭西地區(qū)經(jīng)濟(jì)成長存在正向空間自相關(guān)，但是這并不能具體闡述產(chǎn)生此空間集聚現(xiàn)象的原因。采用β收斂性分析方法對蘭西地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異變化進(jìn)行分析:如果落后地區(qū)比富裕地區(qū)增長得更快，則落后地區(qū)的人均收入產(chǎn)出比就會趕上發(fā)達(dá)地區(qū)，此時存在β收斂。

圖3 2010年局部空間自相關(guān)lisa圖Fig.3 Local autocorrelation lisa figure(2010)

3.1 絕對β收斂模型檢驗(yàn)

假定所有區(qū)域的結(jié)構(gòu)特征相同，在均衡狀態(tài)下，區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平和增長率相同，則是絕對 β收斂［20－21］。分別利用最小二乘法和最大似然法對傳統(tǒng)收斂模型、空間誤差模型和空間滯后模型的參數(shù)進(jìn)行估計(表2)。傳統(tǒng)收斂模型結(jié)果顯示，收斂系數(shù)β為－0.20(5%水平上顯著)，蘭西地區(qū)存在絕對β收斂，收斂速度為每年2%。Moran’sI統(tǒng)計量對應(yīng)的p值0.013 5在1%水平上顯著，說明蘭西地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長過程存在空間依賴效應(yīng)。區(qū)別不同空間依賴模型有空間滯后模型和空間誤差模型，本研究進(jìn)行了LM(lag)、LM(error)及在全局空間自相關(guān)下Robust LM(lag)和Robust LM(error)檢驗(yàn)，依照Florax的模型選擇方法［22］，并在下一步模型設(shè)定時選擇空間誤差模型。

檢驗(yàn)異方差的BP統(tǒng)計量僅在5%水平上不顯著，模型同方差假定存在問題，然而由于模型殘差存在空間自相關(guān)，傳統(tǒng)的BP統(tǒng)計量不能診斷模型是否存在異方差問題，在空間自相關(guān)背景下，模型嵌入空間地理鄰近變量進(jìn)行BP檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)模型BP統(tǒng)計量在1%水平上顯著性得到提高，說明蘭西地區(qū)中心城市和外圍地區(qū)存在不同的方差。通過對傳統(tǒng)收斂模型空間自相關(guān)變量的校正，空間誤差模型的對數(shù)似然值和調(diào)整后R2遠(yuǎn)大于傳統(tǒng)模型，地理行政邊界鄰近的區(qū)域在1%水平上顯著，蘭西地區(qū)核心區(qū)域存在著收斂，而距核心區(qū)域較遠(yuǎn)地區(qū)不存在收斂，蘭西地區(qū)收斂系數(shù)存在空間結(jié)構(gòu)的不穩(wěn)定性。但是，收斂半周期由31.08減小到18.00，說明知識或者技術(shù)空間外溢效應(yīng)對中心區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的作用較大，一是因經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)域的知識、技術(shù)存量較多，在空間外溢強(qiáng)度(空間自相關(guān)系數(shù))不變時，知識溢出量更大;二是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)域接受知識、技術(shù)擴(kuò)散的能力較強(qiáng)，能很快吸納知識和技術(shù)，促進(jìn)其生產(chǎn)率提高。

在2000—2010年期間，蘭西地區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在絕對β收斂，而且收斂率相對穩(wěn)定，蘭西地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長差距收斂于一個穩(wěn)定狀態(tài)。從3個模型的估計效果來看，空間誤差模型的效果最好，傳統(tǒng)收斂模型最差。因此，蘭西地區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展絕對β收斂效果不明顯，收斂速度較低，在一定程度上反映了蘭西地區(qū)內(nèi)部各個縣(市)之間的非均質(zhì)性發(fā)展。加入空間關(guān)聯(lián)屬性之后，模型的擬合效果得到改善，收斂速度有所提高，在鄰近區(qū)域虛擬變量的前提下，區(qū)域之間的外溢效應(yīng)主要受到屬性特征隨機(jī)波動而產(chǎn)生相關(guān)影響來傳播的。即為初始階段若與高水平城市為鄰，由于外部性的非確定性因素，或者知識與技術(shù)的外溢等現(xiàn)象導(dǎo)致供給方經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨于優(yōu)勢或者劣勢。

表2 蘭西城鎮(zhèn)密集區(qū)絕對β收斂模型及其檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 Absolute β convergence models and their test results in Lanzhou-Xining CTCAs

3.2 條件β收斂

條件β收斂是指在規(guī)模報酬不變、資本邊際收益遞減和技術(shù)空間均質(zhì)假設(shè)下，消費(fèi)偏好、技術(shù)、人口增長率、政府政策等相似的區(qū)域，初始經(jīng)濟(jì)水平較低的區(qū)域增長率較高［23］，通過條件收斂可以檢驗(yàn)絕對收斂的穩(wěn)健性，內(nèi)生控制變量的選擇對于條件收斂至關(guān)重要。本研究選取的控制變量有經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合變量(人均固定資產(chǎn)投資、人均財政收入、農(nóng)民人均純收入、人均社會消費(fèi)品零售總額)，人力資本變量(高中文化程度、大專及其以上)，城市規(guī)模變量(人口、城市化水平)。其中人均固定資產(chǎn)投資、人均財政收入、農(nóng)民人均純收入、人均社會消費(fèi)品零售總額統(tǒng)一縮減為2000年可比價格。

傳統(tǒng)空間模型中LM(error)為3.74，明顯大于LM(lag)0.77，因此，建立空間誤差模型來檢驗(yàn)條件收斂程度(表3)?？臻g誤差自回歸模型R2為0.77，收斂速度為0.102，初始人均GDP系數(shù)顯著為負(fù)，經(jīng)濟(jì)增長速度與人均GDP之間存在負(fù)相關(guān)。從各個控制變量的系數(shù)來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合變量表現(xiàn)為不顯著作用，這4個變量對于收斂穩(wěn)態(tài)影響不大。大專及其以上文化程度和總?cè)丝谙禂?shù)為負(fù)，表明擁有較少人口和大專以上文化程度的城市區(qū)域有較低的收斂狀態(tài)。城市化水平與高中文化程度系數(shù)為正，將導(dǎo)致城市化水平較高的城市收斂于更高的水平，而擁有高中教育水平人力資本的城市趨于高水平收斂。

表3 條件β收斂空間計量回歸估計分析Tab.3 Regression estimation analysis of conditional β convergence spatial econometric

綜合上述分析，人口變化對經(jīng)濟(jì)收斂的影響是負(fù)向的。這可能是因?yàn)樘m西地區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)存在大量的剩余勞動力，人口增長對縣域經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)較低，從而導(dǎo)致縣域經(jīng)濟(jì)總量雖實(shí)現(xiàn)增長，但人均產(chǎn)出卻出現(xiàn)了下降。教育實(shí)力是區(qū)域發(fā)展力的象征，而受教育水平是反映一個人知識水平的主要指標(biāo)。受教育程度低，就意味著知識的生產(chǎn)、積累、傳播及轉(zhuǎn)變?yōu)樨敻坏乃俣葘⑹艿街萍s。因此，蘭西地區(qū)受教育水平的集中度不同，對經(jīng)濟(jì)收斂性的貢獻(xiàn)存在差異。

4 收斂機(jī)制分析

4.1 收斂機(jī)制模型建立

Dowrich和Rogers把兩個收斂理論統(tǒng)一在一個框架［24］:gi，t=c+β×ln(yi0)+α×k+εi，t。其中:g，y，k分別為勞均GDP平均增長速度、初始人均GDP和勞均資本存量增長速度。資本變量表示資本積累在收斂中的作用，而把初始人均GDP解釋為技術(shù)缺口，從而在一個分析框架下綜合兩個收斂理論。若α顯著且小于1，則存在新古典主義理論收斂機(jī)制;若β顯著小于0，則存在新增長理論收斂機(jī)制。

洪國志等學(xué)者［18］在 Dowrich和 Rogers模型基礎(chǔ)之上修正了技術(shù)空間擴(kuò)散過程對收斂的影響，即嵌入空間權(quán)重矩陣。發(fā)展的模型在原模型之上假設(shè):柯布道格拉斯的生產(chǎn)函數(shù);技術(shù)擴(kuò)散服從距離衰減規(guī)律;技術(shù)擴(kuò)散接納能力與技術(shù)缺口成正比，技術(shù)缺口以初始勞均GDP替代;技術(shù)進(jìn)步率與自身勞動生產(chǎn)率成正比，與技術(shù)擴(kuò)散以及自身對技術(shù)接納能力成正比。模型修正為:

式中:ρ為技術(shù)擴(kuò)散強(qiáng)度因子，ρ越大表明技術(shù)擴(kuò)散強(qiáng)度較大;W為空間權(quán)重矩陣;βln(y0)為初始勞均GDP代替技術(shù)缺口。統(tǒng)計年鑒上未直接給出各城市資本存量，需要利用固定資產(chǎn)投資流量數(shù)據(jù)通過永續(xù)盤算法計算各城市物質(zhì)資本存量，利用各城市投資價格指數(shù)縮減為2000 年不變價，計算過程為:Ki，t－1=Ki，t－1+Ii，t－1－Di，t－1;其中:Di，t=δ×Ki，t－1;得到:

式中:Ki，t為城市i年度t的資本存量;Ii，t為城市i年度t的固定資產(chǎn)投資總額;Di，t為城市i年度t的折舊量;δ為折舊率，本研究選用官方3.6%作為δ的取值;δ為各城市2000—2010年固定資產(chǎn)投資平均增長速度。

4.2 收斂機(jī)制結(jié)果分析

根據(jù)公式(7)，以2000年為基期，通過GDP指數(shù)分別得到各城市2000—2010年實(shí)際GDP平均增長速度，然后除以從業(yè)人員總數(shù)(就業(yè)人員總數(shù))即得到各自勞均實(shí)際GDP(即勞動生產(chǎn)率)。一般而言，人均實(shí)際GDP反映了收入水平，而勞均實(shí)際GDP反映了技術(shù)效率。對蘭西地區(qū)收斂機(jī)制分析(表4)表明，α=0.064 334且在0.01水平顯著，該地區(qū)存在新古典主義收斂機(jī)制，即資本邊際報酬遞減。β顯著小于0，說明存在新增長理論的收斂機(jī)制。從截面回歸分析結(jié)果可以判斷，2000—2010年，蘭西地區(qū)城市間經(jīng)濟(jì)同時存在新古典主義和新增長理論的收斂機(jī)制。

表4 蘭西城鎮(zhèn)密集區(qū)收斂機(jī)制分析Tab.4 Mechanism of convergence in Lanzhou-Xining CTCAs

5 結(jié)論

1)蘭西地區(qū)內(nèi)部雖然具有一定的同質(zhì)性，但是不同地區(qū)由于其自身資源稟賦、技術(shù)條件、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)的差異，區(qū)域呈現(xiàn)出南北、東西方向的整體分異特征。利用σ收斂指標(biāo)和全局Moran’sI指數(shù)分析蘭西地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長在地理空間的總體變化特征。結(jié)果顯示，蘭西城鎮(zhèn)密集區(qū)存在微弱的σ收斂趨勢，并且高值區(qū)域由零散的斑塊分布演化為“雙T型”連片分布格局。

2)以人均GDP為核心變量，對蘭西地區(qū)進(jìn)行β收斂假設(shè)檢驗(yàn)，蘭西地區(qū)存在絕對β收斂，且收斂速度為每年2%，同時異方差檢驗(yàn)顯示蘭西城鎮(zhèn)密集區(qū)經(jīng)濟(jì)增長過程存在空間依賴效應(yīng)，且距核心區(qū)域較遠(yuǎn)地區(qū)不存在收斂，收斂系數(shù)存在空間結(jié)構(gòu)的不穩(wěn)定性。中心城市因其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高而具有較高的地位，因此空間外溢效應(yīng)突出，加之中心地區(qū)產(chǎn)業(yè)配套完善、技術(shù)實(shí)力強(qiáng)、勞動力素質(zhì)高，其接受知識、技術(shù)擴(kuò)散的能力強(qiáng)，中心地區(qū)存在較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)收斂，并且收斂速度較快。

3)蘭西地區(qū)收斂機(jī)制表明，2000—2010年，蘭西地區(qū)城市間經(jīng)濟(jì)同時存在新古典主義和新增長理論的收斂機(jī)制。同時，蘭西地區(qū)城市間存在顯著技術(shù)擴(kuò)散，地理距離仍是技術(shù)擴(kuò)散的限制因素。并且，蘭西地區(qū)人口變化和受教育水平的集中度不同，對經(jīng)濟(jì)收斂性貢獻(xiàn)存在差異。因此，不能再繼續(xù)走投資驅(qū)動型經(jīng)濟(jì)之路，而必須向創(chuàng)新驅(qū)動型經(jīng)濟(jì)與知識驅(qū)動型經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域邁進(jìn)。

［1］宋全啟.論我國的宏觀區(qū)域政策［J］.地域研究與開發(fā)，1991，10(3):15 －17.

［2］孫繼鳳.新經(jīng)濟(jì)增長理論對促進(jìn)我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的啟示［J］.地域研究與開發(fā)，1997，16(3):41 －43.

［3］尚海洋，徐中民，焦文獻(xiàn).中國經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境壓力的關(guān)系研究［J］.地域研究與開發(fā)，2006，25(3):13 －15.

［4］Esteban J E，Ray D.On the Measurement of Polarization［J］.Eco-nometrica，1994，62(4):819 －851.

［5］Lyons T P.Interprovincial Disparities in China［J］.Economic Development and Cultural Change，1991(39):471 －506.

［6］Michael C，Wolfson.Conceptual Issues in Normative Measurement When Inequalities Diverge［J］.The American Economic Review，1994，84(2):353 －358.

［7］郭騰云.近50年來我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間極化的變化趨勢研究［J］.經(jīng)濟(jì)地理，2004，24(6):743 －747.

［8］李小建，喬家君.20世紀(jì)90年代中國縣際經(jīng)濟(jì)差異的空間分析［J］.地理學(xué)報，2001，56(2):136 －145.

［9］歐向軍，顧朝林.江蘇省區(qū)域經(jīng)濟(jì)極化及其動力機(jī)制定量分析［J］.地理學(xué)報，2004，59(5):791 －799.

［10］徐建華，魯鳳，蘇方林，等.中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的時空尺度分析［J］.地理研究，2005，24(1):57 －61.

［11］李秀偉，修春亮.東北三省區(qū)域經(jīng)濟(jì)極化的新格局［J］.地理科學(xué)，2008，28(6):722 －728.

［12］周玉翠，齊清文，馮燦飛.近10年中國省際經(jīng)濟(jì)差異動態(tài)變化特征［J］.地理研究，2002，21(6):781－790.

［13］吳建民，丁疆輝.地區(qū)收入結(jié)構(gòu)與我國城鎮(zhèn)居民收入差距的演化——基于2000—2009年數(shù)據(jù)的考察［J］.經(jīng)濟(jì)地理，2011，31(10):1604 －1609.

［14］張曉兵，王美昌.關(guān)中—天水經(jīng)濟(jì)區(qū)縣域經(jīng)濟(jì)差異及時空演變的空間統(tǒng)計分析［J］.經(jīng)濟(jì)地理，2011，31(10):1599－1617.

［15］李秀彬.地區(qū)發(fā)展均衡性的可視化測度［J］.地理科學(xué)，1999，19(3):254 －257.

［16］董冠鵬，郭騰云.空間依賴、空間異質(zhì)與京津冀都市地區(qū)經(jīng)濟(jì)收斂［J］.地理科學(xué)，2010，30(5):679 －685.

［17］郭騰云，徐勇.我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間收斂研究［J］.地理與地理信息科學(xué)，2005，21(4):56 －59.

［18］洪國志，胡華穎，李郇.中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展收斂的空間計量分析［J］.地理學(xué)報，2010，65(12):1548 －1558.

［19］Solow R M.A Contribution to the Theory of Economic Growth［J］.Quarterly Journal of Economics，1956，70(1):65－94.

［20］Barro R J，Sala-I-Martin X.Convergence［J］.Journal of Political Economy，1992，100(2):223 －251.

［21］馬國霞，徐勇，田玉軍.京津冀都市地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長收斂機(jī)制的空間分析［J］.地理研究，2007，26(3):591－599.

［22］Florax J G M R，F(xiàn)olmer H，Rey J S.Specification Searches Inspatial Econometrics:The Relevance of Hendry’Methodology［J］.Regional Science and Urban Economics，2003，33:557 －579.

［23］Barro R J，Sala-I-Martin X.Convergence across States and Regions［J］.Brookings Papers on Economic Activity，1991(1):107－182.

［24］Dowrick S，Rogers M.Classical and Technological Convergence:Beyond the Solow-Swan Growth Model［J］.Oxford Economic Papers，2002，54(3):369 －385.