新型城镇化、产业结构优化耦...—基于长江中游城市群的分析_潘星辰.pdf
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1、城市经济【文章编号】1006-3862(2022)12-0092-0992 城市发展研究 29 卷 2022 年 12 期 Urban Development Studies Vol.29 No.12 2022新型城镇化、产业结构优化耦合协调对经济发展空间异质性影响 基于长江中游城市群的分析潘星辰1 张博华2,何文举1(1.湖南工商大学 经济与贸易学院,湖南 长沙,410205;2.湖南工商大学 理学院,湖南 长沙,410205)【摘要】以长江中游城市群为例,通过耦合协调模型测度新型城镇化与产业结构优化之间协调发展水平并做出对经济发展空间异质性影响的相应分析;在证实空间相关性假设成立下,通过门
2、槛面板模型探究在不同经济要素水平下城市群产城协调对区域经济的空间影响力会发生怎样变化,得到以下结论:1)以长江中游城市群为例的新型城镇化与产业结构优化整体发展情况较好,但内部城市间区域性差异明显,中心城市在新型城镇化发展建设的过程中表现出强大的虹吸效应,阻碍周边欠发达区域的城镇化建设;2)长江中游城市群新型城镇化与产业结构优化协调发展水平 20102019 年在0.488,0.520区间内变化,随着新型城镇化建设的开展及深入,长江中游城市群产城协调处于中度协调水平,并有持续上升趋势;3)新型城镇化与产业结构优化对区域经济的空间异质性特征具体表现为产城协调发展不仅直接影响本地区,还通过溢出效应影
3、响周边地区,但当设置人力资本、政府干预、外商直接投资和金融发展水平 4 个指标为门槛变量时,长江中游城市群产城协调对区域经济的空间影响效应发生改变,表现出显著的空间异质性特征。最后,分别基于产城协调发展水平、产城协调对区域经济影响的空间异质性特征方面的研究结论,提出相应的新型城镇化、产业结构优化策略建议。【关键词】城市群;新型城镇化;产业结构优化;耦合协调;空间异质性【中图分类号】F291 【文献标识码】A 通讯作者:张博华(1997-),男,湖南工商大学理学院 2019 级硕士研究生,主要研究方向:统计学。Email:997455448 。新型城镇化与产业结构优化相辅相成。新型城镇化是现代经
4、济增长的巨大引擎,是实现现代化发展的必由之路,其发展水平的提高,将为城乡劳动力构造良好生产环境,以收入增长带动消费群体的扩大和消费结构的改善,扩大市场需求,从而能够为产业结构的不断调整优化提供能源动力,推动经济可持续健康增长。本文将长江中游城市群作为研究对象,以新型城镇化与产业结构优化协调发展水平为切入点,以多维度视角研究新型城镇化与产业结构优化对经济发展的空间异质性特征,这将对扩展长江中游城市群乃至我国新型城镇化与产业结构优化协调发展具有理论意义与现实意义。众多学者已从理论和实证双向视角深入研究了新型城镇化(城市化)、产业结构优化与经济发展之间关系,且取得众多成果,但已有研究仍存在缺口;(1
5、)绝大多数学者在构建城镇化指标体系时仍着眼于传统城镇化模式,忽视了新型城镇化发展已从“以物为本”转变为“以人为本”,从“资源粗放”转变为“资源集约”等,使得指标体系缺乏统一性和科学性;(2)现阶段关于新型城镇化、产业结构优化与经济发展的关系研究中,较多研究单向影响或两两之间的相互关系,较少研究二者对经济发展产生的联合作用,忽视了实际情况中新型城镇化与产业结构优化对经济发展产生的联合效应;(3)相关研究中多数文献仍基于空间相关性这一假设,忽视了在不同区域内经济要素差异对结果表现出的空间异质性特征,使得研究结论不够精准。鉴于此,本文以长江中游城市群为研究对象,构建新型城镇化与产业结构优化指标体系,
6、以新型城镇化与产业结构优化耦合协调发展情况为影响因素,在保留空间相关性这一假设的同时考虑空间异质性特征,研究新型城镇化与产业结构优化对经潘星辰等:新型城镇化、产业结构优化耦合协调对经济发展空间异质性影响 基于长江中游城市群的分析城市经济城市发展研究 29 卷 2022 年 12 期 Urban Development Studies Vol.29 No.12 202293 济发展影响的空间异质性,以期掌握产城协调在不同经济要素水平下的发展规律,优化资源配置,提高城市建设水平,从而为促进区域内经济可持续协调发展提供决策依据。1 新型城镇化与产业结构优化耦合关系及耦合模型分析1.1 新型城镇化与产
7、业结构优化耦合关系分析 耦合是指两个或两个以上的系统要素,通过各种形式彼此间相应的关联效应,通常用耦合度表征。正向耦合表明系统之间相互促进、协调发展;负向耦合则表明系统之间相互制约。已有研究表明城镇化发展与产业结构具有一定耦合关系,区域内新型城镇化建设会促进人才集聚、转移就业,优化城市资源配置,调整空间形态布局,促进产业集聚,带动产业结构优化。同时,产业结构优化会为经济发展提供能源动力,增强城市群的空间集聚及扩散效应,推动区域内新型城镇化建设,最终形成良性循环。具体耦合模式如图 1 所示。图 1 新型城镇化与产业结构优化耦合关系资料来源:作者自绘1.2 新型城镇化与产业结构优化耦合模型分析 依
8、据国内学者对新型城镇化与产业结构之间耦合度的研究及刘春林对耦合度进行的比较分析1,在排除掉含义不明确、精度较低的耦合度测量方法后,最终确定采用如式(1)的耦合度计算方法:C=2S1+S2/(S1+S2)(1)式(1)中,S1和 S2分别为系统综合发展水平评价指数 S10,S21;C 为系统间耦合度,根据定义可知,耦合度处于 0-1 之间,C 为 0 表明系统间无耦合关系;当 C 取值 1 时,表明系统之间耦合关系最强。在实际研究中,仅使用耦合度不能够完全衡量出系统发展的整体协调性,因为当各个系统综合评价指数相近时,无论大小都会表现出较高的耦合程度2。为克服这种问题,还需要引进耦合协调度,计算公
9、式如式(2):t=S1+S2CD=C t(2)式(2)中,CD 为耦合协调度,C 为由式(1)计算得到的耦合度,t 为系统整体贡献指数,其中 和 分别为两个系统的贡献系数。考虑新型城镇化发展战略的重要地位后,本文将设置新型城镇化系统贡献系数值高于产业结构优化系统,同时考虑产业结构优化是经济社会发展的重要推动力之一,因此贡献系数差值不应过大,最终将新型城镇化系统贡献系数 设为 0.6,将产业结构优化系统贡献系数 设为 0.4。在计算出耦合协调度 CD 后,借鉴已有研究将城市经济潘星辰等:新型城镇化、产业结构优化耦合协调对经济发展空间异质性影响 基于长江中游城市群的分析94 城市发展研究 29 卷
10、 2022 年 12 期 Urban Development Studies Vol.29 No.12 2022耦合协调度划为 5 个等级3。CD 0.0,0.4)为低度协调,CD 0.4,0.5)为勉强协调,CD 0.5,0.7)为中度协调,CD 0.7,0.8)为良好协调,CD 0.8,1.0)为优质协调。基于前述理论分析,长江中游城市群产城协调对经济发展的影响在理论上是具有空间效应的,因此本文拟采用空间计量模型。在实际问题研究中,绝大多数自变量在不同阶段水平下对因变量的影响效应可能会不同,因此需要设定能够结合数据本身特征,寻找到最恰当的门槛值作为自变量对因变量影响效应的分水岭,分析变量间
11、非线性关系,此模型为面板门槛模型4-5。模型设定如下:Yit=i+1 XitI(qit)+2 XitI(qit)+it(3)其中 I()是一个示性方程,表示为:I(qit)=1,如 qit 0,如 qit;I(qit)=0,如 qit 1,如 qit(4)式(3)中,i 和 t 分别为个体和时间,Yit为被解释变量,i是个体固定效应,qit和分别为门槛变量(本文将hc,gov,fdi,fina设为可能的门槛变量)和待估计门槛值,Xit为外生性解释变量,it是与 Xit不相关且独立同分布的残差项。面板门槛模型最佳门槛值求解可通过取得用 表示的残差平方和求得。面板门槛模型的估计方法为将式(3)减去
12、该模型在等式两边对 t 求组内平均后的式子(旨在消除个体固定效应),再根据门槛值已知与否分为两种情况进行估计:情形一:当门槛值 已知时,可直接采用与普通个体固定效应检验相同的 Within 方法,可得的 1()与 2()为一致估计量及残差平方和RSS()。情形二:当门槛值 未知时,可从门槛变量 qit的取值范围中选择一个门槛估计值,取得可以使 RSS()最小化的 1()与 2()。基于以上分析,本文所做关于长江中游城市群产城协调对经济发展影响的空间异质性研究流程如图 2 所示。图 2 基于面板门槛模型的空间异质性检验流程资料来源:作者自绘2 指标构建及变量选取2.1 数据来源 本文数据主要来源
13、于中国城市统计年鉴以及各省、各城市统计年鉴,样本时间为 20102019年。由于湖北省的三个省辖县级市潜江、仙桃、天门在研究时间内的所需数据缺失过多,鉴于可行性原则本文直接排除,最终研究的是长江中游城市群中的 28 个主要地级市。2.2 评价指标体系构建 (1)新型城镇化指标体系构建。参考国家新型城镇化规划(20142020 年)及已有关于新型城镇化指标体系构建的研究成果,并依据科学性及可行性原则,构建城镇人口、科创水平、社会保障、基础设施 4 个系统层及 14 个指标层组成的新型城镇化指标体系6(表 1)。(2)产业结构优化指标体系构建。采用产业结 构 高 级 化 和 合 理 化 衡 量 产
14、 业 结 构 优 化 水平7-9。产业结构高级化用 IH 表示。计算公式如式(5):IH=1+2(5)式(5)中,1和 2分别为二三产业转移效率和第二产业向第三产业转移效率。IH 值越大,表明产业结构高度化水平越高。使用经过改良后的泰尔指数来衡量产业结构合理化10,计算公式如式(6):TL=ni=1YiYlnYiLi/YL()()(6)式(6)中,Y 代表产值,L 代表就业人数,i 代表各个产业,n 代表产业部门数量,TL 为泰尔指数,经济处于均衡状态时,TL 为 0;产业结构偏离均衡状态时,TL 不为 0,值越大表明产业结构越不合理。2.3 变量选取 (1)被解释变量:将经济发展水平设为被解
15、释潘星辰等:新型城镇化、产业结构优化耦合协调对经济发展空间异质性影响 基于长江中游城市群的分析城市经济城市发展研究 29 卷 2022 年 12 期 Urban Development Studies Vol.29 No.12 202295 变量。采用长江中游城市群内 28 个地级市 20102019 年间的实际人均国内生产总值作为经济发展的衡量指标,为保持后续实证中参数估计的一致性,对指标值取对数处理(lngdp)。(2)解释变量:采用新型城镇化与产业结构优化协调发展水平作为核心解释变量(CD)。表 1长江中游城市群新型城镇化综合评价指标体系系统层子系统层指标层新型城镇化城镇人口科创水平社会
16、保障基础设施户籍人口城镇化率(%)常住人口城镇化率(%)专利申请数(个)R&B 经费内部支出占 GDP 比重(%)高新技术产业总产值占 GDP 比重(%)城镇居民享受低保人数占比(%)城镇登记失业率(%)城镇居民互联网覆盖率(%)铁路公路客运总量(万人)城镇公共供水普及率(%)城镇生活垃圾无害化处理率(%)城镇生活污水集中处理率(%)城镇人均公园绿地面积(m2)工业二氧化硫排放量(t)(3)控制变量:人力资本:人力资本能够反映出区域内就业人员的素质和质量,研究表明其能显著促进经济增长11-13。采用普通高等院校在校生人数占当地城市居民总人数的比重表征人力资本水平(hc);政府干预:政府干预表现
17、为地方政府通过财政支出、财政分权等行为影响经济要素发展 14-15。采用政府财政支出占地区 GDP 比重衡量政府干预对经济发展的影响(gov);外商直接投资:外商直接投资能够引入先进技术,促进产业发展,从而影响经济发展。采用实际外商投资占地区GDP 的比重表示外商直接投资水平(fdi);金融发展水平:金融是推进高质量发展的重要支撑,其能为新型产业注入资本,帮助产业实现高质量转型,同时金融发展会打破区域间的技术壁垒,利用技术带动区域经济可持续高效发展。采用金融机构人民币各项存款余额占 GDP 的比重衡量金融发展水平(fina)。(4)门 槛 变 量:将 上 述 人 均 国 内 生 产 总 值(l
18、ngdp)、产城协调发展水平(CD)、人力资本(hc)、政府干预(gov)、外商直接投资(fdi)及金融发展水平(fina)纳入面板门槛模型。3 产城耦合协调水平测度3.1 数据预处理 (1)指标标准化 Xij。正向:Xij=Xij-min(X1j,X2j,Xnj)max(X1j,X2j,Xnj)-min(X1j,X2j,Xnj)0.95+0.05(7)逆向:Xij=min(X1j,X2j,Xnj)-Xijmax(X1j,X2j,Xnj)-min(X1j,X2j,Xnj)0.95+0.05(8)(2)求指标数据比重 Pij。Pij=Xijni=1Xij,i=1,2,n(9)(3)求指标熵值 e
19、j。ej=-kni=1Pijln(Pij),i=1,2,n;j=1,2,m(10)(4)求指标权重 Wj。Wj=1-ejn-mj=1ej,j=1,2,m(11)(5)求系统发展水平综合发展指数 Si。Sj=mi=1XijWj,j=1,2,n;j=1,2,m(12)3.2 产城耦合协调水平测算通过计算可以得出长江中游城市群 20102019 年新型城镇化与产业结构优化两大系统发展水平的综合指数以及产城协调发展水平 CD(图 3)。如图 3 所示,长江中游城市群平均耦合协调度处于0.488,0.520区间内,其中 20102012 年间城市群平均耦合协调度呈上升趋势,到 2012 年达中度协调状态
20、。但 2013 年长江中游城市群平均耦合协调度出现下滑,平均产业结构系统综合指数较上年下降 10.8%,而平均新型城镇化系统综合指数除2013 年存在小幅度降低后一直呈现逐年升高状态。究其原因,三大中心城市首位度较高,产业结构优化水平均处于各自省域前列,与周边城市相比,无论是在就业、基础设施建设,还是在科技创新能力城市经济潘星辰等:新型城镇化、产业结构优化耦合协调对经济发展空间异质性影响 基于长江中游城市群的分析96 城市发展研究 29 卷 2022 年 12 期 Urban Development Studies Vol.29 No.12 2022等方面,它们都具有更多优势。随着“互联网+”
21、、大数据技术、人工智能等领域的加快发展,经济发展处于新旧动能加快转变时期,产业结构优化水平较之前相比均显著提高。但城市群内的中心城市并没有发挥好自身产业的辐射扩散作用,且在虹吸效应的影响下,周边城市的产业结构优化水平相对滞后。与此同时,部分落后城市又因自身基础设施建设、金融发展水平、科技教育水平等比较落后,没有达到资源的合理配置,产业结构仍是以一二产业为主导等弊端,这就使得这一时期平均新型城镇化系统综合发展指数及产业结构系统综合发展指数存在较大差异,从而导致长江中游城市群整体协调程度在这一年呈现下滑状态。2014 年后,产业结构优化整体水平仍滞后于新型城镇化水平。随着新型城镇化发展,产业结构优
22、化水平开始回暖,长江中游城市群新型城镇化与产业结构优化耦合协调程度也呈现出上升趋势,达到中度协调水平。图 3 长江中游城市群新型城镇化与产业结构优化平均耦合协调度资料来源:作者自绘4 空间异质性分析4.1 空间效应检验 以往研究较少从空间角度研究长江中游城市群新型城镇化与产业结构优化二者对经济发展的影响效应。城市间甚至区域间的要素发展往往是具有空间效应的,但由于城市间的区位优势、资源配置、人文风俗、开放水平、人力资本等区域差异较大,即便是同等的资源条件在不同环境背景中相同资源要素的发展也会表现出不一致现象,因此在空间相关性假设成立的前提下,还应考虑区域间不同经济环境下的空间异质性特征。表 2
23、给出了三个空间面板模型基于空间经济权重矩阵的检测,结果表明空间杜宾模型更优,故本文采用空间杜宾模型(式 13)。lngdpit=A+Wlngdpit+CDit+2hcit+3govit+4fdiit+5finait+1WCDit+2Whcit+3Wgovit+4Wfdiit+5Wfinait+it(13)式(13)中,lngdpit为被解释变量,CDit为核心解释变量,表示各城市产城协调发展水平,hcit、govit、fdiit、finait分别为人力资本、政府干预、外商直接投资和金融发展水平。为空间滞后回归系数,为空间自变量回归系数,为空间误差项回归系数,W 为空间权重矩阵,it为随机扰动项
24、。表 2基于空间经济权重的空间依赖性检验因变量 ylngdp空间面板模型Sar_FeSem_FeDurbin_FeLM_lag11.632 23.000 LM_lag Robust7.351 13.631 LM_err310.820 615.592 LM_err Roubust306.541 606.224 Wald11151.424 8853.293 18702.56 LR0.09165.45 311.98 注:、分别表示在 10%、5%、1%水平上显著Hausman 检验统计量在 5%的水平下通过检验,潘星辰等:新型城镇化、产业结构优化耦合协调对经济发展空间异质性影响 基于长江中游城市群的
25、分析城市经济城市发展研究 29 卷 2022 年 12 期 Urban Development Studies Vol.29 No.12 202297 空间滞后项系数 为 0.329 且结果显著,因此本文选择时空双固定效应模型进行分析。李延军指出当空间杜宾模型解释变量的滞后项不能准确衡量空间效应,即空间滞后项系数显著不为零时,应通过偏微分对其进行分解为直接效应和间接效应,直接效应为本地区对自身的直接影响,间接效应为本地区对周边地区的外部影响,累积效应为二者之和16-18。表 3空间杜宾模型效应分解变量直接效应间接效应累积效应系数T 值系数T 值系数T 值CD3.303 2.6410.921 3
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