空间折角效应（精选5篇）
空间折角效应 篇1
FDI是否促进了东道国的技术进步?相关的实证研究难以得出一个较为一致的结论。实证结果的不一致固然与所采用的数据和计量方法有关, 但是更深层次的原因在于FDI技术外溢效应的产生需要具备一定的条件。东道国的经济发展水平、技术吸收能力以及内外资企业的技术差距等等都会影响FDI的技术溢出效应。这其中东道国内资企业的技术吸收能力是影响技术外溢效应的决定性因素, 因为技术进步最终需要通过内资企业引进、吸收和消化FDI带来的先进技术才能完成。而东道国的人力资本水平是吸收能力的一个重要组成部分。同时距离是影响技术扩散的一个重要因素, 企业离技术扩散源越近, 其获得技术的可能性也就越大 (Andolfatto和Macdonald 1998) 。但是在研究FDI技术溢出效应的文献中, 距离这个变量却没有得到应有的重视。Findlay (1978) 提出“传染效应”, 认为FDI的技术溢出效应的发生类似于传染病的传染原理, 如果内资企业距离外商投资企业越近, 双方接触越频繁, 则技术溢出效应发生的可能性也就越高。但是Findlay并没有将距离这个变量纳入其理论模型当中, 只是在“传染效应”的假设之下分析了技术差距等变量对FDI东道国技术进步的影响。
本文将在东道国人力资本水平和内外资企业之间距离的基础上构建内生的博弈模型对FDI技术溢出效应进行定性分析。考虑FDI技术溢出的区域因素有助于理解地方政府的招商引资政策和中央政府的区域扶持政策, 在微观层次上有助于理解企业的选址行为。
1 基本模型
本文在一个三阶段博弈模型的基础上分析距离和东道国人力资本水平对跨国公司技术转移和内资企业技术吸收的影响。假定在博弈开始以前, 跨国公司已经进入东道国, 在东道国投资设立工厂。在博弈的第一阶段, 内资企业进入市场, 内资企业进入市场时需要决定与外资企业之间的地理距离, 在第一阶段外资企业没有行动。第二阶段外资企业选择技术转移水平, 跨国公司所转移的技术可以降低子公司在第三阶段的边际生产成本, 在这一阶段, 内资企业没有行动。第三阶段, 内资企业和跨国公司在产品市场上展开竞争, 双方选择产量, 最大化各自的利润。
在博弈的第一阶段, 在跨国公司已经进入的情况下, 内资企业进入市场就需要决定与跨国公司子公司之间的地理距离, 地理距离用d表示, 并标准化为d≥1。d越大表示内资企业与跨国公司之间的距离越远。
在第二阶段, 跨国公司决定向东道国子公司的技术转移水平, 技术转移水平用x表示, 假设x∈[0, cf], 跨国公司所转移的技术可以降低子公司的边际生产成本。跨国公司向东道国子公司转移技术时需要付出一定的成本, 假定技术转移成本为undefined反映了东道国的人力资本水平状况, 假设θ≥1, θ越大表示人力资本水平越低, 跨国公司转移先进技术需要付出更多的成本。跨国公司向子公司转移的技术一般都是其在母国已经研发成功的成熟技术, 在将这些技术应用于东道国时会产生一些额外费用, 例如跨国公司需要对子公司工人进行培训以使他们可以操作新技术, 或者跨国公司需要根据东道国的实际情况对技术作出一些变动, 这些活动支出的大小就取决于东道国人力资本水平状况。内资企业可以吸收跨国公司所转移的先进技术, 内资企业的技术吸收部分为undefined表示内资企业的技术吸收能力。人力资本水平越低 (θ越大) , 内资企业的吸收能力越低。除了人力资本水平, 距离也会影响内资企业的技术吸收能力, 当双方的距离越远, 内资企业的技术吸收能力也就越低。内资企业对跨国公司的技术吸收主要来自于模仿和人员流动, 当双方距离较远, 内资企业的技术人员接触先进技术的机会较少, 此外国内户籍制度阻碍了熟练工人跨地区的流动, 所有这些都限制了内资企业的吸收能力。
在博弈的最后阶段, 双方在产品市场上展开古诺竞争, 内资企业和跨国公司子公司各自分别选择产量, 最大化自己的利润。市场需求函数为undefined和Qf分别表示内资企业和外资企业的产量, H为内资企业的本土竞争优势, H越大, 内资企业的本土竞争优势越大。内资企业的本土竞争优势来自于两个方面, 一是由于文化的关系对国内消费习惯的掌握, 其次来自于政府对内资企业的保护措施, 如政府采购或政府对外企出口比例的规定。内资企业的本土竞争优势确保内资企业可以获得适当的市场份额, 不至于在同外资企业的竞争中被淘汰。双方之间的地理距离也会影响内外资企业的竞争优势, 当d越大, 内资企业的竞争优势越大, 而外资企业的竞争优势则越小。当内外资企业之间的距离较近时, 这表明双方面临着共同的消费市场, 双方之间的竞争也愈加激烈, 而由于外资企业在产品质量和技术等方面的优势, 竞争的加强不利于内资企业保持自己的本土竞争优势。而当双方之间的距离较远时, 由于运输成本和市场分割的影响, 外资企业难以发挥在产品质量和技术方面的优势, 内资企业受到的压力也就越小。经过第二阶段的技术转移和内资企业的技术吸收, 跨国公司和内资企业的边际生产成本分别降为cf-x和undefined和cf分别表示内资企业和跨国公司的初始边际生产成本。
2 距离和人力资本水平对技术转移和技术吸收的影响
在这一部分, 本文将分析距离和东道国人力资本水平对跨国公司技术转移和内资企业技术吸收的影响。采用递推法求解上述三阶段博弈模型, 在最后阶段, 跨国公司和内资企业分别选择产量以最大化各自在产品市场上的利润, 双方的利润最大化的产量分别为:
undefined
其中undefined。
回到博弈的第二阶段, 跨国公司选择合适的技术转移水平, 最大化自己的净收益, 跨国公司面临的优化问题为:
maxπf= (p-cf+x) Qf- (θx2) /2
将公式1和公式2代入上述优化问题中, 根据净收益最大化的一阶条件undefined, 得出跨国公司最优的技术转移水平为:
undefined
其中bf=b-2cf+ch。
有了上述公式, 我们可以分析外生变量d和θ对技术转移和内资企业技术吸收的影响。首先分析距离变量对跨国公司技术转移的影响, 有如下命题成立:
命题1:存在人力资本水平临界值θ*, 当θ≥θ*时, 跨国公司的技术转移水平随着距离的增加而降低;当1≤θ≤θ*, 存在d*, 当1≤d≤d*, 跨国公司的技术转移水平随着距离的增加而递增, 当d≥d*时, 跨国公司的技术转移水平随着距离的增加而降低。
证明:根据式3,
有undefined, 根据假设df>0, 且分母部分也是大于0的, 则该一阶导数的正负性由分子部分决定。令该一阶导数的分子部分为f (i) =-9θ5d4+9θ4d3+θ3d2-4θ2d+θ, 则f (1) =-9θ5+9θ4+4θ3-4θ2+θ, 可以证明存在1<θ*<2, 当θ≥θ*, f (1) ≤0, 当1≤θ<θ*, f (1) >0。进一步, 容易验证在d≥1和θ≥1的假设下f′ (d) <0。因此当θ≥θ*, f (d) <0。此外, 可以证明在θ≥1的假设下f (2) <0, 根据连续函数的性质, 当1≤θ<θ*, 存在1
当内资企业与跨国公司子公司之间的距离较远时, 技术转移对内资企业的技术外溢就会减少, 这有利于跨国公司在产品市场上取得竞争优势;但是另一方面, 企业之间距离的增加使得跨国公司无法充分发挥产品质量和技术方面的优势。跨国公司在进行技术转移决策时, 需要对这一两难选择问题进行权衡, 而人力资本水平势必会影响跨国公司的最终权衡结果。由命题1可知, 当东道国人力资本水平较低时, 随着内资企业与跨国公司之间距离的增加, 跨国公司只会转移低水平的技术知识。这是因为距离的增加会降低内资企业的技术吸收能力, 但是如果人力资本水平较低的话, 技术转移产生的技术外溢自然会降低, 因此对于跨国公司来说, 距离降低技术外溢的功能将会弱化, 同时, 较低的人力资本水平还会增加跨国公司的技术转移成本。此外, 企业之间距离的增加会降低跨国公司在产品质量和技术上的优势, 综合上述因素, 跨国公司转移先进技术的激励动机就会降低。当人力资本水平处于较高水平时 (1≤θ<θ*) , 内资企业的吸收能力会增加, 此时尽管距离的增加会降低跨国公司的竞争优势, 但跨国公司需要与内资企业保持一定的距离以降低转移技术所产生的外溢效果, 因此跨国公司的技术转移水平会随着距离的增加而提高。不过, 当双方之间的距离越过某临界值时, 距离增加导致竞争优势进一步降低, 最终其消极的作用大于外溢效应降低的积极作用, 因此跨国公司会降低技术转移水平。
总的说来, 命题1告知我们, 内外资企业之间距离的增加不利于跨国公司转移先进技术, 这主要是由于距离的增加使得市场竞争只发生于较小的区域内, 这降低了跨国公司在产品质量和技术方面的优势, 使得跨国公司转移技术的边际收益降低。如果东道国国内同时存在地方保护主义, 这将会强化距离对于竞争的影响, 跨国公司转移先进技术的动机将会进一步降低。江小涓 (2002) 通过调研发现, 与1997年相比, 在2001年, 跨国公司向中国转移母公司最先进技术和产品的比例大大上升, 江小涓将此归因于中国制造业中竞争性市场结构的形成。竞争性市场结构的培育不仅需要适当数量的竞争者, 还需要打破国内的地方保护主义和市场分割, 形成统一的全国大市场。20世纪90年代末期正是中国社会主义市场经济体制深化的时期, 国内统一的社会主义大市场逐步形成, 同时中国加入WTO已成定局, 对国内产业降低保护前景明确, 所有这些削弱了内外资企业之间的距离对于市场竞争的不利影响, 这使得跨国公司有动机向中国的子公司转移先进技术。
跨国公司向东道国转移先进技术并不必然会产生技术外溢作用, 如果东道国国内企业没有足够的能力吸收这些技术, 那么东道国政府通过引进外商直接投资达到更新技术的目的则难以完成。只有当东道国内资企业吸收这些技术时, 跨国公司的直接投资才会产生技术溢出作用。在本文中, 东道国内资企业的技术吸收部分为x/dθ, 可见, FDI的技术外溢效果取决于三个因素:跨国公司的技术转移水平、东道国人力资本水平和内资企业与跨国公司之间的距离。关于内资企业的技术吸收部分和距离之间的关系, 有如下命题成立:
命题2:东道国内资企业的技术吸收随着与跨国公司之间的距离增加而减小。
证明:令undefined, 则其一阶导数为undefined, 根据假设bf>0, 且该一阶导数中分母部分大于0, 则f′ (d) 的符号完全取决于分子, 容易验证在假设d≥1和θ≥1下, -18θ4d3+21.5θ3d2-8θ2d+2θ总是小于0, 所以东道国内资企业的技术吸收部分总是随着与跨国公司之间距离的增加而减小。证毕。
命题1告诉我们, 跨国公司的技术转移水平与距离之间存在着非线性的关系, 不过由命题2可知, 内资企业对先进技术的吸收总是随着距离的增加而减小。命题2从理论上解释了外商直接投资技术外溢效应的“比邻优势” (Aitken 和Harrison (1999) ) , 也就是说外资企业只对与之相邻的内资企业产生显著的技术外溢效应, 随着内外资企业距离的增加, 技术外溢效应逐渐弱化。技术外溢效应的这种“比邻优势”在我国表现的较为明显, 罗雨泽等 (2008) 利用企业层面的数据通过实证研究发现, 在全国范围内, 外商直接投资对同行业内资企业存在负的技术外溢效应, 而对与之相邻的内资企业则产生显著的技术外溢效应, 并且随着区域范围的缩小, 技术外溢效应存在着增强的趋势。路江涌 (2008) 同样采用企业层面的面板数据实证发现, 在城市范围内, 外商直接投资对内资企业的净溢出效应为正, 而在全国范围内外商直接投资对内资企业的净溢出效应为负。
接下来将分析人力资本水平对外商直接投资技术溢出的影响。从东道国技术进步角度看, 相比于跨国公司的技术转移, 东道国企业的技术吸收意义更为重大。而人力资本水平是影响企业技术吸收能力的重要因素, 从本文模型设定来看, 1/dθ表示内资企业的技术吸收能力, 因此东道国人力资本水平越高 (θ越小) , 内资企业的技术吸收能力也就越强。但是外商投资的技术溢出效应由跨国公司的技术转移和内资企业的技术吸收能力共同决定。东道国人力资本水平对于跨国公司的技术转移有着两方面相互冲突的影响, 人力资本水平较高可以降低跨国公司技术转移成本, 另一方面较高的人力资本水平意味着内资企业较强的吸收能力, 这会降低跨国公司技术转移的动机, 因此技术转移x与人力资本水平θ之间的关系未定。本文接下来分析人力资本水平对内资企业技术吸收的影响, 有如下命题成立:
命题3:东道国内资企业的技术吸收随着人力资本水平的降低 (参数θ增大) 而减小。
证明:令undefined, 则其一阶导数为undefined。接下来的证明过程与命题2的证明相类似, 该一阶导数的符号取决于分子部分, 而-18d4θ3+2.15d3θ2-8d2θ+2d在假设d≥1和θ≥1下总是小于0的, 所以东道国内资企业的技术吸收部分总是随着人力资本水平的降低而减小。证毕。
跨国公司的技术转移并不会自动产生技术外溢效应, 技术外溢的产生与东道国企业的技术吸收能力密切相关, 而人力资本是是吸收能力的一个重要组成部分。由命题3可知, 不管内资企业是否比邻跨国公司, 内资企业的技术吸收部分总是随着人力资本水平的降低而减小。Keller[2]对比分析了南美洲国家和东亚新兴经济体经济增长率的差异, 这两个地区的国家都实行了出口导向的政策以促进本国的技术进步, 但是由于人力资本积累的差距导致了技术吸收效果的不同, 并最终导致了两地区不同的经济增长率。考虑国家内部不同地区之间外商投资技术溢出效应不同, 罗雨泽等 (2008) 发现我国东部地区外商直接投资的正外溢效应大于中西部地区, 顾保国等 (2005) 利用不同省份的外商直接投资和高校在校生比例数据发现, 我国中西部地区外商投资的技术溢出效应尚未完全显现。造成这种地区差异的因素固然有很多, 例如经济发展水平、基础设施, 但人力资本差异方面的影响显然不可忽视。有数据表明我国东部地区人均受教育年限、高校在校生比例都高于中西部地区, 而且东部地区每年吸引了大批的中西部地区的高校毕业生和优秀的人才, 所有这些因素都造成了东部地区的人力资本水平高于中西部地区。
由命题2和命题3可以发现一个有趣的现象, 为了获取一定水平的技术溢出效应, 人力资本水平和距离之间是相互替代的关系, 也就是说为了获得一定水平的技术溢出效应, 当人力资本水平处于较低水平 (θ较高) 时, 内资企业必须与跨国公司保持较近的距离。有如下的引理成立:
推论1:为了获得一定水平的技术溢出效应, 人力资本水平与距离之间存在着相互替代的关系。
证明:由命题2和命题3可知, 内资企业的技术吸收部分x/dθ对于距离变量d和θ都是递减的, 保持x/dθ不变, d必然随着θ的增加而减小。证毕。
该推论有着较强的政策含义, 为了促进技术进步和经济发展, 人力资本水平较为落后的地区有必要大力吸引外商直接投资。因为对于落后地区而言, 短期内难以吸引大量的优秀人才, 对教育的投资也是一项长期工程, 短期内难以收到成效, 为了加快本地区的技术进步和发展步伐, 必须积极利用外部资源。而外商直接投资项目是资金、技术和先进管理经验的集合体, 不仅可以弥补地区发展资金的短缺, 更重要的是可以带来先进的生产技术。我们经常可以观察到世界各国政府为了吸引外商直接投资竞相出台优惠政策, 在一个国家内部不同地区之间为了吸引外资也纷纷出台了相互竞争的地方引资政策。推论1揭示了这种行为背后的合理性。当然从长远的观点看, 各个国家和地方政府更应该增加教育投资增强人力资本积累。
3 总结
在一个三阶段内生博弈模型的基础上, 本文分析了距离和人力资本水平对FDI技术溢出效应的影响, 从理论上证明了Findlay (1978) 所提出的FDI技术溢出效应的“传染原理”, 在人力资本水平较低的情况下, 跨国公司的技术水平转移随着内外资企业距离的增加而递减, 内资企业的技术吸收总是随着双方距离的增加而减小。此外, 本文还发现较低的人力资本水平总是不利于FDI的技术外溢效应的发生。
参考文献
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我国入境旅游业空间效应检验 篇2
旅游消费涵盖游、行、住、吃、购、娱众多内容,产业带动明显,同时还有助于解决就业、降低污染和优化结构; 相对于其它产业,旅游业是一个节水、节能型和环境友好型产业( 易志斌和徐虹,2011) 。入境旅游作为一国旅游发展的重要方面,不仅能吸引外来游客、增加国际间交流,更能提升国际影响力,实现外汇创收,促进经济增长。实证研究发现,入境旅游每增长1% 能够带动国内旅游增长1. 02% ( 柳思维,2007) 。
我国入境旅游存在显著区域差异,东部沿海地带是我国入境旅游集中地带( 周玉翠和韩艳红,2008) ,西部地区入境旅游需求发展相对滞后( 见图1) 。我国西部省区虽然坐拥高品位的旅游资源,但一方面由于地处内陆,区位偏远,交通基础设施条件落后,导致可进入性较差; 另一方面因总体经济开放度较低等原因,社会经济发展环境相对滞后,境外游客的可进入性有限( 方远平等,2014) 。
目前,大量文献对我国东西部入境旅游的差异及其成因进行了探索,但对入境旅游空间效应的研究尚显不足。本文基于经济发展和人口特征进一步研究地区间入境旅游的空间相关性及省域间溢出效应。
二、样本及变量说明
国际旅游收入常被用作研究旅游发展或入境旅游发展替代指标,本文选取我国各省市2005 -2013 年国际旅游收入( 百万美元) 作为入境旅游发展指标,研究我国各省市入境旅游的发展空间效应,数据来源于国家统计局。
旅游资源丰富度、交通便捷度、人口结构、社会文明程度、入境旅游人数、经济增长、产业结构、对外经济开放度、市场发展和基础设施条件等均是影响入境旅游发展的主要因素( 周露等,2014; 马丽君等,2014; 陈雅丽等,2009; 赵东喜,2007; 陈刚强等,2011) 。本文以经济发展、人口特征构建我国入境旅游空间效应模型,其中,经济发展指标用国内生产总值对数lngdp表示,人口富裕程度指标用人均生产总值rgdp表示,人口流动性指标用客运量transpt表示,人口卫生健康指标用卫生人员数health表示,人口负担指标用少儿抚养系数cdr和老年抚养系数odr表示。
三、国际旅游收入空间相关性分析
( 一) 泰尔指数分析
为分析我国各省市入境旅游总体差异和地区间差异,本文先将我国省市划分成东部、中部、西部三大区域,然后按照泰尔指数分别计算总体差异、区间差异和区内差异。其中,区内差异公式如下:
式中N分别为东部、中部、西部地区(下同),Ci为N地区内i省市国际旅游收入量,Gi为N地区内i省市生产总值,CN为N地区全部省市国际旅游收入量,GN为N地区全部省市生产总值,TN为N区域内差异。区域间差异公式和总体差异公式分别如下:
式中C为全部省市国际旅游收入量,G为全部省市生产总值,TD为区间差异,T为总体差异。
表1 列示了2005 - 2013 年我国各省市国际旅游收入总体差异及其分解,从中可以看出:( 1)我国国际旅游收入总体差异主要来自东部、中部、西部的区内差异,地区间差异不足区内差异一半;( 2) 中部区内差异最小,2005 - 2007 年东部区内差异超过西部,2008 - 2012 年西部区内差异超出东部,2013 年东西部区内差异持平。
( 二) 空间自相关分析
空间自相关是空间统计的重要研究内容,可以检验样本地区统计结果是否依赖于空间分布、是否存在相邻地区间作用,因此本研究首先进行我国各省市国际旅游收入空间相关性检验,初步检验我国各省市国际旅游收入间的相互影响情况。空间相关性又分为全局相关和局部相关,其中,全局相关性是检验样本整体是否存在显著空间自相关,而局部空间相关性是检验某一地区是否与周边地区存在显著空间自相关。Moran’s I指数是常用的检验空间自相关指标,包括全局Moran’s I指数和局部Moran’s I指数。全局Moran’s I指数公式如下:
wij为空间权重矩阵,反映地区之间相邻关系。Moran’s I检验值越高,表明地区间相关性越明显。当Moran’s I指数为1 时,表明地区间完全正相关;相反,当Moran’s I指数为- 1 时,表明地区间完全负相关。
为检验具体样本地区是否存在显著空间自相关,还需要进一步测算局部Moran’s I指数。局域Moran’s I指数计量公式如下:
式中,Moran’s Ii为第i城市局部Moran’s I指数,其值介于- 1 和1 之间。局部Moran’s I为正数,表明样本地i市与相邻地区正相关; 局部Moran’s I为负数,表明样本地i市与相邻地区负相关。
2005 - 2013 年各省市国际旅游收入的空间自相关分析结果如表2 和图2 所示。
表2 显示2005 - 2013 年我国各省市国际旅游收入存在显著的正空间相关性,全局P - Value均低于8% ,并且呈现波动上升趋势,于2010 年达到最高为0. 1697,这与陈刚强等( 2014) 、方远平等( 2014) 和郭永锐等( 2014) 的研究结果相似。
图2 显示2005 - 2013 年间我国各省市国际旅游收入存在较为稳定的局部空间相关性,主要为西北、东南沿海地区。
根据样本地所处Moran散点图位置,福建省在2005 - 2013 年处在显著的 “热点” 即High - High区域,表现为自身及周边省市国际旅游收入都较高,王建军( 2012) 指出,天然地理位置优势是福建省在中国入境旅游市场以及亚洲国际旅游市场上占据重要地位的主要原因; 青海、陕西、甘肃、新疆4 省在2005 - 2013 年处在显著的 “冷点”即Low - Low区域,表现为自身及周边省市国际旅游收入都较低; 江西省2008 - 2013 年处在Low -High区域,表现为自身国际旅游收入低而周边省市国际旅游收入高。
四、国际旅游收入空间效应检验
为进一步定量检验我国各省市国际旅游收入的影响因素和空间溢出效应,本文构建空间计量模型,包括空间滞后模型( SLM) 、空间误差模型( SEM) 和空间杜宾模型( SDPDM) ,深入检验各省市国际旅游收入的空间效应。
在进行空间计量检验前,本文构建如下多元回归模型,以确定我国各省市国际旅游收入是否存在显著的空间滞后影响或空间误差影响。
式中,Tourist为国际旅游收入。根据Anselin提出的空间效应判别准则,如果LM - lag和LM -error都不显著,采用一般OLS检验; 如果有一个LM检验显著,则存在空间依赖性。
空间滞后模型( SLM) 主要用于检验相邻区域间观测值的相互作用,即区域间的空间溢出效应,计量模型如下:
式中,Wij为N* N阶空间权重矩阵,WijTourist为国际旅游收入空间滞后项,ρ 为空间滞后项回归系数,反映样本地国际旅游收入是否存在显著空间依赖性。
空间误差模型( SEM) 与空间滞后模型不同,其检验的是随机误差项的空间依赖性,计量模型如下:
式中,ε 为随机误差项,γ 为空间误差项回归系数,用以检验样本地国际旅游收入是否受相邻区域误差项影响。
空间杜宾模型如下:
式中,∑δiWijK为各解释变量空间滞后项,如果 δk显著,则表示解释变量K存在显著的空间溢出效应。
注:***表示1% 水平上显著,**表示5% 水平上显著,*表示10% 水平上显著,括号内为T值。下同。
表3 为非空间面板模型回归结果。混合OLS回归显示lngdp一次项在1% 水平上显著为负、二次项在1% 水平上显著为正,表明地区国际旅游收入与经济总体发展水平呈显著U型关系: 在经济发展初期,基础建设和对外开放水平发展滞后,经济发展与国际旅游收入存在反向作用; 当经济发展水平达到一定程度后,城市开放性、便利性都显著提升,经济发展正向影响国际旅游收入。该U型关系在固定效应模型得到进一步验证。空间固定效应模型、空间时间双固定效应模型的F检验表明,本文构建的固定效应模型较混合OLS模型有效; 另外,Hausman检验值为44. 166,在1% 水平上拒绝原假设,表明固定效应模型是有效的。固定效应模型回归结果显示: ( 1) 国际旅游收入与地区人均富裕程度rgdp 、人员流动性transpt 、卫生健康水平health在1% 水平上显著正相关,表明样本地人民生活水平、健康水平、交通便利性都对国际旅游收入产生正的促进作用; ( 2) 国际旅游收入与少儿负担系数cdr和老年负担系数odr在1% 或5%水平上显著负相关,表明从事国际旅游服务的成年人数量下降、抚养负担增加会对国际旅游发展产生负面影响。此外,由于混合OLS模型、空间固定效应模型、空间时间双固定效应模型的LM - error统计量都拒绝原价设、LM - lag部分拒绝原假设( 原假设为不存在空间相关性) ,结合Moran’I检验结果,模型可能存在着空间滞后效应或空间误差效应,需进一步按照空间计量模型进行检验。
表4 为空间误差模型、空间滞后模型和空间杜宾模型回归结果,各模型回归结果进一步验证了国际旅游收入与各省市生产总值规模lngdp存在显著U型关系,与地区人口富裕程度rgdp 、人员流动性transpt 、卫生健康水平health在1% 水平上显著正相关,与少儿负担系数cdr和老年负担系数odr在1% 或5% 水平上显著负相关。空间误差模型中误差滞后项系数 γ 显著为正,表明样本省市国际旅游收入受周边省市误差项正冲击; 空间杜宾模型中,国际旅游收入空间滞后项WijTourist系数 ρ在5% 水平上显著为正,表明我国各省市间国际旅游收入存在正的空间溢出效应,容易形成High -High集聚或Low - Low集聚; 经济发展空间滞后项Wijlngdp系数、少儿负担系数空间滞后项Wijcdr系数在1% 水平上显著为正,表明样本地经济发展对周边省市国际旅游收入显著正溢出,样本省市人口负担增加有助于周边省市国际旅游收入增长;人口富裕程度空间滞后项Wijrgdp系数、人口健康卫生水平空间滞后项Wijhealth系数在1% 和5% 水平上显著为负,表明样本地人民生活水平和健康卫生水平提高有助于吸引周边省市入境旅游客源,对周边省市国际旅游收入有负的溢出效应。
五、结论
本文基于2005 - 2013 年我国各省市国际旅游收入及其它宏观经济数据,检验了入境旅游的空间效应,得到以下结论:( 1) 基于我国各省市国际旅游收入和Moran显著性图,发现2005 - 2013年我国各省市国际旅游收入存在显著且稳定的空间集聚,其中福建省存在显著High - High空间集聚,西北省市存在显著Low - Low空间集聚。 ( 2)我国各省市国际旅游收入泰尔指数分析发现,中部区内差异最小,2005 - 2007 年东部区内差异超过西部,2008 - 2012 年西部区内差异超出东部,2013 年东西部区内差异持平。 ( 3) 非空间模型和空间计量模型检验结果显示,我国各省市国际旅游收入与所在地生产总值规模lngdp存在显著U型关系,与地区人口富裕程度rgdp 、人员流动性transpt 、卫生健康水平health在1% 水平上显著正相关,与少儿负担系数cdr和老年负担系数odr在1% 或5%水平上显著负相关。 ( 4) 空间误差模型检验结果显示,我国省市间国际旅游收入存在显著正的误差冲击; 空间杜宾模型检验结果显示,我国各省市国际旅游收入存在显著为正的空间溢出效应,省市间经济发展lngdp和少儿负担系数cdr对国际旅游收入存在显著为正的空间溢出效应,人均生产总值rgdp和健康卫生水平health对国际旅游收入存在显著为负的空间溢出效应。
参考文献
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[7]马丽君,何镜如,王哲.我国城镇人口年龄结构变化对城镇旅游发展的影响[J].经济地理,2014(10):157-163.
[8]陈刚强,李映辉,胡湘菊.基于空间集聚的中国入境旅游区域经济效应分析[J].地理研究,2014(1):167-178.
[9]郭永锐,张捷,卢韶婧,等.中国入境旅游经济空间格局的时空动态性[J].地理科学,2014(11):1299-1304.
贸易开放空间效应的实证研究综述 篇3
1国家间的回归
Egger (2005) 这篇文章的特点是:它是唯一一篇把贸易开放与空间分散联系在一起的文献, 这篇文献站在国家层面的角度研究区域的集聚, 把中间产品和最终产品的出口开放度作为真实工资变动的决定因素。研究发现, 中欧和东欧八个国家中, 只有波兰和保加利亚两个国家存在真实工资的显著集聚, 其他的国家要么分散要么不集聚, 这说明贸易引起明显的国内真实工资的分散。在样本期间, 出口开放发展较快的国家区域不平衡明显加剧。
Ades (1995) 这篇文献的特点是最先使用大范围国家层面的数据来研究城市首位度的决定因素。文章的样本数据涵盖了85个国家, 结合了横截面数据研究和个案研究。文献的OLS回归中, 开放度对国内集聚的影响是显著为负, 也就是高关税、高国内贸易成本和低水平的国际贸易会增加集聚程度, 但是在研究反向的关系时, 城市人口的增长促进了贸易的发展。这两种结果让我们不得不质疑这些联系的因果关系。可能存在这样一种情况, 贸易与城市之间的关系也是是城市集聚导致低水平的贸易, 而不是低水平的贸易引起集聚。
Nitsch (2006) 使用涵盖110个国家的面板数据以及更多的检验方法重新检验了贸易开放与城市集中的关系, 发现贸易开放与一个国家最大城市规模的负相关并不显著, 此外结果还显示了开放与集聚的关系很大程度上受到反向关系和内生化问题的影响。这意味着不管是城市化对经济增长的正的影响还是城市化对城市首位度的负的影响都与贸易开放无关, 反过来讲, 贸易对经济增长和城市首位度的影响也与城市化无关。更重要的是, 当这种因果关系颠倒, 并且贸易内生化时, 贸易与集中的关联完全消失。因此没有证据可以证明贸易自由化能显著减少城市集中。并且当以地理特征作为工具变量时, 贸易开放的影响也不显著。
Henderson (2000) 这篇文章的特点是, 它是唯一一篇在国家层面上进行研究并且考虑了距离上的异质性的文献。这篇文章估计结果显示, 贸易开放减少了城市首位度, 但是当一个城市为港口城市时, 贸易开放会增加城市首位度, 这个结果在统计上表现为显著。这个结论表明, 从经验角度也如同从理论角度一样, 对国家间贸易自由化的空间效应的评价需要考虑到国家距离上的异质性。
2国家内的回归
在这一部分主要研究考虑了空间距离的异质性的文献。这一类文献结论可以分为三类:贸易开放支持空间集聚, 贸易开放支持空间分散以及不能确定他们之间的具体关系。
2.1贸易自由化导致空间分散
Hanson最初研究这个问题, 并总结出了这个结论:贸易自由化导致活动向靠近美国的边境转移。出现这种现象的原因是, 由于贸易开放前, 墨西哥与美国的边境相比墨西哥的平均水平更加富裕, 工业化程度更高, 贸易自由化带来的边境经济繁荣意味着加重了全国范围的区域不平衡。一些文献研究表明这些情况也出现在亚洲一些国家。在中国, 贸易使得原本相对富裕的沿海地区发展更加快速。在印度尼西亚从事国际贸易的企业相比没有从事外贸的企业更容易产生空间上的集聚, 并且外贸企业的空间集聚更加明显。1983印度尼西亚的贸易自由化导致爪哇岛主要大城市私人部门企业的聚集加强。
2.2贸易开放导致空间集聚
Sanguinetti (2009) 与一般结论有些迥异。由于遭受较大幅度的关税降低, 阿根廷制造业部门的雇用在一些区域出现不成比例的发展, 这些区域一般远离布宜诺斯艾利斯内部及周边活动中心, 同样包括海岸的港口城市。在远离圣保罗的地区, 这种影响不显著。对于阿根廷的特殊情况, 我们可以通过加大样本时间跨度, 并且以企业层面的关税变化作为工具变量, 来做进一步地分析。Redding (2008) 中以西德为例, 研究发现, 战后时期的德国分裂导致东西德边境人口增长明显放缓, 减少与东欧的贸易导致西德一些城市人口趋于分散。
通过研究这些文献可以得出两个重要的结论:较容易进入国外市场的区域将获益;贸易开放会导致之前相对落后的区域空间上集聚, 导致之前最容易进入国外市场的区域空间上分散。
3欧洲国家
一些经验研究文献发现上半世纪的欧洲一体化导致了国家间的集聚和国家内部的扩散。Brülhart (2006) 研究了西欧区域部门的中心——外围梯度, 估计了欧盟成员身份对国内地理的影响。研究表明, 加入欧盟使得中心区域服务业集聚, 使周边区域的制造业和建筑业集聚。
欧洲一体化和国家间空间上的不平等相伴而生, 这说明市场开放对于区域集聚有着势不可挡的动力, 但是也不能因此就说贸易促进了区域间的分散。政治与科技的变化伴随着欧洲一体化市场计划的执行, 让很多研究者把一切归因为这个政治计划。欧洲一体化的空间效应仍然没有一个定论。
Melchior这篇文章中提出了一个有趣的新方法, 它建立了一个单要素单部门的垄断竞争模型, 画出了一幅地理结构与欧洲相似的包含9个国家和90个区域的网格状的图。贸易成本的变化影响着市场的准入和均衡工资。一般的情况是, 当其他条件不变时, 靠近边境的区域在贸易成本减少时会从真实工资的增长中获益更多。这也说明, 集聚或者扩散主要是看区域原来是出于较低还是较高的层次。这里存在一个例外的情况, 那就是考虑内部区域存在着“中心”地位, 会享受比边境更低的进入其他市场的贸易成本。在这种情况下, 贸易自由化会提高中心区域的真实工资, 加剧受关注国家的区域不平等。
4结论
通过前面的研究总结, 本文得出了几个重要的结论:
假设区域是对称的, 不管是城市体系模型还是新经济地理模型, 都能稳健地预测贸易开放对区域不平等的影响。贸易导致集聚还是扩散取决于建模过程中的选择。不同的理论预测实际上表明贸易是导致国家间的集聚还是扩散这个问题其实过于概括。
实证经验也反映了理论上的一些不确定性。大多数跨国研究的文献没有发现贸易开放对城市集聚或者整个区域的不平等化有显著影响。但是在2009年世界发展报告的引言中提到贸易开放加剧了区域收入不平等, 根据现有文献可以发现, 这个结论显得过于强硬和概括。
根据已有模型预测, 当其它条件不变时, 像边境或者港口这种进入国外市场成本较少的区域, 从贸易自由化中获得的收益最大。从这个意义上来讲, 贸易自由化对区域发展的影响取决于国家的具体的地形。在世界发展报告提出这样一个观点, 在一个国家, 不是所有的区域都适合进入国外市场, 沿海和经济发达的区域会做得好些, 现在我们发现这个结论显得更加有理有据。
通过对前面文献的研究, 我们可以得出一些可行的有效的研究方向。从理论上来讲, 可以研究不同类型的贸易成本下降带来的差异化影响, 可以是与距离无关的多边关税的减少, 或者是与距离成比例的运输成本的下降。在某些情况下, 一个区域是否更容易进入其他国家市场取决于外部贸易自由化的性质。对于实证研究, 可以更深层次地研究贸易与国家间经济地理之间的因果关系, 研究方法可以是工具变量和准实验。另一个可行的渠道是细化这个问题, 从工资、雇佣或者产业层次的角度来研究贸易的差异化的空间效应, 以及研究贸易对外生的地理性质、内生的集聚经济和公共政策的影响之间的相互作用。
参考文献
[1] Ades Trade and Circuses:Explaining Urban Giants.Quarterly Journal of Economics, 1995, 110 (1) :195-227.
[2] Nitsch Trade Openness and Urban Concentration:New Evidence.Journal of EconomicIntegration, 2006, (21) :340-362.
空间折角效应 篇4
关键词：空间滤波测速,滤波效应,功率谱密度函数
1 引言
20世纪60年代, 随着光学与电子学的快速发展, 光学测量在科研和工程领域的重要性逐渐凸显, 特别是非相干光源如激光的发明使很多以前不存在的光学测量技术得到了发展, 其中最典型应用即速度的测量。
为了对速度进行测量, 人们提出了很多种类的光学测量方法, 可将它们分为非相干和相干技术两种, 需要注意的是, 这种分类并不意味着它们必然使用了非相干光源或相干光源。相干技术利用了光的振幅和相位信息, 如激光多普勒测速法 (LDV) [1], 激光斑纹测速法 (LSV) [2]等;而非相干技术利用了目标成像的光强信息, 两者的区别一般被认为是“图像”和“干涉图样”的区别[3]。在光学发展的早期, 非相干技术包括照相法和摄影法, 这些方法在测速时简单的对目标的运动轨迹进行观察或摄影, 如光电图像追踪技术, 后期被称为空间滤波技术 (SFV) 。在多种非相干和相干技术中, 激光多普勒测速法由于其较高的空间分辨率和较高的测量精度而被很多学者进行了广泛的研究, 虽然空间滤波法的测量性能与多普勒法是类似的, 但一开始并未得到足够的重视, 近些年来, 空间滤波法以其光学和机械结构简单稳定、光源可选的实用优点而得到了越来越多的重视。本文对空间滤波测速的发展进行了介绍, 并从数学角度对空间滤波特性进行了分析。
2 空间滤波测速的发展及原理
2.1 空间滤波测速的发展
空间滤波测速的基本概念来源于于航空相机控制技术和红外光学跟踪技术。明确的提出将空间滤波法用于速度测量来自于Ator的研究[4], 他从理论上明确了利用平行狭缝作为空间滤波器进行测速的原理, 还从相关性理论的角度对这种方法进行了分析;Gaster[5]则对空间滤波法进行了试验验证, 他将其应用于液体流速的研究;Naito和Tsutsumi[6]给出了空间滤波法的理论基础, 他们对透射光栅进行了空间域的分析, 给出了它的功率谱密度函数和空间透射比, 并成功的证明了透射光栅相当于一个空间滤波器, 能够用于进行速度测量;为了增强空间滤波器的选择性, Kobayashi和Naito[7]讨论了窄带通滤波器的最优性问题;为了改善低空间频率域内的滤波特性, Tsudagawa[8]等介绍了平行四边形视场, 从而使空间滤波器性能得到了改进;Ushizaka和Asakura[9]研究了一种拥有显微镜的光学成像系统空间滤波测速法, 并将其应用到在一个直径为130um~3.3mm的细小玻璃管内用于测量液体流速的分布;Aizu[10]等构建了一种差分式透射光栅测速计, 它改善了滤波器滤除多余低频成分的能力, 并证明了其在显微领域测量流速的有效性;Koyama, Aizu, Borders, Reuter和Kratzer[9]等一些研究人员则将这类空间滤波测速计应用于进行血液流速方面的研究。
在这些研究的基础上, Kobayashi[7]团队将空间滤波探测器进行了拓展, 提出了具有空间滤波器功能的光电探测器;Itakura等[6]利用一个液晶元件阵列构建了一种新型的空间滤波器, 并实现了两维速度分量的测量;除此之外, 其它光学元件也可以用作空间滤波器。Hayashi和Kitagawa[11]利用光纤阵列构建了一种空间滤波器, 他们将这种空间滤波器用于进行两维的速度分量和距离的测量, 并确定了速度的方向;棱镜光栅是能够作为空间滤波器的光学元件中很有趣的一个例子, 据此, 科学家们诸如Plesse, Slaaf, Reuter和Talukder等实现了血液流速的测量[9];Ushizaka[12]研究了透镜光栅的成像和折射特性, 证明了它和棱镜光栅的原理相似, 同样可以作为空间滤波器。
空间滤波测速的原理已经以多种方式应用于运动目标的测量。与双电子束LDV类似, Ballik和Chang[13]从理论和实验方面研究了一种边缘成像技术, 在一个运动物体上进行仿光栅照明, 而实际上在其前方并没有放置光栅, 强度被调制后的散射光由一个光电探测器进行接收, 通过其信号进行分析即可实现速度测量;Aizu[9]等对空间滤波法进行了改进, 使其能够感测速度的变化程度;Ohno[14]等提出了采用空间滤波探测器来感测两维随机运动的方法, 如运动物体的平均速度, 尺寸以及数量等;基于光学成像的特性, 空间滤波法还可以用于测量光学系统的离焦量, 成像距离以及成像位移等。
2.2 空间滤波测速的原理
空间滤波测速 (SFV) 的基本光学系统如图1所示, 在一定的探测区域内, 照射光被一个沿x0方向以速度v0移动的运动目标进行散射, 通过镜头L成像在一个沿运动方向有空间周期透射比的空间滤波器SF上, 经过空间滤波器的光被其后方的一个光电探测器PD接收, 由PD探测到的总光强由于图像以速度v运动以及空间滤波器的周期透射比p而产生周期性变化, 如图2所示, 于是, PD的输出中包含一个周期T0=p/v的周期信号, 通过测量这个信号的频率f0=1 T0, 则目标速度v0可由下式确定[4]:
其中, M是光学成像系统的放大倍数, 则v=Mv0。由图2可知, 输出信号中包含一个频率为f0的周期信号, 通常为正弦波, 通过测量此正弦波的频率即可由以上公式实现速度的测量。
3 空间滤波效应
空间滤波法的原理可以从数学角度和频域的功率谱密度函数来描述。上节对空间滤波测速 (SFV) 的原理进行了直观的描述, 本节对图像强度分布的空间滤波效应进行了数学分析。
式中, xr=vx t+c1, yr=vy t+c2, 1c和c2为常数。一般的, 我们认为地面目标的光强分布在时间和空间上满足随机过程。假设光强分布f (x, y) 在x, y方向上满足静态随机遍历过程, 则输出信号g (x r, y r) 的相关函数为:
其中E[…]代表数学期望。对 (3) 式进行傅立叶变换, 去掉常数部分, 可得g (x r, y r) 的空间功率谱密度函数为:
其中, H (µ, ν) 为h (x, y) 的傅里叶变换, µ和ν分别代表x, y方向上的空间频率。
如果图像光强分布函数f (x, y) 不是随机的, 而是周期或非周期 (瞬时) 的, 则其功率谱可表示为:
其中F (µ, ν) 为函数f (x, y) 的傅里叶变换。此时空间功率谱密度函数表示如下:
其中G (µ, ν) 为输出信号g (x r, y r) 的傅立叶变换, 可得:
由公式 (4) 可知, 功率谱Gp (μ, ν) 由两个功率谱函数Fp (μ, ν) 和Hp (μ, ν) 相乘得出, 由此可看出输出信号是由经过空间滤波器调制的输入图像给出的, 由线性滤波理论可知, Hp (μ, ν) 在空间频域相对输入Fp (μ, ν) 表现为一个线性滤波器。
空间滤波器在待测图像的运动方向上要求有一定的周期透射比, 为方便数学分析, 假设图像只在方向上有速度分量, 即xv=v, vy=0, 此时, 空间滤波器的透射比h (x, y) 只在x方向上具有周期性, 而在y方向上是相同的。通过对 (4) 进行积分可得相对空间频率的功率谱密度函数为:
4 结语
空间折角效应 篇5
关键词：单核城市系统,空间剥夺效应,中心城市
一、引言
中国在城市化进程中面临着双重挑战:一方面要推进具有经济、政治、文化优势的中心城市不断发展, 以此优化产业结构、经济结构, 集中力量做大项目, 增强区域竞争力;另一方面, 还需要在中心城市不断发展的进程中, 同时带动周边县域经济的联动发展, 达到公平有效和谐的经济发展格局。两者之间的均衡发展, 需要把握城市化发展阶段特征及其发展过程中对周边县域经济带来的积极影响和消极影响 (理论界对两种影响有多种定义, 如极化效应、涓滴效应等) 。但是积极影响和消极影响仅存于定性的理论分析, 本文从空间定量角度着重分析其中的消极影响因素, 即空间剥夺效应。
城市系统多种多样, 本文选取典型单核城市系统———成都城市圈进行分析。城市化发展阶段一般可分为向心城市化、郊区城市化、逆城市化和再城市化四个连续的变质阶段[1], 在中心城市不同发展阶段, 中心城市对周边县域具有的空间剥夺效应不同。
国外对空间剥夺效应的研究集中于社区层面, 其中社会学从社会公平构建的角度出发, 开创了对社会资源的剥夺及其水平研究[2], 地理学则从空间公正构建的角度, 研究对应空间剥夺现象。目前对空间剥夺的研究已经深入到城市社会生活空间质量的剥夺现象层面[3]。国内对于空间剥夺效应的研究还处于起步阶段, 尚无学者进行单核城市系统中心城市对县域经济空间剥夺效应的研究。基于此, 本文定位于定量研究单核城市系统空间剥夺效应, 对特定城市、特定发展阶段的空间剥夺效应进行分析。
二、影响因素
空间剥夺的作用强度受多方面因素制约。本文从中心城市质量与距离周边区县远近两方面入手, 结合恒星星系形成阶段相关特性, 类比分析质量和距离因素对空间剥夺效应的影响。
(一) 经济体质量对空间剥夺效应的影响
经济体质量因素包含中心城市质量与县域经济质量两个方面;质量因素包括经济总量因素以及产业结构因素。
中心城市规模大小, 与要素的“极化”过程和空间侵占效应存在较强的正相关性[4]。规模较大的中心城市, 经济活跃, 产业发展水平高, 有较多的就业机会和较高的工资水平和投资回报率, 会拉大要素收益差距, 从而加速外围县域发展要素向中心城市“极化”过程。但是仅仅考虑规模这一因素是不够的, 还要考虑经济质量因素, 即产业结构问题。经济质量越高, 产业结构越合理, 第一产业所占比重小, 第三产业所占比重大, 因此市场服务空间广阔, 在竞争机制作用下, 必然产生较强的空间侵占效应[5]。
与中心城市相对应, 县域经济体规模和质量对“空间剥夺”的强度也产生影响。
(二) 距离因素对空间剥夺效应的影响
由万有引力公式类比, 两个天体距离越近, 相互作用力成幂指数增加, 同样, 县域经济越靠近中心城市, 受其剥夺的程度越高。
距离因素对空间剥夺强度存在较强影响。“极化”过程与空间侵占效应, 都随着距离的增加而呈现衰减的趋势[6]。其中, 空间侵占效应对距离的相应最为明显, 尤其是批发和零售、贸易、餐饮业等产业。县域经济与中心城市的距离过近, 会产生极强的空间剥夺效应, 即所谓的“灯下黑”效应。这里也可以用恒星附近很少有小型天体运行, 而距离中心较远的区域往往存在由大量物质组成的小行星带来解释。
三、数理模型
(一) 基本框架
以单核城市系统为例, 建立中心城市与县域经济的引力模型, 在考虑中心城市城市质量、县域经济质量的基础上, 基于县域经济与中心城市的距离, 分析中心城市对县域经济的空间剥夺作用大小。设定中心城市质量M, 县域经济质量m, 县域经济距离中心城市r。经济地理学中经常使用无约束的空间相互作用引力模型:
本文采用改进型空间剥夺效应模型, 计算单核城市系统中心城市对县域经济的空间剥夺指数。
其中D表示中心城市对其周边县域经济的空间剥夺效应;k是常数, 随着中心城市城市化进程的发展而变化, 因为空间剥夺指数是相对数据, 在没有不同区域对比时为了计算简便, 在本文中, 设定为1; (M/m-1) 2反应中心城市质量相对周边县域经济质量的优势;r2指中心城市与县域经济距离的影响效应。式中, M和m分别由中心城市和周边县域经济中产业结构加权构成;r则为中心城市与县域经济核心实际公路里程。
(二) 数据计算
根据2012年四川省统计年鉴, 整理数据, 得出四川省各地区GDP及第一、二、三产业产值。根据国际有关发达国家对于第一产业、第二产业、第三产业贡献率指标, 文章设定第一产业权重0.1, 第二产业权重0.3, 第三产业权重0.6, 由此计算出2011年成都市区质量M及各区县mi, 见表1
单纯从GDP角度看, 中心城市所占比重为44.8%, 赋予三次产业不同权重之后, M所占比重为52.8%, 这说明中心城市三次产业中第三产业所占比重较大。
经查询, 成都市区至各区县的公路里程数, 见表2
此时, M、mi及r已知, 计算得成都市区对各周边区县的空间剥夺指数, 见表3
现在已经有2011年成都市区对周边各区县的空间剥夺指数, 按照同样的方法整理数据、计算得出2007至2010年的空间剥夺指数, 见表4。
四、结论及政策建议
(一) 结论
空间剥夺效应因素的分析以及模型计算, 在一定程度上反映单核城市系统对周边县域的空间剥夺效应。
1. 县域经济质量大小对空间剥夺效应的影响
根据2011年成都市区对周边县域空间剥夺效应计算结果发现, 蒲江县和邛崃市距离市区距离基本一致 (均为87公里) , 但是受到的空间剥夺效应差异巨大 (分别是0.45、0.12) 。这是由于蒲江县的经济质量m=240489, 而邛崃市的经济质量m=466063, 接近蒲江县的2倍。因此, 提高县域本身的经济质量, 对减轻中心城市的空间剥夺效应十分必要的。
2. 产业结构对空间剥夺效应的影响
根据2011年计算结构, 对比都江堰市和彭州市, 发现这两个县域经济体经济总量相当 (分别是177亿元、185亿元) , 距离差距不大 (分别是64公里、45公里) , 但是由于产业结构的巨大差异 (二者第二产业比重分别为36%、50%, 第三产业产业比重分别为52%、30%) , 导致都江堰所受到的空间剥夺较小 (0.08) , 彭州市, 受到的空间剥夺较大 (0.22) 。
3. 各县域受到空间剥夺效应的动态变化
(1) 总体趋势。根据图1可以直观看出, 成都市区对大部分县域的空间剥夺效应逐渐减小, 说明成都市区相对大部分县域经济质量的优势在逐渐缩小, 该变化趋势得益于大部分县域的经济增长率高于市区经济增长率, 以2011年为例, 市区GDP指数为113.1, 各县域平均GDP指数为116.1。
(2) 部分县域的空间剥夺效应居高不下。典型的是蒲江县、崇州市和新津县, 其中蒲江县因为经济总量偏小 (69亿元, 2011年) , 产业结构比较低端 (三产比例为21:48:31) , 导致经济质量很低, 虽然距离市区很远, 受到剥夺效应依然强烈;崇州市和新津县经济质量相当, 均偏小, 距市区均为45公里, 所以受到市区的空间剥夺效应较高且相近。
(3) 部分县域的空间剥夺效应始终很低。新都区、邛崃市、双流县、都江堰市四个区域始终很低 (都江堰市2008年空间剥夺效应较高, 是因为受强烈地震破坏, 经济总量下降) , 新都区和双流县尽管靠近市区, 但是经济总量规模大 (分别是395亿元、583亿元, 2011年) , 产业结构较发达 (三产结构分别为5:65:30和5:53:41) , 经济质量非常庞大, 所以受到市区的空间剥夺效应很小;邛崃市和都江堰市虽然经济质量不大, 但是因为距离市区较远, 所以受到市区的空间剥夺效应偏小。
(4) 部分县域的空间剥夺效应迅速下降, 以温江区和龙泉驿区最为显著。这两区的GPD增长指数分别是, 温江区:1.24、1.17、1.24、1.20, 龙泉驿区:1.54、1.23、1.37、1.24, 且第一产业比重迅速下降, 第二产业迅速上升, 导致经济质量相对中心城市上升, 受到成都空间剥夺效应迅速减少。
(二) 政策建议
根据以上的计算和分析结果, 对减少中心城市对县域的空间剥夺效应, 提出以下政策建议。
1. 县域经济要扩大经济规模, 做大做强。
2. 县域经济要改善产业结构, 注重发展质量。
3. 县域经济要抓住中心城市的产业转移及城区扩大带来的机会, 加快发展。
参考文献
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