本文關(guān)鍵詞：文化產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)與收斂形態(tài)實(shí)證研究，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

軟科學(xué)研究成果與動(dòng)態(tài)

文化產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)與收斂形態(tài)實(shí)證研究

文化產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)與收斂形態(tài)實(shí)證研究
孫智君， 李 響
武漢 430072 ） （ 武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 ， 湖北

摘

要： 集聚對(duì)于提升文化產(chǎn)業(yè)的空間溢出效應(yīng) ， 實(shí)現(xiàn)各區(qū)域文化產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展具有

重要意義 。本文構(gòu)建以文

以城市化經(jīng)濟(jì)水平和地方化經(jīng)濟(jì)水平為解釋變量的分析框架 ， 運(yùn)用普通面板模 化產(chǎn)業(yè)集聚水平為被解釋變量 ， 型、 單區(qū)制空間面板模型和兩區(qū)制空間面板模型 ， 探究文化產(chǎn)業(yè)空間溢出效應(yīng)及其作用機(jī)制 ， 并進(jìn)行收斂性分 析。研究表明： （ 1 ） 全國(guó)和東部地區(qū)存在著顯著的正向空間溢出效應(yīng) ， 中部地區(qū)存在著負(fù)向空間溢出效應(yīng) ， 西部 地區(qū)溢出效應(yīng)不顯著； （ 2 ） 沿海地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)集聚的溢出效應(yīng)大于內(nèi)陸地區(qū) ， 產(chǎn)業(yè)集聚程度高的區(qū)域?qū)Ξa(chǎn)業(yè)集 聚程度低的區(qū)域的梯度空間溢出效應(yīng)以擴(kuò)散效應(yīng)為主 ； （ 3 ） 產(chǎn)業(yè)集聚的區(qū)域差異存在 β 收斂趨勢(shì)， 且不存在 σ 和俱樂(lè)部收斂， 文化產(chǎn)業(yè)空間溢出效應(yīng)有助于實(shí)現(xiàn)區(qū)域之間文化產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展 ， 不是惡性累積循環(huán)的發(fā)展 趨勢(shì)。 關(guān)鍵詞： 文化產(chǎn)業(yè)； 收斂； 空間溢出效應(yīng)； 產(chǎn)業(yè)集聚 中圖分類號(hào)： F270 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A 文章編號(hào)： 1002 － 9753 （ 2015 ） 08 － 0173 － 11

An Empirical Analysis on Spatial Spillover Effect and Convergence of Cultural Industries in China
SUN Zhi-jun， LI Xiang
（ Economics and Management School， Wuhan University， Hubei Wuhan 430072 ， China） Abstract： The agglomeration of cultural industry in China will play an important role in increasing the spatial spillover effect of cultural industry， achieving the coordinating development of regional cultural industry. We design an econometric model in which the explained variable is the agglomeration level of the cultural industry， the explanatory variables are oneregime spatial model and tworegime urbanization economies and localization economies. Using panel data model， spatial model， we measured the spatial spillover effect and its mechanism and check its convergence. The regression analysis shows that： （ 1 ） There is significantly positive spatial spillover effect in China and Eastern China. In central the spillover effect is negative， while the spatial spillover effect in Western China is insignificant. （ 2 ） The spatial China ， spillover effect will be different between the inland district and the coastal district whose spatial spillover effect is smaller. The spatial spillover effect from high level agglomeration region to low level agglomeration region is significantly convergence in cultural industrial agglomeration without σconvergence and club convergence， positive. （ 3 ） There are βindicating that cultural industrial agglomeration of different districts will converge in the end owing to the positive diffusion effect. Key words： cultural industry； convergence； spatial spillover effect； cultural agglomeration

收稿日期： 2014 － 11 － 15

修回日期： 2015 － 06 － 24

作者簡(jiǎn)介： 孫智君（ 1969 － ） ， 女， 湖北洪湖人， 武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授、 碩士生導(dǎo)師， 博士， 研究方向： 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)分析。

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中國(guó)軟科學(xué) 2015 年第 8 期

一、 引言 近年來(lái)， 中國(guó)工業(yè)化、 信息化、 城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè) “四化 ” 水平不斷提升， 中國(guó)經(jīng)濟(jì)總量和人 現(xiàn)代化 均 GDP 也快速增長(zhǎng)， 國(guó)民對(duì)于文化產(chǎn)品的需求呈 現(xiàn)大規(guī)模增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)， 文化產(chǎn)業(yè)得以高速成長(zhǎng)。 歷 史地看， 文化產(chǎn)業(yè)在市場(chǎng)和政策兩種機(jī)制的推動(dòng) — —從產(chǎn)業(yè)層面考察， 下取得了長(zhǎng)足進(jìn)展— 文化產(chǎn) 高知識(shí)性、 高增值性和低能耗、 低 業(yè)的高滲透性、 污染等特征， 使得其滲透至各行業(yè)的發(fā)展中， 并呈 現(xiàn)出網(wǎng)絡(luò)狀融合發(fā)展態(tài)勢(shì)， 提高了相關(guān)產(chǎn)業(yè)的附 加值， 創(chuàng)造了經(jīng)濟(jì)的新增長(zhǎng)點(diǎn)。 從區(qū)域角度考察， 20 世紀(jì)末期開(kāi)始， 北京、 上海等大城市先行發(fā)展的 文化產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)， 逐漸向全國(guó)范圍蔓延， 形成文化 產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展并向周?chē)杆僖绯龅膽B(tài)勢(shì)， 并產(chǎn)生 了一大批自主創(chuàng)新能力強(qiáng)、 對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響 力大的文化產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)， 提升了城市的生態(tài)素質(zhì) 中國(guó)區(qū)域范圍廣 以及農(nóng)村地區(qū)人員素質(zhì)。 但是， 大， 不同地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平不一， 中央政府關(guān) 注到上述現(xiàn)實(shí)問(wèn)題及文化產(chǎn)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)融合發(fā) 展的動(dòng)態(tài)趨勢(shì)， 適時(shí)進(jìn)一步推出了一系列激勵(lì)型 產(chǎn)業(yè)政策①， 以推進(jìn)文化產(chǎn)業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)深度融 合， 實(shí)現(xiàn)世界范圍內(nèi)“中國(guó)制造 ” 向“中國(guó)創(chuàng)造 ” 轉(zhuǎn) 變， 實(shí)現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)的各地區(qū)協(xié)同發(fā)展。 政策與實(shí) 踐的發(fā)展導(dǎo)出本文研究的主要問(wèn)題： 文化產(chǎn)業(yè)的 溢出效應(yīng)究竟有多大？ 溢出效應(yīng)通過(guò)哪些機(jī)制來(lái) 實(shí)現(xiàn)？ 文化產(chǎn)業(yè)溢出效應(yīng)在產(chǎn)業(yè)集聚水平不同的 區(qū)域間是否存在差異， 產(chǎn)業(yè)集聚程度高的地區(qū)對(duì) 于產(chǎn)業(yè)集聚程度低的地區(qū)的溢出效應(yīng)是正向的擴(kuò) 散效應(yīng)還是負(fù)向的涓滴效應(yīng)， 如果是正向的擴(kuò)散 那么是否存在收斂態(tài)勢(shì)， 是何種收斂？ 針對(duì) 效應(yīng)， 上述問(wèn)題的回答具有一定的理論和實(shí)踐意義 。 （ 一） 空間溢出效應(yīng)相關(guān)理論描述 已有理論顯示， 外部性是空間溢出效應(yīng)的產(chǎn) 生條件
［ 13］

夠?yàn)榘l(fā)展相對(duì)落后的地區(qū)樹(shù)立標(biāo)桿， 提供新技術(shù)、 新產(chǎn)品、 生產(chǎn)流程、 管理經(jīng)驗(yàn)的示范， 從而促進(jìn)較 落后地區(qū)的模仿學(xué)習(xí)
［ 6］

； 培訓(xùn)效應(yīng)— — —通過(guò)“干中
［ 7］

學(xué)” 了解并掌握先進(jìn)地區(qū)的前沿技術(shù)， 并進(jìn)行模 與本地市場(chǎng)結(jié) 合 進(jìn) 一 步 創(chuàng) 新 仿， ； 空間競(jìng)爭(zhēng)效 — —外來(lái)企業(yè)的進(jìn)入加大了對(duì)本地區(qū)市場(chǎng)的競(jìng) 應(yīng)— 爭(zhēng)， 本地區(qū)原先處于領(lǐng)先地位甚至壟斷地位的企 業(yè)為了保持競(jìng)爭(zhēng)力， 會(huì)通過(guò)各種途徑促進(jìn)技術(shù)創(chuàng) 新， 提高生產(chǎn)效率， 以保持自己的競(jìng)爭(zhēng)力
［ 8］

； 協(xié)作

— —外地產(chǎn)業(yè)集群與本地產(chǎn)業(yè)集群形成緊密 效應(yīng)— 形成專業(yè)化分工， 形成完善的 的前向和后向關(guān)聯(lián)， 產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈
［ 9］

（ 圖 1 ） 。 新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論表明， 空

如果 間溢出是縮小區(qū)際間發(fā)展差距的重要途徑，， 能準(zhǔn)確把握溢出效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的內(nèi)在聯(lián)系 ， 將 縮小差距 對(duì)滯后企業(yè)及所在區(qū)域?qū)崿F(xiàn)發(fā)展趕超、 產(chǎn)生積極作用
［ 10］

。反之， 空間溢出受到地理距離、

技術(shù)差距、 社會(huì)文化、 本地區(qū)的吸收能力等因素的 影響， 也有可能產(chǎn)生不利于落后地區(qū)的回波效應(yīng)， 進(jìn)一步拉大發(fā)達(dá)地區(qū)和落后地區(qū)之間的差距
［ 11］

。

圖1

文化產(chǎn)業(yè)空間溢出效應(yīng)的動(dòng)力機(jī)制

（ 二） 文化產(chǎn)業(yè)空間溢出效應(yīng)的測(cè)度模型研究 部分學(xué)者通過(guò)構(gòu)建文化產(chǎn)業(yè)溢出效應(yīng)測(cè)度模 型， 從國(guó)家或區(qū)域?qū)用嫜芯苛宋幕a(chǎn)業(yè)集聚水平及 溢出效應(yīng)等問(wèn)題， 代表性分析框架包括： 其一， 城市 化經(jīng)濟(jì) 與 地 方 化 經(jīng) 濟(jì) 框 架。 Lazzeretti 等 （ 2008， 2009 ） ［12-13］ 把 歷 史 文 化 資 源、 人 力 資 本 和 Florida （ 2010） ［14］的創(chuàng)意階級(jí)理論融入地方化經(jīng)濟(jì)和城市
［ 15 ］ 化經(jīng)濟(jì)的分析框架。Kwan Wai Ko（ 2014） 借鑒上

， 資本、 貨物、 人才、 信息技術(shù)等要素的
［ 4］

流動(dòng)是空間溢出效應(yīng)作用的載體 出中， 空間溢出效應(yīng)的發(fā)生機(jī)制

。 在產(chǎn)業(yè)間溢

［ 5］

主要包括示范

— —產(chǎn)業(yè)集聚程度較高、 效應(yīng)— 發(fā)展較好的地區(qū)能

通過(guò)計(jì)算以從業(yè)人數(shù)為基礎(chǔ)的區(qū)位商， 指 述思路，

《國(guó)務(wù)院關(guān)于推進(jìn)文化創(chuàng)意和設(shè)計(jì)服務(wù)與相關(guān)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的若干意見(jiàn)》 ； 2014 年 3 月中國(guó)國(guó)家文化部 《關(guān)于貫徹落實(shí) ① 2014 年 2 月 〈國(guó)務(wù)院關(guān)于推進(jìn)文化創(chuàng)意和設(shè)計(jì)服務(wù)與相關(guān)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的若干意見(jiàn) 〉 。 的實(shí)施意見(jiàn)》

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軟科學(xué)研究成果與動(dòng)態(tài)

文化產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)與收斂形態(tài)實(shí)證研究

出中國(guó)文化產(chǎn)業(yè)的集聚程度能夠產(chǎn)生正向的空間 溢出效應(yīng)和暫時(shí)溢出效應(yīng)。 其二， 新經(jīng)濟(jì)地理學(xué) 框架。袁海 （ 2011 ） 以經(jīng)濟(jì)地理因素為基礎(chǔ)， 加入 新經(jīng)濟(jì)地理變量和產(chǎn)業(yè)政策變量
［ 16］

二、 變量選擇、 數(shù)據(jù)來(lái)源與計(jì)量模型 （ 一） 變量選擇與樣本數(shù)據(jù) 本文構(gòu)建一個(gè)以文化產(chǎn)業(yè)集聚水平為被解釋 變量， 以城市化水平和地方化水平為解釋變量的 并將所有變量具體化為相應(yīng)的指標(biāo)。 分析框架， 1. 文化產(chǎn)業(yè)集聚水平度量 借鑒姜明輝 （ 2013 ） 的研究
［ 18］

， 采用以增加

值為基礎(chǔ)的區(qū)位商衡量文化產(chǎn)業(yè)集聚程度， 并運(yùn) 用空間誤差和滯后模型對(duì) 2008 年全國(guó) 31 個(gè)省市、 自治區(qū)、 直轄市的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析， 得出文化產(chǎn) 業(yè)集 聚 具 有 正 向 的 溢 出 效 應(yīng) 的 結(jié) 論。 黃 永 興 （ 2011 ）
［ 17］

， 采用基于文化

產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的區(qū)位商 （ LQ1 ） 、 基于法人單位數(shù)的 區(qū)位商（ LQ2 ） 、 基于產(chǎn)業(yè)增加值的區(qū)位商 （ LQ3 ） 的 分析 簡(jiǎn)單加權(quán)平均構(gòu)建綜合性區(qū)位商指標(biāo) （ LQ ） ， LQ1 、 LQ2 、 特定區(qū)域文化產(chǎn)業(yè)的集聚水平。 其中， LQ3 分別反映特定地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力 、 空間集聚程度和生產(chǎn)能力。 2. 解釋變量選擇 （ 1） 城市化經(jīng)濟(jì)。城市化經(jīng)濟(jì)的影響因子主要 考慮如下五個(gè)： ①多元化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。以制造業(yè)為基 礎(chǔ)的服務(wù)業(yè)繁榮發(fā)展能為廣告業(yè)、 軟件業(yè)和專業(yè)設(shè) 計(jì)等文化產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造大量的需求 導(dǎo)致集聚產(chǎn)生
［ 21 ］ ［ 20 ］

采用文化產(chǎn)業(yè)增加值占全國(guó)文化產(chǎn)業(yè)

增加值平均值來(lái)測(cè)度文化產(chǎn)業(yè)集聚程度， 并運(yùn)用 空間自回歸和誤差模型對(duì) 1999 － 2008 年省級(jí)相關(guān) 數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析， 同樣得出文化產(chǎn)業(yè)集聚存在 空間正溢出效應(yīng)。 總體來(lái)說(shuō)， 目前國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集 聚的溢出效應(yīng)研究尚處于探索階段， 文化產(chǎn)業(yè)集 聚的理論研究主要借鑒產(chǎn)業(yè)集聚理論 的 分 析 框 架， 文化產(chǎn)業(yè)溢出效應(yīng)分析的實(shí)證研究則存在以 下局限性： ① 文化產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)不完善導(dǎo)致諸多數(shù)據(jù) 不可得， 只能基于截面數(shù)據(jù)或者較短年份的面板 數(shù)據(jù)； ②衡量集聚程度的指標(biāo)局限于就業(yè)人數(shù)和 產(chǎn)業(yè)增加值的區(qū)位商； ③ 沒(méi)有考慮文化產(chǎn)業(yè)在不 同集聚水平的地區(qū)存在梯度溢出效應(yīng)， 以及這種 梯度溢出是擴(kuò)大還是相對(duì)縮小了地區(qū)之間的產(chǎn)業(yè) 集聚發(fā)展差距。 基于已有文獻(xiàn)的研究貢獻(xiàn)， 并考慮突破現(xiàn)有 研究局限， 本文研究設(shè)想如下： ① 采用基于文化產(chǎn) 產(chǎn)業(yè)增加值和法人單位數(shù)量的綜合 業(yè)從業(yè)人數(shù)、 區(qū)位商指標(biāo)
［ 18］

， 并能互相促進(jìn)，

。本文以 HHI 指標(biāo)衡量第三產(chǎn)業(yè) 1 j 代表 其中， ∑ （ Lij / Lj ） 2
i

多元化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)： HHI ij =

特定區(qū)域； i 代表特定區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)中的所有子行 Lj 業(yè)； Lij 代表 j 區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)中的子行業(yè)從業(yè)人數(shù)， 代表 j 區(qū)域總從業(yè)人員數(shù)。②文化產(chǎn)業(yè)潛在市場(chǎng)容 量。以基于總就業(yè)人數(shù)的人均 GDP 描述文化產(chǎn)業(yè) 的潛在市場(chǎng)容量
［ 15 ］

。③ 交通運(yùn)輸業(yè)。交通運(yùn)輸業(yè)

對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚的影響是不確定的： 發(fā)達(dá)的交通運(yùn) 輸在促進(jìn)人力、 物流在不同地區(qū)快捷流動(dòng)的同時(shí)， 其 產(chǎn)生的環(huán)境污染也可能會(huì)妨礙文化產(chǎn)業(yè)集聚。因此 構(gòu)建貨運(yùn)總量和客運(yùn)總量之和 / 土地面積這一度量 指標(biāo)
［ 22 ］

來(lái)衡量文化產(chǎn)業(yè)集聚水平， 這一指

標(biāo)相較于僅僅基于從業(yè)人數(shù)或增加值的單一區(qū)位 商指標(biāo)， 能夠更好地反映文化產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能 力、 生產(chǎn)能力和空間集聚程度。 ② 考慮到線性空 間計(jì)量模型無(wú)法刻畫(huà)和分析不同區(qū)制下文化產(chǎn)業(yè) 的非對(duì)稱溢出效應(yīng)， 本文采用 Elhorst （ 2009 ）
［ 19］

。④通信業(yè)。通信業(yè)對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚的影

響也是不確定的： 發(fā)達(dá)的通信業(yè)在促進(jìn)信息流在不 同地區(qū)快速流通交換的同時(shí)， 促進(jìn)了文化產(chǎn)業(yè)的現(xiàn) 代化進(jìn)程。該指標(biāo)用每萬(wàn)人使用電話和互聯(lián)網(wǎng)的人 數(shù)衡量
［ 22 ］

提

出的兩區(qū)制空間模型， 基于新經(jīng)濟(jì)地理因素和產(chǎn) 業(yè)集聚的指標(biāo)劃分兩區(qū)制， 并測(cè)算不同區(qū)制間的 梯度溢出效應(yīng)。③ 對(duì)于兩區(qū)制模型的結(jié)果進(jìn)一步 檢驗(yàn)： 判斷梯度溢出效應(yīng)是否能使不同地區(qū)文化 產(chǎn)業(yè)的發(fā)展達(dá)到收斂態(tài)勢(shì)， 并判斷是何種收斂， 進(jìn) 一步檢驗(yàn)收斂是否存在空間態(tài)勢(shì)。

。⑤城市包容度。城市包容度越高， 越有
［ 23 ］

利于文化產(chǎn)業(yè)的集聚

， 該指標(biāo)以 FDI / GDP 衡量。

⑥文化基礎(chǔ)設(shè)施。文化基礎(chǔ)設(shè)施為公共文化及文化 產(chǎn)業(yè)提供良好的硬件設(shè)施， 以公共圖書(shū)館業(yè)機(jī)構(gòu)數(shù) 和博物館業(yè)機(jī)構(gòu)數(shù)衡量
［ 24 ］

。
175

中國(guó)軟科學(xué) 2015 年第 8 期

（ 2 ） 地方化經(jīng)濟(jì)。 文化產(chǎn)業(yè)傾向于在人力資 本較高的區(qū)域集聚， 因而采用高等學(xué)校在校學(xué)生 數(shù) / 總就業(yè)人數(shù)衡量具有較高人力資本的勞動(dòng)力， 普通中學(xué)在校學(xué)生數(shù) / 總就業(yè)人數(shù)衡量人力資本 較低的勞動(dòng)力豐裕程度
［ 15］

數(shù)等數(shù)據(jù)均來(lái)自 1997 － 2013 年各年度《中國(guó)城市 。 建模采用雙對(duì) 統(tǒng)計(jì)年鑒》 以及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒 》 數(shù)模型以測(cè)算溢出彈性。 （ 二） 計(jì)量模型、 估計(jì)與檢驗(yàn) 1. 空間計(jì)量模型 Gauss-Markov 假設(shè) 當(dāng)變量存在空間自相關(guān)時(shí)， 就不被滿足， 傳統(tǒng)的計(jì)量方法就會(huì)失效。 因此， 需 要采 用 空 間 計(jì) 量 模 型 來(lái) 解 決 空 間 異 質(zhì) 性 問(wèn) 題 （ Anselin， 1998 ） ［25］。為求證文化產(chǎn)業(yè)集聚的空間 溢出在不同區(qū)制是否存在差異， 我們必須將假設(shè) 各區(qū)制系數(shù)相同的空間計(jì)量模型拓展到區(qū)制系數(shù) 不同的兩區(qū)制 （ Two-Ｒegime ） 空間計(jì)量模型， 考察 不同區(qū)制下文化產(chǎn)業(yè)溢出對(duì)其鄰近地區(qū)的文化產(chǎn) 業(yè)集聚程度的影響程度和正負(fù)方向。 本文計(jì)算了 1996 年和 2012 年 31 省市文化產(chǎn) 業(yè)綜合區(qū)位商， 并輔以文化產(chǎn)業(yè)增加值作為輔助 將結(jié)果顯示在以下空間四分位圖中： 指標(biāo)， 圖 2 顯示， 當(dāng)前中國(guó)文化產(chǎn)業(yè)集聚程度呈現(xiàn)東 高西低， 沿海和內(nèi)陸地區(qū)也存在一定差異。 由此 當(dāng) δ1 和 δ2 顯著不同時(shí)， 中國(guó)區(qū)域文化產(chǎn) 可以判定， 業(yè)集聚現(xiàn)狀與兩區(qū)制模型極為匹配。 兩區(qū)制空間面板模型表達(dá)式如下 2009 ） ：
［ 19］

。

3. 研究對(duì)象與數(shù)據(jù)來(lái)源 本文按照經(jīng)濟(jì)帶將中國(guó)內(nèi)地 31 個(gè)省市分為 中、 西部地區(qū)。 樣本時(shí)期為 1996 － 2012 年， 被 東、 解釋變量所需原始數(shù)據(jù)中， 文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)、 法人單位數(shù)以及產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)文化 ， 文物統(tǒng)計(jì)年鑒 》 其中， 從業(yè)人員和法人單位數(shù)是 2010 年 根據(jù)文化產(chǎn)業(yè)各子行業(yè)的數(shù)據(jù)加總所得， 《中國(guó)文化產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒 》 后 不再統(tǒng)計(jì)文化產(chǎn)業(yè)增 2010 年后文化產(chǎn)業(yè)增加值指標(biāo) 加值和產(chǎn)值指標(biāo)， 來(lái)自各地方政府統(tǒng)計(jì)部門(mén)公告。 各產(chǎn)業(yè)總就業(yè)人 《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒 》 數(shù)均來(lái)源于 和《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年 ， 各產(chǎn)業(yè)法人單位數(shù)來(lái)自《中國(guó)基本單位統(tǒng)計(jì) 鑒》 。少數(shù)省份個(gè)別年份的缺失數(shù)據(jù)， 年鑒》 根據(jù)其變 化規(guī)律推算補(bǔ)齊。 解釋變量所需數(shù)據(jù)來(lái)源中， 總 第三產(chǎn)業(yè)以及第三產(chǎn)業(yè)分行業(yè)從業(yè) 就業(yè)人員數(shù)、 人數(shù)、 地區(qū)生產(chǎn)總值、 貨運(yùn)量、 行政區(qū)域土地面積、 FDI、 年末電話用戶數(shù)量、 年末總?cè)丝凇?公共圖書(shū)館 業(yè)機(jī)構(gòu)數(shù)、 高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)、 普通中學(xué)在校學(xué)生

（ Elhorst，

圖2

中國(guó)文化產(chǎn)業(yè)集聚情況四分位圖

176

軟科學(xué)研究成果與動(dòng)態(tài)
31 31

文化產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)與收斂形態(tài)實(shí)證研究

y it = δ1 d it ∑ ω ij y jt + δ2 （ 1 － d it ）
j =1

∑ω y
j =1

ij jt

+ βX it + θWX it + α + η i + φ t + ε it

（ 1）

d 為 0 － 1 虛擬變量， 其中， 滿足以下設(shè)定： d1 =

Wald-Error 兩個(gè)檢驗(yàn)） 來(lái)確定應(yīng)該采取空間滯后模 型還是空間誤差模型。 如果兩個(gè)檢驗(yàn)都拒絕了原 假設(shè)， 即 應(yīng) 該 選 擇 空 間 杜 賓 模 型 （ Spatial Durbin SDM） ［30］。最后運(yùn)用 Hausman 檢驗(yàn)判斷是 Model， 并采用似 采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型， LＲ） 判斷是否采用個(gè)體 然比檢驗(yàn)（ Likelihood Ｒatio， 固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)。 我們將根據(jù)估計(jì)結(jié)果 在空間誤差模型 （ SEM ） 、 空間滯后模型 （ SAＲ ） 和 固定效應(yīng)、 隨機(jī)效應(yīng)以及個(gè) 空間杜賓模型（ SDM ） ， 體固定效應(yīng)、 時(shí)間固定效應(yīng)中進(jìn)行選擇 三、 實(shí)證及結(jié)果分析 （ 一） 普通面板數(shù)據(jù)模型 首先基于非空間面板的殘差， 利用古典拉格 朗日乘子和穩(wěn)健拉格朗日乘子分別對(duì)空間滯后模 型和空間誤差模型進(jìn)行交互檢驗(yàn)， 然后對(duì)個(gè)體固 定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)進(jìn)行似然比檢驗(yàn)， 由此得 到結(jié)果如表 1 所示。
表1
檢驗(yàn)指標(biāo) 混合回歸 0. 2533 0. 1363 － 218. 1245
［ 31］

{

0， 該區(qū)域位于沿海 1， 該區(qū)域位于內(nèi)陸

d =

2

{

31

0， 如果 y it ＞ 1， 其他

∑ ωijt y jt 其中 i ≠ j
j =1

y it 為被解釋變量， X it 為外生的 在方程（ 2 ） 中， W 為 31 個(gè)省市的空間權(quán)重矩陣； 解釋變量矩陣， ω ij 為 W 中處于 i 行 j 列的元素； WX it 是空間滯后解 二區(qū)制中， 本地區(qū) 釋變量； δ1 和 δ2 分別表示第一、 被解釋變量受到其他地區(qū)被解釋變量的影響 ； η i 表示個(gè)體固定效應(yīng)， φ t 表示時(shí)點(diǎn)固定效應(yīng)， ε it 為隨 機(jī)誤 差 向 量。 其 中 d 借 鑒 龍 小 寧 （ 2014 ） 的 做
1

。

法

［ 26］

： 僅當(dāng) i 省份處于沿海時(shí)為 0 ， 否則為 1 ， 以此
2 ［ 27］

驗(yàn)證文化產(chǎn)業(yè)溢出效應(yīng)在沿海和內(nèi)陸地區(qū)是否存 在顯著不同。d 借鑒張文彬 （ 2010 ） 的設(shè)定 差異。 2. 估計(jì)與檢驗(yàn) 空間計(jì)量模型的估計(jì)， 常 見(jiàn) 的 有 IV
［ 28］

， 探

討文 化 產(chǎn) 業(yè) 集 聚 程 度 在 不 同 區(qū) 制 的 溢 出 效 應(yīng)

普通面板模型的檢驗(yàn)結(jié)果
個(gè)體固定回歸 時(shí)間固定回歸 雙固定回歸 0. 2620 0. 0881 － 103. 6949 0. 2412 0. 0943 － 121. 5520 0. 0777 0. 0567 12. 4756

或者

Ｒ2 σ
2

MLE［29］等估計(jì)方法。相比 MLE 方法， IV 方法的參 數(shù)估計(jì)值往往會(huì)超出定義域的范圍， 并且對(duì)于工 具變量 的 選 擇 要 求 較 高。 因 此， 我 們 認(rèn) 為， 采用 MLE 方法估計(jì)空間計(jì)量模型在具有更加理想的有 效性、 一致性， 并且可操作性更強(qiáng)。 空間計(jì)量模型主要包括空間滯后模型和空間 誤差 模 型。 空 間 滯 后 模 型 （ Spatial Lag Model， SLM） 主要應(yīng)用于分析某一區(qū)域的變量對(duì)于鄰近區(qū) 域變量的溢出效應(yīng)， 而空間誤差模型 （ Spatial Error Model， SEM） 則通過(guò)分析誤差擾動(dòng)項(xiàng)， 度量由于誤 差沖擊造成的空間之間的相互依賴作用。 通常采 用拉格朗日乘子誤差 （ Lagrange Multiplier Error ） 檢 驗(yàn)和拉格朗日乘子滯后 （ Lagrange Multiplier Lag ） 檢驗(yàn) 以 及 其 穩(wěn) 健 性 修 正 指 標(biāo) （ Ｒobust-Lmlag 和 Ｒobust-Lmerror） 來(lái)判斷模型的具體形式。 如果 LM 檢驗(yàn)不能拒絕空間滯后模型和空間誤差模型， 則 需要進(jìn)一步的采用 Wald 檢驗(yàn) （ 包括 Wald-Lag 和

logL

＊ ＊ ＊ ＊ LMLAG 225. 1439 ＊ 190. 4883 ＊

＊ ＊ ＊ ＊ 92. 0954 ＊ 49. 3208 ＊ ＊ ＊ 50. 0616 ＊

ＲLMLAG 62. 5386

＊ ＊ ＊ ＊ ＊ ＊

31. 0645

＊ ＊ ＊ ＊ ＊ ＊

0. 5887
＊ ＊ 48. 9061 ＊

LMEＲＲ 169. 0388 ＲLMEＲＲ LＲ 個(gè)體 LＲ 時(shí)點(diǎn)

159. 9105

55. 7272

＊ ＊ ＊

＊ 6. 4335 ＊

0. 4867 268. 0553

＊ ＊ 13. 6934 ＊ ＊ ＊ ＊

0. 1740

＊ ＊ 232. 3410 ＊

* ＊ ＊ ＊ 、＊ 、 5% 、 10% 水平上的顯著性檢驗(yàn)， 注： ＊ 分別表示通過(guò) 1% 、 下同。

表 1 報(bào)告 了 4 類 普 通 面 板 模 型 的 檢 驗(yàn) 結(jié) 果 （ 為簡(jiǎn)略起見(jiàn) ， 去掉了相關(guān)自變量的檢驗(yàn)結(jié)果和 t 4 同 ） 。 結(jié)果顯示 ， 檢驗(yàn)值 ， 表 3、 每個(gè)模型的 4 個(gè) LM 檢驗(yàn)指標(biāo)絕大部分都通過(guò)了 5% 水平的顯著 LＲ 性檢驗(yàn) ， 說(shuō)明模型存在著空間自相關(guān) 。 此外 ， 個(gè)體固定效應(yīng)和 LＲ 時(shí)點(diǎn)固定效應(yīng)的檢驗(yàn)顯示雙 固定效 應(yīng) 模 型 比 混 合 或 單 固 定 效 應(yīng) 模 型 更 為 合理 。
177

中國(guó)軟科學(xué) 2015 年第 8 期

（ 二） 單區(qū)制空間面板模型 根據(jù)上文分析結(jié)論， 我們構(gòu)建 1996 － 2012 年 全國(guó)以及分地區(qū)空間面板模型， 其中空間個(gè)體時(shí) 點(diǎn)雙固定效應(yīng)空間杜賓模型的表達(dá)式為 ： lnlq = ρWlnlq + β1 lnhhi + β2 lnmarket + β3 lntol + β4 lninf + β5 lncom + β6 lntra + β7 lnhch + β8 lnhcm + θ1 Wlnhhi + θ2 Wlnmarket + θ3 Wlntol + θ4 Wlninf + θ5 Wlncom + θ6 Wlntra + θ7 Wlnhch + θ8 Wlnhcm + η + φ+ε （ 2） W 是0 － 1 lq 表示文化產(chǎn)業(yè)集聚水平， 模型中， 一階空間鄰近權(quán)重矩陣， ρ 衡量本地區(qū)受到其他地 區(qū)的溢出效應(yīng)的大小 （ 即空間溢出效應(yīng)彈性 ） 。 η 表示個(gè)體固定效應(yīng)， φ 表示時(shí)點(diǎn)固定效應(yīng)， ε 為隨 market、 tol、 inf、 com、 tra、 hch、 hcm 機(jī)誤差向量。 hhi、 分別表示第三產(chǎn)業(yè)多元化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、 文化產(chǎn)業(yè)潛 在市場(chǎng)、 地區(qū)包容度、 文化基礎(chǔ)設(shè)施、 通信業(yè)發(fā)展 水平、 交通運(yùn)輸業(yè)發(fā)展水平、 高級(jí)人力資本和低級(jí) 人力資本， θ 表示鄰近地區(qū)的相對(duì)應(yīng)的自變量對(duì)本 地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚的影響程度的大小。 Lee 和 Yu （ 2010 ） ［32］認(rèn)為， 中心化方法 （ demeaning procedure） 在大 N 小 T 的情形下對(duì)模型進(jìn)行 直接求解會(huì)存在偏誤， 需要對(duì)標(biāo)準(zhǔn)差和統(tǒng)計(jì)量加 以修正。我們將采用這一修正方法進(jìn)行空間杜賓 模型的估計(jì)。 表 2 報(bào)告了 4 類地區(qū)單區(qū)制空間面板計(jì)量模 型的估計(jì)結(jié)果。 結(jié)果顯示， 對(duì)于全國(guó)的豪斯曼檢 驗(yàn)不能拒絕固定效應(yīng)的原假設(shè)， 所以我們選擇固 定時(shí)間的隨機(jī)效應(yīng)杜賓模型。 全國(guó)、 東部和中部 地區(qū)模型的 Wald 檢驗(yàn)都顯著拒絕了空間滯后效 應(yīng)和空間誤差效 應(yīng) 模 型， 應(yīng) 采 取 空 間 杜 賓 模 型。 但是對(duì)于西部地區(qū)來(lái)說(shuō)， 空間面板模型不能拒絕 空間滯后模型和空間誤差模型， 所以本文根據(jù)表 3 的檢驗(yàn)結(jié)果， 在空間滯后模型和空間誤差模型中 選擇隨機(jī)效應(yīng)空間滯后模型。 從全國(guó)層面看， 在時(shí)間固定隨機(jī)效應(yīng)杜賓模 型中， 其空間溢出效應(yīng)彈性 ρ 為 0. 4 ， 遠(yuǎn)高于雙固 定效應(yīng)杜賓模型中東部地區(qū)的 0. 181 、 中部地區(qū)的 － 0. 236 及隨機(jī)效應(yīng)空間滯后模型中西部地區(qū)的 0. 121 ， 說(shuō)明全國(guó)層面全局空間溢出大于東中西部
178

地區(qū)的局部溢出， 此外東中西區(qū)際之間可能存在 著正向的空間溢出效應(yīng)。 這是因?yàn)樵谌珖?guó)層面上 不同區(qū)域的文化產(chǎn)業(yè)集聚水平較東中西部地區(qū)層 面存在著較大的差異梯度， 有利于實(shí)現(xiàn)空間上的 梯度溢出。 考察東 部 地 區(qū) ， 其文化產(chǎn)業(yè)空間溢出效應(yīng) （ 0. 281 ） 大 于 中 部 地 區(qū) （ － 0. 236 ） 和 西 部 地 區(qū) （ 0. 121 ） ， 說(shuō)明東部是文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的優(yōu)勢(shì)地區(qū) ， 存在著較強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)內(nèi)區(qū)際溢出優(yōu)勢(shì) ， 能夠較好地 勞動(dòng)力 、 技術(shù) 、 基礎(chǔ)設(shè)施等因素的外部 發(fā)揮市場(chǎng) 、 性， 實(shí)現(xiàn)東部地區(qū)內(nèi)部省份之間的正向溢出 。 其 中最為 顯 著 的 是 東 部 地 區(qū) 的 市 場(chǎng) 溢 出 （ W * lnmarket） 彈性系數(shù)達(dá)到 1. 174 ， 這是因?yàn)闁|部地 區(qū)的市場(chǎng) 開(kāi) 放 度 較 高 ， 各地區(qū)市場(chǎng)連接程度較 較單獨(dú)省份的市場(chǎng)而言 ， 有著巨大的市場(chǎng)需 高， 求 。 但是另外一方面 ， 基礎(chǔ)設(shè)施 （ W* lninf 系數(shù) 為 － 0. 607 ） 和 低 素 質(zhì) 勞 動(dòng) 力 人 才 （ W * lnhcm 的系數(shù)為 － 1. 012 ） 的負(fù)向溢出表明東部地區(qū)對(duì) 于基礎(chǔ)設(shè)施和低素質(zhì)勞動(dòng)力人才的競(jìng)爭(zhēng)十分激 這與東部 地 區(qū) 競(jìng) 相 爭(zhēng) 奪“國(guó) 家 級(jí) 產(chǎn) 業(yè) 園 ” 的 烈， 國(guó)家 層 面 政 策 和“用 工 荒 ”的 現(xiàn) 實(shí) 情 況 比 較 吻合 。 中部地區(qū) 的 空 間 溢 出 效 應(yīng) 彈 性 系 數(shù) ρ 為 負(fù) （ － 0. 236 ） ， 是所有地區(qū)中唯一顯著為負(fù)的。 說(shuō)明 中部地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展在省際之間并未形成 文化產(chǎn)業(yè)之間沒(méi)有良好的上下 良性互動(dòng)的循環(huán)， 游產(chǎn)業(yè)鏈分工的協(xié)同合作效應(yīng)， 相反， 可能存在著 一定的惡性競(jìng)爭(zhēng)。 這種惡性競(jìng)爭(zhēng)主要體現(xiàn)在對(duì)低 級(jí)勞動(dòng)力（ W* lnhcm 系數(shù)為 － 0. 966 ） 和通訊網(wǎng)絡(luò) 服務(wù)（ W* lncom 系數(shù)為 － 0. 423 ） 的需求上。 從高 級(jí)勞 動(dòng) 力 的 表 現(xiàn) 上 來(lái) 看 （ W * lnhch 系 數(shù) 為 0. 878 ） ， 高素質(zhì)勞動(dòng)被認(rèn)為是先進(jìn)知識(shí)技術(shù)的象 征， 先進(jìn)思想和技術(shù)的產(chǎn)生和外溢不管是對(duì)于本 還是對(duì)外地的文化產(chǎn)業(yè)的發(fā) 地文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展， 展都有較強(qiáng)的促進(jìn)作用。 西部地區(qū)是唯一溢出效應(yīng)彈性系數(shù) （ 在隨機(jī) 效應(yīng)空間滯后模型中 ρ 為 0. 121 ） 不顯著的地區(qū) （ 不論是其他地區(qū)的因變量還是其他地區(qū)的自變 量對(duì)本地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)集聚影響都不顯著 ） ， 這是因

軟科學(xué)研究成果與動(dòng)態(tài)

文化產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)與收斂形態(tài)實(shí)證研究

為西部地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展比較滯后， 處于產(chǎn)業(yè)集 聚生命周期的形成階段， 沒(méi)有形成配套的產(chǎn)業(yè)鏈
表2
全國(guó) 解釋變量 雙固定效 應(yīng)杜賓模型
＊ ＊ － 0. 477 ＊

對(duì)外圍企業(yè)的吸引力不強(qiáng)， 生產(chǎn)要素的集聚效 條， 應(yīng)不明顯， 難以形成空間溢出效應(yīng)。

單區(qū)制空間面板模型的回歸結(jié)果 （ 1996 － 2012 年）
被解釋變量： lnlq 東部 雙固定效 應(yīng)杜賓模型 － 0. 454 － 0. 370 － 0. 091 * 0. 098 － 0. 072
＊ 0. 156 ＊

中部 雙固定效 應(yīng)杜賓模型 0. 105
＊ － 0. 345 ＊ ＊ ＊ 0. 072 ＊

西部 雙固定效 應(yīng)杜賓模型
＊ ＊ － 0. 349 ＊

時(shí)間固定隨機(jī) 效應(yīng)杜賓模型
＊ ＊ － 0. 473 ＊

時(shí)間固定隨機(jī) 效應(yīng)杜賓模型
＊ ＊ － 0. 400 ＊

隨機(jī)效應(yīng) 空間滯后模型
＊ ＊ － 0. 379 ＊ ＊ ＊ 0. 151 ＊

lnhhi lnmarket lntol lninf lncom lntra lnhch lnhcm W* lnhhi W* lnmarket W* lntol W* lninf W* lncom W* lntra W* lnhch W* lnhcm ρ Ｒ2 σ2 logL WaldLAG LＲLAG WaldEＲＲ LＲEＲＲ Hausman

－ 0. 095 0. 013 － 0. 117 * 0. 016
＊ 0. 051 ＊ ＊ 0. 179 ＊

－ 0. 025 0. 014
＊ ＊ － 0. 151 ＊

－ 0. 067 － 0. 005 0. 064 0. 067 0. 022 0. 016
＊ 0. 038 ＊

－ 0. 020 － 0. 002 － 0. 038 0. 065 0. 018 － 0. 037
＊ 0. 033 ＊

－ 0. 004 0. 021
＊ ＊ 0. 101 ＊

－ 0. 182 － 0. 165 * － 0. 061
＊ ＊ 0. 805 ＊ ＊ ＊ 0. 389 ＊

0. 036
＊ 0. 039 ＊ ＊ 0. 126 ＊

0. 017
＊ ＊ 0. 190 ＊ ＊ ＊ 0. 033 ＊

0. 138 0. 464 * 0. 316
＊ ＊ 1. 174 ＊

－ 0. 013 0. 077 － 0. 110 － 0. 018
＊ － 0. 246 ＊ ＊ ＊ － 0. 299 ＊

－ 0. 015 0. 120 0. 110 － 0. 010 － 0. 068
＊ ＊ － 0. 311 ＊

0. 040 － 0. 251
＊ 0. 050 ＊

－ 0. 201 0. 161 0. 015 0. 071 － 0. 187 － 0. 033 0. 044 0. 000
＊ － 0. 255 ＊

－ 0. 212 0. 190 0. 027 － 0. 031 － 0. 221 * － 0. 002 － 0. 045 0. 009
＊ ＊ － 0. 315 ＊

－ 0. 039 － 0. 607 * － 0. 123 0. 181 0. 113
＊ － 1. 012 ＊ ＊ ＊ 0. 181 ＊

－ 0. 251
＊ ＊ － 0. 423 ＊

－ 0. 052 0. 158 － 0. 027
＊ ＊ 0. 441 ＊

－ 0. 064 － 0. 073 － 0. 010
＊ ＊ 0. 400 ＊

0. 014
＊ ＊ 0. 878 ＊ ＊ ＊ － 0. 966 ＊ ＊ ＊ － 0. 236 ＊

0. 121 0. 671 0. 033 38. 505

0. 739 0. 051 46. 365
＊ 17. 061 ＊ ＊ 18. 815 ＊ ＊ 15. 045 ＊ ＊ 17. 362 ＊

0. 585 0. 050 － 3. 333
＊ ＊ 23. 319 ＊

0. 789 0. 066 1. 451
＊ 16. 146 ＊ ＊ 17. 647 ＊

0. 891 0. 008

0. 770 0. 026 92. 833

0. 693 0. 025 64. 486 5. 652

＊ ＊ 47. 941 ＊

4. 167 5. 160

＊ ＊ 27. 107 ＊

＊ 16. 228 ＊ ＊ 17. 999 ＊

＊ ＊ 42. 076 ＊

4. 133 4. 576

5. 402

5. 104

＊ ＊ 120. 137 ＊

＊ ＊ 1992. 823 ＊

7. 612

（ 三） 兩區(qū)制空間面板模型— — —文化產(chǎn)業(yè)溢出 效應(yīng)的地區(qū)差異 本文進(jìn)一步把模型擴(kuò)展到兩區(qū)制情形之下， 考慮不同區(qū)制下文化產(chǎn)業(yè)集聚的溢出效應(yīng)差異 。 這里， 兩區(qū)制固定效應(yīng)空間杜賓模型的表達(dá)式為 ：

lnlq = δ1 dWlnlq + δ2 （ 1 － d ） Wlnlq + ψX i. t + ΓWX i. t + η + φ + ε
1

（ 3）

模型設(shè)定與單區(qū)制空間面板模型 （ 2 ） 式基本 d 表示 相同， 并加入指示變量 d， 在前文的設(shè)定中， 僅當(dāng) i 省份處于沿海時(shí)為 0 ， 否則為 1 ， 以此驗(yàn)證文
179

中國(guó)軟科學(xué) 2015 年第 8 期

化產(chǎn)業(yè)溢出效應(yīng)在沿海和內(nèi)陸地區(qū)是否存在顯著 不同。d 探討不同文化產(chǎn)業(yè)集聚程度區(qū)域之間的 梯度溢出效應(yīng)。 表 3 匯報(bào)了基于前文定義的 d 和 d 的兩區(qū)制 空間計(jì)量模型的回歸結(jié)果， 從 Ｒ 來(lái)看， 兩區(qū)制空間
2 1 2 2

2 下面分析基于 d 的兩區(qū)制空間計(jì)量模型， 本

文基于全國(guó)和東中西部地區(qū)進(jìn)行了回歸。 回歸結(jié) 果與表 2 比較一致， 從兩區(qū)制角度來(lái)說(shuō)， 不管是全 i 地區(qū)受到集聚程度弱于 國(guó)層面還是分地區(qū)層面， 自己的鄰近地區(qū) j1 的溢出（ 系數(shù)為 δ1 ） 小于受到集 聚程度強(qiáng) 于 自 己 的 鄰 近 區(qū) 域 j2 的 溢 出 （ 系 數(shù) 為 δ2 ） ， 一定程度上說(shuō)明， 文化產(chǎn)業(yè)集聚程度與溢出效 應(yīng)是正相關(guān)的， 即集聚程度越高的地區(qū)對(duì)其他地 區(qū)溢出效應(yīng)越大。 δ1 —δ2 衡量了這種溢出效應(yīng)差 距的大小。δ2 的正負(fù)號(hào)體現(xiàn)不同文化產(chǎn)業(yè)集聚地 區(qū)的梯度空間溢出效應(yīng)到底是以擴(kuò)散效應(yīng)為主還 東部的 是以回波效應(yīng)為主。 我們可以看到全國(guó)、 溢出效應(yīng)（ 0. 666 和 0. 350 ） 都是為正的， 說(shuō)明產(chǎn)業(yè) 集聚程度較高的地區(qū)對(duì)于產(chǎn)業(yè)集聚較弱地區(qū)的空 其中以東部 間溢出效應(yīng)還是以擴(kuò)散效應(yīng)為主的， 和全國(guó)地區(qū)最為顯著。 東部地區(qū)顯著可能由于整 體經(jīng)濟(jì)水平較高， 具有良好的基礎(chǔ)設(shè)施、 市場(chǎng)和信

面板模型較單區(qū)制的空間面板模型無(wú)疑擬合優(yōu)度更 高。分析基于 d 的兩區(qū)制空間計(jì)量模型可以看出，
1

位于沿海省份的溢出效應(yīng)彈性 （ δ2 ） 為 0. 435， 而內(nèi) 陸省份的溢出效應(yīng)彈性（ δ1 ） 為 0. 229。沿海地區(qū)省 份的文化產(chǎn)業(yè)溢出效應(yīng)要顯著大于內(nèi)陸地區(qū)。相比 內(nèi)陸省份， 沿海地區(qū)有著較高的國(guó)際化程度和較長(zhǎng) 時(shí)間的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展歷史， 因而更可能發(fā)揮沿海地 區(qū)文化產(chǎn)業(yè)集聚基于產(chǎn)業(yè)鏈溢出和創(chuàng)新溢出的協(xié)同 合作效應(yīng)， 形成正向的空間溢出效應(yīng)。
表3 兩區(qū)制空間面板模型的回歸結(jié)果 （ 1996 － 2012 年）
被解釋變量： lnlq d 解釋變量 d lnhhi lnmarket lntol lninf lncom lntra lnhch lnhcm W* lnhhi d1 全國(guó) 全國(guó) 東部 d2 中部 西部

息技術(shù)的外部性， 并且有著較強(qiáng)的承接海外先進(jìn) 技術(shù)溢出的吸收和模仿能力。 全國(guó)地區(qū)顯著是由 于全國(guó)層面來(lái)說(shuō)， 區(qū)域間文化產(chǎn)業(yè)集聚程度的梯 度差距更加明顯， 有利于空間溢出效應(yīng)的體現(xiàn)。 值得一提的是， 中西部地區(qū)受到集聚程度強(qiáng) 于自身的區(qū)域的溢出效應(yīng)影響并不顯著， 這與我 們的猜想相悖�？赡艿脑蚴怯捎谥形鞑康貐^(qū)的 文 化 產(chǎn) 業(yè) 體 制 的 禁 錮，文 化 環(huán) 境 （ Prahalad， 1986 ） ［33］以及網(wǎng)絡(luò)關(guān)系（ Dyer， 1998 ） ［34］等原因， 導(dǎo) 致中西部地區(qū)對(duì)于溢出效應(yīng)的吸收能力低下。 即 便和與集聚程度高的地區(qū)差距很大， 但是限于自 仍然無(wú)法享受到顯著的正向空間溢出 身因素， 效應(yīng)。 （ 四） 基于兩區(qū)制溢出效應(yīng)的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展收 斂性分析 基于前文的研究， 我們發(fā)現(xiàn)沿海地區(qū)文化產(chǎn) 業(yè)的溢出效應(yīng)明顯高于內(nèi)陸地區(qū)的溢出效應(yīng) ， 并 且產(chǎn)業(yè)集聚程度高的地區(qū)對(duì)于產(chǎn)業(yè)集聚程度低的 地區(qū)的溢出效應(yīng)以正向的擴(kuò)散效應(yīng)為主。 那么既 然集聚程度高的地區(qū)會(huì)通過(guò)市場(chǎng)、 勞動(dòng)力、 信息技 術(shù)等要素的外部性效應(yīng)形成對(duì)于集聚程度低的地 區(qū)的正向帶動(dòng)作用， 這是否意味著不同地區(qū)文化

＊ ＊ ＊ ＊ ＊ ＊ ＊ ＊ － 0. 038 0. 328 ＊ 0. 239 ＊ 0. 184 ＊ 0. 261 ＊ ＊ ＊ ＊ ＊ － 0. 215 － 0. 218 ＊ － 0. 486 ＊

0. 135

＊ ＊ － 0. 224 ＊

＊ ＊ ＊ － 0. 104 － 0. 156 ＊ － 0. 417 * － 0. 467 ＊

0. 050 0. 004 0. 055 0. 068 * 0. 018 － 0. 048

0. 015 － 0. 123 * 0. 008

0. 010 － 0. 071 0. 016

＊ ＊ － 0. 077 * 0. 051 ＊

0. 096 － 0. 038

－ 0. 145 － 0. 132 * 0. 030
＊ ＊ 0. 415 ＊

＊ ＊ ＊ ＊ 0. 048 ＊ 0. 050 ＊ 0. 136 ＊ ＊ 0. 184 ＊ ＊ 0. 131 ＊

0. 064
＊ 0. 469 ＊

－ 0. 014 0. 023

－ 0. 016 － 0. 102

＊ ＊ － 0. 029 － 0. 030 ＊

0. 059

－ 0. 061 － 0. 191

－ 0. 092 0. 101 0. 032 0. 097

W* lnmarket － 0. 145 W* lntol W* lninf － 0. 010 － 0. 261
＊ ＊

＊ ＊ － 0. 097 0. 958 ＊

－ 0. 003 － 0. 322
＊ ＊ ＊

＊ ＊ － 0. 035 0. 050 ＊

－ 0. 718

＊ ＊

－ 0. 270

*

＊ ＊ ＊ － 0. 236 ＊ W* lncom － 0. 295 ＊ － 0. 048 － 0. 198 ＊ － 0. 241 ＊

W* lntra W* lnhch W* lnhcm δ1 δ2 δ1 — δ2 Ｒ2 σ
2

－ 0. 059 0. 205 － 0. 041

－ 0. 064 0. 172 － 0. 024

0. 108

0. 093

－ 0. 025 0. 022 － 0. 012 － 0. 175 0. 173 － 0. 348 0. 849 0. 015 137. 116

＊ ＊ － 0. 106 0. 454 ＊

－ 0. 585 － 0. 087

－ 0. 406 * － 0. 153 － 0. 127

＊ ＊ ＊ ＊ 0. 229 ＊ 0. 483 ＊

＊ ＊ ＊ ＊ ＊ ＊ 0. 435 ＊ 0. 666 ＊ 0. 350 ＊

＊ － 0. 026 － 0. 205 * － 0. 183 * － 0. 437 ＊

0. 737 0. 047 48. 563

0. 837 0. 029 160. 139

0. 815 0. 050 13. 783

0. 938 0. 004 171. 566

logL

180

軟科學(xué)研究成果與動(dòng)態(tài)

文化產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)與收斂形態(tài)實(shí)證研究

產(chǎn)業(yè)的發(fā)展呈現(xiàn)出收斂趨勢(shì)呢？ 下面對(duì)我國(guó)省域 文化產(chǎn)業(yè)的集聚進(jìn)行收斂性分析。 1. σ 收斂分析 我們按照前文東中西部地區(qū)的劃分標(biāo)準(zhǔn)， 繪制

文化產(chǎn)業(yè)集聚情況標(biāo)準(zhǔn)差圖如下所示 ： 圖 3 描述了 1996 － 2012 年文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的 σ 收斂情況。顯然不管是全國(guó)還是分地區(qū)都不存在 顯著的 σ 收斂。都在 0. 05 － 0. 5 之間震蕩波動(dòng)。

圖3

文化產(chǎn)業(yè)集聚水平標(biāo)準(zhǔn)差

2. β 與俱樂(lè)部收斂分析 收斂性模型如下所示： y i （ T） 1 log = α + β1 logy i （ 0 ） + ε it T yi （ 0） （ 4）

dongbu、 zhongbu） 不顯著表明不管是沿海、 內(nèi)陸地 東中西部地區(qū)都不存在著顯著的俱樂(lè)部收斂。 區(qū)、 進(jìn)一步證實(shí)了由于溢出效應(yīng)以正向的擴(kuò)散效應(yīng)為 省域之間文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展沒(méi)有累積惡性循環(huán)， 主， 反而出現(xiàn)了發(fā)展差距縮小， 逐漸收斂的態(tài)勢(shì)。 這 一結(jié)果反映出隨著文化產(chǎn)業(yè)集聚水平的提高 ， 文 從而有助 化產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)逐漸顯著， 于區(qū)域間文化產(chǎn)業(yè)集群的協(xié)同發(fā)展， 各地區(qū)的發(fā) 展差距逐漸縮小， 整體區(qū)域的集群水平在質(zhì)量上 優(yōu)化產(chǎn)業(yè)的區(qū)域發(fā)展結(jié)構(gòu)。 不斷提高，
表4 收斂形態(tài)檢驗(yàn)回歸結(jié)果 （ 1996 － 2012 年）
沿海 － 內(nèi)陸 東中西部地 俱樂(lè)部收斂 區(qū)俱樂(lè)部收斂
＊ － 0. 035 ＊

y i （ T） 1 log = α + β1 logy i （ 0 ） + ψX i. t + ε it （ 5 ） T yi （ 0） y i （ T） 1 log = α + β1 logy i （ 0 ） + β2 D + ε it （ 6 ） T yi （ 0） y i （ T） 1 T 表示 0 － t 之間的年份間 在 log 中， T yi （ 0） 0 表示 1996 年， t 表示 2012 年， y 選取產(chǎn)業(yè)集聚 隔， 東 區(qū)位熵。D 為虛擬變量 （ 分別檢驗(yàn)沿海和內(nèi)陸、 X 表示是一系 中西部地區(qū)是否存在俱樂(lè)部收斂 ） ， 列的外生控制變量， 主要包括有： 第三產(chǎn)業(yè)多元化 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、 文化產(chǎn)業(yè)潛在市場(chǎng)、 地區(qū)包容度、 文化 通信業(yè) 發(fā) 展 水 平、 交通運(yùn)輸業(yè)發(fā)展水 基礎(chǔ)設(shè)施、 平、 高級(jí)人力資本和低級(jí)人力資本等。 式 （ 4 ） － （ 6 ） 分別表示 β 絕對(duì)收斂、 β 條件收斂和俱樂(lè)部收 斂。其中俱樂(lè)部收斂通過(guò)設(shè)置沿海 （ yanhai ） 、 東部 （ dongbu） 、 中部 （ zhongbu ） 的虛擬變量來(lái)探討沿海 和內(nèi)陸， 東中西部 地 區(qū) 是 否 存 在 著 俱 樂(lè) 部 收 斂。 回歸結(jié)果如表 4 所示。 從表 4 可以看出， 第一列中 1996 年文化產(chǎn)業(yè) 集聚水平的系數(shù)顯著為負(fù) （ － 0. 043 ） ， 說(shuō)明存在著 明顯的 β 絕對(duì)收斂。 在加入了 D 虛擬變量之后， 第三列和第四列中， 收斂速度呈現(xiàn)下降趨勢(shì)， 但是 仍 然 十 分 顯 著。 虛 擬 變 量 的 系 數(shù) （ yanghai、

VAＲIABLES β 絕對(duì)收斂 β 條件收斂

ln lq1996

＊ ＊ ＊ ＊ ＊ ＊ － 0. 043 ＊ － 0. 067 ＊ － 0. 041 ＊

（ 0. 0123 ）

（ 0. 0124 ）

（ 0. 0124 ） 0. 009 （ 0. 007 ）

（ 0. 0143 ）

yanhai

zhongbu

0. 006 （ 0. 010 ） 0. 013 （ 0. 010 ）
＊ ＊ 0. 020 ＊

dongbu 常數(shù) － 0. 038 （ 0. 112 ） 0. 684
＊ ＊ 0. 017 ＊

0. 012 （ 0. 008 ） 0. 346

（ 0. 004 ） Ｒsquared 注：
＊ ＊ ＊ ＊ ＊ *

（ 0. 005 ） 0. 332

0. 299

、 和 分別表示在 1% 、 5% 和 10% 的水平上顯著。括號(hào)中

匯報(bào)的是標(biāo)準(zhǔn)差。由于空間誤差檢驗(yàn)和空間滯后檢驗(yàn)都沒(méi)有 所以不存在空間異質(zhì)性， 不需要采用空間計(jì)量模 拒絕原假設(shè)， 型進(jìn)行分析。限于篇幅， 省略了 β 條件收斂模型下控制變量的 回歸情況。

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中國(guó)軟科學(xué) 2015 年第 8 期

四、 結(jié)論與政策建議 本文以 1996 － 2012 年中國(guó)內(nèi)地 31 省市文化 產(chǎn)業(yè)為研究對(duì)象， 運(yùn)用兩區(qū)制空間計(jì)量模型測(cè)算 不同區(qū)域之間的梯度溢出效應(yīng)， 并進(jìn)一步進(jìn)行收 斂性檢驗(yàn)， 得到以下結(jié)論： 其一， 在單區(qū)制模型中， 整體上全國(guó)層面文化產(chǎn)業(yè)溢出效應(yīng)為正。 從溢出 的動(dòng)力機(jī)制來(lái)分析， 全國(guó)層面上存在著負(fù)向的信 息外部性， 東部地區(qū)有著顯著的市場(chǎng)正溢出效應(yīng) 和負(fù)向的低級(jí)勞動(dòng)力、 基礎(chǔ)設(shè)施的負(fù)向溢出， 中部 地區(qū)有著顯著的市場(chǎng)正溢出效應(yīng)和負(fù)向的低級(jí)勞 動(dòng)力、 信息通訊的溢出效應(yīng)。 其二， 在兩區(qū)制模型 中， 沿海地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚空間溢出效應(yīng)顯著大于 內(nèi)陸地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚空間溢出效應(yīng)。 在全國(guó)和東 部地區(qū)， 產(chǎn)業(yè)集聚程度高的地區(qū)對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚程度 較低的地區(qū)的空間梯度溢出效應(yīng)顯著為正， 說(shuō)明 在文化產(chǎn)業(yè)集聚程度較高的地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚溢出 效應(yīng)有助于帶動(dòng)文化產(chǎn)業(yè)集聚程度較低的地區(qū)的 產(chǎn)業(yè)發(fā)展。 其三， 對(duì)文化產(chǎn)業(yè)集聚程度的收斂性 分析顯示， 存在 β 條件和 β 絕對(duì)收斂， 不存在 σ 和 俱樂(lè)部收斂。這進(jìn)一步說(shuō)明中國(guó)不同區(qū)域文化產(chǎn)業(yè) 集聚的發(fā)展不是發(fā)散的或者局部收斂的， 而是全局 收斂的。不同地區(qū)可以通過(guò)正向的產(chǎn)業(yè)溢出， 實(shí)現(xiàn) 協(xié)同發(fā)展， 而不是發(fā)散的惡性循環(huán)累積因果過(guò)程。 基于上述結(jié)論， 本文提出下列政策建議： 第一， 建立現(xiàn)代文化產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)體系。 完善文 化市場(chǎng)準(zhǔn)入和退出機(jī)制， 推動(dòng)各類市場(chǎng)主體公平 確保文化資源在全國(guó)范圍內(nèi)及各區(qū)域之間 競(jìng)爭(zhēng)， 自由流動(dòng)； 部分文化事業(yè)單位在進(jìn)行企業(yè)化的同 時(shí)， 推動(dòng)國(guó)有文化企業(yè)上市， 實(shí)現(xiàn)產(chǎn)權(quán)多元化； 允 跨行業(yè)、 跨所有制兼并重組， 許文化企業(yè)跨地區(qū)、 提高文化產(chǎn)業(yè)規(guī)�；�、 集約化、 專業(yè)化水平， 打通 文化產(chǎn)業(yè)集聚空間溢出的作用機(jī)制。 第二， 加強(qiáng)文化產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)的整體規(guī)劃。 文 化產(chǎn)業(yè)集聚通過(guò)政策優(yōu)勢(shì)將人才、 技術(shù)、 資金、 文 化創(chuàng)意等資源吸引并在特定城市或區(qū) 域 加 以 整 通過(guò)產(chǎn)業(yè)鏈延伸和擴(kuò)張， 有效打破區(qū)域障礙， 合， 形成集聚效應(yīng)、 規(guī)模效應(yīng)以及溢出效應(yīng)。 要達(dá)成 需要區(qū) 域 政 府 加 強(qiáng) 園 區(qū) 整 體 規(guī) 劃， 譬 這些目的， 如， 確定區(qū)域內(nèi)各文化集聚園區(qū)的不同定位； 為園
182

區(qū)內(nèi)企業(yè)建立完整的文化產(chǎn)業(yè)鏈構(gòu)建良好的制度 環(huán)境等。 第三， 完 善 文 化 產(chǎn) 業(yè) 集 聚 區(qū) 公 共 服 務(wù) 平 臺(tái)。 國(guó)家層面及各區(qū)域應(yīng)積極搭建包括企業(yè)孵化 、 金 融服務(wù)、 技術(shù)服務(wù)、 培訓(xùn)交流、 展示推廣、 通訊設(shè)施 為集聚區(qū) 等功能在內(nèi)的文化產(chǎn)業(yè)公共服務(wù)平臺(tái)， 內(nèi)企業(yè)發(fā)展提供專業(yè)化服務(wù)， 孵化創(chuàng)意水平高、 技 術(shù)含量高、 市場(chǎng)潛力大的文化項(xiàng)目， 扶植符合國(guó)家 及區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展方向的文化企業(yè)。 其中， 尤為重 要的是構(gòu)建文化創(chuàng)意產(chǎn)品和成果的知識(shí)產(chǎn)權(quán)服務(wù) 平臺(tái)， 為集聚區(qū)企業(yè)提供知識(shí)產(chǎn)權(quán)登記、 代理、 轉(zhuǎn) 評(píng)估、 鑒定以及咨詢等服務(wù)。 入、 第四， 構(gòu)建多方位文化創(chuàng)意人才引進(jìn)和培養(yǎng) 機(jī)制。當(dāng)前中國(guó)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的瓶頸因素之一就 是高端文化創(chuàng)意復(fù)合型人才， 那么國(guó)內(nèi)高校和相 關(guān)研究機(jī)構(gòu)， 首先需要研究文化產(chǎn)業(yè)高端人才需 在此基礎(chǔ)上， 與企業(yè)相結(jié)合實(shí)施針 要具備的素質(zhì)， 對(duì)性培養(yǎng)方案； 其二， 需要構(gòu)建文化創(chuàng)意復(fù)合型人 才的全方位服務(wù)平臺(tái)， 為促進(jìn)人才流動(dòng)和增強(qiáng)人 還要?jiǎng)?chuàng)新文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè) 才黏著力做好服務(wù)； 此外， 人才引進(jìn)政策， 加大人才引進(jìn)力度。
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（ 本文責(zé)編： 辛

城）

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  本文關(guān)鍵詞：文化產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)與收斂形態(tài)實(shí)證研究，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。