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

軟科學研究成果與動態(tài)

文化產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應與收斂形態(tài)實證研究

文化產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應與收斂形態(tài)實證研究
孫智君， 李 響
武漢 430072 ） （ 武漢大學經(jīng)濟與管理學院 ， 湖北

摘

要： 集聚對于提升文化產(chǎn)業(yè)的空間溢出效應 ， 實現(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)濟水平和地方化經(jīng)濟水平為解釋變量的分析框架 ， 運用普通面板模 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)空間溢出效應及其作用機制 ， 并進行收斂性分 析。研究表明： （ 1 ） 全國和東部地區(qū)存在著顯著的正向空間溢出效應 ， 中部地區(qū)存在著負向空間溢出效應 ， 西部 地區(qū)溢出效應不顯著； （ 2 ） 沿海地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)集聚的溢出效應大于內(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以擴散效應為主 ； （ 3 ） 產(chǎn)業(yè)集聚的區(qū)域差異存在 β 收斂趨勢， 且不存在 σ 和俱樂部收斂， 文化產(chǎn)業(yè)空間溢出效應有助于實現(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。 關(guān)鍵詞： 文化產(chǎn)業(yè)； 收斂； 空間溢出效應； 產(chǎn)業(yè)集聚 中圖分類號： F270 文獻標識碼： A 文章編號： 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

作者簡介： 孫智君（ 1969 － ） ， 女， 湖北洪湖人， 武漢大學經(jīng)濟管理學院副教授、 碩士生導師， 博士， 研究方向： 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟分析。

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中國軟科學 2015 年第 8 期

一、 引言 近年來， 中國工業(yè)化、 信息化、 城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè) “四化 ” 水平不斷提升， 中國經(jīng)濟總量和人 現(xiàn)代化 均 GDP 也快速增長， 國民對于文化產(chǎn)品的需求呈 現(xiàn)大規(guī)模增長態(tài)勢， 文化產(chǎn)業(yè)得以高速成長。 歷 史地看， 文化產(chǎn)業(yè)在市場和政策兩種機制的推動 — —從產(chǎn)業(yè)層面考察， 下取得了長足進展— 文化產(chǎn) 高知識性、 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)絡狀融合發(fā)展態(tài)勢， 提高了相關(guān)產(chǎn)業(yè)的附 加值， 創(chuàng)造了經(jīng)濟的新增長點。 從區(qū)域角度考察， 20 世紀末期開始， 北京、 上海等大城市先行發(fā)展的 文化產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)， 逐漸向全國范圍蔓延， 形成文化 產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展并向周圍迅速溢出的態(tài)勢， 并產(chǎn)生 了一大批自主創(chuàng)新能力強、 對區(qū)域經(jīng)濟發(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)實問題及文化產(chǎn)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)融合發(fā) 展的動態(tài)趨勢， 適時進一步推出了一系列激勵型 產(chǎn)業(yè)政策①， 以推進文化產(chǎn)業(yè)與實體經(jīng)濟深度融 合， 實現(xiàn)世界范圍內(nèi)“中國制造 ” 向“中國創(chuàng)造 ” 轉(zhuǎn) 變， 實現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)的各地區(qū)協(xié)同發(fā)展。 政策與實 踐的發(fā)展導出本文研究的主要問題： 文化產(chǎn)業(yè)的 溢出效應究竟有多大？ 溢出效應通過哪些機制來 實現(xiàn)？ 文化產(chǎn)業(yè)溢出效應在產(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 于產(chǎn)業(yè)集聚程度低的地區(qū)的溢出效應是正向的擴 散效應還是負向的涓滴效應， 如果是正向的擴散 那么是否存在收斂態(tài)勢， 是何種收斂？ 針對 效應， 上述問題的回答具有一定的理論和實踐意義 。 （ 一） 空間溢出效應相關(guān)理論描述 已有理論顯示， 外部性是空間溢出效應的產(chǎn) 生條件
［ 13］

夠為發(fā)展相對落后的地區(qū)樹立標桿， 提供新技術(shù)、 新產(chǎn)品、 生產(chǎn)流程、 管理經(jīng)驗的示范， 從而促進較 落后地區(qū)的模仿學習
［ 6］

； 培訓效應— — —通過“干中
［ 7］

學” 了解并掌握先進地區(qū)的前沿技術(shù)， 并進行模 與本地市場結(jié) 合 進 一 步 創(chuàng) 新 仿， ； 空間競爭效 — —外來企業(yè)的進入加大了對本地區(qū)市場的競 應— 爭， 本地區(qū)原先處于領(lǐng)先地位甚至壟斷地位的企 業(yè)為了保持競爭力， 會通過各種途徑促進技術(shù)創(chuàng) 新， 提高生產(chǎn)效率， 以保持自己的競爭力
［ 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— 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)價值鏈
［ 9］

（ 圖 1 ） 。 新經(jīng)濟增長理論表明， 空

如果 間溢出是縮小區(qū)際間發(fā)展差距的重要途徑，， 能準確把握溢出效應與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的內(nèi)在聯(lián)系 ， 將 縮小差距 對滯后企業(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， 進一步拉大發(fā)達地區(qū)和落后地區(qū)之間的差距
［ 11］

。

圖1

文化產(chǎn)業(yè)空間溢出效應的動力機制

（ 二） 文化產(chǎn)業(yè)空間溢出效應的測度模型研究 部分學者通過構(gòu)建文化產(chǎn)業(yè)溢出效應測度模 型， 從國家或區(qū)域?qū)用嫜芯苛宋幕a(chǎn)業(yè)集聚水平及 溢出效應等問題， 代表性分析框架包括： 其一， 城市 化經(jīng)濟 與 地 方 化 經(jīng) 濟 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)意階級理論融入地方化經(jīng)濟和城市
［ 15 ］ 化經(jīng)濟的分析框架。Kwan Wai Ko（ 2014） 借鑒上

， 資本、 貨物、 人才、 信息技術(shù)等要素的
［ 4］

流動是空間溢出效應作用的載體 出中， 空間溢出效應的發(fā)生機制

。 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— 發(fā)展較好的地區(qū)能

通過計算以從業(yè)人數(shù)為基礎的區(qū)位商， 指 述思路，

《國務院關(guān)于推進文化創(chuàng)意和設計服務與相關(guān)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的若干意見》 ； 2014 年 3 月中國國家文化部 《關(guān)于貫徹落實 ① 2014 年 2 月 〈國務院關(guān)于推進文化創(chuàng)意和設計服務與相關(guān)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的若干意見 〉 。 的實施意見》

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軟科學研究成果與動態(tài)

文化產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應與收斂形態(tài)實證研究

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

二、 變量選擇、 數(shù)據(jù)來源與計量模型 （ 一） 變量選擇與樣本數(shù)據(jù) 本文構(gòu)建一個以文化產(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的指標。 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

值為基礎的區(qū)位商衡量文化產(chǎn)業(yè)集聚程度， 并運 用空間誤差和滯后模型對 2008 年全國 31 個省市、 自治區(qū)、 直轄市的截面數(shù)據(jù)進行分析， 得出文化產(chǎn) 業(yè)集 聚 具 有 正 向 的 溢 出 效 應 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 簡單加權(quán)平均構(gòu)建綜合性區(qū)位商指標 （ 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。城市化經(jīng)濟的影響因子主要 考慮如下五個： ①多元化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。以制造業(yè)為基 礎的服務業(yè)繁榮發(fā)展能為廣告業(yè)、 軟件業(yè)和專業(yè)設 計等文化產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造大量的需求 導致集聚產(chǎn)生
［ 21 ］ ［ 20 ］

采用文化產(chǎn)業(yè)增加值占全國文化產(chǎn)業(yè)

增加值平均值來測度文化產(chǎn)業(yè)集聚程度， 并運用 空間自回歸和誤差模型對 1999 － 2008 年省級相關(guān) 數(shù)據(jù)進行實證分析， 同樣得出文化產(chǎn)業(yè)集聚存在 空間正溢出效應。 總體來說， 目前國內(nèi)外學術(shù)界對文化產(chǎn)業(yè)集 聚的溢出效應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)溢出效應分析的實證研究則存在以 下局限性： ① 文化產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計不完善導致諸多數(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局限于就業(yè)人數(shù)和 產(chǎn)業(yè)增加值的區(qū)位商； ③ 沒有考慮文化產(chǎn)業(yè)在不 同集聚水平的地區(qū)存在梯度溢出效應， 以及這種 梯度溢出是擴大還是相對縮小了地區(qū)之間的產(chǎn)業(yè) 集聚發(fā)展差距。 基于已有文獻的研究貢獻， 并考慮突破現(xiàn)有 研究局限， 本文研究設想如下： 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
［ 18］

， 并能互相促進，

。本文以 HHI 指標衡量第三產(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) 的潛在市場容量
［ 15 ］

。③ 交通運輸業(yè)。交通運輸業(yè)

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

來衡量文化產(chǎn)業(yè)集聚水平， 這一指

標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， 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 間計量模型無法刻畫和分析不同區(qū)制下文化產(chǎn)業(yè) 的非對稱溢出效應， 本文采用 Elhorst （ 2009 ）
［ 19］

。④通信業(yè)。通信業(yè)對文化產(chǎn)業(yè)集聚的影

響也是不確定的： 發(fā)達的通信業(yè)在促進信息流在不 同地區(qū)快速流通交換的同時， 促進了文化產(chǎn)業(yè)的現(xiàn) 代化進程。該指標用每萬人使用電話和互聯(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)濟地理因素和產(chǎn) 業(yè)集聚的指標劃分兩區(qū)制， 并測算不同區(qū)制間的 梯度溢出效應。③ 對于兩區(qū)制模型的結(jié)果進一步 檢驗： 判斷梯度溢出效應是否能使不同地區(qū)文化 產(chǎn)業(yè)的發(fā)展達到收斂態(tài)勢， 并判斷是何種收斂， 進 一步檢驗收斂是否存在空間態(tài)勢。

。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

， 該指標以 FDI / GDP 衡量。

⑥文化基礎設施。文化基礎設施為公共文化及文化 產(chǎn)業(yè)提供良好的硬件設施， 以公共圖書館業(yè)機構(gòu)數(shù) 和博物館業(yè)機構(gòu)數(shù)衡量
［ 24 ］

。
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中國軟科學 2015 年第 8 期

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

數(shù)等數(shù)據(jù)均來自 1997 － 2013 年各年度《中國城市 。 建模采用雙對 統(tǒng)計年鑒》 以及《中國統(tǒng)計年鑒 》 數(shù)模型以測算溢出彈性。 （ 二） 計量模型、 估計與檢驗 1. 空間計量模型 Gauss-Markov 假設 當變量存在空間自相關(guān)時， 就不被滿足， 傳統(tǒng)的計量方法就會失效。 因此， 需 要采 用 空 間 計 量 模 型 來 解 決 空 間 異 質(zhì) 性 問 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 各區(qū)制系數(shù)相同的空間計量模型拓展到區(qū)制系數(shù) 不同的兩區(qū)制 （ Two-Ｒegime ） 空間計量模型， 考察 不同區(qū)制下文化產(chǎn)業(yè)溢出對其鄰近地區(qū)的文化產(chǎn) 業(yè)集聚程度的影響程度和正負方向。 本文計算了 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， 圖 2 顯示， 當前中國文化產(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 δ1 和 δ2 顯著不同時， 中國區(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式如下 2009 ） ：
［ 19］

。

3. 研究對象與數(shù)據(jù)來源 本文按照經(jīng)濟帶將中國內(nèi)地 31 個省市分為 中、 西部地區(qū)。 樣本時期為 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)來自《中國文化 ， 文物統(tǒng)計年鑒 》 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， 《中國文化產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒 》 后 不再統(tǒng)計文化產(chǎn)業(yè)增 2010 年后文化產(chǎn)業(yè)增加值指標 加值和產(chǎn)值指標， 來自各地方政府統(tǒng)計部門公告。 各產(chǎn)業(yè)總就業(yè)人 《中國統(tǒng)計年鑒 》 數(shù)均來源于 和《中國城市統(tǒng)計年 ， 各產(chǎn)業(yè)法人單位數(shù)來自《中國基本單位統(tǒng)計 鑒》 。少數(shù)省份個別年份的缺失數(shù)據(jù)， 年鑒》 根據(jù)其變 化規(guī)律推算補齊。 解釋變量所需數(shù)據(jù)來源中， 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?公共圖書館 業(yè)機構(gòu)數(shù)、 高等學校在校學生數(shù)、 普通中學在校學生

（ Elhorst，

圖2

中國文化產(chǎn)業(yè)集聚情況四分位圖

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文化產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應與收斂形態(tài)實證研究

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， 滿足以下設定： d1 =

Wald-Error 兩個檢驗） 來確定應該采取空間滯后模 型還是空間誤差模型。 如果兩個檢驗都拒絕了原 假設， 即 應 該 選 擇 空 間 杜 賓 模 型 （ Spatial Durbin SDM） ［30］。最后運用 Hausman 檢驗判斷是 Model， 并采用似 采用固定效應模型還是隨機效應模型， LＲ） 判斷是否采用個體 然比檢驗（ Likelihood Ｒatio， 固定效應和時間固定效應。 我們將根據(jù)估計結(jié)果 在空間誤差模型 （ SEM ） 、 空間滯后模型 （ SAＲ ） 和 固定效應、 隨機效應以及個 空間杜賓模型（ SDM ） ， 體固定效應、 時間固定效應中進行選擇 三、 實證及結(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空間滯后模 型和空間誤差模型進行交互檢驗， 然后對個體固 定效應和時間固定效應進行似然比檢驗， 由此得 到結(jié)果如表 1 所示。
表1
檢驗指標 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 表示個體固定效應， φ t 表示時點固定效應， ε it 為隨 機誤 差 向 量。 其 中 d 借 鑒 龍 小 寧 （ 2014 ） 的 做
1

。

法

［ 26］

： 僅當 i 省份處于沿海時為 0 ， 否則為 1 ， 以此
2 ［ 27］

驗證文化產(chǎn)業(yè)溢出效應在沿海和內(nèi)陸地區(qū)是否存 在顯著不同。d 借鑒張文彬 （ 2010 ） 的設定 差異。 2. 估計與檢驗 空間計量模型的估計， 常 見 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

普通面板模型的檢驗結(jié)果
個體固定回歸 時間固定回歸 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］等估計方法。相比 MLE 方法， IV 方法的參 數(shù)估計值往往會超出定義域的范圍， 并且對于工 具變量 的 選 擇 要 求 較 高。 因 此， 我 們 認 為， 采用 MLE 方法估計空間計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。 空間計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） 主要應用于分析某一區(qū)域的變量對于鄰近區(qū) 域變量的溢出效應， 而空間誤差模型 （ Spatial Error Model， SEM） 則通過分析誤差擾動項， 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 驗和拉格朗日乘子滯后 （ Lagrange Multiplier Lag ） 檢驗 以 及 其 穩(wěn) 健 性 修 正 指 標 （ Ｒobust-Lmlag 和 Ｒobust-Lmerror） 來判斷模型的具體形式。 如果 LM 檢驗不能拒絕空間滯后模型和空間誤差模型， 則 需要進一步的采用 Wald 檢驗 （ 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 個體 LＲ 時點

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， 注： ＊ 分別表示通過 1% 、 下同。

表 1 報告 了 4 類 普 通 面 板 模 型 的 檢 驗 結(jié) 果 （ 為簡略起見 ， 去掉了相關(guān)自變量的檢驗結(jié)果和 t 4 同 ） 。 結(jié)果顯示 ， 檢驗值 ， 表 3、 每個模型的 4 個 LM 檢驗指標絕大部分都通過了 5% 水平的顯著 LＲ 性檢驗 ， 說明模型存在著空間自相關(guān) 。 此外 ， 個體固定效應和 LＲ 時點固定效應的檢驗顯示雙 固定效 應 模 型 比 混 合 或 單 固 定 效 應 模 型 更 為 合理 。
177

中國軟科學 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 全國以及分地區(qū)空間面板模型， 其中空間個體時 點雙固定效應空間杜賓模型的表達式為 ： 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)的溢出效應的大小 （ 即空間溢出效應彈性 ） 。 η 表示個體固定效應， φ 表示時點固定效應， ε 為隨 market、 tol、 inf、 com、 tra、 hch、 hcm 機誤差向量。 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、 地區(qū)包容度、 文化基礎設施、 通信業(yè)發(fā)展 水平、 交通運輸業(yè)發(fā)展水平、 高級人力資本和低級 人力資本， θ 表示鄰近地區(qū)的相對應的自變量對本 地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚的影響程度的大小。 Lee 和 Yu （ 2010 ） ［32］認為， 中心化方法 （ demeaning procedure） 在大 N 小 T 的情形下對模型進行 直接求解會存在偏誤， 需要對標準差和統(tǒng)計量加 以修正。我們將采用這一修正方法進行空間杜賓 模型的估計。 表 2 報告了 4 類地區(qū)單區(qū)制空間面板計量模 型的估計結(jié)果。 結(jié)果顯示， 對于全國的豪斯曼檢 驗不能拒絕固定效應的原假設， 所以我們選擇固 定時間的隨機效應杜賓模型。 全國、 東部和中部 地區(qū)模型的 Wald 檢驗都顯著拒絕了空間滯后效 應和空間誤差效 應 模 型， 應 采 取 空 間 杜 賓 模 型。 但是對于西部地區(qū)來說， 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 的檢驗結(jié)果， 在空間滯后模型和空間誤差模型中 選擇隨機效應空間滯后模型。 從全國層面看， 在時間固定隨機效應杜賓模 型中， 其空間溢出效應彈性 ρ 為 0. 4 ， 遠高于雙固 定效應杜賓模型中東部地區(qū)的 0. 181 、 中部地區(qū)的 － 0. 236 及隨機效應空間滯后模型中西部地區(qū)的 0. 121 ， 說明全國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。 這是因為在全國層面上 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 （ 0. 281 ） 大 于 中 部 地 區(qū) （ － 0. 236 ） 和 西 部 地 區(qū) （ 0. 121 ） ， 說明東部是文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的優(yōu)勢地區(qū) ， 存在著較強的產(chǎn)業(yè)內(nèi)區(qū)際溢出優(yōu)勢 ， 能夠較好地 勞動力 、 技術(shù) 、 基礎設施等因素的外部 發(fā)揮市場 、 性， 實現(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 溢 出 （ W * lnmarket） 彈性系數(shù)達到 1. 174 ， 這是因為東部地 區(qū)的市場 開 放 度 較 高 ， 各地區(qū)市場連接程度較 較單獨省份的市場而言 ， 有著巨大的市場需 高， 求 。 但是另外一方面 ， 基礎設施 （ W* lninf 系數(shù) 為 － 0. 607 ） 和 低 素 質(zhì) 勞 動 力 人 才 （ W * lnhcm 的系數(shù)為 － 1. 012 ） 的負向溢出表明東部地區(qū)對 于基礎設施和低素質(zhì)勞動力人才的競爭十分激 這與東部 地 區(qū) 競 相 爭 奪“國 家 級 產(chǎn) 業(yè) 園 ” 的 烈， 國家 層 面 政 策 和“用 工 荒 ”的 現(xiàn) 實 情 況 比 較 吻合 。 中部地區(qū) 的 空 間 溢 出 效 應 彈 性 系 數(shù) ρ 為 負 （ － 0. 236 ） ， 是所有地區(qū)中唯一顯著為負的。 說明 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)之間沒有良好的上下 良性互動的循環(huán)， 游產(chǎn)業(yè)鏈分工的協(xié)同合作效應， 相反， 可能存在著 一定的惡性競爭。 這種惡性競爭主要體現(xiàn)在對低 級勞動力（ W* lnhcm 系數(shù)為 － 0. 966 ） 和通訊網(wǎng)絡 服務（ W* lncom 系數(shù)為 － 0. 423 ） 的需求上。 從高 級勞 動 力 的 表 現(xiàn) 上 來 看 （ W * lnhch 系 數(shù) 為 0. 878 ） ， 高素質(zhì)勞動被認為是先進知識技術(shù)的象 征， 先進思想和技術(shù)的產(chǎn)生和外溢不管是對于本 還是對外地的文化產(chǎn)業(yè)的發(fā) 地文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展， 展都有較強的促進作用。 西部地區(qū)是唯一溢出效應彈性系數(shù) （ 在隨機 效應空間滯后模型中 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 量對本地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)集聚影響都不顯著 ） ， 這是因

軟科學研究成果與動態(tài)

文化產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應與收斂形態(tài)實證研究

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， 沒有形成配套的產(chǎn)業(yè)鏈
表2
全國 解釋變量 雙固定效 應杜賓模型
＊ ＊ － 0. 477 ＊

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

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 應杜賓模型 － 0. 454 － 0. 370 － 0. 091 * 0. 098 － 0. 072
＊ 0. 156 ＊

中部 雙固定效 應杜賓模型 0. 105
＊ － 0. 345 ＊ ＊ ＊ 0. 072 ＊

西部 雙固定效 應杜賓模型
＊ ＊ － 0. 349 ＊

時間固定隨機 效應杜賓模型
＊ ＊ － 0. 473 ＊

時間固定隨機 效應杜賓模型
＊ ＊ － 0. 400 ＊

隨機效應 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 效應的地區(qū)差異 本文進一步把模型擴展到兩區(qū)制情形之下， 考慮不同區(qū)制下文化產(chǎn)業(yè)集聚的溢出效應差異 。 這里， 兩區(qū)制固定效應空間杜賓模型的表達式為 ：

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

（ 3）

模型設定與單區(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， 在前文的設定中， 僅當 i 省份處于沿海時為 0 ， 否則為 1 ， 以此驗證文
179

中國軟科學 2015 年第 8 期

化產(chǎn)業(yè)溢出效應在沿海和內(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。 表 3 匯報了基于前文定義的 d 和 d 的兩區(qū)制 空間計量模型的回歸結(jié)果， 從 Ｒ 來看， 兩區(qū)制空間
2 1 2 2

2 下面分析基于 d 的兩區(qū)制空間計量模型， 本

文基于全國和東中西部地區(qū)進行了回歸。 回歸結(jié) 果與表 2 比較一致， 從兩區(qū)制角度來說， 不管是全 i 地區(qū)受到集聚程度弱于 國層面還是分地區(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 于 自 己 的 鄰 近 區(qū) 域 j2 的 溢 出 （ 系 數(shù) 為 δ2 ） ， 一定程度上說明， 文化產(chǎn)業(yè)集聚程度與溢出效 應是正相關(guān)的， 即集聚程度越高的地區(qū)對其他地 區(qū)溢出效應越大。 δ1 —δ2 衡量了這種溢出效應差 距的大小。δ2 的正負號體現(xiàn)不同文化產(chǎn)業(yè)集聚地 區(qū)的梯度空間溢出效應到底是以擴散效應為主還 東部的 是以回波效應為主。 我們可以看到全國、 溢出效應（ 0. 666 和 0. 350 ） 都是為正的， 說明產(chǎn)業(yè) 集聚程度較高的地區(qū)對于產(chǎn)業(yè)集聚較弱地區(qū)的空 其中以東部 間溢出效應還是以擴散效應為主的， 和全國地區(qū)最為顯著。 東部地區(qū)顯著可能由于整 體經(jīng)濟水平較高， 具有良好的基礎設施、 市場和信

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

位于沿海省份的溢出效應彈性 （ δ2 ） 為 0. 435， 而內(nèi) 陸省份的溢出效應彈性（ δ1 ） 為 0. 229。沿海地區(qū)省 份的文化產(chǎn)業(yè)溢出效應要顯著大于內(nèi)陸地區(qū)。相比 內(nèi)陸省份， 沿海地區(qū)有著較高的國際化程度和較長 時間的文化產(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， 形成正向的空間溢出效應。
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 全國 東部 d2 中部 西部

息技術(shù)的外部性， 并且有著較強的承接海外先進 技術(shù)溢出的吸收和模仿能力。 全國地區(qū)顯著是由 于全國層面來說， 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的體現(xiàn)。 值得一提的是， 中西部地區(qū)受到集聚程度強 于自身的區(qū)域的溢出效應影響并不顯著， 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)絡關(guān)系（ Dyer， 1998 ） ［34］等原因， 導 致中西部地區(qū)對于溢出效應的吸收能力低下。 即 便和與集聚程度高的地區(qū)差距很大， 但是限于自 仍然無法享受到顯著的正向空間溢出 身因素， 效應。 （ 四） 基于兩區(qū)制溢出效應的文化產(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)的溢出效應明顯高于內(nèi)陸地區(qū)的溢出效應 ， 并 且產(chǎn)業(yè)集聚程度高的地區(qū)對于產(chǎn)業(yè)集聚程度低的 地區(qū)的溢出效應以正向的擴散效應為主。 那么既 然集聚程度高的地區(qū)會通過市場、 勞動力、 信息技 術(shù)等要素的外部性效應形成對于集聚程度低的地 區(qū)的正向帶動作用， 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

軟科學研究成果與動態(tài)

文化產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應與收斂形態(tài)實證研究

產(chǎn)業(yè)的發(fā)展呈現(xiàn)出收斂趨勢呢？ 下面對我國省域 文化產(chǎn)業(yè)的集聚進行收斂性分析。 1. σ 收斂分析 我們按照前文東中西部地區(qū)的劃分標準， 繪制

文化產(chǎn)業(yè)集聚情況標準差圖如下所示 ： 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。

圖3

文化產(chǎn)業(yè)集聚水平標準差

2. β 與俱樂部收斂分析 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部收斂。 區(qū)、 進一步證實了由于溢出效應以正向的擴散效應為 省域之間文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展沒有累積惡性循環(huán)， 主， 反而出現(xiàn)了發(fā)展差距縮小， 逐漸收斂的態(tài)勢。 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)檢驗回歸結(jié)果 （ 1996 － 2012 年）
沿海 － 內(nèi)陸 東中西部地 俱樂部收斂 區(qū)俱樂部收斂
＊ － 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 （ 分別檢驗沿海和內(nèi)陸、 X 表示是一系 中西部地區(qū)是否存在俱樂部收斂 ） ， 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、 地區(qū)包容度、 文化 通信業(yè) 發(fā) 展 水 平、 交通運輸業(yè)發(fā)展水 基礎設施、 平、 高級人力資本和低級人力資本等。 式 （ 4 ） － （ 6 ） 分別表示 β 絕對收斂、 β 條件收斂和俱樂部收 斂。其中俱樂部收斂通過設置沿海 （ yanhai ） 、 東部 （ dongbu） 、 中部 （ zhongbu ） 的虛擬變量來探討沿海 和內(nèi)陸， 東中西部 地 區(qū) 是 否 存 在 著 俱 樂 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 （ － 0. 043 ） ， 說明存在著 明顯的 β 絕對收斂。 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， 但是 仍 然 十 分 顯 著。 虛 擬 變 量 的 系 數(shù) （ yanghai、

VAＲIABLES β 絕對收斂 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。括號中

匯報的是標準差。由于空間誤差檢驗和空間滯后檢驗都沒有 所以不存在空間異質(zhì)性， 不需要采用空間計量模 拒絕原假設， 型進行分析。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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中國軟科學 2015 年第 8 期

四、 結(jié)論與政策建議 本文以 1996 － 2012 年中國內(nèi)地 31 省市文化 產(chǎn)業(yè)為研究對象， 運用兩區(qū)制空間計量模型測算 不同區(qū)域之間的梯度溢出效應， 并進一步進行收 斂性檢驗， 得到以下結(jié)論： 其一， 在單區(qū)制模型中， 整體上全國層面文化產(chǎn)業(yè)溢出效應為正。 從溢出 的動力機制來分析， 全國層面上存在著負向的信 息外部性， 東部地區(qū)有著顯著的市場正溢出效應 和負向的低級勞動力、 基礎設施的負向溢出， 中部 地區(qū)有著顯著的市場正溢出效應和負向的低級勞 動力、 信息通訊的溢出效應。 其二， 在兩區(qū)制模型 中， 沿海地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚空間溢出效應顯著大于 內(nèi)陸地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚空間溢出效應。 在全國和東 部地區(qū)， 產(chǎn)業(yè)集聚程度高的地區(qū)對產(chǎn)業(yè)集聚程度 較低的地區(qū)的空間梯度溢出效應顯著為正， 說明 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 效應有助于帶動文化產(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 絕對收斂， 不存在 σ 和 俱樂部收斂。這進一步說明中國不同區(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)可以通過正向的產(chǎn)業(yè)溢出， 實現(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)市場體系。 完善文 化市場準入和退出機制， 推動各類市場主體公平 確保文化資源在全國范圍內(nèi)及各區(qū)域之間 競爭， 自由流動； 部分文化事業(yè)單位在進行企業(yè)化的同 時， 推動國有文化企業(yè)上市， 實現(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制。 第二， 加強文化產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)的整體規(guī)劃。 文 化產(chǎn)業(yè)集聚通過政策優(yōu)勢將人才、 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 通過產(chǎn)業(yè)鏈延伸和擴張， 有效打破區(qū)域障礙， 合， 形成集聚效應、 規(guī)模效應以及溢出效應。 要達成 需要區(qū) 域 政 府 加 強 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
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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 平 臺。 國家層面及各區(qū)域應積極搭建包括企業(yè)孵化 、 金 融服務、 技術(shù)服務、 培訓交流、 展示推廣、 通訊設施 為集聚區(qū) 等功能在內(nèi)的文化產(chǎn)業(yè)公共服務平臺， 內(nèi)企業(yè)發(fā)展提供專業(yè)化服務， 孵化創(chuàng)意水平高、 技 術(shù)含量高、 市場潛力大的文化項目， 扶植符合國家 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)品和成果的知識產(chǎn)權(quán)服務 平臺， 為集聚區(qū)企業(yè)提供知識產(chǎn)權(quán)登記、 代理、 轉(zhuǎn) 評估、 鑒定以及咨詢等服務。 入、 第四， 構(gòu)建多方位文化創(chuàng)意人才引進和培養(yǎng) 機制。當前中國文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的瓶頸因素之一就 是高端文化創(chuàng)意復合型人才， 那么國內(nèi)高校和相 關(guān)研究機構(gòu)， 首先需要研究文化產(chǎn)業(yè)高端人才需 在此基礎上， 與企業(yè)相結(jié)合實施針 要具備的素質(zhì)， 對性培養(yǎng)方案； 其二， 需要構(gòu)建文化創(chuàng)意復合型人 才的全方位服務平臺， 為促進人才流動和增強人 還要創(chuàng)新文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè) 才黏著力做好服務； 此外， 人才引進政策， 加大人才引進力度。
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（ 本文責編： 辛

城）

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